煤炭?jì)r(jià)格預測模型及其應用

第30卷第4期武漢科技大學(xué)學(xué)報(自然科學(xué)版)Vol. 30,No. 42007年8月J. of Wuhan Uni. of Sci. & Tech. (Natural Science Edition)Aug.2007煤炭?jì)r(jià)格預測模型及其應用李明，呂緒華(武漢科技大學(xué)理學(xué)院,湖北武漢,430065)摘要:采用多元線(xiàn)性回歸分析法和時(shí)間序列分析法建立了全國煤炭平均價(jià)格的預測模型,并將其較好地應用.于2004年煤炭平均價(jià)格及其置信區間的預測.關(guān)鍵詞:多元線(xiàn)性回歸;時(shí)間序列;煤炭?jì)r(jià)格;預測模型中圖分類(lèi)號:0211.61文獻標志碼:A文章編號:1672-3090(2007)04-0434-04我國能源消耗--直以煤炭為主,因此,煤炭的q=,+hqr+rs+Sr. (2)產(chǎn).供、銷(xiāo)- -直為國家有關(guān)部門(mén)、研究單位和企業(yè)所重視，而煤炭?jì)r(jià)格更是政府和企業(yè)關(guān)注的焦點(diǎn)。由于我國政府在2000年對煤炭政策有較大煤炭?jì)r(jià)格與用煤企業(yè)的經(jīng)濟利益息息相關(guān),及時(shí)的調整,以至煤炭?jì)r(jià)格有較大幅度的變化,故在式了解煤炭?jì)r(jià)格的變化,尤其是近期的變化趨勢,可(2)中引入一個(gè)虛擬變量D,并定義以及時(shí)地掌握決策的主動(dòng)權,作出合理的決策。10 t≤2000D.=|1t> 20001煤炭?jì)r(jià)格預測模型的建立建立我國煤炭?jì)r(jià)格的多元線(xiàn)性回歸預測模型:煤炭?jì)r(jià)格與很多因素有關(guān),主要取決于煤炭yvr十成本(包括生產(chǎn)成本、運輸成本和銷(xiāo)售成本等)和煤炭利潤。我國產(chǎn)煤企業(yè)主要有國有重點(diǎn)、國有3r3+型r。+D,rs(3)地方和鄉鎮私有企業(yè)三類(lèi),其成本和利潤-般不式中:下標i為時(shí)間,如q,表示第t年我國煤炭的同,但短期變化不大.我國煤炭主要供國內使用，平均價(jià)格。少量銷(xiāo)往國外,此外有些地區需要進(jìn)口煤炭。綜合上面情況,作出如下假設:①?lài)鴥饶趁悍N的銷(xiāo)售2煤炭?jì)r(jià)格預測模型參數的求解價(jià)格-致,即只考慮其平均價(jià)格.且此價(jià)格只取決.根據我國1995~2003年關(guān)于煤炭平均價(jià)格、于其平均成本、平均利潤、進(jìn)口單價(jià)和出口單價(jià);國有重點(diǎn)總產(chǎn)量.國有地方總產(chǎn)量、鄉鎮私有企業(yè)②產(chǎn)煤企業(yè)的平均成本和平均利潤視為不變;③總產(chǎn)量、煤炭出口總量、煤炭進(jìn)口總量和國內消費我國煤炭進(jìn)、出口僅由國有重點(diǎn)產(chǎn)煤企業(yè)負責?？偭康臍v史統計數據(見(jiàn)表1),對模型(3)進(jìn)行三記xp,q;,s:(i=1,2,3,4,5)分別表示國有次逐步回歸,可得相應回歸系數估計值及其置信重點(diǎn)(用于國內消費)、進(jìn)口、國有地方、鄉鎮私有區間(置信水平a=0.05),見(jiàn)表2.企業(yè)以及出口的煤炭總量(億t)、成本單價(jià)(元/由表2可知,R*=0.950 5,即因變量(價(jià)格)t)、銷(xiāo)售單價(jià)(元/t)和單位純利潤(元/t),y為國95. 05%可由模型確定,F值遠超過(guò)F檢驗的臨內年消費總量(億t),q 為購買(mǎi)單價(jià)(元/t),則根界值,力遠小于a,因而模型是可用的。將表2中據假設有:回歸系數的估計值代人模型(3) ,可建立我國煤炭qy= (p+s)x1 +(ps+s-qg)xs+價(jià)格的預測模型:(pr+s2)xz+(ps+s)xs+(p.+sn)x, (1由于煤炭出口對國內售價(jià)影響較小,故取psq=603.8305.+389.5989起-+s-qs=0。記r:=p:+s;(i=1,2,3,4),代人式中國煤化工4. 5906D (4)(1),得YHCNMHG收稿日期;2006-12 08作者簡(jiǎn)介:李明(1976-) ,男,武漢科技大學(xué)講師. E-mail.lmzqx@163. com2007年第4期李明,等:煤炭?jì)r(jià)格預測模型及其應用435表1我國1995~2003年煤炭相關(guān)因素的歷史統計數據年份.199519961997 199819992000200120022003全國平均價(jià)格/元●廣1 115.06 138.96 142. 82139.48 136.56 137.62 150. 30164.91174.40國有重點(diǎn)產(chǎn)量/億t4. 825.295. 035. 135.346. 307.108. 30國有地方產(chǎn)量/億t2. 132.222.262.122.141. 992. 202. 602. 90鄉鎮私有企業(yè)產(chǎn)量/億t5.976.155. 705.163. 172.692. 464.805.20全國出口總量/億t0.2753 0.2905 0. 30820.3187 0.3922 0.5884 0.8590 0.8575 0. 939 5全國進(jìn)口總量/億t0.0164 0.0320 0.0200 0.0158 0.0168 0.0218 0.0249 0. 1081 0. 110 3全國消費總量/億t13. 2613. 4813. 3912.9113. 0613. 7314. 3814. 8916. 73表2煤炭?jì)r(jià)格預測模型中的各項先對其相關(guān)因素進(jìn)行估計。估計方法有兩種:①參數估計值及其置信區間根據各企業(yè)的實(shí)際情況，如生產(chǎn)設備、科技水平展回日系教置信區何回H系數置等，由專(zhuān)家建立模型進(jìn)行評估;②根據往年數據的信區聞603. 8305B.A][845.23.2]變化情況，以時(shí)間為變量進(jìn)行預測1.2]。兩者相389. 598 9[Q4][-3 736.0.4 515.2]比,前者的預測更為可靠,但需要較多的信息，后-453.267 1[b 4][-1 697.7,791.1]者常用的方法有時(shí)間序列分析和灰色系統分析[3]-28, 4880[@ 0][- 10.5.49.5]-L590[A晶][- 27.8.18.6]兩種。預測過(guò)程較前者簡(jiǎn)單,但預測結果也比較e=0.05.R*=0.9505,F=18. 168 1,可靠,本文利用時(shí)間序列分析法進(jìn)行預測。p=0.0079,2=29. 46342000年以前,各項指標的數據變化不大,可.3采用時(shí)間序列分析法建立干預視為寬平穩隨機序列。2000 年我國對煤炭政策有較大調整,致使各項數據有較大的變化,所以根分析模型預測相關(guān)的指標值據1986~2003年的歷史統計數據(見(jiàn)表3),分別利用模型(4)預測某年煤炭的平均價(jià)格,需要建立干預分析模型進(jìn)行預測[4].表3我國國有重點(diǎn)國有地方、鄉鎮私企煤炭年總產(chǎn)和全國 年煤炭消費總t年份198619871988198919901991199219931994199519961997199899200020012002003~國有重點(diǎn)/億t4.144.204.344.584.804.814.834.584.694.825.375.295.035.135.366.307.108.30國有地方/億t1.811.81 1.94 2.05 2.05 2.04 2.03 2.04 2.06 2.13 2.22 2.26 2.13 2.14 1.94 2.20 2.60 2.90鄉鎮私有企業(yè)/億t 2.99 3.28 3.52 3.90 3.94 4.00 4.29 4.89 5.55 5.97 6.15 5.70 5.16 3.17 2.69 2.46 4.80 5.20 .消費總量/億:8.60 9.28 9.94 10.3 10.6 11.0 11.4 12.1 12.9 13.8 14.5 13.9 12.9 12.6 12.5 12.6 13.7 16.43.1建立單變 t隨機線(xiàn)性預測模型若隨機序列y.的偏自相關(guān)函數pu在p步以單變量隨機線(xiàn)性模型主要有兩種:一種為自.后截尾,即當k>p時(shí),φu=0,而且其自相關(guān)函數回歸模型(AR(p)),其方程為pu拖尾,即p隨k的增大而衰減,有收斂到零的y= $-a+虹)-2 +-+ppy-o+a. (5)趨勢,則模型為AR(p)模型。實(shí)際識別時(shí),只要式中::),*.*中一待估自回歸 參數;a,一當k>p時(shí),獻在零的上下波動(dòng),即可認為φμ是隨機沖擊,是一個(gè)白噪聲序列，服從N(0,0);另截尾的;若隨機序列y,的自相關(guān)函數ρr在q步以-種為滑動(dòng)平均模型(MA(q)),其方程為后截尾,而其偏自相關(guān)函數φm拖尾,則模型可識y =a,-0a--0ra-z-- 8jarq (6)別為MA(q)模型。式中;b+0Q,"",0一-滑動(dòng)平 均參數。對這兩種模型的識別主要借助于其自相關(guān)函3.2建立干預模型, 估計模型的參數2000年,受?chē)乙恍┖暧^(guān)調控政策的影響,數和偏自相關(guān)函數,分別定義為煤炭?jì)r(jià)格變化較大,因此建立干預模型如下:p:=臺(7)f0 t< 2000名=-8BS",S;={1 i≥2000{徹=ρ:T = 2000,t = 1986,1987 ,.. ,2003(9)|r1uH = (pH -2ma)(8)式中: z干預輸出;ST一-干預變量;w,(1- j的)廠(chǎng)中國煤化工型,外推預測2000~YHCNMHG用實(shí)際值減去預測值,得到的差值即為政策所產(chǎn)生的影響值z，其中所一2(y+ -5)(y.-2),y=Lzx°則根據自回歸線(xiàn)性方程36武漢科技大學(xué)學(xué)報(自然科學(xué)版)2007年第4期z; =8x-1+w終預測值的修正值為x'= 200/(1- -err). .可得模型(9)中的參數估計值w與8.采用干預分析模型(式(13)~式(16))預測3.3計算凈化序列,建立凈化序列預測模型2004年國有重點(diǎn)企業(yè).國有地方和鄉鎮私有企業(yè)將實(shí)際觀(guān)察序列值y減去干預影響值z,得的煤炭總產(chǎn)量以及國內煤炭消費總量,得預測的凈化序列x,,即.修正值分別為8.539 9億t,2.846 7億t,5. 221億t0 i< 2000和15.6705億t.預測結果與統計數據比較如圖x=y:-ST,ST = .|1 t≥20001所示。圖1(a),(b),(c),(d)中,點(diǎn)表示統計數T= 2000,l = 1986,1987,-- ,2003 (10)據,線(xiàn)表示預測模型曲線(xiàn)。對凈化序列計算其自相關(guān)函數和偏自相關(guān)函數,根據式(7)和式(8),建立凈化序列的單變量隨機線(xiàn)性預測模型。3.4組建干預分析預測模型1986 1988 1990 1992 1994 1996 1998 2000 2002 2004將3.3中的凈化序列預測值與干預參數估計值w,8代人式(10),得干預分析模型(a)時(shí)間序列分析法預測結果與統計數據比較圖(重點(diǎn))y=-gst +x,T = 2000(11)顯然,當