滇越边境贸易发展与云南省经济增长关系实证分析

■ 程 敏 副教授（1、云南大学经济学院 昆明 650091 2、云南大学滇池学院 昆明 650228）

引言

1991年中越关系正常化以来，云南省与越南边境贸易开始逐步恢复并蓬勃发展，双方边境贸易额由1992年的836万美元增长到2011年的2.9亿美元。边境贸易商品结构也不断优化，边境贸易恢复初期，云南向越南出口的产品主要有五金交电产品、自行车、柴油机、水泥、钢材、手扶拖拉机、缝纫机、收录机、电风扇、日用百货等，近年来云南省向越南出口的主要产品为机电产品、农产品、烤烟、铝、锌、种用稻谷等；进口的产品由农副产品为主转向矿产品为主；结算方式由易货贸易转向以人民币为主要结算货币。尽管滇越边境贸易占云南省GDP比重还不到1%，但是却肩负着“巩固边防、睦邻友好、兴边富民、维护稳定”的国家战略任务，因此促进滇越边境贸易发展，对于提高边民的收入水平和生活水平、促进边疆富强稳定有着重要的作用。本文选取1993-2011年的数据，实证分析滇越边境贸易和云南省经济增长之间的关系，以期分析促进滇越边境贸易发展的直接原因，同时从定量方面对滇越边境贸易发展前景作出预测分析。

模型建立与样本选取

（一）模型的假设前提与建立

模型的基本假设：国际贸易的发展离不开经济增长，历史上的经济大国往往也是贸易大国，因为贸易最重要的基础依然是物质产品，经济增长不但能为出口提供保障，同时经济增长所带来的收入增加也能增加进口需求。因此，假设云南省与越南边境贸易额与云南省的经济增长存在长期线性关系，其线性回归模型如下：

其中Y为云南省与越南边境贸易额，α0为截距，X为云南省的GDP，α1为云南省GDP对滇越边境贸易额的边际作用。

（二）样本的选取

1991年11月，中越高层会晤，双方签署了贸易协定和处理边境事务的临时协议，标志着中越关系正常化。中越关系正常化后，中国与越南边境贸易开始逐步发展。因此本文选取的样本数据为1993-2011年共19年的数据。为了消除价格因素对变量的影响，使各年的数据具有可比性，对表1中的数据作如下处理：

对滇越边境贸易总额按当年平均汇率将美元计价换算人民币计价，并以平均商品零售价格指数（1993年为基期=100）进行平价计算；对云南省GDP用GDP指数（以1993年=100）进行平价换算。为了一定程度克服异方差的影响，对（1）式两边取对数，这并不会改变模型的协整关系和因果关系，因此模型（1）变为：

计量分析

为了避免出现“伪回归”的现象，目前对时间序列数据的分析一般采取的计量模式为：单位根检验-协整检验-误差修正-格兰杰因果关系检验。即先用单位根检验时间序列数据的平稳性，如果时间序列数据是非平稳性的，则要进行协整关系检验，也就是检验变量间线性组合是否长期平稳，建立误差修正模型是为了明确变量间短期变化情况，误差修正项的大小表明从非均衡状态向长期均衡状态调整的速度。协整检验表明了变量间的依存关系，但并不能说明因果关系，所以最后还要通过格兰杰因果关系检验来确定变量间因果关系的存在性和方向。

（一）相关性分析

为了最直观地看出滇越边境贸易额与云南省GDP之间的关系，首先观看两个变量的变化趋势图。将表1中处理过的数据用eview8.0作dot plot图，从图1可以看出，取对数的边境贸易额出现了一定的波动，但总体趋势与云南省GDP的对数值一样，都呈现持续增长的长期趋势。

（二）单位根检验

单位根检验是对每一个变量分别进行检验，以明确变量在长期是否比较稳定。本文采用ADF检验方法，对上述变量及其差分序列分别进行检验，以明确各时间序列的平稳性和同阶性。本研究所采用的统计软件为Eviews8.0。对lnY和lnX分别进行零阶差分和一阶差分单位根检验，结果均显示为不平稳序列，而对2个变量进行二阶差分再单位根检验，得出lnY和lnX在临界值为5%的情况下，都是平稳序列，即2个变量是二阶单整，那么lnY与lnX之间可能存在协整关系（见表2）。

表2 lnY、lnX的单位根检验结果

表1 滇越边境贸易总额及云南省（越南西北四省）GDP（1993-2011）单位：百万美元、百万元

表5 滇越边境贸易额预测2014-2020单位：百万元

（三）协整检验

协整检验主要有EG检验法和JJ检验法，EG检验法主要针对两个变量之间的协整关系进行检验，而由Johansen（1988）和Juselius（1990）提出的JJ检验法被广泛用于多个变量的协整关系检验。本文先分析云南省GDP增长对滇越边境贸易的影响，所以采用EG检验法。

用云南省GDP即X对滇越边境贸易额Y 进行最小二乘法回归，得到下式：

查阅D-W检验表知dL=1.18，dU=1.40，D-W=0.6457＜dL=1.18，表明残差存在正相关，再通过LM检验表明残差存在二阶自相关，用广义差分法对上式重新估计，以消除正相关，从而得到下式：

dU=1.536＜D-W=2.3258＜4-1.536=2.464，残差正相关消除。用ADF检验对上式中的残差序列单位根进行检验，得到如表3所示结果。

从表3可以看出，ADF值为-4.7715，小于1%显著水平下的临界值-2.7175，因此可认为方程（4）中的残差项为平稳的时间序列，从而可以判断滇越边境贸易和云南省GDP之间存在长期的正向均衡关系。

（四）建立误差修正模型

通过EG两步检验得知滇越边境贸易与云南省GDP之间存在长期协整关系，接下来需要建立误差修正模型，以明确两变量从短期非均衡状态向长期均衡状态的调整过程。建立模型：

对d(d(lnY))、d(d(lnX))和ECMt-1进行回归，得：

式（6）表明当短期波动偏离长期均衡时，会以-1.25的调整速度从非均衡回到长期均衡状态上来。

（五）格兰杰（Granger）检验

上面的分析表明滇越边境贸易和云南省GDP之间存在长期稳定的均衡关系，协整检验和误差修正模型用来分析各经济变量间的因果关系和短期调整机制，但两个变量间是否构成因果关系还需要进行格兰杰关系检验。格兰杰检验结果如表4所示。

由表4可以看出：在5%的显著性水平下，滇越边境贸易额不是云南省GDP的格兰杰原因，其对云南省GDP增长的推动作用较小；在5%的显著性水平下，云南省GDP是滇越边境贸易额的Granger原因，也即云南省GDP对滇越边境贸易额有较为明显的推动作用。

图1 滇越边境贸易额与云南省GDP增长趋势图

表3 式（4）方程残差序列单位根检验结果

表4 Granger因果检验结果

图2 滇越边境贸易预测图

图3 拟合值与实际值对比图和残差图

（六）滇越边境贸易预测2012-2020

根据以上分析，可采用Eview8.0软件计算样本数据在估计期内被解释变量的拟合值LNYF，如图2、图3所示。

从图2可以看出回归方程所得出的趋势值和实际值间的偏差百分比仅为0.00081%，方差百分比为0.052040，接近于0，协方差百分比为0.947150，接近于1，总体数据显示预测效果较好；图3也显示出拟合值和实际值趋势一致，数据较为接近。2002-2011年，中国经济平均增长速度为10%左右，云南省平均平均增长率约为11%，考虑到2014年中国政府已将经济增长目标定为7.5%，因此，假设未来几年云南省GDP增长速度为8%左右，2013年云南省GDP总额为1172091百万元人民币（以1993年不变价格计算为575047.67百万元人民币），代入式（4）可得表5所示结果。

结论

首先，尽管云南省GDP和滇越边境贸易额各自表现为非平稳的时间系列，短期内体现为非一致性，但在协整关系中，两个变量均为二阶平稳系列，二者长期内存在稳定的均衡关系。

其次，滇越边境贸易的云南省GDP弹性为1.62，即云南省GDP每增加1%，滇越边境贸易增加1.62%。这一回归结果表明云南省经济增长对滇越边境贸易有较大的影响，此结论表明地理上的邻近虽然为双边贸易创造了区位优势，但是贸易最重要的动因还是经济的发展，只有成为较为发达的经济实体，才能为边境出口提供源源不断的物质基础，也只有收入的增长才能不断创造边境进口需求。在中国省份中，与越南贸易额最大增长速度最快的不是与越南接壤的广西省和云南省，而是工业比较发达的广东省也说明了这一点。河口-老街口岸由于所背靠和面对的国内国外经济都相对发达，所以边境贸易也最为活跃，而龙富-阿巴寨口岸位于经济较为落后的乡镇，其边境贸易也最为冷清，这也说明经济增长是影响边境贸易增长的直接原因。因此，建立边境地区发达的工业体系，促进经济发展，最终能带动边境贸易的蓬勃发展。

再次，云南省GDP是滇越边境贸易额的Granger原因，而在5%的显著性水平下滇越边境贸易额不是云南省GDP的Granger原因，也即滇越边境贸易对云南省GDP增长的直接拉动效应并不明显。但边境贸易对解决边境地区发展和边民生产生活面临的特殊困难和问题、维护边疆安宁、发展睦邻关系中发挥着重要作用，因此促进云南省经济增长，并通过各种措施来最大程度拉动滇越边境贸易依然是政府的重要使命。

最后，在其它条件不变的情况下，如果云南省能保持8%的经济增长速度，则滇越边境贸易可保持12.88%的增长速度，到2020年，滇越边境贸易额可达60.99亿元人民币（以1993年不变价格计算）。

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