system: [SYSTEM]

user: 4. 实证结果 4.1. 协整分析 4.1.1. VAR(P)模型定阶 以中国货物贸易出口额、国内生产总值、石油价格、世界石油消费量与世界石油需求价格弹性构成出口模型的多元时间序列 z t ( E x ) ，其表示为： z t ( E x ) = ( LnEx t ， LnGdp t ， LnOp t ， LnWoc t ， Xqtx t ) ′ 根据信息准则对其确定滞后阶数： 由表3可知，根据AIC、BIC等准则进行综合判断，最终选择VAR (3)模型。VAR模型定阶之后，接下来，本文对货物贸易出口额、国内生产总值、石油价格、世界石油消费量及世界石油需求弹性进行协整关系检验，以验证其之间是否存在长期均衡关系。 Table 3 Model orderin P AIC BIC HQ M (p) p−value 1 −23.271 −22.160 −22.887 239.13 0.0000 2 −23.030 −20.808 −22.263 21.969 0.637 3 −24.531 −21.199 −23.381 39.558 0.0324 4 −26.328 −21.884 −24.794 27.409 0.335 表3. 模型定阶 4.1.2. 协整分析 由表4可以得出，根据与临界值的对比，我们拒绝R ≤ 1，但是不能拒绝R ≤ 2。因此，误差修正模型的矩阵的秩为2，存在两个协整向量，且协整序列为： ω 1 t ( E x ) = ( 1 ， − 3.693 ， 0.333 ， 21.540 ， 0.168 ) z t ( E x ) ω 2 t ( E x ) = ( 1 ， 1.557 ， − 1.649 ， − 16.234 ， − 2.320 ) z t ( E x ) 对 ω 1 t ( E x ) 进行单位根检验，结果显示检验统计量为−3.4957，P值为0.01727，对 ω 2 t ( E x ) 进行单位根检验，结果显示检验统计量为−3.1128，P值为0.03907，说明两序列均没有任何单位根。可以得出，货物贸易出口额、国内生产总值、石油价格、世界石油消费量及石油需求价格弹性之间存在长期均衡关系，而且存在两种不同的结果。 Table 4 Cointegration tes 协整向量个数 Test 10% 5% 1% R ≤ 4 7.21 7.52 9.24 12.97 R ≤ 3 17.62 13.75 15.67 20.20 R ≤ 2 25.67 19.77 22.00 26.81 R = 1 40.14 25.56 28.14 33.24 R = 0 65.91 31.66 34.40 39.79 表4. 协整检验结果 其一，当中国货物贸易出口增加1个百分点时，国内生产总值上升3.693个百分点，石油价格下降0.33个百分点，世界石油消费量下降21.54个百分点，石油的需求弹性下降0.168个百分点。长期来看，货物贸易出口与国内生产总值正向变动，与石油价格、石油消费量和石油消费意愿反向变动。当世界范围内对石油的消费意愿下降时，消费者更愿意推迟石油相关产业的消费或者选择其他能源产业(例如电动汽车)，这首先体现在世界石油消费量的减少，这会迫使石油产商降低石油价格来促进石油消费。而石油价格的下降使得中国产商的生产边际成本的下降，厂商开始扩大生产和投资，同时交通运输成本的下降使得消费者可支配收入的增加，增加消费，促使中国货物贸易出口及国内生产总值的增加。 其二，当中国货物贸易出口增加1个百分点时，国内生产总值下降1.557个百分点，石油价格上升1.649个百分点，世界石油消费量上升16.234个百分点，石油的需求弹性上升2.320个百分点。这是另一种长期变动趋势，长期来看，中国货物贸易出口与石油价格、石油需求和石油的消费意愿正向变动，这些变量与国内生产总值呈反向变动关系。当世界范围内对石油的消费意愿增加时，意味着消费者更青睐石油能源相关的产业(譬如化工行业相关产品与航空旅行)，这反映在世界对石油需求量的增加。而消费需求增加会促使石油厂商提高石油价格。中国作为拥有全面工业体系的国家，世界范围对石油相关产品的青睐会促使中国厂商进行产业结构调整，加大石油相关行业的生产投资与出口，以获得超额利润。但是由于石油价格上涨会挤出投资与消费，促使总产出下降，国内生产总值下降。 4.2. 误差修正模型 而上述只能解释石油与中国货物贸易出口间的长期变动趋势，为了解释变量间的短期波动关系，建立误差修正模型来探究其联系，根据结果消除不显著的参数，得出修正模型： Δ z t ( E x ) = γ ω t − 1 ( E x ) + ϕ 1 Δ z t − 1 ( E x ) + ϕ 2 Δ z t − 2 ( E x ) + a t ( E x ) + c 0 ( E x ) ω t − 1 ( E x ) = ( ω 1 t − 1 ( E x ) ， ω 2 t − 1 ( E x ) ) ′ c 0 ( E x ) = ( − 34.52 ， 0 ， − 6.82 ， 1 ， 86.44 ) ′ γ = [ 0.105 − 0.143 0.040 0.055 0.151 0.154 − 0.005 0.000 − 0.177 0.476 ] ϕ 1 = [ 0.23 0 − 0.41 − 4.48 0 0 0.242 0.126 0 0.117 0 − 0.633 0 10.33 0.408 0.024 − 0.044 − 0.008 0 0 0.488 − 0.749 0.638 − 6.86 0.233 ] ϕ 2 = [ 0 0 − 0.331 0 0 0 − 0.1776 0 − 2.37 0.0584 0 0 0 0 0.3052 0.0078 0.0294 0 0 0 0 − 1.034 0.965 8.56 0 ] 其中 Δ z t ( E x ) 、 Δ z t − 1 ( E x ) 与 Δ z t − 2 ( E x ) 分别表示t、t − 1与t − 2时刻出口模型变量变动的序列。 ϕ 1 是t − 1时刻 Δ z t − 1 ( E x ) 的系数矩阵， ϕ 2 是t − 2时刻 Δ z t − 2 ( E x ) 的系数矩阵。 ω t − 1 ( E x ) 表示t − 1时刻的协整序列， γ 表示t − 1时刻协整序列 ω t − 1 ( E x ) 的系数矩阵，即偏离长期均衡后回到均衡状态的调整速度。 c 0 ( E x ) 表示常数项， a t ( E x ) 表示随机变量。 VECM模型的估计结果表明，变量有产生短期波动，偏离长期的趋势。矩阵 ( 0.105 ， 0.040 ， 0.151 ， − 0.005 ， − 0.177 ) ′ 反映了 ω 1 t − 1 ( E x ) 短期偏离长期均衡后回到均衡状态的调整速度。矩阵 ( − 0.143 ， 0.055 ， 0.154 ， 0 ， 0.476 ) ′ 反映了 ω 2 t − 1 ( E x ) 短期偏离长期均衡后回到均衡状态的调整速度。 提取货物贸易出口相关的重要的信息可以得出： Δ LnEX t = 0.23 Δ LnEx t − 1 − 0.41 Δ LnOp t − 1 − 4.48 Δ LnWoc t − 1     − 0.331 Δ LnOp t − 2 + α t + c 0 ( E x ) + γ ω t − 1 ( E x ) 根据回归结果可以看出， Δ LnEx t − 1 ， Δ LnOp t − 1 ， Δ LnWoc t − 1 均会对 Δ LnEx t 产生影响，其中t − 1期的货物贸易出口额会对当期出口产生正向影响，系数为0.23。而t − 1期的石油价格与石油消费量会对当期出口产生负面影响，系数为−0.41与−4.48。可以理解，前一期的出口增加会激励出口行业的生产激情，扩大生产规模并且拓宽出口渠道，推动出口的增加。石油价格的上涨会增加相关企业的边际生产成本与出口企业的运输成本，成本的上升会对下一期的出口产生负面影响，t − 2期这个系数是−0.331，说明石油价格上升对出口的影响效应是负面且持续两期。t − 1期的石油消费量对货物贸易出口存在负效应，也就是说当石油消费量上升时，短期内会造成货物贸易出口的下降。 其中t − 1时刻需求价格弹性影响 ( 0 ， 0.117 ， 0.408 ， 0 ， 0.233 ) ′ 其中t − 2时刻需求价格弹性影响 ( 0 ， 0.058 ， 0.305 ， 0 ， 0 ) ′ 仅从需求弹性的角度来看，t − 1期的弹性均会对t期的国内生产总值、石油价格与石油需求弹性产生影响，而到了t − 2期，弹性对石油价格和国内生产总值留存有正效应，对t期弹性的影响消失。短期内，消费者对石油消费意愿的增加意味着消费者存在更多的可支配收入可用于石油相关的耐用品消费(例如汽车)或者是旅行出行，可支配收入的增加会提高消费者的消费与投资，造成国内生产总值的上升。而石油消费意愿的上升给予石油产商提高价格的空间，造成石油价格的上升。石油的需求弹性在短期内也存在着惯性，其影响仅持续一期。 值得注意的是，t − 1与t − 2期的货物贸易出口对石油消费量存在正效应。中国的货物贸易出口增加意味着国内相关企业生产规模与运输频率的增加，而石油作为重要的工业原料与必不可少的运输消耗，这些都会对石油消费量产生正向推动作用。 4.3. 格兰杰因果分析 由表5的格兰杰分析结果可以得出，石油价格对中国货物贸易出口存在单向格兰杰因果关系。中国货物贸易出口对石油需求弹性存在单向格兰杰因果关系。石油价格对世界石油消费存在单向格兰杰因果关系。 Table 5 Granger analysis of export mode 因果关系 F-Statistic P值 结论 石油价格不是贸易出口的原因 3.3173 0.07854 拒绝 贸易出口不是石油价格的原因 0.7098 0.4062 接受 需求弹性不是贸易出口的原因 0.0167 0.8981 接受 贸易出口不是需求弹性的原因 3.829 0.0597 拒绝 世界石油消费不是贸易出口的原因 0.5679 0.457 接受 贸易出口不是世界石油消费的原因 0.7752 0.3856 接受 石油价格不是世界石油消费的原因 4.4573 0.04319 拒绝 世界石油消费不是石油价格的原因 1.8246 0.1869 接受 表5. 出口模型的格兰杰分析结果 4.4. 脉冲响应分析 由图6(a)的结果可以看出，给与一个单位石油价格冲击后，货物贸易出口先是在短期内下降，之后上升，至第四期达到最大，约10%，之后至第5期下降产生负的效应，最终趋近于零。可以看出，当石油价格上涨时，出口产商初期会由于成本上升的原因减少出口，为了抵消生产成本增加带来的利润减少，接下来会通过增加产量来降低单位成本。但随着利润的降低及石油价格冲击过后的市场调整后，产商重新调整产量和生产策略，导致货物贸易出口的降低。 由图6(b)结果可以看出，给予一个单位货物贸易出口冲击后，石油价格产生正的效应，接着逐渐下降，至第3期转为负效应，最终趋近于零。当贸易出口增加时，石油价格即时的反应是世界范围内经济的增长和需求的旺盛，于是原油产商为了获得更多利润，推动石油价格开始上升，之后冲击逐渐减弱，最后消失。 由图6(c)可得，给与一个单位货物贸易出口冲击后，世界石油消费量产生正的效应，接着逐渐下降，至第2期转为负效应，最终趋近于零。同理，当中国货物贸易出口增加时，作为原材料与运输消耗资源的石油的消费量即时的反应是增加，而这种冲击带来的效应是短期的，过激的石油需求大量增加会偏离经济自然增长的趋势，反向的作用力会使过量的石油消费量增加拉回正常的增长趋势。 图6. 脉冲响应结果 由图6(d)可得，给与一个单位世界石油消费量冲击后，货物贸易出口先产生负的效应，接着逐渐上升至第4期产生正效应，在第5期达到约2%，接着逐渐下降并趋近于零。世界石油消费量的增长给予生产者扩大生产规模的信息，资本与生产资料在行业之间流动，难以避免的会遭遇损耗，部门调整与劳动力市场短时间内并不能有效的将生产资源无损耗的转入石油相关的产业，石油相关产业也不能在短时间内迅速扩大生产。因此，在短期内，中国货物贸易出口会遭遇短时间的减少，而后转为正向效应，将资源转入高效产业所带来的红利开始显现。