李文星

(廈門理工學(xué)院 經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，福建 廈門 361024)

一、引 言

從1998年6月開始實(shí)行與國際原油價格接軌的定價機(jī)制以來，國內(nèi)原油價格逐步實(shí)現(xiàn)了與國際原油價格的接軌；同時隨著我國經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展，對石油資源的需求量越來越大，2015年中國石油對外依存度超過60%,而且該比例有不斷提高的趨勢，國內(nèi)原油價格受到國際原油價格的影響越來越大。國際原油價格的劇烈波動極易傳遞到國內(nèi)原油市場，并對中國經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展和人民生活產(chǎn)生重要影響。鑒于此，定量分析國際原油價格對國內(nèi)原油價格的沖擊效應(yīng)及其非線性特征具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。

近年來，石油價格大幅波動對經(jīng)濟(jì)生活的各個領(lǐng)域造成了巨大影響，這引起了大量學(xué)者的關(guān)注。相關(guān)研究主要圍繞油價波動的原因、特征以及對經(jīng)濟(jì)的影響等方面展開。Lynch (2002)[1]梳理了國際油價波動的歷史,并從供給的視角分析了國際油價波動的誘因；Sadorsky (1999)[2]構(gòu)建GARCH模型刻畫了國際原油價格波動的特征, 并分析了石油價格波動對宏觀經(jīng)濟(jì)的影響；Cologni和Manera( 2008)[3]基于七國集團(tuán)的樣本數(shù)據(jù)，利用VAR模型研究了石油價格和通貨膨脹的動態(tài)互動關(guān)系，研究結(jié)果表明石油價格變動對物價影響較為顯著。國內(nèi)學(xué)者對油價波動的研究，首先，定性研究方面，梁永樂(2006)[4]、赫叢喜等(2006)[5]和謝洪燕等(2011)[6]重點(diǎn)關(guān)注目前中國石油價格定價機(jī)制的效果、存在的問題，并提出了相應(yīng)的解決措施。定量研究方面,主要分析油價水平對宏觀經(jīng)濟(jì)造成的不同影響(如“中國2007年投入產(chǎn)出表分析應(yīng)用”課題組，2010；陳宇峰、陳啟清,2011;陳建寶、李坤明，2011)[7-9]；還有一部分著重刻畫油價波動的特征、影響因素及重大供給沖擊對油價的影響，如魏巍賢和林伯強(qiáng)(2007)[10]、潘慧峰(2011)[11]、潘慧峰等(2012 )[12]、李治國和郭景剛(2013)[13]及田利輝和譚德凱(2015)[14], 結(jié)果表明大部分事件會導(dǎo)致事件窗內(nèi)石油價格的波動加劇。隨著我國石油對外依存度不斷提高，部分學(xué)者開始關(guān)注國內(nèi)外原油價格的互動關(guān)系 (魏巍賢、林伯強(qiáng), 2007；張意翔等,2007;林伯強(qiáng)、李江龍，2012)[10，15，16],研究結(jié)果總體表明國內(nèi)外原油價格互動關(guān)系有增強(qiáng)的趨勢。從現(xiàn)有的文獻(xiàn)來看,目前對國內(nèi)外原油價格互動關(guān)系的研究并不多見，且相關(guān)實(shí)證研究均假設(shè)二者之間的關(guān)系是線性的。鑒于此，本文擬嘗試運(yùn)用平滑轉(zhuǎn)換回歸模型研究國際原油價格對國內(nèi)原油價格沖擊的非線性效應(yīng)，以揭示兩者間微妙而復(fù)雜的關(guān)系。

二、平滑轉(zhuǎn)換回歸(STR)模型簡介

本文采用非線性平滑轉(zhuǎn)換回歸模型來刻畫國際原油價格對國內(nèi)原油價格的非線性影響。原因在于，傳統(tǒng)的最小二乘法通過估計(jì)單一回歸方程來揭示國內(nèi)外原油價格之間可能存在的關(guān)系,但二者之間可能并非僅為單一的回歸模式 ,而可能是當(dāng)國際原油價格超過一定界限時 ,回歸模型的截距或斜率系數(shù)將發(fā)生變化，即國際原油價格對國內(nèi)原油價格有多種不同的影響模式(即非線性回歸)，而平滑轉(zhuǎn)換回歸模型(STR)則為解決非線性回歸中最簡潔的方法之一。其優(yōu)勢在于可以以國際原油價格的一定界限值作為門檻值，充分揭示國際原油價格處于不同的區(qū)間時，其變動對國內(nèi)原油價格的不同影響模型。與用傳統(tǒng)的方法相比，平滑轉(zhuǎn)換回歸模型有助于獲得一個更佳的解釋效果。

STR模型的一般形式為[17- 20]：

(1)

其中，yt為目標(biāo)變量，zt是由目標(biāo)變量yt的滯后期從1到m的m個滯后變量和g個其它的解釋變量構(gòu)成的向量，即有：zt=(1,z1t,…,zkt)′=(1,yt-1,…,yt-m;x1t,…,xgt)′且有k=m+g。β=(β0,β1,…,βk)′和ρ=(ρ0,ρ1,…,ρk)′分別為線性和非線性部分的參數(shù)向量，{εt}是滿足零均值、同方差的隨機(jī)擾動項(xiàng)，轉(zhuǎn)換函數(shù)G(γ,c,st)是關(guān)于轉(zhuǎn)換變量st的有界函數(shù)，值域?yàn)?[0，1]。參數(shù)γ為取值大于0的平滑參數(shù)，用于刻畫轉(zhuǎn)換函數(shù)從0狀態(tài)到1狀態(tài)變化的速度。參數(shù)c為門檻參數(shù)，用以刻畫轉(zhuǎn)換函數(shù)狀態(tài)發(fā)生變化的門檻值。

三、實(shí)證研究

(一) 數(shù)據(jù)來源與處理

本文選取2000年1月至2016年5月大慶原油價格(DQ)和布倫特原油價格(BR)月度數(shù)據(jù)作為國內(nèi)外原油價格的代表，數(shù)據(jù)來源于美國能源信息管理部門的官方網(wǎng)站和鳳凰財經(jīng)官方網(wǎng)站?？紤]到季節(jié)因素的影響，本文采用X12 方法進(jìn)行調(diào)整。同時，本文對季節(jié)調(diào)整后的數(shù)據(jù)取自然對數(shù)以避免異方差性，兩變量分別記為lnDQ和lnBR。

從圖1可見, 國內(nèi)外原油價格變化趨勢基本一致, 尤其是當(dāng)國際原油價格上升或下降時, 兩者變化特征基本相同?？偟膩砜?2000年1月至2015年11月期間, 國內(nèi)外原油價格都經(jīng)歷了3個比較明顯的上升下降的波動過程。分階段來看, 2000年1月至2006年8月, 全球經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展對石油產(chǎn)生巨大需求助推原油價格的快速上漲，之后略微下降，直到2007年1月份達(dá)到最低點(diǎn)。2007年2月開始，由于世界大國的石油戰(zhàn)略需求增加、石油庫存不足和美元匯率走低等因素的影響，國內(nèi)外原油價格大幅飆升，并于2008年7月達(dá)到歷史最高點(diǎn)。此后，美國次貸危機(jī)引發(fā)的世界金融危機(jī)導(dǎo)致全球?qū)嶓w經(jīng)濟(jì)增長乏力，進(jìn)而引起國內(nèi)外油價快速下滑，至2009年2月份達(dá)到最低點(diǎn)。2009年3月以來，伴隨著世界經(jīng)濟(jì)的緩慢復(fù)蘇，國內(nèi)外石油價格逐漸上漲，這種勢頭一直持續(xù)到2011年4月，此后基本保持在每桶100美元的高位以上。2014年7月至2016年5月期間，由于受到世界經(jīng)濟(jì)增長乏力，尤其是中國經(jīng)濟(jì)增速明顯放緩的影響，國際油價下跌超過50%。從圖1我們可以看出, 在原油價格高漲時期，國內(nèi)外原油價格之間的缺口較小, 而在原油價格較緩和時期該缺口則呈現(xiàn)出擴(kuò)大的態(tài)勢。綜合來看，國內(nèi)外原油變動軌跡非常相似, 但是兩者變動趨勢的同步性在不同時期具有顯著的差異性。那么，國內(nèi)外原油價格之間到底存在怎樣微妙而復(fù)雜的關(guān)系，在不同的時期，國際原油價格對國內(nèi)原油價格的沖擊效應(yīng)如何，是否存在非線性，需要實(shí)證分析予以解答。

圖1 國內(nèi)外原油價格走勢圖

(二) 單位根檢驗(yàn)結(jié)果

趙進(jìn)文(2009)[21]研究表明，當(dāng)存在異常值數(shù)據(jù)時，PP檢驗(yàn)與ADF 檢驗(yàn)相比更具穩(wěn)健性，因此，為了避免原油價格異常值數(shù)據(jù)的影響，本文采用PP檢驗(yàn)。結(jié)果見表1。

表1 PP檢驗(yàn)結(jié)果

注： (1)“***”表示在1%的顯著性水平，PP檢驗(yàn)的帶寬標(biāo)準(zhǔn)依據(jù)Newey-West using Bartlett Kernel。

(2)(C，T)表示檢驗(yàn)方程既包含截距項(xiàng)也包含趨勢項(xiàng)，(C,0)表示包含截距項(xiàng)而無趨勢項(xiàng)。

首先,在1%的顯著性水平下，變量lnBR與lnDQ的水平序列,PP檢驗(yàn)的統(tǒng)計(jì)值均不顯著, 因此二者均是非平穩(wěn)的。而對于二者的一階差分序列ΔlnBR 和ΔlnDQ,在1%的顯著性水平下, 均拒絕原假設(shè), 即ΔlnBR 和ΔlnDQ為平穩(wěn)序列。因此，在本文下面的分析中將采用平穩(wěn)序列ΔlnBR 和ΔlnDQ進(jìn)行建模，而這兩個序列分別表示國際原油價格增長率和國內(nèi)原油價格增長率。

(三) STR模型的估計(jì)結(jié)果及分析

本文遵循非線性STR模型構(gòu)建的步驟[22]，首先，確定模型的線性部分，按照AIC最優(yōu)滯后期選擇標(biāo)準(zhǔn)，確定線性部分的滯后期為5，再根據(jù)變量的顯著性，最后得到線性模型的具體形式如下:

ΔlnDQ(t)= -0.2636(-3.4789)ΔlnDQ(t-1)-0.3914(-5.1497)ΔlnDQ(t-2)-0.2389(-3.0141)ΔlnDQ(t-3)

-0.3223(-4.2472) ΔlnDQ(t-4)-0.2754(-3.6417)ΔlnDQ(t-5)+0.9673(32.3702)ΔlnBR(t)+0.3598(4.5727)ΔlnBR(t-1)

+0.4391(5.4750)ΔlnBR(t-2)+0.2582(3.1026)ΔlnBR(t-3)+0.3176(4.0342)ΔlnBR(t-4)+0.2785(3.5688)ΔlnBR(t-5)

(2)

其次，在模型線性部分的基礎(chǔ)上，選擇不同轉(zhuǎn)換變量進(jìn)行線性假設(shè)檢驗(yàn)，并根據(jù)顯著性水平的大小確定合適的轉(zhuǎn)換函數(shù)形式和轉(zhuǎn)換變量，結(jié)果如表2。

表2 線性假設(shè)檢驗(yàn)及轉(zhuǎn)換函數(shù)形式選擇結(jié)果

注：表中數(shù)值為相應(yīng)統(tǒng)計(jì)量的P值。

可以看出，當(dāng)轉(zhuǎn)換變量為ΔlnDQ(t-1)、ΔlnBR(t)和ΔlnBR(t-1)時，模型均存在非線性的函數(shù)關(guān)系，這在一定程度上反映了國內(nèi)外原油價格的非線性依從關(guān)系。當(dāng)以ΔlnBR(t)為轉(zhuǎn)換變量時，接受線性假設(shè)的伴隨概率最低，且根據(jù)F3的P值非最小，因此本文最終選擇ΔlnBR(t)作為轉(zhuǎn)換變量，相應(yīng)的STR模型形式為LSTR1。

接下來估計(jì)模型參數(shù)。首先必須確定轉(zhuǎn)換函數(shù)中的參數(shù)C和γ的初始值。本文采用二維網(wǎng)格點(diǎn)搜索法對參數(shù)初始值進(jìn)行估計(jì)，門限參數(shù)最大值為0.2041，最小值為-0.3805，而平滑參數(shù)γ最大值為10，最小值為0.5，分別在最小值與最大值中間等間隔取50個值，從而獲得2500組(c，γ)參數(shù)組合，計(jì)算每一參數(shù)組合下的殘差平方和，以其中的最小值對應(yīng)的參數(shù)為初始值,然后利用牛頓—拉夫森迭代算法，將條件似然函數(shù)對參數(shù)求偏導(dǎo)，即可獲得LSTR1模型參數(shù)的最終估計(jì)值，結(jié)果見表3。

表3 LSTR1模型估計(jì)結(jié)果

注：括號內(nèi)的數(shù)值表示t統(tǒng)計(jì)量,***、**、*分別表示在1%、5%和10%的水平上顯著。

根據(jù)表3的結(jié)果整理得到非線性模型LSTR1的具體形式為：

ΔlnDQ(t)= -0.00312-1.12502ΔlnDQ(t-2)(-1.3987)(-5.4371) -0.35040ΔlnDQ(t-3)(-4.9550) +0.94955(35.0310)ΔlnBR(t)

+1.32036(5.5490)ΔlnBR(t-2)+0.38509ΔlnBR(t-3)+(5.2155) G(γ,c,ΔlnBR(t))×(0.45109)(5.4756)ΔlnDQ(t-1)

(3)

+0.78512(3.6059)ΔlnDQ(t-2)-0.30103ΔlnDQ(t-4)(-3.6658) -0.37974ΔlnDQ(t-5)(-5.0915) +0.55891(6.7633)ΔlnBR(t-1)

+0.93929(3.7701)ΔlnBR(t-2)+0.29846(3.5736)ΔlnBR(t-4)+0.38982(5.1724)ΔlnBR(t-5)

其中，括號中的數(shù)值為相應(yīng)的t統(tǒng)計(jì)值，轉(zhuǎn)換函數(shù)G(γ,c,ΔlnBR(t))=[1+exp(-25.9256(ΔlnBR(t)+0.05247)]-1。

(四)模型穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為了保證所估計(jì)的國內(nèi)外原油價格之間的非線性動態(tài)模型(LSTR1)具有良好的統(tǒng)計(jì)性質(zhì)，接下來對上述模型估計(jì)結(jié)果進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

主要檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)值為：

ARCH-LM =9.5210(p-值為0.3003),J-B=2.3984(p-值為0.3014)

異方差性ARCH-LM檢驗(yàn)和正態(tài)性J-B檢驗(yàn)表明,1%水平下，本文構(gòu)建的LSTR1模型誤差項(xiàng)不存在異方差問題并且服從正態(tài)分布。為了考察上述LSTR1模型能否充分提取變量關(guān)系中的非線性成分，本文進(jìn)行殘差的非線性檢驗(yàn)，見表4。在1% 的顯著性水平下模型并不存在殘余的非線性，上述LSTR1模型能夠較好地提取國內(nèi)外原油價格互動關(guān)系中的非線性成分。圖2為實(shí)際值和擬合值時間序列圖。

表4 殘余非線性檢驗(yàn)

圖2 實(shí)際值和擬合值時間序列圖

(五)實(shí)證結(jié)果解釋

由上式(3)的線性部分可以看出，ΔlnDQ(t-2)和ΔlnDQ(t-3)每變動一個單位分別使ΔlnDQ(t)反向變動1.12502和0.35040個單位，這說明2個月和3個月前的國內(nèi)原油價格上漲，則當(dāng)前月份的國內(nèi)原油價格會有一個反向的調(diào)整。具體原因可能是當(dāng)意識到原油價格上漲時，政府部門將會采取相應(yīng)政策對原油價格進(jìn)行調(diào)控，緩和原油價格的上漲趨勢。這反映出決策部門對原油價格變動的敏感性，能夠適時制定政策進(jìn)行調(diào)控。尤其值得關(guān)注的是，各期國際原油價格對國內(nèi)原油價格均有正向的推動作用，且強(qiáng)度較大；具體來看，ΔlnBR(t)、ΔlnBR(t-2)和ΔlnBR(t-3)變動一個單位能使國內(nèi)ΔlnDQ(t)分別同向變動0.94955、1.32036和0.38509個單位，即當(dāng)月、2個月前和3個月前的國際原油價格變化對當(dāng)月國內(nèi)原油價格變化具有較大影響。LSTR1模型的線性部分表明，國內(nèi)原油價格受到近期國際原油價格變動的影響較大。

LSTR1 模型的非線性部分由轉(zhuǎn)換函數(shù)和回歸項(xiàng)構(gòu)成。首先分析轉(zhuǎn)換函數(shù)G。G是關(guān)于轉(zhuǎn)換變量ΔlnBR(t)的增函數(shù), 轉(zhuǎn)換變量ΔlnBR(t)代表當(dāng)期國際原油價格增長率，即轉(zhuǎn)換函數(shù)值隨著當(dāng)期國際原油價格增長率的增大而增大，進(jìn)而引起非線性部分的影響變大。這說明當(dāng)期國際原油價格增長率是當(dāng)期國內(nèi)原油價格的一個重要影響因素。轉(zhuǎn)換變量的門限參數(shù)C=-0.05247，表明當(dāng)(轉(zhuǎn)換變量)國際原油價格增長率大于-0.05247時，轉(zhuǎn)換函數(shù)值較大，此時，模型的非線性部分影響變大，這說明國際原油價格增長率快速上漲會使國際油價對國內(nèi)油價的沖擊程度明顯增強(qiáng)。這種沖擊的非線性特征可能有三個方面的原因：其一,原油價格定價機(jī)制方面。我國自2000年6月以來對原油價格進(jìn)行了進(jìn)一步的改革, 實(shí)現(xiàn)國內(nèi)外油價的逐月聯(lián)動,此后國內(nèi)外油價波動的動態(tài)特征基本一致, 即國內(nèi)與國際油價充分接軌，因此會出現(xiàn)國內(nèi)原油價格跟隨國際原油價格劇烈上漲或下跌。其二，原油市場投機(jī)方面。當(dāng)期國際原油價格快速增長或急劇下跌時，將使國內(nèi)外原油價格差增大，造成原油現(xiàn)貨市場和期貨市場投機(jī)加劇，這將推動國內(nèi)原油價格快速上漲或快速下跌。其三，原油市場預(yù)期機(jī)制方面。當(dāng)國際原油價格快速上漲或下跌時，將使國內(nèi)市場油價產(chǎn)生同向變動的預(yù)期，在市場預(yù)期為理性的情況下，將使國內(nèi)原油市場供需出現(xiàn)失衡，進(jìn)而推動國內(nèi)原油價格的快速上漲或下跌。而當(dāng)ΔlnBR(t)小于門限參數(shù)-0.05247時，即國際原油價格增長較小時，轉(zhuǎn)換變量的變化對模型非線性部分影響相對有限，此時，國內(nèi)原油價格主要受線性影響。平滑參數(shù)γ數(shù)值較大，表明模型在線性與非線性之間的轉(zhuǎn)換速度較快，這也預(yù)示著國內(nèi)原油價格受到國際原油價格沖擊后的反應(yīng)可能是跳躍式的。當(dāng)國際原油價格快速上漲時，國內(nèi)原油價格容易從低水平快速攀升或從高水平快速下降，這與圖1中國內(nèi)原油價格與國際原油價格走勢保持高度一致相吻合。

其次，LSTR1模型非線性部分的回歸項(xiàng)部分體現(xiàn)了各期國內(nèi)原油價格對國內(nèi)原油價格的非線性影響。其中，滯后各期的國際原油價格對國內(nèi)原油價格都有正向的推動作用，且各變量前的系數(shù)估計(jì)值較大，即ΔlnBR(t-1)、ΔlnBR(t-2)、ΔlnBR(t-4)和ΔlnBR(t-5)每變動一個單位分別能使ΔlnDQ(t)產(chǎn)生0.55891、0.93929、0.29846和0.38982個單位的同向變化；同樣表明國際原油價格的變化能較快地對國內(nèi)原油價格產(chǎn)生影響，且國內(nèi)原油價格對國際原油價格各期變化的反應(yīng)更大，國內(nèi)原油價格已基本實(shí)現(xiàn)與國際原油價格的接軌。此外，ΔlnDQ(t-1)和ΔlnDQ(t-2)每變動一個單位分別能使ΔlnDQ(t)產(chǎn)生0.45109和0.78512個單位的同向變化，這說明我國原油價格具有一定的慣性，原油價格具有自我強(qiáng)化的作用，前兩個月油價變動對當(dāng)月油價有較大的影響，表明國內(nèi)原油價格變化受到市場預(yù)期的顯著影響。而ΔlnDQ(t-4)和ΔlnDQ(t-5)變動一個單位則分別能使ΔlnDQ(t)反向調(diào)整0.30103和0.37974個單位。

綜合LSTR1模型非線性部分的轉(zhuǎn)換函數(shù)和回歸項(xiàng)的結(jié)果，我們可以看出，當(dāng)國際原油價格增長率超過一定的門限值時，模型非線性部分中轉(zhuǎn)換函數(shù)和回歸項(xiàng)乘積項(xiàng)的值變大，即國際原油價格對國內(nèi)原油價格的影響程度明顯增強(qiáng)。結(jié)合圖3中轉(zhuǎn)換函數(shù)和轉(zhuǎn)換變量變動軌跡，在從2000年7月以后的整個時期內(nèi)，轉(zhuǎn)換變量大部分時間內(nèi)超過了門限值，因此，轉(zhuǎn)換函數(shù)的值大部分時間趨向于1，此時，國際原油價格對國內(nèi)原油價格的非線性影響將不斷顯現(xiàn)，且作用強(qiáng)度很大。此外，我們也看到，轉(zhuǎn)換函數(shù)的取值在0與1之間的轉(zhuǎn)換速度很快，這與平滑參數(shù)估計(jì)值較大的結(jié)果相一致。圖3表明LSTR1模型能夠較好地反映國內(nèi)外原油價格之間的動態(tài)關(guān)系，通過本文所構(gòu)建的非線性LSTR1模型所產(chǎn)生的擬合數(shù)據(jù)的動態(tài)特征能夠較好地模擬原始數(shù)據(jù)的動態(tài)特征。模型估計(jì)的線性部分和非線性部分結(jié)果見圖4。

圖3 轉(zhuǎn)換函數(shù)和轉(zhuǎn)換變量變動軌跡圖

圖4 線性部分和非線性部分變動軌跡圖

四、結(jié)論與政策啟示

綜合來看，本文的結(jié)論為: 第一，國際原油價格對國內(nèi)原油價格的沖擊具有非線性特征，且在大部分時段該非線性特征相當(dāng)顯著。當(dāng)期的國際原油價格增長率是決定國際油價對國內(nèi)油價非線性沖擊程度的關(guān)鍵因素，當(dāng)期國際原油價格增長過快會加劇國際油價對國內(nèi)油價的影響力度。第二，各滯后期國際原油價格的系數(shù)估計(jì)值較大且都為正，可見我國原油價格的變動主要由國際原油價格推動，而且對國內(nèi)原油價格的影響體現(xiàn)為非線性影響。第三，國內(nèi)原油價格變動的慣性特征明顯，說明國內(nèi)原油價格的變動部分原因在于市場的主觀慣性行為。最后，國內(nèi)原油價格滯后期對當(dāng)期有逆向調(diào)整作用，這表明決策部門能夠密切監(jiān)測原油價格的走勢，油價調(diào)控措施效果明顯。

本文的實(shí)證研究表明，國內(nèi)原油價格能夠迅速地反應(yīng)國際原油價格的變化。 說明隨著國內(nèi)油價改革的推進(jìn)，從價格水平上來看，國內(nèi)原油價格已經(jīng)與國際原油價格充分接軌。 但我們也必須清醒地認(rèn)識到，國內(nèi)原油價格形成機(jī)制并沒有與國際真正接軌。原因在于，我國石油市場長期被三家主要石油企業(yè)壟斷, 還遠(yuǎn)未真正完全市場化；我國原油價格還無法真實(shí)準(zhǔn)確反映國內(nèi)石油市場的供需關(guān)系的變化，面對國際油價波動，只能被動地跟蹤。再者, 我國作為世界第二大經(jīng)濟(jì)體和石油消費(fèi)大國，一直以來都沒有自己獨(dú)立的石油價格報價系統(tǒng),這導(dǎo)致我國石油市場的供求關(guān)系狀況不能得到快速準(zhǔn)確的反映, 進(jìn)而也無法將國內(nèi)石油價格信息反饋到國際市場上,從而沒有真正參與到國際原油價格的形成過程中, 只能被動遭受國際油價高企的困境。同時，必須指出的是，在國內(nèi)成品油市場被幾家大型油企壟斷的局面下, 國內(nèi)原油價格與國際接軌將導(dǎo)致國內(nèi)原油價格與成品油價格供需脫節(jié),導(dǎo)致當(dāng)前原油市場上國內(nèi)油價跟隨國際油價出現(xiàn)劇烈下跌，而成品油市場上則仍然維持較高的價格，這極大地破壞了市場經(jīng)濟(jì)的運(yùn)行機(jī)制并使得石油這種稀缺資源無法得到最優(yōu)配置。如何理順我國原油價格與成品油價格的關(guān)系將是國內(nèi)成品油價格機(jī)制改革的關(guān)鍵一環(huán)。

針對當(dāng)前國內(nèi)原油市場的現(xiàn)狀,本文得出的政策啟示為：

首先, 政策制定者應(yīng)關(guān)注國際原油價格對國內(nèi)原油價格沖擊效應(yīng)的門檻值, 把握主動權(quán)。實(shí)證分析發(fā)現(xiàn), 當(dāng)期國際原油價格增長超過門檻值或者下降超過門檻值后, 當(dāng)期國際原油價格對國內(nèi)原油價格的影響明顯增大。這給決策部門一種預(yù)示, 當(dāng)國際原油價格快速上漲或下降時，應(yīng)迅速調(diào)研國內(nèi)原油價格變動情況,分析國內(nèi)油價突破門檻值的支撐點(diǎn)在哪里, 弄清究竟是原油供給不足或某些中間商炒作引起，還是由于國際市場外部沖擊因素的影響, 并迅速制定相應(yīng)的宏觀調(diào)控政策進(jìn)行調(diào)節(jié), 以免原油價格上漲對其他相關(guān)領(lǐng)域造成不利影響。

其次，隨著我國石油進(jìn)口不斷增加,應(yīng)盡快調(diào)整石油價格定價機(jī)制,以增大我國在原油價格定價中的發(fā)言權(quán), 避免國際原油價格波動對我國經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生大的沖擊。

再次，開發(fā)新能源尤其是清潔能源，減少石油進(jìn)口?？紤]到我國近年來石油消費(fèi)方式現(xiàn)狀,石油消費(fèi)仍將快速增加，通過“開源節(jié)流”來改變石油供應(yīng)日益緊張的趨勢將難以實(shí)現(xiàn),因此，我國必須盡快建立充足的石油戰(zhàn)略儲備或者對新能源開發(fā)進(jìn)行大量投資。

最后，考慮到各滯后期的國際原油價格變化對國內(nèi)原油價格的作用強(qiáng)度都較大，即國際原油價格的變化有滯后影響效應(yīng)，決策部門應(yīng)關(guān)注以前各期油價對當(dāng)期油價的累積影響，防微杜漸。因此，需要盡快建立有效的油價預(yù)警和評估系統(tǒng)，避免油價大幅波動。

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