基于彈性估計的“一帶一路”沿線國成品油產(chǎn)能合作潛力測算:2019—2028

孫澤生,蔡芳蒙

(1.上海師范大學 商學院,上海 200434; 2.浙江科技學院 經(jīng)濟與管理學院,浙江 杭州 310023)

一、引言

在“一帶一路”倡議落實過程中,包括石油在內(nèi)的能源產(chǎn)業(yè)始終是國際產(chǎn)能合作的重要先導產(chǎn)業(yè)之一,各沿線國成品油貿(mào)易平衡狀況存在明顯差異(如圖1,數(shù)據(jù)來源于聯(lián)合國經(jīng)社理事會國際貿(mào)易中心數(shù)據(jù)庫)。目前,俄羅斯和多數(shù)中東資源國均繼續(xù)將煉化產(chǎn)業(yè)發(fā)展置于極重要位置,以擺脫油氣出口依賴;巴基斯坦、印度尼西亞和緬甸等沿線油氣消費國則謀求國際投資來緩解石化產(chǎn)品進口依賴并拓展經(jīng)濟發(fā)展空間,產(chǎn)能合作需求很大。煉化產(chǎn)業(yè)合作極為契合中國的資金及技術(shù)優(yōu)勢與沿線國的資源及待開發(fā)市場優(yōu)勢,中國企業(yè)在沙特阿拉伯、巴基斯坦、哈薩克斯坦、俄羅斯和緬甸等國已有相當規(guī)模的煉油產(chǎn)能合作項目。但在推進能源產(chǎn)業(yè)國際合作過程中,因沿線國市場規(guī)模和發(fā)展水平等方面存在明顯的差異,需要先評估不同國家未來時期內(nèi)的需求缺口和產(chǎn)能合作潛力,才能主動地、有針對性地確定產(chǎn)能合作規(guī)模,有前瞻性地精準對接沿線國的需求變化,這是國際產(chǎn)能合作中實現(xiàn)雙贏目標的重要基礎(chǔ)。本文聚焦包含汽油和柴油在內(nèi)的成品油產(chǎn)業(yè),利用彈性分析和情境模擬方法來量化評估主要“一帶一路”沿線部分國家未來較長時期內(nèi)的合作潛力,以期為中國油氣能源產(chǎn)業(yè)國際產(chǎn)能合作提供實證依據(jù)。

能源產(chǎn)業(yè)在“一帶一路”倡議落實中的重要性已得到大量關(guān)注,但主流研究多聚焦于油氣資源上游環(huán)節(jié)的合作,對煉油煉化產(chǎn)業(yè)合作的研究較少。孫澤生等和王耀青等利用競爭力測度方法估計了主要“一帶一路”沿線國油氣產(chǎn)業(yè)鏈不同環(huán)節(jié)的顯性比較優(yōu)勢、競爭力和各國的產(chǎn)業(yè)合作位勢,但并未涉及產(chǎn)能合作問題。[1-2]陶文娣利用消費系數(shù)法對“一帶一路”區(qū)域的成品油需求進行了量化估計和預測,但研究并未深入到不同國家層面;[3]盡管這一研究還依據(jù)近期內(nèi)的產(chǎn)能投資評估了部分沿線國未來時期的煉油產(chǎn)業(yè)增長狀況,但對需求引致的產(chǎn)能合作潛力則未予以考慮。而且,消費系數(shù)法是將各行業(yè)消費進行分類預測和匯總最終得到消費總量的估計值,它需要細致的各行業(yè)數(shù)據(jù)。因“一帶一路”沿線國數(shù)據(jù)條件極為有限且煉油產(chǎn)能投資回報周期較長,在預測較長時期需求和產(chǎn)能合作潛力時難以使用上述方法。

圖1 “一帶一路”沿線樣本國家的成品油貿(mào)易平衡狀況(2018)

另一種探討產(chǎn)能合作潛力的思路是基于彈性估計方法。已有文獻給出了通過OLS模型、面板模型、自回歸分布滯后(ARDL)模型等方法來估計特定產(chǎn)業(yè)價格和收入彈性的實證思路[4-6],但多數(shù)針對大宗商品市場的研究主要估計的是價格彈性。而且,盡管ARDL模型和面板模型等均可用以估計彈性,但這些方法需要較高頻或較長期的數(shù)據(jù)支持,而面板模型更適合估計特定區(qū)域或整個市場的平均彈性值;分國別的彈性估計多數(shù)使用OLS模型進行實證[7]。Fernandez嘗試建構(gòu)迪維西亞價格和數(shù)量指數(shù)(Divisia Index)并利用OLS模型來估計金屬市場價格和收入彈性。[8]但以上述及的研究主要針對數(shù)據(jù)可得性較好的OECD國家或者國家組,對諸如“一帶一路”沿線數(shù)據(jù)條件較差的發(fā)展中國家則少有涉及,利用已估計彈性值測算“一帶一路”區(qū)域特定產(chǎn)業(yè)合作潛力的文獻更為少見。

考慮到“一帶一路”沿線很多國家因資本和技術(shù)等要素的約束而導致煉油產(chǎn)能難以滿足其國內(nèi)需求,在僅考慮沿線國自身經(jīng)濟發(fā)展導致的需求增長條件下,本文定義未來需求與2018年產(chǎn)量之差為其產(chǎn)能合作潛力預測值。由此,對貿(mào)易占經(jīng)濟規(guī)模比重較小的沿線國,這一預測值可作為投資者評估其未來產(chǎn)能合作空間的參考;如果沿線國產(chǎn)能還針對國際市場,則可以將這一預測值加凈貿(mào)易量作為該國煉油產(chǎn)能合作空間的替代。為此,本文首先基于計量模型和彈性分析方法估計沿線國的成品油收入彈性,隨后區(qū)分截至2023年和2028年的兩個時段并設定不同情境來估計“一帶一路”沿線不同國家的產(chǎn)能合作潛力,最后給出結(jié)論和政策建議。

二、方法與數(shù)據(jù)

參照Evans 等和Fernandez的文獻,我們首先利用計量模型和彈性分析法估計各沿線國成品油需求的收入彈性,以捕捉各國差異化的成品油需求及其變化特征,而后再利用彈性估計值估算未來的需求和產(chǎn)能合作潛力。基于國別數(shù)據(jù)的實證利用了小國模型假設,即國際價格相對于一國市場供需而言是外生的,這可以避免單方程回歸可能導致的內(nèi)生性問題。但還需要說明的是,利用這一預測方法對單一國家收入增長及供需缺口變化進行研究,并未將供應國際市場的需求規(guī)模納入合作潛力分析。

按照標準的需求模型,成品油需求主要受到收入(Income)和價格(Price)兩個因素的影響,最簡單的需求函數(shù)為:Q=α×Income+β×Price+ε。一般情況下,收入變化對成品油需求具有正向影響,而價格變化則對成品油需求有負向影響,ε表示殘差項。但考慮到“一帶一路”沿線國家成品油需求機制的差異性,我們將適應性預期形成納入模型,即假設消費者可能會在成品油消費決策中考慮到上一期價格或收入因素的影響,需將價格和收入的滯后一期變量納入實證模型。另外,我們還將時間趨勢變量t引入模型以控制其他可能隨時間變化的外生因素的影響,由此可得:

Q=α1×Income+α2×Income(-1)+β1×Price+

β2×Price(-1)+t+ε

(1)

將所有實際變量取對數(shù)后對上述模型進行回歸,便可得到收入彈性和需求價格彈性的估計值。同時,考慮到不同國家成品油需求受收入和價格變化影響的差異性,若收入滯后期變量對成品油需求影響不顯著,將以冗余變量檢驗判斷是否將其剔除。如個別國家的彈性估計結(jié)果不顯著,則將采用收入彈性的定義EI=(ΔQ/Q)/(ΔI/I)進行替代性估算。為控制異常年份導致的收入彈性急劇變動,考慮到數(shù)據(jù)時限特征,本研究將剔除兩個極端各20%的估計值,然后計算剩余年份的平均收入彈性,以此作為這類國家收入彈性的估計值。

對以上方法所得出的彈性估計值,再設定不同經(jīng)濟增長和人口變化情境,可估計2019—2028年主要“一帶一路”沿線國的成品油需求和產(chǎn)能合作潛力。參照主流的情境模擬方法,基準情境應假設為過往的歷史趨勢將在未來時期內(nèi)持續(xù)。[9]由于當前可得的經(jīng)濟增長預測數(shù)據(jù)僅截至2023年,本文的產(chǎn)能合作潛力估計將被區(qū)分為兩個時段:第一階段為2019—2023年,利用權(quán)威國際組織給出的經(jīng)濟增長預測數(shù)據(jù)以及聯(lián)合國給出的人口增長率預測數(shù)據(jù)進行估算;第二階段為2024—2028年,選取國際金融危機之后的2010—2023年的各年份各國經(jīng)濟增長率數(shù)據(jù),參照過往的歷史趨勢設定樂觀、溫和及悲觀3種經(jīng)濟增長情境,分別指代以上時間跨度內(nèi)的最大、平均和最低經(jīng)濟增長率,以此與不同人口增長率結(jié)合進行估算,我們可得到不同情境下的成品油需求和產(chǎn)能合作潛力。

本文所使用的汽油和柴油等成品油數(shù)據(jù)來源于聯(lián)合國統(tǒng)計司(UNSD)的能源統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫。根據(jù)數(shù)據(jù)的可得性,本文選擇了包括中國在內(nèi)的22個“一帶一路”主要沿線國進行研究(見表1),可得數(shù)據(jù)期限為1997—2016年。我們以人均GDP作為人均收入的衡量,數(shù)據(jù)來源于國際貨幣基金組織(IMF);考慮到通貨膨脹對各國人均收入的影響,從國際貨幣基金組織和各國統(tǒng)計局獲取了消費者價格指數(shù)(CPI),對名義數(shù)據(jù)進行消脹處理。人口預測數(shù)據(jù)來源于聯(lián)合國統(tǒng)計司(UNSD)的PopulationProspect,其中包含了截至2030年的各國人口的預測數(shù)據(jù);未來的GDP增長率可從國際貨幣基金組織和世界銀行(WB)獲取,本文選用預測時序更長的IMF數(shù)據(jù)。

表1 除中國外的樣本國家選擇和描述性統(tǒng)計(2017年)

數(shù)據(jù)來源:人均柴油、汽油消費量數(shù)據(jù)均來自于UNDATA的UnitedNationsStatisticsDivision,人口數(shù)據(jù)來自于聯(lián)合國的WorldPopulationProspects:The2017Revision,GDP數(shù)據(jù)來自于國際貨幣基金組織數(shù)據(jù)庫。

三、彈性估計結(jié)果

利用公式(1)對選定的22個樣本國家的成品油需求進行OLS回歸,得出各個國家汽油和柴油的收入彈性及價格彈性的估計值(見表2和表3),回歸中我們利用序列相關(guān)LM檢驗和White異方差檢驗發(fā)現(xiàn)不存在自相關(guān)和異方差問題。由表2可見,16個國家的收入對汽油需求具有顯著影響,而泰國、新加坡、印度尼西亞、巴基斯坦、烏茲別克斯坦和斯洛伐克6國的回歸方程整體不顯著,表2中未予以報告。其中,僅有印度的汽油收入彈性估計值顯著大于1,其余國家的當期的收入彈性均小于1。對于汽油消費與價格變化的關(guān)系,除斯里蘭卡、印度和阿聯(lián)酋顯著為負外,其余國家回歸系數(shù)都不顯著。其中,阿聯(lián)酋和匈牙利滯后1期的回歸系數(shù)為正,顯示了上期價格和消費關(guān)系的回彈效應。此外,除中國、馬來西亞和印度的時間效應不顯著外,其余國家的時間序列都很顯著,說明除收入和價格變量之外,還存在其他隨時間變化而影響汽油消費變化的因素。

至于柴油,樣本國家中馬來西亞、新加坡、印度尼西亞、土耳其、哈薩克斯坦和烏茲別克斯坦6國的回歸方程整體不顯著,所以表3中未予以報告。其余國家中,僅有中國柴油收入彈性估計值顯著大于1,其余國家的柴油需求較為缺乏彈性。同樣,樣本國家中價格彈性的估計系數(shù)大多數(shù)不顯著,僅有泰國、斯里蘭卡、俄羅斯和羅馬尼亞的柴油價格彈性顯著為負,這與預期符號相吻合。類同于對汽油需求的估計,除以色列和俄羅斯兩國外,其余國家以時間序列T表征的時間效應都表現(xiàn)顯著,說明以此控制其他隨時間變化而影響柴油消費變化的因素的思路是合理的。

表2 基于回歸模型的樣本國家汽油收入和價格彈性估計

注:*,**和***分別表示10%、5%和1%的顯著性水平。

由于部分國家不能從上述回歸模型中獲得顯著的收入彈性估計值,同時為了檢驗以上回歸結(jié)果的穩(wěn)健性,本文基于收入彈性定義測算出各國不同年份的收入彈性(具體見表4和表5)。為控制1997—2016年如2008年國際金融危機之類的外生沖擊,考慮到這些沖擊和異常波動的持續(xù)期,剔除最大以及最小各20%的年度收入彈性測算值,之后對剩余年份的測算值取算術(shù)平均值(AVE2),得到了各國基于定義的收入彈性測算值并與前述基于回歸模型的估計值進行比較(如圖2)。

由表4可見,印度尼西亞和烏茲別克斯坦等國在2008—2010年出現(xiàn)了汽油收入彈性的最小值且都為負數(shù),可能是由于這期間的國際金融危機等外生沖擊帶來了嚴重的負面影響。在剔除了前后各20%測算值之后,除泰國、巴基斯坦、斯里蘭卡、印度、阿聯(lián)酋、土耳其、烏茲別克斯坦、克羅地亞和波蘭等國的平均收入彈性(AVE2)為負之外,其余國家的彈性測算值均為正,且處于(0,1)的收入彈性區(qū)間。至于柴油,由表5可見,包括中國、泰國、斯里蘭卡和斯洛伐克等國都在2008—2010年出現(xiàn)了柴油收入彈性最小值且都為負數(shù),阿聯(lián)酋的柴油收入彈性低至-55.043,也顯示了這期間的國際金融危機等外生沖擊的嚴重負面影響。同樣,在剔除了前后各20%測算值之后,除斯里蘭卡、阿聯(lián)酋、土耳其和以色列4國的平均收入彈性(AVE2)為負外,其余國家的彈性測算值均為正,且處于(0,1)的收入彈性區(qū)間。

表3 基于回歸模型的樣本國家柴油收入和價格彈性估計

注：*,**和***分別表示10%、5%和1%的顯著性水平。

表4 基于彈性定義的樣本國家汽油收入彈性測算結(jié)果

注：AVE1為1997—2016年收入彈性測算值的平均值;AVE2為剔除最大和最小20%測算值的平均值。

表5 基于彈性定義的樣本國家柴油收入彈性測算結(jié)果

圖2 基于不同方法的成品油收入彈性估計值比較

由圖2可見,新加坡、印度尼西亞、巴基斯坦、烏茲別克斯坦和斯洛伐克等國并未得到顯著的汽油收入彈性回歸值,但其測算值小于1;汽油收入彈性回歸值大于測算值的國家包括中國、馬來西亞、斯里蘭卡和印度等15國,除印度外回歸值取值范圍多數(shù)居于(0,1)區(qū)間內(nèi);哈薩克斯坦的汽油收入彈性回歸值略小于測算值。對于柴油,除馬來西亞、新加坡、印度尼西亞、土耳其、以色列、哈薩克斯坦和烏茲別克斯坦7國的回歸值不顯著外,收入彈性回歸值大于測算值的國家包括中國、巴基斯坦、斯里蘭卡和印度等11國,除中國外回歸值取值范圍仍居于(0,1)區(qū)間,較為缺乏彈性;收入彈性回歸值小于測算值的國家包括泰國、白俄羅斯、保加利亞和斯洛伐克4國,這4國的彈性測算值均小于0.6。

四、成品油產(chǎn)能合作潛力估計

基于回歸和定義給出的主要“一帶一路”沿線國成品油收入彈性估計,可以預測未來時期內(nèi)各國的成品油需求和產(chǎn)能合作潛力。為控制收入之外的變量對消費的影響,我們優(yōu)先選用基于回歸的收入彈性估計值,在這一估計值不可得情形下再選用基于定義的收入彈性測算值。對回歸值低于測算值的國家,后文的預測結(jié)果是相對保守的;對其他國家而言,因為已經(jīng)在測算值設定中去掉了前后兩端各20%的極值,所得測算值已偏向于保守。但仍需要對回歸值明顯高于測算值的印度汽油和中國柴油消費持較為謹慎的態(tài)度。雖然實證模型中還引入了價格和時間趨勢等因素,但因價格波動與宏觀經(jīng)濟周期波動相交織,本文主要考慮實際成品油需求和長期產(chǎn)能合作潛力,因此可以忽略價格短期變化的影響;同時,因多數(shù)國家時間趨勢對成品油消費影響為正或者不顯著,我們不納入時間效應實際上會得到較為保守的預測結(jié)果。

本文擬測算的成品油需求和產(chǎn)能合作潛力時期為2019—2028年,可以從國際貨幣基金組織(IMF)的《世界經(jīng)濟展望》報告或世界銀行(WB)的《全球經(jīng)濟預測》報告中選取較權(quán)威的經(jīng)濟增長率預測數(shù)據(jù)。但考慮到國際貨幣基金組織的預測相對保守且覆蓋的國家更全面、時限更長,我們選擇使用國際貨幣基金組織對各國2019—2023年GDP增長率的預測數(shù)據(jù)(見表6)。對隨后的2024—2028年這一時期,我們設定高、中、低3種經(jīng)濟增長率情境,分別以2010—2023年期間各國最高、平均和最低的經(jīng)濟增長率作為研究期經(jīng)濟增長的預測數(shù)據(jù)。因前文的彈性估計基于人均消費量和人均GDP數(shù)據(jù),我們在2019—2023年期間按照不同人口增長預測設定了3種情境,每一年份均包括高、中、低三種情境下的人口預測數(shù)據(jù)。由此,我們可以得到2019—2023年期間三種情境下的成品油消費需求和產(chǎn)能合作潛力預測數(shù)據(jù)。以此為基礎(chǔ),在后續(xù)的2024—2028年期間我們又分別報告最大、最小及溫和增長共9種情境的測算結(jié)果。

表6 樣本國家2018—2028經(jīng)濟增長率預測 %

數(shù)據(jù)來源:WorldEconomicOutlook2019,IMF數(shù)據(jù)庫;GlobalEconomicProspects,Jan2019, World Bank。

圖3為汽油產(chǎn)能合作潛力為正且呈現(xiàn)增長趨勢國家的模擬測算結(jié)果。由圖3可以看出,在2019—2023年期間,各國在3種人口增長情境下的汽油產(chǎn)能合作潛力估算結(jié)果差別很小。原因在于,較高的人口增長率會攤薄人均收入水平,降低的人均收入水平與收入彈性的互動結(jié)果會削弱人均汽油消費需求,但較低的人均汽油需求乘以較高的人口增長率后收入攤薄效應又會削弱,導致不同人口增長情境下的產(chǎn)能合作潛力差別較小。隨后的2024—2028年期間,不同情境下的汽油產(chǎn)能合作潛力開始分野,不同情境和不同國家出現(xiàn)明顯差異。從樣本國家所處區(qū)域看,斯里蘭卡和印度等南亞國家和馬來西亞以及印度尼西亞等東南亞國家的汽油產(chǎn)能合作潛力較大。印度的汽油合作潛力有望達到3 000萬噸左右的水平,印度尼西亞和馬來西亞的潛力測算值均將突破1 000萬噸,斯里蘭卡的合作潛力在120萬噸左右。中亞國家中,哈薩克斯坦的汽油合作潛力自2015年起就在緩慢增長,至2028年可達到200萬噸左右。位于中東的阿聯(lián)酋和以色列均有一定的產(chǎn)能合作潛力,前者到2028年有超過250萬噸的合作潛力,后者則超過60萬噸;但中東歐國家合作潛力普遍較小。

圖4為汽油產(chǎn)能合作潛力為負國家的預測結(jié)果。其中,新加坡是亞洲領(lǐng)先的煉油中心和汽油出口大國,在預測期內(nèi)有近千萬噸的汽油出口量。地處西亞的土耳其既是汽油的出口大國,也是里海、中東和歐洲之間的重要中轉(zhuǎn)站,在預測期內(nèi)將有300萬噸左右的汽油出口量,其地理位置為其提供了一種獨特的杠桿形式,并使其在全球能源市場上發(fā)揮了關(guān)鍵作用,所以土耳其的汽油產(chǎn)業(yè)基本保持在出口狀態(tài)。作為產(chǎn)油國的俄羅斯其汽油出口能力也在不斷躍升,聚焦國內(nèi)消費的產(chǎn)能合作潛力較弱,但匹配出口市場的產(chǎn)能合作潛力值得關(guān)注。

圖3 正向汽油產(chǎn)能合作潛力國家的預測結(jié)果

圖4 負向汽油產(chǎn)能合作潛力國家的預測結(jié)果

圖5為柴油產(chǎn)能合作潛力為正且呈現(xiàn)增長趨勢國家的模擬測算結(jié)果。由圖5可見,類似于汽油估計結(jié)果,南亞的印度、巴基斯坦和斯里蘭卡以及東南亞的印度尼西亞等國具有最可觀的產(chǎn)能合作潛力。其中,印度將在2021年左右轉(zhuǎn)負為正,到2028年預計達到3 000萬噸左右的柴油合作潛力;印度尼西亞和巴基斯坦則分別達到800萬噸和600萬噸以上,合作潛力較大。樣本中的中亞國家哈薩克斯坦和烏茲別克斯坦,前者的柴油合作潛能自2015年起就在緩慢增長,至2028年可達到130萬噸左右,烏茲別克斯坦到2028年方有不超過25萬噸的產(chǎn)能合作空間。中東歐國家中,波蘭的柴油合作潛能較大,長期內(nèi)有可能達到340萬噸的規(guī)模,匈牙利和克羅地亞等國則受限于人口規(guī)模,產(chǎn)能合作潛力為正但規(guī)模較小。

還有部分國家柴油產(chǎn)能合作潛力為負,如圖6,新加坡和俄羅斯是柴油出口大國,俄羅斯在預測期內(nèi)可達到5 000萬噸以上的柴油出口量,新加坡也能達到1 000萬噸左右。此外,東南亞的泰國也是柴油凈出口國,但其需求缺口呈現(xiàn)由負值逐漸縮小的趨勢,地處西亞的阿聯(lián)酋在預測期內(nèi)將達到800萬噸左右的柴油出口量。中東歐國家中,保加利亞的柴油合作潛力持續(xù)為負,羅馬尼亞也出現(xiàn)柴油產(chǎn)能過剩的局面,希臘的柴油合作潛力同樣為負值,總體上中東歐區(qū)域國家的柴油合作潛力都很弱。

對估計的“一帶一路”沿線國結(jié)合多種不同情境,去掉負向合作潛力國家并加總正向合作潛力可以得到預測期內(nèi)的成品油合作潛力總量(見表7和表8)。由表7可見,從當前時期不同情境下的均值來看,馬來西亞、印度尼西亞的汽油產(chǎn)業(yè)合作潛能均為900萬噸以上,斯里蘭卡、阿聯(lián)酋、哈薩克斯坦的合作潛能均超過百萬噸,這些國家都值得投資者關(guān)注。到2023年,除了上述國家的汽油產(chǎn)業(yè)合作潛能依然保持增長外,印度合作潛能由負轉(zhuǎn)正,甚至達到了816萬噸的規(guī)模。從總量上看,汽油合作潛能呈現(xiàn)正向的“一帶一路”樣本國家的合作潛力總量從2019年的2 833.3萬噸上升到2023年的4 124.4萬噸,到2028年又進一步增長到7 394.5萬噸。對于柴油,就當前時期不同情境下的均值而言,印度尼西亞、巴基斯坦、斯里蘭卡、波蘭都有百萬噸以上的產(chǎn)業(yè)合作潛能,哈薩克斯坦的合作潛能也超過50萬噸,合作潛力可觀。到2023年,印度、馬來西亞合作潛力由負轉(zhuǎn)正,印度甚至達到500萬噸的規(guī)模。從總量來看,柴油合作潛力呈現(xiàn)正向的樣本國家的潛能總量到2023年將上升為2 426.8萬噸,到2028年將達到6 352.1萬噸?？傮w來看,“一帶一路”沿線國家有很大的成品油產(chǎn)能合作潛力。

表7 “一帶一路”主要沿線國的汽油產(chǎn)能合作潛力估計千噸

國家2019MAXMINAVE2023MAXMINAVE2028MAXMINAVE 馬來西亞9100.248974.659038.8110726.6110372.7910549.4013402.3212036.6412697.37 印度尼西亞13874.0413598.3813736.4416192.9015451.6515822.4419352.4717599.7818475.20 斯里蘭卡1309.031290.941300.021362.161316.261339.201429.431326.781378.76 印度-5746.45-5879.99-5813.308405.067919.338161.4338092.3130375.3634269.78 阿聯(lián)酋2013.851953.911983.202613.062456.552534.553575.262849.573218.83

續(xù)表7 千噸

表8 “一帶一路”主要沿線國的柴油產(chǎn)能合作潛力估計 千噸

五、主要結(jié)論和政策建議

油氣能源產(chǎn)業(yè)是“一帶一路”倡議下中國推進國際產(chǎn)能合作的重要先導產(chǎn)業(yè)之一,本文基于彈性估計和情境模擬方法測算了截至2028年22個主要“一帶一路”沿線國家的成品油產(chǎn)能合作潛力。研究發(fā)現(xiàn):(1)印度、印度尼西亞和馬來西亞等南亞和東南亞國家的汽油和柴油產(chǎn)能合作潛力均很大,印度具有遠期巨大的產(chǎn)能合作潛力,印度尼西亞、巴基斯坦和斯里蘭卡等國當前時期的合作潛力較大。(2)長期來看哈薩克斯坦的柴油合作潛力將達到百萬噸以上,西亞的阿聯(lián)酋則具有較大的汽油合作潛力,但中東歐國家中除波蘭柴油產(chǎn)能合作潛力頗為可觀外,其余國家的成品油產(chǎn)能合作潛力都比較微弱或者長期為負。(3)俄羅斯、土耳其和新加坡等國中長期內(nèi)均顯示出負向的產(chǎn)能合作潛力,以國內(nèi)需求牽引的產(chǎn)能合作潛力極弱。(4)除中國外的21個主要“一帶一路”沿線國柴油和汽油加總的合作潛能從2019年的4 238.8萬噸上升至2023年的6 551.2萬噸和2028年的1.374 7億噸。

主流的“一帶一路”油氣能源合作研究更重視油氣勘探和開發(fā)領(lǐng)域的合作,但由于可以帶動產(chǎn)業(yè)鏈延伸并對經(jīng)濟增長貢獻度高等原因,圍繞煉油煉化部門的國際產(chǎn)能合作更受到沿線國的重視?！耙粠б宦贰毖鼐€國經(jīng)濟發(fā)展和需求的增長也帶來了頗為龐大的煉油煉化產(chǎn)能合作空間,正可以與中國具優(yōu)勢的煉油煉化產(chǎn)業(yè)實現(xiàn)優(yōu)勢互補和共同發(fā)展。本文以各國收入增長帶動的需求增長為視角,對成品油國際產(chǎn)能合作的重點沿線國及未來時期的產(chǎn)能合作潛力給出了實證證據(jù)。在已估計的產(chǎn)能合作潛力下,可將“一帶一路”倡議下的投融資機制與中國煉油產(chǎn)業(yè)的技術(shù)和成本優(yōu)勢相結(jié)合,精準聚焦特定東道國市場需求,匹配嵌入中國具有優(yōu)勢的產(chǎn)業(yè)鏈環(huán)節(jié)開展煉油產(chǎn)能合作。

由于數(shù)據(jù)限制,我們未能對菲律賓、緬甸和孟加拉國等成品油凈進口國進行實證討論,但總體上看,南亞和東南亞國家是當前及未來時期內(nèi)中國開展成品油產(chǎn)能合作的重點區(qū)域,其人口規(guī)模和強勁經(jīng)濟增長將帶來龐大的需求增長空間。在印度尼西亞、印度和緬甸等國有企業(yè)主導且政府干預較多的沿線國宜采取與東道國企業(yè)合資或者工程承包等方式進入;對巴基斯坦、馬來西亞等煉油產(chǎn)業(yè)進入較為自由的國家,可借助亞投行和絲路基金等融資平臺的支持,通過并購、獨資及合資等多種方式開展產(chǎn)能合作,山東恒源石化在馬來西亞并購殼牌石油煉油廠51%的股權(quán),中國電建等在巴基斯坦的工程承包和合資煉油項目是此類產(chǎn)能合作的良好范例。

對包括中東歐在內(nèi)的“一帶一路”沿線小型經(jīng)濟體,成品油產(chǎn)能合作應該精準選擇合作對象國,適配技術(shù)及投資規(guī)模,諸如哈薩克斯坦、阿聯(lián)酋和波蘭等國均值得關(guān)注,同時也應關(guān)注各國存量煉油產(chǎn)能的升級改造和工程承包服務。對于俄羅斯和中東主要油氣資源國以及新加坡、土耳其等重要油氣通道國,除利用中國技術(shù)和成本優(yōu)勢開展工程承包服務外,如果能明確出口市場需求并進行適當?shù)娘L險評估,還可以在這些國家尋找新增產(chǎn)能合作空間。比如與東道國企業(yè)合資或者東道國產(chǎn)業(yè)-中國市場對接合作就是較為可行的路徑,中石化集團和沙特合資的延布煉廠項目就體現(xiàn)了這一合作思路。但這時的合作潛力分析已超越了本文基于各國收入和需求增長的研究范圍,需要逐一進行案例的探討和投資判斷。