港口贸易论文篇（1）

关于对外贸易与经济增长的相互关系问题，早在古典学派和新古典学派的著作中就有所体现。其中亚当斯密、大卫李嘉图以及约翰穆勒的贸易的动态利益思想为对外贸易与经济增长的理论奠定了基础。亚当斯密认为对外贸易促进了分工的深化和生产率的提高,从而加速了经济增长。斯密从需求角度出发,在其“剩余出口”论(VentforSurplusTheory)中指出剩余产品的出口，不仅不必减少其他国内经济活动，而且由此带来的收益或增加的进口也没有机会成本，因而必然促进本国的经济增长。Cordon澳从供给的角度提出了“供给启动”论,分析了对外贸易对经济增长的影响。1937年D.H.Robertson提出了“增长引擎”论(TheEngineofGrowth,主张对外贸易是经济“增长的发动机”。20世纪80年代中期以来，以罗默、卢卡斯等人为代表的新增长理论,把技术变动引入了经济增长核算方程,并论证了贸易与技术变动的相互关系将保证一国经济的长期增长。同时,也有一些经济学家对关于对外贸易促进经济增长的结论及推论提出质疑和挑战。其中，RPrebish、HSinger^G-Myrdal等人认为对外贸易阻碍了发展中国家经济的进步。1970年，I.B.Kravis明确将对外贸易称为“增长的侍女”他认为，一国的经济增长主要由国内因素决定,外部需求只对增长起到额外的剌激作用。

在实证研究方面，国外经济学家利用计量经济学的研究方法，主要专注于出口对一国经济增长的贡献率角度,对一些国家的横截面数据进行检验。如Balassa(1978)利用11个工业国家1960~1973年间的数据,运用秩相关(RA)检验分析了实际GDP平均增长与实际出口平均增长之间的关系，得出出口对经济增长具有促进作用的结论。Feder(1983)利用1964~1973年一些半工业化发展中国家的数据，检验了出口对经济增长的促进作用。Kavoussi(1984)采用了73个发展中国家1960~1978年的数据研究了出口与经济增长之间的关系及出口商品的机构对出口和经济增长的影响。Moschos和Demetrios(1989)通过分析经济增长的源泉，验证了出口与经济增长之间的关系。另外，Karunaratne(1994)、Sachs和Wanshall(1995)、McNab和Moore(1998)等人的研究也得出了对外贸易促进经济增长的结论。但在后期，经济学者们采用时间序列数据却得出了相反的结论,如Taylor(1993)sHelleiner(1996)sBleaney(1997)等人的研究，得出了对外贸易并没有促进经济增长的结论。此外,Chow(1987),Dutt和Ghosh(1996)等人的实证检验得出了中性的结果。

国内学者对此的研究大多集中在对国内经济增长与贸易的时间序列数据的检验上。赖明勇（1998、沈程翔（199§、林毅夫和李永军（2001)、刘小朋(2001)、赵陵、宋少中和宋泓明（2001)、姚丽芳(2001)、周申（2001)、许启发等（2002、石传玉(2003)、王坤（2004)及减旭恒(2004)等人的研究，均表明对外贸易对中国的经济增长具有促进作用。有关中国内地和香港的贸易对香港经济增长的贡献的研究，国内比较少,而且大多是从逻辑层面进行剖析,进行实证分析的非常少。张仲深(199()从外贸大发展带动经济多元化、贸易赤字与经济增长呈良性循环、有形贸易与无形贸易相辅相成三个角度论证了外贸是香港经济增长的“发动机”。张光南、陈广汉，(2009)通过对香港1987~2007年时间序列数据单位根检验的基础上进行Granger因果关系检验，验证对外贸易、经济增长与产业结构三者之间的Granger因果关系和内在机制。本文将从实证角度出发,初步考察内地和香港的贸易对香港经济增长的贡献率,为以后中国内地与香港的经贸合作发展方向提供一种参考。

二、理论模型与数据处理

从支出角度来考察国民经济，一个地区的生产总值由总消费、总投资、政府对物品和劳务的购买及净出口构成。本文仅分析贸易对经济增长的贡献,可以假设其他因素,如投资、消费、政府购买等等,对经济增长的影响不变或影响是平稳的。

(一)模型设定在国内，有关贸易对经济增长贡献率的研究模型，比较全面的是林毅夫和李永军的模型。模型包括四个方程,即国民收入恒等式和消费、投资、进口函数,这四个函数都是上期消费、当期利率、出口和有效汇率的函数。本文只是初步考察中国内地和香港的贸易对香港经济增长的贡献率,因此,这里假设消费和投资等对经济增长的影响不变或影响是平稳的、进口和出口是独立变动的,并且将利率和有效汇率度进出口的影响抽象掉。计量公式可设为：

进口增长对经济增长的直接拉动度为,则进口增长对经济增长的最终贡献率为

因为香港从中国内地的进口是其进口的一部分，因此，香港从中国内地进口增长对香港经济增长的贡献率为

对经济增长的直接拉动度为,则出口增长Xt-1Yt对经济增长的最终贡献率为,同理可知，Xt-1Yt香港对中国内地出口增长对香港经济增长的贡献率为Yt。

(二）数据处理本文采用1984年到2008年之间香港向中国内地出口额(EXHoc)、香港从中国内地进口额（lMam()、香港的总出口额（EX和总进口额&M)以及香港的地区生产总值(GDP)年度数据共25个。为了使数据具有可比性，用消费价格指数(2004年10月至2005年9月=100>对数据进行平减，见表1。为了消除数据中可能存在的异方差问题,本文在实证过程中对数据进行了自然对数变换,相应的变为LnGDP、LnIM、LnEX。

三、实证分析

(一）单位根检验在检验一组时间序列的协整性或长期均衡关系之前应首先检验时间序列的单整

阶数，即对各变量进行平稳性检验，以免因为直接对非平稳的时间序列进行回归而导致伪回归现象。检验方法主要有DF检验、ADF检验和PP检验。本文米用ADF(AugmentDickey-Fuller)检验来确定各变量的平稳性。检验结果表明，在5%的显著性水平下,均是一阶单整序列（见表2）。

(二）协整检验和回归方程协整检验目前应用最多的有EG两步法和Johnsen迹统计检验法,本文米用Johnsen迹统计检验(见表2)。

上述检验结果表明，香港GDP和进口或者出口之间均具有协整关系，因此可以直接用普通最小二乘法进行回归分析，并且不具有伪回归。回归结果如下:

从得到的a和p值计算出1984年以来中国内地和香港的进出口对香港经济增长的贡献度和贡献率(如表4。

从表中，可以看到，中国内地从香港的进口对香港的经济增长贡献度和贡献率总体均要比内地对香港的出口作用小很多。因此，中国内地对香港的出口成为香港经济增长的重要拉动力，进口的作用则比较弱，这和我们前面分析的香港对中国内地的进口依存度非常大是一致的。

我们还可以从表4观察到，1997年成为中国内地对香港的出口对香港经济增长的贡献度和贡献率变化的一个非常明显的分水岭。因此，中国内地和香港的贸易可以分为两个阶段。

第一个阶段(1984~1997)。这一阶段的主要特征是中国内地和香港的贸易对香港经济增长的贡献率波动比较大。香港从内地进口对其经济增长的贡献率最高达到1994年的0.043,低谷出现在1993年的-0.104,波动幅度为0.147,平均进口贡献率为0.006香港对内地的出口对其经济增长的贡献率峰值出现在1988年的0.017,最小为1994年的-0.008,波动幅度为0.025,平均出口贡献率为0.004。很明显,这个时段香港从内地的进口极不稳定,进口的贡献率波动大大高于出口贡献率波动。可以推断，这个时期，香港和内地的贸易还处于初期阶段，贸易对经济增长的影响还未形成长期稳定的依赖关系。

第二个阶段(1997~)。这个时间段的显著特征是香港对内地的进出口对香港经济增长的贡献度和贡献率不断增加，且波动幅度也较大，总体趋势不断攀升。进口贡献率的高峰值出现在2004年，为0.098,最低值则为1998年的-0.031,波动幅度为0.129,平均进口贡献率为0.081；出口贡献率基本保持稳定，与第一阶段相差不大。最高值为2008年的0.019,最低值为2002年的-0.006,波动幅度与第一阶段一样为0.025,平均出口贡献率为0.04。此时进、出口贡献率明显都比1997年之前要高，这说明香港回归后内地和香港的贸易得到了迅速的发展，进口贡献率依旧居于主导地位,成为香港经济增长的拉动力。这一时期，中港贸易与经济增长的稳定依赖性正在加深。

四、结论与相关建议

港口贸易论文篇（2）

一、问题的提出

新古典经济学对区域市场整合的分析和研究基于以下假设：市场的完全竞争、不变的规模收益以及决策行为的“理性经纪人”范式；这些分析和研究的重心在强调非市场配置资源的效率损益及由此引发的对政府干预的福利分析。关税同盟理论作为新古典经济学视野下的区域市场整合理论的核心，曾被公认是随viner的开拓性研究而逐渐成型的。继之，shoup、meade、lipsey、tinbergen、cooper ＆ massell、johnson、balassa以及corden等学者使这一理论体系最终成型。概括而论，关税同盟理论认为同一关税可以将区域内的资源合理配置，从而产生贸易创造和贸易转移、贸易扩张和贸易条款、成本递减和贸易抑制等效应。

主流经济学家balassa；curson；彼得·林德特和查尔斯·金德尔伯格，对区域市场整合问题的研究却是另一番景象。他们注重对相邻国家的某种特定空间纬度中的关税同盟问题展开研究，将区域市场整合理解成标准的国际经济学问题。国内学者对这一相关问题也有研究，赵伟等(2006)解析了中国区域经济的多层次性特征，指出“区域”尤其是“区域市场”在中国是个极其宽泛的概念，作为地域面积与人口规模均名副其实的大国，中国内部多层次的区域经济，至少可分为四个层次：国民经济层次、大区域经济层次、省、市际经济层次和“大中国”经济区层次或“一国两制”层次。在笔者看来，港澳与大陆的区域市场整合的最大特点在于成员体之间是不同制度、不同关税区、不同货币下的属于同一主权的经济区域，我们可以将关税同盟经典理论与实证研究的某些分析范式用于这一层次的区域市场整合的研究。

作为对问题研究的一种学术探讨，当我们将港澳与大陆看成是存在着一种准关税同盟的研究对象时，viner关于贸易创造和贸易转移之效应的学说，无疑给我们研究这一层次的区域市场整合提供了某些帮助。本文拟通过对港澳与大陆区域市场整合背景的描述，在借助viner理论和balassa模型的基础上，对港澳与大陆这一层次区域市场整合的贸易流动效应展开理论分析和检验。

二、港澳与大陆区域市场整合的演进背景分析

香港和澳门均属于自由港，各自为独立关税区，是两个对外高度开放的海岛型城市经济体系。香港和澳门与中国大陆经贸关系的发展过程，实际上是港澳地区同大陆在区域市场上从分离到重新整合的过程。撇开香港和澳门在政治上与大陆分离的诸多原因，仅就经济层面而言，港澳地区与大陆的脱离既与外部原因有关，也与内部的经济体制原因相关。如果说香港和澳门的政治回归分别是在1997年和1999年开始的，那么香港和澳门的经济回归则可以从大陆经济的改革开放开始。从这个意义上来理解，中国大陆的改革开放开启了港澳地区与大陆的区域市场整合(economic integration)。

区域市场整合可分为两种形态：功能性整合和制度性整合，即丁伯根(tinbeergen)理论中的消极一体化(negative integration)和积极一体化(positive integration)。功能性整合是指取消各种阻碍经贸活动的规章制度，即消除对有关经济体的物质、资金和人员流动的障碍，它主要是自发的市场力量推动和引导的结果，反映区域内经济发展的内在要求，具有不稳定性。制度性整合是通过建立新的规章制度去纠正自由市场的错误信号，并由特定的一体化组织管理机构加以指导和按照明确的制度安排的一体化过程，它反映了功能性整合的要求，并将其制度化和法制化，使功能性整合的成果得到巩固并不断提高。尽管香港和澳门与中国内地的经贸合作不同于国际间的经济一体化，但经济一体化的理论可以帮助我们理解和思考港澳和中国大陆之间经济关系的演变和发展。根据中国大陆市场开放程度的差异，可以将中华人民共和国成立后的港澳和大陆的经济关系分为三个时期：

第一时期20世纪50年代至70年代末，是基于功能性整合的货物贸易的阶段。中华人民共和国成立后特殊的国际政治和经济背景，使中国大陆与国际市场处于隔离状态，加上西方国家的经济封锁，中国基本上只是同前苏联为首的以计划经济为特征的社会主义阵营国家进行有限的以货易货的贸易。这一时期的中国大陆市场基本是封闭的，有限的货物贸易是港澳与大陆经贸关系的主要纽带，香港几乎是大陆与国际市场联系的唯一通道。香港凭借自由港的地位、国际性的商贸网络及其同大陆的特殊联系，扮演了大陆与国际市场之间有限贸易转口港的角色。资料显示，尽管香港与大陆的贸易额占香港贸易总额的比重由1950年的27.2％不断下降到1970年的8.8％，但这一比例在1980年以后明显开始上升。值得指出的是，1950至1970年代，大陆一直在香港贸易总额中保持前4名的地位，大多数年份位于前3名，并且在进口方面保持前1—2名的位置。

第二时期改革开放到加入wto，是基于功能性整合向制度性整合转变的直接投资和货物贸易并进的阶段。20世纪70年代末，随着改革开放这一基本国策的制定，大陆选择了符合自身国情的渐进式、局部开放的战略决策。首先，在沿海城市和地区建立了四个经济特区，其中三个放在广东，两个位于珠三角，紧邻港澳地区；继之，是有选择地开放了直接投资市场，在大力引进海外直接投资的同时，对一些技术含量较低、劳动密集产业的产品内销市场实现了比较严格的限制，从而在粤港与大陆之间形成了一种以“前店后厂”为产业分工特征的投资与贸易的制度安排。“前店后厂”的产业分工模式实际上是一种投入和产出“两头在外”的、“大进大出”的直接投资和贸易模式。在这一模式中，投资和贸易是互动的，正是投资和贸易相互补充和相互促进导致了粤港之间贸易量的高速增长，香港自由港的制度优势得到了发挥，从而成为一个国际性的贸易、金融、物流和商贸服务中心。“前店后厂”的合作模式，是以香港体制、资金及其拥有的国际市场和内地劳动力、土地等资源优势为基础的，是香港与大陆市场局部相结合的产物。客观地说，这一时期香港成为大陆改革开放和经济增长的一个发动机。据统计，2002年中国大陆与香港的贸易额占香港贸易总额的42％，香港转口贸易的90％与大陆有关；截至2003年底，港资在大陆的实际利用外资中的比重高达44.4％，远远高于其他国家和地区；2004年香港是中国大陆第四大贸易伙伴，仅名列在欧盟、美国和日本之后；同时，该时期大陆在香港的外来直接投资和香港对外直接投资中均名列首位。

第三时期以cepa签署为标志，是基于制度性整合的贸易和投资的自由化阶段。cepa(内地与香港关于建立更紧密经贸关系安排)作为一种自上而下的制度安排，以提供有效的服务和降低交易费用的方式，加强着港澳与大陆的经济互动，它是“一国两制”和wto框架下的主权国家内部的独立关税区之间的自由贸易协议，这种制度安排是为了解决或逐步消除“回归”后的港澳与大陆在经济整合中因不同社会运作机制和历史因素所造成的贸易障碍。由于港澳有着不同于大陆其他省份的特殊地位而产生了制度性障碍，货物贸易自由化、服务贸易自由化和投资便利化等便构成cepa的基本内容。cepa这一制度安排的目的是最大限度地降低区域内商品和生产要素流动的障碍，使直接投资和间接投资、货物贸易和服务贸易、商品和要素逐渐地自由和双向地流动，因而这项制度创新的绩效得以逐渐显现。应当承认，cepa的制度绩效远大于其内容本身，它对珠江三角洲乃至大陆的长期制度创新具有示范作用。

三、港澳与大陆区域市场整合的贸易流动效应

viner的“贸易创造”(trade creation)和“贸易转移”(trade divereion)理论的基本结论是：在关税同盟成立前，对未来成员体的高关税会增加贸易创造的可能性；而在关税同盟建立后，这些未来成员体则有可能取得福利收益。另一方面，对非成员体的低关税将会减少贸易转移的机会。显然，当我们将港澳与大陆看成是存在着一种准关税同盟的研究对象时，则viner关于贸易创造和贸易转移之效应的学说，给我们研究这一层次的区域市场整合提供了某些启示；同时，我们可以借助balassa(1961)模型对港澳与大陆间有可能出现的区域市场整合展开模拟检验。

balassa模型是以区域贸易合作前的进口需求收入弹性固定不变，区域贸易合作必然会引起进口需求收入弹性的变化为基本假设前提，该模型通过区域贸易合作前后的进口需求收入弹性的变化来说明区域贸易合作的贸易创造效应和贸易转移效应。当区域内贸易进口需求收入弹性增大时，则意味着总贸易创造，当区域外贸易进口需求收入弹性减小时，则表明总贸易转移。解析balassa模型的主要公式：

m=aybu　(1)

m为进口值，y为国内生产总值，a为一常数，u为模型误差，b为进口需求收入弹性。将方程两边同时取对数得：lnm=a+blny+u　(2)

可将(2)进一步转化为3个方程：

总进口方程：lnmt=at+btlny+ut　(3)

区域内进口方程：lnmi=ai+bilny+ui　(4)

区域外进口方程：lnme=ae+belny+ue　(5)

mt、mi、me分别代表总进口值、区域内贸易进口值和区域外贸易进口值。如果我们主要考察进口需求收入弹性值b，则我们在不考虑以上各方程中的a和u的情况下，仍然可以对区域市场整合的贸易流动效益展开解说。剔除a和u，用以解释区域市场整合的贸易流动效应的简化方程表现为以下形式：

lnmt=btlny；lnmi=bilny；lnme=belny　(6)

一般来讲，当区域贸易合作后的和都大于合作前的水平，则存在着viner理论中的净贸易创造，即在区域内部实行自由贸易后，成员体a内成本高的产品为成员体b内成本低的产品所代替(假定成员体内存在a，b两大类别)。也就是说，原来由成员体a生产的，现在可从成员体b进口，于是新的贸易得到“创造”。同时，由于从成员体b进口成本低的产品代替原来成本高的产品后，成员体a就可以把原来的生产成本高的资源转向生产成本低的产品，从而获得贸易创造效应。

当区域贸易合作后的bi大于合作前的水平而be小于合作前的水平时，则存在着viner理论中的净贸易转移，即由于区域内经济体对外实行统一关税率时，对第三方的歧视会导致外部进口减少和转变为从成员体进口的局面，即产生贸易转移。这种贸易转移的机理在于：从原来第三方进口成本较低的产品改为从成员体进口成本较高的产品。当然，这种情况可能会造成一定的损失，但它对区域市场整合之贸易流动说产生的效应是不可忽视的。

现在，我们依据viner的理论对大陆与港澳的区域市场整合的贸易流动效应进行检验。基于cepa实施时间不长，可计算进口需求收入弹性的数据时段较短，我们只能依据港澳与大陆这两个经济体间贸易的较少样本数据来进行相关检验。根据balassa模型所计算的进口需求收入弹性对贸易创造和贸易转移效应的解释，港澳和大陆之间贸易往来明显包含着区域市场整合的贸易流动问题。以2003年9月内地与香港cepa的附属文件的签订为分界线，现依据2002-2004年、2005-2007年的大陆与港澳的进口需求收入弹性进行检验。以下分析数据来源于中国统计年鉴、亚洲开发银行、香港贸易发展局网站和澳门特区统计暨普查局网站。

将上述数据分别代入公式6予以测度，可计算得到港澳与大陆区域市场的贸易创造和贸易转移效应。其计算结果如下表所示

比较两个时间段的数据，大陆和港澳的区域内贸易合作后的总进口需求弹性都大于合作前的水平；大陆区内的进口需求弹性和区外进口需求弹性在2002—2004年的统计年度略微下降，港澳区内的进口需求弹性和区外进口需求弹性都呈现增大趋势。可见，中国大陆与港澳区域间的贸易影响并不相同。为此，我们有以下讨论。

首先就港澳而言，cepa实施后，区内进口需求收入弹性bi(0.9872>0.9754)同总进口需求收入弹性bi(1.0483>1.0352)、区外进口需求收入弹性bε(0.9982>0.9865)一起增大，这说明港澳与大陆间的贸易往来不但存在着总贸易创造效应，而且获得净贸易创造，并且没有形成净贸易转移。具体地讲，cepa实施所带来的港澳台与大陆间贸易的扩大，不仅来自从大陆进口替代港澳的自行生产，还来自从大陆进口替代对其他国家或地区的进口，后一种替代的进口产品在大陆的生产成本并不高于其他国家或地区，即cepa的实施创造出港澳台对内地产品的更多需求。这些需求既有原先自行生产的，也有主要通过从其他国家或地区进口来满足的。其次对大陆来说，总进口需求收入弹性bt明显增大(0.8904>0.8870)，区内进口需求收入弹性bi(0.4753<0.4896)和区外进口需求收入弹性bε(0.8352<0.8448)略微减少，这说明大陆与港澳台间的贸易往来不存在总贸易转移、净贸易转移效应，即没有产生以内地自行生产的替代。

港口贸易论文篇（3）

中图分类号：F740.4 文献标识码：A

Abstract： Over the past decade， the rapid growth of trade between Guangdong and Russia， the average annual growth rate is 20%. Marine transportation is an important freight between Guangdong and Russian， the paper make correlations analysis with trade between Guangdong and Russian and the Russian port cargo throughput. Results show that： Vostochny， St. Petersburg port is the main channel maritime transport of trade between Russia and Guangdong. Prediction about Orient Harbor and St. Petersburg port cargo throughput and total import and export trade between Guangdong and Russia， studies show that： the current design of the east port handling capacity will not meet future traffic growth， that will make a significant impact on the future of the marine transportation trade between Guangdong and Russia.

Key words： trade between Guangdong and Russia； ocean transportation； prediction

0 引 言

广东省对俄罗斯经贸关系发展迅速，2000～2012年，广东与俄罗斯贸易额由7.7亿美元发展到77.5亿美元，年平均增长率为19.96%。10年前，广东省对俄贸易主要是大宗商品出口：砂糖、棉布、服装、玩具和箱包等，进口集中在铝和钨、成品油、钢材等有色金属和机械产品。现在，双方的贸易已经拓展到高新技术、金融、现代物流、机械设备、轻工产品、机电产品、家具、灯具、钟表、建材、服装和鞋类等各个领域，显示出巨大的发展潜力。粤俄双方经贸活动频繁，广东省分别于2002年、2006年和2010年在俄罗斯举办了大型经贸合作洽谈会。粤俄双方通过经贸洽谈会达成一系列合作协议，合作取得丰硕成果。目前，广东省对俄罗斯贸易保持快速增长的良好势头。

贸易的快速发展，需要有高效运作的物流系统作支撑，两者关系密切，相互作用，相互发展。国内外许多学者对贸易与物流关系做过许多研究。国外早期学者马歇尔、萨缪尔森、克鲁格曼等人就运输成本与对外贸易关系做了相关研究，认为：货运的运费和关税的减低会促使更多的贸易量；Julia Devlin和Peter Yee以出口贸易所需时间来衡量物流体系的效率；Hildegumnk. Nordas. Enricopinali. Massimo Geloso Grosso指出当今贸易，越来越多商品对时间成本非常敏感，物流效率越高，贸易发生的可能性和贸易量就越大。俄罗斯的Моковецкая Ольгa对现展趋势的研究，认为现代国际物流的发展趋势对促进世界贸易中的作用越来越大。Елена Кузнецовa研究商品贸易的运输成本，她认为海洋运输成本过高原因是关税造成的。国内学者王力军认为，国际贸易与现代物流的发展是互动的，国际贸易是国际物流生存的前提和基础；国际物流的科学化、合理化又是国际贸易发展的有利保障。杨长春将沿海主要港口货物吞吐量作为现代物流衡量指标，并得出结论：我国的国际贸易与物流存在着反馈性的因果关系。

由于贸易与物流的因果关系，本文运用相关分析法对粤俄贸易进出口总额与俄方港口货物吞吐量进行研究，识别出粤俄贸易海洋运输的主要通道，并用灰色预测GM1，1法对粤俄贸易海洋运输主通道的俄方港口的吞吐量进行预测，分析目前俄方港口的设计吞吐能力能否满足未来运量的增长。

1 粤俄贸易的物流通道现状

目前，粤俄贸易物流通道包括陆路通道、海洋通道、航空通道。主要陆路通道有：由广东省经黑龙江省口岸、内蒙古的满洲里口岸、吉林省的珲春口岸后直接进入俄罗斯的主通道；广东省经内蒙古的二连浩特口岸借道蒙古国进入俄罗斯的主通道；广东省经新疆阿拉口口岸借道哈萨克斯坦进入俄罗斯的主通道（具体如图1所示）。海洋通道则是由广东省沿海港口直达俄罗斯海港。香港港、广州港、深圳港是国际货物进出广东省的主要港口。与广东省对接的俄罗斯港口则有俄远东地区的东方港、纳霍德卡，西部地区的圣彼得堡，南部地区的新罗西斯克（具体如图2所示）。航空运输通道则是由广东省的白云机场直飞至俄罗斯。由于空运成本很高，一般货物运输都不会采取该种运输方式，故不多做描述。海洋运输具有运量大、运费低的特点，特别适合大宗物资运输，是目前粤俄贸易的主要运输方式。

2 粤俄贸易的海洋运输主通道识别

目前对变量间的相关性进行研究的常用方法有DEA、灰色关联分析、计量分析方法。DEA是对变量间的互动效果分析；灰色关联性分析则是对于一个系统发展变化态势提供量化的度量，适合动态历程分析；计量分析方法主要采用简单相关分析、回归分析、Granger检验，借助于Eviews和Spss等分析软件进行相关性分析。本文目的是对粤俄进出口额和港口吞吐量两个变量的关联性进行分析，识别出粤俄海洋运输的主通道，故采用皮尔森相关系数进行简单相关分析即可。

皮尔森相关系数（Pearson correlation coefficient）是用来反映两个变量线性相关程度的统计量。相关系数用r表示，r的绝对值越大表明相关性越强。Erhardt和Czado对具有皮尔森相关性的高维度随机变量的相关系数大小进行排序，进而得到这些变量对于指定目标的相关性。

本文选取2008～2012年粤俄进出口贸易总额和俄罗斯几大港口的港口吞吐量进行相关分析。进出口总额代表着双方的贸易情况，而港口吞吐量则是海洋运输通道情况的体现。所选样本数据如表1所示：

用SPSS18.0对粤俄贸易进出口总额和港口吞吐量进行Pearson的相关性分析，结果如表2所示：

在相关分析中，一般根据γ的数据大小，将不完全线性相关的密切程度分为四个等级：γ≤0.3的微弱相关；0.3

3 粤俄贸易海洋运输的未来影响分析

广东省拥有世界级的港口广州港和深圳港。香港虽然在行政区划上不属于广东省，但大量进出广东省的货物尤其是集装箱货物是在香港进行中转。而由于历史和地理原因，俄罗斯港口规模普遍较小，泊位和场地不足，港口装卸设备相对落后，港口吞吐能力普遍不高。目前，粤俄贸易海洋运输主通道的东方港只有70个专业化码头，港口年吞吐能力仅约1 200万吨，现虽有港口工程在建设中，港口的设计吞吐能力仅为5 000万吨左右；圣彼得堡港区有大小53个码头。各种泊位近180个，圣彼得堡港口吞吐能力最大只能增长到8 600万吨左右。由于俄方港口通过能力的限制，未来粤俄海洋运输的外贸货物进出口量基本取决于俄方港口的通过能力。因此，需要对粤俄贸易海洋运输主通道上的俄方港口吞吐量进行预测，研究其设计吞吐能力能否满足未来运量的增长。根据相关分析得出的结论，以东方港和圣彼得堡港作为研究对象。由于采集港口的数据样本过少，信息贫瘠，故采用灰色系统的GM1，1模型进行预测。

灰色系统理论是用于研究数量少、信息贫瘠的不确定性问题的理论方法。灰色预测模型是灰色系统理论的主要内容之一，它以GM1，1模型为核心，模型的参数和结构能根据已知少量数据信息参数的选择而改变，而不需有了大样本数据才能建模这一局限性。经过30年的理论发展壮大，GM1，1模型及其各种的扩展形式已被广泛应用。

灰色预测GM1，1模型的建模过程是将无规律的原始数据进行累加，得到规律性较强的生成数列后进行建模，由生成模型得到的数列再进行累减得到原始数据的预测值，然后进行预测。

假设原始数列为：

x=x1，x2，x3，…，xn

采用表1圣彼得堡和东方港吞吐量数据，得东方港和圣彼得堡原始数列：

x=18.9，35.6，38.4，42.5 x=50.4，58.9，60.0，57.8

一阶累加后生成新的序列：

xk=xi=xk-1+xk+1

其中：

xi=xk， i=1，2，3，…，n

对X进行准光滑检验和对进行准指数规律检验：

ρk=

ρk=1.08，0.86，0.8； ρk=1.15，0.55，0.34

不满足ρk

χk=xk+xk+1+…+xn k=1，2，3，…，n

并且将X=X，即X由X所替代。重新计算东方港和圣彼得堡原始数列：

x=33，85，38.83，40.45，42.5 x=56.55，58.6，58.9，57.8

由于x具有近似的指数增长规律，因此可以认为序列x满足下述一阶线性微分方程：

+ax=u （1）

解得，

=BBBY （2）

其中，Y=，B=

将所求得的、代入微分方程（1），有：

+x= （3）

由微分方程（3）可得到累加数列X的灰色预测模型为：

k+1=x0-e+ k=0，1，2…，n （4）

如果X来自X一阶弱化处理得到的数列，一阶弱化还原后：

k+1=k+1 （5）

反之，则由式（4）在做累减还原，得到X的灰色预测模型为：

k+1=e-1xn-e k=0，1，2…，n （6）

注意：当≤0.3时，可用于中长期预测；当0.3

采用表1圣彼得堡和东方港吞吐量数据进行预测，在excel上求解，得1=；2=。

其中：1为东方港港口吞吐量预测的求解结果，2为圣彼得堡港口吞吐量预测的求解结果。

根据求解结果知东方港和圣彼得堡的-均小于0.3，可用于中长期预测。

将、代入GMU模型的微分方程求解，可得GMU模型的时间响应函数模型：

χk+1=836e-802.78

χk+1=3 487.84e-3 431.29

由于对X进行一次一阶弱化的处理，所以k+1=k+1，即预测由上式便可计算出第k+1年的预测值。

由表3可以看到，东方港和圣彼得堡的港口吞吐量保持着继续增长的趋势。东方港和圣彼得堡港口的设计吞吐能力分别为5 000万吨、8 600万吨，可见东方港的设计吞吐能力在2017年不能满足运量不断增长的需求，而圣彼得堡未来运量增长缓慢，直到2020年，港口的设计吞吐能力仍能够满足不断增长的运量需求。

东方港的设计吞吐能力未来不能满足运量不断增长的需求，这是否会影响粤俄贸易的海洋运输，需结合粤俄贸易额发展趋势进行分析。对2000～2012年粤俄贸易总额的数据，运用SPSS18.0软件，按照一元线性回归分析法，建立拟合方程：

y=6.419χ-12 837.59

经检验，以上方程x与Y的相关系数r为0.959，高度正相关，F=125.808，满足一致性条件，因此，此方程有效。预测结果如表4所示。

由图3可以看到，粤俄贸易总额保持着继续增长的趋势。由于粤俄贸易的货物运输方式主要海洋运输，而东方港的设计吞吐能力在2017年不能满足运量不断增长的需求，对未来粤俄贸易的海洋运输造成不利的影响，从而影响粤俄贸易量的增长。

4 结 论

本文采用相关分析对粤俄贸易进出口总额与俄罗斯的新罗西斯克、圣彼得堡、东方港、纳霍德卡这几大港口货物吞吐量进行研究，识别出粤俄贸易海洋运输主通道是东方港和圣彼得堡港口。然后根据灰色预测对东方港和圣彼得堡港口吞吐量进行预测，结合港口目前的设计吞吐能力得出结论：东方港的设计吞吐能力在2017不能满足运量不断增长的需求，对未来粤俄贸易的海洋运输造成不利的影响，从而影响粤俄贸易量的增长。

参考文献：

[1] Julia Devli and peter Yee. Globle links to regional networks， trade logistics MENA countries[C] // The Fourth Anual Mediterranean development Forum Held in Amman， 2002.

[2] 王力军. 国际贸易与现代物流[J]. 金融教学研究，2005（1）：30-31.

[3] 杨长春. 我国对外贸易与国际物流关系的实证研究[J]. 国际贸易，2008（1）：8-11.

[4] Zenz Erhardt， Claudia Czado. Sampling Count Variables with specified Pearson Correlation-a Comparison between a naive and a C-vine Sampling Approach[J]. Dependence modeling， 2011（62）：73-87.

港口贸易论文篇（4）

1、引言

金融危机成为现代经济发展的周期性特征之一。1997年由国际投机资金冲击泰国货币泰铢而引发的东南亚金融危机，使得东南亚国家的货币平均贬值25%-70%（何慧君，1998），实行联系汇率制度的香港为维持汇率稳定付出了巨大的代价，而亚洲地区及受此影响的其他国家经济衰退也对香港的对外贸易造成了巨大损失，香港对外贸易出现了将近一年的负增长。两次金融危机对香港的对外贸易产生了及其重要的影响，但由于两次金融危机产生的原因和影响范围不同，导致对香港对外贸易的影响机制也有差别，香港应对两次金融危机的措施也不同，通过对比两次金融危机对香港对外贸易的影响，有利于香港在世界经济运行越来越紧密的情况下，优化对外贸易结构和政策，从而更好的应对全球经济发展的变化。

国际贸易已经成为世界经济发展的重要组成部分，从亚当斯密的绝对优势理论和大卫李嘉图的相对优势理论到赫克歇尔和俄林的要素禀赋理论再到克鲁格曼的规模经济理论、佛农的产品周期理论等，理论界对国际贸易的运行规律和特点进行了深入的探讨。国际贸易属于一种经济活动，金融危机导致的经济波动很大程度上影响国际贸易活动。Cantor和Mark（1998）、Baxter和Crucini（1995）等人的早期研究确认了国际经济波动中国际贸易和国际金融传导渠道的存在性和合理性。石红莲（2010）认为在全球化经济时代，任何一个国家尤其是大国的经济波动都会影响其他国家的经济进而向全球范围扩散。经济波动主要是通过国际贸易、国际金融和国际投资以及资讯等渠道传导的。陈学彬、徐明东（2010）金融危机短期内对国际贸易最直接的两个主要影响渠道为收入效应和价格效应。王会强、（2010）重要从收入、价格、汇率、外商投资等方面研究了金融危机对河北省出口贸易的影响。本文主要从其对外贸易的三个部分比较分析两次金融危机对其影响。

2、对外贸易指标变化比较

一个国家或地区通过对外贸易参与国际分工，节约社会劳动，不但使资源得到充分的利用，还可以保证社会再生产顺利进行，促进社会扩大再生产的实现。衡量对外贸易的指标主要有对外贸易规模、对外贸易依存度、对外贸易价格指数、对外贸易地理方向以及对外贸易商品结构等，金融危机通过影响一国或地区的经济发展、周围国家和地区的经济环境以及汇率等方面作用于对外贸易。本文主要从两次金融危机对香港对外贸易规模、对外贸易地理方向和对外贸易商品结构等三个指标的影响进行比较分析。

2.1 对外贸易规模

20世纪80年代以来，香港对外贸易快速发展，成为世界著名的国际贸易中心，贸易额进入全球前十，并成为世界最大的转口贸易地。金融危机影响对外贸易最明显的特征就是对外贸规模的减小，东南亚金融危机中，1998年1月份香港进口和转口贸易开始出现负增长，1997年11月开始出现港产品出口负增长，并持续十多个月。国际金融危机中，港产品出口负增长首次负增长出现于2008年3月，进口和转口贸易均于2008年11月开始负增长，并持续将近一年。分别取两次金融危机周期中三年的月度贸易额增长率，东南亚金融危机从1997年1月至1999年12月，国际金融危机从2008年1月至2010年12月，其进口贸易、港产品出口贸易和转口贸易增长率变化如下图所示。

从上图可见，两次金融危机都在一定程度上影响了香港对外贸易规模，但是影响的范围和时间长度却不同。国际金融危机对香港贸易的影响力度明显比东南亚金融危机强，但后者影响持续的时间更长，国际金融危机中，进口贸易增长率最大降幅为22.74%，港产品贸易增长率最大降幅为50.64%，转口贸易增长率最大降幅为22.44%，而东南亚金融危机中，进口贸易增长率最大降幅为22.38%，港产品贸易增长率最大降幅为21.96%，转口贸易增长率最大降幅为16.73%。国际金融危机中，进口贸易负增长持续了12个月，港产品出口贸易负增长持续了22个月，转口贸易负增长持续了12个月，东南亚金融危机中，进口贸易负增长持续了16个月，港产品出口贸易负增长持续了26个月，转口贸易负增长持续了15个月。此外，两次金融危机周期中，国际金融危机对香港贸易影响波动明显大于东南亚金融危机的影响，而且，对港产品出口贸易的影响先于进口贸易和转口贸易。可见，国际金融危机对香港对外贸易的影响属于暂时性的冲击，而东南亚金融危机则属于长久的影响。

2.2对外贸易地理方向

对外贸易地理方向是指一国或地区对外贸易额的地区分布和国别分布的状况，即该国的出口商品流向和进口商品来自哪些国家或地区，说明一定时期内各个国家或区域集团在一国对外贸易中所占有的地位，通常以它们在该国或地区进出口总额或进口总额、出口总额中的比重来表示。一国或地区的对外贸易地理方向通常受经济互补性、国际分工的形式与贸易政策的影响。从两次金融危机周期中分别取6个月香港十个主要贸易国家或地区的贸易额增长率数据，如表3所示。

从表3可见，香港进口贸易中，东南亚金融危机主要影响的是香港从日本、台湾、美国、新加坡、马来西亚、印度、瑞士以及泰国等国家的进口，而从中国内地和韩国的影响则相对较小；国际金融危机中，主要影响香港从中国内地、日本、新加坡、韩国和瑞士等国家，而从台湾、美国、马来西亚、印度和泰国等国家的进口影响则相对较小。港产品出口贸易中，东南亚金融危机主要影响香港与中国内地、新加坡、日本、韩国、澳门和马来西亚等国家或地区的贸易，对香港与美国、台湾、瑞士和英国等国家或地区的贸易影响不明显；国际金融危机对与香港贸易的前十大国家和地区都有较大影响，但影响的时间先后有差别，对香港与瑞士、澳门和马来西亚等国家或地区的贸易影响相对较晚一点。转口贸易去向中，东南亚金融危机对香港与日本、印度、韩国、新加坡和越南的贸易影响比较大，与中国内地、美国、德国、台湾和英国等国家的影响较小，而与英国的贸易额还处于上升之中；国际金融危机对香港与美国、德国、韩国、英国和新加坡等国家或地区的贸易影响比较明显，对香港与中国内地、日本、印度、台湾和越南等国家或地区的贸易影响较小。

2.3 对外贸易商品结构

对外贸易商品结构是指一定时期内一国进出口贸易中各种商品的构成，即某大类或某种商品进出口贸易与整个进出口贸易额之比，以份额表示。一个国家对外贸易商品结构，主要是由该国的经济发展水平、产业结构状况、自然资源状况和贸易政策决定的。香港实行高度开放的贸易政策，服务业发达，制造业份额相对比较小，使得香港产生制造业空心化现象，两次金融危机对香港香港对外贸易商品结构的影响如表4所示。

从表4可见，国际金融危机对香港主要商品的进口、港产品出口和转口贸易均产生了比较明显的影响，对出港产品的出口影响较大，杂项制品、矿物和金属材料、非金属材料和电动机械、仪器用具及零件等降幅均超过或接近30%，转口贸易中降幅超过10%的有四种产品。东南亚金融危机影响较大的非金属矿物制品进口、电动机械、仪器和用具及零件的出口，而办公室机器和自动资料处理仪器的进口和转口均有所上升。

3、金融危机对香港对外贸易影响的机制比较

3.1 金融危机的收入效应影响比较

金融危机对贸易最直接的影响是以收入效应降低贸易对象的实际购买力，即主要影响香港的出口贸易，香港的出口市场主要是中国内地、美国、东南亚以及西欧国家，两次金融危机对这些国家和地区收入的影响不尽相同。亚洲金融危机主要影响东南亚的经济，从各国实际GDP增长率可以看出日本、韩国、印度尼西亚1998年实际GDP增长率迅速下降，日本1998年增长率为-2.05%比1997年下降了3.61个百分点，韩国和印度尼西亚1998年增长率分别为-5.71%和-13.9%，比上年下降了11.48%和17.84%。美国次贷危机引发的国际金融危机则机会影响了香港的整个出口市场，美国收入减少后，对香港的产品和劳务需求就会降低，直接导致香港出口的减少。同时，美国是全球进口大国，与诸多国家保持高度相关的直接或间接贸易，通过国际间的贸易进而影响香港对欧盟、日本等国家的出口。

3.2金融危机的价格效应影响比较

价格效应主要影响香港的状况贸易，由于香港实行的是联系汇率制度，两次金融的价格效应对香港对外贸易的机制具有差异。亚洲金融危机的价格效应主要表现为东南亚各国的货币贬值，而20世纪末香港主要是与中国内地、日本、西欧以及美国之间进行转口贸易，与东南亚的转口贸易比重比较低，故而通过价格效应的影响不大。国际金融导致全球商品价格下降，降低了出口企业的利润率，直接导致本地生产企业生产积极性下降，出口减少。但是，美元的贬值降低了包括石油、矿产品、农产品等大宗商品的国际价格，从而降低一些企业的进口成本，这个有利于香港的转告贸易。所以，国际金融危机对香港对外贸易的影响是综合性的。

3.3金融危机的汇率效应影响比较

东南亚和韩国、台湾、日本等国家和地区的货币贬值对香港的出口竞争力构成了不小的威胁。由于实行联汇制，港元兑美元汇率基本维持在7.749～7.730之间，相对其它亚洲国家货币间接有大幅度的升值，使香港产品的出口价格竞争力有相当大幅的减弱。在东南亚国家货币贬值的影响下，国际市场的一些商品价格下跌，如1998年初国际市场工业制成品价格比1997年9月降低了10%，涤纶切片、纤维和棉纱等产品也因韩国和印尼等国的低价倾销而价格下跌。国际金融危机中，美国经济大幅下滑，美元相对于其他国家的货币贬值，有利于美国的出口，从而影响香港对美国的出口。

4、结论

东南亚金融危机和国际金融危机虽然产生的原因不同，但都对香港对外贸易产生了很大的影响。东南亚金融危机对香港对外贸易的影响持续时间长、影响范围大而且反应迅速，但是其影响力比国际金融危机小。东南亚金融危机主要是从东南亚国家的货币贬值导致香港的实际汇率上升导致香港对外贸易下降，国际金融危机主要是影响香港的对外贸易环境，欧美国家的实际需求下降，转口贸易和港产品出口贸易受到冲击，日本、东南亚国家经济增长疲软进一步加大了对香港对外贸易的影响。但是，国际金融危机中香港的对外贸易政策比较及时和完善，从而比较迅速的摆脱金融危机的影响。从两次金融危机中可以发现，内地和香港出口中受冲击最小，能保持出口价格和销量不变或增长的是高新技术产品和优质名牌产品。陆港合作开发高科技的提法早已有之，全球的知识化、高科技化和香港出口竞争力的相对减弱都不容香港再迟疑不前。由于香港本地技术、人才、资源和成本的限制，在发展高科技产业方面仍要借助内地，因此应充分发挥香港本地信息、资金筹集、服务方面的优势，相互合作增强香港的国际竞争力，共同防范金融危机。

参考文献：

[1]盛洪昌.国际贸易实务[M].北京：清华大学出版社，2012.

[2]毛艳华.香港对外贸易发展研究[M].北京：北京大学出版社，2009.

港口贸易论文篇（5）

基金项目：

教育部人文社会科学基金项目(08JC79003 3)；留学回国人员科研启动基金项目(教外司留[2009]1001号)

作者简介：

喻旭兰(1973-　)，女，湖南衡上人，湖南大学金融学院副教授，日本东北大学经济学博士，研究方向为国际区域金融合作。

摘要：改革开放之后，中国大陆与香港经济日益融为一体，高速增长的贸易往来和稳步，扩张的直接投资成为两地经济周期同步变动的重要经济基础。文章首先利用Engle(1993)的共同趋势与共同周期理论方法验证了中国大陆与香港之间经济周期的同步性，再运用格兰杰因果关系检验证明了中国大陆与香港之间紧密的贸易联系是两地经济周期出现同步性的主要决定因素。

关键词：对外贸易；直接投资；经济周期同步性

中图分类号：F72

文献标识码：A　文章编号：1002-0594(2010)05-0026-05　收稿日期：2009-12-17

从大陆改革开放以来，香港就成为了内地对外贸易的最大通道，同时也是引进外资的最大基地。1997年7月1日中国恢复对香港行使之后，香港经济与内地经济更是日益融为一体，成为大中华经济区的一个非常重要的组成部分；2003年6月，大陆与香港签订了《内地与香港关于建立更紧密经贸关系的安排》，内地与香港的经济合作提升到了制度化建设的层面。大陆与香港在此基础上进一步强化彼此间的经贸交流和经济金融合作，真正发挥两地经济之间的相互带动作用，从而实现中国经济的共同繁荣。香港经济与大陆的经济联系逐渐加强，大陆经济的周期性变化对香港经济的经济周期开始有了明显的影响并逐步增强。同时大陆与香港共同经历了1997年的东亚金融危机，2005年的人民币汇率制度改革和2007年由次贷危机引发的全球金融危机，共同合作和应对内部变化和外部冲击，进一步促进了两地经济周期的同步发展。本文将在剖析两地贸易资本流动的基础上探讨中国大陆与香港两地经济周期波动的同步性。研究结果可以加深理解双方在经济上的互相联系和相互影响，从而为大陆与香港两地之间更好地开展经贸合作，促进双方经济的共同繁荣提供重要的理论支持。

一、两地贸易资本流动是经济周期趋同的经济基础

从理论上讲，一国(地区)经济的周期性运行，通过该国(地区)进口和出口贸易的变动与资本流动会影响到其他国家(地区)经济周期的进程。当一国(地区)经济处于经济周期的上升阶段时，该国(地区)的进口会增加，从而带动其他国家(地区)出口的增加，出口增加会通过乘数作用使其经济趋于扩张，资本也会随之流动；反之，当一国(地区)经济出现周期性下降时，该国(地区)的进口会缩减，从而引起其他国家(地区)出口的缩减，继而会使得这些国家(地区)的经济也趋于收缩。因此，国际贸易和资本流动在经济周期同步性的形成中，起着非常重要的作用。

(一)高速增长的双边贸易

在各国经济周期波动同步性的形成过程中，相互之间的进出口贸易与资本流动发挥着基础性的纽带作用。事实上，大陆与香港地区经济周期波动出现同步性正是源于两地之间日益密切的贸易和投资关系。香港是一个高度开放的小规模经济体，其对外依存度近30年来不断提高，由1980年的146％提高到2008年的349％，如图1所示香港近年的GDP远远低于其贸易总额，其中大陆与香港之间的贸易额在波动中快速增长，香港与大陆的双边贸易额由1980年的28，195百万港元到2008年的2,781，180百万港元，增长了98.64倍，2002年后高于香港年度GDP；与大陆的贸易占香港年贸易总额的比重从1980年13.43％增长到47.54％。大陆与香港的紧密的贸易联系成为它们经济周期出现同步性变化的重要经济基础。

随着中国对外开放范围的扩大，中国内地对外贸易越来越多地采取直接贸易的形式。这无疑使香港作为内地对海外贸易的中介地位受到挑战。但是从香港政府公布的统计数据看，无论从来源地还是从目的地划分，中国内地仍然在香港的贸易业中起着举足轻重的作用。图2和图3反映了近30年来香港和大陆之间双边贸易的快速发展和继续不断增长的趋势：第一，香港与大陆之间的双边贸易金额占香港对外贸易金额的比重不断上升：对大陆出口占香港总出口的比重从1980年的6.4％上升到2008年的48.5％；从大陆进口占香港总进口的比重从1980年的19.7％上升到2008年的46.6％。第二，香港对大陆的总出口持续低于总进口，表明香港对大陆存在持续的贸易赤字。不过赤字规模从高峰期2000年的1700多亿开始下降，2007年一度下降到2l 3亿港元，但是由于金融危机，2008年度又增加到400个亿。第三，转口贸易在香港经济中扮演了重要的角色；1980年香港的转口出口贸易占香港总出口的比重为34.1％，2008年这一比率提高96％。与此同时，与大陆的转口贸易占香港转口贸易总额的比重也不断上升：以大陆为目的地的转口占香港总转口出口的比重从1980年的15.4％提高到2008年的48.9％；1980年香港对大陆的转口出口占香港对大陆总出口的74.3％，2008年这一比率提高到97.5％，这很好地说明了香港在大陆对外贸易中的桥梁作用非常重要，同时也说明大陆经济发展对香港经济的影响是非常大的。

(二)稳步扩张的直接投资

国际资本流动在两地的经济发展和经济周期形成中也扮演重要的角色。香港从改革开放伊始就是中国大陆融入国际资本市场的窗口和桥头堡，通过香港本地和英属维尔京群岛来自香港的直接投资长期占驻对华实际投资的首位。当前，大陆仍然是香港最重要的直接投资目的地和来源地。近10年来的多数年份里，香港对大陆的直接投资超过大陆对香港的直接投资，表明大陆是主要的资本净流入方。图4表明香港对大陆的直接投资占香港输出直接投资的比率从1998年的31.6％上升到2008年的44.4％。从大陆对香港的直接投资来看也保持了稳定增长的趋势，在2007年达到峰值，高达3737.4亿港元，净流出达到31 3亿港元。大陆对香港的直接投资占香港引入直接投资的比率更是从1998年的123％快速稳步提高到2008年的36.5％，其中2007年这一比率高达40.7％。

(三)趋同的经济周期

大陆与内地贸易高速增长，两地投资规模稳步扩张，从客观上促进了香港相关产业的发展，特别是服务业的发展，如金融业、仓储服务、贸易业和金融保险业，这些正是香港的支柱产业，因此两地贸易的高速发展成为推动香港经济发展的重要因素。两地之间日益密切的贸易和投资关系促进了大陆与香港地区经济周期波动出现同步性的特征。我们首先尝试用季度实际人均GDP增长变化率来反映1987～2008年间中国大陆和香港的经济周期波动

(图5)，图形表明在大部分时段内大陆与香港的经济增长趋势相似。从经济增长波动的角度出发考察，除1993和2005年度以外，其他的考察时期两者之间的经济周期具有明显的同步性。

二、大陆与香港经济周期同步性的实证检验

现代计量经济学中的共同趋势与共同周期理论(common trend和common cycles theory)是研究国际间经济周期同步性的有效手段(Engle和Kozicki，1993)。本文中的经济周期同步性定义为各国(地区)之间的某些重要的宏观经济变量指标在短期内有共同周期(commml cycle)，在长期内拥有共同趋势(common trend)：共同趋势理论应用协整方法同时研究宏观经济变量的长期持续性变动趋势。如果一组宏观经济变量是协整的，意味着他们在长期发展趋势相近似，也称他们拥有共同随机趋势(commonstochastic trend)。Engle和Granger(1987)发明了检验协整存在和估计协整个数的统计方法。Engle和Kozicki(1 993)的共同趋势与共同周期理论主张应用共同特征检验(common feature test)方法检验宏观经济变量之间是否有共同线性相关(common serialcorrelation)，并把这种线性相关解释为共同周期(common cycles)。Vahid和Engle f1993)发明了检验共同周期和估计共同周期个数的统计方法。他们认为如果一组被考察国家的国民产出水平时间序列之间如果存在协整关系，那么它们的经济周期在长期里拥有共同趋势(common trend)，如果他们的一阶差分存在共同线性相关，那么它们的经济周期在短期里也拥有共同周期(common cycle)，这组国家的经济周期具有同步性。本节以下部分运用共同趋势和共同周期理论检验中国大陆与香港之间是否存在共同经济周期(喻旭兰，2007)。

(一)样本数据说明

本文采用GDP来代表一国(地区)的总体产出水平用于分析大陆与香港之间的经济周期是否同步。本文采用的样本数据为季度数据，样本期为1987Q1～2007Q4。经过季度调整后的实际人均季度国民生产总值并取自然对数，简称GDP或者产出水平。1991年之前大陆的样本数据通过季度分解方法得到(Abeysinghe el,2004)，其它数据分别来自中国国家统计局和香港特区政府统计处。

(二)单位根检验

我们采用ADF方法进行序列单位根检验。结果见表1。从表1检验结果可知，对于所有序列，在5％的显著性水平上存在单位根的原假设无法拒绝，一阶差分后，所有变量在5％的显著水平上，可以拒绝非平稳的原假设。因此，所有变量序列都是I(1)，即一阶单整。

(三)协整检验

首先利用赤池信息准则确定VAR模型的最优滞后水平。原序列模型中最优滞后阶数为4，那么误差修正模型的滞后阶数为3，如果存在协整关系的话，以下的协整分析和共同周期分析都建立在这个选定的滞后阶数的基础上。应用Johansen(1995)协整检验方法对两者间的产出水平进行协整检验。痕迹检验和最大特征值检验的结果如表2。模型的线性相关性通过拉格朗日乘数法检验。

从表2中我们看到痕迹检验和最大特征值检验都表明两个变量之间存在1个协整关系。1个协整关系的存在说明了两个变量之间有1个共同趋势。痕迹检验和最大特征值检验都表明中国大陆与香港GDP时间序列之间存在着协整关系。协整关系的存在意味着虽然单个的GDP时间序列是非平稳随机漫游的，但它们以相同的概率趋势随机“移动”，因此具有长期相似的运动趋势。不考虑产出水平的绝对差异，社会政治基本制度差异等，Johansen协整检验的结果表明大陆与香港的GDP时间序列有共同随机趋势，同步“移动”，在长期内不是发散的。协整检验的结果表明大陆与香港的产出水平在长期里具有同步性，支持他们的经济周期在长期内有共同趋势的结论。

(四)共同周期检验

首先对既包括误差修正项的长期影响，又反映解释变量滞后项的短期影响的向量误差修正模型进行估计。然后检验是否存在共同周期。本研究中是求一阶差分后的序列Y，与包含误差修正项和一阶滞后项的W，之间的典型相关。有关典型相关的特征值和共同周期的检验统计量结果如表3。

从表3中我们看到两个变量之间存在1个共同特征向量关系，表明两个变量之间存在1个共同周期。共同周期的个数既是短期合作的指标，也是短期内经济波动同步性的证明。共同趋势和共同周期的同时存在，说明中国大陆与香港之间的经济周期存在同步性。

(五)Granger因果关系检验

采用格兰杰因果关系检验来进一步考察验证大陆与香港的紧密贸易联系是否是经济周期同步性出现的原因。我们选定198701～2008Q4的中国大陆实际GDP(CH)，香港实际GDP(HK)和大陆与香港之间的贸易额(TRAD)等时间序列进行格兰杰因果关系检验。进行格兰杰因果关系检验的前提条件是时间序列必须具有平稳性，否则可能出现虚假回归问题。因此在进行格兰杰因果检验前还需要对TRAD序列进行单位根检验(CH和HK已经通过检验)。检验结果如表4所示。由表4和表1、表2的检验结果可以看出，各时间序列都是(1)，即一阶单整，因此可以用来进行格兰杰因果关系检验。

利用Eviews5.0软件对大陆与香港之间贸易变动是否是引起大陆和香港经济周期变动的原因进行格兰杰因果关系检验，检验结果如表5所示。

从表5的检验结果可以看出，大陆与香港的双边贸易在滞后1到4期时都会对大陆经济周期的变动产生显著的影响；大陆与香港的双边贸易在滞后1到4期时也都会对香港经济周期的变动产生显著的影响。检验结果在一定程度上说明双边贸易的变动是引起大陆和香港经济周期共同变动的格兰杰原因，在两地经济周期同步波动中发挥着基础性的传导渠道作用。

三、结论

(一)大陆与香港的紧密贸易联系是经济周期同步性出现的原因

中国大陆与香港经济周期波动之所以能出现同步性，最根本的原因在于改革开放之后中国经济日益融入世界经济，而香港正是中国大陆经济融入世界经济的重要桥梁和纽带。中国大陆与香港之间紧密的贸易和投资联系是两地经济周期出现同步性的主要决定因素。从大陆改革开放以来，香港就成为了内地对外贸易的最大通道，同时也是引进外资的最大基地。高速增长的双边贸易和稳步增长的直接投资成为推动两地经济发展的重要因素。

(二)实证检验表明大陆和香港之间经济周期波动具有同步性

港口贸易论文篇（6）

香港是全球重要的经济中心，是继纽约和伦敦之后的第三大国际金融中心。香港之所以能发展成为国际大都市，是香港经济与香港港互动的结果。香港港支持香港经济的发展，而香港经济的发展，又可以生成更多的货流，从而形成了良性循环。

从1992 年至2004 年，香港港雄踞全球集装箱港口榜首十余年。内地改革开放后香港制造业大量内迁，香港自身货流生成能力随之大幅度下降，香港港成为一个靠中转货流支撑的港口。2012 年，香港港中转货物吞吐量占货物吞吐总量的58.7%，集装箱中转吞吐量更占集装箱吞吐总量的70.9%。这表明，港口的类型主要取决于所在城市的经济形态，并随着城市经济形态的变化而变化。

1 香港港成为中转港的发展历程。

香港港成为中转港，是香港经济转型的结果。

20 世纪70 年代，新加坡、韩国和我国的台湾、香港地区抓住了发达国家向外转移劳动密集型制造业的机会，利用自己价廉、高素质劳动力的优势，大力吸引外来的投资和技术，以发展加工贸易带动国民经济整体的发展，从而迈入了新兴发达国家和地区的行列，被称为亚洲四小龙。1980 年，香港制造业的增加值占本地生产总值的22.8%，就业人数超过100 万，约占香港就业人数的40%，制造业成为了香港的支柱产业。加工贸易中原材料、零部件的大进和制成品的大出，都需要港口，尤其是集装箱港口的支持。当时的香港港已经是全球的集装箱大港(全球排名1970 年第31 位、1975 年第4 位、1980 年第3 位)，而制造业又可以生成大量集装箱货流，保证了港口的持续繁荣。

1976 年，香港外贸出口额达415.6 亿港元，其中中转额89.3 亿港元，占21.5%;外贸进口额达432.9 亿港元，其中中转额约71.4 亿港元，占16.5%。中转贸易总额仅占外贸总额的18.9%。中转货流的附加值高于本地生成的货流，因此，中转货物吞吐量占港口货物吞吐量的比重小于中转贸易总额占外贸总额的比重。

20 世纪80 年代，内地实行改革开放，自发展加工贸易起步。内地无论是劳动力成本还是土地成本都远低于香港，而且还有吸引外来投资的优惠政策，香港的制造业纷纷内迁，汇集珠三角地区，以致香港制造业迅速萎缩。因此，虽然香港制造业已内迁，但是由于当时国家无力大规模投资港口建设，尤其是集装箱港口建设，内地港口生产能力严重不足，珠三角地区加工贸易生成的货流仍需通过香港港进出，从而使香港港由为本地货流服务转型为以中转为主的港口。2003 年，香港港集装箱中转吞吐量比重达51.5%，超过香港自身生成的集装箱货流;2007 年，中转货物吞吐量比重达54.1%，超过本地生成货流，表明香港港已转型成为中转港。同时，中转贸易成为香港的支柱产业。近10 年来，中转货物在香港中转的增值(即离岸价格与到岸价格之差，也就是中转服务的毛收入)占GDP 1/4 以上。货物中转的增值绝大部分可以计入GDP，基本上可以视之为中转贸易对香港GDP 的直接贡献。2012 年，货物中转增值对GDP 的贡献率为27%。因此，港口的市场定位主要取决于所在城市的经济类型以及所处环境的变化。

2 香港港并非典型的国际中转港。

长期以来，香港港被认为是典型的国际中转港，但事实并非如此。

建设大型集装箱枢纽港需要相当规模的集装箱货流，而在20 世纪七八十年代，单凭一个城市生成的货流不足以达到支持枢纽港建设所需的经济规模，必须要有外地货流即中转货流的支持。

根据中转货流的来源，集装箱枢纽港可以分为腹地型枢纽港和中转型枢纽港。腹地型枢纽港是指外地货源主要来自内陆腹地的港口，即陆向腹地，这些地区的货流是通过陆路运输和内河运输向这个港口集中或自这个港口陆向腹地集疏运。中转型枢纽港则是指货源主要依靠周边港口，即海向腹地提供的货源，这些地区的货流通过海上集装箱支线网络进行集疏运。此外，所谓复合型枢纽港是指集装箱货源既来自内陆的腹地，又来自海上支线网络的港口。事实上，任何一个集装箱枢纽港都是复合型枢纽港，其差别仅在于货源主要来自内陆腹地还是来自海上。国际中转货物是指自境外港口启运，经过中转港运往第三国(或地区)的货物。我国所指的国际中转货物通常是进出口均通过海运的货物，即中转货流主要来自第三国(地区)的海向腹地。

2001 年，香港港货物吞吐总量为17 821 万t，其中，海运中转货物吞吐量4 813 万t，河运中转货物吞吐量2 011 万t，海运间的中转货物吞吐量2 802 万t，占吞吐量的15.7%。因为河运的货物来自珠三角地区，河运之间中转的可能性非常小，所以可认为河运的中转货物全部转向海运，或来自海运。2012 年，香港港货物吞吐总量为26 928 万t，其中，海运中转货物吞吐量11 707 万t，河运中转货物吞吐量4 102 万t，海运间中转货物吞吐量7 604 万t，占吞吐量的28.2%。这意味着香港港中转货流主要来自陆向腹地，因此，香港港不是典型的国际中转港。

3 香港港中转港地位的巩固。

20 世纪90 年代，关于中转港无前途论的主要依据是，喂给港或支线港(支线港有近洋航线的喂给港)向干线港或枢纽港喂给货流，是由于当地的货流规模未能达到建设干线港的经济规模，一旦该港口所在地区的货流生成量达到一定的经济规模时就会建设干线港，不再为被喂给港提供喂给服务，从而形成截流的形势，使被喂给港口货流萎缩。这个理论是针对香港港提出的，因为当时正是香港制造业内迁、香港港处于中转港转型之时。

香港制造业的内迁，使珠三角地区成为内地外贸货流生成量集中的地区。2001 年，广东省成为我国第一外贸大省(市)，外贸生成量为1 800 亿美元，占内地外贸总额的35.3%。深圳市生成的外贸总额为675 亿美元，占内地外贸总额的13.2%，比第二外贸大省(市)上海市还多10%。因此，珠三角地区必然要大力发展港口，尤其是集装箱港口。而此时经过十几年的发展，内地也拥有建设港口的实力，加上实行吸引外资建港的政策，内地港口已出现了快速发展的态势，这势必会对香港港的中转货流产生截流影响。同时，十几年来，珠三角地区的港口有了长足的发展，甚至未来深圳港将超越香港港成为全球第三大集装箱港口。进入21 世纪以来，香港港集装箱吞吐量年均增长率为2.7%，集装箱的中转吞吐量年均增长率也仅为7.4%，中转吞吐量的增速远低于内地港口年均增速，但以通常的标准来衡量，是一个相当不错的数据。这表明珠三角地区港口的发展对香港港的繁荣影响有限，香港港中转港地位并未因此而动摇。

香港港中转港地位巩固的原因在于，集装箱货物有着与大宗散货不同的特点。集装箱货物既是高附加值货物，时间敏感度高，又是小批量的货物，每一批货的发货地和最终收货地各不相同，对航线和航班要求高，往往为了合适的航线和航班不惜舍近求远。香港港是老牌的国际航运中心，航班密集，可以减少班期等待时间，缩短集装箱在港口的停留时间;航线和挂靠港多，可以最大限度地减少中转的需求，不但费用低，而且节省时间。因此，航线多、航班密是集装箱港口重要的竞争力。

香港港是自由港，通关便利、快捷，与内地沿海的港口不同，不受沿海捎带禁令的约束，班轮公司可以把香港港作为基地港，实行干干中转。此外，香港港又是境外港口，在此中转可以在装船港退税，对出口商有相当大的吸引力。香港港的港口费用高于内地港口，但由于集装箱货物附加值高，对高运价承受能力较强，所以高费用对重箱影响并不大。也正因为香港港的费用高，空箱不会来此中转，从而压制了空箱率的上升。此外，香港港比内地港口更接近国际传统航线，就运输距离而言，内地沿海港口运往欧洲和东南亚各国的货物在此中转相较在沿海其他港口中转短，尤其是对上海以南的港口来说颇具吸引力。香港港不仅是珠三角地区外贸货物进出的通道，也是货物从内地沿海运往欧洲的重要中转港。以上种种原因保证了香港港中转港地位的长盛不衰。

空运的发展对香港港的中转货源以及中转货流起了一定的分流作用。在货物运输向(附加值)高、(重量)轻、(厚度)薄、(体积)小的方向发展以及航空运输由高档消费转化为大众消费的双重因素作用下，海运货物呈现向空运转移的趋势，而中转货物更是如此。2001 年至2012 年，进出香港的货物中，空运运量增加了近1 倍，海运运量增加不到一半。2001 年，香港进口货物通过空运与通过海运的价值比为0.40∶0.60;出口货物通过空运中转与通过海运中转的比例为0.32∶0.68，通过空运的货物大大低于通过海运的货物。到2012 年，这两个比例变成了0.63∶0.27 和0.60∶0.40，通过空运进出和中转的货物大大超过了通过海运的货物。从海运转移为空运的货物虽然是高价值货物，但吨位并不多，对香港港中转港地位影响有限。

4 香港港面临中转量相对减少的局面。

香港港中转港地位的巩固，并不意味着香港港的发展不存在挑战，其面临内地到香港港中转的货流相对减少的局面。所谓相对是指内地货物在香港港的中转量虽然绝对量在增长，但占内地货流生成量的比重却在下降。香港港中转货物吞吐量的比例不断攀升表明，香港港的繁荣越来越依赖内地的中转货流;但香港港中转货流的增长速度远低于内地港口井喷式增长表明，由于内地基础设施的发展，外贸物资到香港港中转的需求也在减少。从发展看，中转量绝对减少的可能性始终存在。因此，香港不能以内地中转外贸货物作为唯一的支柱产业。离岸贸易的快速增长，正成为香港经济发展的另一支柱产业。

5 香港的离岸贸易。

离岸贸易的内涵及其形式。离岸贸易是贸易商在买卖双方所在地以外的第三地从事贸易活动，把货物从卖家所在地直接运到买家所在地，不论这批货物是否经过贸易商所在的城市。

离岸贸易有二种形式。一种以中间商身份出现，即商家从商家所在地以外(例如香港)的卖家买来商品后，又转手卖给香港以外的买家;也可能是离岸贸易商将在香港以外加工的商品直接卖给香港以外的买家，商家所赚取的是买进卖出的差价。这种形式称为转手商贸活动。

另一种形式是以中介人的身份出现，即商家根据香港以外的买家或卖家的要求，安排购买或销售商品，包括寻找货源或买家、商讨协议及价格、检查和装运等服务。商品是由香港以外的卖家直接卖给香港以外的买家，商家的收入是向买卖双方收取的佣金。这种形式称为与离岸交易有关的商品服务。

离岸贸易与中转贸易的共同点是贸易的要素均与本地无关。中转贸易的发货地和目的地都不是本地，商品也不是本地生产或需要的;离岸贸易的买卖双方都不是本地的，商品也不是本地生产或需要的。香港中转贸易的货流主要来自或转往内地，尤其是珠三角地区;而离岸贸易也主要与内地，尤其是珠三角地区有关。二者不同之处是中转贸易的货物经过香港，离岸贸易涉及的货物则不一定经过香港。

香港离岸贸易的发展。

香港制造业的萎缩并不代表生产服务业也随之萎缩，原因是从香港内迁的仅仅是对土地和劳动力要求较多的组装、制造等附加值低的项目，而附加值高的项目，如策划、营销等仍然留在香港，使其成为离岸贸易商的集聚地。在制造业内迁之初，由于内地港口能力不足，加工的零部件主要通过香港港运至珠三角地区，加工后的成品也主要通过香港港外运，形成了前店后厂的模式，香港并以此为契机，利用贸易、金融高度自由的优势建立起了离岸贸易平台，使离岸贸易的规模迅速扩大，成为香港经济的重要支柱之一。

2001 年，香港离岸贸易额达12 558.3 亿港元，约为中转贸易额的95%;2002 年，离岸贸易额上升至14 582.5 亿港元，超过了同期中转贸易额;之后，在2008 年以前，二者上下不定;2009 年和2011 年，离岸贸易额分别是中转贸易额的1.19 倍和1.32倍。由此可见，香港的离岸贸易商已成功地巩固了自己的市场，并在不断扩大中。

离岸贸易对香港经济的贡献也在不断扩大。

港口贸易论文篇（7）

作者简介：冯晓玲(1977-)，女，吉林通化人，吉林大学经济学院博士研究生，大连海事大学经济与管理学院教师，主要研究方向为中关经贸关系：

赵放(1961-)，北京人，吉林大学经济学院博士、教授、博士生导师，主要研究方向为世界经济、日本经济。摘要：有关中关两国贸易数据的统计差异历来存在着很多争议，其中香港的作用被广泛提及。文章将中国途经香港到美国的商品分为“再出口”和“转运”两大类，以东、西行贸易的“镜像数据”为基础.将其分为五种贸易流向进行了分析比较，得出了香港在中国对美出口中的中介地位仍然不容忽视，从中国途经香港出口到美国的商品统计有一部分实际上是再出口，而不是转运的结论。

关键词：香港；再出口；转运；镜像数据；统计差异

中图分类号：F207

文献标识码：A 文章编号：1002-0594(2008)01-0015-06　收稿日期：2007-10-24

中美两国的贸易数据统计差异之大有目共睹，对于两国报告的贸易数据彼此存在差异的原因，其中有关香港的作用，国内外很多学者进行了探讨，并给出了一些结论：Fung and Lau(1998,2003)认为，中美两国统计的双边贸易差额数据都是不准确的，两国贸易统计差异归因于中美对经由香港转口、转口毛利和服务贸易的不同处理；Chaodong Huang and Broadbent(1998)认为，中美在编纂双边数据上存在着较大的差异，包括不同的计价基础和运输时滞，特别是中国经由香港的转口贸易，以及确认和正确的计价这些贸易流量的实际困难；Jialin Zhang(2000)认为，中美贸易失衡的主要问题在于美国使用原产地规则把经由香港转口到美国的中国产品统计为美国自华进口，但是并不把经由香港转口到中国的美国产品统计为美国对华出口，因而放大了美中贸易逆差；USCBC(2004)认为，美国的统计方法夸大了美中贸易逆差，因为美国按照f.a.s(装运港船边交货)计价，进口按照c.i.f(成本加保险加运费)计价，并且美国把经由香港转口到美国的中国商品都统计为美国自华进口，尽管香港的附加值高达25％。沈国兵(2005)将以上观点进行了综合，得出香港转口贸易和转口毛利是直接造成中美贸易数据失真和扭曲的原因之一的结论。本文主要引入Michael J.Ferrantino(2007)“镜像数据”的分析方法，将途经香港的货物分为“再出口”和“转运”两大类，探讨其与中美贸易顺差的关系。

一、再出口与转运

在实际业务当中，再出口(re-export)和转运(transshipment)经常被混淆，前者是指当进口的商品以某一香港买家为收货人，该买家随即拥有对该进口品的法定所有权，并且可能在再出口之前时商品进行一些不从根本上改变商品特性的加工；而后者指的是在同一联运提单下的货物，由香港外某地运至香港，而目的地为另一地时，在香港水域内的同一艘船上装运或者由一艘船转运至另一艘船上。转运同为再出口而将货物进口至香港是不同的，它属于“过境中的商品”，通常并不通过香港海关的估价程序。

附表1和附表2提供了香港、中国、美国三者之间的贸易数据。附表1是中国和香港海关提供的双边贸易数据。附表2是由中国和香港海关提供的与美国进行贸易的有关数据。香港调查统计局将一国运往另一国的货物分为四类，即进口、出口(包括本地出口和再出口)、向中国国内转运、向中国以外的国家转运。附表l中的A部分比较了香港和中国报告的贸易数据和香港的“在主要国家(国境)和装运港上卸下的港口货物”的数据问的区别，它表明中国报告的通过香港的出口(但是香港不一定是最终目的地)和香港报告的来自中国的进口两者间的差异日益增大，类似的关系也可以在中国和香港对美国的出口数据和作为美国总货物中的一部分的香港为中国转运至美国的数据中找到(见附表2的A部分)。附表I中的B部分比较了中国和香港报告的贸易数据和香港“在主要国家(国境)和装运港上装运的港口货物”的数据间的区别。它表明中国报告的通过香港的进口(但香港不一定为原产地)和香港报告的向中国的出口两者间的差异日益增大，类似的关系也可以在中国和香港自美进口和作为来自美国进口的总船货中的一部分的香港为美国向中国转运的数据中找到(见附表2中B部分)。

由此可见，香港在中美贸易中的中介地位仍然是举足轻重的。而在中国海关数据中，很有可能出现途经香港的出口中，一部分是通过香港再出口而另一部分是通过其转运的情况。然而，这种情况很难通过经验来确定，因为在香港的贸易和货物数据中再出口是以美元来衡量，而转运则是以公吨来计算，因此很难直接地比较两者。要想明确中国通过香港的再出口与转运及其同中国报告的直接出口和进口的关系，一个恰当的途径就是海关要完全理解双方在贸易数据上的显著分别，所以在这里引入“镜像数据”做进一步的探讨。

二、镜像数据与东、西行贸易

理论上说，一国对其贸易国的出口数据应与其贸易国相应的进口数据相匹配，二者称为“镜像数据”。本文使用以“东行贸易”和“西行贸易”为基础编辑的镜像数据来估算中国、香港、美国三者之间贸易数据的差异。在编辑镜像数据时，一面用中国、香港所报告的数据，另一面则用美国报告的数据。镜像数据的一对恰当的匹配指的是通过该途径报告的贸易数据是可以互相印证的，然而很多原因导致了数据差异的存在。

(一)“镜像数据”的引入按照联合国指导方针，美国是按原产国来记录进口数据的。美国所报告的来自中国的进口包括直接从中国的进口和通过香港及其他国家间接从中国的进口。而美国报告的来自香港的进口仅仅包括原产地为香港的进口。所以，在东行贸易(中国一美国的出口)中，镜像数据中的出口一面应当是中国报告的出口到美国的数据、香港本地出口数据和香港报告的中国再出口到美国的数据之和，而进口一面的数据应当等于美国报告的来自香港和中国的总进口值之和。

类似的，在西行贸易(美国一中国的出口)中，镜像数据中的出口一面应该等于美国报告的输到中国的出口加上美国报告的输到香港的总出口值之和，而进口一面应等于经过离岸价／到岸价调整后的中国和香港报告的来自美国的进口值减去美国途经香港再到中国的再出口值，这是因为美国通过香港间接对中国的出口将在中国和香港报告的进口中被计算两次：一次是在货物进入香港海关时，紧接着当再出口到中国时又会被中国海关计算一次。这就意味着中国和香港均是根据联合国的指导方针，按照货物的原产国来记录数据的，这一点和美国做法相似。这样做的好处在于通过避免调整香港再出口的标高价格，简化了实际数据差异的估算，即通过这

种方法计算的数据差异的实际大小将免去由于估算香港再出口的标高价而产生误差的难题，因此从统计上更加令人满意。报告的贸易数据的镜像联系见图1和图2。

(二)东行贸易附表3列出了中国和香港对美国出口的官方镜像数据，有关的调整以及对1995年至2006年问的统计差异的估计。它以美国官方报告的自中国和香港的进口开始，以中国和香港官方报告的同时期出口数据结束(该数据包括香港报告的对原产地为中国的商品向美国的再出口)。从附表3叫‘以看出：第一，在1995年和1996年中国和香港报告的输至美国的出口量要高于美国报告的同时期从两地输入的进口量，到了1997年，两者才大致相等。从1997年开始，双方数据差异迅速增大，并在2004年达到最大差异点，相差19.53％。自1998年到2006年间，中国报告的输至美国的出口量和美国报告的来自中国的进口量问的差距超过2倍。第二，在过去10年来，香港作为中国对美国出口贸易的中介人的地位迅速下降，从曾经超过60％的比例到目前大约14％的比例，而在香港再出口至美国的产品中，原产地为中国的产品占到了超过90％，该比例一直保持稳定。第三，香港本地对美国的出口量一直下降，并且随着香港的经济越来越以服务业为导向，这一趋势可能还会持续下去。

(三)西行贸易附表4列出了中国和香港自美国进口的官方镜像数据，有关的调整以及对1995年至2006年间的统计差异的估计。它以美国官方报告的对中国和香港的出口开始，经过了fob／eif的价格调整，另加上香港报告的对原产地为美国的商品再出口至中国的数据，最后以中国和香港官方报告的同时期的进口数据结束。

与东行贸易中的数据不同的是，1995-2006年间西行贸易总的统计差异似乎没有明显的模式。仅在其中的1999年和2004年，中国和香港报告的来自美国的进口额稍稍超出美国所报告的对其出口额，在余下的10年中，在镜像数据的出口一面，统计差异比进口一面要大得多。这就意味着出于逃税和其他动机，中国对来自美国的进口低报价的情况更为平常。该数据的其他显著特征就是香港作为方便美国对华出口的地位逐渐下降。中国从美国进口的产品中，由香港再输出的比例已由1995年的超过30％下降到2005年的12.4％。同时，由美国参与的香港通过中国再出口至其他国家的比例也由1995年的10％下降到2005年的不到5％。

在贸易的双流向中，同贸易合作者所报告的贸易数据问的估算有一些统计差异很容易被解释，比如同荷兰(由此最终出口到其他欧盟国家)、巴拿马(中国出口至此地的商品中有很大一部分是要最终输至美国的)的贸易，因为他们同样也是世界转口贸易的中心。但是中国和香港在同其他贸易者的贸易往来中由于存在着多种不同的原因，如走私、低报价等因素，因此需要对所搜集的数据问的整体差异进行进一步的分解，才可能找出导致统计差异逐渐扩大的主要原因。

三、通过贸易流的子部类来分解中美贸易间的统计差异

根据上文的以东西行贸易数据为基础的镜像数据显示出了中美两国与香港之间记录的贸易数据差异，要进一步研究差异的来源，有必要进行贸易流向的分解。

(一)对镜像数据进行的贸易子部类的分解在中国的出口数据中，中国海关要求贸易商说明启运国和消费国，其中前者是指在出口货物离开中国港口后下一个要到达的地点，它并不一定是货物的最终目的国，而后者是指消费该出口货物的最终目的国。以这一信息为基础，可以将中国对美国的出口细分为三类。

a.美国既是启运国又是消费国，这指的是中国直接对美国的出口；

h.香港是货物的启运地，但美国是消费国，这指的是出口货物要通过香港转运才能到达美国；

c.启运国是除香港外的第三国，消费国是美国。

如前所述，香港调查统计局将进口和再出口时两次不同的估价称作“香港调高价”，而在通过香港的转运中(通过香港港口的货物而没有通关)，只报告货物的重量值而并非价值，所以香港的转运数据仅以总量报告且以公吨为单位，对商品不进行分类。这就引发了一个问题：在中国海关数据中h类型贸易能否反映出通过香港的再出口或转运。最明确的解释就是h类数据能够反映出转运的有关数据，因为在大多数情况下，消费国与货物第一次通关的国家是同一个，所以在中国报告的数据中再出口数据会被记录为以香港作为消费地的出口，而不是对美国的出口。这类贸易就是传统上被归结为导致贸易统计差异的主要因素。因为货物通常被香港的中间商支配，所以中国的出口商可能事实上并不清楚货物的最终日的地。如果出口商知道货物的最终目的地是美国的话，而货物由于物流原因需要经过香港时，出口商很有可能会开立一张联运提单以避免在香港通关时产生的费用和麻烦。然而，这样理解并非总是可信的，如果一些中国出口商拒绝接受通过香港时的商品分类，那么有的再出口就要记录在b类统计中。

这样从中国和香港海关的数据中，就可以找出五种可能的贸易流，归纳如下：

C1.中国报告的对美国的直接出口；

C2.中国报告的通过香港对美国的出口；

c3.中国报告的通过第三国而非香港对美国的出口(C1-C3对应上文a-c)；

C4.香港报告的对美国的本地出口；

c5.香港报告的对原产地为中国的产品向美国的再出口。

正如前面讨论过的美国的官方贸易数据仅仅指出的是货物的原产地。但是，在美国商务部的详细记录的进口数据中，却含有货物是否在途中经过第三国到达美国的记录，这一进口数据覆盖了1995-2005年间美国从中国的所有进口数据。这里将这一数据作为美国报告的自香港进口的官方数据的一个补充，并将美国数据分为以下五类。

A1.从中国境内港口直接运至美国的货物；

A2.从中国输到美国的货物，但最后一个启运港是香港，货物在香港并未通关；

A3.从中国输到美国的货物，但最后一个启运港是在除香港外的第三国；

A4.美国对原产地为香港的货物的进口(来自官方公布的数据)；

A5.从中国输到美国的货物，在运输过程中在香港通关且最后一个启运港是香港，即通过香港的再出口。

如果采用对上述C2的最简单的理解，C1-C5同A1-A5之间依次存在着一一对应的关系，可以得出图3中列出的五种镜像关系。该图中有两个额外的盒子。右侧标有问号的盒子上标注了在香港货物数据中报告的通过香港转运的数据。正如前面所提到的那样，因为这些数据不标明商品的名称也不以价值来记录而是采用以公吨为单位记录，所以不能把它们用作分析中。左侧标有问号的盒子代表了原产于中国的产品通过第三国的对外再输出。如果将c3理解为仅仅包括转运而A3既包括转运又包括再出口的话，就会潜在的遗漏一部分数据(即通过第一

国而不是香港的再出口)，而它们正是此盒子中代表的数据。

(二)中、港、美三方贸易数据的差异在恰当地找出美中贸易中镜像数据的两方面后，就可以定义数据差异的两种衡量方法。第一种方法是在商品水平上衡量贸易双方的差异。

在这里M指的是贸易者r在第t年从s国进口商品i的贸易数据，E指的是s国在第t年报告的输到r方的商品i的出口值。这一指标总是用于衡量镜像贸易数据双方的差异。

第二个指标使用双方报告的数据总和作为标准，它的值在100(M=O,E≠0)到100(M≠0，E=0)间变化。当双方报告的数据差别不大时，两种方法得出的数值就会十分接近。

在东行贸易中，E等于中国报告的对贸易国的出口值、香港报告的对贸易国的本地出口值及其为中国的再出口值的和，M等于贸易国报告的来自中国和香港的进[1值之和。在西行贸易中，E等于贸易国报告的对中国和香港的出口值之和，而M等于中国与香港报告的来自贸易国的进口值减去香港报告的到中国的再出口值。

港口贸易论文篇（8）

1引言

在我国新时期“一带一路”国际战略构想指导下，宁波港主动对接融入国家战略，抢抓重要战略机遇，港口物流得到快速发展。作为我国重点开发建设的深水中转港之一，宁波港在地理区位、发展潜力等方面具有明显的竞争优势，与世界上600多个港口建立了通航关系，对促进宁波国际贸易发展有着重要意义。近年来，宁波国际贸易不断发展，逐步形成全方位、多层次、高水平的外贸开放新格局。2014年宁波位居我国外贸百强城市第十名，全年实现国际贸易进出口总额6432.2亿元，累计实现贸易顺差2251亿元。本文主要研究了宁波港口物流发展对其国际贸易的影响途径和影响效应，最后提出建设宁波现代国际强港的对策及建议。

2影响机制研究

宁波港口积极对接“一带一路”以及长江经济带等发展战略，充分发挥区位优势，整合港口物流资源，开发“21世纪海上丝绸之路”新航线，港口物流产业优势不断彰显。2014年港口货物吞吐量达到5.26亿吨，位居中国大陆港口第三位，其中外贸货物吞吐量为2.97亿吨。集装箱吞吐量为1870万标箱，排名跃升至全球第五位。宁波港口物流不断发展通过降低港口物流运营成本、提高港口物流运营效率、完善港口物流服务水平形成宁波国际贸易的比较优势。首先，宁波港口物流发展具有范围经济的外部优势和规模经济的外部优势，降低了港口物流运营成本。在“一带一路”、“国资整合”等国家战略背景下，宁波港口物流企业进行资源的深度整合，积极推进宁波—舟山港一体化。《宁波—舟山港2012—2030年总体规划》指出将合并泗礁、绿华山两个港区，新增白泉港区。港口物流企业间统一运营、协作分工，充分实现技术互补和资源共享。港口物流企业充分发挥区位优势积极建设港口经济圈，不断扩大生产能力，降低了企业的平均成本，提高了企业的收益率。其次，宁波港口物流发展不断形成柔性供应链，提高了港口物流运营效率。2014年以来，一批由世界500强企业投资的供应链服务项目相继在宁波保税区投运，新型电商在此加速集聚。柔性化的港口供应链运作模式在一定程度上减少了资源的浪费，提高了宁波港的核心竞争力。宁波港通过采用先进管理的技术，港口物流企业能够根据外部环境变化及时调整策略，达到供应链整体和港口物流企业的帕累托最优状态。港口物流企业间共享信息、共担风险，最终实现宁波“三位一体”港口物流体系运营效率的最大化。最后，宁波港口物流不断发展完善了港口物流服务水平。目前，宁波港通过整合资源不断推进由“装卸型港口”向“物流贸易型港口”的转变，以及由供应商主导的简单静态市场环境向由顾客主导的复杂动态市场环境转变，从而实现宁波港口多功能、一体化的全球综合物流服务。以顾客需求为导向分为不同层次，包括以货物装卸为主的初级服务，在特定货场完成的辅助服务，以及多元化、全方位的增值服务。宁波港口物流企业不断开发创新优质服务，为客户提供更加便利的全程物流服务体系，以满足客户高层次、多样化的需求水平。综上所述，宁波港口物流不断发展降低了运营成本，提高了运营效率，完善了物流服务，对宁波国际贸易产生总量效应和结构效应，最终实现宁波国际贸易的可持续健康发展。国际贸易总量效应主要体现在降低国际贸易成本、改善国际贸易条件、产生国际贸易乘数、实现贸易便利化等方面。国际贸易结构效应主要体现在国际贸易产品结构、国际贸易方式结构、国际贸易市场结构等方面。因此，宁波港口物流发展促进了其国际贸易快速发展，成为国际贸易的新增长点。

3实证研究

港口物流发展是一个比较复杂的新兴经济现象，相关统计数据尚不全面，目前还没有专门的指标能够全面有效地反映港口物流发展情况。鉴于数据的可得性和相似性，本文主要从港口物流投入力度来对宁波港口物流的发展水平进行衡量。选取宁波1991年到2014年港口集装箱堆场堆存能力(GKJ)、港口生产用泊位个数(GKB)和港口岸线长度(GKA)作为港口物流投入力度的衡量指标，较为全面地衡量对宁波港口物流发展水平。在国际贸易总量的实证分析中选取宁波国际贸易总额(JCK)作为衡量宁波国际贸易发展水平的指标，并将其作为模型的被解释变量。为消除价格变动对国际贸易总额的影响，以1991年CPI为基期对国际贸易总额数据进行平减，得到实际国际贸易总额。在国际贸易结构的实证分析中，判断国际贸易结构是否合理，主要考察国际贸易产品中工业制成品所占的比重，工业制成品在宁波国际贸易产品中占主要部分。因此选取机电产品和高新技术产品的国际贸易总额作为模型的被解释变量，数据主要来源于《宁波市统计年鉴》、《中国统计年鉴》、港口协会网站等。

3.1国际贸易总量效应的实证研究

由于数据的对数变换不改变原来的协整关系，为消除原始数据可能存在的异方差，因此对GKJ、GKB、GKA和JCK四个变量进行自然对数变换。并用In(GKJ)、In(GKB)、In(GKA)及In(JCK)表示自然对数形式的宁波港口集装箱堆场堆存能力、港口生产用泊位个数、港口岸线长度和宁波实际外贸总额。在协整分析和格兰杰因果检验之前，先要利用ADF单位根检验来对In(GKJ)、In(GKB)、In(GKA)和In(JCK)及其差分序列进行平稳性检验。现实中很多时间序列是不平稳的，选取非平稳的时间序列回归分析将会产生“伪回归”现象。为避免这种现象的产生，对变量进行ADF单位根检验就显得十分必要。根据AIC赤池信息和SC施瓦茨准则，通过软件进行滞后阶数的选择，同时选择显著性水平5%作为判断标准，变量In(GKJ)、In(GKB)、In(GKA)和In(JCK)在显著性水平为5%的情况下都是非平稳的。经过二阶差分后，变量都变成了平稳时间序列，即ADF统计值小于临界值，拒绝零假设。因此In(GKJ)、In(GKB)、In(GKA)、In(JCK)都是二阶单整序列，In(GKJ)～I(2)，In(GKB)～I(2)，In(GKA)～I(2)，In(JCK)～I(2)。所以它们之间可能存在协整关系，可以进行协整检验。Johansen和Juselius于1990年提出了基于向量自回归模型(Vectorautoregression，VAR)的多重协整检验方法，即JJ检验法。本文采用JJ检验法对变量In(GKJ)、In(GKB)、In(GKA)、In(JCK)进行协整检验，得出In(GKJ)、In(GKB)、In(GKA)、In(JCK)之间存在长期均衡的协整关系，有且仅有一个协整向量。根据唯一的标准化协整向量可以确定唯一的协整方程:In(JCK)=－8.3935+1.1941×In(GKJ)+0.9029×In(GKB)+0.8301×In(GKA)+σX(1)在上述回归方程中，β1=1.1941，β2=0.9029，β3=0.8301，说明在长期内，港口集装箱堆场堆存能力的国际贸易额弹性是1.1941，港口生产用泊位个数的国际贸易额弹性是0.9029，港口岸线长度的国际贸易额弹性是0.8301，即港口集装箱堆场堆存能力增长1%能带动国际贸易总额增长1.1941%，港口生产用泊位个数增长1%能带动国际贸易总额增长0.9029%，港口岸线长度增长1%能带动国际贸易总额增长0.8301%。然后再对回归方程的残差σX进行单位根检验，不含常数项和时间趋势项。由于向量自回归模型对滞后期比较敏感，因此根据AIC准则、SC准则和似然比检验等方法确定变量最优滞后阶数为2，残差σX在显著水平为1%的情况下是平稳的，拒绝零假设，不存在单位根，即σX～I(0)。因此In(GKJ)、In(GKB)、In(GKA)和In(JCK)之间存在协整关系。利用软件对变量In(GKJ)、In(GKB)、In(GKA)和In(JCK)进行格兰杰检验得出表1结果。从表1可以看出，从滞后1期到滞后3期，宁波港港口集装箱堆场堆存能力、港口岸线长度和宁波国际贸易总额是彼此的格兰杰原因。同时，港口生产用泊位个数与宁波国际贸易总额存在着单向因果关系，即宁波国际贸易总额的变化始终是港口生产用泊位个数增长的格兰杰原因，而港口生产用泊位个数的增加并始终未显示对宁波国际贸易总额的增加有推动作用。在滞后2期和3期的情况下，港口生产用泊位个数是宁波国际贸易总额的格兰杰原因。因此，在相对较长的时期内，港口生产用泊位个数的增加可以推动宁波国际贸易总额的增加。这种因果关系也印证了俞雅乖(2012)的结论:不同地区的物流业对当地外贸发展的影响是不同的。因此，从Granger因果检验结果得出，港口物流发展对宁波国际贸易的影响总体上达到了期望水平。要分析它们之间的短期波动关系，则需要通过误差修正模型来分析。误差修正模型ECM是由大卫德森、亨格瑞、斯巴和耶在1978年提出的，也称为DHSY模型。这种计量经济学模型具有特定的形式，将协整方程的残差加入变量一阶差分的回归模型中。经过比对和筛选后，本文的误差修正模型转化如下方程:ΔIn(JCK)=0.1693+0.6183×ΔIn(GKJ)+0.5715×ΔIn(GKB)+0.5101×ΔIn(GKA)－0.3162×ECMt－1(2)在误差修正模型结果中，变量ΔIn(JCK)、ΔIn(GKJ)、ΔIn(GKB)及ΔIn(GKA)的回归系数都通过了显著性检验。误差修正项ECMt－1的系数是负的，符合反向修正机制。因此从短期来看，港口集装箱堆场堆存能力每增加1%，会引起国际贸易总额增加0.6183%;港口生产用泊位个数每增加1%，会引起国际贸易总额增加0.5715%;港口岸线长度每增加1%，会引起国际贸易总额增加0.5101%。上一年的非均衡误差以0.3162的比率对本年度国际贸易总额做出修正，将偏离均衡状态拉回到长期均衡状态。在协整检验的回归方程(1)中，Durbin－Watsonstat=0.438289。在显著性水平为5%的情况下，n=21，k=3(不包括常数项)，查表可得dl=1.026，du=1.669。因为Durbin－Watsonstat=0.438289＜dl，所以回归模型存在一阶序列正相关，要对其进行改进和检验，得到表2结果。R2=0.985216F－statistic=179.6834Durbin－Watsonstat=2.190359对上述结果的残差序列进行LM检验，得到Obs×R－squared=2.9307162。在显著性水平为5%的情况下查表可得，自由度为2的χ2分布的临界值为7.81。由于2.9307162小于7.81，所以AR模型检验结果的残差序列在显著水平5%的情况下不能拒绝同方差原假设，即不存在异方差，回归结果是有效的。从上述结果可以看出港口物流发展对宁波国际贸易的增量作用。自1991—2014年，在其他条件一定的前提下，宁波港口集装箱堆场堆存能力对国际贸易总额的弹性系数是1.0812，港口生产用泊位个数国际贸易总额的弹性系数是0.8601，港口岸线长度对国际贸易总额的弹性系数是0.7962。弹性系数均大于0，表明宁波国际贸易随着港口集装箱堆场堆存能力、港口生产用泊位个数和港口岸线长度的增长而增长。即当港口集装箱堆场堆存能力、港口生产用泊位个数和港口岸线长度以1%的速度变动时，将会引起宁波国际贸易总额分别以1.0812%、0.8601%和0.7962%的速度变动，对宁波国际贸易发展有正向推动作用，促进了其国际贸易的发展。但港口生产用泊位个数和港口岸线长度对宁波国际贸易的弹性小于1，表明宁波国际贸易发展对港口物流业的变动反应不是非常敏感，物流拉动贸易发展的力度有待提高。港口物流规模的扩张应该向集约型增长方式转变，从更深层次上优化国际贸易发展。弹性分析法可以研究不同时间段内港口物流发展对宁波国际贸易的影响程度。即当宁波港口集装箱堆场堆存能力、港口生产用泊位个数及港口岸线长度变化1%时，所引起的国际贸易总额的百分比变化。说明随着港口物流近几年发展水平不断提高，其对宁波国际贸易的促进作用越来越明显。同时，2002—2014年的区间标准差均大于1991—2001年的区间标准差，说明了弹性值在第二阶段分布更为分散，波动前一阶段较大。可以解释为随着经济全球化的不断加速，宁波港口物流及国际贸易发展越来越受到更多不确定因素的影响，因此它们之间的作用关系变得更为复杂、不是非常稳定。此外，港口物流发展还存在一些问题有待解决。其原因在于:一是在宏观管理方面，由于宁波港口物流属于新兴型服务产业，所以相关管理体制和政策法规的不完善制约着港口物流的进一步发展;二是从微观角度分析，宁波港口物流与具有世界先进水平的港口物流相比存在着一定差距，港口物流发展水平和层次有待进一步提高。因此，从宏观及微观层面提出加强港口物流进一步发展的措施变得非常重要。通过以上数据平稳性检验、协整检验、格兰杰因果检验、误差修正模型、AR模型和弹性分析法对宁波港口物流的国际贸易总量效应进行实证分析，可以得出，港口物流发展对宁波国际贸易的影响总体上达到了期望水平，对宁波国际贸易总量有增加作用，在一定程度上促进了宁波国际贸易的发展。但港口生产用泊位个数和港口岸线长度对宁波国际贸易的弹性小于1，系数值相对不是很高，表明港口物流发展拉动国际贸易的推动作用还须要进一步强化。港口物流规模的扩张应该向集约型增长方式转变，从更深层次上优化外贸发展。

3.2国际贸易结构效应的实证研究

由于机电产品、高新技术产品在宁波国际贸易产品结构中所占比重较大，所以运用灰色关系分析法通过关联度的大小和排序判断港口物流发展是否有利于宁波国际贸易产品结构的优化，从而为今后政策方针的制定提供现实依据。灰色关联度分析对样本量没有过高的要求，解决了数据不多、信息不完整的问题，因此实用性较强。本文选取机电产品和高新技术产品作为母系统，选取港口集装箱堆场堆存能力、港口生产用泊位个数和港口岸线长度作为灰系统指标。首先将母系统数列设为Y0，即目标对象为Y0，灰色系统因素数列设为Xi，i=1，2，…，n。将机电产品、高新技术产品的数据序列分别用字母A、B表示，集装箱堆场堆存能力、港口生产用泊位个数和港口岸线长度分别用X1、X2、X3表示，外贸总额用Y0表示。通过计算X*i和Y*0的关联度为γi得到如下结果:γAX1γBX1γAX2γBX2γAX3γBX3=0.8104940.9661150.9376940.7595440.8968690.864535(3)首先对计算所得的γi(i=1，2，…，n)进行排序，yi的数值越大，则Xi*和Y0*的关联度越高。分辨系数σ取值0.5，所以计算得到的γi如果全部大于0.5，则结果就可信。从计算结果可以看出，灰系统各因素与母系系统的平均关联度均大于0.5，所以宁波港口物流发展与机电产品、高新技术产品的关联度较大。而且港口物流发展指标与两种国际贸易产品外贸额的几何曲线有较高的相似度，和实证分析的结果一致。所以实证分析所选的影响国际贸易产品的港口物流指标较为合理，实证结果比较可靠。对机电产品的关联度进行排序，可以得出:γAX2＞γAX3＞γAX1。从排序结果可以看出，与宁波机电产品国际贸易关联度最大的是X2和X3，这两个港口物流指标的关联度分别为0.94和0.9，说明X2和X3是影响宁波机电产品国际贸易的主要港口物流因素。集装箱堆场堆存能力与机电产品的关联度相对较低，究其原因与机电产品自身单位价值大有一定关系。所以有可能导致机电产品在集装箱运输量不是非常很大的情况下产生较多的国际贸易额，因此，机电产品的国际贸易与集装箱堆场堆存能力相比其他两个港口物流指标相对较低。对高新技术产品的关联度进行排序可以得出:γBX1＞γBX3＞γBX2。从排序结果可以看出，与宁波高新技术产品国际贸易关联度最大的是X1和X3。对于高新技术产品而言，这两个港口物流指标的关联度分别为0.97和0.86。说明X1和X3是影响宁波高新技术产品国际贸易的主要港口物流因素，是典型的集装箱运输产品，加工层次多、附加值大，因此表现出较大的关联度。综上所述，运用Granger检验、弹性系数、灰色关联分析等方法对宁波港口物流发展与其国际贸易之间的关系进行实证检验得到，港口物流发展对宁波国际贸易的影响总体上达到了期望水平，对宁波国际贸易总量有增加作用。同时，港口物流不断发展有利于宁波制成品贸易的发展，从而促进国际结构不断优化和升级。

4结论与对策建议

通过研究可以看出，宁波港口物流发展与其国际贸易之间存在显著关系，并且宁波港口物流发展可以优化其国际贸易结构。鉴于以上结论，从宏观及微观层面不断创新与探索，走出一条符合宁波港口建设的新路子具有重要的现实意义。宁波港口物流发展应结合自身优势，同时借鉴发达国家成功经验，更好地发挥港口物流发展对国际贸易的推动作用，充分发挥“一带一路”桥头堡的作用。在宏观方面，首先加强宁波港口基础设施和集疏网络建设，加大对码头基础设施建设、港口物流机械、物流系统工程等方面的投入力度，鼓励国内外企业积极投资宁波港口物流建设，拓宽融资渠道，加快港口物流经济核心圈、覆盖全的形成。同时宁波政府要为港口物流发展营造良好的宏观环境，充分发挥政府在宁波港口物流发展中的作用，加强政府部门间的协调，出台相关优惠政策，提高准入门槛，积极搭建国际贸易合作平台，不断推动宁波港口经营管理的国际化进程。在微观方面，首先应加快“智慧港口”建设，加强技术创新，探索物联网等新技术的应用，不断推进宁波港口物流智能化与标准化建设，真正实现港口物流运营模式的新变革。其次建立港口物流产战略联盟，寻求港口经济圈联动创新优势，获得资源整合优势，提高港口经济圈内物流企业的国际竞争力。最后加快对高素质复合型港口物流人才的培养和储备，缓解港航物流方面人才短缺状况，为宁波港口物流企业的可持续发展积蓄力量，不断推进宁波港口物流产业转型升级，从而实现宁波港口物流和国际贸易的可持续发展。

作者:胡莉娜 单位:忻州师范学院

参考文献:

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［6］裴长洪.进口贸易结构与经济增长:规律与启示［J］．经济研究，2013(7).

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港口贸易论文篇（9）

中图分类号：F752.8 文献标识码：A 文章编号：1006—8937（2012）23—0037—02

中越关系正常化以后，桂越边境贸易得到全面恢复和发展，大大的促进了防城港市边境贸易的发展，防城港市经济的发展也伴随着边境贸易的发展而迅速增长。在2010年中国—东盟自由贸易区全面启动的背景下，地处东盟经济圈与泛北部湾经济圈的防城港市面临良好的发展机遇与前景，分析防城港市的边境贸易与经济增长之间的关系意义重大。

1 国内研究现状

谢晓丰，宋伟伟（2009）运用计量经济学的回归分析方法，建立回归模型，阐明边境贸易对黑龙江省经济增长的促进作用。并针对黑龙江省自身的特点和发展需要的实际，提出了优化进出口商品结构、扩大对俄投资等措施来促进对俄边境贸易发展。

吾斯曼·吾木尔，阿依吐松·艾则孜，克然木·热合木吐力（2010）采用ADF检验、Johansen协整检验与Granger因果关系检验等实证分析方法对新疆与哈萨克斯坦地区的边境贸易对新疆经济增长的影响进行探讨分析，结果表明新疆向哈萨克斯坦进口贸易是新疆经济增长的原因，而出口不是新疆经济增长的原因，并提出相关的建议。

张振强，韦兰英，阮陆宁（2010）运用协整分析方法、误差修正模型和Granger因果关系检验等计量方法对凭祥市1990～2008年统计数据分析得出：凭祥市对越南边境进出口贸易与其经济增长之间存在着长期稳定的均衡关系，经济增长是边境进出口贸易的Granger原因，同时边境出口贸易也是经济增长的Granger原因。

2 数据与变量

本文分析所使用的样本数据来源于《防城港市统计年鉴》，以防城港市1995～2010年16年的边贸成交额（TEM）为解释变量，防城市地区生产总值（GDP）为其经济增长的衡量指标，为被解释变量，其中边贸成交额已按当年平均汇率换算成以人民币为单位的边贸成交额。为了消除时间序列中数据可能存在的异方差现象，对以上两个变量进行对数变换，变换后变量的对数形式分别表示为LnTEM和LnGDP。本文将采用EViews6.0计量分析软件，按照平稳性检验协整检验建立模型格兰杰因果关系检验顺序对经济时间序列变量进行分析。

3 边境贸易与经济增长关系的计量分析与检验

3.1 平稳性检验

如果一个时间序列其统计特性不随时间变化而改变，这样的时间序列就是平稳性时间序列。反之，则是非平稳时间序列。简而言之，如果一个时间序列是平稳的，就不管在什么时间测量，它的特征值都保持不变。单位根检验是对一组时间序列变量平进行稳性检验的方法，本文拟将运用ADF检验法对变量LnGDP和LnTEM以及它们的差分序列进行平稳性检验，检验结果如表1所示。

在5%的显著性水平上，原序列lngdp和lntem、原序列的一阶差分序列dlngdp和dlntem都是非平稳序列，原序列的两阶差分序列ddlngdp和ddlntem是平稳序列，所以原序列是两阶单整序列。由于原序列lngdp与lntem的单整阶数相同，它们之间就有可能存在协整关系，以下将对其进行协整检验。

3.2 协整检验

为了避免时间序列出现伪回归现象，需要对模型进行协整检验，要保证包含单整变量的模型有意义，既需要各变量的单整阶数相同，且单整变量之间也必须存在协整关系。本文将运用Johansen技术对其进行协整检验。检验结果如表2所示。

在5%的显著性水平上，函数存在协整关系。非平稳变量具有协整关系可以直接使用普通最小二乘法（OLS）进行回归分析，回归方程如下所示：

从回归分析的结果可知，防城港市边贸成交额与其经济增长之间存在紧密联系，边贸成交额对经济增长的弹性为0.7481，即每增加一个单位的边贸成交额，可以拉动0.7481个单位的地区生产总值（GDP）的增长，可见，防城港市的边境贸易对其经济增长具有很强的拉动作用。

3.3 Granger因果关系检验

协整检验只能说明变量之间的依存关系，并不能说明变量之间的因果关系。所以变量LnGDP与LnTEM之间是否存在因果关系需要进行因果关系检验。本文将采用Granger因果关系检验法对此进行进一步研究。分析结果如表3所示。

由表3可知，滞后2期时，防城港市边贸成交额是其经济增长的Granger原因，但防城港市经济增长并不是其边贸成交额的Granger原因。

4 结论及对策建议

从上述的计量分析过程，可以得出以下结论：

第一，从平稳性检验结果来看，防城港市的地区生产总值（GDP）和边贸成交额（TEM）的原序列与一阶差分序列都是非平稳序列，但它们的二阶差分序列是平稳序列并且存在长期的均衡关系。第二，从协整分析的估计方程可以看出，防城港市每增加一个单位的边贸成交额，可以拉动0.7481个单位的地区生产总值（GDP）的增长，说明防城港市边境贸易额的增长对经济增长的拉动作用是相当显著的。第三，从Granger因果关系检验结果来看，防城港市边贸成交额是其经济增长的Granger原因，但防城港市经济增长并不是其边贸成交额的Granger原因。这说明防城港市边境贸易可以拉动它的经济增长，而防城港市的经济增长对其边境贸易增长的促进作用并不明显。

从以上分析过程及结论，可以提出以下政策建议：

由于防城港市边境贸易对其经济增长的带动作用相当明显，所以防城港在发展经济时要特别重视边境贸易的发展。具体可以从以下两个方面着手：第一，防城港是西部第一大港，防城港应该抓住中国—东盟自由贸易区和泛北部湾经济合作区域发展的机遇，充分利用其区位优势，加大港口建设，发展海上边境贸易；第二，2010年东兴市又被规划为国家重点开放开发试验区，东兴应该加快推进跨境贸易经济合作区的建设，充分发挥新东兴互市贸易区的作用，促进与越南之间的边境贸易发展。

Granger因果关系检验结果表明，防城港市经济增长并不是边境贸易增长的Granger原因，但这并不表示，防城港市经济的增长不能带动边境贸易的增长，只是带动作用并不明显。可以通过以下两个方面来解决这个问题：第一，调整产业结构，加快产业结构转型，增加边境贸易投资，重视对产品的高新技术的开发，提高产品竞争力，把经济增长与边境贸易的增长结合起来，统筹考虑；第二，重视边境贸易的促进作用，完善基础设施建设，改良边境贸易环境，鼓励有条件的边贸企业积极开拓贸易市场，努力吸收有实力的大企业来边境地区投资，促进国内外优势企业和边境地区企业之间的合作。

参考文献：

港口贸易论文篇（10）

2006年年底入世过渡期结束后，中国金融业全面开放。在发达国家占据主导地位的金融服务贸易市场上，中国内地金融服务贸易面临严峻考验。香港回归以来，尤其是CEPA 签署以来，内地与香港经贸往来日益频繁，成为香港重要的货物贸易伙伴。同时，内地服务业对香港的开放使香港金融服务业与金融服务贸易的发展有了更广阔的空间。

针对目前中国内地发展金融服务贸易的迫切需要，研究影响香港金融服务贸易发展的主要因素，从而为中国内地发展金融服务贸易提供借鉴，这是非常必要的。本文从理论与实际相结合的视角，研究以下问题：目前香港金融服务贸易国际竞争力总体水平如何？各影响要素对香港金融服务贸易额的相关度是多少？哪些要素是影响香港金融服务贸易额的主要因素？如何通过借鉴这些主要因素从而提高中国内地金融服务贸易的国际竞争力？以上问题的研究文献多以定性研究为主，定量研究相对较少。本文通过运用“钻石模型”理论，建立相关模型进行定量研究，以期能解决这些问题。

一、“钻石模型”简介及模型构建

（一）“钻石模型”简介

美国哈佛大学教授迈克尔・波特在其《国家竞争优势》一书中提出了“钻石模型”，形成了对国家竞争优势全面研究的新框架。他认为，影响一国开发某一产业竞争优势的因素包括四项主要因素和两项辅助因素，这六个条件相互关联、相互影响。

（二）模型构建

本文以“钻石模型”理论为基础，选择11个自变量，1个因变量，构建相关模型。

假设各个变量之间不存在自相关，则可以根据各个自变量lnXi对因变量lnY的相关系数（对各个变量取对数是为了消除异方差）建立模型

lnY=alnX1+blnX2+clnX3+dlnX4+elnX5+flnX6+glnX7+hlnX8+ilnX9+jlnX10+klnX11+εt（1）

其中a，b，c，d，e，f，g，h，i，j，k为自变量与因变量之间的相关系数，εi为误差项。

下面具体说明各变量的含义与取值。

1.生产要素

波特将生产要素分为两大类：基本要素和高等要素。具体选择指标如下：选择香港市人均GDP来代表基本生产要素，记为X1；选择香港所有认可机构的存款余额来表示资本要素，记为X2；选择香港每年高等教育院校的科技研究成果项数来代表此地区的技术发展状况，记为X3；选择香港公开大学每年的新生注册数目来代表这个地区的教育水平，记为X4。

2.需求要素

对金融服务的需求可以从两个主体来考虑：个人的需求和企业的需求。具体选择指标如下：选择香港每年的私人消费开支来代表该地区的个人需求，记为X5；选择香港每年所有认可机构的贷款及垫款来表示该地区的企业需求，记为X6。

3.相关及支持性产业

本文把香港外贸出口商品总额作为金融服务业的相关及支持性产业，记为X7；选择每年的恒生收市指数代表金融服务贸易的支持性产业，记为X8。

4.企业组织、战略与竞争程度

一个地区的金融服务贸易国际竞争力关键还体现在该地区企业的国际市场竞争力。本文选择香港每年企业对外的直接投资流出代表企业发展水平，记为X9。

“钻石模型”中，除了上述 四个基本要素之外，还有机遇与政府因素。由于机遇这个因素的影响力很难衡量，无法用具体的数据来估计，所以这里只大概衡量政府因素的影响力。本文选择金融服务贸易开放度和由政府发行的法定纸币和硬币的流通量来代表政府因素，分别记为X10和X11。

由于一个地区贸易出口额可以很大程度上反映这个地区贸易的国际竞争力水平，所以选择香港市金融服务贸易出口额来代表香港金融服务贸易国际竞争力水平，记为Y。

二、实证研究

本文首先对模型各个变量进行自相关分析，以便进行主成分分析，在主成分分析后，对分析得来的主成分与因变量进行协整检验，以进行回归分析，最后对回归分析的结果进行探讨，从而解决上文中的问题，以达到实证研究的目的。

（一）自相关分析

由于序列的原始数据库过于庞大，故不在此一一列出。

为了消除异方差，首先对各个变量取对数。 由于本文选择的变量较多，但样本数据较短，极易产生多重共线性和自相关，因此在进行主成分分析前，本文采用SPSS12.0软件对各个变量进行自相关检验。经检验，除了LnX4之外，其他自变量和因变量之间都保持着80%左右的相关度。

（二）主成分分析

由于存在比较严重的自相关，所以接下来本文要对各个变量进行主成分分析（主成分分析可以消除变量间的自相关性）然后提取出主成分（主成分可以解释各个变量，因此可以代表各个变量进行回归分析）。运用SPSS12.0软件对各个变量进行主成分分析，分析结果见表1。

由表1可知，SPSS12.0软件分析结果建议保留两个主成分，两个主成分即可以代表93.108%的整体自变量。

假设这两个主成分分别为F1和F2，根据表1还不能直接得出主成分的表达式，还需要对初始因子载荷矩阵中每列的系数值去相关性，即把每列的系数除以其相应的特征根并开根后才能得到单位特征向量，经计算可得主成分表达式为

F1=0.348lnX1+0.949lnX2+1.261lnX4+1.961lnX5+3.22lnX6+6.751lnX7+13.711lnX8+20.809lnX9+31.129lnX10+εt（2）

F2=0.096lnX1+0.1lnX2+1.639lnX4+0.439lnX5+1.331lnX6+2.976lnX7+11.651lnX8+8.972lnX9+9.381lnX10+εs（3）

假设综合主成分为F，由表1可知，综合主成分与主成分的表达式为

F=0.8209F1+0.11019F2（4）

根据原始数据和主成分表达式（2）、（3）、（4），可以求得综合主成分数值。

（三）协整检验

首先对综合主成分值和取对数后的香港金融服务贸易出口额进行协整检验，检验借助Eviews6.0软件进行。

由协整检验结果可知，Prob.值分别为0.016和0.01，小于0.05，因此变量LnY和F之间存在协整关系。

（四）回归分析

以香港金融服务贸易出口额为因变量， 以主成分F值为自变量建立模型，进行回归分析。

依据因变量即取对数的香港金融服务贸易出口额和综合主成分F值，使用Eviews6.0软件进行回归分析，分析结果见表2。

由表2可知，估计模型中α和β的估计值分别是5.75874和0.01639，伴随概率Prob.值趋于0，均远远小于0.05，这说明参数估计值是非常有效的；判定系数R-squared值为0.91226，接近于1，表示回归效果很好；同时，回归标准差S.E. of regression值、Sum squared resid值都比较小，也说明了回归效果较好。

由估计模型的理论形式和回归分析结果表2可以得出回归方程如下

LnY=5.75874+0.01639F（5）

（9.86513）（9.12068）

R2=0.91226 D.W=2.52449 s.e=0.16423 F=83.18693 T=10

由于构建回归方程的目的是为了研究各个原始变量对香港金融服务贸易出口额的影响，由综合主成分的表达式（4）和回归方程（5）可得目标方程为

LnY=0.2959lnX1+0.7903lnX2+1.2154lnX4+1.6282lnX5+2.7901lnX6+5.8696lnX7+12.5395lnX8+18.0705lnX9+26.5873lnX10（6）

由式（6）可知，香港金融服务贸易出口额与人均GDP、所有认可机构的存款余额、教育水平、个人需求、企业需求、外贸出口总额、股市、企业海外投资总额、金融服务贸易开放度都是正相关的关系。

三、结论与启示

本文通过把波特教授“钻石模型”的六要素具体量化，对量化的数据库进行实证分析并对分析的结果进行了探讨，可以得出如下结论。

第一，要提高股市的成熟度。例如，建立健全法律法规，维护股市的公平和诚信，发展证券交易所的同时发展柜台交易，增加股市的规模，加强对操纵股市的大户的监督，使中小投资者都能获利，从而增强股市的流动性，加强对上市公司财务报表的监督，进一步规范B股市场等。

第二，要放松资本市场的监管。上文研究结果表明，开放的资本市场可以在较大程度上提高金融服务贸易的国际竞争力。内地与香港相比，资本市场的开放程度相对比较低，因此建议内地逐步、渐进地开放资本市场。

第三，要渐进提高金融服务贸易的开放度。上文分析结果表明，金融服务贸易的开放度对金融服务贸易的影响力是最大的，因此建议逐步提高金融服务贸易的开放度。由于金融业关系着一个地区的经济命脉，所以提高金融服务贸易开放度需分行业、分地区渐进性地开放，如逐步开放银行、证券、保险等行业，逐步开放上海、北京、深圳、广州等中心城市。

参考文献：

[1]崔艳娟.金融服务贸易与经济增长关系的实证分析[J].沈阳工业大学学报，2013（01）.