浙江现代物流业与经济增长的互动关系研究(3)

＾Ａ

用理和ｐ表示回归系数的估计值，则（１）式模型残差估计值为：

＾

＾

＾

８＝Ｙ。一ａ一１３ｘ。（２）

若￡一Ｉ（Ｏ），即同归方程的残差项￡是平稳的序列，则ｘｔ和Ｙ。具有协整关系，（１）式为协整Ｉ口］归方程。

从表３可知，在１％的显著性水平上，ＬｎＧＤＰ与ＬｎＩＮＶ

之间存在协整关系，表明经济增长与对物流业的固定资产投

资存在着长期均衡关系；而ＬｎＧＤＰ与ＬｎＺＺＬ之间、Ｌｎ

ＧＤＰ

与ＬＩｌＺＪｚ之间不存在协整关系，表明了从１９７８－－２００９年３０多年问，浙江省ＧＤＰ、货物周转量与物流业增加值发展都比较快，但步伐却是不一样的，它们之间不存在稳定的比例关系。

表３协整检验（Ｅｎｇｌｅ—Ｇｒａｎｇｅｒ两步检验法）结果变量

检验类型ＡＤＦ

显著性水平（Ｃ，Ｔ，Ｋ）检验值

１％的临界值

结论

ＬｎＧＤＰ，ＬｎＺＺＬ（Ｏ，０，１）一１．９１３

—２．６４４

无协整关系ＬｎＧＤＰ，ＬｎＩＮＶ（Ｏ，０，０）一３．２４８—２．６４２

存在协鏊关系

ＬｎＧＤＰ，

（０，０，０）

一２．０８ｌ一２．６４２

Ｌｎ砑Ｚ

无协整关系

（三）因果关系检验

为进一步研究浙江省经济增长与物流业发展之间的关系，本文采用基于向量自回归（ＶＡＲ）模型的格兰杰冈果关系检验法进行验证。使用ＶＡＲ模型的优点在于，它不需要对模型中各变量的内生性和外生性事先做出假定。实际上，浙江省经济增长与物流业发展是内生还是外生的本身就是一个很有争议的问题。相反，使用ＶＡＲ模型可以很方便地检验变量间的格兰杰因果关系，对有关变量的外生性进行检验。

运用因果关系检验时的一个关键问题是滞后期的选取，而格兰杰因果检验的结果对滞后期长度的敏感性程度又是很大的，不同滞后期的选择往往会带来截然不同的结论，如果在运用因果关系进行检验时忽视这个问题，将会对实证结果的可信度产生影响一Ｊ。因此本文根据Ｈｓｉａｏ（１９８１）¨叫的ＦＰＥ

（ＦｉｎａｌＰｒｅｄｉｃａｔｉｏｎＥｒｒｏｒ）准则确定滞后阶数，可以尽量避免因

果关系检验时存在着滞后期选择的任意性的问题。

格兰杰因果关系的检验结果见表４。表４

格兰杰（Ｇｒａｎｇｅｒ）因果关系检验结果零假设

滞后期

自由度

Ｆ统计量概率值

ＺＺＬｄｏｅｓ

ｎｏｔ

Ｇｒａｎｇｅｒ

３

２９

Ｏ．３０１４

０．８２‘４０

ＣａｕｓｅＧ，ＤＰＧＤＰｄｏｅｓ

ｎｏｔ

Ｇｒａｎｇｅｒ

３２９３．８６４７Ｏ．０２３２

ＣａｕｓｅＺＺＬＩＮＶｄｏｅｓ

ｎｏｔ

Ｇｒａｎｇｅｒ

３２９０．９８２００．４１９３

ＣａｕｓｅＧＤＰＧＤＰｄｏｅｓ

ｎｏｔ

Ｇｒａｎｇｅｒ

３

Ｃａａｓｅ２９４．５６７６

Ｏ，０１２４

ＩＮＶｚＪｚｄｏｅｓ

ｎｏｔ

Ｇｒａｎｇｅｒ

２３０

ＣａｕｓｅＧＤＰ０．３６２６

０．６９９４

ＧＤＰｄｏｅｓｎｏｔ

Ｇｒａｎｇｅｒ

２３０２．４５２８Ｏ．０８２５

ＣａｕｓｅＺＪＺ

从表４中可知，在１０％的显著性水平上，浙江省国内生产

一８一

总值与物流周转量、物流业固定资产投资额、物流业增加值存在单向的因果关系。从中可以得出如下启示：

（１）从现代物流需求总量与经济发展的关系看，浙江省经济的快速发展是现代物流业需求增加的Ｇｒａｎｇｅｒ原因，但现代物流业需求量的增加不是经济发展的Ｇｒａｎｇｅｒ原因；

（２）从现代物流业投资供应总量与经济发展的关系看，浙江省经济的发展是对物流业增加固定资产投资的Ｇｒａｎｇｅｒ原因，但物流业投资的增加却没有很大程度上引起经济的增长；

（３）从现代物流业发展的效果上看，浙江省经济的增长引起了物流业产值的增加，但包括邮电通讯在内的物流业产值在ＧＤＰ中所占比例不高（近年来在５％附近），所以对经济增长的贡献不明显。

三、结论和政策建议

以上通过对１９７８－－２００９年浙江省物流业与经济发展的实证分析，可以得出如下结论：

（１）改革开放３０多年来，浙江省经济和物流业都得到了快速的发展，浙江经济的快速发展引起了物流需求苣的增加和对物流业的投资不断加大，从而带来了物流业产值的增加；

（２）与国内外现代物流业发展较先进的国家和地区相比．虽然近年来浙江经济突飞猛进，但现代物流业仍处在初级发展阶段，对物流业的投资力度还需加强，整个行业中物流作业技术和效率还较低、成本偏高，致使巨大的物流需求对经济的推动作用不明显，物流业作为经济发展的“加速器”作用在浙江省还未得到很好的体现。

针对以上分析，笔者认为：在今后的经济工作中，浙江省应进一步加大对物流业的投资，引进或发展先进的物流技术，提高作业效率、降低运作成本，着力培育优质的、有龙头带动作用的第三方物流企业，促进现代物 …… 此处隐藏：801字，全部文档内容请下载后查看。喜欢就下载吧 ……