国际原油价格对中国通货膨胀的非线性冲击

张源野 叶阿忠 李田田

（福州大学经济与管理学院，福建 福州 350108）

一、引言

国际原油价格变化会对通货膨胀造成深刻的影响。当国际油价大幅上涨时，会使得生产成本上升，进而导致商品和服务价格上涨。因此，国际原油价格的剧烈上涨会引起消费价格上涨进而引致通货膨胀，这将给货币政策的执行带来困难。将通货膨胀控制在适度范围被认为是宏观经济政策调控的主要目标，因为这样可以促进经济增长和就业、保护国民收入和财富、促进资源配置和社会公平。如物价波动过大或不可预测时，市场主体会缩减或推迟投资和消费计划，导致经济萎缩、失业人数增加、资源浪费与错配。因此，研究国际原油价格与通货膨胀之间的关系是十分有必要的。

中国能源结构以煤炭为主，但随着经济结构调整和环境保护要求越来越高，煤炭的消费比重逐渐下降，天然气、石油和其他清洁能源的消费比重逐渐上升。中国能源价格虽然受到政府调控，但近些年来逐步推进市场化改革，增加了与国际油价挂钩的灵活性。同时，中国是世界上最大的原油净进口国，如图1 所示，2018 年以来，中国原油对外依存度一直在70%以上，其中2020年原油进口量占到全球总量的19.9%，但原油产量仅占到全球总量的4.4%。据美国战略与国际问题研究中心（CSIS）估计，至2040 年1 月，中国约80%的石油需求将来自国外。中国对原油进口的高度依赖意味着国际油价波动对中国通货膨胀的传导效应将越来越强。

图1 中国石油对外依存度变化趋势

探讨不同国际油价水平、不同通胀环境等条件的国际油价冲击对通货膨胀的传导机制，可以丰富和完善国际油价冲击及通胀传导机制的相关理论，为构建适合中国国情的宏观经济体系提供理论支持。有利于政策制定者正确判断国际油价冲击对通胀的影响方向和大小，制定合适的政策目标和工具，有效应对国际油价冲击带来的通胀压力或滞胀风险，维护经济稳定增长。因此，深入了解不同类型的国际油价波动对中国通胀冲击有重要意义。

全文在以下几个方面作出了贡献。首先，数理分析国际原油价格对中国通货膨胀的影响，为实证计量模型的选取与构建提供支撑。其次，考察国际原油价格冲击在不同国际油价水平和通胀水平下的非对称影响。与以往研究不同的是，该文是在门槛向量自回归（TVAR）内进行的。这种潜在的不对称性源于国际油价冲击效应与门槛值划分的不同机制之间的关系。相较于一些研究直接设定单门槛或多门槛的方式，TVAR 模型可以通过网格搜索的方式确定门槛值，有效避免了人为设定机制的主观性。进一步地，使用广义脉冲响应函数捕捉原油价格冲击的动态影响，对国际原油价格与中国通货膨胀间的动态关系进行了更深入的分析。

二、文献综述

国际原油价格与通货膨胀关系的理论论证可以通过以下三个主要渠道来进行解释。首先，国际原油价格上涨可以通过成本推动渠道引起通货膨胀。国际原油价格上涨使得能源、化工原材料、运输等成本上升，从而直接或间接地影响到其他行业和消费者的生活水平（林伯强和王锋，2009）。[1]当生产者和经营者面临更高的成本压力时，可能会选择将部分或全部额外成本转嫁给消费者，进而提高商品和服务的销售价格。当消费者面临更高的物价水平时，可能会要求更高的工资水平来维持自己的购买力。当消费者得到更高的工资时会增加消费，从而进一步推动物价上涨。这样就形成了一个恶性循环，导致通货膨胀不断加剧（范志勇，2008）。[2]其次，国际原油价格上涨可以通过需求拉动渠道引起通货膨胀。国际原油价格上涨会影响通货膨胀预期，促使消费者和企业提前消费或投资，以避免未来更高的物价水平，从而增加总需求，引发需求拉动型通货膨胀（Kilian ＆ Zhou，2022）。[3]再次，国际原油价格变化可以通过影响中央银行的货币政策目标和工具，进而影响通货膨胀水平。中央银行通常会设定一个稳定的通货膨胀率作为其长期的宏观经济目标，以维持经济增长和就业水平。然而，国际原油价格变化会导致实际通货膨胀率偏离目标水平，从而引起中央银行的调整反应（张平等，2008）。[4]一般来说，当国际原油价格上涨时，中央银行会提高利率或减少货币供应量，以缓解通货膨胀压力；当国际原油价格下跌时，中央银行会降低利率或增加货币供应量，以刺激经济活动（Zulfigarov ＆ Neuenkirch，2020）。[5]

在实证研究方面，学界运用了不同的计量模型，从不同的角度和层面探讨了国际油价和通胀之间的关系。早期的实证研究模型主要是基于单方程回归分析。Hooker（2002）利用菲利普斯曲线框架估计了国际油价变化对美国通胀的影响，发现在1980 年之前，国际油价冲击对核心通货膨胀产生了重要影响，而在1980 之后，国际油价冲击根本没有传递到核心通胀中。[6]LeBlanc ＆ Chinn（2004）基于改进的菲利普斯曲线，发现当时的国际油价上涨对美国、日本和欧洲的通胀影响较小。[7]李晶和吴力波（2011）的研究发现，国际油价冲击对中国CPI 的影响有限，对中国PPI的影响则较为显著。[8]这些研究采用的计量模型虽然简单易行，但存在面临参数设定、分布假设及内生性等问题。

为克服这些问题，后来的实证研究开始引入向量自回归模型（VAR）及相关模型。De et al.（2007）基于滚动的VAR 模型研究发现，1973 年以来，国际油价冲击对CPI的影响逐渐减小。[9]Kilian（2009）构建了一个全球原油市场的SVAR 模型，认为预期在国际油价模型中发挥着更重要的作用，而内生国际油价模型应关注石油市场的需求侧。[10]Zhang et al.（2019）将向量自回归模型（VAR）和广义预测误差方差分解（FEVD）相结合来考察全球原油市场的动态行为和溢出效应，发现国际原油市场具有高度一体化特征，来自区域原油市场的冲击可以迅速扩散到其他原油市场。[11]Oloko et al.（2021）采用分数阶协整向量自回归（FCVAR）方法进行研究，发现石油出口国和石油进口国的通货膨胀率持续性并未因国际油价冲击而增加。[12]VAR 相关模型考虑了国际油价变化与其他宏观经济变量之间的相互作用，并可以通过限制或放松某些假设来识别国际油价上涨对通胀冲击的因果效应。因此，这些模型能够更好地反映出国际油价和通胀之间复杂而动态的关系。

早期研究认为，国际油价冲击对经济活动的影响是线性的，即国际油价上涨与下跌对经济活动具有对称的影响（Hamilton，1983）。[13]但随后的研究发现，国际油价下跌对经济活动的影响低于线性模型的预期。大量研究开始关注国际油价冲击对经济活动的非对称影响。陈宇峰和陈启清（2011）研究了国际油价波动对中国经济的“非对称时段效应”，发现1978—1993 年国际油价下降对中国宏观经济的影响要大于国际油价上涨的影响，而在1994—2007 年国际油价冲击并不会对中国宏观经济造成较大的直接影响。[14]张大永和曹红（2014）从短期与长期两个方面分析了国际油价对中国经济的影响，发现从长期来看，相对于国际油价下跌，国际油价上涨对中国经济的影响更为显著。[15]López-Villavicencio ＆ Pourroy（2019）基于1970—2017 年一些国家的数据进行研究，发现通胀加速了国际油价下跌的传递，从而减少了非对称性。[16]

与此同时，一些学者从门槛效应视角研究国际油价冲击的非线性影响。Catik ＆ Onder（2011）指出在高通胀期，除去食品和能源的通货膨胀指标对国际原油价格变化具有不对称的传导效应，而在低通胀期，这种不对称传导效应则不显著。[17]Donayre＆ Wilmot（2015）使用门槛向量自回归模型（TVAR）研究国际油价冲击对加拿大产出和价格水平的影响，并考虑了正负国际油价冲击、经济周期阶段、国际油价冲击大小等因素的非对称性，发现国际油价正冲击对加拿大产出的影响比国际油价负冲击更强，这种不对称性在衰退期更加明显，在扩张期则会减弱。[18]Hammoudeh ＆ Reboredo（2018）使用TVAR 模型研究，发现当国际油价高于门槛时，国际油价波动对市场通胀预期的影响更为强烈。[19]Sek（2019）结合前人的研究，将非对称与门槛效应相结合，发现相对于非石油因素，石油因素在解释全球商品价格通胀方面的作用较小，但石油的门槛效应是显著的。[20]这些研究揭示了由于门槛效应，不同的经济制度对石油冲击的反应具有不同的经济特征。一般情况下，非线性建模能够捕获宏观变量对国际油价冲击的非对称响应，从而获得更准确的估计结果。

综上，相关研究仍然存在一些不足。具体而言，国际原油价格对中国通货膨胀的影响究竟是线性的还是非线性的？是否存在一些临界值？当国际油价或通货膨胀水平越过这些临界值后，通货膨胀对国际油价冲击的响应会显著增加还是减弱？为了解决这些问题，笔者探讨了国际原油价格波动对中国通货膨胀的非线性冲击，并试图找出可能使冲击发生结构性改变的国际原油价格门槛与通货膨胀门槛。

三、理论分析

（一）国际原油价格波动影响中国通货膨胀的数理模型构建

分析国际原油价格波动对中国通货膨胀冲击的一种方法是使用微观基础的一般均衡模型，笔者在Alvarez et al.（2011）的DSGE 模型上进行了拓展[21]，并构建具体模型：考虑了两个经济体，即中国和世界其他国家，假设中国根据Taylor 规则设定名义利率，该规则以中国整体CPI通胀（包括消费能源价格）和产出增长为特征，同时具有一定程度的利率平滑；不同的经济体通过贸易活动联系在一起；假设中国具有两个活动部门，即可贸易部门和不可贸易部门；假设中国是石油进口国，石油的美元价格是外生的；家庭的一篮子消费Ct是可贸易部门商品CT，t和不可贸易部门商品CN，t的CES 函数。家庭的成本最小化意味着名义消费支出等于，则消费者价格指数为：

其中，PT，t表示可贸易部门商品的价格指数，PN，t表示不可贸易部门商品的价格指数，{ωN，ωT}表示相应的权重，εC表示两种消费之间的替代弹性。可贸易部门商品表示为一篮子商品的CES 函数形式，则可贸易部门商品价格为：

其中，PH，t表示国内可贸易商品价格指数，PF，t表示世界其他国家商品的价格指数，Poil，t表示国际原油价格，εT表示不同类型可贸易商品之间的替代弹性，ωoil表示衡量一篮子可贸易商品中石油消费的比重。

国际原油价格冲击的间接影响取决于消费篮子其他组成部分的价格。国内生产的非贸易消费品和可贸易消费品的价格指数分别由PN，t=和给出，其中表示各部门的生产者价格的通货膨胀水平，S={N，T}。S部门的公司以每个时期的概率（θS）最优地重置价格，而不管自上次调整以来的时间长短。无法重置价格的企业根据指数化规则最优地调整价格，以赶上滞后的部门通货膨胀。在该模型的对数线性近似中，S部门的生产者价格通货膨胀可表示为：

其中，β表示一个贴现因子，ψS表示反向指数化的程度，表示S部门的实际边际成本。ψS允许不考虑标准Calvo 模型中的无价格指数化（ψS= 0）或全价格指数化（ψS= 1）的情形。实际边际成本由企业的成本最小化情况决定。S部门产出为CES生产函数的形式可表示为：

其中，oS，t，kS，t和nS，t分别表示石油、资本和劳动力投入，cuS，t表示资本利用率（在稳态下等于1），αS表示资本在价值增加中的份额，φS表示生产函数中石油和其他投入之间的替代弹性，χS表示权重参数，用于衡量石油在生产过程中重要性。根据生产函数，企业成本最小化意味着实际边际成本的表达式如下：

（二）国际原油价格波动对通货膨胀的非线性冲击

1.国际原油价格对通货膨胀的非对称效应

国际原油价格波动对通货膨胀的影响可以分为直接影响和间接影响，而国际原油价格的不对称效应主要是通过间接渠道产生的。可能导致原油进口国通货膨胀非对称反应的机制主要有三种：实际收入效应、不确定性效应和运营成本效应。

（1）实际收入效应。当国际油价上涨时，消费者的实际收入会减少，需要支付的能源费用增加，可支配收入下降，这会导致消费者调整消费结构和预算。当国际油价下跌时，这一过程会被弱化，因为消费者可能不会立即增加消费支出，而是将节省下来的费用用于储蓄或偿还债务。

（2）不确定性效应。当国际油价波动时，会影响经济主体对未来物价水平和经济政策的预期，从而导致经济活动和投资决策发生变化，进而影响总需求和总供给平衡，最终表现为通货膨胀率波动。这一效应是否会表现出非对称反应，取决于国际油价变动的原因（需求冲击或供给冲击）、经济主体的适应性及预期形成机制。

（3）成本调整效应。当国际油价上涨时，国内石油企业面临着进口成本上升压力，为维持一定的利润，企业会提高成品油批发与零售价格。进一步地，成品油作为工业生产和居民生活的重要投入和消费品，其价格上涨会引致相关产品和服务成本上升、价格上涨，进而推高PPI和CPI。然而，当国际油价下跌时，国内石油企业不愿放弃已经获得的高额利润，企业会利用垄断优势，小幅降低成品油价格，此时PPI和CPI的降幅也较小。

综上，国际油价上涨对通货膨胀的影响要大于国际油价下跌的影响。但截至目前，学界关于国际油价对通货膨胀的传导机制尚未形成统一的结论，上述效应分析并不适用于所有经济体。对于中国而言，其石油市场属于寡头垄断结构，这更有可能产生成本调整效应导致不对称价格传递。因此，提出假说1：

H1：国际原油价格波动对中国通货膨胀存在非对称效应。

2.国际原油价格水平导致冲击的非线性效应

多数关于国际油价冲击的非线性影响研究主要关注于国际油价正向与负向冲击之间的非对称性。实际上，国际油价水平高低也会影响到冲击的大小。以国际油价为例，当国际油价处于低位时，石油加工、化工等行业的利润较低，从而压缩产能和供应。此时若国际油价上涨，这些行业会迅速恢复生产和销售。同时，国际油价低位上涨意味着需求增加，这会增强居民消费信心和预期，从而推高整体物价水平。当国际油价处于较高水平时，国际油价上涨对通胀的冲击较弱。这是因为高国际油价会导致石油加工、化工等行业的成本上升，从而抑制需求和消费。当国际油价上涨时，这些行业会减少生产和销售，从而抵消物价上涨的压力。此外，中国设置了成品油价格调控的上下限，调控上限为每桶130 美元，下限为每桶40 美元。由于有这一限制，当国际油价处于高位时，国际原油价格上涨不会完全传导到国内成品油等能源产品上。同时，当国际油价处于高位时，需求受到抑制，居民消费信心和预期也较低。

一些不同的观点认为，当国际油价处于低位时，国际油价上涨造成的通货膨胀是暂时性的，因为国际油价上涨会抑制需求，从而降低通货膨胀上行压力。当国际油价处于高位时，国际油价上涨会导致居民对通货膨胀的预期加剧，从而提高工资要求和消费支出，形成需求拉动型通货膨胀。这种通货膨胀一般更为持久，因为国际油价上涨会刺激供给，从而维持较高的通货膨胀水平。总之，随着国际原油价格上涨，国际油价对通货膨胀的冲击会表现出非线性特征。因此，提出假说2：

H2：国际原油价格波动对中国通货膨胀冲击是非线性的，受到原油价格水平的影响。

3.通货膨胀导致冲击的非线性效应

不同通货膨胀水平和现行通货膨胀趋势会影响国际原油价格和通胀之间的传导机制与强度（Garzon ＆ Hierro，2021）。[22]通货膨胀水平反映了经济体的总体价格水平，而国际油价冲击会直接或间接影响生产和消费的成本，从而导致总体价格水平发生变化。如果一个经济体本身的通货膨胀水平就很高，那么国际油价冲击所带来的价格变化可能会更加显著。通货膨胀水平较高意味着通胀预期较高，消费者和企业对未来价格的上涨更敏感，即国际原油价格上涨会引发更强烈的预期效应，导致其他商品和服务价格上涨。当通货膨胀处于较高水平时，市场需求旺盛，供需紧张，生产者和经销商有更大的议价能力和动力将成本转嫁给消费者，此时国际原油价格波动冲击对通货膨胀造成的影响较大。因此，提出假说3：

H3：国际原油价格波动对中国通货膨胀的冲击是非线性的，受到通货膨胀水平的影响。

四、模型设定与数据来源

（一）门槛向量自回归模型

门槛向量自回归模型（TVAR）是一种非线性的VAR 模型，可以通过门槛变量来划分不同的机制，并在每个机制内使用向量自回归模型进行估计。TVAR 模型的优点是可以捕捉到变量之间的非线性关系和状态转换。为区分国际原油不同价格水平、不同通胀水平下国际油价对通胀的冲击，构建了门槛向量自回归模型（TVAR）进行分析，其中向量包含国际原油价格、通货膨胀、汇率水平、经济增长和货币供应量5 个变量。一个p阶滞后的TVAR 模型可以表示为：

其中，t表示时期；A0，mt表示时间趋势向量；Ac，m为第m机制的常数向量；A1，m，A2，m，…，Ap，m表示第m机制系数矩阵；zt-d表示门槛变量；d表示门槛变量的滞后时期数，且d≤p，d与p均为正整数；rm表示门槛值（m= 1，2，…，M- 1），r0为-∞，rM为+∞；M为机制数，等于门槛值的个数加1；I(·)为示性函数，zt-d∈(rm-1，rm)当成立时取值为1，否则取值为0；Ut为随机误差向量，满足零期望，协方差矩阵为Ω的独立同分布随机变量。

（二）门槛效应

不同于VAR 模型，在使用TVAR 模型之前需要对是否存在显著的门槛效应进行检验，即需要检验非线性模型（机制数为i，i= 2，3…）是否显著优于线性模型的原假设。笔者采用Hansen（1999）和Lo＆ Zivot（2001）提出的修正多元线性检验的似然比统计量LR[23，24]，具体模型表达如下：

（三）广义脉冲响应函数

在TVAR 模型估计后，下一步是获取脉冲响应函数。考虑到非线性模型，内生变量对某种冲击的反应在很大程度上取决于过去的历史、经济状况和在零时期要研究的冲击程度，所有冲击水平和迹象都会对调查期间的经济表现产生影响，或者周期t的冲击可能会触发周期t+d的机制变换（d为门槛变量的滞后时期）。

应用于TVAR 模型的脉冲响应函数主要有两种：（1）依赖于给定机制的脉冲响应函数（CIRF），也称为条件脉冲响应函数；（2）广义脉冲响应函数（GIRF）。CIRF 描述了系统在通过已估计的门槛值时所确定的每个机制对一个冲击的响应，这意味着CIRF 是在给定机制内的线性脉冲响应函数。但如果在整个反应周期中发生机制转换，则CIRF就会偏离冲击的最终宏观影响，这时就需要考虑假定冲击过程中可能产生机制转换的非线性脉冲响应。

对此，采用Koop et al.（1996）提出的广义脉冲响应函数进行分析。[25]变量y在时期k对时期t的冲击（ut）的响应定义为：

其中，Ωt-1表示t-1 时期的特定历史条件；ut表示产生响应的冲击变量；E（·）表示期望算子。

采用自举法来估计预期的GIRF 值。笔者考虑的假设是：在冲击发生时，该模型处于某一给定机制之下。在第一步中，在某一个给定机制的历史值Ωt-1条件下，选择内生变量的实际和相邻滞后期的初始值，然后从系统的其余部分随机选择一系列冲击。对于每个序列，使用基于所考虑的特定历史条件模型来模拟许多相关变量。该模型考虑了模拟过程中的机制状态变化，从而提供E(yt+k/Ωt-1)的估计。在第二步中，使用类似的随机冲击序列，但在这种情况下，在每个冲击序列时期t处添加冲击（ut），相当于要考虑一个标准差的冲击，这就产生了另一个估计值E(yt+k/utΩt-1)。两个估计结果之间的差值就是广义脉冲响应的模拟值。对于每组初始观察，此过程重复1000 次。模拟1000 次的GIRF的平均值产生给定机制下时期k处GIRF 的最终估计值。

（四）数据来源

选取2005 年7 月至2022 年6月中国的月度数据（2005 年7 月21日，中国人民银行宣布，中国开始实行以市场供求为基础、参考一篮子货币进行调节、有管理的浮动汇率制度，此后人民币兑美元的汇率开始浮动。因此选取的数据从2005 年7 月开始）。所有数据来自RESSET 数据库、国家统计局和国际清算银行（BIS）网站。

国际原油价格变量（Oil）采用的是北海布伦特原油期货收盘价的对数，单位：美元/桶，数据来自RESSET 数据库。对于通货膨胀水平变量，分别采用两个指标即工业品出厂价格指数PPI同比增长率和居民消费价格指数CPI 同比增长率，数据来自国家统计局。

此外还选取了影响通胀水平的三个其他变量，包括经济增长、汇率和货币供应量。

经济增长变量（IVA）。由于国家统计局没有公布GDP 增长月度数据，故采用工业增加值同比增长率月度数据来表示经济增长变量，数据来自国家统计局。

汇率变量（Ex）。采用人民币实际有效汇率月度数据表示汇率变量，数据来自国际清算银行（BIS）网站。

货币供应量（M2）。相比于M0与M1，M2能够更全面地反映货币供应量情况，采用M2供应量同比增长率表示货币供应量，数据来自国家统计局。

所有变量描述性统计与相关性分析如表1、表2所示。

表1 变量的描述性统计

表2 变量相关性分析

五、实证分析

（一）单位根检验与模型滞后阶数选择

首先，在进行回归之前对各个变量进行平稳性检验。如果变量不平稳，那么模型的估计结果将不具有最小方差性和一致性，且非平稳序列较可能出现伪回归现象。采用ADF 检验进行平稳性检验，检验结果表明除Ex之外其他变量均为平稳序列或趋势平稳序列，而Ex一阶差分之后平稳。后续回归分析中，采用H-P 滤波（Hodrick-Prescott Filter）对Ex原序列进行处理，以分解时间序列中的趋势和周期成分，从而消除短期波动，揭示长期趋势。通过ADF 检验，H-P 滤波处理后的Ex序列是平稳的，具体变量采用的检验形式与检验结果如表3所示。其次，滞后阶数的确定是向量自回归模型构建过程中一个非常重要的问题，如果滞后阶数非常大，虽然有利于完整反映所构造模型的动态特征，但所需要顾及的参数较多，模型的自由度就会减少，从而影响模型参数估计的有效性。通过AIC、BIC 信息准则判断模型的最佳滞后阶数为2。

表3 变量序列ADF检验结果

（二）国际原油价格的门槛效应

由于TVAR 模型涉及多方程的非线性结构，所以估计和检验都比较复杂。其中一个关键问题是如何确定最优的门槛值。如果选择了不恰当的门槛值，就会导致模型失真。网格搜索法是一种常用的搜寻门槛值的方法，可以避免人为设定机制的主观性。为保证在每个机制下都有足够的数据用于模型估计，将门槛值的搜寻范围设定在15%分位数至85%分位数的样本区间。笔者选取国际原油价格（未取对数）作为门槛变量，使用R软件进行门槛效应检验时可知，单门槛与双门槛模型都显著优于线性模型，且双门槛模型优于单门槛模型，故选择双门槛模型进行进一步分析。通过网格搜索，门槛值为56.98和87.19。此外，为防止冲击与机制之间潜在的内生性问题，TVAR 模型一般假设门槛变量具有一定的滞后期数。通过R 软件计算，门槛变量最佳滞后阶数为1。门槛效应检验结果如表4所示。

表4 门槛效应检验结果

1.一个标准差的冲击

许多研究在实证分析中都对国际油价冲击的非对称性进行了检验。具体来说，非对称性意味着国际油价上涨和下跌产生的影响不相同，可能存在方向、幅度、时滞等方面的差异。为考察国际油价冲击的非对称性，利用广义脉冲响应函数观察Oil正向和负向一个标准差冲击对PPI和CPI的影响。

由图2可知，在不同国际原油价格水平区间，国际油价冲击造成PPI与CPI变化趋势是显著不同的。尤其在高国际油价区间（机制3），正负冲击造成了显著的非对称特征，这初步验证了假说H1和H2。

图2 国际油价一个标准差波动对PPI（a，c）和CPI（b，d）的冲击动态

相对于高国际油价区间，当国际原油价格处于中低区间时（机制1 与机制2），国际油价波动对PPI 和CPI 的影响较大。这是因为，当国际原油价格处于中低区间时，石油开采和加工行业的利润率较低，对国际油价变动更敏感，因此国际油价波动会导致这些行业的出厂价格大幅调整，并进一步影响到物价水平。当国际原油价格处于高水平时，会导致石油加工、化工等行业的成本上升，从而抑制需求和消费。同时，高国际油价也可能促进能源效率的提升和替代能源的发展，降低对原油的依赖，从而减少国际油价波动对通货膨胀的传导。

在高国际油价区间，国际油价负向冲击使得短期内PPI 和CPI 下跌并不明显，反而出现小幅上升，这可能与预期因素有关。由于国际原油市场仍然存在很多不确定性，人们对未来国际油价走势的预期并不明朗。在高国际油价区间，人们对未来国际油价下跌的预期并不强烈，从而不会对消费和投资行为产生显著影响，也就不会对PPI和CPI产生显著影响。

相对于PPI而言，国际油价对CPI的冲击要小得多。一方面，CPI 指数中能源的占比较小，而PPI 指数中原油及其相关产品的占比较大。另一方面，CPI 中非能源分项受到国际原油价格的间接传导影响，而PPI 中生产资料受到国际原油价格的直接传导影响。因此，国际原油价格波动对PPI 的影响要强于对CPI 的影响。此外，PPI 和CPI 之间存在传导关系，一般来说，PPI 上涨会推高CPI，而PPI 下降会拖累CPI。但是这种传导关系并不稳定，取决于市场供求、汇率、政策等多重因素的变化。

2.三个标准差的冲击

前文的广义脉冲响应是基于一个标准差冲击产生的影响。进一步地，考虑三个标准差冲击造成的影响（见图3）。在正态分布中，有31.7%的数据会偏离平均值超过一倍标准差，只有0.3%的数据会偏离平均值超过三倍标准差。所以一个标准差冲击代表常见的冲击，而三个标准差冲击能够代表极端情况下的冲击。由于TVAR 模型不是线性的，广义脉冲响应函数可能不是与冲击成比例的，即三倍的冲击可能会导致大于或小于三倍的响应。以下是通过对比图1得出的结论。

图3 国际油价三个标准差波动对PPI（a，c）和CPI（b，d）的冲击动态

由图3（a）可知，从PPI变化的峰值看，三个标准差冲击并不能造成三倍的影响，尤其在高国际油价区间，上涨冲击造成的影响较小，这与前文分析类似。

由图3（b）可知，从CPI 变化的峰值看，在机制1中，三个标准差冲击造成CPI上升要显著超过三倍；在机制2 中，三个标准差冲击造成CPI 上升大约能造成三倍的影响；在机制3中，三个标准差冲击不能造成三倍的影响。这可能是当国际原油价格小幅上涨时，直接影响和间接影响都不太明显；而当国际原油价格大幅上涨时，虽然直接影响仍然有限，但间接影响会放大，且可能引发预期效应和传导效应，从而使得CPI 更加敏感地反映出国际原油价格的变化。但在国际原油价格较高的时候，中国成品油价格受到宏观调控的力度可能会更大。因此，即使国际原油价格大幅上涨，也不一定能够完全传导到中国国内成品油价格上。

由图3（c）可知，在机制1 与机制2 中，三个标准差造成PPI短期内下跌的峰值略大于一个标准差峰值的三倍。由于原油加工产业链较长，影响面较广，其价格波动将在不同程度上影响整个产业链的产品价格。当国际原油价格处于中低区间时，预期效应和传导效应可能会加强，因为市场对未来国际原油价格走势存在不确定性和悲观情绪。国际油价冲击对PPI的影响可能更多取决于国际市场波动和产业链传导，当国际油价处于高位区间时，则更多受到政策调控和供需关系的制约。

由图3（d）可知，在机制1 中，三个标准差造成CPI 短期下跌的峰值要显著小于一个标准差造成冲击峰值的三倍；在机制2 中，两者接近；在机制3 中，国际原油价格的大幅下跌的冲击造成了CPI显著下降，而小幅下跌的冲击则不存在这一影响。当国际原油价格处于高位区间时，国内成品油价格更容易受到政策调控和供需关系的制约，国际原油价格波动对国内成品油价格的影响会相对减弱。因此，当国际原油价格大幅下跌时，才能显著拉低国内汽油柴油等能源产品的价格，从而直接降低CPI。

（三）通货膨胀的门槛效应

通货膨胀不同水平可能反映了经济运行的不同状态，如高通胀可能意味着需求过热或供给紧张，低通胀可能意味着需求不足或供给过剩。这些状态会影响国际原油价格和通胀之间的传导机制与强度。因此，笔者进一步以PPI、CPI为门槛变量，探究不同通胀水平下国际原油价格波动对中国通胀的冲击。通过检验，以PPI 和CPI 为门槛变量时，模型中均存在显著的单门槛效应，但未通过双门槛检验，这初步验证了假说H3。经过R 软件计算，门槛变量的最佳滞后阶数均为1，具体门槛效应检验结果如表5所示。

表5 门槛效应检验结果

1.以PPI为门槛变量

通过网格搜索，PPI最佳门槛值为6.0。因此，可以将PPI 分为两个区间，即低PPI 水平区间（PPI＜6.0，机制1）和高PPI水平区间（PPI≥6.0，机制2）。

无论是正向冲击还是负向冲击，机制2 的波动峰值都要大于机制1，说明当PPI 处于较高水平时，国际原油价格波动造成的影响较大。PPI 反映的是生产资料价格水平，也是生产成本的重要组成部分。当PPI处于较高水平时，说明生产成本较高，生产者的利润空间较小，对国际原油价格的波动更加敏感，会更快地将成本变化转嫁到产品价格上，从而放大国际原油价格波动对PPI 的影响。反之，当PPI 处于较低水平时，说明生产成本较低，生产者的利润空间较大，对国际原油价格的波动相对不那么敏感，会更慢地将成本变化转嫁到产品价格上，从而减弱国际原油价格波动对PPI 的影响。

2.以CPI为门槛变量

同样地，通过网格搜索，CPI 最佳门槛值为1.2。因此，可以将CPI 分为两个区间，即低CPI 水平区间（CPI＜1.2，机制1）和中高CPI 水平区间（CPI≥1.2，机制2）。国际上通常把CPI 涨幅达到3%作为通货膨胀的警戒线。故笔者将CPI＜1.2 视为低通胀，将CPI≥1.2视为中高通胀。

当CPI 处于较高水平时，国际油价冲击对CPI造成的波动峰值较大；反之较小。在一个价格设置交错和垄断竞争的经济环境中，低通货膨胀的成本冲击被公司视为暂时的，因此公司不太可能通过价格调整转移这些成本（Taylor，2000）。[26]按照这种思路，如果企业更新价格的频率是通货膨胀环境的内生因素，当通货膨胀水平较高时，企业更新价格的频率会加快，则在高水平通货膨胀环境中，随着更多的企业更频繁地更新价格，国际油价冲击对通货膨胀的传导将更大，企业更有意愿通过调整价格来转嫁这些更高的成本（Garzon ＆ Hierro，2021）。[22]

同时，在不同CPI水平下，国际油价负向冲击造成的峰值均大于正向冲击，国际原油价格波动对CPI 的影响具有非对称性。这可以从以下两方面来进行解释：一是传导效应。当国际油价下跌时，其对CPI 的传导幅度较大，会引致相关行业和企业主动降低产品售价以提高市场份额；当国际油价上涨时，其对CPI的传导幅度较小，因为其会遭遇相关行业和企业抵抗提高产品售价以保持市场份额。二是替代效应。即当国际油价下跌时，其对CPI 的替代效应较小，因为消费者不太可能因为交通工具用燃料等价格下降而增加消费；而当国际油价上涨时，其对CPI的替代效应较大，因为消费者可能因为交通工具用燃料等价格上涨而减少消费或转向其他替代品，从而降低国际油价上涨的通胀效应。

六、结论

随着中国经济发展，对进口原油的需求不断增加，国际油价波动将更大程度影响中国通货膨胀率的变化。笔者着重考虑了国际原油价格与中国通货膨胀关系中潜在的不对称和非线性问题，并使用门槛向量自回归模型，对不同国际原油价格、PPI 和CPI 水平下国际原油价格波动对中国PPI 和CPI 的冲击进行了实证研究。

研究显示：（1）在门槛变量分别为国际原油价格、PPI和CPI的情况下，均通过了门槛效应检验，表明国际原油价格对PPI 和CPI 存在非线性影响。不同国际原油价格水平下，国际油价冲击对PPI和CPI的影响各有不同。相对于低通货膨胀环境，高通货膨胀放大了国际油价冲击对PPI和CPI的传导效应。这是因为在较高通货膨胀环境中，企业对未来通胀和国际油价冲击的预期持续加剧，在更大程度上将这些更高的成本转移到其产品价格上。（2）国际原油价格对PPI 和CPI 的冲击存在非对称性。在冲击规模相同的条件下，国际原油价格上涨传导到中国通货膨胀的冲击并非总是大于下跌的冲击，而是在不同情形下表现出不同的非对称特征。因此，在分析国际油价对通货膨胀的影响时，必须同时考虑其发生通胀的环境以及当时的国际原油价格水平。

全球国际油价涨跌对中国PPI 和CPI 的影响不同。笔者的研究结论有利于政府预测国际油价冲击导致通胀的变化趋势，政府应采取相应的政策措施来应对国际油价波动冲击，为经济社会健康发展保驾护航。