國際物流與國際貿易關系的實證研究

孔 原

(江蘇信息職業技術學院 工商管理系， 江蘇 無錫 214153)

國際物流是國內物流的跨國延伸和擴展，是不同國家和地區之間的物流，它伴隨著國際貿易的產生發展而產生發展，并成為國際貿易的重要物質基礎。從理論上來說，國際貿易是利益驅動行為，貿易活動的根本目的是追逐經濟利潤[1]32，而物流成本是影響利潤的主要因素，其不斷降低使現實的經濟環境不斷接近比較優勢理論交易費用為零的假設，從而實現國際貿易的增長。因此一般理論認為，國際貿易的快速發展必然衍生拓展物流需求，受規模經濟及經驗曲線效應影響，國際物流水平必然快速提高，從而進一步降低交易費用，促進國際貿易發展，可以說兩者是相輔相成、和諧一致的。但這種定性分析并不能明確國際貿易能在多大程度上拉動本國國際物流的發展，國際貿易的增長又有多少得益于本國國際物流發展的促進，兩者之間又是如何相互影響、相互促進的。

當前，我國關于國際物流與國際貿易關系的定量研究還較少，楊長春(2007)考察了我國對外貿易與國際物流的關系，得出了我國進出口貿易與國際物流存在可靠的協整關系、國際貿易與國際物流之間存在反饋性的因果關系、物流對貿易的促進作用要稍大一些的結論[2]。但作者沒有進一步對這一結論作出解釋，沒有具體分析國際物流與國際貿易之間相互影響的程度。為了進一步動態分析兩者相互影響的程度，并定量分析兩者的關系及其成因，本文將在向量自回歸(Vector Auto Regressive，VAR)模型的基礎上研究兩者的動態關系，主要技術手段是VAR模型中的脈沖響應函數和方差分解。

一、實證模型原理

1980年Sims提出了向量自回歸模型，該模型采用多方程自回歸模型的聯立形式，實質上是一種非結構化的多方程模型，即它不以經濟理論為基礎，而是用數據本身來確定模型的動態結構。由于VAR模型的參數估計量只具有一致性，單個參數估計值的經濟意義并不明確，因此要根據VAR模型得出具體的結論，必須借助脈沖響應函數和方差分解[3]128。最一般的VAR(p)模型的數學表達式為

Yt=A0+A1Yt-1+…+ApYt-p+εt

(1)

式中：Yt——m維內生變量向量；

A0——常數向量；

Ai——系數矩陣，i=1，2，…，p；

在實際應用中，通常希望滯后期p足夠大，從而能夠完整地反映所構造模型的動態特征；但另一方面，滯后期越長模型中待估計的參數就越多，自由度就越小。為了在滯后期與自由度之間尋求一種均衡狀態，一般根據AIC和SC信息量取值最小原則或LR法確定模型的滯后階數。

脈沖響應函數(Impulse Response Function，IRF)用于衡量來自隨機擾動項的一個標準差沖擊對內生變量當前值和未來值的影響，并且擾動項對某一變量的沖擊影響通過VAR模型的動態結構傳遞給其他所有的變量。本文采用喬利斯基(Cholesky)分解法得到脈沖響應函數。而方差分解(Variance Decomposition)則是把VAR系統中每個內生變量的波動按其成因分解為與各方程新息相關聯的組成部分，從而了解各新息在模型變量動態變化中的相對重要性。

二、實證分析

1. 變量選取及數據處理

本文擬選取各期實際的進出口總值(JCK)表示國際貿易發展水平，選取沿海規模以上港口外貿貨物吞吐量(HYL)作為衡量國際物流的指標。選取后者來表示我國國際物流產業發展水平主要是出于兩方面考慮：

(1) 雖然從國際貿易涉及到的物流系統構成來看，國際物流服務包括運輸、倉儲、商品檢驗、報關、商品包裝、裝卸搬運和信息等服務內容，但是國際貨物的運輸子系統和倉儲子系統是國際物流的兩大支柱，國際物流通過商品的儲存和運輸實現其自身的時空利益，滿足國際貿易的需要[4]35。目前，我國國際物流產業的統計體系不完善，全面物流數據無法獲得，只有舍棄。并且本文認為，外貿貨物吞吐量不僅能反映國際物流業中運輸領域的發展水平，同時也能反映倉儲、配送等業務領域的經濟成果，因為外貿貨物吞吐量的增長是整個國際物流產業中各個系統綜合發展的結果。

(2) 從我國國際貿易發展現狀來看，海運是對外貿易最主要的運輸方式，統計數據顯示，我國國際貿易貨運方式的約90%為海上運輸。從我國對外貿易產業的區域分布來看，由大連港、天津港構成的渤海灣出?？冢汕鄭u港、日照港構成的黃海出?？冢缮虾?、連云港、寧波舟山港等構成的長三角港群，由廣州、深圳、廈門構成的珠三角港群以及?？?、湛江、北部灣等沿海區域，構成了我國對外貿易的主要區域。國家商務部2009年3月發布的最新統計數據顯示(以2002年港口貨物吞吐量沿海達到1 500萬噸，內河達到1 000萬噸為統計口徑)，當月全國外貿貨物吞吐量總計16 483萬噸，沿海合計15 285萬噸，占總外貿貨物吞吐量的92.73%?？紤]到沿海港群與內河港群在貨物吞吐量統計上存在一定的交叉，因此選取沿海規模以上港口外貿貨物吞吐量作為模型變量。

當前，國內官方發布的國際貨運量統計數據年限較短，故本文采用中國國家統計局及商務部2002年1月至2008年11月的月度數據進行實證分析。在樣本期間內，對各期月度沿海規模以上港口外貿貨物吞吐量和進出口總值序列以X11-Multiplicative法進行了季節性調整，且對數據序列取自然對數以消除序列的異方差。

2. 變量單位根檢驗及協整檢驗

建立回歸模型必須針對平穩時間序列，對非平穩時間序列建立回歸模型會產生偽回歸問題。多數時間序列是非平穩的，但相關時間序列存在長期穩定均衡關系。協整是兩個經濟變量存在長期均衡關系的基礎，兩個時間序列存在協整關系，說明它們之間存在穩定關系，即從長期來看時間序列間存在協同變化的趨勢。在進行VAR模型建模和協整檢驗時，必須先檢驗序列的單整性(又稱單位根檢驗)，本文應用增項的ADF進行檢驗，結果如表1所示。

表1 變量單位根檢驗結果

注：檢驗類型中的c和t表示帶有常數項和趨勢項，k表示綜合考慮AIC，SC選擇的滯后期；臨界值根據MacKinnon給出的數據計算。

由表1可知，變量時間序列都是非平穩的，而一階差分以后都變成了平穩序列，所以這些變量都是I(1)一階單整序列。對于一階單整序列的協整性檢驗，通常采用EG兩步法和Johansen檢驗兩種方法。一般說來，檢驗兩個變量之間的協整關系多采用EG兩步法，其步驟是：一是根據變量數據建立回歸方程；二是對估計殘差進行平穩性檢驗，若穩定則變量之間存在協整關系，若不穩定則不存在協整關系。

本文采用EG兩步法進行協整檢驗，首先建立回歸方程

ln(HYL)t=c(1)ln(JCK)t+c(2)+Ut

(2)

估計后得到

ln(HYL)t=0.667ln(JCK)t-4.706+Ut

(3)

(96.307) (96.566)

R2=0.99DW=1.48

然后對式(3)的估計殘差進行單位根檢驗，不含常數和時間趨勢，由SIC準則確定滯后階數，結果如表2所示。

表2 估計殘差序列平穩性檢驗結果

表2的數據顯示，估計殘差序列在1%的顯著性水平下拒絕原假設，接受不存在單位根的結論，因此可以確定殘差序列為平穩序列。上述結果表明，ln(HYL)t和ln(JCK)t之間存在協整關系。

3. VAR(2)模型的建立與參數估計

利用2002年1月至2008年11月的主要港口外貿貨物吞吐量(HYL)和進出總值(JCK)的月度數據建立向量自回歸動態方程，根據LR、AIC、SC等各種標準對滯后長度標準(Lag Length Criteria)進行試算，各滯后階數的信息標準見表3。參考信息標準顯示，本模型設定為VAR(2)。

根據式(1)建立向量自回歸動態方程

ln(HYL)t=a11ln(HYL)t-1+a12ln(HYL)t-2+

a13ln(JCK)t-1+a14ln(JCK)t-2+a15

(2)利用式(2)，建立幾何要素與其在T-Map中映射點pF的關系：pF=pF(Df1,Df2,,Dfm)。

(4)

ln(JCK)t=a21ln(HYL)t-1+a22ln(HYL)t-2+

a23ln(JCK)t-1+a24ln(JCK)t-2+a25

(5)

表3 VAR模型滯后長度選擇標準

注：*表示從每一列標準中選中的滯后階數。

運用計量分析軟件Eviews 5.0建立lnHYL，lnJCK兩變量的VAR(2)模型，對模型進行穩定性檢驗，各特征方程的特征根均位于單位圓內，模型穩定，參數估計及檢驗結果見表4。

表4 VAR(2)模型參數估計值及檢驗結果

表4中兩個方程的檢驗結果表明方程的擬合效果較好，因此建立向量矩陣

4. ln HYL和ln JCK的脈沖響應分析

為了進一步動態分析lnHYL和lnJCK這兩個變量的動態特征，運用兩者的VAR(2)模型對其進行脈沖響應分析，即計算一個標準差大小的lnHYL和lnJCK的沖擊對二者的影響。通過Eviews軟件，得到脈沖響應結果和脈沖響應曲線(見表5和圖1、表6和圖2)。

表5 ln HYL的脈沖響應結果

圖1 ln HYL對各變量單位沖擊的響應曲線

由表5和圖1可知，lnHYL受到自身沖擊的脈沖響應要強于lnJCK對其的脈沖響應。當在本期給lnHYL一個標準差的新息后，lnHYL立刻有較強的響應，增加了0.028 197，之后快速下降至0.018 094，隨后長期穩定在約0.017?？梢钥闯觯琹nHYL對其自身無論是短期還是長期都呈現出顯著的正效應，且時滯期為1期。lnHYL對來自lnJCK的沖擊，其脈沖響應在1期沒有反應，在2期下滑到-0.001 430，呈現出微弱的負響應，隨后在3期上升到0.001 422，之后在約0.001的水平上趨于穩定。lnJCK的沖擊使lnHYL在短期波動較大，甚至呈現出微弱的負響應，在長期則呈現出微弱的正響應，就總體響應而言，lnJCK對lnHYL的影響非常微弱。

表6 ln JCK的脈沖響應結果

圖2 ln JCK對各變量單位沖擊的響應曲線

由表6和圖2可知，除1期以外，lnJCK受到lnHYL沖擊的脈沖響應要強于其自身的脈沖響應。當在本期給lnHYL一個標準差的新息后，lnJCK立刻有較強的響應，增加到0.024 973，在2期下滑后于3期達到最大值0.029 917，隨后基本穩定在約0.025。可以看出，無論是短期還是長期，lnHYL對lnJCK的沖擊響應呈現出非常顯著的正向影響，且響應延續的時間長而穩定，作用時滯為2期。lnJCK受其自身沖擊在當期立刻有較強的脈沖響應，增加到0.039 484，在2期快速下降到0.002 780，隨后進一步下降，在4期后基本穩定在約0.001 5?？梢钥闯觯琹nJCK對其自身沖擊的響應在短期呈現出顯著的正向影響，在長期則呈現出微弱的正向影響。

5. ln HYL和ln JCK的方差分解分析

脈沖響應分析考慮了各種變量沖擊對lnHYL和lnJCK的影響，為了進一步考察兩個變量相互的波動性，利用方差分解技術對二者的預測均方誤差進行分解，計算出每個變量沖擊的相對重要性，方差分解結果見表7和圖3。

表7 ln HYL和ln JCK的方差分解結果 %

圖3 ln JCK的方差分解

從表7可以看出，lnHYL幾乎完全受其自身沖擊的影響，而lnJCK的沖擊對lnHYL的影響非常微弱，一直處于0.27%以下，基本可以忽略不計。這充分說明，不論是從短期來看還是從長期來看，進出口貿易對國際物流的影響都非常微弱，這與脈沖響應分析的結論相吻合。從表7和圖3可以看出，lnJCK的預測方差前期主要受其自身影響，第一步預測就達到71.427 0%，之后其自身影響快速下滑，影響程度不斷減弱。從第三步開始，lnJCK的預測方差主要受lnHYL的影響，達到52.918 7%。lnHYL的沖擊對lnJCK的預測方差貢獻增長較快，由第一步的28.572 9%快速上升到80.094 7%。這說明從短期和長期來看，國際物流對進出口貿易的影響都非常顯著，這與脈沖響應分析的結論也是吻合的。

三、基本結論及分析思考

經過上述實證分析，本文得出了以下兩點基本結論：

(1) 我國進出口貿易的快速發展對我國國際物流產業的拉動效應非常微弱。從國際物流的角度看，通過國際物流(HYL)的脈沖響應分析可知，進出口貿易(lnJCK)的沖擊對國際物流的影響非常微弱，長期來看呈現出微弱的正響應，短期來看波動較大，甚至表現為微弱的負響應。對國際物流(HYL)進行預測均方差分解可知，進出口貿易(lnJCK)對國際物流(HYL)預測方差的貢獻一直處于0.3%以下，非常不顯著。這說明，當前我國進出口貿易對我國物流產業的拉動效應非常微弱。以上結論表明，近年來我國快速發展的進出口貿易并沒有有效提升我國的物流產業水平，物流產業沒有充分分享國際貿易大幅增長所帶來的增值收益。

(2) 加快國際物流產業發展，可以有效促進進出口貿易的發展。從進出口貿易的角度看，通過脈沖響應分析可知，無論是短期還是長期，國際物流(HYL)對進出口貿易都具有顯著的正向影響，且中長期的影響更為顯著，長期穩定在約0.025，顯著大于進出口貿易(JCK)自身沖擊響應的影響水平。進出口貿易(JCK)的預測均方誤差分解表明，其波動主要受國際物流(HYL)沖擊的影響，貢獻比例從28.572 9%開始保持快速增長趨勢，一直達到80.094 7%。這說明，國際物流可以有效地促進進出口貿易的發展，加快現代物流產業發展是我國國際貿易持續快速發展的基礎。

就國際貿易而言，以上實證結果表明國際物流對國際貿易發展具有重要的促進作用。從理論上來說，國際物流通過直接與間接兩個方面的機制促進國際貿易發展。國際貿易空間上的距離會造成交易上的困難，經濟主體為了組織異地交易，必須在尋找伙伴、產品定價及檢驗等環節上花費運輸費用和通信費用，而現代物流的發展過程正是國際貿易交易費用和運輸成本不斷降低的過程，二者的不斷降低直接促進了國際貿易發展。國際物流也可以通過間接作用機制來促進國際貿易。規模經濟和生產國際化是國際貿易發展的必要條件，規模經濟是以產業分工、資產專用性及開發市場為前提的，當市場受到物流產業水平限制而容量狹小時，產業分工就無法深入，規模經濟就難以實現。現代物流的發展使交易費用和運輸成本不斷降低，市場容量得到不斷擴大，進而帶來規模經濟和生產國際化，有利于促進國際貿易發展。

就國際物流而言，以上實證結果表明，我國有相當大一部分進出口貿易形成的物流服務被國外物流企業分享，從而表現為我國進出口貿易對國際物流發展的拉動效應的不顯著。當今世界全球經濟競爭的重點正從貨物貿易轉向服務貿易，服務業發展水平成為衡量一個國家或地區經濟發展和人民生活水平的重要標志[5]。相對于當前我國國際貨物貿易的大幅順差，物流服務貿易則長期處于逆差狀態。根據商務部和國家外匯管理局的統計，2005年我國運輸服務進口額為284.48億美元，出口額為154.27億美元，逆差接近130億美元；2006年運輸服務進口額為343.69億美元，出口額為210.15億美元，逆差達到133.54億美元。以國際貨運市場為例，在集裝箱航運領域，我國雖擁有中遠、中海兩大已進入世界前10位的船運公司，卻僅擁有全球集裝箱航運約7%的運力，而我國產生的集裝箱海運運量大體占全球總量的20%[6]。

我國國際貿易對國際物流發展驅動效應不足的原因主要有以下兩個方面：

(1) 缺乏外貿競爭力的、以加工貿易為主體的國際貿易結構是主要原因。加工貿易是指利用國外資源在本國進行加工、制造、裝配，然后將產品銷往國外的貿易，這類貿易的共同特點是“兩頭在外”。改革開放以來，加工貿易已經成為我國對外貿易結構的主體，1998年加工貿易進出口額更是達到進出口總額的53.4%，并且這個比例近十年始終保持在47%以上[7]。但是在我國的加工貿易中，對出口增長貢獻最大的部分仍是勞動密集型產品，如服裝、鞋帽等，近年來雖然在機電產品和高技術產品出口方面取得了較大發展，但產品外貿競爭力仍然較弱。外貿競爭力是一個國家或地區的某一類商品，在設計、開發、生產、銷售、使用以及售后服務等方面，在國際市場與同類商品競爭中表現出來的滿足消費者需求、占領市場、實現產品使用價值和價值、獲取利潤的能力。以遼寧省為例，孟亮(2008)對2004—2007年遼寧省機電產品的進出口數據進行了實證分析，發現加工貿易方式一直占全省機電產品出口貿易的60%以上，其中外商獨資、中外合資企業又占貿易主體的65%以上且有不斷加強的趨勢，充分說明我國產品在設計、流通環節組織等方面貿易競爭力較為缺乏[8]。在加工貿易的各項環節中，我國往往只從事簡單的加工裝配工作，以現代物流貫穿始終的供應鏈分工、產品市場流通渠道組織等物流業務則被跨國企業作為核心資源控制[9]68，納入其產品供應鏈，向其產業鏈合作伙伴(多為本國利益相關企業)采購物流服務，最終導致我國物流產業不能充分分享近年來對外貿易快速發展所帶來的巨大市場份額。

(2) 國際物流服務綜合能力不足，不能形成有效服務供給，無法把握我國國際貿易發展帶來的巨大發展機會。當前，國際貿易綜合運輸鏈的復雜性不斷增加，國際物流正朝全方位增值服務的方向發展，這一方面需要具備批發、配送、倉儲、保稅及自由貿易區服務等功能，提供綜合物流服務，提高聯運效率；另一方面需要為客戶提供方便的運輸、商業和金融服務，如代理、保險、銀行等，形成商流、資金流、技術流、信息流整合的載體[10]。由于物流企業起步晚且市場化程度不高、國內基礎設施配套尚未達到現代物流服務要求等原因，我國國際化的高速物流通道和綜合物流服務平臺尚未建成，導致許多物流業務因國內有效供給不足而流失國外。

綜上所述，加快對外貿易結構升級，加強現代物流產業基礎設施建設，加快多功能、國際化、復合型的現代物流中心建設以及提高現代物流產業的發展水平，是保持我國對外貿易健康可持續發展的重要基礎。

參考文獻：

[1]黎孝先.國際貿易實務 [M].北京：對外經濟貿易大學出版社，1996.

[2]楊長春.我國對外貿易與國際物流關系的實證研究 [J].對外經濟貿易大學學報，2008(1)：8-11.

[3]高鐵梅.計量經濟分析方法與建模 [M].北京：清華大學出版社，2006.

[4]寇亞明.國際物流學 [M].重慶：西南財經大學出版社，2003.

[5]魏巍，呂東琴.遼寧省服務業發展創新模式研究 [J].沈陽工業大學學報：社會科學版，2009(2)：107-111.

[6]索滬生.從服務貿易看我國貿易順差和產業鏈問題：兼談運輸與物流服務業發展 [J].宏觀經濟管理，2008(8)：46-49.

[7]蔡茂森.我國加工貿易對產業內貿易的影響研究 [J].經濟論壇，2008(9)：45-47.

[8]孟亮，田南生，梁瑩瑩.遼寧省機電產品外貿競爭力分析 [J].沈陽工業大學學報：社會科學版，2008(4)：319-323.

[9] David J，Closs M，Bixby C.供應鏈物流管理 [M].北京：機械工業出版社，2004.

[10]李輝民.航運中心在國際物流中的地位與作用 [J].集裝箱化，2008(5)：29-31.