“走出去戰略”實證分析

張塬　李振宇

一、引言

在世紀交替的重要時刻，中央提出要抓緊實施“走出去”的開放戰略，把“引進來”與“走出去”緊密地結合起來。這是中央面對國內外經濟發展的新形勢，在總結改革開放二十多年經驗的基礎上做出的進一步擴大對外開放、提高對外開放水平的戰略決策。抓緊實施“走出去”的開放戰略，是我國進一步提高對外開放水平的內在要求。“引進來”開放戰略的實施，極大地促進了我國產業結構的升級和經濟發展，也為我國進一步提高對外開放水平奠定了基礎。但必須看到，對外開放從來都是雙向的，有“引進來”就有“走出去”。“引進來”和“走出去”是對外開放政策相輔相成的兩個方面，二者缺一不可。我國在“引進來”取得一定成效和達到一定水平的條件下，必須適時地“走出去”。當然，我們所說的“走出去”，不僅包括用深度加工和高附加值的產品替代初級產品的出口，而且包括技術的輸出和資本的輸出。只有當我們的產品輸出、技術輸出、資本輸出和人才輸出在國際市場上占有相應的份額時，才表明我們的對外開放取得了真正的成功。

二、數據的收集處理與理論模型的設定

通過在中國統計局網站搜集數據。

（一）數據收集

將數據導入EViews8.0，對對外承包工程合同數（HT）、對外勞務合作年末在外人數（RS）、對外承包工程合同金額（JR）取對數，分別生成對外承包工程合同數（LNHT），對外勞務合作年末在外人數（LNRS）、對外承包工程合同金額（LNJR）序列。

（二）理論模型設定

假定三者服從二元回歸模型，且建立理論模型如下所示：

LNJR=α+β1LNHT+β2LNRS+μ

其中LNHT表示對外承包工程合同數，LNRS表示對外勞務合作年末在外人數、LNJR表示對外承包工程合同金額，β1β2分別表示對外承包工程合同數和對外勞務合作年末在外人數對對外承包工程合同金額的彈性系數。μ表示隨機誤差項。

三、參數估計

將數據導入EViews8.0，采用最小二乘法進行參數估計，得出參數估計結果：

LNJE=-7.204727+1.275599LNHT+0.169698LNRS

（1.426117） （0.270056）

（0.256499）

R-squared=0.8765 F=95.51638

DW=0.545456

四、經濟意義檢驗

1.α=-7.204727表示當對外承包工程合同數（LNHT）和對外勞務合作年末在外人數（LNRS）保持不變時，對外承包工程合同金額（LNJR）為-7.204727，現實生活中，我們走出去戰略如果未能簽署合同和派出勞務人員，則僅僅是“走進來”，接受別國的貿易合同和勞務派遣，所以為負數，符合經濟常理。

2.β1=1.275599，表示對外承包工程合同數（LNHT）增加1%，對外承包工程合同金額（LNJR）增加1.275599%，符合經濟常理。

3.β2=0.169698，表示對外勞務合作年末在外人數（LNRS）增加1%，對外承包工程合同金額（LNJR）增加0.169698%，符合經濟常理。

五、統計意義檢驗

（一）擬合優度檢驗

擬合優度表示模型對觀測值的擬合程度，擬合優度越高，模型對參數值的反映越好，由參數估計可得，R2=0.8765>0.8，可以認為模型的擬合程度較高。即，對外承包工程合同數（LNHT）和對外勞務合作年末在外人數（LNRS）可以解釋對外承包工程合同金額（LNJR）87.65%的變化。

調整后的判定系數：我們使用調整后的判定系數以消除解釋變量數量對擬合優度的影響，Adjusted R-squared=0.866992，表明模型擬合較高。

（二）模型的顯著性檢驗

已知模型總離差平方和（TSS）的自由度為29，回歸平方和（RSS）的自由度為2，殘差平方和（ESS）的自由度為27。

提出假設：H0：βi=0，H1：βi≠0

在H0成立的情況下，提出檢驗統計量：F=（ESS/K）/（RSS/（N-K-1））=95.51638

因為F檢驗的p值=0.0000，因此我們拒絕原假設，我們認為β1β2顯著的不為0，即模型的F檢驗為有效。

（三）參數的顯著性檢驗

提出假設：H0：βi=0，H1：βi≠0

在H0成立的情況下，提出檢驗統計量：Ti=（i-βi）/S（i）

在α=0.05的情況下，β1的T檢驗的P值=0.0001，通過了T檢驗

在α=0.05的情況下，β2的T檢驗的P值=0.5138，沒有通過T檢驗

在α=0.05的情況下，C的T檢驗的P值=0.0000，通過了T檢驗

根據分析，當擬合優度很高，F檢驗通過的情況下，若某參數的T檢驗結果為不顯著，則我們可以認為模型出現了多重共線性，則，選擇剔除該變量對外勞務合作年末在外人數（LNRS），重新對模型進行回歸，結果如下：

LNJE=-6.43352+1.440394LNHT

（0.103281） （0.813289）

R-squared=0.874158 F=194.501

DW=0.659953

該方程滿足統計意義檢驗的所有要求，暫將其作為模型，進行下面的檢驗。

六、計量經濟學檢驗

（一）異方差檢驗

異方差檢驗指的是檢驗隨機誤差項是否與解釋變量之間出現相關關系，通過使用懷特檢驗，檢驗方程是否存在異方差。若存在，進一步采用加權最小二乘法消除異方差。

1. 觀察對外承包工程合同數（LNHT）和對外承包工程合同金額（LNJR）的散點圖可以認為對外承包工程合同數（LNHT）和對外承包工程合同金額（LNJR）的模型中存在異方差。

2. 懷特檢驗：得到R-squared=0.347951，已知n=30，nR2>X2（2）=5.991，所以統計顯著，存在異方差。

3.通過加權最小二乘法消除異方差影響。

首先用戈里瑟檢驗得到隨機誤差項與解釋變量之間的關系：

μ=0.221837LNTH-1.292426

用-1/LNHT作為權數進行加權，再回歸，得到下列結果：

消除異方差后的模型為：

LNJE=-6.27986+1.415079LNHT

（0.703941） （0.09281）

R-squared=0.892502 F=232.4709 DW=0.689656

（二）自相關檢驗

自相關檢驗是檢驗隨機誤差μi與μi-1項之間的序列相關性，若存在自相關，用廣義差分法進行差分即可。

1. 采用DW檢驗法，我們發現DW=0.689656，查臨界值表得： DL=1.22；DU=1.42，DW

2. 用廣義差分法消除自相關，根據原模型的估計結果，DW=0.689656，求p=1-0.689656/2=0.655172

對原數據進行差分變換：

GDYt=LNJEt-0.655172LNJEt-1

GDXt=LNHTt-0.655172LNHTt-1，（t=2，3，…，30）

為樣本再次回歸，結果如下：

LNJE=-6.27986+1.415079LNHT

（0.703941） （0.09281）

R-squared=0.892502 F=232.4709 DW=0.689656

再選擇用拉格朗日乘數法對模型進行檢驗：Obs*R-squared=1.440484，LM 檢驗結果表明不存在自相關，所以消除掉了隨機誤差項的自相關。

（三）模型的多重共線性問題

在統計意義檢驗時，由于對外勞務合作年末在外人數（LNRS）的T檢驗不通過，我剔除了該變量，模型由多元線性回歸變成一元線性回歸，不存在多重共線性。但是從嚴謹的角度，我想將對外勞務合作年末在外人數（LNRS）與對外承包工程合同數（LNHT）進行回歸，與之前回歸結果聯立方程。

選擇Eviews8.0進行最小二乘回歸估計，T檢驗與F檢驗均通過，擬合程度較好，對外勞務合作年末在外人數（LNRS）與對外承包工程合同數（LNHT）存在線性回歸關系。

LNHT=0.876051LNRS-2.816374

（0.069346） （0.844204）

R-squared=0.85074 F=159.5927 DW=0.669101

LNJE=-6.27986+1.415079LNHT

（0.703941） （0.09281）

R-squared=0.892502 F=232.4709 DW=0.689656

七、平穩時間序列模型的建立

選擇對外承包工程合同數（LNHT）進行平穩性測度，對LNHT的時間序列圖觀測，發現其托尾嚴重，進行一次差分，可以得出其自回歸移動平均過程ARMA（2，2），進行回歸，發現MA（1）結果不顯著，所以剔除MA（1），重新回歸。

這時AR（1），AR（2），MA（1）均顯著，可以寫出模型的初步估計方程：

d（LNHT）=0.132108LNHTt-1+0.84883LNHTt-2μt-2.866563μt-2

接下來進行白噪聲檢驗：從k=3后，所有的p值均大于0.05，說明殘差項（不存在自相關）是白噪聲序列。接受假設，殘差是白噪聲。

最后的模型為：

d（LNHT）=0.132108LNHTt-1+0.84883

LNHTt-2μt-2.866563μt-2

八、經濟論述

抓緊實施“走出去”的開放戰略，又是我國應對經濟全球化挑戰的必然選擇。在當今世界，隨著經濟全球化進程的加快，一個世界性的社會化大生產網絡正在形成，跨國公司在世界經濟活動中的作用日益增強。一個國家的經濟實力和國際競爭力，越來越集中體現在跨國公司的實力和競爭力上。但是，我國的對外投資狀況與跨國公司和跨國投資的迅猛發展趨勢相比是很不相稱的。我國現在的海外公司寥若晨星，對外投資與引進國外投資的數量和規模相比也很不相稱。當然，對外投資的這種狀況是和我國的總體經濟發展水平密切相關的。但也必須看到，發展對外投資是我國對外開放和經濟發展必須邁出的一步，實施“走出去”的開放戰略是提高我國國際競爭力的必由之路。只有“走出去”，才能積極參與國際競爭，進而成為國際經濟舞臺上一個有分量的大國。 抓緊實施“走出去”的開放戰略，也是我國實現跨世紀改革和發展目標的必由之路。從發展的角度看，我國雖說地大物博，但人口眾多，人均資源很有限。我們必須積極開拓國際市場和利用國際資源，增強我國經濟發展的后勁。我們不但要通過進出口貿易來利用國際市場和國際資源，更要通過在國外投資和組織生產來利用國際市場和國際資源。只有積極地“走出去”，才能彌補國內資源和市場的不足，這對于我國實現現代化的第三步戰略目標關系重大。從改革的角度看，我國經濟體制改革的目標是建立社會主義市場經濟體制。我們不僅要學會在國內通過市場機制實現資源的優化配置，而且要學會在國際上通過市場機制實現資源的優化配置。因此，能不能有計劃、有步驟地“走出去”，在國際市場的競爭中贏得優勢，不僅是關系我國發展全局的重大戰略之舉，而且也是關系我國改革全局的重大戰略之舉。

通過實驗發現了對外承包工程合同數（LNHT）增加1%，對外承包工程合同金額（LNJR）增加1.275599%，對外勞務合作年末在外人數（LNRS）增加1%，對外承包工程合同金額（LNJR）增加0.169698%，這是十分重要的，要不斷提高對外貿易合同簽訂的數量，并且加大對外貿易務工人員的派送，從而提高我國企業走出去向更高層次發展，提高我國的經濟貿易水平，促進國家社會主義現代化建設不斷發展！

（作者單位：中國礦業大學管理學院）