城鎮化視角下資源型產業依賴與經濟增長
——基于資源詛咒假說的經驗分析

張軍濤，黎曉峰

(東北財經大學 公共管理學院，遼寧 大連 116025)

城鎮化視角下資源型產業依賴與經濟增長
——基于資源詛咒假說的經驗分析

張軍濤，黎曉峰

(東北財經大學 公共管理學院，遼寧 大連 116025)

中國區域經濟層面的資源詛咒效應一直備受關注，然而既有研究忽視了城鎮化和集聚經濟對資源詛咒效應及其作用機制的重要影響。本文基于2003—2015年中國省際面板數據進行研究，發現城鎮化水平對于資源型產業依賴和經濟增長存在顯著的門檻效應。據此，進一步利用動態模型分析了資源詛咒的傳導機制以及在不同城鎮化水平下傳導機制的異質性。得出以下基本結論：資源詛咒效應在低城鎮化水平地區更為明顯；資源型產業依賴通過勞動力成本、制造業發展水平、科學技術水平、對外開放程度和市場化程度等因素的綜合作用影響經濟增長；城鎮化發展過程中由于各種要素集中而產生的集聚效益影響著資源詛咒間接傳導機制的作用強度，城鎮化的推進有助于弱化其對經濟增長的負效應。

城鎮化；資源型產業依賴；經濟增長；資源詛咒

一、問題的提出

傳統經濟理論認為，豐裕的自然資源作為要素稟賦優勢可以通過發揮其比較優勢推動經濟增長。但是，一些經驗結果卻得到相反的結論。Auty[1]首次提出資源詛咒假說：對于經濟增長而言，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的資源豐裕與經濟增長之間的作用關系。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自然資源的經濟價值。中國自然資源豐裕地區的資源依賴程度較高，現有學者在研究資源詛咒時更多地采用資源依賴度指標來替代資源豐裕度，本文也采用資源依賴度指標。隨后，許多學者對此進行了深入研究。

在實證研究方面，Sachs和Warner[2]以發展中國家為樣本，證實了自然資源稟賦較優的國家反而擁有較低的經濟增長率。Papyrakis和Gerlagh[3]與Libman[4]分別證實了美國和俄羅斯在國內區域層面存在資源詛咒現象。徐康寧和王劍[5]證實了中國省際層面存在資源詛咒現象。薛雅偉等[6]利用Krugman空間基尼系數得出，資源產業空間集聚與區域經濟增長之間呈現負相關關系，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生是有條件的。也有學者認為，中國不存在資源詛咒現象。方穎等[9]利用截面數據得出，在全國范圍內的城市層面上不存在長期的資源詛咒效應。

在理論研究方面，Sachs和Warner[2]建立了三部門(資源部門、可貿易制造業部門和不可貿易部門)模型，得出資源部門的膨脹阻礙了部門間的要素流動，導致具有“干中學”效應的制造業部門萎縮，不利于經濟增長。Papyrakis和Gerlagh[3]在R&D增長模型中加入資源部門，得出了資源開發活動會擠出技術創新的結論。胡援成和肖德勇[10]通過兩部門人力資本內生增長模型，發現了資源詛咒效應中人力資本的傳導作用。張復明和景普秋[11]基于對資源型產業自身特性的分析，認為具有自強機制的資源部門會對其他部門產生吸納、粘滯和鎖定效應，進而陷入資源優勢陷阱。邵帥和楊莉莉[12]通過含有創新效應的四部門模型，驗證了市場或資源配置效率在緩解資源詛咒效應中的重要性。

現有文獻對資源詛咒現象的解釋集中在三個方面：(1)擠出效應。傳統的“荷蘭病”模型認為，資源稟賦優勢會引發要素轉移效應、貿易條件波動和支出效應，使制造業萎縮。Gylfason[13]認為，由自然資源所帶來的持續穩定的財富流對儲蓄和投資具有替代作用。此外，缺乏“干中學”特征的資源型產業部門會擠出企業家的創新行為，減緩人力資本的積累。(2)市場和制度條件。由于制度缺失，產權安排不合理，自然資源往往帶來簡單且可觀的經濟租金，極易引發利益集團之間的非法博弈行為[1]。租金又會引導企業家專注于尋租活動而非生產性活動，導致全社會生產率下降。(3)政治和社會環境。對資源型產業的依賴擠壓了其他經濟部門，引發罷工和政治斗爭，打擊社會生產[14]。伴隨著資源開發而產生的尋租常常導致貧富差距和社會不平等，對自然資源的爭奪會引發沖突和戰爭，也會使社會不穩定。

不難發現，上述資源詛咒的作用機制中，人力資本積累、制造業的“干中學”現象和市場化程度等大多與城鎮化和集聚經濟相關。Wright和Czelusta[15]指出，美國、澳大利亞和挪威等礦產資源豐富的國家通過技術進步提高生產率。Stevens[16]對馬來西亞和印度尼西亞進行個案研究，指出兩國并未過多地受到資源詛咒效應的制約，這些較少受到資源詛咒沖擊的國家普遍城鎮化發展水平較高。中國處于城鎮化快速發展時期，城鎮化水平在不同區域呈現出巨大差異。城鎮化并不作為一種生產要素直接作用于經濟增長，而是通過生產要素投入規模等間接途徑產生影響[17]。人口、經濟活動和生產要素的地理集聚會獲得集聚效益，比如，深化產業分工、促進制造業集群的形成、提供信息交流和技術創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域經濟的可持續發展。因此，資源詛咒在不同城鎮化水平下的傳導路徑或作用強度應該有所不同，本文將基于中國省級樣本對其進行經驗檢驗和分析。

二、門檻效應檢驗和資源詛咒效應檢驗

(一)變量與數據說明

本文主要變量包括：經濟發展水平Y、資源依賴度LR、物質資本水平K、勞動力成本LC、科學技術水平ST、制造業發展水平IN、對外開放度OP、制度水平或市場化程度MS。其中，經濟發展水平以2003年為基年的人均GDP(萬元/人)衡量；制造業發展水平以工業增加值/地區生產總值×100%(%)衡量;借鑒張軍等[18]，物質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%；勞動力成本以就業人員平均工資(萬元)衡量；科學技術水平以技術市場成交額(億元)衡量；對外開放度以外商固定資產投資/總固定資產投資×100%(%)衡量；市場化程度以地方財政支出/地區生產總值×100%(%)衡量，為逆向指標。資源依賴度為核心解釋變量，由于資源依賴的影響傳導到經濟產出上有一個過程，并非當期影響，而且資源型產業從固定投入到產出有時滯效應，因而需要對上述指標做滯后處理?？紤]到資源依賴和經濟增長之間存在因果關系, 從而導致經驗分析中解釋變量的內生性問題。參考方穎等[9]的處理方法，對數期解釋變量取平均值進一步降低被解釋變量與解釋變量互為因果關系的可能。因此，資源依賴度的衡量指標設定為LRit=(Ri,t-2+Ri,t-3+Ri,t-4)/3，其平均滯后期為三年，其中Rit為國有經濟中能源工業固定資產投資/國有全社會固定資產投資×100%(%)。

本文所采用樣本的時間區間為2003—2015年，截面個數為30個。囿于數據的可得性，截面單位不包含香港、澳門、臺灣和西藏，所采用的數據來源于各年度《中國統計年鑒》《中國區域經濟統計年鑒》《中國能源統計年鑒》，個別缺失數據采用各年度的省級統計年鑒、搜數網數據庫或應用插值法補齊。

(二)城鎮化對資源詛咒的門檻效應檢驗

(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，以考察不同城鎮化水平下資源詛咒效應的差異。D為虛擬變量，當城鎮化率大于45.76%時，D=1；當城鎮化率小于或等于45.76%時，D=0。資源詛咒效應回歸結果如表1所示。

表1中模型(10)采用糾正異方差和自相關的FGLS回歸方法，不需要考慮數據的異方差性、組內自相關和組間同期相關，并依次加入控制變量考察模型的穩健性；由于從Hausman檢驗可知模型(10)存在個體效應，適合固定效應模型。在FGLS回歸中加入各截面的虛擬變量體現個體效應，*限于篇幅，各截面的虛擬變量系數未在正文列出，留存備索。表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，由于非平衡面板數據處理上的局限，并未使用FGLS回歸方法。

在加入各控制變量的過程中，資源型產業依賴逐漸顯示出顯著的負效應，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系數由負轉為正，說明固定資產投資對經濟的促進作用在一定程度上掩蓋了資源依賴的負效應；在模型(6)—模型(10)中依次加入lnLC、lnST、IN、OP和MS后，LR系數的顯著性程度逐漸上升，表明資源依賴對制造業擠出的間接效應開始顯現，IN系數始終保持為正，表明中國工業化進程中制造業對經濟增長的巨大推動作用；lnST和MS系數同樣始終為正，印證了內生增長理論中技術創新和制度條件對生產效率和經濟增長的關鍵作用。通常認為，FDI可以通過示范效應、產業關聯和技術擴散等途徑推動東道國的經濟增長，但FDI對東道國的利好程度取決于上述效應的作用程度和區域自身的吸納能力。從全國范圍看，外資對經濟增長的帶動作用并不顯著。

從不同城鎮化水平的分組回歸來看，低城鎮化水平地區資源詛咒的負效應顯著，且負效應高于全國平均水平，而高城鎮化水平地區的資源詛咒效應不顯著。同時，模型(11)中交互項系數顯著大于0。因此，資源詛咒效應在不同城鎮化水平條件下表現出異質性，當城鎮化發展到一定程度時，應該存在某種機制使資源詛咒效應產生“突變”，或者使資源詛咒效應發生的條件出現變異。為保證分析結論的穩健性，本文還對不同的分組規則進行回歸。在人口城鎮化率分界點為42.76%、44.76%、46.76%和48.76%的情況下，LR系數方向保持不變，且保持較好的顯著性，分組對比結論也保持不變。*限于篇幅，穩健性檢驗未在正文列出，留存備索。

表1 資源詛咒效應回歸結果

注：解釋變量系數下方括號內為t值，上標a、b、c和d分別表示1%、5%、10%和15%的顯著性水平，系數中+0.00(-0.00)表示該系數為正(負)，但兩位小數不足以顯示，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)和固定效應模型(FE)。

三、資源詛咒傳導機制分析

(一)整體性傳導機制分析

在分析資源詛咒傳導機制時采用以下基本模型：

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

(4)

其中，Z為中介傳導變量，分別為勞動力成本、科學技術水平、制造業發展水平、對外開放度和市場化程度。把人均GDP自然對數值作為基本控制變量，控制各區域初始經濟狀態的差異，削弱宏觀經濟環境對分析結果的干擾，共同的控制變量還有人均物質資本自然對數值。由于勞動力成本、制造業發展水平和制度等因素的調整具有顯著的滯后性，因而將中介傳導變量的滯后項加入到模型中，以控制和分析這些傳導變量可能具有的慣性特征。加入了滯后項的模型為動態模型，采用系統廣義矩估計方法(Sys-GMM)對動態模型進行估計。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而產生的潛在內生性問題[20]。在選擇權重矩陣時，采用漸進有效的兩步估計。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。基于穩健性的考慮，將所有變量均看作弱外生變量處理。分別對全體樣本、高城鎮化水平組和低城鎮化水平組進行回歸，以對整體性傳導機制和不同城鎮化水平下傳導機制的差異進行分析。資源詛咒傳導機制回歸結果如表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，為了經驗分析結果顯示的完整性，仍把該回歸結果列出。

從表2可以看出，當被解釋變量為勞動力成本時，LR系數顯著為正(0.11)，由于資源型產業部門具有技術含量低和直接收益高的特征，而且工業化的發展推高了資源品的價格，因而資源型產業部門的勞動邊際產品價值較高，進而帶動其他生產部門乃至全社會勞動成本增加。當被解釋變量為科學技術水平時，LR系數顯著為負(-1.16)，對資源型產業的過度依賴還會使潛在的企業家流向初級產品部門[2]，擠出企業家的創新活動和R&D投入，進而遏制技術進步、技術擴散和技術溢出。同時，在資源稟賦占優的情況下，政府和全社會的短視會使教育的作用長期被低估，進而使勞動力被“鎖定”在低技能的資源型產業上。當被解釋變量為制造業發展水平時，LR系數顯著為正(0.03)，這似乎與傳統認為的資源依賴擠出制造業的結論相悖。一方面，在中國工業化期間，資源型產業對帶動制造業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產業；另一方面，從分組結論來看，其系數僅在高城鎮化水平情形下顯著為正，在低城鎮化水平下為負但不顯著，表明促進作用的成立是有條件的。當被解釋變量為對外開放度時，LR系數顯著為負(-0.03)。一方面，資源型產業的生產具有低供給彈性和低價格需求彈性特征，加之資源型產品價格的易波動性，導致投資收益率不穩定；另一方面，中國國有企業在資源型產業部門中占據主導地位，外資進入壁壘高，過度的資源依賴難以吸引外資進入。當被解釋變量為市場化程度時，LR系數顯著為正(0.13)，中國自然資源產權制度不清晰，由此帶來的巨額租金導致企業家傾向于從事非生產活動，從而帶來市場交易成本提高、要素配置效率和社會生產效率下降。官僚、迂腐的社會風氣蔓延導致經濟管理水平和制度質量下降。此外，資源型產業的壟斷性特征也導致地區缺乏寬松的市場環境。

(二)傳導機制的分組分析

第一，資源依賴對低城鎮化水平地區平均勞動力成本的抬升作用更大(0.24>0.12)。資源型產業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，高城鎮化水平情形下，資源詛咒對科學技術的負作用有所減弱(-0.74>-1.35)。科學技術的進步依賴于人力資本的長期積累，而人力資本的產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、技術等的傳遞和擴散產生了正向的技術溢出效應，而技術溢出效應使高技能個體和高技術企業獲得額外收益[21]。此外，技術溢出效應和知識溢出效應還會隨著城鎮化水平的不斷提高而產生規模效應[22]。

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

相關研究指出初級生產部門的感應系數大于1，影響力系數小于1[24]，意味著資源型產業缺乏關聯效應，且要素粘滯性或吸納作用較強，這些性質使得資源型經濟具有自我強化機制，促使地區陷入剛性的產業結構，甚至在長期處于產業扭曲狀態。城鎮化水平的提高有助于破解資源型產業的自我強化機制，從而減弱資源型產業所帶來的各種負效應。不同要素的集聚有效地發揮產業間的協同效應，產業間協同集聚意味著城鎮化發展促進了專業化和多樣化[25]，有助于突破資源型產業結構的剛性。反之，低城鎮化水平地區由于要素集聚程度較低，容易被動地“鎖定”在單一的資源型產業上，成為產業分工中上游資源的提供地。此外，表2中動態模型回歸的滯后項系數均大于0，表明集聚效應存在慣性特征，因而持續的集聚效益進一步為區域弱化資源詛咒效應和實現經濟持續增長提供了充分的條件。

四、結 論

本文結合中國區域間城鎮化水平差異大和城鎮化發展迅速這一現實，從城鎮化視角對資源詛咒現象進行深入分析，利用中國省際面板數據，檢驗了資源詛咒的存在性和城鎮化門檻效應的存在性。在門檻值的基礎上，進一步分析了不同城鎮化水平下資源詛咒效應的強度及其傳導效應的差異，試圖找出城鎮化水平、資源型產業依賴與經濟增長三者之間的聯系。本文得出以下主要結論：(1)中國省際層面存在資源詛咒現象，城鎮化水平對資源詛咒現象存在顯著的單一門檻效應，門檻值為45.76%，低于此值時，資源型產業依賴對經濟增長的負效應較強，高于此值時則較弱。(2)資源詛咒效應的傳導機制是一個綜合作用過程，資源型產業依賴通過提高勞動成本、阻礙技術進步、擠出制造業部門、降低對外開放水平和市場化程度等削弱經濟增長的動力，進一步導致產業固化和產業升級受阻。(3)資源詛咒的傳導機制在不同城鎮化水平下的作用強度或作用方向存在差異。高城鎮化水平地區的資源型產業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進步、制造業和市場機制的負效應。城鎮化發展過程中的要素集聚帶來的集聚效益導致了這種差異。集聚效益帶來的技術溢出、人力資本積累、市場效率提高、規模經濟和范圍經濟均對資源詛咒的傳導機制有抵消作用。

基于上述研究結論，中國各區域應進一步推進新型城鎮化發展，促進知識、人才和技術等要素的有效集聚和流動，提高要素的配置效率，發揮人力資本溢出和技術溢出的正外部效應，通過產學研結合增強科學技術轉化為經濟效應的能力，逐步減弱資源依賴對人力資本和技術的負效應，使資源型產業和其他產業向高附加值方向發展，努力實現產業升級。在不斷增強城鎮化集聚效應的同時，還應著力提高基礎設施和公共資源的利用效率，使企業生產效率得到提高，改善區域的區位條件和投資環境，減弱資源依賴對制造業和外資的擠出效應。與此同時，應重視產業的多元化發展，依托城鎮化的范圍經濟擺脫單一資源型產業的路徑依賴。通過經濟政策的適當干預和介入，逐步建立完善的市場制度，從資源的產權安排和資源開發管理等方面入手，防止尋租現象損害市場經濟的發展。

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(責任編輯：孫艷)

F062.1；F061.5

：A

：1000-176X(2017)09-0030-07

2017-06-19

國家自然科學基金項目“新型城鎮化的空間效應與區域政策工具組合創新”(41571121)

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