礦產(chǎn)資源政策時滯研究范文

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礦產(chǎn)資源政策參與宏觀調(diào)控的效果綜合反映了礦產(chǎn)資源政策的配套性、實施效率以及政策目標(biāo)實現(xiàn)程度。礦產(chǎn)資源政策參與宏觀調(diào)控時，從政策制定到產(chǎn)生實際效果，其間存在一定時滯，稱作外部時滯。例如，礦產(chǎn)資源勘查與開采許可審批政策頒布后，某些特定礦種要在資源開采量、現(xiàn)有礦業(yè)權(quán)設(shè)置以及市場需求等方面做出調(diào)整，導(dǎo)致政策外部時滯出現(xiàn)。因此，礦產(chǎn)資源政策參與宏觀調(diào)控時要充分考慮外部時滯，以保證政策預(yù)期目標(biāo)的實現(xiàn)。本文通過建立向量自回歸(VAR)模型，使用脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解法對我國礦產(chǎn)資源勘查政策、開發(fā)利用政策、礦產(chǎn)品進出口政策、境外投資政策和稅費政策的外部時滯（下文簡稱“時滯”）進行測算，為今后制定有預(yù)見性的礦產(chǎn)資源政策提供依據(jù)。

1研究設(shè)計

1.1研究方法脈沖響應(yīng)函數(shù)描述某內(nèi)生變量對誤差沖擊的反應(yīng)，即在隨機誤差項上施加一個標(biāo)準(zhǔn)差沖擊后，該沖擊對內(nèi)生變量當(dāng)期值和未來值帶來的影響。通過比較不同滯后期的脈沖響應(yīng)，可確定一個變量對另一個變量的作用時滯。進行脈沖響應(yīng)函數(shù)分析的前提是建立向量自回歸(VAR)模型，即通過每個變量對模型中全部內(nèi)生變量進行滯后回歸分析來模擬動態(tài)關(guān)系。方差分解是一種描述系統(tǒng)運動的方法。與脈沖響應(yīng)函數(shù)相反，方差分解將系統(tǒng)中的預(yù)測均方誤差分解成系統(tǒng)中各變量沖擊的貢獻，即分析未來某期的內(nèi)生變量對上期誤差項一次沖擊的響應(yīng)過程。時差相關(guān)系數(shù)分析法經(jīng)常被用來檢驗兩個時間序列經(jīng)濟變量之間的滯后關(guān)系。在分析政策時滯時，通常計算出若干個不同時差的相關(guān)系數(shù)，然后進行比較，最大的時差相關(guān)系數(shù)所對應(yīng)的時差則為兩個經(jīng)濟時間序列變量之間的時滯。

1.2變量選擇本文選取的礦產(chǎn)資源政策變量以及政策效應(yīng)變量見表1所示。

1.3數(shù)據(jù)來源與說明考慮到各年份數(shù)據(jù)的統(tǒng)一性，“新增查明礦產(chǎn)資源儲量”統(tǒng)計對象為煤炭、石油、鐵礦石，統(tǒng)計數(shù)量為“基礎(chǔ)儲量+資源量”；“礦產(chǎn)資源開采總量”統(tǒng)計對象為固體和液體礦產(chǎn)；“礦產(chǎn)資源開采規(guī)模結(jié)構(gòu)”是指大中型礦山在礦山總數(shù)中所占比重；“礦山環(huán)境治理資金”包括中央加地方財政投入；“礦產(chǎn)資源供應(yīng)對需求的保障指數(shù)”是指石油與煤炭的生產(chǎn)消費比；“礦產(chǎn)資源對外依存度”選取鐵礦石作為統(tǒng)計對象；“礦產(chǎn)資源進口來源集中度”統(tǒng)計對象為鐵礦砂及精礦從澳大利亞進口的比重；“礦產(chǎn)品進出口貿(mào)易總額”、“礦產(chǎn)品銷售收入”和“礦業(yè)總產(chǎn)值”按照當(dāng)年價格計算。所用數(shù)據(jù)來自于2002年-2012年《中國國土資源年鑒》、《中國國土資源公報》、《中國統(tǒng)計年鑒》、《中國財政年鑒》和《中國礦業(yè)年鑒》?？紤]到序列數(shù)據(jù)的時間趨勢以及異方差現(xiàn)象，對年度序列數(shù)據(jù)分別取自然對數(shù)，并在相應(yīng)變量的字符前加“L”。對于缺失的數(shù)據(jù)，采用相鄰年份數(shù)據(jù)的平均值。

2實證研究

1999年以來，我國頒布了諸多礦產(chǎn)資源政策，包括礦產(chǎn)資源勘查政策、開發(fā)利用政策、礦產(chǎn)品進出口政策、稅費政策等。本文使用Eviews6.0軟件對政策的外部時滯進行實證分析。

2.1ADF單位根檢驗對礦產(chǎn)資源政策變量及效應(yīng)變量的ADF檢驗結(jié)果見表2所示。表2表明，除LMGEGF、LMRF和LRT之外，其他各變量的原始序列ADF檢驗絕對值均大于10%置信水平下的臨界值，表明除LMGEGF、LMRF和LRT之外其他變量的原始序列非平穩(wěn)。但這些變量經(jīng)過一階或二階差分后得到的ADF檢驗值均小于5%置信水平下的臨界值，變量之間存在協(xié)整關(guān)系。因此，可以對表2中的變量值進行實證分析。

2.2格蘭杰非因果性檢驗對表2中的政策變量及效應(yīng)變量做格蘭杰非因果性檢驗（顯著性水平取10%）[7]，結(jié)果見表3（只顯示存在格蘭杰因果關(guān)系的變量）。表3說明，SSMRE（礦產(chǎn)資源開采規(guī)模結(jié)構(gòu)）與TEMR（礦產(chǎn)資源開采總量）、GE（I地質(zhì)勘查投入）與RT（資源稅）之間存在雙向格蘭杰因果關(guān)系，其他變量之間存在單向格蘭杰因果關(guān)系。

2.3時差相關(guān)系數(shù)礦產(chǎn)資源政策變量與效應(yīng)變量（只分析存在格蘭杰因果關(guān)系的變量）的時差相關(guān)系數(shù)見表4所示。表4表明，設(shè)定滯后期數(shù)為0至10期，滯后期為1時，時差相關(guān)系數(shù)最大的變量包括：新增查明礦產(chǎn)資源儲量與地質(zhì)勘查投入、開采許可證發(fā)放數(shù)量與開采總量、開采規(guī)模結(jié)構(gòu)與開采總量、采礦業(yè)對外直接投資凈額與向外商投資企業(yè)批準(zhǔn)登記發(fā)放勘查與開采許可證數(shù)量、礦產(chǎn)資源生產(chǎn)消費比與礦產(chǎn)品進出口貿(mào)易總額、礦山地質(zhì)環(huán)境治理資金投入與資源稅、采礦權(quán)使用費與地質(zhì)勘查投入、地質(zhì)勘查投入與資源稅、資源稅與稅收。新增查明礦產(chǎn)資源儲量與地質(zhì)勘查行業(yè)從業(yè)人員報酬的時差相關(guān)系數(shù)在滯后期為4時最大。礦產(chǎn)資源開采規(guī)模結(jié)構(gòu)與礦業(yè)總產(chǎn)值的時差相關(guān)系數(shù)在滯后期為8時最大?？梢钥闯?，礦產(chǎn)資源開采規(guī)模結(jié)構(gòu)的效應(yīng)時滯最長，地質(zhì)勘查行業(yè)從業(yè)人員報酬次之，其他變量的效應(yīng)時滯較短。

2.4脈沖響應(yīng)函數(shù)與方差分解(1)礦產(chǎn)資源勘查政策分別建立INMR和GEI、INMR和GEIPR的兩變量VAR系統(tǒng)，經(jīng)滯后結(jié)構(gòu)檢驗，所有根模的倒數(shù)均小于1，模型平穩(wěn)。INMR對GEI的脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解分別見圖1和圖2所示。由新增查明礦產(chǎn)資源儲量對地質(zhì)勘查投入的脈沖響應(yīng)(圖1)可以看出，地質(zhì)勘查投入變化2年之后，對新增查明礦產(chǎn)資源儲量的脈沖響應(yīng)達到最大并且逐漸趨于穩(wěn)定。方差分解圖(圖2)顯示，新增查明儲量的預(yù)測方差中地質(zhì)勘查投入的貢獻上升且在第2年達到最大值，之后較為穩(wěn)定。結(jié)合時差相關(guān)系數(shù)、脈沖響應(yīng)和方差分解分析，地質(zhì)勘查投入對新增查明儲量的作用時滯為1~2年。同理，地質(zhì)勘查行業(yè)從業(yè)人員報酬對新增查明儲量的作用時滯為2~4年。(2)礦產(chǎn)資源開發(fā)利用政策經(jīng)滯后結(jié)構(gòu)檢驗，NMLI和TEMR、SSMRE和TEMR模型中根模的倒數(shù)均小于1，模型平穩(wěn)。SSMRE和MOV的兩變量VAR模型不平穩(wěn)，因此放棄對其進行分析。結(jié)合時差相關(guān)系數(shù)、脈沖響應(yīng)和方差分解分析，地質(zhì)勘查行業(yè)從業(yè)人員報酬對新增查明儲量的作用效果在第1年開始顯現(xiàn)，第2年完全發(fā)揮，其作用時滯為0~1年；開采規(guī)模結(jié)構(gòu)對開采總量的作用效果在第2年開始顯現(xiàn)，其作用時滯為1~2年。(3)礦產(chǎn)資源境外投資政策經(jīng)滯后結(jié)構(gòu)檢驗，NFDIMI和IPETFIE的兩變量VAR系統(tǒng)模型平穩(wěn)。NFDIMI對IPETFIE的脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解圖表明，向外商投資企業(yè)批準(zhǔn)登記發(fā)放許可證的數(shù)量變化2年之后，對采礦業(yè)對外直接投資凈額的脈沖效應(yīng)增加并在波動中逐步趨于穩(wěn)定；采礦業(yè)對外直接投資凈額的預(yù)測方差中，向外商投資企業(yè)批準(zhǔn)登記發(fā)放許可證數(shù)量的貢獻較為穩(wěn)定?？傊蛲馍掏顿Y企業(yè)批準(zhǔn)登記發(fā)放許可證數(shù)對采礦業(yè)對外直接投資凈額的作用效果在1~2年之后完全發(fā)揮出來，所以其作用時滯為1~2年。(4)礦產(chǎn)品進出口政策SDMRPI對MPIET的脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解圖表明，礦產(chǎn)品進出口貿(mào)易總額變化2年之后，對礦產(chǎn)資源供應(yīng)保障指數(shù)的脈沖效應(yīng)增加，第3年之后逐步趨于穩(wěn)定；礦產(chǎn)資源供應(yīng)保障指數(shù)預(yù)測方差中，礦產(chǎn)品進出口貿(mào)易總額的貢獻上升且在第3年達到最大值，之后較為穩(wěn)定。結(jié)合時差相關(guān)系數(shù)、脈沖響應(yīng)和方差分解分析，礦產(chǎn)品進出口貿(mào)易對礦產(chǎn)資源供應(yīng)保障指數(shù)的作用時滯為1~3年。(5)礦產(chǎn)資源稅費政策在滯后結(jié)構(gòu)檢驗的基礎(chǔ)上，MGEGF對RT的脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解圖表明，資源稅征收數(shù)量變化的第1~3年對礦山地質(zhì)環(huán)境治理資金投入的脈沖效應(yīng)增加，第3年之后逐步趨于穩(wěn)定；礦山地質(zhì)環(huán)境治理資金投入預(yù)測方差中，資源稅的貢獻上升且在第3年達到最大值。所以，資源稅對礦山地質(zhì)環(huán)境治理資金投入的作用時滯為1~3年。同理，采礦權(quán)使用費數(shù)量變化的第1~3年對地質(zhì)勘查投入的脈沖效應(yīng)增加，第3年達到最大，之后較為穩(wěn)定。地質(zhì)勘查投入預(yù)測方差中，采礦權(quán)使用費的貢獻逐年上升，且從第4年開始較為穩(wěn)定。所以，采礦權(quán)使用費對地質(zhì)勘查投入的作用時滯為1~4年。資源稅征收數(shù)量變化的第2年對地質(zhì)勘查投入的脈沖效應(yīng)增加并達到最大。地質(zhì)勘查投入預(yù)測方差中，資源稅的貢獻在第2年較大，之后呈現(xiàn)平穩(wěn)狀態(tài)。資源稅對地質(zhì)勘查投入的作用時滯為1~2年。資源稅征收數(shù)量變化的第2年對稅收的脈沖效應(yīng)增加并達到最大，之后下降，第5年出現(xiàn)最小值，而后上升并在第8年出現(xiàn)下一個波峰。稅收收入預(yù)測方差中，資源稅的貢獻在第2年較大，之后呈現(xiàn)平穩(wěn)狀態(tài)。結(jié)合時差相關(guān)系數(shù)、脈沖響應(yīng)和方差分解分析，資源稅對稅收的作用時滯為1~2年。

3研究結(jié)論

礦產(chǎn)資源政策時滯分析結(jié)論如表5所示。(1)各種礦產(chǎn)資源政策存在一定的作用時滯，其中，勞資政策、采礦權(quán)使用費政策工具長達4年才能發(fā)揮出最大效應(yīng)。面對時滯，政策當(dāng)局應(yīng)把握政策實施時機，加強對政策實施效果的跟蹤監(jiān)測，根據(jù)實施效果及時調(diào)整政策，以增強礦產(chǎn)資源政策調(diào)控的預(yù)見性、針對性和實效性。(2)實證分析結(jié)果顯示，不同的礦產(chǎn)資源政策具有不同的作用時滯，政策當(dāng)局需分析其原因，進而制定相應(yīng)對策。表5中，50%的政策效果時滯為1~2年，原因在于礦產(chǎn)資源行業(yè)具有生產(chǎn)周期。地質(zhì)勘查行業(yè)從業(yè)人員報酬對新增查明儲量的影響時滯為2~4年，說明勞動報酬首先影響消費，進而影響投資、GDP和稅收，最后才能對新增查明儲量產(chǎn)生影響，傳導(dǎo)鏈條較長。礦產(chǎn)品進出口貿(mào)易涉及的領(lǐng)域較廣，需要礦產(chǎn)資源部門和外貿(mào)部門協(xié)調(diào)配合，所以礦產(chǎn)品進出口政策時滯較長。采礦權(quán)使用費發(fā)揮作用的時滯為1-4年，可歸因于我國礦業(yè)權(quán)市場不盡完善。所以，在出臺政策時，必須考慮不同政策時滯的重疊、交叉作用，注重政策的系統(tǒng)性和連續(xù)性，分析時滯存在的原因，根據(jù)不同礦種和地區(qū)實行有差別的調(diào)控政策。

作者：于振英 段亞敏 單位：石家莊經(jīng)濟學(xué)院 經(jīng)貿(mào)學(xué)院 研究生院