我國鉛礦探礦權(quán)投放影響因素實(shí)證研究

王聯(lián)軍，鄒 愉，史瑾瑾

（1．中國地質(zhì)大學(xué) （北京），北京100083；2．中國國土資源經(jīng)濟(jì)研究院，北京101149）

探礦權(quán)投放是我國礦政管理的一項(xiàng)重要職能，而針對(duì)探礦權(quán)投放影響因素的研究則較為鮮見。一般認(rèn)為，經(jīng)濟(jì)增長是影響礦產(chǎn)資源消費(fèi)的核心要素，全球在工業(yè)化過程中，200多年來的GDP增長和資源消費(fèi)的增長一直呈正相關(guān)性，近100年，特別是近50年世界經(jīng)濟(jì)持續(xù)快速增長依賴于資源耗費(fèi)快速增長的趨勢(shì)并未發(fā)生重大變化（徐曙光等，2010）。消費(fèi)量的增長導(dǎo)致礦產(chǎn)品價(jià)格上漲，而礦產(chǎn)品價(jià)格的上漲則直接引致勘查投入的增加（顏純文，2013），勘查投入的增加則表現(xiàn)為單位面積投入的增加和在期探礦權(quán)勘查面積、新立探礦權(quán)數(shù)量的增加。本文將以鉛礦探礦權(quán)為研究對(duì)象，通過省域面板數(shù)據(jù)的實(shí)證研究來證實(shí)經(jīng)濟(jì)增長、礦產(chǎn)品價(jià)格和探礦權(quán)管理政策對(duì)鉛礦探礦權(quán)投放的影響。

1 樣本描述與研究假設(shè)

1．1 研究樣本描述

為研究經(jīng)濟(jì)增長、礦產(chǎn)品價(jià)格波動(dòng)及政策因素對(duì)探礦權(quán)投放的影響，本文選取了2004～2013年十年期間我國各省探礦權(quán)投放的面板數(shù)據(jù)，并選用了鉛礦探礦權(quán)作為研究對(duì)象，并剔除了未有鉛礦探礦權(quán)設(shè)置的京津滬三直轄市，最終研究樣本數(shù)據(jù)為280個(gè)。

樣本數(shù)據(jù)主要來源于國泰安CSMAR數(shù)據(jù)庫、Wind數(shù)據(jù)庫、中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫等。其中，2004年至2010年期間的探礦權(quán)投放數(shù)量及探礦權(quán)投放面積等數(shù)據(jù)均來自于國土資源部的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，經(jīng)濟(jì)增長（GDP等）、固定資產(chǎn)投資、居民人均可支配收入、消費(fèi)品價(jià)格指數(shù)（CPI）、第二產(chǎn)業(yè)占國民收入比重等宏觀數(shù)據(jù)主要來自于國泰安CSMAR中國宏觀經(jīng)濟(jì)研究數(shù)據(jù)庫，利率、匯率等指標(biāo)主要來自于Wind中國宏觀經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)庫。

1．2 研究假設(shè)

從傳統(tǒng)經(jīng)濟(jì)學(xué)的角度出發(fā)，探礦權(quán)的投放行為相當(dāng)于向礦產(chǎn)資源市場增加市場供給。當(dāng)國民經(jīng)濟(jì)處于增長階段時(shí)，社會(huì)生產(chǎn)力的發(fā)展需要更多的礦產(chǎn)資源作為支撐，對(duì)礦產(chǎn)資源的需求會(huì)呈現(xiàn)上升的態(tài)勢(shì)。在市場這只“看不見的手”的調(diào)節(jié)之下，為滿足社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展對(duì)于礦產(chǎn)資源的需求，市場會(huì)自發(fā)地調(diào)節(jié)礦產(chǎn)資源的供給，即增加對(duì)于礦產(chǎn)資源的供給，具體表現(xiàn)形式之一為增加探礦權(quán)的投放。

然而，由于我國特有的國情、發(fā)展階段及通過政府調(diào)控穩(wěn)定礦權(quán)開采的需要，目前我國的探礦權(quán)的投放依然是以政府審批為主導(dǎo)的行政管理體制。因此，礦產(chǎn)資源供給增加的主要推手是政府在礦產(chǎn)資源市場需求量的增加的情況下對(duì)探礦權(quán)進(jìn)行的增加投放行為。礦產(chǎn)資源是國民經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要支柱，礦產(chǎn)資源需求的增加同時(shí)也意味著國民經(jīng)濟(jì)處于繁榮的發(fā)展和增長階段。伴隨著經(jīng)濟(jì)的高速發(fā)展，探礦權(quán)的投放也需要進(jìn)行相應(yīng)的調(diào)整確保社會(huì)的資源稟賦供給能夠滿足經(jīng)濟(jì)發(fā)展的需要。

鑒于此，盡管我國探礦權(quán)投放市場并非完全的市場化行為，但政府部門對(duì)探礦權(quán)投放的行政調(diào)節(jié)行為依然會(huì)受到經(jīng)濟(jì)增長因素的影響。本文做出如下的研究假設(shè)。H1：隨著經(jīng)濟(jì)的增長，對(duì)礦產(chǎn)資源的需求會(huì)增加，隨之探礦權(quán)的投放也會(huì)增加。經(jīng)濟(jì)增長與探礦權(quán)投放之間呈現(xiàn)正相關(guān)的關(guān)系。H2：隨著礦產(chǎn)品價(jià)格的上漲，市場對(duì)礦產(chǎn)資源的供給會(huì)增加，隨之探礦權(quán)的投放也會(huì)增加。礦產(chǎn)品價(jià)格與探礦權(quán)投放之間呈現(xiàn)正相關(guān)的關(guān)系。H3：國土資發(fā)〔2009〕200號(hào)文政策因素（以下簡稱“政策因素”）加強(qiáng)了對(duì)探礦權(quán)投放的管理控制，導(dǎo)致探礦權(quán)的投放管理趨嚴(yán)，該政策因素與況且投放行為之間存在明顯的負(fù)相關(guān)關(guān)系。

2 計(jì)量模型與指標(biāo)選取

2．1 指標(biāo)選取

2．1．1 因變量

因變量即為探礦權(quán)的投放。為了度量探礦權(quán)的投放行為，本文選取了如下兩個(gè)指標(biāo)作為代理變量。Mining為探礦權(quán)投放數(shù)量，即2004～2013年間根據(jù)國土資源部統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)得出的分省年度鉛礦探礦權(quán)投放數(shù)量；Area為探礦權(quán)投放面積，即2004～2013年間根據(jù)國土資源部統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)得出的分省年度各固體礦產(chǎn)探礦權(quán)勘查面積。

圖1列示了鉛礦探礦權(quán)數(shù)量與勘查面積的相關(guān)關(guān)系情況，二者呈現(xiàn)顯著的正線性關(guān)系。上述兩個(gè)代理變量之間呈現(xiàn)出明顯的正相關(guān)關(guān)系，是合理的探礦權(quán)投放代理變量，能夠準(zhǔn)確地度量探礦權(quán)的投放行為。

圖1 鉛礦投放情況

2．1．2 關(guān)鍵變量

GDP：經(jīng)濟(jì)增長的代理變量，使用樣本省份2004～2013年間的國內(nèi)生產(chǎn)總值以及國內(nèi)生產(chǎn)總值的增速來代替。國內(nèi)經(jīng)濟(jì)生產(chǎn)總值是衡量一個(gè)國家或者地區(qū)生產(chǎn)水平的重要指標(biāo)，用GDP及其增速來衡量經(jīng)濟(jì)增長水平是合理。

Price：礦產(chǎn)品價(jià)格變量。本文使用Wind數(shù)據(jù)庫提供的LME有色金屬現(xiàn)貨日成交價(jià)格作為數(shù)據(jù)基礎(chǔ)，按照2004～2013年10年計(jì)算每年的算術(shù)平均價(jià)格，作為礦產(chǎn)品價(jià)格的衡量指標(biāo)。

Policy：政策因素啞變量。本文以國土資發(fā)〔2009〕200號(hào)文件作為研究的政策因素，2010～2013年為受到政策影響的年度，定義變量值為1；其余年份對(duì)應(yīng)的啞變量值均為0。

2．1．2 控制變量

CPI：居民消費(fèi)品價(jià)格指 數(shù) （Consumer Price Index）。居民消費(fèi)品指數(shù)是衡量通貨膨脹的重要指標(biāo)，可能會(huì)對(duì)探礦權(quán)投放行為產(chǎn)生影響，因此本文將其作為一個(gè)控制變量。

FCInv：社會(huì)固定資產(chǎn)投資總額。固定資產(chǎn)投資總額衡量了經(jīng)濟(jì)社會(huì)的投資水平，而宏觀經(jīng)濟(jì)的投資水平高低會(huì)對(duì)探礦權(quán)的投放有一定的影響。

DIncome：居民可支配收入。居民可支配收入反映了社會(huì)財(cái)富的積累水平，本文將控制其對(duì)探礦權(quán)投放的影響。

SICon：第二產(chǎn)業(yè)貢獻(xiàn)比重。第二產(chǎn)業(yè)貢獻(xiàn)比重是指第二產(chǎn)業(yè)創(chuàng)造的產(chǎn)值占國內(nèi)生產(chǎn)總值的比重大小。

Intrate：利率。利率本文采用的是一年期Shibor利率，具體計(jì)算方法是按照日Shibor利率在一年時(shí)間內(nèi)的算術(shù)平均值。由于Shibor利率在2007年之前未投入使用，2004～2006年間的數(shù)據(jù)采用銀行間債券市場回購利率進(jìn)行替代。

Exchange：匯率。匯率即為人民幣對(duì)美元的匯率，計(jì)算方法為按照當(dāng)年日匯率算術(shù)平均值進(jìn)行計(jì)算。

2．2 計(jì)量模型

為驗(yàn)證經(jīng)濟(jì)增長、礦產(chǎn)品價(jià)格、政策因素與探礦權(quán)投放之間的關(guān)系，本文主要采用的實(shí)證方法是對(duì)探礦權(quán)省級(jí)面板數(shù)據(jù)進(jìn)行的OLS回歸方法。

2．2．1 經(jīng)濟(jì)增長影響的計(jì)量模型

對(duì)于經(jīng)濟(jì)增長和探礦權(quán)投放的關(guān)系，本文參照模型式（1）～（4）進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。其中，模型式（1）與模型式（2）是直接使用GDP、固定資產(chǎn)投資總額、居民可支配收入進(jìn)行的回歸，模型式（3）和模型式（4）是對(duì)上述三個(gè)變量進(jìn)行了對(duì)數(shù)處理后的回歸。

2．2．2 價(jià)格變化影響的計(jì)量模型

對(duì)于礦產(chǎn)品價(jià)格和探礦權(quán)投放的關(guān)系，本文參照模型（5）、（6）、（7）、（8）進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。其中，模型（5）與模型（6）是直接使用礦產(chǎn)品價(jià)格、固定資產(chǎn)投資總額、居民可支配收入進(jìn)行的回歸，模型（7）和模型（8）是對(duì)上述三個(gè)變量進(jìn)行了對(duì)數(shù)處理后的回歸。

2．2．3 政策因素影響的計(jì)量模型

對(duì)于政策因素和探礦權(quán)投放的關(guān)系，本文參照模型式（9）～（12）進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。其中，模型式（9）與模型式（10）是直接使用礦產(chǎn)品價(jià)格、固定資產(chǎn)投資總額、居民可支配收入進(jìn)行的回歸，模型式（11）和模型式（12）是對(duì)上述三個(gè)變量進(jìn)行了對(duì)數(shù)處理后的回歸。

3 實(shí)證分析

3．1 經(jīng)濟(jì)增長影響的實(shí)證分析

3．1．1 描述性統(tǒng)計(jì)與相關(guān)性檢驗(yàn)

表1給出了主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)。表2給出了主要測(cè)試變量的相關(guān)性檢驗(yàn)結(jié)果。

3．1．2 經(jīng)濟(jì)增長影響的回歸結(jié)果

表3列示了經(jīng)濟(jì)增長與探礦權(quán)投放的實(shí)證結(jié)果。

3．1．3 經(jīng)濟(jì)增長影響的回歸結(jié)果的穩(wěn)健性檢驗(yàn)

由于我國探礦權(quán)的投放行為有濃厚的行政審批體制色彩，因而探礦權(quán)投放行為對(duì)經(jīng)濟(jì)增長可能會(huì)呈現(xiàn)出一定的滯后性。為保證本文的實(shí)證回歸結(jié)果，本文擬參照式（13）～（16）進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

表1 主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)

表2 Pearson相關(guān)系數(shù)矩陣

表3 經(jīng)濟(jì)增長與探礦權(quán)投放的實(shí)證結(jié)果

表4列示了穩(wěn)健性檢驗(yàn)的結(jié)果。根據(jù)模型式（13）～（16）的回歸結(jié)果，在控制了經(jīng)濟(jì)增長的傳導(dǎo)效應(yīng)之后，關(guān)鍵變量GDP在多個(gè)樣本仍然是顯著為正的，說明探礦權(quán)的投放相對(duì)于經(jīng)濟(jì)增長存在一定的滯后性。其他控制變量的回歸結(jié)果與表3中主檢驗(yàn)的結(jié)果類似。

3．2 價(jià)格波動(dòng)影響的實(shí)證研究

3．2．1 描述性統(tǒng)計(jì)與相關(guān)性檢驗(yàn)

表5給出了主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)。表6給出了主要測(cè)試變量的相關(guān)性檢驗(yàn)結(jié)果。

3．2．2 價(jià)格波動(dòng)影響的回歸結(jié)果

表7列示了礦產(chǎn)品價(jià)格與探礦權(quán)投放的實(shí)證結(jié)果。

表4 穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果

表5 主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)

表6 Pearson相關(guān)系數(shù)矩陣

表7 礦產(chǎn)品價(jià)格與探礦權(quán)投放的實(shí)證結(jié)果

3．2．2 價(jià)格波動(dòng)影響的回歸結(jié)果的綜合檢驗(yàn)

為考察經(jīng)濟(jì)增長、礦產(chǎn)品價(jià)格對(duì)探礦權(quán)投放的綜合影響，本文將經(jīng)濟(jì)增長和礦產(chǎn)品價(jià)格共同納入回歸模型中進(jìn)行檢驗(yàn)，見式（17）～（20）。

表8列示了綜合模型的回歸結(jié)果。根據(jù)式（17）～（20）的回歸結(jié)果，在將經(jīng)濟(jì)增長和礦產(chǎn)品價(jià)格共同納入綜合模型回歸后，關(guān)鍵變量GDP和Price在多個(gè)樣本仍然是顯著為正的，說明探礦權(quán)的投放與經(jīng)濟(jì)增長及礦產(chǎn)品價(jià)格呈顯著的正相關(guān)關(guān)系，并不存在經(jīng)濟(jì)增長與礦產(chǎn)品價(jià)格之間的替代效應(yīng)?？刂谱兞康幕貧w結(jié)果與表7中實(shí)證檢驗(yàn)的結(jié)果類似。

表8 綜合模型檢驗(yàn)結(jié)果

3．3 政策因素影響的回歸結(jié)果

表9列示了政策因素與探礦權(quán)投放的實(shí)證結(jié)果。

4 結(jié)果分析與討論

4．1 關(guān)鍵變量回歸結(jié)果分析

1）以GDP為關(guān)鍵變量的回歸結(jié)果分析。根據(jù)表3中列示的實(shí)證回歸結(jié)果，在普通模型（1）、（2）的回歸結(jié)果中，GDP變量均在1%的置信水平上顯著為正；在對(duì)數(shù)模型（3）、（4）的回歸結(jié)果中，GDP變量分別在10%、1%的置信水平上顯著為正。樣本驗(yàn)證了經(jīng)濟(jì)增長與探礦權(quán)投放之間正相關(guān)關(guān)系的研究假設(shè)，且普通模型的回歸結(jié)果優(yōu)于對(duì)數(shù)模型。

2）以礦產(chǎn)品價(jià)格為關(guān)鍵變量的回歸結(jié)果分析。根據(jù)表7中列示的實(shí)證回歸結(jié)果，在普通模型（5）、（6）的回歸結(jié)果中，礦產(chǎn)品價(jià)格變量在10%的置信水平上顯著為正；在對(duì)數(shù)模型（7）、（8）的回歸結(jié)果中，礦產(chǎn)品價(jià)格變量分別在1%、10%的置信水平上顯著為正，驗(yàn)證了礦產(chǎn)品價(jià)格與鉛礦探礦權(quán)投放之間正相關(guān)關(guān)系的研究假設(shè)，由于對(duì)數(shù)模型對(duì)礦產(chǎn)品價(jià)格及部分宏觀變量的波動(dòng)性進(jìn)行了平滑，且在一定程度上降低了樣本的異方差性，對(duì)數(shù)模型的回歸結(jié)果優(yōu)于普通模型的回歸結(jié)果。

3）以政策因素為關(guān)鍵變量的回歸結(jié)果分析。根據(jù)表9中列示的實(shí)證回歸結(jié)果，在普通模型（9）、（10）的回歸結(jié)果中，政策因素啞變量均不顯著；在對(duì)數(shù)模型（11）、（12）的回歸結(jié)果中，政策因素啞變量分別在10%、5%的置信水平上顯著為負(fù)，對(duì)數(shù)模型驗(yàn)證了政策因素啞變量與探礦權(quán)投放之負(fù)相關(guān)關(guān)系的研究假設(shè)，由于對(duì)數(shù)模型對(duì)于宏觀變量的波動(dòng)性進(jìn)行了平滑，且在一定程度上降低了樣本的異方差性，因而對(duì)數(shù)模型的回歸結(jié)果優(yōu)于普通模型的回歸結(jié)果。

表9 政策因素與探礦權(quán)投放的實(shí)證結(jié)果

4．2 控制變量回歸結(jié)果分析

CPI：消費(fèi)品價(jià)格指數(shù)變量在回歸中并不顯著，說明CPI與探礦權(quán)投放之間并不存在明顯的相關(guān)關(guān)系，即通貨膨脹程度對(duì)鉛礦探礦權(quán)投放行為沒有實(shí)質(zhì)性影響。

FCInv：固定資產(chǎn)投資變量在回歸中顯著為正，說明社會(huì)投資水平與鉛礦探礦權(quán)投放行為存在顯著的正相關(guān)關(guān)系。

DIncome：居民可支配收入在回歸結(jié)果中顯著為正，說明國民收入水平的提高會(huì)增加鉛礦探礦權(quán)的投放。

SICon：第二產(chǎn)業(yè)貢獻(xiàn)率在回歸結(jié)果中較為顯著，且呈正相關(guān)關(guān)系，說明第二產(chǎn)業(yè)對(duì)國內(nèi)生產(chǎn)總值的貢獻(xiàn)率越高，鉛礦探礦權(quán)的投放會(huì)越多。

Intrate：利率水平變量在回歸結(jié)果中較為顯著，呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，說明在利率處于較低水平時(shí)，會(huì)刺激鉛礦探礦權(quán)的投放。

Exchange：匯率變量在各個(gè)子樣本中均顯著為負(fù)，說明隨著人民幣的升值，探礦權(quán)的投放會(huì)相應(yīng)增加。

4．3 基于CORREL函數(shù)的相關(guān)性分析

將全國鉛礦探礦權(quán)的數(shù)量、面積、當(dāng)年LME現(xiàn)貨鉛價(jià)格和當(dāng)年全國GDP數(shù)據(jù)，通過CORREL函數(shù)分別兩兩計(jì)算其相關(guān)關(guān)系，其結(jié)果均顯示：鉛礦探礦權(quán)的數(shù)量、面積與礦產(chǎn)品價(jià)格和GDP顯著正相關(guān)（表10，圖2），其結(jié)果支持了前述實(shí)證分析的結(jié)論。

表10 鉛礦探礦權(quán)面積、數(shù)量、鉛金屬價(jià)格與GDP相關(guān)關(guān)系

圖2 鉛礦探礦權(quán)面積、數(shù)量對(duì)GDP與價(jià)格波動(dòng)的響應(yīng)過程示意圖

4．4 新立探礦權(quán)數(shù)對(duì)價(jià)格與政策的響應(yīng)分析

從響應(yīng)過程上來看，2006～2013年鉛金屬價(jià)格波動(dòng)表現(xiàn)為典型的雙峰形態(tài)，2004年從700美元左右一路上行，至2007年10月達(dá)到歷史最高點(diǎn)4000美元，之后在2500～3500美元的區(qū)間振蕩；2008年5月開始急劇下挫，年底跌至900美元左右，整個(gè)2009年則表現(xiàn)為強(qiáng)勢(shì)上攻，2010年在振蕩中有小幅上長升，2011年振蕩下行，2012年在振蕩中小幅上漲，2013年則緩和下行（圖3）。與這相對(duì)應(yīng)的是，鉛礦新立探礦權(quán)也數(shù)量也表現(xiàn)出來顯著的雙峰形態(tài)，2006年和2007年價(jià)格的急速上漲，造就了2007年526宗的最高出讓記錄數(shù)，2008年的價(jià)格下行，造成探礦權(quán)出讓數(shù)量下滑至324宗；2009年價(jià)格的快速拉升，也促成了鉛礦探礦權(quán)出讓的第二個(gè)峰值526宗，2010年，在價(jià)格總體表現(xiàn)溫和攀升的背景下，探礦權(quán)出讓數(shù)量去出現(xiàn)急劇下跌，完全背離了價(jià)格曲線，應(yīng)當(dāng)是2009年底國土資源部發(fā)布的國土資發(fā)〔2009〕200號(hào)文極大提高了探礦權(quán)準(zhǔn)入門檻的結(jié)果（圖4）。

圖3 2004～2014年LME鉛金屬日現(xiàn)貨結(jié)算年均價(jià)趨勢(shì)圖

圖4 鉛礦新立探礦權(quán)對(duì)價(jià)格波動(dòng)與政策因素的響應(yīng)過程示意圖

5 結(jié) 論

1）2004～2013年十年期間我國各省探礦權(quán)投放面板數(shù)據(jù)的實(shí)證分析表明，我國鉛礦探礦權(quán)投放與國內(nèi)經(jīng)濟(jì)增長及國際礦產(chǎn)品價(jià)格呈現(xiàn)顯著正相關(guān)關(guān)系，而與規(guī)范探礦權(quán)管理的政策因素呈現(xiàn)顯著負(fù)相關(guān)關(guān)系。

2）相對(duì)于國內(nèi)經(jīng)濟(jì)增長的長周期、間接影響，礦產(chǎn)品價(jià)格和政策因素對(duì)鉛礦新立探礦權(quán)的影響較為直接，具體表現(xiàn)為鉛礦新立探礦權(quán)數(shù)量對(duì)政策出臺(tái)時(shí)間和礦產(chǎn)品價(jià)格波動(dòng)的及時(shí)響應(yīng)與同向同幅諧振。

［1］ 徐曙光，陳麗萍，張迎新，等．未來中國銅消費(fèi)量的預(yù)測(cè)與評(píng)價(jià)［J］．國土資源情報(bào)，2010（9）：45－48．

［2］ 顏純文．2012年全球固體礦產(chǎn)勘查投資分析［J］．地質(zhì)裝備，2013，14（3）：40－44．