甘肃省物流业与经济协调发展研究——基于协整理论和误差修正模型检

钱少单，王泽民，李滋阳 QIAN Shao-dan, WANG Ze-min, LI Zi-yang

（1. 西北民族大学 管理学院，甘肃 兰州730030；2. 江苏大学，江苏 镇江212013）

(1. School of Management, Northwest University for Nationalities, Lanzhou 730030, China； 2. Jiangsu University, Zhenjiang 212013,China)

当前，物流业在国民经济中起着重要的作用。众所周知物流业在我国国民经济中处于第三产业的划分中，起到调节平衡、拉动产业经济增长的作用，被誉为经济增长的“推动器”。当前，物流业的发展状况已成为并将在一定时期内成为衡量一个国家或地区经济综合实力与现代化水平的重要标志之一。2013 年，根据国家统计局网站数据调研并采用、统计学分析法分析得出我国物流业增加值每增加1 亿元，GDP 相应增加19.967 亿元。根据环境系统理论可知，物流业是我国经济系统中重要的子系统，其与经济发展的关系非常重要。2013 年国家主席习近平，提出共同建设“丝绸之路经济带”，该区域涵盖了我国西部广大地区，其中包括西北五省和云南、广西、四川、重庆等地。甘肃省作为近年来物流业发展最为迅速的西北省份，并充当中亚、新疆连接内陆的中转枢纽，其物流业发展非常显著。因此，对我国甘肃地区物流业发展与经济增长之间的关系问题进行研究具有重要的现实意义和理论价值。

1 指标体系选择

文章研究数据主要来源《甘肃统计年鉴》和国家统计局网站。考虑到目前我国尚未把物流业作为独立的行业进行核算，因此本论文中所选取的相关指标是在阅读大量文献的基础上借鉴相关学者的指标选取方法。具体指标选择如下：

1.1 地区经济增长指标

经文献研究分析可知，能反映地区经济发展的指标主要有地区生产总值，其具有很好的代表性，也是国际认可度比较高的指标，很多国外学者也大多采用这一指标。所以本文选取地区生产总值作为衡量物流发展潜力的指标，简记为GDP。

1.2 物流业发展水平指标

在目前的研究状况下，较全面地反应物流发展情况的指标不够完善。加入对物流指标多样性的分析，本文主要选用以下三个具体指标来描述物流业的发展状况。现代物流业发展评价指标主要包括：（1） 关于物流的供给，物流供给能力的表现应包括该地区的物流基础设施状况等，鉴于数据的可得性和复杂性，本论文选取物流网络里程（包括铁路、公路、水路、航空和管道五种运输方式的道路里程） 此指标用来描述甘肃省物流供给能力，简记为WLC；（2） 关于物流需求，体现物流需求对现代经济发展的正向推动作用。物流需求是指社会经济活动在物流的各个环节所提出的有支付能力的需要。所以本文选取相对较为全面的货运周转量指标，简记为HYL；（3） 关于物流发展潜力，主要体现在物流供给和物流需求共同作用对物流业发展的影响。主要表现就是物流就业人数的增加，因此，可以利用物流业就业人数这一指标衡量物流业的发展潜力，简记为WJY。

2 实证分析

根据宏观经济学中的“追赶效应”可知，我国西部地区经济发展水平比较低，物流的相关产业发展进程慢，但是根据追赶效应的定义可知，在西部地区，追赶效应表现得较为显著，其发展速率已迅速超出全国平均增长水平。本篇论文立足于丝绸之路经济带上甘肃省物流业发展状况，通过选取的能够反映物流业发展的相关指标提取相应数据，利用Eviews5.0 软件，分析甘肃省物流业与经济发展的关系。

2.1 数据来源及处理

论文分析使用的数据取自国家统计局地区生产总值的1993～2013 年的年度数据。对按当年价格计算的地区生产总值GDP 时间序列数据消除价格影响因素，可以按1978 年的价格水平进行计算。鉴于数据量纲不一样，可以对数据取对数，并利用excel 做出时间序列图。

数据取自然对数不改变先前的协整性，但是它可以消除异方差性，这是有利于进行经济意义分析的，分别记为LNGDP、LNWLC、LNHYL和LNWJY。图1 描述了地区生产总值GDP 以及物流相关指标随时间序列变化的趋势。由图1 可知，各变量增长趋势比较明显。因此，可以初步认为它们之间存在某种相关关系，可以进行下一步的分析。

2.2 单位根检验

单位根检验，其目的在于检验数据是否平稳，如果说数据是平稳的，做出的传统回归是真实回归，而对非平稳时间序列进行传统的回归分析就会出现“虚假回归”。所以在计量分析之前，首先应该进行平稳性检验。协整反应的是一种长期均衡的稳定关系。

检验时间序列平稳性的标准方法是单位根检验，本文采用一般实证常用的ADF 检验法进行平稳性检验并确定相关变量的协整关系。本论文利用Eviews5.0 对数据进行分析，检验结果见表1 所示。

检验结果表明：对数化的地区生产总值、物流网络里程、物流货运量和物流就业人数在各个显著水平下平稳性不一样，所以原始时间序列是非平稳的，而一阶差分后在5%显著水平下是平稳的，均是I（1 ）过程，即可称这四个水平序列为一阶单整时间序列，可以进行协整分析。

表1 ADF 检验结果

2.3 协整检验与误差修正

在关于协整检验中，较为常用的有两种方法：其一Engle & Granger（1987） 提出的基于协整回归残差的两步检验法；其二Johansen & Juselius（1990） 的似然比检验方法，简记为J-J 检验法，J-J 检验法对数据的数量要求比较严格，而论文中相关数据是1993～2013 年共21 年的数据，时间序列较短，不适合用J-J 检验法进行检验。本论文采用E-G 两步检验法对时间序列进行协整检验。

首先建立甘肃省地区生产总值与物流网络里程、货运量和物流就业人数函数的计量模型：

式中：LN（GDP）表示甘肃省地区生产总值，LN（WLC）表示甘肃省物流网络里程总和，LN（HYL）表示甘肃省货运量总和，LN（WJY）表示甘肃省物流业就业总人数。对式（1） 进行回归分析，采用普通最小二乘法（OLS） 可以得到结果：

R2=0.895476；调整后的R2=0.915023；D.W=1.246164。

对已知协整方程的残差进行平稳性检验，设残差为resid，利用Eviews5.0 检验后，结果显示：ADF 检验统计量-2.94 小于1%的显著水平，这就表明，残差序列为平稳序列，表明所得长期回归方程为真实回归方程。表明各变量之间明显具有长期协整关系。

在分析比对下，可以得出甘肃省物流业发展与经济增长之间存在长期、稳定的均衡关系的结论，但一般情况下，对长期进行估计时会出现较大误差，所以对回归方程进行构建短期回归方程。而二者之间是否存在短期波动关系，还需要进一步对其进行验证。本文利用E-G 检验法，得出数据可以得出其短期波动模型，建立经济增长与物流发展之间的短期波动模型如下：

短期波动模型作者采取的是前两期推出未来一期的数据，这样模型的科学性更高，数据更有说服力。

2.4 Granger 因果关系检验

根据Granger 因果关系检验原理，本文对1993～2013 年间的数据进行研究分析，运用EViews5.0 计算得出了LNGDP和LNWLC、LNHYL、LNWJY之间因果关系，其结果如表2 所示。

由表2 可知在5%显著水平下，1993～2013 年期间，经济增长与物流网络里程、物流货运周转量和物流就业人数之间存在单向的Granger 因果关系。而物流业对经济的促进作用不明显，检验结果均是拒绝的。

3 研究结论

通过如上分析，本文对甘肃省经济增长与物流发展水平进行了实证研究得出以下几点结论：

其一，从对Granger 因果关系分析检验表格得出的结果中表明，甘肃省地区生产总值对物流供给能力、物流需求能力以及物流发展潜力有正向拉动作用，它的积极作用比较明显。在30 多年的改革开放推动下，甘肃省经济得到了快速发展，通过国家统计局网站查询可知2013 年甘肃省工业生产增加值为2 155.22 万亿元，外贸的进出口总额（按经营单位所在地计算） 为10.236107 亿美元，其中出口总额占4.677322 亿美元。由数据分析可知，经济的快速发展带动了物流业的急速发展和物流就业人数的增加，为物流业的发展打下良好的基础。

表2 LNGDP 与各变量间的Granger 因果关系检验

其二，在以上表格检验结果显示中，物流发展不能促进经济增长，但是论文中协整检验结果显示甘肃省物流与经济发展之间仍具有关系，这一关系是长期的稳定的。总而言之，甘肃省物流的发展对经济的促进作用还不够显著。但从长期发展来看，物流对经济增长还是有一定程度的促进作用。所以作者对甘肃省物流业的发展建议是制定长期能把握全局的发展战略。

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