姚青松 趙國(guó)慶

摘要：作為生產(chǎn)投入品，不可再生能源對(duì)于各國(guó)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展具有重要意義?；诙啻纬掷m(xù)性結(jié)構(gòu)突變檢驗(yàn)方法，發(fā)現(xiàn)石油與天然氣價(jià)格均存在兩次持續(xù)性結(jié)構(gòu)突變，而煤炭?jī)r(jià)格為一個(gè)持續(xù)的單位根過(guò)程。石油價(jià)格在兩次世界石油危機(jī)后處于非平穩(wěn)狀態(tài)，1986年初進(jìn)入長(zhǎng)期平穩(wěn)區(qū)間，并在亞洲金融危機(jī)后再一次回到非平穩(wěn)軌道;天然氣價(jià)格最初具有較強(qiáng)的平穩(wěn)性，在2000年初進(jìn)入非平穩(wěn)區(qū)間，并于2008年末回歸平穩(wěn)過(guò)程。此實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果對(duì)能源價(jià)格平穩(wěn)性的區(qū)間劃分具有重要的理論與實(shí)證意義，且具有豐富的能源政策意義。

關(guān)鍵詞：能源價(jià)格;持續(xù)性結(jié)構(gòu)突變;單位根;結(jié)構(gòu)變化;石油危機(jī)

一、引言

作為生產(chǎn)投入品，不可再生能源對(duì)于各國(guó)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展具有重要意義，關(guān)于能源價(jià)格的時(shí)間趨勢(shì)性質(zhì)以及能源價(jià)格波動(dòng)的宏觀經(jīng)濟(jì)影響一直是經(jīng)濟(jì)學(xué)者的研究熱點(diǎn)。在現(xiàn)有關(guān)于能源價(jià)格時(shí)間趨勢(shì)性質(zhì)的研究中，大量研究嘗試基于能源價(jià)格的平穩(wěn)性態(tài)對(duì)能源價(jià)格進(jìn)行分類，但并未得到一致結(jié)論：部分研究支持能源價(jià)格的單位根特性（Serletis和Rangel-Ruiz，2004[1];Maslyuk和Smyth，2008[2]），而其他則認(rèn)為將包括結(jié)構(gòu)變化在內(nèi)的多種因素納入研究框架后，能源價(jià)格可以被解釋為一個(gè)平穩(wěn)過(guò)程（Ghoshray和Johonson，2010[3];Narayan和Liu，2015[4]）。

不同于現(xiàn)有研究，筆者嘗試實(shí)證檢驗(yàn)國(guó)際能源價(jià)格持續(xù)性結(jié)構(gòu)突變的存在性。能源價(jià)格不能僅基于平穩(wěn)性進(jìn)行分類，這是源于一些能源價(jià)格的平穩(wěn)性態(tài)往往不具有長(zhǎng)期穩(wěn)定性：其可能在部分時(shí)間區(qū)間中表現(xiàn)出平穩(wěn)特性，而在其余區(qū)間里呈現(xiàn)顯著的非平穩(wěn)性。上述現(xiàn)象也被稱為持續(xù)性結(jié)構(gòu)突變（Shift in Persistence）。持續(xù)性結(jié)構(gòu)突變問(wèn)題最早由Kim提出（Kim，2000）[5]，有關(guān)持續(xù)性結(jié)構(gòu)突變檢驗(yàn)方法的文獻(xiàn)回顧可以參見(jiàn)Perron（2006）[6]、姚青松等（2019）[7]。在計(jì)量經(jīng)濟(jì)建模過(guò)程中，持續(xù)性結(jié)構(gòu)突變對(duì)分析結(jié)果具有重要影響。Park（2010）[8]指出，當(dāng)自變量為I（1）過(guò)程而因變量為I（0）過(guò)程時(shí)，回歸系數(shù)漸近不具有統(tǒng)計(jì)顯著性，因此當(dāng)因變量為平穩(wěn)過(guò)程而自變量存在持續(xù)性結(jié)構(gòu)突變時(shí)，線性回歸極有可能支持兩者不相關(guān)的原假設(shè)，即使在平穩(wěn)區(qū)間內(nèi)自變量對(duì)因變量具有顯著的影響。姚青松等（2019）[7]證明，對(duì)于存在持續(xù)性結(jié)構(gòu)突變的序列進(jìn)行常規(guī)單位根檢驗(yàn)時(shí)（例如ADF單位根檢驗(yàn)），當(dāng)序列的非平穩(wěn)區(qū)間相對(duì)較窄，檢驗(yàn)結(jié)果將在漸近意義上拒絕原假設(shè)，支持序列的平穩(wěn)性，但采用該序列進(jìn)行線性回歸分析可能會(huì)導(dǎo)致嚴(yán)重的偽回歸問(wèn)題。在實(shí)際應(yīng)用中，上述問(wèn)題將扭曲各個(gè)宏觀變量之間的真實(shí)關(guān)系，對(duì)政策的制定形成錯(cuò)誤的導(dǎo)向。在現(xiàn)有研究中，能源價(jià)格的宏觀經(jīng)濟(jì)影響得到非常廣泛的關(guān)注，其中包括能源價(jià)格對(duì)于股票市場(chǎng)（Kilian和Park，2009[9];Miller和Ratti，2009[10];Cunado和Perez de Gracia，2014[11]）與外匯市場(chǎng)（Huang和Guo，2007[12];Sari等，2010[13];Wu等，2012[14]）的影響。因此，厘清能源價(jià)格的持續(xù)性結(jié)構(gòu)突變的存在性并依據(jù)平穩(wěn)性對(duì)能源價(jià)格進(jìn)行相應(yīng)的區(qū)間劃分具有重要的理論與實(shí)證意義。

本文采用Kejriwal等（2013）[15]提出的檢驗(yàn)方法（下文簡(jiǎn)稱KPZ檢驗(yàn)法）對(duì)1980年1月至2019年11月間石油、煤炭以及天然氣的月度價(jià)格數(shù)據(jù)進(jìn)行持續(xù)結(jié)構(gòu)突變檢驗(yàn)。與現(xiàn)有研究相比，KPZ檢驗(yàn)方法具有以下優(yōu)點(diǎn)。首先，該方法允許存在次數(shù)未知的多次平穩(wěn)性態(tài)的轉(zhuǎn)變，相較于僅考慮單次持續(xù)性變化的檢驗(yàn)過(guò)程，該方法具有更高的檢驗(yàn)功效。其次，在存在持續(xù)結(jié)構(gòu)突變的情況下，該方法允許未知的突變方向（即從平穩(wěn)過(guò)程轉(zhuǎn)變?yōu)榉瞧椒€(wěn)過(guò)程，或相反），且能夠基于檢驗(yàn)結(jié)果對(duì)突變方向進(jìn)行推斷。

研究結(jié)果表明，能源價(jià)格的持續(xù)性結(jié)構(gòu)變化往往伴隨著標(biāo)志性的經(jīng)濟(jì)事件，近期研究也支持了該結(jié)論（Narayan和Liu，2015[4];姚青松等，2019[7]）。這意味著市場(chǎng)沖擊是持續(xù)性結(jié)構(gòu)突變的重要推動(dòng)因素。需要指出的是，持續(xù)性結(jié)構(gòu)變化既可能源于供給方或需求方的單方面沖擊，也可能源于雙方的共同沖擊?？紤]如下簡(jiǎn)單的市場(chǎng)供給曲線qtS=aS+bSptS+εtS與需求曲線qtD=aD-bDptD+εtD，其中bS，bD>0，εtS與εtD分別為供給端與需求端的外部沖擊。容易解得市場(chǎng)的均衡價(jià)格為p*t=（aD-aS）/（bD+bS）+（εtD-εtS）/（bD+bS）。顯然，當(dāng)石油需求端穩(wěn)定，而石油供給方由于外生沖擊轉(zhuǎn)變?yōu)閱挝桓^(guò)程中，也即εts由I（0）過(guò)程轉(zhuǎn)變?yōu)镮（1）過(guò)程，均衡價(jià)格p*t由平穩(wěn)過(guò)程轉(zhuǎn)變?yōu)閱挝桓^(guò)程。此外，供給端與需求端的相互影響也可能進(jìn)一步放大市場(chǎng)沖擊的影響，最終導(dǎo)致非平穩(wěn)的市場(chǎng)價(jià)格。例如，當(dāng)石油供給端發(fā)生沖擊，而石油需求端預(yù)期該影響可能具有長(zhǎng)期持續(xù)性，則需求端預(yù)期行為的改變會(huì)增強(qiáng)市場(chǎng)對(duì)于沖擊的記憶能力，強(qiáng)化沖擊對(duì)于市場(chǎng)的影響力。

二、計(jì)量模型與檢驗(yàn)方法

本文沿用Kejriwal等（2013）[15]所考慮的模型基本思路，假設(shè)能源價(jià)格序列由如下過(guò)程生成：

本文考慮如下兩類模型的檢驗(yàn)問(wèn)題：

模型1：當(dāng)i為奇數(shù)時(shí)，μi=0，αi=1;當(dāng)i為偶數(shù)時(shí)，？琢i<1而μi可以任意取值。

模型2：當(dāng)i為偶數(shù)時(shí)，μi=0，αi=1;當(dāng)i為奇數(shù)時(shí)，？琢i<1而μi可以任意取值。

顯然，在模型1中，數(shù)據(jù)最初由非平穩(wěn)過(guò)程生成，隨后在平穩(wěn)與非平穩(wěn)過(guò)程之間交替，而模型2則恰恰相反。值得注意的是，模型1與模型2允許截距項(xiàng)在不同的平穩(wěn)性態(tài)穩(wěn)定區(qū)間之間發(fā)生變化，但是在區(qū)間內(nèi)具有穩(wěn)定性。

本文采用Kejriwal等（2013）[15]提出的方法檢驗(yàn)多次持續(xù)性結(jié)構(gòu)突變的存在性。在該檢驗(yàn)方法下，原假設(shè)為H0：μi=0且αi=1對(duì)所有的i均成立。這意味著在原假設(shè)下，yt由持續(xù)的單位根過(guò)程生成。進(jìn)一步討論檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量的構(gòu)建問(wèn)題。考慮如下的回歸方程：

最小二乘方法對(duì)回歸方程（3）進(jìn)行估計(jì)，并得到原假設(shè)下的殘差平方和，記作SSR0。進(jìn)一步考慮備擇假設(shè)下的模型估計(jì)問(wèn)題。在模型1下，數(shù)據(jù)首先由非平穩(wěn)過(guò)程生成，隨后在平穩(wěn)與非平穩(wěn)過(guò)程之間轉(zhuǎn)換，因此式（3）對(duì)奇數(shù)平穩(wěn)性態(tài)穩(wěn)定區(qū)間成立，式（2）對(duì)于偶數(shù)區(qū)間成立;而模型2則相反。在模型1或模型2下，我們基于一個(gè)給定的樣本分割λ采用最小二乘方法對(duì)回歸方程進(jìn)行估計(jì)，并得到殘差平方和，分別記為SSR1，m（λ）與SSR2，m（λ）。模型1與模型2的Wald檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量分別為：

式（4）與（5）均基于某個(gè)給定的樣本分割λ計(jì)算得到，然而在實(shí)際應(yīng)用中我們并不知曉真實(shí)結(jié)構(gòu)變化時(shí)間與樣本分割機(jī)制，因此我們進(jìn)一步考慮sup-Wald統(tǒng)計(jì)量：

當(dāng)上述統(tǒng)計(jì)量超過(guò)臨界值，表明數(shù)據(jù)存在m次持續(xù)性結(jié)構(gòu)變化。此時(shí)，可以采用如下的方法對(duì)結(jié)構(gòu)突變發(fā)生時(shí)點(diǎn)進(jìn)行估計(jì)：

最后需要指出的是，上述檢驗(yàn)過(guò)程可以被進(jìn)一步擴(kuò)展至存在時(shí)間趨勢(shì)的時(shí)間序列中。在此情況下，需要在式（2）中加入時(shí)間趨勢(shì)項(xiàng)。對(duì)于模型1與2的檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量可以類似地基于式（4）與式（5）構(gòu)建得到。在后續(xù)討論中，若不特別指出，我們僅考慮不存在時(shí)間趨勢(shì)的檢驗(yàn)。

三、檢驗(yàn)結(jié)果與分析

（一）數(shù)據(jù)來(lái)源與檢驗(yàn)說(shuō)明

本文所采用的能源價(jià)格數(shù)據(jù)為1980年1月至2019年11月間的石油、煤炭以及天然氣價(jià)格的月度數(shù)據(jù)，其中天然氣價(jià)格的起始月份為1985年1月。本文數(shù)據(jù)均下載于國(guó)際貨幣基金組織（International Monetary Fund，IMF），所有能源價(jià)格數(shù)據(jù)均采用生產(chǎn)者價(jià)格指數(shù)PPI進(jìn)行平減，其中PPI數(shù)據(jù)來(lái)源于美國(guó)勞工統(tǒng)計(jì)局（U.S. Bureau of Labor Statistics）。平減過(guò)后價(jià)格數(shù)據(jù)取自然對(duì)數(shù)。在檢驗(yàn)過(guò)程中，考慮到樣本容量對(duì)于檢驗(yàn)結(jié)果的影響，我們將m的最大值設(shè)定為2，其等價(jià)于假設(shè)所有能源價(jià)格的持續(xù)性結(jié)構(gòu)突變至多發(fā)生兩次。在后續(xù)檢驗(yàn)過(guò)程中，我們將回歸方程（2）中差分項(xiàng)的最大滯后階數(shù)設(shè)定為：

并采用BIC信息準(zhǔn)則基于原假設(shè)下的回歸結(jié)果選擇最優(yōu)的滯后階數(shù)①。

（二）檢驗(yàn)結(jié)果與分析

1. 檢驗(yàn)石油價(jià)格序列的持續(xù)性結(jié)構(gòu)突變的存在性，檢驗(yàn)結(jié)果如表1所示。不難看到，在統(tǒng)計(jì)量supF11、supF12、supF21以及supF22中，僅統(tǒng)計(jì)量supF21在1%的水平上顯著。根據(jù)Kejriwal等（2013）[15]的結(jié)果，當(dāng)真實(shí)過(guò)程由模型i生成，然而研究者采用統(tǒng)計(jì)量supFjm進(jìn)行檢驗(yàn)時(shí)（j≠i），檢驗(yàn)結(jié)果不再具有一致性（也即supFjm =Op（1））。由于supF21顯著而supF22不具有顯著性，可以推測(cè)石油價(jià)格序列可能由模型1生成。在此情況下，石油價(jià)格在1980—2019年間發(fā)生兩次持續(xù)性結(jié)構(gòu)突變：其首先由非平穩(wěn)過(guò)程生成，隨后進(jìn)入平穩(wěn)區(qū)間，最終再一次返回非平穩(wěn)區(qū)間。我們進(jìn)一步采用式（8）估計(jì)石油價(jià)格的持續(xù)性結(jié)構(gòu)突變發(fā)生時(shí)間，估計(jì)結(jié)果分別為1985年12月與1997年10月。上述結(jié)果表明，1980—1986年，石油價(jià)格具有非平穩(wěn)性;1986—1997年，國(guó)際石油價(jià)格處于平穩(wěn)區(qū)間;1998年初，石油價(jià)格再一次進(jìn)入長(zhǎng)期非平穩(wěn)震蕩之中。

圖1展示了1980—2019年石油價(jià)格的時(shí)間趨勢(shì)。不難看到，在第一個(gè)平穩(wěn)性態(tài)穩(wěn)定區(qū)間內(nèi)，石油價(jià)格呈震蕩下降趨勢(shì);在第二個(gè)區(qū)間內(nèi)，石油價(jià)格在低位小幅度波動(dòng)，具有較強(qiáng)的平穩(wěn)性;在第三個(gè)區(qū)間內(nèi)，石油價(jià)格的波動(dòng)水平顯著提高，非平穩(wěn)性增強(qiáng)。石油價(jià)格第一階段的非平穩(wěn)性極有可能源于分別發(fā)生于1973年以及1979年的兩次世界性石油危機(jī)。兩次石油危機(jī)期間，石油價(jià)格大幅度上升，這對(duì)世界經(jīng)濟(jì)造成了巨大沖擊，使得OECD國(guó)家進(jìn)入長(zhǎng)期的經(jīng)濟(jì)衰退之中。石油危機(jī)也為石油市場(chǎng)帶來(lái)了恐慌，進(jìn)一步加劇了石油市場(chǎng)的不確定性。此外，發(fā)生于1980年的兩伊戰(zhàn)爭(zhēng)也增強(qiáng)了石油市場(chǎng)的非平穩(wěn)性。從圖1中可以看到，石油價(jià)格自1980年初進(jìn)入平穩(wěn)通道。1986年初，沙特阿拉伯放棄配額生產(chǎn)，提高原油產(chǎn)量并大幅度壓低石油價(jià)格，這使得國(guó)際石油價(jià)格大幅度下跌，并在低位長(zhǎng)期徘徊②。石油價(jià)格的第三個(gè)平穩(wěn)性態(tài)穩(wěn)定區(qū)間開(kāi)始于1997年年末，而與此同時(shí)，亞洲金融危機(jī)爆發(fā)。此次金融危機(jī)席卷了亞洲重要經(jīng)濟(jì)體，使得亞洲經(jīng)濟(jì)進(jìn)入衰退之中。這對(duì)石油市場(chǎng)的需求方造成了巨大沖擊，石油價(jià)格再一次回到單位根過(guò)程。

本文進(jìn)一步對(duì)石油價(jià)格的檢驗(yàn)結(jié)果進(jìn)行穩(wěn)健性分析。我們注意到在上述KPZ檢驗(yàn)過(guò)程中假設(shè)石油價(jià)格不含有時(shí)間趨勢(shì)項(xiàng)，因此首先考察上述假設(shè)是否對(duì)于檢驗(yàn)結(jié)果具有顯著影響。這里采用Perron-Yabu（2009）[16]提出的檢驗(yàn)方法（后文簡(jiǎn)稱PY趨勢(shì)檢驗(yàn)法）檢驗(yàn)石油價(jià)格在各個(gè)區(qū)間以及全樣本內(nèi)是否存在顯著的時(shí)間趨勢(shì)。PY趨勢(shì)檢驗(yàn)法的主要優(yōu)勢(shì)在于，不論誤差項(xiàng)為一個(gè)平穩(wěn)過(guò)程還是單位根過(guò)程，其均能夠提供一致的檢驗(yàn)結(jié)果。表2給出了PY趨勢(shì)檢驗(yàn)結(jié)果。不難看到，石油價(jià)格僅在第一個(gè)區(qū)間具有顯著的時(shí)間趨勢(shì)。另一方面，本文同時(shí)也采用包含趨勢(shì)項(xiàng)的KPZ檢驗(yàn)過(guò)程對(duì)于石油價(jià)格進(jìn)行檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果由表3給出。顯然，帶有趨勢(shì)項(xiàng)的KPZ檢驗(yàn)結(jié)果同表1的檢驗(yàn)結(jié)果基本相同，僅supF21具有統(tǒng)計(jì)意義上的顯著性，且持續(xù)結(jié)構(gòu)突變發(fā)生時(shí)間的估計(jì)結(jié)果分別為1985年12月及1992年8月。上述系列結(jié)果表明，采用不包含趨勢(shì)項(xiàng)的KPZ檢驗(yàn)得到的結(jié)果具有穩(wěn)健性。

當(dāng)數(shù)據(jù)真實(shí)過(guò)程為一個(gè)穩(wěn)定的平穩(wěn)過(guò)程或存在結(jié)構(gòu)變化的平穩(wěn)過(guò)程時(shí)，原假設(shè)將在漸近意義上得到拒絕。因此，作為本節(jié)的第二個(gè)穩(wěn)健性檢驗(yàn)，本文檢驗(yàn)石油價(jià)格是否為一個(gè)平穩(wěn)過(guò)程或帶有結(jié)構(gòu)變化的平穩(wěn)過(guò)程。基于KPZ提出的建議，本文首先采用Bai和Perron（1998，后文簡(jiǎn)稱為BP檢驗(yàn)）[17]提出的檢驗(yàn)方法對(duì)回歸方程（2）進(jìn)行結(jié)構(gòu)變化檢驗(yàn)，以確定常數(shù)項(xiàng)μi以及滯后項(xiàng)yt-1的系數(shù)是否具有穩(wěn)定性;隨后，我們進(jìn)一步采用Ng和Perron（2001，后文簡(jiǎn)稱為NP檢驗(yàn)）[18]提出的檢驗(yàn)方法以檢驗(yàn)石油價(jià)格是否至少在一個(gè)區(qū)間內(nèi)存在單位根③。當(dāng)BP檢驗(yàn)拒絕原假設(shè)時(shí)，可以確認(rèn)μi或αi至少出現(xiàn)一次結(jié)構(gòu)變化，這排除了能源價(jià)格為穩(wěn)定平穩(wěn)過(guò)程的可能性;當(dāng)NP檢驗(yàn)不能拒絕原假設(shè)時(shí)，可以確認(rèn)能源價(jià)格至少在一個(gè)區(qū)間內(nèi)為單位根過(guò)程，這排除了石油價(jià)格為平穩(wěn)性結(jié)構(gòu)突變過(guò)程的可能性。BP和NP檢驗(yàn)結(jié)果由表4給出。不難看到，BP檢驗(yàn)的UDmax統(tǒng)計(jì)量在10%的水平上顯著，而NP檢驗(yàn)的M族統(tǒng)計(jì)量在10%的水平上均不顯著。上述結(jié)果均表明石油價(jià)格不可能為一個(gè)平穩(wěn)過(guò)程，這為石油價(jià)格的持續(xù)性結(jié)構(gòu)突變提供了強(qiáng)有力的佐證。

2. 檢驗(yàn)煤炭?jī)r(jià)格的持續(xù)性結(jié)構(gòu)突變的存在性，如表1所示。不難看到，在四個(gè)統(tǒng)計(jì)量中，僅supF11統(tǒng)計(jì)量在10%的水平上顯著，該結(jié)果表明煤炭?jī)r(jià)格極有可能存在一次持續(xù)性結(jié)構(gòu)突變：其從一個(gè)單位根過(guò)程轉(zhuǎn)變?yōu)橐粋€(gè)平穩(wěn)的價(jià)格過(guò)程，而結(jié)構(gòu)變化發(fā)生時(shí)間的估計(jì)結(jié)果為2003年6月?；谇拔牡姆椒?，我們利用PY、BP與NP檢驗(yàn)對(duì)上述檢驗(yàn)結(jié)果的穩(wěn)健性進(jìn)行分析（見(jiàn)表2、表4）?？梢钥吹?，對(duì)于煤炭?jī)r(jià)格，不論是全樣本還是基于持續(xù)性結(jié)構(gòu)突變發(fā)生時(shí)點(diǎn)劃分得到的子樣本，PY檢驗(yàn)均拒絕了存在顯著時(shí)間趨勢(shì)的原假設(shè)，這在一定程度上支持了采用無(wú)趨勢(shì)KPZ檢驗(yàn)的合理性;然而，BP與NP的檢驗(yàn)結(jié)果表明，UDmax統(tǒng)計(jì)量與M族統(tǒng)計(jì)量均在10%的水平上不顯著。UDmax統(tǒng)計(jì)量的非顯著性值得進(jìn)一步深入討論，這是因?yàn)樵摻Y(jié)果意味著在公式（2）中，常數(shù)項(xiàng)與滯后一期價(jià)格的系數(shù)均不隨時(shí)間發(fā)生變化。從圖1中可以看到，在持續(xù)性結(jié)構(gòu)突變發(fā)生后，煤炭?jī)r(jià)格的波動(dòng)程度進(jìn)一步升高，這意味著不同于KPZ檢驗(yàn)的結(jié)果，煤炭?jī)r(jià)格極有可能是一個(gè)持續(xù)單位根過(guò)程。在此情況下，無(wú)趨勢(shì)KPZ檢驗(yàn)結(jié)果的偽顯著性必然源于BP檢驗(yàn)未能檢測(cè)到的結(jié)構(gòu)變化。為了驗(yàn)證上述分析，本文采用Perron-Yabu結(jié)構(gòu)變化檢驗(yàn)（Perron和Yabu，2009）[19]對(duì)煤炭?jī)r(jià)格進(jìn)行檢驗(yàn)。Perron-Yabu結(jié)構(gòu)變化檢驗(yàn)的優(yōu)勢(shì)在于不論被檢驗(yàn)序列是否具有平穩(wěn)性，檢驗(yàn)結(jié)果均具有一致性。Perron-Yabu結(jié)構(gòu)變化檢驗(yàn)結(jié)果表明，ExpW統(tǒng)計(jì)量在1%的水平上顯著④，這佐證了煤炭?jī)r(jià)格的均值變化的存在性。事實(shí)上，如表3所示，當(dāng)采用帶有趨勢(shì)項(xiàng)的KPZ檢驗(yàn)（允許在原假設(shè)與備擇假設(shè)下存在趨勢(shì)變化）再一次對(duì)煤炭?jī)r(jià)格進(jìn)行檢驗(yàn)時(shí)，不難發(fā)現(xiàn)原本顯著的supF11統(tǒng)計(jì)量不再顯著，這進(jìn)一步表明煤炭?jī)r(jià)格更有可能發(fā)生均值結(jié)構(gòu)變化，而非持續(xù)性結(jié)構(gòu)變化。

3. 對(duì)天然氣價(jià)格進(jìn)行檢驗(yàn)。如表1所示，supF22在1%的水平上顯著。PY檢驗(yàn)結(jié)果表明天然氣價(jià)格僅在第二個(gè)區(qū)間里存在顯著的時(shí)間趨勢(shì)。且根據(jù)表3的結(jié)果，不論是否包含趨勢(shì)項(xiàng)，KPZ檢驗(yàn)均得到相似的結(jié)果。表4中，UDmax統(tǒng)計(jì)量在5%的水平上顯著而M族統(tǒng)計(jì)量均不具有顯著性。上述結(jié)果表明，天然氣價(jià)格序列在1986—2019年間存在持續(xù)性的結(jié)構(gòu)變化，其在2000年5月從平穩(wěn)過(guò)程轉(zhuǎn)變?yōu)閱挝桓^(guò)程，而在2008年末再一次回到平穩(wěn)過(guò)程。

四、結(jié)論與總結(jié)

本文實(shí)證檢驗(yàn)了國(guó)際能源價(jià)格持續(xù)性結(jié)構(gòu)突變的存在性。研究發(fā)現(xiàn)，除了煤炭?jī)r(jià)格具有持續(xù)的非平穩(wěn)性質(zhì)外，石油價(jià)格與天然氣價(jià)格均經(jīng)歷了兩次持續(xù)性結(jié)構(gòu)突變，其中石油價(jià)格首先從非平穩(wěn)過(guò)程轉(zhuǎn)變?yōu)槠椒€(wěn)過(guò)程，并最終回到單位根過(guò)程，而天然氣價(jià)格恰恰相反。穩(wěn)健性檢驗(yàn)極大地支持了上述結(jié)果。

本文的研究結(jié)果具有豐富的政策意義。首先，在能源價(jià)格預(yù)測(cè)方面，本文研究結(jié)果表明，石油價(jià)格與煤炭?jī)r(jià)格在2009年后均為單位根過(guò)程，這意味著對(duì)于煤炭與天然氣價(jià)格，短期未來(lái)價(jià)格的最優(yōu)預(yù)測(cè)為其當(dāng)前價(jià)格，而長(zhǎng)期價(jià)格預(yù)測(cè)則面臨極大的不確定性;相反，由于天然氣價(jià)格在2008年后轉(zhuǎn)變?yōu)橐粋€(gè)平穩(wěn)過(guò)程，其短期未來(lái)價(jià)格預(yù)測(cè)應(yīng)基于一個(gè)平穩(wěn)ARMA過(guò)程，而其長(zhǎng)期價(jià)格預(yù)測(cè)則為歷史價(jià)格的平均水平。其次，不同的能源價(jià)格預(yù)測(cè)機(jī)制也表明在能源市場(chǎng)出現(xiàn)波動(dòng)時(shí)，政府應(yīng)采取不同的應(yīng)對(duì)策略。具體而言，對(duì)于石油與煤炭，由于其在近期內(nèi)處于非平穩(wěn)區(qū)間中，因此市場(chǎng)沖擊對(duì)于市場(chǎng)的影響具有持續(xù)性，因此政府應(yīng)對(duì)能源價(jià)格的長(zhǎng)期變化做好充足的準(zhǔn)備，并充分考量能源價(jià)格波動(dòng)帶來(lái)的風(fēng)險(xiǎn);相反，由于天然氣價(jià)格近期處于平穩(wěn)區(qū)間，因此短期的市場(chǎng)沖擊不改變天然氣價(jià)格的平均水平，政府在中長(zhǎng)期決策中依然應(yīng)以價(jià)格的歷史平均水平為參考基準(zhǔn)。最后，本文的研究結(jié)果表明，能源價(jià)格的宏觀經(jīng)濟(jì)影響需要得到進(jìn)一步的研究。例如，Cunado和Perez de Gracia（2014）[11]利用向量自回歸與向量誤差修正模型研究了石油價(jià)格對(duì)于股票市場(chǎng)收益率的影響。為了確保結(jié)果的有效性，Cunado和Perez de Gracia在模型估計(jì)前首先對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行系列單位根檢驗(yàn)，并得到所有序列具有單位根的結(jié)論。由于傳統(tǒng)意義上的單位根檢驗(yàn)難以發(fā)現(xiàn)持續(xù)性結(jié)構(gòu)突變的存在，因此這將嚴(yán)重影響回歸分析結(jié)果的可靠性。

本文的研究?jī)?nèi)容還存在進(jìn)一步的擴(kuò)展空間。如引言中所述，能源價(jià)格市場(chǎng)的供給端與需求端沖擊均會(huì)對(duì)能源價(jià)格的平穩(wěn)性態(tài)產(chǎn)生的影響，因此，如何基于宏觀數(shù)據(jù)分析持續(xù)性結(jié)構(gòu)突變的來(lái)源并對(duì)沖擊的因素進(jìn)行分解值得進(jìn)一步深入研究。

注釋：

①有關(guān)最大滯后階數(shù)以及最優(yōu)滯后階數(shù)的選擇問(wèn)題，可以參見(jiàn)Perron在其主頁(yè)提供的Matlab與Gauss程序代碼（http：//people.bu.edu/perron/）。

②石油價(jià)格在1990年海灣戰(zhàn)爭(zhēng)期間出現(xiàn)過(guò)短期增長(zhǎng)，但隨后再一次回到低位。

③基于KPZ的建議，在進(jìn)行NP單位根檢驗(yàn)時(shí)，應(yīng)采用MAIC進(jìn)行最優(yōu)滯后階數(shù)的選擇。

④不論是否考慮趨勢(shì)項(xiàng)，該檢驗(yàn)結(jié)果均成立。

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