一、引言

中国（广东）自由贸易试验区(简称“广东自贸区”)于2015年4月正式揭牌成立，其业务覆盖广州南沙新区、深圳前海蛇口片区和珠海横琴新区三个片区。广东省毗邻港澳，南邻南海，天然的地缘优势使得广东省一直是外贸强省之一，多年来稳居全国外贸发展的前列。广东自贸区的设立为广东省21世纪海上丝绸之路的发展、粤港澳大湾区建设、海上物流大通道开发等国家重大发展战略提供了重要平台，也给广东省各地市的经济发展带来了重大机遇。

为检验产品市场竞争以及激励机制对于管理层能力对企业创新投入关系的调节作用，在模型（1）基础上分别加入管理层能力与市场竞争和高管激励的交互项，建立模型 （2）：

广东自贸区的主要功能是加强粤港澳在贸易、金融、物流等服务行业的对接与合作。然而广东省服务业水平在各地市的发展参差不齐，影响了广东省服务业整体水平的提高。长期以来，珠三角城市外贸发展在广东省遥遥领先，外贸贡献度常年达90%，其他城市则相对落后，各地市外贸发展极不均衡。本文以粤东北欠发达城市河源市为例，在广东自贸区建设背景下，分析对外贸易与区域物流的关系，为外贸与物流共同发展提供参考。

目前，国内外关于外贸易与区域物流的研究文献较多。陈夏妍（2011）根据深圳1979～2009年外贸进出口总额和港口货物吞吐量的数据，运用格兰杰（Granger）因果检验方法对深圳对外贸易与现代物流的关系进行分析，发现深圳对外贸易与现代物流存在因果关系，两者互相影响。高秀丽等（2012）依据广东省1978～2010年进出口贸易额、港口吞吐量和货运量指标数据，采用协整理论和VAR模型等方法研究表明，广东省对外贸易与国际物流两者之间存在长期均衡的协整关系。林青（2015）采用VAR模型和脉冲响应分析，以福建省自贸区建设为背景，基于福建省1981～2014年的相关数据，对福建省外贸发展与港口物流提升的互动效应进行了实证分析。结果表明，港口物流效率的提升无论短期或长期都能加快对外贸易的发展，而对外贸易的增长只能在短期内提升港口物流效率。此外，俞雅乖（2012）、戴雅娜（2013）、田樱（2016）等利用有关时间序列数据，采用回归分析、协整理论等方法，分别对浙江省现代物流与对外贸易关系、江苏省对外贸易与区域物流关系、福州港口物流与对外贸易发展的互动效应等进行了分析研究。

“不忘初心，不忘肥料内涵，安全、科学、合理使用肥料，保障农业绿色发展、可持续发展的基础。”中国农科院土壤肥料测试中心主任、国家化肥质量监督检验中心（北京）常务副主任汪洪在“守护土壤安全，拒绝肥料染色”大型公益活动接力仪式暨2018中国土壤安全与生态用肥论坛上表示。汪洪长期关注肥料染色问题，并就土壤质量与土壤污染、肥料使用管理、肥料染色及状况等进行深入分析探讨。

首先对河源市进出口总额、货物运输量及货物周转量数据进行相关系数分析，以表明三者之间的相关性（表1）。从表1可以看出，河源市进出口总额、货物运输量及货物周转量之间有比较强的相关性，相关系数在0.70以上，甚至达到了0.97。

 

表1 XM、HYL、ZZL三者的相关系数

  

—LNXM LNHYL LNZZL LNXM 1 0.7038 0.7821 LNHYL 0.7038 1 0.9762 LNZZL 0.7821 0.9762 1

 

表2 ADF检验结果

  

二、河源市对外贸易与区域物流关系实证分析

（一）变量选择及数据来源

本文选取进出口额XM（单位：亿美元）作为河源市对外贸易的衡量指标，结合河源市物流发展情况，选择货物运输量HYL（单位：万吨）和货物周转量ZZL（单位：亿吨公里）作为河源市区域物流的衡量指标。为消除三项指标数据可能存在的异方差性，对数据进行对数化处理，分别记为LN XM、LNHYL和LNZZL。 数据的样本区间为2002～2016年，来源于《广东统计年鉴》及《河源统计年鉴》。

由表3和表4可知，迹统计量和最大特征值在5%的显著性水平下，在没有和至多一个的情形下，均拒绝原假设，而在至多两个的情况下接受原假设，表明LNXM、LNHYL、LNZZL存在两个协整关系。本文以最大特征值所对应的协整关系作为变量的长期均衡关系，得到回归结果（表5）。

结构方程式用于界定潜在自变量与潜在依变量之间的显性关系，其中η和ξ是向量类型，η为依变量，ξ为自变量；γ和β是回归类型，γ表示自变量对依变量的作用，β表示依变量对依变量的作用。测量模型用于界定潜在变量与观察变量间的显性关系，其中λ是回归类型，ε和δ是方差/协方差类型[9]。

（二）相关性分析

综上所述，国内学者对对外贸易与区域物流的研究主要集中在某个省份或者经济发达城市，而对欠发达城市的研究极少。因此，本文在借鉴国内外研究成果的基础上，基于河源市2002～2016年的进出口额、货物运输量、货物周转量的年度时间序列，运用协整模型、格兰杰（Granger）因果检验等对河源市对外贸易与区域物流之间的关系进行实证分析，以期为决策者提供理论依据。

（三）协整分析

1.单位根检验（ADF检验）。为避免数据出现伪回归，必须对各变量进行平稳性检验。本文将采用较为常见的ADF检验对各变量的平稳性进行检验，各变量单位根检验结果如表2所示。

LNXM=9.908360-1.970264LNHYL+2.432830LNZZL （1）

由此可知，LNXM、LNHYL、LNZZL一阶差分序列均通过单位根检验，即属于同阶单整，可以进一步进行协整检验。

考虑最后一种情况下系统的鲁棒性，即存在一个不平衡的负载。这种情况下，假定负载为双相负载，这说明三相负载中有一相是断开的，因此只有其中两相负载。如图11所示，极点的位置由300rad/s（负载极点）变成现在的单个极点，同时我们可以看到在视在功率增加的过程中只有一个双极点（2000rad/s）的位置发生变化，其他极点的位置不发生任何改变。

2.协整检验。协整是指原有的时间序列数据非平稳，但他们的线性组合可能是平稳的，即这些变量之间存在着长期稳定的均衡关系。由单位根检验结果可知，LNXM、LNHYL、LNZZL均为一阶差分序列平稳序列。由于本文研究的是多变量协整关系，为此，文章进一步采用Johansen协整检验法进行协整检验，检验结果如表3和表4所示。

如何让大山里如此鲜美的“野味”能够长久的保留，就他在焦头烂额之际，李志勇突然发现市场上的干带鱼，“带鱼加盐烤干之后，可以保存很长时间，一旦获得水分，就能恢复到和新鲜状态差不多的口感，野生菌是不是也可以这样探作?”说干就干，李志勇将新鲜的野生菌进行切片、烘干，没想到一试竟然成功了，干的野生菌不仅可以持续保鲜，烹饪后口感还是跟新鲜的一样。这一次的突发奇想，让李志勇从困境中走了出来。

由回归结果可知，模型拟合度为0.687747，调整后的拟合度为0.635704，表明LNHYL、LNZZL对LNXM具有63.5704%的解释度。F检验统计量为13.21517，F检验显著性概率为0.0009，在1%显著性水平上通过了F检验，表明模型整体回归效果较好。由此可得长期均衡方程。

 

表3 Johansen迹统计量检验

  

协整方程个数None*At most 1*At most 2特征值0.958582 0.702271 0.153416迹统计量59.30813 17.91553 2.165103 5%临界值29.79707 15.49471 3.841466 P值0.0000 0.0212 0.1412

 

表4 Johansen最大特征值检验

  

协整方程的个数None*At most 1*At most 2特征值0.958582 0.702271 0.153416最大特征值统计量41.39260 15.75043 2.165103 5%临界值21.13162 14.26460 3.841466 P值0.0000 0.0289 0.1412

 

表5 回归结果

  

由表2平稳性检验结果可知，LNXM、LNHYL、LNZZL原始序列ADF统计量对应的显著性概率P值均大于0.1，没有通过平稳性检验，表明LNXM、LNHYL、LNZZL原始序列为非平稳序列；LNXM、LNHYL、LNZZL一阶差分序列ADF统计量对应的显著性概率P值均小于0.05，在5%显著性水平上通过了平稳性检验，表明LNXM、LNHYL、LNZZL一阶差分序列为平稳序列。

从回归系数结果来看，LNHYL与LNXM的回归系数为-1.970264，T检验统计量为-1.708806，T检验显著性概率为0.1132，没有通过T检验，表明LNHYL对LNXM的影响作用不显著。

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LNZZL与LNXM的回归系数为2.432830，T检验显著性概率为0.0186，在5%显著性水平上通过了T检验，表明LNZZL与LNXM为显著正相关关系，即LNZZL每增长1个百分点，LNXM增长2.432830个百分点。

3.Granger因果关系检验。以上通过协整检验分析得出河源市进出口总额、货物运输量及货物周转量三者之间具有长期均衡关系，但变量之间是否构成因果关系，还需要进一步验证。具体如表6所示。

表6的因果检验表明，①在滞后期1期，5%的显著性水平下，货运量是进出口总额增长的格兰杰原因，在滞后期2期、3期，货运量不是进出口总额增长的格兰杰原因；而在滞后期1期、2期，进出口总额增长都是货运量的格兰杰原因，只有滞后期3期进出口总额增长不是货运量的格兰杰原因。②滞后期1期，5%的显著性水平下，货物周转量是进出口总额增长的格兰杰原因，在滞后期2期、3期，货物周转量不是进出口总额增长的格兰杰原因；而在滞后期1期、2期、3期，10%的显著性水平下，进出口额增长都是货物周转量的格兰杰原因。由以上分析可见，货运量及货物周转量在长期内能促进进出口总额的增长，进出口额在长期内也能带动货运量的增长，无论长期、短期均能带动货物周转量的增加。

三、结论及建议

（一）结论

本文通过对河源市2002～2016年的对外贸易和区域物流相关指标进行单位根检验、协整关系检验及Granger因果关系检验，得出以下结论：从长期来看，河源市外贸增长与区域物流发展之间存在长期均衡关系（即协整关系）。河源市货运量、货物周转量与进出口总额长期内存在双向因果关系，短期内，货运量及货物周转量的增加不一定对河源市对外贸易的发展起到明显的推动作用。

 

表6 Granger检验结果

  

Null Hypothesis：滞后期LNHYL does not Granger Cause LNXM LNXM does not Granger Cause LNHYL LNZZL does not Granger Cause LNXM LNXM does not Granger Cause LNZZL 1 2 3 1 2 3 1 2 3 1 2 3 F-Statistic 7.25277 0.66108 0.44413 11.2978 12.7190 1.00154 10.7498 1.17147 0.13487 11.6178 21.5357 4.86746 Prob.0.0209 0.5424 0.7320 0.0064 0.0033 0.4643 0.0074 0.3579 0.9351 0.0058 0.0006 0.0605结论拒绝接受接受拒绝拒绝接受拒绝接受接受拒绝拒绝拒绝

（二）对策建议

1.政府应加大对现代物流业的扶持力度，并出台相关优惠政策。加快河源市物流基础设施建设，积极引进高层次物流人才，共建完善物流信息平台，缩短物流各个环节的响应时间，从而加快河源市区域物流的发展步伐，达到促进对外贸易的协调发展的目的。

2.河源市外贸发展总体水平落后，外贸依存度较低，主要贸易类型以加工贸易为主，出口的主要是初等产品，机电产品和高新技术产品较少。因此，政府应通过引导加工贸易升级转型，提高服务贸易比例，拓展对外贸易的价值链，以此带动河源市对外贸易进一步的发展。

参考文献

[1]陈夏妍．深圳对外贸易与现代物流关系的实证分析[J]．物流科技,2011,(10)：32-35．

[2]高秀丽,孟飞荣．广东省对外贸易与国际物流关系的实证研究[J]．科技管理研究,2012,(21)：86-90．

[3]林青．福建省对外贸易发展与港口物流效率提升的互动效应实证研究——以福建自贸区建设为背景[J]．长沙大学学报,2015,29(11)：19-22．

[4]俞雅乖．现代物流与对外贸易关系的实证研究——基于浙江省1986-2009年的数据[J]．国际贸易问题,2012,(1)：107．

[5]戴雅娜．江苏省对外贸易与区域物流关系研究——基于协整理论与误差修正模型[J]．技术与方法,2013,33(11)：291-293．

[6]田樱．福州港口物流与对外贸易发展的互动效应研究——以福建自贸区建设为背景[J]．福建商业高等专科学校学报,2016,2(4)：15-19．