田振中 TIAN Zhenzhong

（1. 鄭州升達經貿管理學院 商學院，河南 鄭州451191；2. 鄭州升達經貿管理學院 跨境電商研究中心，河南 鄭州451191）

0 引 言

近年來，現代物流、對外貿易與經濟增長的關系引起了學者們的廣泛關注。如，張漢東、胡朝麟（2012）利用投入產出模型，研究了進口和出口對浙江省經濟的影響[1]；王玲、孫希華、鄭倩云（2017）利用協(xié)整理論與格蘭杰因果檢驗法，研究了我國1978～2014年進出口貿易與經濟增長之間的關系[2]；賴迪輝、吳曉菲（2019）借助VAR 模型研究了天津市2000～2016年對外貿易與經濟增長之間的關系[3]；李致遠、李小玉（2016）利用聯立方程模型探討了江西省物流業(yè)發(fā)展與區(qū)域經濟增長的互動關系[4]；顧淑紅、周燕蓉（2019）運用灰色關聯法研究了廣西區(qū)域物流與經濟發(fā)展的關聯性[5]；梁雯、張勤、袁帥石（2017）利用VAR 模型研究了安徽省現代物流與對外貿易的關系[6]；田昌奇（2018）使用VAR 模型研究了陜西省物流業(yè)與進出口貿易之間的關系[7]，等等。

綜合起來看，現有文獻主要是研究現代物流、對外貿易與經濟增長兩兩之間的關系，而鮮有文獻對三者之間關系同時進行實證研究?，F代物流、對外貿易與經濟增長之間的互動關系非常復雜，因此，有必要對三者間的關系進行綜合分析?；诖?，本文根據1996～2018年中部地區(qū)六省的統(tǒng)計數據，利用協(xié)整檢驗、誤差修正模型和Granger 因果檢驗法研究現代物流、對外貿易與經濟增長的關系，剖析其內在的影響機制，以期為相關部門制定產業(yè)規(guī)劃和政策提供可靠依據。

1 實證分析

1.1 變量選擇與數據來源

研究的樣本區(qū)間為1996～2018年，用中部六省生產總值加總值（GDP）代表整個中部地區(qū)經濟增長水平，用中部六省的貨物周轉量加總值（ZZL）代表地區(qū)物流業(yè)發(fā)展水平，用中部六省的進口總額加總值（IM）和出口總額加總值（EX）表示中部地區(qū)對外貿易發(fā)展狀況。各變量指標數據來源于1997～2019年中部地區(qū)各省的統(tǒng)計年鑒。在分析時，進口總額和出口總額根據相應年份人民幣對美元的平均匯率進行了換算，單位統(tǒng)一為億元。本文數據分析使用專業(yè)計量經濟學軟件EViews7.0。

為了消除樣本序列中可能存在的異方差問題，首先對GDP、ZZL、IM、EX 四個變量取對數處理，可以用LNGDP、LNZZL、LNIM、LNEX 表示。使用EViews7.0 繪制LNGDP、LNZZL、LNIM、LNEX 序列的變化曲線，如圖1 所示。根據圖1 可以看出，四者的變化趨勢大致相同，且均為非平穩(wěn)序列。

圖1 LNGDP、LNZZL、LNIM、LNEX 的變化趨勢圖

1.2 變量的平穩(wěn)性檢驗

本文采用ADF（Augmented Dickey-fuller）法檢查LNGDP、LNZZL、LNIM、LNEX 序列的平穩(wěn)性，具體如表1 所示。

表1 變量的ADF 單位根檢驗結果

根據表1 可知，LNGDP、LNZZL、LNIM、LNEX 序列的ADF 值均大于5%的臨界值，這說明四個序列都是非平穩(wěn)的；而進行一階差分后序列的ADF 值都小于5%的臨界值，說明一階差分的序列都是平穩(wěn)的。

1.3 協(xié)整檢驗

本文根據需要，采用Johansen 協(xié)整檢驗法對LNGDP、LNZZL、LNIM 和LNEX 序列進行協(xié)整檢驗，結果如表2 所示。

表2 Johansen 協(xié)整檢驗結果

由表2 可以看出，在5%的置信水平上，變量LNGDP、LNZZL、LNIM、LNEX 之間存在且只有一個協(xié)整關系。得出以GDP為被解釋變量的協(xié)整方程：

由方程（1）可以看出，貨物周轉量、進口貿易和出口貿易均對中部地區(qū)經濟增長有正向的促進作用，且進口貿易對中部地區(qū)經濟增長的拉動作用比出口貿易要大。

1.4 誤差修正模型

從前文分析可以看出，LNGDP、LNZZL、LNIM、LNEX 四個變量序列之間有協(xié)整關系，本文進一步借助誤差修正模型（ECM）來研究LNGDP 與LNZZL、LNIM、LNEX 之間的短期動態(tài)關系。使用Eviews7.0 軟件，估計的模型為：

模型（2）表明，貨物周轉量（ZZL）、對外貿易（EX 和IM）的短期波動均對地區(qū)生產總值（GDP）有正向影響；誤差修正項系數是-0.342，說明地區(qū)生產總值的短期波動將以0.342 的力度被反向調整，調整的力度較強。

1.5 Granger 因果檢驗

為進一步判斷中部地區(qū)現代物流、進口貿易、出口貿易與經濟增長之間是否具有因果關系以及因果關系的方向，采用滯后階數2 對LNZZL、LNIM、LNEX 和LNGDP 序列進行Granger 因果關系檢驗，結果如表3 所示。

表3 Granger 因果關系檢驗結果

從表3 可以看出，在5%的顯著性水平下，滯后2 期時，LNZZL 不是LNGDP 的Granger 原因，而LNGDP 是LNZZL 的Granger 原因，這說明經濟增長對現代物流發(fā)展有顯著的拉動作用，而現代物流對經濟增長的推動作用不顯著，主要原因是物流業(yè)發(fā)展起步較晚，存在設施網絡不健全、效率低下、技術落后、管理體制不順等諸多問題；LNIM 和LNEX 均是LNGDP 的Granger 原因，而LNGDP 不是LNIM 和LNEX 的Granger 原因，說明出口貿易和進口貿易對經濟增長的促進作用顯著；LNIM 和LNEX 均是LNZZL 的Granger 原因，反之則不是，這說明在短期內，出口貿易和進口貿易對物流業(yè)發(fā)展拉動作用顯著，而物流業(yè)對出口貿易和進口貿易的作用不明顯；LNIM 與LNEX 之間存在雙向Granger 因果關系，說明進口貿易與出口貿易之間存在顯著的相互促進作用。從總體上看，中部地區(qū)現代物流、對外貿易與經濟增長還沒有形成良性互動機制，特別是現代物流還不能很好地支持和促進地區(qū)經濟增長和對外貿易發(fā)展的需要。

2 結論與建議

本文借助協(xié)整檢驗、誤差修正模型和Granger 因果關系檢驗等計量方法，對中部六省1996～2018年現代物流、對外貿易與經濟增長之間的關系進行了實證研究，得到如下結論：

（1）根據協(xié)整檢驗結果可以看出，中部地區(qū)現代物流、出口貿易、進口貿易與經濟增長之間存在長期均衡關系，三者均對經濟增長有正向的促進作用，且進口貿易的經濟增長促進效應大于出口貿易。

（2）根據誤差修正模型的結果可以看出，ECM 的系數為-0.342，從短期來看，當地區(qū)生產總值總量波動偏離長期均衡時，下一期將以34.2%的力度由非均衡狀態(tài)向均衡狀態(tài)進行調整，調整的力度較強。

（3）根據Granger 因果檢驗結果可以看出，出口貿易和進口貿易都是中部地區(qū)經濟增長的Granger 原因，現代物流不是中部地區(qū)經濟增長的Granger 原因；中部地區(qū)經濟增長是現代物流發(fā)展的Granger 原因，但中部地區(qū)經濟增長不是進出口貿易和進口貿易的Granger 原因；出口貿易和進口貿易都是現代物流的單向Granger 原因。

基于以上研究結論，在經濟新常態(tài)下為促進中部地區(qū)經濟持續(xù)快速發(fā)展，提出如下政策建議：一方面要加快完善現代物流體系，提高物流服務水平。應當從區(qū)域經濟一體化發(fā)展的高度對區(qū)域物流進行統(tǒng)一規(guī)劃、建立跨區(qū)域的物流合作機制，完善物流服務網絡，推進物流信息化和標準化建設，從而構建便捷高效的現代物流體系，充分發(fā)揮現代物流對對外貿易和區(qū)域經濟增長的促進作用。另一方面要多措并舉，促進中部地區(qū)對外貿易的持續(xù)穩(wěn)定增長。中部地區(qū)區(qū)位優(yōu)勢明顯、交通便利，要進一步加大中部地區(qū)對外開放力度，實施出口、進口雙輪驅動，在進口貿易方面，要強化進口對中部地區(qū)經濟增長促進作用的認識，適度擴大進口規(guī)模，著力優(yōu)化進口結構；在出口貿易方面，積極開拓“一帶一路”沿線國家市場，積極推進出口市場多元化，加強對傳統(tǒng)行業(yè)的技術革新與改造，提高出口商品的技術含量和附加值，助推中部地區(qū)經濟轉型升級和高質量發(fā)展。