孫大超 司 明

（南開大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，天津300071）

豐富的自然資源究竟會(huì)促進(jìn)還是阻礙地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)？20世紀(jì)50年代之前，經(jīng)濟(jì)學(xué)家根據(jù)稟賦原理認(rèn)為自然資源會(huì)促進(jìn)地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展，但是20世紀(jì)50年代以后，日本等許多資源匱乏國(guó)家的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)速度大大超過(guò)自然資源相對(duì)豐裕國(guó)家的增長(zhǎng)速度，自然資源對(duì)一個(gè)國(guó)家的經(jīng)濟(jì)發(fā)展更像是詛咒而不是福音。1988年經(jīng)濟(jì)學(xué)家Gelb將這一現(xiàn)象稱為“資源詛咒”［1］（P8-9），在此之后大量學(xué)者對(duì)這一命題進(jìn)行了研究，“資源詛咒”學(xué)說(shuō)逐漸成為發(fā)展經(jīng)濟(jì)學(xué)的一個(gè)研究熱點(diǎn)。

“資源詛咒”命題的研究對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展同樣具有現(xiàn)實(shí)意義，從總體上看，我國(guó)自然資源并不豐裕，尤其是人均自然資源擁有量很低；從局部看，自然資源分布極不平衡，東部各省份自然資源相對(duì)貧瘠，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平卻顯著高于西部，而中西部各省份，雖然自然資源豐裕，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平卻相對(duì)落后。我國(guó)自然資源豐裕地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平低究竟是被資源所詛咒，還是因?yàn)檎男实?，或是因?yàn)榈赜虿町?？?duì)這個(gè)問(wèn)題的研究對(duì)于從資源層面尋找中西部經(jīng)濟(jì)發(fā)展不均衡的原因，以及實(shí)施正確的西部資源開采戰(zhàn)略和經(jīng)濟(jì)刺激方案具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。

一 、文獻(xiàn)綜述

自從Gelb提出“資源詛咒”概念后，很多學(xué)者對(duì)此進(jìn)行了實(shí)證研究。Sachs和Warner以及Glyfason在國(guó)家層面上對(duì)“資源詛咒”進(jìn)行了驗(yàn)證和分析，得出一致的結(jié)論：自然資源與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)存在負(fù)相關(guān)關(guān)系，自然資源豐裕國(guó)家的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)往往慢于資源貧乏的國(guó)家，導(dǎo)致這種現(xiàn)象的主要原因是，豐裕的自然資源導(dǎo)致產(chǎn)業(yè)發(fā)展不均衡和投資扭曲，同時(shí)，因豐裕的自然資源導(dǎo)致的尋租行為弱化了制度質(zhì)量，從而最終影響經(jīng)濟(jì)發(fā)展，但作者并沒有考慮制度質(zhì)量與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的內(nèi)生性問(wèn)題［2］［3］［4］。Butle、Damania和Deacon研究發(fā)現(xiàn)自然資源豐裕度對(duì)制度質(zhì)量具有負(fù)面的影響，豐裕的自然資源通過(guò)弱化制度質(zhì)量從而阻礙經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，該研究首次提出了用自然資源豐裕度這個(gè)指標(biāo)來(lái)衡量資源狀況［5］。Stijns通過(guò)研究指出，自然資源對(duì)制度質(zhì)量既有正面影響又有負(fù)面影響，土地資源的豐裕度對(duì)制度質(zhì)量具有負(fù)面影響，而礦產(chǎn)資源的影響則不顯著［6］。而Mehlum認(rèn)為自然資源豐裕度與制度質(zhì)量正相關(guān)［7］。以上關(guān)于資源豐裕度對(duì)制度質(zhì)量的影響研究都是建立在資源出口數(shù)據(jù)及資源依賴度基礎(chǔ)上進(jìn)行的，其對(duì)于資源存量是否成立值得商榷。Christa和Bulte通過(guò)改進(jìn)衡量指標(biāo)，用跨國(guó)截面數(shù)據(jù)證明“資源詛咒”假說(shuō)并不成立，自然資源對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的抑制作用并不顯著，豐富的自然資源對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)仍然具有促進(jìn)作用［8］。Alexeev和Conrad的研究也發(fā)現(xiàn)，以人均資源占有量來(lái)衡量自然資源豐裕度時(shí)，自然資源豐裕度與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的長(zhǎng)期關(guān)系是顯著為正的［9］。

也有很多學(xué)者研究一國(guó)內(nèi)部不同區(qū)域自然資源豐裕度對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響。Elissaios和Reyer利用美國(guó)各州1986～2001年自然資源豐裕度和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)水平時(shí)間層面上的平均值，進(jìn)行截面數(shù)據(jù)回歸，發(fā)現(xiàn)豐裕的自然資源的確阻礙了美國(guó)的區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)［10］。徐康寧、王劍、李天籽、邵帥、齊中英以中國(guó)省際面板數(shù)據(jù)為樣本進(jìn)行了實(shí)證分析，其結(jié)果都證明了“資源詛咒”假說(shuō)在中國(guó)區(qū)域?qū)用嫱瑯映闪ⅲ?1］［12］［13］，而方穎等用采掘業(yè)工人占當(dāng)?shù)毓と巳藬?shù)的比重衡量自然資源豐裕度，發(fā)現(xiàn)“資源詛咒”假說(shuō)在中國(guó)城市層面并不成立［14］。在國(guó)內(nèi)以往研究“資源詛咒”假說(shuō)的文獻(xiàn)中，在自然資源豐裕度的指標(biāo)選取上大多采用能源工業(yè)產(chǎn)值占工業(yè)總產(chǎn)值的比重（李天籽和邵帥、齊中英等）或采掘業(yè)固定資產(chǎn)投資比重（徐康寧和胡援成）［15］，而在跨國(guó)層面的研究中多采用資源出口占GDP的比重來(lái)衡量自然資源豐裕度。Christa和Bulte對(duì)這類指標(biāo)的合理性提出了質(zhì)疑，他們認(rèn)為無(wú)論是能源工業(yè)占工業(yè)總產(chǎn)值的比重還是資源出口占GDP的比重本身都不是外生變量，另外，它們所衡量的更多是自然資源依賴度而不是自然資源豐裕度［8］。盡管方穎等通過(guò)引進(jìn)采掘業(yè)工人占當(dāng)?shù)毓と巳藬?shù)的比重對(duì)以上問(wèn)題進(jìn)行了改進(jìn)，但是，由于中國(guó)能源開采行業(yè)的技術(shù)化程度差異很大，不同地區(qū)單位資源開采的勞動(dòng)力投入存在很大差異，因此，該指標(biāo)也很難完全衡量各地區(qū)的自然資源豐裕度水平。另外，部分研究將自然資源依賴度和制度質(zhì)量同時(shí)作為外生變量來(lái)解釋經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平?jīng)]有考慮內(nèi)生性問(wèn)題，因?yàn)橐粋€(gè)地區(qū)的自然資源依賴度往往受地區(qū)的政策影響。鑒于此，本文嘗試引進(jìn)一個(gè)更加合理的指標(biāo)來(lái)反映自然資源豐裕度，同時(shí)解決部分學(xué)者研究中自然資源依賴度和制度質(zhì)量與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的內(nèi)生性問(wèn)題，以探討中國(guó)區(qū)域經(jīng)濟(jì)層面自然資源豐裕度與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系。

二、研究方法與模型設(shè)置

鑒于現(xiàn)有研究的不足，本文通過(guò)改進(jìn)指標(biāo)和實(shí)證方法，重新檢驗(yàn)“資源詛咒”假說(shuō)在中國(guó)區(qū)域經(jīng)濟(jì)層面是否成立。首先，本文用各省貨幣化的人均資源儲(chǔ)量①來(lái)衡量地區(qū)資源豐裕度，一方面，人均資源儲(chǔ)量不受地區(qū)政策性因素的影響，也不受地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的影響，可以有效地避免內(nèi)生性問(wèn)題，另一方面，資源儲(chǔ)量由國(guó)家統(tǒng)一公布，可以避免地區(qū)統(tǒng)計(jì)標(biāo)準(zhǔn)不統(tǒng)一的誤差；其次，本文借鑒Christa和Bulte研究跨國(guó)層面“資源詛咒”問(wèn)題時(shí)用的方法，即用聯(lián)立方程模型代替省際面板數(shù)據(jù)模型來(lái)研究資源豐裕度對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響，可以有效解決資源依賴度和制度質(zhì)量的內(nèi)生性問(wèn)題。

根據(jù)以上研究目的，本文通過(guò)三個(gè)回歸方程來(lái)檢驗(yàn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、制度質(zhì)量和資源狀況之間的關(guān)系。經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)用人均收入增長(zhǎng)率衡量。制度質(zhì)量主要借鑒Christa和Bulte采用的指標(biāo)，即用政府效率代替，同時(shí)由于中國(guó)特有的國(guó)情，本文添加了市場(chǎng)化指數(shù)這一制度指標(biāo)來(lái)表征政府與市場(chǎng)的關(guān)系。資源狀況主要考慮自然資源豐裕度（貨幣化的人均自然資源占有量）和自然資源依賴度。

首先，對(duì)資源豐裕度和制度質(zhì)量之間的關(guān)系進(jìn)行檢驗(yàn)，以驗(yàn)證自然資源豐裕度是否會(huì)弱化一個(gè)地區(qū)的制度質(zhì)量，具體方程如下：

I為制度質(zhì)量。DIS為各省離海岸港口的絕對(duì)距離，該指標(biāo)為常用的制度質(zhì)量的工具變量。Lnm96為1996年各省人均收入的對(duì)數(shù)，該指標(biāo)主要是為了控制經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的收斂性問(wèn)題，同時(shí)為控制檢驗(yàn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)收斂性時(shí)的多重共線性問(wèn)題，只有個(gè)別方程引入了初始人均收入水平的對(duì)數(shù)值。RA為資源豐裕度，本文的資源儲(chǔ)量主要指煤炭、石油和天然氣等能源的儲(chǔ)量，如果資源豐裕對(duì)制度質(zhì)量有負(fù)面影響，那么α3應(yīng)該顯著小于零，否則該結(jié)論不成立。

其次，通過(guò)回歸方程檢驗(yàn)資源依賴度和資源豐裕度以及制度質(zhì)量之間的關(guān)系，同時(shí)驗(yàn)證本文的假設(shè)，即以前學(xué)者采用的自然資源依賴度指標(biāo)是一個(gè)內(nèi)生變量，該指標(biāo)由自然資源豐裕度、制度質(zhì)量以及其他控制變量?jī)?nèi)生決定。資源依賴度的決定方程如下：

產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)IS指標(biāo)為方程中的控制變量，為了避免內(nèi)生性問(wèn)題，本文采用1996年之前的10年中國(guó)各省工業(yè)產(chǎn)值占GDP比重的平均值，該指標(biāo)是主要的外生變量之一。RD為資源依賴度，之所以將RD作為內(nèi)生變量主要有兩個(gè)原因：第一，根據(jù)比較優(yōu)勢(shì)理論，一個(gè)地區(qū)的資源豐裕度應(yīng)該對(duì)資源依賴度有正向影響，即資源越是豐富的地區(qū)，產(chǎn)量就越大；第二，資源依賴度可能還受一個(gè)地區(qū)的制度影響，因?yàn)橹贫韧绊懏a(chǎn)業(yè)政策的制定。本文在這一部分主要通過(guò)聯(lián)合方程（1）用2SLS估計(jì)來(lái)檢驗(yàn)資源依賴度的內(nèi)生性假設(shè)。

最后，本文通過(guò)聯(lián)立方程（1）和（2）來(lái)檢驗(yàn)資源豐裕度對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的直接作用，一方面，控制其他變量對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響，另一方面，通過(guò)引進(jìn)工具變量解決自然資源依賴度和制度質(zhì)量的內(nèi)生性問(wèn)題。構(gòu)建的方程為：

方程（3）的估計(jì)主要采用2SLS方法來(lái)消除內(nèi)生性，因此，該方程中的內(nèi)生變量——制度質(zhì)量和資源依賴度由方程（1）和方程（2）估計(jì)得到，控制變量為初始人均GDP的對(duì)數(shù)，方程（3）主要是在控制自然資源依賴度和制度質(zhì)量的前提下，分析資源豐裕度對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響，因?yàn)樽匀毁Y源豐裕度對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響可能是通過(guò)資源依賴度或者制度質(zhì)量實(shí)現(xiàn)的，也可能資源豐裕度作為一種資源直接影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。

由于本文采用的資源儲(chǔ)量數(shù)據(jù)從1996年開始才有準(zhǔn)確的統(tǒng)計(jì)，為了保證一致性，除了特別說(shuō)明外，本文的指標(biāo)均采用1996～2008年的平均值。人均收入增長(zhǎng)率G是我國(guó)31個(gè)省份1996～2008年剔除物價(jià)因素的人均收入增長(zhǎng)率的平均值。資源豐裕度RA取值為1996～2008年煤炭、石油和天然氣貨幣化的人均儲(chǔ)量平均值的對(duì)數(shù)。資源依賴度RD取值為1996～2008年煤炭、石油和天然氣開采業(yè)產(chǎn)值占工業(yè)總產(chǎn)值比重的平均數(shù)。市場(chǎng)化指數(shù)和政府效率是本文衡量制度質(zhì)量的主要指標(biāo)，其中市場(chǎng)化指數(shù)MI是從政府與市場(chǎng)的關(guān)系、非國(guó)有經(jīng)濟(jì)的發(fā)展、產(chǎn)品市場(chǎng)的發(fā)育程度、要素市場(chǎng)的發(fā)育程度、市場(chǎng)中介組織發(fā)育和法律制度環(huán)境五個(gè)方面來(lái)衡量的，其中每個(gè)方面包括5個(gè)指標(biāo)體系，利用主成分分析法對(duì)25個(gè)指標(biāo)體系進(jìn)行加權(quán)平均最終得到MI的指標(biāo)值，具體計(jì)算方法見樊綱等［16］（25-32）。DIS指標(biāo)政府效率指標(biāo)Goveffect則是借助瑞士洛桑國(guó)際管理發(fā)展學(xué)院測(cè)度政府效率的方法，構(gòu)建由政府公共服務(wù)、公共物品、政府規(guī)模和居民經(jīng)濟(jì)福利四個(gè)因素組成的政府效率測(cè)度指標(biāo)體系，通過(guò)測(cè)度指標(biāo)及測(cè)度因素的標(biāo)準(zhǔn)化來(lái)衡量的［17］（67-85）。DIS指標(biāo)為各省省會(huì)城市到其最近的中國(guó)九大港口的直線距離，單位為：1 000km，采用目前研究地理經(jīng)濟(jì)學(xué)問(wèn)題最常用的地圖直線距離測(cè)量。以上數(shù)據(jù)主要來(lái)源于各省的統(tǒng)計(jì)年鑒、《中國(guó)檢察年鑒》、《中國(guó)工業(yè)經(jīng)濟(jì)年鑒》、《中國(guó)區(qū)域經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)年鑒》以及國(guó)泰安數(shù)據(jù)庫(kù)、中國(guó)經(jīng)濟(jì)研究數(shù)據(jù)庫(kù)和世界銀行。

三、實(shí)證分析

首先，通過(guò)對(duì)方程（1）的估計(jì)來(lái)考察制度質(zhì)量的決定因素。我們選用地區(qū)的政府效率和市場(chǎng)化指數(shù)來(lái)衡量制度質(zhì)量。方程的估計(jì)結(jié)果見表1：

由表1的前兩列回歸結(jié)果可知，與以往學(xué)者用資源依賴度進(jìn)行研究的結(jié)論不同，不管是否引進(jìn)區(qū)位變量DIS，資源豐裕度對(duì)政府效率都無(wú)顯著影響。在引入地域變量DIS后，資源豐裕度與政府效率呈現(xiàn)并不顯著的正相關(guān)關(guān)系，同時(shí)區(qū)位變量DIS與制度質(zhì)量有顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系。由第3、4列結(jié)果可知，盡管在只考慮區(qū)域資源豐裕度和市場(chǎng)化指數(shù)時(shí)，兩者呈現(xiàn)出負(fù)相關(guān)關(guān)系，但在加入地域變量DIS后這種負(fù)向關(guān)系變得不再顯著。從第5、6列的估計(jì)結(jié)果可知，在引入初始收入水平后，一個(gè)地區(qū)的資源豐裕度對(duì)政府效率有較顯著的正面影響，即控制住由各地初始經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平帶來(lái)的政府效率差異后，一個(gè)地區(qū)的資源越豐富，政府效率傾向于更高，同時(shí)也說(shuō)明，各地政府效率的差異更大層面上是由于初始經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平而不是資源差異造成的。最后兩列表明，在引入初始收入水平后，資源豐裕度和市場(chǎng)化指數(shù)仍然沒有顯著相關(guān)關(guān)系。

表1 制度質(zhì)量的決定因素

第二步，判斷資源依賴度在解釋經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的時(shí)候是否是一個(gè)合理的外生解釋變量，因?yàn)橛?jì)算資源依賴度時(shí)涉及工業(yè)發(fā)展水平這個(gè)經(jīng)濟(jì)指標(biāo)，所以，它更有可能是一個(gè)內(nèi)生變量。方程（2）的估計(jì)結(jié)果如表2所示：

表2 資源依賴度的決定因素

表2的第1列顯示資源依賴度和資源豐裕度關(guān)系的估計(jì)結(jié)果，與我們之前的假設(shè)一致，資源越是豐富的地區(qū)，經(jīng)濟(jì)對(duì)資源的依賴性越強(qiáng)。第2列是資源依賴度和地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的回歸結(jié)果，由統(tǒng)計(jì)結(jié)果可知，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和地區(qū)的資源依賴度之間也存在顯著的正相關(guān)關(guān)系。由第3列估計(jì)結(jié)果得到，在控制了初始產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)后，資源豐裕度和資源依賴度依然具有顯著的正相關(guān)關(guān)系。第4～5列是在控制產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響后考慮制度質(zhì)量對(duì)資源依賴度的影響，結(jié)果顯示市場(chǎng)化指數(shù)MI與資源依賴度具有顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系，好的制度可以有效地降低地區(qū)的資源依賴度。

前文已經(jīng)提到，將制度變量直接引入方程可能會(huì)存在內(nèi)生性問(wèn)題，導(dǎo)致OLS估計(jì)的不一致性，因此，有必要對(duì)制度變量進(jìn)行豪斯曼內(nèi)生性檢驗(yàn)，將制度質(zhì)量與資源豐裕度回歸方程的誤差項(xiàng)代入方程（2）進(jìn)行OLS估計(jì)，得到MI的誤差項(xiàng)在5%的顯著性水平下明顯不為0（T＝2.1），Goveffect的誤差項(xiàng)也在5%的顯著性水平下明顯不為0（T＝2.4），因此，可以確定制度變量與自然資源依賴度之間存在內(nèi)生性問(wèn)題。本文選用DIS作為制度質(zhì)量的工具變量，用2SLS對(duì)方程（2）重新進(jìn)行估計(jì)，第7列的結(jié)果顯示制度質(zhì)量的主要衡量指標(biāo)MI與資源依賴度仍然具有顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系。

接下來(lái)，用2SLS方法估計(jì)方程（3），來(lái)驗(yàn)證是否資源越豐富的地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)越緩慢，結(jié)果見表3。

表3 經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的決定因素

在估計(jì)方程之前首先檢驗(yàn)資源依賴度的內(nèi)生性，由豪斯曼內(nèi)生性檢驗(yàn)結(jié)果得到RD存在顯著的內(nèi)生性問(wèn)題（T＝2.2），由異方差White檢驗(yàn)結(jié)果可知，方程（3）不存在異方差性，因此選擇2SLS方法對(duì)方程進(jìn)行估計(jì)。由表3的第1、2列估計(jì)結(jié)果可知，當(dāng)把RD作為內(nèi)生變量，引入工具變量IS進(jìn)行回歸時(shí)，無(wú)論是資源依賴度還是資源豐裕度都對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)速度沒有顯著影響。即使將制度質(zhì)量作為內(nèi)生變量引入工具變量后，資源狀況對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響依然不顯著?？紤]到經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)收斂性問(wèn)題，最后兩列筆者引入初始人均收入指標(biāo)，資源狀況對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響還是不顯著，當(dāng)RD作為內(nèi)生變量時(shí)，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有顯著的收斂性。因此，“資源詛咒”假說(shuō)在我國(guó)區(qū)域經(jīng)濟(jì)層面是否成立仍然值得商榷。

最后，筆者同時(shí)考慮經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、資源依賴度和制度質(zhì)量的內(nèi)生性問(wèn)題，并引入資源依賴度的工具變量IS和制度質(zhì)量的工具變量DIS，用3SLS方法來(lái)估計(jì)聯(lián)立方程模型，參數(shù)估計(jì)結(jié)果見表4。

表4 聯(lián)立方程模型估計(jì)結(jié)果

由表4聯(lián)立方程的估計(jì)結(jié)果可知，首先是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方面，聯(lián)立方程模型的估計(jì)結(jié)果與前面單方程估計(jì)所得結(jié)論基本一致，在消除內(nèi)生性問(wèn)題后，無(wú)論是資源豐裕度還是資源依賴度對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)速度都沒有顯著影響；其次，由資源依賴度的回歸結(jié)果可知，前定變量初始產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對(duì)其后一段時(shí)間區(qū)域經(jīng)濟(jì)的影響依然存在（在10%的概率區(qū)間顯著），資源越豐裕的地區(qū)，經(jīng)濟(jì)對(duì)資源的依賴性越大，比較優(yōu)勢(shì)依舊明顯；最后，由制度質(zhì)量的回歸結(jié)果可以得到，由初始經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平造成的制度質(zhì)量差異繼續(xù)存在，制度質(zhì)量中市場(chǎng)化指數(shù)MI的區(qū)域差異十分明顯（DIS的回歸系數(shù)顯著為負(fù)），由于制度質(zhì)量與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)呈現(xiàn)一定程度的正相關(guān)（政府效率與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)顯著正相關(guān)），因此，在研究資源對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響時(shí)必須考慮區(qū)位因素DIS到制度質(zhì)量再到經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的傳導(dǎo)機(jī)制，控制區(qū)位因素對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響。另外，考慮經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)收斂性問(wèn)題后得到的結(jié)論與前面一致。

四、結(jié)論與建議

本文通過(guò)構(gòu)建聯(lián)立方程模型，用我國(guó)省份的截面數(shù)據(jù)來(lái)實(shí)證考察資源與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系，進(jìn)而檢驗(yàn)“資源詛咒”假說(shuō)在我國(guó)省際層面是否存在。與以往研究不同，本文引進(jìn)資源豐裕度指標(biāo)代替資源依賴度來(lái)衡量一個(gè)地區(qū)的資源狀況，引入?yún)^(qū)位因素來(lái)控制由于區(qū)位差異帶來(lái)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)差異，并且將資源依賴度作為內(nèi)生變量來(lái)考察資源對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響。

實(shí)證研究結(jié)果表明，盡管資源依賴度與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)仍然呈現(xiàn)出統(tǒng)計(jì)上的負(fù)相關(guān)，但是并不顯著，這與Christa和Butle的結(jié)論一致，同時(shí)也驗(yàn)證了張貢生提出的關(guān)于“資源詛咒”假說(shuō)大多是沒有考慮區(qū)位差異的觀點(diǎn)［18］。由于區(qū)位差異對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)速度有顯著影響，因此，在西部地區(qū)目前的發(fā)展階段，應(yīng)該加強(qiáng)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，改善公共服務(wù)，特別要提高西部地區(qū)與區(qū)外的通達(dá)性，加強(qiáng)西部地區(qū)與經(jīng)濟(jì)核心區(qū)、交通樞紐地區(qū)的區(qū)位聯(lián)系，盡量彌補(bǔ)區(qū)位劣勢(shì)給經(jīng)濟(jì)帶來(lái)的不利影響。在控制各省由于初始經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平帶來(lái)的政府效率和市場(chǎng)化水平差異后，資源豐裕度指標(biāo)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)呈現(xiàn)并不顯著的正相關(guān)關(guān)系，但是卻與政府效率顯著正相關(guān)，同時(shí)政府效率又與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)顯著正相關(guān)，因此，可能存在從資源豐裕度到政府效率再到經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的傳導(dǎo)機(jī)制，這是今后要研究的方向。

本文的研究也有不足之處，由于數(shù)據(jù)獲取方面的原因，用煤炭、石油和天然氣的儲(chǔ)量來(lái)代表自然資源儲(chǔ)量，沒有考慮到其他金屬和非金屬礦產(chǎn)的儲(chǔ)量問(wèn)題；另外，自然資源對(duì)經(jīng)濟(jì)的作用機(jī)制可能是多渠道的，本文只控制了區(qū)位差異和制度質(zhì)量等因素，因此得出的結(jié)論可能存在一定的局限性，這還需要在以后的研究中逐步改進(jìn)。

注釋：

①通過(guò)世界銀行2005年公布的指標(biāo)將煤炭、石油和天然氣的儲(chǔ)量轉(zhuǎn)化為可比較的貨幣計(jì)量方式。具體轉(zhuǎn)化方法參考World Bank，1997.Expanding the Measure of Wealth：Indicators of Environmentally Sustainable Development.Environmentally Sustainable Development Studies and Monographs Series No.17.

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