港口贸易论文范文第1篇

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。

港口贸易论文范文第2篇

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。

港口贸易论文范文第3篇

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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港口贸易论文范文第4篇

2013年9月29日，中国政府成立上海自由贸易区。这是中国实行更加积极主动开放战略的一项重大举措，也是从利率自由化到资本账户开放的改革尝试，将会拉动外商投资、制度管理、金融服务的全面创新。

【关键词】

上海自由贸易区;金融投资;发展模式

一、上海自由贸易区的总体状况

（一）上海自由贸易区比较优势

1.消费市场广阔

中国拥有全世界最广阔的消费市场和接近十四亿人口的消费群体。上海自由贸易区的建立，一方面将会促进我国贸易总量的激增，利用优惠的关税政策吸引外国商品流入中国，随着商品种类的增多，消费群体的购买欲望得以满足。

2.政府政策扶持

中国政府通过上海自由贸易区的经济试点，旨在突破经济发展的瓶颈，实现新的经济增长。为更好地发挥上海自由贸易区的自身优势。政府制订了完善的法律规定与发展政策，切实保障自由贸易内的经济活动和金融服务。

（二）上海自由贸易区的港口分析

1.洋山保税港区

洋山港区是天然的深水港区，主要发展和提供集装箱进出口贸易，在上海自由贸易区成立后，洋山港区的集装箱吞吐量持续上升。同时，洋山港区配备有保税仓库，具备了保税物流、采购配送、航运市场等产业和服务功能。集装箱深水港码头作业区域主要在岛屿部分，提供了广阔的集装箱运输平台。

2.外高桥港区

外高桥港区是上海港在浦东新区新建的综合性码头。主要目的是为浦东新区和长三角地区的经济发展提供服务，并将逐步发展成为上海港以接纳第三、第四代国际集装箱为主体的内、外贸相结合的深水港区。

二、上海自由贸易区发展中面临的问题

（一）贸易失衡影响

长期处于贸易顺差的地位，引起人民币汇率的波动。我国出口商品大部分价格低廉，能够快速地占有国外市场。近年来西方发达国将多次向我国政府施加压力，要求人民币升值。

（二）经济全球化带来的风险和危机

1.全球化进程中的劣势地位

经济全球化是世界发展不可逆转的趋势，经济全球化加强了国家间的交流与合作，使世界逐渐连成一个整体。中国是一个发展中国家，从而使得自身在全球化进程中往往处于不利地位。

2.产业转移带来的资源枯竭与环境污染

产业转移对发展中国家造成的资源与环境问题日益严重，外国企业使得发展中国家的自然资源不断枯竭，阻碍了发展中国家经济发展的步伐，损害了发展中国家的经济利益和社会利益。

三、上海自由贸易区发展模式的构想

（一）沿江双线模式

沿江双线模式，是指以长江为中心线，将长江南北两岸重要城市连接为两条线，分为长江上行线与长江下行线，两线最终汇聚在上海。上海自贸区内企业可以作为内地进口商的人，直接与外商进行谈判，促进对外交流的同时，拉动了沿江与内陆城市的投资和消费需求。

（二）沿海单线模式

大连港进行货物储存，东北地区的农产品和工业制成品在大连港口进行存放。青岛港对华北地区的贸易产品进行储存，烟台港进行中转，协调青岛港与大连港之间的货物运输，承接两港口的部分吞吐量哥存放量。

（三）与发达国家定点合作模式

纵观世界经济发展史，发达国家建立的自由贸易区起步较早，发展历程悠久，例如欧洲自由贸易联盟、北美自由贸易区等等。

上海可以与外国自由贸易区内的城市进行文化交流和经济往来，利用中国与欧美发达国家的国家年活动，进行交流合作。上海自由贸易区要学习欧美发达国家自由贸易区内的港口建设、基础设施、调度管理、金融政策等，适时地引进相关国外人才进行管理和建设，最终实现上海自由贸易区的长远发展。

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港口贸易论文范文第5篇

[关键词]广东省；现代物流；对外贸易；实证分析

[中图分类号]F064.1 [文献标识码]A [文章编号]2095-3283（2014）03-0024-04

一、文献综述

（一）关于国际物流与国际贸易关系的研究

关于定性方面的研究主要有：李永生、张丽芳（2006）认为物流成本对国际贸易具有直接影响；陈世军（2012）从物流成本（国际贸易物流成本主要包括库存成本、运输成本和管理成本）角度研究了国际物流对国际贸易促进机制的影响。张艳丽（2012）通过对我国国际物流以及国际贸易的发展现状及存在问题的分析，阐述了国际物流业的迅速发展在我国经济及国际贸易的发展进程中起着关键性的作用。

关于定量方面的研究主要有：孔原（2010）选取了我国2002―2008年进出口总值、港口外贸货物吞吐量两个指标；林青（2009）选取了1991―2008年间的货物运输周转量、港口集装箱吞吐量以及进出口贸易总额三个指标；黄正松（2011）选取了1992―2008年间的铁路货物周转量、公路货物周转量、水运货物周转量、民用航空货物周转量、管道输油（气）量以及进出口贸易总额6个指标，研究了中国对外贸易与物流发展之间的关系。研究结果表明我国进出口贸易的快速发展对我国国际物流产业的拉动效应非常微弱，而国际物流的快速发展可以有效促进进出口贸易的发展。

（二）以省市为研究对象的区域物流与对外贸易关系的研究

王领（2010）基于上海市1978―2008年货物运输量、港口货物吞吐量与进出口相关数据研究了上海市现代物流与对外贸易的关系；肖慧慧（2011）选取了云南省1989―2008年间货物周转量、货物运输路线长度与进出口贸易总额三个指标；俞雅乖（2012）选取了浙江省1986―2009年间货物运输量、港口货物吞吐量、进出口总额和地区生产总值4个指标，还有学者对北京、辽宁等区域的研究，研究结果表明进出口贸易的快速发展对区域物流产业的拉动效应非常微弱，而区域物流的快速发展可以有效促进进出口贸易的发展。

学者对广东省区域物流的研究则主要侧重于对广东省经济增长与其他行业的互动关系研究。如李松庆（2010）对广东省物流产业与经济增长的互动关系进行分析；曹建新、黄尔妮（2009）从广东省物流业对区域经济发展的效用角度进行了统计分析；吴冬玲（2010）对广东省物流业与现代服务业的关联度进行了研究；杨勇（2012）研究了广东省制造业与物流业联动发展，而对于广东省物流业对对外贸易的影响方面研究比较缺乏。本文基于广东省1991―2011年的统计数据，运用协整检验、Granger 因果检验等方法对广东省物流与对外贸易之间的长期和短期的动态关系进行分析，旨在为发展广东省现代物流和对外贸易提供理论依据。

二、广东省现代物流与对外贸易关系的实证分析

（一）变量的确定及模型

为了研究广东省现代物流与对外贸易之间的关系，必须要选取合适的变量并建立模型。本文选取地区生产总值（GDP）作为衡量经济发展的指标，选择进出口总额（XM）作为对外贸易的衡量指标，而衡量现代物流的指标，目前还没有统一的统计口径，本文选取港口货物吞吐量 （TTL） 和货物运输量 （YSL） 作为衡量现代物流的指标。为了减少数据的波动对结果造成的影响，对数据进行自然对数化的处理。综合考虑各种因素并结合市场化构建如下实证模型：

LNXM=α1LNYSL+α2LNGDP+α3LNTTL+C+μ

C为常数，μ为随机误差项。

本文的样本区间为1991―2011年，数据根据 《广东统计年鉴》整理所得。

（二）模型的时间序列分析

1.单位根检验

为了避免伪回归问题，在对LNGDP、LNTTL、LNYSL、LNXM进行分析以前，需要对变量序列进行平稳性检验，以判断各序列是否具有平稳性及单整阶数。首先，使用Eviews软件对变量LNGDP、LNTTL、LNYSL、LNXM绘制时序图以确定该时间序列是否含有截距和趋势项。

从表4可以看出存在协整关系，在给定 5%的显著性水平下，无论是迹检验还是特征值检验都表明LNXM与LNGDP、LNTTL、LNYSL个变量之间存在着协整关系，协整方程如下：

LNXM=0.787492*LNGDP+0.468016*LNYSL+0.406238*LNTTL+1.265086

从协整方程可以看出，进出口贸易总额对数值与GDP对数值是正向的，与预期是一致的，GDP对数值影响着进出口贸易总额对数值。GDP对数值弹性为0.787492，GDP对数值每增1%，进出口贸易总额对数值将增加0.787492%，对应的P值小于0.05，结果显著。港口货物吞吐量总额弹性为0.406238，表明港口货物吞吐量总额上升1%，进出口贸易总额对数值将增加0.406238%，对应的P值小于0.05，结果显著。LNYSL弹性为0.468016，表明LNTTL上升1%， 进出口贸易总额对数值将增加0.468016%，对应的P值小于0.05，结果显著。

3.向量误差修正模型（VEC）

以上检验显示，变量之间存在协整关系，也就是以上的VAR模型中存在协整关系，但是其中存在着某些误差项，为了避免“伪回归”和“异方差”，更好反映经济的运行以及波动状况，需要进行误差修正。

通过表5可以看出误差修正项（ECM）对于进出口贸易总额和各个变量的影响力度。从估计结果可以看出，进出口贸易总额方程的 ECM 系数是0.256672，说明进出口贸易总额的实际值与均衡值大约25%的差距能够得到清除或者修正，当方程发生波动和偏离时，误差修正模型中的误差修正项会用0.256672的调整力度将误差项调整到长期均衡状态下，研究发现误差修正项的系数较小，表明调整力度较弱，本文中的自变量的变动受到其自身滞后项中滞后一年的影响，而且这个影响是显著的，表明和误差修正项对于变量的影响是长期稳定和均衡的。

误差协整后的可决定系数为0.259187，F值为0.909657，最大似然值为20.60587，可知误差修正模型拟合良好。

4.变量的格兰杰因果关系检验

通过以上的协整方程可知：LNGDP、LNTTL、LNYSL与LNXM存在着协整关系，也即说明变量之间存在长期关系且关系稳定。为了检验各个变量之间的因果关系，本文采用Granger的因果分析法对以上变量进行因果关系检验，检验结果见表6。

三、结论及建议

（一）强大的物流产业是对外贸易持续快速发展的基础

协整分析表明，港口货物吞吐量总额、货物运输量、GDP均会对进出口贸易总额产生显著影响，且影响为正。即当港口货物吞吐量总额、货物运输量、GDP增加时，进出口贸易总额均会增加，且呈长期稳定状态；格兰杰因果检验表明，港口货物吞吐量总额、货物运输量、GDP均是进出口贸易总额的格兰杰原因，即港口货物吞吐量总额、货物运输量、GDP增加时，进出口贸易总额也会增加。但是，港口货物吞吐量总额、货物运输量、GDP对进出口贸易总额的影响不是立即显现的，而是存在一定的滞后期。

由此可见，大力发展广东省现代物流业能够为其对外贸易提供良好的物流环境，从而促进第三产业的快速发展，为广东省外贸经济可持续发展奠定坚实基础。因此，广东省物流企业要进一步加强基础设施建设，加快物流标准化和信息化步伐，从而促进广东省物流与进出口企业的互动发展。

（二）广东省港口货物吞吐量和货物运输量与进出口总额之间存在单向因果关系

进出口额增加会在长期内促进广东省货物运输量和港口货物吞吐量的增加，但港口货物吞吐量和货物运输量的增加并不一定对广东省进出口贸易发展起到推动作用。广东省进出口贸易的快速发展对国际物流的拉动效应表现不显著，即快速发展的进出口贸易并没有有效提升国际物流产业水平。

经过三十多年的改革开放，广东省已经成为世界级的加工制造中心，但其进出口贸易的主要形式仍为加工贸易。2012年广东省外贸进出口总值为9838.2亿美元，同比增长7.7%，高于全国增幅1.5个百分点，占同期全国外贸总值的25.4%。其中，加工贸易进出口5298.6亿美元，同比增长4.4%，占同期广东省进出口总值的53.9%。在加工贸易的各项环节中，国内企业往往只从事简单的加工装配环节业务。而现代物流不是传统意义上的仓储、运输服务，而是包括运输、仓储、包装、装卸、流通加工、配送、信息处理等一系列的经济活动。因此，广东省物流企业要加强与进出口企业的对接，充分了解进出口企业的物流需求；加强与外资物流企业合作，深度参与国际分工和国际物流业务，加快提升国际物流服务水平和能力。

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