資源產(chǎn)業(yè)依賴對(duì)中國(guó)省域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響及其傳導(dǎo)機(jī)制研究＊——基于空間面板模型的實(shí)證考察

楊莉莉，邵 帥，曹建華

（上海財(cái)經(jīng)大學(xué) 財(cái)經(jīng)研究所，上海200433）

一、引言與文獻(xiàn)回顧

傳統(tǒng)的經(jīng)濟(jì)學(xué)理論認(rèn)為良好的自然資源稟賦可以有力推動(dòng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展，美國(guó)、加拿大、澳大利亞等歐美發(fā)達(dá)國(guó)家的發(fā)展歷程提供了有力的佐證。但是自20世紀(jì)90年代以來，以Sachs和Warner（1995）為代表的一些學(xué)者通過實(shí)證考察發(fā)現(xiàn)，相當(dāng)多的資源豐裕國(guó)家和地區(qū)非但沒有從資源的大規(guī)模開發(fā)中受益，反而陷入資源優(yōu)勢(shì)陷阱，導(dǎo)致經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)步履維艱甚至停滯不前，普遍發(fā)生了“資源詛咒”效應(yīng)，即一國(guó)或地區(qū)的經(jīng)濟(jì)因過度依賴自然資源或資源型產(chǎn)業(yè)而引起一系列不利于經(jīng)濟(jì)長(zhǎng)期增長(zhǎng)的負(fù)面效應(yīng)，最終拖累區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的一種現(xiàn)象（邵帥和楊莉莉，2010）。很多實(shí)證研究從跨國(guó)層面（Sachs和 Warner，1995和2001；Gylfason，2001；Papyrakis和Gerlagh，2004）和一國(guó)內(nèi)部區(qū)域?qū)用妫ㄐ炜祵幒屯鮿Γ?006；胡援成和肖德勇，2007；Papyrakis和Gerlagh，2007；邵帥和齊中英，2008；邵帥和楊莉莉，2010）為資源詛咒假說提供了經(jīng)驗(yàn)支持。但同時(shí)，學(xué)界對(duì)資源詛咒假說的質(zhì)疑聲也一直不絕于耳。如Maloney（2002）認(rèn)為自然資源豐裕國(guó)家的經(jīng)濟(jì)績(jī)效普遍較差的觀點(diǎn)缺乏長(zhǎng)期經(jīng)驗(yàn)證據(jù)，在許多國(guó)家的成功工業(yè)化過程中自然資源發(fā)揮了積極作用，通過對(duì)20世紀(jì)末之前非常動(dòng)蕩的20年數(shù)據(jù)的截面回歸得到的結(jié)論或許并不可信。Stijns（2005）則指出，Sachs和Warner（1995）等采用的能源和礦業(yè)指標(biāo)所反映的自然資源豐裕度并不是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的結(jié)構(gòu)性決定因素，自然資源對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響作用較為復(fù)雜，是常規(guī)增長(zhǎng)回歸模型所不能捕捉的。

在我國(guó)，徐康寧和王劍（2006）、胡援成和肖德勇（2007）、邵帥和齊中英（2008）等諸多研究均證明了資源詛咒存在于我國(guó)省域或城市層面，但也有學(xué)者對(duì)此并不認(rèn)同。如孫大超和司明（2012）利用1996－2008年省際截面數(shù)據(jù)，通過聯(lián)立方程模型和兩階段最小二乘法，在控制了制度質(zhì)量、區(qū)位變量等因素后研究發(fā)現(xiàn)，無論是資源豐裕度還是資源依賴度與區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間均無顯著的相關(guān)性。方穎等（2011）采用1997－2005年95個(gè)地級(jí)及以上城市的截面數(shù)據(jù)，以人均采掘業(yè)從業(yè)人數(shù)度量自然資源豐裕度，發(fā)現(xiàn)并無顯著的證據(jù)表明存在資源詛咒現(xiàn)象。

可見，無論是跨國(guó)層面還是我國(guó)區(qū)域?qū)用?，?duì)于資源詛咒假說是否成立，學(xué)界尚未達(dá)成共識(shí)。因此，有必要采用更加令人信服的方法和數(shù)據(jù)，重新對(duì)這一命題進(jìn)行更為穩(wěn)健的實(shí)證考察。而現(xiàn)有國(guó)內(nèi)外相關(guān)研究均采用了傳統(tǒng)的截面或面板數(shù)據(jù)模型方法，忽視了地理空間效應(yīng)對(duì)研究結(jié)果的影響。我國(guó)幅員遼闊，地區(qū)間的空間差異明顯，已有大量研究證實(shí)，我國(guó)不同區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間具有顯著的空間溢出效應(yīng)。而現(xiàn)有文獻(xiàn)均將單個(gè)區(qū)域視為與其他區(qū)域相互獨(dú)立的部分，無法對(duì)空間樣本之間的交互效應(yīng)予以控制，分析結(jié)果勢(shì)必存在一定程度的偏誤。因此，非常有必要從空間經(jīng)濟(jì)的視角，在我國(guó)省域?qū)用鎸?duì)資源詛咒假說及其傳導(dǎo)機(jī)制進(jìn)行更加嚴(yán)謹(jǐn)?shù)膶?shí)證考察，從而為我國(guó)區(qū)域經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)發(fā)展提供更為準(zhǔn)確的政策參考。鑒于此，本文首次利用空間計(jì)量方法，以1993－2010年我國(guó)31個(gè)省份的面板數(shù)據(jù)為研究樣本，在充分考慮省域間經(jīng)濟(jì)行為相互影響和空間溢出效應(yīng)的條件下，對(duì)資源詛咒假說進(jìn)行了實(shí)證檢驗(yàn)，并較為全面地識(shí)別了其傳導(dǎo)機(jī)制。

二、模型、估計(jì)方法與數(shù)據(jù)

我們首先在Sachs和Warner（1995）等文獻(xiàn)所采用的經(jīng)典資源詛咒假說檢驗(yàn)?zāi)Ｐ突A(chǔ)上引入空間權(quán)重矩陣，構(gòu)建了如下兩種最基本的空間面板模型——空間滯后面板模型（SLPDM）和空間誤差面板模型（SEPDM）：

其中，被解釋變量y表示由人均GDP增長(zhǎng)率表征的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)；lnGPt－1表示滯后一期的人均GDP的自然對(duì)數(shù)；RD代表資源產(chǎn)業(yè)依賴度；X 為其他控制變量所組成的列向量；i和t分別代表省份和年份；α0，α1，…，α3，β0，β1，…，β3為待估參數(shù)；ε為隨機(jī)誤差項(xiàng)；ρ 為空間回歸系數(shù)，反映了樣本觀測(cè)值的空間依賴作用；λ為空間誤差系數(shù)，反映了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)觀測(cè)值的誤差項(xiàng)所導(dǎo)致的區(qū)域溢出效應(yīng)。wij是空間面板模型的空間權(quán)重矩陣W 的元素，本文采用地理相鄰即0－1型空間權(quán)重矩陣形式，依據(jù)空間是否相鄰進(jìn)行設(shè)定，如果兩區(qū)域相鄰，則對(duì)應(yīng)的權(quán)重元素值取1，反之則取0，并在具體計(jì)算過程中對(duì)其進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理。

對(duì)于資源產(chǎn)業(yè)依賴度，本文采用采礦業(yè)工業(yè)產(chǎn)值占工業(yè)總產(chǎn)值的比重來度量。相對(duì)于其他常見指標(biāo)，如采礦業(yè)投資比重和就業(yè)比重等投入型指標(biāo)而言，產(chǎn)值比重更能從產(chǎn)出的角度直接反映一個(gè)地區(qū)經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)對(duì)資源型產(chǎn)業(yè)的依賴程度，從而更具代表性。

構(gòu)建模型對(duì)資源詛咒假說進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)的過程，實(shí)質(zhì)上就是根據(jù)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的源泉和資源詛咒的傳導(dǎo)途徑選擇控制變量的過程。按照Sachs和Warner（2001）提出的資源詛咒傳導(dǎo)機(jī)制的“擠出”效應(yīng)理論邏輯，資源開發(fā)活動(dòng)擠出了行為X，而X是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的決定性因素，所以資源開發(fā)通過行為X阻礙了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。因此，對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)源泉和資源詛咒傳導(dǎo)機(jī)制的認(rèn)識(shí)不同，檢驗(yàn)?zāi)Ｐ偷脑O(shè)定形式和研究結(jié)論就可能不同。但是有理由相信，如果能將經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的主要影響因素和資源詛咒的重要傳導(dǎo)途徑盡可能全面地引入回歸模型，那么就可以在很大程度上保證實(shí)證結(jié)果的穩(wěn)健性。按照上述思路并參考相關(guān)文獻(xiàn)，我們控制了如下變量：

（1）滯后一期人均GDP的自然對(duì)數(shù)（lnGPt－1）。我們將其作為一個(gè)基本控制變量引入模型，以期控制各截面單位的初始經(jīng)濟(jì)狀態(tài)差異，這在削弱經(jīng)濟(jì)發(fā)展慣性對(duì)分析結(jié)果產(chǎn)生干擾的同時(shí)，也可以對(duì)新古典經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)理論中的條件收斂假說進(jìn)行檢驗(yàn)。物質(zhì)資本、人力資本和技術(shù)創(chuàng)新這三個(gè)變量是新古典增長(zhǎng)理論和新增長(zhǎng)理論中經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的主要推動(dòng)因素，同時(shí)也被普遍視為資源詛咒的主要傳導(dǎo)途徑（Gylfason和Zoega，2006；Papyrakis和Gerlagh，2007）。

（2）物質(zhì)資本投資（PC）。Papyrakis和 Gerlagh（2004）、Gylfason和Zoega（2006）等通過跨國(guó)層面的實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)，豐富的自然資源會(huì)降低儲(chǔ)蓄和投資的需求，最終可能擠出貨幣資本而阻礙經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。本文采用現(xiàn)有文獻(xiàn)的一般做法（徐康寧和王劍，2006；邵帥和齊中英，2008；邵帥和楊莉莉，2010），以全社會(huì)固定資產(chǎn)投資占GDP的比重來度量物質(zhì)資本投資，并預(yù)期其系數(shù)符號(hào)為正。

（3）人力資本投資（HC）。以往的研究大多采用高校在校學(xué)生人數(shù)占總?cè)丝诘谋戎兀ㄐ炜祵幒屯鮿Γ?006；邵帥和齊中英，2008）或大專以上學(xué)歷人口的比重（胡援成和肖德勇，2007）等較為宏觀的指標(biāo)來度量人力資本水平，但從資源詛咒的傳導(dǎo)機(jī)制來講，資源開發(fā)活動(dòng)通過人力資本積累或教育對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)產(chǎn)生影響更直接地表現(xiàn)在微觀家庭層面。很多研究表明，自然資源提供了一種持續(xù)性的財(cái)富源泉，使人們減少了對(duì)現(xiàn)有資本轉(zhuǎn)移到未來的需求，使得資源開發(fā)活動(dòng)可能引起教育投資回報(bào)和教育需求水平的下降。由于人力資本投入無法得到額外的收入補(bǔ)償，人們接受教育的意愿普遍降低，所以資源豐裕地區(qū)的人們?nèi)狈?duì)教育投入的內(nèi)在動(dòng)力（Gylfason，2001；Papyrakis和Gerlagh，2004；邵帥和楊莉莉，2010）。因此，本文選取更能體現(xiàn)一個(gè)地區(qū)家庭對(duì)教育重視程度的教育支出占城鎮(zhèn)居民家庭人均年消費(fèi)支出的比重來度量人力資本投資，并預(yù)期其系數(shù)符號(hào)為正。

（4）技術(shù)創(chuàng)新水平（TI）。在內(nèi)生增長(zhǎng)理論中，創(chuàng)新和技術(shù)進(jìn)步被視為促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)鍵性要素之一，創(chuàng)新的效率和技術(shù)進(jìn)步的速度對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)起著至關(guān)重要的作用。但Sachs和 Warner（2001）、Papyrakis和Gerlagh（2007）、邵帥和楊莉莉（2011）等認(rèn)為，資源富足可能通過吸引潛在創(chuàng)新者和企業(yè)家從事初級(jí)產(chǎn)品生產(chǎn)活動(dòng)，擠出企業(yè)家行為和技術(shù)創(chuàng)新活動(dòng)，并導(dǎo)致資金從R＆D部門流向初級(jí)生產(chǎn)部門。這樣，企業(yè)家的才能就會(huì)被限制，導(dǎo)致對(duì)創(chuàng)新的擠出效應(yīng)逐漸增強(qiáng)。參照邵帥和楊莉莉（2011）的研究，我們從創(chuàng)新效率角度采用每百人科技活動(dòng)人員擁有專利授權(quán)數(shù)來度量區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新水平，并預(yù)期其系數(shù)符號(hào)為正。

（5）對(duì)外開放程度（OP）。Sachs和 Warner（1995）考慮了一國(guó)參與國(guó)際分工對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響。對(duì)我國(guó)而言，對(duì)外開放對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響尤為深遠(yuǎn)。改革開放30多年來，我國(guó)經(jīng)濟(jì)的騰飛在很大程度上得益于改革開放政策。但有研究顯示，資源豐裕地區(qū)的國(guó)有經(jīng)濟(jì)比重與資源型產(chǎn)業(yè)的外資進(jìn)入門檻非常高，且產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)單一、科技進(jìn)步水平偏低、生態(tài)環(huán)境與制度環(huán)境欠佳，導(dǎo)致吸引外資能力不足，對(duì)外開放程度偏低（邵帥和楊莉莉，2010）。因此，以外資投入不足表征的對(duì)外開放程度降低也可能成為資源詛咒的傳導(dǎo)機(jī)制之一。本文采用以年均匯率換算成人民幣價(jià)格的實(shí)際利用外商直接投資（FDI）占GDP的比重來度量我國(guó)對(duì)外開放程度，并預(yù)期其系數(shù)符號(hào)為正。

（6）制造業(yè)投入（MI）?！昂商m病”（Dutch disease）作為資源詛咒效應(yīng)的一個(gè)重要傳導(dǎo)機(jī)制被關(guān)注已久，其最典型的表現(xiàn)之一就是資源開發(fā)活動(dòng)對(duì)具有邊干邊學(xué)和技術(shù)溢出效應(yīng)的制造業(yè)部門生產(chǎn)要素投入的抑制效應(yīng)，這已被眾多的理論和經(jīng)驗(yàn)研究所證明（Sachs和 Warner，1995；徐康寧和王劍，2006；邵帥和楊莉莉，2010）。本文利用制造業(yè)固定資產(chǎn)投資占全社會(huì)固定資產(chǎn)總投資的比重來反映制造業(yè)的生產(chǎn)要素投入水平，并預(yù)期其系數(shù)符號(hào)為正。

（7）政府干預(yù)程度（GI）。制度與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系一直備受學(xué)術(shù)界關(guān)注。制度質(zhì)量往往會(huì)對(duì)地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展效率產(chǎn)生顯著影響，新制度經(jīng)濟(jì)學(xué)派甚至認(rèn)為只有實(shí)施有效的制度，才可能實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)持續(xù)增長(zhǎng)。但是資源繁榮所帶來的資源“紅利”可能會(huì)降低對(duì)高效經(jīng)濟(jì)管理和制度質(zhì)量的需求（Sachs和 Warner，1995；Gylfason，2001；Papyrakis和 Gerlagh，2007）。同時(shí)，資源豐裕的國(guó)家和地區(qū)還易于引發(fā)生產(chǎn)者的尋租行為，而這種尋租行為往往導(dǎo)致腐敗，扭曲資源分配、損害經(jīng)濟(jì)效率和社會(huì)公平（邵帥和齊中英，2008）?？紤]到數(shù)據(jù)可得性與指標(biāo)合理性，本文利用扣除科教文衛(wèi)事業(yè)支出后的財(cái)政支出占GDP的比重作為政府干預(yù)程度的度量指標(biāo)，以反映各省的制度環(huán)境。在我國(guó)，政府對(duì)資源生產(chǎn)和資源產(chǎn)品市場(chǎng)的干預(yù)程度偏高已是不爭(zhēng)的事實(shí)，因此我們預(yù)期其系數(shù)符號(hào)為負(fù)。

我們選取的上述控制變量不但包含了一般經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)理論中的所有重要因素，也基本囊括了目前已被提出的資源詛咒重要傳導(dǎo)機(jī)制變量。這樣，本文構(gòu)建的資源詛咒空間面板檢驗(yàn)?zāi)Ｐ腿缦拢?/p>

空間面板模型的估計(jì)方法包括極大似然法（MLE）、廣義矩估計(jì)法（GMM）、兩階段最小二乘法（2SLS）等，其中MLE是目前應(yīng)用最為廣泛的方法。本文采用Elhorst（2003）提出的MLE以及由LeSage等人編寫的空間面板模型Matlab軟件包對(duì)（3）式和（4）式進(jìn)行參數(shù)估計(jì)。

我國(guó)分省采礦業(yè)的完整統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)最早可追溯至1993年，而最新公布的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)為2010年，因此，本文的研究時(shí)間跨度為1993－2010年。在截面單位的選取上，雖然目前絕大部分文獻(xiàn)均將重慶并入四川而將二者視為同一截面單位進(jìn)行分析，但自1997年重慶升級(jí)為直轄市至今已有17年之久，隨著時(shí)間的推移，制度環(huán)境、資源稟賦、基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)等方面的差異必然導(dǎo)致二者經(jīng)濟(jì)發(fā)展的異質(zhì)性日益明顯。而我們選取的樣本時(shí)間跨度在1997年之前僅有四年，因此，我們利用《新中國(guó)60年統(tǒng)計(jì)資料匯編》、《四川統(tǒng)計(jì)年鑒》、《重慶統(tǒng)計(jì)年鑒》中四川和重慶的總量數(shù)據(jù)和單列數(shù)據(jù)對(duì)這四年二者的數(shù)據(jù)進(jìn)行了“拆分”處理。

綜上所述，本文將1993－2010年中國(guó)大陸31個(gè)省、市、自治區(qū)的面板數(shù)據(jù)作為研究樣本，每個(gè)變量的樣本觀察值為558個(gè)，樣本量很大，從計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)理論看，大樣本數(shù)據(jù)無疑可為實(shí)證結(jié)果的可信性提供更好的保障。本文數(shù)據(jù)來源于《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》、《新中國(guó)60年統(tǒng)計(jì)資料匯編》、《中國(guó)工業(yè)經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國(guó)科技統(tǒng)計(jì)年鑒》及各省統(tǒng)計(jì)年鑒。

三、資源詛咒假說檢驗(yàn)結(jié)果及討論

（一）模型設(shè)定檢驗(yàn)。在估計(jì)空間面板模型的參數(shù)前，首先需要利用Moran I指數(shù)對(duì)省域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)間是否存在空間相關(guān)性進(jìn)行檢驗(yàn)。Moran I指數(shù)的取值范圍為（－1，1），其大于0表明各區(qū)域間某變量空間正相關(guān)，即存在空間集聚現(xiàn)象；其小于0表明各區(qū)域間某經(jīng)濟(jì)變量空間負(fù)相關(guān)，即存在空間排斥現(xiàn)象。此外，Lagrange Multiplier（lag）檢驗(yàn)（LMlag）和Lagrange Multiplier（error）檢驗(yàn)（LMerr）及其穩(wěn)?。≧obust）形式也常被用于空間相關(guān)性檢驗(yàn)。同時(shí)，它們還可為模型的設(shè)定提供一些判斷依據(jù)（Anselin和Rey，1991），幫助我們?cè)赟LPDM 和SEPDM 之間進(jìn)行篩選。若LMlag（或LMerr）較LMerr（或LMlag）統(tǒng)計(jì)量更顯著，則表明SLPDM（或SEPDM）更為合意。如果LMlag和LMerr在統(tǒng)計(jì)上都顯著，就由Robust LM－lag和Robust LMerr的顯著性來確定模型的設(shè)定形式。雖然上述檢驗(yàn)均是針對(duì)截面空間模型提出的，不能直接用于空間面板模型，但可以采用克羅內(nèi)克積計(jì)算分塊對(duì)角矩陣C＝IT?WN，代替Moran I等統(tǒng)計(jì)量公式中的子塊空間權(quán)值矩陣WT，即可有效將其擴(kuò)展于面板數(shù)據(jù)分析。另外，與傳統(tǒng)面板數(shù)據(jù)模型一樣，根據(jù)誤差項(xiàng)成分分解的不同，空間面板模型也包括固定效應(yīng)（FE）與隨機(jī)效應(yīng)（RE）兩種設(shè)定形式，仍可采用Hausman檢驗(yàn)進(jìn)行篩選（Elhorst，2003）。

由表1可見，Moran I等五種空間相關(guān)性檢驗(yàn)的統(tǒng)計(jì)值均高度顯著，表明我國(guó)省域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)確實(shí)存在明顯的空間依賴關(guān)系。其中Moran I指數(shù)約為0.33，說明我國(guó)各省份的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間存在明顯的空間集聚特征，即空間上鄰接的省份具有相似的增長(zhǎng)形態(tài)及空間聯(lián)系結(jié)構(gòu)。以上結(jié)果為前文的經(jīng)驗(yàn)推斷提供了很好的證據(jù)支持，同時(shí)也說明現(xiàn)有研究在忽視經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)空間效應(yīng)的條件下考察資源詛咒命題，其模型設(shè)定及分析結(jié)果均存在明顯的偏誤。通過（Robust）LMlag和（Robust）LMerr檢驗(yàn)的比較可以看出，二者的統(tǒng)計(jì)值均高度顯著，只是前者更大一些，表明SLPDM略優(yōu)于SEPDM。限于篇幅，下文將報(bào)告SLPDM的結(jié)果作為我們檢驗(yàn)分析的依據(jù)。Hausman檢驗(yàn)值在5%的水平上拒絕了原假設(shè)，表明應(yīng)該選擇固定效應(yīng)進(jìn)行參數(shù)估計(jì)。由以上模型設(shè)定檢驗(yàn)結(jié)果可知，我國(guó)省域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的空間分布并非表現(xiàn)出完全隨機(jī)狀態(tài)，其空間相關(guān)性確實(shí)顯著存在，在我國(guó)省域?qū)用鏅z驗(yàn)資源詛咒假說時(shí)不應(yīng)被忽視，否則就會(huì)得到偏誤性的分析結(jié)果。

表1 模型設(shè)定檢驗(yàn)結(jié)果

（二）模型估計(jì)結(jié)果及討論。為便于逐步觀察各控制變量對(duì)資源產(chǎn)業(yè)依賴與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間關(guān)聯(lián)的影響，以及整個(gè)分析過程中各變量系數(shù)的變化趨勢(shì)，我們采用了在控制因變量的基礎(chǔ)上逐步添加控制變量的方式進(jìn)行參數(shù)估計(jì)（對(duì)應(yīng)于表2中的模型1至模型7），以考察假設(shè)檢驗(yàn)結(jié)果的穩(wěn)健性。另外，為進(jìn)行比照，我們還報(bào)告了空間最小二乘法（OLS）（模型8）以及聚合最小二乘法（Pooled OLS）（模型9）和固定效應(yīng)（FE）（模型10）這兩種傳統(tǒng)面板模型估計(jì)方法的分析結(jié)果。

表2也報(bào)告了模型1至模型7的設(shè)定檢驗(yàn)結(jié)果。Hausman檢驗(yàn)結(jié)果表明所有模型均適合采用固定效應(yīng)模型進(jìn)行參數(shù)估計(jì)。盡管個(gè)別模型的Robust LMerr檢驗(yàn)值并不顯著，但Moran I檢驗(yàn)、LMlag檢驗(yàn)和LMerr檢驗(yàn)均拒絕了不存在空間自相關(guān)的原假設(shè)，說明省域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間存在較為明顯的空間相關(guān)性，采用空間計(jì)量模型考察資源詛咒假說是必要的。另外，容易看出，所有模型的（Robust）LMerr檢驗(yàn)值和顯著性水平均小于（Robust）LMlag檢驗(yàn)，表明SLPDM 較SMPDM 更為適用。我們得到的SLPDM 的擬合優(yōu)度R2也均大于SMPDM的結(jié)果，進(jìn)一步證明了SLPDM 優(yōu)于SMPDM。因此，下文我們將重點(diǎn)關(guān)注和討論SLPDM的分析結(jié)果。

模型1中我們僅以滯后一期人均GDP作為基本控制變量進(jìn)行參數(shù)估計(jì)，結(jié)果顯示，資源產(chǎn)業(yè)依賴度的系數(shù)均在1%水平上顯著為負(fù)。模型2至模型4中依次加入三個(gè)基本的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)要素——物質(zhì)資本、人力資本和技術(shù)創(chuàng)新，其系數(shù)分別在1%、10%和1%的水平上顯著為正，表明三者對(duì)我國(guó)省域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)均具有明顯的拉動(dòng)作用，這與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)理論完全相符，而資源產(chǎn)業(yè)依賴度的系數(shù)一直在1%水平上顯著為負(fù)。

接下來我們?cè)谀Ｐ椭幸肓朔从硨?duì)外開放程度的FDI變量。改革開放以來，對(duì)外開放政策在我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展中發(fā)揮了非常重要的作用，尤其是FDI的大量涌入成為了我國(guó)經(jīng)濟(jì)高速增長(zhǎng)的一個(gè)重要推動(dòng)力量。模型5的結(jié)果表明，F(xiàn)DI與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間顯著正相關(guān)，而資源產(chǎn)業(yè)依賴度的系數(shù)依然在1%的水平上顯著為負(fù)。

教學(xué)方法的多樣性可以激發(fā)學(xué)生的學(xué)習(xí)興趣和啟發(fā)學(xué)生的學(xué)習(xí)思維.可以組織學(xué)生學(xué)習(xí)國(guó)內(nèi)外的一些數(shù)學(xué)大家做專題演講，介紹自己在搜集學(xué)習(xí)的過程中受到了哪些啟發(fā)，從大師身上學(xué)到了什么，自己將來要如何做等內(nèi)容.

表2 資源詛咒假說檢驗(yàn)結(jié)果（SLPDM）

模型6為引入制造業(yè)投入變量后的分析結(jié)果。制造業(yè)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)在1%的水平上具有顯著正向關(guān)聯(lián)關(guān)系，而資源產(chǎn)業(yè)依賴度的系數(shù)在5%的水平上依然顯著為負(fù)。通常認(rèn)為，制造業(yè)承擔(dān)著技術(shù)創(chuàng)新和組織變革甚至培養(yǎng)企業(yè)家的使命，制造業(yè)及其正向外部性是經(jīng)濟(jì)長(zhǎng)期增長(zhǎng)的關(guān)鍵動(dòng)力和必要基礎(chǔ)。而我國(guó)的發(fā)展經(jīng)驗(yàn)已經(jīng)表明，許多地區(qū)和城市經(jīng)濟(jì)的起飛歸功于制造業(yè)的繁榮，制造業(yè)在促進(jìn)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、發(fā)揮我國(guó)勞動(dòng)力總量?jī)?yōu)勢(shì)方面也發(fā)揮了重要的作用。值得注意的是，在加入制造業(yè)投入變量后，人力資本投入的系數(shù)變得不再顯著，其原因可能是人力資本對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的推動(dòng)作用主要是通過制造業(yè)發(fā)展而間接體現(xiàn)的。一般認(rèn)為，作為現(xiàn)代經(jīng)濟(jì)發(fā)展的骨干部門，制造業(yè)往往屬于技術(shù)含量和技術(shù)進(jìn)步率相對(duì)較高的部門（Sachs和Warner，2001），通常具有規(guī)模報(bào)酬遞增的特點(diǎn)，對(duì)技術(shù)創(chuàng)新比較敏感，對(duì)高技能勞動(dòng)力（人力資本）的需求更大（邵帥和楊莉莉，2011）。因此，制造業(yè)對(duì)人力資本的強(qiáng)大吸納效應(yīng)在一定程度上“傳導(dǎo)”了人力資本對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的推動(dòng)作用。

最后，我們引入了反映制度環(huán)境的政府干預(yù)變量至模型7。由表2模型7的結(jié)果可知，政府干預(yù)在10%的水平上與省域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)顯著負(fù)相關(guān)，在整體上表明我國(guó)地方政府對(duì)經(jīng)濟(jì)的干預(yù)力度過大，財(cái)政支出效率欠佳，阻礙了省域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。其主要原因可能在于，在政府對(duì)經(jīng)濟(jì)過度干預(yù)的情況下，企業(yè)家會(huì)趨向于將其才能用于非生產(chǎn)性活動(dòng)，與滿足市場(chǎng)需求相比，企業(yè)家更愿意將資源投入到可以獲得超額利潤(rùn)的尋租活動(dòng)中（Sobel，2008），而這也正是資源詛咒效應(yīng)的一個(gè)重要傳導(dǎo)途徑。另外，值得注意的是，在加入政府干預(yù)后，制造業(yè)投入對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)正向效應(yīng)的顯著性水平明顯下降，由1%降至15%，說明過度的政府干預(yù)在相當(dāng)程度上限制了制造業(yè)發(fā)展對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的推動(dòng)作用，這也應(yīng)該是政府干預(yù)阻礙省域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的另一個(gè)主要原因。

在引入了所有控制變量后，資源產(chǎn)業(yè)依賴度的系數(shù)在5%的水平上依然顯著為負(fù)，這充分表明了在考慮省域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)空間自相關(guān)的條件下，我國(guó)省域?qū)用娲_實(shí)存在資源詛咒效應(yīng)，對(duì)資源型產(chǎn)業(yè)的依賴明顯阻礙了我國(guó)省域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。從表2模型7的結(jié)果看，資源產(chǎn)業(yè)依賴度每提高1%，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率下降約0.0258%。此外，在整個(gè)分析過程中，滯后一期人均GDP的系數(shù)一直顯著為負(fù)，說明新古典經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)理論中的“條件收斂”假說在我國(guó)省域?qū)用媸浅闪⒌摹＆押挺艘恢痹?%的水平上顯著為正，再次表明省域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的空間依賴效應(yīng)顯著存在，且表現(xiàn)為正向的溢出效應(yīng)，即本省擁有的有利增長(zhǎng)因素及良好的增長(zhǎng)績(jī)效會(huì)顯著惠及其相鄰省份，這與大部分文獻(xiàn)的結(jié)論一致。

從控制變量系數(shù)的顯著性水平變化情況看，在經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的各促進(jìn)因素中，物質(zhì)資本投資的推動(dòng)作用最為穩(wěn)健，一直在1%的水平上與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)保持高度正相關(guān)，而其他控制變量系數(shù)的顯著性水平均出現(xiàn)了不同程度的波動(dòng)，尤其是人力資本投資，雖然表現(xiàn)出一定程度的顯著性，但在其他因素的沖擊下顯得并不穩(wěn)健。以上結(jié)果表明，我國(guó)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)主要以物質(zhì)資本投資為主要推動(dòng)力量，尚屬于資本導(dǎo)向型的粗放式增長(zhǎng)方式，雖然人力資本等因素可以在一定程度上緩解經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)物質(zhì)資本投資的依賴，但這種緩解作用比較有限，且缺乏穩(wěn)定性。邵帥和楊莉莉（2010）也得到了類似的結(jié)果。

最后，我們對(duì)不同模型設(shè)定下的估計(jì)結(jié)果進(jìn)行了比較分析。第一，通過模型7和模型8的比較可知，模型8的擬合優(yōu)度明顯偏低，說明空間FE的估計(jì)效果要優(yōu)于空間OLS，而且較為穩(wěn)健；第二，通過對(duì)模型9、模型10與模型8的比較可知，模型8的擬合優(yōu)度更為理想，模型設(shè)定更加合理，更重要的是，除滯后一期人均GDP和物質(zhì)資本投資外，其他變量系數(shù)的顯著性水平甚至符號(hào)明顯有所差異，尤其是資源產(chǎn)業(yè)依賴度，其系數(shù)在模型9和模型10中分別在15%水平上顯著為負(fù)和不顯著為正，說明如果不考慮明顯存在的省域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的空間相關(guān)性，就很可能得出我國(guó)省域?qū)用娌淮嬖谫Y源詛咒的偏誤性結(jié)論。以上對(duì)比分析表明，我們根據(jù)模型設(shè)定檢驗(yàn)選取的SLPDM－FE的估計(jì)結(jié)果是穩(wěn)健可信的。

四、資源詛咒傳導(dǎo)機(jī)制的經(jīng)驗(yàn)識(shí)別

（一）傳導(dǎo)機(jī)制的定性識(shí)別。資源詛咒的傳導(dǎo)機(jī)制通常分為擠出效應(yīng)、荷蘭病效應(yīng)、制度弱化效應(yīng)等幾大類（Sachs和Wanner，2001；邵帥和齊中英，2008），而各種傳導(dǎo)機(jī)制可以通過其對(duì)應(yīng)的代表性變量與自然資源變量之間的關(guān)系反映出來（Papyrakis和Gerlagh，2007；邵帥和楊莉莉，2010）。而現(xiàn)有文獻(xiàn)所提出的主要傳導(dǎo)機(jī)制可以通過前文所述的六個(gè)潛在傳導(dǎo)途徑予以體現(xiàn)：擠出效應(yīng)所對(duì)應(yīng)的潛在傳導(dǎo)機(jī)制變量為物質(zhì)資本投資、人力資本投資、技術(shù)創(chuàng)新水平以及對(duì)外開放程度，荷蘭病效應(yīng)所對(duì)應(yīng)的潛在傳導(dǎo)機(jī)制變量為制造業(yè)投入，而制度弱化效應(yīng)所對(duì)應(yīng)的潛在傳導(dǎo)機(jī)制變量為政府干預(yù)程度。考慮到各潛在傳導(dǎo)機(jī)制變量同樣可能存在省域間的空間相關(guān)性，我們對(duì)Papyrakis和Gerlagh（2004、2007）等文獻(xiàn)所采用的模型進(jìn)行改進(jìn)，建立如下SLPDM 和SEPDM，以考察上述潛在傳導(dǎo)機(jī)制變量與資源產(chǎn)業(yè)依賴之間的關(guān)聯(lián)效應(yīng)：

其中，被解釋變量 X 為六個(gè)潛在傳導(dǎo)機(jī)制變量所組成的向量；α′0－α′2、β′0－β′2為待估參數(shù)；ρ′和λ′分別為空間回歸系數(shù)和空間誤差系數(shù)；ε′為服從正態(tài)分布的隨機(jī)誤差項(xiàng)；其他變量含義與前文相同。

lnGPt－1同樣作為基本控制變量被引入模型，以控制各省份經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顟B(tài)的異質(zhì)性。前文所述的模型設(shè)定檢驗(yàn)過程同樣適用于（5）式和（6）式。從表3報(bào)告的各模型設(shè)定檢驗(yàn)結(jié)果看，除制造業(yè)投入外，其他五個(gè)潛在傳導(dǎo)機(jī)制變量均具有明顯的空間相關(guān)性，因此我們選擇空間面板模型進(jìn)行考察。而制造業(yè)投入模型的三項(xiàng)空間相關(guān)性檢驗(yàn)均未通過，說明我國(guó)省域間制造業(yè)投入并未表現(xiàn)出預(yù)期的外溢效應(yīng)，制造業(yè)具有的正向外部性可能更多地體現(xiàn)在各省份內(nèi)部區(qū)域間或部門間。

表3 資源詛咒傳導(dǎo)機(jī)制的經(jīng)驗(yàn)識(shí)別結(jié)果

第一，資源產(chǎn)業(yè)依賴可以通過顯著帶動(dòng)物質(zhì)資本積累而促進(jìn)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。這與邵帥和齊中英（2008）、邵帥和楊莉莉（2010）等文獻(xiàn)的結(jié)論一致，同時(shí)也說明國(guó)外學(xué)者（Gylfason和Zoega，2006）所強(qiáng)調(diào)的資源依賴對(duì)資本投資所產(chǎn)生的擠出效應(yīng)在我國(guó)并不成立。在我國(guó)，大多數(shù)資源型產(chǎn)業(yè)屬于資本密集型產(chǎn)業(yè)，對(duì)資源產(chǎn)業(yè)依賴程度的增加必然導(dǎo)致資源型產(chǎn)業(yè)發(fā)展規(guī)模的壯大，進(jìn)而帶動(dòng)相應(yīng)的固定資產(chǎn)投資增加，這在煤炭等資源型行業(yè)表現(xiàn)得尤其明顯。由于我國(guó)近些年正處于重化工業(yè)發(fā)展階段，經(jīng)濟(jì)發(fā)展對(duì)煤炭、鋼鐵等基礎(chǔ)性自然資源的剛性需求使得相關(guān)資源產(chǎn)業(yè)持續(xù)繁榮，固定資產(chǎn)投資持續(xù)增加。據(jù)中國(guó)煤炭行業(yè)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)顯示，2006－2009年，我國(guó)煤炭行業(yè)固定資產(chǎn)投資累計(jì)完成8 685億元，較“十五”時(shí)期凈增加6 280億元。2008－2011年，煤炭行業(yè)固定資產(chǎn)投資平均增速更是達(dá)到26.77%，高出同期全國(guó)固定資產(chǎn)投資年均增速22.91%近5個(gè)百分點(diǎn)，成為采礦業(yè)的重點(diǎn)投資方向，而固定資產(chǎn)投資又是現(xiàn)階段我國(guó)各地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的主要推動(dòng)力，因此資源產(chǎn)業(yè)依賴就可以通過帶動(dòng)物質(zhì)資本投資來推動(dòng)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。

第二，資源產(chǎn)業(yè)依賴對(duì)人力資本投資并未產(chǎn)生顯著影響，其對(duì)人力資本的擠出效應(yīng)在我國(guó)省域?qū)用娌怀闪?。這與李天籽（2007）和王學(xué)斌等（2011）的研究結(jié)論一致，但與大部分文獻(xiàn)的研究結(jié)論不同。雖然Gylfason（2001）、Papyrakis和Gerlagh（2004）等認(rèn)為初級(jí)產(chǎn)業(yè)部門的擴(kuò)張通常不需要高技能勞動(dòng)力，導(dǎo)致資源豐裕國(guó)家和地區(qū)往往缺乏增加教育開支的緊迫感和積累人力資本的內(nèi)在動(dòng)力，而且由于得不到相應(yīng)的高工資收入，教育投資的需求和回報(bào)降低，導(dǎo)致包括制造業(yè)在內(nèi)的以高技能勞動(dòng)力作為重要生產(chǎn)要素的其他工業(yè)部門萎縮，從而制約了經(jīng)濟(jì)發(fā)展中的技術(shù)擴(kuò)散效應(yīng)，但是從我國(guó)微觀家庭層面來講，上述機(jī)制未必適用。自古以來，我國(guó)“萬般皆下品，惟有讀書高”等重視教育的觀念就深入人心，一般家庭都希望自己的孩子通過接受教育、取得更高的學(xué)歷而“出人頭地”，因此往往會(huì)在孩子的教育投資方面傾力支持。盡管我國(guó)資源豐裕的中西部地區(qū)的教育條件落后于東部地區(qū)是不爭(zhēng)的事實(shí)，但這并不代表這些地區(qū)的教育意識(shí)同樣落后，“再窮不能窮教育、再苦不能苦孩子”就是重視教育的生動(dòng)反映（王學(xué)斌等，2011）。也許正是其落后的生存和發(fā)展?fàn)顟B(tài)，這些地區(qū)的家庭希望孩子通過“知識(shí)改變命運(yùn)”的愿望更加迫切。因此，當(dāng)我們以微觀家庭教育支出比重作為人力資本投入的度量指標(biāo)時(shí)，資源產(chǎn)業(yè)依賴對(duì)人力資本的擠出效應(yīng)不成立是符合我國(guó)實(shí)際情況的。當(dāng)然，如果從更為宏觀的人力資本積累角度（如選取在校大學(xué)生人數(shù)等指標(biāo)）進(jìn)行考察的話，上述結(jié)論是否成立還需要進(jìn)一步驗(yàn)證。

第三，資源產(chǎn)業(yè)依賴可以通過抑制技術(shù)創(chuàng)新而阻礙區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，這與大部分相關(guān)文獻(xiàn)的結(jié)論一致。資源繁榮所帶來的短期資源“紅利”可能將更多的勞動(dòng)力和人力資本吸引到技術(shù)貢獻(xiàn)率較低的資源產(chǎn)業(yè)部門，導(dǎo)致制造業(yè)部門的從業(yè)者與從事創(chuàng)新活動(dòng)的人員數(shù)量減少，從而降低了對(duì)技術(shù)進(jìn)步具有積極貢獻(xiàn)的制造業(yè)部門和R＆D部門的產(chǎn)出與增長(zhǎng)水平，弱化了對(duì)新技術(shù)的需求和創(chuàng)新的動(dòng)力，進(jìn)而對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的源泉——?jiǎng)?chuàng)新產(chǎn)生了擠出效應(yīng)（邵帥和楊莉莉，2011）。張復(fù)明和景普秋（2008）也認(rèn)為資源產(chǎn)業(yè)部門本身是缺乏技術(shù)進(jìn)步的部門，對(duì)創(chuàng)新的需求能力較弱，具體表現(xiàn)為企業(yè)缺乏創(chuàng)新機(jī)構(gòu)，技術(shù)投入強(qiáng)度不足。因此，隨著資源部門主導(dǎo)地位的確立，整個(gè)資源型區(qū)域往往會(huì)表現(xiàn)出創(chuàng)新活動(dòng)的弱化效應(yīng)。

第四，資源產(chǎn)業(yè)依賴可以通過降低對(duì)外開放程度而阻礙區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，這與現(xiàn)有研究的結(jié)論也基本一致。從吸引外資能力的角度來講，在我國(guó)，政府對(duì)煤炭、石油、天然氣和一些稀有金屬、非金屬等關(guān)系國(guó)家政治經(jīng)濟(jì)安全的戰(zhàn)略性資源的生產(chǎn)開發(fā)一直保持著絕對(duì)的控制力，這些資源型產(chǎn)業(yè)大部分由國(guó)有企業(yè)經(jīng)營(yíng)，國(guó)有企業(yè)在這些戰(zhàn)略性資源的開發(fā)方面享有相當(dāng)大的壟斷權(quán)力。因此，這些資源型產(chǎn)業(yè)要么絕對(duì)不允許外資進(jìn)入，要么外資的進(jìn)入門檻非常高，這就使得經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)中資源型產(chǎn)業(yè)比重較高的地區(qū)在吸引外資方面顯得先天不足（邵帥和楊莉莉，2010）。此外，自然資源開采過程通常具有明顯的環(huán)境負(fù)外部性，造成生態(tài)環(huán)境的嚴(yán)重破壞是有目共睹的。資源開發(fā)力度的加大必然會(huì)增加資源型地區(qū)的生態(tài)環(huán)境壓力，使其環(huán)境問題日益突出，在生態(tài)環(huán)境因素對(duì)投資環(huán)境影響日趨重要的今天，資源開發(fā)活動(dòng)所帶來的生態(tài)環(huán)境問題必然會(huì)惡化資源型地區(qū)的投資環(huán)境，進(jìn)而削弱其吸引外資能力。因此，資源產(chǎn)業(yè)依賴度較高的地區(qū)往往存在吸引外資能力不足、外資流入規(guī)模偏小、對(duì)外開放程度偏低的問題，從而不利于經(jīng)濟(jì)發(fā)展。

第五，資源產(chǎn)業(yè)依賴可以通過降低制造業(yè)投入水平而阻礙區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，這一結(jié)論也可在其他文獻(xiàn)中找到經(jīng)驗(yàn)證據(jù)（徐康寧和王劍，2006；邵帥和楊莉莉，2010）。資源產(chǎn)業(yè)依賴程度過高所引起的“去工業(yè)化”（de－industrialization），即制造業(yè)的衰退問題是資源型地區(qū)極易發(fā)生的一個(gè)普遍性問題。在資源紅利的驅(qū)使下，資源型地區(qū)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)極易向采礦業(yè)傾斜，資本、勞動(dòng)等生產(chǎn)要素大量流向該部門，使制造業(yè)和相關(guān)的技術(shù)服務(wù)業(yè)提升乏力，制約了產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)程度、產(chǎn)品附加值和技術(shù)含量均更高、具有規(guī)模報(bào)酬遞增特點(diǎn)的制造業(yè)部門的發(fā)展，極易形成資源型產(chǎn)業(yè)“一枝獨(dú)大”的畸形產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，從而不利于區(qū)域經(jīng)濟(jì)的長(zhǎng)期持續(xù)發(fā)展。煤炭資源大省山西就是這種“荷蘭病”的典型案例。山西擁有我國(guó)最豐富的煤炭資源，也一直實(shí)行以煤炭產(chǎn)業(yè)為中心的非均衡發(fā)展戰(zhàn)略，幾乎所有的項(xiàng)目投資均向煤炭相關(guān)產(chǎn)業(yè)傾斜，煤炭工業(yè)的單一發(fā)展使其產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)嚴(yán)重扭曲。據(jù)《山西統(tǒng)計(jì)年鑒》數(shù)據(jù)顯示，山西省輕重工業(yè)的產(chǎn)值比已由1980年的1／2.48減少到2011年的1／17.2。在山西省重工業(yè)內(nèi)部，采掘工業(yè)及原材料工業(yè)與制造工業(yè)的產(chǎn)值比由1985年的2.58／1上升到2011年的7.52／1，前者占有絕對(duì)優(yōu)勢(shì)，并呈現(xiàn)出逐年遞增的趨勢(shì)。在就業(yè)方面，山西省制造業(yè)從業(yè)人數(shù)由1993年的148.9萬人下降到2010年的70.7萬人，17年間共減少了78.2萬人?？梢姡轿魇≈圃鞓I(yè)的萎縮趨勢(shì)十分明顯，在工業(yè)化支撐經(jīng)濟(jì)發(fā)展的今天，以非制造業(yè)為核心的工業(yè)發(fā)展?fàn)顟B(tài)勢(shì)必缺乏持續(xù)性，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)也將缺失關(guān)鍵動(dòng)力。

圖1 資源產(chǎn)業(yè)依賴對(duì)我國(guó)省域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的傳導(dǎo)機(jī)制

第六，資源產(chǎn)業(yè)依賴可以通過強(qiáng)化政府干預(yù)而阻礙區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，這與邵帥和楊莉莉（2010）的結(jié)論一致。財(cái)政支出作為政府干預(yù)經(jīng)濟(jì)的一種重要政策手段，其主要功能是彌補(bǔ)市場(chǎng)機(jī)制在資源配置方面的缺陷和不足。但是如前文所述，政府干預(yù)市場(chǎng)的程度存在一個(gè)合理的限度，如果政府對(duì)經(jīng)濟(jì)干預(yù)過多，反而可能使經(jīng)濟(jì)市場(chǎng)化進(jìn)程放緩、要素配置效率下降，從而阻礙經(jīng)濟(jì)發(fā)展。資源型地區(qū)國(guó)有經(jīng)濟(jì)比重較大且長(zhǎng)期服務(wù)于國(guó)家的整體發(fā)展戰(zhàn)略，導(dǎo)致其受計(jì)劃經(jīng)濟(jì)體制的影響更深，觀念更新滯后，經(jīng)濟(jì)發(fā)展的路徑依賴效應(yīng)明顯，政府在其經(jīng)濟(jì)發(fā)展過程中往往具有較大的主導(dǎo)作用。因此，資源型地區(qū)往往傾向于通過較高的財(cái)政支出對(duì)經(jīng)濟(jì)進(jìn)行干預(yù)，而較高的財(cái)政支出在一定程度上增加了資源型地區(qū)企業(yè)家從事尋租并滋生腐敗的風(fēng)險(xiǎn)。正是自然資源帶來了相對(duì)容易獲取的高額的經(jīng)濟(jì)租金，才更易于吸引潛在的既得利益者通過向行政人員行賄等尋租手段等的不透明方式來配置租金，這不僅會(huì)使資源收入分配被扭曲，還會(huì)導(dǎo)致這種不良風(fēng)氣快速蔓延，從而弱化政府的政治制度質(zhì)量，抑制經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)（邵帥和齊中英，2008）。而資源豐裕國(guó)家和地區(qū)易于滋生尋租和腐敗行為也已被很多文獻(xiàn)所證實(shí)（Papyrakis和Gerlagh，2004、2007；邵帥和齊中英，2008）。因此，政府干預(yù)和控制經(jīng)濟(jì)的力度越大，就越容易引發(fā)企業(yè)家尋求非生產(chǎn)性的尋租和腐敗行為，產(chǎn)生制度弱化效應(yīng)，從而不利于區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。

綜上所述，圖1可以描述資源產(chǎn)業(yè)依賴本身及其通過各相關(guān)因素對(duì)省域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)產(chǎn)生的影響。根據(jù)表2中模型7的結(jié)果，資源產(chǎn)業(yè)依賴對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的直接負(fù)向影響大小約為0.0258。此外，資源產(chǎn)業(yè)依賴還通過對(duì)技術(shù)創(chuàng)新和對(duì)外開放程度的擠出效應(yīng)、削弱制造業(yè)投入的荷蘭病效應(yīng)以及強(qiáng)化政府干預(yù)的制度弱化效應(yīng)對(duì)我國(guó)省域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)產(chǎn)生顯著的間接抑制效應(yīng)。同時(shí)，資源產(chǎn)業(yè)依賴也可以通過帶動(dòng)物質(zhì)資本投資而對(duì)省域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)產(chǎn)生顯著的積極影響，但其對(duì)人力資本投入的影響并不顯著。

（二）傳導(dǎo)機(jī)制的定量比較。將表2與表3的回歸結(jié)果結(jié)合起來就可以測(cè)算出上述各傳導(dǎo)途徑的相對(duì)影響程度。表4中α3列為表2模型7中四個(gè)傳導(dǎo)途徑的相應(yīng)系數(shù)，Ω列為表3中資源產(chǎn)業(yè)依賴分別與其對(duì)應(yīng)的回歸系數(shù)，二者的乘積反映了資源產(chǎn)業(yè)依賴分別通過各傳導(dǎo)途徑對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)產(chǎn)生的絕對(duì)影響程度，最后一列是各傳導(dǎo)途徑的相對(duì)影響程度。結(jié)果顯示，各傳導(dǎo)途徑按照相對(duì)影響程度由大到小的順序依次為制造業(yè)投入、政府干預(yù)程度、技術(shù)創(chuàng)新水平和對(duì)外開放程度?？梢?，由削弱制造業(yè)投入所反映的荷蘭病效應(yīng)是導(dǎo)致我國(guó)省域?qū)用尜Y源詛咒發(fā)生的首要原因；而政府干預(yù)程度加大所帶來的制度弱化效應(yīng)，以及資源產(chǎn)業(yè)依賴對(duì)技術(shù)創(chuàng)新和對(duì)外開放程度的擠出效應(yīng)，影響程度相差不大，同樣成為了引發(fā)資源詛咒效應(yīng)的重要因素。

表4 傳導(dǎo)機(jī)制影響程度分析

五、結(jié)論與啟示

本文首次從空間經(jīng)濟(jì)視角對(duì)資源產(chǎn)業(yè)依賴如何影響我國(guó)省域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)進(jìn)行了更為嚴(yán)謹(jǐn)?shù)膶?shí)證考察，研究發(fā)現(xiàn)：我國(guó)省域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)確實(shí)存在明顯的空間依賴效應(yīng)，空間上鄰接的省份具有相似的增長(zhǎng)形態(tài)及空間聯(lián)系結(jié)構(gòu)，表明從空間經(jīng)濟(jì)視角對(duì)資源詛咒命題進(jìn)行更為穩(wěn)健的經(jīng)驗(yàn)考察是必要的。在逐步添加控制變量的分析過程中，資源產(chǎn)業(yè)依賴度一直顯著負(fù)向作用于省域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，充分表明在考慮經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)空間相關(guān)性的條件下，我國(guó)省域?qū)用娲_實(shí)存在資源詛咒效應(yīng)。此外，“條件收斂”假說在我國(guó)省域?qū)用嬉彩浅闪⒌?。在?jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的各影響因素中，物質(zhì)資本投資對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的推動(dòng)作用最為顯著而穩(wěn)健，技術(shù)創(chuàng)新水平、對(duì)外開放程度和制造業(yè)投入也表現(xiàn)出一定程度的積極影響，但人力資本投資的正向影響在其他因素的沖擊下缺乏穩(wěn)健性，而政府干預(yù)則顯著抑制了省域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。以上結(jié)果在一定程度上表明，我國(guó)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)主要以物質(zhì)資本投資為主要推動(dòng)力量，尚屬于資本導(dǎo)向型的粗放式增長(zhǎng)方式。傳導(dǎo)機(jī)制分析結(jié)果表明，資源產(chǎn)業(yè)依賴主要通過對(duì)技術(shù)創(chuàng)新水平和對(duì)外開放程度的擠出效應(yīng)、削弱制造業(yè)投入的荷蘭病效應(yīng)以及強(qiáng)化政府干預(yù)的制度弱化效應(yīng)對(duì)我國(guó)省域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)產(chǎn)生顯著的間接抑制效應(yīng)，其中荷蘭病效應(yīng)是導(dǎo)致我國(guó)省域?qū)用尜Y源詛咒發(fā)生的首要原因。但同時(shí)，資源產(chǎn)業(yè)依賴也可以顯著帶動(dòng)物質(zhì)資本積累而對(duì)省域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)產(chǎn)生積極影響。

上述結(jié)論的政策涵義是顯而易見的。要想有效破解“資源詛咒”，就必須“切斷”其對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)產(chǎn)生負(fù)面影響的各種傳導(dǎo)途徑。首先，資源豐裕地區(qū)必須放棄單純以自然資源開發(fā)為主導(dǎo)的產(chǎn)業(yè)發(fā)展戰(zhàn)略，適度減少其經(jīng)濟(jì)發(fā)展對(duì)資源型產(chǎn)業(yè)的依賴，積極實(shí)行以促進(jìn)制造業(yè)發(fā)展為核心的產(chǎn)業(yè)多樣化戰(zhàn)略，阻止產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)過度扭曲、經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)畸形演化，以抑制荷蘭病效應(yīng)發(fā)生；其次，合理利用自然資源財(cái)富，加大物質(zhì)資本積累和研發(fā)投入力度，重視和引導(dǎo)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展，提高區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新能力和效率，以促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)中技術(shù)貢獻(xiàn)率的提升；再次，適度減少政府對(duì)經(jīng)濟(jì)的干預(yù)，提高政府支出的效率和透明度，大力推進(jìn)市場(chǎng)化，增強(qiáng)生產(chǎn)要素的市場(chǎng)流動(dòng)性，優(yōu)化生產(chǎn)要素的投入結(jié)構(gòu)，以推動(dòng)生產(chǎn)要素配置效率的提高；最后，大力改善生態(tài)環(huán)境，依靠資源稅收等手段對(duì)資源開發(fā)所帶來的負(fù)外部性進(jìn)行調(diào)節(jié)，建立資源與環(huán)境損耗補(bǔ)償?shù)暮侠頇C(jī)制，改善投資環(huán)境，以加大吸引外資的力度。

＊ 邵帥為本文通訊作者。本文還得到上?？萍及l(fā)展基金博士生學(xué)位論文資助項(xiàng)目（12692191300）、上海財(cái)經(jīng)大學(xué)研究生科研創(chuàng)新基金（CXJJ－2011－302）、上海財(cái)經(jīng)大學(xué)優(yōu)秀博士學(xué)位論文培育基金以及上海財(cái)經(jīng)大學(xué)“211工程”四期重點(diǎn)學(xué)科建設(shè)項(xiàng)目的資助。

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