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摘 要 自从2001年我国加入WTO以来，我国出口贸易金额迅速增加，出口对我国的能源消费造成了重大影响。本文选用1987-2009年间的出口贸易额和能源消费的相关时间序列数据，利用EVIEWS5.0软件对两者之间的关系进行了实证分析。
关键词 出口贸易 能源消费 协整检验 格兰杰检验
一、引言
随着我国对外开放的不断拓展，特别是2001年我国加入WTO以后，我国出口贸易进入了高速发展时期，截止到2008年底，我国已经成为世界上第三大贸易大国。由于出口产业高度集中于制造业，使得我国能源消费迅速增加，目前已经成为世界第二的能源消费大国，并有赶超美国的趋势。能源瓶颈效应对经济发展的影响越来越明显，已经引起了社会各界的关注。在低碳经济成为未来发展趋势的大背景下，对国际产业转移背景下的能源消费与出口贸易的关系进行深入研究显得尤为必要，同时也可以为目前我国推行节能减排政策以及我国经济未来的持续健康发展提供一定程度上的理论支持。
二、文献综述
关于出口贸易与能源消费关系的研究，国内外学者大都采用投入产出分析法对两者关系进行研究。Arye.L.Hillman与Clark.W.Bullard(1978)使用Leontief投入产出法，在H-O理论模型中把能源消费作为解释变量，对能源消费与贸易的关系进行了研究。张传国，陈蔚娟(2008) 运用格兰杰因果关系检验以及脉冲响应和方差分解方法对能源消费与出口贸易之间的动态和定量关系进行了研究，研究表明：中国能源消费与出口贸易之间存在从出口贸易到能源消费的单向因果关系,出口贸易波动将对能源消费产生持续较大的影响,出口贸易对能源消费具有较强的依赖性。苏梽芳,蔡经汉（2009）运用最新的两状态门槛协整模型的方法对我国能源消费与出口贸易的关系进行了实证研究。结果发现，出口贸易与能源消费存在非线性协整关系。本为旨在吸收现有的研究成果的基础上，对我国的出口贸易与能源消费的关系进行深入的研究。
三、我国能源消费与出口贸易关系的实证分析
（一）数据来源与变量定义
为保证统计数据的连贯性和权威性，本文使用的1987-2009年我国的相关数据作为样本进行计量分析，其中各年出口贸易（EX）数据均来自于1987-2009年《中国统计年鉴》，单位万美元；能源消费总量（EC）数据来自中华人民共和国国家统计局，单位是万吨标准煤，且该数据属于实物指标。为了防止序列数据段发生剧烈波动，文章先对各序列进行了对数化处理。
(二)能源消费与出口贸易的协整检验和因果关系检验结果
1、单位根检验
由于在实际的计量分析中，多数时间序列是非平稳序列，如果简单的进行线性回归的话，往往会出现伪回归问题。为了克服这一现象，保证时间序列的平稳性，因此，在协整检验之前，有必要对其进行单位根检验，本文采用ADF检验法对其进行检验。
表1中显示了对其进行检验后的结果，我们发现，当对lnEC和lnEX序列均采用数值为1的滞后期时，它们的检验方程中AIC与SC的值达到最小。在这种情况下，lnEC和lnEX序列统计量的t值均大于其显著水平为5%条件下的临界值，在1%的条件下，接受了lnEC和lnEX具有单位根的假设；所以我们可以判断出，lnEC和lnEX的一阶差分仍然不平稳。在二阶差分条件下，ADF检验拒绝了这两个序列（lnEC和lnEX）的二阶差分具有单位根的假设，而且对其残差进行了单位根检验后，检验的结果也拒绝了原假设。因此由以上结果可知，序列lnEC和lnEX都是二阶单整I(2)序列，由于所有序列都通过了单位根检验，并且都是同阶单整的，因此，我们可以进行下一步的协整检验。
2、协整检验
运用普通最小平方法，对回归方程进行估计，剔除序列自相关因素后，得到回归方程：
lnEC=5.8364+0.3602lnEX+ [AR(1)=0.7391] (1)
R-squared=0.9922， 调整的R-squared =0.9914， DW=1.6448
从协整检验的结果中，我们发现调整的可决系数达到了0.9881，拟合优度非常好，而且从DW值来看，1.5 3、格兰杰因果关系检验
对于非平稳的时间序列，直接进行格兰杰因果关系检验时，往往会产生虚假的因果关系。上文中我们已经证明了lnEC和lnEX存在协整关系，因此我们可以进行以下检验。我们不妨设滞后期为2期，利用Eviews5.0软件，得到表2中的结果。从F统计量所对应的概率值来看，按照5%的显著性水平进行检验的话，原假设“出口贸易不是能源消费的原因”和“能源消费不是出口贸易的原因”两者均被拒绝，说明我国出口贸易规模变化是造成能源消费变化的格兰杰原因，同时能源消费的变化也是造成出口贸易规模变化的格兰杰原因，这表明，我国出口贸易规模的变化与能源消费的变动存在着长时期的因果关系。
四、结论
1、结论
从格兰杰因果关系表明，出口贸易是能源消费的格兰杰成因，从回归方程中我们也看到了，我国出口贸易值每增长1%，其能源消费增长率就会提高0.3602%，说明出口贸易对能源消费的影响还是比较大的，两者呈现出比较明显的正相关性。同时能源消费也是出口贸易的格兰杰原因，说明我国当前的出口贸易依然受到能源瓶颈的制约。
2、对策
当前，我国在发展经济的黄金时期，出口贸易在以后的很长一段时间内，仍然会保持较高速度的增长，但是其发展已经开始受到能源瓶颈的制约，应当对其引起重视。我国应该从高耗能、高排放、高污染的产业化模式逐步转变过来，稳步实行产业结构优化，逐步降低“三高”产品的出口份额，大力发展低碳经济下的信息化产业和第三产业。政府在逐步加大科研投入的同时，企业自身也要不断学习和持续创新，逐步开展技术改造，提高能源使用效率，降低产品出口能耗，提高出口产品的国际竞争力。
参考文献：
[1]Arye.L.Hillman and Clark.W.Bullard.Energy: the Hechscher—Ohlin Theorem and U1S1 International Trade1The American Economic Review,1978 (3) : 96 - 106.
[2]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
[3]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）：69-73
作者简介：
李斌，山东财经大学2009级国际贸易学专业研究生，杨跑远，山东财经大学2009级劳动经济学学专业研究生
关键词 出口贸易 能源消费 协整检验 格兰杰检验
一、引言
随着我国对外开放的不断拓展，特别是2001年我国加入WTO以后，我国出口贸易进入了高速发展时期，截止到2008年底，我国已经成为世界上第三大贸易大国。由于出口产业高度集中于制造业，使得我国能源消费迅速增加，目前已经成为世界第二的能源消费大国，并有赶超美国的趋势。能源瓶颈效应对经济发展的影响越来越明显，已经引起了社会各界的关注。在低碳经济成为未来发展趋势的大背景下，对国际产业转移背景下的能源消费与出口贸易的关系进行深入研究显得尤为必要，同时也可以为目前我国推行节能减排政策以及我国经济未来的持续健康发展提供一定程度上的理论支持。
二、文献综述
关于出口贸易与能源消费关系的研究，国内外学者大都采用投入产出分析法对两者关系进行研究。Arye.L.Hillman与Clark.W.Bullard(1978)使用Leontief投入产出法，在H-O理论模型中把能源消费作为解释变量，对能源消费与贸易的关系进行了研究。张传国，陈蔚娟(2008) 运用格兰杰因果关系检验以及脉冲响应和方差分解方法对能源消费与出口贸易之间的动态和定量关系进行了研究，研究表明：中国能源消费与出口贸易之间存在从出口贸易到能源消费的单向因果关系,出口贸易波动将对能源消费产生持续较大的影响,出口贸易对能源消费具有较强的依赖性。苏梽芳,蔡经汉（2009）运用最新的两状态门槛协整模型的方法对我国能源消费与出口贸易的关系进行了实证研究。结果发现，出口贸易与能源消费存在非线性协整关系。本为旨在吸收现有的研究成果的基础上，对我国的出口贸易与能源消费的关系进行深入的研究。
三、我国能源消费与出口贸易关系的实证分析
（一）数据来源与变量定义
为保证统计数据的连贯性和权威性，本文使用的1987-2009年我国的相关数据作为样本进行计量分析，其中各年出口贸易（EX）数据均来自于1987-2009年《中国统计年鉴》，单位万美元；能源消费总量（EC）数据来自中华人民共和国国家统计局，单位是万吨标准煤，且该数据属于实物指标。为了防止序列数据段发生剧烈波动，文章先对各序列进行了对数化处理。
(二)能源消费与出口贸易的协整检验和因果关系检验结果
1、单位根检验
由于在实际的计量分析中，多数时间序列是非平稳序列，如果简单的进行线性回归的话，往往会出现伪回归问题。为了克服这一现象，保证时间序列的平稳性，因此，在协整检验之前，有必要对其进行单位根检验，本文采用ADF检验法对其进行检验。
表1中显示了对其进行检验后的结果，我们发现，当对lnEC和lnEX序列均采用数值为1的滞后期时，它们的检验方程中AIC与SC的值达到最小。在这种情况下，lnEC和lnEX序列统计量的t值均大于其显著水平为5%条件下的临界值，在1%的条件下，接受了lnEC和lnEX具有单位根的假设；所以我们可以判断出，lnEC和lnEX的一阶差分仍然不平稳。在二阶差分条件下，ADF检验拒绝了这两个序列（lnEC和lnEX）的二阶差分具有单位根的假设，而且对其残差进行了单位根检验后，检验的结果也拒绝了原假设。因此由以上结果可知，序列lnEC和lnEX都是二阶单整I(2)序列，由于所有序列都通过了单位根检验，并且都是同阶单整的，因此，我们可以进行下一步的协整检验。
2、协整检验
运用普通最小平方法，对回归方程进行估计，剔除序列自相关因素后，得到回归方程：
lnEC=5.8364+0.3602lnEX+ [AR(1)=0.7391] (1)
R-squared=0.9922， 调整的R-squared =0.9914， DW=1.6448
从协整检验的结果中，我们发现调整的可决系数达到了0.9881，拟合优度非常好，而且从DW值来看，1.5
对于非平稳的时间序列，直接进行格兰杰因果关系检验时，往往会产生虚假的因果关系。上文中我们已经证明了lnEC和lnEX存在协整关系，因此我们可以进行以下检验。我们不妨设滞后期为2期，利用Eviews5.0软件，得到表2中的结果。从F统计量所对应的概率值来看，按照5%的显著性水平进行检验的话，原假设“出口贸易不是能源消费的原因”和“能源消费不是出口贸易的原因”两者均被拒绝，说明我国出口贸易规模变化是造成能源消费变化的格兰杰原因，同时能源消费的变化也是造成出口贸易规模变化的格兰杰原因，这表明，我国出口贸易规模的变化与能源消费的变动存在着长时期的因果关系。
四、结论
1、结论
从格兰杰因果关系表明，出口贸易是能源消费的格兰杰成因，从回归方程中我们也看到了，我国出口贸易值每增长1%，其能源消费增长率就会提高0.3602%，说明出口贸易对能源消费的影响还是比较大的，两者呈现出比较明显的正相关性。同时能源消费也是出口贸易的格兰杰原因，说明我国当前的出口贸易依然受到能源瓶颈的制约。
2、对策
当前，我国在发展经济的黄金时期，出口贸易在以后的很长一段时间内，仍然会保持较高速度的增长，但是其发展已经开始受到能源瓶颈的制约，应当对其引起重视。我国应该从高耗能、高排放、高污染的产业化模式逐步转变过来，稳步实行产业结构优化，逐步降低“三高”产品的出口份额，大力发展低碳经济下的信息化产业和第三产业。政府在逐步加大科研投入的同时，企业自身也要不断学习和持续创新，逐步开展技术改造，提高能源使用效率，降低产品出口能耗，提高出口产品的国际竞争力。
参考文献：
[1]Arye.L.Hillman and Clark.W.Bullard.Energy: the Hechscher—Ohlin Theorem and U1S1 International Trade1The American Economic Review,1978 (3) : 96 - 106.
[2]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
[3]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）：69-73
作者简介：
李斌，山东财经大学2009级国际贸易学专业研究生，杨跑远，山东财经大学2009级劳动经济学学专业研究生