产业结构视角下自然资源对经济增长的影响研究

姚小剑 党 静

(西安石油大学 经济管理学院，陕西 西安 710065)

0 引 言

自上个世纪60年代以来，资源贫乏的国家相较于资源丰裕的国家经济发展速度快，比如资源丰裕而经济发展落后的委内瑞拉、墨西哥，资源相对贫乏而经济迅速崛起的中国台湾、香港、新加坡，以及中国西部和东部地区经济状况的对比，这些情况都佐证了“资源诅咒”现象的存在。然而，经济的增长不仅受自然资源的影响，更与各个地区的产业结构密切相关。由于投资回报率和生产要素流动性的影响，生产部门在高效利用资源的基础上，吸引更多的生产要素投入并实现均衡配置，该现象称之为经济增长的结构效应。产业结构和自然资源均在不同程度上影响经济的增长，那么，二者如何共同作用于经济的增长，“资源诅咒”能否转化为“资源福音”，因此，研究产业结构视角下自然资源对经济增长的影响具有重要的意义。

1 相关文献综述

关于自然资源与经济增长之间的关系，早期的发展经济学家认为，在经济增长中，没有理由去解释为什么自然资源丰裕的地区经济增长却比较缓慢，肥沃的土地、丰裕的石油、矿产等资源应该促进经济增长而不是限制。[1]141-158但自20世纪中后期以来，许多资源丰裕的国家其经济增长却陷入困境，由此，研究者们不得不重新审视自然资源与经济增长的关系。国内既有文献证明，一些自然资源丰裕的省份或城市并未拉动经济的增长，反而在一定程度上抑制了经济发展速度，似乎存在“资源诅咒”的现象，[2]78-89丁从明、马鹏飞等利用CFPS微观数据研究了自然资源和居民人均收入关系后认为，资源诅咒现象在中国村(居)层面存在，拥有自然资源的地区居民家庭人均收入相比于没有资源的地区低19%～23%。[3]138-147然而，也有学者认为，只有在一定条件下存在“资源诅咒”现象，邵帅、范美婷等认为，制造业发展、对外开放程度、市场化程度可以有效规避“资源诅咒”，而政府干预的强化则会增加“资源诅咒”的发生概率；[4]32-63何雄浪认为，对于一个存在资源禀赋的国家来说，无论是“资源福音”“资源诅咒”效应的发生，都是有前提的，这完全取决于该国制度质量的高低。[5]120-125所以，“资源诅咒”并不一定绝对存在，它既可以发生在资源富集区，也可以发生在资源贫乏区，是多种因素共同作用的结果。

学界对于“资源诅咒”的关注不仅在于验证其存在性，更重要的是厘清自然资源与经济增长的传导机制，从而制定相应的政策去规避“资源诅咒”的危害。目前的传导机制解释主要有：基于资源转移问题的荷兰病效应；[6]317-334从经济增长驱动要素角度出发提出的挤出效应；[7]19-24从制度角度提出的制度弱化效应等，[8]19-24除了上述公认的传导机制外，产业结构演进作为影响经济增长的重要因素也逐渐成为解释“资源诅咒”的一种理论，一个地区的自然资源在一定程度上决定了该地区的产业结构，[9]59-66在三次产业中，第二产业对资源的依赖程度最大，当地政府为了追求短期利益，会增大第二产业的人力物力投资，从而挤出作为经济增长主力之一的第三产业，自然资源进而成为影响资源型地区经济发展的因素之一，[10]13-19不仅如此，自然资源的过度依赖会直接影响具有创新性的、高附加值产业的诞生和发展，从而阻碍了产业结构的快速转型。[11]34-40

以上学者对于自然资源和经济增长的关系，由于采用方法和选取指标的不同，自然资源是“福音”还是“诅咒”，其结论并不一致。作为“资源诅咒”传导机制的一方面，学者虽研究了自然资源同产业结构的关系，却很少相关研究者从产业结构的视角分析产业结构的加入是否会将“资源诅咒”转为“资源福音”。当前，作为发展中国家，产业结构的变迁成为促进经济增长的重要因素，在此，基于产业结构的视角，从资源丰裕度和资源依赖度方面研究其对经济增长的影响，以此作为对现有研究的补充。

2 指标测定及作用机理

2.1 资源丰裕度和资源依赖度

在介绍资源丰裕度和资源依赖度之前，首先需界定所特指的自然资源。自然资源又称天然资源，一般是指通过收集和纯化的方式获取可利用的自然物质。资源经济学的研究大多聚焦于狭义的实物性自然资源，如土地、水、生物、能量和矿物等，但由于研究内容的限定，在此所指的自然资源只包括煤炭、石油和天然气。

资源丰裕度是指一个国家或地区的各类自然资源的丰富程度，即可用于经济发展的自然资源的数量。在此选择某省某年的煤炭、石油、天然气的基础储量之和与我国某省某年年末常住人口之比来衡量资源丰裕度。由于煤炭、石油、天然气的实际计量单位不同，需按照各能源的实际平均热值统一折算为吨标准煤。折算公式如下：总能源储量=原煤储量(万t)×0.714t标准煤/t+原油储量(万t)×1.428 6t标准煤/t+天然气储量×12.143t标准煤/万立方米，其中t表示吨。数据来源于《中国能源统计年鉴》和《中国统计年鉴》。

资源依赖度是指一国或地区经济发展对于自然资源的依赖程度来说，它在一定程度上影响着产业结构、就业结构、发展方向等。相对于资源丰裕度，资源依赖度的指标更易选取，目前常用的指标有初级产品部门就业比重、初级产品部门产值与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，在此，选择从就业角度衡量资源依赖度，其指标采用采矿业就业人数占全部就业人数的比重。数据来源于《中国统计年鉴》和国家统计局。

2.2 产业结构变迁

产业结构概念始于20世纪40年代，其含义较广，它既可以解释产业内部之间的关系和产业与产业之间的关系，也可以解释产业内部的企业关系结构和产业的地区分布。其产业结构主要从“质”的角度去衡量，以揭示国民经济各产业部门中，起主导或支柱地位的产业部门不断替代的规律及其相应的“结构”效益。在经济发展过程中，由于各产业的要素转换率、技术水平等存在一定差异而导致不同产业的不同步发展，进而产生了产业结构的变迁。有关产业结构变迁程度的测算方法很多，为此，采用Moore值测度产业结构变迁程度。具体地：将产业分为m个产业部门，m个产业产值占总产值的比重构成m维向量，同一地区t期与t+1期产业结构会发生变化，那么，t期与t+1期的m维向量之间会构成一个夹角，然后，用这个夹角的余弦值来衡量产业结构变迁程度。地区i的产业结构由第t期到t+1期后，其Moore值计算公式见(1)式：

(1)

明磊、任荣明对这一测算方法做出了改进[12]105-111他们先将产业级别由低到高排序，依次为农业、工业、建筑业、房地产业、批发、零售、住宿、餐饮业、交通运输、仓储、邮政业及金融业，分别计算每个产业的变迁程度。计算方法以(1)式为基础：在计算i地区j产业的Moore值时，先假定第t+1期其他产业占比与第t期相同，计算得到有关第j产业从第t期变迁至第t+1期的Moore值，然后再假设i地区第t期其他产业占比与第t+1期相同，再计算得到第j产业从第t期变迁至第t+1期的Moore值。然后，取两次的Moore值得几何平均值作为i地区第j产业从第t期变迁至第t+1期的变迁程度。最后，将所有产业的Moore值进行加总，并且对排列在j位置的j产业重复叠加j次，以表示产业结构变迁的方向。研究者尽管明确了产业结构变迁的方向，但仍然忽略了j产业在该地区经济发展中的重要性，因此，沿用张勇、薄勇健的测算方法，在计算i地区的Moore值时充分考虑各产业的权重。[13]15-22

(2)

(3)

根据(3)式计算的产业结构变迁值，测算我

国各省份产业结构变迁值。见图1。

由图1可知，我国各省份产业结构变迁值大于2.5的基本上是东部地区，中部地区的山西和西部地区的重庆、宁夏产业结构变迁值也较高。总体来看，东部地区的产业结构较高，西部次之，中部较差，尤其是吉林、黑龙江、湖北、湖南四个省份最差。

图1 我国各省份产业结构变迁值

2.3 产业结构视角下自然资源影响经济增长的作用机理

(1)自然资源对产业结构影响的机理分析。

在产业布局的初级阶段，自然资源作为生产要素之一，丰裕的自然资源会引导该地区的产业结构逐渐形成以资源依赖型产业为主导，短时间内该地区会享受到资源红利，但随着经济发展的多元化，经济发展对自然资源的过度依赖，资源型主导产业的固化将严重阻碍该地区的产业结构变迁。具体表现为：

第一，自然资源带来的比较优势是产业分工的基础，按照比较优势理论，自然资源丰裕的地区通常将采矿业、资源运输和加工业等对资源依赖程度较高的产业作为支柱性产业，而资源禀赋程度较低的地区，由于不具备资源型产业发展的先天优势，在产业布局中通常选择对资源依赖程度较低的制造业和服务业。所以，资源禀赋的多少会在一定程度上影响该地区初始的产业布局；第二，自然资源的比较优势也会阻碍产业结构的变迁。当自然资源丰裕地区在进行资源高强度的开发而没有克服资源的过度依赖时，会对技术创新、劳动者素质、教育投入等行为产生"挤出效应"。与制造业和服务业相比，资源开发产业所需的人力资本程度较低，长期资源开发产业的发展致使当地政府逐渐忽略人力资本的投入，从而挤占了本应发展劳动者素质的生产要素。同时，资源开发产业大多为劳动密集型产业，对技术和知识的要求相对较低，固化的产业发展模式抑制了企业的技术创新能力和积极性。而人力资本和技术创新正是制造业和现代服务业的关键因素。因此，当一个地区存在明显的"挤出效应"时，产业结构的调整必然受到影响。自然资源影响产业结构的机理如图2所示：

(2)产业结构对经济增长影响的机理分析。

在一个经济增长的系统中，产业结构对经济增长的影响主要表现为产业结构变迁带来的"结构红利"，即经济总量的扩张有赖于产业结构的变化。产业结构的变化是一种要素和结构配置的变化，它自身不会对经济增长有所影响，其主要的作用途径是产业结构优化升级带来的生产要素的有效配置。在产业结构变迁的过程中，为实现有效资源的利用最大化，衰落行业的资源自动会被转至朝阳行业，在提高单位资源的边际产出进而提高整个生态系统的生产效率的前提下，促进了经济增长。因此资源的有效配置很大程度上取决于我国产业结构的合理性，当产业结构趋于合理或者更高级时，有效的资源将处于最优配置状态，持续不断地为我国的经济增长提供动力，而当产业结构不合理或者较低级时，资源的配置效率低下，经济增长必然受到阻碍。由于我国经济增长的过程呈现极大的非均衡性，不同的生产方式导致了生产要素边际报酬的差异，因而，生产要素为了追逐更高的报酬，在市场自由竞争的情况下将会在不同部门之间有效转移，最终从劳动生产率较低的部门转移至生产率较高的部门，在提高整个行业劳动生产率的同时促进我国经济的快速增长。

图2 自然资源影响产业结构的传导途径

3 数据说明和模型设定

3.1 样本和数据来源

下面利用2005—2016年我国30个省份(直辖市)的面板数据作为样本以分析产业结构视角下的自然资源对经济增长的影响。由于部分数据缺失，因此，样本不包括西藏、香港、澳门等地区，样本数据包含360个观察值，原始数据均来自于2005—2016年间的《中国统计年鉴》、《中国能源统计年鉴》以及我国各省(直辖市)的统计年鉴。为避免通货膨胀和价格因素的影响，在此，以2010年为不变价格对其他年份进行调整。

3.2 模型及变量设定

下面利用面板数据进行研究的同时，不仅扩大了样本量，而且还控制了个体的异质性，同时，避免了多重共线性问题，以使计量结果更为精确。为了考察产业结构对“资源诅咒”的影响，在模型中加入了产业结构与资源丰裕度和资源依赖度的交互项，其构建的模型见(4)式：

lnpgdpit=αrait+βrdit+βisit+βraisit+βrdisit+βtechit+βhit+βmateit+βenit+βgovit+uit

(4)

(4)式中，lnpgdpit年人均GDP的对数，作为该模型的被解释变量；rait、rditisit分别为i地区t年的资源丰裕度、资源依赖度和产业结构水平，raisit和rdisit分别表示资源丰裕度、资源依赖度和产业结构的交叉项，techit、govit、hit、enit、mateit分别表示科技投入水平、政府干预程度、人力资本、环保投入和物质资本；αit为常数，βm为待估计系数，uit为随机误差项。另外，相关文献中，控制变量一般包括科技投入、人力资本、物质资本、环保投入和政府干预等因素：

(1)科技投入(tech)。在“索洛”模型中，技术进步是影响经济增长的重要因素，罗默的内生经济增长模型也同样强调了技术的重要性，且科技是第一生产力，经济的发展需要科技的投入，在此，科技投入水平采用R&D经费研发支出占GDP的比重衡量，表示为tech，预期系数符号为正。

(2)物质资本(mate)和人力资本(h)。物质资本和人力资本是公认的两大促进经济增长的要素，无论是亚当·斯密的古典经济增长理论还是拉姆泽的现代经济增长理论，无一例外地将物质资本(土地)和人力资本(劳动力)作为经济增长的要素之一。为此，利用全社会固定资产总投资占GDP的比重这一指标衡量物质资本(mate)，并预期其系数符号为正；人力资本投入选取各地区从业人数中，专科及以上学历人数占比衡量，具体表示为h，预期系数符号也为正。

(3)环保投入(en)。自然资源的利用必然会带来环境的破坏，环境质量的好坏又会影响经济的发展，因此，在环境保护方面进行投资就间接影响了经济的发展，在可持续发展战略的引领下，政府和企业会逐渐加大污染治理的投资，为此，选用环境污染投资治理总额衡量环保投入(en)，预期系数符号为正。

(4)政府干预(gov)。制度弱化效应作为“资源诅咒”的传导机制之一，其包含在控制变量中。许多研究者认为，自然资源开发往往会增加“寻租”和腐败行为，从而导致制度管控效率低下。制度对经济增长的影响是推动还是抑制目前不好判定，但不可否认的是，制度质量的高低将最终影响经济增长效率。长期以来，能源的开发具有浓厚的官方色彩，政府在能源开发和市场中的干预成分较大，因此，将政府干预程度作为衡量制度质量来说较为合适。鉴于财政支出中，科教文卫方面的支出有利于经济增长，为此，借鉴邵帅、齐中英[9]3-9的做法，利用扣除科教文卫的财政支出占GDP的比重来衡量政府的干预程度，表示为(gov)，其预期系数符号为负。变量定义和描述性统计见表1。

4 实证分析

4.1 统计检验

因为不平稳数据会造成模型估计的伪回归现象，为此，采用同质性面板单位根(LLC)方法以检验各变量的平稳性，另外，所有变量都在5%的水平下拒绝了原假设，即各变量均不存在单位根，说明相关变量都是平稳的。数据的平稳性检验见表2。

为了检验模型是否存在异方差和自相关问题，在此，进行了wald检验、woodridge检验和pesaran's检验，异方差及相关性检验见表3。

由表3可知，模型(1)、模型(2)、模型(3)、模型(4)、模型(5)、模型(6)的P值强烈拒绝不存在“组间异方差”、“组内自相关”、“组间同期相关”，因此，表3中的6个模型存在组间异方差、组内自相关和组间同期相关。

4.2 回归结果分析

由于广义最小二乘估计法仅针对存在组内自相关，而并未考虑组间异方差和同期相关的情况，为此，利用可行性广义最小二乘估计法进行实证研究。为了考察引入产业结构后指标后，资源丰裕度和资源依赖度分别对经济增长的影响，设置了三种计量模型以便观察和比对。模型(1)、模型(4)不加入产业结构变量，模型(2)、模型(5)加入产业结构变量，但不加入交叉项，模型(3)、模型(6)加入交叉项。实证计量结果见表4。

表1 变量定义和描述性统计

表2 数据的平稳性检验

表3 异方差及相关性检验

表4 实证计量结果

续表4：

变量符号模型(1)模型(2)模型(3)模型(4)模型(5)模型(6)gov0.961***(4.51)1.096***(6.66)0.712***(3.78)1.359***(8.78)1.113***(5.30)0.927***(4.80)h0.015***(7.52)0.017***(11.4)0.012***(6.81)0.016***(9.81)0.016***(5.93)0.013***(5.58)en0.000 058**(2.54)0.000 051**(2.39)0.000 076***(2.84)0.000 078***(3.07)0.000 074***(2.67)0.000 089***(3.40)mate0.509***(8.82)0.592***(14.5)0.522***(9.87)0.542***(11.9)0.542***(11.9)0.552***(11.1)_cons8.930***(55.53)7.672***(42.45)8.150***(35.79)9.103***(64.49)8.395***(46.36)8.645***(35.51)N360360360360360360

注：括号中的数值为t值： *、**、和***分别代表10%、5%、1%的显著性水平。

由表4可知，模型(1)～(6)通过了显著性检验，表示其拟定合理。实证计量结果表明：

(1)资源丰裕度对经济增长有抑制作用。由于丰裕的自然资源是一个有利于经济发展的因素，如果能够合理利用自然资源，那么，必然会促进经济的增长，但对自然资源的过度依赖会造成“一产独大”的局面，这则不利于区域经济的发展。许多自然资源丰裕的国家或地区，其经济增长绩效却不尽人意，其原因就在于长期过度依赖资源出口形成了一系列阻碍经济增长的因素。另外，表4中最大系数也远远小于1，说明资源依赖度与经济增长的负向关系极其显著，系数高达-6.331，这与前面的初步分析相吻合。

(2)产业结构与经济增长呈现长期的协同关系。作为影响经济增长的要素之一，产业结构越合理，经济发展越稳健，其为企业则能带来更多的收入，而生产环境的改善又会刺激员工的工作效率，并提高生产要素的效率，最终又会影响产业结构的布局，因此，产业结构和经济增长是长期的协同关系。

(3)产业结构与资源丰裕度和资源依赖度的交互项对经济增长有促进作用。由于经济发展对自然资源的过度依赖会造成经济发展水平的萎缩，其原因主要是资源型行业大量的人力资本、物质资本对非资源型行业的“挤出效应”会造成产业结构的单一、经济增长的乏力问题。而被“挤出”的制造业正是经济增长中知识和技术“溢出”的主要来源。虽然大量资源型行业的劳动力集聚也会产生“知识溢出”，但相比非资源型行业的“溢出效应”则较弱。可见，经济的发展仍需资本技术密集型行业的带动，因此，调整产业结构，发展多元化产业有利于增强知识的“溢出效应”，从而促进地区经济的持续发展。正如周晓博、魏玮等提出的产业结构多样化可以弥补地区资源产业发展造成的“溢出损失”，产业的多样化与资源依赖存在互补关系。[14]102-113另外，模型(3)和模型(6)的系数分别为0.000 089和1.723，说明产业结构的调整，使资源丰裕和资源依赖均能促进经济增长，从而破解了“资源诅咒”效应，这种促进作用在资源依赖方面体现得更为明显。

(4)科技投入、人力资本、物质资本投入、环保投入和政府干预均可以促进经济增长。其中，科技投入对经济的影响程度最大(系数为19.48)，一些高附加值新兴产业需要大量的资金扶持，同时，人力资本、物质资本及环境保护的投入力度，不仅使我国的财政支出规模更为合理，而且使我国的市场调节作用得到了充分发挥，并促进了计划经济和市场经济的有机结合，使我国的经济得到了快速发展。另外，人力资本和物质资本均在1%的显著性水平下对经济增长的作用为正，说明各级政府应加大对人力和物质资本的投入；环保投入对经济发展虽为正，但影响系数远远小于1，说明环保投入还需增加；政府干预对促进经济发展虽有积极的影响，但却与预期的效果不一致，其原因可能是当地政府财政支出规模较为合理，政府的干预程度逐渐降低，使市场发挥了主要调节作用，从而激发了市场潜能，促进了经济的健康发展。

5 结论与启示

5.1 结论

利用2005—2016年我国30个省份(直辖市)的面板数据，从产业结构的视角实证分析了资源丰裕度和资源依赖度对经济增长的影响。结果表明：

(1)资源丰裕度和资源依赖度均对经济增长存在负效应。其中，资源依赖度的负效应最强，资源丰裕度的略微影响有可能是丰裕的自然资源引起的资源依赖所造成的“连带效应”。

(2)产业结构的变化既能够促进经济的增长，又能够使高附加值的产业比重增加。因而产业结构的变化能为经济的发展创造更多的价值。

(3)产业结构与资源丰裕度和资源依赖度的交互项均对经济增长有促进作用。由模型(3)和模型(6)的系数可以看出，产业结构的调整可以改变资源丰裕和资源依赖对经济增长的影响，使“资源诅咒”效应得以破解，进而转为“资源福音”，这种破解作用在资源依赖方面体现的更为明显。

(4)经济发展对自然资源的过度依赖会造成经济发展水平的萎缩。之所以会出现这种现象，主要是资源型行业大量的人力资本、物质资本对非资源型行业的“挤出效应”造成了产业结构的单一、经济增长的乏力问题，同时，被挤出的制造业正是经济增长中知识和技术“溢出”的重要来源。正如周晓博、魏玮等提出的产业结构多样化可以弥补地区资源产业发展造成的“溢出损失”。

5.2 启示

(1)加快产业结构的升级与转型。当一个地区过度依赖自然资源时，便会导致“资源诅咒”现象。例如，山西省能源产业占总产值已超过20%，内蒙古自治区能源产业占总产值也超过了15%，这是我国能源产业过度扩张的典型案例，因此，要实现我国经济的可持续发展，城市化、经济转型、产业结构升级将成为拉动我国经济的“三架马车”。为此，各地政府要充分认识到资源产业的重要作用，并利用资源产业带来的资金优势为其他产业创造条件。同时，要重视资源依赖度低、高附加值的制造业和第三产业。

(2)提高资源税税率。资源型城市普遍存在“一业独大”的问题，资源产业之所以会形成“一产独大”、对其他产业产生“挤出效应”的问题，正是由于初级产品部门能够带来超额利润，且对劳动力和技术要求不高，从而使市场进入的“门槛”较低，造成不同的资源型企业为了获取更多利润，而加大对初级产品部门的投资，最终造成资源产业的过度扩张。但如果提高资源税税率，企业的运行成本将会增加，利润则会降低，这样则会“挤出”一部分资源产业，以保持资源产业的适度规模，实现资源产业的可持续发展。

(3)加大对资源产业科技、人力、物资的投资力度。资源产业科技、人力、物资的投资不仅能够促进经济的增长，还能够促使地方政府支持与资源开发相关的创新活动，并不断加大对人力资本的积累，从而为产业结构的转型与升级奠定扎实的基础，同时，政府也应保持适当的财政支出额度，以防止政府的过度干预带来的负面效应。