民營企業對外貿易對經濟增長影響機制的研究

一、 引言

改革開放以來，中國經濟取得了舉世矚目的成就，對外貿易得到了巨大的發展。20世紀90年代以后，民營經濟迅速發展，在中國對外貿易的規模不斷發展和擴大的背后，民營企業對外貿易發揮著日益重要的作用，其快速成長引起政府部門、商界和學術界的廣泛關注。在此背景下，研究我國民營企業對外貿易對經濟增長的作用十分必要。

二、 研究的理論基礎

1. 變量的選擇。本文以民營企業出口貿易(EX)、進口貿易(IM)和進出口貿易總額(XM)為解釋變量衡量民營企業對外貿易，國內生產總值(GDP)為被解釋變量以衡量經濟增長，分析前者對后者的影響機制，使模型達到簡單明了的效果。對數變換能夠消除變量的異方差性，不改變原序列的協整關系，提高估計的可靠性。本文采用變量的對數形式LnGDP、LnEX、LnIM、LnXM。

2. 數據說明。本文把民營企業定義為“非國有非外資企業”，主要包括集體企業和私營企業，因此得到了以上公式。所有數據來源于1994年~2008年《中國統計年鑒》和商務部網站。由于采用的是季度數據。計算數據時，為消除物價波動的影響，各變量均以1994年第一季度為基期轉換為實際值，得到以不變價格計算的GDP和民營企業對外貿易數據。為了統一GDP與民營企業對外貿易數據之間的單位，利用商務部網站1994年~2008年人民幣兌美元匯率換算成人民幣。

3. 實證檢驗原理。

(1)Granger因果關系檢驗。本文通過Granger因果檢驗檢驗宏觀民營企業對外貿易和經濟增長之間的Granger因果關系。該過程是通過以下兩個過程實現的，考慮下面的回歸:

是合理的，隨機干擾項也是一個白噪聲(White Noise)，且模型參數有合理的經濟解釋。

(3)脈沖響應函數和方差分解。估計SVAR模型等同于估計含有協方差約束的聯立方程模型，并由AIC或SC準則確定滯后階數。該模型可以分為脈沖響應函數和方差分解兩部分。在SVAR的實際應用中，自舉方法是脈沖響應推斷統計的基礎，這種方法常常用于脈沖響應的置信區間，因為用這種方法得到的小樣本推斷常?？赡鼙扔脻u近理論更為可靠(Krtzig，1998)。另外脈沖響應系數的漸進方差解析式也相當復雜(Lutkepohl，1991)，而用自舉法構造置信區間，就不需要準確的方差表達式，這樣就可避免求解明確的解析式。本文遵從這一建議，在殘差的基礎上使用自舉法為脈沖響應構建置信區間，再進行方差分解，過程如下:

首先估計出模型，如果將殘差估計值記為ut，可以計算出離差u1-u，…uT-u，隨機生成自舉殘差，記為u*1，…u*T，并用其代替離差。對于P階模型，從預先給定的樣本值y-p+1，…y0開始，可以用u*t遞歸地計算出自舉時間序列。在用這種方法得到參數估計值的基礎上，我們可以重新估計模型并決定相關的量，不斷重復這些過程，就可以得出相關量的經驗自舉分布。從這些量的分布中就可以得到脈沖響應分布、分位數和置信區間了。

而預測誤差方差分解的方法如下:記VAR模型的h階預測誤差為

三、 實證檢驗

1. Granger因果關系檢驗。

(1)平穩性檢驗。表1檢驗結果表明:時間序列變量LnGDP、LnEX、LnIM和LnXM是非平穩的時間序列，無法拒絕單位根假設。因此需要檢驗是否存在一階平穩。

表2檢驗結果表明:一階差分變量d(LnGDP)、d(LnEX)、d(LnIM)和d(LnXM)是平穩的時間序列。LnGDP、LnEX、LnIM和LnXM是一階單整序列I(1)，進一步協整關系。

(2)協整檢驗。表3檢驗結果表明:在5%的置信水平下，變量之間至少存在兩個協整等式。

由表4可知，變量LnEX、LnIM、LnXM 與LnGDP之間存在長期穩定關系。這說明民營企業對外貿易對中國經濟增長確實存在某種長期影響機制。

(3)Granger因果關系檢驗。根據赤池信息準則AIC，確定各變量的滯后階數均為3。檢驗結果如表5所示。

表5檢驗結果表明:LnGDP與LnEX、LnIM、LnXM之間存在雙方面的Granger因果關系。這說明經濟增長和民營企業對外貿易的發展互相有積極促進作用。

2. OLS模型參數估計。

LNGDP=6.871 043 724+0.653 642 756 8*LNEX+ 0.633 675 986 1*LNIM + 0.495 465 843 5*LNXM +ut

(0.732 885) (0.427 435) (0.681 751)(1.274 853)

[3.343 401][1.592 434][0.963 743][0.474 543]

R2=0.976 213，AdjustedR2=0.974 427，DW=0.787 134，F=1 137.952

括號內為各系數的標準差，中括號內為t值。t檢驗全部通過，R2的值很高，模型的擬合度很高。方程表明，長期內，國內生產總值與民營企業出口、進口、進出口貿易間存在長期穩定均衡關系，民營企業出口、進口、進出口貿易都對GDP產生積極的影響。民營企業進出口、出口和進口平均每增加1%，中國經濟將分別增長0.50%、0.65%和0.63%。

3. SVAR模型結果與分析。橫軸表示沖擊作用的滯后期間數(單位:季度)，縱軸表示GDP變動的相對比例，實線表示脈沖響應函數，虛線表示兩倍標準差情況下的偏離線。左上、左下、右上和右下圖表示GDP對GDP、民營企業出口貿易、進口貿易和進出口貿易的沖擊的反應。得到如下結果:

第一，GDP的一個標準差的正沖擊發生后，GDP有一個明顯的正反饋，這說明GDP與前期值有很強的相關性。到第五季度上升到最大處1.81%，之后緩慢下降，說明GDP與前期值的相關性的強度在短期達到最大值后，隨著時間的推移會有所減少。第十季度收斂于0。

第二，民營企業進口貿易的一個標準差的正沖擊發生后，GDP上升，在第六季度達到最大值1.79%，說明在短期內民營企業進口貿易對經濟增長有正向的刺激作用。第六季度后緩慢下降，第九季度收斂至0，之后繼續緩慢下降為負值，但幅度很小，說明民營企業進口貿易在長期內并不對經濟增長有持續的正向的刺激作用，但負面效應也不大，總體來說在長期的影響較小，呈現圍繞零點上下波動的狀況。

第三，民營企業出口貿易的一個標準差的正沖擊發生后，GDP持續上升，表明民營企業出口貿易在長期對經濟增長有持續的正向作用。但上升的幅度隨時間增加而先越來越小然后基本保持不變，說明民營企業出口貿易對經濟增長的推動作用在短期內會很顯著地增加，而在長期內會相對保持穩定地增加。

第四，民營企業進出口貿易的一個標準差的正沖擊發生后，GDP持續緩慢上升，但持續上升的速度明顯小于民營企業出口貿易的正沖擊發生后的GDP持續上升的速度，表明民營企業出口貿易在長期對經濟增長有持續的正向作用，但小于民營企業進出口貿易在長期對經濟增長的持續的正向作用。上升的幅度也是隨時間增加而先越來越小然后基本保持不變，但總體增幅一直小于民營企業出口貿易的，說明民營企業進出口貿易對經濟增長的推動作用也是在短期內會很顯著地增加，而在長期內會相對保持穩定地增加，但總體增長一直小于民營企業出口貿易的增長。

考察GDP預測誤差的方差來源。在第一個季度，GDP自身的沖擊是第一位的方差來源，這是由于在建立VAR模型時我們把△LnGDP作為第一個因變量的緣故。第二至第四個季度，民營企業出口貿易是最主要的方差來源。從第五季度起，民營企業進口貿易的影響逐漸加大，并在長期成為GDP波動的第一位方差來源，穩定在60%左右，而之前最主要的方差來源民營企業出口貿易僅穩定在26%左右，GDP自身和民營企業進出口貿易則僅穩定在9%和5%左右。而民營企業進出口貿易對GDP的波動在任何時期都不占據支配地位?？傮w說來，在長期內，民營企業進口貿易對經濟增長的波動狀況的影響最大，其次是民營企業出口貿易，而民營企業進出口貿易則對維持經濟增長的持續穩定有最大的貢獻。

參考文獻:

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基金項目:教育部人文社會科學重點研究基地重大基金組(08JJD790120)。

作者簡介:葛揚，南京大學商學院經濟學系教授、博士生導師;丁奕，南京大學商學院經濟學系。

收稿日期:2009-12-27。