深圳对外贸易与现代物流关系的实证分析

陈夏妍 （深圳大学，广东 深圳 518060）

深圳对外贸易与现代物流关系的实证分析

陈夏妍 （深圳大学，广东 深圳 518060）

为了更好地理解对外贸易和现代物流的关系，从深圳1979～2009年外贸进出口总额和深圳港港口货物吞吐量的数据出发，采用格兰杰 （Granger）因果检验方法对深圳对外贸易与现代物流的关系进行实证分析。实证结果得出，在深圳，对外贸易与现代物流存在着统计上的因果关系，二者相互影响，互为因果。

对外贸易；现代物流；格兰杰 （Granger）因果检验

0 引 言

随着经济的全球化和分工的专业化，各国或地区之间的联系更加紧密，国家以及区域之间的贸易越来越成为一国以及地区经济增长的巨大动力。越来越多的国家或地区之间进行贸易，使得不同商品要在不同的国家或地区之间进行大量以及长距离的流动，这时对国家或地区之间的物流产生了巨大需求，并且对其要求越来越高。而现代物流的发展和技术的提高也给国家或地区之间贸易起到了很大程度的保证与推进作用，使得国家或地区之间的贸易能够更快、更有效的实现。对外贸易与现代物流之间存在相互影响、相互促进的关系，现代物流是随着对外贸易的产生而产生的，而现代物流则是对外贸易能够得以实现的保证。

已有学者对我国国际贸易与国际物流的关系进行过理论与实证的分析，也有的学者对上海的对外贸易与现代物流的关系进行过实证分析。但对深圳对外贸易与现代物流关系分析的文献却几乎没有。深圳市2008年外贸进出口总额占全国外贸进出口总额的11.7%，深圳港连续多年居全球集装箱枢纽港第四位。这说明深圳的对外贸易在中国的国际贸易中占了一定的比例，现代物流的重要地位也不容忽视。鉴于深圳对外贸易的活跃性，本文采用深圳的数据，运用格兰杰因果检验方法对深圳对外贸易与现代物流的关系进行实证分析，以求更准确地揭示对外贸易与现代物流的关系。对深圳市对外贸易与现代物流的实证研究，也有助于检验理论对于分析深圳情况是否也是合适的。

1 定量分析方法的选择

1.1 格兰杰因果检验

判断一个变量的变化是另一个变量变化的原因，分析两个变量之间的因果关系，在计量经济学里面经常采用格兰杰因果检验的方法。在这里我们将运用格兰杰因果检验的方法对深圳对外贸易与现代物流的关系进行实证分析。

在孙敬水主编的 《计量经济学教程》 （2005）中，关于格兰杰因果检验是这样论述的。格兰杰因果性检验假定了有关y和x每一变量的预测的信息全部包含在这些变量的时间序列之中。检验要求估计以下回归：

其中白噪声u1t和u2t假定为不相关的。方程 （1）假定当前y与y自身已经x的过去值有关，而 （2）对x也假定了类似的行为。

对式 （1）而言，其零假设H0=：a1=a2=…aq=0

对式 （2） 而言， 其零假设 H0=：δ1=δ2=…=δs=0

通过对方程 （1）、 （2）中x和y的系数进行统计检验，检验其系数是否显著为零，以此来判断x和y之间的因果关系。对x与y的关系分为四种情况进行讨论： （1）x是y变化的原因，即存在由x到y的单向因果性。若拒绝式 （1）的零假设，同时接受式 （2）的零假设，则称x是引起y变化的原因。 （2）y是引起x变化的原因，即存在由从y到x的单向因果性。若拒绝式 （2）的零假设，同时接受式 （1）的零假设，则y称是引起x变化的原因。 （3）x和y互为因果关系，即存在x到y的单向因果性，同时也存在y到x的单向因果性。若拒绝式 （1）的零假设，同时拒绝式 （2）的零假设，则称x和y间存在反馈关系，或者双向因果性。 （4）x和y是独立的，或x与y间不存在因果性。若接受式 （1）的零假设，同时，接受式 （2）的零假设，则称x和y间相互独立或不存在因果性。

格兰杰因果检验的基本思想：一般地，由于将来不能预测过去，如果变量x是变量y的 （格兰杰）原因，则x的变化应先于y的变化。因此，在做y对其他变量 （包括自身的过去值）的回归时，如果把x的过去或滞后值包括进来能显著地改进对y的预测，就可以说x是y的 （格兰杰）原因 。类似地定义y是x的 （格兰杰）原因。

格兰杰因果检验方法要求因果关系检验的时间序列是平稳的或者存在协整关系。所以在分析之前，必须检验时间序列的平稳性。单位根检验是检验时间序列的一种正式的方法，本文采用ADF检验方法。而协整关系是针对非平稳时间序列的，如果时间序列是平稳的，则不需要进行协整检验。

1.2 ADF 检验 （Augmented Dickey-Fuller Test）

在进行时间序列平稳性检验时，主要使用单位根检验。而在进行单位根检验时，主要使用ADF检验。迪基（Dickey）和富勒 （Fuller）基于蒙特卡罗 （Monte Carlo）模拟运算计算出了τ统计量的临界值。而DF检验假定误差项ut是不相关的，但在ut相关时，迪基和富勒提出了一个被称为增广的迪基-富勒检验，也即ADF检验。ADF检验是通过三种不同的虚拟假设下构造的模型进行估计。在孙敬水主编的 《计量经济学教程》 （2005）中，提出了三种模型。

因为一开始不能知道哪种模型是正确的，所以采用试错法对三个模型都进行估计。而模型之间的估计结果是不会产生相互影响的。对下面的模型的估计，得出的结果对于上面的模型也会出现同样的结果。所以在实证分析中，一般采用简单的办法，对三个模型分别进行估计，如果其中一个模型出现单位根的话，就说明该时间序列是不平稳的。在这里模型选择的准则是AIC准则。本文的单位根检验和格兰杰因果检验都是通过Eviews5.0实现的。由于在实证分析中，本文最后得到的结论是两个时间序列都是平稳的，没有用到协整检验，所以在这里就不介绍了。

2 数据来源

本文采用的数据来自于深圳市统计局和深圳市年鉴，从1979年到2009年31年间深圳外贸进出口总额 （单位：万美元）Y和深圳港港口货物吞吐量 （单位：万吨）X。深圳的对外贸易用外贸进出口总额来代表。由于现代物流系统主要体现在仓储子系统和运输子系统上，所以，本文采用深圳港港口货物吞吐量来代表深圳的对外物流。

通过图1，我们可以看到深圳港口货物吞吐量和外贸进出口总额都呈现出不断增长的趋势，二者变动的方向和步调非常接近，几乎是协同发展的，可以初步判断二者存在均衡关系。

3 实证分析

3.1 单位根检验 （ADF检验）

首先对港口货物吞吐量X进行单位根检验，判断其平稳性，分别对ADF检验的三个假定模型进行检验。

模型 （1），在AIC准则最小的情况下，滞后期为1。由表1可知，t统计值为-4.207470，小于显著水平为5%的临界值，p值也小于显著水平为5%的临界值，则拒绝存在单位根，即时间序列是非平稳的原假设。说明在此模型下时间序列X不存在单位根，是平稳的。

表1 港口货物吞吐量X的ADF检验结果 模型 （1）

模型 （2），在AIC准则最小的情况下，滞后期为1。由表2可知，t统计值为-3.741904，小于显著水平为5%的临界值，p值也小于显著水平为5%的临界值，则拒绝存在单位根，时间序列是非平稳的原假设，说明在此模型下时间序列X不存在单位根，是平稳的。

表2 港口货物吞吐量X的ADF检验结果 模型 （2）

模型 （3），在AIC准则最小的情况下，滞后期为1。由表3可知，t统计值为-3.625724，小于显著水平为5%的临界值，p值也远小于显著水平为5%的临界值，则拒绝存在单位根，时间序列是非平稳的原假设，说明在此模型下时间序列X不存在单位根，是平稳的。

表3 港口货物吞吐量X的ADF检验结果 模型 （3）

从以上三个模型的ADF检验可以看出，都不存在单位根，说明时间序列港口货物吞吐量X是平稳的。

其次，对外贸进出口总额Y进行单位根检验，判断其平稳性，同样分别对ADF检验的三个假定模型进行检验。

模型 （1），在AIC准则最小的情况下，滞后期为1。由表4可知，t统计值为-5.063265，小于显著水平为5%的临界值，p值也小于显著水平为5%的临界值，则拒绝存在单位根，时间序列是非平稳的原假设，说明在此模型下时间序列Y不存在单位根，是平稳的。

模型 （2），在AIC准则最小的情况下，滞后期为1。由表5可知，t统计值为-3.852523，小于显著水平为5%的临界值，p值也小于显著水平为5%的临界值，则拒绝存在单位根，时间序列是非平稳的原假设，说明在此模型下时间序列Y不存在单位根，是平稳的。

表4 外贸进出口总额Y的ADF检验结果 模型 （1）

表5 外贸进出口总额Y的ADF检验结果 模型 （2）

模型 （3），在AIC准则最小的情况下，滞后期为1。由表6可知，t统计值为-3.503493，小于显著水平为5%的临界值，p值也小于显著水平为5%的临界值，则拒绝存在单位根，时间序列是非平稳的原假设，说明在此模型下时间序列Y不存在单位根，是平稳的。

表6 外贸进出口总额Y的ADF检验结果 模型 （3）

从以上三个模型的ADF检验可以看出，都不存在单位根，说明时间外贸进出口总额Y是平稳的。

从以上对时间序列X和Y的单位根检验中，得到这两个时间序列都不存在单位根，即是平稳序列，而格兰杰因果检验要求因果关系检验的时间序列是平稳的或者存在协整关系，在这里时间序列X和Y都是平稳的，满足格兰杰因果检验的要求，可以对这两个时间序列进行格兰杰因果检验了。

3.2 格兰杰 （Granger） 因果检验

通过对港口货物吞吐量X和外贸进出口Y的单位根检验，知道这两个时间序列是平稳的。就不需要进行协整检验了。平稳的时间序列满足格兰杰因果检验的要求，可以通过格兰杰因果检验方法来检验二者是否存在因果关系。考虑到合同履行和货物运输之间出现的时滞效应，在对其进行因果关系进行检验时，本文采用滞后1到4期来分析二者是否存在因果关系。在滞后1到4期中，格兰杰因果检验得到的结果如下：

表7 港口货物吞吐量X和外贸进出口总额Y的因果关系

由格兰杰因果检验结果表7可知，在港口货物吞吐量X和外贸进出口总额Y的关系中，在滞后1到4期，无论是在1%还是5%的显著水平下，F统计值都大于其临界值，F值在统计上是显著的， p值也小于1%或5%的显著水平，可以拒绝原假设。这就说明，港口货物吞吐量X是外贸进出口总额Y的原因，同时外贸进出口总额Y也是港口货物吞吐量X的原因。二者之间存在互为因果关系，二者相互作用，相互影响。同时，从上表我们可以看到，在滞后1期，X→Y的F统计值小于Y→X的F统计值，说明从短期看，对外贸易对现代物流的促进作用比现代物流对对外贸易的促进作用大；从滞后2期起，X→Y的F统计值大于Y→X的F统计值，说明从长期来看，现代物流对对外贸易的促进作用要比对外贸易对现代物流的促进作用要大。从p值来看，无论滞后期是几期，X→Y的p值都接近于零，这说明现代物流对对外贸易的促进作用是非常显著的；而在Y→X的滞后1期的p值中，p值也是接近于零，说明对外贸易对现代物流的促进作用也是很显著的，在滞后的2、3、4期中，p值就没有那么小，不那么接近于零了，说明对外贸易对现代物流的促进作用远期没有近期的作用显著，时期越近，对外贸易对现代物流的促进作用就越显著，而过去的时期，对现代物流的作用就不再那么显著了。

4 结 论

通过以上对深圳对外贸易与现代物流关系的实证分析，知道深圳对外贸易与现代物流存在着相互促进的因果关系。实证分析印证和检验了理论上关于贸易与物流存在反馈性的因果关系，二者相互制约、相互促进、互为因果的结论。了解到对外贸易与现代物流存在紧密的联系，对深圳发展对外贸易和现代物流有很重要的理论和现实意义。在理论上，有助于我们更好的研究对外贸易与现代物流的关系，以及通过理论的创新和发展来从理论和战略上更好地指导二者的发展，协调好二者的关系，以求二者互相促进，共同发展。在现实上，有助于深圳积极通过建立更完善更先进的物流系统来促进对外贸易。同时要意识到随着对外贸易中商品和服务的内容、形式等发生新的变化，以及经济发展方式的转变和产业结构的升级等等，这些都对现代物流产生了新的需求和更高的要求，深圳建设现代物流必须适应新形势，有所创新和发展，以期发挥其重要的保证作用。

[1]王领.对外贸易与现代物流关系的实证研究——基于上海市1978-2008年的数据[J].国际贸易问题，2010(1)：59-65.

[2]杨长春.论国际贸易与国际物流的关系[J].国际贸易，2007(10)：28-31.

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

[4]古扎拉蒂.计量经济学基础[M].北京：中国人民大学出版社，2005.

[5]孙敬水.计量经济学教程[M].北京：清华大学出版社，北京交通大学出版社，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

陈夏妍（1986-），女，广东揭阳人，深圳大学经济学院硕士研究生，研究方向：区域物流与交通经济。