出口贸易论文能源消费论文

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1、出口贸易论文能源消费论文北京市出口贸易与能源消费关系的实证研究　　摘要：以北京市为研究对象，借助Eviews6.0统计软件对其出口贸易与能源消费的关系进行研究，利用1980—2008年能源消费与出口贸易的相关时间序列数据为样本进行协整检验和Granger因果关系检验，得到了北京市出口贸易与能源消费的直观关系。最后提出北京市应从三个方面达到节能减排的目的，从而进一步发展出口贸易的建议。　　关键词：出口贸易；能源消费；协整检验；Granger因果关系检验　　　　一、文献回顾　　在能源消费与出口贸易的相互关系方面，很多国外学者进行了研究。A

2、ryeHillman（1978）在理论层面上，采用3×2×2模型对能源消费与贸易的关系进行了研究[1]。T.Owen、Romir和Vinod（1982）把拉美国家分成了能源净出口国和净进口国，在此基础上对巴西等拉美国家的能源政策进行了剖析[2]。JoseGoldemberg（1984）从供需两方面在分析拉丁美洲国家的能源消费结构中重点分析了进出口状况，得出了拉丁美洲国家的对外经济贸易对其能源结构产生了重要影响的结论[3]。国内学者朱启荣（2007）运用协整检验与Granger因果关系检验对山东省能源消费与出口贸易的关系进行了分析，认为

3、它们之间存在较强的相关性[5]。董斌昌、杜希矗（2007）通过建立自回归分布之后模型，对1978—2004年中国出口贸易和能源消费的数据进行计量检测，得出出口贸易与能源消费之间存在显著正相关关系的结论[6]。张云锐（2008）利用1987—2006年广东能源消费与出口贸易数据对两者之间的关系作了计量分析，发现广东能源消费与出口贸易之间存在明显的正相关关系[7]。来雅萍（2009）利用协整理论对1900—2006年浙江省能源消费与出口贸易之间的关系进行实证研究，结果表明浙江省出口贸易规模的变化影响着能源消费量[8]。郭海华（2010）通

4、过基于误差修正模型的Granger因果关系分析，得出了能源消费是国内经济增长格兰杰原因，并建立长期动态模型进一步证明了正确性[9]。　　二、实证分析　　（一）数据选取与处理　　本文选取1980—2008年北京市能源消费总量（EC）和出口贸易总额（EX）作为样本数据。①能源消费单位为万吨标准煤，出口总额单位为万美元，回归与检验的过程借助Eviews6.0完成。为了消除时间序列数据的异方差性，我们对模型中的实际变量采取对数形式，分别用LEC和LEX表示北京市能源消费总量及出口贸易总额。　　（二）时间序列的平稳性检验　　检验序列平稳性的标准

5、方法是单位根检验，我们首先进行单位根检验来判定本文所选时间序列的平稳性。本文运用Eviews6.0软件分别对LEC、LEX两序列采用ADF检验法，检验结果（见表1）。　　由表1可以看出，LEC与LEX在不同的显著性水平下都没有通过单位根检验，说明它们是非平稳的。继续对其一阶差分序列进行单位根检验，LEC和LEX经过一阶差分后显示是平稳的，记为I（1）。　　（三）协整检验　　协整用来描述两个及两个以上序列之间的平稳关系，协整检验从检验的对象上可分为两种：一种是Johansen提出的基于回归系数的协整检验；另一种是Engle和Grange

6、r（1987）提出的基于回归残差的协整检验。本文采用E-G两步法对两个变量的协整性进行检验。　　第一步是用最小二乘法（OLS）估计回归方程。用变量LEX对变量LEC进行OSL回归可得回归方程：　　LEX=-7.386015+2.582714×LEC（1）　　（9.600859）（7.584169）　　R-squared=0.680548AdjustedR-squared=0.668716D-W=1.832869　　回归结果显示，常数项和解释变量t统计量的P值均小于0.05（分别是0.0000，0.0126），因而在5%的显著性水平下通

7、过了t检验。方程的F统计量的P值为0.000，小于0.05，同样可以说明，在5%的显著性水平下通过了F检验。回归方程拟合优度值（R2）也比较理想，可以看出该模型不存在自相关。方程中LEX的系数2.582714可以看成北京市出口贸易对能源消费的短期弹性。　　第二步是检验残差序列的平稳性。对残差序列进行单位根检验，本文仍采用ADF检验，图2为残差序列e的折线图，由图2可以说明序列e不含有趋势项和截距项，因此，对其进行单位根检验时设定无趋势项和无截距项。检验结果（如表2所示）。　　图2残差序列对象的趋势图　　表2残差单位根检验结果　　由检验

8、结果可以看出，残差的ADF值为-3.463381，小于1%显著水平的临界值-2.650145，拒绝了原假设，即不存在单位根。运用E-G两步法的结果是：1980—2006年北京市能源消费与出口贸易数据之间存在长期的协整关系