周工

摘要：在建立能源品市場、非能源品市場以及貨幣市場均衡理論模型的基礎(chǔ)上，本文以2000年1月至2015年10月的數(shù)據(jù)為樣本，實證分析了我國貨幣政策對國內(nèi)能源價格波動的沖擊作用。結(jié)果顯示：對我國能源價格波動影響最大的是廣義貨幣供給量，其次是能源產(chǎn)量、政府財政支出、匯率以及國外能源供給因素。因此，央行在對貨幣總量進行調(diào)控時應(yīng)堅持穩(wěn)健的貨幣政策，關(guān)注包括能源價格在內(nèi)的總體物價水平，對能源價格上漲的貨幣條件進行控制。

關(guān)鍵詞：貨幣政策；能源價格；均衡；脈沖響應(yīng)函數(shù)

中圖分類號：F251文獻標識碼：A

作為我國經(jīng)濟社會發(fā)展的重要影響因素，能源的價格波動對國民經(jīng)濟生產(chǎn)、居民日?；顒佑绊懮钸h。隨著我國對能源價格管制的逐步放開，能源的商品屬性不斷被還原，其價格受貨幣政策的影響也越來越大（如圖1所示）。能源價格波動不僅對各行業(yè)及微觀經(jīng)濟主體影響巨大，同時對我國宏觀經(jīng)濟形勢的發(fā)展起著推動作用。因此，本文以煤炭和原油為例，試圖從貨幣政策角度探究其對能源價格波動的影響。

一、分析模型的構(gòu)建

關(guān)于能源的價格問題，中外學者主要將其與國民經(jīng)濟相聯(lián)系進行研究?？紤]到我國的現(xiàn)實情況，為了更清楚地分析貨幣政策對能源價格波動的影響，本文借用Frankel的超調(diào)模型建立能源品市場、非能源品市場和貨幣市場均衡的理論模型，國內(nèi)總產(chǎn)出等于能源品產(chǎn)量和非能源品產(chǎn)量之和，用公式表示為：

對于非能源品市場，假設(shè)本國所生產(chǎn)的非能源品與國外所生產(chǎn)的非能源品具有不完全替代關(guān)系，可假設(shè)我國對非能源品的需求為能源品與非能源品相對價格（P-P-）的增函數(shù)。我國非能源品同樣在國際市場上進行貿(mào)易，非能源品的國內(nèi)價格并不一定與相應(yīng)非能源品的國外價格相一致，即如果我國的非能源品價格相對便宜，那么國外對我國非能源品的需求就會相對增加，反之亦然。因此，我國對非能源品的需求也是國外非能源品與本國非能源品相對價格（PF+E-P-）的遞增函數(shù)，非能源品的需求D-表示為：

二、變量選取、數(shù)據(jù)來源與研究方法

（一）變量選取

1.被解釋變量（能源價格）

煤炭占比在我國一次能源生產(chǎn)、消費結(jié)構(gòu)中一直超過65%，煤炭產(chǎn)業(yè)既是我國經(jīng)濟的基礎(chǔ)產(chǎn)業(yè)，又是國民經(jīng)濟的上游產(chǎn)業(yè)。因為我國目前尚未確定能源價格指數(shù)，故選取我國能源消費結(jié)構(gòu)中占比前兩位的煤炭和原油價格③表示能源價格（P）。我國能源消費結(jié)構(gòu)以石油及其衍生品為主，作為各類石化產(chǎn)品的原料，原油處于石化產(chǎn)業(yè)鏈的最上游，其價格變動能傳導(dǎo)至整個石油產(chǎn)業(yè)鏈的下端，原油價格的變化趨勢能夠代表整個石油產(chǎn)業(yè)鏈的價格趨勢。因此，選擇煤炭和原油的價格能夠在較大程度上能反映我國總體能源價格水平。

2.解釋變量

（1）能源產(chǎn)量（Y），具體包括煤炭產(chǎn)量（YC）和原油產(chǎn)量（YP）。（2）政府財政支出（G），表示政府對能源生產(chǎn)的財政支持及對能源的購買行為。（3）廣義貨幣供給量（M2），表示貨幣和準貨幣，反映了現(xiàn)實購買力和潛在購買力。由于M2為存量數(shù)據(jù)，值得注意的是無法準確反映廣義貨幣供給量的波動情況，本文選用M2環(huán)比增速對其進行表示。（4）匯率（E），本文選用美元對人民幣的平均匯率，匯率降低表明人民幣升值，反之表明人民幣貶值。（5）國外能源供給（Sw），表示國外能源產(chǎn)量。

（二）數(shù)據(jù)來源

以上各指標數(shù)據(jù)范圍為2000年1月至2015年10月，數(shù)據(jù)頻率均為月度，總樣本容量為190。煤炭價格選用澳大利亞紐卡斯爾/肯布拉港動力煤的現(xiàn)貨離岸價（FOB），它的現(xiàn)貨離岸價是時序最長的月度數(shù)據(jù)。雖然紐卡斯爾/肯布拉港動力煤價格反映的是國際市場煤炭價格，包含流通環(huán)節(jié)成本，但是國有重點煤炭企業(yè)綜合平均售價和FOB動力煤現(xiàn)貨離岸價的相關(guān)性達到099，且兩者同比波動幅度高度一致。因此，選取澳大利亞紐卡斯爾/肯布拉港動力煤現(xiàn)貨離岸價作為我國煤炭價格一定程度上具有合理性。原油價格選用大慶的原油現(xiàn)貨價，大慶原油現(xiàn)貨價時序跨度最長，且與勝利原油現(xiàn)貨價漲跌幅度一致，大慶原油現(xiàn)貨價能夠反映國內(nèi)原油價格。國外能源供給月度數(shù)據(jù)來源于美國能源信息管理局，其他數(shù)據(jù)如不作特別說明，則均來自《中國能源統(tǒng)計年鑒》、《中國統(tǒng)計年鑒》、IMF的國際金融統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫IFS以及Wind資訊。

（三）研究方法

根據(jù)上述建立的理論模型，同時為避免經(jīng)典OLS法可能出現(xiàn)的偽回歸，本文選用VECM模型分析我國能源產(chǎn)量、廣義貨幣供給量、匯率、財政支出、國外能源供給對國內(nèi)能源價格變動傳導(dǎo)的程度及正負。為最大化減輕模型外因素對系統(tǒng)的干擾，本文對我國能源產(chǎn)量和國外能源供給變量進行季節(jié)性調(diào)整，并對有關(guān)變量進行對數(shù)化處理，設(shè)定計量模型為：

三、實證分析

（一）單位根檢驗

本文利用Dickey & Fuller提出的ADF單位根檢驗法對各變量進行單位根檢驗，以確定變量的平穩(wěn)性，檢驗結(jié)果如表1所示。表1顯示全體變量均無法在10%的顯著性水平上拒絕包含單位根的原假設(shè)，即全體變量均為非平穩(wěn)序列。然而，它們的一階差分序列均在1%的顯著性水平上拒絕包含單位根的原假設(shè)，即全體變量的一階差分為平穩(wěn)序列。因此，序列LNPNC、LNPNP、LNYC、LNYP、LNM2、LNE、LNG、LNSw均為I（1）序列，故滿足協(xié)整檢驗前提。

本文接下來利用JJ檢驗對變量之間是否存在協(xié)整關(guān)系進行判斷，并確定相關(guān)變量間的符號關(guān)系。為此必須確定協(xié)整秩，即共有多少個線性無關(guān)的協(xié)整向量。本文采用包含常數(shù)項及時間項的協(xié)整秩跡檢驗，結(jié)果表明模型一包含1個線性無關(guān)的協(xié)整向量，最大特征值檢驗同樣表明模型一能夠在5%水平上拒絕“協(xié)整秩為0”的原假設(shè)，但無法拒絕“協(xié)整秩為1”的原假設(shè)。同理可得模型二有1個線性無關(guān)的協(xié)整向量，模型三有1個線性無關(guān)的協(xié)整向量，模型四有1個線性無關(guān)的協(xié)整向量。接下來使用對應(yīng)的VAR表示法分別確定四個模型的滯后階數(shù)，并根據(jù)LR、FPE、AIC、HQIC、SBIC（BIC）統(tǒng)計量⑥聯(lián)合確定最優(yōu)滯后階數(shù)，結(jié)果顯示模型一、二、三、四的最優(yōu)滯后階數(shù)均為2。在此基礎(chǔ)上進行協(xié)整檢驗，結(jié)果發(fā)現(xiàn)模型一、二、三、四均存在協(xié)整關(guān)系。

（二）長期系數(shù)估計

在確定模型一、二、三、四中各經(jīng)濟變量間存在協(xié)整關(guān)系后，本文利用Stata12軟件估計它們之間的長期系數(shù)及對應(yīng)的誤差修正模型（ECM），模型一、二、三、四的協(xié)整方程分別為：

1.能源產(chǎn)量變量：方程（28）、（29）估計結(jié)果顯示我國煤炭產(chǎn)量系數(shù)估計值均在1%的顯著性水平上通過統(tǒng)計檢驗，且符號均為負，說明我國煤炭價格與我國煤炭產(chǎn)量呈負相關(guān)關(guān)系，即我國煤炭產(chǎn)量提高能夠降低我國煤炭價格；方程（29）估計結(jié)果顯示我國原油產(chǎn)量系數(shù)估計值未通過顯著性檢驗，說明我國煤炭價格受我國原油產(chǎn)量影響不顯著，即我國原油產(chǎn)量變化不會影響我國煤炭價格；方程（30）估計結(jié)果顯示我國原油產(chǎn)量系數(shù)估計值能夠在1%的顯著性水平上通過統(tǒng)計檢驗，且符號為負，說明我國原油價格與我國原油產(chǎn)量呈負相關(guān)關(guān)系，即我國原油產(chǎn)量提高能夠降低我國原油價格；方程（31）估計結(jié)果顯示我國原油產(chǎn)量系數(shù)估計值未通過顯著性檢驗，而我國煤炭產(chǎn)量系數(shù)估計值在1%的顯著性水平上通過統(tǒng)計檢驗，且符號為負，表明當同時考慮我國煤炭產(chǎn)量與原油產(chǎn)量時，我國原油價格與我國煤炭產(chǎn)量呈負相關(guān)關(guān)系，我國原油產(chǎn)量系數(shù)估計值反而不顯著，前文假設(shè)獲得驗證，即我國煤炭與原油在一定程度上具有可替代性。由上述分析可知長期內(nèi)我國能源產(chǎn)量的提高能夠降低國內(nèi)能源價格水平。

2.匯率變量：方程（28）、（29）、（30）、（31）均在1%的顯著性水平上通過統(tǒng)計檢驗，且系數(shù)符號均為正，說明名義匯率與我國能源價格呈正相關(guān)關(guān)系，即人民幣貶值會拉抬國內(nèi)能源價格；反之，人民幣升值則會降低國內(nèi)能源價格。

3.政府財政支出變量：方程（28）、（29）、（30）、（31）均在1%的顯著性水平上通過統(tǒng)計檢驗，且系數(shù)符號均為正，說明我國政府財政支出與我國能源價格呈正相關(guān)關(guān)系，即長期內(nèi)我國財政支出，特別是對能源支出的不斷提高會抬高國內(nèi)能源價格。

4.國外能源供給變量：方程（30）、（31）均在1%的顯著性水平上通過統(tǒng)計檢驗，且系數(shù)符號均為負，說明國外能源供給與我國能源價格呈負相關(guān)關(guān)系，即國外擴大能源供給水平能夠降低我國能源價格。

5.廣義貨幣供給量變量：方程（28）、（29）、（30）、（31）估計結(jié)果顯示我國貨幣政策變量均在1%的顯著性水平上通過檢驗，且系數(shù)符號均為正，說明我國貨幣供給水平與我國能源價格呈正相關(guān)關(guān)系。此外，由估計值系數(shù)大小可知貨幣政策變量對能源價格波動的貢獻度大于我國政府財政支出變量與匯率變量，且大于能源產(chǎn)量變量的絕對值。

（三）誤差修正模型的短期動態(tài)關(guān)系

Johansen檢驗證實了方程（28）、（29）、（30）、（31）中各經(jīng)濟變量間存在長期穩(wěn)定關(guān)系，而誤差修正模型可用來反映各變量間的短期動態(tài)關(guān)系，可利用誤差修正模型（VEC）進一步分析各變量間的短期動態(tài)關(guān)系?；貧w方程結(jié)果表明：在誤差修正模型中，模型一、二的誤差修正項系數(shù)均能在10%的顯著性水平上通過統(tǒng)計檢驗，除我國煤炭價格（LNPNC）一階差分變量顯著，且系數(shù)估計值較大之外，我國煤炭產(chǎn)量（LNYC）、我國原油產(chǎn)量（LNYP）、政府財政支出（LNG）、廣義貨幣供給量（LNM2），以及名義匯率（LNE）短期內(nèi)對我國煤炭價格無顯著影響，這說明我國煤炭價格具有較強慣性，且短期內(nèi)不受其他因素影響；模型三、四的誤差修正項系數(shù)均未能在10%的顯著性水平上通過統(tǒng)計檢驗，說明短期內(nèi)各經(jīng)濟變量對我國原油價格（LNPNP）的影響不顯著。導(dǎo)致上述變量不顯著的原因主要為兩方面，一是滯后2階的參數(shù)只是統(tǒng)計意義上的顯著，二是當貨幣供給發(fā)生變化時原油價格可能會發(fā)生超調(diào)。

（四）VECM系統(tǒng)假設(shè)檢驗

系統(tǒng)穩(wěn)定性檢驗結(jié)果如圖2所示，除VECM模型本身假設(shè)的單位根外，伴隨矩陣所有特征值均落在單位圓內(nèi)。因此，模型一至四均為穩(wěn)定系統(tǒng)。

（五）脈沖響應(yīng)函數(shù)分析

本文在脈沖響應(yīng)函數(shù)分析過程中采用廣義脈沖響應(yīng)方法，得到我國煤炭價格對廣義貨幣供給量、我國原油價格對廣義貨幣供給量的脈沖響應(yīng)函數(shù)，并以此分析我國能源價格與廣義貨幣供給量之間的相互關(guān)系，如圖3至圖6所示。分析結(jié)果表明我國煤炭價格受貨幣政策因素的一個標準差沖擊后會立刻產(chǎn)生正向反應(yīng)，在3期左右達到最大值，隨后有一個較小幅度的迅速下降，在4期降到最小值后迅速上升，小幅波動并于5期達到穩(wěn)定。我國原油價格受貨幣政策變量的沖擊反應(yīng)與之相類似，均表現(xiàn)出先上升，后下降，最終達到穩(wěn)定的趨勢，這說明我國廣義貨幣供給量正向沖擊我國能源價格。

四、結(jié)論與政策建議

通過建立能源品市場、非能源品市場以及貨幣市場均衡理論模型，本文用誤差修正模型分析和驗證了我國能源價格波動的影響因素。研究結(jié)果顯示我國貨幣政策對國內(nèi)能源價格波動產(chǎn)生了重要影響，其影響程度顯著大于能源產(chǎn)量、政府財政支出、匯率以及國外能源供給因素。從短期來看，由于能源價格表現(xiàn)出較強的慣性以及可能存在超調(diào)的特性，各經(jīng)濟變量對我國能源價格波動的影響并不顯著。從長期來看，以廣義貨幣供給量表示的貨幣政策變量對國內(nèi)能源價格波動具有顯著的正向影響，即提高我國貨幣供給量將抬高能源價格。我國能源產(chǎn)量、國外能源供給變量與我國能源價格波動均呈負相關(guān)性，說明國內(nèi)能源產(chǎn)量與國外能源產(chǎn)量的提高對我國能源價格有降低作用；我國名義匯率變量與能源價格呈正相關(guān)性，表明人民幣升值能夠降低我國能源價格；我國政府財政支出變量與能源價格呈正相關(guān)性，說明我國擴大對能源的財政支出會抬高能源價格。

當前國際能源價格持續(xù)走低，為我國能源價格改革以及經(jīng)濟增長提供了支撐。然而，隨著我國開放程度的不斷提高，資本流動導(dǎo)致的貨幣供給泛濫現(xiàn)象值得警惕，能源作為當今世界重要的戰(zhàn)略資源，如此受制于貨幣政策的變動，對我國建立和完善能源金融體系將造成不利影響。因此，央行在對貨幣總量進行調(diào)控時應(yīng)繼續(xù)堅持穩(wěn)健的貨幣政策，關(guān)注包括能源價格在內(nèi)的總體物價水平，對能源價格上漲的貨幣條件進行控制。此外，有必要繼續(xù)加大能源結(jié)構(gòu)調(diào)整力度，降低對傳統(tǒng)石化能源的依賴程度；同時，應(yīng)進一步加強我國戰(zhàn)略能源儲備，以保障我國的能源安全。

注釋：

①能源品具有貨幣金融屬性，能夠在現(xiàn)貨、期貨等多種交易場所進行交易，以滿足對抗通貨膨脹以及投資的需要。

②我國能源價格形成機制較為特殊，故在進行實證分析時暫不考慮國外非能源價格對其的影響。詳見林伯強，王峰.能源價格上漲對中國一般價格水平的影響[J].經(jīng)濟研究，2009（12）.

③目前，我國能源消費結(jié)構(gòu)占比為煤炭占677%，石油占227%，核電、水電、太陽能及風能占7%，天然氣占26%。

④根據(jù)理論模型推導(dǎo)，能源產(chǎn)量可能影響能源價格，而煤炭和原油具有可替代性，故同時考慮兩種能源產(chǎn)量對能源價格的影響。

⑤我國煤炭歷年進口量占國內(nèi)煤炭產(chǎn)量比較低，國外煤炭產(chǎn)量對我國煤炭價格影響不大，故在模型一和二中不考慮國外煤炭產(chǎn)量對我國煤炭價格的影響。

⑥LR為序列調(diào)整的LR檢驗統(tǒng)計量，F(xiàn)PE為最終預(yù)測誤差，AIC為赤池信息準則，HQIC為漢南-昆準則，BIC為貝葉斯信息準則。

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Abstract：Based on the theoretical model of equilibrium of the energy market， non-energy market and the money market， this paper empirically analyzed the impact of monetary policy on the fluctuations of domestic energy prices by taking the monthly data from January 2000 to October 2015 as a sample. The results showed：the greatest impact of fluctuations in domestic energy prices is the broad money supply， followed by energy production， government spending， exchange rate and foreign energy supply. Therefore， the central bank should adhere to prudent monetary policy when regulates the monetary aggregates， and focus on general price level including energy prices， so as to control the monetary conditions of the rising of energy prices.

Key words：monetary policy； energy price； equilibrium； impulse response function

（責任編輯：關(guān)立新）