鋼鐵產(chǎn)業(yè)鏈傳導(dǎo)機(jī)制實(shí)證分析

段俊芳

摘要：鋼鐵行業(yè)是我國國民經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)支柱型產(chǎn)業(yè)，一直以來也是國家關(guān)注的傳統(tǒng)產(chǎn)能過剩產(chǎn)業(yè)。當(dāng)前，該產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)能過剩已由區(qū)域性、結(jié)構(gòu)性過剩演變?yōu)榻^對過剩。因此，發(fā)現(xiàn)鋼鐵產(chǎn)量變化的規(guī)律，找到鋼鐵行業(yè)產(chǎn)能過剩的形成原因，對實(shí)現(xiàn)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革以及靶向性消減鋼鐵產(chǎn)能有著積極的推動作用。從產(chǎn)業(yè)鏈的角度來分析生產(chǎn)者的窖藏行為伴隨的上下游產(chǎn)品產(chǎn)量之間的傳導(dǎo)，并通過實(shí)證分析來檢驗(yàn)傳導(dǎo)的兩種路徑。

關(guān)鍵詞：鋼鐵行業(yè);傳導(dǎo)機(jī)制;外溢效果;蔓延效果

中圖分類號：F407.21 ? ?文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A

文章編號：1005-913X（2020）03-0119-03

一、引言

中國鋼產(chǎn)量從2000年的1.27億噸上升到2013年首次突破10億噸（達(dá)10.6762億噸），大約增長7.4倍，鐵礦石進(jìn)口量增長了10.86倍，而與此同時，GDP大約只增長了4.73倍，形成了嚴(yán)重的產(chǎn)能過剩局面，之后，2013年以來持續(xù)實(shí)施去產(chǎn)能政策，累計壓減鋼鐵產(chǎn)能近2億噸。2017年鋼鐵產(chǎn)量為8.32 億噸，2018年9.28億噸，產(chǎn)能利用率雖略有提高，但仍然處于過剩狀態(tài)。與此同時，鋼鐵產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)能過剩已由區(qū)域性、結(jié)構(gòu)性過剩演變?yōu)榻^對過剩。因此，發(fā)現(xiàn)鋼鐵產(chǎn)量變化的規(guī)律，找到鋼鐵行業(yè)產(chǎn)能過剩的形成原因，對實(shí)現(xiàn)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革以及靶向性消減鋼鐵產(chǎn)能有著積極的推動作用。

學(xué)術(shù)界廣泛認(rèn)同生產(chǎn)者的窖藏行為是誘發(fā)產(chǎn)能過剩的重要原因，在這里窖藏行為指的是要素窖藏，也即生產(chǎn)者在對未來需求不確定的情況下，當(dāng)市場需求下降時，短期內(nèi)會儲存一部分生產(chǎn)要素如人力、資產(chǎn)等而不急于將這些閑置的生產(chǎn)要素處理掉，從而使得生產(chǎn)要素的流出往往滯后于經(jīng)濟(jì)下降。生產(chǎn)者的這種保持資產(chǎn)閑置狀態(tài)的理性行為可能會導(dǎo)致產(chǎn)能過剩的形成。從整個產(chǎn)業(yè)鏈的角度看，各單個環(huán)節(jié)的窖藏行為在產(chǎn)業(yè)鏈上表現(xiàn)出傳導(dǎo)效應(yīng)，具體可分為外溢效果和蔓延效果。外溢效果主要反映市場之間事件沖擊的相互影響關(guān)系，蔓延效果則是由事件引發(fā)的市場之間相關(guān)性的改變，當(dāng)這種相關(guān)性的改變是由事件沖擊所引發(fā)的新的聯(lián)系途徑所引導(dǎo)，市場之外存在蔓延效果。本文將從產(chǎn)業(yè)鏈的角度來分析生產(chǎn)者的窖藏行為伴隨的上下游產(chǎn)品產(chǎn)量之間的傳導(dǎo)，并通過實(shí)證分析來檢驗(yàn)傳導(dǎo)的兩種路徑——外溢效果和蔓延效果，最后說明鋼鐵行業(yè)產(chǎn)能過剩的現(xiàn)狀。

二、鋼鐵產(chǎn)業(yè)鏈及數(shù)據(jù)的選取

（一）產(chǎn)業(yè)鏈的選取

鋼鐵行業(yè)的上游行業(yè)主要是為鋼鐵企業(yè)提供各種生產(chǎn)必需品的鐵礦石、焦炭、廢鋼、合金原材料等，上游行業(yè)對鋼鐵行業(yè)的影響主要是生產(chǎn)成本的影響。在鋼鐵行業(yè)的成本構(gòu)成中，原材料最主要的是鐵礦石、廢鋼、焦炭，生產(chǎn)1噸鋼平均需要耗費(fèi)1.5噸鐵礦石、0.65噸焦炭、0.2噸廢鋼，由此可見鐵礦石成本占鋼材生產(chǎn)成本的比重之大。所以鋼鐵的上游原材料行業(yè)我們統(tǒng)一選取鐵礦石總量，由國內(nèi)鐵礦石產(chǎn)量與進(jìn)口鐵礦加總而成。

我國是世界最大的鋼材出口國，所以第一條鏈的下游環(huán)節(jié)指標(biāo)本文選取鋼材出口量。由于我國的鋼材出口包括了不同的產(chǎn)品品種，所以，鋼材出口量對應(yīng)的鋼材生產(chǎn)的環(huán)節(jié)我們選取總的鋼材產(chǎn)量。所以，我們選取的產(chǎn)業(yè)鏈為：鐵礦石總產(chǎn)量-鋼材產(chǎn)量-鋼材出口量，分別用t、g、eg表示。

（二）數(shù)據(jù)來源及預(yù)處理

所有的產(chǎn)量數(shù)據(jù)均來自中宏數(shù)據(jù)庫、mysteel.com以及鋼聯(lián)云終端。為保持?jǐn)?shù)據(jù)的一致性，產(chǎn)業(yè)鏈各序列用移動平均比率法做季節(jié)調(diào)整，然后進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理，得到1鏈（t1、g1、eg1），對1鏈?zhǔn)欠翊嬖谕庖缧Ч?、蔓延效果以及杠桿效應(yīng)進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)與分析。

三、實(shí)證分析

（一）結(jié)構(gòu)改變點(diǎn)的確定

首先對于結(jié)構(gòu)改變點(diǎn)的判定，利用觀察法、GED-GRACH模型、協(xié)整檢驗(yàn)對結(jié)構(gòu)改變點(diǎn)進(jìn)行初步篩選，1鏈產(chǎn)量間的相關(guān)系數(shù)均顯著為正，其中鐵礦石總量與鋼材產(chǎn)量之間的相關(guān)系數(shù)0.983471，接近于1，屬于正向高度相關(guān)關(guān)系。而鐵礦石總產(chǎn)量與鋼材出口量、鋼材產(chǎn)量與鋼材出口量之間的相關(guān)度均比較低，只有41.44%和43.46%。然后采用內(nèi)容分析法，通過結(jié)構(gòu)化新聞事件，找出事件發(fā)生的時間點(diǎn)，對鋼鐵產(chǎn)業(yè)鏈縱向產(chǎn)量變異的多個結(jié)構(gòu)性改變點(diǎn)進(jìn)行較為輔助判定。檢測結(jié)果顯示，鐵礦石總量存在9個結(jié)構(gòu)改變點(diǎn)，鋼材產(chǎn)量存在5個結(jié)構(gòu)改變點(diǎn)，鋼材出口量存在9個結(jié)構(gòu)改變點(diǎn)。

（二）外溢效果和杠桿效應(yīng)的檢驗(yàn)

對于外溢效果的檢驗(yàn)，本項目設(shè)定雙變量自回歸（VAR）模型，利用Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)，檢測市場間產(chǎn)量及變異是否存在外溢效果。

根據(jù)第1條鏈3個指標(biāo)的基本統(tǒng)計描述，各指標(biāo)的偏度系數(shù)顯示鐵礦石總量和鋼材產(chǎn)量呈右偏分布，而鋼材出口量呈左偏分布。峰度系數(shù)均小于3，表示這3個指標(biāo)產(chǎn)量均呈現(xiàn)出“矮胖”的形狀，數(shù)值最低為1.76。Jauque-Bera（J-B）統(tǒng)計量常常用來初步檢驗(yàn)序列是否服從正態(tài)分布，J-B系數(shù)及其概率顯示，只有鋼材出口量的概率p=0.237>0.1，說明其至少在90%的置信水平下（即檢驗(yàn)水平？鄣=10%），不能拒絕原假設(shè)：鋼材出口量序列服從正態(tài) 分布，另外兩個指標(biāo)產(chǎn)量均不服從正態(tài)分布。

根據(jù)3個內(nèi)生變量的VAR參數(shù)估計結(jié)果，從參數(shù)估計的t統(tǒng)計量來看，在5%的檢驗(yàn)水平下，方程“T1”和“G1”各有3個參數(shù)是不顯著的，而方程“EG1”有5個參數(shù)是不顯著的。根據(jù)輸出結(jié)果，可以寫出VAR模型的估計結(jié)果：

由模型中3個內(nèi)生變量的檢驗(yàn)結(jié)果，由結(jié)果可以看出，鋼材產(chǎn)量是影響鐵礦石總量的Granger原因，鋼材出口量是引起鋼材產(chǎn)量變化的Granger原因，在10%的置信水平下，鋼材出口量也是引起鐵礦石總量變化的Granger原因;而鐵礦石總量和鋼材產(chǎn)量都不是引起鋼材出口量變化的Granger原因，鐵礦石總量也不是引起鋼材產(chǎn)量的Granger原因。這個結(jié)果表明，沿著第1條產(chǎn)業(yè)鏈存在下游環(huán)節(jié)單向影響相鄰上游環(huán)節(jié)的因果關(guān)系，也即沿著產(chǎn)業(yè)鏈從下向上存在外溢效果，同時，在10%的置信水平下， 鋼材出口量也能跨環(huán)節(jié)引起鐵礦石總量的Granger變化。

（三）蔓延效果的檢驗(yàn)

最后，利用EGARCH模型所估計出的標(biāo)準(zhǔn)化殘差納入Engle（2002）建議的動態(tài)條件相關(guān)多變量GARCH模型，以個別市場所發(fā)現(xiàn)的結(jié)構(gòu)改變點(diǎn)分割成多個區(qū)域，建立聯(lián)合置信區(qū)間檢驗(yàn)市場間是否存在相關(guān)系數(shù)顯著改變的蔓延效果。

表A1、A2、A3分別以個別環(huán)節(jié)市場的結(jié)構(gòu)改變點(diǎn)分割多個區(qū)域，建立聯(lián)合置信區(qū)間，檢驗(yàn)多個變量平均相關(guān)系數(shù)是否相同，同時也利用異質(zhì)變異數(shù)t檢驗(yàn)來比較。由聯(lián)合置信區(qū)間檢驗(yàn)結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，表A1以鐵礦石總量T1的結(jié)構(gòu)改變點(diǎn)來分割區(qū)間，鐵礦石總量與鋼材出口量的相關(guān)系數(shù)僅在2011年10月份顯著增加，而鐵礦石總量與鋼材產(chǎn)量的相關(guān)系數(shù)在每個結(jié)構(gòu)改變點(diǎn)均顯著增加。表A2以鋼材產(chǎn)量G1的結(jié)構(gòu)改變點(diǎn)分割區(qū)間，結(jié)果顯示G1與T1間的相關(guān)系數(shù)在所有結(jié)構(gòu)改變點(diǎn)均顯著增加，而G1與EG1之間則都沒有。表A3以鋼材出口量EG1的結(jié)構(gòu)改變點(diǎn)分割區(qū)域，表明EG1與T1、G1間的相關(guān)性在2005年9月、2007年4月、2008年3月2010年6月、2011年3月、2013年1月、2013年8月這些結(jié)構(gòu)改變點(diǎn)均顯著增加。由上述檢驗(yàn)結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，鐵礦石總量與鋼材產(chǎn)量之間存在相關(guān)系數(shù)顯著改變的蔓延效果，而由表A1、A2、A3的結(jié)果，不論是以T1、G1或以EG1的結(jié)構(gòu)改變點(diǎn)來分割置信區(qū)間，均顯示鋼材出口量與鐵礦石總量、鋼材產(chǎn)量之間不存在相關(guān)系數(shù)顯著改變的蔓延效果。比較異質(zhì)性t檢驗(yàn)結(jié)果，顯示出相對于聯(lián)合致信區(qū)間檢驗(yàn)，異質(zhì)性t檢驗(yàn)有過度拒絕虛無假設(shè)的情況。

四、結(jié)論

根據(jù)實(shí)證的結(jié)果，我們證實(shí)了起初我們的假設(shè)，鋼鐵產(chǎn)業(yè)鏈下游消費(fèi)者對某產(chǎn)品的實(shí)際需求與上游供應(yīng)商預(yù)測的需求之間存在一定的偏差，這樣的偏差信息通過中間產(chǎn)品供應(yīng)商向上游制造商、原材料供應(yīng)商傳遞，由于信息不對稱以及產(chǎn)業(yè)鏈結(jié)構(gòu)等問題，實(shí)際需求量與生產(chǎn)量之間的偏差隨著向上游傳遞越來越大，從而在某個環(huán)節(jié)例如鋼材產(chǎn)量等形成產(chǎn)能過剩。正是基于鋼鐵行業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈各環(huán)節(jié)生產(chǎn)者窖藏行為的傳導(dǎo)效應(yīng)，包括外溢效果、蔓延效果，對鋼鐵產(chǎn)業(yè)鏈上各環(huán)節(jié)出現(xiàn)了不同程度的產(chǎn)能過剩。本文的研究結(jié)果對于生產(chǎn)管理者的生產(chǎn)管理以及行業(yè)協(xié)會、政府部門等機(jī)構(gòu)對于產(chǎn)業(yè)鏈的管理調(diào)控都具有一定的借鑒意義。

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[責(zé)任編輯：龐 林]