京津冀物流资源和区域经济关系实证研究

(天津外国语大学 天津 300270)

京津冀物流资源和区域经济关系实证研究

石盼

(天津外国语大学天津300270)

本文通过相关数据与图表，利用相关性分析和Ganger因果关系法检验，建立相关模型，从区域物流促进区域经济增长和区域经济增长拉动区域物流发展两个方面，对京津冀地区区域物流与区域经济增长之间的关系进行实证性分析。结论表明，二者具有高度的相关性并且存在着一定的因果联系。最后，根据京津冀物流产业现实存在的相关问题，提出发展京津冀区域经济与物流的相关建议。

京津冀；Ganger因果关系检验；经济增长

一、引言

大都市圈是区域经济发展的一种重要形式，也是经济社会综合体的一种表现形式。它是指以经济中心(大都市)为核心，以经济网络为纽带，联结周边中小城市，构成一个经济区域。区域经济的发展与城市的发展是相统一的、同步的。2014年3月5日李克强总理在作政府工作报告时指出要加强环渤海及京津冀地区经济协作。2014年2月26日习近平总书记在听取京津冀协同发展工作汇报时强调，实现京津冀协同发展是一个重大国家战略，要坚持优势互补、互利共赢、扎实推进，加快走出一条科学持续的协同发展路子。

京津冀是中国的“首都圈”，包括北京市、天津市以及河北省的保定、唐山、廊坊、石家庄、沧州、秦皇岛、张家口、承德、邯郸、邢台、衡水等11个地级市。其中北京、天津、保定、廊坊为中部核心功能区。京津冀都市圈具有独特的政治、经济、文化优势，且拥有丰富的人才，为经济发展提供了优势，产业结构合理。同时，京津冀地区交通发达，设施优越，为区域物流的发展提供了条件和基础。

我国的物流产业尽管起步较晚，但是发展速度迅猛，随着物流的不断发展，为我国经济发展也带来了新的变化，京津冀一体化在物流方面于2014年7月1日正式在京津两地开始实施《京津冀区域通关改革一体化方案》，10月份扩大到石家庄海关。各地相关部门也积极配合通关一体化改革。随着京津冀一体化的不断深入，物流资源的优势互补，对京津冀区域经济起到至关重要的作用。本文通过1991年—2015年数据分析，以京津冀地区为例，研究区域经济和物流资源之间的关系。

二、京津冀地区区域物流和区域经济关系实证研究

(一)代表性指标的选取。由于物流在我国起步较晚且体系复杂，考虑数据的可得性，本文用货运周转量(HYZ)作为变量衡量物流资源的规模，用国内生产总值(GDP)衡量经济发展，本文所用数据均来自国家统计局。

(二)数据处理。本文通过对1991年——2015年京津冀地区的货运周转量以及国内生产总值的分析研究，用Eviews8.0进行数据处理以及模型构建，得出货运周转量以及国内生产总值之间的关系。

首先，对数据进行处理，对货运周转量以及国内生产总值取对数，消除时间序列异方差的存在，同时消除价格对GDP的影响，使的模型更具有科学性。用Eviews8.0对取对数后的数据分析，得到图1趋势图。由图可以看出LNGDP和LNHYZ都随时间呈上升趋势，尽管LNGDP更加平稳，LNHYZ相对不平稳，但是大体走势相同，说明二者之间可能存在相关关系。

图1 LNGDP和LNHYZ趋势图

根据以上图示猜想，用Eviews进行得出相关系数表如下，由表1可得，LNGDP和LNHYZ之间的相关系数高达0.90，说明京津冀地区国民生产总值和货运周转量之间有很强的相关关系，这也证明了京津冀地区国民生产总值与该地区的物流资源之间有很强的联系。

表1 LNGDP和LNHYZ的相关系数

(三)模型构造——Granger因果关系检验

1.平稳性检验。Ganger因果关系检验的前提条件是用于检验的时间序列数据必须是平稳的，或者是相同阶数的非平稳序列且存在长期的稳定关系。然而在经济学中，时间序列大多数都是非平稳的，直接用非平稳的数据进行模型构建可能会造成伪回归的情况，使得结论错误并且影响政策的实施等，为了避免这种情况出现，首先用ADF检验法对LNGDP和LNHYZ的数据和它们的差分序列进行平稳性检验，检验结果如表2所示，根据检验结果可以看出，尽管LNGDP和LNHYZ的序列存在单位根，是非平稳的，但是经过二阶差分之后的序列没有单位根，说明差分后的序列是平稳的，基于此，可以进行接下来的协整检验。

表2 平稳性检验结果

2.协整检验。为了分析取对数之后的国内生产总值和货运周转量之间是否存在协整关系，先做LNGDP和LNHYZ两个变量之间的回归，然后对回归残差的平稳性进行检验，从而判断是否存在协整关系。运用最小二乘法对两个变量进行回归，并且使LNGDP作为因变量，以LNHYZ为自变量，得出的回归分析结果如表3所示。根据结果可知样本的决定系数和调整后样本的决定系数分别为0.82和0.81，都接近1，说明该模型拟合优度较好，并且F统计量的相伴概率为0.000000，通过检验，说明该模型的拟合程度较好。

估计的回归模型为：LNGDP=-0.642842+1.139842*LNHYZ

表3 LNGDP和LNHYZ的回归结果

接下来，对回归残差的平稳性进行检验，对回归模型的残差序列进行ADF检验之后的结果如表4所示，由检验结果可知，在5%的显著性水平下，t检验统计量值为-1.964122，小于临界值-1.955681，从而拒绝存在单位根的检验，即说明残差序列不存在单位根，该序列是平稳的。这就表明LNGDP和LNHYZ之间存在协整关系，表明两者之间存在长期的稳定关系。

表4 残差单位根检验

3.Ganger因果关系检验。在Eviews软件中进行Ganger因果关系检验，滞后阶数自动选择2，得到的结果如下表5所示。检验结果表明，0.0192小于0.05，说明货运周转量不能格兰杰引起国内生产总值的原假设被拒绝，即货运周转量可以引起国内生产总值的变化。0.2755大于0.05，说明国内生产总值不能格兰杰引起货运周转量的原假设被接受，即国内生产总值的变化不能引起货运周转量的变化，这说明，国内生产总值和货运周转量之间存在着单向的相关关系，即货运周转量的变化能导致国内生产总值的变化，即在京津冀地区，物流资源的共享和增长能够导致国内生产总值的增长，也就是说，物流的发展拉动了京津冀地区的经济增长。

表5 格兰杰因果关系检验

三、结论

由京津冀地区货运周转量和国内生产总值Ganger因果关系检验结果可以得出，在京津冀地区物流资源对该地区经济的拉动作用。随着经济的不断发展，必然也会导致对物流资源有更大的需求，会推动交通设施建设，并促进交通设施的改善，从而进一步带动物流的发展，根据最终的检验结果可以得出以下结论：

通过实证分析可以得出，京津冀地区GDP的增长和货运周转量之间有很强的相关关系，通过对1991-2015年共25年的数据进行分析，尽管该时间序列不平稳，然而通过差分之后的序列是平稳的，将差分后的序列进行协整检验，首先通过回归分析之后可以发现拟合程度很好，接着对残差序列进行单位根检验可以发现，残差序列平稳，通过了协整检验，说明它们之间存在长期的均衡关系。估计的回归模型为：LNGDP=-0.642842+1.139842*LNHYZ，从该回归模型可以看出，每增加一单位的货运周转量，都会使得京津冀地区的GDP增加1.139842个单位，可以看出货运周转量的的增长对国内生产总值起到了很强的推动作用，物流的增长最终作用于整个经济系统。

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[4]龙宇.长江经济带物流与区域经济增长关系的实证研究[D].华东师范大学,2014

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石盼(1996-)，女，汉族，山西吕梁人，在读研究生，天津外国语大学，研究方向西方经济学。

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