欠发达地区物流与经济发展的协整模型及实证研究

吴 彪，李雪菲，李 耘，薛大维，宋成举

（1.黑龙江工程学院 汽车与交通工程学院，黑龙江 哈尔滨 150050；2.淮阴工学院 江苏省交通运输与安全保障重点建设实验室，江苏 淮安 223003）

1 引言

现代物流业是融运输、仓储、货代、信息等产业于一体的复合型服务业，在国民经济发展中具有基础性、战略性地位。区域物流是区域经济的重要组成部分，被喻为区域经济发展的“助推器”，对区域经济一体化发展具有重要作用[1]。对于欠发达地区而言，研究区域物流与区域经济发展之间的互动关系，对促进欠发达地区经济发展具有重要意义。

鉴于区域物流在区域经济发展中凸显的重要作用，区域物流与区域经济发展的协同关系研究备受关注。国外学者利用向量自相关、DECD模型、计量经济学等理论与方法研究二者之间的互动关系[2-4]。自1987年Engle和Granger[5]提出协整概念以来，协整理论也在研究二者的互动关系中得到了广泛应用。Basarab[4]（2012）借助计量经济学方法，实证研究了42个国家物流产业与经济发展的协调发展问题。国内学者从不同层面分析了区域物流与经济发展的关系，研究成果较为丰富。王小叶和洪国彬[6]（2007）、钱晓英，等[7]（2007）基于协整检验、因果关系检验等计量方法，从国家层面对我国物流业与经济增长关系进行了实证分析；王珍，等[8]（2013）对我国中部六省区域物流与经济增长之间的关系进行了协整分析与因果检验；杨志梁，等[9]（2009）、崔国辉和李显生[10]（2010）、高秀丽和王爱虎[11]（2011）、沈忠明和张潜[12]（2012）、代应，等[13]（2013）、高清平，等[14]（2017）、陈荣和鲍璐媛[15]（2017）、刘妤和顾正刚[16]（2017）从省级层面分别研究了吉林、广东、福建、重庆、浙江、安徽、西藏等区域物流与经济发展的关系；龚月琴[17]（2016）、柴晓杰和于丽静[18]（2017）基于计量经济学视角，从市级层面分别研究了苏州、烟台等区域物流与经济发展的关系。再者，卢志斌和王耀武[19]（2015）建立了区域物流系统和区域经济系统耦合发展的评价模型，并利用东北地区物流和经济数据进行实证分析；傅为忠和李孟雨[20]（2016）构建了协同度评价模型，从时空两个维度评价了京津冀区域物流与区域经济的协同度；梁雯等[21]（2017）利用长三角城市群市级面板数据，基于动态耦合模型，研究了区域物流与区域经济之间的耦合作用。

现有文献表明，区域物流与经济发展的关系与经济发达程度、产业结构等因素关系密切，二者之间表现出“单向”或“双向”Granger因果关系，对于欠发达地区的研究较为薄弱。基于此，本文针对区域物流与经济发展互动关系测度问题，界定区域物流和经济发展水平的衡量指标，构建区域物流与经济发展的协整模型，以黑龙江省2005-2015年数据为例测度分析欠发达地区区域物流与经济发展的协整关系。

2 研究方法

本文运用ADF单位根检验、EG协整关系检验、Granger因果关系检验、误差修正模型、VAR模型等计量经济学方法[22]，探讨欠发达地区区域物流与经济发展之间的关系。首先，运用ADF单位根检验时间序列数据是否稳定，因为只有稳定的时间序列数据才可进行协整检验和Granger因果关系检验；其次，利用EG协整关系检验法和Granger因果关系检验法，探索欠发达地区区域物流与经济发展之间的长期均衡关系和各变量之间的因果关系及相互影响的方向性；再次，利用误差修正模型分析欠发达地区区域物流与经济发展之间的短期相互影响；最后，运用VAR模型分析欠发达地区区域物流滞后期对经济发展的影响。

3 指标选取

区域物流是实现区域可持续发展总体目标而建立的适应区域环境特征、提供区域物流功能、服务区域经济发展需求，具有合理空间结构和服务规模，达成有效组织与管理的物流活动体系[23]。参考已有研究成果并考虑指标数据的可获取性，本文选择货运周转量（RFT）和物流产业增加值（AVLI）作为区域物流发展的衡量指标，单位分别是亿t·km和亿元。区域经济是在一定区域内经济发展的内部因素与外部条件相互作用而产生的生产综合体。鉴于国内生产总值（GDP）是最常见的衡量一个国家或地区经济总量在一段时期内的变动和发展情况的指标，本文采用GDP作为评价经济发展的指标，单位是亿元。

4 实证分析

4.1 数据采集与处理

本文以黑龙江省经济数据为研究样本，样本数据均为年度数据，样本数据的时间尺度为2005-2015年。黑龙江省地区生产总值GDP、RFT和AVLI等相关数据来自历年《黑龙江省统计年鉴》。为消除时间序列数据中存在的异方差现象，将选取指标的时间序列数据作自然对数变换。对数处理后的各变量及其一阶差分趋势如图1所示。

由图1可知，各变量一阶差分值序列D（LNGDP）、D（LNRFT）与D（LNAVLI）围绕一条中心线上下波动，具有平稳序列趋势。

图1 区域物流和经济发展对数及一阶差分趋势图

4.2 平稳性检验

为避免出现“伪回归”现象，对区域物流与经济发展的时间序列进行单位根检验。本文利用ADF单位根检验法对黑龙江省区域物流与经济发展水平的时间序列数据进行平稳性检验，检验结果见表1。

表1 各时间序列平稳性检验

由表1可知，GDP、RFT和AVLI二阶差分序列的ADF检验统计量值为-4.428 6、-6.623 5、-4.743 8，分别小于5%水平的检验临界值-4.107 8、-4.773 1、-4.450 4，说明黑龙江省地区生产总值GDP、RFT 和AVLI 三个时间序列是二阶单整序列，可用于协整关系分析。

4.3 协整关系检验

黑龙江省区域物流与经济发展时间序列数据的二阶差分是平稳的，表明区域物流与经济发展可进行协整关系检验。本文采用EG 检验法检验LNGDP和LNRFT、LNAVLI 的协整关系。用变量LNGDP 对变量LNRFT、LNAVLI进行最小二乘回归，得到回归模型的估计结果，详见表2。回归生成一个新的序列e 保存回归方程估计残差序列，最后对序列e 进行ADF单位根检验，具体检验结果见表3。

表2 回归模型估计结果

利用Eviews8.0软件对LNGDP、LNRFT 和LNAVLI进行最小二乘回归，得协整方程为：

由协整方程可知，LNRFT和LNAVLI的回归系数均为正值，说明这两个解释变量对因变量LNGDP 都是正向影响。其中LNRFT 增加1 个单位，INGDP 增加 0.672 46，LNAVLI 增加 1 个单位，LNGDP 增加0.938 92。

表3 回归方程估计残差序列的ADF检验值

由于ADF 的t 检验统计量值为-3.324 387，小于1%水平的检验临界值-2.847 250，因此可以认为估计残差序列e 为平稳序列，表明序列LNGDP 和LNRFT、LNAVLI具有协整关系，即黑龙江省区域物流与经济发展之间存在长期稳定的均衡关系。

4.4 Granger因果关系检验

现利用Grange 因果关系检验法验证LNGDP 和LNRFT、LNAVLI之间的因果关系及互相影响的方向性，检验结果见表4。

表4 Granger因果关系检验结果

由Granger因果关系检验结果可知：在5%的显著性水平下，仅有P值0.041 7小于0.05。结果说明LNRFT与LNGDP间存在单向因果关系，LNRFT 是LNGDP的Granger原因；LNAVLI 与 LNGDP 之间不存在Granger因果关系。

4.5 误差修正模型

误差修正模型可以描述变量围绕长期稳定关系进行短期动态调整的过程。为进一步了解短期变量的动态情况，借助计量分析软件Eviews8.0 建立误差修正模型，即

式（2）中，各差分项反映了变量之间的波动。0.055 414 为常数项；ΔLNGDPt表示黑龙江省地区生产总值自然对数波动；ΔLNRFTt表示货运周转量自然对数波动；ΔLNAVLIt表示物流产业增加值自然对数波动；e'(-1)表示误差调整波动。

误差修正模型估计结果见表5。

表5 误差修正模型结果

由表5可知，常数项、ΔLNRFTt、ΔLNAVLIt和e'(-1)回归系数的t检验统计量值分别为2.476 743、4.251 544、1.683 283和-0.882 680，式（2）的R2为0.798 794，D-W为1.385 197。其中ΔLNGDPt的波动受ΔLNRFTt、ΔLNAVLIt和e'(-1)三个因素的影响。从误差修正模型4个回归系数看，t检验统计量中的4个值有3个大于模型回归系数，绝大多数回归系数显著,并且第2、3项的回归系数与协整方程的回归系数一致，均为正值。LNRFT波动1.0%会使LNGDP波动50.529 7%，LNAVLI波动1.0%会使LNGDP产生34.817 4%的波动。误差修正项的系数为-0.305 392，符合反向修正理论，即有30.539 2%的力度调整来修正长期均衡值的偏差。

误差修正模型拟合结果如图2所示。

图2 误差修正模型的拟合值和残差

从图2可以看出，误差修正模型的拟合值与实际值的吻合程度较好。残差大部分落在标准差范围之内，但其中也有个别年份偏离均衡值较远。

4.6 VAR模型估计

由于EG协整关系检验和Granger因果关系检验仅仅是探究变量之间的短期和长期的关系，并不能检验这些变量的当前周期和滞后期之间的动态关系以及其随机扰动项的冲击效果。因此建立VAR模型分析货运周转量、物流产业增加值的滞后期对区域经济发展的影响，模型如下：

其中t=1，2，...，T，εt为随机扰动项，α为常数项，βj，δj，χj为变量的系数。

VAR模型的估计结果见表6。

表6 VAR模型估计结果

从表6可知，R值为0.972 872，修正R值为0.959 317，说明模型拟合效果十分理想。由估计结果还可以看出，滞后一期的黑龙江省地区生产总值GDP对当期货运周转量RFT产生负向影响，对当期地区生产总值GDP和物流产业增加值AVLI产生正向影响；滞后一期的货运周转量RFT对当期的地区生产总值GDP和自身都有正向影响，对当期物流产业增加值AVLI具有负面的影响；滞后一期的物流产业增加值AVLI对当期的地区生产总值GDP具有负向影响，但对当期的货运周转量RFT和自身有正向的影响。

5 结论

（1）黑龙江省地区生产总值GDP、RFT、AVLI 三个时间序列都是二阶单整序列，都受到前期的较大影响，具有很强的惯性，且他们彼此之间存在着比较稳定的长期均衡关系。

（2）RFT 与黑龙江省地区生产总值GDP 之间具有单向因果关系，RFT 是黑龙江省地区生产总值GDP的Granger原因；AVLI与黑龙江省地区生产总值GDP之间不存在Granger因果关系。

（3）协整回归方程表明，RFT、AVLI 与黑龙江省地区生产总值GDP 发展具有正向的相关关系；从误差修正模型看，短期内区域物流对黑龙江省区域经济发展具有正向影响，并且长期均衡值偏差以30.54%的速度被纠正。

（4）建立的VAR 模型表明，RFT、AVLI 的滞后期对黑龙江省地区生产总值GDP发展有很大影响。滞后一期的黑龙江省地区生产总值GDP对当期货运周转量RFT 产生负向影响，对当前物流产业增加值AVLI 产生正向影响；滞后一期的货运周转量RFT 对当期的地区生产总值GDP 具有正向影响，滞后一期的物流产业增加值AVLI 对当期的地区生产总值GDP产生负向影响。