滇越邊境貿易發展與云南省經濟增長關系實證分析

■ 程 敏 副教授（1、云南大學經濟學院 昆明 650091 2、云南大學滇池學院 昆明 650228）

引言

1991年中越關系正常化以來，云南省與越南邊境貿易開始逐步恢復并蓬勃發展，雙方邊境貿易額由1992年的836萬美元增長到2011年的2.9億美元。邊境貿易商品結構也不斷優化，邊境貿易恢復初期，云南向越南出口的產品主要有五金交電產品、自行車、柴油機、水泥、鋼材、手扶拖拉機、縫紉機、收錄機、電風扇、日用百貨等，近年來云南省向越南出口的主要產品為機電產品、農產品、烤煙、鋁、鋅、種用稻谷等；進口的產品由農副產品為主轉向礦產品為主；結算方式由易貨貿易轉向以人民幣為主要結算貨幣。盡管滇越邊境貿易占云南省GDP比重還不到1%，但是卻肩負著“鞏固邊防、睦鄰友好、興邊富民、維護穩定”的國家戰略任務，因此促進滇越邊境貿易發展，對于提高邊民的收入水平和生活水平、促進邊疆富強穩定有著重要的作用。本文選取1993-2011年的數據，實證分析滇越邊境貿易和云南省經濟增長之間的關系，以期分析促進滇越邊境貿易發展的直接原因，同時從定量方面對滇越邊境貿易發展前景作出預測分析。

模型建立與樣本選取

（一）模型的假設前提與建立

模型的基本假設：國際貿易的發展離不開經濟增長，歷史上的經濟大國往往也是貿易大國，因為貿易最重要的基礎依然是物質產品，經濟增長不但能為出口提供保障，同時經濟增長所帶來的收入增加也能增加進口需求。因此，假設云南省與越南邊境貿易額與云南省的經濟增長存在長期線性關系，其線性回歸模型如下：

其中Y為云南省與越南邊境貿易額，α0為截距，X為云南省的GDP，α1為云南省GDP對滇越邊境貿易額的邊際作用。

（二）樣本的選取

1991年11月，中越高層會晤，雙方簽署了貿易協定和處理邊境事務的臨時協議，標志著中越關系正?；?。中越關系正?；?，中國與越南邊境貿易開始逐步發展。因此本文選取的樣本數據為1993-2011年共19年的數據。為了消除價格因素對變量的影響，使各年的數據具有可比性，對表1中的數據作如下處理：

對滇越邊境貿易總額按當年平均匯率將美元計價換算人民幣計價，并以平均商品零售價格指數（1993年為基期=100）進行平價計算；對云南省GDP用GDP指數（以1993年=100）進行平價換算。為了一定程度克服異方差的影響，對（1）式兩邊取對數，這并不會改變模型的協整關系和因果關系，因此模型（1）變為：

計量分析

為了避免出現“偽回歸”的現象，目前對時間序列數據的分析一般采取的計量模式為：單位根檢驗-協整檢驗-誤差修正-格蘭杰因果關系檢驗。即先用單位根檢驗時間序列數據的平穩性，如果時間序列數據是非平穩性的，則要進行協整關系檢驗，也就是檢驗變量間線性組合是否長期平穩，建立誤差修正模型是為了明確變量間短期變化情況，誤差修正項的大小表明從非均衡狀態向長期均衡狀態調整的速度。協整檢驗表明了變量間的依存關系，但并不能說明因果關系，所以最后還要通過格蘭杰因果關系檢驗來確定變量間因果關系的存在性和方向。

（一）相關性分析

為了最直觀地看出滇越邊境貿易額與云南省GDP之間的關系，首先觀看兩個變量的變化趨勢圖。將表1中處理過的數據用eview8.0作dot plot圖，從圖1可以看出，取對數的邊境貿易額出現了一定的波動，但總體趨勢與云南省GDP的對數值一樣，都呈現持續增長的長期趨勢。

（二）單位根檢驗

單位根檢驗是對每一個變量分別進行檢驗，以明確變量在長期是否比較穩定。本文采用ADF檢驗方法，對上述變量及其差分序列分別進行檢驗，以明確各時間序列的平穩性和同階性。本研究所采用的統計軟件為Eviews8.0。對lnY和lnX分別進行零階差分和一階差分單位根檢驗，結果均顯示為不平穩序列，而對2個變量進行二階差分再單位根檢驗，得出lnY和lnX在臨界值為5%的情況下，都是平穩序列，即2個變量是二階單整，那么lnY與lnX之間可能存在協整關系（見表2）。

表2 lnY、lnX的單位根檢驗結果

表1 滇越邊境貿易總額及云南?。ㄔ侥衔鞅彼氖。〨DP（1993-2011）單位：百萬美元、百萬元

表5 滇越邊境貿易額預測2014-2020單位：百萬元

（三）協整檢驗

協整檢驗主要有EG檢驗法和JJ檢驗法，EG檢驗法主要針對兩個變量之間的協整關系進行檢驗，而由Johansen（1988）和Juselius（1990）提出的JJ檢驗法被廣泛用于多個變量的協整關系檢驗。本文先分析云南省GDP增長對滇越邊境貿易的影響，所以采用EG檢驗法。

用云南省GDP即X對滇越邊境貿易額Y 進行最小二乘法回歸，得到下式：

查閱D-W檢驗表知dL=1.18，dU=1.40，D-W=0.6457＜dL=1.18，表明殘差存在正相關，再通過LM檢驗表明殘差存在二階自相關，用廣義差分法對上式重新估計，以消除正相關，從而得到下式：

dU=1.536＜D-W=2.3258＜4-1.536=2.464，殘差正相關消除。用ADF檢驗對上式中的殘差序列單位根進行檢驗，得到如表3所示結果。

從表3可以看出，ADF值為-4.7715，小于1%顯著水平下的臨界值-2.7175，因此可認為方程（4）中的殘差項為平穩的時間序列，從而可以判斷滇越邊境貿易和云南省GDP之間存在長期的正向均衡關系。

（四）建立誤差修正模型

通過EG兩步檢驗得知滇越邊境貿易與云南省GDP之間存在長期協整關系，接下來需要建立誤差修正模型，以明確兩變量從短期非均衡狀態向長期均衡狀態的調整過程。建立模型：

對d(d(lnY))、d(d(lnX))和ECMt-1進行回歸，得：

式（6）表明當短期波動偏離長期均衡時，會以-1.25的調整速度從非均衡回到長期均衡狀態上來。

（五）格蘭杰（Granger）檢驗

上面的分析表明滇越邊境貿易和云南省GDP之間存在長期穩定的均衡關系，協整檢驗和誤差修正模型用來分析各經濟變量間的因果關系和短期調整機制，但兩個變量間是否構成因果關系還需要進行格蘭杰關系檢驗。格蘭杰檢驗結果如表4所示。

由表4可以看出：在5%的顯著性水平下，滇越邊境貿易額不是云南省GDP的格蘭杰原因，其對云南省GDP增長的推動作用較?。辉?%的顯著性水平下，云南省GDP是滇越邊境貿易額的Granger原因，也即云南省GDP對滇越邊境貿易額有較為明顯的推動作用。

圖1 滇越邊境貿易額與云南省GDP增長趨勢圖

表3 式（4）方程殘差序列單位根檢驗結果

表4 Granger因果檢驗結果

圖2 滇越邊境貿易預測圖

圖3 擬合值與實際值對比圖和殘差圖

（六）滇越邊境貿易預測2012-2020

根據以上分析，可采用Eview8.0軟件計算樣本數據在估計期內被解釋變量的擬合值LNYF，如圖2、圖3所示。

從圖2可以看出回歸方程所得出的趨勢值和實際值間的偏差百分比僅為0.00081%，方差百分比為0.052040，接近于0，協方差百分比為0.947150，接近于1，總體數據顯示預測效果較好；圖3也顯示出擬合值和實際值趨勢一致，數據較為接近。2002-2011年，中國經濟平均增長速度為10%左右，云南省平均平均增長率約為11%，考慮到2014年中國政府已將經濟增長目標定為7.5%，因此，假設未來幾年云南省GDP增長速度為8%左右，2013年云南省GDP總額為1172091百萬元人民幣（以1993年不變價格計算為575047.67百萬元人民幣），代入式（4）可得表5所示結果。

結論

首先，盡管云南省GDP和滇越邊境貿易額各自表現為非平穩的時間系列，短期內體現為非一致性，但在協整關系中，兩個變量均為二階平穩系列，二者長期內存在穩定的均衡關系。

其次，滇越邊境貿易的云南省GDP彈性為1.62，即云南省GDP每增加1%，滇越邊境貿易增加1.62%。這一回歸結果表明云南省經濟增長對滇越邊境貿易有較大的影響，此結論表明地理上的鄰近雖然為雙邊貿易創造了區位優勢，但是貿易最重要的動因還是經濟的發展，只有成為較為發達的經濟實體，才能為邊境出口提供源源不斷的物質基礎，也只有收入的增長才能不斷創造邊境進口需求。在中國省份中，與越南貿易額最大增長速度最快的不是與越南接壤的廣西省和云南省，而是工業比較發達的廣東省也說明了這一點。河口-老街口岸由于所背靠和面對的國內國外經濟都相對發達，所以邊境貿易也最為活躍，而龍富-阿巴寨口岸位于經濟較為落后的鄉鎮，其邊境貿易也最為冷清，這也說明經濟增長是影響邊境貿易增長的直接原因。因此，建立邊境地區發達的工業體系，促進經濟發展，最終能帶動邊境貿易的蓬勃發展。

再次，云南省GDP是滇越邊境貿易額的Granger原因，而在5%的顯著性水平下滇越邊境貿易額不是云南省GDP的Granger原因，也即滇越邊境貿易對云南省GDP增長的直接拉動效應并不明顯。但邊境貿易對解決邊境地區發展和邊民生產生活面臨的特殊困難和問題、維護邊疆安寧、發展睦鄰關系中發揮著重要作用，因此促進云南省經濟增長，并通過各種措施來最大程度拉動滇越邊境貿易依然是政府的重要使命。

最后，在其它條件不變的情況下，如果云南省能保持8%的經濟增長速度，則滇越邊境貿易可保持12.88%的增長速度，到2020年，滇越邊境貿易額可達60.99億元人民幣（以1993年不變價格計算）。

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