張軍濤，黎曉峰

(東北財(cái)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(zhǎng)
——基于資源詛咒假說的經(jīng)驗(yàn)分析

張軍濤，黎曉峰

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

中國(guó)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(duì)資源詛咒效應(yīng)及其作用機(jī)制的重要影響。本文基于2003—2015年中國(guó)省際面板數(shù)據(jù)進(jìn)行研究，發(fā)現(xiàn)城鎮(zhèn)化水平對(duì)于資源型產(chǎn)業(yè)依賴和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)存在顯著的門檻效應(yīng)。據(jù)此，進(jìn)一步利用動(dòng)態(tài)模型分析了資源詛咒的傳導(dǎo)機(jī)制以及在不同城鎮(zhèn)化水平下傳導(dǎo)機(jī)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(dòng)力成本、制造業(yè)發(fā)展水平、科學(xué)技術(shù)水平、對(duì)外開放程度和市場(chǎng)化程度等因素的綜合作用影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)；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(jī)制的作用強(qiáng)度，城鎮(zhèn)化的推進(jìn)有助于弱化其對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)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(zhǎng)；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(shì)可以通過發(fā)揮其比較優(yōu)勢(shì)推動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。但是，一些經(jīng)驗(yàn)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(duì)于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)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(guó)家或地區(qū)的資源豐裕與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)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(jià)值。中國(guó)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(shí)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(duì)此進(jìn)行了深入研究。

在實(shí)證研究方面，Sachs和Warner[2]以發(fā)展中國(guó)家為樣本，證實(shí)了自然資源稟賦較優(yōu)的國(guó)家反而擁有較低的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率。Papyrakis和Gerlagh[3]與Libman[4]分別證實(shí)了美國(guó)和俄羅斯在國(guó)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(shí)了中國(guó)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(zhǎng)之間呈現(xiàn)負(fù)相關(guān)關(guān)系，從空間集聚視角證實(shí)了存在資源詛咒。邵帥等[7]與萬(wàn)建香和汪壽陽(yáng)[8]利用門檻模型得出資源詛咒在中國(guó)發(fā)生是有條件的。也有學(xué)者認(rèn)為，中國(guó)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(guó)范圍內(nèi)的城市層面上不存在長(zhǎng)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(dòng)，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(zhǎng)。Papyrakis和Gerlagh[3]在R&D增長(zhǎng)模型中加入資源部門，得出了資源開發(fā)活動(dòng)會(huì)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(zhǎng)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(duì)資源型產(chǎn)業(yè)自身特性的分析，認(rèn)為具有自強(qiáng)機(jī)制的資源部門會(huì)對(duì)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(shì)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(yàn)證了市場(chǎng)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(duì)資源詛咒現(xiàn)象的解釋集中在三個(gè)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(shì)會(huì)引發(fā)要素轉(zhuǎn)移效應(yīng)、貿(mào)易條件波動(dòng)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(cái)富流對(duì)儲(chǔ)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(huì)擠出企業(yè)家的創(chuàng)新行為，減緩人力資本的積累。(2)市場(chǎng)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(jiǎn)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(huì)引導(dǎo)企業(yè)家專注于尋租活動(dòng)而非生產(chǎn)性活動(dòng)，導(dǎo)致全社會(huì)生產(chǎn)率下降。(3)政治和社會(huì)環(huán)境。對(duì)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(zhēng)，打擊社會(huì)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(huì)不平等，對(duì)自然資源的爭(zhēng)奪會(huì)引發(fā)沖突和戰(zhàn)爭(zhēng)，也會(huì)使社會(huì)不穩(wěn)定。

不難發(fā)現(xiàn)，上述資源詛咒的作用機(jī)制中，人力資本積累、制造業(yè)的“干中學(xué)”現(xiàn)象和市場(chǎng)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(guó)、澳大利亞和挪威等礦產(chǎn)資源豐富的國(guó)家通過技術(shù)進(jìn)步提高生產(chǎn)率。Stevens[16]對(duì)馬來西亞和印度尼西亞進(jìn)行個(gè)案研究，指出兩國(guó)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(guó)家普遍城鎮(zhèn)化發(fā)展水平較高。中國(guó)處于城鎮(zhèn)化快速發(fā)展時(shí)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(zhǎng)，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(dòng)和生產(chǎn)要素的地理集聚會(huì)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(tái)以及共享勞動(dòng)力市場(chǎng)等，集聚效益所形成的各種正外部性推動(dòng)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(qiáng)度應(yīng)該有所不同，本文將基于中國(guó)省級(jí)樣本對(duì)其進(jìn)行經(jīng)驗(yàn)檢驗(yàn)和分析。

二、門檻效應(yīng)檢驗(yàn)和資源詛咒效應(yīng)檢驗(yàn)

(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(dòng)力成本LC、科學(xué)技術(shù)水平ST、制造業(yè)發(fā)展水平IN、對(duì)外開放度OP、制度水平或市場(chǎng)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(wàn)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(huì)固定資本/常住人口(萬(wàn)元/人)衡量，全社會(huì)固定資本以2003年為基年，資本折舊率取10%；勞動(dòng)力成本以就業(yè)人員平均工資(萬(wàn)元)衡量；科學(xué)技術(shù)水平以技術(shù)市場(chǎng)成交額(億元)衡量；對(duì)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(chǎng)化程度以地方財(cái)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(gè)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(shí)滯效應(yīng)，因而需要對(duì)上述指標(biāo)做滯后處理。考慮到資源依賴和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間存在因果關(guān)系, 從而導(dǎo)致經(jīng)驗(yàn)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(duì)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L(zhǎng)Rit=(Ri,t-2+Ri,t-3+Ri,t-4)/3，其平均滯后期為三年，其中Rit為國(guó)有經(jīng)濟(jì)中能源工業(yè)固定資產(chǎn)投資/國(guó)有全社會(huì)固定資產(chǎn)投資×100%(%)。

本文所采用樣本的時(shí)間區(qū)間為2003—2015年，截面?zhèn)€數(shù)為30個(gè)。囿于數(shù)據(jù)的可得性，截面單位不包含香港、澳門、臺(tái)灣和西藏，所采用的數(shù)據(jù)來源于各年度《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國(guó)區(qū)域經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國(guó)能源統(tǒng)計(jì)年鑒》，個(gè)別缺失數(shù)據(jù)采用各年度的省級(jí)統(tǒng)計(jì)年鑒、搜數(shù)網(wǎng)數(shù)據(jù)庫(kù)或應(yīng)用插值法補(bǔ)齊。

(二)城鎮(zhèn)化對(duì)資源詛咒的門檻效應(yīng)檢驗(yàn)

(1)

(三)資源詛咒存在性檢驗(yàn)

在分析資源詛咒存在性時(shí)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(xiàng)，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(shí)，D=1；當(dāng)城鎮(zhèn)化率小于或等于45.76%時(shí)，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(yàn)可知模型(10)存在個(gè)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(gè)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?。?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(guó)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(duì)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(duì)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(guó)工業(yè)化進(jìn)程中制造業(yè)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的巨大推動(dòng)作用；lnST和MS系數(shù)同樣始終為正，印證了內(nèi)生增長(zhǎng)理論中技術(shù)創(chuàng)新和制度條件對(duì)生產(chǎn)效率和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)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(dòng)?xùn)|道國(guó)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，但FDI對(duì)東道國(guó)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(guó)范圍看，外資對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的帶動(dòng)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(guó)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(shí)，模型(11)中交互項(xiàng)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(shí)，應(yīng)該存在某種機(jī)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(duì)不同的分組規(guī)則進(jìn)行回歸。在人口城鎮(zhèn)化率分界點(diǎn)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(duì)比結(jié)論也保持不變。*限于篇幅，穩(wěn)健性檢驗(yàn)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(hào)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(jī)制分析

(一)整體性傳導(dǎo)機(jī)制分析

在分析資源詛咒傳導(dǎo)機(jī)制時(shí)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(dòng)力成本、科學(xué)技術(shù)水平、制造業(yè)發(fā)展水平、對(duì)外開放度和市場(chǎng)化程度。把人均GDP自然對(duì)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(duì)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(duì)數(shù)值。由于勞動(dòng)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(xiàng)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(xiàng)的模型為動(dòng)態(tài)模型，采用系統(tǒng)廣義矩估計(jì)方法(Sys-GMM)對(duì)動(dòng)態(tài)模型進(jìn)行估計(jì)。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(duì)原方程和差分后的方程同時(shí)進(jìn)行估計(jì)，可以有效緩解模型中由于解釋變量與隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)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(shí)，采用漸進(jìn)有效的兩步估計(jì)。對(duì)于工具變量的有效性，Sargan過度識(shí)別約束檢驗(yàn)可以判斷工具變量的聯(lián)合有效性；Arellao-Bond檢驗(yàn)則可以判斷工具變量的選擇是否合理，要求差分誤差項(xiàng)無二階自相關(guān)?；诜€(wěn)健性的考慮，將所有變量均看作弱外生變量處理。分別對(duì)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(duì)整體性傳導(dǎo)機(jī)制和不同城鎮(zhèn)化水平下傳導(dǎo)機(jī)制的差異進(jìn)行分析。資源詛咒傳導(dǎo)機(jī)制回歸結(jié)果如表2所示。

注：模型(3)和模型(8)的AR(2)檢驗(yàn)不符合GMM估計(jì)的要求，為了經(jīng)驗(yàn)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(dòng)力成本時(shí)，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(jià)格，因而資源型產(chǎn)業(yè)部門的勞動(dòng)邊際產(chǎn)品價(jià)值較高，進(jìn)而帶動(dòng)其他生產(chǎn)部門乃至全社會(huì)勞動(dòng)成本增加。當(dāng)被解釋變量為科學(xué)技術(shù)水平時(shí)，LR系數(shù)顯著為負(fù)(-1.16)，對(duì)資源型產(chǎn)業(yè)的過度依賴還會(huì)使?jié)撛诘钠髽I(yè)家流向初級(jí)產(chǎn)品部門[2]，擠出企業(yè)家的創(chuàng)新活動(dòng)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(shí)，在資源稟賦占優(yōu)的情況下，政府和全社會(huì)的短視會(huì)使教育的作用長(zhǎng)期被低估，進(jìn)而使勞動(dòng)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(shí)，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(guó)工業(yè)化期間，資源型產(chǎn)業(yè)對(duì)帶動(dòng)制造業(yè)的成長(zhǎng)確實(shí)起到一定的作用，比如提供自然資源和帶動(dòng)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(duì)外開放度時(shí)，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(jià)格需求彈性特征，加之資源型產(chǎn)品價(jià)格的易波動(dòng)性，導(dǎo)致投資收益率不穩(wěn)定；另一方面，中國(guó)國(guó)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(chǎng)化程度時(shí)，LR系數(shù)顯著為正(0.13)，中國(guó)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(dòng)，從而帶來市場(chǎng)交易成本提高、要素配置效率和社會(huì)生產(chǎn)效率下降。官僚、迂腐的社會(huì)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(chǎng)環(huán)境。

(二)傳導(dǎo)機(jī)制的分組分析

第一，資源依賴對(duì)低城鎮(zhèn)化水平地區(qū)平均勞動(dòng)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(dòng)力市場(chǎng)，宏觀上降低市場(chǎng)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(dòng)力流動(dòng)成本。

第二，高城鎮(zhèn)化水平情形下，資源詛咒對(duì)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(zhǎng)期積累，而人力資本的產(chǎn)生源于勞動(dòng)力之間的信息交換，尤其是需要距離較短的面對(duì)面交流，城鎮(zhèn)化帶來的人才集聚、知識(shí)密度的提高給勞動(dòng)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(gè)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(shí)溢出效應(yīng)還會(huì)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(duì)制造業(yè)的作用為負(fù)(-0.05)，但不顯著，對(duì)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(duì)制造業(yè)有正的作用(0.08)，并減弱了對(duì)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(jìng)爭(zhēng)力的同時(shí)也會(huì)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(fèi)集聚效益也促進(jìn)了制造業(yè)的集聚，人口密度增加，消費(fèi)選擇范圍增加，城市居民的“示范效應(yīng)”使消費(fèi)升級(jí)[23]。

相關(guān)研究指出初級(jí)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(qiáng)，這些性質(zhì)使得資源型經(jīng)濟(jì)具有自我強(qiáng)化機(jī)制，促使地區(qū)陷入剛性的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，甚至在長(zhǎng)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(qiáng)化機(jī)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(dòng)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(dòng)態(tài)模型回歸的滯后項(xiàng)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(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)持續(xù)增長(zhǎng)提供了充分的條件。

四、結(jié) 論

本文結(jié)合中國(guó)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(shí)，從城鎮(zhèn)化視角對(duì)資源詛咒現(xiàn)象進(jìn)行深入分析，利用中國(guó)省際面板數(shù)據(jù)，檢驗(yàn)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(qiáng)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(zhǎng)三者之間的聯(lián)系。本文得出以下主要結(jié)論：(1)中國(guó)省際層面存在資源詛咒現(xiàn)象，城鎮(zhèn)化水平對(duì)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(shí)，資源型產(chǎn)業(yè)依賴對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的負(fù)效應(yīng)較強(qiáng)，高于此值時(shí)則較弱。(2)資源詛咒效應(yīng)的傳導(dǎo)機(jī)制是一個(gè)綜合作用過程，資源型產(chǎn)業(yè)依賴通過提高勞動(dòng)成本、阻礙技術(shù)進(jìn)步、擠出制造業(yè)部門、降低對(duì)外開放水平和市場(chǎng)化程度等削弱經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的動(dòng)力，進(jìn)一步導(dǎo)致產(chǎn)業(yè)固化和產(chǎn)業(yè)升級(jí)受阻。(3)資源詛咒的傳導(dǎo)機(jī)制在不同城鎮(zhèn)化水平下的作用強(qiáng)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(duì)勞動(dòng)力成本抬升的作用較小，對(duì)外資的擠出作用較弱，并且沒有形成對(duì)技術(shù)進(jìn)步、制造業(yè)和市場(chǎng)機(jī)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(chǎng)效率提高、規(guī)模經(jīng)濟(jì)和范圍經(jīng)濟(jì)均對(duì)資源詛咒的傳導(dǎo)機(jī)制有抵消作用。

基于上述研究結(jié)論，中國(guó)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(shí)、人才和技術(shù)等要素的有效集聚和流動(dòng)，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(qiáng)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(duì)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(shí)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)升級(jí)。在不斷增強(qiáng)城鎮(zhèn)化集聚效應(yīng)的同時(shí)，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(duì)制造業(yè)和外資的擠出效應(yīng)。與此同時(shí)，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(chǎng)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(chǎng)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。

[1] Auty, R. M. Sustaining Development in Mineral Economies: The Resource Curse Thesis [M]. New York: Routledge Press,1993.

[2] Sachs, J.D., Warner, A. M. Fundamental Sources of Long-Run Growth [J]. The American Economic Review, 1997, 87(2): 184-188.

[3] Papyrakis, E., Gerlagh, R. Resource Abundance and Economic Growth in the United States [J]. European Economic Review, 2007,51 (4): 1011-1039.

[4] Libman,A. Sub-National Resource Curse: Do Economic or Political Institutions Matter? [R].Working Paper Series of Frankfurt School of Finance & Management, 2010.

[5] 徐康寧，王劍. 自然資源豐裕程度與經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平關(guān)系的研究[J].經(jīng)濟(jì)研究，2006，(1)：78-89.

[6] 薛雅偉，張?jiān)谛?，李宏勛，? 資源產(chǎn)業(yè)空間集聚與區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)：“資源詛咒”效應(yīng)實(shí)證[J].中國(guó)人口·資源與環(huán)境，2016，(8)：25-33.

[7] 邵帥，范美婷，楊莉莉. 資源產(chǎn)業(yè)依賴如何影響經(jīng)濟(jì)發(fā)展效率？——有條件資源詛咒假說的檢驗(yàn)及解釋[J]. 管理世界，2013，(2)：32-63.

[8] 萬(wàn)建香，汪壽陽(yáng). 社會(huì)資本與技術(shù)創(chuàng)新能否打破“資源詛咒”?——基于面板門檻效應(yīng)的研究[J]. 經(jīng)濟(jì)研究，2016，(12)：76-89.

[9] 方穎，紀(jì)衎，趙揚(yáng). 中國(guó)是否存在“資源詛咒”[J]. 世界經(jīng)濟(jì)，2011，(4)：144-160.

[10] 胡援成，肖德勇. 經(jīng)濟(jì)發(fā)展門檻與自然資源詛咒——基于我國(guó)省際層面的面板數(shù)據(jù)實(shí)證研究[J]. 管理世界，2007，(12)：15-23.

[11] 張復(fù)明，景普秋. 資源型經(jīng)濟(jì)的形成：自強(qiáng)機(jī)制與個(gè)案研究[J]. 中國(guó)社會(huì)科學(xué)，2008，(5)：117-130.

[12] 邵帥，楊莉莉. 自然資源開發(fā)、內(nèi)生技術(shù)進(jìn)步與區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)[J]. 經(jīng)濟(jì)研究，2011，(S2)：112-123.

[13] Gylfason, T. Natural Resources, Education, and Economic Development [J]. European Economic Review, 2001, 45(4)：847-859.

[14] Paldam, M. Dutch Disease and Rent Seeking: The Limits to Growth Revisited [J]. Brookings Papers on Economic Activity, 1997,56(2):1-43.

[15] Wright, G.，Czelusta, J. Resource-Based Growth Past and Present [A].Lederman, D. , Maloney, W. F.Natural Resources，Neither Curse nor Destiny[C]. Washington: World Bank, 2007.183-211.

[16] Stevens, P.J. ‘Resource Curse’and how to Avoid It? [J]. The Journal of Energy and Development, 2006,31 (1): 1-20.

[17] 藺雪芹，王岱，任旺兵，等. 中國(guó)城鎮(zhèn)化對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的作用機(jī)制[J]. 地理研究，2013，(4)：691-700.

[18] 張軍，吳桂英，張吉鵬. 中國(guó)省際物質(zhì)資本存量估算：1952—2000[J]. 經(jīng)濟(jì)研究，2004，(10)：35-44.

[19] Hansen, B.E. Inference When a Nuisance Parameter Is not Identified Under the Null Hypothesis [J]. Econometrica, 1996, 64 (2): 413-430.

[20] Arellano, M., Bond, S. Some Tests of Specification for Panel Data: Monte Carlo Evidence and an Application to Employment Equations [J]. Review of Economic Studies, 1991, 58 (2): 277-297.

[21] Rice,P., Venables, A. J., Patacchini, E. Spatial Determinants of Productivity：Analysis for the Regions of Great Britain [J]. Regional Science and Urban Economics, 2006, 36 (6): 727-752.

[22] 時(shí)慧娜. 城市化、人口集中與人力資本溢出——基于中國(guó)快速城市化進(jìn)程的分析[J]. 經(jīng)濟(jì)地理，2013，(10)：54-60.

[23] 潘明清，高文亮. 我國(guó)城鎮(zhèn)化對(duì)居民消費(fèi)影響效應(yīng)的檢驗(yàn)與分析[J]. 宏觀經(jīng)濟(jì)研究，2014，(1)：118-125.

[24] 中國(guó)投入產(chǎn)出學(xué)會(huì)課題組. 我國(guó)目前產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)度分析——2002年投入產(chǎn)出表系列分析報(bào)告之一[J]. 統(tǒng)計(jì)研究，2006，(11)：3-8.

[25] Henderson, J. V.，Kuncoro, A., Turner, M. Industrial Development in Cities [J]. Journal of Political Economy, 1995, 103 (5): 1067-1090.

(責(zé)任編輯：孫艷)

F062.1；F061.5

：A

：1000-176X(2017)09-0030-07

2017-06-19

國(guó)家自然科學(xué)基金項(xiàng)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