國際原油價格對國內原油價格的非線性沖擊及其政策啟示
——基于STR模型的實證研究

李文星

(廈門理工學院 經濟與管理學院，福建 廈門 361024)

一、引 言

從1998年6月開始實行與國際原油價格接軌的定價機制以來，國內原油價格逐步實現(xiàn)了與國際原油價格的接軌；同時隨著我國經濟的快速發(fā)展，對石油資源的需求量越來越大，2015年中國石油對外依存度超過60%,而且該比例有不斷提高的趨勢，國內原油價格受到國際原油價格的影響越來越大。國際原油價格的劇烈波動極易傳遞到國內原油市場，并對中國經濟社會發(fā)展和人民生活產生重要影響。鑒于此，定量分析國際原油價格對國內原油價格的沖擊效應及其非線性特征具有重要的現(xiàn)實意義。

近年來，石油價格大幅波動對經濟生活的各個領域造成了巨大影響，這引起了大量學者的關注。相關研究主要圍繞油價波動的原因、特征以及對經濟的影響等方面展開。Lynch (2002)[1]梳理了國際油價波動的歷史,并從供給的視角分析了國際油價波動的誘因；Sadorsky (1999)[2]構建GARCH模型刻畫了國際原油價格波動的特征, 并分析了石油價格波動對宏觀經濟的影響；Cologni和Manera( 2008)[3]基于七國集團的樣本數(shù)據(jù)，利用VAR模型研究了石油價格和通貨膨脹的動態(tài)互動關系，研究結果表明石油價格變動對物價影響較為顯著。國內學者對油價波動的研究，首先，定性研究方面，梁永樂(2006)[4]、赫叢喜等(2006)[5]和謝洪燕等(2011)[6]重點關注目前中國石油價格定價機制的效果、存在的問題，并提出了相應的解決措施。定量研究方面,主要分析油價水平對宏觀經濟造成的不同影響(如“中國2007年投入產出表分析應用”課題組，2010；陳宇峰、陳啟清,2011;陳建寶、李坤明，2011)[7-9]；還有一部分著重刻畫油價波動的特征、影響因素及重大供給沖擊對油價的影響，如魏巍賢和林伯強(2007)[10]、潘慧峰(2011)[11]、潘慧峰等(2012 )[12]、李治國和郭景剛(2013)[13]及田利輝和譚德凱(2015)[14], 結果表明大部分事件會導致事件窗內石油價格的波動加劇。隨著我國石油對外依存度不斷提高，部分學者開始關注國內外原油價格的互動關系 (魏巍賢、林伯強, 2007；張意翔等,2007;林伯強、李江龍，2012)[10，15，16],研究結果總體表明國內外原油價格互動關系有增強的趨勢。從現(xiàn)有的文獻來看,目前對國內外原油價格互動關系的研究并不多見，且相關實證研究均假設二者之間的關系是線性的。鑒于此，本文擬嘗試運用平滑轉換回歸模型研究國際原油價格對國內原油價格沖擊的非線性效應，以揭示兩者間微妙而復雜的關系。

二、平滑轉換回歸(STR)模型簡介

本文采用非線性平滑轉換回歸模型來刻畫國際原油價格對國內原油價格的非線性影響。原因在于，傳統(tǒng)的最小二乘法通過估計單一回歸方程來揭示國內外原油價格之間可能存在的關系,但二者之間可能并非僅為單一的回歸模式 ,而可能是當國際原油價格超過一定界限時 ,回歸模型的截距或斜率系數(shù)將發(fā)生變化，即國際原油價格對國內原油價格有多種不同的影響模式(即非線性回歸)，而平滑轉換回歸模型(STR)則為解決非線性回歸中最簡潔的方法之一。其優(yōu)勢在于可以以國際原油價格的一定界限值作為門檻值，充分揭示國際原油價格處于不同的區(qū)間時，其變動對國內原油價格的不同影響模型。與用傳統(tǒng)的方法相比，平滑轉換回歸模型有助于獲得一個更佳的解釋效果。

STR模型的一般形式為[17- 20]：

(1)

其中，yt為目標變量，zt是由目標變量yt的滯后期從1到m的m個滯后變量和g個其它的解釋變量構成的向量，即有：zt=(1,z1t,…,zkt)′=(1,yt-1,…,yt-m;x1t,…,xgt)′且有k=m+g。β=(β0,β1,…,βk)′和ρ=(ρ0,ρ1,…,ρk)′分別為線性和非線性部分的參數(shù)向量，{εt}是滿足零均值、同方差的隨機擾動項，轉換函數(shù)G(γ,c,st)是關于轉換變量st的有界函數(shù)，值域為 [0，1]。參數(shù)γ為取值大于0的平滑參數(shù)，用于刻畫轉換函數(shù)從0狀態(tài)到1狀態(tài)變化的速度。參數(shù)c為門檻參數(shù)，用以刻畫轉換函數(shù)狀態(tài)發(fā)生變化的門檻值。

三、實證研究

(一) 數(shù)據(jù)來源與處理

本文選取2000年1月至2016年5月大慶原油價格(DQ)和布倫特原油價格(BR)月度數(shù)據(jù)作為國內外原油價格的代表，數(shù)據(jù)來源于美國能源信息管理部門的官方網站和鳳凰財經官方網站?？紤]到季節(jié)因素的影響，本文采用X12 方法進行調整。同時，本文對季節(jié)調整后的數(shù)據(jù)取自然對數(shù)以避免異方差性，兩變量分別記為lnDQ和lnBR。

從圖1可見, 國內外原油價格變化趨勢基本一致, 尤其是當國際原油價格上升或下降時, 兩者變化特征基本相同?？偟膩砜?2000年1月至2015年11月期間, 國內外原油價格都經歷了3個比較明顯的上升下降的波動過程。分階段來看, 2000年1月至2006年8月, 全球經濟的快速發(fā)展對石油產生巨大需求助推原油價格的快速上漲，之后略微下降，直到2007年1月份達到最低點。2007年2月開始，由于世界大國的石油戰(zhàn)略需求增加、石油庫存不足和美元匯率走低等因素的影響，國內外原油價格大幅飆升，并于2008年7月達到歷史最高點。此后，美國次貸危機引發(fā)的世界金融危機導致全球實體經濟增長乏力，進而引起國內外油價快速下滑，至2009年2月份達到最低點。2009年3月以來，伴隨著世界經濟的緩慢復蘇，國內外石油價格逐漸上漲，這種勢頭一直持續(xù)到2011年4月，此后基本保持在每桶100美元的高位以上。2014年7月至2016年5月期間，由于受到世界經濟增長乏力，尤其是中國經濟增速明顯放緩的影響，國際油價下跌超過50%。從圖1我們可以看出, 在原油價格高漲時期，國內外原油價格之間的缺口較小, 而在原油價格較緩和時期該缺口則呈現(xiàn)出擴大的態(tài)勢。綜合來看，國內外原油變動軌跡非常相似, 但是兩者變動趨勢的同步性在不同時期具有顯著的差異性。那么，國內外原油價格之間到底存在怎樣微妙而復雜的關系，在不同的時期，國際原油價格對國內原油價格的沖擊效應如何，是否存在非線性，需要實證分析予以解答。

圖1 國內外原油價格走勢圖

(二) 單位根檢驗結果

趙進文(2009)[21]研究表明，當存在異常值數(shù)據(jù)時，PP檢驗與ADF 檢驗相比更具穩(wěn)健性，因此，為了避免原油價格異常值數(shù)據(jù)的影響，本文采用PP檢驗。結果見表1。

表1 PP檢驗結果

注： (1)“***”表示在1%的顯著性水平，PP檢驗的帶寬標準依據(jù)Newey-West using Bartlett Kernel。

(2)(C，T)表示檢驗方程既包含截距項也包含趨勢項，(C,0)表示包含截距項而無趨勢項。

首先,在1%的顯著性水平下，變量lnBR與lnDQ的水平序列,PP檢驗的統(tǒng)計值均不顯著, 因此二者均是非平穩(wěn)的。而對于二者的一階差分序列ΔlnBR 和ΔlnDQ,在1%的顯著性水平下, 均拒絕原假設, 即ΔlnBR 和ΔlnDQ為平穩(wěn)序列。因此，在本文下面的分析中將采用平穩(wěn)序列ΔlnBR 和ΔlnDQ進行建模，而這兩個序列分別表示國際原油價格增長率和國內原油價格增長率。

(三) STR模型的估計結果及分析

本文遵循非線性STR模型構建的步驟[22]，首先，確定模型的線性部分，按照AIC最優(yōu)滯后期選擇標準，確定線性部分的滯后期為5，再根據(jù)變量的顯著性，最后得到線性模型的具體形式如下:

ΔlnDQ(t)= -0.2636(-3.4789)ΔlnDQ(t-1)-0.3914(-5.1497)ΔlnDQ(t-2)-0.2389(-3.0141)ΔlnDQ(t-3)

-0.3223(-4.2472) ΔlnDQ(t-4)-0.2754(-3.6417)ΔlnDQ(t-5)+0.9673(32.3702)ΔlnBR(t)+0.3598(4.5727)ΔlnBR(t-1)

+0.4391(5.4750)ΔlnBR(t-2)+0.2582(3.1026)ΔlnBR(t-3)+0.3176(4.0342)ΔlnBR(t-4)+0.2785(3.5688)ΔlnBR(t-5)

(2)

其次，在模型線性部分的基礎上，選擇不同轉換變量進行線性假設檢驗，并根據(jù)顯著性水平的大小確定合適的轉換函數(shù)形式和轉換變量，結果如表2。

表2 線性假設檢驗及轉換函數(shù)形式選擇結果

注：表中數(shù)值為相應統(tǒng)計量的P值。

可以看出，當轉換變量為ΔlnDQ(t-1)、ΔlnBR(t)和ΔlnBR(t-1)時，模型均存在非線性的函數(shù)關系，這在一定程度上反映了國內外原油價格的非線性依從關系。當以ΔlnBR(t)為轉換變量時，接受線性假設的伴隨概率最低，且根據(jù)F3的P值非最小，因此本文最終選擇ΔlnBR(t)作為轉換變量，相應的STR模型形式為LSTR1。

接下來估計模型參數(shù)。首先必須確定轉換函數(shù)中的參數(shù)C和γ的初始值。本文采用二維網格點搜索法對參數(shù)初始值進行估計，門限參數(shù)最大值為0.2041，最小值為-0.3805，而平滑參數(shù)γ最大值為10，最小值為0.5，分別在最小值與最大值中間等間隔取50個值，從而獲得2500組(c，γ)參數(shù)組合，計算每一參數(shù)組合下的殘差平方和，以其中的最小值對應的參數(shù)為初始值,然后利用牛頓—拉夫森迭代算法，將條件似然函數(shù)對參數(shù)求偏導，即可獲得LSTR1模型參數(shù)的最終估計值，結果見表3。

表3 LSTR1模型估計結果

注：括號內的數(shù)值表示t統(tǒng)計量,***、**、*分別表示在1%、5%和10%的水平上顯著。

根據(jù)表3的結果整理得到非線性模型LSTR1的具體形式為：

ΔlnDQ(t)= -0.00312-1.12502ΔlnDQ(t-2)(-1.3987)(-5.4371) -0.35040ΔlnDQ(t-3)(-4.9550) +0.94955(35.0310)ΔlnBR(t)

+1.32036(5.5490)ΔlnBR(t-2)+0.38509ΔlnBR(t-3)+(5.2155) G(γ,c,ΔlnBR(t))×(0.45109)(5.4756)ΔlnDQ(t-1)

(3)

+0.78512(3.6059)ΔlnDQ(t-2)-0.30103ΔlnDQ(t-4)(-3.6658) -0.37974ΔlnDQ(t-5)(-5.0915) +0.55891(6.7633)ΔlnBR(t-1)

+0.93929(3.7701)ΔlnBR(t-2)+0.29846(3.5736)ΔlnBR(t-4)+0.38982(5.1724)ΔlnBR(t-5)

其中，括號中的數(shù)值為相應的t統(tǒng)計值，轉換函數(shù)G(γ,c,ΔlnBR(t))=[1+exp(-25.9256(ΔlnBR(t)+0.05247)]-1。

(四)模型穩(wěn)健性檢驗

為了保證所估計的國內外原油價格之間的非線性動態(tài)模型(LSTR1)具有良好的統(tǒng)計性質，接下來對上述模型估計結果進行穩(wěn)健性檢驗。

主要檢驗統(tǒng)計值為：

ARCH-LM =9.5210(p-值為0.3003),J-B=2.3984(p-值為0.3014)

異方差性ARCH-LM檢驗和正態(tài)性J-B檢驗表明,1%水平下，本文構建的LSTR1模型誤差項不存在異方差問題并且服從正態(tài)分布。為了考察上述LSTR1模型能否充分提取變量關系中的非線性成分，本文進行殘差的非線性檢驗，見表4。在1% 的顯著性水平下模型并不存在殘余的非線性，上述LSTR1模型能夠較好地提取國內外原油價格互動關系中的非線性成分。圖2為實際值和擬合值時間序列圖。

表4 殘余非線性檢驗

圖2 實際值和擬合值時間序列圖

(五)實證結果解釋

由上式(3)的線性部分可以看出，ΔlnDQ(t-2)和ΔlnDQ(t-3)每變動一個單位分別使ΔlnDQ(t)反向變動1.12502和0.35040個單位，這說明2個月和3個月前的國內原油價格上漲，則當前月份的國內原油價格會有一個反向的調整。具體原因可能是當意識到原油價格上漲時，政府部門將會采取相應政策對原油價格進行調控，緩和原油價格的上漲趨勢。這反映出決策部門對原油價格變動的敏感性，能夠適時制定政策進行調控。尤其值得關注的是，各期國際原油價格對國內原油價格均有正向的推動作用，且強度較大；具體來看，ΔlnBR(t)、ΔlnBR(t-2)和ΔlnBR(t-3)變動一個單位能使國內ΔlnDQ(t)分別同向變動0.94955、1.32036和0.38509個單位，即當月、2個月前和3個月前的國際原油價格變化對當月國內原油價格變化具有較大影響。LSTR1模型的線性部分表明，國內原油價格受到近期國際原油價格變動的影響較大。

LSTR1 模型的非線性部分由轉換函數(shù)和回歸項構成。首先分析轉換函數(shù)G。G是關于轉換變量ΔlnBR(t)的增函數(shù), 轉換變量ΔlnBR(t)代表當期國際原油價格增長率，即轉換函數(shù)值隨著當期國際原油價格增長率的增大而增大，進而引起非線性部分的影響變大。這說明當期國際原油價格增長率是當期國內原油價格的一個重要影響因素。轉換變量的門限參數(shù)C=-0.05247，表明當(轉換變量)國際原油價格增長率大于-0.05247時，轉換函數(shù)值較大，此時，模型的非線性部分影響變大，這說明國際原油價格增長率快速上漲會使國際油價對國內油價的沖擊程度明顯增強。這種沖擊的非線性特征可能有三個方面的原因：其一,原油價格定價機制方面。我國自2000年6月以來對原油價格進行了進一步的改革, 實現(xiàn)國內外油價的逐月聯(lián)動,此后國內外油價波動的動態(tài)特征基本一致, 即國內與國際油價充分接軌，因此會出現(xiàn)國內原油價格跟隨國際原油價格劇烈上漲或下跌。其二，原油市場投機方面。當期國際原油價格快速增長或急劇下跌時，將使國內外原油價格差增大，造成原油現(xiàn)貨市場和期貨市場投機加劇，這將推動國內原油價格快速上漲或快速下跌。其三，原油市場預期機制方面。當國際原油價格快速上漲或下跌時，將使國內市場油價產生同向變動的預期，在市場預期為理性的情況下，將使國內原油市場供需出現(xiàn)失衡，進而推動國內原油價格的快速上漲或下跌。而當ΔlnBR(t)小于門限參數(shù)-0.05247時，即國際原油價格增長較小時，轉換變量的變化對模型非線性部分影響相對有限，此時，國內原油價格主要受線性影響。平滑參數(shù)γ數(shù)值較大，表明模型在線性與非線性之間的轉換速度較快，這也預示著國內原油價格受到國際原油價格沖擊后的反應可能是跳躍式的。當國際原油價格快速上漲時，國內原油價格容易從低水平快速攀升或從高水平快速下降，這與圖1中國內原油價格與國際原油價格走勢保持高度一致相吻合。

其次，LSTR1模型非線性部分的回歸項部分體現(xiàn)了各期國內原油價格對國內原油價格的非線性影響。其中，滯后各期的國際原油價格對國內原油價格都有正向的推動作用，且各變量前的系數(shù)估計值較大，即ΔlnBR(t-1)、ΔlnBR(t-2)、ΔlnBR(t-4)和ΔlnBR(t-5)每變動一個單位分別能使ΔlnDQ(t)產生0.55891、0.93929、0.29846和0.38982個單位的同向變化；同樣表明國際原油價格的變化能較快地對國內原油價格產生影響，且國內原油價格對國際原油價格各期變化的反應更大，國內原油價格已基本實現(xiàn)與國際原油價格的接軌。此外，ΔlnDQ(t-1)和ΔlnDQ(t-2)每變動一個單位分別能使ΔlnDQ(t)產生0.45109和0.78512個單位的同向變化，這說明我國原油價格具有一定的慣性，原油價格具有自我強化的作用，前兩個月油價變動對當月油價有較大的影響，表明國內原油價格變化受到市場預期的顯著影響。而ΔlnDQ(t-4)和ΔlnDQ(t-5)變動一個單位則分別能使ΔlnDQ(t)反向調整0.30103和0.37974個單位。

綜合LSTR1模型非線性部分的轉換函數(shù)和回歸項的結果，我們可以看出，當國際原油價格增長率超過一定的門限值時，模型非線性部分中轉換函數(shù)和回歸項乘積項的值變大，即國際原油價格對國內原油價格的影響程度明顯增強。結合圖3中轉換函數(shù)和轉換變量變動軌跡，在從2000年7月以后的整個時期內，轉換變量大部分時間內超過了門限值，因此，轉換函數(shù)的值大部分時間趨向于1，此時，國際原油價格對國內原油價格的非線性影響將不斷顯現(xiàn)，且作用強度很大。此外，我們也看到，轉換函數(shù)的取值在0與1之間的轉換速度很快，這與平滑參數(shù)估計值較大的結果相一致。圖3表明LSTR1模型能夠較好地反映國內外原油價格之間的動態(tài)關系，通過本文所構建的非線性LSTR1模型所產生的擬合數(shù)據(jù)的動態(tài)特征能夠較好地模擬原始數(shù)據(jù)的動態(tài)特征。模型估計的線性部分和非線性部分結果見圖4。

圖3 轉換函數(shù)和轉換變量變動軌跡圖

圖4 線性部分和非線性部分變動軌跡圖

四、結論與政策啟示

綜合來看，本文的結論為: 第一，國際原油價格對國內原油價格的沖擊具有非線性特征，且在大部分時段該非線性特征相當顯著。當期的國際原油價格增長率是決定國際油價對國內油價非線性沖擊程度的關鍵因素，當期國際原油價格增長過快會加劇國際油價對國內油價的影響力度。第二，各滯后期國際原油價格的系數(shù)估計值較大且都為正，可見我國原油價格的變動主要由國際原油價格推動，而且對國內原油價格的影響體現(xiàn)為非線性影響。第三，國內原油價格變動的慣性特征明顯，說明國內原油價格的變動部分原因在于市場的主觀慣性行為。最后，國內原油價格滯后期對當期有逆向調整作用，這表明決策部門能夠密切監(jiān)測原油價格的走勢，油價調控措施效果明顯。

本文的實證研究表明，國內原油價格能夠迅速地反應國際原油價格的變化。 說明隨著國內油價改革的推進，從價格水平上來看，國內原油價格已經與國際原油價格充分接軌。 但我們也必須清醒地認識到，國內原油價格形成機制并沒有與國際真正接軌。原因在于，我國石油市場長期被三家主要石油企業(yè)壟斷, 還遠未真正完全市場化；我國原油價格還無法真實準確反映國內石油市場的供需關系的變化，面對國際油價波動，只能被動地跟蹤。再者, 我國作為世界第二大經濟體和石油消費大國，一直以來都沒有自己獨立的石油價格報價系統(tǒng),這導致我國石油市場的供求關系狀況不能得到快速準確的反映, 進而也無法將國內石油價格信息反饋到國際市場上,從而沒有真正參與到國際原油價格的形成過程中, 只能被動遭受國際油價高企的困境。同時，必須指出的是，在國內成品油市場被幾家大型油企壟斷的局面下, 國內原油價格與國際接軌將導致國內原油價格與成品油價格供需脫節(jié),導致當前原油市場上國內油價跟隨國際油價出現(xiàn)劇烈下跌，而成品油市場上則仍然維持較高的價格，這極大地破壞了市場經濟的運行機制并使得石油這種稀缺資源無法得到最優(yōu)配置。如何理順我國原油價格與成品油價格的關系將是國內成品油價格機制改革的關鍵一環(huán)。

針對當前國內原油市場的現(xiàn)狀,本文得出的政策啟示為：

首先, 政策制定者應關注國際原油價格對國內原油價格沖擊效應的門檻值, 把握主動權。實證分析發(fā)現(xiàn), 當期國際原油價格增長超過門檻值或者下降超過門檻值后, 當期國際原油價格對國內原油價格的影響明顯增大。這給決策部門一種預示, 當國際原油價格快速上漲或下降時，應迅速調研國內原油價格變動情況,分析國內油價突破門檻值的支撐點在哪里, 弄清究竟是原油供給不足或某些中間商炒作引起，還是由于國際市場外部沖擊因素的影響, 并迅速制定相應的宏觀調控政策進行調節(jié), 以免原油價格上漲對其他相關領域造成不利影響。

其次，隨著我國石油進口不斷增加,應盡快調整石油價格定價機制,以增大我國在原油價格定價中的發(fā)言權, 避免國際原油價格波動對我國經濟產生大的沖擊。

再次，開發(fā)新能源尤其是清潔能源，減少石油進口?？紤]到我國近年來石油消費方式現(xiàn)狀,石油消費仍將快速增加，通過“開源節(jié)流”來改變石油供應日益緊張的趨勢將難以實現(xiàn),因此，我國必須盡快建立充足的石油戰(zhàn)略儲備或者對新能源開發(fā)進行大量投資。

最后，考慮到各滯后期的國際原油價格變化對國內原油價格的作用強度都較大，即國際原油價格的變化有滯后影響效應，決策部門應關注以前各期油價對當期油價的累積影響，防微杜漸。因此，需要盡快建立有效的油價預警和評估系統(tǒng)，避免油價大幅波動。

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