胡曉娜

一、引言

“十四五”時期，我國將全面開啟建設社會主義現代化國家新征程，進入一個新發(fā)展階段。在新發(fā)展階段實現經濟高質量發(fā)展是實現中華民族偉大復興的必經之路，需要構建以內循環(huán)為主體，國際國內雙循環(huán)協同發(fā)展的新發(fā)展格局來支撐，決定了擴大內需、提升消費對經濟可持續(xù)發(fā)展的拉動作用是不可替代且不斷提升的。物流業(yè)在實現上述目標進程中承擔了非常重要的角色，它是商品生產、居民消費、貨物流通的重要載體。

在此背景下，本文嘗試研究物流業(yè)集聚對我國各地區(qū)經濟高質量發(fā)展的影響效應，通過厘清學者既有研究成果、剖析物流業(yè)集聚對經濟高質量發(fā)展的影響機理、構建計量模型實證檢驗影響效應等方法，給出物流業(yè)發(fā)展視域下實現經濟高質量發(fā)展的策略建議。

二、物流業(yè)集聚對經濟高質量發(fā)展的影響機理分析

物流業(yè)集聚是一種經濟現象，表現為物流上下游行業(yè)在地域層面形成產業(yè)集群，主要包括運輸行業(yè)、倉儲行業(yè)、裝卸行業(yè)、包裝行業(yè)、加工配送行業(yè)、物流信息行業(yè)等。從物流業(yè)集聚對經濟高質量發(fā)展的影響來看，主要體現在物流質量、物流效率兩方面。經濟高質量發(fā)展不局限于經濟增長，更加注重經濟實現可持續(xù)發(fā)展、社會幸福感持續(xù)增強、文化生活更加豐富、環(huán)境質量更加完善等多方面因素。

隨著物流業(yè)集聚程度的提升，物流行業(yè)在流程環(huán)節(jié)執(zhí)行上更加規(guī)范，在體系搭建上更加完備，在人力配置上更加高效，在服務水平上更加貼心，將更加有利于交易效率的提升，助力高質量經濟發(fā)展。但物流業(yè)集聚對經濟高質量發(fā)展的正向促進效應并不是線性的，因為物流業(yè)集聚表現為不同的階段。在信息化處于較低階段時，物流信息的獲取相對困難，主要依靠人力現場溝通、電話溝通，行業(yè)效率相對較低。同時，物流需求容易出現扎堆的現象，特別是在政府出臺相關政策的前后時期，物流行業(yè)無法迅速做出反應，提出方案，導致物流質量難以保證。造成這種結果主要是因為信息通訊通暢效率不高，信息傳遞出現滯后。但隨著互聯網信息技術及通訊信息技術的快速發(fā)展，特別是移動電話、移動互聯網的普及使用，信息獲取成本大幅降低，物流企業(yè)可通過網絡平臺實時掌握物流供需情況，及時調整工作計劃和用工安排，即便是出現物流需求驟增的情況，也可以通過網絡人力平臺迅速招募符合條件的人力，物流質量、物流效率均可以得到有效保證，對經濟高質量發(fā)展的促進效應更加明顯。基于上述分析，提出如下研究假說，

假說1，物流業(yè)集聚有利于經濟高質量發(fā)展，但存在一定的區(qū)域差異性。

假說2，物流業(yè)集聚對經濟高質量發(fā)展的影響存在單一門檻效應，門檻變量為信息化水平，信息化水平越高，物流業(yè)集聚對經濟高質量發(fā)展的正向促進效應就越顯著。

三、研究設計

1.計量模型設定

針對研究假說1、假說2，本文分別設立計量模型（1）、計量模型（2）。在計量模型（1）和計量模型（2）中，經濟高質量發(fā)展為被解釋變量，物流業(yè)集聚為核心解釋變量，同時將外商直接投資、金融發(fā)展水平、人力資本水平作為控制變量納入模型中。同時為考慮經濟高質量發(fā)展?jié)撛诘膬壬?，將其一階滯后項作為控制變量納入其中。另外，計量模型（2）中門限變量為信息化水平。具體計量模型如下，

計量模型（1）（2）中，GZL表示經濟高質量發(fā)展，WLY表示物流業(yè)集聚，FDI表示外商直接投資，JRF表示金融發(fā)展水平，RLZ表示人力資本水平，qit表示示性函數，即為信息化水平（XXH）。關于模型參數的估算，計量模型（1）采用廣義矩估計方法，規(guī)避模型中潛在的內生性問題。計量模型（2）參考學者Hansen（2000）的做法進行估算。需要指出的是，為了降低數據波動對參數估計的影響，在計量模型（1）和計量模型（2）中同時對變量取自然對數處理。

2.變量說明及數據來源

（1）經濟高質量發(fā)展（GZL）

參考學者曹曉飛等（2020）的研究，從經濟發(fā)展、產業(yè)結構、居民生活、能源效率四方面來測度。其中，經濟發(fā)展采用人均國內生產總值測度；產業(yè)結構采用第三產業(yè)產值所占國內生產總值比重表示；居民生活采用城鎮(zhèn)居民收入水平、農村居民收入水平、居民消費支出三個指標測度；能源效率采用萬元國內生產總值能源消耗量，即能源消費總量與國內生產總值比重表示。

（2）物流業(yè)集聚（WLY）

參考學者孫淼（2021）的研究，根據指標的合理性及數據可得性對指標進行優(yōu)化調整，從物流業(yè)發(fā)展規(guī)模、物流業(yè)發(fā)展渠道、物流業(yè)發(fā)展效率來測度。其中，物流業(yè)發(fā)展規(guī)模包括快遞業(yè)務量、貨物周轉量、郵政業(yè)務量、物流業(yè)就業(yè)人員所占總就業(yè)人員比重、物流業(yè)產值所占第三產業(yè)比重等5個指標測度；物流業(yè)發(fā)展渠道包括公路里程數、鐵路里程數、貨車擁有量、交通運輸、倉儲及郵政業(yè)務固定投資額等5個指標測度；物流業(yè)發(fā)展效率采用物流業(yè)庫存率和物流效率測度，庫存率采用物流業(yè)庫存總額與銷售總額比重表示，物流效率采用物流業(yè)增加值與國內生產總值比重表示。

（3）控制變量

外商直接投資（FDI）采用各地區(qū)實際使用外資金額表示；金融發(fā)展水平（JRF）采用各地區(qū)年末金融機構存款、貸款總額表示；人力資本水平（RLZ）參考學者吳書勝（2015）的方法，構造加權指數進行測度。門限變量信息化水平（XXH）采用各地區(qū)互聯網上網人數比重占地區(qū)人數比重表示。

本文研究對象為除去西藏外的30個省市區(qū)2005—2019年面板數據。相關數據源自《中國統(tǒng)計年鑒》、各省市區(qū)統(tǒng)計年鑒、EPS數據庫。另外，經濟高質量發(fā)展、物流業(yè)集聚綜合指標體系中，各指標權重值的確定采用可以客觀賦權的熵值法進行測度。

四、實證分析

1.面板數據單位根與協整檢驗

平穩(wěn)連續(xù)的面板數據是計量模型得到有效估算參數的重要保障。學者在進行計量回歸分析之前，常選擇LLC、ADF單位根檢驗方法來進行驗證。其中，LLC單位根檢驗方法屬于同質單位根檢驗，認為原假設存在同質的單位根；ADF單位根檢驗方法屬于異質單位根檢驗，認為原假設存在異質單位根。根據數據平穩(wěn)性檢驗條件，認為當待檢驗變量的水平序列或者是同階序列檢驗統(tǒng)計值拒絕原假設，則表示數據是連續(xù)平穩(wěn)的，可以進行協整檢驗和計量回歸分析。表1給出了面板數據單位根檢驗結果，可以發(fā)現所有變量的一階差分序列均在5%以上顯著性水平下決絕原假設，表示數據是連續(xù)平穩(wěn)的。

表1 面板數據單位根檢驗結果

面板數據單位根檢驗后，可以通過面板數據協整檢驗來驗證計量模型（1）（2）中解釋變量與被解釋變量之間的均衡關系。本文采用Kao檢驗和Pedroni檢驗兩種方法開展假設檢驗，發(fā)現經濟高質量發(fā)展、物流業(yè)集聚、外商直接投資、金融發(fā)展水平、人力資源水平、信息化水平之間存在長期均衡波動的關系。囿于文章篇幅，此處不再給出假設檢驗結果。

2.基本回歸分析

表2給出了針對計量模型（1）的回歸分析結果，表中共給出了4種不同研究對象下的回歸結果，分別為全國層面、東部地區(qū)、中部地區(qū)、西部地區(qū)。據表可知，四種不同區(qū)域下的回歸結果在回歸系數正負性影響上高度一致，僅在回歸參數數值大小及顯著性水平上存在一定差異。從統(tǒng)計檢驗來看，Sargan test檢驗表明廣義矩估計中的工具變量不存在過度識別的問題，AR（2）檢驗結果表明模型估算中的殘差項不存在序列相關性，表明回歸結果是穩(wěn)健可靠的。從經濟高質量發(fā)展一階滯后項來看，其回歸系數在四個模型中均為正，且均在顯著性水平為1%的條件下通過假設檢驗，表明上期經濟高質量發(fā)展程度會對本期發(fā)展產生一定的正向示范帶動效應，這一點啟示政府等相關部門在制定政策時，應該注重政策連續(xù)性，盡量避免因政策變動引致的低效率。

表2 基本回歸結果

從核心解釋變量來看，物流業(yè)集聚（LnWLY）在四個模型中回歸系數分別為0.118、0.210、0.109、0.064，且均在顯著性水平為5%的條件下通過假設檢驗，表明物流業(yè)集聚程度的加深，有利于經濟高質量發(fā)展的實現，這一點與研究假說1高度一致。同時，當物流業(yè)集聚程度每提高1%，將帶動經濟高質量發(fā)展水平在全國、東部、中部、西部分別提高0.118%、0.210%、0.109%、0.064%，可以發(fā)現地區(qū)之間存在顯著的差異，主要是東部、中部、西部地區(qū)經濟發(fā)展非均衡性決定的，東部地區(qū)經濟較為發(fā)達，物流業(yè)產業(yè)基礎較好，一旦物流業(yè)集聚程度得到有效提升，則更多表現為行業(yè)步入新的發(fā)展階段，其對經濟高質量發(fā)展的影響就較大；而中西部地區(qū)則因為物流業(yè)發(fā)展基礎相對較差，且市場需求規(guī)模不及東部地區(qū)，即便物流業(yè)集聚程度加大，其對經濟高質量發(fā)展的促進效應也是相對較小的。

從其他控制變量來看，外商直接投資（LnFDI）回歸系數為正，但僅在東部地區(qū)通過顯著性水平為10%的假設檢驗，主要是因為外商直接投資對經濟高質量發(fā)展存在雙刃效應。一方面可以通過技術引進、管理經驗學習來提升本土企業(yè)的生產率，促進經濟實現高質量發(fā)展；另一方面，快速發(fā)展的外商投資，因投資規(guī)范性缺乏，且短期內投資規(guī)模的擴大，導致以污染物為代表的非期望產出數量不斷增多，出現新的環(huán)境問題及社會問題。金融發(fā)展水平（LnJRF）和人力資本水平（LnRLZ）回歸系數均為正，且均在顯著性水平為10%下通過假設檢驗，表明金融發(fā)展水平的提高和人力資本水平的提升均對經濟高質量發(fā)展產生顯著的正向促進效用，啟示政府應加大金融市場健康建設及教育財政投入力度。

3.門限回歸分析

表3給出了門限回歸模型參數估計結果，與表2一樣，表3給出了在全國、東部、中部、西部四個地區(qū)下的回歸結果，可以發(fā)現不同模型下的回歸參數的正負性保持高度一致。從經濟高質量發(fā)展一階滯后項來看，與表2保持高度一致，即系數均為正，且均在顯著性水平為1%下通過假設檢驗，表明經濟高質量發(fā)展的惰性較為明顯的存在。從核心解釋變量回歸參數來看，信息化水平存在單一門限值，數值為0.86。當地區(qū)信息化水平跨越門限值前，其回歸參數在四個區(qū)域中分別為0.020、0.032、0.019、0.014，而當信息化水平跨越門限值后，其回歸系數大幅提高，在四個區(qū)域中分別為0.217、0.343、0.266、0.242，這一點與研究假說2高度一致，主要是因為信息化水平的提升進一步降低了交易成本和信息獲取成本，有利于物流業(yè)進行資源合理配置，促進經濟實現高質量發(fā)展。從控制變量來看，無論是外商直接投資，還是金融發(fā)展水平、人力資本水平，其對經濟高質量發(fā)展的影響效應均與表2保持一致，其影響效用在此處就不再贅述。

表3 門限回歸結果

五、結語

本文以2005—2019年30個省市區(qū)面板數據基礎，構建動態(tài)面板計量模型和面板門限模型，實證分析了新發(fā)展階段下物流業(yè)集聚對經濟高質量發(fā)展的影響效應。研究發(fā)現，一是物流業(yè)集聚有利于經濟高質量發(fā)展，但存在一定的區(qū)域差異性；二是物流業(yè)集聚對經濟高質量發(fā)展的影響存在單一門檻效應，門檻變量為信息化水平，信息化水平越高，物流業(yè)集聚對經濟高質量發(fā)展的正向促進效應就越顯著?；谏鲜鲅芯拷Y論，從物流業(yè)集聚和信息化水平兩方面提出相關建議。

（1）研究表明，物流業(yè)集聚有助于提升經濟高質量發(fā)展水平。一是強化物流規(guī)劃引領。各地區(qū)應加大物流業(yè)前期規(guī)劃，提前布局，特別是骨干鐵路建設、航空線路建設等，尤其要爭取高速鐵路設站建設，將地區(qū)的物流產業(yè)主動融入國家物流業(yè)發(fā)展規(guī)劃中，同時要充分體現出本地特色和特點。二是加強人才培養(yǎng)。加大教育財政投入力度，提升物流規(guī)劃專業(yè)人才培養(yǎng)，嘗試從產學研模式，打通教育、實踐、就業(yè)全流程渠道，推動高校畢業(yè)生畢業(yè)即成為行業(yè)專家里手，助力經濟高質量發(fā)展的快速實現。

（2）研究表明，信息化水平的提升有助于提高物流業(yè)集聚對高質量發(fā)展的促進效用。一是加強技術研發(fā)，主動開發(fā)適用于物流業(yè)高質量發(fā)展的信息技術及相關軟件，組建攻關團隊，設立專項財政資金，構建高規(guī)格領導小組，推動相關技術短期內取得突破并應用于物流市場。二是加強區(qū)域間合作。信息技術具有高度顯著的空間外部正向溢出效應，單一地區(qū)的技術突破會對相鄰地區(qū)信息技術產生示范效應，地區(qū)之間應設立聯席會議制度，開展常態(tài)化溝通交流，打破地區(qū)間技術壁壘，推動地區(qū)之間實現協同高效均衡發(fā)展，推動實現更大區(qū)域層面的經濟高質量發(fā)展。