吳 彪，李雪菲，李 耘，薛大維，宋成舉

（1.黑龍江工程學院 汽車與交通工程學院，黑龍江 哈爾濱 150050；2.淮陰工學院 江蘇省交通運輸與安全保障重點建設實驗室，江蘇 淮安 223003）

1 引言

現(xiàn)代物流業(yè)是融運輸、倉儲、貨代、信息等產(chǎn)業(yè)于一體的復合型服務業(yè)，在國民經(jīng)濟發(fā)展中具有基礎性、戰(zhàn)略性地位。區(qū)域物流是區(qū)域經(jīng)濟的重要組成部分，被喻為區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展的“助推器”，對區(qū)域經(jīng)濟一體化發(fā)展具有重要作用[1]。對于欠發(fā)達地區(qū)而言，研究區(qū)域物流與區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展之間的互動關(guān)系，對促進欠發(fā)達地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展具有重要意義。

鑒于區(qū)域物流在區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展中凸顯的重要作用，區(qū)域物流與區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展的協(xié)同關(guān)系研究備受關(guān)注。國外學者利用向量自相關(guān)、DECD模型、計量經(jīng)濟學等理論與方法研究二者之間的互動關(guān)系[2-4]。自1987年Engle和Granger[5]提出協(xié)整概念以來，協(xié)整理論也在研究二者的互動關(guān)系中得到了廣泛應用。Basarab[4]（2012）借助計量經(jīng)濟學方法，實證研究了42個國家物流產(chǎn)業(yè)與經(jīng)濟發(fā)展的協(xié)調(diào)發(fā)展問題。國內(nèi)學者從不同層面分析了區(qū)域物流與經(jīng)濟發(fā)展的關(guān)系，研究成果較為豐富。王小葉和洪國彬[6]（2007）、錢曉英，等[7]（2007）基于協(xié)整檢驗、因果關(guān)系檢驗等計量方法，從國家層面對我國物流業(yè)與經(jīng)濟增長關(guān)系進行了實證分析；王珍，等[8]（2013）對我國中部六省區(qū)域物流與經(jīng)濟增長之間的關(guān)系進行了協(xié)整分析與因果檢驗；楊志梁，等[9]（2009）、崔國輝和李顯生[10]（2010）、高秀麗和王愛虎[11]（2011）、沈忠明和張潛[12]（2012）、代應，等[13]（2013）、高清平，等[14]（2017）、陳榮和鮑璐媛[15]（2017）、劉妤和顧正剛[16]（2017）從省級層面分別研究了吉林、廣東、福建、重慶、浙江、安徽、西藏等區(qū)域物流與經(jīng)濟發(fā)展的關(guān)系；龔月琴[17]（2016）、柴曉杰和于麗靜[18]（2017）基于計量經(jīng)濟學視角，從市級層面分別研究了蘇州、煙臺等區(qū)域物流與經(jīng)濟發(fā)展的關(guān)系。再者，盧志斌和王耀武[19]（2015）建立了區(qū)域物流系統(tǒng)和區(qū)域經(jīng)濟系統(tǒng)耦合發(fā)展的評價模型，并利用東北地區(qū)物流和經(jīng)濟數(shù)據(jù)進行實證分析；傅為忠和李孟雨[20]（2016）構(gòu)建了協(xié)同度評價模型，從時空兩個維度評價了京津冀區(qū)域物流與區(qū)域經(jīng)濟的協(xié)同度；梁雯等[21]（2017）利用長三角城市群市級面板數(shù)據(jù)，基于動態(tài)耦合模型，研究了區(qū)域物流與區(qū)域經(jīng)濟之間的耦合作用。

現(xiàn)有文獻表明，區(qū)域物流與經(jīng)濟發(fā)展的關(guān)系與經(jīng)濟發(fā)達程度、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)等因素關(guān)系密切，二者之間表現(xiàn)出“單向”或“雙向”Granger因果關(guān)系，對于欠發(fā)達地區(qū)的研究較為薄弱。基于此，本文針對區(qū)域物流與經(jīng)濟發(fā)展互動關(guān)系測度問題，界定區(qū)域物流和經(jīng)濟發(fā)展水平的衡量指標，構(gòu)建區(qū)域物流與經(jīng)濟發(fā)展的協(xié)整模型，以黑龍江省2005-2015年數(shù)據(jù)為例測度分析欠發(fā)達地區(qū)區(qū)域物流與經(jīng)濟發(fā)展的協(xié)整關(guān)系。

2 研究方法

本文運用ADF單位根檢驗、EG協(xié)整關(guān)系檢驗、Granger因果關(guān)系檢驗、誤差修正模型、VAR模型等計量經(jīng)濟學方法[22]，探討欠發(fā)達地區(qū)區(qū)域物流與經(jīng)濟發(fā)展之間的關(guān)系。首先，運用ADF單位根檢驗時間序列數(shù)據(jù)是否穩(wěn)定，因為只有穩(wěn)定的時間序列數(shù)據(jù)才可進行協(xié)整檢驗和Granger因果關(guān)系檢驗；其次，利用EG協(xié)整關(guān)系檢驗法和Granger因果關(guān)系檢驗法，探索欠發(fā)達地區(qū)區(qū)域物流與經(jīng)濟發(fā)展之間的長期均衡關(guān)系和各變量之間的因果關(guān)系及相互影響的方向性；再次，利用誤差修正模型分析欠發(fā)達地區(qū)區(qū)域物流與經(jīng)濟發(fā)展之間的短期相互影響；最后，運用VAR模型分析欠發(fā)達地區(qū)區(qū)域物流滯后期對經(jīng)濟發(fā)展的影響。

3 指標選取

區(qū)域物流是實現(xiàn)區(qū)域可持續(xù)發(fā)展總體目標而建立的適應區(qū)域環(huán)境特征、提供區(qū)域物流功能、服務區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展需求，具有合理空間結(jié)構(gòu)和服務規(guī)模，達成有效組織與管理的物流活動體系[23]。參考已有研究成果并考慮指標數(shù)據(jù)的可獲取性，本文選擇貨運周轉(zhuǎn)量（RFT）和物流產(chǎn)業(yè)增加值（AVLI）作為區(qū)域物流發(fā)展的衡量指標，單位分別是億t·km和億元。區(qū)域經(jīng)濟是在一定區(qū)域內(nèi)經(jīng)濟發(fā)展的內(nèi)部因素與外部條件相互作用而產(chǎn)生的生產(chǎn)綜合體。鑒于國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）是最常見的衡量一個國家或地區(qū)經(jīng)濟總量在一段時期內(nèi)的變動和發(fā)展情況的指標，本文采用GDP作為評價經(jīng)濟發(fā)展的指標，單位是億元。

4 實證分析

4.1 數(shù)據(jù)采集與處理

本文以黑龍江省經(jīng)濟數(shù)據(jù)為研究樣本，樣本數(shù)據(jù)均為年度數(shù)據(jù)，樣本數(shù)據(jù)的時間尺度為2005-2015年。黑龍江省地區(qū)生產(chǎn)總值GDP、RFT和AVLI等相關(guān)數(shù)據(jù)來自歷年《黑龍江省統(tǒng)計年鑒》。為消除時間序列數(shù)據(jù)中存在的異方差現(xiàn)象，將選取指標的時間序列數(shù)據(jù)作自然對數(shù)變換。對數(shù)處理后的各變量及其一階差分趨勢如圖1所示。

由圖1可知，各變量一階差分值序列D（LNGDP）、D（LNRFT）與D（LNAVLI）圍繞一條中心線上下波動，具有平穩(wěn)序列趨勢。

圖1 區(qū)域物流和經(jīng)濟發(fā)展對數(shù)及一階差分趨勢圖

4.2 平穩(wěn)性檢驗

為避免出現(xiàn)“偽回歸”現(xiàn)象，對區(qū)域物流與經(jīng)濟發(fā)展的時間序列進行單位根檢驗。本文利用ADF單位根檢驗法對黑龍江省區(qū)域物流與經(jīng)濟發(fā)展水平的時間序列數(shù)據(jù)進行平穩(wěn)性檢驗，檢驗結(jié)果見表1。

表1 各時間序列平穩(wěn)性檢驗

由表1可知，GDP、RFT和AVLI二階差分序列的ADF檢驗統(tǒng)計量值為-4.428 6、-6.623 5、-4.743 8，分別小于5%水平的檢驗臨界值-4.107 8、-4.773 1、-4.450 4，說明黑龍江省地區(qū)生產(chǎn)總值GDP、RFT 和AVLI 三個時間序列是二階單整序列，可用于協(xié)整關(guān)系分析。

4.3 協(xié)整關(guān)系檢驗

黑龍江省區(qū)域物流與經(jīng)濟發(fā)展時間序列數(shù)據(jù)的二階差分是平穩(wěn)的，表明區(qū)域物流與經(jīng)濟發(fā)展可進行協(xié)整關(guān)系檢驗。本文采用EG 檢驗法檢驗LNGDP和LNRFT、LNAVLI 的協(xié)整關(guān)系。用變量LNGDP 對變量LNRFT、LNAVLI進行最小二乘回歸，得到回歸模型的估計結(jié)果，詳見表2?；貧w生成一個新的序列e 保存回歸方程估計殘差序列，最后對序列e 進行ADF單位根檢驗，具體檢驗結(jié)果見表3。

表2 回歸模型估計結(jié)果

利用Eviews8.0軟件對LNGDP、LNRFT 和LNAVLI進行最小二乘回歸，得協(xié)整方程為：

由協(xié)整方程可知，LNRFT和LNAVLI的回歸系數(shù)均為正值，說明這兩個解釋變量對因變量LNGDP 都是正向影響。其中LNRFT 增加1 個單位，INGDP 增加 0.672 46，LNAVLI 增加 1 個單位，LNGDP 增加0.938 92。

表3 回歸方程估計殘差序列的ADF檢驗值

由于ADF 的t 檢驗統(tǒng)計量值為-3.324 387，小于1%水平的檢驗臨界值-2.847 250，因此可以認為估計殘差序列e 為平穩(wěn)序列，表明序列LNGDP 和LNRFT、LNAVLI具有協(xié)整關(guān)系，即黑龍江省區(qū)域物流與經(jīng)濟發(fā)展之間存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。

4.4 Granger因果關(guān)系檢驗

現(xiàn)利用Grange 因果關(guān)系檢驗法驗證LNGDP 和LNRFT、LNAVLI之間的因果關(guān)系及互相影響的方向性，檢驗結(jié)果見表4。

表4 Granger因果關(guān)系檢驗結(jié)果

由Granger因果關(guān)系檢驗結(jié)果可知：在5%的顯著性水平下，僅有P值0.041 7小于0.05。結(jié)果說明LNRFT與LNGDP間存在單向因果關(guān)系，LNRFT 是LNGDP的Granger原因；LNAVLI 與 LNGDP 之間不存在Granger因果關(guān)系。

4.5 誤差修正模型

誤差修正模型可以描述變量圍繞長期穩(wěn)定關(guān)系進行短期動態(tài)調(diào)整的過程。為進一步了解短期變量的動態(tài)情況，借助計量分析軟件Eviews8.0 建立誤差修正模型，即

式（2）中，各差分項反映了變量之間的波動。0.055 414 為常數(shù)項；ΔLNGDPt表示黑龍江省地區(qū)生產(chǎn)總值自然對數(shù)波動；ΔLNRFTt表示貨運周轉(zhuǎn)量自然對數(shù)波動；ΔLNAVLIt表示物流產(chǎn)業(yè)增加值自然對數(shù)波動；e'(-1)表示誤差調(diào)整波動。

誤差修正模型估計結(jié)果見表5。

表5 誤差修正模型結(jié)果

由表5可知，常數(shù)項、ΔLNRFTt、ΔLNAVLIt和e'(-1)回歸系數(shù)的t檢驗統(tǒng)計量值分別為2.476 743、4.251 544、1.683 283和-0.882 680，式（2）的R2為0.798 794，D-W為1.385 197。其中ΔLNGDPt的波動受ΔLNRFTt、ΔLNAVLIt和e'(-1)三個因素的影響。從誤差修正模型4個回歸系數(shù)看，t檢驗統(tǒng)計量中的4個值有3個大于模型回歸系數(shù)，絕大多數(shù)回歸系數(shù)顯著,并且第2、3項的回歸系數(shù)與協(xié)整方程的回歸系數(shù)一致，均為正值。LNRFT波動1.0%會使LNGDP波動50.529 7%，LNAVLI波動1.0%會使LNGDP產(chǎn)生34.817 4%的波動。誤差修正項的系數(shù)為-0.305 392，符合反向修正理論，即有30.539 2%的力度調(diào)整來修正長期均衡值的偏差。

誤差修正模型擬合結(jié)果如圖2所示。

圖2 誤差修正模型的擬合值和殘差

從圖2可以看出，誤差修正模型的擬合值與實際值的吻合程度較好。殘差大部分落在標準差范圍之內(nèi)，但其中也有個別年份偏離均衡值較遠。

4.6 VAR模型估計

由于EG協(xié)整關(guān)系檢驗和Granger因果關(guān)系檢驗僅僅是探究變量之間的短期和長期的關(guān)系，并不能檢驗這些變量的當前周期和滯后期之間的動態(tài)關(guān)系以及其隨機擾動項的沖擊效果。因此建立VAR模型分析貨運周轉(zhuǎn)量、物流產(chǎn)業(yè)增加值的滯后期對區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展的影響，模型如下：

其中t=1，2，...，T，εt為隨機擾動項，α為常數(shù)項，βj，δj，χj為變量的系數(shù)。

VAR模型的估計結(jié)果見表6。

表6 VAR模型估計結(jié)果

從表6可知，R值為0.972 872，修正R值為0.959 317，說明模型擬合效果十分理想。由估計結(jié)果還可以看出，滯后一期的黑龍江省地區(qū)生產(chǎn)總值GDP對當期貨運周轉(zhuǎn)量RFT產(chǎn)生負向影響，對當期地區(qū)生產(chǎn)總值GDP和物流產(chǎn)業(yè)增加值AVLI產(chǎn)生正向影響；滯后一期的貨運周轉(zhuǎn)量RFT對當期的地區(qū)生產(chǎn)總值GDP和自身都有正向影響，對當期物流產(chǎn)業(yè)增加值AVLI具有負面的影響；滯后一期的物流產(chǎn)業(yè)增加值AVLI對當期的地區(qū)生產(chǎn)總值GDP具有負向影響，但對當期的貨運周轉(zhuǎn)量RFT和自身有正向的影響。

5 結(jié)論

（1）黑龍江省地區(qū)生產(chǎn)總值GDP、RFT、AVLI 三個時間序列都是二階單整序列，都受到前期的較大影響，具有很強的慣性，且他們彼此之間存在著比較穩(wěn)定的長期均衡關(guān)系。

（2）RFT 與黑龍江省地區(qū)生產(chǎn)總值GDP 之間具有單向因果關(guān)系，RFT 是黑龍江省地區(qū)生產(chǎn)總值GDP的Granger原因；AVLI與黑龍江省地區(qū)生產(chǎn)總值GDP之間不存在Granger因果關(guān)系。

（3）協(xié)整回歸方程表明，RFT、AVLI 與黑龍江省地區(qū)生產(chǎn)總值GDP 發(fā)展具有正向的相關(guān)關(guān)系；從誤差修正模型看，短期內(nèi)區(qū)域物流對黑龍江省區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展具有正向影響，并且長期均衡值偏差以30.54%的速度被糾正。

（4）建立的VAR 模型表明，RFT、AVLI 的滯后期對黑龍江省地區(qū)生產(chǎn)總值GDP發(fā)展有很大影響。滯后一期的黑龍江省地區(qū)生產(chǎn)總值GDP對當期貨運周轉(zhuǎn)量RFT 產(chǎn)生負向影響，對當前物流產(chǎn)業(yè)增加值AVLI 產(chǎn)生正向影響；滯后一期的貨運周轉(zhuǎn)量RFT 對當期的地區(qū)生產(chǎn)總值GDP 具有正向影響，滯后一期的物流產(chǎn)業(yè)增加值AVLI 對當期的地區(qū)生產(chǎn)總值GDP產(chǎn)生負向影響。