目錄 摘要 . 1 . 1 一、引言 . 2 二、文獻綜述 . 3 三、國際油價波動對中國對外貿易影響的定性分析 . 4 四、國際油價波動對中國對外貿易影響的模型構建與實證分析 . 6 （一）變量選取和數(shù)據(jù)預處理 . 6 （二）模型的構建 . 7 （三）模型估計 . 7 1、單位根檢驗 . 7 2、 點檢驗 . 8 （四）模型建立 . 9 1、 型滯后期數(shù)的選擇 . 9 2、協(xié)整檢驗 . 12 3、 果關系檢驗 . 13 4、脈沖響應分析 . 14 5、方差分解 . 16 五、結論與本文研究的局限性 . 17 （一）結論 . 17 （二）局限性 . 18 參考文獻 . 19 南京財經(jīng)大學本科畢業(yè)論文 1 國際油價波動對我國對外貿易的影響 摘要 ： 本文以進（出）口總額作為因變量，選取 價、匯率、工業(yè)增加值增長速度以及利率作為自變量，建立多元回歸模型，初步找到斷點，分別利用斷點前后的數(shù)據(jù)樣本建立穩(wěn)定的 型，進行協(xié)整檢驗、 果檢驗、脈沖響應分析和方差分解，最終發(fā)現(xiàn)油價對進、出口的影響存在轉折點即斷點，以及油價對進、出口的影響存在滯后性，其中斷點前后對進口的滯后期數(shù) 均為 2，斷點前后對出口的滯后期數(shù)分別為 2 和3。 關鍵詞 ： 油價 ,對外貿易 ,結構斷點 , 型 of as we TI of as we a a we a AR to we of on a is as as as of on on , on . 京財經(jīng)大學本科畢業(yè)論文 2 一、 引言 截至 2013 年 3 月 4 日，和訊網(wǎng)發(fā)布消息，中國已經(jīng)取代了美國第一石油進口大國的地位，雖然按照年均進口量來計算，美國仍然是最大的石油進口國，但其與中國的差距已日漸縮減。石油分析師認為，直至 2013 年底或 2014 年初，中國將徹底取代美國成為世界上最大的石油進口國。 19 世紀 60 年代之前世界使用的主要能源還是煤炭， 60 年代之后石油開始取代煤炭的地位成為主要的能源，并且在民用、軍事和航空航天等高技術行業(yè)成為了不可替代的原料，與國家軍事、政治、經(jīng)濟發(fā)展等各方面均有不可分割的聯(lián)系。 隨著經(jīng)濟高速發(fā)展，國民經(jīng)濟水平不斷提高，我國對石油的消費量不斷攀升，而國內石油生產(chǎn)量增長速度極為緩慢，供需矛盾逐漸變大，使我國石油缺口不斷增加，且增長速度逐年加快（見圖 1），原油對外依存度增長速度更是驚人，從 1996 年的不到 10%,到 2009 年首次超過 50%達 再到 2012 年高達 預計 2013 年將突破 60%，國際能源署（ 是表示，“中國原油需求增速未來若保持不變，石油進口依存度將在 2035 年上升至 80%?！痹蛯ν庖来娑仁侵敢粋€國家原油凈進口量占本國石油 消費量的比例，中國原油對外依存度的不斷上升體現(xiàn)了中國石油消費對國外石油的依賴程度逐漸增大，并且還有繼續(xù)擴大的趨勢。 02000040000600008000019931994199519961997199819992000200120022003200420052006200720082009201020112012原油生產(chǎn)、消費及缺口年份萬噸標準煤原油生產(chǎn)總量（萬噸標準煤）原油消費總量（萬噸標準煤）原油缺口量（萬噸標準煤）數(shù)據(jù)來源：中國統(tǒng)計年鑒 2012 圖 1：中國原油生產(chǎn)、消費及缺口走勢圖 南京財經(jīng)大學本科畢業(yè)論文 3 自 2003 年加入 國與世界的聯(lián)系日益緊密。入市不僅是機遇同時也是挑戰(zhàn)，在能源領域，這意味著我們能夠積極利用國際市場上的能源，但是國際市場上的能源價格波動對于我國宏觀經(jīng)濟的運行也會產(chǎn)生更大的影響。 中國自 1993 年開始由石油凈出口國變?yōu)槭蛢暨M口國，這就說明從 1993 年開始國際油價波動對中國宏觀經(jīng)濟的影響將會更大。衡量中國宏觀經(jīng)濟的指標有很多，包括國內生產(chǎn)總值 (居民消費價格指數(shù) (對外貿易（如進出口總額、出口額、進口額等），金融指標（如匯率、利率），投資指標（如全社會固定資產(chǎn)投資額），消費指標（如社會銷售品零售總額），其中國內生產(chǎn)總值是衡量宏觀經(jīng)濟最佳的指標。本文利用 表中國的經(jīng)濟狀況，中國對外貿易額占中國國內生產(chǎn)總值的 60%以上，也有很多研究表明對外貿易對中國經(jīng)濟增長有很大的貢獻，如徐佳 (2011)所做的碩士學位論文中指出：我國對外貿易對經(jīng)濟增 長有很大的影響，并且影響越來越大。 近年來，關于國際油價波動對中國宏觀經(jīng)濟影響的研究層出不窮，但大多是將對外貿易作為宏觀經(jīng)濟中的一個指標進行簡單的研究，有些甚至不考慮對外貿易，而專門研究國際油價波動對中國對外貿易的影響的文章更是為數(shù)不多。如上段所述，對外貿易對我國經(jīng)濟發(fā)展有極其重要的影響，研究國際油價波動對我國對外貿易的影響必將有利于中國經(jīng)濟的發(fā)展。中國于 1993 年由石油凈出口國轉變?yōu)閮暨M口國，國際油價波動對轉變前后的影響必然會有 所 不同，本文針對研究中國成為石油凈進口國之后國際油價波動對中國對外 貿易的影響。 二、文獻綜述 國外學者對于油價波動的研究開始的比較早，在第一次石油危機之后就有了這方面的研究，其研究有許多都集中于選取些許指標（如通脹率、失業(yè)率、 代表一國經(jīng)濟水平，并探索油價波動與其關系。 s,M. 011)分析了石油價格波動對西班牙 長和經(jīng)濟通貨膨脹的影響。他們 使用 序，能夠確定 了南京財經(jīng)大學本科畢業(yè)論文 4 石油價格沖擊和宏觀經(jīng)濟變量（ 之間 存在一個非線性關系 。石 油價格沖 擊的影響不是恒定的，而是 根據(jù) 不同的時期 而變化的 ， 并且 在其中的一些 時期 ，油價沒有對生產(chǎn)和價格 產(chǎn)生 影響 。 008)選取油價與通貨膨脹率、失業(yè)率、經(jīng)濟增長率等指標進行研究，得到如下結論：油價與國內生產(chǎn)總值之間存在協(xié)整關系，并通過 型和脈沖響應函數(shù)得到油價波動對國內生產(chǎn)總值的彈性。 國內學者大多使用 果檢驗和 型，再加上脈沖響應和方差分解來研究油價波動對中國宏觀經(jīng)濟的影響。 張森林、陳惠芬和帥建祥 (2010)通過建立向量自回歸模型和格蘭杰因果檢驗，指出國際油價上 漲與中國國內生產(chǎn)總值、固定資產(chǎn)投資指數(shù)以及進出口總額之間存在因果關系，其中對國內生產(chǎn)總值和進出口總額的影響是負面的，并且對進出口的影響最大。 王劍飛 (2011)選用了國際石油價格，居民消費者價格指數(shù)、利率、匯率、工業(yè)總產(chǎn)值、股票收益率為主要研究對象，首先確定門限效應的存在性，接著建立門限模型，然后引用 型中的方差分解和脈沖響應函數(shù)對數(shù)據(jù)進行深入處理，得出如下結論：國際油價沖擊會對中國經(jīng)濟產(chǎn)生非對稱性影響，對股票市場存在負面影響，并且會影響中國對外貿易。 現(xiàn)有研究雖然都集中于研究油價波動對宏觀經(jīng)濟的影響 ，但都附帶得出這樣一個結論：國際油價波動對中國對外貿易有很大的影響。 三、國際油價波動對中國對外貿易影響的定性分析 國際油價的不斷上升會提高投資的成本，降低消費需求，使西方發(fā)達國家經(jīng)濟的增長速度變緩，使對原油依存度不斷上升的亞洲發(fā)展中國家的經(jīng)濟受到很大的沖擊，從而減少這些國家從我國進口商品的總額，而出口是拉動中國經(jīng)濟增長的“三駕馬車”之一，國外進口的減少必然會使中國的出口受到阻礙，進而減少中國的出口商品總額。同時，雖然國際油價不斷上升，但中國的原油進口量也逐步提升，并且進口成本價格增加，這南京財經(jīng)大學本科畢業(yè)論文 5 必然會使中國進口花 費增加，同時減少我國國內對外出口的成品油數(shù)量，導致貿易失去平衡，壓力變大。 050001000015000價走勢與出口商品總額出口商品總額（億元） 價（元/ 桶)圖 2： 價與我國出口商品總額走勢圖 050001000015000價走勢與進口商品總額進口商品總額（億元） 價（元/ 桶)圖 3： 價與我國進口商品總額走勢圖 從圖 2 和圖 3 可以看出， 價與進、出口總額幾乎有一樣的上升趨勢，油價的上升并沒有使中國的進、出口減少，這與理論上的油價上升對進、出口會產(chǎn)生負面影響的結論產(chǎn)生了矛盾，并且 20 世紀七八十年代的經(jīng)濟現(xiàn)實告訴我們油價上漲會導致經(jīng)濟蕭條，那么為什么現(xiàn)在會出現(xiàn)如圖 所示的變化呢？本文基于此，研究國際油價波動對 我國進出口的影響。 南京財經(jīng)大學本科畢業(yè)論文 6 四、 國際油價波動對中國對外貿易影響的 模型構建與實證分析 （一）變量選取和數(shù)據(jù)預處理 由于我國從 1993 年開始從石油凈出口國轉變成石油凈進口國，故本文著重研究中國成為凈進口國之后油價波動對中國對外貿易的影響，即選取 1993 年至 2012 年的月度數(shù)據(jù)共 240 個數(shù)據(jù)，并以進、出口商品總額來衡量中國對外貿易狀況。 根據(jù)參考的諸多文獻以及簡單的相關分析，筆者認為宏觀經(jīng)濟的運行狀況、國內貨幣政策效應、人民幣匯率對進出口的影響是比較大的，而衡 量宏觀經(jīng)濟的最佳指標就是國內生產(chǎn)總值 (又 有季度數(shù)據(jù)，可以根據(jù)各種方式得到月度數(shù)據(jù)，但不論哪種方式都會有較多的數(shù)據(jù)信息損失，所以本文采用工業(yè)增加值增長速度來替代國內生產(chǎn)總值（ 此外，以利率代表國內貨幣政策效應。 由于本文主要研究的是國際油價波動對進出口的影響， 油期貨價格透明度很高，并且流動性很強，因此 油價格在全球原油市場上作為三大基準價格之一。公眾和媒體平時所談及的油價主要就是指 油價格。故本文以 油價格來表示國際原油價格，并根據(jù)各月度匯率將其轉 化為元 /桶。 在確定各個指標之后對數(shù)據(jù)做如下處理： 表 1：數(shù)據(jù)來源和預處理方式 計量 符號 意義 數(shù)據(jù)預處理方法 數(shù)據(jù)來源 口商品總額 經(jīng) 數(shù)調整（即除以 進行節(jié)平滑處理，取對數(shù) 融研究數(shù)據(jù)庫、統(tǒng)計年鑒 口商品總額 經(jīng) 數(shù)調整（即除以 進行節(jié)平滑處理，取對數(shù) 融研究數(shù)據(jù)庫、統(tǒng)計年鑒 價 經(jīng) 數(shù)調整（即除以 進行節(jié)平滑處理，取對數(shù) R 匯 率 經(jīng) 數(shù)調整（即除以 進行節(jié)平滑處理，取對數(shù) 大經(jīng)濟論壇、國家外匯管理局 率 經(jīng) 數(shù)調整（即除以 進行節(jié)平滑處理，取對數(shù) 國人民銀行 業(yè)增加值增長速度 經(jīng) 數(shù)調整（即除以 進行節(jié)平滑處理，取對數(shù) 融研究數(shù)據(jù)庫，統(tǒng)計年鑒 南京財經(jīng)大學本科畢業(yè)論文 7 注：其中 來自國家統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫 （二）模型的構建 本文采用向量自回歸模型 (型，并結合實際 數(shù)據(jù)進行建模，得到實證分析的基礎。向量自回歸模型 (早由 980)提出，通常使用最少的經(jīng)濟理論假設，以時間序列的統(tǒng)計特征為出發(fā)點，通過對經(jīng)濟系統(tǒng)進行沖擊響應分析來了解經(jīng)濟系統(tǒng)的動態(tài)特性和沖擊傳導機制。雖然建立 型一般要求平穩(wěn)序列，但當研究的是變量之間的長期均衡關系時不平穩(wěn)數(shù)據(jù)也可以建立 型，但必須保證整個模型系統(tǒng)的穩(wěn)定性。 型通常表示為： 2211或 1)(,)( 其中， Z 是由 n 個變量組成的向量， p 是滯后階數(shù)，是由各方程隨機項組成的向量，服從多維正態(tài)分布， A(L)是滯后多項式矩陣， L 是滯后算子。 在建立 型分析之前，對于模型的設定要注意： (1)變量的選擇。要根據(jù)研究問題的重點及數(shù)據(jù)樣本的規(guī)模選擇合適的變量個數(shù)，而不是理論上的變量個數(shù)越多越好。 (2)滯后階數(shù)的選擇。對于一個包含 n 個變量的 型，每增加一個滯后階數(shù)，模型中的參數(shù)就增加 加的速度非?？?，因此必須選擇合適的滯后階數(shù)。 在設定完 模型后，需要對模型進行估計，一般采用普通最小二乘估計 (最大似 然 估 計 模 型 中 的 參 數(shù) 。 估 計 完 參 數(shù) 以 后 還 需 使 滯 后 多 項 式 矩 陣 1)( 的特征根位于單位圓之外來保證模型的穩(wěn)定性。 （三）模型估計 1、單位根檢驗 對多個時間序列數(shù)據(jù)進行線性回歸后不能得到平穩(wěn)序列，但是新得到的序列具有非常高的擬合優(yōu)度 低的 計量，容易使分析者誤判變量之間存在顯著線性關系，這時就出現(xiàn)了偽回歸，即變量之間本來沒有真正的關系，但由于變量均是是非 平穩(wěn)序列南京財經(jīng)大學本科畢業(yè)論文 8 而造成的虛假的顯著的線性關系。所以，為了避免所建模型出現(xiàn)偽回歸，先對數(shù)據(jù)做單位根檢驗。 表 2：單位根檢驗（ 驗）結果 變量 p 值 結論 不平穩(wěn) 不平穩(wěn) 平穩(wěn) 平穩(wěn) 平穩(wěn) 平穩(wěn) D( 平穩(wěn) D( 平 穩(wěn) D( 平穩(wěn) D( 平穩(wěn) D( 平穩(wěn) D( 平穩(wěn) 由表 2 可知，序列出口 (進口 (國際油價 (匯率 (工業(yè)增加值增長速度 (利率 (不能通過單位根檢驗，即都是不平穩(wěn)的，故分別計算這些序列的一階差分 D( D( D( D( D( D(丙對其進行單位根檢驗，發(fā)現(xiàn)一階差分后的序列均是平穩(wěn)的，即序列 是一階單整的。 2、 將處理后的 別與 行 歸，得到模型如下： 0 5 7 1 6 6 4 3 4 3(1) ( ( ( ( ( 8 2 0 3 8 6 0 ) ( ( ( ( (兩個模型中的系數(shù)均通過了 t 檢驗，即都是顯著的，分別對以上模型進行 點檢驗，發(fā)現(xiàn)出口總額在 2008 年 7 月的斷點檢驗是通過的，即在 2008 年 7 月存在斷點，而進口總額在 2001 年 8 月的斷點檢驗是通過的，即在 2001 年 8 月存在斷點。 南京財經(jīng)大學本科畢業(yè)論文 9 表 3：對出口總額的斷點檢驗結果 2008 No at F(5,230) ) ) 4：對進口總額的斷點檢驗結果 2001No at F(5,230) og ) ) 四）模型建立 1、 本文選擇進（出）口總額、油價、匯率、利率、工業(yè)增加值增長速度作為向量自回歸模型的內生變量，將進（出）口分別按照斷點前后進行分析，并且根據(jù) 準則來選擇 型的滯后期數(shù)，建立 型要求保證其穩(wěn)定性，即要求特征多項式的根均在單位圓內，據(jù)此最終確定了最優(yōu)滯后期數(shù)，其中關于出口 2008 年 7 月前最終選擇了 )， 7 月后選擇了 ),進口在 2001 年 8 月前后均選擇了選擇了 )。 具體估計結果如下： 出口： 1993 年 1 月至 2008 年 6 月 型 V V V 0 6 1 2 0 . 0 0 9 7 0 . 0 3 1 0- 0 . 0 0 4 8- 0 . 0 2 3 50 . 4 4 1 9 0 . 1 4 7 8 4 . 4 9 7 5 0 . 2 4 1 6- 0 . 5 5 2 3 0 4 9 1 0 . 0 0 6 6- 0 . 0 5 9 8 0 . 0 5 5 8 0 . 0 1 3 30 . 1 8 1 4 0 . 0 1 5 1 0 . 2 2 7 1 0 . 0 4 7 7- 0 . 0 4 0 5 4 0 9 1- 0 . 0 0 6 0 0 . 4 6 2 4- 0 . 0 2 7 4 0 . 3 8 3 20 . 9 1 6 9 - 0 . 0 0 9 4 0 . 0 3 9 6- 0 . 0 1 3 1 0 . 0 2 6 4 6 1 2 5- 0 . 1 0 4 8 5 . 5 7 8 5- 0 . 3 3 8 3 0 . 5 8 3 60 . 0 5 3 1- - 0 . 0 0 0 9 0 . 8 7 7 9 0 . 0 7 7 3- 0 . 0 0 2 5 1 8 1 3- - 0 . 0 2 0 4 0 . 3 3 5 9- 0 . 9 4 3 5 0 . 1 1 9 20 . 3 6 4 2 - 0 . 0 2 7 7 0 . 4 3 3 3 0 . 0 1 1 6 0 . 5 8 2 90 . 1 6 3 00 . 2 0 2 30 . 1 5 5 70 . 1 8 7 70 . 1 6 9 0(3) 從這個方程中可以看到 價滯后 1 期和 2 期對出口影響系數(shù)分別是 南京財經(jīng)大學本科畢業(yè)論文 10 在 0 和 1 之間，這表明油價上漲沒有使出口發(fā)生很大的變化，只是使出口額的增長速度變快；出口滯后 1 期和 2 期對油價的影響系數(shù)分別是 明出口的增長對油價的影 響發(fā)生了反向變化，滯后 1 期的出口額增加會使油價上升，而滯后 2 期的出口額增加會使油價下跌，但是這兩個值的絕對值均在 0 和 1 之間，也就是說雖然影響發(fā)生了反向變化，但是出口是油價上升和下降的幅度并不是很大。 2008 年 7 月至 2012 年 12 月 型 V V V V G I 2 3 3 7 0 . 0 4 6 5- 0 . 6 2 9 6 0 . 0 7 0 1- 0 . 1 4 1 0 3 6 1 8- 0 . 2 9 5 2 - 3 . 4 5 2 8 0 . 1 1 3 2- 0 . 0 2 1 90 . 0 7 0 3 0 . 0 0 6 6 0 . 1 9 7 3 0 . 0 1 1 1 0 . 0 2 1 70 . 0 4 3 9- 0 . 0 4 0 8 4 . 0 2 2 1 0 . 5 3 1 5- 0 . 0 2 8 4 0 9 1 2 0 . 0 3 2 0- 0 . 4 4 4 8 0 . 0 3 5 2 0 . 2 8 5 50 . 3 0 3 5 0 . 0 4 3 3 0 . 5 9 4 9 0 . 0 1 8 4 0 . 1 8 1 3 6 0 7 4 0 . 6 7 9 5- 5 . 8 6 0 4- 0 . 7 2 2 0 0 . 2 6 1 3 0 1 6 6- 0 . 0 1 0 8- 0 . 0 1 7 3 0 . 0 2 7 4- 0 . 0 4 7 4 8 6 5 6 0 . 0 2 1 6- 3 . 2 1 1 1- 0 . 0 9 9 1 0 . 2 9 2 00 . 6 6 0 7- 0 . 0 5 8 4 0 . 0 8 3 2- 0 . 1 9 1 0- 0 . 2 5 8 30 . 2 5 2 1 - 0 . 0 1 1 9 2 . 4 8 6 8- 0 . 0 6 9 9 0 . 0 4 3 42 . 0 5 7 9- 0 . 7 6 1 1 4 . 7 1 6 5 0 . 2 5 8 4 1 . 1 9 9 4 0 5 8 4 0 . 0 1 0 9 0 . 8 9 0 8 0 . 0 1 3 1- 0 . 0 5 0 80 . 4 6 0 3- 0 . 1 0 6 1 0 . 9 6 2 8- 0 . 9 2 0 4 0 . 0 4 6 2 4 3 1 7 - 0 . 0 4 4 3 0 . 3 2 7 5- 0 . 2 8 4 9 0 . 3 8 6 95 . 0 9 1 71 9 . 7 6 4 70 . 4 2 4 0 1 4 6 40 . 0 2 6 4-(4) 從這個方程中可以看到 價滯后 1 期和 2 期對出口影響系數(shù)分別是 與上述方程的結論是不一樣的，表明在此階段油價對出口的影響發(fā)生了反向變化，滯后 3 期的油價對出口的影響系 數(shù)又變?yōu)?以滯后 3 期的油價上漲又會使出口減少，但減少幅度小于滯后 1 期的油價；出口滯后 1 期、 2 期和 3 期對油價的影響系數(shù)分別是 在 1 之間，這表明出口的增長沒有使油價發(fā)生很大的變化，但其變化方向與油價對出口的影響剛好相反，但相比而言變化幅度較小。 上述分析表明， 2008 年 7 月前后油價和出口之間的關系發(fā)生了改變， 7 月之前出口南京財經(jīng)大學本科畢業(yè)論文 11 對油價的影響更為顯著， 7月之后油價沖擊對出口額的影響更顯著，這初步表明選擇 2008年 7 月作為結構斷點是合理的。此外， 2008 年 7 月之前出口滯后 1 期對油價的影響是正的（ 滯后 2 期對油價的影響是負的（ 而 2008 年 7 月之后出口滯后1 期對油價的影響是負的（ 滯后 2 期對油價的影響是正的（ 表明7 月前后出口對油價的影響發(fā)生了實質性的轉變，前期滯后 1 期出口的增加會使國際油價上升，而后期滯后 1 期出口的增加會使油價下降。滯后 2 期則相反。這點更證明了出口對油價的影響發(fā)生了轉折，即斷點是合適的。 進口： 1993 年 1 月至 2001 年 7 月 型 V V V 0 6 7 3 0 . 0 1 2 8 - 0 . 0 1 5 7 0 . 0 0 1 6- 0 . 0 1 0 31 . 1 8 5 7 0 . 0 0 8 7 4 . 2 0 1 1 0 . 0 9 0 8- 0 . 2 4 2 3 1 1 6 5 0 . 0 0 6 4- - 0 . 0 2 6 6 0 . 0 7 3 1 0 . 0 3 1 90 . 0 8 3 7 0 . 0 2 6 5 0 . 1 4 4 5 0 . 0 2 6 4- 0 . 0 2 5 2 . 5 2 1 9 0 . 0 2 8 5- - 0 . 4 6 3 7 0 . 0 1 6 0 0 . 3 2 3 00 . 9 1 3 7 - 0 . 0 0 4 1 0 . 0 5 8 2- 0 . 0 0 6 1 0 . 0 0 4 4 9 6 7 7- - 0 . 0 1 2 1 5 . 6 1 1 8- 0 . 4 1 2 3 0 . 1 1 8 50 . 0 6 6 2- - 0 . 0 0 1 3 0 . 8 3 1 7 0 . 1 3 2 0- . 0 7 8 7 00 . 0 4 8 9- - 0 . 0 1 8 5 0 . 2 6 4 5- 0 . 8 8 0 7 0 . 1 8 8 00 . 3 7 7 2 - 0 . 0 8 6 0 0 . 6 1 2 2 0 . 1 1 5 5 0 . 4 0 4 10 . 1 4 0 80 . 5 8 1 6 1 8 2 5 1 8 7 0 9 6 9 2(5) 該模型顯示：滯后 1 期和滯后于 2 期的油價對進口的影響系數(shù)分別是 在 0 和 1 之間，這表明油價對進口的影響沒有發(fā)生很大的變化，只是使進口的增長速度變得緩慢。而進口的滯后 1 期和滯后 2 期對油價的影響系數(shù)分別是 進口對油價的影響發(fā)生了反向改變。 2001 年 8 月至 2012 年 12 月 型 V V V 2 1 7 9 0 . 0 0 2 4- 1 . 1 0 2 5 0 . 0 5 0 9- 0 . 0 6 0 2 3 8 6 7 0 . 0 7 6 3 9 . 3 7 7 4 0 . 2 6 8 7- 0 . 0 4 6 80 . 0 0 5 0 0 . 0 0 2 7- - 0 . 1 7 7 2 0 . 0 1 3 2 0 . 0 0 3 50 . 2 6 6 2 0 . 0 1 2 2 2 . 1 1 8 8 0 . 2 4 3 3- 0 . 1 2 4 7 . 8 8 8 0 0 . 0 0 0 9- 0 . 9 4 2 9 0 . 2 9 1 2- 0 . 4 5 0 40 . 6 9 7 9 0 . 0 0 7 3 1 . 1 3 9 9- 0 . 0 8 5 6 0 . 0 3 5 81 . 0 1 9 3- 0 . 1 7 2 2 7 . 9 7 3 3- 0 . 5 3 1 4 0 . 0 6 0 90 . 0 3 2 6- 0 . 0 1 0 6- 1 . 1 5 8 9 0 . 0 0 1 9 0 . 0 1 7 8 2 2 4 8- 0 . 0 0 5 9 1 . 9 6 6 1- 1 . 0 8 2 9 0 . 2 5 3 50 . 6 3 9 7 0 . 0 2 2 4- 1 . 2 2 2 5- 0 . 3 6 5 5 0 . 4 3 1 70 . 2 2 5 35 . 7 1 0 2 0 8 6 20 . 4 6 4 5 5 0 7 0(6) 南京財經(jīng)大學本科畢業(yè)論文 12 該模 型顯示：滯后 1 期和 2 期的油價對進口的影響系數(shù)分別是 油價對進口的影響發(fā)生了反向變化，而滯后 1 期和 2 期的進口對油價的影響系數(shù)分為 與模型（ 5）中揭示的進口對油價的影響變化方向是一致的。 比較模型（ 5）和（ 6）可以認為油價對進口的影響發(fā)生了很大的改變，因而選擇 2001年 8 月作為斷點是合適的，即該時刻是油價對進口影響的轉折點。此外， 2001 年 8 月前后滯后 1期和 2期的匯率對進口的影響系數(shù)分別從 變?yōu)?負號完全改變，這也就是說斷點前后匯率對進口的影響同樣發(fā)生了質的變化， 滯后 1 期的匯率對進口的影響從正向變?yōu)榱素撓?，而滯?2 期的匯率對進口的影響從負向變成了正向，這點更證明了選擇 2001 年 8 月作為結果斷點的合理性。 2、協(xié)整檢驗 在單位根檢驗中，已經(jīng)確定了各個變量序列均是一階單整的，即所有序列均是非平穩(wěn)的，那么這些非平穩(wěn)序列之間是否有長期的穩(wěn)定關系呢 ?如上使用這些序列建立了 假設研究的就是這些變量之間的長期均衡關系，并且根據(jù)滯后階數(shù)檢驗，已經(jīng)證明各個 型均是穩(wěn)定的。本文采用 整分析法來檢驗多個變量之間的長期均衡關系，而 整有跡檢驗和最大特征值檢驗兩種，本文選擇了跡檢驗。 表 5：協(xié)整檢驗結果 出口 進口 o. E(s) 1993： 16 2008： 7012： 12 1993： 16 2001： 7012： 12 * * * * At At At At 南京財經(jīng)大學本科畢業(yè)論文 13 表 5 顯示在 at 的 p 值均大于 受原假設，表明不論是出口還是進口，各階段的協(xié)整檢驗結果表明這些序列之間至少存在一個協(xié)整關系，即出口 (進口 (國際油價 (匯率 (工業(yè)增加值增長速度 (利率 (間存在長期均衡關系。 3、 從上面的分析，知道出口 (進口 (國際油價 (匯率 (工業(yè)增加值增長速度 (利率 (然都是不平穩(wěn)序列，但是它們之間存在長期均衡關系，也就是說可以進行 果關系檢驗。 檢驗結果顯示：對于出口，在 2008 年 7 月之前出口對油價有影響，油價對出口的影響幾乎沒有，而在 2008 年 7 月及之后出口對油價的影響消失了，油價開始影響出口，這就印證了之前所做的 點檢驗， 2008 年之前 價的上升幅度比較小 2008年油價起伏很大， 7 月上升至最高點 元每桶，而 12 月又降到最近四年的最低 元每桶，油價巨大的波動幅度使得這前后的時間段內油價和出口之間的關系產(chǎn)生了變化。對于進口， 2001 年 8 月之前油價對進口是單方面的影響，在 2001 年 8月及之后油價和進口之間的存在雙向影響關系，也就是說油價和進口之間的關系發(fā)生了改變，這也證明了上文的 點檢驗。 2001 年中國加入 運申辦成功，這些重大事件對中國的經(jīng)濟產(chǎn)生了影響，進而影響中國的進出口貿易， 2001 年中國的原油進口量在歷年持續(xù)增長的情況下竟然顯著減少，并在此后又開始逐步增加，這年的進口結構有所變化，所以在油價保持低速穩(wěn)定增長的同時對其影響也發(fā)生了變化。 表 6：關于出口的因果關系檢驗結果 1993： 16 2008： 712 R X R X R X R R R 南京財經(jīng)大學本科畢業(yè)論文 14 表 7：關于進口的因果關系檢驗結果 1993:01 2001:82 M R M R R M R M R M R R 注：表中“ ”表明前者是后者的原因 4、脈沖響應分析 前面對 型的討論主要集中在模型的系數(shù)層面，但是系數(shù)變化對模型的影響僅僅表現(xiàn)為一個局部的動態(tài)關系，并不能捕捉全面復雜的互動過程。這時就需要引進脈沖響應函數(shù) 畫因變量序列在收 到一個單位隨機擾動因素的沖擊后的動態(tài)變化路徑。本文主要看油價變動對進、出口的影響的脈沖響應。 1993： 1 2008： 6 - . 08- . 06- . 04- . 02. 00. 02. 04. 06. 0810 0 20 0 30 0 40 0 50 0 60 0R e s p o n s e o f L E X t o C h o le s k yO n e S . D . L W T I In n o v a t io 7 2012： 12 - . 03- . 02- . 01. 00. 01. 02. 03. 04. 0525 50 75 10 0 12 5 15 0R e s p o n s e o f L E X t o C h o le s k yO n e S . D . L W T I In n o v a t io ：關于出口的脈沖響應圖 南京財經(jīng)大學本科畢業(yè)論文 15 圖 5：關于進口的脈沖響應圖 注：圖中實線表示脈沖響應函數(shù)，虛線表示正負兩倍標準差偏離帶。 從圖 4 中可以看出， 2008 年 7 月以前函數(shù)的收斂性是比較差的，但整個期間都在 0周圍上下小幅度的波動，即油價給出口帶來的影響是比較小的，同時也是很平穩(wěn)的，具體的 說：初始階段油價對出口的影響是正的，但影響逐漸緩慢增大，到第二期已經(jīng)達到最大值后又降低影響，并且持續(xù)了很長時間。對此的解釋是：在 2008 年之前油價雖然始終基本保持上漲，但上漲幅度