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    農(nóng)村物流與縣域經(jīng)濟(jì)增長的協(xié)整關(guān)系測度

    2021-07-16 02:42:46柏寒茁邵明暉
    物流技術(shù) 2021年6期
    關(guān)鍵詞:周轉(zhuǎn)量協(xié)整縣域

    柏寒茁,吳 彪,周 桐,邵明暉

    (1.黑龍江工程學(xué)院 汽車與交通工程學(xué)院,黑龍江 哈爾濱 150050;2.黑龍江工程學(xué)院 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院,黑龍江 哈爾濱 150050)

    0 引言

    農(nóng)村物流是現(xiàn)代物流業(yè)的重要組成部分,為聯(lián)系城市和農(nóng)村、連接生產(chǎn)和消費(fèi)起到了很重要的橋梁和紐帶作用,肩負(fù)著脫貧攻堅(jiān)、鄉(xiāng)村振興的重任;縣域經(jīng)濟(jì)作為我國國民經(jīng)濟(jì)的區(qū)域經(jīng)濟(jì)單元,其發(fā)展的方略方式、速度力度、效果效益等對推進(jìn)鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略具有關(guān)鍵性作用,是助推鄉(xiāng)村振興的重要突破口[1]。農(nóng)村物流發(fā)展對縣域經(jīng)濟(jì)增長存在強(qiáng)拉動效應(yīng),非線性影響顯著[2]。因此,在實(shí)施鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略背景下探究農(nóng)村物流與縣域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的互動關(guān)系,從而更好地促進(jìn)縣域經(jīng)濟(jì)發(fā)展,具有重要意義。

    農(nóng)村物流與縣域經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系是物流經(jīng)濟(jì)學(xué)的重要研究領(lǐng)域之一,已引起專家學(xué)者的廣泛關(guān)注。鑒于發(fā)達(dá)國家鮮有城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu),國外就農(nóng)村物流問題的研究較少,大多研究從農(nóng)業(yè)物流的方向開展[3]。Muniafu,等[4]分析了南非農(nóng)村物流發(fā)展現(xiàn)狀,利用仿真模型和協(xié)同原理提出南非農(nóng)村物流與經(jīng)濟(jì)協(xié)同發(fā)展策略。黃明輝[5]運(yùn)用結(jié)構(gòu)方程和系統(tǒng)動力學(xué)等方法,分析了貴州省農(nóng)村物流和區(qū)域經(jīng)濟(jì)的互動效應(yīng);彭建良,等[6]運(yùn)用格蘭杰因果關(guān)系分析法分析了杭州市涉農(nóng)的7縣(市、區(qū))的物流與農(nóng)村經(jīng)濟(jì),結(jié)果表明農(nóng)村經(jīng)濟(jì)對農(nóng)村物流有顯著的促進(jìn)作用。張旭起[7]在分析銅川農(nóng)村物流與農(nóng)村經(jīng)濟(jì)聯(lián)動性發(fā)展現(xiàn)狀的基礎(chǔ)上,提出銅川農(nóng)村物流與農(nóng)村協(xié)同發(fā)展的對策建議。郭玉俠,等[8]利用GM(1,N)灰色模型,分析了安徽省農(nóng)村物流與區(qū)域經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)發(fā)展的互動關(guān)系??琢钜模萚9]基于2007-2016年“一帶一路”沿線18個(gè)?。ㄊ?、區(qū))的統(tǒng)計(jì)面板數(shù)據(jù),運(yùn)用灰色系統(tǒng)理論和多維灰色系統(tǒng)模型,實(shí)證分析了現(xiàn)代物流與農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展之間所存在的相關(guān)性及協(xié)調(diào)性關(guān)系。

    Engle,等[10]于1987年提出協(xié)整概念以來,協(xié)整理論在研究物流與經(jīng)濟(jì)發(fā)展的互動關(guān)系中得到了廣泛應(yīng)用[11-13],但有關(guān)農(nóng)村物流與縣域經(jīng)濟(jì)增長的協(xié)整關(guān)系研究較為薄弱?;诖耍疚囊院邶埥‰u東縣2007-2018年農(nóng)村物流與縣域經(jīng)濟(jì)增長的時(shí)間序列數(shù)據(jù)為基礎(chǔ),利用協(xié)整理論和計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)方法實(shí)證分析農(nóng)村物流與縣域經(jīng)濟(jì)增長的互動關(guān)系,為農(nóng)村物流基礎(chǔ)設(shè)施規(guī)劃建設(shè)和縣域經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)發(fā)展提供參考依據(jù)。

    本文采用ADF單位根檢驗(yàn)、Engle-Granger兩步法協(xié)整檢驗(yàn)、誤差修正模型等計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)方法和計(jì)量經(jīng)濟(jì)軟件Eviews10.0,實(shí)證分析農(nóng)村物流與縣域經(jīng)濟(jì)增長的協(xié)整關(guān)系。首先,利用ADF單位根檢驗(yàn)農(nóng)村物流與縣域經(jīng)濟(jì)增長時(shí)間序列數(shù)據(jù)的穩(wěn)定性;其次,利用Engle-Granger兩步法,驗(yàn)證農(nóng)村物流與縣域經(jīng)濟(jì)增長之間的長期均衡關(guān)系;最后,利用誤差修正模型分析農(nóng)村物流與縣域經(jīng)濟(jì)增長之間的短期相互影響。

    1 變量選取與數(shù)據(jù)處理

    1.1 變量選取

    農(nóng)村物流產(chǎn)業(yè)作為一個(gè)發(fā)展中的新興行業(yè),對其量化問題還沒有系統(tǒng)化,可考慮物流產(chǎn)業(yè)的實(shí)際需求與指標(biāo)數(shù)據(jù)的可獲取性,選擇近似的替代指標(biāo)。結(jié)合已有研究成果,選取貨物周轉(zhuǎn)量(FTV)表征農(nóng)村物流發(fā)展水平的指標(biāo),作為解釋變量??h域經(jīng)濟(jì)是以縣城為中心、鄉(xiāng)鎮(zhèn)為紐帶、農(nóng)村為腹地的行政區(qū)劃型經(jīng)濟(jì),選取地區(qū)生產(chǎn)總值(GDP)表征縣域經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平指標(biāo),作為被解釋變量。

    1.2 數(shù)據(jù)來源

    以黑龍江省雞東縣為研究區(qū)域,實(shí)證分析農(nóng)村物流與縣域經(jīng)濟(jì)增長的協(xié)整關(guān)系。雞東縣位于黑龍江省東部,總面積3 243km2,下轄11個(gè)鄉(xiāng)鎮(zhèn)和123個(gè)行政村,戶籍人口29.5萬。雞東縣城與省會哈爾濱相隔約500km左右,與雞西市區(qū)相距15km,與當(dāng)壁鎮(zhèn)、綏芬河、吉祥三個(gè)口岸相距分別100km、250km、230km。國家鐵路林密線、201國道、方虎公路和建雞高速公路貫穿東西,雞東縣城距興凱湖機(jī)場僅8min車程,構(gòu)成了鐵路、公路、航空立體式的交通網(wǎng)絡(luò),交通便利,區(qū)位優(yōu)勢明顯,使得雞東縣的物流產(chǎn)業(yè)發(fā)展有一定的保障。

    根據(jù)《黑龍江統(tǒng)計(jì)年鑒》與雞東縣人民政府網(wǎng)站公布的農(nóng)村公路建設(shè)及運(yùn)營與縣域經(jīng)濟(jì)發(fā)展指標(biāo)數(shù)據(jù),獲取2007-2018年雞東縣地區(qū)生產(chǎn)總值與貨物周轉(zhuǎn)量指標(biāo)數(shù)據(jù),其變化趨勢如圖1所示。

    由圖1可以看出,雞東縣地區(qū)生產(chǎn)總值在2012年之前逐年上升,2013年下降后趨于穩(wěn)定;貨物周轉(zhuǎn)量在2013年之前穩(wěn)定上升,2014年急劇上升后趨于穩(wěn)定。地區(qū)生產(chǎn)總值和貨物周轉(zhuǎn)量均隨時(shí)間呈現(xiàn)“上升→下降→平穩(wěn)→下降”變化,地區(qū)生產(chǎn)總值與貨物周轉(zhuǎn)量之間有相對較強(qiáng)的趨勢一致性,但存在一定的延后性。這也從另一個(gè)角度說明,農(nóng)村物流發(fā)展水平與縣域經(jīng)濟(jì)增長之間有可能存在某些數(shù)量關(guān)系,且顯著性較強(qiáng)。

    圖1 農(nóng)村物流與縣域經(jīng)濟(jì)發(fā)展趨勢

    1.3 數(shù)據(jù)處理

    為提高各變量數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性,并消除可能存在的異方差,利用Eviews10.0對地區(qū)生產(chǎn)總值(GDP)和貨物周轉(zhuǎn)量(FTV)變量時(shí)間序列數(shù)據(jù)取自然對數(shù)值,分別記為LnGDP和LnFTV。LnGDP和LnFTV的變化趨勢如圖2所示。

    圖2 農(nóng)村物流與縣域經(jīng)濟(jì)發(fā)展對數(shù)趨勢

    2 協(xié)整分析

    2.1 單位根檢驗(yàn)

    為分析農(nóng)村物流與縣域經(jīng)濟(jì)增長之間的協(xié)整關(guān)系,首先利用ADF單位根檢驗(yàn)法對貨物周轉(zhuǎn)量和地區(qū)生產(chǎn)總值時(shí)間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn),檢驗(yàn)結(jié)果見表1。

    表1 農(nóng)村物流與縣域經(jīng)濟(jì)時(shí)間序列的ADF檢驗(yàn)結(jié)果

    由表1可知,LnFTV一階差分后,在(0,0,0)情形下ADF統(tǒng)計(jì)量小于5%顯著水平臨界值,且P值也小于0.05,可知序列拒絕原假設(shè),即不存在單位根,該序列為不含截距項(xiàng)和時(shí)間趨勢項(xiàng)的平穩(wěn)序列;同理,在對LnGDP對數(shù)序列進(jìn)行一階差分后,得知在(0,0,0)情形下,ADF統(tǒng)計(jì)量的值小于5%顯著水平臨界值,該序列為不含截距項(xiàng)和時(shí)間趨勢項(xiàng)的平穩(wěn)序列。因此,雞東縣貨物周轉(zhuǎn)量和地區(qū)生產(chǎn)總值是一階單整序列,二者可能存在協(xié)整關(guān)系。

    2.2 協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)

    采用Engle-Granger兩步檢驗(yàn)法對LnFTV和LnGDP的協(xié)整關(guān)系進(jìn)行檢驗(yàn)。首先,利用最小二乘法(Ordinary Least Square,OLS)對 變 量LnGDP和LnFTV進(jìn)行回歸,得到回歸模型估計(jì)結(jié)果,見表2。

    表2 回歸模型預(yù)測結(jié)果

    從而得到協(xié)整方程:

    從協(xié)整方程可以看出,LnFTV的回歸系數(shù)為正值,說明其對因變量LnGDP產(chǎn)生正向影響,即LnFTV增加2.477個(gè)單位,LnGDP會增加1個(gè)單位,貨物周轉(zhuǎn)量對地區(qū)生產(chǎn)總值的彈性為2.477。

    回歸生成一個(gè)新的序列et為回歸方程估計(jì)殘差序列,最后對序列et進(jìn)行ADF單位根檢驗(yàn),其檢驗(yàn)結(jié)果詳見表3。

    表3 回歸方程估計(jì)殘差序列的ADF檢驗(yàn)結(jié)果

    由表3可知,ADF檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量的t統(tǒng)計(jì)值為-2.432 1,小于5%水平的檢驗(yàn)臨界值-1.982 3。因此,可以認(rèn)為估計(jì)殘差序列et為平穩(wěn)序列,即可表明序列LnGDP與LnFTV具有協(xié)整關(guān)系,即認(rèn)為雞東縣農(nóng)村物流水平與縣域經(jīng)濟(jì)增長之間存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。

    協(xié)整回歸模型擬合圖殘差和擬合效果如圖3所示。

    圖3 協(xié)整回歸模型殘差和擬合效果

    2.3 誤差修正模型

    誤差修正模型一方面考慮了序列之間的長期均衡關(guān)系,同時(shí)又兼顧了短期調(diào)節(jié)作用。以LnFTVt-1的一階差分D(LnFTVt-1)和滯后一期的誤差修正項(xiàng)ECM(-1)為自變量,以LnGDPt的一階差分D(LnGDPt)為因變量,即D(LnGDPt)的波動受到了D(LnFTVt-1)和ECM(-1)兩個(gè)因素的影響。

    借助計(jì)量分析軟件EViews10,建立如下誤差修正模型:

    式(2)中,各個(gè)差分項(xiàng)反映了變量序列之間的波動情況。D(LnGDPt)代表了雞東縣地區(qū)生產(chǎn)總值的自然對數(shù)波動,D(LnFTVt-1)代表了雞東縣農(nóng)村物流貨物周轉(zhuǎn)量的自然對數(shù)波動,ECM(-1)代表了誤差修正波動,0.041 6為常數(shù)項(xiàng)C。

    誤差修正模型檢驗(yàn)結(jié)果見表4。

    表4 誤差修正模型結(jié)果

    由表4可知,誤差修正模型的常數(shù)項(xiàng)C、D(LnFTVt-1)、ECM(-1)回歸系數(shù)的t檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)值分別為0.619 257、0.252 535和-0.590 226,大于相對應(yīng)的模型回歸系數(shù),說明回歸系數(shù)顯著,且它的回歸系數(shù)與協(xié)整方程的回歸系數(shù)方向相同,均為正數(shù)。從表4還可以得出,LnFTV序列波動1.0%會使LnGDP序列波動8.496 9%;誤差修正項(xiàng)系數(shù)為-0.185 627,符合誤差修正機(jī)制為負(fù)反饋過程,表明若變量當(dāng)期值偏離均衡狀態(tài),它們便會以相反方向拉回至均衡狀態(tài)。

    誤差修正模型擬合結(jié)果如圖4所示。

    圖4 誤差修正模型的擬合值和殘差

    從圖4可以看出,雞東縣地區(qū)生產(chǎn)總值誤差修正模型的殘差大部分落在正負(fù)標(biāo)準(zhǔn)差范圍之內(nèi),擬合值與實(shí)際值的吻合程度較好;但在短期內(nèi),也有部分年份偏離均衡值較遠(yuǎn),例如2013年。

    3 結(jié)語

    本文選取2007-2018年雞東縣農(nóng)村物流和縣域經(jīng)濟(jì)增長時(shí)間序列數(shù)據(jù),以地區(qū)生產(chǎn)總值代表縣域經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平,以貨物周轉(zhuǎn)量代表農(nóng)村物流發(fā)展水平,利用計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)方法進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)、協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn),并建立誤差修正模型,探究了農(nóng)村物流與縣域經(jīng)濟(jì)之間的互動關(guān)系,主要結(jié)論如下:

    (1)在5%的顯著性水平下,雞東縣貨物周轉(zhuǎn)量和地區(qū)生產(chǎn)總值均為一階平穩(wěn)序列,且貨物周轉(zhuǎn)量和地區(qū)生產(chǎn)總值一階協(xié)整,表明雞東縣縣域經(jīng)濟(jì)增長可通過貨物周轉(zhuǎn)量的增加來解釋。

    (2)2007-2018年雞東縣貨物周轉(zhuǎn)量與地區(qū)生產(chǎn)總值之間表現(xiàn)出一種長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系,雞東縣貨物周轉(zhuǎn)量對地區(qū)生產(chǎn)總值的彈性為2.477,表明雞東縣農(nóng)村物流發(fā)展對縣域經(jīng)濟(jì)增長具有較大的促進(jìn)作用。

    (3)在建立的誤差修正模型中,誤差修正項(xiàng)系數(shù)為-0.185 627,說明雞東縣貨物周轉(zhuǎn)量與地區(qū)生產(chǎn)總值之間不僅存在長期均衡的協(xié)整關(guān)系,對模型中變量的短期偏離也有18.562 7%的調(diào)整力度。

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