欠发达地区物流与经济发展的协整模型及实证研究
吴 彪1，李雪菲1，李 耘2，薛大维1，宋成举1
（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）
[摘 要] 为揭示欠发达地区物流与经济发展之间的关系，以黑龙江省为例，利用计量经济学模型与方法对欠发达地区区域物流与经济发展之间的协整关系进行了实证研究。研究结果表明：2005-2015年黑龙江省地区生产总值、货运周转量和物流产业增加值三个时间序列是二阶单整序列；从协整关系检验来看，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；从格兰杰因果关系检验看，黑龙江省货运周转量对经济发展具有单向的因果原因；从误差修正模型看，黑龙江省区域物流与经济发展之间关系短期内偏差波动以30.54%的速度被纠正；建立的向量自回归模型表明，黑龙江省货运周转量和物流产业增加值的滞后期对经济发展有很大影响。
[关键词] 欠发达地区；区域物流；经济发展；协整关系检验；Granger因果关系检验；误差修正模型；VAR模型
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。
课的最后，介绍了各种量角工具，甚至是有别于量角工具但又与角有关的经纬度，意在给学生开拓眼界，进一步激发学生的学习兴趣。
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
误差修正模型估计结果见表5。
在逻辑行动主义方法论的架构图示中，行动的三个不同层次都是主体在实在世界中能动的意向行动，而认知与行动主体则处于中心位置。认知与行动主体不局限于单个主体，也可以是共同体。根据主体的不同，行动可分为个体行动和群体行动，群体行动的基本特征之一即是多主体性。但是，不论是个体行动还是群体行动，都可能面临类悖论的两难境况。
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。
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。
表1 各时间序列平稳性检验
进入门诊输液预约工作站系统后，打开预约列表窗口，在读卡区通过刷磁条卡或读取芯片数据及输入患者姓名、身份证号、病历号等方法选择患者，当患者存在未预约的输液或化疗医嘱时，系统会弹出“选择注射医嘱”的对话框，患者可能有多张注射单，选中目标注射单后点击“确定”就可以在“预约安排”窗口选择日期和时间段进行预约。预约成功后默认打印机自动打印预约回执单。“选择注射医嘱”窗口还提供“详细信息”按钮，点击可以看到患者基本信息、注射证明、病史、检验指标等详细信息。
4.3 协整关系检验
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
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。
4.4 Granger因果关系检验
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
控制系统使用增量式编码器来获取同步信号，编码器和切刀盘连接，编码器旋转一周，切刀切割一支双倍长烟，选择256线编码器。控制系统采集A向脉冲和Z向脉冲，A相脉冲用于采集点同步和计数，Z向脉冲用于确定采集点在烟支上的位置。每收到一个Z向脉冲，就将A相脉冲值清零。
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。
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。
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。
According to the Hadamard rotational invariance relationships in Eq.(18),we can formulate a matrix F(ge)(e 2 fx;yg),
图2 误差修正模型的拟合值和残差
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。
4.6 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：
误差修正模型拟合结果如图2所示。
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。
酿酒酵母在麦芽汁培养基中经二级活化后于麦氏培养基平板上划线，28 ℃培养。每天进行子囊孢子染色并镜检，观察酿酒酵母产孢情况[11]。产孢率较高时（5～7 d左右），采用文献[12]进行酿酒酵母单倍体分离。将单倍体分离后得到的菌液适当稀释，涂布于麦芽汁培养基平板上，28 ℃培养2～3 d，最后PCR鉴定单倍体菌株[13]。
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。
（4）浆液变换。随着灌浆施工的进行，灌浆浆液的浓度从稀到稠。在开展灌浆施工的过程中，如果灌注率和灌浆压力出现明显的变化，应及时调整水泥浆液的浓度。如果灌注压力没有明显变化，但灌注率出现明显的下降趋势，可以继续灌浆，不需要调整水泥浆液的浓度。
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。
课题在2015年5月初向重庆市×××区小学发放问卷、对教师学生进行访谈，主要调查教师 “数学基本活动经验”认识和落实的现状，学生数学基本活动经验的积累情况。
（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。
[参考文献]
[1]谢守红,蔡海亚.长江三角洲物流业与区域经济耦合协调度研究[J].江西财经大学学报,2015,(5):20-27.
[2]Taniguchi E,Van Der Heijden.An Evaluation Methodology for City Logistics[J].Transport Reviews,2000,20(1):65-90.
[3]Skjott-Larsen T,Paulsson U,Wandel S.Logistics in the Oresund Region after the Bridge[J].European Journal of Operational Research,2003,144(2):247-256.
[4]Gogoneata B.An analysis of explanatory factors of logistics performance of a country[J].The Amfiteatru Economic Journal,2008,10(24):143-156.
[5]Engle R F,Granger C W J.Co-integration and error correction:representation,estimation and testing[J].Econometrica,1987,55(2):251-276.
[6]王小叶,洪国彬.物流和经济增长的协整关系分析[J].价值工程,2007,(6):67-69 .
[7]钱晓英,马传秀.物流对经济增长影响的协整性分析[J].湖南大学学报(自然科学版),2007,34(4):84-87.
[8]王珍,谢五洲.中部六省区域物流与经济发展的协整分析与因果检验[J].物流科技,2013,32(10):66-68,142.
[9]杨志梁,张雷,程晓凌.区域物流与区域经济增长的互动关系研究[J].北京交通大学学报(社会科学版),2009,8(1):38-40.
[10]崔国辉,李显生.区域物流与经济发展协整与因果互动机制[J].交通运输工程学报,2010,10(5):90-96.
[11]高秀丽,王爱虎.广东省区域物流与经济的协整关系研究[J].华南理工大学学报(社会科学版),2011,13(2):1-5.
[12]沈忠明,张潜.福建省区域物流与区域经济的实证研究[J].中央民族大学学报(自然科学版),2012,21(2):60-64.
[13]代应,王旭,史韵.基于协整理论的区域物流发展与经济增长关系研究[J].科技管理研究,2013,(17):239-244.
[14]高清平,吴德,吴海虹.浙江省物流业与经济发展关系的实证研究[J].物流科技,2017,(3):90-94.
[15]陈荣,鲍璐媛.区域物流与区域经济关系的实证分析—以安徽省为例[J].物流科技,2017,(11):109-112.
[16]刘妤,顾正刚.新常态下区域物流与区域经济互动关系研究—基于西藏1995-2014年面板数据[J].西藏大学学报(社会科学版),2017,(1):144-149,183.
[17]龚月琴.苏州区域物流与区域经济协调发展研究—基于计量经济学视角[J].物流工程与管理,2016,38(1):32-33,48.
[18]柴晓杰,于丽静.区域物流与区域经济的协同性定量分析—以烟台市为例[J].物流工程与管理,2017,39(4):32-34,24.
[19]卢志滨,王要武.区域物流系统与区域经济系统耦合发展的评价[J].统计与决策,2015,(18):63-65.
[20]傅为忠,李孟雨.京津冀区域物流与区域经济协同发展评价研究[J].合肥工业大学学报(社会科学版),2016,30(6):1-8.
[21]梁雯,陈广强,司俊芳.长三角城市群经济与区域物流动态耦合协调发展研究—基于2005-2015年的市级面板数据[J].北京化工大学学报(社会科学版),2017,(2):12-19.
[22]高铁梅.计量经济分析方法与建模[M].北京:清华大学出版社,2006.
[23]张锦.物流系统规划[M].北京:中国铁道出版社,2004.
Co-integration Model and Empirical Study of Logistics and Economic Development in Underdeveloped Regions
Wu Biao1,Li Xuefei1,Li Yun2,Xue Dawei1,Song Chengju1
(1.School of Automotive ＆ Transportation Engineering,Heilongjiang Institute of Technology,Harbin 150050;2.Jiangsu Provincial Key Laboratory of Transportation ＆ Safety,Huaiyin Institute of Technology,Huai'an 223003,China)
Abstract: In order to reveal the relationship between logistics and economic development in underdeveloped regions,with Heilongjiang Province as example,we set out to empirically study the co-integration relationship between regional logistics and economic development in the region using the econometric model and methodology.The result showed that the three time series of GDP,freight turnover and logistics industry added value in Heilongjiang Province from 2005 to 2015 constitute a second-order integrated process;judging from the co-integration relationship found,there is long-term stable equilibrium between regional logistics and economic development in Heilongjiang Province;judging from the Granger causality test,the freight turnover of the province is a one-way causal factor of the economic development of the region;and according to the error correction model,the short-term deviation fluctuation between logistics and economic development in Heilongjiang is corrected at the rate of 30.54%.All in all,the established vector autoregressive model showed that the lag period of freight turnover and the added value of the logistics industry in Heilongjiang has great impact on its economic development.
Keywords: underdeveloped region;regional logistics;economic development;co-integration relationship test;Granger causality test;error correction model;VAR model
[中图分类号] F259.27；F224
[文献标识码] A
[文章编号] 1005-152X(2019)08-0037-05
doi: 10.3969/j.issn.1005-152X.2019.08.008
[收稿日期] 2019-05-20
[基金项目] 黑龙江省交通运输厅科技项目（HJK2016A004）；黑龙江省省属本科高校基本科研业务费科研项目（2018CX09）；江苏省交通运输与安全保障重点建设实验室开放基金（TTS2017-06）
[作者简介] 吴彪（1978-），男，辽宁法库人，博士，副教授，博士后；宋成举（1983-），通讯作者，男，黑龙江肇源人，博士，副教授。
标签：欠发达地区论文; 区域物流论文; 经济发展论文; 协整关系检验论文; GRANGER因果关系检验论文; 误差修正模型论文; var模型论文; 黑龙江工程学院汽车与交通工程学院论文; 淮阴工学院江苏省交通运输与安全保障重点建设实验室论文;