【毕业学位论文】（Word原稿）国际油价波动对我国对外贸易的影响-经济学

目录 摘要 . 1 . 1 一、引言 . 2 二、文献综述 . 3 三、国际油价波动对中国对外贸易影响的定性分析 . 4 四、国际油价波动对中国对外贸易影响的模型构建与实证分析 . 6 （一）变量选取和数据预处理 . 6 （二）模型的构建 . 7 （三）模型估计 . 7 1、单位根检验 . 7 2、 点检验 . 8 （四）模型建立 . 9 1、 型滞后期数的选择 . 9 2、协整检验 . 12 3、 果关系检验 . 13 4、脉冲响应分析 . 14 5、方差分解 . 16 五、结论与本文研究的局限性 . 17 （一）结论 . 17 （二）局限性 . 18 参考文献 . 19 南京财经大学本科毕业论文 1 国际油价波动对我国对外贸易的影响 摘要 ： 本文以进（出）口总额作为因变量，选取 价、汇率、工业增加值增长速度以及利率作为自变量，建立多元回归模型，初步找到断点，分别利用断点前后的数据样本建立稳定的 型，进行协整检验、 果检验、脉冲响应分析和方差分解，最终发现油价对进、出口的影响存在转折点即断点，以及油价对进、出口的影响存在滞后性，其中断点前后对进口的滞后期数 均为 2，断点前后对出口的滞后期数分别为 2 和3。 关键词 ： 油价 ,对外贸易 ,结构断点 , 型 of as we TI of as we a a we a AR to we of on a is as as as of on on , on . 京财经大学本科毕业论文 2 一、 引言 截至 2013 年 3 月 4 日，和讯网发布消息，中国已经取代了美国第一石油进口大国的地位，虽然按照年均进口量来计算，美国仍然是最大的石油进口国，但其与中国的差距已日渐缩减。石油分析师认为，直至 2013 年底或 2014 年初，中国将彻底取代美国成为世界上最大的石油进口国。 19 世纪 60 年代之前世界使用的主要能源还是煤炭， 60 年代之后石油开始取代煤炭的地位成为主要的能源，并且在民用、军事和航空航天等高技术行业成为了不可替代的原料，与国家军事、政治、经济发展等各方面均有不可分割的联系。 随着经济高速发展，国民经济水平不断提高，我国对石油的消费量不断攀升，而国内石油生产量增长速度极为缓慢，供需矛盾逐渐变大，使我国石油缺口不断增加，且增长速度逐年加快（见图 1），原油对外依存度增长速度更是惊人，从 1996 年的不到 10%,到 2009 年首次超过 50%达 再到 2012 年高达 预计 2013 年将突破 60%，国际能源署（ 是表示，“中国原油需求增速未来若保持不变，石油进口依存度将在 2035 年上升至 80%。”原油对外依存度是指一个国家原油净进口量占本国石油 消费量的比例，中国原油对外依存度的不断上升体现了中国石油消费对国外石油的依赖程度逐渐增大，并且还有继续扩大的趋势。 02000040000600008000019931994199519961997199819992000200120022003200420052006200720082009201020112012原油生产、消费及缺口年份万吨标准煤原油生产总量（万吨标准煤）原油消费总量（万吨标准煤）原油缺口量（万吨标准煤）数据来源：中国统计年鉴 2012 图 1：中国原油生产、消费及缺口走势图 南京财经大学本科毕业论文 3 自 2003 年加入 国与世界的联系日益紧密。入市不仅是机遇同时也是挑战，在能源领域，这意味着我们能够积极利用国际市场上的能源，但是国际市场上的能源价格波动对于我国宏观经济的运行也会产生更大的影响。 中国自 1993 年开始由石油净出口国变为石油净进口国，这就说明从 1993 年开始国际油价波动对中国宏观经济的影响将会更大。衡量中国宏观经济的指标有很多，包括国内生产总值 (居民消费价格指数 (对外贸易（如进出口总额、出口额、进口额等），金融指标（如汇率、利率），投资指标（如全社会固定资产投资额），消费指标（如社会销售品零售总额），其中国内生产总值是衡量宏观经济最佳的指标。本文利用 表中国的经济状况，中国对外贸易额占中国国内生产总值的 60%以上，也有很多研究表明对外贸易对中国经济增长有很大的贡献，如徐佳 (2011)所做的硕士学位论文中指出：我国对外贸易对经济增 长有很大的影响，并且影响越来越大。 近年来，关于国际油价波动对中国宏观经济影响的研究层出不穷，但大多是将对外贸易作为宏观经济中的一个指标进行简单的研究，有些甚至不考虑对外贸易，而专门研究国际油价波动对中国对外贸易的影响的文章更是为数不多。如上段所述，对外贸易对我国经济发展有极其重要的影响，研究国际油价波动对我国对外贸易的影响必将有利于中国经济的发展。中国于 1993 年由石油净出口国转变为净进口国，国际油价波动对转变前后的影响必然会有 所 不同，本文针对研究中国成为石油净进口国之后国际油价波动对中国对外 贸易的影响。 二、文献综述 国外学者对于油价波动的研究开始的比较早，在第一次石油危机之后就有了这方面的研究，其研究有许多都集中于选取些许指标（如通胀率、失业率、 代表一国经济水平，并探索油价波动与其关系。 s,M. 011)分析了石油价格波动对西班牙 长和经济通货膨胀的影响。他们 使用 序，能够确定 了南京财经大学本科毕业论文 4 石油价格冲击和宏观经济变量（ 之间 存在一个非线性关系 。石 油价格冲 击的影响不是恒定的，而是 根据 不同的时期 而变化的 ， 并且 在其中的一些 时期 ，油价没有对生产和价格 产生 影响 。 008)选取油价与通货膨胀率、失业率、经济增长率等指标进行研究，得到如下结论：油价与国内生产总值之间存在协整关系，并通过 型和脉冲响应函数得到油价波动对国内生产总值的弹性。 国内学者大多使用 果检验和 型，再加上脉冲响应和方差分解来研究油价波动对中国宏观经济的影响。 张森林、陈惠芬和帅建祥 (2010)通过建立向量自回归模型和格兰杰因果检验，指出国际油价上 涨与中国国内生产总值、固定资产投资指数以及进出口总额之间存在因果关系，其中对国内生产总值和进出口总额的影响是负面的，并且对进出口的影响最大。 王剑飞 (2011)选用了国际石油价格，居民消费者价格指数、利率、汇率、工业总产值、股票收益率为主要研究对象，首先确定门限效应的存在性，接着建立门限模型，然后引用 型中的方差分解和脉冲响应函数对数据进行深入处理，得出如下结论：国际油价冲击会对中国经济产生非对称性影响，对股票市场存在负面影响，并且会影响中国对外贸易。 现有研究虽然都集中于研究油价波动对宏观经济的影响 ，但都附带得出这样一个结论：国际油价波动对中国对外贸易有很大的影响。 三、国际油价波动对中国对外贸易影响的定性分析 国际油价的不断上升会提高投资的成本，降低消费需求，使西方发达国家经济的增长速度变缓，使对原油依存度不断上升的亚洲发展中国家的经济受到很大的冲击，从而减少这些国家从我国进口商品的总额，而出口是拉动中国经济增长的“三驾马车”之一，国外进口的减少必然会使中国的出口受到阻碍，进而减少中国的出口商品总额。同时，虽然国际油价不断上升，但中国的原油进口量也逐步提升，并且进口成本价格增加，这南京财经大学本科毕业论文 5 必然会使中国进口花 费增加，同时减少我国国内对外出口的成品油数量，导致贸易失去平衡，压力变大。 050001000015000价走势与出口商品总额出口商品总额（亿元） 价（元/ 桶)图 2： 价与我国出口商品总额走势图 050001000015000价走势与进口商品总额进口商品总额（亿元） 价（元/ 桶)图 3： 价与我国进口商品总额走势图 从图 2 和图 3 可以看出， 价与进、出口总额几乎有一样的上升趋势，油价的上升并没有使中国的进、出口减少，这与理论上的油价上升对进、出口会产生负面影响的结论产生了矛盾，并且 20 世纪七八十年代的经济现实告诉我们油价上涨会导致经济萧条，那么为什么现在会出现如图 所示的变化呢？本文基于此，研究国际油价波动对 我国进出口的影响。 南京财经大学本科毕业论文 6 四、 国际油价波动对中国对外贸易影响的 模型构建与实证分析 （一）变量选取和数据预处理 由于我国从 1993 年开始从石油净出口国转变成石油净进口国，故本文着重研究中国成为净进口国之后油价波动对中国对外贸易的影响，即选取 1993 年至 2012 年的月度数据共 240 个数据，并以进、出口商品总额来衡量中国对外贸易状况。 根据参考的诸多文献以及简单的相关分析，笔者认为宏观经济的运行状况、国内货币政策效应、人民币汇率对进出口的影响是比较大的，而衡 量宏观经济的最佳指标就是国内生产总值 (又 有季度数据，可以根据各种方式得到月度数据，但不论哪种方式都会有较多的数据信息损失，所以本文采用工业增加值增长速度来替代国内生产总值（ 此外，以利率代表国内货币政策效应。 由于本文主要研究的是国际油价波动对进出口的影响， 油期货价格透明度很高，并且流动性很强，因此 油价格在全球原油市场上作为三大基准价格之一。公众和媒体平时所谈及的油价主要就是指 油价格。故本文以 油价格来表示国际原油价格，并根据各月度汇率将其转 化为元 /桶。 在确定各个指标之后对数据做如下处理： 表 1：数据来源和预处理方式 计量 符号 意义 数据预处理方法 数据来源 口商品总额 经 数调整（即除以 进行节平滑处理，取对数 融研究数据库、统计年鉴 口商品总额 经 数调整（即除以 进行节平滑处理，取对数 融研究数据库、统计年鉴 价 经 数调整（即除以 进行节平滑处理，取对数 R 汇 率 经 数调整（即除以 进行节平滑处理，取对数 大经济论坛、国家外汇管理局 率 经 数调整（即除以 进行节平滑处理，取对数 国人民银行 业增加值增长速度 经 数调整（即除以 进行节平滑处理，取对数 融研究数据库，统计年鉴 南京财经大学本科毕业论文 7 注：其中 来自国家统计数据库 （二）模型的构建 本文采用向量自回归模型 (型，并结合实际 数据进行建模，得到实证分析的基础。向量自回归模型 (早由 980)提出，通常使用最少的经济理论假设，以时间序列的统计特征为出发点，通过对经济系统进行冲击响应分析来了解经济系统的动态特性和冲击传导机制。虽然建立 型一般要求平稳序列，但当研究的是变量之间的长期均衡关系时不平稳数据也可以建立 型，但必须保证整个模型系统的稳定性。 型通常表示为： 2211或 1)(,)( 其中， Z 是由 n 个变量组成的向量， p 是滞后阶数，是由各方程随机项组成的向量，服从多维正态分布， A(L)是滞后多项式矩阵， L 是滞后算子。 在建立 型分析之前，对于模型的设定要注意： (1)变量的选择。要根据研究问题的重点及数据样本的规模选择合适的变量个数，而不是理论上的变量个数越多越好。 (2)滞后阶数的选择。对于一个包含 n 个变量的 型，每增加一个滞后阶数，模型中的参数就增加 加的速度非常快，因此必须选择合适的滞后阶数。 在设定完 模型后，需要对模型进行估计，一般采用普通最小二乘估计 (最大似 然 估 计 模 型 中 的 参 数 。 估 计 完 参 数 以 后 还 需 使 滞 后 多 项 式 矩 阵 1)( 的特征根位于单位圆之外来保证模型的稳定性。 （三）模型估计 1、单位根检验 对多个时间序列数据进行线性回归后不能得到平稳序列，但是新得到的序列具有非常高的拟合优度 低的 计量，容易使分析者误判变量之间存在显著线性关系，这时就出现了伪回归，即变量之间本来没有真正的关系，但由于变量均是是非 平稳序列南京财经大学本科毕业论文 8 而造成的虚假的显著的线性关系。所以，为了避免所建模型出现伪回归，先对数据做单位根检验。 表 2：单位根检验（ 验）结果 变量 p 值 结论 不平稳 不平稳 平稳 平稳 平稳 平稳 D( 平稳 D( 平 稳 D( 平稳 D( 平稳 D( 平稳 D( 平稳 由表 2 可知，序列出口 (进口 (国际油价 (汇率 (工业增加值增长速度 (利率 (不能通过单位根检验，即都是不平稳的，故分别计算这些序列的一阶差分 D( D( D( D( D( D(丙对其进行单位根检验，发现一阶差分后的序列均是平稳的，即序列 是一阶单整的。 2、 将处理后的 别与 行 归，得到模型如下： 0 5 7 1 6 6 4 3 4 3(1) ( ( ( ( ( 8 2 0 3 8 6 0 ) ( ( ( ( (两个模型中的系数均通过了 t 检验，即都是显著的，分别对以上模型进行 点检验，发现出口总额在 2008 年 7 月的断点检验是通过的，即在 2008 年 7 月存在断点，而进口总额在 2001 年 8 月的断点检验是通过的，即在 2001 年 8 月存在断点。 南京财经大学本科毕业论文 9 表 3：对出口总额的断点检验结果 2008 No at F(5,230) ) ) 4：对进口总额的断点检验结果 2001No at F(5,230) og ) ) 四）模型建立 1、 本文选择进（出）口总额、油价、汇率、利率、工业增加值增长速度作为向量自回归模型的内生变量，将进（出）口分别按照断点前后进行分析，并且根据 准则来选择 型的滞后期数，建立 型要求保证其稳定性，即要求特征多项式的根均在单位圆内，据此最终确定了最优滞后期数，其中关于出口 2008 年 7 月前最终选择了 )， 7 月后选择了 ),进口在 2001 年 8 月前后均选择了选择了 )。 具体估计结果如下： 出口： 1993 年 1 月至 2008 年 6 月 型 V V V 0 6 1 2 0 . 0 0 9 7 0 . 0 3 1 0- 0 . 0 0 4 8- 0 . 0 2 3 50 . 4 4 1 9 0 . 1 4 7 8 4 . 4 9 7 5 0 . 2 4 1 6- 0 . 5 5 2 3 0 4 9 1 0 . 0 0 6 6- 0 . 0 5 9 8 0 . 0 5 5 8 0 . 0 1 3 30 . 1 8 1 4 0 . 0 1 5 1 0 . 2 2 7 1 0 . 0 4 7 7- 0 . 0 4 0 5 4 0 9 1- 0 . 0 0 6 0 0 . 4 6 2 4- 0 . 0 2 7 4 0 . 3 8 3 20 . 9 1 6 9 - 0 . 0 0 9 4 0 . 0 3 9 6- 0 . 0 1 3 1 0 . 0 2 6 4 6 1 2 5- 0 . 1 0 4 8 5 . 5 7 8 5- 0 . 3 3 8 3 0 . 5 8 3 60 . 0 5 3 1- - 0 . 0 0 0 9 0 . 8 7 7 9 0 . 0 7 7 3- 0 . 0 0 2 5 1 8 1 3- - 0 . 0 2 0 4 0 . 3 3 5 9- 0 . 9 4 3 5 0 . 1 1 9 20 . 3 6 4 2 - 0 . 0 2 7 7 0 . 4 3 3 3 0 . 0 1 1 6 0 . 5 8 2 90 . 1 6 3 00 . 2 0 2 30 . 1 5 5 70 . 1 8 7 70 . 1 6 9 0(3) 从这个方程中可以看到 价滞后 1 期和 2 期对出口影响系数分别是 南京财经大学本科毕业论文 10 在 0 和 1 之间，这表明油价上涨没有使出口发生很大的变化，只是使出口额的增长速度变快；出口滞后 1 期和 2 期对油价的影响系数分别是 明出口的增长对油价的影 响发生了反向变化，滞后 1 期的出口额增加会使油价上升，而滞后 2 期的出口额增加会使油价下跌，但是这两个值的绝对值均在 0 和 1 之间，也就是说虽然影响发生了反向变化，但是出口是油价上升和下降的幅度并不是很大。 2008 年 7 月至 2012 年 12 月 型 V V V V G I 2 3 3 7 0 . 0 4 6 5- 0 . 6 2 9 6 0 . 0 7 0 1- 0 . 1 4 1 0 3 6 1 8- 0 . 2 9 5 2 - 3 . 4 5 2 8 0 . 1 1 3 2- 0 . 0 2 1 90 . 0 7 0 3 0 . 0 0 6 6 0 . 1 9 7 3 0 . 0 1 1 1 0 . 0 2 1 70 . 0 4 3 9- 0 . 0 4 0 8 4 . 0 2 2 1 0 . 5 3 1 5- 0 . 0 2 8 4 0 9 1 2 0 . 0 3 2 0- 0 . 4 4 4 8 0 . 0 3 5 2 0 . 2 8 5 50 . 3 0 3 5 0 . 0 4 3 3 0 . 5 9 4 9 0 . 0 1 8 4 0 . 1 8 1 3 6 0 7 4 0 . 6 7 9 5- 5 . 8 6 0 4- 0 . 7 2 2 0 0 . 2 6 1 3 0 1 6 6- 0 . 0 1 0 8- 0 . 0 1 7 3 0 . 0 2 7 4- 0 . 0 4 7 4 8 6 5 6 0 . 0 2 1 6- 3 . 2 1 1 1- 0 . 0 9 9 1 0 . 2 9 2 00 . 6 6 0 7- 0 . 0 5 8 4 0 . 0 8 3 2- 0 . 1 9 1 0- 0 . 2 5 8 30 . 2 5 2 1 - 0 . 0 1 1 9 2 . 4 8 6 8- 0 . 0 6 9 9 0 . 0 4 3 42 . 0 5 7 9- 0 . 7 6 1 1 4 . 7 1 6 5 0 . 2 5 8 4 1 . 1 9 9 4 0 5 8 4 0 . 0 1 0 9 0 . 8 9 0 8 0 . 0 1 3 1- 0 . 0 5 0 80 . 4 6 0 3- 0 . 1 0 6 1 0 . 9 6 2 8- 0 . 9 2 0 4 0 . 0 4 6 2 4 3 1 7 - 0 . 0 4 4 3 0 . 3 2 7 5- 0 . 2 8 4 9 0 . 3 8 6 95 . 0 9 1 71 9 . 7 6 4 70 . 4 2 4 0 1 4 6 40 . 0 2 6 4-(4) 从这个方程中可以看到 价滞后 1 期和 2 期对出口影响系数分别是 与上述方程的结论是不一样的，表明在此阶段油价对出口的影响发生了反向变化，滞后 3 期的油价对出口的影响系 数又变为 以滞后 3 期的油价上涨又会使出口减少，但减少幅度小于滞后 1 期的油价；出口滞后 1 期、 2 期和 3 期对油价的影响系数分别是 在 1 之间，这表明出口的增长没有使油价发生很大的变化，但其变化方向与油价对出口的影响刚好相反，但相比而言变化幅度较小。 上述分析表明， 2008 年 7 月前后油价和出口之间的关系发生了改变， 7 月之前出口南京财经大学本科毕业论文 11 对油价的影响更为显著， 7月之后油价冲击对出口额的影响更显著，这初步表明选择 2008年 7 月作为结构断点是合理的。此外， 2008 年 7 月之前出口滞后 1 期对油价的影响是正的（ 滞后 2 期对油价的影响是负的（ 而 2008 年 7 月之后出口滞后1 期对油价的影响是负的（ 滞后 2 期对油价的影响是正的（ 表明7 月前后出口对油价的影响发生了实质性的转变，前期滞后 1 期出口的增加会使国际油价上升，而后期滞后 1 期出口的增加会使油价下降。滞后 2 期则相反。这点更证明了出口对油价的影响发生了转折，即断点是合适的。 进口： 1993 年 1 月至 2001 年 7 月 型 V V V 0 6 7 3 0 . 0 1 2 8 - 0 . 0 1 5 7 0 . 0 0 1 6- 0 . 0 1 0 31 . 1 8 5 7 0 . 0 0 8 7 4 . 2 0 1 1 0 . 0 9 0 8- 0 . 2 4 2 3 1 1 6 5 0 . 0 0 6 4- - 0 . 0 2 6 6 0 . 0 7 3 1 0 . 0 3 1 90 . 0 8 3 7 0 . 0 2 6 5 0 . 1 4 4 5 0 . 0 2 6 4- 0 . 0 2 5 2 . 5 2 1 9 0 . 0 2 8 5- - 0 . 4 6 3 7 0 . 0 1 6 0 0 . 3 2 3 00 . 9 1 3 7 - 0 . 0 0 4 1 0 . 0 5 8 2- 0 . 0 0 6 1 0 . 0 0 4 4 9 6 7 7- - 0 . 0 1 2 1 5 . 6 1 1 8- 0 . 4 1 2 3 0 . 1 1 8 50 . 0 6 6 2- - 0 . 0 0 1 3 0 . 8 3 1 7 0 . 1 3 2 0- . 0 7 8 7 00 . 0 4 8 9- - 0 . 0 1 8 5 0 . 2 6 4 5- 0 . 8 8 0 7 0 . 1 8 8 00 . 3 7 7 2 - 0 . 0 8 6 0 0 . 6 1 2 2 0 . 1 1 5 5 0 . 4 0 4 10 . 1 4 0 80 . 5 8 1 6 1 8 2 5 1 8 7 0 9 6 9 2(5) 该模型显示：滞后 1 期和滞后于 2 期的油价对进口的影响系数分别是 在 0 和 1 之间，这表明油价对进口的影响没有发生很大的变化，只是使进口的增长速度变得缓慢。而进口的滞后 1 期和滞后 2 期对油价的影响系数分别是 进口对油价的影响发生了反向改变。 2001 年 8 月至 2012 年 12 月 型 V V V 2 1 7 9 0 . 0 0 2 4- 1 . 1 0 2 5 0 . 0 5 0 9- 0 . 0 6 0 2 3 8 6 7 0 . 0 7 6 3 9 . 3 7 7 4 0 . 2 6 8 7- 0 . 0 4 6 80 . 0 0 5 0 0 . 0 0 2 7- - 0 . 1 7 7 2 0 . 0 1 3 2 0 . 0 0 3 50 . 2 6 6 2 0 . 0 1 2 2 2 . 1 1 8 8 0 . 2 4 3 3- 0 . 1 2 4 7 . 8 8 8 0 0 . 0 0 0 9- 0 . 9 4 2 9 0 . 2 9 1 2- 0 . 4 5 0 40 . 6 9 7 9 0 . 0 0 7 3 1 . 1 3 9 9- 0 . 0 8 5 6 0 . 0 3 5 81 . 0 1 9 3- 0 . 1 7 2 2 7 . 9 7 3 3- 0 . 5 3 1 4 0 . 0 6 0 90 . 0 3 2 6- 0 . 0 1 0 6- 1 . 1 5 8 9 0 . 0 0 1 9 0 . 0 1 7 8 2 2 4 8- 0 . 0 0 5 9 1 . 9 6 6 1- 1 . 0 8 2 9 0 . 2 5 3 50 . 6 3 9 7 0 . 0 2 2 4- 1 . 2 2 2 5- 0 . 3 6 5 5 0 . 4 3 1 70 . 2 2 5 35 . 7 1 0 2 0 8 6 20 . 4 6 4 5 5 0 7 0(6) 南京财经大学本科毕业论文 12 该模 型显示：滞后 1 期和 2 期的油价对进口的影响系数分别是 油价对进口的影响发生了反向变化，而滞后 1 期和 2 期的进口对油价的影响系数分为 与模型（ 5）中揭示的进口对油价的影响变化方向是一致的。 比较模型（ 5）和（ 6）可以认为油价对进口的影响发生了很大的改变，因而选择 2001年 8 月作为断点是合适的，即该时刻是油价对进口影响的转折点。此外， 2001 年 8 月前后滞后 1期和 2期的汇率对进口的影响系数分别从 变为 负号完全改变，这也就是说断点前后汇率对进口的影响同样发生了质的变化， 滞后 1 期的汇率对进口的影响从正向变为了负向，而滞后 2 期的汇率对进口的影响从负向变成了正向，这点更证明了选择 2001 年 8 月作为结果断点的合理性。 2、协整检验 在单位根检验中，已经确定了各个变量序列均是一阶单整的，即所有序列均是非平稳的，那么这些非平稳序列之间是否有长期的稳定关系呢 ?如上使用这些序列建立了 假设研究的就是这些变量之间的长期均衡关系，并且根据滞后阶数检验，已经证明各个 型均是稳定的。本文采用 整分析法来检验多个变量之间的长期均衡关系，而 整有迹检验和最大特征值检验两种，本文选择了迹检验。 表 5：协整检验结果 出口 进口 o. E(s) 1993： 16 2008： 7012： 12 1993： 16 2001： 7012： 12 * * * * At At At At 南京财经大学本科毕业论文 13 表 5 显示在 at 的 p 值均大于 受原假设，表明不论是出口还是进口，各阶段的协整检验结果表明这些序列之间至少存在一个协整关系，即出口 (进口 (国际油价 (汇率 (工业增加值增长速度 (利率 (间存在长期均衡关系。 3、 从上面的分析，知道出口 (进口 (国际油价 (汇率 (工业增加值增长速度 (利率 (然都是不平稳序列，但是它们之间存在长期均衡关系，也就是说可以进行 果关系检验。 检验结果显示：对于出口，在 2008 年 7 月之前出口对油价有影响，油价对出口的影响几乎没有，而在 2008 年 7 月及之后出口对油价的影响消失了，油价开始影响出口，这就印证了之前所做的 点检验， 2008 年之前 价的上升幅度比较小 2008年油价起伏很大， 7 月上升至最高点 元每桶，而 12 月又降到最近四年的最低 元每桶，油价巨大的波动幅度使得这前后的时间段内油价和出口之间的关系产生了变化。对于进口， 2001 年 8 月之前油价对进口是单方面的影响，在 2001 年 8月及之后油价和进口之间的存在双向影响关系，也就是说油价和进口之间的关系发生了改变，这也证明了上文的 点检验。 2001 年中国加入 运申办成功，这些重大事件对中国的经济产生了影响，进而影响中国的进出口贸易， 2001 年中国的原油进口量在历年持续增长的情况下竟然显著减少，并在此后又开始逐步增加，这年的进口结构有所变化，所以在油价保持低速稳定增长的同时对其影响也发生了变化。 表 6：关于出口的因果关系检验结果 1993： 16 2008： 712 R X R X R X R R R 南京财经大学本科毕业论文 14 表 7：关于进口的因果关系检验结果 1993:01 2001:82 M R M R R M R M R M R R 注：表中“ ”表明前者是后者的原因 4、脉冲响应分析 前面对 型的讨论主要集中在模型的系数层面，但是系数变化对模型的影响仅仅表现为一个局部的动态关系，并不能捕捉全面复杂的互动过程。这时就需要引进脉冲响应函数 画因变量序列在收 到一个单位随机扰动因素的冲击后的动态变化路径。本文主要看油价变动对进、出口的影响的脉冲响应。 1993： 1 2008： 6 - . 08- . 06- . 04- . 02. 00. 02. 04. 06. 0810 0 20 0 30 0 40 0 50 0 60 0R e s p o n s e o f L E X t o C h o le s k yO n e S . D . L W T I In n o v a t io 7 2012： 12 - . 03- . 02- . 01. 00. 01. 02. 03. 04. 0525 50 75 10 0 12 5 15 0R e s p o n s e o f L E X t o C h o le s k yO n e S . D . L W T I In n o v a t io ：关于出口的脉冲响应图 南京财经大学本科毕业论文 15 图 5：关于进口的脉冲响应图 注：图中实线表示脉冲响应函数，虚线表示正负两倍标准差偏离带。 从图 4 中可以看出， 2008 年 7 月以前函数的收敛性是比较差的，但整个期间都在 0周围上下小幅度的波动，即油价给出口带来的影响是比较小的，同时也是很平稳的，具体的 说：初始阶段油价对出口的影响是正的，但影响逐渐缓慢增大，到第二期已经达到最大值后又降低影响，并且持续了很长时间。对此的解释是：在 2008 年之前油价虽然始终基本保持上涨，但上涨幅度