關(guān)于我國物流業(yè)發(fā)展及其動(dòng)因的實(shí)證分析

李鐘林,崔文

關(guān)于我國物流業(yè)發(fā)展及其動(dòng)因的實(shí)證分析

李鐘林1,崔文2

物流業(yè)作為國民經(jīng)濟(jì)的重要組成部分,在我國雖然處于起步階段,但發(fā)展速度飛快。依據(jù)我國物流業(yè)面板數(shù)據(jù)資料,建立我國物流業(yè)需求的動(dòng)態(tài)面板模型,并推導(dǎo)出我國物流業(yè)需求函數(shù)式、收入彈性系數(shù)、價(jià)格彈性系數(shù)以及交叉彈性系數(shù),并與克拉克定理和鮑莫爾假說相驗(yàn)證,發(fā)現(xiàn)我國物流業(yè)發(fā)展?fàn)顩r與克拉克定理相悖,與鮑莫爾假說基本吻合,從而得出我國物流業(yè)發(fā)展目前還很落后的結(jié)論。這種局面與趨勢應(yīng)該得到高度關(guān)注。

物流業(yè);需求函數(shù);人均GDP;SYS-GMM 估計(jì)法

物流業(yè)是融合運(yùn)輸業(yè)、倉儲業(yè)、貨代業(yè)和信息業(yè)等的復(fù)合型服務(wù)產(chǎn)業(yè),是國民經(jīng)濟(jì)的重要組成部分,涉及領(lǐng)域廣,吸納就業(yè)人數(shù)多,促進(jìn)生產(chǎn)、拉動(dòng)消費(fèi)作用大,在促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整、轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式和增強(qiáng)國民經(jīng)濟(jì)競爭力等方面發(fā)揮著重要作用。物流業(yè)的發(fā)展水平已經(jīng)成為衡量經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度的重要指標(biāo)之一,缺少物流業(yè)的支撐,工業(yè)現(xiàn)代化就很難實(shí)現(xiàn),沒有物流產(chǎn)業(yè)的現(xiàn)代化,就無法實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)的現(xiàn)代化。目前,物流業(yè)被世界公認(rèn)為最有潛力的行業(yè)之一。

現(xiàn)代物流業(yè)在西方已經(jīng)成為一個(gè)成熟的產(chǎn)業(yè),在我國雖處于起步階段,但發(fā)展速度飛快。基于物流業(yè)對一國國民經(jīng)濟(jì)的重要性,特別是2008年以來的全球金融危機(jī)以后,為推動(dòng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展和培育新的經(jīng)濟(jì)增長點(diǎn),國務(wù)院制定了十大重要產(chǎn)業(yè)的調(diào)整和振興規(guī)劃,其中唯獨(dú)物流業(yè)代表服務(wù)產(chǎn)業(yè)被選入十大振興產(chǎn)業(yè)之中。2009年3月,國務(wù)院制定了《物流業(yè)調(diào)整和振興規(guī)劃》,2011年6月,溫家寶總理又進(jìn)一步指出,完善配套物流業(yè)政策措施,促進(jìn)其發(fā)展,并提出一系列措施以加快我國物流業(yè)的發(fā)展。

關(guān)于物流業(yè)發(fā)展的研究,國外起始于20世紀(jì)30年代,研究內(nèi)容主要圍繞物流概念而展開。

到20世紀(jì)50年代,伴隨著世界經(jīng)濟(jì)的復(fù)蘇,商品流通規(guī)模的擴(kuò)大,物流業(yè)的影響和作用日趨明顯,其在經(jīng)濟(jì)發(fā)展中的地位不斷提高,物流業(yè)研究逐漸深入,視角不斷擴(kuò)大。近幾十年來,物流業(yè)的相關(guān)理論可歸納為:物流成本中心學(xué)說、利潤中心學(xué)說、服務(wù)中心學(xué)說、效益悖反學(xué)說、戰(zhàn)略中心說、供應(yīng)鏈學(xué)說、綠色物流學(xué)說等。

20世紀(jì)80年代初期,我國國內(nèi)學(xué)術(shù)界開始從不同角度研究和探討物流問題,引進(jìn)和介紹國外物流概念和物流理論研究的動(dòng)態(tài)。隨著物流業(yè)研究的深入,其領(lǐng)域也逐漸從定性分析轉(zhuǎn)到定量分析。楊靜蕾、劉秉鐮(2004)[1](13-15)采用國內(nèi)生產(chǎn)總值、進(jìn)出口貿(mào)易總額、貨運(yùn)量和貨運(yùn)周轉(zhuǎn)量等指標(biāo),從總體規(guī)模上對物流業(yè)需求進(jìn)行了分析,揭示了物流服務(wù)需求的總體發(fā)展趨勢。王小忠(2005)[2](5-17)通過對我國物流量的特點(diǎn)分析,建立了物流量的回歸預(yù)測模型和時(shí)間序列預(yù)測模型。汪宇瀚(2006)[3](129)以GDP為解釋變量,以物流總額為因變量,建立一元線性回歸模型,對我國物流需求進(jìn)行了預(yù)測。黃虎(2008)[4](62-63)則通過分析影響區(qū)域物流的因素,建立了區(qū)域物流需求模型。

從上述研究中可以發(fā)現(xiàn),在我國物流業(yè)發(fā)展的實(shí)證分析中,大多數(shù)研究基于區(qū)域物流函數(shù)分析區(qū)域物流需求;或者分析物流業(yè)與經(jīng)濟(jì)增長之間的相關(guān)性問題;或者以貨運(yùn)量或客運(yùn)量來分析我國物流產(chǎn)值。這些研究雖然對我國物流業(yè)的實(shí)證研究做出了重要貢獻(xiàn),[5](121-125)豐富了其內(nèi)容,但遺憾的是,大多停留在簡單回歸分析層面,因此有必要對我國物流需求進(jìn)行綜合分析,且正確把握其多種影響因素。

本文將通過對我國物流業(yè)①本文根據(jù)我國國家統(tǒng)計(jì)局的統(tǒng)計(jì)資料,圍繞我國物流業(yè)中占據(jù)主要領(lǐng)域的交通運(yùn)輸、倉儲、郵政業(yè)等進(jìn)行分析。發(fā)展的基本實(shí)證分析和需求函數(shù)的建立,把握我國物流業(yè)發(fā)展的總體進(jìn)程及物流業(yè)發(fā)展的推動(dòng)因素,并提出相關(guān)的政策建議。

一、我國物流業(yè)的發(fā)展現(xiàn)狀

我國經(jīng)濟(jì)在1978年改革開放到2009年的31年間實(shí)現(xiàn)了世界上罕有的9.9%的年增長率,創(chuàng)造了中國奇跡。特別是服務(wù)業(yè),其增加值1978年僅為872.5億元,而2009年達(dá)到21951.7億元,其年均增長率為11.0%②第一產(chǎn)業(yè)指農(nóng)、林、牧、漁業(yè);第二產(chǎn)業(yè)指采礦業(yè)、制造業(yè)、電力、燃?xì)饧八纳a(chǎn)和供應(yīng)業(yè)、建筑業(yè);第三產(chǎn)業(yè)指除第一、二產(chǎn)業(yè)以外的其他行業(yè),在這里第三產(chǎn)業(yè)可看作服務(wù)業(yè)。,服務(wù)業(yè)是我國今后持續(xù)發(fā)展的動(dòng)力以及創(chuàng)造高附加值的源泉。而本文要重點(diǎn)分析的物流業(yè),其增加值1978年為181.9億元,2009年達(dá)到3071.6億元,接近1978年的17倍,但其發(fā)展速度還遠(yuǎn)不及服務(wù)業(yè)整體水平,其年均增長率僅為9.5%,說明我國物流業(yè)發(fā)展任重而道遠(yuǎn)(參見表1和圖1)。

從物流業(yè)與服務(wù)業(yè)中的其他主要行業(yè)的對比分析來看,物流業(yè)增加值占服務(wù)業(yè)GDP的比重由1978年的20.9%逐年下降,2009年滑落到11.6%。相反,生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)即金融業(yè)和房地產(chǎn)業(yè)發(fā)展迅速,其在服務(wù)業(yè)增加值中所占比重也逐年上升,由1978年的7.8%和9.2%穩(wěn)步上升,2009年達(dá)到12.0%和12.6%,與物流業(yè)形成鮮明對比(參見表2)。由此可見,我國物流業(yè)急需振作,亟待飛躍。

表1 物流業(yè)與服務(wù)業(yè)增加值發(fā)展?fàn)顩r表(億元)

圖1 物流業(yè)和服務(wù)業(yè)增加值增長年速度

表2 物流業(yè)與其它服務(wù)行業(yè)的增加值比重 (單位:%)

二、模型的建立與統(tǒng)計(jì)資料的選取

1957年,英國著名經(jīng)濟(jì)學(xué)家克拉克提出了服務(wù)性產(chǎn)業(yè)的概念和克拉克定律,即在經(jīng)濟(jì)發(fā)展過程中,服務(wù)業(yè)的地位將越來越重要。他認(rèn)為隨著人均國民收入水平的提高,第一產(chǎn)業(yè)所生產(chǎn)的國民收入和勞動(dòng)力的相對比重將逐漸下降;第二產(chǎn)業(yè)所生產(chǎn)的國民收入和勞動(dòng)力的相對比重將逐步上升,且人均國民收入進(jìn)一步提高;第三產(chǎn)業(yè)即服務(wù)業(yè)所生產(chǎn)的國民收入和勞動(dòng)力的相對比重也開始上升,并實(shí)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)換。

此外,對服務(wù)業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率增長、服務(wù)業(yè)就業(yè)增長以及服務(wù)需求彈性等相關(guān)問題,Baumol(1967年)[6](415-426)提出了鮑莫爾假說。在鮑莫爾看來,在生產(chǎn)率增長不均衡的經(jīng)濟(jì)中,由于名義工資的同水平增加,服務(wù)部門的成本(主要是工資成本)將不可避免地不斷累積,其結(jié)果是服務(wù)部門的需求價(jià)格彈性(絕對值)較低,而其產(chǎn)品即服務(wù)消費(fèi)的成本越來越大,進(jìn)而出現(xiàn)“成本病”現(xiàn)象。如果服務(wù)業(yè)具有較大的價(jià)格彈性,則人們的消費(fèi)成本越來越高,從而不得不減少對他們的消費(fèi),由此對服務(wù)業(yè)自身的發(fā)展帶來消極影響。

本文擬建立以下兩個(gè)動(dòng)態(tài)面板模型①本文的動(dòng)態(tài)面板模型以我國30個(gè)省級行政區(qū)為基礎(chǔ),其中直轄市4個(gè):北京、天津、上海、重慶;自治區(qū)5個(gè):西藏、新疆、廣西、內(nèi)蒙古、寧夏;省份21個(gè)(由于數(shù)據(jù)短缺,排除了海南省,且未包括香港、澳門以及臺灣)。(dynam ic panel data model),利用物流需求量與各影響因素(居民收入水平、物流業(yè)價(jià)格水平、工業(yè)品價(jià)格水平;人口數(shù)量等)之間的關(guān)系,以及各影響因素的彈性大小,分析我國服務(wù)業(yè)中國家重點(diǎn)要扶持和培育的物流業(yè)發(fā)展動(dòng)因及其影響,同時(shí)驗(yàn)證“克拉克定理”與“鮑莫爾假說”在中國物流業(yè)發(fā)展的適用狀況。

我國物流需求與各影響因素之間的相關(guān)關(guān)系可用以下函數(shù)表示:

其中,RS代表各省市物流業(yè)實(shí)際增加值占實(shí)際GDP比重,D代表各省市物流業(yè)實(shí)際增加值,Y代表各省市人均實(shí)際GDP(以上數(shù)據(jù)均以1978年不變價(jià)格計(jì)算),PS代表各省市物流業(yè)價(jià)格水平,PM 代表各省市第二產(chǎn)業(yè)價(jià)格水平,Z代表各省市總?cè)丝?t表示時(shí)間(1978～2009),是各產(chǎn)業(yè)固有的固定效應(yīng)(fixed effect),并且不隨時(shí)間變化,是誤差項(xiàng),假定它滿足獨(dú)立同分布(independent and identically distributed)。

公式(1)是為考察克拉克定理中,物流業(yè)實(shí)際增加值是否隨人均GDP的增加而增加而建立。公式(2)是我國物流業(yè)的需求函數(shù),旨在測算我國物流業(yè)的收入彈性和價(jià)格彈性以及交叉彈性,從而考察我國物流業(yè)發(fā)展的動(dòng)因及其影響。

在上述模型中,假定一個(gè)解釋變量與一階滯后變量(lagged variable)存在自回歸性,即前期的需求對現(xiàn)今的需求存在影響。其原因有很多種,如消費(fèi)需求的路徑依賴(path=dependent)①路徑依賴是指人們一旦選擇了某個(gè)體制,由于規(guī)模經(jīng)濟(jì)(Econom ies of scale)、學(xué)習(xí)效應(yīng)(Learning Effect)、協(xié)調(diào)效應(yīng)(Coordination Effect)以及適應(yīng)性預(yù)期(Adaptive Effect)等因素的存在,會導(dǎo)致該體制沿著既定的方向不斷得以自我強(qiáng)化。一旦人們做了某種選擇,就好比走上了一條不歸之路,慣性的力量會使這一選擇不斷自我強(qiáng)化,并讓你輕易走不出去。,即選擇了某種消費(fèi)模式后,如果沒有突發(fā)的變化,則通常有維持現(xiàn)狀的傾向。同時(shí),這樣的假定還便于考察前一年度的解釋變量之變化對今年服務(wù)需求的影響。

考慮到統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)的權(quán)威性與可信性,本文數(shù)據(jù)均選取了國家統(tǒng)計(jì)局的各年份《統(tǒng)計(jì)年鑒》以及數(shù)據(jù)庫資料,樣本序列區(qū)間為1978～2009年,以交通運(yùn)輸、倉儲、郵政業(yè)代表物流業(yè)。而服務(wù)業(yè)價(jià)格水平和制造業(yè)價(jià)格水平,則通過服務(wù)業(yè)和工業(yè)的名義增加值和不變價(jià)增加值的對比得出,具體資料簡要如下(見表3)。

表3 統(tǒng)計(jì)資料簡要說明

三、我國物流業(yè)需求函數(shù)的推導(dǎo)及其發(fā)展動(dòng)因分析

1.我國物流業(yè)需求函數(shù)的推導(dǎo)

從上述實(shí)證模型中可以看到,因變量的滯后項(xiàng)出現(xiàn)在方程右邊,故會出現(xiàn)內(nèi)生性問題,且模型中的誤差項(xiàng)可能存在移動(dòng)平均(MA)過程,采用傳統(tǒng)的固定效應(yīng)或隨機(jī)效應(yīng)模型的回歸方法,將會導(dǎo)致估計(jì)系數(shù)的偏差(Biased)。

A ndersen和H siao(1981)通過一階差分,選用因變量的二階滯后項(xiàng)及二階的差分滯后項(xiàng)作為工具變量,給出了A F法[7](598-606),且A rellano和Bond(1991)在AH工具變量法的基礎(chǔ)上給出了差分廣義矩估計(jì)法(D IF-GMM)[8](277-291)。為進(jìn)一步得到有效的估計(jì)結(jié)果,A rellano和Bover(1995)[9](29-51)、Blundell和Bond(1998)[10](115-143)又給出了系統(tǒng)廣義矩法(SYS—GMM),這一方法相對于差分廣義矩法增加了因變量的一階差分的滯后項(xiàng)作為水平方程(level equation)的工具變量。在有限樣本下,系統(tǒng)廣義矩法比差分廣義矩法估計(jì)的偏差更小,有效性更高,本文選擇了最新和更科學(xué)的SYS-GMM 估計(jì)方法。

為了去掉上述模型的固定效應(yīng),對各變量進(jìn)行一階差分,得到如下差分方程式。

(△為是差分運(yùn)算符)

另外,動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)的可信度,首先取決于是否選取了合適的工具變量,由此本文首先通過過度識別檢驗(yàn)(over-identification restriction)即Sargan test對工具變量是否合理選取做出了判斷;其次通過殘差的平穩(wěn)性檢驗(yàn),即運(yùn)用A rellano-Bond檢驗(yàn)對殘差的平穩(wěn)性做出了判斷。

根據(jù)統(tǒng)計(jì)分析軟件stata10,對我國物流業(yè)需求函數(shù)的推定結(jié)果如表4和表5。分析結(jié)果顯示,除了物流業(yè)需求函數(shù)中不加入人口調(diào)節(jié)變量方程式的常數(shù)項(xiàng)和加入人口調(diào)節(jié)變量方程式的第二產(chǎn)業(yè)物價(jià)水平滯后一期變量外,其余變量系數(shù)都是顯著的,且方程式都通過了sargan檢驗(yàn),即接受了GMM 估計(jì)的“模型過渡約束正確”的原假設(shè),這表示工具變量都是有效的。

另外,就殘差平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果而言,一階自相關(guān)檢驗(yàn)的鑒定結(jié)果為AR(1),二階自相關(guān)的鑒定結(jié)果為AR(2)。根據(jù)表5的估計(jì)結(jié)果,方程(3)和(4)雖然存在一階殘差自相關(guān),但二階以上不存在自相關(guān),說明模型是合理和較理想的。

表4 物流業(yè)比重和人均GDP的SYS-GMM 估計(jì)結(jié)果

表5 物流業(yè)需求函數(shù)SYS-GMM 的估計(jì)結(jié)果

2.我國物流業(yè)發(fā)展動(dòng)因分析

根據(jù)表4和表5的分析結(jié)果,可以推導(dǎo)出我國物流業(yè)的需求函數(shù)如下。

根據(jù)公式(5)可看出,我國物流業(yè)占GDP的比重并不隨人均GDP的增加而增加,這與克拉克定理相悖,即(-0.000222+0.000176)/(1-0.966)=-0.000135<0,即實(shí)際測定的物流業(yè)增加值占GDP比重和人均實(shí)際GDP呈現(xiàn)負(fù)相關(guān)的關(guān)系。也就是說,隨著人均GDP的增加,物流業(yè)增加值占GDP的比重并未增加。而這與上述的我國物流業(yè)發(fā)展現(xiàn)狀中的圖1和表2也相吻合,可以說,無論與國外相比,還是與國內(nèi)其他服務(wù)行業(yè)相比,我國物流業(yè)發(fā)展都很落后,因此物流業(yè)發(fā)展任重道遠(yuǎn)。

根據(jù)我國物流業(yè)需求函數(shù)式(6)可看出,由SYS-GMM 估計(jì)出的服務(wù)業(yè)需求的收入彈性、需求的價(jià)格彈性和需求的交叉彈性,如表6所示。

表6 需求彈性計(jì)算結(jié)果

由表6估計(jì)的結(jié)果來看,物流業(yè)需求的收入彈性系數(shù)為0.8289～0.9990,小于1但又接近于1。說明隨著我國人均收入的增加,物流業(yè)的需求量雖然增加,但其增加幅度小于或接近收入增加的幅度。

物流業(yè)需求的價(jià)格彈性系數(shù)為-0.1353和-0.3034,負(fù)值且其絕對值小于1,這符合鮑莫爾假設(shè)。由于價(jià)格彈性是負(fù)值,在需求規(guī)律的作用下,價(jià)格和需求量呈現(xiàn)反方向變化,即價(jià)格下跌需求量增加,價(jià)格上升需求量減少。并且價(jià)格缺乏彈性(絕對值小于1),與其它產(chǎn)業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率增長率相比,物流業(yè)的增長率較低,即低于平均水平的物流業(yè)生產(chǎn)率,使得物流業(yè)平均成本高于產(chǎn)業(yè)整體水平,物流業(yè)需求增長的動(dòng)因不在于物流業(yè)價(jià)格水平的提高,而是勞動(dòng)生產(chǎn)率的提高。

物流業(yè)需求的交叉彈性系數(shù)為-0.5525和-0.0667,即交叉彈性為負(fù)值且絕對值小于1。表示制造業(yè)的物價(jià)與物流業(yè)的需求量之間呈反向變動(dòng),即兩者是互補(bǔ)關(guān)系。制造業(yè)物價(jià)上升,對物流業(yè)具有較大影響,它將降低物流業(yè)的需求量。

四、結(jié)論

本文依據(jù)1978年至2009年國家統(tǒng)計(jì)局發(fā)布的我國物流業(yè)面板數(shù)據(jù)資料,建立了我國物流業(yè)需求的動(dòng)態(tài)面板模型,并推導(dǎo)出了我國服務(wù)業(yè)需求函數(shù)式以及收入彈性系數(shù)、價(jià)格彈性系數(shù)以及交叉彈性系數(shù)。在此基礎(chǔ)上,進(jìn)行了克拉克定理與鮑莫爾假說的驗(yàn)證,發(fā)現(xiàn)我國服務(wù)業(yè)發(fā)展?fàn)顩r與克拉克定理相悖,與鮑莫爾假說基本吻合,最終得到了如下分析結(jié)果:

第一,我國物流業(yè)占GDP的比重并不隨人均GDP的增加而增加。這說明,無論是與國外相比,還是與國內(nèi)其它服務(wù)行業(yè)相比,我國物流業(yè)發(fā)展都很落后,這種現(xiàn)象與趨勢值得中央以及地方政府,乃至各物流企業(yè)的高度關(guān)注,我國必須制定切合實(shí)際的、有效的有關(guān)物流業(yè)的長期、中期、短期計(jì)劃,且刻不容緩。

第二,我國物流業(yè)需求的價(jià)格彈性系數(shù)為負(fù)值,且缺乏彈性。這說明物流業(yè)需求增長的動(dòng)因不在于物流業(yè)價(jià)格水平的提高,而在于勞動(dòng)生產(chǎn)率的提高。因此今后有必要進(jìn)行我國物流業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率提高方面的實(shí)際調(diào)查,提出物流業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率提高的可行性方案,從而實(shí)現(xiàn)我國物流業(yè)的長久發(fā)展。

第三,物流業(yè)需求的交叉彈性系數(shù)為負(fù)值,且缺乏彈性。這說明制造業(yè)的物價(jià)與物流業(yè)的需求量之間呈反向變動(dòng),制造業(yè)物價(jià)上升,將降低物流業(yè)的需求量。

[1]楊靜蕾等:《物流服務(wù)需求總體規(guī)模及趨勢分析》,《物流技術(shù)》,2004年第8期。

[2]王小忠:《物流量預(yù)測方法研究》,武漢理工大學(xué)碩士論文,2005年。

[3]汪宇瀚:《預(yù)測物流需求的一元線性回歸分析法》,《商場現(xiàn)代化》,2006 年12 月(上旬刊)。

[4]黃虎:《區(qū)域物流需求預(yù)測模型研究》,《統(tǒng)計(jì)與決策》,2008年第17期。

[5]金貞花,安國山:《港口物流行業(yè)關(guān)系營銷研究述評》,《延邊大學(xué)學(xué)報(bào)(社會科學(xué)報(bào))》,2011年第4期。

[6]Baumol.Willian.Macroeconomics of Unbalanced Growth:The Anatomy of Urban Crisis.”American Economic Review,Vol.57,No.3,1967.

[7]A ndersen,T.W.and C.Hsiao.Estim ation of dynamic Models with error components,Journal of the American StatisticalA ssociation,Vol.76,1981。

[8]A rellano,Manuel and Stephen Bond.Some Tests of Specification for Data:Monte Carlo Evidence and A pp lication to Employment Equation.,Review ofEconomicStudies,Vol.58,No.2,1991 pp.277-291.

[9]A rellano,M.and Bover.A nother look at the instrum ental variables estim ation of error-component Models,Journal of Econometrics,Vol.68,1995.

[10]Blundell,Richard and Stephen Bond,“Initial Cond itions and Moment Restrictions in Dynamic Panel Data Models,”Journal of Econometrics,Vol.87,No.1,1998.

Empirical Analysis of Development and Motivation of the Logistics Industry in China

Li Zhong lin,CuiW en
(School of Econom ics&Management Yanbian University,Yanji,Jilin,133002)

Logistics industry as an important part of national economy grow s rapidly,although it is in initial and developing step in China.To be specific,the demand of the dynam ic panelmodel of Chinese logistic industry is being established.A nd the logistic industry demand function type,income elasticity coefficient,price elasticity coefficient and coefficient of cross elastic are being deduced.These data are then utilized to prove the Clark theorem and Baumol hypothesis.Meanwhile,it is discovered that the situation of China logistic development is against with the Clark theorem,but is basically consistent w ith the Baumol hypothesis.Finally,a conclusion is made that China is still falling behind other countries in logistics industry and logistics industry itself is still lagging behind other industries in China.A nd this situation demands great attention.

Logistic industry,demand function,PGDP,SYS-GMM estimation method

F252.21

A

1002-2007(2012)03-0091-07

2012-04-06

吉林省普通高校人文社會科學(xué)重點(diǎn)研究基地重大項(xiàng)目,項(xiàng)目編號:201015。

1.李鐘林,男,經(jīng)濟(jì)學(xué)博士,延邊大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院教授,院長,研究方向?yàn)閰^(qū)域經(jīng)濟(jì);2.崔文,男,經(jīng)濟(jì)學(xué)博士,延邊大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院副教授,研究方向?yàn)閲H貿(mào)易。(延吉133002)

[責(zé)任編輯 樸蓮順]