石油价格波动、人民币汇率与宏观经济相互影响的机制分析

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1、石油价格波动、 人民币汇率与宏观经济相互影响的机制分析一 一 油与成 品油价格) 的上涨 ，从而对经济产生 负面影 响 。但从长期来看 ，石油价 格高具有不可持续性 ， 会促进经济结构转变，对宏观经济产生积极影响。 1 1 石油价格波动对我国的通货膨胀产生影响 原油价格上涨直接推动国内原油价格和成 品油 价格水平上升 ，并带动物价指数上升 ，成为输人性 通货膨胀因素 。石油价格上涨又会使 以石油为能源 或原材料的相关行业如交通运输业 、冶金 、化工等 行业 的经营成本提高 ，导致 成本推动型通货膨胀 。 在此基础上 ，物价波动通过产业链进一步传导 ，渗 透到石化产 品生产 的上下游企业 、家电

2、制造业和汽 车制造业及社会生活的各个方面，并通过 “ 传导效 应”引发产品价格 全面上涨 。人 民币汇率改革 以 来 ，我国通货膨胀率从 2 0 0 5年 7月的 1 8 上升到 最高的 2 0 0 8年 2月的 8 7 ，这很大程度上与石油 等原材料价格大幅上涨有关系。根据国家信息中心 多部门价格模型测算 ，石油价格提高 1 0 ，推动居 民消费价格上升 0 2 5 ，生产资料价格上升 0 9 。 从长期来看 ，石油价格 的上涨必然使得消费者 的实 际购买力下降 ，这又会导致需求下降 ，从而又存在 通货紧缩的可能性。 1 2 石油价格上涨会影响我国经济增长 石油是国民经济 中的基础原料 ，石

3、油价格上涨 引起生产成本上升和整体价格水平上涨阻碍了原有 的消费需求扩张，引起社会总需求的减少 ，导致国 民收入减少 。同时，主要经济体经济增速放缓将会 在一定程度上减少我国外部需求 ，影响到我 国外 贸 出口企业 ，削弱了企业 的生产积极性 ，削减投资 ， 进而全社会的经济活力也会因此而减弱。从历史上 油价波动的结果来看，高油价曾经对美国、E l 本、 欧洲等国的经济增长产生过一定的负面影 响，使经 济增速出现放缓迹象。Ha mi l t o n f 1 9 8 3 )通过对战后 美 国的两次经济衰退研究指出石油价格的上涨会抑 制经济增长势头 ；国际能源署的研究也表 明，石油 价格持续上涨

4、1 0美元 ，将减缓中国经济增长 0 8 。 1 - 3 石油价格上涨会对人民币汇率产生影响 在短期内，石油价格的上涨会引起实体经济的 经济增长减缓和通货膨胀 ，这些都会导致我国人 民 币汇率对外一定程度上的贬值压力。特别是通货膨 胀预期过高时候 ，会影响外部短期资本对人 民币的 信心 ，加速外资撤 出，反过来会近一步增加人 民币 汇率的贬值压力。但是 目前人民币升值从一定程度 上是我国扭 曲的资源价格状况造成的 ，长期来看 ， 石油价格改革会促使我 国经济结构的进一步调整 。 郭智 f 2 0 0 7 )认为原油价格主要通过 国际收支和 国 内经济两方面影响汇率 ，但实证结果不能确定原油 价

5、格 上 涨 使 汇率 上 升 还是 下 降 。吴 丽华 和 傅 春 f 2 0 0 7 )就石油价格和汇率的相互影 响进行论述 ，认 为石油价格上涨对人 民币汇率的不利影响在逐年增 大 ，而人 民币升值对石油价格 的影响是微弱的。同 时，在国际上石油价格都是以美元标价，美元汇率 的变化也影响我国的人民币汇率 的变动 。在美元贬 值的情况下 ，如果石油价格上涨 幅度大于人民币兑 美元汇率升值幅度，在其他条件不变情况下，我国 对美元 的支出会增加，也会减小人民币升值压力。 2人民币汇率改革对 宏观 经济经济和石油价 格的影响 首先 ，在当前我国金融体系还不健全情况下， 人民币升值给我国在制定货币金

6、融政策时带来很大 压力 ，人 民币升值带来 的大规模资金流动会对整个 金融体系稳定带来很大冲击。其次 ，人 民币汇率升 值使得进 口商品相对价格降低 ，进 口增加 ，对 国内 产业造成冲击，必然导致国内企业利润下降、投资 减少，影响我国经济发展。再次，人民币汇率升值 使得以劳动密集型、低技术含量的加工贸易的出口 商品国际价格上升，削弱我国商品的竞争力 ，从而 出 口下降，增加 了国内就业压力 。出 口类企业利润 下降带来的亏损又会引发新的不良资产，不利于化 解 国有银行 的不 良资产。 由于石油价 格具有 明显 的金 融属性 和 国际属 性 ，汇率变动将对石油价格产生较大 的冲击 。短期 来看

7、 ，我 国人 民币汇率形成机制改革必然会使得人 民币升值 ，无疑增 强 了中国进 口商对石 油 的购买 力，使得进口成本减小。但是因为石油价格上升幅 度大于汇率的升值幅度 ，所 以汇率升值带来 的好处 是有限的。由于石油在短期内消费具有刚性，即使 人民币升值 ，中国石油的需求量也不太可能激增。 考虑 到中 国 目前 的石 油需求 占世 界贸易 量 比重很 小 ，就算是需求量受人民币汇率升值影响有所增 加 ，但对 于全世界 的石油 的需求 来说还是 微不足 李杨 、杨再斌 国际石油价格波动特点及影响因素的实证分析 J 资源科学 ，2 0 0 7 ( 1 ) 1 8 道。所以，短期内人民币汇率升值

8、通过石油需求增 加对石油价格的影响是微弱的。因此 ，人 民币汇率 改革不会成为推动石油价格上涨的原动力。 3 石油价格波动、人 民币汇 率与我 国宏 观经 济的实证分析 3 1 变量 的选取与初步处理 这部分通过实证方法研究石油价格与人 民币汇 率之 间影 响及其对 国民经济 的影响 ，选择 变量如 下 ：由于我国原油价格已经基本上和国际原油价格 同价 ，原油价 格选 取我 国大庆原 油价 格( P c ，单 位 ：美元 桶) ；成 品油价格( P g ，单位 ：元 吨) 以 我国国内汽油价格作为替代 ；人民币汇率( E R )以 人民币兑美元月度汇率作为变量工业 品出厂价格指 数 ( P P

9、 I )和居民物价指数( C P I ) ；在分析中加入广 义货币供给 ( M 2 ，单位：千亿元) ，反映货币数量 的影响 ；我国 目前的处 于工业 化阶段 ，工业仍是我 国经济增长的主要部分 ，工业 是推动 中国国民经济 增 长的主要动力 ，工业 产值通 常 占 G D P的一半左 右 ，用工业增加值 增速( I g ) 为代表 分析 国民总 体经济更有意义。数据来源于衍生品世界数据 中 心 、和迅网 、中国人 民银行网站 、国家统 计局 网站 和美 国能 源署 网站 ，样 本 时 间从 2 0 0 5年 1月 到 2 0 0 9年 7月 。其 中国内成 品油价格 国内各地报价不 同 ，故

10、对各地报价取平均值 ，由于数据收集存在困 难 ，时间从 2 0 0 5年 1月 到 2 0 0 8年 1 1月 ，但是 不 影响实证检验结果 ；工业增加值增速缺失 2 0 0 7年 1 月和 2 0 0 8年 1 月这两期。 为 了消 除数据 的趋 势 和时 间序列 的异 方差 现 象 ，对上述除工业增加值增速( V g )外的变量进行 自然对数变换 ，数据 的 自然对数变换不改变变量之 间的关 系。在分析 以上变量关 系之前首先要检查时 间序列的平稳性 ， ，采用 A D F单位根检验法可以很 好的检验时间序列 的单位根现象 ，再确定各个非平 稳变量 的单整阶数 。单位根检验方法很多 ，一般

11、有 D F 、A D F检验和 P h i l i p s的非 参数检验 f P P检验) 。 其 中 E n g l e G r a n g e r的基于残差 的 AD F检验是最 常 石油价格波动、 人民币汇率与宏观经济相互影响的机制分析 用 的检验方法 ，检验原理为 ：通过假定 时间序列是 一个 P阶白回归过程，增加一个滞后的差分项来解 决误差项 的高阶序列相关问题 ，即检验方程： A y , = a + fl t + ( r - 1 ) y - l + 1 + ， ：1 其中， 、 、 r 、 6 是参数 ， 为随机误差项 ，服 从独立同分布的白噪声过程 ；原假设 H 0是 r = l

12、 ，即 有一个单位根 ，即是非平稳的；t 为趋势因素。本 文采用麦金农 ( M a c k i n n o n ) 临界值。 A y , ， 的最优滞后 期 P在 A D F检验中选取标准我们采用 ：保证残差项 不相关 的前提下 ，同时采用 AI C准则与 S C准则 ， 作 为最佳时滞 的标准 ，在二者数值 同时为最小 时的 滞后长度即为最佳长度。在 A D F检验 中还存在一个 问题 ，即检验回归中包括常数，常数和线性趋势 ， 或二者都不包括。具体检验结果如表 1 ： 表 1 变量 时间序 列单位 根检 验结果 从表 1 各个变量的单位根检验可知 ，所有 时间 序列的一阶差分在 5 的显著

13、性水平下是平稳的时 间序列 ，其 中变量 l n e r 和 l n m 2是通过 了 P P检验 。 因此 ，可以判断各个变量均为一阶单整 I( 1 ) 。 3 2 各个变量之 间长期均衡关 系( 协整)实证 检验 3 2 1 石油价格上涨对T业 品出厂价格指数和 物价指数 的影响 石油价格改革必然会带来我国原油和成 品油价 格的上涨 ，其 中原油价格基本与国际接轨 ，其对物 价的影响更 多体现在工业 品价格指数上 。同时，石 1 二 业增加值一般有两种计算方法 ：1 生产法工业增加值 = 工业总产 出一 工业 中间投入 ，其 中工业 总产出= 工业 总产值+ 工 业企业本年应 交增值 税

14、；2 收入法工业增加值= 劳动者报 酬+ 生产税净额+ 固定 资产 折l e t + 营业盈余 ； 广义地说 ，如果一个随机过程的均值和方差在时间过程上都是常数，并且在任何两时期之间的协方差仅依赖于该两时期间的距离或滞后， 而不依赖于计算这个协方差的实际时间，就称其为平稳。如果一个原始序列平稳 ，我们称之为 I ( 0 )过程。如果一个原始时间序列不平稳， 而 经过一阶差分变成平稳的，我们就说原始 ( 随机)序列是一阶单整，简称 I ( 1 ) 。 一1 9 一一 石油价格波动、 人民币汇率与宏观经济相互影响的机制分析一一一一 一一 油价格上涨必然会提高经济活动成本并转化为通货 膨胀 ，这就产

15、生了成本推动型通货膨胀。这样成品 油价格上涨影响的更多是居民物价指数 。因此实证 上主要从这两个方面对其实证分析。 对变量 l n p p i 、l n p a q 进行回归分析结果如下 ： I n p pi =4 5 4 4 98 + 0 0 25 6 9 1 i n pc 一 1 + ( 1 0 7 7 9 4 4) ( 3 1 2 8 1 7 5 ) =0 9 0 7 3 1 3 u , 一 J + I + 0 7 0 7 8 1 2 江】 + 0 4 9 8 61 9 e t _ 2 ( 8 8 7 8 7 2 2 ) ( 4 6 1 2 O 6 7 ) ( 3 2 4 6 4 7 2

16、 ) I n c pi =3 1 78 9 2 40 1 0 5 0 08 I n Pg , 一 1 ( 1 4 4 4 3 1 3 ) ( 一 3 6 5 9 1 3 2 ) +0 1 8 41 33 I n m2+ u ( 6 8 6 0 0 1 3) U s +1 21 5 8 46 e 一 】 +0 2 6 2 531 啊 2 ( 7 0 4 1 1 3 2 ) ( 1 6 4 8 6 5 7 ) 两个回归模型各个变量参数的t 一 检验值 ( 圆括 号 中) 皆通过 ，D W 值分别为 2 1 3 6 2 8 8 、1 9 5 1 2 0 6 ， 调 整 的 R s q u a r e

17、 d值 分 别 为 0 9 4 6 5 1 0 、O 9 0 9 2 7 0 ， 解释程度较高。对回归模型的两个残差序列进行 L M检验，P 值较大 ，残差明显不存在 自相关问题 ( 见表 2 ) 。 表 2 残差 B r e u s c h Go d f r e y序列相关 的 L M 检验 从 对工业 品出产价格指数 回归方 程可以看 出 ， 我 国大庆原油价格每上涨 1 ，会使得 工业产 品出 厂价格指数上涨约 0 0 1 2 ，说 明原油价格在工业产 品出厂价格指数 中影响还 比较小 。从在对物价指数 的模型中可以得知 ，加入变量 l n p c的参数 t 一 检验没 有通过检验 ，这

18、也说了假设成 品油会影响到物价指 数是正确的。我国货币供给每提 高 1 ，会带来物 价指数上涨 0 1 8 4 ，但是汽油价格变动对物价指数 影响呈负 向，成品油价格上涨 1 会 引起物价指数 下降 0 1 0 5 ，其原因可能是成品油油价格上涨成本 提高从而降低了购买力，也可能因为数据过少。从 回归模型可以看 出，石油价格上涨是促使工业价格 指数上涨的原因， 从而加大了我国成本推动型通货 膨胀的压力。 3 2 2 石油价格波动与人民币汇率的相互影响分 一2 0一 析 由经济学原理可知 ，石油价格变动主要影响的 是物价水平 ，而物价水平 的变化又会影响到一 国对 外的名义汇率水平 ，因此这里主

19、要分析石油价格上 涨与人 民币兑美元汇率之 间影响。首先对人民币兑 美元汇率、大庆原油价格和成品油价格这三个对数 变量作 G r a n g e r 因果检验发现 ，人民币汇率是大庆 原油价格波动的 G r a n g e r 原因 ，如表 3所示 ： 表 3 变量 L n e r与 I n p c 、l n p g的 Gr a n g e r因果检验结果 由表 3可知只有人 民币兑美元 汇率是大庆原油 价格 的 G r a n g e r 原因。由于石油是 以美元标价的全 球性商品，石油价格的波动反映了美元对其他货币 的升值或贬值情况。因此，石油价格是受到美元币 值影响的。对两者进行实证分析

20、结果如下： I n pc= 6 4 36 3 5 0 2 9 4-2 21 1 8 8 2 51 0 I n e r + ( 2 9 5 1 5 2 6 ) ( 一 2 9 4 6 9 7 3 ) 0 5 56 0 68 01 6 9I n pc 一 l +u ( 3 4 8 3 7 6 5 ) H + 0 4 7 1 8 7 1 72 5 2 e 一 1 ( 2 6 9 1 4 9 5 ) 回归模型各个变量参数的 t 一 检验值 皆通过 ， D W 值为 2 0 9 3 8 3 3 2 ，调整的 R s q u a r e d 值分别为 0 9 4 0 2 2 5 ，解 释程度较高高。对 回

21、归模型的残差序 列进行 A D F 检验，残差序列在 1 的置信水平下不 存在单位根 ，即残差序列是平稳 的，这个 回归方程 不是伪 回归方程 。从 以上回归方程可看 出人 民币兑 美元名义 汇率贬值 1 会导致原油的美元 价格上升 2 2 1 9 。因此 ，美元汇率的变动必然会对石油价格 产生影响，美元贬值会使得石油价格提高 ，这是由 于国际市场上石油价格都是以美元标价。 3 2 3 人 民币对美元汇率 、石油价格与工业经 济的向量误差修正模型 ( V E C )的估计 在人民币对美元升值下，石油价格上涨对经济 的影 响更多是通过石油这一基础资源产 品价格传导 的。我 国目前处于工业化阶段

22、，工业仍 是我国经济 增长的主要部分，用工业增加值增速代表研究人民 币汇率改革后汇率波动与石油价格波动对经济 的影 响是具有意义 的。首先对原油价格 、人 民币汇率 、 工业增加值增速三者的相互关系进行如下 ： 表 4 原油价格、人民币汇率、工业增加值增速的三者的相 互关 系 从上表可以看 出，在其他条件不变情况下 ，人 民币对美元名义汇率与工业增加值增速存在负相关 约为一 0 0 7 ，即工业增加值增速提高会使得 国民经济 增长速度也提高 ，从而会在一定程度影 响人 民币对 美元的名义汇率 ，使得其升值；大庆原油价格与工 业增加值增速存在正相关约为 0 0 5 9 ，即大庆原油 价格的提高会

23、使得我国工业增加值增速也提高，说 明我国在工业化阶段，对石油的需求是为了满足经 济高速发 展 的需 要 ，且我 国对石油 的需求 大 于供 给 ，那么石 油价格上涨 的同时也会使得工业经济增 长。这在一定程度上解释 了我国 目前石油价格 与汇 率和工业经济之间相关关系。 V E C模型是一种受约束的 V A R模型，是用已知 协整的非稳定序列来定 义的。一般来说 ，V E C的估 计分两步完成 ：第一步 ，从 J o h a n s e n所用的协整检 验估计协整关系 ；第二步 ，用所估计的协整关 系构 造误差修正项，并估计包括误差修正项作为回归量 的一阶方差的 V AR 。关于协整关系的检验

24、与估计 目 前有许多具体的技术模型，如 E G两步法、J o h a n s e n 极大似然法 、G r e g o r y ，H a n s a n ( 1 9 9 6 )法 、 自回归 分布滞后模 型 f A R D L )方法 、频域非 参数谱 回归 法 、B a y e s 方 法等等 。E n g l e和 G r a n g e r 建议 使用两 阶段回归法解决时间序列 的非平稳性 ，由于此方法 易于计算 ，因而早期被广泛采用 ，但其缺点是在小 样本下 ，参数估计的误差较大 ，并且 当变量超过两 个以上时，变量问可能存在多个协整关系，此方法 无法找到所有可能的协整 向量 ，其分析

25、结果不易解 释。J o h a n s e n ( 1 9 8 8 )针对上述 问题提出极大似然估 计 法 ( ML E ) ，G o n z a l o利 用模拟分 析所获得 结果显 石油价格波动、 人民币汇率与宏观经济相互影响的机制分析 示 ，J o h a n s e n检验优于 E n g l e和 G r a n g e r 的方法。 J o h a n s e n检验法原理 为 ：考虑阶数为 P的 VA R 模型 ： =2 一 i+ E + i = 1 其中，是一个含有非平稳的 I ( 1 ) 变量的 k 维 向量 ；气是一个确定的 d维的向量 ； 是扰动 向量 。 则 V A R

26、可写为以下形式 ： A y t = Hy + F - i + B + i = P P 其中： H ： A 一 ， ， r = 一 A 。 G r a n g e r 定理指 i = =1 +1 出 ：如果系数矩阵 n 的秩 日 r k ，那么存 在 k r 阶 矩阵 o L 和卢 ，它们的秩都是 r ，使得 = ，并且 3 是稳定 的。其 中 r 是协整关系 的数量( 协整秩) ， 并且 3 的每列是协整 向量 。 中的元素是 向量误差 修正模型 V E C中的调整参数 。 o h a n s e n方法是在无 约束 V A R的形式下估计 n矩阵，然后求出 8 ，从 而检验 出协整秩( 秩(

27、 H)= r ) ，得 出协整 向量 。 常用的 J o h a n s e n极大似然法的 L R统计量 的表达式 k 为 ：Q = 一 T z 0 g( 1 一 A ，其 中：k是所检验的一组 i = j + l 序列包含的序列个数，A 是第 i 步最大特征根，而 r 是假设的协整关系个数 0 ( r 一 1 。Q 也称作迹统计 量。检验假设： H 0 f r ) ：在这一组序列中至多存在 r 个 协整关 系。 f r 1 ：至多有 k个协整关系。由于在 k序 列组成 的协 整检验 中，不可能存在 k个协整关系 ， 即协整 向量矩阵不可能是满秩的 ，因此 ，被择假设 表明不存在协整关系。

28、协整检验对滞后阶尤为敏感 ，不当的滞后阶， 很可能导致虚协整。因此 ，必须先确定合理 的滞后 阶数 P ，我们 采用 A I C信息准则 和 s c准则进行 选 择 ，发现滞后 3阶的 AI C和 s c值最小 。在对三者 进行 J o h a n s e n协整检验可知 ，在 5 的置信区间存 在唯一一个协整关系 ： l n e r = 一0 5 32 6 3 91 n p c 一0 0 4 90 5 8I g ( - 2 7 4 5 5 6 ) ( 一 2 8 9 0 8 7 ) 在此基础上 ，得到 V E C M模型的回归方程 ： v e c m=I n e r t _ l +O 3 5 41 9 99 8 63 1 I n pc f l + ( 5 7 7 5 1 5 ) 0 01 3 63 2 9 75 5 一 1 -3 7 4 78 3 28 4 6 2l一