国际与国内原油价格关系的实证分析
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关键词：原油价格 协整检验 脉冲响应 方差分解
原油作为一种基础能源产品， 其价格变化牵动 着经济领域的方方面面， 油价波动给全球经济带来 巨大冲击的同时， 也引起学术界对原油价格的相关 问题进行了更多更深入的探讨， 并从不同角度建立 起理论和模型来作出相应的解释。 本文希望通过对 国际与国内原油价格历史数据的分析， 从实证的角 度研究国内外原油价格之间的互动关系， 为我国原 油价格政策的制定和完善提供参考依据。
22
表 3 协整方程 OLS 回归结果
因 变 量: lnpd
变量
系数
标准差
t-统 计 量
显著性概率
C
-0.210563
0.016236
-12.96857
0.0000
lnpw
1.040166
0.004552
228.5203
0.0000
拟合优度
0.988716
被解释变量均值
3.452573
调 整 的 后 拟 合 优 度 0.988697
价格， 一个标准差的冲击在短期内对其自身的影 响比较强烈， 而在长期国际原油价格冲击对国内 原油价格的影响趋于上升， 国内原油价格冲击对 国际原油价格的影响却比较稳定。 具体来说： 国 际原油价格对其自身一个标准差的冲击会立刻有 一个敏感的反应， 价格提高约 3.1％， 两周后冲击 达到最大值约 3.8％， 随后这种影响迅速下降， 二 十周后下降的速度趋于缓和， 残留的影响约为 2.6％。 国际原油价格对国内原油价格一个标准差 的冲击同样会有一个立即反应， 价格提高约 2.6％， 前三周冲击产生波动， 三周后影响逐渐上 升， 至二十周后上升的速度趋于缓和， 残留的影 响约为 3.8％。 国内原油价格对其自身一个标准差 的冲击也会立刻有一个敏感的反应， 价格提高约 3.5％， 两周后冲击达到最大值约 4.6％， 随后这种 影响缓慢下降， 二十周后残留的影响稳定在大约 4.1％。 国内原油价格对国际原油价格一个标准差 的冲击并不会立刻反应， 而是在两周之内迅速上 升， 两周后上升趋势缓和， 二十周后残留的影响 稳定在约 2.6％。
1
595 43.9326 0.00000
1
595 0.03621 0.84915
2
592 69.0488 0.00000
2
592 6.29011 0.00198
Baidu Nhomakorabea
3
589 44.2743 0.00000
3
589 2.38019 0.06868
4
586 33.7424 0.00000
4
586 1.88110 0.11221
13
559 11.1805 0.00000
13
559 1.59160 0.08326
14
556 10.0318 0.00000
14
556 1.21228 0.26190
15
553 9.37071 0.00000
15
553 1.32562 0.18147
16
550 8.74176 0.00000
16
550 1.54234 0.08051
（二） 协整检验 协整检验可以用来检验非平稳的时间序列是否 存在长期稳定的均衡关系。 本文采用 EG 两步法， 选择 lnpd 对 lnpw 用 OLS 作简单回归， 结果如表 3： 根据回归结果得到的协整方程如下： lnpd = - 0.210563 + 1.040166lnpw （0.016236） （0.004552） 可以看出对变量进行简单回归之后， 其 t 统计 量和 F 统计量显著， 拟 合 优 度 也 较 高 ， 但 是 DW
二、 相关性分析
相关性分析是回归分析的基础， 本文采用 Pearson 相关性检验， 结果如表 1：
表 1 lnpw 与 lnpd 的相关性检验结果
lnpw lnpd
Pearson 相关性显著性 (双 侧 检 验)N
Pearson 相关性显著性 (双 侧 检 验)N
lnpw
1 0.00 600
0.994** 0.000 600
《中国物价》 2009．02
表 5 lnpw 与 lnpd 的 Granger 因果检验结果
原 假 设 ：lnpw 不 是 lnpd 的 Granger 原 因
原 假 设 ：lnpd 不 是 lnpw 的 Granger 原 因
滞后期 观察值 F 统计量 显著性水平
滞后期 观察值 F 统计量 显著性水平
被解释变量标准值
0.593918
回归标准误
0.063143
赤池信息量
-2.683492
残差平方和
2.376272
施瓦兹信息量
-2.668798
对数似然估计量
804.3641
F-统 计 量
52221.51
DW 统 计 量
0.341157
F-统 计 量 的 显 著 性 水 平
0.000000
值却很低， 表明残差可能存在自相关， 需要对回归
5
583 26.5439 0.00000
5
583 1.42651 0.21281
6
580 22.2629 0.00000
6
580 1.32631 0.24325
7
577 19.4184 0.00000
7
577 1.50617 0.16237
8
574 17.5826 0.00000
8
574 1.56940 0.13094
优滞后期为 1， lnpw 的最优滞后期为 2。
（一） 单位根检验
在建立计量模型之前需要对时间序列进行单
位根检验， 以确定时间序列的平稳性及单整阶数。
本文采用增广的 ADF 检验， 结果如表 2： 表 2 lnpw 与 lnpd 的单位根检验结果
变量 lnpw lnpd Δlnpw Δlnpd
ADF 检 验 值 -2.661190 -3.322877 -13.60011 -16.25621
1％临 界 值 -3.973501 -3.973632 -3.973527 -3.973721
检 验 形 式 （c,t,k） (c, t, 2) (c, t, 1) (c, t, 2) (c, t, 1)
结论 非平稳 非平稳
平稳 平稳
注 ： 检 验 形 式 c,t,k 分 别 表 示 单 位 根 检 验 方 程 是 否 包 括 常 数 项 、 时间趋势和最优滞后期。
因， 20 次检验只有在 滞 后 期 为 2 的 情 况 下 在 1％
的显著性水平上被拒绝， 有 7 次在 10％的显著性
水平上被拒绝 （其中 5 次发生在滞后 15 期以后），
还有 12 次在 10％的显著性水平上也无法拒绝， 表
明在滞后期为 2 的时候， 大庆原油价格变化是
WTI 原 油 价 格 变 化 的 Granger 原 因 ， 而 随 着 滞 后
21
资源与资源性产品价格
《中国物价》 2009．02
三、 协整分析
经济时间序列经常是不平稳的， 但若干个不
平稳时间序列的某个线性组合可能是平稳的。 如
果不平稳时间序列的某个线性组合是平稳的， 则
称这些不平稳的时间序列为协整的。 检验过程中
除了满足平稳性条件外， 还应该正确确定最优滞
后期， 本文根据 SC 最 小 的 原 则 ， 确 定 lnpd 的 最
图 1 国际与国内原油价格走势
数据来源： 美国能源信息署
美国能源信息署网站 （http://www.eia.doe.gov）。 考 虑到时间序列数据取对数后较易获得平稳性， 能 使其变化趋势线性化， 消除可能存在的异方差现 象， 因此对国际与国内原油价格进行取对数处理， 并分别用 lnpw 和 lnpd 表示。
从以上检验结果可以看出， 在没有作差分处 理时， lnpw 与 lnpd 的 ADF 检验值都大于 1％显著 性水平下的临界值， 不能拒绝单位根假设， 存在 单位根， 是非平稳的。 而两变量一阶差分的 ADF 检验值都小于 1％显著性水平下的临界值， 拒绝单 位根假设， 不存在单位根， 是平稳的， 表明国际 与国内原油价格都是一阶单整的。
期的增加这种因果关系会发生变化。
因此总体来看， 国际与国内原油价格之间存在
双向 Granger 因果关系， 但这种关系是非对称的：
国际原油价格的波动能迅速传导至国内， 而国内原
油价格的波动短期内对国际原油价格有一定的冲
击， 长期中只有在国际原油市场感觉到总需求发生
变化以后才会作出反应， 约有 15 周的时滞。
四、 脉冲响应
脉冲响应函数是用来衡量当时间序列受到来 自随机扰动项一个标准差的冲击时， 内生变量当 前和未来取值变化情况的函数。 通过建立国内外 原油价格的脉冲响应函数， 可以了解二者之间的
资源与资源性产品价格
相互影响机制， 分析两者之间的互动关系。
图 2 lnpd 的脉冲响应 图 3 lnpw 的脉冲响应 总体来看无论是国际原油价格还是国内原油
9
571 15.9398 0.00000
9
571 1.41070 0.17999
10
568 14.5035 0.00000
10
568 1.41229 0.17094
11
565 13.1349 0.00000
11
565 1.51961 0.12030
12
562 11.8235 0.00000
12
562 1.11531 0.34467
方程的残差 e 再做一次单位根检验， 结果如表 4：
表 4 回归方程残差 e 的单位根检验结果
ADF 检 验 值
-7.454740
1% 临 界 值
-2.568854
5% 临 界 值
-1.941356
10% 临 界 值
-1.616342
注： 检验形式不包括常数项和时间趋势， 滞后期为 0。
检验结果显示， 残差 e 为平稳序列， lnpw 与 lnpd 的协整关系在 1％的显著性水平下显著， 表明 国际与国内原油价格之间存在长期稳定的协整关 系， 且协整系数为正。
17
547 8.04699 0.00000
17
547 1.53133 0.07891
18
544 7.53776 0.00000
18
544 1.58003 0.06048
19
541 7.05805 0.00000
19
541 1.61861 0.04752
20
538 6.66488 0.00000
20
538 1.51939 0.06946
lnpd
0.994** 0.000 600
1 0.00 600
注： ** 相关性在 0.01 的水平上显著 (双侧检验)。
以 上 检 验 说 明 lnpw 与 lnpd 的 相 关 系 数 为 0.994， 为高度正相关， 表明国内外原油价格之间 有高度的正相关性。 这种高度正相关既有可能是 国内油价的波动导致国际油价的波动， 也可能是 国际油价的波动导致国内油价的波动。 二者之间 的长期均衡关系如何， 究竟谁才是主导因素， 需 要进一步做协整检验和 Granger 因果分析。
《中国物价》 2009．02
资源与资源性产品价格
国际与国内原油价格关系的实证分析
刘磊
摘 要：本文通过选取 1997 年 1 月至 2008 年 6 月 WTI 与大庆原油价格的周数据，采用协整理论、脉冲响应 及方差分解等实证研究的方法，多角度分析了国际与国内原油价格的互动关系。 研究结果表明，国内外原油价格 之间存在高度正相关关系、长期稳定的协整关系和非对称的双向 Granger 因果关系。 文章还就如何进一步完善我 国原油价格政策提出了建议。
一、 数据说明 WTI （西得克萨斯中质油） 的价格是北美地
区原油的基准价格， 也是全球原油定价的基准价 格之一， 本文选取 1997 年 1 月至 2008 年 6 月 的 WTI 每周现货交易价格共 600 个数据作为国际原 油价格的样本； 选取同时期大庆原油每周现货交 易价格作为国内原油价格的样本， 数据来源均为
（三） Granger 因果分析 对于变量之间是否存在因果关系一般采用 Granger 因果关系检验， 检验的基本原理是， 先估计 当前的 Y 值被其自身滞后期取值所能解释的程度， 然后验证通过引入序列 X 的滞后值是否可以提高 Y 的被解释程度， 如果可以， 则称序列 X 是 Y 的 Granger 原因。 由于 Granger 因果检验对滞后期的选 择很敏感， 为了保证检验结论的稳健性， 本文选取 1 至 20 的滞后期逐步检验， 然后对结果进行统计， 以全面客观地反映二者的 Granger 因果关系， 避免 一次检验所得结论的武断性。 检验结果如表 5： 从表 5 可以看出， 对 于 第 一 个 原 假 设 ： lnpw 不 是 lnpd 的 Granger 原 因 ， 20 次 检 验 都 在 1％的 显著性水平上被拒绝， 结论非常明确， WTI 原油 价 格 变 化 是 大 庆 原 油 价 格 变 化 的 Granger 原 因 。 对于第二个原假设： lnpd 不是 lnpw 的 Granger 原
原油作为一种基础能源产品， 其价格变化牵动 着经济领域的方方面面， 油价波动给全球经济带来 巨大冲击的同时， 也引起学术界对原油价格的相关 问题进行了更多更深入的探讨， 并从不同角度建立 起理论和模型来作出相应的解释。 本文希望通过对 国际与国内原油价格历史数据的分析， 从实证的角 度研究国内外原油价格之间的互动关系， 为我国原 油价格政策的制定和完善提供参考依据。
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表 3 协整方程 OLS 回归结果
因 变 量: lnpd
变量
系数
标准差
t-统 计 量
显著性概率
C
-0.210563
0.016236
-12.96857
0.0000
lnpw
1.040166
0.004552
228.5203
0.0000
拟合优度
0.988716
被解释变量均值
3.452573
调 整 的 后 拟 合 优 度 0.988697
价格， 一个标准差的冲击在短期内对其自身的影 响比较强烈， 而在长期国际原油价格冲击对国内 原油价格的影响趋于上升， 国内原油价格冲击对 国际原油价格的影响却比较稳定。 具体来说： 国 际原油价格对其自身一个标准差的冲击会立刻有 一个敏感的反应， 价格提高约 3.1％， 两周后冲击 达到最大值约 3.8％， 随后这种影响迅速下降， 二 十周后下降的速度趋于缓和， 残留的影响约为 2.6％。 国际原油价格对国内原油价格一个标准差 的冲击同样会有一个立即反应， 价格提高约 2.6％， 前三周冲击产生波动， 三周后影响逐渐上 升， 至二十周后上升的速度趋于缓和， 残留的影 响约为 3.8％。 国内原油价格对其自身一个标准差 的冲击也会立刻有一个敏感的反应， 价格提高约 3.5％， 两周后冲击达到最大值约 4.6％， 随后这种 影响缓慢下降， 二十周后残留的影响稳定在大约 4.1％。 国内原油价格对国际原油价格一个标准差 的冲击并不会立刻反应， 而是在两周之内迅速上 升， 两周后上升趋势缓和， 二十周后残留的影响 稳定在约 2.6％。
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595 43.9326 0.00000
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559 11.1805 0.00000
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559 1.59160 0.08326
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556 10.0318 0.00000
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556 1.21228 0.26190
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553 9.37071 0.00000
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553 1.32562 0.18147
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550 8.74176 0.00000
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（二） 协整检验 协整检验可以用来检验非平稳的时间序列是否 存在长期稳定的均衡关系。 本文采用 EG 两步法， 选择 lnpd 对 lnpw 用 OLS 作简单回归， 结果如表 3： 根据回归结果得到的协整方程如下： lnpd = - 0.210563 + 1.040166lnpw （0.016236） （0.004552） 可以看出对变量进行简单回归之后， 其 t 统计 量和 F 统计量显著， 拟 合 优 度 也 较 高 ， 但 是 DW
二、 相关性分析
相关性分析是回归分析的基础， 本文采用 Pearson 相关性检验， 结果如表 1：
表 1 lnpw 与 lnpd 的相关性检验结果
lnpw lnpd
Pearson 相关性显著性 (双 侧 检 验)N
Pearson 相关性显著性 (双 侧 检 验)N
lnpw
1 0.00 600
0.994** 0.000 600
《中国物价》 2009．02
表 5 lnpw 与 lnpd 的 Granger 因果检验结果
原 假 设 ：lnpw 不 是 lnpd 的 Granger 原 因
原 假 设 ：lnpd 不 是 lnpw 的 Granger 原 因
滞后期 观察值 F 统计量 显著性水平
滞后期 观察值 F 统计量 显著性水平
被解释变量标准值
0.593918
回归标准误
0.063143
赤池信息量
-2.683492
残差平方和
2.376272
施瓦兹信息量
-2.668798
对数似然估计量
804.3641
F-统 计 量
52221.51
DW 统 计 量
0.341157
F-统 计 量 的 显 著 性 水 平
0.000000
值却很低， 表明残差可能存在自相关， 需要对回归
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583 26.5439 0.00000
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优滞后期为 1， lnpw 的最优滞后期为 2。
（一） 单位根检验
在建立计量模型之前需要对时间序列进行单
位根检验， 以确定时间序列的平稳性及单整阶数。
本文采用增广的 ADF 检验， 结果如表 2： 表 2 lnpw 与 lnpd 的单位根检验结果
变量 lnpw lnpd Δlnpw Δlnpd
ADF 检 验 值 -2.661190 -3.322877 -13.60011 -16.25621
1％临 界 值 -3.973501 -3.973632 -3.973527 -3.973721
检 验 形 式 （c,t,k） (c, t, 2) (c, t, 1) (c, t, 2) (c, t, 1)
结论 非平稳 非平稳
平稳 平稳
注 ： 检 验 形 式 c,t,k 分 别 表 示 单 位 根 检 验 方 程 是 否 包 括 常 数 项 、 时间趋势和最优滞后期。
因， 20 次检验只有在 滞 后 期 为 2 的 情 况 下 在 1％
的显著性水平上被拒绝， 有 7 次在 10％的显著性
水平上被拒绝 （其中 5 次发生在滞后 15 期以后），
还有 12 次在 10％的显著性水平上也无法拒绝， 表
明在滞后期为 2 的时候， 大庆原油价格变化是
WTI 原 油 价 格 变 化 的 Granger 原 因 ， 而 随 着 滞 后
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资源与资源性产品价格
《中国物价》 2009．02
三、 协整分析
经济时间序列经常是不平稳的， 但若干个不
平稳时间序列的某个线性组合可能是平稳的。 如
果不平稳时间序列的某个线性组合是平稳的， 则
称这些不平稳的时间序列为协整的。 检验过程中
除了满足平稳性条件外， 还应该正确确定最优滞
后期， 本文根据 SC 最 小 的 原 则 ， 确 定 lnpd 的 最
图 1 国际与国内原油价格走势
数据来源： 美国能源信息署
美国能源信息署网站 （http://www.eia.doe.gov）。 考 虑到时间序列数据取对数后较易获得平稳性， 能 使其变化趋势线性化， 消除可能存在的异方差现 象， 因此对国际与国内原油价格进行取对数处理， 并分别用 lnpw 和 lnpd 表示。
从以上检验结果可以看出， 在没有作差分处 理时， lnpw 与 lnpd 的 ADF 检验值都大于 1％显著 性水平下的临界值， 不能拒绝单位根假设， 存在 单位根， 是非平稳的。 而两变量一阶差分的 ADF 检验值都小于 1％显著性水平下的临界值， 拒绝单 位根假设， 不存在单位根， 是平稳的， 表明国际 与国内原油价格都是一阶单整的。
期的增加这种因果关系会发生变化。
因此总体来看， 国际与国内原油价格之间存在
双向 Granger 因果关系， 但这种关系是非对称的：
国际原油价格的波动能迅速传导至国内， 而国内原
油价格的波动短期内对国际原油价格有一定的冲
击， 长期中只有在国际原油市场感觉到总需求发生
变化以后才会作出反应， 约有 15 周的时滞。
四、 脉冲响应
脉冲响应函数是用来衡量当时间序列受到来 自随机扰动项一个标准差的冲击时， 内生变量当 前和未来取值变化情况的函数。 通过建立国内外 原油价格的脉冲响应函数， 可以了解二者之间的
资源与资源性产品价格
相互影响机制， 分析两者之间的互动关系。
图 2 lnpd 的脉冲响应 图 3 lnpw 的脉冲响应 总体来看无论是国际原油价格还是国内原油
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571 15.9398 0.00000
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571 1.41070 0.17999
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568 14.5035 0.00000
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562 11.8235 0.00000
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562 1.11531 0.34467
方程的残差 e 再做一次单位根检验， 结果如表 4：
表 4 回归方程残差 e 的单位根检验结果
ADF 检 验 值
-7.454740
1% 临 界 值
-2.568854
5% 临 界 值
-1.941356
10% 临 界 值
-1.616342
注： 检验形式不包括常数项和时间趋势， 滞后期为 0。
检验结果显示， 残差 e 为平稳序列， lnpw 与 lnpd 的协整关系在 1％的显著性水平下显著， 表明 国际与国内原油价格之间存在长期稳定的协整关 系， 且协整系数为正。
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0.994** 0.000 600
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注： ** 相关性在 0.01 的水平上显著 (双侧检验)。
以 上 检 验 说 明 lnpw 与 lnpd 的 相 关 系 数 为 0.994， 为高度正相关， 表明国内外原油价格之间 有高度的正相关性。 这种高度正相关既有可能是 国内油价的波动导致国际油价的波动， 也可能是 国际油价的波动导致国内油价的波动。 二者之间 的长期均衡关系如何， 究竟谁才是主导因素， 需 要进一步做协整检验和 Granger 因果分析。
《中国物价》 2009．02
资源与资源性产品价格
国际与国内原油价格关系的实证分析
刘磊
摘 要：本文通过选取 1997 年 1 月至 2008 年 6 月 WTI 与大庆原油价格的周数据，采用协整理论、脉冲响应 及方差分解等实证研究的方法，多角度分析了国际与国内原油价格的互动关系。 研究结果表明，国内外原油价格 之间存在高度正相关关系、长期稳定的协整关系和非对称的双向 Granger 因果关系。 文章还就如何进一步完善我 国原油价格政策提出了建议。
一、 数据说明 WTI （西得克萨斯中质油） 的价格是北美地
区原油的基准价格， 也是全球原油定价的基准价 格之一， 本文选取 1997 年 1 月至 2008 年 6 月 的 WTI 每周现货交易价格共 600 个数据作为国际原 油价格的样本； 选取同时期大庆原油每周现货交 易价格作为国内原油价格的样本， 数据来源均为
（三） Granger 因果分析 对于变量之间是否存在因果关系一般采用 Granger 因果关系检验， 检验的基本原理是， 先估计 当前的 Y 值被其自身滞后期取值所能解释的程度， 然后验证通过引入序列 X 的滞后值是否可以提高 Y 的被解释程度， 如果可以， 则称序列 X 是 Y 的 Granger 原因。 由于 Granger 因果检验对滞后期的选 择很敏感， 为了保证检验结论的稳健性， 本文选取 1 至 20 的滞后期逐步检验， 然后对结果进行统计， 以全面客观地反映二者的 Granger 因果关系， 避免 一次检验所得结论的武断性。 检验结果如表 5： 从表 5 可以看出， 对 于 第 一 个 原 假 设 ： lnpw 不 是 lnpd 的 Granger 原 因 ， 20 次 检 验 都 在 1％的 显著性水平上被拒绝， 结论非常明确， WTI 原油 价 格 变 化 是 大 庆 原 油 价 格 变 化 的 Granger 原 因 。 对于第二个原假设： lnpd 不是 lnpw 的 Granger 原