梅 瑩

(楚雄師范學(xué)院經(jīng)濟(jì)信息管理及計(jì)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(shí)也是一種重要的消費(fèi)資料，它是經(jīng)濟(jì)活動(dòng)所必需的重要物質(zhì)保證，也是人類(lèi)社會(huì)進(jìn)步的重要物質(zhì)基礎(chǔ)。當(dāng)今社會(huì)，一個(gè)國(guó)家經(jīng)濟(jì)的發(fā)展離不開(kāi)能源的支持，如果沒(méi)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(wèn)題不斷引起社會(huì)的關(guān)注，逐漸成為關(guān)于人類(lèi)生存發(fā)展的最為基本、核心的關(guān)鍵問(wèn)題［1—3］。

近年來(lái)我國(guó)對(duì)外貿(mào)易在提升了國(guó)民就業(yè)率和人均收入、拉動(dòng)了我國(guó)經(jīng)濟(jì)迅猛發(fā)展的同時(shí)，也導(dǎo)致了大量的能源消耗。可以肯定的說(shuō)，對(duì)外貿(mào)易的快速擴(kuò)張?jiān)诮o我國(guó)帶來(lái)巨大經(jīng)濟(jì)利益的同時(shí)也引致了大量的能源流失，帶來(lái)了資源環(huán)境方面的負(fù)面影響;而反過(guò)來(lái)，我國(guó)能源的緊缺也終將制約我國(guó)經(jīng)濟(jì)繼續(xù)增長(zhǎng)和發(fā)展。因此，國(guó)際貿(mào)易的“盲目”增長(zhǎng)并不一定意味著能源的更有效利用和廣義的社會(huì)效益的增加，我國(guó)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(guó)際貿(mào)易的角度來(lái)考慮節(jié)能降耗成為一個(gè)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(gè)問(wèn)題:一、我國(guó)的對(duì)外貿(mào)易對(duì)能源要素的依賴(lài)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(lái)考慮降低能耗問(wèn)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(dòng)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(lái)進(jìn)行計(jì)量分析。

在我國(guó)這個(gè)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(lài)生產(chǎn)要素而生產(chǎn)的產(chǎn)出 (因?yàn)檫M(jìn)口產(chǎn)品在國(guó)外生產(chǎn)，而出口產(chǎn)品必須依賴(lài)本國(guó)范圍內(nèi)必要的生產(chǎn)要素投入才能生產(chǎn)出來(lái)，所以我國(guó)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(lái)解釋能源對(duì)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(dòng)力要素投入量L。本文所選取的數(shù)據(jù)均來(lái)自于《中國(guó)統(tǒng)計(jì)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(wàn)噸標(biāo)準(zhǔn)煤，具體數(shù)據(jù)見(jiàn)附錄1。

2.數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性檢驗(yàn)

對(duì)于時(shí)間序列數(shù)據(jù)，首先應(yīng)對(duì)其進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)以避免偽回歸。

2.1 趨勢(shì)相關(guān)

對(duì)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(shì)。

圖1:2000年至2011年能源消耗總量及出口總額走勢(shì)圖

考察圖1，發(fā)現(xiàn)出口總額量先由較平緩的上升趨勢(shì)在2002年變?yōu)橄鄬?duì)陡峭的上升趨勢(shì)，而在2008年至2009年金融危機(jī)階段出現(xiàn)劇烈波動(dòng)，在2009年下半年又恢復(fù)上升趨勢(shì);能源消耗數(shù)據(jù)也遵從這種變化趨勢(shì)，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(dòng)，之后又變?yōu)榧眲∩仙Ｒ虼藦内厔?shì)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(yàn)

由于以上數(shù)據(jù)會(huì)涉及到時(shí)間序列數(shù)據(jù)的一大問(wèn)題——虛擬回歸，即如果有兩組時(shí)間序列數(shù)據(jù)(非平穩(wěn)的)展現(xiàn)出相對(duì)一致的變化趨勢(shì)，即使它們并沒(méi)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(huì)得到有意義的結(jié)果，而直接對(duì)時(shí)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(duì)能源消耗及出口貿(mào)易的數(shù)據(jù)進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。用CR代表能源消耗量，EX代表出口貿(mào)易總額，運(yùn)用Eviews軟件對(duì)二者進(jìn)行計(jì)量關(guān)系的分析。

數(shù)據(jù)平穩(wěn)性檢驗(yàn) (即時(shí)間序列變量的單位根檢驗(yàn))的最常用方法是ADF檢驗(yàn)法，檢驗(yàn)結(jié)果如下表所示。

表1:EX和CR的平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果

觀察表1可知，對(duì)每個(gè)變量進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)時(shí)得到的t統(tǒng)計(jì)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(shí)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(mǎn)足AR(1)過(guò)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(guò)一階差分就能達(dá)到平穩(wěn) (下文作協(xié)整檢驗(yàn)時(shí)將對(duì)此進(jìn)行驗(yàn)證)。

3.時(shí)間序列數(shù)據(jù)相互關(guān)系檢驗(yàn)

3.1 協(xié)整檢驗(yàn)

對(duì)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(yàn)，檢驗(yàn)方法仍然是ADF檢驗(yàn)法，檢驗(yàn)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(yàn)結(jié)果

觀察表2，對(duì)EX序列和CR序列的一階差分進(jìn)行檢驗(yàn)得到的t統(tǒng)計(jì)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(shí)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(yàn)，采用的是Engle－Granger檢驗(yàn)。

第一步，用OLS法估計(jì)兩變量的“均衡關(guān)系”:EXt=α0+α1CRt+μt并計(jì)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(yàn)其單整性。經(jīng)檢驗(yàn)et為穩(wěn)定序列 (具體檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)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(guó)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(zhǎng)期波動(dòng)規(guī)律，但它們之間也仍然存在著一個(gè)長(zhǎng)期穩(wěn)定的比例關(guān)系。

3.2 變量的因果關(guān)系檢驗(yàn)

在協(xié)整檢驗(yàn)的基礎(chǔ)上，我們對(duì)兩變量進(jìn)行格蘭杰 (Granger)因果關(guān)系檢驗(yàn)。協(xié)整檢驗(yàn)只能夠確定變量之間存在著長(zhǎng)期的均衡關(guān)系，對(duì)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(guò)檢驗(yàn)才能確定。在檢驗(yàn)前，可做如下的檢驗(yàn)假設(shè):

假設(shè)一，H0:能源消耗不是我國(guó)出口總額量的格蘭杰原因;H1:能源消耗是我國(guó)出口總額量的格蘭杰原因。

假設(shè)二，H0:我國(guó)出口總額量不是能源消耗的格蘭杰原因;H1:我國(guó)出口總額量是能源消耗的格蘭杰原因。

對(duì)我們收集的數(shù)據(jù)做格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)，檢驗(yàn)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(yàn)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(guò)因果關(guān)系的檢驗(yàn)，我們可以看出出口貿(mào)易對(duì)于能源消耗有著一定的依賴(lài)程度，下面考察模型的形態(tài)。

4.模型估計(jì)

4.1 模型形態(tài)

為了考察我國(guó)的出口貿(mào)易對(duì)能源消耗的依賴(lài)程度 (即將能源視作一種要素投入考察其對(duì)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(xiàng)檢驗(yàn)，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(shí)不改變數(shù)據(jù)的原始性質(zhì)，我們對(duì)能源消耗CR和出口貿(mào)易總額EX分別取對(duì)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(dú)考查能源消耗對(duì)出口貿(mào)易的真實(shí)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(dòng)力兩個(gè)要素的投入，并且根據(jù)格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)單獨(dú)把能源消耗的對(duì)數(shù)序列作為解釋變量，把出口貿(mào)易額的對(duì)數(shù)序列作為被解釋變量;第二，對(duì)于解釋變量的系數(shù)及常數(shù)項(xiàng)的取值，我們不作任何限制;第三，這里暫時(shí)不考慮技術(shù)進(jìn)步對(duì)我國(guó)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(zhǎng)期均衡，但本文仍建立誤差修正模型以期更精確、更動(dòng)態(tài)地反映二者之間的實(shí)證關(guān)系。

4.2 模型估計(jì)

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(xiàng)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(guó)2000年至2011年能源消耗與出口貿(mào)易的對(duì)數(shù)差分序列作解釋變量和被解釋變量，而變量對(duì)數(shù)的差分近似地等于該變量的變化率，因此可以說(shuō)能源消耗的變動(dòng)影響著貿(mào)易出口額的變動(dòng)，并由模型得到我國(guó)貿(mào)易對(duì)能耗的依賴(lài)彈性為2.205267。

5.結(jié)論

本文通過(guò)對(duì)我國(guó)出口貿(mào)易和能源消耗之間實(shí)證關(guān)系的研究，回答了文章開(kāi)頭提出的兩個(gè)問(wèn)題:

(1)我國(guó)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(dòng)和資本一樣)影響著我國(guó)的生產(chǎn)和產(chǎn)出，對(duì)我國(guó)的對(duì)外貿(mào)易有著很大的貢獻(xiàn);通過(guò)所建立對(duì)誤差修正模型△ln EXt=2.205267△ln CRt－0.732423ecmt－1，我們得知我國(guó)貿(mào)易對(duì)能耗的依賴(lài)彈性為2.205267。

(2)后續(xù)研究可以圍繞這一結(jié)論展開(kāi)，尋求如何降低貿(mào)易過(guò)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(wèn)題。

［1］沈利生.我國(guó)對(duì)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(duì)外貿(mào)易對(duì)我國(guó)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(guó)能源消費(fèi)與出口貿(mào)易之間關(guān)系的實(shí)證研究［J］.廣西財(cái)經(jīng)學(xué)院學(xué)報(bào)，2006，19(5)：98—100.

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

［5］吳獻(xiàn)金，黃飛，付曉燕.我國(guó)出口貿(mào)易與能源消費(fèi)關(guān)系的實(shí)證檢驗(yàn)［J］.統(tǒng)計(jì)與決策，2008，(16)：101—102.