馮宗憲，王石，王華，b

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

●“985”高校經(jīng)濟(jì)學(xué)人計(jì)劃

自然資源是“祝?！边€是“詛咒”？
——基于資源豐裕度與收入水平關(guān)系的分析

馮宗憲a，王石a，王華a，b

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

傳統(tǒng)文獻(xiàn)基于資源豐裕和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率的負(fù)相關(guān)關(guān)系得出“資源詛咒”結(jié)論。文章質(zhì)疑這一假說，通過構(gòu)建一個(gè)包含可耗竭資源的兩部門模型，發(fā)現(xiàn)負(fù)向的資源收入增長(zhǎng)效應(yīng)與正向的收入水平效應(yīng)是可以同時(shí)存在的，資源是“詛咒”或是“祝?！敝荒芡ㄟ^研究資源豐裕和收入水平之間的關(guān)系來確定。利用我國(guó)建制城市數(shù)據(jù)和面板門檻回歸模型，發(fā)現(xiàn)資源型城市具有正向的收入水平效應(yīng)，表明資源是“祝?！倍恰霸{咒”。

資源詛咒；資源祝福；收入水平效應(yīng)；收入增長(zhǎng)效應(yīng)

一、引言

“資源詛咒”假說提出于20世紀(jì)90年代，Auty（1993）在研究資源豐裕國(guó)家的經(jīng)濟(jì)發(fā)展問題時(shí)首次提出了這個(gè)概念，用來描述資源豐裕國(guó)家的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)較資源貧乏國(guó)家更為緩慢這一現(xiàn)象［1］。國(guó)內(nèi)學(xué)者從實(shí)證角度對(duì)我國(guó)地區(qū)層面是否存在“資源詛咒”進(jìn)行了大量研究，大多數(shù)文獻(xiàn)傾向于認(rèn)為我國(guó)存在“資源詛咒”。其中代表性的研究有，徐康寧和王劍（2006）的實(shí)證分析結(jié)果表明在我國(guó)省際層面上資源豐裕度和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率負(fù)相關(guān)，并認(rèn)為“荷蘭病”效應(yīng)、投資“擠出”和制度弱化是“資源詛咒”問題的內(nèi)在原因［2］；邵帥和齊中英（2008）以西部大開發(fā)為背景對(duì)“資源詛咒”進(jìn)行了研究，并分析了“資源詛咒”效應(yīng)的傳導(dǎo)機(jī)制［3］；安虎森、周亞雄和薄文廣（2012）通過實(shí)證分析發(fā)現(xiàn)我國(guó)城市層面上不存在顯著的“資源詛咒”現(xiàn)象，但存在“資源詛咒”的潛在威脅，而技術(shù)創(chuàng)新是資源型城市擺脫資源依賴并最終走向可持續(xù)發(fā)展的根本途徑［4］；邵帥、范美婷和楊莉莉（2013）研究了資源豐裕和經(jīng)濟(jì)發(fā)展效率之間的非線性關(guān)系及作用機(jī)理，通過實(shí)證分析發(fā)現(xiàn)資源豐裕和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與TFP增長(zhǎng)之間均呈現(xiàn)倒U型曲線關(guān)系，且我國(guó)城市層面上的“資源詛咒”問題正逐漸得到改善，“祝?！毙统鞘械谋戎爻尸F(xiàn)出逐年上升的趨勢(shì)［5］；王世進(jìn)（2014）通過構(gòu)建一個(gè)以能源資源為代表的資源豐裕度指標(biāo)，對(duì)資源豐裕與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證分析，研究發(fā)現(xiàn)我國(guó)省際層面存在“資源詛咒”問題［6］。只有方穎、紀(jì)衎和趙揚(yáng)（2011）利用95個(gè)地級(jí)市數(shù)據(jù)建立橫截面回歸模型發(fā)現(xiàn)“資源詛咒”問題在我國(guó)并不存在［7］。

本文質(zhì)疑這一假說。在資源豐裕地區(qū)，資源會(huì)帶來巨大的社會(huì)財(cái)富與較高的地區(qū)生產(chǎn)總值，由于經(jīng)濟(jì)總量較大，這些地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率往往會(huì)低于資源貧乏但經(jīng)濟(jì)總量相對(duì)較小的地區(qū)。這時(shí)就會(huì)出現(xiàn)資源豐裕度與生產(chǎn)總值正相關(guān)但與增長(zhǎng)率負(fù)相關(guān)的現(xiàn)象，如果僅僅依靠后者的負(fù)相關(guān)關(guān)系就將資源界定為經(jīng)濟(jì)社會(huì)的“詛咒”，那顯然是不科學(xué)的。例如資源豐裕的山東省東營(yíng)市2002-2011年人均地區(qū)生產(chǎn)總值達(dá)到了79 609元，遠(yuǎn)超過同期資源較為貧瘠的北京市，其人均地區(qū)生產(chǎn)總值為54 276元①。從這一視角看，以往對(duì)“資源詛咒”問題的研究可能存在缺陷。

本文認(rèn)為，資源是“詛咒”還是“祝?！保荒芡ㄟ^資源豐裕度和居民收入絕對(duì)水平之間的關(guān)系來判斷，如果兩者正相關(guān)，資源就應(yīng)該是“祝福”；如果兩者表現(xiàn)出負(fù)相關(guān)關(guān)系，才可稱資源為“詛咒”。本文將資源豐裕度和居民收入水平的關(guān)系稱之為收入水平效應(yīng)，資源豐裕度和收入增長(zhǎng)率之間的關(guān)系稱為收入增長(zhǎng)效應(yīng)。

本文利用我國(guó)227個(gè)建制城市2002-2011年的數(shù)據(jù)，建立面板數(shù)據(jù)門檻回歸模型，結(jié)果表明在部分資源豐裕城市中，既觀察到了負(fù)向的收入增長(zhǎng)效應(yīng)，又觀察到了正向的收入水平效應(yīng)，說明對(duì)于這些城市而言，資源應(yīng)該是“祝?！倍恰霸{咒”。

二、理論模型

（一）基本模型

在Chambers和Gordon（1966）［8］研究的基礎(chǔ)上，本文構(gòu)建了開放經(jīng)濟(jì)條件下包含可耗竭資源部門和制造業(yè)部門的簡(jiǎn)單動(dòng)態(tài)特定要素模型。為了簡(jiǎn)化分析，假設(shè)這兩種經(jīng)濟(jì)體面對(duì)的外部條件，如生產(chǎn)技術(shù)水平和人口總規(guī)模是相同的。以資源經(jīng)濟(jì)體為例進(jìn)行分析，純制造業(yè)經(jīng)濟(jì)體可以看作是資源經(jīng)濟(jì)體的特殊情況。

借鑒Chambers和Gordon（1966）［8］的研究，在資本供給完全彈性的小型開放經(jīng)濟(jì)模型中，經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出可以被表示為勞動(dòng)力配置的函數(shù)。假定制造業(yè)部門只有勞動(dòng)和資本兩種生產(chǎn)要素投入，且規(guī)模報(bào)酬不變；資源部門除了勞動(dòng)和資本，還需投入某種特定要素，如土地。因而在任意時(shí)刻t，資源部門和制造業(yè)部門的產(chǎn)出可以表示為：

其中，QR(t)和QM(t)表示資源和制造業(yè)部門總產(chǎn)出；LR(t)和LM(t)表示兩部門所使用的勞動(dòng)力數(shù)量；A(t)和B(t)表示兩部門中外生的技術(shù)水平。由于資源部門中特定要素的存在，所以0＜α＜1，表示資源部門勞動(dòng)邊際產(chǎn)量遞減。令分別表示兩部門技術(shù)平均變化率，這里對(duì)于任意x(t)成立。因而有

兩部門中使用的勞動(dòng)數(shù)量受人口總規(guī)模約束：

假定兩部門中廠商面對(duì)的產(chǎn)品市場(chǎng)價(jià)格都是外生的。具體而言，資源產(chǎn)品價(jià)格為pR(t)，制造業(yè)產(chǎn)品價(jià)格為pM(t)。將制造業(yè)產(chǎn)品價(jià)格標(biāo)準(zhǔn)化，即pM() t=1，這時(shí)pR(t)也表示資源產(chǎn)品相對(duì)價(jià)格（相對(duì)于制造業(yè)產(chǎn)品價(jià)格），令表示資源產(chǎn)品相對(duì)價(jià)格的平均變化率，所

用S（t）表示自然資源資本，并以資源產(chǎn)品生產(chǎn)的速度下降：

（4）式表示一單位的資源資本可以生產(chǎn)得到一單位的資源產(chǎn)品，那么在資源資本耗竭的時(shí)刻T，有資源資本耗竭時(shí)，經(jīng)濟(jì)社會(huì)中將僅生產(chǎn)制造業(yè)產(chǎn)品，不再生產(chǎn)資源產(chǎn)品。

資源部門廠商在任意時(shí)刻所能獲得的利潤(rùn)取決于外生的資源產(chǎn)品價(jià)格pR(t)和內(nèi)生的勞動(dòng)需求LR(t)。單位勞動(dòng)獲得的工資w（t）=B（t），表明勞動(dòng)是按機(jī)會(huì)成本，即制造業(yè)部門的勞動(dòng)邊際產(chǎn)出得到補(bǔ)償。λeρt表示資源資本市場(chǎng)是完全競(jìng)爭(zhēng)市場(chǎng)時(shí)第t時(shí)刻單位資源資本的使用者成本，由兩部分組成：λ是資源部門廠商在初始時(shí)刻使用一單位資源資本所支付給資源所有者的價(jià)格；ρ表示資本市場(chǎng)投資回報(bào)率。為了保證資源所有者在均衡路徑上任意兩點(diǎn)的銷售所得無差異，λeρt必須以利率ρ的速度增長(zhǎng)。另外，假定ρ＞gR，即資源產(chǎn)品價(jià)格增長(zhǎng)速度低于利率。

在任意時(shí)刻t，資源部門廠商所獲得的利潤(rùn)是：

在均衡路徑上，資源部門廠商選擇最優(yōu)勞動(dòng)量LR(t)來使利潤(rùn)最大化：

（7）式表明，資源部門勞動(dòng)邊際收入等于勞動(dòng)邊際成本與勞動(dòng)邊際稀缺性租金的總和。加入dt后得到：

（8）式是資源所有者的基本跨期套利方程，并描述了當(dāng)競(jìng)爭(zhēng)性資產(chǎn)存在套利，且其他所有資產(chǎn)的回報(bào)率都是ρ的情況下，資源部門廠商的勞動(dòng)需求如何隨時(shí)間變化。

資源部門和制造業(yè)部門的人均收入yR(t)和yM(t)可以表示為：

（10）式表達(dá)的是資源和制造業(yè)部門勞動(dòng)平均收入隨時(shí)間變化的情況。當(dāng)dt→0時(shí)，將（10）式表示為變化率的形式。利用（9）式和（10）式，資源部門勞動(dòng)需求變化率可以表示為：

從（11）式可看出，決定資源部門勞動(dòng)就業(yè)變化情況的因素有四個(gè)：等式右邊第一項(xiàng)表示存在回報(bào)率為ρ的資本市場(chǎng)時(shí)，資源所有者跨期最優(yōu)選擇而導(dǎo)致的霍特林效應(yīng)。由（7）式和（9）式可得αyR-yM＞0，所以資源所有者的跨期最優(yōu)選擇會(huì)導(dǎo)致勞動(dòng)力從資源部門退出。第二項(xiàng)表示資源部門的技術(shù)變化增加了該部門的勞動(dòng)需求。第三項(xiàng)表示制造業(yè)的技術(shù)變化通過提高資源部門的勞動(dòng)機(jī)會(huì)成本而使勞動(dòng)退出資源部門。最后一項(xiàng)表明資源產(chǎn)品價(jià)格上漲，即gR為正時(shí)，勞動(dòng)力進(jìn)入資源部門，否則將退出資源部門。

另外，資源耗竭的時(shí)刻T是內(nèi)生的，在資源耗竭之前，資源部門廠商可以一直獲得利潤(rùn)。如果資源所有權(quán)市場(chǎng)是完全競(jìng)爭(zhēng)的，那么在資源被耗竭的時(shí)刻T，利潤(rùn)會(huì)同時(shí)消失，因而可得：

把（7）式代入（12）式，并消除λeρT得到：

由于0＜α＜1，只有當(dāng)LR() T=0時(shí)這一等式才成立。變換（7）式解出LR(t)的表達(dá)式得在T時(shí)刻有：將LR()

t代入（5）式，并與（14）式聯(lián)立可解得T和λ。此外，資源經(jīng)濟(jì)體都在朝一個(gè)資源貧瘠的制造業(yè)經(jīng)濟(jì)體過渡，這一過程的所需時(shí)間取決于資源資本的初始規(guī)模S0、資源對(duì)制造業(yè)產(chǎn)品的相對(duì)價(jià)格pR(t)（和它的期望增長(zhǎng)率gR）、兩部門的技術(shù)變化率gA和gB以及資本回報(bào)率ρ。

（二）資源的人均收入增長(zhǎng)效應(yīng)

由于“資源詛咒”通?？疾斓氖且粋€(gè)經(jīng)濟(jì)體資源豐?；蛸Y源密度與人均收入增長(zhǎng)率之間的關(guān)系［9］，首先研究人均收入增長(zhǎng)的動(dòng)態(tài)情形。

把資源經(jīng)濟(jì)體的人均收入定義為資源部門和制造業(yè)部門勞動(dòng)平均收入的加權(quán)平均：

將（15）式改寫為增長(zhǎng)率形式，則資源經(jīng)濟(jì)體人均收入增長(zhǎng)率可表示為：

為了觀察資源經(jīng)濟(jì)體相對(duì)于純制造業(yè)經(jīng)濟(jì)體的人均收入增長(zhǎng)效應(yīng)，將（11）式中代入（16）式并減去得到：

（17）式表明，相對(duì)于純制造業(yè)經(jīng)濟(jì)體，在資源經(jīng)濟(jì)體中決定人均收入增長(zhǎng)效應(yīng)的因素有四個(gè)：

第一項(xiàng)是資源所有者面對(duì)回報(bào)率為ρ的資本市場(chǎng)時(shí)的跨期選擇，這導(dǎo)致資源經(jīng)濟(jì)體的人均收入增長(zhǎng)率低于純制造業(yè)經(jīng)濟(jì)體。第二項(xiàng)與第一項(xiàng)具有相同的效應(yīng)，但原因是資源經(jīng)濟(jì)體的人口增長(zhǎng)擴(kuò)大了資源租金的分配基數(shù)，進(jìn)而降低了人均收入增長(zhǎng)率。第三種力量是資源和制造業(yè)部門的技術(shù)相對(duì)變化率效應(yīng)。如果制造業(yè)部門的技術(shù)變化率超過了資源部門，那么該效應(yīng)就會(huì)降低資源經(jīng)濟(jì)體的人均收入增長(zhǎng)（相對(duì)于純制造業(yè)經(jīng)濟(jì)體），反之就會(huì)增加。最后一個(gè)因素是實(shí)際資源價(jià)格水平。當(dāng)實(shí)際資源價(jià)格水平上升時(shí)，資源經(jīng)濟(jì)體人均收入增長(zhǎng)率就會(huì)相對(duì)更高。

如果制造業(yè)部門技術(shù)變化是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的源泉且實(shí)際資源價(jià)格一直下降，那么資源經(jīng)濟(jì)體人均收入增長(zhǎng)率就會(huì)低于純制造業(yè)經(jīng)濟(jì)體，這是因?yàn)椋?7）式等式右邊的每一項(xiàng)都是負(fù)的。所以得到本文第一個(gè)結(jié)論。

命題1：當(dāng)每種生產(chǎn)要素都是以邊際產(chǎn)出得到補(bǔ)償；存在如（1）和（2）所示的技術(shù)水平；制造業(yè)部門比資源部門的平均技術(shù)變化率更高；實(shí)際資源價(jià)格不變或下降時(shí)，首先，資源經(jīng)濟(jì)體比純制造業(yè)經(jīng)濟(jì)體增長(zhǎng)更慢，其次，勞動(dòng)從資源部門流出。

證明：第一，按命題1的假設(shè)，有g(shù)A≤gB且gR≤0，此時(shí)（17）式等式右邊的每一項(xiàng)都非正，所以y˙/y≤y˙M/yM，即資源經(jīng)濟(jì)體比純制造業(yè)經(jīng)濟(jì)體增長(zhǎng)得更慢；第二，相似地，當(dāng)gA≤gB且gR≤0，（11）式中等式右邊每一項(xiàng)都為負(fù)，所以L˙R/LR＜0，這表示勞動(dòng)從資源部門流出。得證。

從（9）式可得，純制造業(yè)經(jīng)濟(jì)體的人均收入的增長(zhǎng)速度等于制造業(yè)部門產(chǎn)出增長(zhǎng)率gB，在圖1中就是勞動(dòng)工資從w（t）=B（t）到w（t+dt）=B（t+dt）的增長(zhǎng)速度。在t→(t+dt)的時(shí)間內(nèi)，純制造業(yè)經(jīng)濟(jì)體的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)額L（t+dt）B（t+dt）-L（t）B（t），包括純制造業(yè)經(jīng)濟(jì)體人均收入的增長(zhǎng)效應(yīng)即B（t+dt）-B（t），和勞動(dòng)力規(guī)模的擴(kuò)大效應(yīng)即L（t+dt）-L（t）。但是資源經(jīng)濟(jì)體的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)將會(huì)慢于純制造業(yè)經(jīng)濟(jì)體，這是出于以下兩方面原因：第一，在t時(shí)刻資源經(jīng)濟(jì)體的國(guó)民總收入為L(zhǎng)（t）B（t）加上工資線B（t）和資源部門邊際勞動(dòng)凈價(jià)值曲線（即圖1中NVMPL1，表示α[pR() t-λeρt]LR(t)α-1A(t)α）之間的陰影部分，前者表示資源部門和制造業(yè)部門的所有工資收入，后者表示資源所有者在t時(shí)刻獲得的經(jīng)濟(jì)租金；而在t+dt時(shí)刻，即使不存在由于稀缺性租金價(jià)格上漲導(dǎo)致的霍特林效應(yīng)，即NVMPL1曲線沒有下降到新的資源部門邊際勞動(dòng)凈價(jià)值曲線（即圖1中NVMPL2，表示資源經(jīng)濟(jì)體的國(guó)民總收入為L(zhǎng)（t+dt）B（t+dt）加上工資線B（t+dt）和NVMPL1曲線之間的陰影部分。顯然，資源經(jīng)濟(jì)體的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)額低于純制造業(yè)經(jīng)濟(jì)體，其差值為B（t）到B（t+dt）之間的陰影面積，但由于t時(shí)刻資源經(jīng)濟(jì)體的國(guó)民總收入更高，所以t→(t+dt)時(shí)間內(nèi)資源經(jīng)濟(jì)體的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率將低于純制造業(yè)經(jīng)濟(jì)體。第二，當(dāng)存在霍特林效應(yīng)時(shí)，從t→(t+dt)，資源的消耗將使稀缺性租金價(jià)格上升，在t+dt時(shí)刻，NVM?PL1曲線將下降到NVMPL2位置，造成更低的資源勞動(dòng)需求這時(shí)資源所有者獲得的經(jīng)濟(jì)租金縮小到B（t+dt）工資線之上、虛線以下的陰影面積，比無霍特林效應(yīng)的情形要少NVMPL1曲線以下、B（t+dt）工資線之上與NVMPL2曲線之間的陰影面積。

圖1 資源的收入水平效應(yīng)與收入增長(zhǎng)效應(yīng)

命題1的推導(dǎo)過程暗含了資源產(chǎn)權(quán)界定清晰的假定，且由于勞動(dòng)力是從資源部門流向制造業(yè)部門，即不存在以資源部門“擠出”制造業(yè)部門為主要特征的市場(chǎng)失敗。但仍然得出了資源經(jīng)濟(jì)體較純制造業(yè)經(jīng)濟(jì)體增長(zhǎng)率更低的結(jié)論，即傳統(tǒng)文獻(xiàn)中所謂的“資源詛咒”。說明市場(chǎng)和制度失敗對(duì)于解釋資源豐裕和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)間的負(fù)相關(guān)關(guān)系并非是必需的。為了探究資源是“祝?！边€是“詛咒”，需要分析資源豐裕和人均收入水平之間的關(guān)系。

（三）資源的人均收入水平效應(yīng)

（15）式表明純制造業(yè)經(jīng)濟(jì)體的人均收入為yM，這時(shí)得到第二個(gè)結(jié)論。

命題2：當(dāng)每種生產(chǎn)要素按其邊際產(chǎn)出得到補(bǔ)償，且各部門技術(shù)水平如（1）和（2）所示，那么資源部門經(jīng)濟(jì)體的人均收入高于純制造業(yè)經(jīng)濟(jì)體。

證明：比較資源經(jīng)濟(jì)體與純制造業(yè)經(jīng)濟(jì)體的人均收入：

第一個(gè)等式右邊的表達(dá)式是資源部門獲得的平均租金收入與資源部門就業(yè)份額的乘積，第一個(gè)不等式成立的原因是資源部門勞動(dòng)邊際產(chǎn)出小于勞動(dòng)平均產(chǎn)出，即α＜1。第二個(gè)不等式成立的原因是λ＞0。得證。

為什么資源經(jīng)濟(jì)體的人均收入會(huì)高于純制造業(yè)經(jīng)濟(jì)體呢？這是因?yàn)樵诋a(chǎn)權(quán)清晰的情況下，資源經(jīng)濟(jì)體在獲得勞動(dòng)收入的同時(shí)還獲得了經(jīng)濟(jì)租金收入。如圖1所示，在時(shí)刻t，純制造業(yè)經(jīng)濟(jì)體的人均收入為B（t），且所有勞動(dòng)從事于制造業(yè)部門，所以經(jīng)濟(jì)中總收入是L（t）B（t）。但資源經(jīng)濟(jì)體的國(guó)民總收入為L(zhǎng)（t）B（t）加上工資線B（t）和資源部門NVMPL1曲線之間的陰影部分，該陰影部分就是經(jīng)濟(jì)租金收入。用該陰影部分除以資源部門勞動(dòng)者數(shù)量就得到兩部門的人均收入差異。

綜合命題1和2可以得出很重要的結(jié)論，資源豐裕對(duì)經(jīng)濟(jì)社會(huì)既存在收入增長(zhǎng)效應(yīng)又存在收入水平效應(yīng)，且負(fù)的收入增長(zhǎng)效應(yīng)與正的收入水平效應(yīng)是可以同時(shí)存在的。圖2清楚地展現(xiàn)了這一結(jié)論。圖2中，y?R(t)曲線表示在初始時(shí)刻擁有規(guī)模為S0的資源資本的經(jīng)濟(jì)體人均收入隨時(shí)間增長(zhǎng)路徑。y?M(t)曲線表示純制造業(yè)經(jīng)濟(jì)體的人均收入增長(zhǎng)路徑?？梢园l(fā)現(xiàn)，在資源開采過程［0，T］內(nèi)，資源經(jīng)濟(jì)體比純制造業(yè)經(jīng)濟(jì)體的人均收入水平更高，但收入增長(zhǎng)率卻較低（因?yàn)榍€斜率較?。?。一旦資源被耗竭，資源經(jīng)濟(jì)體就恢復(fù)到純制造業(yè)經(jīng)濟(jì)體的情形。所以在資源生產(chǎn)時(shí)期，資源的存在提高了人均收入?？傊?，僅僅依靠資源豐裕與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的負(fù)相關(guān)關(guān)系不足以認(rèn)為資源是經(jīng)濟(jì)社會(huì)的“詛咒”。而資源究竟是“祝?！边€是“詛咒”，只能通過實(shí)證檢驗(yàn)資源豐裕和人均收入水平間的關(guān)系來確定。

圖2 正的收入水平效應(yīng)與負(fù)的收入增長(zhǎng)效應(yīng)共存

三、資源的收入水平效應(yīng)和增長(zhǎng)效應(yīng)實(shí)證分析

（一）模型設(shè)定和變量說明

為了驗(yàn)證本文理論模型的結(jié)論，需要構(gòu)建可以區(qū)分資源收入增長(zhǎng)效應(yīng)和收入水平效應(yīng)的回歸模型。利用（15）式給出的資源經(jīng)濟(jì)體人均收入的定義：

可以得出資源的收入水平效應(yīng)回歸模型：

其中，yit是t時(shí)期、第i城市的實(shí)際人均收入；LRit是資源部門的就業(yè)人數(shù)；Lit是經(jīng)濟(jì)中的總就業(yè)。因此，表示t時(shí)期、第i城市資源部門就業(yè)份額，并作為該城市資源豐裕度的衡量指標(biāo)。有些文獻(xiàn)采用以生產(chǎn)總值或固定資產(chǎn)投資為分母的指標(biāo)來衡量資源豐裕度［2-3］，Mehlum等（2006）指出這種方法傾向于把GDP較高的國(guó)家認(rèn)定為資源貧乏，而把GDP較低的國(guó)家認(rèn)定為資源豐裕，當(dāng)人均GDP或GDP的增長(zhǎng)率同時(shí)作為解釋變量時(shí)，就可能存在“內(nèi)生性”的問題，從而傾向于得出“資源詛咒”的結(jié)論［10］。顯然，本文的度量指標(biāo)會(huì)避免這一問題。此外，參照傳統(tǒng)文獻(xiàn)中的做法，對(duì)yit取自然對(duì)數(shù)［11］。同時(shí)，為下文表述的方便將記為lit，資源的收入水平效應(yīng)回歸模型記為：

下面給出資源的收入增長(zhǎng)效應(yīng)回歸模型。變換（16）式中的人均收入增長(zhǎng)方程得到：

其中，Nit是t時(shí)期、第i城市的人口總數(shù)②；是t時(shí)期資源產(chǎn)品相對(duì)價(jià)格（相對(duì)于工業(yè)產(chǎn)品）；βj是待估參數(shù)。將記為lrlit，代入（23）式可以得到資源的收入增長(zhǎng)效應(yīng)回歸模型：

（二）數(shù)據(jù)來源及說明

2002-2011年均被收錄在《中國(guó)城市統(tǒng)計(jì)年鑒》、并且數(shù)據(jù)可得的建制城市（含地級(jí)及以上城市和縣級(jí)城市）共有227個(gè)，以這227個(gè)城市③2002-2011年數(shù)據(jù)資料為實(shí)證研究樣本，樣本觀察值共2 270個(gè)。收集這些城市各年的地區(qū)生產(chǎn)總值、人口規(guī)模、采礦業(yè)就業(yè)人數(shù)、總就業(yè)人數(shù)、居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)、原材料生產(chǎn)者價(jià)格指數(shù)與產(chǎn)成品生產(chǎn)者價(jià)格指數(shù)，以上數(shù)據(jù)來源于《中國(guó)城市統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國(guó)城市（鎮(zhèn)）生活與價(jià)格年鑒》。

在實(shí)證分析過程中，為了剔除價(jià)格因素的影響，本文將各城市人均收入按2001年不變價(jià)格調(diào)整為實(shí)際收入④。將采掘業(yè)就業(yè)份額作為資源豐裕度的衡量指標(biāo)⑤，采用原材料生產(chǎn)者價(jià)格實(shí)際指數(shù)與產(chǎn)成品生產(chǎn)者價(jià)格實(shí)際指數(shù)的比值作為資源產(chǎn)品相對(duì)價(jià)格的衡量指標(biāo)⑥，并用對(duì)數(shù)的一階差分計(jì)算人均收入、資源產(chǎn)品相對(duì)價(jià)格、人口以及資源部門就業(yè)的增長(zhǎng)率。

（三）面板數(shù)據(jù)單位根檢驗(yàn)和協(xié)整檢驗(yàn)

為了避免虛假回歸，在對(duì)資源的收入水平效應(yīng)和增長(zhǎng)效應(yīng)進(jìn)行估計(jì)前，首先對(duì)面板數(shù)據(jù)進(jìn)行單位根和協(xié)整性檢驗(yàn)。

本文采用LLC檢驗(yàn)、HT檢驗(yàn)、IPS檢驗(yàn)和Fisher-PP檢驗(yàn)進(jìn)行面板數(shù)據(jù)序列的平穩(wěn)性檢驗(yàn)。單位根檢驗(yàn)結(jié)果表明各個(gè)變量均水平平穩(wěn)⑦，因而可以進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。本文采用West?erlund（2007）［13］提出的四種基于結(jié)構(gòu)動(dòng)態(tài)變化的面板協(xié)整檢驗(yàn)方法對(duì)資源收入水平效應(yīng)回歸模型即（21）式和資源收入增長(zhǎng)效應(yīng)回歸模型即（24）式的變量進(jìn)行協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)，結(jié)果見表1所列。

表1中四種檢驗(yàn)的原假設(shè)均是“不存在協(xié)整關(guān)系”，不同的是，前兩種檢驗(yàn)的備擇假設(shè)是“面板總體上是協(xié)整的”，而后兩種檢驗(yàn)的備擇假設(shè)是“至少存在一個(gè)協(xié)整關(guān)系”。Per?syn和Westerlund（2008）曾指出，在T較小的面板數(shù)據(jù)中，Ga統(tǒng)計(jì)量會(huì)受檢驗(yàn)設(shè)定形式的影響而不再拒絕原假設(shè)［14］。由于本文面板數(shù)據(jù)的時(shí)間跨度較短，因此主要根據(jù)其余三個(gè)統(tǒng)計(jì)量進(jìn)行判斷。由表1可知，無論是水平效應(yīng)回歸方程還是增長(zhǎng)效應(yīng)回歸方程，Gt、Pt、Pa統(tǒng)計(jì)量均在5%的顯著性水平上拒絕原假設(shè)，認(rèn)為變量間存在著穩(wěn)定的均衡關(guān)系，在此基礎(chǔ)上進(jìn)行的面板回歸是可行的。

表1 面板協(xié)整檢驗(yàn)

（四）資源的收入水平效應(yīng)估計(jì)

本文借助Hansen（1999）［15］提出的面板數(shù)據(jù)門檻回歸模型分析不同資源豐裕程度與收入水平間的關(guān)系。由于面板門檻回歸模型要求解釋變量必須是外生變量，因此需要對(duì)變量的內(nèi)生性問題進(jìn)行檢驗(yàn)。本文使用Davidson和MacKinnon（1993）提出的Davidson-MacKinnon檢驗(yàn)［16］，結(jié)果顯示F統(tǒng)計(jì)量的伴隨概率為0.984 7，接受原假設(shè)，認(rèn)為不存在內(nèi)生性問題。

在進(jìn)行面板門檻回歸時(shí)，首先應(yīng)確定門檻的個(gè)數(shù)。依次在不存在門檻、一個(gè)門檻和兩個(gè)門檻的假定下進(jìn)行估計(jì)。結(jié)果顯示無論是單一門檻、雙重門檻還是三重門檻假定，其伴隨概率均小于0.01，效果都非常顯著，因此本文將基于三重門檻模型對(duì)資源的收入水平效應(yīng)進(jìn)行分析。其次，對(duì)估計(jì)的門檻值進(jìn)行檢驗(yàn)。三個(gè)門檻的估計(jì)值和95%的置信區(qū)間見表2。各置信區(qū)間均較窄，表明三個(gè)門檻估計(jì)值都很顯著。

表2 門檻值估計(jì)結(jié)果

表3的結(jié)果顯示，無論是采掘業(yè)就業(yè)比重平均值低于0.233 8%的城市還是介于0.233 8%～2.5%之間的城市，其資源豐裕度與人均收入水平均呈現(xiàn)出負(fù)相關(guān)關(guān)系，即存在負(fù)的資源收入水平效應(yīng)，且在1%的水平上顯著。在這116個(gè)城市，資源豐裕程度的上升不僅沒有伴隨收入水平同步上升，反而出現(xiàn)了負(fù)相關(guān)現(xiàn)象。但是在采掘業(yè)就業(yè)比重平均值高于2.5%的城市中，發(fā)現(xiàn)了正的資源收入水平效應(yīng)，即資源豐裕程度越高的城市，其人均收入水平也越高⑧，回歸結(jié)果均在10%的水平上顯著。

表3 收入水平效應(yīng)估計(jì)結(jié)果

（五）資源的收入增長(zhǎng)效應(yīng)估計(jì)

傳統(tǒng)的“資源詛咒”研究正是對(duì)資源的收入增長(zhǎng)效應(yīng)進(jìn)行估計(jì)。仍采用就業(yè)比例均值作為門檻變量對(duì)收入增長(zhǎng)效應(yīng)進(jìn)行面板門檻回歸。

對(duì)（24）式的各個(gè)解釋變量進(jìn)行內(nèi)生性檢驗(yàn)，結(jié)果顯示（24）式的各個(gè)解釋變量的F統(tǒng)計(jì)量伴隨概率均在0.2以上，因此接受原假設(shè)，認(rèn)為不存在內(nèi)生性問題。與（21）式不同的是，回歸方程（24）式有4個(gè)解釋變量，門檻因變量的選擇取決于各個(gè)解釋變量與門檻自變量即采掘業(yè)就業(yè)平均比例----Lit的相關(guān)系數(shù)的大小。計(jì)算lit、plit、nlit、lrlit與----Lit的相關(guān)系數(shù)，結(jié)果分別為0.977 8、0.726 3、0.376 0、0.136 9。解釋變量與門檻自變量相關(guān)系數(shù)較高，表明受門檻自變量變動(dòng)的影響較大，應(yīng)設(shè)定為門檻因變量。按照此原則，將采掘業(yè)就業(yè)比例l和資源產(chǎn)品相對(duì)價(jià)格增長(zhǎng)率與采掘業(yè)就業(yè)比例的交乘項(xiàng)pl作為門檻因變量納入門檻回歸方程。

依次在不存在門檻、一個(gè)門檻和兩個(gè)門檻的假定下進(jìn)行估計(jì)。結(jié)果顯示三種假定的伴隨概率分別為0.001、0.043和0.064，在5%的顯著性水平下拒絕了存在三重門檻的假設(shè)。對(duì)單一門檻和雙重門檻下的門檻估計(jì)值和95%的置信區(qū)間進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果見表4。雖然雙重門檻假設(shè)在5%的顯著性水平下沒有被拒絕，但其第一個(gè)門檻值95%的置信區(qū)間跨度非常大，表明該門檻估計(jì)值并不顯著。綜合上述分析，本文將基于單一門檻模型對(duì)資源的收入增長(zhǎng)效應(yīng)進(jìn)行回歸。

95%置信區(qū)間[23.155 3,28.116 7] [0.067 9,19.284 0] [23.155 3,28.116 7]項(xiàng)目單一門檻雙重門檻門檻值δ?門檻值δ?1門檻值δ?2估計(jì)值（%）24.243 0 11.009 6 24.243 0

表5 收入增長(zhǎng)效應(yīng)估計(jì)結(jié)果

表5的結(jié)果顯示，在采掘業(yè)就業(yè)比重平均值低于24.243 0%的208個(gè)城市里，資源豐裕度與人均收入增長(zhǎng)率呈現(xiàn)出顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系，即存在負(fù)的資源收入增長(zhǎng)效應(yīng)，這與傳統(tǒng)的“資源詛咒”研究結(jié)論一致。另外，由（22）式可知β1小于0意味著αgAyR＜gByM，由于β4=（αyR-yM）/y=-0.0015＜0即αyR＜yM，于是gA＜gB，表明這些城市制造業(yè)部門的技術(shù)進(jìn)步率高于資源部門，符合傳統(tǒng)文獻(xiàn)的一般假設(shè)。而在采掘業(yè)就業(yè)比重平均值高于24.243 0%的19個(gè)城市，β1的估計(jì)值為正且在1%的水平下顯著，表示存在正的資源收入增長(zhǎng)效應(yīng)，這一結(jié)論在以往的研究中從未出現(xiàn)，一個(gè)可能的解釋是，這些資源豐裕度較高的城市符合Wright等（2004）［17］的假定，即資源部門的技術(shù)進(jìn)步率超過了制造業(yè)部門（gA＞gB）。

結(jié)合資源收入水平效應(yīng)回歸結(jié)果發(fā)現(xiàn)，采掘業(yè)就業(yè)比重平均值高于2.5%、低于24.243 0%的城市里，正的資源收入水平效應(yīng)與負(fù)的資源收入增長(zhǎng)效應(yīng)是同時(shí)存在的。這從實(shí)證角度支持了本文理論分析的結(jié)論，印證了僅僅依靠資源收入增長(zhǎng)效應(yīng)分析不足以確定“資源詛咒”存在，試想，如果因?yàn)樨S裕的資源擴(kuò)大了收入基數(shù)而導(dǎo)致本地區(qū)收入增長(zhǎng)率低于收入水平較低的地區(qū)，僅僅依靠增長(zhǎng)率分析能認(rèn)為資源是經(jīng)濟(jì)體的“詛咒”嗎？資源究竟是“祝?！边€是“詛咒”，只能通過實(shí)證檢驗(yàn)資源豐裕和人均收入水平間的關(guān)系來確定。

王青云（2003）把采掘業(yè)就業(yè)比重在5%以上的城市界定為資源型城市［18］。為了前后分析的一致，本文將采掘業(yè)就業(yè)比重平均值大于3.631 8%的城市界定為資源型城市⑨，收入水平效應(yīng)回歸結(jié)果表明，對(duì)于這些資源型城市而言，伴隨資源豐裕度的上升人均實(shí)際收入水平也同步上升。資源的存在極大地改善了這些城市的生活水平，因此資源帶給他們的應(yīng)該是“祝?！倍恰霸{咒”。

四、結(jié)論和政策建議

本文通過構(gòu)建一個(gè)包含可耗竭資源的兩部門模型，發(fā)現(xiàn)豐裕的資源既存在收入增長(zhǎng)效應(yīng)又存在收入水平效應(yīng)，且負(fù)的收入增長(zhǎng)效應(yīng)與正的收入水平效應(yīng)在理論上是可以同時(shí)存在的。利用我國(guó)建制城市數(shù)據(jù)和面板門檻回歸模型，通過實(shí)證分析證實(shí)了上述結(jié)論。因此，資源是“詛咒”或是“祝?！敝荒芡ㄟ^研究資源豐裕度和收入水平的關(guān)系來決定。收入水平效應(yīng)回歸結(jié)果表明，資源型城市的收入水平效應(yīng)為正，因此對(duì)于他們而言資源不應(yīng)再被稱為“詛咒”，而是一種“祝?！薄?/p>

本文的研究重新審視了資源在經(jīng)濟(jì)社會(huì)中的作用。豐裕的資源帶來了人均收入的增加與生活水平的提高，因此不僅不能將資源錯(cuò)認(rèn)為經(jīng)濟(jì)社會(huì)的“詛咒”，反而應(yīng)該感謝大自然的這一“恩賜”。所以，應(yīng)利用各種手段延長(zhǎng)資源的使用年限，例如加大資源勘查力度，增加資源儲(chǔ)備；加強(qiáng)科技研發(fā)工作，優(yōu)化、改造采礦方法，推廣先進(jìn)適用的開采技術(shù)、工藝和設(shè)備，提高礦山回采率、選礦和冶煉回收率及勞動(dòng)生產(chǎn)率，積極利用劣等資源和新型資源；維持較高的資源價(jià)格，以市場(chǎng)方式提高資源利用效率；科學(xué)、有序地開采現(xiàn)有可耗竭資源，延長(zhǎng)其開采年限，讓更多的后代享受到大自然的“祝?！薄?/p>

注釋：

①數(shù)據(jù)根據(jù)2003-2012年《中國(guó)城市統(tǒng)計(jì)年鑒》數(shù)據(jù)計(jì)算得到。

②本文沒有區(qū)分Nit與理論模型中（3）式的Lit。由于計(jì)算人均收入時(shí)要用到Nit，因此這里采用n作為人口增長(zhǎng)率的衡量指標(biāo)，在計(jì)算資源部門就業(yè)份額時(shí)以Lit而非Nit做分母，因?yàn)檫@可以剔除資源就業(yè)份額中的商業(yè)周期影響。

③限于篇幅，本文沒有給出這227個(gè)城市的列表，感興趣的讀者可向作者索取。

④下文中“原材料生產(chǎn)者價(jià)格實(shí)際指數(shù)”和“產(chǎn)成品生產(chǎn)者價(jià)格實(shí)際指數(shù)”同樣按2001年不變價(jià)格調(diào)整。

⑤由于采掘業(yè)中包含煤炭、石油、天然氣、金屬和非金屬礦采選業(yè)等與自然資源直接關(guān)聯(lián)的細(xì)分行業(yè)，比較全面地涵蓋了自然資源的各個(gè)方面，以采掘業(yè)就業(yè)比重作為資源豐裕度衡量指標(biāo)能夠較為準(zhǔn)確地代表當(dāng)?shù)刈匀毁Y源的狀況。

⑥Kellard等（2006）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［12］，由于我國(guó)沒有后者的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，因此本文用原材料生產(chǎn)者價(jià)格指數(shù)代替采礦業(yè)產(chǎn)品價(jià)格指數(shù)進(jìn)行計(jì)算。

⑦限于篇幅，本文沒有給出單位根檢驗(yàn)結(jié)果，感興趣的讀者可向作者索取。

⑧方穎、紀(jì)衎和趙揚(yáng)（2011）其實(shí)也發(fā)現(xiàn)了資源豐裕度與收入水平之間的正相關(guān)關(guān)系，但由于他們采用線性回歸模型導(dǎo)致結(jié)果并不顯著，因而沒有得出資源“祝?！钡慕Y(jié)論［7］。

⑨相應(yīng)地，采掘業(yè)就業(yè)比重平均值低于3.6318%的城市稱為非資源型城市。但本文沒有對(duì)非資源型城市進(jìn)行分析，因?yàn)樵谶@些城市，資源部門產(chǎn)值占經(jīng)濟(jì)總產(chǎn)出的比重太小，對(duì)其研究缺乏現(xiàn)實(shí)意義。

［1］Auty R M.Sustaining development in mineral economies:the resource curse thesis［M］.London:Routledge,1993.

［2］徐康寧，王劍.自然資源豐富程度與經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平關(guān)系的研究［J］.經(jīng)濟(jì)研究，2006（1）：78-89.

［3］邵帥，齊中英.西部地區(qū)的能源開發(fā)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)——基于資源詛咒假說的實(shí)證分析［J］.經(jīng)濟(jì)研究，2008（4）：147-160.

［4］安虎森，周亞雄，薄文廣.技術(shù)創(chuàng)新與特定要素約束視域的“資源詛咒”假說探析——基于我國(guó)的經(jīng)驗(yàn)觀察［J］.南開經(jīng)濟(jì)研究，2012（6）：102-117.

［5］邵帥，范美婷，楊莉莉.資源產(chǎn)業(yè)依賴如何影響經(jīng)濟(jì)發(fā)展效率——有條件資源詛咒假說的檢驗(yàn)及解釋［J］.管理世界，2013（2）：32-63.

［6］王世進(jìn).我國(guó)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與“資源詛咒”的實(shí)證研究［J］.統(tǒng)計(jì)與決策，2014（2）:116-118.

［7］方穎，紀(jì)衎，趙揚(yáng).中國(guó)是否存在“資源詛咒”［J］.世界經(jīng)濟(jì)，2011（4）：144-160.

［8］Chambers E J，Gordon D F.Primary products and economic growth:an empirical measurement［J］.Journal of Political Economy,1996,74（4）:315–332.

［9］Sachs J D,Warner A M.The curse of natural resources［J］.Eu?ropean Economic Review,2001,45（4）:827-838.

［10］Mehlum H,Moene K,Torvik R.Institutions and the resource curse［J］.Economic Journal,2006,116（508）:1-20.

［11］Sala-I-Martin X.I just ran two million regressions［J］.Ameri?can Economic Review,1997,87（5）:178–183.

［12］Kellard N,Wohar M A.On the prevalence of trends in prima?ry commodity prices［J］.Journal of Development Econom?ics,2006,79（1）:146-167.

［13］Westerlund J.Testing for error correction in panel data［J］. Oxford Bulletin of Economics and Statistics,2007,69（6）: 709-748.

［14］Persyn D,Westerlund J.Error-correction-based cointegra?tion tests for panel data［J］.Stata Journal,2008,8（2）：232.

［15］Hansen B E.Threshold effects in non-dynamic panels：Esti?mation,testing,and inference［J］.Journal of econometrics, 1999,93（2）：345-368.

［16］Davidson R,Mackinnon J G.Estimation and inference in econometrics［J］.OUP Catalogue,1993（4）：56-70.

［17］Wright G,Czelusta J.Why economies slow：the myth of the resource curse［J］.Challenge,2004,47（2）：6-38.

［18］王青云.資源型城市經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型研究［M］.北京：中國(guó)經(jīng)濟(jì)出版社，2003.

［責(zé)任編輯：周業(yè)柱］

Are Natural Resources a“Blessing”or a“Curse”?—Based on Analyses of the Correlation between Resource Abundance and Income Level

FENG Zong-xiana，WANG Shia，WANG Huaa，b

(a.School of Economics and Finance；b.School of Foreign Studies，Xi’an Jiaotong University，Xi’an 710061，China)

The conclusion of“resource curse”is derived from the negative correlation between resource abundance and eco?nomic growth rate in traditional literatures.The paper queries this hypothesis.By building a two-sector model including exhaust?ible resources，the paper demonstrates that the negative effect of resource revenue growth and the positive effect of income lev?el can exist simultaneously.Therefore,whether resources are a“curse”or a“blessing”for an economy can only be deter?mined by the research on the correlation between resource abundance and income level.With Chinese prefecture-level cities da?ta and panel threshold regression model,the paper finds the positive effect of income level in resource abundance cities，so re?sources are a“blessing”instead of a“curse”.

resource curse；resource blessing；income level effect；income growth effect

F062.1

A

1007-5097（2014）06-0001-07

10.3969/j.issn.1007-5097.2014.06.001

2014-02-22

國(guó)家社會(huì)科學(xué)基金重大項(xiàng)目（12&ZD070）；國(guó)家社會(huì)科學(xué)基金重點(diǎn)項(xiàng)目（11AZD028）；陜西省社會(huì)科學(xué)基金項(xiàng)目（13D193）；西安交通大學(xué)基本科研業(yè)務(wù)費(fèi)專項(xiàng)資金項(xiàng)目（SK2013027）

馮宗憲（1954-），男，浙江寧波人，教授，博士生導(dǎo)師，研究方向：資源經(jīng)濟(jì)，國(guó)際貿(mào)易；

王石（1989-），男，陜西咸陽人，博士研究生，研究方向：資源經(jīng)濟(jì)學(xué)；

王華（1976-），男，陜西安康人，副教授，博士研究生，研究方向：生態(tài)經(jīng)濟(jì)。