新疆礦產(chǎn)資源開(kāi)發(fā)、經(jīng)濟(jì)發(fā)展、工業(yè)化與城市化的動(dòng)態(tài)相關(guān)性研究

新疆礦產(chǎn)資源開(kāi)發(fā)、經(jīng)濟(jì)發(fā)展、工業(yè)化與城市化的動(dòng)態(tài)相關(guān)性研究

礦產(chǎn)資源開(kāi)發(fā)不僅對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)起到了重要作用，而且對(duì)區(qū)域工業(yè)化和城市化也起到了重要作用。國(guó)內(nèi)外學(xué)者的研究主要集中于礦產(chǎn)資源豐富度與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系研究,具有代表性的是經(jīng)濟(jì)學(xué)Auty提出了“資源詛咒”,即豐裕的資源對(duì)一些國(guó)家的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)并不是充分的有利條件,反而是一種制約。在此之后,Sachs和Warner對(duì)“資源詛咒”這一假說(shuō)進(jìn)行了開(kāi)創(chuàng)性的實(shí)證檢驗(yàn),在控制初始人均收入、貿(mào)易政策、政府效率和投資率等影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的多種變量后,自然資源充裕度與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)速度成反比。NingDing和Barry在建立模型時(shí),區(qū)分了自然資源依賴和自然資源稟賦,用這兩個(gè)變量反映資源豐裕度,研究結(jié)果表明,資源依賴與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有顯著負(fù)相關(guān)關(guān)系,而資源稟賦與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)為正相關(guān)關(guān)系。許多文獻(xiàn)證明了大多數(shù)國(guó)家如果沒(méi)有技術(shù)革新和制度創(chuàng)新,自然資源的豐裕與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)呈現(xiàn)的是負(fù)相關(guān)關(guān)系,即自然資源對(duì)許多國(guó)家的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)沒(méi)有起到積極作用,反而成了經(jīng)濟(jì)發(fā)展過(guò)程中的陷阱。國(guó)內(nèi)學(xué)者在資源詛咒的實(shí)證研究方面,徐康寧、王劍分析了“資源詛咒”對(duì)于中國(guó)這個(gè)整體區(qū)域并不存在,而在中國(guó)內(nèi)部的地區(qū)層面同樣存在。張菲菲、劉剛等驗(yàn)證了資源詛咒原理在中國(guó)內(nèi)部區(qū)域之間仍然成立,除水資源外,耕地、能源、礦產(chǎn)和森林等4種資源的豐度與區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平都呈現(xiàn)負(fù)相關(guān)關(guān)系。胡健分析了陜西、四川、青海和新疆四省的油氣資源開(kāi)發(fā)對(duì)西部的經(jīng)濟(jì)發(fā)展有一定積極作用,并提出將來(lái)如何避免“資源詛咒”措施。徐康寧、邵軍利用中國(guó)省級(jí)版面數(shù)據(jù),在控制了制度、人力資本、投資、開(kāi)發(fā)程度和價(jià)格等因素后,驗(yàn)證了在地區(qū)層面上資源豐裕度與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)存在顯著的負(fù)相關(guān)性。大部分文獻(xiàn)都是中國(guó)層面上驗(yàn)證了“資源詛咒”的成立,對(duì)于中國(guó)內(nèi)部地區(qū)層面研究較少,本文以新疆區(qū)域?yàn)檠芯繉?duì)象,驗(yàn)證新疆是否存在“資源詛咒”。新疆的礦產(chǎn)資源極為豐富,在國(guó)內(nèi)具有明顯優(yōu)勢(shì),尤其是煤炭、石油和天然氣。據(jù)全國(guó)第二次油氣資源評(píng)價(jià),新疆石油預(yù)測(cè)資源量209.2×108t,占全國(guó)陸上石油資源量的30%;天然氣預(yù)測(cè)資源量10.4×1012m3,占全國(guó)陸上天然氣資源量的34%。煤炭預(yù)測(cè)儲(chǔ)量2.19×1012t,占全國(guó)預(yù)測(cè)儲(chǔ)量的40%。同時(shí),礦產(chǎn)資源開(kāi)發(fā)將是西部大開(kāi)發(fā)的重要組成部分,不僅為新疆社會(huì)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展提供重要保障作用,而且由于新疆將成為我國(guó)2l世紀(jì)能源和原材料的接替區(qū),對(duì)國(guó)家經(jīng)濟(jì)發(fā)展也具有重要作用。多年來(lái)礦產(chǎn)資源采掘業(yè)產(chǎn)值在新疆GDP總量中占有重要的地位,經(jīng)濟(jì)的高速增長(zhǎng)加劇了經(jīng)濟(jì)、工業(yè)化、城市化與資源的矛盾,區(qū)域礦產(chǎn)資源對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展、工業(yè)化、城市化的支撐能力與約束強(qiáng)度,成為新疆可持續(xù)發(fā)展的重要前提和瓶頸因素。國(guó)內(nèi)外學(xué)者對(duì)礦產(chǎn)資源開(kāi)發(fā)與區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)單方面的研究較多,而對(duì)礦產(chǎn)資源開(kāi)發(fā)與工業(yè)化、城市化互動(dòng)關(guān)系的定量研究尚不多見(jiàn)。目前,新疆整體上處于工業(yè)化初期階段,而礦產(chǎn)資源開(kāi)發(fā)在工業(yè)化初期階段對(duì)于區(qū)域的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、工業(yè)化水平和城市化有著較高的貢獻(xiàn)度。因此,本文以1990—2007年的樣本數(shù)據(jù)為基礎(chǔ),分析新疆礦產(chǎn)資源開(kāi)發(fā)、經(jīng)濟(jì)發(fā)展、工業(yè)化和城市化的特征及趨勢(shì),實(shí)證礦產(chǎn)資源開(kāi)發(fā)、經(jīng)濟(jì)發(fā)展、工業(yè)化與城市化之間動(dòng)態(tài)相關(guān)性,并為新疆礦產(chǎn)資源開(kāi)發(fā)及資源性產(chǎn)業(yè)的發(fā)展和布局制定合理的戰(zhàn)略思路提供依據(jù),盡快將新疆資源優(yōu)勢(shì)轉(zhuǎn)換為產(chǎn)業(yè)優(yōu)勢(shì)和區(qū)域優(yōu)勢(shì),從而推動(dòng)新疆城鎮(zhèn)化水平的快速發(fā)展。1研究方法和數(shù)據(jù)來(lái)源1.1方法1.1.1礦產(chǎn)資源開(kāi)發(fā)指數(shù)礦產(chǎn)資源開(kāi)發(fā)包括各種礦產(chǎn)資源的開(kāi)發(fā),本文采用的礦產(chǎn)資源開(kāi)發(fā)指標(biāo)與“資源依賴”有相似之處,大多數(shù)學(xué)者對(duì)“資源依賴”和“資源稟賦”沒(méi)有嚴(yán)格的區(qū)分,本文在數(shù)據(jù)可獲得性的基礎(chǔ)上,參考了其它文獻(xiàn)對(duì)自然資源豐富度的衡量標(biāo)準(zhǔn),使用了煤炭開(kāi)采和洗選業(yè)、石油和天然氣開(kāi)采業(yè)、黑色金屬礦采選業(yè)、有色金屬礦采選業(yè)及非金屬礦采選業(yè)等采掘業(yè)細(xì)分行業(yè)的總產(chǎn)值表示礦產(chǎn)資源開(kāi)發(fā)指數(shù)。1.1.2各指標(biāo)權(quán)重的確定借鑒已有的城市化綜合測(cè)度指標(biāo)體系成果,遵循指標(biāo)體系選取的系統(tǒng)性、完整性、科學(xué)性、可量化性和可獲得性等原則,從城市化概念的內(nèi)涵出發(fā),構(gòu)建指標(biāo)體系,包括:①人口城市化類指標(biāo),具體包括城鎮(zhèn)人口比重、非農(nóng)業(yè)人口比重、第二三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人口、建成區(qū)人口密度;②經(jīng)濟(jì)城市化類指標(biāo),具體包括人均GDP、第二三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重、第二三產(chǎn)業(yè)GDP密度;③社會(huì)城市化類指標(biāo),具體包括人均能源消費(fèi)量、每萬(wàn)人在校大學(xué)生數(shù)、萬(wàn)人擁有醫(yī)生數(shù)、萬(wàn)人擁有床位數(shù);④土地城市化類指標(biāo),具體包括建成區(qū)面積、建成區(qū)綠化覆蓋率、每萬(wàn)人園林綠地面積、人均道路鋪設(shè)面積。采用熵值法確定指標(biāo)體系的權(quán)重,采用線性加權(quán)和法作為城市化水平綜合評(píng)價(jià),其具體步驟如下。數(shù)據(jù)標(biāo)準(zhǔn)化處理:正向指標(biāo),采用計(jì)算公式X′ij=(Xij-min{Xj})/(max{Xj}-min{Xj});逆向指標(biāo),采用的計(jì)算公式X′ij=(max{Xj}-Xij)/(max{Xj}-min{Xj})。指標(biāo)權(quán)重的確定:dj=1+km∑i=1(X′ij/m∑i=1X′ij×lnX′ij/m∑i=1X′ij)dj=1+k∑i=1m(X′ij/∑i=1mX′ij×lnX′ij/∑i=1mX′ij),令k=1lnm(1)wi=di/n∑j=1di(2)k=1lnm(1)wi=di/∑j=1ndi(2)城市化水平綜合評(píng)價(jià):Si=n∑j(wij×X′ij)(3)Si=∑jn(wij×X′ij)(3)式中:Xij表示第i年第j項(xiàng)評(píng)價(jià)指標(biāo)值,X′ij表示第i個(gè)年份第j項(xiàng)評(píng)價(jià)指標(biāo)的標(biāo)準(zhǔn)化值,min{Xj}和max{Xj}分別為所有年份中第j項(xiàng)評(píng)價(jià)指標(biāo)的最小值和最大值,其中m為評(píng)價(jià)年數(shù),n為指標(biāo)數(shù)。1.1.3不平穩(wěn)的時(shí)傳統(tǒng)的計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)直接對(duì)序列進(jìn)行回歸分析,如果序列不是平穩(wěn)的,會(huì)產(chǎn)生偽回歸,而現(xiàn)實(shí)中大部分時(shí)間序列數(shù)據(jù)都是不平穩(wěn)的。因此,為避免此類問(wèn)題的發(fā)生,本文將采用近年來(lái)在資源與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系領(lǐng)域廣泛使用的協(xié)整理論,對(duì)新疆礦產(chǎn)資源開(kāi)發(fā)與GDP、工業(yè)化水平及城市化水平之間的關(guān)系進(jìn)行分析,在協(xié)整檢驗(yàn)的基礎(chǔ)上,進(jìn)一步分析礦產(chǎn)資源開(kāi)發(fā)與區(qū)域發(fā)展的相關(guān)性,驗(yàn)證礦產(chǎn)資源開(kāi)發(fā)變化與GDP、工業(yè)化和城市化水平之間是否存在著長(zhǎng)期均衡及短期動(dòng)態(tài)因果關(guān)系。(1)yt的序列Δyt=Φ1yt-1+Φ2yt-2+?+Φp-1Δyt-p-1+εt(4)Δyt=Φ1yt?1+Φ2yt?2+?+Φp?1Δyt?p?1+εt(4)式中,yt為時(shí)間序列{y1,y2,…,yt},Φ為參數(shù),εt為白噪聲序列。平穩(wěn)性檢驗(yàn)采用AIC準(zhǔn)則,可以在模型極大似然的基礎(chǔ)上,對(duì)模型的階數(shù)和相應(yīng)參數(shù)同時(shí)給出一種最佳估計(jì)。(2)回歸模型殘差估計(jì)值的平穩(wěn)性檢驗(yàn)其基本原理是,若序列置x和y都是d階單整,用一個(gè)變量對(duì)另一個(gè)變量進(jìn)行回歸:yi=α+βxi+εt(5)對(duì)回歸模型殘差的估計(jì)值進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn),如果殘差序列是平穩(wěn)的,則兩變量之間具有協(xié)整關(guān)系,如果殘差序列非平穩(wěn),則兩變量之間不具有協(xié)整關(guān)系。(3)增加模型解釋能力假定變量x的變化是變量y發(fā)生的原因,則變量x的變化應(yīng)時(shí)間上先于變量y,而且在預(yù)測(cè)y的回歸模型中,引入變量x的過(guò)去觀測(cè)值作為獨(dú)立變量應(yīng)該在統(tǒng)計(jì)上顯著地增加模型的解釋能力。常用的模型為:Δyt=α+m∑i=1αiΔyt-i+k∑j=1βjxt-j+εt(6)用最小二乘法進(jìn)行參數(shù)估計(jì),F統(tǒng)計(jì)量來(lái)進(jìn)行Granger因果關(guān)系分析,F檢驗(yàn)的零假設(shè)為βj=0(j=1,2,…,n),若F統(tǒng)計(jì)量的計(jì)算值比F臨界值大,則x不能導(dǎo)致y的零假設(shè)不成立,也就是說(shuō)x能導(dǎo)致y,x是y的Granger原因。1.2礦產(chǎn)資源開(kāi)發(fā)指數(shù)與gdp的不變價(jià)格采用的主要數(shù)據(jù)來(lái)源于:新疆統(tǒng)計(jì)局編制的《新疆五十年年鑒》、1990—2008年度《新疆統(tǒng)計(jì)年鑒》、《1978年—1999年新疆統(tǒng)計(jì)年鑒》,個(gè)別年份數(shù)據(jù)的缺失采用相鄰年份插值法補(bǔ)齊。由于獲得的采掘業(yè)產(chǎn)值和國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值(GDP)都是按當(dāng)年價(jià)格計(jì)算,因此,采用新疆采掘業(yè)出廠價(jià)格指數(shù)和零售物價(jià)指數(shù)分別將礦產(chǎn)資源開(kāi)發(fā)指數(shù)(主要采掘業(yè)產(chǎn)值)和GDP兩個(gè)變量轉(zhuǎn)換成1990年的不變價(jià)格。同時(shí),為了消除變量之間的異方差和便于變量之間的長(zhǎng)短期分析,在進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)和格蘭杰因果分析之前,對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行預(yù)處理,將礦產(chǎn)資源開(kāi)發(fā)指數(shù)、經(jīng)濟(jì)發(fā)展、工業(yè)化和城市化水平各變量對(duì)數(shù)化。2動(dòng)態(tài)計(jì)量分析對(duì)礦產(chǎn)資源開(kāi)發(fā)區(qū)域發(fā)展的影響2.1采掘業(yè)產(chǎn)出情況這段時(shí)期礦產(chǎn)資源采掘業(yè)產(chǎn)值雖然個(gè)別年份有所波動(dòng),但整體上仍處于上升狀態(tài),而采掘業(yè)產(chǎn)值占GDP產(chǎn)值比重處于下降趨勢(shì)(圖1)。2007年礦產(chǎn)資源采掘業(yè)產(chǎn)值達(dá)131.31×108元,是1990年的2.67倍,采掘業(yè)產(chǎn)值占GDP產(chǎn)值的8%,較1990年減少了10.8個(gè)百分點(diǎn)。在煤炭開(kāi)采和洗選業(yè)、石油和天然氣開(kāi)采業(yè)、黑色金屬礦采選業(yè)、有色金屬礦采選業(yè)和非金屬礦采選業(yè)等采掘業(yè)中,石油和天然氣開(kāi)采業(yè)產(chǎn)值占采掘業(yè)總產(chǎn)值比重最高,2000年達(dá)到76.43%,從1990年以來(lái),一直保持在70%以上;而其它采掘業(yè)占采掘業(yè)總產(chǎn)值比重較低,并且變化幅度也較小,其中煤炭開(kāi)采和洗選業(yè)產(chǎn)值占采掘業(yè)總產(chǎn)值比重從1990年的11.49%上升到2000年的14.8%,黑色金屬礦采選業(yè)產(chǎn)值占采掘業(yè)總產(chǎn)值比重整體上處于上升趨勢(shì),但上升幅度很小,從1990年的0.54%上升到2000年的2.23%,年均增加0.17個(gè)百分點(diǎn),有色金屬與非金屬礦采選業(yè)所占比重處于下降態(tài)勢(shì),下降幅度較小,分別為2.25%和3.24%(表1)。2.2adf法檢驗(yàn)本文選取經(jīng)濟(jì)發(fā)展、工業(yè)化和城市化等三個(gè)方面代表干旱區(qū)區(qū)域發(fā)展的基本特征,采用新疆GDP總量和非農(nóng)業(yè)的就業(yè)比重作為衡量經(jīng)濟(jì)發(fā)展指標(biāo)和工業(yè)化水平指標(biāo),運(yùn)用熵值法,計(jì)算得到城市化綜合水平。圖2反映了1990—2008年新疆GDP、工業(yè)化和城市化水平的變動(dòng)趨勢(shì),這些序列有明顯的上升或下降趨勢(shì),屬于非平穩(wěn)序列。因此,采用ADF檢驗(yàn)法對(duì)各變量進(jìn)行檢驗(yàn),后滯項(xiàng)采用AIC準(zhǔn)則。檢驗(yàn)結(jié)果:礦產(chǎn)資源開(kāi)發(fā)指數(shù)、經(jīng)濟(jì)發(fā)展、工業(yè)化及城市化原序列的ADF結(jié)果大于1%顯著性水平下的臨界值,原序列是不平穩(wěn)的,對(duì)而其一階差分后,經(jīng)濟(jì)發(fā)展和工業(yè)化二個(gè)序列的ADF結(jié)果都大于5%顯著性水平下的臨界值,城市化和礦產(chǎn)資源開(kāi)發(fā)指數(shù)兩序列在1%的顯著水平下平穩(wěn)(表2)。根據(jù)ADF檢驗(yàn)結(jié)論,認(rèn)為礦產(chǎn)資源開(kāi)發(fā)與經(jīng)濟(jì)發(fā)展、工業(yè)化、城市化都是一階單整序列,即I(1),它們滿足協(xié)整檢驗(yàn)的前提。2.3礦產(chǎn)資源開(kāi)發(fā)與gdp的關(guān)系對(duì)礦產(chǎn)資源開(kāi)發(fā)與GDP之間進(jìn)行格蘭杰因果檢驗(yàn),以增加回歸的解釋能力。兩個(gè)序列的格蘭杰檢驗(yàn)結(jié)果(表3):經(jīng)濟(jì)發(fā)展是礦產(chǎn)資源開(kāi)發(fā)的格蘭杰因果關(guān)系,而礦產(chǎn)資源開(kāi)發(fā)不是經(jīng)濟(jì)發(fā)展的格蘭杰因果關(guān)系,即新疆經(jīng)濟(jì)發(fā)展是礦產(chǎn)資源開(kāi)發(fā)的直接推動(dòng)力,礦產(chǎn)資源開(kāi)發(fā)卻不是經(jīng)濟(jì)發(fā)展的直接推動(dòng)力。這一研究結(jié)論具有較強(qiáng)的實(shí)際指導(dǎo)含義,一方面,因?yàn)椴淮嬖诘V產(chǎn)資源開(kāi)發(fā)到經(jīng)濟(jì)發(fā)展之間的因果關(guān)系,因此,新疆礦產(chǎn)資源的大量開(kāi)發(fā)對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展沒(méi)有起到較大的推動(dòng)作用,經(jīng)濟(jì)的發(fā)展不一定要靠礦產(chǎn)資源的大量開(kāi)發(fā),經(jīng)濟(jì)的發(fā)展可能受其它因素的影響較大;另一方面,由于經(jīng)濟(jì)發(fā)展存在到礦產(chǎn)資源開(kāi)發(fā)的單向因果關(guān)系,因此,隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展,必須有礦產(chǎn)資源開(kāi)發(fā)的同步增長(zhǎng),所以保證礦產(chǎn)資源開(kāi)發(fā)是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的必要條件。采用E-G檢驗(yàn)法對(duì)礦產(chǎn)資源開(kāi)發(fā)與GDP的回歸殘差進(jìn)行協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn),按照AIC定階準(zhǔn)則確定滯后階數(shù)為5,結(jié)果表明,在回歸殘差序列差分后5%的臨界值下,lnGDP、lnmineral存在明顯的協(xié)整關(guān)系,即它們之間存在長(zhǎng)期均衡和依賴關(guān)系(表4)。據(jù)此,建立變量lnmineral與lnGDP的協(xié)整方程:lnmineral=1.36+0.47lnGDΡ(R2=0.916?F=173.95?DW=2)回歸模型擬合較好,模型殘差項(xiàng)也不存在序列自相關(guān)問(wèn)題。根據(jù)回歸結(jié)果,經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平(lnGDP)每提高1%,礦產(chǎn)資源開(kāi)采指數(shù)(lnmineral)也相應(yīng)地提高0.47%。雖然礦產(chǎn)資源的大量開(kāi)發(fā)對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展沒(méi)有起到較大的推動(dòng)作用,但是仍然存在影響,并且兩者的pearson相關(guān)性為0.96,表現(xiàn)出較強(qiáng)的正相關(guān)性。就新疆的現(xiàn)實(shí)情況而言,在經(jīng)歷過(guò)20世紀(jì)90年代的資源轉(zhuǎn)換戰(zhàn)略和2000年西部大開(kāi)發(fā)戰(zhàn)略中資源型產(chǎn)業(yè)向新型工業(yè)化轉(zhuǎn)型以后,使得新疆存在著采掘業(yè)的資源向制造業(yè)轉(zhuǎn)移效應(yīng),采掘業(yè)與制造業(yè)的固定資產(chǎn)投資相對(duì)穩(wěn)定,并且兩者差距在縮小,制造業(yè)的科技人員比重整體有所上升。因此,目前新疆的資源優(yōu)勢(shì)是其經(jīng)濟(jì)發(fā)展的有利條件,并沒(méi)有陷入“資源詛咒”陷阱,這與王生年、胡健等大多數(shù)學(xué)者研究的結(jié)論是一致的。2.4lngdp回歸模型根據(jù)格蘭杰因果檢驗(yàn)結(jié)果,礦產(chǎn)資源開(kāi)發(fā)與工業(yè)水平之間存在雙向格蘭杰因果關(guān)系(表5),這說(shuō)明新疆礦產(chǎn)資源開(kāi)發(fā)直接推動(dòng)其工業(yè)化水平提高,工業(yè)化水平的提高也是礦產(chǎn)資源開(kāi)發(fā)量加大的直接推動(dòng)原因。根據(jù)研究結(jié)果表明,一方面,新疆應(yīng)加大礦產(chǎn)資源的開(kāi)發(fā),促進(jìn)工業(yè)化迅速發(fā)展;另一方面,礦產(chǎn)資源開(kāi)發(fā)是工業(yè)化發(fā)展的必要條件。采用上述同樣方法對(duì)礦產(chǎn)資源開(kāi)發(fā)指數(shù)和工業(yè)化水平兩變量的回歸殘差進(jìn)行單位根檢驗(yàn),按照AIC定階準(zhǔn)則確定滯后階數(shù)為1,結(jié)果表明,在回歸殘差序列差分后5%的臨界值下,兩變量存在明顯的協(xié)整關(guān)系(表6)。據(jù)此,建立變量lnmineral與lnGDP的協(xié)整方程:lnmineral=-8.61+3.44lnindustry(R=0.829,F=77.5,DW=1.96)lnindustry=2.72+0.24lnmineral(R=0.829,F=77.5,DW=1.84)兩個(gè)回歸模型擬合較好,模型殘差項(xiàng)也不存在序列自相關(guān)問(wèn)題。根據(jù)回歸結(jié)果,工業(yè)發(fā)展水平(lnindustry)每提高1%,礦產(chǎn)資源開(kāi)發(fā)指數(shù)(lnmineral)相應(yīng)地提高3.44%;礦產(chǎn)資源開(kāi)采指數(shù)(lnmineral)每提高1%,工業(yè)發(fā)展水平(lnindustry)也相應(yīng)地提高0.24%。從估計(jì)系數(shù)大小來(lái)看,礦產(chǎn)資源開(kāi)發(fā)對(duì)工業(yè)化發(fā)展水平影響程度較小。雖然礦產(chǎn)資源開(kāi)發(fā)推動(dòng)了工業(yè)化水平的提高,但推動(dòng)作用很小,其工業(yè)化水平也并不高,礦產(chǎn)資源開(kāi)發(fā)利用基本上處于以銷售原材料為主的初級(jí)階段,產(chǎn)品附加值很低,沒(méi)有形成規(guī)模產(chǎn)業(yè)和產(chǎn)業(yè)鏈,采掘業(yè)產(chǎn)值占重工業(yè)產(chǎn)值比重一直在50%左右,而加工業(yè)的比重不足20%,與此同時(shí),對(duì)外開(kāi)放引致的出口導(dǎo)向戰(zhàn)略和東部沿海地區(qū)本身較好的市場(chǎng)使得東部地區(qū)具有一定優(yōu)勢(shì),吸引著工業(yè)向東部沿海地區(qū)集聚。因此,新疆應(yīng)該通過(guò)改善投資環(huán)境,擴(kuò)大招商引資,加快科技創(chuàng)新,提高礦產(chǎn)資源開(kāi)發(fā)利用率,同時(shí)大力發(fā)展資源性下游加工產(chǎn)業(yè),培育和延長(zhǎng)資源性產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)業(yè)鏈,并形成合理的資源性產(chǎn)業(yè)集群布局,從而帶動(dòng)新疆工業(yè)化水平的提升。2.5礦產(chǎn)資源開(kāi)發(fā)指數(shù)與城市化水平的關(guān)系根據(jù)格蘭杰因果檢驗(yàn)結(jié)果,城市化水平與礦產(chǎn)資源開(kāi)發(fā)存在著雙向的格蘭杰因果關(guān)系(表7),即城市化水平的提高是礦產(chǎn)資源開(kāi)發(fā)的直接推動(dòng)力,礦產(chǎn)資源開(kāi)發(fā)也是城市化水平的提高的直接推動(dòng)力。根據(jù)研究結(jié)論,一方面,因?yàn)榇嬖诘V產(chǎn)資源開(kāi)發(fā)到城市化之間的因果關(guān)系,因此,加大礦產(chǎn)資源開(kāi)發(fā)會(huì)促進(jìn)城市化水平的提高;另一方面,由于存在城市化水平到礦產(chǎn)資源開(kāi)發(fā)的因果關(guān)系,因此,隨著城市化水平的提高,必須要有礦產(chǎn)資源開(kāi)發(fā)的同步增長(zhǎng),所以保證礦產(chǎn)資源開(kāi)發(fā)的增長(zhǎng)是城市化水平提高的必要條件。對(duì)礦產(chǎn)資源開(kāi)發(fā)指數(shù)與城市化水平兩變量的回歸殘差進(jìn)行單位根檢驗(yàn),按照AIC定階準(zhǔn)則確定滯后階數(shù)為5,結(jié)果表明,在一階差分后5%的臨界值下,兩變量存在明顯的協(xié)整關(guān)系(表8)。據(jù)此,建立變量lnmineral和lnurban的協(xié)整方程:lnmineral=4.89+0.7lnurban(R2=0.888,F=114.9?DW=1.915)lnurban=-6.2+1.25lnmineral(R2=0.888,F=114.9?DW=1.731)根據(jù)回歸結(jié)果,城市化綜合水平(lnurban)每提高1%,礦產(chǎn)資源開(kāi)發(fā)(lnmineral)相應(yīng)地提高0.7%;礦產(chǎn)資源開(kāi)發(fā)(lnmineral)每提高1%,城市化綜合水平(lnurban)也相應(yīng)地提高1.25%。從估計(jì)系數(shù)大小來(lái)看,礦產(chǎn)資源開(kāi)發(fā)對(duì)城市化綜合水平影響程度較大。20世紀(jì)90年代以來(lái),尤其是西部大開(kāi)發(fā)戰(zhàn)略的實(shí)施,進(jìn)一步加快了新疆礦產(chǎn)資源的開(kāi)發(fā),并帶來(lái)了大量的固定資產(chǎn)投資,推動(dòng)了城市基礎(chǔ)設(shè)施和配套服務(wù)體系的不斷完善,尤其是交通運(yùn)輸業(yè)、建筑業(yè)和房地產(chǎn)業(yè)的快速發(fā)展,從而推動(dòng)了其城市化綜合水平的提高。但是資源綜合優(yōu)勢(shì)才是城市化持續(xù)發(fā)展的保證,新疆盡管自然資源相對(duì)豐富,但是由于人文資源欠缺,與沿海地區(qū)相比,城市化發(fā)展仍然較慢,可見(jiàn),各區(qū)域在城市化發(fā)展過(guò)程中,區(qū)域自然資源、人文資源相互作用,在發(fā)揮單一資源優(yōu)勢(shì)的同時(shí),注意資源綜合優(yōu)勢(shì)的提升。3礦產(chǎn)資源開(kāi)發(fā)的有利條件(1)大量研究顯示,一些國(guó)家的自然資源稟賦與經(jīng)濟(jì)發(fā)展之間存在顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系,即存在所謂的“資源詛咒”效應(yīng)。本文根據(jù)1990—2007年時(shí)間數(shù)據(jù),利用因果關(guān)系檢驗(yàn)和協(xié)整檢驗(yàn),對(duì)新疆礦產(chǎn)資源開(kāi)發(fā)與經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平進(jìn)行動(dòng)態(tài)計(jì)量分析,結(jié)果發(fā)現(xiàn):礦產(chǎn)資源是社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的物質(zhì)基礎(chǔ)