孫澤生，齊一蔚，趙紅軍

引 言

國際原油價格的變化一直是影響各國宏觀經(jīng)濟(jì)運行的重要變量，它通過向成品油市場的價格傳導(dǎo)影響居民消費和工業(yè)生產(chǎn)，進(jìn)而影響物價水平、總消費和經(jīng)濟(jì)增長。截至2018 年，中國進(jìn)口原油量達(dá)到4.4 億噸，原油對外依存度高達(dá)69.8%；未來時期中國原油進(jìn)口依存度還會繼續(xù)上升至75%～80%，受國際原油市場波動的影響將會進(jìn)一步加深（中石油經(jīng)濟(jì)技術(shù)研究院，2019）。在此背景下，探索原油向成品油的價格傳導(dǎo)和市場反應(yīng)是能源政策評估和能源產(chǎn)業(yè)發(fā)展的重要問題。特別是，中國既有多樣化產(chǎn)權(quán)結(jié)構(gòu)和多樣化企業(yè)規(guī)模分布為表征的異質(zhì)性煉油市場，還存在兩方面的政府管制：其一為2009 年啟動并于2013 年調(diào)整的成品油價格管制改革，其二則是長期存在的原油國營貿(mào)易和2013 年開始的進(jìn)口管制放松改革，顯示了中國獨特的影響原油-成品油價格傳導(dǎo)關(guān)系的制度背景。以上管制和國際原油價格波動是國內(nèi)煉油廠商價格調(diào)整的主要推動因素，但二者合力作用于成品油價變化的機(jī)理和政策效應(yīng)迄今尚少有文獻(xiàn)關(guān)注。本文首次基于煉油廠商日度出廠價面板數(shù)據(jù)來實證探討國際原油價格、管制對我國成品油價的影響。

原油和成品油之間的成本-產(chǎn)出關(guān)聯(lián)決定了二者價格之間的正向傳導(dǎo)和均衡關(guān)系（魏巍賢等，2007）。發(fā)端于Bacon（1991）的很多文獻(xiàn)利用周度和月度數(shù)據(jù)探討這一價格傳導(dǎo)關(guān)系的不對稱性問題，并被隨后的很多實證研究證實（Sun et al，2019；Apergis et al，2018）。但這一不對稱性在很大程度上取決于模型和數(shù)據(jù)的選?。˙alke et al，1998）。對英國和美國樣本的研究發(fā)現(xiàn)成品油對原油現(xiàn)貨價格上漲的反應(yīng)比價格下降反應(yīng)更快更集中（Borenstein et al，1997；Galeotti et al，2003）；但加拿大和荷蘭樣本研究卻未發(fā)現(xiàn)不對稱性（Godby et al，2000；Bettendorf et al，2003），一些使用日度數(shù)據(jù)的研究也發(fā)現(xiàn)汽油零售價對原油價格變化的反應(yīng)是對稱的（Bachmeier et al，2003）。對以上沖突結(jié)果的一個解釋在于是否將企業(yè)異質(zhì)性因素考慮在內(nèi)。利用西班牙企業(yè)層面數(shù)據(jù)的研究發(fā)現(xiàn)成品油批發(fā)價和加油站零售價間存在顯著的不對稱性，但將企業(yè)數(shù)據(jù)加總成產(chǎn)業(yè)數(shù)據(jù)后這一結(jié)論就不再成立（Balaquer et al，2016）。但使用其他國家的異質(zhì)性企業(yè)數(shù)據(jù)進(jìn)行的實證研究尚不多見，更少有對成品油市場管制引致的價格傳導(dǎo)和不對稱性問題的研究。

針對中國市場的實證研究大多采用市場加總后的月度成品油價格數(shù)據(jù)進(jìn)行研究，且多發(fā)現(xiàn)原油價格和成品油價格、批發(fā)價和零售價之間存在的反應(yīng)不對稱性現(xiàn)象（焦建玲等，2006；崔琪琪等，2015）。但據(jù)我們的檢索，尚缺乏基于中國企業(yè)層面高頻數(shù)據(jù)的實證研究來給出原油-成品油價格傳導(dǎo)的證據(jù)。同時，因中國原油進(jìn)口管制和成品油零售價格管制長期共存，管制及其調(diào)整對原油-成品油的價格傳導(dǎo)產(chǎn)生重大影響并受到了少量研究的關(guān)注（李治國等，2013）。但對2013 年開始的新一輪成品油價格管制改革對油價影響的不對稱性和原油進(jìn)口管制放松的影響尚缺乏實證研究。

本文的主要貢獻(xiàn)在于：（1）借鑒文獻(xiàn)納入企業(yè)異質(zhì)性因素（Balaquer et al，2016），首次運用企業(yè)層面日度成品油價格數(shù)據(jù)探討國際原油價格向中國成品油市場的價格傳導(dǎo)和反應(yīng)特征；（2）首次將管制因素納入實證模型，以分析2013—2018年逐步放松的原油進(jìn)口管制和配額政策對成品油價的異質(zhì)性影響，同時區(qū)分正向和負(fù)向價格管制變量首次探討成品油價格管制對油價影響的不對稱性；（3）不同于已有研究使用的向量自回歸和誤差修正模型，本文使用面板模型來控制異質(zhì)性企業(yè)變量并探討成品油市場上產(chǎn)品內(nèi)和產(chǎn)品間價格不對稱反應(yīng)問題。

一、文獻(xiàn)綜述

國際原油價格向國內(nèi)的傳導(dǎo)研究是沿著兩個不同的研究路線展開的。其一是利用季度或者年度低頻數(shù)據(jù)，探討諸如國內(nèi)稅、關(guān)稅等外生變量對原油和成品油價的影響或者估計原油和成品油的價格、收入彈性。這類文獻(xiàn)需要將油價匹配稅率和人均收入等變量，進(jìn)而探討在原油向成品油的價格傳導(dǎo)中外生變量對油價的影響（孫澤生等，2008；Bajo，2016），或者刻畫國內(nèi)石油消費的彈性特征（Cooper，2003；Zhao et al，2018）。這時的價格反應(yīng)不對稱性表現(xiàn)為不同的彈性特征。如果外生變量為稅率，則因稅率變化可能引致不同的國內(nèi)成品油價格反應(yīng)幅度，激發(fā)了對包括稅負(fù)過度轉(zhuǎn)移、完全轉(zhuǎn)移或者轉(zhuǎn)移不足等稅負(fù)歸宿理論的實證研究（Alm et al，2009；Blackman et al，2010；Datta，2010）。這些研究多使用多元回歸模型或者面板模型進(jìn)行估計，其優(yōu)勢是可以獲得清晰的彈性估計結(jié)果，但并未涉及油價不同變化方向?qū)Τ善酚蛢r格的差異化影響問題。

其二是討論原油價格、成品油批發(fā)價和零售價之間的不對稱價格反應(yīng)問題。思路是將自變量（原油價格和批發(fā)價等）區(qū)分為價格上漲變量和價格下跌變量，而后估計二者引致因變量變化的幅度及統(tǒng)計差異性。如統(tǒng)計上證明一個方向的價格反應(yīng)顯著大于另一方向，則不對稱性存在。這類研究多使用不對稱誤差修正模型（ECM）和累積脈沖響應(yīng)函數(shù)進(jìn)行研究，差異性識別則使用Wald 檢驗進(jìn)行。因此類模型需估計滯后期變量較多，故一般不在模型中納入（低頻）控制變量。這一方面較近期的研究開始應(yīng)用日度數(shù)據(jù)展開實證（Bettendorf et al，2003；Balaquer et al，2016）。

但成品油價格反應(yīng)不對稱性的研究結(jié)論是混合的。包括Bacon（1991）在內(nèi)的較多研究支持不對稱性的存在性，對加拿大等國樣本的研究卻并不支持不對稱性（Godby et al，2000；Bachmeier et al，2003）。利用中國產(chǎn)業(yè)加總和月度數(shù)據(jù)展開的實證研究中，未發(fā)現(xiàn)不對稱性結(jié)論（回爽等，2006）和發(fā)現(xiàn)不對稱性結(jié)論共存（焦建玲等，2006；李治國等，2013；張樹亮等，2017；Sun et al，2019）。Balke et al（1998）認(rèn)為這種混合結(jié)果與模型選取有關(guān)，即使用水平序列時可能不存在不對稱性，但引入一階差分序列后卻會得到不對稱性存在的結(jié)論。Bettendorf（2003）則認(rèn)為結(jié)論差異性還與選取的數(shù)據(jù)有關(guān)，周度和月度數(shù)據(jù)實證結(jié)果可能傾向于確認(rèn)不對稱性，但日度數(shù)據(jù)實證結(jié)果則可能會產(chǎn)生相反結(jié)果。Balaguer et al（2016）進(jìn)一步指出企業(yè)異質(zhì)性可能是導(dǎo)致以上沖突結(jié)果的原因，當(dāng)利用企業(yè)層面數(shù)據(jù)研究成品油批發(fā)價和零售價關(guān)系時存在顯著的不對稱性，一旦將企業(yè)層面數(shù)據(jù)加總成產(chǎn)業(yè)層面數(shù)據(jù)這一結(jié)論就不成立。這提示在價格不對稱性研究中需要納入異質(zhì)性因素進(jìn)行分析。

由于長期存在的原油和成品油市場管制，中國原油-成品油的價格傳導(dǎo)特征可能不同于以開放貿(mào)易和價格市場化形成為特征的發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)體。針對2009 年及之后時期的管制政策演進(jìn)之影響，僅有少量文獻(xiàn)利用向量自回歸框架進(jìn)行分析（姜春海，2013）。但這些研究仍然使用月度以上低頻數(shù)據(jù)和產(chǎn)業(yè)加總數(shù)據(jù)進(jìn)行實證，未能解決文獻(xiàn)中強(qiáng)調(diào)的引入高頻數(shù)據(jù)并控制企業(yè)異質(zhì)性的問題。

基于以上文獻(xiàn)脈絡(luò)，本文將成品油價格管制和不斷放松的原油配額政策納入實證模型，首次使用異質(zhì)性煉油廠商的日度汽油和柴油出廠價數(shù)據(jù)實證研究原油-成品油價格傳導(dǎo)和不對稱性問題。除將管制政策以0-1 變量引入模型外，本文還將成品油價格管制政策區(qū)分為油價上調(diào)（管制）和油價下調(diào)（管制）兩個變量，以同時分析其對煉油廠商定價的可能差異化影響。同時，借鑒Balaguer et al（2016）的思路，我們還考慮了企業(yè)性質(zhì)和產(chǎn)能等變量并將其引入模型，這樣就可以利用計量模型獲得不同自變量對因變量影響的彈性估計，還可以在控制企業(yè)異質(zhì)性基礎(chǔ)上，識別管制政策對煉油廠商定價的產(chǎn)品內(nèi)和產(chǎn)品間不對稱性反應(yīng)。

二、數(shù)據(jù)與方法

（一）數(shù)據(jù)

本文使用煉油廠商日度出廠價（Price）數(shù)據(jù)進(jìn)行實證研究。其背景是，自2009年開始，中國成品油零售價格管制采取參照國際原油價格22 個工作日波動進(jìn)行調(diào)整，并允許零售價格有4% 波動區(qū)間；2013 年2 月26 日開始，改而采取最高限價政策并取消了4% 的波動區(qū)間限制。利用加油終端零售價數(shù)據(jù)既需考慮空間相關(guān)性以及寡頭廠商滲透至終端的縱向一體化問題，也面臨成品油零售價面臨最高限價管制難以自由向上調(diào)整的問題。而利用煉油廠商出廠價進(jìn)行研究可以規(guī)避終端零售價關(guān)聯(lián)的空間約束，其價格也主要由市場形成。因我們研究的20 家煉油廠商涵蓋不同所有制企業(yè)，可以規(guī)避寡頭廠商縱向一體化對終端零售價影響的問題。基此，我們選擇應(yīng)用最廣泛的93#汽油和0#柴油兩個品類來代表整個成品油市場，日度數(shù)據(jù)來源于隆眾資訊公司。對短期數(shù)據(jù)缺失問題，我們使用移動平均插值法進(jìn)行處理。

對國際原油價格，我們選用了美國西得克薩斯中質(zhì)原油（WTI）以及布倫特原油（Brent）兩個原油期貨價格序列（Crude）數(shù)據(jù)。但考慮到2015 年2 月17 日之前，民營煉油企業(yè)都未獲準(zhǔn)進(jìn)口使用原油加工成品油，而是替代性地使用進(jìn)口燃料油進(jìn)行加工，因此我們還引入了新加坡普氏燃料油（Platts，F(xiàn)uel）價格作為原油價格的替代?？紤]到中國煉油廠商一般會提前若干周簽訂進(jìn)口合同并耗費時間完成運輸，簽約時期觀測到的油價波動率是其采購成本的重要影響因素。因此，我們將油價序列取過去1、3、6 個月的方差作為油價波動率的度量。國際原油和燃料油價格分別來自WIND 數(shù)據(jù)庫和前瞻數(shù)據(jù)庫，使用中國人民銀行提供的美元對人民幣匯率換算成人民幣價格并取對數(shù)處理（見表1）。

表1 變量定義及數(shù)據(jù)來源

我們從國家發(fā)改委網(wǎng)站收集了歷年的成品油價格管制數(shù)據(jù)，并選擇了兩種處理方法：其一是，因價格管制數(shù)據(jù)存在負(fù)值難以對數(shù)化，我們將油價調(diào)整當(dāng)日設(shè)定為1，非調(diào)整時期設(shè)定為0，使油價管制變?yōu)橐粋€0-1 變量（Regulat）；其二則是將油價管制區(qū)分為上調(diào)（Regulat+）和下調(diào)（Regulat-）兩個變量，上調(diào)/下調(diào)當(dāng)日取調(diào)整量絕對值，否則取0。至于貿(mào)易管制變量，在2013 年之前，除中石油、中石化和中海油之外的其他煉油廠商均未獲得原油進(jìn)口權(quán)限，但2013 年開始，中國化工集團(tuán)等少量非國營貿(mào)易國有企業(yè)開始獲得原油進(jìn)口配額；2015 年2 月17 日后，又允許民營煉油廠商經(jīng)申請批準(zhǔn)后可獲得原油進(jìn)口配額，因此，我們引入一個0-1 貿(mào)易管制變量（Quota），2013 年開始新獲得配額的煉油廠商自其配額獲得之日起設(shè)定為1，否則為0；中石油、中石化和中海油所屬煉廠則始終賦值為1。

除此之外，我們還考慮了產(chǎn)能和企業(yè)性質(zhì)兩個企業(yè)層面異質(zhì)性變量（見表2）。其理由在于，企業(yè)性質(zhì)是文獻(xiàn)中考量中國企業(yè)異質(zhì)性的主要測量變量（白永秀等，2005）；煉油企業(yè)的生產(chǎn)成本和技術(shù)特征與其產(chǎn)能規(guī)模密切相關(guān)（華煒，2013）。產(chǎn)能數(shù)據(jù)來源于隆眾資訊公司；企業(yè)性質(zhì)則依據(jù)天眼查網(wǎng)站以及公開資料獲得其股東信息、股權(quán)變更日期以及股權(quán)變化數(shù)據(jù)。對100% 國有持股企業(yè)設(shè)定為1，非國有持股民營企業(yè)賦值為0，對混合所有制企業(yè)則依據(jù)其國有股權(quán)比例進(jìn)行連續(xù)賦值，由此可得到企業(yè)性質(zhì)變量（Owner）。本文的研究時期自2013 年1 月1 日開始至2018 年12 月30 日止。

表2 樣本煉油廠商的描述性統(tǒng)計

續(xù)表

續(xù)表

（二）方法

為納入管制和企業(yè)異質(zhì)性控制變量，我們使用面板模型進(jìn)行實證。但需說明的是，國際油價對國內(nèi)市場的傳導(dǎo)中，存在兩方面的成本效應(yīng)。其一是原油采購成本，因煉油廠商一般在生產(chǎn)前若干周簽訂采購合同并經(jīng)較長時間運輸才能抵達(dá)煉廠，簽約時期的油價波動率是影響采購決策的關(guān)鍵變量。其二是當(dāng)期的國際原油價格，它可改變煉油廠商持有原油的機(jī)會成本，使其表現(xiàn)出投入要素之外的投資品屬性。因此，在原油-成品油的價格傳導(dǎo)中，油價波動率和原油價格被納入模型（1）：

式（1）中，Controli為包括企業(yè)性質(zhì)和產(chǎn)能在內(nèi)的控制變量，Oil則分別以原油價格（Crude，以WTI 或者Brent 價格衡量）和燃料油價格（Fuel）來表示。

更進(jìn)一步，因非國營貿(mào)易企業(yè)獲得原油進(jìn)口配額時間差異很大，我們還將Quota與油價和波動率變量進(jìn)行交互，以衡量超出截距項的配額獲得對煉油廠商定價的影響。即估計如下模型（2）：

其中，VolatilityC和VolatilityF分別為原油和燃料油的波動率。

對以上面板模型，為防止出現(xiàn)“偽回歸”問題，我們首先對諸價格變量數(shù)據(jù)進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗。基于ADF 單位根檢驗并利用AIC 和SC 準(zhǔn)則確定最優(yōu)滯后階數(shù)，可發(fā)現(xiàn)所有原油和成品油價格變量的水平序列數(shù)據(jù)不能拒絕原假設(shè)，即為非平穩(wěn)序列；而其一階差分?jǐn)?shù)據(jù)則在1% 顯著性水平上顯示為平穩(wěn)的I（1）序列（見表3）。面板協(xié)整檢驗則發(fā)現(xiàn)了顯著的協(xié)整關(guān)系，說明國內(nèi)成品油價格與國際原油價格或者燃料油價格之間均存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。接下來我們就可以將這些變量納入面板模型進(jìn)行實證?；贖ausman 檢驗結(jié)果可發(fā)現(xiàn)，除引入燃料油和汽油價格的模型應(yīng)選擇固定效應(yīng)模型外，其余情況下均應(yīng)該選擇隨機(jī)效應(yīng)模型。

表3 平穩(wěn)性檢驗結(jié)果

三、實證結(jié)果

我們首先利用逐步回歸方法對模型（1）進(jìn)行估計并觀察不同自變量對因變量影響的穩(wěn)健性。由表4 可見，國際油價對汽油價格的傳導(dǎo)彈性約為0.40，即國際油價上漲1% 會驅(qū)動煉油廠商的汽油出廠價上升約0.40%，證明了當(dāng)前油價變化對持有原油的煉油廠商定價的機(jī)會成本效應(yīng)。同時，當(dāng)引入WTI 價格時衡量波動率的1、3 個月Volatility變量顯著正向推升汽油價格。相比較，表5 的柴油模型回歸結(jié)果顯示，原油價格對柴油價格的傳導(dǎo)彈性略大，約為0.45～0.55；國際油價波動率均在1% 的顯著性水平上顯著正向影響柴油價格，說明煉油廠商因過去時期的合約行為和成本鎖定對當(dāng)前成品油價的正向影響。但當(dāng)引入Brent 和燃料油價格時，柴油模型中波動率的影響仍保持顯著，但汽油模型中波動率的顯著正向影響就消失了：Brent 價格波動率雖回歸系數(shù)為正卻不顯著，燃料油的回歸系數(shù)為負(fù)但也不顯著，這可能與當(dāng)前國際原油市場上紐約商品交易所的WTI 原油期貨價格在國際油價形成中的強(qiáng)勢地位，及其對Brent 油價和迪拜油價、OPEC 參考油價等的引導(dǎo)作用有關(guān)（Lu et al，2014）。Brent 原油市場弱化的定價功能使其波動率對成品油價的影響受限，而燃料油價格波動又受到原油價格波動的影響，傳導(dǎo)時間疊加使得滯后1 和3 個月的波動率未完全反映在汽油價格變化中。

表4 基于面板模型的逐步回歸估計結(jié)果：汽油

表5 基于面板模型的逐步回歸估計結(jié)果：柴油

對管制變量，汽油模型和柴油模型的回歸結(jié)果差異明顯。汽油和柴油模型均顯示，0-1 價格管制變量對成品油價格的影響系數(shù)雖為正，但大多數(shù)情形下并不顯著；貿(mào)易管制變量在汽油模型中大多數(shù)情形下顯著為負(fù)，但在柴油模型中卻大多數(shù)情形下顯著為正。0-1 油價管制變量的不顯著正向影響可能反映了油價管制在正、負(fù)兩個方向上調(diào)整，其對成品油價的影響亦可能表現(xiàn)為兩個方向的變動，因之，0-1油價管制變量回歸結(jié)果不顯著是合理的，但特定方向價格管制對成品油價格的影響還需要進(jìn)一步的研究。至于貿(mào)易管制變量，因獲得配額后投入品由燃料油調(diào)整為原油，可推動成品油生產(chǎn)成本下降，但其定價還受到成品油終端市場進(jìn)入的影響。相比之下，幾乎所有汽油產(chǎn)量都依賴成品油終端（加油站）網(wǎng)絡(luò)，而絕大多數(shù)柴油產(chǎn)品可直接面向工業(yè)和企業(yè)用戶，對終端網(wǎng)絡(luò)依賴較低，故可以較好地維持原有的定價能力，但配額變量對油價的影響不很穩(wěn)健，還需要進(jìn)一步的研究。

將油價管制分為Regulat+和Regulat-兩個變量引入模型，由表6 可知，原油價格和波動率變量的估計結(jié)果類同于表4 和表5。依照引入WTI和Fuel價格變量，國際原油價格對汽油價格的傳導(dǎo)彈性仍約為0.40 和0.37，對柴油價格的傳導(dǎo)彈性略大，約為0.55 和0.50。1 和3 個月原油價格波動率變量仍顯著正向影響成品油價格，但值得注意的是，1 個月燃料油價格波動率影響類同于WTI 波動率，3 個月燃料油價格波動率對汽油和柴油價格的影響卻是差異化的，柴油顯著為正（回歸系數(shù)明顯變?。┑蜑樨?fù)且不顯著，這與表4 和表5 的結(jié)論一致，它可能與進(jìn)口燃料油多來源于新加坡等地，簽署合約、運輸?shù)缴a(chǎn)的周期較短有關(guān)。

在汽油模型中，新引入的Regulat+變量顯著為正，而Regulat-變量對汽油價格影響的回歸系數(shù)符號為負(fù)但并不穩(wěn)健。其中，使用WTI 價格的回歸結(jié)果中，顯示出了油價上調(diào)管制的顯著正向影響和油價下調(diào)管制的不顯著負(fù)向影響，顯示存在價格對管制政策的不對稱反應(yīng)；不過，當(dāng)利用燃料油價格進(jìn)行回歸時，這一不對稱性又消失了。相比較，柴油模型中油價管制變量的影響正好與汽油模型相反。亦即，在引入WTI 價格時，油價上調(diào)管制引致柴油價格回歸系數(shù)符號為負(fù)但不很穩(wěn)健的回歸結(jié)果，而下調(diào)管制依然獲得回歸系數(shù)符號為正但不很穩(wěn)健的估計結(jié)果；當(dāng)引入燃料油價格時，上調(diào)管制產(chǎn)生穩(wěn)健為負(fù)的政策效應(yīng)，而下調(diào)管制則產(chǎn)生為正但并不穩(wěn)健的估計結(jié)果，均說明油價管制對柴油價格的影響是較弱的，這就產(chǎn)生了汽油-柴油價格反應(yīng)的產(chǎn)品間不對稱性。

至于引入的企業(yè)異質(zhì)性控制變量，結(jié)合表4 至表6 的估計結(jié)果，有證據(jù)表明國有股權(quán)變量對汽油價格有顯著負(fù)向影響，對柴油價格則有不顯著的負(fù)向影響，而且這一結(jié)論非常穩(wěn)健。其解釋可能在于，國有股權(quán)有助于煉油廠商（的汽油產(chǎn)品）向終端市場網(wǎng)絡(luò)的進(jìn)入，而面向工業(yè)和企業(yè)用戶的柴油市場則不受以上因素的影響。另一異質(zhì)性變量是煉油廠商的產(chǎn)能變化，我們可以觀察到產(chǎn)能上升對汽油價格的正向影響和對柴油價格的負(fù)向影響。其中，對汽油價格的正向影響并不十分穩(wěn)健，而對柴油價格的負(fù)向影響則非常穩(wěn)健。原因可能在于，煉油產(chǎn)能的上升有兩方面的效應(yīng)：其一為成本效應(yīng)，因煉油產(chǎn)業(yè)的強(qiáng)規(guī)模經(jīng)濟(jì)特性，產(chǎn)能上升會導(dǎo)致生產(chǎn)成本的下降，有助于成品油價格的下降；其二是產(chǎn)品質(zhì)量效應(yīng)，因大煉油裝置帶來的產(chǎn)能上升伴隨著更可靠的成品油質(zhì)量。以上二者相結(jié)合，面對質(zhì)量要求較高且需要經(jīng)過終端網(wǎng)絡(luò)面向消費者的汽油市場，更高的產(chǎn)品質(zhì)量會帶來溢價信號對沖產(chǎn)能上升帶來的成本下降，使其最終對汽油價格的影響傾向于正但并不很顯著。相對照，面對工業(yè)和企業(yè)用戶，因可以去除終端網(wǎng)絡(luò)的影響，成本效應(yīng)可能占優(yōu)于產(chǎn)品質(zhì)量效應(yīng)，導(dǎo)致產(chǎn)能上升引致柴油價格下降的估計結(jié)果。

表6 區(qū)分上調(diào)和下調(diào)價格管制的面板模型估計結(jié)果

以上估計可能難以完全反映非國營貿(mào)易煉油廠商獲得配額前后企業(yè)原料變化對成品油定價的差異化影響，接下來我們基于引入配額交互項的模型（2）進(jìn)行實證，結(jié)果報告在表7 中?？梢?，配額獲得前，燃料油價格對成品油價格的傳導(dǎo)彈性平均約為0.36（汽油）和0.53（柴油），而配額獲得后原油價格對成品油價格的傳導(dǎo)彈性平均約為0.41（汽油）和0.53（柴油），印證了之前的彈性估計結(jié)果的穩(wěn)健性。對波動率變量，配額獲得前燃料油波動率均顯著正向影響成品油價格，1、3、6 個月波動率的回歸系數(shù)結(jié)果基本相似。但當(dāng)獲得配額后，原油波動率的影響卻呈現(xiàn)1、3個月波動率具有顯著正向影響，而6 個月波動率呈負(fù)向影響的情形。這一差異性可能源于原油-燃料油-成品油間不同的原料投入和生產(chǎn)技術(shù)的疊加影響和周期性特征。亦即，一般煉油廠商的原油采購周期小于6 個月，多為1-3 個月，因之，1、3個月波動率對成品油價格有顯著正向影響，而更長時期的波動率會因過去的采購決策而產(chǎn)生周期性，對當(dāng)期成品油價格反而有負(fù)向影響。

還需關(guān)注的是，Regulat+和Regulat-兩個變量對成品油價格的影響具有明顯的不對稱性。一方面，對汽油模型而言，Regulat+對價格的顯著正向影響與Regulat-的負(fù)向但不顯著影響共存，說明了當(dāng)油價上調(diào)管制時，汽油價格隨之當(dāng)期上調(diào)，彈性平均為0.0013；但油價下調(diào)管制時，煉油廠商的汽油出廠價格卻呈現(xiàn)粘性特征，這與油價反應(yīng)不對稱性文獻(xiàn)的結(jié)論吻合（Bacon，1991；Borenstein et al，1997）。但另一方面，成品油市場內(nèi)還存在產(chǎn)品間的反應(yīng)不對稱性。柴油價格上調(diào)管制對柴油價格影響顯著為負(fù)，下調(diào)管制對價格影響顯著為正，這說明柴油價格管制具有差異化的政策效應(yīng)。從技術(shù)上看，無論利用燃料油還是原油作為原料，汽油和柴油都是同一生產(chǎn)過程形成的兩種產(chǎn)品，二者產(chǎn)量之間的相關(guān)性很強(qiáng)，通過工藝調(diào)整改變生產(chǎn)中的汽油-柴油產(chǎn)量比例的空間較為有限。因此，產(chǎn)品間的生產(chǎn)關(guān)聯(lián)性使得汽油價格變化引致的生產(chǎn)調(diào)整，也同時推動柴油生產(chǎn)同比例變化，由此，在價格上調(diào)管制時產(chǎn)生柴油供給上升帶來的降價激勵；反之，當(dāng)價格下調(diào)管制時，生產(chǎn)的削弱反而激勵形成了其價格上漲的信號。除此之外，這一不對稱性還可能與我們之前討論過的汽油和柴油對終端網(wǎng)絡(luò)的不同依賴性有關(guān)，柴油大多由煉油廠商和工業(yè)/企業(yè)客戶直接交易的特征使得前述價格信號的作用凸顯。

此外，作為截距項的貿(mào)易管制變量對汽油價格的影響由表6 中不穩(wěn)健為負(fù)的估計結(jié)果轉(zhuǎn)為表7 中顯著為正的結(jié)果，而柴油價格所受到的顯著正向影響仍得以維持，說明在引入配額交互項后，分離出了配額截距項本身對成品油價格的正向邊際影響，其解釋可能仍在于前面分析中提及的成本效應(yīng)和產(chǎn)品質(zhì)量效應(yīng)的加總。而企業(yè)性質(zhì)和產(chǎn)能變量對成品油價的不對稱性仍如同表6 的估計結(jié)果。

表7 引入配額交互項的面板模型估計結(jié)果

續(xù)表

四、結(jié)論和政策建議

本文首次基于企業(yè)層面日度成品油價格數(shù)據(jù)實證探討了國際原油價格和管制政策對我國成品油價格的影響。研究發(fā)現(xiàn)：（1）中國成品油價格受到國際原油價格和波動率的雙重影響，原油價格對煉油廠商定價的平均傳導(dǎo)彈性估計值約為0.35～0.55，柴油彈性值要大于汽油，國際油價波動率對成品油價的正向顯著影響主要發(fā)生在過去1～3 個月時期內(nèi)。（2）存在產(chǎn)品內(nèi)和產(chǎn)品間的不對稱成品油價管制反應(yīng)，汽油對油價上調(diào)管制的反應(yīng)大于油價下調(diào)管制，出現(xiàn)產(chǎn)品內(nèi)不對稱效應(yīng)；但汽油和柴油對油價管制的反應(yīng)特征也出現(xiàn)不對稱性，油價管制對柴油價格并無顯著正向影響。（3）企業(yè)異質(zhì)性變量導(dǎo)致成品油價反應(yīng)的不對稱性，國有股權(quán)對汽油價格具有負(fù)向影響但卻不影響柴油價格，煉油廠商的產(chǎn)能擴(kuò)張負(fù)向影響柴油價格但對汽油價格沒有顯著影響。

以成品油定價機(jī)制的進(jìn)一步改革推動資源配置效率的改善和節(jié)能減排目標(biāo)的實現(xiàn)，是近年來我國深化價格體制改革的重要內(nèi)容。本文給出的管制政策不對稱效應(yīng)顯示，2013 年啟動的廢除成品油價波動區(qū)間限制而改采用最高限價的管制改革吻合了汽油市場不對稱管制反應(yīng)的實際。因柴油市場需求更多與工業(yè)/企業(yè)客戶相連，其不受油價管制正向影響的結(jié)論提示管制者，可以考慮將成品油定價機(jī)制完全市場化的突破口優(yōu)先放在柴油產(chǎn)品上，以柴油價格的市場化形成撬動整個成品油市場的市場化改革。同時，成品油價格受原油價格和波動率雙重影響結(jié)論的啟示是，應(yīng)更關(guān)注企業(yè)面對國際原油市場的風(fēng)險選擇行為。中國可在部分成品油市場價格管制放松的背景下，加快建設(shè)精準(zhǔn)反映中國供需變化的全國統(tǒng)一的成品油期、現(xiàn)貨市場，以進(jìn)一步改善成品油市場效率。