西部地區經濟增長、能源豐度及內在作用機制研究

王思博

摘要：基于西部十二省市2003～2014年面板數據，通過計量分析，對現階段西部地區經濟增長模式是否可持續、西部經濟增長結構是否發生有益的變化進行深入分析。研究表明：2008年前西部經濟增長主要依靠能源產業，其與能源豐度呈顯著正相關，2008年后該地區經濟增長與能源豐度的相關性并不顯著。進一步研究內在作用機制，對比2008年前后，兩個階段人力資本均顯著促進西部地區經濟增長；經濟對外開放程度、科技研發投入、固定資產投入對經濟增長的帶動能力得到改善。通過內在機制研究，進一步揭示經濟增長對能源豐度依賴性減弱的機理。結果表明：西部經濟增長正逐漸擺脫能源依賴，應深入實施“供給側”改革，加快西部經濟結構調整進程。

關鍵詞：西部地區經濟增長；能源豐度；內在機制

DOI：10.13956/j.ss.1001-8409.2016.09.05

中圖分類號：F127；F207

文獻標識碼：A

文章編號：1001-8409（2016）09-0019-05

相關研究結果表明，西部地區化石能源儲量豐富，該地區化石能源總量約占全國總量60%，同時此類地區化石能源較其他自然資源可以產生較高的經濟租金，且經濟增長對能源產業的依賴性顯著。故在研究西部地區經濟增長與資源稟賦關系層面，選取化石能源指標評估資源稟賦較自然資源指標更具有針對性。2008年是一個重要的時間節點，其前后兩段西部經濟增長具有不同的特點。比較、分析2008年前后，西部地區經濟增長結構是否具有多元化趨勢，以及其內在作用機制和路徑是否發生改變，進而驗證2008年后經濟結構調整是否促使西部經濟增長機制發生有益改善，對未來中國西部經濟規劃及政策調整具有十分重要的現實價值。

1.文獻綜述

學術界對相關領域的討論始于資源豐度，隨著工業不斷發展，化石能源的需求量持續上升，不可再生能源儲量有限，需求與供給的缺口逐漸擴大，能源城市可持續發展問題也日益突出，基于此，學者針對能源富集區研究時多采用能源豐度指標。資源豐度與經濟增長關系的探討始于19世紀，主要分為四個階段，第一階段，19世紀至20世紀前期，Habakkuk等學者肯定自然資源稟賦在經濟增長中的積極作用。第二階段，20世紀中后期，Auty首次發現、探究“資源詛咒”現象。第三階段，20世紀末至21世紀初，Sachs、徐康寧等多位學者在國際層面對“資源詛咒”假說實證、機理進行研究。第四階段，21世紀初期，Papyrakis和徐康寧等學者首先嘗試對“資源詛咒”現象在一國內不同區域間進行實證驗證，之后更有學者胡援成等對該問題進一步深入研究。隨著重化工工業時代的到來，我國對化石能源需求急劇上升，能源供給與需求、能源城市可持續發展等問題亟待解決，已有學者邵帥、尹建華等開始嘗試在不同層面對我國經濟增長與能源豐度關系進行研究?，F存相關文獻中，Sachs等學者用經濟增長相關度高的指標評估資源或者能源豐度，內生性較為突出。Stijns等研究采用儲量指標而非產量、采掘業就業水平等內生性較強的變量，研究資源或能源豐度與經濟增長之間的關系，可得到更為準確的結論。

2.計量模型與變量說明

3.數據說明與統計檢驗

3.1數據說明

本文樣本選取2003-2014年12年間12個截面單位，共144個面板觀察值。數據來源于《中國統計年鑒》《中國固定資產投入統計公報》《國民經濟和社會發展統計公報》等權威數據庫。

方差膨脹因子（VIF）檢驗結果見表1。結果顯示，自變量的方差膨脹因子（VIF）統計量均小于2.5，此數據不存在嚴重的多重共線性。

穩健性檢驗方面，采用化石能源人均擁有量E作為本文中能源豐度指數E的替代指標，對計量模型（2）參數重新進行估計。模型（2）兩次回歸結果對比顯示，自變量的回歸系數符號未發生變化，交換前后E、E的p值分別為0.018與0.000，且其t分別為2.84與5.13，數值整體變化不大。其余指標的系數、顯著性均較為穩定，故經驗證知模型（2）具有良好的穩健性。同時，采用地區平均每萬人擁有專利項數RD'對科技研發投入RD進行了替換，經檢驗并未發現系數符號改變與t、p數值顯著變化等問題。檢驗結果顯示該計量模型具有良好的穩健性。

3.2統計檢驗

3.2.1整體分層檢驗

為了計量分析人均經濟增長率y模型中，控制變量對主要解釋變量與被解釋變量關聯效應的影響，基于2003～2014年基礎數據，采用逐次添加控制變量方法計量分析該模型，最后對該模型所有變量進行整體分析檢驗，結果如表2所示。

模型（1）作為參照組，自變量中僅納入能源豐度變量，從而對被解釋變量人均經濟增長率進行計量估計，結果如表2第（1）列所示，解釋變量能源豐度（E）的估計系數約為0.0045，P值為0.029，說明該變量在5%顯著性水平上對人均經濟增長有促進作用。但僅此檢驗并不具備充分的理由證明西部地區人均經濟增長速度對能源豐度的依賴性，還需要將其他相關變量納入模型，進行深入研究，從而得出科學判斷。

模型（2），為了進一步檢驗結果的可信性，將滯后一期的人均經濟總量納入模型（2）。檢驗結果顯示能源豐度（E）的估計系數仍在5%的顯著性水平，且提高為0.008，其p值稍有下降，相關性增強，符合模型（1）推斷。滯后一期的人均經濟總量的系數為0.023，且通過了1%的顯著性檢驗，隨著模型變量不斷增加，滯后一期人均經濟總量始終在1%顯著性水平與人均經濟增長率呈現負相關關系，且系數絕對值變化不大，較為穩定。該計量結果顯示人均收入較低的區域經濟增長率有高于人均收入較高地方的趨勢，表明在研究時段內，西部省際間經濟增長呈現出條件收斂的趨勢。

模型（3）納入人力資本變量（Ed），表2第（3）列顯示該變量與人均經濟增長率在1%顯著水平呈正相關，通過比較（1）、（2）、（3）列計量結果，在增加滯后期人均經濟總量與人力資本變量的過程中，能源豐度（E）的系數不斷增大，P值不斷減小，顯現出能源豐度對人均經濟增長的正向間接傳導機制。

模型（4）、（5）、（6）分別納入了科技研發投入（RD）、經濟對外開放程度（OP）、固定資產投入（INV）三個變量，三個變量均在0.05或0.1顯著性水平與經濟增長呈負相關，未對能源豐度E系數和顯著性程度產生明顯影響。造成這三個變量在模型中的表現與經典經濟增長理論觀點不符的主要原因，很可能是西部地區經濟增長對能源豐度的強烈依賴。

3.2.2分段檢驗

2008年是一個重要的時間節點，其后6年問國內經濟環境、政策、形勢均發生了重大變化，由此會很自然地聯想到西部地區經濟增長對能源的依賴性是否會發生階段性的演變。因此，按時間維度將研究整體劃分為2003～2008年經濟調整前期階段和2009～2014年經濟調整階段，從而比較兩階段能源豐度與經濟增長關系及整體計量統計系數的變動情況，分段計量分析比對結果見表3。

表3數據顯示，經濟結構調整前和經濟結構調整后兩段時期內，能源豐度對經濟增長均呈正相關關系，但第一階段的正向影響更為強烈也更為顯著。系數約為0.006，p為0.002，通過1%顯著性水平檢驗，而第二階段作用值大幅度下降，系數僅約為0.002，P為0.32，不再具有顯著性。人力資本變量（Ed）的系數增加，且顯著性水平沒有發生變化。其他經濟變量系數絕對值均有大幅度的減小，雖然納入了科技研發投入（RD）、固定資產投入（INV）符號仍為負，但其與經濟增長的負相關效應已經不再顯著。同時經濟對外開放程度（OP）與經濟增長的負相關效應的顯著水平已從1%降低為5%。如前所述，除能源豐度外，其他經濟變量在經濟結構調整后對經濟增長均有積極的正向變化，說明經濟結構調整對西部經濟發展有明顯的促進作用。通過前后兩期的計量統計結果比對可知，2009～2014年6年間西部經濟結構調整，經濟增長方式轉變較為成功，且該階段尚處于結構調整的過渡階段，科技研發投入（RD）、經濟對外開放程度（OP）、固定資產投入（INV）對經濟增長的表現雖然得到了很大程度的改善，但是仍未轉變其對經濟增長負相關的關系，西部經濟結構調整過程中仍存在值得我們關注的不盡合理和完善之處?？梢娨岳瓌觾刃铻橹鞯慕洕{整政策已經初見成效，西部經濟增長逐漸擺脫能源束縛。

4.能源豐度影響經濟增長的內在機制研究

4.1內在作用機制研究

已通過計量檢驗證明，處于經濟結構轉型期的西部地區，經濟增長對能源表現出很強的依賴性，但隨著經濟結構調整的不斷優化，經濟增長結構正在不斷擺脫能源的桎梏，并向多元化發展。為了揭示產生這種現象的內在原因，需要深入分析能源對經濟增長的內在機制及影響程度。故建立如下內在機制分析模型。

X_it=β_o+β₁E_it+y_it（3）

模型中，X_it代表傳導機制變量，對應模型（1）中控制變量x，其余變量含義相同。β₁為能源豐度對控制變量的影響系數。能源豐度對經濟增長間接效應作用方式如圖1，內在機制的檢驗結果見表4。

分析計量結果表明，2008年經濟結構調整前，科研投入與能源豐度負相關，而人力資本積累、對外開放程度、固定資產投入與能源豐度正相關，結合間接效應定義與表3、表4綜合分析知，過高的能源豐度導致了低效率的科技研發、低水平貿易往來，并誘使社會固定資產投入誤配，使西部經濟增長對能源產生了嚴重的依賴，嚴重破壞了西部經濟可持續發展的健康、穩定。2008年經濟結構調整后，除人力資本投入與能源豐度呈顯著正相關關系，其余三個因素均與能源豐度呈負相關關系，但是僅科技研發投入（RD）顯著，經濟對外開放程度（OP）、固定資產投入（INV）的P值分別達到0.274與0.232，其與能源豐度關-系十分微弱。說明經濟結構調整后，能源豐度仍對科技投入有較強抑制作用，但對外貿與固定資產投資不利激勵大幅度減弱，甚至消失?？v向觀察，能源豐度與科技投入在經濟結構調整前后負相關關系顯著，經濟結構調整后雖然系數值由-0.00029變為-0.00027，絕對值有所下降，但顯著性程度明顯提高。說明能源豐度對科技投入具有較強的抑制作用。

雖然經濟結構調整后正效應有所減弱，但能源豐度與人力資本在經濟結構調整前后均為顯著正相關關系。經濟結構調整前能源豐度與對外開放程度、固定資產投入均呈顯著正相關關系，經濟結構調整后，能源與對外開放程度、固定資產投入關系均不顯著。經濟結構調整緩解了能源對經濟對外開放程度（OP）、固定資產投入（INV）的不良刺激。通過觀察注意到，表3中經濟對外開放程度（OP）、固定資產投入（INV）與經濟增長的負相關關系明顯減弱。除科技投入外，能源豐度對人力資本積累、對外開放程度、固定資本投資的不良影響均在經濟結構調整后有所下降。又再次驗證了西部地區經濟發展正在逐漸擺脫能源束縛的判斷。

4.2傳導機制研究

結合表3、表4識別分階段傳導機制的有效傳導路徑，結果如表5所示，通過檢驗、核算各有效傳導路徑，觀察在2008年經濟結構調整前后傳導效應變化情況可知，能源豐度的間接傳導效應總和由負轉正，能源豐度對經濟增長的負間接效應變為正間接效應，且總效應絕對值大幅度降低（程度大于10倍）。綜上所述，西部經濟增長在結構調整后對能源豐度的依賴性大大降低，能源豐度對控制變量的影響由消極轉變為積極，西部經濟增長結構擺脫單一束縛，向多元化發展，傳導效應見圖1。

5.結論與政策建議

5.1結論

（1）整體時段的研究表明，人均經濟增長與能源豐度呈顯著正相關關系。整體實證研究顯示，人均經濟增長與能源豐度呈現出顯著的正向趨勢，此與多位學者的研究結論相吻合。

（2）分階段面板數據分析表明，經濟增長逐漸擺脫了對能源豐度的依賴。由于2008年以來經濟結構調整的政府干預行為，與2003 2008年第一階段相比，雖然2009～2014年能源豐度與經濟增長之間仍然存在正相關關系，但其強度明顯削弱。并且人力資本積累對經濟增長正向作用加強，其余控制變量經濟對外開放程度、科技研發投入、固定資產投入在經濟增長中的表現得到改善，西部經濟增長結構呈現多元化趨勢，隨著經濟結構調整，對能源依賴性逐漸減弱。

（3）分階段內在機制研究表明，能源豐度對經濟增長的間接負效應減弱。有效傳導路徑結果顯示，2008年后能源豐度對經濟增長的間接效應由負轉正，且影響力度大幅度消弱（程度大于10倍）。

（4）研究發現西部地區經濟呈現出條件收斂的特征。地區初始發展水平估計系數顯著為負。由于經濟結構優化調整，逐漸削弱了能源豐度對其他增長因素的限制，能源的帶動效應減弱，經濟增長因素呈現多樣化趨勢。一些地區如重慶、四川等能源貧瘠、但是教育、固定資產等方面發展投入較多的省份，呈現出較高的經濟增長速度，此現象再次驗證了西部經濟增長對能源依賴減弱的事實。

5.2政策建議

（1）深化“供給側”改革，優化西部地區產業結構。經濟增長不等同于經濟發展，實現西部經濟長遠、健康發展，政府應重視、優化地區經濟增長結構。深化“供給側”改革，在“需求”和“供給”兩個層面“雙管齊下”，不斷改善西部地區產業結構，踐行科學發展觀，促使經濟增長進一步擺脫能源產業束縛。

（2）重視科技研發投入，提高科研成果轉化能力。關注產業發展和科技研發投入轉化能力。首先，不斷加強向西部地區科技研發投入力度，同時提高生產部門與研發機構合作效率，進而不斷提升科技研發成果向實際生產活動的轉化能力；其次，加大知識密集型產業發展的財政扶持力度，優化地區產業結構，培育多元經濟增長方式，從而減少對能源產業的依賴，促使經濟結構多元化發展。