国际物流与国际贸易关系的实证研究

孔 原

(江苏信息职业技术学院 工商管理系， 江苏 无锡 214153)

国际物流是国内物流的跨国延伸和扩展，是不同国家和地区之间的物流，它伴随着国际贸易的产生发展而产生发展，并成为国际贸易的重要物质基础。从理论上来说，国际贸易是利益驱动行为，贸易活动的根本目的是追逐经济利润[1]32，而物流成本是影响利润的主要因素，其不断降低使现实的经济环境不断接近比较优势理论交易费用为零的假设，从而实现国际贸易的增长。因此一般理论认为，国际贸易的快速发展必然衍生拓展物流需求，受规模经济及经验曲线效应影响，国际物流水平必然快速提高，从而进一步降低交易费用，促进国际贸易发展，可以说两者是相辅相成、和谐一致的。但这种定性分析并不能明确国际贸易能在多大程度上拉动本国国际物流的发展，国际贸易的增长又有多少得益于本国国际物流发展的促进，两者之间又是如何相互影响、相互促进的。

当前，我国关于国际物流与国际贸易关系的定量研究还较少，杨长春(2007)考察了我国对外贸易与国际物流的关系，得出了我国进出口贸易与国际物流存在可靠的协整关系、国际贸易与国际物流之间存在反馈性的因果关系、物流对贸易的促进作用要稍大一些的结论[2]。但作者没有进一步对这一结论作出解释，没有具体分析国际物流与国际贸易之间相互影响的程度。为了进一步动态分析两者相互影响的程度，并定量分析两者的关系及其成因，本文将在向量自回归(Vector Auto Regressive，VAR)模型的基础上研究两者的动态关系，主要技术手段是VAR模型中的脉冲响应函数和方差分解。

一、实证模型原理

1980年Sims提出了向量自回归模型，该模型采用多方程自回归模型的联立形式，实质上是一种非结构化的多方程模型，即它不以经济理论为基础，而是用数据本身来确定模型的动态结构。由于VAR模型的参数估计量只具有一致性，单个参数估计值的经济意义并不明确，因此要根据VAR模型得出具体的结论，必须借助脉冲响应函数和方差分解[3]128。最一般的VAR(p)模型的数学表达式为

Yt=A0+A1Yt-1+…+ApYt-p+εt

(1)

式中：Yt——m维内生变量向量；

A0——常数向量；

Ai——系数矩阵，i=1，2，…，p；

在实际应用中，通常希望滞后期p足够大，从而能够完整地反映所构造模型的动态特征；但另一方面，滞后期越长模型中待估计的参数就越多，自由度就越小。为了在滞后期与自由度之间寻求一种均衡状态，一般根据AIC和SC信息量取值最小原则或LR法确定模型的滞后阶数。

脉冲响应函数(Impulse Response Function，IRF)用于衡量来自随机扰动项的一个标准差冲击对内生变量当前值和未来值的影响，并且扰动项对某一变量的冲击影响通过VAR模型的动态结构传递给其他所有的变量。本文采用乔利斯基(Cholesky)分解法得到脉冲响应函数。而方差分解(Variance Decomposition)则是把VAR系统中每个内生变量的波动按其成因分解为与各方程新息相关联的组成部分，从而了解各新息在模型变量动态变化中的相对重要性。

二、实证分析

1. 变量选取及数据处理

本文拟选取各期实际的进出口总值(JCK)表示国际贸易发展水平，选取沿海规模以上港口外贸货物吞吐量(HYL)作为衡量国际物流的指标。选取后者来表示我国国际物流产业发展水平主要是出于两方面考虑：

(1) 虽然从国际贸易涉及到的物流系统构成来看，国际物流服务包括运输、仓储、商品检验、报关、商品包装、装卸搬运和信息等服务内容，但是国际货物的运输子系统和仓储子系统是国际物流的两大支柱，国际物流通过商品的储存和运输实现其自身的时空利益，满足国际贸易的需要[4]35。目前，我国国际物流产业的统计体系不完善，全面物流数据无法获得，只有舍弃。并且本文认为，外贸货物吞吐量不仅能反映国际物流业中运输领域的发展水平，同时也能反映仓储、配送等业务领域的经济成果，因为外贸货物吞吐量的增长是整个国际物流产业中各个系统综合发展的结果。

(2) 从我国国际贸易发展现状来看，海运是对外贸易最主要的运输方式，统计数据显示，我国国际贸易货运方式的约90%为海上运输。从我国对外贸易产业的区域分布来看，由大连港、天津港构成的渤海湾出海口，由青岛港、日照港构成的黄海出海口，由上海、连云港、宁波舟山港等构成的长三角港群，由广州、深圳、厦门构成的珠三角港群以及海口、湛江、北部湾等沿海区域，构成了我国对外贸易的主要区域。国家商务部2009年3月发布的最新统计数据显示(以2002年港口货物吞吐量沿海达到1 500万吨，内河达到1 000万吨为统计口径)，当月全国外贸货物吞吐量总计16 483万吨，沿海合计15 285万吨，占总外贸货物吞吐量的92.73%。考虑到沿海港群与内河港群在货物吞吐量统计上存在一定的交叉，因此选取沿海规模以上港口外贸货物吞吐量作为模型变量。

当前，国内官方发布的国际货运量统计数据年限较短，故本文采用中国国家统计局及商务部2002年1月至2008年11月的月度数据进行实证分析。在样本期间内，对各期月度沿海规模以上港口外贸货物吞吐量和进出口总值序列以X11-Multiplicative法进行了季节性调整，且对数据序列取自然对数以消除序列的异方差。

2. 变量单位根检验及协整检验

建立回归模型必须针对平稳时间序列，对非平稳时间序列建立回归模型会产生伪回归问题。多数时间序列是非平稳的，但相关时间序列存在长期稳定均衡关系。协整是两个经济变量存在长期均衡关系的基础，两个时间序列存在协整关系，说明它们之间存在稳定关系，即从长期来看时间序列间存在协同变化的趋势。在进行VAR模型建模和协整检验时，必须先检验序列的单整性(又称单位根检验)，本文应用增项的ADF进行检验，结果如表1所示。

表1 变量单位根检验结果

注：检验类型中的c和t表示带有常数项和趋势项，k表示综合考虑AIC，SC选择的滞后期；临界值根据MacKinnon给出的数据计算。

由表1可知，变量时间序列都是非平稳的，而一阶差分以后都变成了平稳序列，所以这些变量都是I(1)一阶单整序列。对于一阶单整序列的协整性检验，通常采用EG两步法和Johansen检验两种方法。一般说来，检验两个变量之间的协整关系多采用EG两步法，其步骤是：一是根据变量数据建立回归方程；二是对估计残差进行平稳性检验，若稳定则变量之间存在协整关系，若不稳定则不存在协整关系。

本文采用EG两步法进行协整检验，首先建立回归方程

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

(2)

估计后得到

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

(3)

(96.307) (96.566)

R2=0.99DW=1.48

然后对式(3)的估计残差进行单位根检验，不含常数和时间趋势，由SIC准则确定滞后阶数，结果如表2所示。

表2 估计残差序列平稳性检验结果

表2的数据显示，估计残差序列在1%的显著性水平下拒绝原假设，接受不存在单位根的结论，因此可以确定残差序列为平稳序列。上述结果表明，ln(HYL)t和ln(JCK)t之间存在协整关系。

3. VAR(2)模型的建立与参数估计

利用2002年1月至2008年11月的主要港口外贸货物吞吐量(HYL)和进出总值(JCK)的月度数据建立向量自回归动态方程，根据LR、AIC、SC等各种标准对滞后长度标准(Lag Length Criteria)进行试算，各滞后阶数的信息标准见表3。参考信息标准显示，本模型设定为VAR(2)。

根据式(1)建立向量自回归动态方程

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)，建立几何要素与其在T-Map中映射点pF的关系：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模型滞后长度选择标准

注：*表示从每一列标准中选中的滞后阶数。

运用计量分析软件Eviews 5.0建立lnHYL，lnJCK两变量的VAR(2)模型，对模型进行稳定性检验，各特征方程的特征根均位于单位圆内，模型稳定，参数估计及检验结果见表4。

表4 VAR(2)模型参数估计值及检验结果

表4中两个方程的检验结果表明方程的拟合效果较好，因此建立向量矩阵

4. ln HYL和ln JCK的脉冲响应分析

为了进一步动态分析lnHYL和lnJCK这两个变量的动态特征，运用两者的VAR(2)模型对其进行脉冲响应分析，即计算一个标准差大小的lnHYL和lnJCK的冲击对二者的影响。通过Eviews软件，得到脉冲响应结果和脉冲响应曲线(见表5和图1、表6和图2)。

表5 ln HYL的脉冲响应结果

图1 ln HYL对各变量单位冲击的响应曲线

由表5和图1可知，lnHYL受到自身冲击的脉冲响应要强于lnJCK对其的脉冲响应。当在本期给lnHYL一个标准差的新息后，lnHYL立刻有较强的响应，增加了0.028 197，之后快速下降至0.018 094，随后长期稳定在约0.017。可以看出，lnHYL对其自身无论是短期还是长期都呈现出显著的正效应，且时滞期为1期。lnHYL对来自lnJCK的冲击，其脉冲响应在1期没有反应，在2期下滑到-0.001 430，呈现出微弱的负响应，随后在3期上升到0.001 422，之后在约0.001的水平上趋于稳定。lnJCK的冲击使lnHYL在短期波动较大，甚至呈现出微弱的负响应，在长期则呈现出微弱的正响应，就总体响应而言，lnJCK对lnHYL的影响非常微弱。

表6 ln JCK的脉冲响应结果

图2 ln JCK对各变量单位冲击的响应曲线

由表6和图2可知，除1期以外，lnJCK受到lnHYL冲击的脉冲响应要强于其自身的脉冲响应。当在本期给lnHYL一个标准差的新息后，lnJCK立刻有较强的响应，增加到0.024 973，在2期下滑后于3期达到最大值0.029 917，随后基本稳定在约0.025。可以看出，无论是短期还是长期，lnHYL对lnJCK的冲击响应呈现出非常显著的正向影响，且响应延续的时间长而稳定，作用时滞为2期。lnJCK受其自身冲击在当期立刻有较强的脉冲响应，增加到0.039 484，在2期快速下降到0.002 780，随后进一步下降，在4期后基本稳定在约0.001 5。可以看出，lnJCK对其自身冲击的响应在短期呈现出显著的正向影响，在长期则呈现出微弱的正向影响。

5. ln HYL和ln JCK的方差分解分析

脉冲响应分析考虑了各种变量冲击对lnHYL和lnJCK的影响，为了进一步考察两个变量相互的波动性，利用方差分解技术对二者的预测均方误差进行分解，计算出每个变量冲击的相对重要性，方差分解结果见表7和图3。

表7 ln HYL和ln JCK的方差分解结果 %

图3 ln JCK的方差分解

从表7可以看出，lnHYL几乎完全受其自身冲击的影响，而lnJCK的冲击对lnHYL的影响非常微弱，一直处于0.27%以下，基本可以忽略不计。这充分说明，不论是从短期来看还是从长期来看，进出口贸易对国际物流的影响都非常微弱，这与脉冲响应分析的结论相吻合。从表7和图3可以看出，lnJCK的预测方差前期主要受其自身影响，第一步预测就达到71.427 0%，之后其自身影响快速下滑，影响程度不断减弱。从第三步开始，lnJCK的预测方差主要受lnHYL的影响，达到52.918 7%。lnHYL的冲击对lnJCK的预测方差贡献增长较快，由第一步的28.572 9%快速上升到80.094 7%。这说明从短期和长期来看，国际物流对进出口贸易的影响都非常显著，这与脉冲响应分析的结论也是吻合的。

三、基本结论及分析思考

经过上述实证分析，本文得出了以下两点基本结论：

(1) 我国进出口贸易的快速发展对我国国际物流产业的拉动效应非常微弱。从国际物流的角度看，通过国际物流(HYL)的脉冲响应分析可知，进出口贸易(lnJCK)的冲击对国际物流的影响非常微弱，长期来看呈现出微弱的正响应，短期来看波动较大，甚至表现为微弱的负响应。对国际物流(HYL)进行预测均方差分解可知，进出口贸易(lnJCK)对国际物流(HYL)预测方差的贡献一直处于0.3%以下，非常不显著。这说明，当前我国进出口贸易对我国物流产业的拉动效应非常微弱。以上结论表明，近年来我国快速发展的进出口贸易并没有有效提升我国的物流产业水平，物流产业没有充分分享国际贸易大幅增长所带来的增值收益。

(2) 加快国际物流产业发展，可以有效促进进出口贸易的发展。从进出口贸易的角度看，通过脉冲响应分析可知，无论是短期还是长期，国际物流(HYL)对进出口贸易都具有显著的正向影响，且中长期的影响更为显著，长期稳定在约0.025，显著大于进出口贸易(JCK)自身冲击响应的影响水平。进出口贸易(JCK)的预测均方误差分解表明，其波动主要受国际物流(HYL)冲击的影响，贡献比例从28.572 9%开始保持快速增长趋势，一直达到80.094 7%。这说明，国际物流可以有效地促进进出口贸易的发展，加快现代物流产业发展是我国国际贸易持续快速发展的基础。

就国际贸易而言，以上实证结果表明国际物流对国际贸易发展具有重要的促进作用。从理论上来说，国际物流通过直接与间接两个方面的机制促进国际贸易发展。国际贸易空间上的距离会造成交易上的困难，经济主体为了组织异地交易，必须在寻找伙伴、产品定价及检验等环节上花费运输费用和通信费用，而现代物流的发展过程正是国际贸易交易费用和运输成本不断降低的过程，二者的不断降低直接促进了国际贸易发展。国际物流也可以通过间接作用机制来促进国际贸易。规模经济和生产国际化是国际贸易发展的必要条件，规模经济是以产业分工、资产专用性及开发市场为前提的，当市场受到物流产业水平限制而容量狭小时，产业分工就无法深入，规模经济就难以实现。现代物流的发展使交易费用和运输成本不断降低，市场容量得到不断扩大，进而带来规模经济和生产国际化，有利于促进国际贸易发展。

就国际物流而言，以上实证结果表明，我国有相当大一部分进出口贸易形成的物流服务被国外物流企业分享，从而表现为我国进出口贸易对国际物流发展的拉动效应的不显著。当今世界全球经济竞争的重点正从货物贸易转向服务贸易，服务业发展水平成为衡量一个国家或地区经济发展和人民生活水平的重要标志[5]。相对于当前我国国际货物贸易的大幅顺差，物流服务贸易则长期处于逆差状态。根据商务部和国家外汇管理局的统计，2005年我国运输服务进口额为284.48亿美元，出口额为154.27亿美元，逆差接近130亿美元；2006年运输服务进口额为343.69亿美元，出口额为210.15亿美元，逆差达到133.54亿美元。以国际货运市场为例，在集装箱航运领域，我国虽拥有中远、中海两大已进入世界前10位的船运公司，却仅拥有全球集装箱航运约7%的运力，而我国产生的集装箱海运运量大体占全球总量的20%[6]。

我国国际贸易对国际物流发展驱动效应不足的原因主要有以下两个方面：

(1) 缺乏外贸竞争力的、以加工贸易为主体的国际贸易结构是主要原因。加工贸易是指利用国外资源在本国进行加工、制造、装配，然后将产品销往国外的贸易，这类贸易的共同特点是“两头在外”。改革开放以来，加工贸易已经成为我国对外贸易结构的主体，1998年加工贸易进出口额更是达到进出口总额的53.4%，并且这个比例近十年始终保持在47%以上[7]。但是在我国的加工贸易中，对出口增长贡献最大的部分仍是劳动密集型产品，如服装、鞋帽等，近年来虽然在机电产品和高技术产品出口方面取得了较大发展，但产品外贸竞争力仍然较弱。外贸竞争力是一个国家或地区的某一类商品，在设计、开发、生产、销售、使用以及售后服务等方面，在国际市场与同类商品竞争中表现出来的满足消费者需求、占领市场、实现产品使用价值和价值、获取利润的能力。以辽宁省为例，孟亮(2008)对2004—2007年辽宁省机电产品的进出口数据进行了实证分析，发现加工贸易方式一直占全省机电产品出口贸易的60%以上，其中外商独资、中外合资企业又占贸易主体的65%以上且有不断加强的趋势，充分说明我国产品在设计、流通环节组织等方面贸易竞争力较为缺乏[8]。在加工贸易的各项环节中，我国往往只从事简单的加工装配工作，以现代物流贯穿始终的供应链分工、产品市场流通渠道组织等物流业务则被跨国企业作为核心资源控制[9]68，纳入其产品供应链，向其产业链合作伙伴(多为本国利益相关企业)采购物流服务，最终导致我国物流产业不能充分分享近年来对外贸易快速发展所带来的巨大市场份额。

(2) 国际物流服务综合能力不足，不能形成有效服务供给，无法把握我国国际贸易发展带来的巨大发展机会。当前，国际贸易综合运输链的复杂性不断增加，国际物流正朝全方位增值服务的方向发展，这一方面需要具备批发、配送、仓储、保税及自由贸易区服务等功能，提供综合物流服务，提高联运效率；另一方面需要为客户提供方便的运输、商业和金融服务，如代理、保险、银行等，形成商流、资金流、技术流、信息流整合的载体[10]。由于物流企业起步晚且市场化程度不高、国内基础设施配套尚未达到现代物流服务要求等原因，我国国际化的高速物流通道和综合物流服务平台尚未建成，导致许多物流业务因国内有效供给不足而流失国外。

综上所述，加快对外贸易结构升级，加强现代物流产业基础设施建设，加快多功能、国际化、复合型的现代物流中心建设以及提高现代物流产业的发展水平，是保持我国对外贸易健康可持续发展的重要基础。

参考文献：

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