自然資源、經濟增長與創新三者的關系分析

摘要：自然資源是經濟增長的過程中的一個要素，理論上這個要素能夠擴大生產可能性邊界，但是，現實生活中自然資源常常阻礙了經濟增長的提高，而缺少自然資源的地區反而可能有更快的增長速度。本文考察了自然資源稟賦、經濟增長與創新之間的關系，作為“資源詛咒”的傳導機制的重要部分，并發展了一個基于內生經濟增長理論，變化的拉姆齊-卡斯-庫普曼斯模型來解釋“資源詛咒”現象。資源收入通過直接減少工作動力和間接導致較小的從事創新的勞動力比例兩種方式阻礙經濟增長。

關鍵詞：自然資源；資源詛咒；創新；經濟增長

中圖分類號：F061.2;F062.1文獻標識碼：A 文章編號：1002-2848-2008（06）-0050-09

一、引 言

一國豐富的自然資源對經濟的長期發展是福還是禍？初看起來，這個問題的答案應該是不言而喻的事。經濟增長是靠消耗自然資源為前提的，自然資源為經濟增長提供物質資料來源。20世紀90年代以來，自然資源對經濟增長的影響引起了經濟學家的激烈爭論，有人將其視為“神賜天糧”，是來自自然的祝福；也有人將其斥為“魔鬼的糞便”，廣大民眾并沒有從這些資源開采中受益，大多數人們仍然生活在貧困中，資源豐富反而陷入了貧困陷阱，給人們帶來了難以擺脫的詛咒。資源豐裕國的經濟表現往往不及資源缺乏國，自然資源在經濟增長中的角色仿佛由“天使”變成了“魔鬼”，“資源的詛咒”也由此而來。“資源的詛咒”是發展經濟學中的一個著名命題，其涵義是指自然資源對經濟增長產生了限制作用，資源豐裕經濟體的增長速度往往慢于資源貧乏的經濟體。那就是那些自然資源豐富的國家其經濟表現遠不如自然資源貧乏的國家。類似情形在非洲和拉美表現得極為突出。20世紀的非洲(資源豐裕的國家居多數)和瑞士、日本(資源缺乏國)迥然不同的經濟發展結果，還有盛產石油的印度尼西亞、委內瑞拉等國與資源貧瘠的東亞新興經濟體(中國香港、中國臺灣、韓國和新加坡)之間的經濟差距。頗為殘酷的事實一再證明，自然資源豐富并沒有給國家帶來好運，反而收入分配極端不平等，腐敗和尋租活動盛行，人力資本投資嚴重不足，內亂頻頻爆發等等。

1993年，Auty在研究產礦國經濟發展問題時第一次提出“資源的詛咒”這個概念。Sachs和Warner^［1］的論文是有關該命題的經典文獻，對這一假說進行開創性的實證檢驗。Sachs和Warner選取95個發展中國家作為樣本，測算自1970～1989年這些國家GDP的年增長率，以初級產品出口占GDP的比重反映各國的資源稟賦，結果表明自然資源與經濟增長存在顯著的負相關聯系，“資源的詛咒”在國家層面上得到驗證。此后，Sachs和Warner^［2-3］、Gylfason et al^［4］、Papyrakis和Gerlagh^［5］等大量的實證研究都支持了“資源的詛咒”這一假說，自然資源豐富對經濟增長更多地起著阻礙而不是促進的作用。

為什么資源豐富的國家比資源貧乏的國家增長更慢？解釋資源詛咒已經成為20世紀90年代以來發展經濟學里最令人感興趣的焦點之一。

目前，國外大多數研究都支持這樣一個命題：自然資源如果對其他要素產生擠出效應，就會間接地對經濟增長產生負面影響。Gylfason^［4］稱之為“資源詛咒”的傳導機制（TransmissionMechanisms）。常見的傳導機制包括：貿易條件論、荷蘭病、資源尋租和腐敗、輕視人力資本投資、可持續發展能力衰退。Hausman和Rigobon^［6］認為，理解自然資源的作用機制問題是一項非常艱巨的任務，大部分文獻只是從某一角度反映自然資源對經濟增長的影響，而實際的作用機制很可能是多種渠道的共同影響，不同的研究對象也會表現出相異的內在機制。

環顧國內我們同樣會發現，自然資源豐富的地區如山西、東北、西部等地其經濟績效遠不如自然資源貧乏的廣東、浙江、江蘇等地，經濟處于一個奇怪的困境之中:一方面擁有得天獨厚的豐富的自然資源，另一方面，經濟始終處于一種與其資源稟賦極不相稱的落后狀態。與國際上這一領域較為豐富的研究成果相比，國內探討自然資源稟賦與經濟增長關系的文獻并不多見。徐康寧、韓劍^［7］提出中國區域的經濟增長在長周期上也存在著“資源詛咒”效應的假說，并把它看作是地區發展差距的一個重要原因。通過構建一個以能源資源為代表的資源豐裕度指數，重點考察我國不同省份之間資源稟賦與經濟增長的相互關系。徐康寧、王劍^［8］以中國的省際面板數據為樣本，對“資源詛咒”這一假說進行了實證檢驗，計量結果顯示，該命題在我國內部的地區層面同樣成立，多數省份豐裕的自然資源并未成為經濟發展的有利條件，反而制約了經濟增長。滕春強^［9］從“資源詛咒”理論出發，對我國三大區域資本形成機制差異的根源進行了重新詮釋。國內對相關問題的研究往往局限在資源型城市的可持續發展、自然資源的瓶頸的約束和如何將自然資源優勢轉化為經濟發展優勢上，而對可能出現的資源詛咒基本上毫無意識。自然資源的多寡已不再決定一國的財富水平？自然資源對經濟增長起促進還是延緩作用？自然資源在經濟增長中究竟起著何種作用，是福音，還

① 早在1928年，Ramsey就提出了消費優化決策的經濟增長模型，當時未受到足夠重視，直到1965年，Cass與Koopmans才重新發掘并推進了Ramsey的工作，使之成為現代增長理論的一種標準模型:在一定約束條件下求某一個目標函數的最大值，這個目標函數即為一般意義下的效用函數。

是詛咒？抑或兩者都不是？豐富的自然資源能不能構成經濟增長的充分條件？這些懸而未決的問題引導我們對此進行更深入的研究。

本文基于一個文獻中幾乎被忽略的資源豐裕擠出效應的視角：擠出創新。Sachs和Warner^［3］指出

資源部門的工資水平可能誘導創新者在初級部門而不是RD（研發）部門中從事創新活動，但是他們并沒有深入發展這一假說。知識和創新能力日益成為財富創造的主導要素，技術進步、新創意的發現和創新驅動了經濟長期增長。知識產品和研究開發具有溢出效應，規模收益遞增。本文選擇了內生增長理論中的RD模型，一方面是在不考慮制度與倫理的前提下，技術的選擇與創新是解決可持續發展過程中自然資源問題的根本途徑；另一方面基于資源富足擠出創新的效應視角，技術進步、新創意的發現和新發明是經濟長期增長的驅動力。本文第二部分構建了一個基于內生經濟增長理論，變化的拉姆齊—卡斯—庫普曼斯（Ramsey-Cass-Koopmans）模型①。在這個模型中，個人根據效用在消費和閑暇中進行替代配置。第三部分把資源稟賦、創新和經濟增長聯系起來，得出動態均衡和主要命題。在一個經濟體中，資源稟賦減少了穩態特征的勞動供給。資源租金使人們減少勞動供給和工作動力，并用資源收入來增加額外消費。進一步，得到自然資源富足通過導致從事創新活動人員的減少間接影響經濟增長的結論。第四部分是實證檢驗，最后是本文的結論。

二、 關于自然資源和RD的模型

從20世紀90年代開始，以內生技術進步為特征的新增長理論成為經濟理論界研究的熱點。Romer假定由Arrow發現存在于某些行業中的“邊干邊學”現象可推廣到整個宏觀經濟，從而構造出由“邊干邊學”機制帶來遞增報酬的總量生產函數，投入要素的邊際報酬不再遞減，從而獲得人均收入長期增長率為正數的穩態增長軌跡。Lucas對Romer的“邊干邊學”假定進行修改，從人均而非總量資本水平對“邊干邊學”的反饋來描述類似增長過程，也獲得了類似于Romer的結果。其它如Grossman和Helpman等人從RD出發，將RD活動視為具有投入產出機制的經濟活動并分析其最優規模，也成功地將Solow技術進步內生化。雖然新增長理論解釋了技術進步的形成機理，但在經濟增長與自然資源的關系上，仍然表現出明顯的技術樂觀主義。例如，Aghion和Howitt承認應當考慮自然資源和污染，但在他們的熊彼特模型中，智力資本的積累會克服經濟活動的生態極限。在Barro、Romer和Lucas等人的增長模型中，甚至根本就沒有提及土地、能源和原材料，物質資本和人力資本構成了全部資本。在他們看來，人類總是有辦法獲得經濟活動所需的自然資源，因此沒有必要從自然界的角度研究經濟增長問題。現有的內生增長研究文獻卻較少關注自然資源問題對長期經濟增長的影響。

筆者認為應該進一步從內生增長模型出發引入自然資源約束。在新增長理論中引入自然資源有利于說明自然資源的作用機制。本文考察一個封閉經濟，整個經濟分為四個部門:制造業部門、中間資本品（耐用品）生產部門、研發(RD)部門和自然資源開采部門。不考慮人口增長，假設勞動力供給固定的，既可以投入到制造業部門，也可以投入到RD部門從事技術的研發，即研究開發新的設計方案。整個經濟體系運行機制:研發部門使用投入的勞動力結合已有的技術知識存量進行研究開發，然后將新研發出來的設計方案注冊為永久性專利并出售給下游的資本品生產部門；資本品生產部門使用購買來的中間產品設計方案生產新的中間產品（耐用品），然后將新生產出來的中間資本品再出售給制造業部門；制造業部門使用其購買來的新的中間資本產品，同時雇傭一定量勞動力進行生產；自然資源開采部門開采獲取資源。經濟中最終產出由制造業部門和自然資源部門提供。

（一）消費者

家庭根據效用最大化原則來選擇跨期的消費水平和閑暇時間。把內生增長理論結合起來分析，在勞動附加型經濟中，技術進步才能保證增長的穩態性。人們越是努力工作，創新和知識就越有效率。

假定人口在每一個時點上保持不變，那么

N(t)=N（1）

對于這類型的模型，穩定的人口水平是個有利假設，這就排除了單位資本產出長期增長率并可以使經濟收斂于平穩增長路徑。

個人在工作和閑暇中分配其可用的時間，l(t)是他們用于工作時間的比例，1-l(t)部分用于閑暇活動。這樣，經濟中勞動投入水平L(t)就得出來了：

L(t)=Nl(t) （2）

每個家庭最大化一生的效用，其跨期效用函數如下：

U=∫∞0u［c(t)，l(t)］e-ρtdt（3）

其中c(t)=C(t)/N表示在t時點上人均消費；C(t)代表總消費；ρ為貼現率，并假定為正和不隨時間變化，即人們在評價未來的效用時相對于現在效用而言要小些。U(t)是未來貼現的總效用，u(c(t)，l(t))表示某個人在某個時點的即期效用函數。

假定即期效用函數u(c(t)，l(t))與消費c(t)正相關，與勞動強度l(t)負相關。為了簡便，假定一個對數的消費效用函數和有常數彈性σ的無勞動的效用函數，同時在接下來分析中省略任何貼現率。

u(c，l)=lnc-l1+σ（4）

每個家庭在追求效用最大化時面臨以下預算約束：

v·[]=wl+Q[]N+rv-c（5）

v=V[]N代表每個人持有的資產價格，加一點表示其對時間的導數。wl和Q[]N表示每個人的工資和資源收入，r是從每單位資產價值獲得的真實利率。每個家庭在預算約束方程（5）條件下實現效用最大化。所以，構建以下漢密爾頓（Hamiltonian）函數：

H=∫∞0(lnc-l1+σ)e-ρtdt+μ［wl+Q[]N+rv-c］（6）

關于控制變量c和l以及對偶變量μ的一階條件得到拉姆齊法則（Ramsey Rule）（7）和 等式（8），它們描述了隨著時間的過去，消費的演變以及消費與閑暇之間的替代率。

c·[]c=r-ρ（7）

(1+σ)lσ[]c=w（8）

（二）生產者

假定經濟體是四部門經濟。首先是制造業部門，對于勞動和其他中間投入規模報酬不變。在制造業部門生產的最終產品價格規格化成效用。依據Romer(1990)模型，采用了連續中間資本品的常規表述，表示成i∈［0，A］。每個中間資本品表示不同的設計，設計總量A測量出總的知識存量。所有的設計不能完全替代，替代水平以參數α（0<α<1）來表示。這樣就可以得出制造業部門的柯布—道格拉斯生產函數：

YM=(γL)1-α∫A0xαidi （9）

γ(0<γ<1)是在制造業部門工作的勞動力比例，xi是i種資本的投入。

制造業部門的廠商進行競爭性生產和選擇一定勞動和資本品來追求利潤最大化：

max[]γL，xi(γL)1-α∫A0xαidi-wγL-∫A0pixidi（10）

w表示制造業部門勞動力工資，pi表示耐用品i的價格。一階條件意味著制造業部門的廠商對勞動力和耐用品的需求為：

w=(1-α)(γL)-α∫A0xαidi=(1-α)YM[]γL（11）

pi=α(γL)1-αxα-1i（12）

得到式（11）和（12）式的一階條件，說明廠商以勞動力和資本的邊際產品價值來支付其報酬。

其次，所有中間資本品都是這個資本品部門生產的。每個耐用品是不同的廠商以截然不同的專利或者創意生產的。這就意味著所有中間品的制造廠商擁有壟斷能力，由于他們的產品是不完全替代的，產品的特征由獨特的創意所決定。專利和版權的相關法律允許特有的廠商通過購買和擁有這設計來使用專有創意和生產相關的中間產品。引進創新的固定成本或設計的購買費用后，每個中間產品部門以其資本投入比例來生產一個耐用品。這樣的話，中間產品也可以看作耐用品，K=∫A0xidi，K是總資本量指標。

在中間產品部門生產的廠商以價格PA購買一個設計的所有權，引進這個設計購買的固定成本，最大化利潤π：

max[]xi πi=pi(xi)xi-rxi（13）

pi(xi)是制造業部門廠商對耐用品的需求函數，所以pi(xi)xi是每個中間產品部門的收益，rxi代表廠商生產耐用品xi的利息成本。由xi的一階條件可以得到：

dpi(xi)[]dxixi+pi(xi)=r

考慮到耐用品的需求函數（12）后，可以看出每個耐用品的壟斷價格等于邊際成本，邊際成本對于每個設計而言是相等的：

pi=p=r/α（14）

正如（14）式所示，所有的中間資本品按同一價格出售。 由于需求函數（12）涉及到單個中間產品生產，（14）式表明制造業部門購買和使用的耐用品是同一數量x。所以，可以得到：

K=∫A0xidi=Ax（15）

利潤使得一項設計所有權成為有價資產，其價格為PA，這樣它們可以組成這個資產價格的收益：

rPA=π+P·A（16）

在平衡增長路徑上，等式可以簡化為rPA=π。

再次，假定一個根據設計生產新中間產品的RD部門（Romer，1990），這個部門增加了知識基礎。它使用部分的勞動力投入，即沒有在制造業部門使用的剩余勞動力部分。相對于勞動力而言，知識的生產函數規模報酬不變。這個特殊性歸結于努力的副產品，而非RD部門研究人員的正溢出效應。并且設計的生產取決于被發現的知識存量，兩者正相關，是一對一的關系。這就說明創新增長率（設計存儲率）獨立于知識水平。RD部門研究人員可以免費獲得知識，知識作為公共品，并促進創新。設計演變的依據：

A·=A(1-γ)L（17）

知識生產于創新部門，這個部門的勞動力獲得邊際價值。每個發明設計以PA的價格賣給中間產品部門的廠商。創新部門勞動力的邊際生產力變為：

w=APA（18）

最后，假定有一個自然資源開采部門，資源部門的產量Q取決于可獲得的資源基礎G和物質資本量K。資源越富足自然資源部門可開采利用的資源量越多；另一方面從資本積累效應看，資源開采利用更有效。并構建簡單的比例生產函數：

Q(G，K)=GK（19）

制造業部門的生產函數，在考慮中間資本的同一性［（15）式所示］后變為:

YM=(γL)1-αAxα=(AγL)1-αKα（20）

式(20)顯示制造部門的生產函數類似新古典的索羅模型。源于制造業和資源部門的總產出或收入Y等于消費C加上資本積累K·。

Y=(AγL)1-αKα+KG=C+K· （21）

三、分 析

（一）動態均衡

接下來就引出消費、資本、勞動力供給和創新中勞動力比重的動態分析的等式。首先，確定相對于創新部門而言，制造業部門中使用勞動力的比例。比較創新部門和制造業部門中勞動力工資和兩種資產（知識A和資本K）的收益率。制造業部門和創新部門的勞動力套利確保工資相等，這樣就由（11）和（18）式得出：

APA=(1-α)YM[]γL（22）

其次，確定資本K的利率水平r。從需求函數（14）式中，通過參數α和耐用品價格p得出利率。用（12）式中p、（15）式中耐用品需求和生產量x以及（9）式制造業部門的生產函數替代后，得到（23）式，利率與制造部門資本產出比成比例。

r=α2YM[]K（23）

接著計算知識的收益率。中間產品制造部門廠商的利潤可以通過把（12）、（14）和（15）式代入（13）式計算出來。

πi=π=α(1-α)(γL)1-αxα=α(1-α)YM[]A（24）

（24）和（16）式可以得出在平衡增長中專利價格PA和壟斷利潤π，（22）式變為：

r=αγL（25）

把（23）和（25）式合并，得到制造業部門工作的勞動力比例γ關于制造業資本產出比的表達式：

γ=α[]LYM[]K=α[]lNYM[]K（26）

為了動態分析，需要把等式寫成密集形式（Intensive Form）。（21）式左邊除以有效勞動 AK，得到經濟中總收入的密集形式：

=γ1-αAk^U9α+GAk^U9（27）

小寫變量上加“^”表示每單位有效勞動的平均量，=K/AL，Ak^U9=K/AL，=C/AL。

合并（20）和（23）式，替代了制造業部門的產出，可以把利率表示成關于每單位有效勞動的平均資本數量的形式。

r=α2Ak^U9α-1γ1-α（28）

從（26）式，可把制造業部門工作的勞動力比例表示為：

r=(α[]lN)1[]αAk^U9α-1[]α（29）

根據（17）和（28）式，把（7）式重寫成密集形式：

·[]=r-ρ-A·[]A-l·[]l=α2Ak^U9α-1γ1-α-ρ-(1-γ)lN-l·[]l（30）

隨后，根據（27）式把（21）式重寫成密集形式：

·[]=γ1-αAk^U9α -1+G-[]-l·[]l-(1-γ)lN（31）

這兩個式子說明消費和資本動態依賴于勞動供給的動態。為了求出l·[]l，先把勞動工資水平表示成關于單位勞動資本的形式。根據（11）和（20）式，可以計算出：

w=(1-α)kαγ-αA1-α（32）

合并（8）和（32）式，得到以下式子：

(1+σ)lσc=(1-α)kαγ-αA1-α（33）

又可把（33）式寫成密集形式：

(1+σ)l1+σ=(1-α)Ak^U9αγ-α（34）

這樣就有（29）、（30）、（31）和（34）四個式子，可以確定、l、Ak^U9和γ的動態了。為了用于穩態特征分析，推導出反映勞動力供給l和用了γ動態的等式。

（34）式意味著l根據以下式子演變：

l·[]l=α[]1+σ·[]-1[]1+σ·[]-α[]1+σ·[]（35）

從（29）式可以看出，γ根據以下式子演變：

γ·[]γ=α-1[]α·[]-1[]αl·[]l（36）

合并（35）和（36）式，可以看出l根據以下式子演變：

l·[]l=1[]σ(·[]-·[]）（37）

（二）穩態

在平衡增長的路徑上，資本K、消費C、產出Y和技術A以相同的比例增長，這就意味著沿著這個路徑，Ak^U9、和保持不變。從（36）和（37）式中可以看出，勞動強度l和勞動投入率γ也保持不變。所以，在平衡增長的路徑上，（30）和（31）式變為：

α2Ak^U9α-1SSγ1-αSS-ρ-(1-γSS)lSSN=0（38）

Ak^U9α-1SSγ1-αSS+G-SS[]Ak^U9SS-(1-γSS)lssN=0（39）

下標SS表示出每個變量在平衡增長的路徑上的動態特征值。（29）和（34）式在穩態下估計，給出了勞動供給l和創新中使用的勞動力比例γ的水平：

(1+σ)l1+σSSSS=(1-α)Ak^U9SSγSS-α（40）

r=(α[]lSSN)1[]αAk^U9SSα-1[]α=(α[]N)1[]αl-1[]αSSAk^U9SSα-1[]α（41）

（38）、（39）及以上兩個式子構成一個式子組，確定SS、Ak^U9SS 、lSS和γSS四個穩態水平。通過這四個式子可以得出把資源收入和勞動供給聯系起來的等式：

G=ρ1+α[]1+αNN[]α+1-α[]1+σl-σSS-1+α[]1+αNN2[]α(1-α)lSS（42）

（42）式右邊隨著勞動力供給lSS增加，嚴格遞減，所以只有一個穩態值，并把它求出來：

dlSS[]dG=［-σ1-α[]1+σN[]αl-1-σSS-1+α[]1+αNlSS］-1（43）

這就說明隨著資源豐裕程度的增加，導致在穩態下勞動強度降低。人們以消費和閑暇來替換，獲得效用。不斷增長的自然資源財富給他們提供了一個以較少的勞動努力換取一定的效用水平的機會。也就是說，資源豐裕增加了閑暇，減少了人為的產出。以第一個命題來闡述這個發現。

命題1：穩態下勞動供給隨著自然資源基礎增加而減少。

可以從（17）式中得出在穩態下知識積累率，并把穩態下知識積累率標注為xSS=（A·SS/ASS）。

xSS=(1-γSS)lSSN（44）

把（41）式分別代入（38）式、（39）式和（40）式得到：

lα-1[]αSSAk^U9SSα-1[]α(α[]N)1[]α(1+αN)-ρ-lSSN=0（45）

lα-1[]αSSAk^U9SSα-1[]α(α[]N)1[]α(1+α)+G-SS[]SS-lSSN=0（46）

SS=N(1-α)[]α(1+σ)l-σSSAk^U9SS（47）

把（47）式代入（46）得：

lα-1[]αSSAk^U9SSα-1[]α(α[]N)1-α[]α(1+α)+G-1-α[]1+σ(α[]N)-1l-σSS-lSSN=0（48）

通過（41）式和（48）式，可以推出RD部門的勞動力比例（1-γSS）。

1-γSS=1-N+ρl-1SS[]1+αN（49）

隨著資源稟賦增加，（43）式已指出穩態下勞動強度將降低，所以（49）式說明就會減少RD部門的勞動力比例。所以，知識積累有兩個原因導致減少。一方面，勞動力強度的降低直接阻礙了知識積累；另一方面，勞動力強度的降低通過從事RD部門勞動力比例的減少間接降低了知識積累率。從（44）式中，可以看出技術進步與資源稟賦負相關。

dχSS[]dG=［(1-γSS)N+ρ[](1+αN)lSS］dlSS[]dG<0（50）

從（43）式中已經得出，dlSS[]dG<0。

所以，一個自然資源豐裕的地區或者國家有著豐富的資源將導致較低的穩態勞動強度lSS和知識積累率χSS。經濟也將在一個較低的速度下增長。

命題2：穩態知識積累率χSS隨著資源基礎G降低。

資源詛咒的實質是對資源產業繁榮對創新活動的抑制。快速繁榮的資源產業和滾滾而來的資源財富，抑制了創新的活力， 惡化了創新環境，扼殺了創新文化，流失了創新人才，導致區域創新能力和創新活動的衰退，進而導致了區域發展衰退。大量的案例研究成果也證實，發生資源詛咒問題的國家，幾乎都是過分依賴了資源的大規模開發，任由資源優勢肆孽， 妨礙了創新和技術進步，掉入資源優勢陷阱。

四、 實證檢驗

本文以區域為比較樣本，采用基本方程式以下式子：

git=α+β1Ln(Yit-1)+β2NRit+β3RDit+μi+εit

其中，i表示地區下標，t表示時間下標，α為常數項，μi是地區特定且不隨時間變動的誤差項，用于反映一些回歸方程中沒有考慮的因素的影響，εit為隨機擾動項。

由于我國幅員遼闊，地區間差異十分顯著，采用全國性的綜合數據，往往會掩蓋這種十分顯著的省際差異。如果采用橫截面數據（通常選取某一年全國31個省、市及自治區的有關數據），雖然可以在一定程度上彌補時間序列數據不能反映地區間的差別性的缺陷，但其只能靜態地反映某一個時點的經濟情況，而不能全面地動態地從一個時段上描述經濟現象的變化態勢。采用包括截面數據和時間序列數據的面板數據（Panel Data），既可以擴大樣本容量，提供了更多的樣本數據和信息，多重共線性的影響被減弱，降低了估計誤差，又便于考察分析不同時間跨度內自然資源效應的動態特征，為我們的分析創造了有利的條件^［10］。

本文實證檢驗的樣本為1997-2006年間我國各省、自治區和直轄市的數據資料。基于數據可得性和比較的方便，數據不包括臺灣省、香港和澳門特別行政區，考慮到行政區劃的歷史變更，將重慶的數據并入四川省作為一個截面單位，這樣最終的面板數據包括30個截面單位和10年的時間序列，樣本觀察值共計300個。主要數據來源于《新中國五十五年統計資料匯編》、1997到2006年的《中國統計年鑒》和中經網統計數據庫。受到各地區經濟發展水平、人口規模、土地面積等總量因素的約束，絕對值指標不適合作為地區間橫向比較的指標，因此，回歸方程中變量值均取相對值。

具體的變量解釋依次為：

git：省區i在t期的人均GDP的增長率，等于本年與上年人均GDP指數之差與上年人均GDP指數的比值（1952年=100）。選擇人均GDP作為各省區經濟增長的績效指標，主要是為了剔除省區大小和人口規模造成的偏差。

Ln(Yit-1)：省區i在初始(t-1)時期的人均GDP自然對數值，加入這個變量的目的是為了對增長方程的轉換動態加以控制。

NRit：省區i在t期的自然資源投入水平，以農林牧漁業與采掘業的固定資產投資之和與固定資產投資總額之比來表示。徐康寧、王劍^［8］采用采掘業固定資產投資占固定資產投資總額的比重來衡量自然資源的綜合稟賦狀況，認為在中國的行業統計口徑下，采掘業的投入水平完全取決于自然資源的可得性，因此把它作為表征量是合理有效的。本文認為，自然資源也是一個外延邊界很難準確界定的概念，在這利用的是主要的自然資源，在此，定位直接作用于自然資源，取得了初級產品的階段，包含農林牧漁業與采掘業，不包括后續的加工業。囿于數據的可得性和自然資源的經濟定義，本文擴展了這一做法。

RDit：研發投入，以科技三項費（新產品試制費、中間試驗費和重要科學研究補助費）占地方財政支出的比例來表示，反映技術、創新對各地區經濟增長的影響。

本文運用計量軟件stata8.2對上述面板數據進行回歸。表1所示，根據沃爾德F檢驗及拉格朗日乘數檢驗結果，每一個模型都拒絕原假設，可以得到固定效應模型(FEM)和隨機效應模型模型(REM)比OLS更適用。由豪斯曼檢驗可知，固定影響模型更好。所以計量結果應該基于固定效應模型來分析。

由于固定模型中可能存在異方差及自相關問題，產生估計偏誤，所以我們應該檢驗異方差及自相關問題并糾正。其中組間異方差使用修正的沃爾德F檢驗（Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity），自相關問題使用伍德里奇檢驗（Wooldridge test for autocorrelation）。原假設是同方差，原假設是沒有一階自相關，檢驗得知有異方差及自相關問題。

在數據可獲得的基礎上，采用可行的廣義最小二乘法（FGLS）的方法進行檢驗，以消除異方差性和序列相關性的影響。運用可行廣義最小二乘法估計（FGLS）糾正，回歸結果如表

注:(1)括號內為Z回歸系數Z統計量值；(2)Obs是樣本觀察值個數， Wald是Wald統計量，Log為模型回歸的極大似然值；(3)  *、**和***分別表示在10%、5%、1%水平下顯著。

從回歸結果看：（1）自然資源與經濟增長之間存在負相關性，“資源詛咒”命題在我國省際層面得到驗證，與徐康寧和王劍^［8］的研究結論一致。自然資源的系數值分別為-0.0337683和-0.0343525，均通過了顯著性水平為5%的顯著性檢驗。這說明自然資源豐裕并不能有效促進經濟增長，反而引起了經濟增長速度的相對滯后。當然不能理解為所有自然資源豐裕的省份，經濟增長都是慢的，或者說是任何時候都是慢的。（2）RD的系數為正，并通過顯著性檢驗，研發成果和發明專利轉化為生產技術，實現經濟效益，促進經濟增長，創新是經濟增長的源泉。（3）在初始時期的人均GDP水平與經濟增長正相關，說明中國經濟在1997-2006年期間人均收入水平沒有收斂，反而是發散的。①

同樣，我們將前文的代表創新的變量RD對資源變量NR進行回歸，得出NR的系數為-0.017731（-2.24），在1%水平下顯著，說明資源豐裕度與創新之間存在著負向關系。資源豐裕地區產業結構依賴資源的開發，產品又以自然資源初級產品為主，

① 目前跨省區收斂性研究，林毅夫和劉明興（2003）利用1981-1999年的數據，發現以1990年左右為界，前期存在條件收斂而后期顯著發散，馬栓友等（2003）對1995-2000年地區人均GDP增長速度進行分析，認為該時期不僅沒有收斂反而是差距擴大。

其技術含量低，與此同時制造業發展滯后，弱小的制造業產品仍然是以初級產品和半制成

品為主，會對當地其他具有戰略分布性的產業產生擠出效應，導致其產業結構的極不合理與薄弱的經濟基礎。一旦制造業衰落，就長期而言資源豐富型地區實際上大勢已去，因為制造業承擔著技術創新、組織變革和培養企業家的使命，而自然資源開采部門則缺乏類似效應^［11］。

五、 結 論

本文考察了被忽略的傳導機制：自然資源豐裕與創新之間的關系。毫無疑問，創新是決定經濟增長的一個主要因素，可以提高勞動和資本的生產率。創新者追求新的創意和設計來自于其中的利益激勵。在我們的模型中，自然資源減少了創新者從事研發活動的激勵。這歸結于兩方面的原因：第一，自然資源稟賦的發現減少了以勞動收入來支撐消費的需要，因此增加了閑暇而降低了工作的工作動力；其次，自然資源財富影響了企業創新活動在制造業和RD部門之間的配置。

經濟學家使用全要素生產率的概念來度量用于生產的所有投入要素的綜合效果。索洛先驅性的研究結論是全要素生產率能夠解釋經濟增長的80%，全要素生產率的提高才帶來了經濟增長，而技術進步帶來了全要素生產率的提高，所以技術進步才是經濟增長的終極根源。Jorgenson和 Yip^［12］對多國的數據進行了仔細的研究，他們發現接近50%的日本產出增長以及超過40%的德國和意大利的產出增長可歸因于全要素生產率增長。盡管這一估計低于索羅發現的80%，但是基本的結論依然證明全要素生產率的增長帶來了經濟增長。

如果全要素生產率是經濟增長的終極根源，那么經濟增長理論就不應該只關注要素投入的積累，而應關注技術進步和創新。技術變化是全要素生產率的一個重要決定因素，這是索羅的最初觀點，也是他的信徒和批評者的觀點。西蒙·庫茲尼茨很清楚地表達了他對技術主導作用的自信：“我們可以肯定地說，以科學發展為基礎的技術進步——在電力、內燃機、電子、原子能和生物等領域——成為發達國家經濟增長的主要源泉。” ^［13］大量的經濟史學家也認為技術演變處于現代經濟增長的中心地位，突出的是Landes、Rosenberg和 Mokyr。他們通過對技術變化的仔細研究得出，不僅技術變化對于現代工業的形成不可缺少，而且技術塑造經濟活動的過程在長期內發揮著作用。經濟史學家促使經濟學家用長期的眼光看待經濟增長過程，因為新技術影響的發揮需要很長時間。

知識的積累以及人力資本積累的外部性，產生了遞增的收益，因此抵消了投入要素中宿命的邊際收益遞減。技術進步、人力資本、創新、國際貿易、收入分配、經濟組織和經濟制度等影響全要素生產率，進而間接影響經濟增長。為了理解全要素生產率的決定因素，我們需要理解什么因素促進知識與人力資本的積累，特別是什么因素提供了對知識創造和人力資本積累的激勵。這自然地導致我們去探求研究和開發、干中學、外部性以及報酬遞增等因素，同時也導致我們去考察鼓勵和不鼓勵知識創造和人力資本積累的制度因素。

只有真正的科技創新和持續的制度創新才是經濟長期穩定增長的主要動力。問題的關鍵在于，能否積極地尋求相關的創新，并將這些創新的思路有效地付諸實踐，使得自然稟賦的應有價值得到令人滿意的體現。

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［13］ Jorgenson W， Yip E. Whatever happened to productivity growth?［M］.University of Chicago Press，2001.

責任編輯、校對：李再揚

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