物流信息化對物流業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響
——基于空間溢出效應分析

楊慧瀛，楊宏舉，祝 甜

(哈爾濱商業(yè)大學 經(jīng)濟學院，哈爾濱 150028)

一、引言

物流是集運輸、倉儲、貨代和信息傳輸?shù)扔谝惑w的生產(chǎn)性服務行業(yè)，隨著現(xiàn)代科技不斷發(fā)展，物流和信息技術(shù)結(jié)合不斷深化，在我國經(jīng)濟轉(zhuǎn)型升級和高質(zhì)量發(fā)展的新常態(tài)下，物流業(yè)的高質(zhì)量發(fā)展成為其題中應有之意。作為實體經(jīng)濟的重要組成部分，推動物流業(yè)自身的轉(zhuǎn)型升級、結(jié)構(gòu)優(yōu)化、信息化融合，從而不斷地向現(xiàn)代物流業(yè)邁進乃至深化發(fā)展，不僅能為物流業(yè)企業(yè)本身創(chuàng)造更多的收益，使其降本增效的空間進一步擴大，而且能為制造業(yè)企業(yè)降低物流成本，擴展利潤空間，從而促進區(qū)域經(jīng)濟的發(fā)展，進一步提升國民經(jīng)濟的競爭力，挖掘經(jīng)濟增長潛力，同時也是適應供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革、增強經(jīng)濟發(fā)展內(nèi)生動力的必要之舉。2013年，工業(yè)和信息化部出臺《關(guān)于推進物流信息化工作的指導意見》，要求初步建立起的物流信息化體系要與國家現(xiàn)代物流體系相適應并且協(xié)調(diào)發(fā)展，使之為促進物流信息化發(fā)展起到基礎性作用。自2014年9月發(fā)布《物流業(yè)發(fā)展中長期規(guī)劃(2014—2020)》以來，加強BDS、物聯(lián)網(wǎng)、云計算、大數(shù)據(jù)、移動互聯(lián)等信息技術(shù)在物流領域的應用已是大勢所趨。2019年7月，交通運輸部發(fā)布《數(shù)字交通發(fā)展規(guī)劃綱要》提出，構(gòu)建數(shù)字化的采集體系、網(wǎng)絡化的傳輸體系和智能化的應用體系，加快交通運輸信息化向數(shù)字化、網(wǎng)絡化、智能化發(fā)展，促使我國物流信息化的政策環(huán)境上了一個新的臺階。2020年9月，國家發(fā)展改革委等14個部門聯(lián)合印發(fā)《推動物流業(yè)制造業(yè)深度融合創(chuàng)新發(fā)展實施方案》指出，要對新興技術(shù)積極探索，并不斷加大在物流領域的應用，這將進一步推動信息技術(shù)與物流業(yè)的深度融合，可以為物流業(yè)的發(fā)展“降本提效”，推動現(xiàn)代物流業(yè)信息化水平不斷提升。因此，量化研究物流信息化發(fā)展水平，并對物流信息化和物流業(yè)全要素生產(chǎn)率之間的關(guān)系進行實證分析具有重要的實際意義。

二、文獻綜述

學界對物流和信息化之間關(guān)系的研究成果較為豐富，現(xiàn)有研究主要進展如下：一是對中國物流信息化發(fā)展水平的研究。物流信息化的發(fā)展因地區(qū)的不同而存在差異，物流業(yè)信息化與物流業(yè)生產(chǎn)效率之間存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，且二者之間存在雙向的格蘭杰因果關(guān)系[1]，雖然物流信息化對物流業(yè)發(fā)展存在地區(qū)異質(zhì)性，但總體上物流信息化對我國物流業(yè)的發(fā)展具有正向的促進作用[2]。我國物流信息化和地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平之間緊密相關(guān)，從宏觀角度看，物流信息化不僅對經(jīng)濟的可持續(xù)發(fā)展具有促進作用，而且具有較高的國民經(jīng)濟效益[3]；從微觀角度看，雖然物流信息化各影響因素在企業(yè)信息化不同階段具有差異，但其影響因素均具有正向促進作用[4]。在我國不同地區(qū)信息化對物流的貢獻差異不大，但從物流業(yè)發(fā)展水平的角度來看，西部地區(qū)最低，東部地區(qū)最高，中部地區(qū)居中[5-6]。

二是對物流績效的研究。學界對物流績效的研究主要有：第一，從數(shù)據(jù)包絡的角度應用組態(tài)思維定性比較分析影響物流業(yè)效率提升的因素[7]。第二，以產(chǎn)業(yè)效率為切入點，結(jié)合VAR模型，從經(jīng)濟的視角來測量區(qū)域物流對區(qū)域經(jīng)濟的影響[8]。第三，對物流業(yè)全要素生產(chǎn)率進行研究。研究認為長江經(jīng)濟帶各省(市)物流業(yè)全要素生產(chǎn)率水平較高，但綜合技術(shù)效率在上、中、下游地區(qū)表現(xiàn)出異質(zhì)性[9]；另外，部分觀點認為絲綢之路經(jīng)濟帶的核心區(qū)物流業(yè)全要素生產(chǎn)率增幅較小且存在差異，其動力源主要來自技術(shù)效率和技術(shù)進步[10]。從物流業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響因素及空間溢出效應來看，中國的物流產(chǎn)業(yè)存在明顯的空間競爭效應，其影響因素對相鄰地區(qū)的溢出效應有正有負[11]，物流業(yè)全要素生產(chǎn)率在相鄰地區(qū)之間存在正相關(guān)關(guān)系，但是中、西部地區(qū)的物流業(yè)生產(chǎn)率還相對較低[12]。此外，現(xiàn)有研究還從智慧物流的角度對數(shù)字信息、智能技術(shù)賦能物流業(yè)展開了研究[13]。

三是對物流信息化和物流業(yè)全要素生產(chǎn)率影響的研究。物流業(yè)全要素生產(chǎn)率和物流信息化之間的關(guān)系主要有：(1)從宏觀角度看，我國物流信息化全要素生產(chǎn)率較低，主要原因在于我國的物流信息化大部分是通過粗放型的擴大投入來驅(qū)動的，而且東部地區(qū)好于中、西部地區(qū)[14]；(2)從微觀角度來看，物流企業(yè)信息化能夠顯著提高物流企業(yè)績效，并且與企業(yè)成立的年限無關(guān)[15]；(3)從物流信息化對物流業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響來看，一個地區(qū)物流信息化水平的提升不僅對本地區(qū)的物流業(yè)發(fā)展具有積極的促進作用，而且對相鄰地區(qū)也會產(chǎn)生影響，亦即信息技術(shù)的發(fā)展在提升本地區(qū)物流業(yè)全要素生產(chǎn)率的同時，能夠通過溢出效應推動相鄰地區(qū)的物流業(yè)全要素生產(chǎn)率提升，且溢出效應遠遠高于直接效應[16]，同時，物流信息化和物流業(yè)全要素生產(chǎn)率之間具有高度的空間相關(guān)性[17]。目前，國內(nèi)對物流信息化和物流業(yè)全要素生產(chǎn)率之間的關(guān)系研究相對較少，因此，本文有進一步研究的必要。

通過梳理文獻可知，學界均認為在物流業(yè)在發(fā)展中，信息化起到了促進作用，這對后續(xù)學者的研究提供了思路。雖然現(xiàn)有文獻對信息化和物流以及物流信息化對物流業(yè)全要素生產(chǎn)率之間的關(guān)系有一定的研究，但是仍然有以下兩點不足：第一，對物流與信息化之間的度量采用橫截面或時序數(shù)據(jù)，這樣會使部分信息缺失，并且也無法反映各個區(qū)域物流與信息化的時空差異，而面板數(shù)據(jù)能夠解決這一不足。第二，雖然測算了物流業(yè)全要素生產(chǎn)率和物流信息化之間的關(guān)系，但對物流信息化的衡量不夠全面。本文在這兩個方面做了改進，首先采用多指標面板分層因子分析法[18]對物流信息化進行合理測度，提煉出物流信息化的總指標和3個分指標；其次，進一步采用空間杜賓模型測量物流信息化及其3個分指標在不同區(qū)域?qū)ξ锪鳂I(yè)全要素生產(chǎn)率的影響，可以較為全面地測度物流信息化與物流業(yè)全要素生產(chǎn)率之間的關(guān)系。

三、變量說明、模型構(gòu)建及數(shù)據(jù)來源

(一)變量說明

1.被解釋變量

本文以物流業(yè)全要素生產(chǎn)率(ln tfp)作為研究的被解釋變量，使用DEAP2.1軟件中的Malmquist指數(shù)法對其進行測度。參考已有文獻，本文選用的投入和產(chǎn)出要素見表1。

表1 全要素生產(chǎn)率投入和產(chǎn)出要素

2.核心解釋變量

本文參考郭明德等[6]的方法，采用多指標面板分層因子分析法，提取本文核心解釋變量物流信息化水平總指標(ln zhdf)及其包含的3個分指標：f1表示物流信息化基礎設施投入，f2表示物流信息化規(guī)模，f3表示物流信息化宏觀環(huán)境發(fā)展水平(見表2)。該方法相較于普通面板因子分析能夠較為準確地對每年的變量變化信息進行有效捕捉，能對有時間跨度的面板數(shù)據(jù)降維。

表2 物流信息化測度原始指標

3.控制變量

本文結(jié)合研究需要和參考已有文獻，引入的控制變量分別是城鎮(zhèn)化率(ln czh)，用城鎮(zhèn)常住人口占地區(qū)常住人口的比值計算得到；對外依存度(ln wycd)，采用外商投資總額占GDP的比重求得；開放度(ln kfd)，采用進出口總額與地區(qū)GDP的比重求得；產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)(ln cyjg)，采用第三產(chǎn)業(yè)的增加值占GDP的比重求得。

(二)模型設定

為驗證物流業(yè)信息化對物流業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響，本文構(gòu)建了空間計量模型，為避免空間自回歸和空間誤差模型估計可能帶來的偏誤，本文采用空間杜賓模型進行實證分析(為消除數(shù)據(jù)的劇烈波動和異方差影響，本文對所有變量均取對數(shù))，模型設定如下：

β1ln kfdit+β2ln czhit+β3ln wycdit+β4ln cyjgit+

(1)

式(1)中，i，t分別表述地區(qū)和年份，c為截距項，ρ為空間回歸系數(shù)，β0、β1、β2、β3、β4、ξ0、ξ1、ξ2、ξ3、ξ4為待估參數(shù)，Wit為本文構(gòu)建的反距離空間權(quán)重矩陣，反映的是各變量之間的空間相鄰關(guān)系，μi為個體固定效應項，εit為誤差項，其余符號代表的含義見變量說明。為了測量物流信息化的3個分指標對物流業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響，將物流信息化(ln zhdf)依次用3個分指標代替引入式(1)分別進行回歸。

(三)數(shù)據(jù)來源

本文選取我國31個省(區(qū)、市)2008—2020年的面板數(shù)據(jù)作為研究樣本，相關(guān)的原始數(shù)據(jù)全部來自中國經(jīng)濟網(wǎng)、國研網(wǎng)和國家統(tǒng)計局下屬的國家數(shù)據(jù)庫，個別年份的缺失數(shù)據(jù)用插值法填充。

四、實證結(jié)果及分析

(一)變量描述性統(tǒng)計分析

變量描述性統(tǒng)計信息如表3所示，主要變量ln tfp、ln zhdf、ln f1、ln f2、ln f3最大值和最小值之間存在一定差距，表明各個省份之間的物流業(yè)全要素生產(chǎn)率和物流信息化發(fā)展水平存在一定差異?？刂谱兞縧n kfd、ln czh、ln wycd、ln cyjg同樣呈現(xiàn)這種的特征，且標準差較大，亦表明這些指標在各省份間存在差異。

表3 主要變量描述性統(tǒng)計信息

(二)空間自相關(guān)檢驗

空間計量模型使用的前提是樣本數(shù)據(jù)存在空間依賴性，因此首先須進行空間自相關(guān)檢驗，本文選用莫蘭指數(shù)(Moran’s I)對數(shù)據(jù)進行空間自相關(guān)檢驗，對中國31個省(區(qū)、市)2008—2020年的物流業(yè)全要素生產(chǎn)率和物流業(yè)信息化的全局莫蘭指數(shù)檢驗結(jié)果如表4所示。

由表4可知，物流業(yè)全要素生產(chǎn)率、物流業(yè)信息化的莫蘭指數(shù)均為正值，且p值均在5%的水平下拒絕了不存在空間自相關(guān)的原假設，表明我國物流業(yè)全要素生產(chǎn)率和物流業(yè)信息化的發(fā)展在不同程度上存在著正向的空間自相關(guān)，有一定的“相似”特征。因此，有必要對這種關(guān)系用空間計量模型進行實證研究。

表4 物流業(yè)全要素生產(chǎn)率及物流信息化的莫蘭指數(shù)檢驗結(jié)果

(三)回歸結(jié)果及分析

本文在空間杜賓模型基礎上進行隨機效應和固定效應的Hausman檢驗，檢驗結(jié)果顯示卡方值為47.75，在1%的顯著性水平上顯著拒絕隨機效應的原假設，因此本文采用固定效應的空間杜賓模型進行回歸分析。

(1)物流信息化總指標影響水平分析。由表5可知，空間自回歸系數(shù)(ρ)顯著為正，表明某一地區(qū)物流業(yè)全要素生產(chǎn)率的發(fā)展對周邊地區(qū)有顯著正向影響，此外某一地區(qū)物流信息化(ln zhdf)發(fā)展不僅對本地區(qū)物流業(yè)全要素生產(chǎn)率具有積極影響，而且具有正向溢出效應，但值得注意的是在空間模型中，點回歸可能存在偏誤，因此本文進一步借助表6進行分析。

表5 物流信息化對物流業(yè)全要素生產(chǎn)率的回歸結(jié)果

由表6可知，物流信息化對本地區(qū)及對周邊地區(qū)物流業(yè)全要素生產(chǎn)率增長均具有積極影響，影響效應分別為0.024 0和0.215 0，且均在5%以下的顯著性水平上顯著，表明一個地區(qū)物流信息化的發(fā)展不僅能促進本地區(qū)物流業(yè)全要素生產(chǎn)率的增長，而且能通過溢出效應對周邊地區(qū)物流業(yè)全要素生產(chǎn)率的增長起到促進作用。主要在于：一是本地區(qū)物流信息化的發(fā)展能夠通過物流信息在各部門間流通，促進生產(chǎn)要素高效流動，從而促進本地區(qū)物流資源的有效利用和配置，進而提升本地區(qū)物流業(yè)全要素生產(chǎn)率。二是本地區(qū)物流信息化水平的提升，能夠提高相關(guān)物流信息在周邊地區(qū)的流通效率，通過打破相鄰地區(qū)之間的“信息孤島”促進生產(chǎn)要素的提升，尤其是促進了物流信息要素的流通，進而加強區(qū)域間物流資源的協(xié)調(diào)配置，對周邊地區(qū)物流業(yè)全要素生產(chǎn)率提升產(chǎn)生積極溢出效應。

表6 物流信息化對物流業(yè)全要素生產(chǎn)率的空間效應

從控制變量來看，各省份的物流業(yè)全要素生產(chǎn)率不僅會受到本地區(qū)對外開放度、城鎮(zhèn)化率、對外依存度和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響，而且會受到相鄰地區(qū)的影響，其中某一地區(qū)城鎮(zhèn)率化發(fā)展不利于周邊地區(qū)物流業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升，主要在于某一地區(qū)城鎮(zhèn)化率發(fā)展水平越高，可能越會吸引周邊地區(qū)優(yōu)質(zhì)資源向該地區(qū)聚集，因此不利于周邊地區(qū)物流業(yè)全要素生產(chǎn)率的發(fā)展；對外依存度的溢出效應為負，但不顯著，主要在于對外依存度取決于一個地區(qū)的開放程度，當一個地區(qū)越開放，其吸引外資的能力越強，因此不利于周邊地區(qū)吸引外資，從而對周邊地區(qū)物流業(yè)全要素生產(chǎn)率具有負向溢出效應。其余變量均符合經(jīng)濟預期的正向效應。

(2)對物流信息化各分指標進行分析。對設定的物流信息化各分指標的個體固定效應模型進行回歸，回歸結(jié)果見表7和表8。第一，從物流信息化基礎設施投入對物流業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響分析。首先，從回歸系數(shù)來看(見表7模型1本地區(qū)物流信息化基礎設施投入回歸系數(shù))為正值，相鄰地區(qū)物流信息化基礎設施投入的回歸系數(shù)為負值，兩個回歸系數(shù)分別為0.082 1和-0.040 6，且兩者均在5%以下的顯著性水平上通過了檢驗，表明本地區(qū)物流信息化基礎設施的投入對本地區(qū)物流業(yè)全要素生產(chǎn)率具有顯著的促進作用，而相鄰地區(qū)物流信息化基礎設施的投入會阻礙本地區(qū)物流業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升，這主要是由于當臨近地區(qū)的物流業(yè)基礎設施投入改善時，會不斷地吸引本地區(qū)的物流信息化資源向相鄰地區(qū)轉(zhuǎn)移，從而對本地區(qū)物流業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升產(chǎn)生負向作用。其次，從各效應的角度來看(見表8)，物流信息化基礎設施投入的直接效應為正，總效應為正，分別為0.093 0和0.049 9，表明物流信息化基礎設施投入每提高1%，將直接使本地區(qū)物流業(yè)全要素生產(chǎn)率提升0.093 0%，總效應提高0.049 9%。物流信息化基礎設施投入的溢出效應為負，主要是一個地區(qū)物流信息化基礎設施的建設會虹吸周邊地區(qū)物流業(yè)生產(chǎn)要素的逆向流入，因此對周邊地區(qū)全要素生產(chǎn)率具有負向影響，最終拉低了本地區(qū)物流業(yè)全要素生產(chǎn)率的總效應。第二，從物流信息化規(guī)模對物流業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響來看。首先，從回歸系數(shù)來看(見表7模型2)，本地區(qū)物流信息化規(guī)模的回歸系數(shù)為正，而相鄰地區(qū)物流信息化規(guī)模的回歸系數(shù)為負，分別為0.010 2和-0.018 0，且兩者均通過了1%的顯著性檢驗，表明如果在同一地區(qū)，物流信息化規(guī)模提升時，能夠促進本地區(qū)物流業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升，但如果是相鄰地區(qū)物流信息化規(guī)模改善時，對本地區(qū)的物流業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升具有阻礙作用，這主要是物流信息化的網(wǎng)絡化效應造成的，因為在同一個信息化的網(wǎng)絡中，當各個地區(qū)的規(guī)模相當時，相互競爭的現(xiàn)象會在各個地區(qū)之間出現(xiàn)，這對促進物流業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升具有促進作用，但是當處于不對等的狀態(tài)時，可能會形成“馬太效應”，物流信息化資源會流向更加具有優(yōu)勢的地區(qū)，從而給本地區(qū)物流業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升造成阻礙。其次，從各效應的角度來看(見表8)，物流信息化的直接效應和總效應為正，分別為0.013 1和0.119 0，表明物流信息化規(guī)模每提升1%，使本地區(qū)的物流業(yè)全要素生產(chǎn)率的直接效應提升0.013 1%，使總效應提升0.119 0%。第三，物流信息化宏觀發(fā)展水平對物流業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響。首先，從回歸系數(shù)來看(見表7模型3)，本地區(qū)物流信息化宏觀發(fā)展水平的回歸系數(shù)為正，相鄰地區(qū)物流業(yè)信息化宏觀發(fā)展水平的回歸系數(shù)為負，回歸系數(shù)分別為0.085 7和-0.038 5，前者在1%的水平上通過了顯著性檢驗，表明如果在同一地區(qū)改善物流信息化宏觀發(fā)展水平對物流業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升具有促進作用，后者通過的顯著性檢驗水平為10%，且其對全要素生產(chǎn)率的作用為負，說明相鄰地區(qū)物流信息化宏觀發(fā)展水平的改善對本地區(qū)物流業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升具有阻礙作用，這主要是因為各個地區(qū)對物流信息化的政策不同，地區(qū)與地區(qū)之間沒有協(xié)調(diào)一致，可能在一定程度上存在政策壁壘，不利于物流要素高效流通，從而使得各地區(qū)宏觀發(fā)展水平的效應不能溢出到相鄰區(qū)域。其次，從各效應的角度看(見表8)，物流信息化宏觀發(fā)展水平的直接效應和總效應均為正，分別為0.049 7和0.124 0，且兩者通過的顯著性檢驗的水平均為5%，表明物流信息化宏觀發(fā)展水平每提高1%，會使物流業(yè)全要素生產(chǎn)率的直接效應提升0.049 7%，總效用提升0.124 0%。

表7 物流信息化各分指標回歸結(jié)果

表8 物流信息化各分指標的空間效應

(四)穩(wěn)健性檢驗

為了驗證本文結(jié)果的穩(wěn)健性，一是進一步采用以各省人均國內(nèi)生產(chǎn)總值為基礎構(gòu)建的經(jīng)濟空間權(quán)重矩陣進行回歸，二是采用SAR模型進行回歸，由回歸結(jié)果可知(見表9)，核心解釋變量的回歸系數(shù)及顯著性和表5的回歸結(jié)果基本保持一致，表明本文結(jié)果是穩(wěn)健的、可信的。

表9 穩(wěn)健性檢驗結(jié)果

(五)異質(zhì)性分析

1.物流信息化總指標異質(zhì)性分析

由于我國東、中、西部地區(qū)存在地理位置、經(jīng)濟發(fā)展水平等方面的差異，從而使各地區(qū)物流業(yè)信息化水平發(fā)展存在差異，鑒于此，本文進一步將樣本分為東、中、西部地區(qū)進行回歸分析(見表10)。

由表10可知，從對本地區(qū)的影響看，物流信息化對物流業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響從西部到東部地區(qū)依次呈遞減趨勢，并且均顯著，主要在于東部地區(qū)物流信息化程度較中、西部地區(qū)高，且物流業(yè)全要素生產(chǎn)率較高，因此上升空間較中、西部地區(qū)小，西部地區(qū)物流信息化和物流業(yè)全要素生產(chǎn)率均較低，因此具有較大發(fā)展空間，而中部地區(qū)居中。從對周邊地區(qū)的影響看，在東部地區(qū)，某一省份物流信息化發(fā)展對周邊省份具有正向溢出效應，主要在于東部地區(qū)信息技術(shù)等較為發(fā)達，能夠通過信息傳遞對周邊省份物流信息化產(chǎn)生正向影響；中部地區(qū)溢出效應為正，但不顯著，可能的原因在于中部地區(qū)基礎設施、物流信息人才處于建設和培養(yǎng)中，其效果顯現(xiàn)需要一定的時間；西部地區(qū)某一省份物流信息化發(fā)展對周邊地區(qū)具有顯著正向影響，主要在于西部地區(qū)正在逐漸完善物流基礎設施，并且在承接發(fā)達地區(qū)的先進技術(shù)轉(zhuǎn)移，但存在政府協(xié)調(diào)配置影響，因此可能對周邊地區(qū)產(chǎn)生正向溢出影響。

表10 物流信息化影響物流業(yè)全要素生產(chǎn)率異質(zhì)性回歸結(jié)果

2.物流信息化分指標異質(zhì)性分析

由物流信息化各分指標回歸結(jié)果可知(見表11)，在東部地區(qū)，從直接效應來看，物流信息化基礎設施對物流業(yè)全要素生產(chǎn)率具有抑制作用，但不顯著，物流信息化規(guī)模和宏觀發(fā)展環(huán)境對其具有顯著促進效應，表明東部地區(qū)數(shù)字技術(shù)賦能物流業(yè)程度較高，已形成一定規(guī)模，且物流企業(yè)發(fā)展宏觀環(huán)境較好，因此對該地區(qū)物流業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升具有積極作用；從間接效應來看，某一地區(qū)物流信息化發(fā)展對周邊地區(qū)具有負向溢出效應，主要在于東部地區(qū)可能會對周邊地區(qū)物流業(yè)發(fā)展要素產(chǎn)生吸引，使其向東部地區(qū)流動，從而不利于周邊地區(qū)物流業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升。在中部地區(qū)，從直接效應來看，物流信息化發(fā)展規(guī)模和宏觀環(huán)境均對物流業(yè)全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生正向促進作用，主要在于中部地區(qū)隨著“中部崛起”政策紅利釋放，在物流科技領域有了較大投入，宏觀環(huán)境進一步向好，因此對該地區(qū)物流業(yè)全要素生產(chǎn)率具有促進作用，基礎設施雖然具有抑制效應，但不顯著，主要在于物流信息化新基礎設施建設尚處于初級階段，效應釋放具有滯后性；從間接效應來看，物流信息化規(guī)模和宏觀環(huán)境均對周邊地區(qū)全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生促進作用，主要在于一個地區(qū)物流信息化的發(fā)展可能會產(chǎn)生物流信息技術(shù)的流動，從而產(chǎn)生技術(shù)溢出，對周邊地區(qū)物流業(yè)全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生積極影響。

表11 物流信息化各分指標異質(zhì)性回歸結(jié)果

在西部地區(qū)，從直接效應來看，物流基礎設施和物流信息化規(guī)模對物流業(yè)全要素生產(chǎn)率具有顯著促進效應，主要在于國家政策近年來向西部地區(qū)傾斜，使得物流信息化基礎設施建設顯著提升，進一步帶動物流業(yè)向規(guī)模化、信息化方向發(fā)展，對推動物流業(yè)全要素生產(chǎn)率具有積極影響。宏觀環(huán)境對其具有抑制效應，但不顯著，可能在于西部地區(qū)對物流信息化的支持力度較為薄弱，需要一定的制度成本，因此其抑制效應向積極效應轉(zhuǎn)變尚需時間；從間接效應來看，物流信息化基礎設施、規(guī)模和宏觀環(huán)境對周邊地區(qū)均具有促進作用，但是后兩者不顯著，主要在于西部地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平較為落后，因此各分指標雖然對周邊地區(qū)物流業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升具有促進效應，但是其效應釋放存在一定的滯后性。

五、結(jié)論和啟示

本文采用中國31個省(區(qū)、市)2008—2020年的面板數(shù)據(jù)，運用多指標面板分層因子分析法測度了物流信息化和分指標的發(fā)展水平，并進一步采用空間杜賓模型測算物流信息化和物流業(yè)全要素生產(chǎn)率之間的關(guān)系，得出以下結(jié)論：(1)一個地區(qū)物流業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升不僅是本地區(qū)物流信息化水平提升的結(jié)果，而且相鄰地區(qū)物流信息化水平的提升對本地區(qū)物流業(yè)全要素生產(chǎn)率也有促進作用，并有非常顯著的空間溢出效應。(2)同一個地區(qū)物流業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升得益于物流信息化基礎設施投入、物流信息化規(guī)模和物流信息化宏觀發(fā)展水平的提升，這3個指標發(fā)展水平的提升能夠促進本地區(qū)物流業(yè)全要素生產(chǎn)率的直接效應和總效應提升，但這3個指標的空間溢出效應為負，對相鄰地區(qū)的全要素生產(chǎn)率的提升具有一定的阻礙作用。(3)雖然物流信息化水平對物流業(yè)全要素生產(chǎn)率的正向影響均通過了顯著性檢驗，但其正向效應較小，這可能和我國目前物流信息化發(fā)展水平還處于初級階段有關(guān)，在對物流信息化的投入不斷加大，政策不斷出臺，但對物流業(yè)全要素生產(chǎn)率的促進效果是一個比較長的過程，因此對物流業(yè)全要素生產(chǎn)率的促進效應還未完全顯現(xiàn)出來。(4)進一步異質(zhì)性分析表明，東、中、西部地區(qū)物流信息化發(fā)展對本地區(qū)物流業(yè)全要素產(chǎn)生產(chǎn)率均具有促進效應，但西部地區(qū)最大，東部最小，中部地區(qū)居中；從對周邊地區(qū)的影響看，東部和西部地區(qū)對周邊地區(qū)均具有顯著正向溢出效應，中部地區(qū)雖具有正向溢出效應，但不顯著。從各分指標來看，東部地區(qū)物流信息化規(guī)模和宏觀環(huán)境對本地區(qū)物流業(yè)全要素生產(chǎn)率具有促進效應，基礎設施并不具有促進效應，但不顯著，物流信息化基礎設施、規(guī)模和宏觀環(huán)境對周邊地區(qū)均不具有促進效應；中部地區(qū)各分指標的直接效應與東部地區(qū)一致，但是物流信息化規(guī)模和宏觀環(huán)境對周邊地區(qū)具有正向溢出效應；西部地區(qū)基礎設施和規(guī)模對本地區(qū)物流業(yè)全要素生產(chǎn)率具有促進效應，物流信息化宏觀環(huán)境不具有促進效應，各分指標對周邊地區(qū)的溢出效應均為正。

根據(jù)研究結(jié)論本文給出的啟示如下。

第一，加大對物流信息化的投入力度。從物流信息化和物流業(yè)全要素生產(chǎn)率的角度來看，在物流業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升過程中，物流信息化作為一個新生的因素對物流業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升具有非常重要的影響，從上述研究可知，物流信息化對物流業(yè)全要素生產(chǎn)率具有顯著的積極影響，但是其對全要素生產(chǎn)率促進潛力仍具有釋放空間。因此，政府應該進一步加大對物流信息化的投入力度。各地因地制宜地建立骨干物流的關(guān)鍵節(jié)點，培育具有較強資源整合能力、先進運營模式的物流樞紐運營企業(yè)，促進本地區(qū)及相鄰地區(qū)物流活動向網(wǎng)絡化、標準化、規(guī)模化運行。此外，物流信息化的基礎在于物流基礎設施建設，應該將數(shù)字技術(shù)與物流業(yè)進一步深化融合，促進物流業(yè)向信息化、數(shù)字化轉(zhuǎn)型。

第二，加強信息平臺建設，促進信息高效流通。從各地區(qū)開放程度來看，由于各地區(qū)開放水平參差不齊，使得某一地區(qū)物流信息化的不同方面對周邊地區(qū)的溢出效應既有積極作用，也有消極作用，這不利于物流信息化的體系化和整體性發(fā)展，因此，國家層面應該試點建設物流信息協(xié)調(diào)中心，各地區(qū)應該進一步完善物流公共信息平臺建設，使之與國家交通運輸物流公共信息協(xié)調(diào)平臺對接，以使各地區(qū)的物流相關(guān)部門、市場主體和制造企業(yè)之間物流公共數(shù)據(jù)能夠互聯(lián)、互通、共享。此外，信息高效流通得益于大算力平臺，要加強對大數(shù)據(jù)流動平臺和節(jié)點的研發(fā)建設。

第三，加強政策協(xié)調(diào)，打破地方壁壘。各地區(qū)要盡量使相關(guān)政策具有一定的協(xié)調(diào)性和對接性，尤其是在物流信息化建設方面，盡快建立起物流信息化標準化的規(guī)章制度，破除各地各自為政的局面，各地政府在制定相關(guān)政策時，應該以此為基礎制定本地區(qū)的政策。各地政府應該對大型信息化物流企業(yè)重點監(jiān)管，防止信息技術(shù)壟斷，打破物流信息技術(shù)自由流通的壁壘，為物流信息技術(shù)的流通“架橋鋪路”，以促使我國物流業(yè)全要素生產(chǎn)率快速提升，從而建設在我國經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展以及新發(fā)展理念大背景下的現(xiàn)代化“大物流”體系。此外，國家也應建立統(tǒng)一物流大數(shù)據(jù)協(xié)調(diào)應急流動平臺，協(xié)調(diào)各地區(qū)物流信息，做到對物流信息資源的高效配置。