劉 鵬

（青島理工大學(xué)經(jīng)貿(mào)學(xué)院，山東青島266520）

【國際經(jīng)貿(mào)】

出口貿(mào)易與能源消費(fèi)關(guān)系的實(shí)證研究
——以山東省為例

劉 鵬

（青島理工大學(xué)經(jīng)貿(mào)學(xué)院，山東青島266520）

選取1990—2012年時間序列相關(guān)數(shù)據(jù),對山東省出口貿(mào)易與能源消費(fèi)之間的關(guān)系進(jìn)行了協(xié)整與格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn),得出以下結(jié)論:出口規(guī)模擴(kuò)大與能源消費(fèi)量增加之間存在著長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系,并且這種均衡關(guān)系具有反向修正機(jī)制;兩者之間存在著從出口貿(mào)易到能源消費(fèi)單向的因果關(guān)系。在當(dāng)前能源形勢嚴(yán)峻的背景下,山東省出口企業(yè)應(yīng)加快節(jié)能技術(shù)進(jìn)步,向低碳生產(chǎn)和綠色生產(chǎn)轉(zhuǎn)型;政府應(yīng)綜合運(yùn)用各種節(jié)能降耗政策和措施,加快低碳經(jīng)濟(jì)發(fā)展步伐,通過能源約束倒逼和促進(jìn)出口貿(mào)易向低碳轉(zhuǎn)型。

出口貿(mào)易;能源消費(fèi);協(xié)整檢驗(yàn);因果關(guān)系

近20年來，山東省出口迅速增長，有力拉動了山東省經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展。1990—2012年，山東省出口貿(mào)易總額由34.17億美元增加到1287.31億美元，增長了37倍，年均增長17.1%。與此同時，山東省的能源需求也逐年增加，2006年成為全國能源消費(fèi)第一大省，能源供需缺口逐漸擴(kuò)大，矛盾日益突出。2012年，山東省能源消費(fèi)量達(dá)到40035.78萬噸標(biāo)準(zhǔn)煤，而能源生產(chǎn)總量只有17261.75萬噸標(biāo)準(zhǔn)煤，能源缺口達(dá)到22774.03萬噸標(biāo)準(zhǔn)煤，能源供應(yīng)緊張態(tài)勢進(jìn)一步加劇。因?yàn)楦吣芎漠a(chǎn)品的出口往往是導(dǎo)致能源供應(yīng)短缺和價格上漲的重要因素，而能源價格上漲又反過來推高出口物流成本和生產(chǎn)成本，降低了利潤率，進(jìn)而成為制約出口增長的瓶頸，所以有必要分析和研究山東省出口貿(mào)易與能源消費(fèi)之間的關(guān)系，以有效促進(jìn)山東省的節(jié)能降耗和出口貿(mào)易的可持續(xù)發(fā)展。

一、文獻(xiàn)回顧

關(guān)于能源消費(fèi)與出口貿(mào)易相互關(guān)系問題，眾多國內(nèi)外學(xué)者進(jìn)行了相關(guān)研究。Hillman（1978）在國際貿(mào)易經(jīng)典的H-O理論模型中加入能源解釋變量，擴(kuò)展了Leontief投入產(chǎn)出法。Owen（1982）研究了拉美國家20世紀(jì)60～70年代的能源消費(fèi)與出口貿(mào)易關(guān)系，發(fā)現(xiàn)這些國家出口的迅速增長是造成能源供給緊張的重要原因。Kahrl和Roland-Holst（2007）的測算結(jié)果表明：2002年中國出口內(nèi)涵能源占當(dāng)年能源總消費(fèi)的21%，2004年該比重上升到27%，外貿(mào)出口快速增長是拉動中國能源需求增長的重要原因。Fredich和David（2008）的研究也表明出口是推動我國能源消耗的最大因素。

國內(nèi)學(xué)者研究結(jié)果可大致分為兩類：一類認(rèn)為兩者之間存在單項(xiàng)因果關(guān)系，另一類認(rèn)為兩者之間互為因果關(guān)系。朱啟榮（2007）選取1978—2004年的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，實(shí)證分析了山東省能源消費(fèi)與出口貿(mào)易的相互關(guān)系，認(rèn)為二者之間存在雙向因果關(guān)系［1］。吳獻(xiàn)金等（2008）利用我國東部11個省份的面板數(shù)據(jù)，經(jīng)過實(shí)證研究，發(fā)現(xiàn)出口貿(mào)易與能源消費(fèi)互為因果關(guān)系，兩者之間存在長期均衡［2］。蔣和平等（2011）運(yùn)用格蘭杰因果檢驗(yàn)、脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解方法，實(shí)證分析了廣西能源消費(fèi)與出口貿(mào)易的相互關(guān)系，認(rèn)為二者之間存在雙向因果關(guān)系［3］。而張傳國［4］（2009）、蘇梽芳［5］（2009）、尹顯萍［6］（2010）等通過實(shí)證研究得出兩者之間僅存在從出口貿(mào)易到能源消費(fèi)的單向Granger因果關(guān)系。

綜上所述，能源消費(fèi)與出口貿(mào)易之間存在著密切關(guān)聯(lián)，國內(nèi)的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)尤其驗(yàn)證了這一點(diǎn)。然而，兩者之間是互為因果關(guān)系還是僅存在單項(xiàng)因果關(guān)系，有著截然不同的推論：前者說明出口貿(mào)易已經(jīng)受到了能源消費(fèi)的有力約束，必須進(jìn)行低碳轉(zhuǎn)型和綠色生產(chǎn)；后者意味著出口貿(mào)易未能顯著受到能源供給緊張帶來的不利影響，仍然繼續(xù)著傳統(tǒng)的高耗能、粗放型出口增長方式，這顯然有悖于我國的能源、環(huán)境和貿(mào)易政策，也有違于我國的可持續(xù)發(fā)展戰(zhàn)略。

因此，對于能源消費(fèi)與出口貿(mào)易之間因果關(guān)系的認(rèn)真驗(yàn)證與辨別區(qū)分至關(guān)重要。本文選取山東省23年來的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)（1990—2012年），實(shí)證研究兩者之間的動態(tài)關(guān)系，以期促進(jìn)山東省節(jié)能降耗和出口的可持續(xù)發(fā)展。

二、分析方法與數(shù)據(jù)選取

檢驗(yàn)經(jīng)濟(jì)變量之間的協(xié)整關(guān)系與因果關(guān)系的前提條件是相應(yīng)的經(jīng)濟(jì)變量之間都是同階單整的。為了避免非平穩(wěn)的時間序列可能出現(xiàn)的虛假“偽回歸”，應(yīng)先確定其穩(wěn)定性。本文先用ADF單位根檢驗(yàn)方法檢驗(yàn)經(jīng)濟(jì)變量是否為同階單整變量，然后利用協(xié)整方法檢驗(yàn)變量之間的長期均衡關(guān)系，進(jìn)而檢驗(yàn)變量之間是否存在格蘭杰因果關(guān)系。

本文以1990—2012年山東省出口貿(mào)易額和能源消費(fèi)量統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)為分析樣本，采用EVIEWS6.0軟件來分析兩者之間的動態(tài)因果關(guān)系。出口貿(mào)易額與能源消費(fèi)量的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)均來自山東統(tǒng)計(jì)年鑒。能源消費(fèi)量記為EC，是一個實(shí)物指標(biāo)，單位是萬噸標(biāo)準(zhǔn)煤；出口貿(mào)易額記為EX，單位是萬元人民幣。因?yàn)榻y(tǒng)計(jì)年鑒中出口貿(mào)易額的數(shù)據(jù)單位是萬美元，所以應(yīng)采用當(dāng)年的人民幣匯率進(jìn)行轉(zhuǎn)換；另外，為了剔除通貨膨脹因素的影響，使用當(dāng)年的居民消費(fèi)價格指數(shù)對出口貿(mào)易額進(jìn)行了平減（以1990年為基期）。圖1為1990—2012年山東省出口貿(mào)易額（EX）與能源消費(fèi)量（EC）的變動趨勢圖。為了消除可能存在的異方差而使數(shù)據(jù)更加平穩(wěn)，分別對二者取對數(shù)。為了考察出口貿(mào)易與能源消費(fèi)之間的長期均衡關(guān)系，設(shè)定以下基本模型：

圖1 1990—2012年山東出口貿(mào)易與能源消費(fèi)變動趨勢

三、協(xié)整性與因果關(guān)系分析

(一)單位根檢驗(yàn)

本文采用DF或ADF檢驗(yàn)法進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。根據(jù)表1中的檢驗(yàn)結(jié)果，LNEX和LNEC水平序列統(tǒng)計(jì)量的值均大于顯著水平1%、5%和10%的檢驗(yàn)水平，表明接受序列LNEX和LNEC有單位根的假設(shè)，變量非平穩(wěn)。但是，檢驗(yàn)拒絕了這兩個序列的一階差分△LNEX和△LNEC具有單位根的假設(shè)，變量具有平穩(wěn)性。所以，LNEX和LNEC都是一階單整序列，因此可以進(jìn)一步檢驗(yàn)這些變量之間是否具有協(xié)整關(guān)系。

表1 序列的DF或ADF檢驗(yàn)結(jié)果

(二)協(xié)整檢驗(yàn)

本文采用Engle與Granger在1987年提出的E-G兩步法，檢驗(yàn)LNEX和LNEC之間是否存在協(xié)整關(guān)系。如果它們之間存在協(xié)整關(guān)系，則存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。

第一步，運(yùn)用OLS模型進(jìn)行協(xié)整回歸，得到協(xié)整回歸方程：

根據(jù)以上F值、t值、R2值，可以看出該回歸方程結(jié)果良好。

第二步，檢驗(yàn)上述回歸方程（2）的殘差序列的平穩(wěn)性。協(xié)整關(guān)系存在的一個重要條件就是協(xié)整回歸方程的殘差序列是平穩(wěn)的。若殘差序列是平穩(wěn)的，則變量之間的關(guān)系是協(xié)整的，反之則不是協(xié)整的，所以必須對殘差序列的平穩(wěn)性進(jìn)行檢驗(yàn)。殘差檢驗(yàn)也采用ADF方法，通過對方程（2）的殘差原序列進(jìn)行無常數(shù)項(xiàng)和無時間趨勢項(xiàng)的檢驗(yàn)，得到ADF值為-1.9778，檢驗(yàn)結(jié)果如表2。

表2 殘差序列的ADF檢驗(yàn)結(jié)果

在5%的顯著性水平下，殘差的ADF統(tǒng)計(jì)量的值為-1.9778，小于相應(yīng)的臨界值-1.9572，從而表明殘差序列不存在單位根，是平穩(wěn)序列，檢驗(yàn)表明1990—2012年山東省出口貿(mào)易額與能源消費(fèi)量之間存在協(xié)整關(guān)系。

(三)建立長期均衡關(guān)系

由方程（2）得到的DW值可知，殘差項(xiàng)存在較強(qiáng)的一階自相關(guān)，考慮加入適當(dāng)?shù)臏箜?xiàng)以消除自相關(guān)，利用ADL（自相關(guān)）模型得到：

由以上F值、t值、R2值，可以看出該回歸方程結(jié)果良好，由殘差項(xiàng)的自相關(guān)系數(shù)圖可以看出不存在自相關(guān)，表明自相關(guān)已消除。

因此，由方程（3）進(jìn)行變換得到如下模型：

由方程（4）得到能源消費(fèi)相對于出口貿(mào)易的長期彈性為0.6541，這說明從長期來看，出口貿(mào)易每增加1個百分點(diǎn)，能源消費(fèi)便會增加0.6541個百分點(diǎn)，兩者之間是顯著正相關(guān)關(guān)系，出口貿(mào)易顯著促進(jìn)能源的消費(fèi)。

(四)建立誤差修正模型

誤差修正模型是一種具有特定形式的計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型，也是由Engle和Granger于1987年提出的。如果變量之間存在協(xié)整關(guān)系，表明它們之間存在長期均衡關(guān)系，而這種長期均衡關(guān)系是在短期波動過程的不斷調(diào)整下實(shí)現(xiàn)的，或者說大多數(shù)經(jīng)濟(jì)時間序列是因?yàn)橛幸环N誤差修正機(jī)制在起調(diào)節(jié)作用，抑制了長期均衡關(guān)系出現(xiàn)較大的誤差，所以序列具有長期均衡關(guān)系?；谏綎|省出口貿(mào)易與能源消費(fèi)之間的協(xié)整關(guān)系，將協(xié)整回歸方程（2）的殘差作為誤差修正項(xiàng)ECM，建立起一階差分△LNEC和△LNEX的誤差修正模型，根據(jù)比較分析，得到△LNEC和△LNEX的誤差修正模型為：

其中，ECMt-1=LNECt-1-0.5879LNEXt-1-0.3212

從方程（5）可以看出，能源消費(fèi)對出口貿(mào)易的短期彈性為0.2411。這說明從短期來看，出口貿(mào)易每增加1個百分點(diǎn)，能源消費(fèi)便會增加0.2411個百分點(diǎn)。長短期彈性系數(shù)表明出口貿(mào)易對能源消費(fèi)的短期影響不如對長期的影響顯著。誤差修正項(xiàng)系數(shù)為-0.3034，在5%的水平下顯著不為0，符合反向修正機(jī)制。說明每當(dāng)能源消費(fèi)偏離長期平衡時，30.34%的偏離部分會在下一期得到調(diào)整，從而使出口貿(mào)易與能源消費(fèi)之間保持長期的均衡關(guān)系。

(五)格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)

由于山東省的出口貿(mào)易額與能源消費(fèi)量之間存在協(xié)整關(guān)系，則可以對LNEX和LNEC之間的關(guān)系進(jìn)行格蘭杰檢驗(yàn)。選擇由VAR模型確定的最佳滯后期為1，得到表3中格蘭杰檢驗(yàn)的結(jié)果。

表3 格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果

從表3中可以看出，在95%置信度及滯后期數(shù)為1時，LNEX不是LNEC的Granger原因的概率是0.0243，說明山東省出口規(guī)模變化是導(dǎo)致其能源消費(fèi)變化的格蘭杰原因。同時，LNEC不是LNEX的Granger原因的概率是0.8148，說明山東省的能源消費(fèi)并不是出口貿(mào)易的Granger成因，能源消費(fèi)的變化并不導(dǎo)致出口的變化。格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)表明：山東省出口貿(mào)易與能源消費(fèi)之間存在著單向的從出口貿(mào)易到能源消費(fèi)的因果關(guān)系，出口貿(mào)易波動將對能源消費(fèi)產(chǎn)生持續(xù)較大影響，出口貿(mào)易對能源消費(fèi)具有較強(qiáng)的依賴性。

四、結(jié)論和建議

協(xié)整檢驗(yàn)與誤差修正模型表明，山東省的出口貿(mào)易規(guī)模擴(kuò)大與其能源消費(fèi)量增加之間存在著長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，并且這種均衡關(guān)系具有反向修正機(jī)制；格蘭杰因果檢驗(yàn)表明：山東省出口貿(mào)易規(guī)模變化是其能源消費(fèi)變化的原因，反之則不然。研究表明：山東省的高能耗出口產(chǎn)品在出口貿(mào)易中占有較大比重，高能耗出口增長方式未能從根本上得到有效約束和改善。

20世紀(jì)90年代以來，山東省抓住日本、韓國以及歐美產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移機(jī)遇，積極招商引資，取得了顯著成效，促進(jìn)了出口貿(mào)易快速增長。但是，在積極承接國際產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移的同時，由于引進(jìn)的出口加工型外資企業(yè)大多都是高耗能產(chǎn)業(yè)，山東省能源消耗迅速增加，形成了高耗能出口增長方式，加劇了日益嚴(yán)重的能源壓力。目前，山東省前10位出口商品中絕大部分仍屬于高能耗工業(yè)制成品，如機(jī)械電器、服裝鞋帽、橡膠制品、化工產(chǎn)品等。雖然在巨大的能源消費(fèi)約束壓力下，山東省采取了結(jié)構(gòu)調(diào)整、產(chǎn)業(yè)升級等節(jié)能降耗措施，但是這些措施未能抑制傳統(tǒng)出口貿(mào)易的擴(kuò)張，高能耗出口增長方式未能在根本上得到有效約束和改善。

這種高能耗出口增長方式顯然是不可持續(xù)的，其弊端越來越明顯。楊迎春（2012）［7］的研究指出，未來能源價格的持續(xù)上漲會對出口貿(mào)易的發(fā)展產(chǎn)生沖擊。王磊（2013）［8］在考慮加工貿(mào)易因素的影響下，定量研究了2000—2011年我國出口貿(mào)易中的內(nèi)涵能源問題，發(fā)現(xiàn)我國出口貿(mào)易內(nèi)涵能源量在以年均20%的速度增長。這是一條危險(xiǎn)而不可持續(xù)的發(fā)展道路。

在能源供求矛盾日益尖銳的現(xiàn)實(shí)壓力下，山東省應(yīng)該采取有力的節(jié)能降耗措施，從根本上改變傳統(tǒng)的高能耗出口增長方式，突破能源約束帶來的發(fā)展瓶頸，實(shí)現(xiàn)出口貿(mào)易的可持續(xù)發(fā)展。出口企業(yè)要加快低碳技術(shù)進(jìn)步，增強(qiáng)低碳生產(chǎn)和綠色意識。在政策方面，要完善綠色貿(mào)易、產(chǎn)業(yè)、科技、財(cái)稅、金融等政策，行政、經(jīng)濟(jì)、法律等手段等多管并進(jìn)，遏制高碳產(chǎn)品出口、鼓勵低碳產(chǎn)品出口，大力發(fā)展低碳經(jīng)濟(jì)，以期真正實(shí)現(xiàn)能源約束對出口貿(mào)易低碳轉(zhuǎn)型的倒逼和促進(jìn)。

［1］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)——以山東省為例［J］.國際經(jīng)貿(mào)探索, 2007(4):9-12.

［2］吳獻(xiàn)金,黃飛,付曉燕.我國出口貿(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 -103.

［3］蔣和平,吳玉鳴.出口貿(mào)易與能源消費(fèi)關(guān)系的實(shí)證分析——以廣西出口貿(mào)易為例［J］.技術(shù)經(jīng)濟(jì)與管理研究,2011(8):116-119.

［4］張傳國,陳蔚娟.中國能源消費(fèi)與出口貿(mào)易關(guān)系實(shí)證研究［J］.世界經(jīng)濟(jì)研究,2009(8):26-30.

［5］蘇梽芳,蔡經(jīng)漢.我國能源消費(fèi)與出口貿(mào)易非線性協(xié)整關(guān)系實(shí)證研究［J］.中央財(cái)經(jīng)大學(xué)學(xué)報(bào),2009 (12):69-74.

［6］尹顯萍,石曉敏.工業(yè)出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)變動對我國能源強(qiáng)度的影響［J］.中國人口·資源與環(huán)境,2010 (11):77-83.

［7］楊迎春,劉江華.能源價格上漲對我國出口貿(mào)易的影響［J］.經(jīng)濟(jì)縱橫,2012(7):109-112.

［8］王磊.我國對外貿(mào)易生態(tài)逆差問題研究——基于出口貿(mào)易的內(nèi)涵能源測度［J］.商業(yè)時代,2013(8):48 -49.

(責(zé)任編輯:牟洪波)

F752.62

A

2095-3283(2014)03-0021-04

劉鵬(1974-),男,山東臨沂人,副教授,教研室主任,研究方向:國際貿(mào)易、國際金融。

山東省軟科學(xué)項(xiàng)目“山東省出口企業(yè)低碳生產(chǎn)意愿與綠色轉(zhuǎn)型成效研究”(2013RKB01436);山東省高校人文社科研究計(jì)劃項(xiàng)目“節(jié)能減排目標(biāo)約束下的山東省出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)調(diào)整研究”(J13WF83)。