資源依賴度對中國區域經濟增長影響研究

 　　摘要：文章基于各省級面板數據，運用面板平滑轉換回歸模型，分析了資源依賴度對中國區域經濟增長的影響，并對其影響機制和傳導途徑進行了探討。在單變量模型中，對資源和經濟增長起相對重要作用的傳導機制是對外開放水平，同時發現多因素面板平滑轉換模型較單因素模型更加優化，對經濟增長影響的解釋更為合理。研究表明：資源依賴會對經濟增長造成“詛咒”，其效應隨著不同省份技術投入水平、人力資本、產業結構、制造業投入與對外開放程度的不同有所差異;在其他條件一定的情況下，依靠資源依賴而形成的第二產業產值對經濟的增長有一定的制約作用，在資源依賴較高的地區更應該注重調整產業結構，適應“新常態”，減少由于資源依賴而對經濟產生的阻礙作用;尤為重要的是本研究發現對外開放度是典型的影響資源依賴與經濟增長的中間傳導機制，由于資源行業的特殊性，各地區應該擴大對外開放的程度，加強交流，發揮資源在利用中通過后向關聯和前向關聯發揮聯動優勢，規避“資源詛咒”，促進經濟的長期高質量增長。

　　關鍵詞：資源依賴度;詛咒;福音;區域經濟增長;傳導途徑

　　中圖分類號：F127;F205文獻標志碼：A文章編號：1008-5831(2021)05-0001-12

　　《山東經濟戰略研究》(月刊)1984年創刊，是由山東省廣播電視總臺主辦的專業性學術經濟期刊。創刊以來，遵循為省委、省政府及各級黨委、政府領導決策服務,為改革開放和經濟社會發展服務的辦刊宗旨,對我省經濟和社會發展中一些宏觀性、戰略性和現實性的問題展開研究和討論。

　　引言

　　2020年中國GDP總量突破100萬億元，和1978年比絕對數增長了276倍，改革開放40多年來經濟增長取得了舉世矚目的成就。伴隨著高增長，資源耗竭和環境污染成為制約中國經濟可持續發展的重要阻力，尤其是資源分布不均、利用方式粗放等一系列問題凸顯，現階段中國經濟由高速增長階段轉向高質量發展，環保、資源節約、循環經濟等概念被納入“生態文明”，同時提出節約資源是保護生態環境的根本之策。不少學者對資源與經濟發展之間的關系以及產生悖論的原因從不同的角度給予了解釋。然而中國地域廣闊，同時影響經濟發展的因素復雜，使得中國地區之間經濟發展水平差異較大，而且呈現出自然資源較豐富的中西部地區的發展落后于自然資源較為貧乏的東部地區的特征。那么如何在兼顧經濟增長的同時盡可能實現資源節約，協調好資源對經濟增長的數量控制型約束和質量控制型約束，使資源與經濟增長實現可持續發展是本文研究的重點。

　　資源對經濟增長是“詛咒”還是“福音”，不同學者有不同的看法。Corden和Neary發現了“荷蘭病”(Dutchdisease)現象，使人們開始關注資源對經濟發展的雙向因果關系[1];Auty在研究影響產礦國經濟發展的因素時注意到“豐富的自然資源非但沒有促進經濟的增長反而有可能會阻礙經濟的發展”[2];徐康寧和王劍是國內較早系統關注資源對經濟增長的影響的學者，他們認為豐裕的自然資源在經濟發展中未能發揮優勢的主要原因是過度開采引發的制造業衰退和制度問題[3];李天籽研究了資源豐裕度對經濟產生影響的傳導機制[4];邵帥等發表一列文章從不同角度和研究對象入手論證了自然資源對經濟發展存在某些擠出效應，從而影響了經濟的增長[5-7];其他有代表性的學者包括于立和于左[8]、謝波和陳仲常[9]、孫永平和葉初升[10]、董利紅和嚴太華[11]、李虹和鄒慶[12]、周黎和李程宇[13]。已有研究多從“荷蘭病”與反工業化假說、制度質量與尋租、自然資源對知識的擠出效應等視角研究資源與經濟增長之間的關系。本文利用1997—2017年除西藏外的30個省際面板數據，采用非線性平滑轉換回歸模型，針對中國不同區域的經濟特征對資源與經濟增長之間的傳導機制進行深入分析，期望更清楚地展現傳導機制對資源和經濟增長之間的影響路徑與程度。本文在以下兩個方面區別于已有文獻：(1)采用非線性面板平滑轉換回歸模型(PRST)，考慮了模型中不可觀測的異質性，能夠更豐富地刻畫經濟體的行為特征，揭示資源制約中國不同區域經濟發展的深層次原因。(2)全面考察了不同省份技術投入、人力資本、產業結構、制造業的投入與對外開放度等經濟因素在資源依賴與經濟增長關系中的內在傳導機制，并深入分析了不同經濟因素水平下資源依賴對經濟增長影響的差異程度。在資源約束下針對中國區域經濟的發展現狀分析資源詛咒現象產生的機理以及深層次原因，不僅是研究資源配置微觀方面的重要內容，而且對中國經濟的長遠發展與制度優化改革具有借鑒意義。

　　一、研究設計

　　(一)模型設定與檢驗

　　1.面板平滑轉換模型的設定

　　二、數據分析與結果

　　(一)變量的描述性統計

　　中國經濟發展不均衡，資源豐裕度和資源依賴度的地區差異嚴重。在各傳導因素中，各地區技術投入水平、人力資本、產業結構、制造業投入水平、對外開放程度差異均較大。利用同時處理組內自相關與組間同期相關的可行廣義最小二乘法(FGLS)，先分別估計資源依賴度和資源豐裕度對經濟增長的影響;再估計二者同時作用于經濟增長的情況;最后添加影響經濟增長的其他變量，進行“資源詛咒”效應的存在性檢驗。估計結果見表2。

　　由表2可知，資源依賴度與經濟增長負相關，資源豐裕與經濟增長正相關。在二者同時作用的情況下，資源依賴度與經濟增長在1%顯著性水平上負相關，阻礙作用進一步增強;在各經濟影響因素的共同作用下，資源依賴系數為-0.0037，變得不再具有顯著性。這說明資源依賴度仍然是阻礙經濟增長的原因，“資源詛咒”效應存在而且在一定程度上通過技術投入水平、人力資本、產業結構、制造業的投入水平、對外開放程度等傳導機制發揮作用。

　　(二)單因素PSTR模型分析

　　結合客觀經濟環境，為了考察各個傳導因素在資源與經濟增長關系中的影響程度，分別設定技術投入水平tech、人力資本h、產業結構is、制造業的投入水平manu、對外開放度open等5個影響資源依賴度的中間傳導因素作為模型轉換變量的面板平滑轉換模型。資源依賴度rd為解釋變量，人均gdp為被解釋變量。那么相對應單因素PSTR模型構建如下：

　　就本文而言，這種平滑轉換的經濟意義可表述為：轉換變量在較低水平區間和較高水平區間分別對應著兩種不同的資源依賴度對經濟發展水平的影響程度，隨著“轉換變量”從較低階段向較高階段的發展，資源依賴度對經濟發展水平的影響表現出非線性的結構變化。

　　1.模型的非線性檢驗

　　首先對模型進行線性檢驗，只有當變量之間存在一種非線性關系時，面板平滑轉換模型才是可識別的。檢驗的原假設H0：面板數據模型是不存在異質性的線性模型(r=0);備擇假設H1：面板數據模型是至少存在一個轉換函數的非線性模型(r=1)。若原假設H0被拒絕，則說明γ≠0，模型(1)為非線性模型。檢驗結果見表3

　　由非線性檢驗結果可知：模型1—模型5對應的LM、LMF統計量均在1%的顯著性水平下拒絕原假設，表明分析的數據有較強的截面異質性，即資源依賴通過傳導機制的作用對經濟增長效應具有明顯的非線性特征。

　　2.序貫檢驗確定m值

　　根據序貫檢驗的結果確定m值。設定原假設：H*0：β*1=β*2=β*3=0;H*03：β*3=0;H*02：β*2=0/β*3=0;H*01：β*1=0/β*3=β*2=0。如果H*02被最強拒絕，對應的p值最小，則選取m=2，否則選取m=1。通過序貫檢驗可知，以轉換變量制度質量、產業結構、制造業投入水平對應的模型中的轉換函數的m值取2，技術投入水平、人力資本投入、對外開放度對應的模型中的轉換函數的m值取1，如表4。

　　3.非保留異質性檢驗

　　盡管兩體制的PSTR模型基本上反映了資源依賴對經濟增長的非線性影響，為了提高對模型的評估效果，在兩體制PSTR模型的基礎上進一步建立多體制的PSTR模型。需要先進行非保留異質性檢驗，確定r的取值。當r=1時，為兩體制PSTR模型;r=2時，為三體制PSTR模型，如表5。

　　由表5可知，模型1、3、4選用兩體制的PSTR模型是合適的，但是模型2、5需要選用具有兩個轉換變量的三體制PSTR模型。

　　4.PSTR模型估計結果

　　通過PSTR模型在參數估計過程中，運用Matlab2010統計軟件，采用網格搜索法，反復抽樣10000次，模型1的最優位置參數為1個，模型2、3、4、5的最優位置參數為2個。估計結果見表6。

　　由表6可知，各傳導因素在不同階段對資源依賴與經濟增長效應的影響顯著不同。圖1—圖5比較直觀地反映了各因素的傳導效應。

　　第一，模型1是以技術投入水平為轉換變量的兩體制模型。模型含有一個位置參數，技術投入水平和經濟增長正相關。當技術投入水平tech>0.158時，模型趨于高體制;當tech<0.158時，模型趨于低體制。位于門限值之上的觀測值有61個，位于門限值之下的觀測值有569個，分別占觀測值的9.68%和90.32%。大部分觀測值位于門限值以下，隨著技術投入水平的變換，資源對經濟增長的作用在高低體制之間平滑轉換。此外，轉換函數對應的平滑參數為37.816，表明模型在門限值前后轉換速度較慢，呈現平滑漸進的變化趨勢。模型1表明在技術水平投入較高的地區，資源依賴對經濟增長的阻礙作用小，而在技術水平投入較低的地區，資源依賴對經濟增長的阻礙作用大。技術投入水平較高的地區有北京、天津、上海、江蘇、浙江、山東、廣東等地，而在資源詛咒現象較嚴重的地區技術投入水平普遍較低。

　　第二，模型2是以人力資本為轉換變量相對復雜的三體制模型。包含了兩個轉換函數，每個轉換函數對應一個位置參數和轉換速度。第一個轉換函數的位置參數為9.5396，轉換速率為7.2844;第二個轉換函數的位置參數為7.9664，轉換速率為4.43。所以當7.96649.5396時，模型處于外體制。第一個轉換函數的系數β1=20.0073，第二個轉換函數的系數β2=2.182。當h<7.9664時，處于外體制，轉換函數g(hit，γ，c)≈1，對應的資源依賴的經濟增長系數為β0+β2;當h>9.5396時，模型亦處于外體制，轉換函數g(hit，γ，c)≈1，對應的資源依賴的經濟增長系數為β0+β1;當7.96649.5396的觀測值有45個，占全部觀測值的7.14%，而且主要集中在北京、上海、天津。結合圖2可知，模型在兩個門檻值前后的轉換均呈現平滑漸進變化的趨勢，第一個門檻值7.9664附近較第二個門檻值9.5396附近的轉換速度稍慢。說明人力資本結構大于9.5396時，對經濟增長的影響效果更加明顯。

　　第三，模型3是以產業結構為轉換變量的兩體制模型。產業結構對經濟增長的影響表現出趨于對稱的雙門限特征。當產業結構is<0.4211及is>0.4678，處于外體制，轉換函數g(instit，γ，c)≈1，從而對應的資源依賴的經濟增長系數為β0+β1。當0.42110.4678的有432個，占全部觀測量的68.54%。由模型的分析可知，在其他條件一定的情況下，第二產業產值越大的地區，資源依賴對經濟增長會有一個替代效應，即依靠資源依賴而形成的第二產業產值大對經濟的增長會有消極的作用。這就說明了，資源依賴性地區應該調整產業結構，減少資源依賴對經濟產生的阻礙作用。

　　第四，模型4是以制造業投入水平為轉換變量的兩體制模型。制造業投入水平對經濟增長的影響具有雙門限特征并且是非對稱的，包含了一個轉換函數和兩個位置參數。當制造業投入水平manu<0.0563及manu>0.3521，處于外體制，轉換函數g(instit，γ，c)≈1，從而對應的資源依賴的經濟增長系數為β0+β1。當0.0563

　　第五，模型5是以對外開放水平為轉換變量的三體制模型。包含了兩個轉換函數，每個轉換函數對應一個位置參數和轉換速度。第一個轉換函數的位置參數為0.5135，轉換速率為103.1325;第二個轉換函數的位置參數為0.0761，轉換速率為0.0034。所以當0.07610.5135時，模型處于外體制。當0.07610.5135的觀測值有123個，占全部觀測值的19.58%。對外開放水平較高的主要是福建、江蘇、浙江、天津、上海、北京、廣東。模型轉換函數1對應的轉換斜率為103.1325，表明模型在門檻值前后轉換的速度非�？�。而轉換函數2對應的平滑參數為0.0034，模型呈現平滑漸進的轉換趨勢。同時參數β1和β2的系數均為正，說明對外開放水平與經濟增長的效應正相關，即對外開放的水平越高經濟增長對資源依賴的作用越小，對外開放的水平越低經濟增長對資源的依賴作用越強。

　　(三)多因素PSTR模型分析

　　根據相關模型選擇準則，最強地拒絕線性原假設的模型為最優。模型5中對外開放度(WaldTests值為254.413)作為轉換變量時和其他模型相比對應的WaldTests最大，最強拒絕原假設，而且殘差平方和最小，所以在5個轉換變量中，對外開放度是資源依賴與經濟增長關系中非線性效應最強的轉換變量，模型5最優。在現實經濟中，資源依賴度的詛咒效應受地區綜合經濟條件的影響。故在本節中考慮技術投入水平tech表示、人力資本h、產業結構is、制造業的投入水平manu、對外開放度open等5個影響因素作為解釋變量建模，以對外開放度構建多因素PSTR模型6如下：

　　模型回歸結果見表7—表10。

　　對模型依次進行非線性檢驗、序貫檢驗和非保留異質性檢驗可知：在包含多個影響因素的模型中，制度質量作為轉換變量，顯著拒絕同質性原假設具有截面異質性，制度質量仍然是資源依賴影響經濟增長的內在機制，可以用面板平滑轉換模型來分析。

　　通過PSTR模型在參數估計過程中，運用Matlab2010統計軟件，采用網格搜索法，反復抽樣10000次，得到模型的最優位置參數為1個。最終估計結果如表10和圖6。

　　根據表10的最終估計結果，這里可以發現估計系數大多數是顯著的;相對于單因素模型，AIC、BIC值均有不同程度的降低且殘差平方和SSR也大幅度降低，由此可知多因素面板平滑轉換模型能夠更好地解釋模型所包含的經濟含義。選取對外開放度作為轉換變量反映資源依賴通過對外開放度作為傳導機制對經濟增長效應表現出的非線性特征。其中，技術投入水平、人力資本、產業結構、制造業的投入水平和對外開放度均顯著影響了經濟增長效應。以對外開放度的門限值1.6945為界，模型將地區的經濟增長效應分為高體制和低體制，并在二者之間平滑轉換。在多因素共同的作用下，技術投入水平、人力資本、制造業投入水平以及對外開放度在地區處于高體制時表現為更好的經濟增長效應。

　　三、結論與建議

　　本文采用面板平滑轉換模型，利用1997—2017年各省級面板數據，分析了技術投入水平、人力資本、產業結構、制造業投入水平、對外開放程度5個傳導因素在資源依賴與經濟增長效應中的非線性關系。在單變量的模型中，對資源和經濟增長產生相對重要作用的傳導機制是對外開放水平，多因素的面板平滑轉換模型較單因素的模型更加優化，對經濟現象的解釋更加合理。結論與建議：(1)資源依賴對經濟增長的效應隨著各省份技術投入水平、人力資本、產業結構、制造業投入水平、對外開放程度的不同而明顯不同，總的來說，在技術投入水平較高、人力資本水平較高、制造業投入和對外開放程度較高的地區，資源依賴對經濟增長的阻礙作用較小，反之，資源依賴對經濟增長的阻礙作用較大。(2)在其他條件一定的情況下，依靠資源依賴而形成的第二產業產值大對經濟增長有一定的制約作用;在資源依賴較高的地區更應該注重調整產業結構，適應“新常態”，減少由于資源依賴而對經濟產生的阻礙作用。(3)對外開放度是典型的影響資源依賴與經濟增長的中間傳導機制。由于資源行業的特殊性，各地區應該擴大對外開放的程度，加強交流，發揮資源在利用中通過后向關聯和前向關聯發揮聯動優勢，規避“資源詛咒”，促進經濟的長期高質量增長。

　　由于數據的可獲得性，本文僅研究了技術、人力資本、產業結構、制造業投入以及對外開放程度在資源依賴與經濟增長效應中的影響，未能將研究范圍延伸至資源利用效率、資源的生產結構和消費結構與經濟增長的關系。對這方面的深入研究有利于全面把握資源約束下經濟的長期可持續發展，將是進一步探索的重要方向。

　　參考文獻：

　　[1]CORDENWM，NEARYJP.Boomingsectorandde-industrialisationinasmallopeneconomy[J].TheEconomicJournal，1982，92(368)：825-848.

　　[2]AUTYRM.Sustainingdevelopmentinmineraleconomics：Theresourcecursethesis[M].London：Routledge，1993.

　　[3]徐康寧，王劍.自然資源豐裕程度與經濟發展水平關系的研究[J].經濟研究，2006(1)：78-89.

　　[4]李天籽.自然資源豐裕度對中國地區經濟增長的影響及其傳導機制研究[J].經濟科學，2007(6)：66-76.

　　[5]邵帥，齊中英.西部地區的能源開發與經濟增長：基于“資源詛咒”假說的實證分析[J].經濟研究，2008(4)：147-160.

　　[6]邵帥，楊莉莉.自然資源豐裕、資源產業依賴與中國區域經濟增長[J].管理世界，2010(9)：26-44.

　　[7]邵帥，范美婷，楊莉莉.資源產業依賴如何影響經濟發展效率：有條件資源詛咒假說的檢驗及解釋[J].管理世界，2013(2)：32-63.

　　[8]于立，于左.資源枯竭型城市產業轉型與社會穩定的關聯度[J].改革，2009(1)：37-42.

　　[9]謝波，陳仲常.自然資源、人力資本異質性與區域經濟增長：基于省際面板數據的經驗分析[J].人口與經濟，2011(4)：35-44.

　　[10]孫永平，葉初升.自然資源豐裕與產業結構扭曲：影響機制與多維測度[J].南京社會科學，2012(6)：1-8.

　　[11]董利紅，嚴太華.制度質量、技術和人力資本投入與“資源詛咒”：基于我國省際面板數據的實證機理分析[J].管理工程學報，2016(4)：18-24.

　　[12]李虹，鄒慶.環境規制、資源稟賦與城市產業轉型研究：基于資源型城市與非資源型城市的對比分析[J].經濟研究，2018(11)：182-198.

　　[13]周黎，李程宇.分階段視角下資源強度與地區經濟的關系及其演變：基于37個國家的實證分析[J].中國人口·資源與環境，2019(12)：138-148.

　　[14]GRANGERCW，TERSVIRTAT.Modellingnon-lineareconomicrelationships[M].Oxford，UK：OxfordUniversityPress，1993.

　　[15]TERSVIRTAT.Specification，estimation，

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