王 健，黃 凱

(福州大學 a.經(jīng)濟與管理學院；b.物流研究中心，福州 350116)

一、引 言

港口是多式聯(lián)運的中轉站，在遠洋運輸和國際貿(mào)易中重要性日益凸顯。隨著經(jīng)濟快速發(fā)展，現(xiàn)代物流尤其是港口物流的發(fā)展也在保持著快速發(fā)展的步伐。港口的發(fā)展由最初的純粹的運輸中心向多元化增值服務的第四代港口發(fā)展。港口是經(jīng)濟發(fā)展的晴雨表，經(jīng)濟是港口發(fā)展和運行的原動力，港口物流與區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展保持較強互動關系，港口物流隨之成為經(jīng)濟發(fā)展和產(chǎn)業(yè)結構升級的重要保障和支撐。港口在資源配置、調(diào)整產(chǎn)業(yè)結構方面起到至關重要的作用。

黨的十九大明確提出“堅持陸海統(tǒng)籌，加快建設海洋強國”，實現(xiàn)海洋高質(zhì)量發(fā)展。2016年福建省頒布《福建省“十三五”海洋經(jīng)濟發(fā)展專項規(guī)劃》指出，推進現(xiàn)代海洋服務業(yè)高端化發(fā)展，整合港口資源，促進港口物流業(yè)發(fā)展。同時加快促進臨港產(chǎn)業(yè)轉型升級，基于三大產(chǎn)業(yè)之間的互相融合與資源之間的互相滲透，海洋經(jīng)濟產(chǎn)業(yè)鏈與價值鏈的提高使得產(chǎn)業(yè)發(fā)展體現(xiàn)出較高的質(zhì)量與經(jīng)濟效益。福建省港口資源豐富，全省大陸海岸線達3752 km，位列全國第二位。截至2019年底，全省沿海港口生產(chǎn)性泊位數(shù)達481個，萬噸級以上的泊位數(shù)達到185個。2020年，福建省港口貨物吞吐能力達6.21億t，同比增長4.5%，全省港區(qū)集裝箱吞吐量達到1726萬標箱。福建省位處我國東南沿海地區(qū)，港口群由廈門港、福州港、泉州港、寧德港、湄洲灣港、漳州港等重要港口組成。其中，廈門港口型國家物流樞紐入選2019年國家物流樞紐建設名單，為全國9個入選的港口型物流樞紐之一。2018年福建省福州市和廈門市獲批準建設國家海洋經(jīng)濟發(fā)展示范區(qū)，福建省港口物流發(fā)展迎來重要的歷史發(fā)展機遇。當前，福建省正處于產(chǎn)業(yè)結構調(diào)整的關鍵時期，以供給側結構性改革為契機，提升產(chǎn)業(yè)結構高級化水平，是當前福建省實現(xiàn)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的內(nèi)在要求。

二、文獻綜述

目前，針對港口發(fā)展的問題，既有研究主要集中在港口物流經(jīng)濟發(fā)展與區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展之間的關聯(lián)性及互動關系研究[1-3]、港口間競合關系研究[4-6]、港口效率研究[7-9]、集裝箱運輸網(wǎng)絡研究[10-14]等。產(chǎn)業(yè)結構方面的研究側重于產(chǎn)業(yè)結構與經(jīng)濟增長關系研究。王岳平等[15]根據(jù)投入產(chǎn)出表，通過實證分析明確我國各產(chǎn)業(yè)之間的結構特點與關聯(lián)性。查道中等[16]借助向量自回歸模型，對產(chǎn)業(yè)結構、居民消費結構、經(jīng)濟增長結構三個方面經(jīng)濟結構進行關聯(lián)分析，研究表明經(jīng)濟增長有利于產(chǎn)業(yè)結構轉型升級，居民消費結構對產(chǎn)業(yè)升級的促進作用較弱。蘇建軍等[17]采用面板協(xié)整向量誤差修正模型，討論金融、產(chǎn)業(yè)結構與經(jīng)濟增長三個方面關系，研究發(fā)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)結構對經(jīng)濟增長具有較強的推動作用。郭旭紅等[18]認為我國正處于產(chǎn)業(yè)結構調(diào)整的攻堅階段，必須加強調(diào)整工業(yè)結構比例，同時注重創(chuàng)新和智能制造的發(fā)展。關于物流與產(chǎn)業(yè)結構之間的關系研究，梁雯等[19]通過面板向量自回歸模型、GMM估計、脈沖響應分析以及方差分解等對長江經(jīng)濟帶11個省市進行實證分析，研究表明產(chǎn)業(yè)結構與物流發(fā)展相互影響較強。羅永華[20]采用灰色關聯(lián)和線性回歸模型對湛江市港口物流和區(qū)域產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化效應進行研究，結果表明湛江市港口吞吐量和集裝箱吞吐量與GDP及三大產(chǎn)業(yè)有較強關聯(lián)度，發(fā)展港口物流對區(qū)域經(jīng)濟增長和產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化具有積極作用。結合已有文獻，本文主要從產(chǎn)業(yè)結構、經(jīng)濟增長、港口物流三方面的發(fā)展關系入手開展研究，通過偏離-份額分析法研究產(chǎn)業(yè)結構對福建省經(jīng)濟增長的貢獻，并基于灰色關聯(lián)法對產(chǎn)業(yè)結構變化與港口物流發(fā)展的貢獻進行明確，最后基于向量自回歸模型探析產(chǎn)業(yè)結構、經(jīng)濟發(fā)展對港口物流發(fā)展的影響。

三、方法與數(shù)據(jù)

(一)研究方法

1.偏離-份額分析法

偏離-份額分析法由美國經(jīng)濟學家Daniel和Creamer提出，是目前國際上開展區(qū)域產(chǎn)業(yè)結構分析的常用模型之一。本文借助龔新蜀等[21]的研究方法分析產(chǎn)業(yè)結構對經(jīng)濟增長的貢獻度。偏離-份額分析法用三個因子來表示某個地區(qū)經(jīng)濟總量在某一時期的變動，即份額分量Nij、結構偏離分量Pij和競爭力偏離分量Dij，通過這些數(shù)據(jù)分量開展對該區(qū)域內(nèi)某時期產(chǎn)業(yè)結構變化情況的分析與計算，具體計算內(nèi)容包括優(yōu)劣性、競爭力等。計算公式如下：

2.灰色關聯(lián)法

灰色關聯(lián)法主要用來表現(xiàn)事物之間、因素之間關聯(lián)性大小的度量情況，通過分析事物之間因素的影響變化，形成大小、方向、變量之間的相對性。如果事物與因素之間的態(tài)勢存在一致性，那么就可以認定關聯(lián)度較大，如果相反則關聯(lián)度較小。本文借鑒羅永華[20]的研究方法，通過灰色關聯(lián)法分析產(chǎn)業(yè)結構對港口吞吐量的貢獻度。

首先針對變量參考數(shù)列X0與自變量比較數(shù)列Xi建立模型，應用均值化方法對數(shù)據(jù)進行無量綱化處理。

通過計算絕對差序列的最大值與最小值，明確絕對值中參考序列與比較序列的對應元素差絕對值情況。

式中：ρ為分辨系數(shù)，ρ∈[0,1]，常規(guī)情況下取值為0.5；ξi(k)為比較數(shù)列Xi與參考數(shù)列X0對應元素的關聯(lián)系數(shù)， Δmin與Δmax分別表示差數(shù)列的最小與最大差值。

比較數(shù)列與參考數(shù)列的關聯(lián)度為

式中：ri值的增大即表示關聯(lián)度的增大，參考數(shù)列也會與比較數(shù)列之間形成較強的關聯(lián)性。

3.VAR模型

向量自回歸模型(簡稱VAR模型)具有非結構化特點，在常規(guī)情況下是基于時間序列系統(tǒng)的預測與隨機干擾項開展的系統(tǒng)動態(tài)影響效果的研究，但需要相應的脈沖響應函數(shù)或者方差解釋變量自回歸的內(nèi)涵。脈沖響應函數(shù)可以考察來自擾動項之間的標準差沖擊情況，對目前內(nèi)生變量的值與未來值進行影響處理；方差分解則是將系統(tǒng)的預測均方誤差分解為系統(tǒng)中各變量沖擊所做的貢獻，并承擔起所分擔的份額。VAR模型的數(shù)學表達式為

(二)數(shù)據(jù)來源

本文以港口吞吐量(Y1)表征港口物流發(fā)展指標，并選取福建省GDP(X1)以及三大產(chǎn)業(yè)增加值(分別用X2、X3、X4表示)分別作為福建省產(chǎn)業(yè)結構指標，所有數(shù)據(jù)均通過《福建省統(tǒng)計年鑒》《中國港口年鑒》等統(tǒng)計資料整理得到。

四、實證結果與分析

(一)三大產(chǎn)業(yè)對經(jīng)濟增長的貢獻分析

基于偏離-份額分析法，由表1結果可以看出，在1978—2019年期間，福建省三大產(chǎn)業(yè)的份額分量(N)均為正值，根據(jù)大小情況進行排序為：第二產(chǎn)業(yè)高于第三產(chǎn)業(yè)高于第一產(chǎn)業(yè)。福建省第三產(chǎn)業(yè)結構偏離分量(P)為正值，第一產(chǎn)業(yè)為負值，這也說明福建省第三產(chǎn)業(yè)是全省經(jīng)濟增長速度最快的一個部分，而第一產(chǎn)業(yè)最慢。另外，在競爭力(D)方面，第二產(chǎn)業(yè)的競爭力最強，其次是第三產(chǎn)業(yè)，第一產(chǎn)業(yè)的競爭力最弱，不具備明顯的競爭優(yōu)勢。福建省三大產(chǎn)業(yè)總的偏離分量(G)順序為第二產(chǎn)業(yè)、第三產(chǎn)業(yè)、第一產(chǎn)業(yè)。1978—2019年福建省產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)勢帶來的增量為4395.055，貢獻率為13.67%，競爭力帶來的增量為4786.315，貢獻率為14.88%，說明福建省現(xiàn)有的產(chǎn)業(yè)結構對經(jīng)濟增長的推動效果較強。福建省三大產(chǎn)業(yè)增加值占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重由1978年的36∶42.5∶21.5發(fā)展到2019年的6.12∶48.55∶45.33?？傮w來看，福建省的第二產(chǎn)業(yè)已經(jīng)超過第三產(chǎn)業(yè)成為主導產(chǎn)業(yè)，第三產(chǎn)業(yè)具有較強的發(fā)展?jié)摿?，而第一產(chǎn)業(yè)在推動經(jīng)濟增長方面的能力較弱。

表1 1978—2019年福建省經(jīng)濟增長偏離-份額分析

(二)三大產(chǎn)業(yè)對港口吞吐量的貢獻分析

首先，針對福建省三大產(chǎn)業(yè)從1978—2019年的產(chǎn)業(yè)變化情況入手展開分析。從圖1可以看出福建省三大產(chǎn)業(yè)的增加值波動趨勢。1978—2019年，福建省第一產(chǎn)業(yè)增加值年均增長率為12.49%，第二產(chǎn)業(yè)增加值年均增長率為19.11%，第三產(chǎn)業(yè)增加值年均增長率為17.53%。隨著市場變革和技術進步，高新技術行業(yè)快速發(fā)展，交通運輸設備制造業(yè)、電子及通信設備制造業(yè)產(chǎn)值不斷攀升，從而帶動第三產(chǎn)業(yè)不斷進步和發(fā)展。工業(yè)運行質(zhì)量穩(wěn)步提升，經(jīng)濟發(fā)展總體平穩(wěn)，穩(wěn)中有進。改革開放初期，福建省的經(jīng)濟主要依靠外商和港澳臺投資，1978—1990年，第三產(chǎn)業(yè)增加值增長率一直優(yōu)于第一、二產(chǎn)業(yè)，第三產(chǎn)業(yè)增加值年均增長率為23.2%。1991—1994年，第二產(chǎn)業(yè)增加值增長率保持強勁增長態(tài)勢。1994年福建省三大產(chǎn)業(yè)增加值增長率均達到最高水平。1995—2002年，三大產(chǎn)業(yè)的增加值增長率呈逐年下降趨勢。2003—2019年， 福建省三大產(chǎn)業(yè)增加值保持震蕩上升狀態(tài)，但整體趨勢相比于2000年之前較為平穩(wěn)。

圖1 福建省三大產(chǎn)業(yè)增加值變化率

接著，運用灰色關聯(lián)法計算港口吞吐量與三大產(chǎn)業(yè)增加值的關聯(lián)度數(shù)值，以此反映三大產(chǎn)業(yè)對港口吞吐量的影響，然后通過均方差求權重的方法計算出各個指標數(shù)據(jù)的權重，將關聯(lián)度數(shù)值與權重相乘，從而計算出三大產(chǎn)業(yè)對港口吞吐量的貢獻度。第二產(chǎn)業(yè)增加值對港口吞吐量的貢獻度為0.429，居于首位;其次是第三產(chǎn)業(yè)增加值對港口吞吐量的貢獻度，為0.364;第一產(chǎn)業(yè)增加值對港口吞吐量的貢獻度最小，僅為0.060。該計算結果與三大產(chǎn)業(yè)增加值對經(jīng)濟增長貢獻度的結果一致，第二產(chǎn)業(yè)對經(jīng)濟增長和港口物流發(fā)展具有較強的帶動作用，第三產(chǎn)業(yè)以其快速的增長率緊追第二產(chǎn)業(yè)發(fā)展步伐，第一產(chǎn)業(yè)對經(jīng)濟增長和港口物流發(fā)展的影響較弱。

(三)產(chǎn)業(yè)結構、經(jīng)濟增長與港口物流發(fā)展影響的長期性分析

由上文分析可知，產(chǎn)業(yè)結構與地區(qū)經(jīng)濟、港口吞吐量之間存在明顯的關聯(lián)性，但是三者之間具有的動態(tài)關系還有待進一步探討。同時，傳統(tǒng)的計量線性模型已不能形成對變量動態(tài)關系的檢驗效果，因此，本研究借助向量自回歸模型，基于三者之間的關系內(nèi)生變量開展分析，采用脈沖響應函數(shù)與方差分析的方法對內(nèi)在變量之間的關系進行解釋說明。

1.數(shù)據(jù)預處理

考慮到原始的經(jīng)濟數(shù)據(jù)可能會存在異方差，所以對數(shù)據(jù)進行取對數(shù)處理，最終得到LnY1、LnX1、LnX2、LnX3、LnX4序列。各變量的統(tǒng)計性描述結果見表2。

表2 原始數(shù)據(jù)描述性統(tǒng)計

2.平穩(wěn)性檢驗

在本次研究中所使用的ADF檢驗方法主要用來判定序列的穩(wěn)定性情況，避免偽回歸。表3為變量的平穩(wěn)性檢驗結果。LnY1、LnX1、LnX2、LnX3、LnX4五組時間序列P值都大于0.05，表示不能拒絕原假設“序列存在單位根”，為非平穩(wěn)序列。一階差分后，序列的P值會低于0.05，因此拒絕原假設。如果序列不存在單位根，一階差分序列則呈現(xiàn)出平穩(wěn)狀態(tài)。

表3 變量的平穩(wěn)性檢驗結果

3.VAR模型建立

首先，選擇滯后階數(shù)，該步驟對于模型的估計至關重要。選擇的依據(jù)是利用AIC準則、SC準則、HQ準則等方法來確定模型的滯后階數(shù)(見表4)，取最大滯后期為2年，協(xié)整方程存在截距，并建議VAR(2)模型。

表4 滯后階數(shù)選擇表

基于文中的VAR模型引入趨勢項后，基于原樣本經(jīng)過多次滯后階數(shù)的實驗，在滯后2階時，10個特征根會在單位圓內(nèi)形成穩(wěn)定效果(如圖2所示)，這個情況下穩(wěn)定性才能實現(xiàn)。穩(wěn)定后的VAR(2)通過協(xié)整檢驗實現(xiàn)脈沖分析與方差分解，為分析工作奠定基礎。

圖2 模型穩(wěn)定性檢驗

基于平穩(wěn)性的檢驗，各變量之間呈現(xiàn)出單整序列，進而滿足協(xié)整檢驗的前提。下面為判斷港口吞吐量與GDP、三大產(chǎn)業(yè)增加值間是否存在長期穩(wěn)定關系，將對LnY1、LnX1、LnX2、LnX3、LnX4五個時間序列進行Jahansen協(xié)整檢驗。所檢驗的滯后階數(shù)在常規(guī)情況下是最優(yōu)滯后階數(shù)減1。

從表5中的數(shù)據(jù)來看，如果原假設中None表示沒有出現(xiàn)協(xié)整關系，那么在假設情況下，檢驗計量值的數(shù)據(jù)應當為136.3093，而檢驗臨界值則是69.818 89，且概率P值為0，表示原假設被拒絕，并且認定成為一個協(xié)整關系。同理，如果原假設中At most 1表示最多有一個協(xié)整關系，該原假設下計算的跡檢驗統(tǒng)計量值為80.237 21，跡檢驗臨界值為47.856 13，且概率P值為0，表示原假設被拒絕，并且認為至少存在兩個協(xié)整關系。原假設At most 2同理。原假設At most 3所表示的假設內(nèi)容是最多有三個協(xié)整關系，那么在這個假設情況下，跡檢驗統(tǒng)計量為8.191 45，而跡檢驗臨界值為15.494 71，P值為0.4452，說明原假設被接受。

表5 Jahanson協(xié)整檢驗結果

綜上所述，在5%的顯著性水平下存在三個協(xié)整關系，說明以上五個變量存在協(xié)整關系，因此，可以認為產(chǎn)業(yè)結構、物流發(fā)展、經(jīng)濟增長三者之間具備長期穩(wěn)定作用發(fā)展的均衡關系。根據(jù)結果還可得到對應的標準化協(xié)整方程：

方程估計中R2=0.997，較為接近1，說明模型擬合較好。結合式(9)標準化協(xié)整方程，GDP對港口吞吐量增長的長期彈性為7.085，即長期內(nèi)GDP每變動1%，港口吞吐量增長將同方向增加7.085%；第一產(chǎn)業(yè)增加值對港口吞吐量增長的長期彈性為2.382，即長期內(nèi)第一產(chǎn)業(yè)增加值每變動1%，港口吞吐量增長將同方向變動2.382%；第二產(chǎn)業(yè)增加值每變動1%，港口吞吐量增長將同方向增加3.514%；第三產(chǎn)業(yè)增加值每變動1%，港口吞吐量增長將同方向增加6.805%。由此可見，從長期來看，第三產(chǎn)業(yè)增加值的增長對港口吞吐量增長的促進作用大于第二產(chǎn)業(yè)增加值和第一產(chǎn)業(yè)增加值的增長對港口吞吐量的促進作用。

4.格蘭杰(Granger)因果檢驗

格蘭杰因果關系，其關系檢驗的實質(zhì)就是通過VAR模型對系數(shù)進行顯著性檢驗，明確變量之間的影響效果，通過變量中滯后項的影響與處理，分析幾個變量數(shù)據(jù)之間的格蘭杰因果關系。具體的格蘭杰因果關系模型如下：

式中：Xt、Yt分別表示兩組不同的變量數(shù)據(jù)，Xt-j為Xt的滯后值，Yt-i為Yt的滯后值，α表示常數(shù)，βi、γj是回歸系數(shù)，μt是隨機誤差值?；诠浇Y構與數(shù)據(jù)表達分析，可以得出該公式主要是在港口物流與經(jīng)濟增長、產(chǎn)業(yè)結構之間的關系分析。通過VAR(2)的模型可知，變量在格蘭杰因果關系檢驗后可得出相應的結果，具體結果數(shù)據(jù)見表6。

表6 格蘭杰因果關系檢驗結果

由表6可知，在5%顯著性水平下，第一產(chǎn)業(yè)增加值不是GDP的格蘭杰原因接受了原假設，GDP不是第一產(chǎn)業(yè)增加值的格蘭杰原因拒絕了原假設，即福建省GDP拉動第一產(chǎn)業(yè)發(fā)展。第二產(chǎn)業(yè)增加值和GDP互為格蘭杰原因，第二產(chǎn)業(yè)增加值和第三產(chǎn)業(yè)增加值互為格蘭杰原因，第一產(chǎn)業(yè)增加值和第三產(chǎn)業(yè)增加值互為格蘭杰原因，第一產(chǎn)業(yè)增加值對港口吞吐量的格蘭杰因果檢驗接受了原假設，港口吞吐量對第一產(chǎn)業(yè)增加值的格蘭杰因果檢驗拒絕了原假設，即福建省港口吞吐量增長拉動第一產(chǎn)業(yè)發(fā)展。第三產(chǎn)業(yè)增加值、第二產(chǎn)業(yè)增加值是港口吞吐量的格蘭杰原因。

5.脈沖響應函數(shù)分析

學者們通常在研究過程中傾向于分析一個變量對另外一個變量的影響，而在這種影響與變化的情況中，許多內(nèi)容都需要通過IRF脈沖函數(shù)的繪制形成全面化的變量動態(tài)影響效果，最終形成IRF脈沖動態(tài)函數(shù)刻畫擾動項，形成標準差大小差異，實現(xiàn)對變量當前值與未來值的影響效果。在變量出現(xiàn)差異時，VAR的數(shù)據(jù)模型會基于動態(tài)結構的傳導形成對內(nèi)生變量效果，最終更加直觀地反映出動態(tài)交互效應。

圖3為GDPLnX1、第一產(chǎn)業(yè)增加值LnX2、第二產(chǎn)業(yè)增加值LnX3、第三產(chǎn)業(yè)增加值LnX4分別變動一個標準差對港口吞吐量LnY1的脈沖響應函數(shù)圖。圖中的縱坐標代表脈沖響應函數(shù)的數(shù)值，橫坐標代表滯后期數(shù)，圖中實線即分別反映了GDPLnX1、第一產(chǎn)業(yè)增加值LnX2、第二產(chǎn)業(yè)增加值LnX3、第三產(chǎn)業(yè)增加值LnX4的沖擊影響情況，港口的吞吐量LnY1受到?jīng)_擊而出現(xiàn)不斷變化的趨勢，虛線則表示正負兩個標準值單位的變化趨勢特點，形成變化效果。

圖3 脈沖響應函數(shù)曲線

GDP對港口吞吐量的沖擊作用在前兩期呈現(xiàn)快速下降趨勢，從第3期到第7期緩慢下降，第8期之后趨于平穩(wěn)，這表明港口物流的發(fā)展對GDP存在較強的依賴。第一產(chǎn)業(yè)增加值變動一個標準差對港口吞吐量發(fā)展的沖擊作用從第一年開始呈下降趨勢，到第5期達到最低值，雖然從第6期開始呈現(xiàn)不斷上升趨勢，但是整體表現(xiàn)出負向沖擊作用，這說明第一產(chǎn)業(yè)對港口物流發(fā)展的促進作用較弱。給第二產(chǎn)業(yè)一個單位沖擊后，從第1期開始緩緩上升，到第3期達到最大值，而后出現(xiàn)平緩下降趨勢，這表明在港口發(fā)展初期，港口的發(fā)展需要基于對第二產(chǎn)業(yè)的依賴程度來進行，進而降低港口對第二產(chǎn)業(yè)的依賴性。當給予第三產(chǎn)業(yè)一個標準單位的正向沖擊后，港口吞吐量從第1期開始就保持平穩(wěn)的增長態(tài)勢，并且可以一直維持在一個呈正向的效應值中，第三產(chǎn)業(yè)對港口物流發(fā)展表現(xiàn)出較強的推動力作用。

6.方差分解

方差分解是指把內(nèi)生變量中的變化分解為對VAR的分量沖擊，以分析標準差對內(nèi)生變量產(chǎn)生影響的貢獻度。由表7可知，港口吞吐量除受到自身沖擊之外，GDP對港口吞吐量的貢獻率在第1期到第6期保持快速增長，達到18.806%，從第7期開始逐漸穩(wěn)定在19%左右。第二產(chǎn)業(yè)增加值對港口吞吐量的貢獻率在第1期到第6期基本保持較快增長狀態(tài)，之后增長暫緩，到第10期貢獻率位于14%附近。第三產(chǎn)業(yè)增加值對港口吞吐量的貢獻率一直保持勻速增長趨勢，到第10期貢獻率為6.013%。但是，第一產(chǎn)業(yè)增加值對港口吞吐量的貢獻率從期初的3.752%一直下降到第10期末的1.874%。三大產(chǎn)業(yè)增加值對港口吞吐量的貢獻度表明，第二產(chǎn)業(yè)最能促進港口物流發(fā)展，其次為第三產(chǎn)業(yè)，第一產(chǎn)業(yè)促進作用最弱。這一結果與上述脈沖響應分析的結果一致。

表7 方差分解表(以Y1為響應變量)

根據(jù)表8報告結果，除了GDP自身的貢獻度，第二產(chǎn)業(yè)、第三產(chǎn)業(yè)增加值對GDP的貢獻度均較強。第二產(chǎn)業(yè)增加值對GDP的貢獻率從第1期到第8期呈現(xiàn)快速增長態(tài)勢，在第10期維持在33%左右；第三產(chǎn)業(yè)增加值對GDP的貢獻率從期初呈現(xiàn)漲勢，到第6期達到30.018%，之后平穩(wěn)回落至期末的25.667%；第一產(chǎn)業(yè)增加值對GDP的貢獻率在前5期保持緩慢增長，從第6期開始呈逐漸下降趨勢，到期末只有1.575%的貢獻率。

根據(jù)表9報告結果，第三產(chǎn)業(yè)增加值對第一產(chǎn)業(yè)增加值的貢獻率前6期緩慢上升，但是總體貢獻率較低，最高只在第6期達到3.381%；第二產(chǎn)業(yè)增加值對第一產(chǎn)業(yè)增加值的貢獻度從第4期開始快速增長，最后穩(wěn)定在28.5%附近；港口吞吐量對第一產(chǎn)業(yè)增加值的貢獻度在第1期到第4期緩慢下降，從第5期開始緩慢上升，期末穩(wěn)定在5.5%左右。

表8 方差分解表(以X1為響應變量)

表9 方差分解表(以X2為響應變量)

根據(jù)表10報告結果，除去自身的貢獻率外，GDP對第二產(chǎn)業(yè)增加值的貢獻率最高，從期初的82.871%逐步穩(wěn)定在期末的31.6%附近；其次是第三產(chǎn)業(yè)增加值對第二產(chǎn)業(yè)增加值的貢獻率，從第1期逐漸上升至第6期的36%左右，期末穩(wěn)定在28%左右；港口吞吐量和第一產(chǎn)業(yè)增加值對第二產(chǎn)業(yè)增加值的貢獻度最弱，分別維持在3.5%和2.1%左右。

表10 方差分解表(以X3為響應變量)

根據(jù)表11報告結果，GDP對第三產(chǎn)業(yè)增加值的貢獻度最強，從期初的73.910%逐步穩(wěn)定在期末的39.997%；第二產(chǎn)業(yè)增加值對第三產(chǎn)業(yè)增加值的貢獻度前3期呈現(xiàn)快速下降趨勢，從第4期開始穩(wěn)步上升至期末的34.477%；第一產(chǎn)業(yè)增加值對第三產(chǎn)業(yè)增加值的貢獻度從第1期開始保持上升趨勢，期末穩(wěn)定在21.430%。

表11 方差分解表(以X4為響應變量)

五、結論與對策建議

(一)結論

本文基于福建省1978—2019年時間序列數(shù)據(jù)，實證分析港口吞吐量、GDP、第一產(chǎn)業(yè)增加值、第二產(chǎn)業(yè)增加值、第三產(chǎn)業(yè)增加值間的關系，得出以下結論：

第一，福建省港口吞吐量逐年遞增，是福建省港口規(guī)模不斷擴大和對外貿(mào)易快速發(fā)展的有效印證，也說明港口物流作為經(jīng)濟和貿(mào)易發(fā)展的加速器，在促進經(jīng)濟增長、產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化方面具有突出貢獻。福建省第二產(chǎn)業(yè)對助力經(jīng)濟增長和港口物流發(fā)展起到主要作用，第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展對于經(jīng)濟增長和港口物流發(fā)展的影響具有較強潛力，第一產(chǎn)業(yè)的影響較弱。

第二，根據(jù)模型回歸結果，產(chǎn)業(yè)結構、港口物流發(fā)展和經(jīng)濟增長三者之間在5%臨界水平存在穩(wěn)定的均衡關系，說明從長期來看，產(chǎn)業(yè)結構和經(jīng)濟增長是港口物流發(fā)展的重要因素。脈沖響應和方差分解顯示，經(jīng)濟增長、第二產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展對港口物流發(fā)展的促進作用較大，第一產(chǎn)業(yè)的促進作用較小。經(jīng)濟增長對港口吞吐量增加的貢獻率最大，三大產(chǎn)業(yè)中第二產(chǎn)業(yè)增加值對港口物流發(fā)展的貢獻率最大，第三產(chǎn)業(yè)增加值的貢獻率次之，第一產(chǎn)業(yè)增加值對港口物流發(fā)展的貢獻率較弱。

(二)建議

根據(jù)福建省產(chǎn)業(yè)結構、經(jīng)濟增長和港口物流發(fā)展三者之間的關系，以及當前福建省發(fā)展的具體情況，提出以下建議：

第一，調(diào)整和完善產(chǎn)業(yè)結構，加快優(yōu)化功能布局，推進產(chǎn)業(yè)結構的合理化水平。大力發(fā)展優(yōu)勢特色產(chǎn)業(yè)，推動服務業(yè)大發(fā)展，激發(fā)主導產(chǎn)業(yè)在福建省的規(guī)模效應和引領作用?，F(xiàn)代物流業(yè)是福建省的新興主導產(chǎn)業(yè)之一，應著力培育現(xiàn)代物流產(chǎn)業(yè)。

第二，基于自由貿(mào)易試驗區(qū)和21世紀海上絲綢之路核心區(qū)建設，加強與海上絲綢之路沿線國家產(chǎn)業(yè)合作。在海上絲綢之路的整個沿線中，福建省占據(jù)著重要的位置，因此福建省應充分利用自身優(yōu)勢對周邊城市進行輻射，形成對周邊布局的合理配置，發(fā)展專業(yè)化物流模式，結合互聯(lián)網(wǎng)或者信息化手段，有效地形成對市場的把控。廈門市和福州市作為港口型國家物流樞紐承載城市，應借助其樞紐優(yōu)勢與力量支撐，形成高效的物流運作體系，實現(xiàn)對物流發(fā)展的框架支持，加強經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展與物流業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的相互推動與均衡協(xié)調(diào)，實現(xiàn)良好的發(fā)展效果。

第三，完善港口物流體系。構建港口貨運鐵路網(wǎng)，完善港口公路集疏運通道，有效增強港口的吞吐能力和輻射能力，推進集疏運業(yè)、倉儲物流業(yè)和其他臨港第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展。港口物流業(yè)的發(fā)展要依托港口優(yōu)勢開展，通過構建完善的運輸系統(tǒng)與專業(yè)化、規(guī)?；奈锪黧w系，形成港口專業(yè)化的發(fā)展體系。港口物流行業(yè)的發(fā)展應當從整體進行統(tǒng)籌規(guī)劃，傳統(tǒng)的物流發(fā)展模式已經(jīng)不能應對當前港口發(fā)展的需求，因此必須加強物流業(yè)的現(xiàn)代化建設，實現(xiàn)物流服務的創(chuàng)新與變革發(fā)展。

第四，加強各港口之間的互動，將港口物流服務工作重點放在產(chǎn)業(yè)融合與服務方面。推動港口龍頭物流企業(yè)和臨港物流園的發(fā)展，完善臨港物流園配送中心與基礎設施建設，構建完整的物流體系。通過產(chǎn)業(yè)聚集的帶動和各種模式的發(fā)展，加強多方面的合作關系，形成良性互動與信息共享，實現(xiàn)多物流體系的構建與完整的整合效果。借助“互聯(lián)網(wǎng)+”等新的物流發(fā)展理念，從多方面入手，對國內(nèi)外中轉服務、供應鏈管理服務以及各項港口綜合服務等業(yè)務進行生態(tài)建設，提升福建港口在國內(nèi)與國際上物流樞紐的地位。