一、引言

作为我国重要的能源和重化工基地，山西省煤炭资源丰富，已探明储量2662亿吨，占全国探明储量的27%(其中炭焦煤占57%)。含煤面积达6万余平方千米，占全省总面积的40%。依靠显著的资源优势，山西省经济发展长期保持中高速增长，新中国成立特别是改革开放以来，全省累计开采煤炭150多亿吨，其中80%输送省外，为保障国家能源供应和支撑全国经济发展做出了巨大贡献。但最近几年，山西省的GDP增速明显放缓(见图1)。丰裕的煤炭资源不仅没有推动山西省地区经济的发展，反而制约了其经济增速，而且长期形成的资源型经济发展的深层次矛盾和问题不断凸显。“因煤而兴”又“因煤而困”不仅困扰着山西省的经济发展，而且在学术界引起广泛而深入的探讨。

Auty(1993)首次提出“资源诅咒”概念，“丰裕的资源对一些国家的经济增长并不是充分的有利条件，反而是一种限制。”Sachs & Warner、Gylfason、Papyrakis、Gerlagh及Sinjins等丰富和完善了“资源诅咒”学说。Corden和Neary首次提出了“荷兰病”模型，说明了资源繁荣导致要素向资源部门流动，对制造业、农业发展产生抑制，使服务业畸形发展，汇率升值导致出口下降，从而阻碍经济的增长。

Gylfason发现资源型区域中的中学入学率逆转、受教育年限下降，从而降低了经济增长的速度。Papyrakis和Gerlagh在美国州际层面研究了“资源诅咒”效应，结果认为资源丰裕是阿拉斯加州和路易斯安那州经济增长缓慢的原因。中国学者徐康宁(2005)、胡援成(2007)、邵帅(2008)、朱希伟(2009)、刘红梅(2009)、方颖(2011)、余鑫(2015)等通过实证分析对“资源诅咒”进行了区域验证。其间，不少学者对“资源诅咒”也提出了相关质疑，如邵帅、范美婷等(2013)。针对山西省“资源诅咒”现象和理论，学者张复明、景普秋和赵康杰等进行了持续而深入的研究。

  

图1 山西省主要年份GDP指数

二、模型、估计方法与数据

(一)模型选择与估计方法

静态面板模型分析中，通常采用的方法有混合回归模型、个体固定效应回归模型和个体随机效应回归模型。考虑到自然资源与经济发展的关系，各截面单位的实际差异，为保证模型的合理构建，需对静态面板模型进行筛选和检验。

通过Wald检验，发现P值为0.000，高度拒绝原假设H0(H0：个体差异不存在)，说明存在个体差异，故不采用混合OLS模型。通过Hausman检验，chi2(5)=158.46，发现P值为0.000，高度拒绝原假设H0(H0：FE与RE的系数在统计上没有差别)，故不采用随机效用模型，而接受固定效应模型。

1.静态面板模型。选择静态面板模型，在不考虑地区GDP水平的时间累积效应情况下，分析各控制变量对地区GDP所产生的影响。模型如下：

通过图2绘制的LR函数图，门限参数的估计值在检验的统计量LR=0时，门限的参数值为0.144，而门限估计的95%置信区间是所有LR值低于5%显著水平临界值，即图中位于虚线以下的部分，构成了门限的参数区间[0.044，0.146](详见表4)。

Yit=β0+β1Bit+αXit+μi+εit

(1)

式(1)中，下标i代表山西省各地市的截面单位；下标t代表时序年份。被解释变量Y表示地区经济发展水平，用地区GDP表示；Bit为解释变量，采用资源开采强度作为度量指标；X变量中包括了控制变量的信息，包括地区的制造业投入、人力资本投入、地区开放程度和政府的干预程度(见表1)；μi代表了各地区截面的固定效应，补充了变量之外的地区个体差异对经济发展的影响；εit为随机扰动项；β0为常数项，β1为解释变量的回归系数。

2.门限面板模型。该模型由Hansen在1996年提出，是非线性模型中的一种，用来衡量变量间具有跳跃性的非线性关系，即在不同的阶段内，变量间存在不同的线性关系。该模型用来说明和解释当某一个经济参数达到特定的数值后，是否会引起另外一个经济参数突然发生变动且按其他发展形式进行发展。作为原因现象的临界值被称为门限值。本文采用门限面板模型探讨当资源依赖度达到一定数值时，对经济增长的影响是否会发生突变。若不存在门限值，说明资源依赖度对经济增长呈线性的正向关系；若存在门限值则说明资源依赖度与经济增长在门限值左右具有不同的线性关系，以分析资源依赖度对经济增长的最佳效果。构建模型如下：

我院开展的品管圈活动周期为6个月,每1~2月召开一次圈会,每次会议时长控制在1~2小时,对发现的问题进行分析讨论,并共同商讨解决措施以及总结护理所取得的成果。并且需要对护理质量进行评价分析,进行措施修改,持续性的进行质量改进。

Yit=β0+αiAit+β1Bit·I(qit≤γ)+…+β2Bit·I(qit≥γ)+ui+eit

(2)

其次，进行逐步回归。依次加入物质资本投入、人力资本投入、地区开放水平和政府干预能力等因素。发现资源开发指数对于地区GDP始终呈正向相关性，且显著性水平均保持在1%，说明山西的地区经济发展在很大程度上依赖于资源优势。

(二)数据来源及说明

近年来，山西经济增长迟缓已是不争的事实。2009年，山西省地区生产总值为7356.38亿元，同比减少0.95%；2012～2015年，经济连续出现负增长，直至2016年，才出现缓慢复苏。2016年，全省地区生产总值为12966.20亿元，同比增长1.56%，在全国位列第24位，比2005年的排名第16位落后8位；2016年全国人均GDP为8102美元，山西仅5312美元，排名第28位，远低于全国平均水平。

在同一(NH4)2SO4浓度下，有又不同的规律。以60%、80%的(NH4)2SO4浓度为例，从图中可以很明显的看出，pH从小到大变化时蛋白质的量也是从低到高的增长，即pH=6时蛋白质提取量最少。而(NH4)2SO4浓度是20%，则反之。(NH4)2SO4浓度是40%、100%时，pH=7时蛋白提取量最高。发生这样的变化说明蛋白质的提取与pH值和(NH4)2SO4浓度都有关。pH值为8、(NH4)2SO4浓度为20%时宁杞1号枸杞中蛋白质的提取量达到最大。

 

表1 变量定义及计算方法

  

变量性质变量名称变量定义计算方法被解释变量lngdp地区GDP地区GDP取自然对数解释变量rad资源开采指数采矿业人数/总产业人数控制变量lnv物质资本投入固定资产投资/地区GDPedu人力资本投入教育经费/财政支出open地区开放水平地区外商投资总额/地区GDPgov政府干预程度地区政府财政支出/地区GDP

三、资源型地区产业依赖及“资源诅咒”假说检验分析

(一)经济增长对资源产业的依赖

从表3中可以看出，单一门限模型的P值为0.025，统计的F值在5%的水平下显著，而双重门限和三重门限模型中的F统计值均没有显示出显著水平，因此，可以初步认为地区GDP与资源开发指数之间存在非线性的相关关系。进一步，基于单一门限模型进行估计，并运用残差平方和(RSS)最小的估计原则来估计门限值。

lngdpit=β0+βradit+α2lnvit+α3eduit+α4openit+α5govitα4+εit

(3)

 

表2 经济增长的产业依赖分析

  

变量(1)(2)(3)(4)(5)rad8 705∗∗∗4 533∗∗∗4 519∗∗∗4 471∗∗∗4 796∗∗∗lnv1 635∗∗∗1 637∗∗∗1 626∗∗∗1 433∗∗∗edu0 0370 0270 370open7 9776 000gov1 368con14 654∗∗∗14 095∗∗∗14 088∗∗∗14 091∗∗∗13 906∗∗∗N143143143143143F19 26593 02351 54645 84137 008adj-R20 34980 68850 68620 68620 6869

注：***代表在1%的水平上显著，**代表在5%的水平上显著，*代表在10%的水平上显著；由于篇幅关系，省去t值。

式(2)中，Yit是被解释变量；ui反映各地区的个体效应；Ait为控制变量；Bit为核心解释变量；qit为门限变量；γ为待估的门限值；eit为干扰项，服从独立同分布；I(·)为示性函数，其估计原理主要根据残差平方和(RSS)最小原理进行估计。其中，假设检验包括验证门限效应是否显著，以及检验门限的估计值是否等于其真实值。第一个检验的原假设为H0:β1=β2，对应的备择假设为H1:β1≠β2，检验统计量为F1=[S0-S1(γ)]/S2，其中，S0为在原假设H0下求得的残差平方和，在原假设H0下，门限值γ是无法识别的，因此F1统计量的分布不是标准的，Hansen运用自抽样法(bootsrap)来获取其渐进分布，进而构造其F值。第二个检验的原假设为H0:γ*=γ0，相应的似然比检验统计量为LR(γ)=[S0-S1(γ)]/S，鉴于样本时间和观测数量，为了提高门限效应的显著性检验的有效性，本研究使用自抽样1000次，并去除样本中5%的异常值，在95%的置信区间内进行检验。

一般来讲，丰富的资源能够转化为经济效益给地区经济提供快速发展的契机，很大程度上成为地区经济增长的保证。因此，在其他条件相当的情况下，资源丰裕地区往往比资源贫乏地区的发展更加顺利，但根据已有研究发现，有些地区并没有因为资源匮乏而影响经济发展，相反拥有丰富自然资源的地区的发展却受到阻碍，即“资源诅咒”。

(二)“资源诅咒”效应

同时，在添加各变量后，模型拟合度显著提高，更能反映真实的经济状况。其中，尤以第(2)列的拟合度最高，数据分析显示，每增加1个单位的资源开采强度，就会增加4.533个单位的地区GDP；加入物质资本投入水平，发现其对经济发展呈现正向相关性，每增加1个单位的物质资本投入，就会提升1.635个单位的地区GDP，表明固定资产投资对经济增长的重要拉动作用；而人力资本投入水平、地区开放水平、政府的干预因素，均未能呈现出显著效果，反映其在地区经济的发展中贡献能力不强。综上所述，无论是否加入控制变量，资源开发指数与地区GDP均呈高度正相关，由此可见，山西经济增长对资源产业的高度依赖性。这也验证了较长时期内，资源产业在山西经济发展中发挥着重要作用，推动经济增长的现实。

本文以山西省为例，重在研究资源型地区经济增长中的产业依赖问题。收集和整理了山西省2003～2015年11个地市的面板数据，数据来源于《山西省统计年鉴》(2004～2016年)和《中国城市统计年鉴》(2004～2016年)，共计858个观察值，为平衡面板数据。相较于截面数据和时序数据，面板数据可以更好地控制异质性，减少变量之间存在的共线性问题，同时增加了自由度。对于面板数据的处理均借助Stata11.0软件。变量的选择与计算方法如表1所示。

图6所示，与细胞对照组相比，CP组NSC中荧光强度相近，且p-NF-H主要分布于胞体核周部位；ACR组荧光强度增加，轴突中亦有分布。与ACR组相比，ACR+CP组荧光强度减弱，轴突中少量存在。与CP组相比，ACR+CP组荧光强度相近，轴突中亦有少量分布。

山西是否因煤兴又因煤困？为了深入探讨山西经济增长中是否存在着“资源诅咒”效应，本文构建面板门限模型(4)，gdp为被解释变量，Ait表示了控制变量集，包括资源开采强度、物质资本投入、人力资本投入、地区开放水平和政府干预能力等变量，将各变量纳入模型，以进一步验证经济增长与资源产业的深层次关系。

lngdpit= β0+αAit+β1radit·I(radit≤γ1)+β2radit·I(γ2<radit≤γ3)

+…+βnradit·I(radit≥γ)+ui+eit

(4)

1.验证分析。由于样本数量有限，观测值有限，为了提升门限模型的拟合度和显著性水平的有效性，本研究使用自抽样法重复抽样1000次对γ值进行拟合，对可能存在的单一门限、双重门限、三重门限的假设，分别以1%、5%、10%的显著性检验，对地区GDP进行门限效应测试，从而得到门限检验结果(见表3)。

 

表3 门限效果自抽样检验

  

模型F值P值BS次数临界值1%5%10%单一门限11 876∗∗0 025100015 14010 2607 940双重门限7 1420 105100012 6818 7337 247三重门限7 5120 158100013 43310 9429 134

注：***代表在1%的水平上显著，**代表在5%的水平上显著，*代表在10%的水平上显著；由于篇幅关系，省去t值。

本文选取资源开发指数来代表资源产业的发展。基于山西经济增长的现实，首先运用固定效应模型(3)对资源开发指数进行考察，以揭示资源产业与地区GDP增长的关系。根据表2中第(1)列显示，资源开发指数与地区GDP之间存在正相关关系，且显著性很强，但拟合度较小，说明模型中需要添加其他变量来真实反映影响地区经济增长的因素。

按照BOPPPS模式组织课堂教学，需要以多样的方式引入教学内容，明确学习目标，改进互动环节，设计合理的课前、课后测试，课后总结根据知识点有的放矢，这些手段自提高学生的学习积极性方面大有帮助。

(1)通过分析关键词节点大小，可知在整个社会网络图谱中，创客教育处于中心位置，对整个网络图谱的作用最强。其次是创客、创客运动、创客空间等关键词，反映了当前研究热点。通过查询文献发现，研究主要集中在创客教育与创客、创客运动和创客空间之间的关系等方面。

糖皮质激素仍是目前治疗哮喘的主要药物，但重症哮喘常表现为糖皮质激素反应性降低，出现激素抵抗及激素依赖。吸烟可使哮喘患者对糖皮质激素治疗出现激素抵抗或反应性降低，还可以影响茶碱类药物的代谢，国外已有研究发现戒烟可帮助吸烟哮喘患者控制症状，减少急性发作次数[5]。国内也有研究发现，戒烟能够减轻小气道功能的损害[6]。

  

图2 门限参数的似然估计

 

表4 门限估计值和置信区间

  

模型门限估计值95%置信区间单一门限0 144[0 044，0 146]双重门限0 055[0 003，0 288]0 142[0 044，0 144]三重门限0 099[0 029，0 217]

由此，根据门限值可将资源开采指数分为(rad≤0.144)和(rad>0.144)两种情况，对于地区经济增长的推进作用也不尽相同。通过模型估计的返回值(见表5)可以看到，在rad≤0.144时，待估系数为9.1717；在rad>0.144时，待估系数为4.393，且都有很强显著性，说明资源开采指数与经济发展水平存在非线性关系。由此得知，在门限值的左右，资源开采指数对经济发展的贡献水平出现变化，而根据参数估计值的大小(9.1717>4.393)可知，资源开发指数大于门限值的时候，地区GDP会受到损失。

 

表5 自抽样的返回值

  

变量参数标准误t值P值95%置信区间edu0 3670 4770 7700 443-0 5771 312lnv1 4780 2166 8500 0001 0511 905open28 25730 8620 9200 362-32 81889 333gov0 8471 1790 7200 474-1 4863 180rad＿19 1721 9584 6800 0005 29613 047rad＿24 3931 4203 0900 0021 5827 204cons13 7240 23957 3200 00013 25014 197

2.估计结果。由已得的门限值γ，构造静态面板模型(5)，对其进行普通标准差的门限回归和稳健性标准差的门限回归，结果如表6所示。

1984年之前，村民日常的饮用水，包括做饭、刷碗、洗衣服、洗澡等日常用水，基本都是依靠山上的山泉水建起来一个蓄水池，灌溉用水则是河流水或者水坑积水。1984年，是由政府主持修建了村里的自来水管道，解决了居民的用水难题。

lngdpit=β0+αAit+β1radit·I(radit≤0.144)+β2radit·I(γ2>0.144)+ui+eit

(5)

从表6的结果来看，普通标准差的门限回归和稳健性标准差的门限回归估计数值完全相同，且显著水平保持不变，F值虽有不同，但差异不大，说明回归结果不存在偶然性，模型的解释能力较强，资源开采指数γ≤0.144时具有显著性，且为正，对地区GDP的发展具有正向的推动作用。而当资源开采指数γ>0.144时，系数显著为负，说明对地区GDP的发展具有抑制作用。

具体而言，在低于门限值时，每增加1个单位的资源开采指数就会带来7.615个单位的地区GDP增幅；物质资本投入每增加1个单位，就会推动地区经济1.449个单位增幅。当资源开采指数超过门限值后，资源开采指数的系数为负，且在5%的水平下显著，说明随着资源开采指数的增加，将制约经济的发展，每增加1个单位的资源开采指数，将损失2.981个单位的地区GDP，经济增长会受到来自资源开采水平的制约，而发生“资源诅咒”效应。

 

表6 单一门限估计的回归结果

  

变量普通标准差的门限回归稳健性标准差的门限回归rad7 615∗∗∗(3 89)7 615∗∗∗(2 59)lnv1 449∗∗(6 59)1 449∗∗(5 57)edu0 375(0 77)0 375(0 86)open19 69(0 63)19 69(0 64)gov1 100(0 92)1 100(1 13)rad＿1(rad>0 144)-2 981∗∗(-2 14)-2 981∗∗(-2 47)cons13 78∗∗(56 33)13 78∗∗(53 81)R20 6070 607R2＿w0 6070 607N143143F32 4836 85

注：***代表在1%的水平上显著，**代表在5%的水平上显著，*代表在10%的水平上显著；由于篇幅关系，省去t值。

四、结论与讨论

山西地区GDP增长对资源产业有较强的依赖。提高资源开采强度，加入物质资本投入水平，均会促进地区经济增长，但增加人力资本投资、促进地区开放水平和加大政府调控力度，对经济增长的贡献能力相对较弱；山西经济发展存在着“资源诅咒”现象。分析表明，山西地区GDP增长对于资源产业的依赖程度存在门限值，超过门限值，则会受到来自资源依赖的“诅咒”，而制约经济的发展。因此，对资源产业的过度依赖，单一的经济增长方式必将加大地区经济增长的脆弱性和不稳定性。因此，推进供给侧改革，转变发展方式，优化经济结构，培育新的经济增长动力，是山西突破“资源诅咒”，构建现代化经济体系的迫切要求和战略目标。

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