我國港口發(fā)展與國民經(jīng)濟增長關(guān)聯(lián)性的實證分析

祝火生

（航天證券有限責(zé)任公司，上海 200438）

0 引言

世界經(jīng)濟的發(fā)展是如此的緊密，受經(jīng)濟全球化和全球產(chǎn)業(yè)鏈一體化的推動，在近二十年的時間內(nèi)，許多國家和地區(qū)的港口已經(jīng)完成了從交通運輸基礎(chǔ)性功能設(shè)施向世界市場資源配置樞紐的轉(zhuǎn)型，成為全球性國際貿(mào)易與運輸鏈中的重要環(huán)節(jié)，港口經(jīng)濟的發(fā)展與一個國家的經(jīng)濟增長關(guān)聯(lián)性越來越密切。

就我國來看，自從1978年改革開放以來，港口建設(shè)和港口產(chǎn)業(yè)獲得長足發(fā)展，在航線、吞吐量、港口專業(yè)服務(wù)等方面均取得了較快的發(fā)展。目前，集裝箱運輸也日益成為我國港口經(jīng)濟的主體和動力，港口產(chǎn)業(yè)為我國國民經(jīng)濟增長作出了重要貢獻(xiàn)，約40%多的能源和85%的外貿(mào)貨物通過港口由海上運輸。因此，本文擬從實證的角度，分析中國港口的發(fā)展與國民經(jīng)濟發(fā)展的關(guān)聯(lián)性。

1 變量設(shè)計和數(shù)據(jù)說明

度量國民經(jīng)濟增長最常用的是一國國內(nèi)生產(chǎn)總值即GDP，因此選取GDP作為經(jīng)濟增長的度量指標(biāo)；而進出口額既是GDP的組成部分，又是經(jīng)濟增長的三架馬車之一，結(jié)合港口發(fā)展水平對國民經(jīng)濟影響的特點，另外選取貨物進出口總額（EM）作為對經(jīng)濟增長度量的另一個指標(biāo)。采用沿海主要港口貨物吞吐量（SGK）作為港口發(fā)展水平的度量指標(biāo)（見表1）。

表1 變量設(shè)計

1980～2006 年中國GDP數(shù)據(jù)和貨物進出口總額均來自萬德（WIND）情報資訊數(shù)據(jù)庫，2007年數(shù)據(jù)補充來自《中國統(tǒng)計年鑒2008》，GDP為名義值，單位億人民幣，貨物進出口總額數(shù)據(jù)單位億美元。1980～2007年沿海主要港口貨物吞吐量是沿海各主要港口貨物吞吐量的合計，數(shù)據(jù)來自歷年《中國統(tǒng)計年鑒》，單位萬噸。

2 描述性統(tǒng)計分析和相關(guān)性檢驗

2.1 描述性統(tǒng)計分析

由表2，1980～2007年，我國GDP均值為63590.85億人民幣，進出口貨物總額均值為4306.349億美元，沿海主要港口貨物吞吐量均值為106493.3萬噸。1980～2007年我國GDP最大值是2007年249529.9億人民幣，最小值是1980年4517.8億人民幣，28年時間我國GDP增長54.23倍；1980～2007年我國進出口貨物總額最大值是2007年21737.3億美元，最小值是1980年381.4億美元，28年時間我國進出口貨物總額增長55.99倍；1980～2007年我國沿海港口貨物吞吐量最大值是2007年388200萬噸，最小值是1980年21737億噸，28年時間增長16.86倍。港口吞吐量沒有象GDP和進出口貨物總量增長那么快主要受到港口特殊的區(qū)位和投資大等特點的顯著，同時也可以初步推斷港口與經(jīng)濟增長之間不是線性關(guān)系，港口發(fā)展對經(jīng)濟增長具有乘數(shù)效應(yīng)使得兩者之間的關(guān)系呈幾何倍數(shù)關(guān)系。

如圖1所示，1980～2007年，我國GDP、進出口貨物總額和沿海主要港口貨物吞吐量均呈顯著的持續(xù)上升態(tài)勢，曲線形狀基本相識，尤其是在2000年我國GDP、進出口貨物總額和沿海主要港口貨物吞吐量均出現(xiàn)了拐點。由此懷疑1980～2007年我國GDP、進出口貨物總額和沿海主要港口貨物吞吐量數(shù)據(jù)均是非平穩(wěn)系列，但可能存在協(xié)整關(guān)系。

2.2 相關(guān)性檢驗

采用Pearson相關(guān)性檢驗和Spearman配對樣本相關(guān)性檢驗分別檢驗1980～2007年沿海港口貨物吞吐量與GDP和進出口貨物總額的相關(guān)關(guān)系，檢驗結(jié)果如表3和表4。

Pearson相關(guān)性檢驗和圖1 1980～2007年中國GDP、進出口貨物總額、沿海主要港口貨物吞吐量趨勢圖Spearman相關(guān)性檢驗均顯示1980～2007年我國主要港口貨物吞吐量與當(dāng)期GDP和進出口貨物總額具有高度正相關(guān)性，相關(guān)系數(shù)均超過了0.98，且都通過了1%的顯著性水平檢驗，說明這種相關(guān)性具有統(tǒng)計意義。可以據(jù)此建立港口貨物吞吐量與當(dāng)期GDP和進出口貨物總額之間的線性模型：

表2 變量的主要統(tǒng)計值

3 計量分析

表3 沿海港口貨物吞吐量與GDP和進出口貨物總額Pearson相關(guān)性檢驗

表4 沿海港口貨物吞吐量與GDP和進出口貨物總額Spearman相關(guān)性檢驗

3.1 數(shù)據(jù)平穩(wěn)性檢驗

非平穩(wěn)系列可能存在偽回歸，首先對數(shù)據(jù)進行平穩(wěn)性檢驗。鑒于ADF檢驗遭受的置疑，采用ADF檢驗和PP檢驗聯(lián)合對1980～2007年中國GDP、進出口貨物總額和沿海港口貨物吞吐量序列進行單位根檢驗，檢驗結(jié)果如表5。

單位根檢驗結(jié)果顯示，1980～2007年我國GDP數(shù)據(jù)為一階單整的非平穩(wěn)序列，進出口貨物總額和沿海港口貨物吞吐量序列數(shù)據(jù)為二階單整的非平穩(wěn)序列。非同階單整的序列不可能存在協(xié)整關(guān)系，所以1980～2007年我國GDP與沿海港口貨物吞吐量序列之間不存在協(xié)整關(guān)系，兩者之間的回歸模型無實際意義；進出口貨物總額和沿海港口貨物吞吐量序列數(shù)據(jù)是同階單整，可能存在協(xié)整關(guān)系，采用JJ檢驗進一步檢驗兩者之間的協(xié)整關(guān)系。

3.2 協(xié)整檢驗和Granger非因果關(guān)系檢驗

3.2.1 協(xié)整檢驗

Banerjee-Dolado-Hendry-Smith(1986)運用模特卡羅模擬發(fā)現(xiàn)EG兩步法在小樣本條件下的估計特性不是很好。由于總樣本為28個，所以具有小樣本（≤30）特性，采用JJ檢驗法檢驗進出口貨物總額EM和沿海港口貨物吞吐量SGK之間的協(xié)整關(guān)系。

如表6，協(xié)整檢驗結(jié)果顯示進出口貨物總額EM和沿海港口貨物吞吐量SGK之間存在協(xié)整關(guān)系，也就是說我國進出口貨物總額與沿海港口貨物吞吐量之間存在長期動態(tài)穩(wěn)定的關(guān)系。

因此，對進出口貨物總額EM和沿海港口貨物吞吐量SGK之間采用最小二乘法進行參數(shù)估計取得的參數(shù)值具有BLUE性，同時也可以對兩者直接進行Granger非因果關(guān)系檢驗。

表5 GDP、出口貨物貿(mào)易總額和沿海港口貨物吞吐量單位根檢驗結(jié)果

表6 協(xié)整檢驗結(jié)果

表7 EM和SGK之間Granger非因果關(guān)系檢驗結(jié)果

3.2.2 Granger非因果關(guān)系檢驗

為了避免虛假回歸，Granger提出了因果關(guān)系的概念和格蘭杰（Granger）因果關(guān)系檢驗。格蘭杰因果檢驗受到數(shù)據(jù)平穩(wěn)性、小樣本性和真實因果關(guān)系顯著性的影響。在小樣本條件下，對平穩(wěn)序列和協(xié)整序列若Granger因果檢驗得出“變量之間存在因果關(guān)系”時，將以90%以上的概率保證其正確性。對協(xié)整序列進出口貨物總額EM和沿海港口貨物吞吐量SGK進行Granger非因果關(guān)系檢驗。

EM和SGK之間Granger非因果關(guān)系檢驗結(jié)果如表7，檢驗結(jié)果顯示進出口貨物總額EM和沿海港口貨物吞吐量SGK之間的因果關(guān)系不穩(wěn)定。進出口貨物總額EM是沿海港口貨物吞吐量SGK滯后1階、2階、4階的Granger原因，沿海港口貨物吞吐量SGK是進出口貨物總額EM滯后4階、5階、6階的Granger原因。表明我國港口與貿(mào)易發(fā)展的關(guān)系是互為因果關(guān)系，并存在明顯的前后誘發(fā)效應(yīng)和引致效應(yīng)。其中，首先是貿(mào)易發(fā)展誘發(fā)港口發(fā)展，然后是港口進一步發(fā)展引致貿(mào)易發(fā)展。

3.3 協(xié)整模型和誤差修正模型

由Granger非因果關(guān)系檢驗，進出口貨物總額EM和沿海港口貨物吞吐量SGK之間不存在顯著地雙向因果關(guān)系，所以選擇EG兩步法建立協(xié)整模型而不是建立VAR模型。

建立線性模型，由于模型存在較嚴(yán)重的自相關(guān)和異方差問題，對數(shù)據(jù)取對數(shù)后能有效解決上述問題，對EM和SGK取對數(shù)分別得到序列l(wèi)og(EM)和log(SGK)，然后運用最小二乘法進行參數(shù)估計并對模型進行修正，得到下面的模型：

式（1）就是進出口貨物總額EM和沿海港口貨物吞吐量SGK之間的協(xié)整模型，依據(jù)張曉峒（2000）的觀點，式（1）估計的參數(shù)不僅具有BLUE性而且具有超一致性，可以用估計的參數(shù)進行經(jīng)濟解釋。1980～2007年進出口貨物總額EM和沿海港口貨物吞吐量SGK之間彈性是1.39，即沿海港口貨物吞吐量每增長1%則進出口貨物總額增長1.39%，說明我國港口發(fā)展水平與經(jīng)濟增長正相關(guān)并對經(jīng)濟增長具有乘數(shù)效應(yīng)。假設(shè)成立。依據(jù)Granger定理，若變量之間存在長期均衡變動的協(xié)整關(guān)系則必然存在短期調(diào)整的誤差修正模型ECM。式（1）為進出口貨物總額EM和沿海港口貨物吞吐量SGK之間的長期協(xié)整關(guān)系，用式（1）的殘差et作為非均衡誤差建立下面的誤差修正模型：

通過對模型修正，得到誤差修正模型的估計結(jié)果，如下：

式2就是進出口貨物總額EM和沿海港口貨物吞吐量SGK之間的誤差修正模型，即進出口貨物總額EM和沿海港口貨物吞吐量SGK之間的短期調(diào)整模型，誤差修正項et-1的系數(shù)-0.522331為負(fù),符合誤差修正機制，進出口貨物總額在當(dāng)期對均衡值偏離的52.23%在下期得到糾正，t統(tǒng)計量顯著，說明誤差修正機制效果明顯。

4 結(jié)論

從現(xiàn)有的理論出發(fā)，實證分析結(jié)果表明：1980～2007年我國港口發(fā)展水平與經(jīng)濟增長之間存在正相關(guān)關(guān)系，沿海港口貨物吞吐量每增長1%則進出口貨物總額增長1.39%。我國港口與貿(mào)易發(fā)展互為因果關(guān)系，并存在明顯的前后誘發(fā)效應(yīng)和引致效應(yīng)，首先是貿(mào)易發(fā)展誘發(fā)港口發(fā)展，然后是港口進一步發(fā)展引致貿(mào)易發(fā)展。

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