出口论文关于我国出口贸易能源消费关系论文范文参考资料

出口论文关于我国出口贸易能源消费关系论文范文参考资料 近年来我国出口贸易持续扩张,与此同时,能源消费量也急剧增加。能源是人类社会进步和经济发展的重要物质基础。能源理由一再牵动社会的神经,是关乎我们现实和未来存活发展的最为基本,同时也是最为核心的动力理由。当前,我国对外贸易迅速扩大,对外出口成为拉动中国国民经济增长的重要推动力。然而,伴随着经济发展,作为支撑我国经济高速发展重要因素的能源,其消耗量也急剧增加,出口结构的不合理,低附加值,高能耗,使能源理由更加严峻。与此同时,能源价格不断上涨,国际油价屡创新高,再一次为我们敲响了能源紧缺的警钟,能源已成为制约我国经济发展的瓶颈。 在研究对外贸易和能源消耗理由上,以国外研究较多较早,多采用单国(地区)或多国(地区)投入产出法研究进出口商品中所包含的能耗量和碳含量,进而采用结构分解法或指数分解法研究并评估对外贸易对能耗的技术、结构等效应。 国内方面的研究稍晚于国外,始于20世纪80年代。从80年代末到现在,我国能源经济研究体系开始初步形成,基于部门的能源经济理由开始引起学者们的普遍关注。董斌昌,杜希垚(xx)从实证角度探究能源消费对于对外贸易的贡献,从而分析中国的出口贸易对于能源的依赖程度。文章参考柯布-道格拉斯(C-D)生产函数形式,以中国年对外出口额为被解释变量,能源消费量为解释变量,建立自回归分布滞后模型,对1978-xx年中国的出口贸易和能源消费的数据进行实证分析;胡兆光(xx)分析了我国历年贸易顺差商品的生产中所需要的能源,即间接能源出口量,扣除能源进口量,数据显示我国能源净出口是在逐年递增,由1999年的0.77亿吨标油,增长到xx年的2.22亿吨标油。由此得出结论,中国是能源间接出口大国。杨宏伟,张敏思(xx)从定量的角度来进行研究,结合产品出口的数量、单位能耗、热量换算率和排放因子等指标,估算了13种高耗能产品出口的能源消耗量,指出生产高耗能产品并出口进一步加剧了我国的能源短缺形势。应当制约高耗能、高污染产品的出口,扶持高新技术产品、机电产品和劳动密集型产品的出口,重视出口产品的竞争力,优化出口产品结构。王娜,张瑾等(xx)通过应用设计的投入产出模型考察了1997年我国国际贸易36个部门商品的能耗密集度,计算和比较了各类商品的进出口能源消耗量,从能源消耗角度考察了我国的进出口贸易。 鉴于数据的权威性和可获得性,本文选取的1978-xx年中国能源消费与出口贸易总额数据均中国统计年鉴。能源消费(EC)是实物指标,单位是万吨标准煤;出口贸易总额(EX)单位是亿元人民币。计算过程通过计量经济软件Eviews6.0完成。 为避开数据段剧烈波动,先对各序列进行对数化处理,新序列分别记为LYEX和LYEC,如图1所示,易见两序列有着大体一致的共同趋势。 图1我国出口贸易与能源消费序列图 1.VAR模型设定 向量自回归模型(vector autoregression,VAR)通常用于相关时间序列系统的预测和随机扰动对变量系统动态影响的研究。在本项研究中,建立VAR模型尤为重要:首先,在格兰杰因果关系检验中,最优滞后期的选择要在VAR模型中进行;其次,在分析变量间的动态与定量关系时,脉冲响应函数与方差分解也是基于VAR模型的。最一般的VAR模型数学表达式为: 其中,是m维内生变量向量,是d维外生变量向量,和是待估计的参数矩阵,内生变量和外生变量分别有阶滞后期,是随机扰动项。 VAR模型的滞后期越大,越能完整反映所构造模型的动态特征,但模型待估计的参数越多,自由度就越少。因此,需要在滞后期与自由度之间寻求均衡,一般根据AIC和SC信息量同时达到最小的准则确定模型的最优滞后期(罗伯特S.平狄克,xx)。若两者不能同时达到最小,则需引入LR(似然比)检验进行判断,当LR统计量小于临界值,表明新增滞后期没有作用,由此确定模型的最优滞后期。为保证VAR模型的稳定性,构成模型差分方程的所有特征根都必须位于单位圆内(沃尔特?恩德斯,xx)。 对LEX和LEC建立向量自回归模型(VAR),首先确定模型的最优滞后期。经过Eviews6.0检验,得出表1结果,由结果可知,在滞后2期时各项指标都达到最好,因此确定2期为最有滞后期。 表1VAR模型最有滞后期的确定 :Eviews6.0模型分析 再通过Eviews6.0估计滞后期为2时的VAR(2)模型参数估计值结果,见表2。 为检验VAR(2)模型的稳定性,计算VAR(2)模型差分方程的特征根,计算结果如表3所示。由表3可看出,模型差分方程所有特征都位于单位圆以内,因而VAR(2)模型是稳定的。 表3 VAR(2)模型稳定性检验 :Eviews6.0模型分析 2.冲口贸易与能源消费因果关系检验 判断两时间序列的因果关系最常用的策略是格兰杰因果关系检验。对于非平稳的时间序列,可能会产生虚假的因果关系。因此,进行格兰杰因果关系检验前需对其进行协整检验,而稳定性检验是协整检验的基础。通过时间序列的散点图或折线图可进行初步的平稳性判断。 由上面的稳定性检验可知,存在协整关系,可应用格兰杰因果检验策略判定两时间序列之间的因果关系。对LEC 和LEX 进行格兰杰因果关系检验(VAR模型的最优滞后期为2) 。检验结果(表4)显示:当滞后期为2时,对于LEC不是LEX Granger成因的原假设,拒绝它犯第一类错误的最大概率是0.1517,这表明,LEC不是LEX 格兰杰成因的概率较大,不能拒绝原假设;而对于LEX 不是LEC Granger成因的原假设,拒绝它犯第一类错误的最大概率是0.0599,这表明,至少在94%的置信水平上,可以认为LEX 是LEC的Granger成因。因此,格兰杰因果关系检验表明,出口贸易( EX)是能源消费( EC)的Granger成因,中国出口贸易的变化直接影响能源消费的变化;但能源消费( EC)并不是出口贸易( EX)的Granger成因,中国能源消费的变化并不导致出口贸易的变化。 表4 格兰杰因果关系检验结果 :Eviews6.0模型分析 3.出口贸易对能源消耗影响的动态分析 通过格兰杰因果检验得知,出口贸易( EX)是能源消费( EC)的Granger成因。为进一步揭示出口贸易对能源消费影响的动态变化情况,本文利用Eviews6.0分析了中国能源消费对出口贸易一个标准差响应程度的脉冲响应,具体结果如图2 所示。由图2可看出:LYEX受到一个正向冲击发生变化之后,从第1期开始就会对LYEC产生正向冲击,而且,随着时间的推移,这种冲击会不断增大,并在第6 期时达到最大, 此后不断减弱