港口經(jīng)濟(jì)與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)聯(lián)性分析

港口經(jīng)濟(jì)與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)聯(lián)性分析

0資源配置樞紐的轉(zhuǎn)型與港口經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)聯(lián)性世界經(jīng)濟(jì)的發(fā)展是如此緊密。在經(jīng)濟(jì)全球化和全球產(chǎn)業(yè)鏈一體化的推動(dòng)下，許多國家和地區(qū)的港口已經(jīng)完成了從交通基礎(chǔ)設(shè)施向世界市場資源配置樞紐的轉(zhuǎn)變，這是國際貿(mào)易和運(yùn)輸鏈的重要組成部分。港口經(jīng)濟(jì)的發(fā)展與一個(gè)國家的經(jīng)濟(jì)增長密切相關(guān)。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(yùn)輸也日益成為我國港口經(jīng)濟(jì)的主體和動(dòng)力，港口產(chǎn)業(yè)為我國國民經(jīng)濟(jì)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(yùn)輸。因此，本文擬從實(shí)證的角度，分析中國港口的發(fā)展與國民經(jīng)濟(jì)發(fā)展的關(guān)聯(lián)性。1發(fā)展水平指標(biāo)度量國民經(jīng)濟(jì)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(jì)增長的度量指標(biāo)；而進(jìn)出口額既是GDP的組成部分，又是經(jīng)濟(jì)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(jì)影響的特點(diǎn)，另外選取貨物進(jìn)出口總額（EM）作為對經(jīng)濟(jì)增長度量的另一個(gè)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）。1980～2006年中國GDP數(shù)據(jù)和貨物進(jìn)出口總額均來自萬德（WIND）情報(bào)資訊數(shù)據(jù)庫，2007年數(shù)據(jù)補(bǔ)充來自《中國統(tǒng)計(jì)年鑒2008》，GDP為名義值，單位億人民幣，貨物進(jìn)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(jì)，數(shù)據(jù)來自歷年《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》，單位萬噸。2描述統(tǒng)計(jì)分析與相關(guān)試驗(yàn)2.1我國進(jìn)出口貨物總量由表2,1980～2007年，我國GDP均值為63590.85億人民幣，進(jìn)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(shí)間我國GDP增長54.23倍；1980～2007年我國進(jìn)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(shí)間我國進(jìn)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(shí)間增長16.86倍。港口吞吐量沒有象GDP和進(jìn)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(diǎn)的顯著，同時(shí)也可以初步推斷港口與經(jīng)濟(jì)增長之間不是線性關(guān)系，港口發(fā)展對經(jīng)濟(jì)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(jìn)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(jìn)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(diǎn)。由此懷疑1980～2007年我國GDP、進(jìn)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主要港口貨物咀嚼與當(dāng)期gdp的相關(guān)關(guān)系采用Pearson相關(guān)性檢驗(yàn)和Spearman配對樣本相關(guān)性檢驗(yàn)分別檢驗(yàn)1980～2007年沿海港口貨物吞吐量與GDP和進(jìn)出口貨物總額的相關(guān)關(guān)系，檢驗(yàn)結(jié)果如表3和表4。Pearson相關(guān)性檢驗(yàn)和Spearman相關(guān)性檢驗(yàn)均顯示1980～2007年我國主要港口貨物吞吐量與當(dāng)期GDP和進(jìn)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(yàn),說明這種相關(guān)性具有統(tǒng)計(jì)意義?？梢該?jù)此建立港口貨物吞吐量與當(dāng)期GDP和進(jìn)出口貨物總額之間的線性模型:3測量分析3.1樣品的單位根檢驗(yàn)和協(xié)整性檢驗(yàn)非平穩(wěn)系列可能存在偽回歸，首先對數(shù)據(jù)進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。鑒于ADF檢驗(yàn)遭受的置疑，采用ADF檢驗(yàn)和PP檢驗(yàn)聯(lián)合對1980～2007年中國GDP、進(jìn)出口貨物總額和沿海港口貨物吞吐量序列進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如表5。單位根檢驗(yàn)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(jìn)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(shí)際意義；進(jìn)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(yàn)進(jìn)一步檢驗(yàn)兩者之間的協(xié)整關(guān)系。3.2一般不規(guī)則試驗(yàn)和非結(jié)合體檢驗(yàn)3.2.1em與沿海港口貨物咀嚼的協(xié)整檢驗(yàn)Banerjee-Dolado-Hendry-Smith(1986)運(yùn)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(jì)特性不是很好。由于總樣本為28個(gè)，所以具有小樣本（≤30）特性，采用JJ檢驗(yàn)法檢驗(yàn)進(jìn)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(yàn)結(jié)果顯示進(jìn)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(jìn)出口貨物總額與沿海港口貨物吞吐量之間存在長期動(dòng)態(tài)穩(wěn)定的關(guān)系。因此，對進(jìn)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(jìn)行參數(shù)估計(jì)取得的參數(shù)值具有BLUE性，同時(shí)也可以對兩者直接進(jìn)行Granger非因果關(guān)系檢驗(yàn)。3.2.2er因果檢驗(yàn)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(yàn)。格蘭杰因果檢驗(yàn)受到數(shù)據(jù)平穩(wěn)性、小樣本性和真實(shí)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(yàn)得出“變量之間存在因果關(guān)系”時(shí)，將以90%以上的概率保證其正確性。對協(xié)整序列進(jìn)出口貨物總額EM和沿海港口貨物吞吐量SGK進(jìn)行Granger非因果關(guān)系檢驗(yàn)。EM和SGK之間Granger非因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果如表7，檢驗(yàn)結(jié)果顯示進(jìn)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(jìn)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(jìn)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(jìn)一步發(fā)展引致貿(mào)易發(fā)展。3.3采用最小二乘法進(jìn)行經(jīng)濟(jì)解釋由Granger非因果關(guān)系檢驗(yàn)，進(jìn)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(yùn)用最小二乘法進(jìn)行參數(shù)估計(jì)并對模型進(jìn)行修正，得到下面的模型：式（1）就是進(jìn)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(diǎn)，式（1）估計(jì)的參數(shù)不僅具有BLUE性而且具有超一致性，可以用估計(jì)的參數(shù)進(jìn)行經(jīng)濟(jì)解釋。1980～2007年進(jìn)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(jìn)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(jì)增長正相關(guān)并對經(jīng)濟(jì)增長具有乘數(shù)效應(yīng)。假設(shè)成立。通過對模型修正，得到誤差修正模型的估計(jì)結(jié)果，如下：式2就是進(jìn)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(jìn)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(xiàng)et-1的系數(shù)-0.522331為負(fù),符合誤差修正機(jī)制，進(jìn)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(jì)量顯著，說明誤差修正機(jī)制效果明顯。4加工制造業(yè)出口貨物總量增長情況從現(xiàn)有的理論出發(fā)，實(shí)證分析結(jié)果表明：1980～2007年我國港口發(fā)展水平與經(jīng)濟(jì)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(jìn)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)