城鎮(zhèn)化視角下資源型產(chǎn)業(yè)依賴與經(jīng)濟(jì)增長
——基于資源詛咒假說的經(jīng)驗分析

張軍濤，黎曉峰

(東北財經(jīng)大學(xué) 公共管理學(xué)院，遼寧 大連 116025)

城鎮(zhèn)化視角下資源型產(chǎn)業(yè)依賴與經(jīng)濟(jì)增長
——基于資源詛咒假說的經(jīng)驗分析

張軍濤，黎曉峰

(東北財經(jīng)大學(xué) 公共管理學(xué)院，遼寧 大連 116025)

中國區(qū)域經(jīng)濟(jì)層面的資源詛咒效應(yīng)一直備受關(guān)注，然而既有研究忽視了城鎮(zhèn)化和集聚經(jīng)濟(jì)對資源詛咒效應(yīng)及其作用機制的重要影響。本文基于2003—2015年中國省際面板數(shù)據(jù)進(jìn)行研究，發(fā)現(xiàn)城鎮(zhèn)化水平對于資源型產(chǎn)業(yè)依賴和經(jīng)濟(jì)增長存在顯著的門檻效應(yīng)。據(jù)此，進(jìn)一步利用動態(tài)模型分析了資源詛咒的傳導(dǎo)機制以及在不同城鎮(zhèn)化水平下傳導(dǎo)機制的異質(zhì)性。得出以下基本結(jié)論：資源詛咒效應(yīng)在低城鎮(zhèn)化水平地區(qū)更為明顯；資源型產(chǎn)業(yè)依賴通過勞動力成本、制造業(yè)發(fā)展水平、科學(xué)技術(shù)水平、對外開放程度和市場化程度等因素的綜合作用影響經(jīng)濟(jì)增長；城鎮(zhèn)化發(fā)展過程中由于各種要素集中而產(chǎn)生的集聚效益影響著資源詛咒間接傳導(dǎo)機制的作用強度，城鎮(zhèn)化的推進(jìn)有助于弱化其對經(jīng)濟(jì)增長的負(fù)效應(yīng)。

城鎮(zhèn)化；資源型產(chǎn)業(yè)依賴；經(jīng)濟(jì)增長；資源詛咒

一、問題的提出

傳統(tǒng)經(jīng)濟(jì)理論認(rèn)為，豐裕的自然資源作為要素稟賦優(yōu)勢可以通過發(fā)揮其比較優(yōu)勢推動經(jīng)濟(jì)增長。但是，一些經(jīng)驗結(jié)果卻得到相反的結(jié)論。Auty[1]首次提出資源詛咒假說：對于經(jīng)濟(jì)增長而言，豐裕的自然資源并非充分有利條件。*Auty最初提出的“資源詛咒”概念是指國家或地區(qū)的資源豐裕與經(jīng)濟(jì)增長之間的作用關(guān)系。理論上，資源豐裕并不等同于資源依賴，資源依賴可以更好地體現(xiàn)自然資源的經(jīng)濟(jì)價值。中國自然資源豐裕地區(qū)的資源依賴程度較高，現(xiàn)有學(xué)者在研究資源詛咒時更多地采用資源依賴度指標(biāo)來替代資源豐裕度，本文也采用資源依賴度指標(biāo)。隨后，許多學(xué)者對此進(jìn)行了深入研究。

在實證研究方面，Sachs和Warner[2]以發(fā)展中國家為樣本，證實了自然資源稟賦較優(yōu)的國家反而擁有較低的經(jīng)濟(jì)增長率。Papyrakis和Gerlagh[3]與Libman[4]分別證實了美國和俄羅斯在國內(nèi)區(qū)域?qū)用娲嬖谫Y源詛咒現(xiàn)象。徐康寧和王劍[5]證實了中國省際層面存在資源詛咒現(xiàn)象。薛雅偉等[6]利用Krugman空間基尼系數(shù)得出，資源產(chǎn)業(yè)空間集聚與區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長之間呈現(xiàn)負(fù)相關(guān)關(guān)系，從空間集聚視角證實了存在資源詛咒。邵帥等[7]與萬建香和汪壽陽[8]利用門檻模型得出資源詛咒在中國發(fā)生是有條件的。也有學(xué)者認(rèn)為，中國不存在資源詛咒現(xiàn)象。方穎等[9]利用截面數(shù)據(jù)得出，在全國范圍內(nèi)的城市層面上不存在長期的資源詛咒效應(yīng)。

在理論研究方面，Sachs和Warner[2]建立了三部門(資源部門、可貿(mào)易制造業(yè)部門和不可貿(mào)易部門)模型，得出資源部門的膨脹阻礙了部門間的要素流動，導(dǎo)致具有“干中學(xué)”效應(yīng)的制造業(yè)部門萎縮，不利于經(jīng)濟(jì)增長。Papyrakis和Gerlagh[3]在R&D增長模型中加入資源部門，得出了資源開發(fā)活動會擠出技術(shù)創(chuàng)新的結(jié)論。胡援成和肖德勇[10]通過兩部門人力資本內(nèi)生增長模型，發(fā)現(xiàn)了資源詛咒效應(yīng)中人力資本的傳導(dǎo)作用。張復(fù)明和景普秋[11]基于對資源型產(chǎn)業(yè)自身特性的分析，認(rèn)為具有自強機制的資源部門會對其他部門產(chǎn)生吸納、粘滯和鎖定效應(yīng)，進(jìn)而陷入資源優(yōu)勢陷阱。邵帥和楊莉莉[12]通過含有創(chuàng)新效應(yīng)的四部門模型，驗證了市場或資源配置效率在緩解資源詛咒效應(yīng)中的重要性。

現(xiàn)有文獻(xiàn)對資源詛咒現(xiàn)象的解釋集中在三個方面：(1)擠出效應(yīng)。傳統(tǒng)的“荷蘭病”模型認(rèn)為，資源稟賦優(yōu)勢會引發(fā)要素轉(zhuǎn)移效應(yīng)、貿(mào)易條件波動和支出效應(yīng)，使制造業(yè)萎縮。Gylfason[13]認(rèn)為，由自然資源所帶來的持續(xù)穩(wěn)定的財富流對儲蓄和投資具有替代作用。此外，缺乏“干中學(xué)”特征的資源型產(chǎn)業(yè)部門會擠出企業(yè)家的創(chuàng)新行為，減緩人力資本的積累。(2)市場和制度條件。由于制度缺失，產(chǎn)權(quán)安排不合理，自然資源往往帶來簡單且可觀的經(jīng)濟(jì)租金，極易引發(fā)利益集團(tuán)之間的非法博弈行為[1]。租金又會引導(dǎo)企業(yè)家專注于尋租活動而非生產(chǎn)性活動，導(dǎo)致全社會生產(chǎn)率下降。(3)政治和社會環(huán)境。對資源型產(chǎn)業(yè)的依賴擠壓了其他經(jīng)濟(jì)部門，引發(fā)罷工和政治斗爭，打擊社會生產(chǎn)[14]。伴隨著資源開發(fā)而產(chǎn)生的尋租常常導(dǎo)致貧富差距和社會不平等，對自然資源的爭奪會引發(fā)沖突和戰(zhàn)爭，也會使社會不穩(wěn)定。

不難發(fā)現(xiàn)，上述資源詛咒的作用機制中，人力資本積累、制造業(yè)的“干中學(xué)”現(xiàn)象和市場化程度等大多與城鎮(zhèn)化和集聚經(jīng)濟(jì)相關(guān)。Wright和Czelusta[15]指出，美國、澳大利亞和挪威等礦產(chǎn)資源豐富的國家通過技術(shù)進(jìn)步提高生產(chǎn)率。Stevens[16]對馬來西亞和印度尼西亞進(jìn)行個案研究，指出兩國并未過多地受到資源詛咒效應(yīng)的制約，這些較少受到資源詛咒沖擊的國家普遍城鎮(zhèn)化發(fā)展水平較高。中國處于城鎮(zhèn)化快速發(fā)展時期，城鎮(zhèn)化水平在不同區(qū)域呈現(xiàn)出巨大差異。城鎮(zhèn)化并不作為一種生產(chǎn)要素直接作用于經(jīng)濟(jì)增長，而是通過生產(chǎn)要素投入規(guī)模等間接途徑產(chǎn)生影響[17]。人口、經(jīng)濟(jì)活動和生產(chǎn)要素的地理集聚會獲得集聚效益，比如，深化產(chǎn)業(yè)分工、促進(jìn)制造業(yè)集群的形成、提供信息交流和技術(shù)創(chuàng)新的中介平臺以及共享勞動力市場等，集聚效益所形成的各種正外部性推動了區(qū)域經(jīng)濟(jì)的可持續(xù)發(fā)展。因此，資源詛咒在不同城鎮(zhèn)化水平下的傳導(dǎo)路徑或作用強度應(yīng)該有所不同，本文將基于中國省級樣本對其進(jìn)行經(jīng)驗檢驗和分析。

二、門檻效應(yīng)檢驗和資源詛咒效應(yīng)檢驗

(一)變量與數(shù)據(jù)說明

本文主要變量包括：經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平Y(jié)、資源依賴度LR、物質(zhì)資本水平K、勞動力成本LC、科學(xué)技術(shù)水平ST、制造業(yè)發(fā)展水平IN、對外開放度OP、制度水平或市場化程度MS。其中，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平以2003年為基年的人均GDP(萬元/人)衡量；制造業(yè)發(fā)展水平以工業(yè)增加值/地區(qū)生產(chǎn)總值×100%(%)衡量;借鑒張軍等[18]，物質(zhì)資本水平以全社會固定資本/常住人口(萬元/人)衡量，全社會固定資本以2003年為基年，資本折舊率取10%；勞動力成本以就業(yè)人員平均工資(萬元)衡量；科學(xué)技術(shù)水平以技術(shù)市場成交額(億元)衡量；對外開放度以外商固定資產(chǎn)投資/總固定資產(chǎn)投資×100%(%)衡量；市場化程度以地方財政支出/地區(qū)生產(chǎn)總值×100%(%)衡量，為逆向指標(biāo)。資源依賴度為核心解釋變量，由于資源依賴的影響傳導(dǎo)到經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出上有一個過程，并非當(dāng)期影響，而且資源型產(chǎn)業(yè)從固定投入到產(chǎn)出有時滯效應(yīng)，因而需要對上述指標(biāo)做滯后處理。考慮到資源依賴和經(jīng)濟(jì)增長之間存在因果關(guān)系, 從而導(dǎo)致經(jīng)驗分析中解釋變量的內(nèi)生性問題。參考方穎等[9]的處理方法，對數(shù)期解釋變量取平均值進(jìn)一步降低被解釋變量與解釋變量互為因果關(guān)系的可能。因此，資源依賴度的衡量指標(biāo)設(shè)定為LRit=(Ri,t-2+Ri,t-3+Ri,t-4)/3，其平均滯后期為三年，其中Rit為國有經(jīng)濟(jì)中能源工業(yè)固定資產(chǎn)投資/國有全社會固定資產(chǎn)投資×100%(%)。

本文所采用樣本的時間區(qū)間為2003—2015年，截面?zhèn)€數(shù)為30個。囿于數(shù)據(jù)的可得性，截面單位不包含香港、澳門、臺灣和西藏，所采用的數(shù)據(jù)來源于各年度《中國統(tǒng)計年鑒》《中國區(qū)域經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計年鑒》《中國能源統(tǒng)計年鑒》，個別缺失數(shù)據(jù)采用各年度的省級統(tǒng)計年鑒、搜數(shù)網(wǎng)數(shù)據(jù)庫或應(yīng)用插值法補齊。

(二)城鎮(zhèn)化對資源詛咒的門檻效應(yīng)檢驗

(1)

(三)資源詛咒存在性檢驗

在分析資源詛咒存在性時采用以下基本模型：

lnYit=β0+β1LRit+β2lnKit+β3lnLCit+β4lnSTit+β5INit+β6OPit+β7MSit+μi+εit

(2)

lnYit=β0+β1LRit+β2lnKit+β3lnLCit+β4lnSTit+β5INit+β6OPit+β7MSit+β8D×LRit+μi+εit

(3)

式(3)中加入了虛擬變量和資源依賴度的交互項，以考察不同城鎮(zhèn)化水平下資源詛咒效應(yīng)的差異。D為虛擬變量，當(dāng)城鎮(zhèn)化率大于45.76%時，D=1；當(dāng)城鎮(zhèn)化率小于或等于45.76%時，D=0。資源詛咒效應(yīng)回歸結(jié)果如表1所示。

表1中模型(10)采用糾正異方差和自相關(guān)的FGLS回歸方法，不需要考慮數(shù)據(jù)的異方差性、組內(nèi)自相關(guān)和組間同期相關(guān)，并依次加入控制變量考察模型的穩(wěn)健性；由于從Hausman檢驗可知模型(10)存在個體效應(yīng)，適合固定效應(yīng)模型。在FGLS回歸中加入各截面的虛擬變量體現(xiàn)個體效應(yīng)，*限于篇幅，各截面的虛擬變量系數(shù)未在正文列出，留存?zhèn)渌鳌１?中模型(5)—模型(9)和模型(11)的處理方法類似。在分組后的回歸中，由于非平衡面板數(shù)據(jù)處理上的局限，并未使用FGLS回歸方法。

在加入各控制變量的過程中，資源型產(chǎn)業(yè)依賴逐漸顯示出顯著的負(fù)效應(yīng)，表明資源依賴在中國省際層面的存在性。在模型(5)中加入lnK之后，LR系數(shù)由負(fù)轉(zhuǎn)為正，說明固定資產(chǎn)投資對經(jīng)濟(jì)的促進(jìn)作用在一定程度上掩蓋了資源依賴的負(fù)效應(yīng)；在模型(6)—模型(10)中依次加入lnLC、lnST、IN、OP和MS后，LR系數(shù)的顯著性程度逐漸上升，表明資源依賴對制造業(yè)擠出的間接效應(yīng)開始顯現(xiàn)，IN系數(shù)始終保持為正，表明中國工業(yè)化進(jìn)程中制造業(yè)對經(jīng)濟(jì)增長的巨大推動作用；lnST和MS系數(shù)同樣始終為正，印證了內(nèi)生增長理論中技術(shù)創(chuàng)新和制度條件對生產(chǎn)效率和經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)鍵作用。通常認(rèn)為，F(xiàn)DI可以通過示范效應(yīng)、產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)和技術(shù)擴(kuò)散等途徑推動?xùn)|道國的經(jīng)濟(jì)增長，但FDI對東道國的利好程度取決于上述效應(yīng)的作用程度和區(qū)域自身的吸納能力。從全國范圍看，外資對經(jīng)濟(jì)增長的帶動作用并不顯著。

從不同城鎮(zhèn)化水平的分組回歸來看，低城鎮(zhèn)化水平地區(qū)資源詛咒的負(fù)效應(yīng)顯著，且負(fù)效應(yīng)高于全國平均水平，而高城鎮(zhèn)化水平地區(qū)的資源詛咒效應(yīng)不顯著。同時，模型(11)中交互項系數(shù)顯著大于0。因此，資源詛咒效應(yīng)在不同城鎮(zhèn)化水平條件下表現(xiàn)出異質(zhì)性，當(dāng)城鎮(zhèn)化發(fā)展到一定程度時，應(yīng)該存在某種機制使資源詛咒效應(yīng)產(chǎn)生“突變”，或者使資源詛咒效應(yīng)發(fā)生的條件出現(xiàn)變異。為保證分析結(jié)論的穩(wěn)健性，本文還對不同的分組規(guī)則進(jìn)行回歸。在人口城鎮(zhèn)化率分界點為42.76%、44.76%、46.76%和48.76%的情況下，LR系數(shù)方向保持不變，且保持較好的顯著性，分組對比結(jié)論也保持不變。*限于篇幅，穩(wěn)健性檢驗未在正文列出，留存?zhèn)渌鳌?/p>

表1 資源詛咒效應(yīng)回歸結(jié)果

注：解釋變量系數(shù)下方括號內(nèi)為t值，上標(biāo)a、b、c和d分別表示1%、5%、10%和15%的顯著性水平，系數(shù)中+0.00(-0.00)表示該系數(shù)為正(負(fù))，但兩位小數(shù)不足以顯示，下同。模型(1)采用面板門檻模型(PTR)，模型(2)—模型(11)采用可行廣義最小二乘法(FGLS)和固定效應(yīng)模型(FE)。

三、資源詛咒傳導(dǎo)機制分析

(一)整體性傳導(dǎo)機制分析

在分析資源詛咒傳導(dǎo)機制時采用以下基本模型：

Zit=β0+β1Zit-1+β2lnYit+β3lnKit+β4LRit+εit

(4)

其中，Z為中介傳導(dǎo)變量，分別為勞動力成本、科學(xué)技術(shù)水平、制造業(yè)發(fā)展水平、對外開放度和市場化程度。把人均GDP自然對數(shù)值作為基本控制變量，控制各區(qū)域初始經(jīng)濟(jì)狀態(tài)的差異，削弱宏觀經(jīng)濟(jì)環(huán)境對分析結(jié)果的干擾，共同的控制變量還有人均物質(zhì)資本自然對數(shù)值。由于勞動力成本、制造業(yè)發(fā)展水平和制度等因素的調(diào)整具有顯著的滯后性，因而將中介傳導(dǎo)變量的滯后項加入到模型中，以控制和分析這些傳導(dǎo)變量可能具有的慣性特征。加入了滯后項的模型為動態(tài)模型，采用系統(tǒng)廣義矩估計方法(Sys-GMM)對動態(tài)模型進(jìn)行估計。Sys-GMM利用解釋變量的水平滯后變量、差分滯后變量作為工具變量，對原方程和差分后的方程同時進(jìn)行估計，可以有效緩解模型中由于解釋變量與隨機擾動項相關(guān)而產(chǎn)生的潛在內(nèi)生性問題[20]。在選擇權(quán)重矩陣時，采用漸進(jìn)有效的兩步估計。對于工具變量的有效性，Sargan過度識別約束檢驗可以判斷工具變量的聯(lián)合有效性；Arellao-Bond檢驗則可以判斷工具變量的選擇是否合理，要求差分誤差項無二階自相關(guān)。基于穩(wěn)健性的考慮，將所有變量均看作弱外生變量處理。分別對全體樣本、高城鎮(zhèn)化水平組和低城鎮(zhèn)化水平組進(jìn)行回歸，以對整體性傳導(dǎo)機制和不同城鎮(zhèn)化水平下傳導(dǎo)機制的差異進(jìn)行分析。資源詛咒傳導(dǎo)機制回歸結(jié)果如表2所示。

注：模型(3)和模型(8)的AR(2)檢驗不符合GMM估計的要求，為了經(jīng)驗分析結(jié)果顯示的完整性，仍把該回歸結(jié)果列出。

從表2可以看出，當(dāng)被解釋變量為勞動力成本時，LR系數(shù)顯著為正(0.11)，由于資源型產(chǎn)業(yè)部門具有技術(shù)含量低和直接收益高的特征，而且工業(yè)化的發(fā)展推高了資源品的價格，因而資源型產(chǎn)業(yè)部門的勞動邊際產(chǎn)品價值較高，進(jìn)而帶動其他生產(chǎn)部門乃至全社會勞動成本增加。當(dāng)被解釋變量為科學(xué)技術(shù)水平時，LR系數(shù)顯著為負(fù)(-1.16)，對資源型產(chǎn)業(yè)的過度依賴還會使?jié)撛诘钠髽I(yè)家流向初級產(chǎn)品部門[2]，擠出企業(yè)家的創(chuàng)新活動和R&D投入，進(jìn)而遏制技術(shù)進(jìn)步、技術(shù)擴(kuò)散和技術(shù)溢出。同時，在資源稟賦占優(yōu)的情況下，政府和全社會的短視會使教育的作用長期被低估，進(jìn)而使勞動力被“鎖定”在低技能的資源型產(chǎn)業(yè)上。當(dāng)被解釋變量為制造業(yè)發(fā)展水平時，LR系數(shù)顯著為正(0.03)，這似乎與傳統(tǒng)認(rèn)為的資源依賴擠出制造業(yè)的結(jié)論相悖。一方面，在中國工業(yè)化期間，資源型產(chǎn)業(yè)對帶動制造業(yè)的成長確實起到一定的作用，比如提供自然資源和帶動相關(guān)產(chǎn)業(yè)；另一方面，從分組結(jié)論來看，其系數(shù)僅在高城鎮(zhèn)化水平情形下顯著為正，在低城鎮(zhèn)化水平下為負(fù)但不顯著，表明促進(jìn)作用的成立是有條件的。當(dāng)被解釋變量為對外開放度時，LR系數(shù)顯著為負(fù)(-0.03)。一方面，資源型產(chǎn)業(yè)的生產(chǎn)具有低供給彈性和低價格需求彈性特征，加之資源型產(chǎn)品價格的易波動性，導(dǎo)致投資收益率不穩(wěn)定；另一方面，中國國有企業(yè)在資源型產(chǎn)業(yè)部門中占據(jù)主導(dǎo)地位，外資進(jìn)入壁壘高，過度的資源依賴難以吸引外資進(jìn)入。當(dāng)被解釋變量為市場化程度時，LR系數(shù)顯著為正(0.13)，中國自然資源產(chǎn)權(quán)制度不清晰，由此帶來的巨額租金導(dǎo)致企業(yè)家傾向于從事非生產(chǎn)活動，從而帶來市場交易成本提高、要素配置效率和社會生產(chǎn)效率下降。官僚、迂腐的社會風(fēng)氣蔓延導(dǎo)致經(jīng)濟(jì)管理水平和制度質(zhì)量下降。此外，資源型產(chǎn)業(yè)的壟斷性特征也導(dǎo)致地區(qū)缺乏寬松的市場環(huán)境。

(二)傳導(dǎo)機制的分組分析

第一，資源依賴對低城鎮(zhèn)化水平地區(qū)平均勞動力成本的抬升作用更大(0.24>0.12)。資源型產(chǎn)業(yè)的空間集聚有利于形成專門化、高效率的勞動力市場，宏觀上降低市場交易成本和提高了勞資雙方的匹配程度，微觀上降低了工作搜尋成本和勞動力流動成本。

第二，高城鎮(zhèn)化水平情形下，資源詛咒對科學(xué)技術(shù)的負(fù)作用有所減弱(-0.74>-1.35)。科學(xué)技術(shù)的進(jìn)步依賴于人力資本的長期積累，而人力資本的產(chǎn)生源于勞動力之間的信息交換，尤其是需要距離較短的面對面交流，城鎮(zhèn)化帶來的人才集聚、知識密度的提高給勞動力之間的交流提供了更短的距離和更多的渠道。高效率的信息、技術(shù)等的傳遞和擴(kuò)散產(chǎn)生了正向的技術(shù)溢出效應(yīng)，而技術(shù)溢出效應(yīng)使高技能個體和高技術(shù)企業(yè)獲得額外收益[21]。此外，技術(shù)溢出效應(yīng)和知識溢出效應(yīng)還會隨著城鎮(zhèn)化水平的不斷提高而產(chǎn)生規(guī)模效應(yīng)[22]。

第三，在低城鎮(zhèn)化水平地區(qū)，資源型產(chǎn)業(yè)依賴對制造業(yè)的作用為負(fù)(-0.05)，但不顯著，對外資仍有擠出效應(yīng)(-0.07)。在高城鎮(zhèn)化水平地區(qū)，資源型產(chǎn)業(yè)依賴對制造業(yè)有正的作用(0.08)，并減弱了對外資的擠出(-0.02)。其原因是集聚所產(chǎn)生的地方化經(jīng)濟(jì)和城市化經(jīng)濟(jì)在提高產(chǎn)業(yè)整體競爭力的同時也會降低后進(jìn)入者的成本，從而吸引制造業(yè)等產(chǎn)業(yè)集聚。城鎮(zhèn)化帶來的消費集聚效益也促進(jìn)了制造業(yè)的集聚，人口密度增加，消費選擇范圍增加，城市居民的“示范效應(yīng)”使消費升級[23]。

相關(guān)研究指出初級生產(chǎn)部門的感應(yīng)系數(shù)大于1，影響力系數(shù)小于1[24]，意味著資源型產(chǎn)業(yè)缺乏關(guān)聯(lián)效應(yīng)，且要素粘滯性或吸納作用較強，這些性質(zhì)使得資源型經(jīng)濟(jì)具有自我強化機制，促使地區(qū)陷入剛性的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，甚至在長期處于產(chǎn)業(yè)扭曲狀態(tài)。城鎮(zhèn)化水平的提高有助于破解資源型產(chǎn)業(yè)的自我強化機制，從而減弱資源型產(chǎn)業(yè)所帶來的各種負(fù)效應(yīng)。不同要素的集聚有效地發(fā)揮產(chǎn)業(yè)間的協(xié)同效應(yīng)，產(chǎn)業(yè)間協(xié)同集聚意味著城鎮(zhèn)化發(fā)展促進(jìn)了專業(yè)化和多樣化[25]，有助于突破資源型產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的剛性。反之，低城鎮(zhèn)化水平地區(qū)由于要素集聚程度較低，容易被動地“鎖定”在單一的資源型產(chǎn)業(yè)上，成為產(chǎn)業(yè)分工中上游資源的提供地。此外，表2中動態(tài)模型回歸的滯后項系數(shù)均大于0，表明集聚效應(yīng)存在慣性特征，因而持續(xù)的集聚效益進(jìn)一步為區(qū)域弱化資源詛咒效應(yīng)和實現(xiàn)經(jīng)濟(jì)持續(xù)增長提供了充分的條件。

四、結(jié) 論

本文結(jié)合中國區(qū)域間城鎮(zhèn)化水平差異大和城鎮(zhèn)化發(fā)展迅速這一現(xiàn)實，從城鎮(zhèn)化視角對資源詛咒現(xiàn)象進(jìn)行深入分析，利用中國省際面板數(shù)據(jù)，檢驗了資源詛咒的存在性和城鎮(zhèn)化門檻效應(yīng)的存在性。在門檻值的基礎(chǔ)上，進(jìn)一步分析了不同城鎮(zhèn)化水平下資源詛咒效應(yīng)的強度及其傳導(dǎo)效應(yīng)的差異，試圖找出城鎮(zhèn)化水平、資源型產(chǎn)業(yè)依賴與經(jīng)濟(jì)增長三者之間的聯(lián)系。本文得出以下主要結(jié)論：(1)中國省際層面存在資源詛咒現(xiàn)象，城鎮(zhèn)化水平對資源詛咒現(xiàn)象存在顯著的單一門檻效應(yīng)，門檻值為45.76%，低于此值時，資源型產(chǎn)業(yè)依賴對經(jīng)濟(jì)增長的負(fù)效應(yīng)較強，高于此值時則較弱。(2)資源詛咒效應(yīng)的傳導(dǎo)機制是一個綜合作用過程，資源型產(chǎn)業(yè)依賴通過提高勞動成本、阻礙技術(shù)進(jìn)步、擠出制造業(yè)部門、降低對外開放水平和市場化程度等削弱經(jīng)濟(jì)增長的動力，進(jìn)一步導(dǎo)致產(chǎn)業(yè)固化和產(chǎn)業(yè)升級受阻。(3)資源詛咒的傳導(dǎo)機制在不同城鎮(zhèn)化水平下的作用強度或作用方向存在差異。高城鎮(zhèn)化水平地區(qū)的資源型產(chǎn)業(yè)依賴對勞動力成本抬升的作用較小，對外資的擠出作用較弱，并且沒有形成對技術(shù)進(jìn)步、制造業(yè)和市場機制的負(fù)效應(yīng)。城鎮(zhèn)化發(fā)展過程中的要素集聚帶來的集聚效益導(dǎo)致了這種差異。集聚效益帶來的技術(shù)溢出、人力資本積累、市場效率提高、規(guī)模經(jīng)濟(jì)和范圍經(jīng)濟(jì)均對資源詛咒的傳導(dǎo)機制有抵消作用。

基于上述研究結(jié)論，中國各區(qū)域應(yīng)進(jìn)一步推進(jìn)新型城鎮(zhèn)化發(fā)展，促進(jìn)知識、人才和技術(shù)等要素的有效集聚和流動，提高要素的配置效率，發(fā)揮人力資本溢出和技術(shù)溢出的正外部效應(yīng)，通過產(chǎn)學(xué)研結(jié)合增強科學(xué)技術(shù)轉(zhuǎn)化為經(jīng)濟(jì)效應(yīng)的能力，逐步減弱資源依賴對人力資本和技術(shù)的負(fù)效應(yīng)，使資源型產(chǎn)業(yè)和其他產(chǎn)業(yè)向高附加值方向發(fā)展，努力實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)升級。在不斷增強城鎮(zhèn)化集聚效應(yīng)的同時，還應(yīng)著力提高基礎(chǔ)設(shè)施和公共資源的利用效率，使企業(yè)生產(chǎn)效率得到提高，改善區(qū)域的區(qū)位條件和投資環(huán)境，減弱資源依賴對制造業(yè)和外資的擠出效應(yīng)。與此同時，應(yīng)重視產(chǎn)業(yè)的多元化發(fā)展，依托城鎮(zhèn)化的范圍經(jīng)濟(jì)擺脫單一資源型產(chǎn)業(yè)的路徑依賴。通過經(jīng)濟(jì)政策的適當(dāng)干預(yù)和介入，逐步建立完善的市場制度，從資源的產(chǎn)權(quán)安排和資源開發(fā)管理等方面入手，防止尋租現(xiàn)象損害市場經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。

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(責(zé)任編輯：孫艷)

F062.1；F061.5

：A

：1000-176X(2017)09-0030-07

2017-06-19

國家自然科學(xué)基金項目“新型城鎮(zhèn)化的空間效應(yīng)與區(qū)域政策工具組合創(chuàng)新”(41571121)

張軍濤(1963-)，男，河北石家莊人，教授，博士，博士生導(dǎo)師，主要從事城市與區(qū)域經(jīng)濟(jì)、公共管理等研究。E-mail: jtzhang001@163.com