《東北三省區(qū)域物流與區(qū)域經(jīng)濟(jì)聯(lián)動(dòng)發(fā)展實(shí)證分析》7600字

東北三省區(qū)域物流與區(qū)域經(jīng)濟(jì)聯(lián)動(dòng)發(fā)展實(shí)證分析目錄TOC\o"1-2"\h\u627東北三省區(qū)域物流與區(qū)域經(jīng)濟(jì)聯(lián)動(dòng)發(fā)展實(shí)證分析 [36]。（2）聯(lián)立方程的識(shí)別如果可以識(shí)別聯(lián)立方程模型中的所有隨機(jī)方程，則可以識(shí)別該聯(lián)立方程模型。如果聯(lián)立方程模型中某一個(gè)方程可以由其他兩個(gè)或多個(gè)方程的線(xiàn)性組合表達(dá)，則稱(chēng)此方程不可識(shí)別；如果某一個(gè)方程在對(duì)簡(jiǎn)化的聯(lián)立方程模型進(jìn)行參數(shù)估計(jì)后，不能得到確定的結(jié)構(gòu)參數(shù)估計(jì)值，則稱(chēng)該方程不可識(shí)別；只要聯(lián)立方程模型中存在一個(gè)不可識(shí)別的方程，則該聯(lián)立方程模型不可識(shí)別。因此在估計(jì)聯(lián)立方程模型的參數(shù)之前，有必要對(duì)系統(tǒng)內(nèi)各個(gè)方程進(jìn)行嚴(yán)格的定義和檢驗(yàn)，判斷系統(tǒng)內(nèi)各方程是否成立以及能否求解，否則可能無(wú)法估計(jì)這個(gè)聯(lián)立方程模型的系數(shù)。這就是聯(lián)立方程模型的識(shí)別。聯(lián)立方程的識(shí)別包括兩種方法。一是對(duì)簡(jiǎn)化形式的聯(lián)立方程組直接進(jìn)行結(jié)構(gòu)式參數(shù)估計(jì)，如果可以估計(jì)出簡(jiǎn)化形式的聯(lián)立方程組的所有結(jié)構(gòu)式參數(shù)，稱(chēng)該模型可以識(shí)別的；二是對(duì)聯(lián)立方程組進(jìn)行階條件、秩條件識(shí)別。其原理是：假設(shè)在一個(gè)聯(lián)立方程系統(tǒng)中有個(gè)先決變量，個(gè)內(nèi)生變量。在第個(gè)方程中未被包含的變量（內(nèi)生變量和外生變量）在其他方程中對(duì)應(yīng)系數(shù)所組成的矩陣用表示，則用以下方法判斷本文聯(lián)立方程模型中的第個(gè)結(jié)構(gòu)方程是否可以識(shí)別：若，則第個(gè)結(jié)構(gòu)方程不能識(shí)別，若，則第個(gè)結(jié)構(gòu)方程能夠識(shí)別，若，則第個(gè)方程恰好被識(shí)別，若，則第個(gè)方程被過(guò)度識(shí)別。在實(shí)際使用計(jì)量軟件對(duì)模型進(jìn)行估計(jì)時(shí)，軟件會(huì)自動(dòng)對(duì)模型的可識(shí)別性進(jìn)行判斷，此處不再討論。（3）聯(lián)立方程模型的估計(jì)聯(lián)立方程模型的參數(shù)估計(jì)主要有兩類(lèi)方法，單方程估計(jì)法和系統(tǒng)方程估計(jì)法。單方程估計(jì)方法不考慮方程之間的關(guān)系，只利用有限的樣本數(shù)據(jù)信息，對(duì)系統(tǒng)中的某一個(gè)結(jié)構(gòu)方程進(jìn)行估計(jì)，又稱(chēng)為有限信息方法。具體方法包括普通最小二乘法、二階段最小二乘法、加權(quán)最小二乘法、加權(quán)二階段最小二乘法等。系統(tǒng)方程估計(jì)方法是利用了系統(tǒng)的全部信息，估計(jì)全部結(jié)構(gòu)方程，可以同時(shí)得到所有方程的參數(shù)估計(jì)量，也稱(chēng)為完全信息法。具體方法包括三階段最小二乘法、完全信息極大似然估計(jì)法和廣義矩估計(jì)法。本文重點(diǎn)介紹三階段最小二乘法。該方法是由兩階段最小二乘法擴(kuò)展的較為常用的估計(jì)方法，主要適用于方程自變量與誤差項(xiàng)相關(guān)以及殘差存在異方差和同期相關(guān)的情況。在第一階段，該方法首先估計(jì)聯(lián)立方程模型的簡(jiǎn)化形式；第二階段，運(yùn)用內(nèi)生變量的擬合值對(duì)所有方程進(jìn)行二階段最小二乘法估計(jì)；第三階段，利用各方程的殘差估計(jì)跨方程的方差和協(xié)方差，最終運(yùn)用廣義最小二乘法得到參數(shù)估計(jì)量。（4）面板聯(lián)立方程模型的構(gòu)建面板數(shù)據(jù)兼顧時(shí)間和截面兩個(gè)維度。在時(shí)間序列上選取多個(gè)截面，在截面上再選取多個(gè)樣本觀(guān)測(cè)值構(gòu)成樣本數(shù)據(jù)集。本文對(duì)東北三省區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的分析在短期內(nèi)暫不考慮技術(shù)進(jìn)步的影響。考慮到近年來(lái)物流產(chǎn)業(yè)在區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展過(guò)程中發(fā)揮著不容忽視的作用，本文將區(qū)域物流發(fā)展水平作為區(qū)域經(jīng)濟(jì)的主要影響因素之一，構(gòu)建實(shí)證模型來(lái)分析東北三省區(qū)域物流與區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的相互作用。運(yùn)用東北三省2011-2019年的面板數(shù)據(jù)構(gòu)造區(qū)域經(jīng)濟(jì)與區(qū)域物流聯(lián)動(dòng)發(fā)展系統(tǒng)的面板聯(lián)立方程模型如下：（公式4-3）其中，與分別表示省份與年份。方程（1）中，資本投入、就業(yè)人數(shù)、區(qū)域物流發(fā)展水平是影響區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的三大因素。方程（2）中，影響區(qū)域物流的要素有區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、貨運(yùn)周轉(zhuǎn)量、運(yùn)輸線(xiàn)路里程、物流從業(yè)人數(shù)。方程（3）中，上期經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)及資本投入對(duì)本期資本投資均產(chǎn)生影響。、和分別表示與各省相關(guān)的固定效應(yīng)，、、、、、、、、分別表示各變量系數(shù)，、和為獨(dú)立同分布的隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。聯(lián)立方程組中各變量類(lèi)型如表4.1：4.1面板聯(lián)立方程模型變量匯總表變量類(lèi)型變量經(jīng)濟(jì)意義單位平均值標(biāo)準(zhǔn)差最小值最大值內(nèi)生變量Gdp經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)億元14,4964,9257,73524,520內(nèi)生變量K全社會(huì)固定資產(chǎn)投資億元12,2345,1276,67725,108內(nèi)生變量I物流產(chǎn)業(yè)增加值億元674.9308.6346.31,311外生變量L全社會(huì)就業(yè)人數(shù)萬(wàn)人1,936400.41,3382,562外生變量Vol貨物周轉(zhuǎn)量?jī)|噸/公里4,9074,7061,42512,757外生變量Length運(yùn)輸網(wǎng)絡(luò)里程萬(wàn)公里13.403.0609.73018.06外生變量R物流產(chǎn)業(yè)從業(yè)人數(shù)萬(wàn)人61.1626.9528.90107.1滯后內(nèi)生變量Gdp(-1)滯后一期的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)億元滯后內(nèi)生變量K(-1)滯后一期的資本投入億元3實(shí)證結(jié)果分析3.1東北三省區(qū)域物流與區(qū)域經(jīng)濟(jì)各變量平穩(wěn)性檢驗(yàn)大部分經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)都有時(shí)間趨勢(shì)，表現(xiàn)出不平穩(wěn)的特性，如果直接回歸會(huì)出現(xiàn)“偽回歸”的問(wèn)題。為避免這種情況，需要在對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸分析之前進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。此外，為消除可能存在的異方差，本文運(yùn)用取對(duì)數(shù)的各變量進(jìn)行回歸，原序列的相關(guān)關(guān)系仍然不變。運(yùn)用LLC方法進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，結(jié)果如表4.2所示。表4.2各變量序列的單位根檢驗(yàn)結(jié)果變量名P值結(jié)論LnGDP0.0000***平穩(wěn)LnK0.0003***平穩(wěn)LnL0.0251**平穩(wěn)LnI0.0010***平穩(wěn)LnVOL0.0000***平穩(wěn)Lnlength0.0000***平穩(wěn)LnR0.0000***平穩(wěn)注：***、**、*分別表示在1%、5%、10%的顯著性水平下拒絕存在單位根的原假設(shè)。由表4.2可知，在5%顯著水平下，所有變量均可以通過(guò)LLC單位根檢驗(yàn)，該面板中所有變量均為平穩(wěn)序列，可對(duì)平穩(wěn)的各時(shí)間序列直接進(jìn)行計(jì)量分析。3.2面板聯(lián)立方程模型的識(shí)別接下來(lái)本文運(yùn)用階條件和秩條件方法識(shí)別前文所構(gòu)建的面板聯(lián)立方程模型，判斷模型參數(shù)是否具有唯一解。面板聯(lián)立方程的結(jié)構(gòu)參數(shù)矩陣表示為對(duì)于方程(1)：，，且，方程(1)過(guò)度識(shí)別；對(duì)于方程(2)：，，且，方程(2)過(guò)度識(shí)別。對(duì)于方程(3)：，，且，方程(3)過(guò)度識(shí)別。根據(jù)階條件和秩條件的判斷結(jié)果可知，本文中的面板聯(lián)立方程模型中各個(gè)方程均為過(guò)度識(shí)別，即整個(gè)模型通過(guò)檢測(cè)，可以對(duì)模型的所有參數(shù)進(jìn)行估計(jì)。3.3面板聯(lián)立方程模型的輸出兩階段最小二乘法(2SLS)和三階段最小二乘法(3SLS)可以用于過(guò)度識(shí)別的聯(lián)立方程模型的參數(shù)估計(jì)。鑒于三階段最小二乘法可以將所有方程作整體回歸，消除不同方程誤差項(xiàng)的相關(guān)性，因此本文選用三階段最小二乘法(3SLS)來(lái)進(jìn)行估計(jì)?？紤]到不同省份區(qū)域經(jīng)濟(jì)與區(qū)域物流之間的發(fā)展水平的差異性，本文對(duì)總體樣本數(shù)據(jù)、分省樣本數(shù)據(jù)分別進(jìn)行3SLS估計(jì)，詳細(xì)探討東北地區(qū)總體、東北地區(qū)不同省份的經(jīng)濟(jì)與物流產(chǎn)業(yè)之間的聯(lián)動(dòng)發(fā)展關(guān)系。首先使用Stata軟件對(duì)東北地區(qū)三省的所有數(shù)據(jù)構(gòu)建的面板聯(lián)立方程模型進(jìn)行整體估計(jì)，輸出結(jié)果如表4.3所示。表4.3總體樣本數(shù)據(jù)的聯(lián)立方程估計(jì)結(jié)果變量LNGDP方程LNI方程LNK方程LNGDP-1.3840***(9.76)-LNL0.7298***（7.87）--LNK-0.1322***(-2.65)--LNI0.4782***(10.10)--LNVOL-0.0097(0.20)-LNLENGTH--0.8556***(-10.60)-LNR--0.1516***(-2.77)-LNGDP(-1)0.2479*(-1.85)LNK(-1)--0.6371***(6.44)_cons2.1987***(3.28)-4.0337***(-4.84)5.7489***(4.13)方程的P值0.00000.00000.0000R20.92890.97420.6451注：LNGDP(-1),LNK(-1)分別表示區(qū)域生產(chǎn)總值與區(qū)域全社會(huì)固定資產(chǎn)投資額的一階滯后變量；*、**、***分別表示在10%、5%、1%的顯著性水平，括號(hào)內(nèi)為z統(tǒng)計(jì)量的值。面板聯(lián)立方程模型的估計(jì)結(jié)果顯示，方程（1）的判定系數(shù)為0.9289，方程（2）的判定系數(shù)為0.9742，方程（3）的判定系數(shù)為0.6451，且三個(gè)方程的P值均為0.0000，擬合效果較為良好。方程（1）中所有變量系數(shù)在10%的顯著水平下均通過(guò)顯著性檢驗(yàn)；方程（2）中LNVOL變量的系數(shù)的P值為0.20，不能通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，所以貨運(yùn)周轉(zhuǎn)量對(duì)因變量物流產(chǎn)業(yè)增加值的影響較小或不存在影響。其他變量系數(shù)均通過(guò)顯著性檢驗(yàn)。方程（3）所有變量系數(shù)在10%的顯著水平下均通過(guò)顯著性檢驗(yàn)。通過(guò)方程顯著性檢驗(yàn)和各變量系數(shù)檢驗(yàn)后，東北地區(qū)區(qū)域物流與區(qū)域經(jīng)濟(jì)的面板聯(lián)立方程模型輸出結(jié)果為：（公式4-4）分析回歸結(jié)果可知，東北三省整體的區(qū)域生產(chǎn)總值與區(qū)域物流產(chǎn)業(yè)增加值的相互影響系數(shù)均顯著為正，意味著兩者之間存在雙向正向作用。其中，區(qū)域物流產(chǎn)業(yè)增加值對(duì)區(qū)域生產(chǎn)總值的影響系數(shù)為0.7298，而區(qū)域生產(chǎn)總值對(duì)區(qū)域物流產(chǎn)業(yè)增加值的影響系數(shù)為1.3840，這意味著區(qū)域生產(chǎn)總值每增加1%，區(qū)域物流產(chǎn)業(yè)增加值將上漲約0.7298%，反之，區(qū)域物流產(chǎn)業(yè)增加值每增加1%，區(qū)域生產(chǎn)總值將上漲約1.3840%。該結(jié)果同時(shí)表明東北三省整體的區(qū)域生產(chǎn)總值與區(qū)域物流產(chǎn)業(yè)增加值之間存在非線(xiàn)性關(guān)系，區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平對(duì)區(qū)域物流產(chǎn)業(yè)的拉動(dòng)作用更大。根據(jù)方程（1），對(duì)于東北地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展而言，全社會(huì)就業(yè)人數(shù)與物流產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生較為顯著的正向影響，而全社會(huì)固定資產(chǎn)投資對(duì)區(qū)域生產(chǎn)總值存在較小的負(fù)向影響?？梢?jiàn)東北地區(qū)投資力度尚不能對(duì)于區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展起到良好的促進(jìn)作用，而大力推動(dòng)?xùn)|北地區(qū)物流產(chǎn)業(yè)發(fā)展，增加?xùn)|北從業(yè)人員數(shù)量及質(zhì)量，對(duì)于東北地區(qū)的經(jīng)濟(jì)平穩(wěn)可持續(xù)發(fā)展具有重要作用；根據(jù)方程（2），對(duì)于東北地區(qū)的物流產(chǎn)業(yè)發(fā)展而言，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平具有顯著正向影響，而物流運(yùn)輸里程與物流從業(yè)人數(shù)對(duì)區(qū)域物流產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平存在較小的負(fù)向影響。說(shuō)明區(qū)域經(jīng)濟(jì)對(duì)區(qū)域物流具有顯著拉動(dòng)作用。區(qū)域經(jīng)濟(jì)派生出較大的區(qū)域物流需求，大力發(fā)展區(qū)域經(jīng)濟(jì)可以帶動(dòng)?xùn)|北物流產(chǎn)業(yè)的快速發(fā)展。而東北地區(qū)的物流網(wǎng)絡(luò)與物流產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員的供給均達(dá)到飽和，超出物流產(chǎn)業(yè)的發(fā)展需求，倘若繼續(xù)擴(kuò)大物流網(wǎng)絡(luò)里程，增加物流產(chǎn)業(yè)的就業(yè)比重，就會(huì)造成社會(huì)資源的浪費(fèi)，阻礙物流產(chǎn)業(yè)進(jìn)一步發(fā)展。綜上所述，東北地區(qū)區(qū)域經(jīng)濟(jì)與區(qū)域物流之間具有顯著的聯(lián)動(dòng)性效應(yīng)，且這種聯(lián)動(dòng)關(guān)系并不對(duì)稱(chēng)。區(qū)域經(jīng)濟(jì)對(duì)物流產(chǎn)業(yè)的拉動(dòng)作用大于后者對(duì)前者的反向推動(dòng)作用。聯(lián)動(dòng)關(guān)系保持了東北地區(qū)經(jīng)濟(jì)與物流產(chǎn)業(yè)的發(fā)展形成良性循環(huán)，但也會(huì)導(dǎo)致區(qū)域物流對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)的拉動(dòng)力不足，物流供給水平不足以支撐經(jīng)濟(jì)需求，經(jīng)濟(jì)發(fā)展?jié)摿ξ闯浞珠_(kāi)掘。3.4東北各省區(qū)域經(jīng)濟(jì)與區(qū)域物流聯(lián)動(dòng)關(guān)系的對(duì)比分析為進(jìn)一步探究黑龍江、吉林、遼寧三省區(qū)域經(jīng)濟(jì)與區(qū)域物流聯(lián)動(dòng)發(fā)展現(xiàn)狀的異同，分別對(duì)三省2011-2019年數(shù)據(jù)構(gòu)建聯(lián)立方程模型，變量指標(biāo)、模型選擇與前文一致，不再贅述，主要針對(duì)實(shí)證輸出結(jié)果做對(duì)比分析，估計(jì)結(jié)果如表4.4所示。表4.4黑龍江、吉林、遼寧聯(lián)立方程模型估計(jì)結(jié)果變量黑龍江吉林遼寧LNGDP方程LNI方程LNK方程LNGDP方程LNI方程LNK方程LNGDP方程LNI方程LNK方程LNGDP--1.1072***(-2.81）--0.5334***(6.80)--0.0556(-0.19)-LNL-0.4731*（-1.88）--1.2137**(2.04)0.3392(-0.87)--LNK0.2215（1.23）0.1424(-1.29)--0.1786***(4.28)--LNI0.6199***（6.17）--1.8367***(10.25)--1.0538***(9.64)--LNVOL--0.0233(-0.21)--0.1607***(3.75)0.0481(-0.37)-LNLENGTH-11.1017***(4.98)0.7165***(-3.38)--2.2284***(4.72)-LNR--0.0742***(-2.96)--0.0465***(3.05)0.5137***(-3.05)-LNGDP(-1)--0.1472(0.54)0.8859**(-2.23)2.7780***(-2.58)LNK(-1)--0.1644(0.71)--1.1425***(4.16)--0.4992**(2.52)_cons7.2204**（2.33）-14.7641***(-6.70)6.3718***(3.82)-9.7739***(-3.05)1.6589***(3.41)6.8716***(4.08)3.5454(1.22)4.7197(1.55)32.1782***(2.70)方程的P值0.00000.00000.18920.00000.00000.00000.00000.00000.0000R20.92840.98310.22620.96810.98860.74820.96270.95770.8040注：LNGDP(-1),LNK(-1)分別表示區(qū)域生產(chǎn)總值與區(qū)域全社會(huì)固定資產(chǎn)投資額的一階滯后變量；*、**、***分別表示在10%、5%、1%的顯著性水平下顯著，括號(hào)內(nèi)為z統(tǒng)計(jì)量的值。在黑龍江省，區(qū)域物流產(chǎn)業(yè)增加值對(duì)區(qū)域生產(chǎn)總值的影響系數(shù)為0.6199，而區(qū)域生產(chǎn)總值對(duì)區(qū)域物流產(chǎn)業(yè)增加值的影響系數(shù)為-1.1072。說(shuō)明對(duì)于黑龍江省而言，物流產(chǎn)業(yè)的發(fā)展與地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平屬于此跌彼漲，而并非同跌同漲的雙向因果關(guān)系。黑龍江省的物流產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平對(duì)該省經(jīng)濟(jì)發(fā)展起到不容忽視的積極作用，而經(jīng)濟(jì)的發(fā)展卻在制約著物流產(chǎn)業(yè)的發(fā)展。此外，該省的全社會(huì)就業(yè)人口以及物流產(chǎn)業(yè)從業(yè)人口均處于過(guò)飽和狀態(tài)，制約著當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)及物流產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，而物流運(yùn)輸里程則對(duì)黑龍江省物流產(chǎn)業(yè)的發(fā)展起到顯著的積極作用。為此應(yīng)該繼續(xù)加強(qiáng)黑龍江省物流網(wǎng)絡(luò)建設(shè)，以推動(dòng)物流產(chǎn)業(yè)發(fā)展，從而進(jìn)一步推動(dòng)該省經(jīng)濟(jì)發(fā)展。在吉林省，區(qū)域物流產(chǎn)業(yè)增加值對(duì)區(qū)域生產(chǎn)總值的影響系數(shù)為1.8367，同時(shí)區(qū)域生產(chǎn)總值對(duì)區(qū)域物流產(chǎn)業(yè)增加值的影響系數(shù)為0.5334，二者都在1%的顯著性水平下顯著。這意味著吉林省物流產(chǎn)業(yè)與區(qū)域經(jīng)濟(jì)的發(fā)展互為因果，相互促進(jìn)，即區(qū)域物流產(chǎn)業(yè)增加值每增加1%，區(qū)域生產(chǎn)總值將上漲約1.8367%，反之，區(qū)域生產(chǎn)總值每增加1%，區(qū)域物流產(chǎn)業(yè)增加值將上漲約0.5334%，可見(jiàn)對(duì)于吉林省，區(qū)域經(jīng)濟(jì)與區(qū)域物流的聯(lián)動(dòng)效應(yīng)仍然是非對(duì)稱(chēng)的，其中區(qū)域物流對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)的拉動(dòng)作用更大。另外，該省的物流網(wǎng)絡(luò)供給已經(jīng)過(guò)飽和，繼續(xù)擴(kuò)建可能會(huì)徒增社會(huì)資源的浪費(fèi)，制約當(dāng)?shù)匚锪鳟a(chǎn)業(yè)的發(fā)展，而貨運(yùn)周轉(zhuǎn)量和物流從業(yè)人數(shù)則對(duì)吉林省物流產(chǎn)業(yè)發(fā)揮積極作用。為此應(yīng)加強(qiáng)吉林貨物流通，并提升物流從業(yè)人員比重，以推動(dòng)該省物流產(chǎn)業(yè)及區(qū)域經(jīng)濟(jì)良性發(fā)展。在遼寧省，區(qū)域物流對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)具有顯著的積極影響，影響系數(shù)為1