浙江省能源消费与出口贸易关系的实证研究

　　能源是人类活动的物质基础，而能源的可持续发展是世界的关注重点。现今的世界能源正朝着绿色可持续的方向发展，但是，人类在享受能源带来的经济发展、科技进步等利益的同时，也遇到一系列无法避免的能源安全挑战，能源短缺、资源争夺以及过度使用能源造成的环境污染等问题，威胁着人类的生存与发展。就以中国为例，目前中国能源污染主要存在着大气污染和水污染等问题，能源的污染从一定程度上影响着人们的生存环境和社会的发展。所以本文通过研究能源消费与出口贸易之间的关系使人们对环境、能源消耗等问题引起重视，从而提出有效改善这类问题的措施。

　　浙江省一直是一个对外开放比较发达的省份，同时经济增长也比较快速的省份。特别是近20年来，浙江省对外贸易增长迅速，虽然在中途因受到金融危机的影响而使外贸经济有所下降，但2010年以后又开始迅速地上升。2011年浙江省对外贸易额为3093.7777亿美元，比去年增长了22.03%，占全国对外贸易总值的8.5%；其中2011年出口贸易总值为2163.4949亿美元，比去年增长了19.88%，占全国出口总值的11.4%。由于金融危机的发生，在2009年的时候浙江省出口贸易的数据相较于前一年下降了11.1%，但在国家政策的培植和帮助下，到了2010年浙江省就表现出了比全国各省市更好地恢复性增长，在2010年得时候浙江省进出口总额比去年增长了35%。在此期间，不断增长的能源消费量使得浙江省对能源的需求总量也在不断增长，2011年浙江省的能源消费为17827.27万吨标准煤，比上年增长了5.7%，但同时增长幅度比去年下降了2.64个百分点。

　　随着浙江省出口贸易逐年的扩展，能源消费也在逐渐增长，此时，浙江省能源消费与出口贸易的关系也越来越受到关注。如果浙江省接下来几年的发展仍旧沿着“高出口、高能耗”的老路，那么显然以后浙江省的能源缺口必将越来越多，同时中国的出口贸易也会受到一定的制约，同时达到瓶颈期。这也与中国创建节能减排的新型社会相佐，所以浙江省的出口贸易方式应该由粗放型的增长模式向集约型的增长模式转移。本文将站在能源消费的角度上对浙江省的出口贸易进行分析，从而得出浙江省能实施的节能新途径，提出一些针对性强的政策与建议。

　　1、国外学者几个方面的研究

　　针对于能源消费与出口贸易之间存在的相关关系，一些欧美发达国家的学者通过使用投入产出法对两者之间的关系进行了系统的研究。学者Arycl.Hillman和Clarkw.Bullard(1978)在研究出口贸易与能源消费时结合了Leontief的投入产出法，同时又在要素禀赋理论模型中加入了能源这一解释变量。Lenzen(1998）在针对澳大利亚的终端消费中的一次能源消费量运用了投入产出法，研究得出能源消费在出口贸易之中起着重要的作用。

　　相对于欧美发达国家的学者对于发达国家所做的相关能源消费与出口贸易的研究，其他学者也对拉X家两者之间的关系进行了研究。Jose（1984）为了研究能源消费是否会对出口结构产生影响，因此从供需两个方面来研究拉X家两者之间的关系。T.Owen Romir Vinod(1982)把拉X家分成了能源净出口国和净进口国，在此基础上对其的能源政策进行了相关的学术性研究。

　　2、国内学者的相关研究。

　　国内的学者对能源消费与出口贸易之间的关系也做了相关的研究，从而得出了三个不同的结论。第一种，能源消费与出口贸易之间是相互影响，互为因果关系的。苏梽芳，蔡经汉（2009）选取了中国1978-2008年的相关数据，运用了格兰杰因果关系检验和协整检验的方法，研究了中国出口贸易与能源消费之间的相关关系。徐少君（2011）选取了1995-2009年得先关数据，通过使用协整检验、FMOLS与DOLS估计法和VECM方法，检验了出口贸易、进口贸易和能源消费之间的关系。吴献金，黄飞，付晓燕（2008）选取了东部11个省份1995-2005年的相关数据，运用了协整检验和Granger因果关系检验的方法，对中国出口贸易与能源消费之间的关系进行系统研究。蒋和平、吴玉鸣（2011）选取了1990-2008年的相关数据，运用了格兰杰因果关系检验的方法，研究了广西没有想法与出口贸易之间存在的相关关系。第二种，能源消费与出口贸易之间存在单向因果关系，能源消费影响出口贸易的结构与数量。张莉华（2011）选取了北京市1980—2008年的相关数据，运用了协整检验与格兰杰因果关系检验的方法，研究了北京市能源消费与出口贸易之间的关系。第三种，能源消费与出口贸易之间存在单向因果关系，出口贸易影响能源消费的结构与数量。张传国、陈蔚娟（2009）选取了1978-2006年的相关数据，针对中国的出口贸易与能源消费的关系，运用了格兰杰因果关系检验的方法来进行研究。

　　3、文献评述

　　通过对国内外学者相关研究可以得出能源消费与出口贸易之间确实存在着因果关系。但各个地方得出的结论也并不一定相同，有些得出的结论证明两者之间是互为因果关系的，有些得出的结论是存在单向的因果关系，这个结论可以看出不同的地区能源消费与出口贸易的关系是不同的。上述的学者利用协整检验来验证能源消费和出口贸易这两者之间是否存在长期的协整关系。然后利用Granger因果检验来验证能源消费和出口贸易着两者之间存在的因果关系。本文将选取浙江省1990-2011年的数据来研究浙江省能源消费与出口贸易之间的相关关系。

　　随着浙江省经济的快速增长，出口贸易的增长额也在不断地增加，随之，能源供求紧张的态势将会进一步加剧。因此，我们必须要做到在促进经济持续稳定地发展的同时也要达到节能降低消耗，此时研究浙江省能源消费与出口贸易之间的关系具有重要的现实意义。

　　1、浙江省出口总量的现状

　　由下图可以看出，代表浙江省出口总值的曲线在1990年到2002年之间的上升趋势是比较平缓的，说明这个期间其的增长速度是不明显的。但自从2001年中国加入WTO以后，浙江省的出口贸易总值达到了飞速地上升，从2002年的294.1102亿美元上升到了2011年的2163.4949亿美元。在这短短9年时间里，浙江省出口贸易翻了将近7倍。当然，从图中还可以看出浙江省的出口贸易总值在2009年得时候有一个下调的情况，但到了2010年还是回升了上去，并且超过了金融危机发生前的出口贸易总值。在整个一个加入世贸后的出口贸易总值情况，浙江省的发展是迅速而且稳定的。

　　2、浙江省出口贸易产品结构的现状

　　浙江省出口贸易中产品的种类总是多样的，共有20个大的分类。其中，机电产品、高新技术产品、服装及衣着附件和纺织纱线、织物及制品在浙江省的出口商品中均占有比较大的比值。如图2所示，描述的是浙江省2003-2011年的各种主要出口产品的数量，从图中可以看出机电产品在2003-2008年处于平稳上升的阶段，到了2008-2009年这段实践中可以看出都有了明显的下降，而到了2009年以后又有了快速的上升。而高新技术产品、服装及衣着附件和纺织纱线、织物及制品在2003-2011年间一直处于平缓的增长。其中，我们可以看出机电产品在浙江省出口主要产品中一直占据最大的份额。

　　数据来源：2008年和2011年的浙江统计年鉴

　　1、浙江省能源消费量的现状

　　如图3所示，浙江省的能源消费总量在1990-2011年间一直呈现一种不断上升的趋势。在1990年的时候，浙江省能源消费总值为2732.86万吨标准煤，到了2011浙江省的能源消费值达到了17827.27万吨标准煤，在这22年间其年均增长率达到了8.9%。从图3中还可以看出，1990年到2011浙江省的能源消费量增长呈现一个上升的趋势，但其增长趋势在1990-2000年间处于一个相对缓慢的增长趋势，到了2000以后，其增长的幅度呈现了一个不断扩大的趋势，同时也表明浙江省的经济的迅猛发展。

　　数据来源：2012年浙江统计年鉴

　　2、浙江省能源消费结构的现状

　　2011年浙江省的能源消费为17827.27万吨标准煤，比上年增长了5.7%，但同时增长幅度比去年下降了2.64个百分点。如下图所示，浙江省1990-2011年这一段时期内能源消费量一直处于增长阶段。从图中可以看出，煤炭的消耗量在1990-2000年之间上升的幅度比较缓慢，到了2000年之后，煤炭的消费量的上升趋势比较陡峭，上升幅度大。而全省电力的消耗量一直处于缓慢上升的阶段，不过相对于1990-2000年这一阶段的上升幅度，2000年后的上升幅度也有了明显的增加。

　　数据来源：2012年浙江统计年鉴

　　3、浙江省单位GDP能耗水平的现状

　　2011年，除宁波以外，浙江省各市单位GDP能耗均比上年有所下降。其中杭州、湖州、温州、绍兴、衢州和舟山的单位GDP能耗降幅均在4%以上；嘉兴和金华的下降幅度在3%-4%之间，台州和丽水的降幅在2%-3%之间。从以上内容可知，浙江省单位GDP能耗程度在总体上有所下降。

　　如下表所示，浙江省的全省生产总值一直处于一种上升的趋势。其中，1978-1992年间的全省生产总值呈现一种缓慢的增长趋势，几乎处于一个水平状态。到了1992-2002年这一阶段，浙江省的生产总值增长的幅度相对前一阶段来说有了一定的增长，曲线的上升幅度明显的扩大。到了2002年以后，由于中国在2001年加入了世贸组织，使得浙江省的生产总值的增长速度有了一次飞跃，同时从中可以看出浙江省2011年的生产总价值接近于2002年生产总值的4倍。

　　从浙江省的出口贸易结构来看，浙江省的出口主要产品一直是以机电产品为主，轻工纺织业为辅，这样的出口贸易结构大量的加大了浙江省对能源的需求量，而随着浙江省出口贸易的大量增长，能源消费量也就随之不断增长，而浙江省又是一个资源匮乏的省份，能源主要依靠省外调入，出口产业结构的不合理，进一步加剧了资源的不合理浪费的消耗。

　　从浙江省的能源消费结构来看，浙江省的能源消费一直以煤炭的主，电力和石油及制品为辅，这主要是由于浙江省的出口产品主要集中于机电产品，纺织纱线，服装及高新技术产品。能源的大量消耗可以加大生产规模，增加产品的出口。

　　同时，从图6可以看出浙江省能源消费与出口贸易在1990年到2011年间一直处于一个不断增长的状态。在1990-2000年这一期间，能源消费的增长比较缓慢，同时这个时期出口贸易的增长也比较缓慢。到了2000年以后，能源消费的增长趋势开始加快，此时，浙江省出口贸易的增长速度也有了快速的增长。所以，浙江省的能源消费与出口贸易存在一定的因果关系，两者之间相互依存，相互影响，相互制约。

　　数据来源：2012年浙江统计年鉴

　　产业结构是指各产业的构成及各产业之间的联系和比例关系。出口贸易，即输出贸易，是指国内生产或加工的商品出口国外市场来进行销售。进出口商品结构是指一个国家的出口各类商品或商品外贸，大类商品或某种商品出口和整个贸易出口的比例组成的比例。它反映本国出口商品的结构如何，是否合理，为出口战略的调整提供依据。同时商品的出口结构是建立在产业结构的基础上，所以产业结构影响着商品出口的结构。从另一方面来看，能源消费支持者产业的发展，而产业的发展影响着出口贸易，这进一步说明了能源消费与出口贸易之间存在着相互支撑、相互反馈的作用。

　　在产业结构的不同时期，能源消费结构对产业结构的影响大小是不同的。能源消费能源在一定的基础上调节产业结构，从而能源消费也在一定的基础上调节了出口贸易。比如工业化时期，能源的不合理运用和资源的大量开发导致了产业发展过程中出现了一段时期的能源短缺问题；同时资源的大量集中开发会导致环境的严重破坏，影响商品的正常生产，从而影响了出口贸易。所以，在资源的利用方面年，应当对其的利用进行合理的分配利用，以达到能源能够提供正常的贸易进行。从上述文字中可以看出，能源消费与出口贸易之间确实存在着相互依赖，相互影响的关系，同时也有许多学者证明了两个之间存在的因果关系。例如吴国兵（2006）在其所写的这个能源消费与出口贸易的协整分析中已经已经得出了如下结论：中国的能源消费量的增加与出口贸易量扩大之间存在着正相关显著，能源消费的增大能促进出口贸易量的增加。

　　根据本文要研究的浙江省能源消费与出口贸易之间的关系，运用了OLS（最小二乘法）设计了一个公式：

　　LN(EX)=a0+a1LN(EC1)+a2LN(EC2)+ut

　　该模型是一个对数线性模型，所以在该模型中LNEX代表了浙江省出口贸易，LNEC1代表了浙江省煤炭消费，LNEC2代表了浙江省电力消费。在该模型中，将LNEX作为一个因变量，将LNEC1和LNEC2作为两个自变量来研究能源消费与出口贸易的关系。

　　本文选取了浙江省1990——2011年的关于能源消费与出口贸易的数据作为样本，能源消费中煤炭总量为EC1，电力总量为EC2，出口贸易总量为EX。其中，EC中EC1的单位为万吨标准煤，EC2的单位为亿千瓦时，EX的单位为万美元，借助Eviews6.0来完成浙江省能源消费与出口贸易之间关系回归和检验。同时我们对模型中的三个变量分别取对数，即分别用LN(EX)、LN(EC1)和LN(EC2)表示出口贸易和能源消费来消除时间序列数据的异方差性。

　　表1 1990-2011出口贸易额与能源消费量表

　　年份EX（万美元）LNEX EC1（万吨标准煤）LNEC1 EC2（亿千瓦小时）LNEC2

　　1990 218881 12.29628 2732.86 7.913104 230.29 5.439339

　　1991 290628 12.5798 3123.17 8.046604 263.07 5.57242

　　1992 357127 12.78585 3484.22 8.155999 303.28 5.714656

　　1993 432313 12.97691 4044.22 8.305044 346.75 5.848604

　　1994 608657 13.31901 4496.67 8.411092 396.74 5.983281

　　1995 769782 13.55386 4851.26 8.486994 439.59 6.085842

　　1996 804147 13.59754 5165.43 8.549744 479.34 6.17241

　　1997 1011113 13.82656 5446.74 8.602773 511.45 6.23725

　　1998 1086623 13.89859 5656.96 8.640642 547.78 6.305874

　　1999 1287125 14.06792 5960.14 8.692849 611.67 6.416193

　　2000 1944279 14.4804 6560.37 8.788802 742.89 6.610548

　　2001 2297747 14.64744 7253.11 8.889186 855.29 6.751441

　　2002 2941102 14.89429 8279.64 9.021555 1015.84 6.923471

　　2003 4159499 15.24091 9522.56 9.161419 1240.35 7.123149

　　2004 5814638 15.57589 10824.69 9.289585 1419.53 7.258081

　　2005 7680353 15.85418 12031.67 9.395298 1642.32 7.403865

　　2006 10089427 16.127 13218.85 9.489399 1909.23 7.554455

　　2007 12827293 16.36709 14524.13 9.583567 2189.37 7.691369

　　2008 15426700 16.55161 15106.88 9.622906 2322.87 7.750559

　　2009 13301032 16.40335 15566.89 9.652902 2471.44 7.812556

　　2010 18046487 16.70846 16865.29 9.733013 2820.93 7.944822

　　2011 21634949 16.88982 17827.27 9.788485 3116.91 8.044597

　　数据来源：2012年浙江统计年鉴

　　检验时间序列的平稳性，即单位根检验。本文运用Eviews6.0软件分别对LEX、LEC1、LEC2三序列采用ADF检验法。结果如下：

　　表2单位根ADF检验表

　　变量DW值ADF值1%临界值5%临界值10%临界值结论

　　LEX 2.099329-0.632318-3.78803-3.012363-2.646119不平稳

　　LEC1 1.754853-0.662939-3.808546-3.020686-2.650413不平稳

　　LEC2 1.855498-0.384565-3.808546-3.020686-2.650413不平稳

　　D(LEX)1.996807-4.486117-3.808546-3.020686-2.650413平稳

　　D(LEC1)1.774087-1.929697-3.808546-3.020686-2.650413不平稳

　　D(LEC2)1.847805-2.383635-3.808546-3.020686-2.650413不平稳

　　D(LEX,2)1.923881-5.613182-3.857386-3.040391-2.660551平稳

　　D(LEC1,2)1.744619-4.295124-3.831511-3.02997-2.655194平稳

　　D(LEC2,2)2.076811-4.741069-3.831511-3.02997-2.655194平稳

　　LEX的ADF值在均小于1%、5%、10%临界值，同时LEC1、LEC2的ADF值也均小于1%、5%、10%的临界值，说明了LEC1、LEC2和LEX都是不平稳的。再次，分别对两者进行一阶差分序列进行单位根检验，则D(LEC1)和D（LEC2）仍旧是不平稳，而D(LEX)在1%、5%、和10%的临界值下均是平稳的。最后，分别对两者进行二阶差分序列进行单位根检验，则D(LEC1，2)、D(LEC2,2)在1%、5%和10%的临界值下都是平稳的，同时D(LEX，1)在1%、5%、10%的临界值下也均是平稳的。因为在二阶差分下，D(LEC1,2)、D(LEC2,2)和D(LEX,1)在5%的临界值下均是平稳的，所以D(LEC1,2)、D(LEC2,2)和D(LEX,1)取得5%的临界值，此时达到平稳。

　　检验一组变量（自变量与因变量）是否存在协整关系就相当于检验多元线性回归方程的残差序列是一个平稳序列。在本文中运用ADF单位根检验来判断残差序列的平稳性，进而可以判断出自变量和因变量之间是否存在协整关系。在本文的协整模型中，ln(LEX)为一阶单整，而ln（EC1）和ln（EC2）均属于二阶单整，同时三个变量在上述条件下都是具有平稳性的时间序列，所以满足对三个变量进行进一步协整检验的条件。

　　本文运用残差单位根检验方式对ln(EX)、ln(EC1)和ln(EC2)进行检验，检验结果如下表：

　　表3 ln(EX)、ln(EC1)、ln(EC2)的残差单位根检验结果

　　变量DW值ADF值1%临界值5%临界值10%临界值结论

　　E 1.997614-4.423858-3.78803-3.012363-2.646119平稳

　　由检验结果可以看出，残差的ADF值为-4.423858，分别小于1%、5%和10%的临界值，同时P值等于0.0025<1，拒绝了原假设，所以1990-2011年浙江省能源消费与出口贸易存在长期的协整关系。

　　继而对三个变量进行OLS静态回归，结果598下表所示，则可得到回归方程为：

　　Ln(EX)=-0.342892+0.735242ln(EC1)+1.250743ln(EC2)公式1

　　（0.845）（0.0917）（0.0004）

　　表4 ln(EX)、ln(EC1)、ln(EC2)的OLS静态回归

　　Variable Coefficient Std.Error t-Statistic Prob.

　　C-0.342892 1.730354-0.198163 0.845

　　LEC1 0.735242 0.413916 1.776307 0.0917

　　LEC2 1.250743 0.291288 4.29383 0.0004

　　R-squared 0.998375 Mean dependent var 14.66558

　　Adjusted R-squared 0.998203 S.D.dependent var 1.473192

　　S.E.of regression 0.062443 Akaike info criterion-2.583017

　　Sum squared resid 0.074082 Schwarz criterion-2.434239

　　Log likelihood 31.41319 Hannan-Quinn criter.-2.54797

　　F-statistic 5834.998 Durbin-Watson stat 2.021452

　　Prob(F-statistic)0

　　从上表的结果显示，R-squared=0.998375，Adjusted R-squared的值为0.998203，这表明模型的拟合效果很好，其相关性很高，表明回归效果越好。同时，从F检验的结果可以看出，Prob（F-statistic）的值为0，说明该回归方程是高度显著的。

　　如上所述，本文运用了协整检验分析了浙江省出口贸易与能源消费之间的长期稳定性，结论得出，三者之间确实存在着长期的稳定性，下面要做的格兰杰因果关系就得是研究两者之间的因果关系。在只存在两个经济变量的基础上，若一个变量对另一个变量的变化趋势作出一个准确的解释，则可证明着一个变量是另一个变量的格兰杰原因。

　　根据上面的定义，我们来检验出口贸易与能源消费之间的格兰杰因果关系：LEX与LEC1、LEX与LEC2之间两两之间的因果关系，滞后期取值为1-10之间，最后确定各变量的滞后阶数为1，分析结果如下表：

　　表5变量的格兰杰因果检验

　　假设F-Statistic Prob结果

　　LEC1不是LEX的格兰杰原因6.40726 0.0097拒绝

　　LEX不是LEC1的格兰杰原因2.36072 0.1284接受

　　LEC2不是LEX的格兰杰原因12.34 0.0007拒绝

　　LEX不是LEC2的格兰杰原因1.75468 0.2067接受

　　从表6中看出，LEC1不是LEX的格兰杰原因和LEC2不是LEX的格兰杰原因的P值分别为0.0097和0.0007，均小于0.1，说明两者都拒绝了原假设，说明了浙江省能源消费是出口贸易的格兰杰原因。而LEX不是LEC1的格兰杰原因和LEX不是LEC2的格兰杰原因的P值分别为0.1284和0.2067，均大于0.1，说明两者都接受了原假设，说明了出口贸易不是能源消费的格兰杰原因。综上所述，LEC1和LEC2是LEX的格兰杰原因，而LEX不是LEC1和LEC2的格兰杰原因。

　　根据1990-2011年的浙江省能源消费与出口贸易的数据分析，可以得到以下结论：第一，从协整检验看出浙江省能源消费量的增加与出口贸易量得增加呈现出正相关性，从长期来看，浙江省的能源消费与出口贸易之间存在着长期的协整关系。第二，从格兰杰因果检验的研究结果看，浙江省能源消费与出口贸易之间存在着单向的因果关系，这说明浙江省的出口贸易存在着能源消耗量大、污染力强的特点。

　　从以上结论可以看出，浙江省的能源消费与出口贸易之间存在着能源消费对出口贸易的单向因果关系，能源消费的变化直接影响着出口贸易的变化，但出口贸易并不影响能源消费的变化。这说明了浙江省出口贸易总量的快速增长和出口贸易结构的改善是以能源的大量消耗为代价的，能源是外贸持续扩张的基础。近年来，浙江省出口贸易发展对能源的依赖越来越强，而能源供应也越来越紧张，所以目前需要很好地协调出口贸易与能源消费之间的关系。

　　浙江省出口贸易量的增长和结构的优化是一个长期的过程，而并非一个短期现象，稳定、健康的发展模式才是长期可持续的发展。在能源约束的条件下，需要用全面和发展的眼光来分析浙江省在能源消费与出口贸易中存在的问题，进一步协调两者的关系，以保证浙江省能源消费与出口贸易长期稳定地协调发展。

　　1、集约型的能源消费形式

　　浙江省的能源消费政策应该从粗放型向集约型转变，改变出口高增长和能源高消耗的现状，使得浙江省未来出口贸易增长的主要立足点在于：从依靠增加能源高投入向依靠提高能源的利用率方面进行转变，转变出口增长方式，提高能源利用效率，同时浙江省的出口贸易可以向低能耗的领域转移。

　　2、调整出口商品结构，加大低能耗产品出口力度

　　浙江省在出口贸易方面应当突出结构优化，适当调低出口数量目标；以能耗强度为重要尺度推动出口结构调整；同时XX应当对这些企业进行政策上的鼓励和税收上的支持；

　　3、积极开发新能源

　　浙江省如今的能源消费主要以煤炭为主，电力为辅，这样的能源消费方式加大浙江省的能源方面的开支，应当积极开发新能源，以降低出口商品的成本，提高浙江省出口商品在国际上的竞争力。

　　[1]Aryel,Hillman,ClarkW,Bullard.Energy the Heckscher-Ohlin Theorem and U.S.International Trade[J]The American Economic Review,1978,(3):96-106

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