近年來(lái)我國(guó)出口貿(mào)易持續(xù)擴(kuò)張，與此同時(shí)，能源消費(fèi)量也急劇增加。能源是人類社會(huì)進(jìn)步和經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要物質(zhì)基礎(chǔ)。能源問(wèn)題一再牽動(dòng)社會(huì)的神經(jīng)，是關(guān)乎我們現(xiàn)實(shí)和未來(lái)生存發(fā)展的最為基本，同時(shí)也是最為核心的動(dòng)力問(wèn)題。當(dāng)前，我國(guó)對(duì)外貿(mào)易迅速擴(kuò)大，對(duì)外出口成為拉動(dòng)中國(guó)國(guó)民經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的重要推動(dòng)力。然而，伴隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展，作為支撐我國(guó)經(jīng)濟(jì)高速發(fā)展重要因素的能源，其消耗量也急劇增加，出口結(jié)構(gòu)的不合理，低附加值，高能耗，使能源問(wèn)題更加嚴(yán)峻。與此同時(shí)，能源價(jià)格不斷上漲，國(guó)際油價(jià)屢創(chuàng)新高，再一次為我們敲響了能源緊缺的警鐘，能源已成為制約我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的瓶頸。

一、國(guó)內(nèi)外研究現(xiàn)狀

在研究對(duì)外貿(mào)易和能源消耗問(wèn)題上，以國(guó)外研究較多較早，多采用單國(guó)(地區(qū))或多國(guó)(地區(qū))投入產(chǎn)出法研究進(jìn)出口商品中所包含的能耗量和碳含量，進(jìn)而采用結(jié)構(gòu)分解法或指數(shù)分解法研究并評(píng)估對(duì)外貿(mào)易對(duì)能耗的技術(shù)、結(jié)構(gòu)等效應(yīng)。

Arye. L. Hillman與Clark. W. Bullard(1978)使用Leontief投入產(chǎn)出法，在H-O理論模型中把能源消費(fèi)作為解釋變量，對(duì)能源消費(fèi)與貿(mào)易的關(guān)系進(jìn)行了研究。Lenzen(1998)基于兩篇對(duì)澳大利亞經(jīng)濟(jì)進(jìn)行投入產(chǎn)出研究的文章——James(1980)和Common和Salma(1992)， 進(jìn)行了擴(kuò)展分析，分析澳大利亞最終消費(fèi)中的一次能源消耗量，最終消費(fèi)考慮了不同部門(mén)間的能源價(jià)格、資本形成和國(guó)際貿(mào)易流等因素，該研究揭示了商品生產(chǎn)過(guò)程中的間接能源消耗是不可忽視的。Sanchez Choliz和Duarte(2004)以部門(mén)為基礎(chǔ)對(duì)西班牙經(jīng)濟(jì)發(fā)展和貿(mào)易活動(dòng)中的能源消費(fèi)引起的CO2排放量進(jìn)行了計(jì)算研究，將投入產(chǎn)出方法和垂直集成概念相結(jié)合，比較并分析各個(gè)部門(mén)的凈出口量，從部門(mén)層次評(píng)價(jià)了西班牙進(jìn)出口貿(mào)易對(duì)能源消費(fèi)的影響。

國(guó)內(nèi)方面的研究稍晚于國(guó)外，始于20世紀(jì)80年代。從80年代末到現(xiàn)在，我國(guó)能源經(jīng)濟(jì)研究體系開(kāi)始初步形成，基于部門(mén)的能源經(jīng)濟(jì)問(wèn)題開(kāi)始引起學(xué)者們的普遍關(guān)注。董斌昌，杜希垚(2006)從實(shí)證角度探究能源消費(fèi)對(duì)于對(duì)外貿(mào)易的貢獻(xiàn)，從而分析中國(guó)的出口貿(mào)易對(duì)于能源的依賴程度。文章參考柯布-道格拉斯(C-D)生產(chǎn)函數(shù)形式，以中國(guó)年對(duì)外出口額為被解釋變量，能源消費(fèi)量為解釋變量，建立自回歸分布滯后模型，對(duì)1978-2004年中國(guó)的出口貿(mào)易和能源消費(fèi)的數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析;胡兆光(2007)分析了我國(guó)歷年貿(mào)易順差商品的生產(chǎn)中所需要的能源，即間接能源出口量，扣除能源進(jìn)口量，數(shù)據(jù)顯示我國(guó)能源凈出口是在逐年遞增，由1999年的0.77億噸標(biāo)油，增長(zhǎng)到2005年的2.22億噸標(biāo)油。由此得出結(jié)論，中國(guó)是能源間接出口大國(guó)。楊宏偉，張敏思(2007)從定量的角度來(lái)進(jìn)行研究，結(jié)合產(chǎn)品出口的數(shù)量、單位能耗、熱量換算率和排放因子等指標(biāo)，估算了13種高耗能產(chǎn)品出口的能源消耗量，指出生產(chǎn)高耗能產(chǎn)品并出口進(jìn)一步加劇了我國(guó)的能源短缺形勢(shì)。應(yīng)當(dāng)控制高耗能、高污染產(chǎn)品的出口，扶持高新技術(shù)產(chǎn)品、機(jī)電產(chǎn)品和勞動(dòng)密集型產(chǎn)品的出口，重視出口產(chǎn)品的競(jìng)爭(zhēng)力，優(yōu)化出口產(chǎn)品結(jié)構(gòu)。王娜，張瑾等(2007)通過(guò)應(yīng)用設(shè)計(jì)的投入產(chǎn)出模型考察了1997年我國(guó)國(guó)際貿(mào)易36個(gè)部門(mén)商品的能耗密集度，計(jì)算和比較了各類商品的進(jìn)出口能源消耗量，從能源消耗角度考察了我國(guó)的進(jìn)出口貿(mào)易。

二、數(shù)據(jù)來(lái)源和研究方法

鑒于數(shù)據(jù)的權(quán)威性和可獲得性，本文選取的1978-2007年中國(guó)能源消費(fèi)與出口貿(mào)易總額數(shù)據(jù)均來(lái)自《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》。能源消費(fèi)(EC)是實(shí)物指標(biāo)，單位是萬(wàn)噸標(biāo)準(zhǔn)煤;出口貿(mào)易總額(EX)單位是億元人民幣。計(jì)算過(guò)程通過(guò)計(jì)量經(jīng)濟(jì)軟件Eviews6.0完成。

為避免數(shù)據(jù)段劇烈波動(dòng)，先對(duì)各序列進(jìn)行對(duì)數(shù)化處理，新序列分別記為L(zhǎng)YEX和LYEC，如圖1所示，易見(jiàn)兩序列有著大體一致的共同趨勢(shì)。

圖1我國(guó)出口貿(mào)易與能源消費(fèi)序列圖

1.VAR模型設(shè)定

向量自回歸模型(vector autoregression，VAR)通常用于相關(guān)時(shí)間序列系統(tǒng)的預(yù)測(cè)和隨機(jī)擾動(dòng)對(duì)變量系統(tǒng)動(dòng)態(tài)影響的研究。在本項(xiàng)研究中，建立VAR模型尤為重要:首先，在格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)中，最優(yōu)滯后期的選擇要在VAR模型中進(jìn)行;其次，在分析變量間的動(dòng)態(tài)與定量關(guān)系時(shí)，脈沖響應(yīng)函數(shù)與方差分解也是基于VAR模型的。最一般的VAR模型數(shù)學(xué)表達(dá)式為:

其中，是m維內(nèi)生變量向量，是d維外生變量向量，和是待估計(jì)的參數(shù)矩陣，內(nèi)生變量和外生變量分別有階滯后期，是隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

VAR模型的滯后期越大，越能完整反映所構(gòu)造模型的動(dòng)態(tài)特征，但模型待估計(jì)的參數(shù)越多，自由度就越少。因此，需要在滯后期與自由度之間尋求均衡，一般根據(jù)AIC和SC信息量同時(shí)達(dá)到最小的準(zhǔn)則確定模型的最優(yōu)滯后期(羅伯特S.平狄克，2006)。若兩者不能同時(shí)達(dá)到最小，則需引入LR(似然比)檢驗(yàn)進(jìn)行判斷，當(dāng)LR統(tǒng)計(jì)量小于臨界值，表明新增滯后期沒(méi)有意義，由此確定模型的最優(yōu)滯后期。為保證VAR模型的穩(wěn)定性，構(gòu)成模型差分方程的所有特征根都必須位于單位圓內(nèi)(沃爾特#8226;恩德斯，2006)。

對(duì)LEX和LEC建立向量自回歸模型(VAR)，首先確定模型的最優(yōu)滯后期。經(jīng)過(guò)Eviews6.0檢驗(yàn)，得出表1結(jié)果，由結(jié)果可知，在滯后2期時(shí)各項(xiàng)指標(biāo)都達(dá)到最好，因此確定2期為最有滯后期。

表1VAR模型最有滯后期的確定

資料來(lái)源:Eviews6.0模型分析

再通過(guò)Eviews6.0估計(jì)滯后期為2時(shí)的VAR(2)模型參數(shù)估計(jì)值結(jié)果，見(jiàn)表2。

為檢驗(yàn)VAR(2)模型的穩(wěn)定性，計(jì)算VAR(2)模型差分方程的特征根，計(jì)算結(jié)果如表3所示。由表3可看出，模型差分方程所有特征都位于單位圓以內(nèi)，因而VAR(2)模型是穩(wěn)定的。

表3 VAR(2)模型穩(wěn)定性檢驗(yàn)

資料來(lái)源:Eviews6.0模型分析

2.沖口貿(mào)易與能源消費(fèi)因果關(guān)系檢驗(yàn)

判斷兩時(shí)間序列的因果關(guān)系最常用的方法是格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)。對(duì)于非平穩(wěn)的時(shí)間序列，可能會(huì)產(chǎn)生虛假的因果關(guān)系。因此，進(jìn)行格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)前需對(duì)其進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，而穩(wěn)定性檢驗(yàn)是協(xié)整檢驗(yàn)的基礎(chǔ)。通過(guò)時(shí)間序列的散點(diǎn)圖或折線圖可進(jìn)行初步的平穩(wěn)性判斷。

由上面的穩(wěn)定性檢驗(yàn)可知，存在協(xié)整關(guān)系，可應(yīng)用格蘭杰因果檢驗(yàn)方法判定兩時(shí)間序列之間的因果關(guān)系。對(duì)LEC 和LEX 進(jìn)行格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)(VAR模型的最優(yōu)滯后期為2) 。檢驗(yàn)結(jié)果(表4)顯示:當(dāng)滯后期為2時(shí)，對(duì)于LEC不是LEX Granger成因的原假設(shè)，拒絕它犯第一類錯(cuò)誤的最大概率是0.1517，這表明，LEC不是LEX 格蘭杰成因的概率較大，不能拒絕原假設(shè);而對(duì)于LEX 不是LEC Granger成因的原假設(shè)，拒絕它犯第一類錯(cuò)誤的最大概率是0.0599，這表明，至少在94%的置信水平上，可以認(rèn)為L(zhǎng)EX 是LEC的Granger成因。因此，格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)表明，出口貿(mào)易( EX)是能源消費(fèi)( EC)的Granger成因，中國(guó)出口貿(mào)易的變化直接影響能源消費(fèi)的變化;但能源消費(fèi)( EC)并不是出口貿(mào)易( EX)的Granger成因，中國(guó)能源消費(fèi)的變化并不導(dǎo)致出口貿(mào)易的變化。

表4 格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果

資料來(lái)源:Eviews6.0模型分析

3.出口貿(mào)易對(duì)能源消耗影響的動(dòng)態(tài)分析

通過(guò)格蘭杰因果檢驗(yàn)得知，出口貿(mào)易( EX)是能源消費(fèi)( EC)的Granger成因。為進(jìn)一步揭示出口貿(mào)易對(duì)能源消費(fèi)影響的動(dòng)態(tài)變化情況，本文利用Eviews6.0分析了中國(guó)能源消費(fèi)對(duì)出口貿(mào)易一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差響應(yīng)程度的脈沖響應(yīng)，具體結(jié)果如圖2 所示。由圖2可看出:LYEX受到一個(gè)正向沖擊發(fā)生變化之后，從第1期開(kāi)始就會(huì)對(duì)LYEC產(chǎn)生正向沖擊，而且，隨著時(shí)間的推移，這種沖擊會(huì)不斷增大，并在第6 期時(shí)達(dá)到最大， 此后不斷減弱。這說(shuō)明，出口貿(mào)易受到外部影響發(fā)生變化之后，會(huì)持續(xù)對(duì)能源消費(fèi)產(chǎn)生同向影響，并且，這種影響會(huì)隨著時(shí)間的推移先增大后減小。圖2中正負(fù)兩倍標(biāo)準(zhǔn)差偏離帶比較寬，這表明，隨著時(shí)間的推移，LYEC受到?jīng)_擊所引起LYEX的響應(yīng)誤差也不斷增大。

圖2 LYEX一單位標(biāo)準(zhǔn)差沖擊引起LYEC的響應(yīng)

注:圖中橫軸表示沖擊作用的滯后期數(shù)(單位:年份) ，縱軸表示LEC沖擊響應(yīng)，實(shí)線代表LEC對(duì)LEX 的沖擊響應(yīng)，虛線表示正負(fù)兩倍標(biāo)準(zhǔn)差偏離帶。預(yù)測(cè)期為10年。

4. 出口貿(mào)易對(duì)能源消耗影響的定量分析

為定量分析出口貿(mào)易對(duì)能源消費(fèi)的影響，本文在所建立的VAR(2)模型中對(duì)LEC標(biāo)準(zhǔn)誤差(S.E.)進(jìn)行了方差分解。表4.6為1～10期LEC標(biāo)準(zhǔn)誤差被分解成LEX與LEC所貢獻(xiàn)的比重變化情況。從表5中可看出，中國(guó)出口貿(mào)易沖擊對(duì)能源消費(fèi)變化的貢獻(xiàn)比重，第1期為2.134155%，此后呈現(xiàn)不斷上升的趨勢(shì)，到第10期已達(dá)到34. %以上?？梢?jiàn)，中國(guó)出口貿(mào)易變化將對(duì)能源消費(fèi)產(chǎn)生較大影響，并且隨著時(shí)間的推移，這種影響會(huì)不斷增大。

三、結(jié)論

本文在建立VAR模型的基礎(chǔ)上，通過(guò)格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)以及脈沖響應(yīng)和方差分解方法，深入地研究了我國(guó)能源消費(fèi)與出口貿(mào)易之間的因果、動(dòng)態(tài)以及定量關(guān)系，得到以下重要結(jié)論:

第一，由格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果可知，我國(guó)出口貿(mào)易是能源消費(fèi)的格蘭杰成因，但能源消費(fèi)并不是出口貿(mào)易的格蘭杰成因。這表明，我國(guó)能源消費(fèi)與出口貿(mào)易之間存在從出口貿(mào)易到能源消費(fèi)的單向因果關(guān)系，出口貿(mào)易的變化直接影響能源消費(fèi)的變化，但能源消費(fèi)的變化并不導(dǎo)致出口貿(mào)易變化，我國(guó)出口貿(mào)易對(duì)能源消費(fèi)存在依賴關(guān)系。

第二，基于VAR動(dòng)態(tài)計(jì)量模型的脈沖響應(yīng)函數(shù)分析結(jié)果表明，我國(guó)出口貿(mào)易變化將會(huì)對(duì)能源消費(fèi)產(chǎn)生持續(xù)的同向影響，并且這種影響會(huì)隨著時(shí)間的推移而增大，在達(dá)到最大后有所下降，即出口貿(mào)易波動(dòng)將對(duì)能源消費(fèi)產(chǎn)生持續(xù)的同向影響，中期以后這種影響有所減弱。

第三，方差分解結(jié)果顯示，出口貿(mào)易沖擊對(duì)能源消費(fèi)有一定的貢獻(xiàn)，而且隨著時(shí)間的推移，其貢獻(xiàn)率呈現(xiàn)不斷增大趨勢(shì)。

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