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摘要：中越关系正常化以来，广西防城港市凭借其独特的地理位置优势，使该地区的经济取得了快速增长，边境贸易的发展对经济增长有突出贡献。文章借助EViews6.0计量分析软件对其边境贸易与经济增长的相互关系进行实证分析，研究表明防城港市边境贸易对其经济增长拉动效果显著，而经济增长对边境贸易的促进作用并不明显。
关键词：边境贸易；经济增长；计量分析
中图分类号：F752.8 文献标识码：A 文章编号：1006—8937（2012）23—0037—02
中越关系正常化以后，桂越边境贸易得到全面恢复和发展，大大的促进了防城港市边境贸易的发展，防城港市经济的发展也伴随着边境贸易的发展而迅速增长。在2010年中国—东盟自由贸易区全面启动的背景下，地处东盟经济圈与泛北部湾经济圈的防城港市面临良好的发展机遇与前景，分析防城港市的边境贸易与经济增长之间的关系意义重大。
1 国内研究现状
谢晓丰，宋伟伟（2009）运用计量经济学的回归分析方法，建立回归模型，阐明边境贸易对黑龙江省经济增长的促进作用。并针对黑龙江省自身的特点和发展需要的实际，提出了优化进出口商品结构、扩大对俄投资等措施来促进对俄边境贸易发展。
吾斯曼·吾木尔，阿依吐松·艾则孜，克然木·热合木吐力（2010）采用ADF检验、Johansen协整检验与Granger因果关系检验等实证分析方法对新疆与哈萨克斯坦地区的边境贸易对新疆经济增长的影响进行探讨分析，结果表明新疆向哈萨克斯坦进口贸易是新疆经济增长的原因，而出口不是新疆经济增长的原因，并提出相关的建议。
张振强，韦兰英，阮陆宁（2010）运用协整分析方法、误差修正模型和Granger因果关系检验等计量方法对凭祥市1990～2008年统计数据分析得出：凭祥市对越南边境进出口贸易与其经济增长之间存在着长期稳定的均衡关系，经济增长是边境进出口贸易的Granger原因，同时边境出口贸易也是经济增长的Granger原因。
2 数据与变量
本文分析所使用的样本数据来源于《防城港市统计年鉴》，以防城港市1995～2010年16年的边贸成交额（TEM）为解释变量，防城市地区生产总值（GDP）为其经济增长的衡量指标，为被解释变量，其中边贸成交额已按当年平均汇率换算成以人民币为单位的边贸成交额。为了消除时间序列中数据可能存在的异方差现象，对以上两个变量进行对数变换，变换后变量的对数形式分别表示为LnTEM和LnGDP。本文将采用EViews6.0计量分析软件，按照平稳性检验→协整检验→建立模型→格兰杰因果关系检验顺序对经济时间序列变量进行分析。
3 边境贸易与经济增长关系的计量分析与检验
3.1 平稳性检验
如果一个时间序列其统计特性不随时间变化而改变，这样的时间序列就是平稳性时间序列。反之，则是非平稳时间序列。简而言之，如果一个时间序列是平稳的，就不管在什么时间测量，它的特征值都保持不变。单位根检验是对一组时间序列变量平进行稳性检验的方法，本文拟将运用ADF检验法对变量LnGDP和LnTEM以及它们的差分序列进行平稳性检验，检验结果如表1所示。
在5%的显著性水平上，原序列lngdp和lntem、原序列的一阶差分序列dlngdp和dlntem都是非平稳序列，原序列的两阶差分序列ddlngdp和ddlntem是平稳序列，所以原序列是两阶单整序列。由于原序列lngdp与lntem的单整阶数相同，它们之间就有可能存在协整关系，以下将对其进行协整检验。
3.2 协整检验
为了避免时间序列出现伪回归现象，需要对模型进行协整检验，要保证包含单整变量的模型有意义，既需要各变量的单整阶数相同，且单整变量之间也必须存在协整关系。本文将运用Johansen技术对其进行协整检验。检验结果如表2所示。
在5%的显著性水平上，函数存在协整关系。非平稳变量具有协整关系可以直接使用普通最小二乘法（OLS）进行回归分析，回归方程如下所示：
从回归分析的结果可知，防城港市边贸成交额与其经济增长之间存在紧密联系，边贸成交额对经济增长的弹性为0.7481，即每增加一个单位的边贸成交额，可以拉动0.7481个单位的地区生产总值（GDP）的增长，可见，防城港市的边境贸易对其经济增长具有很强的拉动作用。
3.3 Granger因果关系检验
协整检验只能说明变量之间的依存关系，并不能说明变量之间的因果关系。所以变量LnGDP与LnTEM之间是否存在因果关系需要进行因果关系检验。本文将采用Granger因果关系检验法对此进行进一步研究。分析结果如表3所示。
由表3可知，滞后2期时，防城港市边贸成交额是其经济增长的Granger原因，但防城港市经济增长并不是其边贸成交额的Granger原因。
4 结论及对策建议
从上述的计量分析过程，可以得出以下结论：
第一，从平稳性检验结果来看，防城港市的地区生产总值（GDP）和边贸成交额（TEM）的原序列与一阶差分序列都是非平稳序列，但它们的二阶差分序列是平稳序列并且存在长期的均衡关系。第二，从协整分析的估计方程可以看出，防城港市每增加一个单位的边贸成交额，可以拉动0.7481个单位的地区生产总值（GDP）的增长，说明防城港市边境贸易额的增长对经济增长的拉动作用是相当显著的。第三，从Granger因果关系检验结果来看，防城港市边贸成交额是其经济增长的Granger原因，但防城港市经济增长并不是其边贸成交额的Granger原因。这说明防城港市边境贸易可以拉动它的经济增长，而防城港市的经济增长对其边境贸易增长的促进作用并不明显。
从以上分析过程及结论，可以提出以下政策建议：
由于防城港市边境贸易对其经济增长的带动作用相当明显，所以防城港在发展经济时要特别重视边境贸易的发展。具体可以从以下两个方面着手：第一，防城港是西部第一大港，防城港应该抓住中国—东盟自由贸易区和泛北部湾经济合作区域发展的机遇，充分利用其区位优势，加大港口建设，发展海上边境贸易；第二，2010年东兴市又被规划为国家重点开放开发试验区，东兴应该加快推进跨境贸易经济合作区的建设，充分发挥新东兴互市贸易区的作用，促进与越南之间的边境贸易发展。
Granger因果关系检验结果表明，防城港市经济增长并不是边境贸易增长的Granger原因，但这并不表示，防城港市经济的增长不能带动边境贸易的增长，只是带动作用并不明显。可以通过以下两个方面来解决这个问题：第一，调整产业结构，加快产业结构转型，增加边境贸易投资，重视对产品的高新技术的开发，提高产品竞争力，把经济增长与边境贸易的增长结合起来，统筹考虑；第二，重视边境贸易的促进作用，完善基础设施建设，改良边境贸易环境，鼓励有条件的边贸企业积极开拓贸易市场，努力吸收有实力的大企业来边境地区投资，促进国内外优势企业和边境地区企业之间的合作。
参考文献：
[1] 谢晓丰，宋伟伟.黑龙江省边境贸易与经济增长的实证研究[J].黑龙江对外经贸，2009，（10）.
[2] 吾斯曼·吾木尔，阿依吐松·艾则孜，克然木·热合木吐力.新疆与哈萨克斯坦边境贸易对新疆经济增长影响的实证分析[J].经济研究导刊，2010，（30）.
[3] 张振强，韦兰英，阮陆宁.边境贸易与经济增长关系的计量分析—以广西凭祥市为例[J].商业时代，2010，（21）.
关键词：边境贸易；经济增长；计量分析
中图分类号：F752.8 文献标识码：A 文章编号：1006—8937（2012）23—0037—02
中越关系正常化以后，桂越边境贸易得到全面恢复和发展，大大的促进了防城港市边境贸易的发展，防城港市经济的发展也伴随着边境贸易的发展而迅速增长。在2010年中国—东盟自由贸易区全面启动的背景下，地处东盟经济圈与泛北部湾经济圈的防城港市面临良好的发展机遇与前景，分析防城港市的边境贸易与经济增长之间的关系意义重大。
1 国内研究现状
谢晓丰，宋伟伟（2009）运用计量经济学的回归分析方法，建立回归模型，阐明边境贸易对黑龙江省经济增长的促进作用。并针对黑龙江省自身的特点和发展需要的实际，提出了优化进出口商品结构、扩大对俄投资等措施来促进对俄边境贸易发展。
吾斯曼·吾木尔，阿依吐松·艾则孜，克然木·热合木吐力（2010）采用ADF检验、Johansen协整检验与Granger因果关系检验等实证分析方法对新疆与哈萨克斯坦地区的边境贸易对新疆经济增长的影响进行探讨分析，结果表明新疆向哈萨克斯坦进口贸易是新疆经济增长的原因，而出口不是新疆经济增长的原因，并提出相关的建议。
张振强，韦兰英，阮陆宁（2010）运用协整分析方法、误差修正模型和Granger因果关系检验等计量方法对凭祥市1990～2008年统计数据分析得出：凭祥市对越南边境进出口贸易与其经济增长之间存在着长期稳定的均衡关系，经济增长是边境进出口贸易的Granger原因，同时边境出口贸易也是经济增长的Granger原因。
2 数据与变量
本文分析所使用的样本数据来源于《防城港市统计年鉴》，以防城港市1995～2010年16年的边贸成交额（TEM）为解释变量，防城市地区生产总值（GDP）为其经济增长的衡量指标，为被解释变量，其中边贸成交额已按当年平均汇率换算成以人民币为单位的边贸成交额。为了消除时间序列中数据可能存在的异方差现象，对以上两个变量进行对数变换，变换后变量的对数形式分别表示为LnTEM和LnGDP。本文将采用EViews6.0计量分析软件，按照平稳性检验→协整检验→建立模型→格兰杰因果关系检验顺序对经济时间序列变量进行分析。
3 边境贸易与经济增长关系的计量分析与检验
3.1 平稳性检验
如果一个时间序列其统计特性不随时间变化而改变，这样的时间序列就是平稳性时间序列。反之，则是非平稳时间序列。简而言之，如果一个时间序列是平稳的，就不管在什么时间测量，它的特征值都保持不变。单位根检验是对一组时间序列变量平进行稳性检验的方法，本文拟将运用ADF检验法对变量LnGDP和LnTEM以及它们的差分序列进行平稳性检验，检验结果如表1所示。
在5%的显著性水平上，原序列lngdp和lntem、原序列的一阶差分序列dlngdp和dlntem都是非平稳序列，原序列的两阶差分序列ddlngdp和ddlntem是平稳序列，所以原序列是两阶单整序列。由于原序列lngdp与lntem的单整阶数相同，它们之间就有可能存在协整关系，以下将对其进行协整检验。
3.2 协整检验
为了避免时间序列出现伪回归现象，需要对模型进行协整检验，要保证包含单整变量的模型有意义，既需要各变量的单整阶数相同，且单整变量之间也必须存在协整关系。本文将运用Johansen技术对其进行协整检验。检验结果如表2所示。
在5%的显著性水平上，函数存在协整关系。非平稳变量具有协整关系可以直接使用普通最小二乘法（OLS）进行回归分析，回归方程如下所示：
从回归分析的结果可知，防城港市边贸成交额与其经济增长之间存在紧密联系，边贸成交额对经济增长的弹性为0.7481，即每增加一个单位的边贸成交额，可以拉动0.7481个单位的地区生产总值（GDP）的增长，可见，防城港市的边境贸易对其经济增长具有很强的拉动作用。
3.3 Granger因果关系检验
协整检验只能说明变量之间的依存关系，并不能说明变量之间的因果关系。所以变量LnGDP与LnTEM之间是否存在因果关系需要进行因果关系检验。本文将采用Granger因果关系检验法对此进行进一步研究。分析结果如表3所示。
由表3可知，滞后2期时，防城港市边贸成交额是其经济增长的Granger原因，但防城港市经济增长并不是其边贸成交额的Granger原因。
4 结论及对策建议
从上述的计量分析过程，可以得出以下结论：
第一，从平稳性检验结果来看，防城港市的地区生产总值（GDP）和边贸成交额（TEM）的原序列与一阶差分序列都是非平稳序列，但它们的二阶差分序列是平稳序列并且存在长期的均衡关系。第二，从协整分析的估计方程可以看出，防城港市每增加一个单位的边贸成交额，可以拉动0.7481个单位的地区生产总值（GDP）的增长，说明防城港市边境贸易额的增长对经济增长的拉动作用是相当显著的。第三，从Granger因果关系检验结果来看，防城港市边贸成交额是其经济增长的Granger原因，但防城港市经济增长并不是其边贸成交额的Granger原因。这说明防城港市边境贸易可以拉动它的经济增长，而防城港市的经济增长对其边境贸易增长的促进作用并不明显。
从以上分析过程及结论，可以提出以下政策建议：
由于防城港市边境贸易对其经济增长的带动作用相当明显，所以防城港在发展经济时要特别重视边境贸易的发展。具体可以从以下两个方面着手：第一，防城港是西部第一大港，防城港应该抓住中国—东盟自由贸易区和泛北部湾经济合作区域发展的机遇，充分利用其区位优势，加大港口建设，发展海上边境贸易；第二，2010年东兴市又被规划为国家重点开放开发试验区，东兴应该加快推进跨境贸易经济合作区的建设，充分发挥新东兴互市贸易区的作用，促进与越南之间的边境贸易发展。
Granger因果关系检验结果表明，防城港市经济增长并不是边境贸易增长的Granger原因，但这并不表示，防城港市经济的增长不能带动边境贸易的增长，只是带动作用并不明显。可以通过以下两个方面来解决这个问题：第一，调整产业结构，加快产业结构转型，增加边境贸易投资，重视对产品的高新技术的开发，提高产品竞争力，把经济增长与边境贸易的增长结合起来，统筹考虑；第二，重视边境贸易的促进作用，完善基础设施建设，改良边境贸易环境，鼓励有条件的边贸企业积极开拓贸易市场，努力吸收有实力的大企业来边境地区投资，促进国内外优势企业和边境地区企业之间的合作。
参考文献：
[1] 谢晓丰，宋伟伟.黑龙江省边境贸易与经济增长的实证研究[J].黑龙江对外经贸，2009，（10）.
[2] 吾斯曼·吾木尔，阿依吐松·艾则孜，克然木·热合木吐力.新疆与哈萨克斯坦边境贸易对新疆经济增长影响的实证分析[J].经济研究导刊，2010，（30）.
[3] 张振强，韦兰英，阮陆宁.边境贸易与经济增长关系的计量分析—以广西凭祥市为例[J].商业时代，2010，（21）.