丝绸之路经济带背景下物流与对外贸易的联动关系研究

郑竟放 王小华

摘 要：“丝绸之路经济带”是中国“向西开放”的历史机遇。本文从国家大力打造“丝绸之路经济带”的大背景出发，分别分析了新疆物流业和对外贸易的发展现状，并采用新疆1990—2016年的时间序列数据，通过相关性检验、平稳性检验、协整检验、格兰杰因果关系检验和误差修正模型对新疆物流与外贸发展的联动发展作了实证分析。结果表明，新疆对外贸易和物流发展之间存在着长期的均衡关系，新疆对外贸易是物流的格兰杰原因，而物流并不是对外贸易的格兰杰原因，对外贸易的发展对物流的进步起着明显的“倒逼”效应，并据此提出了当前加强物流改革与促进外贸发展的对策建议与保障措施。

关键词：“丝绸之路经济带” 物流 对外贸易 “倒逼”效应

中图分类号：F752 文献标识码：A 文章编号：2096-0298（2018）11（a）-075-05

新疆长期坚持“贸易先行、产业联动”的工作思路，物流和对外贸易取得了快速发展，二者而皆是引领经济发展的动力。随着经济一体化的发展和“丝绸之路经济带”的深入推进，新疆开放型经济呈蓬勃发展的态势，面向周边、辐射中、西、南亚的“向西开放”新格局基本形成。物流对新疆进、出口贸易均产生直接或者间接的影响，同时，物流的进一步发展也成为促进新疆对外贸易持续增长的有效动力。新疆处于“丝绸之路经济带”的核心区，其明确定位要着力打造中亚地区的物流中心，成为连接我国向西开放的物流大通道，作为经济发展的基本保障和动力，物流和对外贸易的发展迎来了前所未有的历史机遇。因此，厘清物流与对外贸易之间的发展趋势和联动关系，据此找准新形势下发展物流和对外贸易的对策措施，对于新形势下促进新疆物流“提质增效”，实现物流与外贸的有效互动，推进贸易的“优进优出”具有较好的现实意义，也为“丝绸之路经济带”背景下实現“互联互通”提供了基础保障。

1 文献综述

国外现有文献对不同国家地区物流发展的定量研究视角方法不一。Stenwen（1975）通过构建指标体系运用DEA测算了物流效率。Ednilson S.Bernardes（2000）在物流指数的基础上对物流业的发展状况进行了研究。E Maggi（2010）研究了意大利的外商直接投资在物流领域的投资情况，证明外商投资能够降低物流的“冰山成本”。由于国内物流起步晚，因此早期关于物流方面的研究并未受到学者的关注。早期研究多偏向于定性方面，主要阐述了现代物流与经济发展的关系。21世纪以来，物流在我国蓬勃发展，物流与经济发展的关系逐渐受到学者的青睐，主要以港口物流的实证分析为主。大多认为物流与经济增长之间是互相促进的互动关系，如张文杰（2002）。关于物流与贸易之间的研究主要集中在港口物流与对外贸易的发展方面，李永生（2006）认为物流成本不仅影响国际贸易流向，而且对国际贸易量还会产生乘数效应。李正锋（2009）以江苏省为例研究表明，港口物流对经济发展存在指数函数关系。张宝友（2009）从相关性和弹性角度出发研究了我国物流业与进出口贸易之间的关系。王领（2010）用1978—2008年上海市的数据分析了二者的关系，得出港口货物吞吐量的变化和进出口额的增加之间具有单向因果关系，运输量的变化对外贸增长的作用有很大的时滞效应。朱坤萍、张喜梅（2013）基于河北省的数据研究发现：二者长期存在非常明显的相互促进作用，港口物流对外贸的短期作用明显，而对外贸易对港口物流的短期影响并不明显。李秋叶、余贵美（2015）利用福建的数据研究了物流对外贸的影响机理，发现福建港口物流业的集中度不高，并且存在着产业的前向关联和后向关联效应。

综合国内外的相关文献，国外的研究比较成熟，对物流与经济增长、FDI等诸多方面。而国内的研究大多是对较为发达的沿海省份外贸和港口物流的研究，关于内陆地区物流业与对外贸易关系的文献鲜有，中国各个地域广阔，不同地区的要素禀赋、地理条件等决定了其经济发展方式的差异性，集中于沿海省份的研究显然具有一定的局限性。目前，我国对外开放的程度逐步加深、开放领域进一步扩大，构建“丝绸之路经济带”处于关键时期，而产业联动尚需优化，厘清核心区物流与对外贸易的关系显得尤为必要。基于此，本文利用新疆1990—2016年统计数据，首先运用协整分析验证了新疆的物流与对外贸易之间是否存在长期的均衡关系，在此基础上通过格兰杰因果关系检验以明确二者之间的互动机理，在此基础上提出较为可行的建议，以期能够为“丝绸之路经济带”背景下新疆促进物流发展、推动贸易的优进优出提供经验借鉴。

2 模型构建与变量说明

2.1 模型构建

模型选取了1990—2016年的时间序列数据，其中涉及到的数据均根据《新疆统计年鉴》相关数据计算整理而得。为避免时间序列数据及可能存在的自相关及异方差性等对模型的结果造成偏误，且保持原数据间的协整关系，故将数据进行了对数变换建立如下的回归模型：

lnTrt=β0+β1lnSHQt+β2lnZZLt+μt （1）

其中，LnTrt为被解释变量，lnSHQt和lnZZLt为解释变量，μt为随机干扰项，β是模型的参数，代表各解释变量变化1%，被解释变量平均增加或减少β%，t表示不同的年份。

2.2 变量选取

常用的反映物流规模的指标主要有港口货物吞吐量、集装箱吞吐量、港口运量、港口航线和货运量、货物周转量。前四者主要是用来描述港口货物运输的指标，对于新疆的外贸来说主要靠陆路运输，并没有港口物流的统计数据。因此，本文采用货运量、货物周转量作为衡量新疆物流水平的指标。

货运量（SHQ）：指一定时期内物流服务国民经济的数量，是反映物流运输能力的重要指标，单位为万吨。

货物周转量（ZZL）：是一定时期内实际货物运输数量和运输距离的乘积，它不仅包括了运输对象的数量，还包括了运输距离的因素，是反映物流绩效的综合指标，因而能够全面地反映运输生产成果，故将其纳入衡量物流业的指标体系，单位为万吨公里。

进出口总额（Tr）：用进出口总额来衡量对外贸易水平最具有代表性。为避免汇率和通货膨胀因素对外贸水平造成的干扰以保证数据的平稳性，本文根据当年的平均汇率对其进行了平减，最终单位为万元。

3 实证检验

3.1 相关性检验

本文首先通过变量间的相关系数来分析新疆物流与外贸发展的联动关系和相关程度。相关性检验的结果如表1所示，发现各变量间的相关系数很高均超过了0.96，据此可以初步判断二者存在较强的关联关系。

3.2 单位根检验

对于时间序列数据而言，数据通常是不平稳的，数据的较大波动会因产生“伪回归”问题而降低检验的功效。为了防止其对结果造成影响，应先对数据进行单位根检验并将时间序列数据平稳化。首先对原数据采用没有常数项、没有趋势项且滞后期为1即（0，0，1）的模式进行单位根检验，检验的结果如表2所示，可以看出，在5%的显著性水平下，所有序列都是非平稳序列，所以对时间序列进行了一阶差分，其结果显示该数据是I（1）一阶平稳，数据选取较好，可以进行其他检验。

3.3 协整性检验

协整检验要求所有序列必须是平稳的，由表2的结果可知，经过一阶差分之后变量之间的线性组合在1%的显著性水平下可以通过显著性检验，故满足协整检验的基本前提。Johansen检验主要为E-G检验和J-J检验两种方法，而多变量的协整关系一般用J-J检验，故采用后者。由于协整检验的滞后阶数非常重要，因此必须先确定最优滞后阶数，根据Pantula准则可知，协整检验的滞后阶数等于VAR模型的滞后阶数减去1，所以必须先建立VAR模型借此确定滞后期，据此最终确定最优滞后阶数为2，整个协整检验的结果如表3所示。可以看出，当协整向量为0时，所有跟踪统计量和最大特征值都大于5%的显著性水平下的临界值，即此时均能通过协整检验，说明变量之间至少存在1个协整关系。

AR根检验通常用来判断协整检验是否正确，其依据的标准是：若所有变量代表的点都在半径为1的单位圆内，则认为协会智能检验是正确的。AR跟检验的结果如图1所示，可以看出，所有的点都落在圆内，说明协整检验的结果可靠，进一步确定新疆货运量和货物周转量与对外贸易之间存在着长期的均衡关系。

可以看出，拟合优度R2较高，说明拟合程度较好。根据F值也可以发现方程的显著性也非常高，可以通过显著性检验。货运量和货物周转量每增加1%，进出口贸易额分别平均增加0.685686%和1.459783%。

3.4 格兰杰因果关系检验

若解释变量（被解释变量）的前期变化能够有效地说明被解释变量（解释变量）序列的变化，则说明存在“格兰杰因果关系”；反之，亦然。格兰杰因果检验要求序列必须是平稳序列并且能够通过协整检验，前文结果显示满足条件，在此基础上进一步验证货运量、货物吞吐量与进出口之间是否存在格兰杰因果关系。格兰杰因果关系检验中滞后期对检验结果的准确性起着决定性的作用，根据AIC和SC准则，当AIC值最小时的滞后期为最优滞后期，据此确定了滞后期为2，在此基础上可以进行格兰杰因果关系检验，进而验证物流与对外貿易是否存在因果关系。

表4的结果表明，置信度为95%时，拒绝原假设：“lnTr不是lnSHQ的格兰杰原因”，也拒绝原假设“lnTr不是lnZZL的格兰杰原因”，但是接受“lnTr不是lnSHQ的格兰杰原因”和“lnZZL不是lnTr的格兰杰原因”的假设；换言之，lnTr和lnSHQ、lnZZL存在着单向的因果关系。说明新疆外贸对货运量和货物周转量有明显的促进作用，货运量和货物周转量的增加对进出口贸易的促进作用并不明显。可见，新疆外贸进出口总额的快速发展“倒逼”新疆物流的增长，相对于外贸发展的水平物流业的发展明显滞后。笔者认为物流和外贸发展差距甚大导致物流量的增加对外贸的推动作用目前还不能从数据上反映出来，这正是模型中新疆对外贸易是物流的单向格兰杰原因的根本原因所在。因此如何制定相关的促进政策，协调对外贸易和物流之间的良性互动发展极为重要。

该结果与李秋烟、余美贵（2015）等学者的观点相佐，与王领（2010）、俞雅乖（2013）等的结论相似。不同地区不同的样本容量下研究结果有出入也恰恰验证了张宝友（2009）的观点，也进一步论证了我国不同地区之间物流发展水平差异较大的假定，西部地区物流的发展主要靠内销贸易和外贸的拉动作用。

3.5 误差修正模型（ECM）

协整检验经常被用来检验变量之间的长期均衡关系，但并不能判断其短期关系，由前文协整检验的结果可知物流与外贸之间的这种长期关系存在，故在此通过误差修正模型来检验新疆的物流与外贸之间的短期关系。在修正模型中，修正项的系数又称为“调整系数”，表示对偏离长期均衡的调整力度，得出如下的方程：

△LnTr=-0.000799+1.902555△lnSHQt-1+0.624535△lnZZLt-1-0.492189ecmt-1 （3）

T=（-0.006520） （0.985802） （0.543265） （-1.925085）

R2=0.261558 D.W=2.173133 AIC=0.112207 F=1.889077

可见，上一期的货运量和货物周转量所对应的t值均比较小，证明二者对贸易的影响不显著，与前文格兰杰因果关系检验的结果相吻合。对外贸易的短期变动受到短期经济波动和偏离长期均衡两方面的影响。误差修正项的t值为-1.925085，能够通过显著性检验；回归结果中误差项的系数为-0.492189，意味着当短期波动偏离长期均衡时，非均衡状态将会以-0.492189的力度被拉回到均衡水平。

4 结论与讨论

物流作为基础部门，与对外贸易的发展息息相关。本文基于“丝绸之路经济的”视角下“互联互通”的需求，运用相关分析、单位根检验、协整分析以及格兰杰因果关系检验对新疆物流与外贸的联动关系进行了判断，得出以下结论。

第一，新疆物流与出口贸易之间的线性组合是一阶单整，协整检验的结果表明新疆现代物流与对外贸易的发展之间至少存在一个协整关系，说明新疆物流与对外贸易之间存在长期的均衡关系。

第二，新疆对外贸易对物流的发展存在明显的单向因果关系，说明对外贸易是物流的格兰杰原因，而物流并不是对外贸易的格兰杰原因。表明对外贸易能够直接地带动新疆物流水平的提高，新疆物流业的发展跟不上对外贸易。另外也反映出新疆对外贸易对物流起着一定的“倒逼”效应，物流的滞后很可能限制了新疆贸易的发展，决定了物流模式、行业选择应该更加接近外贸市场。

第三，新疆对外贸易与物流的短期均衡关系也较为明显。当短期波动偏离长期均衡时，非均衡状态将会被以-0.492189的力度被拉回到均衡水平。

“丝绸之路经济带”起始于亚洲，连接着欧洲和非洲大陆，是目前全球连接人口和辐射国家数目最多的经济大通道，成功打造“丝绸之路经济带”对于活跃沿线国家的经贸往来有着非常重要的意义。新疆作为核心区，向内是中国向西开放的“桥头堡”，对外是辐射中亚、南亚等地区的“排头兵”。提高新疆核心区乃至西部地区的物流水平是加快国际产业合作、顺利推进“丝绸之路经济带”的必要条件和迫切需要。不仅能够与新疆的对外贸易形成互相促进的联动机制，同时也有利于新疆向中亚区域物流中心的目标迈进，对于“丝绸之路经济带”的推进起着至关重要的作用，是协调国际产业转移、提升我国国际地位的必然选择。因此，根据上述结论，提出构建“丝绸之路经济带”视角下加快新疆物流改革，促进对外贸易发展的对策建议和保障措施

4.1 完善外贸对物流产业的“倒逼”机制，积极推进新疆物流业的改革

应该重视外贸对物流的“倒逼”机制，迫使物流从制度建设、基础设施、服务质量等诸多方面同时发力进行改革。第一，进行有效的国内物流产业整合，推进物流管理体制机制改革。创新物流发展体系、细分物流市场，创建物流巨头与小型物流企业并存的格局，使物流发展向国际化、高效益、高效率发展。第二，进一步加强西北地区物流板块的制度建设和基础设施建设，对物流“减税降费”，降低物流成本。大力进行物流设施建设，研发适应现代物流发展的新型物流设备，建立园区基地、仓库和物流中心、公路铁路货运设施、完善物流信息服务系统等，从多角度、多途径降低物流“冰山成本”。

4.2 充分发挥两个经济区和众多口岸的优势，带动其他地区发展外向型经济

新疆口岸众多，边境线长，具有发展贸易的区位优势和内部优势，但其进出口总额占全国的比例很小，一部分口岸资源没有得到较好地配置。因此，可以利用经济实力较强的喀什、霍尔果斯两个经济区已有的优势，充分发挥口岸的带动作用，深化对外开放程度，促进对外贸易与物流发展实现“你中有我、我中有你”的双向互动。

4.3 注重外贸和物流人才的培养，提高软实力

随着“丝绸之路经济带”的继续深化，经济领域内最显著的效应将集聚在贸易畅通，要求外贸、物流人才更加具有专业性，所以需从产、学、研的角度出发提供更多的人才储备，提升学术研究和政策研究，促成示范性的合作项目。

4.4 推进“互联网+物流”的发展模式构建现代物流“生态产业链”

新疆物流产业链滞后一直是我国“向西开放”的一道屏障，因此，应以“丝绸之路经济带”为依托抓住机遇积极推进“互联网+物流”的发展模式，在国际层面通过国际多式联运系统建设连接欧亚—西部—全国的大宗原料物流中转、储备、交易、结算中心，更好地联通“两个市场”，推进国际国内市场一体化。国内层面可以与消费者建立“全天候、全渠道”的互动，使得业务信息化，实现物流服务向网络化、便利化的转变。

参考文献

[1] Stenwen.Malmquist productivitTr indexes and fisher ideal indexes：Comment[J].Economic Journal，1975，65（1）.

[2] Bernardes E S.Bernardes，E.S.The effect of supplTr management on aspects of social capital and the impact on performance： a social network perspective[J].Journal of SupplTr Chain Management，2010，46（1）.

[3] Bolis S，Maggi R.Logistics StrategTr and Transport Service Choices：An Adaptive Stated Preference Experiment[J].Growth & Change，2010，34（4）.

[4] 张文杰.区域经济发展与物流[J].物流技术，2002（3）.

[5] 李正鋒.物流业发展对江苏沿海经济增长作用的实证研究[J].华东经济管理，2009，23（11）.

[6] 张宝友.现代物流业对进出口贸易的影响——基于我国1995-2004年数据的实证研究[J].国际贸易问题，2009（1）.

[7] 王领.对外贸易与现代物流关系的实证研究——基于上海市1978-2008年的数据[J].国际贸易问题，2010（1）.

[8] 朱坤萍，张喜梅.港口物流与对外贸易关系的实证分析——基于河北省1990—2011年数据[J].河北经贸大学学报，2013，34（5）.

[9] 李秋烟，余贵美.港口物流发展与福建省外贸关系的实证分析[J].福建农林大学学报（哲学社会科学版），2015，18（4）.

[10] 俞雅乖.现代物流与对外贸易关系的实证研究——基于浙江省1986-2009年的数据[J].国际贸易问题，2012（1）.