朱治雙

[摘 要] 由于我國天然氣對外依存度大，使我國天然氣價格以及宏觀經(jīng)濟的發(fā)展必將受到國際天然氣價格的影響。研究國際氣價沖擊對我國宏觀經(jīng)濟的影響十分必要。運用向量自回歸模型以及脈沖響應(yīng)和方差分解方法得出結(jié)論：國際氣價上漲對我國經(jīng)濟增速將產(chǎn)生負面影響;國際氣價沖擊對宏觀經(jīng)濟變量的影響將具有一定的持續(xù)性;國際氣價沖擊對宏觀經(jīng)濟變量預(yù)測誤差的影響相對較小。即國內(nèi)天然氣對外依存度越大，國際氣價對國內(nèi)天然氣價格、宏觀經(jīng)濟的沖擊越大。

[關(guān)鍵詞] 國際氣價沖擊;宏觀經(jīng)濟;影響研究

[中圖分類號] F124 [文獻標識碼] A

Impacts of Gas Price in Global Market on China's Macro-Economy

ZHU Zhishuang

Abstract： As most China's natural gas supply depends on import， gas price and macro-economy are affected by gas price of global market. Thus， it is necessary to do research on impacts of global gas price over China's macro-economy. By using the Vector autoregressive model， impulse response and variance decomposition methods， the research comes to a conclusion that the increase of global gas price has adverse impacts on China's economic growth and the impacts will work on macro-economic variables for some time while not that much on error of prediction of variables. That is to say， the more China depends on natural gas import， the bigger the impact of global gas price is on domestic gas price and macro-economic development.

Key words： impact of gas price in global market， macro-economy， research on impacts

一、研究背景

隨著我國經(jīng)濟的快速發(fā)展和對氣候變化問題的日益重視，天然氣作為相對清潔低碳的化石能源，其市場獲得了前所未有的發(fā)展。1990年至2012年間，我國天然氣消費量和國內(nèi)生產(chǎn)量分別增長9.6倍和7倍。由于天然氣消費增速普遍高于生產(chǎn)量增速，且受我國“富煤、少油、缺氣”資源稟賦的約束，我國天然氣的對外依存度不斷攀升，到2012年已達到26.8%。

目前我國天然氣的定價方法仍以傳統(tǒng)的“成本加成”方法為主，但是隨著天然氣進口規(guī)模的不斷擴大以及國際氣價的普遍上漲，氣價內(nèi)外倒掛的局面將倒逼我國采取更加市場化和與國際接軌的方法，這表明國際天然氣價格的變動將對我國天然氣價格以及宏觀經(jīng)濟產(chǎn)生重要影響。

目前，國內(nèi)外學(xué)者主要研究國際石油價格變動對我國宏觀經(jīng)濟的影響[1-5]，關(guān)于國際氣價對我國宏觀經(jīng)濟的影響方面的文章研究較少。在我國天然氣對外依存度不斷攀升以及國內(nèi)天然氣定價機制改革穩(wěn)步推進的形勢下，國際氣價變動對我國宏觀經(jīng)濟的影響將逐步顯現(xiàn)。研究國際氣價變動對我國宏觀經(jīng)濟的影響具有十分重要的意義。

二、研究方法

考慮到國際氣價變動的不確定性以及宏觀經(jīng)濟變量之間關(guān)系的復(fù)雜性，本文采用向量自回歸模型（VAR）以及脈沖響應(yīng)與方差分解方法分析國際氣價變動對我國宏觀經(jīng)濟的影響。VAR模型是一種非結(jié)構(gòu)化模型，其一般形式為：

Yt=A0+A1Yt-1+…ALYt-p+B1Xt-1+…+BrXt-r+εt （1）

式（1）中，Yt為k維內(nèi)生變量向量，Yt-1為滯后內(nèi)生變量向量，A0為k維常數(shù)向量，A1，A2，…AL，B1，…，Br為待估系數(shù)矩陣。εt為k維隨機誤差向量，并滿足于均值為0的獨立同分布過程。

三、實證分析

（一）變量選取與數(shù)據(jù)來源

為了較為全面地反映國際氣價對我國宏觀經(jīng)濟的影響，本文選取的指標包括GDP增速（G），消費者物價指數(shù)（CPI），廣義貨幣供給量（M2）和國際天然氣價格（GASP）。為了消除可能存在的異方差，本文對消費者物價指數(shù)、廣義貨幣供給量以及國際天然氣價格序列進行了對數(shù)化處理。

GDP增速、消費者物價指數(shù)和廣義貨幣供給量數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒2013》。考慮到中國的地理位置和世界天然氣市場格局，國際天然氣價格采用日本LNG到岸價，數(shù)據(jù)來源于BP。以上所有序列的時間區(qū)間為1995年至2012年。

（二）單位根檢驗

為了避免直接對時間序列數(shù)據(jù)進行模型估計可能導(dǎo)致的虛假線性回歸情況，在建模前，需要對各變量序列進行平穩(wěn)性檢驗，本文采用ADF和PP兩個方法，以保證平穩(wěn)性檢驗的可靠性。檢驗的結(jié)果顯示：各變量在水平序列為非平穩(wěn)序列，但是在一階差分序列上均表現(xiàn)出了平穩(wěn)性。因此，可以進一步探究各變量之間的長期平穩(wěn)關(guān)系，即進行協(xié)整檢驗。

（三）協(xié)整檢驗

本文采用基于回歸殘差的協(xié)整檢驗。模型的估計結(jié)果為：endprint

G=-1.86-0.05LnGASP+0.34LnCPI+0.04LnM2

（-2.55） ? ? ? ? ? （-1.86） ? ? ? ? ? ? ? ?（2.67） ? ? ? ? ? ? ? （2.05）

R2=0.35 ■2=0.21 F統(tǒng)計量=2.52 D·W=0.93 （2）

令ecm=G+1.86+0.05LnGASP-0.34LnCPI-0.04LnM2，對ecm進行平穩(wěn)性檢驗，結(jié)果顯示：在5%的顯著性水平下，拒絕殘差序列ecm存在單位根的原假設(shè)，ecm序列是平穩(wěn)的。因此因變量G與自變量之間協(xié)整關(guān)系。

通過式（2）可以得出如下結(jié)論：

1.國際氣價上升對我國經(jīng)濟增速具有負面影響。當(dāng)國際氣價上升1%，經(jīng)濟增速將減緩0.05個百分點。隨著我國天然氣對外依存度的不斷提高，國際氣價的大幅上升可能形成輸入性的通貨膨脹，從而抑制經(jīng)濟增長。

2.溫和性的通貨膨脹有助于刺激經(jīng)濟增長。當(dāng)國內(nèi)一般物價水平在低位區(qū)間運行時，CPI的適度上升有助于提振市場信心，從而刺激經(jīng)濟增長。從式（2）得知，當(dāng)CPI上升1%時，經(jīng)濟增速將提升0.34個百分點。

3.適度寬松的貨幣政策有助于經(jīng)濟增長。當(dāng)廣義貨幣供給量增加1%時，經(jīng)濟增長速度將加快0.04個百分點。這主要是由于貨幣供給量增加使得銀行信用擴張，刺激投資，從而加快國民收入增長。

（四）誤差修正模型

協(xié)整關(guān)系反映了各變量之間的一種長期均衡關(guān)系，但實際經(jīng)濟運行經(jīng)常出于“非均衡”狀態(tài)。在沒有外部干預(yù)的情況下，經(jīng)濟運行將自發(fā)從“非均衡狀態(tài)”向“均衡狀態(tài)”不斷調(diào)整，而一項外部沖擊又將打破“均衡狀態(tài)”，使得經(jīng)濟運行再次處于“非均衡”的狀態(tài)中。誤差修正模型（ECM）正是用來刻畫宏觀經(jīng)濟從短期非均衡狀態(tài)向長期均衡狀態(tài)調(diào)整的動態(tài)過程。誤差修正模型估計如下：

ΔG=-0.01-0.04ΔLnGASP+0.30ΔLnCPI+0.06ΔLnM2

（-0.26） （-1.79） （2.25） （0.47）

-0.47ecm（-1）

（-1.81）

R2=0.40 ■2=0.19 F統(tǒng)計量=1.97 D·W=1.52（3）

通過式（3）可以看出，誤差修正項的系數(shù)小于零（-0.47），符合反向修正機制。即為了維持經(jīng)濟增速與各自變量之間的長期均衡關(guān)系，當(dāng)期將以-0.47的速度對非均衡狀態(tài)進行調(diào)整，將其拉回到長期均衡狀態(tài)。

（五）向量自回歸模型

國際天然氣價格等因素的不確定性使得構(gòu)建一個滿足經(jīng)濟增長、一般物價水平、以及貨幣供給量之間關(guān)系的結(jié)構(gòu)化模型十分困難。利用VAR模型可以構(gòu)建一個宏觀經(jīng)濟動態(tài)模型。為了簡便起見，模型的滯后階數(shù)設(shè)為2。模型的估計結(jié)果如下：

■

本模型中共有8個根，這些根倒數(shù)的模均小于1，即所有根倒數(shù)的模均位于單位圓內(nèi)，說明被估計的VAR模型滿足穩(wěn)定性條件。

（六）脈沖響應(yīng)分析與方差分解

1.脈沖響應(yīng)分析

脈沖響應(yīng)分析用來衡量來自某個內(nèi)生變量隨機擾動項的一個標準差沖擊對VAR模型中所有內(nèi)生變量當(dāng)前值和未來值的動態(tài)影響。通過對上述VAR模型殘差的相關(guān)系數(shù)矩陣進行判定表明，這些被估計方程的殘差之間存在一定的相關(guān)性，因此可以用脈沖響應(yīng)分析來刻畫國際氣價波動對VAR模型中各宏觀經(jīng)濟變量的動態(tài)影響。

脈沖影響的結(jié)果如圖1所示：

圖1 國際氣價沖擊對各變量的動態(tài)影響

從圖1中可以得出如下結(jié)論：（1）國際氣價沖擊一開始會對經(jīng)濟增長產(chǎn)生負向影響，在第三期的時候達到最大，值為-0.01，隨后影響逐漸減弱，到第5期產(chǎn)生了一個微小的正向影響，隨后又轉(zhuǎn)為負值，到第10期趨于零;（2）國際氣價沖擊一開始對CPI產(chǎn)生了負向影響，在第四期達到最大值，隨后影響第五期和第六期轉(zhuǎn)為正向，隨后轉(zhuǎn)為負向影響，到第10期穩(wěn)定地趨于零;（3）國際氣價沖擊對貨幣供給量從一開始的正向影響到第五期轉(zhuǎn)為負向影響，到第14期時逐漸趨于穩(wěn)定。

2.方差分解

方差分解是研究VAR模型動態(tài)特征另外一種方法。脈沖響應(yīng)分析反映了一個變量的沖擊對其他變量產(chǎn)生的動態(tài)影響，而方差分解則進一步揭示了每一個結(jié)構(gòu)沖擊對內(nèi)生變量變化的貢獻程度。

（1）經(jīng)濟增速的方差分解

如圖2所示，在第一期預(yù)測中，經(jīng)濟增速預(yù)測方差完全由經(jīng)濟增速自身擾動引起，隨著預(yù)測期的不斷推移，經(jīng)濟增速預(yù)測方差中由其他變量擾動所引起的部分的百分比不斷增加，由經(jīng)濟增速自身擾動所引起的部分的百分比不斷下降但仍然占較大的百分比。大約在第8期的時候，經(jīng)濟增速方差分解結(jié)果穩(wěn)定。經(jīng)濟增速預(yù)測方差中68.2%是由自身擾動引起的，15.8%由CPI擾動引起的，14.2%由國際氣價擾動引起，貨幣供給量擾動對經(jīng)濟增速預(yù)測方差的影響僅占1.8%。

（2）消費者物價指數(shù)的方差分解

在第一期預(yù)測中，CPI預(yù)測方差主要由自身擾動引起，經(jīng)濟增速擾動對CPI預(yù)測方差的影響僅占6.25%;到第二期，經(jīng)濟增速擾動對CPI預(yù)測方差的影響上升到66.9%，CPI自身擾動對CPI預(yù)測方差的影響下降到23.2%，其他因素擾動對CPI預(yù)測方差的影響逐步開始顯現(xiàn);到第8期的時候，CPI方差分解結(jié)構(gòu)趨于穩(wěn)定。CPI預(yù)測方差中55.1%有經(jīng)濟增速擾動引起，24.2%由CPI自身擾動引起，由貨幣供給和國際氣價擾動造成的影響分別占11.9%和8.8%。

（3）貨幣供給的方差分解

通過圖2可以看出，貨幣供給量預(yù)測方差中，由自身擾動產(chǎn)生的影響逐步減弱，由經(jīng)濟增速擾動產(chǎn)生的影響逐步增強，到第七期的時候，經(jīng)濟增速擾動對貨幣供給量預(yù)測方差的影響程度超過了貨幣供給量自身擾動產(chǎn)生的影響。此外，國際氣價對貨幣供給量預(yù)測方差的影響僅占1.8%左右。

四、小結(jié)

在我國天然氣對外依存度不斷增加以及國際氣價普遍上漲不斷倒逼我國天然氣定價改革的背景下，本文的研究工作表明國際氣價沖擊對宏觀經(jīng)濟變量的影響具有一定的持續(xù)性，不過影響相對較小。隨著國內(nèi)天然氣對外依存度的不斷提升以及我國逐步采用更加市場化的天然氣定價方式，國際氣價沖擊對宏觀經(jīng)濟變量產(chǎn)生的影響將逐步顯現(xiàn)。

[參 考 文 獻]

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[2]Martin Bodenstein， Luca Guerrieri，Christopher J. Gust. Oil Shocks and the Zero Bound on Nominal Interest Rates[J].Journal of International Money and Finance， 2013， 32（2）：1-47

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[責(zé)任編輯：劉玉梅]endprint