胡勇軍

(廣州航海學院，廣東 廣州 510725)

一、文獻綜述

(一)關(guān)于國際物流與國際貿(mào)易關(guān)系的研究

關(guān)于定性方面的研究主要有:李永生、張麗芳(2006)認為物流成本對國際貿(mào)易具有直接影響;陳世軍(2012)從物流成本(國際貿(mào)易物流成本主要包括庫存成本、運輸成本和管理成本)角度研究了國際物流對國際貿(mào)易促進機制的影響。張艷麗(2012)通過對我國國際物流以及國際貿(mào)易的發(fā)展現(xiàn)狀及存在問題的分析，闡述了國際物流業(yè)的迅速發(fā)展在我國經(jīng)濟及國際貿(mào)易的發(fā)展進程中起著關(guān)鍵性的作用。

關(guān)于定量方面的研究主要有:孔原(2010)選取了我國2002—2008年進出口總值、港口外貿(mào)貨物吞吐量兩個指標;林青(2009)選取了1991—2008年間的貨物運輸周轉(zhuǎn)量、港口集裝箱吞吐量以及進出口貿(mào)易總額三個指標;黃正松(2011)選取了1992—2008年間的鐵路貨物周轉(zhuǎn)量、公路貨物周轉(zhuǎn)量、水運貨物周轉(zhuǎn)量、民用航空貨物周轉(zhuǎn)量、管道輸油(氣)量以及進出口貿(mào)易總額6 個指標，研究了中國對外貿(mào)易與物流發(fā)展之間的關(guān)系。研究結(jié)果表明我國進出口貿(mào)易的快速發(fā)展對我國國際物流產(chǎn)業(yè)的拉動效應(yīng)非常微弱，而國際物流的快速發(fā)展可以有效促進進出口貿(mào)易的發(fā)展。

(二)以省市為研究對象的區(qū)域物流與對外貿(mào)易關(guān)系的研究

王領(lǐng)(2010)基于上海市1978—2008年貨物運輸量、港口貨物吞吐量與進出口相關(guān)數(shù)據(jù)研究了上海市現(xiàn)代物流與對外貿(mào)易的關(guān)系;肖慧慧(2011)選取了云南省1989—2008年間貨物周轉(zhuǎn)量、貨物運輸路線長度與進出口貿(mào)易總額三個指標;俞雅乖(2012)選取了浙江省1986—2009年間貨物運輸量、港口貨物吞吐量、進出口總額和地區(qū)生產(chǎn)總值4 個指標，還有學者對北京、遼寧等區(qū)域的研究，研究結(jié)果表明進出口貿(mào)易的快速發(fā)展對區(qū)域物流產(chǎn)業(yè)的拉動效應(yīng)非常微弱，而區(qū)域物流的快速發(fā)展可以有效促進進出口貿(mào)易的發(fā)展。

學者對廣東省區(qū)域物流的研究則主要側(cè)重于對廣東省經(jīng)濟增長與其他行業(yè)的互動關(guān)系研究。如李松慶(2010)對廣東省物流產(chǎn)業(yè)與經(jīng)濟增長的互動關(guān)系進行分析;曹建新、黃爾妮(2009)從廣東省物流業(yè)對區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展的效用角度進行了統(tǒng)計分析;吳冬玲(2010)對廣東省物流業(yè)與現(xiàn)代服務(wù)業(yè)的關(guān)聯(lián)度進行了研究;楊勇(2012)研究了廣東省制造業(yè)與物流業(yè)聯(lián)動發(fā)展，而對于廣東省物流業(yè)對對外貿(mào)易的影響方面研究比較缺乏。本文基于廣東省1991—2011年的統(tǒng)計數(shù)據(jù)，運用協(xié)整檢驗、Granger 因果檢驗等方法對廣東省物流與對外貿(mào)易之間的長期和短期的動態(tài)關(guān)系進行分析，旨在為發(fā)展廣東省現(xiàn)代物流和對外貿(mào)易提供理論依據(jù)。

二、廣東省現(xiàn)代物流與對外貿(mào)易關(guān)系的實證分析

(一)變量的確定及模型

為了研究廣東省現(xiàn)代物流與對外貿(mào)易之間的關(guān)系，必須要選取合適的變量并建立模型。本文選取地區(qū)生產(chǎn)總值(GDP)作為衡量經(jīng)濟發(fā)展的指標，選擇進出口總額(XM)作為對外貿(mào)易的衡量指標，而衡量現(xiàn)代物流的指標，目前還沒有統(tǒng)一的統(tǒng)計口徑，本文選取港口貨物吞吐量(TTL)和貨物運輸量(YSL)作為衡量現(xiàn)代物流的指標。為了減少數(shù)據(jù)的波動對結(jié)果造成的影響，對數(shù)據(jù)進行自然對數(shù)化的處理。綜合考慮各種因素并結(jié)合市場化構(gòu)建如下實證模型:

LNXM=α1LNYSL+α2LNGDP+α3LNTTL+C+μ

C 為常數(shù)，μ 為隨機誤差項。

本文的樣本區(qū)間為1991—2011年，數(shù)據(jù)根據(jù)《廣東統(tǒng)計年鑒》整理所得。

(二)模型的時間序列分析

1. 單位根檢驗

為了避免偽回歸問題，在對LNGDP、LNTTL、LNYSL、LNXM 進行分析以前，需要對變量序列進行平穩(wěn)性檢驗，以判斷各序列是否具有平穩(wěn)性及單整階數(shù)。首先，使用Eviews 軟件對變量LNGDP、LNTTL、LNYSL、LNXM 繪制時序圖以確定該時間序列是否含有截距和趨勢項。

圖1 LNGDP、LNTTL、LNYSL、LNXM 時間序列圖

由圖1 可知，變量LNGDP、LNTTL、LNYSL、LNXM 含有截距，并且具有明顯的上升趨勢，因此對數(shù)化以后的數(shù)據(jù)LNGDP、LNTTL、LNYSL、LNXM 也含有截距，并且具有明顯的上升趨勢。所以，應(yīng)該選擇既包含截距項又包含趨勢項的單位根檢驗?zāi)Ｊ健?/p>

表1 單位根檢驗結(jié)果

從檢驗結(jié)果來看，可知LNGDP、LNTTL、LNYSL、LNXM 變量水平序列不平穩(wěn)，而他們的一階差分變量△LNGDP、△LNTTL、△LNYSL、△LNXM 拒絕含有單位根的假設(shè)，說明他們的一階差分時間序列是平穩(wěn)的，因此為典型的時間序列。

2. 協(xié)整檢驗

經(jīng)過以上的分析可以看到，LNXM 與LNGDP、LNTTL、LNYSL 存在著一階差分平穩(wěn)的現(xiàn)象，在確定變量一階單整的前提下，對兩者進行協(xié)整關(guān)系檢驗。采用Johansen 檢驗法進行協(xié)整分析前，首先確定協(xié)整關(guān)系(詳見表2)。

表2 Johansen 協(xié)整檢驗結(jié)果(跡檢驗)

表3 Johansen 協(xié)整檢驗(最大特征值檢驗)

表4 協(xié)整標準化結(jié)果

從表4 可以看出存在協(xié)整關(guān)系，在給定5%的顯著性水平下，無論是跡檢驗還是特征值檢驗都表明LNXM與LNGDP、LNTTL、LNYSL 個變量之間存在著協(xié)整關(guān)系，協(xié)整方程如下:

LNXM =0.787492* LNGDP +0.468016* LNYSL +0.406238* LNTTL+1.265086

從協(xié)整方程可以看出，進出口貿(mào)易總額對數(shù)值與GDP 對數(shù)值是正向的，與預(yù)期是一致的，GDP 對數(shù)值影響著進出口貿(mào)易總額對數(shù)值。GDP 對數(shù)值彈性為0.787492，GDP 對數(shù)值每增1%，進出口貿(mào)易總額對數(shù)值將增加0.787492%，對應(yīng)的P 值小于0.05，結(jié)果顯著。港口貨物吞吐量總額彈性為0.406238，表明港口貨物吞吐量總額上升1%，進出口貿(mào)易總額對數(shù)值將增加0.406238%，對應(yīng)的P 值小于0.05，結(jié)果顯著。LNYSL 彈性為0.468016，表明LNTTL 上升1%，進出口貿(mào)易總額對數(shù)值將增加0.468016%，對應(yīng)的P 值小于0.05，結(jié)果顯著。

3. 向量誤差修正模型(VEC)

以上檢驗顯示，變量之間存在協(xié)整關(guān)系，也就是以上的VAR 模型中存在協(xié)整關(guān)系，但是其中存在著某些誤差項，為了避免“偽回歸”和“異方差”，更好反映經(jīng)濟的運行以及波動狀況，需要進行誤差修正。

表5 誤差修正模型

通過表5 可以看出誤差修正項(ECM)對于進出口貿(mào)易總額和各個變量的影響力度。從估計結(jié)果可以看出，進出口貿(mào)易總額方程的ECM 系數(shù)是0.256672，說明進出口貿(mào)易總額的實際值與均衡值大約25%的差距能夠得到清除或者修正，當方程發(fā)生波動和偏離時，誤差修正模型中的誤差修正項會用0.256672 的調(diào)整力度將誤差項調(diào)整到長期均衡狀態(tài)下，研究發(fā)現(xiàn)誤差修正項的系數(shù)較小，表明調(diào)整力度較弱，本文中的自變量的變動受到其自身滯后項中滯后一年的影響，而且這個影響是顯著的，表明和誤差修正項對于變量的影響是長期穩(wěn)定和均衡的。

誤差協(xié)整后的可決定系數(shù)為0.259187，F(xiàn) 值為0.909657，最大似然值為20.60587，可知誤差修正模型擬合良好。

4. 變量的格蘭杰因果關(guān)系檢驗

通過以上的協(xié)整方程可知:LNGDP、LNTTL、LNYSL與LNXM 存在著協(xié)整關(guān)系，也即說明變量之間存在長期關(guān)系且關(guān)系穩(wěn)定。為了檢驗各個變量之間的因果關(guān)系，本文采用Granger 的因果分析法對以上變量進行因果關(guān)系檢驗，檢驗結(jié)果見表6。

表6 格蘭杰因果關(guān)系檢驗結(jié)果

三、結(jié)論及建議

(一)強大的物流產(chǎn)業(yè)是對外貿(mào)易持續(xù)快速發(fā)展的基礎(chǔ)

協(xié)整分析表明，港口貨物吞吐量總額、貨物運輸量、GDP 均會對進出口貿(mào)易總額產(chǎn)生顯著影響，且影響為正。即當港口貨物吞吐量總額、貨物運輸量、GDP 增加時，進出口貿(mào)易總額均會增加，且呈長期穩(wěn)定狀態(tài);格蘭杰因果檢驗表明，港口貨物吞吐量總額、貨物運輸量、GDP 均是進出口貿(mào)易總額的格蘭杰原因，即港口貨物吞吐量總額、貨物運輸量、GDP 增加時，進出口貿(mào)易總額也會增加。但是，港口貨物吞吐量總額、貨物運輸量、GDP 對進出口貿(mào)易總額的影響不是立即顯現(xiàn)的，而是存在一定的滯后期。

由此可見，大力發(fā)展廣東省現(xiàn)代物流業(yè)能夠為其對外貿(mào)易提供良好的物流環(huán)境，從而促進第三產(chǎn)業(yè)的快速發(fā)展，為廣東省外貿(mào)經(jīng)濟可持續(xù)發(fā)展奠定堅實基礎(chǔ)。因此，廣東省物流企業(yè)要進一步加強基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，加快物流標準化和信息化步伐，從而促進廣東省物流與進出口企業(yè)的互動發(fā)展。

(二)廣東省港口貨物吞吐量和貨物運輸量與進出口總額之間存在單向因果關(guān)系

進出口額增加會在長期內(nèi)促進廣東省貨物運輸量和港口貨物吞吐量的增加，但港口貨物吞吐量和貨物運輸量的增加并不一定對廣東省進出口貿(mào)易發(fā)展起到推動作用。廣東省進出口貿(mào)易的快速發(fā)展對國際物流的拉動效應(yīng)表現(xiàn)不顯著，即快速發(fā)展的進出口貿(mào)易并沒有有效提升國際物流產(chǎn)業(yè)水平。

經(jīng)過三十多年的改革開放，廣東省已經(jīng)成為世界級的加工制造中心，但其進出口貿(mào)易的主要形式仍為加工貿(mào)易。2012年廣東省外貿(mào)進出口總值為9838.2 億美元，同比增長7.7%，高于全國增幅1.5 個百分點，占同期全國外貿(mào)總值的25.4%。其中，加工貿(mào)易進出口5298.6 億美元，同比增長4.4%，占同期廣東省進出口總值的53.9%。在加工貿(mào)易的各項環(huán)節(jié)中，國內(nèi)企業(yè)往往只從事簡單的加工裝配環(huán)節(jié)業(yè)務(wù)。而現(xiàn)代物流不是傳統(tǒng)意義上的倉儲、運輸服務(wù)，而是包括運輸、倉儲、包裝、裝卸、流通加工、配送、信息處理等一系列的經(jīng)濟活動。因此，廣東省物流企業(yè)要加強與進出口企業(yè)的對接，充分了解進出口企業(yè)的物流需求;加強與外資物流企業(yè)合作，深度參與國際分工和國際物流業(yè)務(wù)，加快提升國際物流服務(wù)水平和能力。

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