西藏邊境貿易對經濟發(fā)展的影響

　　摘要：運用時間序列模型對1985-2017年西藏邊境貿易與西藏經濟的相關數據進行計量分析，分析西藏邊境貿易對經濟發(fā)展影響。

　　關鍵詞：西藏，邊境貿易，經濟發(fā)展

　　一、緒論

　　(一)背景與意義

　　習近平主席在2013年所提出的共建“絲綢之路經濟帶”和“21世紀海上絲綢之路”的重大倡議，引發(fā)了國際上的高度關注。目前，“一帶一路”倡議已經得到超過140個國家和地區(qū)的積極響應和參與，取得了豐碩的成果。貿易規(guī)模更是持續(xù)上升，在2017年，中國與“一帶一路”相關國家進出口總額達到了1.1萬億美元，相關國家和各地區(qū)貿易便利化水平持續(xù)上升;投資領域也不斷擴大，中國對相關國家累計直接投資已經超過了600億美元，包含了農業(yè)、制造業(yè)、基礎設施等眾多領域，許多項目也在順利推進，總投資超過了270億美元。西藏積極融入“一帶一路”建設以來，邊境貿易發(fā)展建設等方面工作取得了顯著成效，西藏邊境貿易的發(fā)展必將會有力促進西藏經濟社會發(fā)展和對外開放，為帶動西藏經濟發(fā)展提供充足動力。

　　(二)文獻綜述

　　西藏地方邊境貿易發(fā)展歷史悠久，在發(fā)展中形成了自身特點。對其發(fā)展歷史的分析與思考，必定會有利于針對西藏邊境貿易中所出現問題的歸納與對應政策建議的提出。近年來，關于西藏邊境貿易的理論研究很豐富。馬德功 鄒忌 熊啟靖(2014)通過研究發(fā)現除了要進一步推動西藏地區(qū)經濟發(fā)的經濟援助之外， 必須挖掘自身的創(chuàng)新能力。扎洛(2015)鑒于中不(丹)之間的友好貿易政治交流，并結合邊境地區(qū)落后的經濟社會發(fā)展狀況，作者提出應當大力支持洛扎地區(qū)邊境貿易，特別是小額貿易的發(fā)展，并提出了改善邊境貿易交易場所基礎設施等建議。李凌、常亞青(2012)認為應該以新經濟地理學視角研究邊境貿易，并認為邊境不應該再有人為的隔絕生產要素流動壁壘，而應該是促進國際專業(yè)化分工和具有循環(huán)因果積累效應。扎洛(2015)提出應積極查閱借鑒藏漢文歷史相關檔案，并以此回顧總結歷史上中國西藏與不丹帕里、拉康、薩布等的貿易往來情況。何薇(2005)通過研究發(fā)現在生產力水平低下、商品經濟不發(fā)達的民族地區(qū)，依托“邊緣”優(yōu)勢，積極發(fā)展邊境貿易，擴大對外開放程度，非常有利于促進當地經濟社會發(fā)展進步。

　　二、發(fā)展現狀與模型分析回歸

　　(一)發(fā)展現狀：

　　1985年西藏邊境貿易進出口總額0.5422萬億元，總金額占1985年西藏GDP的3.05%。2017年西藏邊境貿易進出口總額為59.1919萬億元，總金額占2017年西藏GDP的4.52%。1985年至2012年，西藏邊境貿易進出口總額總體呈上升趨勢。從2013年到2017年，西藏邊境貿易進出口總額大幅下降，共下降了15612.54萬美元，在西藏GDP中的占比下降14.08%。進出口總額在2015年—2017年持續(xù)下降，2017年有所上升。造成其自2015年大幅下降的最主要原因，是自然災害頻發(fā)。2015年中尼邊境發(fā)生7.5級地震 吉隆口岸塌方中斷。2016年聶拉木邊檢工作站遭遇特大山洪襲擊。

　　(二)模型構建及變量描述：

　　為分析西藏邊境貿易對經濟的影響，采用西藏邊境貿易進出口總額作為模型觀測對象，用X來表示。同時，采用GDP作為衡量西藏沿邊地區(qū)經濟的指標，用Y來表示。選擇1985至2017年西藏邊境貿易進出口總額和西藏CDP的相關數據，構建時間序列模型來檢驗西藏邊境貿易對經濟發(fā)展的影響，且為了消除異方差，減少數據波動，本文將變量取對數，構建回歸方程如下：

　　(三)模型的分析過程(顯著性水平皆為5%)

　　1、分析數據的平穩(wěn)性(本文采用Fisher-ADF檢驗法。)

　　LnXt、 LnYt平穩(wěn)性檢驗結果如圖1：

　　因為-6.351119小于-2.960411，且-5.889046小于-2.960411所以模型中的序列都為平穩(wěn)序列。

　　2、模型回歸，

　　回歸結果如圖2：

　　(1)R值為0.85，接近1。

　　(2)得到回歸方程：LnYt=3.002660+0.767928LnXt

　　(3)根據F=176.1645，α=0.05，自由度為(1，31)，得到臨界值為4.17-4.08。方程顯著成立。

　　(4)X對應t=13.2727，查表得t值的臨界值為1.96-2.042。t>臨界值，方程系數顯著成立。

　　3、異方差檢驗

　　由圖3中第三行可知，檢驗統計量為nR2=1.608388<臨界值5.991，服從自由度為2的卡方分布，對應的P值為0.4474，在5%的顯著性水平上接受同方差性的原假設。因此，異方差檢驗通過。

　　4、自相關檢驗

　　由圖3可知，德賓沃森值=1.273807，查DW表得：dL=1.383，du=1.508

　　因為0<1.273807

　　經修正后，德賓沃森值=1.605326>du，表明原模型的自相關已被消除。

　　5、因為變量只有一個，所以省略多重共線性檢驗。

　　三、主要結論

　　(一) X與Y呈正相關關系，每增加一萬億元的進出口額，就會增加0.767928萬億元的GDP。說明西藏邊境貿易進出口額的發(fā)展，對西藏經濟發(fā)展有著積極地帶動作用，但影響卻并不是很顯著。

　　(二) 擬合優(yōu)度為0.85，說明模型的樣本數據擬合度高。

　　(三) 西藏邊境貿易的發(fā)展對于西藏經濟的帶動作用不可忽視，我們應該注重其發(fā)展?jié)摿�，發(fā)揮相關政策扶持作用，促進邊境貿易企業(yè)發(fā)展，充分發(fā)揮邊境貿易對西藏經濟的帶動作用。

　　(四) 一個地區(qū)的開放程度往往決定了其經濟發(fā)展狀況，西藏因為特殊的地理環(huán)境與政治環(huán)境，對于邊境的管理一直比較嚴格，邊防證等通行證明的申請辦理比較復雜，不利于邊境人員物資流動，可以適當放寬以促進經濟發(fā)展。

　　參考文獻：

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　　[2]豐坤元.淺析近現代中國西藏與尼泊爾邊境貿易[J].中國國際財經(中英文)，2018(02)：1-2

　　[3]豐坤元.基于“一帶一路”視角下的西藏日喀則邊境口岸變遷研究[J].中國國際財經(中英文)，2018(02)：28-29.]

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