劉廣東，朱劍峰，張雪梅

(阜陽師范學院經(jīng)濟與管理學院，安徽阜陽 236037)

一、引言

物流產(chǎn)業(yè)是國民經(jīng)濟發(fā)展的動脈和基礎(chǔ)產(chǎn)業(yè)，是衡量一個國家和地區(qū)現(xiàn)代化程度和經(jīng)濟實力的重要標志之一，被喻為經(jīng)濟發(fā)展的加速器和企業(yè)的“第三利潤源泉”［1］。隨著市場經(jīng)濟的日益成熟和快速發(fā)展，國民經(jīng)濟的發(fā)展釋放出巨大的物流需求，對物流產(chǎn)業(yè)發(fā)展起到強大的拉動作用［2－3］。經(jīng)濟增長越迅速，對物流的需求就越高，經(jīng)濟對物流的依存度就越大，物流在經(jīng)濟增長中就愈顯重要，經(jīng)濟增長對物流產(chǎn)業(yè)發(fā)展的拉動作用也就越大［4－5］。特別是2009年物流產(chǎn)業(yè)被定為未來十大振興產(chǎn)業(yè)之一以來，得到了越來越多學者的關(guān)注。

本文對安徽省1990—2011年的數(shù)據(jù)進行了統(tǒng)計分析，探究安徽省物流能力與區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展之間的互動關(guān)系，通過建立數(shù)學模型并利用EVIEWS軟件進行ADF檢驗、協(xié)整分析、格蘭杰因果關(guān)系檢驗和脈沖響應(yīng)分析，以研究物流能力和區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展之間短期和長期的關(guān)系。

二、實證分析

的相關(guān)性，然后將客運周轉(zhuǎn)量轉(zhuǎn)化成貨運周轉(zhuǎn)量，就可以得到物流能力(W)［9］。

首先對安徽省客運周轉(zhuǎn)量和貨運周轉(zhuǎn)量采用SPSS進行OLS回歸分析，通過多種回歸分析方法的結(jié)果進行比較和驗證，采用二次擬合方法得到的結(jié)果較為理想，回歸曲線如圖1所示，模型概述、回歸方差分析、回歸系數(shù)表見表1－3。用H代表貨運周轉(zhuǎn)量，K代表客運周轉(zhuǎn)量，得到回歸方程如下:

圖1 客運周轉(zhuǎn)量與貨運周轉(zhuǎn)量回歸曲線

表1 模型概述

(一)指標選擇與數(shù)據(jù)處理

1.指標選擇

(1)區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展指標

區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展水平反映了當?shù)厣鐣l(fā)展水平的宏觀經(jīng)濟發(fā)展指標，因此可以用國民生產(chǎn)總值(GDP)來代表區(qū)域經(jīng)濟經(jīng)發(fā)展的水平，用GDP表示［6］。

(2)區(qū)域物流能力

物流能力的度量指標有3個方面:物流需求量指標、物流投入量指標和物流產(chǎn)出量指標［7］。本文借鑒相關(guān)研究成果，綜合數(shù)據(jù)的可得性，選取貨運周轉(zhuǎn)當量來表征物流能力，用W表示。

2.數(shù)據(jù)處理

本文的原始數(shù)據(jù)來自《安徽統(tǒng)計年鑒》，為了消除物價變動造成的影響，把國民生產(chǎn)總值(GDP)換算成1978年不變價格的國民生產(chǎn)總值(GDP)，同時為了消除異方差的影響，對GDP和W進行了對數(shù)變換為lnGDP和lnW［8］。

(二)物流能力分析

要確定物流能力，就要確定客運和貨運之間

表2 回歸方差分析表

表3 回歸系數(shù)表

該方程的 R2=0.941，F(xiàn)=150.200，P=0＜0.05，回歸方程顯著有效。將研究數(shù)據(jù)中1990—2011年的客運周轉(zhuǎn)量K帶入方程(1)，就可以得到相應(yīng)的物流能力，見表4。

表4 安徽省1990—2011年客運、貨運相關(guān)性分析表

(三)物流能力與區(qū)域經(jīng)濟關(guān)系分析

為了剔除價格變動帶來的影響，對GDP數(shù)據(jù)換算成了1978年的不變價格，同時為了消除異方差的影響對原始數(shù)據(jù)序列進行了對數(shù)化處理，處理后的結(jié)果如表5所示。

表5 統(tǒng)計數(shù)據(jù)表

1.ADF檢驗回歸模型形式判斷分析

在進行序列平穩(wěn)性的ADF檢驗之前，需要確定檢驗回歸模型的形式，運用Eviews6.0進行分析，通過圖2可以看出，序列l(wèi)nGDP、lnW都隨時間有增長的趨勢，在進行ADF檢驗時應(yīng)使用含有截距項和時間趨勢項的回歸模型進行分析。

2.ADF單位根檢驗

為避免偽回歸現(xiàn)象的出現(xiàn)，首先要檢驗序列的平穩(wěn)性，本文利用 ADF方法進行單位根檢驗［10］。對時間序列l(wèi)nGDP、lnW進行分析檢驗，結(jié)果如表6所示。

從表6可以看出，序列l(wèi)nGDP、lnW在顯著水平5%下有單位根，說明序列為不平穩(wěn)序列，在一階差分之后為平穩(wěn)序列，滿足協(xié)整分析的前提，序列l(wèi)nGDP和lnW可能存在協(xié)整關(guān)系。

圖2 序列l(wèi)nGDP和lnW的線性圖

表6 ADF檢驗結(jié)果

3.協(xié)整檢驗

從上面的分析可以看出，序列l(wèi)nGDP、lnW為非平穩(wěn)序列，滿足協(xié)整檢驗分析的條件。在進行協(xié)整關(guān)系的分析上選用Johansen協(xié)整檢驗方法。檢驗結(jié)果如表7和表8所示。

表7 跡統(tǒng)計量檢驗結(jié)果

從表7和表8可以看出，最大特征根檢驗結(jié)果與跡統(tǒng)計量檢驗結(jié)果是一致的，序列l(wèi)nGDP、lnW都存在協(xié)整關(guān)系，協(xié)整關(guān)系式為:lnGDP=0.175 lnW。

通過該關(guān)系式可以看出安徽省物流能力與區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展有長期穩(wěn)定的正相關(guān)關(guān)系，且 D(lnGDP)調(diào)整系數(shù)為 －0.355116，D(lnW)的調(diào)整系數(shù)為 －0.204573，都為負數(shù)，說明偏離非均衡誤差將會得到修正，且協(xié)整關(guān)系是有效的。

表8 最大特征根檢驗結(jié)果

4.格蘭杰(Granger)因果檢驗

前文的研究表明序列l(wèi)nGDP、lnW存在長期均衡關(guān)系和趨勢，但是兩者的關(guān)系可能是物流能力的增長促進了區(qū)域經(jīng)濟的發(fā)展，也可能是區(qū)域經(jīng)濟的發(fā)展帶動了物流能力的增長。為了明確區(qū)域物流能力與區(qū)域經(jīng)濟之間的相互關(guān)系，現(xiàn)就基于兩者的協(xié)整關(guān)系，在建立短期波動與長期均衡綜合一起的矢量誤差修正模型，對區(qū)域物流能力與區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展進行格蘭杰因果關(guān)系檢驗，從而確定兩者相互影響的關(guān)系。

進行格蘭杰因果關(guān)系檢驗時，通過對比和驗證，選擇最佳滯后期為2進行分析，結(jié)果如表9所示。

表9 格蘭杰因果關(guān)系檢驗結(jié)果

從表9可知:在5%的顯著水平下，物流能力是區(qū)域經(jīng)濟的格蘭杰原因，而區(qū)域經(jīng)濟卻不是物流能力的格蘭杰原因;物流能力可以促進安徽經(jīng)濟的發(fā)展，但這種作用是非主導(dǎo)性的，安徽經(jīng)濟的發(fā)展對物流能力的帶動作用卻不明顯，這和物流產(chǎn)業(yè)正處在初級階段的情況是一致的。

5.脈沖響應(yīng)函數(shù)

從上面的分析可知，物流能力與區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展之間有長期均衡的關(guān)系，且有單向的格蘭杰因果關(guān)系，要明確兩者之間的短期動態(tài)關(guān)系可以通過脈沖響應(yīng)函數(shù)來實現(xiàn)。從圖3的結(jié)果可以看出:國內(nèi)生產(chǎn)總值受到自身的沖擊后一直在上升，而受到物流能力的正向沖擊后從第一期開始上升，在第四期達到最高值，連續(xù)三期保持穩(wěn)定，在第七期開始下降，但一直有正向沖擊作用;物流能力受到自身的沖擊后是一直在降低的，而受到國內(nèi)生產(chǎn)總值的正向沖擊后從第一期開始上升，在第五期達到最高值，然后沖擊作用基本保持穩(wěn)定。

圖3 脈沖響應(yīng)函數(shù)結(jié)果

通過脈沖響應(yīng)函數(shù)圖可以判斷，物流能力對國內(nèi)生產(chǎn)總值有正向沖擊的作用，對經(jīng)濟的發(fā)展有推動作用，國內(nèi)生產(chǎn)總值對物流能力也有推動作用，但是達到一定的程度后就越來越不明顯了，這也和前文的格蘭杰因果檢驗結(jié)果是一致的。

三、結(jié)論與建議

本文對安徽省1990—2011年的數(shù)據(jù)進行統(tǒng)計分析，在基于Var協(xié)整關(guān)系檢驗、格蘭杰因果關(guān)系檢驗和脈沖函數(shù)分析的基礎(chǔ)上得出了安徽省物流能力與區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展關(guān)系的幾點結(jié)論:

(1)安徽省物流能力與區(qū)域經(jīng)濟之間保持長期穩(wěn)定的關(guān)系，物流的發(fā)展能夠促進經(jīng)濟的增長，這也和物流產(chǎn)業(yè)在現(xiàn)實社會中的作用是吻合的。

(2)通過格蘭杰因果關(guān)系檢驗可以看出，物流能力和區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展是單向的關(guān)系，即安徽物流產(chǎn)業(yè)能夠促進經(jīng)濟的發(fā)展，但安徽經(jīng)濟的發(fā)展對物流業(yè)的帶動作用卻不明顯，主要表現(xiàn)在對物流業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施的投資、政府支持以及安徽的區(qū)位優(yōu)勢等方面。

(3)脈沖響應(yīng)的結(jié)果顯示，物流能力與區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展是相互促進的，從長期經(jīng)濟發(fā)展來看，也是符合實情的。不過分析顯示安徽物流業(yè)在促進經(jīng)濟發(fā)展方面的作用有限，主要是因為安徽物流業(yè)的發(fā)展在受到很多因素的制約，相對沿海城市來說發(fā)展較慢，物流業(yè)要成為經(jīng)濟增長的加速器還需要時間，同時經(jīng)濟增長對物流業(yè)的支持作用還需要一段時間的積累過程。

從上面的研究可以看出，物流業(yè)的發(fā)展促進了經(jīng)濟的增長，經(jīng)濟增長對物流業(yè)的帶動作用還不明顯，因此，在未來的一段時期內(nèi)，要實現(xiàn)物流業(yè)與區(qū)域經(jīng)濟的相互促進還需要很長的一段路要走。

首先，在經(jīng)濟發(fā)展方面，繼續(xù)深化經(jīng)濟發(fā)展方式轉(zhuǎn)變，走發(fā)展新興產(chǎn)業(yè)和新型工業(yè)化道路，推動安徽省產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整和升級，不斷增加第三產(chǎn)業(yè)的比重;繼續(xù)進行體制創(chuàng)新和擴大內(nèi)需，不斷加快城市化的進程，促進安徽省經(jīng)濟的又快又好發(fā)展。

其次，在物流業(yè)方面，安徽省要加大對物流基礎(chǔ)設(shè)施的投資力度，擴大物流產(chǎn)業(yè)的規(guī)模向集約化方向發(fā)展，加強物流信息平臺的建設(shè)，培養(yǎng)和招募高素質(zhì)的專業(yè)化物流人才，促進物流業(yè)的快速發(fā)展，形成物流業(yè)和經(jīng)濟發(fā)展互動的良好機制，使物流業(yè)的發(fā)展促進經(jīng)濟的發(fā)展，同時經(jīng)濟的發(fā)展能夠作用于物流業(yè)的發(fā)展。

［1］熊偉.供應(yīng)鏈競爭力與經(jīng)濟發(fā)展［M］.北京:航空工業(yè)出版社，2005.

［2］譚清美，馮凌運，葛云.物流能力對區(qū)域經(jīng)濟的貢獻研究［J］.現(xiàn)代經(jīng)濟探討，2003(8):22－24.

［3］閏秀霞，孫林巖.區(qū)域物流能力與區(qū)域經(jīng)濟協(xié)同發(fā)展研究［J］.太原:經(jīng)濟師，2005(3):257 －259.

［4］閏秀霞，孫林巖.物流能力對區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展的影響分析［J］.科技進步與對策，2006(10):160－163.

［5］李松慶.廣東物流產(chǎn)業(yè)與經(jīng)濟增長的互動關(guān)系分析［J］.工業(yè)工程，2010(3):56 －60.

［6］李績才，吳堅.浙江現(xiàn)代物流業(yè)與經(jīng)濟增長的互動關(guān)系研究［J］.華東經(jīng)濟管理，2011(3):6－8.

［7］馬士華，陳習勇.供應(yīng)鏈環(huán)境下的物流能力構(gòu)成及其特性研究［J］.管理學報，2004(1):107－111.

［8］周泰.區(qū)域物流能力與區(qū)域經(jīng)濟協(xié)同發(fā)展研究［D］.成都:西南交通大學，2009.

［9］胡亞濤，張甲鵬，胡江南.金融發(fā)展與區(qū)域經(jīng)濟增長研究——基于重慶市的實證分析［J］.重慶郵電大學學報:社會科學版，2012(3):58－62.

［10］后小仙.復(fù)雜經(jīng)濟運行背景下省域經(jīng)濟風險評價——基于安徽省1995～2009年的經(jīng)驗證據(jù)［J］.財經(jīng)理論與實踐，2013(2):98－103.