自然资源丰裕、资源产业依赖与中国区域经济增长，本文主要内容关键词为：丰裕论文,自然资源论文,经济增长论文,中国论文,区域论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
一、引言
传统的经济学理论一般认为良好的自然资源禀赋，尤其是丰富的矿产资源是工业化起步的基础和经济增长的引擎，一些国家的发展历程也恰恰对此给出了很好的证明，如美国和加拿大。但是，自20世纪中后期，基于大部分资源导向型经济增长模式的失败以及很多资源贫乏的国家和地区却取得了令人瞩目的发展成果的事实，自然资源对区域经济增长具有绝对促进作用的传统观点逐渐被颠覆。Auty于1993年首次提出了“资源诅咒”（curse of resources）的概念，即丰裕的资源对一些国家的经济增长并不是充分的有利条件，反而是一种限制，引起了学术界的广泛关注与争论。此后，Sachs和Warner（1995、2001）、Gylfason（2001a、b）、Gylfason和Zoega（2006）、Papyrakis和Gerlagh（2004、2007）、徐康宁和王剑（2006）、胡援成和肖德勇（2007）、邵帅和齐中英（2008）等学者在跨国层面和国内区域层面均通过实证研究支持了“资源诅咒”假说的成立。许多经济学家对这一悖论现象产生了浓厚的兴趣，分别从不同角度，应用各种理论与方法对其进行了广泛全面的研究，这些研究的大量出现使资源诅咒学说得以不断丰富和完善，并逐渐发展成为近20年来发展经济学的一个重要发现和热点研究方向。
然而，在许多学者对资源诅咒命题提出肯定性论断的同时，学术界对此也不乏一些批评性的声音。Stijns（2005）指出能源和矿业数据所反映的自然资源丰裕度并不是1970～1989年间经济增长的显著的结构性决定因素，自然资源对经济增长发生作用背后的情况较为复杂，是常规增长回归模型所不能捕捉的。Wright和Czelusta（2007）注意到了一些资源诅咒文献中存在的统计学问题，并指出跨国回归模型存在严重的选择性偏误问题。他们利用成功的资源型经济发展案例来反驳资源诅咒命题，如美国、澳大利亚、智利和挪威等国的成功例子，都证明了矿产资源可以通过采掘业的技术进步和相关知识的积累对发展产生重要影响。丁菊红和邓可斌（2007）研究发现中国的资源诅咒现象并不明显，与其说是资源造成了各地区经济发展的迥异，不如说是政府干预所致。Lederman和Maloney（2008）认为自然资源对经济增长具有负效应的结论缺乏稳健性，因为用贸易量表示的代理指标与相对自然资源禀赋并不一定相关，且限于数据的可得性，跨国回归方程也并不能够完全解释经济增长的历史过程。
可见，学术界对于自然资源对区域经济增长到底是“福”还是“祸”尚存在争议。事实上，虽然遭遇资源诅咒问题的国家和地区普遍存在，但同时仍存在一些表现为祝福而不是诅咒的例子。如博茨瓦纳、智利、马来西亚（Ross,2001）、挪威（Wright and Czelusta,2007）及我国山东省（徐康宁、韩剑，2005）。显然，如何利用一种更加合理和更具说服力的解释，使资源诅咒学说能够真正有效地为后进地区的经济发展提供理论支持和现实指导，是发展经济学亟待解决的一个重要课题。有鉴于此，本文针对资源诅咒学说最常被质疑的关键性变量指标选取问题，对自然资源丰裕度与自然资源依赖度进行了区分和界定，并结合对现有文献的总结和思考，修正了资源诅咒命题的内涵与假说描述，进而利用我国地级煤炭城市的面板数据样本，在对时期和地理因素进行控制，同时考虑潜在内生性问题的条件下对提出的假说进行了实证检验，并进一步对资源诅咒效应的传导机制进行了实证考察。
本文旨在为资源诅咒学说进行必要的补充和完善，以增强其理论逻辑性和现实解释力。本文余下部分结构安排如下：第二部分对自然资源丰裕度和自然资源依赖度的概念及度量指标进行了区分和界定，并对资源诅咒命题的内涵与假说描述给出了修正性阐释；第三部分基于所提出的假说及相关理论，建立了计量回归模型；第四部分利用我国地级煤炭城市的面板数据样本对提出的假说进行了实证检验；第五部分对资源诅咒效应的传导机制进行了实证考察；最后是结论与启示。
二、假说的提出：基于经济学文献的思考
对于“资源诅咒”涵义的表述，最早是由Auty（1993）提出的，他将其论述为：丰裕的资源对一些国家的经济增长并不是充分的有利条件，反而是一种限制。在国内最早开展相关实证研究的徐康宁和王剑（2006）则将其涵义表达为：自然资源对经济增长产生了限制作用，资源丰裕经济体的增长速度往往慢于资源贫乏的经济体。在相关实证研究中，学者们往往遵循着上述资源诅咒命题经典表述的思路，追求如何对自然资源丰裕度（或资源禀赋水平）的精确度量而力求得到更加令人信服的实证结果。对资源诅咒假说进行开创性实证检验的Sachs和Warner（1995）是以初级产品出口额占GDP的比重来反映一国的资源丰裕程度的。而后，由于对自然资源的范畴存在着不同的理解，学者们对其度量指标的选取更是五花八门，如初级产品部门就业比重（Gylfason et al.,1999）、初级产品部门（或采掘业）产值占GDP（或工业总产值）比重（Papyrakis and Gerlagh,2004、2007；邵帅、齐中英，2008）、采掘业固定资产投资占固定资产投资总额的比重（徐康宁、王剑，2006；胡援成、肖德勇，2007）、采掘业职工收入占地区职工总收入的比重（丁菊红、邓可斌，2007）、人均资源产量（Stijns,2005）等。
利用这些角度不一的指标得出的实证结果虽然在一定程度上丰富了资源诅咒学说的内容，但同时也成为质疑者对其最常提出的要害之一。Stijns（2005）认为Sachs和Warner等人所使用的初级产品比重这一指标并不能很好地反映一国的资源禀赋状况，初级产品的出口并不直接等同于资源的丰裕水平，生产和资源应是两个概念，资源多的未必生产也多。Brunnschweiler和Bulte（2008）指出在大多数支持资源诅咒的文献中，自然资源丰裕度往往被定义为资源出口与GDP的比率，但与其说这一指标度量了资源丰裕度，还不如更恰当地说它是资源依赖度的一个替代指标，而能够更加准确度量资源丰裕度的指标应该是资源储量。方颖等（2008）也认为现有文献所采用的度量自然资源丰裕度的指标无法正确地反映资源禀赋水平，且未将绝对和相对的自然资源丰裕度区分开来。
事实上，自然资源丰裕度（natural resource abundance）和自然资源依赖度（natural resource dependence）是两个不同的概念范畴，但现有文献却大多将其混为一谈，造成了相应指标选取上的混乱，并由此引起了学界对资源诅咒命题的批评和质疑。因此，只有明确资源丰裕度与资源依赖度的内涵并使用恰当的度量指标，才能保证实证研究的严谨性和说服力。有鉴于此，本文从资源诅咒命题实证研究的视角，对二者的涵义和度量指标分别进行如下界定。
简单来讲，自然资源丰裕度即一个国家或地区各类自然资源的丰富程度，或者说可利用于社会经济发展的自然资源的数量。自然资源丰裕度既是国家或地区产业结构的决定因子，又是社会经济发展水平的限制因子，在一定程度上影响着资源的开发规模和经济的发展方向，其度量指标可分为绝对丰裕度和相对丰裕度两类。一国或地区的总体资源拥有量反映了自然资源的绝对丰裕度，在绝对丰裕度的基础上考虑区域人口和面积的因素则反映了自然资源的相对丰裕度。因此，资源丰裕度的度量指标一般包括绝对资源量、地均资源占有量和人均资源占有量3种形式。其中人均资源丰裕度受区域内人口数量密度大小的制约，与区域社会经济条件有着更为紧密的联系，所以更适用于探讨自然资源与经济增长之间的关系。
自然资源依赖度是指一国或地区经济对于自然资源的依赖程度，这种依赖主要体现在资源型产业对区域经济的产业结构、就业结构、技术进步水平、发展速度和方向等方面的重要程度和影响强度上，也就是说资源型产业在区域经济发展中所具有的地位高低和作用大小。从这个角度来讲，自然资源依赖度也可称为资源产业依赖度。与自然资源丰裕度相比，资源产业依赖度的度量指标更容易设计和选取，且均属于相对值指标，其指标分子应反映出资源型产业的规模水平，指标分母则应为对应的区域经济总量水平①。当然，根据数据的可得性和具体研究的需要，其指标选取的侧重点也可有所不同。文献中常见的初级产品部门就业比重、初级产品部门产值占GDP比重、采掘业固定资产投资占固定资产投资总额的比重等指标均属于其典型指标。
在对自然资源丰裕度和资源产业依赖度的概念及其度量指标有了清晰明确的理解之后，再对相关文献的实证研究结论进行观察和总结，就不难得到这样的发现：利用资源产业依赖度变量开展的实证分析大多认为资源诅咒命题成立，而利用自然资源丰裕度变量开展的实证分析则往往会得到该命题不成立的结论。如Ding和Field（2005）以自然资本在总生产性资本中的比重作为指标进行检验时，发现自然资源对经济增长的影响是负向的，而将人均自然资源存量作为指标进行分析时，其影响却变为正向的了。
和Filer（2007）使用初级产品出口比重进行实证分析时得到的结果表明资源诅咒效应是存在的，但当使用人均初级产品出口量进行分析时，资源诅咒效应却消失了。Brunnschweiler（2008）也得到了类似的结论。
现有文献的研究结论让我们有理由相信这样一种事实：丰裕的自然资源本身对区域经济增长是具有积极影响的，但对自然资源和资源型产业的过度依赖则会对区域经济增长产生不利影响。很多拥有丰富自然资源的国家和地区，之所以表现出难以令人满意的增长绩效，主要源于其长期过于依赖资源出口和资源型产业，反而产生了一系列不利于经济增长的各种问题而阻碍了经济增长。上述观点也与某些学者的观点不谋而合。Gylfason和Zoega（2006）通过建立经济增长数理模型的方法，从理论上得到了对自然资源依赖度越高的国家，其经济增长绩效往往越差的结论。Brunnschweiler和Bulte（2008）的实证分析结果也显示，丰裕的自然资源本身与经济增长缓慢并不存在显著的联系，而对自然资源较高的依赖则与经济增长缓慢是相联系的。
基于以上分析，本文提出以下观点：资源优势并非总能成为经济发展的福音，也未必一定会变成经济发展的诅咒。自然资源如同一把双刃剑，其对经济发展有利与否，关键在于人们对自然资源的开发、利用和管理是否科学合理。丰富的自然资源本身对经济发展是一个有利的基础条件，但很多资源丰裕的国家和地区表现出不尽如人意的发展绩效，在很大程度上是对资源出口或资源型产业的过度依赖而造成的。如图1所示，如果一个国家或地区仅仅将目光放在如何利用资源优势上，其经济发展过分地依赖于自然资源开发与输出，而不是依靠人力资本积累、技术和制度创新，那么就会减缓其他经济优势的形成和积累，阻碍工业化的正常推进，在最初的一段时期内（
时点前），其国民收入和经济增长水平可能会表现出较为明显的提高，但这种提高往往是缺乏后劲和非可持续性的，甚至可能是昙花一现，因为其最初良好的经济发展态势很容易被对资源的不合理开发所带来的一系列负面效应所销蚀殆尽，或因资源的耗竭而走入低谷，使经济发展陷入资源优势陷阱而不能自拔。事实上，所谓的资源诅咒的“传导机制”都可以归结到对自然资源的过度依赖上：资源价格波动对贸易条件和宏观经济稳定性的打击、采掘业资本和人力的大量投入带来的“去工业化”（de- industrialization）现象、教育机会成本的提高、教育需求与教育投资回报的降低、人力资本积累速度的减缓、企业家行为与技术创新动力的下降、寻租和腐败行为的滋生、制度质量的弱化。这些可能导致“诅咒”效应发生的种种因素无一不是由对资源的过度依赖而衍生出来的。因此，可以说，对自然资源的过度依赖，是产生资源诅咒效应的罪魁祸首，是羁绊区域经济发展的最大根源。
图1 资源诅咒式经济与常规经济增长路径比较图
简而言之，如果一国或地区的经济对自然资源或资源型产业的依赖程度越高，那么其经济发展就越容易遭遇到资源诅咒；而如果发展者能够合理、节制地对自然资源进行开发，在发展起步阶段利用其自然资源财富大力进行资本积累（包括物资和人力）与创新活动，使其经济发展上升到良性循环的轨道上来，那么这个国家或地区就可以真正地将资源优势发挥出来而成功规避资源诅咒，美国、加拿大、挪威等国家的发展经历已经对此给出了很好的证明。
通过以上分析，我们现在可以对资源诅咒命题的内涵重新做出如下诠释：自然资源诅咒是指一国或地区的经济由于对资源型产业的过度依赖，而引起一系列不利于长期经济增长的负面效应，最终拖累区域经济增长的一种现象。其发生的主要根源在于人类自身过分迷信于“自然资源优势”，过度依赖于资源型产业，从而做出一系列不理智的、短视的甚至错误的非持续性发展行为。资源诅咒效应既可以发生于资源丰裕的国家或地区，亦可发生于资源贫乏的国家或地区②。但资源丰裕的经济体更易于遭受资源诅咒，这是因为资源丰裕的经济体在其经济发展过程中往往更趋向于优先发展资源型产业而忽视对其他产业的培育，导致其经济逐渐对资源型产业过度依赖而引发资源诅咒。
基于上述分析，本文重新提出资源诅咒命题的3个假说。
假说1：资源产业依赖度较高的经济体，其长期经济增长速度较慢。
假说2：较高的自然资源丰裕度有利于区域经济增长。
假说3：自然资源丰裕度较高的经济体更容易表现出较高的资源产业依赖度。
其中假说1是命题的核心部分，只要验证假说1成立，即可证明资源诅咒命题成立。假说2和假说3是两个辅助性假说，是对命题的进一步补充，有助于研究者和读者对资源诅咒命题进行准确地理解和把握。下文首先针对以上假说来开展实证研究。
三、计量模型、研究样本与指标数据
（一）基本模型设定
（1）增长模型及长期增长效应。首先，针对假说1和假说2本文建立如下面板数据基本回归模型：
在前3种情况中，自然资源因素均有利于经济增长，其中第（2）种增长状态最为理想，其投入产出效率最高，而第（3）种增长状态的投入产出效率偏低，属于粗放型的增长模式。当第（4）种情况发生时，自然资源因素可能仅仅引起较短暂的经济增长，而长期经济增长水平实际上要低于无资源开发时的水平，这时自然资源开发会明显阻碍经济增长，即出现了所谓的“资源诅咒”。
（二）研究样本
本文以我国地级煤炭城市为研究样本来开展研究，主要是出于以下3方面的考虑。
首先，在现有研究中，徐康宁和王剑（2006）、邵帅和齐中英（2008）、丁菊红和邓可斌（2007）已分别从我国29个省份层面、西部11个省份层面和21个城市（主要是省会城市及直辖市）层面进行了实证考察，因此，本文为了避免重复性的研究而选择我国地级煤炭城市作为考察对象③。
其次，长期以来，我国大部分煤炭城市的经济发展绩效一直不尽如人意，其经济增长的速度往往不及煤炭输出和原材料消耗的速度，或多或少存在着产业结构单一、经济增长质量不佳、居民实际收入和消费水平偏低、工业化水平滞后、生态环境恶化等一系列社会、经济问题，“富饶的贫困”现象比较明显。从直觉上判断，我国大部分煤炭城市具有发生资源诅咒效应的可能性。虽然对煤炭城市经济发展问题进行研究的文献很多，但研究者们更多的是把目光局限在城市经济转型及如何将资源优势转化为经济优势等问题上，而应用资源诅咒理论研究煤炭城市经济发展的文献鲜见报道。
最后，由于我国地级煤炭城市在发展路径和体制特征等方面大多具有较高的相似性，所以与跨国层面和省际层面的研究相比，把资源诅咒命题引入到同一类型的城市层面进行考察，更易于控制不同截面单位间的差异，有利于得到较为准确的实证结果，具有一定的学术创新和实践探索价值。
根据《中国矿业年鉴2006》的界定，中国共有31座典型的地级煤炭城市，但其中宿州、娄底、达州和萍乡4座城市有些年份的数据缺失，因此本文最终选取邢台、大同、朔州、阳泉、长治、晋城、乌海、赤峰、抚顺、阜新、鹤岗、七台河、双鸭山、鸡西、徐州、淮南、淮北、龙岩、济宁、淄博、枣庄、平顶山、焦作、鹤壁、六盘水、铜川、石嘴山等27个城市作为研究样本。
囿于数据的可得性，本文考察的时间范围为1997～2006年④。本文的面板数据集包括了27个截面单位和10年的时间序列，每个指标的样本观察值为270个。数据主要来源于《中国城市统计年鉴》、《中国城市年鉴》、各省、市统计年鉴及统计公报。
（三）指标数据
显然，与总体GDP增长率相比，人均GDP增长率更能说明一个地区经济增长的质量，也更具可比性。然而相关统计年鉴均未对各地级城市的人均GDP增长率进行完整报告，但各年GDP增长率和平均人口（即上一年末人口与本年末人口的算术平均值）均可得。因此，我们可以利用GDP增长率、年平均人口和人均GDP增长率3者之间的数量关系推导得出以下关系式。
第t年人均GDP增长率＝（第t年GDP增长率＋1）×（第t－1年平均人口／第t年平均人口）－1 （6）
在已知GDP增长率和年平均人口的条件下，即可通过上式推算出各城市各年人均GDP增长率。
对于自然资源丰裕度和资源产业依赖度的度量，考虑到数据的可得性和合理性，本文选取的指标分别为人均原煤产量和采矿业从业人数占全部从业人数比重⑤。单纯从度量指标的准确性上来讲，资源丰裕度的最直接度量指标应为人均煤炭储量，但在相关统计资料和文献中，对包括煤炭资源在内的城市层面的矿产资源储量数据均未见完整报告。而原煤产量与煤炭储量通常是高度相关的。虽然原煤产量会受到市场环境、价格波动和政府干预等宏观经济因素的影响，但对于大多数煤炭城市来说，这些影响并非局部现象，对于整个煤炭行业而言是具有较为显著的整体性效应的。因此总体来看，可以在一定程度上认为煤炭储量较丰富的地区其原煤产量相对也较高⑥。另外，从指标的经济学意义上来讲，通常情况下，只有被开采出来的自然资源才会对区域经济产生实质性的影响，而潜在的储量在自然资源未被开采之前，只是一种原生态的自然物质，往往不会对区域经济产生直接影响。从这个角度来讲，储量指标在更大程度上是一种资源环境学或地理学指标，而产量指标才是一种在开展经济学研究时更符合逻辑和更具使用价值的经济学指标。因此，出于数据的可得性和上述逻辑性考虑，本文最终选取与人均煤炭储量高度相关而又具有较强经济学意义的人均原煤产量这一指标，来度量自然资源丰裕度。
在相关文献中，控制变量Z一般包括物质资本投资、人力资本水平、技术创新能力、对外开放度、制造业投入和制度质量等因素。不失一般性，本文使用全社会固定资产总投资占GDP的比重这一指标对物质资本投资进行度量，表示为FAI，并预期其系数符号为正。
对于人力资本水平的度量，相关研究常采用高校在校生人数占人口比重这一指标，但鉴于煤炭城市的高等院校数量一般较少，有些煤炭城市近年来才开始建立高等院校，其中朔州市甚至至今都没有高等院校，显然，在这种情况下，上述指标是无法对人力资本水平提供准确反映的。考虑到煤炭城市的人力资本水平往往偏低，拥有中学学历者可能会在其劳动力总量中占有较大的比重，因此本文选取普通中学在校生人数占人口比重这一指标来反映其人力资本水平，表示为HC，并预期其系数符号为正。技术创新能力的常见度量指标为R&D机构从业人数比重或R&D支出比重，本文选取从事科技活动人数占人口的比重予以反映，表示为SE，并预期其系数符号为正。
对外开放度一般可以从进出口贸易和外商投资两方面予以度量。但城市层面的进出口贸易数据不可得，因此本文选取《中国城市统计年鉴》中公布的外商直接投资中的当年实际使用外资占GDP的比重作为其度量指标，表示为FDI，并预期其系数符号为正。
“荷兰病”（Dutch Disease）最主要的表现在于资源开发活动对制造业的冲击，即所谓的“去工业化”效应，其直接对应的考察目标为制造业的投入水平，本文选取制造业从业人数占全部从业人数的比重作为其度量指标，表示为MI，并预期其系数符号为正。
制度弱化效应是另外一个被普遍接受的传导机制，研究认为自然资源开发活动往往具有增加寻租和腐败行为从而引起制度质量下降的趋势。但对制度质量的衡量往往是一件“令人头痛”的事，学者们所使用的指标也不尽相同。考虑到长期以来，我国的煤炭资源开发活动具有较浓的官方色彩，原煤供应大部分来自于国有煤炭企业，政府在煤炭生产和市场运行方面的干预成分较大。虽然20世纪90年代中期后，中央政府对自然资源开发的绝对控制出现了松动，开始有条件地允许私营和外资等非国有经济成分进入煤炭产业，但政府和各级资源管理部门对其开采许可授予与生产运行过程仍然拥有较大的管制权，政府的干预程度并未因此明显下降。因此，将政府干预程度作为制度质量的一个度量指标而引入回归模型，对于本研究来说是合适的，也是必要的。本文参照张军和金煜（2005）等文献的做法，利用扣除科教支出的财政支出占GDP的比重来反映地方政府的经济干预程度，以此来刻画不同城市的制度质量，表示为GI，并预期其系数符号为负。
此外，考虑到本文考察对象的实际情况，我们认为还需要再加入一个尚未被充分重视的传导因素——私营经济发展水平。Sachs和Warner（2001）较早提出了丰裕的资源会通过吸引潜在创业者和企业家去从事初级产品的生产，从而挤出企业家行为和创新活动的论断，但此后的研究并未对此给予充分关注。刘庆岩和孙早（2009）通过我国省份面板数据的实证研究发现，地区产业结构向资源型产业集中的专业化调整对私营工业企业的发展产生了显著的抑制效应，这在客观上延缓了地区的市场化进程而不利于后进地区（主要指资源型地区）的经济发展。虽然上述观点还有待于进一步验证，但煤炭城市经济结构中国有企业比重较大是不争的事实，在考察煤炭城市的资源产业依赖度与经济增长关系时，有必要对这个因素加以考虑。因此，本文选取城镇私营和个体人员数占总人口比重作为私营经济发展水平的度量指标而引入回归模型，表示为PE，并预期其变量符号为正。
除上述控制变量外，本文还引入了两个必要的虚拟变量作为基本的控制变量：时期虚拟变量DT和地理虚拟变量DG。众所周知，1997～2000年为我国整个煤炭行业的萧条期，而2000年后，由于我国产业结构向重化工业倾斜及能源价格政策调整等原因，煤炭的需求和价格显著上升，带动煤炭行业逐渐步入了一个繁荣时期，因此，本文为了控制这种外部宏观经济环境的冲击而引入时期虚拟变量DT，在2001～2006年时取值为1。假设这种煤炭资源繁荣可以在短期内增加煤城的财富积累而有利于区域经济增长⑦，因此预期其变量符号为正。此外，参照Sachs和Warner（2001）等文献的做法，本文还利用地理虚拟变量DG来捕捉城市间一些不可观测和难以量化的地理因素对经济增长所产生的影响，令沿海省份的煤炭城市取值为1。很多研究都强调了地理优势在我国东部沿海地区经济发展中所发挥的重要作用。自改革开放以来，东部沿海地区在外资引进和税收政策方面也确实享受了中央政府提供的很多优惠条件，而东部沿海省份的煤炭城市处于这样一种宏观经济环境之中，其城市的经济发展也应该具有上述优势。但遗憾的是，大多数相关实证研究并未对地理因素进行控制。
表2和表3分别报告了各变量的定性描述和描述性统计及方差膨胀因子值。一般认为，如果方差膨胀因子值大于10，则说明解释变量间存在严重的多重共线性。由表3可知，各解释变量的方差膨胀因子值均不大于2，因此，后文的实证分析无需考虑多重共线性的问题。
四、假说检验及讨论
本文主要考察自变量系数所反映的样本整体性效应，所以主要考虑的面板数据模型形式有混合最小二乘法（Pool OLS）、变截距固定效应（FE）和变截距随机效应（RE）3种，并事先通过F检验、BP拉格朗日乘数检验和Hausman检验进行模型筛选，然后再利用Driscoll- Kraay标准误估计法和可行的广义最小二乘法（FGLS）分别对固定效应模型和随机效应模型进行稳健型估计，以纠正可能出现的残差异方差和自相关问题。
另外，还需要考虑的一个重要问题是，如果回归模型中出现了由双向因果关系或（和）遗漏变量等原因所导致的内生性问题时，那么使用上述方法所得到的参数估计量就可能存在偏误。在我们所设定的模型中，某些变量是可能存在内生性问题的。正如一些学者所指出的那样，资源依赖度往往取决于其他部门的增长速度，同时也反映了影响特定部门的政策以及相关宏观变量的作用，从而可能存在一定的内生性问题（Coxhead,2007；方颖等，2008）。而固定资产投资、外商直接投资（FDI）等变量也是常被认为容易存在内生性的变量。式（5）中的变量RA和RD之间也可能存在着双向因果关系。而内生性问题确实是大多数研究资源诅咒的实证文献没有考虑到的一个重要问题，这也成为相关研究受到置疑的主要原因之一。有鉴于此，我们必须在实证分析中对内生性问题予以重视。
解决内生性问题的一个有效方法是利用合适的工具变量（IV）来替代内生性变量，并采用两阶段最小二乘法（2SLS）以得到无偏一致的参数估计值。一般而言，工具变量的有效性取决于两个条件：一是工具变量必须和内生性变量相关，二是工具变量必须和随机扰动项无关。但由于扰动项实际上是难以观测的，因而在实践中要寻找严格意义上与扰动项无关，且与所替代的内生性变量高度相关的变量通常比较困难。一个常见的经验性做法是选取内生性变量的滞后变量作为工具变量（林毅夫、姜烨，2006；郭熙保、罗知，2009）。本文也采用滞后一期变量作为各潜在内生性变量的工具变量。
值得注意的是，使用工具变量的前提是存在内生解释变量，因此，需要对模型是否存在明显的内生性问题进行检验。对此，我们可以通过Hausman内生性检验来实现（Woodridge,2002）。Hausman内生性检验的原假设为所有解释变量均为外生变量。如果拒绝，则认为存在内生性变量，要使用IV；如果接受，则认为不存在内生性问题，无需使用IV。
综上，我们的模型设定筛选步骤为：（1）利用F检验、BP拉格朗日乘数检验和Hausman检验对面板数据模型在FE和RE之间进行设定筛选；（2）利用Hausman内生性检验对模型是否存在显著的内生性进行检验，如存在，则在第（1）步模型设定的基础上，通过IV对模型进行2SLS估计（分为IV－FE和IV－RE两种），如无内生性问题，则直接采用第（1）步的模型设定形式进行估计。
（一）对假说1的检验
首先利用模型（1）来考察资源产业依赖度与区域经济增长之间的关联效应。包含所有控制变量的面板数据回归模型如下。
为便于逐步观察各控制变量对重点考察变量之间关联效应的影响情况，以及整个分析过程中变量系数的动态变化趋势，我们采用依次添加控制变量的方法进行分析。此外，为了对模型的内生性问题进行更为全面地考察，而不是仅考察在文献中常被怀疑存在内生性的FDI等几个变量，我们对除lnY、DT和DG这3个基本控制变量之外其他所有解释变量的内生性问题均进行了检验，具体的做法是：按照引入回归模型的顺序依次对各解释变量进行内生性检验，对于存在内生性问题的变量，则利用IV对其进行替代，并在采用IV的条件下，继续对后面的变量进行内生性检验；对于不存在内生性问题的变量，则在后面的模型中不再利用IV对其进行替代。由表4报告的设定检验结果可以看出，所有模型均不存在明显的内生性问题而适用于随机效应进行估计，且均存在异方差性但不存在自相关性。参数联合检验结果则表明参数整体上非常显著。
表4中的模型1为仅将lnY、DT和DG这3个基本控制变量引入回归模型所进行的实证考察。结果显示，资源产业依赖度的系数为－0.04161，并在5％的水平上显著。模型2的结果显示，固定资产投资所反映的物质资本投资对煤城经济增长的推动作用十分明显。资源产业依赖度的系数为在1％水平上显著的一个负值（－0.05217），说明其对经济增长的负效应并未受到物质资本投资的显著冲击。模型3和模型4分别引入了人力资本水平和技术创新能力。结果显示，两个变量与经济增长均为显著的正相关，显著水平均为5％。在依次加入这两个控制变量后，资源产业依赖度均在1％的显著水平上与经济增长保持负相关。
接下来的模型5引入了描述对外开放度的外资投入变量。改革开放以来，包括大力吸引外资在内的对外开放政策在我国20多年来的经济发展过程中发挥了非常重要的作用，而良好的投资环境无疑是吸引外资的一个重要条件。但分析结果与预期情况不符，外资投入与经济增长之间呈现出显著水平很低的负相关，说明外资投入对我国煤炭城市的经济发展并不具有明显的积极影响，这可能主要与煤炭城市的外资投入水平和外资利用效率偏低有关。资源产业依赖度的系数值变动不大，仍然为1％水平上显著的负值。
模型6与模型5的分析结果类似，制造业投入的系数为一个数值大小和显著水平均很低的负值，说明制造业对煤城的经济增长并未发挥出应有的促进作用，这也从一个侧面反映出我国煤炭城市经济发展水平滞后的一个原因，即过于依赖煤炭产业而忽视制造业的发展，从而导致经济发展缺乏长期动力。加入制造业投入变量后，资源产业依赖度对经济增长的负向效应依然显著。
尽管财政支出对经济增长的作用方向还存在争议，但作为政府干预经济的一种重要方式，财政支出的规模存在着一定的合理范围，如果财政支出效率低下、政府干预力度过强，就可能会对经济增长产生不利影响。原因之一是，在政府对经济过度干预的情况下，企业家会趋向于将其才能用于从事非生产性活动，与满足市场需求相比，企业家更愿意将资源投入到可以获得超额利润的寻租活动中（Sobel,2008），而这也正是资源诅咒效应的一个重要的传导途径。模型7引入了反映制度质量的政府干预程度变量，与预期情况一致，其系数为在5％水平上显著的一个负值（－0.1633），说明了煤炭城市地方政府对经济的干预力度过强而阻碍了经济增长。资源产业依赖度的系数值和显著程度均有所下降，但仍然在5％的显著水平上与经济增长负相关。
改革开放以来，中国在市场机制的建设上取得了瞩目的成就，市场化进程的快速推进与私营企业的崛起及私营经济的发展是密不可分的，有些学者甚至认为大量私营企业的出现有力地促进了中国经济的平稳转型和快速增长（Lo and Tian,2002），而国家经济转型的成功或失败很大程度上也可以视私营企业的表现而定（McMillan and Woodruff,2002）。从模型8的分析结果来看，私营经济的发展确实对煤城的经济增长表现出了显著的正向效应（显著水平为5％）。此外，在引入私营经济发展水平变量后，政府干预程度的系数值和显著程度均有所下降，说明私营经济发展水平的提高可以在一定程度上削弱政府干预对经济增长所产生的负向冲击。
在引入所有控制变量后，资源产业依赖度的系数依然为负（－0.04598），并在1％的水平上显著，而变量
的系数也为负值，这满足自然资源因素对区域经济增长产生影响的第（4）种情况的参数条件，说明资源产业依赖明显制约了煤炭城市的经济增长，资源诅咒效应在我国煤炭城市层面是明显存在的，这也充分证明了假说1的成立。此外，模型8中所有对经济增长产生正向影响的变量的系数与的系数比率关系均符合第（3）种增长状态的前提条件，即－（
）＜1，说明这些经济要素的投入每增加1％只能带来小于1％的经济增长，要素投入产出效率偏低，可见我国煤炭城市的经济增长还停留在粗放型的增长轨道上。
再从系数的显著程度及其变化情况来看，在经济增长的各积极因素中，物质资本投资对经济增长的推动作用最为稳健，一直在1％的高显著水平上与经济增长保持正相关，私营经济发展水平对经济增长也具有一定的积极贡献，人力资本水平和技术创新能力虽然也表现出了一定的显著性，但在其他因素（政府干预程度和私营经济发展水平）的冲击下缺乏稳健性，而对外开放度和制造业投入并未对经济增长产生显著的影响。以上结果也进一步印证了前文的结论，即煤炭城市的经济增长主要还属于资本导向型粗放式的增长方式，虽然人力资本和技术创新可以在一定程度上缓解经济增长对资本投资的依赖性，但这种缓解作用比较有限，且缺乏稳定性，因此，高水平的人力资本和技术进步对我国煤炭城市经济增长的贡献强度还有待于进一步提高。
纵观以上分析过程和结果还可得知，时期虚拟变量的系数一直在1％的水平上显著为正，说明进入21世纪以来，我国产业结构的调整和能源价格的波动等宏观经济环境的变化对煤炭城市的经济增长是具有积极影响的；地理虚拟变量的系数虽然在少数模型中较为显著，但更多的时候却并不显著，说明地理位置优势并没有成为影响煤炭城市经济增长的主要因素，这与某些文献的结论一致。Sachs和Warner（2001）在回归模型中引入距海洋100公里内陆地面积的百分比和距最近的主要港口的公里数等地理因素变量，结果发现资源诅咒假说依然成立，而引入的上述地理因素变量与经济增长之间并不存在显著的相关性。方颖等（2008）的实证研究结果也显示，在大部分其考察的模型中沿海城市虚拟变量的系数亦不显著。
（二）对假说2的检验
我们利用以下面板回归模型对自然资源丰裕度与区域经济增长之间的关联情况进行实证考察。
我们同样采用上述方法对各模型的内生性进行了检验。表5报告的设定检验结果显示，模型2和模型3存在显著的内生性问题（内生性变量为FAI和HC），而其他模型则不存在内生性问题。因此，我们利用IV－FE对模型2和模型3进行估计，而其他模型则采用FE进行估计。其中地理虚拟变量的系数被报告为dropped，是因为在使用固定效应进行参数估计时，根据固定效应的原理，同一截面单位不随时间变化的变量会在差分过程中被剔除（dropped）。但本文仍然遵从了Hausman检验所给出的模型设定选择，主要是考虑到固定效应本身就是针对截面单位的个体效应而被提出的，其分析结果是已经考虑了个体效应后的处理信息，而这与本文引入地理虚拟变量的初衷一致⑧。
仅加入lnY、DT和DG3个基本控制变量的模型1的分析结果显示，自然资源资丰裕度的系数为在1％的水平上显著的一个正值（0.1843），丰裕的自然资源本身对经济增长表现出了明显的积极影响。那么加入其他控制变量后这种积极影响是否稳健呢？
在依次加入物质资本投资、人力资本水平、技术创新能力、对外开放度、制造业投入、政府干预程度和私营经济发展水平等控制变量的过程中，自然资源资丰裕度系数的显著性一直保持在1％的水平上，而且其数值大小的变动幅度也不大，大体上处于0.20～0.23之间，这充分证明了假说2的成立，即丰裕的自然资源是经济增长的有利条件。
显然，丰富而优质的自然资源能够为经济的持续、稳定增长提供保障。与资源贫乏的地区相比，资源富饶的国家和地区具有更好的经济发展基础，可以相对快速地积累财富，在制度、资本等其他要素的配合下，更易于在短期内实现经济的跨越式发展。事实也证明，许多资源丰裕国家的社会劳动生产率往往较高，从而有力地促进了经济增长。David和Wright（1997）研究发现在19世纪末和20世纪初美国比其他国家更加密集地进行了矿产资源的开发，而美国矿业经济的大幅度增长就得利于其矿产资源开发所带来的正向反馈（positive feedbacks）。Gylfason（2001a）也发现挪威经济繁荣的实现可以归因于其成功地对丰富的自然资源所进行的有效管理。
在各控制变量中，物质资本投资和时期虚拟变量与经济增长之间的正相关性最为稳健，其系数显著性一直保持在1％，说明固定资产投资和煤炭资源繁荣是目前煤城经济增长的有力推动因素；对外开放度与制造业投入对经济增长并未产生显著的影响；政府干预程度系数的显著性保持在10％的水平上，但在加入私营经济发展水平变量后其数值大小有所降低，说明政府干预对经济增长的副作用可以在一定程度上通过私营经济的发展而得到缓解。以上结果及其所表达的经济学含义与前一小节一致。但不同的是，人力资本水平、技术创新能力和私营经济发展水平的系数并不显著，说明在控制了个体效应后，这3个因素对经济增长的影响变得不再显著。以上结果又一次印证了前文分析中所得出的结论，即我国煤炭城市的经济增长对于物质资本投资，尤其是固定资产投资表现出很强的依赖性，同时对于煤炭资源繁荣也表现出较为敏感的积极响应，但这种技术含量偏低、过度依赖于投资拉动和资源繁荣的粗放式增长方式的可持续性有多大，是一个值得令人思索的问题。
（三）对假说3的检验
在现有文献中，学者们基本均将考察重点放在自然资源丰裕度或资源依赖度对区域经济增长的影响上，而对自然资源丰裕度与资源依赖度之间的关联效应进行的实证考察可以说是凤毛麟角，本小节即尝试利用式（5）对此开展一些探索性研究。
在式（5）中，本文仅加入了3个基本的控制变量。之所以没有引入其他控制变量，主要是考虑到虽然这些控制变量可能成为煤城发生资源诅咒效应的传导因素，但与式（1）相比，还没有像经济增长理论这样成熟的理论，使我们预期得知这些控制变量与式（5）的被解释变量——资源产业依赖度之间的关系及其作用机制，而现有文献也大多是从实证经验的角度对其进行的相关考察，且考察重点和研究结论不尽相同。在上述情况下，式（5）中加入上述任一控制变量均难堪合适之选，所得到结果的稳健性反而可能较差。有鉴于此，本小节依次在lnY、DT和DG这3个基本经济因素的控制条件下，来对假说3进行实证检验。事实上，这3个变量的加入分别实现了对初始经济状态、时期因素和地理因素这几个最基本的区域经济条件的控制，可以在很大程度上对分析结果的解释力和稳健性提供保障。
我们重点对式（5）中的内生性进行了检验。表6所报告的检验结果显示，在式（5）中存在明显的内生性，因此我们根据各模型设定检验的具体结果，采用IV－FE或IV－RE对其进行了估计。在仅加入滞后一期人均GDP自然对数作为控制变量的模型1中，自然资源丰裕度的系数为在10％水平上显著的一个正值。接下来的模型2和模型3分别添加了时期虚拟变量和地理虚拟变量作为控制变量，两个模型中自然资源丰裕度系数的显著程度分别为1％和5％。最后，将3个基本控制变量同时加入模型4，结果显示，自然资源丰裕度的系数为在1％水平上显著的正值。以上结果很好地证明了假说3的成立，即自然资源丰裕度与资源产业依赖度之间是具有高度的正相关性的，自然资源丰裕的地区更趋向于优先发展资源型产业，从而易于走上资源依赖型经济发展的道路。
从表6中还可以看出，时期虚拟变量与资源产业依赖度之间是显著正相关的，说明煤炭资源繁荣可以吸引更多的生产要素流入煤炭产业，从而进一步增加了煤炭城市经济对资源型产业的依赖程度；地理虚拟变量的系数显著为负，说明东部沿海发达省份的煤炭城市对煤炭产业的依赖程度较低，而中西部欠发达省份煤炭城市的经济发展则更加倚重于煤炭产业。
正因为自然资源可以在短期内带来可观的“资源红利”，才会使资源丰裕国家和地区的政府和人民更容易沉湎于资源开发活动所带来的短期利益和虚假繁荣之中，有意或无意地对自然资源产生依赖心理，大力围绕所谓的“资源优势”开展经济建设，而对自然资源开发所产生的种种副作用缺乏关注或应对不力，逐渐走上资源依赖型经济的发展道路，被锁定于资源产业依赖的路径之上。因此，钟情于自然资源，热衷于资源开发，依赖于资源收益，就成为资源型经济体所具有的通病。
综合以上实证分析结果可以得知，自然资源既是诱人的“资源馅饼”，亦可成为可怕的“资源陷阱”。虽然丰裕的自然资源可以为区域经济发展提供良好的天然富源，但却并非经济发展的充分条件，这种“天赐神粮”（Manna from Heaven）所带来的“意外之财”（windfalls）非常容易使人们对其过于陶醉和热衷追求，造成区域经济对资源型产业的过度依赖，反而束缚经济发展的步伐。图2简单地概括了上述分析结果所反映的自然资源丰裕、资源产业依赖与区域经济增长3者之间的关系，即本文提出的3个假说所描述的情形。
图2 自然资源丰裕、资源产业依赖与区域经济增长关系图
那么，对自然资源的依赖可以通过哪些因素或途径来制约区域经济发展呢？我们尝试通过进一步的实证分析来进行解答。
五、传导机制分析
资源诅咒效应的传导机制分析是一个非常具有现实意义的研究内容，因为只有找到自然资源开发活动影响区域经济增长的作用途径，才可能制定出有针对性的政策措施来避免或削弱资源诅咒效应，从而实现对经济发展进行纠偏式的积极调控。但正如Hausmann和Rigobon（2002）所言，理解自然资源对经济增长的作用机制是一项非常艰巨的任务。尽管学者们从不同的角度对资源诅咒现象产生的原因及发生机制提出了各种理论解释，并开展了一些相关实证研究工作，但由于研究的侧重点不尽相同，目前大多数实证考察是从某一方面或就具体案例而开展研究的，还鲜见有对所提及的传导途径进行较为全面实证考察的文献。本节进一步尝试对模型（1）中引入的7个主要控制变量进行实证考察，以从多种角度来探寻引起煤炭城市发生资源诅咒的传导机制。
现有研究往往将资源诅咒的传导机制分为挤出效应、荷兰病效应、制度弱化效应等几大类，各类传导机制往往可以通过其相应的各个代表性变量与自然资源变量之间的关系被反映出来（徐康宁、王剑，2006；邵帅、齐中英，2008）⑨。在本文所选取的变量中，挤出效应所对应的潜在传导因素为物质资本投资、人力资本水平、技术创新能力和对外开放度（外资投入），荷兰病效应所对应的潜在传导因素为制造业投入，而制度弱化效应所对应的潜在传导因素为政府干预程度。基于对Papyrakis和Gerlagh（2004）、邵帅和齐中英（2008）等相关研究所使用模型的改进，我们建立如下面板数据基本回归模型，来分别考察上述潜在传导因素变量与资源产业依赖度之间的关联情况。
现有研究大多通过一元回归模型对各潜在传导因素与自然资源变量之间的关系进行简单的相关性考察，而本文不但在回归模型中加入了lnY、DT和DG这3个变量作为基本的控制变量，还在对每个潜在传导因素进行考察时分别引入了一个在理论或逻辑上与之密切相关的变量（详见表7）作为控制变量⑩，以期得到更具稳健性和说服力的分析结果。这种模型设定相对于现有研究而言，可以说是一种较为明显的改进。
储蓄通常被视为投资的主要来源，与投资具有很强的正相关性。较高的储蓄率无疑可以增加信贷资金总量，进而为投资的增加创造条件，所以储蓄能力在很大程度上决定了一个经济体系资本形成以及增加生产能力的潜力。因此，我们选取人均城乡居民储蓄年末余额作为各城市居民储蓄能力的度量指标，并将其作为物质资本投资回归方程的控制变量，表示为SA。
政府的投入力度对教育和科技的发展往往具有至关重要的推动作用，因此，我们分别选取人均教育事业费和人均科学事业费来反映政府对教育和科技投入力度的大小，并将其分别作为人力资本水平和技术创新能力回归方程的控制变量，分别表示为EI和SI。
影响FDI的因素有很多，相关实证研究通常考虑的因素有市场规模、基础设施、制度环境等，式（9）中的控制变量lnY和DG分别可以在一定程度上对市场规模和制度环境予以反映。根据数据的可得性，我们选取人均铺装道路面积作为基础设施条件的度量指标，表示为IC。一般认为，完善的基础设施条件，尤其是良好的交通运输条件，对于降低生产和交易成本、提高投资回报率具有重要的意义，它在FDI区位决策中的重要性已经得到众多研究的支持（蒋伟、赖明勇，2009）。
荷兰病理论认为，导致荷兰病效应发生的一个主要机制，就是资源繁荣会吸引劳动力、资本等生产要素流向资源产业部门，并引起整个经济中这些生产要素的成本增加，从而压缩了制造业部门的利润空间，对其形成负向冲击而使其竞争力受到削弱。因此，我们利用在岗职工平均工资所反映的劳动力成本变量（WL），作为制造业投入回归方程的控制变量，并预期其系数符号为负。
影响政府财政支出状况的因素也是多方面的，但从供给角度来看，其最主要的影响因素莫过于财政收入水平。财政收入的增加可以放松财政支出的预算约束，从而允许政府扩大财政支出的规模和经济干预能力。因此，我们利用人均财政收入所反映的财政预算约束变量（FB），作为政府干预程度回归方程的控制变量。
在我国，私营经济的发展水平在很大程度上决定于政策制度环境，一个自由度和市场化程度较高的制度环境能够为私营经济创造良好的发展条件。从这个角度来讲，私营经济的发展水平与市场化程度是密切相关的。在相关文献中，学者们往往采用各种非国有化指标（如非国有经济的产值、投资或就业比重等）来度量市场化程度，但中国城市层面的统计资料均未对相关数据进行国有和非国有的分类报告。限于数据的可得性，我们采用扣除科教支出的人均财政支出来衡量煤炭城市的经济自由度（MF），将其作为私营经济发展水平回归方程的控制变量，并预期其系数符号为负。
我们同样对表7中各控制变量的潜在内生性进行了检验。由表8报告的结果可知，只有以人力资本水平为被解释变量的回归方程未通过内生性检验，依据设定检验结果，我们选择了IV－RE对其进行估计，而其他模型均不存在明显的内生性问题。在各模型中，控制变量X的系数均比较显著，其符号也均与预期相符，说明我们对于这些控制变量的选取是比较合理的。在各潜在传导因素变量中，资源产业依赖度显著正相关于物质资本投资和政府干预程度，显著水平分别为5％和1％，而其与人力资本水平、技术创新能力、对外开放度、制造业投入及私营经济发展水平这5个变量则表现出显著的负相关，显著水平分别为10％、1％、10％、1％和1％。由此可见，资源产业依赖在一定程度上促进了煤炭城市物质资本的积累，并引起政府对经济的干预力度加大，同时也对教育、科技和制造业产生了显著的削弱效应，还降低了对外开放程度和私营经济发展水平。因此，人力资本水平、技术创新能力、对外开放度、制造业投入、政府干预程度，以及私营经济发展水平这6个因素就成为资源产业依赖引起资源诅咒效应的传导途径。下面我们将逐一讨论自然资源开发对以上几个传导因素变量的影响机制。
（1）物质资本。Gylfason和Zoega（2006）等人通过跨国层面的实证研究发现，丰富的自然资源会降低储蓄和投资的需求，并最终可能会挤出货币资本而阻碍经济增长。而本文的分析结果与大多数针对我国区域层面的经验研究（李天籽，2007；邵帅、齐中英，2008等）相一致，均得到了与之相反的研究结论，即自然资源开发可以通过带动物质资本投资而促进经济增长。这说明对于不同的研究对象而言，资源诅咒的发生机制也不尽相同，甚至可能出现相异的情况，需要加以区别。
我们可以从以下两个方面来对上述结论进行解释。首先，从国家宏观经济调控情况来看，我国的大部分国内投资来源于财政转移支付和银行信贷资本。其中财政转移支付主要着眼于缩小地区差距，同时受到以往财政分配格局惯性的影响，往往会较多地照顾西部和东北等后进地区，而这些地区大多正是自然资源相对丰富的区域。银行信贷资金中的很大一部分政策性贷款也是直接服从于政府的政策目标的，更多地向资源较为丰富、国有企业密集的地区倾斜，在一定程度上照顾了这些后进地区（李天籽，2007）。因此，正是由于国家财政转移支付和银行大部分政策性贷款的倾斜，才使得我国自然资源丰裕，但经济发展滞后的地区，表现出自然资源促进资本投资现象的发生。再具体从煤炭行业的角度来看，一方面，煤炭生产所具有的投资周期长、资金需求大的特点决定了煤炭行业本身属于资本密集型产业，高比重的煤炭产业在一定程度上带动了更多的资本流入其中，尤其是在近些年煤炭市场需求持续走高的带动下，我国煤炭行业进入了一个繁荣时期，煤炭企业的生产规模和生产强度的加大也必然促使煤炭行业资本投资的增加，据国家统计局公布资料显示，全国煤炭行业的固定资产投资额由2001年的198亿元上升到2008年的2411亿元，年均增速45％，为同期全国固定资产投资年均增速24％的近两倍。而固定资产投资又是现阶段包括煤炭城市在内的我国大部分地区经济增长的主要推动力之一，因此煤炭资源开发就可以通过带动煤城物质资本投资的方式而对经济增长表现出一定的促进作用。
（2）人力资本（教育）。Gylfason（2001b）、Papyrakis和Gerlagh（2004）等人的研究结果表明，资源产业部门对熟练或高素质劳动力的需求严重不足，导致资源丰裕国家和地区往往缺乏增加教育开支的紧迫感和积累人力资本的内在动力。这种局面束缚了包括制造业在内的以高技能劳动力作为重要生产要素的其他工业部门的发展，同时也制约了经济发展中的技术扩散效应。因此，进行高强度资源开发的地区往往在长期经济增长上显得后劲不足。
在我国，很多资源型地区的教育投入和人口受教育程度普遍较低，人才流失和断层情况严重，趋富避穷和进政退企现象普遍，大部分人力资源依附于初级产业。以煤炭大省山西为例，据统计，2005年其城镇单位专业技术人员占就业人员的比重为26.6％，低于全国28.1％的平均水平，在全国31个省份中位于第23位（张复明、景普秋，2008）。自2003年以来，山西省科教文卫支出占一般预算财政支出的比重及其在全国排名中的位次也均在持续下降，由2003年的24.24％降为2006年的19.70％，排名由第10下降到第22，而同期山西省煤炭采选业增加值占全部工业增加值的比重则由2003年的29.22％提高至2006年的39.17％；山西教育经费占GDP的比重虽然在逐年提高，但增速缓慢，仅从1998年的4.12％到2005年的4.53％提高了0.41个百分点，而同期全国教育经费占GDP的比重则提高了1.01个百分点。此外，山西省的人才流失现象也很严重，从1998年到2002年，山西省共引进高级专业技术人才247人，但流出1011人，人才净流出764人，流入流出比为1／4.1，据山西省人事厅公布的资料显示，45岁以下副高级职称的人才流失情况最为严重，45岁以下的中青年人才占外流人才总数的70％以上，其中工程类和教育类的人才流失最多（韩淑芬、赵康杰，2009）。这些现实情况都反映出自然资源开发对资源型地区的人力资本积累存在着挤出效应。
（3）技术创新。Sachs和Warner（2001）提出资源富足可以通过吸引潜在创新者和企业家去从事初级产品生产，从而挤出企业家行为和技术创新活动。张复明和景普秋（2008）也认为资源产业部门本身是缺乏技术进步的部门，对创新的需求能力较弱，具体表现为企业的创新机构缺乏，企业技术投入强度不足。随着资源部门主导地位的确立，整个资源型区域往往会表现出创新活动的弱化效应。在创新产出上，他们发现山西省近10余年来的发明专利申请受理数、授权数占全国的比重总体上处于下降趋势，而且，这种下降趋势在2000年后的煤炭行业繁荣时期较2000年前的煤炭行业不景气时期表现得更为明显。在创新投入方面，山西省80％的大中型企业还没有建立起自己的技术创新机构，已经建立的也有一半以上不能正常运行。山西省大中型企业技术投入强度为0.43％，低于全国0.76％的平均水平。再从本文的实证分析对象煤炭城市的相关情况来看，由于煤炭产业部门在各工业部门中往往属于技术含量和技术进步率较低的部门，这势必会在很大程度上导致煤炭产业份额较大的煤炭城市缺乏企业家创业行为和技术创新的动力。有研究显示，在我国地级煤炭城市中，仅有两个城市的R&D支出占GDP比重超过了全国水平（1％），R&D支出比重在0.5％～1.0％之间的仅占20％，其他煤炭城市均在0.5％以下，占72％（李贤功、李新春，2007）。
（4）对外开放度（外资投入）。在国家层面上，由于自然资源开发往往会削弱制造业部门的发展，所以决策者们很可能会通过限制进口和提高关税等强制性政策，在短期内对保护国内生产者的利益进行保护（Sachs and Warner,1995）。从长远角度看，这些政策会降低经济开放度而阻碍本国与全球经济的融合（Papyrakis and Gerlagh,2007）。但是，在一国内部区域层面上，上述解释并不适用，对自然资源的依赖可能会以不同的方式降低区域经济开放度，因为在省际和城市层面上，对外开放程度更直接地反映在外商投资而非进出口贸易上。
外商直接投资（FDI）被认为是中国30年来高速经济增长的重要推动力之一。但在吸引外资能力方面，由于资源型地区本身产业结构较为单一，科技进步水平偏低，且大多因破坏性的开采行为而造成的一系列生态环境问题表现突出，加之其往往存在一定程度的寻租和腐败现象，这类地区在投资环境上的不尽如人意是可想而知的。而这些问题在本文所考察的煤炭城市和地区中表现得尤为突出。
首先，在我国，国家对煤炭、石油、天然气和一些稀有金属、非金属等关系国家政治经济安全的战略性资源的生产开发一直保持着绝对的控制力，所以这些资源型产业大部分由国有企业经营，国有企业在这些战略性资源的开发方面享有相当大的垄断权利。虽然很多国外投资者将目光瞄向我国的煤炭采选业，但煤炭产业的外资进入壁垒非常高，一般情况并不对外放开(11)，这就使得经济结构中煤炭产业比重较大的煤炭城市在吸引外资方面显得先天优势不足。其次，煤炭资源开发对生态环境的破坏性是有目共睹的。尤其是在近年来煤炭资源繁荣的刺激下，大部分煤炭城市均加大了煤炭资源开发的力度，纷纷上马许多耗能量大、污染严重的煤炭加工项目，进一步加剧了地区生态环境的恶化。在生态环境因素对投资环境日趋重要的今天，煤炭资源开发所带来的生态环境问题严重影响了煤炭城市投资环境的优化而削弱了其吸引外资的能力。最后，煤炭资源开发可能引起的寻租和腐败问题也会进一步恶化煤城的投资环境。在煤炭城市，寻租和腐败问题的最明显的表现之一就是“官煤勾结”。我国政府曾在2005年对“官煤勾结”行为进行过严厉打击，据新华网统计报道，截至2005年10月20日，全国共报告登记在煤矿投资入股的国家机关工作人员和国有企业负责人4578人，其中国家机关工作人员3002人。其中几个产煤大省的情况如下：山西共836人撤资4077.33万元；黑龙江共198人撤资2446.2万元；贵州则有237人入股9000余万元，人均高达约40万元；河南省撤资人数和金额分别为328人和2113余万元。虽然以上数据在多大程度上反映了实际情况我们还不得而知，但已经足够说明问题的严重性。在以上几种因素的作用下，煤炭城市往往就表现得吸引外资能力不足，外资流入规模偏小，对外开放程度偏低，从而对经济发展造成不利影响。从鹤岗、双鸭山等煤炭城市在个别年份出现外商投资为零的情况就可见一斑。
（5）制造业发展。自然资源开发极易产生的一个普遍性问题，就是“去工业化”，即制造业的衰退问题，这也是荷兰病效应的一个最典型的症状。在资源红利的驱使下，资源丰裕地区往往会优先发展资源产业部门，使之逐渐成为区域经济增长中的高地——各种经济要素的汇聚之所，犹如一台巨大的“抽水机”，将经济发展的养分和水分都吸收到自己的怀抱，使得制造业的发展空间和条件明显受损。在这种瘠薄的土壤中，一些具有良好成长潜力的产业就难以正常发育和发展，成为总是长不大的“小老树”（牛仁亮、张复明，2006）。我国很多资源型地区，尤其是煤炭城市也不同程度地表现出了产业结构单一、生产要素过度流向资源型产业的现象，正是制约这些地区经济发展的一个关键问题所在。山西省就是我国区域层面荷兰病的一个典型案例。
近30年来，山西依托煤炭资源优势，采取非均衡发展战略，发展成为了全国最大的煤炭生产基地。作为山西最大的支柱产业，煤炭产业规模不断扩大，全省几乎所有的项目投资都向能源产业倾斜。在满足了国家的需求后，山西发现自己所有的产业都和煤紧密相关，甚至说山西省的产业就是煤炭生产开发的配套项目也不为过。煤炭工业的单一发展使得山西的产业结构严重失调。山西省轻重工业的产值比已由1980年的28.7／71.3减少到2007年的5.4／94.6。在山西省重工业内部，采掘工业及原材料工业与制造工业的产值比由1985年的72.1／27.9上升到2007年的87.3／12.7，前者占有绝对优势，并呈现出逐年递增的趋势。在就业方面，山西省制造业城镇单位专业技术人员数由1999年的13.5万人下降到2006年的11.1万人，7年间总共减少了2.4万人；制造业城镇单位专业技术人员占全部技术人员的比重也呈下降趋势，在山西省城镇单位专业技术人员呈总体上升的背景下，这一比重下降的速度非常快，1999年为16.2％，2006年则下降至11.4％（李贤功、李新春，2007）。以上数据显示，在“荷兰病”的资源转移效应的影响下，山西省的制造业确实在趋向萎缩，其在全省工业中的分量变得越来越弱。以山西的机械制造业为例，其在20世纪50年代和60年代的全国排名分别为第6、7位，70年代、80年代分别降为第15、16位，而20世纪末其排名已下降至第25、26位（王闰平、陈凯，2006）。
（6）政府干预和私营经济发展。据我们所知，本文是首次证实政府干预和私营经济发展成为资源诅咒传导途径的研究。无论从逻辑上判断还是从经验上分析，政府干预程度和私营经济发展水平之间往往存在着较为密切的内在关联，这种联系可以体现在政府的制度因素对市场化进程进而对私营经济发展环境的影响上，以及私营经济的发展状态和方向对政府宏观调控的需求等方面，而且二者与自然资源开发活动之间的作用机制也均与政府制度环境因素息息相关。因此，本文认为将二者结合起来进行分析，能够更加清楚透彻地说明问题。
首先，从政府干预对经济发展的作用关系来看，财政支出作为政府干预经济的一种重要的政策手段，其主要功能是纠正市场机制在资源配置方面的失灵以弥补市场机制的不足。但是，政府干预市场的程度存在一个合理的限度，如果干预力度过大反而会使经济的市场化进程放缓、要素配置效率下降，从而阻碍经济发展。包括煤炭城市在内的广大资源型地区由于国有经济比重较大且长期服务于国家的整体发展战略，导致其受计划经济体制的影响更深，观念更新速度滞后，发展的路径依赖效应明显，政府在其经济发展过程中往往具有较大的主导作用。尤其是在资源繁荣时期，由于资源红利增长较快，并且更多地掌握在政府手中，地方政府可以更容易从资源型产业中获取租金，这往往会进一步助长政府干预经济的观念和做法，从而扭曲资本配置的市场化机制，降低资源配置的效率而不利于私营经济和区域经济的发展。
其次，从国有经济与私有经济的关系角度来看，在我国，大部分资源型产业属于国家垄断行业，其生产和经营都是由国家或地方政府统一调配和控制的，这就导致了国有经济比重较大的资源型地区在很大程度上缺乏私有经济发展的宽松环境和行为空间。此外，随着国家对西部地区等资源富集地区资源型产业投资力度的加大，地方政府也会随之将优势资源开发作为优先扶持的产业，并围绕国家级重点项目建立起相关的配套产业开展经济建设。围绕资源做文章虽然能够充分分享到国家大规模投资带来的正向溢出效应，在短期内显著拉动地区经济增长，但同时也会使得地区国有经济规模居高不下。而这种产业结构向资源型产业集中的调整所带来的国有企业“一企独大”的现象，在客观上就提高了私营企业的进入门槛（刘庆岩、孙早，2009）。
最后，从企业家行为角度来看，政府对经济过多的干预只能鼓励企业家沿着非生产性方向使用其才能，与满足市场需求相比，企业家更愿意将资源投入到能够获得超额利润的寻租活动中（Sobel,2008）。资源型地区往往会倾向于通过较高的财政支出对经济进行干预，而较高的财政支出在一定程度上增加了资源型地区企业家从事寻租并引起腐败行为的风险。更重要的是，在资源型地区，与政府干预具有密切关系的企业家寻租行为的发生因素还在于资源开采权的授予机制。在矿产资源开采许可授权的过程中，为了获得许可权并防止可能出现的政府单方面违约行为，私营企业家将大量生产性资源用于与地方政府官员建立良好的合作关系。官商关系的扭曲降低了交易各方对契约约束能力和法院执行能力的预期，加大了交易成本，限制了地区私营企业的交易范围和最优成长规模，削弱了企业的市场竞争力（刘庆岩、孙早，2009），并造成资源配置的扭曲，最终严重制约地区的经济发展。因此，寻租和腐败所引起的制度弱化效应往往被视为资源诅咒发生的一个重要因素。但现有研究更多的是从资源性利益分配的角度来分析这一问题，本文则从资源型地区政府干预和企业家行为关系的角度对这一问题进行了较为新颖的阐释。
根据上述分析结果，我们可以用图3来描述资源产业依赖及其通过各种经济因素对区域经济增长所产生的影响情况。根据表4中模型8的结果，资源产业依赖度对经济增长的直接负向效应大小约为0.046。除直接影响外，资源产业依赖主要还可以通过对人力资本、技术创新、对外开放度（外资投入）和私营经济的挤出效应、削弱制造业发展的荷兰病效应，以及政府经济干预程度趋于加强所反映的制度弱化效应，这3大类传导机制对煤城的经济增长产生间接性抑制效应。但同时，它也可以通过带动物质资本投资而对经济增长表现出一定的积极影响。
图3 资源产业依赖对区域经济增长的作用机制图
六、结论与政策启示
本文利用我国地级煤炭城市的面板数据样本，对自然资源丰裕度、资源产业依赖度与区域经济增长之间的作用关系，以及资源诅咒效应的传导机制进行了实证考察，得到以下主要结论。
1.本文所提出的3个假说均是成立的：资源产业依赖明显制约了我国煤炭城市的经济增长，资源诅咒效应明显存在；但丰裕的自然资源有利于煤城的经济增长；自然资源丰裕度与资源产业依赖度之间具有高度的正相关性，自然资源丰裕的地区更趋于优先发展资源型产业，从而更易于走上资源依赖型经济发展的道路。
2.我国煤城经济要素的投入产出效率偏低，其经济增长还属于资本导向型的、粗放式的增长方式。虽然人力资本和技术创新可以在一定程度上缓解经济增长对资本投资的依赖性，但这种缓解作用比较有限，且缺乏稳定性，因此，高水平的人力资本和技术进步对煤城经济增长的贡献度还有待于进一步提高。
3.进入21世纪以来，我国产业结构的调整和能源价格的波动等宏观经济环境的变化对煤城的经济增长具有积极影响，而地理位置优势并未成为影响煤炭城市经济增长的显著因素，但东部沿海发达省份的煤炭城市经济对煤炭产业的依赖程度相对较低，而中西部欠发达省份煤炭城市的经济发展则更加倚重于煤炭产业。
4.资源产业依赖虽然可以通过带动物质资本投资而对经济增长表现出积极影响，但同时也会通过对人力资本、技术创新、外资投入和私营经济的挤出效应、削弱制造业发展的荷兰病效应，以及政府干预程度趋于加强所反映的制度弱化效应，这3大类传导机制对经济增长产生抑制效应。
上述发现具有一定理论启示与政策含义。首先，本文的研究结果表明，对资源丰裕度与资源依赖度这两个关键性变量进行准确界定和度量，并进一步对资源诅咒命题的涵义和假说描述进行修正和补充，这一工作对于增强相关实证研究的严谨性和说服力，进而增强资源诅咒学说的理论逻辑性和现实解释力，均具有积极的理论价值。其次，与现有文献相比，本文为资源诅咒的发生提供了更多可参考的作用途径，尤其是首次证实了政府干预和私营经济发展也可以成为其传导途径，说明资源产业依赖可能通过多种不同的渠道作用于区域经济增长，这些作用途径的识别对于规避资源诅咒具有重要的现实指导意义。第三，对于不同的研究对象而言，资源诅咒各种作用机制的解释力和适用性也不尽相同，在采取具体的规避措施前，必需根据不同对象区别对待。
最后，对于我国资源型地区如何成功规避资源诅咒这个问题，我们提出以下政策建议。著名经济学家萨缪尔森曾说过，无论穷国还是富国，经济增长的发动机均安装在4个相同的轮子上，即“人力资源”、“自然资源”、“资本”和“技术”。如果经济发展的任务过多地承载在“自然资源”这个轮子上，甚至极端地将其改装为独轮车，那么这种缺乏稳定性的瘸腿式的经济发展势必迟早要被正常的均衡式发展远远甩在身后。因此，优化制度环境，促进技术进步，推进产业多样化和市场化进程，创造条件鼓励私营经济的发展，并将资源红利更多地利用于人力资本积累和科技创新，积极改变现有粗放式的增长方式，才是根治资源依赖症的良药和破解资源诅咒的法宝。
注释：
① 一般指GDP、工业总产值、投资总额及就业总人数这样的经济总体规模水平，而不包括人口规模和地域面积这样的区域自然属性。
② 自然资源贫乏的国家或地区经济也可能对初级产品（如农产品）产生一定程度的依赖而发生资源诅咒效应，如塞内加尔和多哥（Coxhead,2007）。
③ 虽然县市级煤炭城市的样本数量更大，但其数据可得性较差，难以满足本文的研究需要。
④ 我们曾尝试进行时间起点更早的数据搜集，但限于某些关键性指标数据（如采掘业从业人数）的缺失及个别统计指标口径的变动而难以完成。
⑤ 对于资源产业依赖度，笔者最初设想分别利用货币价值和人数所衡量的两种指标进行度量，但前者的相关数据，如煤炭工业产值、煤炭工业固定资产投资等数据并不可得。但完全有理由认为采矿业就业比重可以较好地反映出就业结构向煤炭产业的倾斜程度，从而从就业的角度对资源产业依赖度予以度量。
⑥ 我们利用程志强（2009）提供的部分煤炭城市（包括本文样本中的21个城市）2004年的可采储量数据，与本文所采用的2004年原煤产量数据进行统计观察，发现二者的人均指标和自然对数指标的Pearson相关系数分别为0.8803和0.7496，且均通过了1％的显著性检验，这对我们提出的二者高度相关的经验推断提供了很好的证明。
⑦ 但其对经济增长的长期效应暂不确定。
⑧ 地理位置的差异反映了截面单位个体效应的一个方面。
⑨ 限于篇幅，对于资源诅咒传导机制的具体讨论本文不再详述，请读者参阅徐康宁和王剑（2006）、李天籽（2007）、邵帅和齐中英（2008）等文献。
⑩ 此处改进主要参考了审稿人的建议，笔者在此表示感谢。
(11) 山西省煤炭工业局曾于2007年向亚美大宁能源有限公司颁发年产400万吨的煤炭安全许可证，这是迄今为止外资进入我国煤炭开采业的唯一案例。
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