鄧仕燕

摘要：運用協(xié)整和格蘭杰因果分析廣東省能源消費與對外貿易之間的相關性。研究結果表明：廣東省對外貿易是廣東省能源消費的格蘭杰原因，但廣東省能源消費卻不是廣東省對外貿易的格蘭杰原因。從長期看，廣東省對外貿易與能源消耗量呈正相關關系。因此，在能源稀缺的條件下，應優(yōu)化外貿結構，節(jié)約能源，促進外貿的可持續(xù)發(fā)展。

關鍵詞：能源消費；對外貿易；協(xié)整；因果關系

一、引言

改革開放以來，我國一直推行對外開放、大力發(fā)展對外貿易的政策，取得了巨大的成就，自2014年來我國已成為全世界第一大貿易國。對外貿易在我國的經(jīng)濟生活中起到了非常重要的作用。廣東省作為我國首位對外貿易大省，對外貿易發(fā)展始終走在全國前列，其對外貿易規(guī)模和數(shù)量基本逐年攀升。同時，廣東省能源的消費也隨之逐年增長。據(jù)統(tǒng)計，廣東省的進出口總額1990年為418.98億美元，2015年進出口總額為10229.52億美元，而能源消費則由1990年的4063.51萬噸標準煤增加到2015年的31956.41萬噸標準煤，盡管個別年份進出口總額出現(xiàn)負增長，但能源消費一直呈正增長趨勢。隨著經(jīng)濟的進一步發(fā)展，能源供求緊張的態(tài)勢將會進一步加劇，能源對國家和地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展的瓶頸制約作用日益顯現(xiàn)，能源短缺問題亟待解決。因此，如何在保證廣東省進出口貿易平穩(wěn)快速增長的同時，又能實現(xiàn)經(jīng)濟結構轉型，達到節(jié)能降耗，降本增效的目的，是值得深入探討的問題。研究廣東省能源消費與該省對外貿易之間的關系也就具有重要的現(xiàn)實意義。

二、數(shù)據(jù)來源及處理

本文使用了1990至2015年間廣東省的相關數(shù)據(jù)，其中，能源消費根據(jù)統(tǒng)計年鑒的數(shù)據(jù)進行轉換得到，用萬噸標準煤衡量（用nyc表示），對外貿易用歷年的進出口總額表示（用ft表示）。由于時間序列普遍存在異方差差現(xiàn)象，為了消除實證分析中存在的異方差現(xiàn)象，本文首先對相關變量進行對數(shù)變換，變換后不改變原有序列的協(xié)整關系。

三、研究方法

本文主要是運用協(xié)整Granger因果檢驗對所考察的變量進行的分析。所有結果均由Eviews5.0軟件完成。協(xié)整理論是一種現(xiàn)代建模技術，它從分析相關變量的時間序列的非平穩(wěn)性入手，探求非平穩(wěn)變量間所蘊涵的長期均衡關系。下面將本文所使用的實證檢驗方法做一簡略介紹。

（一）ADF單位根檢驗

依據(jù)現(xiàn)代計量經(jīng)濟學理論，在利用普通最小二乘法等傳統(tǒng)方法對計量經(jīng)濟模型進行估計時，如果相關時間序列為非平穩(wěn)序列，則容易產生偽回歸的現(xiàn)象，從而使計量模型不能真實和客觀地反映解釋變量與被解釋變量的關系?？墒?，在我們的現(xiàn)實經(jīng)濟中的時間序列變量經(jīng)常是非平穩(wěn)的。為了使回歸分析方法有意義，可以對相關時間序列實行平穩(wěn)化。通常采用的方法是對時間序列進行差分，然后對其進行回歸。但是，這樣做也有缺點，缺點是忽略了原時間序列所包含的有用信息，然而這些信息對于分析問題來說又是必不可少的。為了解決以上問題，可以采用協(xié)整的方法，而要進行協(xié)整分析就首先必須進行單位根檢驗。根據(jù)計量經(jīng)濟理論，進行變量穩(wěn)定性的單位根假設檢驗的ADF檢驗模型為：

（二）協(xié)整檢驗

計量經(jīng)濟中的協(xié)整檢驗的基本思想如下：在兩個（或兩個以上）非平穩(wěn)的時間序列中，如果它們是同階單整的，則相關變量之間的存在的某種線性組合可能是平穩(wěn)的，也就是說相關變量之間可能存在著長期穩(wěn)定的均衡關系，即協(xié)整關系。

如果時間序列X1t，X2t，Xkt都是d階單整，若存在一個量α=（α1，α2，αk），使得Zt=αX′tI（d-b），其中b>0，Xt=（X1t，X2t，Xkt），則可以認為序列（X1t，X2t，Xkt）是（d，b）協(xié)整，簡記為XtCI（d，b），α是協(xié)整向量。若兩個變量都是單整變量，只有當他們的單整階數(shù)相同時才可能是協(xié)整；兩個以上變量如果分別具有不同的單整階數(shù)，則可能經(jīng)過一定的線性組合構成低階單整變量。協(xié)整的重要意義在于它揭示了相關變量之間是否存在一種長期且穩(wěn)定的均衡關系。滿足協(xié)整的經(jīng)濟變量之間不能相互分離的太遠，一次沖擊只能使它們在短時間內偏離均衡位置，但在長期中會自動恢復到均衡的位置。

（三）格蘭杰（Granger）因果關系檢驗

上述協(xié)整檢驗的結果揭示了相關變量之間是否存在長期的均衡關系，這種關系是否構成因果關系仍需要進一步驗證。因果關系檢驗【Granger（1969）】可以解決此類問題?；舅枷胧牵涸谶M行Y對其他變量（也包括Y的過去值）的回歸時如果把X的滯后值包括進來將能顯著地改進對Y的預測，我們就說X是Y的（Granger）原因；類似的，定義Y是X的（Granger）原因。

其中：ecmt-1是誤差修正項，也是非均衡誤差；γ在式子中是修正系數(shù)，表示誤差修正項（ecmt-1）對△yt的調整速度。通常γ為負值，誤差修正機制是一個負反饋的過程，體現(xiàn)了誤差修正項對yt的控制。

四、實證結果與分析

（一）單位根檢驗（ADF檢驗）

在建立計量經(jīng)濟模型之前，首先必須對時間序列的平穩(wěn)性和單整階數(shù)進行單位根檢驗，本文采用ADF檢驗法分別對各變量進行單位根檢驗。對變量LNnyc、LNft時間序列數(shù)據(jù)進行ADF單位根檢驗。

以上檢驗結果表明，LNnyc序列、LNft序列的二階差分是平穩(wěn)的，說明LNnyc序列、LNft序列都是二階單整序列。由此可以進一步檢驗它們之間是否存在短期和長期協(xié)整關系。

（二）協(xié)整檢驗與誤差修正模型（ECM）

常用的協(xié)整檢驗方法包括Engle和Granger于1987年提出的EG兩步檢驗法以及Johansen協(xié)整檢驗法。為了確定LNnyc、LNft是否具有長期穩(wěn)定的均衡關系，我們使用Johansen協(xié)整檢驗法。檢驗結果如表1。

方程（6）即為ECM，其中（LNftt-1.612LNnyc）為模型的誤差修正項，記為ecm。方程（6）解釋了LNftt的短期波動ΔLNftt是如何被決定的。具體來說，一方面，它受到自變量ΔLNnyct短期波動的影響；另一方面受ecm的影響?？梢钥闯觯诙唐趦?，能源消費量的變化對外貿增長具有正向促進作用。LNft和的LNnyc標準化協(xié)整方程為：LNft=1.612LNnyc。

這說明從長期均衡來看，廣東省對外貿易與能源消耗量呈正相關關系，對外貿易每增加1%，能源消耗量增加1.612%。

（三）格蘭杰（Granger）因果關系檢驗

在對變量進行格蘭杰因果關系檢驗，能夠進一步說明各相關變量之間的因果關系。通過協(xié)整檢驗我們知道，LNnyc、LNft都是非平穩(wěn)序列，但其二階差分序列卻都是同階單整序列，因此可以用格蘭杰因果關系檢驗方法來檢驗它們之間是否存在因果關系。因此，滿足格蘭杰檢驗的前提。根據(jù)赤池信息準則（AIC）所確定的滯后階數(shù)為2，Granger因果關系檢驗如下表3所示。

從上表中可以看出，在5%的顯著性水平上，廣東省的對外貿易與該省的能源消費存在單向的因果關系，廣東省的對外貿易是能源消費的格蘭杰原因，但是能源消費不是對外貿易的格蘭杰原因。

五、結論

通過對以上的實證分析，我們可以得出以下結論：

廣東省能源消費和該省對外貿易之間存在著協(xié)整關系，也就是說盡管在短期內，廣東省能源消費與廣東省的對外貿易之間存在一定的波動關系，但是從長期來看，該省的能源消費與其對外貿易之間存在長期穩(wěn)定的均衡關系。具體的說，從長期均衡來看，廣東省對外貿易與能源消耗量呈正相關關系，對外貿易每增加1%，能源消耗量增加1.6121%。從Granger因果關系檢驗我們可以看出，對外貿易是能源消費的格蘭杰原因。但是，能源消費不是對外貿易的格蘭杰原因。這說明，廣東省對外貿易是影響能源消費的原因，但能源消費的擴大并不是直接帶來對外貿易的增長的原因。以上表明廣東省外貿增長方式并不是一種集約型的方式，轉變外貿增長方式任重而道遠。所以，在能源稀缺的條件下，應優(yōu)化外貿結構，節(jié)約能源，促進外貿的可持續(xù)發(fā)展。（作者單位：湖南汽車工程職業(yè)學院）

參考文獻：

[1] 許秀梅，尹顯萍.貿易開放、對外出口對能源消費的影響——基于2000-2013年我國省級面板數(shù)據(jù)的研究[J].對外經(jīng)濟貿易大學學報，2016（3）：5-14.

[2] 呂靖燁，文啟湘.陜西省對外貿易與能源消費關系的實證分析[A].陜西改革與新絲路新城鎮(zhèn)建設研究2014年優(yōu)秀論文集[C].2014.

[3] 鄧玲麗.中國能源消費與出口貿易關系的實證研究[D].廣東外語外貿大學.