基于雙重差分模型的西部地區(qū)“資源詛咒”現(xiàn)象的實證研究

夏飛，曹鑫，趙鋒

(廣西財經學院，廣西 南寧 530003)

一、引言

傳統(tǒng)經濟學觀點認為，如果一個國家或地區(qū)擁有豐富的石油、煤炭等礦產資源，其良好的自然資源稟賦將有利于該國家或地區(qū)的工業(yè)化起步，并成為經濟增長的引擎。然而，20世紀60年代以來，基于跨國層面的觀察發(fā)現(xiàn)，大部分資源導向型的國家經濟增長走向衰退，而很多資源相對貧乏的國家卻取得了良好的經濟增長，這使得傳統(tǒng)的觀點逐漸受到了研究者們的質疑。Auty等較早觀察了資源導向型國家經濟衰退的現(xiàn)象，并提出“資源詛咒”的概念來解釋這一現(xiàn)象，即豐裕的自然資源對一些國家的經濟增長并不是一個充分的有利條件，反而對經濟增長是一種限制[1,2]。資源詛咒的概念提出之后，引起了學術界的廣泛關注，許多研究者對資源詛咒假說進行了實證性的研究[3—7]，國內的研究者，如徐康寧和王劍[8]，胡援成和肖德勇[9]，丁菊紅和鄧可斌[10]，邵帥和齊中英[11]，邵帥和楊莉莉[12,13]等，從不同的角度和層面，對國內是否存在資源資源詛咒現(xiàn)象進行了實證研究。由于多數(shù)研究都是實證性的，因此，資源詛咒逐漸發(fā)展成為了一種基于實證分析的學說。

雖然資源詛咒學說解釋了一些資源豐富的國家經濟增長緩慢的現(xiàn)象，但是學術界對其也仍然存在批評的聲音。批評者也從樣本偏誤、指標選取、經濟增長的復雜性等角度質疑資源詛咒假說[14—16]。國內也有研究指出資源詛咒現(xiàn)象在我國并不顯著[10]。關于資源詛咒假說不同的觀點顯示，學術界對于自然資源與經濟增長之間的關系仍然存在分歧，豐富的自然資源對區(qū)域經濟的增長到底是福音還是詛咒，研究者們還沒有取得一致的意見。

在現(xiàn)實的資源詛咒案例中，自然資源豐富的一些非洲國家、南美國家以及中東國家，其經濟發(fā)展水平不如一些自然資源貧乏的國家和地區(qū)，例如日本、韓國、新加坡、臺灣等[17]；但同時也存在著反例，如智利、馬來西亞、挪威以及我國的山東省，自然資源豐富，但經濟發(fā)展水平也較高。因此如何來解釋這些現(xiàn)象，需要我們給出新的證據(jù)。已有的研究已經從跨國層面、一個國家內部的跨省域層面、關鍵變量指標的選取、樣本選擇偏誤等方面對資源詛咒命題進行了討論，但是，較少有研究從政策效應方面對資源詛咒命題進行論證，一個國家的經濟政策或者戰(zhàn)略決策往往會對其經濟發(fā)展水平產生重要的影響，也許我們觀察到的資源詛咒的正反的例子，其中一個原因是不同經濟體采取的不同政策的影響。

在我國，西部地區(qū)的自然資源比東部地區(qū)更為豐富，而東部地區(qū)的經濟發(fā)展水平卻高于西部地區(qū)，國內的一些研究認為我國在區(qū)域層面應該存在資源詛咒現(xiàn)象[8]，但是，自1999年我國實行西部大開發(fā)戰(zhàn)略以來，西部地區(qū)也獲得了良好的發(fā)展機會，那么，西部地區(qū)存在資源詛咒現(xiàn)象嗎？西部大開發(fā)前后，西部地區(qū)的資源稟賦與經濟增長之間是什么關系？有什么樣的變化？黨的十八大報告指出，“繼續(xù)實施區(qū)域發(fā)展總體戰(zhàn)略，充分發(fā)揮各地區(qū)比較優(yōu)勢，優(yōu)先推進西部大開發(fā)”，那么西部大開發(fā)戰(zhàn)略實施十多年以來，西部地區(qū)經濟發(fā)展水平與東部地區(qū)相比是拉大還是縮小了？對這些問題的回答不僅可以檢驗西部大開發(fā)戰(zhàn)略的實施效果，也可以為西部地區(qū)的經濟增長提供政策建議。

二、文獻回顧

關于自然資源與經濟增長之間的關系，早期的發(fā)展經濟學研究者們認為自然資源在經濟增長中扮演重要的角色，他們認為沒有明顯的理由來解釋為什么豐富的自然資源會限制經濟增長，肥沃的土地、豐富的石油、礦產等資源應該促進經濟增長，而不是限制[18,19]。但是自20世紀中后期，許多資源豐富的國家經濟增長陷入困境以來，研究者們開始重新審視自然資源與經濟增長的關系。Auty較早的關注到了這一困境，他將資源詛咒表述為：豐富的資源對一些國家的經濟增長并不是充分的有利條件，反而是一種限制[2]。之后，許多研究者對資源詛咒進行了廣泛的研究。Davis認為，如果運用一系列人類發(fā)展指標來進行衡量，過度依賴礦產資源的發(fā)展中國家并不能獲得經濟發(fā)展水平的提升[20]。Sachs和Warner進行了一系列的實證研究，他們基于跨國的層面，以95個發(fā)展中國家作為研究樣本，運用初級產品出口額占GDP的比重來測量資源稟賦水平，在控制了制度安排、價格波動、區(qū)域效應和地理氣候等有可能影響經濟增長的一系列因素后，仍然發(fā)現(xiàn)資源稟賦與經濟增長之間存在顯著的負相關關系[4,21,22]。

Sachs和Warner還進一步的對資源詛咒現(xiàn)象進行了解釋，認為資源詛咒間接的影響了經濟增長，即豐富的自然資源主要是通過擠出那些促進經濟增長的行為來阻礙經濟增長的[4]。研究者們認為那些促進經濟增長的行為主要包括儲蓄投資、人力資本投入以及創(chuàng)新行為等。Gylfason發(fā)現(xiàn)豐富的自然資源會降低人們儲蓄和投資的需求，因為自然資源提供了一種持續(xù)的財富源泉，使得人們減少的資本轉移的需求[5]；Sachs和Warner[22]以及Gylfason[5]還考察了資源豐富地區(qū)的人力資本投入情況，發(fā)現(xiàn)由于對人力資本的投入難以得到額外的補償，資源豐富地區(qū)的人們接受教育的意愿降低，人力資本的積累趨于下降；豐富的資源也會限制企業(yè)家的創(chuàng)新行為，吸引企業(yè)家更多的去從事初級產品的生產，而擠出了企業(yè)家的創(chuàng)新行為[4]。研究者們還從政府政策的角度對資源詛咒進行了討論，認為如果資源豐富的地區(qū)過多的依賴于資源型產業(yè)，將會弱化其他產業(yè)的發(fā)展，同時，由于資源產品多屬于初級產品，其價格往往低于制造業(yè)產品，如果國家對原材料進口采取保護政策，也將限制經濟的增長[22]。

國內的研究者也從不同的層面對資源詛咒現(xiàn)象進行了研究。徐康寧和王劍以1995—2003年間國內各省和直轄市的面板數(shù)據(jù)作為研究樣本，以采掘業(yè)部門的投入水平代表自然資源的稟賦情況進行實證研究，發(fā)現(xiàn)我國在省域層面存在資源詛咒現(xiàn)象[8]。邵帥和齊中英則以我國西部12省作為研究對象，通過對1991—2006年的省際面板數(shù)據(jù)進行考察，發(fā)現(xiàn)西部地區(qū)的能源開發(fā)與經濟增長之間存在負相關關系[11]。王學斌等利用中國省際層面2001—2009年的面板數(shù)據(jù)檢驗，發(fā)現(xiàn)我國在省際層面存在資源詛咒[23]。邵帥和楊莉莉則從資源型城市的層面對資源詛咒現(xiàn)象進行了研究[12]。以上研究均為我國在區(qū)域層面存在資源詛咒現(xiàn)象提供了證據(jù)。但是，國內也有研究指出，實際上是政府干預的低效率，而不是資源詛咒，限制了我國資源富足的區(qū)域的經濟增長[10]。孫大超和司明的研究則發(fā)現(xiàn)，在控制我國各省區(qū)的制度質量、區(qū)位變量等因素的影響后，資源豐裕度與區(qū)域經濟發(fā)展沒有顯著相關性，因此他們認為，資源詛咒在我國區(qū)域層面是否存在值得商榷[24]。趙新宇和李夏冰利用我國2001—2009年省際層面的面板數(shù)據(jù)，應用生態(tài)足跡模型測度區(qū)域自然資源稟賦，發(fā)現(xiàn)自然資源與經濟發(fā)展在我國省際層面上不存在明顯的負相關關系[25]。陳艷瑩等運用我國省際層面面板數(shù)據(jù)，提出資源詛咒之所以存在，是因為資源稟賦提高企業(yè)家尋租的預期收益，進而降低經濟增長水平[26]。

綜上所述，無論是在國外還是國內，對資源詛咒的研究已經逐漸成為發(fā)展經濟學的一種熱點的研究方向。雖然關于資源對于經濟增長到底是福音還是詛咒，人們還沒有取得一致的意見，但是，大量的研究都在從不同的角度對資源詛咒命題進行討論，并試圖解釋為什么有一些資源豐富的國家或地區(qū)經濟增長緩慢，而一些資源匱乏的國家或地區(qū)曾取得了良好的經濟增長；同時，又存在一些資源豐富的國家，其經濟增長仍然成果顯著的現(xiàn)象。文獻已經從跨國的層面，統(tǒng)計樣本的選擇，統(tǒng)計指標的選擇等不同的方面來尋找答案，但是還較少有研究從國家政策的層面來討論資源詛咒現(xiàn)象。我國東西部發(fā)展不平衡，資源稟賦也存在較大差異，西部地區(qū)資源豐富，但經濟發(fā)展水平較低，東部地區(qū)資源相對西部較少，但經濟發(fā)展水平則較高。為了促進西部地區(qū)的發(fā)展，縮小東西部經濟發(fā)展水平的差距，我國于1999年實行了西部大開發(fā)戰(zhàn)略。本文主要考察西部大開發(fā)戰(zhàn)略對于我國省域層面的自然資源與經濟增長關系的影響，我們運用雙重差分的方法，將西部大開發(fā)作為一項自然實驗，在省際層面檢驗西部大開發(fā)前后東西部經濟增長的變化，運用新的方法來對資源詛咒命題的研究提供新的證據(jù)。

三、研究設計

(一)雙重差分法

雙重差分方法(difference-in-differences method)是評估一項政策是否有效的非常重要的研究方法。國內外有大量文獻運用雙重差分法來檢驗政策效果。Eissa和Liebman的研究在國際上被廣泛引用，兩位作者運用雙重差分方法對美國1986年稅制改革的政策效果進行了研究，發(fā)現(xiàn)美國1986年的稅制改革提高了單身有孩子婦女的勞動參與率[27]。Eard和Krueger則運用雙重差分法對最低工資法進行了研究，他們利用新澤西和賓夕法利亞的快餐行業(yè)數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)提高最低工資并沒有相應的減少就業(yè)[28]。國內的研究者，周黎安和陳燁基于雙重差分模型研究了中國農村稅費改革對農民收入增長率的影響[29]。鄭新業(yè)，王晗和趙益卓則討論了省直管縣的改革對經濟增長率的影響[30]。

本文關注西部大開發(fā)戰(zhàn)略西部地區(qū)資源詛咒現(xiàn)象的影響，是否能夠有效的促進西部地區(qū)的經濟增長，縮小西部地區(qū)與東部地區(qū)的差距。我們知道，如果簡單觀察西部大開發(fā)戰(zhàn)略實施后西部地區(qū)的經濟增長情況，并不能說明西部大開發(fā)戰(zhàn)略是否促進了西部地區(qū)的經濟增長，因為這樣的做法沒有辦法排除其他的政策因素或者是宏觀經濟因素的影響，因而是難以衡量政策的真實效果的。要研究西部大開發(fā)戰(zhàn)略是否促進了西部地區(qū)的經濟增長，我們需要比較西部地區(qū)在政策實施前后兩個時間段的經濟增長率的變化。然而，影響西部地區(qū)經濟增長的因素不僅僅有西部大開發(fā)戰(zhàn)略的實施，還有一些其他的因素，包括宏觀經濟因素，以及氣候、自然災害等。例如，寬松的貨幣政策、較低的匯率、暴雪、干旱、洪水等氣候和自然因素等。因此，僅僅依據(jù)西部地區(qū)的經濟增長速度來判斷西部大開發(fā)戰(zhàn)略是否有效是有問題的。西部地區(qū)較高的經濟增長率，背后的原因可能并非西部大開發(fā)戰(zhàn)略，而可能是宏觀因素造成的；而較低的經濟增長率，也并不一定是西部大開發(fā)戰(zhàn)略的后果，而可能是其經歷自然災害的負面沖擊所造成的。因此，我們有必要引入雙重差分法來評估西部大開發(fā)戰(zhàn)略對西部地區(qū)經濟增長的影響效果。

雙重差分法將經濟政策的實施視為一項自然實驗或準實驗，一般來說，一項實驗的基本要素包括一個政策處理，一個結果，一個對照組等。對照組的作用是在評估一項政策的結果時，用來作為接受處理的那一組的參照系來進行比較。國家實施西部大開發(fā)戰(zhàn)略，將西部12省區(qū)和直轄市劃歸為開發(fā)范圍，在各種經濟政策上對西部地區(qū)有所傾斜。因此，我們可以將西部大開發(fā)戰(zhàn)略視為一個處理；西部12省區(qū)和直轄市是獲得政策優(yōu)惠的地區(qū)，可以視為接受處理的組；其他的19個省區(qū)和直轄市不在西部地區(qū)的范圍之內，可以視為對照組。由于西部大開發(fā)戰(zhàn)略于1999年開始實施，因此，我們將1999年之后的西部地區(qū)視為接受了處理的，而將1999年之前的西部地區(qū)視為沒有接受處理。

(二)模型設定和指標選取

具體的，我們通過如下方法來設置雙重差分模型。我們關心的是西部大開發(fā)對經濟增長率的影響，因此我們將各省區(qū)和直轄市的人均GDP增長率設置為因變量，用y表示。我們設置一個表示省域的虛擬變量，用group1表示，group1取值為1表示西部省區(qū)，取值為0表示非西部省區(qū)。設置一個表示西部大開發(fā)戰(zhàn)略的虛擬變量，用event表示，event取值為1，表示1999年(包括1999年)之后，即西部大開發(fā)戰(zhàn)略實施之后，取值為0，表示1999年以前，即西部大開發(fā)戰(zhàn)略實施以前。為了檢驗西部大開發(fā)戰(zhàn)略實施的效果，設置一個交互項DID1，等于表示省域的虛擬變量group1乘以表示西部大開發(fā)戰(zhàn)略的虛擬變量event(DID1=group1*event)，當DID1取值為1時(即group1=1，event=1)，西部大開發(fā)之后西部省區(qū)的情況，其他情況取值為0。

這樣，我們可以將樣本分為四個組：大開發(fā)前的西部組(group1=1，event=0)，大開發(fā)后的西部組(group1=1，event=1)，大開發(fā)前的非西部組(group1=0，event=0)，大開發(fā)后的非西部組(group1=0，event=1)。在不考慮其他控制變量的情況下，雙重差分模型設置為(其中i代表各省區(qū)，t代表時間)：

yit=β0+β1group1it+

δ0eventit+δ1DID1it+εit

(1)

其中，β1控制西部組和非西部之間的不同，δ0則控制時間對西部組與非西部組帶來的共同沖擊，而δ1則是我們真正關心的系數(shù)，可以反映政策效果的系數(shù)。具體解釋如下：

對于非西部組，即group1it=0，由公式(1)可得，西部大開發(fā)前后的經濟增長分別為：

因此，非西部地區(qū)在大開發(fā)前后的經濟增長的變動為δ0，0包含了西部大開發(fā)以及其他因素對非西部地區(qū)經濟增長的影響。

對于西部組，即group1it=1，由公式(1)可得，西部大開發(fā)前后的經濟增長分別為：

因此，西部地區(qū)在大開發(fā)前后的經濟增長的變動為，δ0+δ1，δ0+δ1包含了西部大開發(fā)以及其他因素對西部地區(qū)經濟增長的影響。那么，西部大開發(fā)的凈影響，則為δ0+δ1-δ0=δ1，即交互項DID1it的系數(shù)，經過這樣的處理，DID1it的系數(shù)δ1則只包含了西部大開發(fā)的政策效果，而排除了其他因素的影響，因此，δ1是我們真正關心的系數(shù)。如果δ1的系數(shù)為正，則表示西部大開發(fā)戰(zhàn)略對西部地區(qū)經濟增長有正向的影響作用，相對于東部地區(qū)，西部大開發(fā)后西部地區(qū)的經濟增長更快一些；如果δ1的系數(shù)為負，則反過來，表示西部大開發(fā)限制了西部地區(qū)的經濟增長，實施大開發(fā)戰(zhàn)略后，西部地區(qū)的經濟增長反而緩慢了。

為了更全面的考察西部大開發(fā)戰(zhàn)略對于資源詛咒困境的影響，我們還設置了第二個雙重差分模型，將各省區(qū)按照資源開發(fā)強度進行分組，資源開發(fā)強度的計算，我們參照國內外的研究[11,31]，利用了能源工業(yè)總產值(包括煤炭采選業(yè)、石油和天然氣開采業(yè)、石油加工、煉焦即核燃料加工業(yè)、電力和熱力生產和供應業(yè)以及燃氣生產和供應業(yè)等五大能源工業(yè))占當年GDP的比重計算。我們設置虛擬變量group2表示資源開發(fā)強度，將資源開發(fā)強度排在前15位的省區(qū)設置為高資源開發(fā)強度組，其相應的group2取值為1，將剩下的16個省區(qū)設置為低資源開發(fā)強度組，其相應的group2取值為0。仍然設置event虛擬變量，其含義和取值同上，group2與event的交互項設為DID2。建立第二個雙重差分模型如下：

yit=β0+β1group2it+δ0eventit+

δ1DID2it+εit

(2)

其中，交互項DID2it的系數(shù)δ1表示西部大開發(fā)對資源開發(fā)強度高的省區(qū)經濟增長的影響效果。

以上兩個雙重差分模型主要是為了說明雙重差分項DID1和DID2的意義，在實際進行實證分析時，還需要控制其他因素對于經濟增長的影響。參考已有的研究[4,5,11]，我們控制了物質資本投資、人力資本投入、科技創(chuàng)新以及經濟制度條件的影響。我們設定Inv為物質資本投資指標，計算方法為全社會固定資產總投資占GDP的比重；設定Edu為人力資本投入指標，計算方法為地方教育支出占財政支出的比重；設定Rd為科技創(chuàng)新指標，計算方法為研究與開發(fā)機構從業(yè)人數(shù)占總從業(yè)人數(shù)的比重；設定Ope為經濟制度條件指標，計算方法為進出口總額占GDP的比重；為了控制各截面單位初始經濟狀態(tài)的差異，消弱經濟發(fā)展慣性的干擾，我們還加入了滯后一期的人均GDP自然對數(shù)作為控制變量。最終，我們建立了如下雙重差分分析模型：

yit=β0+β1group1it+δ0eventit+δ1DID1it+

α1lnGDPit-1+α2Zit+εit

(3)

yit=β0+β1group2it+δ0eventit+δ1DID2it+

α1lnGDPit-1+α2Zit+εit

(4)

其中，lnGDPit-1表示滯后一期的GDP自然對數(shù)，Zit表示由物質資本投資、人力資本投入、科技創(chuàng)新以及經濟制度條件組成的控制變量向量集。

(三)樣本和數(shù)據(jù)來源

我們以中國大陸31個省區(qū)和直轄市作為研究對象，考察的時間段為1990—2012年，這樣，我們研究的面板數(shù)據(jù)集就包括了1990—2012年23年間31個截面單位的712個觀測值。數(shù)據(jù)來源于各省區(qū)和直轄市歷年統(tǒng)計年鑒(其中云南省和天津市2012年的數(shù)據(jù)根據(jù)該地區(qū)2012年統(tǒng)計公報推算)。

四、實證分析結果與討論

(一)資源詛咒效應檢驗

在運用雙重差分法進行分析之前，我們先運用面板數(shù)據(jù)模型進行分析，以檢驗資源詛咒效用是否存在。我們的面板數(shù)據(jù)分析模型為：

yit=β0+β1Eit+β2lnGDPit-1+β3Invit+

β4Eduit+β5Rdit+β6Opeit+εit

(5)

其中，Eit表示能源開發(fā)強度。

我們運用固定效應模型和隨機效應模型分別對全國層面31個省區(qū)，西部地區(qū)12省區(qū)進行了檢驗；西部12省區(qū)還以1999年西部大開發(fā)實施的年份為分界點，分別檢驗了西部12省區(qū)在西部大開發(fā)前與西部大開發(fā)后資源詛咒效應的情況。分析軟件為stata12，命令運用xtreg，并用vce(r)來調整異方差和序列相關。分析結果見表1。

表1 資源詛咒效應檢驗

表1中，模型①和模型②為31省區(qū)1990—2012年間的數(shù)據(jù)分析結果，模型①為固定效應模型，模型②為隨機效應模型。從全國的數(shù)據(jù)來看，在省域層面，資源詛咒效應不明顯，固定效應模型結果還顯示，目前，我國在省域層面資源對經濟增長具有正向的影響作用，即自然資源促進了經濟的增長。我們的這個結果與丁菊紅和鄧可斌[10]的研究結果類似。

資源詛咒效應在全國省域層面上不明顯，并不代表資源詛咒效應在我國的部分區(qū)域不存在，因此，以下我們單獨對西部12省進行了分析。

模型③和④為西部12省區(qū)1990—2012年間的數(shù)據(jù)分析結果，模型③為固定效應模型，模型④為隨機效應模型。無論是固定效應模型還是隨機效應模型，模型中代表資源開發(fā)度的變量E的系數(shù)在0.05的水平上都不顯著，說明在西部地區(qū)，資源對于經濟增長還沒有顯著的影響，這個結果雖然沒有在西部地區(qū)發(fā)現(xiàn)資源詛咒現(xiàn)象，但是，也沒有發(fā)現(xiàn)西部地區(qū)豐富的資源對該地區(qū)的經濟增長具有顯著的促進作用。

為了考察西部大開發(fā)戰(zhàn)略的影響，我們又分別在西部大開發(fā)之前和之后對西部12省區(qū)進行了分析。模型⑤和⑥為西部12省區(qū)1990—1998年間的數(shù)據(jù)分析結果，即西部大開發(fā)之前的情況，模型⑤為固定效應模型，模型⑥為隨機效應模型。當我們將考察的時間段設定為西部大開發(fā)之前時，發(fā)現(xiàn)了有趣的結果，能源開發(fā)強度的系數(shù)為負，其中隨機效用模型的結果顯示，在西部大開發(fā)之前，西部12省區(qū)能源開發(fā)與經濟增長之間存在顯著的負相關關系，影響系數(shù)為-4.661831，說明在西部大開發(fā)之前，西部地區(qū)豐富的資源并沒有起到促進經濟增長的作用，西部地區(qū)在大開發(fā)之前存在資源詛咒效應。

既然在西部地區(qū)在大開發(fā)之前存在資源詛咒效應，那么我們就很希望知道大開發(fā)之后西部地區(qū)的情況，我們又對西部大開發(fā)之后的時間段進行了分析，以初步了解大開發(fā)之后西部地區(qū)的情況。模型⑦和⑧為西部12省區(qū)1999—2012年間的數(shù)據(jù)分析結果，模型⑦為固定效應模型，模型⑧為隨機效應模型。結果顯示，大開發(fā)之后，能源開發(fā)強度對經濟增長的影響系數(shù)變?yōu)檎?，但是?.05的水平上并不顯著，也就是說，大開發(fā)之后，西部地區(qū)的資源詛咒效應已經不明顯了，但資源仍然沒有起到促進經濟增長的作用。

關于西部地區(qū)的物質資本投入、人力資本投入、科技創(chuàng)新以及經濟制度條件的影響，結果顯示，只有物質資本投入在固定效應模型和隨機效應模型中都與西部地區(qū)經濟增長有顯著的正相關關系，而且，當分別從西部大開發(fā)前和大開發(fā)后來考察時，在大開發(fā)之前與經濟增長沒有顯著關系，而大開發(fā)之后具有顯著的正相關關系。

以上的分析只能初步的了解西部大開發(fā)對西部地區(qū)自然資源與經濟增長之間關系的影響作用，但正如前文所述，這樣簡單的進行對比分析，并沒有排除西部大開發(fā)政策之外的其他因素對西部地區(qū)的影響，因此，為了清楚的檢驗西部大開發(fā)戰(zhàn)略的效果，我們接下來通過雙重差分模型來進行分析。

(二)以西部和非西部進行分組的雙重差分模型分析

首先以西部省區(qū)和非西部省區(qū)作為分組變量，西部12省區(qū)作為一組，其他省區(qū)作為一組，建立雙重差分模型，并運用多種方法來進行檢驗。即對前文構建的公式(3)進行實證分析。分析結果見表2。

表2中，模型①為普通最小二乘法回歸模型，模型②固定效應模型，模型③為隨機效應模型，模型④為動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型。從表2的結果可以看出，無論運用哪種方法，我們所關心的DID1變量的系數(shù)都為正，而且都顯著，系數(shù)值在1.02—1.27之間，根據(jù)前文的分析，當DID1變量的系數(shù)為正時，說明在西部大開發(fā)之后，西部地區(qū)的經濟增長水平平均來說，比非西部地區(qū)要高1.02—1.27個百分點，并且這個差別是由于西部大開發(fā)的戰(zhàn)略引起的，我們通過雙重差分模型，已經排除了其他影響因素。這個結果很好的解釋了前文對資源詛咒效用檢驗時所發(fā)現(xiàn)的結果，我們當時將西部12省區(qū)分別就西部大開發(fā)之前和西部大開發(fā)之后進行了分析，發(fā)現(xiàn)在大開發(fā)之前，西部地區(qū)存在資源詛咒現(xiàn)象，而在西部大開發(fā)之后，西部地區(qū)的資源稟賦雖然沒有起到顯著的促進經濟增長的作用，但是資源詛咒的困境已經有所緩解。用在雙重差分模型發(fā)現(xiàn)的結果來解釋，由于DID1的系數(shù)為正，說明在西部大開發(fā)之后，西部地區(qū)的經濟增長水平較西部大開發(fā)之前有所提高，更為重要的是，由于雙重差分模型比較的是處理組(即西部組)和對照組(即非西部組)之間的差別，結果顯示，大開發(fā)之后，西部地區(qū)的經濟增長水平平均來說，比非西部地區(qū)要高1.02—1.27個百分點，大開發(fā)戰(zhàn)略幫助西部地區(qū)逐漸縮小與非西部地區(qū)的經濟增長水平差距，同時大開發(fā)戰(zhàn)略也緩解了西部地區(qū)原先存在的資源詛咒效應。

表2 以東西部分組的雙重差分模型分析結果

(三)以能源開發(fā)強度進行分組的雙重差分模型分析

以上的分析已經說明西部大開發(fā)戰(zhàn)略緩解了西部地區(qū)的資源詛咒困境，為了發(fā)現(xiàn)更多的證據(jù)，我們進行了另外一個雙重差分模型的分析，以能源開發(fā)強度作為分組變量，將能源開發(fā)強度高的15個省區(qū)作為一組，將剩下的16個省區(qū)作為一組，繼續(xù)運用多種方法對第二個雙重差分模型進行了檢驗。即檢驗前文構建的公式(4)。結果見表3。

表3中，模型①為普通最小二乘法回歸模型，模型②固定效應模型，模型③為隨機效應模型，模型④為動態(tài)面板模型。從結果可以看出，無論是用哪種方法進行檢驗，雙重差分項DID2的系數(shù)都為正，且都顯著，系數(shù)大小在1.17—1.63之間。結果說明，西部大開發(fā)戰(zhàn)略使得資源豐富省區(qū)的經濟增長水平平均起來比資源相對缺乏省區(qū)的增長水平高1.17—1.63個百分點，大開發(fā)戰(zhàn)略有利于在省域層面上緩解資源詛咒困境。

表3以能源開發(fā)強度進行分組的雙重差分模型分析

模型變量①②③④Group2-.6700064(0.179)-.6700064(0.108)event-.8249904(0.054)-1.227545(0.000)***-.8249904(0.001)**-1.328575(0.001)**DID21.177057(0.042)*1.409122(0.008)**1.177057(0.008)**1.631148(0.003)**LnGDP.5274053(0.000)***.4401405(0.000)***.5274053(0.000)***.4444375(0.000)***Inv.7140046(0.316)2.072651(0.023)*.7140046(0.190)1.898698(0.015)*Edu1.103237(0.606)1.390584(0.480)1.103237(0.582)1.256174(0.443)Rd-2.240556(0.306)-4.685042(0.007)**-2.240556(0.202)-8.055873(0.304)Ope29.79249(0.323)-14.99083(0.481)29.79249(0.230)-14.40916(0.587)常數(shù)項5.709125(0.000)***6.17142(0.000)***5.709125(0.000)***6.254279(0.000)***模型設定OLSFEREGMMR20.35330.32070.3533Wald檢驗705.14(0.000)265.23(0.000)F檢驗19.95(0.000)61.76(0.000)

五、結論與政策啟示

本文主要檢驗西部大開發(fā)戰(zhàn)略對西部地區(qū)資源詛咒現(xiàn)象以及西部地區(qū)經濟增長水平的影響。對資源詛咒現(xiàn)象進行檢驗的結果發(fā)現(xiàn)，從全國的范圍來看，在我國省域層面，資源詛咒現(xiàn)象并不明顯，說明我國在整體上看自然資源的稟賦并沒有像資源詛咒假說描述的那樣限制我國經濟增長，但是我們發(fā)現(xiàn)在局部地區(qū)的某些時期，我國仍然存在資源詛咒現(xiàn)象。研究結果顯示，西部地區(qū)在1999年之前，即西部大開發(fā)戰(zhàn)略實施之前，存在資源詛咒現(xiàn)象，西部地區(qū)的能源開發(fā)強度與經濟增長呈負相關關系，資源豐富的西部地區(qū)陷入了資源詛咒困境。西部大開發(fā)戰(zhàn)略實施之后，西部地區(qū)的能源開發(fā)強度與經濟增長之間的負相關關系已經不存在，但是也沒有發(fā)現(xiàn)二者之間顯著的正相關關系，這說明西部大開發(fā)之后，西部地區(qū)的資源詛咒困境得到了一定程度的緩解，但資源還沒有起到促進經濟增長的作用。

為了考察西部地區(qū)資源詛咒困境得到緩解是否是由于大開發(fā)戰(zhàn)略引起的，我們運用雙重差分模型進行分析，檢驗結果發(fā)現(xiàn)，在排除其他影響因素之后，西部地區(qū)在大開發(fā)戰(zhàn)略實施之后，其經濟增長速度平均比非西部地區(qū)高1.02—1.27個百分點，說明國家實施的西部大開發(fā)戰(zhàn)略的確緩解了西部地區(qū)的資源詛咒困境，西部地區(qū)的經濟得以比其他地區(qū)更為快速的增長，大開發(fā)縮小了我國東西部經濟增長水平之間的差距。

其他幾個影響經濟增長的因素，物質資本投入在大開發(fā)之前對西部地區(qū)經濟增長沒有顯著影響，但在大開發(fā)之后對西部地區(qū)的經濟增長影響顯著，人力資本投入，科技創(chuàng)新和經濟制度條件等大多不顯著，說明西部地區(qū)還主要依靠投資來拉動經濟增長。

研究所得到的政策啟示是，西部大開發(fā)戰(zhàn)略實施以來，緩解了西部地區(qū)存在的資源詛咒困境，說明這一戰(zhàn)略要堅持實施下去。但是，我們還沒有發(fā)現(xiàn)資源對經濟增長有顯著的促進作用，說明大開發(fā)戰(zhàn)略的政策實施方面還有不完善的地方。黨的十八屆三中全會指出，要“加快建立生態(tài)文明制度，健全國土空間開發(fā)、資源節(jié)約利用、生態(tài)環(huán)境保護的體制機制，推動形成人與自然和諧發(fā)展現(xiàn)代化建設新格局”，這從政策方向上也表明，當前過度的依賴于政府投資來拉動經濟增長，增長方式應該向依賴于科技、教育、對外開放等內涵經濟增長方式進行有效的轉變。因此政策上應該更加注重對教育的投入，對科技創(chuàng)新的支持，以及對外的進一步開放，使得西部地區(qū)走上人與自然和諧發(fā)展的現(xiàn)代化道路。

參考文獻：

[1]Auty R M,Auty R M.Resource-based industrialization:Sowing the oil in eight developing countries[M].Clarendon Press Oxford,1990.

[2]Auty R M.Sustaining development in mineral economies:the resource curse thesis[M].Routledge,1993.

[3]Sachs J D,Warner A M.Natural resource abundance and economic growth[R].National Bureau of Economic Research,1995.

[4]Sachs J D,Warner A M.The curse of natural resources[J].European economic review,2001,45(4):827-838.

[5]Gylfason T.Natural resources,education,and economic development[J].European Economic Review,2001,45(4):847-859.

[6]Gylfason T,Zoega G.Natural resources and economic growth:The role of investment[J].The World Economy,2006,29(8):1091-1115.

[7]Papyrakis E,Gerlagh R.The resource curse hypothesis and its transmission channels[J].Journal of Comparative Economics,2004,32(1):181-193.

[8]徐康寧,王劍.自然資源豐裕程度與經濟發(fā)展水平關系的研究[J].經濟研究,2006(1):78-89.

[9]胡援成,肖德勇.經濟發(fā)展門檻與自然資源詛咒——基于我國省際層面的面板數(shù)據(jù)實證研究[J].管理世界,2007(4):15-23.

[10]丁菊紅,鄧可斌.政府干預,自然資源與經濟增長:基于中國地區(qū)層面的研究[J].中國工業(yè)經濟,2009(7):56-64.

[11]邵帥,齊中英.西部地區(qū)的能源開發(fā)與經濟增長——基于“資源詛咒”假說的實證分析[J].經濟研究,2009(4):147-160.

[12]邵帥,楊莉莉.自然資源豐裕,資源產業(yè)依賴與中國區(qū)域經濟增長[J].管理世界,2010(9):26-44.

[13]邵帥,楊莉莉.自然資源開發(fā),內生技術進步與區(qū)域經濟增長[J].經濟研究,2011(2):112-123.

[14]Stijns J P C.Natural resource abundance and economic growth revisited[J].Resources policy,2005,30(2):107-130.

[15]Wright G,Czelusta J.Resource-based growth past and present[M].Natural Resources:Neither Curse Nor Destiny,2007.

[16]Maloney W F,Lederman D.In search of the Missing Resource Curse[J].Journal of LACEA Economia,2008(1):1-56.

[17]Frankel J.Natural Resource Curse:A Survey[Z].NBER Working Paper No.15836,2010.

[18]Ragnar N.Problems of capital formation in underdeveloped countries.[M].Basil Blackwell,1953.

[19]Watkins M H.A staple theory of economic growth[J].Canadian Journal of Economics and Political Science,1963,29(2):141-158.

[20]Davis G A.Learning to love the Dutch disease:Evidence from the mineral economies[J].World development,1995,23(10):1765-1779.

[21]Sachs J D,Warner A M.Natural resource abundance and economic growth[R].National Bureau of Economic Research,1995.

[22]Sachs J D,Warner A M.Fundamental sources of long-run growth[J].The American Economic Review,1997,87(2):184-188.

[23]王學斌,朱永剛,趙學剛.資源是詛咒還是福音?——基于中國省級面板數(shù)據(jù)的實證研究[J].世界經濟文匯,2011(6):46-56.

[24]孫大超,司明.自然資源豐裕度與中國區(qū)域經濟增長——對“資源詛咒”假說的質疑[J].中南財經政法大學學報,2012(1):84-89.

[25]趙新宇,李夏冰.中國是否被資源所詛咒?——基于生態(tài)足跡模型和中國省際面板數(shù)據(jù)的實證研究[J].吉林大學社會科學學報,2012(4):144-150.

[26]陳艷瑩,王二龍,程乘.尋租、企業(yè)家才能配置和資源詛咒——基于中國省份面板數(shù)據(jù)的實證研究[J].財經研究,2012,38(6):16-26.

[27]Eissa N,Liebman J B.Labor supply response to the earned income tax credit[J].The Quarterly Journal of Economics,1996,111(2):605-637.

[28]Card D,Krueger A B.Minimum wages and employment:A case study of the fast food industry in New Jersey and Pennsylvania[J].The American Economic Review,1993,18(4):772-793.

[29]周黎安,陳燁.中國農村稅費改革的政策效果:基于雙重差分模型的估計[J].經濟研究,2005(8):44-53.

[30]鄭新業(yè),王晗,趙益卓.“省直管縣”能促進經濟增長嗎?——雙重差分方法[J].管理世界,2011(8):34-44.

[31]Papyrakis E,Gerlagh R.Resource abundance and economic growth in the United States[J].European Economic Review,2007,51(4):1011-1039.