基于ARMA模型的地質勘查投入影響機理研究

范繼濤

（1.北京大學地球與空間科學學院，北京100871；2.中國國土資源經濟研究院，北京101149）

基于ARMA模型的地質勘查投入影響機理研究

范繼濤1，2

（1.北京大學地球與空間科學學院，北京100871；2.中國國土資源經濟研究院，北京101149）

利用2001～2012年的時間序列數據，對我國油氣和非油氣固體礦產地質勘查投入、礦業產值間的因果關系進行了檢驗，建立了地質勘查投入的ARMA模型。研究表明，對勘查總投入和非油氣固體礦產來說，礦產品產值是勘查投入的單向格蘭杰原因；油氣資源勘查投入和礦產品產值之間不存在格蘭杰因果關系；對于非油氣固體礦產來講，前兩個年度勘查投入對當年投入影響方向相反，程度不同。

地質勘查；ARMA模型；勘查投入；影響機理

地質找礦是高風險的經濟活動，找礦成果的多少不僅與成礦地質條件、找礦理論和方法有關，與勘查投入的多少也直接相關。一方面，地質勘查作為基礎性和前瞻性的工作，要求其投入獨立于宏觀經濟變化，即保持地質勘查投入規模相對穩定或者隨找礦難度的增加而增加。另一方面，地質勘查作為一種市場行為，勘查投入又受宏觀經濟的影響，表現為當礦產品價格上漲時，勘查市場火熱、勘查投入增加，當礦產品價格下行時，勘查市場冷淡、勘查投入下降。因此，有必要開展地勘投入內在驅動機制研究，找出地勘投入的內在規律和影響機理，進而對年度投入做出預判，為勘查部署提供借鑒。

1 研究現狀

近年來，國內學者圍繞地質勘查投入機制開展了不同層面和角度的研究。姚華軍等［1］（2005）分析了從1989年到2004年地勘投入情況，指出我國地勘經費投入總體呈增長趨勢，從資金來源來看，企事業單位投入明顯增加，能源礦產、貴金屬和有色金屬是勘查投入重點，其中能源礦產投入占比最大。程新等［2］（2012）研究發現，在礦業快速發展的形勢下，地質勘查貨幣投入與其他要素投入之間存在不協調等問題。鐘仁一（2003）［3］、譚章祿等（2007）［4］對地質勘查投入主體進行了分析，提出應逐步建立和完善礦業資本市場。方敏（2001）［5］以主要有色金屬礦產為例，從單位儲量、單個礦床和主要成礦區帶單位面積勘查成本3個角度對勘查成果進行了分析，初步提出了地勘投入與產出之比。劉云忠等（2008）［6］、周進生等（2010）［7］采用投入產出法對投入績效進行了分析。從已有文獻看，當前國

內對地勘投入的研究主要集中在投入主體、投入過程和投入效果三方面，尚未對投入內在機理開展過研究。本文將首次采用計量經濟模型，對地質勘查投入進行分析，揭示地勘投入的影響機理。

2 模型選擇

自回歸移動平均模型（ARMA模型，Auto-Regressive and Moving Average Model）是一種廣泛應用于時間序列的研究方法，由自回歸部分（AR模型）與移動平均部分（MA模型）組合而成。其基本原理是將預測指標隨時間推移形成的數據看作是一個時間序列，這組序列不僅受自變量影響，其自身在時間上還存在延續性，即歷史數據與當期數據有影響關系。

對于ARMA（p，q）模型，滿足式（1）回歸方程。

式中：c為常數；β1，β2，…，βp是P階自回歸系數；γ1，γ2，…，γq是q階移動平均模型系數；εt是白噪聲序列。如果還存在其他影響因素，則可在ARMA（p，q）模型基礎上引入通過顯著性檢驗的自變量。

從地質勘查工作實際來看，需要連續不斷的投入人力、物力和技術等，經過預查、普查、詳查、勘探四個階段，最終找出可供開發利用的礦產資源。后一階段是前一階段工作的深化，前一階段是后一階段的基礎，這就決定了年度勘查投入并不是孤立存在的，而是與前期投入息息相關的，這一特性恰好可通過ARMA模型進行刻畫。

3 變量選取與數據來源

地質勘查是保障國民經濟持續健康發展的重要基礎性工作。一方面，勘查投入多、勘查成果豐富，可供開發的資源就越多，資源保障能力也就越強。另一方面，礦業形勢對地質勘查投入也有反作用。當礦業形勢好時，礦產品價格攀升，地質勘查的積極性就高，投入也就越多；形勢不好時，礦產品供過于求，價格低迷，傳導到勘查階段就表現為勘查積極性不高、勘查投入下降。本文研究的是地質勘查投入的驅動機理，因此選取地質勘查總貨幣投入作為因變量指標；礦業總產值既包含了價格水平，又體現了礦產品銷售總量，是一個反映礦業整體形勢的綜合指標，選取其作為自變量指標。由于我國油氣資源勘查開發管理體制與其他礦種不同，因此對油氣和非油氣固體礦產分別進行分析。共有勘查總投入（kctr）、油氣勘查投入（yqtr）、非油氣固體礦產勘查投入（fytr）、礦業總產值（kycz）、油氣總產值（qycz）和非油氣固體礦產總產值（fycz）6個指標，數據來源于《中國國土資源年鑒》（2002～2014年），《中國礦業年鑒》（2002～2013年）。對原始數據取對數后，采用Eviews軟件建模分析。

4 經濟建模

4.1 格蘭杰因果關系檢驗（Granger Causal Relation Test）

根據對應關系，分勘查總投入與礦業總產值、油氣勘查投入與油氣總產值、非油氣勘查投入與總產值三組進行格蘭杰因果關系檢驗。檢驗結果見表1。

表1 格蘭杰因果關系檢驗

結果顯示，在5%的顯著性水平下，“礦業總產值不是地勘總投入格蘭杰原因”零假設被拒絕，而“勘查總投入不是礦業總產值格蘭杰原因”零假設不能拒絕，表明存在從礦業總產值向地勘總投入的單向格蘭杰因果關系；油氣總產值與油氣勘查投入檢驗的零假設均不能拒絕，表明其間不存在格蘭杰因果關系；同理，非油氣固體礦產總產值是勘查投入的單向格蘭杰原因。

4.2 ARMA模型擬合

4.2.1 勘查總投入擬合模型

當勘查總投入為因變量時，經比較以滯后1期礦業總產值和滯后1期勘查總投入為自變量的擬合模型最優，模型估計參數見表2。F-統計量的P值為0，表明模型顯著；各參數P值均在1%顯著性水平下顯著，D-W統計量較為合理，不存在序列相關，擬合優度R2達到0.98，顯示出較好的擬合結果。

寫成方程形式見式（2）。

式中，Lkycz（-1）、ldktr（-1）分別為滯后1期的對數礦業總產值和勘查投入，回歸系數意味著1個單位上年度對數礦業總產值增量將會帶來約0.71個單位對數勘查投入增量，同時，1個單位上年度投入對當年影響為-0.73單位。

4.2.2 油氣資源勘查投入擬合模型

經多模型比較，油氣勘查投入是一個ARMA（1，1）模型，模型估計參數及統計量見表3。

F-統計量的P值為0，模型顯著；AR（1）和MA（1）參數P值均在1%顯著性水平下顯著，D-W統計量接近2較為合理，不存在序列相關，擬合優度R2達到0.95，顯示出較好的擬合結果。寫成方程形式為：Lyqtr=16.99045+0.93542×lyqtr（-1）-0.997493×（-1）。模型表明，上年度1個對數油氣勘查投入單位會引起當年度約0.93個單位的投入。同時，約等于-1的前期殘差系數說明，當年實際投入具有矯正機制，當其脫離自回歸內部規律時，會將偏離值全部糾正。

4.2.3 非油氣固體礦產勘查投入擬合模型

經擬合，非油氣固體礦產勘查投入模型為帶有自變量的ARMA（2，1）模型，模型估計參數及統計量見表4。

表2 勘查總投入模型參數與統計量

表3 油氣資源勘查投入模型參數與統計量

表4 非油氣固體礦產勘查投入模型參數與統計量

5 結論與建議

經上述建模分析，就礦產資源勘查投入的影響機理可得出如下結論。

一是對勘查總投入和非油氣固體礦產來說，存在單向的格蘭杰因果關系，即礦產品產值是勘查投入的格蘭杰原因。1999年以后，隨著改革不斷深

化，礦業權交易市場初步建立、勘查投入多元化格局初步形成，非油氣固體礦產勘查主體對市場反應較為敏感、自主性不斷提升。

二是油氣資源勘查投入和礦產品產值之間不存在格蘭杰因果關系。其原因主要與管理體制有關。油氣礦產涉及國家能源安全，其勘查是國家戰略，勘查開發也一直壟斷在3大石油公司，無論市場如何變化，需要保證其投入，產值與投入相關性較小。

三是對于非油氣固體礦產來講，前兩個年度勘查投入對當年投入影響方向相反，程度不同。上年度（去年）的影響為正向，而滯后兩年度（前年）的影響為反向，這種影響方式從我國現行探礦權管理制度可得到很好解釋。根據《國土資源部關于進一步規范探礦權管理有關問題的通知》（國土資發［2009］200號）文要求，新立探礦權有效期為3年，每延續一次時間最長為2年，并應提高符合規范要求的地質勘查工作階段，對確需延長本勘查階段時間的，應縮減勘查面積，每次縮減的勘查面積不得低于首次勘查許可證載明勘查面積的25%。根據實際，探礦權在設立后，需要進行勘查投入的前期準備，第一年的工作時間會無形縮短，第二年是一個完整的工作年度，因此第二年影響為正向且較大，進入第三年度，探礦權有效期即將屆滿，面對延期、縮減面積等不確定因素，投入積極性下降。

地質勘查是一項基礎性工作，需要保證一定的投入和工作量，根據上述分析提出兩個建議。一是加強非油氣固體礦產的勘查投入的預測管理，通過對上年度礦業總產值的跟蹤建模，預測下年度勘查投入可能出現的變化，尤其是在礦業形勢下降時，提前做出應對。二是延長探礦權有效期，進而增加歷史勘查投入正向影響的年份數量，擴大中間年份的正向帶動作用。

［1］ 姚華軍，王文，張潤麗.地質勘查經費投入分析與建議［J］.中國國土資源經濟，2005，18（9）：29-31.

［2］ 程新，王希凱.關于我國地質勘查投入若干問題的辯證分析［J］.中國礦業，2012，21（10）：30-32.

［3］ 鐘仁一.礦業權融資的難點及對策［J］.中國地質礦產經濟，2003，16（7）：26-27.

［4］ 譚章祿，徐亮.礦業資本市場融資問題研究［J］.煤炭經濟研究，2007（12）：27-29.

［5］ 方敏，文志岳.地質勘查費用投入及其效果分析［J］.地質技術經濟管理，2000，22（1）：26-33.

［6］ 劉云忠，尤孝才，高麗，等.公益性礦產地質工作投入產出與績效評價研究［J］.中國國土資源經濟，2008（6）：24-28.

［7］ 周進生，沙景華，李娟，等.運用投入產出法分析地質勘查業對國民經濟的推動作用［J］.中國科技論壇，2010（1）：101-104.

2016年上半年全國評審備案儲量報告同比減少12%

日前從國土資源部油氣資源戰略研究中心獲悉，2016年上半年全國（部省兩級國土資源主管部門）評審備案礦產資源儲量報告1257份，較去年同期減少12%。

據悉，省級評審報告數量位居前列的省（區）依次為河南、遼寧、湖南、山東和寧夏，報告數量位居前五的礦種為煤炭、鐵礦、金礦、石油、地熱。上半年評審備案的儲量報告中，達詳查以上勘查工作程度的占79%，與去年同期持平；儲量規模達大中型的占34%，同比提高5%；核查報告和勘查報告占84%，與去年同期持平；評審目的以申請采礦許可證和查明登記為主的占79%，比去年同期有所提高。

2016年上半年全國共完成礦業權價款評估報告612份，同比減少8.8%；評估值合計為136.4億元，同比減少31%。在涉及的礦種中，位居前列的為煤炭、石灰巖、鐵礦、銅礦。

Research into the impact mechanism of geological exploration investment based on ARMA model

FAN Ji-tao1，2
（1.School of Earth and Space Sciences，Peking University，Beijing 100871，China；2.Chinese Academy of Land and Resource Economic，Beijing 101149，China）

By using the time series data of 2001～2012，this paper test the causality between mineral exploration investment and mining industry production value，and establish the ARMA model of geological exploration investment.The results shows that for the total investment and non-oil solid mineral exploration，mineral production is one-way Granger cause of investment in exploration；there is no Granger causality between oil and gas resources exploration investment and mineral production；in terms of the nonoil solid mineral，the exploration investment of the first two years have different influence on to the current.

geological exploration；ARMA model；exploration investment；the impact mechanism

F407.137

A

1004-4051（2016）09-0057-04

2016-04-01

中國地質調查“礦產資源勘查開發綜合區劃項目”資助。作者簡介：范繼濤（1979-），男，北京大學博士后，副研究員，北京大學地球與空間科學學院。E-mail：fanjitao_2001@163.com。