孔 原

(江蘇信息職業(yè)技術(shù)學(xué)院 工商管理系， 江蘇 無(wú)錫 214153)

國(guó)際物流是國(guó)內(nèi)物流的跨國(guó)延伸和擴(kuò)展，是不同國(guó)家和地區(qū)之間的物流，它伴隨著國(guó)際貿(mào)易的產(chǎn)生發(fā)展而產(chǎn)生發(fā)展，并成為國(guó)際貿(mào)易的重要物質(zhì)基礎(chǔ)。從理論上來(lái)說(shuō)，國(guó)際貿(mào)易是利益驅(qū)動(dòng)行為，貿(mào)易活動(dòng)的根本目的是追逐經(jīng)濟(jì)利潤(rùn)[1]32，而物流成本是影響利潤(rùn)的主要因素，其不斷降低使現(xiàn)實(shí)的經(jīng)濟(jì)環(huán)境不斷接近比較優(yōu)勢(shì)理論交易費(fèi)用為零的假設(shè)，從而實(shí)現(xiàn)國(guó)際貿(mào)易的增長(zhǎng)。因此一般理論認(rèn)為，國(guó)際貿(mào)易的快速發(fā)展必然衍生拓展物流需求，受規(guī)模經(jīng)濟(jì)及經(jīng)驗(yàn)曲線效應(yīng)影響，國(guó)際物流水平必然快速提高，從而進(jìn)一步降低交易費(fèi)用，促進(jìn)國(guó)際貿(mào)易發(fā)展，可以說(shuō)兩者是相輔相成、和諧一致的。但這種定性分析并不能明確國(guó)際貿(mào)易能在多大程度上拉動(dòng)本國(guó)國(guó)際物流的發(fā)展，國(guó)際貿(mào)易的增長(zhǎng)又有多少得益于本國(guó)國(guó)際物流發(fā)展的促進(jìn)，兩者之間又是如何相互影響、相互促進(jìn)的。

當(dāng)前，我國(guó)關(guān)于國(guó)際物流與國(guó)際貿(mào)易關(guān)系的定量研究還較少，楊長(zhǎng)春(2007)考察了我國(guó)對(duì)外貿(mào)易與國(guó)際物流的關(guān)系，得出了我國(guó)進(jìn)出口貿(mào)易與國(guó)際物流存在可靠的協(xié)整關(guān)系、國(guó)際貿(mào)易與國(guó)際物流之間存在反饋性的因果關(guān)系、物流對(duì)貿(mào)易的促進(jìn)作用要稍大一些的結(jié)論[2]。但作者沒(méi)有進(jìn)一步對(duì)這一結(jié)論作出解釋，沒(méi)有具體分析國(guó)際物流與國(guó)際貿(mào)易之間相互影響的程度。為了進(jìn)一步動(dòng)態(tài)分析兩者相互影響的程度，并定量分析兩者的關(guān)系及其成因，本文將在向量自回歸(Vector Auto Regressive，VAR)模型的基礎(chǔ)上研究?jī)烧叩膭?dòng)態(tài)關(guān)系，主要技術(shù)手段是VAR模型中的脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解。

一、實(shí)證模型原理

1980年Sims提出了向量自回歸模型，該模型采用多方程自回歸模型的聯(lián)立形式，實(shí)質(zhì)上是一種非結(jié)構(gòu)化的多方程模型，即它不以經(jīng)濟(jì)理論為基礎(chǔ)，而是用數(shù)據(jù)本身來(lái)確定模型的動(dòng)態(tài)結(jié)構(gòu)。由于VAR模型的參數(shù)估計(jì)量只具有一致性，單個(gè)參數(shù)估計(jì)值的經(jīng)濟(jì)意義并不明確，因此要根據(jù)VAR模型得出具體的結(jié)論，必須借助脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解[3]128。最一般的VAR(p)模型的數(shù)學(xué)表達(dá)式為

Yt=A0+A1Yt-1+…+ApYt-p+εt

(1)

式中：Yt——m維內(nèi)生變量向量；

A0——常數(shù)向量；

Ai——系數(shù)矩陣，i=1，2，…，p；

在實(shí)際應(yīng)用中，通常希望滯后期p足夠大，從而能夠完整地反映所構(gòu)造模型的動(dòng)態(tài)特征；但另一方面，滯后期越長(zhǎng)模型中待估計(jì)的參數(shù)就越多，自由度就越小。為了在滯后期與自由度之間尋求一種均衡狀態(tài)，一般根據(jù)AIC和SC信息量取值最小原則或LR法確定模型的滯后階數(shù)。

脈沖響應(yīng)函數(shù)(Impulse Response Function，IRF)用于衡量來(lái)自隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)的一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差沖擊對(duì)內(nèi)生變量當(dāng)前值和未來(lái)值的影響，并且擾動(dòng)項(xiàng)對(duì)某一變量的沖擊影響通過(guò)VAR模型的動(dòng)態(tài)結(jié)構(gòu)傳遞給其他所有的變量。本文采用喬利斯基(Cholesky)分解法得到脈沖響應(yīng)函數(shù)。而方差分解(Variance Decomposition)則是把VAR系統(tǒng)中每個(gè)內(nèi)生變量的波動(dòng)按其成因分解為與各方程新息相關(guān)聯(lián)的組成部分，從而了解各新息在模型變量動(dòng)態(tài)變化中的相對(duì)重要性。

二、實(shí)證分析

1. 變量選取及數(shù)據(jù)處理

本文擬選取各期實(shí)際的進(jìn)出口總值(JCK)表示國(guó)際貿(mào)易發(fā)展水平，選取沿海規(guī)模以上港口外貿(mào)貨物吞吐量(HYL)作為衡量國(guó)際物流的指標(biāo)。選取后者來(lái)表示我國(guó)國(guó)際物流產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平主要是出于兩方面考慮：

(1) 雖然從國(guó)際貿(mào)易涉及到的物流系統(tǒng)構(gòu)成來(lái)看，國(guó)際物流服務(wù)包括運(yùn)輸、倉(cāng)儲(chǔ)、商品檢驗(yàn)、報(bào)關(guān)、商品包裝、裝卸搬運(yùn)和信息等服務(wù)內(nèi)容，但是國(guó)際貨物的運(yùn)輸子系統(tǒng)和倉(cāng)儲(chǔ)子系統(tǒng)是國(guó)際物流的兩大支柱，國(guó)際物流通過(guò)商品的儲(chǔ)存和運(yùn)輸實(shí)現(xiàn)其自身的時(shí)空利益，滿足國(guó)際貿(mào)易的需要[4]35。目前，我國(guó)國(guó)際物流產(chǎn)業(yè)的統(tǒng)計(jì)體系不完善，全面物流數(shù)據(jù)無(wú)法獲得，只有舍棄。并且本文認(rèn)為，外貿(mào)貨物吞吐量不僅能反映國(guó)際物流業(yè)中運(yùn)輸領(lǐng)域的發(fā)展水平，同時(shí)也能反映倉(cāng)儲(chǔ)、配送等業(yè)務(wù)領(lǐng)域的經(jīng)濟(jì)成果，因?yàn)橥赓Q(mào)貨物吞吐量的增長(zhǎng)是整個(gè)國(guó)際物流產(chǎn)業(yè)中各個(gè)系統(tǒng)綜合發(fā)展的結(jié)果。

(2) 從我國(guó)國(guó)際貿(mào)易發(fā)展現(xiàn)狀來(lái)看，海運(yùn)是對(duì)外貿(mào)易最主要的運(yùn)輸方式，統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)顯示，我國(guó)國(guó)際貿(mào)易貨運(yùn)方式的約90%為海上運(yùn)輸。從我國(guó)對(duì)外貿(mào)易產(chǎn)業(yè)的區(qū)域分布來(lái)看，由大連港、天津港構(gòu)成的渤海灣出?？?，由青島港、日照港構(gòu)成的黃海出?？冢缮虾?、連云港、寧波舟山港等構(gòu)成的長(zhǎng)三角港群，由廣州、深圳、廈門構(gòu)成的珠三角港群以及?？?、湛江、北部灣等沿海區(qū)域，構(gòu)成了我國(guó)對(duì)外貿(mào)易的主要區(qū)域。國(guó)家商務(wù)部2009年3月發(fā)布的最新統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)顯示(以2002年港口貨物吞吐量沿海達(dá)到1 500萬(wàn)噸，內(nèi)河達(dá)到1 000萬(wàn)噸為統(tǒng)計(jì)口徑)，當(dāng)月全國(guó)外貿(mào)貨物吞吐量總計(jì)16 483萬(wàn)噸，沿海合計(jì)15 285萬(wàn)噸，占總外貿(mào)貨物吞吐量的92.73%?？紤]到沿海港群與內(nèi)河港群在貨物吞吐量統(tǒng)計(jì)上存在一定的交叉，因此選取沿海規(guī)模以上港口外貿(mào)貨物吞吐量作為模型變量。

當(dāng)前，國(guó)內(nèi)官方發(fā)布的國(guó)際貨運(yùn)量統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)年限較短，故本文采用中國(guó)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局及商務(wù)部2002年1月至2008年11月的月度數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析。在樣本期間內(nèi)，對(duì)各期月度沿海規(guī)模以上港口外貿(mào)貨物吞吐量和進(jìn)出口總值序列以X11-Multiplicative法進(jìn)行了季節(jié)性調(diào)整，且對(duì)數(shù)據(jù)序列取自然對(duì)數(shù)以消除序列的異方差。

2. 變量單位根檢驗(yàn)及協(xié)整檢驗(yàn)

建立回歸模型必須針對(duì)平穩(wěn)時(shí)間序列，對(duì)非平穩(wěn)時(shí)間序列建立回歸模型會(huì)產(chǎn)生偽回歸問(wèn)題。多數(shù)時(shí)間序列是非平穩(wěn)的，但相關(guān)時(shí)間序列存在長(zhǎng)期穩(wěn)定均衡關(guān)系。協(xié)整是兩個(gè)經(jīng)濟(jì)變量存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系的基礎(chǔ)，兩個(gè)時(shí)間序列存在協(xié)整關(guān)系，說(shuō)明它們之間存在穩(wěn)定關(guān)系，即從長(zhǎng)期來(lái)看時(shí)間序列間存在協(xié)同變化的趨勢(shì)。在進(jìn)行VAR模型建模和協(xié)整檢驗(yàn)時(shí)，必須先檢驗(yàn)序列的單整性(又稱單位根檢驗(yàn))，本文應(yīng)用增項(xiàng)的ADF進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果如表1所示。

表1 變量單位根檢驗(yàn)結(jié)果

注：檢驗(yàn)類型中的c和t表示帶有常數(shù)項(xiàng)和趨勢(shì)項(xiàng)，k表示綜合考慮AIC，SC選擇的滯后期；臨界值根據(jù)MacKinnon給出的數(shù)據(jù)計(jì)算。

由表1可知，變量時(shí)間序列都是非平穩(wěn)的，而一階差分以后都變成了平穩(wěn)序列，所以這些變量都是I(1)一階單整序列。對(duì)于一階單整序列的協(xié)整性檢驗(yàn)，通常采用EG兩步法和Johansen檢驗(yàn)兩種方法。一般說(shuō)來(lái)，檢驗(yàn)兩個(gè)變量之間的協(xié)整關(guān)系多采用EG兩步法，其步驟是：一是根據(jù)變量數(shù)據(jù)建立回歸方程；二是對(duì)估計(jì)殘差進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，若穩(wěn)定則變量之間存在協(xié)整關(guān)系，若不穩(wěn)定則不存在協(xié)整關(guān)系。

本文采用EG兩步法進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，首先建立回歸方程

ln(HYL)t=c(1)ln(JCK)t+c(2)+Ut

(2)

估計(jì)后得到

ln(HYL)t=0.667ln(JCK)t-4.706+Ut

(3)

(96.307) (96.566)

R2=0.99DW=1.48

然后對(duì)式(3)的估計(jì)殘差進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，不含常數(shù)和時(shí)間趨勢(shì)，由SIC準(zhǔn)則確定滯后階數(shù)，結(jié)果如表2所示。

表2 估計(jì)殘差序列平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果

表2的數(shù)據(jù)顯示，估計(jì)殘差序列在1%的顯著性水平下拒絕原假設(shè)，接受不存在單位根的結(jié)論，因此可以確定殘差序列為平穩(wěn)序列。上述結(jié)果表明，ln(HYL)t和ln(JCK)t之間存在協(xié)整關(guān)系。

3. VAR(2)模型的建立與參數(shù)估計(jì)

利用2002年1月至2008年11月的主要港口外貿(mào)貨物吞吐量(HYL)和進(jìn)出總值(JCK)的月度數(shù)據(jù)建立向量自回歸動(dòng)態(tài)方程，根據(jù)LR、AIC、SC等各種標(biāo)準(zhǔn)對(duì)滯后長(zhǎng)度標(biāo)準(zhǔn)(Lag Length Criteria)進(jìn)行試算，各滯后階數(shù)的信息標(biāo)準(zhǔn)見(jiàn)表3。參考信息標(biāo)準(zhǔn)顯示，本模型設(shè)定為VAR(2)。

根據(jù)式(1)建立向量自回歸動(dòng)態(tài)方程

ln(HYL)t=a11ln(HYL)t-1+a12ln(HYL)t-2+

a13ln(JCK)t-1+a14ln(JCK)t-2+a15

(2)利用式(2)，建立幾何要素與其在T-Map中映射點(diǎn)pF的關(guān)系：pF=pF(Df1,Df2,,Dfm)。

(4)

ln(JCK)t=a21ln(HYL)t-1+a22ln(HYL)t-2+

a23ln(JCK)t-1+a24ln(JCK)t-2+a25

(5)

表3 VAR模型滯后長(zhǎng)度選擇標(biāo)準(zhǔn)

注：*表示從每一列標(biāo)準(zhǔn)中選中的滯后階數(shù)。

運(yùn)用計(jì)量分析軟件Eviews 5.0建立lnHYL，lnJCK兩變量的VAR(2)模型，對(duì)模型進(jìn)行穩(wěn)定性檢驗(yàn)，各特征方程的特征根均位于單位圓內(nèi)，模型穩(wěn)定，參數(shù)估計(jì)及檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表4。

表4 VAR(2)模型參數(shù)估計(jì)值及檢驗(yàn)結(jié)果

表4中兩個(gè)方程的檢驗(yàn)結(jié)果表明方程的擬合效果較好，因此建立向量矩陣

4. ln HYL和ln JCK的脈沖響應(yīng)分析

為了進(jìn)一步動(dòng)態(tài)分析lnHYL和lnJCK這兩個(gè)變量的動(dòng)態(tài)特征，運(yùn)用兩者的VAR(2)模型對(duì)其進(jìn)行脈沖響應(yīng)分析，即計(jì)算一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差大小的lnHYL和lnJCK的沖擊對(duì)二者的影響。通過(guò)Eviews軟件，得到脈沖響應(yīng)結(jié)果和脈沖響應(yīng)曲線(見(jiàn)表5和圖1、表6和圖2)。

表5 ln HYL的脈沖響應(yīng)結(jié)果

圖1 ln HYL對(duì)各變量單位沖擊的響應(yīng)曲線

由表5和圖1可知，lnHYL受到自身沖擊的脈沖響應(yīng)要強(qiáng)于lnJCK對(duì)其的脈沖響應(yīng)。當(dāng)在本期給lnHYL一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差的新息后，lnHYL立刻有較強(qiáng)的響應(yīng)，增加了0.028 197，之后快速下降至0.018 094，隨后長(zhǎng)期穩(wěn)定在約0.017?？梢钥闯觯琹nHYL對(duì)其自身無(wú)論是短期還是長(zhǎng)期都呈現(xiàn)出顯著的正效應(yīng)，且時(shí)滯期為1期。lnHYL對(duì)來(lái)自lnJCK的沖擊，其脈沖響應(yīng)在1期沒(méi)有反應(yīng)，在2期下滑到-0.001 430，呈現(xiàn)出微弱的負(fù)響應(yīng)，隨后在3期上升到0.001 422，之后在約0.001的水平上趨于穩(wěn)定。lnJCK的沖擊使lnHYL在短期波動(dòng)較大，甚至呈現(xiàn)出微弱的負(fù)響應(yīng)，在長(zhǎng)期則呈現(xiàn)出微弱的正響應(yīng)，就總體響應(yīng)而言，lnJCK對(duì)lnHYL的影響非常微弱。

表6 ln JCK的脈沖響應(yīng)結(jié)果

圖2 ln JCK對(duì)各變量單位沖擊的響應(yīng)曲線

由表6和圖2可知，除1期以外，lnJCK受到lnHYL沖擊的脈沖響應(yīng)要強(qiáng)于其自身的脈沖響應(yīng)。當(dāng)在本期給lnHYL一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差的新息后，lnJCK立刻有較強(qiáng)的響應(yīng)，增加到0.024 973，在2期下滑后于3期達(dá)到最大值0.029 917，隨后基本穩(wěn)定在約0.025?？梢钥闯觯瑹o(wú)論是短期還是長(zhǎng)期，lnHYL對(duì)lnJCK的沖擊響應(yīng)呈現(xiàn)出非常顯著的正向影響，且響應(yīng)延續(xù)的時(shí)間長(zhǎng)而穩(wěn)定，作用時(shí)滯為2期。lnJCK受其自身沖擊在當(dāng)期立刻有較強(qiáng)的脈沖響應(yīng)，增加到0.039 484，在2期快速下降到0.002 780，隨后進(jìn)一步下降，在4期后基本穩(wěn)定在約0.001 5?？梢钥闯觯琹nJCK對(duì)其自身沖擊的響應(yīng)在短期呈現(xiàn)出顯著的正向影響，在長(zhǎng)期則呈現(xiàn)出微弱的正向影響。

5. ln HYL和ln JCK的方差分解分析

脈沖響應(yīng)分析考慮了各種變量沖擊對(duì)lnHYL和lnJCK的影響，為了進(jìn)一步考察兩個(gè)變量相互的波動(dòng)性，利用方差分解技術(shù)對(duì)二者的預(yù)測(cè)均方誤差進(jìn)行分解，計(jì)算出每個(gè)變量沖擊的相對(duì)重要性，方差分解結(jié)果見(jiàn)表7和圖3。

表7 ln HYL和ln JCK的方差分解結(jié)果 %

圖3 ln JCK的方差分解

從表7可以看出，lnHYL幾乎完全受其自身沖擊的影響，而lnJCK的沖擊對(duì)lnHYL的影響非常微弱，一直處于0.27%以下，基本可以忽略不計(jì)。這充分說(shuō)明，不論是從短期來(lái)看還是從長(zhǎng)期來(lái)看，進(jìn)出口貿(mào)易對(duì)國(guó)際物流的影響都非常微弱，這與脈沖響應(yīng)分析的結(jié)論相吻合。從表7和圖3可以看出，lnJCK的預(yù)測(cè)方差前期主要受其自身影響，第一步預(yù)測(cè)就達(dá)到71.427 0%，之后其自身影響快速下滑，影響程度不斷減弱。從第三步開(kāi)始，lnJCK的預(yù)測(cè)方差主要受lnHYL的影響，達(dá)到52.918 7%。lnHYL的沖擊對(duì)lnJCK的預(yù)測(cè)方差貢獻(xiàn)增長(zhǎng)較快，由第一步的28.572 9%快速上升到80.094 7%。這說(shuō)明從短期和長(zhǎng)期來(lái)看，國(guó)際物流對(duì)進(jìn)出口貿(mào)易的影響都非常顯著，這與脈沖響應(yīng)分析的結(jié)論也是吻合的。

三、基本結(jié)論及分析思考

經(jīng)過(guò)上述實(shí)證分析，本文得出了以下兩點(diǎn)基本結(jié)論：

(1) 我國(guó)進(jìn)出口貿(mào)易的快速發(fā)展對(duì)我國(guó)國(guó)際物流產(chǎn)業(yè)的拉動(dòng)效應(yīng)非常微弱。從國(guó)際物流的角度看，通過(guò)國(guó)際物流(HYL)的脈沖響應(yīng)分析可知，進(jìn)出口貿(mào)易(lnJCK)的沖擊對(duì)國(guó)際物流的影響非常微弱，長(zhǎng)期來(lái)看呈現(xiàn)出微弱的正響應(yīng)，短期來(lái)看波動(dòng)較大，甚至表現(xiàn)為微弱的負(fù)響應(yīng)。對(duì)國(guó)際物流(HYL)進(jìn)行預(yù)測(cè)均方差分解可知，進(jìn)出口貿(mào)易(lnJCK)對(duì)國(guó)際物流(HYL)預(yù)測(cè)方差的貢獻(xiàn)一直處于0.3%以下，非常不顯著。這說(shuō)明，當(dāng)前我國(guó)進(jìn)出口貿(mào)易對(duì)我國(guó)物流產(chǎn)業(yè)的拉動(dòng)效應(yīng)非常微弱。以上結(jié)論表明，近年來(lái)我國(guó)快速發(fā)展的進(jìn)出口貿(mào)易并沒(méi)有有效提升我國(guó)的物流產(chǎn)業(yè)水平，物流產(chǎn)業(yè)沒(méi)有充分分享國(guó)際貿(mào)易大幅增長(zhǎng)所帶來(lái)的增值收益。

(2) 加快國(guó)際物流產(chǎn)業(yè)發(fā)展，可以有效促進(jìn)進(jìn)出口貿(mào)易的發(fā)展。從進(jìn)出口貿(mào)易的角度看，通過(guò)脈沖響應(yīng)分析可知，無(wú)論是短期還是長(zhǎng)期，國(guó)際物流(HYL)對(duì)進(jìn)出口貿(mào)易都具有顯著的正向影響，且中長(zhǎng)期的影響更為顯著，長(zhǎng)期穩(wěn)定在約0.025，顯著大于進(jìn)出口貿(mào)易(JCK)自身沖擊響應(yīng)的影響水平。進(jìn)出口貿(mào)易(JCK)的預(yù)測(cè)均方誤差分解表明，其波動(dòng)主要受國(guó)際物流(HYL)沖擊的影響，貢獻(xiàn)比例從28.572 9%開(kāi)始保持快速增長(zhǎng)趨勢(shì)，一直達(dá)到80.094 7%。這說(shuō)明，國(guó)際物流可以有效地促進(jìn)進(jìn)出口貿(mào)易的發(fā)展，加快現(xiàn)代物流產(chǎn)業(yè)發(fā)展是我國(guó)國(guó)際貿(mào)易持續(xù)快速發(fā)展的基礎(chǔ)。

就國(guó)際貿(mào)易而言，以上實(shí)證結(jié)果表明國(guó)際物流對(duì)國(guó)際貿(mào)易發(fā)展具有重要的促進(jìn)作用。從理論上來(lái)說(shuō)，國(guó)際物流通過(guò)直接與間接兩個(gè)方面的機(jī)制促進(jìn)國(guó)際貿(mào)易發(fā)展。國(guó)際貿(mào)易空間上的距離會(huì)造成交易上的困難，經(jīng)濟(jì)主體為了組織異地交易，必須在尋找伙伴、產(chǎn)品定價(jià)及檢驗(yàn)等環(huán)節(jié)上花費(fèi)運(yùn)輸費(fèi)用和通信費(fèi)用，而現(xiàn)代物流的發(fā)展過(guò)程正是國(guó)際貿(mào)易交易費(fèi)用和運(yùn)輸成本不斷降低的過(guò)程，二者的不斷降低直接促進(jìn)了國(guó)際貿(mào)易發(fā)展。國(guó)際物流也可以通過(guò)間接作用機(jī)制來(lái)促進(jìn)國(guó)際貿(mào)易。規(guī)模經(jīng)濟(jì)和生產(chǎn)國(guó)際化是國(guó)際貿(mào)易發(fā)展的必要條件，規(guī)模經(jīng)濟(jì)是以產(chǎn)業(yè)分工、資產(chǎn)專用性及開(kāi)發(fā)市場(chǎng)為前提的，當(dāng)市場(chǎng)受到物流產(chǎn)業(yè)水平限制而容量狹小時(shí)，產(chǎn)業(yè)分工就無(wú)法深入，規(guī)模經(jīng)濟(jì)就難以實(shí)現(xiàn)?，F(xiàn)代物流的發(fā)展使交易費(fèi)用和運(yùn)輸成本不斷降低，市場(chǎng)容量得到不斷擴(kuò)大，進(jìn)而帶來(lái)規(guī)模經(jīng)濟(jì)和生產(chǎn)國(guó)際化，有利于促進(jìn)國(guó)際貿(mào)易發(fā)展。

就國(guó)際物流而言，以上實(shí)證結(jié)果表明，我國(guó)有相當(dāng)大一部分進(jìn)出口貿(mào)易形成的物流服務(wù)被國(guó)外物流企業(yè)分享，從而表現(xiàn)為我國(guó)進(jìn)出口貿(mào)易對(duì)國(guó)際物流發(fā)展的拉動(dòng)效應(yīng)的不顯著。當(dāng)今世界全球經(jīng)濟(jì)競(jìng)爭(zhēng)的重點(diǎn)正從貨物貿(mào)易轉(zhuǎn)向服務(wù)貿(mào)易，服務(wù)業(yè)發(fā)展水平成為衡量一個(gè)國(guó)家或地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展和人民生活水平的重要標(biāo)志[5]。相對(duì)于當(dāng)前我國(guó)國(guó)際貨物貿(mào)易的大幅順差，物流服務(wù)貿(mào)易則長(zhǎng)期處于逆差狀態(tài)。根據(jù)商務(wù)部和國(guó)家外匯管理局的統(tǒng)計(jì)，2005年我國(guó)運(yùn)輸服務(wù)進(jìn)口額為284.48億美元，出口額為154.27億美元，逆差接近130億美元；2006年運(yùn)輸服務(wù)進(jìn)口額為343.69億美元，出口額為210.15億美元，逆差達(dá)到133.54億美元。以國(guó)際貨運(yùn)市場(chǎng)為例，在集裝箱航運(yùn)領(lǐng)域，我國(guó)雖擁有中遠(yuǎn)、中海兩大已進(jìn)入世界前10位的船運(yùn)公司，卻僅擁有全球集裝箱航運(yùn)約7%的運(yùn)力，而我國(guó)產(chǎn)生的集裝箱海運(yùn)運(yùn)量大體占全球總量的20%[6]。

我國(guó)國(guó)際貿(mào)易對(duì)國(guó)際物流發(fā)展驅(qū)動(dòng)效應(yīng)不足的原因主要有以下兩個(gè)方面：

(1) 缺乏外貿(mào)競(jìng)爭(zhēng)力的、以加工貿(mào)易為主體的國(guó)際貿(mào)易結(jié)構(gòu)是主要原因。加工貿(mào)易是指利用國(guó)外資源在本國(guó)進(jìn)行加工、制造、裝配，然后將產(chǎn)品銷往國(guó)外的貿(mào)易，這類貿(mào)易的共同特點(diǎn)是“兩頭在外”。改革開(kāi)放以來(lái)，加工貿(mào)易已經(jīng)成為我國(guó)對(duì)外貿(mào)易結(jié)構(gòu)的主體，1998年加工貿(mào)易進(jìn)出口額更是達(dá)到進(jìn)出口總額的53.4%，并且這個(gè)比例近十年始終保持在47%以上[7]。但是在我國(guó)的加工貿(mào)易中，對(duì)出口增長(zhǎng)貢獻(xiàn)最大的部分仍是勞動(dòng)密集型產(chǎn)品，如服裝、鞋帽等，近年來(lái)雖然在機(jī)電產(chǎn)品和高技術(shù)產(chǎn)品出口方面取得了較大發(fā)展，但產(chǎn)品外貿(mào)競(jìng)爭(zhēng)力仍然較弱。外貿(mào)競(jìng)爭(zhēng)力是一個(gè)國(guó)家或地區(qū)的某一類商品，在設(shè)計(jì)、開(kāi)發(fā)、生產(chǎn)、銷售、使用以及售后服務(wù)等方面，在國(guó)際市場(chǎng)與同類商品競(jìng)爭(zhēng)中表現(xiàn)出來(lái)的滿足消費(fèi)者需求、占領(lǐng)市場(chǎng)、實(shí)現(xiàn)產(chǎn)品使用價(jià)值和價(jià)值、獲取利潤(rùn)的能力。以遼寧省為例，孟亮(2008)對(duì)2004—2007年遼寧省機(jī)電產(chǎn)品的進(jìn)出口數(shù)據(jù)進(jìn)行了實(shí)證分析，發(fā)現(xiàn)加工貿(mào)易方式一直占全省機(jī)電產(chǎn)品出口貿(mào)易的60%以上，其中外商獨(dú)資、中外合資企業(yè)又占貿(mào)易主體的65%以上且有不斷加強(qiáng)的趨勢(shì)，充分說(shuō)明我國(guó)產(chǎn)品在設(shè)計(jì)、流通環(huán)節(jié)組織等方面貿(mào)易競(jìng)爭(zhēng)力較為缺乏[8]。在加工貿(mào)易的各項(xiàng)環(huán)節(jié)中，我國(guó)往往只從事簡(jiǎn)單的加工裝配工作，以現(xiàn)代物流貫穿始終的供應(yīng)鏈分工、產(chǎn)品市場(chǎng)流通渠道組織等物流業(yè)務(wù)則被跨國(guó)企業(yè)作為核心資源控制[9]68，納入其產(chǎn)品供應(yīng)鏈，向其產(chǎn)業(yè)鏈合作伙伴(多為本國(guó)利益相關(guān)企業(yè))采購(gòu)物流服務(wù)，最終導(dǎo)致我國(guó)物流產(chǎn)業(yè)不能充分分享近年來(lái)對(duì)外貿(mào)易快速發(fā)展所帶來(lái)的巨大市場(chǎng)份額。

(2) 國(guó)際物流服務(wù)綜合能力不足，不能形成有效服務(wù)供給，無(wú)法把握我國(guó)國(guó)際貿(mào)易發(fā)展帶來(lái)的巨大發(fā)展機(jī)會(huì)。當(dāng)前，國(guó)際貿(mào)易綜合運(yùn)輸鏈的復(fù)雜性不斷增加，國(guó)際物流正朝全方位增值服務(wù)的方向發(fā)展，這一方面需要具備批發(fā)、配送、倉(cāng)儲(chǔ)、保稅及自由貿(mào)易區(qū)服務(wù)等功能，提供綜合物流服務(wù)，提高聯(lián)運(yùn)效率；另一方面需要為客戶提供方便的運(yùn)輸、商業(yè)和金融服務(wù)，如代理、保險(xiǎn)、銀行等，形成商流、資金流、技術(shù)流、信息流整合的載體[10]。由于物流企業(yè)起步晚且市場(chǎng)化程度不高、國(guó)內(nèi)基礎(chǔ)設(shè)施配套尚未達(dá)到現(xiàn)代物流服務(wù)要求等原因，我國(guó)國(guó)際化的高速物流通道和綜合物流服務(wù)平臺(tái)尚未建成，導(dǎo)致許多物流業(yè)務(wù)因國(guó)內(nèi)有效供給不足而流失國(guó)外。

綜上所述，加快對(duì)外貿(mào)易結(jié)構(gòu)升級(jí)，加強(qiáng)現(xiàn)代物流產(chǎn)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，加快多功能、國(guó)際化、復(fù)合型的現(xiàn)代物流中心建設(shè)以及提高現(xiàn)代物流產(chǎn)業(yè)的發(fā)展水平，是保持我國(guó)對(duì)外貿(mào)易健康可持續(xù)發(fā)展的重要基礎(chǔ)。

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