前言：尋找寫作靈感？中文期刊網用心挑選的能源消費和貿易結構的關系，希望能為您的閱讀和創作帶來靈感，歡迎大家閱讀并分享。

一、引言   自1978年實行改革開放之后，我國綜合國力得到了大大提高，從國家統計局GDP數據可知，我國GDP從1978年的3619.86億元人民幣增加到了2009年的117411.79億元人民幣（已剔除價格因素），增長幅度達3143.55%，年平均復合增長率高達11.49%。與此同時，從我國在聯合國的合法席位恢復開始，我國在國際上的地位和話語權逐步恢復和加重。尤其是在2001年，我國成功加入世界貿易組織(WTO)，使得我國與國際間的貿易與交流進一步得到增加。Ellis、Davies和Wong(2010)研究發現，轉軌經濟體總是與出口密集度聯系在一起。事實上，中國經濟的發展證明了這一觀點，隨著中國在世界上活動廣度與深度的發展，一方面，我國國際貿易蓬勃發展，進出口貿易額（特別是出口貿易額）大幅度增加，為我國帶來了可觀的外匯收入。據統計數據顯示，我國的貨物貿易出口額從1978年的97.5億美元飆升至2009年的12016.1億美元，剔除價格因素，也由1978年的14.62億美元上升到2009年的546.87億美元，上漲幅度為3640.56%，年均復合增長率達到了11.98%，甚至高于了我國GDP的年均復合增長率，使我國成為名符其實的“世界工廠”。另一方面，我國經濟的迅速發展與出口制造業的大量擴張使我國的能源供給面臨巨大壓力。統計數據顯示，我國的能源消費量從1978年的57144萬噸標準煤飆升至2009年的306647萬噸標準煤[2]，上漲幅度達到436.62%，年平均復合增長率達到了5.70%。剔除人口增加因素，我國能源消費量也從1978年的人均0.59噸標準煤上升至2009年的2.30噸標準煤，上漲了289.83%，年平均復合增長率也達4.34%之多。剔除生活能源消費因素，我國生產能源消費從1980年的50692萬噸標準煤上升到了2008年的259550萬噸標準煤，上漲幅度為412.01%，年平均復合增長率達5.79%。   高速的經濟增長使人們對能源的需求日益增加，隨著近年來世界范圍內極端天氣事件的增加，以及持續的氣候變暖趨勢，使得人們開始反思工業革命以來人類活動對氣候變化所造成的巨大影響。隨著低碳、節能、環保等概念的蓬勃發展，人們逐漸認識到經濟增長在帶給人們便利的同時，也對環境、能源帶來了巨大的破壞和挑戰。   由統計年鑒數據顯示，隨著我國出口貿易以年均11.98%的復合增長率增加，我國貨物和服務凈出口的GDP占比，從1978年的-0.32%，增加至2008年的7.69%，因此，鑒于出口貿易對我國經濟增長的巨大貢獻，有必要對出口貿易與我國能源消費之間的關系進行研究和探討。   二、文獻回顧   董斌昌與杜希垚(2006)對我國的出口貿易與能源消費之間的關系進行了研究，指出了能源當期消費、出口貿易前一期消費對當期出口的線性關系，并用1978-2004年的統計數據進行了實證檢驗。我們利用同樣的數據，做了類似的工作，可以得到類似的結論，但唯一不足之處在于方程回歸元的選擇上。文中使用了帶參數的ADL(1，1)模型，但在能源滯后期上選擇了零期滯后，即僅考慮當期能源消費對出口的影響，我認為有失偏頗。由偏自相關函數分析可知，當期能源消費與滯后一期能源消費有關系，而當期出口與當期能源消費有關系，因此，該種做法會導致解釋變量不足，使得解釋出現偏差。同時，計量結果也顯示，采用第4章的計量模型，參數的顯著性大大超過董文模型。   吳國兵(2008)在對中國能源與出口關系的研究中得到了能源與出口的協整關系，并構造了二者的誤差校正模型。然而研究發現，出口額與能源消費雖然均為I(2)序列，但是經過對數化以后，出口額變成了I(1)序列（0.05%顯著水平下），能源消費依然為I(2)序列，二者之間的協整關系缺乏存在的前提。并且，我們選取ECM模型進行進一步擬合發現，誤差校正項參數的結尾概率為0.3760，甚至通不過0.1的顯著性檢驗。此外，為了減小數據的劇烈波動以及抑制異方差產生等目的，陳剛(2008)、賀桂欣等(2007)與朱啟榮(2007)等人同樣使用了類似的對數化處理方法。   任建軍(2008)在其研究成果中著重闡述了進口、出口與能源消費之間的格蘭杰因果關系，并得出結論，即出口是能源消費的格蘭杰原因，然而由檢驗可知，該因果關系并不存在。吳獻金、黃飛、付曉燕(2008)等則采用了東部11個出口大省的出口數據與能源消費量進行擬合研究，得到了二者長期以來的協整關系，并得到了能源消費與出口互為格蘭杰因果關系的結論。對于三人的研究，由于1993年我國對美元大幅貶值，使得1993-1994年人民幣兌美元匯率不連續，不利于研究的進行。由于美元具有幣值穩定性的特點，沒有必要將其換算成人民幣進行處理，因此，應該直接采用美元數據，并且由美元指數得出實際出口貿易額進行研究。   在以上研究的基礎上，采用多元協整理論與方法，對我國1980-2008年能源消費與出口貿易額之間的關系進行數據擬合，以此證明我國能源消費與出口貿易額之間存在著多元協整關系。由此做出結論，并提出相應政策建議。   三、方法論及數據   1.協整理論   Park與Phillips(1989)[1]從理論上證明了對于兩個具有明顯趨勢的非平穩隨機序列進行回歸擬合，將會出現錯誤的結論，即偽回歸問題。因此，必須在解決序列非平穩性問題之后才能對序列進行回歸擬合處理。其中一個方法就是對序列進行單位根檢驗，在得到接受單位根假定后對序列進行差分處理以得到平穩序列。但這種辦法通常會丟失掉重要的水平數據信息。Engle和Granger(1989)[2]給出了協整的定義，即對于m維向量時間序列{Xt}，如果{Xt}的分量序列為I(d)序列，且存在一個向量α≠0，使得αTXt~I(d-b)，b＞0，則稱{Xt}的分量序列存在(d，b)階協整關系，記為Xt~CI(d，b)，而α稱作協整向量。在隨后的研究中(1990)[3]，這種方法得到了進一步發展和運用。因此，協整理論的提出，為非平穩的多變量時間序列分析提供了有力的理論和方法。它的重要特點，就是將模型設定的短期、動態性與數量經濟學中均衡關系的長期、確定的特點融為一體，使得對于非平穩時間序列的研究，既能克服偽回歸問題揭示其內在規律所在，又不會失去水平數據的特征，是一種行之有效的方法。#p#分頁標題#e#   2.數據來源及形成   研究所需數據分為兩部分，其一為研究周期內我國歷年的貿易出口額，其二為對應的能源消費量。貿易出口額由兩部分原始數據構成，一是以美元計我國歷年名義出口額，二是歷年的美元指數。出口額數據來源于《中國統計年鑒》[4]“6-3貨物進出口總額”，以美元計價，為使得價格剔除通貨膨脹等因素，利用美元指數得到不變價格。美元指數來自美國勞工局。根據“實際出口額=100×名義出口額/美元指數”的公式得到實際貿易出口額數值。能源消費量由兩部分數據構成，能源消費總量年度統計與生活能源消費量年度統計，由這兩項數據相減得到生產能源消費量。能源數據（1980-2008年）均來自于中華人民共和國國家統計局出版的《統計年鑒》，子數據來自于“七、能源”項下的“7-2能源消費總量及構成”和“7-12生活能源消費量”。   四、結果及討論   1.格蘭杰因果檢驗   在數據擬合之前，應首先對數據列做格蘭杰因果檢驗，以確定數據列之間因果關系的存在性。利用Eviews6.0對生產能源序列以及實際出口貿易額序列進行格蘭杰因果關系檢驗，檢驗結果如下表1所示：由于格蘭杰檢驗對于滯后項非常敏感，因此，為使結論更具一般性，表1列出了含2階至6階滯后項的檢驗結果。如表中數據所示，我們可以接受能源到出口的單向格蘭杰因果關系。因此，實際出口額與能源消費之間有研究二者之間所存在的協整關系的必要。   2.數據擬合及檢驗   使用Eviews6.0分別對實際貿易出口額(Export_real)與能源消費量(Energy)序列進行自相關檢驗，檢驗得知，二者均具有拖尾的自相關函數與一階截尾的偏相關函數。且對于兩序列而言，當k>1時，偏相關函數準贊kk均落在數值±2姨1/28即(-0.3780，+0.3780)范圍內[5]，則可知，二者均滿足AR(1)過程。也就是說，二者均對于其滯后一期數據敏感。因此，為了研究二者之間的關系，決定采用ADL(1，1)模型。不失一般性，首先考慮帶截距項的回歸方程模型，即yt=β0+β1yt-1+β2xt+β3xt-1+ut其中，ut為殘差序列?；貧w結果如下表2所示：由表2可知，截距項t檢驗量截尾概率為0.7148（已在表中加粗顯示），故可拒絕其顯著性。因此，我們考慮不帶截距項的回歸方程，即yt=β1yt-1+β2xt+β3xt-1+ut其中，ut為殘差序列?；貧w結果如表3所示，表示擬合曲線、實際曲線與殘差之間關系的擬合效果圖如圖1所示。由上表3可知，不帶截距項的模型擬合優度達到了0.9963，各回歸元系數均非常顯著。由D-W統計量可知，殘差序列不顯著存在序列相關性。擬合關系由圖1可知，擬合是令人滿意的，殘差序列之間沒有表現出某種特定的規律性。   同時，對殘差序列進行平穩性檢驗。為使得檢驗更具有一般性，避免檢驗方法的選取不同而對結果產生不同影響，同時使用ADF檢驗以及PP檢驗對殘差序列進行了平穩性檢驗，檢驗結果如下表4所示，其中，殘差序列為平穩列。異方差性檢驗采用了B-P-G檢驗、懷特檢驗等多種檢驗方法，檢驗結果如表5所示。由結果可知，大體上可以接受殘差序列的同方差零假設，模型不存在明顯的異方差現象。由于最小二乘法經典假定還要求殘差序列為正態列，因此，還應該對殘差列的正態性進行檢驗。檢驗結果如圖2所示，殘差序列的Jarque-Bera值為0.5593，截尾概率為0.7560，因此，接受殘差序列正態性假設。因此，綜合所有信息可知，在ADL(1，1)模型擬合下，能源消費與出口額之間存在穩定的協整關系。所擬合方程如下：Energyt=319.69×Exportt+1.06×Energyt-1-373.78×Exportt-1   五、結論與建議   1.結論   從數據的預分析可知，能源與出口都是一階自相關的，通過Eviews分析可知，出口曲線可由Export=1.19×Export(-1)擬合得出，按照研究得出的協整關系分析，那么在不考慮人口極限、資源極限存量、市場需求極限等約束的前提下，未來我國將面臨“能源消費爆炸”。因此，能源密集型的加工方式必須改變，否則，未來我國將面臨極其嚴峻的能源形勢。由擬合方程可知，出口額對能源消費量有正相關關系。此外，雖然滯后一期之能源消費和滯后一期出口額也以變量形式出現在了方程中，但是在實際估計中，由于其值已知，因此方程實際上還是出口額與能源消費二者的關系。能源消費量為一階自相關，并且存在較為穩定的關系。其原因在于，在現實中，能源也是商品，能源企業為了取得最大化市場利益，必須鼓勵其他市場參與者使用能源———尤其是不可儲存的電力，其生產出來就必須馬上被消耗掉———才能獲取貨幣利益。否則的話，當期利潤下滑會導致投資者對企業經營者的質疑。同時，隨著我國經濟的快速增長，能源需求隨著經濟的增長同向逐年增加。因此，能源消費量形成了某種以上期消費為“錨”的特征。從方程中我們也可以看出，上期能源消費量對當期能源消費量的向前驅動力相當大，已經達到了106%，由于我國能源消費量總量大，6%的相對增量所導致的能源消費的絕對增量是一個相當大的數字。在實際應用中，我們還應該注意滯后一期出口額對當期能源消費量的后拉作用。這種作用力的實際存在，在我們需要減少能源消費的時候提供了思路。由于技術進步和資本化的存在，因此猜測這種節能效應是由于技術進步和產業資本化引起的，在出口額不變的情況下，由出口所引起的凈能量消費增量為負，且這種效應是穩定可測的。但是對技術進步和產業資本化的討論已經超出了論文的研究范圍，故在此不再多做闡述。   2.建議   根據研究結果，我國能源消費存在向前的自我推動力，未來能源需求壓力堪憂；出口與能源同時存在推動及拉后兩種作用力，在出口同比不變的情況下，能源消費被拉低。因此，試對我國宏觀能源、經濟政策建議如下：   （1）現期出口對能源具有顯著的推動作用，同時，滯后一期出口額對于能源消費具有顯著的減少效應，因此，在制定重大國家戰略、市場戰略時，應該重視我國出口產業的模式轉變，鼓勵技術進步，加速產業升級。首先，在制造業依然是我國出口產品支柱產業的前提下，大力推動制造業的技術進步，使得產生同樣出口價值商品的生產過程耗費更少的能源、資源。其次，加速產業資本化進程，使我國擺脫能源密集型、勞動密集型的出口模式，使我國穩定向資本密集型產業轉變，從而使我國的經濟增長擺脫對能源、資源的極大依賴和消耗，轉而向價值附加型企業轉變，真正改變我國的產業結構和在國際產業鏈中的地位。#p#分頁標題#e#   （2）由于滯后一期能源消費對于當期能源消費具有顯著的推動作用，因此，當期節能減排能有效減少下一期能源消費。自1978年改革開放開始，我國的經濟發展模式逐漸由計劃經濟向市場經濟轉變，公司治理逐漸完善。其中，能源企業的公開化既是機遇，也是挑戰。一方面，應該鼓勵能源企業的公開化，使我國的能源企業建立起較為完善的公司治理機制，適應市場競爭；另一方面，應充分發揮社會主義國家的優勢，對于有關國計民生的能源、資源的相關企業，不應該片面追求貨幣利益，造成能源消費的被動增長。同時，應該厲行節約、增加能源利用效率，使單位GDP能耗減少，以保證經濟增長的同時維持能源與環境的可持續發展。   （3）由于現代經濟的發展離不開充足的能源供給，在煤、石油等傳統能源因不斷消耗導致價格不斷攀升的背景下，有必要在我國加快新能源的開發和利用，保障我國的能源安全。我國在今后的發展中，一方面應當減小對于如煤、石油等的傳統不可再生能源的依賴，另一方面，應加大對如天然氣、風能、太陽能、核能、水能等清潔能源、新能源、可再生能源的的投入和開發。從而一方面使能源供給與經濟增長協調發展，使我國的能源安全與經濟安全得到保障，另一方面使經濟與環境得以協調發展。