学文网摘要：文章利用2000—2010年中国省际面板数据，实证考察了自然资源禀赋和环境规制对区域经济增长的影响。实证结果表明，现阶段，自然资源禀赋对经济增长存在显著的正向影响，“资源诅咒”假说并不成立；环境规制对经济增长存在显著的负向影响，且环境规制强度与经济增长之间呈倒U型关系；环境规制能够部分抵消自然资源禀赋对经济增长的正向影响。
关键词：自然资源禀赋；环境规制；经济增长；区域经济；环境保护
中***分类号：F205 文献标志码：A 文章编号：1001-862X（2013）06-0061-007
一、引 言
自然资源是经济发展的基础，是区域经济增长的基本要素。然而，自Auty于1993年提出“资源诅咒”假说以来，学者们就自然资源对经济增长的具体作用处于不断的争论之中。有学者认为丰裕的自然资源是促进经济发展的，而有些人认为自然资源对经济增长存在着“资源诅咒”的现象，诸如尼日利亚和委内瑞拉等许多自然资源丰富地区的经济增长却不尽如人意就是很好的例证。改革开放以来，我国城镇化和工业化步伐加快，但也带来大量的自然资源消耗及诸多的环境问题，而随着人民收入和生活水平的提高，环境正在成为体现生活质量的一种产品，人们对环境污染的容忍度降低，国家对环境规制逐步强化，环境标准也越来越高。随之而来的问题是在环境规制目前严格背景下，自然资源禀赋对区域经济增长究竟起着什么样的作用，环境规制、自然资源禀赋与区域经济增长到底是什么关系？这个问题的回答，对于探索经济增长与环境相容的均衡发展模式，制定科学的经济***策，促使我国中西部自然资源禀赋相对较高省份的经济快速增长及经济增长方式转型具有重要的理论和现实意义。
二、文献综述
近年来，学术界对“资源诅咒”问题进行一系列的研究。资源诅咒是经济学中的一个经典假说，是指丰富的自然资源并不一定带来经济增长，它也可能是经济发展的诅咒。对此，学者们利用不同的样本数据进行了实证研究，但结果并不一致。有一部分学者实证研究表明，自然资源禀赋与经济增长呈现负相关的关系。Papyrakis，Gerlagh（2004）认为自然资源对经济增长的负向作用大于正向作用，从而带来了资源诅咒的现象。[1]徐康宁、王剑（2006）利用采掘业部门的投入水平来衡量自然资源禀赋，对资源诅咒这一假说进行了实证检验，得出在我国内部地区层面存在资源诅咒，密集而过度地开采资源导致的制造业衰退和制度弱化是制约经济增长的主要原因。[2]邵帅、齐中英（2008）认为西部地区的能源开发与经济增长之间存在显著的负向关系，能源开发通过对科技创新和人力资本投入产生挤出效应，滋生寻租和腐败而引起的***治制度弱化效应阻碍了经济增长。[3]岳利萍等（2011）认为自然资源禀赋对我国经济增长的影响既存在正面的直接效应，也存在负面的间接效应，且间接效应大于直接效应；自然资源禀赋主要是通过影响投资、受教育水平、开放度、R&D等社会经济变量，降低了自然资源对经济增长的促进作用。[4]还有部分学者认为自然资源禀赋与经济增长呈现正相关的关系。Alexeev，Conrad（2009）实证结果表明在长期，自然资源丰裕度对经济增长起着显著的促进作用。[5]还有一部分学者认为自然资源禀赋对经济增长的影响不明显或者不确定。丁菊红、王永钦等（2007）认为我国省际层面“资源诅咒”现象的短期效果不明显。[6]Lederman，Maloney（2008）认为，资源诅咒的结论缺乏稳定性，部分指标的筛选缺少相关性，另外，限于数据的制约，以往对资源诅咒的实证研究所依据的跨国数据难以准确描述经济增长的整个过程。[7]
近年来，关于环境规制与经济增长的相关文献主要有：有一部分学者研究了环境规制对企业技术进步和生产率的影响。Francesco Testa等（2011），张中元、赵国庆（2011）等学者认为加强环境规制能够提高企业的技术创新及生产率[8]{9]。张成等（2011）认为在东部和中部地区，环境规制强度和企业生产技术进步之间呈现“U”型关系，而在西部地区，受到环境规制形式的影响，环境规制强度和企业的生产技术进步之间尚未形成在统计意义上显著的“U”型关系。[10]还有一部分学者研究了环境规制对行业竞争力的影响。Chintrakam （2008）认为严格的规制不利于制造业技术效率的改善，进而有损制造业部门的竞争力。[11]Rutqvist（2009）用美国48个州的数据分析了环境规制与污染密集型制造业竞争力的相互关系，结果表明，环境规制对产业竞争力不具有显著的正向或负向影响。[12]傅京燕、李丽莎（2010）认为环境规制与我国各行业的国际竞争力呈“U”型关系。[13]还有少部分学者研究了环境规制对经济增长的影响。熊艳（2011）采用“纵横向”拉开档次法，构建并计算出环境规制强度指数，得出环境规制与经济增长之间并非线性的关系，而是呈正“U”型的关系。[14]
回顾现有的研究文献可以发现，既有的研究大多是单独考察自然资源禀赋对经济增长的影响和环境规制对经济增长的影响，但把自然资源禀赋放在环境规制的背景下，来考察其对区域经济增长影响的文献研究至今尚未发现。因此，我们试***通过将自然资源禀赋、环境规制与区域经济增长纳入同一个分析框架，通过经验研究试***解决以下三个问题：一是自然资源禀赋对经济增长的直接影响；二是环境规制对经济增长的直接影响；三是环境规制强度的提高是不是改变了自然资源禀赋对区域经济增长的影响。
三、理论分析
（一）自然资源禀赋与区域经济增长
自然资源禀赋与经济增长之间的关系是经济学的一个基本命题。从经济增长的动力机制来看，经济增长不仅取决于劳动力、物质资本、人力资本等社会经济要素禀赋，还取决于自然资源禀赋。以往多数文献认为，劳动力、物质资本和人力资本代表一个地区的软资源，是决定经济增长的关键变量，然而对于经济发展较为落后的地区而言，自然资源禀赋对区域经济增长仍然起着至关重要的作用。
自然资源禀赋对经济增长的作用存在直接作用和间接作用两个方面。直接作用体现在，自然资源能够加快资金积累，降低原材料及燃料等生产要素成本，扩大生产性边界，对区域经济增长起推动作用。与此同时，自然资源能够提高人均收入水平，增加消费，对区域经济增长起拉动作用。间接作用体现在，当经济体过度依赖自然资源时，自然资源会通过内生的物质资本、人力资本等要素流动、技术创新和外生的制度安排三种渠道抑制经济增长，关键表现在资本转移、制度弱化、人力资本不足和创新挤出等方面。[15]资源部门的扩张和制造业的萎缩降低了资源配置的效率，通过引起从事创新活动人员数目的减少挤出了技术创新和人力资本，通过滋生寻租和腐败而引起了***治制度的弱化，从而抑制了经济增长。本文认为，以往的文献把自然资源与社会经济资源对区域经济增长的作用对立起来，实际上，如果不是区域经济增长存在对自然资源的严重路径依赖，物质资本水平、人力资本水平和技术水平提高，也会促进自然资源高效低污染地开发，会进一步发挥自然资源禀赋对区域经济增长的推动作用。
（二）环境规制与区域经济增长
环境规制与经济增长之间存在双重效应，其一是环境规制对经济增长的负面效应，其二是环境规制对经济增长的正面效应，这两个效应都体现在对微观主体——企业的作用上。[16]环境规制对经济增长的负面效应主要体现在以下两个方面：第一，由于企业治理环境污染，需要购买治污技术和设备，支付一定的污染治理费用，从而带来了企业生产成本直接的增加，即所谓的“遵循成本”。第二，在***府实施环境规制的过程中，会间接造成某些生产要素价格的提高，从而进一步提高了企业的间接成本。 [17]因此，环境规制会因增加企业的生产成本而减弱了企业的竞争力，进而影响了区域经济增长。
环境规制对经济增长的正面效应主要表现在环境规制对经济增长的“创新补偿”效应和“优化效率”效应上。“创新补偿”是由Porter（1995）提出来的，即合理的环境规制会促使企业进行技术创新，通过产品创新补偿和生产工艺创新补偿来提高生产效率。[18]通过刺激企业改进技术水平而激发出来的“创新补偿”效应不仅能够部分抵消企业的“遵循成本”，而且能够提高企业的生产率和竞争力。“优化效率”效应是指在环境规制的限制下，企业通过突破原有的低生产效率模式，进而优化资源配置，实现X效率。环境规制通过促进企业进行优化资源配置，在变动的条件下进行改进与创新，进而提高企业的生产效率。因此，环境规制对经济增长的效应包含上述正负两种效应，应该综合分析以上两种效应来最终确定环境规制对经济增长的影响。
（三）环境规制与自然资源禀赋的相互作用对区域经济增长的影响
自然资源禀赋能够扩大一个地区的生产性边界，一个地区的自然资源越丰富，该区域的经济增长越快，需要利用的自然资源总量就越大。如果该区域是粗放型的经济增长模式，在技术水平较低的情况下，自然资源利用的数量越大，其对环境污染的程度就越大。而如果环境污染越大，越会引起社会公众的不满及环境规制强度的提高。因此，自然资源禀赋的高低影响了一个地区的环境规制水平。
与此同时，在既定环境规制强度约束下，如果该地区的经济增长对本地自然资源禀赋的依赖程度高，那么环境规制对自然资源利用的约束就会越大，进而会限制资源型区域要素比较优势的发挥，对区域经济增长的抑制作用就越大。如果该地区经济增长对自然资源禀赋的依赖程度低，则环境规制对该地区经济增长的抑制作用就小。
在短期内，环境规制通过约束自然资源的利用，抵消自然资源带来的比较优势，制约地区的经济增长。但在长期内，一方面，环境规制通过“倒逼”企业进行技术升级，通过技术进步促进自然资源的深度合理利用，促进区域经济增长。另一方面，环境规制强度的提高又会刺激新的对环保产品的需求，促进环保产品的发展，带动环保产品方面的投资，进而刺激区域经济增长。
四、模型、方法和数据
（一）计量模型的设定
本文运用30个省份（除）2000—2010年的面板数据对这一问题进行实证研究。为了考察自然资源禀赋与环境规制对经济增长的直接影响，设立如下计量模型（1）：
yit=？茁0+？茁1nrit+？茁2erit+？茁3Zit+？滋it（1）
其中i表示地区，t表示时间，yit是各地区经济增长指标，用各个地区的实际人均GDP来表示，代表各地区自然资源禀赋水平，nrit代表各地区的环境规制强度，Zit是一组影响经济增长的控制变量，？滋it为扰动项。我们引入如下控制变量：物质资本存量（k）、人力资本（hk）、劳动力投入（l）和贸易开放度（open）。
为了考察环境规制强度与经济增长之间是否存在U型关系，我们借鉴熊艳（2011）的实证，在计量模型（1）的基础上加入了环境规制强度的平方项。设立如下计量模型（2）：
yit=？茁0+？茁1nrit+？茁2erit+？茁3erit2+？茁4Zit+？滋it（2）
为了考察在短期内，环境规制强度增加是否影响自然资源禀赋在区域经济增长中的作用，我们在模型（1）的基础上加入了自然资源禀赋水平与环境规制强度的交互项。设立如下计量模型（3）：
yit=？茁0+？茁1nrit+？茁2erit+？茁3nrit×erit+？茁4Zit+？滋it（3）
为了考察在长期内，环境规制强度增加是否影响自然资源禀赋在区域经济增长中的作用，我们在模型（3）的基础上将环境规制强度滞后一期，同时也加入环境规制滞后一期的平方项。设立如下计量模型（4）：
yit=？茁0+？茁1nrit+？茁2erit-1+？茁3erit-12+？茁4nrit×erit-1+？茁5Zit+？滋it（4）
（二）变量和数据说明
由于自然资源涵盖内容较广，主要包括土地、水、矿产、生物、气候和海洋等资源，出于数据有限和研究的方便，本文参照徐康宁、王剑（2006）的测量方法，用采掘业部门的从业人数与当地从业人员总数之比来衡量各个地区的自然资源禀赋水平。
对于各地区环境规制强度，Philippe，Sergio （2005）的研究发现二氧化硫排放对企业的边际成本以及影响力较强，能较好的反映一个国家改善环境的努力程度，是验证波特假设的一个很好的变量。[19]且二氧化硫排放是我国环境管制中的典型污染物和主要控制对象，其数据统计较为科学完整，同时又与经济发展过程密切相关。而废水、废气和固体废物等指标同质性较差，进行省区间的比较则会出现较大误差。因此本文参照张中元、赵国庆（2012），用工业二氧化硫去除率来衡量，其中工业二氧化硫去除率等于各地区工业二氧化硫去除量与工业二氧化硫产生量（工业二氧化硫去除量与排放量之和）的比值。
控制变量：①物质资本存量根据永续盘存法公式Kt=Kt-1（1-？啄）+It进行计算，其中Kt表示各期的资本存量水平，新增投资It为各省的固定资本形成额，？啄表示折旧率。本文的资本存量根据单豪杰（2008）[20]的数据，换算成以1999年为基期的资本存量，其中折旧率取10.96%。②人力资本用各地区人均受教育年限来衡量，数据根据《中国人口统计年鉴》公布的抽样统计地区受教育人群分布计算得到。具体计算公式为Ht=■HEit·hi。其中Ht表示t期的人力资本存量，HEit为t期第i层次教育水平的劳动力人数比重，hi为第i层次教育水平的受教育年限，其中大专及以上以16年计，高中12年，初中9年，小学6年，文盲0年。③劳动力投入用年底就业人数表示。④贸易开放度用进出口总额占GDP之比来衡量，其中进出口总额根据各地区进出口总值的美元计价数乘以当年人民币与美元的平均汇率计算而得。
以上数据除特别说明外，均来源于相应年份《中国统计年鉴》。具体变量的统计性描述见表1。
五、实证分析
回归过程中我们使用stata2.0软件进行相应的处理。本文在进一步分析前，对以上变量进行对数化处理。经对数化处理后的数据会具备一些良好的特征，消耗数据的多重共线性及异方差问题，增强其平稳性，且不会改变原始数据的特性，能使估计结果更优。[21]
由于经济增长能够促进环境规制强度的提高，环境规制强度的提高对经济增长又存在一定的抑制作用，因此，环境规制与经济增长之间存在着双向因果关系[22]，为了有效控制模型的内生性问题，我们采用动态面板估计上述模型。Blundell&Bond（1998）提出了同时利用差分和水平变量信息来构造工具变量的系统GMM估计法，这一估计法在一阶差分方程的基础上通过引入水平方程而构成一个两方程系统。水平方程的引入不仅有效地增加了差分方程的工具变量，其本身变量的差分滞后项也被作为水平方程相应变量的工具变量，这样，系统GMM较为有效地解决了弱工具变量问题，提高了估计效率。因此，我们采用系统GMM估计模型。对模型进行估计并将结果报告于表2。
表2显示的是动态面板数据的回归结果，表2中Arellano-Bond二阶序列相关检验AR（2）表明，各模型均不存在显著的二阶残差自相关，意味着模型所得到的GMM估计值是无偏和一致的。另外，模型也均通过了衡量整体工具变量有效性的Sargan过度识别检验，表明模型中各工具变量都是有效的。
模型（1）中自然资源禀赋的系数在1%的显著性水平上显著为正，表明自然资源对经济增长存在促进作用。环境规制强度的系数显著为负，表明环境规制对经济增长存在阻碍作用，这与“遵循成本说”的观点相一致，即环境规制由于提高了企业的生产经营成本，从而降低了企业的生产效率，进而阻碍了经济增长（熊艳，2011），表明我国的经济增长没有转型，受环境规制约束很大。控制变量中的物质资本、人力资本、劳动力和对外开放度的系数都显著为正，表明物质资本、人力资本、劳动力和对外开放度的提高均能有效地促进经济增长。
模型（2）中的环境规制的一次项和平方项的系数都显著为负，表明环境规制对经济增长存在抑制作用，同时环境规制强度与经济增长之间存在倒“U”型关系，这与熊艳（2011）得出的环境规制与经济增长之间存在正“U”型关系的结论不同。我们认为熊艳（2011）的模型中没有控制环境规制与经济增长之间的双向因果关系，其估计结果可能是有偏的。根据回归的结果可以计算出环境规制对经济增长影响的转折点为0.139（e-1.973），而我们观测点中有83.03%的样本值都大于0.139，也就是说，对于绝大多数样本观察点来说，环境规制强度的提高，对经济增长的抑制作用就越大。可能原因在于，对于现阶段的企业而言，企业的生产成本随着治理污染成本的增加而逐步增大，在技术状况和需求条件保持不变的情况下，治污成本的上升必然会导致生产率的下降，从而抑制了经济增长。除此之外，模型（2）中的其他变量符号和显著性都与模型（1）保持一致。
模型（3）中自然资源禀赋与环境规制强度的交互项符号显著为负，表明经济增长的自然资源禀赋弹性取决于环境规制强度的变化，环境规制能够部分抵消自然资源禀赋对经济增长的正向影响。原因可能在于自然资源主要集中在我国的中西部地区，这些区域的技术水平相对比较落后，加入环境规制之后，由于治理污染的成本较高，超过了自然资源带来的经济效益，此时，自然资源不一定促进经济增长。除此之外，模型（3）中的其他变量符号和显著性都与模型（1）、模型（2）保持一致。
模型（4）中环境规制强度滞后一期和滞后一期平方项的系数显著为负，表明在长期内，环境规制对经济增长存在抑制作用，同时环境规制强度与经济增长之间存在倒“U”型关系。这说明我国的经济增长方式没有得到根本性的转变，由于高能耗、高污染的产业还在相当大的领域内存在，环境规制依然对经济增长存在较大的约束作用。自然资源禀赋与环境规制强度滞后一期的交互项符号显著为负，表明在长期内，环境规制依然限制了资源型区域的要素比较优势的发挥，抑制了区域的经济增长。除劳动力的符号变为负数之外，其他控制变量的符号都显著为正。
实证结果表明，自然资源禀赋对经济增长存在显著的正向影响，环境规制对经济增长存在显著的负向影响，环境规制能够部分抵消自然资源禀赋对经济增长的正向影响，环境规制强度与经济增长之间存在倒“U”型关系，物质资本、人力资本、劳动力和对外开放度的提高均能有效地促进经济增长。[23]
六、结论及***策含义
基于2000—2010年30个地区的面板数据，采用动态面板数据模型，本文实证研究了自然资源禀赋、环境规制与区域经济增长之间的关系。本文的研究主要有以下结论：第一，自然资源禀赋对经济增长存在显著的正向直接影响，表明自然资源丰富有利于经济增长；第二，环境规制对经济增长存在显著的负向直接影响，且环境规制能够部分抵消自然资源禀赋对经济增长的正向影响，表明我国还是处于粗放型的经济增长模式，经济增长方式还未转型；第三，环境规制与经济增长之间存在倒“U”型关系，且对于绝大多数样本观察点来说，环境规制强度的提高，对经济增长的抑制作用就越大；第四，物质资本、人力资本、劳动力和对外开放度的提高均能有效地促进经济增长。
本文研究结论所包含的***策含义显而易见：为了充分利用自然资源禀赋，促进资源节约、环境友好型经济增长，规避环境规制通过约束资源的利用对区域经济增长的负面影响，那些自然资源禀赋较高的地方***府，一方面，应提升环境规制的强度，提高环境质量，另一方面，应大力增加与自然资源深度高效利用相关的技术研发与人力资本的投入，使环境保护、技术创新与区域经济增长同步提升。
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