进口贸易流程大全11篇
时间：2023-06-02 15:09:26
进口贸易流程篇（1）
2方法、变量及数据
2.1研究方法
本文首先对物流与进出口贸易的关系进行相关分析,目的是验证物流业对进出口贸易是否有促进作用,影响是否显着。然后,运用弹性理论,通过计算“物流-进出口贸易弹性”,即物流发展速度与进出口贸易增长速度之间的变动比率,来测算现代物流发展对进出口贸易增长的影响程度,以及其程度随时间的变动趋势。
2.2变量及数据来源
衡量进出口贸易的指标,一般选取具有代表性的进出口总额。而衡量现代物流发展水平的指标,由于缺乏统一的统计口径,不同学者选择的指标没有统一的标准,已有研究大多以货运量、货物周转量或港口货物吞吐量等指标为代表。从进出口贸易涉及的物流系统来看,其物流环节包含运输、仓储、检验、报关、包装、装卸搬运,以及信息处理等作业内容,其中,运输是必须的环节,故本文选择了货物周转量作为衡量物流发展水平的指标。数据来源于《浙江省统计年鉴》(2010),考虑到数据的可得性和一致性,选取1986—2009年间的数据。
3实证分析
3.1物流产业发展与进出口贸易增长的相关性
在相关性分析之前,首先对进出口总额和货物周转量的逐年变化情况作描述性分析,以掌握其变化的总体趋势,表1是浙江省1986—2009年进出口总额和货物周转量的统计数据。依据表1,绘制出1986—2009年浙江省进出口总额与货物周转量变化趋势图①,见图1。由图1可知,进出口总额与货物周转量的变化趋势大体一致,这初步说明浙江省物流业与进出口贸易之间存在正向相关关系,即物流业的发展对进出口贸易具有促进作用。为了说明物流业发展对进出口贸易增长的显着影响,下面利用统计数据进行回归分析。以进出口总额为因变量,设为Y,货物周转量为自变量,设为X。根据表1的进出口总额与货物周转量相关数据,运用SPSS软件进行回归分析,通过比较多种拟和方法得知,二次曲线(Quad-rati)拟和模型较好地反映浙江省物流与进出口贸易之间的变化趋势。回归结果见表2,调整后判定系数为0.9923,接近1,表明方程解释能力强,变量以5%的显着性通过t检验。回归方程显着性经过检验,F=1482.790,P=0.000<0.01,表明回归方程是显着有效的。回归方程如式(1):Y=-121.873+0.3129X+0.0000118X2(1)
3.2物流产业发展对进出口贸易增长促进程度的弹性分析
(1)测算模型
通过相关性分析,得知浙江省物流业的发展对进出口贸易具有显着的促进作用。为了进一步分析物流对进出口贸易增长的影响程度,本文利用经济学中的弹性理论进行定量测算。弹性分析是计算一个变量对另一个变量变化的敏感性的工具。本文以“区域物流-进出口贸易弹性”一词作为衡量浙江省进出口贸易对物流业变化的敏感程度。进出口贸易额设为变量Y,货物周转量设为变量X,物流-进出口贸易弹性计算模型如式(2):E=dYdX?XY(2)
(2)物流产业发展对进出口贸易增长影响程度的测算
根据回归方程Y=-121.873+0.3129+0.0000118X2可得式(3):dYdX=0.3129+0.0000236X(3)运用物流-进出口贸易弹性计算模型,求得弹性系数E,见表3,1986—2009年间,浙江省区域物流-进出口贸易平均弹性为2.9,表示在其他因素不变的情况下,货物周转量每提高1%,进出口总额约提高2.9%,说明浙江省物流业较大程度上推动了进出口贸易的增长。
(3)不同时段物流业对进出口贸易影响程度的比较表3显示,1986—2009年间不同年份的物流-进出口贸易弹性差异较大,从具体数据来看,弹性系数从1986年的8.4694,下降到2009年的1.3460。为了分析不同时间段物流对进出口贸易的影响程度,以每5年为一个时间段,计算1986—2009年不同时间段的物流-进出口贸易弹性平均值,结果表明,不同时间段的弹性均值从1986-1990年的6.57,下降到2006—2009年的1.25,弹性均值呈现下降的趋势,表明浙江省物流业发展对进出口贸易增长的促进作用有所趋缓。为了分析物流业对进出口贸易的影响随时间的变动趋势,以1986年作为时间t=1,对物流—进出口贸易弹性与时间t的关系进行回归分析。通过比较多种拟合模型,决定采用三次曲线(CUBIC)模型。拟合曲线如图2所示,回归结果见表4,调整后的拟合优度为0.98915,与1极为接近,表明方程解释能力强。变量均以1%的显着性通过t检验。回归方程显着性经检验,F=700.05937,P=0.000<0.01,表明回归方程显着有效。拟合方程如式(4):E=9.790957-1.3076t-0.0689t2-0.001232t3
(4)由方程(4)计算2010—2014年的物流-进出口贸易弹性指标值,见表5,浙江省物流-进出口贸易弹性呈下降趋势,表明浙江省物流业应进行产业调整,转变增长方式,从“粗放型增长”转变为“集约型增长”,以促进进出口贸易的增长。
4结论与建议
4.1结论
进口贸易流程篇（2）
2物流业与进出口贸易关系分析
一般来说，物流业与进出口贸易存在正相关关系，基于以上认识，本文选取货物周转量指标代表华北地区物流业发展水平，进出口总额代表华北地区进出口贸易发展水平，并运用相关性分析和弹性分析两种统计学分析方法，实证检验物流业对华北地区进出口贸易的发展是否有影响，以及影响程度。
3.1货物周转量和进出口总额的相关性分析对货物周转量和进出口总额进行相关性分析，其目的是验证物流业对进出口贸易是否有积极的影响，如果有影响，影响程度的显著性如何。华北地区2003-2012年间货物周转量和进出口总额的统计数据
3.2货物周转量和进出口总额的弹性分析以上研究通过相关性分析验证了华北地区物流业发展对其进出口贸易具有正面的促进作用，但无法计算出影响程度有多大。本部分研究以经济学原理中的弹性理论为依据，力求定量分析出华北地区物流业发展的变化引起进出口贸易变化的幅度有多大。
进口贸易流程篇（3）
随着国际间进出口贸易的不断增多,各国之间贸易的依存度也在不断增强,这表明了国与国之间的世界联系越来越紧密,各国之间的经济联系越来越紧密,也侧面表明了进出口贸易物流在世界范围内有着越来越大的发展空间。
(二)国际间产业结构的调整,为进出口贸易物流发展提供了新的服务对象和服务内容
随着经济全球化和国际贸易一体化的逐步推进,越来越多的国家卷进了国际贸易中来,各个国家之间优势互补资源优化配置互相依存的程度不断提高,传统的两极配对国际垂直分工体系逐步发生改变。国际间进出口贸易的结构也在发生不断的变化,国际间新的分工、新的布局,不单单导致了国际进出口贸易物流的走向和布局,也决定了进出口贸易物流新的服务内容、服务对象。
(三)随着进出口贸易的内涵发生了变化,进出口贸易物流也有了新的服务要求
近些年来,在国际贸易中零部件贸易以年平均增长率14%的速度向前发展,加工贸易得到了前所未有的发展,从全球制成品贸易比重来看,从原来的18%增长到了现在的27%。这需要一个强大的物流体系运作支撑,只有一个完整的物流供应链才能帮助完成这个工程。随着全球信息化的进步,信息化时代的到来,当今社会已经不再是大鱼吃小鱼的社会,竞争逐步转变为快鱼吃慢鱼的特点。对于国际进出口贸易的物流系统来说,对它的发展提出了更高的要求。作为新兴的服务行业,进出口贸易物流伴随着国际贸易有着越来越为广阔的前景。
(四)随着国际市场的开放性进一步提高,进出口贸易物流有了更为稳定的基础
WTO的成立,GATT八轮关税的谈判,对于经济贸易全球化和经济贸易自由化来说,国际间贸易合作进一步加强,国际市场和区域市场进一步开放,为国际间进出口贸易物流的发展消除了许多难以克服的制度。进出口贸易物流的发展提供了一个更为稳定的平台,为进出口贸易的物流在更大区域、更广范围、更高层次的参与到国际竞争中去提供了条件。
二、 对未来进出口贸易物流发展趋势的探讨
(一)从管理的角度来看,未来进出口贸易物流管理趋向于网络化
基于现代信息技术的发展,优化物流过程加强资源配置成为了未来物流发展的最本质特征,而随着标准化和信息化在物流整合过程中让物流的信息更加普及、更加趋向于共享,整个物流系统变成了一个阡陌纵横、四通八达的物流网络,物流系统的网络覆盖面更加阔大、物流更加网络化。
(二)从物流系统的角度来看,未来进出口贸易的物流系统更加集成化
为了适应经济全球化背景下的物流无国界发展趋势,未来的进出口贸易物流系统逐步集成化,从传统的点到点之间的物流转变为现在乃至于将来的产品从生产到销售到回收一体化的物流,或者是将社会物流、国内物流、企业物流、国际物流等各个物流系统,通过统筹规划来合作掌控商品流动,争取做到效益的最大化,让成本最低化,未来的进出口物流竞争,趋向演变成一个物流体系和其他物流体系之间的竞争,物流集成化之间的竞争,是既有竞争又有合作的“共赢”关系。
(三)从物流标准的角度来看,未来进出口贸易物流的标准更加趋向于统一化
随着国际经济一体化的不断深入,世界上的各个国家都特别重视本国物流同世界物流之间的相互衔接,努力在本国物流发展的前期,就力求国际化标准,各国进出口贸易的物流标准化变成了全球性的问题,一些国际上的物流行业协会,已经开始了在技术规格、交易条件、管理手段等方面推行统一的国际标准,物流的国际标准化进程进一步加快。
(四)从物流配送的角度来看,进出口贸易物流的配送趋向于精细化
现代社会的发展,让各个部门、各个产业之间的依赖程度越来越为紧密,也越来越为复杂,物流行业做为经济社会有机连接的交换纽带,在处理竞争日益激烈且又瞬息万变的市场关系时,必须要求它具有更快的协同配合能力、更快的响应速度。在进出口贸易物流的环节上,为了实现无时差、小阻力的协同,各合作部门之间合作更加紧密。从20世纪80年代开始,美欧一些发达国家开始了一场 “物流革命”,其内容是对物流各种要素进行整合,让物流活动专业化、系统化和精细化。
(五)从物流流通性来看,未来进出口贸易的物流将更趋向于便利化
随着国际贸易的急剧扩大,为了物流的便捷性,很多国家将物流货舱建立在靠近交通枢纽的地方,形成了一系列依托港口和机场的大型进出口国际贸易的物流中心。通过这些中心的中转,让整个进出口贸易物流变得更加快速、便捷,让整个物流系统的发展更加趋向于便利化。
三、从中国目前的进出口贸易的物流系统发展角度探究其发展策略
(一)加强我国进出口贸易物流的信息化和标准化
从我国目前进出口贸易物流的现状来看,整体上处于起步阶段,虽说近几年得到了较快发展,但依旧没有摆脱传统物流发展模式。我国的进出口贸易物流如果要真正地强大起来,适应国际化竞争,打入国际市场,必须提高其信息化和标准化进程。
(二)加强进出口贸易物流中物流园区的建设
从目前来看,我国具有规模化的、专业性强的物流园区已有很多,但是相对分散,园区的集成化优势尚未发挥出来。所以我们必须以国际化标准对物流园区进行合理规划,催进物流管理,加强整体建设,提高综合竞争力。
(三)利用我国国际贸易中地位,发展进出口贸易物流产业
从我国目前在国际外贸中的地位来说,2008年中国的世界排名从改革开放初期的第32位上升到了第三位。2007年之后中国的集装箱吞吐量连续数年稳居世界第一,面对如此规模的中国外贸地位,中国进出口贸易物流有着强大的靠山。所以,中国的进出口贸易物流产业必须要运用好这个优势资源,把握机会、深化改革、提高自身科学发展,紧紧依靠国际贸易所产生的强大物流资源,让中国的进出口贸易物流产业得到突出的、稳健的发展。
进口贸易流程篇（4）
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。
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进口贸易流程篇（5）
中图分类号：F713.581
文献标识码：A
文章编号：1003-4161(2012)03-0127-06
在2011年3月举办的“虹桥贸易论坛：国际贸易中心建设国际经验和立法研讨会”上，国际贸易专家以纽约为例，明确地强调了供应链管理在国际贸易中心建设中的地位，把它称为继要素禀赋、地理位置和关税政策之外，影响一个城市成为国际贸易中心的第四个决定性因素。由此可见，供应链管理已成为当前国际贸易专家关注的焦点。国际贸易中心正是全球供应链上的一个重要节点，在当下“供应链管理为王”的贸易新时代里，纽约、东京等成熟国际贸易中心的供应链中心集聚和高效供应链管理的成功案例，应成为上海国际贸易中心建设与努力的方向。
从国际贸易的标的来看，货物贸易产生得最早，也是服务贸易、技术贸易产生和发展的根基，在国际贸易领域占据主导地位。通常，分析某国或地区的货物贸易情况时必定会涉及贸易额、贸易流向两个基本要素，前者是参与贸易的货物价值总金额，反映了国家之间、地区之间的贸易规模；后者是指贸易货物的流动方向，反映了不同国家、地区的资源禀赋特征。如果从物流和供应链的角度来看，货物贸易其实就是一种“货物流”，是一种在贸易合同规定下完成的国际物流(国际贸易)或区间物流(国内贸易或国际贸易)。按照对物流的理解，这种货物流其实包含了流体、流量、流向、流程、流速、流动载体六大要素，涉及参与贸易的企业、、国家机构等。因此，在研究供应链整合和上海国际贸易中心建设时，非常有必要研究在国际贸易中占据重要地位的货物贸易，以及由此产生的货物流问题。
一、货物贸易与货物流
货物贸易即有形商品贸易，是各国或地区根据自己的生产情况，将富余物资出口到国外，同时将自己生产和人民生活所缺乏的物质进口到国内的一种“货物流”。按照物流与供应链的理解，这种货物流包含了流量、流体、流向、流程、流速、流动载体六大要素。
第一，流量：即参与贸易的货物价值总金额，反映了国家之间、地区之间的贸易规模，也就是通常所说的进口额、出口额和进出口总额。
第二，流体：即指参与贸易的货物内容，如石油、铁矿石、原到木、粮食、电子产品等，而各种货物在贸易中的份额构成则反映了商品贸易的结构。
第三，流向：指贸易货物的流动方向。从贸易流向的区域分布来看，各地区主要出口地区为本地区，如欧洲内部贸易的比例高达70.9％。除本地区外，一个地区的贸易流向也相对集中于其他发达国家较为集中的地区
第四，流程：指贸易货物从出口国(地区)到进口国(地区)的移动距离，它反映了货物的空间位移，不仅与出口地和进口地之间空间距离直接相关，还与货物的运输方式密不可分。
第五，流速：指贸易货物流动的速度。由于在整个货物贸易的供应链中，既有供应链上不同节点之间的不同流通方式(运输方式)，涉及不同的运输速度和运输时间，又有货物在供应链上节点的滞留时间，如在堆场的停留时间、装卸作业时间、等待拆拼箱作业时间、通关作业时间等，因此，货物流的流速不是一个恒定的速度，很难用一个具体的速度值或者速度值区间来反映。
第六，流动载体：有静态和动态之分，静态载体是指仓储设施，如物流中心、配送中心、码头堆场，动态载体是指在货物贸易过程中承接货物流动的运输工具(船舶、飞机、卡车、火车等)。在世界货物贸易的物流与供应链网络中，前者构成了网络中的节点，后者则是使货物在网络节点之间移动的工具。
这六大要素与国际货物贸易的贸易额、贸易商品、贸易商品的流向、贸易距离、贸易时间和运输方式等分别一一对应。无论是从国际货物贸易而言，还是从货物流本身而言，这六大要素都是互相关联互相影响的。譬如，A国商品的单位金额越高，而且越集中流向B国，则A国对B国的货物出口额越高；而A国商品越集中流向B国，在地理距离一定的情况下，通过改变运输方式可以缩短贸易时间，更有利于A国对B国的货物出口。
通过对货物流的要素分解，便于从供应链系统分析国际货物贸易过程中涉及的各个环节，以及不同环节之间货物的流转，有利于从全球供应链整合的角度探讨上海国际贸易中心的建设。
二、上海与世界成熟国际贸易中心的货物流对比
进口贸易流程篇（6）
一、贸易便利化对中国农产品出口影响的实证分析
本文以贸易引力模型为基础，将贸易便利化的各指标引入到模型中，以此来探讨贸易便利化水平对中国农产品出口贸易的影响程度。1计量模型构建在国际贸易的研究中引力模型一般包括3方面解释变量，第1方面解释变量是衡量市场规模的，第2方面解释变量是衡量地理位置的，第3方面解释变量是一些虚拟变量。为了测算贸易便利化等相关因素对中国农产品出口的影响，建立如下方程式:LnXcj=a0+a1LnX1j+a2LnX2j+a3LnX3j+a4LnX4j+a5LnX5j+a6LnX6j+a7LnX7j+a8LnX8j+a9LnX9j+u其中a0为常数项，Xcj表示中国对其贸易伙伴的农产品出口贸易额，X1j、X2j、X3j和X4j分别表示进口国的口岸物流、海关环境、规章制度和电子商务的便利化水平，X5j表示进口国的GDP总量，X6j表示进口国的人均GDP，X7j表示中国和其贸易伙伴之间的距离，本文运用两个经济体政府机关所在地之间的距离来表示，X8j表示中国及其贸易伙伴国是否为上海合作组织成员，其取值为0和1，X9j表示中国与其贸易伙伴是否为世界贸易组织成员，其取值为0和1(1表示是，0表示否)，u为模型误差项。由于中国的数据为常量，对回归结果没有影响，故将中国的相关数据进行剔除处理。2数据来源说明本文选取的国家和地区是2011年中国农产品出口额排名前35的经济体，其中农产品出口额的数据来源于联合国贸易数据库，各国(地区)的GDP总量和人均GDP数据来源于世界银行数据库，两国(地区)间距离使用了距离计算器的测算结果，关于选取进口国和地区是否是上海合作组织成员还是世界贸易组织成员，是基于进行对比而选出的，以探讨区域经济一体化组织对贸易的影响。3实证研究的结果与分析运用计量经济学软件Eviews1，采用普通最小二乘法对模型进行实证分析。根据结果可以看出模型的回归比较理想，从总体上来讲该模型对中国农产品的出口贸易变动问题具有较强的解释力。其中，从t统计量来看，当置信区间在0.05的时候，只有X1j和X9j未能通过检验，当置信区间为0.1的时候，仅有X9j仍不能通过检验;F统计量比较理想，均能通过检验;可决系数和调整的可决系数值在0.7左右，可以说明所选数据的70%符合模型要求;至于D-W值，几乎接近2，可以说模型数据不存在相关性。进一步完善模型，对回归模型进行修改，剔除两个变量，一是将口岸物流指标剔除，因为其显著性水平的取值较小时通不过检验，二是将世界贸易组织成员国这一虚拟变量指标剔除，得到一个显著影响的计量回归方程。现对包括贸易便利化一级指标在内的9个自变量进行逐一分析，以探讨各个指标对中国农产品出口的影响情况。因修改后的模型剔除了变量X1和X9，故讨论X1和X9时的依据是基本模型回归结果，其他变量均参考的修改模型回归结果。研究中可以看出，进口国口岸物流的提升对中国农产品的出口有非常重要的影响，当进口国口岸物流的便利化水平提高1个百分点时，中国农产品的出口将增加1.28个百分点，这是因为口岸物流基础设施的改善，在一定程度上会降低农产品出口贸易的成本，使得中国出口到贸易伙伴的农产品更容易在其市场上流通。海关环境的弹性较大，两个模型的系数均在2以上。同时，进口国的海关环境对中国农产品的出口有着很大的负面作用。试分析其原因，文中评定进口国海关环境便利化水平时选用的二级指标分别是非常规的付款与贿赂、贸易壁垒的普遍程度和海关程序的复杂程度，这3个二级指标都会在一定程度上阻碍中国农产品的出口。其一，非常规的付款与贿赂都会增加中国出口商的交易成本，成本的增加就会使得农产品企业的积极性受挫，出口减少。其二，贸易壁垒的盛行也会阻碍中国农产品的出口。如2013年5月日本厚生劳动省食安输发0510第3号通报指出，2013年中国生产的鲜黄花鱼中的某些批次违反了食品卫生法的相关规定，因此将加强对于相关产品相关农药残留的监视检查。其三，海关程序的复杂程度，农产品在贸易中属于备受关注的贸易货物，很多国家为保护本国的农产品发展，有意阻碍中国农产品的顺利出口。进口国国内规章制度的改善和提升，对出口国的出口有促进作用。进口国的规章制度便利化水平每提升1%，中国农产品的出口流量将会增加2.22%。从规章制度二级指标的选取情况来看，可以理解为进口国的相关法律法规较为完善，那么该进口国就会有良好的贸易环境，对方有序的法律环境必然会促进中国农产品的出口。当进口国的国内电子商务发展水平提高时，中国农产品的出口贸易流量将会在很大程度上减少。事实上与传统商务活动相比，人们可以较自由地通过国际互联网从事跨国商务活动，一定程度上增加了获取贸易证据的难度。基于这种角度，就可以理解高科技在一定程度上带来的负面影响。从模型结果来看，当进口国的GDP总量和人均GDP增长时，中国农产品的出口分别会以0.50%和0.58%的水平增长。究其原因是一国经济规模的增加会促使商品需求增加，随之中国农产品的出口也会有所增加。两个经济体的距离必然对农产品贸易造成负面影响，和农产品的出口贸易额呈负相关关系。从计量模型的结果看出，双方的距离每增加1%，中国农产品的出口量将会减少0.93%，通过数据强有力地证明了两个经济体距离的远近直接影响着其贸易的有效进行。为了测算区域经济一体化组织对农产品贸易的影响，以及对比区域经济组织和贸易便利化水平对贸易的影响，模型中加入了上海合作组织成员和世界贸易组织成员两个虚拟变量。就上海合作组织这一指标来看，其和中国农产品的出口流量呈现了负相关，而世界贸易组织这个指标却未能通过检验。究其原因，上海合作组织是区域性的国际组织，其成员国是中国以及几个中亚国家，所选经济体基本不是其成员，在计量模型的测算中势必会影响其结果。而从世界贸易组织指标来看，由于所选经济体几乎是其成员，世界贸易组织的法律法规对各个成员均有效，虚拟变量世界贸易组织对中国农产品的出口影响不显著，不会阻碍贸易的进行。
二、结论和展望
1结论在模型研究中，因变量是中国农产品出口贸易额，自变量是包括贸易便利化的各个因素在内的9个变量。通过计量模型的结果显示，多个自变量对中国农产品的出口都有不同程度的影响，值得注意的是，口岸物流、海关环境、规制环境和电子商务的方程式系数均大于1，而其他自变量的系数均小于1，可见贸易便利化的发展程度较其他因变量对中国农产品的出口影响程度更大。研究发现，各个经济体的贸易便利化水平差距还比较大，经济欠发达国家的贸易便利化程度远低于发达国家的贸易便利化程度，但贸易便利化对国际贸易的发展有着重要的影响，可见各个经济体在贸易便利化方面的道路还很长。2展望目前，世界各国都把加强与别国的经济贸易合作作为重要的国家发展战略，积极改善开展经贸合作的条件，不断提高贸易便利化程度。因此，可以预见，随着中国主要农产品贸易伙伴经济开放程度和经济发展水平的提高，其农产品贸易便利化程度会不断改善。只要中国在遵循世界贸易组织规则的基础上，不断为双边的贸易便利化创造条件，双边的农产品贸易规模会不断扩大，中国的农产品出口贸易会有一个长足发展。口岸物流、海关环境、规制环境和电子商务是影响中国农产品出口贸易的主要因素。中国应采取措施尽量减少这些因素所带来的负面影响，从而为农产品出口贸易的发展创造便利条件。从自身来讲，中国要按照相关法律依法管理对外贸易，创造良好的对外贸易环境;整合海关资源，加强海关建设;规范检验检疫流程，提高标准化水平;运用科技手段，实施电子化工程等。在国际合作中，中国还要积极争取更大范围的合作，安排更加适当的沟通交流渠道和机制，如可以借鉴欧盟做法，建立和完善与贸易伙伴国家海关部门的交流合作机制，逐步实现同伙伴国家海关数据的交流和共享，避免出现口岸阶段性通关不畅。除此之外，还需要中国政府扮演好世界大国的角色，在对经济发展落后的国家进行援助的过程中有意识的对贸易伙伴的国内口岸物流、海关环境和电子商务等基础设施建设进行一定程度的倾斜，在援助贸易伙伴经济建设的同时，也提升对方的贸易便利化水平，扩大与这些经济发展水平较低的贸易伙伴之间的农产品出口贸易规模。
作者：胡小龙布娲鹣·阿布拉单位：新疆农业大学经济与贸易学院
进口贸易流程篇（7）
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：
[1]田惠敏，田天，曾琬云 中国“一带一路”战略研究[J].中国市场，2015（21）
[2]厉以宁 当前中国经济发展需要注意的几个问题[J].中国流通经济，2015（9）
[3]钱学锋，范冬梅 国际贸易与企业成本加成：一个文献综述[J].经济研究，2015（2）
[4]黄伟新，龚新蜀 丝绸之路经济带国际物流绩效对中国机电产品出口影响的实证分析[J].国际贸易问题，2014（10）
[5]陈林，罗莉娅 中国外资准入壁垒的政策效应研究――兼议上海自由贸易区改革的政策红利[J].经济研究，2014（4）
[6]裴长洪 进口贸易结构与经济增长：规律与启示[J].经济研究，2013（7）
[7]盛斌，毛其淋 贸易开放、国内市场一体化与中国省际经济增长：1985―2008年[J].世界经济，2011（11）
进口贸易流程篇（8）
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×ΔIn(GKJ)+0.5715×ΔIn(GKB)+0.5101×ΔIn(GKA)－0.3162×ECMt－1(2)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。R2=0.985216F－statistic=179.6834Durbin－Watsonstat=2.190359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:γAX1γBX1γAX2γBX2γAX3γBX3=0.8104940.9661150.9376940.7595440.8968690.864535(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。
作者:胡莉娜 单位:忻州师范学院
参考文献:
［1］田惠敏，田天，曾琬云.中国“一带一路”战略研究［J］．中国市场，2015(21).
［2］厉以宁.当前中国经济发展需要注意的几个问题［J］．中国流通经济，2015(9).
［3］钱学锋，范冬梅.国际贸易与企业成本加成:一个文献综述［J］．经济研究，2015(2).
［4］黄伟新，龚新蜀.丝绸之路经济带国际物流绩效对中国机电产品出口影响的实证分析［J］．国际贸易问题，2014(10).
［5］陈林，罗莉娅.中国外资准入壁垒的政策效应研究———兼议上海自由贸易区改革的政策红利［J］．经济研究，2014(4).
［6］裴长洪.进口贸易结构与经济增长:规律与启示［J］．经济研究，2013(7).
［7］盛斌，毛其淋.贸易开放、国内市场一体化与中国省际经济增长:1985—2008年［J］．世界经济，2011(11).
进口贸易流程篇（9）
（1.云南财经大学城市管理与资源环境学院，昆明650221；2.云南财经大学区域发展研究所，昆明650221）
摘要：通过引力模型对面板数据进行计量分析的结果表明：云南省对东南亚、南亚14国的贸易出口量与各国的GDP以及是否属于同一贸易组织这两个变量成正比，与距离成反比；云南省对属于东盟自由贸易区国家的出口流量要多于对非东盟自由贸易区国家。因此，云南省为促进与东盟自由贸易区国家的出口流量应注重减少距离因素的影响，而对非东盟自由贸易区国家而言，应将重点放在云南省自身建设上。
关键词：云南省 东南亚 南亚各国 出口流量
中图分类号：F74 文献标志码：A文章编号：1673-291X（2011）28-0198-04
引言
云南省位于中国西南部，与东南亚、南亚等17个国家接壤或毗邻。把云南省建设成为中国面向西南开放的重要桥头堡，是云南省发展的战略目标。2008年，云南省与东南亚国家的贸易额为27.64亿美元，占云南省对外贸易额95.99亿美元的28.79%；云南省与南亚国家的贸易额为8.98亿美元，占云南省对外贸易额的9.36%；云南省与东南亚、南亚国家的对外贸易合计占云南省对外贸易额的38.15%。可见，与东南亚、南亚国家的贸易关系在云南省对外贸易中占有重要地位。而在建设桥头堡的过程中，如何进一步挖掘云南省与东南亚、南亚各国的贸易潜力，扩大出口就是其中的一个关键问题。
在两国贸易关系的实证研究中，许多学者利用引力模型来研究贸易潜力问题。贸易引力模型是由牛顿的万有引力引申而来，而最早将引力模型运用于双边贸易研究中的是Tinbergen（1962）。他指出两国的双边贸易流量的规模与它们各自的经济总量呈正比，而与它们之间的距离呈反比。尽管表述形式比较简单，但是引力模型已经在国际贸易研究中获得了相当的成功，它被广泛应用于测算贸易潜力、鉴别贸易集团的效果、分析贸易模式以及估计贸易壁垒的边界成本等领域，并较好地解释了在现实中观察到的一些经济现象。田贞余（2005）利用引力模型将中国大陆各省、自治区、直辖市对香港地区出口的实际值与模型估计值进行比较，发现参与泛珠三角区域经济合作的各省、自治区、直辖市与香港地区贸易联系密切，从一个侧面说明泛珠三角区域经济合作具有较好的基础。黄庆波、韩晓琳（2009）利用引力模型对中国与亚洲十大贸易伙伴的双边贸易流量进行分析，结果表明：中国与主要亚洲国家的双边贸易流量与该国的GDP成正比，与距离成反比，且中国与印度、菲律宾、韩国、泰国之间双边贸易的潜力较大，而与中国香港、中国台湾、马来西亚、新加坡、印度尼西亚、日本的贸易潜力不大。王鹏（2008）研究中国内地与香港地区的贸易流量，加入了人均GDP这一指标，分析结果认为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，香港人均GDP与内地各省、市、自治区的人均GDP是影响两地双边贸易流量的最主要因素。盛斌等人（2004）利用引力模型研究了中国的贸易流量与出口潜力，选取实际收入、人口、相对距离等作为模型的指标，采用截面数据从总量上测算了中国的出口潜力，并对中国各产业的出口流量、出口贸易潜力的结构因素等进行了分析，认为总体而言，中国对主要贸易伙伴的出口属于“过度贸易”状况。
国外学者也从不同的角度应用引力模型对双边贸易关系进行了实证研究。大量研究（Helliwell and McCallum，1995；Anderson and Smith，1999；Head and Ries，2001等）发现，“边境效应”的确存在，只是在不同国家、不同地区之间有所不同，而且呈下降趋势。Anderson &Win coop（2003）、Evans（2003）又分别从边境效应的大小、影响边界效应的因素等进行了进一步的研究，使得在引力模型的实证研究过程中更注重对边境效应的解释。
然而，研究云南省与东南亚、南亚各国的贸易潜力的文献还较为少见。本文借助贸易引力模型，选取2005―2009年东南亚、南亚14个国家的数据，利用面板数据研究云南省与东南亚、南亚部分国家的贸易流量关系，并且测算云南省与东南亚、南亚部分国家的贸易潜力，并据此提出云南充分发挥贸易潜力的政策建议。
一、计量模型
本文在前人研究的基础上，加入了新的观点，虽然同样利用贸易引力模型，但本文与基本的贸易引力模型有所不同。首先，本文以云南省与东南亚、南亚国家作为相对平衡的两个研究主体，而并不是以两个国家作为研究对象；其次在引力模型中加入虚拟变量以及人口变量。由于本文主要是研究云南省对各国的出口流量，所以只选择云南省的出口额；其次，不是选取人均GDP变量，而是分别选择各个国家的GDP总额和人口这两个变量；最后引进新的变量――是否同属于东盟自由贸易区（CAFTA）这个虚拟变量。在盛斌研究的贸易引力模型的基础上，建立模型为：
logEXit=α0+α1logGDPjt+α2logPopjt+α3logdisij+α4Djt+uit（1）
（1）式中各个指标的含义（见表1）：
如果D在t统计量为5%水平上显著，则（1）式变为两个模型：
对于CAFTA国家：
logEX1it=α0+α1logGDP1jt+α2logPop1jt+α3logdis1ij+uit （2）
对于非CAFTA国家：
logEX0it=α0+α1logGDP0jt+α2logPop0jt+α3logdis0ij+uit （3）
在选取指标的过程中，选取了云南省对各国的出口额作为被解释变量；其中各国的GDP指标是反映各国的经济水平的直接指标，能在直观上看出与云南省贸易的各国的经济实力；本文选取人口变量，而不是人均GDP，重点在于不仅是注重其经济实力，同时也注重国家规模以及人口密度；距离因素是建立引力模型的重要因素之一，本文选取各个国家的首都与云南省的省会昆明之间的距离作为距离指标；东盟自由贸易区表示东盟国家的经济共同体，用来观察较小的贸易壁垒与优惠的贸易政策是否可以增加两个地区的贸易流量，以及有多大程度的影响力。
二、计量分析
（一）数据说明
根据所选取的指标，采集2005―2009年间的各指标数据，根据面板数据进行回归。面板数据就是时间序列与截面数据的结合，既有时间又有指标的数据结合更能从多方面说明引力模型的结果。
本文利用五年间云南省对东南亚和南亚的14个主要国家的出口额EXjt作为被解释变量，将东南亚、南亚14个国家的GDPjt、云南省与各国之间的距离disij、各国人口数POPjt以及是否属于东盟自由贸易区Djt这个几个变量作为解释变量，通过回归分析观测云南省与各国的贸易流量。云南省的出口额数据来自历年的《云南统计年鉴》，进口各国的GDPjt以及人口数据来自各年度的《世界统计年鉴》；距离是通过网站省略 提供的工具“距离计算器”计算而来（主要是昆明与各国首都之间的距离），随后取倒数再求对数使得数据达到无量钢化。由于数据取得的口径一致，所以数据具有真实性和可比性。个别数据缺失的，本文采取前后两年平均值的方法计算而来，这样可以保证数据的完整性。变量间的描述性统计（见表1）：
根据以上结果可以看出，每一个指标有70个观测值，一共有5个指标，总共350个数据。云南省出口流量的最大值为2007年云南省对越南的出口量（77 773万美元），最小值为2005年云南省对尼泊尔的出口量（3万美元），云南出口流量均值为15 230.31万美元；各国的GDP最大值为印度的13 101.7亿美元（2009），最小值为老挝的29亿美元（2005），各国的GDP总量平均值为1 800.78亿美元；离昆明最远的国家是印度尼西亚（3 480千米），离昆明最近的国家是越南（548千米），距离的平均值为1 983千米；人口数据中，最大值是2009年印度人口（115 535万），最小值是2005年新加坡的人口（427万）；虚拟变量的最大值最小值分别为1和0，表示对虚拟变量所赋予的值。
（二）引力模型回归结果
用（1）式建立引力模型（见表3）。其中，（1）为基础引力模型回归参数，（2）为加入虚拟变量Djt的扩展方程回归参数，（3）为加入Djt和人口变量的扩展方程回归参数。
从表3可以看出，基础模型中的各参数均能够通过检验，说明引力模型能够很好的解释两个国家间的贸易情况；当（1）中加入自由贸易区的虚拟变量后变成（2），同样变量检验显著，说明自由贸易区这一虚拟变量也是影响双边贸易的因素之一；但当（2）加入人口变量变成（3）时，发现人口变量以及虚拟变量都不显著了，说明人口因素并不是影响云南省和东南亚、南亚各国间贸易的因素，无法说明云南省与进口国家的贸易强弱关系，所以最后选择去除人口变量、保留CAFTA变量的第二个扩展方程。
由于（2）的AIC值为3.588，小于（1）和（3）的AIC值，说明（2）是最优的模型。结论表明，云南省对东南亚、南亚14国的贸易出口量与各国的GDP、属于同一贸易组织这两个变量成正比，与距离成反比。进口国每增加一个单位的GDP，云南省的出口额就增加1.133个单位；进口国与云南省之间的距离相隔越近一个单位，云南省的出口贸易流量增加1.86个单位。这个结果符合现实，表明一国更倾向与经济水平高的国家进行贸易；同时越远的地区，由于运输成本的较大，常常贸易关系较弱；并且在同一贸易组织中，由于贸易政策的优惠，使得贸易流量也会增大，（2）中的常数项13.8605是贸易引力常数。
（三）虚拟变量分别回归
由于表3中（2）式D的t统计量值在5%水平上显著，说明云南与CAFTA国家、非CAFTA 国家的出口决定因素存在两种不同模式。用（2）式和（3）式分别回归得表4。表4中（4）为云南与东盟自由贸易区国家的出口引力模型，（5）为云南与非东盟自由贸易区国家的出口引力模型。
从表4可以看出，（4）的常数项系数16.517远远超过（5）的4.211，说明东盟自由贸易区国家贸易流量高于非东盟自由贸易区的国家。但（4）的log（GDPjt）项系数小于（5）的log（GDPjt）系数，又说明，非东盟自由贸易区内的国家增长弹性高于东盟自由贸易区国家，同时（5）距离变量系数远远小于（4）中距离系数，且t统计量值在5%水平上不显著，而（4）的距离变量系数较大，且t统计量值在5%水平上显著，说明在没有贸易优惠的情况下，距离的远近是次要因素，相反GDP的影响更大。只要该国的GDP足够大，对其他国家有相当的吸引力，也会对双边贸易流量产生积极的影响。
（四）回归残差分析
根据回归可以了解影响云南省与各国之间贸易量的主要因素以及影响幅度，同时引力模型也可以对云南省与各国的贸易流量进行预测。本文采用考察残差值的方式进行预测分析，观察（4）和（5）的残差在2005年和2009年的变化，结果（见下页表5、表6）：
根据以上计量分析的结果，云南省对东南亚、南亚各国的贸易关系有以下结论：
1.东南亚和南亚各个国家的GDP大小、东南亚和南亚国家与云南省距离的远近、各个国家与云南省是否同在一个自由贸易区这三个变量是影响云南省对东南亚、南亚国家贸易出口流量的重要因素，而人口变量不足以影响云南省与东南亚、南亚等国家的贸易出口流量。在这三个变量中，根据各个变量的参数可以看出，距离因素影响程度最大，其次是自由贸易区，最后是各国的GDP。
2.通过对东盟自由贸易区国家和非东盟自由贸易区国家的分别回归分析，说明对于东盟自由贸易区国家而言，“自由贸易”很大程度上促进了云南省对东盟国家的出口流量。相反，“非自由贸易”也大大阻碍了云南省对南亚国家的出口贸易，且距离不再是影响云南省对南亚国家出口流量的最主要因素，南亚国家的GDP才是影响云南省对南亚国家的出口流量的主要因素。
3.根据残差分析结果可以判断出云南省与东南亚、南亚各国的贸易潜力。残差表示预测值与真实值之间的差额，残差值越接近于零说明贸易关系越为健康。本文考察二年间的残差值变化，所以若残差绝对值增加，说明贸易关系变弱；反之则变强。残差符号为正则表示其贸易流量将会有所回落；若残差为负，说明贸易潜力大，贸易量应有上升趋势。
从表5可以看出，对于东盟自由贸易区的国家而言，2005―2009年间与云南省贸易关系更加稳定的国家是越南、缅甸、泰国、马来西亚、新加坡、印度尼西亚，因为这两年间的残差绝对值变化是更趋于零的，表明其贸易关系更加健康。同时这些国家属于经济发展较好的国家，更加验证了引力模型的理论：经济的发展程度是影响云南省对东南亚国家出口流量的重要因素之一。但是，老挝、柬埔寨和菲律宾的残差绝对值在2009年较2005年变得更大，说明云南省对其贸易关系呈现下滑的趋势。
从表6可以得出结论，对于非东盟自由贸易区的国家而言，2005―2009年间残差绝对值逐渐缩小的国家有：印度和斯里兰卡，说明在南亚国家当中，不论距离远近，印度和斯里兰卡各自的GDP总量相较其他非东盟自由贸易区国家而言有足够大的吸引力，这一点决定了云南省对非东盟自由贸易区国家的贸易关系。而巴基斯坦、孟加拉国、尼泊尔的残差绝对值有所增加，表明在未来云南省对这些国家的贸易关系有待加强。
研究结论与政策建议
进口贸易流程篇（10）
(一)进出口贸易规模
2001年开始，广西进出口额年年递增，2012年后贸易顺差增幅明显。2014年，广西外贸进出口总额突破400亿美元大关，达405.53亿美元，比上年增长23.5%，增速相比全国高出20.1个百分点。其中出口243.30亿美元，同比增长30.2%；进口162.23亿美元，同比增长14.8%。贸易顺差81.07亿美元，比上年扩大35.48亿美元。从广西历年进出口数据表1来看，1990年至1995年，广西进出口额基本呈现快速上升趋势。进出口贸易总额由1990年8.9797亿美元增长到1995年的32.1111亿美元，在此期间，出口额和进口额都呈上升趋势。1996年，广西进出口数据有所回落，1997年又有所上升。受1997年亚洲金融危机的影响，1998年至2001年，广西进出口额起起伏伏，出口额下降较快，2001年底的出口额几乎下降至1998年底的一半。2002年至2005年，亚洲金融危机的消极影响逐渐消退，中国-东盟自由贸易区开始给广西对外贸易带来良好的外部发展环境，进出口贸易快速增长，特别是2006年以后，广西进出口贸易发展迅猛。“十一五”时期，广西对外贸易持续增长，进出口总额、出口总额连年创历史最高纪录。2008年进出口总额首次突破100亿美元大关，规模逐年扩大。2009年尽管受到全球金融危机的影响，速度有所放缓，但全区全年进出口规模仍比上年增长7.3%，其他年份的进出口总额均以20%以上的速度增长。2010年，全区进出口总额达177.06亿美元，比2005年增长2.42倍，年均增长27.9%。2013年外贸进出口总额位居全国第18位、西部地区第3位。进出口总额和出口总额增速分别高于全国3.8个和13个百分点。2014年，外贸进出口总额首次突破400亿美元，比上年增长23.5%，高出全国20.1个百分点。1990年到2014年间，广西对外贸易差额保持顺差状态，但波动较大。即使是2008美国次贷危机引发的金融海啸给世界经济带来了不同程度的负面影响，当年广西的进出口却保持着继续增长态势，贸易顺差达到14.6055亿美元。在2009年达到25.3620亿美元后开始回落。2012年底，贸易顺差降至14.6314亿美元。2013年后广西贸易顺差额增幅较大，2014年贸易顺差达到81.07亿美元的历史最高值，比上年扩大35.48亿美元。
(二)对外贸易依存度
对外贸易依存度用以反映一国经济对世界市场的依赖程度，一般可细分为进口贸易依存度和出口贸易依存度。在此，计算广西对外贸易依存度来衡量进出口对广西经济增长的作用力度。由表2可知，随着对外贸易的快速增长，广西对外贸易依存度在波动中提高。对外贸易依存度由1990年9.57%上升到2014年15.89%，出口依存度的历史数据时起时落，进口依存度在波动中上升。1994年至1997年，外贸依存度数值较高，说明这一时期对外贸易对广西经济的贡献较大，1998年至2002年，受亚洲金融危机的影响，外贸依存度在波动中下降。2002年底的出口贸易依存度仅为4.94%。2003年以后，无论是出口贸易依存度还是进口贸易依存度，都在波动中上升。即使遭遇了2008年金融危机，广西对外贸易依存度仍达到14.27%的水平。但是纵观整个观测时段，广西对外贸易依存度一直处于20%以下，且上升幅度较小，说明了广西相比国内其他发达省份，对外贸易还没有成为经济增长的主力军，广西沿海、沿边的区位优势、政策优势并没有发挥很大作用。
(三)进出口贸易方式
广西一般贸易进出口总额1995年仅为7.32亿美元，2005年后增长明显。2005年一般贸易进出口总额15.2290亿美元，2010年增长为60.6872亿美元，2013年99.0703亿美元，2014年，广西一般贸易进出口总额达146.62亿美元。2014年广西壮族自治区政府提出，要在政策支持、区域布局、招商推介、扶持龙头企业以及通关便利化五大方面，全力推进加工贸易倍增计划，即从2014年开始，争取用3年时间使得全区加工贸易额突破100亿美元，较2013年实现翻番，争取用5年时间使得加工贸易占外贸进出口比重达到30%。从现实数据来看，2014年广西加工贸易进出口比重上升明显，2013年广西加工贸易进出口总额51.3亿美元，到2014年，广西加工贸易进出口总额上升至83.84亿美元。广西边境小额贸易额自2010年以后增长较快。2013年边境小额贸易进出口总额增长为115.1亿美元，比上年增长37.9%；2014年广西边境小额贸易进出口总额147.28亿美元，比上年增长28.0%。2014年广西边境小额贸易年度占比首次超过一般贸易。广西边境小额贸易主要面向越南，纺织服装、机电产品和农产品是主要的边贸出口产品；矿产和农产品是主要的边贸进口产品。广西边境贸易的经营主体常年为民营企业，国有边贸企业数量极少。
(四)贸易伙伴
2014年广西对世界五大洲市场进出口贸易总体向好，对亚洲和大洋洲进出口总额大幅增长，东盟、香港、美国、欧盟、日本是广西的主要贸易伙伴。其中，广西与东盟的双边贸易保持稳定增长态势，东盟已连续14年成为广西第一大贸易伙伴和第一大出口市场。2013年，广西与东盟的双边贸易总额159.1亿美元，比上年增长48.5%；广西对东盟出口125.8亿美元，增长34.8%；从东盟国家进口33.3亿美元，增长22.8%。2014年，广西与东盟的双边贸易总额198.86亿美元，比上年增长24.9%，其中出口170.73亿元，增长35.7%。在与东盟各国的贸易伙伴中，越南继续保持广西最主要贸易伙伴的地位。
(五)主要进出口商品
2013年，广西机电产品和高新技术产品的出口稳步增长。随着广西经济结构调整步伐的加快，出口商品结构不断优化，全年出口机电产品、高新技术产品分别为74.1亿美元和19.4亿美元，占自治区全区出口总额的39.6%和10.4%，分别较上年提高2个和0.1个百分点。广西农产品出口15.7亿美元，增长8.7%；矿产品出口7.8亿美元，增长11%；化工产品、有色金属和钢材出口额分别比上年下降9.5%、24.2%和27.9%。广西主要出口商品为:服装及衣着附件、纺织纱线织物及制品、自动数据处理设备及其部件、水海产品及其制品、成品油等。随着广西加快推进产业结构调整和贸易结构优化升级，出口商品结构进一步优化，工业制成品尤其是深加工、高附加值、高技术含量产品的出口比重逐步增加。随着广西北部湾经济区内港口码头等基础设施的不断完善，石油化工产业的日趋成熟带动着广西进口的快速增长。2013年广西进口全年保持较快增长态势。进口额5000万美元以上的商品有23种，占总进口的比重高达80.6%。2013年，广西主要进口产品为:矿砂、大豆、煤及褐煤、原油、废金属、集成电路、成品油、水果、金属加工机床等。
(六)进出口商品结构
根据联合国制定的国际贸易标准，将广西主要进出口商品分为三大类:初级产品、劳动密集型产品和资本技术密集型产品。随着广西加快推进产业结构调整和贸易结构优化升级，出口商品结构进一步优化，工业制成品尤其是深加工、高附加值、高技术含量产品的出口比重逐步增加。1999-2014年间，广西对外贸易发展速度加快，工业制成品的出口竞争能力不断增强，工业制成品出口处于主导地位。从主要出口产品比例来看，初级产品出口占比呈现先下降再上升再波动下降的趋势。劳动密集型产品出口占比较为稳定，在主要商品出口中占比最大，平均维持在50%以上。主要出口产品中，资本技术密集型产品占比低于劳动密集型产品，高于资源密集型产品出口占比。总体来看，主要出口商品结构呈现优化态势，初级产品占比下降，资本技术密集型产品占比上升。1999-2014年间，从广西主要进口商品比例来看，初级产品进口占比持续上升；劳动密集型产品进口占比自2003年后下降较快，呈逐年下降趋势；资本技术密集型产品进口占比波动较大。总体来看，主要进口商品结构呈现初级产品占比上升，工业制成品占比下降的趋势。初级产品的进口规模扩大，保证了重要原料进口，维持生产所需；工业制成品的进口下降，说明广西在此年间工业产品的生产能力持续提升，逐步培养出自身的技术优势。
二、广西物流业发展现状
广西沿海、沿江、沿边，具有发展现代物流业的优越地理位置，广西北部湾经济区的建设极大带动了广西港口物流的发展；中国-东盟自贸区的深化合作，为广西带来丰富的货运资源；21世纪海上丝绸之路和西江-珠江经济带的构建，使得广西对外、对内经济交往活动更为频繁，加之国家、广西区政府出台的一系列政策扶持，为广西物流业发展营造了良好的政策环境，促进了广西物流业的发展。近些年来，广西物流业保持持续快速发展态势，成为自治区经济发展的基础性产业。2013年全广西物流业实现增加值1167.7亿元，同比增长11.2%。同年，广西物资流通产业规模进一步扩大，物流运量持续增长。铁路、公路、水路累计完成货物运输量17.98亿吨，比上年增长11.4%，其中铁路运输量增长1%，公路运输量增长12.4%，水路增长8.3%；货物周转量4317.1亿吨千米，增长5%。物流及相关行业全年完成固定资产投资1629.9亿元，比上年增长20.8%。其中:交通运输、仓储和邮政行业完成投资1098.7亿元，增长23%。广西物流企业快速壮大，全自治区3A级以上物流企业13家，其中5A级企业1家(广西玉柴物流集团有限公司)，4A级5家，3A级7家。玉柴物流、柳州桂中海迅、万通物流、广西外运等物流企业通过创新物流服务模式，成为行业发展的带动者。2013年，广西公路、铁路、水路、航空等多式联运基础设施建设加快，多种运输方式无缝衔接水平逐步提高。全区公路通车里程达到11.1万千米，其中高速公路3305千米；铁路营运里程4500千米；北部湾沿海港口万吨级以上泊位增至66个，内河港口千吨级以上泊位达110个。物流集中区规模逐步壮大，全区在建、运营级规划建设的物流集中发展区(包括物流园区、物流基地、物流中心、各类物流配送中心、物流城等)总数达200多个，并呈不断增加趋势。物流集中区物流功能不断完善，辐射范围不断扩大，物流综合服务、仓储配送、流通加工、信息处理、供应链管理等服务日益完善。重点工业品、大宗农产品、主要矿产品及粮食物流通道布局进一步完善，行业物流服务水平提升较快，服务功能和辐射范围不断扩大，多样化配套服务增多。
(一)广西物流产业增加值
物流产业增加值是反映物流业发展的核心指标，从表3可以看出部分年份广西物流产业增加值及其占第三产业增加值的比重。根据广西区政府2015年颁发的《广西促进现代物流业跨越式发展三年行动计划(2015-2017年)》，广西物流业的发展目标是:到2017年，基本形成以港口、口岸物流为龙头，制造业物流、城市配送服务等为重点，其他专业物流协调发展的现代物流产业体系。力争2017年全区物流业增加值超过1600亿元，年均增长12%左右；社会物流总费用占地区生产总值的比重下降到16%以下，物流业对国民经济的支撑和保障能力进一步增强。第三方物流的比重显著增加，一体化运作、网络化经营能力进一步提高，信息化和供应链管理水平明显提升，形成一批具有国际竞争力的大型综合物流企业集团和知名物流服务品牌。
(二)广西货运量和货物周转量
从表4可以看出，广西全社会货运量和全社会货物周转量在2005-2012年间呈逐年上升趋势，2013年数据有所回落。2005年，广西全社会货运量1208.91万吨，铁路货运量777.73万吨，公路货运量258.43万吨，水路货运量172.75万吨；2013年，广西全社会货运量达到3856.37万吨，是2005年的3.2倍，其中铁路货运量809.43万吨，公路货运量1857.18万吨，水路货运量1189.76万吨。2008年之前，广西铁路货运量均高于公路和水路货运量，自2009年后，公路货运量和水路货运量上升幅度增快，呈现出公路货运量占主体，水路居中，铁路货运量降为最低的局面，这与近些年来广西积极扩大与东盟国家陆路、海上经济交往密不可分。货物周转量是反映运输业生产总成果的重要指标。2005年广西全社会货物周转量为41025亿吨公里，之后呈逐年上升趋势，2012年达到161368亿吨公里的峰值。从不同运输方式的货物周转量来看，2005-2013年间，公路货物周转量位居首位，2008年以后，水路货物周转量开始取代铁路货物周转量位居第二，民航货物周转量一直较小，虽然逐年递增，但年周转量总体低于13亿吨公里。
(三)广西港口货物吞吐量
广西主要年份规模以上港口货物吞吐量自1995年呈逐年上升趋势，2013年港口货物吞吐量合计29276万吨，是1995年的17倍，其中内河港口货物吞吐量10603万吨，占比36.2%，北部湾港货物吞吐量18673万吨，占比63.8%。内河港口中，贵港和梧州的货物吞吐量较大；沿海港口中，防城港货物吞吐量位居第一，钦州港居中，北海港位居第三。2013年，内河港码头长度21358米，北部湾港口码头长度达31496米。(表5)(四)广西运输线路里程从广西运输线路里程数可以了解到自治区政府对物流基础设施的建设。铁路营业里程、公路里程数据自2000年后均在增加，内河航道里程在2005-2012年间基本保持不变，为6157公里。
进口贸易流程篇（11）
一、引言
在跨国公司的全球外包战略引领下，以中国为代表的发展中国家融入全球价值链的程度日益加深，并取得了一定成绩。自入世以来，中国对外贸易规模实现了跨越式增长，2010年跃居世界第二位，仅次于美国，2013年首次超越美国成为世界第一货物贸易大国，这种惊人的增长速度被学界称为“中国贸易量增长之谜”。〔1〕然而，诸多学者警惕地关注到这些骄人数字并不能代表中国国际分工地位的显著提升。Xing and Detert（2010）的研究显示，2009年中国向美国的iPhones出口贸易额19亿美元，但若以贸易增加值口径计算，中国在加工组装环节的价值增值只有7300万美元，仅占总出口额的38%。〔2〕很明显在跨国公司主导的全球价值链国际分工体系下从事代工生产，并不能使中国的国际分工地位得到提升，随着“中国制造”全球实力的增强，“中国制造”亟需构建由自己主导的全球价值链。建设“一带一路”倡议，是中国制造业走出国门、拓展国际空间的战略契机。“一带一路”沿线大多是新兴经济体和发展中国家，总人口约48亿，经济总量约21万亿美元，分别占全球的约63%和29%〔3〕，拥有巨大市场空间和发展潜力。如何利用“一带一路”建设机遇，构建由中国主导的制造业全球价值链，进一步开拓亚欧市场是一个亟待研究的课题。本文收集了“一带一路”沿线60个国家的国际物流绩效、中间产品贸易等数据，运用拓展引力模型，就“一带一路”物流绩效综合指数和各分项指标对中国中间产品出口贸易的影响进行实证分析，以期为促进中国中间产品出口、推动中国制造业全球价值链的形成提供对策建议。
二、文献回顾
已有的研究证明，贸易距离是制约国际贸易（主要是货物贸易）的显著性外生变量。〔4〕因此，在全球价值链国际分工和中间产品贸易盛行的情形下，国际物流绩效的改善将进一步优化国际贸易环境，极大地促进全球的中间产品贸易。
通过搜集较长时期以来的文献我们发现，关于国际物流绩效对贸易影响的研究，绝大部分文献只做了定性分析，定量研究较少，且研究结论基本一致：即国际物流绩效改善有助于推动国际贸易发展。但随着2007年之后世界银行开始陆续国际物流绩效指数（Logistics Performance Index， LPI），相关实证研究得以迅速开展。Jose Tongzon（2009）利用一般均衡模型研究了中澳外贸和国际物流绩效关系，认为中国对澳大利亚出口贸易的增长，促进了澳大利亚国际物流和交通运输部门的快速发展。〔5〕Vide ， Tominc和Logozar（2009）的研究以欧盟为例，实证区分了国际物流绩效分别对欧盟22个老成员国和8个新加盟国贸易流量的影响，结果显示：国际物流绩效对欧盟新、老成员国的对外贸易均存在显著正效应，但国际物流改善措施对8个新加盟成员国对外贸易水平提升的影响程度明显低于欧盟整体平均水平。〔6〕Hollweg and Wong （2009）的研究表明：国际贸易与物流绩效之间存在显著正相关，海关清关效率、物流基础设施质量、进出口货物周转时间等都是影响国际物流绩效的主要因素。〔7〕Hong-Oanh Nguyen（2010）认为澳大利亚国际贸易的发展能够促进该国的物流基础设施建设，但物流基础设施的改善并不能直接改善该国的国际贸易。〔8〕Freund和Rocha（2010）研究了非洲出口贸易受国际物流绩效的影响程度，结果表明通过改善国际物流绩效以缩短贸易时间，可以降低贸易成本，进而增加外贸出口量。〔9〕Vilko et al.（2011）分析了东欧国家国际物流绩效与经济增长关系，实证结果表明，落后的物流基础设施条件严重制约了东欧国家的经济增长，该文以爱沙尼亚为例，分析了应如何通过制度创新改善物流基础设施的供应途径。〔10〕Puertas et al. （2013）的实证结果显示：与进口国相比，欧盟成员国出口贸易受国际物流绩效的影响程度更大，在国际物流绩效的分项指标中，跟踪和查询国际货物运输能力是影响其商品出口的最关键因素。〔11〕
在国际物流与对外贸易关系方面国内学者展开了较多的定性和定量研究，主要结论为国际物流是对外贸易的加速器。其中杨长春（2007）从理论角度阐述了国际贸易与国际物流的相互影响关系，并以北美、日本和欧洲三个区域为例，实证检验了国际物流和国际贸易的相互关系，研究结果表明，两者互为因果反馈关系，但是影响程度有所区别，国际贸易对国际物流绩效的促进作用大于国际物流绩效改善对于国际贸易的推动作用。〔12〕侯方淼（2008）的研究同样认可国际贸易与国际物流之间存在因果反馈关系，所不同的是，其研究结果显示国际物流对国际贸易的推动作用明显大于后者对前者的拉动作用。〔13〕张宝友（2009）通过构建现代物流绩效指标体系，实证分析了现代物流绩效与中国进出口贸易之间的关系，其结论类似于侯方淼（2008）的研究结果。〔14〕黄伟新，龚新蜀（2014）不仅分析了丝绸之路经济带国际物流综合绩效现状，实证分析了丝绸之路经济带国际物流绩效综合指数对中国机电产品出口贸易的影响，而且还对国际物流绩效分项指标进行了逐项分析，结果显示不同的物流绩效改善措施对中国机电产品出口影响的效果迥异。〔15〕杜美龄，孙根年（2015）采用面板数据，从进口、出口分量角度实证研究了1982-2011年中国对外贸易、交通效率和旅游服务业三者之间的相关关系，研究结果显示国际贸易、交通和旅游存在显著相关性，且对外贸易和国际旅游服务业对中国的交通效率改善起到了较大促进作用。〔16〕
观察表3报告的结果，基本引力模型通过检验；在单位弹性模型中，通过逐步加入新的解释变量后，拟合优度R2和调整后的R2呈逐步增加状态， AIC（赤池信息准则）和SC（施瓦茨准则）在逐渐降低，模型解释能力逐步增加。
根据表3显示的结果，“一带一路”国际物流绩效对中国中间产品出口贸易影响的回归方程拟合结果式为
LnEX^Pij=45+061lnGDPj-12
LnDISTij+062LnPOPj+060LnOPENj+180LnLPIij+085SCOj+εij（10）
式（10）显示，假设其他条件不变，“一带一路”贸易伙伴国的国际物流绩效综合指数对中国中间产品出口贸易影响最大，其弹性系数高达180，表明“一带一路”贸易伙伴国的国际物流绩效总体水平每上升1%，将拉动中国对其中间产品出口贸易额上涨180%。因此，“一带一路”国际物流绩效水平的改善能够显著促进中国对其中间产品的出口贸易额，同时，也意味着可以通过改善“一带一路”的国际物流绩效水平，推动该区域制造业分工网络的优化以及全球价值链的形成与发展。这与黄伟新，龚新蜀（2014）的研究结果〔31〕相符。综合以上分析，理论假说1通过了实证检验。
“一带一路”贸易伙伴国的人口规模大小是影响中国中间产品出口贸易的第二个主要因素，其弹性系数为062。这主要是因为伴随全球价值链国际分工体系的形成和发展，制造业产业内乃至产品内的分工规模不断扩大，其结果便是直接引起大量制造业在某一相邻区域集聚，以致于制造业产业集群成为全球经济版图中不断壮大的力量，这就要求当地人口密度足够高，而人口规模较小或分布稀疏的国家和地区难以产生有竞争力的产业集群。同时也有力地说明：“一带一路”制造业全球价值链的形成与发展应以沿线国家重点节点城市作为突破口，以点带面，以面溢片，最终构建“一带一路”制造业全球生产网络。
影响中国中间产品出口贸易的第三个因素是“一带一路”贸易伙伴国的经济规模，其弹性系数为061。表明“一带一路”贸易伙伴国的经济规模每扩大1%，将拉动中国对其中间产品出口贸易额上涨061%，因此，“一带一路”贸易伙伴国的经济规模增大，会拉动中国对该区域的中间产品出口贸易。
经济开放度是影响中国中间产品出口贸易的第四个因素，其弹性系数为060，表明“一带一路”贸易伙伴国的国际物流绩效总体水平每上升1%，将拉动中国对其中间产品出口贸易额上涨060%。经济开放度越高的国家，其产业外向度相应也越高。就制造业而言，参与产业国际分工的程度越深，对中间产品的进出口贸易需求量越大。综上所述，理论假说2通过了实证检验。
中国与“一带一路”贸易伙伴国的贸易距离与中国中间产品的出口贸易额显著负相关，其弹性系数为-112，说明距离因素明显阻碍了中国对“一带一路”贸易伙伴国的中间产品出口。
最后，在是否接壤与是否加入上合组织这两个虚拟变量中，前者没有通过显著性检验，主要是因为与中国接壤的国家都是制造业较为落后的国家，尚未融入全球价值链分工体系，对中间产品的进口需求量很小；而是否是区域经济组织成员国这一虚拟变量则通过了显著性检验，且弹性系数达到076，说明应充分发挥区域经济组织机制的积极作用，推动“一带一路”沿线国家更好地融入全球价值链。因为地理优势有助于推动一国中间产品贸易的假说是有一定前提条件的。
（三）各分项指标回归分析
按照上文的思路对（4）―（9）式进行逐步回归，以进一步明晰“一带一路”国际物流绩效各分项指标对中国中间产品出口的具体影响。实证结果显示，式（4）-（9）的6个回归方程均通过实证检验。为排除是否存在异方差以及自相关，本文进一步进行了White检验和Lagrange multiplier检验，得到表4所示的六个方程的回归结果。
从表4可知，“一带一路”国际物流绩效各分项指标对中国中间产品出口影响程度差别较大，按照弹性系数大小进行排序，依次为：物流相关基础设施的质量、安排国际运输便利性、货物运输及时性、物流服务能力和质量、追踪和查询货物能力、海关清关程序的效率，其六个指标的弹性系数大小分别为：195、167、138、130、091、075。
根据以上回归结果，物流相关基础设施的质量、安排国际运输便利性、货物运输及时性、物流服务能力和质量四个指标是影响中国对“一带一路”贸易伙伴国中间产品出口的主要因素，因此，在资源稀缺条件下，“一带一路”国际物流绩效改善应该考虑将有限的资源投入物流基础设施建设、运输便利性等方面，并综合考虑货物运输及时性、物流服务能力和质量等问题。
（四）出口潜力的数量测算
1.出口潜力的测算与比较
根据回归结果中的参数估计值，本文测算了2012年中国对“一带一路”贸易伙伴国的中间产品出口潜力，结果如表5所示。从表5可知，2012年中国对“一带一路”贸易伙伴国的中间产品出口潜力实现比仅为042，尚存53071亿美元的中间产品出口潜力待挖掘。
同时对样本国家贸易潜力进行分区域分析的结果显示，中国中间产品出口对“一带一路”各个区域都呈“出口不足”状态，应该借力“一带一路”建设的机遇，构建属于中国的制造业全球价值链。从出口潜力绝对数值看，对南亚、西亚及北欧、东盟和日韩三个区域的出口潜力分别高达21984、9978和8645亿美元。由此可见，中国对“一带一路”贸易伙伴国中间产品的出口潜力巨大，同时也客观地反映出中国与“一带一路”贸易伙伴国之间的中间产品贸易联系不够密切，制造业生产网络尚未形成。因此，中国可借力“一带一路”建设机遇，促进与“一带一路”国家间的中间产品贸易联系，构建属于中国的制造业全球价值链。
为避免单纯从出口潜力绝对数值分析可能产生片面性的问题 ，充分挖掘中国中间产品的出口潜力，本文进一步测算了出口潜力实现比，结果如表5最后一列所示。中国对“一带一路”贸易伙伴国的中间产品出口潜力实现比最高的是东盟和日、韩地区，其次为欧盟，分别达到071和064，这意味着，中国对以上两个区域的市场拓展较为成功，同时也说明这些地区的制造业较为发达，尤其是中国与东盟和日、韩中间产品贸易潜力实现比较高这一情况印证了中国在东亚制造业全球价值链中的地位在逐步提升的事实。相比之下，中国对南亚、中亚、西亚和北非等区域的市场拓展较为滞后，存在巨大的市场拓展潜力，未来可通过制造业产业转移等方式加大和以上区域的国际经济合作。
2.出口潜力的国别（地区）比较
为了进一步对中国中间产品的出口潜力进行国别比较，寻找中国中间产品出口的主要地理方位，
本文以2012年数据为依据分别分析了中国对“一带一路”国家中间产品出口贸易处于“出口不足”的51个国家，其中中亚4个国家、西亚及北非13个国家、中东欧13个国家、南亚5个国家、东盟、日韩6个国家，欧盟3个国家、独联体7个国家，占样本个体总数的85%；9个处于“出口过度”状态样本国家和地区，其中东亚1个国家、南亚1个国家、西亚3个国家、东盟3个国家、欧盟1个国家。“出口不足”最严重的国家是南亚的孟加拉，出口潜力实现比仅为0002，对哈萨克斯坦、印度、俄罗斯、阿尔巴尼亚、保加利亚、塞尔维亚等国家都存在较大出口潜力；“出口过度”最严重的国家是西亚的伊拉克，出口潜力实现比例高达414，对日本、印尼、泰国、越南等周边国家也存在明显的“出口过度”现象。
六、主要结论与启示
（一）主要结论
1.“一带一路”国际物流绩效的改善将极大地促进中国中间产品的出口规模。在所有解释变量中，国际物流绩效的弹性系数最大，达到180，说明“一带一路”贸易伙伴国的国际物流绩效总体水平每上升1%，将拉动中国对其中间产品出口贸易额上涨180%。因此，“一带一路”贸易伙伴国的国际物流绩效总体水平提升对促进中国中间产品出口具有显著作用。
2.物流基础设施质量是影响“一带一路”国际物流绩效的关键因素。国际物流绩效的分项指标回归结果显示，贸易伙伴国国际物流绩效的各项具体指标对中国中间产品出口的影响程度存在显著差异，关键影响因素为物流基础设施质量，其弹性系数达到195。其他五个分项指标按影响力大小排序依次为：安排国际运输便利性、货物运输及时性、物流服务能力和质量、追踪和查询货物能力、海关清关程序的效率，弹性系数大小分别为： 167、138、130、091、075。在相同的投入下，“一带一路”国际物流绩效改善的不同措施将对中国中间产品出口贸易产生迥异的影响效果。在资源稀缺条件下，“一带一路”国际物流绩效改善应考虑将有限的资源优先投入物流基础设施建设、运输便利性改善等方面，并综合考虑货物运输及时性、物流服务能力和质量等方面。
3.人口规模和经济开放度对中国中间产品出口具有显著正效应。“一带一路”贸易伙伴国的人口规模是影响中国中间产品出口贸易的主要因素，其弹性系数为062。经济开放度是影响中国中间产品出口贸易的主要因素，其弹性系数为060。经济开放度越高的国家，产业的外向度也越高，就制造业而言，其参与产业国际分工的程度越深，对中间产品的进出口贸易需求量越大。
4.区域经济组织机制对中国中间产品出口存在较大的贸易创造效应。是否为区域经济组织成员国这一虚拟变量不仅通过了显著性检验，而且弹性系数达到076，说明区域经济组织机制对中国中间产品出口存在较大的贸易创造效应。在“一带一路”制造业全球价值链的构建过程中，应充分发挥区域经济组织机制的积极作用，以契约型地理优势弥补空间地理优势的不足。
5.中国的中间产品出口存在巨大的潜力空间。中国对东盟、日韩以及欧盟的中间产品贸易潜力实现比超过60%，未来可挖掘的潜力空间有限；中国中间产品出口潜力最大的区域在南亚、中亚和中东欧等区域，尤其对孟加拉、印度、俄罗斯等国的出口空间较大。
（二）主要启示
1.重视提升物流基础设施质量，提高资源利用效率。在相同的投入下，“一带一路”国际物流绩效改善的不同措施将对中国中间产品出口贸易产生迥异的影响效果。在资源稀缺条件下，“一带一路”国际物流绩效改善应该优先考虑将有限的资源投入物流基础设施建设，并综合考虑运输便利性、货物运输及时性、物流服务能力和质量等方面。
2.找准建设突破口，构建“一带一路”制造业全球价值链。随着全球价值链国际分工的迅速展开，制造业产业内分工乃至产品内分工规模不断扩大，导致制造业集群成为主宰全球经济版图的重要力量，而制造业集群发展要求当地有足够高的人口密度和经济开放度，人口规模较小或分布稀疏、经济开放度低的国家和地区难以产生有竞争力的产业集群。这也非常有力地说明：“一带一路”制造业全球价值链的形成与发展应以沿线人口规模较大、经济开放度较高的节点城市作为突破口，以点带面，以面溢片，最终构建“一带一路”制造业全球价值链。
3.推进制度建设，发挥“亚投行”和“丝路基金”的作用。区域经济组织机制对中国中间产品出口存在较大的贸易创造效应，在“一带一路”制造业全球价值链的构建过程中，应充分发挥区域经济组织机制的积极作用。同时，充分发挥“亚投行”和“丝路基金”的作用，推动“一带一路”国际物流基础设施建设，改善“一带一路”国际物流绩效水平，推动该区域制造业分工网络的优化，构建以中国为主导的全球价值链。
4.加快六大走廊建设，挖掘中国中间产品出口潜力空间。中国中间产品出口潜力最大的区域在南亚、中亚和中东欧等区域，尤其对孟加拉、印度、俄罗斯等国的出口空间较大。中国应加快与这些国家进行政策沟通，积极、有序地推进中蒙俄、新亚欧大陆桥、中国―中亚―西亚、中国―中南半岛、中巴、孟中印缅等六大经济走廊的建设，为中国中间产品出口以及制造业产业转移开拓市场空间。
〔参考文献〕
