于秋月 程莉，2 陳影

(1.重慶工商大學(xué) 長江上游經(jīng)濟研究中心，重慶400067；2.重慶工商大學(xué) 經(jīng)濟學(xué)院，重慶 400067)

自然資源豐裕度既是國家或地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的決定因子，又是社會經(jīng)濟發(fā)展水平的限制因子，在一定程度上影響著資源的開發(fā)規(guī)模和經(jīng)濟的發(fā)展方向，往往能夠促進經(jīng)濟體的生產(chǎn)可能性邊界向外擴張從而推進經(jīng)濟增長。然而，很多資源豐裕度國家經(jīng)濟增長的歷史表明，自然資源稟賦較好的地區(qū)容易以資源型產(chǎn)業(yè)為發(fā)展導(dǎo)向，形成資源依賴型經(jīng)濟，從長期來看，將引起一系列負面效應(yīng)，制約區(qū)域經(jīng)濟可持續(xù)發(fā)展，形成“資源詛咒”現(xiàn)象。關(guān)于資源詛咒的成因，多數(shù)學(xué)者認為自然資源主要通過轉(zhuǎn)移資本投入、擠出加工制造業(yè)、外商直接投資、技術(shù)創(chuàng)新活動、人力資本投資、私營經(jīng)濟發(fā)展[1～3]，以及削弱制造業(yè)發(fā)展的荷蘭病效應(yīng)與政府經(jīng)濟干預(yù)程度趨于加強帶來生態(tài)環(huán)境惡化、貧富差距拉大所反映的制度弱化效應(yīng)[4,5]，導(dǎo)致經(jīng)濟發(fā)展停滯。此外，宋瑛、陳紀平認為占優(yōu)的自然資源稟賦導(dǎo)致經(jīng)濟效率的下降主要是通過降低市場制度效率、扭曲正常結(jié)構(gòu)以及提升市場信息成本進行傳導(dǎo)[6]。在實證研究方面，學(xué)者們主要針對能礦資源[7]、森林資源[8]、耕地資源[9]為例，研究了其與經(jīng)濟增長之間的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)能礦資源、森林資源都不存在資源詛咒效應(yīng)，但耕地資源詛咒效應(yīng)存在。另外，少數(shù)學(xué)者就旅游資源的詛咒效應(yīng)也進行了研究。朱希偉、曾道智認為隨著工業(yè)品貿(mào)易成本的降低及本國居民對旅游服務(wù)偏好的增強，大國豐富的旅游資源帶來的收入效應(yīng)會吸引資本從小國流向大國，從而促進大國工業(yè)企業(yè)的發(fā)展以逃脫資源詛咒陷阱[10]。曹翔、郭立萍發(fā)現(xiàn)旅游資源的福祉效應(yīng)更為強烈，旅游資源詛咒效應(yīng)僅在少數(shù)城市存在[11]。

自然資源格局的考量主要著眼于通常對區(qū)域發(fā)展較為重要的土地資源、水資源、礦產(chǎn)資源、常用能源，以及對一個地區(qū)特色產(chǎn)業(yè)發(fā)展有較大影響的旅游資源。從當(dāng)前文獻來看，多數(shù)學(xué)者僅僅借助于單一指標或單一資源維度來考察資源豐裕度與經(jīng)濟增長的關(guān)系，較少學(xué)者從多層面綜合考慮自然資源的稟賦狀態(tài)。而且多從國家與國家之間或者是一國內(nèi)部不同地區(qū)層面的樣本出發(fā)，在流域?qū)用嫔?，資源稟賦如何妨礙經(jīng)濟增長和可持續(xù)發(fā)展的文獻卻比較鮮見。長江經(jīng)濟帶各地區(qū)發(fā)展呈現(xiàn)明顯差異，自然資源稟賦豐裕的上中游地區(qū)，其發(fā)展不如資源匱乏的下游地區(qū)。長江經(jīng)濟帶產(chǎn)業(yè)布局不盡合理，基礎(chǔ)原材料和能源重化工產(chǎn)業(yè)占工業(yè)產(chǎn)值比重較大，成渝經(jīng)濟區(qū)和云貴地區(qū)就占近60%，且化工產(chǎn)量約占全國的46%，長江沿岸分布著40余萬家化工企業(yè)等大型石油化工基地[12]，尤其是煤炭等能源基地主要集中在上中游地區(qū)，對資源依賴度較高，同時面臨著人均占有水量少、土地資源占比逐步降低等資源承載力問題，這些都制約了長江經(jīng)濟帶經(jīng)濟的可持續(xù)增長。因此，將資源詛咒命題引入長江經(jīng)濟帶，從土地資源、水資源、常用能源、礦產(chǎn)資源、旅游資源5個層面，測度與評價長江經(jīng)濟帶自然資源豐裕度的綜合水平，并且為了克服國內(nèi)當(dāng)前大多學(xué)者對自然資源豐裕度和依賴度未區(qū)別對待的研究事實[4]，筆者將進一步結(jié)合自然資源依賴度的測算，檢驗自然資源的豐裕度、依賴度與經(jīng)濟增長之間的關(guān)系，不僅能夠驗證理論假說，而且能夠揭示地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展不平衡的內(nèi)在機制，為長江經(jīng)濟帶經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展提供理論支持。

一、研究方法與數(shù)據(jù)來源

(一)研究方法

根據(jù)研究內(nèi)容，本文實證過程由長江經(jīng)濟帶自然資源豐裕度、自然資源依賴度兩個變量提取與計量檢驗兩個環(huán)節(jié)構(gòu)成。

1.各類自然資源豐裕度、依賴度測算

為了綜合反映長江經(jīng)濟帶各地區(qū)自然資源的總體情況，首先從土地資源、水資源、常用能源、礦產(chǎn)資源和旅游資源五類資源出發(fā)，分別從人均土地面積、人均水資源、人均常用能源、人均礦產(chǎn)儲量和旅游資源LQ系數(shù)進行衡量，最終通過五類資源擬合成一個綜合指數(shù)來體現(xiàn)長江經(jīng)濟帶自然資源豐裕度的綜合發(fā)展水平；資源依賴度則用能源工業(yè)發(fā)展水平來衡量。具體測算方法如表1所示。

表1 長江經(jīng)濟帶各類自然資源豐裕度、依賴度測度方法

2.自然資源豐裕度綜合指數(shù)測算

對于長江經(jīng)濟帶各地區(qū)自然資源豐裕度的綜合指數(shù)，進一步運用熵值法進行測度。熵值法的實現(xiàn)步驟主要包括六個層面：

第一，原始數(shù)據(jù)極差標準化(Rij)。正向指標：

第三，計算指標的熵值(ej)：

第四，計算差異化系數(shù)(gj)：gj=1-ej。

第五，差異化系數(shù)歸一化，計算權(quán)重(wj)：

3.模型設(shè)定和變量說明

為考察長江經(jīng)濟帶自然資源豐裕度、依賴度對經(jīng)濟增長的影響，將計量檢驗?zāi)Ｐ驮O(shè)定為：

lnGDPit=β0+β1lnGDPi,t-1+β2lnRAit+

∑αilnZit+εit

(1)

lnGDPit=β0+β1lnGDPi,t-1+β2lnRDit+

∑αilnZit+εit

(2)

模型(1)考察的是資源豐裕度與經(jīng)濟增長之間的關(guān)系，模型(2)考察的是資源依賴度與經(jīng)濟增長之間的關(guān)系。在回歸模型中，i代表長江經(jīng)濟帶各省市(i=1，2，3……11)，t代表年份；GDP為被解釋變量經(jīng)濟增長，β0為常數(shù)項，GDPi,t-1代表經(jīng)濟增長滯后一期，將其引入是為了削弱初始經(jīng)濟發(fā)展差異的慣性對分析結(jié)果產(chǎn)生的影響[10]；解釋變量包括資源豐裕度(RA)和資源依賴度(RD)；Z為控制變量，εit是方程的隨機擾動項。變量取對數(shù)是為了盡可能消除異方差，系數(shù)是待估計的參數(shù)。

被解釋變量。經(jīng)濟增長借鑒李天籽[3]的做法，使用人均GDP增長率進行衡量。人均GDP增長率≈[ln(人均GDPT)- ln(人均GDPT-1)]×100%，ln為自然對數(shù)符號，這里的GDP按當(dāng)年價格計算。

核心解釋變量。資源豐裕度(RA)由熵值法測算所得，資源依賴度(RD)由能源工業(yè)發(fā)展水平所得。

控制變量。根據(jù)前人研究，筆者選擇物質(zhì)資本(WZ)、人力資本投入(HR)、技術(shù)創(chuàng)新能力(TI)、城鎮(zhèn)化水平(URB)、市場化水平(MAR)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷(ISC)、對外開放度(OPEN)和地理區(qū)位因素(GEO)等控制變量。物質(zhì)資本(WZ)，采用固定資本形成總額與地區(qū)生產(chǎn)總值的比重來衡量；人力資本(HR)采用普通高等學(xué)校在校學(xué)生數(shù)占總?cè)丝诘谋戎貋砗饬浚患夹g(shù)創(chuàng)新(TI)以地方財政科學(xué)技術(shù)支出與地方財政一般預(yù)算支出的比值來表示；城鎮(zhèn)化水平(URB)以城鎮(zhèn)人口占總?cè)丝诘谋戎貋肀硎?；市場化水?MAR)以固定資產(chǎn)投資完成額與國有固定資產(chǎn)投資差值占固定資產(chǎn)投資完成額的比重來衡量；產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷(ISC)采用第二產(chǎn)業(yè)增加值與第三產(chǎn)業(yè)增加值相加的總額與地區(qū)生產(chǎn)總值的比值來表示；對外開放度(OPEN)采用進出口貿(mào)易總額占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重來衡量；地理區(qū)位因素(GEO)借鑒劉宗飛等地區(qū)道路密度的計算方法，采用運輸線路長度(包括內(nèi)河航道里程、鐵路營業(yè)里程和公路里程)與國土面積的比值(公里/平方公里)來衡量。

(二)數(shù)據(jù)來源

模型考察的樣本期間為2000～2017年，考察的對象是長江經(jīng)濟帶9省2市。使用的原始數(shù)據(jù)來自于中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫(2000～2017)、各省市統(tǒng)計年鑒(2001～2018)、《中國金融年鑒》(2001～2017)、《中國統(tǒng)計年鑒》(2001～2018)、《中國能源統(tǒng)計年鑒》(2001～2018)、《中國旅游統(tǒng)計年鑒》(2001～2018)。對于個別年份缺失數(shù)據(jù)采用均值法進行填補。其中，2007～2017年的地方財政科學(xué)技術(shù)支出數(shù)據(jù)來自國家統(tǒng)計局，2000～2006年的地方財政科學(xué)技術(shù)支出數(shù)據(jù)，包括各省統(tǒng)計年鑒中科技三項費和科學(xué)技術(shù)支出。

二、結(jié)果分析

(一)自然資源豐裕度

根據(jù)表1各指標測算方法，計算得出2000～2017年長江經(jīng)濟帶各省份各種自然資源狀況，如表2所示。根據(jù)熵值法，進一步計算得出長江經(jīng)濟帶2000～2017年各省自然資源豐裕度綜合指數(shù)，如表3所示。

從表2可以看出，全流域自然資源中，除了旅游資源下游地區(qū)較為豐富之外，其他自然資源均呈現(xiàn)上中下游遞減分布。表3綜合測算結(jié)果顯示，2000～2017年，長江經(jīng)濟帶全流域自然資源豐裕度綜合指數(shù)介于0.37～0.41，總體變化不大，全流域自然資源豐裕度綜合指數(shù)均值為0.39，標準差為0.19，極差為0.69，最大值是最小值的12.5倍，差距較大。從各地區(qū)均值排名來看，云南>四川>貴州>江西>湖南>浙江>湖北>重慶>安徽>江蘇>上海。上游地區(qū)(重慶、四川、貴州、云南)資源豐裕度綜合指數(shù)平均值為0.57，高于全流域平均水平；中游地區(qū)(江西、湖北、湖南)平均值為0.39，與全流域平均水平持平；下游地區(qū)(安徽、上海、江蘇、浙江)平均值為0.22，低于全流域平均水平。很明顯，上中游地區(qū)自然資源稟賦相對豐裕，下游地區(qū)自然資源相對匱乏。

表2 長江經(jīng)濟帶各省份2000～2017年自然資源狀況

表3 長江經(jīng)濟帶各省份2000～2017年自然資源豐裕度綜合指數(shù)

(二)自然資源依賴度

根據(jù)表1自然資源依賴度計算方法，計算出2000～2017年長江經(jīng)濟帶各地區(qū)資源依賴度(表4)。表4綜合測算結(jié)果顯示，2000～2017年，長江經(jīng)濟帶全流域自然資源依賴度呈現(xiàn)先下降、升高、再下降的“倒N”型發(fā)展趨勢，總體在波動中不斷下降，從2000年的10.71%上升到2005年的11.31%，再下降到2017年的3.15%，說明近年來，在“生態(tài)優(yōu)先，綠色發(fā)展”理念下，通過推進供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革，長江經(jīng)濟帶產(chǎn)業(yè)不斷轉(zhuǎn)型升級，通過運用先進治污技術(shù)，增加了對沿江能源開發(fā)、金屬礦產(chǎn)開采、冶煉等工業(yè)企業(yè)的環(huán)境污染治理強度，減緩了這些企業(yè)對資源的依賴程度。從各地區(qū)來看，全流域資源依賴度平均水平達到7.39%，在上中下游呈現(xiàn)階梯分布。上游地區(qū)的資源依賴度平均值最大，達到10.77%，高于全流域平均水平，尤其是貴州、云南、四川，在全流域排名前三；中游次之(6.31%)，下游較小(4.81%)，中下游地區(qū)都低于全流域平均水平。從中可以看出，上游地區(qū)自然資源依賴程度更高，中下游地區(qū)則相對較低。

(三)經(jīng)濟增長水平

2000～2017年，長江經(jīng)濟帶全流域人均GDP增長率總體呈現(xiàn)出先上升后下降的趨勢，從2000年的8%上升到2011年的19%，再下降到2017年的9%，見表5。說明經(jīng)濟進入新常態(tài)依賴，長江經(jīng)濟帶經(jīng)濟增長有所放緩。從各地區(qū)來看，全流域人均GDP增長率平均水平達到12%，在上中下游呈現(xiàn)階梯分布。上中游地區(qū)人均GDP增長率平均值最大，達到13%，略高于全流域平均水平，尤其是上游地區(qū)貴州，在全流域排名第一，近年來，貴州加大基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，推動大數(shù)據(jù)產(chǎn)業(yè)快速發(fā)展，經(jīng)濟實現(xiàn)了突破性增長；下游增速則較小(11%)，略低于全流域平均水平，這主要由于下游地區(qū)如上海、江蘇處于工業(yè)化中后期，正是產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級的關(guān)鍵時刻；且在貿(mào)易戰(zhàn)下，經(jīng)濟必然會受到一定的影響，而以民營經(jīng)濟為主的浙江因受影響較少，依舊保持較快增長勢頭。

表4 2000～2017年長江經(jīng)濟帶各地區(qū)資源依賴度

表5 2000～2017年長江經(jīng)濟帶各地區(qū)人均GDP增長率 %

(四)資源豐裕度、資源依賴度對經(jīng)濟增長影響

1.變量關(guān)系的經(jīng)驗觀察

在進行計量模型檢驗之前，先作一些初步的經(jīng)驗觀察，以便了解自然資源與經(jīng)濟增長之間關(guān)系的大致輪廓，并為后面的計量分析奠定研究方向。在上文對長江經(jīng)濟帶資源豐裕度與資源依賴度測算基礎(chǔ)上，為直觀顯示三者之間的關(guān)系，分別作出自然資源豐裕度和資源依賴度之間的關(guān)系散點圖(圖1)、自然資源豐裕度和人均經(jīng)濟增長率之間的關(guān)系散點圖(圖2)、資源依賴度和經(jīng)濟增長之間的關(guān)系散點圖(圖3)。

由圖1～3可知，三條擬合曲線均向上傾斜，說明：其一，一般而言，資源豐裕的地區(qū)會憑借資源稟賦優(yōu)勢，優(yōu)先發(fā)展資源依賴型產(chǎn)業(yè)；其二，資源豐裕度與經(jīng)濟增長之間存在正向關(guān)系，即豐富的自然資源本身對經(jīng)濟發(fā)展是一個有利的基礎(chǔ)條件；其三，資源依賴度和經(jīng)濟增長之間存在正向關(guān)系，資源依賴型產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，對該地區(qū)的經(jīng)濟增長作出了貢獻。初步經(jīng)驗觀察表明，自然資源豐裕和資源依賴對經(jīng)濟增長都有促進作用。據(jù)此，提出假說：基于資源豐裕和資源依賴下的“資源詛咒”現(xiàn)象在長江經(jīng)濟帶流域內(nèi)省級層面并不成立。經(jīng)驗觀察得出的假說，還不足以說明問題，筆者通過建立模型，對假說進行實證檢驗。

2.回歸結(jié)果

對模型(1)和模型(2)分別進行Hausman檢驗，檢驗得出Hausman統(tǒng)計量分別為43.73和35.83，伴隨概率均為0，因此，在1%的顯著性水平下均拒絕原假設(shè)，最終使用固定效應(yīng)模型的面板數(shù)據(jù)估計方法對模型進行估計。表6為逐步引入控制變量后長江經(jīng)濟帶資源豐裕度對經(jīng)濟增長的影響結(jié)果。根據(jù)表6，模型(1)～模型(9)的初始經(jīng)濟發(fā)展水平的系數(shù)都小于0，且大多在5%的顯著性水平下顯著，表明各地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展存在條件收斂；自然資源豐裕度的系數(shù)為負，且在模型(1)和模型(2)中顯著，雖然模型(3)～模型(9)中，資源豐裕的系數(shù)不顯著，但依然為負，這說明資源稟賦較高反而抑制了經(jīng)濟增長，與初步的經(jīng)驗觀察并不一致，資源詛咒在長江經(jīng)濟帶存在。

長江經(jīng)濟帶資源依賴度對經(jīng)濟增長影響的檢驗結(jié)果，見表7。根據(jù)表7，模型(1)包含初始經(jīng)濟發(fā)展水平和自然資源依賴度兩個變量，其中初始經(jīng)濟發(fā)展水平的系數(shù)大于0，表明各地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展不存在條件收斂。自然資源依賴度系數(shù)為正，且在10%的顯著性水平下顯著，表明資源依賴型產(chǎn)業(yè)的發(fā)展促進了經(jīng)濟增長。但隨著所有控制變量的引入，根據(jù)模型(9)，資源依賴度的回歸系數(shù)不顯著且變?yōu)樨撝?，表明資源型產(chǎn)業(yè)的發(fā)展并不能實現(xiàn)經(jīng)濟有效且持續(xù)增長，資源依賴的詛咒效應(yīng)在長江經(jīng)濟帶存在。這主要是由于長江經(jīng)濟帶分布著眾多重化工園區(qū)和企業(yè)，“重化工圍江”特征明顯。采礦業(yè)等資源型產(chǎn)業(yè)是長江中上游地區(qū)的重要產(chǎn)業(yè)，尤其是四川、貴州、云南等地，對采礦業(yè)依賴程度較高，采礦業(yè)及其相關(guān)高能耗、高污染產(chǎn)業(yè)，損耗資源嚴重，破壞了當(dāng)?shù)厣鷳B(tài)環(huán)境，一定程度制約了經(jīng)濟增長。

對于控制變量，當(dāng)所有控制變量引入模型后，根據(jù)表6和表7的模型(9)，物質(zhì)資本、人力資本、市場化水平、城鎮(zhèn)化水平、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷、對外開放、區(qū)位優(yōu)勢對經(jīng)濟增長具有不同程度的正向作用。技術(shù)創(chuàng)新則與經(jīng)濟增長呈現(xiàn)負相關(guān)，與一般意義上的技術(shù)創(chuàng)新推動經(jīng)濟增長不同，這可能是由于全流域各區(qū)域創(chuàng)新資源聚集程度差異大，比如國家高新區(qū)個數(shù)、企業(yè)研究與試驗發(fā)展投入與增加值的比例等，總體上都呈現(xiàn)出下游發(fā)展較好、中游次之，上游較差的狀況。

同時可以發(fā)現(xiàn)，表6中，隨著控制變量的引入，自然資源豐裕度的系數(shù)逐漸降低，當(dāng)引入全部解釋變量后，回歸系數(shù)由模型(1)中-0.0286變?yōu)槟Ｐ?9)的-0.0073，并且不再具有顯著性，這說明自然資源豐裕度并不是直接對經(jīng)濟增長產(chǎn)生影響，而是通過物質(zhì)資本、人力資本、技術(shù)創(chuàng)新等間接作用于經(jīng)濟增長。表7中，隨著控制變量的全部引入，自然資源依賴度的系數(shù)由模型(1)中0.0458降為模型(9)的-0.0000，這說明資源依賴度也不直接作用于經(jīng)濟增長。為了研究自然資源對經(jīng)濟增長的傳導(dǎo)機制，分別以資源豐裕度和資源依賴度為解釋變量，以上文控制變量(區(qū)位因素除外)(1)影響物質(zhì)資本、人力資本、技術(shù)創(chuàng)新、城鎮(zhèn)化、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、對外開放、市場化的因素還有很多，只考慮自然資源并不能控制所有的因素。但主要是通過模型(1)、(2)重點考察自然資源通過物質(zhì)資本、人力資本、技術(shù)創(chuàng)新、城鎮(zhèn)化、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、對外開放、市場化對經(jīng)濟增長產(chǎn)生的間接效應(yīng)，而加入其他控制變量不會使結(jié)果產(chǎn)生太大實質(zhì)性變化，因此在此采取這種簡單的回歸形式。為被解釋變量做回歸分析，結(jié)果如表8所示。

表6 資源豐裕度視角下模型實證檢驗結(jié)果

表7 資源依賴度視角下模型實證檢驗結(jié)果

表8 資源豐裕、資源依賴對控制變量的影響

由表8可知，資源豐裕度通過物質(zhì)資本、人力資本、技術(shù)創(chuàng)新、城鎮(zhèn)化水平以及對外開放度抑制經(jīng)濟增長；資源依賴通過阻礙技術(shù)創(chuàng)新與進步、城鎮(zhèn)化水平、市場化水平對經(jīng)濟增長發(fā)生作用。資源豐裕與物質(zhì)資本負相關(guān)，豐裕的自然資源在1%的顯著性水平下對物質(zhì)資本投資產(chǎn)生了“擠出效應(yīng)”，這主要是因為資源稟賦高的地區(qū)通過對資源的開發(fā)，能夠得到較高的邊際收益，無論私人部門和公共部門都會減少物資資本的形成。從資源依賴度來說，資源依賴型產(chǎn)業(yè)的發(fā)展在5%的顯著性水平下帶動了物質(zhì)資本的形成。資源豐裕、資源依賴對人力資本的影響與物質(zhì)資本類似，以資源為基礎(chǔ)的部門和工業(yè)對高技術(shù)人才需求較低，在5%的顯著性水平下，抑制當(dāng)?shù)氐娜肆Y本投資，造成人才外流。技術(shù)創(chuàng)新能力、城鎮(zhèn)化水平在資源豐裕和資源依賴兩個視角下都受到了抑制，可以得出，對于依靠資源稟賦和資源依賴型產(chǎn)業(yè)拉動經(jīng)濟增長的地區(qū)來說，可能會對技術(shù)創(chuàng)新與進步和城鎮(zhèn)化水平產(chǎn)生抑制作用。資源型產(chǎn)業(yè)的發(fā)展會降低該地區(qū)的市場化水平，從而減弱對經(jīng)濟增長的作用。資源豐裕的地區(qū)會降低進出口貿(mào)易總額，減弱對外開放的程度，對經(jīng)濟增長產(chǎn)生阻礙。

三、結(jié)論與啟示

基于2000～2017年長江經(jīng)濟帶省級面板數(shù)據(jù)，從自然資源豐裕、依賴兩個視角對經(jīng)濟增長產(chǎn)生影響的實證分析，得出如下結(jié)論。其一，長江經(jīng)濟帶自然資源豐裕度綜合指數(shù)均值為0.39，標準差為0.19，極差為0.69，最大值是最小值的12.5倍，差距較大。上中游地區(qū)自然資源稟賦相對豐裕，下游地區(qū)自然資源相對匱乏。上游地區(qū)資源豐裕度綜合指數(shù)平均值為0.57，高于全流域平均水平；中游地區(qū)平均值為0.39，與全流域平均水平持平；下游地區(qū)平均值為0.22，低于全流域平均水平。其二，長江經(jīng)濟帶資源依賴度平均水平達到7.39%，在上中下游呈現(xiàn)階梯分布。上游地區(qū)的資源依賴度平均值最大，達到10.77%，尤其是貴州、云南、四川，在全流域排名前三，中游次之(6.32%)，下游較小(4.80%)。其三，資源豐裕對經(jīng)濟增長的作用為負，并且通過擠出物質(zhì)資本、人力資本、技術(shù)創(chuàng)新、城鎮(zhèn)化水平以及對外開放度抑制經(jīng)濟增長；其四，在控制其他因素的情況下，資源依賴型產(chǎn)業(yè)的發(fā)展對經(jīng)濟增長產(chǎn)生促進作用。逐步引入全部變量后，資源依賴對經(jīng)濟增長的促進作用不再明顯，甚至變?yōu)橐种?。因此，“資源詛咒”現(xiàn)象無論是從資源豐裕度視角還是從資源依賴度視角來看，在長江經(jīng)濟帶省際之間都是存在的。

根據(jù)上述研究結(jié)論，筆者給出以下幾點政策啟示。第一，合理開發(fā)和利用自然資源，建立自然資源市場，明確界定自然資源的所有權(quán)和使用權(quán)，實行自然資源有償開發(fā)和使用。組織力量，做好全流域內(nèi)的資源普查和核算工作，確定統(tǒng)一資源評價標準，綜合考慮資源的使用和維護。建立具有權(quán)威性的資源管理機構(gòu)，加強中央對流域地方政府的監(jiān)督和控制，抑制地方政府無效率的行為。第二，因地制宜，推動產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級。上游地區(qū)資源豐富，經(jīng)濟欠發(fā)達，應(yīng)依托資源加快科學(xué)發(fā)展，以資源型產(chǎn)業(yè)為主體，對資源進行深加工，延長產(chǎn)業(yè)鏈，提高附加值；中游地區(qū)是重要的工業(yè)基地，裝備制造基礎(chǔ)良好、產(chǎn)業(yè)配套能力強、區(qū)位條件好、物流成本低，應(yīng)將其打造成我國的制造業(yè)中心；下游地區(qū)經(jīng)濟發(fā)達，科技實力雄厚，要打造其成為高科技研發(fā)中心、金融貿(mào)易中心和高端產(chǎn)業(yè)、總部經(jīng)濟的集聚地。第三，優(yōu)化制度環(huán)境，促進技術(shù)進步，推進全流域產(chǎn)業(yè)多樣化和市場化進程，創(chuàng)造條件鼓勵私營經(jīng)濟發(fā)展，并將資源紅利更多地利用于人力資本積累、科技創(chuàng)新和改善流域生態(tài)環(huán)境，推動經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展，根治資源依賴癥，破解資源詛咒。