區域物流與經濟發展關系的實證研究
——以廣西為例

樂小兵，幸偉

（1.梧州學院，廣西梧州543002；2.南昌大學共青學院，江西共青城332020）

區域物流與經濟發展關系的實證研究
——以廣西為例

樂小兵1，幸偉2

（1.梧州學院，廣西梧州543002；2.南昌大學共青學院，江西共青城332020）

該文利用協整檢驗、格蘭杰因果關系檢驗以及脈沖響應函數來分析區域物流與廣西經濟發展的關系。檢驗結果表明：（1）區域物流與廣西的經濟發展具有長期的均衡關系，并且區域物流發展與廣西經濟增長之間存在較強的正向相關性；（2）通過格蘭杰因果關系檢驗發現，現代物流的發展與廣西的經濟發展存在互為因果的關系，但在短期內廣西經濟發展與區域物流發展之間的關系處于不穩定。

區域物流；協整；脈沖響應函數；格蘭杰因果檢驗

21世紀以來，隨著世界經濟的快速發展和現代科學技術的進步，現代物流業作為經濟的重要組成部分和工業化進程中最為經濟合理的綜合服務模式，正在全球范圍內得以迅速發展。物流產業也被認為是國民經濟發展的動脈和基礎產業，其發展水平成為衡量一個國家現代化程度和綜合國力的重要標志之一，被喻為促進經濟發展的“加速器”。

廣西地處東中西三個地帶的交匯點，是華南經濟圈、西南經濟圈和東盟經濟圈的結合部，沿海、沿江、沿邊，背靠國內廣闊腹地，面向東南亞市場，是我國唯一與東盟既有陸地接壤又有海上通道的省區，也是溝通我國與東盟各國最便捷的國際大通道，區位優越，交通便利。2010年度全區生產總值（GDP）11714.35億元，比上年增長12.3%。其中，第一產業增加值2047.30億元，增長4.8%；第二產業增加值5736.78億元，增長17.1%；第三產業增加值3930.27億元，增長9.4%。第一產業、第二產業、第三產業增加值占全區生產總值的比重分別為17.5%、49.0%和33.5%，對經濟增長的貢獻率分別為6.9%、65.9%和27.2%。與此同時，廣西物流產業也在迅速發展，社會物流總量不斷擴大，2010年廣西的貨物運輸總量120841萬噸，比2009年增長22.1%。貨物運輸周轉量3097.13億噸公里，比2009年增長23.3%。交通運輸、倉儲及郵政業增加值458.67億元，比2009年增長16.9%。2010年全區社會物流總額約21123億元，比上年增長9.6%，但低于同期全區GDP12.3%的增長水平，反映出廣西物流業仍有較大的發展空間。因此，通過實證研究區域物流產業與區域經濟發展的關聯性，對于理解兩者之間的深層次關系及協調發展具有深遠的意義。

一、文獻回顧

現代物流對經濟發展的影響是近年來一直比較熱門的話題。不同的學者基于各種假設采用不同的方法研究現代物流對經濟發展的影響，沈忠明、張潛[1]（2012）利用1978～2010年福建省的經濟指標時間序列進行協整分析，得出福建區域物流與區域經濟增長之間的互動效應：區域物流的發展水平與區域經濟增長存在長期均衡關系；劉鵬[2]（2012）從區域物流與經濟增長的關系出發，建立VAR模型研究物流對經濟增長的促進機制以及經濟增長對區域物流的拉動作用，驗證了兩者互動的協同關系。

針對時間序列數據樣本容量不大，統計檢驗可能失效且有可能存在多重共性的情況，也有學者構建面板數據模型對現代物流與經濟發展的關系進行研究，袁懷宇[3]（2012）通過構建面板數據模型，將我國東、中、西部三個區域物流業發展對經濟增長的影響進行比較分析。結果發現，物流業發展對經濟增長有顯著的正向影響，但對三個區域的影響程度存在差異。越是經濟發達地區，物流基礎設施建設對經濟增長的作用越大，而越是經濟不發達地區，貨運周轉量對經濟增長的作用越大；楊志梁、張雷、程曉凌[4]（2009）利用中國各省1991～2007年物流發展水平和國內生產總值的年度數據，對中國東部、中部、西部地區的物流和經濟增長的關系進行了實證分析。結果表明：三個區域的物流與經濟增長均存在協整關系，東部地區兩個變量存在雙向Granger因果關系，而中部、西部地區兩個變量僅存在物流對經濟增長單向的Granger原因。廖迎、阮陸寧[5]（2008）基于1978～2006年30個省、直轄市、自治區的面板數據，運用面板單位根和面板協整方法進行實證分析，實證分析表明：區域物流增長與區域經濟增長存在面板協整關系，即長期均衡正相關關系。物流基礎設施增長和簡單的物流數量的增長均不能對經濟增長產生較大的影響。邵揚、姚薇娜[6]（2010）以1978～2008年我國物流業與區域經濟增長的面板數據為樣本，對兩者進行了經驗檢驗，證實了物流業與經濟增長之間的面板協整關系。基于完全修正最小二乘法，得出我國物流供給規模和物流需求與經濟增長之間存在正相關關系。殷輝、倪澤強、李道芳[7]（2011）通過構建panel data(面板數據)模型，對皖中、皖南、皖北地區現代物流發展對經濟增長的影響進行了比較分析，結果表明物流對各地區經濟增長有顯著的正向影響，但其影響效應和經濟物流彈性存在較大差異。

以上各項研究都是利用定量方法對區域物流與經濟增長之間的關系進行研究的，雖然研究方法以及研究視角有所不同，但結論基本一致，基本都表明區域物流與經濟增長之間具有正向相關的關系。廣西處在西部地區，在新一輪的西部大開發以及東部產業轉移的情形下，現代物流能否為經濟發展提供保障，廣西區的物流與經濟發展之間是否也存在正向的相關關系，這正是本文要研究的關鍵問題。

二、研究方法

研究方法的選擇取決于研究的目的及樣本數據的選取。本文首先對經濟增長和區域物流兩類指標數據進行平穩性及協整檢驗，運用格蘭杰因果關系檢驗分析經濟增長與區域物流之間的因果關系，然后運用脈沖響應函數來刻畫經濟增長和區域物流兩個指標之間的影響關系。

（一）格蘭杰因果關系檢驗

在時間序列情形下，兩個經濟變量X、Y之間的格蘭杰因果關系定義為：若在包含了變量X、Y的過去信息的條件下，對變量Y的預測效果要優于只單獨由Y的過去信息對Y進行的預測效果，即變量X有助于解釋變量Y的將來變化，則認為變量X是引致變量Y的格蘭杰原因。格蘭杰因果關系檢驗假設了有關Y和X每一變量的預測的信息全部包含在這些變量的時間序列之中。檢驗要求估計以下的回歸：

其中白噪音U1t和U2t假定為不相關的。

式（1）假定當前y與y自身以及x的過去值有關，而式（2）對x也假定了類似的行為。

對式（1）而言，其零假設H0:α1＝α2＝…＝αq＝0

對式（2）而言，其零假設H0:δ1＝δ2＝…＝δs＝0

包括以下四種情形：

1.x是引起y變化的原因，即存在由x到y的單向因果關系。

2.y是引起x變化的原因，即存在由y到x的單向因果關系。

3.x和y互為因果關系，即存在由x到y的單向因果關系，同時也存在由y到x的單向因果關系。

4.x和y是獨立的，或x與y間不存在因果關系。

（二）向量自回歸模型（VAR）

向量自回歸模型是基于數據的統計性質建立模型，模型把系統中每一個內生變量作為系統中所有內生變量的滯后值的函數來構造模型，從而將單變量自回歸模型推廣到由多元時間序列變量組成的“向量”自回歸模型。VAR模型是處理多個相關經濟指標與預測最容易操作的模型之一，并且在一定的條件下，多元MA和ARMA模型也可轉化成VAR模型，最一般的VAR模型數學表達式為：

其中Yt是m維內生變量向量，Xt是d維外生變量向量，A1……AP和B1……Br是待估計的參數矩陣，內生變量和外生變量分別有p和r階滯后期。et是隨機擾動項，其同時刻的元素可以彼此相關，但是不能與自身滯后期和模型右邊的變量相關。模型（3）中內生變量有p階滯后，所以可稱其為一個VAR（p）模型。

三、實證分析

（一）變量與數據

“物流”這一詞在中國于1980年才提出，對于它的量化問題還未系統化，統計數據也沒有專門的描述指標。本文主要參考趙艷、張文杰[8]的研究，采用交通、倉儲及通信業產值這個指標作為衡量物流產值（TPT）的指標，來衡量物流發展的水平。對經濟增長指標的選取主要從“量”的角度對經濟發展狀況進行衡量，考慮到數據的可得性和有效性，本文選取廣西生產總值（GDP）作為衡量經濟增長速度的指標。

本研究數據取自《廣西2011統計年鑒》。實際GDP樣本區間為1978～2010年，單位為億元，實際TPT樣本區間為1978～2010年，單位為億元，以上兩個指標，凡是會受到價格的影響的指標，本文都將其價格因素予以剔除，將其全部轉化為1978年不變價格。

（二）序列單位根檢驗

運用EViews6.0軟件，對廣西生產總值（GDP）和物流產值（TPT）分別取對數為Lngdp和Lntpt，并對序列Lngdp、Lntpt做單位根檢驗，檢驗方程的選取根據相應的數據圖形來確定，采用AIC，SC最小準則確定最佳滯后階數，檢驗結果如表1。

表1 Lngdp、Lntpt單位根檢驗表

經過ADF檢驗，從表1可知，Lntpt、Lngdp的原序列和一階差分序列在10%的顯著水平下均接受原假設，即存在單位根，序列△2Lntpt和△2Lngdp在1%的顯著水平下拒絕“存在單位根的原假設”，即Lntpt、Lngdp的二階差分都不存在單位根，為平穩時間序列，所以，Lntpt、Lngdp均為二階單整I（2）。

（三）協整檢驗

由單位根檢驗可知變量均為二階單整，符合協整檢驗的條件。協整檢驗是考察變量間長期均衡關系的方法，其中協整是指兩個或多個非平穩的變量序列，其某個線性組合后的序列呈平穩性。協整檢驗主要有EG兩步法和JJ檢驗，其中EG兩步法是基于回歸殘差的檢驗，可以通過建立OLS模型檢驗其殘差平穩性，主要針對雙變量的協整檢驗，JJ檢驗是基于回歸系數的檢驗，前提是建立VAR模型，多變量可以采用此檢驗方法，本文只有兩個變量，因此采用EG兩步法。

第一步：建立回歸方程如下：

根據1978-2010年的數據對模型（3）進行OLS估計，令回歸后的殘差序列為et。

第二步：檢驗上述模型的殘差項et是否為平穩序列，即檢驗殘差序列et是否存在單位根。通過對殘差序列et做ADF檢驗，檢驗結果如表2所示，結果表明殘差序列et在1%的顯著水平下拒絕“存在單位根”的原假設，這表明殘差序列et為平穩序列，根據EG兩步法原理可知Lnus與Lnuw之間存在協整關系，并且表明他們之間存在長期的均衡關系。

表2 殘差單位根檢驗

（四）格蘭杰因果關系檢驗

根據上述協整檢驗結果可知，廣西TPT與GDP之間存在長期的均衡關系，但這均衡關系是否構成因果關系，即對于廣西TPT與GDP增長之間的關系而言，是屬于什么情況還需要進一步驗證。本文主要采用格蘭杰因果關系檢驗來驗證兩者之間的因果關系，檢驗結果如表2所示。

表2 格蘭杰因果關系檢驗

由表2可以觀察到：滯后期數為1、5的Lngdp是引起Lntpt增長變化的原因，滯后期數為2、3、4的Lngdp不是引起Lntpt增長變化的原因；滯后期數分別為1、2、3、5的Lntpt是引起Lngdp變化的原因。滯后期數為1、5的Lngdp是引起Lntpt增長變化的原因，同樣Lntpt也是引起Lngdp變化的原因。因此，可以說，在短期內，Lngdp發展會對Lntpt增長產生直接的影響，但處于不穩定的趨勢中。但在一定滯后期數上，Lngdp發展促進了Lntpt的增長，同時Lntpt的增長有助于Lngdp的推進，兩者具有雙向因果關系。

（五）向量自回歸模型

由單位根檢驗知序列△2Lngdp、△2Lntpt都不存在單位根，是平穩的。因此，采用序列△2Lngdp、△2Lntpt的數據來建立VAR（P）模型，并利用脈沖響應函數對其進行解釋。根據AIC和SC取值最小的準則，經過多次試驗我們將變量滯后區間確定為1至2，采用OLS估計該模型。運行結果見以下方程：

注：括號內的數據為t統計量

從以上模型的回歸結果可以看出，模型的擬合度較高，達到0.93以上。

根據VAR（2）模型，采用脈沖響應函數對由誤差所帶來的沖擊效果進行分析。脈沖響應函數分析方法是用來描述一個內生變量對由誤差項所帶來的沖擊的反應，即在隨機誤差項上施加一個標準差大小的沖擊后，對內生變量的當期值和未來值所產生的影響程度。先對兩變量作特征根檢驗，結果如圖1所示，可以看到所有特征根均落在單位圓內，表明這是一個平穩的模型，可以進行脈沖響應分析。

圖1 VAR模型的特征根位置

圖2 脈沖響應函數曲線

將響應函數的追蹤期數設定為10期。相關變量之間的脈沖響應函數如圖2所示（橫軸表示響應函數的追蹤期數，縱軸表示被解釋變量對解釋變量的響應程度）。

從圖2可以看出，當在本期給區域物流一個正沖擊后，所帶來的經濟增長在第3期達到最高點，然后兩者保持一個同向的波動。這表明區域物流的某一沖擊會給經濟發展帶來同向的沖擊，即對區域物流投入在當年就會對經濟產生拉動作用，并在3年后達到最高峰。

四、基本結論

根據廣西1978～2010年統計數據資料的實證分析，可以得出以下幾個結論。

（1）現代物流與廣西經濟增長的長期均衡關系。通過單位根和協整檢驗發現，現代物流與廣西的經濟發展具有長期的均衡關系，從長期來看，現代物流對于廣西的經濟發展具有推動作用，因此為響應新一輪的西部大開發，應加大物流基礎設施投資，提高物流效率，為廣西經濟發展提供強有力的保障。

（2）現代物流與廣西經濟增長的因果關系。通過Granger因果關系檢驗發現，在長期內，現代物流的發展與廣西的經濟發展存在互為因果的關系，但在短期內，廣西經濟發展雖然會對現代物流的發展產生直接的影響，但處于不穩定的狀態中。

（3）現代物流的發展與經濟的發展保持一個同向的關系。通過脈沖響應函數發現，加大物流的投入，對經濟的發展也會起到一個刺激作用，但這種效果在滯后3期的效果才能達到最大。

綜上所述，現階段廣西現代物流與經濟發展總的來說呈現出了互為因果關系的良性發展趨勢，現代物流的發展水平相對于廣西經濟的快速增長而言，雖然速度較緩慢，但對廣西地區經濟增長卻有較大的推動作用，因此，提高現代物流供給能力和將巨大的物流需求轉化為有效需求仍然是未來工作的重點。

[1]沈忠明，張潛.福建省區域物流與區域經濟的實證研究[J].中央民族大學學報：自然科學版，2012(2)：60-64.

[2]劉鵬.基于VAR模型的區域物流與經濟增長的關系研究[J].物流技術，2012(7):218-220.

[3]袁懷宇.基于面板數據的區域物流與經濟增長關系研究[J].山東社會科學，2012(3)：109-111.

[4]楊志梁，張雷，程曉凌.區域物流與區域經濟增長的互動關系研究[J].北京交通大學學報：社會科學版，2009(1):38-40.

[5]廖迎，阮陸寧.區域物流與區域經濟增長的實證研究——基于面板單位根與面板協整分析[J].南昌大學學報：人文社會科學版，2008(3):64-69.

[6]邵揚，姚薇娜.物流業與區域經濟增長——基于中國省際面板數據的實證研究[J].長春理工大學學報:社會科學版, 2010(2):43-45.

[7]殷輝，倪澤強，李道芳.現代物流對安徽區域經濟發展的影響分析[J].統計與決策,2011(13):99-101.

[8]趙艷，張文杰.物流統計初探[J].統計研究,2001(8):18-21.

[9]張曉峒.計量經濟學軟件Eviews使用指南[M].2版.天津:南開大學出版社,2004:297-303.

[10]易丹輝.數據分析與EViews應用[M].北京:中國人民大學出版社，2008:207-226.

The Analysis of Regional Logistics and Development of Econom y——Taking the Case of Guangxi

Le Xiaobing1,XingW ei2
（1.W uzhou University,W uzhou 543002,China；2.Gongqing College,Nanchang University,Gongqing City 332020,China）

By means of cointegration test，Granger causality test and impulse response function,this paper analyzes the relationship between regional logistics and economic development in Guangxi.The results show that:（1）there is a long-term equilibrium relationship between regional logistics and economic development in Guangxi and there is a strong positive correlation between regional logistics development and economic growth in Guangxi;（2）according to Granger causality test results,there is a mutually causal relationship between the development ofmodern logistics and Guangxi’s economic development but the relationship between the Guangxi’s economic developmentand regional logistics development,in the short term,is in an unstable trend.

regional logistics;cointegration test;impulse response function;Granger causality test

F252

A

1673-8535(2013)02-0015-07

樂小兵（1980-），男，江西吉安人，梧州學院講師，碩士研究生，研究方向：經濟計量分析。

幸偉（1982-），男，江西贛州人，南昌大學講師，碩士研究生，研究方向：經濟計量分析。

（責任編輯：覃華巧）

2013-01-20

廣西教育廳科研項目（201106LX560）