出口贸易与能源消费关系的实证研究——以山东省为例

刘 鹏

（青岛理工大学经贸学院，山东青岛266520）

【国际经贸】

出口贸易与能源消费关系的实证研究
——以山东省为例

刘 鹏

（青岛理工大学经贸学院，山东青岛266520）

选取1990—2012年时间序列相关数据,对山东省出口贸易与能源消费之间的关系进行了协整与格兰杰因果关系检验,得出以下结论:出口规模扩大与能源消费量增加之间存在着长期稳定的均衡关系,并且这种均衡关系具有反向修正机制;两者之间存在着从出口贸易到能源消费单向的因果关系。在当前能源形势严峻的背景下,山东省出口企业应加快节能技术进步,向低碳生产和绿色生产转型;政府应综合运用各种节能降耗政策和措施,加快低碳经济发展步伐,通过能源约束倒逼和促进出口贸易向低碳转型。

出口贸易;能源消费;协整检验;因果关系

近20年来，山东省出口迅速增长，有力拉动了山东省经济的快速发展。1990—2012年，山东省出口贸易总额由34.17亿美元增加到1287.31亿美元，增长了37倍，年均增长17.1%。与此同时，山东省的能源需求也逐年增加，2006年成为全国能源消费第一大省，能源供需缺口逐渐扩大，矛盾日益突出。2012年，山东省能源消费量达到40035.78万吨标准煤，而能源生产总量只有17261.75万吨标准煤，能源缺口达到22774.03万吨标准煤，能源供应紧张态势进一步加剧。因为高能耗产品的出口往往是导致能源供应短缺和价格上涨的重要因素，而能源价格上涨又反过来推高出口物流成本和生产成本，降低了利润率，进而成为制约出口增长的瓶颈，所以有必要分析和研究山东省出口贸易与能源消费之间的关系，以有效促进山东省的节能降耗和出口贸易的可持续发展。

一、文献回顾

关于能源消费与出口贸易相互关系问题，众多国内外学者进行了相关研究。Hillman（1978）在国际贸易经典的H-O理论模型中加入能源解释变量，扩展了Leontief投入产出法。Owen（1982）研究了拉美国家20世纪60～70年代的能源消费与出口贸易关系，发现这些国家出口的迅速增长是造成能源供给紧张的重要原因。Kahrl和Roland-Holst（2007）的测算结果表明：2002年中国出口内涵能源占当年能源总消费的21%，2004年该比重上升到27%，外贸出口快速增长是拉动中国能源需求增长的重要原因。Fredich和David（2008）的研究也表明出口是推动我国能源消耗的最大因素。

国内学者研究结果可大致分为两类：一类认为两者之间存在单项因果关系，另一类认为两者之间互为因果关系。朱启荣（2007）选取1978—2004年的统计数据，实证分析了山东省能源消费与出口贸易的相互关系，认为二者之间存在双向因果关系［1］。吴献金等（2008）利用我国东部11个省份的面板数据，经过实证研究，发现出口贸易与能源消费互为因果关系，两者之间存在长期均衡［2］。蒋和平等（2011）运用格兰杰因果检验、脉冲响应函数和方差分解方法，实证分析了广西能源消费与出口贸易的相互关系，认为二者之间存在双向因果关系［3］。而张传国［4］（2009）、苏梽芳［5］（2009）、尹显萍［6］（2010）等通过实证研究得出两者之间仅存在从出口贸易到能源消费的单向Granger因果关系。

综上所述，能源消费与出口贸易之间存在着密切关联，国内的统计数据尤其验证了这一点。然而，两者之间是互为因果关系还是仅存在单项因果关系，有着截然不同的推论：前者说明出口贸易已经受到了能源消费的有力约束，必须进行低碳转型和绿色生产；后者意味着出口贸易未能显著受到能源供给紧张带来的不利影响，仍然继续着传统的高耗能、粗放型出口增长方式，这显然有悖于我国的能源、环境和贸易政策，也有违于我国的可持续发展战略。

因此，对于能源消费与出口贸易之间因果关系的认真验证与辨别区分至关重要。本文选取山东省23年来的统计数据（1990—2012年），实证研究两者之间的动态关系，以期促进山东省节能降耗和出口的可持续发展。

二、分析方法与数据选取

检验经济变量之间的协整关系与因果关系的前提条件是相应的经济变量之间都是同阶单整的。为了避免非平稳的时间序列可能出现的虚假“伪回归”，应先确定其稳定性。本文先用ADF单位根检验方法检验经济变量是否为同阶单整变量，然后利用协整方法检验变量之间的长期均衡关系，进而检验变量之间是否存在格兰杰因果关系。

本文以1990—2012年山东省出口贸易额和能源消费量统计数据为分析样本，采用EVIEWS6.0软件来分析两者之间的动态因果关系。出口贸易额与能源消费量的统计数据均来自山东统计年鉴。能源消费量记为EC，是一个实物指标，单位是万吨标准煤；出口贸易额记为EX，单位是万元人民币。因为统计年鉴中出口贸易额的数据单位是万美元，所以应采用当年的人民币汇率进行转换；另外，为了剔除通货膨胀因素的影响，使用当年的居民消费价格指数对出口贸易额进行了平减（以1990年为基期）。图1为1990—2012年山东省出口贸易额（EX）与能源消费量（EC）的变动趋势图。为了消除可能存在的异方差而使数据更加平稳，分别对二者取对数。为了考察出口贸易与能源消费之间的长期均衡关系，设定以下基本模型：

图1 1990—2012年山东出口贸易与能源消费变动趋势

三、协整性与因果关系分析

(一)单位根检验

本文采用DF或ADF检验法进行单位根检验。根据表1中的检验结果，LNEX和LNEC水平序列统计量的值均大于显著水平1%、5%和10%的检验水平，表明接受序列LNEX和LNEC有单位根的假设，变量非平稳。但是，检验拒绝了这两个序列的一阶差分△LNEX和△LNEC具有单位根的假设，变量具有平稳性。所以，LNEX和LNEC都是一阶单整序列，因此可以进一步检验这些变量之间是否具有协整关系。

表1 序列的DF或ADF检验结果

(二)协整检验

本文采用Engle与Granger在1987年提出的E-G两步法，检验LNEX和LNEC之间是否存在协整关系。如果它们之间存在协整关系，则存在长期稳定的均衡关系。

第一步，运用OLS模型进行协整回归，得到协整回归方程：

根据以上F值、t值、R2值，可以看出该回归方程结果良好。

第二步，检验上述回归方程（2）的残差序列的平稳性。协整关系存在的一个重要条件就是协整回归方程的残差序列是平稳的。若残差序列是平稳的，则变量之间的关系是协整的，反之则不是协整的，所以必须对残差序列的平稳性进行检验。残差检验也采用ADF方法，通过对方程（2）的残差原序列进行无常数项和无时间趋势项的检验，得到ADF值为-1.9778，检验结果如表2。

表2 残差序列的ADF检验结果

在5%的显著性水平下，残差的ADF统计量的值为-1.9778，小于相应的临界值-1.9572，从而表明残差序列不存在单位根，是平稳序列，检验表明1990—2012年山东省出口贸易额与能源消费量之间存在协整关系。

(三)建立长期均衡关系

由方程（2）得到的DW值可知，残差项存在较强的一阶自相关，考虑加入适当的滞后项以消除自相关，利用ADL（自相关）模型得到：

由以上F值、t值、R2值，可以看出该回归方程结果良好，由残差项的自相关系数图可以看出不存在自相关，表明自相关已消除。

因此，由方程（3）进行变换得到如下模型：

由方程（4）得到能源消费相对于出口贸易的长期弹性为0.6541，这说明从长期来看，出口贸易每增加1个百分点，能源消费便会增加0.6541个百分点，两者之间是显著正相关关系，出口贸易显著促进能源的消费。

(四)建立误差修正模型

误差修正模型是一种具有特定形式的计量经济模型，也是由Engle和Granger于1987年提出的。如果变量之间存在协整关系，表明它们之间存在长期均衡关系，而这种长期均衡关系是在短期波动过程的不断调整下实现的，或者说大多数经济时间序列是因为有一种误差修正机制在起调节作用，抑制了长期均衡关系出现较大的误差，所以序列具有长期均衡关系。基于山东省出口贸易与能源消费之间的协整关系，将协整回归方程（2）的残差作为误差修正项ECM，建立起一阶差分△LNEC和△LNEX的误差修正模型，根据比较分析，得到△LNEC和△LNEX的误差修正模型为：

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

从方程（5）可以看出，能源消费对出口贸易的短期弹性为0.2411。这说明从短期来看，出口贸易每增加1个百分点，能源消费便会增加0.2411个百分点。长短期弹性系数表明出口贸易对能源消费的短期影响不如对长期的影响显著。误差修正项系数为-0.3034，在5%的水平下显著不为0，符合反向修正机制。说明每当能源消费偏离长期平衡时，30.34%的偏离部分会在下一期得到调整，从而使出口贸易与能源消费之间保持长期的均衡关系。

(五)格兰杰因果关系检验

由于山东省的出口贸易额与能源消费量之间存在协整关系，则可以对LNEX和LNEC之间的关系进行格兰杰检验。选择由VAR模型确定的最佳滞后期为1，得到表3中格兰杰检验的结果。

表3 格兰杰因果关系检验结果

从表3中可以看出，在95%置信度及滞后期数为1时，LNEX不是LNEC的Granger原因的概率是0.0243，说明山东省出口规模变化是导致其能源消费变化的格兰杰原因。同时，LNEC不是LNEX的Granger原因的概率是0.8148，说明山东省的能源消费并不是出口贸易的Granger成因，能源消费的变化并不导致出口的变化。格兰杰因果关系检验表明：山东省出口贸易与能源消费之间存在着单向的从出口贸易到能源消费的因果关系，出口贸易波动将对能源消费产生持续较大影响，出口贸易对能源消费具有较强的依赖性。

四、结论和建议

协整检验与误差修正模型表明，山东省的出口贸易规模扩大与其能源消费量增加之间存在着长期稳定的均衡关系，并且这种均衡关系具有反向修正机制；格兰杰因果检验表明：山东省出口贸易规模变化是其能源消费变化的原因，反之则不然。研究表明：山东省的高能耗出口产品在出口贸易中占有较大比重，高能耗出口增长方式未能从根本上得到有效约束和改善。

20世纪90年代以来，山东省抓住日本、韩国以及欧美产业转移机遇，积极招商引资，取得了显著成效，促进了出口贸易快速增长。但是，在积极承接国际产业转移的同时，由于引进的出口加工型外资企业大多都是高耗能产业，山东省能源消耗迅速增加，形成了高耗能出口增长方式，加剧了日益严重的能源压力。目前，山东省前10位出口商品中绝大部分仍属于高能耗工业制成品，如机械电器、服装鞋帽、橡胶制品、化工产品等。虽然在巨大的能源消费约束压力下，山东省采取了结构调整、产业升级等节能降耗措施，但是这些措施未能抑制传统出口贸易的扩张，高能耗出口增长方式未能在根本上得到有效约束和改善。

这种高能耗出口增长方式显然是不可持续的，其弊端越来越明显。杨迎春（2012）［7］的研究指出，未来能源价格的持续上涨会对出口贸易的发展产生冲击。王磊（2013）［8］在考虑加工贸易因素的影响下，定量研究了2000—2011年我国出口贸易中的内涵能源问题，发现我国出口贸易内涵能源量在以年均20%的速度增长。这是一条危险而不可持续的发展道路。

在能源供求矛盾日益尖锐的现实压力下，山东省应该采取有力的节能降耗措施，从根本上改变传统的高能耗出口增长方式，突破能源约束带来的发展瓶颈，实现出口贸易的可持续发展。出口企业要加快低碳技术进步，增强低碳生产和绿色意识。在政策方面，要完善绿色贸易、产业、科技、财税、金融等政策，行政、经济、法律等手段等多管并进，遏制高碳产品出口、鼓励低碳产品出口，大力发展低碳经济，以期真正实现能源约束对出口贸易低碳转型的倒逼和促进。

［1］朱启荣.能源消费与出口贸易的协整及Granger因果关系检验——以山东省为例［J］.国际经贸探索, 2007(4):9-12.

［2］吴献金,黄飞,付晓燕.我国出口贸易与能源消费关系的实证检验［J］.统计与决策,2008(16):101 -103.

［3］蒋和平,吴玉鸣.出口贸易与能源消费关系的实证分析——以广西出口贸易为例［J］.技术经济与管理研究,2011(8):116-119.

［4］张传国,陈蔚娟.中国能源消费与出口贸易关系实证研究［J］.世界经济研究,2009(8):26-30.

［5］苏梽芳,蔡经汉.我国能源消费与出口贸易非线性协整关系实证研究［J］.中央财经大学学报,2009 (12):69-74.

［6］尹显萍,石晓敏.工业出口贸易结构变动对我国能源强度的影响［J］.中国人口·资源与环境,2010 (11):77-83.

［7］杨迎春,刘江华.能源价格上涨对我国出口贸易的影响［J］.经济纵横,2012(7):109-112.

［8］王磊.我国对外贸易生态逆差问题研究——基于出口贸易的内涵能源测度［J］.商业时代,2013(8):48 -49.

(责任编辑:牟洪波)

F752.62

A

2095-3283(2014)03-0021-04

刘鹏(1974-),男,山东临沂人,副教授,教研室主任,研究方向:国际贸易、国际金融。

山东省软科学项目“山东省出口企业低碳生产意愿与绿色转型成效研究”(2013RKB01436);山东省高校人文社科研究计划项目“节能减排目标约束下的山东省出口贸易结构调整研究”(J13WF83)。