談農(nóng)村物流發(fā)展及農(nóng)村經(jīng)濟增長論文
摘要：“互聯(lián)網(wǎng)+”概念的提出為農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展提供了新思路，農(nóng)村物流作為“互聯(lián)網(wǎng)+農(nóng)業(yè)”模式的重要基礎(chǔ)條件，其能夠為農(nóng)村經(jīng)濟帶來何種程度的正面效應(yīng)以及目前對該行業(yè)的投資是否合理成為研究的熱點。本文選用農(nóng)村國內(nèi)生產(chǎn)總值衡量農(nóng)村經(jīng)濟增長，將三大主要農(nóng)產(chǎn)品貨運量作為物流發(fā)展的衡量指標(biāo)，利用1996—2013年度相關(guān)數(shù)據(jù)，分析農(nóng)村物流發(fā)展水平和經(jīng)濟增長間的關(guān)系。實證研究結(jié)果表明，農(nóng)村物流對經(jīng)濟增長有較強的促進作用，但經(jīng)濟增長對物流行業(yè)發(fā)展的貢獻度不足。
關(guān)鍵詞：農(nóng)村物流；經(jīng)濟增長；投資效果
隨著“互聯(lián)網(wǎng)+農(nóng)業(yè)”模式的提出，作為該模式運行基礎(chǔ)的農(nóng)村物流成為研究的焦點。農(nóng)村物流主要服務(wù)于農(nóng)產(chǎn)品和農(nóng)村消費品的運輸，其中農(nóng)產(chǎn)品的運輸直接關(guān)系到農(nóng)民創(chuàng)收和農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展，農(nóng)村物流的發(fā)展能夠控制農(nóng)產(chǎn)品運輸成本，也能帶動農(nóng)村電商的發(fā)展。農(nóng)村物流對農(nóng)村經(jīng)濟到底有多大的促進作用、目前對農(nóng)村物流的投入力度是否合理、效果是否顯著，成為急需了解的首要問題。本文通過對1996—2013年的時序數(shù)據(jù)進行分析，旨在探尋農(nóng)村物流對經(jīng)濟增長的貢獻程度，以及農(nóng)村經(jīng)濟增長對物流業(yè)發(fā)展的促進效率和效果。
一、文獻回顧
目前，國內(nèi)農(nóng)村物流的文獻主要是理論研究，實證研究尚不完善。楊平、喬雯和易法海（2008）指出，現(xiàn)代農(nóng)業(yè)物流具有降低成本和提升價值兩大功能，根據(jù)價格彈性將農(nóng)產(chǎn)品分為三類，對彈性大于一的，物流主要通過減小成本促進經(jīng)濟增長；而對彈性小于一的產(chǎn)品和商品，物流主要通過提升農(nóng)產(chǎn)品價值促進經(jīng)濟增長。文龍光和潘立軍（2011）提出農(nóng)村物流發(fā)展中中，逆向物流發(fā)展水平低和專業(yè)化不足，應(yīng)當(dāng)致力于綠色專業(yè)化物流體系的建設(shè)。王占霞（2009）認為完善農(nóng)村市場流通能夠優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、統(tǒng)籌城鄉(xiāng)發(fā)展，有效緩解城鄉(xiāng)二元化問題。胡愈和許紅蓮（2007）通過灰色關(guān)聯(lián)度分析，指出處于不同發(fā)展階段的農(nóng)村物流，其主要影響因素不同，就我國農(nóng)村物流發(fā)展現(xiàn)狀而言，其水平主要受制于基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，同時也受到自然災(zāi)害、農(nóng)民收入、農(nóng)村金融的影響。從以上文獻回顧中可以看出，目前對于農(nóng)村物流和農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展間關(guān)系的實證研究較少，且部分研究的實證分析在模型構(gòu)建上尚不全面。
二、實證分析
（一）變量及數(shù)據(jù)選取
本文選取國內(nèi)生產(chǎn)總值衡量農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展水平，由于目前并無衡量農(nóng)村物流水平的直接指標(biāo)，考慮到我國農(nóng)村物流的主要服務(wù)對象為農(nóng)產(chǎn)品運輸，農(nóng)產(chǎn)品貨運量的大小能夠有效反映農(nóng)村物流水平的發(fā)展情況，因此，本文選擇糧食、化肥及農(nóng)藥、木材三類主要農(nóng)產(chǎn)品貨運量總額作為農(nóng)村物流發(fā)展水平指標(biāo)。由于本文采用的數(shù)據(jù)均為時序數(shù)據(jù)，為了消除異方差影響和減少數(shù)據(jù)波動，對GDP和LOGISTICS進行取對數(shù)處理，將LNGDP作為被解釋變量，LNLOGISTICS作為解釋變量，該處理不改變變量間的相關(guān)關(guān)系且能提高模型估計的可靠性。本文研究期間為1996-2013年，樣本數(shù)據(jù)均來源于1996-2013年《中國農(nóng)村統(tǒng)計年鑒》。
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1.描述性統(tǒng)計分析描述性統(tǒng)計分析結(jié)果表明，經(jīng)過取對數(shù)處理后，經(jīng)濟增長指標(biāo)和物流發(fā)展指標(biāo)方差較小，穩(wěn)定性增強。同時，經(jīng)濟增長水平波動較物流發(fā)展更大，LNGDP標(biāo)準(zhǔn)差為LNLOGISTICS的3倍，說明農(nóng)村經(jīng)濟增長幅度大于物流發(fā)展速度。通過初步分析，可以得出在農(nóng)村經(jīng)濟增長的.同時，物流行業(yè)并未實現(xiàn)等速提升。
2.變量的單位根檢驗單位根檢驗是指通過判斷是否存在單位根，以檢測時序數(shù)據(jù)是否平穩(wěn)。在時序數(shù)據(jù)的統(tǒng)計分析中，要求數(shù)據(jù)平穩(wěn)，否則會產(chǎn)生虛假回歸，影響分析結(jié)果。因此首先對LNGDP和LNLOGISTICS兩變量進行單位根檢驗，本文采取ADF檢驗方法檢驗數(shù)據(jù)平穩(wěn)性。檢測結(jié)果見表2表中C表示方程的常數(shù)項，T表示方程的趨勢項，K表示方程的滯后階數(shù)，T為0代表方程不含趨勢項，滯后階數(shù)按照AIC最小原則確定。從該表可以看出，LNGDP與LNLOGISTICS的ADF值在1%的極高顯著性水平上大于對應(yīng)臨界值，兩變量本身均存在單位根，為非平穩(wěn)序列。LNGDP的差分的ADF值在10%的顯著性水平上大于臨界值，且該結(jié)果接近5%顯著性水平下的臨界值，因此LNGDP的一階差分DLNGDP為平穩(wěn)序列。LOGIS-TICS的一階差分的ADF值在三類顯著性水平上小于臨界值，因此DLNLOGISTICS為平穩(wěn)序列。綜上，LNGDP與LNLOGISTICS均為一階單整序列，即I（1）。
3.協(xié)整檢驗如果兩個平穩(wěn)序列為同階單整，則二者可能是協(xié)整的，協(xié)整的序列能夠采用經(jīng)典回歸模型。因此，對變量進行協(xié)整檢驗，以判斷兩個序列間是否協(xié)整。協(xié)整檢驗主要有Engle-Granger兩步法和Johansen檢驗兩種方法，其中EG兩步法主要應(yīng)用于兩變量的協(xié)整檢驗，根據(jù)以上方法選取原則，本文利用EG兩步法對兩變量進行協(xié)整檢驗。第一步，對LNGDP和LNLOGISTICS直接進行最小二乘回歸并計算非均衡誤差。以上估計的回歸方程R2和AdjustedR2均接近于1，且F值遠高于臨界值，D.W值較接近于2，說明擬合水平高。第二步，對加入滯后項的方程殘差ECM的平穩(wěn)性進行檢驗，檢驗結(jié)果見表3。從表3的分析結(jié)果可知，加入滯后項的方程殘差序列ECM的ADF值小于1%高顯著性水平下的臨界值ECM為平穩(wěn)序列，故LNGDP與LNLOGISTICS存在協(xié)整關(guān)系。
4.誤差修正模型前文對兩變量在長期中的相關(guān)關(guān)系進行了研究，接下來對其短期波動進行考察，構(gòu)建誤差修正模型分析短期波動的修正機制：DLNGDP=0.3338DLNLOGISTDSt-0.9884DLNGDPt-1-1.313ECMt-1+ε(1.6105)(7.3086***)(-4.3438***)（R2=0.4994，D.W=2.3302）注：***、**、*分別表示在1%、5%、10%水平上顯著，1.6105與10%顯著性水平下的t值接近在以上誤差模型中，ECMt-1的系數(shù)為負，說明模型設(shè)定正確，該系數(shù)反映了對短期波動的修正強度，當(dāng)上一期的值小于均衡值時，本期變化將較均衡狀態(tài)增加，從而使數(shù)值回歸均衡值，反之，上期的值大于均衡值時，本期變化將減少。該模型同時反映了長期變化和短期波動，當(dāng)DLNLOGISTICS變化1%時，DLNGDP將變動0.3338%，DLNGDP受自身上期水平的影響較大，系數(shù)為0.9884，反映了DLNGDP的趨勢性。
5.格蘭杰（Granger）因果檢驗為了進一步明確兩個變量存在怎樣的因果關(guān)系，本文對LNGDP于LNLOGISTICS進行格蘭杰因果檢驗。格蘭杰提出，若某一變量有助于解釋另一變量的未來變化，則可以認為該變量是導(dǎo)致另一變量變化的原因。格蘭杰檢驗主要用于判定變量間的因果關(guān)系，本文對LNGDP和LNLOGISTICS進行Granger因果檢驗由上表可知，假設(shè)一的P值為0.0617，在10%的顯著性水平下，拒絕原假設(shè)，即LNLOGISTICS為LNGDP的格蘭杰原因。由此可知，我國農(nóng)村物流的發(fā)展是導(dǎo)致農(nóng)村經(jīng)濟增長的原因之一。而假設(shè)二的P值為0.7711，接受原假設(shè)即LNGDP不是LNLOGISTICS的格蘭杰原因，即農(nóng)村經(jīng)濟增長對物流發(fā)展的促進作用并不大。6.脈沖響應(yīng)函數(shù)由下圖結(jié)果可知，當(dāng)給LNLOGISTICS一個沖擊后，LNGDP在第一年未作出反應(yīng)，而需要兩年的時間作出反應(yīng)，該反應(yīng)從整體上呈上升趨勢，從第12年開始逐步趨于穩(wěn)定，反映出物流水平的提高對經(jīng)濟增長有持續(xù)性的沖擊作用，且該作用隨著時間增加穩(wěn)步上升，最終趨于相對穩(wěn)定。相反，在給LNGDP一個沖擊后，LNLOGISTICS的反映強度并不大，該結(jié)論與前文的格蘭杰檢驗結(jié)果相呼應(yīng)。
三、結(jié)論
本文通過對1996—2013年農(nóng)村物流水平和經(jīng)濟發(fā)展水平的樣本數(shù)據(jù)進行分析，得出農(nóng)村物流能夠有效促進農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展，但農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展對物流的影響作用并不顯著。格蘭杰檢驗的結(jié)果指出，LNLOGISTICS為引起LNGDP變化的格蘭杰原因，而LNGDP并非LNLOGIS-TICS變化的格蘭杰原因，說明農(nóng)村物流對經(jīng)濟發(fā)展有促進作用，但農(nóng)村經(jīng)濟的發(fā)展對物流的發(fā)展作用不大，這體現(xiàn)出農(nóng)村經(jīng)濟中對物流業(yè)的投資程度尚顯不足。最后，脈沖函數(shù)的分析結(jié)果指出，物流對經(jīng)濟有較強的沖擊作用且這種沖擊作用在一定時期內(nèi)不斷增長，并逐步占據(jù)主導(dǎo)地位，最終趨于穩(wěn)定。相反，經(jīng)濟發(fā)展對物流的沖擊作用較小，且并非主導(dǎo)因素。由此得出結(jié)論，農(nóng)村物流行業(yè)的發(fā)展對農(nóng)村經(jīng)濟增長起到了極大的促進作用，但目前我國農(nóng)村對物流的重視程度和投入還不夠，經(jīng)濟增長并未帶動物流業(yè)實現(xiàn)同步增長。
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