實用文檔我國能源價格波動與CPI關(guān)系的實證研究[摘要]本文根據(jù)我國1989—2014年的燃料動力購進價格指數(shù)與居民消費價格指數(shù)的數(shù)據(jù)資料，首先對燃料動力購進價格指數(shù)與居民消費價格指數(shù)進行相關(guān)性檢驗，然后對二者進行單位根檢驗、協(xié)整檢驗與Granger因果關(guān)系分析，最后分析二者之間的脈沖響應函數(shù)。結(jié)論認為，燃料動力購進價格指數(shù)與居民消費價格指數(shù)存在顯著的正相關(guān)性，二者具有長期均衡關(guān)系，僅存在能源價格購進指數(shù)到居民消費價格指數(shù)單向的格蘭杰原因。關(guān)鍵字：能源價格指數(shù)居民消費價格指數(shù)協(xié)整脈沖響應目錄TOC\o"1-3"\h\u25258摘要 12262第一章緒論 394371.1研究背景與意義 310461.2文獻研究綜述 3285911.3能源價格對居民消費價格指數(shù)的影響機制 526505第二章實證分析 632532.1研究變量樣本數(shù)據(jù)的選取 6167352.2二者之間的相關(guān)性檢驗 7249642.3變量的單位根檢驗 712142.4Granger因果檢驗 870422.5協(xié)整以及誤差修正 9254962.6脈沖響應函數(shù)分析 1011061第三章主要結(jié)論 1026078第四章政策及建議 1114596[參考文獻] 14第一章、緒論1.1研究背景和研究意義改革開放以來，中國經(jīng)濟迅速發(fā)展，中國工業(yè)迅速崛起。能源是工業(yè)發(fā)展中重要的原材料，是現(xiàn)代經(jīng)濟發(fā)展血液；隨著中國經(jīng)濟的迅速發(fā)展，對能源的需求也與日俱增，雖然我國一直以地大物博自居，但我國能源儲備有限，許多能源都要靠國外供給，此外，我國人口眾多，人均資源匱乏，一些西方資本通過控制國際能源市場，使得我國獲得國際能源的渠道十分狹窄，并且代價非常高，這必然會導致國內(nèi)能源價格的不穩(wěn)定且居高不下。國家能源價格的不穩(wěn)定會在很大程度上影響國家經(jīng)濟的穩(wěn)定發(fā)展，并且會制約居民消費水平的提高。我們通常用居民消費價格指數(shù)來衡量一國物價水平和居民的消費能力，通過研究國內(nèi)資源價格的波動與居民消費價格指數(shù)的關(guān)系，可以對維持國家經(jīng)濟的穩(wěn)定運行以及制定相應的政策有更深刻的了解并嘗試提出一些建議。1.2文獻研究綜述為了分析能源價格變動與居民消費水平的關(guān)系，國內(nèi)學者進行了大量的理論和實證研究，此外，一部分學者還研究了不同國家能源價格對居民消費水平的影響。國內(nèi)學者趙世湘（2015）基于國際視角分析認為消費價格指數(shù)受能源價格波動的影響，并且認為資源大國與資源豐富的國家消費價格指數(shù)受國際能源價格影響的波動比較小，而資源匱乏國受到國際能源價格波動的影響很大。他主要是討論G20不同國家的能源價格變化對于消費價格指數(shù)影響，覆蓋面很廣，但是沒有單方面的分析一個國家能源價格變動對國內(nèi)CPI的影響。另外一些學者則主要把視角放在國內(nèi)，研究國內(nèi)能源價格和消費價格的關(guān)系，他們通過能源價格上升造成通貨膨脹，通貨膨脹影響居民消費水平這樣的邏輯主線進行了大量的實證研究。楊柳（2006）認為中國實際能源價格與通貨膨脹之間存在長期均衡關(guān)系，他認為中國通貨膨脹的變動大約10%的原因應歸因于能源價格波動。黃秀梅（2010）認為能源價格上漲能夠有效的推動物價水平的上漲，并且通過替代品因素、成本因素、勞動力市場這三個渠道進一步擴展到通貨膨脹，通貨膨脹預期與能源價格兩者存在著顯著的長期均衡關(guān)系。另一些學者通過論證能源價格造成工資水平上漲，進而影響居民消費水平這樣的邏輯主線進行了一些實證研究。馮秀芬（1998）總結(jié)美國布魯金斯研究所博茲沃先生在“中國煤炭價格政策研究”討論會上的發(fā)言，認為能源價格上漲所帶來的通貨膨脹非常嚴重，美國對能源價格的控制不僅沒有解決問題，反而帶來比物價上漲更嚴重的不正?，F(xiàn)象和社會效益的損失，并且他總結(jié)到能源價格上漲對工人工資間接影響增多，會造成一定程度的非自愿就業(yè)。李鮮玲（2014）認為能源價格的上升會提高能源企業(yè)和一般制造業(yè)的工資，帶動一定的就業(yè)，進而拉大他們與其他行業(yè)工人之間的收入差距。這種觀點在一定程度上對于我國是非常有借鑒意義的，因為長期以來我國對能源的有限性認識不足，導致我國能源粗放型的經(jīng)營，而較低的能源價格是不利于反應資源短缺的真實國情，也不利于提高國民資源危機和節(jié)能意識。上述學者主要研究了能源價格變動通過物價和就業(yè)影響居民消費水平，但是他們沒有分析居民消費水平對于能源價格也是有一定影響的。不過比較幸運的是一些學者不光看到了能源價格對居民消費水平的影響，還看到了這種反向影響，即居民消費價格水平也會對能源價格有一定影響。金三林認為資源和要素價格的上漲一方面會構(gòu)成物價總水平上升的成本推力，另一方面，又有抑制總需求，進而緊縮物價的影響；在已經(jīng)出現(xiàn)通貨膨脹和通脹預期的情況下，資源和要素價格上漲會帶動生產(chǎn)資料價格上升。路正南（2016）通過剖析能源反彈效應的誘發(fā)成因和機理，將反彈效應解釋為價格彈性產(chǎn)生的直接效應和收入彈性的間接效應，認為居民消費質(zhì)量的提高是刺激能源消費的重要動力。城鎮(zhèn)化水平和居民消費價格指數(shù)是正向變動的關(guān)系，陳志強（2016）認為城鎮(zhèn)化水平的提高對于居民日用能源價格波動有短期或者長期的影響。李贊（2016）認為居民消費價格水平對能源價格有一定影響，所以制定能源價格時要充分考慮居民消費價格水平。上述學者分析了能源價格對消費價格的作用機理，為我們的研究提供了重要參考，但是他們都未能對不同時期內(nèi)的能源價格和居民消費水平之間的動態(tài)關(guān)系進行研究。張歡和成金華（2011）通過VAR和SVAR模型分析了居民消費水平和中國能源價格變動之間的動態(tài)效應，認為能源價格水平和居民消費水平在短期內(nèi)主要受自身水平的影響，在長期內(nèi)受彼此的影響。吳麗華、傅廣敏（2014）同樣運用VAR模型研究了能源價格變動對于一般價格水平的傳導影響，認為CPI受到能源價格一個單位正向的標準差沖擊之后，響應有一個時間遞減的過程，時間越長，能源價格對CPI的影響越小。樊元教授（2014）用VAR模型分析了能源價格和通脹以及經(jīng)濟增長三者之間的動態(tài)關(guān)系，他認為我國的能源市場尚未形成完全的市場價格機制，從而能源價格向一般價格水平的傳導變得非常復雜，尤其是在通貨膨脹時期，能源價格上漲會對物價產(chǎn)生遞進式上升效應，造成通脹壓力，使得政策制定處于兩難境地。1.3能源價格對于居民消費價格指數(shù)的影響機制能源價格水平對于居民消費價格指數(shù)影響的主要通過能源價格影響通脹預期，進而影響居民的消費價格指數(shù)這一路徑。經(jīng)典的經(jīng)濟金融理論證明，在一定經(jīng)濟制度安排下，能源價格會對通貨膨脹預期產(chǎn)生重要影響，并且這種影響伴隨著能源價格的上漲和下降呈現(xiàn)出對稱性的變動。也就是說能源價格上漲，會造成物價水平的上漲，并通過替代品、成本因素、勞動力這三個渠道進一步影響并波及到通貨膨脹預期，進而影響居民的消費價格指數(shù)。下圖是能源價格對于居民消費價格指數(shù)的傳導機制?；旧钣闷穬r格上漲基礎生活資料價格上漲替代品生物燃料需求增加基本生活用品價格上漲基礎生活資料價格上漲替代品生物燃料需求增加實際利率上升貨幣金額需求下降通脹預期強化實際利率上升貨幣金額需求下降通脹預期強化能源價格上漲居民消費價格指數(shù)上升居民消費價格指數(shù)上升儲蓄少消費多儲蓄少消費多下游生產(chǎn)成本增加下游生產(chǎn)成本增加平滑消費選擇實際工資下降勞動力、資本邊際產(chǎn)出下降平滑消費選擇實際工資下降勞動力、資本邊際產(chǎn)出下降產(chǎn)出減少產(chǎn)出減少圖1能源價格對居民消費價格指數(shù)傳導機制第二章、實證分析2.1研究變量樣本數(shù)據(jù)的選取考察我國居民消費水平與能源價格之間動態(tài)效應關(guān)系，需要確定可供衡量的指標。本文用居民消費價格指數(shù)（TheLevelofConsumptionIndex）和燃料、動力購進價格指數(shù)（PurchasingPriceIndicesofFuelsandPower）分別代表居民消費水平和能源價格水平，選取的是1989年--2014年的數(shù)據(jù)，為了使得樣本所選取的數(shù)據(jù)參考標準的一致性，本文以1989年為基期，假設1989年的數(shù)值為100，將其他各期的數(shù)據(jù)折算到1989年進行分析，所有的數(shù)據(jù)來源于國家統(tǒng)計局官網(wǎng)。表1我國1989--2014年能源價格指數(shù)和消費價格指數(shù)年份CPIPPM年份CPIPPM1989100.000100.0002002206.489 355.5891990103.100 110.7002003208.967 381.9031991106.605 124.9802004217.117 418.9481992113.428 145.477 2005221.025 481.7901993130.102 198.8672006224.341 539.1231994161.457 234.6632007235.109 562.3051995189.066255.0792008248.980678.1401996204.758281.0972009247.237 604.9011997210.491307.2392010255.396703.5001998208.808 304.4742011269.188 779.4771999205.884 307.2142012276.187 786.4932000206.708 354.5252013283.367 759.7522001208.155 355.2342014289.035 737.719數(shù)據(jù)來源于：國家統(tǒng)計局官網(wǎng)圖22.2二者之間的相關(guān)性檢驗

表2我國能源價格波動與CPI的相關(guān)系數(shù)CPIPPMCPI1.0000.9285PPM0.92851.000上表反映了能源價格的指數(shù)和消費價格指數(shù)之間存在著較強的相關(guān)性，到底是CPI的波動導致了PPM的波動還是PPM的波動帶動了CPI的波動，有待下文的進一步研究。2.3變量的單位根檢驗表3變量的ADF檢驗序列檢驗形式ADF統(tǒng)計量1%臨界值5%臨界值10%臨界值P值結(jié)論CPI(c,t,0)-4.6936-4.4679-3.6450-3.26150.0063平穩(wěn)ΔCPI(c,t,1)-5.0416-4.6162-3.7105-3.29780.0047平穩(wěn)PPM(0,0,0)-2.4683-2.6607-1.9550-1.60910.9953非平穩(wěn)ΔPPM(c,0,0)-5.7350-3.7379-2.9919-2.63550.0001平穩(wěn)注:(1)Δ表示序列的一階差分;(2)(c，t，q)表示序列ADF檢驗形式，c、t、q分別代表常數(shù)項、時間趨勢和滯后階數(shù)，其中q由AIC準則和SC準則確定最優(yōu)滯后項。由表3可以看出CPI的原序列在的顯著性水平下ADF統(tǒng)計量的值-4.6936<-4.4679，表明在現(xiàn)有的樣本信息的條件下拒絕原假設，不拒絕備擇假設，因此原序列是不存在單位根過程的平穩(wěn)時間序列，CPI的一階差分序列ΔCPI在的顯著性水平下ADF統(tǒng)計量的值為-5.0416<-4.6162，因此ΔCPI也是平穩(wěn)時間序列；燃料、動力購進價格指數(shù)PPM原序列在的顯著性水平下，ADF統(tǒng)計量的值為-2.4683>-2.6607在現(xiàn)有的樣本信息的條件下是不拒絕原假設，拒絕備擇假設的，因此原序列是存在單位根過程的非平穩(wěn)時間序列，但是在的顯著性水平下PPM的一階差分序列ΔPPM的ADF檢驗統(tǒng)計量的值為-5.7350<-3.7379是拒絕原假設，不拒絕備擇假設的平穩(wěn)時間序列?？梢缘玫降慕Y(jié)論是在現(xiàn)有樣本的檢驗下，ΔCPI~I(1)、ΔPPM~I(1)即居民消費價格指數(shù)和燃料動力工業(yè)購進價格指數(shù)是同階單整的過程，因此對于所研究的兩個差分后的變量二者都是原序列平穩(wěn)的，因此可以進一步檢驗二者之間的協(xié)整關(guān)系，來判斷居民消費價格指數(shù)和能源價格指數(shù)二者之間是否存在長期均衡關(guān)系。在進行之前需要對其進行格蘭杰因果關(guān)系檢驗，確定哪一個變量是因變量，哪一個變量是自變量。2.4Granger因果檢驗表4格蘭杰因果關(guān)系檢驗原假設滯后階觀察值F統(tǒng)計量P值結(jié)論224A 2.72220.0913接受原假設224B 0.07130.9315接受原假設323A 2.94660.0645接受原假設323B 0.40780.7495接受原假設422A 5.41750.0086拒絕原假設422B 0.47950.7504接受原假設521A 7.08750.0045拒絕原假設521B 0.35640.8669接受原假設620A 2.83000.0998接受原假設620B 0.77400.6146接受原假設注:A為PPM不是CPI的Granger原因；B為CPI不是PPM的Granger原因。由上表可以得出，燃料動力價格購進指數(shù)PPM是居民消費價格指數(shù)的格蘭杰原因，即燃料動力購進價格指數(shù)的變動會引起居民消費價格指數(shù)的變動，下面進行E-G兩步法進行協(xié)整檢驗，得出協(xié)整方程。2.5協(xié)整以及誤差修正表5回歸結(jié)果被解釋變量因變量βt值P值R2CPIPPM0.232112.2460.0000.8620C108.005 12.0790.0000估計的回歸模型為：(2.5.1)t=(8.941)(12.246)R2=0.8620DW=0.233985回歸結(jié)果的殘差進行檢驗，得到上述回歸后的殘差是平穩(wěn)的時間序列，因此二者之間存在著協(xié)整關(guān)系因此可以得出CPI和PPM二者之間存在長期均衡關(guān)系.并且從長期來看，在其他因素不變的前提下，PPM指數(shù)變動1個單位，則CPI指數(shù)將會變動0.232個單位，影響較為顯著，但是從短期來看可能會出現(xiàn)失衡，為了提高模型的精確程度，將回歸方程(2.5.1)中的誤差項看做均衡誤差，通過建立誤差修正模型（ECM）來把CPI指數(shù)的短期行為與長期變化聯(lián)系起來。誤差修正模型的結(jié)構(gòu)：表6回歸結(jié)果被解釋變量因變量βt值P值R2C5.4892.0140.0065ΔCPIΔPPM0.1793.0070.05640.632-0.154-2.0610.0513最終得到誤差修正模型的估計結(jié)果：(2.5.2)t=(2.014)(3.007)(-2.016)=0.632DW=1.5837估計結(jié)果表明，居民消費指數(shù)的變化不僅僅受到燃料動力購進價格指數(shù)的影響，而且還取決于上一期的居民消費價格指數(shù)對于均衡水平的偏離，誤差修正項估計的系數(shù)-0.154體現(xiàn)了對于上期偏離程度的修正，上一期的消費價格指數(shù)偏離的程度越大，本期修正的量就越大，該系統(tǒng)中存在誤差修正的機制。2.6脈沖響應函數(shù)分析脈沖響應函數(shù)是描述一個內(nèi)生變量對誤差的反應，也即在擾動項上加一個標準差大小的新息沖擊對內(nèi)生變量的當前值和未來值的影響。下圖是模擬的脈沖響應路徑曲線，居民消費價格指數(shù)對于能源價格的響應函數(shù)，實線是相應函數(shù)值，縱軸表示因變量對解釋變量的響應程度(%)，橫軸表示實驗設定的響應期數(shù)(20期)。圖3可以看出，CPI對于來自PPM的一個標準差的沖擊在第一期反應很敏感，高達18%，但隨后呈現(xiàn)逐漸下降趨勢從第4期后轉(zhuǎn)為負效，第6期達到最低點，為-7%左右，隨后逐漸的趨于穩(wěn)定狀態(tài)，可見，在短期內(nèi)，PPM的單位標準沖擊對CPI具有很強拉動作用，但這一作用有減弱的趨勢。第三章、主要結(jié)論3.1結(jié)論分析1.能源價格指數(shù)與居民消費價格指數(shù)存在顯著的正相關(guān)性，二者波動的變化趨勢基本是一致的，但能源價格指數(shù)波動的幅度要大于居民消費價格指數(shù)的波動。通常來說，能源、動力是工業(yè)企業(yè)生產(chǎn)中不可或缺的生產(chǎn)要素，燃料動力購進價格指數(shù)對廠商來說意義更加重大。在本文中，我們則從另外一個視角來探索動力、能源購進指數(shù)對消費者價格指數(shù)的影響，這是考慮到能源在消費者的生活中也占據(jù)重要的地位，是消費者支出中不可或缺的一部分。通常來說，當動力、能源價格上升時，會使消費者支出增加，從而拉升居民消費價格指數(shù)，因此正常情況下，兩者會同向變動。但我們也應該注意到，由于兩者的內(nèi)涵以及影響因素不同，致使兩者的波動幅度有較大差別。燃料、動力購進價格指數(shù)是工業(yè)生產(chǎn)和經(jīng)濟發(fā)展的脈搏，受國家宏觀調(diào)控政策影響較大；在當前中國資源約束趨緊的情況下，生產(chǎn)所需的動力和能源對進口的依賴越來越大，這就導致我國的燃料動力購進價格指數(shù)受世界經(jīng)濟波動的影響較大，再加上匯率的波動，這些就造成了燃料動力購進價格指數(shù)的波動較大。相對來說，消費者價格指數(shù)包含的主要是與百姓生活息息相關(guān)的便利品和選購品，這些商品的價格也會隨著市場供求狀況而起伏，但總體來說，在當前愈來愈完善的市場經(jīng)濟下，價格穩(wěn)中有升，總體來說，波動幅度仍在老百姓的接受范圍之內(nèi)。2.從長期來看，燃料動力購進價格指數(shù)與居民消費價格指數(shù)具有長期均衡關(guān)系。從經(jīng)濟學的角度來說，在短期中，人們能搜集到的信息有限，并且人是有限理性的，因此短期決策會帶有較大的隨機性和不確定性，而在長期，人們能夠收集到足夠的信息來調(diào)整預期，因此長期決策的可靠性和穩(wěn)定性較強。另外，在市場經(jīng)濟中，與長期相比，短期的不確定性較強而可預見性較弱，因此，燃料動力購進價格指數(shù)和消費者物價指數(shù)在短期內(nèi)會因為各種不確定性因素的沖擊而出現(xiàn)波動，均衡是非常態(tài)而不均衡才是常態(tài)，兩者時常會出現(xiàn)偏離。在長期中，不確定性因素減少，市場的可預見性更強，燃料動力購進價格指數(shù)與居民消費價格指數(shù)會形成長期均衡關(guān)系。3.存在能源價格購進指數(shù)到居民消費價格指數(shù)單向的格蘭杰原因。我們可以從三個不同的方面來理解能源價格購進指數(shù)對消費價格指數(shù)的影響。第一，燃料價格購進指數(shù)通過影響廠商的生產(chǎn)成本進而影響產(chǎn)品的出廠價格和市場價格，間接影響消費者價格指數(shù)；第二，消費者也會直接消費一部分燃料和動力資源，當燃料動力購機價格指數(shù)發(fā)生波動時，會直接影響居民消費價格指數(shù)；第三，當能源價格購進指數(shù)上升時，會影響人們的通脹預期，尤其是通脹已經(jīng)發(fā)生的情況下，通脹預期會進一步推升物價上漲，使預期成為現(xiàn)實。居民消費品常會包含部分燃料動力，因此，居民消費價格指數(shù)會受到燃料動力購進價格指數(shù)的影響。當然，很多學者的研究也顯示出居民消費價格指數(shù)對能源價格指數(shù)的影響，由于篇幅限制，我們并沒有探討這一反向影響，并且通過理論分析，我們認為能源價格指數(shù)對居民消費價格指數(shù)的影響更大，文中的數(shù)據(jù)分析也證明了這一點。第四章、政策及建議能源是工業(yè)生產(chǎn)不可或缺的因素，是經(jīng)濟發(fā)展至關(guān)重要的動力；消費則是生產(chǎn)的目的，居民消費水平是經(jīng)濟發(fā)展水平的衡量標準之一。兩者都因關(guān)系到經(jīng)濟社會的可持續(xù)發(fā)展而成為宏觀調(diào)控的對象，大量研究結(jié)果表明，兩者之間存一定的相關(guān)性，尤其是能源價格指數(shù)對居民消費價格指數(shù)具有明顯的正向影響，這就為政府的宏觀調(diào)控提供了參考。結(jié)合本文的數(shù)據(jù)研究，我們對政府的政策制定有了更深刻的理解，也嘗試提出了一些看法。1.制定能源產(chǎn)品價格不應完全取決于市場供求關(guān)系，應充分考慮我國居民的消費水平。影響能源商品價格的因素眾多，在市場中，受供求關(guān)系影響形成的能源商品價格不一定能有效反映居民消費水平。目前，我國主要能源商品價格采取國家調(diào)控。國家能源價格調(diào)控的幾個目標包括：促進經(jīng)濟增長、穩(wěn)定價格總水平、實現(xiàn)能源資源的有效配置、實現(xiàn)國家能源安全和彌補市場機制不足。鑒于能源價格對居民消費水平的影響，國家在調(diào)控能源價格時，應在追求生產(chǎn)發(fā)展和經(jīng)濟安全的同時最大限度的維護消費者的利益，避免由于能源價格調(diào)控而導致居民消費水平的大幅波動。2.居民可支配收入對能源消費效率的影響取決于居民能源消費的特點，居民的能源消費主要是生活能源，而生活能源消費效率是比較低的。居民可支配收入的增長在一定程度上會拉動居民的能源消費需求，同時沒有被有效使用的能源數(shù)量也呈增長趨勢，從總體上來說就降低了能源的使用效率。一方面，政府應該鼓勵企業(yè)進行技術(shù)革新，開發(fā)低能耗低污染的新型家用電器。另一方面，引導居民能源消費結(jié)構(gòu)改革，通過改善居民生活能源的消費方式，比如，新型能源的利用，新能源技術(shù)產(chǎn)品的推廣等，優(yōu)化民用能源結(jié)構(gòu)控制電器能源消耗，在保證居民生活質(zhì)量的同時，提升能源消費效率。3.近年來，隨著經(jīng)濟的發(fā)展，我國居民的生活水平不斷提高，這直接或者間接的增加了能源消費的總量。對于能源消費的不斷增長，應從提高能源效率、減少產(chǎn)能過剩、優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、調(diào)整投資消費比例、控制經(jīng)濟增長五個方面來解決。當前我國GDP增速已經(jīng)放緩，政府越來越重視經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量，但是部分地區(qū)的發(fā)展思路仍需要進一步革新。在當前經(jīng)濟結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型的大形勢下，適當放緩經(jīng)濟增長速度，更加強調(diào)經(jīng)濟增長質(zhì)量，平衡經(jīng)濟增長與節(jié)約能源和環(huán)境保護之間的關(guān)系，保護并提升居民的生活環(huán)境。長期以來，我國經(jīng)濟發(fā)展都采用粗放式的發(fā)展方式，這就造成能源耗費大、使用效率低并且污染嚴重。對此，國家應制定合理的能源價格體制，使價格真正體現(xiàn)能源的稀缺性，同時鼓勵企業(yè)進行技術(shù)創(chuàng)新，提高能源利用效率，減少能源浪費。此外，應進一步完善社會主義市場機制，鼓勵競爭，嚴格控制進入門檻，淘汰高能耗高污染企業(yè)。此外，還要提高居民的整體收入水平，逐步完善社會保障體系，目前我國絕大多數(shù)居民的收入主要來自于工資，而改革開放以來我國依靠廉價勞動力積累產(chǎn)業(yè)資本，使得工資比重占GDP的比重較低。隨著我國工業(yè)化城市化的迅速發(fā)展，勞動力作為生產(chǎn)要素的重要性也逐漸凸顯，這就要求居民獲得與勞動力匹配的工資水平。因此在能源價格長期上漲的預期背景下，我國政府應逐步提高居民的工資收入，為維持高能源價格背景下居民消費水平的健康發(fā)展提供支持。[參考文獻][1]AlghalithM.Estimationandeconometrictestsunderpriceandoutputuncertainties[J].AppliedStochasticModelsinBusinessandIndustry,2007:531-536.[2]AbbasValadkhani.Relationshipsbetweenoilpriceshocksandstockmarket:Anempiricalanalysisfromchina[J].Energypolicy,2014,36:3544-3553.[3]RegnierE.Oilandenergypricevolatility[J].EnergyEconomics,2007:405-427.[4]馮秀芬.美國能源價格上漲對通貨膨脹的影響[J].價格理論與實踐.1998(