我國鉛礦探礦權投放影響因素實證研究

王聯軍，鄒 愉，史瑾瑾

（1．中國地質大學 （北京），北京100083；2．中國國土資源經濟研究院，北京101149）

探礦權投放是我國礦政管理的一項重要職能，而針對探礦權投放影響因素的研究則較為鮮見。一般認為，經濟增長是影響礦產資源消費的核心要素，全球在工業化過程中，200多年來的GDP增長和資源消費的增長一直呈正相關性，近100年，特別是近50年世界經濟持續快速增長依賴于資源耗費快速增長的趨勢并未發生重大變化（徐曙光等，2010）。消費量的增長導致礦產品價格上漲，而礦產品價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為單位面積投入的增加和在期探礦權勘查面積、新立探礦權數量的增加。本文將以鉛礦探礦權為研究對象，通過省域面板數據的實證研究來證實經濟增長、礦產品價格和探礦權管理政策對鉛礦探礦權投放的影響。

1 樣本描述與研究假設

1．1 研究樣本描述

為研究經濟增長、礦產品價格波動及政策因素對探礦權投放的影響，本文選取了2004～2013年十年期間我國各省探礦權投放的面板數據，并選用了鉛礦探礦權作為研究對象，并剔除了未有鉛礦探礦權設置的京津滬三直轄市，最終研究樣本數據為280個。

樣本數據主要來源于國泰安CSMAR數據庫、Wind數據庫、中經網統計數據庫等。其中，2004年至2010年期間的探礦權投放數量及探礦權投放面積等數據均來自于國土資源部的統計數據，經濟增長（GDP等）、固定資產投資、居民人均可支配收入、消費品價格指數（CPI）、第二產業占國民收入比重等宏觀數據主要來自于國泰安CSMAR中國宏觀經濟研究數據庫，利率、匯率等指標主要來自于Wind中國宏觀經濟數據庫。

1．2 研究假設

從傳統經濟學的角度出發，探礦權的投放行為相當于向礦產資源市場增加市場供給。當國民經濟處于增長階段時，社會生產力的發展需要更多的礦產資源作為支撐，對礦產資源的需求會呈現上升的態勢。在市場這只“看不見的手”的調節之下，為滿足社會經濟發展對于礦產資源的需求，市場會自發地調節礦產資源的供給，即增加對于礦產資源的供給，具體表現形式之一為增加探礦權的投放。

然而，由于我國特有的國情、發展階段及通過政府調控穩定礦權開采的需要，目前我國的探礦權的投放依然是以政府審批為主導的行政管理體制。因此，礦產資源供給增加的主要推手是政府在礦產資源市場需求量的增加的情況下對探礦權進行的增加投放行為。礦產資源是國民經濟發展的重要支柱，礦產資源需求的增加同時也意味著國民經濟處于繁榮的發展和增長階段。伴隨著經濟的高速發展，探礦權的投放也需要進行相應的調整確保社會的資源稟賦供給能夠滿足經濟發展的需要。

鑒于此，盡管我國探礦權投放市場并非完全的市場化行為，但政府部門對探礦權投放的行政調節行為依然會受到經濟增長因素的影響。本文做出如下的研究假設。H1：隨著經濟的增長，對礦產資源的需求會增加，隨之探礦權的投放也會增加。經濟增長與探礦權投放之間呈現正相關的關系。H2：隨著礦產品價格的上漲，市場對礦產資源的供給會增加，隨之探礦權的投放也會增加。礦產品價格與探礦權投放之間呈現正相關的關系。H3：國土資發〔2009〕200號文政策因素（以下簡稱“政策因素”）加強了對探礦權投放的管理控制，導致探礦權的投放管理趨嚴，該政策因素與況且投放行為之間存在明顯的負相關關系。

2 計量模型與指標選取

2．1 指標選取

2．1．1 因變量

因變量即為探礦權的投放。為了度量探礦權的投放行為，本文選取了如下兩個指標作為代理變量。Mining為探礦權投放數量，即2004～2013年間根據國土資源部統計數據得出的分省年度鉛礦探礦權投放數量；Area為探礦權投放面積，即2004～2013年間根據國土資源部統計數據得出的分省年度各固體礦產探礦權勘查面積。

圖1列示了鉛礦探礦權數量與勘查面積的相關關系情況，二者呈現顯著的正線性關系。上述兩個代理變量之間呈現出明顯的正相關關系，是合理的探礦權投放代理變量，能夠準確地度量探礦權的投放行為。

圖1 鉛礦投放情況

2．1．2 關鍵變量

GDP：經濟增長的代理變量，使用樣本省份2004～2013年間的國內生產總值以及國內生產總值的增速來代替。國內經濟生產總值是衡量一個國家或者地區生產水平的重要指標，用GDP及其增速來衡量經濟增長水平是合理。

Price：礦產品價格變量。本文使用Wind數據庫提供的LME有色金屬現貨日成交價格作為數據基礎，按照2004～2013年10年計算每年的算術平均價格，作為礦產品價格的衡量指標。

Policy：政策因素啞變量。本文以國土資發〔2009〕200號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；其余年份對應的啞變量值均為0。

2．1．2 控制變量

CPI：居民消費品價格指 數 （Consumer Price Index）。居民消費品指數是衡量通貨膨脹的重要指標，可能會對探礦權投放行為產生影響，因此本文將其作為一個控制變量。

FCInv：社會固定資產投資總額。固定資產投資總額衡量了經濟社會的投資水平，而宏觀經濟的投資水平高低會對探礦權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財富的積累水平，本文將控制其對探礦權投放的影響。

SICon：第二產業貢獻比重。第二產業貢獻比重是指第二產業創造的產值占國內生產總值的比重大小。

Intrate：利率。利率本文采用的是一年期Shibor利率，具體計算方法是按照日Shibor利率在一年時間內的算術平均值。由于Shibor利率在2007年之前未投入使用，2004～2006年間的數據采用銀行間債券市場回購利率進行替代。

Exchange：匯率。匯率即為人民幣對美元的匯率，計算方法為按照當年日匯率算術平均值進行計算。

2．2 計量模型

為驗證經濟增長、礦產品價格、政策因素與探礦權投放之間的關系，本文主要采用的實證方法是對探礦權省級面板數據進行的OLS回歸方法。

2．2．1 經濟增長影響的計量模型

對于經濟增長和探礦權投放的關系，本文參照模型式（1）～（4）進行實證檢驗。其中，模型式（1）與模型式（2）是直接使用GDP、固定資產投資總額、居民可支配收入進行的回歸，模型式（3）和模型式（4）是對上述三個變量進行了對數處理后的回歸。

2．2．2 價格變化影響的計量模型

對于礦產品價格和探礦權投放的關系，本文參照模型（5）、（6）、（7）、（8）進行實證檢驗。其中，模型（5）與模型（6）是直接使用礦產品價格、固定資產投資總額、居民可支配收入進行的回歸，模型（7）和模型（8）是對上述三個變量進行了對數處理后的回歸。

2．2．3 政策因素影響的計量模型

對于政策因素和探礦權投放的關系，本文參照模型式（9）～（12）進行實證檢驗。其中，模型式（9）與模型式（10）是直接使用礦產品價格、固定資產投資總額、居民可支配收入進行的回歸，模型式（11）和模型式（12）是對上述三個變量進行了對數處理后的回歸。

3 實證分析

3．1 經濟增長影響的實證分析

3．1．1 描述性統計與相關性檢驗

表1給出了主要變量的描述性統計。表2給出了主要測試變量的相關性檢驗結果。

3．1．2 經濟增長影響的回歸結果

表3列示了經濟增長與探礦權投放的實證結果。

3．1．3 經濟增長影響的回歸結果的穩健性檢驗

由于我國探礦權的投放行為有濃厚的行政審批體制色彩，因而探礦權投放行為對經濟增長可能會呈現出一定的滯后性。為保證本文的實證回歸結果，本文擬參照式（13）～（16）進行穩健性檢驗。

表1 主要變量的描述性統計

表2 Pearson相關系數矩陣

表3 經濟增長與探礦權投放的實證結果

表4列示了穩健性檢驗的結果。根據模型式（13）～（16）的回歸結果，在控制了經濟增長的傳導效應之后，關鍵變量GDP在多個樣本仍然是顯著為正的，說明探礦權的投放相對于經濟增長存在一定的滯后性。其他控制變量的回歸結果與表3中主檢驗的結果類似。

3．2 價格波動影響的實證研究

3．2．1 描述性統計與相關性檢驗

表5給出了主要變量的描述性統計。表6給出了主要測試變量的相關性檢驗結果。

3．2．2 價格波動影響的回歸結果

表7列示了礦產品價格與探礦權投放的實證結果。

表4 穩健性檢驗結果

表5 主要變量的描述性統計

表6 Pearson相關系數矩陣

表7 礦產品價格與探礦權投放的實證結果

3．2．2 價格波動影響的回歸結果的綜合檢驗

為考察經濟增長、礦產品價格對探礦權投放的綜合影響，本文將經濟增長和礦產品價格共同納入回歸模型中進行檢驗，見式（17）～（20）。

表8列示了綜合模型的回歸結果。根據式（17）～（20）的回歸結果，在將經濟增長和礦產品價格共同納入綜合模型回歸后，關鍵變量GDP和Price在多個樣本仍然是顯著為正的，說明探礦權的投放與經濟增長及礦產品價格呈顯著的正相關關系，并不存在經濟增長與礦產品價格之間的替代效應。控制變量的回歸結果與表7中實證檢驗的結果類似。

表8 綜合模型檢驗結果

3．3 政策因素影響的回歸結果

表9列示了政策因素與探礦權投放的實證結果。

4 結果分析與討論

4．1 關鍵變量回歸結果分析

1）以GDP為關鍵變量的回歸結果分析。根據表3中列示的實證回歸結果，在普通模型（1）、（2）的回歸結果中，GDP變量均在1%的置信水平上顯著為正；在對數模型（3）、（4）的回歸結果中，GDP變量分別在10%、1%的置信水平上顯著為正。樣本驗證了經濟增長與探礦權投放之間正相關關系的研究假設，且普通模型的回歸結果優于對數模型。

2）以礦產品價格為關鍵變量的回歸結果分析。根據表7中列示的實證回歸結果，在普通模型（5）、（6）的回歸結果中，礦產品價格變量在10%的置信水平上顯著為正；在對數模型（7）、（8）的回歸結果中，礦產品價格變量分別在1%、10%的置信水平上顯著為正，驗證了礦產品價格與鉛礦探礦權投放之間正相關關系的研究假設，由于對數模型對礦產品價格及部分宏觀變量的波動性進行了平滑，且在一定程度上降低了樣本的異方差性，對數模型的回歸結果優于普通模型的回歸結果。

3）以政策因素為關鍵變量的回歸結果分析。根據表9中列示的實證回歸結果，在普通模型（9）、（10）的回歸結果中，政策因素啞變量均不顯著；在對數模型（11）、（12）的回歸結果中，政策因素啞變量分別在10%、5%的置信水平上顯著為負，對數模型驗證了政策因素啞變量與探礦權投放之負相關關系的研究假設，由于對數模型對于宏觀變量的波動性進行了平滑，且在一定程度上降低了樣本的異方差性，因而對數模型的回歸結果優于普通模型的回歸結果。

表9 政策因素與探礦權投放的實證結果

4．2 控制變量回歸結果分析

CPI：消費品價格指數變量在回歸中并不顯著，說明CPI與探礦權投放之間并不存在明顯的相關關系，即通貨膨脹程度對鉛礦探礦權投放行為沒有實質性影響。

FCInv：固定資產投資變量在回歸中顯著為正，說明社會投資水平與鉛礦探礦權投放行為存在顯著的正相關關系。

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

SICon：第二產業貢獻率在回歸結果中較為顯著，且呈正相關關系，說明第二產業對國內生產總值的貢獻率越高，鉛礦探礦權的投放會越多。

Intrate：利率水平變量在回歸結果中較為顯著，呈負相關關系，說明在利率處于較低水平時，會刺激鉛礦探礦權的投放。

Exchange：匯率變量在各個子樣本中均顯著為負，說明隨著人民幣的升值，探礦權的投放會相應增加。

4．3 基于CORREL函數的相關性分析

將全國鉛礦探礦權的數量、面積、當年LME現貨鉛價格和當年全國GDP數據，通過CORREL函數分別兩兩計算其相關關系，其結果均顯示：鉛礦探礦權的數量、面積與礦產品價格和GDP顯著正相關（表10，圖2），其結果支持了前述實證分析的結論。

表10 鉛礦探礦權面積、數量、鉛金屬價格與GDP相關關系

圖2 鉛礦探礦權面積、數量對GDP與價格波動的響應過程示意圖

4．4 新立探礦權數對價格與政策的響應分析

從響應過程上來看，2006～2013年鉛金屬價格波動表現為典型的雙峰形態，2004年從700美元左右一路上行，至2007年10月達到歷史最高點4000美元，之后在2500～3500美元的區間振蕩；2008年5月開始急劇下挫，年底跌至900美元左右，整個2009年則表現為強勢上攻，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）。與這相對應的是，鉛礦新立探礦權也數量也表現出來顯著的雙峰形態，2006年和2007年價格的急速上漲，造就了2007年526宗的最高出讓記錄數，2008年的價格下行，造成探礦權出讓數量下滑至324宗；2009年價格的快速拉升，也促成了鉛礦探礦權出讓的第二個峰值526宗，2010年，在價格總體表現溫和攀升的背景下，探礦權出讓數量去出現急劇下跌，完全背離了價格曲線，應當是2009年底國土資源部發布的國土資發〔2009〕200號文極大提高了探礦權準入門檻的結果（圖4）。

圖3 2004～2014年LME鉛金屬日現貨結算年均價趨勢圖

圖4 鉛礦新立探礦權對價格波動與政策因素的響應過程示意圖

5 結 論

1）2004～2013年十年期間我國各省探礦權投放面板數據的實證分析表明，我國鉛礦探礦權投放與國內經濟增長及國際礦產品價格呈現顯著正相關關系，而與規范探礦權管理的政策因素呈現顯著負相關關系。

2）相對于國內經濟增長的長周期、間接影響，礦產品價格和政策因素對鉛礦新立探礦權的影響較為直接，具體表現為鉛礦新立探礦權數量對政策出臺時間和礦產品價格波動的及時響應與同向同幅諧振。

［1］ 徐曙光，陳麗萍，張迎新，等．未來中國銅消費量的預測與評價［J］．國土資源情報，2010（9）：45－48．

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