1、政府儲油成本效初步探討 白裕成 吳榮華 國成功大學資源工程學系 中華民國九十四七月 目 頁次 目 . i 圖目 ii 表目 ii 一、前言 .1 二、政府儲油之成本 2 三、政府儲油效分析之模式 4 四、政府儲油之效分析 8 五、後續研究 .13 考文獻 .14 i圖目 頁次 圖 (4-1) 95 無鉛價格走勢圖 .8 圖 (4-2) 高級柴油價格走勢圖 9 圖 (4-3) 低燃油價格走勢圖 9 圖 (4-4) LPG價格走勢圖 .10 表目 表 (2-1) 政府儲油辦情形 3 表 (4-1) 油品與 GDP之共整合檢定結果 10 表 (4-2) 主方程式之估計值（ 95 無鉛） .11 表
2、(4-3) 主方程式之估計值（高級柴油） 12 表 (4-4) 主方程式之估計值（ WTI） .12 表 (4-5) 主方程式之估計值（ Dubai） 12 ii一、前言 在石油緊急時期時，各國亦有 相關因應措施以求石油供需的平衡。就短期措施而言，主要包括：資訊共享、需求管制、轉換燃，大幅提升石油產能及釋出石油安全存。其中，釋出安全儲油之成效顯著，故建置安全儲油亦成為 國際間因應緊急石油事件之因應措施之一(吳榮華等，民國 91 )。 石油價格與總體經濟存在互動關係，大且突然之油價波動會對經濟體產生影響 (如 GDP 減少 )，建置石油安全存以避免 GDP 之損失及石油進口成本之增加，為石油安全
3、存之直接效。為達成此目的，可採緊急時期的釋油作業等方法。 目前 APEC 經濟體中，美國、日本與韓國係 IEA 會員，已建置石油安全存，我國亦積極建置 30 天政府儲油。根據亞太能源研究中心對石油安全存之成本效分析報告顯示： (1).當經濟體規模越大，石油安全存之經濟效將越大； (2).區域中部分經濟體建置石油安全存，於石油危機時釋油能為整個區域帶效； (3).石油危機越嚴重，則石油安全存所帶之效越大( APERC， 2000)。但小型經濟體單獨建置石油安全存之效則佳。 本文旨在估計油價 -GDP 之價格彈性值，以對政府安全儲油之 直接效進初步探討。採用之模型為 Markov-switchin
4、g model (Hamilton, 1983)，以考經濟體於觀察期間可能之結構變化。 1二、政府儲油之成本 政府儲油之成本主要包括購油成本及租用儲槽成本，另相關政成本則化。 在購油成本方面係根據 2003 國內石油實際需求計算，國內每日平均消費為 8.5 萬公秉，法定 30 日油品消費為 255 萬公秉。其中，油品部分計 120 萬公秉，而原油計 135 萬公秉。以 1 公秉原油折算為 0.83 公秉之油品，則 135 萬公秉油品約等於 163 萬公秉原油，合計政府儲油為 283 萬公秉。詳細組合為原油（ 165）萬公秉、燃油（ 55） 、航空燃油（ 25） 、液化石油氣（ 13） 、汽油（
5、 5）及柴油（ 20） ，合計 283 萬公秉。 石油基開徵之初所訂之儲油預算是以每桶 22 美元為基準，編預算新台幣 210 億元，達成採購並儲存政府儲油 300 萬公秉之法定任務。但從史資顯示，油價自民國 91 四月起即曾低於每桶22 美元，自此油價一攀升至目前為止仍維持高檔。為因應國際油價情， 石油基管委員會先後於 92 12 月將預算基準由每桶 22 美元調整為每桶 24 美元， 2003 6 月再調至每桶 30 美元，最終將購油預算基準調整至每桶 37 美元，但仍及國際油價情。 在儲槽成本方面，政府因無自有儲槽，政府儲油需向石油業者租賃儲槽，而儲槽租即成為政府儲油成本之一，目前政府儲
6、油的儲槽租約長為 4 。國內石油公司中，台塑公司原油槽較多，而中油公司成品油儲槽較多。同 種之儲油所對應之儲槽成本同，因此，同標案間由於儲油的同，也使得各標案之儲槽租同。 目前，相關單位已完成政府儲油之相關招標作業，其購油與儲槽成本如表（2-1）所示。合計採購各式油品 283 萬公秉，購油及儲槽2租合計約 366 億元。 表 (2-1) 政府儲油辦情形 序號 油品 (萬公秉)購油成本 (元/公秉)租()(公秉/)採購費用 (億元) 四租(億元) 1 低燃油 10 8099 600 8.099 2.42 LPG 5 7346.76 2072.02 3.67338 4.144043 LPG 5 7
7、167.23 2088.188 3.583615 4.1763754 普通燃油 10 6330 600 6.33 2.45 航空燃油 10 11600 600 11.6 2.46 原油 15 7200 600 10.8 3.67 原油 50 9196 615 45.9799 12.38 低燃油 12 8925 600 10.71 2.889 普通燃油 12 7999 600 9.5988 2.8810 原油 30 9196 615 27.58794 7.3811 LPG 3 10251 2046.25 3.0753 2.4555512 原油 30 9196 615 27.58794 7.381
8、3 原油 25 9196 615 22.98995 6.1514 航空燃油 2 16800 690 3.36 0.55215 高級柴油 10 18040 615 18.04 2.4616 汽油 2 22400 650 4.48 0.5217 汽油 3 22560 610 6.768 0.73218 原油 10 9196 615 9.195980 2.4619 航空燃油 3 16800 690 5.04 0.82820 普通燃油 5 17440 615 8.72 1.2321 普通燃油 5 8100 690 4.05 1.3822 普通燃油 5 17040 615 8.52 1.2323 普通燃
9、油 13 17040 615 22.152 3.19824 低燃油 8 8925 600 7.14 1.92合計 283 366.13772資源：經濟部能源局。 3三、政府儲油效分析之模式 我國極仰賴進口能源，進口能源依存相當高，其中最主要之能源為石油。因此，能源安全的議題在國內為一重要之議題，政府為維護能源安全進而保障國家安全，於民國 91 開始建置 30 天政府儲油，目的即為以安全存之效，保障國家經濟於石油危機時所可能遭受之損傷。 根據文獻，研究學者認定原油價格的改變是造成總體經濟波動之主要因素之一，表示原油價格 的改變與國民生產毛額成長間具有顯著的負相關。因此，石油安全存之直接效，可由油
10、價 -GDP 之價格彈性值估計之。 討油價變動對經濟體影響之文獻頗多，茲簡述與本文使用方法相近之代表作如下。 (1). Raymond and Rich（ 1997） 研究主題：美國戰後景氣循環波動與石油價格長期關係分析。 研究範圍： WTI油價，美國 GDP增，時間序資為季資，涵蓋 1951第 2季至 1995第 3季。 研究方法： Markov-switching model ，並結合時間移轉（ time-varying parameter）估算。 研究結果：顯示美國景氣循環波動的確與油價存有長期關係，油價波動會透過影響種態下的 GDP平均成長，進而造成總體經濟的波動。 (2). Holm
11、es and Wang（2001 ） 4研究主題：英國戰後景氣循環 波動與石油價格長期關係分析。 研究範圍： Brent油價，英國GDP 增，時間序資為季資，涵蓋 1960第 1季至 2000第 1季。 研究方法： Markov-switching model ，並結合時間移轉（ time-varying parameter）估算。 研究結果：顯示英國景氣循環波動與石油價 格間存在長期關係，並且具有對稱性，油價除影響成長與衰退種態下GDP平均成長，亦會影響此種態發生的機，進而影響景氣的循環波動。 IEA（ 2004）亦針對高油價對經濟可能產生的損害進研究，研究結果顯示， 1999-2000 間
12、油價大幅上漲減緩全球 2000-2001 間之經濟活動、國際貿及投資。根據此研究結果，油價保持在 2001中期水準，過去三間全球 GDP 至少成長 0.5%。模擬結果顯示未油價持續上升，將侵蝕全球經濟甦之前景。進口石油之開發中國家之石油密集越高，遭受之損傷越大，且其安然渡過由高進口成本引起之融危機之機會越低。 上述研究成果顯示為維護經濟成長，避免衰退，其中一個重要的課題就是避免石油危機的產生， 無法避免則必須致使石油危機的影響至最低。為掌握石油危機可能 帶之損傷，及瞭解安全存的效，可用計算各國之油價 -GDP 之彈性值估算安全存之效。 彈性值的推估可使用時間序等學模型加以估算，就時間序計方法而
13、，包含線性及非線性之時 間序模型，考到經濟體結構在觀察期間內可能存有結構變化，而非僅呈現某一種態，因此本文以非線性之模型為主要模式，採用模型為 Hamilton在 1983所創建之 Markov-switching model。 5馬可夫轉換模型是假設一個時 間的態可被分解成個無法直接觀察到的元素。可用一通式表示如下： yt=v(St)+a(St)Xt+et， etN(0, 2(St) ， （ 3.1） yt：應變。 St：態變。 v(St)：截距項，可自同態下之母體。 A(St)：外生解釋變係的向。 Xt ：外生解釋變所形成的向。 et：殘差項，其分配服從期望值為，而變為 2(St)的常態分
14、配。此外，我們亦假設殘差項沒有自我相關的性質。其中 2(St)可自同的態下之母體。 在本文中，根據向愷等（1998 ） ，將台灣 GDP成長分為高成長與低成長種態之假設，當St=0時表示經濟況處於低成長期；St=1時表示經濟況處於高成長期。此種態的學表示如下： Pr(St+1=0|St=0)=P00， （ 3.2） 表示本期是低成長態而下一 期仍然停在低成長態的機； Pr(St+1=1|St=0)=P01 ， （ 3.3） 表示本期是低成長態而下一 期卻轉變成為高成長態的機； Pr(St+1=1|St=1)P11， （ 3.4） 表示本期是高成長態而下一 期仍然停在高成長態的機； Pr(St+
15、1=0|St=1)=P10， （ 3.5） 表示本期是高成長態而下一 期卻轉變成為低成長態的機； 式 (3.2)-(3.5)為固定移轉機之機值，表示種態發生的機6為一定值，會隨時間改變而變動。這些態變無法觀察，移轉機亦無法觀察得知，惟用 最大概似法可求之，而且在資訊集合（ information set）中放入其他資訊亦無法改變其機。 本文欲以馬可夫轉換模型為基礎，估算台灣油價 -GDP之價格彈性值。首先， GDP成長期望值的式子如下： （3.6） E（ yt|St） =(St)=0+1St, 10 ， 式 (3.6)中0 與 1表示。此式表示每期 GDP成長會受當期移轉變所影響。影響 GDP
16、成長變動的變因極多，但本文以實質面衝擊為主要考，並考 Rich（ 1997）、 Holmes（ 2001）及 Yoon（2004）所提出之看法，考油價變動後期的影響，才是造成實際的 GDP成長與期望值出現差的主因。可由下式表示： ln Yt=ln ， tiidN（ 0,2）。 （ 3.7） tio +itni+= 1其中i表示各後期之油價 -GDP彈性值， 表示各期國際油價淨差，+itot為殘差項。 綜合上述對於 Markov-switching model 介紹，並根據過往學者的研究結果，本文採用態 Markov-switching model，將台灣 GDP 成長區分為高成長與低成長種態，
17、估算政府儲油各油品之價格-GDP 彈性值。 7四、政府儲油之效分析 本文針對國內 GDP成長資、國際原油淨油價變動資及政府儲油油品價格資，使用 Markov-switching model進實證分析，並進一步估算油價 -GDP彈性值。原油部分觀察期間自 1973第 3季開始，至 2004第 4季止；各油品（包含 95無鉛汽油、低燃油及 LPG等）觀察期自 2001第 1季開始，至 2004第4 季止。使用樣本資包括台灣 GDP季資、 GDP平減指、 WTI及 Dubai油價。其中台灣 GDP季資與平減指自教育部 Aremos資庫，WTI 及 Dubai價格自美國能源署 DOE網站與Oil Ec
18、onomists Handbook ，而油品資自教育部Aremos 資庫與經濟統計月報。而各油品價格之走勢圖如圖(4-1)、(4-2) 、(4-3) 及 (4-4)。 圖 (4-1) 95 無鉛價格走勢圖 95無鉛05101520252001Q12001Q22001Q32001Q42002Q12002Q22002Q32002Q42003Q12003Q22003Q32003Q42004Q12004Q22004Q32004Q4時間新台幣/公升95無鉛資源：教育部Aremos 資庫。 8圖 (4-2) 高級柴油價格走勢圖 高級柴油024681012141618202001Q12001Q22001Q3
19、2001Q42002Q12002Q22002Q32002Q42003Q12003Q22003Q32003Q42004Q12004Q22004Q32004Q4時間新台幣/公升高級柴油資源：教育部Aremos資庫。 圖 (4-3) 低燃油價格走勢圖 低燃油0100020003000400050006000700080009000100002001Q12001Q22001Q32001Q42002Q12002Q22002Q32002Q42003Q12003Q22003Q32003Q42004Q12004Q22004Q32004Q4時間/公升低燃油新台幣資源：教育部Aremos 資庫。 9圖 (4-4)
20、 LPG 價格走勢圖 LPG05101520252001Q12001Q22001Q32001Q42002Q12002Q22002Q32002Q42003Q12003Q22003Q32003Q42004Q12004Q22004Q32004Q4時間新台幣/公斤LPG資源：教育部Aremos 資庫。 欲估算價格-GDP 彈性值，必須先證明者之間具有長期的相關性，因此需先針對油品價格與 GDP 進共整合分析，檢驗者之間是否具有長期相關性。惟根據白裕成（2005）研究結果顯示，國際原油價格的變動會影響台灣經濟，因此本文針對原油價格與 GDP 進共整合分析。表(4-1)為各油品與 GDP 共整合檢定之結果
21、。 表 (4-1)油品與 GDP 之共整合檢定結果 Hypothesized Trace 0.05 No. of CE(s) Eigenvalue Statistic Critical Value Prob.* 95無鉛 0.764 23.50 15.49 0.0025 高級柴油 0.697 19.04 15.49 0.0140 低燃油 0.445 10.68 13.43* 0.2322 LPG 0.457 10.68 13.43* 0.2321 註：*好表示10%信賴區間。 資源：本研究整。 10根據共整合檢定之結果，95 無鉛汽油與高級柴油的價格與 GDP 共整合檢定結果分別為 23.5
22、與 19.04 ，表示在 5%的信賴區間下（15.49） ，者之間具有長期相關性。另外一方面，低燃油及 LPG與 GDP 共整合檢定之結果皆為 10.68，在 10%的信賴區間下 （13.43） ，仍然無法證明者間存在長期相關性。 根據共整合檢定之結果，95 無鉛汽油與高級柴油價格與 GDP 間存有長期關係，而低燃油與 LPG 價格與 GDP 並無此關係存在，因此本文將使用 Markov-switching model 對 95 無鉛汽油及高級柴油價格與台灣季 GDP 進分析，以估算 95 無鉛汽油及高級柴油價格與台灣季 GDP 之價格-GDP 彈性值。主方程式為： ln Yt=ln ， ti
23、idN（ 0,2）， （ 4.1） tiitnio += 1估算結果如下表(4-2)與(4-3)。 表 (4-2) 主方程式之估計值（ 95 無鉛） 值 1 -0.027 (0.013) 2 -0.023 (0.013) 3 -0.014 (0.0032) 4 -0.0034 (0.0037) 資源：本研究整。 註：括號內表標準差。 11表 (4-3) 主方程式之估計值（高級柴油） 值 1 0.0011 (0.0035) 2 -0.017 (0.0027) 3 -0.004 (0.0014) 資源：本研究整。 註：括號內表標準差。 表 (4-4) 主方程式之估計值（ WTI） 值 1-0.03
24、76 (0.0366) 2-0.0538 (0.0367) 3-0.0519 (0.037) 4-0.067 (0.0312) 資源：本研究整。 註：刮號內表標準差。 表 (4-5) 主方程式之估計值（ Dubai） 值 1-0.0452 (0.0384) 2-0.0434 (0.0384) 3-0.046 (0.0388) 4-0.0606 (0.0329) 資源：本研究整。 註：刮號內表標準差。 在原油價格方面，綜合 WTI 與 Dubai 油價所估算之結果，發現12相同處為第 4 後期的油價變動，對當期的 GDP 成長影響最大。可能的原因是，當石油價格上漲時，石油業者可藉由存的消耗以支應
25、需求，短期內可以需購置高油價之石 油。然一旦油價維持高檔，而庫存足以支應時，業者勢必購入高油價之石油，亦必將此增加之購油成本反映在售價上，帶影響各產業的生產成本，造成景氣的波動。 而以成品油估算結果發現， 95 無鉛汽油價格變動，在 t+1 及 t+2期的影響較為明顯，可油品市場的特性，價格變動會快速反映出其帶之影響。而高級柴油的相關性只有 3 期，對 t+2 期的 GDP 變動影響較大，惟第一期經估算為正，後續研究可以根據台灣的情況做出可能之合解釋。 五、後續研究 z 變資的選取與獲得：本文受限於油品資取得之完整性，對於政府儲油中其他種之油品 (如：航空用油) 尚未進探討，未資可獲得，將有助
26、於研究的完整性。 z 政府儲油之成本效分析：建置政府儲油擬支付之成本超過 300億新台幣，然現階段其效尚未估算，後續研究將持續收集完整之油品資，估算其價格 -GDP 彈性值，對政府儲油之直接效進較完整之估算。 13考文獻 中文部分 白裕成（ 2005）， 台灣景氣循環波動與國際原油價格變動之長期關係馬可夫轉換模型分析 ，成功大學資源工程研究所碩士文。 白裕成，吳榮華（2004） ， 石油安全議題剖析石油安全存範研究 ， 九十三 石油策研究中心專案計畫 。 外文部分 Abeysinghe, T.（ 2000） ”Estimation of direct and indirect impact o
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