江苏沿海区域经济与区域物流发展关系实证分析

李晓娜

(南通纺织职业技术学院商学院 江苏南通 226007)

0 引言

2009年《江苏沿海地区发展规划》正式上升为国家规划，推进江苏沿海新一轮发展，在规划的引领下，江苏沿海地区核心城市连云港、盐城、南通三市利用自己的产业基础和比较优势，大力发展现代农业、先进制造业、能源产业和临港产业，经济总量持续扩张的同时也将带动沿海地区物流业的发展。

根据区域经济学的“增长极理论”，区域经济发展初期会在经济基础较好的地区出现人力、物力和财力等生产要素的空间集聚现象，从而这一地区成为经济快速发展的增长极，而生产要素的空间集聚需要物流作为媒介，而且聚集不是目的，区域经济的聚集和扩散理论认为在通过聚集效应促进增长极发展的同时，也通过扩散效应带动周边地区的发展，而生产要素的扩散过程又是催生物流需求的过程，区域物流因此得以飞速发展。总体来说，区域经济发展水平决定区域物流发展规模，区域经济结构也决定区域物流发展结构，反过来区域物流对区域经济的发展具有推动作用和支撑作用，二者相互依存、相互促进，具有联动发展关系［1］。

文章以江苏沿海核心城市南通地区为例，通过建立数量模型和数据统计分析方法，来实证分析江苏沿海区域经济与区域物流之间的发展关系。

1 指标选取与数据处理

为衡量区域经济和区域物流的发展程度，本文选取我国通用的国内生产总值(GDP)代表区域经济发展水平;选取常用的货运量(FTV)作为区域物流发展规模指标，这也正是可以从统计年鉴获得数据的变量。样本数据源于南通统计年鉴1985—2012年度数据，共计28个样本值，如表1。

表1 南通地区1985—2012年相关数据表

根据表1，利用Eviews6.0首先计算出南通地区货运量FTV和国内生产总值GDP的相关系数为0.976，表明变量之间高度相关，为进一步获得二者之间长期变化关系，本文拟建立一元线性回归模型。为消除时间序列中存在异方差现象，对变量FTV和GDP分别取自然对数，以LnGDP作为模型解释变量，LnFTV为模型被解释变量，经Eviews6.0检验，两者都具有同方差。同时，借助Eviews6.0绘制变量LnFTV和LnGDP趋势图，如图1可知两者呈现出相同方向的时间增长趋势，表明这两个时间序列可能不平稳，进而需要对其进行平稳性检验。

图1 LnFTV和LnGDP变化趋势图

2 时间序列平稳性检验

回归分析的前提要求是时间序列具有平稳性，否则将出现“伪回归”现象，因此需首先对变量Ln-FTV和LnGDP及其差分序列进行单位根检验，借助Eviews6.0，检验结果如表2。

表2 变量LnFTV和LnGDP平稳性检验

从表2检验结论得知，变量LnFTV和LnGDP的ADF检验值都大于1%临界值和5%临界值，说明变量LnFTV和LnGDP的水平序列不平稳，而变量DL-nFTV和DLnGDP的ADF检验值都小于5%临界值，说明变量LnFTV和LnGDP的一阶差分序列平稳，故这些变量都是一阶单整序列，为确定两者之间是否存在长期稳定发展关系，可进一步检验变量间的协整关系。

3 协整检验

变量LnFTV和LnGDP为同阶单整序列，符合协整检验条件，利用最小二乘法对其进行回归分析后作出残差序列e并对e进行单位根检验，检验结果如表3。

由表3可知，残差序列e的 ADF统计量为－2.264 930，小于5%显著水平的 Engle-Granger协整检验临界值，因此残差序列e为平稳序列，这说明变量LnFTV和LnGDP之间存在协整关系，即两者之间有着长期均衡关系，并且是唯一的。

表3 残差序列e平稳性检验

4 模型建立

通过以上分析，南通地区货运量和国内生产总值具有明显的线性相关性，而且变量LnFTV和LnGDP同时具备回归分析条件，可以通过估计参数建立一元线性回归模型。本文采用最小二乘法，借助Eviews6.0对变量LnFTV和LnGDP进行回归分析，分析结果如表4。

表4 变量LnFTV和LnGDP回归分析

根据回归分析结果建立回归方程:

由表4可以看出，该回归方程可决系数(R-squared)为0.930 468，说明所建模型整体上对样本数据拟合较好，同时也说明解释变量“国内生产总值”对被解释变量“货运量”的变化作出了93%的解释;在显著水平α=0.05时，估计的回归系数0.663 545的t值为18.652 89 ＞t0.025(26)=2.056，这表明国内生产总值对货运量有显著影响;在显著水平α=0.05时，F统计值 =347.9304 ＞ F0.05(1，26)=4.23，说明模型较好地解释了国内生产总值对货运量的影响［2］。

5 Granger因果关系检验

高度相关的两个变量并不意味着它们之间存在因果关系，因此需要对变量LnFTV和LnGDP进行Granger检验，滞后阶数为2时检验结果如表5所示。

表5 变量LnFTV和LnGDP因果关系检验

在1%显著水平下，拒绝LnGDP不能格兰杰引起LnFTV，接受LnFTV不能格兰杰引起LnGDP，即LnGDP与LnFTV存在单向因果关系，这个结果说明南通地区区域经济的增长对区域物流的发展具有显著拉动效应。

6 研究结论与建议

通过前述对区域经济与区域物流的关系定性定量分析，得知江苏沿海地区区域经济与区域物流存在较强相关性，并存在长期均衡关系。江苏沿海区域经济带动区域物流的迅速发展，从南通地区区域经济与区域物流回归方程可以看出南通地区GDP每增长一个单位就能引起0.663 545个单位区域物流的增长。同时，从世界发达地区的经验来看，区域物流业也是区域经济发展的助推器，尽管实证分析显示区域物流不是区域经济的格兰杰原因，但江苏沿海地区区域经济发展与区域物流增长仍存在长期稳定的关系，区域物流的增长将在未来通过不同渠道向外扩散并对整个经济系统产生不同的最终影响［3］。因此可以得出结论:江苏沿海区域经济与区域物流之间存在联动发展关系。

鉴于两者之间存在联动发展关系，江苏沿海地区政府应利用江苏沿海港口区位优势和资源优势，大力发展区域经济的同时，加大对区域物流业的引导和扶持，制定区域物流发展规划和政策，加大物流基础设施投资，建设临港物流中心、物流园区及配套服务设施，构建功能齐全、服务高效的现代物流体系;优化物流产业结构，鼓励通过合并等方式成立一批规模大、网点全、服务好的大型第三方物流企业，促进现代物流产业集群的形成，发挥物流产业集聚效应;物流行业协会应引导和规范物流行业发展市场环境，为区域物流发展创造有序发展条件，定期为物流企业提供管理咨询、营销培训、价格指导等服务，提升区域物流整体发展水平;区域内的物流企业应不断总结经验，引进物流管理人才，拓宽网点，提供江苏沿海区域经济增长需要的物流服务，使两者相互促进联动发展。

［1］ 刘明菲，李兰.区域物流与区域经济互动作用机理分析［J］.工业技术经济，2007(3):40-41.

［2］ 张龙，王文博，曹培慎.计量经济学［M］.北京:清华大学出版社，2010.

［3］ 楼前飞.义乌区域物流与经济增长关系的实证研究［J］.商业经济，2011(2):72-74.