本文關(guān)鍵詞：石油價格波動對中國城鄉(xiāng)居民消費(fèi)水平的差異性影響研究，由筆耕文化傳播整理發(fā)布。

石油價格波動對中國城鄉(xiāng)居民消費(fèi)水平的差異性影響研究(上)

來源: 《資源科學(xué)》2014年第12期 | 時間：2015-03-04｜閱讀數(shù)：

　　摘要：石油價格波動對我國城鄉(xiāng)居民消費(fèi)水平的變化有重要影響�；谟嬃拷�(jīng)濟(jì)模型和時變狀態(tài)空間模型，采用我國2000年6月-2014年5月的時間序列數(shù)據(jù)，就石油價格波動對我國城鄉(xiāng)居民消費(fèi)水平的長短期影響效力、影響時滯和動態(tài)時變效率進(jìn)行了分析。研究結(jié)果表明：在長期和短期內(nèi)，石油價格波動對我國城鄉(xiāng)居民消費(fèi)水平均造成正向影響，且對城鎮(zhèn)居民消費(fèi)水平的影響效力更為顯著；石油價格波動對城鄉(xiāng)居民消費(fèi)水平的平均影響時滯分別為5個月和4個月；城鄉(xiāng)居民消費(fèi)水平對石油價格變動的時變彈性起伏較大，且城鎮(zhèn)居民消費(fèi)水平對石油價格變動的時變彈性在總體上要大于農(nóng)村居民消費(fèi)水平對石油價格變動的時變彈性。并就上述研究結(jié)論，從調(diào)整石油定價機(jī)制、建立健全預(yù)警機(jī)制和加強(qiáng)對居民的政策扶持等三個方面提出了政策建議。

　　關(guān)鍵詞：石油價格波動，城鄉(xiāng)居民消費(fèi)水平，SVAR模型，狀態(tài)空間模型，中國

　　基金項(xiàng)目：國家社會科學(xué)基金重大招標(biāo)項(xiàng)目：“我國能源價格體系建設(shè)與能源發(fā)展戰(zhàn)略轉(zhuǎn)型研究”(編號：12&ZD062)；國家自然科學(xué)基金：“能源價格波動視角下的產(chǎn)業(yè)發(fā)展、碳排放效應(yīng)及間接減排政策研究”(編號：71203219)；國家自然科學(xué)基金：“基于“態(tài)度-行為”缺口修復(fù)視角的城市居民綠色出行促進(jìn)政策研究”(編號：71473247)；國家自然科學(xué)基金：“城市居民節(jié)能行為影響因素及引導(dǎo)政策研究”(編號：71273258)；江蘇省博士后基金：“多視角下的能源價格波動對實(shí)體經(jīng)濟(jì)的影響效應(yīng)及調(diào)控政策研究”(編號：1301031C)。

　　1  引言

　　石油被譽(yù)為“工業(yè)的血液”，隨著我國經(jīng)濟(jì)的進(jìn)一步發(fā)展，石油在我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展中的重要性日益凸顯，石油及石油制品廣泛應(yīng)用于我國國民經(jīng)濟(jì)的方方面面。近年來，石油在我國能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)中的比重逐步增加，2013年石油在我國一次能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)中的比重更是達(dá)到了18.9%。為滿足日益增長的石油需求，我國不斷加大石油進(jìn)口力度，這就使得我國石油對外依存度不斷升高，2009年首次突破50%，2013年更是達(dá)到了58.1%。由于石油具有一定的金融和政治色彩，其價格的波動性較大。近年來，國際石油價格整體呈震蕩上行態(tài)勢，由于國內(nèi)石油價格與國際原油價格的聯(lián)動機(jī)制，國內(nèi)石油價格也呈現(xiàn)上行波動態(tài)勢。對于居民而言，石油價格的上漲會引起居民生活成本的提高，導(dǎo)致居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)和消費(fèi)習(xí)慣的改變，最終對居民消費(fèi)水平構(gòu)成影響。由于城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)是我國當(dāng)代經(jīng)濟(jì)發(fā)展過程中的客觀事實(shí)，城鄉(xiāng)居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)、消費(fèi)模式的不同勢必會帶來城鄉(xiāng)居民消費(fèi)水平的差異。因此，探究石油價格波動對我國城鄉(xiāng)居民消費(fèi)水平的影響及其差異性，對我國宏觀調(diào)控石油價格，以及制定與城鄉(xiāng)居民消費(fèi)水平相關(guān)的政策具有一定的借鑒意義。

　　近年來，國內(nèi)外學(xué)者對石油價格波動與居民消費(fèi)間的關(guān)系進(jìn)行大量的研究。有學(xué)者就石油價格波動通過影響物價進(jìn)而對居民消費(fèi)水平造成的影響進(jìn)行了相關(guān)研究，研究發(fā)現(xiàn)石油價格在預(yù)期上漲的背景下，會導(dǎo)致物價水平的上升，引起一定程度的通貨膨脹和貨幣的貶值，，降低居民可支配收入的實(shí)際購買能力，進(jìn)而導(dǎo)致居民消費(fèi)水平的下降[1-3]。也有學(xué)者從石油價格變動對社會就業(yè)狀況造成影響的角度分析了其對居民消費(fèi)水平的影響，結(jié)論表明：石油價格上漲所帶來生產(chǎn)成本的增加會影響重化工企業(yè)的生產(chǎn)經(jīng)營決策，造成設(shè)備開工不足，產(chǎn)能閑置，引起企業(yè)對就業(yè)崗位和職工待遇的削減，進(jìn)而造成失業(yè)人數(shù)增加，社會勞動力供給過剩，最終導(dǎo)致居民的消費(fèi)承受能力下降[4-7]。此外，還有學(xué)者對石油價格變動引起居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)和能耗產(chǎn)品使用習(xí)慣的改變進(jìn)行了研究，研究認(rèn)為：在居民可支配收入保持不變的條件下，石油價格的上漲會引起居民原有能耗產(chǎn)品使用成本的提高，在剔除生活必須的能源消費(fèi)后，居民需要降低在其他方面的消費(fèi)支出，同時，石油價格的上升會使得居民選擇能耗較低的節(jié)能產(chǎn)品，降低居民原有能耗產(chǎn)品的使用頻率[8-11]。

　　這些文獻(xiàn)圍繞著石油價格與居民消費(fèi)之間的關(guān)系進(jìn)行了大量的研究，其研究成果具有一定的借鑒意義。但仍存在一些問題值得進(jìn)一步探討，首先，現(xiàn)有文獻(xiàn)多就石油價格與物價水平、居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)及居民就業(yè)狀況等某一方面之間的關(guān)系來剖析石油價格對居民消費(fèi)水平的影響，缺乏石油價格與居民總體消費(fèi)水平之間關(guān)系的剖析；其次，由于我國具有鮮明的城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)特征，現(xiàn)有研究也缺乏石油價格波動對城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)下居民消費(fèi)水平的差異性分析。鑒于此，本文基于EViews7.0，運(yùn)用協(xié)整檢驗(yàn)、誤差修正模型、SVAR模型以及狀態(tài)空間模型，從靜、動態(tài)層面定量分析石油價格波動對我國城鄉(xiāng)居民消費(fèi)水平的差異影響，并對其進(jìn)行綜合分析，以獲取更為科學(xué)、客觀的實(shí)證結(jié)論。

　　2  指標(biāo)選擇及數(shù)據(jù)預(yù)處理

　　2.1  指標(biāo)選擇

　　分析石油價格波動對我國城鄉(xiāng)居民消費(fèi)水平的影響及其差異性，需要選定能夠定量分析的指標(biāo)。本文用90#無鉛汽油的全國平均零售價(P)來衡量我國石油價格，用城鎮(zhèn)居民消費(fèi)價格指數(shù)(UL)和農(nóng)村居民消費(fèi)價格指數(shù)(RL)分別來衡量我國城鎮(zhèn)居民消費(fèi)水平和農(nóng)村居民消費(fèi)水平。選取這3個指標(biāo)的原因基于：①居民直接消費(fèi)且對居民日常生活有重要影響的是成品油，由于汽油和柴油在我國成品油總產(chǎn)量中占據(jù)了80%以上的比例，且二者的消耗量也在所有油品中居首位，所以一般認(rèn)為汽、柴油價格可以作為我國成品油價格的代表[12-14]。鑒于汽油價格與柴油價格的變化趨勢大體趨同，且汽油與居民日常消費(fèi)的聯(lián)系更為緊密，因此，汽油的全國平均零售價完全可以反映居民日常生活中所消費(fèi)的石油價格水平；②大量研究表明居民消費(fèi)價格指數(shù)是反映居民日常消費(fèi)商品和服務(wù)如何變化的一項(xiàng)重要經(jīng)濟(jì)指標(biāo)，用其來衡量城鄉(xiāng)居民消費(fèi)水平不僅符合居民社會生活的實(shí)際情況，而且便于后文的計量分析[15-17]。同時，為了在后文的分析過程中能夠準(zhǔn)確判斷石油價格波動對城鄉(xiāng)居民消費(fèi)水平的差異影響，本文沿用已有單變量影響效率研究中存而不論的假定，即雖然城鄉(xiāng)居民消費(fèi)水平受城鄉(xiāng)收入差距、通貨膨脹、其他商品價格等多種因素的影響，但在本文實(shí)證過程中始終不予以考慮[18-21]。

　　自2000年6月開始，我國政府將成品油定價方式轉(zhuǎn)變?yōu)橐罁?jù)新加坡、紐約、鹿特丹三地的現(xiàn)貨市場價，每月按照6∶3∶1的權(quán)重進(jìn)行加權(quán)平均計算得出，這實(shí)現(xiàn)了我國石油價格與國際石油價格的逐月聯(lián)動。因此，在計量分析的過程中，本文選取2000年6月至2014年5月共168個月的最新相關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)行研究。數(shù)據(jù)來源于國家統(tǒng)計局網(wǎng)站、中經(jīng)網(wǎng)產(chǎn)業(yè)數(shù)據(jù)庫、《中國物價年鑒》和《中國統(tǒng)計年鑒》。

　　2.2  數(shù)據(jù)預(yù)處理

　　由于所得到的城鎮(zhèn)和農(nóng)村居民消費(fèi)價格指數(shù)均為月度環(huán)比數(shù)據(jù)，在分析之前，為了使數(shù)據(jù)便于分析，需要對數(shù)據(jù)進(jìn)行轉(zhuǎn)換。本文選定2000年6月為基期，將UL和RL序列均轉(zhuǎn)換為以2000年6月為基期的定基數(shù)據(jù)。為了消除時間序列中的季節(jié)變動因素，以真實(shí)反映時間序列運(yùn)動的客觀規(guī)律，還需要對所有序列進(jìn)行季節(jié)調(diào)整。本文選擇Census12季節(jié)調(diào)整法對所有序列進(jìn)行調(diào)整。同時，為了消除時間序列的異方差性，需要對數(shù)據(jù)取自然對數(shù)，90#無鉛汽油價格、城鎮(zhèn)居民消費(fèi)價格指數(shù)和農(nóng)村居民消費(fèi)價格指數(shù)的對數(shù)序列分別記為LNP、LNUL和LNRL[22]。

　　3  計量模型靜態(tài)分析

　　3.1  平穩(wěn)性檢驗(yàn)

　　為保證所構(gòu)建模型的有效性，需對時間序列進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，以判斷其是否存在單位根，避免非平穩(wěn)序列所造成的模型失真。本文選取ADF檢驗(yàn)法對LNP、LNUL和LNRL這3個時間序列進(jìn)行檢驗(yàn)。表1的檢驗(yàn)結(jié)果表明，3個序列的原序列均為非平穩(wěn)序列，但其一階差分序列均為平穩(wěn)序列，即I(1)序列。

　　表1  各變量ADF檢驗(yàn)結(jié)果

　　Table 1  The results of unit root test

變量 檢驗(yàn)類型 ADF統(tǒng)計量 1%臨界值 5%臨界值 結(jié)論

LNP (c，0，0) -1.811 549 -3.476 143 -2.881 541 不平穩(wěn)

ΔLNP (0，0，1) -9.900 388 -3.476 472 -2.881 685 平穩(wěn)

LNUL (c，t，0) -3.085 000 -4.075 340 -3.466 248 不平穩(wěn)

ΔLNUL (0，0，1) -2.067 680 -2.593 824 -1.944 862 平穩(wěn)

LNRL (c，t，0) -3.825 367 -4.076 860 -3.466 966 不平穩(wěn)

ΔLNRL (0，0，1) -2.041 043 -2.593 824 -1.944 862 平穩(wěn)

　　注：(1)Δ表示某變量的一階差分；(2)c，t，p為檢驗(yàn)類型，分別表示截距項(xiàng)、趨勢項(xiàng)和滯后階數(shù)，并且最佳滯后階數(shù)P應(yīng)用AIC和SC準(zhǔn)則來確定。

　　3.2  Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)

　　基于一階差分序列進(jìn)行因果關(guān)系檢驗(yàn)，表2的檢驗(yàn)結(jié)果表明：石油價格與我國城鄉(xiāng)居民消費(fèi)價格指數(shù)之間都存在顯著的Granger因果關(guān)系，且石油價格與城鎮(zhèn)居民消費(fèi)價格指數(shù)的因果關(guān)系較其與農(nóng)村居民消費(fèi)價格指數(shù)的因果關(guān)系更為顯著�？梢猿醪酵茢嗍蛢r格波動對城鄉(xiāng)居民消費(fèi)水平具有傳遞關(guān)系。但由于該檢驗(yàn)方法存在最佳滯后期選擇等方面的缺陷，其檢驗(yàn)結(jié)果僅能對變量間的促進(jìn)或制約關(guān)系進(jìn)行初步的大致判斷。本文將進(jìn)一步構(gòu)建計量模型，測度石油價格波動對我國城鄉(xiāng)居民消費(fèi)水平的具體影響。

　　表2  石油價格與城鄉(xiāng)居民消費(fèi)水平的Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)

　　Table 2  Casualty test of LNP and LNUL、LNRL

因果關(guān)系方向 概率值 最佳滯后期 是否存在因果關(guān)系

LNP→LNUL 0.034 9 2 是

LNUL→LNP 0.106 7 2 否

LNP→LNRL 0.047 3 2 是

LNRL→LNP 0.130 4 2 否

　　注：最優(yōu)滯后期通過VAR模型確定。

　　3.3  石油價格波動對城鄉(xiāng)居民消費(fèi)水平的影響效力分析

　　3.3.1  長期效力測度  如果所要分析的非平穩(wěn)時間序列擁有相同的單整階數(shù)，且它們的任一線性組合平穩(wěn)，則認(rèn)為這些時間序列之間存在著協(xié)整關(guān)系，即它們之間存在著長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。根據(jù)單位根檢驗(yàn)的結(jié)果，LNP、LNUL和LNRL均為I(1)的單位根過程，這就表明它們之間可能存在協(xié)整關(guān)系。根據(jù)Johansen協(xié)整檢驗(yàn)的結(jié)果，可以得到石油價格與城鄉(xiāng)居民消費(fèi)水平之間確實(shí)存在長期均衡關(guān)系，協(xié)整方程為：

　　LNUL=4.397 6LNP-12.667 2    (1)

　　LNRL=3.883 9LNP-10.466 3    (2)

　　從公式(1)、公式(2)中可以得到：石油價格波動對我國城鄉(xiāng)居民消費(fèi)水平均產(chǎn)生長期影響，石油價格每波動1%，其對城鄉(xiāng)居民消費(fèi)水平的長期影響效力分別為4.397 6%和3.883 9%。這就表明，石油價格在長期內(nèi)對城鄉(xiāng)居民消費(fèi)水平均會造成較為明顯的正向影響，并且對城鎮(zhèn)居民消費(fèi)水平的正向影響效力更為顯著。

　　3.3.2  短期效力測度  誤差修正模型是反映變量從短期非均衡狀態(tài)向長期均衡狀態(tài)逼近的過程。因此，通過誤差修正模型可以測度石油價格波動對城鄉(xiāng)居民消費(fèi)水平的短期影響效力。根據(jù)AIC和SC準(zhǔn)則，確定最優(yōu)滯后期為1期。誤差修正模型可以視為短期效力測度方程，石油價格對城鄉(xiāng)居民消費(fèi)水平的短期效力方程為：

　　D(LNUL)=-0.002 5(LNUL(-1)-4.397 6LNP(-1)+12.667 2)+0.170 3D(LNUL(-1))+0.027 8D(LNP(-1)    (3)

　　D(LNRL)=-0.004 9(LNRL(-1)-3.883 9LNP(-1)+10.466 3)+0.159 2D(LNRL(-1)+0.006 6D(LNP(-1))    (4)

　　從公式(3)、公式(4)中可以得出：模型的誤差修正項(xiàng)系數(shù)分別為-0.002 5和-0.004 9，均顯著小于0，誤差修正項(xiàng)為負(fù)反饋機(jī)制，并在統(tǒng)計上顯著，符合修正意義，表明石油價格對城鄉(xiāng)居民消費(fèi)水平具有短期作用效力。同時模型也反映了對偏離長期均衡的調(diào)整力度，當(dāng)短期波動偏離長期均衡時，將分別以0.25%和0.49%的速度對下個月的D(LNUL)和D(LNRL)值產(chǎn)生影響，并在經(jīng)過短期誤差修正后，最終實(shí)現(xiàn)長期均衡。理論上，修正速度的大小反映誤差修正模型從非均衡狀態(tài)向均衡狀態(tài)靠近的快慢程度。從短期效力看，石油價格每變動1%，城鄉(xiāng)居民消費(fèi)水平同期分別正向變動0.027 8%和0.006 6%，故整體效力分別為0.027 8%和0.006 6%，即石油價格波動對我國城鄉(xiāng)居民消費(fèi)水平均具有短期正效應(yīng)，且對城鎮(zhèn)居民消費(fèi)水平的影響程度要大于其對農(nóng)村居民消費(fèi)水平的影響程度。

　　3.3.3  影響效力分析  綜合長短期影響效力測度的結(jié)果，可以得出：在長期和短期，石油價格波動對我國城鄉(xiāng)居民消費(fèi)水平均產(chǎn)生正向影響，且對城鎮(zhèn)居民消費(fèi)水平的影響效力更為顯著。

　　21世紀(jì)以來，震蕩上行的石油價格沿著產(chǎn)業(yè)鏈推動各類產(chǎn)品的價格不斷上升，我國居民消費(fèi)水平并沒有因?yàn)楫a(chǎn)品價格的上升而下降，反而不斷升高，這在很大程度上是由于我國經(jīng)濟(jì)呈現(xiàn)良好的發(fā)展勢頭，以及由此所帶來的居民生活水平的提高所造成的。同時，隨著我國城鎮(zhèn)化率的不斷提高，城鎮(zhèn)居民的能源需求迅速增長，再加上城鎮(zhèn)居民不斷增長的汽車消費(fèi)量所帶來的城鎮(zhèn)居民直接石油消費(fèi)量的增加，使得石油價格變化對城鎮(zhèn)居民消費(fèi)水平的影響越來越顯著。

　　3.4  石油價格波動對城鄉(xiāng)居民消費(fèi)水平的影響時滯分析

　　3.4.1  SVAR模型的建立  估計SVAR模型，需要構(gòu)建VAR模型以確定其最佳滯后期。根據(jù)SC準(zhǔn)則和AIC準(zhǔn)則，在5%的顯著性水平下，分別對LNP與LNUL構(gòu)成的VAR模型以及LNP與LNRL構(gòu)成的VAR模型進(jìn)行檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果表明，兩個模型的最佳滯后期均為2期。

　　VAR模型在經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)的相關(guān)研究中已經(jīng)得到了廣泛的應(yīng)用，但是其并沒有給出變量之間當(dāng)期相關(guān)關(guān)系的確切形式，無法解釋隱藏在誤差項(xiàng)相關(guān)結(jié)構(gòu)之中的當(dāng)期關(guān)系。而改進(jìn)后的SVAR模型通過施加約束條件，可以較好地解決這些問題。因此，本文采用SVAR模型來進(jìn)一步測度石油價格波動對城鄉(xiāng)居民消費(fèi)水平的影響時滯。

　　(1)建立兩個AB型的雙變量SVAR模型，其模型形式如下所示：

　　A·et=B·ut    (5)

　　式中et和ut是二維向量，而A，B是待估計的2×2矩陣。根據(jù)已有文獻(xiàn)和經(jīng)濟(jì)實(shí)質(zhì)，設(shè)定如下短期約束條件：當(dāng)期的中國石油價格對城鄉(xiāng)居民消費(fèi)水平的變化均沒有反應(yīng)。這就表示兩個SVAR模型的A，B矩陣均應(yīng)被定義為：

　　其中C(i)(i=1，2，3)為待估計的未知系數(shù)。

　　(2)運(yùn)用極大似然法對A，B矩陣中的系數(shù)進(jìn)行估計，可以得出由LNP與LNUL所構(gòu)建的SVAR模型的A，B矩陣為：

　　而由LNP與LNRL所構(gòu)建的SVAR模型的A，B矩陣為：

　　(3)通過所構(gòu)建的SVAR模型進(jìn)行脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解分析，可以更為準(zhǔn)確地來觀察不同變量對于結(jié)構(gòu)沖擊的時滯反應(yīng)。

　　3.4.2  脈沖響應(yīng)函數(shù)  構(gòu)建結(jié)構(gòu)向量自回歸模型的目的是為了分析一個內(nèi)生變量的沖擊給其他內(nèi)生變量所帶來的影響，這就需要脈沖響應(yīng)函數(shù)來對其進(jìn)行進(jìn)一步的分析�；赟VAR模型的城鄉(xiāng)居民消費(fèi)水平對石油價格變動的脈沖響應(yīng)軌跡如圖1、圖2所示。

　　從圖1和圖2可以看出：石油價格對城鄉(xiāng)居民消費(fèi)水平始終都產(chǎn)生著正向的沖擊效果。石油價格對城鎮(zhèn)居民消費(fèi)水平的正向沖擊效果從第1期開始逐漸增加，在第2期達(dá)到0.00104%的最大值，隨后開始逐漸下降，并且隨著時間的推移，在第9期后達(dá)到穩(wěn)定狀態(tài)；而石油價格對農(nóng)村居民消費(fèi)水平的正向沖擊效果在第1期就達(dá)到了0.000 82%的最大值，從第1期往后開始波動下降，同樣于第9期后趨于穩(wěn)定。

　　總體來看，石油價格波動在整個沖擊期間內(nèi)對城鄉(xiāng)居民消費(fèi)水平始終都有正向沖擊作用。短期內(nèi)，石油價格對城鄉(xiāng)居民消費(fèi)水平的沖擊力度較為顯著，而從長期來看，這種增幅逐漸減緩，并最終趨于穩(wěn)定。同時，石油價格對城鎮(zhèn)居民消費(fèi)水平的沖擊力度要略高于對農(nóng)村居民消費(fèi)水平的沖擊力度。

　　圖1  LNUL對LNP的脈沖響應(yīng)函數(shù)

　　Fig.1  Impulse response function of LNUL to LNP

　　圖2  LNRL對LNP的脈沖響應(yīng)函數(shù)

　　Fig.2  Impulse response function of LNRL to LNP

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