區(qū)域物流與新型城鎮(zhèn)化發(fā)展互動關系測度

吳 彪，尹 靜，柏寒茁，劉 拓，邵明暉

(1.黑龍江工程學院 汽車與交通工程學院, 黑龍江 哈爾濱 150050；2.東北林業(yè)大學 交通學院，黑龍江 哈爾濱 150040；3. 黑龍江工程學院 經(jīng)濟管理學院，黑龍江 哈爾濱 150050)

0 引言

區(qū)域物流與新型城鎮(zhèn)化是區(qū)域經(jīng)濟社會發(fā)展的重要組成部分，二者之間存在交互作用關系[1-2]，區(qū)域物流對新型城鎮(zhèn)化發(fā)展具有帶動作用，新型城鎮(zhèn)化為區(qū)域物流發(fā)展創(chuàng)造了新的機遇[3-5]。分析區(qū)域物流與新型城鎮(zhèn)化的互動關系，是適應區(qū)域經(jīng)濟社會高質(zhì)量發(fā)展的內(nèi)在要求，對實現(xiàn)區(qū)域物流與新型城鎮(zhèn)化協(xié)調(diào)發(fā)展具有重要意義。

區(qū)域物流與新型城鎮(zhèn)化發(fā)展的互動關系是物流經(jīng)濟學的重要研究領域之一。近年來，國內(nèi)外學者采用定量方法分析了區(qū)域物流與新型城鎮(zhèn)化的互動關系。Huffman等[6]利用結構方程模型闡明了物流業(yè)發(fā)展與城鎮(zhèn)化率的關聯(lián)效應與協(xié)調(diào)發(fā)展機制。李茜[7]基于2000—2012年省級面板數(shù)據(jù)，利用回歸分析方法分析了物流業(yè)發(fā)展與城鎮(zhèn)化率之間的關聯(lián)性。徐春祥等[8]、劉剛等[9]分別以遼寧和湖北物流業(yè)和城鎮(zhèn)化發(fā)展數(shù)據(jù)為基礎，構建區(qū)域物流與新型城鎮(zhèn)化協(xié)調(diào)度評價模型，實證分析了區(qū)域物流與新型城鎮(zhèn)化的協(xié)調(diào)性。梁雯等[10]利用1994—2014年安徽省的數(shù)據(jù)，實證分析了新型城鎮(zhèn)化對物流業(yè)的影響。鄒筱等[11]從互動演進耦合發(fā)展關系的角度出發(fā)，分析了物流業(yè)與新型城鎮(zhèn)化的耦合發(fā)展關系。梁雯等[12]選取2005—2016年長江經(jīng)濟帶9省2市的面板數(shù)據(jù)，從時空維度分析了物流與新型城鎮(zhèn)化的協(xié)同發(fā)展對新型城鎮(zhèn)化的影響。吳垚等[13]、陸歡等[14]利用耦合協(xié)調(diào)度模型定量分析了物流業(yè)與新型城鎮(zhèn)化發(fā)展的耦合協(xié)調(diào)關。梁雯等[15]基于灰色關聯(lián)耦合模型測算了物流產(chǎn)業(yè)集聚和新型城鎮(zhèn)化發(fā)展的關聯(lián)度及耦合度。朱雁春等[16]基于2000—2015年東部12個省份的數(shù)據(jù)，分析了物流業(yè)與新城鎮(zhèn)化耦合協(xié)調(diào)性的時空演變特性。

總體而言，目前區(qū)域物流與新型城鎮(zhèn)化關系研究已取得一定成果，但二者的雙向互動作用研究尚且不足。因此，本研究考慮區(qū)域物流與新型城鎮(zhèn)化協(xié)調(diào)發(fā)展的實際需求，構建區(qū)域物流與新型城鎮(zhèn)化發(fā)展的綜合評價指標體系，基于2006—2017年黑龍江省區(qū)域物流與新型城鎮(zhèn)化發(fā)展數(shù)據(jù)，測度區(qū)域物流與新型城鎮(zhèn)化發(fā)展水平，分析區(qū)域物流與新型城鎮(zhèn)化發(fā)展的互動關系。

1 測度指標體系構建

根據(jù)系統(tǒng)性、科學性、可衡量性和數(shù)據(jù)可獲取性等原則，結合區(qū)域物流與新型城鎮(zhèn)發(fā)展數(shù)據(jù)特征，構建區(qū)域物流與新型城鎮(zhèn)化發(fā)展水平測度指標體系[17-19]。其中，區(qū)域物流子系統(tǒng)由反映物流能力、發(fā)展規(guī)模和需求狀況的8個指標構成，新型城鎮(zhèn)化子系統(tǒng)由反映經(jīng)濟城鎮(zhèn)化、人口城鎮(zhèn)化、社會城鎮(zhèn)化和生態(tài)城鎮(zhèn)化的9個指標構成。具體情況見表1。

2 研究方法

2.1 發(fā)展水平測度方法

熵權法利用指標原始數(shù)據(jù)的變異程度進行賦權，具有一定程度的客觀性。因此，本研究利用熵權法確定區(qū)域物流與新型城鎮(zhèn)化發(fā)展水平測度指標體系各個指標權重，利用熵值-加權綜合評價模型來測度區(qū)域物流與新型城鎮(zhèn)化發(fā)展水平。具體計算過程如下：

(1)數(shù)據(jù)標準化處理

評價指標的量綱及數(shù)量級不同，需對各指標進行標準化處理以便對比分析。標準化的計算公式為：

(1)

表1 區(qū)域物流與新型城鎮(zhèn)化發(fā)展水平測度指標體系Tab.1 Measurement indicator system of regional logistics and new urbanization development level

式中，xij為研究單元中i指標j的樣本值；max和min分別為研究單元中i指標j的最大值和最小值；標準化后的x′ij取值范圍在[0,1]之間。

(2)熵權法

(2)

(3)

(4)

(5)

式中，pij為研究單元i中指標j的歸一化值；ej為第j個評價指標的熵值；k和m分別為常數(shù)和研究單元總數(shù)，二者相關聯(lián)(k=1/ln(10)=0.434)；dj為第j個評價指標的差異性系數(shù)；wj為評價指標的權重。

(3)熵值-加權綜合評價模型

在確定各指標權重的基礎上，測度區(qū)域物流與新型城鎮(zhèn)化發(fā)展水平，計算公式為：

(6)

(7)

(8)

式中，UL,i為研究單元i的區(qū)域物流發(fā)展水平；UU,i為研究單元i的新型城鎮(zhèn)化發(fā)展水平；x′L,ij為區(qū)域物流發(fā)展水平評價指標的歸一化值；x′U,ij為新型城鎮(zhèn)化發(fā)展水平評價指標的歸一化值；wL,j和wU,j分別為區(qū)域物流與新型城鎮(zhèn)化發(fā)展水平測度指標體系中各指標的權重值。

2.2 互動關系測度方法

為揭示區(qū)域物流與新型城鎮(zhèn)化發(fā)展之間的互動關系，利用ADF單位根檢驗、恩格爾-格蘭杰檢驗、誤差修正模型、VAR模型等計量經(jīng)濟學方法，分析區(qū)域物流與新型城鎮(zhèn)化之間的關系。具體計算公式如下。

(1)ADF單位根檢驗

ADF單位根檢驗原假設與備擇假設如式(9)所示。

(9)

式中p為統(tǒng)計概率值。

ADF檢驗一般有3種情形，如式(10)～(12)所示。

(10)

(11)

(12)

式中，Δyt為時間序列yt的一階差分序列；δ為一階滯后時間序列的系數(shù)；λj為j階滯后差分序列的系數(shù)；j為滯后階數(shù)；ut為白噪聲序列；α0為非零常數(shù)項；t為時間變量；β0為時間變量系數(shù)。

ADF單位根檢驗的統(tǒng)計量漸近服從ADF分布。若不拒絕原假設H0，則yt為非平穩(wěn)時間序列；若拒絕原假設，則式(10)～(11)中yt為平穩(wěn)時間序列，式(12)中yt為趨勢平穩(wěn)序列。

(2)恩格爾-格蘭杰檢驗

恩格爾-格蘭杰檢驗，即對回歸方程殘差進行單位根檢驗。如果殘差是平穩(wěn)的，表明變量之間的線性組合平穩(wěn)，具有協(xié)整關系。

如果Xt和Yt均為d階單整序列，利用最小二乘法估計協(xié)整回歸：

Yt=α+βXt+ut，

(13)

式中，α為常數(shù)項的截距參數(shù)；β為在ut不變的情況下，當Xt發(fā)生變化時對Yt的影響；ut為誤差項或隨機干擾項，表示除Xt之外其他影響因素的影響；Xt為解釋變量；Yt為被解釋變量。

殘差et可由式(14)計算得到：

(14)

若et為平穩(wěn)序列，則Xt和Yt協(xié)整，否則不協(xié)整。若Xt和Yt不協(xié)整，則它們的任一線性組合都是非平穩(wěn)的。因此，殘差et也是非平穩(wěn)的。

利用ADF單位根檢驗殘差et的平穩(wěn)性，是針對協(xié)整回歸計算出的殘差項，其ADF臨界值比正常的ADF臨界值小。

(3)誤差修正模型

建立誤差修正模型，如式(15)所示：

(15)

式中，c10和c20為常數(shù)項；γ11和γ21為修正速度系數(shù)；u1t和u2t為隨機干擾項；αi(L)(i=1,2)和βi(L)(i=1,2)為方程中變量的系數(shù)。

(4)VAR模型

VAR模型的一般表達式為：

yt=Atyt-1+…+Apyt-p+B1xt+…+Byxt-y+εt，

(16)

式中，yt為m維內(nèi)生變量向量；xt為d維外生變量向量；A1,A2，…,AP和B1,B2，…,BP為待估計的參數(shù)矩陣，內(nèi)生變量和外生變量分別有p和r階滯后期；εt為隨機擾動項。

3 區(qū)域物流與新型城鎮(zhèn)化發(fā)展水平測度

利用2006—2017年黑龍江省區(qū)域物流與新型城鎮(zhèn)化發(fā)展數(shù)據(jù)，基于熵值-加權綜合評價模型測算區(qū)域物流與新型城鎮(zhèn)化發(fā)展水平。涉及的指標數(shù)據(jù)源自2006—2017年《黑龍江統(tǒng)計年鑒》、《中國區(qū)域經(jīng)濟統(tǒng)計年鑒》、《中國城市統(tǒng)計年鑒》、《中國城市發(fā)展報告》和《黑龍江省國民經(jīng)濟和社會發(fā)展統(tǒng)計公報》。

利用熵權法分別計算區(qū)域物流與新型城鎮(zhèn)化發(fā)展水平測度指標的信息熵、差異性系數(shù)及指標權重，結果見表2。

表2 區(qū)域物流與新型城鎮(zhèn)化發(fā)展水平測度指標權重Tab.2 Measurement indicator weights of regional logistics and new urbanization development level

利用熵值-加權綜合評價模型，測算2006—2017年黑龍江省區(qū)域物流Log與新型城鎮(zhèn)化發(fā)展水平Urb綜合評價值，如圖1所示。

圖1 區(qū)域物流與新型城鎮(zhèn)化發(fā)展水平評價值Fig.1 Evaluation values of regional logistics and new urbanization development level

由圖1可知，區(qū)域物流發(fā)展水平綜合評價值從2006年的0.293上升到2017年的0.728，新型城鎮(zhèn)化發(fā)展水平綜合評價值從2006年的0.189上升到2017年的0.939，說明黑龍江省區(qū)域物流與新型城鎮(zhèn)化水平在2006—2017年穩(wěn)步提升，但二者發(fā)展速度并不完全同步。

4 區(qū)域物流與新型城鎮(zhèn)化互動關系測度

為消除區(qū)域物流與新型城鎮(zhèn)化發(fā)展數(shù)據(jù)存在的異方差，將其進行自然對數(shù)變換。對數(shù)處理后的區(qū)域物流與新型城鎮(zhèn)發(fā)展水平評價值及其一階差分變化情況分別見圖2、圖3。

圖2 區(qū)域物流與新型城鎮(zhèn)化發(fā)展水平評價值對數(shù)變化趨勢Fig.2 Logarithm trends of regional logistics and new urbanization development level

圖3 區(qū)域物流與新型城鎮(zhèn)化發(fā)展水平評價值一階差分變化趨勢Fig.3 First order differential trends of regional logistics and new urbanization development level

4.1 平穩(wěn)性檢驗

利用ADF單位根檢驗法對區(qū)域物流與城鎮(zhèn)化發(fā)展水平時間序列數(shù)據(jù)進行平穩(wěn)性檢驗，結果如表3所示。

表3 區(qū)域物流與新型城鎮(zhèn)化發(fā)展水平時間序列數(shù)據(jù)ADF檢測結果Tab.3 ADF test result of time series data of development level of regional logistics and new urbanization sequence

由表3可知，區(qū)域物流與新型城鎮(zhèn)化發(fā)展水平二階差分Δ2lnLog和Δ2lnUrb的ADF統(tǒng)計量值分別為-3.259 104和-5.501 658，均小于5%水平下的臨界值，表明區(qū)域物流與新型城鎮(zhèn)化發(fā)展是二階單整序列，滿足協(xié)整關系檢驗的前提。

4.2 協(xié)整關系檢驗

利用最小二乘法對區(qū)域物流與新型城鎮(zhèn)化進行回歸分析，得到二者的協(xié)整方程：

lnUrb=1.482lnLog-0.158。

(19)

為進一步說明區(qū)域物流與新型城鎮(zhèn)化之間具有長期穩(wěn)定的均衡關系，對式(19)進行殘差檢驗，結果見表4所示。

表4 協(xié)整方程殘差序列的ADF檢驗結果Tab.4 ADF test results of co-integration regression residual error

由表4可知，在顯著性水平α=0.05水平下，協(xié)整方程殘差序列ADF檢驗P值為0.011 5，認為該殘差序列為不含趨勢項與截距項平穩(wěn)，表明區(qū)域物流與新型城鎮(zhèn)化存在協(xié)整關系。

協(xié)整回歸模型殘差和擬合效果如圖4所示。

圖4 協(xié)整回歸模型殘差和擬合效果Fig.4 Residual error and fitting effect of co-integration regression model

4.3 誤差修正模型

現(xiàn)考察變量短期若偏離均衡如何恢復到均衡狀態(tài)，即建立誤差修正模型。

D(lnUrbt)=-0.002 375+0.574 822D(lnLogt)-

0.650 795D(lnLogt-1)+1.023 184D(lnUrbt-1)-

0.558 464ECM(-1),

(20)

式中，D(lnUrbt-1)為D(lnUrbt)滯后一階的差分；D(lnLogt-1)為D(lnLogt)滯后一階的差分；ECM(-1)為滯后一階的殘差。

誤差修正模型擬合結果如圖5所示。

由圖5可以看出，誤差修正模型的殘差序列基本上是一個零均值的平穩(wěn)序列，表明模型較好地擬合了新型城鎮(zhèn)化序列，可以借助該模型來擬合新型城鎮(zhèn)化的變化規(guī)律。

圖5 誤差修正模型的擬合值和殘差Fig.5 Fitted values and residual errors of error correction model

4.4 VAR模型

為分析區(qū)域物流滯后期對新型城鎮(zhèn)化發(fā)展的影響，建立VAR模型。當滯后階數(shù)為1時，AIC信息準則達到最小值-5.752 787，而SC信息準則為-5.571 236，見表5。

表5 模型滯后階數(shù)選擇Tab.5 Selection of model lag order

因此，可以建立VAR(1)模型，模型結果如表6所示。

表6 VAR模型結果Tab.6 Result of VAR model

由表6可以看出，2個回歸模型的擬合度R2分別為0.996 457和0.925 201，表明這2個模型擬合優(yōu)度高。滯后1期的新型城鎮(zhèn)化發(fā)展對當期區(qū)域物流發(fā)展產(chǎn)生正向作用，表明新型城鎮(zhèn)化對區(qū)域物流發(fā)展有較大影響，滯后1期的新型城鎮(zhèn)化可促進當期的新型城鎮(zhèn)化發(fā)展，同時也可促進當期區(qū)域物流發(fā)展水平提升。而區(qū)域物流的滯后期對當前新型城鎮(zhèn)化發(fā)展沒有顯著影響，表明上期新型城鎮(zhèn)化發(fā)展在促進當期的新型城鎮(zhèn)化發(fā)展增長時，可以提升區(qū)域物流發(fā)展水平。

lnLog對lnUrb的外生性檢驗結果如表7所示。

表7 外生性檢驗結果Tab.7 Exogenous test result

表7外生性檢驗結果表明, 解釋變量lnLog的滯后值對被解釋變量lnUrb有顯著影響，故模型成立。

5 結論

本研究在構建區(qū)域物流與新型城鎮(zhèn)化發(fā)展水平測度指標體系的基礎上，利用熵權法測度了黑龍江省區(qū)域物流與新型城鎮(zhèn)化發(fā)展水平，利用計量經(jīng)濟學方法實證分析了黑龍江省區(qū)域物流與新型城鎮(zhèn)化發(fā)展之間的互動關系，得出如下結論：

(1)熵權法測算結果顯示，黑龍江省區(qū)域物流與新型城鎮(zhèn)化發(fā)展水平在2006—2017年穩(wěn)步提升，但二者發(fā)展速度不完全同步，區(qū)域物流滯后于新型城鎮(zhèn)化發(fā)展，二者處于不協(xié)調(diào)階段。

(2)平穩(wěn)性和協(xié)整關系檢驗結果表明，黑龍江省區(qū)域物流與新型城鎮(zhèn)化發(fā)展是二階單整序列，并表現(xiàn)出一種長期穩(wěn)定的均衡關系，區(qū)域物流對新型城鎮(zhèn)化發(fā)展具有極大的促進作用。

(3)誤差修正模型和VAR模型擬合效果好，可以借助誤差修正模型擬合新型城鎮(zhèn)化的變化規(guī)律，新型城鎮(zhèn)化的滯后期對區(qū)域物流發(fā)展有很大影響。