福建省物流業(yè)與第三產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟增長的長_短期關(guān)系_基于協(xié)整理論和誤差修正模型檢驗

1、福建省物流業(yè)與第三產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟增長的長、短期關(guān)系基于協(xié)整理論和誤差修正模型檢驗李新光1 ，黃安民2( 1 武夷學院 商學院，福建 武夷山 354300; 2 華僑大學 旅游學院，福建 泉州 362021 )摘要:運用協(xié)整理論定量研究福建省物流業(yè)開展與第三產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟增長的互動關(guān)系，研究結(jié)果表明，福建物流業(yè)與第三產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟增長之間存在一種長期穩(wěn)定的協(xié)整關(guān)系; 同時通過建立誤差修 正模型，分析其長、短期影響關(guān)系。在此根底上，提出完善根底設(shè)施等開展物流業(yè)的措施。 關(guān)鍵詞:物流業(yè); 第三產(chǎn)業(yè); 協(xié)整理論; 誤差修正模型中圖分類號:F127文獻標識碼:A文章編號:1674 8425( 2021) 07 0049

2、06流業(yè)與經(jīng)濟開展的關(guān)系問題。如陳虎、楊勇攀11通過對四川攀枝花市的區(qū)域經(jīng)濟開展狀況與物流 水平之間關(guān)系運用 Granger 因果關(guān)系檢驗及協(xié)整 分析加以研究，在此根底上，為地方的政策制定提 供建議。吳杰12利用計量經(jīng)濟學方法對廣州市物 流業(yè)與區(qū)域經(jīng)濟開展進行了實證分析; 李虹13 運 用層次分析法分析了我國區(qū)域物流開展現(xiàn)狀及其 對區(qū)域經(jīng)濟的影響; 田振中14 對河南省物流業(yè)發(fā) 展與經(jīng)濟增長關(guān)系進了實證分析; 張敏15 對惠州 物流業(yè)與經(jīng)濟開展作了相關(guān)性分析; 邵玲16 利用 單位根據(jù)檢驗對 FDI 與三大產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的關(guān)系進行 了研究; 邱冬陽17 運用單位根檢驗、Granger 因果 檢驗、協(xié)

3、整、誤差修正模型等方法對重慶市 19802021 年金融開展和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的指標數(shù)據(jù)，進 行實證研究，系統(tǒng)分析了二者的內(nèi)在聯(lián)系?？梢?， 國內(nèi)學者對其他省份物流業(yè)與經(jīng)濟開展的關(guān)系作 了許多的研究。可見，從現(xiàn)有文獻資料來看，研究福建省物流 業(yè)的開展的情況可以分為兩種: 一類學者集中運 用了定性分析方法，這類學者占有大多數(shù); 第二類 是少局部學者運用定量分析的方法，但是大多都 是集中研究物流業(yè)與經(jīng)濟增長的關(guān)系。而重點對一、文獻回憶與選題意義物流業(yè)對經(jīng)濟增長的奉獻的研究成為學術(shù)界研究的重要議題。目前，已有相當一局部學者對 福建省物流業(yè)開展作了研究，如吳水森1 對福建 省物流開展與經(jīng)濟增長進行了協(xié)整分析

4、，就物流 對經(jīng)濟增長的短期與長期作用得出了重要結(jié)論。 江恒2分析了區(qū)域經(jīng)濟與區(qū)域物流開展的辯證關(guān) 系，最后提出開展福建地區(qū)經(jīng)濟的相關(guān)建議; 陳曉 玥3對福建區(qū)域經(jīng)濟與區(qū)域物流關(guān)系進行了協(xié)整 分析，得出了福建省物流業(yè)與區(qū)域經(jīng)濟增長之間 的定量關(guān)系，并對模型進行了分析和解釋; 陳由 谷4對福建區(qū)域物流平臺 SWOT 開展戰(zhàn)略進行了 探討; 邱偉杰5 分析了“鼠標時代的海西區(qū)物流 業(yè)開展的關(guān)系問題; 林小蝦6 分析了福建省第三 方物流供給鏈能力戰(zhàn)力匹配問題; 吳哲敏7 分析 了平潭建設(shè)對福建物流的增益作用; 劉丹8 分析 了福建省區(qū)域生鮮蔬果物流中心的構(gòu)建; 周雄9 對福建現(xiàn)代農(nóng)產(chǎn)口物流的開展進行了

5、分 析; 李 權(quán)10分析了福建物流業(yè)開展面臨的挑戰(zhàn)與策略。另外，國內(nèi)許多學者著重研究了其他省市物收稿日期:2021 11 12; 修回日期:2021 06 18作者簡介:李新光( 1980) ，男，湖南婁底人，碩士，講師，研究方向: 物流經(jīng)濟學等; 黃安民( 1964) ，男，湖北新洲 人，博士，教授，研究方向: 旅游、管理學等。重慶理工大學學報( 社會科學) : / / cqlg jourserv com50第三產(chǎn)業(yè)與物流業(yè)開展關(guān)系進行研究的學者非常少，從國內(nèi)目前的文獻來看，僅有學者采取邊際分 析與彈性分析方法分析了福建省物流業(yè)對第三產(chǎn) 業(yè)影響( 陳曉玥18 ) ，該文主要是運用了邊際分析

6、與彈性分析的西方經(jīng)濟學方法?？墒?，福建省物 流業(yè)與第三產(chǎn)業(yè)開展之間到底存在一個怎樣的關(guān) 系，這種關(guān)系的產(chǎn)生究竟是由什么原因?qū)е拢瑑烧?在開展過程中是否存在一種長、短期的影響關(guān)系， 卻付之闕如。由此看來，實證分析并準確把握物 流業(yè)與第三產(chǎn)業(yè)之間的開展關(guān)系具有重要的理論 和現(xiàn)實意義。據(jù)此，本文運用計量經(jīng)濟學的協(xié)整 理論及誤差修正模型對第三產(chǎn)業(yè)與物流業(yè)的開展 關(guān)系進行定量分析，為推動第三產(chǎn)業(yè)與福建物流 業(yè)的開展制定決策提供一定的科學依據(jù)。長對第三產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟增長的彈性。因此采用 XSC、LM 的 自 然 對 數(shù) 形 式，分 別 記 作 LNXSC、LNWL。本文采用的計量軟件是 EVIEWS 6 0。(

7、 二) 時間序列的單位根檢驗如果一個序列在成為穩(wěn)定序列之前必須經(jīng)過 d 次 差 分，那么這個序列稱為 d 階 單 整 ( integration) ，記為 I( d) 。在具體應(yīng)用協(xié)整理論進 行時間序列分析時，首先必須檢驗被分析序列是 否同為 I( d) 序列，進而才能判別其協(xié)整性。很多 時間序列具有非平穩(wěn)性的特征，如果事先不考慮 時間序列的平穩(wěn)性而直接對非平穩(wěn)性數(shù)據(jù)進行線形回歸，很可能會出現(xiàn)“虛假回歸( Spurious Re- gression) ，即變量之間實際上并不存在任何線性關(guān) 系，但相關(guān)的檢驗又都很顯著，從而導致這種回歸 模型的結(jié)果毫無意義。判別變量時間序列的平穩(wěn) 性檢驗又稱“單位

8、根檢驗( Unit Root Test) ，其方 法通常有 DF 檢驗法、PP 檢驗法和 ADF 檢驗法。 由于大局部時間序列數(shù)據(jù)可能存在高度的自相 關(guān)，所以在實證中我們通常使用的單位根檢驗方 法是 ADF 檢驗，其模型為:模型( 無常數(shù)項、無趨勢項) :m二、數(shù)據(jù)分析、模型建立與實證檢驗( 一) 數(shù)據(jù)分析與數(shù)據(jù)說明1 指標的選取( 1) 第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值指標: 本文采用第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn) 值來衡量福建省第三產(chǎn)業(yè)的開展程度，記為 SC。( 2) 區(qū)域物流能力開展的指標: 由于國內(nèi)對于 物流的有關(guān)標準與統(tǒng)計方法的缺乏，在作物流統(tǒng) 計的時候無法查詢一個專門物流產(chǎn)值指標。根據(jù) 國內(nèi)許多學者的做法，本文選擇福建省

9、統(tǒng)計年鑒 中的“貨物周轉(zhuǎn)總量作為衡量區(qū)域物流能力開展 水平的指標，記為 WL。2 數(shù)據(jù)的來源與處理( 1) 數(shù)據(jù)來源。本文選取了 19802021 年福 建省第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值( SC) ，“貨物周轉(zhuǎn)總量( WL) 的年度數(shù)據(jù)來對福建省第三產(chǎn)業(yè)與物流業(yè)的開展 之間關(guān)系進行實證研究，數(shù)據(jù)來源于福建省統(tǒng)計 局?福建統(tǒng)計年鑒 2021?。( 2) 處理。為了消除物價因素對第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn) 值的影響，本文對福建省統(tǒng)計年鑒中的按當年價 格計算的第三產(chǎn)業(yè)原始數(shù)據(jù)作了處理，即以 1980 年不變價格為根底進行修正，得出新的數(shù)據(jù)來代 替第三產(chǎn)業(yè)的開展水平，記為 XSC; 貨物周轉(zhuǎn)量不 會受價格指數(shù)的影響，故不作修正。為得

10、到平穩(wěn)序列，分別對各個變量取自然對 數(shù)，這種變換能夠消除變量之間的異方差性，并且 不改變變量之間的協(xié)整關(guān)系和短期調(diào)整模式，從而提高估計的可靠性; 同時，也便于考察物流業(yè)增yt = ( 1) yt 1 + i yt i + ti = 1模型( 有常數(shù)項、無趨勢項) :myt = 1 + ( 1) yt 1 + i yt i + ti = 1模型( 有常數(shù)項、有趨勢項) :yt = 1 + 2 t + ( 1) yt 1 +m i yt i + ti = 1其中 表示一階差分，原假設(shè)為: H0 : = 1，即 yt 為非平穩(wěn)序列; H1 : 1，即 yt 為平穩(wěn)序列。 檢驗時從模型 開始，然后模型

11、，模型，當檢 驗結(jié)果拒絕零假設(shè)，原序列不存在單位根，那么為平 穩(wěn)序列，停止檢驗。只要其中一個模型檢驗結(jié)果 拒絕零假設(shè)，就可以認為時間序列是穩(wěn)定的。否 那么，就不是穩(wěn)定的。 其中滯后項 p 的選擇 1。 從 LNXSC、LNWL 的趨勢圖( 見圖 1 ) ，我們可以看出二組數(shù)據(jù)均明顯存在上升趨勢，這說明 LNXSC、 LNWL 的年時間序列數(shù)據(jù)都不是由穩(wěn)定的隨機過 程生成，因為它們明顯不具有固定的期望值。因 此，在協(xié)整分析之前，我們先對變量進行單位根檢 驗( unit root test) ，檢驗變量是否平穩(wěn)。只有同階 單整的非平穩(wěn)時間序列之間才可能存在協(xié)整關(guān)系( Cointegration)

12、。李新光，等: 福建省物流業(yè)與第三產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟增長的長、短期關(guān)系51從表 1 可以看出，變量 WLt 、XSCt 、LNXSCt 和LNWLt 原時間序列的 ADF 統(tǒng)計值都大于 10% 的 臨界值，因此，這三個序列都是非平穩(wěn)的。而在其 一階差分中，dLNWLt 三種形式的 ADF 值都小于相應(yīng)水平的臨界值，dLNXSCt 的( C，0，1 )( C，t，1 )檢驗形式的 ADF 值小于 1% 的臨界值，可以拒絕原假設(shè)，所以，兩個一階差分序列都不存在單位 根，都是平穩(wěn)的。因此，LNXSCt 和 LNWLt 時間序 列都是一階單整，即 LNXSCt I( 1) ，LNWLt I( 1) 可以進行協(xié)整

13、分析。圖 1LNXSC，LNWL 趨勢圖表 1單位根檢驗表變量檢驗形式ADF 統(tǒng)計量大小比擬ADF 檢驗臨界值結(jié)論C，0，1C，t，1 2 625 121* 3 225 334* 1 609 798*2 551 050WLt不平穩(wěn)0 554 6470，0，13 433 708C，0，1C，t，10，0，1 2 625 121* 3 225 334* 1 609 798*2 601 968XSCt1 649 510不平穩(wěn)2 722 760C，0，1C，t，10，0，1 2 625 121* 3 225 334* 1 609 798* 0 291 381LNWLt不平穩(wěn) 2 756 4003 40

14、8 218C，0，1C，t，10，0，1 2 625 121* 3 225 334* 1 609 798* 1 014 204 2 063 4344 598 860LNXSCt不平穩(wěn)C，0，1C，t，00，0，0 2 976 263 4 323 979 1 953 381 3 286 579 4 687 778 2 615 587dLNWLt平穩(wěn)C，0，1C，t，10，0，1 3 699 871 4 339 330 1 609 571* 5 541 063 5 724 983 1 250 173dLNXSCt平穩(wěn)注: X 檢驗形式( C，T，N) 分別表示含常數(shù)項，含常數(shù)項和趨勢項，滯后階數(shù)。

15、* 表示在 10% 顯著水平，表示在 5%顯著水平，表示在 1% 顯著水平。( 三) 協(xié)整檢驗雖然時間序列變量通常都是非平穩(wěn)的，但是 在用傳統(tǒng)的單方程線性回歸方程研究某兩個經(jīng)濟 變量的關(guān)系時，它們的某種線性組合卻有可能是 平穩(wěn)的。這就將有可能出現(xiàn)偽回歸現(xiàn)象。為了克 服該現(xiàn)象的產(chǎn)生，我們必須對變量間的關(guān)系進行協(xié)整檢驗。本文采用 Engle 和 Granger 1987 年提出的 E G 兩步法，檢驗 LNXSCt 和 LNWLt 之間是 否存在協(xié)整關(guān)系。如果它們是協(xié)整的，那么它們之 間存在著一個長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。第一步: 運用 OLS 法進行協(xié)整回歸，分別得到 協(xié)整方程( 長期均衡方程) 。重

16、慶理工大學學報( 社會科學) : / / cqlg jourserv com52( 1)表 2 ADF 檢驗結(jié)果LNXSC = 1 792 908 375 01+ 1 095 198 69142* LNWL( 39 260 13) ( 0 000 0)T 值Prob 值( 10 296 88)( 0 000 0)C，0，0eC，t，00，0，0 3 689 194 4 323 979 平穩(wěn)2 650 145 4 460 715 4 766 155 4 540 887R2 = 0 982158F = 1541 358Adj R2 = 0 981 521Prob( F-statistic) = 0

17、 000 000D W = 0 729 957存在明顯的正自相關(guān)性，故運用廣義最小二 乘法進行修正:可見，殘差序列 e 的三種形式的單位根檢驗統(tǒng)計量均小于顯著性水平 1% 的臨界值，從而可以 認為殘差序列 e 是平穩(wěn)的，即 e I( 0 ) 。說明變量 LNXSCt 和 LNWLt 之間存在協(xié)整關(guān)系，即物流業(yè)與 第三產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟增長之間存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān) 系。這也證明上述長期均衡模型的變量選擇是合 理的，回歸系數(shù)具有經(jīng)濟意義。從協(xié)整方程( 2 ) 可 以看 出，貨 物 周 轉(zhuǎn) 總 量 ( 自 然 對 數(shù) ) 的 系 數(shù) 為0 985 85，即貨物周轉(zhuǎn)總量關(guān)于第三產(chǎn)業(yè) XSC 產(chǎn) 值的長期彈性為

18、0 985 85，說明從長期來看，貨 物周轉(zhuǎn)總量每增加 1 個百分點，XSC 產(chǎn)值便會增 加 0 985 85 個百分點。可見，貨物周轉(zhuǎn)總量與第 三產(chǎn)業(yè)之間是顯著正相關(guān)關(guān)系，物流業(yè)的開展能 促進第三產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟增長。令 = 1 DW = 1 0 729957= 0 635 +22GLNWLt = LNWLt 0 635* LNWLt ( 1)GLNXSCt = LNXSCt 0 635* LNXSCt ( 1)運用廣義最小二乘法，得到修正后的協(xié)整方 程為:( 2)GLNXSCt = 0 390 078 927 658 + 0 985 852 317 123* GLNWLtT 值Prob 值( 3

19、037 330)( 0 005 2)( 18 172 10)( 0 000 0)Adj R2 = 0 921 618Prob( F-statistic) = 0 000 000R2 = 0 924 417F = 330 225 2D W = 1 673 901檢 驗:LM Test ( Obs * R-squared ) =LM( 四) 因果關(guān)系檢驗協(xié)整檢驗顯示變量之間存在長期均衡關(guān)系， 但是變量之間是否具有因果關(guān)系，還需要進一步 檢驗。如果變量 x 有助于解釋 y，即根據(jù) y 的前期 值對 y 進行回歸時，如果再加上 x 的前期值，能夠 顯著地增強回歸的解釋能力，那么稱 x 是 y 的 Gr

20、ang- er 原因，否那么稱為非 Granger 原因。由表 3 可以得出，從長期來看，在 5% 的置信 水平下，不是論是對 LNXSC 與 LNWL，還是 XSC 和 WL 的檢驗，第三產(chǎn)業(yè)不是貨物周轉(zhuǎn)量的 Grang- er 原因，而 貨 物周轉(zhuǎn)量是第三產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟增長的 Granger 原因。0 571 743 Prob( Obs* R-squared) = 0 751 4Heteroskedasticity 檢 驗: White t ( Obs * R-squared) = 0 698 319; Prob = 0 705 3由檢驗結(jié)果可知，修正后的協(xié)整方程不存在 異方差和自相關(guān)現(xiàn)象，協(xié)整

21、模型效果良好。第二步: 檢驗上述回歸方程殘差序列的平穩(wěn) 性。記( 2 ) 式回歸方程殘差為 e。協(xié)整關(guān)系存在 的一個重要條件就是協(xié)整回歸方程的殘差序列是 平穩(wěn)的。假設(shè)殘差序列是平穩(wěn)的，那么變量之間的關(guān) 系是協(xié)整的。反之那么不是協(xié)整的。所以必須對殘 差序列的平穩(wěn)性進行檢驗。檢驗方法也采用單位 根檢驗( ADF 檢驗) 。檢驗結(jié)果見表 2。表 3 變量的 Granger 因果關(guān)系檢驗結(jié)果零假設(shè)nF 統(tǒng)計量P 概率值LNXSC does not Granger Cause LNWL( 滯后期為 1)LNWL does not Granger Cause LNXSC( 滯后期為 1) XSC does

22、 not Granger Cause WL( 滯后期為 1) WL does not Granger Cause XSC( 滯后期為 1) XSC does not Granger Cause WL( 滯后期為 2) WL does not Granger Cause XSC( 滯后期為 2)293 183 100 086 1296 812 470 014 8293 723 420 064 62918 598 500 000 2282 295 280 123 3284 210 890 027 7李新光，等: 福建省物流業(yè)與第三產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟增長的長、短期關(guān)系53( 五) 誤差修正模型誤差修正模型(

23、ECM) 也是由 Engle 和 Granger 于 1987 年提出的，是一種具有特定形式的計量經(jīng) 濟模型。其根本思想是如果變量之間存在協(xié)整關(guān) 系，那么說明這些變量之間存在著長期均衡的關(guān)系， 而這種長期均衡的關(guān)系是在短期波動過程的不斷 調(diào)整下得以實現(xiàn)的。也就是說，大多數(shù)經(jīng)濟時間 序列具有長期的均衡關(guān)系是因為有一種調(diào)節(jié)機 制誤差修正機制在起作用，防止了長期 均 衡關(guān)系出現(xiàn)較大的誤 差。 既 然 LNXSCt 和的波動，這也符合事實，畢竟物流業(yè)只是第三產(chǎn)業(yè)中一個很小的局部。 誤差修正項 ECMt 1 通過了1% 顯著水平的檢驗，且誤差修正項 ECMt 1 系數(shù)為 負，符合反向修正機制: 負的誤差

24、修正項系數(shù)說明 ECMt 1 的修正機制是當 ECMt 1 0 時，ECMt 1 對 D( GLNXSCt ) 有減小的作用; 反之，當 ECMt 1 0 時，ECMt 1 對D( GLNXSCt ) 有增加的作用。由式( 3) 可以看出，貨物周轉(zhuǎn)量關(guān)于第三產(chǎn)業(yè) 經(jīng)濟增長的短期彈性為 0 18，這說明從短期來看， 貨物周轉(zhuǎn) 量 每 增 加 1 個 百 分 點，GDP 便 會 增 加0. 18 個百分點。誤差修正項系數(shù)為負，符合反向 修正機制，這反映了第三產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟增長受貨物周 轉(zhuǎn)量影響的短期波動規(guī)律。誤差修正項系數(shù)的大 小反映了短期偏離長期均衡的調(diào)整力度。誤差修 正項系數(shù)估計值為 0 55，說明

25、了貨物周轉(zhuǎn)量的 短期波動向長期均衡調(diào)整的力度為 55% ，這說明 假設(shè)出現(xiàn)偏離長期均衡方程的情況，變量重新回歸 到長期均衡方程的速度較快，長期穩(wěn)定關(guān)系的失 衡對短期 LNXSC 的影響較大。之間存在協(xié)整關(guān) 系，我 們 可 以 建 立LNWLtD( GLNXSCt )D( GLNXSCt )如下:和 D( GLNWL) 的誤差修正模 型。和 D ( GLNWLt ) 的誤差修正模型 D( GLNXSCt)tPr | t |= 0 059 125 390 146 1 0 551 560 961 02* ECMt 1 4 261 7160 0003 3 549 6800 00190 250 261

26、880 958* D( GLNWLt 1) 0 247 763 886 097* D( GLNWLt 2)+ 1 892 5990 072 30 181 181 422 147* D( GLNWLt)1 694 5450 1049 2 2613700 034 5三、結(jié)論及分析( 3)根據(jù)以上實證分析，可以得到以下幾點結(jié)論:( 1) 從協(xié)整分析可以看出，福建省第三產(chǎn)業(yè)發(fā) 展與貨物周轉(zhuǎn)量之間存在著長期均衡關(guān)系，貨物 周轉(zhuǎn)量增加促進了第三產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟的增長，但其彈 性系數(shù)為 0 985 85，對第三產(chǎn)業(yè)的促進作用并不 明顯，說明福建省物流業(yè)開展環(huán)境還不完善，對第 三產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟增長的影響很小，這就要求福建物

27、流 企業(yè)應(yīng)轉(zhuǎn)變觀念，完善物流業(yè)開展所需要的環(huán)境 和根底設(shè)施。( 2) 從 Granger 因果檢驗結(jié)果來看，福建省第 三產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟增長不是物流業(yè)開展的原因，這是因 為，運輸網(wǎng)絡(luò)的完善，物流供給能力的提高，將促 使物流輻射范圍增大，促進物流業(yè)的開展，進而促 進 GDP 增長，而福建省交通、根底設(shè)施建、政策、金 融、投資、生產(chǎn)、土地、交通、稅務(wù)等各方面環(huán)境還 有所欠缺，致使經(jīng)濟的增長無法有效地帶動物流 供給能力的提高。而物流業(yè)的開展是第三產(chǎn)業(yè)經(jīng) 濟增長的 Granger 原因，認為物流業(yè)增長帶動了福 建省第三產(chǎn)業(yè)的快速增長。因此，要把物流業(yè)的 開展放在更加重要的位置來考慮，把物流業(yè)作為 經(jīng)濟社會開展

28、的重要產(chǎn)業(yè)來培育，充分認識物流業(yè)對第三產(chǎn)業(yè)開展的重要意義; 充分發(fā)揮物流業(yè)ECMt 1 = GLNXSCt 1 ( 0 390 0789 276 58 0 985 852 317 123* GLNWLt 1)R2 = 0 389 709 Adj R2 = 0 273 463F = 3 352 454 Prob( F-statistic) = 0 028 512Log likelihood = 42 873 59AIC = 2 913 353HQC = 2 843 683SC = 2 671 411DW = 2 161 801p( LM ( 1) ) 值 = 0 399 3;p( LM ( 2)

29、 ) 值 = 0 684 2;LM( 1)LM( 2)= 0 710 406= 0 759 073不存 在 自 相 關(guān)。 HeteroskedasticityTest: White =4. 945 501，Prob Chi-Square( 14) = 0 986 6，不存在異方差。該式考慮了物流周轉(zhuǎn)量本期，誤差項， 滯 后 一 期 及 滯 后 二 期 的 影 響， ECMt 1 、 D( GLNWLt 1 ) 、D ( GLNWLt 2 ) 等系數(shù)分別通過 1% ，10% ，5% 的檢驗，只有 D( GLNWL t ) 項勉強通過 10% 的檢驗?？紤]到 F 統(tǒng)計量通過 5% 檢驗， 所以該誤

30、差修正模型各項系數(shù)顯著通過總體性檢 驗，模型整體的對數(shù)似然函數(shù)值較大，AIC 與 SC 相當小，說明模型整體解釋力較強; 但是模型的修 正 Adj R2 偏小，這說明模型的標準誤差較大，這也說明了還有一些因素影響了第三產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟增長重慶理工大學學報( 社會科學) : / / cqlg jourserv com54對帶動社會就業(yè)，增加第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值，刺激消費的重要作用。通過開展物流產(chǎn)業(yè)，可以促進產(chǎn)業(yè)結(jié) 構(gòu)的合理化。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的合理化是以第三產(chǎn)業(yè)的 開展水平來衡量的，而物流產(chǎn)業(yè)是第三產(chǎn)業(yè)，它的 開展將帶動交通運輸業(yè)、商貿(mào)業(yè)、金融業(yè)、信息業(yè) 和旅游業(yè)等多種產(chǎn)業(yè)的開展，對第三產(chǎn)業(yè)的開展 起到積極的促進作用，

31、使地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)得到優(yōu)化 升級，從而促進地區(qū)經(jīng)濟的開展。( 3) 從誤差修正模型 來 看，在 短 期 內(nèi)，當 期 GLNXSCt 除了受當期的 GLNWL t 的正向影響外， GLNWLt 對 GLNXSCt 短期平均彈性為 0. 18; 此外， 當期 GLNWL t 的還受到上兩期貨物周轉(zhuǎn)量 GLN- WLt 1 、GLNWLt 2 的反向影響。誤差修正項系數(shù)為 0. 55，它表示的是調(diào)整均衡偏差的幅度，即長期 均衡趨勢誤差修正項對均衡偏差的調(diào)整幅度為55% ，這說明假設(shè)出現(xiàn)偏離長期均衡方程的情況，變 量重新回歸到長期均衡方程的速度較慢其調(diào)整力 度比擬顯著，就是說，長期穩(wěn)定關(guān)系的失衡對短期 第

32、三產(chǎn)業(yè)的影響較大。此外，和長期相比，短期內(nèi) 貨物周轉(zhuǎn)量對第三產(chǎn)業(yè)的彈性系數(shù)小于長期的彈 性系數(shù); 過去兩期物流產(chǎn)值對第三產(chǎn)業(yè)的短期彈 性明顯大于其當期彈性，且兩者符號相反，說明變 動方向并不一致，這說明福建省的物流業(yè)還處于 初級階段，未形成一定的規(guī)模，因此，在短期內(nèi)無 法推動第三產(chǎn)業(yè)的增長，反而對第三產(chǎn)業(yè)的增長 起了一定的阻礙作用。析J 漳州職業(yè)技術(shù)學院學報，2021( 1) : 38 41吳哲敏 論平潭島建設(shè)對福建物流的增益作用J現(xiàn)代商貿(mào)工業(yè)，2021( 12) : 88 89劉丹 福建省區(qū)域生鮮蔬果物流中心的構(gòu)建研究J 福州大學學報: 哲學社會科學版，2021 ( 2 ) : 51 557

33、89 周雄 福建現(xiàn)代農(nóng)產(chǎn)品物流開展的影響因素與對策J 中共福建省委黨校學報，2021( 12) : 105 10910 李權(quán) 福建物流業(yè)開展面臨的挑戰(zhàn)與策略選擇J寧德師專學報: 哲學社會科學版，2021( 3) : 23 2611 陳虎，楊勇攀 區(qū)域經(jīng)濟開展與物流能力因果關(guān)系的 實證檢驗J 統(tǒng)計與決策，2021( 9) : 90 9112 吳杰 廣州物流業(yè)與區(qū)域經(jīng)濟開展實證分析J 產(chǎn) 業(yè)與科技論壇，2021( 5) : 54 5613 李虹 我國區(qū)域物流業(yè)開展現(xiàn)狀及其對區(qū)域經(jīng)濟影 響的對策與分析以遼寧為例J 生產(chǎn)力研究，2021( 6) : 201 20214 田振中 河南省物流業(yè)開展與經(jīng)濟增

34、長關(guān)系的實證 分析J 江蘇商論，2021( 1) : 50 5215 張敏，李巧玲，劉學，等 惠州物流業(yè)與經(jīng)濟開展的相 關(guān)性分析J 惠州學院學報: 社會科學版，2021( 1) :36 4116 邵 玲 FDI 對中國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型影 響 的 實 證 分 析基于三大產(chǎn)業(yè)指標J 重慶理工大學學報: 社會科學，2021( 3) : 66 7017 邱冬陽，湯華然 金融開展與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整關(guān)系的實 證研究基于重慶的協(xié)整分析J 重慶理工大學 學報: 社會科學，2021( 10) : 36 4218 陳曉玥 福建省物流業(yè)對第三產(chǎn)業(yè)影響的經(jīng)濟學分 析J 黎明職業(yè)大學學報，2021( 2) : 31 3319

35、福建統(tǒng)計年鑒編委會 福建統(tǒng)計年鑒( 2021) M 北 京: 中國統(tǒng)計出版社，202120 中國統(tǒng)計年鑒編委會 中國統(tǒng)計年鑒( 2021) M 北 京: 中國統(tǒng)計出版社，202121 張曉峒 EVIEWS 使用指南與案例M 北京: 機械 工業(yè)出版社，2007( 2) : 222 260參考文獻:1 吳水森 福建省物流開展與經(jīng)濟增長的協(xié)整分析J 廣東財經(jīng)職業(yè)學院學報，2007( 6) : 73 752汪恒 福建區(qū)域物流與區(qū)域經(jīng)濟的相關(guān)性研究J物流工程與管理，2021( 8) : 47 48陳曉玥 福建區(qū)域經(jīng)濟與區(qū)域物流關(guān)系的協(xié)整分析J 商業(yè)時代，2021( 5) : 26 27陳由谷 福建區(qū)域物

36、流 SWOT 分析及開展戰(zhàn)略選擇J 中國儲運，2004( 5) : 42 43345 邱偉杰，吳瑞花，廖桂容，等“鼠標時代下的海西區(qū)物流業(yè)開展問題透視以主體省份福建為例J 物流工程與管理，2021( 6) : 32 346 林小蝦 福建第三方物流供給鏈的能力戰(zhàn)略匹配淺( 責任編輯 鄺坦勵)( 下轉(zhuǎn)第 71 頁)邵忠銀: 農(nóng)業(yè)適度規(guī)模經(jīng)營中的土地流轉(zhuǎn)問題的法律考量713李謙 百名村民狀告政府強行流轉(zhuǎn)土地建公園EB /OL : / / news 163 com /10 /0409 /08 /63QK8L4C00011229 html張興軍 河南南陽發(fā)生毀麥種樹事件，上百畝小麥被鏟EB / OL :

37、 / / news qq com / a /20210429 /002387 _2 htm7丁關(guān)良 農(nóng)村土地承包經(jīng)營權(quán)流轉(zhuǎn)法律制度的現(xiàn)存問題與修正建議J 華僑大學學報: 哲學社會科學 版，2005( 1) : 65胡呂銀 土地承包經(jīng)營權(quán)流轉(zhuǎn)的法律問題新探J甘肅政法學院學報，2004( 2) : 39王利明 物權(quán)法研究M 北京: 中國人民大學出版 社，2004: 4694895 王玉明，馬國明 農(nóng)民土地互換，切記不可戲言，河南湯陰縣法院依法為實際承包戶確權(quán)EB / OL ht- tp: / / news qq com / a /20211215 /002257 htm6 石勝堯 繼承土地承包經(jīng)營

38、權(quán)法定流轉(zhuǎn)新形式初探J 重慶文理學院學報: 社會科學版，2021( 5) 10 吳玉萍 土地承包經(jīng)營權(quán)流轉(zhuǎn)中存在的問題與法律建議J 政法論叢，2005( 2) : 49( 責任編輯 范義臣)Legal Thinking about Land Circulation Problem in Moderate-scaleOperation of AgricultureSHAO Zhong-yin( Faculty of Law，Anhui University of Finace Economics，Bengbu 233000，China)Abstract: The circulation of the contractual rights of land is the premise of moderate-scale operationof agriculture By legally thinking about the transfer ways and pat