物流發展、經濟增長與財政收入互動關系研究

茂 路

（新疆自治區財政科學研究所，烏魯木齊 830002）

從宏觀經濟系統的角度來看，物流業作為市場經濟的重要基礎產業，與經濟增長的關系十分密切。一方面，物流業通過自身的發展，不斷創造新價值，物流業的增加值直接計入第三產業增加值，并最終計入國內生產總值，成為經濟增長的重要組成部分；另一方面，物流業作為基礎產業為其他產業提供物流服務，促進商品流動，為其他產業的發展提供支撐，從而間接促進經濟增長。因此，政府在制定物流業財稅政策時，應盡可能從宏觀經濟整體的角度，以系統的觀點研究制定物流業財稅政策。那么，物流業的發展與經濟增長以及財政收入三者之間的互動關系究竟如何？本文將結合我國改革開放30多年的經濟數據，運用計量經濟學的有關方法和工具，對這一問題進行分析研究，為物流業財稅政策的研究和制定提供理論依據和數據分析支撐。

一、研究分析方法

我們將構建一個基于我國1978-2013年相關統計數據的向量自回歸（VAR）模型，從實證的角度揭示物流業發展、經濟增長與財政收入之間的互動關系。VAR模型以當期變量對所有變量的滯后項的回歸方程來估計聯合內生變量之間的動態關系，該模型不受制于已有的經濟理論，直接用非結構性方法建立變量之間的關系。VAR模型的基本思想：模型中的每個變量均被視為全部內生變量滯后項的函數，模型中的每個方程中都是變量對全部內生變量的若干滯后項進行回歸，從而估計全部內生變量之間的動態關系。由于其克服了傳統經濟模型受制于現有經濟理論的弊端，因此，近年來VAR模型受到許多經濟研究者的青睞，已發展為一個實證研究的重要模型。

VAR模型的一般形式為：

上式中，E（εt）=0，E（εt，Yt-1）=0，i=1，2，3...P；Yt表示n×l維向量組成的同方差的平穩的線性隨機過程，βi表示n×n維系數矩陣，Yt-1表示向量Yt的i階滯后向量，表示隨機誤差項。

二、指標的選取與數據的預處理

1.模型的假設

為了保證VAR模型的估計能夠實現，需要做如下假設：（1）各干擾項之間存在同期相關性。即同期的干擾會同時對經濟增長、物流業發展以及財政收入產生影響。比如，同期的國際經濟形勢、貨幣政策等會同時影響經濟增長、物流業發展以及財政收入。這個假設顯然與現實世界是相符的，即本文假設是合理的。（2）各期干擾項之間及其自身不存在跨期相關性。這是一個比較強的假設，也是VAR模型的需要，考慮到我們研究的目的是尋求經濟增長、物流業發展以及財政收入之間的動態聯系，因此，這樣的假設于我們的研究目的并無實質性妨礙。

2.變量的選取

本文選取國內生產總值作為衡量經濟增長速度的指標，選取年度財政收入總額（REV）作為財政收入指標。從理論上講，物流業發展指標應包括很多內容，但由于我國建立物流統計與報表制度較晚，目前還缺乏專門的指標來衡量物流業的發展程度。根據現有文獻對物流衡量指標的研究，本文選擇以下兩個指標來反映物流發展變化情況：貨物周轉量（FTO）和物流網絡里程（LNM）兩個指標。其中，貨物周轉量是指一定時期內，物流部門實際運送的貨物噸數和運輸距離的乘積，以噸公里為單位，反映物流需求增長狀況，本文只考慮三種主要物流方式：公路、鐵路和水運；物流網絡里程是指各種運輸方式的線路長度之和，衡量物流業供給增長狀況。

3.數據來源與預處理

模型所選取變量的數據區間為1978年—2013年的年度數據，均來源于歷年中國統計年鑒。為了剔除價格因素，我們以1978年居民消費價格指數為基期，通過定基居民消費價格指數剔除國內生產總值和財政收入的價格影響；為消除異方差，我們對各變量的時間序列取自然對數，相應轉變為LNGDP、LNREV、LNLNM和 LNFTO。

三、模型的檢驗與分析

（一）數據平穩性檢驗及VAR模型的估計

1.數據平穩性檢驗

為了避免出現偽回歸問題，本文將運用ADF檢驗方法對各序列的平穩性進行單位根檢驗，各指標序列及其一階差分序列ADF檢驗的結果如表1：

表1 單位根檢驗結果

從表1可以看出：LNGDP、LNLNM、LNFTO的ADF統計量的絕對值均小于ADF統計量在5%顯著水平下的臨界值的絕對值，表明上述各變量的時間序列在5%顯著水平下均為非平穩序列，但是一階差分后的序列為平穩序列，而LNREV原序列就是平穩序列；因此，本文以LNGDP、LNLNM、LNFTO的差分和LNREV原序列構建VAR模型。

2.VAR模型滯后階數的確定

構建VAR模型首先須確定模型的滯后階數，為了確定VAR模型的最佳滯后階數，我們采用確定滯后階數AIC準則，SC準則進行綜合篩選，篩選結果見表2，選擇滯后1期的VAR模型應是比較穩妥的。

表2 VAR模型滯后階數的確定

3.VAR模型的估計

本文運用EVIEWS6.0對VAR模型進行參數估計，估計結果見表3。VAR模型的系數往往難以解釋其經濟意義，VAR模型分析的重點是進行Granger因果檢驗、脈沖響應和方差分解分析。

表3 物流業發展、經濟增長與財政收入的VAR模型回歸結果

（二）物流業發展、經濟增長與財政收入之間的互動關系

1.因果關系檢驗分析

物流業發展是否是推動我國經濟發展和財政收入增長的原因，反過來，經濟發展、財政收入增長又是否是推動我國物流業發展的原因呢？為了揭示上述各變量之間的因果互動關系，本文采用Granger因果關系檢驗方法，檢驗結果如表4。

通過Granger因果檢驗，在滯后1期、5%的顯著水平下，可以得出以下幾個結論：

第一，貨物周轉量（FTO）、財政收入（REV）和物流網絡里程（LNM）都不是國內生產總值（GDP）的格蘭杰原因。這表明改革開放以來我國物流業的增長波動并未顯著拉動GDP增長波動。貨物周轉量反映的是對物流需求的增長狀況，它的增長波動反映了物流業為經濟提供服務實際能力的提高，但結果顯示物流需求的增長波動不能夠顯著促進經濟增長變動。而物流網絡里程的增長波動意味著未來物流業為經濟服務的潛在能力，分析結果顯示其并未顯著促進經濟增長波動，這是因為物流基礎設施對經濟的服務能力存在滯后性，并不能對當期經濟增長變動產生顯著的促進作用。

第二，貨物周轉量（FTO）、物流網絡里程（LNM）都不是財政收入（REV）的格蘭杰原因。這表明物流業的發展變動并未對財政收入增長產生顯著的促進作用。理論上物流業的發展會提高物流業服務于國民經濟其他部門的能力，改善國民經濟共同的生產條件，加快商品流通速度，同時改善投資環境，并最終擴大宏觀稅基，從而對財政收入增長具有促進作用，但實際作用有限。

表4 Granger因果關系檢驗結果

第三，國內生產總值（GDP）、財政收入（REV）都不是物流網絡里程（LNM）的格蘭杰原因，但國內生產總值（GDP）是貨物周轉量（FTO）的強格蘭杰原因。這表明經濟增長波動、財政收入增長對物流網絡里程的增長波動沒有產生顯著的促進作用。這與經濟學理論是不相符的，物流網絡里程的增長依賴于公共投入，而公共投入取決于財政收入，財政收入的增長最終決定于經濟增長，因此經濟增長變動促進財政收入增長變動，財政收入增長變動保證了物流網絡里程的增長變動，但實際運行中這種促進作用并未顯現。貨物周轉量的增長變動也在一定程度上促進了物流網絡里程的增長變動，這同樣是因為貨物周轉量的增長客觀上需要物流網絡里程與其需求相適應，因此推動了物流網絡里程的增長變動。

2.脈沖響應分析

脈沖響應函數研究來自于隨機擾動項的一個單位標準差的沖擊對內生變量所產生的影響。本文采用Cholesky分解法，下圖1是各序列受到隨機干擾項一個單位標準差的沖擊后的脈沖響應圖，其中，橫軸表示沖擊作用的滯后階數，沖擊響應圖中間的實線表示脈沖響應函數。

圖1 脈沖響應圖

從圖1我們可以得出如下幾點結論：

第一，當在本期給貨物周轉量一個正向沖擊后，GDP和財政收入會在滯后1期后對貨物周轉量的沖擊產生負向波動。由于貨物周轉量反映了物流業對國民經濟現實的服務能力，因此，當外界隨機干擾項導致對本期物流業的需求提高以后，物流業供給能力短期內無法快速提高，必將對經濟增長產生瓶頸，導致經濟負向波動。經濟決定財政，因此必然對財政收入也產生一定的負向影響，導致財政收入增長波動短期內不增反降。第二，當在本期給物流網絡里程一個正向沖擊后，對GDP、財政收入增長波動則產生了一定的同向影響，且這種影響具有滯后性。這是因為物流業現實供給能力的改善有利于提高經濟增長，通過促進經濟增長再傳導到財政收入增長上，但是這種供給能力提高并不能被當期市場迅速反映，而是逐步釋放，因此GDP和財政收入波動對物流網絡里程沖擊的反應是滯后的。

3.方差分解分析

方差分解是分析每一個結構沖擊對內生變量的變動的貢獻度。由于本文選取的樣本數據為35期，我們取10期作為方差分解的滯后期數，對上文建立的滯后1期的VAR模型中各變量的增長進行方差分解。

（1）對LNGDP增長的方差分解

從表5可以看出，經濟增長波動對自身的貢獻度比較明顯，平均貢獻度為96%。在我們的模型中，貨物周轉量波動對經濟增長波動的貢獻度雖然占第二位，但其貢獻度也僅為2.03%，且貢獻度相對比較穩定。物流網絡里程波動對經濟增長波動的貢獻更低，其對經濟增長波動的貢獻度平均也僅為1.9%，不過它的貢獻度是逐年緩慢提高的。財政收入波動對經濟增長波動的貢獻度最低。

表5 DLNGDP增長的方差分解表

（2）對LNREV增長的方差分解

從表6可以看出，對財政收入貢獻度較大的是財政收入自身和經濟增長波動，其次是貨物周轉量和物流網絡里程的波動。貨物周轉量和物流網絡流程波動對財政收入的貢獻度在第1期均未顯現，這與脈沖響應分析的結論仍然是一致的。但隨后貢獻度出現，并一直穩步緩慢增長，其原因是我國以流轉稅為主的稅制，在這種稅制下，貨物周轉量反映了市場交易的規模，貨物周轉量的增加也就意味著市場交易規模和宏觀稅基的擴大，在稅制不變的情況下，流轉稅的增加就是必然的，也就支撐了財政收入的增加。財政收入對自身的貢獻度第1期為82%，但此后逐步衰減，至第10期僅為30%。物流網絡里程波動對財政收入的增長也有一定影響，其對財政收入增長的貢獻度前2期不明顯，但隨后逐步緩慢增加，這是因為物流網絡里程反映的是物流業為經濟系統提供服務的潛在能力，這種潛在能力隨著時間的推移逐漸轉化為現實能力并對財政收入增長產生貢獻。

表6 DLNREV增長的方差分解表

（3）對LNFTO增長的方差分解

從表7可以看出，對貨物周轉量波動貢獻度最大的是其自身，經濟增長波動對其增長變動也有一定貢獻，而物流網絡里程波動、財政收入增長對貨物周轉量波動的貢獻度很不明顯。貨物周轉量波動對自身的貢獻在第一期為93%，從第2期開始逐漸下降，至第10期仍高達69%，這表明本期物流業實際供給能力對以后各期的實際供給能力影響很大，或者說各期的實際供給能力更多的依賴于往期的實際供給能力，這與前面得出的潛在供給能力轉化為實際供給能力的滯后性有關，短期內潛在供給能力難以轉化為實際供給能力，這也啟示我們對物流業的發展、物流基礎設施的規劃要有適度的前瞻性，不能等到其對經濟的“瓶頸”效應凸顯后再謀改善。財政收入對貨物周轉量貢獻度始終不高，但整體并呈持續穩定緩慢增長態勢。這說明隨著政府財力的增長，對物流基礎設施投入的增加，物流業的潛在供給能力逐漸轉化為現實供給能力。

表7 DLNFTO增長的方差分解表

（4）對LNLNM增長的方差分解

從表8可以看出，初期對物流網絡里程波動貢獻度最大的是其自身，但從第2期開始，這種貢獻度迅速衰減，而貨物周轉量波動對物流網絡里程波動的貢獻度則從第2期開始迅速提高并穩步增長，至第7期達到16%以上并趨于穩定。這可能是因為貨物周轉量的增加給現有的物流網絡里程造成壓力，隨著時間的推移，這種壓力逐步累積，“瓶頸”效應逐步顯現，迫使政府對物流基礎設施增加供給。經濟增長波動對物流供給增長波動的貢獻度呈現逐年穩定增長態勢，而財政收入增長對物流供給增長波動的貢獻度不到1%，表明經濟對物流供給能力的提升正在逐步釋放，而財政收入的對物流業公共的投入還很低，需要今后不斷加強。

表8 DLNLNM增長的方差分解表

四、結論及政策建議

（一）結論

我們運用1978年—2013年的有關統計資料對物流發展、經濟增長和財政收入三者之間的互動關系進行了實證研究，研究結論歸結為如下幾點：

1.從格蘭杰因果分析來看，除了國內生產總值（GDP）是貨物周轉量（FTO）的強格蘭杰原因外，物流業發展與經濟增長、財政收入之間的因果關系整體上都比較弱，也就是說物流業發展與經濟增長和財政收入增長并未產生顯著地互動循環關系。

2.從脈沖響應分析來看，短期內，物流業的需求增長都不利于經濟和財政收入的增長，而物流業的供給增長卻能顯著帶動經濟和財政收入的增長。

3.方差分解分析進一步評價了各變量相互之間的貢獻程度，本文的分析表明物流業的發展整體上對經濟和財政收入增長的貢獻度都很低，但都基本呈現出緩慢提高趨勢。

（二）政策建議

1.適應物流業發展特點，調整財政投入結構。調整物流基礎設施建設投入結構，增加內河航道建設投入，物流基礎設施建設投入，加強物流公共信息平臺的規劃和建設，加大對先進物流業技術創新和應用的財政支持，增加對現代物流專業人才教育培訓方面的財政投入。

2.創新財政支持物流業發展的方式。通過財政獎勵、政府采購、財政貼息及靈活運用多種方式鼓勵民間資本參與物流基礎設施建設。

3.支持物流業發展的其他配套政策措施。完善物流業管理體制，物流基礎設施用地管理制度，加大對物流業融資的支持力度，完善交通管理政策。

〔1〕國務院第二次經濟普查領導小組辦公室，國家發展改革委經濟運行調節局，中國物流與采購聯合會.中國物流業發展研究報告[M].北京：中國統計出版社，2011：31.

〔2〕楊志梁，張雷，程曉凌等.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），2009，8.

〔3〕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，2012，31（7）.