論民企對外貿易與中國經濟增長的相關性
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□作者：1、南華大學經濟管理學院2、鄭州大學西亞斯國際學院鄧榮榮1王菲2
內容摘要：本文采用計量經濟模型，揭示出我國民企對外貿易與經濟增長的相關性，并由此提出了發展民營企業對外貿易的戰略思考。
關鍵詞：民營企業對外貿易經濟增長
據海關統計，2005年我國實現進出口總值1.4221萬億美元，同比增長23.2%。與此同時，國家統計局宣布：2005我國初步核算國內生產總值為18.2321萬億元，按可比價格計算，比上年增長9.9%。由此計算出中國的對外貿易依存度高達63.9%，對外貿易為開放條件下的我國經濟做出了重要貢獻。
在中國對外貿易不斷發展的背后，民營企業發揮著日益重要的作用。與國有企業和三資企業相比，從2000年到2004年，民營企業的出口呈現超高速增長、對外貿貢獻率不斷攀升的態勢。從不同性質的企業出口增長速度來看，國有企業出口增長速度分別為18.2%、-2.7%、8.5%、12.4%和11.4%，三資企業分別為34.75%、11.53%、27.6%、41.4%和40.9%，而同期私營企業出口增長速度分別為275.5%、122.7%、159.5%、152.2%和99.3%；從不同性質的出口企業出口額占出口總額的比重來看，國有企業出口份額分別為46.72%、42.5%、37.7%、31.5%和25.9%，三資企業分別為47.92%、50.0%、52.2%、54.8%和57.1%，而同期民營企業出口份額分別為5.34%、7.39%、10%、13.7%和17%。
民營企業對外貿易的高速成長引起了學術界的普遍關注。本文將采用計量經濟模型對中國民營企業對外貿易與中國經濟的相關性進行實證分析，以期直觀地揭示其內在的聯系。
分析方法與原理
由于傳統的時間序列分析方法隱含的前提是各變量時序必須滿足平穩性要求，即：對任意時間t，其均值恒為常數；對任意時間t和s，其自相關系數只與時間間隔t-s有關，而與t和s的起始點無關。然而，現實的經濟時序多為非平穩的，這樣，按照傳統的分析方法就可能存在偽回歸。因此，模型中將引入協整分析步驟，考察變量之間是否存在協整關系，在此基礎上進行回歸分析，進而避免偽回歸現象。協整的思想由granger(1981)提出，協整分析是用于非平穩變量組成的關系式中長期均衡參數估計的技術。在實際分析研究時，一般是首先對時間變量序列及其一階差分序列和二階差分序列的平穩性進行檢驗，這是進行協整分析和granger因果關系檢驗的基礎；其次是檢驗變量間的協整關系，變量間存在協整關系是變量間存在因果關系的前提；然后對具有協整關系的時間變量序列的因果關系進一步檢驗分析；最后對相關變量進行回歸分析。這里，使用的計量分析軟件為eview3.1。
實證分析
數據的初步分析
由于民營企業的概念在不同時期有不同的內涵，且數據搜集過程中存在一定障礙，本分析中只選取1994年——2004年的數據作為樣本空間。其中，民營企業界定為集體企業和私營企業，民營企業對外貿易狀況用民營企業出口額(x)、民營企業進口額(m)、民營企業進出口總額(xm)和民營企業凈出口額(nx)來衡量，中國經濟增長用gdp衡量。具體數據見表1。
為消除數據中存在的異方差，本研究分別對每個變量取對數，其相應的一階差分變量和二階差分變量分別用ilgdp、ilx、ilm、ilxm、ilnx和iilgdp、iilx、iilm、iilxm、iilnx表示。在eview中，生成各變量對數化后的折線圖（圖形略）。由圖可知，各變量對數化后的折線圖帶有明顯的趨勢性，因此可能是非平穩序列，需要對序列進行平穩性檢驗。
平穩性檢驗
在此，本文運用augmenteddickey-fullertest方法，對lgdp、lx、lm、lxm、lnx及其一階差分變量和二階差分變量進行平穩性檢驗。分析結果表明：時間序列變量lgdp、lx、lm、lxm和lnx都屬于非平穩的時間序列，其一階差分變量仍然屬于非平穩時間序列，但其二階差分變量卻都成為了平穩的時間序列，因此，lgdp、lx、lm、lxm和lnx都是二階單整序列。
協整檢驗
在確認了各變量同階單整后，采用eg兩步法，分別對lgdp和lx、lgdp和lm、lgdp和lxm、lgdp和lnx進行回歸分析，并對其殘差序列進行平穩性檢驗(括號內的數為t檢驗值)，得到協整方程為：
lgdp=9.8741+0.2176*lx（1）
(110.0953)(16.5276)
prob:(0.0000)(0.0000)
adjustedr-squared=0.9646
dw=0.5918
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e1、e2、e3和e4分別表示以上各方程對應的殘差序列，對各方程殘差項進行單位根檢驗。結果表明：lgdp和lx、lgdp和lm、lgdp和lxm、lgdp和lnx均存在協整關系，即長期均衡。
格蘭杰因果關系檢驗
為進一步說明各變量間的因果關系，對變量進行格蘭杰因果關系檢驗。由于各變量存在協整關系，因此，滿足該檢驗的前提。結果見表2。
可見，在1%和5%的顯著水平下，lgdp不是lx的格蘭杰成因的概率較大，不能拒絕原假設，而在10%的顯著水平下卻可以拒絕原假設，認為lgdp是lx的格蘭杰成因。第二個檢驗的相伴概率只有0.00016，表明至少在99%的置信水平下，可以認為lx是lgdp的格蘭杰成因。對于lgdp和lnx的因果關系，可以認為在1%和5%顯著水平下lgdp不是lnx的格蘭杰成因，而在10%的顯著水平下lgdp是lnx的格蘭杰成因，但lnx卻總不是lgdp的格蘭杰成因。因此，方程（4）的建立是不合理的，應該予以刪除。
消除自相關
經過上述分析，得到lgdp和lx、lgdp和lm、lgdp和lxm三個線性回歸方程，但注意到方程的dw值偏小，因此可能存在自相關問題。采用回歸檢驗法進行檢驗以及cochrane-orcutt迭代法消除自相關，得到最終方程為：
lgdp=10.1583+0.1818*lx（5）
lgdp=10.3326+0.1701*lm（6）
lgdp=10.1046+0.1779*lxm（7）
通過實證分析，可以得到以下結論：
經過對數化后的數據通過平穩性檢驗表明都具有二階單整；協整分析表明中國經濟分別和中國民營企業出口、進口、進出口及凈出口具有協整關系，即存在長期穩定的關系。
granger因果關系檢驗表明中國民營企業出口、進口和進出口均促進了中國經濟的增長，而中國民營企業凈出口對中國經濟增長沒有明顯的促進作用。因此，有關中國經濟和中國民營企業凈出口的回歸方程的建立是不合理的，應予以排除。
方程(5)(6)(7)可以作為彈性分析的依據表明：我國民營企業出口平均每增長1個百分點，我國經濟將增長0.1818個百分點，進口平均每增長1個百分點，我國經濟將增長0.1701個百分點，進出口平均每增長1個百分點，我國經濟將增長0.1779個百分點。
促進民企對外貿易發展的戰略思考
當前，民營企業對外貿易的發展的一大瓶頸在于缺乏政策、法律的有效保障。市場經濟是契約經濟，市場準入應當是公平、公正的。因此，各級政府應切實轉變觀念，加強對民營企業戰略地位的認識,為民營企業對外貿易的發展提供公平、公正的制度保證。
全面促進民營企業外貿融資體系的完善與發展。首先，國家應健全為民營經濟服務的金融組織體系，暢通民營企業的貸款渠道，深化和廣化現有金融機構的功能。其次，應逐步加強對外貿企業出口支持的政策轉化，為中小企業提供融資擔保，啟動諸如出口退稅質押貸款、應收帳款質押貸款等出口信貸的創新方式。最后，政府應在資本市場準入方面給民營企業以“國民待遇”，降低民營企業股票發行上市的門檻，并允許民營企業在符合條件的情況下，通過發行債券籌資。
民營企業應樹立可持續的發展觀，通過內部資源的優化與協整來促進自身對外貿易的發展。首先，要轉變傳統的出口經營觀念，重視科學技術的成果轉化，優化出口商品結構，實施科技興貿戰略和名牌戰略。其次，要優化內部管理機制。民營企業具有產權清晰、機制靈活的優勢，也有規模小、缺乏戰略規劃、發展后勁不足的劣勢，如何在經營理念、決策方式及產權關系上進行機制改革，是促進民營企業對外貿易持續發展的一大課題。第三，要樹立創新意識。企業創新主要包括企業技術創新和企業管理制度創新，在日益激烈的國際市場競爭中，只有堅持持續的技術創新、管理創新和制度創新，及時把新思想、方法、技術付諸實施，民營企業才能在競爭中發展壯大。
參考文獻：
1.grangerc.w.j.andnewboldp.(1974),spuriousregressionsineconometrics.journalofeconometrics,2
2.胡均民.中西部民營企業對外貿易發展研究.廣西社會科學，2003(1)
作者簡介：
鄧榮榮（1981—），女，湖南衡陽人，南華大學經濟管理學院教師。
王菲（1980—），男，河南鄭州人，鄭州大學西亞斯國際學院經貿系教師。
