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??(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。