王 石，王 華，b，馮宗憲

（西安交通大學(xué)a.經(jīng)濟(jì)與金融學(xué)院；b.外國語學(xué)院，陜西 西安710061）

一、引 言

發(fā)展經(jīng)濟(jì)學(xué)研究的一個(gè)主要論題是自然資源對經(jīng)濟(jì)增長的效應(yīng)。直觀看來，巨大的自然資源會促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長，因?yàn)樽匀毁Y源會增加一國的總財(cái)富和購買力。但是粗略地觀察世界各國實(shí)際，就會發(fā)現(xiàn)這個(gè)命題并不一定成立，像尼日利亞這樣資源極其豐裕的國家，經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r卻十分糟糕，而像日本和韓國這些資源較為貧瘠的國家，在過去幾十年卻經(jīng)歷了經(jīng)濟(jì)的快速增長；這導(dǎo)致經(jīng)濟(jì)學(xué)家們猜想：一國資源財(cái)富和經(jīng)濟(jì)增長之間是否存在負(fù)相關(guān)關(guān)系，即“資源詛咒”假說。

大量文獻(xiàn)對“資源詛咒”命題進(jìn)行了檢驗(yàn)，但很少有學(xué)者考慮資源價(jià)格波動的約束。實(shí)際上，在資源豐裕地區(qū)，資源產(chǎn)業(yè)在國民經(jīng)濟(jì)中占比較高，資源價(jià)格變動對當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)增長會產(chǎn)生較大影響：當(dāng)全球經(jīng)濟(jì)處于繁榮期時(shí)，資源需求快速上升，導(dǎo)致資源價(jià)格與資源產(chǎn)業(yè)投資逐漸提高，進(jìn)而促進(jìn)該地區(qū)經(jīng)濟(jì)快速增長。當(dāng)全球經(jīng)濟(jì)處于衰退期時(shí)，資源需求萎縮，導(dǎo)致資源價(jià)格與資源產(chǎn)業(yè)投資下降，進(jìn)而導(dǎo)致該地區(qū)經(jīng)濟(jì)增速下降。以中國主要的能源資源煤炭為例，圖1展示了煤炭價(jià)格波動和煤炭資源豐裕的山西省經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系。由于秦皇島港是中國現(xiàn)階段最大的煤炭交易市場，其交易信息是全國煤炭市場的風(fēng)向標(biāo)，而大同優(yōu)混煤又是秦皇島港最主要的煤炭交易產(chǎn)品，因此本文選取秦皇島大同優(yōu)混煤價(jià)格作為煤炭價(jià)格的衡量，并對其取自然對數(shù)，來研究煤炭價(jià)格變動與山西省經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系。圖1數(shù)據(jù)來源為：秦皇島大同優(yōu)混煤價(jià)格來源于海運(yùn)煤炭網(wǎng)，山西省人均GDP根據(jù)各年《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》相關(guān)數(shù)據(jù)計(jì)算得到。

由圖1可見，煤炭價(jià)格和山西省經(jīng)濟(jì)增長在大部分年份呈正相關(guān)。以上分析表明，資源價(jià)格與經(jīng)濟(jì)增長之間可能存在正相關(guān)關(guān)系，因此在考察“資源詛咒”命題時(shí)，如果忽略了資源價(jià)格波動約束，就有可能由于遺漏關(guān)鍵解釋變量而致使回歸結(jié)果產(chǎn)生偏誤。本文利用中國省際面板數(shù)據(jù)，考察了資源價(jià)格約束下的“資源詛咒”問題，對比了存在資源價(jià)格約束和無價(jià)格約束兩種情形下的各種傳導(dǎo)機(jī)制，并在此基礎(chǔ)上提出了政策建議。

圖1 煤炭價(jià)格變動與山西省經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系

二、文獻(xiàn)綜述

（一）國外研究綜述

自然資源和經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的考察從Sachs和Warner的工作論文開始成為學(xué)術(shù)研究的熱點(diǎn)［1］。隨后Sachs和Warner又相繼發(fā)表了一系列表明“資源詛咒”存在的論文，其研究結(jié)果表明，在過去幾十年一國自然資源部門規(guī)模和經(jīng)濟(jì)增長率之間存在負(fù)相關(guān)關(guān)系［2－4］。此后，許多學(xué)者就“資源詛咒”問題存在的原因進(jìn)行了探討。Atkinson等認(rèn)為，資源豐裕國家往往會存在資源租金的無效利用與經(jīng)濟(jì)資源的浪費(fèi)，從而造成“資源詛咒”［5］；Bravo－Ortega和De Gregorio將較低的增長歸因于資源豐裕地區(qū)較低的人力資本積累［6］。

但是隨著研究的深入，部分學(xué)者開始對Sachs等人的研究產(chǎn)生質(zhì)疑。例如，Ploeg和Poelhekke證明了在經(jīng)濟(jì)增長緩慢國家，自然資源產(chǎn)業(yè)往往是僅存的出口產(chǎn)業(yè)，因?yàn)樗戎圃鞓I(yè)要求更少的人力資本和技術(shù)進(jìn)步［7］。因此，總出口中初級產(chǎn)品占比較高可能是低增長的結(jié)果，而非原因。如果資源部門出口份額與經(jīng)濟(jì)增長之間的確存在反向因果關(guān)系，那Sachs和Warner的研究就會存在內(nèi)生性問題。

Brunschweiller和Bulte同樣質(zhì)疑了Sachs和Warner的一系列研究，他們認(rèn)為自然資源出口份額只能作為資源依賴度的衡量，而非資源豐裕度，并且資源依賴度內(nèi)生于經(jīng)濟(jì)增長。他們基于世界銀行對各國資源財(cái)富研究的數(shù)據(jù)，采用石油等自然資源的2004年凈現(xiàn)值作為資源豐裕度的衡量［8］。顯然這一指標(biāo)要優(yōu)于Sachs和Warner采用的指標(biāo)，因?yàn)橐粐馁Y源豐裕度是由其自然地理狀況決定的，且與其他經(jīng)濟(jì)增長決定因素不相關(guān)，因而不存在內(nèi)生性問題。

Brunschweiller和Bulte對資源豐裕度和資源依賴度的區(qū)分吸引了眾多學(xué)者的注意。大部分近期的“資源詛咒”研究都嚴(yán)格區(qū)分了資源依賴和資源豐裕。但是由于數(shù)據(jù)可得性，大部分文獻(xiàn)仍使用資源依賴度，因?yàn)樵撝笜?biāo)易于量化，但是采用這種測量方式會受到潛在內(nèi)生性問題的影響。

（二）國內(nèi)研究綜述

國內(nèi)學(xué)者對中國“資源詛咒”問題進(jìn)行了大量研究。徐康寧與王劍的研究表明，中國省級層面上存在“資源詛咒”問題，并探討了物質(zhì)資本投資、制度和“荷蘭病”等潛在傳導(dǎo)機(jī)制，結(jié)果表明，制度弱化和制造業(yè)“擠出”是經(jīng)濟(jì)增長緩慢的主要原因［9］；胡援成和肖德勇利用面板數(shù)據(jù)門限回歸模型發(fā)現(xiàn)，人力資本投入不足是省際層面存在“資源詛咒”的關(guān)鍵原因，提高人力資本投入水平，完善金融系統(tǒng)可以有效緩解“資源詛咒”［10］；邵帥等提出了“有條件資源詛咒”假說，利用220個(gè)地市級面板數(shù)據(jù)探討了資源依賴和經(jīng)濟(jì)增長間的非線性關(guān)系，結(jié)果表明，資源依賴與經(jīng)濟(jì)增長和TFP增長之間均存在倒“U”型關(guān)系［11］；李偉軍和李智的研究表明，知識溢出導(dǎo)致中西部地區(qū)“資源詛咒”具有門檻效應(yīng)，但東部地區(qū)卻不存在這一效應(yīng)［12］。

（三）現(xiàn)有文獻(xiàn)的問題與爭議

雖然國內(nèi)外學(xué)者對“資源詛咒”假說從不同視角進(jìn)行了大量研究，也取得了豐富的研究成果，但現(xiàn)有研究仍存在以下問題與爭議：

1.未考慮資源價(jià)格波動影響。前文已提到，資源價(jià)格與經(jīng)濟(jì)增長之間可能存在正相關(guān)關(guān)系，因此在研究“資源詛咒”命題時(shí)，應(yīng)考慮資源價(jià)格波動的影響，但現(xiàn)有的文獻(xiàn)基本都忽略了這一點(diǎn)，這可能導(dǎo)致遺漏關(guān)鍵解釋變量而使回歸結(jié)果產(chǎn)生偏誤。

2.部分研究仍存在混用資源豐裕和資源依賴概念的情況。雖然Brunschweiller和Bulte對資源豐裕度和資源依賴度進(jìn)行了區(qū)分，但是國內(nèi)部分研究仍存在混用資源豐裕和資源依賴概念的情況。實(shí)際上，資源豐裕度是一國自然資源豐富程度的衡量，取決于該國的自然地理狀況，與經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平等無關(guān)；而資源依賴度則是某一經(jīng)濟(jì)體對自然資源依賴程度的衡量，不僅與該地區(qū)的資源豐裕度相關(guān)，還受到該地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)等的影響?？紤]到數(shù)據(jù)可得性，本文采用資源依賴度指標(biāo)。

3.未解決資源依賴度指標(biāo)的內(nèi)生性問題。囿于數(shù)據(jù)可得性，大部分文獻(xiàn)仍使用資源依賴度，因?yàn)樵撝笜?biāo)易于量化，但是很多文獻(xiàn)在采用這種測量方式時(shí)，沒有解決該指標(biāo)帶來的內(nèi)生性問題，使得分析結(jié)果可信度不高。

4.資源依賴和經(jīng)濟(jì)增長之間是否存在倒“U”型關(guān)系。以往對“資源詛咒”的研究表明，資源依賴和經(jīng)濟(jì)增長之間存在簡單的線性負(fù)相關(guān)關(guān)系，但近期有學(xué)者指出，資源依賴和經(jīng)濟(jì)增長可能存在倒“U”型關(guān)系。本文將在考慮資源價(jià)格約束和資源依賴指標(biāo)內(nèi)生性問題的前提下，探究資源依賴和經(jīng)濟(jì)增長之間是否存在倒“U”型、正“U”型或其他類型關(guān)系。

三、計(jì)量檢驗(yàn)

（一）模型設(shè)定和變量說明

針對現(xiàn)有文獻(xiàn)存在的問題和爭議，本文對Sachs和Warner提出的回歸方程進(jìn)行了修改，加入資源價(jià)格以及資源依賴度的平方項(xiàng)和立方項(xiàng)，同時(shí)考慮經(jīng)濟(jì)增長的動態(tài)特征，得到如下面板數(shù)據(jù)動態(tài)回歸方程：

其中Y表示人均實(shí)際GDP，并對其取自然對數(shù)，L為資源依賴度①本文選取采礦業(yè)就業(yè)占總就業(yè)比重作為資源依賴度的衡量，因?yàn)榘凑諊医y(tǒng)計(jì)局公布的行業(yè)統(tǒng)計(jì)標(biāo)準(zhǔn)，采礦業(yè)包括黑色和有色金屬礦采選業(yè)、煤炭開采洗選業(yè)、石油天然氣開采業(yè)、非金屬礦采選業(yè)等，較完善的涵蓋了資源及其相關(guān)的初級部門，因此該指標(biāo)可以作為資源依賴度的近似衡量。，L2和L3分別是其平方項(xiàng)和立方項(xiàng)，P為資源價(jià)格增長率，X為影響經(jīng)濟(jì)增長的其他解釋變量所組成的向量，i和t分別代表省份和年份，α0～α6為待估參數(shù)，vi為各省份特有的影響因素，εit為隨機(jī)擾動項(xiàng)。

根據(jù)方程（1）中α2、α3和α4的符號可以對資源依賴和經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系進(jìn)行判斷：若α2＞0、α3＜0、α4＝0，資源依賴和經(jīng)濟(jì)增長之間呈倒“U”型關(guān)系，即當(dāng)資源依賴度低于某一臨界值時(shí)，資源依賴度的提高可以促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長，此時(shí)資源是“祝?！倍恰霸{咒”，當(dāng)資源依賴度過高以至于超過該臨界值時(shí)，就會發(fā)生“資源詛咒”現(xiàn)象；若α2＜0、α3＞0、α4＝0，資源依賴和經(jīng)濟(jì)增長之間呈正“U”型關(guān)系，即當(dāng)資源依賴度低于某一臨界值時(shí)，資源依賴度的提高會抑制經(jīng)濟(jì)增長，一旦跨過臨界值反而可以促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長；若α2＞0、α3＜0、α4＞0，資源依賴和經(jīng)濟(jì)增長之間呈現(xiàn)出復(fù)雜的“N”型關(guān)系，即隨著資源依賴度的提高，資源依賴度對經(jīng)濟(jì)增長依次表現(xiàn)出促進(jìn)、抑制、再促進(jìn)。

對于資源價(jià)格，目前并沒有一個(gè)可以全面描述資源價(jià)格變動的綜合性指標(biāo)。Kellard和 Wohar指出，原材料生產(chǎn)者價(jià)格指數(shù)與采礦業(yè)產(chǎn)品價(jià)格指數(shù)是高度相關(guān)的［13］。因此本文采用燃料、原材料和動力購進(jìn)價(jià)格作為資源價(jià)格的近似代替，并用統(tǒng)計(jì)年鑒中的“燃料、原材料和動力購進(jìn)價(jià)格指數(shù)”計(jì)算增長率。

根據(jù)經(jīng)濟(jì)增長理論，我們對向量X中的解釋變量選擇如下：物質(zhì)資本投資（K），按照多數(shù)文獻(xiàn)中的做法，本文用全社會固定資產(chǎn)投資占GDP份額來衡量物質(zhì)資本投資，顯然物質(zhì)資本投資越多，經(jīng)濟(jì)增長越快，因此預(yù)期符號為正；人力資本投入（EDU），本文用統(tǒng)計(jì)年鑒中的“每萬人口在校大學(xué)生數(shù)”作為人力資本投入的近似衡量，其預(yù)期符號為正；對外開放度（OPE），本文采用進(jìn)出口貿(mào)易總額占GDP比重作為對外開放度的衡量，其中進(jìn)出口貿(mào)易總額采用當(dāng)年平均匯率換算為人民幣價(jià)格，其預(yù)期符號為正；創(chuàng)新投入（RD），采用科研人員就業(yè)占總就業(yè)份額來衡量，其預(yù)期符號為正。按照以往文獻(xiàn)，這些解釋變量同時(shí)也是潛在的傳導(dǎo)機(jī)制變量。這樣，本文最終的回歸方程如下：

（二）數(shù)據(jù)樣本

囿于數(shù)據(jù)可得性，并考慮數(shù)據(jù)的一致性，本文的研究時(shí)期為1993－2012年，西藏和海南由于數(shù)據(jù)缺失較為嚴(yán)重，因此不在研究范圍之內(nèi)，重慶在1997年從四川省分離成為直轄市，因此本文將重慶與四川數(shù)據(jù)合并。最終本文使用1993－2012年20年間28個(gè)省份的面板數(shù)據(jù)，樣本觀測值共560個(gè)。相關(guān)數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》、《新中國六十年統(tǒng)計(jì)資料匯編》、《中國區(qū)域經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國價(jià)格統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國勞動統(tǒng)計(jì)年鑒》。需要說明的是，為了剔除價(jià)格因素影響，反映真實(shí)的經(jīng)濟(jì)運(yùn)行狀況，本文的人均GDP已調(diào)整為1992年不變價(jià)格下的實(shí)際值。本文使用Stata12.0軟件進(jìn)行回歸。

（三）估計(jì)方法

前文已經(jīng)提到，現(xiàn)有文獻(xiàn)在采用資源依賴度指標(biāo)時(shí)沒有考慮該指標(biāo)帶來的內(nèi)生性問題，致使回歸結(jié)果可信度不高。在本文中，除了資源依賴度，動態(tài)回歸模型中被解釋變量的滯后項(xiàng)也可能帶來內(nèi)生性問題，這時(shí)如果采用普通面板模型回歸方法進(jìn)行估計(jì)，其結(jié)果可能無法滿足無偏性和一致性原則。廣義矩方法（GMM）可以解決這一問題，因此本文將使用動態(tài)面板GMM估計(jì)進(jìn)行回歸分析。在回歸過程中，本文將滯后被解釋變量和資源依賴度作為內(nèi)生變量，其他所有解釋變量都當(dāng)作是嚴(yán)格外生的。

在采用動態(tài)GMM進(jìn)行分析時(shí)，實(shí)際上是將解釋變量的滯后值作為工具變量代替原解釋變量參與回歸，因此估計(jì)結(jié)果是否有效取決于工具變量是否有效，本文采用兩種方法進(jìn)行識別：第一種是利用Hansen檢驗(yàn)判斷工具變量過度識別約束是否有效，如果不能拒絕原假設(shè)，就說明工具變量的選擇是合理的；第二種是采用Arellano－Bond檢驗(yàn)差分的殘差項(xiàng)是否存在二階自相關(guān)，如果不能拒絕原假設(shè)，就說明不存在自相關(guān)，可以進(jìn)行GMM估計(jì)。

（四）計(jì)量結(jié)果及分析

采用動態(tài)GMM估計(jì)對方程（2）進(jìn)行回歸，結(jié)果見表1。首先對模型設(shè)定形式進(jìn)行檢驗(yàn)，在表1中，模型1、2、5、6既包含資源依賴度的平方項(xiàng)又包含立方項(xiàng)，用以驗(yàn)證資源依賴和經(jīng)濟(jì)增長之間是否存在“N”型或其他類型關(guān)系；模型3、4、7、8包含資源依賴度的平方項(xiàng)，用以驗(yàn)證資源依賴和經(jīng)濟(jì)增長之間是否存在倒“U”型或正“U”型關(guān)系。其次，為了驗(yàn)證資源價(jià)格約束是否為“資源詛咒”問題研究的重要解釋變量，本文分別在“有資源價(jià)格約束”和“無資源價(jià)格約束”兩種情形下進(jìn)行計(jì)量回歸。在表1中，模型1、2、3、4為“無資源價(jià)格約束”的估計(jì)結(jié)果，模型5、6、7、8為“有資源價(jià)格約束”的估計(jì)結(jié)果。最后，常見的GMM估計(jì)分為系統(tǒng)GMM估計(jì)和差分GMM估計(jì)，兩者成立的前提條件不同，因而適用情形各異。為了得到最有效的估計(jì)結(jié)果，本文對每種設(shè)定形式都分別采用系統(tǒng)GMM和差分GMM兩種估計(jì)方法。

表1 “資源詛咒”效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果表

從表1的估計(jì)結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，當(dāng)不考慮資源價(jià)格時(shí)，模型1、2、3、4的殘差至少在5%的水平上存在二階自相關(guān)，但考慮資源價(jià)格后，模型5、6、7、8接受了“擾動項(xiàng)無自相關(guān)”的原假設(shè)，且資源價(jià)格系數(shù)都在1%的水平上顯著，這說明資源價(jià)格的確是“資源詛咒”問題研究的重要影響因素，如果忽略這一點(diǎn)，很可能導(dǎo)致估計(jì)結(jié)果出現(xiàn)偏誤。此外，表1的結(jié)果還表明，模型1、2、5、6的資源依賴度立方項(xiàng)的系數(shù)均不顯著，即資源依賴和經(jīng)濟(jì)增長之間不存在“N”型或其他類型關(guān)系。綜上所述，本文將以包含資源價(jià)格和資源依賴度平方項(xiàng)的模型為重點(diǎn)分析對象，采用差分GMM進(jìn)行估計(jì)，結(jié)果如模型8所示。

在模型8中，資源依賴度L的系數(shù)小于0且在5%的水平上顯著，其平方項(xiàng)大于0且在10%的水平上顯著，表明資源依賴和經(jīng)濟(jì)增長之間呈正“U”型關(guān)系，即當(dāng)資源依賴度低于某一臨界值時(shí)，資源依賴度的提高會抑制經(jīng)濟(jì)增長，一旦跨過臨界值反而可以促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長。這一結(jié)論沒有支持邵帥、范美婷、楊莉莉以及何淳耀等人的研究［14］。資源價(jià)格P的系數(shù)大于0且在1%的水平上顯著，表明資源價(jià)格的上升可以促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長，支持了上文的經(jīng)驗(yàn)分析。物質(zhì)資本投資、人力資本投入、對外開放度和創(chuàng)新投入等控制變量的系數(shù)均大于0且在1%的水平上顯著，符合一般經(jīng)濟(jì)增長理論。

進(jìn)一步分析可以發(fā)現(xiàn)，本文的研究樣本絕大多數(shù)落在了正“U”型曲線的左邊。由資源依賴度及其平方項(xiàng)的系數(shù)可計(jì)算出拐點(diǎn)值為7.528 7%，即當(dāng)采掘業(yè)就業(yè)占總就業(yè)比重低于7.528 7%時(shí)，資源依賴度的提高會抑制經(jīng)濟(jì)增長，存在“資源詛咒”；當(dāng)采掘業(yè)就業(yè)占總就業(yè)比重超過7.528 7%時(shí)，資源依賴度的提高反而可以促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長，存在“資源祝?！?。但在本文的研究樣本中，除了1997年及以前的黑龍江，其余省份在所有樣本期內(nèi)資源依賴度均沒有達(dá)到這一拐點(diǎn)，意味著資源依賴度和經(jīng)濟(jì)增長之間雖然理論上存在正“U”型關(guān)系，但在中國過去20年間，二者基本上表現(xiàn)出單一負(fù)相關(guān)關(guān)系，這一結(jié)論與徐康寧、王劍等大多數(shù)學(xué)者的研究結(jié)論一致。

因此，為了更加準(zhǔn)確地估計(jì)樣本期內(nèi)各省份資源依賴度與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系，本文對不包含資源依賴度平方項(xiàng)的模型進(jìn)行了回歸，結(jié)果見模型9。由結(jié)果可見，資源依賴度系數(shù)為負(fù)且在1%的水平上顯著，說明過去20年間中國省級層面上確實(shí)存在“資源詛咒”問題，對自然資源的依賴抑制了經(jīng)濟(jì)增長。

四、資源價(jià)格約束下“資源詛咒”傳導(dǎo)機(jī)制分析

本文對Papyrakis和Gerlagh的回歸方程加以改進(jìn)，加入資源價(jià)格變量，并考慮動態(tài)情形，形成如下回歸方程，以考察資源價(jià)格約束下資源依賴度與各傳導(dǎo)機(jī)制變量之間的關(guān)系［15］：

其中Z為傳導(dǎo)機(jī)制變量組成的向量，包括物質(zhì)資本投資K、人力資本投入EDU、對外開放度OPE和創(chuàng)新投入RD，L和P與方程（1）含義相同。

仍然采用動態(tài)GMM估計(jì)進(jìn)行回歸，結(jié)果見表2。為了分析有、無資源價(jià)格約束下各變量傳導(dǎo)機(jī)制的差異，每個(gè)模型都在無資源價(jià)格變量（即模型1、3、5、7）和有資源價(jià)格變量（即模型2、4、6、8）兩種情況下進(jìn)行回歸。計(jì)量結(jié)果顯示，無論是否考慮資源價(jià)格約束，本文考察的四種傳導(dǎo)機(jī)制，即物質(zhì)資本投資、人力資本投入、對外開放度和創(chuàng)新投入與資源依賴度之間均在1%的水平上顯著負(fù)相關(guān)，這說明資源依賴度的提高會擠出固定資產(chǎn)投資和人力資本投入，降低地區(qū)經(jīng)濟(jì)對外開放水平，減少創(chuàng)新投入。

對比有、無資源價(jià)格約束下各變量的傳導(dǎo)機(jī)制可以發(fā)現(xiàn)，忽略資源價(jià)格約束會影響傳導(dǎo)機(jī)制估計(jì)的準(zhǔn)確性。具體來講，對于物質(zhì)資本投資和創(chuàng)新投入，考慮資源價(jià)格后資源依賴度系數(shù)的絕對值降低，表明忽略資源價(jià)格約束會高估這兩種傳導(dǎo)機(jī)制的影響；對于人力資本投入和對外開放度，考慮資源價(jià)格后資源依賴度系數(shù)的絕對值上升，表明忽略資源價(jià)格約束會低估這兩種傳導(dǎo)機(jī)制的影響。此外，資源價(jià)格變動也會對四種傳導(dǎo)機(jī)制變量產(chǎn)生一定的影響，由模型2、4、6、8可知，資源價(jià)格的上升會抑制物質(zhì)資本投資，促進(jìn)人力資本投入和創(chuàng)新投入，提高對外開放水平。

表2 傳導(dǎo)機(jī)制估計(jì)結(jié)果表

五、結(jié)論與建議

本文基于省際面板數(shù)據(jù)建立回歸模型，利用動態(tài)GMM估計(jì)對資源價(jià)格約束下的“資源詛咒”問題進(jìn)行了研究，結(jié)果表明，資源價(jià)格波動是“資源詛咒”問題研究的重要影響因素，忽略資源價(jià)格波動將會降低研究結(jié)果的可信度。在考慮資源價(jià)格波動后，發(fā)現(xiàn)資源依賴度和經(jīng)濟(jì)增長在理論上存在正“U”型關(guān)系，但在過去20年，中國各省處于正“U”型曲線的左邊，資源依賴度和經(jīng)濟(jì)增長表現(xiàn)出單一的負(fù)相關(guān)關(guān)系。本文還對資源價(jià)格約束下的各種傳導(dǎo)機(jī)制進(jìn)行了考察，結(jié)果表明，資源依賴度對物質(zhì)資本投資、人力資本投入、對外開放度和創(chuàng)新投入四種傳導(dǎo)機(jī)制都會產(chǎn)生負(fù)向影響，且忽略資源價(jià)格約束會高估物質(zhì)資本投資和創(chuàng)新投入的影響，也低估人力資本投入和對外開放度的影響。

本文的研究結(jié)論表明，資源價(jià)格的確是“資源詛咒”問題研究中的重要影響因素，而資源價(jià)格上升也會對經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生一定的促進(jìn)作用。但是，由于經(jīng)濟(jì)周期的存在，資源價(jià)格不可能一直上漲，且資源價(jià)格往往具有很強(qiáng)的波動性，過度的自然資源價(jià)格波動不利于資源依賴地區(qū)長期經(jīng)濟(jì)增長。有鑒于此，本文提出以下政策建議。

1.積極爭取各類資源的定價(jià)權(quán)。中國雖然是資源的消費(fèi)大國，也是部分資源的生產(chǎn)大國，但在多數(shù)情況下卻是國際資源價(jià)格的被動接受者。因此，對于礦石、石油和天然氣等資源，中國應(yīng)充分利用買家的優(yōu)勢地位，團(tuán)結(jié)一致，向賣方施加壓力，爭奪這些資源的定價(jià)話語權(quán)，以減輕其價(jià)格變動對中國經(jīng)濟(jì)的影響。對于稀土等中國儲量較大的自然資源，應(yīng)注意控制產(chǎn)量，淘汰效率較低的小型開采企業(yè)，避免國內(nèi)企業(yè)之間的惡性價(jià)格競爭，以強(qiáng)化中國對這類資源價(jià)格的實(shí)際控制能力。

2.促進(jìn)能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)的多元化。如果過度依賴石油、天然氣、煤炭等傳統(tǒng)能源，當(dāng)這些能源價(jià)格大幅變動時(shí)，地區(qū)經(jīng)濟(jì)也會隨之發(fā)生劇烈波動，從而不利于經(jīng)濟(jì)平穩(wěn)運(yùn)行。因此，中國應(yīng)加快能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)的多元化，制定相關(guān)政策，以支持太陽能、核能、風(fēng)能等新能源的開發(fā)和使用。

3.資源依賴地區(qū)應(yīng)注意發(fā)展制造業(yè)。資源依賴地區(qū)應(yīng)注意把資源部門發(fā)展和其他部門的發(fā)展結(jié)合起來，利用豐厚的資源回報(bào)建立發(fā)展基金，以促進(jìn)本地區(qū)制造業(yè)和其他非資源產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，減少資源價(jià)格波動對整體經(jīng)濟(jì)的影響力度。另外，資源依賴地區(qū)還應(yīng)加大對本地區(qū)生態(tài)環(huán)境的保護(hù)力度，創(chuàng)造良好的營商自然環(huán)境。

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