我國能耗和能源密集型產品貿易關系分析

摘要：本文使用誤差修正技術對我國1997-2007年能源消費和能源密集型產品貿易之間的相互關系進行研究。研究發現，1997-2000年，存在能源密集型產品凈進口和煤炭消費間雙向因果關系；2001-2007年，存在煤炭消費和能源密集型產品出口間雙向因果關系。此結果反映出我國能源密集型產品的貿易結構對能源投入的依賴性，同時說明外國需求拉動可能是加劇我國近年能源消費的一個重要因素。

關鍵詞：能源密集型產品；誤差修正；Granger因果關系

中圖分類號：F062.1 文獻標識碼：A 文章編號：1002-2848-2008（03）-0086-06

一、引 言

能源消耗和經濟發展之間的相互影響問題一直是能源經濟研究的重點。開放條件下，當一國貿易部門對能源投入有較強的依賴性時，能源投入和貿易之間的關系問題也變得尤為重要。簡單來說這種關系至少存在于兩個方面，一是能源投入對出口尤其是能源密集型行業出口的制約性，另一個是能源密集型產品進口對節約國內能源投入的貢獻性或是出口加劇國內能源消耗的可能性問題。近年來我國能源消費對進口的依賴程度上升，貿易行業對能源投入的依賴也逐年提高。針對這種情況，分析近年我國能源消費和能源密集型產品進出口的關系問題，可以探查我國貿易模式對能源消費的可能影響，也可以從能源消耗的角度分析我國貿易格局的可持續發展問題。

能源和貿易關系的理論研究集中于兩個領域。一是資源作為一種要素投入對貿易模式的影響問題，另一個是開放經濟體對資源的跨期最優化管理問題。Vousden，Kemp和Long，Harris，Ono等人從第一個角度出發研究可耗竭資源的貿易模式問題［1-5］。Kemp和Long的文章則是對這些研究的一個經典總結，文章在傳統的HO貿易理論基礎上進行擴展，建立了包含可耗竭資源投入和傳統生產要素投入的模型，得出類似HO定理的命題，即相對資源豐富的國家會出口資源密集型產品，而相對資源稀缺的國家則會進口資源密集型產品［6］。Djajic將資源品貿易動因擴展到資源稟賦之外，試圖從需求、偏好和技術的角度解釋國際間資源品的流向問題［7］。作者認為貿易模式是各種貿易動因影響力相互作用的結果，從而得出了在不同作用結果下相當復雜的貿易模式的結論。

對于開放經濟體貿易條件下的能源管理問題，能源豐裕國的研究重點在生產和出口的跨期選擇上，而能源貧乏國的研究重點則是消費及進口的跨期選擇。Dasgupta，Eastwood和Heal計算了一個資源豐裕的國家開放條件下的資源管理問題，即該國是將資源作為投入使用還是將其作為產品出口換匯的選擇問題［8］。Dasgupta和Heal在對技術等的不同的假設前提下，研究了可耗竭資源的最優消耗

率［9］。跨期選擇的研究依賴于相當嚴密的前提假設，也使得理論模型在實際經濟中的說服力大為下降。有關中國的研究中。Yang研究了中國在20世紀80年代作為一個資源貧乏，資本短缺國家的資源管理問題［10］，Yang認為，中國在80年代出口原油換匯，以一種稀缺資源換取另一種稀缺資源，即使在初期是最優的，但是從長期規劃來看，會扭曲價格，造成經濟效率低下。

現有研究主要是對相關理論模型的擴展，以及對發達國家的實證研究。有關中國的研究中，一般是單純考慮能源的產業消耗結構或是能源消耗和國民收入的關系，結合貿易進行分析的文章較少。但是隨著經濟發展，當貿易尤其是能源密集型產品貿易展到一定經濟規模時，能源和貿易的相互影響關系就會被放大。因此本文通過誤差修正模型，研究我國能源消耗和能源密集型產品進出口的相互關系問題。

二、能源消費和能源密集型產品貿易格局

只有當能源密集型產品貿易達到相當規模時，研究能源密集型產品進出口和能源消費關系才有意義。圖1給出了能源密集型產品的貿易比重，從圖中可以看出，能源密集型產品的進口比重從1995年1月46.0%上升到2000年1月55.6%，再到2007年1月57.5%，而能源密集型產品的出口則從38.3%上升到40.7%再到54.8%。粗略統計表明近年我國進出口中50%以上都是能源密集型產品，且進口比重總體大于出口比重。這說明我國貿易格局中能源資源投入的重要作用，也反映了研究能源密集型產品貿易和能源消費之間關系的必要性。

圖2給出了能源密集型產品的凈出口量，可以看出2004年以后，我國實際上已經開始了能源密集型產品的凈出口階段。結合圖3能源消費的數據①可以發現，能源密集型產品的凈出口和煤炭的月度消費數據均以2000年左右為界，呈現出較為明顯的分段特征。第一段是從1997年到2000年的下降段，在這一時段，能源密集型產品實際是凈進口擴大趨勢，而煤的消耗也是呈現下降趨勢；第二段是2001年到2007年2月的上升段，這一時期，煤的消費和能源密集型產品的凈出口一樣快速上升。

圖中所展現的能源密集型產品凈出口和煤的消費關系的初步考察反映出1997至2000年間能源密集型產品進口和能源消費的替代作用，以及2001至2007年能源消費和能源密集型產品出口之間的互補效應，但是對于二者的因果關系卻值得深入探討。以1997-2000年為例，在這一時間段，能源密集型產品凈進口規模擴大，煤炭消費減少的現象，可能是因為高載能產品的凈進口給國內凈輸入了能源，從而降低了國內能源消費；也有可能是因為能源投入的減少而導致的能源密集型產品產量下降，從而進口上升；同時還有可能這兩個變量之間根本就沒有關系，而只是受到其他因素的影響，恰好表現出替代關系。因此需要對這兩個變量之間的關系從計量實證的角度進行考察。

三、模型構建和數據

（一）研究方法

本小節應用協整分析和誤差修正模型（VECM）技術來研究我國煤炭消費和能源密集型產品凈進口之間的關系①。首先考察變量之間的協整關系，對于兩個時間段分別依次考察能源密集型產品進口（im），出口（ex），凈進口（im/ex）以及凈出口（ex/im）和能源消費之間是否存在長期協整關系。檢驗結果表明，1997-2000年協整關系存在于能源密集型產品凈出口和煤炭消費之間，2001-2007年協整關系存在于能源密集型產品出口和煤炭消費之間，因此后文僅報告這兩組關系的分析結果。

第二步，構建向量誤差修正模型（VECM），模型形式如下：

第三步，在VECM模型的基礎上進行Granger因果檢驗。具體方式為：（1）長期因果關系檢驗，即對誤差修正系數ζ進行簡單的t檢驗，不顯著的誤差

修正系數表示長期非因果關系，即此因變量關于長期參數是弱外生的；（2）短期因果關系檢驗，應用Wald、χ2統計量檢驗解釋變量滯后項的聯合顯著性。若不顯著，稱為缺乏短期因果關系。最后通過方差分解的方法來考察兩個變量間的樣本外因果關系。

（二）數據

年度能源消費和進出口數據來源于各期《中國能源統計年鑒》。能源月度消費數據用煤炭月度消費數據替代。煤炭消費和所有進出口月度數據來源于“中宏統計數據庫②”。經驗分析中煤炭消費數據為實際月度煤炭消費取對數后的結果。凈進口（進口出口比）數據為實際月度進口比上出口后的數據，凈出口（出進口比）數據為實際月度出口比進口后的數據。所有月度數據均經過季節調整。能源密集型產品分類標準參考傳統耗能產業分類③，根據《中國能源統計年鑒》中1997年“工業分行業終端能源消費量”，以及SITC-2貿易分類標準進行整理得出。經驗研究中將數據分為1997年1月至2000年12月，以及2001年1月至2007年2月兩個時間段來考察。

四、實證分析結果

（一）單位根和協整檢驗

對coal，ex和im/ex的檢驗結果表明這些變量都是I（1）的，即它們的水平值是非平穩的，但其一階差分是平穩的，可以對這些變量進行協整分析。ADF 和PP單位根檢驗的回歸方程均含有截距項不含趨勢項。

為了進行協整分析，需建立VAR模型。表1為根據各種準則選定的VAR滯后階數。在1997年１月至2000年12月這一時間段上，建立變量im/ex和coal的VAR，所有標準都選定滯后階數為１。在2001年1月至2007年2月這一時間段上，建立變量coal和ex的VAR，SC選定滯后階數為2，而HQ、LR、FPE和AIC卻選擇滯后階數為3，因此對后一時間段選擇VAR的滯后階數為3。

表2和表3分別報告了兩個時期的協整檢驗結果。協整估計中假定在VAR模型的協整空間有常數項、無時間趨勢項。對于兩個時段，秩檢驗和極大特征值檢驗統計量都給出了類似的結果：在5%顯著水平下拒絕沒有協整向量的零假設，支持系統中有一個協整向量的備擇假設。對于1997-2000段，只有能源密集型產品凈進口和能源消費之間存在協整關系，且長期關系為im/ex=-0.48coal，對于2001-2007時段，協整關系存在于能源消費和能源密集型產品出口之間，長期關系為coal=0.56ex，括號內數字是標準差。這一結果表明，在1997-2000年間，煤炭消費和能源密集型產品凈進口（進出口比）保持負向長期均衡關系，即煤炭消費和能源型產品凈進口之間存在長期替代關系。而在2001-2007年間，煤炭消費和能源密集型產品出口保持正向長期均衡關系，即互補的關系。協整關系的確定說明兩個變量之間至少存在一個方向上的因果關系，但是因果關系的方向并不能確定。在檢驗協整關系的基礎之上，可進一步建立將短期波動與長期均衡聯系起來的VECM模型，并應用VECM模型進行Granger因果檢驗。

（二）基于VECM和方差分解分析的因果檢驗

應用VECM的Granger因果檢驗程序，首先檢驗各方程的誤差修正系數的顯著性，即長期因果關系。其次檢驗每個方程中非因變量差分項系數的聯合顯著性，以判斷兩兩變量之間短期Granger因果關系。表4和表5報告了兩個時段的因果分析結果。

從表4可以看出1997-2000時段，凈進口（進出口比）和煤炭消費方程的誤差修正系數分別在5%和10%的水平上具有顯著性。這說明在這一時段，兩個變量在樣本期間都具有保持長期均衡的趨勢，都會在t時期對在t-1時期偏離其長期均衡水平做出響應，因此都不是關于長期參數的弱外生變量。兩個變量在長期具有雙向Granger因果關系，其中凈進口的內生性更強。但是這一時期短期非因果關系的檢驗都不具有顯著性，即兩個變量間不存在短期的Granger因果關系。

表5顯示2001-2007時段，出口和煤炭消費方程的誤差修正系數均在5%的水平上具有顯著性，說明了在這一時段存在長期的煤炭消費和能源產品出口之間的雙向Granger因果關系。這一時段另一個特征是兩個方程中的短期非因果性也具有顯著性，尤其是從出口到煤炭消費的短期因果性在1%水平上顯著，這進一步加強了煤炭消費和能源密集型產品出口的雙向相因果關系。

VECM的因果檢驗結果可以歸結為：在1997-2000時間段，存在凈進口和煤炭消費的雙向因果關系，其中凈進口的內生性更強。在2001-2007時間段，存在從煤炭消費到能源密集型產品出口的雙向Granger因果關系，其中煤炭消費的內生性更強。

以上VECM提供的是樣本內的因果檢驗。接下來利用方差分解技術進行樣本外因果檢驗。方差分解通過分析每一個結構沖擊對內生變量變化的貢獻度，進一步評價不同結構沖擊的重要性，從而提供了樣本外的動態因果性檢驗。在統計意義上，如果一個變量可以解釋自身的大部分的沖擊，那么這個變量就是相對外生的。具體說，如果凈進口（進出口比）解釋了大部分的自身的預測誤差方差，那么凈進口就是相對外生的，如果凈進口解釋了大部分煤炭消費的預測誤差方差，那么從凈進口到煤炭消費就存在較強的Granger因果關系。表7給出了兩個時段的方差分解結果。

從表中可以看出，對1997-2000時間段，沖擊后的第十個月，凈進口解釋了自身沖擊的70.96%，而煤炭消費解釋了自身沖擊的73.18%。這一結果和上文分析相符，即凈進口和煤炭是互為因果關系的，且從煤炭消費到凈進口的因果關系更強。2000-2007時間段的方差分解結果中，沖擊后的第十個月，出解釋了自身沖擊的67.07%，而煤炭消費解釋了自身沖擊的81.00%。這說明兩個變量中煤炭消費的內生性更強，這一結果也和前文VECM的分析結果相符合。樣本外的因果檢驗加強了樣本內因果檢驗的結果：在1997-2000時間段，存在凈進口和煤炭消費的雙向因果關系，其中凈進口的內生性更強，并且這一結果具有動態效應，可以延伸到樣本以外。在2001-2007時間段，存在煤炭消費到出口之間的雙向Granger因果關系，煤炭消費具有較強的內生性，該結果同樣具有動態長期適用性①。

五、主要結論

在兩個時段內，煤炭消費和貿易都存在長期均衡關系，但是關系的具體形式并不相同。1997至2000年煤炭消費和能源密集型產品凈進口之間的雙向因果關系反映了這兩變量之間的相互依賴關系。說明前期能源投入的減少，會導致后期能源密集型產品凈進口增加；反過來，能源密集型產品凈進口的增加可以減少后期能源消耗。這種雙向因果關系一方面說明了能源投入對我國密集型產品貿易模式的影響力，另一方面也說明，可以通過進口能源密集型產品的方式對國內能源消費局勢進行間接調整，這種調整機制可以在促進經濟增長的同時又間接幫助節約了能耗。

2001至2007時段的因果檢驗結果和前一時段不同，雙向因果關系存在于煤炭消費和能源密集型產品出口之間。這種關系反映了我國現有能源密集型產品出口結構對能源投入的依賴。當我國能源消費越來越多依賴進口來源時，國際能源市場的價格動蕩水平會對國內相關貿易產業的利潤空間造成較大影響。同時由于出口從一定層面上代表了外國的需求，因此可以認為2001年以來我國迅速增加的能源需求不僅僅是由國內經濟發展引致，外國對我國能源密集型產品的需求也同時加劇了國內的能源消費，而這種情況是世界范圍內的生產分工格局所導致的。因此在分析我國能源需求形勢時，經濟增長、經濟結構調整和技術進步等因素固然是重要的，但世界其它國家通過貿易發生的對我國能源的引致需求也同樣值得關注。

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責任編輯、校對：李再揚