腐敗規(guī)制與資源詛咒：一個(gè)理論分析框架及實(shí)證檢驗(yàn)*

西南民族大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院 姜澤林

腐敗規(guī)制與資源詛咒：一個(gè)理論分析框架及實(shí)證檢驗(yàn)*

西南民族大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院 姜澤林

本文將腐敗與腐敗規(guī)制行為考慮到新古典增長模型中，分析了腐敗如何強(qiáng)化資源詛咒效應(yīng)，隨之運(yùn)用我國省際面板數(shù)據(jù)，利用靜態(tài)面板、動(dòng)態(tài)面板以及面板分位數(shù)回歸估計(jì)方法，對理論命題進(jìn)行了實(shí)證檢驗(yàn)。研究表明：“資源詛咒”命題在省際層面上是成立的，進(jìn)行腐敗規(guī)制是破解“資源詛咒”的有效途徑，特別是在“資源詛咒”現(xiàn)象比較嚴(yán)重的地區(qū)施加腐敗規(guī)制，利好效果更加明顯。

自然資源 腐敗規(guī)制 經(jīng)濟(jì)增長 分位數(shù)回歸

一、引言

20世紀(jì)中葉以來，越來越多的發(fā)展實(shí)例表明，豐裕的自然資源并不一定帶來穩(wěn)定、快速的增長，相反會(huì)致使一些國家與地區(qū)陷入“資源的詛咒”的泥淖。近年來許多學(xué)者從貿(mào)易條件（Singer（1998））、荷蘭病效應(yīng)（Sachs and Warner,A.M.（1995））、制度的弱化（Martin and Subramanian（2003）、Mehlum，Moene and Torvik（2006））、人力資本（Gylffason（1999））等角度出發(fā)深入地分析了這些問題，這些研究各有側(cè)重點(diǎn)，較好地分解析了“資源的詛咒”問題，但是本文認(rèn)為，從制度層面予以解析是對“資源的詛咒”問題最切膚的探照，因?yàn)樵谔囟ǖ馁Y源產(chǎn)權(quán)的安排下，自然資源會(huì)誘發(fā)貪污腐敗的尋租行為，弱化了一國或一地區(qū)的制度質(zhì)量，這種制度的弱化是“資源詛咒”的根源所在。按照這個(gè)邏輯，腐敗行為就對制度產(chǎn)生削弱作用，進(jìn)而對經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生影響導(dǎo)致了“資源詛咒”的達(dá)成，腐敗行為也就是資源的詛咒的傳導(dǎo)機(jī)制中的原始因素。從腐敗角度探究“資源詛咒”（“資源福音”）的文獻(xiàn)中，LeiteandWeidmann（1999）認(rèn)為，腐敗程度與自然資源豐裕程度之間存在著明顯的依賴關(guān)系。Gylfason（2001），Torvik（2002）認(rèn)為，豐富的礦產(chǎn)資源會(huì)導(dǎo)致尋租和腐敗，對礦產(chǎn)豐富地區(qū)的居民的福利有削弱作用，抑制腐敗行為是提升福利、促進(jìn)資源型地區(qū)經(jīng)濟(jì)良性運(yùn)轉(zhuǎn)的必要措施。Sonin（2003）認(rèn)為，對政府管理人員的賄賂等會(huì)產(chǎn)生資源的排他性占有行為，因?yàn)橘Y源收入被個(gè)人所占有，并沒有形成國家財(cái)富。國外這些研究為本文探索適宜的制度來促進(jìn)我國的資源開發(fā)與經(jīng)濟(jì)增長提供了有益的思路，反觀國內(nèi)相關(guān)研究資料，綜合考察自然資源與制度變量及其經(jīng)濟(jì)增長之間相關(guān)關(guān)系的文獻(xiàn)尚不多，從腐敗角度探究“資源詛咒“機(jī)理的文獻(xiàn)更是少見。邵帥、齊中英（2008）認(rèn)為，腐敗是“資源詛咒”的間接傳導(dǎo)機(jī)制，但不是其理論模型和實(shí)證研究的瞄準(zhǔn)點(diǎn)，宋瑛、陳紀(jì)平（2014）認(rèn)為，質(zhì)優(yōu)的自然資源稟賦會(huì)通過降低市場制度效率、扭曲經(jīng)濟(jì)正常結(jié)構(gòu)和提升市場信息成本三個(gè)渠道降低經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)的投入-產(chǎn)出效率，最終影響長期經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，政府需要加強(qiáng)構(gòu)建制度體系予以應(yīng)對，但是文章沒有對資源尋租、腐敗的治理做出詳細(xì)分析。有鑒于此，本文構(gòu)建一個(gè)包納自然資源存量的新古典增長模型，并在模型里引入關(guān)于腐敗與腐敗規(guī)制行為的因素，試圖闡釋腐敗規(guī)制與“資源詛咒”（或“資源福音”）之間的傳導(dǎo)機(jī)制。由此在理論的基礎(chǔ)上，論文實(shí)證分析了自然資源、腐敗規(guī)制與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系，完善了理論結(jié)論，并從腐敗規(guī)制、人力資本培育等角度出發(fā)，提出了促進(jìn)我國經(jīng)濟(jì)可持續(xù)發(fā)展的政策建議。

二、理論模型

（一）基本框架本文構(gòu)建了一個(gè)包納腐敗行為的新古典增長模型。假設(shè)一個(gè)開放的經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)由家庭和企業(yè)組成，（為了分析的需要本文將政府主體并入到家庭之中）家庭主要由兩種類型的成員組成：政府職員和企業(yè)職員，政府職員在總?cè)丝谥兴嫉谋壤秊棣?，t表示時(shí)間，總?cè)丝贚（t）按照馬爾薩斯指數(shù)形式增加，L（t）=ent，n是自然人口增長率，Lg（t）=θent是政府部門職員人數(shù)。

經(jīng)濟(jì)體中的企業(yè)主要從事能源的開發(fā)利用，企業(yè)進(jìn)行自然資源的開發(fā)投資需要政府的許可，而這種許可的必要條件為企業(yè)向政府的職員進(jìn)行一定程度的賄賂（因此企業(yè)進(jìn)行自然資源的開發(fā)投資就需要一定的額外投資成本），政府的職員接受賄賂的概率為λ，即腐敗的程度為λ，假設(shè)腐敗程度與自然資源豐裕度O有關(guān)，λ=λ（O）。政府職員接受賄賂被偵查的概率為表明了腐敗的規(guī)制力度，這個(gè)概率與腐敗的程度和社會(huì)的技術(shù)水平相關(guān)，一般而言與這腐敗的程度和社會(huì)的技術(shù)水平呈正相關(guān)關(guān)系，即=（λ，A），，/?λ>0，其中A衡量了社會(huì)的技術(shù)水平?jīng)r狀，本文設(shè)定p為政府職員接受賄賂而不被發(fā)現(xiàn)的概率，那么有：p=1-，對被發(fā)現(xiàn)存在腐敗行為的政府的職員，相應(yīng)法律機(jī)關(guān)、組織會(huì)對其進(jìn)行懲罰，假設(shè)以貨幣形式依存的罰金為s。

（二）家庭家庭主要由政府職員和企業(yè)職員構(gòu)成，企業(yè)職員的收入主要來自于工資和利息，工資為w，利率為r，政府職員的收入除了工資和利息外，還有來自某些企業(yè)職員的賄賂，同時(shí)家庭是企業(yè)生產(chǎn)的產(chǎn)品的消費(fèi)者，消費(fèi)者通過消費(fèi)企業(yè)生產(chǎn)的產(chǎn)品獲得效用，設(shè)家庭的總效用為U（t），U（t）可以表示為：

總投資I和總的資本存量K之間的關(guān)系為：I=K˙+δK，δ是資本折舊率，K˙反應(yīng)了資本從t-1到t期的變化量，這里用人均的形式表達(dá)人均資本和人均投資量的關(guān)系：K˙=i-δk，k表示人均資本，i是人均投資量，則家庭要最大化其效用必須面臨如下的預(yù)算約束：

在（2）中m表示的是代表性消費(fèi)者的資產(chǎn)，w為工資率，r為利率。注意，此處本文放松了假設(shè)，認(rèn)為政府職員和家庭職員的消費(fèi)不存在異質(zhì)性，若消費(fèi)總量為C（t），則人均消費(fèi)量為c（t），c（t）=C（t）/L（t），并且假定各個(gè)職員的工資率、利率相同。此外（3）成立需要一定的前提條件，依據(jù)（1）、（2）可推導(dǎo)其橫截性條件為：

最大化家庭的總效用U（C），必須受到（2）、（3）的制約，通過以上分析可知，可以得到如下的漢密爾頓方程：

在（4）式中，v是資本的影子價(jià)值，根據(jù)（4）可以得到如下幾式：

為了方便分析，本文假設(shè)行賄被偵查發(fā)現(xiàn)的概率與腐敗程度呈線性關(guān)系因此才有（7）式的表達(dá)形式，λ^表示穩(wěn)態(tài)下的腐敗程度。當(dāng)然還可以得出均衡狀態(tài)下消費(fèi)的增長路徑，即由于r為投資利率，本文投資成本是由企業(yè)的賄賂行為誘致的，即因此，消費(fèi)增長路徑與腐敗行為存在緊密的聯(lián)系。

（三）企業(yè)在不考慮腐敗行為的情況下，代表性資源型企業(yè)運(yùn)用資本、勞動(dòng)與自然資源從事生產(chǎn)，生產(chǎn)函數(shù)采用科布道格拉斯函數(shù)形式，具體為：

在（8）中α、β、γ表示三種生產(chǎn)要素的產(chǎn)出彈性，且有α+β+γ=1，表示生產(chǎn)函數(shù)是規(guī)模報(bào)酬不變的。企業(yè)進(jìn)行生產(chǎn)需要投資，設(shè)Z為企業(yè)的投資與額外的投資成本，企業(yè)的投資為I，額外投資成本主要由企業(yè)向政府職員行賄所產(chǎn)生，占投資的比例為λ，因此它等同于政府職員接受賄賂的概率λ，那么Z可以表示為：Z=I（1+λ），隨之企業(yè)的凈利潤流∏可以表示如下：

設(shè)企業(yè)的初始資本為K（O），因?yàn)槠髽I(yè)主要從事資源開發(fā)投資，因此可設(shè)定I是O的函數(shù)，I=I（O），同時(shí)企業(yè)面臨著如下的資本要素的制約：K˙=I-δk。用表示0到t時(shí)間的平均利率那么企業(yè)要最大化其利潤時(shí)可產(chǎn)生如下的漢密爾頓方程：

需要說明的是（11）式中f（k，o）表示人均產(chǎn)出，f（k，o）=kαOγ，fk（k，o）表示的是用人均產(chǎn)出函數(shù)f（k，o）對k求偏導(dǎo)數(shù)，fo（k，o）表示用f（k，o）對o求偏導(dǎo)數(shù)，（13）是通過求微分方程得到，式中C'為常數(shù)（為了與消費(fèi)區(qū)別開，常數(shù)符號加了上標(biāo)），其中M（O）=（q+1）I'（O）+γFo（k，L，O），結(jié)合（7）、（12）式以及資本制約公式：k˙=i-δk，可以推導(dǎo)出人均資本的變化量k˙的表達(dá)式：

從生產(chǎn)函數(shù)（8）來看在不考慮腐敗及腐敗規(guī)制的影響時(shí)豐裕的自然資源的人均形式o對經(jīng)濟(jì)增長具有正向作用，但是在實(shí)際生產(chǎn)生活中，利用自然資源進(jìn)行尋租的現(xiàn)象依然存在，對尋租腐敗進(jìn)行規(guī)制的現(xiàn)象亦存在，因此從腐敗和腐敗規(guī)制的視角思考“資源詛咒”問題便具有理論和實(shí)踐基礎(chǔ)，在本文的理論模型的最后，即（16）表明q對經(jīng)濟(jì)增長起著制約的作用，而q是o的函數(shù)，即q=q（o），使得存在腐敗行為及腐敗規(guī)制條件下，自然資源人均形式o對經(jīng)濟(jì)增長的是正向作用還是負(fù)向作用，取決于腐敗的程度以及腐敗與自然資源之間的函數(shù)關(guān)系（從（16）可知），另外從上述模型可推知腐敗規(guī)制（1，A）對經(jīng)濟(jì)增長有促進(jìn)作用。

（四）計(jì)量方程的設(shè)立在上述理論模型中（16）式清晰地給出了自然資源、腐敗規(guī)制與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系，另外充分考慮到Iny的推導(dǎo)過程，本文仍將人均資本存量的自然對數(shù)納入到計(jì)量方程中，并且為了考慮解釋變量與被解釋變量增長率的變動(dòng)關(guān)系，本文對其他解釋變量也取自然對數(shù)，參與到實(shí)證分析，從而將計(jì)量方程設(shè)計(jì)為如下形式：

在該計(jì)量方程中，各符號的含義如下：下標(biāo)i表示地區(qū)，t表示年份，y表示人均產(chǎn)出，nr表示自然資源豐裕度，k表示人均資本，本文需要著重分析其他變量一定的情況下，自然資源豐裕度以及腐敗規(guī)制對人均GDP的影響效果。a1、a2、a3表示解釋變量對應(yīng)的系數(shù)，c是常數(shù)，u表示的是其他一些控制變量，ε表示隨機(jī)誤差項(xiàng)。對于模型中的變量，下文將作進(jìn)一步的闡述。

三、研究設(shè)計(jì)

（一）樣本選擇與數(shù)據(jù)來源本文選取我國大陸30個(gè)省、市、自治區(qū)樣本作為研究對象，為了統(tǒng)計(jì)的方便，本文將重慶、四川合并為一個(gè)地區(qū)進(jìn)行研究，以2005－2012年為樣本區(qū)間，文章中的各種數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》、《新中國60年統(tǒng)計(jì)資料匯編》、《中國能源統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國工業(yè)經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國煤炭工業(yè)統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國石油天然氣工業(yè)年鑒》、《中國檢察年鑒》中各省級檢察院院長每年向各省人大提交的報(bào)告內(nèi)容,中國及地方政府統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站。

（二）變量定義

（1）自然資源豐裕度（nr）。自然資源豐裕度測量方法表較多，考慮到數(shù)據(jù)的科學(xué)性和可得性，本文選用的衡量方法與Sachs and Warner（1999）、James and Aadland（2011）等的類似，采用能源工業(yè)產(chǎn)值（能源工業(yè)中的主要行業(yè)：煤炭、石油、天然氣的產(chǎn)值）占工業(yè)總產(chǎn)值來度量自然資源豐裕度，單位為%。

（2）人均產(chǎn)出y，人均資本存量k的選取。產(chǎn)出y用歷年人均國內(nèi)生產(chǎn)總值來表示，單位為元。資本存量用永續(xù)存盤法計(jì)算，部分借鑒張軍、單豪杰算法（2010年之前），2010-2012年的資本存量用指數(shù)平滑法補(bǔ)齊，人均資本存量k單位為元。

（3）腐敗規(guī)制（cco）。Fisman and Gatti（2002）、Glaeser and Saks（2006）等將被判腐敗罪的公務(wù)員數(shù)量占全州公務(wù)員數(shù)或全州總?cè)丝诘谋壤鳛楹饬棵绹髦莞瘮∫?guī)制水平的指標(biāo)。范子英（2013）、聶輝華等（2014）等也都使用各地腐敗立案數(shù)表示腐敗程度，腐敗行為存在發(fā)現(xiàn)和被發(fā)現(xiàn)的類別，本文認(rèn)為發(fā)現(xiàn)并偵查腐敗行為正是對腐敗進(jìn)行規(guī)制的體現(xiàn)，于是便運(yùn)用各個(gè)地方法律機(jī)關(guān)對貪污腐敗案件的立案偵查人數(shù)（單位為個(gè)）表示腐敗規(guī)制程度，由于一些數(shù)據(jù)資料將貪污腐敗案件和瀆職侵權(quán)案件歸并一起，此處就用二者之和來表示腐敗的規(guī)制程度。

（4）其他控制變量。在此本文選取各地區(qū)每萬人專利授權(quán)數(shù)作為創(chuàng)新程度的衡量指標(biāo)（單位為：每萬人/個(gè)），其值越高則表明創(chuàng)新程度越高，反之亦然，由于該指標(biāo)是比例關(guān)系因此無需用價(jià)格平價(jià)平減處理。

四、實(shí)證分析

（一）描述性統(tǒng)計(jì)以全國30個(gè)省市自治區(qū)為研究對象（為了統(tǒng)計(jì)的方便和結(jié)論的準(zhǔn)確性，按照習(xí)慣本文將四川省和重慶市納入到一個(gè)地區(qū)），以2005-2012數(shù)據(jù)為樣本的整體區(qū)間，各個(gè)變量在取自然對數(shù)后的描述性統(tǒng)計(jì)如表1所示。

表1　相關(guān)變量的描述性統(tǒng)計(jì)

（二）面板的單位根檢驗(yàn)為了避免回歸為問題，在進(jìn)行實(shí)證研究前，本文首先對被解釋變量Iny和主要的解釋變量Innr、Incco還有其他變量進(jìn)行了單位根檢驗(yàn)，采用的是Harris and Tzavalis（1999）年提出的HT檢驗(yàn)方法。檢驗(yàn)結(jié)果如表2所示。從結(jié)果可以看到，Innr、Inrd、Incco是平穩(wěn)的，但是Iny、Ink非0階單整，Innr、Inrd、Incco和Ink、Iny這些變量均一階單整，因而可以繼續(xù)后續(xù)的計(jì)量實(shí)證分析。

表2　各個(gè)變量的單位根檢驗(yàn)

（三）協(xié)整檢驗(yàn)由于面板數(shù)據(jù)的一階差分都是平穩(wěn)的，取對數(shù)后的相關(guān)變量部分并不平穩(wěn)，本文所作回歸分析的變量并不是他們的一節(jié)差分，因此需要判別Innr、Inrd、Incco、Ink和Iny之間的協(xié)整關(guān)系。此處主要采用由Pedroni（2003）提出的面板數(shù)據(jù)協(xié)整檢驗(yàn)方法，該檢驗(yàn)的零假設(shè)H0:變量間不存在協(xié)整關(guān)系。由表3可知大部分的統(tǒng)計(jì)量在10%的顯著水平內(nèi)顯著，表明可以拒絕假設(shè)H0：變量間不存在協(xié)整關(guān)系。此外，KAO檢驗(yàn)情形下,t-statistic值為-3.8699，p值為0.0001,從而拒絕了不存在協(xié)整關(guān)系的假設(shè)，因此認(rèn)為這些變量之間存在穩(wěn)定的協(xié)整關(guān)系，可以進(jìn)行后續(xù)的計(jì)量回歸分析。

表3　變量的協(xié)整檢驗(yàn)

（四）全國樣本的固定效應(yīng)、兩步系統(tǒng)GMM估計(jì)分析

首次對全部樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行豪斯曼檢驗(yàn)，豪斯曼檢驗(yàn)的統(tǒng)計(jì)量值為206.00，p值為0，因此認(rèn)為固定效應(yīng)優(yōu)于隨機(jī)效應(yīng)，針對混合回歸和固定效應(yīng)的優(yōu)劣比較，運(yùn)用LSDY（虛擬變量最小二乘法）檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)30個(gè)省市自治區(qū)（已將重慶并入四川）中僅有2個(gè)個(gè)體的虛擬變量不顯著（10%的顯著水平內(nèi)），因此本文采用了固定效應(yīng)模型。另外文章還進(jìn)一步采用系統(tǒng)GMM方法來估計(jì)模型，以避免解釋變量包含被解釋變量所隱含的內(nèi)生性問題。以全國30個(gè)省市為樣本，得到的計(jì)量結(jié)果見如下的表4。表4得出Innr的系數(shù)為負(fù)值，在列（1）、列（2）及（3）中均顯著，由此表明自然資源與經(jīng)濟(jì)增長之間存在負(fù)的相關(guān)關(guān)系，因此以全國整體而言，國家可能存在著資源的詛咒現(xiàn)象，徐康寧（2006）認(rèn)為我國已經(jīng)陷入到“資源的詛咒”的陷阱之中，本文得出的實(shí)證結(jié)論基本與之相似；在列（1）、列（2）及（3）中Incco系數(shù)均為正數(shù)，且顯著，這寓意著對政府人員的貪污腐敗行為進(jìn)行規(guī)制和治理能促進(jìn)地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展，另外需要說明的是考慮到當(dāng)前經(jīng)濟(jì)影響和各種沖擊主要影響即期之后政府人員的貪腐行為（在理論模型當(dāng)中也假設(shè)腐敗被發(fā)現(xiàn)的概率與經(jīng)濟(jì)社會(huì)狀態(tài)有關(guān)），為此本文把Incco的滯后項(xiàng)納入到計(jì)量模型中去，作為先決變量，由上表可知Incco的滯后一期的系數(shù)為負(fù)值，原因可能是在當(dāng)前沖擊的影響下，政府職員的反腐敗規(guī)制的行為等增加了腐敗規(guī)制的成本，從而不利于地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長。為了著重說明腐敗規(guī)制對自然資源與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的影響，在表4中將Innr與Incco的交叉項(xiàng)Incconr引入到計(jì)量模型中，列（2）及（3）顯示Incconr系數(shù)為正，并且在10%的顯著水平下顯著，由此可推知，腐敗規(guī)制與自然資源的交互作用對經(jīng)濟(jì)增長具有正向的作用，由此可說明，腐敗規(guī)制是遏制自然資源和經(jīng)濟(jì)增長之間負(fù)相關(guān)關(guān)系的關(guān)鍵因素，健全的腐敗規(guī)制措施是削弱資源詛咒效應(yīng)的有力“殺手锏”，具體地，可以列（2）與列（3）為分析基準(zhǔn)進(jìn)行數(shù)理解釋，在列（2）中Incconr的系數(shù)為0.0672，Innr的系數(shù)為-0.0521，0.0672大于-0.0521的絕對值，因此在本計(jì)量模型下Incconr的交互作用可以抵消自然資源對經(jīng)濟(jì)增長的負(fù)面影響。除此之外，表4還反應(yīng)了其他的變量如Inrd、Ink等對人均GDP的影響，Inrd與Ink的系數(shù)基本上為正數(shù)，符合了本文的理論預(yù)期。

表4　全國樣本的固定效應(yīng)、兩步系統(tǒng)GMM估計(jì)結(jié)果

（五）全國樣本的分位數(shù)回歸估計(jì)分析以上回歸分析實(shí)質(zhì)上是均值回歸，為了刻畫核心解釋變量在整個(gè)條件分布的影響，本文在10%、30%、50%、70%、90%的分位數(shù)下做回歸分析，以觀察自然資源豐裕度、腐敗規(guī)制等變量從10%-90%范圍內(nèi)的變化趨勢，特別是可以觀察經(jīng)濟(jì)較落后的地區(qū)資源與經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平之間的關(guān)系，計(jì)量回歸結(jié)果見表5。從表5可以看到，Innr的系數(shù)都為負(fù)值，因此可以斷定自然資源對我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展存在制約因素，即存在“資源詛咒“現(xiàn)象，并且在0%-90%的分位數(shù)水平下Innr的系數(shù)并不是隨著分位數(shù)的增加而增加或減少，而是起伏不一定，具體可見表5，在表中Innr的系數(shù)從10%到30%的分位數(shù)內(nèi)是減少的，從30%到50%的分位數(shù)內(nèi)是增加的，從50%到70%的分位數(shù)內(nèi)Innr的系數(shù)再一次增加，從70%到90%的分位數(shù)內(nèi)系數(shù)再一次減少，結(jié)果表明自然資源對經(jīng)濟(jì)發(fā)展的作用在不同的區(qū)域表現(xiàn)出了一定程度的異質(zhì)性，這是因?yàn)樽匀毁Y源對經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的作用并不是直接的，可能會(huì)受到其他的中間因素的影響，腐敗規(guī)制就是其中一種中間渠道。從表5可以觀察到Incco的系數(shù)從10%到30%的分位數(shù)內(nèi)是增加的，從30%到50%的分位數(shù)內(nèi)是減少的，從50%到70%的分位數(shù)內(nèi)Innr的系數(shù)再一次減少，從70%到90%的分位數(shù)內(nèi)系數(shù)再增加。Innr的系數(shù)與Incco的系數(shù)的變化呈現(xiàn)出相反的趨勢，因此可以斷定腐敗規(guī)制可以削弱自然資源對經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平負(fù)面影響，特別是在“資源詛咒”現(xiàn)象比較嚴(yán)重的地區(qū)施加腐敗規(guī)制，所產(chǎn)生的削弱資源詛咒效應(yīng)的功效較為明顯，另外根據(jù)Incconr的系數(shù)，同樣也能推斷出這樣的作用機(jī)理。為了更直觀地觀察各個(gè)變量的系數(shù)的變化情況，本文作出了各個(gè)變量的分位數(shù)回歸系數(shù)變化的動(dòng)態(tài)圖，見圖1。從圖1可以看到從0-100%的分位數(shù)內(nèi)，Innr的系數(shù)均為負(fù)值，由此再一次印證了“資源詛咒“命題，支持了徐康寧（2006）認(rèn)為“資源詛咒”在省際層面上成立的觀點(diǎn)。從圖1還可以觀察到分位數(shù)的左端點(diǎn)附近，Innr系數(shù)的絕對值比較大，可推知在經(jīng)濟(jì)較落后的地區(qū)“資源詛咒”現(xiàn)象更為明顯。同樣對Incco的系數(shù)和Incconr的系數(shù)進(jìn)行觀察易知它們在分位數(shù)的兩個(gè)端點(diǎn)附近數(shù)值較大，因此可判斷在經(jīng)濟(jì)較為落后和較為發(fā)達(dá)的地區(qū)腐敗規(guī)制對經(jīng)濟(jì)發(fā)展的作用均比較明顯。

表5　分位數(shù)回歸估計(jì)結(jié)果

（二）建議基于本文的研究結(jié)論，本文提出如下一些政策建議：（1）自然資源本身沒有錯(cuò)，但是豐裕的自然資源與低質(zhì)量、低效率的腐敗規(guī)制搭配在一起，會(huì)拉低經(jīng)濟(jì)增長的速度、降低經(jīng)濟(jì)績效甚至?xí)?dǎo)致區(qū)域經(jīng)濟(jì)停滯或嚴(yán)重衰退。因此，有必要加強(qiáng)對自然資源相關(guān)行業(yè)的管理，健全其運(yùn)行制度，落實(shí)監(jiān)督、管理、審核等工作，通過法律法規(guī)來截?cái)喔瘮ぷ獾脑搭^。（2）我國的一些資源性城市產(chǎn)業(yè)單一，對資源的依賴性嚴(yán)重，沒有厘清資源、產(chǎn)業(yè)與經(jīng)濟(jì)發(fā)展之間的關(guān)系，沒有利用好資源優(yōu)勢夯實(shí)其產(chǎn)業(yè)基礎(chǔ)、提升其經(jīng)濟(jì)質(zhì)量，反而在資源詛咒的泥淖中越陷越深。為了解決這一問題，地方政府和企業(yè)必須轉(zhuǎn)變發(fā)展觀念，政府要限制資源企業(yè)行業(yè)的壟斷行為，同時(shí)要從科技創(chuàng)新和制度創(chuàng)新的角度入手扶持資源型產(chǎn)業(yè)、產(chǎn)業(yè)進(jìn)行結(jié)構(gòu)升級；企業(yè)應(yīng)加強(qiáng)管理體制建設(shè)，增強(qiáng)技術(shù)吸收和轉(zhuǎn)化的能力提高資源利用效率。（3）資本、技術(shù)要素對經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響重大，對資源行業(yè)而言，落后的技術(shù)和低質(zhì)量的人力資本是其發(fā)展的“掣肘點(diǎn)”，為此應(yīng)為能源行業(yè)存蓄更多更優(yōu)質(zhì)的人力資本，促進(jìn)自然資源合理有效的利用與開發(fā)，減少自然資源開發(fā)過程中的資源漏損，避免環(huán)境污染問題。

圖1　分位數(shù)回歸系數(shù)的變化圖

五、結(jié)論與建議

（一）結(jié)論通過對我國省際層面的實(shí)證研究，從腐敗規(guī)制的角度出發(fā)，本文采用了固定效應(yīng)模型、系統(tǒng)GMM方法以及面板分位數(shù)回歸分析方法檢驗(yàn)了“資源詛咒”這一命題,并進(jìn)一步探討了自然資源影響經(jīng)濟(jì)增長的作用機(jī)制，從中得出一些較重要的結(jié)論：“資源詛咒”命題在省際層面上是成立的，經(jīng)濟(jì)較落后的地區(qū)“資源詛咒”現(xiàn)象更為明顯，鑒于腐敗規(guī)制與自然資源的交互作用對經(jīng)濟(jì)增長具有正向的作用，本文認(rèn)為進(jìn)行腐敗規(guī)制是破解“資源詛咒”的有效途徑，特別是在“資源詛咒”現(xiàn)象比較嚴(yán)重的地區(qū)施加腐敗規(guī)制，利好效果更加明顯。

*本文系西南民族大學(xué)研究生創(chuàng)新型科研項(xiàng)目（項(xiàng)目編號：CX2016SZ098），國家社科基金項(xiàng)目“本地市場、溢出效應(yīng)與中國區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展戰(zhàn)略升級研究”（項(xiàng)目編號：15BJL101）的階段性研究成果。

［1］邵帥、楊莉莉：《自然資源開發(fā)、內(nèi)生技術(shù)進(jìn)步與區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長》，《經(jīng)濟(jì)研究》2011年第2期。

［2］宋瑛、陳紀(jì)平：《政府主導(dǎo)、市場分割與資源詛咒》，《中國人口、資源與環(huán)境》2014年第9期。

［3］Hans Singer.The IMF,the World Bank and Commodity Prices:A Caseof Shifting Sands？WorldDevelopment,1998.

［4］Sachs,J.D.,Warner,A.M.NaturalResource Abundance and Economic Growth.National Bureau of Economic ResearchWorking Paper,No.5398,1995.

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（編輯 彭文喜）