我國物流產(chǎn)業(yè)發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長貢獻(xiàn)實證分析

■ 徐斌華　副教授（湖北職業(yè)技術(shù)學(xué)院　湖北孝感　432000）

我國物流產(chǎn)業(yè)發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長貢獻(xiàn)實證分析

■ 徐斌華副教授（湖北職業(yè)技術(shù)學(xué)院湖北孝感432000）

本文采用誤差修正模型，針對物流產(chǎn)業(yè)發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長貢獻(xiàn)狀況進(jìn)行實證研究，并利用脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解，進(jìn)一步探索物流產(chǎn)業(yè)對經(jīng)濟(jì)增長的沖擊，最后得出研究結(jié)論。

物流產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長誤差修正模型格蘭杰因果檢驗

文獻(xiàn)綜述

對于物流產(chǎn)業(yè)發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系，很多專家做了大量的研究。這主要體現(xiàn)在兩大層面上，物流產(chǎn)業(yè)與國家層面的關(guān)系以及物流產(chǎn)業(yè)與省級層面的關(guān)系。

一方面，很多的國內(nèi)專家對物流產(chǎn)業(yè)與國家層面的關(guān)系做了相關(guān)的研究。首先，李全喜、劉巖、劉佳琳（2012）對物流產(chǎn)業(yè)以及國內(nèi)生產(chǎn)總值之間的關(guān)系進(jìn)行了深入的研究。經(jīng)過研究發(fā)現(xiàn)，隨著物流增量的不斷上升，我國國內(nèi)生產(chǎn)總值也不斷上升，反之亦成立。另外，張建升（2014）通過典型的回歸分析法進(jìn)行了相關(guān)研究，他指出我國的物流產(chǎn)業(yè)在經(jīng)濟(jì)增長促進(jìn)方面做出了巨大的貢獻(xiàn)。李力、楊柳（2014）也做了相關(guān)研究，他們主要采用的是自變量自回歸的模型，通過分析數(shù)據(jù)得出物流行業(yè)的發(fā)展可以大大地促進(jìn)我國國內(nèi)生產(chǎn)總值的大幅度上升。然后，從他們所研究的模型也發(fā)現(xiàn)我國國內(nèi)生產(chǎn)總值的上升對物流行業(yè)的發(fā)展促進(jìn)作用并不是很明顯。關(guān)秋燕（2015）通過分析，得出我國的物流行業(yè)發(fā)展與國內(nèi)生產(chǎn)總值的上升有著密不可分的關(guān)系，并且這兩者之間的關(guān)系是十分均衡的。錢曉英（2015）進(jìn)行研究發(fā)現(xiàn)，我國的物流產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平、國內(nèi)的生產(chǎn)總值，以及固定的資產(chǎn)投資值這三者是彼此緊密相連的。一方的變化會直接影響到另外兩方的變化。徐茜、黃祖慶（2015）通過因果關(guān)系檢驗以及協(xié)整檢驗，得出我國東中西部地區(qū)物流發(fā)展與經(jīng)濟(jì)發(fā)展之間是協(xié)整的關(guān)系。邵楊、姚薇娜（2015）通過面板協(xié)整檢驗，得出物流發(fā)展與我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r之間是正相關(guān)的關(guān)系。

另一方面，很多的國內(nèi)專家對物流產(chǎn)業(yè)與省級層面的關(guān)系做了相關(guān)的研究。譚清美等（2013）通過較為詳細(xì)的分析，得出江蘇省的物流發(fā)展水平對該省的國內(nèi)生產(chǎn)總值做出了至少36%的貢獻(xiàn)。吳水森（2014）對福建省在2014年之前的幾十年物流行業(yè)發(fā)展以及該省的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平做了比較，得出福建省的物流行業(yè)發(fā)展與該省的國內(nèi)生產(chǎn)總值之間存在著明顯的單向協(xié)整關(guān)系以及格蘭杰因果關(guān)系。孫浩杰、吳群琪（2015）研究發(fā)現(xiàn)浙江省的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平以及物流行業(yè)發(fā)展是雙向的格蘭杰因果關(guān)系。李松慶（2015）研究得出廣東省的經(jīng)濟(jì)發(fā)展大大促進(jìn)了該省物流行業(yè)的發(fā)展，反過來，該省物流行業(yè)的發(fā)展對該省的經(jīng)濟(jì)增長作用并不是十分明顯。

綜上所述，無論從國家層面還是省級層面，我國物流產(chǎn)業(yè)和經(jīng)濟(jì)增長之間存在著一定的關(guān)聯(lián)。

表1　我國經(jīng)濟(jì)增長狀況

表2　單位根檢驗結(jié)果

我國經(jīng)濟(jì)增長狀況

對國家統(tǒng)計局對我國經(jīng)濟(jì)增長的相關(guān)指標(biāo)統(tǒng)計結(jié)果匯總，如表1所示。對我國經(jīng)濟(jì)增長狀況進(jìn)行統(tǒng)計，從歷年發(fā)展水平來看，我國國民總收入呈現(xiàn)出逐年遞增的趨勢，2005年，國民總收入為184575.8億元，2015年，我國國民總收入上升為634043.4億元；2005年，國內(nèi)生產(chǎn)總值為185895.8億元，2015年，我國國內(nèi)生產(chǎn)總值上升為635910億元。

根據(jù)國家統(tǒng)計家局對三大產(chǎn)業(yè)的劃分：第一產(chǎn)業(yè)是指農(nóng)、林、牧、漁業(yè)（不含農(nóng)、林、牧、漁服務(wù)業(yè)）；第二產(chǎn)業(yè)是指采礦業(yè)（不含開采輔助活動），制造業(yè)（不含金屬制品、機(jī)械和設(shè)備修理業(yè)），電力、熱力、燃?xì)饧八a(chǎn)和供應(yīng)業(yè)，建筑業(yè)；第三產(chǎn)業(yè)即服務(wù)業(yè)，是指除第一產(chǎn)業(yè)、第二產(chǎn)業(yè)以外的其他行業(yè)?？梢娢覈锪鳟a(chǎn)業(yè)屬于第三產(chǎn)業(yè)的范圍。當(dāng)前我國第三產(chǎn)業(yè)對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)作用不斷增長，物流產(chǎn)業(yè)必將發(fā)揮其促進(jìn)作用，本文假設(shè)兩者之間存在正相關(guān)關(guān)系。

實證研究

（一）實證指標(biāo)選擇

1.物流發(fā)展指標(biāo)（LNGDP）。當(dāng)前物流業(yè)發(fā)展的指標(biāo)選取是多樣化的，在已有的研究中，有的學(xué)者采用貨運周轉(zhuǎn)量的指標(biāo)，而有的學(xué)者則采用交通網(wǎng)絡(luò)里程，還有的學(xué)者采用物流業(yè)的產(chǎn)值。本文出于變量同質(zhì)性的考慮，擬用社會物流總費用衡量物流發(fā)展指標(biāo)。

2.經(jīng)濟(jì)增長指標(biāo)（LNLC）。目前關(guān)于經(jīng)濟(jì)增長指標(biāo)的衡量較為統(tǒng)一，主要是采用國民生產(chǎn)總值來進(jìn)行衡量。當(dāng)前關(guān)于經(jīng)濟(jì)增長指標(biāo)的衡量主要有兩個方面：一是量的方面，二是質(zhì)的方面，目前從質(zhì)的方面進(jìn)行衡量，操作的難度較大，因此，本文選擇大多數(shù)學(xué)者的研究做法，選用國民生產(chǎn)總值來進(jìn)行衡量。

（二）數(shù)據(jù)來源和處理

本文所選用的時間周期為1996-2015年，其中國民生產(chǎn)總值的數(shù)據(jù)主要來源于歷年的中國統(tǒng)計年鑒，社會物流總費用的數(shù)據(jù)主要來源于國泰安數(shù)據(jù)庫。

考慮到價格對國民生產(chǎn)總值和社會物流總費用的影響，本文在數(shù)據(jù)處理中選用1996年作為基期，由此剔除價格變量對兩者的影響。同時為了消除異方差問題，本文還采用了對數(shù)處理的方式，對兩個指標(biāo)取對數(shù)。

（三）單位根檢驗

采用時間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行實證回歸時，往往存在偽回歸的問題，這是因為實證回歸的前提條件是假定變量都是平穩(wěn)的，但實際上并不是這樣的。因此，本文在進(jìn)行物流產(chǎn)業(yè)發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長的回歸之前，首先采用ADF檢驗進(jìn)行數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性檢驗，ADF檢驗的原假設(shè)是I（0）不是平穩(wěn)序列，備擇假設(shè)是I（0）是平穩(wěn)序列（見表2）。

ADF檢驗的公式如下：

其中，α表示截距項，β表示趨勢項，δ表示滯后項的系數(shù)，ε表示隨機(jī)干擾項。

表3　殘差序列單位根檢驗

根據(jù)表2檢驗結(jié)果，經(jīng)濟(jì)增長（LNGDP）的原始序列的ADF值為-1.342，1%臨界值為-2.322，5%臨界值-2.132，10%臨界值-2.093，均通過了1%的顯著性水平檢驗，經(jīng)濟(jì)增長（LNGDP）的原始序列是不平穩(wěn)的。物流業(yè)水平（LN LC）的原始序列的ADF值為-1.432，1%臨界值為-4.311，5%臨界值為-3.421，10%臨界值為-3.011，均通過了1%的顯著性水平檢驗，物流業(yè)水平（LNLC）的原始序列是不平穩(wěn)的。取一階差分下，根據(jù)單位根檢驗結(jié)果，經(jīng)濟(jì)增長（LNGDP）一階差分序列的ADF值為-4.322，1%臨界值為-3.424，5%臨界值為-3.214，10%臨界值為-3.012，可見經(jīng)濟(jì)增長（LNGDP）的一階差分序列是平穩(wěn)的。物流業(yè)水平（LNLC）的一階差分序列的ADF值為-3.452，1%臨界值為-3.422，5%臨界值為-3.092，10%臨界值為-2.43，拒絕存在單位根的原假設(shè)，可見物流業(yè)水平（LNLC）的一階差分序列是平穩(wěn)的。由此可見，物流業(yè)水平（LNLC）和經(jīng)濟(jì)增長（LNGDP）一階差分序列是平穩(wěn)的，存在同階單整。

（四）確定VAR模型

本文將采用VAR模型來研究我國物流產(chǎn)業(yè)發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)作用，由于VAR模型的滯后階數(shù)是不確定的，因此首先確定VAR模型最佳滯后階數(shù)，本文在選取原則上采用LR 值、FPE 值、AIC 值、SC 值、HQ 值來綜合確定的方法。

根據(jù)前面對物流產(chǎn)業(yè)和經(jīng)濟(jì)增長變量之間平穩(wěn)性檢驗可知，物流業(yè)水平（LNLC）和經(jīng)濟(jì)增長（LNGDP）一階差分序列是平穩(wěn)的，存在同階單整。這就意味著可以以物流業(yè)水平（LNLC）和經(jīng)濟(jì)增長（LNGDP）一階差分序列建立VAR模型。根據(jù)VAR模型單位根檢驗三點圖可見，在選取滯后階數(shù)為2的情況下，模型所有的單位根都落入圓圈內(nèi)，因此本文將構(gòu)建VAR（2）模型，這是一個較為平穩(wěn)的模型（見圖1）。

（五）協(xié)整檢驗

物流業(yè)水平（LNLC）和經(jīng)濟(jì)增長（LNGDP）之間本身具有一定的波動關(guān)系，但是這種波動關(guān)系是一種短期表現(xiàn)形式，如果能證明兩者之間存在長期穩(wěn)定的協(xié)整關(guān)系，還需要運用Johansen協(xié)整檢驗方法。前文已經(jīng)對物流業(yè)水平（LNLC）和經(jīng)濟(jì)增長（LNGDP）間平穩(wěn)性進(jìn)行了檢驗，下面可以直接進(jìn)行兩者之間的協(xié)整檢驗，殘差序列單位根檢驗如表3所示。

對兩者的E殘差值進(jìn)行檢驗，結(jié)果顯示E殘差的ADF值-3.342，小于1%臨界值，小于5%臨界值-2.342，小于10%臨界值-2.231。說明物流業(yè)水平（LNLC）和經(jīng)濟(jì)增長（LNGDP）之間確實存在長期穩(wěn)定的協(xié)整關(guān)系。本文根據(jù)協(xié)整檢驗結(jié)果構(gòu)建標(biāo)準(zhǔn)化協(xié)整方程，如下所示：

根據(jù)協(xié)整方程式可知，物流產(chǎn)業(yè)與經(jīng)濟(jì)增長之間呈現(xiàn)正相關(guān)關(guān)系，物流業(yè)對經(jīng)濟(jì)增長的長期貢獻(xiàn)系數(shù)為0.828328，這表明在長期趨勢下，我國物流產(chǎn)業(yè)每提升1%的水平，則帶動我國經(jīng)濟(jì)增長提高0.828328%。反過來經(jīng)濟(jì)增長對物流業(yè)的長期貢獻(xiàn)系數(shù)為1.21，這表明在長期趨勢下，我國經(jīng)濟(jì)增長每提升1%的水平，則帶動我國物流業(yè)水平提高1.21%。因此，我國物流業(yè)水平（LNLC）和經(jīng)濟(jì)增長（LNGDP）之間是一種雙向正向相關(guān)關(guān)系。

（六）誤差修正方程

因為每個變量之間都是平穩(wěn)的序列，并且它們之間具有協(xié)整關(guān)系，因此基于格杰蘭定理，可以建立一個誤差修正模型。在誤差模型的基礎(chǔ)之上，可以更好地了解到各個變量之間的關(guān)系，尤其是在短期之內(nèi)的相互關(guān)系。這樣，通過和長期行為的比較，就可以了解到各個標(biāo)量短期的行為值。

圖1　VAR 模型單位根檢驗散點圖

圖2　LNGDP對LNGDP和LNLC脈沖響應(yīng)

圖3　LNLC對LNGDP和LNLC脈沖響應(yīng)

一般來說，向量誤差修正模型可以稱作為向量自回歸模型，其特殊之處在于對各個變量進(jìn)行了協(xié)整約束條件的限制。此外，在短期的波動中，誤差修正方程還可以清楚地展示出各個變量偏離它們長期均衡關(guān)系的程度值。然后在此基礎(chǔ)上，誤差修正方程可以計算出各個變量在產(chǎn)生偏離之后的速0度以及運動方向。以下是計算的結(jié)果：

從以上計算結(jié)果可以得出，誤差修正方程的調(diào)整系數(shù)為R2= 0.71，并且誤差修正項的系數(shù)約為0.79， 從中反映出兩個變量各滯后項的組合以及誤差修正項對于LNGDP 1 的解釋是一般性的。相反，經(jīng)濟(jì)增長變量這個一階滯后項系數(shù)是正數(shù)，并且相對來說比較明顯。與長期行為相反的是，物流產(chǎn)業(yè)發(fā)展的一階滯后項系數(shù)是-0.006， 并且表現(xiàn)出來不太明顯。因此，從中反映出在短期的發(fā)展中，物流產(chǎn)業(yè)的發(fā)展會對經(jīng)濟(jì)水平的提高形成一定程度的制約。對于這方面的原因也有很多。主要原因是由于在較短時間內(nèi)的高的物流費用會引起其他行業(yè)產(chǎn)業(yè)成本的大幅度上升。

（七）脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解

一般情況下，脈沖響應(yīng)就是在一定時間范圍內(nèi)，如果某個變量的擾動項發(fā)生了變化，那么經(jīng)過一系列的動態(tài)聯(lián)系，這個時間段內(nèi)的各個變量也產(chǎn)生相應(yīng)的變化。進(jìn)行廣義脈沖響應(yīng)函數(shù)分析，結(jié)果發(fā)現(xiàn)我國的物流產(chǎn)業(yè)發(fā)展和經(jīng)濟(jì)發(fā)展之間存在相互沖擊且動態(tài)響應(yīng)的關(guān)系。

從圖2（LNGDP對LNGDP和LNLC脈沖響應(yīng)）中可以明顯看出經(jīng)濟(jì)發(fā)展對其自身的一個標(biāo)準(zhǔn)干擾存在正向的效應(yīng)。具體說，經(jīng)濟(jì)增長水平對于物流的發(fā)展的沖擊反應(yīng)具有正向的效應(yīng)，并且呈現(xiàn)出N型。圖2中，前3期都是呈上升趨勢，然后逐漸開始下降，到了第7期，開始慢慢恢復(fù)上升，這說明物流產(chǎn)業(yè)的發(fā)展水平對于經(jīng)濟(jì)的發(fā)展水平也具有正向的效應(yīng)。

從圖3（LNLC對LNGDP和LNLC脈沖響應(yīng)）中可以看出物流產(chǎn)業(yè)的發(fā)展水平對經(jīng)濟(jì)增長的一個標(biāo)準(zhǔn)差擾動具有明顯的正向效應(yīng)，并且呈現(xiàn)出N型。圖3中，從一開始上升，到了第4期開始逐漸下降，然后到了第9期出現(xiàn)平穩(wěn)發(fā)展的狀態(tài)。這就表明出經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平對于物流產(chǎn)業(yè)的發(fā)展具有明顯的促進(jìn)和帶動功能。

方差的分解方法則是將每個內(nèi)生變量的波進(jìn)行細(xì)致的分解，從中來得出各個信息對內(nèi)生變量的重要程度。本文對模型做了方差分解分析，得出物流產(chǎn)業(yè)發(fā)展和經(jīng)濟(jì)增長之間存在緊密的相互關(guān)系。

結(jié)論和建議

本文通過利用廣義的脈沖函數(shù)分析以及協(xié)整分析，再加上2005-2014年之間10年的相關(guān)經(jīng)濟(jì)發(fā)展數(shù)據(jù)和物流產(chǎn)業(yè)的發(fā)展數(shù)據(jù)，對這兩者之前的關(guān)系進(jìn)行了比較全面的動態(tài)分析。從中得出以下結(jié)論：

第一，從長時間范圍看，我國的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和物流產(chǎn)業(yè)的發(fā)展具有協(xié)整的關(guān)系。即經(jīng)濟(jì)的發(fā)展程度可以直接或者間接地對物流產(chǎn)業(yè)產(chǎn)生影響，同樣，物流產(chǎn)業(yè)的發(fā)展好壞也會影響到整個國家的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平。從計算結(jié)果來看，我國物流產(chǎn)業(yè)的發(fā)展對我國的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的彈性大概維持在0.83左右。這就表示在長期范圍來看，物流產(chǎn)業(yè)一旦產(chǎn)生1%的變化，那么整個經(jīng)濟(jì)的發(fā)展水平就會出現(xiàn)0.83%的變化。即物流產(chǎn)業(yè)的變化會直接影響到整個經(jīng)濟(jì)的發(fā)展?fàn)顩r。

第二，本文利用誤差修正方程得出，我國物流產(chǎn)業(yè)的發(fā)展對我國的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平所具有的短期彈性大約維持在-0.006左右，即從短期時間范圍來看，如果物流產(chǎn)業(yè)出現(xiàn)了1% 的增長，那么在這個時間段內(nèi)我國的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平會下降0.006%。這方面的原因是多樣化的。但是主要的原因是受到物流發(fā)展指標(biāo)的影響。因為在我國，物流發(fā)展指標(biāo)是基于社會物流的總費用。一旦這個社會物流的總費用出現(xiàn)了上升，那么在短時間范圍內(nèi)，企業(yè)的產(chǎn)品成本就會大幅度上升，而那時，企業(yè)還不能很好地消化，這就直接導(dǎo)致了經(jīng)濟(jì)增長變慢，從而對整個經(jīng)濟(jì)的發(fā)展帶來了不良的影響。

第三，本文利用格杰蘭因果檢驗的方法對各個變量進(jìn)行了驗證，并從中得出，我國的物流產(chǎn)業(yè)發(fā)展與經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平之間存在著雙向的格杰蘭因果關(guān)系。具體來說，我國的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平提升可以有效地促進(jìn)整個社會物流產(chǎn)業(yè)的快速發(fā)展，與此同時，物流產(chǎn)業(yè)的快速發(fā)展也可以對經(jīng)濟(jì)發(fā)展帶來一股強(qiáng)大的動力，不斷推動整個國民經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。實證表明我國的物流產(chǎn)業(yè)發(fā)展與我國的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平之間存在著雙向的格杰蘭因果關(guān)系。

第四，本文根據(jù)相關(guān)的脈沖響應(yīng)函數(shù)得出我國的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平對物流產(chǎn)業(yè)發(fā)展的影響的是正向的。這個計算值為44.1%，同時，我國的物流產(chǎn)業(yè)發(fā)展對于經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的影響也是正向的，計算值為91.1%。從中可得出我國的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和物流產(chǎn)業(yè)發(fā)展之間是相互促進(jìn)、相互影響的關(guān)系。

第五，本文基于方差分解，得出經(jīng)濟(jì)增長對我國物流產(chǎn)業(yè)所產(chǎn)生的影響和作用，要明顯遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于物流產(chǎn)業(yè)對我國經(jīng)濟(jì)增長所產(chǎn)生的影響和作用。大致來看，我國經(jīng)濟(jì)增長狀況在整個方差分解中都是處于主導(dǎo)的地位，這可以反映出經(jīng)濟(jì)增長對我國物流產(chǎn)業(yè)具有更大的影響和作用。

基于以上的結(jié)果，給出以下建議：

首先，我國需要大力減少物流的開支，尤其是在短期之內(nèi)。因為一旦物流費用和成本上升，這必然會導(dǎo)致公司產(chǎn)品的流通費用大幅度提升，這就直接產(chǎn)生了公司經(jīng)營成本的上升，從長期來看，會阻礙公司的可持續(xù)發(fā)展，進(jìn)而影響到整個社會的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平。

其次，我國需要大力發(fā)展交通基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)。隨著經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，交通基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)的作用就日益突出。如果一個國家有比較先進(jìn)和完善的交通基礎(chǔ)設(shè)施，并且該國的交通運輸網(wǎng)絡(luò)也十分發(fā)達(dá)，那么該國家的整個物流效率是非常高的。因為好的交通基礎(chǔ)設(shè)施以及交通網(wǎng)絡(luò)系統(tǒng)從根本上減少了運輸?shù)臅r間，并提高了運輸?shù)男剩瑥亩龠M(jìn)了整個社會的物流效率提升，這會在很大程度上減少成本并帶動全國經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。

最后，我國需要不斷促進(jìn)經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展。從本文可以得出，經(jīng)濟(jì)的發(fā)展程度可以直接或者間接地對物流產(chǎn)業(yè)產(chǎn)生影響，反過來，物流產(chǎn)業(yè)的發(fā)展好壞也會影響到整個國家的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平。因此，我國必須要大力發(fā)展國民經(jīng)濟(jì)，為物流產(chǎn)業(yè)的發(fā)展奠定一個好的物質(zhì)基礎(chǔ)，并有效地帶動整個物流產(chǎn)業(yè)的發(fā)展。總而言之，我國需要從三方面著手，不斷降低物流的成本，加快交通基礎(chǔ)設(shè)施的建設(shè)以及大力發(fā)展經(jīng)濟(jì)，從而帶動物流產(chǎn)業(yè)的發(fā)展。

1.李全喜，劉巖，劉佳琳.基于Logistic回歸分析的我國物流產(chǎn)業(yè)成長研究［J］.軟科學(xué)，2012（9）

2.張建升.區(qū)域物流發(fā)展差異及其影響因素研究［J］.北京交通大學(xué)學(xué)報（社會科學(xué)版），2014 （3）

3.孫浩杰，吳群琪，汪蘊慧.現(xiàn)代物流業(yè)優(yōu)化經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)的實證分析［J］.經(jīng)濟(jì)問題，2015（6）

4.徐茜，黃祖慶.區(qū)域物流與區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展互動關(guān)系研究——以浙江省為例［J］.統(tǒng)計與決策，2015（9）

5.馮英歌.基于VAR模型的我國物流產(chǎn)業(yè)發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系實證研究［J］.商業(yè)經(jīng)濟(jì)研究， 2015（5）

6.蔣衛(wèi)華，賴盛中.物流產(chǎn)業(yè)發(fā)展新路徑及其與經(jīng)濟(jì)增長互動實證分析［J］.商業(yè)經(jīng)濟(jì)研究，2015（34）

7.關(guān)秋燕.中國東部地區(qū)物流產(chǎn)業(yè)集聚與區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長的計量分析［J］.商業(yè)經(jīng)濟(jì)研究，2015（12）

F252

A