嚴善美 劉秀玲 李國鵬

（大連民族大學(xué)，遼寧 大連 116600）

自古至今，貿(mào)易和經(jīng)濟增長在經(jīng)濟學(xué)中一直受到廣泛爭論，諸多學(xué)者針對此問題提出了相關(guān)理論與自身見解。英國的古典經(jīng)濟學(xué)家亞當(dāng)·斯密提出絕對優(yōu)勢理論，鼓勵各國出口具有勞動生產(chǎn)率和生產(chǎn)成本的“絕對優(yōu)勢”產(chǎn)品；“宏觀經(jīng)濟學(xué)之父”凱恩斯在對外貿(mào)易乘數(shù)理論中提出擴大內(nèi)需與擴大出口相結(jié)合會對經(jīng)濟增長起到更大的促進作用，鼓勵各國擴大出口需求并改善出口結(jié)構(gòu)，刺激經(jīng)濟增長；布朗德和斯潘塞提出了“以補貼促進出口”的戰(zhàn)略貿(mào)易理論；美國經(jīng)濟學(xué)家克魯格曼提出“以進口保護促進出口”的理論，以此促進經(jīng)濟的增長；王清晨、鄭凱樂（2019）利用貿(mào)易增加值前向分解法進行實證分析，表明出口經(jīng)濟復(fù)雜度對經(jīng)濟增長是正相關(guān)關(guān)系[1]。自2013年習(xí)近平總書記提出“一帶一路”倡議，廣西憑借著優(yōu)越的地緣優(yōu)勢和政策優(yōu)勢，出口貿(mào)易整體呈現(xiàn)穩(wěn)步上升趨勢，國內(nèi)諸多學(xué)者開始研究廣西出口貿(mào)易的發(fā)展。趙春芳等（2019）利用SWOT模型分析“一帶一路”背景下的廣西出口貿(mào)易發(fā)展情況并提出相關(guān)建議[1]；左瑞瑞（2017）運用灰色關(guān)聯(lián)度分析法對如何提高廣西出口與各國貿(mào)易便利化水平提出具體的對策建議[2]；黃春蘭、李創(chuàng)英（2017）通過建立多元線性回歸模型分析越南出口額對廣西出口越南的重要影響因素[3]。筆者通過比較分析諸多文獻，發(fā)現(xiàn)有關(guān)廣西的出口貿(mào)易研究層次大多集中在廣西產(chǎn)品出口、廣西與東盟的出口貿(mào)易等研究，卻很少有專門針對出口貿(mào)易與經(jīng)濟增長的實證分析。而本文出口貿(mào)易與經(jīng)濟增長的實證分析，在理論上，為新常態(tài)下廣西出口貿(mào)易的發(fā)展提供了更多有價值的理論參考；在實踐上，基于廣西出口貿(mào)易與經(jīng)濟增長的思考，既能正確認識廣西出口貿(mào)易對經(jīng)濟增長發(fā)揮何種作用，打通廣西乃至中國的出口通道，也為廣西出口貿(mào)易健康發(fā)展提供重要的現(xiàn)實參考。基于以上原因，借助出口拓展型生產(chǎn)函數(shù)，對廣西出口貿(mào)易與經(jīng)濟增長進行實證分析、提出建議，為廣西出口貿(mào)易健康發(fā)展提供更多的依據(jù)。

一、廣西出口貿(mào)易概況

（一）廣西出口貿(mào)易整體呈上升趨勢，與全國仍有差距

分析近幾年廣西對外貿(mào)易出口額的變化對廣西出口與經(jīng)濟增長的關(guān)系作初步了解。由表1可以看出，2010—2015年廣西出口貿(mào)易在地區(qū)生產(chǎn)總值比重由6.7%上升至10.31%，整體呈現(xiàn)穩(wěn)定上升趨勢，2013—2014年廣西出口貿(mào)易比重上升近兩個百分點，得益于“一帶一路”倡議的提出大大促進了廣西出口貿(mào)易發(fā)展，但是，在2016年廣西出口貿(mào)易比值直降兩個百分點，是由于國家對外貿(mào)易的管控較嚴[2]，自2017年開始廣西出口占比繼續(xù)恢復(fù)穩(wěn)定上升趨勢。同時，通過計算我們可以得到2018年廣西出口貿(mào)易額是2010年出口貿(mào)易額的3.4倍左右，廣西出口貿(mào)易整體上升幅度較大。

根據(jù)表2的數(shù)據(jù)可知，廣西出口貿(mào)易額占全國出口貿(mào)易比例最高僅達1.33%，整體占全國出口貿(mào)易額比重小，但是從大趨勢看，除了2006年以外，廣西出口貿(mào)易占全國出口比例整體呈現(xiàn)上升狀態(tài)。

表1 2010—2018年廣西出口貿(mào)易與生產(chǎn)總值數(shù)據(jù)

表2 2010—2018年廣西出口貿(mào)易與全國出口貿(mào)易數(shù)據(jù)

（二）廣西出口貿(mào)易以一般貿(mào)易為主，邊境貿(mào)易次之

根據(jù)表3和圖1可知，2010-2018年廣西出口貿(mào)易形式基本為一般貿(mào)易，其次為邊境小額貿(mào)易，進料加工貿(mào)易和來料加工貿(mào)易緊跟其后，2014年各類貿(mào)易均得到了提升，一方面源于“一帶一路”倡議的實施，另一方面，是由于廣西以珠江—西江流域為主的區(qū)域發(fā)展和“雙核驅(qū)動”戰(zhàn)略的部署，極大促進了廣西出口貿(mào)易的發(fā)展，除2016年各類貿(mào)易大幅下降外，廣西整體各類出口貿(mào)易均呈上升趨勢，尤其是一般貿(mào)易近年上升速度最快，并與其他類貿(mào)易額的差距在逐漸拉大，而來料加工貿(mào)易今年略微下降，但較2010年仍有所提升。

表3 廣西主要出口貿(mào)易方式一覽表

圖1 廣西主要出口貿(mào)易方式

（三）廣西出口市場主要以亞洲為主，越南占比最大

為了更好的研究廣西出口貿(mào)易的具體國家和地區(qū)，筆者對廣西出口市場進行研究分析，綜合表4、表5、圖2和圖3可知，廣西出口貿(mào)易最多的大洲國家為亞洲，其次緊隨其后為北美洲、歐洲，但我們需看到雖然北美洲和歐洲在廣西出口貿(mào)易市場中排第二和第三，但是經(jīng)計算僅2018年，廣西向亞洲國家的出口額是向北美洲國家出口額的9倍多，是向歐洲國家出口額的14.78倍，通過圖2可知，這種差距在不斷拉大，結(jié)合前文分析，2016年廣西對亞洲國家出口貿(mào)易下降幅度最大，由于廣西向亞洲國家的出口額基數(shù)占絕對優(yōu)勢，此次出口貿(mào)易的大幅削減在一定程度上制約廣西經(jīng)濟發(fā)展，而對其他大洲國家的出口影響較小，但廣西對亞洲國家的出口貿(mào)易自2016年后顯著上升，出口貿(mào)易整體呈現(xiàn)良好態(tài)勢；廣西對亞洲國家出口貿(mào)易主要以越南為主，而對亞洲其他國家出口額相對較少，通過圖3可知，廣西與越南的出口額和與其他亞洲國家出口額差距在顯著拉大，經(jīng)初步計算廣西向越南的出口額是向新加坡出口額的33.6倍、是對菲律賓出口額的140倍，廣西出口貿(mào)易國家整體較為單一，主要以發(fā)展中國家為主。通過以上分析，初步判斷廣西出口貿(mào)易發(fā)展空間較大，預(yù)測廣西出口在一定程度上會刺激經(jīng)濟發(fā)展，然而具體結(jié)論需建模進行實證分析

表4 廣西對主要大洲出口貿(mào)易基本情況

表5 廣西對亞洲主要出口國家貿(mào)易基本情況

圖2 廣西對主要大洲出口貿(mào)易

圖3 廣西對亞洲主要國家出口貿(mào)易

二、研究方法與數(shù)據(jù)

（一）研究方法

1.模型構(gòu)建

本文運用出口拓展型生產(chǎn)函數(shù)來分析廣西出口貿(mào)易對經(jīng)濟增長的效應(yīng)和作用。出口拓展型生產(chǎn)函數(shù)是在柯布道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)的基礎(chǔ)上加入出口變量拓展而來。

出口拓展型生產(chǎn)函數(shù)的表達式為 : Y=ALɑKβXγ

本文將通過對出口拓展型生產(chǎn)函數(shù)進行對數(shù)變化來縮小變量值的尺度，達到降低異方差的目的，保證數(shù)據(jù)的可靠性。將出口拓展型生產(chǎn)函數(shù)取對數(shù)得：

研究中，將LnA技術(shù)視為固定值，分析LnL勞動投入量、LnK資本投入量和LnX出口量對LnY經(jīng)濟增長的影響。

2.檢驗方法

（1）單位根檢驗。根據(jù)出口拓展型模型中變量的屬性，本文擬選擇ADF檢驗方法，其一般形式為：

其中ui為白噪聲，ADF檢驗原假設(shè)與備擇假設(shè)如下，H0:ρ=0，H1:ρ＜0；若不拒絕原假設(shè)H0,則yt為單位根過程，即yt為非平穩(wěn)序列；若拒絕原假設(shè)，情形①②中的yt為非平穩(wěn)時間序列；情形③中的yt為趨勢平穩(wěn)序列。

（2）VAR模型。本文主要是為確定Johansen檢驗的最優(yōu)滯后階數(shù)而作VAR模型，該模型主要用到基本表達：

式中：t=1999,2000,...,2018表示年份，i為滯后期數(shù)，εt為隨機擾動項；βi為（n×n）的系數(shù)矩陣；Yt為（n×1）向量組成的同方差平穩(wěn)的線性隨機過程。

（3）協(xié)整檢驗，由于本文有四個變量，所以本文選擇Johansen檢驗，其一般統(tǒng)計量表達式為：

原假設(shè)為H0，表述為最多有r個線性無關(guān)的協(xié)整向量，其中λr+1是特征根，如果MET＞臨界值，則拒絕H0，從r=0開始一次性檢驗，若拒絕r=r0-1的H0，同時又接受r=r0時的H0，則說明協(xié)整向量的個數(shù)為r0個[5]。

（二）數(shù)據(jù)說明

選取的樣本是源于廣西1999-2018年的年度數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)來自廣西統(tǒng)計年鑒。為了研究廣西出口貿(mào)易對經(jīng)濟增長的影響，在運用上文建立的出口拓展型生產(chǎn)函數(shù)模型的基礎(chǔ)上，選取廣西生產(chǎn)總值作為被解釋變量Y，廣西社會從業(yè)人員數(shù)作為勞動投入量L，全社會固定投資額作為資本投入量K，廣西對外貿(mào)易出口總額作為出口量X。為消除價格因素影響，以1999年為基期，利用商品零售價格指數(shù)對時間序列數(shù)據(jù)進行平減，經(jīng)過處理數(shù)據(jù)見表6，全文操作采用 Eviews8.0軟件對相關(guān)數(shù)據(jù)進行處理分析。

三、實證檢驗

（一）實證分析

1.平穩(wěn)性檢驗

為了防止數(shù)據(jù)的均值、方差及協(xié)方差函數(shù)隨時間波動造成的不穩(wěn)定性，確保在回歸分析中正確分析響應(yīng)變量和控制變量的關(guān)系，實現(xiàn)變量間的真實性、可靠性和準確性，因此，運用Augmented Dickey-Fuller檢驗對LnY、LnX、LnL和LnK和它們各自的差分進行平穩(wěn)與否判定，得出各變量的平穩(wěn)性檢驗結(jié)果如表7所示。

由表7可以看出，在5% 的顯著水平下，對LnX、LNL、LnK和LnY原始序列數(shù)據(jù)進行ADF檢驗時，檢驗結(jié)果都不拒絕“存在單位根”的零假設(shè)，檢驗結(jié)果為非平穩(wěn)時間序列；由于原始序列數(shù)據(jù)均未通過平穩(wěn)性檢驗，現(xiàn)對四個變量一階差分進行檢驗，結(jié)果表明LnX、LnK和LnY三個變量未通過平穩(wěn)性檢驗；但當(dāng)四個變量各自進行二階差分后，得到在5%的顯著性水平下，四個變量分別拒絕原假設(shè)，說明此時LnX、LNL、LnK和LnY是通過平穩(wěn)性檢驗的二階差分序列，均為二階單整變量，所以對于同階差分可以進一步檢驗他們之間是否存在協(xié)整關(guān)系。

表6 價格處理后的廣西模型數(shù)據(jù)

表7 ADF檢驗結(jié)果

2.協(xié)整檢驗

下面對函數(shù)中的四個變量進行協(xié)整關(guān)系檢驗，以驗證廣西變量間是否存在長期均衡關(guān)系，反之，則會出現(xiàn)偽回歸跡象[4]。由于本文研究的是四個變量，根據(jù)協(xié)整理論，選擇多變量檢驗常用的Johansen檢驗，對廣西出口拓展型函數(shù)中各變量間的均衡關(guān)系進行驗證，判斷各變量是否存在協(xié)整關(guān)系。

在進行Johanson檢驗前，首先應(yīng)建立一個以廣西出口拓展函數(shù)中各變量為內(nèi)生變量的向量自回歸VAR模型，在置信水平為5%時，同時考慮到本文的樣本區(qū)間限制，根據(jù)信息準則的值可知擬確定的滯后階數(shù)2階，如表8，于是可以確定Johansen檢驗的滯后階數(shù)為1階,接下來對各變量之間進行Johansen協(xié)整檢驗，得到表9和表10的檢驗結(jié)果。

根據(jù)表9的跡檢驗結(jié)果，可以看出在臨界值為0.05的水平下，跡檢驗結(jié)果中第一個和第三個假設(shè)的跡統(tǒng)計量均大于0.05的臨界值，且通過P值也可以看出這兩種情況均小于臨界值為0.05的情況，拒絕原假設(shè)，說明在特征根跡檢驗結(jié)果中存在兩個協(xié)整關(guān)系；在表10的最大特征值檢驗結(jié)果中可知只有第三個假設(shè)跡統(tǒng)計量大于0.05臨界值，且滿足P值小于臨界值為0.05的情況，拒絕原假設(shè)，所以在5%的顯著水平下只存在一對協(xié)整關(guān)系。綜上，lnY、lnX、lnL、LnK四個變量之間是存在長期均衡的協(xié)整關(guān)系，下面利用普通最小二乘法對四個變量進行回歸分析。

表8 VAR模型的最優(yōu)滯后階數(shù)檢驗結(jié)果

表9 Johansen跡檢驗結(jié)果

表10 Johansen最大特征根檢驗結(jié)果

3.回歸分析

在對LnX、LnL、LnY和 LnK四個變量進行回歸分析前，為了更好的詮釋四個變量之間的關(guān)系，首先對LnY和 LnK、LnX、LnL作散點圖進行分析，見圖4。

圖4 線性回歸圖

通過圖1可以看出，控制變量廣西社會從業(yè)人員LnL保持不變的狀態(tài)，而控制變量廣西全社會固定資產(chǎn)額LnK和對外貿(mào)易出口額LnX整體在穩(wěn)定增長，此時響應(yīng)變量廣西生產(chǎn)總值LnY也在增加，說明社會從業(yè)人員的變動對廣西經(jīng)濟的影響較小，廣西固定資產(chǎn)額和出口貿(mào)易額對廣西經(jīng)濟有拉動作用，初步判斷廣西固定資產(chǎn)額和出口貿(mào)易的增長對廣西經(jīng)濟有促進作用。

然后，運用Eviews8.0軟件對四個變量做多元線性回歸方程，LnY和 LnK、LnX、LnL回歸的結(jié)果如表11所示：

表11 多元線性回歸表

借鑒表11回歸模型的分析，得到廣西出口生產(chǎn)拓展型生產(chǎn)函數(shù)的回歸方程為：LnY=0.332654+0.24574 2LnX+0.390979LnK+0.466984LnL

首先，根據(jù)表11可知該模型可決系數(shù)均大于95%，說明控制變量LnK、LnX和LnL可以很好的解釋響應(yīng)變量 LnY的波動，該方程回歸線可以和方程數(shù)據(jù)很好的擬合，出口拓展性函數(shù)與實際情況擬合程度也很好；其次，通過檢驗周統(tǒng)計量對該模型整體顯著性進行判斷，結(jié)果顯示在臨界值為0.05的水平下，F(xiàn)值拒絕原假設(shè)，再之，檢驗單個變量的t統(tǒng)計量，在給顯著性水平為0.05的情況下，自由度為 16，查t分布表知 t0.05（16）=2.12，從圖5數(shù)據(jù)可知，對應(yīng)的t統(tǒng)計量分別是2.801650,0.886053,4.965765，也就是說在顯著性水平為0.05時，在假定其他條件不變的情況下，對外貿(mào)易出口總額LnX和全社會固定投資額LnK對生產(chǎn)總值Ln Y均有顯著性影響，同時我們通過該回歸方程可以直觀的看出，假定其他變量保持不變，廣西對外貿(mào)易出口額每增加1%時，廣西生產(chǎn)總量平均會上升0.245742%；全社會固定投資額每增長 1 %時，廣西生產(chǎn)總值就會上升0.390979%；而社會從業(yè)人員LnL的t分布在顯著性水平為0.05的情況下不拒絕原假設(shè)，對廣西經(jīng)濟影響不顯著，但是我們通過該方程參數(shù)系數(shù)可知，控制其他變量不變，廣西社會從業(yè)人員每增加1%時，廣西生產(chǎn)總量平均會上升0.466984%，而且很直觀的看到社會從業(yè)人員的參數(shù)系數(shù)遠遠超過了對外出口額和固定資產(chǎn)的系數(shù)，在這里筆者經(jīng)檢驗LnL系數(shù)的較大，是LnL對LnX和LnK存在多重共線性的影響，通過VIF方法進行多次檢驗，表明LnL對LnX和LnK的共線性并不影響LnX和LnK對LnY的顯著性結(jié)果，因此，社會從業(yè)人員LnL對廣西省經(jīng)濟影響不顯著，其主要的原因是廣西大部分社會從業(yè)人員從事于第一產(chǎn)業(yè)，勞動生產(chǎn)率低，所以導(dǎo)致對廣西省生產(chǎn)總值影響不大。綜上，通過分析散點圖和回歸方程可知，廣西對外貿(mào)易出口額和固定資產(chǎn)額的增加在一定程度上會促進廣西經(jīng)濟的增長，而廣西社會從業(yè)人員對廣西經(jīng)濟影響較小。

4.Granger因果檢驗

為了進一步檢驗廣西出口拓展型生產(chǎn)函數(shù)的要素之間的因果關(guān)系，擬選擇在VAR基礎(chǔ)上建立的Granger檢驗，根據(jù)表12可知，首先，在臨界值為5%的水平下，廣西固定資產(chǎn)投資額和出口貿(mào)易總額不是廣西生產(chǎn)總值的格蘭杰檢驗均拒絕原假設(shè)，而廣西生產(chǎn)總值對固定資產(chǎn)投資額和出口貿(mào)易均接受原假設(shè)，說明廣西固定資產(chǎn)投資額和出口貿(mào)易分別對廣西生產(chǎn)總值有單項因果關(guān)系，然而，廣西生產(chǎn)總值的提高在一定程度上也可以使廣西有更多的資金投入自貿(mào)區(qū)等貿(mào)易基地的建設(shè)，進一步刺激廣西出口貿(mào)易的增加。同理，廣西從業(yè)人員數(shù)對廣西固定資產(chǎn)額也具有單項因果關(guān)系，實際上，一定程度的固定資產(chǎn)投資額的增加會通過增加就業(yè)多方面渠道間接促進廣西從業(yè)人員的增加。

表12 Granger因果檢驗

（二）實驗結(jié)果

利用出口拓展型生產(chǎn)函數(shù)，分析廣西省近20年出口貿(mào)易對廣西省生產(chǎn)總值的效用。上面的實證分析，經(jīng)過ADF檢驗和Johanson檢驗，表明該模型變量間具有長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系；結(jié)合散點圖、回歸結(jié)果和格蘭杰因果檢驗，得出廣西對外貿(mào)易出口額和全社會固定投資額與廣西生產(chǎn)總值呈正相關(guān)關(guān)系；固定投資和出口貿(mào)易的增加在一定程度上對生產(chǎn)總值的增長有促進作用，而社會從業(yè)人員對廣西經(jīng)濟增長效果不顯著。基于上述實驗分析，提出如下廣西省出口貿(mào)易與經(jīng)濟協(xié)調(diào)增長的建議。

四、對策建議

（一）加快“走出去”步伐

根據(jù)實證可知，出口貿(mào)易對廣西經(jīng)濟的影響是顯著的，為了保證廣西經(jīng)濟健康發(fā)展，廣西應(yīng)在我國“一帶一路”的倡議下，通過實施“走出去”發(fā)展戰(zhàn)略推動國際產(chǎn)能間的有效利用，促進廣西經(jīng)濟速與質(zhì)的協(xié)同發(fā)展。

首先，廣西應(yīng)重視固定資產(chǎn)對地區(qū)生產(chǎn)總值的拉動作用。通過固定資產(chǎn)的投入，提高地區(qū)經(jīng)濟的效益，為擴大出口貿(mào)易奠定基礎(chǔ)，進而推動經(jīng)濟增長，形成一個良性的循環(huán)系統(tǒng)。其次，在這個良性循環(huán)系統(tǒng)中，我們需要注之以動力，即在發(fā)展出口貿(mào)易的同時，要加快經(jīng)濟結(jié)構(gòu)和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級。至今，廣西出口仍以低附加值、缺乏競爭力的農(nóng)產(chǎn)機械、機電等產(chǎn)品為主，這種低端的產(chǎn)品在對外出口貿(mào)易中會被國際市場所淘汰，阻礙雙邊貿(mào)易質(zhì)量的提高，為此，廣西需要減少粗放型的低附加值產(chǎn)品的出口，提高出口集約化水平，優(yōu)化出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)，通過技術(shù)創(chuàng)新延長出口產(chǎn)品的產(chǎn)業(yè)鏈，從追求數(shù)量擴張向質(zhì)量與效益的提高轉(zhuǎn)變，進而生產(chǎn)出更多高質(zhì)量、高技術(shù)、高加工、高附加值的“四高”產(chǎn)品，使廣西出口產(chǎn)業(yè)向產(chǎn)業(yè)鏈上游攀升，培育新型國際競爭力。只有這樣才能從本質(zhì)上促進廣西經(jīng)濟長期健康持續(xù)增長，才能使出口貿(mào)易對廣西經(jīng)濟增長推動作用得到良好的發(fā)揮。廣西作為中國五個民族自治區(qū)之一，應(yīng)充分發(fā)揮廣西民族特色、歷史文化基礎(chǔ)、聯(lián)結(jié)東盟區(qū)位等比較優(yōu)勢，實現(xiàn)后發(fā)優(yōu)勢，在國際貿(mào)易中尋求新的出口貿(mào)易增長點，促進廣西經(jīng)濟又好又快發(fā)展。

（二）增加資本投入

從回歸分析可知，固定資產(chǎn)的投入對廣西經(jīng)濟具有顯著性的作用，全社會固定資產(chǎn)投入對廣西經(jīng)濟的增長效果甚至比出口貿(mào)易對經(jīng)濟增長的效果更為明顯，因此，我們需要重視廣西全社會固定資產(chǎn)額的投入。

首先，固定資產(chǎn)投資額的投入要明確投資方向，進行合理的高效率投資，廣西應(yīng)加大對基礎(chǔ)交通物流設(shè)施建設(shè)的投入，形成一體化綜合交通樞紐，發(fā)揮各個經(jīng)濟園區(qū)的增長極作用，更好更快的推動出口貿(mào)易的發(fā)展；其次，要優(yōu)化投資結(jié)構(gòu)，將那些既具有廣西民族特色，又具有廣闊的市場發(fā)展?jié)摿湍芷鸬皆鲩L極作用的新興產(chǎn)業(yè)納入重點投資的范疇，同時重點合理投資收益率高、社會效益明顯的行業(yè)，推動這些行業(yè)走向國際化，推動廣西經(jīng)濟發(fā)展；最后，加大廣西勞動力的技能培訓(xùn)。黨的十九大明確指出，硬實力、軟實力，歸根到底要靠人才實力。經(jīng)濟發(fā)展最終要回到人身上，只有人的全面發(fā)展，才能更好的帶動經(jīng)濟的發(fā)展，廣西應(yīng)適當(dāng)加強投資，加強社會從業(yè)人員的技能培訓(xùn)，使之成為動力，更好地促進廣西經(jīng)濟發(fā)展。