我國港口發展與國民經濟增長關聯性的實證分析

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（航天證券有限責任公司，上海 200438）

0 引言

世界經濟的發展是如此的緊密，受經濟全球化和全球產業鏈一體化的推動，在近二十年的時間內，許多國家和地區的港口已經完成了從交通運輸基礎性功能設施向世界市場資源配置樞紐的轉型，成為全球性國際貿易與運輸鏈中的重要環節，港口經濟的發展與一個國家的經濟增長關聯性越來越密切。

就我國來看，自從1978年改革開放以來，港口建設和港口產業獲得長足發展，在航線、吞吐量、港口專業服務等方面均取得了較快的發展。目前，集裝箱運輸也日益成為我國港口經濟的主體和動力，港口產業為我國國民經濟增長作出了重要貢獻，約40%多的能源和85%的外貿貨物通過港口由海上運輸。因此，本文擬從實證的角度，分析中國港口的發展與國民經濟發展的關聯性。

1 變量設計和數據說明

度量國民經濟增長最常用的是一國國內生產總值即GDP，因此選取GDP作為經濟增長的度量指標；而進出口額既是GDP的組成部分，又是經濟增長的三架馬車之一，結合港口發展水平對國民經濟影響的特點，另外選取貨物進出口總額（EM）作為對經濟增長度量的另一個指標。采用沿海主要港口貨物吞吐量（SGK）作為港口發展水平的度量指標（見表1）。

表1 變量設計

1980～2006 年中國GDP數據和貨物進出口總額均來自萬德（WIND）情報資訊數據庫，2007年數據補充來自《中國統計年鑒2008》，GDP為名義值，單位億人民幣，貨物進出口總額數據單位億美元。1980～2007年沿海主要港口貨物吞吐量是沿海各主要港口貨物吞吐量的合計，數據來自歷年《中國統計年鑒》，單位萬噸。

2 描述性統計分析和相關性檢驗

2.1 描述性統計分析

由表2，1980～2007年，我國GDP均值為63590.85億人民幣，進出口貨物總額均值為4306.349億美元，沿海主要港口貨物吞吐量均值為106493.3萬噸。1980～2007年我國GDP最大值是2007年249529.9億人民幣，最小值是1980年4517.8億人民幣，28年時間我國GDP增長54.23倍；1980～2007年我國進出口貨物總額最大值是2007年21737.3億美元，最小值是1980年381.4億美元，28年時間我國進出口貨物總額增長55.99倍；1980～2007年我國沿海港口貨物吞吐量最大值是2007年388200萬噸，最小值是1980年21737億噸，28年時間增長16.86倍。港口吞吐量沒有象GDP和進出口貨物總量增長那么快主要受到港口特殊的區位和投資大等特點的顯著，同時也可以初步推斷港口與經濟增長之間不是線性關系，港口發展對經濟增長具有乘數效應使得兩者之間的關系呈幾何倍數關系。

如圖1所示，1980～2007年，我國GDP、進出口貨物總額和沿海主要港口貨物吞吐量均呈顯著的持續上升態勢，曲線形狀基本相識，尤其是在2000年我國GDP、進出口貨物總額和沿海主要港口貨物吞吐量均出現了拐點。由此懷疑1980～2007年我國GDP、進出口貨物總額和沿海主要港口貨物吞吐量數據均是非平穩系列，但可能存在協整關系。

2.2 相關性檢驗

采用Pearson相關性檢驗和Spearman配對樣本相關性檢驗分別檢驗1980～2007年沿海港口貨物吞吐量與GDP和進出口貨物總額的相關關系，檢驗結果如表3和表4。

Pearson相關性檢驗和圖1 1980～2007年中國GDP、進出口貨物總額、沿海主要港口貨物吞吐量趨勢圖Spearman相關性檢驗均顯示1980～2007年我國主要港口貨物吞吐量與當期GDP和進出口貨物總額具有高度正相關性，相關系數均超過了0.98，且都通過了1%的顯著性水平檢驗，說明這種相關性具有統計意義?？梢該私⒏劭谪浳锿掏铝颗c當期GDP和進出口貨物總額之間的線性模型：

表2 變量的主要統計值

3 計量分析

表3 沿海港口貨物吞吐量與GDP和進出口貨物總額Pearson相關性檢驗

表4 沿海港口貨物吞吐量與GDP和進出口貨物總額Spearman相關性檢驗

3.1 數據平穩性檢驗

非平穩系列可能存在偽回歸，首先對數據進行平穩性檢驗。鑒于ADF檢驗遭受的置疑，采用ADF檢驗和PP檢驗聯合對1980～2007年中國GDP、進出口貨物總額和沿海港口貨物吞吐量序列進行單位根檢驗，檢驗結果如表5。

單位根檢驗結果顯示，1980～2007年我國GDP數據為一階單整的非平穩序列，進出口貨物總額和沿海港口貨物吞吐量序列數據為二階單整的非平穩序列。非同階單整的序列不可能存在協整關系，所以1980～2007年我國GDP與沿海港口貨物吞吐量序列之間不存在協整關系，兩者之間的回歸模型無實際意義；進出口貨物總額和沿海港口貨物吞吐量序列數據是同階單整，可能存在協整關系，采用JJ檢驗進一步檢驗兩者之間的協整關系。

3.2 協整檢驗和Granger非因果關系檢驗

3.2.1 協整檢驗

Banerjee-Dolado-Hendry-Smith(1986)運用模特卡羅模擬發現EG兩步法在小樣本條件下的估計特性不是很好。由于總樣本為28個，所以具有小樣本（≤30）特性，采用JJ檢驗法檢驗進出口貨物總額EM和沿海港口貨物吞吐量SGK之間的協整關系。

如表6，協整檢驗結果顯示進出口貨物總額EM和沿海港口貨物吞吐量SGK之間存在協整關系，也就是說我國進出口貨物總額與沿海港口貨物吞吐量之間存在長期動態穩定的關系。

因此，對進出口貨物總額EM和沿海港口貨物吞吐量SGK之間采用最小二乘法進行參數估計取得的參數值具有BLUE性，同時也可以對兩者直接進行Granger非因果關系檢驗。

表5 GDP、出口貨物貿易總額和沿海港口貨物吞吐量單位根檢驗結果

表6 協整檢驗結果

表7 EM和SGK之間Granger非因果關系檢驗結果

3.2.2 Granger非因果關系檢驗

為了避免虛假回歸，Granger提出了因果關系的概念和格蘭杰（Granger）因果關系檢驗。格蘭杰因果檢驗受到數據平穩性、小樣本性和真實因果關系顯著性的影響。在小樣本條件下，對平穩序列和協整序列若Granger因果檢驗得出“變量之間存在因果關系”時，將以90%以上的概率保證其正確性。對協整序列進出口貨物總額EM和沿海港口貨物吞吐量SGK進行Granger非因果關系檢驗。

EM和SGK之間Granger非因果關系檢驗結果如表7，檢驗結果顯示進出口貨物總額EM和沿海港口貨物吞吐量SGK之間的因果關系不穩定。進出口貨物總額EM是沿海港口貨物吞吐量SGK滯后1階、2階、4階的Granger原因，沿海港口貨物吞吐量SGK是進出口貨物總額EM滯后4階、5階、6階的Granger原因。表明我國港口與貿易發展的關系是互為因果關系，并存在明顯的前后誘發效應和引致效應。其中，首先是貿易發展誘發港口發展，然后是港口進一步發展引致貿易發展。

3.3 協整模型和誤差修正模型

由Granger非因果關系檢驗，進出口貨物總額EM和沿海港口貨物吞吐量SGK之間不存在顯著地雙向因果關系，所以選擇EG兩步法建立協整模型而不是建立VAR模型。

建立線性模型，由于模型存在較嚴重的自相關和異方差問題，對數據取對數后能有效解決上述問題，對EM和SGK取對數分別得到序列log(EM)和log(SGK)，然后運用最小二乘法進行參數估計并對模型進行修正，得到下面的模型：

式（1）就是進出口貨物總額EM和沿海港口貨物吞吐量SGK之間的協整模型，依據張曉峒（2000）的觀點，式（1）估計的參數不僅具有BLUE性而且具有超一致性，可以用估計的參數進行經濟解釋。1980～2007年進出口貨物總額EM和沿海港口貨物吞吐量SGK之間彈性是1.39，即沿海港口貨物吞吐量每增長1%則進出口貨物總額增長1.39%，說明我國港口發展水平與經濟增長正相關并對經濟增長具有乘數效應。假設成立。依據Granger定理，若變量之間存在長期均衡變動的協整關系則必然存在短期調整的誤差修正模型ECM。式（1）為進出口貨物總額EM和沿海港口貨物吞吐量SGK之間的長期協整關系，用式（1）的殘差et作為非均衡誤差建立下面的誤差修正模型：

通過對模型修正，得到誤差修正模型的估計結果，如下：

式2就是進出口貨物總額EM和沿海港口貨物吞吐量SGK之間的誤差修正模型，即進出口貨物總額EM和沿海港口貨物吞吐量SGK之間的短期調整模型，誤差修正項et-1的系數-0.522331為負,符合誤差修正機制，進出口貨物總額在當期對均衡值偏離的52.23%在下期得到糾正，t統計量顯著，說明誤差修正機制效果明顯。

4 結論

從現有的理論出發，實證分析結果表明：1980～2007年我國港口發展水平與經濟增長之間存在正相關關系，沿海港口貨物吞吐量每增長1%則進出口貨物總額增長1.39%。我國港口與貿易發展互為因果關系，并存在明顯的前后誘發效應和引致效應，首先是貿易發展誘發港口發展，然后是港口進一步發展引致貿易發展。

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