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一、引言 自1978年实行改革开放之后，我国综合国力得到了大大提高，从国家统计局GDP数据可知，我国GDP从1978年的3619.86亿元人民币增加到了2009年的117411.79亿元人民币（已剔除价格因素），增长幅度达3143.55%，年平均复合增长率高达11.49%。与此同时，从我国在联合国的合法席位恢复开始，我国在国际上的地位和话语权逐步恢复和加重。尤其是在2001年，我国成功加入世界贸易组织(WTO)，使得我国与国际间的贸易与交流进一步得到增加。Ellis、Davies和Wong(2010)研究发现，转轨经济体总是与出口密集度联系在一起。事实上，中国经济的发展证明了这一观点，随着中国在世界上活动广度与深度的发展，一方面，我国国际贸易蓬勃发展，进出口贸易额（特别是出口贸易额）大幅度增加，为我国带来了可观的外汇收入。据统计数据显示，我国的货物贸易出口额从1978年的97.5亿美元飙升至2009年的12016.1亿美元，剔除价格因素，也由1978年的14.62亿美元上升到2009年的546.87亿美元，上涨幅度为3640.56%，年均复合增长率达到了11.98%，甚至高于了我国GDP的年均复合增长率，使我国成为名符其实的“世界工厂”。另一方面，我国经济的迅速发展与出口制造业的大量扩张使我国的能源供给面临巨大压力。统计数据显示，我国的能源消费量从1978年的57144万吨标准煤飙升至2009年的306647万吨标准煤[2]，上涨幅度达到436.62%，年平均复合增长率达到了5.70%。剔除人口增加因素，我国能源消费量也从1978年的人均0.59吨标准煤上升至2009年的2.30吨标准煤，上涨了289.83%，年平均复合增长率也达4.34%之多。剔除生活能源消费因素，我国生产能源消费从1980年的50692万吨标准煤上升到了2008年的259550万吨标准煤，上涨幅度为412.01%，年平均复合增长率达5.79%。 高速的经济增长使人们对能源的需求日益增加，随着近年来世界范围内极端天气事件的增加，以及持续的气候变暖趋势，使得人们开始反思工业革命以来人类活动对气候变化所造成的巨大影响。随着低碳、节能、环保等概念的蓬勃发展，人们逐渐认识到经济增长在带给人们便利的同时，也对环境、能源带来了巨大的破坏和挑战。 由统计年鉴数据显示，随着我国出口贸易以年均11.98%的复合增长率增加，我国货物和服务净出口的GDP占比，从1978年的-0.32%，增加至2008年的7.69%，因此，鉴于出口贸易对我国经济增长的巨大贡献，有必要对出口贸易与我国能源消费之间的关系进行研究和探讨。 二、文献回顾 董斌昌与杜希垚(2006)对我国的出口贸易与能源消费之间的关系进行了研究，指出了能源当期消费、出口贸易前一期消费对当期出口的线性关系，并用1978-2004年的统计数据进行了实证检验。我们利用同样的数据，做了类似的工作，可以得到类似的结论，但唯一不足之处在于方程回归元的选择上。文中使用了带参数的ADL(1，1)模型，但在能源滞后期上选择了零期滞后，即仅考虑当期能源消费对出口的影响，我认为有失偏颇。由偏自相关函数分析可知，当期能源消费与滞后一期能源消费有关系，而当期出口与当期能源消费有关系，因此，该种做法会导致解释变量不足，使得解释出现偏差。同时，计量结果也显示，采用第4章的计量模型，参数的显著性大大超过董文模型。 吴国兵(2008)在对中国能源与出口关系的研究中得到了能源与出口的协整关系，并构造了二者的误差校正模型。然而研究发现，出口额与能源消费虽然均为I(2)序列，但是经过对数化以后，出口额变成了I(1)序列（0.05%显著水平下），能源消费依然为I(2)序列，二者之间的协整关系缺乏存在的前提。并且，我们选取ECM模型进行进一步拟合发现，误差校正项参数的结尾概率为0.3760，甚至通不过0.1的显著性检验。此外，为了减小数据的剧烈波动以及抑制异方差产生等目的，陈刚(2008)、贺桂欣等(2007)与朱启荣(2007)等人同样使用了类似的对数化处理方法。 任建军(2008)在其研究成果中着重阐述了进口、出口与能源消费之间的格兰杰因果关系，并得出结论，即出口是能源消费的格兰杰原因，然而由检验可知，该因果关系并不存在。吴献金、黄飞、付晓燕(2008)等则采用了东部11个出口大省的出口数据与能源消费量进行拟合研究，得到了二者长期以来的协整关系，并得到了能源消费与出口互为格兰杰因果关系的结论。对于三人的研究，由于1993年我国对美元大幅贬值，使得1993-1994年人民币兑美元汇率不连续，不利于研究的进行。由于美元具有币值稳定性的特点，没有必要将其换算成人民币进行处理，因此，应该直接采用美元数据，并且由美元指数得出实际出口贸易额进行研究。 在以上研究的基础上，采用多元协整理论与方法，对我国1980-2008年能源消费与出口贸易额之间的关系进行数据拟合，以此证明我国能源消费与出口贸易额之间存在着多元协整关系。由此做出结论，并提出相应政策建议。 三、方法论及数据 1.协整理论 Park与Phillips(1989)[1]从理论上证明了对于两个具有明显趋势的非平稳随机序列进行回归拟合，将会出现错误的结论，即伪回归问题。因此，必须在解决序列非平稳性问题之后才能对序列进行回归拟合处理。其中一个方法就是对序列进行单位根检验，在得到接受单位根假定后对序列进行差分处理以得到平稳序列。但这种办法通常会丢失掉重要的水平数据信息。Engle和Granger(1989)[2]给出了协整的定义，即对于m维向量时间序列{Xt}，如果{Xt}的分量序列为I(d)序列，且存在一个向量α≠0，使得αTXt~I(d-b)，b＞0，则称{Xt}的分量序列存在(d，b)阶协整关系，记为Xt~CI(d，b)，而α称作协整向量。在随后的研究中(1990)[3]，这种方法得到了进一步发展和运用。因此，协整理论的提出，为非平稳的多变量时间序列分析提供了有力的理论和方法。它的重要特点，就是将模型设定的短期、动态性与数量经济学中均衡关系的长期、确定的特点融为一体，使得对于非平稳时间序列的研究，既能克服伪回归问题揭示其内在规律所在，又不会失去水平数据的特征，是一种行之有效的方法。#p#分页标题#e# 2.数据来源及形成 研究所需数据分为两部分，其一为研究周期内我国历年的贸易出口额，其二为对应的能源消费量。贸易出口额由两部分原始数据构成，一是以美元计我国历年名义出口额，二是历年的美元指数。出口额数据来源于《中国统计年鉴》[4]“6-3货物进出口总额”，以美元计价，为使得价格剔除通货膨胀等因素，利用美元指数得到不变价格。美元指数来自美国劳工局。根据“实际出口额=100×名义出口额/美元指数”的公式得到实际贸易出口额数值。能源消费量由两部分数据构成，能源消费总量年度统计与生活能源消费量年度统计，由这两项数据相减得到生产能源消费量。能源数据（1980-2008年）均来自于中华人民共和国国家统计局出版的《统计年鉴》，子数据来自于“七、能源”项下的“7-2能源消费总量及构成”和“7-12生活能源消费量”。 四、结果及讨论 1.格兰杰因果检验 在数据拟合之前，应首先对数据列做格兰杰因果检验，以确定数据列之间因果关系的存在性。利用Eviews6.0对生产能源序列以及实际出口贸易额序列进行格兰杰因果关系检验，检验结果如下表1所示：由于格兰杰检验对于滞后项非常敏感，因此，为使结论更具一般性，表1列出了含2阶至6阶滞后项的检验结果。如表中数据所示，我们可以接受能源到出口的单向格兰杰因果关系。因此，实际出口额与能源消费之间有研究二者之间所存在的协整关系的必要。 2.数据拟合及检验 使用Eviews6.0分别对实际贸易出口额(Export_real)与能源消费量(Energy)序列进行自相关检验，检验得知，二者均具有拖尾的自相关函数与一阶截尾的偏相关函数。且对于两序列而言，当k>1时，偏相关函数准赞kk均落在数值±2姨1/28即(-0.3780，+0.3780)范围内[5]，则可知，二者均满足AR(1)过程。也就是说，二者均对于其滞后一期数据敏感。因此，为了研究二者之间的关系，决定采用ADL(1，1)模型。不失一般性，首先考虑带截距项的回归方程模型，即yt=β0+β1yt-1+β2xt+β3xt-1+ut其中，ut为残差序列。回归结果如下表2所示：由表2可知，截距项t检验量截尾概率为0.7148（已在表中加粗显示），故可拒绝其显著性。因此，我们考虑不带截距项的回归方程，即yt=β1yt-1+β2xt+β3xt-1+ut其中，ut为残差序列。回归结果如表3所示，表示拟合曲线、实际曲线与残差之间关系的拟合效果图如图1所示。由上表3可知，不带截距项的模型拟合优度达到了0.9963，各回归元系数均非常显著。由D-W统计量可知，残差序列不显著存在序列相关性。拟合关系由图1可知，拟合是令人满意的，残差序列之间没有表现出某种特定的规律性。 同时，对残差序列进行平稳性检验。为使得检验更具有一般性，避免检验方法的选取不同而对结果产生不同影响，同时使用ADF检验以及PP检验对残差序列进行了平稳性检验，检验结果如下表4所示，其中，残差序列为平稳列。异方差性检验采用了B-P-G检验、怀特检验等多种检验方法，检验结果如表5所示。由结果可知，大体上可以接受残差序列的同方差零假设，模型不存在明显的异方差现象。由于最小二乘法经典假定还要求残差序列为正态列，因此，还应该对残差列的正态性进行检验。检验结果如图2所示，残差序列的Jarque-Bera值为0.5593，截尾概率为0.7560，因此，接受残差序列正态性假设。因此，综合所有信息可知，在ADL(1，1)模型拟合下，能源消费与出口额之间存在稳定的协整关系。所拟合方程如下：Energyt=319.69×Exportt+1.06×Energyt-1-373.78×Exportt-1 五、结论与建议 1.结论 从数据的预分析可知，能源与出口都是一阶自相关的，通过Eviews分析可知，出口曲线可由Export=1.19×Export(-1)拟合得出，按照研究得出的协整关系分析，那么在不考虑人口极限、资源极限存量、市场需求极限等约束的前提下，未来我国将面临“能源消费爆炸”。因此，能源密集型的加工方式必须改变，否则，未来我国将面临极其严峻的能源形势。由拟合方程可知，出口额对能源消费量有正相关关系。此外，虽然滞后一期之能源消费和滞后一期出口额也以变量形式出现在了方程中，但是在实际估计中，由于其值已知，因此方程实际上还是出口额与能源消费二者的关系。能源消费量为一阶自相关，并且存在较为稳定的关系。其原因在于，在现实中，能源也是商品，能源企业为了取得最大化市场利益，必须鼓励其他市场参与者使用能源———尤其是不可储存的电力，其生产出来就必须马上被消耗掉———才能获取货币利益。否则的话，当期利润下滑会导致投资者对企业经营者的质疑。同时，随着我国经济的快速增长，能源需求随着经济的增长同向逐年增加。因此，能源消费量形成了某种以上期消费为“锚”的特征。从方程中我们也可以看出，上期能源消费量对当期能源消费量的向前驱动力相当大，已经达到了106%，由于我国能源消费量总量大，6%的相对增量所导致的能源消费的绝对增量是一个相当大的数字。在实际应用中，我们还应该注意滞后一期出口额对当期能源消费量的后拉作用。这种作用力的实际存在，在我们需要减少能源消费的时候提供了思路。由于技术进步和资本化的存在，因此猜测这种节能效应是由于技术进步和产业资本化引起的，在出口额不变的情况下，由出口所引起的净能量消费增量为负，且这种效应是稳定可测的。但是对技术进步和产业资本化的讨论已经超出了论文的研究范围，故在此不再多做阐述。 2.建议 根据研究结果，我国能源消费存在向前的自我推动力，未来能源需求压力堪忧；出口与能源同时存在推动及拉后两种作用力，在出口同比不变的情况下，能源消费被拉低。因此，试对我国宏观能源、经济政策建议如下： （1）现期出口对能源具有显著的推动作用，同时，滞后一期出口额对于能源消费具有显著的减少效应，因此，在制定重大国家战略、市场战略时，应该重视我国出口产业的模式转变，鼓励技术进步，加速产业升级。首先，在制造业依然是我国出口产品支柱产业的前提下，大力推动制造业的技术进步，使得产生同样出口价值商品的生产过程耗费更少的能源、资源。其次，加速产业资本化进程，使我国摆脱能源密集型、劳动密集型的出口模式，使我国稳定向资本密集型产业转变，从而使我国的经济增长摆脱对能源、资源的极大依赖和消耗，转而向价值附加型企业转变，真正改变我国的产业结构和在国际产业链中的地位。#p#分页标题#e# （2）由于滞后一期能源消费对于当期能源消费具有显著的推动作用，因此，当期节能减排能有效减少下一期能源消费。自1978年改革开放开始，我国的经济发展模式逐渐由计划经济向市场经济转变，公司治理逐渐完善。其中，能源企业的公开化既是机遇，也是挑战。一方面，应该鼓励能源企业的公开化，使我国的能源企业建立起较为完善的公司治理机制，适应市场竞争；另一方面，应充分发挥社会主义国家的优势，对于有关国计民生的能源、资源的相关企业，不应该片面追求货币利益，造成能源消费的被动增长。同时，应该厉行节约、增加能源利用效率，使单位GDP能耗减少，以保证经济增长的同时维持能源与环境的可持续发展。 （3）由于现代经济的发展离不开充足的能源供给，在煤、石油等传统能源因不断消耗导致价格不断攀升的背景下，有必要在我国加快新能源的开发和利用，保障我国的能源安全。我国在今后的发展中，一方面应当减小对于如煤、石油等的传统不可再生能源的依赖，另一方面，应加大对如天然气、风能、太阳能、核能、水能等清洁能源、新能源、可再生能源的的投入和开发。从而一方面使能源供给与经济增长协调发展，使我国的能源安全与经济安全得到保障，另一方面使经济与环境得以协调发展。
