物流產(chǎn)業(yè)發(fā)展與能源消費關(guān)系的實證研究

洪 帥， 呂榮勝,2

(1.天津大學(xué) 管理與經(jīng)濟學(xué)部，天津 300072； 2.天津理工大學(xué) 管理學(xué)院，天津 300384)

?

物流產(chǎn)業(yè)發(fā)展與能源消費關(guān)系的實證研究

洪 帥1， 呂榮勝1,2

(1.天津大學(xué) 管理與經(jīng)濟學(xué)部，天津 300072； 2.天津理工大學(xué) 管理學(xué)院，天津 300384)

基于我國1995～2014年相關(guān)統(tǒng)計數(shù)據(jù)，采用計量經(jīng)濟學(xué)方法檢驗物流產(chǎn)業(yè)發(fā)展與物流能源消費間的關(guān)系。研究表明：我國物流產(chǎn)業(yè)發(fā)展與能源消費間存在著長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，客貨周轉(zhuǎn)量和全社會固定資產(chǎn)投資對能源消費有負(fù)向影響，物流產(chǎn)業(yè)增加值與能源消費同向變動。能源消費和產(chǎn)業(yè)增加值是客貨周轉(zhuǎn)量的格蘭杰原因、客貨周轉(zhuǎn)量是全社會固定資產(chǎn)投資的格蘭杰原因。客貨周轉(zhuǎn)量、產(chǎn)業(yè)增加值和全社會固定資產(chǎn)投資對物流能源消費均有正向沖擊。能源消費對客貨周轉(zhuǎn)量、產(chǎn)業(yè)增加值和全社會固定資產(chǎn)投資的貢獻(xiàn)率均持續(xù)上升。

物流產(chǎn)業(yè)；能源消費；格蘭杰因果檢驗；脈沖響應(yīng)函數(shù)；方差分解

1 引言

能源是人類賴以生存和發(fā)展不可或缺的物質(zhì)基礎(chǔ)，也是一個國家國民經(jīng)濟發(fā)展和人民生活水平提高的重要戰(zhàn)略保障。正確認(rèn)識能源消費與產(chǎn)業(yè)發(fā)展的關(guān)系問題對于緩解能源需求壓力和保證產(chǎn)業(yè)可持續(xù)發(fā)展具有重要的現(xiàn)實意義。

有關(guān)產(chǎn)業(yè)發(fā)展與能源消費的研究多集中于國家、省際間、省市等宏中觀層面，且已取得了較為豐富的研究成果。就國家層面，馬宏偉和馬開平選取1978～2006年數(shù)據(jù)探討能源消費與國內(nèi)生產(chǎn)總值以及三次產(chǎn)業(yè)間的協(xié)整性和格蘭杰因果關(guān)系[1]。朱俏俏等采用1994～2011年數(shù)據(jù)計算資源型產(chǎn)業(yè)與制造業(yè)碳排放量，分析資源型產(chǎn)業(yè)與制造業(yè)的碳排放量對工業(yè)經(jīng)濟發(fā)展的影響程度[2]。王富忠和盧啟程選取2000～2012年能源統(tǒng)計數(shù)據(jù)，分析物流業(yè)發(fā)展與能源消費、能源產(chǎn)出增長率，能源依賴和能耗效應(yīng)的關(guān)系[3]。劉鳳朝等，張歡等[4,5]也從國家層面探討了產(chǎn)業(yè)發(fā)展與能源消費的關(guān)系。就省際間層面，王雪青等基于30個省份2005～2008年數(shù)據(jù)，利用DEA方法對各省建筑業(yè)能源效率進(jìn)行測試和評價[6]。曹翠珍和趙國浩采用1999～2013年省際數(shù)據(jù)，分析區(qū)域物流發(fā)展，經(jīng)濟增長與能源消費三者之間的關(guān)系[7]。周葉等根據(jù)2008年省域物流作業(yè)直接能耗核算二氧化碳排放量和單位貨物周轉(zhuǎn)二氧化碳排放量及排放系數(shù)[8]。就具體省市層面，馮碧梅和劉傳江針對湖北省1989～2009年能源消耗情況計算城市碳排放量，以此分析湖北省城市圈碳軌跡[9]。姚永玲選取北京市市轄區(qū)1986～2008年統(tǒng)計數(shù)據(jù)分析經(jīng)濟規(guī)模、單位產(chǎn)值能耗、人均能耗、人口密度和能源空間支持系數(shù)等五項指標(biāo)對城市能源消耗的貢獻(xiàn)[10]。劉小軍和涂俊依據(jù)天津市1990～2009年統(tǒng)計數(shù)據(jù)分析經(jīng)濟增長與能源消費的關(guān)系，以產(chǎn)業(yè)能源消耗強度、結(jié)構(gòu)效應(yīng)與強度效應(yīng)、單位國內(nèi)生產(chǎn)總值能耗等指標(biāo)考查產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對能源消費的影響[11]?？v觀已有研究成果發(fā)現(xiàn)，產(chǎn)業(yè)發(fā)展與能源消費的研究多集中于國家、省際間、具體省市等宏中觀層面，對特定產(chǎn)業(yè)發(fā)展與能源消費關(guān)系的研究尤其是作為能源消耗大戶的物流產(chǎn)業(yè)發(fā)展與能源消費關(guān)系的研究鮮有探討。

鑒于此，本文依據(jù)我國1995～2014年相關(guān)統(tǒng)計數(shù)據(jù)，采用單位根、協(xié)整、格蘭杰因果關(guān)系檢驗、脈沖響應(yīng)函數(shù)以及方差分解等計量經(jīng)濟學(xué)方法檢驗反映我國物流產(chǎn)業(yè)發(fā)展的客貨周轉(zhuǎn)量、產(chǎn)業(yè)增加值、全社會固定資產(chǎn)投資與物流能源消費間的關(guān)系。研究結(jié)論將豐富和完善有關(guān)能源消費與產(chǎn)業(yè)發(fā)展關(guān)系的研究成果，為推進(jìn)物流產(chǎn)業(yè)可持續(xù)發(fā)展和緩解我國能源需求壓力提供理論支撐，為物流產(chǎn)業(yè)能源消費的管理實踐提供重要啟示。

2 理論分析與研究假設(shè)

當(dāng)前，物流產(chǎn)業(yè)蓬勃發(fā)展，對能源的消費在同期各產(chǎn)業(yè)中排名第二，僅次于制造業(yè)，是名副其實的耗能大戶，厘清物流產(chǎn)業(yè)發(fā)展與能源消費的關(guān)系已經(jīng)十分必要。物流產(chǎn)業(yè)發(fā)展的研究多圍繞物流客貨周轉(zhuǎn)量[7]，物流產(chǎn)業(yè)增加值[12]，物流產(chǎn)業(yè)全社會固定資產(chǎn)投資[13]等指標(biāo)展開，因此討論物流產(chǎn)業(yè)發(fā)展與能源消費的關(guān)系實質(zhì)表現(xiàn)為物流客貨周轉(zhuǎn)量、物流產(chǎn)業(yè)增加值、物流產(chǎn)業(yè)全社會固定資產(chǎn)投資與能源消費的關(guān)系。

物流產(chǎn)業(yè)作為新興的生產(chǎn)性服務(wù)產(chǎn)業(yè)對輕工業(yè)、制造業(yè)、電子信息業(yè)、金融業(yè)等眾多產(chǎn)業(yè)有著重大的拉動、輻射和影響作用[14]。物流產(chǎn)業(yè)發(fā)展增強了產(chǎn)業(yè)間的融合與滲透，深化和細(xì)化產(chǎn)業(yè)間分工，促進(jìn)了產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)流程的改變和改造，加速了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整與技術(shù)升級創(chuàng)新[15]，從而實現(xiàn)能源效率的提升和資源、能源消費的節(jié)約[7]?；诖耍岢鲆韵卵芯考僭O(shè)：

H1 物流產(chǎn)業(yè)發(fā)展與能源消費存在著長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。

物流客貨周轉(zhuǎn)量是指各種運輸工具在報告期內(nèi)實際運送的貨物重量和旅客數(shù)量分別乘其運送距離的累計數(shù)，是考核運輸業(yè)綜合性的產(chǎn)量指標(biāo)，該指標(biāo)綜合考慮運送距離、重量、數(shù)量等因素。假定單位時間內(nèi)客貨總量一定，若在運輸過程中僅考慮能源消耗，則存在客貨周轉(zhuǎn)量越大，能源消費量越小的關(guān)系?；诖耍岢鲆韵卵芯考僭O(shè)：

H2 物流客貨周轉(zhuǎn)量對能源消費有負(fù)向影響。

物流產(chǎn)業(yè)增加值由交通運輸業(yè)物流增加值、倉儲物流業(yè)增加值、批發(fā)物流業(yè)增加值、配送加工包裝物流業(yè)增加值和郵政業(yè)物流增加值構(gòu)成，是反映物流業(yè)發(fā)展的核心指標(biāo)。物流產(chǎn)業(yè)增加值取決于物流產(chǎn)業(yè)提供的服務(wù)及相應(yīng)的附加值，假定物流產(chǎn)業(yè)提供服務(wù)過程中僅投入能源，則存在物流產(chǎn)業(yè)增加值越大，能源消費越多的關(guān)系?；诖?，提出以下研究假設(shè)：

H3 物流產(chǎn)業(yè)增加值與能源消費同向變動。

物流產(chǎn)業(yè)全社會固定資產(chǎn)投資是以貨幣表現(xiàn)的建造和購置固定資產(chǎn)活動的工作量，是反映物流業(yè)固定資產(chǎn)投資規(guī)模、速度、比例關(guān)系和使用方向的綜合性指標(biāo)。物流產(chǎn)業(yè)全社會固定資產(chǎn)投資越多，其發(fā)展程度越高。隨著投資的增加，物流業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施更完善，相應(yīng)物流效率不斷提高，則存在物流產(chǎn)業(yè)在全社會固定資產(chǎn)投資越多，能源消費越少的關(guān)系。基于此，提出以下研究假設(shè)：

H4 物流產(chǎn)業(yè)全社會固定資產(chǎn)投資對能源消費有負(fù)向影響。

3 變量選取及數(shù)據(jù)來源

3.1 變量選取

鑒于物流產(chǎn)業(yè)發(fā)展的自身特性以及相關(guān)統(tǒng)計數(shù)據(jù)的可得性和有效性，考慮到運輸和郵電是物流業(yè)主要構(gòu)成部分，本文選取我國1995～2014年運輸和郵電客貨周轉(zhuǎn)量(億噸公里)，交通運輸、倉儲和郵政業(yè)增加值指數(shù)，全社會固定資產(chǎn)投資(億元)作為衡量城市物流產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平的指標(biāo)。為方便計算，將貨運周轉(zhuǎn)量(億噸公里)、旅客周轉(zhuǎn)量(億人公里)換算為客貨周轉(zhuǎn)量(億噸公里)?？拓洆Q算系數(shù)[16]按照鐵路、遠(yuǎn)洋、沿海、內(nèi)河運輸換算系數(shù)為1，公路換算系數(shù)為0.1計算。選取我國交通運輸、倉儲和郵政業(yè)能源消費量(萬噸標(biāo)準(zhǔn)煤)作為衡量我國物流能源消費的指標(biāo)。

運用EViews 8.0軟件考察反映我國物流產(chǎn)業(yè)發(fā)展的客貨周轉(zhuǎn)量(T)、產(chǎn)業(yè)增加值(Z)、全社會固定資產(chǎn)投資(F)與能源消費(E)等指標(biāo)間是否具有長期的均衡關(guān)系，定量分析相關(guān)變量間的關(guān)系，并檢驗相關(guān)變量間是否存在格蘭杰因果關(guān)系。

3.2 數(shù)據(jù)來源

有關(guān)我國1995～2014年物流產(chǎn)業(yè)發(fā)展、能源消費等指標(biāo)的數(shù)據(jù)均來自于相應(yīng)年度的《中國統(tǒng)計年鑒》、《中國能源統(tǒng)計年鑒》或據(jù)此經(jīng)計算得到。運輸和郵電客貨周轉(zhuǎn)量在1995年為39359.9億噸公里，到2014年增長為194159.3億噸公里，總體上呈現(xiàn)逐年增長趨勢，個別年份有小幅回落；交通運輸、倉儲和郵政業(yè)增加值指數(shù)在1994年為100，1995年為111，到2014年為106.5，總體上呈現(xiàn)波動趨勢；全社會固定資產(chǎn)投資在1995年為2306.54億元，到2014年為43215.67億元，總體上呈現(xiàn)逐年增長趨勢，僅在2011年出現(xiàn)小幅減少；交通運輸、倉儲和郵政業(yè)能源消費量在1995年為5863萬噸標(biāo)準(zhǔn)煤，到2014年增長為36336萬噸標(biāo)準(zhǔn)煤，呈現(xiàn)逐年增長趨勢。

為了保證相關(guān)時間序列數(shù)據(jù)的可比性以及降低異方差的影響，在討論和分析過程中對相關(guān)時間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行取自然對數(shù)處理，變換后的時間序列分別為：lnTt、lnZt、lnFt和lnEt。四個對數(shù)序列的變化趨勢呈現(xiàn)出高度的一致性，因此可能存在協(xié)整關(guān)系。

4 實證分析

4.1ADF單位根檢驗

經(jīng)典計量經(jīng)濟學(xué)理論是建立在時間序列平穩(wěn)的基礎(chǔ)上的，所假設(shè)的變量間的相關(guān)系數(shù)服從的是正態(tài)分布。研究發(fā)現(xiàn)，大部分經(jīng)濟變量是非平穩(wěn)的[17]，用非平穩(wěn)變量進(jìn)行回歸分析，尤其在大樣本和較高單整除數(shù)的情況下，結(jié)論全部都是變量之間具有相關(guān)關(guān)系，將實際上不相關(guān)的兩個非平穩(wěn)變量用來回歸分析[18]，是一種虛假回歸。因此，對非平穩(wěn)變量間進(jìn)行回歸分析，首先應(yīng)考慮和檢驗變量的平穩(wěn)性[19]，即對變量必須做單位根檢驗。本文選用ADF單位根檢驗法對lnT、lnZ、lnF和lnE等變量進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗[20]。lnT、lnZ、lnF和lnE四個變量中僅有l(wèi)nE是一次差分序列平穩(wěn)，而lnT、lnZ和lnF都是二次差分序列平穩(wěn)。ADF單位根檢驗結(jié)果表明，lnT、lnZ、lnF和lnE變量差分后都在5%的顯著水平上通過了ADF平穩(wěn)性檢驗。

4.2 協(xié)整關(guān)系檢驗

沒有協(xié)整關(guān)系的單整變量的回歸仍然是偽回歸，因此必須做協(xié)整檢驗。鑒于被解釋變量lnE是一次差分序列平穩(wěn)，而解釋變量lnT、lnZ和lnF都是二次差分序列平穩(wěn)，符合被解釋變量的單整階數(shù)要小于或者等于解釋變量的單整階數(shù)以及兩個以上解釋變量的單整階數(shù)要相同的協(xié)整檢驗要求。通過EViews 8.0軟件，運用Johansen協(xié)整檢驗方法進(jìn)行檢驗，檢驗結(jié)果表明，lnTt、lnZt、lnFt和lnEt四個時間序列之間存在長期均衡關(guān)系，且在5%顯著水平下存在協(xié)整關(guān)系，有協(xié)整關(guān)系的四變量回歸結(jié)果如(1)式所示

(1)

其中括號內(nèi)為t統(tǒng)計量，與方程估計參數(shù)上下一一對應(yīng)；R2=0.994519；F=907.1718；D.W.=2.268；T=19。

從(1)式可以看出，各估計參數(shù)t統(tǒng)計量絕對值均大于1.645，通過了顯著性水平檢驗，回歸模型估計值對實際值的擬合程度也較好，這表明1995～2014年我國物流產(chǎn)業(yè)發(fā)展與能源消費之間存在著長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，假設(shè)H1成立。物流產(chǎn)業(yè)增加值與能源消費同向變動，假設(shè)H3成立，即物流產(chǎn)業(yè)增加值每增加1個百分點，能源消費將增加1.711個百分點，說明我國物流產(chǎn)業(yè)的發(fā)展對能源消費的依賴程度較高，且物流產(chǎn)業(yè)能源效率還有很大的提升空間。物流產(chǎn)業(yè)客貨周轉(zhuǎn)量和全社會固定資產(chǎn)投資對能源消費具有負(fù)向影響，假設(shè)H2和H4成立，即物流產(chǎn)業(yè)客貨周轉(zhuǎn)量和全社會固定資產(chǎn)投資每增加1個百分點，能源消費將分別減少0.218和0.185個百分點，說明隨著我國物流產(chǎn)業(yè)客貨周轉(zhuǎn)效率和全社會固定資產(chǎn)投資的增加，物流產(chǎn)業(yè)能源效率將進(jìn)一步提高。

4.3 格蘭杰因果關(guān)系檢驗

協(xié)整檢驗結(jié)果說明我國物流產(chǎn)業(yè)發(fā)展與能源消費間存在著長期均衡關(guān)系，但不能說明變量間的先后順序是否存在一個變量前期信息會影響到另一變量當(dāng)期，即物流產(chǎn)業(yè)發(fā)展的變動引起能源消費的變動，還是能源消費的變動引起物流產(chǎn)業(yè)發(fā)展的變動，因此需要通過格蘭杰因果關(guān)系檢驗做驗證。運用EViews 8.0軟件根據(jù)赤池信息準(zhǔn)則(AIC)確定滯后階數(shù)[21]，對反映我國物流產(chǎn)業(yè)發(fā)展的客貨周轉(zhuǎn)量、產(chǎn)業(yè)增加值、全社會固定資產(chǎn)投資與能源消費的關(guān)系進(jìn)行格蘭杰因果關(guān)系檢驗，檢驗結(jié)果如表1所示。

表1 格蘭杰因果關(guān)系檢驗結(jié)果

表1格蘭杰因果檢驗結(jié)果表明，在5%的顯著性水平下，能源消費和產(chǎn)業(yè)增加值對客貨周轉(zhuǎn)量、客貨周轉(zhuǎn)量對全社會固定資產(chǎn)投資的格蘭杰檢驗都拒絕了原假設(shè)，呈現(xiàn)出能源消費和產(chǎn)業(yè)增加值對客貨周轉(zhuǎn)量、客貨周轉(zhuǎn)量對全社會固定資產(chǎn)投資的單向影響，即能源消費和產(chǎn)業(yè)增加值是客貨周轉(zhuǎn)量的格蘭杰原因、客貨周轉(zhuǎn)量是全社會固定資產(chǎn)投資的格蘭杰原因。在10%的顯著性水平下，能源消費對產(chǎn)業(yè)增加值和全社會固定資產(chǎn)投資、產(chǎn)業(yè)增加值對全社會固定資產(chǎn)投資的格蘭杰檢驗都拒絕了原假設(shè)，呈現(xiàn)出能源消費對產(chǎn)業(yè)增加值和全社會固定資產(chǎn)投資、產(chǎn)業(yè)增加值對全社會固定資產(chǎn)投資的單向影響，即能源消費是產(chǎn)業(yè)增加值和全社會固定資產(chǎn)投資的格蘭杰原因、產(chǎn)業(yè)增加值是全社會固定資產(chǎn)投資的格蘭杰原因。

4.4 無約束VAR模型

由于lnT、lnZ、lnF和lnE之間存在格蘭杰因果關(guān)系，故lnT、lnZ、lnF和lnE可以做為VAR模型的因變量。假定無約束的VAR模型有4個變量，滯后階數(shù)為2，如(2)式所示

Xt=A0+A1Xt-1+A2Xt-2+ut

(2)

其中Xt=(lnEt,lnZt,lnFt,lnTt)′，Xt-1=(lnEt-1,lnZt-1,lnFt-1,lnTt-1)′，Xt-2=(lnEt-2,lnZt-2,lnFt-2,lnTt-2)′，A0=(c1,c2,c3,c4)′，A1=(αij)4×4，A2=(βij)4×4，(i,j=1,2,3,4)，ut=(u1t,u2t,u3t,u4t)′。由此，可得到關(guān)于lnT、lnZ、lnF和lnE的向量自回歸模型的估計(3)式

(3)

VAR理論不看重個別檢驗結(jié)果，不分析各子方程的意義，而是更注重模型的整體效果。AR根的圖表檢驗結(jié)果顯示所有單位根的倒數(shù)的模都小于1，即所有單位根的倒數(shù)的模都落在單位圓之內(nèi)，可推斷所建VAR模型滿足穩(wěn)定性條件。

4.5 脈沖響應(yīng)函數(shù)

脈沖響應(yīng)函數(shù)描述的是VAR模型中每一個內(nèi)生變量的沖擊對自身與其它內(nèi)生變量帶來的影響，或者說脈沖響應(yīng)函數(shù)是隨著時間的推移，觀察模型中的各變量對于沖擊的響應(yīng)?；谒╒AR模型，分別給能源消費(lnE)以及反映物流產(chǎn)業(yè)發(fā)展的客貨周轉(zhuǎn)量(lnT)、產(chǎn)業(yè)增加值(lnZ)、全社會固定資產(chǎn)投資(lnF)一個正的沖擊，得到關(guān)于能源消費和物流產(chǎn)業(yè)發(fā)展的脈沖響應(yīng)函數(shù)圖形輸出結(jié)果，如圖1所示，其中橫軸表示滯后期數(shù)，縱軸表示響應(yīng)程度，實線表示1單位脈沖沖擊的脈沖響應(yīng)函數(shù)的時間路徑，兩邊虛線表示2個標(biāo)準(zhǔn)差的置信區(qū)間。

圖1 脈沖響應(yīng)函數(shù)

圖1(1)表示lnE對自身的響應(yīng)函數(shù)時間路徑一直為正，脈沖影響在第1期約為0.061，以后逐期下降，6期以后趨于穩(wěn)定，說明物流能源消費的增長會引起后面各時期物流能源消費的增長，且增長的彈性系數(shù)呈現(xiàn)減小后趨于穩(wěn)定的規(guī)律。

圖1(2)表示lnZ對lnE實施沖擊，lnE的響應(yīng)函數(shù)時間路徑一直為正，脈沖影響在第1期約為0.018，前3期呈現(xiàn)增長趨勢，4期以后趨于穩(wěn)定，說明產(chǎn)業(yè)增加值的增長會引起后面各時期物流能源消費的增長，且增長的彈性系數(shù)呈現(xiàn)增長后趨于穩(wěn)定的規(guī)律。

圖1(3)表示lnF對lnE實施沖擊，lnE的響應(yīng)函數(shù)時間路徑一直為正，前5期總體呈現(xiàn)上升趨勢，5期以后呈現(xiàn)下降趨勢，說明全社會固定資產(chǎn)投資的增長會引起后面各時期物流能源消費的增長，且增長的彈性系數(shù)呈現(xiàn)先增長后下降的規(guī)律。

圖1(4)表示lnT對lnE實施沖擊，lnE的響應(yīng)函數(shù)時間路徑一直為正，脈沖影響在第1期約為0.043，前6期趨于穩(wěn)定，6期以后呈現(xiàn)持續(xù)下降趨勢，說明客貨周轉(zhuǎn)量的增長會引起后面各時期物流能源消費的增長，且增長的彈性系數(shù)呈現(xiàn)穩(wěn)定后持續(xù)減小的規(guī)律。

4.6 方差分解

方差分解是評價各內(nèi)生變量對預(yù)測方差的貢獻(xiàn)度，是分析預(yù)測殘差的標(biāo)準(zhǔn)差由不同信息沖擊影響的比例，即對應(yīng)內(nèi)生變量對標(biāo)準(zhǔn)差的貢獻(xiàn)比例。對所建立的VAR模型中能源消費、客貨周轉(zhuǎn)量、產(chǎn)業(yè)增加值、全社會固定資產(chǎn)投資等變量進(jìn)行方差分解。方差分解結(jié)果表明：當(dāng)期物流能源消費對后面各時期物流能源消費的貢獻(xiàn)率維持在95%以上，且?guī)缀醣３植蛔?。?dāng)期物流能源消費對后面各時期客貨周轉(zhuǎn)量的貢獻(xiàn)率維持在40%以上，且越來越大。當(dāng)期物流能源消費對后面各時期產(chǎn)業(yè)增加值的貢獻(xiàn)率維持在80%以上，且最終在90%左右小幅波動。當(dāng)期物流能源消費對后面各時期全社會固定資產(chǎn)投資的貢獻(xiàn)率從0%不斷上升到60%后趨于平穩(wěn)。

5 結(jié)論與建議

通過對我國1995～2014年物流產(chǎn)業(yè)發(fā)展和能源消費關(guān)系的實證分析，可得到以下基本結(jié)論：

第一，我國物流產(chǎn)業(yè)發(fā)展與其能源消費之間存在著長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，物流產(chǎn)業(yè)增加值與能源消費同向變動，說明我國物流產(chǎn)業(yè)的發(fā)展對能源消費的依賴程度較高，且物流產(chǎn)業(yè)能源效率還有很大的提升空間；物流產(chǎn)業(yè)客貨周轉(zhuǎn)量和全社會固定資產(chǎn)投資對能源消費具有負(fù)向影響，說明隨著我國物流產(chǎn)業(yè)客貨周轉(zhuǎn)效率和全社會固定資產(chǎn)投資的增加，物流產(chǎn)業(yè)能源效率將進(jìn)一步提高。

第二，格蘭杰因果檢驗表明：在5%的顯著性水平下，能源消費和產(chǎn)業(yè)增加值是客貨周轉(zhuǎn)量的格蘭杰原因、客貨周轉(zhuǎn)量是全社會固定資產(chǎn)投資的格蘭杰原因，呈現(xiàn)出單向影響；在10%的顯著性水平下，能源消費是產(chǎn)業(yè)增加值和全社會固定資產(chǎn)投資的格蘭杰原因、產(chǎn)業(yè)增加值是全社會固定資產(chǎn)投資的格蘭杰原因，呈現(xiàn)出單向影響。

第三，所建VAR模型滿足穩(wěn)定性條件，脈沖響應(yīng)函數(shù)輸出結(jié)果表明，客貨周轉(zhuǎn)量、產(chǎn)業(yè)增加值和全社會固定資產(chǎn)投資對物流能源消費均有正向沖擊，且增長的彈性系數(shù)總體呈現(xiàn)出“凸”形趨勢，即穩(wěn)定后減小、增長后穩(wěn)定、增長后下降的規(guī)律；能源消費對自身也有正向沖擊，但增長的彈性系數(shù)呈現(xiàn)出“凹”形趨勢，即減小后穩(wěn)定的規(guī)律。

第四，方差分解結(jié)果顯示，能源消費對客貨周轉(zhuǎn)量、產(chǎn)業(yè)增加值和全社會固定資產(chǎn)投資的貢獻(xiàn)率均持續(xù)上升，其中能源消費對產(chǎn)業(yè)增加值貢獻(xiàn)率的變化幅度最小，基本維持在80%～90%，能源消費對全社會固定資產(chǎn)投資貢獻(xiàn)率的變化幅度最大，從沒有貢獻(xiàn)率到60%；能源消費對自身的貢獻(xiàn)率基本維持在95%以上。

根據(jù)上述結(jié)論，可以明確反映我國物流產(chǎn)業(yè)發(fā)展的客貨周轉(zhuǎn)量、產(chǎn)業(yè)增加值和全社會固定資產(chǎn)投資等指標(biāo)與能源消費間存在著長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，重視并妥善處理四者間的關(guān)系將形成四者相互促進(jìn)的良性循環(huán)。從物流產(chǎn)業(yè)客貨周轉(zhuǎn)量、產(chǎn)業(yè)增加值和全社會固定資產(chǎn)投資等對能源消費均有不同程度的正向沖擊，且沖擊的彈性系數(shù)呈現(xiàn)出凸型趨勢，以及能源消費對物流產(chǎn)業(yè)客貨周轉(zhuǎn)量、產(chǎn)業(yè)增加值和全社會固定資產(chǎn)投資的貢獻(xiàn)率均持續(xù)上升的結(jié)果看，物流產(chǎn)業(yè)客貨周轉(zhuǎn)量、產(chǎn)業(yè)增加值、全社會固定資產(chǎn)投資等指標(biāo)較好地反映了物流產(chǎn)業(yè)的發(fā)展以及和能源消費間的關(guān)系。因此，建議通過引進(jìn)新能源技術(shù)、綠色物流技術(shù)，更新物流產(chǎn)業(yè)運輸工具和硬件設(shè)施，完善和變革物流產(chǎn)業(yè)相關(guān)管理制度和操作流程等形式刺激物流產(chǎn)業(yè)發(fā)展，以增加物流產(chǎn)業(yè)的客貨周轉(zhuǎn)量，實現(xiàn)物流產(chǎn)業(yè)能源消費總量的降低；通過對物流產(chǎn)業(yè)的政策引導(dǎo)和資金扶持，加大對物流產(chǎn)業(yè)的全社會固定資產(chǎn)投資，推動物流產(chǎn)業(yè)升級和技術(shù)創(chuàng)新，促進(jìn)物流產(chǎn)業(yè)發(fā)展，提升物流產(chǎn)業(yè)能源利用效率；通過創(chuàng)新物流服務(wù)理念和形式，提高物流服務(wù)的智能化、自動化程度，增加物流產(chǎn)業(yè)服務(wù)的附加值，減少因能源消費所產(chǎn)生的物流產(chǎn)業(yè)增加值的比例，實現(xiàn)物流產(chǎn)業(yè)能源消費的節(jié)約。只有降低物流產(chǎn)業(yè)能源消費總量、提升物流產(chǎn)業(yè)能源利用效率，才能真正緩解能源需求壓力，保證物流產(chǎn)業(yè)的可持續(xù)發(fā)展。

[1] 馬宏偉，馬開平.能源消費與產(chǎn)業(yè)發(fā)展的協(xié)整性與因果關(guān)系分析[J].數(shù)理統(tǒng)計與管理，2010，(3)：473- 479.

[2] 朱俏俏，孫慧，王士軒.中國資源型產(chǎn)業(yè)及制造業(yè)碳排放與工業(yè)經(jīng)濟發(fā)展的關(guān)系[J].中國人口·資源與環(huán)境，2014，(11)：112-119.

[3] 王富忠，盧啟程.治霾背景下物流業(yè)能耗效應(yīng)研究[J]. 軟科學(xué)，2016，(1)：86-90.

[4] 劉鳳朝，潘雄鋒，徐國泉.基于結(jié)構(gòu)份額與效率份額的中國能源消費強度研究[J].資源科學(xué)，2007，(4)：2- 6.

[5] 張歡，成金華，王來峰.中國工業(yè)化進(jìn)程與能源礦產(chǎn)供需均衡的研究[J].中國人口·資源與環(huán)境，2011，(3)：165-170.

[6] 王雪青，婁香珍，楊秋波.中國建筑業(yè)能源效率省際差異及其影響因素分析[J].中國人口·資源與環(huán)境，2012，(2)：56- 61.

[7] 曹翠珍，趙國浩.區(qū)域物流發(fā)展、經(jīng)濟增長與能源消費——基于中國省際面板數(shù)據(jù)的實證分析[J].財貿(mào)研究，2015，(2)：44-52.

[8] 周葉，王道平，趙耀.中國省域物流作業(yè)的CO2排放量測評及低碳化對策研究[J].中國人口·資源與環(huán)境，2011，(9):81- 87.

[9] 馮碧梅，劉傳江.全球價值鏈視角的武漢城市圈產(chǎn)業(yè)體系構(gòu)建——推動武漢城市圈低碳經(jīng)濟發(fā)展[J]. 中國人口·資源與環(huán)境，2010，(3)：67-72.

[10] 姚永玲.北京城市發(fā)展中的能源消耗影響因素分析[J].中國人口·資源與環(huán)境，2011，(7)：40- 45.

[11] 劉小軍，涂俊.天津市產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與能源消費強度分析[J].城市問題，2011，(7)：43- 48.

[12] 劉南，李燕.現(xiàn)代物流與經(jīng)濟增長的關(guān)系研究——基于浙江省的實證分析[J].管理工程學(xué)報，2007，(1)：151-154.

[13] 李瑞，張悟移.基于RBF神經(jīng)網(wǎng)絡(luò)的物流業(yè)能源需求預(yù)測[J].資源科學(xué)，2016，(3)：450- 460.

[14] 宋則，常東亮.現(xiàn)代物流業(yè)的波及效應(yīng)研究[J].商業(yè)經(jīng)濟與管理，2008，(1)：3-9.

[15] 張紅波，彭焱.現(xiàn)代物流與區(qū)域經(jīng)濟增長關(guān)系的實證研究[J].工業(yè)工程與管理，2009，(1)：122-126.

[16] 張樹偉，姜克雋，劉德順.中國交通發(fā)展的能源消費與對策研究[J].中國軟科學(xué)，2006，(5)：58- 62.

[17] Nelson C R, Plosser C I. Trends and random walks in macroeconomic time series[J]. Monetary Economics, 1982, 10(2): 139-162.

[18] 陳昭，劉巍，茹純子.中國經(jīng)濟增長與環(huán)境污染的關(guān)系——基于分省的面板協(xié)整模型分析[J].當(dāng)代財經(jīng)，2008,(11)：18-23.

[19] Stock J H, Watson M. Interpreting the evidence on money-income causality[J]. Econometrics, 1989, 40(1): 161-181.

[20] Dickey D A, Fuller W A. Distribution of the estimators for autoregressive time series with a unit root[J]. Journal of the American Statistical Association, 1979, 74: 427- 431.

[21] Akaike H. A new look at the statistical model identification [J]. IEEE Transactions on Automatic Control, 1974, 19(6): 716-723.

An Empirical Research on the Relationship between the Development of Logistics Industry and the Energy Consumption

HONG Shuai1, LV Rong-sheng1,2

(1.CollegeofManagementandEconomics,TianjinUniversity,Tianjin300072,China; 2.SchoolofManagement,TianjinUniversityofTechnology,Tianjin300384,China)

Based on the relevant statistical data in the period of 1995～2014 in China, this paper uses the econometric methods to analyze the relationship between the energy consumption and the development of logistics industry. There is a long-term, stable and equilibrium relationship between the energy consumption and the development of logistics industry in China. The passenger and cargo turnover volume and the total investment in fixed assets have a negative impact on the energy consumption. The added value of logistics industry and the energy consumption change in the same direction. The energy consumption and the added value of logistics industry are the Granger cause of the passenger and cargo turnover volume, while the passenger and cargo turnover volume is the Granger cause of the total investment in fixed assets. The passenger and cargo turnover volume, the added value of logistics industry and the total investment in fixed assets have a positive response on the energy consumption. The contribution rate of energy consumption reflects a continued upward trend.

logistics industry; energy consumption; Granger causality test; impulse response function; variance decomposition

2016- 07- 09

國家社會科學(xué)基金資助項目(15BGL013)

F252

A

1003-5192(2017)03- 0056- 06

10.11847/fj.36.3.56