甘肅省區(qū)域經濟與區(qū)域物流發(fā)展關系實證研究

曾俊偉，張錦龍，錢勇生 ZENG Jun-wei, ZHANG Jin-long, QIAN Yong-sheng

（蘭州交通大學 交通運輸學院，甘肅 蘭州730070）

(School of Traffic and Transportation, Lanzhou Jiaotong University, Lanzhou 730070, China)

在經濟逐步向全球化、自由化和網絡化邁進的今天，物流作為一種現(xiàn)代活動而扮演的角色已無可取代。物流一詞自20 世紀80 年代從日本引入我國，在短短的30 多年間其發(fā)展速度是有目共睹的。甘肅省作為西北地區(qū)天然的生態(tài)屏障和戰(zhàn)略要道，在我國發(fā)展和穩(wěn)定大局中具有重要地位，尤其在改革開放以來實施的西部大開發(fā)戰(zhàn)略中取得了經濟社會的空前大發(fā)展，目前正處于加速發(fā)展的緊要階段，但由于甘肅省在自然、地理和歷史等方面的原因，在經濟發(fā)展方面還存在諸多問題，而區(qū)域經濟的發(fā)展水平在一定程度上又決定著區(qū)域物流的發(fā)展規(guī)模，因此針對甘肅省區(qū)域經濟與區(qū)域物流發(fā)展關系的研究就顯得尤為迫切。

1 甘肅省發(fā)展現(xiàn)狀分析

就甘肅省區(qū)域經濟發(fā)展的總體現(xiàn)狀而言，在改革開放的30 多年間，尤其是實施西部大開發(fā)以來取得了空前大發(fā)展，甘肅省區(qū)域經濟發(fā)展的總體水平不斷提高且逐年呈上升趨勢，目前正處于加速發(fā)展的緊要階段。但從已公布的2013 年甘肅省各市人均GDP 排名數據來看，嘉峪關市以14.2446 萬元的人均GDP 排名居榜首，而位居最后一名的臨夏市人均GDP 僅為0.8748 萬元，約是前者的十六分之一倍，由此可見，雖然甘肅省區(qū)域經濟整體發(fā)展可觀，但是不可否認的是省內不同地區(qū)的發(fā)展水平還是相差甚遠。

在近幾年的發(fā)展歷程中，甘肅省始終堅持科學發(fā)展的主題，注重加快轉變經濟發(fā)展方式，緊緊遵從實事求是的步調實施每一項工作。尤其在2012～2013 年短短的兩年時間里，甘肅省先后提出和實施了“3341”項目工程與“1236”扶貧攻堅的行動，對于發(fā)展全省經濟、提升質量效益、改善人民生活、促進社會各項事業(yè)進步以及全面建設小康社會打好了堅實的基礎。

隨著經濟全球化進程的加快與社會分工的進一步明確和深化，物流管理以一種領先的組織模式和管理理念，在經濟社會發(fā)展中，尤其是區(qū)域經濟發(fā)展中的戰(zhàn)略地位越顯突出，隨之引起了國內外相關人員的關注與研究，地方物流與經濟增長之間相互關系的研究也因此成為學者們爭相追逐關注的焦點。

2 區(qū)域經濟與區(qū)域物流關鍵指標的提取

考慮到區(qū)域物流系統(tǒng)與區(qū)域經濟系統(tǒng)構成指標的復雜性，文中選取主成分分析法來提取區(qū)域經濟與區(qū)域物流的各項關鍵指標。

2.1 欠發(fā)達地區(qū)區(qū)域經濟關鍵指標的提取。本文以西部最具典型的12 個欠發(fā)達省區(qū)為例，搜集了2012 年度12 省區(qū)的8 項主要經濟指標數據，具體省市及指標初始數據如表1 所示。利用統(tǒng)計軟件SPSS 對上述基礎數據作主成分分析，具體操作步驟本文不再詳細說明，具體分析結果如表2、表3 所示：

表1 西部12 個欠發(fā)達地區(qū)經濟指標數據統(tǒng)計

表2 區(qū)域經濟指標方差分解主成分提取分析表

表3 區(qū)域經濟指標成分得分系數矩陣

從表2 中主成分提取分析表中可以看出，第一主成分的累計貢獻率高達68.655%，包含了評價區(qū)域經濟的大部分內容，結合表3 中各指標的得分系數，本文選取以第一成分為代表的地區(qū)生產總值、工業(yè)增加值和第三產業(yè)增加值作為衡量區(qū)域經濟的關鍵指標。

2.2 區(qū)域物流能力關鍵指標的提取。與區(qū)域經濟關鍵指標的提取方法和過程一樣，文中同樣以西部欠發(fā)達省區(qū)物流能力指標數據為例，數據來自國家統(tǒng)計局網站，利用SPSS 軟件作主成分分析，最終選取客運量、郵電業(yè)務總量及貨物周轉量作為評價區(qū)域物流能力的關鍵指標。

3 甘肅省區(qū)域經濟與區(qū)域物流發(fā)展關系實證研究

在進行區(qū)域經濟與區(qū)域物流關系實證之前必須先對本文選取的關鍵性指標進行時間序列平穩(wěn)性檢驗及協(xié)整檢驗。本文研究過程中選取在經濟學統(tǒng)計中具有較強優(yōu)勢的Eviews 軟件進行分析和研究，可有效回避人為主觀因素的干擾。文中選取甘肅省自1993～2013 年間物流與經濟各指標發(fā)展的相關數據進行實證分析。

在進行檢驗分析之前，考慮到軟件本身對語言的限制，需要對各關鍵指標進行字母變量代替，如表4 所示：

3.1 評價指標的時間序列平穩(wěn)性檢驗及分析。為了最大限度避免因異方差存在造成的負面影響，在進行檢驗之前需要對基礎數據進行取對數操作以消除量綱。之后則依據Eviews 進行時間序列平穩(wěn)性檢驗的步驟，分別對以上6 組變量進行時間序列平穩(wěn)性檢驗，結果如表5 所示：

表5 各評價指標時間序列的平穩(wěn)性檢驗結果

從表5 的檢驗結果可以看出，各評價指標變量在二階差分序列情形下的ADF 檢驗統(tǒng)計量都大于其在三種顯著水平條件下的臨界值，表明所有評價指標變量的二階差分序列都是平穩(wěn)的；而各指標在其一階差分序列情形下，只有第三產業(yè)增加值（DLNCYZJ） 和貨物周轉量（DLNHWZZ） 是平穩(wěn)的，即為一階平穩(wěn)序列，其余指標均為非平穩(wěn)序列。

3.2 協(xié)整檢驗。為了判定區(qū)域內各物流指標與經濟指標之間是否存在長期穩(wěn)定關系，往往需要對各指標兩兩進行協(xié)整檢驗分析，通常選取Johansen 法進行協(xié)整檢驗，利用Eviews 軟件得出的檢驗結果如表6 所示。

是否存在協(xié)整關系的判定標準主要是看表6 中None*的行與Trace Statistic 和0.05 Critical Value 列相交的兩個值，如果對應Trace Statistic 的值大于0.05 Critical Value 對應的值，則說明二者之間至少存在一個協(xié)整關系，反之則否；另外還需注意Prob.**列對應的值，若其值小于0.05，則說明二者之間存在協(xié)整關系，反之則無。從表6 分析得出的數據可以看出，地區(qū)生產總值（LNGDP） 與客運量（LNKYL）、工業(yè)增加值（LNGYZJ） 與客運量（LNKYL） 間不存在協(xié)整關系，而地區(qū)生產總值（LNGDP） 與郵電業(yè)務總量（LNYDYW）、貨物周轉量（LNHWZZ），第三產業(yè)增加值（LNCYZJ） 與郵電業(yè)務總量（LNYDYW）、貨物周轉量（LNHWZZ） 和客運量（LNKYL）、工業(yè)增加值（LNGYZJ） 與郵電業(yè)務總量（LNYDYW） 和貨物周轉量（LNHWZZ）之間均存在協(xié)整關系。

3.3 甘肅省區(qū)域經濟與區(qū)域物流的格蘭杰因果檢驗及分析。結合以上兩步的檢驗結果，下面對已通過協(xié)整檢驗且代表區(qū)域經濟和區(qū)域物流的各項指標進行兩兩檢驗。首先對地區(qū)生產總值（LNGDP） 與郵電業(yè)務總量（LNYDYW） 和貨物周轉量（LNHWZZ） 間的格蘭杰因果關系檢驗，如表7 所示：

表7 格蘭杰因果檢驗結果

根據以上的檢驗結果可以看出，若Prob.對應列的值均大于0.1 則說明二者不存在格蘭杰因果關系，反之則存在。故有地區(qū)生產總值與郵電業(yè)務總量之間不存在格蘭杰因果關系，而貨物周轉量在10%顯著水平下是地區(qū)生產總值的格蘭杰原因，地區(qū)生產總值在5%顯著水平下是貨物周轉量的格蘭杰原因。可見，地區(qū)生產總值與貨物周轉量之間具有相互促進增長的關系。

利用Eviews 軟件中的最小二乘法可得出地區(qū)生產總值（LNGDP） 與貨物周轉量（LNHWZZ） 二者之間的協(xié)整回歸方程：

可以看出，在存在長期均衡關系的基礎上，貨物周轉量每增長1 個單位，地區(qū)生產總值相應增長1.4641 個單位，回歸模型的實際值與擬合值的趨勢圖如圖1 所示。

其次，同理針對第三產業(yè)增加值與郵電業(yè)務總量、貨物周轉量及客運量三者之間進行格蘭杰因果關系檢驗，得出它們兩兩之間不存在格蘭杰因果關系，因此郵電業(yè)務總量、貨物周轉量及客運量對第三產業(yè)增加值沒有顯著作用。

最后針對工業(yè)增加值（LNGYZJ） 與郵電業(yè)務總量（LNYDYW） 和貨物周轉量（LNHWZZ） 間進行格蘭杰因果關系檢驗，如表8 所示。

通過檢驗可以看出，工業(yè)增加值與郵電業(yè)務總量之間不存在格蘭杰因果關系，二者之間無顯著作用；而工業(yè)增加值與貨物周轉量均在5%顯著水平下互為對方的格蘭杰原因，且工業(yè)增加值對貨物周轉量的增加具有顯著的影響作用。

同理利用最小二乘法可得出工業(yè)增加值與貨物周轉量之間的協(xié)整回歸方程：

可以看出，工業(yè)增加值與貨物周轉量間存在長期的均衡關系，貨物周轉量每增加1 個單位，工業(yè)增加值相應增長1.49143個單位，回歸模型的實際值與擬合值的趨勢圖如圖2 所示：

4 結 論

從當前的發(fā)展階段來看，甘肅省區(qū)域經濟與物流的整體發(fā)展還都處于剛起步階段，由以上的分析結果可知甘肅省區(qū)域經濟對區(qū)域物流的發(fā)展具有明顯的帶動作用，但也不難看出甘肅省區(qū)域物流的增長對地區(qū)生產總值、工業(yè)增加值增長的影響效果不同，其顯著性水平也存在一定程度的差異。甘肅省地區(qū)物流業(yè)發(fā)展對經濟增長的帶動作用并不顯著，這也從另一方面說明甘肅省物流業(yè)發(fā)展水平的相對滯后性，基于此甘肅省今后在發(fā)展區(qū)域經濟的同時應更加注重區(qū)域物流的大力發(fā)展，以期實現(xiàn)區(qū)域資源的結構整合和優(yōu)化重組。

[1] Sultan Kuzu,Research into the long-run relationship between logistics development and economic growth in Turkey[J]. Journal of Logistics Management, 2014,3(1):11-16.

[2] Wang, A. Research of logistics and regional economic growth[J]. Scientific Research, 2010,12(4):395-400.

[3] 李全喜，金鳳花，孫磐石. 區(qū)域物流能力與區(qū)域經濟發(fā)展的典型相關分析：基于全國面板數據[J]. 軟科學，2010(12):75-79.

[4] 楊志遠. 西部區(qū)域物流與區(qū)域經濟發(fā)展的相互關系研究[D]. 北京：北京交通大學（碩士學位論文），2012.

[5] 閆葳. 物流業(yè)與區(qū)域經濟發(fā)展關系分析[J]. 物流技術，2014,33(3):279-281.

[6] 張紅波. 現(xiàn)代物流與區(qū)域經濟的協(xié)同發(fā)展研究——以長株潭經濟圈為例[J]. 當代經濟管理，2013,35(12):61-67.

[7] 韓楊. 西北地區(qū)物流業(yè)與區(qū)域經濟增長關系的實證分析[J]. 商業(yè)時代，2012(20):128-130.

[8] 徐茜，黃祖慶. 區(qū)域物流與區(qū)域經濟發(fā)展互動關系研究——以浙江省為例[J]. 統(tǒng)計與決策，2011(9):116-119.