廖紅偉　高錫鵬

摘要：資源型產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟增長的影響因素可以劃分為基礎性因素和間接作用因素，前者指資金投入、勞動力使用和自然資源開發(fā)等生產(chǎn)要素;后者指技術進步、產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化升級、產(chǎn)業(yè)集聚、市場競爭和政府環(huán)境規(guī)制等傳導因素，后者通過提高前者效率，即自然資源利用率、資金使用率和物化勞動產(chǎn)出率間接傳導實現(xiàn)經(jīng)濟增長目標。以我國東北地區(qū)87家重點國有森工企業(yè)2006—2016年空間面板數(shù)據(jù)為研究樣本的實證結果表明，資源型產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟增長具有顯著的空間相關性，人力資本數(shù)量和資本存量起顯著的促進作用，而自然資源產(chǎn)業(yè)會產(chǎn)生資源詛咒效應。要促進資源型產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型發(fā)展，必須動態(tài)調(diào)整基礎生產(chǎn)要素的投入量，充分發(fā)揮各階段技術創(chuàng)新、產(chǎn)業(yè)集聚以及環(huán)境規(guī)制的經(jīng)濟增長傳導效應;明確政府在資源型國企中的監(jiān)管職能，在實現(xiàn)資源型國企經(jīng)濟效益、社會效益以及生態(tài)效益的同時，加強國有資產(chǎn)監(jiān)管，防止國有資產(chǎn)流失。

關鍵詞：資源型產(chǎn)業(yè);經(jīng)濟增長;資源配置;國有森工企業(yè);傳導機制

中圖分類號：F120??? 文獻標識碼：A??? 文章編號：1003-854X（2019）09-0026-10

一、引言與相關文獻綜述

資源型產(chǎn)業(yè)是社會經(jīng)濟發(fā)展的重要組成部分，經(jīng)濟合理增長與資源型產(chǎn)業(yè)發(fā)展密不可分。根據(jù)產(chǎn)品屬性劃分，資源型產(chǎn)業(yè)多處于產(chǎn)業(yè)鏈上游，除需和中、下游產(chǎn)業(yè)一樣合理配置人力、物質(zhì)資本基本生產(chǎn)要素外，還面臨著自然資源稟賦約束和生態(tài)環(huán)境保護雙重壓力。由自然資源依賴性可知，資源型產(chǎn)業(yè)多分布于自然資源豐裕地區(qū)，導致資源型產(chǎn)業(yè)發(fā)展具有明顯的空間相關性和區(qū)域經(jīng)濟性。如何在生產(chǎn)要素環(huán)節(jié)合理調(diào)配區(qū)域間的自然資源開發(fā)程度、勞動力和物質(zhì)資本投入數(shù)量，是實現(xiàn)資源型產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟合理增長的核心問題。

理性企業(yè)家調(diào)整自然資源開發(fā)程度、合理配置勞動力和物質(zhì)資本投入，以實現(xiàn)產(chǎn)品或服務的經(jīng)濟效益最大化。但是，在實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟增長過程中還存在著許多不確定性的間接因素，如技術研發(fā)及應用，產(chǎn)品和服務多樣化，區(qū)域產(chǎn)業(yè)集聚，產(chǎn)業(yè)結構升級及優(yōu)化，政府為解決產(chǎn)業(yè)發(fā)展負外部性施加的環(huán)境規(guī)制等，這些都是由基本生產(chǎn)要素配置而誘發(fā)的狀態(tài)效應因素，也是需要研究分析的關鍵點。

自然資源、物質(zhì)資本積累和勞動力是經(jīng)濟增長的基礎性生產(chǎn)要素。在古典政治經(jīng)濟學中，資本積累和勞動分工是一國經(jīng)濟增長的基礎動力。Richardo（1817）將土地資源引入經(jīng)濟學分析中，指出土地資源、資本和勞動產(chǎn)出的邊際報酬都是遞減的，并且該遞減規(guī)律最終會導致國家經(jīng)濟增長的停止①。經(jīng)濟增長是由生產(chǎn)要素和生產(chǎn)條件等因素綜合作用形成的，Marshall（1920）將具有“創(chuàng)造性破壞力”的創(chuàng)新因素融入分析框架后強調(diào)各因素對經(jīng)濟增長的綜合推動作用②。而Samuelson & Solow（1956）基于投入要素邊際收益遞減規(guī)律，指出長期的經(jīng)濟增長只能依靠于外生技術進步對基礎因素的調(diào)節(jié)及其綜合動態(tài)作用③。許多學者在前人研究成果的基礎上，多角度地分析基礎因素與經(jīng)濟增長的關系，包含空間地理思維的研究成果也逐漸增多。Tobler（1970）指出“地理學第一定律”闡述了地理位置的空間相關性。不同省域、縣域、局域的自然資源稟賦、產(chǎn)業(yè)發(fā)展規(guī)模和經(jīng)濟增長模式等存在空間相關性④。Anselin（1988）注意到空間相關性和異質(zhì)性，將空間因素納入經(jīng)典計量經(jīng)濟學中，構建空間計量模型拓展研究區(qū)域經(jīng)濟問題⑤。空間計量模型相對于經(jīng)典計量模型在基本假設上更加符合現(xiàn)實狀況。Wanzenbock等學者利用空間計量模型研究區(qū)域經(jīng)濟問題，成果顯著⑥。

資源型產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟增長的傳導機制問題一直是國內(nèi)外經(jīng)濟學者研究的重點與難點。以資源類經(jīng)濟學文獻為例，大都以自然資源為基本變量，其他所有變量考慮為傳導因素，分析自然資源與經(jīng)濟增長的關系?？偨Y、歸納已有研究文獻，可將“自然資源詛咒”的傳導機制分為擠出效應、荷蘭病效應和制度弱化等，認為擠出效應的潛在傳導因素通常為物質(zhì)資本投資、人力資本水平、技術進步能力和對外開放程度等;去工業(yè)化之荷蘭病效應的潛在傳導因素為制造業(yè)投入;制度弱化效應的潛在傳導因素為政府行政干預程度、尋租與腐敗等。李天籽（2007）通過省級面板數(shù)據(jù)實證分析發(fā)現(xiàn)，自然資源豐裕度對經(jīng)濟增長的傳導機制是外商直接投資、教育和創(chuàng)新等因素⑦。李江龍和徐斌（2018）從綠色經(jīng)濟增長角度，研究認為造成“資源詛咒”的傳導機制是科技研發(fā)投入和對外貿(mào)易⑧。丁從明、馬鵬飛等（2018）首次借助CFPS數(shù)據(jù)從微觀上研究發(fā)現(xiàn)，自然資源是通過擠出教育投資、技術創(chuàng)新和降低制度質(zhì)量減少地區(qū)人均收入⑨。Sachs和Warner認為自然資源豐裕造成制造業(yè)萎縮，從而引發(fā)的去工業(yè)化“荷蘭病效應”是自然資源制約經(jīng)濟增長的關鍵傳導機制⑩。徐康寧和王劍（2006）實證分析發(fā)現(xiàn)，由豐裕的自然資源引發(fā)的政府腐敗現(xiàn)象成為自然資源制約經(jīng)濟增長的重要制度傳導因素{11}。Sarmidi等（2014）認為隨著制度質(zhì)量的改善，自然資源對經(jīng)濟增長的“詛咒效應”逐漸減弱{12}。豐裕的自然資源與經(jīng)濟增長之間具有復雜的傳導機制，如果將其延伸到以自然資源為基礎的資源型產(chǎn)業(yè)中，其它基礎性因素是否也會具有類似的傳導機制作用于經(jīng)濟增長呢？

二、資源型產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟增長的影響因素與作用機制

資源型產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟增長的影響因素可以劃分為基礎性因素和間接作用因素，前者指資金投入、勞動力使用和自然資源開發(fā)等生產(chǎn)要素;后者指技術進步、產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化升級、產(chǎn)業(yè)集聚、市場競爭和政府環(huán)境規(guī)制等傳導因素，后者通過提高前者效率，即自然資源利用率、資金使用率和物化勞動產(chǎn)出率，間接傳導實現(xiàn)經(jīng)濟增長目標?？偨Y歷史經(jīng)驗發(fā)現(xiàn)，在國家財政資金大量投入的基礎上，自然資源密集分布區(qū)域易形成勞動密集型資源產(chǎn)業(yè)，促進區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展。但在區(qū)域資源型產(chǎn)業(yè)的動態(tài)發(fā)展過程中往往出現(xiàn)“資源詛咒”、“路徑鎖定”、經(jīng)濟效益下滑和生態(tài)環(huán)境破壞等現(xiàn)實困境，解決這些問題除了厘清基本生產(chǎn)要素與資源型產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟增長的直接作用關系外，必定離不開對技術創(chuàng)新、產(chǎn)業(yè)結構調(diào)整、市場競爭、產(chǎn)業(yè)集聚以及政府環(huán)境規(guī)制等傳導機制的認識。

1. 技術創(chuàng)新、產(chǎn)業(yè)結構調(diào)整與資源型產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟增長

自然資源、資本和勞動力所產(chǎn)生的經(jīng)濟效益在很大程度上取決于資源型產(chǎn)業(yè)各部門之間的技術創(chuàng)新、轉(zhuǎn)換水平和結構狀態(tài)。不同部門對新技術不同的消化、吸收能力，決定了各部門之間生產(chǎn)要素投入結構和資源產(chǎn)品產(chǎn)出結構的不同，從而改變資源型產(chǎn)業(yè)各部門之間的結構狀態(tài)，產(chǎn)業(yè)結構狀態(tài)的不同反向影響技術創(chuàng)新與吸收能力。西方經(jīng)濟學理論認為經(jīng)濟增長是在市場均衡競爭的前提假設下，由自然資源、勞動力、物質(zhì)資本和技術創(chuàng)新之間長期作用的結果，產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟學理論則認為經(jīng)濟增長是產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)結構轉(zhuǎn)變的結果，生產(chǎn)結構轉(zhuǎn)變以適應市場供給、需求結構為基礎，通過自然資源、資本和勞動力由低生產(chǎn)效率部門轉(zhuǎn)移到高生產(chǎn)效率部門的結構優(yōu)化效應，就能夠加速經(jīng)濟增長。

技術進步是一種革命性的變化，具有突發(fā)性和間斷性特點，對資源型產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟增長的影響是長期的、動態(tài)性的和多方式的。資源型產(chǎn)業(yè)技術創(chuàng)新在產(chǎn)學研合作的技術創(chuàng)新活動的基礎上，主要通過新產(chǎn)品研發(fā)創(chuàng)新、新生產(chǎn)方法創(chuàng)新、新市場創(chuàng)新、資源配置方式創(chuàng)新和組織制度創(chuàng)新等方式實現(xiàn)經(jīng)濟增長。新產(chǎn)品研發(fā)創(chuàng)新延伸資源型產(chǎn)業(yè)產(chǎn)品經(jīng)營鏈條，創(chuàng)造企業(yè)經(jīng)濟新利潤增長點;新生產(chǎn)方法創(chuàng)新改善產(chǎn)品生產(chǎn)工藝，優(yōu)化生產(chǎn)作業(yè)過程，減少自然資源、人力和資金的消耗;新市場創(chuàng)新有利于拓寬企業(yè)經(jīng)營范圍，增加資源產(chǎn)品銷售量;資源配置方式創(chuàng)新有助于資源型企業(yè)以掠奪、控制等方式獲取更多的原材料或半制成品，為企業(yè)謀取經(jīng)濟收益;組織制度創(chuàng)新可推進資源型企業(yè)依靠制度優(yōu)勢，降低交易成本、體制成本以獲取經(jīng)濟利潤。“創(chuàng)造與破壞并存”的上述幾種技術創(chuàng)新方式依賴于漸進性創(chuàng)新——根本性創(chuàng)新——技術系統(tǒng)變革——技術經(jīng)濟范式變革的演變路徑，為資源型產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟增長提供動力。

產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化是以產(chǎn)業(yè)間協(xié)調(diào)發(fā)展為原則，通過產(chǎn)業(yè)結構效應實現(xiàn)資源配置最優(yōu)的動態(tài)過程，其中主導產(chǎn)業(yè)部門演變起關鍵作用。資源型產(chǎn)業(yè)內(nèi)部主導產(chǎn)業(yè)部門通過“不合比例增長”的擴散作用對其相關聯(lián)產(chǎn)業(yè)產(chǎn)生影響：依賴回顧效應提高對投入品供應部門的原材料及機器設備的要求，投入因素的提升反向促進新方法、新技術和新制度的產(chǎn)生;通過旁側(cè)效應推進區(qū)域資源型產(chǎn)業(yè)工業(yè)化及服務化進程，推動區(qū)域經(jīng)濟社會發(fā)展;依靠主導部門成長、演變的前向效應誘導新興產(chǎn)業(yè)部門、新技術的出現(xiàn)，為下一個主導部門的形成建立基礎，刺激區(qū)域資源型產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟增長。

2. 市場競爭、產(chǎn)業(yè)集聚與資源型產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟增長

產(chǎn)業(yè)市場競爭與產(chǎn)業(yè)集聚共同促進資源型產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟增長。一方面，區(qū)域資源型產(chǎn)業(yè)通過產(chǎn)業(yè)集群化，借助產(chǎn)業(yè)間的關聯(lián)效應和集聚效應實現(xiàn)企業(yè)協(xié)同發(fā)展，以區(qū)域規(guī)模經(jīng)濟和行業(yè)規(guī)模經(jīng)濟促進產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟增長;另一方面，在產(chǎn)業(yè)集聚的過程中，逐步通過專業(yè)化分工和技術創(chuàng)新實現(xiàn)區(qū)域產(chǎn)品差異化，構建區(qū)域比較競爭優(yōu)勢，形成獨具本區(qū)域特色的產(chǎn)業(yè)優(yōu)勢，通過品牌效應實現(xiàn)市場競爭能力的提升，促進資源型產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟增長。

產(chǎn)業(yè)集聚以產(chǎn)業(yè)布局為基礎，依靠產(chǎn)業(yè)集群的內(nèi)部集聚效應實現(xiàn)資源型產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟增長。資源型產(chǎn)業(yè)集聚是由市場機制和計劃機制共同作用形成的，資源型企業(yè)以經(jīng)濟利潤最大化為目標，在產(chǎn)業(yè)布局上趨利避害，根據(jù)市場規(guī)律選擇最優(yōu)區(qū)位;同時，由于資源型產(chǎn)業(yè)的生態(tài)效益，政府勢必需要以行政命令的方式對資源型產(chǎn)業(yè)布局及其集聚進行規(guī)劃。產(chǎn)業(yè)集聚有助于區(qū)域資源型企業(yè)節(jié)約原材料運輸成本，充分利用區(qū)域內(nèi)密集化的專業(yè)勞動力，掌握產(chǎn)品研發(fā)技術，獲取便捷的信息傳遞服務，加強企業(yè)合作及享受最優(yōu)的區(qū)域產(chǎn)業(yè)政策，從而實現(xiàn)區(qū)域資源的合理利用，促進區(qū)域資源型產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟增長。

資源型產(chǎn)業(yè)的市場競爭能力可以從低、高兩個層次進行構建，主要體現(xiàn)在資源型企業(yè)的產(chǎn)品生產(chǎn)和勞務服務的數(shù)量、質(zhì)量和差異化上。從低層次相對競爭優(yōu)勢角度分析，資源型產(chǎn)業(yè)利用豐富而廉價的勞動力和原材料等資源，依靠能夠以較低成本獲取到的其他生產(chǎn)者已采用的生產(chǎn)技術和生產(chǎn)方法，以大規(guī)模生產(chǎn)同質(zhì)化產(chǎn)品的規(guī)模經(jīng)濟效應實現(xiàn)資源型產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟增長。從以產(chǎn)品差異化為核心的高層次相對競爭優(yōu)勢來看，企業(yè)通過在設備更新、技術創(chuàng)新、管理方式轉(zhuǎn)變和品牌營銷等方面的持續(xù)投資，實現(xiàn)資源產(chǎn)品的高技術化與差異化，塑造產(chǎn)業(yè)市場競爭能力，滿足市場多樣性需求的同時實現(xiàn)資源型產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟增長。

3. 環(huán)境規(guī)制與資源型產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟增長

新古典經(jīng)濟學認為嚴格的環(huán)境規(guī)制必然會導致企業(yè)利潤降低，環(huán)境質(zhì)量的改善必然以減緩經(jīng)濟增長速度為代價。然而，有效的政府環(huán)境規(guī)制能夠?qū)崿F(xiàn)資源型產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟增長和生態(tài)環(huán)境保護的協(xié)調(diào)統(tǒng)一。環(huán)境規(guī)制主要通過法律法規(guī)對企業(yè)或個人的資源利用活動進行強制性干預，限制自然資源開發(fā)過程中負的外部性活動，加強正外部性，間接增進社會福利，實現(xiàn)自然資源豐裕區(qū)的可持續(xù)發(fā)展。對于資源型產(chǎn)業(yè)，政府環(huán)境規(guī)制一般以直接性的數(shù)量規(guī)制為主，主要體現(xiàn)在兩個方面：第一是對自然資源開采量的直接限制，以生態(tài)效益為主，通過減少資源開采量實現(xiàn)自然資源的可持續(xù)健康發(fā)展;二是針對自然資源開發(fā)過程中的投資規(guī)模進行直接規(guī)制，規(guī)定企業(yè)或個人自然資源開發(fā)與利用時的審批程序與標準，限定投資規(guī)模、技術，甚至進行計劃配額。通過環(huán)境規(guī)制，防止因過度開發(fā)與重復投資帶來的低資源配置效率，糾正負外部性，實現(xiàn)資源可持續(xù)發(fā)展，促進資源型產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟增長。

4. 理論假設

根據(jù)上述理論機制分析，構建空間地理位置因素控制下的基礎要素、間接因素（傳導變量）與資源型產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟增長作用機制如圖1所示。在此基礎上本文提出如下4個假設。

假設H1：資源型產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟增長具有顯著的空間效應，空間地理位置是影響資源型產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟增長的重要因素。

假設H2：資本存量和人力資本數(shù)量對資源型產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟增長具有明顯的促進作用，而自然資源限制產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟增長從而導致“資源詛咒”效應形成。

假設H3：基礎要素、間接因素對資源型產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟增長的主次促進作用隨經(jīng)濟發(fā)展階段而動態(tài)變化。

假設H4：技術創(chuàng)新效應、產(chǎn)業(yè)結構效應、產(chǎn)業(yè)集聚效應、市場競爭效應和政府環(huán)境規(guī)制效應五種傳導機制間接實現(xiàn)資源型產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟增長目標。

三、計量模型與數(shù)據(jù)說明

1. 影響因素計量模型與變量說明

（1）計量模型設定。傳統(tǒng)計量經(jīng)濟學模型樣本數(shù)據(jù)滿足獨立同分布的古典假設，而空間計量模型獨特地考慮到空間地理位置因素，在規(guī)避遺漏解釋變量導致偏差的同時更是打破這種理想狀態(tài)的假設，更加切合現(xiàn)實世界中各種現(xiàn)象的內(nèi)在規(guī)律和相依模式{13}。為此，本文利用混合OLS回歸和空間計量模型同時分析資源型產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟增長現(xiàn)象，相互印證以便增強實證分析的說服力。

一是模型設定。根據(jù)研究假說構建資源型林業(yè)產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟增長影響因素OLS回歸模型（式1）、空間自回歸模型（SAR）（式2）、空間誤差模型（SEM）（式3）如下：

LnYit=αit+β1LnKi，t-1+β2LnLit+β3LnFRit+β4Controlit+μit（1）

LnYit=ρWLnYit+β1LnKi，t-1+β2LnLit+β3LnFRit+β4Controlit+εit（2）

LnYit=β1LnKi，t-1+β2LnLit+β3LnFRit+β4Controlit+μit（3）

μ=λMμ+ε，εi～N（0，σ2In）

在上述三種模型設定中，Yit為被解釋變量，表示資源型林業(yè)產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟增長，Ki，t-1表示滯后一期資本存量，Lit表示人力資本數(shù)量，F(xiàn)R表示自然資源，Controlit表示影響資源型林業(yè)產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟增長的其他控制變量。ρ為空間自回歸系數(shù)，λ為空間誤差系數(shù)，W和M為空間權重矩陣，μ和ε為服從正態(tài)分布的隨機誤差向量?？臻g自回歸模型（式2）的空間自相關性依賴于空間權重矩陣的設定，空間誤差模型（式3）的空間依賴關系通過誤差擾動性來體現(xiàn)。

二是空間權重矩陣。本文采用地理距離標準的空間權重矩陣，通過百度地圖空間坐標提取器提取87家國有森工企業(yè)所在地的經(jīng)緯度坐標數(shù)據(jù)，轉(zhuǎn)換計算87家國有森工企業(yè)之間的空間地理直線距離，以該距離的倒數(shù)構建行標準化的空間權重矩陣，即：dij=|A-B|，Wij=，然后將Wij行標準化。

三是空間自相關分析。本文采用莫蘭指數(shù)全局空間自相關性檢驗識別資源型林業(yè)產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟增長空間相關性。莫蘭指數(shù)I可以寫為：

I= （4）

莫蘭指數(shù)取值在-1到1之間，大于0表示正空間相關性，接近于0表示不存在空間相關性，小于0表示負空間相關性。莫蘭指數(shù)絕對值越大，表明空間相關性越強。

（2）變量說明。

一是被解釋變量。資源型林業(yè)產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟增長（LnY）：經(jīng)濟增長變量指標多采用地區(qū)國民生產(chǎn)總值或人均國民生產(chǎn)總值，而針對某一產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟增長的研究多是直接選取產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值作為被解釋變量{14}。因此選取87家企業(yè)林業(yè)產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值作為本文的被解釋變量。

二是核心解釋變量。資本存量（LnK）：本文從87家國有森工企業(yè)各自統(tǒng)計數(shù)據(jù)可查年份開始，根據(jù)其每年固定資產(chǎn)投資指標數(shù)據(jù)，采取永續(xù)盤存法測算得出資本存量數(shù)據(jù)?？紤]到研究樣本地處高緯度地區(qū)、氣候嚴寒等因素，采取了張軍等（2004）測算的9.6%固定資產(chǎn)折舊率{15}。由于資本投入的經(jīng)濟效益滯后性，本文實際采用的是滯后一期的資本存量數(shù)據(jù)。人力資本數(shù)量（LnL）：采用企業(yè)年末在崗職工人數(shù)來體現(xiàn)人力資本數(shù)量，而將人力資本的質(zhì)量放入到技術效率中進行分析。森林資源（LnFR）：通常選取林地面積、森林覆蓋率等作為森林資源變量進行分析{16}。由于國有森工企業(yè)林地面積等數(shù)據(jù)難以獲取，采用87家國有森工企業(yè)每年直接管理的森林管護面積作為森林資源變量。

三是控制變量。技術效率（pech）：采用通過DEA模型測算的純技術效率指數(shù)作為技術效率變量，以當年資本存量和年末在崗職工人數(shù)為投入指標，以林業(yè)總產(chǎn)值為產(chǎn)出指標，基于投入導向可變規(guī)模的Malmquist-DEA模型進行測算。產(chǎn)業(yè)集聚（sech）：通過DEA模型測算的產(chǎn)業(yè)規(guī)模效率變化指數(shù)作為產(chǎn)業(yè)集聚變量。產(chǎn)業(yè)結構（IS）：本文采用體現(xiàn)“經(jīng)濟服務化”導向的第三產(chǎn)業(yè)與第一產(chǎn)業(yè)和第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值之和的比值作為產(chǎn)業(yè)結構數(shù)據(jù)指標。產(chǎn)業(yè)競爭力（IC）：采用最具技術創(chuàng)新活力的第二產(chǎn)業(yè)區(qū)位熵值作為產(chǎn)業(yè)競爭力變量，該區(qū)位熵值以87家國有森工企業(yè)整體為標準測算而成。環(huán)境規(guī)制（LnER）：選取木材產(chǎn)量（采伐量）指標數(shù)據(jù)作為環(huán)境規(guī)制變量。

2. 傳導機制計量模型與變量說明

為明確基礎要素與資源型產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟增長的間接作用關系，本文進一步設定資源型林業(yè)產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟增長傳導機制分析的基本模型與替代變量。

（1）計量模型設定。基于作用機理分析，將基礎變量設定為資本存量、人力資本數(shù)量和森林資源，將傳導變量設定為技術進步效應、產(chǎn)業(yè)集聚效應、產(chǎn)業(yè)結構效應、市場競爭效應和環(huán)境規(guī)制效應。結合假說建立如下計量模型，考察潛在傳導因素與基本變量因素之間的作用關系。兩式中，Zit代表五種傳導機制變量組，W為空間權重矩陣。

Zit=αit+β1LnKi，t-1+β2LnLit+β3LnFRit+μit（5）

Zit=ρWZit+β1LnKi，t-1+β2LnLit+β3LnFRit+εit? （6）

（2）替代變量說明。為了與實證檢驗相呼應，建立空間計量模型控制空間溢出效應的干擾，同時，借鑒邵帥和楊莉莉的做法，對每一個傳導變量引入一個在邏輯或理論上與之密切相關聯(lián)的變量，作為替代進行計量模型實證分析，以得到更具有說服力的結果{17}。傳導因素替代變量及其在模型中被基本自變量影響的預期作用方向如表1所示。

3. 研究樣本與數(shù)據(jù)來源

本文以中國87家國有森工企業(yè)為研究樣本，主要有以下幾方面的考慮：（1）資源性林業(yè)產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟增長分析與研究主題密切相關，從森林自然資源角度為資源性產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟增長研究提供樣本，87家國有森工企業(yè)地處重點國有林區(qū)，是天然林保護工程實施重點區(qū)域，在全國國有林業(yè)產(chǎn)業(yè)中占據(jù)重要地位。自1996年至今，20多年來87家國有森工企業(yè)林業(yè)總產(chǎn)值占全國國有林業(yè)產(chǎn)值比重一直在90%以上，其中2015年產(chǎn)值比重高達95.04%。（2）現(xiàn)有資源型產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟增長問題研究大多忽視了空間地理因素的影響，而且使用數(shù)據(jù)多為中國省域數(shù)據(jù)，而針對資源豐裕區(qū)域產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟增長的研究成果很少。本文選取重點國有林區(qū)森林資源豐裕區(qū)域，在控制空間地理因素的影響下分析資源型林業(yè)產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟增長的影響因素及其傳導機制，具有重要的學術價值。本文從東北地區(qū)國有資源型林業(yè)產(chǎn)業(yè)入手，分析天然林保護工程和國有林區(qū)轉(zhuǎn)型發(fā)展背景下林業(yè)產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟增長的影響因素與傳導機制，為東北資源型產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型發(fā)展及其經(jīng)濟增長提供政策建議。

本文以東北地區(qū)阿爾山等87家國有森工企業(yè)為研究對象。鑒于部分數(shù)據(jù)的可得性，樣本數(shù)據(jù)時間范圍為2006—2016年，主要來源于《中國林業(yè)統(tǒng)計年鑒》、《中國統(tǒng)計年鑒》和中國國家統(tǒng)計局。為保證數(shù)據(jù)分析的科學性，所有變量數(shù)據(jù)都已調(diào)整到2006年基期數(shù)據(jù);為了防止異方差而將部分可能存在指數(shù)增長的指標數(shù)據(jù)取對數(shù)值。對于原先為0的數(shù)據(jù)，為防止取對數(shù)后數(shù)據(jù)丟失，仍然設定為0進行模型分析。全文使用stata14軟件進行處理。

四、實證檢驗與結果分析

1. 空間效應：對假設H1的檢驗

選用莫蘭指數(shù)全局檢驗公式測算2006—2016年87家國有森工企業(yè)林業(yè)經(jīng)濟增長莫蘭指數(shù)，以識別空間相關性。檢驗結果如表2所示。

根據(jù)表2莫蘭指數(shù)檢驗結果可知，2006—2016年資源型林業(yè)產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟增長指數(shù)介于0.144—0.303之間，指數(shù)平均值為0.253，均通過1%水平的顯著性檢驗，由此可證明87家國有森工企業(yè)林業(yè)產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟增長存在顯著的空間相關性，國有森工企業(yè)鄰近的地理位置對資源性林業(yè)產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟增長具有顯著影響，假設H1成立。因此，研究資源型產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟增長影響因素與傳導機制，有必要控制空間地理因素的影響。

2. 基礎因素作用：對假設H2的檢驗

進一步進行混合OLS模型、空間自回歸模型和空間誤差模型實證分析，以觀察在控制空間地理因素下資本存量、人力資本數(shù)量和森林資源對資源型林業(yè)產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟增長的影響程度，對假設H2進行驗證，回歸結果如表3所示。OLS模型中所有解釋變量的方差膨脹因子平均值為1.26，不存在共線性問題。根據(jù)hausman檢驗結果，SAR模型拒絕隨機效應的原假設而選擇固定效應（Prob>chi2 =1785.67），SEM模型接受隨機效應的原假設（chi2=-1402.46<0）?？臻g誤差模型既可以解決OLS回歸可能存在遺漏解釋變量導致的偏誤問題，又可以分析空間異質(zhì)性的存在，而且其估計效果更加適用。因此，對假設H2的檢驗分析以SEM隨機效應模型為主，結合其他模型回歸結果對比分析。

資本存量和人力資本數(shù)量在所有回歸模型結果中皆通過顯著性檢驗，SEM隨機效應模型中兩種因素對林業(yè)經(jīng)濟增長彈性影響系數(shù)約為0.108和0.674，具有顯著的正向促進作用。在所有解釋變量中，林業(yè)產(chǎn)業(yè)勞動力數(shù)量的經(jīng)濟增長作用最大，整體而言，資源型林業(yè)產(chǎn)業(yè)處于勞動密集型發(fā)展階段。SAR空間固定效應模型和SEM隨機效應模型中森林資源對林業(yè)經(jīng)濟增長的彈性影響系數(shù)為-0.027和-0.059，具有負向影響，但并不顯著?？刂频乩硪蛩睾螅Y本存量和人力資本數(shù)量對林業(yè)經(jīng)濟增長的促進作用減弱。資源型林業(yè)產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟增長存在“資源詛咒效應”，豐裕的森林資源易使國有資源型林業(yè)產(chǎn)業(yè)陷入經(jīng)濟增長陷阱。因此，假設H2成立。而技術效率、產(chǎn)業(yè)集聚、產(chǎn)業(yè)結構和產(chǎn)業(yè)競爭對林業(yè)經(jīng)濟增長的影響系數(shù)分別約為0.308、0.437、0.347和0.341，都在1%水平下通過檢驗，具有顯著的促進作用;政府環(huán)境規(guī)制有利于資源型林業(yè)產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟增長，但未通過顯著性檢驗。

3. 動態(tài)變化：對假設H3的檢驗

時間因素在上述實證分析中并未得到體現(xiàn)，本文以重要政策事件發(fā)生時間為截點，采取時間分段方式對87家國有森工企業(yè)林業(yè)經(jīng)濟增長動態(tài)發(fā)展過程進行空間計量分析，以驗證假設H3是否成立?？臻g固定效應SAR模型和SEM模型回歸結果如表4所示。

觀察表4，分為四個時間段進行分析，考慮原因如下：第一，2006—2016年國有森工企業(yè)林業(yè)發(fā)展主要跨越兩期天然林保護工程，2006—2010年屬于第一期天然林保護工程，2011—2016年屬于第二期天然林保護工程，將其分為前后兩部分;第二，2014年4月87家國有森工企業(yè)全面停止天然林商品性采伐，據(jù)此將2011—2016年分為兩個階段;第三，與2010年后時間段劃分相適應，將2006—2010年也劃分為兩段時間進行分析。

空間地理位置因素控制下，資本存量在2006—2007年、2008—2010年和2011—2013年間一直對林業(yè)經(jīng)濟增長呈現(xiàn)正向促進作用，但作用力逐漸減弱，2014年停伐政策實施后資本存量對林業(yè)經(jīng)濟增長產(chǎn)生反向限制作用。11年中勞動力數(shù)量對林業(yè)經(jīng)濟增長一直是促進作用。森林資源在2011—2013年間對林業(yè)經(jīng)濟增長產(chǎn)生顯著負向“詛咒效應”影響，2014—2016年促進林業(yè)產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟增長，但并不顯著。2014年前后，因全面停伐政策實施，資本存量、人力資本數(shù)量和森林資源等基本生產(chǎn)要素對林業(yè)產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟增長的影響作用出現(xiàn)較大變動。

技術效率、產(chǎn)業(yè)集聚、產(chǎn)業(yè)結構和產(chǎn)業(yè)競爭力在11年間一直對林業(yè)經(jīng)濟增長產(chǎn)生顯著正向影響。環(huán)境規(guī)制在第一期天然林保護工程期間產(chǎn)生負向影響，但并不顯著，而在第二期產(chǎn)生顯著正向促進作用。以生態(tài)效益為主要導向的第二期天然林保護工程的經(jīng)濟效益成果良好。2006—2007年控制變量中對林業(yè)經(jīng)濟增長具有顯著促進作用的程度大小依次為產(chǎn)業(yè)集聚、產(chǎn)業(yè)結構和技術創(chuàng)新，但與基礎生產(chǎn)要素相比，資本存量和勞動力數(shù)量的經(jīng)濟增長效應更大;2008—2010年產(chǎn)業(yè)結構調(diào)整和產(chǎn)業(yè)集聚對經(jīng)濟增長的影響程度大于勞動力數(shù)量的貢獻，其次為技術創(chuàng)新、產(chǎn)業(yè)競爭和資本存量;2011—2013年產(chǎn)業(yè)集聚、技術創(chuàng)新和產(chǎn)業(yè)競爭成為林業(yè)經(jīng)濟增長的主要動力;2014—2016年顯著林業(yè)經(jīng)濟增長效應依次為產(chǎn)業(yè)集聚、技術創(chuàng)新、產(chǎn)業(yè)競爭、產(chǎn)業(yè)結構調(diào)整和環(huán)境規(guī)制，勞動力數(shù)量的經(jīng)濟增長作用僅次于產(chǎn)業(yè)集聚。

4. 傳導機制：對假設H4的檢驗

根據(jù)模型（5）和模型（6）進行傳導機制實證檢驗，回歸結果如表5所示。資本存量、人力資本數(shù)量和森林資源三種解釋變量的方差膨脹因子平均值為1.05，不存在共線性問題。結合假設H2實證檢驗結果可知，技術效率、產(chǎn)業(yè)集聚、產(chǎn)業(yè)結構和產(chǎn)業(yè)競爭力四種狀態(tài)效應因素對林業(yè)經(jīng)濟增長具有正向影響，并受基礎勞動力、資本和自然資源因素影響起到了間接傳導作用，而環(huán)境規(guī)制調(diào)節(jié)森林資源對林業(yè)經(jīng)濟增長的促進作用。假設H4成立。

一是技術進步效應。資本存量和人力資本數(shù)量分別對全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生顯著的正向促進和反向限制作用，森林自然資源對技術提升具有促進作用，但是并不顯著。技術創(chuàng)新是林業(yè)產(chǎn)業(yè)升級、轉(zhuǎn)型發(fā)展的關鍵突破口，有利于林業(yè)經(jīng)濟增長方式轉(zhuǎn)變，增加經(jīng)濟收益。勞動力數(shù)量的增加降低平均生產(chǎn)效率，限制林業(yè)產(chǎn)業(yè)技術效率的提高。而資源型林業(yè)的技術研發(fā)和成果推廣仍然以森林資源為基礎，豐裕的森林自然資源為技術研發(fā)奠定資源基礎。

二是產(chǎn)業(yè)集聚效應。資本存量和人力資本對林業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚具有顯著的促進作用，地理因素控制下森林資源對產(chǎn)業(yè)集聚的負向影響作用并不顯著。資金和人力資本是企業(yè)發(fā)展、成長的必備因素，這是由國有森工企業(yè)基本性質(zhì)決定的。資本累積和勞動力增加促使企業(yè)擴大生產(chǎn)規(guī)模，降低單位生產(chǎn)成本獲取更多利潤，形成產(chǎn)業(yè)集聚效應?？臻g地理因素控制下，豐裕的森林資源不利于產(chǎn)業(yè)集群的擴大。

三是產(chǎn)業(yè)結構效應。資本存量對林業(yè)產(chǎn)業(yè)結構高級化具有顯著的促進作用，控制地理位置因素后人力資本數(shù)量對林業(yè)產(chǎn)業(yè)結構由負向限制轉(zhuǎn)向正向促進作用，森林資源對產(chǎn)業(yè)結構的負向限制作用并不顯著。國有森工企業(yè)資本存量累積促進林業(yè)產(chǎn)業(yè)“經(jīng)濟服務化”發(fā)展，這與實際轉(zhuǎn)型期產(chǎn)業(yè)結構調(diào)整過程中國家向第三產(chǎn)業(yè)森林旅游與休閑服務業(yè)、生態(tài)服務產(chǎn)業(yè)等注入資金，增加經(jīng)濟活力的發(fā)展方向相一致。控制地理位置因素后，勞動力數(shù)量增加有助于林業(yè)產(chǎn)業(yè)結構調(diào)整，當前林區(qū)轉(zhuǎn)型發(fā)展階段中勞動力增加與第三產(chǎn)業(yè)勞動力需求增加相符。資源型林業(yè)產(chǎn)業(yè)發(fā)展長期依靠不變的森林資源結構，容易形成固定的產(chǎn)業(yè)結構，長期來看不利于產(chǎn)業(yè)結構升級。

四是產(chǎn)業(yè)競爭效應。資本存量對林業(yè)產(chǎn)業(yè)競爭力產(chǎn)生的負向作用不顯著，人力資本對林業(yè)產(chǎn)業(yè)競爭力產(chǎn)生顯著的負向影響，森林資源對產(chǎn)業(yè)競爭力具有顯著的正向影響，地理位置因素控制對該結果并無影響。國有森工企業(yè)依賴資金投入并不能實現(xiàn)林業(yè)經(jīng)濟增長，勞動力數(shù)量增加導致平均勞動產(chǎn)出率降低，產(chǎn)業(yè)競爭能力弱化。資源型林業(yè)產(chǎn)業(yè)以森林資源為基礎，森林資源的豐裕度決定著林業(yè)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展?jié)摿捌洚a(chǎn)品的市場競爭能力。

五是環(huán)境規(guī)制效應。資本存量對環(huán)境規(guī)制政策具有顯著的限制作用，空間地理位置因素控制下人力資本對環(huán)境規(guī)制政策產(chǎn)生的負向作用不顯著，森林資源對環(huán)境規(guī)制政策具有顯著的促進作用。豐裕的森林資源和環(huán)境規(guī)制規(guī)定的木材減產(chǎn)措施，有利于天保工程生態(tài)效益的實現(xiàn)。三種基礎要素通過影響環(huán)境規(guī)制措施，以其制度效應影響資源型林業(yè)產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟增長速度。

根據(jù)上述4個假設檢驗結果，建立資源型林業(yè)產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟增長傳導機制如圖2所示。進一步結合假設H2和假設H3的實證檢驗分析可知：分階段來看，傳導機制變量對資源型林業(yè)產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟增長促進作用最大的是產(chǎn)業(yè)集聚效應;其次為技術創(chuàng)新效應，11年間技術不斷進步，相對經(jīng)濟增長貢獻程度不斷加強;而產(chǎn)業(yè)結構調(diào)整的相對經(jīng)濟增長貢獻作用在2008—2010年間最大，隨后逐漸減弱;產(chǎn)業(yè)市場競爭產(chǎn)生的經(jīng)濟增長效應不斷加強;環(huán)境規(guī)制的經(jīng)濟增長作用最弱，甚至出現(xiàn)負向作用。從整體來看，資源型林業(yè)產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟增長傳導機制變量的相對經(jīng)濟增長效應程度依次為產(chǎn)業(yè)集聚、產(chǎn)業(yè)結構調(diào)整、產(chǎn)業(yè)市場競爭、技術創(chuàng)新和政府環(huán)境規(guī)制。

五、研究結論與政策啟示

本文以87家國有森工企業(yè)空間面板數(shù)據(jù)為研究樣本，研究得出以下主要結論：第一，資源型產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟增長具有顯著的空間相關性，地理位置鄰近的信息交流便利性有助于資源型產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟增長。第二，資本存量、人力資本數(shù)量和自然資源基礎因素對資源型產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟增長具有直接作用。在控制空間地理位置因素的情況下，資本存量和人力資本數(shù)量對資源型產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟增長具有顯著的正向促進作用;勞動力數(shù)量的經(jīng)濟增長作用占據(jù)主要地位，資源型產(chǎn)業(yè)多處于勞動密集型發(fā)展階段;而自然資源對資源型產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟增長產(chǎn)生反向限制作用，資源型產(chǎn)業(yè)發(fā)展存在“資源詛咒”效應。第三，人力資本數(shù)量增加，擠出技術創(chuàng)新效應和降低產(chǎn)業(yè)市場競爭能力，會減弱對資源型產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟增長的促進作用，而通過加強產(chǎn)業(yè)集聚效應能促進資源型產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟增長;資本存量提升，有助于增強產(chǎn)業(yè)集聚和產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化的經(jīng)濟增長效應，弱化政府環(huán)境規(guī)制作用;豐裕的森林資源以其基礎性增強產(chǎn)業(yè)市場競爭力和政府環(huán)境規(guī)制效應，促進資源型產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟增長。第四，基礎因素對資源型產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟增長的作用方向隨政策動態(tài)變化。技術效率、產(chǎn)業(yè)結構、產(chǎn)業(yè)集聚、產(chǎn)業(yè)市場競爭和政府環(huán)境規(guī)制對資源型產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟增長的主次促進作用隨經(jīng)濟發(fā)展階段而變化?；诖耍疚牡恼邌⑹救缦拢?/p>

第一，調(diào)控勞動力數(shù)量、物質(zhì)資本投入和自然資源開采量，合理發(fā)揮基礎因素對傳導因素的作用。減少資源型企業(yè)富余勞動力人員，防止勞動力冗余、工作懈怠及相互推諉;完善企業(yè)職工薪酬結構，加強薪酬長期激勵，調(diào)動企業(yè)職工工作積極性，并積極引進技術人才與管理人才，從根本上提高勞動力質(zhì)量;合理設計物質(zhì)資本投入方案，適當將國家財政資金向偏遠、落后資源地區(qū)傾斜，為企業(yè)集聚發(fā)展和優(yōu)化地區(qū)資源型產(chǎn)業(yè)結構提供基本的財政支持;積極培育可再生自然資源，節(jié)約利用不可再生資源，加強可再生與不可再生自然資源保護力度與資源開采、利用監(jiān)管力度，強化自然資源可持續(xù)發(fā)展意識，增強資源型企業(yè)的市場競爭能力。

第二，充分發(fā)揮產(chǎn)業(yè)集聚、產(chǎn)業(yè)結構調(diào)整、產(chǎn)業(yè)市場競爭、技術創(chuàng)新和政府環(huán)境規(guī)制對資源型產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟增長的傳導作用。合理規(guī)劃資源型產(chǎn)業(yè)空間布局，加強資源型產(chǎn)業(yè)區(qū)域集聚效應，識別市場運行規(guī)律和價格信號，由計劃機制和市場機制共同發(fā)揮產(chǎn)業(yè)集群的內(nèi)部集聚效應，促進區(qū)域資源型產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟增長;優(yōu)化地區(qū)資源型產(chǎn)業(yè)結構，協(xié)調(diào)發(fā)展資源型產(chǎn)業(yè)內(nèi)部三次產(chǎn)業(yè)結構，通過產(chǎn)業(yè)關聯(lián)效應和擴散效應，增強產(chǎn)業(yè)優(yōu)化升級帶來的經(jīng)濟增長效應;通過專業(yè)化分工、產(chǎn)品差異化等措施提高資源型產(chǎn)業(yè)核心競爭能力，強化企業(yè)市場品牌意識，獲取市場競爭地位;加強企業(yè)與高校、科研院所產(chǎn)學研合作，實現(xiàn)資源型產(chǎn)業(yè)產(chǎn)品創(chuàng)新、生產(chǎn)方法創(chuàng)新，創(chuàng)新市場經(jīng)營范圍、資源配置方式和產(chǎn)業(yè)組織制度，充分發(fā)揮資源型產(chǎn)業(yè)技術創(chuàng)新的經(jīng)濟增長效應，增加資源型產(chǎn)品的附加值，創(chuàng)造資源型企業(yè)經(jīng)濟利潤增長點;加強政府環(huán)境規(guī)制，合理限定地區(qū)自然資源開采量和資源型產(chǎn)業(yè)投資規(guī)模，嚴格化審批程序及標準，加強自然資源開采、利用的監(jiān)管力度，促進綠色經(jīng)濟增長。

第三，制定相關配套措施，實現(xiàn)資源型產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟合理增長。充分發(fā)揮地理位置鄰近的便利優(yōu)勢，加強區(qū)域間產(chǎn)業(yè)主體信息交流，建立區(qū)域間政府、企業(yè)以及社會等多方信息交流平臺，促進資源型企業(yè)在技術研發(fā)、人才培訓、資源優(yōu)勢等方面的深度溝通與合作;在確保資源型產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟穩(wěn)定增長的前提下，動態(tài)調(diào)整基礎生產(chǎn)要素的投入量，充分發(fā)揮各階段技術創(chuàng)新、產(chǎn)業(yè)結構調(diào)整、產(chǎn)業(yè)集聚、產(chǎn)業(yè)競爭以及環(huán)境規(guī)制的經(jīng)濟增長傳導效應，適時出臺資源型產(chǎn)業(yè)發(fā)展規(guī)劃;明確政府在資源型國企中的監(jiān)管職能，推進資源型國有企業(yè)深化改革，在實現(xiàn)資源型國企經(jīng)濟效益、社會效益以及生態(tài)效益的同時，加強國有資產(chǎn)監(jiān)管，防止國有資產(chǎn)流失;相關部門盡快完善法律法規(guī)體系建設，明確界定產(chǎn)業(yè)體系中各主體組織的權責利，使政府機構依法執(zhí)政。

注釋：

① D. Ricardo， On the Principles of Political Economy， and Taxation： Taxes on Wages， History of Economic Thought Books， 1996， 1（3494）， pp.62-74.

② A. Marshall， Principles of Economics： An Introductory Volume， Social Science Electronic Publishing， 1920， 67（1742）， pp.457.

③ P. A. Samuelson， R. M. Solow. A Complete Capital Model Involving Heterogeneous Capital Goods， Quarterly Journal of Economics， 1956， 70（4）， pp.537-562.

④ W. R. Tobler， Computer Movie Simulating Urban Growth in Detroit Region， Economic Geography， 1970， 46（2）， pp.234-240.

⑤ L. Anselin， Lagrange Multiplier Test Diagnostics for Spatial Dependence and Spatial Heterogeneity， Geographical Analysis， 1988， 20（1）， pp.1-17.

⑥ I. Wanzenbock， T. Scherngella， R. Lata， Embeddedness of European Regions in European Union Funded Research and Development Networks： A Spatial Econometric Perspective， Regional Studies， 2014， 49（10）， pp.1685-1705.

⑦ 李天籽：《自然資源豐裕度對中國地區(qū)經(jīng)濟增長的影響及其傳導機制研究》，《經(jīng)濟科學》2007年第6期。

⑧ 李江龍、徐斌：《“詛咒”還是“福音”：資源豐裕程度如何影響中國綠色經(jīng)濟增長？》，《經(jīng)濟研究》2018年第9期。

⑨ 丁從明、馬鵬飛、廖舒婭：《資源詛咒及其微觀機理的計量檢驗——基于CFPS數(shù)據(jù)的證據(jù)》，《中國人口·資源與環(huán)境》2018年第8期。

⑩ J. D. Sachs， A. M. Warner， The Big Push， Natural Resource Booms and Growth， Journal of Development Economics， 1999， 59（1）， pp.43-76.

{11} 徐康寧、王劍：《自然資源豐裕程度與經(jīng)濟發(fā)展水平關系的研究》，《經(jīng)濟研究》2006年第1期。

{12} T. Sarmidi， S. H. Law， Y. Jafari， Resource Curse： New Evidence on the Role of Institutions， International Economic Journal， 2014， 28（1）， pp.191-206.

{13} 周建、高靜、周楊雯倩：《空間計量經(jīng)濟學模型設定理論及其新進展》，《經(jīng)濟學報》2016年第2期。

{14} 張宇青、周應恒、易中懿：《農(nóng)村金融發(fā)展、農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長與農(nóng)民增收——基于空間計量模型的實證分析》，《農(nóng)業(yè)技術經(jīng)濟》2013年第11期。

{15} 張軍、吳桂英、張吉鵬：《中國省際物質(zhì)資本存量估算：1952—2000》，《經(jīng)濟研究》2004年第10期。

{16} 廖冰、張智光：《林業(yè)生態(tài)安全指標—指數(shù)的耦合實證測度研究》，《資源科學》2017年第9期。

{17} 邵帥、楊莉莉：《自然資源豐裕、資源產(chǎn)業(yè)依賴與中國區(qū)域經(jīng)濟增長》，《管理世界》2010年第9期。

作者簡介：廖紅偉，吉林大學中國國有經(jīng)濟研究中心教授、博士生導師，吉林長春，130012;高錫鵬，吉林大學經(jīng)濟學院，吉林長春，130012。

（責任編輯? 陳孝兵）