中國能源消耗與出口貿(mào)易之間關(guān)系的實證研究*

梅 瑩

(楚雄師范學(xué)院經(jīng)濟(jì)信息管理及計算機(jī)應(yīng)用系，云南 楚雄 675000)

能源是一種重要的生產(chǎn)資料，同時也是一種重要的消費資料，它是經(jīng)濟(jì)活動所必需的重要物質(zhì)保證，也是人類社會進(jìn)步的重要物質(zhì)基礎(chǔ)。當(dāng)今社會，一個國家經(jīng)濟(jì)的發(fā)展離不開能源的支持，如果沒有能源，那么一切現(xiàn)代物質(zhì)文明也將隨之消失。因此，能源問題不斷引起社會的關(guān)注，逐漸成為關(guān)于人類生存發(fā)展的最為基本、核心的關(guān)鍵問題［1—3］。

近年來我國對外貿(mào)易在提升了國民就業(yè)率和人均收入、拉動了我國經(jīng)濟(jì)迅猛發(fā)展的同時，也導(dǎo)致了大量的能源消耗。可以肯定的說，對外貿(mào)易的快速擴(kuò)張在給我國帶來巨大經(jīng)濟(jì)利益的同時也引致了大量的能源流失，帶來了資源環(huán)境方面的負(fù)面影響;而反過來，我國能源的緊缺也終將制約我國經(jīng)濟(jì)繼續(xù)增長和發(fā)展。因此，國際貿(mào)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(mào)易現(xiàn)狀也并不一定符合可持續(xù)發(fā)展的要求 (即降低能耗的要求)，這使從外部經(jīng)濟(jì)因素方面即國際貿(mào)易的角度來考慮節(jié)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(mào)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(jīng)濟(jì)因素方面來考慮降低能耗問題嗎?

1.數(shù)據(jù)的選取

考慮到數(shù)據(jù)的代表性、可獲得性以及數(shù)據(jù)波動的頻繁性，本文選取的是2000年至2011年間出口貿(mào)易總額數(shù)據(jù)以及能源消耗總額數(shù)據(jù)來進(jìn)行計量分析。

在我國這個視野范圍內(nèi)，出口貿(mào)易總額比進(jìn)口數(shù)據(jù)、進(jìn)出口總數(shù)據(jù)更能體現(xiàn)依賴生產(chǎn)要素而生產(chǎn)的產(chǎn)出 (因為進(jìn)口產(chǎn)品在國外生產(chǎn)，而出口產(chǎn)品必須依賴本國范圍內(nèi)必要的生產(chǎn)要素投入才能生產(chǎn)出來，所以我國貿(mào)易出口總額包含于并在一定程度上相當(dāng)于柯布—道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)中的產(chǎn)出);我們將能源消耗視作一種生產(chǎn)要素投入，它用來解釋能源對于出口商品產(chǎn)出的貢獻(xiàn)程度，相當(dāng)于柯布—道格拉斯 (C－D)生產(chǎn)函數(shù)中的勞動力要素投入量L。本文所選取的數(shù)據(jù)均來自于《中國統(tǒng)計年鑒》各年，貿(mào)易數(shù)據(jù)單位為人民幣億元，能源數(shù)據(jù)單位為萬噸標(biāo)準(zhǔn)煤，具體數(shù)據(jù)見附錄1。

2.數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性檢驗

對于時間序列數(shù)據(jù)，首先應(yīng)對其進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗以避免偽回歸。

2.1 趨勢相關(guān)

對2000年至2011年間出口貿(mào)易總額和能源消耗總額數(shù)據(jù)，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(fā)現(xiàn)出口總額量先由較平緩的上升趨勢在2002年變?yōu)橄鄬Χ盖偷纳仙厔?，而?008年至2009年金融危機(jī)階段出現(xiàn)劇烈波動，在2009年下半年又恢復(fù)上升趨勢;能源消耗數(shù)據(jù)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?yōu)榧眲∩仙?。因此從趨勢變化圖中可以看出二者似乎存在著某種相關(guān)性。

2.2 平穩(wěn)性檢驗

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

數(shù)據(jù)平穩(wěn)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(jié)果如下表所示。

表1:EX和CR的平穩(wěn)性檢驗結(jié)果

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

2.3 CR序列和EX序列的自相關(guān)函數(shù)和偏自相關(guān)函數(shù)

圖2:EX的自相關(guān)函數(shù)圖和偏自相關(guān)函數(shù)圖

圖3:CR的自相關(guān)函數(shù)圖和偏自相關(guān)函數(shù)圖

由以上兩圖可知CR序列和EX序列的自相關(guān)函數(shù)是拖尾的，偏自相關(guān)函數(shù)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(mào)易數(shù)據(jù)和能源消耗數(shù)據(jù)這兩組序列通過一階差分就能達(dá)到平穩(wěn) (下文作協(xié)整檢驗時將對此進(jìn)行驗證)。

3.時間序列數(shù)據(jù)相互關(guān)系檢驗

3.1 協(xié)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(wěn)性檢驗，檢驗方法仍然是ADF檢驗法，檢驗的結(jié)果如表2所示。

表2:各變量一階差分的平穩(wěn)性檢驗結(jié)果

觀察表2，對EX序列和CR序列的一階差分進(jìn)行檢驗得到的t統(tǒng)計量的值在某些顯著性水平下小于臨界值，根據(jù)判斷規(guī)則知D(EX)序列和D(CR)序列均為平穩(wěn)的時間序列數(shù)據(jù)，即出口貿(mào)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(xié)整關(guān)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(guān)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(xié)整回歸的殘差序列et，檢驗其單整性。經(jīng)檢驗et為穩(wěn)定序列 (具體檢驗結(jié)果見附錄)，因此變量CRt為 (1，1)階協(xié)整。

至此，我們可以得出這樣的結(jié)論:我國的出口貿(mào)易數(shù)據(jù)和能源消耗數(shù)據(jù)雖然各自具有各自的長期波動規(guī)律，但它們之間也仍然存在著一個長期穩(wěn)定的比例關(guān)系。

3.2 變量的因果關(guān)系檢驗

在協(xié)整檢驗的基礎(chǔ)上，我們對兩變量進(jìn)行格蘭杰 (Granger)因果關(guān)系檢驗。協(xié)整檢驗只能夠確定變量之間存在著長期的均衡關(guān)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(guān)系，還需要經(jīng)過檢驗才能確定。在檢驗前，可做如下的檢驗假設(shè):

假設(shè)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(shè)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(shù)據(jù)做格蘭杰因果關(guān)系檢驗，檢驗結(jié)果為:

表3:能源消耗CR與出口貿(mào)易EX的格蘭杰因果關(guān)系檢驗結(jié)果

觀察上表，根據(jù)判斷規(guī)則，拒絕假設(shè)一中的H0假設(shè)和假設(shè)二中的H1假設(shè)，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(guān)系的檢驗，我們可以看出出口貿(mào)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(tài)。

4.模型估計

4.1 模型形態(tài)

為了考察我國的出口貿(mào)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(mào)易的貢獻(xiàn)程度)，本文參照柯布—道格拉斯 (C—D)生產(chǎn)函數(shù)的形式，結(jié)合以上各項檢驗，以能源消耗CR為原因，出口貿(mào)易額EX為結(jié)果建立模型，在數(shù)據(jù)處理方面，為了消除異方差等的影響，同時不改變數(shù)據(jù)的原始性質(zhì)，我們對能源消耗CR和出口貿(mào)易總額EX分別取對數(shù)，得到序列l(wèi)nCR和lnEX。在模型修正方面，第一，為了達(dá)到單獨考查能源消耗對出口貿(mào)易的真實貢獻(xiàn)，在模型中暫不考慮其他變量的影響，我們剔除了生產(chǎn)函數(shù)中資本和勞動力兩個要素的投入，并且根據(jù)格蘭杰因果關(guān)系檢驗單獨把能源消耗的對數(shù)序列作為解釋變量，把出口貿(mào)易額的對數(shù)序列作為被解釋變量;第二，對于解釋變量的系數(shù)及常數(shù)項的取值，我們不作任何限制;第三，這里暫時不考慮技術(shù)進(jìn)步對我國能源消耗及貿(mào)易產(chǎn)出的影響;第四，雖然上文已考察了兩序列的協(xié)整關(guān)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(tài)地反映二者之間的實證關(guān)系。

4.2 模型估計

至此，我們根據(jù)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(jié)果

觀察表4的回歸結(jié)果，發(fā)現(xiàn)方程擬合優(yōu)度和各系數(shù)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(mào)易的對數(shù)差分序列作解釋變量和被解釋變量，而變量對數(shù)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(mào)易出口額的變動，并由模型得到我國貿(mào)易對能耗的依賴彈性為2.205267。

5.結(jié)論

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

(1)我國生產(chǎn)的所有產(chǎn)品和服務(wù) (包括貿(mào)易中的產(chǎn)品和服務(wù))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(chǎn)要素投入 (如勞動和資本一樣)影響著我國的生產(chǎn)和產(chǎn)出，對我國的對外貿(mào)易有著很大的貢獻(xiàn);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(mào)易對能耗的依賴彈性為2.205267。

(2)后續(xù)研究可以圍繞這一結(jié)論展開，尋求如何降低貿(mào)易過程中的能源消耗，真正做到從外部經(jīng)濟(jì)因素方面探索節(jié)能降耗問題。

［1］沈利生.我國對外貿(mào)易結(jié)構(gòu)變化不利于節(jié)能降耗［J］.管理世界，2007，(10)：43—50.

［2］沈利生.對外貿(mào)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(mào)易之間關(guān)系的實證研究［J］.廣西財經(jīng)學(xué)院學(xué)報，2006，19(5)：98—100.

［4］朱啟榮.能源消費與出口貿(mào)易的協(xié)整及Granger因果關(guān)系檢驗［J］.國際經(jīng)貿(mào)探索，2007，23(4)：9—13.

［5］吳獻(xiàn)金，黃飛，付曉燕.我國出口貿(mào)易與能源消費關(guān)系的實證檢驗［J］.統(tǒng)計與決策，2008，(16)：101—102.