国际油价波动对我国对外贸易的影响.docx

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1、目录摘要1Abstractl一、引言1二、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4（一变量选取和数据预处理4（二模型的构建5（三模型估计61、单位根检验62、ChOW断点检验6（四）模型建立71、VAR模型滞后期数的选择72,协整检验103、Granger因果关系检验111、脉冲响应分析125、方差分解14五、结论与本文研究的局限性15一）结论15（二）局限性16参考文献16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WTl油价、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

2、步找到断点，分别利用断点前后的数据样本撑立稳定的VAR模型，进行协整检验、Granger因果检验、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，VAR模型AbstractrFirst1y,thispaperwillselectthetotalamountofimport(export)asthedependentvariable.Secondly,weselectWTIoilprices,exchangerates,thegro

3、wthrateofindustrialaddedvalueandinterestratesastheindependentvariable.Thirdly,wecanestablishamultipleregressionmodel,andfindabreakpointinitially.Fourthly,weshouldestablishastableVARmodel.AccordingtothedatasamplesthatareseparatelybeforeandafterIhebreakpoint,conductingco-integrationtest,Grangercausali

4、tytest,impulseresponseanalysisandvariancedecomposition.Andeventuallywecanfindthattheimpactofoilpricesontheimportandexporthasaturningpointwhichisthesameasbreakpoint,aswellastheimpactofoilpricesontheimportandexportexistslagging,andthelaggingperiodsonimportis2,beforeandafterthebreakpoint,thelaggingperi

5、odsonexportsarerespectively2and3.Keyword：oi1price,foreigntrade,breakpoint,VRmodel一、引言截至2023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2023年底或2023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

6、治、经济开展等各方面均有不可分割的联系。随着经济高速开展，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2023年首次超过50%达51.3%,再到2023年高达56.4%,预计2023年将突破60%,国际能源署（IEA）更是表示，中国原油需求增速未来假设保持不变，石油进口依存度将在2035年上升至80机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表达了中国石油消费对国外石油的依赖程度

7、逐渐增大，并且还有继续扩大的趋势。数据来源：中国统计年鉴2023图1：中国原油生产、消费及缺口走势图自2003年参加WT0,我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（GDP）、居民消费价格指数（CPI）,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

8、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正确的指标。本文利用GDP代表中国的经济状况，中国对外贸易额占中国国内生产总值的60%以上，也有很多研究说明对外贸易对中国经济增长有很大的奉献，如徐佳（2023）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开展有极其重要的影响，研究国际油价波动对我国对外

9、贸易的影响必将有利于中国经济的开展。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拟早，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、GDP)来代表一国经济水平，并探索油价波动与其关系。AnaG6mez-Loscos,AntonioMontafies,M.DoloresGadea(2023)分析了石油价格波动对西班牙GDP增长和经济通货膨胀的影响。他们使用QP和BP程序，能够确定了石油价格冲

10、击和宏观经济变量(GDP和CPI)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。HamiIton(2023)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VAR模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Granger因果检验和VAR模型，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(2023)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

11、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(2023)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VAR模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

12、上升会提高投资的本钱，降低消费需求，使西方兴旺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开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，并且进口本钱价格增加，这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。图2：WTl油价与我国出口商品总额走势图图3：WTl油价与我国进口商品总额走势图从图2和图3可以看出，WTl油价与进、出口总额几乎有一样的上升趋势，

13、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下图的变化呢？本文基于此，研究国际油价波动对我国进出口的影响。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2023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

14、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拟大的，而衡量宏观经济的最正确指标就是国内生产总值(GDP),又GDP只有季度数据，可以根据各种方式得到月度数据，但不管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(GDP),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，WTT原油期货价格透明度很高,并且流动性很强，因此m原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WTl原油价格。故本文以WTl原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

15、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EX出口商品总额经CPI指数调整（即除以CPI）,进行CenSUSX12季节平滑处理，取对数Resset金融研究数据库、统计年鉴IM进口商品总额经CPI指数调整（即除以CPI）,进行CenSUSX12季节平滑处理，取对数Resset金融研究数据库、统计年鎏WTI油价经CPI指数调整（即除以CPI）,进行CenSUSX12季节平滑处理，取对数IEAER汇率经CPI指数调整（即除以CPI）,进行CenSUSX12季节平滑处理，取对数IMFIFS,人大经济论坛、国家外汇管理局IR利率经CPI指数调整（即除以CPI）,进行C

16、enSUSX12季节平滑处理，取对数IMFIFS,中国人民银行IAVG工业增加值增长速度经CPI指数调整（即除以CPI）,进行CenSUSX12季节平滑处理，取对数Resset金融研究数据库，统计年鉴注：其中CPl是来自国家统计数据库（二）模型的构速本文采用向量自回归模型（VAR）模型，并结合实际数据进行建模，得到实证分析的根底。向量自回归模型（VAR）最早由SimS（1980）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VAR模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

17、可以建立VAR模型，但必须保证整个模型系统的稳定性。VAR模型通常表示为：或AL）Zl=t,A（L）=I-AiLAU,其中，Z是由n个变量组成的向量，P是滞后阶数，E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VAR模型分析之前，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适宜的变量个数，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VAR模型，每增加一个滞后阶数，模型中的参数就增加n2,增加的速度非常快，因此必须选择适宜的滞后阶数。在设定完模型后，需要对模型进行估计，一般采用普通

18、最小二乘估计(OLS)及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A(L)=/-A.(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K,较低的DW统计量，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而造成的虚假的显著的线性关系。所以，为了防止所建模型出现伪回归，先对数据做单位根检验。表2：单位4超检验(ADF检验)结果变量t-statisticP值结论EX5.30701不平稳IM4.18081

19、不平稳WTI1.18260.9391不平稳ER0.43690.8075不平稳IR-0.771503811不平稳IAVG0.20230.7439不平稳D(EX)-15.97040平稳D(IM)-17.53010平稳D(WTI)-14.42050平稳D(ER)-H.96380平稳D(IR)-16.64160平稳D(IAVG)-5.94650平稳由表2可知，序列出口(EX)、进口(IM)、国际油价(WTD、汇率(ER)、工业增加值增长速度(IAVG)、利率(IR)都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-阶差分D(EX)、D(IM)、D(WTI)、D(ER)、D(IAVG),D(I

20、R),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EX、IM、WTI、ER、IAVG、IR都是一阶单整的。2、Cho断点检验将处理后的EX、IM分别与WTI、ER、IR、IAVG进行OLS回归，得到模型如下:EX=6.4343+1.106477-1.4668E/?-0.1116MVG-1.0575lR+,(1)(8.7235)(25.6439)(-7.7089)(-2.6559)(-10.7817)IM=2.7305+1.2861Wn-0.4284ER-0.1139必VG-0.8202IR+%(2)(5.3706)(38.0090)(-3.3335)(-2.5809)(-8.2

21、983)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ChOW断点检验，发现出口总额在2023年7月的断点检验是通过的，即在2023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。表3：对出口总额的断点检验结果ChowBreakpointTest:2023M07NUnHyPOthesis:NobreaksatSPeCifiedbreakpointsF-statistic1.oglikelihoodratioWaldStatistic11.150951.924155.7547Prob.F(5,23O)Prob.Chi-Square(三)

22、Prob.Chi-Square(三)0.00000.00000.0000表4：对进口总额的断点检验结果ChowBreakpointTest:2001M08NullHypothesis:NobreaksatspecifiedbreakpointsF-statistic1.oglikelihoodratioWaldStatistic98.5165274.7405492.5825Prob.F(5,230)Prob.Chi-Square(5)Prob.Chi-Square(5)0.00000.00000.0000(四)模型建立1,VAR模型滞后期数的选择本文选择进(出)口总额、油价、汇率、利率、工业增

23、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AIC、SC等准那么来选择VAR模型的滞后期数，建立VAR模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2023年7月前最终选择了VAR(2),7月后选择了VAR(3),进口在2001年8月前后均选择了选择了VAR(2)。具体估计结果如下：出口：1993年1月至2023年6月VAR模型咨0.16900.58290.01160.4333-0.02770.3642WTI10.18770.11920.9435-0.3359-0.0204-0.1813S7,ER,!

24、=0.1557十-0.0025-0.07730.8779-0.0009-0.0531*ERuIAVG10.20230.58360.3383-5.57850.1048-0.6125MVGT一个_0.1630-0.02640.0131-0.0396-0.00940.9169MT_0.38320.0274-0.46240.0060-0.4091W?-0.0405-0.04770.22710.01510J814”2+0.01330.05580.0598-0.00660.0491-0.5523-0.24164.49750.147804419Mq0,0235-0.00480.03100.00970.061

25、2一人.从这个方程中可以看到WTI油价滞后1期和2期对出口影响系数分别是0.0116和0.0274,均在0和1之间，这说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OJl92和-0.0405,说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。2023年7月至2023年12月VAR模型WXr-0.02640.38690.2849-0.3275-0.04430.4317

26、WTlt1.1464-0.04620.9204-0.96280.1061-0.4603W7&WRt=-0.4240+0.0508-0.01310.89080.01090.0584。IAVGt19.7647-1.19940.25844.71650.7611-2.0579M/Rt5.09170.04340.0699-2.4868-0.01190.2521MT一0.2583-0.1910-0.08320.0584-0.6607EXi0*29200.09913+2111-0.02160.8656H+-0.0474-0.02740.0173-0.0108-0.0166ERT-0.26130.72205.

27、8604-0*67950.6074Mg-0.18130.01840.59490.04330.3035_%0.28550.03520.4448-0.03200.0912-EX,-NJ-0.0284953154.02210.0408-0.0439WTVT%十0.02170.01110.19730.00660.0703.ER1-.0.0219-0.1132-3.45280.2952-1.3618/ARt山-0J410-0.07010.6296-0.04650.2337从这个方程中可以看到WTI油价滞后1期和2期对出口影响系数分别是0.2849和-0.1910,这与上述方程的结论是不一样的，说明在此阶

28、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O.0352,所以滞后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-0.0462、0.2920和-0.0284,均在T和1之间，这说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。上述分析说明，2023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，这初步说明选择2023年7月作为结构断点是合理的。此外，2023年7月之前出口滞后1期对油价的影响

29、是正的(0.1192),滞后2期对油价的影响是负的(-0.0405),而2023年7月之后出口滞后1期对油价的影响是负的(-0.0462),滞后2期对油价的影响是正的(0.2920)这说明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,这点更证明了出口对油价而后期滞后1期出口的增加会使油价下降。滞后2期那么相反。的影响发生了转折,即断点是适宜的。期和滞后于2期的油价对进口的影响系数分别是0.1155和0. 0160,IMf0.96920.4041Cm550.61220.08600.3772WTlt-0.18700.18800.8807-0.2645-0.01

30、85-0.0489EK=-0.1825+0.0787-0.13200.83170.0013-0.0662或1/AVGt-0.58160.11850.4123-5.6118-0.0121-0.9677出S一招.0.1408-0.00440.0061-0.0582-0.00410.9137东I0.32300.0160-0.4637-0.0285-0.5219一-W-0.0252-0.02640.14450.02650.0837皿7:f+0.03190.0731-0.0266-0.00640.1165也一/-0.2423-0.09084.20110.00871.1857%0.0103-0.0016-

31、0.01570.01280.0673#7.产5、进口：1993年1月至2001年7月VAR模型(5)该模型显示：滞后1均在O和1之间,这说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0.1880和-0.0252,即进口对油价的影响发生了反向改变。2001年8月至2023年12月VAR模型/M,WTftERtIAVG1JK.=1.5070-0.46450.0862-5.71020.2253+0.43170.2535-0.01780.06090.03580.36551.08290.00190.53140.0856-1.2225

32、-1.96611.1589-7.9733-L1399-0.02240.6397-0.0059-0.2248皿7EMvq.,期一-0.0106-0.17220.00730.03261.01930.69790.4504-0.29120.9429-0.0009-0.8880产T-ZJ-0.1247-0.24332.11880.01220.2662l-i+0.00350.0132-0.1772-0.00270.0050E犀2+0.0468-0.26879.37740.07630.3867出忆2Jf-0.0602-0.05091.1025-0.00240.2179该模型显示：滞后1期和2期的油价对进口的

33、影响系数分别是0.3655和-0.2912,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0.3525和-0.1247,这与模型（5）中揭示的进口对油价的影响变化方向是一致的。比拟模型（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月作为断点是适宜的，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0.6122和-0.4637改变为T.2225和0.9429,正负号完全改变，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

34、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VAR模型，其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VAR模型均是稳定的。本文采用JohanSen协整分析法来检验多个变量之间的长期均衡关系，而JohanSen协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HypothesizedNo,ofCE(s)1993：1-2023：62023：72

35、023：121993：1-2001：62001：72023：12StatisticProb*StatisticProb.*StatisticProb.*StatisticProb.*None06.5540.0000102.4160.000094.19180.000296.66360.0001Atmost149.50570.034761.93160.001445.01180.090339.15350.2542Atmost225.58530.132228.03720.078720.03240.420720.84380.3675Atmost313.00070.11489.65020.30864.63

36、110.84676.64880.6188Atmost41.15730.28200.37480.54040.55140.45780.31700.5734表5显示在atmostl处的p值均大于0.（）5,接受原假设，说明不管是出口还是进口，各阶段的协整检验结果说明这些序列之间至少存在一个协整关系，即出口（EX）、进口（IM）与国际油价（WTI）、汇率（ER）、工业增加值增长速度（IAVG）、利率（IR）之间存在长期均衡关系。3,Granger因果关系检验从上面的分析，知道出口（EX）、进口（IM）、国际油价（WTI）、汇率（ER）、工业增加值增长速度（IAVG）、利率（IR）虽然都是不平稳序列，但

37、是它们之间存在长期均衡关系，也就是说可以进行Granger因果关系检验。检验结果显示：对于出口，在2023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2023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Chow断点检验，2023年之前WTI油价的上升幅度比拟小2023年油价起伏很大，7月上升至最高点133.48美元/每桶，而12月又降到最近四年的最低42.04美元/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

38、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ChOW断点检验。2001年中国参加WT0,奥运申办成功，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1993：1-2023：62023：7-2023：12EX-WTIWTI-ERWTI-EXIR-ERER-EXER-IAVGEX-ERIR-IAVGIR-EXER-IRWT1-ERER-1R表7：关于进口的因果关系检验结果1993

39、:01-2001:72001:8-2023:12WTI-1MIM-ERWTI-IMIM-ERIR-ER1AVG-IMWTI-ER1R-IMWTI-ERER-IAVGIR-IMER-IAVGIM-WTIIAVG-ERWTI-IR注：表中一说明前者是后者的原因4、脉冲响应分析前面对VAR模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TRF刻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： 12023： 62023： 72023：

40、12Response of LEX to CholeSky One S.D. LWTI lnvationResponse of LEX to Chotesky One S.D. LWTI Innovation图4：关于出口的脉冲响应图1993： 012001： 72001： 82023： 12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，2023年7月以前函数的收敛性是比拟差的，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拟小的，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

41、已经到达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2023年之前油价虽然始终根本保持上涨，但上涨幅度并不大，而是逐步缓慢上涨，对于当时经济高速开展的中国而言，油价的少量上涨并不会影响中国各个行业对原油的消费，从而国内的各种工业产品等产量不会受到限制，这些产量远超于国内需求，并且国内也需要这些产品之外的工业产品，所以最终缓慢的油价上涨并没有使中国的出口减少，而是缓慢增加，但是随着人民币的逐渐升值，使得中国的出口收到了一定的限制，所以出口量又慢慢减少，并且持续时间很长。2023年7月及之后第1、3、5期油价对出口的影响是正向的，第2、4期油价对出口的影响是负向的，第6期开始油价对出口

42、的影响是负向的，持续到第11期，又开始产生正向的影响，这种正向影响大约持续到20期左右，之后便是长期的负面影响，大约在115期趋于均衡状态。也就是说7月之后油价对出口的影响是以负面影响为主。这是由于我国原油定价机制逐步与国际原油定价机制并轨，并且在2023年之后更能够参照国际油价来制定国内油价，此时国际油价的波动就会影响影响国内油价，并传导至国内市场，进而对我国出口造成影响从图5中可以看出，2001年8月以前油价对进口不会立即产生影响，即当期的油价上涨不会使当期的进口增加也不会使其减少，但在第2期之内会使进口增加，并且增长幅度较大，第3期开始油价的上涨使进口减少，并持续到40期，此时是进口减少

43、到最小值，之后逐渐上升并向均衡处靠拢，说明油价上涨对进口主要的影响是负向的，因为油价上升使得对国外原油的进口减少，从而抑制了局部石油工业开展速度，经济增速减缓，又导致进口减少；2001年8月及以后油价对对进口的影响是：第1期油价上升使进口增加，第2期油价上升使进口减少，但减少幅度不及增加幅度，第3期油价上升又使进口增加，增加幅度减小，并且小于前一期的减少幅度，从第4期开始油价的上升会使进口持续减少，大约在30期到达最小值，之后缓慢上升，直到接近均衡处。中国参加WTO后短期内油价波动对进口的影响是不确定的，但长期来看会使我国经济增长，消费需求增加，从而增加进口。5、方差分解脉冲影响函数能够捕捉到一个变量的冲击因素对另一变量的动态影响途径，而方差分解可以将VAR系统内一个变量的方差分解到各个扰动项上，从而提供了关于每个扰动因素影响VAR模型内各个变量的相对程度的信息。本文做了10期内的方差分解，因为关于进口的方差分解在2001年8月前后两个阶段的方差分解结果没有很大的差距，后期油价对进口的奉献度略更大一点，也就是说油价在整个时期内对进口都有影响，而后期可能由于进口对油价也产生了影响，相互影响使得油价对进口的奉献度增大，这与前面的分析是一致的。关于出口的方差分解结果如下：乏心1993：