歐陽小迅,黃福華

(湖南商學(xué)院工商管理學(xué)院,湖南 長沙 410205)

一、引 言

盡管分析的角度及運(yùn)用的方法各不相同,但以上討論研究的理論基石都是相同的,即經(jīng)濟(jì)增長理論。根據(jù)經(jīng)濟(jì)增長理論,社會專業(yè)分工是經(jīng)濟(jì)增長的基本動力之一。從亞當(dāng)?斯密提出經(jīng)濟(jì)增長的動力為勞動分工、資本積累和技術(shù)進(jìn)步,到新興古典經(jīng)濟(jì)學(xué)的代表——楊小凱從專業(yè)化和勞動分工演進(jìn)為出發(fā)點(diǎn)對經(jīng)濟(jì)增長的研究,這些經(jīng)濟(jì)增長理論雖然在研究內(nèi)容上有很大區(qū)別,但存在一個共同點(diǎn),即社會分工是帶來經(jīng)濟(jì)增長的一個主要源泉。物流就是社會分工發(fā)展的產(chǎn)物,也是社會專業(yè)化分工得以實(shí)現(xiàn)的前提。從經(jīng)濟(jì)社會的空間來看,只有通過物流這一紐帶,才能把原材料、工廠和市場、城市和鄉(xiāng)村、國內(nèi)和國外緊密聯(lián)系起來[6]。

從本質(zhì)上講,現(xiàn)代物流通過影響社會資源的配置來影響宏觀經(jīng)濟(jì)的發(fā)展[7]。而社會資源的配置又是以市場為基石、價格為信號,通過貿(mào)易這一形式來完成的。按照分工的定義,貿(mào)易即為區(qū)域內(nèi)、跨地區(qū)、跨國家的交易集合。隨著世界經(jīng)濟(jì)全球化的不斷深入,我國對外貿(mào)易自改革開放以來取得了長足的進(jìn)步。2010年,中國對外貿(mào)易總額從1978年的206億美元猛增到2.97萬億美元,相當(dāng)于改革開放前30年總和的17倍多,對外貿(mào)易總量僅次于美國而位居世界第二。同時,按照市場經(jīng)濟(jì)和世貿(mào)組織規(guī)則的要求,我國國際貿(mào)易和國內(nèi)貿(mào)易一體化的進(jìn)程也在加快。我國要加快內(nèi)外貿(mào)一體化進(jìn)程,除了實(shí)現(xiàn)內(nèi)外貿(mào)行政管理體制的融合之外,還需要培育內(nèi)外貿(mào)經(jīng)營的中觀基礎(chǔ),即全社會物流體系的完善和發(fā)展[8]?，F(xiàn)代物流產(chǎn)業(yè)的發(fā)展對我國國內(nèi)外貿(mào)易增長乃至增長方式的轉(zhuǎn)變都至關(guān)重要[9]。

盡管業(yè)已形成的共識是物流體系的完善和創(chuàng)新可以促進(jìn)貿(mào)易的增長,但我們更關(guān)心的是這種促進(jìn)是否持續(xù)?我國物流業(yè)與貿(mào)易增長之間是否存在長期均衡關(guān)系?我國物流業(yè)與國內(nèi)外貿(mào)易動態(tài)關(guān)聯(lián)的程度如何?鑒于目前有關(guān)我國物流業(yè)與國內(nèi)外貿(mào)易相互關(guān)系的文獻(xiàn)較為缺乏,本文試圖通過利用我國1985-2010年相關(guān)數(shù)據(jù),構(gòu)建非約束性向量自回歸模型和包含協(xié)整約束條件的向量自回歸模型,并以此對三者間的長期關(guān)系和動態(tài)關(guān)聯(lián)程度進(jìn)行定量經(jīng)驗(yàn)實(shí)證及初步的探討。

二、我國物流業(yè)與國內(nèi)外貿(mào)易的長期平穩(wěn)關(guān)系

(一)變量的設(shè)置與樣本數(shù)據(jù)選擇

共設(shè)置三個變量。以表示物流業(yè)增加值 (Logistics Industry Added Value)這一反映物流業(yè)發(fā)展水平的核心指標(biāo);用進(jìn)出口總額 (Import&Export)I來反映我國的對外貿(mào)易狀況;國內(nèi)貿(mào)易 (Domestic Trade)用來表示,以社會消費(fèi)品零售總額來反映國內(nèi)貿(mào)易的發(fā)展水平。文中使用數(shù)據(jù)全部來源于國家歷年統(tǒng)計(jì)年鑒,時間序列的跨度為1985-2010年。

首先以居民消費(fèi)價格平減指數(shù)Pt對各序列數(shù)據(jù)進(jìn)行平減 (Pt代表不變價格1978年為1的各期居民消費(fèi)價格指數(shù)),得到各期實(shí)際的Lt、It和Dt。為了消除時間序列中存在的異方差現(xiàn)象,對以上得到的各期實(shí)際Lt、It和Dt取自然對數(shù),數(shù)據(jù)的自然對數(shù)不會改變原有的協(xié)整關(guān)系。因此,LAVt=ln(Lt/Pt)(LAVt為DTRt=ln(Dt/Pt)(DTRt為實(shí)際各期物流業(yè)增加值的自然對數(shù)),IEXt=ln(It/Pt)(IEXt為實(shí)際各期進(jìn)出口總額的自然對數(shù)),DTRt=ln(DtPt)(DTRt為實(shí)際各期社會消費(fèi)品零售總額的自然對數(shù))。

(二)時間序列的平穩(wěn)性檢驗(yàn)

顯然,時間序列LAVt、IEXt和DTRt的均值隨時間改變而變化,它們是非平穩(wěn)序列。在對它們之間協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)之前,首先要對它們進(jìn)行ADF單位根平穩(wěn)性檢驗(yàn) (見表1所示)。

通過ADF檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn),根據(jù)MacKinnon臨界值,變量LAVt、IEXt、DTRt及它們的一階差分序列為不能拒絕原假設(shè),是非平穩(wěn)序列;而Δ2LAVt、Δ2IEXt、Δ2DTRt均在1%的顯著性水平下拒絕原假設(shè),是平穩(wěn)序列,且都為二階單整時間序列I(2)。

(三)VAR模型和協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)

研究一組非平穩(wěn)時間序列時,通常會關(guān)心它們是否具有協(xié)整關(guān)系。如果有,則進(jìn)一步確認(rèn)這種中長期均衡關(guān)系的形式。

小說中，哈代多次提到德伯家族的精神迷亂的特征。例如苔絲殺人后，克萊爾想“苔絲這種精神迷亂的現(xiàn)象——如果這是一種精神迷亂的話——究竟是德伯家族哪種的特性所造成的。人們知道經(jīng)常聽說德伯家族的事情，否則怎么會有大馬車和謀殺案的傳說”。由此可知，苔絲家族有著精神迷亂的遺傳，而這一特征，在苔絲殺人案中有充分的體現(xiàn)。

表1 時間序列的平穩(wěn)性檢驗(yàn)

在多變量的情況下,本文采用Johansen提出的基于回歸系數(shù)的檢驗(yàn)方法,對多變量系統(tǒng)進(jìn)行向量協(xié)整檢驗(yàn)。討論序列協(xié)整性的前提是各序列都是非平穩(wěn)時間序列。而上文分析已表明,三個時間序列LAVt、IEXt、DTRt都是I(2)序列,滿足進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)的條件。在檢驗(yàn)序列協(xié)整關(guān)系之前,需要建立一個不受條件約束的VAR模型。首先要對VAR模型的滯后期數(shù)進(jìn)行確定。經(jīng)過多次試驗(yàn),AIC在最大滯后期為3時最小 (-10.35),而SC則在滯后期為4時最小 (-11.39),因而難以確定。此時,用LR檢驗(yàn)進(jìn)行取舍,該統(tǒng)計(jì)量有漸進(jìn)的χ2分布,自由度為9,經(jīng)檢驗(yàn)采用3期滯后最合理。在建立VAR模型時,一般不根據(jù)t統(tǒng)計(jì)量對各滯后變量進(jìn)行篩選。因此,我們將參數(shù)估計(jì)結(jié)果寫成矩陣形式的VAR(3)模型：

其中,Yt=(LAVt,IEXt,DTRt)T,三個方程的調(diào)整R2分別為0.993、0.979和0.996。

建立了非約束的VAR模型,下面來檢驗(yàn)變量之間是否存在協(xié)整關(guān)系。對LAVt、IEXt和DTRt三者之間的協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果見表2所示。

表2 Johansen協(xié)整檢驗(yàn)

由表2可知,在不存在任何協(xié)整關(guān)系的零假設(shè)下,第一個跡統(tǒng)計(jì)量35.25大于5%顯著水平下的臨界值29.79。而在其他假設(shè)下,跡統(tǒng)計(jì)量與最大特征值均小于5%顯著水平下的臨界值,因此只有第一個原假設(shè)被拒絕。檢驗(yàn)結(jié)果證實(shí)了在5%的顯著水平下,LAVt、IEXt和DTRt有且僅有唯一的協(xié)整關(guān)系,協(xié)整方程為：

其中,vecm為均衡誤差,括號內(nèi)是協(xié)整系數(shù)估計(jì)值的漸進(jìn)標(biāo)準(zhǔn)誤差。對序vecmt列進(jìn)行單位根檢驗(yàn),發(fā)現(xiàn)它是平穩(wěn)序列,并且取值在0附近上下波動,驗(yàn)證了協(xié)整關(guān)系 (2)。

由協(xié)整方程 (2)可以得出,我國物流業(yè)發(fā)展與國內(nèi)外貿(mào)易具有一定的長期均衡關(guān)系。其中,IEXt的乘數(shù)是0.071,DTRt的乘數(shù)是0.813,LAVt與IEXt、DTRt均為正相關(guān)。國內(nèi)貿(mào)易對物流業(yè)的推動效應(yīng)遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于對外貿(mào)易對物流產(chǎn)業(yè)的推動效應(yīng)。

三、我國物流業(yè)與國內(nèi)外貿(mào)易的動態(tài)關(guān)系

(一)VEC模型

向量誤差修正 (VEC)模型是對諸變量施加了協(xié)整約束條件的VAR模型,它只能用于有協(xié)整關(guān)系的序列建模。對LAVt、IEXt和DTRt三個序列建立VEC模型,所得估計(jì)結(jié)果如下：

其中,序列vecmt-1滿足關(guān)系式 (2)。

模型的AIC值和SC值分別為-7.52和-6.18,說明VEC模型的整體效果較好。從上面三個方程可以看出,各方程的誤差修正項(xiàng)系數(shù)都為正值,表明我國物流業(yè)和國內(nèi)外貿(mào)易均呈現(xiàn)快速增長的趨勢。在物流業(yè)方程中,滯后1期的國內(nèi)貿(mào)易增量對物流業(yè)增量影響最為顯著,影響系數(shù)最大;滯后1期的對外貿(mào)易增量對物流業(yè)的影響居其次,但影響效應(yīng)要小得多;兩者滯后2期的增量對物流業(yè)的影響迅速減弱。

(二)脈沖響應(yīng)分析

在VAR模型中,如果任一內(nèi)生變量的新息發(fā)生變化,不僅會改變該內(nèi)生變量的當(dāng)前值,而且還會通過系統(tǒng)的滯后結(jié)構(gòu)影響該內(nèi)生變量以及其他內(nèi)生變量未來的取值。脈沖響應(yīng)函數(shù) (IRF)就是用于衡量來自隨機(jī)擾動項(xiàng)的一個標(biāo)準(zhǔn)差沖擊對內(nèi)生變量當(dāng)前和未來取值的影響,顯示任意變量的擾動如何通過模型影響所有其他變量。

上文中的VEC模型體現(xiàn)了國內(nèi)貿(mào)易和對外貿(mào)易對物流業(yè)影響的程度。下面將通過脈沖響應(yīng)分析來研究物流業(yè)的變化對國內(nèi)貿(mào)易和對外貿(mào)易的影響。本文采用具有自由度修正的Cholesky分解方法得到脈沖響應(yīng)。以建立的VAR模型 (1)為基礎(chǔ),利用脈沖響應(yīng)函數(shù)分別計(jì)算得到IEX和DTR對其他變量的沖擊響應(yīng)路徑 (如圖1、2所示)。

從圖1、2可以得出一個共同的結(jié)論,即物流業(yè)變化對國內(nèi)貿(mào)易和對外貿(mào)易的影響都是正向的。圖1中對外貿(mào)易 (IEX)對自身的一個標(biāo)準(zhǔn)差新息立刻有較強(qiáng)的反應(yīng),但隨后減弱,到第3期影響基本消失;對物流業(yè) (LAV)的沖擊,IEX在當(dāng)期即有較強(qiáng)反應(yīng),產(chǎn)出增加,第2期達(dá)到最大值,隨后開始緩慢回落,第5期后開始持續(xù)穩(wěn)定。國家對港口、保稅區(qū)、海關(guān)的不斷建設(shè)以及國際物流中高科技的推廣使用,都能使對外貿(mào)易中各個流通環(huán)節(jié)更加便利、更富有效率,促使貿(mào)易量增加。從圖2可以得出,國內(nèi)貿(mào)易 (DTR)對自身的擾動即時顯著的反應(yīng);LAV的沖擊在當(dāng)期并未對產(chǎn)生較明顯的影響,但隨后影響開始顯現(xiàn),DTR的產(chǎn)出不斷增加,至第3期達(dá)到峰值,并開始長時間的高位持續(xù)穩(wěn)定。物流業(yè)的發(fā)展大大加快了商品流通速度,加強(qiáng)了保障商品交易活躍度的物質(zhì)基礎(chǔ),進(jìn)一步促使商品交易量的上升。

圖1 IEX對一個標(biāo)準(zhǔn)差新息的響應(yīng)

圖2 DTR對一個標(biāo)準(zhǔn)差新息的響應(yīng)

四、結(jié) 語

本文從貿(mào)易的視角探討了物流產(chǎn)業(yè)與宏觀經(jīng)濟(jì)發(fā)展的互動關(guān)系。通過建立基于我國1985-2010年的物流業(yè)增加值、對外貿(mào)易額及社會消費(fèi)品零售總額時間序列數(shù)據(jù)的VAR及VEC模型,對我國物流業(yè)發(fā)展與我國對外貿(mào)易及國內(nèi)貿(mào)易之間的關(guān)聯(lián)性進(jìn)行實(shí)證研究,得出了以下主要結(jié)論：

第一,我國物流業(yè)與對外貿(mào)易及國內(nèi)貿(mào)易之間存在長期均衡的相關(guān)關(guān)系,三者之間存在且僅存在唯一協(xié)整關(guān)系,并得出了表示這種長期均衡關(guān)系的協(xié)整方程。VEC模型中三個方程的系數(shù)分別為0.19、0.31和0.18,說明長期均衡趨勢誤差校正項(xiàng)對ΔLAVt、ΔIEXt及ΔDTRt的調(diào)整幅度為19%、31%和18%,物流業(yè)與國內(nèi)外貿(mào)易之間的長期關(guān)系將以18%-31%的反饋力度來糾正短期關(guān)系對長期關(guān)系的偏離。

第二,協(xié)整方程 (2)中,DTR的乘數(shù) (0.813)遠(yuǎn)大于IEX的乘數(shù) (0.071),說明每1單位國內(nèi)貿(mào)易的增量能帶來0.813個單位的物流增加值增量,而對外貿(mào)易只能提高物流增加值0.071個單位。國內(nèi)貿(mào)易對物流業(yè)的推動效應(yīng)遠(yuǎn)遠(yuǎn)強(qiáng)于對外貿(mào)易對物流產(chǎn)業(yè)的推動效應(yīng)。從我國目前的情況看,隨著市場機(jī)制和制度不斷完善和創(chuàng)新,政策導(dǎo)向逐漸轉(zhuǎn)變?yōu)楣膭顕鴥?nèi)消費(fèi),國內(nèi)貿(mào)易的發(fā)展將對物流產(chǎn)業(yè)的壯大產(chǎn)生越來越強(qiáng)的推動力。

第三,從脈沖響應(yīng)函數(shù)分析可知,物流業(yè)變化對我國國內(nèi)貿(mào)易和對外貿(mào)易的影響都是正向的,物流業(yè)發(fā)展對國內(nèi)貿(mào)易和對外貿(mào)易的促進(jìn)是顯著的、長期的且持續(xù)穩(wěn)定的。值得一提的是,從圖2可以看到物流對國內(nèi)貿(mào)易的促進(jìn)有一段滯后期,這表明物流發(fā)展需要適度的超前,發(fā)達(dá)國家工業(yè)化進(jìn)程的經(jīng)驗(yàn)已經(jīng)證明了這一點(diǎn)?，F(xiàn)代物流業(yè)的發(fā)展必將長期、持續(xù)地促進(jìn)我國國內(nèi)外貿(mào)易的增長,進(jìn)而帶動全社會經(jīng)濟(jì)的增長,也將為我國從貿(mào)易大國向貿(mào)易強(qiáng)國的轉(zhuǎn)變提供強(qiáng)大的基礎(chǔ)支撐。

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