交通基礎設施門檻、物流業與制造業獲利能力

申 亮，董 千 里，張 林

一、引言

作為我國政府宏觀調控的重要手段，通過對具有典型外部性的交通基礎設施進行大規模投資，以此實現反經濟周期的調控目標，這種帶有明顯階段性的交通基礎設施發展過程對經濟的影響是否也表現出階段性？以往相關研究并未考慮交通基礎設施的階段性發展情況，可能會影響研究結論的真實性和可信度。作為生產性服務業重要的組成部分，物流業發展對制造業獲利能力起著重要的促進作用。自從信息技術的廣泛應用使供應鏈管理成為可能，物流業從以被動和消耗成本為特征的輔助支持性功能要素，演變成了提升企業柔性及敏捷性進而獲取競爭優勢的關鍵性戰略要素。[1]盡管物流業通過規模經濟效應和專業化優勢提高了制造企業的運營績效，并鞏固了競爭地位，[2-3]但外包的物流服務越復雜，物流外包失敗的損失就越慘重。[4]既然物流業與制造業發展密切相關，而物流業發展又在很大程度上受限于交通基礎設施情況，那么在考慮交通基礎設施差異的前提下，分析物流業發展對制造業獲利能力的影響就顯得尤為必要。在對這個問題進行研究的過程中，如何根據交通基礎設施條件對區域進行劃分，對研究結果具有重要影響。傳統的主觀劃分方式往往會導致回歸結果的偏誤，因此本文采用漢森（Hansen）發展的門檻面板模型（Panel Threshold Model）對數據進行自動識別來確定門檻值，[5]以期對這個問題作出進一步回答。

二、理論分析和研究假說

物流業與制造業之間的關系可從分工視角出發，使用奧地利學派的生產迂回學說進行闡述：通過生產過程的重組和迂回，物流業作為一個中間投入環節，成為影響生產力提高的重要因素，將更為專業的勞動力與更多的資本投入迂回到生產鏈條中，大大提高最終產出增加值。[6-7]從組織形式上看，物流業與制造業的分工主要通過制造企業進行物流外包體現出來。依據古典經濟學的分工理論，物流業務的外部化是分工深化、專業化程度提升的表現，物流業增長背后真正起決定作用的是社會分工因素。

然而，物流業從制造業實現分工，發揮專業化優勢和規模經濟效應，提高制造業獲利能力，這一機制的良好運行必須依賴有效市場范圍的擴大和交易費用的降低。陳憲、黃建鋒[8]指出，只有在分工收益大于因分工而產生的交易費用時，這種分工才能實現并延續下去。顧乃華[9]引入地理距離、政策環境、工業企業整合價值鏈的能力變量，從理論層面分析了生產性服務業對工業發揮外溢效應的渠道，并利用城市面板數據與隨機前沿函數模型對理論推演的假說進行了檢驗。進一步，梁紅艷、王健[10]分析了物流企業和工業企業的地理距離、制度環境、工業企業規模、信息化水平這四個關鍵因素，并進行了實證檢驗。以上研究的結論都很好地支持了降低交易費用在這一運行機制中所發揮的調節作用。

盡管這些影響因素對有效市場的擴大和交易費用的降低具有決定性作用，卻對交通基礎設施發展水平具有很強的依賴性。李涵、黎志剛[11]研究發現，高等級公路建設顯著降低了我國制造業企業庫存資金占用，而普通公路和鐵路投資對企業存貨水平沒有顯著影響。劉秉鐮、劉玉海[12]研究發現，公路基礎設施尤其是高等級公路設施能夠顯著降低制造業企業庫存成本，不同種類交通基礎設施對降低東中西部地區制造業企業庫存成本所起的作用并不相同。趙泉午、廖勇海[13]研究發現，從全國范圍看，公路密度的增加顯著提升了物流規模，鐵路密度的影響沒有公路顯著。

但是，由于基礎設施的網絡性、通達性特征以及我國建設過程的階段性，其作用機制不可能線性相關，而是呈現出一定的結構變化特性。國內學者從我國特殊的尚不發達的第三方物流市場發展狀況出發，對物流業發展與制造業獲利能力之間的關系進行了大量的研究，但目前并沒有一致的結論。

研究認為二者正相關的文獻有：王珍珍和陳功玉[14]基于省際面板數據的分析表明，物流業集聚度的地區差異導致制造業增加值水平的差異，各地區物流業集聚對經濟發展的效應還有待進一步提高；韋琦[15]的研究表明，我國制造業與物流業之間存在長期均衡關系，物流業發展是制造業發展的格蘭杰原因。

研究認為二者不是正相關的代表性文獻有：劉秉鐮和林坦[16]分析發現，物流外包對我國制造業生產率的影響為正，但不顯著；蘇秦和張艷[17]分析了我國制造業九大振興產業與物流業聯動的現狀，物流業對制造業各振興產業都具有顯著的正向影響，但汽車、船舶制造業、電子信息產業除外。

在此基礎上，顧乃華[18]和梁紅艷、王健[19]將物流企業與制造企業的地理距離作為調節變量進行研究發現，地理距離負向調節物流業對制造業的作用，并且顯著。但是，他們并沒有研究交通基礎設施條件改善對地理距離改善的影響，本文將進一步加以研究。

以上研究結果的不一致性隱含著物流業與制造業之間可能存在的非線性關系。因此，我們有必要在考慮交通基礎設施情況的背景下對此問題作進一步探討。

基于以上分析，提出本文的兩個研究假說：

假說1：在考慮交通基礎設施差異的情況下，物流業與制造業獲利能力正相關。

假說2：在交通基礎設施發展水平較高的情況下，物流業對制造業獲利能力的促進作用較強；在水平較低的情況下，物流業對制造業獲利能力的促進作用較弱。

其中，假說1依據鄒筱、韋琦等[20]的分工理論，假說2依據顧乃華、王健等[21-22]對這一作用機制調節因素的論述。如果假說1得到實證檢驗支持，就表明物流分工效應存在線性作用關系；相反，如果假說2得到實證檢驗支持，則表明物流業促進制造業效率提高這一機制存在非線性作用關系。

三、研究設計

1.門檻面板模型

根據前面的理論分析，物流業與制造業獲利能力間可能會因交通基礎設施的不同而呈現出非線性關系，表現出區間效應。為避免人為劃分區間帶來偏誤，我們采用漢森（Hansen）發展的門檻面板模型，[23]根據數據本身的特點來內生地劃分區間，進而研究不同區間內物流業發展與制造業獲利能力之間的關系。下面，我們重點介紹單一門檻模型的設定，進而擴展到多門檻模型。單一門檻模型的設定如下：

其中，μi為消除截面效應的不可觀測效應系數；xit為解釋變量，是一個m維列向量；qi為門檻變量，既可以是解釋變量xit中的一個回歸元，也可以是獨立于xit的一個變量；γ為門檻值，將上述樣本分為兩組，Ii（γ）={qi≤γ}為指示函數，當qi≤γ時，Ii（γ）=1，否則為0；θ1、θ2、αj和門檻值γ為待估參數；Controljt為控制變量；ejt為誤差項。多重門檻模型的假設檢驗與單一門檻情況下相似，這里不再贅述。

2.變量定義和描述性統計

本文選取2003～2012年共10年的我國31個省市區（未考慮我國港澳臺地區）的平衡面板數據。數據主要來自于《中國統計年鑒》、《中國工業經濟統計年鑒》、《中國人口統計年鑒》、《中國人口與就業統計年鑒》和《中國物流統計年鑒》。

根據已有文獻和回歸模型，本文所選變量的定義、計算方法及其統計性描述如表1所示。

在所選取的變量中，我們采用限額以上工業企業利潤總額指標作為因變量，以反映制造業企業獲利能力。在解釋變量中，與梁紅艷、王健[24]只選用物流業從業人員占總就業人數比以及田剛、李南[25]只采用貨運周轉量等做法不同，本文同時選取物流從業人員比（LOS）、鐵路或公路貨運量（TFT或GFT）、鐵路或公路貨運周轉量（TFTK或GFTK）三項指標分別進行測度，以保證結果的穩定性及可信度，反映不同物流業發展狀況對制造業獲利能力的作用。在第二部分中，我們論述了物流業發展因交通基礎設施發展階段不同而呈現的非線性特征，基于劉秉鐮、劉玉海[26]和趙泉、廖勇海[27]的指標選取方法，我們采用鐵路和高速公路①每百萬公里運營里程數作為門檻變量，以反映交通基礎設施發展階段的演進。在控制變量中，本文選取了城市化率（UBR）、固定資產投資（FAR）、人均受教育年限（TEDUP）、開放程度（OPEN）四個變量，以反映上述領域變化對地區制造業獲利能力的影響。以上各變量及其統計性描述如表1所示。

四、實證結果和分析

1.門檻效果檢驗

首先，我們需要確定門檻的個數，以便確定模型的形式。我們依次在不存在門檻、一個門檻、兩個門檻的設定下對模型（1）進行估計，得到F統計量，采用“自抽樣法”得到P值，具體如表2所示。我們發現，單一門檻和雙重門檻效果都比較顯著，而三重門檻效果并不顯著。因此，下面將基于雙重門檻模型進行分析。

2.鐵路基礎設施門檻的計量模型估計

確定門檻估計值后，利用式（1）進行面板門檻估計。鐵路基礎設施門檻對物流業發展促進制造業獲利能力這一機制調節作用的估計結果見表3。

3.公路基礎設施門檻的計量模型估計

高速公路基礎設施門檻對物流業發展促進制造業獲利能力這一機制調節作用的計量模型估計結果見表4。

4.實證分析

由表3、表4分析結果發現，模型解釋力良好，組內判定系數R2大體在40%～60%之間，豪斯曼（Hauseman）檢驗表明固定模型估計效果較優，F檢驗說明了選擇變截距模型的合理性。反映物流業發展水平的三個指標，即物流業從業人員（LOS）、鐵路和高速公路貨運量（TFT、GFT）、鐵路和高速公路貨運周轉量（TFTK、GFTK），除個別系數外，大部分系數通過了10%水平下的顯著性檢驗。

鐵路基礎設施門檻變量的調節作用，使物流業對制造業的促進作用表現出“由正轉負”的相關關系，假設2得到支持。本文作出如下解釋：

（1）在鐵路交通基礎設施發展程度較低階段，反映物流業和制造業獲利能力變量的系數顯著為正，說明在交通基礎設施偏弱情況下，鐵路交通基礎設施對物流業促進制造業獲利能力提高具有顯著的正向調節作用。

表1 實證變量統計性描述

（2）隨著制造業發展階段的轉變，經濟中重工業相對于輕工業的比例逐漸下降，制造業對鐵路貨運量的需求逐步減少，表現為促進作用減弱（從0.74降至0.02）或轉為負向相關關系（從8685.80降至-12603.30，從0.01降至-0.06）。

（3）隨著制造業的進一步發展，對物流時效性與服務質量的要求變得更高，對鐵路運輸的依賴性更弱，反映二者關系變量的系數便呈現出更高的負向相關性（從-12603.30降至-23594.50，從-0.06降至-0.14，從0.02降至-0.52），我國制造業產業結構變遷導致了對鐵路運輸依賴性的減弱。

公路基礎設施門檻變量的調節作用，使物流業對制造業的促進作用表現出了“倒U”型關系，假設2得到支持。方程回歸系數與預期理論非常一致，表現出了明顯的結構變化：

（1）在高速公路交通基礎設施發展的初級階段，反映物流業和制造業獲利能力變量的系數顯著為負（-168080.00）或為較小的正數（0.14、7.70），說明初期階段促進作用微弱。

（2）隨著制造業的發展，經濟中輕工業相對于重工業的比重上升，制造業對公路貨運量的需求逐步增加，從而導致反映物流業和制造業獲利能力變量的系數提高（從0.14提高至0.92，從7.70提高至122.70）或者由負轉正（從-168080.00轉為183350.50）。

（3）隨著高速公路交通基礎設施的進一步改善，制造業產品向更加高端的方向發展，物流需求可能變小，反映二者關系變量的系數便出現了微弱降低的情況（從183350.50降至34668.30，從0.92微降至0.71，從122.70微降至113.82）。

表2 門檻效果檢驗及結果

表3 鐵路交通基礎設施門檻效應估計結果

表4 公路交通基礎設施門檻效應估計結果

在控制變量的回歸結果中，人均受教育水平（TEDUP）、城市化率（UBR）、固定資產投資（FAR）與制造業獲利能力提高的回歸結果顯著，系數符號也符合理論預期，而對外開放水平（OPEN）的作用則較為復雜，具體理由本文不再詳述。

五、研究結論與政策建議

本文基于現有文獻對物流業對制造業獲利能力作用的爭議，以現實環境中物流業所依賴的交通基礎設施非線性發展為研究前提，系統、動態地探討了物流業發展的非線性特征。進一步，本文以2003～2012年我國31個省市區的平衡面板數據為研究對象，利用面板門檻技術對物流業發展的門檻效應進行實證檢驗，結果支持了我們的理論分析，即以鐵路交通基礎設施作為門檻，物流業發展與制造業獲利能力表現為顯著的“由正轉負”的相關關系；以高速公路基礎設施作為門檻，二者間關系表現出顯著的“倒U”型相關關系。

上述研究結論表明，物流業發展內生于經濟發展過程，忽略交通基礎設施演進而單純強調物流業發展對制造業獲利能力提高的促進作用，不僅會對理論本身形成錯誤理解，還會產生更為嚴重的政策錯配。物流業持續發展固然能對我國制造業企業獲利能力提高起到巨大的成本節約效應，但其負效應同樣不容忽視，如物流業惡性競爭導致制造業外包物流風險增加，物流業分工網絡復雜性導致運作脆弱性上升等。產生這些負效應的原因在于，隨著人口紅利與市場規模擴大對物流業發展作用的日益減弱，傳統物流業發展的源泉將逐步讓位于創新和人力資本等因素。然而，創新和人力資本卻面臨嚴重的外部性，物流業對制造業的促進作用將更多依賴于科技和創新。因此，忽略當前具體發展階段和環境而一味強調物流業對制造業獲利能力的促進作用顯得不合時宜。

據此，本文認為，應基于我國不同的交通基礎設施條件，系統、動態地看待物流業發展戰略的選擇，并重新考慮合適的物流業發展政策。對于基礎設施條件相對較好的東部地區，我們應采取促進物流企業發展的支持政策，通過支持物流企業科技進步與創新投入推動制造業獲利能力提高。但對于交通基礎設施發展程度較低、經濟發展尚不成熟的中西部地區，盲目強調物流業的發展不僅不會促進制造業發展，反而會造成較大的資源浪費。中西部地區只有首先提高基礎設施水平，才有可能進一步涉及通過物流業發展和進步促進制造業獲利能力提高的問題。因此，政府制定政策時不能一刀切，要通盤考慮各地區經濟發展的實際，否則就會放大物流業政策傾斜的負效應，進一步拉大地區間制造業發展的差距，不利于我國經濟整體持續發展。

＊本文系國家社會科學基金資助項目“基于集成場理論的制造業與物流業聯動發展模式研究”（項目編號：13BJY080）、長安大學中央高校基本科研業務費資助項目“國際物流主通道的基核間物流及關聯產業發展研究”（項目編號：2014G6235035）”的部分研究成果。

注釋：

①高速公路通車里程一般占公路總通車里程的1%～2%，但其承擔的貨運量卻占到總貨運量的25%～30%。而且，鑒于高速公路在溝通全國市場、發揮規模效應方面的關鍵作用，本文重點研究其發揮的門檻調節作用。

②高速公路貨運量指標呈現出三重門檻顯著，分別是26.80、457.52、869.03，其中一重門檻值26.80與另外兩個門檻值相比，與表1中的GLJC最小值0.00接近，與均值183.5差距較大，與邊界值較為接近，故將其舍棄。

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