郭曉茜， 劉永權(quán)

(1.中國(guó)地質(zhì)科學(xué)院礦產(chǎn)資源研究所，北京 100037； 2.中國(guó)地質(zhì)調(diào)查局地學(xué)文獻(xiàn)中心，北京 100083)

0 引言

化石能源對(duì)人類經(jīng)濟(jì)社會(huì)的發(fā)展和進(jìn)步具有重要的意義。目前我國(guó)一次能源的消費(fèi)量年均增速約在1.3%，2019年的一次能源消費(fèi)量大約為48.6億t標(biāo)準(zhǔn)煤[1]。我國(guó)的化石能源主要以煤炭為主，占比達(dá)到60%以上。但是隨著空氣污染的加重，一次能源的消費(fèi)結(jié)構(gòu)正在面臨轉(zhuǎn)型。其中，天然氣作為一種優(yōu)質(zhì)的清潔能源，對(duì)優(yōu)化能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)發(fā)揮著關(guān)鍵作用[2]。與發(fā)達(dá)國(guó)家相比，中國(guó)能源消費(fèi)中的天然氣比重明顯偏低，進(jìn)一步提高天然氣比重已成為國(guó)家能源發(fā)展的重要目標(biāo)。根據(jù)“十三五”規(guī)劃，天然氣消費(fèi)量的年均增長(zhǎng)速度為19%，天然氣占一次能源的比例到2020年要翻番，消費(fèi)量要達(dá)到3 500億m3[3]。近些年我國(guó)天然氣的消費(fèi)量持續(xù)增加，根據(jù)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局的數(shù)據(jù)，天然氣的消費(fèi)量已經(jīng)從2004年的396.7億m3增長(zhǎng)到2017年的2 393.7億m3[1]。但是2017年天然氣的產(chǎn)量?jī)H僅達(dá)到1 480.35億m3，這意味著我國(guó)每年至少要進(jìn)口900億m3天然氣，天然氣對(duì)外依存度將近40%。但是目前，涉及天然氣需求預(yù)測(cè)的方法較為單一，對(duì)影響天然氣需求量的影響因子分析也比較少。因此，深入剖析我國(guó)未來(lái)天然氣需求量的影響因子，并且研判我國(guó)天然氣未來(lái)需求量具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。

1 天然氣需求預(yù)測(cè)方法及技術(shù)路線

天然氣的需求預(yù)測(cè)越來(lái)越多地吸引了世界各國(guó)學(xué)者的目光。目前主要集中于2個(gè)領(lǐng)域： 一是關(guān)于天然氣需求量的影響因子分析，主要包括協(xié)整分析、平均迪氏分解法(LDMI)、灰色關(guān)聯(lián)分析、格蘭杰因果檢驗(yàn)等方法[4-7]； 二是對(duì)天然氣需求量的中長(zhǎng)期預(yù)測(cè)方法，主要有傳統(tǒng)預(yù)測(cè)方法和人工智能預(yù)測(cè)方法，傳統(tǒng)預(yù)測(cè)方法包括時(shí)間序列、回歸方程以及灰色預(yù)測(cè)[8-10]，人工智能預(yù)測(cè)方法包括人工神經(jīng)網(wǎng)絡(luò)分析、模糊邏輯以及支持向量函數(shù)等[11-13]。表1對(duì)這些方法和應(yīng)用實(shí)例進(jìn)行了總結(jié)和展示。此外，選取不同種類的方法進(jìn)行聯(lián)合應(yīng)用，建立相關(guān)的混合模型，可以綜合各個(gè)方法的優(yōu)點(diǎn)，保障天然氣中長(zhǎng)期需求預(yù)測(cè)的準(zhǔn)確性[14]。

表1 能源需求量因果分析及預(yù)測(cè)模型總結(jié)

目前天然氣的影響因子分析和需求預(yù)測(cè)方法是相對(duì)獨(dú)立的，影響因子分析主要研究經(jīng)濟(jì)與天然氣消費(fèi)量之間的關(guān)系，而需求預(yù)測(cè)方法則是獨(dú)立于影響因子的分析。因此，將影響因子分析方法和需求預(yù)測(cè)方法結(jié)合起來(lái)，可以提升天然氣分析的精度，為我國(guó)能源政策制定提供相關(guān)的理論基礎(chǔ)。

本次研究通過(guò)3個(gè)步驟建立一個(gè)綜合模型來(lái)分析影響我國(guó)天然氣需求量的因子，并且對(duì)我國(guó)未來(lái)天然氣的需求量做出預(yù)測(cè)。首先通過(guò)單位根檢驗(yàn)、協(xié)整分析和格蘭杰因果檢驗(yàn)來(lái)分析天然氣需求量的影響因子，其次利用灰色預(yù)測(cè)模型來(lái)預(yù)測(cè)各個(gè)影響因子的變化，然后通過(guò)回歸分析建立各個(gè)因子與需求量之間的數(shù)學(xué)關(guān)系，最后給出未來(lái)天然氣的需求預(yù)測(cè)，具體步驟如圖1所示。

圖1 天然氣量混合預(yù)測(cè)模型

2 我國(guó)天然氣消費(fèi)概況及影響因子確定

根據(jù)《2010中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》，我國(guó)天然氣用戶主要分為7個(gè)部門，在本次研究中簡(jiǎn)化為工業(yè)、生活、交通、商業(yè)、農(nóng)業(yè)、建筑和其他部門。圖2展示了我國(guó)天然氣從2004年到2017年的各部門消費(fèi)量變化趨勢(shì)。2004—2017年我國(guó)各部門天然氣消費(fèi)量逐年攀升，農(nóng)業(yè)和建筑業(yè)基本不消耗天然氣，我國(guó)天然氣消費(fèi)主要集中于工業(yè)、交通和生活這3個(gè)部門，2017年消費(fèi)占比達(dá)95%。

天然氣在工業(yè)部門用途很廣，主要用于3大產(chǎn)業(yè)，分別為采掘業(yè)，制造業(yè)和電力、煤氣、水生產(chǎn)與供應(yīng)業(yè)(后簡(jiǎn)稱電力)。由圖3可以看出，2004—2017年采掘業(yè)和制造業(yè)天然氣消費(fèi)比例逐年降低，電力天然氣消費(fèi)份額卻逐年增加。制造業(yè)消耗的天然氣的比例明顯下降，已經(jīng)下降至58.2%。此外，采掘業(yè)的比例也不斷下降，從2004年的26.5%下降至2017年的10.5%。與此同時(shí)，電力的天然氣消費(fèi)份額卻不斷上升，從2004年的6.3%上升至2017年的28.7%。整體上，對(duì)于工業(yè)天然氣的影響因素來(lái)說(shuō)，工業(yè)化率是影響工業(yè)天然氣消費(fèi)量的主要因素之一。此外，根據(jù)前人對(duì)經(jīng)濟(jì)和天然氣消費(fèi)量的因果關(guān)系分析，在本次研究中，將人均GDP也作為工業(yè)部門天然氣消費(fèi)量的影響因素。因此，工業(yè)化率(I)和人均GDP(GDPper)作為2個(gè)影響工業(yè)部門天然氣需求量的因子。

(數(shù)據(jù)來(lái)自于國(guó)家統(tǒng)計(jì)局)

生活部門是天然氣需求量增長(zhǎng)最快的一個(gè)部門。2017年生活部門天然氣消費(fèi)量為420.3億m3，年均增長(zhǎng)速率為18.8%。由于我國(guó)城市對(duì)于煤炭使用的限制范圍較廣，居民燃?xì)馔ǔＪ褂锰烊粴鈁15]。我國(guó)天然氣的生產(chǎn)區(qū)大多集中于西部地區(qū)，天然氣的消費(fèi)區(qū)大多集中于東部地區(qū)，天然氣的產(chǎn)消并不匹配，需要借助“西氣東送”的天然氣管道。因此，城市化率(U)，居民消費(fèi)水平(Lcon)和天然氣管道長(zhǎng)度(Lpipe)三者可以看作是生活部門天然氣需求量的影響因子。

2004—2017年，交通部門天然氣消費(fèi)逐年攀升，這與我國(guó)政策的支持有很大關(guān)系。值得注意的是，天然氣在分布式能源、LNG重型卡車等領(lǐng)域也得到越來(lái)越廣泛的重視。交通等領(lǐng)域的天然氣消費(fèi)份額從2004年的4%上升到2017年的12%。其中LNG重型卡車的天然氣需求潛力較大。2013年我國(guó)LNG重型卡車的天然氣年需求量達(dá)30億m3[16]。因此，交通部門影響天然氣需求量的影響因子確定為天然氣汽車數(shù)量(Nvehicle)和交通部門的GDP (GDPtrans)。

圖3 2004—2017年工業(yè)部門天然氣消費(fèi)量

根據(jù)上述分析，工業(yè)、生活和交通3個(gè)部門的天然氣需求量影響因子以及相關(guān)的參數(shù)詳情見表2。

表2 工業(yè)、生活和交通部門需求量影響因子及相關(guān)參數(shù)

(續(xù)表)

3 影響因子檢驗(yàn)

3.1 單位根檢驗(yàn)

為了保證研究結(jié)果更準(zhǔn)確和更具合理性，選取長(zhǎng)時(shí)間序列來(lái)分析我國(guó)工業(yè)、生活和交通部門天然氣消費(fèi)與各影響因素之間的具體關(guān)系，其數(shù)據(jù)來(lái)源于2005—2017年《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》。與此同時(shí)，為了直觀反映模型參數(shù)估計(jì)的實(shí)際意義，模型采用原始數(shù)據(jù)分析。如果時(shí)間序列是非平穩(wěn)的，在進(jìn)行協(xié)整關(guān)系和因果檢驗(yàn)時(shí)，有時(shí)不相關(guān)的變量也可能檢驗(yàn)出因果關(guān)系，因此，在進(jìn)行協(xié)整分析前必須進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，以避免虛假因果關(guān)系的出現(xiàn)。采用Eviews 8.0對(duì)各時(shí)間序列作ADF單位根檢驗(yàn)，其檢驗(yàn)結(jié)果見表3、表4和表5。

表3 工業(yè)部門消費(fèi)量及其影響因素單位根檢驗(yàn)結(jié)果

表4 生活部門消費(fèi)量及其影響因素單位根檢驗(yàn)結(jié)果

(續(xù)表)

表5 交通部門消費(fèi)量及其影響因素單位根檢驗(yàn)結(jié)果

3.2 協(xié)整檢驗(yàn)

表3—表5所示的各變量時(shí)間序列單位根檢驗(yàn)結(jié)果表明： 工業(yè)部門的天然氣消費(fèi)量、人均產(chǎn)值和工業(yè)化率，生活部門的天然氣消費(fèi)量、城鎮(zhèn)居民消費(fèi)水平和城鎮(zhèn)化率，交通部門的天然氣消費(fèi)量和部門產(chǎn)值的原始序列和一階差分序列在10%的顯著性水平下都是不平穩(wěn)的，而二階差分序列平穩(wěn)，由此可說(shuō)明各變量是同階單整的，序列之間有可能存在協(xié)整關(guān)系，為驗(yàn)證需進(jìn)一步做協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)。各解釋變量與被解釋變量間協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)見表6。

表6 協(xié)整檢驗(yàn)的Johansen檢驗(yàn)結(jié)果

協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果表明： 在0.05顯著性水平下存在一個(gè)協(xié)整方程，且無(wú)論是協(xié)整檢驗(yàn)的跡檢驗(yàn)還是協(xié)整檢驗(yàn)的最大特征值檢驗(yàn)，都表明存在一個(gè)協(xié)整方程。因此，可以進(jìn)行下一步的格蘭杰因果檢驗(yàn)。

3.3 格蘭杰因果檢驗(yàn)

對(duì)不同部門天然氣消費(fèi)量的影響因素進(jìn)行了格蘭杰因果檢驗(yàn)，詳細(xì)結(jié)果如表7所示，選擇了滯后期為3的檢驗(yàn)結(jié)果。

工業(yè)部門的影響因素人均GDP和工業(yè)化率的格蘭杰因果檢驗(yàn)結(jié)果小于0.05，說(shuō)明這2個(gè)因素是工業(yè)消費(fèi)量的格蘭杰因； 同時(shí)，消費(fèi)量對(duì)人均GDP和工業(yè)化率的格蘭杰因果檢驗(yàn)結(jié)果大于0.05，說(shuō)明消費(fèi)量不是這2個(gè)因素的格蘭杰原因，支持了這2個(gè)影響因素。

對(duì)生活部門3個(gè)影響因素居民消費(fèi)量、城市化率、管道長(zhǎng)度的分析發(fā)現(xiàn)： 居民消費(fèi)量和城市化率的格蘭杰因果檢驗(yàn)結(jié)果小于0.05，說(shuō)明這2個(gè)因素是生活消費(fèi)量的格蘭杰原因； 同時(shí)，消費(fèi)量對(duì)居民消費(fèi)量和城市化率的格蘭杰因果檢驗(yàn)結(jié)果大于0.05，說(shuō)明消費(fèi)量不是這2個(gè)因素的格蘭杰原因，支持了這2個(gè)影響因素。對(duì)于管道長(zhǎng)度則可以發(fā)現(xiàn)： 格蘭杰因果檢驗(yàn)結(jié)果大于0.05，說(shuō)明管道長(zhǎng)度不是生活消費(fèi)量的格蘭杰原因； 同時(shí)，消費(fèi)量對(duì)管道長(zhǎng)度的格蘭杰因果檢驗(yàn)結(jié)果小于0.05，說(shuō)明了消費(fèi)量是管道長(zhǎng)度的格蘭杰原因。因此，管道長(zhǎng)度并不能作為生活部門的消費(fèi)影響因素，而居民消費(fèi)量和城市化率則作為生活部門的影響因素。

表7 格蘭杰因果檢驗(yàn)結(jié)果

交通部門的影響因素交通GDP和車輛數(shù)量的格蘭杰因果檢驗(yàn)結(jié)果小于0.05，說(shuō)明這2個(gè)因素是交通消費(fèi)量的格蘭杰因； 同時(shí)，消費(fèi)量對(duì)交通GDP和車輛數(shù)量的格蘭杰因果檢驗(yàn)結(jié)果大于0.05，說(shuō)明消費(fèi)量不是這兩個(gè)因素的格蘭杰原因，支持了這2個(gè)影響因素。

因此，各個(gè)部門的天然氣消費(fèi)量的影響因素分別為： ①工業(yè)部門為人均GDP和工業(yè)化率； ②生活部門為居民消費(fèi)量和城市化率； ③交通部門為交通GDP和車輛數(shù)量。

4 我國(guó)天然氣需求預(yù)測(cè)分析

4.1 灰色預(yù)測(cè)模型

灰色預(yù)測(cè)主要是通過(guò)對(duì)給定的原始序列進(jìn)行一次累加(1-AGO)、矩陣轉(zhuǎn)換、差分方程和反轉(zhuǎn)計(jì)算得出的。選取國(guó)家統(tǒng)計(jì)局2004年至2017年的天然氣消費(fèi)數(shù)據(jù)進(jìn)行天然氣消費(fèi)影響因素的預(yù)測(cè)。影響因子的預(yù)測(cè)結(jié)果如圖4—圖6所示。到2025年，人均GDP將會(huì)增長(zhǎng)到17.11萬(wàn)元，工業(yè)化率將到36.4%，城鎮(zhèn)化率將增加到79%，居民消費(fèi)水平將會(huì)增加到7.75萬(wàn)元，交通GDP將會(huì)增長(zhǎng)到9萬(wàn)億元，天然氣汽車保有量將會(huì)增長(zhǎng)到3 122.99萬(wàn)輛。這些預(yù)測(cè)結(jié)果將用于下一步的回歸分析。

圖4 工業(yè)部門影響因子灰色預(yù)測(cè)

圖5 生活部門影響因子灰色預(yù)測(cè)

圖6 交通部門影響因子灰色預(yù)測(cè)

4.2 回歸分析

采用線性回歸方程對(duì)我國(guó)各部門的天然氣消費(fèi)量進(jìn)行預(yù)測(cè)?；貧w分析預(yù)測(cè)的結(jié)果如下。

(1)對(duì)于工業(yè)部門來(lái)說(shuō)，消費(fèi)和各個(gè)因子之間的回歸關(guān)系為

Cind=105.78+22.04GDPper-254.41I，

(1)

其中關(guān)聯(lián)因子R2為0.995 1。式中：Cind為工業(yè)部門消費(fèi)量，億m3；GDPper為人均GDP，萬(wàn)元；I為工業(yè)化率,%。

(2)對(duì)于生活部門來(lái)說(shuō)，消費(fèi)量和各個(gè)因子之間的回歸關(guān)系為

Cres=-60.89+4.99Lcon+149.79U，

(2)

其中關(guān)聯(lián)因子R2為0.998 7。式中：Cres為生活部門消費(fèi)量，億m3;Lcon為居民消費(fèi)水平，萬(wàn)元；U為城市化率,%。

(3)對(duì)于交通部門來(lái)說(shuō)，消費(fèi)量和各個(gè)因子之間的回歸關(guān)系為

Ctrans=-5.85+8.36GDPtrans+0.008 9Nvehicle，

(3)

其中關(guān)聯(lián)因子R2為0.993 4。式中：Ctrans為交通部門消費(fèi)量，億m3;GDPtrans為交通部門GDP，萬(wàn)億元；Nvehicle為天然氣汽車數(shù)量，萬(wàn)輛。

因此，根據(jù)上述回歸方程，可以推測(cè)我國(guó)未來(lái)天然氣的需求量。從2018年到2025年，天然氣的需求預(yù)測(cè)如表8和圖7所示。

表8 我國(guó)天然氣需求預(yù)測(cè)

圖7 我國(guó)天然氣需求預(yù)測(cè)

5 結(jié)論與建議

(1)影響我國(guó)天然氣消費(fèi)的因素比較復(fù)雜，通過(guò)單位根檢驗(yàn)、協(xié)整檢驗(yàn)和格蘭杰因果分析，可以得出各個(gè)部門天然氣消費(fèi)的影響因素。其中，人均GDP和工業(yè)化率被證明是工業(yè)部門的格蘭杰影響因素； 生活部門的影響因素是居民消費(fèi)量和城市化率； 交通部門的影響因素是交通GDP和車輛數(shù)量。

(2)我國(guó)天然氣需求量預(yù)測(cè)的方法眾多，其中本次研究采用的是灰色預(yù)測(cè)模型和回歸分析模型相結(jié)合的辦法。2025年天然氣的需求量為6 378億m3。

(3)對(duì)比我國(guó)的天然氣產(chǎn)能可以看出，我國(guó)天然氣需求仍舊面臨比較大的對(duì)外依存風(fēng)險(xiǎn)，因此，對(duì)我國(guó)的天然氣發(fā)展提出以下建議： 首先是聚焦一帶一路，保障天然氣進(jìn)口渠道，推動(dòng)周邊國(guó)家天然氣市場(chǎng)體系改革，建立海外天然氣發(fā)展統(tǒng)籌協(xié)調(diào)機(jī)制，確保海外天然氣的可獲得和可持續(xù)； 其次是積極推動(dòng)國(guó)內(nèi)非常規(guī)天然氣開發(fā)，提升國(guó)內(nèi)供應(yīng)能力，加大低品位天然氣資源開發(fā)的財(cái)稅扶持力度，提高探明儲(chǔ)量的動(dòng)用率。