山西物流業(yè)發(fā)展與區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長的互動關(guān)系研究

田 越 ，楊 萌

（1.中國建設(shè)銀行山西省分行 康樂街支行，山西 太原 030001；2.太原理工大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，山西太原 030024）

1 概述

山西省具有明顯的資源型經(jīng)濟(jì)特征，以傳統(tǒng)能源、工業(yè)為支柱產(chǎn)業(yè)，供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革使山西面臨經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)的調(diào)整轉(zhuǎn)型，亟需探索新的經(jīng)濟(jì)增長點。隨著電子商務(wù)的飛速發(fā)展，物流業(yè)發(fā)展?jié)摿薮?，《山西省物流業(yè)發(fā)展中長期規(guī)劃(2015—2020年)》明確提出力爭到2020年建設(shè)成一批物流總基地和功能集聚區(qū)，形成具有重大支撐作用的物流產(chǎn)業(yè)鏈和產(chǎn)業(yè)集群，從準(zhǔn)入條件、審批、土地、稅費(fèi)等多方面鼓勵山西物流業(yè)的發(fā)展；《山西省“十三五”循環(huán)經(jīng)濟(jì)發(fā)展規(guī)劃》從循環(huán)經(jīng)濟(jì)角度出發(fā)，主要針對物流包裝回收等方面進(jìn)行規(guī)劃，助推山西建設(shè)現(xiàn)代化、綠色化的高水平物流業(yè)。雖然外部環(huán)境對物流業(yè)的發(fā)展有利，而山西省物流業(yè)的發(fā)展還存在很多問題，如省內(nèi)缺乏有競爭力的本土物流企業(yè)、物流業(yè)標(biāo)準(zhǔn)不統(tǒng)一、專業(yè)化程度較低、現(xiàn)代化程度不高等，因而需要探討山西物流業(yè)的發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長的影響程度，以及經(jīng)濟(jì)形勢變化對物流業(yè)發(fā)展的影響程度。

物流業(yè)的健康發(fā)展對于地區(qū)內(nèi)的經(jīng)濟(jì)增長有促進(jìn)作用，而促進(jìn)作用的效果依地域特色及物流產(chǎn)業(yè)規(guī)模有所區(qū)分[1-4]。大多數(shù)針對國內(nèi)區(qū)域的研究表明，物流業(yè)對經(jīng)濟(jì)增長有積極的帶動作用，但其貢獻(xiàn)率有限，特別是基于西部的研究多數(shù)表明，其物流業(yè)的發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長間的關(guān)系并不顯著。在對象為單個省區(qū)的研究中，學(xué)者們運(yùn)用熵值法、耦合協(xié)調(diào)度模型、格蘭杰因果檢驗、方差分解方法和脈沖響應(yīng)函數(shù)等方法，得出促進(jìn)物流業(yè)發(fā)展的主要因素有政府調(diào)控政策、區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度、高精技術(shù)成果轉(zhuǎn)化率與物流網(wǎng)絡(luò)密度等[5-6]。

針對山西省物流業(yè)發(fā)展研究，李瑞君等[7]認(rèn)為山西省物流業(yè)的發(fā)展滯后于經(jīng)濟(jì)發(fā)展，二者不是相互促進(jìn)的狀態(tài)；關(guān)春燕[8]采用區(qū)位熵法和灰色關(guān)聯(lián)法對物流業(yè)和經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系進(jìn)行分析，結(jié)果證明二者的關(guān)聯(lián)度不顯著；田新豹[9]探討物流服務(wù)業(yè)對山西經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型發(fā)展的推動作用，認(rèn)為物流業(yè)增加值對資源經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型的協(xié)同度影響程度最大。在此，重點探討山西物流業(yè)的相關(guān)指標(biāo)與經(jīng)濟(jì)增長的相互關(guān)聯(lián)關(guān)系，為山西省物流業(yè)的發(fā)展提供研究支持。

2 山西物流業(yè)發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長的實證分析

2.1 模型構(gòu)建

由于研究所涉及的多個物流與經(jīng)濟(jì)發(fā)展變量間的具體關(guān)系難以進(jìn)行嚴(yán)格的理論推導(dǎo)[9]，主要選用向量自回歸模型(VAR)對各項時間序列數(shù)據(jù)間的相互關(guān)系進(jìn)行實證分析，其基本原理為將系統(tǒng)中的每個內(nèi)生變量都作為所有內(nèi)生變量滯后值的函數(shù)構(gòu)造模型，從而將單變量的自回歸擴(kuò)展到能由多元時間序列變量組成的向量自回歸模型。

含有k個時間序列變量的VAR (p)模型如下。

式中：yit為k維內(nèi)生變量列變量；xit為d維外生變量列向量；p為滯后階數(shù)；T為樣本個數(shù)；Φ1，…，Φp和H為待估計的系數(shù)矩陣；εit為k維擾動列向量。

具體而言，根據(jù)不同信息準(zhǔn)則，滯后階數(shù)設(shè)置為2。同時，由于目前物流業(yè)尚未進(jìn)行獨(dú)立核算，在選取變量時，主要采用交通、倉儲和郵政業(yè)增加值代替物流業(yè)增加值。反映物流業(yè)發(fā)展?fàn)顩r的相關(guān)指標(biāo)主要包括：物流業(yè)增加值x1，代表區(qū)域物流業(yè)發(fā)展水平；區(qū)域物流業(yè)運(yùn)營能力x2，以貨物周轉(zhuǎn)量反映；區(qū)域物流業(yè)容納就業(yè)能力x3，以交通、倉儲和郵政業(yè)城鎮(zhèn)單位就業(yè)人員工資總額反映；區(qū)域物流業(yè)投資水平x4，以交通、倉儲和郵政業(yè)固定投資反映，體現(xiàn)區(qū)域物流業(yè)投資速度；區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平y(tǒng)，以山西省國民生產(chǎn)總值(GDP)表示[5]。

樣本數(shù)據(jù)主要來源于《中國統(tǒng)計年鑒》和《山西省統(tǒng)計年鑒》，選取山西省1996—2016年的面板數(shù)據(jù)，運(yùn)用Stata 13.0軟件對相關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)行分析。為了消除時間序列數(shù)據(jù)異方差的存在，對各時間序列數(shù)據(jù)的自然對數(shù)進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗和關(guān)系分析，這種處理方法并不影響變量之間的協(xié)整關(guān)系。

2.2 因果關(guān)系檢驗

2.2.1 物流水平與經(jīng)濟(jì)增長率趨勢

山西省物流業(yè)水平和經(jīng)濟(jì)發(fā)展變化趨勢如圖1所示。由于相關(guān)數(shù)據(jù)的數(shù)量量級有所差異，故采用各項指標(biāo)的增長率表示。從圖1可以看出，除2009年較為特殊外，各變量增長率多數(shù)大于0，即各項指標(biāo)呈上升趨勢。2009年物流業(yè)投資水平增長率呈現(xiàn)井噴式增長又迅速回落，其他指數(shù)的增長率下降，在2010年又回復(fù)到2008年增長率水平，則考慮2009年為特殊年份。整體來說，各項指標(biāo)在20年間的增長率為正，數(shù)值呈增長趨勢。

圖1 山西省物流業(yè)水平和經(jīng)濟(jì)發(fā)展變化趨勢Fig.1 Shanxi logistics industry level and economic development trend

2.2.2 數(shù)據(jù)單位根(ADF)檢驗

對山西物流業(yè)發(fā)展指標(biāo)和經(jīng)濟(jì)發(fā)展數(shù)據(jù)進(jìn)行單位根(ADF)檢驗，從而判斷山西省經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、物流業(yè)發(fā)展水平、物流業(yè)運(yùn)營能力、物流業(yè)容納就業(yè)及物流業(yè)固定投資數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性。時間序列數(shù)據(jù)ADF檢驗結(jié)果如表1所示。

表1 時間序列數(shù)據(jù)ADF檢驗結(jié)果Tab.1 ADF test results of time series data

從表1可以看出，山西省物流業(yè)發(fā)展指標(biāo)和經(jīng)濟(jì)發(fā)展數(shù)據(jù)對數(shù)值序列均沒有通過ADF檢驗，說明單位根存在，且時間序列數(shù)據(jù)不穩(wěn)定。但是，各個變量一階差分?jǐn)?shù)列在5%顯著性水平下全都通過檢驗，因而可以運(yùn)用協(xié)整檢驗判斷變量的協(xié)整關(guān)系。

2.2.3 數(shù)據(jù)協(xié)整檢驗

協(xié)整關(guān)系的基本思想是如果多個單位根序列擁有共同的隨機(jī)趨勢，就可以對這些變量作線性組合而消除此隨機(jī)趨勢。采用Johansen檢驗方法對山西省物流與經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)進(jìn)行協(xié)整檢驗，Johansen協(xié)整檢驗結(jié)果如表2所示。

表2 Johansen協(xié)整檢驗結(jié)果Tab.2 Johansen cointegration test results

從表2可以看出，山西省物流業(yè)發(fā)展水平、物流業(yè)運(yùn)營能力、物流業(yè)容納就業(yè)及物流業(yè)固定投資都與GDP之間存在協(xié)整關(guān)系。

2.2.4 格蘭杰因果檢驗

用山西省物流業(yè)發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長數(shù)值進(jìn)行格蘭杰因果關(guān)系檢驗，最優(yōu)滯后期選擇2期。格蘭杰因果檢驗結(jié)果如表3所示。

依次對滯后1期、滯后2期等變量進(jìn)行回歸，根據(jù)AIC及BIC的取值確定最佳滯后期為2。表3結(jié)果表明，在以lny為被解釋變量的方程中，檢驗變量 lnx1的 P 值為 0.035 ＜ 0.05，即 P ＜α，拒絕lnx1不是lny的格蘭杰原因，故lnx1是lny的格蘭杰原因。同時，lnx3與 lnx1，lnx2，lnx4，lny之間不存在任何格蘭杰因果關(guān)系；lny，lnx4不是lnx1的格蘭杰原因；lny不是lnx4的格蘭杰原因。

2.3 脈沖響應(yīng)分析

為了強(qiáng)化檢驗的可靠性，分析擾動項一個標(biāo)準(zhǔn)差沖擊會對變量產(chǎn)生怎樣的影響，對格蘭杰因果關(guān)系的各個變量進(jìn)行脈沖響應(yīng)分析。從表3可知，山西省物流業(yè)發(fā)展水平(lnx1)、物流業(yè)運(yùn)營能力(lnx2)及物流業(yè)固定投資(lnx4)與經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平(lny)存在單向或雙向的格蘭杰原因，故分別對這3組變量進(jìn)行脈沖響應(yīng)分析。

2.3.1 滯后階數(shù)選擇

為估計VAR，必須依據(jù)信息準(zhǔn)則確定VAR模型的具體階數(shù)。不同信息準(zhǔn)則所對應(yīng)的滯后階數(shù)并不一致： SBIC準(zhǔn)則顯示滯后階數(shù)為1；HQIC，AIC，F(xiàn)PE，LR顯示滯后階數(shù)為2。因此，設(shè)定VAR的滯后階數(shù)為2。滯后階數(shù)信息如表4所示。

表3 格蘭杰因果檢驗結(jié)果Tab.3 Granger causality test results

表4 滯后階數(shù)信息Tab.4 Relevant information of lagged rank

在VAR穩(wěn)定性的檢驗中，模型所有的特征值均在單位圓之內(nèi)，故此VAR系統(tǒng)是穩(wěn)定的。但是有一個根十分接近單位圓，這意味著有些沖擊有較強(qiáng)的持續(xù)性。

2.3.2 脈沖響應(yīng)圖

在脈沖響應(yīng)圖中亦體現(xiàn)了存在單向或雙向格蘭杰原因的山西省物流業(yè)指標(biāo)與區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長的動態(tài)影響關(guān)系，進(jìn)一步凸顯出區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長對物流業(yè)發(fā)展存在正向影響。具體來說，物流業(yè)發(fā)展對貨物周轉(zhuǎn)量與區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展均有微弱的正向作用。物流業(yè)發(fā)展水平對其固定投資具有較強(qiáng)的正向影響；貨物周轉(zhuǎn)量對物流業(yè)其他指標(biāo)及經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響力十分弱?。晃锪鳂I(yè)固定投資對其他指標(biāo)具有微弱影響；區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長對物流業(yè)發(fā)展幾乎沒有作用，但山西省經(jīng)濟(jì)增長極大促進(jìn)了物流業(yè)固定資產(chǎn)投資。綜上所述，區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長受物流業(yè)影響極小，但經(jīng)濟(jì)增長速度與物流業(yè)發(fā)展速度對物流業(yè)固定投資的響應(yīng)程度最大。

2.4 實證結(jié)論

建立VAR模型，運(yùn)用格蘭杰因果檢驗和脈沖響應(yīng)函數(shù)分析山西省物流業(yè)水平與經(jīng)濟(jì)發(fā)展的關(guān)系發(fā)現(xiàn)，對于物流業(yè)發(fā)展水平而言，物流業(yè)發(fā)展水平的提升可以單向促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長，而經(jīng)濟(jì)增長卻對物流業(yè)發(fā)展水平?jīng)]有顯著的促進(jìn)作用。但對于物流業(yè)運(yùn)營能力來說，運(yùn)營能力的提升并沒有促進(jìn)經(jīng)濟(jì)的增長，而經(jīng)濟(jì)增長卻促進(jìn)了運(yùn)營能力的提升。對于物流業(yè)容納就業(yè)能力來說，二者并沒有明顯的促進(jìn)作用。從物流業(yè)投資水平來說，投資并沒有顯著促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長，而經(jīng)濟(jì)增長卻對投資具有顯著的促進(jìn)作用。因此，對于山西省物流業(yè)而言，應(yīng)擴(kuò)大其發(fā)展規(guī)模，增強(qiáng)創(chuàng)新能力，提高企業(yè)效益。

由此可見，以資源型經(jīng)濟(jì)為代表的山西省物流業(yè)發(fā)展水平不高，山西物流業(yè)正處于投資加速、規(guī)模擴(kuò)大階段。雖然山西省物流業(yè)占本省GDP比重較高，但對經(jīng)濟(jì)的促進(jìn)作用微小，物流效益尚未充分顯現(xiàn)，物流業(yè)依托煤炭資源發(fā)展專業(yè)化水平較低，遠(yuǎn)未形成自身增長動力。

3 研究結(jié)論

基于以上研究，結(jié)合山西省物流業(yè)發(fā)展?fàn)顩r，對山西省物流業(yè)的發(fā)展提出以下研究結(jié)論。

（1）推動一體化物流系統(tǒng)建設(shè)。從以上分析結(jié)果可以看出，在現(xiàn)有狀況下，物流業(yè)對山西省的經(jīng)濟(jì)促進(jìn)作用十分有限，山西省物流業(yè)尚未形成內(nèi)生增長動力，規(guī)模效益欠缺。針對山西物流業(yè)動力不足問題，應(yīng)培養(yǎng)物流業(yè)內(nèi)生動力，盡快建立健全物流準(zhǔn)入標(biāo)準(zhǔn)，大力發(fā)展多式聯(lián)運(yùn)體系，推動公鐵、陸水、陸空等發(fā)展，推進(jìn)聯(lián)運(yùn)服務(wù)“一單制”，提高一體化銜接水平，實現(xiàn)物流業(yè)降本增效。同時，大力發(fā)展本土物流企業(yè)，發(fā)揮規(guī)模化、現(xiàn)代化的本土物流企業(yè)的龍頭作用。

（2）拓展物流業(yè)影響力。山西省正處于資源型經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型的風(fēng)口，山西應(yīng)推動物流業(yè)與制造業(yè)聯(lián)動發(fā)展。在煤炭發(fā)展的黃金時期，工業(yè)企業(yè)，特別是煤炭企業(yè)較為崇尚“大而全”的企業(yè)模式，通常自有物流體系。在煤炭去產(chǎn)能的經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型期，自有物流體系的負(fù)擔(dān)越來越重，物流企業(yè)應(yīng)抓住機(jī)遇，圍繞煤炭、化工及裝備制造等重點產(chǎn)業(yè)集群，優(yōu)先發(fā)展與之相配套的現(xiàn)代物流體系，運(yùn)用其專業(yè)化優(yōu)勢，擴(kuò)大企業(yè)影響，探索建立規(guī)?；摹百Y源+互聯(lián)網(wǎng)+物流”融合發(fā)展的新模式。

（3）增強(qiáng)物流業(yè)吸納就業(yè)的能力。在山西省經(jīng)濟(jì)的經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型期，發(fā)展物流業(yè)的人才建設(shè)可以從2個方面著手：一方面，由于物流行業(yè)部分崗位對人員知識基礎(chǔ)要求較弱，可以通過吸納煤炭及相關(guān)產(chǎn)業(yè)由于經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型而出現(xiàn)的閑置人員，通過行業(yè)培訓(xùn)使其達(dá)到從業(yè)上崗的標(biāo)準(zhǔn)，在緩解煤炭部門失業(yè)問題的同時增加物流部門的可調(diào)配人員；另一方面，引進(jìn)、培養(yǎng)高端物流人才，以創(chuàng)新為驅(qū)動力，打造智能化、科技化的物流區(qū)域，以期實現(xiàn)物流行業(yè)的跨越式發(fā)展，促進(jìn)地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展。

（4）持續(xù)增加物流業(yè)投資。山西省物流業(yè)處于規(guī)模擴(kuò)大、快速發(fā)展階段，需要強(qiáng)化對物流業(yè)的稅收政策支持、規(guī)范收費(fèi)水平和行為、拓寬融資渠道。依據(jù)分析結(jié)果可以看出，經(jīng)濟(jì)增長對物流業(yè)的投資水平具有明顯的促進(jìn)作用，從側(cè)面反映出資本市場對物流業(yè)具有傾向性，看好物流業(yè)的發(fā)展前景。因此，山西省應(yīng)持續(xù)增加對物流業(yè)的投資，從而實現(xiàn)山西省物流業(yè)與區(qū)域經(jīng)濟(jì)的互利共贏。