第五组：财政、税收、投资、贸易
论文字数：8970
民营企业的对外贸易与经济增长
葛翔宇① 刘松林 王维②
(中南财经政法大学 华中科技大学)
【摘要】中国对外贸易近年来的持续发展为中国经济的增长起了重要的推动作用，而民营企业作为不断发展的经济力量，对中国对外贸易的发展做出了积极的贡献。本文采用计量经济模型，对中国民营企业对外贸易与中国经济的相关性进行了实证分析，探讨中国民营企业对外贸易对中国经济增长做出了突出的贡献，并提出了民营企业对外贸易的发展战略。
【关键词】民营企业；对外贸易；经济增长
Abstract: In recent years, the sustainable development of the Chinese foreign trade has played an important role in China’s economy growth, and the non-governmental enterprises have made great contribution to the development of Chinese foreign trade. By conducting an empirical study, this paper analyzes the relationship between the foreign trade of non-governmental enterprises and China’s economy, in which we can find that the foreign trade of non-governmental enterprises has made prominent contribution to the China’s economy growth. Finally, the author brings forward some strategic countermeasures about how to develop the foreign trade of non-governmental enterprises.
Key words: Non-governmental Enterprise; Foreign Trade; Economic Growth
一、引言
据中国海关总署统计，2006年中国对外贸易规模达到1.76069万亿美元，同比增长23.8%。在中国对外贸易继续高涨的同时，国家统计局局长谢伏瞻宣布：2006中国初步核算的国内生产总值20.9407万亿元，比上年增长10.7%。由此可以计算出中国的对外贸易依存度已经高达65.8%，对外贸易对开放条件下的中国经济增长做出了重要贡
①
作者简介：葛翔宇 男 1958年11月 中南财经政法大学信息学院数量经济学博士生导师 刘松林 男 1980年9月 中南财经政法大学数量经济学博士研究生 ① 王 维 女 1982年4月 华中科技大学数量经济学博士研究生
献。
在中国对外贸易规模不断发展和扩大的背后，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较，从1999年到2006年，民营企业的出口呈现超高速增长、对外贸出口的贡献率不断攀升的态势。从不同性质的出口企业出口增长速度来看，国有企业出口增长速度分别为1.8%、18.2%、-2.7%、8.5%、12.4%、11.3%、9.9%和13.3%，三资企业(中外合作、中外合资、外商独资) 出口增长速度分别为9.49%、34.75%、11.53%、27.6%、41.4%、40.9%、31.2%和26.9%，而同期私营企业出口增长速度分别为337.1%、 275.5%、122.7%、159.5%、152.2%、99.3%、62.1%和52.1%，集体企业出口增长速度分别为25.8%、55.3%、34.5%、32.6%、33.3%、26.5%、14.8%和12.5%；从不同性质的出口企业出口额在出口总额中的比重来看，国有企业出口份额分别为50.5%、46.7%、42.5%、37.7%、31.5%、25.9%、22.2%和19.7%，三资企业出口总份额分别为45.5%、47.9%、50.0%、52.2%、54.8%、57.1%、58.3%和58.2%，而同期民营企业出口份额分别为3.99%、5.34%、7.39%、10%、13.7%、17%、19.5%和21.9%①。私营企业的出口额已经由1999年的6.35亿美元增长到2006年的1707.4亿美元，增长了268倍；集体企业出口额已经由1999年的67.9亿美元增长到2006年的410.9亿美元，增长了5倍；而同期国有企业的出口额由985亿美元增长到2006年的1913.4亿美元，仅增长了94%②。民营企业对外贸易的高速成长引起包括政府决策部门、商界和学术界的广泛关注。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。
二、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：(1)对任意时间t ，其均值恒为常数；(2)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。
三、实证分析
①②
民营企业是指私营企业和集体企业。
根据中华人民共和国商务部资料统计而得，http://www.mofcom.gov.cn
1、数据的初步分析
由于民营企业的概念在不同时期有着不同的内涵，且限于数据的可获得性，本分析中只选取1994年——2006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，中国经济增长用国内生产总值(GDP)来衡量，CPI 为居民消费价格指数。具体数据见表1-1。
表1-1 中国民营企业对外贸易相关数据(单位：亿元人民币)
资料来源：根据1994—2006年《中国统计年鉴》、国家统计局年度统计公报及商务部网站有关数据计算而得。
为了剔除物价变动对经济变量的影响，利用上表中的消费价格指数CPI 对各名义变量进行平减得到实际变量。同时，为了消除数据中存在的异方差，分别对每个变量取对数，即：LGDP=log(GDP)，LX=log(X)，LM=log(M)，LXM=log(XM)，LNX=log(NX)。计算各变量的相关系数，得到表1-2：
表1-2 相关系数表
可见，LGDP 与LX 相关系数为0.9794，LGDP 与LM 相关系数为0.9607，LGDP 与LXM
相关系数为0.9743，LGDP 与LNX 相关系数为0.9731，它们分别呈现高度相关。
各变量相应的一阶差分形式和二阶差分形式分别用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（一阶差分和二阶差分着线图略），如图1-1。
图1-1 各变量对数化后的折线图
由图可见，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。
2、平稳性检验
在此，采用扩充迪基－富勒检验（Augmented Dickey-Fuller Test ）方法，对LGDP 、LX 、LM 、LXM 、LNX 及其一阶差分变量iLGDP 、iLX 、iLM 、iLXM 、iLNX 和二阶差分变量iiLGDP 、iiLX 、iiLM 、iiLXM 、iiLNX 进行平稳性检验，结果见表1-3。
表1-3 平稳性检验结果
注：在检验形式中，i 表示各自形式的一阶差分，ii 表示各自形式的二阶差分；（C ，
T ，L ）中的C ，T ，L
分别表示模型中的常数、时间趋势和滞后阶数；*和**分别表示在1%和5%的显著性水平下的临界值。
分析结果表明：时间序列变量LGDP 、LX 、LM 和LNX 都属于非平稳的时间序列，其一阶差分变量iLGDP 、iLX 、iLM 和iLNX 仍然属于非平稳时间序列，但其二阶差分变量iiLGDP 、iiLX 、iiLM 和iiLNX 均为平稳的时间序列，因此，LGDP 、LX 、LM 和LNX 都是二阶单整序列。而时间序列变量LXM 属于平稳的时间序列。
3、协整检验
协整检验是对非平稳时序变量之间是否存在长期均衡关系进行考察，该步进行的前提是各待检验变量必须是同阶单整，而上面的平稳性检验中已经揭示出除了变量LXM 外，模型中其他变量均为二阶单整，因此，可对LGDP 、LX 、LM 和LNX 继续进行协整分析。常用的协整检验方法包括Engle 和Granger 于1987年提出的EG 两步检验法以及Johansen 协整检验法，前者适用于双变量协整检验，后者适用于多变量（>2）协整检验。本分析中采用的是EG 两步法，分别对LGDP 和LX 、LGDP 和LM 、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) 。得到协整方程如下：
LGDP= 9.4909 + 0.2258*LX (1)
(98.8242) (16.0934)
F=258.9989 R2=0.9593 A-R2=0.9556 DW=0.7394
LGDP= 9.5553 + 0.2345*LM (2)
(74.0746) (11.4841)
F=131.8847 R2=0.923 A-R2=0.916 DW=0.7391
LGDP= 9.9021 + 0.1928*LNX (3)
(120.7524) (14.0013)
F=196.0373 R2=0.9469 A-R2=0.942 DW=0.8254
令E1、E2和E3分别表示以上各方程对应的残差序列，则对各方程残差项进行单位根检验，结果见表1-4。
表1-4 各方程残差项ADF 检验
注：（C ，T ，L ）中的C ，T ，L 分别表示模型中的常数、时间趋势和滞后阶数；*和**
分别表示在1%和5%的显著性水平下的临界值。
检验结果表明：LGDP 和LX 、LGDP 和LM 、LGDP 和LNX 均存在协整关系，即存在长期均衡。
4、格兰杰因果关系检验
为了进一步说明各变量之间的因果关系，这里将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1-5。 表1-5 Granger因果关系检验结果
注：***表示为10%的显著水平。
可见，当滞后数选定为1时，对于LGDP 不是LX 的格兰杰成因的原假设，拒绝它犯第一类错误的概率是0.2356，表明在10%显著水平下LGDP 不是LX 的格兰杰成因的概率也较大，不能拒绝原假设，而第二个检验的相伴概率只有0.10701，表明LX 也不是LGDP 的格兰杰成因，因此，协整方程（1）的建立是不合理的，应该将其予以删除。同理，当滞后数为1时，LGDP 不是LM 的格兰杰成因，而在90%的置信水平下，可以认为LM 是LGDP 的格兰杰成因。当滞后数为3时，在90%的置信水平下，可以认为LGDP 是LM 的格兰杰成因，而LM 却不是LGDP 的格兰杰成因。当滞后数分别为1和3时，在90%的置信水平下，可以认为LGDP 是LNX 的格兰杰成因，而LNX 却不是LGDP 的格兰杰成因。
5、消除自相关
经过上面的分析，得到了LGDP 和LM 、LGDP 和LNX 两个线性回归方程，但注意到方程的DW 值偏小，因此可能存在自相关问题（即回归模型中各残差项之间不满足相互独立假设）。由于样本数量小于15时DW 检验失效，为了考察自相关现象，采用回归检
验法进行检验，如果存在自相关则相应采用Cochrane-Orcutt 迭代法克服自相关。这样，得到的最终方程为（中间过程略）：
LGDP= 9.7357 + 0.2156*LM （4） LGDP= 9.9021 + 0.1928*LNX（5）
四、结论
通过实证分析，可以得到以下一些结论：
第一，经过对数化后的数据通过平稳性检验表明除中国民营企业进出口总额时序为平稳序列外，其余变量序列都为二阶单整；协整分析进一步表明中国经济分别和中国民营企业出口、中国民营企业进口、中国民营企业净出口具有协整关系，即存在长期稳定的关系。
第二，Granger 因果关系检验表明在90%的置信水平下中国经济增长对中国民营企业净出口具有单向的促进作用，但中国民营企业进口和中国经济的增长在90%的置信水平下彼此能产生促进作用，而中国民营企业出口与中国经济增长彼此间没有明显的促进作用。因此，有关中国经济和中国民营企业出口的回归方程的建立是不合理的，应当予以排除。
第三，方程(4)(5)表明：中国民营企业进口平均每增长1个百分点，中国经济将增长0.2156个百分点；中国民营企业净出口平均每增长1个百分点，中国经济将增长0.1928个百分点。
五、促进民营企业对外贸易发展的几点战略性思考
1、为民营企业对外贸易的发展提供公平、公正的制度保证。在当前，民营企业对外贸易的发展的一大瓶颈就在于缺乏政策、法律、环境的有效保障。市场经济是契约经济，市场准入应当是公平、公正的。当前，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, 为民营企业的发展创造平等竞争的新秩序。发展对外贸易不仅要着眼于促进大型企业集团的出口，而且要重视提高中小型民营企业的国际竞争力，应制定和完善政策、法规和配套措施，建立和健全政府服务网络，为民营企业提供范围广泛的信息服务，解决民营企业在国际市场中信息不对称的状况，在宏观政策和微观措施上给于民营企业最大限度的帮助。
2、全面促进民营企业外贸融资体系的完善与发展。在我国，由于民营经济信用基础薄弱，社会信用体系、担保体系尚不完善，且当前银行体系正大力紧缩信用防范风险，因此，大多数民营企业通过自筹资金或非正规融资渠道获取资金，高风险和高成本的融资状况与资金渠道的短缺严重制约了民营企业对外贸易的脚步。此外，在对外贸易管理方面，由于受出口信贷、出口退税等政策的歧视，民营企业开展对外贸易的积极性受阻碍，客观上阻碍了其对外贸易的发展。因此，完善与健全民营企业外贸融
资体系迫在眉睫。首先，国家应健全和完善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，大力发展区域性、地方性的中小型金融机构，使现有金融机构的功能深化和广化。其次，鉴于WTO 规则对直接补贴的逐步排斥性，我国应逐步加强对外贸企业出口支持的政策转化，通过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，促进民营企业对外贸易的健康、持续发展。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。
3、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，民营企业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，促使出口商品结构从以低附加值的劳动密集型产品为主，向高附加值的资本和技术密集型产品转变。其次，要优化内部管理机制，提升企业素质。民营企业具有产权清晰、机制灵活，适应市场经济的一面，也有规模小、缺乏战略规划、发展后劲不足的一面，如何扬长避短，在经营理念、决策方式以及产权关系上进行机制改革，是今后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。创新是民营企业特别是民营中小企业克服自身弱势，在国际市场竞争中寻求生存与发展的基石。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，民营企业只有才能在竞争中发展壮大。最后，要强调“以人为本”的管理观念，重视人力资源管理，重视外贸专业人才的引进与培养，最大限度的发挥员工的主观能动性，释放员工的创新能力。
参 考 文 献
[1] Ahmad,Jaleel ；Harnhirun,Somchai,Unit roots and cointegration in estimating causality between exports and economic growth: Empirical evidence from theASEAN countries[J].Economics Letters Volume: 49,Issue: 3,September, 1995, p.329-334.
[2] Granger C.W.J.and Newbold P.(1974),Spurious Regressions in Econometrics. Journal
of Econometrics,2,111-2.
[3] Ramos,Francisco F. Ribeiro,Exports,imports,and economic growth in Portugal：evidence from causality and cointegration analysis, Economic Modelling Volume:18, Issue:4, December,2001,p.613-623.
[4]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年第1期。 [5]马薇：《协整理论与应用》，南开大学出版社,2004年。
[6]易丹挥：《数据分析与Eviews 应用》，中国统计出版社,2002年。 [7]中国商务部http://www.mofcom.gov.cn/
[8]邹全胜：《WTO 与中国民营企业的对外贸易》，《江苏商论》2003年第4期。
第五组：财政、税收、投资、贸易
论文字数：8970
民营企业的对外贸易与经济增长
葛翔宇① 刘松林 王维②
(中南财经政法大学 华中科技大学)
【摘要】中国对外贸易近年来的持续发展为中国经济的增长起了重要的推动作用，而民营企业作为不断发展的经济力量，对中国对外贸易的发展做出了积极的贡献。本文采用计量经济模型，对中国民营企业对外贸易与中国经济的相关性进行了实证分析，探讨中国民营企业对外贸易对中国经济增长做出了突出的贡献，并提出了民营企业对外贸易的发展战略。
【关键词】民营企业；对外贸易；经济增长
Abstract: In recent years, the sustainable development of the Chinese foreign trade has played an important role in China’s economy growth, and the non-governmental enterprises have made great contribution to the development of Chinese foreign trade. By conducting an empirical study, this paper analyzes the relationship between the foreign trade of non-governmental enterprises and China’s economy, in which we can find that the foreign trade of non-governmental enterprises has made prominent contribution to the China’s economy growth. Finally, the author brings forward some strategic countermeasures about how to develop the foreign trade of non-governmental enterprises.
Key words: Non-governmental Enterprise; Foreign Trade; Economic Growth
一、引言
据中国海关总署统计，2006年中国对外贸易规模达到1.76069万亿美元，同比增长23.8%。在中国对外贸易继续高涨的同时，国家统计局局长谢伏瞻宣布：2006中国初步核算的国内生产总值20.9407万亿元，比上年增长10.7%。由此可以计算出中国的对外贸易依存度已经高达65.8%，对外贸易对开放条件下的中国经济增长做出了重要贡
①
作者简介：葛翔宇 男 1958年11月 中南财经政法大学信息学院数量经济学博士生导师 刘松林 男 1980年9月 中南财经政法大学数量经济学博士研究生 ① 王 维 女 1982年4月 华中科技大学数量经济学博士研究生
献。
在中国对外贸易规模不断发展和扩大的背后，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较，从1999年到2006年，民营企业的出口呈现超高速增长、对外贸出口的贡献率不断攀升的态势。从不同性质的出口企业出口增长速度来看，国有企业出口增长速度分别为1.8%、18.2%、-2.7%、8.5%、12.4%、11.3%、9.9%和13.3%，三资企业(中外合作、中外合资、外商独资) 出口增长速度分别为9.49%、34.75%、11.53%、27.6%、41.4%、40.9%、31.2%和26.9%，而同期私营企业出口增长速度分别为337.1%、 275.5%、122.7%、159.5%、152.2%、99.3%、62.1%和52.1%，集体企业出口增长速度分别为25.8%、55.3%、34.5%、32.6%、33.3%、26.5%、14.8%和12.5%；从不同性质的出口企业出口额在出口总额中的比重来看，国有企业出口份额分别为50.5%、46.7%、42.5%、37.7%、31.5%、25.9%、22.2%和19.7%，三资企业出口总份额分别为45.5%、47.9%、50.0%、52.2%、54.8%、57.1%、58.3%和58.2%，而同期民营企业出口份额分别为3.99%、5.34%、7.39%、10%、13.7%、17%、19.5%和21.9%①。私营企业的出口额已经由1999年的6.35亿美元增长到2006年的1707.4亿美元，增长了268倍；集体企业出口额已经由1999年的67.9亿美元增长到2006年的410.9亿美元，增长了5倍；而同期国有企业的出口额由985亿美元增长到2006年的1913.4亿美元，仅增长了94%②。民营企业对外贸易的高速成长引起包括政府决策部门、商界和学术界的广泛关注。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。
二、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：(1)对任意时间t ，其均值恒为常数；(2)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。
三、实证分析
①②
民营企业是指私营企业和集体企业。
根据中华人民共和国商务部资料统计而得，http://www.mofcom.gov.cn
1、数据的初步分析
由于民营企业的概念在不同时期有着不同的内涵，且限于数据的可获得性，本分析中只选取1994年——2006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，中国经济增长用国内生产总值(GDP)来衡量，CPI 为居民消费价格指数。具体数据见表1-1。
表1-1 中国民营企业对外贸易相关数据(单位：亿元人民币)
资料来源：根据1994—2006年《中国统计年鉴》、国家统计局年度统计公报及商务部网站有关数据计算而得。
为了剔除物价变动对经济变量的影响，利用上表中的消费价格指数CPI 对各名义变量进行平减得到实际变量。同时，为了消除数据中存在的异方差，分别对每个变量取对数，即：LGDP=log(GDP)，LX=log(X)，LM=log(M)，LXM=log(XM)，LNX=log(NX)。计算各变量的相关系数，得到表1-2：
表1-2 相关系数表
可见，LGDP 与LX 相关系数为0.9794，LGDP 与LM 相关系数为0.9607，LGDP 与LXM
相关系数为0.9743，LGDP 与LNX 相关系数为0.9731，它们分别呈现高度相关。
各变量相应的一阶差分形式和二阶差分形式分别用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（一阶差分和二阶差分着线图略），如图1-1。
图1-1 各变量对数化后的折线图
由图可见，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。
2、平稳性检验
在此，采用扩充迪基－富勒检验（Augmented Dickey-Fuller Test ）方法，对LGDP 、LX 、LM 、LXM 、LNX 及其一阶差分变量iLGDP 、iLX 、iLM 、iLXM 、iLNX 和二阶差分变量iiLGDP 、iiLX 、iiLM 、iiLXM 、iiLNX 进行平稳性检验，结果见表1-3。
表1-3 平稳性检验结果
注：在检验形式中，i 表示各自形式的一阶差分，ii 表示各自形式的二阶差分；（C ，
T ，L ）中的C ，T ，L
分别表示模型中的常数、时间趋势和滞后阶数；*和**分别表示在1%和5%的显著性水平下的临界值。
分析结果表明：时间序列变量LGDP 、LX 、LM 和LNX 都属于非平稳的时间序列，其一阶差分变量iLGDP 、iLX 、iLM 和iLNX 仍然属于非平稳时间序列，但其二阶差分变量iiLGDP 、iiLX 、iiLM 和iiLNX 均为平稳的时间序列，因此，LGDP 、LX 、LM 和LNX 都是二阶单整序列。而时间序列变量LXM 属于平稳的时间序列。
3、协整检验
协整检验是对非平稳时序变量之间是否存在长期均衡关系进行考察，该步进行的前提是各待检验变量必须是同阶单整，而上面的平稳性检验中已经揭示出除了变量LXM 外，模型中其他变量均为二阶单整，因此，可对LGDP 、LX 、LM 和LNX 继续进行协整分析。常用的协整检验方法包括Engle 和Granger 于1987年提出的EG 两步检验法以及Johansen 协整检验法，前者适用于双变量协整检验，后者适用于多变量（>2）协整检验。本分析中采用的是EG 两步法，分别对LGDP 和LX 、LGDP 和LM 、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) 。得到协整方程如下：
LGDP= 9.4909 + 0.2258*LX (1)
(98.8242) (16.0934)
F=258.9989 R2=0.9593 A-R2=0.9556 DW=0.7394
LGDP= 9.5553 + 0.2345*LM (2)
(74.0746) (11.4841)
F=131.8847 R2=0.923 A-R2=0.916 DW=0.7391
LGDP= 9.9021 + 0.1928*LNX (3)
(120.7524) (14.0013)
F=196.0373 R2=0.9469 A-R2=0.942 DW=0.8254
令E1、E2和E3分别表示以上各方程对应的残差序列，则对各方程残差项进行单位根检验，结果见表1-4。
表1-4 各方程残差项ADF 检验
注：（C ，T ，L ）中的C ，T ，L 分别表示模型中的常数、时间趋势和滞后阶数；*和**
分别表示在1%和5%的显著性水平下的临界值。
检验结果表明：LGDP 和LX 、LGDP 和LM 、LGDP 和LNX 均存在协整关系，即存在长期均衡。
4、格兰杰因果关系检验
为了进一步说明各变量之间的因果关系，这里将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1-5。 表1-5 Granger因果关系检验结果
注：***表示为10%的显著水平。
可见，当滞后数选定为1时，对于LGDP 不是LX 的格兰杰成因的原假设，拒绝它犯第一类错误的概率是0.2356，表明在10%显著水平下LGDP 不是LX 的格兰杰成因的概率也较大，不能拒绝原假设，而第二个检验的相伴概率只有0.10701，表明LX 也不是LGDP 的格兰杰成因，因此，协整方程（1）的建立是不合理的，应该将其予以删除。同理，当滞后数为1时，LGDP 不是LM 的格兰杰成因，而在90%的置信水平下，可以认为LM 是LGDP 的格兰杰成因。当滞后数为3时，在90%的置信水平下，可以认为LGDP 是LM 的格兰杰成因，而LM 却不是LGDP 的格兰杰成因。当滞后数分别为1和3时，在90%的置信水平下，可以认为LGDP 是LNX 的格兰杰成因，而LNX 却不是LGDP 的格兰杰成因。
5、消除自相关
经过上面的分析，得到了LGDP 和LM 、LGDP 和LNX 两个线性回归方程，但注意到方程的DW 值偏小，因此可能存在自相关问题（即回归模型中各残差项之间不满足相互独立假设）。由于样本数量小于15时DW 检验失效，为了考察自相关现象，采用回归检
验法进行检验，如果存在自相关则相应采用Cochrane-Orcutt 迭代法克服自相关。这样，得到的最终方程为（中间过程略）：
LGDP= 9.7357 + 0.2156*LM （4） LGDP= 9.9021 + 0.1928*LNX（5）
四、结论
通过实证分析，可以得到以下一些结论：
第一，经过对数化后的数据通过平稳性检验表明除中国民营企业进出口总额时序为平稳序列外，其余变量序列都为二阶单整；协整分析进一步表明中国经济分别和中国民营企业出口、中国民营企业进口、中国民营企业净出口具有协整关系，即存在长期稳定的关系。
第二，Granger 因果关系检验表明在90%的置信水平下中国经济增长对中国民营企业净出口具有单向的促进作用，但中国民营企业进口和中国经济的增长在90%的置信水平下彼此能产生促进作用，而中国民营企业出口与中国经济增长彼此间没有明显的促进作用。因此，有关中国经济和中国民营企业出口的回归方程的建立是不合理的，应当予以排除。
第三，方程(4)(5)表明：中国民营企业进口平均每增长1个百分点，中国经济将增长0.2156个百分点；中国民营企业净出口平均每增长1个百分点，中国经济将增长0.1928个百分点。
五、促进民营企业对外贸易发展的几点战略性思考
1、为民营企业对外贸易的发展提供公平、公正的制度保证。在当前，民营企业对外贸易的发展的一大瓶颈就在于缺乏政策、法律、环境的有效保障。市场经济是契约经济，市场准入应当是公平、公正的。当前，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, 为民营企业的发展创造平等竞争的新秩序。发展对外贸易不仅要着眼于促进大型企业集团的出口，而且要重视提高中小型民营企业的国际竞争力，应制定和完善政策、法规和配套措施，建立和健全政府服务网络，为民营企业提供范围广泛的信息服务，解决民营企业在国际市场中信息不对称的状况，在宏观政策和微观措施上给于民营企业最大限度的帮助。
2、全面促进民营企业外贸融资体系的完善与发展。在我国，由于民营经济信用基础薄弱，社会信用体系、担保体系尚不完善，且当前银行体系正大力紧缩信用防范风险，因此，大多数民营企业通过自筹资金或非正规融资渠道获取资金，高风险和高成本的融资状况与资金渠道的短缺严重制约了民营企业对外贸易的脚步。此外，在对外贸易管理方面，由于受出口信贷、出口退税等政策的歧视，民营企业开展对外贸易的积极性受阻碍，客观上阻碍了其对外贸易的发展。因此，完善与健全民营企业外贸融
资体系迫在眉睫。首先，国家应健全和完善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，大力发展区域性、地方性的中小型金融机构，使现有金融机构的功能深化和广化。其次，鉴于WTO 规则对直接补贴的逐步排斥性，我国应逐步加强对外贸企业出口支持的政策转化，通过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，促进民营企业对外贸易的健康、持续发展。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。
3、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，民营企业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，促使出口商品结构从以低附加值的劳动密集型产品为主，向高附加值的资本和技术密集型产品转变。其次，要优化内部管理机制，提升企业素质。民营企业具有产权清晰、机制灵活，适应市场经济的一面，也有规模小、缺乏战略规划、发展后劲不足的一面，如何扬长避短，在经营理念、决策方式以及产权关系上进行机制改革，是今后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。创新是民营企业特别是民营中小企业克服自身弱势，在国际市场竞争中寻求生存与发展的基石。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，民营企业只有才能在竞争中发展壮大。最后，要强调“以人为本”的管理观念，重视人力资源管理，重视外贸专业人才的引进与培养，最大限度的发挥员工的主观能动性，释放员工的创新能力。
参 考 文 献
[1] Ahmad,Jaleel ；Harnhirun,Somchai,Unit roots and cointegration in estimating causality between exports and economic growth: Empirical evidence from theASEAN countries[J].Economics Letters Volume: 49,Issue: 3,September, 1995, p.329-334.
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