肖龍階，周德群

(1．東南大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，南京 210096;2．南京航空航天大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，南京 210016)

國際石油價格波動對我國物價水平影響研究

肖龍階1，2，周德群2

(1．東南大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，南京 210096;2．南京航空航天大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，南京 210016)

國際石油價格波動會對一國物價水平產(chǎn)生較大的沖擊，這種沖擊對消費(fèi)者價格指數(shù)和生產(chǎn)者價格指數(shù)的影響程度不同，Johansen協(xié)整和Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)等是研究此類問題有效的計(jì)量經(jīng)濟(jì)方法。研究結(jié)果顯示，國際石油價格與我國兩種物價指數(shù)之間均存在長期協(xié)整關(guān)系，但只具有石油價格到物價的單向因果關(guān)系，且國際石油價格波動對我國生產(chǎn)者價格水平影響較顯著。

石油價格;物價水平;協(xié)整;Granger因果關(guān)系

二、方法與模型

1．協(xié)整原理及Johansen協(xié)整檢驗(yàn)過程

2．VAR模型因果檢驗(yàn)

格蘭杰因果檢驗(yàn)是由Granger(1969)提出，Sims(1972)推廣的如何檢驗(yàn)變量之間因果關(guān)系的方法。本文采用的是基于VAR模型的Granger因果檢驗(yàn)，建立如下(X、Y)雙變量VAR模型。

對式(3)，原假設(shè) H01:bj=0(j=1，2，…，k)，則 X不是Y的Granger原因;反之，X是Y的Granger原因。

同理，對式(4)，原假設(shè) H02:dj=0(j=1，2，…，k)，則Y不是X的Granger原因;反之，Y是X的Granger原因。如果S大于F的臨界值，拒絕原假設(shè)，則Y不是X的Granger原因;反之，Y是X的Granger原因。

三、實(shí)證分析

1．?dāng)?shù)據(jù)來源說明

本文選取大慶石油價格作為國內(nèi)市場石油價格水平的代表。由于我國石油進(jìn)口以原油進(jìn)口為主，因此，國際石油市場價格水平選擇國際市場平均原油價格［All Countries Spot Price FOB Weighted by Estimated Export Volume，(Dollars per Barrel)］，數(shù)據(jù)來源于美國能源署官方網(wǎng)站數(shù)據(jù)庫;Pt指數(shù)選用全部工業(yè)品出廠價格指數(shù)，Ct選用全國居民消費(fèi)價格總指數(shù)，數(shù)據(jù)來源于Wind數(shù)據(jù)庫。由于我國在1998年對原油和成品油價格形成機(jī)制進(jìn)行了重大改革，逐步與世界市場接軌。因此，本文的數(shù)據(jù)時間段取1999年1月至2007年12月為月度數(shù)據(jù)。為了減少異方差性，對所有數(shù)據(jù)均進(jìn)行對數(shù)化處理。

根據(jù)數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)特征初步顯示，國內(nèi)原油價格與價格水平走勢基本一致，且所有的變量都呈現(xiàn)出非平穩(wěn)性，但它們有共同向上發(fā)展的趨勢。因此，對各變量進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)時應(yīng)采用帶有趨勢成分和常數(shù)項(xiàng)的單位根檢驗(yàn)方法。

2．ADF平穩(wěn)性檢驗(yàn)

由于偽回歸問題的存在，在回歸模型中應(yīng)避免直接使用非平穩(wěn)變量，因此檢驗(yàn)變量的平穩(wěn)性是首要解決的問題。本研究使用較普遍的ADF(augmented dickey-fuller)單位根檢驗(yàn)法，檢驗(yàn)各時間序列是否平穩(wěn)(即是否存在單位根)。如果通過檢驗(yàn)該序列是平穩(wěn)的，稱為零階單整序列，即I(0)，否則就是非平穩(wěn)的。非平穩(wěn)序列可以通過差分轉(zhuǎn)化為平穩(wěn)的序列，如果時間序列通過d次差分成為一個平穩(wěn)序列，而該序列(d-1)次差分時卻不平穩(wěn)，則該序列稱為d階單整序列，記為I(d)。在滯后期數(shù)的選擇上，參照赤池信息準(zhǔn)則AIC(akaike information criterion)和施瓦茨準(zhǔn)則SC(schwarz criterion)。檢驗(yàn)結(jié)果見表1。

表1 單位根檢驗(yàn)結(jié)果

結(jié)果顯示，所有變量原序列都不能拒絕存在單位根的假設(shè)，而差分后的結(jié)果則都顯著拒絕單根假設(shè)，為平穩(wěn)序列，即為1階單整序列I(1)。由于單整階數(shù)相同，該組變量序列可能存在協(xié)整關(guān)系。

3．Johansen協(xié)整檢驗(yàn)

協(xié)整關(guān)系主要用于分析變量之間的長期均衡關(guān)系。為了進(jìn)行協(xié)整分析，需要先建立由ln Ct、ln P1、ln P2和 ln Pt、ln P1、ln P2組成的兩組三維內(nèi)生變量VAR模型。根據(jù)極大似然函數(shù)(LogL)、AIC信息準(zhǔn)則和SC準(zhǔn)則一致選定VAR模型的滯后階數(shù)為1。在VAR模型基礎(chǔ)上，對這三個變量的長期動態(tài)均衡關(guān)系進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。本文采用Johansen極大似然估計(jì)法，用跡統(tǒng)計(jì)量和最大特征值統(tǒng)計(jì)量來檢驗(yàn)ln Ct、ln P1、ln P2以及l(fā)n Pt、ln P1、ln P2兩組向量的協(xié)整性。本文建立的是三維內(nèi)生變量的向量自回歸模型，通過EViews5．0軟件程序分析上述兩組序列，檢驗(yàn)變量間是否存在協(xié)整關(guān)系，檢驗(yàn)結(jié)果見表2、表3。

表2 ln Ct、ln P1、ln P2三變量Johansen協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

表 3 ln Pt、ln P1、ln P2三變量 Johansen協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

從協(xié)整檢驗(yàn)的結(jié)果看，ln Ct、ln P1、ln P2和 ln Pt、ln P1、ln P2兩組變量在5%顯著水平下拒絕原假設(shè)，即變量之間至少有一個協(xié)整方程，這說明變量通過協(xié)整檢驗(yàn)，它們之間存在長期均衡關(guān)系。為了驗(yàn)證變量選擇的適當(dāng)性及其相互關(guān)系，對變量間的關(guān)系還要進(jìn)行Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)，以揭示各主要影響因素之間存在因果關(guān)系。

4．Granger因果檢驗(yàn)結(jié)果

協(xié)整模型從變量之間協(xié)同發(fā)展變化的角度揭示了它們之間的長期趨同行為，但是這種關(guān)系是否構(gòu)成因果關(guān)系需要進(jìn)一步確認(rèn)。本文使用基于VAR模型的Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)法分別檢驗(yàn)世界市場石油價格對我國生產(chǎn)者價格指數(shù)和消費(fèi)者價格指數(shù)影響，并考慮國內(nèi)石油價格變動因素影響，分析結(jié)果見表4、表5。

表4 國際油價與我國國內(nèi)油價、消費(fèi)價格指數(shù)的Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果

表5 國際油價與我國國內(nèi)油價、生產(chǎn)價格指數(shù)的Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果

由檢驗(yàn)的結(jié)果可以看出，“l(fā)n P1不是 ln Pt的Granger原因”和“l(fā)n P2不是 Granger Cause ln Pt”相應(yīng)的“Probability”值分別為 2．7×10-7和 3．6×10-8，小于0．05，國內(nèi)、國際石油價格與我國生產(chǎn)者價格指數(shù)之間存在Granger因果關(guān)系，國內(nèi)和國際原油價格變動是我國生產(chǎn)者價格指數(shù)變動的原因，而國際和國內(nèi)油價之間因果關(guān)系卻不顯著;從結(jié)果也可以看出，國際原油價格變動對我國消費(fèi)者價格指數(shù)影響不顯著。

四、實(shí)證結(jié)果與對策分析

從上面的分析來看，在顯著性水平5%下，國際石油價格與我國物價水平、國內(nèi)石油價格之間至少存在一個顯著性協(xié)整關(guān)系，這說明三者之間存在相互緊密的結(jié)構(gòu)依存關(guān)系。而通過Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)，國際石油價格波動對我國生產(chǎn)者價格指數(shù)、消費(fèi)者價格指數(shù)的影響程度存在差異等，其原因主要有以下幾個方面。

(1)國際石油價格與我國物價水平存在長期均衡關(guān)系，且國際石油價格波動對我國生產(chǎn)者價格指數(shù)影響顯著。我國正處在工業(yè)化不斷發(fā)展階段，對石油等能源的依賴性比較大，石油進(jìn)口依存度越來越大;相對于美國等西方發(fā)達(dá)國家已經(jīng)進(jìn)入服務(wù)業(yè)為主導(dǎo)產(chǎn)業(yè)時期，石油主要用于個人終端消費(fèi)如汽車等，而我國石油消費(fèi)在生產(chǎn)領(lǐng)域占較大的比重。國際原油價格上漲最直接的影響是原油及其衍生物生產(chǎn)加工企業(yè)成本的增加，其位于石油化工產(chǎn)業(yè)鏈的上游，也是整個工業(yè)的基礎(chǔ)。其次波及到交通運(yùn)輸、冶金以及制造業(yè)等相關(guān)產(chǎn)業(yè)，同時，帶動天然氣、煤炭等替代能源價格上漲，對能源消耗企業(yè)帶來一定的成本上升壓力，進(jìn)而影響消費(fèi)者價格水平，使總體物價水平呈上升趨勢。近年來，我國對外貿(mào)易自由化進(jìn)程加快，匯率形成機(jī)制更進(jìn)一步貼近市場;在能源進(jìn)口方面，成品油的進(jìn)口配額和許可證管理已取消，民營企業(yè)經(jīng)營原油和成品油進(jìn)口的額度逐步加大，這些因素強(qiáng)化了國際石油價格波動對國內(nèi)物價水平傳遞機(jī)制功能的發(fā)揮。

(2)國際石油價格波動對我國消費(fèi)者價格指數(shù)影響相對較小，其原因有如下幾個方面。首先從我國能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)來看，煤炭依然在我國能源消費(fèi)總量中占主導(dǎo)地位，這在世界各國能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)中是少見的;石油價格作為我國居民消費(fèi)者價格指數(shù)Ct的組成部分，其權(quán)重較低，而且相對于燃?xì)?、電等日常能源消費(fèi)，在整個消費(fèi)價格者指數(shù)的權(quán)重中是下降的。因此，國際高油價不會直接影響到我國消費(fèi)者價格指數(shù)。其次從價格傳導(dǎo)機(jī)制的角度看，上游商品價格上漲能否傳導(dǎo)到下游，主要取決于商品的供求狀況、供求彈性和產(chǎn)業(yè)鏈條的長短。多年來，在我國典型的買方市場情況下，上游企業(yè)因油價抬高而增加的生產(chǎn)成本不可能全部向下游企業(yè)直至最終消費(fèi)者轉(zhuǎn)移。隨著國際原油價格上漲，石油行業(yè)本身隨著石油價格上漲能夠通過其產(chǎn)品價格上調(diào)維持利潤率水平，甚至成為受益者;而下游企業(yè)面對強(qiáng)大的市場競爭壓力，大多數(shù)只能被動接受上游原材料漲價的結(jié)果而自行消化吸收，或者相對縮小生產(chǎn)規(guī)模，且愈接近終端消費(fèi)者的行業(yè)，其價格調(diào)控能力愈薄弱。如2002年下半年以來，我國出現(xiàn)了工業(yè)品出廠價格持續(xù)較快上漲，但居民消費(fèi)價格并未出現(xiàn)明顯的同步上漲現(xiàn)象，這在一定程度上反映國內(nèi)物價傳導(dǎo)機(jī)制發(fā)生了新的變化［6］，國際油價波動對國內(nèi)不同的價格指數(shù)影響存在結(jié)構(gòu)性差異。

(3)國際油價與國內(nèi)油價之間因果關(guān)系不顯著。按照一般邏輯，國際油價通過影響國內(nèi)油價而影響國內(nèi)生產(chǎn)者價格指數(shù)(PPI);但是，通過Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)看出，國際油價對國內(nèi)油價沒有顯著影響，其原因是我國石油定價機(jī)制與國際不完全接軌。我國自1998年起改變了原油和成品油價格形成機(jī)制中單一的政府定價的模式，國內(nèi)原油價格實(shí)現(xiàn)了與國際市場的接軌，成品油價格確立了與國際油價變化相適應(yīng)的價格機(jī)制。但是，原油市場上處于寡頭壟斷局面，由兩大石油集團(tuán)公司占據(jù)市場主體地位，市場競爭不充分，業(yè)內(nèi)專家普遍認(rèn)為我國油價與國際油價之間是“有限接軌”，即原油價格已與國際油價接軌;而成品油價格變化則由政府調(diào)控，即當(dāng)紐約、新加坡和鹿特丹三地成品油加權(quán)平均價格變動幅度超過8%時，發(fā)改委才會重新確定國內(nèi)成品油的零售基準(zhǔn)價，由兩大集團(tuán)具體制定。由于石油的自然稟賦性質(zhì)和經(jīng)營的壟斷性，供給彈性小，在國內(nèi)需求迅速增長的情況下，出現(xiàn)國內(nèi)成品油價格與國外“反倒掛”、“追漲不追跌”現(xiàn)象。由于價格管制以及政府對石油行業(yè)的補(bǔ)貼，國際石油價格的波動無法順利傳遞到國內(nèi)石油價格水平上，價格機(jī)制并未對我國過快增長的石油消費(fèi)發(fā)揮有效調(diào)節(jié)作用。

從以上的分析可以看出，國際市場油價波動對我國國內(nèi)物價水平產(chǎn)生一定程度的影響，說明了石油價格作為重要的市場信號，其調(diào)節(jié)經(jīng)濟(jì)運(yùn)行的功能日益增強(qiáng)。但是，當(dāng)前有關(guān)部門違背市場規(guī)律的做法扭曲了能源的價格功能發(fā)揮，如目前人為地控制油價，或政府財(cái)政簡單地給予能源補(bǔ)貼等，這不但不能反映能源稀缺程度，還會導(dǎo)致企業(yè)的低效率擴(kuò)張，遏制新能源的研發(fā)動力，這也是我國高耗能、低效率企業(yè)較為普遍存在的原因。隨著國際化程度的不斷加深，我國面臨國際市場能源供給以及價格風(fēng)險的沖擊也逐步增大，對于石油價格，要從穩(wěn)定石油價格向抑制石油價格過快增長轉(zhuǎn)變，并逐步與國際油價全面接軌，國內(nèi)要逐步完善包括資源稅在內(nèi)的各種稅費(fèi)機(jī)制，增加整個社會經(jīng)濟(jì)體對石油價格波動的承受能力，從而增強(qiáng)抵御世界市場沖擊的能力，保障和促進(jìn)我國經(jīng)濟(jì)的健康穩(wěn)定發(fā)展。

［1］ 趙元兵，黃 ?。畤H石油價格上揚(yáng)對中國經(jīng)濟(jì)的影響［J］．經(jīng)濟(jì)縱橫，2005(1):29-31．

［2］ 韓亮亮，周德群，李宏偉．石油價格波動與中國宏觀經(jīng)濟(jì)運(yùn)行關(guān)系的協(xié)整分析［J］．價格理論與實(shí)踐，2006(6):57-58．

［3］ 趙笑宇．石油價格變動對價格總水平的影響分析［J］．中央財(cái)經(jīng)大學(xué)學(xué)報(bào)，2006(2):92-96．

［4］ 王風(fēng)云．國際石油價格波動對我國通貨膨脹影響的實(shí)證分析［J］．價格月刊，2006(8):6-8．

［5］ 楊 柳，李 力．能源價格變動對經(jīng)濟(jì)增長與通貨膨脹的影響［J］．中南財(cái)經(jīng)政法大學(xué)學(xué)報(bào)，2006(4):51-55．

［6］ 國家統(tǒng)計(jì)局課題組．我國新一輪通貨膨脹的主要特點(diǎn)及成因［J］．統(tǒng)計(jì)研究，2005(4):3-9．

Impact of International Oil Price Fluctuation on China’s Price Level

XIAO Long-jie1，2，ZHOU De-qun2
(1．College of Economics and Management，Southeast University，Nanjing 210096，China;2．College of Economics and Management，Nanjing University of Aeronautics and Astronautics，Nanjing 210016，China)

There have been great impact of international oil price fluctuation on one country’s price level．The effects on consumer price index and producer price index are different．Johansen’s cointegration and Granger’s causality test are used as an effective econometric approach to explore such issues．The result shows that there exists long-term cointegration between international oil price and the two price indexes，but it is only from oil price to price one-way Granger causality，and international oil price only significantly influences producer price index．

oil price;price level;cointegration;Granger causality

F407．22

A

1008-4339(2010)05-0405-05

一、引 言

我國自1993年成為石油凈進(jìn)口國以來，石油進(jìn)口量逐年增加。2003年我國對原油需求量高達(dá)2．6億噸，成為繼美國之后的第二大石油消費(fèi)國，2008年5月，我國原油進(jìn)口首次超過日本，成為世界第二大原油進(jìn)口國。在石油定價機(jī)制方面，1998年我國原油、成品油由政府定價轉(zhuǎn)變?yōu)樵蛢r格與國際市場接軌，成品油價格改為政府指導(dǎo)價，價格水平初步與國際市場接軌;2001年11月開始，國內(nèi)成品油價格接軌機(jī)制進(jìn)一步完善，主要內(nèi)容是由單純依照新加坡市場油價確定國內(nèi)成品油價格改為參照新加坡、鹿特丹、紐約三地市場價格調(diào)整國內(nèi)成品油價格。相對以往的計(jì)劃管理模式，新的油價機(jī)制是一種較為靈活的管理機(jī)制。但是，隨著我國對石油進(jìn)口的依賴程度逐年提高，這種機(jī)制對我國石油價格水平乃至總體物價水平的影響程度日益顯著。石油作為工業(yè)化生產(chǎn)的主要能源和原材料，具有涉及范圍廣泛、產(chǎn)業(yè)鏈長、傳導(dǎo)性強(qiáng)等特點(diǎn)，因此，無論其價格短期波動還是長期變化對國民經(jīng)濟(jì)運(yùn)行都會帶來較大的影響。本文研究的宗旨是分析國際油價波動對我國物價水平的影響，運(yùn)用Johansen協(xié)整和Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)等計(jì)量經(jīng)濟(jì)方法，研究兩者之間是否存在長期均衡關(guān)系。

前人關(guān)于這方面的研究集中于兩個方面。首先是國際石油價格變動對我國宏觀經(jīng)濟(jì)相關(guān)變量指標(biāo)的影響，這些宏觀經(jīng)濟(jì)指標(biāo)中包含物價水平，如趙元兵(2005)等研究了國際石油價格上揚(yáng)對我國經(jīng)濟(jì)的影響，指出油價上升推動物價上漲，導(dǎo)致國內(nèi)通貨膨脹壓力加大［1］;韓亮亮、周德群等(2006)運(yùn)用E-G兩步法，研究了國際石油價格與我國的GDP增長率、消費(fèi)價格指數(shù)(CPI)、出口總額以及進(jìn)口總額之間是否存在長期穩(wěn)定關(guān)系，并揭示了石油價格波動對我國消費(fèi)價格指數(shù)(CPI)產(chǎn)生正向影響［2］。其次是直接分析國際石油價格波動對我國物價的影響，如趙笑宇(2006)從投入產(chǎn)出的角度分析石油價格變動對各產(chǎn)業(yè)產(chǎn)品價格及價格總水平的具體影響［3］，王風(fēng)云(2007)研究國際石油價格的變動趨勢及其對我國通貨膨脹的影響(用CPI指標(biāo)表示)［4］，楊柳、李力(2006)研究了我國能源價格(煤油電的價格指數(shù))變動對經(jīng)濟(jì)增長與通貨膨脹(CPI)的影響，結(jié)果表明，在中國實(shí)際GDP、能源價格以及通貨膨脹之間存在著長期均衡關(guān)系，能源價格變動對經(jīng)濟(jì)增長短期呈現(xiàn)負(fù)向沖擊，它引起的成本推動是本輪通貨膨脹的主要原因［5］。本文在前人研究基礎(chǔ)上，著力的創(chuàng)新之處在于將物價水平指標(biāo)中的生產(chǎn)者價格指數(shù)(P1)和消費(fèi)者價格指數(shù)(C1)分開，分別研究國際石油價格波動對兩者的影響，以發(fā)現(xiàn)兩者之間的區(qū)別和聯(lián)系。

2009-12-01．

肖龍階(1966— )，男，博士研究生，副教授．

國家自然科學(xué)基金資助項(xiàng)目(70873058)．

肖龍階，Xiaolj007@nuaa．edu．cn．