基于VAR模型的我國國際貿(mào)易與物流關(guān)系的實證分析

李昂

摘 要：采用VAR模型來研究我國國際貿(mào)易與物流之間的關(guān)系，對其進行平穩(wěn)性檢驗、脈沖響應(yīng)分析以及方差分解分析等。結(jié)果表明：物流需求對國際貿(mào)易的推動作用在短期內(nèi)較大；而在長期內(nèi)較小。國際貿(mào)易對物流的推動作用在在長期內(nèi)非常明顯，但在短期內(nèi)卻不顯著。我國國際貿(mào)易對物流影響比物流對我國國際貿(mào)易的影響更為強烈。

關(guān)鍵詞：物流；國際貿(mào)易；VAR模型；脈沖響應(yīng)

一、引言

入世以來，我國開放型經(jīng)濟迅速發(fā)展，物流作為國際貿(mào)易發(fā)展的橋梁和樞紐，打破國界的禁錮，走現(xiàn)代化的國際物流發(fā)展的道路。在我國90%的國際貿(mào)易貨運是海運，可知主要港口貨物吞吐量與進出口貿(mào)易之間存在較強的相關(guān)關(guān)系。截止至2013年12月，我國沿海主要港口貨物吞吐量達668201萬噸，同比增長5952萬噸，其中寧波—舟山港貨物吞吐量為74401萬噸，約占我國主要港口吞吐量的11.13%。物流產(chǎn)業(yè)的發(fā)展應(yīng)最大限度的降低物流成本，為我國進出口企業(yè)提供運輸配送基礎(chǔ)。2003—2012年十年間，我國對外貿(mào)易進出口總額從70483.5億元上升到244160.21億元，增幅達到246.4%。國際貿(mào)易取得了良好的成績，物流產(chǎn)業(yè)功不可沒。

物流產(chǎn)業(yè)與國際貿(mào)易兩者之間相輔相成，一方面，國際貿(mào)易為物流產(chǎn)業(yè)發(fā)展提供前提和基礎(chǔ)，國際貿(mào)易的發(fā)展規(guī)模及發(fā)展速度決定了物流產(chǎn)業(yè)發(fā)展的規(guī)模和速度；另一方面，物流是國際貿(mào)易發(fā)展的基本保障，物流產(chǎn)業(yè)對國際貿(mào)易發(fā)展存在反作用力?；诖?，本文采用VAR模型的脈沖響應(yīng)函數(shù)對國際貿(mào)易與物流之間的關(guān)系進行實證分析，探究我國國際貿(mào)易與物流之間的相互拉動作用。

二、我國國際貿(mào)易與物流關(guān)系的實證分析

1.指標選取、樣本數(shù)據(jù)

本文采用向量自回歸方法來量化我國國際貿(mào)易與物流之間的關(guān)系，因此要選取合適的指標來衡量我國國際貿(mào)易與物流。下面，來具體分析我國對外貿(mào)易及物流產(chǎn)業(yè)發(fā)展的基本情況。入世以來，我國對外貿(mào)易發(fā)展較為穩(wěn)健，由于入世前后我國對外貿(mào)易及物流發(fā)展情況差異較大，本文主要研究入世以后我國國際貿(mào)易與物流產(chǎn)業(yè)之間的關(guān)系。因此，本文選取2003年至2012年這十年的數(shù)據(jù)來具體近些年來我國國際貿(mào)易與物流之間的關(guān)系。

從圖1中可以直觀的看出，我國進出口貿(mào)易總額走勢與貨運量、主要港口貨物吞吐量的增長走勢存在一致性，尤其是與主要港口貨物吞吐量走勢大致相同，初步地認為它們之間存在一定的相關(guān)性。下面，對描述國際貿(mào)易及物流的相關(guān)指標進行說明：

（1）國際貿(mào)易發(fā)展水平指標

我國國際貿(mào)易的發(fā)展水平即對外貿(mào)易發(fā)展水平，大部分學(xué)者一致認為我國進出口狀況可衡量國際貿(mào)易發(fā)展水平，因此，本文選取我國商品進出口總額來衡量我國國際貿(mào)易發(fā)展狀況。

（2）物流發(fā)展水平指標

物流發(fā)展水平的衡量指標在學(xué)術(shù)界一直存在爭議，有些學(xué)者認為與物流業(yè)密切相關(guān)的服務(wù)行業(yè)為交通運輸、倉儲及郵電業(yè)，因此采用這三大產(chǎn)業(yè)的生產(chǎn)總值來衡量物流發(fā)展水平，但由于物流產(chǎn)業(yè)服務(wù)于諸多產(chǎn)業(yè)，并不局限于以上產(chǎn)業(yè)，因此該衡量方法存在很多不足。還有些學(xué)者采用全社會貨運量來衡量物流需求，進而反映物流產(chǎn)業(yè)的發(fā)展水平。此外，還有一些學(xué)者認為對外貿(mào)易的運輸方式多為海運，因此采用主要港口貨物吞吐量來衡量國際貿(mào)易背景下物流發(fā)展水平。綜合考慮各種衡量指標，筆者認為貨運量或主要港口貨物吞吐量都可衡量物流發(fā)展水平。通過下面實證分析可知，主要港口貨物吞吐量更能反映國際貿(mào)易與物流的關(guān)系。

因此，采用我國對外貿(mào)易進出口總額（ZE）來衡量我國國際貿(mào)易的發(fā)展情況，采用貨運量（H）或主要港口貨物吞吐量（G）來衡量我國物流產(chǎn)業(yè)發(fā)展情況。數(shù)據(jù)均來自于歷年《中國統(tǒng)計年鑒》及國家統(tǒng)計局網(wǎng)站，時間序列為2003年至2012年。

2.平穩(wěn)性檢驗

建立VAR模型必須對時間序列數(shù)據(jù)進行平穩(wěn)性檢驗，非平穩(wěn)時間序列數(shù)據(jù)建立模型會產(chǎn)生偽回歸的現(xiàn)象。但由于時間序列數(shù)據(jù)多為非平穩(wěn)的，因此要確定相關(guān)時間序列數(shù)據(jù)的長期均衡關(guān)系。為檢驗時間序列的平穩(wěn)性，首先對各個指標進行單位根檢驗。用Eviews6.0軟件對ZE、H和G進行ADF檢驗，并以顯著性值來確定向量自回歸模型的滯后階數(shù)，其中單位根檢驗結(jié)果見表1。

從表1可以看出，ZE、H與G和它們的一階差分ADF值都大于10%顯著性水平下的臨界值，表明都存在單位根，因此三個變量在水平和一階差分下都是不平穩(wěn)序列。而從ZE、H與G的二階差分ADF值可以看到，它們都小于5%顯著性水平臨界值，因此可認為三個變量都在二階是平穩(wěn)的。因此有 ZE ～ I（2），H～ I（2），G ～ I（2）。

3.Var模型建立及參數(shù)估計

由于國際貿(mào)易與物流之間可能存在內(nèi)生性，VAR模型巧妙的避免了內(nèi)生變量的影響。因此本文選擇VAR模型進行研究?；镜腣AR模型如下：

Yt=a1Yt-1 + a2Yt-2+…+ApYt-p+b1Xt+ b2Xt-1+…+brXt-r+er. （1）

其中Yt表示內(nèi)生性時間序列變量；X表示外生性時間序列變量；a1，a2，…，ap，b1，b2，…，br為待估計參數(shù)。p表示內(nèi)生變量Y的最小的滯后期階數(shù)；r表示內(nèi)生變量X的滯后期階數(shù)，er表示隨機誤差擾動項。

式（1）也稱為VAR（p）模型，VAR模型的一個任務(wù)就是找到變化的滯后期和自由度構(gòu)成的一種均衡狀態(tài)，可采用模型（1）來計算AIC值和SC值，計算公式如下。

AIC=2（p+r）/k-2d/k，SC =[ （ p + r ）*ln k-2d]/k. （2）

其中k表示樣本觀測值的個數(shù)；d的計算式如下：

d=-{（1+ln 2X）*（p+r）+ln[Δ（ Σetet T/k）]}*k/2 （3）

其中X、p、r、k、er的含義同上。endprint

根據(jù)表2的單位根檢驗結(jié)果，建立VAR模型，具體表達式如下：

ZEt= a0+a1ZEt-1+a2ZEt-2+b1Ht-1+b2Ht-2+er （4）

H=a0+a1Ht-1+a2Ht-2+b1ZEt-1+b2ZEt-2+er （5）

ZEt=a0+a1ZEt-1+a2ZEt-2+b1Gt-1+b2Gt-2+er （6）

G=a0+a1Gt-1+a2Gt-2+b1ZEt-1+b2ZEt-2+er （7）

由Eviews6.0對VAR模型（4）、（5）、（6）和（7）進行參數(shù)估計，得到的VAR估計結(jié)果見表2。

從模型（4）至（7）的回歸結(jié)果可知，可得如下的回歸方程：

ZEt=-91385.9+1.3088 ZEt-1-0.9242ZEt-2-0.5951Ht-1+0.7492Ht-2

（8）

H=-211857.0+0.3355Ht-1+0.9751Ht-2+0.4708ZEt-1-0.6442ZEt-2

（9）

ZEt=-88032.9-0.4066ZEt-1+1.8078ZEt-2+4.7242Gt-1-5.1776Gt-2

（10）

G=70229.8+0.5666Gt-1+0.8761Gt-2-0.5933ZEt-1-0.4383ZEt-2

（11）

模型（4）中一階的內(nèi)生變量和二階的外生變量對被解釋變量都是顯著的，但二階的內(nèi)生變量和一階外生變量對被解釋變量卻都不顯著。說明我國國際貿(mào)易水平在短期內(nèi)產(chǎn)生內(nèi)生推動力，但長期內(nèi)這種推動就顯得薄弱，但整體貨運水平對我國國際貿(mào)易水平的影響卻恰好相反。模型（5）中二階的內(nèi)生變量和一階的外生變量對被解釋變量都是顯著的，但一階的內(nèi)生變量和二階外生變量對被解釋變量卻都不顯著。說明我國整體貨運水平在短期內(nèi)產(chǎn)生內(nèi)生推動力，但長期內(nèi)這種推動就顯得薄弱，但國際貿(mào)易水平對整體貨運水平的影響卻恰好相反。模型（6）中二階的內(nèi)生變量和一階的外生變量對被解釋變量都是顯著的，但一階的內(nèi)生變量和二階外生變量對被解釋變量卻都不顯著。說明我國國際貿(mào)易水平在長期內(nèi)產(chǎn)生推動力，但短期內(nèi)推動作用較小，但主要港口貨運吞吐水平對我國國際貿(mào)易水平的影響卻恰好相反。模型（7）中二階的內(nèi)生變量外生變量對被解釋變量都是顯著的，但一階的內(nèi)生變量和外生變量對被解釋變量卻都不顯著。說明我國國際貿(mào)易與物流的互動影響在長期內(nèi)非常明顯，但在短期內(nèi)卻不顯著。總體而言，模型（6）和（7）的回歸結(jié)果與現(xiàn)實更為吻合，也就是說采用主要港口貨物吞吐量來衡量物流發(fā)展水平時，模型的擬合度更高。因此，下文主要分析ZE與G之間的關(guān)系。

4.國際貿(mào)易與物流的脈沖響應(yīng)分析

脈沖響應(yīng)函數(shù)分析了各ZE與G之間沖擊，運用上述的VAR模型進行脈沖響應(yīng)分析，即計算一個標準差大小的ZE和G的沖擊對兩者的影響，分析ZE-G、G-ZE的脈沖響應(yīng)趨勢，具體的結(jié)果見圖2。

一方面，當(dāng)受到一個物流需求變化的沖擊后，我國國際貿(mào)易在短期內(nèi)會產(chǎn)生震蕩，當(dāng)四期之后又回復(fù)到平穩(wěn)階段。另一方面，當(dāng)受到一個進出口量變化的沖擊后，我國物流需求在長期內(nèi)會產(chǎn)生波動式下降，且沖擊力度越來越大，說明我國物流受國際貿(mào)易環(huán)境影響很大。對比可知，物流需求變動對國際貿(mào)易的影響是瞬間平穩(wěn)，而國際貿(mào)易對物流的影響卻存在時效性。

5.國際貿(mào)易與物流的方差分解分析

為了進一步分析ZE與G之間的相互波動性，利用方差分解對兩個變量預(yù)測均方誤差進行分解，具體的分解結(jié)果見表3。

表3的分析結(jié)果顯示，從長期來看我國國際貿(mào)易中的進出口總額的變化38%左右由自身決定，60%左右由主要港口貨運吞吐量決定，充分表明物流對國際貿(mào)易的影響之大。同理，從長期來看，我國主要港口貨運吞吐量的變化22%由其自身決定，77%左右由國際貿(mào)易進出口總額決定。綜上分析可知，我國國際貿(mào)易對物流影響更為強烈。

三、結(jié)語

雖然我國國際貿(mào)易總額、貨運量以及主要港口貨物吞吐量三者各自的時間需求都是非平穩(wěn)的，但它們都是二階單整序列，說明它們之間存在一定的長期穩(wěn)定關(guān)系。通過實證分析可知，我國國際貿(mào)易在長期內(nèi)具有較強的內(nèi)在推動力，但短期內(nèi)推動力較小。方差分解的結(jié)果顯示我國國際貿(mào)易對物流影響比物流對我國國際貿(mào)易的影響更為強烈。就國際貿(mào)易而言，我國物流對國際貿(mào)易存在一定的促進作用；就國際物流而言，國際貿(mào)易發(fā)展也擴展了物流需求。因此，我國在加快國際貿(mào)易轉(zhuǎn)型升級的同時發(fā)展現(xiàn)代物流業(yè)。

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