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(tǒng)計局GDP數(shù)據(jù)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(fù)合增長率高達11.49%。與此同時，從我國在聯(lián)合國的合法席位恢復(fù)開始，我國在國際上的地位和話語權(quán)逐步恢復(fù)和加重。尤其是在2001年，我國成功加入世界貿(mào)易組織(WTO)，使得我國與國際間的貿(mào)易與交流進一步得到增加。Ellis、Davies和Wong(2010)研究發(fā)現(xiàn)，轉(zhuǎn)軌經(jīng)濟體總是與出口密集度聯(lián)系在一起。事實上，中國經(jīng)濟的發(fā)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(fā)展，一方面，我國國際貿(mào)易蓬勃發(fā)展，進出口貿(mào)易額（特別是出口貿(mào)易額）大幅度增加，為我國帶來了可觀的外匯收入。據(jù)統(tǒng)計數(shù)據(jù)顯示，我國的貨物貿(mào)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(fù)合增長率達到了11.98%，甚至高于了我國GDP的年均復(fù)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(jīng)濟的迅速發(fā)展與出口制造業(yè)的大量擴張使我國的能源供給面臨巨大壓力。統(tǒng)計數(shù)據(jù)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(fù)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(fù)合增長率也達4.34%之多。剔除生活能源消費因素，我國生產(chǎn)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(fù)合增長率達5.79%。

高速的經(jīng)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(nèi)極端天氣事件的增加，以及持續(xù)的氣候變暖趨勢，使得人們開始反思工業(yè)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(jié)能、環(huán)保等概念的蓬勃發(fā)展，人們逐漸認識到經(jīng)濟增長在帶給人們便利的同時，也對環(huán)境、能源帶來了巨大的破壞和挑戰(zhàn)。

由統(tǒng)計年鑒數(shù)據(jù)顯示，隨著我國出口貿(mào)易以年均11.98%的復(fù)合增長率增加，我國貨物和服務(wù)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(mào)易對我國經(jīng)濟增長的巨大貢獻，有必要對出口貿(mào)易與我國能源消費之間的關(guān)系進行研究和探討。

二、文獻回顧

董斌昌與杜希??(2006)對我國的出口貿(mào)易與能源消費之間的關(guān)系進行了研究，指出了能源當(dāng)期消費、出口貿(mào)易前一期消費對當(dāng)期出口的線性關(guān)系，并用1978-2004年的統(tǒng)計數(shù)據(jù)進行了實證檢驗。我們利用同樣的數(shù)據(jù)，做了類似的工作，可以得到類似的結(jié)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(shù)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(dāng)期能源消費對出口的影響，我認為有失偏頗。由偏自相關(guān)函數(shù)分析可知，當(dāng)期能源消費與滯后一期能源消費有關(guān)系，而當(dāng)期出口與當(dāng)期能源消費有關(guān)系，因此，該種做法會導(dǎo)致解釋變量不足，使得解釋出現(xiàn)偏差。同時，計量結(jié)果也顯示，采用第4章的計量模型，參數(shù)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(guān)系的研究中得到了能源與出口的協(xié)整關(guān)系，并構(gòu)造了二者的誤差校正模型。然而研究發(fā)現(xiàn)，出口額與能源消費雖然均為I(2)序列，但是經(jīng)過對數(shù)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(xié)整關(guān)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(fā)現(xiàn)，誤差校正項參數(shù)的結(jié)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(shù)據(jù)的劇烈波動以及抑制異方差產(chǎn)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(shù)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(guān)系，并得出結(jié)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(guān)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(shù)據(jù)與能源消費量進行擬合研究，得到了二者長期以來的協(xié)整關(guān)系，并得到了能源消費與出口互為格蘭杰因果關(guān)系的結(jié)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(xù)，不利于研究的進行。由于美元具有幣值穩(wěn)定性的特點，沒有必要將其換算成人民幣進行處理，因此，應(yīng)該直接采用美元數(shù)據(jù)，并且由美元指數(shù)得出實際出口貿(mào)易額進行研究。

在以上研究的基礎(chǔ)上，采用多元協(xié)整理論與方法，對我國1980-2008年能源消費與出口貿(mào)易額之間的關(guān)系進行數(shù)據(jù)擬合，以此證明我國能源消費與出口貿(mào)易額之間存在著多元協(xié)整關(guān)系。由此做出結(jié)論，并提出相應(yīng)政策建議。

三、方法論及數(shù)據(jù)

1.協(xié)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(wěn)隨機序列進行回歸擬合，將會出現(xiàn)錯誤的結(jié)論，即偽回歸問題。因此，必須在解決序列非平穩(wěn)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(wěn)序列。但這種辦法通常會丟失掉重要的水平數(shù)據(jù)信息。Engle和Granger(1989)[2]給出了協(xié)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(xié)整關(guān)系，記為Xt~CI(d，b)，而α稱作協(xié)整向量。在隨后的研究中(1990)[3]，這種方法得到了進一步發(fā)展和運用。因此，協(xié)整理論的提出，為非平穩(wěn)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(shè)定的短期、動態(tài)性與數(shù)量經(jīng)濟學(xué)中均衡關(guān)系的長期、確定的特點融為一體，使得對于非平穩(wěn)時間序列的研究，既能克服偽回歸問題揭示其內(nèi)在規(guī)律所在，又不會失去水平數(shù)據(jù)的特征，是一種行之有效的方法。