中国能源消耗与出口贸易之间关系的实证研究*

梅 莹

(楚雄师范学院经济信息管理及计算机应用系，云南 楚雄 675000)

能源是一种重要的生产资料，同时也是一种重要的消费资料，它是经济活动所必需的重要物质保证，也是人类社会进步的重要物质基础。当今社会，一个国家经济的发展离不开能源的支持，如果没有能源，那么一切现代物质文明也将随之消失。因此，能源问题不断引起社会的关注，逐渐成为关于人类生存发展的最为基本、核心的关键问题［1—3］。

近年来我国对外贸易在提升了国民就业率和人均收入、拉动了我国经济迅猛发展的同时，也导致了大量的能源消耗。可以肯定的说，对外贸易的快速扩张在给我国带来巨大经济利益的同时也引致了大量的能源流失，带来了资源环境方面的负面影响;而反过来，我国能源的紧缺也终将制约我国经济继续增长和发展。因此，国际贸易的“盲目”增长并不一定意味着能源的更有效利用和广义的社会效益的增加，我国目前的贸易现状也并不一定符合可持续发展的要求 (即降低能耗的要求)，这使从外部经济因素方面即国际贸易的角度来考虑节能降耗成为一个有意义的课题［3—5］。

本文以这一课题为大方向，主要解决以下两个问题:一、我国的对外贸易对能源要素的依赖程度到底有多大?二、我们真的可以从外部经济因素方面来考虑降低能耗问题吗?

1.数据的选取

考虑到数据的代表性、可获得性以及数据波动的频繁性，本文选取的是2000年至2011年间出口贸易总额数据以及能源消耗总额数据来进行计量分析。

在我国这个视野范围内，出口贸易总额比进口数据、进出口总数据更能体现依赖生产要素而生产的产出 (因为进口产品在国外生产，而出口产品必须依赖本国范围内必要的生产要素投入才能生产出来，所以我国贸易出口总额包含于并在一定程度上相当于柯布—道格拉斯生产函数中的产出);我们将能源消耗视作一种生产要素投入，它用来解释能源对于出口商品产出的贡献程度，相当于柯布—道格拉斯 (C－D)生产函数中的劳动力要素投入量L。本文所选取的数据均来自于《中国统计年鉴》各年，贸易数据单位为人民币亿元，能源数据单位为万吨标准煤，具体数据见附录1。

2.数据的平稳性检验

对于时间序列数据，首先应对其进行平稳性检验以避免伪回归。

2.1 趋势相关

对2000年至2011年间出口贸易总额和能源消耗总额数据，作图分析其走势。

图1:2000年至2011年能源消耗总量及出口总额走势图

考察图1，发现出口总额量先由较平缓的上升趋势在2002年变为相对陡峭的上升趋势，而在2008年至2009年金融危机阶段出现剧烈波动，在2009年下半年又恢复上升趋势;能源消耗数据也遵从这种变化趋势，在2002年以前是平缓的上升，2002年至2008年间是陡峭的上升，2008年稍作平缓变动，之后又变为急剧上升。因此从趋势变化图中可以看出二者似乎存在着某种相关性。

2.2 平稳性检验

由于以上数据会涉及到时间序列数据的一大问题——虚拟回归，即如果有两组时间序列数据(非平稳的)展现出相对一致的变化趋势，即使它们并没有任何经济联系，但做回归也可能表现出较高的可决系数，这样一般不会得到有意义的结果，而直接对时间序列作差分处理，又很可能导致大量有用信息的丢失。因此要对能源消耗及出口贸易的数据进行平稳性检验。用CR代表能源消耗量，EX代表出口贸易总额，运用Eviews软件对二者进行计量关系的分析。

数据平稳性检验 (即时间序列变量的单位根检验)的最常用方法是ADF检验法，检验结果如下表所示。

表1:EX和CR的平稳性检验结果

观察表1可知，对每个变量进行平稳性检验时得到的t统计量的值均大于各显著性水平下的临界值，根据判断规则知出口贸易和能源消耗不能拒绝存在单位根 (非平稳)的原假设，即EX序列和CR序列均为非平稳的时间序列数据。

2.3 CR序列和EX序列的自相关函数和偏自相关函数

图2:EX的自相关函数图和偏自相关函数图

图3:CR的自相关函数图和偏自相关函数图

由以上两图可知CR序列和EX序列的自相关函数是拖尾的，偏自相关函数是1阶截尾的，因此可判断EX序列和CR序列都基本满足AR(1)过程，即出口贸易数据和能源消耗数据这两组序列通过一阶差分就能达到平稳 (下文作协整检验时将对此进行验证)。

3.时间序列数据相互关系检验

3.1 协整检验

对EX序列和CR序列的一阶差分序列D(EX)和D(CR)作平稳性检验，检验方法仍然是ADF检验法，检验的结果如表2所示。

表2:各变量一阶差分的平稳性检验结果

观察表2，对EX序列和CR序列的一阶差分进行检验得到的t统计量的值在某些显著性水平下小于临界值，根据判断规则知D(EX)序列和D(CR)序列均为平稳的时间序列数据，即出口贸易序列和能源消耗序列同为一阶单整。

下面是同阶单整序列的协整关系检验，采用的是Engle－Granger检验。

第一步，用OLS法估计两变量的“均衡关系”:EXt=α0+α1CRt+μt并计算非均衡误差，得到:

第二步，提取上面所得协整回归的残差序列et，检验其单整性。经检验et为稳定序列 (具体检验结果见附录)，因此变量CRt为 (1，1)阶协整。

至此，我们可以得出这样的结论:我国的出口贸易数据和能源消耗数据虽然各自具有各自的长期波动规律，但它们之间也仍然存在着一个长期稳定的比例关系。

3.2 变量的因果关系检验

在协整检验的基础上，我们对两变量进行格兰杰 (Granger)因果关系检验。协整检验只能够确定变量之间存在着长期的均衡关系，对于变量之间是否存在着能够决定和被决定，能够影响和被影响的因果关系，还需要经过检验才能确定。在检验前，可做如下的检验假设:

假设一，H0:能源消耗不是我国出口总额量的格兰杰原因;H1:能源消耗是我国出口总额量的格兰杰原因。

假设二，H0:我国出口总额量不是能源消耗的格兰杰原因;H1:我国出口总额量是能源消耗的格兰杰原因。

对我们收集的数据做格兰杰因果关系检验，检验结果为:

表3:能源消耗CR与出口贸易EX的格兰杰因果关系检验结果

观察上表，根据判断规则，拒绝假设一中的H0假设和假设二中的H1假设，即能源消耗CR是出口总额EX的格兰杰原因，而出口总额EX不是能源消耗CR的格兰杰原因。通过因果关系的检验，我们可以看出出口贸易对于能源消耗有着一定的依赖程度，下面考察模型的形态。

4.模型估计

4.1 模型形态

为了考察我国的出口贸易对能源消耗的依赖程度 (即将能源视作一种要素投入考察其对出口贸易的贡献程度)，本文参照柯布—道格拉斯 (C—D)生产函数的形式，结合以上各项检验，以能源消耗CR为原因，出口贸易额EX为结果建立模型，在数据处理方面，为了消除异方差等的影响，同时不改变数据的原始性质，我们对能源消耗CR和出口贸易总额EX分别取对数，得到序列lnCR和lnEX。在模型修正方面，第一，为了达到单独考查能源消耗对出口贸易的真实贡献，在模型中暂不考虑其他变量的影响，我们剔除了生产函数中资本和劳动力两个要素的投入，并且根据格兰杰因果关系检验单独把能源消耗的对数序列作为解释变量，把出口贸易额的对数序列作为被解释变量;第二，对于解释变量的系数及常数项的取值，我们不作任何限制;第三，这里暂时不考虑技术进步对我国能源消耗及贸易产出的影响;第四，虽然上文已考察了两序列的协整关系，证明了二者存在长期均衡，但本文仍建立误差修正模型以期更精确、更动态地反映二者之间的实证关系。

4.2 模型估计

至此，我们根据需要建立lnEX与lnCR的误差修正模型:

表4:误差修正模型的各项结果

观察表4的回归结果，发现方程拟合优度和各系数显著性水平都很好。

所建立的模型分别取了我国2000年至2011年能源消耗与出口贸易的对数差分序列作解释变量和被解释变量，而变量对数的差分近似地等于该变量的变化率，因此可以说能源消耗的变动影响着贸易出口额的变动，并由模型得到我国贸易对能耗的依赖弹性为2.205267。

5.结论

本文通过对我国出口贸易和能源消耗之间实证关系的研究，回答了文章开头提出的两个问题:

(1)我国生产的所有产品和服务 (包括贸易中的产品和服务)都直接或间接地引致了能源的消耗;能源作为一种重要的生产要素投入 (如劳动和资本一样)影响着我国的生产和产出，对我国的对外贸易有着很大的贡献;通过所建立对误差修正模型△ln EXt=2.205267△ln CRt－0.732423ecmt－1，我们得知我国贸易对能耗的依赖弹性为2.205267。

(2)后续研究可以围绕这一结论展开，寻求如何降低贸易过程中的能源消耗，真正做到从外部经济因素方面探索节能降耗问题。

［1］沈利生.我国对外贸易结构变化不利于节能降耗［J］.管理世界，2007，(10)：43—50.

［2］沈利生.对外贸易对我国污染排放的影响［J］.管理世界，2008，(6)：21—29.

［3］董斌昌，杜希垚.中国能源消费与出口贸易之间关系的实证研究［J］.广西财经学院学报，2006，19(5)：98—100.

［4］朱启荣.能源消费与出口贸易的协整及Granger因果关系检验［J］.国际经贸探索，2007，23(4)：9—13.

［5］吴献金，黄飞，付晓燕.我国出口贸易与能源消费关系的实证检验［J］.统计与决策，2008，(16)：101—102.