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内容提要:本文通过一个产品水平创新的四部门内生增长模型，对自然资源开发活动如何影响区域技术进步和经济增长的内在机制进行了理论阐释，讨论了资源诅咒效应的发生条件和作用机制，并利用我国省际层面的静态和动态面板数据模型对理论命题进行了实证检验。
关键词:自然资源开发；技术进步；内生增长；资源诅咒；生产要素配置效率
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，而一些国家的发展历程也恰恰对此给出了很好的证明，如Habakkuk(1962)研究发现美国工业化的成功与其矿产资源的开采和生产是分不开的，更加丰富的自然资源禀赋可以用来帮助解释19世纪美国经济为什么会赶超英国;Watkins(1963)利用大宗产品理论(stapletheory)阐明了资源开发和出口在加拿大成为发达工业国历程中所发挥的重要作用。但是，自20世纪中后期以来，基于大部分资源导向型增长模式的失败和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，这种观点逐渐被颠覆。以Sachs＆Warner(1995，2001)为代表的一些学者通过实证考察发现，相当多的资源丰裕国家和地区，非但没有从资源的大规模开发中受益，反而陷入资源优势陷阱而导致经济增长步履维艰甚至停滞不前(Gylfason，2001;Papyrakis＆Gerlagh，2004a;Gylfason＆Zoega，2006等)。对此现象的研究衍生出近二十年来经济学的一个重要发现和热点研究方向———“资源诅咒”学说，即指一国或地区的经济由于对自然资源过度依赖而引起一系列不利于长期经济增长的负面效应，最终拖累经济增长的一种现象。后来一些学者将资源诅咒命题拓展到一国内部区域层面进行考察，如Papyrakis＆Gerlagh(2007)研究发现资源诅咒问题也存在于美国这样一个高度发达的国家。国内学者通过省际面板数据也证实了资源诅咒效应在我国区域层面同样存在(徐康宁和王剑，2006;邵帅和齐中英，2008;邵帅和杨莉莉，2010等)。
自然资源财富为什么会趋于阻碍而不是促进经济增长呢?学者们从不同角度提出了众多的理论解释。从区域内生经济增长的角度来看，其中挤出效应不失为一种更具普适性的解释，其含义为自然资源开发活动可以通过“挤出”经济增长的促进行为而制约经济增长(SachsandWarner，2001)。在相关研究中，被关注较多的增长促进行为主要是储蓄投资(如PapyrakisandGerlagh，2006)和人力资本积累(如Gylfason，2001)。但在内生增长理论中，创新和技术进步被视为促进经济增长的关键性要素之一，创新的效率和技术进步的速度对区域经济增长起着至关重要的作用，而现有文献对创新行为与技术进步在资源诅咒发生过程中所具有的影响重视不够。SachsandWarner(2001)较早对此给予了关注，他们指出较高的资源租会吸引创新者和企业家去从事初级产业部门的生产而限制了他们的创新行为和企业家行为，最终导致整个经济缺乏效率和推动力。但遗憾的是，他们并未对这一假说进一步阐释。在相关理论研究方面，目前仅见Papyrakis＆Gerlagh(2004b)、邵帅和齐中英(2009a，2009b)开展了一些探索性研究工作。但这些研究在解释力上存在着结论单向性的局限，即单就资源开发如何对经济增长产生限制作用而提出了解释，对于少数国家和地区(如挪威、博茨瓦纳及我国山东等)是如何成功规避资源诅咒这一问题，却无法同时给出合理解答。因此，尚缺乏将两种相悖的现象纳入同一机制框架中进行机理阐释的研究。另外，相关研究在模型设定上也比较简化而与现实情况差距较大，如Papyrakis＆Gerlagh(2004b)、邵帅和齐中英(2009a)均未将劳动力这一现实中最基本的生产要素引入资源开采部门的生产函数中。
有鉴于此，本文从一国内部区域层面的视角，将自然资源开发部门引入Romer的产品水平创新R＆D模型，建立一个以资源开发为导向的四部门区域内生增长模型，对自然资源开发、内生技术进步与区域经济增长之间的内在联系进行动态经济分析，并对得到的主要理论命题进行实证考察。
通过理论结合实证的系统分析，本文试图解答以下问题:(1)资源开发活动与区域技术进步和长期经济增长之间有何内在联系?(2)资源开发活动为何易于对资源丰裕地区的长期经济增长表现出抑制效应?这种抑制效应是如何产生的?(3)如何才能成功地规避资源诅咒?
二、理论模型
考察一个一国内部以资源开发为导向的小型分散区域经济，其中包含四个部门:创新(R＆D)部门、中间产品部门、制造业部门和资源开发部门。不考虑人口增长，经济中存在着L个同质的代理人，均可提供1单位的劳动。劳动力在制造业部门、资源开发部门和R＆D部门之间可以无成本地自由流动，并假设一国内部同质的最终产品和资源型产品的价格均由国内市场统一外生给定。
整个经济体系的运行机制是这样的:R＆D部门使用投入的劳动力结合已有的技术知识存量进行研发，然后将新研发出来的中间产品设计方案注册为永久性专利并出售给下游的中间产品生产商;中间产品生产商使用购买来的设计方案和物质资本生产中间产品并将其出售给下游的制造业部门;制造业部门生产商使用购买来的中间产品同时雇佣一定数量的劳动生产一种既可用于消费也可进行物质资本积累的最终产品;资源开发部门则使用自然资源和一定数量的劳动力并结合外溢的技术生产一种资源型产品，并将其向区域外输出换回等价值的最终产品用于生产和消费。
(一)生产技术与消费者偏好
1．制造业部门。该部门代表性厂商的生产函数采用规模报酬不变的柯布－道格拉斯形式:M=(γL)α∫A0x1－αidi(1)其中，α(0＜α＜1)为产出弹性;M、xi分别表示最终产品的产量和第i种中间产品的投入量;L和γ分别表示劳动力总量和劳动力用于最终产品生产的份额。每种中间产品i代表着一种独特的设计，i∈［0，A］，A即代表了技术知识的总体存量，为避免整数约束，设A是连续而非离散的。
2．中间产品部门。在区间［0，A］上分布着无数个具有垄断力量的中间产品生产商，每个厂商只生产一种中间产品，而且两两不同，即任意两种中间产品间不存在直接的替代或互补关系，其垄断力量来源于厂商拥有生产该种中间产品所需要的设计方案。每一种中间产品设计方案虽然是非竞争性的，即设计方案的功效不会因使用次数和人数而下降，但设计方案的使用具有永久排他性，任何一种中间产品只能由购买了该种中间产品设计图的中间产品厂商生产。按照Romer(1990)的设定，中间产品部门的生产函数是线性的，即xi=yi(yi为生产第i种中间产品所投入的最终产品数量)。不考虑资本的折旧，经济体系中的物质资本存量为K=∫A0xidi。在任何时点上经济中物质资本存量的净增加等于总产出Y与总消费C之差，因此物质资本的积累方程为:K·=Y－C=M+PRR－C(2)其中PR为资源型产品的价格，R为资源型产品的产量。
3．R＆D部门。沿袭Romer的思想，R＆D部门开发新的中间产品品种或设计方案，研发产出取决于该部门的研发人员投入和已有的技术知识存量，但不需要物质资本，其生产函数为:A·=φA(1－γ－υ)L(3)其中，A表示技术知识的增量;(1－γ－υ)L为R＆D部门从事研究开发的人员数量;φ(0＜φ)为R＆D部门的生产率参数。将(3)式变形即可得到技术知识的增长率:A·/A=φ(1－γ－υ)L(4)
4．资源开发部门。本文中的“自然资源开发”是指矿产资源的开采活动以及将其作为原料所进行的初级再生产活动。与之对应，本文设定的“资源开发部门”是指以采矿业、资源初级加工业、以资源消耗为主的高耗能工业等资源型产业部门(不包括资源的深加工业)，将其视为自然资源开发活动的主体，并将其产出统称为资源型产品。这与张复明和景普秋(2008)的界定基本一致。
在资源诅咒作用机制的研究中，大部分文献要么将自然资源视为“意外之财”(windfalls)而对其开采成本忽略不计(如MatsenandTorvik，2005;PapyrakisandGerlagh，2006等)，要么将自然资源作为生产要素直接引入最终产品生产函数而未考虑一个专门的资源开发部门(如GaitanandRoe，2005;GylfasonandZoega，2006等)。显然，这两种模型设定均过于简化而与现实情况差距较大。与上述研究不同，本文假定存在一个专门从事资源开发活动即生产资源型产品的部门，其主要生产要素为劳动力与自然资源，将其生产函数设定为更具一般性的固定替代弹性(CES)生产函数形式:R=μA［(1－λ)Dβ+λ(υL)β］ωβ(5)上式中的几个重要参数μ、λ、D、ω和β，均有一定的经济学含义，其参数值的大小对区域经济的运行具有重要的影响。
(1)μ的经济学涵义。考虑到现实中资源型产业与一般的制造业相比往往属于技术含量和技术进步率均较低的产业部门(如SachsandWarner，2001;PapyrakisandGerlagh，2004b等)，而制造业部门对技术的需求更大，其技术应用范围更广，技术溢出效应也更强。虽然制造业部门中不同行业间的技术进步水平有所差异，但从工业化进程来看，整体上存在资源型产业部门向制造业部门、技术含量低的制造业部门向技术含量高的制造业部门演进的趋势。与制造业相比，资源型产业往往属于规模报酬不变或递减的部门，技术创新相对缺乏，对劳动力技能要求不高;而制造业部门往往是规模报酬递增的部门，对技术创新比较敏感，对劳动力技能的要求也较高，且具有“边干边学”的特征(张复明和景普秋，2008)，本文所设定的制造业部门主要就是指能够代表工业化演进方向的技术含量较高的制造业部门。因此，本文沿袭大多数文献的假定，将资源开发部门视为低技术含量和低技术进步部门。此外，考虑到现实中资源开发部门作为初级原材料供应部门，与制造业部门存在着一定的产业关联，两者之间在技术上存在着一定的交流和影响，即存在技术的外溢效应。但虽然资本要素的引入可使资源开发部门的生产函数更具一般性，且对于模型的结果不会产生本质影响，但却会增加模型推导和分析过程的复杂性，更重要的是，这种设定会淡化一般制造业部门与资源型产业部门在产业特征上的差别，从而在一定程度上影响理论模型的解释力。因此，为突出重点及简化分析，本文将资源开发部门设定为一个资源－劳动密集型的部门，将自然资源和劳动力视为其典型生产要素。
由于技术势能差的存在，这种外溢效应往往是沿着制造业部门向资源开发部门的方向进行的，且由于技术吸收能力的限制，资源开发部门对于外溢技术的接受和应用具有明显的时滞性。基于以上考虑，本文部分遵循了SachsandWarner(1995)的假设，即认为制造业部门对资源开发部门存在技术知识的外溢，但资源开发部门对于这些外溢技术的吸收和应用具有一定的滞后性。因此，本文在资源开发部门的生产函数中引入一个技术滞后参数μ(0＜μ＜1)，以反映资源开发部门的技术吸收能力。显然，在其他条件不变的情况下，μ值越大，说明资源开发部门对于外溢技术的吸收能力越强，而μA即真正被资源开发部门实际利用的那部分技术。
(2)λ的经济学涵义。λ(0＜λ＜1)为劳动产出弹性参数，即劳动收入在总收入中所占的相对份额参数，反映了资源开发部门的经济结构，而(1－λ)为资源生产要素的产出弹性参数。
(3)D的经济学涵义。D(D＞0)为资源要素的投入量，反映了区域经济对自然资源要素的依赖程度。显然，当其他条件不变时，D值越大，说明区域经济对资源要素的依赖度越大。本文主要关注的就是资源依赖程度对区域经济所产生的影响。
(4)ω的经济学涵义。一般认为资源型产业部门往往属于规模报酬不变或递减的部门(如张复明和景普秋，2008等)，因此规模报酬率0＜ω≤1。
(5)β的经济学涵义。β(－∞＜β＜1)为劳动力与资源要素之间的替代弹性参数，容易证明，替代弹性ε=1/(1－β)。在其他情况不变时，β(ε)值越大，意味着生产过程中的要素替代性对要素相对价格的变化越敏感，也就表明要素市场相对越完善、要素配置相对越有效;反之，β(ε)值较小，则意味着地区整体要素配置效率低下，或者说经济单位并没有追求利润最大化，生产中的要素选择存在严重偏差(樊潇彦和袁志刚，2005)。
5．消费者偏好。假设存在着生存无穷期的L个同质的代理人，其在无限时域上的标准固定弹性效用函数为U(c)=∫∞0c1－σ－11－σe－ρtdt。其中c=C/L表示代理人的瞬时消费;ρ＞0为消费者的主观时间偏好率;σ≥0为边际效用弹性，是跨期替代弹性的倒数。
代理人的收入来自于工资和个人资产的时间收益，每个代理人均面临的财富预算约束为a=w+ra－c。其中w为工资水平，a为个人拥有的净资产，r为实际利率。
容易通过建立汉密尔顿函数的最优化方法推出Ramsey规则:c/c=(r－ρ)/σ(6)
(二)竞争市场动态均衡分析
1．均衡条件。将最终产品的价格单位化为1，即PM=1，中间产品xi的价格为pi，资源型产品价格为PR，中间产品设计方案的专利价格为PA，各部门劳动力工资率为wj(j=M，A，R)。在平衡增长路径上，均衡条件为:(1)消费者效用最大化;(2)最终产品生产商利润最大化;(3)中间产品生产商利润最大化;(4)R＆D部门利润最大化;(5)资源型产品生产商利润最大化;(6)所有市场出清。
2．各部门代理人行为
(1)制造业部门。该部门厂商通过选择雇佣劳动力和使用中间产品的数量以实现利润最大化:maxγ，xi(γL)α∫A0x1－αidi－wMγL－∫A0pixidi，由该式可以推出制造业部门厂商的利润最大化条件:wM=α(γL)α－1∫A0x1－αidi=αM/γL(7)pi=(1－α)(γL)αx－αi(8)式为第i种中间产品的反需求函数:pi=pi(xi)。由(8)式可以看出，中间产品生产商所面对的需求函数是向右下方倾斜的，这意味着存在由中间产品的垄断生产而带来的垄断利润。
(2)中间产品部门。该部门生产商购买R＆D部门开发出来的一个新的中间产品设计方案所花费的支出为固定成本，其生产xi单位的中间产品需付出的可变成本为rxi，而其获得的总收入为pixi，视r为既定，则其生产决策规划为maxxiπi=pi(xi)xi－rxi(πi为利润)，该式的一阶条件为:pi=r/(1－α)，i∈[0，A](9)上式结合(8)式可以推出:r=(1－α)2(γL)αx－αi(10)(9)式和(10)式表明，在均衡条件下，所有中间产品都具有相同的价格并对称地投入到制造业部门，从而所有的中间产品生产商都具有相同的需求函数和利润水平，即对于任意的i∈［0，A］和j∈［0，A］，xi=xj成立，均可记为x，因此πi=πj，piA=pjA，可分别记为π和pA。这样，可知在每个时点上，中间产品生产商的垄断利润为:π=α1－αrx(11)由于中间产品部门可以自由进出，有无数个中间产品生产商竞相购买一个中间产品设计方案，所以在均衡状态时，垄断利润会完全转化为中间产品生产技术的专利价格(即中间产品垄断性市场的进入成本)PA，也就是说PA等于垄断生产者未来期间所能获得垄断利润的贴现值，即非套利条件为PA=∫∞te－∫ιtr(s)dsπ(ι)dι，当均衡状态时PA为常量，因此上式对时间求导可得π(t)－r(t)∫∞te－∫ιtr(s)dsπ(ι)dι=0，由此可进一步推出:rPA=π(12)上式所表达的涵义为:在任一时点，超过边际成本的瞬时超额收入必须恰好足以弥补设计专利初始投资的利息成本。
在均衡状态时，由物质资本市场出清条件可知K=∫A0xidi=Ax。这样，制造业部门在均衡时的产出可变形为:M=(γL)αAx1－α=(AγL)αK1－α(13)(13)式结合(10)、(11)和(12)式可推出中间产品设计方案的专利价格为:PA=α(1－α)M/rA(14)
(3)R＆D部门。R＆D部门面临的生产决策规划问题为max1－γ－υPAφA(1－γ－υ)L－wA(1－γ－υ)L，该式的一阶条件说明在均衡条件下研究者的工资水平等于其边际产出:wA=φPAA(15)
(4)资源开发部门。资源型产品生产商面临的生产决策规划问题为maxυ(1－τ)PRμA［(1－λ)Dβ+λ(υL)β］ωβ－wRυL。其中0＜τ＜1为资源税率，是一个外生参数，表明中央政府因拥有自然资源的所有权，对以自然资源为主要原材料的资源开发部门征收税率为τ的资源税，其产生的税负成本由资源开发部门承担(不考虑税收的转移支付)。显然，τ值越大，意味着政府从资源型产品生产商所获得的收入中所抽取的部分就越多，资源型产品生产商所需负担的资源使用成本就越高。上式的一阶条件可以推出资源开发部门劳动力的工资水平:wR=(1－τ)λωPR(μA)βωR1－βω(υL)β－1(16)
3．平衡增长路径。劳动力在各部门间无成本地自由流动而产生的劳动力套利行为使得均衡条件下制造业部门、资源开发部门和R＆D部门具有相等的工资水平，由式(7)、(15)和(16)可得:PAφA=αMγL=(1－τ)λωPR(μA)βωR1－βω(υL)β－1(17)
令k=K/AL，c'=C/AL，可以将(17)式转化为有效人均形式:αγα－1k1－α=(1－τ)λωPRμ［(1－λ)Dβ+λ(υL)β］ωβ－1(υL)β－1(18)由式(10)和(13)可知利率水平取决于制造业部门产出与物质资本存量之比:r=(1－α)2M/K=(1－α)2γαk－α(19)结合(14)、(17)和(19)式可推出制造业部门劳动力的投入份额为:γ=(1－α)M/φLK=［(1－α)/φL］11－αkαα－1(20)令gz为变量z的增长率。由平衡增长路径的性质可知，消费C、资本K、最终产品产出Y与技术A具有相同的增长率，即gY=gK=gC=gA，且物质资本的回报率及劳动力在各部门间的分配恒定，即r、γ和υ均为常量。这样，由(5)式和(19)式可分别推出gR=gA、gM=gK，并可由此进一步推出gY=gM=gR=gK=gc=gA和gk=gc'=0。再由(6)式结合(4)式可得:(r－ρ)/σ=φ(1－γ－υ)L(21)这样，(18)－(21)式就组成了一个关于稳态变量r、k、γ和υ的方程组。通过进一步求解可推导出各主要变量的稳态解及技术和经济(总产出)增长率的表达式:r=(1－α)2[(1－α)/φL]α1－αkαα－1γ=[(1－α)/φL]11－αkαα－1gY=gA=(1－α)2[(1－α)/φL]α1－αkαα－1σ－1－ρσ－1k=(1－α+σ)1－αα［(1－υ)σφL+ρ］α－1α(1－α)1α(φL)－1其中资源开发部门的劳动力投入份额υ的解为隐性解，由以下方程给出:(1－υ)σφL+ρ=(1－α)(1－α+σ)αα1－α(1－τ)αα－1(λωPRμ)αα－1［(1－λ)Dβ+λ(υL)β］(ωβ－1)αα－1(υL)(β－1)αα－1
(三)比较静态分析
通过以上五个式子容易看出，在分权经济条件下，当其他经济环境参数给定时，平衡增长路径上的制造业部门劳动力投入份额、经济与技术增长率都与有效人均资本存量k有关，k又与资源开发部门的劳动力投入份额υ有关，而υ的取值又受到了资源依赖度D的限定。也就是说，资源依赖度D是决定区域经济体系演化趋势的决定性因素。可以通过比较静态分析来考察其对各主要经济变量所产生的影响及作用机制。由表1给出的比较静态分析结果可以推出以下命题。
命题1:当其他条件不变时，若β＜ω，有效人均物质资本积累水平和从事资源开发活动的劳动力份额随资源依赖度的增加而提高，而实际利率水平、从事制造业生产的劳动力与从事创新活动的研发者份额则随资源依赖度的增加而降低;若ω＜β，情况正相反。
命题2:当其他条件不变时，技术和经济增长率随资源依赖度的增加而提高、不变或降低，当且仅当要素替代弹性参数β大于、等于或小于规模报酬率ω。
可见，资源诅咒效应发生与否，主要取决于资源开发部门的生产要素配置情况。当资源开发部门的生产要素配置效率不佳而低于其生产规模报酬水平时，区域经济对自然资源的依赖程度越大，越多的劳动力就会被吸引到技术贡献率较低的资源开发部门。虽然短期来看，这可以直接增加物质财富的积累，但同时也会导致物质资本回报率降低，即相同物质资本投入水平下最终产品的产出降低，并导致从事制造业生产的劳动力与从事创新活动的研究者数量相对减少，从而降低了对技术进步具有积极贡献的制造业部门和R＆D部门的产出与增长水平，弱化了新技术的需求和创新的动力，进而对区域经济增长的源泉———创新产生了挤出效应，最终导致区域技术进步和长期经济增长的步伐放缓，资源诅咒效应就会显现出来。反过来，当资源开发部门中的生产要素配置效率较为理想而高于其生产规模报酬水平时，即使在资源开发部门存在规模报酬递减和资源要素投入量较大的情况下，物质资本的回报率也会趋于增加，劳动力也会趋于流向对创新产生积极作用的制造业部门和R＆D部门，从而促进技术进步水平的提高，使区域经济增长步入良性轨道而规避了资源诅咒的发生。
由比较静态分析结果还可以得知，当β≤0，即要素替代弹性ε≤1时，生产要素的配置效率一定低于生产规模报酬水平ω(0＜ω≤1)，此时如果资源依赖度较大，那么资源诅咒效应一定就会发生。而当β＞0，即ε＞1时，经济体系存在两种状态。一种状态条件为β＜ω，即1－ω＞1/ε，此时资源诅咒现象同样会发生;而只有当另一种状态β＞ω，即1－ω＞1/ε出现时，资源诅咒才可能被避免。而由于经济系统往往处于动态过程，出现β=ω状态的几率很低，因此暂且可将这种情况忽略。如果粗略地将β≤0和0＜β＜1情况出现的概率均视为1/2，而在0＜β＜1时，β＜ω和β＞ω情况出现的概率也均为1/2，那么出现β＞ω，也就是不会发生资源诅咒的概率就为1/4。因此，从以上讨论的结果来看，资源丰裕地区发生资源诅咒的几率是规避资源诅咒几率的三倍。另外，从地方政府的主观发展行为上来看，如前文所述，资源丰裕地区往往容易在资源型产品直接带来的可观收益的吸引下，产生短视的发展行为，有意或无意地倾向于扶持技术贡献率偏低的资源开发部门的发展，造成对长期经济增长的关键性因素———创新行为的重视和投入不足，进而导致经济增长后劲不足。因此，一旦中央和地方政府对于资源丰裕地区的宏观发展政策的制定及产业结构演进的引导不够谨慎或者缺乏长远性战略眼光，就非常容易使资源开发活动对区域技术进步产生不利影响，导致资源丰裕地区经济陷入资源优势陷阱而遭遇资源诅咒问题。
三、计量实证
本节就资源开发活动能否对区域创新活动产生挤出效应主要取决于生产要素配置效率的大小这一核心命题展开实证检验。在现有研究中，在我国整体省际层面上对资源开发与创新行为的关系进行专门的实证考察，并将生产要素配置效率考虑其中的文献尚未见报道。
1．计量模型与指标数据
根据前文的理论分析，本文建立如下基本面板数据回归模型:Zit=α0+α1EDit+α2Xit+α3MIit+εit(22)其中，被解释变量Z为技术创新变量，ED为能源依赖度变量，MI为市场化程度，X为其他控制变量，i对应于各个省份截面单位，t代表年份，α0－α3为待估参数，ε为随机扰动项。
考虑到能源作为国民经济生产和经济增长的最基本驱动力，往往可以产生相对较高的经济租，其在工业化进程和区域经济发展中具有特别突出和重要的战略性地位，因此，本文以能源依赖度作为代理指标来度量区域经济对自然资源的依赖程度。参照邵帅和齐中英(2008)的做法，对煤炭采选业、石油和天然气开采业、石油加工及炼焦业、电力和热力生产和供应业、燃气生产和供应业等五大能源工业的工业产值进行加总，得到能源工业总产值，再算出其占工业总产值的比重，即可借此反映出各省区的能源依赖度。
对于创新活动的度量，大多数文献仅对创新投入或创新产出进行了单一角度的考察。但根据前文的理论分析，资源开发活动会通过影响研发部门人员的投入水平而影响技术知识的产出水平，即资源开发活动对创新投入和创新产出均会产生影响。因此，本文分别选取投入型指标———平均每千人口中从事科技活动人员数(表示为RD)和产出型指标———平均每百名科技活动人员拥有被授权的专利数量(表示为PA)，分别从创新投入和创新产出两个方面进行更为全面的考察。
根据本文的理论命题，生产要素的配置效率是决定资源开发活动对区域技术进步和经济增长产生何种影响的关键性因素，因此，必须将其作为基本控制变量引入回归模型，以通过观察其对分析结果的影响从而对理论命题进行较为稳健的验证。然而生产要素配置效率是一个较为抽象的概念，度量起来存在一定的困难。但经济学理论告诉我们，市场机制是推动生产要素流动和促进资源配置的基本机制，而生产要素替代弹性往往反映在市场机制对要素配置作用的深度上，也就是说，当一个地区的市场机制较为完善、市场化程度较高时，生产要素的市场流动性就比较强，生产要素的配置效率也比较高。因而，利用市场化程度作为一个替代性变量来反映生产要素的配置效率情况是一种比较符合逻辑的可行办法。因此，本文参照王文剑等(2007)的做法，将非国有单位职工占职工总数比重作为度量市场化程度的近似替代指标。我们还选取了以下三个对区域技术进步水平可能产生重要影响的因素作为控制变量引入回归模型。首先，人力资本无疑是实现创新和技术进步的一个必不可少的因素。我们选取大专学历以上人口占6岁及6岁以上人口的比重作为区域人力资本存量水平的度量指标，表示为HC。其次，研发资本投入也是影响创新和技术进步的一个重要因素。在我国，政府财政科技投入是区域科技资源配置的一种重要手段，很多时候甚至会成为区域科技经费投入的主要来源。因此，我们选取科学事业费占财政总支出的比重作为区域研发投入的度量指标，用来反映地方政府对创新活动的投入强度，表示为SE。最后，在经济全球化和我国大力实行对外开放政策的背景下，外商直接投资通常也被视为区域技术创新的一个不可忽视的影响因素而被广泛关注。使用按人民币对美元年平均汇率(中间价)折算成人民币表示的实际利用外资占GDP比重来对其进行度量，表示为FDI。
本文选择1997—2007年11年间全国30个省市区的面板数据作为研究样本(西藏的数据缺失较多，故将其从样本中剔除)。数据来源于《中国统计年鉴》、《中国工业经济统计年鉴》、《中国科技统计年鉴》、《中国经济普查年鉴》、《中国人口统计年鉴》及各省市区统计年鉴。
2．分析结果及讨论
(1)静态面板估计。本文首先采用静态面板数据模型进行实证分析。静态面板数据模型的参数估计形式主要有混合最小二乘法、固定效应和随机效应三种，在进行参数估计前，需要先通过F检验、BP拉格朗日乘数检验和Hausman检验来对其进行筛选，确定出每个模型适用的参数估计形式，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。
首先，在不考虑控制变量的条件下进行实证考察，结果见表2。可以看出，能源依赖度对创新投入和创新产出均表现为非常显著的负相关，说明资源(能源)开发具有对创新活动产生挤出效应的可能性。但在加入反映要素配置效率的市场化程度变量后，能源依赖度与创新投入的关系变为显著水平较低的正相关，而与创新产出的负相关系数不但变得不再显著，其绝对数值也明显变小，说明市场化程度及其所反映的生产要素配置效率的改善，具有避免或缓解上述挤出效应的趋势。
下面进一步在加入控制变量的条件下进行稳健性估计。由表3报告的结果可知，在依次引入人力资本、研发投入和FDI三个控制变量的过程中，能源依赖度与创新投入和创新产出均一直在其他常用的度量指标还有非国有企业工业产值比重和非国有经济固定资产投资比重，但经检验我们发现这两个指标与其他解释变量的相关系数较高，容易引起多重共线性，因此我们将其舍弃。
我们对数据进行了一些初步的统计分析，结果显示，各解释变量的方差膨胀因子值均小于2，且变量间的相关系数均未超过0．5，因此在参数估计时无需考虑多重共线性的问题。
1%的显著水平上保持正相关，且数值变动不大，说明资源(能源)开发活动确实对我国的区域创新活动具有挤出效应。而在加入市场化程度变量后，能源依赖度与创新投入的相关系数变为一个显著水平较低的正值，与创新产出的负相关性变得不再显著，其系数绝对值也有所减小。这与报告的结果一致，说明市场化程度及其所反映的生产要素配置效率的改善，确实可以在一定程度上避免或缓解资源开发活动对区域创新活动所可能产生的挤出效应。
可以看出，市场化程度与创新投入和创新产出的正相关性一直保持在1%的显著水平上，说明市场化程度和要素配置效率的提高对区域创新活动具有明显的促进作用。其他三个控制变量对创新活动也均表现出了积极影响，其中研发投入对创新投入和创新产出均表现出明显的促进作用;相比之下，人力资本对创新投入的贡献更为显著，而FDI对创新活动的积极影响并不显著。
模型设定随机效应固定效应随机效应固定效应随机效应固定效应固定效应随机效应(2)动态面板估计。相关研究基本均采用静态面板模型进行实证分析，但在很多情况下，模型中的解释变量具有潜在的内生性问题，即与被解释变量之间存在双向因果关系而导致其与随机扰动项相关，这时无论使用最小二乘法，还是固定效应或随机效应得到的估计结果均是有偏的。因此，为了得到更加稳健的分析结果，本文进一步在(22)式中加入被解释变量的滞后项作为解释变量，建立如下动态面板模型，并采用Blundell＆Bond(1998)提出的被广泛用于处理内生性问题的系统广义矩估计(SYS-GMM)方法进行参数估计。
Zit=β0+β1Zit－1+α'Yit+μit(23)其中，Yit为(1)式中所有解释变量组成的向量集，α为解释变量的参数组成的向量集。
可以看出，所有模型的残差均存在一阶序列相关但不存在二阶序列相关，Hansen检验结果则说明各模型均不存在工具变量过度识别的问题，因此，工具变量的构造总体上均是合理有效的。
动态面板与静态面板的估计结果基本一致。结果显示，在不考虑控制变量的条件下，能源依赖度对创新投入和创新产出均表现出非常显著的挤出效应。结果则显示，在依次加入人力资本、研发投入和FDI后，这种挤出效应依然稳健，能源依赖度系数的相伴概率基本保持在1%(仅表5模型(3)中为5%)的水平，但系数的绝对数值呈逐渐下降趋势，说明上述变量也可能会在一定程度上缓冲资源开发对创新活动所产生的挤出效应。而最关键的影响因素还在于反映要素配置效率的市场化程度，无论是否考虑控制变量，只要将市场化程度变量加入模型，能源依赖度对创新的负效应都会明显被削弱(如模型(4))或消除(如模型(4))，甚至还会表现出显著的积极影响，如模型(2)的结果显示，能源依赖度与创新投入在1%的显著水平上正相关。
以上结果很好地验证了前文所提出的两个理论命题，即资源开发易于对区域创新活动产生挤出效应而引起资源诅咒问题，但在市场化程度和生产要素配置效率提高的调节性影响下，这种挤出效应完全可以被缓解或消除，甚至可以被转化为积极的促进作用。而市场化程度本身对创新投入和创新产出均具有明显的积极影响，无论在静态面板模型还是在动态面板模型中，其系数显著水平一直保持在1%。一方面，市场化能够通过改善生产要素和资源配置效率，实现要素和资源在各产业部门间的合理分配，促进区域经济的协调健康发展;另一方面，市场化还可以通过市场激励机制增强企业开展技术创新的动力，促进新产品和新技术的开发和应用，加速技术进步的过程而有力地推动区域经济增长。因此，提高市场化程度和要素配置效率是解决资源诅咒问题的一剂良药。
与静态面板估计结果不同的是，动态面板估计得到的参数值大多偏小，其最可能的原因是动态面板估计考虑了被解释变量滞后期对当期的影响。无论从数值大小还是显著程度来看，这种影响均非常明显，其影响程度超过了模型中的其他任何变量，这在很大程度上反映出技术进步是一个依赖于人力资本投入和技术知识积累的渐进过程。虽然区域人力资本总体存量、财力投入、技术扩散和溢出效应，以及要素配置效率等因素可以加速创新和技术进步的过程，但创新和技术进步更主要是通过技术知识的不断积累的一个螺旋演进上升的动态过程，技术知识存量及研发部门的人力资本投入水平在实现创新和技术进步的过程中发挥着至关重要的作用。本文的动态面板估计结果也恰恰对此给出了很好的证明，即在各变量中，前一期的人力资本投入和技术(专利)产出均对当期的投入和产出产生了最为主要的影响。这一结果同时也与Romer(1990)提出、本文沿袭的“研发产出取决于R＆D部门的研发人员投入和已有的技术知识存量”这一理论设定相符。另外，静态面板模型中的人力资本(主要指产出方程)和FDI变量的系数并不显著，但在动态面板模型中其系数的显著性却提高至1%，这说明这两个变量存在着明显的内生性问题，使得静态面板的估计结果是有偏的。因此，动态面板SYS-GMM估计得到的分析结果具有更高的稳健性和可信度。
四、结论与政策启示
本文实证分析结果表明，能源依赖度对我国区域创新投入和创新产出均表现出显著的挤出效应，但市场化程度及其所反映的生产要素配置效率的改善，完全可以将这种挤出效应缓解或消除，甚至可以将其转化为积极的促进作用。对我国的资源丰裕地区而言，如何才能规避或者缓解资源开发活动所带来的资源诅咒效应呢?我们提出以下几点政策思路:
(1)推进市场化改革进程，优化生产要素配置效率。本文的结果显示，提高市场化程度和要素配置效率是规避和解决资源诅咒问题的一个有效途径。生产要素配置效率是决定资源开发活动如何影响区域技术进步和经济增长的关键性因素，而生产要素的替代弹性往往反映在市场机制对要素配置作用的深度上。因此，首先需要推进资源丰裕地区市场化改革进程，提高其对外开放程度，增强生产要素的市场流动性，优化生产要素的投入结构，同时还要注重提高资源利用效率。
(2)提高技术创新能力。既然资源开发易于对创新活动产生挤出效应，那么就应该有意识地大力提高资源丰裕地区的创新能力。
(3)促进区域产业结构的优化调整。在提高要素配置效率和区域创新能力的基础上，资源丰裕地区还必须适时地进行产业结构的优化调整。 |
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