國際原油價格與港口原油吞吐量關系的實證研究

趙鵬(大連港長興島油品碼頭公司，遼寧 大連 116317)

0 引言

據經合組織測算，國際原油價格上漲10 美元/桶，世界經濟將隨之下滑0.25%，其中發展中國家下滑0.7%，發達國家下滑0.2%。可見國際原油價格的波動已經成為世界各國經濟發展的沉重負擔。目前，國內外學者主要從影響原油價格的因素以及油價與國民經濟發展的關系等方面對原油價格進行了大量研究。

針對影響原油價格因素的研究，申雪峰[1]通過構建各個影響因素與國際原油價格間的回歸模型，確定各個因素對原油價格影響的程度。除前述因素外，王珺勤[2]通過分析國際原油市場的特點，發現原油的商品屬性和金融屬性。田利輝和譚德凱[3]的研究結果也指出金融投機對原油市場存在導向作用和放大作用。繆建營等[4]通過ADF檢驗、協整檢驗和格蘭杰因果關系檢驗，定量分析了探明儲量、產量、消費量和貿易量等原油價格的影響因素。Chen等[5]分析得出OPEC的原油輸出量是直接影響世界原油價格的主要因素，而中國的原油進口需求是次要因素。

從宏觀層面分析，國際油價的大幅波動直接關系到各國經濟的發展。從微觀層面分析，國際原油價格的大幅波動，會直接影響消費者信心，投資決策，影響下游終端產品的生產和消耗。因此，專家學者針對原油價格變化對經濟、工業、農業、金融和原油進口量等方面的影響進行了一系列的研究。龍山等[6]通過定性分析國際原油價格波動與經濟發展的關系，探討國內石油產業目前所面臨的國際原油價格波動的風險。張力菠等[7]通過構建原油價格及其影響因素的因果關系圖系統，分析了國際原油價格影響因素的反饋機制。張傳平等[8]利用VAR模型深入研究了中國原油進口量與國際油價、中國的GDP以及三大產業之間的因果關系。

目前，國內外對國際原油價格研究主要集中在影響因素、價格趨勢分析與預測以及油價與國民經濟發展關系等方面，從港口角度研究國際原油價格與原油物流、保稅倉儲和中轉等方面關系的較少。從實際看，港口腹地煉廠和國家戰略儲備進口的原油量都屬于剛性需求，即無論原油價格高或低，都基本遵循按需進口，對港口吞吐量貢獻相對穩定。但保稅中轉量和保稅倉儲需求才是相對彈性的，這部分貨源也是國內主要油港爭相競爭的。各港口一直非常重視爭攬國際保稅中轉貨源，但對國際原油價格和市場的研究還略顯不足。所以，深入研究國際原油價格與原油吞吐量間的關系非常有必要，能為港口在市場開發方面提供決策依據。

1 格蘭杰因果關系分析模型

格蘭杰因果關系分析模型是2003年由諾貝爾經濟學獎獲得者克萊夫·格蘭杰(Clive W. J. Granger)創建的一種用于檢驗、分析經濟變量間相互關系的方法[9]。在對國際原油價格和大連港原油吞吐量進行格蘭杰因果關系檢驗的過程中，兩個變量的全部預測信息都包含在他們的時間序列中，他們的回歸模型如式(1)和(2)所示：

式中，xt和yt分別為國際原油價格和大連港原油吞吐量的時間序列。假設其中白噪音μ1t和μ2t相互獨立不相關。對于式(1)而言，其原假設為H0:α1=α2=…=αq=0；而式(2)的原假設為H0:δ1=δ2=…=δq=0。對上述回歸模型的假設檢驗結果共有以下4種情形。

(1)拒絕公式(1)的原假設，接受公式(2)的原假設，此時稱變量X是引起變量Y變化的原因，即國際原油價格是港口原油吞吐量的格蘭杰原因；

(2)接收公式(1)的原假設，拒絕公式(2)的原假設，此時稱變量Y是引起變量X變化的原因，即港口原油吞吐量是國際原油價格的格蘭杰原因；

(3)拒絕公式(1)的原假設，拒絕公式(2)的原假設，此時稱變量X與變量Y互為因果關系，即國際原油價格與港口原油吞吐量互為格蘭杰原因；

(4)接收公式(1)的原假設，接收公式(2)的原假設，此時稱變量X與變量Y是獨立的，即國際原油價格和港口原油吞吐量間不存在因果關系。

2 國際原油價格與大連港原油吞吐量關系的實證研究

2.1 數據收集與處理

本文選取的原始數據為倫敦國際石油交易所公布的2006年1月—2021年6月的月度BRENT原油價格指數統計數據，以及大連港2006年1月—2021年6月的原油月度吞吐量數據。

2.2 平穩性檢驗

為避免變化趨勢存在而導致的“偽回歸”現象，在進行格蘭杰因果檢驗(Granger)前需要對BRENT原油價格指數和原油吞吐量時間序列的平穩性進行檢驗。對于原始序列不平穩的變量，則需進行取對數或差分處理后，再進行平穩性檢驗。本文采用最常用的ADF(Augmented Dickey-Fuller)單位根檢驗法，檢驗序列的平穩性。利用Eviews6.0軟件對xt和yt序列進行單位根檢驗，單位根檢驗結果：變量序列X的ADF檢驗值-2.554 589，臨界值(1%)-3.465 977，臨界值(5%)-2.877 099，臨界值(10%)-2.575 143，平穩為否；變量序列Y的ADF檢驗值-2.232 897，臨界值(1%)-3.466 580，臨界值(5%)-2.877 363，臨界值(10%)-2.575 284，平穩為否；變量序列d(X)的ADF檢驗值-10.419 87，臨界值(1%)-3.465 977，臨界值(5%)-2.877 099，臨界值(10%)-2.575 143，平穩為是；變量序列d(Y)的ADF檢驗值-12.706 60，臨界值(1%)-3.466 580，臨界值(5%)-2.877 363，臨界值(10%)-2.575 284，平穩為是。檢驗結果表明BRENT原油價格指數和原油吞吐量原始序列不平穩，但一階差分后序列平穩，都是一階單整I(1)過程，符合協整檢驗條件，可以繼續進行協整檢驗。

2.3 協整檢驗

在時間序列分析研究中，協整關系即非平穩的兩個或多個變量，但它們的某個線性組合可以是平穩的。由于xt和yt序列均為一階單整，因此，可以進一步進行協整檢驗。首先，利用Eviews6.0軟件進行最小二乘法回歸分析，得到協整回歸方程：yt=-1.417 135xt+372.045 4。隨后，提取殘差序列et。對殘差序列進行ADF檢驗，檢驗結果：ADF檢驗值-7.879 003，臨界值(1%)-3.465 780，臨界值(5%)-2.877 012，臨界值(10%)-2.575 097，結果平穩。

2.4 格蘭杰檢驗

由上述分析可知，序列xt和yt均為一階單整序列I(1)，且兩序列存在協整關系，因此，可對變量X和Y進行格蘭杰因果關系檢驗，檢驗結果：因果關系假定(滯后階數為2)，Y不是X變化的原因，F-stastic5.414 02，Probability0.005 2，檢驗結果為拒絕；檢驗結果：因果關系假定(滯后階數為2)，X不是Y變化的原因，F-stastic6.084 83，Probability0.002 8，檢驗結果為拒絕。

2.5 結果分析

通過格蘭杰因果關系分析表明，變量X與變量Y互為因果關系，即國際原油價格與大連港原油吞吐量互為格蘭杰原因。這與實際情況基本相符，過去20多年來，國際原油價格走高與我國原油進口量增長的確同時相伴出現，這主要是因為，我國能源安全意識的提高，開始增加戰略儲備油的進口，導致我國原油需求對外依存度進一步加大，從而滿足我國經濟與社會快速發展的現實需求。當國際原油價格變化呈現出Contango市場結構時，大宗商品貿易商相應的原油保稅貿易操作會增多，從而帶動港口原油保稅中轉吞吐量增加，也就是說國際原油價格的波動變化一定程度上影響著港口原油吞吐量的增長。因此，在對港口原油吞吐量進行預測制定港口發展戰略時，應同時考慮國際原油價格走勢。

3 應對國際原油價格變化的對策

3.1 密切關注國際原油市場信息

指定專人或團隊密切關注國際原油期貨價格變化，合理判斷國際原油價格的未來走勢，及時發現正向市場結構(Contango期貨升水結構)時機，收集油輪市場和競爭性港口的動態情況，為爭攬國際保稅中轉貨源提供智力信息和決策支持。

3.2 整合市場開發力量

整合成立專門的油品貨源開發中心。加強收集和分析市場能力，形成統一管理，統籌安排，從整體利益最大化角度，分油種、分區域細分目標市場，協同營銷。

3.3 細化市場開發體系

密切跟蹤環渤海石化產業發展動向和同行業生產經營動態，增強市場拓展能力和商務談判能力，積極開展與油品業務拓展相關的專項課題研究，積極推介宣傳第三方原油保稅倉儲的“金字招牌”。

3.4 策劃全程物流鏈和服務鏈

持續推進與船東的合作，為客戶測算最優物流路徑，打造從進口原油接卸到保稅倉儲，再到二程中轉的原油全程物流鏈；利用好期貨交割庫平臺，探尋建立原油貿易商、期貨交易市場、交割庫、煉廠的新型服務鏈。

4 結語

本文采用格蘭杰因果檢驗對國際原油價格變化與大連港原油吞吐量間的關系進行了研究，結果表明國際原油價格變化與港口原油吞吐量互為因果關系。根據格蘭杰因果關系檢驗結果，本文站在戰術層面，從密切關注國際原油市場信息、整合市場開發力量、細化市場開發體系以及策劃全程物流鏈和服務鏈四個方面，給出了港口應對國際原油價格變化的對策。