长三角经济增长与物流产业发展关系的实证分析

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[摘 要] 物流产业对推动地区经济增长的重要性已得到越来越广泛的认同，各级政府都希望把物流产业发展成为新的经济增长点。本文对经济比较发达、物流产业发展相对成熟的长三角地区在1985年-2004年期间经济增长和物流产业发展的关系进行了实证分析，研究结果表明：该地区经济发展与物流产业之间存在单向因果关系，说明该地区的经济增长对物流产业的发展有一定促进作用，但物流产业的发展目前尚处于初级阶段，对区域经济增长的贡献与发达国家相比还有一定差距。

[关键词] 经济增长；物流产业规模；协整；因果关系

[中图分类号] F064.1

[文献标识码] A

[文章编号] 1006-5024(2007)03-0097-03

[作者简介] 刘雪妮，南京航空航天大学经济与管理学院博士生，研究方向为管理科学与工程；

宁宣熙，南京航空航天大学经济与管理学院教授，博士生导师，研究方向为系统工程；

张冬青，南京航空航天大学经济与管理学院博士生，研究方向为管理科学与工程。(江苏 南京 210016)

长三角地区位于我国东部沿海开放带，在地理位置上包括上海市、浙江省和江苏省。改革开放以来，该地区经济发展迅速。在2004年，长三角两省一市的GDP总量占到全国GDP的25%。与此同时，长三角的物流产业也在迅猛发展中，目前已成为我国物流产业发展最迅速的地区之一。那么，地区经济与物流产业之间是怎样相互影响的?是否存在某种因果联系?本文拟对长三角地区在1985年-2004年物流产业规模和经济增长之间的关系进行实证分析。

目前，关于区域经济与物流产业发展关系的研究，大多数集中于定性分析，定量分析主要是直接进行回归分析。谭清美、王子龙(2005年)用物流当量概念使货物周转量和旅客周转量统一为一个指标，以综合反映区域物流能力[1]。赵燕、张文杰(2001年)把物流规模定义为从数量上反映物流产业和物流需求的指标，认为货运量和货物周转量在一定程度上可以用来衡量社会物流规模[2]。李莉、李建华等(2003年)以货运量和GDP为指标，用最小二乘法对物流产业发展与国民经济整体水平提升作了相关性分析[3]。

一、模型建立

为获得两变量之间的相互关系，需建立回归方程。但依据时间序列数据所做的回归分析都隐含地假定所依据的时间序列是平稳的，在这种情况下进行回归分析容易导致“谬误回归”。因而，需要对其进行协整性检验。

协整性是对非平稳经济变量长期均衡关系的统计描述。如果变量之间存在协整性，则表明虽然变量是非平稳的，但它们驾驭相同的波长，通过线性组合，它们各自的趋势被抵消，从而具备一种长期稳定的均衡关系[4]。只有当两个变量的单整阶数相同时才可能协整。因此，在协整检验之前，需要进行平稳性检验，以确定变量是否为同阶单整。

(一)平稳性检验

检验变量是否稳定，一般采用单位根检验。本文采用ADF(Augmented Dickey-Fuller Test)检验，在方程中加入变量的滞后项，以吸收残差项中的自相关，保证残差项为遵从零均值、恒定方差和非自相关的白噪音，即对下式进行回归：

其中：β0为常数项，β1、β2为系数项，t为趋势项，εt为误差项，加入k个滞后项是为了使残差项为白噪声。

(二)协整检验

Johansen发展的协整向量系统极大似然估计和检验方法适用于多个协整关系的估计与检验，具有相对较高的检验势。所以，目前用协整作实证研究普遍使用这种方法[5]，这也是本文进行协整检验所采用的方法。

(三)误差修正

协整检验证明变量之间是否存在长期均衡关系，但二者在短期内也有可能失衡，产生均衡误差，因而需要采用误差修正模型(ECM)对其进行修正。

最简单的误差修正模型表达式为：

其中：ECMt是非均衡误差，μt为参差项，β1是误差修正系数，表明如果变量偏离均衡，会在多大程度上得到修正。

(四)因果关系检验

为判断变量之间是否有因果关系以及因果关系的方向，本文采用Granger因果检验方法对其进行检验，因果检验模型为：

模型中的下标t代表年度，m、n为最优滞后阶数，ε1t、ε2t为残差项。

检验结果：(1)若β1i=0，且β2i=0，表明两变量之间没有因果关系；(2)若β1i和β2i中有一个不为0，则表明存在xt和yt之间存在单向因果关系；(3)若β1i和β2i都不为0，则表明xt和yt之间存在双向因果关系。

二、实证数据与检验结果

目前，对于物流规模的衡量还没有十分明确的标准，理论上一般认为物流产业应该包括运输、仓储、包装、装卸、分拣加工及信息处理等相关行业。但不可否认的是，在当前阶段运输仍然是物流最重要的环节，其他环节都围绕运输进行。本文以长三角地区两省一市的货物周转量之和作为衡量物流产业规模的指标，以各年GDP值之和作为衡量经济发展的指标，进行实证分析。所有数据均依据各年度《上海统计年鉴》、《浙江统计年鉴》和《江苏统计年鉴》加总而得。

(一)数据处理

首先计算长三角地区GDP和货物周转量的相关系数，得到两者的相关系数值为0.97，表明变量之间的相关程度很高。

为了进一步获得地区经济相对增长与物流产业规模相对变化之间的长期关系，本文采用对数线性模型，对该地区GDP和货物周转量值取自然对数，并分别绘制其时间序列图，如图1所示。

从图1中可以看出两变量都有一定的时间趋势，并且总体方向一致。而LnG和LnR的变化趋势图初步显示这两个时间序列并不平稳，因而需要对其进行单位根检验和协整分析。

(二)单位根检验

分别对LnG和LnR进行单位根检验。由于图1中显示两序列的均值都不为零，所以在进行检验时，变量中至少应包括常数项，检验结果如下：

由表1可知，LnG和 LnR的ADF检验显示：两序列均为非平稳序列，需要对其差分进行平稳性检验。差分检验结果表明，该序列为一阶单整。同理，序列LnR也为一阶单整，记为I(1)。

(三)协整检验

由单位根检验结果可知，变量LnG和LnR均为一阶单整序列，符合协整检验的基本要求，可以对其进行协整检验。

协整检验得出极大似然率大于5%时的临界值15.41。所以，拒绝0假设，即接受LnG和LnR之间存在协整关系。进一步检验有几个协整关系，由于极大似然率为1.44，小于临界值3.76，所以，接受0假设，认为这两个变量之间只存在一个协整关系，协整方程为：

LnG=1.83LnR-6.82(4)

从方程(4)中可以看出，长三角地区经济增长与物流产业规模之间存在长期均衡关系。

(四)误差修正

进行误差修正得到的修正模型为：

ΔLnR=-0.4EC-1+0.04ΔLnG-1+0.24ΔLnG-2+

(0.22)(0.19) (0.37)

0.58ΔLnR-1-0.14ΔLnR-2+0.001 (5)

(0.32) (0.26)(0.08)

由修正模型(5)得出结论：(1)LnG和LnR之间关系的短期波动有40%将在下1年得到修复。(2)滞后两年的GDP变动1%，会导致货物周转量变动0.24%。

(五)因果检验

对变量LnG与LnR进行Granger因果检验，结果如表3所示：

表3中Granger因果检验结果表明：当滞后期分别为3、4和5时，LnG是LnR的Granger原因，而LnR并非LnG的Granger原因。

三、实证结果分析

本文以GDP的对数值(LnG)表征经济增长率，以货物周转量的对数值(LnR)作为物流产业规模增长率的衡量指标，分析了长三角地区经济发展与物流产业规模之间的长期关系，结果表明，该地区经济发展与物流产业之间存在长期均衡关系。因果检验得出，经济增长率与物流产业规模之间存在单向因果关系，即经济增长是物流产业规模的Granger原因。

本文的研究结果说明，长三角地区经济增长为物流产业发展提供了有力支撑，原因在于：一方面，物流基础设施建设因为经济的迅速发展而得到保证；另一方面长三角地区作为我国重要的制造业基地，其快速发展的经济对物流产业的服务速度和服务质量提出更高要求，从而加大了物流周转速度和周转量。

从分析结果中也可以看出，1985-2004年期间，该地区物流产业对经济增长的带动作用并不明显。事实上，尽管现代物流业在长三角地区有巨大的发展空间和潜力，但目前该地区的物流产业还停留在提供传统服务的阶段。由于以各级地方政府为代表的诸多利益主体的存在，长三角的经济发展仍然受到一定行政壁垒的制约，城市间的战略联盟目前还没有达成，很多基础设施还处于分割状态，综合运输网络、仓储配送设施和先进的资讯网络平台建设仍有待于完善。这些都影响到快速运输、高效率的配送等相关行业的发展，从而制约了物流产业的发展。

从世界发达地区的经验来看，物流产业与经济增长应该是相互促进的关系。在日本，物流业被称为经济的“助推器”，2000年其物流产业占GDP的比重达到11.4%。美国2000年的物流产业规模占到GDP的10%。而在我国香港地区，物流产业规模也占到GDP的13.7%[6]。长三角地区作为我国城市化程度最高、综合经济实力最强的区域之一，其独特的地理位置和经济发展水平也奠定了该地区发展物流业的良好基础。各级政府应加强交流合作，提高地区间物流企业的联合和合作化程度，并完善行业标准建设，积极建设高效率的运输网络系统，使物流产业真正成为长三角地区新的经济增长点和利润源。

参考文献：

[1]谭清美，王子龙.区域经济物流弹性研究[J].统计与决策，2005，(5).

[2]赵燕，张文杰.物流统计初探[J].统计研究， 2001，(8).

[3]李莉，李建华，周海燕.物流产业发展与国民经济整体水平提升的相关性分析[J].中国机械工程，2003，(5).

[4]张晓峒.计量经济学[M]. 天津：南开大学出版社，2001.

[5]王少平.宏观计量的若干前沿理论与应用[M].天津：南开大学出版社，2003.

[6]陈文玲.流通现代化系列研究报告之一：全球现代流通发展趋势[J].商业时代，2004，(20).

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