广东民营企业对外贸易对经济增长影响的实证分析

李晓峰　郑柳剑　广东外语外贸大学国际经济贸易学院广东广州510006

基金项目：

广东省2007年哲学社会科学“十一五”规划课题(07E05)；广东省政府2008年高层次人才引进专项基金项目(广东省粤教师[2008]86号文件及广东省粤财教[2008]278号文伪

作者简介：

李晓峰(1962-)，陕西宝鸡人，广东外语外贸大学国际经济贸易学院及国际经贸研究中心教授、博士、博士后、博士生导师，研究方向为WTO与中国对外贸易、区域经济、企业跨国经营。

摘要：文章采用1994～2008年广东民营企业对外贸易与经济增长的相关数据，对两者的关系进行了实证分析。首先进行了贡献率和拉动度分析，发现广东民营企业出口、进口对经济增长均有较大的贡献率和拉动度。然后运用计量经济学的方法对两者的关系进行了检验，结果表明，广东民营企业对外贸易与经济增长存在长期稳定的关系，出口、进口和进出口都对经济增长有一定的促进作用，且出口、进口和进出口都是GDP的格兰杰原因，

关键词：广东民营企业；对外贸易；经济增长；实证分析

中图分类号：F114.46

文献标识码：A　文章编号：1002-0594(2010)07-0031-06　收稿日期：2010-04-08

改革开放以来，广东作为改革开放的前沿阵地，经济取得了飞速的发展，进出口贸易额已占全国1／3强。在广东对外贸易规模不断扩大的背后，民营经济。发挥着日益重要的作用。2000年，广东民营企业进出口总额仅为11.68亿美元，到2005年进出口总额已增至508.8亿美元，5年间年均增长1.1倍，占全省进出口总额的比重从2000年的0.69％增加提高到2005年的11.89％(广东省对外贸易经济合作厅，2006)。

近年来，广东民营企业对外贸易的规模更是发展迅猛，2006年、2007年、2008年的进出口总额分别为748.98亿美元、991.96亿美元和1096.49亿美元，占全省进出口总额分别为14.21％、15.65％和16.04％。2007年，广东民营企业出口总额为667.12亿美元，占全国民营企业出口总额的1／3左右，占全省出口总额的比重为18.1％(宋子鹏等，2008)。2008年，广东民营企业出口总额为720.27亿美元，占全省出口总额的比重为17.8％，可以说，广东民营企业对外贸易已成为广东外贸新的增长点，在广东外贸中所占的比重不断上升，极大地促进了广东对外贸易的发展(广东社会科学院、广东工商业联合会，2008)。

很多学者对对外贸易与经济增长之间的关系进行了研究，但主要是从国家的层面进行的。近年来，对发达省份对外贸易与经济增长关系的研究也开始增多，但对民营企业对外贸易对经济增长影响进行研究的还很少，针对广东省进行的研究目前还没有。因此，本文试图对广东民营企业对外贸易对经济增长的影响进行实证分析，找出两者之间的关系，从而为广东省政府制定相应的政策措施提供参考，对其他省份发展民营企业对外贸易也有一定的借鉴意义。

一、广东民营企业对外贸易对经济增长的贡献率与拉动度分析

为了衡量广东民营企业对外贸易对经济增长的贡献率和拉动作用，根据凯恩斯国民收入模型求出民营企业对外贸易额对广东经济增长影响的公式：

民营企业对外贸易贡献率=民营企业对外贸易增长额／GDP增长额×100％

民营企业对外贸易对经济增长的拉动度=民营企业对外贸易贡献率×经济增长率×100％

为了全面评价对外贸易对经济增长的影响，本文同时用出口增量与GDP增量之间的关系来反映出口对经济增长的贡献率和拉动度；用进口增量与GDP增量之间的关系来反映进口对经济增长的贡献率和拉动度；用进出口增量与GDP增量之间的关系来反映进出口对GDP的贡献率和拉动度，根据有关统计数据计算1995～2008年民营企业对外贸易对广东省经济增长的贡献率和拉动度。为了统一民营企业对外贸易与GDP之间的单位，利用商务部公布的1995～2008年人民币兑美元汇率进行了换算，并以1994年为基期，计算出以不变价格计算的GDP和民营企业进出口数据，消除了物价因素的影响。计算结果如表1所示。

从表1中的数据，我们可以发现广东民营企业对外贸易对GDP的贡献率：(1)除了1995年和2008年外，出口对GDP的贡献率都是正数，2002年到2007年的贡献率都比较高，最高年份的贡献率达到41.59％，说明出口对经济增长具有较大的促进作用。(2)除了1995～1997年3年外，进口对GDP的贡献率都为正数，从1998年到2003年都保持了大幅的增长，近年来则有所降低。(3)进出口的贡献率除少数年份外均为正值，且数值较大，最大达到50.95％，说明进出口对经济增长的促进作用很大。

我们也可以从表1中看出民营企业对外贸易对C,DP的拉动度情况。除了几个年份以外，出口、进口和进出口对GDP的拉动度都为正，进出口对GDP的拉动度最大达到7.20％，且大多数年份的出口拉动度都大于进口拉动度。

综上分析，我们可以得出：一、除少数年份外，民营企业的出口、进口和进出口对广东经济增长的贡献率和拉动度都为正值，并且数值整体上呈逐渐增大趋势，说明民营企业对外贸易对广东经济增长发挥着越来越重要的作用。二、出口对经济增长的贡献率和拉动度整体上大于进口的贡献率和拉动度，这说明民营企业的出口对经济增长有更大的促进作用。

由于贡献率和拉动度的分析具有一定的局限性，也只适用于短期的分析。同时，计量经济学的检验方法已经是一种被广泛使用的、更科学的方法，为了对广东民营企业对外贸易与经济增长之间的关系有一个更清晰的认识，下面将用计量经济学的方法来进行分析。

二、出口扩展型总量生产函数模型回归方程检验

(一)模型的建立

泰勒1981年建立的出口扩展型总量生产函数中，直接在指数形式的道格拉斯生产函数上加入了出口变量，即令：

y=AKαLβγ　(1)

上式中，K和L表示资本和劳动要素的投入，X则表示出口额，A为技术进步，α、β和r为常数，代表资本、劳动和出口的产出弹性。对上式两边取对数：

LNY=LNA+αLNK+βLNL+yLNX　(2)

上式实际上也就是对数形式的线性回归模型。

本文为了考察广东民营企业出口、进口和进出口对经济增长的影响，把技术进步当做常量，忽略了其随着时间推移所发生的变化对模型的影响。所以本文以如下模型进行计量分析：

LNY=C+αLNK+βLNL+yLNX　(3)

为了全面考察广东民营企业对外贸易对广东经济增长的影响，本文将利用该模型建立三个回归方

程，分别考察民营企业出口、进口和进出口对广东经济增长的影响。

(二)数据的选取和处理

根据出口扩展型总量生产函数，本文在实证分析中涉及的变量包括被解释变量LNY，表示产出的对数时间序列(Y用广东省地区生产总值表示，单位为亿元)。解释变量LNK，表示资本投入的对数时间序列(K以全社会固定资产投资总额表示，单位为亿元)，LNL表示劳动力投入的对数时间序列(L以广东从业人员年末数表示，单位为万人)，LNEX、LNIM和LNT分别表示广东民营企业对外贸易出口额、进口额和进出口总额的对数时间序列。

计量分析所使用的数据来源于历年的《广东统计年鉴》，样本区间选取了1994～2008年度数据。为了使数据具有可比性，利用商务部公布的1994～2008年人民币兑美元的平均汇率进行了换算，换算成以人民币(亿元)为单位的进口额、出口额和进出口额。为了消除价格因素的影响，将产出、投资、出口额、进口额和进出口额换算成以1994年不变价格计算的实际值。本文的计量分析用EViews5.0进行。

(三)数据的ADF平稳性检验

对数据的时间序列进行回归分析时，可能会产生虚假回归的问题，即指由于变量的非平稳性使得没有任何关系的变量，其回归结果的系数估计值是显著的，可以通过t检验，而导致错误的结论(张晓桐，2001)。为了避免虚假回归，在对计量经济模型进行估计之前，首先要对变量的时间序列进行平稳性检验。本文采用ADF方法对各变量进行单位根检验，如果ADF检验值的绝对值大于临界值的绝对值，则该变量不存在单位根即平稳，如果ADF检验值量的绝对值小于临界值的绝对值，则该变量存在单位根即非平稳。

下面采用ADF平稳性检验法对LNY、LNK、LNL、LNEX、LNIM、LNT和二阶差分变量DDLNL进行检验，结果如表2所示。注：在检验形式中，(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；**表示在5％的显著性水平，***表示在10％的显著性水平。

从ADF检验结果可以看出，LNY、LNEX、LNIM和LNT均为平稳的时间序列，LNK在10％的显著性水平下通过了检验，也为平稳的时间序列。而LNL为非平稳时间序列，但其二阶差分变量DDLNL为平稳的时间序列，因此LNL为二阶单整序列。

(四)协整关系检验

如果一组同阶单整的非平稳时间序列存在一个平稳的线性组合，即该组合不具有随机趋势，那么这组序列就是协整的，这个线性组合被称为协整方程，表示一种长期的均衡关系，即协整关系，那么对这组变量进行回归分析就可以避免伪回归情况的出现。因此，在回归之前必须对出口扩展型总量生产函数模型涉及的非平稳变量进行协整检验，只有这样才能避免出现伪回归。协整的意义在于揭示了一种长期稳定的均衡关系，满足协整的经济变量之间不能相互分离太远，一次冲击只能使它们短时间内偏离均衡位置，在长期中会自动恢复到均衡位置(张晓桐，2001)。下面分别对各组变量进行协整检验(见表3、表4、表5)。

经过协整检验我们可以发现，检验的三组变量中，在5％的显著性水平下，LNY、LNK、LNL和LNIM存在2个协整关系，其他两组变量均存在3个协整关系，说明各组变量之间存在长期稳定的均衡关系。因此，可以直接对这三组变量建立回归方程，进行回归分析。

(无)回归方程检验

本文将采用前面建立的计量经济模型：LNY=C+aLNK+flLNL+yLNX。利用该模型建立=三个回归方程，分别考察广东民营企业出口、进口和进出口总额对经济增长的影响。

首先以民营企业出口的对数数据作为出口扩展型模型变量，并用OLS估计法进行回归，得出如下方程：

LNY=0 39LNK+0.69LNL+0.07LNEX+0.89MA(1)(4)

(2.65) (4.96) (4.45) (7.11)

R2=0.99 AR2=0.99 DW=1.63

注：第一行括号内的数据为t检验值，第二行括号内的数据为t检验值的显著性水平。

从上述各项统计指标来看，回归结果比较满意。回归方程的拟合度达99％，各解释变量都通过了显著性水平为5％的t检验。调整的R2=0.99说明在样本数据中，国内生产总值变化率的99％可由资本、劳动投入和出口额的变化率来解释，劳动投入增加1％将带动产值增加0.69％，资本投入增加1％将带动产值增加0.39％，同样也说明所估计的回归函数很好地拟合了样本数据。在回归方程中加入MA(1)项，DW值通过检验。上述解释变量的系数均为正值，表明出口、资本投入、劳动投入的增加对经济增长有促进作用。出口的产出弹性为0.07，表明民营企业出口增长1％，能促进广东经济增长0.07％。

用民营企业进口代替上述出口变量，检验民营企业进口对广东经济增长的影响。回归方程如下：

LNY=0.66LNK+0.45LNL+0.04LNIM+0.99MA(1)(5)

(3.42) (2.52) (1.99) (6.09)

R2=0.99　AR2=0.99　DW=1.67

回归结果基本令人满意，回归方程的拟合优度达99％以上，各解释变量都与被解释变量呈正相关.与理论相符。LNIM通过了显著性为10％的t检验.其他解释变量都通过了5％的t检验，说明显著性很好，为了消除残差的自相关性，在回归方程中加入了MA(1)项，DW通过了检验。上述解释变量的系数均为正值，表明资本投入、劳动投入和进口的增长对经济增长有促进作用。进口的产出弹性为0.04，表明民营企业进口每增长1％，会拉动广东经济增长0.04％。

以进出口总额代替出口，考察广东民营企业对外贸易对经济增长的影响。回归方程如下：

LNY=0.50LNK+0.59LNL+0.06LNT+0.92MA(1)(6)

(2.53)　(3.25)　(2.83)　(7.63)

R2=0.99　AR2=0.99　DW：1.7

回归的结果同样比较满意，方程的拟合优度达99％以上，各解释变量都通过了显著性水平5％的t检验。调整的R2为0.99说明在样本数据中，国内生产总值变化率的99％可由资本、劳动投入和进出口总额的变化率来解释，同样也说明所估计的回归函数很好地拟合了样本数据。在回归方程中加入MA(1)项，DW值也通过了检验。资本和劳动的产出弹性为正，进出口的产出弹性也为正，弹性值为0.06，表明民营企业进出口总额每增加1个百分点，将带动广东经济增长0.06个百分点。

三、误差修正模型

误差修正模型由Sargan 1964年提出，1977年由Hendry-Anderson、Yeo和Davidson完善，因此又称为DHSY模型。它的基本思路是如果变量之间存在协整关系，表明这些变量之间存在长期均衡的关系，而这种均衡关系是在短期波动过程的不断调整下得以实现的。也就是说，大多数时间序列具有长期的均衡关系是因为有一种调节机制即误差修正机制一直在起作用，防止了长期均衡关系出现较大的误差。

误差修正模型(ECM)是一种短期动态模型，适用于已知有协整关系的非平稳序列，所以它是协整分析的一个延伸。在上述所建的经济增长长期均衡方程分析的基础上，来建立动态误差修正模型。

由于序列LNY、LNK、LNL和LNEX，LNY、LNK、LNL和LNIM，LNY、LNK、LNL和LNT，这三组变量都存在唯一的协整关系，分别建立误差修正模型，如下：

从上述模型可以看出，误差修正项系数均显著为负，符合反向修正机制，说明被解释变量与解释变量之间存在短期的反向修正关系。从方程(7)可以看出，D(LNL)和D(LNEX)都通过了显著性为5％的t统计量检验，说明短期中劳动力和民营企业出口对经济增长的影响较明显，且出口增长率增加1％，LNGDP将增加0.06％。从方程(8)可以得知短期劳动力投入对经济增长的影响较为明显，劳动力投入增加1％，LNGDP增加2.66％，而短期内进口对经济增长的影响不明显。由方程(9)可以发现，D(LNT)通过了显著性为10％的t检验，说明短期内民营企业进出口总额对经济增长的影响比较明显，进出口总额增加1％，会使LNGDP增长0.05％。

四、格兰杰因果关系检验

格兰杰因果关系检验是格兰杰(Granger)在1969年提出的对变量之间因果关系进行检验的一种方法。其基本原理是：在做Y对其他变量(包括自身的过去值)进行回归时，如果把X的滞后值包括进来能够明显地改进对Y的预测，我们就说X是Y的(格兰杰)原因(李晶，2005)。在对X及其他变量进行回归时，如果把Y的滞后值包括进来能显著地改进对X的预测，我们就称Y是X的格兰杰原因。下面采用这种方法对民营企业出口、进口、进出口与经济增长之间是否存在因果关系分别进行检验。一般来说，对外贸易会对第二年的产出产生影响，所以选取滞后一期进行检验，检验结果如表6所示。

从检验结果可以看出，在滞后1期和5％的显著性水平下，对于LNEX不是LNY的格兰杰原因的原假设，伴随概率是0.0002小于0.05，因此拒绝原假设，表明出口影响经济增长。对LNY不是LNEX的原假设，伴随概率是0.31大于0.05，因此接受原假设，表明经济增长不影响出口。同理，我们可以得出以下结论：出口、进口和进出口都是产出的格兰杰原因，即民营企业出口、进口和进出口都能影响经济增长，但是产出都不是出口、进口和进出口的格兰杰原因。广东民营企业进出口对经济增长的作用还是比较明显的，这一结果符合凯恩斯的外贸乘数理论。同时，我们也可以发现，投资和劳动投入都是产出的单向格兰杰原因，即投资和劳动投入的增加不影响经济增长，但经济增长能影响投资和劳动投入。

五、结论

经过以上的实证分析，我们可以得到以下主要结论：

(1)通过贡献率与拉动度分析，我们发现广东民营企业对外贸易对经济增长有较大的促进作用，且总体呈逐渐增大的趋势。

(2)广东民营企业出口、进口和进出口与经济增长存在着长期稳定的关系，采用出口扩展型总量生产函数模型进行的回归分析表明，民营企业的出口、进口和进出口对广东经济增长都有一定的促进作用。民营企业出口(EX)、进口(IM)和进出口(T)每增加1％，广东GDP总量将分别增加0.07％、0.04％和0.06％。

(3)通过误差修正模型，我们可以发现，短期内民营企业出口和进出口总额对经济增长存在着促进作用，出口增长率增加1％，LNGDP将增加0.06％。进出口增长率增加1％，会使LNGDP增加0.05％。而民营企业进口在短期内对经济增长不存在影响。

(4)格兰杰因果关系检验说明，民营企业出口、进口和进出口都是经济增长的单向格兰杰原因，即民营企业出口、进口和进出口都能影响经济增长。

通过实证分析，我们发现本文所得出的广东民营企业对外贸易对经济增长的推动作用还不是很大，民营企业出口、进口和进出口对经济增长的促进作用要小于投资和劳动力投入对经济增长的作用。原因主要是广东民营企业对外贸易发展的时间还不长，真正在政府的扶持政策下开始发展不过十多年的时间。但是，广东民营企业对外贸易发展的速度是非常快的，其进出口的增长率远远高于广东省总进出口贸易的增长率，同时民营企业对外贸易对于广东省转变对外贸易方式、优化贸易商品结构和开拓新兴市场都发挥着重要的作用(马东山，2008)。我们相信，随着广东民营企业对外贸易的不断发展，必将对推动广东省经济增长产生越来越重要的作用。