張 蕾

(中國人民大學 經(jīng)濟學院，北京 100872)

原油進口權(quán)放開對成品油市場的影響

張 蕾

(中國人民大學 經(jīng)濟學院，北京 100872)

原油進口權(quán)放開主要是指民營企業(yè)可以自主從國際市場進口原油，突破原有的只有少數(shù)國有企業(yè)才能進口原油的限制。筆者通過分析成品油批發(fā)價格溢價、第三方原油進口量與成品油市場結(jié)構(gòu)的協(xié)整關(guān)系發(fā)現(xiàn)，隨著第三方原油進口量的增加，國內(nèi)成品油批發(fā)市場受到較為明顯的影響，成品油批發(fā)市場價格溢價受到第三方原油進口量的負向影響，進口越多溢價越少。其中，第三方原油進口量對柴油市場溢價的作用較汽油市場更加明顯。

原油進口權(quán)放開；成品油市場；市場集中度；成品油批發(fā)價格；批發(fā)市場溢價

一、問題的提出

根據(jù)“進口約束假說”，在寡頭或者壟斷市場中，現(xiàn)有市場競爭者以外的企業(yè)進口相當于在市場上增加了競爭者，能夠抑制現(xiàn)有市場中的企業(yè)聯(lián)合或者串謀，抑制國內(nèi)市場價格上升。目前已經(jīng)有較多的文獻從不同的國家、不同產(chǎn)業(yè)對這一假說進行了論證，主要包括兩個方面：一是葉華光[1]提出進口貿(mào)易對國內(nèi)價格的作用機制與約束條件。其中對貿(mào)易彈性和進口約束問題的研究較為集中，比如Levinsohn[2]對土耳其制造業(yè)的進口約束機制進行了實證分析； Markusen[3]研究了墨西哥市場對北美貿(mào)易的影響，發(fā)現(xiàn)其自由貿(mào)易對美國和加拿大都有較為顯著的約束；Martha 和 Field[4]研究了美國食品制造業(yè)41個行業(yè)的面板數(shù)據(jù)，驗證了進口約束對國內(nèi)寡頭市場的顯著作用；Markusen[5]對印度的自由貿(mào)易產(chǎn)業(yè)進行了實證分析；Thompson[6]則對加拿大制造業(yè)的進口約束進行了實證分析，發(fā)現(xiàn)進口能夠有效減少企業(yè)市場勢力的影響。二是對進口價格與國內(nèi)價格之間傳導機制以及相互影響程度的研究。比如Ji等[7]研究發(fā)現(xiàn),國際原油價格對國內(nèi)的天然氣存在影響，且油價對天然氣進口價格影響顯著，從地域來看亞洲最為顯著，其次為歐洲和美國；Ozdemir和Akgul[8]分析了土耳其國際原油價格到國內(nèi)汽油價格的傳導方式，發(fā)現(xiàn)通貨膨脹是重要的影響因素；Suranovic[9]研究了印度電力批發(fā)市場的競爭和市場勢力，考慮了市場勢力、各省之間的影響等因素；Zhu和Maxwell[10]研究了美國LNG的價格與運輸成本、進口成本之間的關(guān)系。

針對我國原油進口權(quán)的情況，國內(nèi)相關(guān)學者進行了大量的研究，以描述性研究為主，主要觀點如下：一是原油進口權(quán)放開的優(yōu)點，即能夠有效優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，建立多元化市場格局，降低煉油成本。比如張福琴[11]從能源安全、淘汰落后產(chǎn)能和利益分配等三個方面分析了進口權(quán)放開的影響；張一清和姜鑫民[12]分析了放開原油進口權(quán)的原因，并認為放開能夠提高國內(nèi)整體的煉油效率。二是原油進口權(quán)放開的條件，應(yīng)該綜合考慮國內(nèi)煉油產(chǎn)能需求，形成較為嚴格的用油標準，通過對配額的管理鼓勵企業(yè)提高質(zhì)量和效率，防止市場中出現(xiàn)“劣幣驅(qū)逐良幣”的現(xiàn)象。比如王健[13]在對董秀成的采訪中提到原油進口權(quán)要開關(guān)有度，根據(jù)具體條件衡量放開的時機和力度。三是如馮躍威[14]指出，應(yīng)該對原油進口放開以后有合理的規(guī)避風險方式。從量化研究方法來看，對于原油進口、國內(nèi)油品市場價格波動等方面的研究方法主要是通過協(xié)整理論、Granger因果檢驗方法和誤差修正模型等，分析變量之間的相互影響。比如黃健柏等[15]運用Granger檢驗和廣義脈沖響應(yīng)函數(shù)等工具所進行的分析，刻畫了我國原油與成品油進口價格與進口量之間的相互關(guān)系特點；魏巍賢和林伯強[16]使用GARCH模型實證研究了國內(nèi)外原油價格波動性及其相互關(guān)系；張力菠和謝麗琨[17]構(gòu)建了格蘭杰因果模型對國際原油價格和國內(nèi)原油進口量進行了檢驗分析；張意翔等[18]運用Granger因果檢驗和建立誤差修正模型對國內(nèi)外油價的動態(tài)均衡關(guān)系進行了檢驗。

綜合現(xiàn)有的文獻研究，原油進口權(quán)放開對國內(nèi)成品油價格影響的主要觀點如下：第一，“進口約束假說”對于集中度較高的市場有效，也就是說，第三方進口能夠有效地抑制壟斷或者寡頭市場的價格上升。第二，我國原油進口權(quán)放開能夠從源頭上打破原油產(chǎn)業(yè)鏈的寡頭市場結(jié)構(gòu)，加強成品油銷售市場競爭。第三，協(xié)整理論和誤差修正模型等是研究進口對價格影響的較為統(tǒng)一的研究方法。但是，目前的文獻研究也存在以下幾個需要改進的地方：一是大部分研究停留在貿(mào)易方面，沒有專門針對我國的成品油市場進行分析；二是對原油進口權(quán)與成品油市場的關(guān)系研究停留在定性層面，缺乏量化研究?；诖?，筆者在原有研究的基礎(chǔ)上進行了進一步研究：根據(jù)“進口約束假說”，以國內(nèi)企業(yè)利潤最大化作為目標函數(shù)，考慮國內(nèi)外兩個市場的量價關(guān)系，完成了回歸等式的推導。根據(jù)數(shù)據(jù)的獲得情況，以國內(nèi)成品油批發(fā)市場價格、國際原油價格、國內(nèi)成品油市場結(jié)構(gòu)(市場集中度指數(shù))和第三方原油進口量等作為主要變量進行考慮。在此基礎(chǔ)上，結(jié)合變量的時間維度屬性，進行了單位根檢驗、協(xié)整檢驗等，估計了協(xié)整方程并建立誤差修正模型。最后使用脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解方法估計不同變量對成品油批發(fā)市場價格變動的影響方向和影響程度。結(jié)合模型運行結(jié)果和我國成品油市場的實際情況、進口放開程度等，給出了政策建議。

二、理論模型與假設(shè)

Zimmerman和Carlson[19]提出了進口市場約束假說，認為進口量與國內(nèi)產(chǎn)品的價格存在相關(guān)關(guān)系，對于國內(nèi)市場來說，當進口量增加時，市場的聯(lián)合、壟斷行為更難出現(xiàn)，整體市場價格就不會出現(xiàn)過快的增長。增加進口可以作為防止市場壟斷的有效手段，其邏輯在于：進口企業(yè)屬于第三方企業(yè)，進口量增加在原有的寡頭市場中加入了新的競爭者，從而影響國內(nèi)的市場結(jié)構(gòu)，進一步影響國內(nèi)市場價格。

目前，我國的成品油市場存在以下特點：一是汽柴油進口量在總消費量中的占比較小，2016年汽油進口量約為21萬噸，柴油進口量約為92萬噸(海關(guān)總署)，占表觀消費量的比例在1%左右。二是市場競爭主體的量價主要受到資源來源的影響，成品油產(chǎn)業(yè)鏈中存在兩種經(jīng)營主體：一種是中石油、中石化的主營單位，包括原油進口、煉化、批發(fā)和零售的全產(chǎn)業(yè)鏈企業(yè)；另一種是只有其中一個或者幾個環(huán)節(jié)的企業(yè)。其中非中石油、非中石化經(jīng)營的加油站和經(jīng)銷商其主要資源來源于地方煉廠。三是上游原油資源的對外依存度大，2016年，我國原油對外依存度達到65%(根據(jù)國家統(tǒng)計局公布數(shù)據(jù)計算)，因此，成品油的量價受到國際原油價格的明顯影響。四是原油進口資質(zhì)逐步放開，中石油、中石化、中海油以外的經(jīng)營主體進口量逐漸增長。

在我國成品油市場上，成品油進口對市場結(jié)構(gòu)和價格的影響不大，但進入成品油市場的資源來源差異對于市場結(jié)構(gòu)和市場價格的影響較大。如果銷售企業(yè)只能購買中石油、中石化等主營煉廠的成品油資源時，其成本受到限制，利潤空間受主營單位影響較大；當中石油、中石化以外的企業(yè)能夠有更多的資源選擇時，可以通過購買不同渠道油品調(diào)整自身成本，達到利潤最大化。在此情況下，第三方企業(yè)進入成品油市場對原有的雙寡頭市場形成沖擊，市場集中度下降，從而降低市場價格。這與“進口市場約束假說”的基本思路是一致的。其基本推導過程如下：

國內(nèi)成品油市場需求定義為：

P=f(Q,m0)

(1)

其中，P為成品油批發(fā)市場價格；m0為第三方原油進口量；Q為成品油批發(fā)量，也就是市場中各批發(fā)企業(yè)銷量qi的總和，Q=∑iqi。

在國內(nèi)市場上，每個企業(yè)的利潤最大化目標函數(shù)可以表示為：

(2)

其中，C為國際原油價格，也就是進口原油的價格。假設(shè)市場中的成本以國際原油價格進行度量，該函數(shù)的一階條件如下：

?Πi/?qi=P+qiP'-C=0

(3)

將式(3)變換為邊際成本的形式(勒納指數(shù)形式)，對所有企業(yè)來說可以表示如下：

(P-C)/P=(1+λ)si/η

(4)

在式(4)的基礎(chǔ)上，將方程兩邊都乘以企業(yè)的市場份額，并將國內(nèi)所有企業(yè)相加，可以得到全行業(yè)的勒納指數(shù)形式如下：

(P-C)/P=(Hλ)HHT/ηm0

(5)

其中，HHI為國內(nèi)成品油市場集中度指標。*本文使用HHI(Herfindahl-Hirchman Index)指數(shù)對成品油市場集中度進行定義：HHI=中國石油銷量份額2+中國石化銷量份額2+其他單位銷量份額2；由于成品油銷售市場以中國石油和中國石化為主，因此，將其他單位銷量份額整體作為一個研究主體具有可行性。

式(5)中包含的假設(shè)如下：(1)成品油市場存在量價關(guān)系函數(shù)。(2)不考慮國內(nèi)自產(chǎn)原油對成品油市場的影響。(3)成品油市場競爭主體行為符合古諾模型相關(guān)假設(shè)。(4)第三方進口的原油煉制的成品油均通過中石油、中石化以外的終端進行銷售。在此基礎(chǔ)上，筆者提出基本假設(shè)：

假設(shè)：當?shù)谌皆瓦M口量增加時，國內(nèi)成品油市場價格更貼近真實的成本價格。

為了衡量第三方原油進口對國內(nèi)批發(fā)市場溢價的影響程度，使用“溢價程度”進行定義，基本計量模型如下：

(6)

(7)

根據(jù)以上推導，誤差項與因變量之間存在相關(guān)關(guān)系，不能使用OLS進行簡單回歸。筆者主要通過時間序列方法研究第三方原油進口量、市場集中度以及成品油批發(fā)市場溢價之間的關(guān)系。

三、經(jīng)驗觀察及描述性分析

(一)變量數(shù)據(jù)

本文使用的是2009年1月至2017年3月共計99個月的月度數(shù)據(jù)。變量說明和數(shù)據(jù)來源如下：(1)市場集中度(HHI)。其中，HHIG和HHID分別為當月汽油市場集中度和當月柴油市場集中度。計算過程中，汽柴油表觀消費量以及中石油、中石化銷售數(shù)據(jù)來源于國家統(tǒng)計局及發(fā)改委。(2)成品油市場價格(P)。其中，PG和PD分別為當月93#汽油平均市場價格和當月0#柴油平均市場價格。相關(guān)價格數(shù)據(jù)根據(jù)商務(wù)部公布的周度市場調(diào)查數(shù)據(jù)計算得到。(3)國際原油價格(WTI)，數(shù)據(jù)來自美國能源署(EIA)。(4)第三方原油進口量(m0)。當月除“三桶油”以外的經(jīng)營主體進口的原油量，數(shù)據(jù)來源于國家發(fā)展和改革委員會。(5)國際油價成本(C)。C=WTI油價×當月匯率(人民幣兌美元)，數(shù)據(jù)來源于美國能源署(EIA和中國人民銀行)，并根據(jù)世界平均比重的沙特阿拉伯34度輕原油密度將單位換算成為元/噸。(6)汽油溢價(GP)。GP=(汽油批發(fā)價格-國際油價成本)/國際油價成本，表示成品油市場中汽油批發(fā)價格與按照國際油價計算的原油成本偏離程度。(7)柴油溢價(DP)。DP=(柴油批發(fā)價格-國際油價成本)/國際油價成本，表示成品油市場中柴油批發(fā)價格與按照國際油價計算的原油成本偏離程度。

(二)描述性分析

成品油市場價格的變動情況如圖1和圖2所示。總體上看，觀測時間段內(nèi)我國成品油市場價格的變化經(jīng)歷了由低到高并繼續(xù)回落的態(tài)勢，汽油和柴油的價格變化基本同步。其中2012年4月份達到最高值，2009年1季度成品油市場價格較低，2016年年初成品油市場價格達到較低值之后，略有回升趨勢。

圖1 汽油市場價格變化情況

圖2 柴油市場價格變化情況

成品油市場集中度數(shù)據(jù)變化波動較大，在2016年之前市場集中度數(shù)據(jù)較為穩(wěn)定，且汽油和柴油市場變化情況基本一致。2016年之后市場集中度有明顯的變化，且汽油市場和柴油市場出現(xiàn)較為明顯的差異，汽油市場的集中度持續(xù)上升，柴油市場的集中度下降趨勢較為明顯。

國際油價成本以人民幣元為計量單位，2009年初之后國際原油價格持續(xù)上漲并在2010年之后基本保持在一定范圍內(nèi)波動，基本維持在4 500元/桶；2014年以后出現(xiàn)較為明顯的回落，2015年之后維持在2 000元/桶左右。

國內(nèi)原油進口量以及不同市場主體進口量的變化，總體來看，原油進口量呈持續(xù)上升趨勢，2015年下半年以后上升趨勢有所加快。從非主營單位的原油進口量趨勢來看，主要包括四個階段：一是2011年以前，非主營單位沒有原油進口資質(zhì)，其進口量為0。二是2011—2013年，部分企業(yè)取得原油進口資質(zhì)以后，非主營單位的原油進口量約為50萬噸/月。三是2013—2015年，非主營單位原油進口總量約為150萬噸/月。四是2015年以后，達到450萬噸/月，且在2016年之后有較為明顯的增長。

綜合來看，成品油市場價格變化和國際原油價格均呈現(xiàn)先增長后回落的變化；國內(nèi)原油進口總量及非主營單位的原油進口量持續(xù)增長，且隨著非主營單位逐步取得原油進口資質(zhì)，其整體原油進口量有較為明顯的階段性特征；市場集中度波動較大，2016年之后汽柴油市場分化較為明顯，其中汽油市場集中度有明顯上升趨勢，柴油市場集中度顯著下降。由于簡單的描述性統(tǒng)計分析并不能完全深入理解我國成品油市場價格與市場結(jié)構(gòu)、原油進口量、國際油價之間關(guān)系，筆者將通過較為精確的計量分析對該問題進行探索。

四、模型設(shè)定及檢驗

(一)單位根檢驗

在對時間序列進行分析時，傳統(tǒng)上要求數(shù)據(jù)是平穩(wěn)的，Engle和Granger[20]提出的協(xié)整方法很好地解決了這個問題，而協(xié)整分析需要進行單位根檢驗。筆者采用ADF方法進行單位根檢驗。

筆者對各變量進行ADF檢驗，經(jīng)過多次嘗試，選擇最佳滯后期和檢驗形式，得到單位根檢驗結(jié)果如表1所示。

表1 單位根檢驗結(jié)果

注：(1)檢驗形式中，c表示常數(shù)項，t表示趨勢項，p表示滯后期數(shù)；(2)***、**和*分別表示在1%、5%和10%的顯著性水平(下同)；(3)其中，是否存在c和t根據(jù)前文進行的數(shù)據(jù)描述圖確定，之后期數(shù)p的確定方法為：計算Schwert(1989)建議的最大滯后階數(shù)pmax=[12·(T/100)1/4]，若不顯著就逐漸縮小滯后階數(shù)，直到開始顯著為止。

從表1可知，在1%的顯著性水平上，原油進口總量lnmt為平穩(wěn)序列，此外所有變量序列的水平項都是非平穩(wěn)序列；經(jīng)過一階差分以后，在1%的顯著性水平上都是平穩(wěn)的，故lnPGt、lnPDt、lnCt、lnHHIGt、lnHHIDt、lnGPt、lnDPt、lnm0t等變量都是非平穩(wěn)的，服從I(1)過程；而ΔlnPGt、ΔlnPDt、ΔlnCt、ΔlnHHIGt、ΔlnHHIDt、ΔlnGPt、ΔlnDPt、Δlnm0t是平穩(wěn)的，服從I(0)過程。結(jié)合理論推導，這些變量之間有可能存在協(xié)整關(guān)系。此外，其他單位根檢驗結(jié)果也驗證了這一結(jié)論。

(二)協(xié)整檢驗

根據(jù)多種單位根檢驗方法的結(jié)果，得到相關(guān)變量的平穩(wěn)序列：lnPGt、lnPDt、lnCt、lnHHIGt、lnHHIDt、lnGPt、lnDPt、lnm0t都服從I(1)過程，因此，這些變量均可以進行協(xié)整檢驗。由于筆者考慮的時間序列樣本量在100以下，因而協(xié)整關(guān)系檢驗選擇Johansen檢驗法。

1.確定滯后階數(shù)

筆者依據(jù)LL、LR、FPE、AIC、SC、HQ等多種檢驗準則，測試不同模型對應(yīng)的值，得出不同標準下VAR(P)的最優(yōu)自回歸階數(shù)?？紤]到SBIC與HQIC較為簡潔，并要求模型損失的信息量較少，筆者對汽油模型和柴油模型的滯后階數(shù)選擇為2階和3階，檢驗結(jié)果如表2所示。

表2 水平VAR模型的最佳滯后階數(shù)檢驗結(jié)果

2.確定協(xié)整秩

結(jié)合前文選定的模型滯后階數(shù)，確定汽油和柴油模型的協(xié)整秩，檢驗結(jié)果如表3所示。

表3 協(xié)整秩檢驗結(jié)果

表3中，r表示協(xié)整秩的個數(shù)。在汽油模型檢驗結(jié)果中：在1%的顯著性水平上，統(tǒng)計量表明(32.745gt;29.680)應(yīng)該拒絕沒有協(xié)整關(guān)系(r=0)原假設(shè)，接受存在一階協(xié)整關(guān)系；也就是說，汽油模型中協(xié)整關(guān)系成立，在1%顯著水平上，lnGPt、lnHHIGt、lnm0t間存在一階協(xié)整關(guān)系。同樣，在柴油模型檢驗結(jié)果中：在1%的顯著性水平上，軌跡統(tǒng)計量表明(35.343gt;29.680)拒絕沒有協(xié)整關(guān)系(r=0)原假設(shè)，接受存在一階協(xié)整關(guān)系，也就是說，柴油模型中l(wèi)nDPt、lnHHIDt、lnm0t之間的一階協(xié)整關(guān)系存在。同時，兩個模型的最大特征值統(tǒng)計量中，均接受存在一階協(xié)整關(guān)系，因而本研究將兩個模型的協(xié)整秩均確定為1。

3.確定協(xié)整方程

根據(jù)協(xié)整滯后階數(shù)和協(xié)整秩檢驗結(jié)果，本研究的相關(guān)變量之間在5%顯著性水平上存在一個協(xié)整關(guān)系，對應(yīng)的協(xié)整估計方程見式(8)和式(9)(括號內(nèi)為對應(yīng)變量的標準差)。

(8)

(9)

也就是說，在汽油市場和柴油市場上，批發(fā)價格溢價、市場結(jié)構(gòu)和第三方原油進口量之間均存在穩(wěn)定的長期均衡關(guān)系。根據(jù)協(xié)整方程可知，在汽油市場上，市場集中度對國內(nèi)汽油批發(fā)價格溢價的交叉彈性為30.747，說明市場集中度變化會引起汽油批發(fā)價格溢價的正向變動，集中度越高溢價越大，這與理論預期是一致的，當市場集中度高的時候，市場份額較大的企業(yè)對價格的控制能力較強，能夠更好地提升價格，實際市場價格相對高一些；第三方進口原油量對汽油批發(fā)價格溢價的彈性為-7.210，說明第三方進口的原油量變化與國內(nèi)汽油批發(fā)價格溢價的變化呈反向關(guān)系，這與理論預期是一致的。柴油市場中，市場集中度對批發(fā)價格的彈性為60.175，市場集中度的正向變化引起價格上升，這與理論預期是一致的，且柴油批發(fā)價格溢價對市場結(jié)構(gòu)的反應(yīng)更加敏感；第三方原油進口量對柴油批發(fā)價格溢價的彈性也為負值，與理論預期一致。

4.分析誤差修正模型

根據(jù)Engle和Granger[20]的研究，誤差修正模型(VECM)可以在協(xié)整關(guān)系的基礎(chǔ)上，使用有限階的VAR過程來描述一階差分向量的構(gòu)成過程。因此，筆者進一步使用VECM模型來對協(xié)整關(guān)系的作用機理進行進一步探索。汽柴油市場誤差修正模型的參數(shù)估計結(jié)果如表4所示。

表4 汽油市場及柴油市場誤差修正模型參數(shù)估計結(jié)果

注：括號中數(shù)字為標準誤差值。

我們進一步對誤差修正模型進行必要的檢驗，以保證脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解結(jié)果是有效的。檢驗包括三個方面：一是殘差的自相關(guān)性檢驗，結(jié)果顯示兩個模型均接受“無自相關(guān)”的原假設(shè)。二是殘差的正態(tài)性檢驗，汽油模型和柴油模型中各變量均不拒絕殘差項服從正態(tài)分布的原假設(shè)。三是殘差的穩(wěn)定性檢驗，結(jié)果顯示除了VECM模型本身所假設(shè)的單位根之外，伴隨矩陣的所有特征值均落在單位圓之內(nèi)，模型的殘差是穩(wěn)定的。綜合來看，VECM模型較為合理。

(三)脈沖響應(yīng)函數(shù)

脈沖響應(yīng)函數(shù)刻畫的是在VECM擾動項上加上一個單位標準差大小的沖擊對內(nèi)生變量的當前值和未來值的影響。圖3和圖4是基于VECM模型的脈沖響應(yīng)函數(shù)曲線，橫軸代表滯后階數(shù)，列示出12個月(柴油24個月)，縱軸代表匯率對各解釋變量單位信息沖擊的響應(yīng)程度。

圖3 汽油批發(fā)價格溢價受市場結(jié)構(gòu)以及第三方原油進口波動的脈沖響應(yīng)圖

圖3為汽油模型的脈沖響應(yīng)函數(shù)曲線。由圖3可以看出：汽油批發(fā)價格溢價對市場結(jié)構(gòu)變動的響應(yīng)是正向的，給定一個標準的正向沖擊后，第一期的響應(yīng)為0.003，第二期響應(yīng)為0.000，第三期為0.001，整體來說振蕩趨穩(wěn)，在超過7個月后才會趨于平穩(wěn)，穩(wěn)定在0.000左右；第三方原油進口量的波動對汽油批發(fā)價格溢價的影響是正向的，給定lnm0一個標準差的正向沖擊，lnGP在第一期的響應(yīng)是0.003，第二期響應(yīng)為0.003，在7個月之后逐步平穩(wěn)，收斂于0.003。

圖4 柴油批發(fā)價格溢價受市場結(jié)構(gòu)以及第三方原油進口波動的脈沖響應(yīng)圖

圖4是柴油模型的脈沖響應(yīng)函數(shù)曲線。從圖4可以看出，市場結(jié)構(gòu)變化對柴油批發(fā)價格的影響總的來說是正向的，市場集中度指標變化的第一期影響為0.001，第二期迅速提升為0.012，6期以后穩(wěn)定在0.034左右，不增加也不衰減；第三方原油進口量波動對柴油批發(fā)市場價格溢價的影響趨勢為負向，lnDP在第6期之后響應(yīng)程度趨于平穩(wěn)，響應(yīng)程度約為0.022。

整體來看，汽油批發(fā)市場價格溢價對三個內(nèi)生變量的變動沖擊中，市場結(jié)構(gòu)和第三方原油進口量的作用基本相當；從脈沖影響的時間上看，第三方原油進口量變動對汽油批發(fā)持續(xù)作用時間約為半年，之后趨于平穩(wěn)；但是第三方原油進口量的沖擊對價格溢價的影響短期為正向，可能的解釋在于目前原油進口量占總進口量的比例偏小，而汽油銷售以零售為主，批發(fā)在整個成品油銷售中的比例較小，因此第三方原油進口量的變化對汽油批發(fā)市場的沖擊不能明確地反映出來。柴油批發(fā)價格溢價沖擊中，作用時間和力度與汽油市場較為相似，但第三方原油進口的沖擊影響為負向，與長期影響情況一致。

(四)方差分解

為了研究汽油和柴油批發(fā)市場價格模型中，方差被各變量所解釋的貢獻程度，筆者基于誤差修正模型，進行了不同預測期限預測誤差的方差分解。結(jié)果如表5所示。

表5 汽油和柴油批發(fā)市場價格的方差分解

汽油批發(fā)市場價格溢價的方差分解結(jié)果顯示，在汽油批發(fā)市場價格溢價的后期走勢(預測方差)的波動中，汽油批發(fā)市場價格溢價自身的波動解釋占比為99.900%，占絕大部分；大約有0—0.030%的波動可以由汽油市場集中度的變化解釋，大約有0—0.050%的波動可以由第三方原油進口量的波動解釋。綜合來看，第三方原油進口量對汽油批發(fā)溢價的波動影響略大，處于逐漸上升態(tài)勢，而汽油市場集中度指數(shù)對汽油批發(fā)市場價格溢價的影響持續(xù)下降。

柴油批發(fā)市場價格的方差分解結(jié)果顯示，在柴油批發(fā)市場價格溢價后期走勢(預測方差)的波動中，大約有0—3.800%的波動可以由柴油市場集中度的變化解釋，大約有0—1.600%的波動可以由第三方原油進口量的波動解釋，但是大部分的波動由柴油批發(fā)市場價格溢價自身的波動解釋。綜合來看，市場集中度指數(shù)的變化對溢價影響略大，且二者均處于上升趨勢。

五、結(jié) 論

筆者根據(jù)“進口約束假說”對成品油市場中，由于上游原油進口放開引起的市場結(jié)構(gòu)變化和價格變化進行了分析，發(fā)現(xiàn)第三方原油進口量增加對國內(nèi)成品油批發(fā)市場價格溢價存在負向影響，對加強市場競爭具有積極的作用。

筆者的結(jié)論表明，在我國成品油市場逐步走向有序競爭的過程中，對上游競爭的管理至關(guān)重要。同時，需要根據(jù)具體的經(jīng)濟環(huán)境、競爭主體特點統(tǒng)籌考慮，才能夠?qū)崿F(xiàn)資源的有效配置和社會福利的提升。

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(責任編輯：于振榮)

2017-07-22

張 蕾(1988-)，女，山西忻州人，博士研究生，主要從事能源經(jīng)濟研究。E-mail: zhangleixing27@163.com

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