董利紅，嚴太華

(1.西南政法大學 經(jīng)濟學院，重慶 401120；2.重慶大學 經(jīng)濟與工商管理學院，重慶 400044)

引言

2020年中國GDP總量突破100萬億元，和1978年比絕對數(shù)增長了276倍，改革開放40多年來經(jīng)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(huán)境污染成為制約中國經(jīng)濟可持續(xù)發(fā)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(xiàn)階段中國經(jīng)濟由高速增長階段轉向高質量發(fā)展，環(huán)保、資源節(jié)約、循環(huán)經(jīng)濟等概念被納入“生態(tài)文明”，同時提出節(jié)約資源是保護生態(tài)環(huán)境的根本之策。不少學者對資源與經(jīng)濟發(fā)展之間的關系以及產(chǎn)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(jīng)濟發(fā)展的因素復雜，使得中國地區(qū)之間經(jīng)濟發(fā)展水平差異較大，而且呈現(xiàn)出自然資源較豐富的中西部地區(qū)的發(fā)展落后于自然資源較為貧乏的東部地區(qū)的特征。那么如何在兼顧經(jīng)濟增長的同時盡可能實現(xiàn)資源節(jié)約，協(xié)調好資源對經(jīng)濟增長的數(shù)量控制型約束和質量控制型約束，使資源與經(jīng)濟增長實現(xiàn)可持續(xù)發(fā)展是本文研究的重點。

資源對經(jīng)濟增長是“詛咒”還是“福音”，不同學者有不同的看法。Corden和Neary發(fā)現(xiàn)了“荷蘭病”(Dutch disease)現(xiàn)象，使人們開始關注資源對經(jīng)濟發(fā)展的雙向因果關系[1]；Auty在研究影響產(chǎn)礦國經(jīng)濟發(fā)展的因素時注意到“豐富的自然資源非但沒有促進經(jīng)濟的增長反而有可能會阻礙經(jīng)濟的發(fā)展”[2]；徐康寧和王劍是國內較早系統(tǒng)關注資源對經(jīng)濟增長的影響的學者，他們認為豐裕的自然資源在經(jīng)濟發(fā)展中未能發(fā)揮優(yōu)勢的主要原因是過度開采引發(fā)的制造業(yè)衰退和制度問題[3]；李天籽研究了資源豐裕度對經(jīng)濟產(chǎn)生影響的傳導機制[4]；邵帥等發(fā)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(jīng)濟發(fā)展存在某些擠出效應，從而影響了經(jīng)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(yè)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(jīng)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(shù)據(jù)，采用非線性平滑轉換回歸模型，針對中國不同區(qū)域的經(jīng)濟特征對資源與經(jīng)濟增長之間的傳導機制進行深入分析，期望更清楚地展現(xiàn)傳導機制對資源和經(jīng)濟增長之間的影響路徑與程度。本文在以下兩個方面區(qū)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(jīng)濟體的行為特征，揭示資源制約中國不同區(qū)域經(jīng)濟發(fā)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(chǎn)業(yè)結構、制造業(yè)的投入與對外開放度等經(jīng)濟因素在資源依賴與經(jīng)濟增長關系中的內在傳導機制，并深入分析了不同經(jīng)濟因素水平下資源依賴對經(jīng)濟增長影響的差異程度。在資源約束下針對中國區(qū)域經(jīng)濟的發(fā)展現(xiàn)狀分析資源詛咒現(xiàn)象產(chǎn)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(jīng)濟的長遠發(fā)展與制度優(yōu)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

本文借鑒Granger和Ter?svirta[14]、Ter?svirta[15]提出的面板平滑轉換模型(The Panel Smooth Transition Regression，PSTR)來揭示資源、經(jīng)濟增長以及中間傳導因素之間的非線性關系。那么，含有一個轉換函數(shù)的PSTR可表示為：

yit=μi+β′0xit+β′1xit·g(qit，γ,c)+εit,i=1,…,N;t=1…T

(1)

其中，i表示截面?zhèn)€體，t表示時間維度。g(qit,γ,c)為取值介于0～1之間連續(xù)變化的轉換函數(shù)；轉換變量qit是導致yit由一種變化轉變?yōu)榱硪环N變化的變量；參數(shù)γ決定了轉換速度；c為轉換發(fā)生的位置參數(shù)，c=(c1,…,cm)且c1≤…≤cm；μi為個體固定效應；εit為殘差項。依據(jù)Granger和Ter?svirta[14]、Ter?svirta[15]假設轉化函數(shù)為一個廣義logistic函數(shù)即對數(shù)轉換函數(shù)：

(2)

當m=1，γ=1，轉換函數(shù)的形式為對數(shù)平滑轉化，且當轉換函數(shù)g(qit,γ,c)=0時，對應的模型退化為線性面板模型，表現(xiàn)為低體制；當g(qit,γ,c)=1時，對應的模型退化為一個多元面板回歸模型，表現(xiàn)為高體制；當g(qit,γ,c)的值在0與1之間平滑轉換，則體現(xiàn)了式(1)的系數(shù)以c為中心隨著qit的變化在β0和β0+β1間平滑轉換，研究的變量在高低兩種不同體制β0和β0+β1間平滑轉換。對于m>1，如m=2，γ=1時，轉換函數(shù)的形式為指數(shù)平滑轉化，當轉換函數(shù)值為1時，稱為外機制；當qit=(c1+c2)/2時，轉換函數(shù)值達到最小值，稱對應的機制為中間機制。

可以將基本的兩體制模型進一步推廣為多體制PSTR模型：

(3)

2.面板平滑轉換模型的同質性檢驗

由于面板平滑轉換回歸模型要求數(shù)據(jù)存在個體異質性，因此需要先對數(shù)據(jù)進行同質性檢驗。借鑒前人研究，可以通過檢驗H0：γ=0是否成立來確定數(shù)據(jù)是否存在個體異質性。同時該檢驗還可以進一步用于確定每個模型對應的m值。借鑒前人將g(qit,γ,c)在γ=0處進行一階泰勒展開，得到輔助回歸方程：

(4)

(5)

(6)

當面板數(shù)據(jù)存在異質性時，則考慮建立一個面板平滑轉換模型，其轉換速度為γ和位置參數(shù)為c，通常利用網(wǎng)格搜索法進行估計，通過迭代使得殘差平方和最小時即為最優(yōu)估計：

(7)

(二)變量和數(shù)據(jù)

考慮數(shù)據(jù)的可得性和樣本容量的充足性，本文利用中國大陸除西藏外的30個省、直轄市、自治區(qū)1997—2017年面板數(shù)據(jù)為考察對象，數(shù)據(jù)主要來源于中國統(tǒng)計年鑒、中國工業(yè)經(jīng)濟統(tǒng)計年鑒、中國能源統(tǒng)計年鑒等。涉及的指標有人均gdp、資源依賴度rd、資源豐裕度ra、技術創(chuàng)新tech、人力資本h、產(chǎn)業(yè)結構is、制造業(yè)的投入水平manu、對外開放度open等(具體含義見表1)。

表1 變量的定義

將技術投入水平tech、人力資本h、產(chǎn)業(yè)結構is、制造業(yè)的投入水平manu、對外開放度open等考慮為“資源詛咒”產(chǎn)生的內在機制，在模型中作為轉換函數(shù)的轉換變量qit，檢驗如何通過轉換函數(shù)影響資源與經(jīng)濟增長的關系。

二、數(shù)據(jù)分析與結果

(一)變量的描述性統(tǒng)計

中國經(jīng)濟發(fā)展不均衡，資源豐裕度和資源依賴度的地區(qū)差異嚴重。在各傳導因素中，各地區(qū)技術投入水平、人力資本、產(chǎn)業(yè)結構、制造業(yè)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(jīng)濟增長的影響；再估計二者同時作用于經(jīng)濟增長的情況；最后添加影響經(jīng)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。

表2 “資源詛咒”效應的存在性檢驗

由表2可知，資源依賴度與經(jīng)濟增長負相關，資源豐裕與經(jīng)濟增長正相關。在二者同時作用的情況下，資源依賴度與經(jīng)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(jīng)濟影響因素的共同作用下，資源依賴系數(shù)為-0.003 7，變得不再具有顯著性。這說明資源依賴度仍然是阻礙經(jīng)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(chǎn)業(yè)結構、制造業(yè)的投入水平、對外開放程度等傳導機制發(fā)揮作用。

(二)單因素 PSTR 模型分析

結合客觀經(jīng)濟環(huán)境，為了考察各個傳導因素在資源與經(jīng)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(chǎn)業(yè)結構is、制造業(yè)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：

gdpit=μi+β0rdit+β1rdit·g(techit,γ,c)+εit

(8)

gdpit=μi+β0rdit+β1rdit·g(hit,γ,c)+εit

(9)

gdpit=μi+β0rdit+β1rdit·g(isit,γ,c)+εit

(10)

gdpit=μi+β0rdit+β1rdit·g(manuit,γ,c)+εit

(11)

gdpit=μi+β0rdit+β1rdit·g(openit,γ,c)+εit

(12)

就本文而言，這種平滑轉換的經(jīng)濟意義可表述為：轉換變量在較低水平區(qū)間和較高水平區(qū)間分別對應著兩種不同的資源依賴度對經(jīng)濟發(fā)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(fā)展，資源依賴度對經(jīng)濟發(fā)展水平的影響表現(xiàn)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(shù)據(jù)模型是不存在異質性的線性模型(r=0)；備擇假設H1：面板數(shù)據(jù)模型是至少存在一個轉換函數(shù)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

表3 模型1—5非線性檢驗

由非線性檢驗結果可知：模型1—模型5對應的LM、LMF統(tǒng)計量均在1%的顯著性水平下拒絕原假設，表明分析的數(shù)據(jù)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(jīng)濟增長效應具有明顯的非線性特征。

2.序貫檢驗確定m值

表4 模型1—5序貫檢驗確定m值

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(jīng)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。

表5 模型1—5非保留異質性檢驗

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(shù)估計過程中，運用Matlab 2010統(tǒng)計軟件，采用網(wǎng)格搜索法，反復抽樣10 000次，模型1的最優(yōu)位置參數(shù)為1個，模型2、3、4、5的最優(yōu)位置參數(shù)為2個。估計結果見表6。

表6 模型1—5最終估計結果

由表6可知，各傳導因素在不同階段對資源依賴與經(jīng)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。

圖1 技術投入水平

圖2 人力資本

圖3 產(chǎn)業(yè)結構

圖4 制造業(yè)投入水平

圖5 對外開放程度

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(shù)，技術投入水平和經(jīng)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(jīng)濟增長的作用在高低體制之間平滑轉換。此外，轉換函數(shù)對應的平滑參數(shù)為37.816，表明模型在門限值前后轉換速度較慢，呈現(xiàn)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(qū)，資源依賴對經(jīng)濟增長的阻礙作用小，而在技術水平投入較低的地區(qū)，資源依賴對經(jīng)濟增長的阻礙作用大。技術投入水平較高的地區(qū)有北京、天津、上海、江蘇、浙江、山東、廣東等地，而在資源詛咒現(xiàn)象較嚴重的地區(qū)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(shù)，每個轉換函數(shù)對應一個位置參數(shù)和轉換速度。第一個轉換函數(shù)的位置參數(shù)為9.539 6，轉換速率為7.284 4；第二個轉換函數(shù)的位置參數(shù)為7.966 4，轉換速率為4.43。所以當7.966 49.539 6時，模型處于外體制。第一個轉換函數(shù)的系數(shù)β1=20.007 3，第二個轉換函數(shù)的系數(shù)β2=2.182。當h<7.966 4時，處于外體制，轉換函數(shù)g(hit,γ,c)≈1，對應的資源依賴的經(jīng)濟增長系數(shù)為β0+β2；當h>9.539 6時，模型亦處于外體制，轉換函數(shù)g(hit,γ,c)≈1，對應的資源依賴的經(jīng)濟增長系數(shù)為β0+β1；當7.96649.539 6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(xiàn)平滑漸進變化的趨勢，第一個門檻值7.966 4附近較第二個門檻值9.539 6附近的轉換速度稍慢。說明人力資本結構大于9.539 6時，對經(jīng)濟增長的影響效果更加明顯。

第三，模型3是以產(chǎn)業(yè)結構為轉換變量的兩體制模型。產(chǎn)業(yè)結構對經(jīng)濟增長的影響表現(xiàn)出趨于對稱的雙門限特征。當產(chǎn)業(yè)結構is<0.421 1及is>0.467 8，處于外體制，轉換函數(shù)g(instit,γ,c)≈1，從而對應的資源依賴的經(jīng)濟增長系數(shù)為β0+β1。當0.421 10.467 8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(chǎn)業(yè)產(chǎn)值越大的地區(qū)，資源依賴對經(jīng)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(chǎn)業(yè)產(chǎn)值大對經(jīng)濟的增長會有消極的作用。這就說明了，資源依賴性地區(qū)應該調整產(chǎn)業(yè)結構，減少資源依賴對經(jīng)濟產(chǎn)生的阻礙作用。

第四，模型4是以制造業(yè)投入水平為轉換變量的兩體制模型。制造業(yè)投入水平對經(jīng)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(shù)和兩個位置參數(shù)。當制造業(yè)投入水平manu<0.056 3及manu>0.352 1，處于外體制，轉換函數(shù)g(instit,γ,c)≈1，從而對應的資源依賴的經(jīng)濟增長系數(shù)為β0+β1。當0.056 3

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(shù)，每個轉換函數(shù)對應一個位置參數(shù)和轉換速度。第一個轉換函數(shù)的位置參數(shù)為0.513 5，轉換速率為103.132 5；第二個轉換函數(shù)的位置參數(shù)為0.076 1，轉換速率為0.003 4。所以當0.076 10.513 5時，模型處于外體制。當0.076 10.513 5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(shù)1對應的轉換斜率為103.132 5，表明模型在門檻值前后轉換的速度非?？?。而轉換函數(shù)2對應的平滑參數(shù)為0.003 4，模型呈現(xiàn)平滑漸進的轉換趨勢。同時參數(shù)β1和β2的系數(shù)均為正，說明對外開放水平與經(jīng)濟增長的效應正相關，即對外開放的水平越高經(jīng)濟增長對資源依賴的作用越小，對外開放的水平越低經(jīng)濟增長對資源的依賴作用越強。

(三)多因素 PSTR 模型分析

根據(jù)相關模型選擇準則，最強地拒絕線性原假設的模型為最優(yōu)。模型5中對外開放度(Wald Tests值為254.413)作為轉換變量時和其他模型相比對應的Wald Tests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(jīng)濟增長關系中非線性效應最強的轉換變量，模型5最優(yōu)。在現(xiàn)實經(jīng)濟中，資源依賴度的詛咒效應受地區(qū)綜合經(jīng)濟條件的影響。故在本節(jié)中考慮技術投入水平tech表示、人力資本h、產(chǎn)業(yè)結構is、制造業(yè)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：

gdpit=μi+β0rdit+β1techit+β2hit+β3isit+β4manuit+β5openit+(β′0rdit+

β′1techit+β′2hit+β′3isit+β′4manuit+β′5openit)g(openit，γ,c)+εit

(13)

模型回歸結果見表7—表10。

表7 模型6非線性檢驗

表8 模型6序貫檢驗確定m值

表9 模型6非保留異質性檢驗

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(jīng)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(shù)估計過程中，運用Matlab 2010統(tǒng)計軟件，采用網(wǎng)格搜索法，反復抽樣10 000次，得到模型的最優(yōu)位置參數(shù)為1個。最終估計結果如表10和圖6。

圖6 多因素

表10 模型6最終估計結果

根據(jù)表10的最終估計結果，這里可以發(fā)現(xiàn)估計系數(shù)大多數(shù)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(jīng)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(jīng)濟增長效應表現(xiàn)出的非線性特征。其中，技術投入水平、人力資本、產(chǎn)業(yè)結構、制造業(yè)的投入水平和對外開放度均顯著影響了經(jīng)濟增長效應。以對外開放度的門限值1.694 5為界，模型將地區(qū)的經(jīng)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(yè)投入水平以及對外開放度在地區(qū)處于高體制時表現(xiàn)為更好的經(jīng)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(shù)據(jù)，分析了技術投入水平、人力資本、產(chǎn)業(yè)結構、制造業(yè)投入水平、對外開放程度5個傳導因素在資源依賴與經(jīng)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(jīng)濟增長產(chǎn)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(yōu)化，對經(jīng)濟現(xiàn)象的解釋更加合理。結論與建議：(1)資源依賴對經(jīng)濟增長的效應隨著各省份技術投入水平、人力資本、產(chǎn)業(yè)結構、制造業(yè)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(yè)投入和對外開放程度較高的地區(qū)，資源依賴對經(jīng)濟增長的阻礙作用較小，反之，資源依賴對經(jīng)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(chǎn)業(yè)產(chǎn)值大對經(jīng)濟增長有一定的制約作用；在資源依賴較高的地區(qū)更應該注重調整產(chǎn)業(yè)結構，適應“新常態(tài)”，減少由于資源依賴而對經(jīng)濟產(chǎn)生的阻礙作用。(3)對外開放度是典型的影響資源依賴與經(jīng)濟增長的中間傳導機制。由于資源行業(yè)的特殊性，各地區(qū)應該擴大對外開放的程度，加強交流，發(fā)揮資源在利用中通過后向關聯(lián)和前向關聯(lián)發(fā)揮聯(lián)動優(yōu)勢，規(guī)避“資源詛咒”，促進經(jīng)濟的長期高質量增長。

由于數(shù)據(jù)的可獲得性，本文僅研究了技術、人力資本、產(chǎn)業(yè)結構、制造業(yè)投入以及對外開放程度在資源依賴與經(jīng)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(chǎn)結構和消費結構與經(jīng)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(jīng)濟的長期可持續(xù)發(fā)展，將是進一步探索的重要方向。