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［摘要］本文基于计量经济学中的协整理论定量分析了港口发展对经济增长的促进作用，力图客观地揭示两者之间的相互关系。并选定上海港为具体研究对象，得出上海港发展态势的好坏是由上海整体经济的总体运行状况所决定的;另一方面，上海港作为维系整个社会再生产正常运转的一个重要纽带，其发展程度的好坏在相当程度上也影响和制约着上海经济的稳定健康发展。
［关键词］港口发展经济增长协整理论
一、前言
港口作为水陆运输的连接点，不仅在交通运输网络中起着极其重要的作用，而且在经济增长过程中扮演着重要的角色，现已成为建设现代港口城市的重要组成部分。港口凭借着运输、集散和增值服务功能，在其建设与发展过程中，创造出大量的就业机会，推动了工业、贸易和港口相关行业的发展，增大了国民收入。随着我国港口建设的不断发展，港口发展对经济增长的贡献作用将越来越大。
本文通过对港口发展对经济增长促进作用的定量研究，力图客观地揭示港口发展对经济增长的促进作用。作为我国众多港口中的佼佼者，上海港的发展历程极具代表性，综合相关数据资料的可得性等客观因素，本文选定上海港为研究对象。
二、定量分析基础
1.单位根过程
传统的时间序列经济计量学在进行研究时，通常假设经济数据和产生这些数据的随机过程是平稳过程(或称稳定过程)，在此基础上对经济计量模型中的参数作估计和假设检验。然而，经济系统中许多经济指标的时间序列数据并不具有平稳过程的特征，对于非平稳过程生成的时间序列数据，传统的数理统计和经济计量学方法显得无能为力，特别是传统的中心极限定理不再适用。如果一个时间序列的均值或自协方差函数随时间而改变，那么这个序列就是非平稳时间序列。单位根过程是最常见的非平稳过程之一，由于在现代金融学、宏观经济学的理论和实践中的广泛应用，对单位根过程的研究成为了当今经济计量学的主要课题之一。
2.协整的概念
由于非平稳时间序列没有长期均值亦没有返回均值的趋势，因此非平稳时间序列本身不能描述长期稳定关系。尽管就单个时间序列而言是非平稳的，但由两个或两个以上非平稳时间序列组成的系统中，若这些时间序列变量的某种线形组合表现出平稳性，则称这一稳定的线形组合为协整关系。协整关系描述了变量之间的长期稳定关系，刻画了整个系统的稳定特征。
3.协整检验及协整向量的估计
由于协整的许多理论和应用研究均是基于两个变量而展开的，Engle-Granger的两步法正是以两个变量为研究对象而提出的。由于这一方法可以直接扩展到多个变量之间的单一协整关系，因而其理论奠定了协整研究的基础。若协整模型成立，则表明考察的非平稳时间序列变量之间存在长期稳定的均衡发展关系。变量间协整关系的存在使得可以通过协整模型中一经济变量对另一经济变量的长效作用来影响该经济变量的变化。若变量间没有协整关系，则不存在通过一变量来影响另一变量的基础。
三、上海港发展对上海经济增长促进作用研究
1.样本数据的选取
本文选定上海港为研究对象，采用上海港吞吐量增量（TTLZ）等指标反映港口发展状况，通过宏观经济总量指标上海市生产总值增量（GDPZ）反映上海经济增长，样本数据取自1952年～2003年的年度数据，上海市生产总值经价格指数修正（以1952年为基期）,原始数据来源于历年《上海市统计年鉴》《上海港统计年鉴》，如下图所示。
2.样本数据的平稳性检验
首先针对上海市生产总值增量进行平稳性检验。
软件计算结果表如上表1所示。表1的最上部分给出了检验结果， ADF =-2.3148,大于5%显著性水平的临界值-3.5005。因此，在5%的显著水平下，GDPZ序列是一个非平稳序列。所以应该进一步检验GDPZ差分序列的平稳性。
如表2上部分所示， ADF=-6.3590,小于5%显著性水平的临界值-2.9288。因此，在5%的显著水平下，D(GDPZ)是一个平稳序列,所以GDPZt为一阶非平稳序列。同理，分别就TTLZ的时间序列数据的原序列和一阶差分形式进行检验，检验结果见下表:
由上表可以看出，各变量原水平序列都是非平稳的，而一阶差分后都变为平稳的，这些变量均为I(1)的，即一阶单整的，故不能以传统的回归分析进行估计和检验。故下文采用协整关系检验进行相关分析。
3.协整模型计算及检验
本文采用Hendry模型构建方法，首先选择较多的变量及多位的滞后项构建模型，然后再对模型的各项参数进行检验，逐步剔除无显著性的变量，压缩模型规模，得到最终模型。将样本数据代入模型中，计算过程均在EVIEWS3.1上通过，GDPZ与TTLZ协整模型的具体计算结果详见下表4。
由上表4得到的协整模型如下：
R-squared=0.6639Adjusted R-squared=0.6569F-statistic=94.8342
模型通过总体显著性检验（F检验），各变量的系数均通过显著性检验（T检验），残差序列的D.W检验值为1.9479,表明残差序列非自相关。对于两个协整变量来说，在其基础上构建而成的协整模型的残差必须是平稳的。因此，进一步对模型残差序列进行平稳性检验，检验计算结果表5所示。
如表5上部分所示，因为ADF=-6.7919,小于5%显著性水平的临界值-1.9474。因此，在5%的显著水平下，协整模型的残差序列为平稳序列。因此，协整模型是有效的，且模型中表征上海港口发展的自变量TTLZ前系数显著为正。这表明上海市生产总值增长与上海市港口吞吐量增长之间存在着协整关系，港口发展对城市经济的增长起着长效促进作用。
四、结论
协整方程的成立表明上海市生產总值增长与上海市港口吞吐量增长之间存在协整关系，即长期稳定的均衡发展关系，港口发展对城市经济的增长起着长效促进作用。这表明港口作为一个重要的基础产业部门，其与所在城市经济之间存在着相互依存、互动发展的关系。港口吞吐量的快速增长源自城市经济运行过程中（特别是对外贸易过程中）所产生的运输需求。因此，一方面，上海港发展态势的好坏是由上海整体经济的总体运行状况所决定的，另一方面，上海港作为维系整个社会再生产正常运转的一个重要纽带，其发展程度的好坏在相当程度上也影响和制约着上海经济的稳定健康发展。
协整方程同时显示出前一期的上海市生产总值增长与当期的上海市生产总值增长存在着较强的正相关性，这说明在上海市生产总值与上海港口吞吐量均衡增长的同时，前一期的生产总值增长对当期的生产总值增长有较大的正向促进作用，这表明上海市生产总值的增长过程具有一定的惯性特征，体现出上海市经济增长的长期稳定性。
参考文献:
[1]宗超港口经济:在世界经济新的挑战面前所要研究的主要课题.港口经济，2003(4)
[2]Dr Bernard Francou. impacts of ports and shipping on the economy. world maritime university,2002
[3]孙峻岩单敏贾大山宁涛:浅析港口经济贡献的比较.中国港口,2004(2)
[4]刘南刘国清:上海国际航运中心集装箱港口体系研究.海洋开发与管理,2005(6)
[5]戴鞍钢:港口建设与当代上海.江西社会科学，2005(9）
本文中所涉及到的图表、注解、公式等内容请以PDF格式阅读原文。
［关键词］港口发展经济增长协整理论
一、前言
港口作为水陆运输的连接点，不仅在交通运输网络中起着极其重要的作用，而且在经济增长过程中扮演着重要的角色，现已成为建设现代港口城市的重要组成部分。港口凭借着运输、集散和增值服务功能，在其建设与发展过程中，创造出大量的就业机会，推动了工业、贸易和港口相关行业的发展，增大了国民收入。随着我国港口建设的不断发展，港口发展对经济增长的贡献作用将越来越大。
本文通过对港口发展对经济增长促进作用的定量研究，力图客观地揭示港口发展对经济增长的促进作用。作为我国众多港口中的佼佼者，上海港的发展历程极具代表性，综合相关数据资料的可得性等客观因素，本文选定上海港为研究对象。
二、定量分析基础
1.单位根过程
传统的时间序列经济计量学在进行研究时，通常假设经济数据和产生这些数据的随机过程是平稳过程(或称稳定过程)，在此基础上对经济计量模型中的参数作估计和假设检验。然而，经济系统中许多经济指标的时间序列数据并不具有平稳过程的特征，对于非平稳过程生成的时间序列数据，传统的数理统计和经济计量学方法显得无能为力，特别是传统的中心极限定理不再适用。如果一个时间序列的均值或自协方差函数随时间而改变，那么这个序列就是非平稳时间序列。单位根过程是最常见的非平稳过程之一，由于在现代金融学、宏观经济学的理论和实践中的广泛应用，对单位根过程的研究成为了当今经济计量学的主要课题之一。
2.协整的概念
由于非平稳时间序列没有长期均值亦没有返回均值的趋势，因此非平稳时间序列本身不能描述长期稳定关系。尽管就单个时间序列而言是非平稳的，但由两个或两个以上非平稳时间序列组成的系统中，若这些时间序列变量的某种线形组合表现出平稳性，则称这一稳定的线形组合为协整关系。协整关系描述了变量之间的长期稳定关系，刻画了整个系统的稳定特征。
3.协整检验及协整向量的估计
由于协整的许多理论和应用研究均是基于两个变量而展开的，Engle-Granger的两步法正是以两个变量为研究对象而提出的。由于这一方法可以直接扩展到多个变量之间的单一协整关系，因而其理论奠定了协整研究的基础。若协整模型成立，则表明考察的非平稳时间序列变量之间存在长期稳定的均衡发展关系。变量间协整关系的存在使得可以通过协整模型中一经济变量对另一经济变量的长效作用来影响该经济变量的变化。若变量间没有协整关系，则不存在通过一变量来影响另一变量的基础。
三、上海港发展对上海经济增长促进作用研究
1.样本数据的选取
本文选定上海港为研究对象，采用上海港吞吐量增量（TTLZ）等指标反映港口发展状况，通过宏观经济总量指标上海市生产总值增量（GDPZ）反映上海经济增长，样本数据取自1952年～2003年的年度数据，上海市生产总值经价格指数修正（以1952年为基期）,原始数据来源于历年《上海市统计年鉴》《上海港统计年鉴》，如下图所示。
2.样本数据的平稳性检验
首先针对上海市生产总值增量进行平稳性检验。
软件计算结果表如上表1所示。表1的最上部分给出了检验结果， ADF =-2.3148,大于5%显著性水平的临界值-3.5005。因此，在5%的显著水平下，GDPZ序列是一个非平稳序列。所以应该进一步检验GDPZ差分序列的平稳性。
如表2上部分所示， ADF=-6.3590,小于5%显著性水平的临界值-2.9288。因此，在5%的显著水平下，D(GDPZ)是一个平稳序列,所以GDPZt为一阶非平稳序列。同理，分别就TTLZ的时间序列数据的原序列和一阶差分形式进行检验，检验结果见下表:
由上表可以看出，各变量原水平序列都是非平稳的，而一阶差分后都变为平稳的，这些变量均为I(1)的，即一阶单整的，故不能以传统的回归分析进行估计和检验。故下文采用协整关系检验进行相关分析。
3.协整模型计算及检验
本文采用Hendry模型构建方法，首先选择较多的变量及多位的滞后项构建模型，然后再对模型的各项参数进行检验，逐步剔除无显著性的变量，压缩模型规模，得到最终模型。将样本数据代入模型中，计算过程均在EVIEWS3.1上通过，GDPZ与TTLZ协整模型的具体计算结果详见下表4。
由上表4得到的协整模型如下：
R-squared=0.6639Adjusted R-squared=0.6569F-statistic=94.8342
模型通过总体显著性检验（F检验），各变量的系数均通过显著性检验（T检验），残差序列的D.W检验值为1.9479,表明残差序列非自相关。对于两个协整变量来说，在其基础上构建而成的协整模型的残差必须是平稳的。因此，进一步对模型残差序列进行平稳性检验，检验计算结果表5所示。
如表5上部分所示，因为ADF=-6.7919,小于5%显著性水平的临界值-1.9474。因此，在5%的显著水平下，协整模型的残差序列为平稳序列。因此，协整模型是有效的，且模型中表征上海港口发展的自变量TTLZ前系数显著为正。这表明上海市生产总值增长与上海市港口吞吐量增长之间存在着协整关系，港口发展对城市经济的增长起着长效促进作用。
四、结论
协整方程的成立表明上海市生產总值增长与上海市港口吞吐量增长之间存在协整关系，即长期稳定的均衡发展关系，港口发展对城市经济的增长起着长效促进作用。这表明港口作为一个重要的基础产业部门，其与所在城市经济之间存在着相互依存、互动发展的关系。港口吞吐量的快速增长源自城市经济运行过程中（特别是对外贸易过程中）所产生的运输需求。因此，一方面，上海港发展态势的好坏是由上海整体经济的总体运行状况所决定的，另一方面，上海港作为维系整个社会再生产正常运转的一个重要纽带，其发展程度的好坏在相当程度上也影响和制约着上海经济的稳定健康发展。
协整方程同时显示出前一期的上海市生产总值增长与当期的上海市生产总值增长存在着较强的正相关性，这说明在上海市生产总值与上海港口吞吐量均衡增长的同时，前一期的生产总值增长对当期的生产总值增长有较大的正向促进作用，这表明上海市生产总值的增长过程具有一定的惯性特征，体现出上海市经济增长的长期稳定性。
参考文献:
[1]宗超港口经济:在世界经济新的挑战面前所要研究的主要课题.港口经济，2003(4)
[2]Dr Bernard Francou. impacts of ports and shipping on the economy. world maritime university,2002
[3]孙峻岩单敏贾大山宁涛:浅析港口经济贡献的比较.中国港口,2004(2)
[4]刘南刘国清:上海国际航运中心集装箱港口体系研究.海洋开发与管理,2005(6)
[5]戴鞍钢:港口建设与当代上海.江西社会科学，2005(9）
本文中所涉及到的图表、注解、公式等内容请以PDF格式阅读原文。