论文部分内容阅读
基金项目《基于油气资源禀赋的产业集聚、技术溢出与区域创新能力提升的关联研究》（项目编号：08JBL038）的阶段性研究成果之一，同时本文还受教育部人文社会科学研究青年基金项目《油气资源富集区域经济协调发展战略研究——基于陕西的案例分析》（项目编号：09XJC790012）资助。
内容提要 本文基于对罗默模型的扩展，构建了一个包括最终产品部门、资源部门和研发部门的三部门内生增长模型，并利用动态面板数据工具对这一模型进行了检验。分析结果显示：人力资本积累能促进区域经济增长，对自然资源的依赖是引发“资源诅咒”的一个重要原因，自然资源开发主要通过挤出效应与边际报酬递减约束经济增长，而这种约束效应取决于相对风险规避倾向，资源税费对经济增长具有重要影响。
关键词 自然资源 经济增长 罗默模型 资源诅咒
〔中图分类号〕F062.1 〔文献标识码〕A 〔文章编号〕0447-662X(2011)03-0066-09
一、引言
长期以来人们认为丰腴的自然资源能够促进经济增长，但上世纪60年代以来，自然资源贫乏国家（地区）的经济增长取得了令人瞩目的成果，而自然资源富集国家（地区）的经济增长却普遍衰退，由此，引发了关于“资源诅咒”问题的讨论。国内外学术界针对“资源诅咒”现象的实证研究在验证“资源诅咒”命题成立的同时，也提出了“资源诅咒”的各种传导机制：包括资源产品价格变动导致的贸易条件波动、制造业萎缩引发的“荷兰病”效应、对人力资本与技术的挤出效应、制度弱化滋生腐败等。遗憾的是，由于缺乏相应的数理逻辑基础，以致现有文献对 “资源诅咒”产生条件的分析依然不够充分，也不能较好的解释“资源诅咒”的形成机理。
为了克服上述研究的不足，本文首先将基于罗默内生经济增长模型，对资源富集区域的经济增长路径进行数理逻辑推导，然后再采用中国近十年来的省级面板数据，对数理推导所得出的结果进行计量检验。在数理推导中，为便于更为集中地讨论自然资源与经济增长的关系，我们只讨论一个拥有资源开发部门、研发部门和最终产品部门的三部门经济体。资源开发部门作为一个考虑开采成本的纯劳动密集型部门，其产出主要取决于从事资源开发的非熟练劳动投入份额和资源禀赋状况，资源产出量在扣除资源税后进入最终产品生产函数，研发部门从事基础研究和应用技术的开发，知识的产出量主要取决于投入到研发部门的人力资本数量和已有的知识存量。在这里，我们完全采用了罗默意义上的知识生产函数，所不同的是，本文中知识要素直接进入最终产品生产函数，这就修正了罗默模型中通过一个中间产品部门连接研发部门和最终产品部门的路线，既简化了分析过程，又不违背罗默模型的基本精神。在计量模型的构建上，为了凸显经济增长的动态效应，与目前国内外主流的静态面板数据模型不同，我们将通过构建动态面板数据模型，并运用系统广义矩估计方法（SYS-GMM），进一步考察自然资源开发与区域经济增长之间的关系。
二、自然资源约束下的内生经济增长路径：一个扩展的罗默模型
我们对三部门经济的资源配置如下：经济中非熟练劳动力总量为L，视为人口总量的一个子集，其市场供给是固定的，即其增长率L•/L=n=0。非熟练劳动力既可以投入到最终产品部门，也可以投入到资源开发部门，投入到最终产品部门和资源开发部门的非熟练劳动力分别记为λL和（1-λ）L，其中λ∈（0，1）。假设人力资本总量为H，其市场供给也是固定的，人力资本可以投入到最终产品部门，也可以投入到研发部门，投入到最终产品部门和研发部门的人力资本分别记为记为θH和（1-θ），其中，θ∈（0，1）。此外，该经济中还要投入的物质资本、知识、自然资源（本文只讨论不可再生资源）等生产要素，分别用K、A和R表示。
（一）模型描述
1. 投入和产出
（1）最终产品部门。通过对罗默的内生经济增长模型进行扩展和修正，把自然资源引入生产函数，最终产品部门代表性厂商的生产函数为：
Y=（AλL）α1（θH）α2Kα3［（1-τ）R］α4（1）
其中，Y表示最终产品产出水平；α1，α2，α3，α4ε（0，1），且α1+α2+α3+α4=1，即规模报酬不变；（1-τ）R为扣除资源税后投入到最终产品部门生产函数的资源量，τ为资源税率，且τ∈（0，1）；A、λL、θH、K分别表示投入到最终产品部门生产函数的知识、非熟练劳动力、人力资本、物质资本。
（2）资源部门。假定在发现自然资源的初期，为确保后续的劳动密集型常规生产的进行，资源生产商必须一次性投人一定数量的物质资本D进行初期的基础性生产建设投资。假定资源部门不追加物质资本投资而仅利用劳动力这个单一的生产要素就可以进行资源开发。因此，劳动力规模报酬不变的资源开发部门的生产函数为：邵帅，齐中英：《自然资源开发、区域技术创新与经济增长——一个对“资源诅咒”的机理解释及实证检验》，《中南财经政法大学学报》2008年第4期。
R=μD（1-λ）L（2）
其中，R为开采出来并投入到最终产品部门生产函数的资源量；μ为大于0的常数，是资源开发的技术参数，μ越大表明资源开发的效率就越高；（1-λ）L为投入到资源部门的非熟练劳动力数量。为了防止自然资源的过度开采，提高资源利用效率，实现资源开发的代际公平，政府向资源部门征收税率为τ的资源税，那么，扣除资源税后，资源部门向最终产品部门投入的资源量为（1-τ)R。
（3）研发部门。研发部门从事知识的生产与开发，生产出来的知识以专利的形式存在，并直接进入最终产品部门生产函数。本文直接利用罗默模型的知识生产函数：
A=δ（1-θ）HA（3）
其中，A为知识的增量；δ大于0的常数，是知识的技术参数，表示知识生产的效率，显然，δ越大，研发投入产生新知识的效率就越高；（1-θ）H、A分别表示投入到研发部门的人力资本和已有的知识存量。
2. 消费偏好
假定代表性家庭在无限时域上有一个标准的固定弹性效用函数： Romer P M.， Endogenous Technological Change，Journal of Political Economy, 1990，98，71-102.
μ（c）=∫0∞c1-σ-11-σe-ptdt，
其中，c=C/L表示人均消费；C为瞬时总消费水平；p＞0表示消费者的主观时向偏好率；σ≥0表示相对风险规避倾向，是跨期替代弹性的倒数，σ越大，消费者会较多地安排当前消费，较少地安排未来消费。
（二）市场均衡分析
最终产品Y的价格单位化1；W表示非熟练劳动力工资，其中WR为资源部门工资，WY为最终产品部门工资；W′为人力资本工资，其中W′A为研发部门人力资本工资，W′Y为最终产品部门人力资本工资；PR为资源价格；PA为知识（或专利）价格；r为市场利率。再假设各市场为完全竞争市场。在以上条件下，代理人行为如下：
（1）最终产品部门。假设最终产品部门存在着一个代表性厂商，利润最大化决策规划为：
MaxπYA，λL，θH，K，（1-τ）R=（AλL）α1（θH）α2Kα3［（1-τ）R］α4-WYλL-rK-PR(1-τ)R-WYθH-PAA
其一阶导条件为：wY=α1YλL（4）
PR=α4Y(1-τ)R（5）
wY=α2YθH-PAAθH（6）
PA=α1YA（7）
对式（5）两边同时取对数，并对时间t求导，以gZ=ZZ，表示变量Z的增长率，则有：
gPR=gY-gR-g1-τ下文中，经济变量的增长率均用这种方法表示。（8）
（2）资源部门。资源开发部门的代表性厂商面临的生产决策规划问题为：
MaxπR(1-λ)L=PR(1-τ)μD(1-λ)L-WR(1-λ)L
由利润最大化决策：WR=PRμD(1-τ)（9）
资源开发部门不但要实现既定资源价格下的利润最大化，而且还要追求代际开采的租金最大化，根据“Hotelling rule”，开采资源的价格增长率必须等于贴现率Hotelling H.， The Economics of Exhaustible Resources，Journal of Political Economy, 1931,39，pp. 137-185.（其它财利率）
即：gPR=r（10）
（3）研发部门。研发部门面临的生产决策规划问题为：
MaxπA(1-θ)H=PAA-w′A（1-θ）H
由利润最大化决策： w′A=PAδA（11）
（4）代表性家庭。通过建立Hamilton函数，导出Ramsey规则，即人均消费增长率为：Scholz Christian M. and Georg Ziemes. Exhaustible Resources, Monopolistic Competition, and Endogenous Growth， Environmental and Resource Economics, 1999，13，pp.169-185.
gC=r-pσ（12）
以罗默为代表的内生经济增长理论证明了长期经济增长中平衡增长路径的存在。以此为前提，可以得出平衡增长路径上的经济增长率：胡健、董春诗：《基于自然资源约束的内生经济增长路径研究》，《统计与信息论坛》2009年第9期。
geY=α21δH-α2α4pα2(α1+α2)+α2α4σ（13）
（13）式变化后可得： 胡健、董春诗：《基于自然资源约束的内生经济增长路径研究》，《统计与信息论坛》2009年第9期。
geA=α1+α2+α4σα1(1-σ)geD+α1+α2+α4σα1(1-σ)ge1-τ+1-α3α1(1-σ)p（14）
根据以上分析，不难得出以下命题：
命题1：社会人力资本总量与经济增长率成正比。
命题1表明：经济增长率是人力资本及其产出效率的增函数，无论在什么情况下，人力资本及其产出效率对经济增长都起到促进作用。在资源富集地区的经济发展中，充足的人力资本存量和较高的人力资本产出效率，是实现经济可持续增长的重要条件。
命题2：经济增长对自然资源的依赖度越大，自然资源对经济增长的约束愈明显。
（13）式显示：α4越大，则geY越小。α4为产出对资源的弹性。即经济增长对资源的依赖度越大，自然资源开发对经济增长的负面影响就越大。
命题3：自然资源对经济增长的约束效应决定于相对风险规避倾向σ，当σ＞1时，自然资源对经济增长具有限制和阻碍作用，当σ＜1时，自然资源对经济增长的负面作用则可以被化解。（14）式经过变化整理可以得出知识增长率（技术进步率）与资源禀赋的关系：
geAgeD=α1+α2+α4σα1(1-σ)(15)
根据（15）式，当σ＞1时，gYgeD＜0，当σ＜1时，gYgeD＞0，于是命题3成立。
命题4：当σ＞1时，较高的资源税费对经济增长具有促进作用，当σ＜1时，较高资源税费对经济增长具有限制和阻碍作用。
（14）式经过变化可以得：geAge1-τ=α1+α2+α4σα1(1-σ)（16）
根据（16）式，当σ＞1时，geYge1-τ＜0，当σ＜1时，geYge1-τ＞0，命题4得证。
上述命题，为基于资源开发的内生经济增长路径提出了一个解释框架：对自然资源的过度依赖是导致“资源诅咒”的重要原因，这种作用机制主要通过对技术与人力资本的挤出效应和边际报酬递减规律进行，其作用的强弱取决于相对风险规避倾向，资源税费对区域经济增长具有重要影响，人力资本积累能促进区域经济增长。而这一框架的合理性还有待于我们进一步的实证检验。
三、以中国省区数据为例的实证分析
1. 实证模型设定与变量说明
根据上文“资源诅咒”的解释框架，借鉴Sachs和Warner在1995年研究所所使用的模型，Sachs, Jeffrey D., and Warner, Andrew M. Natural Resource Abundance and Economic Growth，NBER Working Paper No 5398, Cambridge, Massachusetts, National Bureau of Economic Research, Dec, 1995.并考虑到经济增长的累积效应，建立如下的动态面板数据模型：
lnGDPit=β1lnGDPit-1+β2lnZYBFit+β3lnKTSPit+β4lnRLZBit+β5lnZYSLit+β6lnGDZCit+β0+ui+εit
式中下标i代表各个省际截面单元，t代表年份。被解释变量GDPit代表第i个省份第t年的经济增长率，ui表示地区特定且不随时间变动的误差项，εit表示随机扰动项，βi为各解释变量的系数。相关解释变量定义如下：
GDPit为第i个省份第t年的经济增长率，其计算方式为Ln（第t年的人均GDP值/第t-1年的人均GDP值）。
ZYBFit表示自然资源丰裕度，我们以第i个省份第t年煤炭、石油、天然气等资源产品产量之和（产量按中科院折算公式进行折算）与第t年全国煤炭、石油、天然气等资源产品的产量之和的比值来表示自然资源丰裕度。虽然煤炭、石油、天然气三种矿产资源不足以全面反映一个地区自然资源的丰裕度，但由于能源是最重要的自然资源，能源资源有着较大的经济租，在工业化进程中具有重要的战略地位，煤炭、石油、天然气三种矿产资源作为最重要的能源，占我国能源生产与消费总量的绝对比重大，因此它们可以近似的代表自然资源的某种丰裕程度。张景华：《经济增长中的自然资源效应——自然资源是“福音”还是“诅咒”》，《山西财经大学学报》2009年第5期。
RLZBit表示人力资本，由于统计年鉴中的教育事业费数据不足以反应一个地区的人力资本总投入，有的文献中以在校学生数占总人口的比例来表示，但在校学生毕竟没有正式就业，尚不能形成产出。我们以第i个省份第t年的从业人员中专科及以上学历人员所占的比例来表示。
KJSPit表示技术水平，其计算方式为第i个省份第t年的科技经费内部支出与该省区该年份GDP的比值。
ZYSLit代表资源税费，其计算方式为第i个省份第t年的资源税占资源产业产值的比重。虽然我国现行资源税费总额主要由资源税、资源补偿费、矿区使用费、特别收益金、探矿权采矿权使用费与价款等五部分构成，由于矿区使用费只针对中外合作的油气田和海洋油气田企业征收，石油特别收益金从2006年3月26日开始征收，相对我国区域经济不具有代表性，资源税在资源税费中占绝对比重大，是资源税费的主要构成部分，因此本文以资源税近似的代表资源税费总额。
GDZCit表示投资水平，其计算方式为第i个省份第t年的固定资产总投资与该省该年份GDP的比值。
为了消除可能存在的异方差问题以及控制变量与省份固定效应的相关性，我们对各变量取自然对数，并进行差分处理，得到如下方程：
ΔlnGDPit=β1ΔlnGDPit-1=β2ΔlnZYBFit+β3ΔlnKTSPit+β4ΔlnRLZBit+β5ΔlnZYSLit+β6ΔlnGDZCit+Δεit
研究样本为1993-2007年间各省和直辖市的数据资料，其中西藏由于统计数据资料难于获取而被排除在样本之外。最终的面板数据集包含29个截面单位（重庆并入四川）在内的15年的时间序列资料，样本观察值数据共计435个。数据主要来源于对应年份《中国统计年鉴》、《中国工业经济统计年鉴》、《中国经济普查年鉴》、《中国科技统计年鉴》、《中国劳动统计年鉴》、各地方统计年鉴以及中国资讯行财经数据库。
基于扩展的罗默模型的讨论，命题1及命题2的检验拟以29个省区1993-2007年的数据和对东西部地区分组的样本数据进行。命题3与命题4的检验均涉及到相对风险规避倾向，对于风险规避倾向的准确度量暂无确实可行的方案，但根据所需要检验的命题及对相对风险规避倾向的界定，此处的检验我们可以对29个省区的相对风险规避倾向进行排序分组，然后进行检验。具体方案是，以各省区1993-2007年的最终消费和与该省区1993-2007年的GDP之和的比值近似的表示相对风险规避倾向，并对这一比值由小到大进行排序，然后平均分成两个组进行检验。
2．计量分析
（1）基于全国样本的检验
全国样本的分析中，我们依次加入各个控制变量，以便观察区域经济发展过程中，各个控制变量所起的作用，特别是对资源开发与经济增长关联效应的影响。利用Roodman在2006年基于STATA软件开发的系统广义估计Xtabond2程序，Roodman. D．，How to Do xtabond2：An Introduction to “Difference” and “System” GMM in Stata， Working Paper 103，Center for Global Development，Washington，2006.对模型进行分析与检验，结果见表1。
首先我们只估计滞后一期GDP与自然资源开发对经济增长的影响，结果见表1第（1）列，资源禀赋变量的系数为正说明资源丰裕度与经济增长呈现显著的正相关，似乎资源开发并未产生“资源诅咒”效应，但不能否认“资源诅咒”效应的存在，需要加入其它控制变量后综合做出判断。理论分析认为，“资源诅咒”可以通过技术的挤出进行传导。在第（2）列中，我们加入技术水平变量，其对经济增长的正向效应为0.468892，而资源禀赋变量系数降为-0.176885，说明技术水平恶化了自然资源对经济增长的作用，使资源开发对经济增长产生阻碍作用，即“资源诅咒”通过对技术的挤出效应得以实现。
表1 全国样本系统广义矩估计与检验结果
变量（1）（2）（3）（4）（5）
滞后一期经济增长β10.663812（126.7）***0.516754（82.98）***0.399267（22.79）***0.313730（17.86）***0.081667（1.89）**
资源禀赋β20.205910（35.6）***-0.176885（-12.67）***-0.228723（-13.5）***-0.157623（-6.10）***-0.147892（-4.10）***
技术水平β30.468892（25.98）***0.197090（9.23）**0.361416（11.46）***0.245713（5.08）***
人力资本β40.525693（16.37）***0.652876（19.65）***0.596785（18.6）***
资源税费β5-0.275630（-12.8）***-0.243576（-10.5）***
固定资产投资β61.167538（9.16）***
Sargan test0.92650.94700.95410.97220.9813
Arellano-Bond test for AR（1）0.00050.00090.00120.00080.0018
Arellano-Bond test for AR（2）0.53120.90980.93120.60890.6925
注：系数下方的值是t值，***表示在0.01的水平上显著，**表示在0.05的水平上显著，*表示在0.1的水平上显著。表中sargan检验与Arellano-Bond检验的P值显示上面五个方程工具变量整体上是有效的，回归残差不存在二阶自相关，这说明动态面板数据模型的设定是合适的。
此外，我们还认为人力资本总量与经济增长率成正比，是经济增长的一个关键因素，在第（3）列中我们加入人力资本变量，其对经济增长的正向效应为0.525693，且十分显著，资源禀赋的系数变为-0.228723，对比第（2）列，人力资本的加入进一步恶化了资源开发对经济增长的作用，即“资源诅咒”通过对人力资本积累总量的挤出效应得以实现。考虑到资源税费对经济增长的影响，在第（4）列中我们加入资源税费变量，其系数为-0.275630，说明在我国省际层面上资源税费对经济增长具有限制和阻碍作用。此时资源禀赋变量的系数仍为负值（-0.157623），但绝对值有所下降，说明我国省际层面上，资源税费在一定程度上缓解了“资源诅咒”效应。改革开放以来，中国经历了高投资与高增长的过程，投资成为中国经济增长的第一推动力，而投资对经济增长的促进作用主要是通过固定资产投资产生的。胡健、焦兵：《油气资源开发对中国西部区域经济的拉动效应分析——以陕西省为例》，《资源科学》2007年第1期。在第（5）列中，我们加入固定资产投资表示的投资变量，其对经济增长的正向效应显著为1.167538，资源禀赋变量的系数仍显著为负值（-0.147892），但绝对值有轻微下降，这说明固定资产投资在促进经济增长的同时，也部分缓解了“资源诅咒”效应。
综合以上分析，社会人力资本总量与经济增长率成正比，无论在任何情况下，人力资本及其产出效率对经济增长都具有促进作用。此外，我们有充分理由认为，自上个世纪90年代中后期以来，自然资源开发并未真正有效的促进我国区域经济增长，相反在一定程度上制约经济增长，而且这种制约机制通过对技术水平与人力资本的挤出效应得以实现。但什么原因导致“资源诅咒”能通过对技术与人力资本积累的挤出得以实现，还需要进一步分析。
（2）基于风险规避倾向分组样本的检验
依据检验方案中的分组方式，我们可以将29个样本单位分为两个样本组。样本组一是风险规避倾向较小的组，主要包括江苏、天津、河北、上海、浙江、山东、北京、陕西、内蒙古、山西、辽宁、广东、福建、河南、海南等15个省区。样本组二是风险规避倾向较大的组，主要包括江西、黑龙江、吉林、湖北、甘肃、四川、安徽、湖南、广西、宁夏、云南、青海、贵州等14个省区。两个样本组均选取1993-2007年时段的数据，同样基于Xtabond2程序，对模型进行分析与检验，分析结果见表2。
表2 风险规避倾向分组样本系统广义矩估计结果与检验结果
全国样本样本组一（规避倾向小）样本组二（规避倾向大）
滞后一期的经济增长β10.081667（1.89）**-0.025831（-0.29）0.158362（2.57）**
资源禀赋β2-0.147892（-4.10）***-0.074978（-1.39）-0.304681（-3.30）***
技术水平β30.245713（5.08）***0.209882（4.08）***0.120316（0.83）*
人力资本β40.596785（18.6）***0.603276（5.10）***0.651280（5.98）***
资源税费β5-0.243576（-10.5）***-0.180312（-3.79）***-0.090231（-1.58）
固定资产投资β61.167538（9.16）***0.914613（6.28）**1.282313（6.71）***
Sargan test0.98131.00001.0000
Arellano-Bond test for AR（1）0.00180.01700.0160
Arellano-Bond test for AR（2）0.69250.66800.3400
注：系数下方的值是t值，***表示在0.01的水平上显著，**表示在0.05的水平上显著，*表示在0.1的水平上显著。表中sargan检验与Arellano-Bond检验的P值显示上面三个方程工具变量整体上是有效的，回归残差不存在二阶自相关，这说明动态面板数据模型的设定是合适的。
为了方便比较，我们将全国样本的相关检验结果也放到表中。从分组样本来看，样本组一中，风险规避倾向较小，资源禀赋的系数为-0.074978，且不显著，这说明样本组一的区域中，因为具有较小的风险规避倾向，人们将较少的安排当前消费，更多的安排当前投资，经济中资本存量水平增加，从而通过弱化资源投入边际报酬递减效应掩盖可能的“资源诅咒”现象。样本组二中，资源禀赋系数为-0.304681，说明风险规避倾向较大时，人们会将更多收入用于当前消费，而非投资，降低了资本存量水平，强化了边际报酬递减效应，从而资源开发限制和阻碍经济增长的作用较为明显，这与我们的命题3一致。
在样本组一中，资源税费系数为-0.180312，对经济阻碍作用较为明显。而样本组二资源税费系数为-0.090231，但不显著。根据命题4，样本组二中资源税费系数应该为正，并且显著，但上述检验中该系数为负且不显著，其原因主要是我国的资源税的征收比率一直较低，并且变化不大。风险规避倾向较大时，虽然“资源诅咒”现象会因为资源要素的边际报酬递减效应而强化，但对资源部门征收较高的税费，一方面可以延缓资源开采速度，促进资源合理开发利用，另一方面也可以弱化资源要素的边际报酬递减效应，从而弱化“资源诅咒”现象，有助于经济增长；风险规避倾向较小时，资源要素边际报酬递减效应不强，但对资源部门征收较高的税费，一方面会可能会过分抑制资源产业发展，另一方面也会使得资源富集区域资源要素投入不足，不利于经济增长。不难看出，资源税费对区域经济的作用同样受风险规避倾向的影响，当风险规避倾向较小时，资源税费对经济增长的阻碍作用比较明显，而当风险规避倾向较大时，这种阻碍作用不太明显。
从全国样本、样本组一、样本组二等三个样本来看，固定资产投资与技术水平的增长对我国经济增长是有较大促进作用的。人力资本的系数均为正且十分显著，也进一步说明无论在任何情况下人力资本积累对经济增长都具有促进作用。此外，全国样本与样本组二中资源禀赋变量的系数均为负值且十分显著，而样本组一中的系数虽然为负值，但是非常小且不显著。这说明“资源诅咒”现象在我国省际层面存在，风险规避倾向的大小会强化或弱化这种现象。但风险规避倾向还不是引发“资源诅咒”的主要原因，还需要进一步的分析检验。
（3）基于东西部地区分组样本的检验
众所周知，东部地区资源相对贫乏，西部地区资源相对富集。相对东部地区而言，西部地区的经济对自然资源的依赖度更大。基于此，我们选取东部各省市（包括北京、天津、河北、辽宁、上海、江苏、浙江、福建、山东、广东、海南11个省市）作为东部样本，西部各省市（包括内蒙古、广西、四川、贵州、云南、陕西、甘肃、青海、宁夏、新疆10个省市自治区）作为西部样本。分别利用东部样本和西部样本1993-2007年的数据对前述模型进行分析。同样基于Xtabond2程序，分析结果见表3。
表3 东西部分组系统广义矩估计结果与检验结果
全国样本东部样本西部样本组
滞后一期的经济增长β10.081667（1.89）**-0. 206382（-1.57）0.240513（1.77）*
资源禀赋β2-0.147892（-4.10）***-0.069823（-1.84）-0.413276（-3.78）***
技术水平β30.245713（5.08）***0.312957（5.49）***0.0175163（0.28）
人力资本β40.596785（18.6）***0.572398（3.34）***0.799265（6.87）***
资源税费β5-0.243576（-10.5）***-0.315937（-2.11）*-0.070994（-0.72）
固定资产投资β61.167538（9.16）***1.313777（2.80）**1.43692（4.23）***
Sargan test0.98131.00001.0000
Arellano-Bond test for AR（1）0.00180.13980.0128
Arellano-Bond test for AR（2）0.69250.95200.5812
注：系数下方的值是t值，***表示在0.01的水平上显著，**表示在0.05的水平上显著，*表示在0.1的水平上显著。表中Sargan检验与Arellano-Bond检验的P值显示上面三个方程工具变量整体上是有效的，回归残差不存在二阶自相关，这说明动态面板数据模型的设定是合适的。
我们同样将全国样本的相关检验结果放到表中。东部样本中，资源禀赋变量的系数为-0.069823且不显著，而技术水平变量的系数为0.312957且十分显著，说明东部地区对资源的依赖度较低，产业结构体系中，资源开发所占比重低，而其它产业特别是制造加工业以及高技术产业占比重较大，技术对经济的促进作用较为明显，从而“资源诅咒”现象不明显，且技术对经济增长的促进作用较为明显。西部样本中，资源禀赋变量的系数为-0.413276且十分显著，技术水平的变量为0.0175163且不显著，说明西部各省区经济对资源依赖程度较高，资源开发在经济结构中所占比重过大，制造加工以及高技术产业比重偏低，以至于产业结构严重倾向于单一的资源开发，技术对经济的促进作用不明显，从而有明显的“资源诅咒”现象。不难看出，经济增长对自然资源的依赖度越大，自然资源对经济增长的约束也就越明显，这与我们的命题2一致。此外，从全国、东部、西部单个样本数据来看，人力资本变量的系数均为正且显著，再一次说明投资对我国经济的推动作用，也再次验证了命题1。
四、几点启示
实证结果在进一步验证本文第二部分的4个命题的同时，也为资源富集区域的经济增长提供了几点政策启示：
（1）合理调整和优化产业结构，降低资源依赖度。命题2的验证显示，对自然资源开发产业的过度依赖是“资源诅咒”的重要原因。资源富集区域应注意延长资源产业链，来减少对自然资源开发产业的依赖，特别是要将资源开发同高附加值的加工产业相结合，大力发展先进的制造业与高新技术产业，以此促进产业结构的合理化，改善资源依赖度。此外，还应注意加大对资源富集区域的研发投入力度，并制定相应政策，引导并促进技术创新与技术产业发展。
（2）改革资源税费，合理调节消费偏好。命题3与命题4的验证显示，风险规避倾向的高低决定了自然资源开发对经济增长是有积极作用还是有负面影响，也决定了资源税费的高低能否促进资源富集区域的经济增长。故此，资源富集区域应该通过各类型的政策或措施，降低风险规避倾向，特别是要降低当前消费，增加资本积累，以避免自然资源开发对经济增长的负面作用。此外，可以适当提高资源税费，一方面可以抑制对自然资源开发产业的过度发展，另一方面也可以起到加速资本积累的作用，从而克服“资源诅咒”，促进经济增长。
（3）加大人力资本投入，促进人力资本积累。命题1的验证进一步说明了人力资本对经济增长的作用，为了缓解并克服“资源诅咒”，资源富集区域要加强人力资本的培养和投入水平，注意区域内教育水平的提升，特别是各级政府和当地企业在加大教育投入力度和加强员工培训的同时，要以加快科技创新带动人力资源提升，以优厚待遇吸引人才，充分挖掘现有人力资源潜力。
作者单位：西安石油大学油气资源经济管理研究中心
责任编辑：心 远
“本文中所涉及到的图表、公式、注解等请以PDF格式阅读”
内容提要 本文基于对罗默模型的扩展，构建了一个包括最终产品部门、资源部门和研发部门的三部门内生增长模型，并利用动态面板数据工具对这一模型进行了检验。分析结果显示：人力资本积累能促进区域经济增长，对自然资源的依赖是引发“资源诅咒”的一个重要原因，自然资源开发主要通过挤出效应与边际报酬递减约束经济增长，而这种约束效应取决于相对风险规避倾向，资源税费对经济增长具有重要影响。
关键词 自然资源 经济增长 罗默模型 资源诅咒
〔中图分类号〕F062.1 〔文献标识码〕A 〔文章编号〕0447-662X(2011)03-0066-09
一、引言
长期以来人们认为丰腴的自然资源能够促进经济增长，但上世纪60年代以来，自然资源贫乏国家（地区）的经济增长取得了令人瞩目的成果，而自然资源富集国家（地区）的经济增长却普遍衰退，由此，引发了关于“资源诅咒”问题的讨论。国内外学术界针对“资源诅咒”现象的实证研究在验证“资源诅咒”命题成立的同时，也提出了“资源诅咒”的各种传导机制：包括资源产品价格变动导致的贸易条件波动、制造业萎缩引发的“荷兰病”效应、对人力资本与技术的挤出效应、制度弱化滋生腐败等。遗憾的是，由于缺乏相应的数理逻辑基础，以致现有文献对 “资源诅咒”产生条件的分析依然不够充分，也不能较好的解释“资源诅咒”的形成机理。
为了克服上述研究的不足，本文首先将基于罗默内生经济增长模型，对资源富集区域的经济增长路径进行数理逻辑推导，然后再采用中国近十年来的省级面板数据，对数理推导所得出的结果进行计量检验。在数理推导中，为便于更为集中地讨论自然资源与经济增长的关系，我们只讨论一个拥有资源开发部门、研发部门和最终产品部门的三部门经济体。资源开发部门作为一个考虑开采成本的纯劳动密集型部门，其产出主要取决于从事资源开发的非熟练劳动投入份额和资源禀赋状况，资源产出量在扣除资源税后进入最终产品生产函数，研发部门从事基础研究和应用技术的开发，知识的产出量主要取决于投入到研发部门的人力资本数量和已有的知识存量。在这里，我们完全采用了罗默意义上的知识生产函数，所不同的是，本文中知识要素直接进入最终产品生产函数，这就修正了罗默模型中通过一个中间产品部门连接研发部门和最终产品部门的路线，既简化了分析过程，又不违背罗默模型的基本精神。在计量模型的构建上，为了凸显经济增长的动态效应，与目前国内外主流的静态面板数据模型不同，我们将通过构建动态面板数据模型，并运用系统广义矩估计方法（SYS-GMM），进一步考察自然资源开发与区域经济增长之间的关系。
二、自然资源约束下的内生经济增长路径：一个扩展的罗默模型
我们对三部门经济的资源配置如下：经济中非熟练劳动力总量为L，视为人口总量的一个子集，其市场供给是固定的，即其增长率L•/L=n=0。非熟练劳动力既可以投入到最终产品部门，也可以投入到资源开发部门，投入到最终产品部门和资源开发部门的非熟练劳动力分别记为λL和（1-λ）L，其中λ∈（0，1）。假设人力资本总量为H，其市场供给也是固定的，人力资本可以投入到最终产品部门，也可以投入到研发部门，投入到最终产品部门和研发部门的人力资本分别记为记为θH和（1-θ），其中，θ∈（0，1）。此外，该经济中还要投入的物质资本、知识、自然资源（本文只讨论不可再生资源）等生产要素，分别用K、A和R表示。
（一）模型描述
1. 投入和产出
（1）最终产品部门。通过对罗默的内生经济增长模型进行扩展和修正，把自然资源引入生产函数，最终产品部门代表性厂商的生产函数为：
Y=（AλL）α1（θH）α2Kα3［（1-τ）R］α4（1）
其中，Y表示最终产品产出水平；α1，α2，α3，α4ε（0，1），且α1+α2+α3+α4=1，即规模报酬不变；（1-τ）R为扣除资源税后投入到最终产品部门生产函数的资源量，τ为资源税率，且τ∈（0，1）；A、λL、θH、K分别表示投入到最终产品部门生产函数的知识、非熟练劳动力、人力资本、物质资本。
（2）资源部门。假定在发现自然资源的初期，为确保后续的劳动密集型常规生产的进行，资源生产商必须一次性投人一定数量的物质资本D进行初期的基础性生产建设投资。假定资源部门不追加物质资本投资而仅利用劳动力这个单一的生产要素就可以进行资源开发。因此，劳动力规模报酬不变的资源开发部门的生产函数为：邵帅，齐中英：《自然资源开发、区域技术创新与经济增长——一个对“资源诅咒”的机理解释及实证检验》，《中南财经政法大学学报》2008年第4期。
R=μD（1-λ）L（2）
其中，R为开采出来并投入到最终产品部门生产函数的资源量；μ为大于0的常数，是资源开发的技术参数，μ越大表明资源开发的效率就越高；（1-λ）L为投入到资源部门的非熟练劳动力数量。为了防止自然资源的过度开采，提高资源利用效率，实现资源开发的代际公平，政府向资源部门征收税率为τ的资源税，那么，扣除资源税后，资源部门向最终产品部门投入的资源量为（1-τ)R。
（3）研发部门。研发部门从事知识的生产与开发，生产出来的知识以专利的形式存在，并直接进入最终产品部门生产函数。本文直接利用罗默模型的知识生产函数：
A=δ（1-θ）HA（3）
其中，A为知识的增量；δ大于0的常数，是知识的技术参数，表示知识生产的效率，显然，δ越大，研发投入产生新知识的效率就越高；（1-θ）H、A分别表示投入到研发部门的人力资本和已有的知识存量。
2. 消费偏好
假定代表性家庭在无限时域上有一个标准的固定弹性效用函数： Romer P M.， Endogenous Technological Change，Journal of Political Economy, 1990，98，71-102.
μ（c）=∫0∞c1-σ-11-σe-ptdt，
其中，c=C/L表示人均消费；C为瞬时总消费水平；p＞0表示消费者的主观时向偏好率；σ≥0表示相对风险规避倾向，是跨期替代弹性的倒数，σ越大，消费者会较多地安排当前消费，较少地安排未来消费。
（二）市场均衡分析
最终产品Y的价格单位化1；W表示非熟练劳动力工资，其中WR为资源部门工资，WY为最终产品部门工资；W′为人力资本工资，其中W′A为研发部门人力资本工资，W′Y为最终产品部门人力资本工资；PR为资源价格；PA为知识（或专利）价格；r为市场利率。再假设各市场为完全竞争市场。在以上条件下，代理人行为如下：
（1）最终产品部门。假设最终产品部门存在着一个代表性厂商，利润最大化决策规划为：
MaxπYA，λL，θH，K，（1-τ）R=（AλL）α1（θH）α2Kα3［（1-τ）R］α4-WYλL-rK-PR(1-τ)R-WYθH-PAA
其一阶导条件为：wY=α1YλL（4）
PR=α4Y(1-τ)R（5）
wY=α2YθH-PAAθH（6）
PA=α1YA（7）
对式（5）两边同时取对数，并对时间t求导，以gZ=ZZ，表示变量Z的增长率，则有：
gPR=gY-gR-g1-τ下文中，经济变量的增长率均用这种方法表示。（8）
（2）资源部门。资源开发部门的代表性厂商面临的生产决策规划问题为：
MaxπR(1-λ)L=PR(1-τ)μD(1-λ)L-WR(1-λ)L
由利润最大化决策：WR=PRμD(1-τ)（9）
资源开发部门不但要实现既定资源价格下的利润最大化，而且还要追求代际开采的租金最大化，根据“Hotelling rule”，开采资源的价格增长率必须等于贴现率Hotelling H.， The Economics of Exhaustible Resources，Journal of Political Economy, 1931,39，pp. 137-185.（其它财利率）
即：gPR=r（10）
（3）研发部门。研发部门面临的生产决策规划问题为：
MaxπA(1-θ)H=PAA-w′A（1-θ）H
由利润最大化决策： w′A=PAδA（11）
（4）代表性家庭。通过建立Hamilton函数，导出Ramsey规则，即人均消费增长率为：Scholz Christian M. and Georg Ziemes. Exhaustible Resources, Monopolistic Competition, and Endogenous Growth， Environmental and Resource Economics, 1999，13，pp.169-185.
gC=r-pσ（12）
以罗默为代表的内生经济增长理论证明了长期经济增长中平衡增长路径的存在。以此为前提，可以得出平衡增长路径上的经济增长率：胡健、董春诗：《基于自然资源约束的内生经济增长路径研究》，《统计与信息论坛》2009年第9期。
geY=α21δH-α2α4pα2(α1+α2)+α2α4σ（13）
（13）式变化后可得： 胡健、董春诗：《基于自然资源约束的内生经济增长路径研究》，《统计与信息论坛》2009年第9期。
geA=α1+α2+α4σα1(1-σ)geD+α1+α2+α4σα1(1-σ)ge1-τ+1-α3α1(1-σ)p（14）
根据以上分析，不难得出以下命题：
命题1：社会人力资本总量与经济增长率成正比。
命题1表明：经济增长率是人力资本及其产出效率的增函数，无论在什么情况下，人力资本及其产出效率对经济增长都起到促进作用。在资源富集地区的经济发展中，充足的人力资本存量和较高的人力资本产出效率，是实现经济可持续增长的重要条件。
命题2：经济增长对自然资源的依赖度越大，自然资源对经济增长的约束愈明显。
（13）式显示：α4越大，则geY越小。α4为产出对资源的弹性。即经济增长对资源的依赖度越大，自然资源开发对经济增长的负面影响就越大。
命题3：自然资源对经济增长的约束效应决定于相对风险规避倾向σ，当σ＞1时，自然资源对经济增长具有限制和阻碍作用，当σ＜1时，自然资源对经济增长的负面作用则可以被化解。（14）式经过变化整理可以得出知识增长率（技术进步率）与资源禀赋的关系：
geAgeD=α1+α2+α4σα1(1-σ)(15)
根据（15）式，当σ＞1时，gYgeD＜0，当σ＜1时，gYgeD＞0，于是命题3成立。
命题4：当σ＞1时，较高的资源税费对经济增长具有促进作用，当σ＜1时，较高资源税费对经济增长具有限制和阻碍作用。
（14）式经过变化可以得：geAge1-τ=α1+α2+α4σα1(1-σ)（16）
根据（16）式，当σ＞1时，geYge1-τ＜0，当σ＜1时，geYge1-τ＞0，命题4得证。
上述命题，为基于资源开发的内生经济增长路径提出了一个解释框架：对自然资源的过度依赖是导致“资源诅咒”的重要原因，这种作用机制主要通过对技术与人力资本的挤出效应和边际报酬递减规律进行，其作用的强弱取决于相对风险规避倾向，资源税费对区域经济增长具有重要影响，人力资本积累能促进区域经济增长。而这一框架的合理性还有待于我们进一步的实证检验。
三、以中国省区数据为例的实证分析
1. 实证模型设定与变量说明
根据上文“资源诅咒”的解释框架，借鉴Sachs和Warner在1995年研究所所使用的模型，Sachs, Jeffrey D., and Warner, Andrew M. Natural Resource Abundance and Economic Growth，NBER Working Paper No 5398, Cambridge, Massachusetts, National Bureau of Economic Research, Dec, 1995.并考虑到经济增长的累积效应，建立如下的动态面板数据模型：
lnGDPit=β1lnGDPit-1+β2lnZYBFit+β3lnKTSPit+β4lnRLZBit+β5lnZYSLit+β6lnGDZCit+β0+ui+εit
式中下标i代表各个省际截面单元，t代表年份。被解释变量GDPit代表第i个省份第t年的经济增长率，ui表示地区特定且不随时间变动的误差项，εit表示随机扰动项，βi为各解释变量的系数。相关解释变量定义如下：
GDPit为第i个省份第t年的经济增长率，其计算方式为Ln（第t年的人均GDP值/第t-1年的人均GDP值）。
ZYBFit表示自然资源丰裕度，我们以第i个省份第t年煤炭、石油、天然气等资源产品产量之和（产量按中科院折算公式进行折算）与第t年全国煤炭、石油、天然气等资源产品的产量之和的比值来表示自然资源丰裕度。虽然煤炭、石油、天然气三种矿产资源不足以全面反映一个地区自然资源的丰裕度，但由于能源是最重要的自然资源，能源资源有着较大的经济租，在工业化进程中具有重要的战略地位，煤炭、石油、天然气三种矿产资源作为最重要的能源，占我国能源生产与消费总量的绝对比重大，因此它们可以近似的代表自然资源的某种丰裕程度。张景华：《经济增长中的自然资源效应——自然资源是“福音”还是“诅咒”》，《山西财经大学学报》2009年第5期。
RLZBit表示人力资本，由于统计年鉴中的教育事业费数据不足以反应一个地区的人力资本总投入，有的文献中以在校学生数占总人口的比例来表示，但在校学生毕竟没有正式就业，尚不能形成产出。我们以第i个省份第t年的从业人员中专科及以上学历人员所占的比例来表示。
KJSPit表示技术水平，其计算方式为第i个省份第t年的科技经费内部支出与该省区该年份GDP的比值。
ZYSLit代表资源税费，其计算方式为第i个省份第t年的资源税占资源产业产值的比重。虽然我国现行资源税费总额主要由资源税、资源补偿费、矿区使用费、特别收益金、探矿权采矿权使用费与价款等五部分构成，由于矿区使用费只针对中外合作的油气田和海洋油气田企业征收，石油特别收益金从2006年3月26日开始征收，相对我国区域经济不具有代表性，资源税在资源税费中占绝对比重大，是资源税费的主要构成部分，因此本文以资源税近似的代表资源税费总额。
GDZCit表示投资水平，其计算方式为第i个省份第t年的固定资产总投资与该省该年份GDP的比值。
为了消除可能存在的异方差问题以及控制变量与省份固定效应的相关性，我们对各变量取自然对数，并进行差分处理，得到如下方程：
ΔlnGDPit=β1ΔlnGDPit-1=β2ΔlnZYBFit+β3ΔlnKTSPit+β4ΔlnRLZBit+β5ΔlnZYSLit+β6ΔlnGDZCit+Δεit
研究样本为1993-2007年间各省和直辖市的数据资料，其中西藏由于统计数据资料难于获取而被排除在样本之外。最终的面板数据集包含29个截面单位（重庆并入四川）在内的15年的时间序列资料，样本观察值数据共计435个。数据主要来源于对应年份《中国统计年鉴》、《中国工业经济统计年鉴》、《中国经济普查年鉴》、《中国科技统计年鉴》、《中国劳动统计年鉴》、各地方统计年鉴以及中国资讯行财经数据库。
基于扩展的罗默模型的讨论，命题1及命题2的检验拟以29个省区1993-2007年的数据和对东西部地区分组的样本数据进行。命题3与命题4的检验均涉及到相对风险规避倾向，对于风险规避倾向的准确度量暂无确实可行的方案，但根据所需要检验的命题及对相对风险规避倾向的界定，此处的检验我们可以对29个省区的相对风险规避倾向进行排序分组，然后进行检验。具体方案是，以各省区1993-2007年的最终消费和与该省区1993-2007年的GDP之和的比值近似的表示相对风险规避倾向，并对这一比值由小到大进行排序，然后平均分成两个组进行检验。
2．计量分析
（1）基于全国样本的检验
全国样本的分析中，我们依次加入各个控制变量，以便观察区域经济发展过程中，各个控制变量所起的作用，特别是对资源开发与经济增长关联效应的影响。利用Roodman在2006年基于STATA软件开发的系统广义估计Xtabond2程序，Roodman. D．，How to Do xtabond2：An Introduction to “Difference” and “System” GMM in Stata， Working Paper 103，Center for Global Development，Washington，2006.对模型进行分析与检验，结果见表1。
首先我们只估计滞后一期GDP与自然资源开发对经济增长的影响，结果见表1第（1）列，资源禀赋变量的系数为正说明资源丰裕度与经济增长呈现显著的正相关，似乎资源开发并未产生“资源诅咒”效应，但不能否认“资源诅咒”效应的存在，需要加入其它控制变量后综合做出判断。理论分析认为，“资源诅咒”可以通过技术的挤出进行传导。在第（2）列中，我们加入技术水平变量，其对经济增长的正向效应为0.468892，而资源禀赋变量系数降为-0.176885，说明技术水平恶化了自然资源对经济增长的作用，使资源开发对经济增长产生阻碍作用，即“资源诅咒”通过对技术的挤出效应得以实现。
表1 全国样本系统广义矩估计与检验结果
变量（1）（2）（3）（4）（5）
滞后一期经济增长β10.663812（126.7）***0.516754（82.98）***0.399267（22.79）***0.313730（17.86）***0.081667（1.89）**
资源禀赋β20.205910（35.6）***-0.176885（-12.67）***-0.228723（-13.5）***-0.157623（-6.10）***-0.147892（-4.10）***
技术水平β30.468892（25.98）***0.197090（9.23）**0.361416（11.46）***0.245713（5.08）***
人力资本β40.525693（16.37）***0.652876（19.65）***0.596785（18.6）***
资源税费β5-0.275630（-12.8）***-0.243576（-10.5）***
固定资产投资β61.167538（9.16）***
Sargan test0.92650.94700.95410.97220.9813
Arellano-Bond test for AR（1）0.00050.00090.00120.00080.0018
Arellano-Bond test for AR（2）0.53120.90980.93120.60890.6925
注：系数下方的值是t值，***表示在0.01的水平上显著，**表示在0.05的水平上显著，*表示在0.1的水平上显著。表中sargan检验与Arellano-Bond检验的P值显示上面五个方程工具变量整体上是有效的，回归残差不存在二阶自相关，这说明动态面板数据模型的设定是合适的。
此外，我们还认为人力资本总量与经济增长率成正比，是经济增长的一个关键因素，在第（3）列中我们加入人力资本变量，其对经济增长的正向效应为0.525693，且十分显著，资源禀赋的系数变为-0.228723，对比第（2）列，人力资本的加入进一步恶化了资源开发对经济增长的作用，即“资源诅咒”通过对人力资本积累总量的挤出效应得以实现。考虑到资源税费对经济增长的影响，在第（4）列中我们加入资源税费变量，其系数为-0.275630，说明在我国省际层面上资源税费对经济增长具有限制和阻碍作用。此时资源禀赋变量的系数仍为负值（-0.157623），但绝对值有所下降，说明我国省际层面上，资源税费在一定程度上缓解了“资源诅咒”效应。改革开放以来，中国经历了高投资与高增长的过程，投资成为中国经济增长的第一推动力，而投资对经济增长的促进作用主要是通过固定资产投资产生的。胡健、焦兵：《油气资源开发对中国西部区域经济的拉动效应分析——以陕西省为例》，《资源科学》2007年第1期。在第（5）列中，我们加入固定资产投资表示的投资变量，其对经济增长的正向效应显著为1.167538，资源禀赋变量的系数仍显著为负值（-0.147892），但绝对值有轻微下降，这说明固定资产投资在促进经济增长的同时，也部分缓解了“资源诅咒”效应。
综合以上分析，社会人力资本总量与经济增长率成正比，无论在任何情况下，人力资本及其产出效率对经济增长都具有促进作用。此外，我们有充分理由认为，自上个世纪90年代中后期以来，自然资源开发并未真正有效的促进我国区域经济增长，相反在一定程度上制约经济增长，而且这种制约机制通过对技术水平与人力资本的挤出效应得以实现。但什么原因导致“资源诅咒”能通过对技术与人力资本积累的挤出得以实现，还需要进一步分析。
（2）基于风险规避倾向分组样本的检验
依据检验方案中的分组方式，我们可以将29个样本单位分为两个样本组。样本组一是风险规避倾向较小的组，主要包括江苏、天津、河北、上海、浙江、山东、北京、陕西、内蒙古、山西、辽宁、广东、福建、河南、海南等15个省区。样本组二是风险规避倾向较大的组，主要包括江西、黑龙江、吉林、湖北、甘肃、四川、安徽、湖南、广西、宁夏、云南、青海、贵州等14个省区。两个样本组均选取1993-2007年时段的数据，同样基于Xtabond2程序，对模型进行分析与检验，分析结果见表2。
表2 风险规避倾向分组样本系统广义矩估计结果与检验结果
全国样本样本组一（规避倾向小）样本组二（规避倾向大）
滞后一期的经济增长β10.081667（1.89）**-0.025831（-0.29）0.158362（2.57）**
资源禀赋β2-0.147892（-4.10）***-0.074978（-1.39）-0.304681（-3.30）***
技术水平β30.245713（5.08）***0.209882（4.08）***0.120316（0.83）*
人力资本β40.596785（18.6）***0.603276（5.10）***0.651280（5.98）***
资源税费β5-0.243576（-10.5）***-0.180312（-3.79）***-0.090231（-1.58）
固定资产投资β61.167538（9.16）***0.914613（6.28）**1.282313（6.71）***
Sargan test0.98131.00001.0000
Arellano-Bond test for AR（1）0.00180.01700.0160
Arellano-Bond test for AR（2）0.69250.66800.3400
注：系数下方的值是t值，***表示在0.01的水平上显著，**表示在0.05的水平上显著，*表示在0.1的水平上显著。表中sargan检验与Arellano-Bond检验的P值显示上面三个方程工具变量整体上是有效的，回归残差不存在二阶自相关，这说明动态面板数据模型的设定是合适的。
为了方便比较，我们将全国样本的相关检验结果也放到表中。从分组样本来看，样本组一中，风险规避倾向较小，资源禀赋的系数为-0.074978，且不显著，这说明样本组一的区域中，因为具有较小的风险规避倾向，人们将较少的安排当前消费，更多的安排当前投资，经济中资本存量水平增加，从而通过弱化资源投入边际报酬递减效应掩盖可能的“资源诅咒”现象。样本组二中，资源禀赋系数为-0.304681，说明风险规避倾向较大时，人们会将更多收入用于当前消费，而非投资，降低了资本存量水平，强化了边际报酬递减效应，从而资源开发限制和阻碍经济增长的作用较为明显，这与我们的命题3一致。
在样本组一中，资源税费系数为-0.180312，对经济阻碍作用较为明显。而样本组二资源税费系数为-0.090231，但不显著。根据命题4，样本组二中资源税费系数应该为正，并且显著，但上述检验中该系数为负且不显著，其原因主要是我国的资源税的征收比率一直较低，并且变化不大。风险规避倾向较大时，虽然“资源诅咒”现象会因为资源要素的边际报酬递减效应而强化，但对资源部门征收较高的税费，一方面可以延缓资源开采速度，促进资源合理开发利用，另一方面也可以弱化资源要素的边际报酬递减效应，从而弱化“资源诅咒”现象，有助于经济增长；风险规避倾向较小时，资源要素边际报酬递减效应不强，但对资源部门征收较高的税费，一方面会可能会过分抑制资源产业发展，另一方面也会使得资源富集区域资源要素投入不足，不利于经济增长。不难看出，资源税费对区域经济的作用同样受风险规避倾向的影响，当风险规避倾向较小时，资源税费对经济增长的阻碍作用比较明显，而当风险规避倾向较大时，这种阻碍作用不太明显。
从全国样本、样本组一、样本组二等三个样本来看，固定资产投资与技术水平的增长对我国经济增长是有较大促进作用的。人力资本的系数均为正且十分显著，也进一步说明无论在任何情况下人力资本积累对经济增长都具有促进作用。此外，全国样本与样本组二中资源禀赋变量的系数均为负值且十分显著，而样本组一中的系数虽然为负值，但是非常小且不显著。这说明“资源诅咒”现象在我国省际层面存在，风险规避倾向的大小会强化或弱化这种现象。但风险规避倾向还不是引发“资源诅咒”的主要原因，还需要进一步的分析检验。
（3）基于东西部地区分组样本的检验
众所周知，东部地区资源相对贫乏，西部地区资源相对富集。相对东部地区而言，西部地区的经济对自然资源的依赖度更大。基于此，我们选取东部各省市（包括北京、天津、河北、辽宁、上海、江苏、浙江、福建、山东、广东、海南11个省市）作为东部样本，西部各省市（包括内蒙古、广西、四川、贵州、云南、陕西、甘肃、青海、宁夏、新疆10个省市自治区）作为西部样本。分别利用东部样本和西部样本1993-2007年的数据对前述模型进行分析。同样基于Xtabond2程序，分析结果见表3。
表3 东西部分组系统广义矩估计结果与检验结果
全国样本东部样本西部样本组
滞后一期的经济增长β10.081667（1.89）**-0. 206382（-1.57）0.240513（1.77）*
资源禀赋β2-0.147892（-4.10）***-0.069823（-1.84）-0.413276（-3.78）***
技术水平β30.245713（5.08）***0.312957（5.49）***0.0175163（0.28）
人力资本β40.596785（18.6）***0.572398（3.34）***0.799265（6.87）***
资源税费β5-0.243576（-10.5）***-0.315937（-2.11）*-0.070994（-0.72）
固定资产投资β61.167538（9.16）***1.313777（2.80）**1.43692（4.23）***
Sargan test0.98131.00001.0000
Arellano-Bond test for AR（1）0.00180.13980.0128
Arellano-Bond test for AR（2）0.69250.95200.5812
注：系数下方的值是t值，***表示在0.01的水平上显著，**表示在0.05的水平上显著，*表示在0.1的水平上显著。表中Sargan检验与Arellano-Bond检验的P值显示上面三个方程工具变量整体上是有效的，回归残差不存在二阶自相关，这说明动态面板数据模型的设定是合适的。
我们同样将全国样本的相关检验结果放到表中。东部样本中，资源禀赋变量的系数为-0.069823且不显著，而技术水平变量的系数为0.312957且十分显著，说明东部地区对资源的依赖度较低，产业结构体系中，资源开发所占比重低，而其它产业特别是制造加工业以及高技术产业占比重较大，技术对经济的促进作用较为明显，从而“资源诅咒”现象不明显，且技术对经济增长的促进作用较为明显。西部样本中，资源禀赋变量的系数为-0.413276且十分显著，技术水平的变量为0.0175163且不显著，说明西部各省区经济对资源依赖程度较高，资源开发在经济结构中所占比重过大，制造加工以及高技术产业比重偏低，以至于产业结构严重倾向于单一的资源开发，技术对经济的促进作用不明显，从而有明显的“资源诅咒”现象。不难看出，经济增长对自然资源的依赖度越大，自然资源对经济增长的约束也就越明显，这与我们的命题2一致。此外，从全国、东部、西部单个样本数据来看，人力资本变量的系数均为正且显著，再一次说明投资对我国经济的推动作用，也再次验证了命题1。
四、几点启示
实证结果在进一步验证本文第二部分的4个命题的同时，也为资源富集区域的经济增长提供了几点政策启示：
（1）合理调整和优化产业结构，降低资源依赖度。命题2的验证显示，对自然资源开发产业的过度依赖是“资源诅咒”的重要原因。资源富集区域应注意延长资源产业链，来减少对自然资源开发产业的依赖，特别是要将资源开发同高附加值的加工产业相结合，大力发展先进的制造业与高新技术产业，以此促进产业结构的合理化，改善资源依赖度。此外，还应注意加大对资源富集区域的研发投入力度，并制定相应政策，引导并促进技术创新与技术产业发展。
（2）改革资源税费，合理调节消费偏好。命题3与命题4的验证显示，风险规避倾向的高低决定了自然资源开发对经济增长是有积极作用还是有负面影响，也决定了资源税费的高低能否促进资源富集区域的经济增长。故此，资源富集区域应该通过各类型的政策或措施，降低风险规避倾向，特别是要降低当前消费，增加资本积累，以避免自然资源开发对经济增长的负面作用。此外，可以适当提高资源税费，一方面可以抑制对自然资源开发产业的过度发展，另一方面也可以起到加速资本积累的作用，从而克服“资源诅咒”，促进经济增长。
（3）加大人力资本投入，促进人力资本积累。命题1的验证进一步说明了人力资本对经济增长的作用，为了缓解并克服“资源诅咒”，资源富集区域要加强人力资本的培养和投入水平，注意区域内教育水平的提升，特别是各级政府和当地企业在加大教育投入力度和加强员工培训的同时，要以加快科技创新带动人力资源提升，以优厚待遇吸引人才，充分挖掘现有人力资源潜力。
作者单位：西安石油大学油气资源经济管理研究中心
责任编辑：心 远
“本文中所涉及到的图表、公式、注解等请以PDF格式阅读”