贸易进出口流程篇（1）

    2方法、变量及数据

    2.1研究方法

    本文首先对物流与进出口贸易的关系进行相关分析,目的是验证物流业对进出口贸易是否有促进作用,影响是否显着。然后,运用弹性理论,通过计算“物流-进出口贸易弹性”,即物流发展速度与进出口贸易增长速度之间的变动比率,来测算现代物流发展对进出口贸易增长的影响程度,以及其程度随时间的变动趋势。

    2.2变量及数据来源

    衡量进出口贸易的指标,一般选取具有代表性的进出口总额。而衡量现代物流发展水平的指标,由于缺乏统一的统计口径,不同学者选择的指标没有统一的标准,已有研究大多以货运量、货物周转量或港口货物吞吐量等指标为代表。从进出口贸易涉及的物流系统来看,其物流环节包含运输、仓储、检验、报关、包装、装卸搬运,以及信息处理等作业内容,其中,运输是必须的环节,故本文选择了货物周转量作为衡量物流发展水平的指标。数据来源于《浙江省统计年鉴》(2010),考虑到数据的可得性和一致性,选取1986—2009年间的数据。

    3实证分析

    3.1物流产业发展与进出口贸易增长的相关性

    在相关性分析之前,首先对进出口总额和货物周转量的逐年变化情况作描述性分析,以掌握其变化的总体趋势,表1是浙江省1986—2009年进出口总额和货物周转量的统计数据。依据表1,绘制出1986—2009年浙江省进出口总额与货物周转量变化趋势图①,见图1。由图1可知,进出口总额与货物周转量的变化趋势大体一致,这初步说明浙江省物流业与进出口贸易之间存在正向相关关系,即物流业的发展对进出口贸易具有促进作用。为了说明物流业发展对进出口贸易增长的显着影响,下面利用统计数据进行回归分析。以进出口总额为因变量,设为Y,货物周转量为自变量,设为X。根据表1的进出口总额与货物周转量相关数据,运用SPSS软件进行回归分析,通过比较多种拟和方法得知,二次曲线(Quad-rati)拟和模型较好地反映浙江省物流与进出口贸易之间的变化趋势。回归结果见表2,调整后判定系数为0.9923,接近1,表明方程解释能力强,变量以5%的显着性通过t检验。回归方程显着性经过检验,F=1482.790,P=0.000<0.01,表明回归方程是显着有效的。回归方程如式(1):Y=-121.873+0.3129X+0.0000118X2(1)

    3.2物流产业发展对进出口贸易增长促进程度的弹性分析

    (1)测算模型

    通过相关性分析,得知浙江省物流业的发展对进出口贸易具有显着的促进作用。为了进一步分析物流对进出口贸易增长的影响程度,本文利用经济学中的弹性理论进行定量测算。弹性分析是计算一个变量对另一个变量变化的敏感性的工具。本文以“区域物流-进出口贸易弹性”一词作为衡量浙江省进出口贸易对物流业变化的敏感程度。进出口贸易额设为变量Y,货物周转量设为变量X,物流-进出口贸易弹性计算模型如式(2):E=dYdX?XY(2)

    (2)物流产业发展对进出口贸易增长影响程度的测算

    根据回归方程Y=-121.873+0.3129+0.0000118X2可得式(3):dYdX=0.3129+0.0000236X(3)运用物流-进出口贸易弹性计算模型,求得弹性系数E,见表3,1986—2009年间,浙江省区域物流-进出口贸易平均弹性为2.9,表示在其他因素不变的情况下,货物周转量每提高1%,进出口总额约提高2.9%,说明浙江省物流业较大程度上推动了进出口贸易的增长。

    (3)不同时段物流业对进出口贸易影响程度的比较表3显示,1986—2009年间不同年份的物流-进出口贸易弹性差异较大,从具体数据来看,弹性系数从1986年的8.4694,下降到2009年的1.3460。为了分析不同时间段物流对进出口贸易的影响程度,以每5年为一个时间段,计算1986—2009年不同时间段的物流-进出口贸易弹性平均值,结果表明,不同时间段的弹性均值从1986-1990年的6.57,下降到2006—2009年的1.25,弹性均值呈现下降的趋势,表明浙江省物流业发展对进出口贸易增长的促进作用有所趋缓。为了分析物流业对进出口贸易的影响随时间的变动趋势,以1986年作为时间t=1,对物流—进出口贸易弹性与时间t的关系进行回归分析。通过比较多种拟合模型,决定采用三次曲线(CUBIC)模型。拟合曲线如图2所示,回归结果见表4,调整后的拟合优度为0.98915,与1极为接近,表明方程解释能力强。变量均以1%的显着性通过t检验。回归方程显着性经检验,F=700.05937,P=0.000<0.01,表明回归方程显着有效。拟合方程如式(4):E=9.790957-1.3076t-0.0689t2-0.001232t3

    (4)由方程(4)计算2010—2014年的物流-进出口贸易弹性指标值,见表5,浙江省物流-进出口贸易弹性呈下降趋势,表明浙江省物流业应进行产业调整,转变增长方式,从“粗放型增长”转变为“集约型增长”,以促进进出口贸易的增长。

    4结论与建议

    4.1结论

贸易进出口流程篇（2）

纵观历史进程，国际旅游和国际贸易具有较强的时间同步性，在发达国家和新兴工业化国家亦是如此。而数据间的趋同性是否代表着两者有着一定的联系，是需要进一步研究的问题。国外的相关研究较少，2001年Jordan Shan和Wilson以中国等为样本，得出旅游与贸易的关系是互动的。Khalid以伊斯兰国家的旅游与贸易为对象，细分了贸易方式，得出旅游与贸易间存在长期的平衡。国内旅游与贸易间关系的研究凤毛麟角，而多是将旅游作为国际服务贸易的组成加以研究，如高静等对于我国旅游服务贸易竞争力的评估等。这些研究并未跳出国际服务贸易的范畴，从更宽泛的视角分析国际旅游与贸易的关系。从中韩两国出入境旅游发展看，我国逐渐成为韩国主要的入境客源国，在进出口贸易关系上，中韩贸易国规模大，经济互补性强。

本文选取2005-2014年的统计数据，从两个层面分析中韩旅游与贸易的互动关系：（1）根据推拉模式，建立中韩出入境旅游客流量与中韩进出口贸易的推拉方程。（2）从中韩层面出发，分析占入境旅游比和贸易依存度之间的相关性，为从时间轴上分析旅游和贸易的互动关系提供参考。

1模型假设和数据来源

1.1旅游和贸易互动的模型假设

马可波罗假设。早期的国际贸易始于商务旅游。早在300多年之前，马可波罗怀着买卖商品的目的，从意大利来到中国，作为早期的商务旅行者确实引发了两国间的贸易。通常来讲，商务者出境其他国家始发动机是买卖货物，从而引起进出口贸易，一经成功还会产生反馈效应，从而导致进一步的商务旅游与国际贸易。

兴趣和关注假设。商务旅游者的成功会因人员与经济的国家性和社会性而引发广泛的效仿和尝试。先锋商务旅行者作为所在国商品与文化的载物，会引起入境国居民的兴趣与关注，从而引发更大的旅游流与贸易流，这是其商务旅游的外部效应。

发现与扩大商机假设。国际旅游对国际贸易的贡献作用不止于商务旅行者，非商务旅行者的海外探亲，求学或者休闲都有助于国际贸易的繁荣。因此，国际旅游诱发国际贸易，国际贸易提高了旅游地的兴趣与关注，从而引发更大的国际旅游流。

本文以“商务旅游引起国际贸易”“国际贸易提高了居民的关注与兴趣”“关注和兴趣促进非商务旅游”“非商务旅游促进双边贸易”的循环模式诠释旅游与贸易的关系。立足从更广阔的视角探析国际旅游和国际贸易间的关系，为科学了解中韩双向旅游和进出口贸易提供依据。

1.2数据来源和变量定义

本文搜集的统计数据主要包含中韩出入境旅游人次和中韩进出口贸易额两个序列：（1）中韩出入境旅游数据，包括韩国入境中国国旅游人次，中国接待人次，中国出境韩国旅游人次，韩国接待人次。（2）中韩进出口贸易额，包括中韩进口贸易额，中韩出口贸易额，中韩进出口贸易总额，韩国进出口贸易总额，中国进出口贸易总额。数据来源于中国商务部，国家旅游局，全球经济数据以及韩国观光旅游局网站。

由于中韩在政策，人口，土地面积，发展阶段，经济模式，国际旅游等方面的不同。本文着眼于出入境客流量和进出口贸易间的推拉模式，还定义了两组变量（表1），为从更广阔的视角分析旅游和贸易依存度提供参考。

需要指出的是，国际旅游与贸易均易受到国际宏观环境的影响。受2007年到2009年全球经济危机的影响，国际旅游与贸易均出现不同程度的下滑，为了在相对稳定的环境下探析旅游与贸易的关系，本文采用趋势线理论对经济危机时期的统计数据进行模拟。

2出入境客流量和进出口贸易相关性的分析

2.1韩国入境中国客流量和中韩进出口贸易的相关性

自2005年来，韩国入境中国客流量和进出口贸易增长缓慢。2005-2014年，韩国入境客流量从3.55百万次增加为4.18百万次，向中国出口贸易由768.2亿美元增加为1453.4亿美元，由中国进口贸易从351.08亿美元增加为900.7亿美元，而受2007年-2009年全球经济危机的影响，中韩出入境旅游与贸易额都出现了严重的下滑。为了定量地探析韩国入境中国客流量对中韩双边贸易的影响，本文选用2005-2014年的相关统计数据绘制如下两条增长曲线（图1、图2）。

2.1.1韩国入境中国的客流量和中韩出口贸易的相关性

商务出游者的最初目的是销售产品，这对于开拓市场，提高市场占有率和利润额都是有益的。从图1可见，10年间韩国入境中国客流量和中韩出口贸易的发展进程可分为三个时期：2005年-2007年韩国入境流和出口贸易增长显著，入境客流量由3.55百万次增加为4.78百万次，增速为134.7%，出口贸易从768.2亿美元增加为1037.5亿美元，增速为135.06%。2007-2009年，受全球经济危机的影响，入境客流量与出口贸易同步快速下滑，入境旅游减少到3.2百万人次，下降速率为66.93%，出口贸易减少到1025.5亿美元，下降速率为98.84%。2009-2014年，全球经济回暖，入境客流量和出口贸易同步上升，入境客流量从3.2百万人次增加为4.18百万人次，出口贸易从1025.5亿美元增加为1453.3亿美元，增速为141.72%。利用统计数据，采用趋势线模拟韩国入境中国客流量对出口贸易的推拉方程：0TKC=-6.8972IQKC2+183.9IQKC+537.27R2=0.8319 （1） 式中，0TKC为韩国出口中国贸易额（亿美元），IQKC为韩国入境中国客流量（百万人次）。

2.1.2 韩国入境中国客流量和中韩进口贸易的相关性

商务客国际旅游很大程度上是依据公司和国家需要而选择性的购进商品。10年来韩国入境中国客流量和中韩进口贸易有着较强的时间同步性，处在微妙的平衡中（图2）。从2005年到2007年，韩国入境中国客流量与中韩进口贸易增长显著，入境客流量从3.55百万次上升为4.78百万次，增速为134.7%，进口贸易从351.08亿美元增加为560.99亿美元，增速为135.06%。2007到2009年，受全球经济危机影响，入境客流量与进口贸易同步快速下滑，入境旅游减少为3.2百万人次，下降速率为66.93%，进口贸易减少到536.7亿美元，降速为98.84%。2009年到2014年，在全球经济危机的尾音中，各国经济复苏，韩国入境中国客流量与进口中国贸易在经过09年到11年的较快增长后，趋于平稳增长。截止2014年入境客流量与进口贸易分别达到4.18百万人次和900.7亿美元。利用统计数据，采用趋势线模拟韩国入境中国客流量对进口贸易的推拉方程：ITKC=-3.0923IQKC2+95.901IQKC+275.53R2=0.88 （2）

式中，ITKC为韩国进口中国贸易额（亿美元），IQKC为韩国入境中国客流量（百万人次）。

韩国入境中国的客流量相对于其对出口贸易的拉力而言，其对进口贸易的作用更强。在中韩出入境旅游中，中国由旅游顺差变为旅游逆差，韩国反之；在中韩进出口贸易中，中国处于贸易逆差，韩国反之。这种由入境旅游的顺差而引起的进出口贸易的逆差，在贸易和旅游的关系之中是值得广泛验证和重视的。

2.1.3韩国入境中国客流量和中韩进出口贸易的相关性

马可波罗假设：商务客出境旅游，其目的是买卖商品，进而引发进出口贸易。本文通过将2005年-2014年的进口贸易和出口贸易加总，得到中韩进出口贸易总额，再将其与韩国入境客流量进行分析，得到入境流量对进出口贸易的推拉方程：ITKC=-9.99IQKC2+279.8IQKC+812.8 R2=0.8765 （3）

式中，ITKC为韩国进出口中国贸易额（亿美元），IQKC为韩国入境中国客流量（百万人次）。

2.2中国出境韩国客流量和中韩进出口贸易间的相关性

鉴于经济发展水平与政策的约束，中国出境游起步较晚。1990年中国最先开放的赴新马泰旅游，开启了中国出境观光旅游的先河。此后，随着对外开放的逐步扩大，中国居民出境旅游获得了快速的发展，现已与全球上百个国家签订旅游协定，成为出境旅游增长最快的国家。从2005-2014年，中国出境韩国的客流量从31百万次增加为109百万次，向韩国出口贸易由351亿美元，增速为189.18%。本文选用2005-2014年的有关统计数据绘制如下两条增长曲线（图3，图4）。

2.2.1中国出境韩国客流量和出口贸易的相关性

由图3可见，中国出境客流量和出口韩国的贸易额有较强的时间趋同性。从2005年到2007年底，随着中国对外开放的扩大以及经济的迅速发展，中国出境韩国客流量与出国贸易增幅很大，分别为147.76%与210.59%；2007年底到2009年受全球经济危机的影响，中国对韩国出口贸易显现了较大幅度的下滑，跌落为537亿美元。2009年到2014年出境客流量与出口贸易同步稳定发展，呈现双旺发展格局。利用相关统计数据，采用趋势线模拟出境客流量对出口贸易的推拉方程：0TCK=254.18ln（0QKC）+300.01 R2=0.8565 （4）

式中，0TCK为中国出口韩国贸易额（亿美元），0QCK为中国出境韩国客流量（百万人次）。

2.2.2中国出境韩国客流量和进口贸易的相关性

由图4可见，出境韩国客流量和进口韩国的贸易额自2005-2013年同步增长，而2014年的进口韩国贸易额有所下降。自2005-2007年低，中国出境客流量与进口贸易同步快速增长，增速分别为103.95%与145.97%。2007年底到2009年，中国的出口贸易额下降到1025.5亿美元，增长幅度骤降72.59%。2009年到2014年，中国出境旅游人次由47.7百万上升为109百万，增速为228.72%，进口贸易额从1025.5亿美元上升为1453.3亿美元，增速为141.72%。除2014年中国进口韩国贸易额有所下降外，中国出境韩国客流量和进口贸易均快速增长。而从2014年进口贸易额的下降可以预测到在今后的几年，中国出境人数与进出口贸易额会出现下降的趋势。利用统计数据，采用趋势线模拟出境客流量对进口贸易的推拉方程：ITCK=435.86ln（0QCK）+624.84 R2=0.7736 （5）

式中，ITCK为中国进口韩国贸易额（亿美元），0QCK为中国出境韩国客流量（百万人次）。

中国出境韩国客流量相对于进口贸易而言，其对进出口贸易的拉动作用强于进口贸易。

2.2.3中国出境韩国客流量和中韩进出口贸易的相关性

将2005年-2014年的中国出口贸易和进口贸易加总，得出中韩进出口贸易总额，再将其与中国出境客流量进行相关性分析，得到出境客流量对进出口贸易的推拉方程：ITCK=690.03ln（0QCK）+924.85 R2=0.829 （6）

式中，ITCK为中国进出口韩国贸易额（亿美元），0QCK为中国出境韩国客流量（百万人次）。

3两个断面旅游互动和贸易依存度的关系

3.1韩国断面

图5是2005-2014年中国出境游客占韩国入境旅游比以及韩国对中国贸易依存度。从图中可见，2005-2014年中国出境游客占韩国入境旅游比从14%上升为43%，中韩旅游在韩国的旅游业中地位越来越重要；同时，韩国对华贸易依存度除2014年有所下降外，一直处于缓慢增加中。大致分为2个阶段：第一阶段2005-2013年中国占韩国入境旅游比从14%增加到35%，而韩国对华贸易依存度从05年的21%上升到13年的26%，而14年又回落到21%。第二阶段为2013-2014年，对华贸易依存度下降了6个百分点，而中国游客占韩国入境旅游比缓慢增加，仅为8个百分比。预计未来几年，中国占韩国入境旅游比的迅猛势头会有所减慢。为了从韩国断面定量地分析中国出境旅游客流量占韩国入境旅游比和对中国贸易依存度的联动关系，本文采用的直线方程进行回归分析，其关联带动方程：TRIK-C=0.3195RITK-C+20.742 R2=0.4236 （7）

其中，TRIK-C为韩国对华贸易依存度，RITK-C中国游客占韩国入境旅游比。依据边际弹性，当中国游客占韩国入境旅游比上升1个百分点，韩国对华贸易依存度就会上升0.3195个百分点。

3.2中国断面

图6是2005-2014年韩国占中国入境旅游比和中国对韩贸易依存度。由图可见，10年来韩国占华入境旅游比在波动中逐渐下降，中国对韩国贸易依存度伴随市场化的不断深入与经济的不断发展，而逐渐下降。受全球经济危机的影响，韩国占中国入境旅游比从2007年的18%下降为2009年的15%。中国对韩国贸易依存度和韩国游客占华入境旅游比两组指标的纵向波动显现较强的时间趋同性及相关性。为了从中国断面定量地分析韩国占中国入境旅游比和中国对韩贸易依存度的联动关系，本文采用的直线方程对其进行回归分析，其关联带动方程：TRIC-K=-0.2066RITC-K+8.0942 R2=0.8709 （8）式中，TRIC-K为中国对韩贸易依存度，RITC-K为韩国游客占中国入境旅游比。依据边际弹性，当中国占韩国入境旅游比每上升1个百分点，韩国对华贸易依存度会减少0.2066个百分点。

参考文献：

[1]Jordan Shan&Ken Wilson. Causality between trade and tourism： empirical evidence from China[J].Applied Economics letters，2001（8）：

279-283.

[2]Russell Ronstadt. Does Tourism Remote Cross-b order Trade[J].2003，85（3）：569-579.

[3]李小牧.中国旅游服务贸易发展：1985-2004 年的国际收支分析[J].国际贸易，2006（10）：46-49.

[4]高静.我国国际旅游服务贸易的竞争力分析：加入WTO后的比较分析[J].国际贸易，2006，9：20-22.

[5]John Seabrook， Susan Homer著.程尽能，卢涤非等译.商务旅游[M].北京：旅游教育出版社，2004.3-27.

贸易进出口流程篇（3）

2物流业与进出口贸易关系分析

一般来说，物流业与进出口贸易存在正相关关系，基于以上认识，本文选取货物周转量指标代表华北地区物流业发展水平，进出口总额代表华北地区进出口贸易发展水平，并运用相关性分析和弹性分析两种统计学分析方法，实证检验物流业对华北地区进出口贸易的发展是否有影响，以及影响程度。

3.1货物周转量和进出口总额的相关性分析对货物周转量和进出口总额进行相关性分析，其目的是验证物流业对进出口贸易是否有积极的影响，如果有影响，影响程度的显著性如何。华北地区2003-2012年间货物周转量和进出口总额的统计数据

3.2货物周转量和进出口总额的弹性分析以上研究通过相关性分析验证了华北地区物流业发展对其进出口贸易具有正面的促进作用，但无法计算出影响程度有多大。本部分研究以经济学原理中的弹性理论为依据，力求定量分析出华北地区物流业发展的变化引起进出口贸易变化的幅度有多大。

贸易进出口流程篇（4）

中图分类号：F295.2；F740 文献标识码：A 文章编号：1007-2101（2013）05-0106-05

河北省是我国北方地区的港口大省，海岸线487公里，海域面积0.7万平方公里，是华北、西北地区重要的出海口和对外开放门户，拥有秦皇岛港、唐山港（含京唐港区和曹妃甸港区）、黄骅港三大综合型港口，在我国煤炭、矿石等大宗物资运输中居于重要地位。2011年河北省进出口贸易总额达530亿美元，较2010年增长26.4%，位居全国第10位。2011年河北省港口货物吞吐量突破7亿吨，比2010年增长17%。2011年全省港口完成集装箱吞吐量76.2万TEU，较上年增长23.3%。在全国沿海十强港口中，河北占了两席——唐山港居第7位、秦皇岛港居第8位。网的“2011年全球主要港口货物吞吐量统计排名”数据显示，唐山港首次跻身十强，秦皇岛港排名上升到第十二位。国际贸易发展对港口物流的服务需求大大增加并提出了更高的要求。2011年11月18日召开的河北省第八次党代会明确提出举全省之力打造曹妃甸、渤海新区两大增长极的战略举措，河北港口物流迅速发展已成为一种必然趋势。如何认识对外贸易发展与港口物流发展之间的关系，学者和专家从不同角度进行了大量研究。本文基于河北省对外贸易与港口物流发展的影响与作用基础上，运用VAR模型进行实证分析，目的在于通过实证研究，寻找港口物流发展与对外贸易之间如何形成良性互动、协调发展的思路。

一、文献综述

Hong-Oanh Nguyen和Jose Tongzon（2010）运用VAR模型、格兰杰因果检验等方法探讨了运输、物流部门的发展与国际贸易之间的关系。国内关于现代港口物流和进出口贸易关系研究比较迟，主要以实证分析为主。李永生（2006）认为物流成本不仅影响国际贸易流向，而且对国际贸易量还会产生乘数效应；杨跃辉（2007）实证研究表明，我国外贸进出口增长促进港口吞吐量的发展，其短期作用较长期作用明显些。杨长春（2008）将沿海主要港口货物吞吐量作为衡量国际物流发展水平的主要指标，实证分析表明我国国际贸易与国际物流存在着反馈性因果关系，物流对贸易的促进作用比贸易对物流的促进作用稍大。李正峰（2009）研究表明，港口流域经济发展之间存在着长期均衡关系，港口物流对经济发展有着正向促进作用，反之则不成立。林青（2011）实证研究表明，我国对外贸易与现代港口物流发展是相互促进关系，对外贸易对港口物流发展的促进作用短期明显。港口物流现代化建设能拉动对外贸易增长，长期效果显著。俞雅乖（2012）以浙江省1986—2009年数据实证表明，港口物流与对外贸易之间存在长期稳定关系，货物吞吐量与进出口总额之间存在单向因果关系。陈夏妍（2011）以深圳1979—2009年数据分析表明，深圳的对外贸易与现代物流存在着因果关系，二者相互影响，互为因果。

目前在我国物流与对外贸易研究中，多数学者主要关注我国国际贸易与国际物流关系分析，也有学者对浙江、深圳的国际贸易与港口物流关系进行实证分析。但对河北对外贸易与港口物流的关系分析的文献还没有。

二、河北省港口物流与国际贸易关系实证分析

改革开放以来，河北省的港口物流产业发展迅速，对外贸易总额持续上升。由于相关数据的连续性不足，本文仅以1990—2011年河北省港口物流吞吐量与外贸进出口总额作为反映河北省港口物流和国际贸易发展情况指标。

（一）指标的选取

1. 港口货物吞吐量。目前，能反映港口物流规模的指标有：港口货物吞吐量、港口集装箱吞吐量、港口运量以及港口航线。港口货物吞吐量是衡量港口物流规模的最基本指标，它反映了港口的生产规模、港口内部生产力配置情况，反映了港口在国民经济和社会经济发展中的地位。因此，在指标的选择上，考虑到数据的可获得性与有效性，用港口货物吞吐量作为衡量港口物流的讨论研究指标（见表1）。

2. 进出口贸易总额。对于一个省份国际贸易规模的衡量常常采用该省的年度进出口总额。进出口贸易总额是指一个地区在一定时期内（通常是一年）的进口额与出口额之和，是反映一个地区对外贸易规模的重要指标，代表了其对外贸易的发展历程和发展状况，因此，进出口总额代表对外贸易规模具有可比性（见表1）。

从表1分析可知，区域港口货物吞吐量的增长规律与进出口总额的增长规律基本保持一致，二者的增长幅度与趋势十分接近，变量间存在着相关关系。一方面进出口的增长带动了港口物流量的增长，进出口贸易业务的萎缩，直接影响了港口物流。如2008年全球金融危机，对我国对外贸易产生直接影响，使得河北省港口物流量增速下滑或减弱。另一方面，港口物流量的增长也在很大程度上反映了对进出口贸易业务的服务程度。如果港口物流能力与服务方式、运行效率不能适应进出口贸易的需要，将会制约进出口业务增长。

3. 数据来源。两个指标都是年度数据，选取时间段为1990—2011年。数据来源：《河北经济年鉴》《中国统计年鉴》、石家庄海关网站和河北交通运输厅港航管理局网站。

（二）基于VAR模型的实证分析

1. 确定最优滞后阶数。根据AIC和SC准则，最优滞后阶数为1。所以在建立无约束VAR模型时，应设定滞后区间为“1 1”（见表2）。

2. 建立VAR模型。向量自回归（Vector Autoregressive，VAR）模型是由希姆斯于1980年提出，该模型采用多方程自回归模型联立形式，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使用数据本身来确定模型的动态结构，常用于预测相互联系的时间序列系统以及分析随机扰动对变量系统的动态影响。所谓向量自回归，是指系统内每个方程都有包含有相同的内生变量滞后期。当每个变量都既适合放在方程的左边又适合放在方程的右边时，就可建立VAR模型。

该模型中，lngk代表河北省港口吞吐量取对数，lnjc代表河北省进出口贸易总额取对数。应用Eviews软件，建立VAR模型的回归结果如下：

lngk

lnjc=0.616 0.347

0.026 1.028lngk（-1）

lnjc（-1）+-0.909

-0.480

3. VAR模型稳定性检验。VAR模型稳定的充分必要条件是模型的特征方程的根都要在单位圆以内或特征值均小于1。如果被估计的VAR模型不稳定，则得到的脉冲响应函数和方差分解就是无效的。本模型运用Eviews软件得出，所有特征根有在单位圆内，所以该模型是稳定的。

4. 脉冲响应函数分析。脉冲响应函数是用来描述模型中一个内生变量对由误差项所带来的冲击的反应，即在扰动项上加一个标准差大小的冲击对内生变量当前值和未来值的影响程度。本文采用广义脉冲响应函数分析（结果见图2与图3），横轴表示滞后阶数，纵轴表示变量对冲击的响应程度。

当在本期给进出口额一个正冲击后，当期港口吞吐量没有明显增加，之后到第4年港口吞吐量增长迅速，第5年之后增长趋缓而且稳定。这表明进出额的某一冲击会给港口吞吐量带来同向的冲击。

当期给港口吞吐量一个正冲击后，进出口额当期就上升了0.04。之后增长一直保持平稳。这表明港口吞吐量的某一个冲击也会给进出口额带来同向的冲击，但是提升作用不如进出口额对港口吞吐量的提升作用。

脉冲响应函数分析表明，总体来看，河北省的对外贸易和港口物流发展是相互促进的，影响都是正向的，彼此之间长期影响都是正向的，但他们对彼此的影响方式却是不同的。港口物流效率提高对本省进出口贸易第一年的发展影响是很明显的，即时影响作用非常明显，之后一直保持稳定的增长；而进出额的增加对港口物流效率正向效应即时作用不是很明显，是需要时间的，当期几乎没有影响，但是提升作用会一直持续并不断增大。

5. 方差分解。方差分解同样可以研究VAR模型的动态特征，它是通过分析每个结构冲击对内生变量变化产生影响的程度来评价不同结构冲击的重要性。VAR模型中的方差分解可以给出随机误差项的相对重要信息。结果如图4和图5中，横轴为滞后期数（年），纵轴为贡献率。

从图4中可以看出，港口吞吐量对河北省的进出口总额贡献率不足10%，大约占5%左右，说明港口物流效率的发展对河北省对外贸易的影响不是很明显，也可以说河北省的经济对港口物流的依存度较低。导致这一现象的原因：第一，河北省产业基础薄弱，使得临港产业和对外经济的发展受到局限，仍未形成规模化的对外贸易产业集群，致使港口物流效率发展无法在更大更广的范围内影响河北省的对外贸易。第二，河北省的港口80%以上的吞吐量是为省外腹地的大宗物资和原材料运输服务，这些项目本身并没有高附加值，对河北省的整体经济都没有辐射作用，对外向型经济的影响作用就更加不足而谈了。第三，河北省对自身沿海省份这个优势不够重视，也是致使外向型经济不够发达的重要原因。这样的情况下，即使港口物流效率普遍提高，由于观念陈旧或者思维定势，也使人们经常遗忘河北省是沿海省份这个优势，导致对外经济一直无法向其他沿海省份那样如火如荼地发展。

从图5可以看出河北省港口物流的发展主要归因于对外贸易的增长，进出口总额对港口物流的贡献达90%，而且河北省的对外贸易对河北省的港口物流发展的贡献是逐步增大的，而且增长程度也很明显，这就说明河北省的港口物流在较大水平非常依赖外贸，而且依赖程度会越来越明显，极易受到国际经济环境的影响。

三、结论和建议

（一）结论

通过建立VAR模型的分析，得出河北省的对外贸易和港口物流的发展之间关系密切，是相互促进的，实证分析更加清晰地刻画了两者之间的互动效应。首先，无论给哪一方一个增量，对另一方均有正向的提升影响；其次，港口物流的发展对对外贸易的即时作用明显，而对外贸易对港口物流的即时作用不明显，但是彼此之间的长期促进作用都非常明显；最后，就两者之间的相互依赖程度来说，目前，港口物流的发展对外贸的依赖程度要远远大于外贸对港口物流的依赖程度。这表明，河北对外贸易总额随港口物流发展而增长，河北物流业的发展对国际贸易繁荣具有推动作用；同理，积极发展对外贸易对推动港口物流增长具有积极作用。

（二）几点建议

1. 大力发展集装箱运输方式，推进港口物流标准化体系，提高港口设施的现代化水平。现代港口应有强大的标准化作业能力，集装箱运输是各国采用的标准化运输方式，港口集装箱吞吐量不仅反映了港口转运货物能力，还直接反映了港口作为一个物流系统节点的现代化发展水平。再者，适应未来海运港口深水化、船舶大型化、设施标准化的趋势，要大力发展高效、便捷的现代化运输方式——集装箱运输。

上述材料分析表明，河北省有相当一部分由于进出口贸易形成的物流服务贸易被其他港口货物流企业分享，从而表现为进出口业务对港口物流的拉动作用还不显著，甚至由于国际贸易结构升级，物流服务要求内涵提升，对传统港口物流企业带来冲击，短期形成货源外流的现实。河北省作为北方地区港口大省，但代表港口现代化水平、具有强大产业聚集效应和经济社会大动作用的港口集装箱运输始终在低位徘徊。早在1984年秦皇岛港就开始了集装箱运输，但目前港口集装箱发展仍较为滞后。尽管自2005年以来，河北省沿海集装箱吞吐量以年均30%以上的速度高速增长，但总量规模仍在低位徘徊。2010年全省主要港口完成集装箱吞吐量61.8万TEU，占全国主要港口集装箱吞吐量的0.48%，环渤海港口群的1.75%，与天津、山东、辽宁等环渤海其他港口亿吨左右的集装箱吞吐量相比差距很大，与对外贸易在全国第10位的外贸发展总体水平不匹配。

2. 采取措施加快加工贸易的发展，促进河北省对外贸易快速发展。加工贸易是近年来我国外贸增长最快的部分，占据了进出口总额的一半以上。河北省加工贸易规模小、技术水平低，尽管近几年发展迅速，但从全国外贸的发展势头看，河北省的对外贸易还处于中等水平。究其原因是河北省出口的主要是一些附加值低的加工产品，因此对区域经济的贡献度和对港口物流的拉动作用较弱。一是要充分利用秦皇岛、唐山出口加工区优势承接加工贸易的优惠政策和功能，引导大进大出的企业向区内集中，扩大加工贸易出口规模，尤其是机电产品和高新技术产品加工贸易的出口；二是利用环京津的区位优势，吸引跨国公司的研发机构到河北安家落户，引进和承接优质项目，引导加工贸易升级转型，延长加工贸易的产业链，提高贸易中间投入品的本地化，带动上游工业品的生产出口，提高加工深度，带动河北生产业结构进一步优化。

3. 建立强大的临港工业群，辐射带动腹地产业对外经济发展，实行差别化发展，改变河北省港口功能和货种单一的现状。随着临港工业和现代物流业迅猛发展，港口功能和货种结构都发生了重大变化，多数港口在传统的运输、装卸功能基础上迅速拓展了仓储、商贸、金融、港口工业、信息和综合物流等功能，集装箱运输大幅度增长，但河北省各港口货种结构变化不大，导港口主体竞争能力下降，不能将自身效能发展到最大。在经济全球化的今天，物流效率的高低直接决定对外贸易的发展速度，河北省港口的运输功能较强，但是港口工业、商贸服务、物流功能偏弱，这样的功能不同步对对外经济的发展是不利的。还有货种单一——80%以上的是省外腹地的大宗原材料或能源，这不仅不会给河北经济带来效益，而且由于这些省外大宗原材料货源的存在，致使各港口不重视杂货和集装箱运输，在经营组织方面投入的人力物力不足，严重影响标准集装箱运输的发展，进而影响对外经济发展速度。

4. 保税物流园区的建设与港口物流发展联动协调。港口物流能力的提高和对外贸易的发展离不开保税物流园区的建设以及海关效率的提高。因此，促进物流和贸易的共同发展首先要完善区港联动并将海关监管纳入其中，实现保税物流园区与港口的无缝对接，建立集装箱运输快速通道。同时海关应跟进港区联动的发展状况，提高通关效率。全面推开“区港联动”快速通关的改革，海关实行“一次申报、一次查验、一次放行”。优化口岸通关作业流程，实行申办手续电子化和“一站式”服务，要发挥口岸联络协调机制的作用，加快“口岸电子执法系统”的推广和应用，建立大通关信息平台，积极推进大通关工程建设。

参考文献：

[1]林青.中国对外贸易与现代港口物流发展的互动效应研究[J].哈尔滨商业大学学报，2011，（3）：37-41.

[2]杨长春.我国对外贸易与国际物流关系的实证研究[J].对外经济贸易大学学报，2008，（1）：8-11.

[3]孔原，刘览.现代物流与我国进出口贸易的关系研究——基于VAR模型的脉冲响应函数分析[J].价值工程，2009，（8）：44-48.

[4]张宝友.现代物流业对进出口贸易的影响——基于我国1995—2004年数据的实证研究[J].国际贸易问题，2009，（1）：39-46.

[5]俞雅乖.现代物流与对外贸易的关系研究——基于浙江省1986-2009年的数据[J].国际贸易问题，2012，（1）：99-106.

[6]杨跃辉.浅析我国大陆外贸对港口物流发展的影响[J].广西财经学院学报，2007，（12）：73-76.

[7]沈小平，杨峰.珠三角经济区域港口物流与区域经济协调发展实证分析[J].物流科技，2010，（2）：67-71.

[8]陈夏妍.深圳对外贸易与现代物流关系的实证分析[J].物流科技，2011，（10）：32-35.

贸易进出口流程篇（5）

一、贸易便利化对中国农产品出口影响的实证分析

本文以贸易引力模型为基础，将贸易便利化的各指标引入到模型中，以此来探讨贸易便利化水平对中国农产品出口贸易的影响程度。1计量模型构建在国际贸易的研究中引力模型一般包括3方面解释变量，第1方面解释变量是衡量市场规模的，第2方面解释变量是衡量地理位置的，第3方面解释变量是一些虚拟变量。为了测算贸易便利化等相关因素对中国农产品出口的影响，建立如下方程式:LnXcj=a0+a1LnX1j+a2LnX2j+a3LnX3j+a4LnX4j+a5LnX5j+a6LnX6j+a7LnX7j+a8LnX8j+a9LnX9j+u其中a0为常数项，Xcj表示中国对其贸易伙伴的农产品出口贸易额，X1j、X2j、X3j和X4j分别表示进口国的口岸物流、海关环境、规章制度和电子商务的便利化水平，X5j表示进口国的GDP总量，X6j表示进口国的人均GDP，X7j表示中国和其贸易伙伴之间的距离，本文运用两个经济体政府机关所在地之间的距离来表示，X8j表示中国及其贸易伙伴国是否为上海合作组织成员，其取值为0和1，X9j表示中国与其贸易伙伴是否为世界贸易组织成员，其取值为0和1(1表示是，0表示否)，u为模型误差项。由于中国的数据为常量，对回归结果没有影响，故将中国的相关数据进行剔除处理。2数据来源说明本文选取的国家和地区是2011年中国农产品出口额排名前35的经济体，其中农产品出口额的数据来源于联合国贸易数据库，各国(地区)的GDP总量和人均GDP数据来源于世界银行数据库，两国(地区)间距离使用了距离计算器的测算结果，关于选取进口国和地区是否是上海合作组织成员还是世界贸易组织成员，是基于进行对比而选出的，以探讨区域经济一体化组织对贸易的影响。3实证研究的结果与分析运用计量经济学软件Eviews1，采用普通最小二乘法对模型进行实证分析。根据结果可以看出模型的回归比较理想，从总体上来讲该模型对中国农产品的出口贸易变动问题具有较强的解释力。其中，从t统计量来看，当置信区间在0.05的时候，只有X1j和X9j未能通过检验，当置信区间为0.1的时候，仅有X9j仍不能通过检验;F统计量比较理想，均能通过检验;可决系数和调整的可决系数值在0.7左右，可以说明所选数据的70%符合模型要求;至于D-W值，几乎接近2，可以说模型数据不存在相关性。进一步完善模型，对回归模型进行修改，剔除两个变量，一是将口岸物流指标剔除，因为其显著性水平的取值较小时通不过检验，二是将世界贸易组织成员国这一虚拟变量指标剔除，得到一个显著影响的计量回归方程。现对包括贸易便利化一级指标在内的9个自变量进行逐一分析，以探讨各个指标对中国农产品出口的影响情况。因修改后的模型剔除了变量X1和X9，故讨论X1和X9时的依据是基本模型回归结果，其他变量均参考的修改模型回归结果。研究中可以看出，进口国口岸物流的提升对中国农产品的出口有非常重要的影响，当进口国口岸物流的便利化水平提高1个百分点时，中国农产品的出口将增加1.28个百分点，这是因为口岸物流基础设施的改善，在一定程度上会降低农产品出口贸易的成本，使得中国出口到贸易伙伴的农产品更容易在其市场上流通。海关环境的弹性较大，两个模型的系数均在2以上。同时，进口国的海关环境对中国农产品的出口有着很大的负面作用。试分析其原因，文中评定进口国海关环境便利化水平时选用的二级指标分别是非常规的付款与贿赂、贸易壁垒的普遍程度和海关程序的复杂程度，这3个二级指标都会在一定程度上阻碍中国农产品的出口。其一，非常规的付款与贿赂都会增加中国出口商的交易成本，成本的增加就会使得农产品企业的积极性受挫，出口减少。其二，贸易壁垒的盛行也会阻碍中国农产品的出口。如2013年5月日本厚生劳动省食安输发0510第3号通报指出，2013年中国生产的鲜黄花鱼中的某些批次违反了食品卫生法的相关规定，因此将加强对于相关产品相关农药残留的监视检查。其三，海关程序的复杂程度，农产品在贸易中属于备受关注的贸易货物，很多国家为保护本国的农产品发展，有意阻碍中国农产品的顺利出口。进口国国内规章制度的改善和提升，对出口国的出口有促进作用。进口国的规章制度便利化水平每提升1%，中国农产品的出口流量将会增加2.22%。从规章制度二级指标的选取情况来看，可以理解为进口国的相关法律法规较为完善，那么该进口国就会有良好的贸易环境，对方有序的法律环境必然会促进中国农产品的出口。当进口国的国内电子商务发展水平提高时，中国农产品的出口贸易流量将会在很大程度上减少。事实上与传统商务活动相比，人们可以较自由地通过国际互联网从事跨国商务活动，一定程度上增加了获取贸易证据的难度。基于这种角度，就可以理解高科技在一定程度上带来的负面影响。从模型结果来看，当进口国的GDP总量和人均GDP增长时，中国农产品的出口分别会以0.50%和0.58%的水平增长。究其原因是一国经济规模的增加会促使商品需求增加，随之中国农产品的出口也会有所增加。两个经济体的距离必然对农产品贸易造成负面影响，和农产品的出口贸易额呈负相关关系。从计量模型的结果看出，双方的距离每增加1%，中国农产品的出口量将会减少0.93%，通过数据强有力地证明了两个经济体距离的远近直接影响着其贸易的有效进行。为了测算区域经济一体化组织对农产品贸易的影响，以及对比区域经济组织和贸易便利化水平对贸易的影响，模型中加入了上海合作组织成员和世界贸易组织成员两个虚拟变量。就上海合作组织这一指标来看，其和中国农产品的出口流量呈现了负相关，而世界贸易组织这个指标却未能通过检验。究其原因，上海合作组织是区域性的国际组织，其成员国是中国以及几个中亚国家，所选经济体基本不是其成员，在计量模型的测算中势必会影响其结果。而从世界贸易组织指标来看，由于所选经济体几乎是其成员，世界贸易组织的法律法规对各个成员均有效，虚拟变量世界贸易组织对中国农产品的出口影响不显著，不会阻碍贸易的进行。

二、结论和展望

1结论在模型研究中，因变量是中国农产品出口贸易额，自变量是包括贸易便利化的各个因素在内的9个变量。通过计量模型的结果显示，多个自变量对中国农产品的出口都有不同程度的影响，值得注意的是，口岸物流、海关环境、规制环境和电子商务的方程式系数均大于1，而其他自变量的系数均小于1，可见贸易便利化的发展程度较其他因变量对中国农产品的出口影响程度更大。研究发现，各个经济体的贸易便利化水平差距还比较大，经济欠发达国家的贸易便利化程度远低于发达国家的贸易便利化程度，但贸易便利化对国际贸易的发展有着重要的影响，可见各个经济体在贸易便利化方面的道路还很长。2展望目前，世界各国都把加强与别国的经济贸易合作作为重要的国家发展战略，积极改善开展经贸合作的条件，不断提高贸易便利化程度。因此，可以预见，随着中国主要农产品贸易伙伴经济开放程度和经济发展水平的提高，其农产品贸易便利化程度会不断改善。只要中国在遵循世界贸易组织规则的基础上，不断为双边的贸易便利化创造条件，双边的农产品贸易规模会不断扩大，中国的农产品出口贸易会有一个长足发展。口岸物流、海关环境、规制环境和电子商务是影响中国农产品出口贸易的主要因素。中国应采取措施尽量减少这些因素所带来的负面影响，从而为农产品出口贸易的发展创造便利条件。从自身来讲，中国要按照相关法律依法管理对外贸易，创造良好的对外贸易环境;整合海关资源，加强海关建设;规范检验检疫流程，提高标准化水平;运用科技手段，实施电子化工程等。在国际合作中，中国还要积极争取更大范围的合作，安排更加适当的沟通交流渠道和机制，如可以借鉴欧盟做法，建立和完善与贸易伙伴国家海关部门的交流合作机制，逐步实现同伙伴国家海关数据的交流和共享，避免出现口岸阶段性通关不畅。除此之外，还需要中国政府扮演好世界大国的角色，在对经济发展落后的国家进行援助的过程中有意识的对贸易伙伴的国内口岸物流、海关环境和电子商务等基础设施建设进行一定程度的倾斜，在援助贸易伙伴经济建设的同时，也提升对方的贸易便利化水平，扩大与这些经济发展水平较低的贸易伙伴之间的农产品出口贸易规模。

作者：胡小龙布娲鹣·阿布拉单位：新疆农业大学经济与贸易学院

贸易进出口流程篇（6）

中图分类号：F713.581

文献标识码：A

文章编号：1003-4161(2012)03-0127-06

在2011年3月举办的“虹桥贸易论坛：国际贸易中心建设国际经验和立法研讨会”上，国际贸易专家以纽约为例，明确地强调了供应链管理在国际贸易中心建设中的地位，把它称为继要素禀赋、地理位置和关税政策之外，影响一个城市成为国际贸易中心的第四个决定性因素。由此可见，供应链管理已成为当前国际贸易专家关注的焦点。国际贸易中心正是全球供应链上的一个重要节点，在当下“供应链管理为王”的贸易新时代里，纽约、东京等成熟国际贸易中心的供应链中心集聚和高效供应链管理的成功案例，应成为上海国际贸易中心建设与努力的方向。

从国际贸易的标的来看，货物贸易产生得最早，也是服务贸易、技术贸易产生和发展的根基，在国际贸易领域占据主导地位。通常，分析某国或地区的货物贸易情况时必定会涉及贸易额、贸易流向两个基本要素，前者是参与贸易的货物价值总金额，反映了国家之间、地区之间的贸易规模；后者是指贸易货物的流动方向，反映了不同国家、地区的资源禀赋特征。如果从物流和供应链的角度来看，货物贸易其实就是一种“货物流”，是一种在贸易合同规定下完成的国际物流(国际贸易)或区间物流(国内贸易或国际贸易)。按照对物流的理解，这种货物流其实包含了流体、流量、流向、流程、流速、流动载体六大要素，涉及参与贸易的企业、、国家机构等。因此，在研究供应链整合和上海国际贸易中心建设时，非常有必要研究在国际贸易中占据重要地位的货物贸易，以及由此产生的货物流问题。

一、货物贸易与货物流

货物贸易即有形商品贸易，是各国或地区根据自己的生产情况，将富余物资出口到国外，同时将自己生产和人民生活所缺乏的物质进口到国内的一种“货物流”。按照物流与供应链的理解，这种货物流包含了流量、流体、流向、流程、流速、流动载体六大要素。

第一，流量：即参与贸易的货物价值总金额，反映了国家之间、地区之间的贸易规模，也就是通常所说的进口额、出口额和进出口总额。

第二，流体：即指参与贸易的货物内容，如石油、铁矿石、原到木、粮食、电子产品等，而各种货物在贸易中的份额构成则反映了商品贸易的结构。

第三，流向：指贸易货物的流动方向。从贸易流向的区域分布来看，各地区主要出口地区为本地区，如欧洲内部贸易的比例高达70.9％。除本地区外，一个地区的贸易流向也相对集中于其他发达国家较为集中的地区

第四，流程：指贸易货物从出口国(地区)到进口国(地区)的移动距离，它反映了货物的空间位移，不仅与出口地和进口地之间空间距离直接相关，还与货物的运输方式密不可分。

第五，流速：指贸易货物流动的速度。由于在整个货物贸易的供应链中，既有供应链上不同节点之间的不同流通方式(运输方式)，涉及不同的运输速度和运输时间，又有货物在供应链上节点的滞留时间，如在堆场的停留时间、装卸作业时间、等待拆拼箱作业时间、通关作业时间等，因此，货物流的流速不是一个恒定的速度，很难用一个具体的速度值或者速度值区间来反映。

第六，流动载体：有静态和动态之分，静态载体是指仓储设施，如物流中心、配送中心、码头堆场，动态载体是指在货物贸易过程中承接货物流动的运输工具(船舶、飞机、卡车、火车等)。在世界货物贸易的物流与供应链网络中，前者构成了网络中的节点，后者则是使货物在网络节点之间移动的工具。

这六大要素与国际货物贸易的贸易额、贸易商品、贸易商品的流向、贸易距离、贸易时间和运输方式等分别一一对应。无论是从国际货物贸易而言，还是从货物流本身而言，这六大要素都是互相关联互相影响的。譬如，A国商品的单位金额越高，而且越集中流向B国，则A国对B国的货物出口额越高；而A国商品越集中流向B国，在地理距离一定的情况下，通过改变运输方式可以缩短贸易时间，更有利于A国对B国的货物出口。

通过对货物流的要素分解，便于从供应链系统分析国际货物贸易过程中涉及的各个环节，以及不同环节之间货物的流转，有利于从全球供应链整合的角度探讨上海国际贸易中心的建设。

二、上海与世界成熟国际贸易中心的货物流对比

贸易进出口流程篇（7）

本文运用贸易引力模型，考虑到中韩两国的贸易现状，加入人口规模、消费者价格指数（CPI）、亚太经济合作组织、中韩FTA等变量，建立模型如下：lnTij=α+κln（Yj）+γln（PiPj）+δln Dij +ρln CPIj+ηEA+λAPEC+μij（1）。其中，Tij表示两国双边贸易总额，Yj 代表伙伴国的GDP总量，其越大，该国潜在的进口需求量越大，从而促进两国双边贸易流量的增长。PiPj代表人口总量，即一国国内的市场规模，以往研究表明两国的双边贸易流量与人口规模呈负相关关系。Dij代表两国间的距离，即两国的运输成本，两国间的距离与两国的双边贸易流量呈负相关关系。CPIj代表消费者物价指数，即一国市场价格的基本动态，与居民的购买力相关。伙伴国的CPI越大，居民的购买力越小，需求降低，从而影响两国的双边贸易流量。EA代表中韩两国的一体化组织，理论上认为制度安排会促进两国的双边贸易流量。由于中韩两国的贸易伙伴国主要是亚太经济合作组织成员（APEC），所以APEC必定对中韩两国各自的贸易流量产生积极影响。

二、回归结果及分析

（一）中国与其主要出口贸易伙伴国的贸易引力模型回归结果

中国与其主要出口贸易伙伴国的贸易引力模型回归结果（见方程1、2）韩国与其主要出口贸易伙伴国的贸易引力模型回归结果（见方程3、4）

由方程1的结果显示，该方程通过了5%的显著性检验，调整后的R2值为0.64，对于截面数据来说，拟合优度尚好。D-W值为1.988，说明不存在自相关。就各个变量具体来看，回归系数符号均与预期符号相同。除伙伴国的消费者价格指数（CPI）和两国的人口规模未通过检验之外，其他变量都达到了5%的显著性水平。部分原因在于，影响一国国内居民对商品需求大小的因素有很多，CPI不能完全反映出伙伴国对进出口商品的需求状况。鉴于此，本文依次对方程1中不显著的变量进行剔除。为了分析EA变量对中国贸易流量的影响，最后在回归中加入EA变量进行测量，得到方程2。从方程2可以看出，伙伴国的GDP每增加一个百分点，中国与其主要出口贸易伙伴国的双边贸易流量将增加0.44%。APEC的促进作用较大，系数达到0.74。同时，EA变量的影响系数超过APEC，达到0.87。而两国的人口规模、消费者价格指数的影响却不显著。也就是说，如果中韩两国建立FTA，将对中国的双边贸易流量产生积极的促进作用，这种促进作用并可能会大大超过APEC对中韩贸易影响的力度。这进一步说明，中韩两国间区域贸易协定签订的必要性和签订的长远意义。

（二）韩国与其主要出口贸易伙伴国的贸易引力模型回归结果

利用同样的方法，对韩国与其主要出口贸易国的相关数据进行逐步回归，得到表1中方程3、4。由方程4可知，韩国与其主要出口贸易国的双边贸易流量受到以下因素的影响：伙伴国的GDP总量每增加一个百分点，双边贸易流量将增加0.41%；两国的人口规模乘积每上升一个百分点，双边贸易流量将减少0.38%；两国间距离每增加一个百分点，双边贸易量将减少0.61个百分点。这说明中韩两国对距离变化反应敏感。值得注意的是，变量EA的引入，使得距离系数的绝对值下降0.1个百分点。同时，回归结果显示，EA变量对韩国对外贸易的影响非常显著，系数达到1.78，说明中韩签订区域贸易协定后，会大大增加韩国的对外贸易量，促进其对外贸易的发展。

参考文献

贸易进出口流程篇（8）

(一)进出口贸易规模

2001年开始，广西进出口额年年递增，2012年后贸易顺差增幅明显。2014年，广西外贸进出口总额突破400亿美元大关，达405.53亿美元，比上年增长23.5%，增速相比全国高出20.1个百分点。其中出口243.30亿美元，同比增长30.2%；进口162.23亿美元，同比增长14.8%。贸易顺差81.07亿美元，比上年扩大35.48亿美元。从广西历年进出口数据表1来看，1990年至1995年，广西进出口额基本呈现快速上升趋势。进出口贸易总额由1990年8.9797亿美元增长到1995年的32.1111亿美元，在此期间，出口额和进口额都呈上升趋势。1996年，广西进出口数据有所回落，1997年又有所上升。受1997年亚洲金融危机的影响，1998年至2001年，广西进出口额起起伏伏，出口额下降较快，2001年底的出口额几乎下降至1998年底的一半。2002年至2005年，亚洲金融危机的消极影响逐渐消退，中国-东盟自由贸易区开始给广西对外贸易带来良好的外部发展环境，进出口贸易快速增长，特别是2006年以后，广西进出口贸易发展迅猛。“十一五”时期，广西对外贸易持续增长，进出口总额、出口总额连年创历史最高纪录。2008年进出口总额首次突破100亿美元大关，规模逐年扩大。2009年尽管受到全球金融危机的影响，速度有所放缓，但全区全年进出口规模仍比上年增长7.3%，其他年份的进出口总额均以20%以上的速度增长。2010年，全区进出口总额达177.06亿美元，比2005年增长2.42倍，年均增长27.9%。2013年外贸进出口总额位居全国第18位、西部地区第3位。进出口总额和出口总额增速分别高于全国3.8个和13个百分点。2014年，外贸进出口总额首次突破400亿美元，比上年增长23.5%，高出全国20.1个百分点。1990年到2014年间，广西对外贸易差额保持顺差状态，但波动较大。即使是2008美国次贷危机引发的金融海啸给世界经济带来了不同程度的负面影响，当年广西的进出口却保持着继续增长态势，贸易顺差达到14.6055亿美元。在2009年达到25.3620亿美元后开始回落。2012年底，贸易顺差降至14.6314亿美元。2013年后广西贸易顺差额增幅较大，2014年贸易顺差达到81.07亿美元的历史最高值，比上年扩大35.48亿美元。

(二)对外贸易依存度

对外贸易依存度用以反映一国经济对世界市场的依赖程度，一般可细分为进口贸易依存度和出口贸易依存度。在此，计算广西对外贸易依存度来衡量进出口对广西经济增长的作用力度。由表2可知，随着对外贸易的快速增长，广西对外贸易依存度在波动中提高。对外贸易依存度由1990年9.57%上升到2014年15.89%，出口依存度的历史数据时起时落，进口依存度在波动中上升。1994年至1997年，外贸依存度数值较高，说明这一时期对外贸易对广西经济的贡献较大，1998年至2002年，受亚洲金融危机的影响，外贸依存度在波动中下降。2002年底的出口贸易依存度仅为4.94%。2003年以后，无论是出口贸易依存度还是进口贸易依存度，都在波动中上升。即使遭遇了2008年金融危机，广西对外贸易依存度仍达到14.27%的水平。但是纵观整个观测时段，广西对外贸易依存度一直处于20%以下，且上升幅度较小，说明了广西相比国内其他发达省份，对外贸易还没有成为经济增长的主力军，广西沿海、沿边的区位优势、政策优势并没有发挥很大作用。

(三)进出口贸易方式

广西一般贸易进出口总额1995年仅为7.32亿美元，2005年后增长明显。2005年一般贸易进出口总额15.2290亿美元，2010年增长为60.6872亿美元，2013年99.0703亿美元，2014年，广西一般贸易进出口总额达146.62亿美元。2014年广西壮族自治区政府提出，要在政策支持、区域布局、招商推介、扶持龙头企业以及通关便利化五大方面，全力推进加工贸易倍增计划，即从2014年开始，争取用3年时间使得全区加工贸易额突破100亿美元，较2013年实现翻番，争取用5年时间使得加工贸易占外贸进出口比重达到30%。从现实数据来看，2014年广西加工贸易进出口比重上升明显，2013年广西加工贸易进出口总额51.3亿美元，到2014年，广西加工贸易进出口总额上升至83.84亿美元。广西边境小额贸易额自2010年以后增长较快。2013年边境小额贸易进出口总额增长为115.1亿美元，比上年增长37.9%；2014年广西边境小额贸易进出口总额147.28亿美元，比上年增长28.0%。2014年广西边境小额贸易年度占比首次超过一般贸易。广西边境小额贸易主要面向越南，纺织服装、机电产品和农产品是主要的边贸出口产品；矿产和农产品是主要的边贸进口产品。广西边境贸易的经营主体常年为民营企业，国有边贸企业数量极少。

(四)贸易伙伴

2014年广西对世界五大洲市场进出口贸易总体向好，对亚洲和大洋洲进出口总额大幅增长，东盟、香港、美国、欧盟、日本是广西的主要贸易伙伴。其中，广西与东盟的双边贸易保持稳定增长态势，东盟已连续14年成为广西第一大贸易伙伴和第一大出口市场。2013年，广西与东盟的双边贸易总额159.1亿美元，比上年增长48.5%；广西对东盟出口125.8亿美元，增长34.8%；从东盟国家进口33.3亿美元，增长22.8%。2014年，广西与东盟的双边贸易总额198.86亿美元，比上年增长24.9%，其中出口170.73亿元，增长35.7%。在与东盟各国的贸易伙伴中，越南继续保持广西最主要贸易伙伴的地位。

(五)主要进出口商品

2013年，广西机电产品和高新技术产品的出口稳步增长。随着广西经济结构调整步伐的加快，出口商品结构不断优化，全年出口机电产品、高新技术产品分别为74.1亿美元和19.4亿美元，占自治区全区出口总额的39.6%和10.4%，分别较上年提高2个和0.1个百分点。广西农产品出口15.7亿美元，增长8.7%；矿产品出口7.8亿美元，增长11%；化工产品、有色金属和钢材出口额分别比上年下降9.5%、24.2%和27.9%。广西主要出口商品为:服装及衣着附件、纺织纱线织物及制品、自动数据处理设备及其部件、水海产品及其制品、成品油等。随着广西加快推进产业结构调整和贸易结构优化升级，出口商品结构进一步优化，工业制成品尤其是深加工、高附加值、高技术含量产品的出口比重逐步增加。随着广西北部湾经济区内港口码头等基础设施的不断完善，石油化工产业的日趋成熟带动着广西进口的快速增长。2013年广西进口全年保持较快增长态势。进口额5000万美元以上的商品有23种，占总进口的比重高达80.6%。2013年，广西主要进口产品为:矿砂、大豆、煤及褐煤、原油、废金属、集成电路、成品油、水果、金属加工机床等。

(六)进出口商品结构

根据联合国制定的国际贸易标准，将广西主要进出口商品分为三大类:初级产品、劳动密集型产品和资本技术密集型产品。随着广西加快推进产业结构调整和贸易结构优化升级，出口商品结构进一步优化，工业制成品尤其是深加工、高附加值、高技术含量产品的出口比重逐步增加。1999-2014年间，广西对外贸易发展速度加快，工业制成品的出口竞争能力不断增强，工业制成品出口处于主导地位。从主要出口产品比例来看，初级产品出口占比呈现先下降再上升再波动下降的趋势。劳动密集型产品出口占比较为稳定，在主要商品出口中占比最大，平均维持在50%以上。主要出口产品中，资本技术密集型产品占比低于劳动密集型产品，高于资源密集型产品出口占比。总体来看，主要出口商品结构呈现优化态势，初级产品占比下降，资本技术密集型产品占比上升。1999-2014年间，从广西主要进口商品比例来看，初级产品进口占比持续上升；劳动密集型产品进口占比自2003年后下降较快，呈逐年下降趋势；资本技术密集型产品进口占比波动较大。总体来看，主要进口商品结构呈现初级产品占比上升，工业制成品占比下降的趋势。初级产品的进口规模扩大，保证了重要原料进口，维持生产所需；工业制成品的进口下降，说明广西在此年间工业产品的生产能力持续提升，逐步培养出自身的技术优势。

二、广西物流业发展现状

广西沿海、沿江、沿边，具有发展现代物流业的优越地理位置，广西北部湾经济区的建设极大带动了广西港口物流的发展；中国-东盟自贸区的深化合作，为广西带来丰富的货运资源；21世纪海上丝绸之路和西江-珠江经济带的构建，使得广西对外、对内经济交往活动更为频繁，加之国家、广西区政府出台的一系列政策扶持，为广西物流业发展营造了良好的政策环境，促进了广西物流业的发展。近些年来，广西物流业保持持续快速发展态势，成为自治区经济发展的基础性产业。2013年全广西物流业实现增加值1167.7亿元，同比增长11.2%。同年，广西物资流通产业规模进一步扩大，物流运量持续增长。铁路、公路、水路累计完成货物运输量17.98亿吨，比上年增长11.4%，其中铁路运输量增长1%，公路运输量增长12.4%，水路增长8.3%；货物周转量4317.1亿吨千米，增长5%。物流及相关行业全年完成固定资产投资1629.9亿元，比上年增长20.8%。其中:交通运输、仓储和邮政行业完成投资1098.7亿元，增长23%。广西物流企业快速壮大，全自治区3A级以上物流企业13家，其中5A级企业1家(广西玉柴物流集团有限公司)，4A级5家，3A级7家。玉柴物流、柳州桂中海迅、万通物流、广西外运等物流企业通过创新物流服务模式，成为行业发展的带动者。2013年，广西公路、铁路、水路、航空等多式联运基础设施建设加快，多种运输方式无缝衔接水平逐步提高。全区公路通车里程达到11.1万千米，其中高速公路3305千米；铁路营运里程4500千米；北部湾沿海港口万吨级以上泊位增至66个，内河港口千吨级以上泊位达110个。物流集中区规模逐步壮大，全区在建、运营级规划建设的物流集中发展区(包括物流园区、物流基地、物流中心、各类物流配送中心、物流城等)总数达200多个，并呈不断增加趋势。物流集中区物流功能不断完善，辐射范围不断扩大，物流综合服务、仓储配送、流通加工、信息处理、供应链管理等服务日益完善。重点工业品、大宗农产品、主要矿产品及粮食物流通道布局进一步完善，行业物流服务水平提升较快，服务功能和辐射范围不断扩大，多样化配套服务增多。

(一)广西物流产业增加值

物流产业增加值是反映物流业发展的核心指标，从表3可以看出部分年份广西物流产业增加值及其占第三产业增加值的比重。根据广西区政府2015年颁发的《广西促进现代物流业跨越式发展三年行动计划(2015-2017年)》，广西物流业的发展目标是:到2017年，基本形成以港口、口岸物流为龙头，制造业物流、城市配送服务等为重点，其他专业物流协调发展的现代物流产业体系。力争2017年全区物流业增加值超过1600亿元，年均增长12%左右；社会物流总费用占地区生产总值的比重下降到16%以下，物流业对国民经济的支撑和保障能力进一步增强。第三方物流的比重显著增加，一体化运作、网络化经营能力进一步提高，信息化和供应链管理水平明显提升，形成一批具有国际竞争力的大型综合物流企业集团和知名物流服务品牌。

(二)广西货运量和货物周转量

从表4可以看出，广西全社会货运量和全社会货物周转量在2005-2012年间呈逐年上升趋势，2013年数据有所回落。2005年，广西全社会货运量1208.91万吨，铁路货运量777.73万吨，公路货运量258.43万吨，水路货运量172.75万吨；2013年，广西全社会货运量达到3856.37万吨，是2005年的3.2倍，其中铁路货运量809.43万吨，公路货运量1857.18万吨，水路货运量1189.76万吨。2008年之前，广西铁路货运量均高于公路和水路货运量，自2009年后，公路货运量和水路货运量上升幅度增快，呈现出公路货运量占主体，水路居中，铁路货运量降为最低的局面，这与近些年来广西积极扩大与东盟国家陆路、海上经济交往密不可分。货物周转量是反映运输业生产总成果的重要指标。2005年广西全社会货物周转量为41025亿吨公里，之后呈逐年上升趋势，2012年达到161368亿吨公里的峰值。从不同运输方式的货物周转量来看，2005-2013年间，公路货物周转量位居首位，2008年以后，水路货物周转量开始取代铁路货物周转量位居第二，民航货物周转量一直较小，虽然逐年递增，但年周转量总体低于13亿吨公里。

(三)广西港口货物吞吐量

广西主要年份规模以上港口货物吞吐量自1995年呈逐年上升趋势，2013年港口货物吞吐量合计29276万吨，是1995年的17倍，其中内河港口货物吞吐量10603万吨，占比36.2%，北部湾港货物吞吐量18673万吨，占比63.8%。内河港口中，贵港和梧州的货物吞吐量较大；沿海港口中，防城港货物吞吐量位居第一，钦州港居中，北海港位居第三。2013年，内河港码头长度21358米，北部湾港口码头长度达31496米。(表5)(四)广西运输线路里程从广西运输线路里程数可以了解到自治区政府对物流基础设施的建设。铁路营业里程、公路里程数据自2000年后均在增加，内河航道里程在2005-2012年间基本保持不变，为6157公里。

贸易进出口流程篇（9）

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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×Δ In（GKJ）+0 5715×Δ In（GKB）+0 5101×Δ In（GKA）-0 3162×ECMt-1（2）

在误差修正模型结果中，变量ΔIn（JCK）、Δ In（GKJ）、Δ In（GKB）及Δ In（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-Watson stat=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-Watson stat=0 438289

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：

γAX1γBX1

γAX2γBX2

γAX3γBX3=0 810494[]0 966115

0 937694[]0 759544

0 896869[]0 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。

参考文献：

[1]田惠敏，田天，曾琬云 中国“一带一路”战略研究[J].中国市场，2015（21）

[2]厉以宁 当前中国经济发展需要注意的几个问题[J].中国流通经济，2015（9）

[3]钱学锋，范冬梅 国际贸易与企业成本加成：一个文献综述[J].经济研究，2015（2）

[4]黄伟新，龚新蜀 丝绸之路经济带国际物流绩效对中国机电产品出口影响的实证分析[J].国际贸易问题，2014（10）

[5]陈林，罗莉娅 中国外资准入壁垒的政策效应研究――兼议上海自由贸易区改革的政策红利[J].经济研究，2014（4）

[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）

[7]盛斌，毛其淋 贸易开放、国内市场一体化与中国省际经济增长：1985―2008年[J].世界经济，2011（11）

贸易进出口流程篇（10）

引言

物流业是融合运输业、仓储业、货代业和信息业等的复合型服务产业，是国民经济的重要组成部分，其稳定发展也受到国务院和相关部委的高度重视，如2009年3月国务院了《物流业调整和振兴规划》（2009-2011），以应对国际金融危机的影响，促进物流业平稳较快发展，培育新的经济增长点。2011年3月商务部、国家发改委、中华全国供销总社联合了《商贸物流发展专项规划》（2011-2015），以进一步促进我国商贸物流发展，提高商贸物流服务质量和水平，增强商贸服务业竞争力。

现代物流作为经济发展的加速器，已经成为企业降低物耗和提高劳动生产率以外的“第三利润源泉”，其与国际贸易的关系也日益受到国内外学者和相关部门的关注，因此，有必要来定量研究物流（包括物流供给与物流需求）与国际贸易间的互动关系，以期对其做出定量回答，为政策制定提供依据。

已有的关于物流与国际贸易关系的定量研究，有些文献仅采用了货运量、货物周转量、港口货物吞吐量等物流需求指标来量化物流水平（侯方淼，2008；储昭和王强，2010；王领，2010），有些虽然考虑了物流网络里程这一物流供给指标，但其计算方式只是各种运输方式运营里程的简单加和（张宝友，2009；张宝友和达庆利，2010）。

笔者质疑前者的原因是由于物流需求与国际贸易有部分的重叠，因此在一定程度上回归方程存在“自身解释自身”的问题（方程引入港口货物吞吐量时这一问题尤为明显），回答不了实质问题，同时货运量还存在重复计算的问题。笔者质疑后者的原因是各种运输方式运营里程的简单加和会影响结果的可靠性和精确度。为此，本文采用各种运输方式货运量占物流货运总量的比例来对相应运营里程进行加权，求得加权物流总里程作为物流供给指标，同时用货物周转量来衡量物流需求，用进出口总额来衡量国际贸易，通过利用时间序列中针对性的分析工具VECM来探索国际贸易、物流供给、物流需求三者的短期行为、长期均衡以及短期向长期均衡的动态调整机制，模型的事后诊断说明了模型设定的合理性和结果的可信度。

变量选取与模型设定

（一）指标选取

物流供给指标。本文用相关运输方式的运营总里程来衡量物流供给。根据相应运输方式货运量占物流货运总量的比例，对五种运输方式（铁路、公路、水运、民航、管道）运营里程进行加权求和，本文称之为加权物流总里程。

物流需求指标。货物周转量是实际运送货物吨数和运输距离的乘积，同时考虑了运输货物重量和运输距离因素，相对来讲比较客观和真实，因此本文选取货物周转量来度量物流需求。

国际贸易指标。可以认为与物流相关的国际贸易绝大多数都是货物贸易，因此本文采用货物进出口总额来衡量国际贸易。

（二）模型设定

直观上分析，物流与国际贸易之间是相互促进的。因此就互动关系而言，很难区分物流与国际贸易何者为内生何者为外生，而是应对二者加以平等对待。同时考虑到物流与国际贸易间的相互作用可能存在时滞效应，以及二者间短期到长期动态互动关系，VECM是一个针对性的分析工具，它是存在协整关系的非平稳时间序列的短期行为向长期均衡的一个动态修正机制。即将协整方程的残差项作为“均衡误差”引入一阶差分形式的VAR（向量自回归）模型。本文设定VECM如下：

其中，，α为调整系数矩阵，β为协整向量，гi为短期系数矩阵，ν为常数向量，δ为时间趋势向量，εt为误差向量，p为滞后阶数，t为时间趋势，为一阶差分算子。 分别为进出口总额、加权物流总里程、货物周转量的自然对数。

（三）数据说明

时间阶段：1981-2009年的相应年度数据。数据来源：《中国统计年鉴》（1981-2010年）本文采用经典的统计分析软件Stata10.0进行统计分析。

实证分析

（一）单位根检验

在滞后阶数为1、2、3阶三种情况下对各变量分别进行单位根检验。检验结果表明，各变量在滞后阶数为1、2、3阶三种情况下，即使是在10%的显著性水平上，都无法拒绝被检验变量存在一个单位根的虚拟假设。因此，进出口总额、加权物流总里程、货物周转量数据是不平稳的，存在一个单位根。

（二）滞后阶数的确定

对方程所涉及变量的滞后阶数的检验结果如表1所示。

可以看出，LR和AIC选择三阶滞后，而FPE、HQIC和SBIC选择二阶滞后，基于小样本自由度的考虑，本文采用二阶滞后。

（三）协整关系的确定

由表2可以看出，在5%的显著性水平上，拒绝不存在协整关系的虚拟假设而不能拒绝至多存在一个协整关系的虚拟假设，因此进出口总额、加权物流总里程、货物周转量三者之间存在长期均衡关系。

（四）VECM分析

经过上述事前检验，本文发现国际贸易（进出口总额）、物流供给（加权物流总里程）、物流需求（货物周转量）三者间的确存在长期均衡关系（协整关系）。本文进一步估计三者间的短期行为（Γ）、长期均衡（β）以及短期行为向长期均衡的动态变化（α）。VECM估计结果如表3所示。

由此可得出：

VECM中关于国际贸易（D_lnix）、物流供给（D_lnwlength）、物流需求（D_lnturnover）的三个方程的系数均整体显著（P值均为0.000），模型通过检验。

就物流与国际贸易的互动关系而言：短期内，物流供给和物流需求对国际贸易均没有显著影响（P值分别为0.969、0.618）；而国际贸易对物流供给却有显著的负面影响（P值为0.009），上一期进出口总额变化量的1%的变动会导致本期物流加权总里程变化量0.2409%的反向变动；国际贸易对物流需求虽有正面影响（上一期进出口总额变化量的1%的变动会导致本期货物周转量变化量0.1052%的同向变动），但却不显著（P值为0.124）。长期内，进出口总额、物流加权里程、货物周转量三者间存在均衡关系： 是平稳的时间序列。

在由短期向长期的过渡过程中，当国际贸易、物流供给、物流需求三者偏离均衡状态后，是物流（包括物流供给与物流需求）在对国际贸易向均衡状态进行调整，与此同时国际贸易对物流的调整效应却不明显，合理的解释是影响国际贸易的因素非常多且作用机制复杂，物流水平只是其中之一（甚至是非主要因素之一），国际贸易对物流的调整并不具有主动性和针对性。而在物流（对国际贸易）向均衡水平的调整过程中，相比于物流需求（调整系数为0.0033），物流供给的调整效应不但更为显著而且速度更快（调整系数为-0.0079），原因是物流供给比物流需求相对外生，可控且容易操作。

（五）关于VECM的方差分解分析

本文对模型进行方差分解分析，以进一步从直观上分析国际贸易、物流供给、物流需求三者间的动态变化关系。预测误差方差分解（FEVD）用来度量来自某一内生变量或其他内生变量的正交冲击对该变量预测误差方差的贡献比例。

如图1所示，长期来看，关于进出口总额的变动，几乎全部来自于其自身因素，货物周转量和加权物流里程的贡献接近于0；关于货物周转量的变动，进出口总额因素贡献了约20%的比例；而关于加权物流总里程的变动，进出口总额因素的贡献比例则不到5%。

研究结论

本文采用各种运输方式货运量占物流货运总量的比例来对相应运营里程进行加权，求得加权物流总里程作为物流供给指标，同时用货物周转量来衡量物流需求，用进出口总额来衡量国际贸易，通过利用时间序列中针对性的分析工具VECM来探索国际贸易、物流供给、物流需求三者的短期行为、长期均衡以及短期向长期均衡的动态调整机制，模型的事后诊断（稳定性检验和自相关检验）表明不存在模型设定偏误。研究得出如下结论：

长期内，国际贸易、物流供给、物流需求三者间的确存在均衡关系。短期内，物流供给和物流需求对国际贸易均没有显著影响；而国际贸易对物流供给却有显著的负面影响，上一期进出口总额变化量1%的变动会导致本期物流加权总里程变化量0.2409%的反向变动；国际贸易对物流需求虽有正面影响，但却不显著。

在由短期向长期的过渡过程中，当国际贸易、物流供给、物流需求三者偏离均衡状态后，是物流在对国际贸易向均衡状态进行调整，与此同时国际贸易对物流的调整效应却不明显，合理的解释是影响国际贸易的因素非常多且作用机制复杂，物流水平只是其中之一（甚至是非主要因素之一），国际贸易对物流的调整并不具有主动性和针对性。而在物流向均衡水平的调整过程中，相比于物流需求，物流供给的调整效应不但更为显著而且速度更快，原因是物流供给比物流需求相对外生，可控且容易操作。

从长期来看，关于进出口总额的变动，几乎全部来自于其自身因素，物流水平的贡献接近于0；关于物流需求的变动，进出口总额因素贡献了约20%的比例；而关于物流供给的变动，进出口总额因素的贡献比例则不到5%。

政策建议

本文的政策含义是物流水平对国际贸易的作用会在长期内显现，短期效应并不明显，同时国际贸易对物流的效应是一个“引致效应”，因此在政策上，应该持续提升物流水平，为其他推动国际贸易发展的重要因素提供良好的平台，虽然作用有限但不可或缺。

（一）物流供给层面

1.完善物流基础设施建设。政府要扩大对铁路、公路、机场、港口等主要物流基础设施的投资，加大物流园区建设，尤其是与国际贸易关系密切的港口建设，以壮大物流行业，继而为国际贸易的发展奠定基础。因此，政府一方面要积极扶持、投资与物流基础设施相关的建设。同时对现有的物流基础设施进行整合，为扩大对外贸易提供保证。

2.提高物流信息化程度。随着国际贸易的不断发展，现代物流所涉及的业务范围也不断延伸。在现代物流中，物流与信息流能否同步对于跨国企业而言具有重要的意义。在物流的各功能要素中，虽然运输及保管分别解决了供求双方的距离差异和时间差异，但对物流信息收集、预测和分析在整个物流系统中也具有重要的作用。因此应该建立物流信息系统，对物流各环节进行全程管理、适时跟踪和有效控制，以满足现代物流服务的需求。

3.加快物流标准化建设，提高贸易运作效率。物流统计标准的不一致往往会给对外贸易造成不必要的麻烦，因此各级政府应该针对当前物流标准化中存在的问题和发展方向，尽快制订我国的物流用语、技术标准、计量标准、物流作业和服务标准等，同时注意上述方面与对外贸易有关标准的衔接；统一物流相关环节，如仓储、包装、装卸搬运、计算机数据传输格式及接口的技术标准和作业标准等环节，同时要加强标准化的组织协调工作；清理和修订已有的与物流活动相关的各种国家标准、行为标准，有关不适应现代物流发展要求的政策法规，推进我国物流标准化进程。

4.健全物流人才培训体制，培养多层次物流人才。我国可借鉴西方发达国家的经验，加强物流人才需求预测和调查，制订科学的培养目标和规划，指导国际物流人才的培养。建立健全从业人员的培训机制，完善统一的物流职业资格认证制度，采用多种多样的培养方式，积极培养国际物流领域的高级人才，使之成为国际物流发展的推动力量。

5.改革物流管理体制，发挥物流行业协会的作用。现代物流的发展要求打破传统的行业与区域限制，政府应该全面地统筹、规划、组织、引导现代物流企业实现高效化运作，打破行业垄断，消除地区封锁，逐步建立统一开放、竞争有序的全国物流服务市场，全面改革物流管理体制，引进先进的物流管理方式，例如“零库存”管理、准时制生产管理（just in time）等，建立发达的物流中心配送体系促进物流资源的规范、有序和高效流动。

（二）物流需求层面

1.树立现代物流理念，释放进出口企业的物流需求。政府应该引导企业应摒弃“大而全”、“小而全”的做法，应将原有的物流业务逐步委托第三方物流企业来承担。这一方面顺应了社会生产专业化社会分工的客观要求；另一方面，企业可以把主要精力放在核心业务上，充分发挥企业的特长和专业化优势，提高企业的核心竞争力。实践证明，第三方物流服务的营运成本和效率，远优于企业自营物流。它可以帮助企业精干主业、减少库存、降低成本，提高核心业务的竞争力。随着物流外包观念在企业中的逐渐深入，大量的物流需求将得到释放，进一步推动着贸易的发展。

2.强化增值服务，提升服务水平。物流企业应该树立客户至上的经营理念，提供优质的整合服务。一方面将物流所涉及的各个环节整合起来，不断优化供应链管理和服务。另一方面从定单处理、运输配送、仓储保管、装卸包装等环节提供增值服务。物流企业不能单纯依靠部分固定的服务项目，而是应该利用信息将自身业务能力与企业客户的实际需求相结合而创造出新的价值，将自身的行业优势转化为新的生产力资源融入企业客户之中，提供给顾客一种崭新的资源。这种个性化的增值服务必然导致更多的物流需求，从而进一步影响国际贸易的发展。

参考文献：

1.储昭，王强.航空物流与国际贸易的关系：基于中国的实证研究[J].国际贸易问题，2010（5）

2.侯方淼.现代物流：国际贸易的加速器[J].财经科学，2008（4）

3.王领.对外贸易与现代物流关系的实证研究―基于上海市1978-2008年的数据[J].国际贸易问题，2010（1）

4.张宝友.现代物流业对进出口贸易的影响―基于我国1995-2004年数据的实证研究[J].国际贸易问题，2009（1）

5.张宝友，达庆利.物流业对华东地区进出口贸易影响的研究[J].国际贸易问题，2010（11）

6.Allen，W. B. The Logistics Revolution and Transportation[J]， Annals of the American Academy of Political and Social Science，1997

7.Devlin，J. and Yee P. Global Links to regional networks: trade logistics in MENA countries. The Fourth Annual Mediterranean Development Forum Held in Amman，2002

8.Egger，P. On the Impact of Transportation Costs on Trade in a Multilateral World[J].Southern Economic Journal，2005，71（3）