中國原油價格的外生性檢驗

華曉龍，金 樁

(內(nèi)蒙古財經(jīng)大學(xué) 金融學(xué)院，內(nèi)蒙古 呼和浩特 010070)

2008年金融海嘯至今，世界經(jīng)濟陰晴不定，但是作為“現(xiàn)代工業(yè)血液”的原油價格卻一路高歌猛進。現(xiàn)行世界原油定價機制已經(jīng)進入英美主導(dǎo)的期貨定價時代，美元匯率和原油價格的互動關(guān)系是美國全球戰(zhàn)略的重中之重。中國經(jīng)濟經(jīng)過30多年高速增長，業(yè)已進入工業(yè)化中期階段，尤其是近年來重工業(yè)的發(fā)展使得資源消耗量成倍增加。從1996年開始，隨著中國經(jīng)濟的快速發(fā)展，中國又重新進入了石油凈進口國行列。進口量逐年加大，原油進口依存度呈快速上升趨勢，2011年達到55.9%的水平(見圖1)。

圖1 1993－2011中國原油進口依存度

國家發(fā)改委預(yù)計今后10－15年之內(nèi)原油進口依存度會維持50%－60%的水平。這意味著中國原油自給自足的日子已經(jīng)一去不復(fù)返了，供給形勢的變化也促使原油定價機制的轉(zhuǎn)變。

一、現(xiàn)行原油定價機制

從1955年中國開始生產(chǎn)原油、制定原油價格起至今，中國原油定價機制經(jīng)歷了計劃定價、“雙軌”定價、統(tǒng)一定價、“與國際接軌”四個階段?？v觀新中國石油工業(yè)的發(fā)展歷程和原油定價機制的演變，國家經(jīng)濟體制的變革和原油供給形勢的變化是決定原油定價機制選擇的主要因素。

中國現(xiàn)行的原油及成品油定價機制是1998年形成的制度框架，確立了石油產(chǎn)品領(lǐng)域政府定價機制的主導(dǎo)地位，同時與國內(nèi)外市場環(huán)境相協(xié)調(diào)，購銷雙方協(xié)商的基本原則:國內(nèi)陸上原油運達煉廠的成本與進口原油到廠成本基本相當(dāng)。1998年國家確立了“與國際接軌”的定價機制，這樣的制度安排旨在努力促進國內(nèi)原油勘探開發(fā)的同時，更多地鼓勵國內(nèi)企業(yè)“走出去”，爭取到國外開采原油的機會，來解決國內(nèi)供給短缺的問題。然而，國際原油價格從2002年底的30美元/桶一路上揚，到2008年7月最高價位145.29美元/桶，隨后價格又一落千丈，2009年2月跌回到40美元/桶以下，但是不到半年的時間內(nèi)原油價格又再次回升到70美元/桶的水平。“一夜為土，一夜為金”可能是對它最貼切的形容。[2]在2003－2008年國際原油價格不斷飆升的情況下，中國原油定價機制的弊端盡顯無疑，改革的呼聲此起彼伏。

政府規(guī)制定價的依據(jù)并不是企業(yè)成本，亦非最高限價這兩種傳統(tǒng)政府規(guī)制定價的辦法。政府規(guī)定雙方調(diào)整價格的依據(jù)是與國內(nèi)相關(guān)原油品質(zhì)基本相當(dāng)?shù)膰H原油價格的變化。中國現(xiàn)行原油定價機制不但脫離了本國企業(yè)的生產(chǎn)成本，更無法反應(yīng)需求的變化。脫胎于計劃經(jīng)濟的中國石油工業(yè)，在市場經(jīng)濟條件下，改革的步伐緩慢而艱辛。針對原油開采行業(yè)的稅費制度安排，更是無法真實反映中國目前原油資源的稀缺程度。筆者將使用年度數(shù)據(jù)，運用宏觀計量經(jīng)濟學(xué)中的外生性檢驗方法驗證上述分析。

二、外生性檢驗文獻回顧

計量經(jīng)濟學(xué)關(guān)于變量的外生性的初始定義來自于Koopmans(1950)[3]對于外生變量的描述“凡確定于模型之外的解釋變量就是外生變量”，顯然這樣的概念是建立在感性認識的基礎(chǔ)上的。早期的經(jīng)典計量經(jīng)濟學(xué)通常根據(jù)經(jīng)濟學(xué)理論或模型隱含假設(shè)來主觀確定外生變量，而且，傳統(tǒng)計量經(jīng)濟學(xué)將外生變量定義為回歸變量與隨機誤差項之間的線性不相關(guān)性。這樣的定義是不夠嚴謹?shù)?，外生性不僅取決于這種不相關(guān)性，而且與模型設(shè)定參數(shù)有關(guān)。外生性應(yīng)該要求統(tǒng)計學(xué)的回歸原理與經(jīng)濟學(xué)的行為模型有一致的計量經(jīng)濟學(xué)含義，變量的外生性將影響到協(xié)整系統(tǒng)參數(shù)估計量的分布。因此，建立計量經(jīng)濟學(xué)模型不能僅限于在特定的經(jīng)濟理論規(guī)定和簡單的統(tǒng)計推斷內(nèi)，而應(yīng)該首先考慮所有經(jīng)濟變量的聯(lián)合概率分布函數(shù)以及有關(guān)這些變量過去所有可利用的有效信息[4]。

在這樣的背景下，Engle、Hendry＆ Richard(1983)[5]基于模型所有變量的聯(lián)合分布函數(shù)提出了與模型中重要的參數(shù)相關(guān)聯(lián)的弱外生變量的定義，并發(fā)展了檢驗弱外生變量的EHR方法。Johansen(1995)[6]還將弱外生性檢驗擴展到誤差修正模型(Error Correction Model，ECM)，使得能基于 ECM和條件ECM檢驗弱外生性，其思路是基于Granger協(xié)整表述定理，從VAR入手，利用條件期望定理，推導(dǎo)條件ECM和邊際ECM，并可基于ECM表述邊際變量對協(xié)整向量的弱外生性及其檢驗。EHR方法不僅可檢驗出變量的各種外生性(弱外生性、強外生性及超外生性)，而且可進行政策評價。其他學(xué)者則不斷地發(fā)展和應(yīng)用這一方法，如Urbain(1992，1995)[7，8]，Boswijk(1995)[9]，Hendry ＆ Mizon(1993)[10]，Ericsson ＆ Alii(1998)[11]，Hecq et al.(2000)[12]，Rault et al(2003，2008)[13，14]。

在一般的模型框架中檢驗外生性是比較困難的，但是在協(xié)整模型的框架內(nèi)，弱外生性檢驗就是一個相對簡單的問題[15]。目前國內(nèi)學(xué)者使用中國數(shù)據(jù)利用條件ECM檢驗宏觀經(jīng)濟變量的外生性，魏巍賢(2000)[16]檢驗中國貨幣供給外生性問題，王少平(2003)[15]和鄭建明(2007)[17]就中國的匯率制度外生性進行了實證研究。

三、實證檢驗

無論是在計劃經(jīng)濟時期，還是市場經(jīng)濟時期，原油價格都是由供給和需求這兩個基本經(jīng)濟因素決定，同時價格的首要作用也在于調(diào)節(jié)供求關(guān)系。雖然，中國原油定價機制幾經(jīng)變革，但是不同的定價機制的選擇都不能脫離基本經(jīng)濟因素。影響原油需求的因素主要歸結(jié)為兩個方面:原油價格和國民收入水平。價格是影響商品需求的重要因素，任何經(jīng)濟人在確定自身對于某種商品的需求時，不考慮商品價格的行為是不可想象的。在一定的技術(shù)水平下，國民收入水平越高，相應(yīng)的原油需求量必然越高。一定時期，原油產(chǎn)量必須以儲量為基礎(chǔ)，也可以說，儲量決定了產(chǎn)量水平。故此我們選取國內(nèi)原油價格(Pt)、國內(nèi)生產(chǎn)總值(GDPt)、原油已探明儲量(Rt)、原油需求量(Dt)和供給量(St)這5個變量組成一個系統(tǒng):

若上述系統(tǒng)存在協(xié)整關(guān)系，可得到ΔGDPt的條件模型為:

ΔPt的邊際模型:

根據(jù)Johansen定理，檢驗國內(nèi)原油價格對GDP關(guān)注參數(shù)的弱外生性檢驗只需要利用Wald或t檢驗來檢驗條件變量中調(diào)節(jié)向量估計值系數(shù)的零約束。如果零約束成立，則Pt的弱外生性成立;反之亦反。即應(yīng)用OLS方法，從方程(2)中得到ΔPt的估計值(或ηt)，將(或ηt)作為一個回歸量加入方程(1)中，并檢驗(或ηt)的顯著性。如果該回歸量的估計系數(shù)顯著異于零，則拒絕“國內(nèi)原油價格是弱外生變量”的原假設(shè)，將和(或 ηt和)加入方程(1)中，并檢驗它們的聯(lián)立顯著性。如果它們的估計系數(shù)顯著異于零，則拒絕“外匯供給是超外生變量”的假設(shè)。

(一)數(shù)據(jù)及其來源

實證檢驗采用1980－2008年年度數(shù)據(jù)進行分析。國內(nèi)原油價格采用大慶原油價格表示，數(shù)據(jù)來源于美國能源署(Energy Information Administration，EIA)網(wǎng)站;原油已探明儲量、原油供給量和需求量統(tǒng)計數(shù)據(jù)來源于《BP能源統(tǒng)計2011》;1980－2004年的GDP數(shù)據(jù)來自于《中華人民共和國五十五年統(tǒng)計資料》，2005－2008年的數(shù)據(jù)來自于GDP數(shù)據(jù)國家統(tǒng)計局網(wǎng)站。

(二)單位根檢驗

首先對原序列進行自然對數(shù)變換，以減少序列的波動。我們采用擴展的迪基－富勒(Augmented Dickey－Fuller，ADF)方法進行序列單位根檢驗，滯后階數(shù)根據(jù)AIC信息準則和Schwarz信息準則最小化來確定，接受原假設(shè)意味著時間序列含有單位根，具體檢驗結(jié)果見表1。

表1 單位根檢驗結(jié)果

單位根檢驗的結(jié)果表明，國內(nèi)原油價格(Pt)、國內(nèi)生產(chǎn)總值(GDPt)、原油已探明儲量(Rt)、油供給量(St)和需求量(Dt)的原序列都是非平穩(wěn)序列，但經(jīng)一階差分后，在1%顯著水平均已平穩(wěn)，全部為一階單整時間序列，即I(1)。

(三)VAR構(gòu)造

協(xié)整檢驗前要估計不受限制的VAR(unrestricted vector autoregression)模型，并根據(jù)AIC和SC信息準則最小化選擇最大滯后階數(shù)為4，各方程與整體檢驗結(jié)果見表2。

表2 VAR(4)模型各方程及整體檢驗結(jié)果

(四)協(xié)整分析

我們對上述各個變量序列之間做長期的協(xié)整分析。本文采用多變量Johnsen協(xié)整檢驗方法對Xt=(Pt，GDPt，Rt，Dt，St)進行協(xié)整檢驗(見表 3)。

表3 Johnsen協(xié)整檢驗結(jié)果

由于表3中第二行跡檢驗值52.72大于1%水平下的臨界值47.86，而第三行跡檢驗值27.20小于5%水平下的臨界值29.80，因而存在1個協(xié)整關(guān)系。

標準化處理后可得到協(xié)整方程為:

原油價格的上升，會導(dǎo)致經(jīng)濟增長以及原油需求的反向關(guān)系，但是會促使產(chǎn)量的增加。而隨著GDP的增長，原油需求亦會增長，又會導(dǎo)致原油價格的上漲。一般而言，GDP每增長一個百分點會帶動原油價格上漲6.5%。

(五)條件和邊際模型

由于上述變量存在協(xié)整關(guān)系，又由Granger表述定理，上述VAR(4)模型可以等價地表示為(無條件)誤差修正模型(ECM)，進一步地根據(jù)有關(guān)條件期望的引理，可以得出GDP的條件ECM模型，并參照Hendry的一般到特定的建模程序，對VAR(4)刪除不顯著變量，最終得到GDP的條件模型及其診斷結(jié)果如下。

1.ΔGDPt的條件模型

修正的樣本決定系數(shù)為0.76，Jarque－Bera正態(tài)檢驗統(tǒng)計值為4.1968，ARCH檢驗伴隨概率為0.65。由于D.W.檢驗失效，采取檢驗殘差自相關(guān)的LM檢驗代替，輸入滯后期2，得到檢驗的伴隨概率為0.17，不能拒絕殘差序列不存在自相關(guān)的零假設(shè)。Jarque－Bera正態(tài)檢驗表明，在通常的顯著水平下不能拒絕“殘差是正態(tài)白噪聲”的原假設(shè)，自回歸條件異方差(Autoregressive conditional heteroskedasticity model，ARCH)檢驗也表明不存在條件異方差，該模型可以作為“一般模型”。

2.ΔPt邊際模型

修正的樣本決定系數(shù)為0.98，Jarque－Bera正態(tài)檢驗統(tǒng)計值為1.20，ARCH檢驗伴隨概率為0.41。同樣采取檢驗殘差自相關(guān)的LM檢驗代替，輸入滯后期1，得到檢驗的伴隨概率為0.20，不能拒絕殘差序列不存在自相關(guān)的零假設(shè)。Jarque－Bera正態(tài)檢驗表明，在通常的顯著水平下不能拒絕“殘差是正態(tài)白噪聲”的原假設(shè)，但自回歸條件異方差(ARCH)檢驗表明拒絕殘差序列存在ARCH效應(yīng)的原假設(shè)，方程不存在條件異方差。

(六)外生性檢驗

1.弱外生性檢驗

調(diào)整后的樣本決定系數(shù)為0.74，F(xiàn)檢驗統(tǒng)計值為24.57。當(dāng)邊際模型ΔPt的回歸殘差估計值{}加入ΔGDPt條件模型時，的t值不顯著，進一步的對的系數(shù)進行參數(shù)wald檢驗，結(jié)果得到相伴概率為0.71，不能拒絕的系數(shù)為0的原假設(shè)。因此，國內(nèi)原油價格是國內(nèi)生產(chǎn)總值的弱外生變量，使用單方程估計國內(nèi)原油價格對經(jīng)濟的影響是正確的。由估計結(jié)果知，自改革開放以來，國內(nèi)原油價格的變化對GDP的變化有著重要影響。

2.強外生性檢驗

進一步地對國內(nèi)原油價格P和GDP進行滯后2期的Granger因果檢驗，結(jié)果顯示，國內(nèi)生產(chǎn)總值不是國內(nèi)原油價格變化的原因(見表4)。由于國內(nèi)原油價格對GDP關(guān)注參數(shù)具有弱外生性，因此國內(nèi)原油價格是強外生的。

表4 國內(nèi)原油價格與GDP變化的格蘭杰檢驗結(jié)果

3.超外生性檢驗

修正的樣本決定系數(shù)為0.86，F(xiàn)檢驗統(tǒng)計值為44.19。將和2同時加入條件模型時，的t值顯著，但是2的t值不具顯著性。進一步地，對和2的系數(shù)作Wald檢驗，結(jié)果得到伴隨概率為0.07，在10%的置信水平下可以接受它們的系數(shù)為零的原假設(shè)。因此，拒絕弱外生性和結(jié)構(gòu)不變性的聯(lián)立假設(shè)，這一發(fā)現(xiàn)說明，中國原油定價機制受Lucas批判的制約，國內(nèi)原油價格并非超外生的。這些結(jié)果表明近年來，中國原油定價機制已經(jīng)隨國內(nèi)外經(jīng)濟情況的變化做出了重大調(diào)整，中國原油定價機制產(chǎn)生了結(jié)構(gòu)性變化。

此外，我們應(yīng)用遞歸回歸法檢驗條件模型(6)和(7)的穩(wěn)定性，這一方法不受主觀選擇發(fā)生結(jié)構(gòu)變化時間的影響。如果模型確實發(fā)生了結(jié)構(gòu)變化，則基于遞歸回歸法的殘差檢驗?zāi)鼙婷靼l(fā)生結(jié)構(gòu)變化的時間和方向。遞歸殘差累計和(CUSUM of Squares)穩(wěn)定性檢驗結(jié)果表明1992年和2000年以來中國原油價格結(jié)構(gòu)發(fā)生了較大程度的變化(見圖2，3)，而這樣的結(jié)果和中國原油定價機制的變革基本呼應(yīng)，從而進一步驗證了原油定價機制的改變是原油價格變化的重要因素。

四、結(jié)論及其含義

本文利用年度數(shù)據(jù)對國內(nèi)原油價格與國內(nèi)生產(chǎn)總值、原油需求量和供給量等宏觀經(jīng)濟變量之間的關(guān)系加以分析，表明國內(nèi)原油價格具有弱外生性、強外生性，但不具有超外生性(見表5)。雖然在改革開放之后，原油定價機制具備了一定的結(jié)構(gòu)性變化，但不足以有效實現(xiàn)市場的資源配置功能。

表5 原油定價機制外生性檢驗結(jié)論

1998年6月開始實行的“與國際接軌”的原油定價機制，使得國內(nèi)原油價格的定價權(quán)不完全掌握在中國政府手中，而是由國際價格來決定和引導(dǎo)。這在某種程度上造成了原油價格這樣重要的宏觀經(jīng)濟變量的主導(dǎo)權(quán)丟失，為他人干預(yù)中國經(jīng)濟提供了機會。

中國石油工業(yè)從無到有，走過了艱辛而漫長的歷程?？v觀中國半個世紀的原油定價機制的變遷歷史可以看出，中國原油定價機制的演變始終圍繞著供給不足這樣一個現(xiàn)實。無論是計劃經(jīng)濟下的“以產(chǎn)定銷”和憑票供應(yīng)，還是社會主義市場經(jīng)濟下高額補貼和巨額利潤的同時出現(xiàn)，中國始終沒有找到反映資源稀缺和能及時平衡供求關(guān)系的原油定價機制。

由于長期實行政府定價，中國作為世界上第二大原油消費市場，在國際定價機制中卻連0.1%的權(quán)重都沒有，其根本原因就是中國沒有自己的值得信賴的價格基準，缺乏能左右國際原油市場價格的發(fā)言權(quán)。原油作為重要的國民經(jīng)濟生產(chǎn)原材料以及戰(zhàn)略物資，它的地位和重要性決定了原油定價機制的選擇和安排始終是國家利益的體現(xiàn)，是國家能源政策的集中體現(xiàn)。在中國特殊的產(chǎn)權(quán)制度安排下，長期受計劃經(jīng)濟體制的影響，資源稀缺性和市場供求關(guān)系并未得到完全充分的體現(xiàn)。尋找既能體現(xiàn)資源稀缺性又能體現(xiàn)供求關(guān)系，以及擁有相應(yīng)定價權(quán)的原油定價機制成為中國的當(dāng)務(wù)之急。

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