夏飛，曹鑫，趙鋒

(廣西財(cái)經(jīng)學(xué)院，廣西 南寧 530003)

一、引言

傳統(tǒng)經(jīng)濟(jì)學(xué)觀點(diǎn)認(rèn)為，如果一個(gè)國家或地區(qū)擁有豐富的石油、煤炭等礦產(chǎn)資源，其良好的自然資源稟賦將有利于該國家或地區(qū)的工業(yè)化起步，并成為經(jīng)濟(jì)增長的引擎。然而，20世紀(jì)60年代以來，基于跨國層面的觀察發(fā)現(xiàn)，大部分資源導(dǎo)向型的國家經(jīng)濟(jì)增長走向衰退，而很多資源相對貧乏的國家卻取得了良好的經(jīng)濟(jì)增長，這使得傳統(tǒng)的觀點(diǎn)逐漸受到了研究者們的質(zhì)疑。Auty等較早觀察了資源導(dǎo)向型國家經(jīng)濟(jì)衰退的現(xiàn)象，并提出“資源詛咒”的概念來解釋這一現(xiàn)象，即豐裕的自然資源對一些國家的經(jīng)濟(jì)增長并不是一個(gè)充分的有利條件，反而對經(jīng)濟(jì)增長是一種限制[1,2]。資源詛咒的概念提出之后，引起了學(xué)術(shù)界的廣泛關(guān)注，許多研究者對資源詛咒假說進(jìn)行了實(shí)證性的研究[3—7]，國內(nèi)的研究者，如徐康寧和王劍[8]，胡援成和肖德勇[9]，丁菊紅和鄧可斌[10]，邵帥和齊中英[11]，邵帥和楊莉莉[12,13]等，從不同的角度和層面，對國內(nèi)是否存在資源資源詛咒現(xiàn)象進(jìn)行了實(shí)證研究。由于多數(shù)研究都是實(shí)證性的，因此，資源詛咒逐漸發(fā)展成為了一種基于實(shí)證分析的學(xué)說。

雖然資源詛咒學(xué)說解釋了一些資源豐富的國家經(jīng)濟(jì)增長緩慢的現(xiàn)象，但是學(xué)術(shù)界對其也仍然存在批評的聲音。批評者也從樣本偏誤、指標(biāo)選取、經(jīng)濟(jì)增長的復(fù)雜性等角度質(zhì)疑資源詛咒假說[14—16]。國內(nèi)也有研究指出資源詛咒現(xiàn)象在我國并不顯著[10]。關(guān)于資源詛咒假說不同的觀點(diǎn)顯示，學(xué)術(shù)界對于自然資源與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系仍然存在分歧，豐富的自然資源對區(qū)域經(jīng)濟(jì)的增長到底是福音還是詛咒，研究者們還沒有取得一致的意見。

在現(xiàn)實(shí)的資源詛咒案例中，自然資源豐富的一些非洲國家、南美國家以及中東國家，其經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平不如一些自然資源貧乏的國家和地區(qū)，例如日本、韓國、新加坡、臺灣等[17]；但同時(shí)也存在著反例，如智利、馬來西亞、挪威以及我國的山東省，自然資源豐富，但經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平也較高。因此如何來解釋這些現(xiàn)象，需要我們給出新的證據(jù)。已有的研究已經(jīng)從跨國層面、一個(gè)國家內(nèi)部的跨省域?qū)用?、關(guān)鍵變量指標(biāo)的選取、樣本選擇偏誤等方面對資源詛咒命題進(jìn)行了討論，但是，較少有研究從政策效應(yīng)方面對資源詛咒命題進(jìn)行論證，一個(gè)國家的經(jīng)濟(jì)政策或者戰(zhàn)略決策往往會對其經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平產(chǎn)生重要的影響，也許我們觀察到的資源詛咒的正反的例子，其中一個(gè)原因是不同經(jīng)濟(jì)體采取的不同政策的影響。

在我國，西部地區(qū)的自然資源比東部地區(qū)更為豐富，而東部地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平卻高于西部地區(qū)，國內(nèi)的一些研究認(rèn)為我國在區(qū)域?qū)用鎽?yīng)該存在資源詛咒現(xiàn)象[8]，但是，自1999年我國實(shí)行西部大開發(fā)戰(zhàn)略以來，西部地區(qū)也獲得了良好的發(fā)展機(jī)會，那么，西部地區(qū)存在資源詛咒現(xiàn)象嗎？西部大開發(fā)前后，西部地區(qū)的資源稟賦與經(jīng)濟(jì)增長之間是什么關(guān)系？有什么樣的變化？黨的十八大報(bào)告指出，“繼續(xù)實(shí)施區(qū)域發(fā)展總體戰(zhàn)略，充分發(fā)揮各地區(qū)比較優(yōu)勢，優(yōu)先推進(jìn)西部大開發(fā)”，那么西部大開發(fā)戰(zhàn)略實(shí)施十多年以來，西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平與東部地區(qū)相比是拉大還是縮小了？對這些問題的回答不僅可以檢驗(yàn)西部大開發(fā)戰(zhàn)略的實(shí)施效果，也可以為西部地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長提供政策建議。

二、文獻(xiàn)回顧

關(guān)于自然資源與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系，早期的發(fā)展經(jīng)濟(jì)學(xué)研究者們認(rèn)為自然資源在經(jīng)濟(jì)增長中扮演重要的角色，他們認(rèn)為沒有明顯的理由來解釋為什么豐富的自然資源會限制經(jīng)濟(jì)增長，肥沃的土地、豐富的石油、礦產(chǎn)等資源應(yīng)該促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長，而不是限制[18,19]。但是自20世紀(jì)中后期，許多資源豐富的國家經(jīng)濟(jì)增長陷入困境以來，研究者們開始重新審視自然資源與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系。Auty較早的關(guān)注到了這一困境，他將資源詛咒表述為：豐富的資源對一些國家的經(jīng)濟(jì)增長并不是充分的有利條件，反而是一種限制[2]。之后，許多研究者對資源詛咒進(jìn)行了廣泛的研究。Davis認(rèn)為，如果運(yùn)用一系列人類發(fā)展指標(biāo)來進(jìn)行衡量，過度依賴礦產(chǎn)資源的發(fā)展中國家并不能獲得經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的提升[20]。Sachs和Warner進(jìn)行了一系列的實(shí)證研究，他們基于跨國的層面，以95個(gè)發(fā)展中國家作為研究樣本，運(yùn)用初級產(chǎn)品出口額占GDP的比重來測量資源稟賦水平，在控制了制度安排、價(jià)格波動(dòng)、區(qū)域效應(yīng)和地理氣候等有可能影響經(jīng)濟(jì)增長的一系列因素后，仍然發(fā)現(xiàn)資源稟賦與經(jīng)濟(jì)增長之間存在顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系[4,21,22]。

Sachs和Warner還進(jìn)一步的對資源詛咒現(xiàn)象進(jìn)行了解釋，認(rèn)為資源詛咒間接的影響了經(jīng)濟(jì)增長，即豐富的自然資源主要是通過擠出那些促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的行為來阻礙經(jīng)濟(jì)增長的[4]。研究者們認(rèn)為那些促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的行為主要包括儲蓄投資、人力資本投入以及創(chuàng)新行為等。Gylfason發(fā)現(xiàn)豐富的自然資源會降低人們儲蓄和投資的需求，因?yàn)樽匀毁Y源提供了一種持續(xù)的財(cái)富源泉，使得人們減少的資本轉(zhuǎn)移的需求[5]；Sachs和Warner[22]以及Gylfason[5]還考察了資源豐富地區(qū)的人力資本投入情況，發(fā)現(xiàn)由于對人力資本的投入難以得到額外的補(bǔ)償，資源豐富地區(qū)的人們接受教育的意愿降低，人力資本的積累趨于下降；豐富的資源也會限制企業(yè)家的創(chuàng)新行為，吸引企業(yè)家更多的去從事初級產(chǎn)品的生產(chǎn)，而擠出了企業(yè)家的創(chuàng)新行為[4]。研究者們還從政府政策的角度對資源詛咒進(jìn)行了討論，認(rèn)為如果資源豐富的地區(qū)過多的依賴于資源型產(chǎn)業(yè)，將會弱化其他產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，同時(shí)，由于資源產(chǎn)品多屬于初級產(chǎn)品，其價(jià)格往往低于制造業(yè)產(chǎn)品，如果國家對原材料進(jìn)口采取保護(hù)政策，也將限制經(jīng)濟(jì)的增長[22]。

國內(nèi)的研究者也從不同的層面對資源詛咒現(xiàn)象進(jìn)行了研究。徐康寧和王劍以1995—2003年間國內(nèi)各省和直轄市的面板數(shù)據(jù)作為研究樣本，以采掘業(yè)部門的投入水平代表自然資源的稟賦情況進(jìn)行實(shí)證研究，發(fā)現(xiàn)我國在省域?qū)用娲嬖谫Y源詛咒現(xiàn)象[8]。邵帥和齊中英則以我國西部12省作為研究對象，通過對1991—2006年的省際面板數(shù)據(jù)進(jìn)行考察，發(fā)現(xiàn)西部地區(qū)的能源開發(fā)與經(jīng)濟(jì)增長之間存在負(fù)相關(guān)關(guān)系[11]。王學(xué)斌等利用中國省際層面2001—2009年的面板數(shù)據(jù)檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)我國在省際層面存在資源詛咒[23]。邵帥和楊莉莉則從資源型城市的層面對資源詛咒現(xiàn)象進(jìn)行了研究[12]。以上研究均為我國在區(qū)域?qū)用娲嬖谫Y源詛咒現(xiàn)象提供了證據(jù)。但是，國內(nèi)也有研究指出，實(shí)際上是政府干預(yù)的低效率，而不是資源詛咒，限制了我國資源富足的區(qū)域的經(jīng)濟(jì)增長[10]。孫大超和司明的研究則發(fā)現(xiàn)，在控制我國各省區(qū)的制度質(zhì)量、區(qū)位變量等因素的影響后，資源豐裕度與區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展沒有顯著相關(guān)性，因此他們認(rèn)為，資源詛咒在我國區(qū)域?qū)用媸欠翊嬖谥档蒙倘禰24]。趙新宇和李夏冰利用我國2001—2009年省際層面的面板數(shù)據(jù)，應(yīng)用生態(tài)足跡模型測度區(qū)域自然資源稟賦，發(fā)現(xiàn)自然資源與經(jīng)濟(jì)發(fā)展在我國省際層面上不存在明顯的負(fù)相關(guān)關(guān)系[25]。陳艷瑩等運(yùn)用我國省際層面面板數(shù)據(jù)，提出資源詛咒之所以存在，是因?yàn)橘Y源稟賦提高企業(yè)家尋租的預(yù)期收益，進(jìn)而降低經(jīng)濟(jì)增長水平[26]。

綜上所述，無論是在國外還是國內(nèi)，對資源詛咒的研究已經(jīng)逐漸成為發(fā)展經(jīng)濟(jì)學(xué)的一種熱點(diǎn)的研究方向。雖然關(guān)于資源對于經(jīng)濟(jì)增長到底是福音還是詛咒，人們還沒有取得一致的意見，但是，大量的研究都在從不同的角度對資源詛咒命題進(jìn)行討論，并試圖解釋為什么有一些資源豐富的國家或地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長緩慢，而一些資源匱乏的國家或地區(qū)曾取得了良好的經(jīng)濟(jì)增長；同時(shí)，又存在一些資源豐富的國家，其經(jīng)濟(jì)增長仍然成果顯著的現(xiàn)象。文獻(xiàn)已經(jīng)從跨國的層面，統(tǒng)計(jì)樣本的選擇，統(tǒng)計(jì)指標(biāo)的選擇等不同的方面來尋找答案，但是還較少有研究從國家政策的層面來討論資源詛咒現(xiàn)象。我國東西部發(fā)展不平衡，資源稟賦也存在較大差異，西部地區(qū)資源豐富，但經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較低，東部地區(qū)資源相對西部較少，但經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平則較高。為了促進(jìn)西部地區(qū)的發(fā)展，縮小東西部經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的差距，我國于1999年實(shí)行了西部大開發(fā)戰(zhàn)略。本文主要考察西部大開發(fā)戰(zhàn)略對于我國省域?qū)用娴淖匀毁Y源與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的影響，我們運(yùn)用雙重差分的方法，將西部大開發(fā)作為一項(xiàng)自然實(shí)驗(yàn)，在省際層面檢驗(yàn)西部大開發(fā)前后東西部經(jīng)濟(jì)增長的變化，運(yùn)用新的方法來對資源詛咒命題的研究提供新的證據(jù)。

三、研究設(shè)計(jì)

(一)雙重差分法

雙重差分方法(difference-in-differences method)是評估一項(xiàng)政策是否有效的非常重要的研究方法。國內(nèi)外有大量文獻(xiàn)運(yùn)用雙重差分法來檢驗(yàn)政策效果。Eissa和Liebman的研究在國際上被廣泛引用，兩位作者運(yùn)用雙重差分方法對美國1986年稅制改革的政策效果進(jìn)行了研究，發(fā)現(xiàn)美國1986年的稅制改革提高了單身有孩子?jì)D女的勞動(dòng)參與率[27]。Eard和Krueger則運(yùn)用雙重差分法對最低工資法進(jìn)行了研究，他們利用新澤西和賓夕法利亞的快餐行業(yè)數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)提高最低工資并沒有相應(yīng)的減少就業(yè)[28]。國內(nèi)的研究者，周黎安和陳燁基于雙重差分模型研究了中國農(nóng)村稅費(fèi)改革對農(nóng)民收入增長率的影響[29]。鄭新業(yè)，王晗和趙益卓則討論了省直管縣的改革對經(jīng)濟(jì)增長率的影響[30]。

本文關(guān)注西部大開發(fā)戰(zhàn)略西部地區(qū)資源詛咒現(xiàn)象的影響，是否能夠有效的促進(jìn)西部地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長，縮小西部地區(qū)與東部地區(qū)的差距。我們知道，如果簡單觀察西部大開發(fā)戰(zhàn)略實(shí)施后西部地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長情況，并不能說明西部大開發(fā)戰(zhàn)略是否促進(jìn)了西部地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長，因?yàn)檫@樣的做法沒有辦法排除其他的政策因素或者是宏觀經(jīng)濟(jì)因素的影響，因而是難以衡量政策的真實(shí)效果的。要研究西部大開發(fā)戰(zhàn)略是否促進(jìn)了西部地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長，我們需要比較西部地區(qū)在政策實(shí)施前后兩個(gè)時(shí)間段的經(jīng)濟(jì)增長率的變化。然而，影響西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的因素不僅僅有西部大開發(fā)戰(zhàn)略的實(shí)施，還有一些其他的因素，包括宏觀經(jīng)濟(jì)因素，以及氣候、自然災(zāi)害等。例如，寬松的貨幣政策、較低的匯率、暴雪、干旱、洪水等氣候和自然因素等。因此，僅僅依據(jù)西部地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長速度來判斷西部大開發(fā)戰(zhàn)略是否有效是有問題的。西部地區(qū)較高的經(jīng)濟(jì)增長率，背后的原因可能并非西部大開發(fā)戰(zhàn)略，而可能是宏觀因素造成的；而較低的經(jīng)濟(jì)增長率，也并不一定是西部大開發(fā)戰(zhàn)略的后果，而可能是其經(jīng)歷自然災(zāi)害的負(fù)面沖擊所造成的。因此，我們有必要引入雙重差分法來評估西部大開發(fā)戰(zhàn)略對西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的影響效果。

雙重差分法將經(jīng)濟(jì)政策的實(shí)施視為一項(xiàng)自然實(shí)驗(yàn)或準(zhǔn)實(shí)驗(yàn)，一般來說，一項(xiàng)實(shí)驗(yàn)的基本要素包括一個(gè)政策處理，一個(gè)結(jié)果，一個(gè)對照組等。對照組的作用是在評估一項(xiàng)政策的結(jié)果時(shí)，用來作為接受處理的那一組的參照系來進(jìn)行比較。國家實(shí)施西部大開發(fā)戰(zhàn)略，將西部12省區(qū)和直轄市劃歸為開發(fā)范圍，在各種經(jīng)濟(jì)政策上對西部地區(qū)有所傾斜。因此，我們可以將西部大開發(fā)戰(zhàn)略視為一個(gè)處理；西部12省區(qū)和直轄市是獲得政策優(yōu)惠的地區(qū)，可以視為接受處理的組；其他的19個(gè)省區(qū)和直轄市不在西部地區(qū)的范圍之內(nèi)，可以視為對照組。由于西部大開發(fā)戰(zhàn)略于1999年開始實(shí)施，因此，我們將1999年之后的西部地區(qū)視為接受了處理的，而將1999年之前的西部地區(qū)視為沒有接受處理。

(二)模型設(shè)定和指標(biāo)選取

具體的，我們通過如下方法來設(shè)置雙重差分模型。我們關(guān)心的是西部大開發(fā)對經(jīng)濟(jì)增長率的影響，因此我們將各省區(qū)和直轄市的人均GDP增長率設(shè)置為因變量，用y表示。我們設(shè)置一個(gè)表示省域的虛擬變量，用group1表示，group1取值為1表示西部省區(qū)，取值為0表示非西部省區(qū)。設(shè)置一個(gè)表示西部大開發(fā)戰(zhàn)略的虛擬變量，用event表示，event取值為1，表示1999年(包括1999年)之后，即西部大開發(fā)戰(zhàn)略實(shí)施之后，取值為0，表示1999年以前，即西部大開發(fā)戰(zhàn)略實(shí)施以前。為了檢驗(yàn)西部大開發(fā)戰(zhàn)略實(shí)施的效果，設(shè)置一個(gè)交互項(xiàng)DID1，等于表示省域的虛擬變量group1乘以表示西部大開發(fā)戰(zhàn)略的虛擬變量event(DID1=group1*event)，當(dāng)DID1取值為1時(shí)(即group1=1，event=1)，西部大開發(fā)之后西部省區(qū)的情況，其他情況取值為0。

這樣，我們可以將樣本分為四個(gè)組：大開發(fā)前的西部組(group1=1，event=0)，大開發(fā)后的西部組(group1=1，event=1)，大開發(fā)前的非西部組(group1=0，event=0)，大開發(fā)后的非西部組(group1=0，event=1)。在不考慮其他控制變量的情況下，雙重差分模型設(shè)置為(其中i代表各省區(qū)，t代表時(shí)間)：

yit=β0+β1group1it+

δ0eventit+δ1DID1it+εit

(1)

其中，β1控制西部組和非西部之間的不同，δ0則控制時(shí)間對西部組與非西部組帶來的共同沖擊，而δ1則是我們真正關(guān)心的系數(shù)，可以反映政策效果的系數(shù)。具體解釋如下：

對于非西部組，即group1it=0，由公式(1)可得，西部大開發(fā)前后的經(jīng)濟(jì)增長分別為：

因此，非西部地區(qū)在大開發(fā)前后的經(jīng)濟(jì)增長的變動(dòng)為δ0，0包含了西部大開發(fā)以及其他因素對非西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的影響。

對于西部組，即group1it=1，由公式(1)可得，西部大開發(fā)前后的經(jīng)濟(jì)增長分別為：

因此，西部地區(qū)在大開發(fā)前后的經(jīng)濟(jì)增長的變動(dòng)為，δ0+δ1，δ0+δ1包含了西部大開發(fā)以及其他因素對西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的影響。那么，西部大開發(fā)的凈影響，則為δ0+δ1-δ0=δ1，即交互項(xiàng)DID1it的系數(shù)，經(jīng)過這樣的處理，DID1it的系數(shù)δ1則只包含了西部大開發(fā)的政策效果，而排除了其他因素的影響，因此，δ1是我們真正關(guān)心的系數(shù)。如果δ1的系數(shù)為正，則表示西部大開發(fā)戰(zhàn)略對西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長有正向的影響作用，相對于東部地區(qū)，西部大開發(fā)后西部地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長更快一些；如果δ1的系數(shù)為負(fù)，則反過來，表示西部大開發(fā)限制了西部地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長，實(shí)施大開發(fā)戰(zhàn)略后，西部地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長反而緩慢了。

為了更全面的考察西部大開發(fā)戰(zhàn)略對于資源詛咒困境的影響，我們還設(shè)置了第二個(gè)雙重差分模型，將各省區(qū)按照資源開發(fā)強(qiáng)度進(jìn)行分組，資源開發(fā)強(qiáng)度的計(jì)算，我們參照國內(nèi)外的研究[11,31]，利用了能源工業(yè)總產(chǎn)值(包括煤炭采選業(yè)、石油和天然氣開采業(yè)、石油加工、煉焦即核燃料加工業(yè)、電力和熱力生產(chǎn)和供應(yīng)業(yè)以及燃?xì)馍a(chǎn)和供應(yīng)業(yè)等五大能源工業(yè))占當(dāng)年GDP的比重計(jì)算。我們設(shè)置虛擬變量group2表示資源開發(fā)強(qiáng)度，將資源開發(fā)強(qiáng)度排在前15位的省區(qū)設(shè)置為高資源開發(fā)強(qiáng)度組，其相應(yīng)的group2取值為1，將剩下的16個(gè)省區(qū)設(shè)置為低資源開發(fā)強(qiáng)度組，其相應(yīng)的group2取值為0。仍然設(shè)置event虛擬變量，其含義和取值同上，group2與event的交互項(xiàng)設(shè)為DID2。建立第二個(gè)雙重差分模型如下：

yit=β0+β1group2it+δ0eventit+

δ1DID2it+εit

(2)

其中，交互項(xiàng)DID2it的系數(shù)δ1表示西部大開發(fā)對資源開發(fā)強(qiáng)度高的省區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的影響效果。

以上兩個(gè)雙重差分模型主要是為了說明雙重差分項(xiàng)DID1和DID2的意義，在實(shí)際進(jìn)行實(shí)證分析時(shí)，還需要控制其他因素對于經(jīng)濟(jì)增長的影響。參考已有的研究[4,5,11]，我們控制了物質(zhì)資本投資、人力資本投入、科技創(chuàng)新以及經(jīng)濟(jì)制度條件的影響。我們設(shè)定Inv為物質(zhì)資本投資指標(biāo)，計(jì)算方法為全社會固定資產(chǎn)總投資占GDP的比重；設(shè)定Edu為人力資本投入指標(biāo)，計(jì)算方法為地方教育支出占財(cái)政支出的比重；設(shè)定Rd為科技創(chuàng)新指標(biāo)，計(jì)算方法為研究與開發(fā)機(jī)構(gòu)從業(yè)人數(shù)占總從業(yè)人數(shù)的比重；設(shè)定Ope為經(jīng)濟(jì)制度條件指標(biāo)，計(jì)算方法為進(jìn)出口總額占GDP的比重；為了控制各截面單位初始經(jīng)濟(jì)狀態(tài)的差異，消弱經(jīng)濟(jì)發(fā)展慣性的干擾，我們還加入了滯后一期的人均GDP自然對數(shù)作為控制變量。最終，我們建立了如下雙重差分分析模型：

yit=β0+β1group1it+δ0eventit+δ1DID1it+

α1lnGDPit-1+α2Zit+εit

(3)

yit=β0+β1group2it+δ0eventit+δ1DID2it+

α1lnGDPit-1+α2Zit+εit

(4)

其中，lnGDPit-1表示滯后一期的GDP自然對數(shù)，Zit表示由物質(zhì)資本投資、人力資本投入、科技創(chuàng)新以及經(jīng)濟(jì)制度條件組成的控制變量向量集。

(三)樣本和數(shù)據(jù)來源

我們以中國大陸31個(gè)省區(qū)和直轄市作為研究對象，考察的時(shí)間段為1990—2012年，這樣，我們研究的面板數(shù)據(jù)集就包括了1990—2012年23年間31個(gè)截面單位的712個(gè)觀測值。數(shù)據(jù)來源于各省區(qū)和直轄市歷年統(tǒng)計(jì)年鑒(其中云南省和天津市2012年的數(shù)據(jù)根據(jù)該地區(qū)2012年統(tǒng)計(jì)公報(bào)推算)。

四、實(shí)證分析結(jié)果與討論

(一)資源詛咒效應(yīng)檢驗(yàn)

在運(yùn)用雙重差分法進(jìn)行分析之前，我們先運(yùn)用面板數(shù)據(jù)模型進(jìn)行分析，以檢驗(yàn)資源詛咒效用是否存在。我們的面板數(shù)據(jù)分析模型為：

yit=β0+β1Eit+β2lnGDPit-1+β3Invit+

β4Eduit+β5Rdit+β6Opeit+εit

(5)

其中，Eit表示能源開發(fā)強(qiáng)度。

我們運(yùn)用固定效應(yīng)模型和隨機(jī)效應(yīng)模型分別對全國層面31個(gè)省區(qū)，西部地區(qū)12省區(qū)進(jìn)行了檢驗(yàn)；西部12省區(qū)還以1999年西部大開發(fā)實(shí)施的年份為分界點(diǎn)，分別檢驗(yàn)了西部12省區(qū)在西部大開發(fā)前與西部大開發(fā)后資源詛咒效應(yīng)的情況。分析軟件為stata12，命令運(yùn)用xtreg，并用vce(r)來調(diào)整異方差和序列相關(guān)。分析結(jié)果見表1。

表1 資源詛咒效應(yīng)檢驗(yàn)

表1中，模型①和模型②為31省區(qū)1990—2012年間的數(shù)據(jù)分析結(jié)果，模型①為固定效應(yīng)模型，模型②為隨機(jī)效應(yīng)模型。從全國的數(shù)據(jù)來看，在省域?qū)用?，資源詛咒效應(yīng)不明顯，固定效應(yīng)模型結(jié)果還顯示，目前，我國在省域?qū)用尜Y源對經(jīng)濟(jì)增長具有正向的影響作用，即自然資源促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)的增長。我們的這個(gè)結(jié)果與丁菊紅和鄧可斌[10]的研究結(jié)果類似。

資源詛咒效應(yīng)在全國省域?qū)用嫔喜幻黠@，并不代表資源詛咒效應(yīng)在我國的部分區(qū)域不存在，因此，以下我們單獨(dú)對西部12省進(jìn)行了分析。

模型③和④為西部12省區(qū)1990—2012年間的數(shù)據(jù)分析結(jié)果，模型③為固定效應(yīng)模型，模型④為隨機(jī)效應(yīng)模型。無論是固定效應(yīng)模型還是隨機(jī)效應(yīng)模型，模型中代表資源開發(fā)度的變量E的系數(shù)在0.05的水平上都不顯著，說明在西部地區(qū)，資源對于經(jīng)濟(jì)增長還沒有顯著的影響，這個(gè)結(jié)果雖然沒有在西部地區(qū)發(fā)現(xiàn)資源詛咒現(xiàn)象，但是，也沒有發(fā)現(xiàn)西部地區(qū)豐富的資源對該地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長具有顯著的促進(jìn)作用。

為了考察西部大開發(fā)戰(zhàn)略的影響，我們又分別在西部大開發(fā)之前和之后對西部12省區(qū)進(jìn)行了分析。模型⑤和⑥為西部12省區(qū)1990—1998年間的數(shù)據(jù)分析結(jié)果，即西部大開發(fā)之前的情況，模型⑤為固定效應(yīng)模型，模型⑥為隨機(jī)效應(yīng)模型。當(dāng)我們將考察的時(shí)間段設(shè)定為西部大開發(fā)之前時(shí)，發(fā)現(xiàn)了有趣的結(jié)果，能源開發(fā)強(qiáng)度的系數(shù)為負(fù)，其中隨機(jī)效用模型的結(jié)果顯示，在西部大開發(fā)之前，西部12省區(qū)能源開發(fā)與經(jīng)濟(jì)增長之間存在顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系，影響系數(shù)為-4.661831，說明在西部大開發(fā)之前，西部地區(qū)豐富的資源并沒有起到促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的作用，西部地區(qū)在大開發(fā)之前存在資源詛咒效應(yīng)。

既然在西部地區(qū)在大開發(fā)之前存在資源詛咒效應(yīng)，那么我們就很希望知道大開發(fā)之后西部地區(qū)的情況，我們又對西部大開發(fā)之后的時(shí)間段進(jìn)行了分析，以初步了解大開發(fā)之后西部地區(qū)的情況。模型⑦和⑧為西部12省區(qū)1999—2012年間的數(shù)據(jù)分析結(jié)果，模型⑦為固定效應(yīng)模型，模型⑧為隨機(jī)效應(yīng)模型。結(jié)果顯示，大開發(fā)之后，能源開發(fā)強(qiáng)度對經(jīng)濟(jì)增長的影響系數(shù)變?yōu)檎?，但是?.05的水平上并不顯著，也就是說，大開發(fā)之后，西部地區(qū)的資源詛咒效應(yīng)已經(jīng)不明顯了，但資源仍然沒有起到促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的作用。

關(guān)于西部地區(qū)的物質(zhì)資本投入、人力資本投入、科技創(chuàng)新以及經(jīng)濟(jì)制度條件的影響，結(jié)果顯示，只有物質(zhì)資本投入在固定效應(yīng)模型和隨機(jī)效應(yīng)模型中都與西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長有顯著的正相關(guān)關(guān)系，而且，當(dāng)分別從西部大開發(fā)前和大開發(fā)后來考察時(shí)，在大開發(fā)之前與經(jīng)濟(jì)增長沒有顯著關(guān)系，而大開發(fā)之后具有顯著的正相關(guān)關(guān)系。

以上的分析只能初步的了解西部大開發(fā)對西部地區(qū)自然資源與經(jīng)濟(jì)增長之間關(guān)系的影響作用，但正如前文所述，這樣簡單的進(jìn)行對比分析，并沒有排除西部大開發(fā)政策之外的其他因素對西部地區(qū)的影響，因此，為了清楚的檢驗(yàn)西部大開發(fā)戰(zhàn)略的效果，我們接下來通過雙重差分模型來進(jìn)行分析。

(二)以西部和非西部進(jìn)行分組的雙重差分模型分析

首先以西部省區(qū)和非西部省區(qū)作為分組變量，西部12省區(qū)作為一組，其他省區(qū)作為一組，建立雙重差分模型，并運(yùn)用多種方法來進(jìn)行檢驗(yàn)。即對前文構(gòu)建的公式(3)進(jìn)行實(shí)證分析。分析結(jié)果見表2。

表2中，模型①為普通最小二乘法回歸模型，模型②固定效應(yīng)模型，模型③為隨機(jī)效應(yīng)模型，模型④為動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)模型。從表2的結(jié)果可以看出，無論運(yùn)用哪種方法，我們所關(guān)心的DID1變量的系數(shù)都為正，而且都顯著，系數(shù)值在1.02—1.27之間，根據(jù)前文的分析，當(dāng)DID1變量的系數(shù)為正時(shí)，說明在西部大開發(fā)之后，西部地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長水平平均來說，比非西部地區(qū)要高1.02—1.27個(gè)百分點(diǎn)，并且這個(gè)差別是由于西部大開發(fā)的戰(zhàn)略引起的，我們通過雙重差分模型，已經(jīng)排除了其他影響因素。這個(gè)結(jié)果很好的解釋了前文對資源詛咒效用檢驗(yàn)時(shí)所發(fā)現(xiàn)的結(jié)果，我們當(dāng)時(shí)將西部12省區(qū)分別就西部大開發(fā)之前和西部大開發(fā)之后進(jìn)行了分析，發(fā)現(xiàn)在大開發(fā)之前，西部地區(qū)存在資源詛咒現(xiàn)象，而在西部大開發(fā)之后，西部地區(qū)的資源稟賦雖然沒有起到顯著的促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的作用，但是資源詛咒的困境已經(jīng)有所緩解。用在雙重差分模型發(fā)現(xiàn)的結(jié)果來解釋，由于DID1的系數(shù)為正，說明在西部大開發(fā)之后，西部地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長水平較西部大開發(fā)之前有所提高，更為重要的是，由于雙重差分模型比較的是處理組(即西部組)和對照組(即非西部組)之間的差別，結(jié)果顯示，大開發(fā)之后，西部地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長水平平均來說，比非西部地區(qū)要高1.02—1.27個(gè)百分點(diǎn)，大開發(fā)戰(zhàn)略幫助西部地區(qū)逐漸縮小與非西部地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長水平差距，同時(shí)大開發(fā)戰(zhàn)略也緩解了西部地區(qū)原先存在的資源詛咒效應(yīng)。

表2 以東西部分組的雙重差分模型分析結(jié)果

(三)以能源開發(fā)強(qiáng)度進(jìn)行分組的雙重差分模型分析

以上的分析已經(jīng)說明西部大開發(fā)戰(zhàn)略緩解了西部地區(qū)的資源詛咒困境，為了發(fā)現(xiàn)更多的證據(jù)，我們進(jìn)行了另外一個(gè)雙重差分模型的分析，以能源開發(fā)強(qiáng)度作為分組變量，將能源開發(fā)強(qiáng)度高的15個(gè)省區(qū)作為一組，將剩下的16個(gè)省區(qū)作為一組，繼續(xù)運(yùn)用多種方法對第二個(gè)雙重差分模型進(jìn)行了檢驗(yàn)。即檢驗(yàn)前文構(gòu)建的公式(4)。結(jié)果見表3。

表3中，模型①為普通最小二乘法回歸模型，模型②固定效應(yīng)模型，模型③為隨機(jī)效應(yīng)模型，模型④為動(dòng)態(tài)面板模型。從結(jié)果可以看出，無論是用哪種方法進(jìn)行檢驗(yàn)，雙重差分項(xiàng)DID2的系數(shù)都為正，且都顯著，系數(shù)大小在1.17—1.63之間。結(jié)果說明，西部大開發(fā)戰(zhàn)略使得資源豐富省區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長水平平均起來比資源相對缺乏省區(qū)的增長水平高1.17—1.63個(gè)百分點(diǎn)，大開發(fā)戰(zhàn)略有利于在省域?qū)用嫔暇徑赓Y源詛咒困境。

表3以能源開發(fā)強(qiáng)度進(jìn)行分組的雙重差分模型分析

模型變量①②③④Group2-.6700064(0.179)-.6700064(0.108)event-.8249904(0.054)-1.227545(0.000)***-.8249904(0.001)**-1.328575(0.001)**DID21.177057(0.042)*1.409122(0.008)**1.177057(0.008)**1.631148(0.003)**LnGDP.5274053(0.000)***.4401405(0.000)***.5274053(0.000)***.4444375(0.000)***Inv.7140046(0.316)2.072651(0.023)*.7140046(0.190)1.898698(0.015)*Edu1.103237(0.606)1.390584(0.480)1.103237(0.582)1.256174(0.443)Rd-2.240556(0.306)-4.685042(0.007)**-2.240556(0.202)-8.055873(0.304)Ope29.79249(0.323)-14.99083(0.481)29.79249(0.230)-14.40916(0.587)常數(shù)項(xiàng)5.709125(0.000)***6.17142(0.000)***5.709125(0.000)***6.254279(0.000)***模型設(shè)定OLSFEREGMMR20.35330.32070.3533Wald檢驗(yàn)705.14(0.000)265.23(0.000)F檢驗(yàn)19.95(0.000)61.76(0.000)

五、結(jié)論與政策啟示

本文主要檢驗(yàn)西部大開發(fā)戰(zhàn)略對西部地區(qū)資源詛咒現(xiàn)象以及西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長水平的影響。對資源詛咒現(xiàn)象進(jìn)行檢驗(yàn)的結(jié)果發(fā)現(xiàn)，從全國的范圍來看，在我國省域?qū)用妫Y源詛咒現(xiàn)象并不明顯，說明我國在整體上看自然資源的稟賦并沒有像資源詛咒假說描述的那樣限制我國經(jīng)濟(jì)增長，但是我們發(fā)現(xiàn)在局部地區(qū)的某些時(shí)期，我國仍然存在資源詛咒現(xiàn)象。研究結(jié)果顯示，西部地區(qū)在1999年之前，即西部大開發(fā)戰(zhàn)略實(shí)施之前，存在資源詛咒現(xiàn)象，西部地區(qū)的能源開發(fā)強(qiáng)度與經(jīng)濟(jì)增長呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，資源豐富的西部地區(qū)陷入了資源詛咒困境。西部大開發(fā)戰(zhàn)略實(shí)施之后，西部地區(qū)的能源開發(fā)強(qiáng)度與經(jīng)濟(jì)增長之間的負(fù)相關(guān)關(guān)系已經(jīng)不存在，但是也沒有發(fā)現(xiàn)二者之間顯著的正相關(guān)關(guān)系，這說明西部大開發(fā)之后，西部地區(qū)的資源詛咒困境得到了一定程度的緩解，但資源還沒有起到促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的作用。

為了考察西部地區(qū)資源詛咒困境得到緩解是否是由于大開發(fā)戰(zhàn)略引起的，我們運(yùn)用雙重差分模型進(jìn)行分析，檢驗(yàn)結(jié)果發(fā)現(xiàn)，在排除其他影響因素之后，西部地區(qū)在大開發(fā)戰(zhàn)略實(shí)施之后，其經(jīng)濟(jì)增長速度平均比非西部地區(qū)高1.02—1.27個(gè)百分點(diǎn)，說明國家實(shí)施的西部大開發(fā)戰(zhàn)略的確緩解了西部地區(qū)的資源詛咒困境，西部地區(qū)的經(jīng)濟(jì)得以比其他地區(qū)更為快速的增長，大開發(fā)縮小了我國東西部經(jīng)濟(jì)增長水平之間的差距。

其他幾個(gè)影響經(jīng)濟(jì)增長的因素，物質(zhì)資本投入在大開發(fā)之前對西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長沒有顯著影響，但在大開發(fā)之后對西部地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長影響顯著，人力資本投入，科技創(chuàng)新和經(jīng)濟(jì)制度條件等大多不顯著，說明西部地區(qū)還主要依靠投資來拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長。

研究所得到的政策啟示是，西部大開發(fā)戰(zhàn)略實(shí)施以來，緩解了西部地區(qū)存在的資源詛咒困境，說明這一戰(zhàn)略要堅(jiān)持實(shí)施下去。但是，我們還沒有發(fā)現(xiàn)資源對經(jīng)濟(jì)增長有顯著的促進(jìn)作用，說明大開發(fā)戰(zhàn)略的政策實(shí)施方面還有不完善的地方。黨的十八屆三中全會指出，要“加快建立生態(tài)文明制度，健全國土空間開發(fā)、資源節(jié)約利用、生態(tài)環(huán)境保護(hù)的體制機(jī)制，推動(dòng)形成人與自然和諧發(fā)展現(xiàn)代化建設(shè)新格局”，這從政策方向上也表明，當(dāng)前過度的依賴于政府投資來拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長，增長方式應(yīng)該向依賴于科技、教育、對外開放等內(nèi)涵經(jīng)濟(jì)增長方式進(jìn)行有效的轉(zhuǎn)變。因此政策上應(yīng)該更加注重對教育的投入，對科技創(chuàng)新的支持，以及對外的進(jìn)一步開放，使得西部地區(qū)走上人與自然和諧發(fā)展的現(xiàn)代化道路。

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