袁璐

【摘要】基于大連市1995—2013年的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，選取港口貨物吞吐量和進(jìn)出口總額作為衡量港口物流和對(duì)外貿(mào)易的指標(biāo)，通過構(gòu)建向量自回歸模型和Johansen協(xié)整檢驗(yàn)對(duì)大連市港口物流和對(duì)外貿(mào)易的關(guān)系進(jìn)行實(shí)證研究。結(jié)果表明，大連市港口物流與大連市對(duì)外貿(mào)易之間存在長(zhǎng)期協(xié)調(diào)的均衡關(guān)系，并且兩者具有相互作用的影響。提升港口物流能力是促進(jìn)對(duì)外貿(mào)易增長(zhǎng)的有效途徑，而對(duì)外貿(mào)易的發(fā)展對(duì)港口物流水平的提高也有一定的帶動(dòng)作用。

【關(guān)鍵詞】 港口物流；對(duì)外貿(mào)易；向量自回歸模型

[中圖分類號(hào)]F257.27 [文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼]A

一、引言

大連是東北地區(qū)對(duì)外開放的窗口和最大的沿海港口城市，擁有集裝箱、原油、散礦、煤炭、滾裝等現(xiàn)代化專業(yè)泊位100多個(gè)，萬噸級(jí)以上泊位70多個(gè)。2013年大連港貨物吞吐量突破4億噸，集裝箱吞吐量突破1000萬標(biāo)準(zhǔn)箱，位居全國(guó)港口第八位。

大連港作為東北地區(qū)最重要的綜合性外貿(mào)口岸，其對(duì)外貿(mào)易也呈現(xiàn)良好的增長(zhǎng)態(tài)勢(shì)。2013年大連市進(jìn)出口總額688.23億美元，比2012年增長(zhǎng)7%。大連市對(duì)外貿(mào)易的主要運(yùn)輸方式是海上運(yùn)輸，而港口是海上運(yùn)輸?shù)臉屑~，也是對(duì)外貿(mào)易的重要中轉(zhuǎn)站，船舶的進(jìn)出、?？恳约柏浳锏难b卸、配送等都需要在港口進(jìn)行，因此港口與對(duì)外貿(mào)易具有密不可分的聯(lián)系。

港口物流作為港口多種物流設(shè)施和服務(wù)功能的集合，其發(fā)展將促進(jìn)提高進(jìn)出口貿(mào)易的運(yùn)作效率，而進(jìn)出口貿(mào)易的順利發(fā)展又進(jìn)一步促進(jìn)港口物流的發(fā)展，實(shí)現(xiàn)良性循環(huán)。本文借助向量自回歸模型，運(yùn)用實(shí)證方法來研究大連市港口物流和對(duì)外貿(mào)易之間的影響關(guān)系

二、文獻(xiàn)綜述

近幾年國(guó)內(nèi)學(xué)者關(guān)于大連港口物流的研究層出不窮。邱奇、王剛（2006）闡述了大連發(fā)展港口物流所面臨的機(jī)遇，并對(duì)大連港口的發(fā)展戰(zhàn)略提出了詳細(xì)的戰(zhàn)略目標(biāo)、戰(zhàn)略選擇和實(shí)施建議。杜榮海（2011）通過SWOT方法分析了大連港口物流的優(yōu)勢(shì)、劣勢(shì)、機(jī)遇和挑戰(zhàn)，指出其存在的問題并對(duì)大連港的整體發(fā)展提出了措施建議。

物流業(yè)和國(guó)際貿(mào)易的不斷發(fā)展也引起學(xué)者們對(duì)兩者之間關(guān)系的廣泛關(guān)注，國(guó)內(nèi)學(xué)者就現(xiàn)代物流與國(guó)際貿(mào)易的關(guān)系進(jìn)行了大量的理論與實(shí)證研究?？自?、劉覽（2009）通過構(gòu)建向量自回歸模型對(duì)我國(guó)沿海主要港口外貿(mào)貨物吞吐量和進(jìn)出口總額的關(guān)系進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，得出我國(guó)國(guó)際物流與進(jìn)出口貿(mào)易之間存在長(zhǎng)期的協(xié)整關(guān)系的結(jié)論，同時(shí)認(rèn)為我國(guó)快速發(fā)展的國(guó)際貿(mào)易沒有有效提升物流產(chǎn)業(yè)水平，而提高物流水平可以在短期和中長(zhǎng)期提升國(guó)際貿(mào)易水平。劉萍（2013）通過格蘭杰因果檢驗(yàn)和VAR脈沖響應(yīng)從實(shí)證角度證實(shí)了物流業(yè)可以促進(jìn)國(guó)際貿(mào)易不斷增長(zhǎng)，并對(duì)當(dāng)前我國(guó)物流業(yè)面臨的困境提出了相應(yīng)的對(duì)策建議。

整體來看，現(xiàn)有研究文獻(xiàn)都是圍繞大連港口物流的發(fā)展或者我國(guó)物流業(yè)與國(guó)際貿(mào)易發(fā)展之間的關(guān)系進(jìn)行理論分析與實(shí)證研究，形成的共識(shí)是物流體系的完善可以促進(jìn)貿(mào)易的增長(zhǎng)，然而對(duì)大連市港口物流與對(duì)外貿(mào)易的關(guān)系缺少進(jìn)一步的實(shí)證分析。大連市港口物流的發(fā)展與對(duì)外貿(mào)易之間是否存在著長(zhǎng)期均衡關(guān)系？?jī)烧唛g的動(dòng)態(tài)關(guān)系如何？本文選取1995—2013年數(shù)據(jù)，構(gòu)建向量自回歸模型對(duì)大連港口物流和對(duì)外貿(mào)易的關(guān)系進(jìn)行實(shí)證研究。

三、數(shù)據(jù)的來源與處理

本文的數(shù)據(jù)來源于大連市統(tǒng)計(jì)局、EPS全球統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)/分析平臺(tái)和中國(guó)經(jīng)濟(jì)與社會(huì)發(fā)展統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫，時(shí)間序列的跨度為1995—2013年。由于缺乏反映目前物流水平的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，為了數(shù)據(jù)的可得性和有效性，本文選取大連市港口貨物吞吐量（HTL）作為衡量港口物流的指標(biāo)，選取大連市進(jìn)出口總額（JCK）作為衡量對(duì)外貿(mào)易的指標(biāo)。為了消除價(jià)格因素對(duì)進(jìn)出口總額數(shù)據(jù)的影響，本文用居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)（1995=100）對(duì)進(jìn)出口總額進(jìn)行平減，得到實(shí)際的進(jìn)出口總額。同時(shí)為了消除數(shù)據(jù)可能存在的異方差現(xiàn)象，分別對(duì)港口貨物吞吐量（HTL）和進(jìn)出口總額（JCK）取對(duì)數(shù)，表示為L(zhǎng)NJCK和LNHTL。

四、實(shí)證分析

（一）單位根檢驗(yàn)

為了防止研究過程中發(fā)生偽回歸現(xiàn)象，需要對(duì)時(shí)間序列的變量進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。本文借助Eviews7.2軟件運(yùn)用增廣Dickey-Fuller（ADF）檢驗(yàn)對(duì)各變量以及它們的差分進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如表1所示。

表1 港口貨物吞吐量和進(jìn)出口總額的ADF檢驗(yàn)結(jié)果

變量

ADF檢驗(yàn) 臨界值 檢驗(yàn)類型

（c，t，k）

結(jié)論

1% 5% 10%

LNHTL -2.142432 -4.571559 -3.690814 -3.286909 （c，t，0） 不平穩(wěn)

LNJCK -1.884815 -4.571559 -3.690814 -3.286909 （c，t，0） 不平穩(wěn)

DLNHTL -4.135886 -3.886751 -3.052169 -2.666593 （c，0，0） 平穩(wěn)

DLNJCK -4.087277 -3.886751 -3.052169 -2.666593 （c，0，0） 平穩(wěn)

注：檢驗(yàn)類型中的c、t和k分別表示常數(shù)項(xiàng)、趨勢(shì)項(xiàng)和滯后階數(shù)；D表示變量的一階差分符號(hào)。

由表1可以看出，港口貨物吞吐量和進(jìn)出口總額的原對(duì)數(shù)序列在1%的顯著性水平下均大于臨界值，表明接受ADF檢驗(yàn)的原假設(shè)，序列是非平穩(wěn)的。而對(duì)經(jīng)過一階差分后的序列進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，ADF檢驗(yàn)值均小于1%顯著性水平下的臨界值，表明拒絕原假設(shè)，序列是平穩(wěn)的，LNHTL和LNJCK一階單整。

（二）VAR模型的構(gòu)建

由單位根檢驗(yàn)可知，原有的非平穩(wěn)序列都是一階單整的時(shí)間序列，可能存在協(xié)整關(guān)系，故本文選用Johansen協(xié)整檢驗(yàn)法對(duì)變量的協(xié)整性進(jìn)行檢驗(yàn)。在進(jìn)行Johansen協(xié)整檢驗(yàn)前，需要建立一個(gè)無約束VAR模型，然后對(duì)VAR模型的滯后階數(shù)進(jìn)行確定。經(jīng)過反復(fù)試驗(yàn)，根據(jù)AIC和SC最小化標(biāo)準(zhǔn)選擇了最優(yōu)滯后期為4，則確定建立VAR（4）模型。endprint

用Eviews7.2建立LNHTL和LNJCK兩變量的VAR（4）模型，然后對(duì)模型的穩(wěn)定性進(jìn)行檢驗(yàn)，得到模型特征方程的根的倒數(shù)值全都在單位圓內(nèi)，如圖1所示，則所建的VAR（4）模型是穩(wěn)定的，表示如下：

LNJCK = 0.1194*LNJCK（-1） - 0.0024*LNJCK（-2） + 0.3210*LNJCK（-3） - 0.2070*LNJCK（-4） + 2.1868*LNHTL（-1） + 0.1310*LNHTL（-2） - 1.6594*LNHTL（-3） + 0.0334*LNHTL（-4） - 2.8271。

LNHTL = 0.0669*LNJCK（-1） + 0.1185*LNJCK（-2） + 0.0444*LNJCK（-3） + 0.067*LNJCK（-4） + 1.0325*LNHTL（-1） - 0.1351*LNHTL（-2） - 0.6983*LNHTL（-3） + 0.4674*LNHTL（-4） + 1.8049。

圖1 VAR（4）平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果

（三）協(xié)整檢驗(yàn)

為了檢驗(yàn)變量之間是否存在協(xié)整的關(guān)系，對(duì)LNJCK和LNHTL進(jìn)行Johansen協(xié)整檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如表2所示。

表2 Johansen協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

零假設(shè)：

協(xié)整方程個(gè)數(shù) 特征值 跡統(tǒng)計(jì)量 臨界值

（5%的顯著水平） Prob

無 0.728646 22.75093 15.49471 0.0034

最多一個(gè) 0.191356 3.185938 3.841466 0.0743

在零假設(shè)為不存在協(xié)整關(guān)系的情況下，跡統(tǒng)計(jì)量大于5%顯著性水平下的臨界值，表明拒絕零假設(shè)，LNJCK和LNHTL存在協(xié)整關(guān)系；而在最多有一個(gè)協(xié)整方程的零假設(shè)下，跡統(tǒng)計(jì)量小于5%顯著水平下的臨界值，表明接受零假設(shè)，LNJCK和LNHYL有且僅有唯一的協(xié)整關(guān)系。

（四）脈沖響應(yīng)

為了進(jìn)一步動(dòng)態(tài)分析LNHTL和LNJCK之間的關(guān)系，對(duì)其進(jìn)行脈沖響應(yīng)。脈沖響應(yīng)的結(jié)果如圖2和圖3所示。

圖2 港口物流對(duì)對(duì)外貿(mào)易的脈沖響應(yīng)圖

圖3 對(duì)外貿(mào)易對(duì)港口物流的脈沖響應(yīng)圖

圖2反映的是在當(dāng)期給LNHTL一個(gè)正沖擊后，LNJCK在滯后10期內(nèi)的影響。LNJCK對(duì)來自LNHTL的沖擊在第一期沒有反應(yīng)，從第二期開始上升，并在第三期到達(dá)最大值0.0813，之后開始下降，至第7期又上升，第9期又趨于下降。整體來看，LNHTL的沖擊對(duì)LNJCK的波動(dòng)較大，但總體呈現(xiàn)顯著的正效應(yīng)，即物流沖擊對(duì)對(duì)外貿(mào)易有顯著的促進(jìn)作用。

圖3反映的是在當(dāng)期給LNJCK一個(gè)正沖擊后，LNHTL在滯后10期內(nèi)的影響。LNHTL對(duì)來自LNJCK的沖擊，脈沖響應(yīng)呈現(xiàn)逐漸上升的趨勢(shì)，并在第9期達(dá)到最大值0.038，之后穩(wěn)定在0.037左右。整體來看，對(duì)外貿(mào)易對(duì)港口物流有顯著的促進(jìn)作用，并且長(zhǎng)期具有正的效應(yīng)。

（五）方差分解

利用方差分解對(duì)LNJCK和LNHTL進(jìn)行測(cè)算，來研究大連港口物流和對(duì)外貿(mào)易的相互影響程度和貢獻(xiàn)率。方差分解的結(jié)果如圖4和圖5所示。

圖4 港口物流對(duì)對(duì)外貿(mào)易的方差分解圖

圖5 對(duì)外貿(mào)易對(duì)港口物流的方差分解圖

從圖4可以看出，港口物流對(duì)對(duì)外貿(mào)易的貢獻(xiàn)率在第一期為零，之后開始快速上升，在第三期到達(dá)最大值61.59%，之后略有小幅波動(dòng)，但趨勢(shì)穩(wěn)定，維持在47%左右。從圖5可以看出，對(duì)外貿(mào)易對(duì)港口物流的貢獻(xiàn)率持續(xù)上升，從第六期開始增幅漸緩，之后保持在40%—50%之間。

五、結(jié)論

本文運(yùn)用Johansen協(xié)整檢驗(yàn)和向量自回歸模型實(shí)證分析了1995—2013年大連市港口物流和對(duì)外貿(mào)易之間的長(zhǎng)期均衡關(guān)系和短期動(dòng)態(tài)影響，得出以下結(jié)論：

從Johansen協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果看，大連市港口物流與對(duì)外貿(mào)易之間存在唯一的協(xié)整關(guān)系，即兩者之間存在長(zhǎng)期的均衡關(guān)系，這種均衡關(guān)系說明，大連市港口物流與對(duì)外貿(mào)易之間呈現(xiàn)出一定的協(xié)調(diào)性。

脈沖響應(yīng)和方差分解的結(jié)果基本是一致的。從脈沖響應(yīng)結(jié)果來看，大連市港口物流與對(duì)外貿(mào)易之間有相互作用的影響。無論給哪一方一個(gè)增量，對(duì)另一方均能產(chǎn)生顯著的促進(jìn)作用，并且具有長(zhǎng)期的正效應(yīng)。從方差分解結(jié)果來看，大連市港口物流對(duì)對(duì)外貿(mào)易的貢獻(xiàn)率在短期不顯著，但總體是正的并且趨于穩(wěn)定。因此，提升港口物流能力是促進(jìn)對(duì)外貿(mào)易增長(zhǎng)的有效途徑。對(duì)外貿(mào)易對(duì)港口物流的貢獻(xiàn)率是持續(xù)增加并趨于穩(wěn)定的，說明對(duì)外貿(mào)易的發(fā)展對(duì)港口物流水平的提高也有一定的帶動(dòng)作用。

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Abstract：Based on the data of Dalian between 1995 and 2013， using ports cargo throughput and total import and export volume as the measurement index of port logistics and foreign trade， empirically analyzed the relationship between port logistics and foreign trade in Dalian by vector auto regression model and Johansen co-integration test， reached a fact that there was a long equilibrium relationship between port logistics and foreign trade of Dalian， and both of them have the promoting effect on each other.

Key words：port logistics； foreign trade； vector auto regression model

（責(zé)任編輯：陳鴻鵬）endprint