我國快遞業與經濟水平的關系探究

左慧敏

[摘 要]利用1995—2014年我國快遞業和經濟水平的相關指標數據，采用向量自回歸的方法進行動態實證分析。研究結果表明：快遞業與經濟水平之間存在著協整關系，并且短期內，我國經濟水平的提高可以有效地促進快遞業發展；而我國快遞業的發展對經濟水平有很大的影響作用，但面對經濟的沖擊時具有一定的滯后性。由此提出相應的建議，旨在促進快遞業積極向上地發展，不斷提升在國民經濟中的影響和作用力。

[關鍵詞]快遞業；經濟水平；VAR模型

[DOI]10.13939/j.cnki.zgsc.2016.36.030

1 引 言

快遞業是21世紀發展起來的新興行業，它將傳統的物流業和郵政業的業務相結合，但有別于這兩大傳統行業?？爝f業主要針對一些小而輕的物品，比如商務信函、文件媒介、包裹等，其主要特點是貨物的重量較輕、體積較小、時效更快。隨著我國電子商務的不斷發展，快遞業在我國逐漸呈現出迅猛發展的形勢，主要表現在發展規模、服務能力、服務范圍、服務水平都在快速地擴大和提升。據統計，2011年就達到了56%的增長速度，這無疑與我國的經濟發展有著密切的關系。因此，有必要對我國的快遞業與經濟水平的動態關系進行深入分析。

2 文獻綜述

目前，國外學者關于快遞業與經濟水平之間的關系研究較少，主要研究來自聯邦快遞和斯坦福研究院（2001）的研究報告。該報告分析了聯邦快遞對新經濟的全球影響，包括商業影響、消費影響、交通運輸與物流行業影響以及宏觀經濟影響。而國內的研究現狀可分為三種：其一，是采用建立多元線性回歸模型的方法來研究分析影響我國快遞業務量的因素（王維婷等人，2011；鄒姝琪等人，2014；吳程琳等人，2015）；其二，利用灰色關聯分析的方法研究我國快遞業的發展情況（段水利，2015；張蘭等人，2015）；其三，從經濟增長理論入手，輔助統計方法分析快遞業對經濟增長的影響（孟冉，2014；杜艷，2013）。其結論都大致相同，皆認為互聯網因素（包括網購的興起和電子商務的發展）和交通便捷是影響快遞業發展的主要因素，并且快遞業的迅速發展對我國國民經濟有著直接或者間接的影響。

我國快遞業的發展史從1993年開始，相繼成立了順豐速運和申通快遞以來，1994年成立宅急送，1995年成立了中國郵電郵政總局，自此快遞業在我國生根發芽，不斷壯大，快遞業務量也與日俱增。因此，本文選取1995—2014年快遞行業的相關指標數據，利用VAR模型對我國快遞業與經濟水平間的動態關系進行實證分析。

3 實證分析

3.1 數據來源

根據相關理論和文獻，分別選取國內生產總值（GDP，單位：億元）和快遞業務量（Y，單位：萬件）來反映我國的快遞業和經濟水平的發展狀況，樣本期間為1995—2014年。并且以1995年為基期，利用CPI價格指數對GDP進行平減以消除價格的影響。然后對快遞業務量（Y）和國內生產總值（GDP）取自然對數，分別用lnY和lnGDP表示，降低異方差性。（數據來源于中華人民共和國國家統計局網）

3.2 數據分析

3.2.1 平穩性檢驗

由于所使用的數據均為時間序列的數據，為了避免出現“偽”回歸現象，首先對序列進行單位根的檢驗。采用ADF檢驗方法對變量lnY和lnGDP做單位根檢驗，其結果如下：

3.2.2 協整檢驗

進一步，對序列進行Johansen協整檢驗。這是Johansen和Juselius一起提出的一種以VAR模型為基礎的基于回歸系數而進行的多變量協整檢驗方法。由表2可知，在5%的顯著性水平下變量lnY和lnGDP存在協整關系，表明我國快遞業和經濟水平具有相同的發展趨勢。

3.2.3 格蘭杰因果檢驗

為了避免主觀因素對模型中的變量產生影響，在已知lnY和lnGDP具有協整關系的前提下，現對變量lnY和lnGDP進行格蘭杰（Granger）因果檢驗。該檢驗是利用變量間相互作用的時間差和滯后效應，根據其各自的前期指標在解釋、影響對方指標中的顯著程度，來判斷因果關系的存在性。

由表3的結果可知，滯后1—2期，變量lnY和lnGDP互為格蘭杰原因，說明短期內，我國經濟水平的提高和快遞業良好發展之間具有因果關系；然而滯后3期以上，變量lnGDP就不是lnY的格蘭杰因果原因了，說明我國快遞業的長期內發展局勢良好不是由于經濟水平提高而導致的。

3.3 建立模型

向量自回歸模型（VAR）是把系統中每一個內生變量作為系統中所有內生變量的滯后值的函數來構造模型，從而將單向量自回歸模型推廣到由多元時間序列變量組成的多向量自回歸模型。因此，可以有效地研究我國快遞業與經濟發展之間的動態關系。一般P階向量自回歸模型的表達形式如下：

3.3.1 滯后期的選擇

建立VAR模型的首要問題是滯后期的選擇問題。一般來說是根據AIC、SC和HQ信息準則來確定的。利用Eviews 8.0軟件計算可知，在滯后階數為4時，模型的AIC、SC和HQ的值分別為-4.91、-4.06和-4.92，同為最優。因此選擇VAR模型的最優滯后階數為4，即VAR（4）。

3.3.2 模型的穩定性檢驗

VAR（4）模型是否具有穩定性是該模型是否適用的前提條件，因此下面對VAR（4）模型的穩定性進行檢驗。由圖1可知，該模型全部的根的倒數都在單位圓之內，因此模型的穩定性良好，可以有效說明我國快遞業和經濟發展之間的關系。

3.4 結果解釋

對于以上模型，很難解釋單個參數估計值所表達的意義。因此對模型進行脈沖響應分析和方差分解來解釋模型的結果。

3.4.1 脈沖響應分析

脈沖響應函數說明了內生變量對誤差變化反應的大小。具體來說，它是在誤差項上加一個標準差大小的沖擊來反映對內生變量的當期值和未來值帶來的影響。圖2顯示的是快遞業與我國經濟水平之間的脈沖響應結果。其中，左上圖是快遞業對于其自身的沖擊而做出的響應，當沖擊發生時立即得到了響應且達到最大值，而后逐漸變小，在第10期這種響應達到最大的負向沖擊，而后影響逐漸緩慢衰減，作用時間較長，說明快遞業的自我增強能力較??；右上圖是快遞業對于經濟水平的沖擊而做出的響應，在第1期為0，說明快遞業面對經濟的沖擊具有滯后性，第5期和第9期時均有正向沖擊，表明經濟水平對于快遞業有正向的影響，也就是說，在一定程度上，經濟水平的提高對于促進快遞業的發展發揮著積極的作用；左下圖是經濟水平對于快遞業的沖擊而做出的響應，第1期同樣為0，存在滯后效應，第3期達到一個最大的負沖擊，其后緩慢恢復，但總體上仍然為負，說明快遞業對于經濟水平有負向的影響，準確的說，快遞業的發展總體上滯后于經濟的發展；右下圖是經濟水平對于自身的沖擊而做出的響應，在1-4期達到最大正向沖擊，其后影響緩慢衰減，但總體是正向的，說明經濟水平具有很強的自我增強能力。

2.2 整合物流資源，加強區域經濟的合作

區域經濟在不同區域有著不同的發展特色，從而導致物流經濟的發展規模必然出現差別化。而在市場競爭中不可避免地要出現一些資源的浪費，運輸車輛的閑置率較高，空車回城的情況大大降低了物流經濟的利益。為此，區域內的物流企業可以通過聯合、兼并等形式來進行資源的整合，提高物流資源的利用率。這就需要與區域內的各個需求企業進行深度的合作，包括區域內不同地方的企業加強溝通和交流，不斷加強雙方的信任，提高合作長效性，最大限度地降低雙方的成本。對區域內自帶物流的企業進行統計和分析，不斷挖掘和開發物流產業的市場，與此同時，還應注重物流技術的提高，增加物流企業的可信度，不斷創新、改進和完善物流體系。

2.3 增強政府對物流經濟的宏觀調控

目前，我國的經濟還未形成一個完善的運行機制，正處于不斷的磨合和改善中。物流經濟作為一種新興經濟體對區域內一些傳統經濟產生的沖擊，需要區域內容各個企業不斷地轉變和適應。在物流經濟和區域經濟的融合過程中，政府應給予特別的關注，對部分企業進行一定程度的政策支持。物流經濟的發展為區域內的群眾帶來了更多的利益，同時也有利于區域綜合實力的提升。

與此同時，物流經濟在發展過程中涉及地產、基建等問題，都需要政府參與到市場的規劃與發展當中，為物流經濟創造更多的發展空間。特別是在一些經濟發展較緩慢的地區，政府應對物流企業進行財稅層面的降低支持，積極引進外資的投入，推進區域的物流經濟發展。

3 結 論

總體來說，在我國經濟轉型的改革時期，物流經濟作為一種新興的產業經濟力量，有助于區域經濟的大力發展。區域經濟與物流經濟的深度結合，能夠有效地降低區域內其他產業的運營成本，同時，物流經濟的快速進步，也能督促著與物流相關的其他相關經濟的創新，提高了區域經濟的發展水平。因此，為了保證物流經濟的健康順利發展，政府應加強對我國物流經濟的關注力度，根據區域內的實際情況進行適度的宏觀調控，才能真正實現區域經濟的全面進步。

參考文獻：

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