我国港口发展与国民经济增长关联性的实证分析

2011-09-05祝火生

统计与决策 2011年17期

祝火生

（航天证券有限责任公司，上海 200438）

0 引言

世界经济的发展是如此的紧密，受经济全球化和全球产业链一体化的推动，在近二十年的时间内，许多国家和地区的港口已经完成了从交通运输基础性功能设施向世界市场资源配置枢纽的转型，成为全球性国际贸易与运输链中的重要环节，港口经济的发展与一个国家的经济增长关联性越来越密切。

就我国来看，自从1978年改革开放以来，港口建设和港口产业获得长足发展，在航线、吞吐量、港口专业服务等方面均取得了较快的发展。目前，集装箱运输也日益成为我国港口经济的主体和动力，港口产业为我国国民经济增长作出了重要贡献，约40%多的能源和85%的外贸货物通过港口由海上运输。因此，本文拟从实证的角度，分析中国港口的发展与国民经济发展的关联性。

1 变量设计和数据说明

度量国民经济增长最常用的是一国国内生产总值即GDP，因此选取GDP作为经济增长的度量指标；而进出口额既是GDP的组成部分，又是经济增长的三架马车之一，结合港口发展水平对国民经济影响的特点，另外选取货物进出口总额（EM）作为对经济增长度量的另一个指标。采用沿海主要港口货物吞吐量（SGK）作为港口发展水平的度量指标（见表1）。

表1 变量设计

1980～2006 年中国GDP数据和货物进出口总额均来自万德（WIND）情报资讯数据库，2007年数据补充来自《中国统计年鉴2008》，GDP为名义值，单位亿人民币，货物进出口总额数据单位亿美元。1980～2007年沿海主要港口货物吞吐量是沿海各主要港口货物吞吐量的合计，数据来自历年《中国统计年鉴》，单位万吨。

2 描述性统计分析和相关性检验

2.1 描述性统计分析

由表2，1980～2007年，我国GDP均值为63590.85亿人民币，进出口货物总额均值为4306.349亿美元，沿海主要港口货物吞吐量均值为106493.3万吨。1980～2007年我国GDP最大值是2007年249529.9亿人民币，最小值是1980年4517.8亿人民币，28年时间我国GDP增长54.23倍；1980～2007年我国进出口货物总额最大值是2007年21737.3亿美元，最小值是1980年381.4亿美元，28年时间我国进出口货物总额增长55.99倍；1980～2007年我国沿海港口货物吞吐量最大值是2007年388200万吨，最小值是1980年21737亿吨，28年时间增长16.86倍。港口吞吐量没有象GDP和进出口货物总量增长那么快主要受到港口特殊的区位和投资大等特点的显著，同时也可以初步推断港口与经济增长之间不是线性关系，港口发展对经济增长具有乘数效应使得两者之间的关系呈几何倍数关系。

如图1所示，1980～2007年，我国GDP、进出口货物总额和沿海主要港口货物吞吐量均呈显著的持续上升态势，曲线形状基本相识，尤其是在2000年我国GDP、进出口货物总额和沿海主要港口货物吞吐量均出现了拐点。由此怀疑1980～2007年我国GDP、进出口货物总额和沿海主要港口货物吞吐量数据均是非平稳系列，但可能存在协整关系。

2.2 相关性检验

采用Pearson相关性检验和Spearman配对样本相关性检验分别检验1980～2007年沿海港口货物吞吐量与GDP和进出口货物总额的相关关系，检验结果如表3和表4。

Pearson相关性检验和图1 1980～2007年中国GDP、进出口货物总额、沿海主要港口货物吞吐量趋势图Spearman相关性检验均显示1980～2007年我国主要港口货物吞吐量与当期GDP和进出口货物总额具有高度正相关性，相关系数均超过了0.98，且都通过了1%的显著性水平检验，说明这种相关性具有统计意义。可以据此建立港口货物吞吐量与当期GDP和进出口货物总额之间的线性模型：

表2 变量的主要统计值

3 计量分析

表3 沿海港口货物吞吐量与GDP和进出口货物总额Pearson相关性检验

表4 沿海港口货物吞吐量与GDP和进出口货物总额Spearman相关性检验

3.1 数据平稳性检验

非平稳系列可能存在伪回归，首先对数据进行平稳性检验。鉴于ADF检验遭受的置疑，采用ADF检验和PP检验联合对1980～2007年中国GDP、进出口货物总额和沿海港口货物吞吐量序列进行单位根检验，检验结果如表5。

单位根检验结果显示，1980～2007年我国GDP数据为一阶单整的非平稳序列，进出口货物总额和沿海港口货物吞吐量序列数据为二阶单整的非平稳序列。非同阶单整的序列不可能存在协整关系，所以1980～2007年我国GDP与沿海港口货物吞吐量序列之间不存在协整关系，两者之间的回归模型无实际意义；进出口货物总额和沿海港口货物吞吐量序列数据是同阶单整，可能存在协整关系，采用JJ检验进一步检验两者之间的协整关系。

3.2 协整检验和Granger非因果关系检验

3.2.1 协整检验

Banerjee-Dolado-Hendry-Smith(1986)运用模特卡罗模拟发现EG两步法在小样本条件下的估计特性不是很好。由于总样本为28个，所以具有小样本（≤30）特性，采用JJ检验法检验进出口货物总额EM和沿海港口货物吞吐量SGK之间的协整关系。

如表6，协整检验结果显示进出口货物总额EM和沿海港口货物吞吐量SGK之间存在协整关系，也就是说我国进出口货物总额与沿海港口货物吞吐量之间存在长期动态稳定的关系。

因此，对进出口货物总额EM和沿海港口货物吞吐量SGK之间采用最小二乘法进行参数估计取得的参数值具有BLUE性，同时也可以对两者直接进行Granger非因果关系检验。

表5 GDP、出口货物贸易总额和沿海港口货物吞吐量单位根检验结果

表6 协整检验结果

表7 EM和SGK之间Granger非因果关系检验结果

3.2.2 Granger非因果关系检验

为了避免虚假回归，Granger提出了因果关系的概念和格兰杰（Granger）因果关系检验。格兰杰因果检验受到数据平稳性、小样本性和真实因果关系显著性的影响。在小样本条件下，对平稳序列和协整序列若Granger因果检验得出“变量之间存在因果关系”时，将以90%以上的概率保证其正确性。对协整序列进出口货物总额EM和沿海港口货物吞吐量SGK进行Granger非因果关系检验。

EM和SGK之间Granger非因果关系检验结果如表7，检验结果显示进出口货物总额EM和沿海港口货物吞吐量SGK之间的因果关系不稳定。进出口货物总额EM是沿海港口货物吞吐量SGK滞后1阶、2阶、4阶的Granger原因，沿海港口货物吞吐量SGK是进出口货物总额EM滞后4阶、5阶、6阶的Granger原因。表明我国港口与贸易发展的关系是互为因果关系，并存在明显的前后诱发效应和引致效应。其中，首先是贸易发展诱发港口发展，然后是港口进一步发展引致贸易发展。

3.3 协整模型和误差修正模型

由Granger非因果关系检验，进出口货物总额EM和沿海港口货物吞吐量SGK之间不存在显著地双向因果关系，所以选择EG两步法建立协整模型而不是建立VAR模型。

建立线性模型，由于模型存在较严重的自相关和异方差问题，对数据取对数后能有效解决上述问题，对EM和SGK取对数分别得到序列log(EM)和log(SGK)，然后运用最小二乘法进行参数估计并对模型进行修正，得到下面的模型：

式（1）就是进出口货物总额EM和沿海港口货物吞吐量SGK之间的协整模型，依据张晓峒（2000）的观点，式（1）估计的参数不仅具有BLUE性而且具有超一致性，可以用估计的参数进行经济解释。1980～2007年进出口货物总额EM和沿海港口货物吞吐量SGK之间弹性是1.39，即沿海港口货物吞吐量每增长1%则进出口货物总额增长1.39%，说明我国港口发展水平与经济增长正相关并对经济增长具有乘数效应。假设成立。依据Granger定理，若变量之间存在长期均衡变动的协整关系则必然存在短期调整的误差修正模型ECM。式（1）为进出口货物总额EM和沿海港口货物吞吐量SGK之间的长期协整关系，用式（1）的残差et作为非均衡误差建立下面的误差修正模型：

通过对模型修正，得到误差修正模型的估计结果，如下：

式2就是进出口货物总额EM和沿海港口货物吞吐量SGK之间的误差修正模型，即进出口货物总额EM和沿海港口货物吞吐量SGK之间的短期调整模型，误差修正项et-1的系数-0.522331为负,符合误差修正机制，进出口货物总额在当期对均衡值偏离的52.23%在下期得到纠正，t统计量显著，说明误差修正机制效果明显。