市場化進(jìn)程、制度質(zhì)量與有條件的“資源詛咒”
——基于面板門檻模型的實證檢驗*

鄭尚植，徐珺

一、引言

在我國國內(nèi)最近幾年的發(fā)展中，出現(xiàn)了這樣一種獨特的現(xiàn)象：一些自然資源，特別是礦產(chǎn)資源非常豐富的地區(qū)(如東北地區(qū))，其經(jīng)濟(jì)發(fā)展反而不如沿海省份好。這種趨勢從上世紀(jì)末起就在我國國內(nèi)比較明顯地表現(xiàn)出來了，區(qū)域發(fā)展不平衡也越來越多地被人們所關(guān)注。這種在我國國內(nèi)經(jīng)濟(jì)發(fā)展過程中出現(xiàn)的奇特現(xiàn)象很容易使人們聯(lián)想到經(jīng)濟(jì)學(xué)中存在的一個十分有名的假說——“資源詛咒”?！百Y源詛咒”這一全新的概念是Auty(1993)在對礦產(chǎn)國的經(jīng)濟(jì)增長的相關(guān)問題進(jìn)行實證研究時首次提出來的，其在研究過程中發(fā)現(xiàn)一些自然資源相對比較豐富的國家或地區(qū)在經(jīng)濟(jì)上的表現(xiàn)往往反而不如一些在資源上比較匱乏的國家或地區(qū)。這與傳統(tǒng)觀點認(rèn)為一國豐富的自然資源是該國經(jīng)濟(jì)實現(xiàn)增長乃至“起飛”的重要基礎(chǔ)(Watkin，1963；Wright，1990；De Long and Williamson，1994；David and Wright,1997)顯然是相互矛盾的，基于此大量的關(guān)于資源詛咒的研究隨之展開。這些研究一方面驗證是否存在自然資源詛咒現(xiàn)象，另一方面則研究自然資源詛咒對經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生影響的作用機制。雖然相關(guān)研究闡述問題的角度不同，注重的影響因素也不一樣，但總的來說，基本上都認(rèn)為“資源詛咒”這一現(xiàn)象之所以能夠發(fā)生，實際上是因為豐裕的自然資源通過某種作用機制對生產(chǎn)性的經(jīng)濟(jì)活動產(chǎn)生了一種“擠出”效應(yīng)。

隨后學(xué)者們對于“資源詛咒”的作用渠道做了大量的研究，認(rèn)為有以下幾種作用機制。第一，荷蘭病效應(yīng)(Corden and Neary,1982)。第二，擠出人力資本以及教育投入的不足( Gyl-fason,Herbertsson and Zoega,1997；Bravo-Ortega and Gregorio，2005)。 第三，資金誤配效應(yīng)(Auty,1993)。第四，制度弱化效應(yīng)。制度與資源效應(yīng)之間是相互影響的。當(dāng)產(chǎn)權(quán)制度不合理同時缺乏相關(guān)法律來界定產(chǎn)權(quán)時，資源收入十分容易為私人所得而不是成為國家的財富,這些利益既得者為了維持自己由資源帶來的的特殊收益,通常會行賄政府管理者以此來確保自己對資源的排他性占有(Sonin,2003),經(jīng)濟(jì)增長也因此缺乏充分的制度保障。Sala-i-Martin和Subramanian(2013)通過實證研究發(fā)現(xiàn)：石油等礦產(chǎn)資源通常都是尋租活動滋生的溫床,而現(xiàn)有研究已經(jīng)充分證明尋租行為又是極易弱化一國制度質(zhì)量的,從而使得自然資源對經(jīng)濟(jì)增長施加負(fù)面的效應(yīng)，而這種對經(jīng)濟(jì)的影響一般是以一種非線性的形式出現(xiàn)的,所以他們認(rèn)為制度質(zhì)量的弱化才是說明“資源詛咒”現(xiàn)象出現(xiàn)的最主要的原因。

這些研究雖然從不同的角度對“資源詛咒”問題以及其可能存在的影響機制進(jìn)行了大量的實證檢驗，但通過對相關(guān)文獻(xiàn)的比較研究，我們發(fā)現(xiàn)從制度這個視角來對資源詛咒問題進(jìn)行剖析闡述相對來說立意深遠(yuǎn)，更容易引人深思。按照新制度學(xué)派的觀點，從表面上來看，資本、勞動確實影響了經(jīng)濟(jì)增長，但實際上起本質(zhì)性作用的是制度，經(jīng)濟(jì)體中出現(xiàn)的資本和勞動規(guī)模的擴(kuò)張其實只是經(jīng)濟(jì)在增長過程中出現(xiàn)的一種外在表現(xiàn)形式。循此邏輯，我們認(rèn)為，基于制度層面對“資源詛咒”問題進(jìn)行實證考察能夠最有效地剖析“資源詛咒”。本文從我國實際出發(fā)，首先驗證了我國在省級層面上是否存在“資源詛咒”，在此基礎(chǔ)上使用30個省份的面板數(shù)據(jù)，通過面板門檻模型來分析“資源詛咒”問題，同時還考察了制度變量的五個代理變量(產(chǎn)品市場發(fā)育程度、政府與市場關(guān)系、要素市場發(fā)育程度、中介組織和法律、非國有經(jīng)濟(jì)發(fā)展)對“資源詛咒”這一現(xiàn)象是否存在門檻效應(yīng)進(jìn)行研究，實證檢驗了制度質(zhì)量對“資源詛咒”存在的非線性影響。本文的研究結(jié)果為理解資源與經(jīng)濟(jì)增長之間的相關(guān)關(guān)系以及如何實現(xiàn)可持續(xù)發(fā)展提供了一定理論依據(jù)。

二、理論分析與研究假設(shè)

(一)我國國內(nèi)在省級層面是否存在“資源詛咒”？

現(xiàn)有文獻(xiàn)中對“資源詛咒”假說這一問題的研究，出發(fā)點大多是從跨國際或者世界性的角度來進(jìn)行實證考察的，但Papyraki和Gerlagh(2007)則對“資源詛咒”這個問題做了更加深入細(xì)致和具體的研究分析，他們將這一現(xiàn)象的研究視角由多國轉(zhuǎn)化為研究一國內(nèi)不同的地區(qū)從而擴(kuò)寬了“資源詛咒”這個問題的研究范圍。Alex Jame和David Aadland(2011)的研究更進(jìn)一步，將研究對象由跨國聚焦到美國的郡/縣水平，檢驗“資源詛咒”假說在美國縣級水平上是否也是成立的。結(jié)果顯示，自然資源與經(jīng)濟(jì)增長之間從短期來看是存在著比較明顯的負(fù)相關(guān)關(guān)系的，但他們同時也發(fā)現(xiàn)這種負(fù)相關(guān)關(guān)系在長期中卻隨著年份的增加而表現(xiàn)出一種逐漸減弱的趨勢。一些學(xué)者研究了更長的時間段，卻得到了相反的結(jié)果。Michaels(2010)對美國南部的一些縣的歷史數(shù)據(jù)進(jìn)行了分析，發(fā)現(xiàn)在1890年石油資源富裕的縣與其他的縣的經(jīng)濟(jì)并沒有明顯差異，但是在石油被發(fā)現(xiàn)后大約50年開始出現(xiàn)明顯的區(qū)別。在1940-1990年這段時間內(nèi)，擁有豐富石油的縣的人口增長率、人均收入水平以及基礎(chǔ)設(shè)施狀況都明顯好于其他的縣。因此，從長期來看，美國在縣級水平上是并不存在“資源詛咒”這一現(xiàn)象的。

“資源詛咒”現(xiàn)象的研究在中國國內(nèi)同樣面臨著爭論不斷、莫衷一是的局面。許多學(xué)者均對這一問題持肯定態(tài)度并認(rèn)為“資源詛咒”這一現(xiàn)象在我國國內(nèi)省級層面這一水平上是成立的。例如徐康寧、王劍(2006)認(rèn)為，資源豐裕度的差異是造成各地區(qū)發(fā)展出現(xiàn)差異的一個顯著的影響因素，并利用1995-2003年我國數(shù)據(jù)質(zhì)量比較好的省級面板數(shù)據(jù)對我國是否存在“資源詛咒”進(jìn)行了大量的實證檢驗，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，在資源比較豐裕的省份中，大多數(shù)省份的經(jīng)濟(jì)在發(fā)展過程中確實受到了本地豐裕的自然資源的限制，經(jīng)濟(jì)表現(xiàn)與該地?fù)碛械馁Y源優(yōu)勢背道而馳。胡援成(2007)通過理論分析并以此為基礎(chǔ)構(gòu)建了相應(yīng)的計量模型，使用我國1999-2004年這段時間的省級面板數(shù)據(jù)來實證考察國內(nèi)的資源詛咒問題，最后得出的實證結(jié)果認(rèn)為在國內(nèi)自然資源豐裕程度的確是對經(jīng)濟(jì)發(fā)展有著比較明顯的負(fù)面影響的，這也支持了徐康寧(2006)等人的研究結(jié)果。與之類似的研究還有邵帥、齊中英(2008)。另一些學(xué)者對這一問題則持否定觀點，丁菊紅、鄧可斌(2007)通過實證檢驗發(fā)現(xiàn)“資源詛咒”假說現(xiàn)象在國內(nèi)表現(xiàn)得并不是十分明顯。在地級市這個層面上具有代表性的研究是由方穎、紀(jì)衎和趙揚(2011)做出來的，他們在研究中發(fā)現(xiàn)省會城市豐裕的自然資源對省內(nèi)其他城市往往存在著一個正向的促進(jìn)作用，在該文中方穎等人認(rèn)為之前研究中的一個重要問題就是指標(biāo)的選取不當(dāng)，他們使用人均概念來衡量自然資源豐裕程度時，在中國城市層面上是不存在“自然資源詛咒”這一結(jié)論的。從上述文獻(xiàn)分析可以看出，對于我國國內(nèi)到底是否存在“資源詛咒”，由于研究方法、數(shù)據(jù)和指標(biāo)選取的不同，學(xué)者們也是持不同意見的。為了驗證這個問題，我們利用30個省份1998-2014年的數(shù)據(jù)進(jìn)行了研究，從經(jīng)濟(jì)增長與自然資源依賴度的散點圖以及擬合回歸線可以比較明顯地看到，人均GDP增長率與自然資源依賴度之間是一條水平的直線，并不存在相關(guān)關(guān)系。

圖1 人均GDP增長率與自然資源依賴度

(二)制度質(zhì)量是如何影響“資源詛咒”的？

根據(jù)已有文獻(xiàn)對制度質(zhì)量的研究，一般來說，一個國家或地區(qū)的發(fā)展好壞主要取決于其資源的利用情況，自然資源能否得到充分利用并且用在最優(yōu)效率的地方，對該地的經(jīng)濟(jì)發(fā)展往往具有決定作用，而這一切的實現(xiàn)都需要一個良好的制度去保障。自然資源作為一種生產(chǎn)要素本身并不會阻礙經(jīng)濟(jì)增長，但豐富的自然資源有可能會降低政府的治理質(zhì)量。自然資源的這一“制度弱化”效應(yīng)主要是通過政府的貪污腐敗來間接傳導(dǎo)的(徐康寧、韓劍，2005；武芳梅，2007；李天籽，2007；邵帥、齊中英，2008)。當(dāng)產(chǎn)品市場發(fā)育程度不完善時，商品的價格機制被扭曲無法準(zhǔn)確反映其內(nèi)在價格。那么一些資源型產(chǎn)品的廠商往往會選擇采取尋租行為，以期政府為自己的產(chǎn)品定一個較高的價格從而獲得超額利潤。面對這些尋租行為，官員秉公執(zhí)法的機會成本會顯著上升，此時官員更傾向于與企業(yè)合謀為自己謀求經(jīng)濟(jì)利益，從而使得政府的一些規(guī)章制度失去現(xiàn)實基礎(chǔ)，使得政府治理能力下降的同時自然資源也不能得到有效配置，不利于經(jīng)濟(jì)增長。另一方面，制度不完善也給官員進(jìn)行改革留下了更大的試錯空間，官員可以以“改革”為口號增強對市場的干預(yù)從而脅迫企業(yè)為自己提供不正當(dāng)利益，同時以制度不完善為借口的“改革”也能降低官員的違紀(jì)成本，面對資源型行業(yè)存在著極高的經(jīng)濟(jì)租金，政府官員很難保證自己不腐敗，此時也會發(fā)生資源錯配，同樣不利于經(jīng)濟(jì)增長。相反，當(dāng)產(chǎn)品市場發(fā)育程度較高時，投資者不需要跨越政府的尋租門檻，可以直接通過市場的價格信號來決定是否進(jìn)入市場，此時作為生產(chǎn)要素的自然資源能夠完全發(fā)揮自己的作用從而推動經(jīng)濟(jì)增長。具體影響機制如圖2所示。

圖2 產(chǎn)品市場發(fā)育不完善對經(jīng)濟(jì)增長的作用機制

在制度弱化影響機制的研究基礎(chǔ)上，一些學(xué)者開始探索“資源詛咒”的存在條件。薩米蒂等(Sarmidi et al，2014)用 1984-2005年90個國家的數(shù)據(jù)，驗證了法律、政府效率、腐敗和機構(gòu)質(zhì)量等對資源詛咒的門檻效應(yīng)。邵帥、范美婷、楊莉莉(2013)也對“資源詛咒”的存在條件進(jìn)行了有益的探索，他們利用中國在1998-2010年這個時間段國內(nèi)220個地級及以上城市的面板數(shù)據(jù)作為樣本來進(jìn)行研究，實證考察了資源產(chǎn)業(yè)依賴對于經(jīng)濟(jì)效率是否存在著不同的影響區(qū)間，結(jié)果發(fā)現(xiàn)“資源詛咒”的存在是有條件的。Boschini et al(2013)研究發(fā)現(xiàn)，自然資源對經(jīng)濟(jì)增長的影響并不是單獨取決于資源稟賦，而是受到一國自然資源與制度質(zhì)量之間的交互項的影響，只有當(dāng)資源豐裕的國家其制度質(zhì)量極其之差時,資源詛咒效應(yīng)才真正具有現(xiàn)實意義，當(dāng)該國制度質(zhì)量足夠好的時候，自然資源不僅不會導(dǎo)致“資源詛咒”效應(yīng)反而會促使該國經(jīng)濟(jì)以更快的速度發(fā)展。何雄浪(2016)在新古典經(jīng)濟(jì)增長理論的基礎(chǔ)上將制度質(zhì)量納入理論模型中，從理論上闡述了制度質(zhì)量是“資源詛咒”的一個前提條件，當(dāng)制度質(zhì)量小于某個臨界值時，此時是存在“資源詛咒”現(xiàn)象的，反之則反是。基于對文獻(xiàn)的梳理和相關(guān)經(jīng)驗分析，我們提出以下假設(shè)：

假設(shè)1：基于已有理論與特征事實,中國在省級層面數(shù)據(jù)表明總體上并不存在“資源詛咒”。

假設(shè)2：通過引入制度質(zhì)量的中介變量,可以發(fā)現(xiàn)存在有條件的“資源詛咒”,其影響機制可能呈現(xiàn)明顯的非線性效應(yīng)。

三、門檻模型設(shè)定、變量選取與數(shù)據(jù)說明

(一)門檻模型設(shè)定與估計方法

根據(jù)上述分析可知，自然資源詛咒也許是會隨著制度質(zhì)量的變化而同樣發(fā)生變化的，也就是說存在各種不同的作用區(qū)間。使用門檻變量來決定分界點從而將研究樣本進(jìn)行分段這一思想最早是由Hansen提出來的，通過不斷地對門檻變量的觀察值進(jìn)行分段回歸從而估計出來的適合的門檻值，能夠十分有效地回避以往研究者在構(gòu)建模型時使用主觀判定分界點這一弊端所造成的分段點的選擇性偏誤。因此，本文基于面板門檻模型，使用單一門檻模型對面板門檻模型進(jìn)行解釋說明，其基本方程可設(shè)定為:

Yit=ui+Xitβ1×I(qit≤γ)+Xitβ2×I(qitfγ)

(1)

其中，i=1，2，…，N，N表示不同的個體； t=1，2，…，T，T表示時間；qit表示門檻變量，在本文中我們使用的是市場化指數(shù)的五個二級指標(biāo)；Yit和xit分別表示被解釋變量和解釋變量，在本文中我們使用的分別是人均GDP增長率與資源依賴度；(1)式中的I(·)指的是一個指標(biāo)函數(shù)，當(dāng)滿足某一條件時這個函數(shù)的取值為1，否則則取0。那么根據(jù)門檻變量qit和門檻值γ的大小關(guān)系進(jìn)行排序就可以將論文中樣本的觀察值根據(jù)分界點分為兩個不同的區(qū)間，而這兩個區(qū)間的不同主要是通過不同區(qū)間內(nèi)的門檻變量前的回歸系數(shù)β1和β2表現(xiàn)出來的。為了剔除該模型估計中會遇到的個體效應(yīng)，采取“組內(nèi)去心”的方法也就是每個觀察值都減去其平均值，若是以矩陣形式表現(xiàn)，則式(1) 可轉(zhuǎn)換為:

Y*=x*(γ)β+ε*

(2)

(二)變量說明與數(shù)據(jù)說明

1、被解釋變量和解釋變量。本文的被解釋變量是經(jīng)濟(jì)增長水平，具體來說就是使用人均GDP增長率來度量。之所以使用人均GDP作為被解釋變量，是參考Alexeev和Conrad(2009)的做法，他們認(rèn)為在研究資源詛咒問題時，比較好的度量指標(biāo)應(yīng)該是人均概念的，而不是以GDP作為分母，這樣有可能會產(chǎn)生內(nèi)生性問題，從而傾向于得出資源效應(yīng)為負(fù)的結(jié)論。本文的解釋變量為自然資源依賴度，Ding et al.(2005)第一次對自然資源稟賦和資源依賴度的差異進(jìn)行了分析，他認(rèn)為一地的自然資源稟賦也就是自然資源的豐裕度指的是一國或者地區(qū)所擁有的全部的自然資源，是一個絕對量，并且通常是會隨著人類對該地的資源開發(fā)而逐漸減少的，資源依賴則指的是在經(jīng)濟(jì)發(fā)展過程中所需要消耗的資源數(shù)量以及人類對資源的依賴程度。因而，要想在實證中得到準(zhǔn)確的結(jié)果，區(qū)分資源稟賦和資源依賴并選取恰當(dāng)?shù)闹笜?biāo)是尤為重要的?，F(xiàn)有文獻(xiàn)中關(guān)于自然資源的度量方式有很多種，主要差別在于到底使用自然資源豐裕度還是使用自然資源依賴度來度量自然資源。一國經(jīng)濟(jì)發(fā)展的好壞通常與其開采的自然資源總量，而不是其總的自然資源儲存量有關(guān)。因此，我們認(rèn)為自然資源依賴度更適合用來解釋“自然詛咒”現(xiàn)象。我們參考方穎等(2011)的指標(biāo)選取方法，在選取采掘業(yè)從業(yè)人員數(shù)的基礎(chǔ)上加入農(nóng)、林、牧、漁從業(yè)人員數(shù)，兩者之和占當(dāng)?shù)乜偟膹臉I(yè)人口數(shù)比例作為反映自然資源依賴度的指標(biāo)。

2、門檻變量和控制變量。為了更加具體地考察制度質(zhì)量對“資源詛咒”的影響，本文選取市場化指數(shù)下面的五個二級指標(biāo)分別作為門檻變量，從這五個方面*這五個方面指的是：政府與市場關(guān)系、非國有經(jīng)濟(jì)發(fā)展、產(chǎn)品市場發(fā)育程度、要素市場發(fā)育程度、中介組織和法律，也就是市場化指數(shù)的五個二級指標(biāo)。市場化指數(shù)的二級指標(biāo)參考王小魯、樊綱、余靜文(2016)編制的中國分省份市場化指數(shù)報告?？疾熘贫荣|(zhì)量對“資源詛咒”的影響，控制變量有人力資本投入、對外開放度以及科研投入。其中人力資本投入采用當(dāng)?shù)卮髮＜耙陨先丝跀?shù)占當(dāng)?shù)厝丝跀?shù)比重來度量，對外開放度使用當(dāng)?shù)剡M(jìn)出口額占當(dāng)?shù)谿DP比重來度量，科研投入則采用科學(xué)費用占當(dāng)?shù)刎斦С霰戎囟攘?其中1998—2006年的科學(xué)費用，因為統(tǒng)計數(shù)據(jù)缺失，我們采用科技三項費用與科學(xué)事業(yè)費之和來代替)。

3、數(shù)據(jù)來源與描述性統(tǒng)計。由于西藏地區(qū)市場化指數(shù)的缺失，本文采用的樣本數(shù)據(jù)為1998-2014年國內(nèi)除西藏外的30個省份的面板數(shù)據(jù)，所有的論文中使用的數(shù)據(jù)均來自《中國統(tǒng)計年鑒》，為了保證一致性所有的變量均是無量綱變量。

表1 變量描述性統(tǒng)計

四、實證結(jié)果分析

(一)基于假設(shè)1的回歸檢驗

為了檢驗我國國內(nèi)在省級層面是否存在“資源詛咒”，我們使用如下計量模型：

PGRit=α0+β0NRit+β1Xit+β2CONTRALit+μi

(3)

其中Xit為市場化指數(shù)二級指標(biāo)的集合，根據(jù)1998-2014年除西藏外的其他30個省份的面板數(shù)據(jù)，通過簡單最小二乘法(OLS)，我們檢驗資源依賴度與經(jīng)濟(jì)增長之間是否存在著線性相關(guān)關(guān)系。為了控制在回歸過程中也許會出現(xiàn)的異方差問題，我們采取White顯著一致性異方差調(diào)整，從而得到的估計值的標(biāo)準(zhǔn)差和相應(yīng)的t值都是穩(wěn)健的?；貧w的具體思路是在先保證制度一定的條件下，考察經(jīng)濟(jì)增長與資源依賴度之間的關(guān)系，然后再不斷加入其他文獻(xiàn)中比較常用的控制變量繼續(xù)進(jìn)行回歸。根據(jù)表2可知，當(dāng)使用各個省份的人均GDP增長率與資源依賴度以及市場化指數(shù)的二級指標(biāo)進(jìn)行回歸時，自然資源前面的系數(shù)為0.00469，但是t值為0.12，在統(tǒng)計上并不顯著，因此我們無法認(rèn)為存在“資源詛咒”現(xiàn)象。但有趣的是，當(dāng)我們在控制人力資本投入后，資源依賴度前的回歸系數(shù)的符號由正變?yōu)榱素?fù)，可惜在統(tǒng)計上仍是不顯著的。當(dāng)控制了所有的控制變量后，我們發(fā)現(xiàn)，資源依賴度NR與各個省份的人均GDP增長率PGR之間并不存在顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系，這與方穎(2011)等人的研究是相契合的。這說明無法證明在我國國內(nèi)省級層面上存在“資源詛咒”現(xiàn)象，這與假說1也是吻合的。同時可以看到人力資本投入對經(jīng)濟(jì)有顯著的正向效應(yīng)，這與胡援成(2007)的研究結(jié)論也是一致的。為了考察資源依賴度對經(jīng)濟(jì)可能的非線性影響，我們在模型中加入了資源依賴度的平方項來進(jìn)行考察。從模型(5)的回歸結(jié)果可以明顯看到，資源依賴度的一次項是一個不顯著的正數(shù)，而平方項前的系數(shù)是一個比較顯著的負(fù)值，也就是說資源依賴度與經(jīng)濟(jì)增長之間存在著一種倒“U”形的關(guān)系。那么到底是什么原因?qū)е铝速Y源依賴度與經(jīng)濟(jì)增長之間這種倒“U”形的關(guān)系呢？下面我們應(yīng)用面板門檻模型來分析制度質(zhì)量對“自然資源詛咒”存在的門檻效應(yīng)，以及制度質(zhì)量具體是怎樣影響“資源詛咒”的。

表2 混合OLS回歸參數(shù)估計結(jié)果

續(xù)表2

模型(1)模型(2)模型(3)模型(4)模型(5)TECHNO-1.641(-0.75)-2.217(-0.99)sequare_NR-0.770?(-1.88)常數(shù)項0.0500???(3.46)0.0181(1.25)0.0164(1.14)0.0207(1.42)0.00493(0.29)r20.1330.1770.1850.1860.191N510510510510510F22.6725.4323.9321.3619.88

注：***、**和*分別表示在1%、5%和10%水平下顯著，下同。

(二)基于假設(shè)2的回歸檢驗

1、門檻效應(yīng)檢驗

從市場化指數(shù)的五個二級指標(biāo)的構(gòu)建內(nèi)容來看，產(chǎn)品市場發(fā)育程度是由價格由市場決定程度和減少商品市場上的地方保護(hù)這兩個子指標(biāo)合成來測算的。價格在市場經(jīng)濟(jì)中是一個非常重要的顯示信號，能夠全面刻畫經(jīng)濟(jì)體的運行狀況，而減少地方保護(hù)反映了政府對經(jīng)濟(jì)活動干預(yù)的下降，所以產(chǎn)品市場發(fā)育程度能夠較好地說明我國國內(nèi)的制度質(zhì)量的變化。其他幾個二級指標(biāo)相對來說存在一些瑕疵，例如非國有經(jīng)濟(jì)。這個指標(biāo)雖然也能反映我國國內(nèi)制度變遷的一些特征，但其指標(biāo)合成指向性過強，指標(biāo)的主體是非國有經(jīng)濟(jì)，而在中國這樣一個特殊的國家里，非國有經(jīng)濟(jì)發(fā)展一直處于一種被異化的狀態(tài)，所以我們使用產(chǎn)品市場發(fā)育程度能更好地說明這個過程。

首先，為了確定回歸模型的形式或者說使用幾重門檻模型來進(jìn)行回歸分析，需要知道到底存在幾個門檻值，需要進(jìn)行門檻效果檢驗。從表3中可以得到進(jìn)行門檻效果檢驗所需要的F統(tǒng)計量以及與之相對應(yīng)的的 P 值。從表3中可以看到，單一門檻和雙重門檻效果檢驗的P值分別為0.0280和 0.0000,門檻效果在5%的水平上都是顯著的，而三重門檻效果并不顯著 ,自抽樣 P值為0.4860。因此 ,下面的回歸分析使用的模型為雙重門檻模型。具體的模型如式(4)：

PGRit=ηi+β1×NRit(MOGit≤γ1)+β2×NRit(γ1pMOGit≤γ2)+β3×NRit(MOGitfγ2)+θ’CONTRALit+εit

(4)

表3 門檻效果檢驗及估計值

注：p值和臨界值均為采用“自抽樣法”(Bootstrap)反復(fù)抽樣500次得到的結(jié)果。

產(chǎn)品市場發(fā)育程度的兩個門檻的估計值以及各自對應(yīng)的95%置信區(qū)間可以從表 3中清楚地看到。為了更好地理解門檻值以及置信區(qū)間，我們繪制了相應(yīng)的似然比函數(shù)圖，如圖3和圖4所示。在雙重門檻模型中，門檻變量對應(yīng)的估計值分別為6.5200(如圖2所示)和8.5400 (如圖3所示) 。根據(jù)這兩個門檻值的大小關(guān)系，我們可以將產(chǎn)品市場發(fā)育程度細(xì)分為低水平(MOG≤6.5200)、中等水平(6.52008.5400)這三個子樣本進(jìn)行相應(yīng)的考察。

投資者不需要跨越政府的尋租門檻，可以直接通過市場的價格信號來決定是否進(jìn)入市場，此時作為生產(chǎn)要素的自然資源能夠完全的發(fā)揮自己的作用從而推動經(jīng)濟(jì)增長。具體影響機制如圖2所示。

圖3 第一個門檻的估計值和置信區(qū)間 圖4 第二個門檻的估計值和置信區(qū)間

2、門檻估計

將產(chǎn)品市場發(fā)育程度根據(jù)門檻值6.52和8.54將樣本分成了(0,6.52]、(6.52,8.54]和(8.54,∞)三段。從各段資源依賴度前面的系數(shù)來看，整個曲線呈現(xiàn)出u型形態(tài)，也就是說資源依賴度與人均GDP增長率之間的系數(shù)由于所處區(qū)間的不同確實出現(xiàn)了由負(fù)到正的轉(zhuǎn)換。產(chǎn)品市場發(fā)育程度有效地改善了省級層面“資源詛咒”假說。具體來看，當(dāng)產(chǎn)品市場發(fā)育程度小于或等于6.5200時，也就是處于低水平的產(chǎn)品市場發(fā)育程度時，資源依賴度NR前面的系數(shù)是-0.2263，即資源依賴度每增加一個單位，人均GDP增長率減少0.2263個單位，且在10%的水平上顯著。這說明此時，人均GDP增長率與資源依賴度之間存在著顯著的反方向關(guān)系，也就是說此時存在“資源詛咒”現(xiàn)象；當(dāng)6.52008.5400時，資源依賴度前面的系數(shù)不僅由負(fù)數(shù)變?yōu)榱苏龜?shù)0.3764，而且此時的p值為0.009，在1%水平上是顯著的，也就是說此時NR與PGR之間存在著顯著的正相關(guān)關(guān)系，我們認(rèn)為當(dāng)產(chǎn)品市場發(fā)育程度很高時，存在著“資源福音”。并且從絕對值的大小來看，產(chǎn)品市場發(fā)育程度越高，資源依賴度對經(jīng)濟(jì)影響越大，這是因為在更好的制度質(zhì)量下，對資源的利用率一般都會比較高，從而使得自然資源成為經(jīng)濟(jì)增長的一個有力助推器。對實證結(jié)果的分析表明在產(chǎn)品市場發(fā)育程度這個角度能夠驗證假設(shè)2——“資源詛咒”現(xiàn)象的存在是會隨著制度質(zhì)量變化而變化的。

表4 以產(chǎn)品市場發(fā)育程度為門檻的回歸結(jié)果

下面分別使用其他四個二級指標(biāo)作為門檻變量來進(jìn)行分析，分析過程與使用產(chǎn)品市場發(fā)育程度作為門檻變量時基本一致,在此不再贅述。

表5 門檻檢驗結(jié)果

從表5可以清楚地看到，政府與市場關(guān)系(MG)和中介組織和法律(LA)具有一重門檻，這從MG在一重門檻檢驗時p值為0.026和二重門檻檢驗時的p值0.116以及中介組織和法律LA在一重門檻檢驗時p值為0.022和二重門檻檢驗時p值為0.238可以看出；非國有經(jīng)濟(jì)(NGE)對經(jīng)濟(jì)增長與資源依賴度之間的關(guān)系沒有門檻效應(yīng)，因為一重門檻的p值為0.134，這在統(tǒng)計上是不顯著的，所以不存在門檻效應(yīng)。要素市場發(fā)育程度(MOF)存在雙重門檻，一重門檻檢驗時p值為0.018，二重門檻檢驗時p值為0.04，但沒有通過三重門檻檢驗，因為此時p值為0.982。從上表中，我們可以得出各個門檻變量的門檻值，NGE沒有門檻值，MG有一個門檻值6.28，LA有一個門檻值4.28，MOF有兩個門檻值2.07和4.82。

確定了門檻值后，可以很容易地確定相應(yīng)門檻變量對應(yīng)的模型形式，模型與上述MOG分析過程基本一致。下面將MG、LA、MOF分別作為門檻變量進(jìn)行系數(shù)估計。針對面板數(shù)據(jù)的特點，首先通過Hausman檢驗結(jié)果選擇固定效應(yīng)模型，同時采用White穩(wěn)定性估計以避免估計過程可能出現(xiàn)的異方差問題。

表6 門檻回歸結(jié)果

續(xù)表6

從表6中的模型(1)中看出，政府與市場關(guān)系(MG)確實對我國國內(nèi)省級層面“資源詛咒”現(xiàn)象存在著門檻效應(yīng)，當(dāng)市場與政府關(guān)系位于第一個門檻值以下的水平時，門檻變量前面的系數(shù)為-0.457，且在1%的水平上通過了顯著性檢驗，這表明經(jīng)濟(jì)增長與資源依賴度之間的反方向變動關(guān)系是比較明顯存在的。也就是說對資源的依賴度越高，經(jīng)濟(jì)增長速度反而比較緩慢，即存在“資源詛咒”現(xiàn)象。當(dāng)政府與市場關(guān)系處于較高水平時，資源依賴度前面的系數(shù)的絕對值為0.131，此時符號為負(fù)，說明仍然可能存在“資源詛咒”，但資源依賴度對經(jīng)濟(jì)的影響并不如低水平政府與市場關(guān)系時的影響大。但此時系數(shù)的t值為-1.01，在統(tǒng)計上并不顯著，也就是說這種負(fù)相關(guān)關(guān)系并不顯著。

表6模型(2)考察了中介組織和法律(LA)對“資源詛咒”的門檻效應(yīng)。從回歸結(jié)果來看，中介組織和法律對“資源詛咒”的門檻效應(yīng)并不明顯，這主要表現(xiàn)在由門檻值劃分的兩個區(qū)間內(nèi)資源依賴度前的系數(shù)都是不顯著的。雖然系數(shù)都不是統(tǒng)計顯著的，但系數(shù)也確實發(fā)生了由負(fù)到正的變化，這可以在一定程度上佐證“資源詛咒”的存在是有條件的。

表6模型(3)考察了要素市場發(fā)育程度對“資源詛咒”的門檻效應(yīng)?；貧w結(jié)果表明，要素市場發(fā)育程度對“資源詛咒”現(xiàn)象有明顯的門檻效應(yīng)。當(dāng)要素市場發(fā)育程度小于或等于2.07時，此時資源依賴度前的系數(shù)為-0.303，并且在5%的水平下顯著，說明要素市場發(fā)育程度較低時，會存在“資源詛咒”現(xiàn)象；但當(dāng)要素市場發(fā)育程度介于2.07和4.82之間時，此時系數(shù)也為負(fù)數(shù)但并不顯著；當(dāng)要素市場發(fā)育程度大于4.82時，此時系數(shù)為-0.381，并且在1%的水平下是統(tǒng)計顯著的。比較-0.303和-0.381可以看到，當(dāng)要素市場發(fā)育程度處于較低水平時，可以看到資源依賴度對經(jīng)濟(jì)增長的影響小于要素市場發(fā)育程度較高時，說明要素市場發(fā)育程度越高，資源依賴對經(jīng)濟(jì)增長的影響越大。這與我們前面得出的結(jié)論也是一致的。但從系數(shù)的符號為負(fù)來看要素市場發(fā)育程度并沒有改變“資源詛咒”現(xiàn)象，反而更進(jìn)一步支持了“資源詛咒”假說。對此，我們認(rèn)為存在的一個解釋是，要素市場發(fā)育程度是由幾個市場化指數(shù)的三級指標(biāo)*這幾個指標(biāo)是金融市場化程度、金融業(yè)競爭、信貸資金分配市場化、引進(jìn)外資程度、勞動力流動性、技術(shù)成果市場化。合成的，其中金融業(yè)所占比重較高，而金融業(yè)的發(fā)展若不能有效服務(wù)于實體經(jīng)濟(jì)，必然會影響經(jīng)濟(jì)的增長速度。更何況目前中國的金融市場制度并不完善，金融業(yè)的過度發(fā)展會使得資源行業(yè)的資金并不是從事實體經(jīng)濟(jì)反而轉(zhuǎn)向投機和玩資本游戲，這既浪費了資源也不利于經(jīng)濟(jì)的穩(wěn)定與增長。

五、主要結(jié)論與政策建議

完善的制度能夠保證經(jīng)濟(jì)增長方式平穩(wěn)轉(zhuǎn)換，而不完善的經(jīng)濟(jì)制度不僅對地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展不利，同時也不利于新常態(tài)下經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)的轉(zhuǎn)型升級。特別是當(dāng)一些資源型區(qū)域的制度質(zhì)量比較差時，制度的弱化就很可能導(dǎo)致該地區(qū)出現(xiàn)“自然資源詛咒”。因此，在制度條件不同的的前提下對“資源詛咒”這一問題進(jìn)行實證考察，顯然能夠進(jìn)一步加深對“資源詛咒”現(xiàn)象的認(rèn)識和理解，同時也能更好地了解為什么有的地區(qū)會出現(xiàn)資源詛咒而其他地區(qū)沒有。本文通過對現(xiàn)有文獻(xiàn)進(jìn)行梳理與研究，在理論上對“資源福音”與“資源詛咒”這個悖論問題進(jìn)行了探討，認(rèn)為當(dāng)制度質(zhì)量高于某個臨界值時，自然資源對經(jīng)濟(jì)體的增長來說是一個“天賜福音”，當(dāng)制度質(zhì)量低于某個臨界值時，則會出現(xiàn)相反的現(xiàn)象，即豐裕的自然資源對經(jīng)濟(jì)體來說則是來自惡魔的“詛咒”——也就是存在“資源詛咒”。在進(jìn)行理論分析的基礎(chǔ)上，結(jié)合面板門檻模型對我們的觀點進(jìn)行了實證檢驗，最終本文得出的實證結(jié)論主要有:“自然資源詛咒”假說在我國省級層面上并不一定成立。但是當(dāng)產(chǎn)品市場發(fā)育程度、要素發(fā)育程度以及中介組織和法律處于較低水平或者中等水平的情況下，“自然資源詛咒”現(xiàn)象是存在的。隨著產(chǎn)品市場發(fā)育程度的提升，“自然資源詛咒”發(fā)生的風(fēng)險會下降。當(dāng)一地產(chǎn)品市場發(fā)育程度處于高水平時，自然資源是經(jīng)濟(jì)增長的“福音”，自然資源能夠有效地促進(jìn)該地區(qū)經(jīng)濟(jì)的增長。

綜上，本文從制度角度給出了下面幾個政策建議。第一，保持政府對經(jīng)濟(jì)的適度干預(yù)，最好能夠盡量減少對經(jīng)濟(jì)的干預(yù)，尤其是對于中西部的一些資源型區(qū)域，政府需要為他們的資源型產(chǎn)品參與市場提供機會，保證市場自由分配資源，增強市場活力，提高資源依賴度較高的地區(qū)各種生產(chǎn)要素的自由流動，改良各種生產(chǎn)要素在經(jīng)濟(jì)中的投入比例，使這些地區(qū)的各個產(chǎn)業(yè)能夠比較協(xié)調(diào)有序地發(fā)展。第二，對于一些具有國家戰(zhàn)略意義的資源性行業(yè)的開發(fā)，可以在不影響國家安全的前提下，適當(dāng)?shù)赜羞x擇性地降低這些資源性行業(yè)的準(zhǔn)入門檻，同時花大力氣對資源領(lǐng)域的各種不合理、不恰當(dāng)?shù)捏w制制度進(jìn)行大刀闊斧的改革，增強這些領(lǐng)域的開放程度，以便這些領(lǐng)域也能夠吸收到來自國外的資金和一些先進(jìn)技術(shù)，提高資源的開發(fā)程度以及利用效率。但同時要注意到資源開發(fā)對環(huán)境的污染問題，盡可能少地污染環(huán)境，并做好污染防治工作。第三，應(yīng)該大力健全中國的產(chǎn)權(quán)制度，使產(chǎn)權(quán)多元化，從而使得各類產(chǎn)權(quán)主體都能積極有效地挖掘自身潛能并發(fā)揮自身優(yōu)勢，尤其是要遏制資源性行業(yè)的壟斷行為，使其開發(fā)、生產(chǎn)以及最后的利益分配透明化，從而減少資源相關(guān)領(lǐng)域極易滋生的腐敗以及尋租行為，同時減少不公平競爭等不良現(xiàn)象。

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