代 娟，刘增明，楠 玉

（1.武汉大学 经济与管理学院，武汉430072；2.长江水利委员会水文局，武汉430015）

0 引言

早期的文献就石油价格的变动对经济带来的影响进行了一系列探讨。李卓、李林强（2011）使用采购经理人指数，通过研究发现,国际原油价格与中国宏观经济变量之间存在显著的协整关系,而且国际原油价格波动对中国宏观经济的影响存在滞后效应。魏巍贤、林伯强（2007）研究发现，国际油价的波动对国内油价具有导向作用,两市场油价存在长期协整关系,但短期波动过程相异。中国经济增长与宏观稳定课题组（2008）发现国际原油价格对国内物价的影响在中长期逐步上升。刘建、蒋殿春（2009）基于2003年1月～2009年2月的月度数据,采用SVAR模型分析了国际原油价格波动对我国经济所产生的影响，认为国际原油价格冲击对我国产出增长不仅具有直接的消极影响,而且还通过加大了国内通胀压力、促使紧缩性货币政策的实施和人民币汇率波动间接影响产出的增长,但这种间接效应相对较低。孟岩、张燃（2008）通过脉冲影响分析得出，石油价格上涨会使我国的通货膨胀加剧,国际石油价格与我国GDP增长率正相关。金洪飞、金荦（2010）通过分行业研究，分析了国际石油价格对中国各个行业的影响。周茂华、李俊青（2010）基于1994—2009年季度数据,应用C-VECM模型发现油价上升在长期会抑制GDP的增长,而短期对GDP存在不显著的正向影响。周杰琦（2010）基于1990年1月～2009年3月的月度数据,采用T-Y因果检验和非对称协整技术，发现长期中油价是我国经济增长的单向Granger原因，油价与我国经济增长之间存在非对称协整关系,油价上涨对经济活动的负面影响大于油价下跌的积极影响。

国外相关研究中,有些学者认为石油价格的上涨会导致其总需求的下降，进而降低企业的产出（Cunado和De Gracia，2003；Hamilton，2003）。石油价格的上升也与经济增长存在着一种反向关系。Mork(1989)，Lee et al.(1995)，Hamilton(1996)和Balke et al(1999)也证实了这两者之间的非平稳性关系，其认为非平稳性关系可能是由于函数形式的错误设定所导致的。

另一方面，Sandrine Lardic与Valérie Mignon(2006)利用美国等工业化七国和欧洲国家的数据，采用非对称协整方法研究了石油价格对这些国家GDP的影响，发现两者之间存在着长期非对称协整关系。对于石油价格冲击所导致的经济衰退到底是由石油价格自身的原因所引起的，还是由于应对石油价格冲击的相应的货币政策所引起的，Sylvain Leduc和KeithSill(2004)对这一问题进行了探讨。他们采用了校正后的一般均衡模型进行研究。结果发现,按照预先设定的基准，自1979年以来，由于石油价格的上升所导致的产出降低的40%的原因是由于不当的货币政策作用的结果。

本文在上述文献的基础上，把国际原油价格和中国经济增长这两个变量作为同等对待的两个内生性变量，利用向量自回归模型（VAR）考察它们之间的相互冲击效应和中长期冲击路径。

1 研究方法与数据说明

1.1 模型和数据说明

基于本文问题研究的需要，要考察国际原油价格和中国经济增长这两个变量之间内在联系，同时可以分析他们之间相互作用的中长期效应。因此需要把这两个变量同等看着相互影响的内生变量。由于向量自回归模型（VAR）多用于多变量时间序列系统的预测与描述随机扰动对变量系统的动态影响，同时能刻画变量间内在联系和中长期冲击效应，因此，采取大多数学者的方法，本文也采用向量自回归模型研究教育支出和就业二者的关系。一般的VAR（P）模型见如下公式所示：

基于减少数据波动性的考虑，本文数据采取增长率形式，国际原油价格增长率和经济增长率对数符号分别表示为Oil_rate和Gdp_rate。数据来源历年《中国统计年鉴》。

1.2 实证检验与分析

（1）数据的平稳性验证。

VAR模型使用的数据必须平稳，如果数据处于非平稳性，则需要差分转换。对于国际原油价格的增长率Oil_rate和产出增长率Gdp_rate的平稳性检验，本文利用ADF单位根检验。具体检验结果如表1所示。

表1

根据表1分析可知，国际原油价格增长率处于5%显著性水平为平稳的；而其产出增长率为非平稳序列，然而其一阶差分序列在1%显著性水平为平稳。因此国际原油价格增长率Oil_rate和产出增长率Gdp_rate采用VAR模型分析。

（2）Ganger因果关系的检验。

因为变量间只有具有相互因果的关系，采用VAR模型才具有有效性。根据表2的分析结果可以看出，两者变量间存在相互影响的关系，所以可以采取建立VAR模型的方法。

表2

由表2看出，在滞后1-2期，在5%的显著性水平下，国际原油价格增长率为经济增长率的原因，但经济增长率并非为国际原油价格增长率发生的原因；直到滞后第4期，经济增长率才是国际原油价格增长率的原因。因此，经济增长导致国际原油价格的变动慢于国际原油价格导致经济增长发生变动，但这种因果关系都具有滞后性。特别是经济增长对国际原油价格变动的影响，在滞后4期这种效应方才显现。

（3）滞后阶数的选择。

VAR模型的实际应用需确定合适的滞后期，上述计算出0—5阶，“*”为根据相应准则选择的滞后阶数，由表3分析与判断可得出，一半的准则选择4阶滞后阶数，因此，确定VAR模型定为4阶滞后阶数。

表3 滞后阶数选择

（4）脉冲响应函数分析。

在VAR模型应用过程中，内生变量的自身变动以及对其他内生变量的影响用脉冲响应函数（impulse response function,IRF）分析。具体如图1所示。

根据如图1所示：GDP_RATE一个标准差的冲击迅速影响当期及滞后的OIL_RATE，且其持续时间长，在滞后第10期这种正向冲击效应还依然很显著。这说明，GDP_RATE对OIL_RATE不但具有即期效应，而且具有滞后效应。但是从图1显示，GDP_RATE对OIL_RATE的冲击刚开始为负效应，但是滞后第2期开始转为正效应。在第3期为正向最大。值得注意的是，在大约第5期，又转为负效应。而OIL_RATE一个标准差对GDP_RATE一直具有正向冲击效应，而且这种效应随时间处于递增状态，大约在滞后第6期处于稳定状态。这表明，OIL_RATE冲击对GDP_RATE的影响强烈，国际原油价格变动并不构成我国经济增长的阻碍因素，相反促进我国经济的增长。

表4为VAR模型的方差分解，其体现冲击因子的贡献程度。为了体现中长期的效应，我们选择滞后30期。从表4可以看出，刚开始，OIL_RATE对GDP_RATE的贡献程度小于GDP_RATE对OIL_RATE的贡献程度。在滞后3-6期，OIL_RATE对GDP_RATE的贡献程度大于GDP_RATE对OIL_RATE的贡献程度；在滞后7-22期，二者相互贡献程度相当。但是滞后23-30期，二者关系又逆转为刚开始的情况：OIL_RATE对GDP_RATE的贡献小于GDP_RATE对OIL_RATE的贡献。

根据上述的研究表明，国际原油价格和我国经济增长是一个非线性的相互冲击过程。国际原油价格对我国经济增长具有正向的冲击效应，这表明，国际原油价格变动并不构成我国经济增长的阻碍因素，相反促进我国经济的增长。而我国的经济增长虽然在一定程度冲击国际原油价格，但是这种冲击效应具有非线性。具体原因可能是因为国际原油价格并非为我国经济增长的内生性因素。它的变动是外在综合因素的函数。

表4 方差分解

图1 脉冲响应函数

2 结论及政策含义

本文利用格兰杰因果关系检验和VAR模型分析表明：（1）在滞后1期，国际原油价格增长率就是经济增长率的原因，但是在滞后第4期，经济增长率才是国际原油价格增长率的原因。国际原油价格变动对我国经济增长的影响快于我国经济增长对国际原油价格变动的影响；(2)国际原油价格对我国经济增长具有正向的冲击效应，国际原油价格变动并不构成我国经济增长的阻碍因素，相反促进我国经济的增长；（3）我国经济增长虽然在一定程度冲击国际原油价格，但是这种冲击效应具有非线性。

本文政策含义为，作为冲击我国经济增长的一个外生因素，国际原油价格的变动并不构成我国经济增长的阻碍因素，相反促进我国经济的增长。因此，对于国际原油价格变动幅度以及变动路径难以确定的情况下，我们并不应为此而感到不知所措甚至恐惧。我们更多的是关注国际原油价格是以什么样的冲击路径来影响我国的经济增长，这也是今后研究的重点。

[1]焦建玲,范英,张九天,魏一鸣.中国原油价格与国际原油价格的互动关系研究[J].管理评论,2004,（7）.

[2]张意翔,孙涵,成金华.国内外原油价格关系的动态分析[J].管理学报,2007,(4).

[3]方健敏,于川,张文平.国际石油价格波动的宏观经济效应及对策[J].经济纵横,2005,(10).

[4]潘慧峰,张金水.基于ARCH类模型的国内油价波动分析[J].统计研究,2005,(4).

[5]魏涛远.世界油价上涨对我国经济的影响分析[J]；数量经济技术经济研究,2002,(5).

[6]Bernanke B.Gertler M.，gilchrist S.The Financial Accelerator in a Quantitative Business Cycle Framework[C].National Bureau of Eco⁃nomic Research Working Paper Series,6455,1998.

[7]Fiore F.D.,Lombardo G.，Stebunovs V.Oil Price Shocks,Monetary Policy Rules and Welfare[C].Working Paper,No.402.2006.

[8]Koenker,R.,Bassett,G.Regression Quantiles[J].Econometrica,1978,46(1).

[9]Radde.Oil Price Shocks and Monetary Policy Revisited[Z].University of Bayreuth,University of Bayreuth,2008.