邢婷玉

(延安大學(xué) 經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，陜西 延安 716000)

0 引言

自2011年以來，中國煤炭資源占世界煤炭資源總消費(fèi)的比重超過50%，可以看出中國對煤炭資源的消費(fèi)需求在一定程度上影響著世界煤炭資源總需求。為更好地分析煤炭市場需求，探究現(xiàn)今的人均收入水平、煤炭價(jià)格及替代能源對煤炭需求的影響，對煤炭需求彈性的研究是不可或缺的。同時(shí)煤炭需求彈性的研究對煤炭企業(yè)定價(jià)、煤炭需求預(yù)測及煤炭貿(mào)易政策等領(lǐng)域的研究有指導(dǎo)意義。

受能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)的影響，國外關(guān)于能源需求彈性的研究多集中于電、天然氣和石油產(chǎn)品。研究方法主要有：結(jié)構(gòu)時(shí)間序列模型[1-2]、面板協(xié)整法[3-5]、Johansen協(xié)整法[6-7]、時(shí)間序列分析[8]、自回歸分布滯后(ARDL)方法[9-11]。從研究結(jié)果來看，天然氣和電力需求的短期價(jià)格彈性值從-0.05～-0.9不等，長期需求價(jià)格彈性值為-0.2～-4.6不等。AL-SAHLAWI M A[12]認(rèn)為天然氣價(jià)格和收入彈性估算值之所以存在差異，是由于估計(jì)時(shí)間不同、數(shù)據(jù)來源不同、結(jié)構(gòu)變化、地域差異以及不同需求類型之間的差異引起的。TAYLOR L D[13]發(fā)現(xiàn)根據(jù)分段降低的整體電價(jià)購買電力時(shí)，需要區(qū)分短期需求和長期需求。

煤炭是我國能源消費(fèi)的主要方式，對煤炭需求彈性的研究主要集中在國內(nèi)。其中張磊等[14]基于面板數(shù)據(jù)模型分析得出全國煤炭需求的價(jià)格彈性為0.59。焦建玲[15]采用協(xié)整分析和ECM模型分析計(jì)算了我國煤炭需求彈性，發(fā)現(xiàn)其長、短期需求彈性分別為-0.96和0.061。謝守祥等[16]等使用ECM模型，并分析了影響煤炭價(jià)格的主要因素，最終研究得出煤炭的需求彈性是導(dǎo)致煤炭價(jià)格彈性變化的重要原因。

縱觀國內(nèi)外已有研究，發(fā)現(xiàn)國內(nèi)外對能源需求彈性的研究方法各不相同，學(xué)者們得出的結(jié)論差異較大，再者研究多集中在較早年份，難以反映煤炭市場的最新變化，且根據(jù)前人研究發(fā)現(xiàn)分長短期研究需求彈性是有必要的，故在國內(nèi)外已有研究的基礎(chǔ)上，以中國煤炭需求為對象，采用向量誤差修正模型(Vector Error Correction Model，簡稱VECM)對中國煤炭的長期需求彈性與短期需求彈性進(jìn)行測算，旨在通過刻畫我國煤炭需求價(jià)格彈性、替代能源交叉價(jià)格彈性、需求收入彈性，明確煤炭價(jià)格波動、替代能源價(jià)格波動與國家經(jīng)濟(jì)水平對中國煤炭需求的影響程度。這對準(zhǔn)確分析我國煤炭企業(yè)定價(jià)、煤炭需求預(yù)測以及能源市場需求結(jié)構(gòu)變化具有指導(dǎo)意義。

1 模型建立與數(shù)據(jù)來源

1.1 模型建立

由于煤炭需求難以準(zhǔn)確量化，遵照已有研究常用煤炭消費(fèi)量作為衡量煤炭需求的指標(biāo)。其中，煤炭消費(fèi)與人均GDP，煤炭價(jià)格和石油、天然氣價(jià)格之間的關(guān)系表示見式(1)

RCt=f(RGt,PCt,POt)

(1)

為便于計(jì)算彈性，具體模型如下

lnRCt=β0+β1lnRGt+β2lnPCt+β3lnPOt+εt

(2)

式中，RCt為人均煤炭需求量序列;RGt為人均實(shí)際收入序列;PCt為煤炭出廠價(jià)格指數(shù);POt為石油、天然氣價(jià)格序列;εt為殘差。

根據(jù)式(2)，可得

(3)

其中，β1,β2,β3分別指長期需求收入彈性、需求價(jià)格彈性以及石油、天然氣交叉價(jià)格彈性。

考慮煤炭消耗量與煤炭價(jià)格，替代品價(jià)格及人均收入水平等因素之間的影響可能存在時(shí)滯，即煤炭消耗量不僅受煤炭價(jià)格等同期值的影響，還明顯依賴于自身或其他因素的過去值。為了體現(xiàn)這種時(shí)滯性，采用VECM模型估計(jì)短期趨勢與長期均衡的動態(tài)關(guān)系，模型表示為

D(LRC)=λECM-1+[α1D(LRC)-1+α2D(LRG)-1+α3D(LPC)-1+α4D(LPO)-1+α0]

(4)

式中，ECM為誤差修正項(xiàng)，系數(shù)λ為任意波動所導(dǎo)致的煤炭需求對長期均衡偏離的調(diào)整速度，括號內(nèi)為短期關(guān)系，系數(shù)α1,α2,α3,α4為待估參數(shù)。

1.2 數(shù)據(jù)來源與預(yù)處理

為計(jì)算煤炭需求彈性，使用人均煤炭消費(fèi)量、人均實(shí)際GDP、煤炭出廠價(jià)格指數(shù)與石油、天然氣出廠價(jià)格指數(shù)4個變量，樣本區(qū)間為2000—2018年。涉及價(jià)格因素的變量均以2000年價(jià)格為不變價(jià)重新計(jì)算。其中變量LRC與LRG數(shù)據(jù)來源《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》，變量LPC與LPO數(shù)據(jù)來源Wind數(shù)據(jù)庫。各變量符號及含義見表1。

表1 變量名稱及含義Table 1 Name and meaning of variable

2 實(shí)證分析

為準(zhǔn)確分析中國煤炭市場需求結(jié)構(gòu)變化，采用協(xié)整和誤差修正技術(shù)，實(shí)證研究煤炭價(jià)格波動、替代能源價(jià)格波動及國家經(jīng)濟(jì)水平對中國煤炭需求的影響關(guān)系。

2.1 平穩(wěn)性檢驗(yàn)

為判斷各序列平穩(wěn)性，使用ADF單位根檢驗(yàn)各序列平穩(wěn)性，檢驗(yàn)結(jié)果見表2。

表2 ADF檢驗(yàn)結(jié)果Table 2 ADF test results

檢驗(yàn)結(jié)果表明LRC、LRG、LPC及LPO序列均為二階單整Ⅰ(2)序列，由于在小樣本下，參數(shù)估計(jì)存在多個協(xié)整關(guān)系，EG兩步法無法找出所有可能的協(xié)整向量，且分析結(jié)果不易解釋，鑒于EG兩步法的缺陷，文章選取Johansen[17]提出的極大似然估計(jì)法(MLE)，來檢驗(yàn)多變量之間的協(xié)整關(guān)系，同時(shí)求出變量之間的協(xié)整關(guān)系。

2.2 長期彈性的測度：基于Johansen協(xié)整分析

為檢驗(yàn)多變量之間是否存在協(xié)整關(guān)系，同時(shí)測算出變量之間準(zhǔn)確的協(xié)整關(guān)系，使用Johansen提出的協(xié)整的極大似然估計(jì)法。由于檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量涉及矩陣的跡，所以關(guān)于協(xié)整關(guān)系數(shù)量的檢驗(yàn)又稱為“跡檢驗(yàn)”。使用跡檢驗(yàn)得到的協(xié)整關(guān)系數(shù)量見表2。

表2 跡檢驗(yàn)Table 2 Trace test

檢驗(yàn)結(jié)果顯示，當(dāng)原假設(shè)為協(xié)整秩等于0時(shí)，跡統(tǒng)計(jì)量(65.74)大于5%的臨界值(47.21)，拒絕協(xié)整秩為0的原假設(shè)；當(dāng)原假設(shè)為協(xié)整秩等于1時(shí)，跡統(tǒng)計(jì)量(27.45)小于5%的臨界值(29.68)，接受協(xié)整秩為1的原假設(shè)，即跡檢驗(yàn)結(jié)果表明只有一個線性無關(guān)的協(xié)整向量。

進(jìn)一步使用極大似然估計(jì)法得到協(xié)整方程如下

LRC=-0.61-0.57LPC+1.05LPO+0.61LRG

(5)

由回歸結(jié)果顯示，煤炭需求收入的長期彈性為0.61，煤炭需求價(jià)格彈性為-0.57，說明煤炭需求關(guān)于收入與價(jià)格是缺乏彈性的；煤炭與石油、天然氣的交叉價(jià)格彈性為1.05，說明石油、天然氣價(jià)格變化對煤炭需求的影響較大；該結(jié)果與以往學(xué)者的研究類似，也與經(jīng)濟(jì)理論相符。

2.3 短期彈性的測度：基于VECM模型

由Johansen協(xié)整檢驗(yàn)確定變量間存在長期均衡的協(xié)整關(guān)系，據(jù)此推測變量之間可能存在短期的動態(tài)關(guān)系。于是通過建立VECM模型來進(jìn)一步分析變量之間的短期動態(tài)關(guān)系，表4是因變量為D(LRC)的誤差修正模型。

表4 向量誤差修正模型Table 4 Vector error correction model

D(LRC)=0.227ECM-1+0.224D(LRC)-1+

0.205D(LRG)-1+0.127D(LPC)-1+

0.086D(LPO)-1+0.048

(6)

其中ECM-1=LRC+0.61+0.57LPC-1.05LPO-0.61LRG

(7)

式中，調(diào)整后的R2=0.911 1，均方誤差RMSE=0.030 41，卡方統(tǒng)計(jì)量chi2=112.768，相伴概率值p=0.000 0，說明該誤差修正模型結(jié)果具有良好的解釋意義。觀察誤差修正模型的估計(jì)結(jié)果可以看出，變量之間存在短期修正關(guān)系，也即存在短期到長期的動態(tài)調(diào)整關(guān)系。且誤差修正項(xiàng)的系數(shù)為0.223，并且顯著，說明當(dāng)LRCt的數(shù)值過低時(shí)(偏離長期均衡狀態(tài))，會以正的修正項(xiàng)將實(shí)際值調(diào)整到均衡值，即朝著均衡狀態(tài)上調(diào)，但調(diào)整速度較低。

根據(jù)式(3)及模型結(jié)果進(jìn)一步得出短期調(diào)整關(guān)系，并整理如下

D(LRC)-1=-0.92D(LRG)-1-0.57D(LPC)-1-0.38D(LPO)-1-0.21

(8)

根據(jù)式(8)可以得出，短期煤炭需求收入彈性和交叉價(jià)格彈性符號均為負(fù)，分別為-0.92和-0.38，這與經(jīng)濟(jì)理論和現(xiàn)實(shí)完全不符。其中需求收入彈性對應(yīng)的P值高達(dá)0.7，說明系數(shù)高度不顯著，故不對該系數(shù)作經(jīng)濟(jì)意義上的解釋。交叉價(jià)格彈性-0.38，系數(shù)為負(fù)的原因可能是我國政府為維持國內(nèi)能源市場穩(wěn)定，而對能源價(jià)格管控較多，進(jìn)而導(dǎo)致短期內(nèi)我國能源市場難以體現(xiàn)真實(shí)的供需現(xiàn)狀。短期價(jià)格彈性為負(fù)，符合經(jīng)濟(jì)理論，短期煤炭價(jià)格彈性為-0.57，與長期煤炭價(jià)格彈性大小相同，這說明不管從長期或短期來看，中國煤炭價(jià)格變動對煤炭需求量的影響大小是相同的。

2.4 模型穩(wěn)定性檢驗(yàn)

為檢驗(yàn)回歸模型可信度，避免出現(xiàn)偽回歸，該部分通過拉格朗日乘數(shù)檢驗(yàn)VECM模型殘差是否存在自相關(guān)來判斷是否存在偽回歸，該檢驗(yàn)原假設(shè)為模型不存在自相關(guān)。

表5檢驗(yàn)結(jié)果顯示，對于滯后一階自相關(guān)與滯后二階自相關(guān)，相應(yīng)的P值分別為0.72與0.22，均大于0.1，即接受模型不存在自相關(guān)的原假設(shè)，得出VECM模型回歸結(jié)果的殘差序列不存在自相關(guān)，故模型穩(wěn)定，不存在偽回歸。

表5 拉格朗日乘數(shù)檢驗(yàn)Table 5 Lagrange multiplier test

3 結(jié)論

(1)中國煤炭需求與經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、煤炭價(jià)格以及石油、天然氣價(jià)格間具有長期的穩(wěn)定關(guān)系，即協(xié)整關(guān)系。這代表中國煤炭需求從長期看會受到國家經(jīng)濟(jì)增長、煤炭價(jià)格以及石油、天然氣價(jià)格變化的影響，同時(shí)，國家可以借助該關(guān)系的存在對我國能源市場長期發(fā)展方向作出最優(yōu)調(diào)整，保證國家能源資源與經(jīng)濟(jì)增長協(xié)同發(fā)展。

(2)從長期來看，中國煤炭需求收入、需求價(jià)格缺乏彈性，煤炭、石油、天然氣的交叉價(jià)格彈性大于1，富有彈性。長期來看，經(jīng)濟(jì)水平的提高和煤炭價(jià)格變化對煤炭需求的影響較弱，而石油價(jià)格漲幅會引起煤炭需求量的顯著降低。因此政府可以通過控制石油、天然氣價(jià)格影響煤炭供需市場，為穩(wěn)定中國能源市場，應(yīng)控制石油、天然氣價(jià)格出現(xiàn)大幅變化，對能源市場產(chǎn)生難以控制的沖擊。合理調(diào)控中國能源市場價(jià)格，維持能源市場穩(wěn)定的同時(shí)實(shí)現(xiàn)能源消費(fèi)模式的轉(zhuǎn)變，使經(jīng)濟(jì)、能源、環(huán)境協(xié)調(diào)發(fā)展。

(3)煤炭需求的短期價(jià)格彈性與長期價(jià)格彈性(-0.57)相同。說明短時(shí)間內(nèi)價(jià)格變動對煤炭消費(fèi)帶來的影響與長期價(jià)格變動的影響一致，且彈性絕對值小于1，是缺乏彈性的，即煤炭價(jià)格上升會導(dǎo)致煤炭收益增加。因此，煤炭價(jià)格升高，但由于煤炭需求價(jià)格缺乏彈性，所以煤炭需求減少的同時(shí)，收益卻會增加。并且煤炭價(jià)格升高導(dǎo)致煤炭需求減少，在能源需求不變的情況下，石油與天然氣等替代能源需求量就會增加，進(jìn)而實(shí)現(xiàn)能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)的調(diào)整與優(yōu)化。

(4)誤差修正項(xiàng)的系數(shù)為0.223，即短期的不均衡通過緩慢的調(diào)整才能達(dá)到長期均衡點(diǎn)。

為保證我國能源市場均衡穩(wěn)定的發(fā)展，政府進(jìn)行政策調(diào)整時(shí)應(yīng)避免短期煤炭需求量的大幅變動，同時(shí)，還要考慮外部因素(氣候變化、耗煤行業(yè)形勢等)對中國短期煤炭需求市場的沖擊。