出口貿易與能源消費關系的實證研究
——以山東省為例

劉 鵬

（青島理工大學經貿學院，山東青島266520）

【國際經貿】

出口貿易與能源消費關系的實證研究
——以山東省為例

劉 鵬

（青島理工大學經貿學院，山東青島266520）

選取1990—2012年時間序列相關數據,對山東省出口貿易與能源消費之間的關系進行了協整與格蘭杰因果關系檢驗,得出以下結論:出口規模擴大與能源消費量增加之間存在著長期穩定的均衡關系,并且這種均衡關系具有反向修正機制;兩者之間存在著從出口貿易到能源消費單向的因果關系。在當前能源形勢嚴峻的背景下,山東省出口企業應加快節能技術進步,向低碳生產和綠色生產轉型;政府應綜合運用各種節能降耗政策和措施,加快低碳經濟發展步伐,通過能源約束倒逼和促進出口貿易向低碳轉型。

出口貿易;能源消費;協整檢驗;因果關系

近20年來，山東省出口迅速增長，有力拉動了山東省經濟的快速發展。1990—2012年，山東省出口貿易總額由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第一大省，能源供需缺口逐漸擴大，矛盾日益突出。2012年，山東省能源消費量達到40035.78萬噸標準煤，而能源生產總量只有17261.75萬噸標準煤，能源缺口達到22774.03萬噸標準煤，能源供應緊張態勢進一步加劇。因為高能耗產品的出口往往是導致能源供應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成本，降低了利潤率，進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易與能源消費之間的關系，以有效促進山東省的節能降耗和出口貿易的可持續發展。

一、文獻回顧

關于能源消費與出口貿易相互關系問題，眾多國內外學者進行了相關研究。Hillman（1978）在國際貿易經典的H-O理論模型中加入能源解釋變量，擴展了Leontief投入產出法。Owen（1982）研究了拉美國家20世紀60～70年代的能源消費與出口貿易關系，發現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）的測算結果表明：2002年中國出口內涵能源占當年能源總消費的21%，2004年該比重上升到27%，外貿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。

國內學者研究結果可大致分為兩類：一類認為兩者之間存在單項因果關系，另一類認為兩者之間互為因果關系。朱啟榮（2007）選取1978—2004年的統計數據，實證分析了山東省能源消費與出口貿易的相互關系，認為二者之間存在雙向因果關系［1］。吳獻金等（2008）利用我國東部11個省份的面板數據，經過實證研究，發現出口貿易與能源消費互為因果關系，兩者之間存在長期均衡［2］。蔣和平等（2011）運用格蘭杰因果檢驗、脈沖響應函數和方差分解方法，實證分析了廣西能源消費與出口貿易的相互關系，認為二者之間存在雙向因果關系［3］。而張傳國［4］（2009）、蘇梽芳［5］（2009）、尹顯萍［6］（2010）等通過實證研究得出兩者之間僅存在從出口貿易到能源消費的單向Granger因果關系。

綜上所述，能源消費與出口貿易之間存在著密切關聯，國內的統計數據尤其驗證了這一點。然而，兩者之間是互為因果關系還是僅存在單項因果關系，有著截然不同的推論：前者說明出口貿易已經受到了能源消費的有力約束，必須進行低碳轉型和綠色生產；后者意味著出口貿易未能顯著受到能源供給緊張帶來的不利影響，仍然繼續著傳統的高耗能、粗放型出口增長方式，這顯然有悖于我國的能源、環境和貿易政策，也有違于我國的可持續發展戰略。

因此，對于能源消費與出口貿易之間因果關系的認真驗證與辨別區分至關重要。本文選取山東省23年來的統計數據（1990—2012年），實證研究兩者之間的動態關系，以期促進山東省節能降耗和出口的可持續發展。

二、分析方法與數據選取

檢驗經濟變量之間的協整關系與因果關系的前提條件是相應的經濟變量之間都是同階單整的。為了避免非平穩的時間序列可能出現的虛假“偽回歸”，應先確定其穩定性。本文先用ADF單位根檢驗方法檢驗經濟變量是否為同階單整變量，然后利用協整方法檢驗變量之間的長期均衡關系，進而檢驗變量之間是否存在格蘭杰因果關系。

本文以1990—2012年山東省出口貿易額和能源消費量統計數據為分析樣本，采用EVIEWS6.0軟件來分析兩者之間的動態因果關系。出口貿易額與能源消費量的統計數據均來自山東統計年鑒。能源消費量記為EC，是一個實物指標，單位是萬噸標準煤；出口貿易額記為EX，單位是萬元人民幣。因為統計年鑒中出口貿易額的數據單位是萬美元，所以應采用當年的人民幣匯率進行轉換；另外，為了剔除通貨膨脹因素的影響，使用當年的居民消費價格指數對出口貿易額進行了平減（以1990年為基期）。圖1為1990—2012年山東省出口貿易額（EX）與能源消費量（EC）的變動趨勢圖。為了消除可能存在的異方差而使數據更加平穩，分別對二者取對數。為了考察出口貿易與能源消費之間的長期均衡關系，設定以下基本模型：

圖1 1990—2012年山東出口貿易與能源消費變動趨勢

三、協整性與因果關系分析

(一)單位根檢驗

本文采用DF或ADF檢驗法進行單位根檢驗。根據表1中的檢驗結果，LNEX和LNEC水平序列統計量的值均大于顯著水平1%、5%和10%的檢驗水平，表明接受序列LNEX和LNEC有單位根的假設，變量非平穩。但是，檢驗拒絕了這兩個序列的一階差分△LNEX和△LNEC具有單位根的假設，變量具有平穩性。所以，LNEX和LNEC都是一階單整序列，因此可以進一步檢驗這些變量之間是否具有協整關系。

表1 序列的DF或ADF檢驗結果

(二)協整檢驗

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

第一步，運用OLS模型進行協整回歸，得到協整回歸方程：

根據以上F值、t值、R2值，可以看出該回歸方程結果良好。

第二步，檢驗上述回歸方程（2）的殘差序列的平穩性。協整關系存在的一個重要條件就是協整回歸方程的殘差序列是平穩的。若殘差序列是平穩的，則變量之間的關系是協整的，反之則不是協整的，所以必須對殘差序列的平穩性進行檢驗。殘差檢驗也采用ADF方法，通過對方程（2）的殘差原序列進行無常數項和無時間趨勢項的檢驗，得到ADF值為-1.9778，檢驗結果如表2。

表2 殘差序列的ADF檢驗結果

在5%的顯著性水平下，殘差的ADF統計量的值為-1.9778，小于相應的臨界值-1.9572，從而表明殘差序列不存在單位根，是平穩序列，檢驗表明1990—2012年山東省出口貿易額與能源消費量之間存在協整關系。

(三)建立長期均衡關系

由方程（2）得到的DW值可知，殘差項存在較強的一階自相關，考慮加入適當的滯后項以消除自相關，利用ADL（自相關）模型得到：

由以上F值、t值、R2值，可以看出該回歸方程結果良好，由殘差項的自相關系數圖可以看出不存在自相關，表明自相關已消除。

因此，由方程（3）進行變換得到如下模型：

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

(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量經濟模型，也是由Engle和Granger于1987年提出的。如果變量之間存在協整關系，表明它們之間存在長期均衡關系，而這種長期均衡關系是在短期波動過程的不斷調整下實現的，或者說大多數經濟時間序列是因為有一種誤差修正機制在起調節作用，抑制了長期均衡關系出現較大的誤差，所以序列具有長期均衡關系。基于山東省出口貿易與能源消費之間的協整關系，將協整回歸方程（2）的殘差作為誤差修正項ECM，建立起一階差分△LNEC和△LNEX的誤差修正模型，根據比較分析，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，能源消費對出口貿易的短期彈性為0.2411。這說明從短期來看，出口貿易每增加1個百分點，能源消費便會增加0.2411個百分點。長短期彈性系數表明出口貿易對能源消費的短期影響不如對長期的影響顯著。誤差修正項系數為-0.3034，在5%的水平下顯著不為0，符合反向修正機制。說明每當能源消費偏離長期平衡時，30.34%的偏離部分會在下一期得到調整，從而使出口貿易與能源消費之間保持長期的均衡關系。

(五)格蘭杰因果關系檢驗

由于山東省的出口貿易額與能源消費量之間存在協整關系，則可以對LNEX和LNEC之間的關系進行格蘭杰檢驗。選擇由VAR模型確定的最佳滯后期為1，得到表3中格蘭杰檢驗的結果。

表3 格蘭杰因果關系檢驗結果

從表3中可以看出，在95%置信度及滯后期數為1時，LNEX不是LNEC的Granger原因的概率是0.0243，說明山東省出口規模變化是導致其能源消費變化的格蘭杰原因。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并不是出口貿易的Granger成因，能源消費的變化并不導致出口的變化。格蘭杰因果關系檢驗表明：山東省出口貿易與能源消費之間存在著單向的從出口貿易到能源消費的因果關系，出口貿易波動將對能源消費產生持續較大影響，出口貿易對能源消費具有較強的依賴性。

四、結論和建議

協整檢驗與誤差修正模型表明，山東省的出口貿易規模擴大與其能源消費量增加之間存在著長期穩定的均衡關系，并且這種均衡關系具有反向修正機制；格蘭杰因果檢驗表明：山東省出口貿易規模變化是其能源消費變化的原因，反之則不然。研究表明：山東省的高能耗出口產品在出口貿易中占有較大比重，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90年代以來，山東省抓住日本、韓國以及歐美產業轉移機遇，積極招商引資，取得了顯著成效，促進了出口貿易快速增長。但是，在積極承接國際產業轉移的同時，由于引進的出口加工型外資企業大多都是高耗能產業，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制成品，如機械電器、服裝鞋帽、橡膠制品、化工產品等。雖然在巨大的能源消費約束壓力下，山東省采取了結構調整、產業升級等節能降耗措施，但是這些措施未能抑制傳統出口貿易的擴張，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上漲會對出口貿易的發展產生沖擊。王磊（2013）［8］在考慮加工貿易因素的影響下，定量研究了2000—2011年我國出口貿易中的內涵能源問題，發現我國出口貿易內涵能源量在以年均20%的速度增長。這是一條危險而不可持續的發展道路。

在能源供求矛盾日益尖銳的現實壓力下，山東省應該采取有力的節能降耗措施，從根本上改變傳統的高能耗出口增長方式，突破能源約束帶來的發展瓶頸，實現出口貿易的可持續發展。出口企業要加快低碳技術進步，增強低碳生產和綠色意識。在政策方面，要完善綠色貿易、產業、科技、財稅、金融等政策，行政、經濟、法律等手段等多管并進，遏制高碳產品出口、鼓勵低碳產品出口，大力發展低碳經濟，以期真正實現能源約束對出口貿易低碳轉型的倒逼和促進。

［1］朱啟榮.能源消費與出口貿易的協整及Granger因果關系檢驗——以山東省為例［J］.國際經貿探索, 2007(4):9-12.

［2］吳獻金,黃飛,付曉燕.我國出口貿易與能源消費關系的實證檢驗［J］.統計與決策,2008(16):101 -103.

［3］蔣和平,吳玉鳴.出口貿易與能源消費關系的實證分析——以廣西出口貿易為例［J］.技術經濟與管理研究,2011(8):116-119.

［4］張傳國,陳蔚娟.中國能源消費與出口貿易關系實證研究［J］.世界經濟研究,2009(8):26-30.

［5］蘇梽芳,蔡經漢.我國能源消費與出口貿易非線性協整關系實證研究［J］.中央財經大學學報,2009 (12):69-74.

［6］尹顯萍,石曉敏.工業出口貿易結構變動對我國能源強度的影響［J］.中國人口·資源與環境,2010 (11):77-83.

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

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

(責任編輯: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:國際貿易、國際金融。

山東省軟科學項目“山東省出口企業低碳生產意愿與綠色轉型成效研究”(2013RKB01436);山東省高校人文社科研究計劃項目“節能減排目標約束下的山東省出口貿易結構調整研究”(J13WF83)。