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摘要：运用时间序列模型对1985-2017年西藏边境贸易与西藏经济的相关数据进行计量分析，分析西藏边境贸易对经济发展影响。
关键词：西藏，边境贸易，经济发展
一、绪论
（一）背景与意义
习近平主席在2013年所提出的共建“丝绸之路经济带”和“21世纪海上丝绸之路”的重大倡议，引发了国际上的高度关注。目前，“一带一路”倡议已经得到超过140个国家和地区的积极响应和参与，取得了丰硕的成果。贸易规模更是持续上升，在2017年，中国与“一带一路”相关国家进出口总额达到了1.1万亿美元，相关国家和各地区贸易便利化水平持续上升;投资领域也不断扩大，中国对相关国家累计直接投资已经超过了600亿美元，包含了农业、制造业、基础设施等众多领域，许多项目也在顺利推进，总投资超过了270亿美元。西藏积极融入“一带一路”建设以来，边境贸易发展建设等方面工作取得了显著成效，西藏边境贸易的发展必将会有力促进西藏经济社会发展和对外开放，为带动西藏经济发展提供充足动力。
（二）文献综述
西藏地方边境贸易发展历史悠久，在发展中形成了自身特点。对其发展历史的分析与思考，必定会有利于针对西藏边境贸易中所出现问题的归纳与对应政策建议的提出。近年来，关于西藏边境贸易的理论研究很丰富。马德功 邹忌 熊启靖（2014）通过研究发现除了要进一步推动西藏地区经济发的经济援助之外， 必须挖掘自身的创新能力。扎洛（2015）鉴于中不（丹）之间的友好贸易政治交流，并结合边境地区落后的经济社会发展状况，作者提出应当大力支持洛扎地区边境贸易，特别是小额贸易的发展，并提出了改善边境贸易交易场所基础设施等建议。李凌、常亚青（2012）认为应该以新经济地理学视角研究边境贸易，并认为边境不应该再有人为的隔绝生产要素流动壁垒，而应该是促进国际专业化分工和具有循环因果积累效应。扎洛（2015）提出应积极查阅借鉴藏汉文历史相关档案，并以此回顾总结历史上中国西藏与不丹帕里、拉康、萨布等的贸易往来情况。何薇（2005）通过研究发现在生产力水平低下、商品经济不发达的民族地区，依托“边缘”优势，积极发展边境贸易，扩大对外开放程度，非常有利于促進当地经济社会发展进步。
二、发展现状与模型分析回归
（一）发展现状：
1985年西藏边境贸易进出口总额0.5422万亿元，总金额占1985年西藏GDP的3.05%。2017年西藏边境贸易进出口总额为59.1919万亿元，总金额占2017年西藏GDP的4.52%。1985年至2012年，西藏边境贸易进出口总额总体呈上升趋势。从2013年到2017年，西藏边境贸易进出口总额大幅下降，共下降了15612.54万美元，在西藏GDP中的占比下降14.08%。进出口总额在2015年—2017年持续下降，2017年有所上升。造成其自2015年大幅下降的最主要原因，是自然灾害频发。2015年中尼边境发生7.5级地震 吉隆口岸塌方中断。2016年聂拉木边检工作站遭遇特大山洪袭击。
（二）模型构建及变量描述：
为分析西藏边境贸易对经济的影响，采用西藏边境贸易进出口总额作为模型观测对象，用X来表示。同时，采用GDP作为衡量西藏沿边地区经济的指标，用Y来表示。选择1985至2017年西藏边境贸易进出口总额和西藏CDP的相关数据，构建时间序列模型来检验西藏边境贸易对经济发展的影响，且为了消除异方差，减少数据波动，本文将变量取对数，构建回归方程如下：
（三）模型的分析过程（显著性水平皆为5%）
1、分析数据的平稳性（本文采用Fisher-ADF检验法。）
LnXt、 LnYt平稳性检验结果如图1：
因为-6.351119小于-2.960411，且-5.889046小于-2.960411所以模型中的序列都为平稳序列。
2、模型回归，
回归结果如图2：
（1）R值为0.85，接近1。
（2）得到回归方程：LnYt=3.002660+0.767928LnXt
（3）根据F=176.1645，α=0.05，自由度为（1，31），得到临界值为4.17-4.08。方程显著成立。
（4）X对应t=13.2727，查表得t值的临界值为1.96-2.042。t>临界值，方程系数显著成立。
3、异方差检验
由图3中第三行可知，检验统计量为nR2=1.608388<临界值5.991，服从自由度为2的卡方分布，对应的P值为0.4474，在5%的显著性水平上接受同方差性的原假设。因此，异方差检验通过。
4、自相关检验
由图3可知，德宾沃森值=1.273807，查DW表得：dL=1.383，du=1.508
因为0<1.273807<dL，即存在正自相关关系。所以运用科克伦奥科特迭代法进行修正，进行两次迭代修正，修正结果如图。
经修正后，德宾沃森值=1.605326>du，表明原模型的自相关已被消除。
5、因为变量只有一个，所以省略多重共线性检验。
三、主要结论
（一） X与Y呈正相关关系，每增加一万亿元的进出口额，就会增加0.767928万亿元的GDP。说明西藏边境贸易进出口额的发展，对西藏经济发展有着积极地带动作用，但影响却并不是很显著。
（二） 拟合优度为0.85，说明模型的样本数据拟合度高。
（三） 西藏边境贸易的发展对于西藏经济的带动作用不可忽视，我们应该注重其发展潜力，发挥相关政策扶持作用，促进边境贸易企业发展，充分发挥边境贸易对西藏经济的带动作用。
（四） 一个地区的开放程度往往决定了其经济发展状况，西藏因为特殊的地理环境与政治环境，对于边境的管理一直比较严格，边防证等通行证明的申请办理比较复杂，不利于边境人员物资流动，可以适当放宽以促进经济发展。
参考文献：
[1]陈光春，马国群，于世海.边境贸易规模、商品结构对经济增长的影响——基于广西边境贸易的面板数据分析[J].企业经济，2016，35（12）：109-115.
[2]丰坤元.浅析近现代中国西藏与尼泊尔边境贸易[J].中国国际财经（中英文），2018（02）：1-2
[3]丰坤元.基于“一带一路”视角下的西藏日喀则边境口岸变迁研究[J].中国国际财经（中英文），2018（02）：28-29.]
关键词：西藏，边境贸易，经济发展
一、绪论
（一）背景与意义
习近平主席在2013年所提出的共建“丝绸之路经济带”和“21世纪海上丝绸之路”的重大倡议，引发了国际上的高度关注。目前，“一带一路”倡议已经得到超过140个国家和地区的积极响应和参与，取得了丰硕的成果。贸易规模更是持续上升，在2017年，中国与“一带一路”相关国家进出口总额达到了1.1万亿美元，相关国家和各地区贸易便利化水平持续上升;投资领域也不断扩大，中国对相关国家累计直接投资已经超过了600亿美元，包含了农业、制造业、基础设施等众多领域，许多项目也在顺利推进，总投资超过了270亿美元。西藏积极融入“一带一路”建设以来，边境贸易发展建设等方面工作取得了显著成效，西藏边境贸易的发展必将会有力促进西藏经济社会发展和对外开放，为带动西藏经济发展提供充足动力。
（二）文献综述
西藏地方边境贸易发展历史悠久，在发展中形成了自身特点。对其发展历史的分析与思考，必定会有利于针对西藏边境贸易中所出现问题的归纳与对应政策建议的提出。近年来，关于西藏边境贸易的理论研究很丰富。马德功 邹忌 熊启靖（2014）通过研究发现除了要进一步推动西藏地区经济发的经济援助之外， 必须挖掘自身的创新能力。扎洛（2015）鉴于中不（丹）之间的友好贸易政治交流，并结合边境地区落后的经济社会发展状况，作者提出应当大力支持洛扎地区边境贸易，特别是小额贸易的发展，并提出了改善边境贸易交易场所基础设施等建议。李凌、常亚青（2012）认为应该以新经济地理学视角研究边境贸易，并认为边境不应该再有人为的隔绝生产要素流动壁垒，而应该是促进国际专业化分工和具有循环因果积累效应。扎洛（2015）提出应积极查阅借鉴藏汉文历史相关档案，并以此回顾总结历史上中国西藏与不丹帕里、拉康、萨布等的贸易往来情况。何薇（2005）通过研究发现在生产力水平低下、商品经济不发达的民族地区，依托“边缘”优势，积极发展边境贸易，扩大对外开放程度，非常有利于促進当地经济社会发展进步。
二、发展现状与模型分析回归
（一）发展现状：
1985年西藏边境贸易进出口总额0.5422万亿元，总金额占1985年西藏GDP的3.05%。2017年西藏边境贸易进出口总额为59.1919万亿元，总金额占2017年西藏GDP的4.52%。1985年至2012年，西藏边境贸易进出口总额总体呈上升趋势。从2013年到2017年，西藏边境贸易进出口总额大幅下降，共下降了15612.54万美元，在西藏GDP中的占比下降14.08%。进出口总额在2015年—2017年持续下降，2017年有所上升。造成其自2015年大幅下降的最主要原因，是自然灾害频发。2015年中尼边境发生7.5级地震 吉隆口岸塌方中断。2016年聂拉木边检工作站遭遇特大山洪袭击。
（二）模型构建及变量描述：
为分析西藏边境贸易对经济的影响，采用西藏边境贸易进出口总额作为模型观测对象，用X来表示。同时，采用GDP作为衡量西藏沿边地区经济的指标，用Y来表示。选择1985至2017年西藏边境贸易进出口总额和西藏CDP的相关数据，构建时间序列模型来检验西藏边境贸易对经济发展的影响，且为了消除异方差，减少数据波动，本文将变量取对数，构建回归方程如下：
（三）模型的分析过程（显著性水平皆为5%）
1、分析数据的平稳性（本文采用Fisher-ADF检验法。）
LnXt、 LnYt平稳性检验结果如图1：
因为-6.351119小于-2.960411，且-5.889046小于-2.960411所以模型中的序列都为平稳序列。
2、模型回归，
回归结果如图2：
（1）R值为0.85，接近1。
（2）得到回归方程：LnYt=3.002660+0.767928LnXt
（3）根据F=176.1645，α=0.05，自由度为（1，31），得到临界值为4.17-4.08。方程显著成立。
（4）X对应t=13.2727，查表得t值的临界值为1.96-2.042。t>临界值，方程系数显著成立。
3、异方差检验
由图3中第三行可知，检验统计量为nR2=1.608388<临界值5.991，服从自由度为2的卡方分布，对应的P值为0.4474，在5%的显著性水平上接受同方差性的原假设。因此，异方差检验通过。
4、自相关检验
由图3可知，德宾沃森值=1.273807，查DW表得：dL=1.383，du=1.508
因为0<1.273807<dL，即存在正自相关关系。所以运用科克伦奥科特迭代法进行修正，进行两次迭代修正，修正结果如图。
经修正后，德宾沃森值=1.605326>du，表明原模型的自相关已被消除。
5、因为变量只有一个，所以省略多重共线性检验。
三、主要结论
（一） X与Y呈正相关关系，每增加一万亿元的进出口额，就会增加0.767928万亿元的GDP。说明西藏边境贸易进出口额的发展，对西藏经济发展有着积极地带动作用，但影响却并不是很显著。
（二） 拟合优度为0.85，说明模型的样本数据拟合度高。
（三） 西藏边境贸易的发展对于西藏经济的带动作用不可忽视，我们应该注重其发展潜力，发挥相关政策扶持作用，促进边境贸易企业发展，充分发挥边境贸易对西藏经济的带动作用。
（四） 一个地区的开放程度往往决定了其经济发展状况，西藏因为特殊的地理环境与政治环境，对于边境的管理一直比较严格，边防证等通行证明的申请办理比较复杂，不利于边境人员物资流动，可以适当放宽以促进经济发展。
参考文献：
[1]陈光春，马国群，于世海.边境贸易规模、商品结构对经济增长的影响——基于广西边境贸易的面板数据分析[J].企业经济，2016，35（12）：109-115.
[2]丰坤元.浅析近现代中国西藏与尼泊尔边境贸易[J].中国国际财经（中英文），2018（02）：1-2
[3]丰坤元.基于“一带一路”视角下的西藏日喀则边境口岸变迁研究[J].中国国际财经（中英文），2018（02）：28-29.]