中國能源消耗與出口貿易之間關系的實證研究*

梅 瑩

(楚雄師范學院經濟信息管理及計算機應用系，云南 楚雄 675000)

能源是一種重要的生產資料，同時也是一種重要的消費資料，它是經濟活動所必需的重要物質保證，也是人類社會進步的重要物質基礎。當今社會，一個國家經濟的發展離不開能源的支持，如果沒有能源，那么一切現代物質文明也將隨之消失。因此，能源問題不斷引起社會的關注，逐漸成為關于人類生存發展的最為基本、核心的關鍵問題［1—3］。

近年來我國對外貿易在提升了國民就業率和人均收入、拉動了我國經濟迅猛發展的同時，也導致了大量的能源消耗?？梢钥隙ǖ恼f，對外貿易的快速擴張在給我國帶來巨大經濟利益的同時也引致了大量的能源流失，帶來了資源環境方面的負面影響;而反過來，我國能源的緊缺也終將制約我國經濟繼續增長和發展。因此，國際貿易的“盲目”增長并不一定意味著能源的更有效利用和廣義的社會效益的增加，我國目前的貿易現狀也并不一定符合可持續發展的要求 (即降低能耗的要求)，這使從外部經濟因素方面即國際貿易的角度來考慮節能降耗成為一個有意義的課題［3—5］。

本文以這一課題為大方向，主要解決以下兩個問題:一、我國的對外貿易對能源要素的依賴程度到底有多大?二、我們真的可以從外部經濟因素方面來考慮降低能耗問題嗎?

1.數據的選取

考慮到數據的代表性、可獲得性以及數據波動的頻繁性，本文選取的是2000年至2011年間出口貿易總額數據以及能源消耗總額數據來進行計量分析。

在我國這個視野范圍內，出口貿易總額比進口數據、進出口總數據更能體現依賴生產要素而生產的產出 (因為進口產品在國外生產，而出口產品必須依賴本國范圍內必要的生產要素投入才能生產出來，所以我國貿易出口總額包含于并在一定程度上相當于柯布—道格拉斯生產函數中的產出);我們將能源消耗視作一種生產要素投入，它用來解釋能源對于出口商品產出的貢獻程度，相當于柯布—道格拉斯 (C－D)生產函數中的勞動力要素投入量L。本文所選取的數據均來自于《中國統計年鑒》各年，貿易數據單位為人民幣億元，能源數據單位為萬噸標準煤，具體數據見附錄1。

2.數據的平穩性檢驗

對于時間序列數據，首先應對其進行平穩性檢驗以避免偽回歸。

2.1 趨勢相關

對2000年至2011年間出口貿易總額和能源消耗總額數據，作圖分析其走勢。

圖1:2000年至2011年能源消耗總量及出口總額走勢圖

考察圖1，發現出口總額量先由較平緩的上升趨勢在2002年變為相對陡峭的上升趨勢，而在2008年至2009年金融危機階段出現劇烈波動，在2009年下半年又恢復上升趨勢;能源消耗數據也遵從這種變化趨勢，在2002年以前是平緩的上升，2002年至2008年間是陡峭的上升，2008年稍作平緩變動，之后又變為急劇上升。因此從趨勢變化圖中可以看出二者似乎存在著某種相關性。

2.2 平穩性檢驗

由于以上數據會涉及到時間序列數據的一大問題——虛擬回歸，即如果有兩組時間序列數據(非平穩的)展現出相對一致的變化趨勢，即使它們并沒有任何經濟聯系，但做回歸也可能表現出較高的可決系數，這樣一般不會得到有意義的結果，而直接對時間序列作差分處理，又很可能導致大量有用信息的丟失。因此要對能源消耗及出口貿易的數據進行平穩性檢驗。用CR代表能源消耗量，EX代表出口貿易總額，運用Eviews軟件對二者進行計量關系的分析。

數據平穩性檢驗 (即時間序列變量的單位根檢驗)的最常用方法是ADF檢驗法，檢驗結果如下表所示。

表1:EX和CR的平穩性檢驗結果

觀察表1可知，對每個變量進行平穩性檢驗時得到的t統計量的值均大于各顯著性水平下的臨界值，根據判斷規則知出口貿易和能源消耗不能拒絕存在單位根 (非平穩)的原假設，即EX序列和CR序列均為非平穩的時間序列數據。

2.3 CR序列和EX序列的自相關函數和偏自相關函數

圖2:EX的自相關函數圖和偏自相關函數圖

圖3:CR的自相關函數圖和偏自相關函數圖

由以上兩圖可知CR序列和EX序列的自相關函數是拖尾的，偏自相關函數是1階截尾的，因此可判斷EX序列和CR序列都基本滿足AR(1)過程，即出口貿易數據和能源消耗數據這兩組序列通過一階差分就能達到平穩 (下文作協整檢驗時將對此進行驗證)。

3.時間序列數據相互關系檢驗

3.1 協整檢驗

對EX序列和CR序列的一階差分序列D(EX)和D(CR)作平穩性檢驗，檢驗方法仍然是ADF檢驗法，檢驗的結果如表2所示。

表2:各變量一階差分的平穩性檢驗結果

觀察表2，對EX序列和CR序列的一階差分進行檢驗得到的t統計量的值在某些顯著性水平下小于臨界值，根據判斷規則知D(EX)序列和D(CR)序列均為平穩的時間序列數據，即出口貿易序列和能源消耗序列同為一階單整。

下面是同階單整序列的協整關系檢驗，采用的是Engle－Granger檢驗。

第一步，用OLS法估計兩變量的“均衡關系”:EXt=α0+α1CRt+μt并計算非均衡誤差，得到:

第二步，提取上面所得協整回歸的殘差序列et，檢驗其單整性。經檢驗et為穩定序列 (具體檢驗結果見附錄)，因此變量CRt為 (1，1)階協整。

至此，我們可以得出這樣的結論:我國的出口貿易數據和能源消耗數據雖然各自具有各自的長期波動規律，但它們之間也仍然存在著一個長期穩定的比例關系。

3.2 變量的因果關系檢驗

在協整檢驗的基礎上，我們對兩變量進行格蘭杰 (Granger)因果關系檢驗。協整檢驗只能夠確定變量之間存在著長期的均衡關系，對于變量之間是否存在著能夠決定和被決定，能夠影響和被影響的因果關系，還需要經過檢驗才能確定。在檢驗前，可做如下的檢驗假設:

假設一，H0:能源消耗不是我國出口總額量的格蘭杰原因;H1:能源消耗是我國出口總額量的格蘭杰原因。

假設二，H0:我國出口總額量不是能源消耗的格蘭杰原因;H1:我國出口總額量是能源消耗的格蘭杰原因。

對我們收集的數據做格蘭杰因果關系檢驗，檢驗結果為:

表3:能源消耗CR與出口貿易EX的格蘭杰因果關系檢驗結果

觀察上表，根據判斷規則，拒絕假設一中的H0假設和假設二中的H1假設，即能源消耗CR是出口總額EX的格蘭杰原因，而出口總額EX不是能源消耗CR的格蘭杰原因。通過因果關系的檢驗，我們可以看出出口貿易對于能源消耗有著一定的依賴程度，下面考察模型的形態。

4.模型估計

4.1 模型形態

為了考察我國的出口貿易對能源消耗的依賴程度 (即將能源視作一種要素投入考察其對出口貿易的貢獻程度)，本文參照柯布—道格拉斯 (C—D)生產函數的形式，結合以上各項檢驗，以能源消耗CR為原因，出口貿易額EX為結果建立模型，在數據處理方面，為了消除異方差等的影響，同時不改變數據的原始性質，我們對能源消耗CR和出口貿易總額EX分別取對數，得到序列lnCR和lnEX。在模型修正方面，第一，為了達到單獨考查能源消耗對出口貿易的真實貢獻，在模型中暫不考慮其他變量的影響，我們剔除了生產函數中資本和勞動力兩個要素的投入，并且根據格蘭杰因果關系檢驗單獨把能源消耗的對數序列作為解釋變量，把出口貿易額的對數序列作為被解釋變量;第二，對于解釋變量的系數及常數項的取值，我們不作任何限制;第三，這里暫時不考慮技術進步對我國能源消耗及貿易產出的影響;第四，雖然上文已考察了兩序列的協整關系，證明了二者存在長期均衡，但本文仍建立誤差修正模型以期更精確、更動態地反映二者之間的實證關系。

4.2 模型估計

至此，我們根據需要建立lnEX與lnCR的誤差修正模型:

表4:誤差修正模型的各項結果

觀察表4的回歸結果，發現方程擬合優度和各系數顯著性水平都很好。

所建立的模型分別取了我國2000年至2011年能源消耗與出口貿易的對數差分序列作解釋變量和被解釋變量，而變量對數的差分近似地等于該變量的變化率，因此可以說能源消耗的變動影響著貿易出口額的變動，并由模型得到我國貿易對能耗的依賴彈性為2.205267。

5.結論

本文通過對我國出口貿易和能源消耗之間實證關系的研究，回答了文章開頭提出的兩個問題:

(1)我國生產的所有產品和服務 (包括貿易中的產品和服務)都直接或間接地引致了能源的消耗;能源作為一種重要的生產要素投入 (如勞動和資本一樣)影響著我國的生產和產出，對我國的對外貿易有著很大的貢獻;通過所建立對誤差修正模型△ln EXt=2.205267△ln CRt－0.732423ecmt－1，我們得知我國貿易對能耗的依賴彈性為2.205267。

(2)后續研究可以圍繞這一結論展開，尋求如何降低貿易過程中的能源消耗，真正做到從外部經濟因素方面探索節能降耗問題。

［1］沈利生.我國對外貿易結構變化不利于節能降耗［J］.管理世界，2007，(10)：43—50.

［2］沈利生.對外貿易對我國污染排放的影響［J］.管理世界，2008，(6)：21—29.

［3］董斌昌，杜希垚.中國能源消費與出口貿易之間關系的實證研究［J］.廣西財經學院學報，2006，19(5)：98—100.

［4］朱啟榮.能源消費與出口貿易的協整及Granger因果關系檢驗［J］.國際經貿探索，2007，23(4)：9—13.

［5］吳獻金，黃飛，付曉燕.我國出口貿易與能源消費關系的實證檢驗［J］.統計與決策，2008，(16)：101—102.