深圳對外貿易與現代物流關系的實證分析

陳夏妍 （深圳大學，廣東 深圳 518060）

深圳對外貿易與現代物流關系的實證分析

陳夏妍 （深圳大學，廣東 深圳 518060）

為了更好地理解對外貿易和現代物流的關系，從深圳1979～2009年外貿進出口總額和深圳港港口貨物吞吐量的數據出發，采用格蘭杰 （Granger）因果檢驗方法對深圳對外貿易與現代物流的關系進行實證分析。實證結果得出，在深圳，對外貿易與現代物流存在著統計上的因果關系，二者相互影響，互為因果。

對外貿易；現代物流；格蘭杰 （Granger）因果檢驗

0 引 言

隨著經濟的全球化和分工的專業化，各國或地區之間的聯系更加緊密，國家以及區域之間的貿易越來越成為一國以及地區經濟增長的巨大動力。越來越多的國家或地區之間進行貿易，使得不同商品要在不同的國家或地區之間進行大量以及長距離的流動，這時對國家或地區之間的物流產生了巨大需求，并且對其要求越來越高。而現代物流的發展和技術的提高也給國家或地區之間貿易起到了很大程度的保證與推進作用，使得國家或地區之間的貿易能夠更快、更有效的實現。對外貿易與現代物流之間存在相互影響、相互促進的關系，現代物流是隨著對外貿易的產生而產生的，而現代物流則是對外貿易能夠得以實現的保證。

已有學者對我國國際貿易與國際物流的關系進行過理論與實證的分析，也有的學者對上海的對外貿易與現代物流的關系進行過實證分析。但對深圳對外貿易與現代物流關系分析的文獻卻幾乎沒有。深圳市2008年外貿進出口總額占全國外貿進出口總額的11.7%，深圳港連續多年居全球集裝箱樞紐港第四位。這說明深圳的對外貿易在中國的國際貿易中占了一定的比例，現代物流的重要地位也不容忽視。鑒于深圳對外貿易的活躍性，本文采用深圳的數據，運用格蘭杰因果檢驗方法對深圳對外貿易與現代物流的關系進行實證分析，以求更準確地揭示對外貿易與現代物流的關系。對深圳市對外貿易與現代物流的實證研究，也有助于檢驗理論對于分析深圳情況是否也是合適的。

1 定量分析方法的選擇

1.1 格蘭杰因果檢驗

判斷一個變量的變化是另一個變量變化的原因，分析兩個變量之間的因果關系，在計量經濟學里面經常采用格蘭杰因果檢驗的方法。在這里我們將運用格蘭杰因果檢驗的方法對深圳對外貿易與現代物流的關系進行實證分析。

在孫敬水主編的 《計量經濟學教程》 （2005）中，關于格蘭杰因果檢驗是這樣論述的。格蘭杰因果性檢驗假定了有關y和x每一變量的預測的信息全部包含在這些變量的時間序列之中。檢驗要求估計以下回歸：

其中白噪聲u1t和u2t假定為不相關的。方程 （1）假定當前y與y自身已經x的過去值有關，而 （2）對x也假定了類似的行為。

對式 （1）而言，其零假設H0=：a1=a2=…aq=0

對式 （2） 而言， 其零假設 H0=：δ1=δ2=…=δs=0

通過對方程 （1）、 （2）中x和y的系數進行統計檢驗，檢驗其系數是否顯著為零，以此來判斷x和y之間的因果關系。對x與y的關系分為四種情況進行討論： （1）x是y變化的原因，即存在由x到y的單向因果性。若拒絕式 （1）的零假設，同時接受式 （2）的零假設，則稱x是引起y變化的原因。 （2）y是引起x變化的原因，即存在由從y到x的單向因果性。若拒絕式 （2）的零假設，同時接受式 （1）的零假設，則y稱是引起x變化的原因。 （3）x和y互為因果關系，即存在x到y的單向因果性，同時也存在y到x的單向因果性。若拒絕式 （1）的零假設，同時拒絕式 （2）的零假設，則稱x和y間存在反饋關系，或者雙向因果性。 （4）x和y是獨立的，或x與y間不存在因果性。若接受式 （1）的零假設，同時，接受式 （2）的零假設，則稱x和y間相互獨立或不存在因果性。

格蘭杰因果檢驗的基本思想：一般地，由于將來不能預測過去，如果變量x是變量y的 （格蘭杰）原因，則x的變化應先于y的變化。因此，在做y對其他變量 （包括自身的過去值）的回歸時，如果把x的過去或滯后值包括進來能顯著地改進對y的預測，就可以說x是y的 （格蘭杰）原因 。類似地定義y是x的 （格蘭杰）原因。

格蘭杰因果檢驗方法要求因果關系檢驗的時間序列是平穩的或者存在協整關系。所以在分析之前，必須檢驗時間序列的平穩性。單位根檢驗是檢驗時間序列的一種正式的方法，本文采用ADF檢驗方法。而協整關系是針對非平穩時間序列的，如果時間序列是平穩的，則不需要進行協整檢驗。

1.2 ADF 檢驗 （Augmented Dickey-Fuller Test）

在進行時間序列平穩性檢驗時，主要使用單位根檢驗。而在進行單位根檢驗時，主要使用ADF檢驗。迪基（Dickey）和富勒 （Fuller）基于蒙特卡羅 （Monte Carlo）模擬運算計算出了τ統計量的臨界值。而DF檢驗假定誤差項ut是不相關的，但在ut相關時，迪基和富勒提出了一個被稱為增廣的迪基-富勒檢驗，也即ADF檢驗。ADF檢驗是通過三種不同的虛擬假設下構造的模型進行估計。在孫敬水主編的 《計量經濟學教程》 （2005）中，提出了三種模型。

因為一開始不能知道哪種模型是正確的，所以采用試錯法對三個模型都進行估計。而模型之間的估計結果是不會產生相互影響的。對下面的模型的估計，得出的結果對于上面的模型也會出現同樣的結果。所以在實證分析中，一般采用簡單的辦法，對三個模型分別進行估計，如果其中一個模型出現單位根的話，就說明該時間序列是不平穩的。在這里模型選擇的準則是AIC準則。本文的單位根檢驗和格蘭杰因果檢驗都是通過Eviews5.0實現的。由于在實證分析中，本文最后得到的結論是兩個時間序列都是平穩的，沒有用到協整檢驗，所以在這里就不介紹了。

2 數據來源

本文采用的數據來自于深圳市統計局和深圳市年鑒，從1979年到2009年31年間深圳外貿進出口總額 （單位：萬美元）Y和深圳港港口貨物吞吐量 （單位：萬噸）X。深圳的對外貿易用外貿進出口總額來代表。由于現代物流系統主要體現在倉儲子系統和運輸子系統上，所以，本文采用深圳港港口貨物吞吐量來代表深圳的對外物流。

通過圖1，我們可以看到深圳港口貨物吞吐量和外貿進出口總額都呈現出不斷增長的趨勢，二者變動的方向和步調非常接近，幾乎是協同發展的，可以初步判斷二者存在均衡關系。

3 實證分析

3.1 單位根檢驗 （ADF檢驗）

首先對港口貨物吞吐量X進行單位根檢驗，判斷其平穩性，分別對ADF檢驗的三個假定模型進行檢驗。

模型 （1），在AIC準則最小的情況下，滯后期為1。由表1可知，t統計值為-4.207470，小于顯著水平為5%的臨界值，p值也小于顯著水平為5%的臨界值，則拒絕存在單位根，即時間序列是非平穩的原假設。說明在此模型下時間序列X不存在單位根，是平穩的。

表1 港口貨物吞吐量X的ADF檢驗結果 模型 （1）

模型 （2），在AIC準則最小的情況下，滯后期為1。由表2可知，t統計值為-3.741904，小于顯著水平為5%的臨界值，p值也小于顯著水平為5%的臨界值，則拒絕存在單位根，時間序列是非平穩的原假設，說明在此模型下時間序列X不存在單位根，是平穩的。

表2 港口貨物吞吐量X的ADF檢驗結果 模型 （2）

模型 （3），在AIC準則最小的情況下，滯后期為1。由表3可知，t統計值為-3.625724，小于顯著水平為5%的臨界值，p值也遠小于顯著水平為5%的臨界值，則拒絕存在單位根，時間序列是非平穩的原假設，說明在此模型下時間序列X不存在單位根，是平穩的。

表3 港口貨物吞吐量X的ADF檢驗結果 模型 （3）

從以上三個模型的ADF檢驗可以看出，都不存在單位根，說明時間序列港口貨物吞吐量X是平穩的。

其次，對外貿進出口總額Y進行單位根檢驗，判斷其平穩性，同樣分別對ADF檢驗的三個假定模型進行檢驗。

模型 （1），在AIC準則最小的情況下，滯后期為1。由表4可知，t統計值為-5.063265，小于顯著水平為5%的臨界值，p值也小于顯著水平為5%的臨界值，則拒絕存在單位根，時間序列是非平穩的原假設，說明在此模型下時間序列Y不存在單位根，是平穩的。

模型 （2），在AIC準則最小的情況下，滯后期為1。由表5可知，t統計值為-3.852523，小于顯著水平為5%的臨界值，p值也小于顯著水平為5%的臨界值，則拒絕存在單位根，時間序列是非平穩的原假設，說明在此模型下時間序列Y不存在單位根，是平穩的。

表4 外貿進出口總額Y的ADF檢驗結果 模型 （1）

表5 外貿進出口總額Y的ADF檢驗結果 模型 （2）

模型 （3），在AIC準則最小的情況下，滯后期為1。由表6可知，t統計值為-3.503493，小于顯著水平為5%的臨界值，p值也小于顯著水平為5%的臨界值，則拒絕存在單位根，時間序列是非平穩的原假設，說明在此模型下時間序列Y不存在單位根，是平穩的。

表6 外貿進出口總額Y的ADF檢驗結果 模型 （3）

從以上三個模型的ADF檢驗可以看出，都不存在單位根，說明時間外貿進出口總額Y是平穩的。

從以上對時間序列X和Y的單位根檢驗中，得到這兩個時間序列都不存在單位根，即是平穩序列，而格蘭杰因果檢驗要求因果關系檢驗的時間序列是平穩的或者存在協整關系，在這里時間序列X和Y都是平穩的，滿足格蘭杰因果檢驗的要求，可以對這兩個時間序列進行格蘭杰因果檢驗了。

3.2 格蘭杰 （Granger） 因果檢驗

通過對港口貨物吞吐量X和外貿進出口Y的單位根檢驗，知道這兩個時間序列是平穩的。就不需要進行協整檢驗了。平穩的時間序列滿足格蘭杰因果檢驗的要求，可以通過格蘭杰因果檢驗方法來檢驗二者是否存在因果關系。考慮到合同履行和貨物運輸之間出現的時滯效應，在對其進行因果關系進行檢驗時，本文采用滯后1到4期來分析二者是否存在因果關系。在滯后1到4期中，格蘭杰因果檢驗得到的結果如下：

表7 港口貨物吞吐量X和外貿進出口總額Y的因果關系

由格蘭杰因果檢驗結果表7可知，在港口貨物吞吐量X和外貿進出口總額Y的關系中，在滯后1到4期，無論是在1%還是5%的顯著水平下，F統計值都大于其臨界值，F值在統計上是顯著的， p值也小于1%或5%的顯著水平，可以拒絕原假設。這就說明，港口貨物吞吐量X是外貿進出口總額Y的原因，同時外貿進出口總額Y也是港口貨物吞吐量X的原因。二者之間存在互為因果關系，二者相互作用，相互影響。同時，從上表我們可以看到，在滯后1期，X→Y的F統計值小于Y→X的F統計值，說明從短期看，對外貿易對現代物流的促進作用比現代物流對對外貿易的促進作用大；從滯后2期起，X→Y的F統計值大于Y→X的F統計值，說明從長期來看，現代物流對對外貿易的促進作用要比對外貿易對現代物流的促進作用要大。從p值來看，無論滯后期是幾期，X→Y的p值都接近于零，這說明現代物流對對外貿易的促進作用是非常顯著的；而在Y→X的滯后1期的p值中，p值也是接近于零，說明對外貿易對現代物流的促進作用也是很顯著的，在滯后的2、3、4期中，p值就沒有那么小，不那么接近于零了，說明對外貿易對現代物流的促進作用遠期沒有近期的作用顯著，時期越近，對外貿易對現代物流的促進作用就越顯著，而過去的時期，對現代物流的作用就不再那么顯著了。

4 結 論

通過以上對深圳對外貿易與現代物流關系的實證分析，知道深圳對外貿易與現代物流存在著相互促進的因果關系。實證分析印證和檢驗了理論上關于貿易與物流存在反饋性的因果關系，二者相互制約、相互促進、互為因果的結論。了解到對外貿易與現代物流存在緊密的聯系，對深圳發展對外貿易和現代物流有很重要的理論和現實意義。在理論上，有助于我們更好的研究對外貿易與現代物流的關系，以及通過理論的創新和發展來從理論和戰略上更好地指導二者的發展，協調好二者的關系，以求二者互相促進，共同發展。在現實上，有助于深圳積極通過建立更完善更先進的物流系統來促進對外貿易。同時要意識到隨著對外貿易中商品和服務的內容、形式等發生新的變化，以及經濟發展方式的轉變和產業結構的升級等等，這些都對現代物流產生了新的需求和更高的要求，深圳建設現代物流必須適應新形勢，有所創新和發展，以期發揮其重要的保證作用。

[1]王領.對外貿易與現代物流關系的實證研究——基于上海市1978-2008年的數據[J].國際貿易問題，2010(1)：59-65.

[2]楊長春.論國際貿易與國際物流的關系[J].國際貿易，2007(10)：28-31.

[3]楊長春.我國對外貿易與國際物流關系的實證研究[J].國際商務——對外經濟貿易大學學報，2008(1)：8-11.

[4]古扎拉蒂.計量經濟學基礎[M].北京：中國人民大學出版社，2005.

[5]孫敬水.計量經濟學教程[M].北京：清華大學出版社，北京交通大學出版社，2005.

The Empirical Analysis of the Relationship between Foreign Trade and Modern Logistics in Shenzhen

CHEN Xia-yan (Shenzhen University,Shenzhen 518060,China)

In order to understand well about the relationship between foreign trade and modern logistics,this paper,basing on the statistics of foreign trade volume and port cargo throughput in Shenzhen port from 1979 to 2009,uses Granger test to test the relationship between the two.Empirical results obtain that,in Shenzhen,there is a statistical causal relationship between foreign trade and modern logistics in Shenzhen and they affect each other and reinforce each other.

foreign trade;modern logistics;Granger test

F250

A

1002-3100(2011)10-0032-05

2011-07-08

陳夏妍（1986-），女，廣東揭陽人，深圳大學經濟學院碩士研究生，研究方向：區域物流與交通經濟。