區(qū)域發(fā)展戰(zhàn)略、自然資源與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)——基于中國(guó)省際面板數(shù)據(jù)的實(shí)證研究

趙新宇 范 欣

自然資源在一個(gè)國(guó)家的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)中發(fā)揮著重要作用。在資源導(dǎo)向型的傳統(tǒng)增長(zhǎng)模式中，一些資源富庶國(guó)家以資源開發(fā)推動(dòng)了本國(guó)的工業(yè)化進(jìn)程，資源稟賦在很大程度上決定了一個(gè)國(guó)家經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平。然而，在技術(shù)導(dǎo)向型增長(zhǎng)模式和開放經(jīng)濟(jì)條件下，作為生產(chǎn)要素投入的資源與資源稟賦之間并沒有必然的聯(lián)系，一些資源貧瘠國(guó)家同樣實(shí)現(xiàn)了經(jīng)濟(jì)的高速增長(zhǎng)。相比之下，許多資源富集國(guó)家都先后出現(xiàn)了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)放緩或停滯，天賜資源帶來的不僅有紅利，亦有詛咒。

當(dāng)前，合理開發(fā)、利用自然資源已經(jīng)成為許多發(fā)展中國(guó)家工業(yè)化過程中不可回避的問題，特別是對(duì)于尚未擺脫要素驅(qū)動(dòng)型經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模式的中國(guó)。由于自然資源的地區(qū)分布不平衡，我國(guó)自然資源大多集中在經(jīng)濟(jì)欠發(fā)達(dá)的中西部地區(qū)。在國(guó)家實(shí)施“西部大開發(fā)、振興東北、中部崛起、東部率先發(fā)展”為核心內(nèi)容的區(qū)域發(fā)展總體戰(zhàn)略以來，國(guó)內(nèi)資源開發(fā)獲得極大重視。面對(duì)資源約束趨緊的形勢(shì)，調(diào)整和理順資源開發(fā)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系，對(duì)于我國(guó)經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展和生態(tài)文明建設(shè)都具有重要意義。

一、“資源詛咒”假說在中國(guó)省際層面的檢驗(yàn)

基于Sachs和 Warner（Sachs ＆ Warner，1995）、Papyrakis和 Gerlagh（Papyrakis ＆ Gerlagh，2004：181－193）、邵帥和齊中英（邵帥、齊中英，2008：147－160）等實(shí)證研究中所使用的模型，我們將自然資源資本、物質(zhì)資本、人力資本、科技創(chuàng)新、經(jīng)濟(jì)制度、政治制度引入其中，構(gòu)建如下回歸模型：

其中，y表示人均地區(qū)生產(chǎn)總值，R表示自然資源資本，K 表示物質(zhì)資本，H 表示人力資本，TI表示科技創(chuàng)新，IN 表示經(jīng)濟(jì)制度，PI表示政治制度，i表示各對(duì)應(yīng)省份截面單位，t表示年份，a0為常數(shù)項(xiàng)向量，a1、a2、a3、a4、a5、a6為系數(shù)向量，ε為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

關(guān)于被解釋變量指標(biāo)選取?，F(xiàn)有研究主要采用實(shí)際GDP增長(zhǎng)率、人均實(shí)際GDP增長(zhǎng)率、人均GDP等指標(biāo)?？紤]到我國(guó)各省份經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平差異，絕對(duì)性指標(biāo)不適合各省份之間的橫向比較，故采用相對(duì)性指標(biāo)人均GRP。

此外，物質(zhì)資本通常選取全社會(huì)固定資產(chǎn)總投資占GDP比重或人均實(shí)際投資額作為測(cè)量指標(biāo)。為了平穩(wěn)數(shù)據(jù)，本文采用物質(zhì)資本存量數(shù)據(jù)，并取其對(duì)數(shù)值作為物質(zhì)資本的測(cè)量指標(biāo)，利用永續(xù)盤存法進(jìn)行估算②參考張軍等人相關(guān)研究（張軍、章元，2003：36－43；張軍等，2004：35－44），折舊率取9.6%，平減指數(shù)的計(jì)算利用《中國(guó)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值核算歷史資料1952～2004》中1978年和1991年固定資本形成總額、1991年的固定資產(chǎn)形成總額指數(shù)（1978年為基期）以及《新中國(guó)60年統(tǒng)計(jì)資料匯編》中以1991年為基期固定資產(chǎn)投資價(jià)格指數(shù)，其中忽略1952年與1978年之間的價(jià)格變動(dòng)。。人力資本采用的工具變量為平均受教育年限，計(jì)算中將受教育程度分為小學(xué)以下、小學(xué)、中學(xué)（含初中、高中）、大專及以上，受教育年限分別選取0、6、10.5（初中9年、高中12年）、16。③鑒于《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》在統(tǒng)計(jì)分類細(xì)化程度的不同，對(duì)于早期未將中學(xué)區(qū)分初中和高中的，采用兩者平均受教育年限10.5＝（9＋12）/2年進(jìn)行計(jì)算?？萍紕?chuàng)新采用平均每萬(wàn)人專利申請(qǐng)授權(quán)數(shù)。經(jīng)濟(jì)制度用對(duì)外開放程度表示，具體用進(jìn)出口貿(mào)易總額占GRP的比重作為測(cè)量指標(biāo)。政治制度采用城鎮(zhèn)登記失業(yè)率來描述。

本文實(shí)證研究以我國(guó)省際面板數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)：樣本地區(qū)選擇上剔除了香港、澳門和臺(tái)灣地區(qū)；西藏由于數(shù)據(jù)資料獲取困難而排除在樣本之外；考慮到行政區(qū)劃的歷史變更，重慶的數(shù)據(jù)并入四川作為一個(gè)截面單位。鑒于生態(tài)足跡數(shù)據(jù)的可得性，我們將整體研究起點(diǎn)定于1991年，研究的整體面板數(shù)據(jù)集包括1991～2009年19年間29個(gè)截面的551個(gè)樣本觀察值。相關(guān)數(shù)據(jù)來源于《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》、《新中國(guó)60年統(tǒng)計(jì)資料匯編》及各省份年度統(tǒng)計(jì)年鑒。上述變量的定義性描述和統(tǒng)計(jì)特征參見表1。

表1 變量定義說明和統(tǒng)計(jì)性描述

我們采用1990年的數(shù)據(jù)為基期，以1991～2009年的整體數(shù)據(jù)為研究對(duì)象，來考察自然資源與省域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系。面板數(shù)據(jù)的估計(jì)方法有聚合最小二乘回歸、固定效應(yīng)模型、隨機(jī)效應(yīng)模型等，使用何種方法需要通過事先設(shè)定檢驗(yàn)來確定。本文適用于隨機(jī)效應(yīng)模型，并采用可行的面板廣義最小二乘法（Pooled EGLS）進(jìn)行估計(jì)（計(jì)量結(jié)果參見表2）。

從表2中控制變量系數(shù)可以看出，自然資源資本變量的系數(shù)為正、但數(shù)值偏小，說明自上個(gè)世紀(jì)90年代以來，自然資源整體上對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)發(fā)揮促進(jìn)作用，但作用效果偏弱。物質(zhì)資本、人力資本、科技創(chuàng)新的系數(shù)均為正，與一般經(jīng)濟(jì)規(guī)律相符。物質(zhì)資本對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用不甚顯著，其原因可能源于兩方面：一則物質(zhì)資本存量雖大，但逐年增幅較小或已呈現(xiàn)下降趨勢(shì)；二則物質(zhì)資本的作用效果已被科技創(chuàng)新、人力資本等替代，導(dǎo)致效果減弱。人力資本效果偏小的原因可能有受到教育投資總量不足、教育資源分配不合理等因素的影響。從整體系數(shù)上看，科技創(chuàng)新與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)聯(lián)系緊密，其次是經(jīng)濟(jì)制度、人力資本、自然資源資本等。

表2 整體性檢驗(yàn)結(jié)果

二、自然資源與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)：區(qū)域發(fā)展戰(zhàn)略的影響

自然資源對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的正向作用體現(xiàn)了當(dāng)前中國(guó)經(jīng)濟(jì)尚處于要素驅(qū)動(dòng)型增長(zhǎng)的特點(diǎn)，也從整體上對(duì)資源詛咒假說在中國(guó)的存在予以否定。同時(shí)，自然資源與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的線性關(guān)系是值得推敲的。①可能存在著“門檻效應(yīng)”，即某個(gè)地區(qū)的自然資源稟賦只有未達(dá)到某一門檻值時(shí)，自然資源與經(jīng)濟(jì)發(fā)展之間才存在負(fù)相關(guān)，一旦越過這一門檻值，該地區(qū)的自然資源與經(jīng)濟(jì)發(fā)展之間則不存在負(fù)相關(guān)。Zhang等研究了資源豐裕程度與中國(guó)區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的關(guān)系，他們發(fā)現(xiàn)在1985～2005年中國(guó)存在資源詛咒現(xiàn)象，而當(dāng)考察1995～2005年的子樣本時(shí)，他們發(fā)現(xiàn)資源詛咒的現(xiàn)象卻消失了（Zhang等，2008：7－29）。為此，考慮中國(guó)區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展差異和資源地區(qū)分布不平衡，本文以國(guó)家區(qū)域發(fā)展戰(zhàn)略出臺(tái)作為間隔，考察區(qū)域發(fā)展戰(zhàn)略影響下自然資源與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系。②中國(guó)共產(chǎn)黨第十六屆五中全會(huì)第一次明確提出我國(guó)區(qū)域發(fā)展總體戰(zhàn)略：繼續(xù)推進(jìn)西部大開發(fā)，振興東北地區(qū)等老工業(yè)基地，促進(jìn)中部地區(qū)崛起，鼓勵(lì)東部地區(qū)率先發(fā)展。東中西部和東北地區(qū)劃分方法依據(jù)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局標(biāo)準(zhǔn)，東部包括：北京、天津、河北、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東和海南，中部包括：山西、安徽、江西、河南、湖北和湖南，西部包括：內(nèi)蒙古、廣西、重慶、四川、貴州、云南、西藏、陜西、甘肅、青海、寧夏和新疆，東北包括：遼寧、吉林和黑龍江。根據(jù)國(guó)家政策出臺(tái)的時(shí)間點(diǎn)，將西部地區(qū)、東北地區(qū)、中部地區(qū)和東部地區(qū)分別以1999年、2003年、2004年、2005年為界，進(jìn)行前后兩階段分析（計(jì)量結(jié)果參見表3）。

首先，西部地區(qū)的階段性分析（表3中模型一和模型二）。在西部大開發(fā)前后兩期，自然資源資本對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)均有正向作用，且作用略有增強(qiáng)。人力資本貢獻(xiàn)率提高，這與邵帥和齊中英的結(jié)論略有差異（邵帥、齊中英，2008：147－160），原因在于西部大開發(fā)為最早實(shí)施的區(qū)域發(fā)展戰(zhàn)略，政策效應(yīng)需要一定時(shí)期才得以顯現(xiàn)出來?？萍紕?chuàng)新系數(shù)由負(fù)轉(zhuǎn)正，與開發(fā)前期西部的科研投入水平偏低、科技轉(zhuǎn)化能力不強(qiáng)等原因有關(guān)。整體來說，在西部大開發(fā)之前，物質(zhì)資本對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)最大，其次是對(duì)外開放。而西部大開發(fā)時(shí)期，對(duì)外開放對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)起著整體主要作用，科技創(chuàng)新和人力資本隨后，最后是自然資源資本。

其次，東北地區(qū)的階段性分析（表3中模型三和模型四）。在東北振興前后兩期，自然資源資本對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有正向促進(jìn)作用，且系數(shù)值在增大。可見，自然資源資本對(duì)東北地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用效果顯著。物質(zhì)資本系數(shù)值變大，源于在東北振興的項(xiàng)目推進(jìn)中加大了物質(zhì)資本的投入。人力資本系數(shù)增大得益于國(guó)家對(duì)教育扶持力度的增強(qiáng)，也得益于東北地區(qū)既有的教育水平。整體來看，在東北振興之前自然資源資本對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)最大，其次是科技創(chuàng)新。而振興東北老工業(yè)基地時(shí)期，對(duì)外開放仍然對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)扮演主要作用，自然資源資本隨后，最后是政治制度、物質(zhì)資本和人力資本。

再次，中部地區(qū)的階段性分析（表3中模型五和模型六）。在中部崛起前后兩期，自然資源資本與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)正相關(guān)且數(shù)值增大?？梢姡S著時(shí)間的推移，自然資源資本對(duì)中部地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的直接作用效果相對(duì)明顯化。物質(zhì)資本的系數(shù)變大，可能源于中部地區(qū)加大基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)等相關(guān)。人力資本和科技創(chuàng)新系數(shù)均為正值且不斷增大，則與中部地區(qū)的區(qū)位優(yōu)勢(shì)有利于要素流動(dòng)相關(guān)。對(duì)外開放在中部崛起前后期的系數(shù)值為正且數(shù)值遠(yuǎn)大于其他因素的數(shù)值，可見外向型經(jīng)濟(jì)在中部地區(qū)發(fā)展中發(fā)揮了重要作用。從整體看，在中部崛起之前科技創(chuàng)新對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)最大，其次是政治制度，最后是自然資源資本。而中部崛起時(shí)期，對(duì)外開放則對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)起著主要作用，隨后是物質(zhì)資本和科技創(chuàng)新。

表3 各區(qū)域分階段FGLS回歸結(jié)果

最后，東部地區(qū)的階段性分析（表3中模型七和模型八）。在東部新跨越前后兩期，自然資源資本對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)由正變負(fù)?？梢姡匀毁Y源資本對(duì)東部地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的直接作用效果從促進(jìn)轉(zhuǎn)為抑制。從物質(zhì)資本對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)率來看，東部新跨越前期明顯要小于后期。人力資本系數(shù)和科技創(chuàng)新系數(shù)均為正值，與一般性結(jié)論相一致。對(duì)外開放在東部新跨越前后期的系數(shù)值為負(fù)且系數(shù)值變大，可見對(duì)外開放對(duì)于東部地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)而言，有負(fù)向抑制作用。從整體來看，在東部新跨越之前，自然資源資本對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)最大，其次是科技創(chuàng)新。而東部新跨越時(shí)期，物質(zhì)資本對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)貢獻(xiàn)值最大，其次是科技創(chuàng)新，最后是人力資本。

此外，表4顯示的是省級(jí)層面的自然資源資本系數(shù)估計(jì)結(jié)果。從整體來看（1991～2009年），自然資源對(duì)于區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)都發(fā)揮著正向作用，即資源詛咒現(xiàn)象在省際層面沒有發(fā)生。但是，區(qū)域發(fā)展戰(zhàn)略實(shí)施前后兩期的數(shù)據(jù)顯示，不同地區(qū)自然資源對(duì)于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用呈現(xiàn)相異變化。有15個(gè)省份的自然資源對(duì)于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用始終處于正向作用。其中，促進(jìn)作用增強(qiáng)的省份有內(nèi)蒙古、云南、甘肅、青海、寧夏、新疆、遼寧、吉林、山西、江西10個(gè)省份；促進(jìn)作用有所減弱的省份有陜西、黑龍江、江蘇、福建、廣東5個(gè)省份。其余14個(gè)省份的自然資源對(duì)于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用出現(xiàn)拐點(diǎn)，其中廣西、貴州、湖北、湖南、上海5個(gè)省份的自然資源資本系數(shù)由負(fù)變正；四川、安徽、河南、北京、天津、河北、浙江、山東、海南9個(gè)省份的自然資源資本系數(shù)由正變負(fù)。一般來說，盡管從整體區(qū)間上沒有顯現(xiàn)出資源詛咒現(xiàn)象，但自然資本系數(shù)由正轉(zhuǎn)負(fù)意味著區(qū)域經(jīng)濟(jì)從資源紅利期步入資源詛咒期，自然資源對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的抑制作用開始顯現(xiàn)。

表4 各省份自然資源資本系數(shù)估計(jì)情況

三、自然資源對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的傳導(dǎo)機(jī)制研究

從兩期對(duì)比分析中，我們可以看到自然資源資本對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的直接傳導(dǎo)作用，但這并非是其唯一傳導(dǎo)途徑。通過建立如下回歸方程，我們來考察上述其他控制變量（M）與自然資源資本（R）之間的關(guān)聯(lián)情況，進(jìn)而找出自然資源資本對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的間接傳導(dǎo)途徑。

我們繼續(xù)采用上述的分段式分析，通過方程（2）來分別考察各區(qū)域前后各控制變量與人均生態(tài)足跡之間的關(guān)系，以識(shí)別其間接傳導(dǎo)途徑。同時(shí)，通過對(duì)比分析找出各區(qū)域在相異政策背景下自然資源資本與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的真正機(jī)理（由于篇幅所限，自然資源對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的間接作用結(jié)果參見文后附表1）。

從區(qū)域發(fā)展戰(zhàn)略前期看，西部、東北和東部地區(qū)的自然資源通過3種途徑促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。其中，西部地區(qū)和東北地區(qū)的處境完全一致。在區(qū)域發(fā)展戰(zhàn)略實(shí)施以后，東北、中部和東部地區(qū)自然資源促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的途徑增多，西部地區(qū)的間接影響途徑有所變化、但沒有數(shù)量提高。資源稟賦作用的發(fā)揮以人力資本和科技創(chuàng)新渠道最為常見，而物質(zhì)資本和對(duì)外開放的渠道作用仍有待理順。為更好地反映間接傳導(dǎo)途徑上各控制變量影響程度的大小，我們將表3和附表1中的系數(shù)估計(jì)值結(jié)合起來進(jìn)行分析①各區(qū)域影響程度是各區(qū)域分段式分析中各系數(shù)值與傳導(dǎo)途徑分析的系數(shù)值的乘積。（具體結(jié)果參見表5）。

其一，西部地區(qū)自然資源對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的傳導(dǎo)效果。在西部大開發(fā)前期，物質(zhì)資本、人力資本、對(duì)外開放作為間接傳導(dǎo)機(jī)制對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有促進(jìn)作用，科技創(chuàng)新、政治制度對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有抑制作用，間接傳導(dǎo)機(jī)制影響程度為0.0911。西部大開發(fā)時(shí)期，人力資本、科技創(chuàng)新、政治制度對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有促進(jìn)作用，而物質(zhì)資本、對(duì)外開放有抑制作用，間接傳導(dǎo)機(jī)制影響程度的為0.0317。在西部大開發(fā)前后兩期，自然資源對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響程度從0.1826變?yōu)?.1692，均產(chǎn)生了資源紅利效應(yīng)，但影響程度有所下降。

其二，東北地區(qū)自然資源對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的傳導(dǎo)效果。在東北振興前期，科技創(chuàng)新、政治制度作為間接傳導(dǎo)機(jī)制對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有抑制作用，物質(zhì)資本、人力資本、對(duì)外開放對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有促進(jìn)作用，整體上五種間接傳導(dǎo)機(jī)制影響程度為0.0052。東北振興時(shí)期，物質(zhì)資本、人力資本、對(duì)外開放、科技創(chuàng)新對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有促進(jìn)作用，而政治制度對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有抑制作用，整體上五種間接傳導(dǎo)機(jī)制影響程度為0.1371。綜合直接傳導(dǎo)和間接傳導(dǎo)途徑，自然資源對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響程度在東北振興前期為0.3159，后期則為0.6116，都起著促進(jìn)作用，且正向效果有所提升。

表5 各區(qū)域分階段前后期間接傳導(dǎo)途徑影響程度分析

其三，中部地區(qū)自然資源對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的傳導(dǎo)效果。在中部崛起前期，物質(zhì)資本、人力資本、對(duì)外開放和政治制度作為間接傳導(dǎo)機(jī)制對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有抑制作用，而科技創(chuàng)新則對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有促進(jìn)作用，間接傳導(dǎo)機(jī)制影響程度為－0.0454。中部崛起時(shí)期，人力資本、科技創(chuàng)新、對(duì)外開放度和政治制度對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有促進(jìn)作用，而物質(zhì)資本則有抑制作用，整體間接傳導(dǎo)機(jī)制影響程度為0.0922。從整體看，在區(qū)域發(fā)展戰(zhàn)略實(shí)施前后，自然資源對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的總效應(yīng)從0.0284上升為0.1983，資源紅利效應(yīng)增強(qiáng)。

其四，東部地區(qū)自然資源對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的傳導(dǎo)效果。在東部新跨越前期，人力資本、科技創(chuàng)新和政治制度作為間接傳導(dǎo)機(jī)制對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有促進(jìn)作用，物質(zhì)資本和對(duì)外開放均對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有抑制作用，總的間接傳導(dǎo)機(jī)制影響程度為0.5019。東部新跨越時(shí)期，物質(zhì)資本、科技創(chuàng)新、人力資本和政治制度對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有抑制作用，而對(duì)外開放則有促進(jìn)作用，整體上五種間接傳導(dǎo)機(jī)制影響程度的為－0.9090。整體來看，在直接和間接傳導(dǎo)作用下，自然資源對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響程度從0.9910下降到－1.0287，產(chǎn)生了一定抑制作用。

四、結(jié) 論

基于上述分析，可得出以下研究結(jié)論：

首先，自然資源對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)在整體上有促進(jìn)作用，但在區(qū)域和省級(jí)層面的效果存在差異。在中部、西部和東北地區(qū)，自然資源對(duì)于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)仍持續(xù)發(fā)揮著促進(jìn)作用，這種作用在西部地區(qū)有所減弱，在東北和中部地區(qū)得到增強(qiáng)。在經(jīng)濟(jì)相對(duì)發(fā)達(dá)的東部地區(qū)，自然資源對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)作用則出現(xiàn)轉(zhuǎn)折。

其次，資源詛咒現(xiàn)象在中國(guó)省際層面尚未出現(xiàn)，該結(jié)論適用于1991～2009年時(shí)間窗口的整體分析。但就個(gè)別省份而言，自然資源對(duì)于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用已經(jīng)出現(xiàn)拐點(diǎn)，意味著其開始步入資源詛咒期。同時(shí)，也有一些省份自然資源對(duì)于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用呈顯下降趨勢(shì)，如果處理不好自然資源與其它變量之間的關(guān)系，同樣有可能面臨資源詛咒。

最后，自然資源通過直接和間接作用影響區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。在區(qū)域發(fā)展戰(zhàn)略的影響下，自然資源對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的間接影響途徑普遍得到拓寬，體現(xiàn)出國(guó)家政策實(shí)施的積極效果。資源稟賦與人力資本的結(jié)合是較為普遍的情況，科技創(chuàng)新則為相對(duì)落后區(qū)域資源稟賦作用發(fā)揮的新途徑，而物質(zhì)資本和經(jīng)濟(jì)制度途徑則需要進(jìn)一步理順和打通。

附表1 各區(qū)域分階段前后期傳導(dǎo)途徑分析結(jié)果

［1］丁菊紅、鄧可斌（2007）.政府干預(yù)、自然資源與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)：基于中國(guó)地區(qū)層面的研究.中國(guó)工業(yè)經(jīng)濟(jì)，7.

［2］方穎等（2011）.中國(guó)是否存在“資源詛咒”.世界經(jīng)濟(jì)，4.

［3］胡援成、肖德勇（2007）.經(jīng)濟(jì)發(fā)展門檻與自然資源詛咒——基于我國(guó)省際層面的面板數(shù)據(jù)實(shí)證研究.管理世界，4.

［4］邵 帥、齊中英（2008）.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.經(jīng)濟(jì)研究，4.

［5］徐康寧、韓 劍（2005）.中國(guó)區(qū)域經(jīng)濟(jì)的“資源詛咒效應(yīng)”：地區(qū)差距的另一種解釋.經(jīng)濟(jì)學(xué)家，6.

［6］徐康寧、王 劍（2006）.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，1.

［7］張 軍、章 元（2003）.對(duì)中國(guó)資本存量K的再估計(jì).經(jīng)濟(jì)研究，7.

［8］張軍等（2004）.中國(guó)省際物質(zhì)資本存量估算1952－2000.經(jīng)濟(jì)研究，10.

［9］趙新宇、李夏冰（2012）.中國(guó)是否被資源所詛咒？——基于生態(tài)足跡模型和中國(guó)省際面板數(shù)據(jù)的實(shí)證研究.吉林大學(xué)社會(huì)科學(xué)學(xué)報(bào)，4.

［10］Carlos，Leite ＆ Weidmann Jens（1999）.Does Mother Nature Corrupt？Natural Resources，Corruption and Eco－nomic Growth.IMF Working Paper，No.99/85.

［11］Elissaios，Papyrakis ＆Gerlagh Reyer（2004）.The Resource Curse Hypothesis and Its Transmission channels.Journal of Comparative Economics，32（1）.

［12］Elissaios，Papyrakis ＆ Gerlagh Reyer（2007）.Resource Abundance and Economic Growth in the United States.European Economic Review，51（4）.

［13］Francisco，Rodríguez ＆ Sachs Jeffrey（1999）.Why Do Resource－abundant Economies Grow More Slowly？Journal of Economic Growth，4.

［14］Jeffrey，Sachs ＆ Warner Andrew （1995）.Natural Resource Abundance and Economic Growth.NBER Working Paper，No.5398.

［15］Jeffrey，Sachs ＆ Warner Andrew（1997）.Sources Slow Growth in African Economies.Journal of African Economies，6（3）.

［16］Jeffrey，Sachs ＆ Warner Andrew （2001）.Natural Resource and Economic Development－The Curse of Natural Resources.European Economic Review，45.

［17］Richard，Auty（1993）.Sustaining Development in Mineral Economies：The Resource Curse Thesis.London：Routledge.

［18］Thorvaldur，Gylfason（2000）.Resources，Agriculture and Economic Growth in Economies in Transition.Kyklos，53.

［19］Thorvaldur，Gylfason（2001）.Natural Resources，Education，and Economic Development.European Economic Review，45.

［20］Tobias，Kronenberg（2004）.The Curse of Natural Resources in the Transition Economies.Economics of Transition，12（3）.

［21］William，Rees（1992）.Ecological footprint and appropriated carrying capacity：what urban economics leaves out.Environment and Urbanization，4（2）.

［22］Xavier，Sala－Martin ＆Subramanian Arvind（2003）.Addressing the Natural Resource Curse：an Illustration from Nigeria.NBER Working Paper，No.9804.