国际石油价格波动特点及影响因素的实证分析，本文主要内容关键词为：实证论文,石油价格论文,因素论文,国际论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
2004年以来，国际石油价格持续、快速上升。2004年，国际油价上涨70％。2005年、2006年，油价承接上升趋势，继续不断攀高。今年4月份， 纽约商品交易所轻质原油价格一度攀升至每桶75美元以上，创出了历史最高价格。这一趋势从我国石油进口中也得以体现。2005年，我国原油进口同比增加3.3％的情况下， 进口金额却上升了40.7％[1]。
石油作为“工业血液”的战略地位，其价格影响因素之复杂远非一般商品所能相提并论。在国际石油市场上，油价除了围绕国际石油价值这个轴心随供求关系的变化而不断上下波动外，还由于石油本身具有的特殊性受到其它诸多不确定性因素的影响，如政治、军事因素、OPEC石油政策、非OPEC成员国战略、石油消费国对策、石油期货市场投机等因素[2]。对于近期油价上升的动力，很多西方媒体直指“中国需求”。另一个具有代表性的观点是，国际油价变动已经不能用供求关系进行解释，地缘政治因素、对冲基金在期货市场的操作等已成为油价的决定性影响因素。因此，对国际油价波动特点以及影响因素进行实证研究，厘清油价运行规律及其长短期影响因素，对于预测油价变化，制定相关石油战略，具有重要的意义。
本文首先运用自回归模型分析油价变动特点，第二部分运用协整理论和误差纠正模型分析影响油价变化的长短期因素，并比较两模型对油价变动的拟合优度及预测能力，然后对国内油价和国际油价的变动关系进行因果关系检验，最后提出相应的结论和建议。
1 国际原油价格变动特点的自回归（AR）模型分析
对于一个时间序列如我们要讨论的油价的变动特点进行研究，自回归移动平均模型（Auto Regressive Moving Average，简称ARMA）是一个比较强大的工具。该模型认为一个随机时间序列可以通过一个自回归移动平均过程生成，即由其自身的过去或滞后值以及随机扰动项来解释。如果该序列是平稳的，即它的行为并不会随着时间的推移而变化，那么我们就可以通过该序列过去的行为来预测未来[3]。这也正是此模型的优势所在。
1.1 数据说明
本文选择北美西得克萨斯（WTI）原油现货价格（FOB）代表国际油价水平，油价单位为美元／桶，数据采用季度形式，区间为1992年第一季度至2005年第四季度，共56个数据。数据来自美国能源部信息署网站。数据分析和模型参数估计均使用Stata8.0软件。
1.2 原油价格的自相关、偏相关分析
从原油价格序列的自相关、偏相关检验图（图1、图2）可以看出，自相关图是衰减的正弦型的波动，即拖尾，而偏自相关图在第一个条（p＝1）之后就很小，之后没有什么模式，这说明该数据满足平稳的AR（1）模型。
图1 原油价格自相关分析
Fig.1 Acf of oil price
图2 原油价格偏相关分析
Fig.2 Pacf of oil price
1.3 模型的建立及对原油价格的拟合
根据数据特征，建立原油价格的AR（1）模型并用Stata8.0估计模型系数得到方程（1）：
括号中给出了所估计系数的标准差，可以看出，原油价格一期滞后的系数是统计显著的。
为了检验模型的平稳性，计算模型残差的自相关、偏相关系数（表1），从Q值及P值可以看出，残差是一个白噪音过程，说明模型是平稳的。运用方程（1）对原油价格进行拟合，图3是数据的原始序列和由模型得到的拟合值的对比图， 模型基本上拟合了原油价格的走势特点，说明AR（1）模型可以反映油价变动的特点，可以运用此模型对油价的未来走势进行预测。
图3 原油实际价格和模型拟合价格对比
Fig.3 Comparison of actual oil price and simulated price
2 国际石油价格影响因素的实证分析
20世纪70年代以来油价的剧烈波动是诸多因素的综合影响造成的。从油价波动的态势来看有短期和长期波动。短期波动大多源于政治等突发事件的干扰，但其影响基本在年度之内。另一种是长期波动形态的改变，这种持续数年的价格波动形态的变化是来自供需等经济层面的作用[4]。
2.1 数据说明
本文选择北美西得克萨斯原油现货价格（FOB）P代表国际油价水平；欧佩克原油供应量（OPEC）、世界经合组织成员国石油消费需求（OECDD）、 世界经合组织成员国石油库存（OECDS）、中国原油消费需求（CHI）作为解释变量。其中，欧佩克原油供应量、世界经合组织成员国石油需求、世界经合组织成员国石油库存、中国原油消费需求数据均来自于国际能源署（IEA）网站，北美西得克萨斯原油现货价格来自美国能源部信息署网站。油价单位为美元／桶，石油供应和石油需求单位为百万桶／日。数据采用季度形式，区间为1992年第一季度至2005年第四季度，共56个数据。
由于数据的自然对数变换不改变变量之间的关系，并能消除时间序列的异方差现象，所以对上述变量进行自然对数变换。
2.2 对时间序列的平稳性检验[5]
在分析变量之间的关系之前，首先检查时间序列的平稳性。采用增广Dickey-Fuller（ADF）单位根检验法检验时间序列的单位根现象。对原始变量的检验均采用（c，t，1）形式，其中c和t表示有常数项和时间趋势，1表示有一阶滞后。检验结果如表2。
ADF在5％显著性水平下临界值分别为－3.496，结合各变量的统计量和临界值可以看出，中国原油消费需求是白噪音过程，是I（0）序列。原油价格、欧佩克原油供应量、经合组织石油需求、经合组织石油库存等时间序列均存在单位根，对非平稳序列进行一阶差分再分别进行检验，对差分后的变量采用（c，0，1）形式，其中c和0表示有常数项和无时间趋势，1表示有一阶滞后。检验结果如表3。
ADF5％显著性水平下临界值为－2.928，结合各变量的统计量和临界值可以看出，这些变量经过一阶差分后都变为平稳序列，可以看出这几个变量都是一阶单整时间序列。
2.3 建立协整关系模型及对原油价格进行拟合
为了分析OPEC石油供应等因素和原油价格的长期关系，按照EG两步法建立协整关系模型并检验变量之间是否存在长期关系。
经过反复试验，建立了如下油价因果关系模型：
对模型（2）的残差进行平稳性检验，采用（0，0，1）的形式，即没有常数项和时间趋势，一阶滞后。ADF统计量是－0.5330，ADF5％显著性水平下临界值为－1.950，表明残差是白噪音过程。说明上述变量之间存在长期协整关系。
从模型（2）看，原油价格和其前一期、二期价格，OPEC原油供应量、OECD原油消费、二期，OECD原油库存的同期、前一期数量和当期价格存在长期关系。用OPEC原油供应量各期系数之和除以原油价格各期系数之和，得到OPEC原油供应量的弹性系数为
相应可以计算出OECD原油消费、原油库存的弹性系数是7.19、7.51。也即是说，从长期看，OPEC原油供应每增加1％，导致原油价格下跌8.845％；OECD原油消费每上升1％，原油价格将上升7.19％；说明两因素从长期看，对世界原油价格有重大影响。OECD原油库存出现和原油价格正相关的关系，与我们所预期的符号相反，说明库存政策效果还有待进一步检验。
利用协整分析得到的因果关系模型对油价进行拟合，得到原油实际价格和模拟价格的对比图（图4）。
图4 原油实际价格和模型拟合价格对比
Fig.4 Comparison of actual oil price and simulated price
2.4 误差修正模型
为了反映上述因素和油价变动短期关系，我们建立误差修正模型：
方程（2）的残差的一阶滞后项，系数表示了油价对长期均衡值偏离的调整力度。在误差修正模型中，原油价格的波动可以分为两部分：一部分是短期波动，一部分是长期均衡。误差修正系数是－0.5238，表明调整力度较大，上一季度油价对长期均衡价格的偏离，大约需要1.88（1／0.5325）个季度得到修正，这也说明了国际油价在上涨之后为什么不能在短期内回落。差分项反映了变量短期波动的影响，从系数可以看出，OPEC的产量在短期对油价的影响很小，弹性只有0.0283，并且t值是0.04，接近0，说明OPEC的产量调整在短期内对油价变动几乎不产生什么影响。OECD国家的库存在短期内的影响在本模型中为负向，并且在统计上比较显著，说明该变量在季度内对价格产生预期反向作用。
由于中国消费需求是I（0）序列，说明中国消费需求和原油价格不存在长期关系，把此变量加入短期模型，得到新的误差修正模型：
从方程（4）可以看出，短期内中国消费需求对价格产生正向影响，弹性大约是0.4。模型（3）和模型（4）的残差的ADF值（0，0，1）分别是－5.298和－5.283，ADF5％显著性水平下临界值为－1.950，表明残差是平稳的。
3 中国油价和国际油价关系的实证检验
中国油价和国际油价的变动关系也是值得关注的一个问题。本部分将分国内油价和出口价格两部分，分析国内油价和国际石油市场价格变化到底是联动同步还是时滞的关系。
3.1 国内原油、成品油情况
目前，按照国务院规定，国产原油基准价以月度为基准，由国家发改委根据上月国际市场相近品质原油的离岸价格加上关税确定，因此，国内原油价格一般滞后于国际原油价格1个月时间。我国成品油的价格形成机制沿用2001年制定的标准，汽、柴油零售价实行政府指导价。即国内汽、柴油价格与新加坡、鹿特丹和纽约三地市场价格挂钩，当三地市场价格平均涨跌幅超过一定程度，由国家发改委制定并公布零售中准价[6]。因此也造成对国际油价反映滞后。
3.2 我国出口原油和国际原油价格变动关系
中国原油出口价格和国际油价的变动是否也存在滞后关系，可以通过出口原油价格和国际油价的实证分析进行检验。中国原油出口价格使用大庆原油FOB 现货价格（CHINA），以美国市场经进口量调整的FOB现货价格（US）代表国际油价水平，采用周数据形式，时间区间是1997年1月的第一周至2006年3月的最后一周，国际油价共483个观察值，大庆油价缺失两个数据，共481个观察值。油价单位为美元／桶，数据来自美国能源部信息署网站[7]。
（1）协整关系检验。对中国和美国的价格序列和一阶差分序列分别做ADF单位根检验。价格序列采用（c，t，1）形式，c表示常数项，t表示加入时间趋势，1表示一阶滞后；一阶差分序列采用（c，0，1）形式，没有时间趋势。检验结果见表4。
检验结果显示，价格序列都是单位根过程，是非平稳序列，而一阶差分序列是平稳序列，所以两价格序列都是一阶单整时间序列。对两价格运用EG两步法进行协整关系分析，对回归方程残差进行单位根检验，统计值为－6.647，说明中国和国际石油价格存在长期协整关系。
（2）格兰杰因果关系检验。协整关系的存在证明可以进行因果关系分析，对两变量进行格兰杰因果关系检验，对于两个原假设——中国油价不是国际油价的格兰杰原因、国际油价不是中国油价的格兰杰原因，F值分别是5.36、15.97，相应自由度F的5％临界值是2.08，两个原假设都被拒绝，说明两因素互为对方的格兰杰原因。
协整关系检验和格兰杰因果关系检验都证明，我国原油出口价格和国际价格是同步变动并相互影响的。
4 结论与建议
（1）国际石油价格变动特点可以用AR（1）过程拟合及预测，协整关系分析建立的结构性因果关系模型也可以用OPEC产量、OECD国家消费需求、OECD国家原油库存对油价进行拟合和预测，两个模型拟合油价原始数据的残差平方和437.818、379.5427，说明结构性模型效果更好。
（2）对国际原油价格和OPEC产量、OECD国家消费需求、OECD 国家原油库存的协整分析表明，各因素和油价都有长期协整关系。从长期看，OPEC原油供应每增加1％，导致原油价格下跌8.845％；OECD原油消费每上升1％，原油价格将上升7.19％。中国原油消费需求和油价没有长期关系，不是油价变动的长期原因。误差修正模型显示OPEC产量、OECD国家消费需求短期对油价的影响很小，中国石油消费需求短期对油价产生了正向影响，OECD国家原油库存短期影响也较为显著，油价对长期均衡值的偏离大约需要1.63个～1.88个季度才能得到修正。检验结果说明，OPEC产量、OECD国家消费需求、OECD国家原油库存等经济因素是影响石油价格的长期因素，短期内价格的变动是由于其他因素，例如投机因素、恐怖事件以及政治事件等。因此，油价持续数年的价格变化仍然是由基本供求因素决定的。我国基本石油战略如石油库存战略、石油金融战略等的构建应该建立在对这些基本经济因素的分析和预测的基础之上，对于短期因素引起的油价突发性变化，应主要通过市场手段，如垄断体制改革、现代石油市场体系建立等来规避风险。
（3）中国国内油价由于定价机制原因，和国际油价相比出现滞后现象。 原油出口价格已经和国际油价同步运行。机械、滞后的油价形成机制在一定程度上扭曲了市场参与各方的行为。应改革油价形成机制，建立和国际市场同步、能反映国内消费结构、习惯、季节变化及需求的价格形成机制。
收稿日期：2006—06—26；修订日期：2006—07—20
基金项目：国家软科学计划课题（批准号：2005DGS3D082）；上海市社科基金项目（批准号：2006BJL011）。
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