區域經濟發展與物流能力因果關系的實證檢驗

陳 虎 ，楊勇攀 ，2

（1．攀枝花學院 經濟與管理學院，四川 攀枝花 617000；2．西南財經大學 工商管理學院，成都 611130）

近十年來，對于區域經濟與區域物流能力的實證研究很多，并且也取得了不少的研究成果。但這些研究前提假設都是將研究地作為經濟中心，從宏觀視角獲得結論：區域物流能力是區域經濟發展的原因。但是，應該看到，有些地區并不是區域中心，其經濟發展會受到所處地區或其他地區的顯著影響，其物流能力的發展程度并不一定是由于當地經濟發展而帶動的，很可能受到其他因素的影響。所以，本文選擇位于川滇兩省之間的攀枝花市作為研究地，區位具有普遍性（非區域中心城市），對其的研究將豐富對于區域物流能力與區域經濟之間的關系研究案例，具有較強的理論意義。在分析方法上選擇時間序列動態均衡關系方法，對攀枝花市可獲得的1995～2008年(該時間段數據完整)區域物流與GDP增長的有關數據變量進行因果關系檢驗與協整分析，建立誤差修正模型，探討攀枝花市區域物流與GDP之間是否存在著長期的穩定關系。

1 數據整理

1.1 指標選擇

本文選擇兩個指標進行相關性分析：第一個指標是區域物流能力。由于國內對于物流的有關標準和統計方法的缺乏，在作物流統計時一般都選擇當地貨運量或者貨運周轉量作為區域物流能力的映射指標，本文選擇貨運量（以Logistics作為數據代號）作為分析數據。第二個指標是經濟發展水平指標。該指標以當地GDP數據（以GDP作為數據代號）來衡量。

1.2 數據處理

分析數據取攀枝花市1995～2008年年度數據，樣本量為13組，數據來源于中經網統計數據庫以及攀枝花市年鑒和攀枝花市統計局數據，對按當年價格計算的GDP時間序列數據，以按1978年不變價格進行修正，以消除價格因素變動的影響。貨運量不受價格指數影響，不作價格修正。需要指出的是，攀枝花地區的數據樣本量較少，只有13組，對于下文的數據分析的精度有所影響。所以，在下文的數據分析時我們取90%的置信區間以確保分析可靠。

對兩個指標分別對時間作趨勢分析，發現二者都有不斷增長的趨勢，變動方向一致，二者之間的相關關系應該存在。

2 模型建立

2.1 時間序列平穩性檢驗

為了避免出現“偽回歸”現象，需要對數據進行平穩性檢驗。運用Eviews5.0軟件對1995～2007年GDP和Logistics數據進行ADF檢驗，檢驗結果如表1。

表1 單位根檢驗表

在單位根檢驗過程中，發現對GDP和Logistics作單位根檢驗，不管是1階差分還是2階差分都不平穩，對這兩組數據經過對數變換后再作單位根檢驗則能在2階差分平穩。這說明，對于GDP與貨運量之間的關系如果采用對數模型（后文中則以LGDP代表GDP的對數，LLOGISTICS代表LOGISTICS的對數）更能夠反映真實關系。而且，對于這兩者之間的關系還需要運用協整理論和誤差修正模型來繼續研究。

2.2 因果關系檢驗

在模型建立中，還要考慮貨運量和國內生產總值（LGDP）之間的因果關系，我們用Grange因果關系檢驗來驗證：

表2 LLOGISTICS與LGDP的滯后2期因果關系檢驗

在滯后2期的條件下，原假設“貨運量不是地區生產總值變化的原因”被接受，原假設“地區生產總值不是貨運量變化的原因”被拒絕。也即是說，攀枝花地區生產總值是地區貨運量變化的原因，地區生產總值在模型中應為解釋變量，貨運量在模型中應為被解釋變量。區域經濟增長的越快，區域物流能力就越強。當然，還應注意到，這樣的因果關系是在置信度水平為0.9的情況下勉強被接受的，當置信度水平為0.95時則兩者之間的因果關系不確定。這種情況可能是因為樣本量太少，只有13組數據，如要獲得更一般的因果關系還需要數據量大一些。

2.3 協整檢驗與誤差修正

協整檢驗的概念是如果一組非平穩時間序列存在一個平穩的線性組合，即該組合不具有隨機趨勢，那么該組序列就是協整的，存在一種長期的均衡關系。協整性的檢驗分為兩變量檢驗和多變量檢驗，兩變量檢驗一般采用EG（Engle-Granger）兩步法，多變量檢驗一般采用 JJ（Johanson-Jusdius）跡統計量法。由于本文只研究了兩變量之間的關系，所以采用EG兩步法。而誤差修正模型 （Error Correction Model，ECM）是一種具有特定形式的計量經濟模型，其基本思路是任何一組相互協整的時間序列變量都存在誤差校正機制，反映短期調節行為。

將地區生產總值 （LGDP）作為解釋變量，將區域物流（LLogistics）作為被解釋變量，對其進行線性回歸，獲得模型如下：

可以看出，該回歸方程可決系數較高，回歸系數均顯著。對樣本量為14，一個解釋變量的模型，5%的顯著水平，查DW 統計表可知，dL=1.045，dU=1.350，模型中 dL＜DW＜4-dU，不存在自相關，該模型擬合較好。但也應看到，這兩組數據由于是非平穩數據，可能存在偽回歸，所以還要做協整檢驗。

對其殘差序列et進行單位根檢驗，可得

檢驗臨界值為-3.286874，均小于10%和5%顯著性水平下的統計量值，表明殘差不存在單位根，是平穩序列，說明區域經濟（LGDP）和區域物流能力（LLogistics）之間存在協整關系。

區域經濟（LGDP）和區域物流能力（LLogistics）之間有長期均衡關系，我們把誤差項et看作均衡誤差，設定誤差修正模型結構如下：

上述的區域物流能力與區域經濟發展的誤差修正模型消除了非平穩現象，兩者之間的協整關系也明確的表現出來，修正可決系數在可接受范圍之內，各解釋變量的t檢驗也都通過，DW檢驗所得值則由于樣本量小于15個而不太可信。該誤差修正模型擬合較好。對該修正模型的分析可得，攀枝花地區區域物流能力的變化不僅取決于區域經濟發展的變化，而且還取決于上一期物流能力發展對經濟發展水平的偏離。誤差項et（-1）估計的系數-1.076體現了對偏離的修正，而且該修正力度較大，短期修正趨勢明顯。

表3 LLGDP與LLogistics回歸殘差序列的單位根檢驗

3 結論

由上述的分析可知，攀枝花地區區域經濟發展是區域物流能力的原因。這個結論的獲得將使傳統的區域物流能力和區域經濟發展之間的關系的認識有所改變。正如前文所說，以往的文獻的基本前提都是假設所分析地區為區域中心，經濟發展增長極，所有的經濟活動都從這里開始，周邊的經濟活動都與之有強烈關聯，所以，得出的結論往往是區域物流為區域經濟發展的原因。但并不是所有的地區都是區域中心，一些二級城市在融入經濟區域時，就需要充分考慮其在區域中的地位，以正確指引其經濟運行。攀枝花地區在經過上述分析后得出區域經濟發展是區域物流能力的原因正好以一個實證來豐富了區域經濟理論，應該說是一個較好的嘗試。對全文的總結可以得出以下結論：

（1）攀枝花地區區域經濟發展與區域物流能力之間的因果關系是單向的。區域經濟發展是區域物流能力發展的原因。

（2）攀枝花地區區域物流發展受到其他地區的影響，考慮到攀枝花市所處地理位置，該影響可能來自于昆明和成都，應該將攀枝花市物流能力與兩地經濟發展狀況作一個比較以進行全面的數據分析，但本文限于篇幅不在此繼續研究。

（3）攀枝花地區區域物流與GDP之間存在長期的均衡關系。長期穩定關系以正向1.076的調整力度將非均衡狀態拉回到均衡狀態。而且短期調整力度較大，也即當期物流能力的發展將會強烈的受到上一期區域經濟發展的影響。

[1]譚清美，馮凌云，葛云．物流能力對區域經濟的貢獻研究[J]．現代經濟探討，2003，（8）.

[2]閆秀霞，孫林巖．區域物流能力與區域經濟協同發展研究[J]．經濟師，2005，（3）.

[3]劉秉鐮．現代物流與區域競爭力之間的關聯機理[J]．學習與探索，2006，（2）.

[4]李希成．區域物流與區域經濟的關系研究與建模[D]．重慶大學，2006.

[5]劉明菲，李蘭．區域物流與區域經濟互動作用機理分析[J]．工業技術經濟，2007,(3).

[6]劉南，李燕．現代物流與經濟增長的關系研究-基于浙江省的實證分析[J]．管理工程學報，2007，（1）.

[7]劉明菲，柯錦輝．區域物流與區域經濟的協同性分析[J]．理論月刊，2008，（4）.

[8]黃波，孔凡士，劉威．河南省區域物流與GDP增長的協整與因果關系分析[J]．物流科技，2008，（4）.