论民企对外贸易与中国经济增长的相关性

[外企还是民企，你选择哪个]外企还是民企，你选择哪个？本人从毕业走出校门到现在已经九个年头，明年将是整十个春秋。所经历过的企业，从国企、民企、外企、到机关事业单位、再到如今的民企，个人也从一个最基...+阅读

□作者：

1、南华大学经济管理学院

2、郑州大学西亚斯国际学院邓荣荣1王菲2

内容摘要：本文采用计量经济模型，揭示出我国民企对外贸易与经济增长的相关性，并由此提出了发展民营企业对外贸易的战略思考。

关键词：民营企业对外贸易经济增长

据海关统计，2005年我国实现进出口总值1.4221万

亿美元，同比增长23.2。与此同时，国家统计局宣布：2005我国初步核算国内生产总值为18.2321万亿元，按可比价格计算，比上年增长9.9。

由此计算出中国的对外贸易依存度高达63.9，对外贸易为开放条件下的我国经济做出了重要贡献。

在中国对外贸易不断发展的背后，民营企业发挥着日益重要的作用。与国有企业和三资企业相比，从2000年到2004年，民营企业的出口呈现超高速增长、对外贸贡献率不断攀升的态势。从不同性质的企业出口增长速度来看，国有企业出口增长速度分别为18.

2、-2.

7、8.

5、12.4和11.4，三资企业分别为34.7

5、11.5

3、27.

6、41.4和40.9，而同期私营企业出口增长速度分别为275.

5、122.

7、159.

5、152.2和99.3；从不同性质的出口企业出口额占出口总额的比重来看，国有企业出口份额分别为46.7

2、42.

5、37.

7、31.5和25.9，三资企业分别为47.9

2、50.0、52.

2、54.8和57.1，而同期民营企业出口份额分别为5.3

4、7.3

9、

10、13.7和17。

民营企业对外贸易的高速成长引起了学术界的普遍关注。本文将采用计量经济模型对中国民营企业对外贸易与中国经济的相关性进行实证分析，以期直观地揭示其内在的联系。

分析方法与原理

由于传统的时间序列分析方法隐含的前提是各变量时序必须满足平稳性要求，即：对任意时间t，其均值恒为常数；对任意时间t和s，其自相关系数只与时间间隔t-s有关，而与t和s的起始点无关。

然而，现实的经济时序多为非平稳的，这样，按照传统的分析方法就可能存在伪回归。因此，模型中将引入协整分析步骤，考察变量之间是否存在协整关系，在此基础上进行回归分析，进而避免伪回归现象。协整的思想由Granger(1981)提出，协整分析是用于非平稳变量组成的关系式中长期均衡参数估计的技术。在实际分析研究时，一般是首先对时间变量序列及其一阶差分序列和二阶差分序列的平稳性进行检验，这是进行协整分析和Granger因果关系检验的基础；其次是检验变量间的协整关系，变量间存在协整关系是变量间存在因果关系的前提；然后对具有协整关系的时间变量序列的因果关系进一步检验分析；最后对相关变量进行回归分析。

这里，使用的计量分析软件为Eview3.1。

实证分析

数据的初步分析

由于民营企业的概念在不同时期有不同的内涵，且数据搜集过程中存在一定障碍，本分析中只选取1994年——2004年的数据作为样本空间。其中，民营企业界定为集体企业和私营企业，民营企业对外贸易状况用民营企业出口额(X)、民营企业进口额(M)、民营企业进出口总额(XM)和民营企业净出口额(NX)来衡量，中国经济增长用GDP衡量。

具体数据见表1。

为消除数据中存在的异方差，本研究分别对每个变量取对数，其相应的一阶差分变量和二阶差分变量分别用iLGDP、iLX、iLM、iLXM、iLNX和iiLGDP、iiLX、iiLM、iiLXM、iiLNX表示。在Eview中，生成各变量对数化后的折线图（图形略）。由图可知，各变量对数化后的折线图带有明显的趋势性，因此可能是非平稳序列，需要对序列进行平稳性检验。

平稳性检验

在此，本文运用AugmentedDickey-FullerTest方法，对LGDP、LX、LM、LXM、LNX及其一阶差分变量和二阶差分变量进行平稳性检验。

分析结果表明：时间序列变量LGDP、LX、LM、LXM和LNX都属于非平稳的时间序列，其一阶差分变量仍然属于非平稳时间序列，但其二阶差分变量却都成为了平稳的时间序列，因此，LGDP、LX、LM、LXM和LNX都是二阶单整序列。

协整检验

在确认了各变量同阶单整后，采用EG两步法，分别对LGDP和LX、LGDP和LM、LGDP和LXM、LGDP和LNX进行回归分析，并对其残差序列进行平稳性检验(括号内的数为t检验值)，得到协整方程为：

LGDP=9.8741 0.2176*LX（1）

(110.0953)(16.5276)

prob:(0.0000)(0.0000)

AdjustedR-squared=0.9646

DW=0.5918

12全文查看LGDP=9.9768 0.218*LM（2）

(71.9086)(9.948)

prob:(0.0000)(0.0000)

AdjustedR-squared=0.9074

DW=0.6399

LGDP=9.7584 0.2191*LXM（3）

(81.368)(13.30)

prob:(0.0000)(0.0000)

AdjustedR-squared=0.9462

DW=0.6017

LGDP=10.2753 0.1872*LNX（4）

(244.0277)(25.9458)

prob:(0.0000)(0.0000)

AdjustedR-squared=0.9853

DW=1.6632

令E

1、E

2、E3和E4分别表示以上各方程对应的残差序列，对各方程残差项进行单位根检验。

结果表明：LGDP和LX、LGDP和LM、LGDP和LXM、LGDP和LNX均存在协整关系，即长期均衡。

格兰杰因果关系检验

为进一步说明各变量间的因果关系，对变量进行格兰杰因果关系检验。由于各变量存在协整关系，因此，满足该检验的前提。结果见表2。

可见，在1和5的显著水平下，LGDP不是LX的格兰杰成因的概率较大，不能拒绝原假设，而在10的显著水平下却可以拒绝原假设，认为LGDP是LX的格兰杰成因。

第二个检验的相伴概率只有0.00016，表明至少在99的置信水平下，可以认为LX是LGDP的格兰杰成因。对于LGDP和LNX的因果关系，可以认为在1和5显著水平下LGDP不是LNX的格兰杰成因，而在10的显著水平下LGDP是LNX的格兰杰成因，但LNX却总不是LGDP的格兰杰成因。因此，方程（4）的建立是不合理的，应该予以删除。

消除自相关

经过上述分析，得到LGDP和LX、LGDP和LM、LGDP和LXM三个线性回归方程，但注意到方程的DW值偏小，因此可能存在自相关问题。

采用回归检验法进行检验以及Cochrane-Orcutt迭代法消除自相关，得到最终方程为：

LGDP=10.1583 0.1818*LX（5）

LGDP=10.3326 0.1701*LM（6）

LGDP=10.1046 0.1779*LXM（7）

通过实证分析，可以得到以下结论：

经过对数化后的数据通过平稳性检验表明都具有二阶单整；协整分析表明中国经济分别和中国民营企业出口、进口、进出口及净出口具有协整关系，即存在长期稳定的关系。

Granger因果关系检验表明中国民营企业出口、进口和进出口均促进了中国经济的增长，而中国民营企业净出口对中国经济增长没有明显的促进作用。

因此，有关中国经济和中国民营企业净出口的回归方程的建立是不合理的，应予以排除。

方程(5)(6)(7)可以作为弹性分析的依据表明：我国民营企业出口平均每增长1个百分点，我国经济将增长0.1818个百分点，进口平均每增长1个百分点，我国经济将增长0.1701个百分点，进出口平均每增长1个百分点，我国经济将增长0.1779个百分点。

促进民企对外贸易发展的战略思考

当前，民营企业对外贸易的发展的一大瓶颈在于缺乏政策、法律的有效保障。

市场经济是契约经济，市场准入应当是公平、公正的。因此，各级政府应切实转变观念，加强对民营企业战略地位的认识,为民营企业对外贸易的发展提供公平、公正的制度保证。

全面促进民营企业外贸融资体系的完善与发展。首先，国家应健全为民营经济服务的金融组织体系，畅通民营企业的贷款渠道，深化和广化现有金融机构的功能。其次，应逐步加强对外贸企业出口支持的政策转化，为中小企业提供融资担保，启动诸如出口退税质押贷款、应收帐款质押贷款等出口信贷的创新方式。

最后，政府应在资本市场准入方面给民营企业以“国民待遇”，降低民营企业股票发行上市的门槛，并允许民营企业在符合条件的情况下，通过发行债券筹资。

民营企业应树立可持续的发展观，通过内部资源的优化与协整来促进自身对外贸易的发展。首先，要转变传统的出口经营观念，重视科学技术的成果转化，优化出口商品结构，实施科技兴贸战略和名牌战略。其次，要优化内部管理机制。

民营企业具有产权清晰、机制灵活的优势，也有规模小、缺乏战略规划、发展后劲不足的劣势，如何在经营理念、决策方式及产权关系上进行机制改革，是促进民营企业对外贸易持续发展的一大课题。第三，要树立创新意识。企业创新主要包括企业技术创新和企业管理制度创新，在日益激烈的国际市场竞争中，只有坚持持续的技术创新、管理创新和制度创新，及时把新思想、方法、技术付诸实施，民营企业才能在竞争中发展壮大。

参考文献：

1.GrangerC.W.J.andNewboldP.(1974),SpuriousRegressionsinEconometrics.JournalofEconometrics,2

2.胡均民.中西部民营企业对外贸易发展研究.广西社会科学，2003(1)

作者简介：

邓荣荣（1981—），女，湖南衡阳人，南华大学经济管理学院教师。

王菲（1980—），男，河南郑州人，郑州大学西亚斯国际学院经贸系教师。

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□作者：

1、南华大学经济管理学院

2、郑州大学西亚斯国际学院邓荣荣1王菲2

内容摘要：本文采用计量经济模型，揭示出我国民企对外贸易与经济增长的相关性，并由此提出了发展民营企业对外贸易的战略思考。

关键词：民营企业对外贸易经济增长

据海关统计，2005年我国实现进出口总值1.4221万

亿美元，同比增长23.2。与此同时，国家统计局宣布：2005我国初步核算国内生产总值为18.2321万亿元，按可比价格计算，比上年增长9.9。由此计算出中国的对外贸易依存度高达63.9，对外贸易为开放条件下的我国经济做出了重要贡献。

在中国对外贸易不断发展的背后，民营企业发挥着日益重要的作用。

与国有企业和三资企业相比，从2000年到2004年，民营企业的出口呈现超高速增长、对外贸贡献率不断攀升的态势。从不同性质的企业出口增长速度来看，国有企业出口增长速度分别为18.

2、-2.

7、8.

5、12.4和11.4，三资企业分别为34.7

5、11.5

3、27.

6、41.4和40.9，而同期私营企业出口增长速度分别为275.

5、122.

7、159.

5、152.2和99.3；从不同性质的出口企业出口额占出口总额的比重来看，国有企业出口份额分别为46.7

2、42.

5、37.

7、31.5和25.9，三资企业分别为47.9

2、50.0、52.

2、54.8和57.1，而同期民营企业出口份额分别为5.3

4、7.3

9、

10、13.7和17。

分析方法与原理

由于传统的时间序列分析方法隐含的前提是各变量时序必须满足平稳性要求，即：对任意时间，其均值恒为常数；对任意时间和s，其自相关系数只与时间间隔-s有关，而与和s的起始点无关。

然而，现实的经济时序多为非平稳的，这样，按照传统的分析方法就可能存在伪回归。因此，模型中将引入协整分析步骤，考察变量之间是否存在协整关系，在此基础上进行回归分析，进而避免伪回归现象。协整的思想由Grnr(1981)提出，协整分析是用于非平稳变量组成的关系式中长期均衡参数估计的技术。在实际分析研究时，一般是首先对时间变量序列及其一阶差分序列和二阶差分序列的平稳性进行检验，这是进行协整分析和Grnr因果关系检验的基础；其次是检验变量间的协整关系，变量间存在协整关系是变量间存在因果关系的前提；然后对具有协整关系的时间变量序列的因果关系进一步检验分析；最后对相关变量进行回归分析。

这里，使用的计量分析软件为Eviw3.1。

实证分析

数据的初步分析

由于民营企业的概念在不同时期有不同的内涵，且数据搜集过程中存在一定障碍，本分析中只选取1994年——2004年的数据作为样本空间。其中，民营企业界定为集体企业和私营企业，民营企业对外贸易状况用民营企业出口额(X)、民营企业进口额(M)、民营企业进出口总额(XM)和民营企业净出口额(X)来衡量，中国经济增长用GD衡量。

具体数据见表1。

为消除数据中存在的异方差，本研究分别对每个变量取对数，其相应的一阶差分变量和二阶差分变量分别用iLGD、iLX、iLM、iLXM、iLX和iiLGD、iiLX、iiLM、iiLXM、iiLX表示。在Eviw中，生成各变量对数化后的折线图（图形略）。由图可知，各变量对数化后的折线图带有明显的趋势性，因此可能是非平稳序列，需要对序列进行平稳性检验。

平稳性检验

在此，本文运用AumndDicky-FullrTs方法，对LGD、LX、LM、LXM、LX及其一阶差分变量和二阶差分变量进行平稳性检验。

分析结果表明：时间序列变量LGD、LX、LM、LXM和LX都属于非平稳的时间序列，其一阶差分变量仍然属于非平稳时间序列，但其二阶差分变量却都成为了平稳的时间序列，因此，LGD、LX、LM、LXM和LX都是二阶单整序列。

协整检验

在确认了各变量同阶单整后，采用EG两步法，分别对LGD和LX、LGD和LM、LGD和LXM、LGD和LX进行回归分析，并对其残差序列进行平稳性检验(括号内的数为检验值)，得到协整方程为：

LGD=9.8741 0.2176*LX（1）

(110.0953)(16.5276)

prob:(0.0000)(0.0000)

AdjusdR-squrd=0.9646

DW=0.5918

[] LGD=9.9768 0.218*LM（2）

(71.9086)(9.948)

prob:(0.0000)(0.0000)

AdjusdR-squrd=0.9074

DW=0.6399

LGD=9.7584 0.2191*LXM（3）

(81.368)(13.30)

prob:(0.0000)(0.0000)

AdjusdR-squrd=0.9462

DW=0.6017

LGD=10.2753 0.1872*LX（4）

(244.0277)(25.9458)

prob:(0.0000)(0.0000)

AdjusdR-squrd=0.9853

DW=1.6632

令E

1、E

2、E3和E4分别表示以上各方程对应的残差序列，对各方程残差项进行单位根检验。

结果表明：LGD和LX、LGD和LM、LGD和LXM、LGD和LX均存在协整关系，即长期均衡。

格兰杰因果关系检验

为进一步说明各变量间的因果关系，对变量进行格兰杰因果关系检验。由于各变量存在协整关系，因此，满足该检验的前提。结果见表2。

可见，在1和5的显著水平下，LGD不是LX的格兰杰成因的概率较大，不能拒绝原假设，而在10的显著水平下却可以拒绝原假设，认为LGD是LX的格兰杰成因。

第二个检验的相伴概率只有0.00016，表明至少在99的置信水平下，可以认为LX是LGD的格兰杰成因。对于LGD和LX的因果关系，可以认为在1和5显著水平下LGD不是LX的格兰杰成因，而在10的显著水平下LGD是LX的格兰杰成因，但LX却总不是LGD的格兰杰成因。因此，方程（4）的建立是不合理的，应该予以删除。

消除自相关

经过上述分析，得到LGD和LX、LGD和LM、LGD和LXM三个线性回归方程，但注意到方程的DW值偏小，因此可能存在自相关问题。

采用回归检验法进行检验以及Cochrn-Orcu迭代法消除自相关，得到最终方程为：

LGD=10.1583 0.1818*LX（5）

LGD=10.3326 0.1701*LM（6）

LGD=10.1046 0.1779*LXM（7）

通过实证分析，可以得到以下结论：

Grnr因果关系检验表明中国民营企业出口、进口和进出口均促进了中国经济的增长，而中国民营企业净出口对中国经济增长没有明显的促进作用。

因此，有关中国经济和中国民营企业净出口的回归方程的建立是不合理的，应予以排除。

促进民企对外贸易发展的战略思考

当前，民营企业对外贸易的发展的一大瓶颈在于缺乏政策、法律的有效保障。

参考文献：