農(nóng)產(chǎn)品物流與經(jīng)濟(jì)關(guān)系的實證分析范文

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《經(jīng)濟(jì)問題雜志》2014年第五期

一、西部地區(qū)農(nóng)產(chǎn)品物流與農(nóng)村經(jīng)濟(jì)關(guān)系的變量選擇

西部地區(qū)農(nóng)產(chǎn)品物流與農(nóng)村經(jīng)濟(jì)制度變遷及相互關(guān)系是現(xiàn)實西部地區(qū)農(nóng)產(chǎn)品物流與農(nóng)村經(jīng)濟(jì)之間的數(shù)量關(guān)系，結(jié)合西部地區(qū)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)的實際現(xiàn)狀，用第一產(chǎn)業(yè)增加值與鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)增加值的總合來計算農(nóng)村增加值的估計值。西部大開發(fā)以來，西部地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)由2000年的22.3∶41.5∶36.2調(diào)整到2005年的19.5∶44.4∶36.1。2000年西部地區(qū)第一產(chǎn)業(yè)增加值3706.78億元，鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)增加值4756.85億元，農(nóng)村增加值8463.63億元，農(nóng)村投資727.81億元，農(nóng)村消費3999.35億元。農(nóng)村投資與消費是必須關(guān)注的重要變量，［7］2000年西部地區(qū)農(nóng)村人均增加值2522.60元，人均農(nóng)村增加值1104.81元，農(nóng)民人均純收入1632.31元，農(nóng)村人均投資216.9元，農(nóng)村人均消費1192.01元。2005年第一產(chǎn)業(yè)增加值4025.76億元，鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)增加值5054.48億元，農(nóng)村增加值9080.24億元，農(nóng)村投資868.65億元，農(nóng)村消費4407.82億元。2005年西部地區(qū)農(nóng)村人均增加值2977.06元，人均農(nóng)村增加值1375.55元，農(nóng)民人均純收入1891.73元，農(nóng)村人均投資285.23元，農(nóng)村人均消費1496.61元。可以看出，西部地區(qū)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的提高，更多地來自于鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)發(fā)展的推動。2006至2010年間第一產(chǎn)業(yè)增加值由16.32%下降到13.25%，比重出現(xiàn)下降趨勢，農(nóng)民人均純收入由2587.56元提高到3815.58元，年均增長13.82%。研究發(fā)現(xiàn)，西部地區(qū)農(nóng)村投資增長普遍低于農(nóng)村消費增長，西部地區(qū)農(nóng)村投資增長與消費增長差距逐步擴(kuò)大，西部地區(qū)農(nóng)村居民人均純收入的差距開始逐漸拉大。對于西部地區(qū)農(nóng)產(chǎn)品物流發(fā)展的水平，主要衡量農(nóng)產(chǎn)品正規(guī)和準(zhǔn)正規(guī)物流機(jī)構(gòu)的農(nóng)產(chǎn)品運銷，并從物流來源和物流運行兩個角度加以分析。從物流來源方面看，依據(jù)本研究的基本思路，可以選擇物流供給指標(biāo)、物流需求指標(biāo)，本研究選取物流網(wǎng)絡(luò)里程、貨運周轉(zhuǎn)量兩個指標(biāo)。從物流運行方面看，應(yīng)當(dāng)選擇物流成效這一指標(biāo)。然而，由于中國缺乏這一指標(biāo)的官方統(tǒng)計數(shù)據(jù)，在實際分析中，本研究利用交通、倉儲及通信業(yè)的總產(chǎn)值來構(gòu)造物流產(chǎn)值指標(biāo)的數(shù)據(jù)資料，［8］根據(jù)我國東中西三大地帶的物流業(yè)產(chǎn)值比較來衡量西部地區(qū)物流發(fā)展的程度。［9］西部地區(qū)物流總量的所有相關(guān)數(shù)據(jù)參見表1。 本研究的數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒》(2005～2012年)、國家統(tǒng)計局農(nóng)村社會經(jīng)濟(jì)調(diào)查司《中國農(nóng)業(yè)統(tǒng)計資料匯編》(中國統(tǒng)計出版社，2012)、國家統(tǒng)計局歷年《中國國民經(jīng)濟(jì)和社會發(fā)展統(tǒng)計公報》(中國網(wǎng))、《中國西部經(jīng)濟(jì)發(fā)展報告》(社會科學(xué)文獻(xiàn)出版社，2010)、《中國物流年鑒》(中國物資出版社，2012)。

二、西部地區(qū)農(nóng)產(chǎn)品物流與農(nóng)村經(jīng)濟(jì)相互關(guān)系的實證方法

本研究通過以下三個模型完成ADF檢驗:本研究以AIC和SC確定最優(yōu)滯后期數(shù)。

三、西部地區(qū)農(nóng)產(chǎn)品物流與農(nóng)村經(jīng)濟(jì)關(guān)系的數(shù)量特征

(一)各時間序列的單位根檢驗利用Eviews計量經(jīng)濟(jì)軟件，［10］對中國西部12省市區(qū)農(nóng)產(chǎn)品的各物流指標(biāo)和農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長指標(biāo)進(jìn)行單位根檢驗，以確定各時間序列的平穩(wěn)性。各變量及其指標(biāo)的相應(yīng)對應(yīng)關(guān)系如表2。通過檢驗可以看出，時間序列的FR和TZ原序列的ADF統(tǒng)計量都大于該序列的檢驗值的臨界值，說明FR和TZ時間序列都是平穩(wěn)變量;而時間序列的RGDP、XF、WWL、HYZ、WLC原序列的ADF統(tǒng)計量都小于該序列的檢驗值的臨界值，這說明RGDP、XF、WWL、HYZ、WLC時間序列均為非平穩(wěn)變量。表3表明中國西部12省市區(qū)農(nóng)產(chǎn)品的各物流指標(biāo)和農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長的時間序列為一階非平穩(wěn)序列，對非平穩(wěn)變量采用差分算子進(jìn)行檢驗。

(二)協(xié)整性檢驗從上述分析可看出，農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增加指標(biāo)(GDP)與物流供給能力指標(biāo)(物流網(wǎng)絡(luò)里程)和物流成效指標(biāo)(物流產(chǎn)值)都是單整的，呈現(xiàn)出非平穩(wěn)特征。本文選取常用的Johansen檢驗方法對這些變量進(jìn)行檢驗。表4協(xié)整性檢驗的結(jié)果表明存在協(xié)整關(guān)系。表5確定的是西部12省市區(qū)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)總產(chǎn)值與物流網(wǎng)絡(luò)里程和物流產(chǎn)值的均衡向量，得出β=(1.000000，2.443309，－2.720113)。通過協(xié)整檢驗確定的上述三個變量之間的長期均衡關(guān)系，可以發(fā)現(xiàn)2005～2012年間，農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增加值GDP與物流網(wǎng)絡(luò)里程之間存在著負(fù)相關(guān)關(guān)系，而農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增加值GDP與物流產(chǎn)值之間存在著正相關(guān)關(guān)系。這說明2005～2012年間，從總體上來看，物流產(chǎn)值對農(nóng)村經(jīng)濟(jì)之間是正向作用關(guān)系，物流產(chǎn)值的上升有利于農(nóng)村經(jīng)濟(jì)的發(fā)展;而物流網(wǎng)絡(luò)里程的增加，在轉(zhuǎn)軌時期，對農(nóng)村經(jīng)濟(jì)總產(chǎn)值的增加顯然是一個不利因素，這與我國政府主導(dǎo)的農(nóng)產(chǎn)品運銷活動效率低下也是密切相關(guān)的。根據(jù)時間序列的單位根檢驗分析結(jié)果，可以看出農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增加指標(biāo)(GDP)與物流需求能力指標(biāo)(貨運周轉(zhuǎn)量)和物流成效指標(biāo)(物流產(chǎn)值)也都是單整的，呈現(xiàn)出非平穩(wěn)特征。本文同樣選取常用的Johansen檢驗方法對這些變量進(jìn)行檢驗。表6協(xié)整性檢驗的結(jié)果表明，這三個變量之間并不存在協(xié)整關(guān)系，農(nóng)產(chǎn)品正規(guī)物流機(jī)構(gòu)貨運周轉(zhuǎn)量水平和農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展之間不存在長期均衡關(guān)系。

(三)格朗杰因果檢驗1.西部地區(qū)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)總產(chǎn)值與農(nóng)產(chǎn)品物流相關(guān)變量的格朗杰因果檢驗表7表示西部地區(qū)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)總產(chǎn)值與農(nóng)產(chǎn)品物流相關(guān)變量的格朗杰因果檢驗。檢驗結(jié)果說明:物流網(wǎng)絡(luò)里程和農(nóng)產(chǎn)品正規(guī)物流機(jī)構(gòu)貨運周轉(zhuǎn)量的增長與農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展之間并不存在明顯的因果關(guān)系;物流產(chǎn)值的增長是農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展的原因。表8建立VAR模型，確定物流產(chǎn)值對農(nóng)村經(jīng)濟(jì)總產(chǎn)值作用的符號關(guān)系。該模型說明在2005～2012年期間，物流產(chǎn)值的增長是促進(jìn)農(nóng)村GDP增長的正向原因。2.西部地區(qū)農(nóng)民收入與農(nóng)產(chǎn)品物流相關(guān)變量的格朗杰因果檢驗表9表示西部地區(qū)農(nóng)民收入與農(nóng)產(chǎn)品物流相關(guān)變量的格朗杰因果檢驗，檢驗結(jié)果表明:物流產(chǎn)值與農(nóng)產(chǎn)品正規(guī)物流機(jī)構(gòu)貨運周轉(zhuǎn)量的增長是農(nóng)民收人變化的主要原因。表10建立VAR模型，確定物流產(chǎn)值、物流網(wǎng)絡(luò)里程的增長對農(nóng)民收入作用的符號關(guān)系。該模型說明在2005～2012年期間，物流網(wǎng)絡(luò)里程的增加是農(nóng)民收入增長的負(fù)向原因，而物流產(chǎn)值的增長是促進(jìn)農(nóng)民收入增長的正向原因。表11建立VAR模型，確定農(nóng)產(chǎn)品正規(guī)物流機(jī)構(gòu)貨運周轉(zhuǎn)量增加對農(nóng)民收入變化的作用關(guān)系。該模型說明在2005～2012年期間，農(nóng)產(chǎn)品正規(guī)物流機(jī)構(gòu)貨運周轉(zhuǎn)量增加是促進(jìn)農(nóng)民收入增長的正向原因;而物流網(wǎng)絡(luò)里程的增加與表10的模型一致，仍然是農(nóng)民收入增長的負(fù)向原因。3.西部地區(qū)農(nóng)村投資與農(nóng)產(chǎn)品物流相關(guān)變量的格朗杰因果檢驗表12表示西部地區(qū)農(nóng)村投資與農(nóng)產(chǎn)品物流相關(guān)變量的格朗杰因果檢驗。檢驗結(jié)果說明:物流產(chǎn)值的增長是農(nóng)村投資變化的原因;農(nóng)村投資變化是物流網(wǎng)絡(luò)里程增長的原因;農(nóng)產(chǎn)品正規(guī)物流機(jī)構(gòu)貨運周轉(zhuǎn)量的增長與農(nóng)村投資之間并不存在明顯的因果關(guān)系。表13建立VAR模型，確定物流產(chǎn)值增加對農(nóng)村投資作用的符號關(guān)系。該模型說明在2005～2012年期間，物流產(chǎn)值增加對農(nóng)村投資的增加是正向的促進(jìn)作用，物流網(wǎng)絡(luò)里程增長的原因是農(nóng)村投資變化。4.西部地區(qū)農(nóng)村消費與農(nóng)產(chǎn)品物流相關(guān)變量的格朗杰因果檢驗表14表示西部地區(qū)農(nóng)村消費與農(nóng)產(chǎn)品物流關(guān)變量的格朗杰因果檢驗。檢驗結(jié)果說明:農(nóng)產(chǎn)品正規(guī)物流機(jī)構(gòu)貨運周轉(zhuǎn)量的增長與農(nóng)村消費增長量增加之間并不存在明顯的因果關(guān)系;物流產(chǎn)值的增長是農(nóng)村消費增長量增加的原因，農(nóng)村消費增長量比上一期的增加同樣也是物流產(chǎn)值增長的原因。表15建立VAR模型，確定物流產(chǎn)值增加對農(nóng)村消費作用的符號關(guān)系。該模型擬合效果并不是很理想，說明模型遺漏了其他重要相關(guān)變量。但是從模型中還是可以看出:兩者之間的系數(shù)為正，說明在2005～2012年期間，物流產(chǎn)值的增長與農(nóng)村消費增長量增加之間互為正向原因。

四、西部地區(qū)農(nóng)產(chǎn)品物流與農(nóng)村經(jīng)濟(jì)關(guān)系的評價

(一)西部地區(qū)農(nóng)產(chǎn)品正規(guī)物流未能促進(jìn)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展物流網(wǎng)絡(luò)里程對農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展各項指標(biāo)均有促進(jìn)作用，農(nóng)產(chǎn)品正規(guī)物流機(jī)構(gòu)貨運周轉(zhuǎn)量只有利于農(nóng)民收入增長。這一結(jié)果從表面上看，似乎說明了西部地區(qū)農(nóng)產(chǎn)品物流促進(jìn)了農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展，符合帕特里克典的“供給領(lǐng)先”模式。［11］但依據(jù)本研究的實證結(jié)果，從西部地區(qū)農(nóng)產(chǎn)品物流與農(nóng)村經(jīng)濟(jì)制度變遷的角度看，西部地區(qū)農(nóng)村居民的有效農(nóng)產(chǎn)品物流來源仍然處于自我積累階段;從西部地區(qū)農(nóng)產(chǎn)品物流發(fā)展與整體物流和國民經(jīng)濟(jì)發(fā)展相互影響的角度看，西部地區(qū)農(nóng)產(chǎn)品物流沒有發(fā)揮促進(jìn)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展的功能。

(二)西部地區(qū)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)未能促進(jìn)農(nóng)產(chǎn)品正規(guī)物流發(fā)展農(nóng)村經(jīng)濟(jì)總產(chǎn)值與農(nóng)民收入增長有利于提高農(nóng)產(chǎn)品貨運周轉(zhuǎn)量水平。這一結(jié)果從表面上看，似乎說明西部地區(qū)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展促進(jìn)了農(nóng)產(chǎn)品物流發(fā)展，符合帕特里克經(jīng)典的“需求追隨”模式。［12］但依據(jù)本研究的定義，從功能物流角度看，農(nóng)產(chǎn)品貨運周轉(zhuǎn)量水平的提高并不必然代表農(nóng)產(chǎn)品物流發(fā)展。不能轉(zhuǎn)化為農(nóng)村有效投資的農(nóng)產(chǎn)品貨運周轉(zhuǎn)量增長，只能是功能異化的農(nóng)產(chǎn)品物流發(fā)展，充其量只是農(nóng)產(chǎn)品物流機(jī)構(gòu)自身的發(fā)展，而非農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展所需要的農(nóng)產(chǎn)品物流發(fā)展。

(三)西部地區(qū)農(nóng)產(chǎn)品物流與農(nóng)村經(jīng)濟(jì)關(guān)系受外因制約西部地區(qū)農(nóng)產(chǎn)品正規(guī)物流的發(fā)展將有助于GDP的增長，但GDP增長對西部地區(qū)農(nóng)產(chǎn)品物流發(fā)展的貢獻(xiàn)卻微乎其微。西部地區(qū)農(nóng)產(chǎn)品正規(guī)物流發(fā)展與整體物流發(fā)展施加負(fù)面影響，而整體物流發(fā)展對西部地區(qū)農(nóng)產(chǎn)品物流發(fā)展的促進(jìn)作用同樣是微弱的。這些結(jié)果聯(lián)系前述西部地區(qū)農(nóng)產(chǎn)品物流與農(nóng)村經(jīng)濟(jì)關(guān)系失調(diào)的分析，可以清楚地顯示:西部地區(qū)農(nóng)產(chǎn)品物流與農(nóng)村經(jīng)濟(jì)關(guān)系受整體經(jīng)濟(jì)發(fā)展和整體物流發(fā)展的制約，西部地區(qū)農(nóng)產(chǎn)品物流在整體物流中處于從屬地位和被整體物流隔離的狀態(tài)，“二元物流結(jié)構(gòu)”制約了農(nóng)產(chǎn)品正規(guī)物流向農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展所需要的方向發(fā)展。在轉(zhuǎn)型時期，西部地區(qū)農(nóng)產(chǎn)品物流與農(nóng)村經(jīng)濟(jì)關(guān)系失調(diào)，主要是由于國民經(jīng)濟(jì)發(fā)展通過“二元物流結(jié)構(gòu)”中的農(nóng)產(chǎn)品正規(guī)物流，實施了對農(nóng)村經(jīng)濟(jì)資源向非農(nóng)產(chǎn)業(yè)領(lǐng)域的轉(zhuǎn)移效應(yīng)。

作者：王靜單位：西北政法大學(xué)商學(xué)院