港口贸易论文第1篇

服务国际贸易视域下港口物流企业发展战略分析

一、引言

世界经济全球化趋势下的现代港口物流业获得快速发展空间，国际分工体系的深化要求资源和生产要素的全球化优化配置。作为全球化物流网络系统的重要枢纽，港口物流业有力支撑了我国实体经济的国际化发展。截至2011年底我国的外贸依存度为50.1%，较高的外贸依存度标示着国际贸易对我国宏观经济的健康发展起着重要决定作用。

为此，我国应大力发展港口物流经济，努力提高物流增加值，降低物流成本，提高港口物流的吞吐量，以促进国际贸易的健康发展(李正，2013)。通过创新港口物流产业发展战略，可以优化外向型企业的全球市场布局结构，增强其满足全球客户持续改进需求的能力。港口物流企业可以通过改变传统单一的海洋货物运输业务模式，通过发展终端配送和流通加工等新港口物流业务的方式来拓展物流服务内容和物流服务模式，进而提高港口物流服务效率，为客户企业打造立体化物流增值服务和一站式物流增值服务。再者，作为先进产业组织模式的重要组成部分，港口物流业有力促进了我国实体经济的转型升级。

当前对外贸易中的低附加价值型产品仍在我国出口产品结构中占据较高比例。我国低端产业若要实现向高端产业的转型升级，必须对支持其供应链系统的物流系统进行改造升级，以满足高端产品对提升物流服务品质的新要求。通过实施现代港口物流产业战略，将有助于实体产业企业获得专业化港口物流服务并降低国际物流环节的运作成本，从而为其面向全球市场的产业转型和升级战略的落实提供国际化物流支持。作为链接海陆运输的关键性物流节点，港口物流起到了支撑全球供应链运作的枢纽性作用，成为支持国际贸易发展的关键性生产要素。深度解析并重新定格港口物流企业的发展战略，将有助于提升我国外向型企业在全球市场的竞争实力。

二、服务国际贸易的港口物流企业发展战略的问题

(一)服务国际贸易的港口物流企业产业链战略问题

其一，港口物流企业基于产业链整合的系统化综合物流服务功能尚不健全，缺乏为客户企业提供支持其国际贸易业务的一站式物流服务的能力。在开展国际贸易业务的过程中，客户企业的国际物流需求要求港口物流企业将其社会物流与企业内部物流整合为一体，并为其提供包括原材料采购物流、生产物流及销售物流在内的一站式物流服务。但是，由于港口物流企业难以深度介入客户企业的产业链系统中，并且其收集并整理客户企业产业链中的关键信息以用于制定个性化物流服务方案的行为受到客户企业的猜忌而难以落实，从而制约港口物流企业为客户企业提供其所需的一站式物流服务。导致上述困境的根源在于港口物流企业与客户企业之间的信息不对称性影响了二者的利益一致性，从而制约了双方在港口物流领域合作共赢目标的达成。

其二，制约港口物流企业落实其产业链战略的关键在于港口物流产业链管理机制的不健全性。在合作机制构建方面，港口物流企业与外向型客户企业之间的互选机制缺位使得港口物流企业难以有效控制其产业链战略中的合作伙伴风险;港口物流企业与外向型客户企业之间的互评机制缺位则使得港口物流企业无法甄别其产业链战略实施过程中的风险，从而难以及时防控产业链合作风险。在运作机制建设方面，港口物流企业与客户企业间的信息不对称性问题使得合作双方难以排除因信任匮乏而引起的隔阂风险。在分配机制建设方面，港口物流企业难以评估其所提供的综合性物流服务总成本及其衍生价值，故难以有效确认双方合作收益分配方案。

(二)服务国际贸易的港口物流企业的联盟战略问题

其一，港口物流企业缺乏选择港口物流联盟合作伙伴企业的有效手段。受市场竞争压力约束，港口物流企业为谋求短期经营绩效而盲目选择合作伙伴，从而削弱其在参与物流联盟的过程中对合作伙伴选择的自主权。在作出物流联盟决策的过程中，港口物流企业的被动式行为策略使其更多重视扩张联盟规模以取得短期市场优势地位，忽视对物流联盟的运作效率及联盟成员结合度的考量。这使得港口物流联盟仅具有规模优势而无质量优势，从而为港口物流联盟的破产埋下伏笔。

其二，信息不对称性制约港口物流企业控制港口物流联盟运营风险的能力。港口物流联盟成员企业间存在以实现本企业利益最大化为目的的隐匿信息行为。这使得联盟成员因对合作伙伴企业的关键信息缺乏有效认知而做出错误决策，进而影响整个联盟难以达成有效的合作契约。凝聚联盟力量的基础性契约的问题导致联盟运营机制缺陷暴露，进而增加联盟成员采取利己主义的可能性，从而诱使联盟解体。

(三)基于国际贸易的港口物流企业信息化战略问题

其一，港口物流企业与外部信息系统数据交互功能不健全。作为独立法人主体的港口物流企业之间既存在合作诉求，亦存在竞争欲望。这使得各港口物流企业在做出建立信息交互关系决策的过程中持犹豫态度，从而严重制约港口物流企业的国际物流信息共享水平，进而妨碍国际贸易业务的顺利开展。究其根本，在于港口物流企业的业务运作所涉及的当事人众多，由此决定了港口物流需求的多元化特征。多元化的港口物流需求要求港口物流企业为其提供差异化的信息技术服务，由此导致港口物流产业的信息化战略受阻。且由于国际贸易各参与方的既有资金实力和技术实力存在显著差异，且各方均试图主导并独立建构海洋物流服务平台，由此导致海洋物流信息服务平台重复性建设问题严重，导致有限资金被浪费在低技术水平的重复建设。

其二，港口物流信息孤岛效应导致港口物流企业之间的信息交互被封闭。当代国际贸易中的港口物流具有港区分工细化和物流网络复杂等特点。港口物流系统内各企业形成独立物流信息系统，但各环节信息沟通不畅，各层面数据交换与共享存在诸多问题(杨丽香等，2013)。在较高港口物流强度和较多物流货物品种的运作环境下，缺乏有效互联互通的多个港口物流信息系统的并行制约系统间协同运作效能，进而妨碍港口物流企业的运营效率的提升。虽然我国主要的港口物流企业在港口物流信息化领域投资巨大，但我国港口物流信息化水平与国际物流迅猛增长的现实要求相矛盾，至今仍存在信息化服务水平低于国际化物流客户企业的业务需求问题。

三、服务国际贸易的港口物流企业发展战略

(一)服务国际贸易的港口物流企业的产业链战略

其一，港口物流企业可延伸物流产业链以提高国际物流客户企业对港口物流服务的体验水平。港口物流企业以港口为基地，并通过港口物流路网和港口周边第三方物流企业来着力开拓供应链物流服务，将港口物流服务延展到客户企业产业链的各环节中。具体而言，港口物流企业可将客户企业所需的仓储、运输、流通加工及配送等物流功能集成为一体化，使得港口物流业务从客户企业所需物流服务的重要一环升级为满足客户企业全方位物流需求的一站式物流服务，从而达到港口物流企业与客户企业的双赢局面。

其二，港口物流企业应当强化区港联动层次，提升港口物流通港效率。港口物流企业应紧密依托港口周边物流园区，在物流园区传统的物资集疏功能基础上积极开发区域经济范围内的物流配送功能和流通加工功能，以增进物资在港口物流园区内的价值增值。港口物流企业通过推动港区联动业务的方式从时间和空间层面提高其服务外向型企业的能力。

其三，港口物流企业应积极参与港口综合服务平台建设。通过完善港口物流企业的内部管理规范化和标准化水平，使其为外向型企业提供的物流服务功能及其物流运作效率达到国际化水平。这要求港口物流企业加快建设数字化港口物流系统，打通港口物流从签约接单到货物通关等诸环节业务内容，并据此为客户企业提供港口货物的报关与报检、金融保险或代收货款等综合性港口物流增值服务，以有效提高客户企业对港口物流服务的满意度。

(二)服务国际贸易的港口物流企业的企业联盟战略

其一，港口物流企业可以加强与承运人企业的联系，推动港货联盟战略的有效落实。从港口物流企业角度分析，经济全球化趋势加剧港口物流领域的竞争烈度，使得港口物流企业在传统物流服务领域的利润空间被不断压缩。港口物流企业可在提供基础性物流服务的前提下为客户企业提供物流增值服务，通过深度介入客户的供应链业务运作来有效掌控并整合客户的供应链资源，进而将客户企业的生产、物流及销售环节整合为一体。

其二，港口物流企业可以加强与港口物流客户企业的联系，推动港航联盟战略的有效落实。世界贸易的规模化使得企业对港口物流外包的需求日增。港口物流企业通过接受企业物流外包业务的方式来促使客户企业将其资源集中于核心业务，进而降低企业在港口物流领域的成本支出，提高物流业务的专业化运作水平。具体而言，港口物流企业可以采取股权置换的方式实现港口物流企业与承运人企业的交叉持股，为实现港航联盟内部的资源共享和利益共沾提供所有权保障。借助交叉持股模式，港口物流企业可以及时、准确的掌握承运人企业的最新决策动向，有效规避信息不对称性所导致的联盟内部控制权与激励机制失灵问题，降低联盟内部的交易成本并提升联盟运作效率。

其三，港口物流企业可以加强与物流园区间的业务联系，推动港区联盟战略的有效落实。作为外贸货物的重要集疏中心的临港工业园区及临港物流园区是开展国际贸易业务的重要基地，也是港口物流企业的主要客户源。港口物流企业应当加强与港口物流园区的业务关联性，通过系统安排在临港工业园区和临港物流园区的网点布置来优化港口物流企业的物流网络布局结构，形成以临港工业园为基地的港口产业集群。港口物流企业亦可借助临港工业园区和临港物流园区的成熟配套物流设施来提升其物流服务水平，增进外向型客户企业的物流服务体验度。地方政府可采取给予税费优惠和提供资金和市场开发支持的方式来有效扶持其发展，通过激活港口产业集群的协同效应和辐射效应的方式来促进产业集群链条向国际化市场的延伸(梁子婧，2012)。

(三)服务国际贸易的港口物流企业的信息化战略

港口贸易论文第2篇

关键词：区域市场；贸易流动；贸易创造；贸易转移

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。

上述结论验证了viner的观点：成员体的生产结构越是竞争性的(非互补性)，构建关税同盟增加福利的可能就越大。当然，关税同盟的福利效应还取决于运输成本，在其他条件不变的情况下，成员体间的运输成本越低，他们的区域市场整合的收益就越大。因此，分析结论是：随着关税同盟中的邻近成员体的不断加入，跨国境的贸易创造的可能性也就较大，这种情况较之于产生贸易转移的遥远的成员体的加入，会在区域市场整合的贸易流动及其效应上对中国更为有利。

港口贸易论文第3篇

关键词：贸易；经济增长；产业结构；香港

中图分类号：C812

文献标识码：A　文章编号：1002―0594(2009)01―0004-05　收稿日期：2008-09-26

中国内地的市场开放程度和内地与港澳地区的比较优势是决定香港和澳门与中国内地经贸关系演进的两个基本要素。陈广汉(2006)认为，从中国内地实现改革开放开始粤港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，使香港自由港的制度优势得到了发挥，成为一个国际性的贸易、金融、物流和商贸服务中心。但是值得注意的是，香港在19世纪末已经成为中国重要对外贸易转口港，为什么直到20世纪末才成为一个国际性的贸易、金融、物流和商贸服务中心?对外贸易如何促进香港的经济增长和产业结构升级，其内在机制是什么?本文通过对香港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。通过对香港的研究进一步发现，香港地区对外贸易与经济增长，经济增长与产业结构之间能互为因果形成较好的经济运行状态，很大程度上得益于“一国两制”在香港的成功实践和内地改革开放相结合。

一、文献综述

关于对外贸易对经济增长的影响的文献主要分为三类：古典贸易理论、新古典国际贸易理论和新贸易理论。由于理论基础和出发点不同，使得关于贸易与经济增长的结论不具有可比性(沈坤荣、李剑，2003；李明武，2004)。随着计量经济学的发展，越来越多的研究对贸易与经济增长的关系进行实证检验，以求较为精确的统计结果。相关实证研究的数据结构和方法主要有三种：第一，横截面数据研究(Balassa，1978；Feder，1983；Dollar，1992；杨全发、舒元，1998；杨全发，1998；等等)。第二，时间序列数据研究(Jung＆Marshall，1985；Chow，1987；Oxley，1993；Karunaratne，1997；Ghatak，1998)。第三，面板数据进行研究(Bleaney，1997；Harrison，1996；等等)。虽然大部分文献认为对外贸易对经济增长在某些方面有着正面促进作用(Edwards，1992；Sachs&Warner，1995；Stigutz，1998；兰宜生，2002；等等)，但另一些学者则认为并不存在显著影响(Francisco等，1999；包群、许和连、赖明勇，2003)，甚至发现具有显著的负相关性(Lee，1993)。还有一些学者的研究发现，贸易与经济增长关系的研究结论取决于方法和数据，如果采用不同的度量方法或不同时期的数据研究贸易开放与经济增长的关系，得到的结论并不一致(Levine&Renelt，1992； Harrison，1996)。

相对于贸易与经济增长关系结论的争议性，文献普遍认为经济增长与产业结构存在正影响(Clark，1941；Kuznets，1949)；同时，产业结构的升级同样可以反过来促进经济增长(钱纳里，1960)。

如果对外贸易与经济增长，以及经济增长与产业结构都存在促进关系，那么对外贸易与产业结构是否存在直接的影响?国内有文章认为出口从需求方面、进口从供给方面，都会对产业结构产生影响，优化进出口商品结构，可以带动国民经济的发展和推动产业结构的升级(吴进红、王丽萍，2006)。但是，这方面的研究较少，并且缺乏实证的结论支持。

综上所述，虽然有大量文献专门研究贸易、经济增长与产业结构，但是仍然存在以下几个有待进一步解决的问题：第一，各种学派的研究基础和角度不同，导致得出不同方面的结论。第二，在实证方法上，许多文献采用时间序列问题，由于当时计量理论和实证方法的局限，未能考虑时间序列数据的平稳性问题而直接建立实证方程进行回归，容易导致伪回归，得出的结论并不可靠。第三，即使有文献通过实证回归方程得出显著结果，也只是数据统计上的相关关系，表明贸易对经济增长产生影响，但仍然无法验证对外贸易与经济增长之间是否存在因果关系。第四，大部分文献认为贸易促进经济增长，但是有经济学理论认为经济增长也会促使产业结构变化，而且贸易对产业结构存在直接影响还是间接影响，这些问题仍然未能得到很好的解决。

因此，本文将基于香港对外贸易、经济增长与产业结构研究，在数据通过单位根检验的基础上，采用Granger因果关系实证方法，检验三者之间的Granger因果关系和内在机制。

二、对外贸易、经济增长与产业结构的Granger因果关系检验

香港对外贸易包括货物贸易和服务贸易，其中货物贸易包括进口、出口、港产品出口和转口，因此对于香港贸易的研究有必要对其中的各项数据分别分析。根据香港特别行政区政府统计处关于香港GDP、对外贸易与产业结构相关数据的统计，总体而言，香港回归十年来，经历了亚洲金融危机、禽流感、SARS以及全球经济放缓等一次又一次的巨大冲击，香港对外贸易和经济在困难与调整中获得可喜发展，继续保持自由港的特色。同时，香港回归以来经济结构发生转型，低增值产品制造业逐渐迁移至中国内地和东南亚等地，香港服务业凭借自身的竞争优势及与中国内地的紧密联系，迅速发展成为亚太地区服务业中心。

本文通过散点图和回归拟合线更加直观的观察对外贸易(TRADE)、经济增长(GDP)与产业结构(THIRD)之间的关系(图略)。研究发现，贸易与GDP、GDP与第三产业、贸易与第三产业都呈正相关关系，并能得出较为理想的回归拟合线。对于具体的贸易变量，出口(EXPORT)、转口(TRANSIT)和进口(IMPORT)与GDP存在较强的正相关关系，但港产品出口(EXPORTHKP)与GDP无明显线性关系，初步判断可能是由于香港制造业相对减少，导致港产品与经济增长不同步。同时，出口、转口和进口与第三产业存在较强的正相关关系，但港产品出口与第三产业无明显线性关系，由此可见香港制造业对于香港经济产业结构的影响越来越小。

为了更加准确验证以上判断，本文进一步计算贸易、GDP与第三产业相关系数矩阵。统计表明。各变量之间存在较强的相关关系，绝大部分相关系数都大于0.91，只有港产品出口由于香港制造业相对

而言没有进一步发展，与其他变量呈负相关关系。

值得强调的是，以上我们通过观察香港对外贸易、经济增长与第三产业的变化趋势、散点图、拟合回归线和相关系数矩阵，都说明了三者之间存在较强的相关关系和相互之间存在影响，但是这并不代表三者之间存在因果关系。经济分析中检验变量之间因果关系主要采用由Granger(1969)提出，Sim(1972)推广的Granger因果检验(Granger CausalityTests)。在实证研究时，一般认为只有平稳变量才能应用Granger因果关系统计量进行推断，否则结论可能是不可靠的。因此，本文先对相关变量进行单位根检验，然后对平稳数据进行Granger因果关系检验。

各个变量绝对值、增长率和一阶差分后增长率的单位根检验统计量如表l所示。由单位根检验结果可知，各个变量的绝对值都无法拒绝单位根原假设，表明是非平稳数据，所以不能直接对这些变量进行实证检验；对各个变量的增长率检验，虽然贸易和贸易各个变量的增长率都拒绝单位根原假设，但关键变量GDP和第三产业占GDP比重(THIRDRATE)都无法拒绝单位根的原假设：而进一步对增长率变量进行一阶差分后的结果发现，所有变量都以优于5％显著性水平，且绝大部分变量都以1％的显著性水平拒绝了单位根原假设，表明各变量的增长率一阶差分后符合数据平稳性的要求。

Granger因果关系检验结果如表2所示。

为了方便理解，本文将以上结果进行整理并用图1表示，箭头方向表示因果关系的方向。如图l所示，香港贸易增长与GDP增长之间存在双向Granger因果关系。具体而言，出口增长是GDP增长的Granger原因，但GDP增长并不是出口增长的Granger原因：港产品出口、转口和进口与GDP增长都存在双向Granger因果关系。同时，GDP增长与第三产业增长也存在双向因果关系，但第三产业与贸易之间不存在任何的Granger因果关系。

香港对外贸易促进经济增长，这是因为香港是自由港，贸易对经济增长的影响较大，对外贸易特别是出口贸易通过市场扩大和国际分工提高生产率，从而加速经济增长；同时自由贸易可以带来规模效应。促使资本家增加利润和投资，加快制造部门的扩张，从而获得动态的贸易利益；还可以为剩余产品提供出路，从需求的方面带动经济的增长。不仅如此，对外贸易产品出口一方面能促进经济增长，另一方面经济增长也包含了香港制造业对于港产品出口的作用；香港转口贸易对其经济增长也发挥重要作用，而经济增长对于转口贸易的商贸服务和物流服务的提高，又反过来促进转口贸易。可见，一个国家的经济发展水平(包括资源禀赋和技术生产体系)决定了其产业结构和对外贸易总量及结构；在国际分工中基于比较优势的对外贸易不仅从总量上对一国的产出作出不可忽视的贡献，同时对本国在国际竞争中处于优势的产业起到一定的巩固作用。

而香港进口对于经济增长的影响，也符合现有文献认为进口能促进经济增长的理论(Romer，1993；Marwaha&Tavakoli，2004；Ramos，2001；JongWha Lee，1994；张冰、金戈，2007)。大卫・李嘉图指出，通过对外贸易从国外获得较便宜的食品等生活必需品以及原材料，就能稳定物价，阻止利润下降的趋势，保证资本积累，促进经济增长。约翰・穆勒认为，通过贸易可以得到本国不能生产的原材料和机器设备等该国经济持续发展所必须的物质材料，同时推动国内生产过程的创新和改良，提高劳动生产率；通过产品进口造成新的需求，刺激和引导新产业的成长。本文的Granger因果关系检验也与现有相关实证的结论一致。在进口促进经济增长的同时，由于经济增长使得当地经济实力提高，也就自然提高了进口需求和能力，这使得香港进口与经济增长存在双向Granger因果关系。

本文的Granger检验还表明了香港经济增长与产业结构之间存在双向因果关系，即经济增长伴随着产业升级和第三产业的发展，而产业升级又反过来促进经济增长。这也符合现有文献总结的各国产业结构演变的规律，即产业结构是随着经济发展的不同阶段变化的。在工业化稳定阶段，随着工业化快速发展，人均收入不断提高，第三产业的就业率往往超过第一、第二产业，但第二产业在国民经济中仍占主导地位；而到了后工业化阶段，工业高度发达，耐用消费品逐渐普及，这时随着技术提高，服务业发展成熟，产业结构表现为第三产业为主的模式。同时，产业结构的升级，使得经济效率提高，产品附加值增加，经济资源向回报率较高的行业流动，因此也同时促进了经济增长。

最后，本文检验结果未发现贸易与产业结构存在显著的Granger因果关系。因果关系示意图表明香港地区对外贸易对产业结构的影响主要是通过促进经济增长从而伴随第三产业的发展。

三、“一国两制”和改革开放的成功结合与实践

在验证了香港地区对外贸易、经济增长与产业结构的因果关系后，进一步研究发现，三者之间能互相促进，形成较好的经济运行状态，很大程度上得益于“一国两制”香港的成功实践和内地的“改革开放”相结合，其制度创新的经验具有很强的启发意义。

香港对外贸易的发展得益于“一国两制”。一九八四年十二月十九日《中英两国政府关于香港问题的联合声明》第六条和第七条分别规定：“……(六)香港特别行政区将保持自由港和独立关税地区的地位。(七)香港特别行政区将保持国际金融中心的地位，继续开放外汇、黄金、证券、期货等市场，资金进出自由。港币继续流通，自由兑换……”由于一国两制的实行，保证了香港自由贸易的继续发展，既有“一国”带来的其他国家没有的政治便利和市场准入，又有“两制”所保持的香立关税区贸易优势。同时，改革开放使得内地的产品有很强的外贸需求，而香港成为其与世界发展贸易的桥梁。几十年的经验表明，香港“一国两制”和内地“改革开放”成功的推动着香港对外贸易的发展，从而推动香港地区经济的发展。

不仅香港贸易如此，香港产业结构升级也得益于香港实行的“一国两制”和内地改革开放条件下香港与珠三角地区的优势互补和产业转移。事实上，香港如果不是由于“一国两制”的“一个中国”，其产业转移也将面临更多壁垒；同时，如果不是中国大陆实行“改革开放”，珠三角地区也不可能以较快的速度吸引港资推动香港发展服务业，推动产业升级。陈广汉(2005；2008)认为，党的十一届三中全会制定了改革开放的基本国策，港资迅速涌入了具有丰富廉价劳动力和土地资源的珠三角，成功的实现了第二次产业结构的转型，经济结构也逐渐向服务业倾斜，从制造业与服务业并重转变为金融业和房地产业为主的服务中心。特别是进入20世纪90年代以来，香港服务业的发展更是一支独秀，其产值在本地生产总

值中的比重一度超过八成以上，成为香港经济中举足轻重的产业群，即所谓的“主导产业”。根据香港贸易发展局1991年对2895间香港公司的调查发表的一份研究报告，制造业大规模北移后，留在香港的公司主要从事贸易融资档案处理、业务洽谈、运输、产品设计、商品买卖、研究与发展、市场推广、市场研究、售后服务等，并作为集团的总部，香港成为中国内地尤其是以珠江三角洲为核心的华南地区的工业支援中心，而珠江三角洲则成为香港制造业的生产基地。同时，伴随着加工装配环节向珠江三角洲地区的不断迁移，在珠江三角洲地区设厂的香港公司大幅扩展业务规模也对香港的相关生产服务产生巨大的需求，造成香港本地服务业的生产力和边际利润远远高出制造业，使大量资金和劳动力从制造业流向服务业，推动服务业的高速增长，香港经济也从制造业为主转向了以服务业为主的方向发展。

四、结论

港口贸易论文第4篇

利用海南省的港口吞吐量和进出口总额建立VAR模型，通过脉冲响应和方差分解等分析措施合理预测了海南省的发展。通过研究发现，海南省港口物流与对外贸易相互存在正向促进作用。最后，根据实际情况提出了合理化建议。

[关键词]

港口物流；对外贸易；VAR模型；海南

1引言

随着经济全球化的不断深化，对外贸易已成为一个重要的驱动力，长江三角洲和珠江三角洲地区等沿海经济圈已发展成为世界著名的对外贸易中心，以上海自贸区为代表的一系列经济贸易区域推动我国的外贸产业飞速发展。目前，全球间开展的国际贸易仍然主要依靠海运来完成，因此，发展港口物流成为推动对外贸易的必要措施[1]。海南省位于中国南部边境，其主要岛屿海南岛四面临海，拥有海域面积210万km2，海岸钱1618km，其优良的水域条件和港口设施成为发展对外贸易的有利条件。本文将围绕海南省的实际情况展开研究，为海南省的发展提供理论参考。

2海南省港口物流与外贸经济的发展现状

进入21世纪以来，海南省经济发展逐渐繁荣，利用海南经济特区的政策优势和建设海南国际旅游岛的大背景下，港口物流也呈现快速发展趋势，努力将洋浦港发展成为华南地区乃至整个东南亚地区的航运与物流中心，结合海南实际情况，加快物流园区建设，完善各项物流附加服务，发展港区商贸、邮轮经济，发挥海南保税港区的政策优势。虽然海南省港口物流进入了高速发展时期，但仍然存在一些问题。第一，海南省各港区间并没有形成良好的联动关系，港区工业的分布较分散。在短期内，临港工业获得了一定的发展，但是从长远考虑，完善物流网络的建设是发展港口物流的重中之重。其次，港口的基础设施仍然与一流港口存在较大差距，目前，海南省拥有的万吨级泊位数还不到40个，码头配套的物流设施也无法满足日益增长的运输要求。与此同时，海南省政府采用积极措施，进行大刀阔斧的经济整改，外贸产业逐渐回温。随着国际旅游岛建设的逐步深入，海南省对外贸易进入了高速发展的时期。近年来，政府组织招商引资队伍赴长三角、珠三角、环渤海地区进行实地考察，参加了泛珠论坛、东盟博览会等一系列经贸活动，成功引进一批优质项目。

3实证研究

3.1指标选取（1）港口货物吞吐量。根据海南省的实际情况和数据的可得性和准确性，本文选取港口货物吞吐量（TTL）作为变量指标。海南省目前的海运中散装货物仍然占有较大比重，集装箱化的程度相较于发达省份的大型港口有较大的差距，选取港口货物吞吐量较之于集装箱吞吐量更能全面反映港口运力的真实情况。（2）进出口贸易总额。进出口总额（JCK）是指一个地区在一定时间内（通常选取一年）的进口额和出口额的总和，是研究对外贸易发展最重要的指标之一，能够较为全面地反映一个地区外贸产业发展的现状[2]。（3）本文的数据区间为1997-2012年，所选取的数据来源于海南省统计年鉴和中国统计年鉴。为了消除物价因素的影响，本文以1978年为基期，对名义JCK进行了处理，计算得到各年实际JCK。

3.2数据平稳性检验所有的变量必须具有稳定的特点，是传统的回归分析对经济变量的估计和检验关系中的应用的先决条件，否则容易导致伪回归。因此，本文首先对各变量进行单位根平稳性检验。根据检验结果可知，各变量的一阶差分序列平稳。检验结果见表1。

3.3确定最优滞后阶数本文采用时间序列数据，以保持变量的稳定性，避免伪回归，对变量进行自然对数处理。根据AIC和SC准则，利用Eviews7.2软件进行数据处理，得出最优滞后阶数为1，设定滞后区间为“11”，数据结果见表2。

3.4建立VAR模型VAR模型即向量自回归模型，采用多方程回归模型联立方式，常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。以进出口总额LnJCK和港口货物吞吐量LnTTL为变量，参照AIC和SC所确定的滞后阶数并考虑实际的经济意义，建立VAR（1）模型。

3.5VAR模型的稳定性检验判断VAR模型是否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者特征值均小于1。VAR模型的稳定性决定了脉冲响应函数和方差分解是否有效[3]。本文计算的模型的特征值均在单位圆内，所以模型具有稳定性。

3.6脉冲响应函数分析脉冲响应函数是用来描述冲击响应的内生变量模型，即干扰与一个标准的项目差异影响的内生变量现值和未来值的影响。模型结果如图1和图2所示。图1显示了港口物流受到正冲击后的反应，当进出口额受到冲击后，第一年开始大幅升高，第二年达到0.1，然后上升趋势放缓，最终稳定在0.12左右。在整个响应期内，港口物流对于进出口总额都存在正向促进作用。图2表明，当期内给进出口总额一个正向冲击后，港口物流吞吐量在第一年达到0.08，之后出现缓慢下降趋势，之后稳定在0.05左右。当进出口总额受到正向冲击后，港口物流吞吐量受到较为稳定的正向促进作用。上述脉冲响应图表明，海南省港口物流的发展与对外贸易存在相互促进的关系，长期来看，两者相互促进的关系都较为稳定，短期来看，港口物流对于进出口总额的促进作用较为明显，具有一个明显的增长趋势。

3.7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[4]。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3和图4所示，横轴为滞后期数（年），纵轴为贡献率。从图3可以看出，港口物流对海南省的进出口总额贡献率逐年上升，最终可达到60%左右，说明港口物流的发展对于海南省对外贸易产业的发展具有举足轻重的影响，海南省整体经济的发展对于港口物流的依存度较高。首先，海南省是典型的沿海型省份，与其他地区的货物运输大都需要通过海运来完成，无论是原材料的采购还是产成品的售出都与港口具有紧密的联系。其次，海南省常年依托海运来进行商业贸易，港口发展已经具有一定的规模，无论是港口数量、基础设施还是港口航线等，都已经初步具有现代化趋势。从图4可以看出，进出口总额对于海南省港口货物吞吐量的贡献率最初在32%，对外贸易的发展对于港口物流的发展具有一定的重要性，短期贡献率可以达到30%左右，但整体呈逐年缓慢下降趋势，最终稳定在23%左右。海南省是一个岛屿型省份，全省的经济发展都与港口物流具有紧密的联系，目前，海南省大多数的交易行为仍然局限在国内，也就是说，大多数的交易额都将在与其他省份的交易中实现，所以对外贸易对港口物流的贡献率要比港口物流对对外贸易的贡献率要小得多，但是，可以看到海南省对外贸易的发展对于港口物流的影响仍然是不可忽视的。

4结论及建议

4.1结论通过建立VAR模型进行实证分析可知，海南省对外贸易与港口物流存在密切的关联，具有良好的互动关系。第一，港口物流与对外贸易具有相互促进的作用，无论两方哪一个产生增量都能够有效促进对方的发展；第二，海南省港口物流对对外贸易的影响大于对外贸易对港口物流的影响，这与海南省的地理区位和发展模式有关；第三，港口物流对对外贸易的贡献呈现上升趋势，而对外贸易对港口物流的贡献呈下降趋势，说明外贸在短期内更大程度上影响港口物流的发展，但是港口物流的发展更多依赖于自身基础设施的建设，而港口物流对于对外贸易发展的影响是长期且越来越重要的。

4.2建议（1）加强与东盟合作，打造东南亚物流中心。海南省独特的区位优势决定海南省的经济和港口物流的发展与东南亚国家息息相关。目前，东盟作为新兴经济体，其成员国之间的合作更加密切，海南省作为中国面向东盟的前沿省份，加强与东盟的合作是促进外贸发展的首选。海南省应该建设面向东南亚各国的物流中心和航运中心，利用海南的区位和政策优势，加强与东盟各国的合作。（2）加快标准化建设，建立物流标准化体系。首先，加强集装箱运输的作业能力，当前国际贸易中，集装箱运输已经成为主流运输方式，反映了一个港口的现代化水平和承接国际贸易运输任务的能力，海南省港口目前的集装箱承运能力远远达不到国内一流水平，应当有目的性地逐渐改善。其次，加强海陆运输的联系，完善海陆运输一体化，加强物流基础建设，建立物流标准，去除运输差异化所带来的额外成本，充分发挥港口作为物流运输连接点的应有功效[5]。（3）加强临港工业园区的建设。相关政府部门应当加强临港工业园区的物流运输能力，完善包括装卸搬运、物流信息平台、货物运输在内的辅助功能，同时，优化临港产业的结构，注重仓储、商贸、物流金融、港区加工业等多种产业形式的共同发展。（4）加快加工贸易的发展。2013年海南省来料加工贸易和进料加工贸易总额已超15亿美元，占到出口总额的一半，成为近些年来海南省出口贸易中增长最快的部分。海南经济特区独特的政策优势吸引了加工贸易的迅速发展，政府应当顺应时势，加快加工贸易的发展进程。首先，利用经济开发区加工贸易的承接优势，吸引大型商贸企业落户海南；其次，增加对于加工企业的政策和技术支持，引导现有的加工贸易企业进行转型升级，延长贸易的产业链，提高加工深度，以带动整个经济腹地的产业升级。（5）加强港区联动，加快保税物流园区的建设。保税物流园区的工作效率和海关部门的通关效率是吸引大型商贸企业落户的必要措施。目前，上海自贸区的通关放行制度所取得的巨大成功给其他地区提供了借鉴，促进物流和外贸的发展首先要将港区联动和海关部门纳入整个保税园区的活动进程中。政府部门应当依法建立快速放行的通关制度，提高通关效率，建立港区联动的信息监管平台，以实现保税物流园区、港口和海关部门的无缝对接，降低企业的通关成本。

[参考文献]

[1]俞雅乖.现代物流与对外贸易关系的实证研究-基于浙江省1986-2009年的数据[J].国际贸易问题,2012,(1):99-107.

[2]刘鹏.基于VAR模型的区域物流与经济增长的关系研究[J].物流技术,2012,31(7):218-220.

[3]朱坤萍,张喜梅.港口物流与对外贸易关系的实证分析-基于河北省1990-2011年数据[J].河北经贸大学学报,2013,(5):106-110.

[4]向敏,于洁.重庆港口物流与国际贸易关系研究-基于VAR模型的实证研究[J].物流技术,2013,32(9):182-184.

港口贸易论文第5篇

湖南大学金融学院湖南长沙410079

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

第一，从经济增长变化率的图表可以看出除极少数年份以外大陆与香港的经济周期波动具有同步性趋势。第二，在长期里，大陆与香港的GDP之间存在着协整关系。也就是说，在长期里经济周期有共同的随机发展趋势。第三，在短期里，大陆与香港的GDP之间存在着共同特征向量关系。也就是说，在短期里经济周期波动是同步的。由此可以得出大陆与香港的经济周期具有同步性的结论。进一步的格兰杰因果检验结果也在一定程度上说明紧密的双边贸易联系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。

港口贸易论文第6篇

关键词：虎门港;东莞;联动效应

中图分类号：F259.27 文献标识码：A

Abstract： Based on analysis of current situation of Humen Port and Dongguan economy， choose cargo throughput of Humen port， gross domestic product of Dongguan， import and export trade volume of Dongguan as sample， employ linear regression to research interaction linkage between Humen port and Dongguan economy， and then conclude Humen port and Dongguan economy have great association. Finally， analyse the cause of this interaction and put forward Humen port needing exploring port development strategy.

Key words： Humen port; Dongguan; interaction linkage

0 引 言

虎门港作为东莞市的一个港口，对东莞经济发展起着重要作用;同时东莞市作为珠三角地区较为发达的地区，为虎门港的发展也提供了强大的货源支撑。近年来，虎门港发展速度较快，这离不开东莞经济的发展。分析研究东莞经济对虎门港的联动效应以及这种联动效应背后的原因就显得有必要了。

董晓菲[1]根据辽宁沿海经济带和沈阳经济区域协同发展的现实需求，运用Mapinfo空间数据分析、泰尔指数等方法，按照“过程―格局―机理”的研究思路，分析了大连港―东北腹地系统的空间作用并总结出联动发展的机理。冷静[2]以第四代港口理论基础分析了青岛西海岸新区的港城联动情况并提出一些交通策略、产业策略、空间策略和生态策略。战堇凇⒗钴[3]分析了江苏沿海地区发展中的问题，探讨了联动规划、一体化布局、竞合发展的“港产城联动”推进路径。程晓玲[4]在分析了区港联动快速通关模式和厦门物流的发展战略后总结了区港联动对厦门物流的发展作用。徐红霞等[5]针对当前区港联动各异构系统间互操作性及交互性较差的问题，提出了基于面向服务架构（SOA）的区港联动集成系统构架，并分析了各层实现的具体功能。王映霞等[6]针对唐山港的情况提出了推动唐山市港产城协动发展的一些建议。

从现有的文献可以看出，在港城联动方面的研究基本都是定性分析为主。为此本文以近年来发展迅速的虎门港和东莞市为样本，利用线性回归方法来研究港城联动效应。

1 虎门港发展现状

虎门港位于广东省东莞市，于1997年开始建设，包括东莞市境内的所有港口码头，下设五大港区：沙田港区、麻涌港区、沙角港区、长安港区和内河港区，每个港区都有自己的发展重点，而且侧重点不同。由于虎门港是近几年才开始大规模建设，所以现在的定位是合理有序开发，目前重点建设沙田港区的西大坦集装箱作业区和麻涌港区新沙南散杂货作业区。各港区的重点产业见表1。

虎门港自从建港口以来，发展迅速，货物吞吐量增长迅速，集装箱吞吐量也得到了快速发展。其中2013年虎门港货物吞吐量突破1亿吨，跻身亿吨大港之列;2014年11月24日虎门港集装箱吞吐量突破200万TEU。图1为虎门港近10年的货物吞吐量数据，其中货物吞吐量单位为万吨。从图1中可以看出虎门港货物吞吐量增长速度很快，从2004年的2 600万吨发展 由于航运是在国际贸易的基础上派生出来的，因此分析港口货物吞吐量与进出口贸易量的关系及其关联度就显得尤为重要。以东莞市进出口贸易量TV为自变量，虎门港货物吞吐量CLU为因变量，建立港口货物吞吐量与进出口贸易量的回归模型。

CLU=9.4562TV-5 438.8669 （2）

其中，R■=0.7674

从求出的回归模型可以看出，拟合系数为0.7674，表明模型拟合的较好，回归模型能较好的反应东莞市进出口贸易量与货物吞吐量之间的关系。另外，东莞市虎门港货物吞吐量与进出口贸易量关联系数为9.4562，关联紧密，也就是贸易量每变化一个单位，港口吞吐量就会变化9.4562个单位。

为了比较东莞市经济总量、进出口贸易量对虎门港货物吞吐量的联动关系，以东莞市国内生产总值GDP和东莞市进出口贸易量TV为变量，以虎门港货物吞吐量CLU为因变量建立回归模型。

CLU=0.0293GDP+9.3293TV-5 406.0079 （3）

其中，R■=0.7874

从最小二乘法求出的回归模型可以看出，港口货物吞吐量CLU与GDP之间的关联系数为0.0293，而港口货物吞吐量CLU与TV的关联系数达到了9.3293。从两个数值我们可以看出，相对于东莞市国内生产总值来说，东莞市进出口贸易量对虎门港货物吞吐量的关联度要大得多。

4 虎门港与东莞市经济联动效应原因分析

从虎门港与东莞市国内生产总值、东莞市进出口贸易量的数值关系及联动模型可以看出虎门港与东莞市经济关联程度大。这主要是有以下原因：一是航运需求是贸易的派生需求，而贸易的基础是经济产量。港口货物吞吐量的大小取决于贸易量的大小，而贸易量的大小很重要的一个指标就是进出口贸易量。港口货物吞吐量取决于贸易，而贸易分为国内贸易和进出口贸易，东莞是外向型经济城市，生产的产品大部分是用于出口，货物进出口量大。因此，进出口贸易量对港口货物吞吐量关联紧密。二是腹地经济的发展程度决定了港口货物吞吐量，东莞是虎门港主要经济腹地，且东莞经济这几年发展迅速，为虎门港的发展提供了大量货源，为虎门港货物吞吐量的增长提供了基础支撑。三是虎门港建港时间较短，之前由于港口基础设施不完善，东莞的绝大部分货物都从深圳、广州和香港的港口进出;虎门港建成后，大量东莞本地货物就近装船，选择虎门港作为进出港口，虎门港的货物吞吐量迅速上升。

5 结束语

通过对虎门港货物吞吐量与东莞市国内生产总值（GDP）和进出口贸易量两个经济指标的联动效应进行分析，得出虎门港货物吞吐量与东莞市GDP的关联度较大、与进出口贸易量的关联度很大的结论。分析得出这两个关联度大的原因是由于港口航运发展的基础规律决定的，也与虎门港是新建港口有关。因此，从现有的研究结果来看，未来几年内虎门港的货物吞吐量仍将继续保持快速增长的趋势。另外由于虎门港定位于第三代港口，而且珠三角地区还有深圳、广州和香港大港口，竞争激烈，而且东莞正谋求经济转型升级，因此虎门港也有必要探索港口发展的新策略。

参考文献：

[1] 董晓菲. 大连港―东北腹地系统空间作用及联动发展机理研究[D]. 大连：东北师范大学，2011.

[2] 冷静. 基于第四代港口概念的港城联动建设研究[J]. 青岛科技大学学报（社会科学版），2014（2）：1-5.

[3] 战堇冢李芸. 江苏沿海开发中的港产城联动：动因、问题与路径[J]. 科技进步与对策，2014（8）：47-52.

[4] 程晓玲. 区港联动对厦门物流的影响[J]. 中国物流与采购，2011（1）：54-55.

港口贸易论文第7篇

关键词:港口物流;国际贸易;格兰杰因果检验;Logistic模型

一、引言

港口物流和国际贸易是许多学者的关注焦点,两者之间的相互关系研究成果较多。一方面,有些学者认为港口物流是国际贸易的加速器;另一方面,有些学者提出两者互相促进的现实关系。结合相关领域的研究,港口物流和国际贸易之间的因果关系并非相互排斥,甚至有可能存在双向因果关系。本文的目的在于通过实证研究,寻找港口物流发展状况和国际贸易额之间的互动关系,并寻求发展路径测算,以分析上海国际航运中心建设的基本情况。

二、样本数据收集

改革开放以来,上海的港口物流产业发展迅速,对外贸易总额持续上升。由于相关资料的连续性不足,本文仅以1985-2008年上海市港口货物吞吐量和外贸进出口总额作为反映上海港口物流和国际贸易发展情况的指标,以描绘24年来上海市航运贸易的基本情况。

第一阶段即1985-1991年,正处于上海市港口物流产业的发展初期,增长情况不太稳定,且其对国际贸易增长的拉动作用不明显。第二阶段为1992-2001年,此时正值党的十四大做出“开发浦东”重大战略,将上海建设成为国际航运中心议题提上日程之时,上海的港口物流业进入了快速而稳定的发展时期。第三阶段为2002-2006年,伴随着中国加入WTO,上海成为东亚制造业和出口加工中心,其港口物流业在前一个阶段良好发展的基础上,进一步蓬勃壮大。第四阶段为2007-2008年,由于受到国际金融危机的影响,上海市港口货物吞吐量呈现低迷状态,国际贸易成交量增速放缓。

三、关系检验

(一)平稳性检验

传统的计量分析多采用回归的方法,但由于大多数时间序列是非平稳的,不满足传统的回归分析对数据平稳性的要求。在这种情况下,即使变量之间无任何意义的联系,也会由于强劲的趋势而显示出一定的关系,产生“伪回归”现象。因此,在运用时间序列资料进行分析时,首先应对变量进行平稳性检验。一般认为,单位根检验法是一种很有效的序列检验工具,即所谓的ADF检验方法。用E-views6.0计量经济软件分析,检验结果如表1所示。

由表1可以看出,时间序列GKWL和GJMY及其一阶差分都是非平稳序列,但对其经过二阶差分后,ADF统计量大于1%显著水平下的临界值,序列变得平稳,即它们是二阶单整变量。

(二)协整性检验

虽然GKWL和GJMY是非平稳序列,但它们的某种组合可能是平稳时间序列,即存在协整关系。在检验两个变量之间的因果关系之前,我们必须对变量之间的协整关系进行检验。本文采用恩格尔-格兰杰(Engle-Granger)检验法,对港口货物吞吐量和对外贸易进出口商品总额进行协整检验。

首先,将GKWL对GJMY用OLS回归,得残差序列et,再检验et的平稳性。回归结果为:

GJMYt=-822.6188+0.063478GKWLt

残差模型为:

et=GJMYt+822.6188-0.063478GKWLt

R2为0.981962,双侧概率值p为0.0000。故其拟合效果很好,且通过了t统计量的显著性检验。对et进行单位根检验的情况(et:ADF统计量为-3.443647,不平稳;et:ADF统计量为-5.143561,平稳)可知残差不存在单位根,是平稳序列,港口货物吞吐量与对外贸易进出口总额之间存在协整关系,它们都是长期均衡的。

(三)格兰杰因果检验

根据格兰杰因果检验的原理,究竟是港口物流装备的现代化生产促进了国际贸易量的增加,还是国际贸易的大规模发展促进了港口物流业的繁荣,可以通过格兰杰因果检验方法进行检验,根据结果(GJMY does not Granger Cause GKWL:F-Statistic=1.83269,Prob.= 0.1902;GKWL does not Granger Cause GJMY:F-Statistic=7.55767,Prob.= 0.0045)可以认为,虽然港口物流与国际贸易在理论上被认为是互为因果的,但是根据上海的具体情况可以推断出,港口物流产业的装备水平是引起上海国际贸易发展的格兰杰原因。

四、建模与参数估计

(一)k值的确定

格兰杰因果检验模型表明,港口货物吞吐量的增加是影响上海外贸进出口商品总额增长的重要因素,因此可以选择适当的数学模型来描述港口物流与国际贸易的关系。根据上述两者之间的关系散点图,拟采用常见的描述经济增长的逻辑(Logistic)增长曲线来分析两者的关系。该模型的理论方程为:

其中,k为固定值,a、b为待估参数。此处,x为上海港口货运吞吐量,用GKWL表示;y为上海外贸进出口商品总额,用GJMY表示。根据1985-2008年的时间序列趋势,结合目前国际金融危机的波动影响,用指数模型线性化的方法估计2009-2014年上海对外贸易进出口商品总额,取2010年的预测值为k,根据回归结果,取k=1/3952.824。

(二)参数估计和检验

由于Logistic为非线性,故采用计量经济方法对模型进行转化。

可利用线性模型的参数估计方法(OLS)对模型进行估计,结果经换算后的Logistic曲线方程为:

R2=0.902375

F=203.3517

从统计检验来看,决定系数R2和F都较大,表明方程拟合度较高。且在显著性水平为0.05的情况下,参数a、b的回归系数显著,即解释变量对被解释变量的影响显著。a的标准差为0.221933,b的标准差为7.90E-06,可见,方程的稳定性较好。

五、结论及对策

根据模型可得到上海港口货运吞吐量对进出口商品总额增长的边际作用:=-bx,易知dy/dx>0,这表明上海对外贸易总额随着港口物流的发展而增长,上海市港口物流业的发展对国际贸易的繁荣具有推动作用。

然而,虽然港口物流业对国际贸易的边际作用始终大于0,当拐点处的值等于0时,港口物流业每增长1个单位所带来的国际贸易额增加量达到最大值。经计算,当港口货运吞吐量大于44574万吨时,港口物流每增加一个单位所带来的国际贸易增加额随着港口物流与的规模增大而不断减小。这表明,适时适量地发展港口物流业,对推动上海国际贸易的增长具有重要意义。

根据经济学弹性定义,可以求得港口物流业对国际贸易的弹性系数:

可知弹性系数大于0,即国际贸易额的增减与港口物流业的变动保持相同方向。

由上述结论可知,上海市港口物流对国际贸易的作用在整体上表现出一定的拉动效应,且就港口货物吞吐量来说,其对国际贸易的促进作用已达到“拐点值”,港口物流业增长方式已由“粗放型增长”转变为“集约型增长”。

目前,外高桥集装箱码头四期、五期已经完工,举世瞩目的洋山深水集装箱港三期工程(二阶段)也已通过国家竣工验收,为了能够加速资源整合,凸显规模效益,政府部门应加强对港口空间、制度、信息等方面的重视,为港航物流企业的服务能力和港口物流市场的交易透明度、便捷性等提供良好的基础平台。

首先,主管港口与贸易的政府职能部门应进一步完善相关的政策法规,以保证港口管理运作的规范化、透明化。同时,有关部门要强化服务意识,简化物流企业在工商登记、办理证照、统一纳税、交通管制、进出口货物查验等方面的手续,在土地、资金、税收等方面可提供一定的优惠政策,要鼓励多元投资主体进入国际物流服务市场,放宽物流技术装备更新的融资政策。

其次,应提高港口设施的现代化水平,加快构建与完善港口物流信息平台,建立强有力的信息服务系统,通过互联网的平台,与核心客户密切沟通,方便客户查询,扩大信息流的覆盖面,加速提高资金利用效率。要注重发展港口物流的电子商务,利用电子数据交换系统、射频技术、全球定位系统、地理信息系统等技术手段,为客户提供实时的货物跟踪及货物动态,实现信息共享、提高货物中转效率、缩短外贸进出口时间。

再次,要壮大临港产业集群,构建港区一体化发展模式。在规划上充分统筹发挥港区、物流园区、临港产业区的空间关联性,把港口经济与自由贸易区的功能加以配套,通过建设区内国际物流中心或园区,完善港口物流网络,使港口经济与自由贸易在发展中彼此依存,紧密配合,互相促进,实现双赢。

最后,要重视物流领域人力资源的开发与培育,加强在职人员的培训力度,培养适应现代港口物流发展的复合型人才。港口物流企业要与研究咨询机构、大专院校进行资本与技术的融合,发挥各自特长优势,形成利益公共体,实现物流产、学、研紧密结合,相互促进。同时,应积极借鉴国际先进的物流理念和技术,通过定期举办国际性的物流研讨会等,促进物流人才的自我提升和知识流动。

参考文献:

1、庞浩.计量经济学第二版[M].西南财经大学出版社,2002.

2、刘婷.国际物流业发展对上海市国际贸易的影响[D].西南财经大学,2007.

3、李松庆,刘娟娟.基于广东省的现代物流与经济增长的关系研究[J].集体经济,2009(4).

港口贸易论文第8篇

［关键词］宁波;港口物流;国际贸易;影响;对策建议

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:

［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).

［8］荣朝和.交通—物流时间价值及其在经济时空分析中的作用［J］．经济研究，2011(8).

港口贸易论文第9篇

袁中国(1970-)，湖南衡阳人，广东外语外贸大学国际经济贸易学院副教授，中山大学博士研究生，研究方向为世界经济、网络经济。

摘要：文章利用2000～2008年季度数据，使用共同趋势和共同周期的计量研究方法，检验粤港澳经济波动是否存在协同性，考察了三地区金融合作的可行性。通过分析，得出结论：粤港澳经济长期存在协整关系，具有共同随机发展趋势，短期存在共同特征向量，具有共同周期。所以，粤港澳经济波动在样本期内具有协同性，满足金融合作的非常重要的前提条件。

关键词：粤港澳；经济波动协同性；金融合作

中图分类号：F830

文献标识码：A　文章编号：1002-0594(2008)11-0036-05　收稿日期：2008-08-14

近年来，在世界经济和贸易快速增长的大环境下，粤港澳的经济和贸易也在飞速发展。特别是在香港和澳门回归祖国后，粤港澳三地区的经济联系更加紧密，经贸关系变得越来越频繁，加强三地区的金融合作的重要性也日益增强。本文从经济波动的协同性角度研究粤港澳建立区域金融合作的可行性。这里经济波动的协同性是指不同国家(地区)的一些重要的经济变量比如物价水平、GDP等，在短期内有共同周期，在长期有共同发展趋势。

区域金融合作的范围比较广泛，有关文献将东亚金融合作大致分为四个层次：政策对话、区域性最后贷款人机制、汇率政策合作和共同货币区。本文认为粤港澳三地区的金融合作也可以分为这样四个层次，因为虽然香港和澳门分别于1997年和1999年回归祖国，但是它们仍然有自己独立的流通货币，所以，共同货币区也应该是三个地区金融合作的最终目标。最优货币区理论给出了一系列建立共同货币区的标准，包括区域内经济开放度、区域内贸易融合度、贸易结构相似度、经济周期同步性和劳动力市场流动性等，本文侧重分析前面4个标准。

Chueng和Yuen(2004)利用产出水平季度数据研究了中日韩三国的经济周期同步性，认为三国能够建立共同货币区；Selover(2004)利用月度数据研究了日本和韩国的产出水平，认为两国经济周期有趋同的趋势，但不存在协整关系；喻旭兰(2007)研究了中国和其他7个东亚国家经济周期的同步性，考察了东亚建立区域货币合作的可行性。

一、粤港澳金融合作的基础

(一)粤港澳经贸关系非常密切

首先，粤港澳区域内贸易增长较快。2001年12月，中国大陆加入世界贸易组织，与香港、澳门一起成为WTO中的独立关税区。2003年6月和9月，中国大陆又先后与香港、澳门签署了关于建立更紧密经贸关系的安排文件(CEPA)。很显然，这些都进一步加强了广东省与香港、澳门的经贸关系。在这些有利条件下，粤港澳区域内贸易得到快速发展。从表1中看到，香港区域内贸易发展最快，由2000年的9％增加到2007年的19.28％。澳门区域内贸易比重也由2000年的12.35％上升到2007年的14.37％。广东省的区域内贸易比重虽然变化不大，但是贸易总值却由2000年的368.6亿美元增加到2007年的1366.4亿美元，增长幅度为271％，年平均增长幅度为38.7％。

其次，粤港澳货币的跨境流通以及金融机构互设、业务协作，为三地区的进一步金融合作奠定了基础。有文献指出，根据香港金融管理局估计，在已发行的港元现钞中，约有15％～25％在香港境外持有，其中大部分在以珠江三角洲为核心的华南区域流通。澳门元则主要在靠近澳门的珠海、中山等珠江三角洲西岸地区流通。人民币也逐渐扩大到港澳地区流通，据中国社会科学院调查小组的最新调查估计，“自由行”实施前流入香港的人民币流量约在700亿元左右，而存量约为20亿元。另据资料统计，到2004年底，港澳共有10家注册金融机构在广东省设立了26家分支机构。广东发展银行、深圳发展银行和招商银行也先后在香港和澳门设有分支机构。此外，三个地区在证券业、保险业的合作也日趋紧密。

(二)粤港澳贸易结构非常相似

有研究表明，相似的贸易模式和贸易结构，是区域经济内的国家和地区进行货币金融合作的重要基础。Branson和Healy(2005)在研究东亚经济时发现，东亚地区的贸易地理结构和商品结构非常相似。同时，他们还得出结论，建立在这种相似贸易结构基础上的本地区的货币政策，尤其是汇率政策存在事实上的不公开合作趋势。在对澳门、香港和广东省三个地区贸易地理结构分析后，我们发现，这三个地区对主要国家(地区)进出口贸易百分比很相似。三个地区2000-2007年从中国、中国台湾、美国、英国、德国、日本进出口贸易总额加上它们之间相互贸易总额占各自当年进出口总额百分比达74％至80％以上。中国大陆、美国、日本、中国台湾是三个地区共同的区域外前四大贸易伙伴。香港对粤港澳区域内的进出口贡献非常大。香港是广东省最大的贸易伙伴，而且是澳门第三大贸易伙伴。这些都表明了粤港澳地区的贸易联系非常紧密，贸易结构趋同，非常有利于加强区域内货币金融合作。

McKinnon(1963)在他的《最优货币区》论文中指出：开放度是衡量区域经济体金融合作的重要指标。另外，Frankel和Rose(1998)也指出，开放度高且贸易联系紧密的国家之间更愿意加强彼此的金融合作，以获取更大的经济利益。经过对粤港澳1992～2007年贸易依存度分析，我们发现三个地区的开放程度都非常高，尤其是广东省和香港，贸易依存度在123～344之间。澳门虽然没有超过100，但也具有较高的开放度，贸易依存度在41-82之间。这进一步说明，为了获得更多利益，三个地区应该加强货币金融合作关系。

(三)粤港澳经济和贸易增长都相当迅速

1997年和1999年香港与澳门分别回归祖国后，粤港澳经济和贸易增长都十分迅速。从表2中可以看出，2003年到2007年广东省、香港和澳门GDP年平均增长率分别为17.86％、4.86％和23.14％，贸易总值年平均增长率分别为24.68％、10.74％和8.8％。尤其是香港和澳门，GDP增长率分别由2003-年的-3.3％和16％上升到2007年的9.3％和33.2％，增长幅度分别为382％和108％，贸易总值增长率的增长幅度分别为144％和165％。

同时，香港、澳门与中国大陆之间的贸易联系更加密切。澳门对中国大陆的进出口贸易额百分比由2000的24.7％上升到2007年的33.7％，其中2006年达34.23％。香港对中国大陆的进出口贸易额百分比由2000的38.94％上升到2007年的47.48％。这使得粤港澳金融合作的基础进一步得到加强。

二、理论与模型

(一)VAN模型与单位根检验

我们假设三个地区本地生产总值时间序列满足

p阶自回归模型：

2005-2006年的特殊情况外，三个地区的经济波动情况具有明显的协同性。

在对三地区经济增长进行协整分析前，首先分析样本期内，三地区本地生产总值的相关系数。从表3可以看出，三地区的经济增长相关系数非常高，分别为0.72、0.79和0.80。这种相关系数进一步说明广东省、香港和澳门的经济周期发展趋势是相似的。

(二)单位根检验

我们首先对三地区的变量进行季节单位根检验，结果表明三个变量都存在季节单位根。所以在进行ADF单位根检验时，采用(2)式的模型。为了使检验具有可信性，我们使用了ADF和PP两种方法，对三个序列进行单位根检验。单位根检验的结果如表4所示。

从表4可以看出，无论是ADF检验还是PP检验，广东省和澳门两地区的数据序列都是I(l)序列，具有相同的单整阶数。香港的数据原序列和一阶差分后的序列在进行ADF单位根检验时，都无法拒绝原假设，但一阶差分后的序列进行PP检验时，则拒绝了原假设。为了检验该序列是否为I(L)序列，我们又使用Kwiatkowski et al(1992)提出的KPSS进行检验，检验结果表明香港生产总值对数值原序列是I(l)，序列。根据Cheung and Chinn(1996)观点，当两种不同检验得到一致结论时，我们才能确认序列是否具有单位根。所以，我们可以确认香港生产总值对数值原序列有一个单位根，属于I(L)序列。这样，我们就可以对三个变量进行协整检验。

(三)协整检验

我们首先估计含季节虚拟变量的VAR模型，根据AIC准则，确定原序列模型的最佳滞后阶数是3，所以，如果三个序列存在协整关系，则VECM模型的最优滞后阶数为2。在进行协整检验时，我们选择滞后阶数为3，运用Johansen多变量协整检验方法对三个地区生产总值对数变量进行检验，检验结果如表5所示。从表中可以看出，迹检验统计量和最大特征根检验统计量都表明三个变量之间存在一个协整关系。这说明三个变量之间存在两个共同趋势。对协整向量进行标准化后，我们得到下面的协整向量：

zt-ygd-1.88yhk+1.33ymc+10.02

(0.60)　(0.13)

[3.13]　[-9.93]

小括号中的值为标准差，中括号的值为T统计量。三个地区GDP增长率存在这种协整关系进一步说明广东省、香港和澳门的本地生产总值时间序列具有共同随机趋势，同步变化，长期内具有同步性。证明了这三个地区的经济波动在长期内具有共同趋势。

(四)共同周期检验

首先，进行VECM估计，被解释变量包含长期误差修正项，季节虚拟变量和2阶滞后变量，以便确定各被解释变量是否依赖于过去值。结果显示三个地区的变量都显著依赖于过去值，为节省篇幅，未将估计的方程列出，各地区的样本调整可决系数分别为：澳门0.559，广东省0.929，香港0.926，从而说明估计具有有效性。接下来我们转向检验共同周期。我们计算了一阶差分后的序列Ayt和wt之间的典型相关值特征值，其中wt包含了长期误差修正项和2阶滞后项。典型相关的特征值和x2临界值如表6所示。

由表6可知，粤港澳三地区变量之间存在一个共同特征向量，所以，三个变量存在2个共同周期。这说明粤港澳三地区的经济联系非常紧密。共同周期的存在既是粤港澳短期合作的指标，同时也证实了三地区经济波动的协同性。粤港澳经济波动的长期共同趋势和短期的共同周期都说明了粤港澳金融合作的可行性。

四、结论