王婷婷 （安徽工商職業(yè)學院 管理學院，安徽 合肥 231131）

0 引言

國內有關物流園區(qū)與區(qū)域經濟發(fā)展互動關系的研究十分匱乏，且對于“合肥市”的相關研究幾乎沒有，對于其他區(qū)域的相關研究主要集中在物流產業(yè)與經濟發(fā)展或物流園區(qū)與產業(yè)集群之間的互動關系上?；诖?，本文將立足合肥市，以協(xié)整理論為基礎，通過檢驗物流園區(qū)與區(qū)域經濟發(fā)展之間的關系，尋找其存在的不足，并給出相對應的建議，以期有效促進兩者和諧發(fā)展。

1 基于協(xié)整理論的合肥市物流園區(qū)與區(qū)域經濟互動關系實證研究

1.1 指標選取和數據說明

本文考慮到指標可得性并結合其他學者研究結論，最終選擇貨運量（HYL）作為合肥市物流園區(qū)發(fā)展的衡量指標[1-2]，以合肥市GDP作為衡量區(qū)域經濟發(fā)展的指標。本文選用的數據區(qū)間跨度為2004~2016年，如表1所示。

本文將基于協(xié)整分析方法，利用Eviews6.0軟件，對合肥市物流園區(qū)與區(qū)域經濟發(fā)展的互動關系進行分析，以期得出相關結論，能夠促進二者相互促進、協(xié)調發(fā)展。

由于貨運量數據2015、2016兩年呈現暫時下降，但并不代表合肥市物流園區(qū)（貨運量）總體發(fā)展趨勢。因此為有效評估二者之間的關系，接下來將截取合肥市2004~2014年的相關數據進行分析。

1.2 協(xié)整分析[3]

1.2.1 單位根檢驗

單位根檢驗是指檢驗序列中是否存在單位根，是否為平穩(wěn)時間序列?？梢宰C明，序列中存在單位根是不平穩(wěn)的，則回歸分析中存在偽回歸。對兩個序列進行單位根檢驗，將檢驗設置為含截距與趨勢項的單位根檢驗[4]。

1.2.1.1 貨運量單位根檢驗

表1 2004～2016相關指標樣本數據

對物流園區(qū)的發(fā)展指標貨運量進行單位根檢驗，結果見表2。

由表2可以看出，ADF統(tǒng)計量對應的概率值并不顯著，因此不能拒絕貨運量具有一階單位根的原假設，接下來對貨運量進行一階差分處理，得到結果見表3。

表2 物流園區(qū)發(fā)展指標序列（HYL）單位根檢驗Null Hypothesis：HYL has a unit rootExogenous：NoneLag Length：0 （Automatic based on SIC,MAXLAG=2）

表3 物流園區(qū)發(fā)展指標序列（HYL）一階差分處理Null Hypothesis：D （HYL） has a unit rootExogenous：NoneLag Length：0 （Automatic based on SIC,MAXLAG=2）

由表3可知仍需對貨運量進行二階差分處理，得到結果見表4。

由表4可見ADF統(tǒng)計量對應的概率值顯著，故認為貨運量的二階差分序列平穩(wěn)。

1.2.1.2GDP單位根檢驗

對區(qū)域經濟發(fā)展指標GDP進行單位根檢驗，結果見表5、表6。

表4 物流園區(qū)發(fā)展指標序列（HYL）二階差分處理Null Hypothesis：D （HYL,2） has a unit rootExogenous：NoneLag Length：0 （Automatic based on SIC,MAXLAG=2）

表5 區(qū)域發(fā)展指標序列（GDP）單位根檢驗Null Hypothesis：GDP has a unit rootExogenous：NoneLag Length：0 （Automatic based on SIC,MAXLAG=2）

由表5、6可知，ADF統(tǒng)計量對應的概率值并不顯著，需對GDP進行二階差分處理，結果見表7。

表6 區(qū)域發(fā)展指標序列（GDP）一階差分處理Null Hypothesis：D （GDP） has a unit rootExogenous：NoneLag Length：0 （Automatic based on SIC,MAXLAG=2）

表7 區(qū)域發(fā)展指標序列（GDP）二階差分處理Null Hypothesis：D （GDP,2） has a unit rootExogenous：NoneLag Length：0 （Automatic based on SIC,MAXLAG=2）

由表7可見ADF統(tǒng)計量對應的概率值顯著，因此GDP二階差分后平穩(wěn)。

1.2.2 協(xié)整關系檢驗

通過以上分析可以看出，合肥市物流園區(qū)與區(qū)域經濟發(fā)展都是二階單整的序列，為進一步檢驗兩個變量之間是否存在協(xié)整關系，需要進行基于殘差的協(xié)整檢驗回歸，如表8所示。

根據表8得到回歸方程：

基于殘差的協(xié)整檢驗結果見表9。

由表9可見，殘差序列的單位根檢驗結果為0.0101，殘差序列是平穩(wěn)的。因此可以認為，合肥市物流園區(qū)與區(qū)域經濟發(fā)展確實存在長期的均衡關系（協(xié)整關系）。

表8 物流園區(qū)、區(qū)域經濟發(fā)展指標回歸結果

1.3 格蘭杰因果關系檢驗

為探究合肥市物流園區(qū)（貨運量）與區(qū)域經濟發(fā)展（GDP）之間是否具有因果關系，還需進行格蘭杰因果關系檢驗，結果如表10所示。

表9 檢驗結果Null Hypothesis：ET has a unit rootExogenous：NoneLag Length：0 （Automatic based on SIC,MAXLAG=2）

表10 格蘭杰因果關系檢驗結果Pairwise Granger Causality TestsData：10/19/18 Time：19：21Sample：2014 2014Lags：2

結果顯示，在5%顯著性水平下，合肥市GDP是HYL的格蘭杰原因，而HYL并不是GDP的格蘭杰原因。因此，在2004～2014年間，合肥市區(qū)域經濟的發(fā)展與物流園區(qū)發(fā)展之間存在著單向的影響，即合肥市GDP的增長帶動了物流園區(qū)的發(fā)展，但是物流園區(qū)的發(fā)展對合肥市區(qū)域經濟增長的影響并不顯著。

2 結論與建議

2.1 結 論

第一，從合肥市物流園區(qū)與區(qū)域經濟發(fā)展的協(xié)整檢驗結果可知，合肥市物流園區(qū)與區(qū)域經濟發(fā)展之間存在著長期平衡關系。長期來看，合肥市物流園區(qū)的發(fā)展與區(qū)域經濟發(fā)展之間是互相促進的?；貧w的R2值為0.9889，F統(tǒng)計量值為804.4344，指標的回歸系數和常數項的統(tǒng)計量均顯著，物流園區(qū)指標的回歸系數大于0，說明區(qū)域經濟的增長隨著物流園區(qū)的發(fā)展而發(fā)展，兩者為正相關關系。

第二，從格蘭杰因果檢驗的結果可以看出，在2004～2014年間，合肥市區(qū)域經濟的發(fā)展與物流園區(qū)發(fā)展之間存在著單向的影響，即合肥市GDP的增長帶動了物流園區(qū)的發(fā)展，但是物流園區(qū)的發(fā)展對合肥市區(qū)域經濟增長的影響并不顯著。

2.2 建議

第一，調整和促進合肥市產業(yè)結構升級，逐漸加大第三產業(yè)在區(qū)域經濟發(fā)展中的貢獻比重。物流園區(qū)作為物流業(yè)的重要節(jié)點，隸屬于第三產業(yè)，也是政府重點扶持的產業(yè)，物流園區(qū)的發(fā)展必然推動通信、運輸、商貿的進步，從而促進區(qū)域經濟的發(fā)展。

第二，在合肥市物流園區(qū)內構建公共信息平臺，使園區(qū)內的物流企業(yè)和客戶之間的信息資源實現共享，可以促進園區(qū)信息資源的優(yōu)化配置和效率提升。合肥市在發(fā)展產業(yè)經濟的基礎上，應該建立覆蓋全市的信息化系統(tǒng)，為物流園區(qū)的發(fā)展提供更加便捷的服務[5]。

第三，對合肥市的物流園區(qū)進行合理規(guī)劃及布局。物流園區(qū)的過度擴充可能會導致社會資源的浪費，物流園區(qū)發(fā)展規(guī)?；蚬δ艿牟蛔銦o法滿足物流需求，從而都將無法有效地為區(qū)域經濟發(fā)展服務。

第四，合肥市應根據物流園區(qū)及區(qū)域經濟發(fā)展現狀，制定出合理有效的相關政策，加大物流基礎設施建設的投入，提升物流信息化水平，實現區(qū)域經濟與物流園區(qū)的互動平衡式發(fā)展[6]。