國際油價波動對我國對外貿(mào)易的影響

目錄摘要1Abstract1一、引言2二、文獻(xiàn)綜述3三、國際油價波動對中國對外貿(mào)易影響的定性分析4四、國際油價波動對中國對外貿(mào)易影響的模型構(gòu)建與實證分析6〔一〕變量選取和數(shù)據(jù)預(yù)處理6〔二〕模型的構(gòu)建7〔三〕模型估計71、單位根檢驗72、Chow斷點檢驗8〔四〕模型建立91、VAR模型滯后期數(shù)的選擇92、協(xié)整檢驗123、Granger因果關(guān)系檢驗134、脈沖響應(yīng)分析145、方差分解16五、結(jié)論與本文研究的局限性17〔一〕結(jié)論17〔二〕局限性18參考文獻(xiàn)19國際油價波動對我國對外貿(mào)易的影響摘要：本文以進(jìn)〔出〕口總額作為因變量，選取WTI油價、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VAR模型，進(jìn)行協(xié)整檢驗、Granger因果檢驗、脈沖響應(yīng)分析和方差分解，最終發(fā)現(xiàn)油價對進(jìn)、出口的影響存在轉(zhuǎn)折點即斷點，以及油價對進(jìn)、出口的影響存在滯后性，其中斷點前后對進(jìn)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(guān)鍵詞：油價,對外貿(mào)易,結(jié)構(gòu)斷點,VAR模型Abstract:Firstly，thispaperwillselectthetotalamountofimport(export)asthedependentvariable.Secondly，weselectWTIoilprices,exchangerates,thegrowthrateofindustrialaddedvalueandinterestratesastheindependentvariable.Thirdly，wecanestablishamultipleregressionmodel,andfindabreakpointinitially.Fourthly，weshouldestablishastableVARmodel.Accordingtothedatasamplesthatareseparatelybeforeandafterthebreakpoint,conductingco-integrationtest,Grangercausalitytest,impulseresponseanalysisandvariancedecomposition.Andeventuallywecanfindthattheimpactofoilpricesontheimportandexporthasaturningpointwhichisthesameasbreakpoint,aswellastheimpactofoilpricesontheimportandexportexistslagging,andthelaggingperiodsonimportis2,beforeandafterthebreakpoint,thelaggingperiodsonexportsarerespectively2and3.Keyword:oilprice,foreigntrade,breakpoint,VARmodel一、引言截至2023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(jìn)口大國的地位，雖然按照年均進(jìn)口量來計算，美國仍然是最大的石油進(jìn)口國，但其與中國的差距已日漸縮減。石油分析師認(rèn)為，直至2023年底或2023年初，中國將徹底取代美國成為世界上最大的石油進(jìn)口國。19世紀(jì)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(shù)行業(yè)成為了不可替代的原料，與國家軍事、政治、經(jīng)濟開展等各方面均有不可分割的聯(lián)系。隨著經(jīng)濟高速開展，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(nèi)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2023年首次超過50%達(dá)51.3%，再到2023年高達(dá)56.4%，預(yù)計2023年將突破60%，國際能源署〔IEA〕更是表示，“中國原油需求增速未來假設(shè)保持不變，石油進(jìn)口依存度將在2035年上升至80%。〞原油對外依存度是指一個國家原油凈進(jìn)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表達(dá)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。數(shù)據(jù)來源：《中國統(tǒng)計年鑒》2023圖1：中國原油生產(chǎn)、消費及缺口走勢圖自2003年參加WTO，我國與世界的聯(lián)系日益緊密。入市不僅是機遇同時也是挑戰(zhàn)，在能源領(lǐng)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(jìn)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(biāo)有很多，包括國內(nèi)生產(chǎn)總值(GDP)、居民消費價格指數(shù)(CPI)，對外貿(mào)易〔如進(jìn)出口總額、出口額、進(jìn)口額等〕，金融指標(biāo)〔如匯率、利率〕，投資指標(biāo)〔如全社會固定資產(chǎn)投資額〕，消費指標(biāo)〔如社會銷售品零售總額〕，其中國內(nèi)生產(chǎn)總值是衡量宏觀經(jīng)濟最正確的指標(biāo)。本文利用GDP代表中國的經(jīng)濟狀況，中國對外貿(mào)易額占中國國內(nèi)生產(chǎn)總值的60%以上，也有很多研究說明對外貿(mào)易對中國經(jīng)濟增長有很大的奉獻(xiàn)，如徐佳(2023)所做的碩士學(xué)位論文中指出：我國對外貿(mào)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(guān)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(mào)易作為宏觀經(jīng)濟中的一個指標(biāo)進(jìn)行簡單的研究，有些甚至不考慮對外貿(mào)易，而專門研究國際油價波動對中國對外貿(mào)易的影響的文章更是為數(shù)不多。如上段所述，對外貿(mào)易對我國經(jīng)濟開展有極其重要的影響，研究國際油價波動對我國對外貿(mào)易的影響必將有利于中國經(jīng)濟的開展。中國于1993年由石油凈出口國轉(zhuǎn)變?yōu)閮暨M(jìn)口國，國際油價波動對轉(zhuǎn)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(jìn)口國之后國際油價波動對中國對外貿(mào)易的影響。二、文獻(xiàn)綜述國外學(xué)者對于油價波動的研究開始的比擬早，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(biāo)〔如通脹率、失業(yè)率、GDP〕來代表一國經(jīng)濟水平，并探索油價波動與其關(guān)系。AnaGómez-Loscos,AntonioMonta?és,M.DoloresGadea(2023)分析了石油價格波動對西班牙GDP增長和經(jīng)濟通貨膨脹的影響。他們使用QP和BP程序，能夠確定了石油價格沖擊和宏觀經(jīng)濟變量〔GDP和CPI〕之間存在一個非線性關(guān)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。Hamilton(2023)選取油價與通貨膨脹率、失業(yè)率、經(jīng)濟增長率等指標(biāo)進(jìn)行研究，得到如下結(jié)論：油價與國內(nèi)生產(chǎn)總值之間存在協(xié)整關(guān)系，并通過VAR模型和脈沖響應(yīng)函數(shù)得到油價波動對國內(nèi)生產(chǎn)總值的彈性。國內(nèi)學(xué)者大多使用Granger因果檢驗和VAR模型，再加上脈沖響應(yīng)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(2023)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(nèi)生產(chǎn)總值、固定資產(chǎn)投資指數(shù)以及進(jìn)出口總額之間存在因果關(guān)系，其中對國內(nèi)生產(chǎn)總值和進(jìn)出口總額的影響是負(fù)面的，并且對進(jìn)出口的影響最大。王劍飛(2023)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(yīng)的存在性，接著建立門限模型，然后引用VAR模型中的方差分解和脈沖響應(yīng)函數(shù)對數(shù)據(jù)進(jìn)行深入處理，得出如下結(jié)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(fù)面影響，并且會影響中國對外貿(mào)易?，F(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(jié)論：國際油價波動對中國對外貿(mào)易有很大的影響。三、國際油價波動對中國對外貿(mào)易影響的定性分析國際油價的不斷上升會提高投資的本錢，降低消費需求，使西方興旺國家經(jīng)濟的增長速度變緩，使對原油依存度不斷上升的亞洲開展中國家的經(jīng)濟受到很大的沖擊，從而減少這些國家從我國進(jìn)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(jìn)口的減少必然會使中國的出口受到阻礙，進(jìn)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(jìn)口量也逐步提升，并且進(jìn)口本錢價格增加，這必然會使中國進(jìn)口花費增加，同時減少我國國內(nèi)對外出口的成品油數(shù)量，導(dǎo)致貿(mào)易失去平衡，壓力變大。圖2：WTI油價與我國出口商品總額走勢圖圖3：WTI油價與我國進(jìn)口商品總額走勢圖從圖2和圖3可以看出，WTI油價與進(jìn)、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(jìn)、出口減少，這與理論上的油價上升對進(jìn)、出口會產(chǎn)生負(fù)面影響的結(jié)論產(chǎn)生了矛盾，并且20世紀(jì)七八十年代的經(jīng)濟現(xiàn)實告訴我們油價上漲會導(dǎo)致經(jīng)濟蕭條，那么為什么現(xiàn)在會出現(xiàn)如下圖的變化呢？本文基于此，研究國際油價波動對我國進(jìn)出口的影響。四、國際油價波動對中國對外貿(mào)易影響的模型構(gòu)建與實證分析〔一〕變量選取和數(shù)據(jù)預(yù)處理由于我國從1993年開始從石油凈出口國轉(zhuǎn)變成石油凈進(jìn)口國，故本文著重研究中國成為凈進(jìn)口國之后油價波動對中國對外貿(mào)易的影響，即選取1993年至2023年的月度數(shù)據(jù)共240個數(shù)據(jù)，并以進(jìn)、出口商品總額來衡量中國對外貿(mào)易狀況。根據(jù)參考的諸多文獻(xiàn)以及簡單的相關(guān)分析，筆者認(rèn)為宏觀經(jīng)濟的運行狀況、國內(nèi)貨幣政策效應(yīng)、人民幣匯率對進(jìn)出口的影響是比擬大的，而衡量宏觀經(jīng)濟的最正確指標(biāo)就是國內(nèi)生產(chǎn)總值(GDP)，又GDP只有季度數(shù)據(jù)，可以根據(jù)各種方式得到月度數(shù)據(jù)，但不管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(nèi)生產(chǎn)總值〔GDP〕，此外，以利率代表國內(nèi)貨幣政策效應(yīng)。由于本文主要研究的是國際油價波動對進(jìn)出口的影響，WTI原油期貨價格透明度很高，并且流動性很強，因此WTI原油價格在全球原油市場上作為三大基準(zhǔn)價格之一。公眾和媒體平時所談及的油價主要就是指WTI原油價格。故本文以WTI原油價格來表示國際原油價格，并根據(jù)各月度匯率將其轉(zhuǎn)化為元/桶。在確定各個指標(biāo)之后對數(shù)據(jù)做如下處理：表1：數(shù)據(jù)來源和預(yù)處理方式計量符號意義數(shù)據(jù)預(yù)處理方法數(shù)據(jù)來源EX出口商品總額經(jīng)CPI指數(shù)調(diào)整〔即除以CPI〕，進(jìn)行CensusX12季節(jié)平滑處理，取對數(shù)Resset金融研究數(shù)據(jù)庫、統(tǒng)計年鑒IM進(jìn)口商品總額經(jīng)CPI指數(shù)調(diào)整〔即除以CPI〕，進(jìn)行CensusX12季節(jié)平滑處理，取對數(shù)Resset金融研究數(shù)據(jù)庫、統(tǒng)計年鑒WTI油價經(jīng)CPI指數(shù)調(diào)整〔即除以CPI〕，進(jìn)行CensusX12季節(jié)平滑處理，取對數(shù)IEAER匯率經(jīng)CPI指數(shù)調(diào)整〔即除以CPI〕，進(jìn)行CensusX12季節(jié)平滑處理，取對數(shù)IMFIFS，人大經(jīng)濟論壇、國家外匯管理局IR利率經(jīng)CPI指數(shù)調(diào)整〔即除以CPI〕，進(jìn)行CensusX12季節(jié)平滑處理，取對數(shù)IMFIFS，中國人民銀行IAVG工業(yè)增加值增長速度經(jīng)CPI指數(shù)調(diào)整〔即除以CPI〕，進(jìn)行CensusX12季節(jié)平滑處理，取對數(shù)Resset金融研究數(shù)據(jù)庫，統(tǒng)計年鑒注：其中CPI是來自國家統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫〔二〕模型的構(gòu)建本文采用向量自回歸模型(VAR)模型，并結(jié)合實際數(shù)據(jù)進(jìn)行建模，得到實證分析的根底。向量自回歸模型(VAR)最早由Sims(1980)提出，通常使用最少的經(jīng)濟理論假設(shè)，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(jìn)行沖擊響應(yīng)分析來了解經(jīng)濟系統(tǒng)的動態(tài)特性和沖擊傳導(dǎo)機制。雖然建立VAR模型一般要求平穩(wěn)序列，但當(dāng)研究的是變量之間的長期均衡關(guān)系時不平穩(wěn)數(shù)據(jù)也可以建立VAR模型，但必須保證整個模型系統(tǒng)的穩(wěn)定性。VAR模型通常表示為：或其中，Z是由n個變量組成的向量，p是滯后階數(shù)，ε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VAR模型分析之前，對于模型的設(shè)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)模選擇適宜的變量個數(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VAR模型，每增加一個滯后階數(shù)，模型中的參數(shù)就增加n2，增加的速度非?？?，因此必須選擇適宜的滯后階數(shù)。在設(shè)定完模型后，需要對模型進(jìn)行估計，一般采用普通最小二乘估計(OLS)及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的特征根位于單位圓之外來保證模型的穩(wěn)定性?！踩衬Ｐ凸烙?、單位根檢驗對多個時間序列數(shù)據(jù)進(jìn)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R2，較低的DW統(tǒng)計量，容易使分析者誤判變量之間存在顯著線性關(guān)系，這時就出現(xiàn)了偽回歸，即變量之間本來沒有真正的關(guān)系，但由于變量均是是非平穩(wěn)序列而造成的虛假的顯著的線性關(guān)系。所以，為了防止所建模型出現(xiàn)偽回歸，先對數(shù)據(jù)做單位根檢驗。表2：單位根檢驗〔ADF檢驗〕結(jié)果變量t-statisticp值結(jié)論EX5.30701不平穩(wěn)IM4.18081不平穩(wěn)WTI1.18260.9391不平穩(wěn)ER0.43690.8075不平穩(wěn)IR-0.77150.3811不平穩(wěn)IAVG0.20230.7439不平穩(wěn)D(EX)-15.97040平穩(wěn)D(IM)-17.53010平穩(wěn)D(WTI)-14.42050平穩(wěn)D(ER)-11.96380平穩(wěn)D(IR)-16.64160平穩(wěn)D(IAVG)-5.94650平穩(wěn)由表2可知，序列出口(EX)、進(jìn)口(IM)、國際油價(WTI)、匯率(ER)、工業(yè)增加值增長速度(IAVG)、利率(IR)都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(EX)、D(IM)、D(WTI)、D(ER)、D(IAVG)、D(IR)，丙對其進(jìn)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EX、IM、WTI、ER、IAVG、IR都是一階單整的。2、Chow斷點檢驗將處理后的EX、IM分別與WTI、ER、IR、IAVG進(jìn)行OLS回歸，得到模型如下：(1)(8.7235)(25.6439)(-7.7089)(-2.6559)(-10.7817)(2)(5.3706)(38.0090)(-3.3335)(-2.5809)(-8.2983)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(jìn)行Chow斷點檢驗，發(fā)現(xiàn)出口總額在2023年7月的斷點檢驗是通過的，即在2023年7月存在斷點，而進(jìn)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。表3：對出口總額的斷點檢驗結(jié)果ChowBreakpointTest:2023M07 NullHypothesis:NobreaksatspecifiedbreakpointsF-statistic11.1509Prob.F(5,230)0.0000Loglikelihoodratio51.9241Prob.Chi-Square(5)0.0000WaldStatistic55.7547Prob.Chi-Square(5)0.0000表4：對進(jìn)口總額的斷點檢驗結(jié)果ChowBreakpointTest:2001M08NullHypothesis:NobreaksatspecifiedbreakpointsF-statistic98.5165Prob.F(5,230)0.0000Loglikelihoodratio274.7405Prob.Chi-Square(5)0.0000WaldStatistic492.5825Prob.Chi-Square(5)0.0000〔四〕模型建立1、VAR模型滯后期數(shù)的選擇本文選擇進(jìn)〔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(nèi)生變量，將進(jìn)〔出〕口分別按照斷點前后進(jìn)行分析，并且根據(jù)AIC、SC等準(zhǔn)那么來選擇VAR模型的滯后期數(shù)，建立VAR模型要求保證其穩(wěn)定性，即要求特征多項式的根均在單位圓內(nèi)，據(jù)此最終確定了最優(yōu)滯后期數(shù)，其中關(guān)于出口2023年7月前最終選擇了VAR(2)，7月后選擇了VAR(3),進(jìn)口在2001年8月前后均選擇了選擇了VAR(2)。具體估計結(jié)果如下：出口：1993年1月至2023年6月VAR模型(3)從這個方程中可以看到WTI油價滯后1期和2期對出口影響系數(shù)分別是0.0116和0.0274，均在0和1之間，這說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0.1192和-0.0405，說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。2023年7月至2023年12月VAR模型(4)從這個方程中可以看到WTI油價滯后1期和2期對出口影響系數(shù)分別是0.2849和-0.1910，這與上述方程的結(jié)論是不一樣的，說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)?.0352，所以滯后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-0.0462、0.2920和-0.0284，均在-1和1之間，這說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。上述分析說明，2023年7月前后油價和出口之間的關(guān)系發(fā)生了改變，7月之前出口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，這初步說明選擇2023年7月作為結(jié)構(gòu)斷點是合理的。此外，2023年7月之前出口滯后1期對油價的影響是正的〔0.1192〕，滯后2期對油價的影響是負(fù)的〔-0.0405〕，而2023年7月之后出口滯后1期對油價的影響是負(fù)的〔-0.0462〕，滯后2期對油價的影響是正的〔0.2920〕這說明7月前后出口對油價的影響發(fā)生了實質(zhì)性的轉(zhuǎn)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期那么相反。這點更證明了出口對油價的影響發(fā)生了轉(zhuǎn)折，即斷點是適宜的。進(jìn)口：1993年1月至2001年7月VAR模型(5)該模型顯示：滯后1期和滯后于2期的油價對進(jìn)口的影響系數(shù)分別是0.1155和0.0160，均在0和1之間，這說明油價對進(jìn)口的影響沒有發(fā)生很大的變化，只是使進(jìn)口的增長速度變得緩慢。而進(jìn)口的滯后1期和滯后2期對油價的影響系數(shù)分別是0.1880和-0.0252，即進(jìn)口對油價的影響發(fā)生了反向改變。2001年8月至2023年12月VAR模型(6)該模型顯示：滯后1期和2期的油價對進(jìn)口的影響系數(shù)分別是0.3655和-0.2912，油價對進(jìn)口的影響發(fā)生了反向變化，而滯后1期和2期的進(jìn)口對油價的影響系數(shù)分為0.3525和-0.1247，這與模型〔5〕中揭示的進(jìn)口對油價的影響變化方向是一致的。比擬模型〔5〕和〔6〕可以認(rèn)為油價對進(jìn)口的影響發(fā)生了很大的改變，因而選擇2001年8月作為斷點是適宜的，即該時刻是油價對進(jìn)口影響的轉(zhuǎn)折點。此外，2001年8月前后滯后1期和2期的匯率對進(jìn)口的影響系數(shù)分別從0.6122和-0.4637改變?yōu)?1.2225和0.9429，正負(fù)號完全改變，這也就是說斷點前后匯率對進(jìn)口的影響同樣發(fā)生了質(zhì)的變化，滯后1期的匯率對進(jìn)口的影響從正向變?yōu)榱素?fù)向，而滯后2期的匯率對進(jìn)口的影響從負(fù)向變成了正向，這點更證明了選擇2001年8月作為結(jié)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(guān)系呢?如上使用這些序列建立了VAR模型，其假設(shè)研究的就是這些變量之間的長期均衡關(guān)系，并且根據(jù)滯后階數(shù)檢驗，已經(jīng)證明各個VAR模型均是穩(wěn)定的。本文采用Johansen協(xié)整分析法來檢驗多個變量之間的長期均衡關(guān)系，而Johansen協(xié)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(jié)果出口進(jìn)口Hypothesized

No.ofCE(s)1993：1-2023：62023：7--2023：121993：1-2001：62001：7--2023：12StatisticProb.**StatisticProb.**StatisticProb.**StatisticProb.**None106.5540.0000102.4160.000094.19180.000296.66360.0001Atmost149.50570.034761.93160.001445.01180.090339.15350.2542Atmost225.88530.132228.03720.078720.03240.420720.84380.3675Atmost313.00070.11489.65020.30864.63110.84676.64880.6188Atmost41.15730.28200.37480.54040.55140.45780.31700.5734表5顯示在atmost1處的p值均大于0.05，接受原假設(shè)，說明不管是出口還是進(jìn)口，各階段的協(xié)整檢驗結(jié)果說明這些序列之間至少存在一個協(xié)整關(guān)系，即出口(EX)、進(jìn)口(IM)與國際油價(WTI)、匯率(ER)、工業(yè)增加值增長速度(IAVG)、利率(IR)之間存在長期均衡關(guān)系。3、Granger因果關(guān)系檢驗從上面的分析，知道出口(EX)、進(jìn)口(IM)、國際油價(WTI)、匯率(ER)、工業(yè)增加值增長速度(IAVG)、利率(IR)雖然都是不平穩(wěn)序列，但是它們之間存在長期均衡關(guān)系，也就是說可以進(jìn)行Granger因果關(guān)系檢驗。檢驗結(jié)果顯示：對于出口，在2023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2023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Chow斷點檢驗，2023年之前WTI油價的上升幅度比擬小2023年油價起伏很大，7月上升至最高點133.48美元／每桶，而12月又降到最近四年的最低42.04美元／每桶，油價巨大的波動幅度使得這前后的時間段內(nèi)油價和出口之間的關(guān)系產(chǎn)生了變化。對于進(jìn)口，2001年8月之前油價對進(jìn)口是單方面的影響，在2001年8月及之后油價和進(jìn)口之間的存在雙向影響關(guān)系，也就是說油價和進(jìn)口之間的關(guān)系發(fā)生了改變，這也證明了上文的Chow斷點檢驗。2001年中國參加WTO，奧運申辦成功，這些重大事件對中國的經(jīng)濟產(chǎn)生了影響，進(jìn)而影響中國的進(jìn)出口貿(mào)易，2001年中國的原油進(jìn)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(jìn)口結(jié)構(gòu)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(guān)于出口的因果關(guān)系檢驗結(jié)果1993：1-2023：62023：7-2023：12EX->WTIWTI->ERWTI->EXIR->ERER->EXER->IAVGEX->ERIR->IAVGIR->EXER->IRWTI->ERER->IR表7：關(guān)于進(jìn)口的因果關(guān)系檢驗結(jié)果1993:01-2001:72001:8-2023:12WTI->IMIM->ERWTI->IMIM->ERIR->ERIAVG->IMWTI->ERIR->IMWTI->ERER->IAVGIR->IMER->IAVGIM->WTIIAVG->ERWTI->IR注：表中“—>〞說明前者是后者的原因4、脈沖響應(yīng)分析前面對VAR模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(guān)系，并不能捕捉全面復(fù)雜的互動過程。這時就需要引進(jìn)脈沖響應(yīng)函數(shù)IRF刻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(jìn)、出口的影響的脈沖響應(yīng)。1993：1—2023：62023：7—2023：12圖4：關(guān)于出口的脈沖響應(yīng)圖1993：01—2001：72001：8—2023：12圖5：關(guān)于進(jìn)口的脈沖響應(yīng)圖注：圖中實線表示脈沖響應(yīng)函數(shù)，虛線表示正負(fù)兩倍標(biāo)準(zhǔn)差偏離帶。從圖4中可以看出，2023年7月以前函數(shù)的收斂性是比擬差的，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擬小的，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)到達(dá)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2023年之前油價雖然始終根本保持上漲，但上漲幅度并不大，而是逐步緩慢上漲，對于當(dāng)時經(jīng)濟高速開展的中國而言，油價的少量上漲并不會影響中國各個行業(yè)對原油的消費，從而國內(nèi)的各種工業(yè)產(chǎn)品等產(chǎn)量不會受到限制，這些產(chǎn)量遠(yuǎn)超于國內(nèi)需求，并且國內(nèi)也需要這些產(chǎn)品之外的工業(yè)產(chǎn)品，所以最終緩慢的油價上漲并沒有使中國的出口減少，而是緩慢增加，但是隨著人民幣的逐漸升值，使得中國的出口收到了一定的限制，所以出口量又慢慢減少，并且持續(xù)時間很長。2023年7月及之后第1、3、5期油價對出口的影響是正向的，第2、4期油價對出口的影響是負(fù)向的，第6期開始油價對出口的影響是負(fù)向的，持續(xù)到第11期，又開始產(chǎn)生正向的影響，這種正向影響大約持續(xù)到20期左右，之后便是長期的負(fù)面影響，大約在115期趨于均衡狀態(tài)。也就是說7月之后油價對出口的影響是以負(fù)面影響為主。這是由于我國原油定價機制逐步與國際原油定價機制并軌，并且在2023年之后更能夠參照國際油價來制定國內(nèi)油價，此時國際油價的波動就會影響影響國內(nèi)油價，并傳導(dǎo)至國內(nèi)市場，進(jìn)而對我國出口造成影響。從圖5中可以看出，2001年8月以前油價對進(jìn)口不會立即產(chǎn)生影響，即當(dāng)期的油價上漲不會使當(dāng)期的進(jìn)口增加也不會使其減少，但在第2期之內(nèi)會使進(jìn)口增加，并且增長幅度較大，第3期開始油價的上漲使進(jìn)口減少，并持續(xù)到40期，此時是進(jìn)口減少到最小值，之后逐漸上升并向均衡處靠攏，說明油價上漲對進(jìn)口主要的影響是負(fù)向的，因為油價上升使得對國外原油的進(jìn)口減少，從而抑制了局部石油工業(yè)開展速度，經(jīng)濟增速減緩，又導(dǎo)致進(jìn)口減少；2001年8月及以后油價對對進(jìn)口的影響是：第1期油價上升使進(jìn)口增加，第2期油價上升使進(jìn)口減少，但減少幅度不及增加幅度，第3期油價上升又使進(jìn)口增加，增加幅度減小，并且小于前一期的減少幅度，從第4期開始油價的上升會使進(jìn)口持續(xù)減少，大約在30期到達(dá)最小值，之后緩慢上升，直到接近均衡處。中國參加WTO后短期內(nèi)油價波動對進(jìn)口的影響是不確定的，但長期來看會使我國經(jīng)濟增長，消費需求增加，從而增加進(jìn)口。5、方差分解脈沖影響函數(shù)能夠捕捉到一個變量的沖擊因素對另一變量的動態(tài)影響途徑，而方差分解可以將VAR系統(tǒng)內(nèi)一個變量的方差分解到各個擾動項上，從而提供了關(guān)于每個擾動因素影響VAR模型內(nèi)各個變量的相對程度的信息。本文做了10期內(nèi)的方差分解，因為關(guān)于進(jìn)口的方差分解在2001年8月前后兩個階段的方差分解結(jié)果沒有很大的差距，后期油價對進(jìn)口的奉獻(xiàn)度略更大一點，也就是說油價在整個時期內(nèi)對進(jìn)口都有影響，而后期可能由于進(jìn)口對油價也產(chǎn)生了影響，相互影響使得油價對進(jìn)口的奉獻(xiàn)度增大，這與前面的分析是一致的。關(guān)于出口的方差分解結(jié)果如下：表8：1993：1—2023：6PeriodS.E.LEXLWTILERLIAVGLIR10.060100.0000.0000.0000.0000.00020.07095.0410.5421.7280.9171.77230.08195.0100.5881.9430.9901.46840.09094.5550.7862.0031.2561.40150.09894.3081.0351.9661.4361.25660.10594.0871.3161.8821.5881.12670.11293.8861.6211.7751.7101.00880.11893.6791.9401.6631.8110.90690.12493.4622.2651.5531.8960.824100.13093.2312.5931.4481.9680.761表9：2023：7—2023：12PeriodS.E.LEXLWTILERLIAVGLIR10.044100.0000.0000.0000.0000.00020.05479.61012.2290.7183.3874.05630.06671.10913.7625.9253.6905.51340.07666.81220.2595.2813.4214.22650.08266.37622.0754.7682.9823.79960.09065.42123.0675.2292.6883.59670.09664.79523.0365.5292.8373.80380.10165.36322.2455.4233.0633.90690.10566.10721.3555.1883.1124.238100.10966.87720.3764.9333.1444.670從以上兩表可以看出：2023年7月之前油價對出口的奉獻(xiàn)比擬小，出口自身所解釋的比重占絕大局部，而在7月之后油價對出口的奉獻(xiàn)度很大，并且呈現(xiàn)增長后下降的趨勢，在第6期出現(xiàn)最大奉獻(xiàn)度，即油價對出口的影響大約存在6個月的滯后效應(yīng)，說明初期原油價格上升對出口額變動的解釋力要大于遠(yuǎn)期。五、結(jié)論與本文研究的局限性〔一〕結(jié)論本文研究了國際油價波動對我國對外貿(mào)易的影響，主要是根據(jù)Chow斷點檢驗選擇了模型的斷點，并分開研究了斷點前后油價對我國進(jìn)、出口額的影響，得出如下結(jié)論：1、對于出口，選擇2023年7月作為結(jié)構(gòu)斷點是適宜的，原因是(1)VAR模型的系數(shù)說明2023年7月前后油價和出口之間的關(guān)系發(fā)生了改變，7月之前出口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(2)Granger因果檢驗說明在2023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2023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。2、對于進(jìn)口，選擇2001年8月作為結(jié)構(gòu)斷點是適宜的，原因是(1)VAR模型的系數(shù)顯示油價對進(jìn)口的影響發(fā)生了很大的改變并且2001年8月前后匯率對進(jìn)口的影響同樣發(fā)生了質(zhì)的變化〔2〕Granger因果檢驗說明在2001年8月之前油價對進(jìn)口是單方面的影響，而8月及之后油價和進(jìn)口之間的存在雙向影響關(guān)系，也就是說油價和進(jìn)口之間的關(guān)系發(fā)生了改變。3、油價波動并不會對進(jìn)、出口直接產(chǎn)生影響，以結(jié)構(gòu)斷點來看，斷點前油價對出口的影響存在2期滯后效應(yīng)，對進(jìn)口也存在2期的滯后效應(yīng)；斷點后油價對出口存在3期的滯后效應(yīng)；對進(jìn)口存在2期滯后效應(yīng)?！捕尘窒扌砸驗楸疚牡难芯恐攸c是國際油價波動對進(jìn)出口貿(mào)易的影響，因此在以上構(gòu)建的模型和分析中以與油價有關(guān)的分析為主，并沒有涉及很多其它因素〔