我国物流业与国内外贸易动态关联性研究——基于VAR模型和VEC模型的经验实证

欧阳小迅,黄福华

(湖南商学院工商管理学院,湖南 长沙 410205)

一、引 言

尽管分析的角度及运用的方法各不相同,但以上讨论研究的理论基石都是相同的,即经济增长理论。根据经济增长理论,社会专业分工是经济增长的基本动力之一。从亚当◦斯密提出经济增长的动力为劳动分工、资本积累和技术进步,到新兴古典经济学的代表——杨小凯从专业化和劳动分工演进为出发点对经济增长的研究,这些经济增长理论虽然在研究内容上有很大区别,但存在一个共同点,即社会分工是带来经济增长的一个主要源泉。物流就是社会分工发展的产物,也是社会专业化分工得以实现的前提。从经济社会的空间来看,只有通过物流这一纽带,才能把原材料、工厂和市场、城市和乡村、国内和国外紧密联系起来[6]。

从本质上讲,现代物流通过影响社会资源的配置来影响宏观经济的发展[7]。而社会资源的配置又是以市场为基石、价格为信号,通过贸易这一形式来完成的。按照分工的定义,贸易即为区域内、跨地区、跨国家的交易集合。随着世界经济全球化的不断深入,我国对外贸易自改革开放以来取得了长足的进步。2010年,中国对外贸易总额从1978年的206亿美元猛增到2.97万亿美元,相当于改革开放前30年总和的17倍多,对外贸易总量仅次于美国而位居世界第二。同时,按照市场经济和世贸组织规则的要求,我国国际贸易和国内贸易一体化的进程也在加快。我国要加快内外贸一体化进程,除了实现内外贸行政管理体制的融合之外,还需要培育内外贸经营的中观基础,即全社会物流体系的完善和发展[8]。现代物流产业的发展对我国国内外贸易增长乃至增长方式的转变都至关重要[9]。

尽管业已形成的共识是物流体系的完善和创新可以促进贸易的增长,但我们更关心的是这种促进是否持续?我国物流业与贸易增长之间是否存在长期均衡关系?我国物流业与国内外贸易动态关联的程度如何?鉴于目前有关我国物流业与国内外贸易相互关系的文献较为缺乏,本文试图通过利用我国1985-2010年相关数据,构建非约束性向量自回归模型和包含协整约束条件的向量自回归模型,并以此对三者间的长期关系和动态关联程度进行定量经验实证及初步的探讨。

二、我国物流业与国内外贸易的长期平稳关系

(一)变量的设置与样本数据选择

共设置三个变量。以表示物流业增加值 (Logistics Industry Added Value)这一反映物流业发展水平的核心指标;用进出口总额 (Import&Export)I来反映我国的对外贸易状况;国内贸易 (Domestic Trade)用来表示,以社会消费品零售总额来反映国内贸易的发展水平。文中使用数据全部来源于国家历年统计年鉴,时间序列的跨度为1985-2010年。

首先以居民消费价格平减指数Pt对各序列数据进行平减 (Pt代表不变价格1978年为1的各期居民消费价格指数),得到各期实际的Lt、It和Dt。为了消除时间序列中存在的异方差现象,对以上得到的各期实际Lt、It和Dt取自然对数,数据的自然对数不会改变原有的协整关系。因此,LAVt=ln(Lt/Pt)(LAVt为DTRt=ln(Dt/Pt)(DTRt为实际各期物流业增加值的自然对数),IEXt=ln(It/Pt)(IEXt为实际各期进出口总额的自然对数),DTRt=ln(DtPt)(DTRt为实际各期社会消费品零售总额的自然对数)。

(二)时间序列的平稳性检验

显然,时间序列LAVt、IEXt和DTRt的均值随时间改变而变化,它们是非平稳序列。在对它们之间协整关系检验之前,首先要对它们进行ADF单位根平稳性检验 (见表1所示)。

通过ADF检验发现,根据MacKinnon临界值,变量LAVt、IEXt、DTRt及它们的一阶差分序列为不能拒绝原假设,是非平稳序列;而Δ2LAVt、Δ2IEXt、Δ2DTRt均在1%的显著性水平下拒绝原假设,是平稳序列,且都为二阶单整时间序列I(2)。

(三)VAR模型和协整关系检验

研究一组非平稳时间序列时,通常会关心它们是否具有协整关系。如果有,则进一步确认这种中长期均衡关系的形式。

小说中，哈代多次提到德伯家族的精神迷乱的特征。例如苔丝杀人后，克莱尔想“苔丝这种精神迷乱的现象——如果这是一种精神迷乱的话——究竟是德伯家族哪种的特性所造成的。人们知道经常听说德伯家族的事情，否则怎么会有大马车和谋杀案的传说”。由此可知，苔丝家族有着精神迷乱的遗传，而这一特征，在苔丝杀人案中有充分的体现。

表1 时间序列的平稳性检验

在多变量的情况下,本文采用Johansen提出的基于回归系数的检验方法,对多变量系统进行向量协整检验。讨论序列协整性的前提是各序列都是非平稳时间序列。而上文分析已表明,三个时间序列LAVt、IEXt、DTRt都是I(2)序列,满足进行协整检验的条件。在检验序列协整关系之前,需要建立一个不受条件约束的VAR模型。首先要对VAR模型的滞后期数进行确定。经过多次试验,AIC在最大滞后期为3时最小 (-10.35),而SC则在滞后期为4时最小 (-11.39),因而难以确定。此时,用LR检验进行取舍,该统计量有渐进的χ2分布,自由度为9,经检验采用3期滞后最合理。在建立VAR模型时,一般不根据t统计量对各滞后变量进行筛选。因此,我们将参数估计结果写成矩阵形式的VAR(3)模型：

其中,Yt=(LAVt,IEXt,DTRt)T,三个方程的调整R2分别为0.993、0.979和0.996。

建立了非约束的VAR模型,下面来检验变量之间是否存在协整关系。对LAVt、IEXt和DTRt三者之间的协整关系检验结果见表2所示。

表2 Johansen协整检验

由表2可知,在不存在任何协整关系的零假设下,第一个迹统计量35.25大于5%显著水平下的临界值29.79。而在其他假设下,迹统计量与最大特征值均小于5%显著水平下的临界值,因此只有第一个原假设被拒绝。检验结果证实了在5%的显著水平下,LAVt、IEXt和DTRt有且仅有唯一的协整关系,协整方程为：

其中,vecm为均衡误差,括号内是协整系数估计值的渐进标准误差。对序vecmt列进行单位根检验,发现它是平稳序列,并且取值在0附近上下波动,验证了协整关系 (2)。

由协整方程 (2)可以得出,我国物流业发展与国内外贸易具有一定的长期均衡关系。其中,IEXt的乘数是0.071,DTRt的乘数是0.813,LAVt与IEXt、DTRt均为正相关。国内贸易对物流业的推动效应远远大于对外贸易对物流产业的推动效应。

三、我国物流业与国内外贸易的动态关系

(一)VEC模型

向量误差修正 (VEC)模型是对诸变量施加了协整约束条件的VAR模型,它只能用于有协整关系的序列建模。对LAVt、IEXt和DTRt三个序列建立VEC模型,所得估计结果如下：

其中,序列vecmt-1满足关系式 (2)。

模型的AIC值和SC值分别为-7.52和-6.18,说明VEC模型的整体效果较好。从上面三个方程可以看出,各方程的误差修正项系数都为正值,表明我国物流业和国内外贸易均呈现快速增长的趋势。在物流业方程中,滞后1期的国内贸易增量对物流业增量影响最为显著,影响系数最大;滞后1期的对外贸易增量对物流业的影响居其次,但影响效应要小得多;两者滞后2期的增量对物流业的影响迅速减弱。

(二)脉冲响应分析

在VAR模型中,如果任一内生变量的新息发生变化,不仅会改变该内生变量的当前值,而且还会通过系统的滞后结构影响该内生变量以及其他内生变量未来的取值。脉冲响应函数 (IRF)就是用于衡量来自随机扰动项的一个标准差冲击对内生变量当前和未来取值的影响,显示任意变量的扰动如何通过模型影响所有其他变量。

上文中的VEC模型体现了国内贸易和对外贸易对物流业影响的程度。下面将通过脉冲响应分析来研究物流业的变化对国内贸易和对外贸易的影响。本文采用具有自由度修正的Cholesky分解方法得到脉冲响应。以建立的VAR模型 (1)为基础,利用脉冲响应函数分别计算得到IEX和DTR对其他变量的冲击响应路径 (如图1、2所示)。

从图1、2可以得出一个共同的结论,即物流业变化对国内贸易和对外贸易的影响都是正向的。图1中对外贸易 (IEX)对自身的一个标准差新息立刻有较强的反应,但随后减弱,到第3期影响基本消失;对物流业 (LAV)的冲击,IEX在当期即有较强反应,产出增加,第2期达到最大值,随后开始缓慢回落,第5期后开始持续稳定。国家对港口、保税区、海关的不断建设以及国际物流中高科技的推广使用,都能使对外贸易中各个流通环节更加便利、更富有效率,促使贸易量增加。从图2可以得出,国内贸易 (DTR)对自身的扰动即时显著的反应;LAV的冲击在当期并未对产生较明显的影响,但随后影响开始显现,DTR的产出不断增加,至第3期达到峰值,并开始长时间的高位持续稳定。物流业的发展大大加快了商品流通速度,加强了保障商品交易活跃度的物质基础,进一步促使商品交易量的上升。

图1 IEX对一个标准差新息的响应

图2 DTR对一个标准差新息的响应

四、结 语

本文从贸易的视角探讨了物流产业与宏观经济发展的互动关系。通过建立基于我国1985-2010年的物流业增加值、对外贸易额及社会消费品零售总额时间序列数据的VAR及VEC模型,对我国物流业发展与我国对外贸易及国内贸易之间的关联性进行实证研究,得出了以下主要结论：

第一,我国物流业与对外贸易及国内贸易之间存在长期均衡的相关关系,三者之间存在且仅存在唯一协整关系,并得出了表示这种长期均衡关系的协整方程。VEC模型中三个方程的系数分别为0.19、0.31和0.18,说明长期均衡趋势误差校正项对ΔLAVt、ΔIEXt及ΔDTRt的调整幅度为19%、31%和18%,物流业与国内外贸易之间的长期关系将以18%-31%的反馈力度来纠正短期关系对长期关系的偏离。

第二,协整方程 (2)中,DTR的乘数 (0.813)远大于IEX的乘数 (0.071),说明每1单位国内贸易的增量能带来0.813个单位的物流增加值增量,而对外贸易只能提高物流增加值0.071个单位。国内贸易对物流业的推动效应远远强于对外贸易对物流产业的推动效应。从我国目前的情况看,随着市场机制和制度不断完善和创新,政策导向逐渐转变为鼓励国内消费,国内贸易的发展将对物流产业的壮大产生越来越强的推动力。

第三,从脉冲响应函数分析可知,物流业变化对我国国内贸易和对外贸易的影响都是正向的,物流业发展对国内贸易和对外贸易的促进是显著的、长期的且持续稳定的。值得一提的是,从图2可以看到物流对国内贸易的促进有一段滞后期,这表明物流发展需要适度的超前,发达国家工业化进程的经验已经证明了这一点。现代物流业的发展必将长期、持续地促进我国国内外贸易的增长,进而带动全社会经济的增长,也将为我国从贸易大国向贸易强国的转变提供强大的基础支撑。

[1]李学工.论物流产业对国民经济的贡献 [J].北京工商大学学报 (社会科学版),2003,8(6)：1-4.

[2]李文顺,刘伟,周宏.1952-2002年中国物流增量和GDP增量的协整分析[J].中国软科学,2004,(12)：45-49.

[3]钱晓英,马传秀.物流对经济增长影响的协整性分析 [J].湖南大学学报 (自然科学版),2007,34(4)：84-87.

[4]刘南,李燕.现代物流与经济增长的关系研究[J].管理工程学报,2007,21(1)：151-153.

[5]武志惠,虞巧颖,申金升.三大经济圈的物流业对区域经济增长的实证分析 [J].北京交通大学学报 (社会科学版),2008,7(1)：43-47.

[6]刘南,赵成锋,陈远高.现代物流与经济发展[M].北京：中国物资出版社,2007.37.

[7]欧阳小迅,黄福华.共同物流的构建机理与模式选择[J].财经论丛,2011,(6)：111-115.

[8]郭冬乐.中国内外贸一体化的实践、目标与政策建议——对流通组织形式的考察 (上)[J].财贸经济,2004,(5)：18-23.

[9]姜海燕,侯淑霞.物流基础设施对吸引物流业FDI影响的实证研究 [J].财经论丛,2012,(1)：105-110.