廖紅偉　高錫鵬

摘要：資源型產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的影響因素可以劃分為基礎(chǔ)性因素和間接作用因素，前者指資金投入、勞動力使用和自然資源開發(fā)等生產(chǎn)要素;后者指技術(shù)進(jìn)步、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級、產(chǎn)業(yè)集聚、市場競爭和政府環(huán)境規(guī)制等傳導(dǎo)因素，后者通過提高前者效率，即自然資源利用率、資金使用率和物化勞動產(chǎn)出率間接傳導(dǎo)實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)增長目標(biāo)。以我國東北地區(qū)87家重點(diǎn)國有森工企業(yè)2006—2016年空間面板數(shù)據(jù)為研究樣本的實(shí)證結(jié)果表明，資源型產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長具有顯著的空間相關(guān)性，人力資本數(shù)量和資本存量起顯著的促進(jìn)作用，而自然資源產(chǎn)業(yè)會產(chǎn)生資源詛咒效應(yīng)。要促進(jìn)資源型產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型發(fā)展，必須動態(tài)調(diào)整基礎(chǔ)生產(chǎn)要素的投入量，充分發(fā)揮各階段技術(shù)創(chuàng)新、產(chǎn)業(yè)集聚以及環(huán)境規(guī)制的經(jīng)濟(jì)增長傳導(dǎo)效應(yīng);明確政府在資源型國企中的監(jiān)管職能，在實(shí)現(xiàn)資源型國企經(jīng)濟(jì)效益、社會效益以及生態(tài)效益的同時，加強(qiáng)國有資產(chǎn)監(jiān)管，防止國有資產(chǎn)流失。

關(guān)鍵詞：資源型產(chǎn)業(yè);經(jīng)濟(jì)增長;資源配置;國有森工企業(yè);傳導(dǎo)機(jī)制

中圖分類號：F120??? 文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A??? 文章編號：1003-854X（2019）09-0026-10

一、引言與相關(guān)文獻(xiàn)綜述

資源型產(chǎn)業(yè)是社會經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要組成部分，經(jīng)濟(jì)合理增長與資源型產(chǎn)業(yè)發(fā)展密不可分。根據(jù)產(chǎn)品屬性劃分，資源型產(chǎn)業(yè)多處于產(chǎn)業(yè)鏈上游，除需和中、下游產(chǎn)業(yè)一樣合理配置人力、物質(zhì)資本基本生產(chǎn)要素外，還面臨著自然資源稟賦約束和生態(tài)環(huán)境保護(hù)雙重壓力。由自然資源依賴性可知，資源型產(chǎn)業(yè)多分布于自然資源豐裕地區(qū)，導(dǎo)致資源型產(chǎn)業(yè)發(fā)展具有明顯的空間相關(guān)性和區(qū)域經(jīng)濟(jì)性。如何在生產(chǎn)要素環(huán)節(jié)合理調(diào)配區(qū)域間的自然資源開發(fā)程度、勞動力和物質(zhì)資本投入數(shù)量，是實(shí)現(xiàn)資源型產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)合理增長的核心問題。

理性企業(yè)家調(diào)整自然資源開發(fā)程度、合理配置勞動力和物質(zhì)資本投入，以實(shí)現(xiàn)產(chǎn)品或服務(wù)的經(jīng)濟(jì)效益最大化。但是，在實(shí)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長過程中還存在著許多不確定性的間接因素，如技術(shù)研發(fā)及應(yīng)用，產(chǎn)品和服務(wù)多樣化，區(qū)域產(chǎn)業(yè)集聚，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級及優(yōu)化，政府為解決產(chǎn)業(yè)發(fā)展負(fù)外部性施加的環(huán)境規(guī)制等，這些都是由基本生產(chǎn)要素配置而誘發(fā)的狀態(tài)效應(yīng)因素，也是需要研究分析的關(guān)鍵點(diǎn)。

自然資源、物質(zhì)資本積累和勞動力是經(jīng)濟(jì)增長的基礎(chǔ)性生產(chǎn)要素。在古典政治經(jīng)濟(jì)學(xué)中，資本積累和勞動分工是一國經(jīng)濟(jì)增長的基礎(chǔ)動力。Richardo（1817）將土地資源引入經(jīng)濟(jì)學(xué)分析中，指出土地資源、資本和勞動產(chǎn)出的邊際報(bào)酬都是遞減的，并且該遞減規(guī)律最終會導(dǎo)致國家經(jīng)濟(jì)增長的停止①。經(jīng)濟(jì)增長是由生產(chǎn)要素和生產(chǎn)條件等因素綜合作用形成的，Marshall（1920）將具有“創(chuàng)造性破壞力”的創(chuàng)新因素融入分析框架后強(qiáng)調(diào)各因素對經(jīng)濟(jì)增長的綜合推動作用②。而Samuelson & Solow（1956）基于投入要素邊際收益遞減規(guī)律，指出長期的經(jīng)濟(jì)增長只能依靠于外生技術(shù)進(jìn)步對基礎(chǔ)因素的調(diào)節(jié)及其綜合動態(tài)作用③。許多學(xué)者在前人研究成果的基礎(chǔ)上，多角度地分析基礎(chǔ)因素與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系，包含空間地理思維的研究成果也逐漸增多。Tobler（1970）指出“地理學(xué)第一定律”闡述了地理位置的空間相關(guān)性。不同省域、縣域、局域的自然資源稟賦、產(chǎn)業(yè)發(fā)展規(guī)模和經(jīng)濟(jì)增長模式等存在空間相關(guān)性④。Anselin（1988）注意到空間相關(guān)性和異質(zhì)性，將空間因素納入經(jīng)典計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)中，構(gòu)建空間計(jì)量模型拓展研究區(qū)域經(jīng)濟(jì)問題⑤?？臻g計(jì)量模型相對于經(jīng)典計(jì)量模型在基本假設(shè)上更加符合現(xiàn)實(shí)狀況。Wanzenbock等學(xué)者利用空間計(jì)量模型研究區(qū)域經(jīng)濟(jì)問題，成果顯著⑥。

資源型產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的傳導(dǎo)機(jī)制問題一直是國內(nèi)外經(jīng)濟(jì)學(xué)者研究的重點(diǎn)與難點(diǎn)。以資源類經(jīng)濟(jì)學(xué)文獻(xiàn)為例，大都以自然資源為基本變量，其他所有變量考慮為傳導(dǎo)因素，分析自然資源與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系?？偨Y(jié)、歸納已有研究文獻(xiàn)，可將“自然資源詛咒”的傳導(dǎo)機(jī)制分為擠出效應(yīng)、荷蘭病效應(yīng)和制度弱化等，認(rèn)為擠出效應(yīng)的潛在傳導(dǎo)因素通常為物質(zhì)資本投資、人力資本水平、技術(shù)進(jìn)步能力和對外開放程度等;去工業(yè)化之荷蘭病效應(yīng)的潛在傳導(dǎo)因素為制造業(yè)投入;制度弱化效應(yīng)的潛在傳導(dǎo)因素為政府行政干預(yù)程度、尋租與腐敗等。李天籽（2007）通過省級面板數(shù)據(jù)實(shí)證分析發(fā)現(xiàn)，自然資源豐裕度對經(jīng)濟(jì)增長的傳導(dǎo)機(jī)制是外商直接投資、教育和創(chuàng)新等因素⑦。李江龍和徐斌（2018）從綠色經(jīng)濟(jì)增長角度，研究認(rèn)為造成“資源詛咒”的傳導(dǎo)機(jī)制是科技研發(fā)投入和對外貿(mào)易⑧。丁從明、馬鵬飛等（2018）首次借助CFPS數(shù)據(jù)從微觀上研究發(fā)現(xiàn)，自然資源是通過擠出教育投資、技術(shù)創(chuàng)新和降低制度質(zhì)量減少地區(qū)人均收入⑨。Sachs和Warner認(rèn)為自然資源豐裕造成制造業(yè)萎縮，從而引發(fā)的去工業(yè)化“荷蘭病效應(yīng)”是自然資源制約經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)鍵傳導(dǎo)機(jī)制⑩。徐康寧和王劍（2006）實(shí)證分析發(fā)現(xiàn)，由豐裕的自然資源引發(fā)的政府腐敗現(xiàn)象成為自然資源制約經(jīng)濟(jì)增長的重要制度傳導(dǎo)因素{11}。Sarmidi等（2014）認(rèn)為隨著制度質(zhì)量的改善，自然資源對經(jīng)濟(jì)增長的“詛咒效應(yīng)”逐漸減弱{12}。豐裕的自然資源與經(jīng)濟(jì)增長之間具有復(fù)雜的傳導(dǎo)機(jī)制，如果將其延伸到以自然資源為基礎(chǔ)的資源型產(chǎn)業(yè)中，其它基礎(chǔ)性因素是否也會具有類似的傳導(dǎo)機(jī)制作用于經(jīng)濟(jì)增長呢？

二、資源型產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的影響因素與作用機(jī)制

資源型產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的影響因素可以劃分為基礎(chǔ)性因素和間接作用因素，前者指資金投入、勞動力使用和自然資源開發(fā)等生產(chǎn)要素;后者指技術(shù)進(jìn)步、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級、產(chǎn)業(yè)集聚、市場競爭和政府環(huán)境規(guī)制等傳導(dǎo)因素，后者通過提高前者效率，即自然資源利用率、資金使用率和物化勞動產(chǎn)出率，間接傳導(dǎo)實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)增長目標(biāo)?？偨Y(jié)歷史經(jīng)驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，在國家財(cái)政資金大量投入的基礎(chǔ)上，自然資源密集分布區(qū)域易形成勞動密集型資源產(chǎn)業(yè)，促進(jìn)區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展。但在區(qū)域資源型產(chǎn)業(yè)的動態(tài)發(fā)展過程中往往出現(xiàn)“資源詛咒”、“路徑鎖定”、經(jīng)濟(jì)效益下滑和生態(tài)環(huán)境破壞等現(xiàn)實(shí)困境，解決這些問題除了厘清基本生產(chǎn)要素與資源型產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的直接作用關(guān)系外，必定離不開對技術(shù)創(chuàng)新、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整、市場競爭、產(chǎn)業(yè)集聚以及政府環(huán)境規(guī)制等傳導(dǎo)機(jī)制的認(rèn)識。

1. 技術(shù)創(chuàng)新、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整與資源型產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長

自然資源、資本和勞動力所產(chǎn)生的經(jīng)濟(jì)效益在很大程度上取決于資源型產(chǎn)業(yè)各部門之間的技術(shù)創(chuàng)新、轉(zhuǎn)換水平和結(jié)構(gòu)狀態(tài)。不同部門對新技術(shù)不同的消化、吸收能力，決定了各部門之間生產(chǎn)要素投入結(jié)構(gòu)和資源產(chǎn)品產(chǎn)出結(jié)構(gòu)的不同，從而改變資源型產(chǎn)業(yè)各部門之間的結(jié)構(gòu)狀態(tài)，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)狀態(tài)的不同反向影響技術(shù)創(chuàng)新與吸收能力。西方經(jīng)濟(jì)學(xué)理論認(rèn)為經(jīng)濟(jì)增長是在市場均衡競爭的前提假設(shè)下，由自然資源、勞動力、物質(zhì)資本和技術(shù)創(chuàng)新之間長期作用的結(jié)果，產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)學(xué)理論則認(rèn)為經(jīng)濟(jì)增長是產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)變的結(jié)果，生產(chǎn)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)變以適應(yīng)市場供給、需求結(jié)構(gòu)為基礎(chǔ)，通過自然資源、資本和勞動力由低生產(chǎn)效率部門轉(zhuǎn)移到高生產(chǎn)效率部門的結(jié)構(gòu)優(yōu)化效應(yīng)，就能夠加速經(jīng)濟(jì)增長。

技術(shù)進(jìn)步是一種革命性的變化，具有突發(fā)性和間斷性特點(diǎn)，對資源型產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的影響是長期的、動態(tài)性的和多方式的。資源型產(chǎn)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新在產(chǎn)學(xué)研合作的技術(shù)創(chuàng)新活動的基礎(chǔ)上，主要通過新產(chǎn)品研發(fā)創(chuàng)新、新生產(chǎn)方法創(chuàng)新、新市場創(chuàng)新、資源配置方式創(chuàng)新和組織制度創(chuàng)新等方式實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)增長。新產(chǎn)品研發(fā)創(chuàng)新延伸資源型產(chǎn)業(yè)產(chǎn)品經(jīng)營鏈條，創(chuàng)造企業(yè)經(jīng)濟(jì)新利潤增長點(diǎn);新生產(chǎn)方法創(chuàng)新改善產(chǎn)品生產(chǎn)工藝，優(yōu)化生產(chǎn)作業(yè)過程，減少自然資源、人力和資金的消耗;新市場創(chuàng)新有利于拓寬企業(yè)經(jīng)營范圍，增加資源產(chǎn)品銷售量;資源配置方式創(chuàng)新有助于資源型企業(yè)以掠奪、控制等方式獲取更多的原材料或半制成品，為企業(yè)謀取經(jīng)濟(jì)收益;組織制度創(chuàng)新可推進(jìn)資源型企業(yè)依靠制度優(yōu)勢，降低交易成本、體制成本以獲取經(jīng)濟(jì)利潤。“創(chuàng)造與破壞并存”的上述幾種技術(shù)創(chuàng)新方式依賴于漸進(jìn)性創(chuàng)新——根本性創(chuàng)新——技術(shù)系統(tǒng)變革——技術(shù)經(jīng)濟(jì)范式變革的演變路徑，為資源型產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長提供動力。

產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化是以產(chǎn)業(yè)間協(xié)調(diào)發(fā)展為原則，通過產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)效應(yīng)實(shí)現(xiàn)資源配置最優(yōu)的動態(tài)過程，其中主導(dǎo)產(chǎn)業(yè)部門演變起關(guān)鍵作用。資源型產(chǎn)業(yè)內(nèi)部主導(dǎo)產(chǎn)業(yè)部門通過“不合比例增長”的擴(kuò)散作用對其相關(guān)聯(lián)產(chǎn)業(yè)產(chǎn)生影響：依賴回顧效應(yīng)提高對投入品供應(yīng)部門的原材料及機(jī)器設(shè)備的要求，投入因素的提升反向促進(jìn)新方法、新技術(shù)和新制度的產(chǎn)生;通過旁側(cè)效應(yīng)推進(jìn)區(qū)域資源型產(chǎn)業(yè)工業(yè)化及服務(wù)化進(jìn)程，推動區(qū)域經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展;依靠主導(dǎo)部門成長、演變的前向效應(yīng)誘導(dǎo)新興產(chǎn)業(yè)部門、新技術(shù)的出現(xiàn)，為下一個主導(dǎo)部門的形成建立基礎(chǔ)，刺激區(qū)域資源型產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長。

2. 市場競爭、產(chǎn)業(yè)集聚與資源型產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長

產(chǎn)業(yè)市場競爭與產(chǎn)業(yè)集聚共同促進(jìn)資源型產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長。一方面，區(qū)域資源型產(chǎn)業(yè)通過產(chǎn)業(yè)集群化，借助產(chǎn)業(yè)間的關(guān)聯(lián)效應(yīng)和集聚效應(yīng)實(shí)現(xiàn)企業(yè)協(xié)同發(fā)展，以區(qū)域規(guī)模經(jīng)濟(jì)和行業(yè)規(guī)模經(jīng)濟(jì)促進(jìn)產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長;另一方面，在產(chǎn)業(yè)集聚的過程中，逐步通過專業(yè)化分工和技術(shù)創(chuàng)新實(shí)現(xiàn)區(qū)域產(chǎn)品差異化，構(gòu)建區(qū)域比較競爭優(yōu)勢，形成獨(dú)具本區(qū)域特色的產(chǎn)業(yè)優(yōu)勢，通過品牌效應(yīng)實(shí)現(xiàn)市場競爭能力的提升，促進(jìn)資源型產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長。

產(chǎn)業(yè)集聚以產(chǎn)業(yè)布局為基礎(chǔ)，依靠產(chǎn)業(yè)集群的內(nèi)部集聚效應(yīng)實(shí)現(xiàn)資源型產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長。資源型產(chǎn)業(yè)集聚是由市場機(jī)制和計(jì)劃機(jī)制共同作用形成的，資源型企業(yè)以經(jīng)濟(jì)利潤最大化為目標(biāo)，在產(chǎn)業(yè)布局上趨利避害，根據(jù)市場規(guī)律選擇最優(yōu)區(qū)位;同時，由于資源型產(chǎn)業(yè)的生態(tài)效益，政府勢必需要以行政命令的方式對資源型產(chǎn)業(yè)布局及其集聚進(jìn)行規(guī)劃。產(chǎn)業(yè)集聚有助于區(qū)域資源型企業(yè)節(jié)約原材料運(yùn)輸成本，充分利用區(qū)域內(nèi)密集化的專業(yè)勞動力，掌握產(chǎn)品研發(fā)技術(shù)，獲取便捷的信息傳遞服務(wù)，加強(qiáng)企業(yè)合作及享受最優(yōu)的區(qū)域產(chǎn)業(yè)政策，從而實(shí)現(xiàn)區(qū)域資源的合理利用，促進(jìn)區(qū)域資源型產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長。

資源型產(chǎn)業(yè)的市場競爭能力可以從低、高兩個層次進(jìn)行構(gòu)建，主要體現(xiàn)在資源型企業(yè)的產(chǎn)品生產(chǎn)和勞務(wù)服務(wù)的數(shù)量、質(zhì)量和差異化上。從低層次相對競爭優(yōu)勢角度分析，資源型產(chǎn)業(yè)利用豐富而廉價(jià)的勞動力和原材料等資源，依靠能夠以較低成本獲取到的其他生產(chǎn)者已采用的生產(chǎn)技術(shù)和生產(chǎn)方法，以大規(guī)模生產(chǎn)同質(zhì)化產(chǎn)品的規(guī)模經(jīng)濟(jì)效應(yīng)實(shí)現(xiàn)資源型產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長。從以產(chǎn)品差異化為核心的高層次相對競爭優(yōu)勢來看，企業(yè)通過在設(shè)備更新、技術(shù)創(chuàng)新、管理方式轉(zhuǎn)變和品牌營銷等方面的持續(xù)投資，實(shí)現(xiàn)資源產(chǎn)品的高技術(shù)化與差異化，塑造產(chǎn)業(yè)市場競爭能力，滿足市場多樣性需求的同時實(shí)現(xiàn)資源型產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長。

3. 環(huán)境規(guī)制與資源型產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長

新古典經(jīng)濟(jì)學(xué)認(rèn)為嚴(yán)格的環(huán)境規(guī)制必然會導(dǎo)致企業(yè)利潤降低，環(huán)境質(zhì)量的改善必然以減緩經(jīng)濟(jì)增長速度為代價(jià)。然而，有效的政府環(huán)境規(guī)制能夠?qū)崿F(xiàn)資源型產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長和生態(tài)環(huán)境保護(hù)的協(xié)調(diào)統(tǒng)一。環(huán)境規(guī)制主要通過法律法規(guī)對企業(yè)或個人的資源利用活動進(jìn)行強(qiáng)制性干預(yù)，限制自然資源開發(fā)過程中負(fù)的外部性活動，加強(qiáng)正外部性，間接增進(jìn)社會福利，實(shí)現(xiàn)自然資源豐裕區(qū)的可持續(xù)發(fā)展。對于資源型產(chǎn)業(yè)，政府環(huán)境規(guī)制一般以直接性的數(shù)量規(guī)制為主，主要體現(xiàn)在兩個方面：第一是對自然資源開采量的直接限制，以生態(tài)效益為主，通過減少資源開采量實(shí)現(xiàn)自然資源的可持續(xù)健康發(fā)展;二是針對自然資源開發(fā)過程中的投資規(guī)模進(jìn)行直接規(guī)制，規(guī)定企業(yè)或個人自然資源開發(fā)與利用時的審批程序與標(biāo)準(zhǔn)，限定投資規(guī)模、技術(shù)，甚至進(jìn)行計(jì)劃配額。通過環(huán)境規(guī)制，防止因過度開發(fā)與重復(fù)投資帶來的低資源配置效率，糾正負(fù)外部性，實(shí)現(xiàn)資源可持續(xù)發(fā)展，促進(jìn)資源型產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長。

4. 理論假設(shè)

根據(jù)上述理論機(jī)制分析，構(gòu)建空間地理位置因素控制下的基礎(chǔ)要素、間接因素（傳導(dǎo)變量）與資源型產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長作用機(jī)制如圖1所示。在此基礎(chǔ)上本文提出如下4個假設(shè)。

假設(shè)H1：資源型產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長具有顯著的空間效應(yīng)，空間地理位置是影響資源型產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的重要因素。

假設(shè)H2：資本存量和人力資本數(shù)量對資源型產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長具有明顯的促進(jìn)作用，而自然資源限制產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長從而導(dǎo)致“資源詛咒”效應(yīng)形成。

假設(shè)H3：基礎(chǔ)要素、間接因素對資源型產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的主次促進(jìn)作用隨經(jīng)濟(jì)發(fā)展階段而動態(tài)變化。

假設(shè)H4：技術(shù)創(chuàng)新效應(yīng)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)效應(yīng)、產(chǎn)業(yè)集聚效應(yīng)、市場競爭效應(yīng)和政府環(huán)境規(guī)制效應(yīng)五種傳導(dǎo)機(jī)制間接實(shí)現(xiàn)資源型產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長目標(biāo)。

三、計(jì)量模型與數(shù)據(jù)說明

1. 影響因素計(jì)量模型與變量說明

（1）計(jì)量模型設(shè)定。傳統(tǒng)計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)模型樣本數(shù)據(jù)滿足獨(dú)立同分布的古典假設(shè)，而空間計(jì)量模型獨(dú)特地考慮到空間地理位置因素，在規(guī)避遺漏解釋變量導(dǎo)致偏差的同時更是打破這種理想狀態(tài)的假設(shè)，更加切合現(xiàn)實(shí)世界中各種現(xiàn)象的內(nèi)在規(guī)律和相依模式{13}。為此，本文利用混合OLS回歸和空間計(jì)量模型同時分析資源型產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長現(xiàn)象，相互印證以便增強(qiáng)實(shí)證分析的說服力。

一是模型設(shè)定。根據(jù)研究假說構(gòu)建資源型林業(yè)產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長影響因素OLS回歸模型（式1）、空間自回歸模型（SAR）（式2）、空間誤差模型（SEM）（式3）如下：

LnYit=αit+β1LnKi，t-1+β2LnLit+β3LnFRit+β4Controlit+μit（1）

LnYit=ρWLnYit+β1LnKi，t-1+β2LnLit+β3LnFRit+β4Controlit+εit（2）

LnYit=β1LnKi，t-1+β2LnLit+β3LnFRit+β4Controlit+μit（3）

μ=λMμ+ε，εi～N（0，σ2In）

在上述三種模型設(shè)定中，Yit為被解釋變量，表示資源型林業(yè)產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長，Ki，t-1表示滯后一期資本存量，Lit表示人力資本數(shù)量，F(xiàn)R表示自然資源，Controlit表示影響資源型林業(yè)產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的其他控制變量。ρ為空間自回歸系數(shù)，λ為空間誤差系數(shù)，W和M為空間權(quán)重矩陣，μ和ε為服從正態(tài)分布的隨機(jī)誤差向量。空間自回歸模型（式2）的空間自相關(guān)性依賴于空間權(quán)重矩陣的設(shè)定，空間誤差模型（式3）的空間依賴關(guān)系通過誤差擾動性來體現(xiàn)。

二是空間權(quán)重矩陣。本文采用地理距離標(biāo)準(zhǔn)的空間權(quán)重矩陣，通過百度地圖空間坐標(biāo)提取器提取87家國有森工企業(yè)所在地的經(jīng)緯度坐標(biāo)數(shù)據(jù)，轉(zhuǎn)換計(jì)算87家國有森工企業(yè)之間的空間地理直線距離，以該距離的倒數(shù)構(gòu)建行標(biāo)準(zhǔn)化的空間權(quán)重矩陣，即：dij=|A-B|，Wij=，然后將Wij行標(biāo)準(zhǔn)化。

三是空間自相關(guān)分析。本文采用莫蘭指數(shù)全局空間自相關(guān)性檢驗(yàn)識別資源型林業(yè)產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長空間相關(guān)性。莫蘭指數(shù)I可以寫為：

I= （4）

莫蘭指數(shù)取值在-1到1之間，大于0表示正空間相關(guān)性，接近于0表示不存在空間相關(guān)性，小于0表示負(fù)空間相關(guān)性。莫蘭指數(shù)絕對值越大，表明空間相關(guān)性越強(qiáng)。

（2）變量說明。

一是被解釋變量。資源型林業(yè)產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長（LnY）：經(jīng)濟(jì)增長變量指標(biāo)多采用地區(qū)國民生產(chǎn)總值或人均國民生產(chǎn)總值，而針對某一產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的研究多是直接選取產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值作為被解釋變量{14}。因此選取87家企業(yè)林業(yè)產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值作為本文的被解釋變量。

二是核心解釋變量。資本存量（LnK）：本文從87家國有森工企業(yè)各自統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)可查年份開始，根據(jù)其每年固定資產(chǎn)投資指標(biāo)數(shù)據(jù)，采取永續(xù)盤存法測算得出資本存量數(shù)據(jù)。考慮到研究樣本地處高緯度地區(qū)、氣候嚴(yán)寒等因素，采取了張軍等（2004）測算的9.6%固定資產(chǎn)折舊率{15}。由于資本投入的經(jīng)濟(jì)效益滯后性，本文實(shí)際采用的是滯后一期的資本存量數(shù)據(jù)。人力資本數(shù)量（LnL）：采用企業(yè)年末在崗職工人數(shù)來體現(xiàn)人力資本數(shù)量，而將人力資本的質(zhì)量放入到技術(shù)效率中進(jìn)行分析。森林資源（LnFR）：通常選取林地面積、森林覆蓋率等作為森林資源變量進(jìn)行分析{16}。由于國有森工企業(yè)林地面積等數(shù)據(jù)難以獲取，采用87家國有森工企業(yè)每年直接管理的森林管護(hù)面積作為森林資源變量。

三是控制變量。技術(shù)效率（pech）：采用通過DEA模型測算的純技術(shù)效率指數(shù)作為技術(shù)效率變量，以當(dāng)年資本存量和年末在崗職工人數(shù)為投入指標(biāo)，以林業(yè)總產(chǎn)值為產(chǎn)出指標(biāo)，基于投入導(dǎo)向可變規(guī)模的Malmquist-DEA模型進(jìn)行測算。產(chǎn)業(yè)集聚（sech）：通過DEA模型測算的產(chǎn)業(yè)規(guī)模效率變化指數(shù)作為產(chǎn)業(yè)集聚變量。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)（IS）：本文采用體現(xiàn)“經(jīng)濟(jì)服務(wù)化”導(dǎo)向的第三產(chǎn)業(yè)與第一產(chǎn)業(yè)和第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值之和的比值作為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)數(shù)據(jù)指標(biāo)。產(chǎn)業(yè)競爭力（IC）：采用最具技術(shù)創(chuàng)新活力的第二產(chǎn)業(yè)區(qū)位熵值作為產(chǎn)業(yè)競爭力變量，該區(qū)位熵值以87家國有森工企業(yè)整體為標(biāo)準(zhǔn)測算而成。環(huán)境規(guī)制（LnER）：選取木材產(chǎn)量（采伐量）指標(biāo)數(shù)據(jù)作為環(huán)境規(guī)制變量。

2. 傳導(dǎo)機(jī)制計(jì)量模型與變量說明

為明確基礎(chǔ)要素與資源型產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的間接作用關(guān)系，本文進(jìn)一步設(shè)定資源型林業(yè)產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長傳導(dǎo)機(jī)制分析的基本模型與替代變量。

（1）計(jì)量模型設(shè)定?；谧饔脵C(jī)理分析，將基礎(chǔ)變量設(shè)定為資本存量、人力資本數(shù)量和森林資源，將傳導(dǎo)變量設(shè)定為技術(shù)進(jìn)步效應(yīng)、產(chǎn)業(yè)集聚效應(yīng)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)效應(yīng)、市場競爭效應(yīng)和環(huán)境規(guī)制效應(yīng)。結(jié)合假說建立如下計(jì)量模型，考察潛在傳導(dǎo)因素與基本變量因素之間的作用關(guān)系。兩式中，Zit代表五種傳導(dǎo)機(jī)制變量組，W為空間權(quán)重矩陣。

Zit=αit+β1LnKi，t-1+β2LnLit+β3LnFRit+μit（5）

Zit=ρWZit+β1LnKi，t-1+β2LnLit+β3LnFRit+εit? （6）

（2）替代變量說明。為了與實(shí)證檢驗(yàn)相呼應(yīng)，建立空間計(jì)量模型控制空間溢出效應(yīng)的干擾，同時，借鑒邵帥和楊莉莉的做法，對每一個傳導(dǎo)變量引入一個在邏輯或理論上與之密切相關(guān)聯(lián)的變量，作為替代進(jìn)行計(jì)量模型實(shí)證分析，以得到更具有說服力的結(jié)果{17}。傳導(dǎo)因素替代變量及其在模型中被基本自變量影響的預(yù)期作用方向如表1所示。

3. 研究樣本與數(shù)據(jù)來源

本文以中國87家國有森工企業(yè)為研究樣本，主要有以下幾方面的考慮：（1）資源性林業(yè)產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長分析與研究主題密切相關(guān)，從森林自然資源角度為資源性產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長研究提供樣本，87家國有森工企業(yè)地處重點(diǎn)國有林區(qū)，是天然林保護(hù)工程實(shí)施重點(diǎn)區(qū)域，在全國國有林業(yè)產(chǎn)業(yè)中占據(jù)重要地位。自1996年至今，20多年來87家國有森工企業(yè)林業(yè)總產(chǎn)值占全國國有林業(yè)產(chǎn)值比重一直在90%以上，其中2015年產(chǎn)值比重高達(dá)95.04%。（2）現(xiàn)有資源型產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長問題研究大多忽視了空間地理因素的影響，而且使用數(shù)據(jù)多為中國省域數(shù)據(jù)，而針對資源豐裕區(qū)域產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的研究成果很少。本文選取重點(diǎn)國有林區(qū)森林資源豐裕區(qū)域，在控制空間地理因素的影響下分析資源型林業(yè)產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的影響因素及其傳導(dǎo)機(jī)制，具有重要的學(xué)術(shù)價(jià)值。本文從東北地區(qū)國有資源型林業(yè)產(chǎn)業(yè)入手，分析天然林保護(hù)工程和國有林區(qū)轉(zhuǎn)型發(fā)展背景下林業(yè)產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的影響因素與傳導(dǎo)機(jī)制，為東北資源型產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型發(fā)展及其經(jīng)濟(jì)增長提供政策建議。

本文以東北地區(qū)阿爾山等87家國有森工企業(yè)為研究對象。鑒于部分?jǐn)?shù)據(jù)的可得性，樣本數(shù)據(jù)時間范圍為2006—2016年，主要來源于《中國林業(yè)統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》和中國國家統(tǒng)計(jì)局。為保證數(shù)據(jù)分析的科學(xué)性，所有變量數(shù)據(jù)都已調(diào)整到2006年基期數(shù)據(jù);為了防止異方差而將部分可能存在指數(shù)增長的指標(biāo)數(shù)據(jù)取對數(shù)值。對于原先為0的數(shù)據(jù)，為防止取對數(shù)后數(shù)據(jù)丟失，仍然設(shè)定為0進(jìn)行模型分析。全文使用stata14軟件進(jìn)行處理。

四、實(shí)證檢驗(yàn)與結(jié)果分析

1. 空間效應(yīng)：對假設(shè)H1的檢驗(yàn)

選用莫蘭指數(shù)全局檢驗(yàn)公式測算2006—2016年87家國有森工企業(yè)林業(yè)經(jīng)濟(jì)增長莫蘭指數(shù)，以識別空間相關(guān)性。檢驗(yàn)結(jié)果如表2所示。

根據(jù)表2莫蘭指數(shù)檢驗(yàn)結(jié)果可知，2006—2016年資源型林業(yè)產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長指數(shù)介于0.144—0.303之間，指數(shù)平均值為0.253，均通過1%水平的顯著性檢驗(yàn)，由此可證明87家國有森工企業(yè)林業(yè)產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長存在顯著的空間相關(guān)性，國有森工企業(yè)鄰近的地理位置對資源性林業(yè)產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長具有顯著影響，假設(shè)H1成立。因此，研究資源型產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長影響因素與傳導(dǎo)機(jī)制，有必要控制空間地理因素的影響。

2. 基礎(chǔ)因素作用：對假設(shè)H2的檢驗(yàn)

進(jìn)一步進(jìn)行混合OLS模型、空間自回歸模型和空間誤差模型實(shí)證分析，以觀察在控制空間地理因素下資本存量、人力資本數(shù)量和森林資源對資源型林業(yè)產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的影響程度，對假設(shè)H2進(jìn)行驗(yàn)證，回歸結(jié)果如表3所示。OLS模型中所有解釋變量的方差膨脹因子平均值為1.26，不存在共線性問題。根據(jù)hausman檢驗(yàn)結(jié)果，SAR模型拒絕隨機(jī)效應(yīng)的原假設(shè)而選擇固定效應(yīng)（Prob>chi2 =1785.67），SEM模型接受隨機(jī)效應(yīng)的原假設(shè)（chi2=-1402.46<0）?？臻g誤差模型既可以解決OLS回歸可能存在遺漏解釋變量導(dǎo)致的偏誤問題，又可以分析空間異質(zhì)性的存在，而且其估計(jì)效果更加適用。因此，對假設(shè)H2的檢驗(yàn)分析以SEM隨機(jī)效應(yīng)模型為主，結(jié)合其他模型回歸結(jié)果對比分析。

資本存量和人力資本數(shù)量在所有回歸模型結(jié)果中皆通過顯著性檢驗(yàn)，SEM隨機(jī)效應(yīng)模型中兩種因素對林業(yè)經(jīng)濟(jì)增長彈性影響系數(shù)約為0.108和0.674，具有顯著的正向促進(jìn)作用。在所有解釋變量中，林業(yè)產(chǎn)業(yè)勞動力數(shù)量的經(jīng)濟(jì)增長作用最大，整體而言，資源型林業(yè)產(chǎn)業(yè)處于勞動密集型發(fā)展階段。SAR空間固定效應(yīng)模型和SEM隨機(jī)效應(yīng)模型中森林資源對林業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的彈性影響系數(shù)為-0.027和-0.059，具有負(fù)向影響，但并不顯著。控制地理因素后，資本存量和人力資本數(shù)量對林業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用減弱。資源型林業(yè)產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長存在“資源詛咒效應(yīng)”，豐裕的森林資源易使國有資源型林業(yè)產(chǎn)業(yè)陷入經(jīng)濟(jì)增長陷阱。因此，假設(shè)H2成立。而技術(shù)效率、產(chǎn)業(yè)集聚、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和產(chǎn)業(yè)競爭對林業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的影響系數(shù)分別約為0.308、0.437、0.347和0.341，都在1%水平下通過檢驗(yàn)，具有顯著的促進(jìn)作用;政府環(huán)境規(guī)制有利于資源型林業(yè)產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長，但未通過顯著性檢驗(yàn)。

3. 動態(tài)變化：對假設(shè)H3的檢驗(yàn)

時間因素在上述實(shí)證分析中并未得到體現(xiàn)，本文以重要政策事件發(fā)生時間為截點(diǎn)，采取時間分段方式對87家國有森工企業(yè)林業(yè)經(jīng)濟(jì)增長動態(tài)發(fā)展過程進(jìn)行空間計(jì)量分析，以驗(yàn)證假設(shè)H3是否成立?？臻g固定效應(yīng)SAR模型和SEM模型回歸結(jié)果如表4所示。

觀察表4，分為四個時間段進(jìn)行分析，考慮原因如下：第一，2006—2016年國有森工企業(yè)林業(yè)發(fā)展主要跨越兩期天然林保護(hù)工程，2006—2010年屬于第一期天然林保護(hù)工程，2011—2016年屬于第二期天然林保護(hù)工程，將其分為前后兩部分;第二，2014年4月87家國有森工企業(yè)全面停止天然林商品性采伐，據(jù)此將2011—2016年分為兩個階段;第三，與2010年后時間段劃分相適應(yīng)，將2006—2010年也劃分為兩段時間進(jìn)行分析。

空間地理位置因素控制下，資本存量在2006—2007年、2008—2010年和2011—2013年間一直對林業(yè)經(jīng)濟(jì)增長呈現(xiàn)正向促進(jìn)作用，但作用力逐漸減弱，2014年停伐政策實(shí)施后資本存量對林業(yè)經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生反向限制作用。11年中勞動力數(shù)量對林業(yè)經(jīng)濟(jì)增長一直是促進(jìn)作用。森林資源在2011—2013年間對林業(yè)經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生顯著負(fù)向“詛咒效應(yīng)”影響，2014—2016年促進(jìn)林業(yè)產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長，但并不顯著。2014年前后，因全面停伐政策實(shí)施，資本存量、人力資本數(shù)量和森林資源等基本生產(chǎn)要素對林業(yè)產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的影響作用出現(xiàn)較大變動。

技術(shù)效率、產(chǎn)業(yè)集聚、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和產(chǎn)業(yè)競爭力在11年間一直對林業(yè)經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生顯著正向影響。環(huán)境規(guī)制在第一期天然林保護(hù)工程期間產(chǎn)生負(fù)向影響，但并不顯著，而在第二期產(chǎn)生顯著正向促進(jìn)作用。以生態(tài)效益為主要導(dǎo)向的第二期天然林保護(hù)工程的經(jīng)濟(jì)效益成果良好。2006—2007年控制變量中對林業(yè)經(jīng)濟(jì)增長具有顯著促進(jìn)作用的程度大小依次為產(chǎn)業(yè)集聚、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和技術(shù)創(chuàng)新，但與基礎(chǔ)生產(chǎn)要素相比，資本存量和勞動力數(shù)量的經(jīng)濟(jì)增長效應(yīng)更大;2008—2010年產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整和產(chǎn)業(yè)集聚對經(jīng)濟(jì)增長的影響程度大于勞動力數(shù)量的貢獻(xiàn)，其次為技術(shù)創(chuàng)新、產(chǎn)業(yè)競爭和資本存量;2011—2013年產(chǎn)業(yè)集聚、技術(shù)創(chuàng)新和產(chǎn)業(yè)競爭成為林業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的主要動力;2014—2016年顯著林業(yè)經(jīng)濟(jì)增長效應(yīng)依次為產(chǎn)業(yè)集聚、技術(shù)創(chuàng)新、產(chǎn)業(yè)競爭、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整和環(huán)境規(guī)制，勞動力數(shù)量的經(jīng)濟(jì)增長作用僅次于產(chǎn)業(yè)集聚。

4. 傳導(dǎo)機(jī)制：對假設(shè)H4的檢驗(yàn)

根據(jù)模型（5）和模型（6）進(jìn)行傳導(dǎo)機(jī)制實(shí)證檢驗(yàn)，回歸結(jié)果如表5所示。資本存量、人力資本數(shù)量和森林資源三種解釋變量的方差膨脹因子平均值為1.05，不存在共線性問題。結(jié)合假設(shè)H2實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果可知，技術(shù)效率、產(chǎn)業(yè)集聚、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和產(chǎn)業(yè)競爭力四種狀態(tài)效應(yīng)因素對林業(yè)經(jīng)濟(jì)增長具有正向影響，并受基礎(chǔ)勞動力、資本和自然資源因素影響起到了間接傳導(dǎo)作用，而環(huán)境規(guī)制調(diào)節(jié)森林資源對林業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用。假設(shè)H4成立。

一是技術(shù)進(jìn)步效應(yīng)。資本存量和人力資本數(shù)量分別對全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生顯著的正向促進(jìn)和反向限制作用，森林自然資源對技術(shù)提升具有促進(jìn)作用，但是并不顯著。技術(shù)創(chuàng)新是林業(yè)產(chǎn)業(yè)升級、轉(zhuǎn)型發(fā)展的關(guān)鍵突破口，有利于林業(yè)經(jīng)濟(jì)增長方式轉(zhuǎn)變，增加經(jīng)濟(jì)收益。勞動力數(shù)量的增加降低平均生產(chǎn)效率，限制林業(yè)產(chǎn)業(yè)技術(shù)效率的提高。而資源型林業(yè)的技術(shù)研發(fā)和成果推廣仍然以森林資源為基礎(chǔ)，豐裕的森林自然資源為技術(shù)研發(fā)奠定資源基礎(chǔ)。

二是產(chǎn)業(yè)集聚效應(yīng)。資本存量和人力資本對林業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚具有顯著的促進(jìn)作用，地理因素控制下森林資源對產(chǎn)業(yè)集聚的負(fù)向影響作用并不顯著。資金和人力資本是企業(yè)發(fā)展、成長的必備因素，這是由國有森工企業(yè)基本性質(zhì)決定的。資本累積和勞動力增加促使企業(yè)擴(kuò)大生產(chǎn)規(guī)模，降低單位生產(chǎn)成本獲取更多利潤，形成產(chǎn)業(yè)集聚效應(yīng)?？臻g地理因素控制下，豐裕的森林資源不利于產(chǎn)業(yè)集群的擴(kuò)大。

三是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)效應(yīng)。資本存量對林業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化具有顯著的促進(jìn)作用，控制地理位置因素后人力資本數(shù)量對林業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)由負(fù)向限制轉(zhuǎn)向正向促進(jìn)作用，森林資源對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的負(fù)向限制作用并不顯著。國有森工企業(yè)資本存量累積促進(jìn)林業(yè)產(chǎn)業(yè)“經(jīng)濟(jì)服務(wù)化”發(fā)展，這與實(shí)際轉(zhuǎn)型期產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整過程中國家向第三產(chǎn)業(yè)森林旅游與休閑服務(wù)業(yè)、生態(tài)服務(wù)產(chǎn)業(yè)等注入資金，增加經(jīng)濟(jì)活力的發(fā)展方向相一致?？刂频乩砦恢靡蛩睾?，勞動力數(shù)量增加有助于林業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整，當(dāng)前林區(qū)轉(zhuǎn)型發(fā)展階段中勞動力增加與第三產(chǎn)業(yè)勞動力需求增加相符。資源型林業(yè)產(chǎn)業(yè)發(fā)展長期依靠不變的森林資源結(jié)構(gòu)，容易形成固定的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，長期來看不利于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級。

四是產(chǎn)業(yè)競爭效應(yīng)。資本存量對林業(yè)產(chǎn)業(yè)競爭力產(chǎn)生的負(fù)向作用不顯著，人力資本對林業(yè)產(chǎn)業(yè)競爭力產(chǎn)生顯著的負(fù)向影響，森林資源對產(chǎn)業(yè)競爭力具有顯著的正向影響，地理位置因素控制對該結(jié)果并無影響。國有森工企業(yè)依賴資金投入并不能實(shí)現(xiàn)林業(yè)經(jīng)濟(jì)增長，勞動力數(shù)量增加導(dǎo)致平均勞動產(chǎn)出率降低，產(chǎn)業(yè)競爭能力弱化。資源型林業(yè)產(chǎn)業(yè)以森林資源為基礎(chǔ)，森林資源的豐裕度決定著林業(yè)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展?jié)摿捌洚a(chǎn)品的市場競爭能力。

五是環(huán)境規(guī)制效應(yīng)。資本存量對環(huán)境規(guī)制政策具有顯著的限制作用，空間地理位置因素控制下人力資本對環(huán)境規(guī)制政策產(chǎn)生的負(fù)向作用不顯著，森林資源對環(huán)境規(guī)制政策具有顯著的促進(jìn)作用。豐裕的森林資源和環(huán)境規(guī)制規(guī)定的木材減產(chǎn)措施，有利于天保工程生態(tài)效益的實(shí)現(xiàn)。三種基礎(chǔ)要素通過影響環(huán)境規(guī)制措施，以其制度效應(yīng)影響資源型林業(yè)產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長速度。

根據(jù)上述4個假設(shè)檢驗(yàn)結(jié)果，建立資源型林業(yè)產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長傳導(dǎo)機(jī)制如圖2所示。進(jìn)一步結(jié)合假設(shè)H2和假設(shè)H3的實(shí)證檢驗(yàn)分析可知：分階段來看，傳導(dǎo)機(jī)制變量對資源型林業(yè)產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長促進(jìn)作用最大的是產(chǎn)業(yè)集聚效應(yīng);其次為技術(shù)創(chuàng)新效應(yīng)，11年間技術(shù)不斷進(jìn)步，相對經(jīng)濟(jì)增長貢獻(xiàn)程度不斷加強(qiáng);而產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的相對經(jīng)濟(jì)增長貢獻(xiàn)作用在2008—2010年間最大，隨后逐漸減弱;產(chǎn)業(yè)市場競爭產(chǎn)生的經(jīng)濟(jì)增長效應(yīng)不斷加強(qiáng);環(huán)境規(guī)制的經(jīng)濟(jì)增長作用最弱，甚至出現(xiàn)負(fù)向作用。從整體來看，資源型林業(yè)產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長傳導(dǎo)機(jī)制變量的相對經(jīng)濟(jì)增長效應(yīng)程度依次為產(chǎn)業(yè)集聚、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整、產(chǎn)業(yè)市場競爭、技術(shù)創(chuàng)新和政府環(huán)境規(guī)制。

五、研究結(jié)論與政策啟示

本文以87家國有森工企業(yè)空間面板數(shù)據(jù)為研究樣本，研究得出以下主要結(jié)論：第一，資源型產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長具有顯著的空間相關(guān)性，地理位置鄰近的信息交流便利性有助于資源型產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長。第二，資本存量、人力資本數(shù)量和自然資源基礎(chǔ)因素對資源型產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長具有直接作用。在控制空間地理位置因素的情況下，資本存量和人力資本數(shù)量對資源型產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長具有顯著的正向促進(jìn)作用;勞動力數(shù)量的經(jīng)濟(jì)增長作用占據(jù)主要地位，資源型產(chǎn)業(yè)多處于勞動密集型發(fā)展階段;而自然資源對資源型產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生反向限制作用，資源型產(chǎn)業(yè)發(fā)展存在“資源詛咒”效應(yīng)。第三，人力資本數(shù)量增加，擠出技術(shù)創(chuàng)新效應(yīng)和降低產(chǎn)業(yè)市場競爭能力，會減弱對資源型產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用，而通過加強(qiáng)產(chǎn)業(yè)集聚效應(yīng)能促進(jìn)資源型產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長;資本存量提升，有助于增強(qiáng)產(chǎn)業(yè)集聚和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化的經(jīng)濟(jì)增長效應(yīng)，弱化政府環(huán)境規(guī)制作用;豐裕的森林資源以其基礎(chǔ)性增強(qiáng)產(chǎn)業(yè)市場競爭力和政府環(huán)境規(guī)制效應(yīng)，促進(jìn)資源型產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長。第四，基礎(chǔ)因素對資源型產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的作用方向隨政策動態(tài)變化。技術(shù)效率、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、產(chǎn)業(yè)集聚、產(chǎn)業(yè)市場競爭和政府環(huán)境規(guī)制對資源型產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的主次促進(jìn)作用隨經(jīng)濟(jì)發(fā)展階段而變化?；诖耍疚牡恼邌⑹救缦拢?/p>

第一，調(diào)控勞動力數(shù)量、物質(zhì)資本投入和自然資源開采量，合理發(fā)揮基礎(chǔ)因素對傳導(dǎo)因素的作用。減少資源型企業(yè)富余勞動力人員，防止勞動力冗余、工作懈怠及相互推諉;完善企業(yè)職工薪酬結(jié)構(gòu)，加強(qiáng)薪酬長期激勵，調(diào)動企業(yè)職工工作積極性，并積極引進(jìn)技術(shù)人才與管理人才，從根本上提高勞動力質(zhì)量;合理設(shè)計(jì)物質(zhì)資本投入方案，適當(dāng)將國家財(cái)政資金向偏遠(yuǎn)、落后資源地區(qū)傾斜，為企業(yè)集聚發(fā)展和優(yōu)化地區(qū)資源型產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)提供基本的財(cái)政支持;積極培育可再生自然資源，節(jié)約利用不可再生資源，加強(qiáng)可再生與不可再生自然資源保護(hù)力度與資源開采、利用監(jiān)管力度，強(qiáng)化自然資源可持續(xù)發(fā)展意識，增強(qiáng)資源型企業(yè)的市場競爭能力。

第二，充分發(fā)揮產(chǎn)業(yè)集聚、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整、產(chǎn)業(yè)市場競爭、技術(shù)創(chuàng)新和政府環(huán)境規(guī)制對資源型產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的傳導(dǎo)作用。合理規(guī)劃資源型產(chǎn)業(yè)空間布局，加強(qiáng)資源型產(chǎn)業(yè)區(qū)域集聚效應(yīng)，識別市場運(yùn)行規(guī)律和價(jià)格信號，由計(jì)劃機(jī)制和市場機(jī)制共同發(fā)揮產(chǎn)業(yè)集群的內(nèi)部集聚效應(yīng)，促進(jìn)區(qū)域資源型產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長;優(yōu)化地區(qū)資源型產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，協(xié)調(diào)發(fā)展資源型產(chǎn)業(yè)內(nèi)部三次產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，通過產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)效應(yīng)和擴(kuò)散效應(yīng)，增強(qiáng)產(chǎn)業(yè)優(yōu)化升級帶來的經(jīng)濟(jì)增長效應(yīng);通過專業(yè)化分工、產(chǎn)品差異化等措施提高資源型產(chǎn)業(yè)核心競爭能力，強(qiáng)化企業(yè)市場品牌意識，獲取市場競爭地位;加強(qiáng)企業(yè)與高校、科研院所產(chǎn)學(xué)研合作，實(shí)現(xiàn)資源型產(chǎn)業(yè)產(chǎn)品創(chuàng)新、生產(chǎn)方法創(chuàng)新，創(chuàng)新市場經(jīng)營范圍、資源配置方式和產(chǎn)業(yè)組織制度，充分發(fā)揮資源型產(chǎn)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的經(jīng)濟(jì)增長效應(yīng)，增加資源型產(chǎn)品的附加值，創(chuàng)造資源型企業(yè)經(jīng)濟(jì)利潤增長點(diǎn);加強(qiáng)政府環(huán)境規(guī)制，合理限定地區(qū)自然資源開采量和資源型產(chǎn)業(yè)投資規(guī)模，嚴(yán)格化審批程序及標(biāo)準(zhǔn)，加強(qiáng)自然資源開采、利用的監(jiān)管力度，促進(jìn)綠色經(jīng)濟(jì)增長。

第三，制定相關(guān)配套措施，實(shí)現(xiàn)資源型產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)合理增長。充分發(fā)揮地理位置鄰近的便利優(yōu)勢，加強(qiáng)區(qū)域間產(chǎn)業(yè)主體信息交流，建立區(qū)域間政府、企業(yè)以及社會等多方信息交流平臺，促進(jìn)資源型企業(yè)在技術(shù)研發(fā)、人才培訓(xùn)、資源優(yōu)勢等方面的深度溝通與合作;在確保資源型產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定增長的前提下，動態(tài)調(diào)整基礎(chǔ)生產(chǎn)要素的投入量，充分發(fā)揮各階段技術(shù)創(chuàng)新、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整、產(chǎn)業(yè)集聚、產(chǎn)業(yè)競爭以及環(huán)境規(guī)制的經(jīng)濟(jì)增長傳導(dǎo)效應(yīng)，適時出臺資源型產(chǎn)業(yè)發(fā)展規(guī)劃;明確政府在資源型國企中的監(jiān)管職能，推進(jìn)資源型國有企業(yè)深化改革，在實(shí)現(xiàn)資源型國企經(jīng)濟(jì)效益、社會效益以及生態(tài)效益的同時，加強(qiáng)國有資產(chǎn)監(jiān)管，防止國有資產(chǎn)流失;相關(guān)部門盡快完善法律法規(guī)體系建設(shè)，明確界定產(chǎn)業(yè)體系中各主體組織的權(quán)責(zé)利，使政府機(jī)構(gòu)依法執(zhí)政。

注釋：

① D. Ricardo， On the Principles of Political Economy， and Taxation： Taxes on Wages， History of Economic Thought Books， 1996， 1（3494）， pp.62-74.

② A. Marshall， Principles of Economics： An Introductory Volume， Social Science Electronic Publishing， 1920， 67（1742）， pp.457.

③ P. A. Samuelson， R. M. Solow. A Complete Capital Model Involving Heterogeneous Capital Goods， Quarterly Journal of Economics， 1956， 70（4）， pp.537-562.

④ W. R. Tobler， Computer Movie Simulating Urban Growth in Detroit Region， Economic Geography， 1970， 46（2）， pp.234-240.

⑤ L. Anselin， Lagrange Multiplier Test Diagnostics for Spatial Dependence and Spatial Heterogeneity， Geographical Analysis， 1988， 20（1）， pp.1-17.

⑥ I. Wanzenbock， T. Scherngella， R. Lata， Embeddedness of European Regions in European Union Funded Research and Development Networks： A Spatial Econometric Perspective， Regional Studies， 2014， 49（10）， pp.1685-1705.

⑦ 李天籽：《自然資源豐裕度對中國地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的影響及其傳導(dǎo)機(jī)制研究》，《經(jīng)濟(jì)科學(xué)》2007年第6期。

⑧ 李江龍、徐斌：《“詛咒”還是“福音”：資源豐裕程度如何影響中國綠色經(jīng)濟(jì)增長？》，《經(jīng)濟(jì)研究》2018年第9期。

⑨ 丁從明、馬鵬飛、廖舒婭：《資源詛咒及其微觀機(jī)理的計(jì)量檢驗(yàn)——基于CFPS數(shù)據(jù)的證據(jù)》，《中國人口·資源與環(huán)境》2018年第8期。

⑩ J. D. Sachs， A. M. Warner， The Big Push， Natural Resource Booms and Growth， Journal of Development Economics， 1999， 59（1）， pp.43-76.

{11} 徐康寧、王劍：《自然資源豐裕程度與經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平關(guān)系的研究》，《經(jīng)濟(jì)研究》2006年第1期。

{12} T. Sarmidi， S. H. Law， Y. Jafari， Resource Curse： New Evidence on the Role of Institutions， International Economic Journal， 2014， 28（1）， pp.191-206.

{13} 周建、高靜、周楊雯倩：《空間計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)模型設(shè)定理論及其新進(jìn)展》，《經(jīng)濟(jì)學(xué)報(bào)》2016年第2期。

{14} 張宇青、周應(yīng)恒、易中懿：《農(nóng)村金融發(fā)展、農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長與農(nóng)民增收——基于空間計(jì)量模型的實(shí)證分析》，《農(nóng)業(yè)技術(shù)經(jīng)濟(jì)》2013年第11期。

{15} 張軍、吳桂英、張吉鵬：《中國省際物質(zhì)資本存量估算：1952—2000》，《經(jīng)濟(jì)研究》2004年第10期。

{16} 廖冰、張智光：《林業(yè)生態(tài)安全指標(biāo)—指數(shù)的耦合實(shí)證測度研究》，《資源科學(xué)》2017年第9期。

{17} 邵帥、楊莉莉：《自然資源豐裕、資源產(chǎn)業(yè)依賴與中國區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長》，《管理世界》2010年第9期。

作者簡介：廖紅偉，吉林大學(xué)中國國有經(jīng)濟(jì)研究中心教授、博士生導(dǎo)師，吉林長春，130012;高錫鵬，吉林大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院，吉林長春，130012。

（責(zé)任編輯? 陳孝兵）