馮 強，馬一飛

(1.河海大學，南京 210098;2.山西大學，太原 030006)

一個國家制造業(yè)的發(fā)展水平對該國國民經(jīng)濟的發(fā)展有著重要的影響，制造業(yè)的發(fā)展程度代表著該國生產(chǎn)力水平的高低。物流業(yè)被稱為國民經(jīng)濟的動脈，可以衡量一個國家現(xiàn)代化程度如何，也從一定程度上反映出一個國家的綜合國力［1－4］。制造業(yè)和物流業(yè)之間存在著不可分割的緊密聯(lián)系。制造業(yè)是物流業(yè)發(fā)展的動力，為物流業(yè)創(chuàng)造大量需求，為物流業(yè)提供相關(guān)設(shè)施和技術(shù)上的支持，制造業(yè)的發(fā)展在很大程度上可以拉動物流業(yè)的發(fā)展;物流業(yè)為制造業(yè)提供運輸、倉儲、裝卸搬運、包裝、配送等一系列的物流服務(wù)，是連接制造業(yè)各個環(huán)節(jié)的紐帶，是制造業(yè)可以順利發(fā)展的保障，物流業(yè)的快速發(fā)展能夠帶動制造業(yè)物流外包，提高制造業(yè)的核心競爭力。

在國家政策的號召下，山西省在《現(xiàn)代物流業(yè)發(fā)展“十二五”規(guī)劃》中把物流業(yè)聯(lián)動工程作為六大重點工程之一，提出搭建制造企業(yè)與物流企業(yè)聯(lián)動互動交流平臺［5］，促進重點優(yōu)勢制造業(yè)物流業(yè)務(wù)分離外包，加快發(fā)展第三方物流，推動物流業(yè)與制造業(yè)聯(lián)動發(fā)展。

研究山西省制造業(yè)與物流業(yè)的聯(lián)動發(fā)展問題，分析山西省制造業(yè)與物流業(yè)之間的互動發(fā)展關(guān)系，分析怎樣才能更好地促進山西省制造業(yè)和物流業(yè)的聯(lián)動發(fā)展，不僅對山西省制造業(yè)和物流業(yè)各自的發(fā)展有利，而且對山西省經(jīng)濟發(fā)展和經(jīng)濟增長方式轉(zhuǎn)變都有著重要的影響［6］。因此，研究山西省制造業(yè)與物流業(yè)的聯(lián)動發(fā)展問題具有重要的理論和實踐意義。

1 變量設(shè)計與模型構(gòu)建

協(xié)整分析用來分析變量之間是否具有長期穩(wěn)定、均衡發(fā)展的關(guān)系。一般情況下，協(xié)整檢驗分為以下兩種:①基于回歸系數(shù)的協(xié)整檢驗，如Johansen檢驗;②基于回歸殘差的協(xié)整檢驗，如ADF檢驗。第一種方法用于多變量的協(xié)整檢驗，由于本文只對山西省制造業(yè)和物流業(yè)兩個變量進行檢驗，故選擇ADF檢驗［7］。ADF檢驗主要是通過檢驗殘差序列的平穩(wěn)性，得出變量之間是否具有協(xié)整關(guān)系。

格蘭杰因果檢驗用來判斷變量之間所具有的因果關(guān)系，即一個變量的變化是不是引起另一個變量變化的原因。假設(shè)有兩個變量x和y，先估計變量y值被其滯后期取值所能解釋的程度，然后通過變量x的滯后值來檢驗是否可以提高解釋變量y的程度［8］。若變量x的滯后期系數(shù)具有統(tǒng)計顯著性，則認為變量x是y的格蘭杰成因。同理可判斷變量x是否為變量x的格蘭杰成因。

協(xié)整分析可以用來判斷變量之間是否有長期穩(wěn)定均衡發(fā)展的關(guān)系，如果有相互影響的線性關(guān)系，再利用格蘭杰因果檢驗來判斷這些變量之間的因果關(guān)系。而研究山西省制造業(yè)和物流業(yè)的互動關(guān)系，首先要判斷山西省制造業(yè)與物流業(yè)之間是否有長期穩(wěn)定的均衡發(fā)展關(guān)系，然后檢驗這種關(guān)系是否形成了互為因果的良好互動關(guān)系［9］。因此，運用以上兩種方法，選擇山西省制造業(yè)發(fā)展和物流業(yè)發(fā)展的相關(guān)數(shù)據(jù)，能夠較好地對兩業(yè)互動關(guān)系進行實證分析。

2 實證結(jié)果與檢驗

本文選擇用山西省制造業(yè)增加值和山西省物流業(yè)增加值作為衡量指標，其中，物流業(yè)增加值用山西省統(tǒng)計年鑒中的交通運輸、倉儲及郵政業(yè)的增加值表示。M表示山西省制造業(yè)增加值的時間序列，L表示山西省物流業(yè)增加值的時間序列。由于時間序列有異方差性，分別對時間序列M和L取自然對數(shù)，處理結(jié)果分別表示為lnM和lnL，數(shù)據(jù)處理后可減少序列波動性且不影響序列趨勢［10］。統(tǒng)計數(shù)據(jù)均來自山西省歷年的統(tǒng)計年鑒，具體數(shù)據(jù)見表1。

表1 1998—2012年山西省制造業(yè)、物流業(yè)增加值

續(xù)表

2.1 平穩(wěn)性檢驗

2.1.1 檢驗序列l(wèi)nM

從表2中可知，在90%的置信水平下不拒絕原假設(shè)(序列存在單位根)，即序列l(wèi)nM是非平穩(wěn)的。

表2 序列l(wèi)nM的ADF檢驗結(jié)果

根據(jù)檢驗結(jié)果得知山西省制造業(yè)增加值是一個非平穩(wěn)時間序列，下一步需要確定此非平穩(wěn)時間序列是否單整［11］。要確定序列l(wèi)nM是否是單整的，應(yīng)該對lnM做差分序列，再對其一階差分序列做單位根檢驗，結(jié)果見表3。

表3 lnM的一階差分序列的ADF檢驗結(jié)果

經(jīng)檢驗可知，在99%的置信水平下拒絕原假設(shè)，即序列不存在單位根，得出非平穩(wěn)序列l(wèi)nM經(jīng)過一階差分后平穩(wěn)，說明 lnM是一階單整序列［12］。

綜上所述，妊娠期高血壓疾病患者出現(xiàn)早期腎功能損傷情況下，其血清Cys-C、Hcy及尿mALB表達水平升高，并與病情嚴重程度呈正相關(guān)關(guān)系，提示檢測血清Cys-C、Hcy及尿mALB能幫助臨床醫(yī)師判定病情嚴重程度，利于及早制定防治措施；血清Cys-C、Hcy與尿mALB對臨床診斷妊娠期高血壓疾病患者早期腎功能損傷具有較高的臨床價值，值得推廣應(yīng)用。

2.1.2 檢驗序列l(wèi)nL

采用上述相同方法對山西省物流業(yè)增加值序列l(wèi)nL進行檢驗，檢驗結(jié)果見表4。

表4 序列l(wèi)nL的ADF檢驗結(jié)果

表4說明在90%的置信水平下不拒絕原假設(shè)(序列存在單位根)，即序列l(wèi)nL是非平穩(wěn)的。對序列l(wèi)nL做一階差分處理，再次進行檢驗，結(jié)果見表5。

表5 lnL的一階差分序列ADF檢驗結(jié)果

表中數(shù)據(jù)結(jié)果說明在95%的置信水平下拒絕原假設(shè)，即序列不存在單位根，得出非平穩(wěn)序列l(wèi)nL經(jīng)過一階差分后平穩(wěn)，說明序列l(wèi)nL是一階單整序列。

綜上所得，原序列l(wèi)nM和lnL都是非平穩(wěn)序列，經(jīng)過一階差分處理后的兩個序列均為平穩(wěn)，即兩者都是一階單整序列［13］。表明山西省制造業(yè)增加值和物流業(yè)增加值這兩個時間序列滿足進行協(xié)整檢驗的條件。

2.2 協(xié)整檢驗

2.2.1 最小二乘法回歸模型

觀察回歸結(jié)果表，可得出估計方程:lnM=－2.519854+1.537881lnL。運行結(jié)果顯示 =0.923123，Prob=0.000000，說明該模型擬合效果好且具有高度的線性關(guān)系［14］。

2.2.2 殘差序列ADF檢驗

對殘差序列進行ADF檢驗，結(jié)果如表7所示。

表7 殘差序列的ADF檢驗結(jié)果

從上表可以看出，在99%置信水平下拒絕原假設(shè)，說明殘差序列是平穩(wěn)序列。

通過上述檢驗過程，表明了序列l(wèi)nM和lnL是協(xié)整的［15］，也就是說山西省制造業(yè)與物流業(yè)之間存在長期穩(wěn)定的協(xié)整關(guān)系。

2.2.3 格蘭杰因果檢驗

之前對變量做平穩(wěn)性檢驗和協(xié)整檢驗，得出變量lnM和lnL均為一階單整序列，且兩者存在長期穩(wěn)定的協(xié)整關(guān)系，為了進一步確定兩者之間是否構(gòu)成因果關(guān)系［16］，下面對變量lnM和lnL做格蘭杰因果檢驗，結(jié)果如表8。

從表8檢驗結(jié)果看出，對于lnM不是lnL的格蘭杰成因，拒絕時犯第一類錯誤的概率為0.3645;對于lnL不是lnM的格蘭杰成因，拒絕時犯第一類錯誤的概率為0.1444?？梢缘贸觯轿魇∥锪鳂I(yè)和制造業(yè)還沒有形成明顯的因果關(guān)系［17］。

表8 格蘭杰因果檢驗結(jié)果

3 結(jié)論與啟示

本文選取1998—2012年山西省制造業(yè)和物流業(yè)增加值作為原始數(shù)據(jù)，運用計量經(jīng)濟學中的協(xié)整分析和格蘭杰因果檢驗，對山西省制造業(yè)與物流業(yè)聯(lián)動發(fā)展的互動關(guān)系進行了定量分析［18］。協(xié)整檢驗結(jié)果表明山西省制造業(yè)和物流業(yè)存在長期穩(wěn)定均衡發(fā)展的關(guān)系;格蘭杰因果檢驗結(jié)果顯示目前兩者的因果關(guān)系還不夠明顯，需要加強兩者之間的互動聯(lián)系。同時表明山西省物流業(yè)發(fā)展水平提高會對制造業(yè)發(fā)展有促進作用，但是有待進一步加強兩者之間的聯(lián)系。

制造業(yè)和物流業(yè)之間要進一步更好地互動發(fā)展，政府必須出面制定相關(guān)政策，對制造業(yè)和物流業(yè)進行牽線搭橋，以促進兩業(yè)形成良好的聯(lián)動發(fā)展關(guān)系。制造業(yè)方面要不斷增強創(chuàng)新能力，提高產(chǎn)業(yè)附加值;改變生產(chǎn)模式，實現(xiàn)物流外包;加強專業(yè)化分工，改善企業(yè)內(nèi)部管理。同時物流業(yè)要保障服務(wù)質(zhì)量，完善服務(wù)體系;加強信息化、標準化建設(shè)，加強與制造企業(yè)溝通，建立戰(zhàn)略合作關(guān)系;物流企業(yè)要能夠?qū)⒑唵蔚慕灰钻P(guān)系轉(zhuǎn)變?yōu)閼?zhàn)略合作伙伴關(guān)系，進一步強化互利共贏意識，帶動制造企業(yè)的發(fā)展，使制造業(yè)與物流業(yè)能夠協(xié)調(diào)發(fā)展，共同提高。

［1］呂濤，聶銳.產(chǎn)業(yè)聯(lián)動的內(nèi)涵理論依據(jù)及表現(xiàn)形式［J］.工業(yè)技術(shù)經(jīng)濟，2007，26(5):2－4.

［2］葛如海，管軍，虞小波，等.冷鏈物流行業(yè)的現(xiàn)狀及前景［J］.重慶理工大學學報:自然科學版，2013(7):104－108，112.

［3］劉增勇，陳祥斌，王鵬，等.RFID技術(shù)在裝備物流領(lǐng)域的應(yīng)用［J］.四川兵工學報，2012(5):50－52.

［4］黃蓉蓉，潘曉琳.改進模糊綜合評價法的物流企業(yè)績效評價［J］.重慶師范大學學報:自然科學版，2012(4):124－126.

［5］李嚴鋒.王永峰.物流業(yè)與制造業(yè)聯(lián)動發(fā)展研究現(xiàn)狀分析［J］.物流工程與管理，2013(7):1－4.

［6］彭本紅，馮良清.現(xiàn)代物流業(yè)與先進制造業(yè)的共生機理研究［J］.商業(yè)經(jīng)濟與管理，2010(1):18－25.

［7］李肖鋼，趙莉.寧波市物流業(yè)與制造業(yè)集群聯(lián)動發(fā)展模式研究［J］.價格月刊，2010(7):40－42.

［8］施學良.供應(yīng)鏈視角下制造業(yè)與物流業(yè)聯(lián)動發(fā)展的途徑選擇研究［J］.物流工程與管理，2013(5):35－37.

［9］田剛，貢文偉，梅強.制造業(yè)與物流業(yè)共生關(guān)系演化規(guī)律及動力模型研究［J］.工業(yè)工程與管理，2013(4):39－46.

［10］馬風華.生產(chǎn)服務(wù)業(yè)與制造業(yè)互動研究述評［J］.經(jīng)濟管理，2008(17):92－96.

［11］馮海華.生產(chǎn)者服務(wù)業(yè)與制造業(yè)互動發(fā)展的經(jīng)濟學分析——以江蘇省為例［D］.南京:南京財經(jīng)大學，2008.

［12］王曉艷.制造業(yè)與物流業(yè)聯(lián)動發(fā)展的機理和模式研究［J］.物流技術(shù)，2009，28(7):6－8.

［13］王佐.制造業(yè)與物流業(yè)聯(lián)動發(fā)展的本源和創(chuàng)新［J］.中國流通經(jīng)濟，2009(2):16－19.

［14］施甜甜.生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與制造業(yè)的互動發(fā)展研究［D］.杭州:浙江大學，2010.

［15］王茂林，劉秉鐮.制造業(yè)與物流業(yè)聯(lián)動發(fā)展中存在的問題與趨勢［J］.現(xiàn)代管理科學，2009(3):59－64.

［16］Harris R I D.Using Cointegration Analysis in Econometric Modelling［M］.London:Prentice Hall，1995.

［17］Castellacci F，Natera J M.The Dynamics of National Innovation Systems:a Panel Cointegration Analysis of the Coevolution Between Innovative Capability and Absorptive Capacity［J］.Research Policy，2013，42(3):579－594.

［18］Wanqing L，Peixi S.The Implementation of Granger Cause and Effect Test in the Study of Economic Cycle of China［J］.Statistical Research，2002(2):6－12.