矿产资源政策时滞研究范文

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矿产资源政策参与宏观调控的效果综合反映了矿产资源政策的配套性、实施效率以及政策目标实现程度。矿产资源政策参与宏观调控时，从政策制定到产生实际效果，其间存在一定时滞，称作外部时滞。例如，矿产资源勘查与开采许可审批政策颁布后，某些特定矿种要在资源开采量、现有矿业权设置以及市场需求等方面做出调整，导致政策外部时滞出现。因此，矿产资源政策参与宏观调控时要充分考虑外部时滞，以保证政策预期目标的实现。本文通过建立向量自回归(VAR)模型，使用脉冲响应函数和方差分解法对我国矿产资源勘查政策、开发利用政策、矿产品进出口政策、境外投资政策和税费政策的外部时滞（下文简称“时滞”）进行测算，为今后制定有预见性的矿产资源政策提供依据。

1研究设计

1.1研究方法脉冲响应函数描述某内生变量对误差冲击的反应，即在随机误差项上施加一个标准差冲击后，该冲击对内生变量当期值和未来值带来的影响。通过比较不同滞后期的脉冲响应，可确定一个变量对另一个变量的作用时滞。进行脉冲响应函数分析的前提是建立向量自回归(VAR)模型，即通过每个变量对模型中全部内生变量进行滞后回归分析来模拟动态关系。方差分解是一种描述系统运动的方法。与脉冲响应函数相反，方差分解将系统中的预测均方误差分解成系统中各变量冲击的贡献，即分析未来某期的内生变量对上期误差项一次冲击的响应过程。时差相关系数分析法经常被用来检验两个时间序列经济变量之间的滞后关系。在分析政策时滞时，通常计算出若干个不同时差的相关系数，然后进行比较，最大的时差相关系数所对应的时差则为两个经济时间序列变量之间的时滞。

1.2变量选择本文选取的矿产资源政策变量以及政策效应变量见表1所示。

1.3数据来源与说明考虑到各年份数据的统一性，“新增查明矿产资源储量”统计对象为煤炭、石油、铁矿石，统计数量为“基础储量+资源量”；“矿产资源开采总量”统计对象为固体和液体矿产；“矿产资源开采规模结构”是指大中型矿山在矿山总数中所占比重；“矿山环境治理资金”包括中央加地方财政投入；“矿产资源供应对需求的保障指数”是指石油与煤炭的生产消费比；“矿产资源对外依存度”选取铁矿石作为统计对象；“矿产资源进口来源集中度”统计对象为铁矿砂及精矿从澳大利亚进口的比重；“矿产品进出口贸易总额”、“矿产品销售收入”和“矿业总产值”按照当年价格计算。所用数据来自于2002年-2012年《中国国土资源年鉴》、《中国国土资源公报》、《中国统计年鉴》、《中国财政年鉴》和《中国矿业年鉴》。考虑到序列数据的时间趋势以及异方差现象，对年度序列数据分别取自然对数，并在相应变量的字符前加“L”。对于缺失的数据，采用相邻年份数据的平均值。

2实证研究

1999年以来，我国颁布了诸多矿产资源政策，包括矿产资源勘查政策、开发利用政策、矿产品进出口政策、税费政策等。本文使用Eviews6.0软件对政策的外部时滞进行实证分析。

2.1ADF单位根检验对矿产资源政策变量及效应变量的ADF检验结果见表2所示。表2表明，除LMGEGF、LMRF和LRT之外，其他各变量的原始序列ADF检验绝对值均大于10%置信水平下的临界值，表明除LMGEGF、LMRF和LRT之外其他变量的原始序列非平稳。但这些变量经过一阶或二阶差分后得到的ADF检验值均小于5%置信水平下的临界值，变量之间存在协整关系。因此，可以对表2中的变量值进行实证分析。

2.2格兰杰非因果性检验对表2中的政策变量及效应变量做格兰杰非因果性检验（显著性水平取10%）[7]，结果见表3（只显示存在格兰杰因果关系的变量）。表3说明，SSMRE（矿产资源开采规模结构）与TEMR（矿产资源开采总量）、GE（I地质勘查投入）与RT（资源税）之间存在双向格兰杰因果关系，其他变量之间存在单向格兰杰因果关系。

2.3时差相关系数矿产资源政策变量与效应变量（只分析存在格兰杰因果关系的变量）的时差相关系数见表4所示。表4表明，设定滞后期数为0至10期，滞后期为1时，时差相关系数最大的变量包括：新增查明矿产资源储量与地质勘查投入、开采许可证发放数量与开采总量、开采规模结构与开采总量、采矿业对外直接投资净额与向外商投资企业批准登记发放勘查与开采许可证数量、矿产资源生产消费比与矿产品进出口贸易总额、矿山地质环境治理资金投入与资源税、采矿权使用费与地质勘查投入、地质勘查投入与资源税、资源税与税收。新增查明矿产资源储量与地质勘查行业从业人员报酬的时差相关系数在滞后期为4时最大。矿产资源开采规模结构与矿业总产值的时差相关系数在滞后期为8时最大。可以看出，矿产资源开采规模结构的效应时滞最长，地质勘查行业从业人员报酬次之，其他变量的效应时滞较短。

2.4脉冲响应函数与方差分解(1)矿产资源勘查政策分别建立INMR和GEI、INMR和GEIPR的两变量VAR系统，经滞后结构检验，所有根模的倒数均小于1，模型平稳。INMR对GEI的脉冲响应函数和方差分解分别见图1和图2所示。由新增查明矿产资源储量对地质勘查投入的脉冲响应(图1)可以看出，地质勘查投入变化2年之后，对新增查明矿产资源储量的脉冲响应达到最大并且逐渐趋于稳定。方差分解图(图2)显示，新增查明储量的预测方差中地质勘查投入的贡献上升且在第2年达到最大值，之后较为稳定。结合时差相关系数、脉冲响应和方差分解分析，地质勘查投入对新增查明储量的作用时滞为1~2年。同理，地质勘查行业从业人员报酬对新增查明储量的作用时滞为2~4年。(2)矿产资源开发利用政策经滞后结构检验，NMLI和TEMR、SSMRE和TEMR模型中根模的倒数均小于1，模型平稳。SSMRE和MOV的两变量VAR模型不平稳，因此放弃对其进行分析。结合时差相关系数、脉冲响应和方差分解分析，地质勘查行业从业人员报酬对新增查明储量的作用效果在第1年开始显现，第2年完全发挥，其作用时滞为0~1年；开采规模结构对开采总量的作用效果在第2年开始显现，其作用时滞为1~2年。(3)矿产资源境外投资政策经滞后结构检验，NFDIMI和IPETFIE的两变量VAR系统模型平稳。NFDIMI对IPETFIE的脉冲响应函数和方差分解图表明，向外商投资企业批准登记发放许可证的数量变化2年之后，对采矿业对外直接投资净额的脉冲效应增加并在波动中逐步趋于稳定；采矿业对外直接投资净额的预测方差中，向外商投资企业批准登记发放许可证数量的贡献较为稳定。总之，向外商投资企业批准登记发放许可证数对采矿业对外直接投资净额的作用效果在1~2年之后完全发挥出来，所以其作用时滞为1~2年。(4)矿产品进出口政策SDMRPI对MPIET的脉冲响应函数和方差分解图表明，矿产品进出口贸易总额变化2年之后，对矿产资源供应保障指数的脉冲效应增加，第3年之后逐步趋于稳定；矿产资源供应保障指数预测方差中，矿产品进出口贸易总额的贡献上升且在第3年达到最大值，之后较为稳定。结合时差相关系数、脉冲响应和方差分解分析，矿产品进出口贸易对矿产资源供应保障指数的作用时滞为1~3年。(5)矿产资源税费政策在滞后结构检验的基础上，MGEGF对RT的脉冲响应函数和方差分解图表明，资源税征收数量变化的第1~3年对矿山地质环境治理资金投入的脉冲效应增加，第3年之后逐步趋于稳定；矿山地质环境治理资金投入预测方差中，资源税的贡献上升且在第3年达到最大值。所以，资源税对矿山地质环境治理资金投入的作用时滞为1~3年。同理，采矿权使用费数量变化的第1~3年对地质勘查投入的脉冲效应增加，第3年达到最大，之后较为稳定。地质勘查投入预测方差中，采矿权使用费的贡献逐年上升，且从第4年开始较为稳定。所以，采矿权使用费对地质勘查投入的作用时滞为1~4年。资源税征收数量变化的第2年对地质勘查投入的脉冲效应增加并达到最大。地质勘查投入预测方差中，资源税的贡献在第2年较大，之后呈现平稳状态。资源税对地质勘查投入的作用时滞为1~2年。资源税征收数量变化的第2年对税收的脉冲效应增加并达到最大，之后下降，第5年出现最小值，而后上升并在第8年出现下一个波峰。税收收入预测方差中，资源税的贡献在第2年较大，之后呈现平稳状态。结合时差相关系数、脉冲响应和方差分解分析，资源税对税收的作用时滞为1~2年。

3研究结论

矿产资源政策时滞分析结论如表5所示。(1)各种矿产资源政策存在一定的作用时滞，其中，劳资政策、采矿权使用费政策工具长达4年才能发挥出最大效应。面对时滞，政策当局应把握政策实施时机，加强对政策实施效果的跟踪监测，根据实施效果及时调整政策，以增强矿产资源政策调控的预见性、针对性和实效性。(2)实证分析结果显示，不同的矿产资源政策具有不同的作用时滞，政策当局需分析其原因，进而制定相应对策。表5中，50%的政策效果时滞为1~2年，原因在于矿产资源行业具有生产周期。地质勘查行业从业人员报酬对新增查明储量的影响时滞为2~4年，说明劳动报酬首先影响消费，进而影响投资、GDP和税收，最后才能对新增查明储量产生影响，传导链条较长。矿产品进出口贸易涉及的领域较广，需要矿产资源部门和外贸部门协调配合，所以矿产品进出口政策时滞较长。采矿权使用费发挥作用的时滞为1-4年，可归因于我国矿业权市场不尽完善。所以，在出台政策时，必须考虑不同政策时滞的重叠、交叉作用，注重政策的系统性和连续性，分析时滞存在的原因，根据不同矿种和地区实行有差别的调控政策。

作者：于振英 段亚敏 单位：石家庄经济学院 经贸学院 研究生院