浙江省物流产业发展推进模式与机制的研究成果

本章使用面板数据，对浙江省物流业发展与经济增长的关系进行了实证分析，得到如下结论：

第一，通过定性分析和定量分析，研究得出浙江省经济增长与物流发展存在相互作用的关系。

第二，运用回归分析、边际分析和弹性分析，可以得出浙江省物流发展对经济增长的作用是明显的，货运量每增长1%，则会引致GDP增长4%。从这个绝对数来看，目前浙江省货运量对GDP增长的作用是非常明显的，但其边际作用还不是很大，应充分利用物流产业的规模经济，并加强物流管理。

第三，从弹性分析中可以看出，单位物流增长对GDP的拉动呈现下降趋势，物流产业应向集约型方向发展。

浙江省现代物流水平有了较大幅度的提高，物流体系得到了大幅度的改善，因此浙江省现代物流的发展在为经济进一步快速增长提供保障的同时，还对经济增长产生促进作用。由于浙江省是一个经济大省，且具外向型特点，经济得到快速发展，产生了巨大的物流需求，从而推动了物流的进一步发展，所以浙江省的物流业与经济增长的发展同样存在相互促进的关系，其主要关系可以从以下三个方面来进行分析。

第一，浙江省现代物流的发展对经济增长存在依附与引导作用，即在为经济增长提供保障的同时，也对经济增长起促进作用。现代物流的发展不仅体现在现代物流运输网络的不断改善，同时也体现在现代物流管理理念，信息技术的应用，现代物流企业的建立。在对浙江省物流发展现状分析的基础上，可以看出，物流基础设施正在逐步改进，物流网络正在逐渐完善，物流企业大幅度增加，物流的发展对经济的增长创造了条件。浙江省现代物流的发展，必然为浙江省“加工贸易型”和各种专业市场快速发展的经济提供必要的条件，促进了浙江省社会分工的进一步加深，推动了专业市场的发展，从而促进经济的快速增长。

第二，浙江省经济发展的独特性决定了现代物流的发展状况，并对物流提出了更高的要求。浙江省以市场为导向，积极发挥各地的资源优势和产业特色，培育了各具特色的区域经济。区域特色产业的迅猛发展必将促进现代物流的兴起与发展。浙江省的主要原材料和原料都由省外调入，而产品的70%都销售到省外，还有很大一部分对外出口，不论是原材料的采购还是产品的销售，都会产生巨大的物流需求，这必然会带来现代物流的不断发展。区域特色产业的相对集中，产业上的相关相近，为现代物流的构建创造了重要的现实条件，也带来物流服务需求的日趋旺盛，这客观上要求现代物流业的大发展。

第三，浙江省现代物流与经济增长的相互促进关系。浙江省经济的快速增长，产生了对物流的巨大需求，促使现代物流网络体系的不断完善，现代物流的不断发展。同时，现代物流的不断发展又促进了浙江省的社会化分工，不断促进专业化生产及对外贸易的发展，进一步促进了经济的快速增长，故实现了浙江省现代物流和经济增长之间的协调发展，并呈现出了良性循环的发展势头。

一、指标及数据选取

物流是一个复杂的经济现象，目前还没有哪一个指标能够较全面地反映物流的发展变化情况。根据相关文献对现代物流衡量指标的研究，本文选用以下指标来描述现代物流的发展水平。

1.选取物流网络里程（WWL）这一指标描述物流供给状况，限于数据的可得性和有效性，本文只考虑物流网络里程中最主要的三种方式：公路、铁路和水路，并以其简单相加后的总和来度量物流网络发展状况，如表3－1所示。

表3-1　浙江省1978—2009年物流网络里程（单位：千米）

续　表

资料来源：《浙江省统计年鉴》。a表示数据缺失，根据历史数据建立散点图估计出来，为估计值。

2.选取货运量（HYL）和货运周转量（HYZ）作为反映物流需求的指标，如表3－2所示。

表3-2　浙江省1978—2009年物流需求量

续　表

资料来源：《浙江省统计年鉴》。a表示数据缺失，根据历史数据建立散点图估计出来，为估计值。

3.选取交通运输、仓储及邮政产值作为衡量物流产值（WLC）的指标，来衡量物流发展的程度，如表3－3所示。

表3-3　浙江省1978—2009年物流业产值（单位：亿元）

续　表

资料来源：《浙江省统计年鉴》。a表示数据缺失，根据历史数据建立散点图估计出来，为估计值。

4.经济增长不仅包括增长的速度、增长的平稳程度和结果，而且包括一国或地区人民的平均生活质量以及整体经济结构、社会结构等的总体进步，考虑到数据的可得性和有效性，仅从量的角度对经济发展状况进行衡量，选取全省国内生产总值（GDP）作为衡量经济增长速度的指标，如表3－4所示。

表3-4　浙江省1978—2009年浙江省生产总值（单位：亿元）

续　表

资料来源：《浙江省统计年鉴》。

以上所有指标中凡受到价格影响的指标，本文都将其价格因素予以剔除，选用1978年至2009年的数据，并将其全部转化为1978年不变价格进行分析。（孙敬水，2004）

二、时间序列的平稳性检验

如果一个时间序列的均值或自协方差函数随时间而改变，则称该时间序列是非平稳的。由于经济时间序列大多数是非平稳的，而采用非平稳时间序列来研究变量之间的关系，很可能出现虚假相关和虚假回归的问题，进而会得出错误的结论。为避免出现虚假回归问题，在运用时间序列资料进行分析时，首要是对时间序列进行平稳性检验。

为方便起见，本文将表示物流发展与经济增长的各项指标分别用相应的字母变量来表示，各变量及其指标的对应关系如表3－5所示。

表3-5　各指标与变量间对应关系

注：各字母变量为该指标拼音第一个字母的缩写

利用Eviews5.0计量经济分析软件，对浙江省的各物流指标和经济增长指标进行单位检验，检验各时间序列的平稳性。在这里选取ADP进行检验，检验结果如表3－6所示。

表3-6　时间序列的平稳性检验

注：检验形式（C，T，2）分别表示单位根检验方程常数项，时间趋势和滞后阶数，△表示差分算子。

由表3－6可以看出，物流网络里程、货运量、货物周转量、物流产值、GDP时间序列的二阶差分的ADF统计量都小于该差分序列的临界值，说明各个时间序列都是二阶非平稳序列。

三、浙江省物流供给能力与经济增长因果关系分析

根据现代物流发展与经济增长关系的分析，可以看出，经济的快速增长产生对物流的巨大需求，从而刺激对物流的投资，产生物流供给能力的增加，而物流供给能力的增长一方面给经济的快速增长提供了前提保障，另一方面也会促进经济的进一步增长。根据相关理论分析，可以得出，浙江省现代物流与经济增长同样是相互协调发展的，但浙江省物流供给能力的发展与经济增长的关系是否与理论分析相一致还没有得到完全证实，究竟是物流供给能力的增加导致经济增长，还是经济的快速增长导致物流供给能力的增加，或者是物流供给能力和经济增长是相互促进的关系。下面利用计量经济分析方法格兰杰因果检验对浙江省物流供给能力与经济增长的相互关系进行分析。

根据时间序列平稳性分析结果，可以看出物流网络里程作为物流供给能力的一个指标和经济增长指标都呈现出非平稳性的特征，都属于一阶非平稳时间序列，在进行回归分析和格兰杰因果检验之前，针对非平稳时间序列，必须进行协整性检验，以此来避免得到错误的结果。

（一）协整性检验

对物流供给能力和经济增长之间进行协整性检验实际上是对两个变量之间是否存在长期稳定的关系进行检验，本文采用计量经济学中的协整检验方法（Johansen Cointegration Test），对浙江省物流网络里程与经济增长这两个变量进行协整检验，利用Eviews5.0计量经济分析软件得到结果，如表3－7所示。

表3-7　协整关系检验结果

注：＊表示在5%的显著水平下拒绝原假设。

由此可见，在5%显著水平下，物流网络里程变量WWL与经济增长变量GDP之间存在协整关系，这说明物流网络里程的增长与全省国内生产总值的增长之间存在长期的稳定关系，因此，转入下面的格兰杰因果检验。

（二）格兰杰因果检验

根据格兰杰因果检验的原理，对于浙江省物流供给能力导致经济增长还是经济增长导致物流供给能力的提高，这两个假设可以通过格兰杰因果检验方法进行研究。同样采用Eviews5.0计量经济分析软件得到结果，如表3－8所示。

表3-8　物流网络里程与GDP因果关系检验结果

表中的P值表示接受零假设的概率，数字越小，说明自变量引起因变量的能力越强。从上述的检验结果中，可以看出物流网络里程和GDP之间存在相对较强的相关性，在5%的显著性水平下，认为WWL不能格兰杰引起GDP，而同样在5%的显著性水平下GDP可以格兰杰引起WWL。

（三）物流网络里程和GDP关系分析

根据上述分析结果可知，经济的快速增长带来的物流网络里程的增加的作用比较显著，而物流网络里程的提高对经济增长的作用相对不显著，说明在经济快速增长的浙江省，物流网络虽逐渐完善，物流供给能力不断提高，但对经济发展并没有起到显著的推动作用，而正是经济的增长才带来物流网络的完善和物流能力的提高。

四、浙江省物流需求能力与经济增长因果关系分析

根据物流需求与经济增长关系的相关理论分析以及浙江省的物流发展与经济增长现状，可得出浙江省现代物流与经济增长是相互协调发展的，并且浙江省经济的快速发展，不论从总量规模，还是从经济增长的特点来看，都可以得出浙江省经济增长对相对物流产生了巨大的需求。但浙江省物流需求能力的发展与经济增长的关系是否与理论分析相一致还没有得到完全证实，究竟是物流需求能力的增加导致经济增长，还是经济的快速增长导致物流需求能力的增加，或者是物流需求能力和经济增长是相互促进的关系。下面利用计量经济分析方法格兰杰因果检验对浙江省物流需求能力与经济增长的相互关系进行分析。

（一）协整性检验

同样采用协整检验方法对反映浙江省物流需求的指标货运量HYL及货运周转量HYZ与经济增长指标GDP两个变量进行协整检验，利用Eviews5.0计量经济分析软件得到结果，如表3－9所示。

表3-9　协整关系检验结果

注：＊表示在5%的显著水平下拒绝原假设。

由此可见，在5%的显著水平下，物流需求的指标货运量和货物周转量与GDP之间存在协整关系，这说明反映物流需求的货运量和货物周转量增长与GDP增长之间都存在长期协整的稳定关系，并在此基础上进行格兰杰因果检验。

（二）格兰杰因果检验

同样利用Eviews5.0计量经济分析软件，对上述表示物流需求和经济增长的两个变量HYL、HYZ和GDP进行格兰杰因果检验得到结果，如表3－10所示。

表3-10　物流需求与GDP因果关系检验结果

由表3－10可见，物流需求与经济增长存在着较强的相关性，在5%的显著性水平下，检验结果表明HYL不可以格兰杰引起GDP，而GDP也不能格兰杰引起HYL；HYZ可以格兰杰引起GDP，而GDP不能格兰杰引起HYZ。

（三）物流需求和GDP的关系分析

根据上述分析结果可知，经济的快速增长带来对物流的需求，同时由于浙江省经济呈现“两头在外”的特点，也给物流带来了巨大的需求。

五、浙江省物流产值与经济增长因果关系分析

根据相关理论分析，得出浙江省现代物流与经济增长是相互协调发展的，但究竟是物流产值增加导致经济增长还是经济的快速增长导致物流产值的增加，或者是物流产值和经济增长是相互促进的关系，还没有得到完全证实。从上述两个分析结果可以看出经济的快速增长推动了浙江省物流网络体系的不断完善和物流供给能力的不断提高。下面将从现代物流发展成效的角度对浙江省物流发展与经济增长之间的关系做相应的分析。这次同样利用计量经济分析方法格兰杰因果检验对浙江省物流产值与经济增长的相互关系进行分析。

（一）协整性检验

同样采用协整检验方法对浙江省物流产值与经济增长指标的两个变量进行协整检验，利用Eviews5.0计量经济分析软件得到结果，如表3－11所示。

表3-11　协整关系检验结果

注：＊表示在5%的显著水平下拒绝原假设。

由此可见，在5%的显著性水平下，物流产值与GDP存在协整关系，这说明物流产值增长与GDP增长之间存在长期协整的稳定关系。接下来，在此基础上进行格兰杰因果检验。(www.chuimin.cn)

（二）格兰杰因果检验

同样利用Eviews5.0计量经济分析软件，对上述表示物流产值和经济增长的两个变量进行格兰杰因果检验，得到结果见表3－12。

表3-12　物流产值与GDP因果关系检验结果

由此可见，物流产值与经济增长存在很强的相关性，在5%的显著水平下，检验结果表明WLC可以格兰杰引起GDP，同时GDP也能格兰杰引起WLC。

（三）物流产值和GDP的关系分析

根据上述分析结果可以看出现代物流发展与经济之间存在很强的相互作用关系，这与前面定性分析结论一致，即两者具有协调发展的互动关系。

通过分析货运量与GDP的相关系数来判定两者的相关程度，并通过建立货运量与GDP的相关模型来度量浙江省物流发展对经济增长的带动作用。图3－1反映的是浙江省1978—2009年货运量与GDP的散点图。其中，横坐标即自变量是货运量，纵坐标即因变量是GDP。

图3-1　浙江省1978—2009年货运量与GDP的散点图

从图3－1中可以看出，两者之间具有明显的正相关关系，但这种增长是非线性的，呈现出S形的曲线，可以初步确定两者基本符合描述经济增长趋势的逻辑（Logistic）模型，即两者之间的函数关系为

y＝1/（k＋abx）。

式中，y为GDP，x为货运量，k、a、b为未知数，k＞0，a＞0，0＜b≠1。

Logistic曲线所描述的现象特点是初期增长缓慢，以后逐渐加快，当达到一定程度以后，增长率又逐渐下降，最后接近一条水平线。这种曲线增长的特点与统计描述的关系图比较吻合。（平狄克，鲁宾费尔德，1999）为方便使用线性模型的参数估计方法，对函数关系作如下变换：

1/y－k＝abx。

两边取对数得：ln（1/y－k）＝lna＋xlnb。

设ln（1/y－k）＝y′，lna＝a′，lnb＝b′，则上式转换为y′＝a′＋xb′，这样就可以利用线性模型的最小二乘法来估计模型中的参数a′和b′。

在上面的Logistic模型建立过程中，可以运用最小二乘法原理来估计模型中的参数a′和b′。对于k值的确定，根据Logistic模型的理论方程，当0＜b＜1，且x→∞时，k→1/y，也即1/k是y的饱和值。但在现实生活中，这种情况是不能够满足的，x作为货运量在短期内不可能趋向于无穷大，y作为浙江省接近的生产总值，也不可能存在饱和值。考虑到现代物流在我国尚是一种新兴产业，它的发展可能呈现出非平稳增长的趋势。因此，本文只预测到2020年左右浙江省现代物流产业发展的状况，并且将此作为GDP的饱和值来确定参数k，a，b。具体地，是在确定浙江省GDP的增长趋势，对k进行估计后，再对a，b进行估计。

首先是确定浙江省GDP增长趋势，如图3－2所示。

从图3－2中可以看出，GDP随时间的变化基本呈指数增长的趋势。设y＝eft，y代表浙江省生产总值GDP，e＞0，f＞0，t表示时间。在上述y＝eft中通过一系列的转换，最终形成

y′＝e′＋tf′。

其中，lny＝lne＋tlnf，y′＝lny，e′＝lne，f′＝lnf，如表3－13所示。

图3-2　浙江省1978—2009年GDP的散点图和趋势线

表3-13　数据转换

续　表

利用最小二乘法原理，可以估计出参数e，f的值。本文运用Eviews5.0计量经济分析软件进行计算与分析，具体结果参见表3－14。

表3-14　模型估计结果

从表3－14可知，拟合系数（Adjusted R－squared）为0.992247，拟合程度相当高。查F分布临界值表（由读者查阅，不在书中出现）可知F的临界值F 0.05（1.11）＝5.117，而表中F检验值为3968.531，远远大于F 0.05（1.11），说明该一元线性回归模型是显著的，回归方程成立。同时P值小于0.05，通过t检验，说明回归系数是显著的。所以，由表可以得知：

回归方程为lny＝4.675259＋0.174908t。

其中，lne＝4.675259，lnf＝0.174908，从而可计算出e，f的值。

得　　e＝107.2603439，f＝1.191136627，

即　　y＝107.2603×1.1911t。

依据所建立的模型，令t＝43，得到浙江省2020年的预测值为197793亿元，因此在这里GDP的饱和值取200000，则k＝1/200000。

在上述Logistic曲线方程y＝1/（k＋abx）中，通过一系列的转换，最终形成

y′＝a′＋xb′。

其中，ln（1/y－k）＝y′，lna＝a′，lnb＝b′，x为货运量，y为GDP。下面进一步对模型中的a′，b′进行参数估计，具体转换过程见表3－15。

表3-15　数据转换

根据表3－15的数据，绘制出浙江省1978—2009年y′与x的散点图，如图3－3所示。

图3-3　1978—2009年y′与x的散点图

不难发现，y′随货运量基本上呈线性下降趋势。利用最小二乘法原理，可以估计出参数a′，b′。再次运用Eviews5.0计量经济分析软件进行计算与分析，具体结果参见表3－16。

表3-16　模型估计结果

同理，拟合系数为0.86569，拟合程度较高。查F分布临界值表可知F的临界值F0.05（1.11）＝5.117，而表中F检验值为193.364，远远大于F 0.05（1.11），说明该一元线性回归模型是显著的，回归方程成立。

由此可得

a＝ea′＝0.003645189，b＝eb′＝0.999968101，

所以，Logistic回归模型为

y＝1/（1/200000）＋0.003645189×0.999968101x。

从经济学意义方面来检验参数检验的结果，由于k＝1/200000＞0，a＞0，0＜b＜1，也说明一元线性回归模型是显著的，其拟合效果可参见图3－4。

图3-4　拟合效果（a）

图3-4　拟合效果（b）

本文利用边际分析可以得出当货运量为某个值时，货运量增加1个单位能带来GDP的增长率，同时，还可以确定货运量为多少万吨时，货运量每增长1单位所带来的GDP的增长额最大。

根据所构建的Logistic回归模型，两边求导可以得到浙江省物流业对GDP的边际分析为

dy/dx＝－a（lnb）bx/（k＋abx）2。

由于0＜b＜1，lnb＜0，所以dy/dx＞0，这表明浙江省生产总值随着物流量的增长而增长。

将浙江省的货运量数据代入上式，得到每一年的dy/dx，具体结果参见表3－17。取浙江省2009年的数据可得到dy/dx＝1.310511，即货运量每增加1万吨，GDP就相应增长1.310511亿元。

表3-17　浙江省1978—2009年货运量的边际分析

续　表

尽管dy/dx＞0，但由于

d2 y/dx2＝－a（lnb）2［bx/（k＋abx）2］［1/（k＋abx）－2abx/（k＋abx）2］。

令上式等于0，化简为abx＝k，则x＝ln（k/a）/lnb。

代入数据即可得到x＝206640.3476万吨。当x＜206640.3476万吨时，d2 y/dx2＞0；当x＞206640.3476时，d2 y/dx2＜0。

这说明货运量对GDP的贡献分为两个阶段：当货运量小于206640.3476万吨时，物流业每增长1个单位所引致的GDP的增长额会随着物流规模的增加而不断增加；当货运量大于206640.3476万吨时，物流业每增长1个单位引致的GDP的增长额会随着物流规模的增加而呈现下降趋势；当货运量等于206640.3476万吨时，物流业每增长1个单位引致的GDP的增长额达到最大值；当货运量增加时，它对GDP的边际作用就开始下降。

2009年浙江省的货运量为178395亿吨，1千米低于206640.3476亿吨1千米，可知它对GDP的边际作用还没达到最大值，所以适度地扩大物流业的规模，并加强物流业的管理，提高效率，对浙江省GDP的增长还会有明显的促进作用。

本文利用弹性分析可以得知当货运量为某个值时，货运量每增加1个百分点所带来的GDP的增长率，同时，还可以确定货运量为多少万吨时，货运量每增长1个百分点所带来的GDP的增长率最大。

浙江省物流业对GDP的弹性系数为

ξ＝（dy/dx）×（x/y）

＝－a（lnb）［xbx/（k＋abx）］。

其中，a＞0，0＜b＜1，lnb＜0，x＞0，bx＞0，k＞0，所以ξ＞0，也就是说浙江省生产总值和物流业呈现同样的变化趋势。生产总值增长，物流增长，反之亦然。

根据浙江省1978—2009年货运量的统计数据，可以得到每一年的ξ，具体结果可参见表3－18。

表3-18　浙江省1978—2009年货运量的弹性分析

续　表

现在取2009年的数据进行分析，ξ2009＝4.046994，这表明当货运量为178395亿吨时，货运量再继续增长1%，则会引起GDP增长4.046994%。从这个绝对数来看，目前浙江省货运量对GDP增长的作用还是非常明显的。