中国区域经济的多层次性特征，使得新古典经济学视域下的有关区域市场整合的经典理论与实证研究的某些分析范式可以被部分运用于中国这一主权国家内部的不同制度、不同关税区的研究。借助关税同盟理论和Balassa模型，对港澳与大陆区域市场整合背景进行描述，并对这一层次区域市场整合的贸易流动效应展开检验，实证结论揭示：港澳与大陆间的区域市场整合对彼此的影响不尽相同，港澳与大陆间的贸易往来，一方面在存在着总贸易创造效应的同时，会获得净贸易创造效应；另一方面，实证结果袁明，大陆与港澳间的贸易往来并不存在总贸易转移、净贸易转移等效应。 论文关键词：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；2011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2002-2011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—2011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。 四、简短的结论 本文基于新古典经济学视野下的关税同盟理论，对港澳和大陆这一主权国家内部不同制度、不同关税区的区域经济整合历程进行了现象描述，利用2002—2007年大陆与港澳的进口需求收入弹性数据，对港澳与大陆间区域市场整合的贸易流动效应展开了经验检验。本文的分析在于谈论以下两个问题：(1)我们研究区域市场整合问题，要不要跳出主流经济学所囿于的相邻国家的空间纬度，如何运用其经典理论与实证研究的某些分析范式来对中国这一主权国家内部的区域市场整合展开分析；(2)借助Bal-assa模型对港澳和大陆间区域市场整合的贸易流动效应进行的实证检验是不是一种能说明现实问题的有效方法，如何进一步完善这种分析；(3)针对港澳与大陆间区域市场整合彼此影响不尽相同的情况，即港澳与大陆间的贸易往来不但存在着总贸易创造效应，而且会获得净贸易创造的情景，能在多大程度和范围内形成净贸易创造；(4)关于大陆与港澳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的事实，我们的相关研究还需要从哪些方面进一步加深。显然，对这些问题的拓宽分析和研究，无疑会给政府制定港澳和大陆一体化政策提供依据。
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。
20世纪80年代初至90年代中期，受内地市场准入限制及其他因素的影响，香港与内地服务贸易的发展远远滞后于货物贸易[1]。1995年，香港输往内地的港产口占香港外发加工贸易的比重为71.4%，而香港至内地的服务输出仅占香港服务总输出的16.7%。此后，香港与内地之间的服务贸易逐渐出现上升趋势，特别是1997年香港回归后，香港与内地的服务贸易更加紧密。至2000年，中国内地首次取代美国成为香港的第一大服务贸易输出地和输入地。
在香港与内地服务贸易顺利发展以及香港服务经济与内地产业转型升级需要的背景下，CEPA出台对于加快香港与内地服务贸易合作的促进效应受到广泛关注。CEPA主要涉及三方面的内容：两地实现货物贸易零关税、扩大服务贸易市场准入以及实行贸易投资便利化。内地对香港扩大服务贸易市场准入主要涉及的42个行业，包括管理咨询服务、会展服务、广告服务、会计服务、建筑及房地产、医疗及牙医、分销服务、物流、旅游、银行、证券及期货等服务行业及专业技术人员资格考试。服务行业的开放方式主要为两种：一种是完全开放，即以独资的形式从事特许经营，如物流、零售服务等；另一种是以比世界贸易组织更低的门槛进入内地市场开设分去机构，如银行及保险。2004年CEPA实施以来，香港至内地的服务输出与输入上升趋势更加显著,特别是香港至内地的服务输入。近年来，香港与内地互为双方最大的服务贸易伙伴，且继续保持着上升趋势。2004年以前，香港至内地的服务输入基本处于持平状态；2004年以后，香港至内地服务输入明显上升。从服务贸易总量分析，2010年，香港至内地服务输出额为2305亿港元，是2004年CEPA开始实施时服务输出额的两倍，占香港服务输出总额的28.3%；香港至内地服务输入额为1047亿港元，占香港服务输入总额的26.6%。从服务贸易部门类别分析，香港自内地的服务行业进口基本保持稳定，2004~2007年，香港自内地的商贸服务、旅游服务、运输服务进口额在香港相应行业服务进口总额中的占比分别保持在45%、30%、25%左右。除旅游服务外，香港与内地的服务贸易主要是运输贸易和与贸易相关的服务，这两项服务贸易的发展和香港对内地(特别的珠三角地区)的直接投资及由此形成的“前店后厂”产业分工格局密切相关，同时与香港的国际贸易中心和物流中心的地位密切相关[2]。
实证分析
1理论基础
CEPA虽然没有对外设立统一关税，但其零关税、开放服务贸易等规定同样适用关税同盟理论。维纳提出用“贸易创造”和“贸易转移”来衡量关税同盟的效果。贸易创造效应是指由于关税同盟国之间取消了关税，从而引起的在本地生产成本较高的产品被同盟国生产成本相对较低的产品所取代，因而新的贸易在同盟国之间被创造出来。贸易转移效应是指由于同盟国之间的关税保护相当于对非同盟国的减税歧视，使得原来来源于生产成本较低的非同盟国的产品转而向生产成本较高的同盟国转移。
2模型构建和数据采集
巴拉萨模型是研究贸易创造和贸易转移效应的经典模型。该模型假定：区域贸易合作之前进口需求收入弹性是固定不变的，区口需求收入弹性大于合作前的进口需求收入弹性，则表明存在贸易创造效应；当区域外贸易合作后的进口需求收入弹性小于合作前的进口需求收入弹性，则表明存在贸易转移效应。本文试图运用巴拉萨模型对CEPA实施前后香港和内地的进口需求收入弹性进行比较，进而得出两地在服务贸易领域的贸易创造和贸易转移效应。为方便检验CEPA实施前后的贸易创造和贸易转移效应，本文在巴拉萨模型中加入虚拟变量D，CEPA实施前D=0,实施后D=1。本文选取1995～2010年的香港服务输入、香港来源于内地服务输入和内地服务总进口值作为样本进行计量分析。其中，香港相关服务贸易数据来源于香港政府统计处网站公布的统计数据；内地服务进口数据来源于中国服务贸易统计年鉴。因内地按来源服务输入尚未进行统计，本文采用香港政府公布的按目的地划分的至内地服务输出值来代替内地区域内服务进口值。
3实证结果分析
通过Eviews6.0软件对应用的巴拉萨模型进行线性回归。各回归方程F检验结果显著，拟合优度在0.85以上。从表1可以看出，CEPA对香港与内地的贸易创造和贸易转移效应不同。CEPA实施后，香港的服务总进口需求收入弹性和区外进口需求收入弹性均大于CEPA实施前，说明香港存在总服务贸易创造效应，但不存在维纳的贸易创造和贸易转移效应。具体地讲，香港总进口的需求收入弹性增加了0.00294，而区内进口的需求收入弹性降低了0.003084，说明香港从内地进口的一部分服务产品大于本地生产。区外进口的需求收入弹性上升了0.005739，表明香港同其他国家和地区进行成本低于内地的服务贸易。内地的总服务贸易创造效应明显，但同样不存在维纳的贸易创造和贸易转移效应。内地总进口需求收入弹性增加了0.14135，区内进口的需求收入弹性降低了0.004634，说明内地从香港进口的一部分服务产品成本大于本地。CEPA实施后区外进口需求收入弹性比CEPA实施前高0.019923，所以内地没有以香港的服务贸易来替代其他国家的服务贸易。可见，香港与内地仍未充分享受到CEPA的优惠政策。
关键词：引力模型；内地与香港；贸易流量
基金项目：教育部人文社会科学研究2007年度青年基金项目(07JCGAT001)；广东省软科学研究计划项目(20078070900054)；广州市哲学社会科学发展“十一五”规划课题(07Q3)；暨南大学人文社会科学引进人才科研启动基金项目(006JSYJ030)
作者简介：王鹏(1977-)，男，福建福清人，暨南大学经济学院特区港澳经济研究所讲师，经济学博士，主要从事港澳台经济研究。
中图分类号：F114.46；F127.658 文献标识码：A 文章编号：1006-1096(2008)01-0040-04 收稿日期：2007-11-28
一、引言
自从Tinbergen(1962)和Poyhonen(1963)最早在国际贸易研究中引入引力模型后，引力模型就被广泛用于评估贸易影响因素、鉴别贸易集团效果以及分析贸易模式等领域。近几年来，引力模型较好地解释了传统要素禀赋贸易理论不能解释的实际贸易现象，如Longo等(2004)在拓展的引力模型中研究了基础设施、经济政策及政治局势对非洲内外部贸易的影响；Antonucci等(2006)认为引力模型适合分析土耳其的对外贸易模式，但其与欧盟间的贸易并非因为签署关税贸易协定而得到改进；Huang(2007)通过引力模型解释了运输成本和不熟悉情况是造成地理距离和双边贸易流量呈负相关的原因等。
我国学者主要从三个角度运用引力模型进行研究：一是研究中国与主要贸易伙伴的贸易流量和出口潜力，如盛斌等(2004)从总量和部门两个层次就中国对主要贸易伙伴的出口潜力进行了估算。二是研究中国与主要区域贸易组织(如东盟、APEC)经济和贸易一体化的程度，如姜书竹等(2003)对中国与东盟各国双边贸易的影响因素进行定量估计和考察。三是研究中国不同经济区域之间相互贸易所产生的效应，如田贞余(2005)将我国大陆与香港地区出口的实际值与模型估计值进行比较，并验证区域经济合作的基础等。
尽管学者们不断引入新的解释变量来对引力模型进行修正，但有一些学者却认为模型本身缺乏理论基础。在Berg―strand(1985)运用Armington假设并首次阐述了(贸易)引力模型的微观基础之后，Helpman等(1985)、Deardorff(1995)以及随后的一些学者分别从产业内(间)贸易、垄断竞争及偏好选择等角度对引力模型进行了理论拓展，模型的理论根基已日渐稳固，在一定程度上能够有效分析和预测诸如双边贸易流量等问题。
香港回归十年来，内地与香港经贸交流和合作不断向纵深方向发展，尤其是《内地与香港关于建立更紧密经贸关系的安排》(CEPA)及其补充协议的深入实施，为两地经贸交流和合作开辟了更广阔的空间。泛珠三角区域合作组织的建立，则进一步加强了泛珠三角区域九省区①与香港之间的区域合作关系，对于促进区域经济协调发展具有积极的作用。由于内地各省市(自治区)的经济规模、资源条件和地理环境等存在较大差异，在与香港进行双边贸易时所受的影响因素也不一样。因此，从实证分析的角度，构建相关检验模型，对内地各省市(自治区)与香港双边贸易流量进行探讨，不仅有助于总结近年来内地与香港双边贸易的发展经验，更是对新形势下制定进一步扩大两地经贸往来发展战略与策略的超前探索，具有较强的理论意义和现实意义。
二、模型构建与变量说明
贸易引力模型的基本形式是
其中，xij表示国家i(出口国)对国家j(进口国)的出口额；A是常数项；Yi表示国家i的国内生产总值(GDP)，Yj表示国家j的GDP；Dij表示国家i与国家j之间的距离，通常用两国经济中心或首都之间的距离来表示。
为了满足线性化估计的需要，并消除异方差的影响，对(1)式两边取自然对数，则有
其中，lnXij、lnYi、lnYj和lnDij分别是Xij、Yi、Yj和Dij的自然对数形式；β0、β1、β2和β3，是回归系数；uij是标准随机误差。
若在(2)式中加入反映政策、历史和文化等因素的一系列解释(虚拟)变量，可以得到扩展的引力模型，而这些变量将起到促进或阻碍双边贸易的作用。本文以Linnemann(1966)引力模型为基础，并对模型进行扩展与修正，构建反映内地与香港双边贸易流量的引力模型为
其中，LnXih为内地各省市(自治区)对香港的出口总额，LnXhi为香港对内地各省市(自治区)的出口总额。各解释变量中，Yi和Yh表示内地各省市(自治区)及香港的名义GDP，反映出口供给能力或进口需求能力，并且GDP(经济规模总量)越大，潜在的出口能力或进口能力越大，双边贸易流量也越大，因此系数β1和β2的预期符号为正值。Yi/Pi和Yh/Ph表示内地各省市(自治区)及香港的人均GDP，反映各自的经济发展水平及资本――劳动比例(资源禀赋差异)，系数B，和B。应有正的预期符号。IITih表示人均GDP之差的绝对值，反映由人均收入水平决定的双方需求水平的接近程度，该值越小，相互需求越大，由此产生的双边贸易流量就越大，因此系数B5的预期符号为负值。Dih表示绝对距离，即内地各省市(自治区)的省会、直辖市或首府与香港之间的球面(直线)距离，反映运输成本的高低，是阻碍贸易的重要因素(“阻抗因子”)，系数B6的预期符号也为负值。PPRD表示虚拟变量(泛珠三角区域合作组织)，贸易双方若同属于该组织，取值为1，否则为0；由于优惠贸易安排的贸易扩大效应，双边贸易流量将会上升，因此B7应有正的预期符号。
三、数据来源与实证检验
(一)数据来源
本文采用面板数据进行回归检验，即在样本数据中，既包
括2004年和2005年的时间序列数据，又包括每一年内地各省市(自治区)与香港双边贸易的截面数据。由于内地部分地区的相关数据不全，本文仅选取24个省市(自治区)与香港的双边贸易额作为截面数据(因变量)，可行性在于：一是所选取的24个省市(自治区)均是与香港保持密切贸易关系的地区，它们之间的双边贸易额约占内地与香港双边贸易总额的95％以上，有利于对样本数据进行估算与分析；二是这24个省市(自治区)的经济规模总量和人均收入水平相对较高，并且《泛珠三角区域合作框架协议》(“虚拟变量”)的内地9个签署成员均包含在内，因此样本数据具有一定的代表性；三是所选取的24个省市(自治区)空间分散范围较广，在地理分布上具有显著性特征。
内地各省市(自治区)与香港的双边贸易额数据(Xih、Xhi)取自商务部主编的《中国商务年鉴》(2005年、2006年)，各省市(自治区)的GDP和人均GDP数据(Yi、Yi/Pi)取自国家统计局主编的《中国统计年鉴》(2005年、2006年)，香港地区的GDP和人均GDP数据(Yh、Yh/Ph)取自香港特区政府统计处国民收入统计组(censtatd.gov.hk)，以上数据均以当年市价或汇率计算(换算)而得。各省市(自治区)与香港之间的绝对距离(Dih)数据来源于地理专用软件Win-Globe v2.1。虚拟变量(PPRD)的取值中，除了泛珠三角区域九省区及香港取值为1外，其余内地各省市(自治区)均取值为0。
(二)实证检验
首先，运用统计软件SPSSl2.0对包含7个解释变量的引力模型进行OLSE回归检验，结果如下(注：括号内为统计值；**表示符合5％的显著性水平)
(5)式和(6)式显示，反映内地与香港双边贸易流量的引力模型中，大部分解释变量的回归系数都具有与预期相符的符号，显著性较高，拟合优度尚可，说明模型可以部分解释内地各省市(自治区)与香港双边贸易流量问题。但是，以上回归结果也存在几个问题：一是在两组模型中，香港GDP的对数LnYn的回归系数符号与预期不符，并且与香港人均GDP的对数Ln(Yn/Pn)的回归系数都存在方差扩大因子很大的特点，因此可以判断这两个变量属高度相关，存在多重共线性问题；二是反映内地各省市(自治区)与香港人均收入水平相似度的LnIITih，其回归系数符号与预期不符，并且t统计值很小，达不到5％的显著性水平，表明显著性程度较低；三是两组模型回归结果的DW值都较低(0.5左右)，说明模型可能存在自相关问题。
鉴于以上原因，考虑到LnYn与Ln(Yn/Pn)高度相关以及某些变量统计值过低，本文采取“倒向法”对解释变量进行筛除，即从初始模型回归方程开始连续每次减少一个变量，标准是其t统计值不显著且最小，直到新方程中所有变量回归系数均具有较显著的统计值。根据这一原理，剔除不显著的解释变量LnYn和LnIITih，重新进行回归检验，结果如下
(7)式和(8)式显示，在未改变引力模型有效性的基础上，剔除解释变量lnYh和LntlTih后所得到的回归检验结果有了较大改进，各解释变量的回归系数均与预期符号相符，方差扩大因子都较小，说明不存在多重共线性问题；模型的拟合优度有所提高，F统计值很大，t统计值显著提高，并且都符合5％的显著性水平。特别是，由于lnYh与ln(Yh/Ph)存在多重共线性，因此随着前者的剔除，后者的统计值明显增加。同时，两组模型回归结果的DW值也相应提高(接近于2)，表明修正后模型的自相关问题得到较好改善。因此，剔除解释变量lnYh和lnIITih后的两组引力模型，能够在一定程度上反映内地各省市(自治区)与香港之间的双边贸易流量问题。
四、检验结果分析
修正后的两组引力模型的线性拟合结果表明：第一，内地各省市(自治区)的GDP和人均GDP(Yi、Yi/Pi)、香港人均GDP(Yh/Ph)、各省市(自治区)与香港之间的绝对距离(Dih)以及泛珠三角区域合作组织(PPRD)等解释变量，是影响内地与香港双边贸易流量的主要因素，但影响程度各有不同。在内地对香港出口贸易中，各影响因素按解释程度高低依次是Yh/Ph、Yi/Pi、Dih、Yi及PPRD；而在香港对内地出口贸易中，各影响因素按解释程度高低依次则是Yh/Ph、Y/Pi、PPRD、Dih及Yi。
第二，无论是内地对香港出口，还是香港对内地出口，香港人均GDP(Yh/Ph)与内地各省市(自治区)人均GDP(Yi/Pi)均是影响两地双边贸易流量的最主要因素，这也反映出随着经济发展水平和人均收入的提高，出口能力相应增强，对进口需求的数量和反映规模经济的差异产品进口随之提高。若从香港人均GDP角度考察，在其他条件不变的情况下，其每增加1％会促使内地各省市(自治区)对港出口或进口分别增加10.121个百分点和7.001个百分点；若从内地各省市(自治区)人均GDP角度考察，其每增加1％对两地双边贸易流量的影响程度相对小些，但也将分别增加1.274个百分点和2.253个百分点。由于香港人均GDP的基数值较高，因此其每增加1％对内地与香港双边贸易流量的引力效应相对就较大。
第三，内地各省市(自治区)与香港之间的绝对距离(Dih)在双边贸易中是明显的“阻抗因子”，成为阻碍双边贸易流量的主要因素，并且是惟一的负相关因素。绝对距离每增加1％，内地各省市(自治区)对港出口或进口将分别减少0.794个百分点和0.712个百分点。通常意义上，空间距离越大则运输成本越大，信息交流越困难，相互文化差异也越大，从而限制相互贸易往来。从实际情况看也是如此，内地距离香港最近的省份是广东省，粤港贸易长期占据内地各省市(自治区)与香港双边贸易总额的60％左右。但值得注意的是，近年来距离香港相对较远的内地省市(如江苏省、浙江省、山东省、上海市、天津市等)，与香港的进出口贸易额也在显著增加。这种现象除了因为这些地区经济发展水平和人均收入相较内地其他地区要高，在出口能力和进口需求方面具有较强的引力效应等内在原因外，交通运输科技的改进、通讯技术的提高以及社会信息化的运用等外在原因，也减少了这些地区与香港双边贸易的(距离)阻隔系数，促使贸易流量不断增加。
第四，内地各省市(自治区)经济规模总量即GDP(Y．)的大小，在一定程度上影响着内地与香港双边贸易的紧密程度。内地各省市(自治区)经济规模总量每增加1％，会促使对港出口或进口分别增加0.793个百分点和0.512个百分点。由于内地与香港双边贸易有直接贸易和转口贸易之分，因此它
们之间的贸易引力效应来源不同：在直接贸易的情况下，来源于地区间的经济规模总量(GDP)产生的商品供给和需求能力；在转口贸易的情况下，来源于商品最终生产地区的经济规模总量产生的商品供给能力，以及商品最终消费地区的经济规模总量产生的商品需求能力。内地与香港双边贸易多属转口贸易，香港经济规模总量对于转口贸易流量没有决定性影响，反而是这种转口贸易流量的大小在相当程度上决定了香港的经济规模总量。
第五，作为引力模型中的虚拟变量――泛珠三角区域合作组织(PPRD)的建立对于泛珠三角区域九省区与香港双边贸易流量具有积极的促进作用。尤其是在香港对泛珠三角区域九省区出口过程中，这种区域间贸易伙伴制度安排所产生的贸易扩大效应(包括创造效应和转移效应)更加明显，显著性甚至超出绝对距离(Dih)和经济规模总量(Yi)等解释变量。泛珠三角区域合作组织成立三年多来，各成员纷纷消除限制商品流通的地区障碍，建立起健康、规范、有序的市场秩序。随着CEPA及其补充协议等政策措施的实施，泛珠三角区域合作将全面推进，内地与香港的双边贸易也将更加密切。
五、结论与建议
本文以引力模型的相关理论和方法为基础，构建反映内地各省市(自治区)与香港双边贸易流量的引力模型，通过实证检验可以得出以下主要结论：
1 通过合理选择解释变量后所构建的引力模型，能够较好地解释内地各省市(自治区)与香港双边贸易流量问题。内地各省市(自治区)的GDP和人均GDP、香港人均GDP、各省市(自治区)与香港之间的绝对距离以及泛珠三角区域合作组织等解释变量，是影响内地与香港双边贸易流量的主要因素，但影响程度各有不同。
2 香港人均GDP与内地各省市(自治区)人均GDP是影响两地双边贸易流量的最主要因素。内地各省市(自治区)的GDP在一定程度上也影响着双边贸易的紧密程度，但在直接贸易和转口贸易的情况下，两地双边贸易的引力效应来源不同。内地各省市(自治区)与香港之间的绝对距离是阻碍双边贸易流量的负相关因素，但其阻碍效应还受到其他内外在原因的影响。泛珠三角区域合作组织的建立对于泛珠三角区域九省区与香港双边贸易流量具有积极的促进作用，尤其是在香港对泛珠三角区域九省区出口过程中，该解释变量产生的贸易扩大效应更加明显。
基于以上结论，本文认为，近年来内地与香港双边贸易的蓬勃发展，很大程度上得益于两地经济发展水平和人均收入的提高。特别是在CEPA及泛珠三角区域合作效应下，内地与香港经贸交流和合作正以前所未有的速度扩展和深化。尽管空间距离制约着内地不少省市(自治区)与香港之间的贸易往来，但在一定时期内，香港作为内地重要的转口贸易中介地区的地位不会改变。当前，在经济全球化和区域集团化加速推进的背景下，内地与香港只有顺应经济发展的客观需要，进一步扩大两地经贸往来，才能充分发挥各自的区位优势和竞争优势，实现两地经济的共同繁荣。具体来说，可从以下几方面着手：
一是大力发展区域经济，提高经济规模总量和人均收入水平，增强内地与香港双边贸易的引力效应，促进两地更紧密经贸关系的发展。人均GDP是影响内地与香港双边贸易流量的最主要因素，因此，对于内地来说，在全面建设小康社会、加快推进社会主义现代化建设的过程中，必须努力提高经济运行质量，扩大经济规模总量，以较快的增速提高人民的生活水平，缩小不同地区之间的经济差距；同时，着力转变对外贸易增长方式，不断提高统筹区域发展和对外开放、增强在扩大开放条件下促进经济发展的能力，促进经济增长方式的转变和综合竞争力的提高。内地应充分运用香港作为世界上重要的现代物流、金融和商贸服务中心的独特优势，在承接香港产业转移的过程中，努力提高吸引外资的质量和对外投资能力，发挥经贸往来对拉动经济增长和促进自主发展的作用。
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。
关键词：河北省；港口物流；对外贸易；VAR模型；港口吞吐量；临港工业群；脉冲响应函数；外向型经济
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：
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[关键词]宁波；港口物流；国际贸易；影响；对策建议
10 13939/j cnki zgsc 2015 51 108
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：
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在新常态下，地处“海上丝绸之路”和长江经济带交汇处的宁波主动对接融入国家战略，积极建设“港口经济圈”，充分发挥港口物流竞争优势。文章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，认为宁波港口物流主要通过降低运营成本、提高运营效率以及物流服务水平等途径对其国际贸易产生总量效应和结构效应，并进行相应实证分析，得出宁波港口物流不断发展可以扩大其国际贸易规模，并优化国际贸易结构，最后提出充分发挥宁波港口物流发展对其国际贸易促进作用的对策建议，重塑宁波港口城市的竞争优势，充分发挥“一带一路”桥头堡作用。
［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:。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。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: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。
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