史宛桀，劉耀龍，趙曉雪，徐倩嵐，艾德杰

（太原理工大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，山西 晉中030600）

自然資源是人類賴以生存的條件和經(jīng)濟(jì)發(fā)展的物質(zhì)基礎(chǔ)。在自然資源（尤其是礦產(chǎn)資源）豐富的地區(qū)，資源產(chǎn)業(yè)的貢獻(xiàn)除了中短期的“新興都市”效應(yīng)，更多的是與資源相對(duì)應(yīng)的經(jīng)濟(jì)社會(huì)問題，甚至出現(xiàn)了拖累經(jīng)濟(jì)發(fā)展的現(xiàn)象，即“資源詛咒”效應(yīng)。國(guó)外學(xué)者開展了長(zhǎng)時(shí)間序列的實(shí)證分析，論述“資源詛咒”效應(yīng)的存在[1-3]，國(guó)內(nèi)學(xué)者對(duì)于資源詛咒的研究多集中在省域尺度[4-5]，城市尺度的研究相對(duì)較少。

山西省是我國(guó)重要的能源基地，煤炭資源長(zhǎng)期持續(xù)地開發(fā)，其在為國(guó)家經(jīng)濟(jì)建設(shè)作出巨大貢獻(xiàn)的同時(shí)，也形成了一批高度依賴煤炭的資源型城市。這些城市興起和發(fā)展所帶來經(jīng)濟(jì)利益的背后，是山西省在發(fā)展中所形成的，以煤炭及相關(guān)產(chǎn)業(yè)為主導(dǎo)、第一和第二產(chǎn)業(yè)比重大的典型“嵌入式”工業(yè)化模式[6]，而這種模式阻礙城市和區(qū)域經(jīng)濟(jì)持續(xù)發(fā)展的負(fù)面效應(yīng)也逐漸凸顯。

基于前人關(guān)于資源型地區(qū)資源詛咒效應(yīng)的理論分析與研究假設(shè)[7-9]，本文通過對(duì)2003—2017年山西省9個(gè)資源型城市人均GDP增長(zhǎng)率（y）與資源開發(fā)指數(shù)（RED）、制造業(yè)投入（Manu）、物質(zhì)資本投入（Inv）和人力資本投入（Edu）面板數(shù)據(jù)的回歸分析，探討資源開發(fā)利用對(duì)城市經(jīng)濟(jì)發(fā)展產(chǎn)生的影響及傳導(dǎo)機(jī)制，初步驗(yàn)證城市尺度的“資源詛咒”效應(yīng)，為科學(xué)地認(rèn)識(shí)資源型區(qū)域經(jīng)濟(jì)、社會(huì)和環(huán)境問題產(chǎn)生的原因，實(shí)現(xiàn)山西省資源型城市的轉(zhuǎn)型、振興與可持續(xù)發(fā)展提供參考思路。

1 指標(biāo)選取與回歸模型

1.1 指標(biāo)選擇與數(shù)據(jù)來源

資源詛咒指的是豐裕的自然資源和經(jīng)濟(jì)發(fā)展之間的反向關(guān)系，考察一個(gè)地區(qū)是否存在資源詛咒效應(yīng)，首先需要確定該地區(qū)的資源豐裕度。參考黃悅的相關(guān)研究[10]，以資源開發(fā)指數(shù)RED表征城市的資源稟賦和豐裕度，計(jì)算公式為

式中：REDi，t為第i個(gè)城市第t年的資源開發(fā)指數(shù)；Miningi，t為這個(gè)城市這一年度的采礦業(yè)從業(yè)人數(shù)；Employmenti，t為這個(gè)城市這一年度的總就業(yè)人數(shù)值。

選擇人均GDP増長(zhǎng)率衡量地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，其計(jì)算公式為

式中：yi為第i個(gè)資源型城市的人均GDP增長(zhǎng)率；GDPi，t為第i個(gè)資源型城市第t年的人均GDP；GDPi，t-1為第i個(gè)資源型城市第t年前一年的人均GDP。

城鎮(zhèn)單位就業(yè)人員數(shù)、城鎮(zhèn)單位就業(yè)人員數(shù)-采礦業(yè)和人均GDP等原始數(shù)據(jù)來源于《中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫(kù)》（http://db.cei.cn/）和《山西省統(tǒng)計(jì)年鑒2003—2018》（http://www.shanxi.gov.cn/sj/tjnj/）。考慮到縣級(jí)市統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)難以獲取，且山西省運(yùn)城市城鎮(zhèn)單位就業(yè)人員數(shù)（采礦業(yè)）統(tǒng)計(jì)值缺乏，本研究選擇山西省9個(gè)地級(jí)市為研究對(duì)象，2003—2017年的資源開發(fā)指數(shù)RED見表1。

表1 2003—2017年山西省9個(gè)地級(jí)市RED計(jì)算結(jié)果

1.2 回歸模型與控制變量

資源詛咒效應(yīng)的評(píng)估模型為

式中：yi為經(jīng)濟(jì)發(fā)展指標(biāo)，以人均GDP增長(zhǎng)率表征；REDi為資源開發(fā)程度；Zi為控制變量；εi為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。本文選取滯后一年的人均GDP自然對(duì)數(shù)來表征經(jīng)濟(jì)的初始值，模型調(diào)整為

式中：yi-1為滯后一年的人均GDP自然對(duì)數(shù)，選取制造業(yè)投入、物質(zhì)資本投入和人力資本投入作為控制變量。上述變量的定義與測(cè)量見表2。

表2 變量描述說明

2 回歸分析結(jié)果

運(yùn)用Eviews軟件，建立Pool面板數(shù)據(jù)，進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)、協(xié)整檢驗(yàn)，確定影響形式（固定效應(yīng)或隨機(jī)效益）和影響模型（變截距模型、變參數(shù)模型或不變系數(shù)模型），最后進(jìn)行回歸分析。

2.1 平穩(wěn)性檢驗(yàn)

分別對(duì)變量y，lnGDP-1，RED，Manu，Inv和Edu進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，結(jié)果表明：y，lnGDP-1，Inv和Edu水平和一階差分均平穩(wěn)，RED和Manu一階差分平穩(wěn)，因此6個(gè)變量同階單整，可以進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。

2.2 協(xié)整檢驗(yàn)

對(duì)因變量y和自變量RED之間進(jìn)行Pedroni和Fisher協(xié)整檢驗(yàn)。其中，Pedroni檢驗(yàn)的6個(gè)統(tǒng)計(jì)項(xiàng)P值<0.050 0，F(xiàn)isher檢驗(yàn)的None項(xiàng)P值為0.000 0<0.050 0，表明y與RED之間存在協(xié)整關(guān)系，可以進(jìn)行回歸分析。

2.3 影響形式

為因變量y和自變量RED建立隨機(jī)效應(yīng)模型，進(jìn)行Hausman檢驗(yàn)，結(jié)果顯示P值為0.8863>0.0500，因此接受原假設(shè)，應(yīng)使用隨機(jī)效應(yīng)模型。

2.4 影響模型

通過F檢驗(yàn)來確定因變量y和自變量RED模型的3種形式（變系數(shù)模型、變截距/固定影響模型、不變參數(shù)模型），經(jīng)計(jì)算S1，S2，S3分別為97 366.96，101 930.70，102 910.70，計(jì)算公式為

式中：N，k，T分別為樣本數(shù)、解釋變量（自變量）個(gè)數(shù)和時(shí)間跨度，本例中，N=9（9個(gè)地級(jí)市），k=1（1個(gè)自變量RED），T=15（15年）。比較F2和臨界值Fα2[60，496]=1.340 0，以及F1和臨界值Fα1[30，496]=1.480 0，采用王鵬飛和彭虎鋒[11]確定回歸模型形式設(shè)定的假設(shè)H1，H2和判定規(guī)則，若F2＜臨界值Fα2，則接受H2，模型形式為不變參數(shù)模型；若F2≥臨界值Fα2，則拒絕H2，之后檢驗(yàn)H1；若F1＜臨界值Fα1，則接受H1，模型形式為變截距/固定影響模型；若F1≥臨界值Fα1，則拒絕H1，模型形式為變系數(shù)模型。經(jīng)計(jì)算，F(xiàn)2=0.685 5＜臨界值Fα2，F(xiàn)1=0.416 3＜臨界值Fα1，可見，因變量y和自變量RED的模型為不變參數(shù)模型。

2.5 回歸分析

通過最小二乘法擬合因變量y和自變量RED的隨機(jī)效應(yīng)不變參數(shù)模型（見表3），結(jié)果顯示：模型1的RED的回歸系數(shù)為-1.419 5，p=0.913 7>0.010 0，未通過顯著性檢驗(yàn)。模型2，3，4和5的RED回歸系數(shù)均>0，伴隨概率p>0.100 0，均未通過顯著性檢驗(yàn)，表明2003—2017年山西省資源型城市不存在顯著的資源詛咒效應(yīng)，即資源開發(fā)并未導(dǎo)致經(jīng)濟(jì)發(fā)展出現(xiàn)顯著的增長(zhǎng)率降低現(xiàn)象。

表3 回歸分析結(jié)果

對(duì)截面數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸分析，依次增加控制變量，考察自變量的回歸系數(shù)及伴隨概率。在城市層面上，山西省朔州市表現(xiàn)出較為顯著的資源詛咒效應(yīng)（回歸系數(shù)均為負(fù)值，且伴隨概率p<0.050 0），其他城市均未出現(xiàn)資源詛咒效應(yīng)。時(shí)間截面方面，未加入控制變量，2014年RED的回歸系數(shù)為151.684 3，p=0.004 4<0.010 0；2015年回歸系數(shù)為-127.092 1，p=0.020 2<0.050 0。表明2014年山西省9個(gè)城市資源開發(fā)顯著地帶動(dòng)了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率，而2015年資源開發(fā)顯著地阻礙了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率，即2015年的資源詛咒效應(yīng)明顯。加入lnGDP-1，Manu變量，2016年出現(xiàn)一定的資源詛咒效應(yīng)（回歸系數(shù)為-99.954 6，p=0.064 9<0.100 0）；加入全部變量，2008年出現(xiàn)極其顯著的資源詛咒效應(yīng)（回歸系數(shù)為-252.647 7，p=0.000 6<0.010 0），2016年表現(xiàn)出一定的資源詛咒效應(yīng)（回歸系數(shù)為-108.032 3，p=0.080 6<0.100 0）。可見，山西省9個(gè)城市2008年表現(xiàn)出顯著的資源詛咒效應(yīng)，2016年表現(xiàn)出一定的資源詛咒效應(yīng)，其他年份沒有出現(xiàn)資源詛咒效應(yīng)。

3 結(jié)束語

2003—2017年山西省9個(gè)資源型城市不存在顯著的資源詛咒效應(yīng)，即資源開發(fā)并未導(dǎo)致經(jīng)濟(jì)發(fā)展出現(xiàn)顯著的增長(zhǎng)率降低?；蛘哒f，山西省資源型城市的資源詛咒效應(yīng)在2003—2017年尚未顯現(xiàn)。城市截面方面，山西省朔州市存在具有統(tǒng)計(jì)意義的資源詛咒效應(yīng)，宜對(duì)其效益及影響進(jìn)行持續(xù)關(guān)注和研究；時(shí)間截面方面，2008年、2015年和2016年表現(xiàn)出不同程度的資源詛咒效應(yīng)。山西省2010年開始設(shè)立國(guó)家資源型經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型綜合配套改革試驗(yàn)區(qū)，經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型在一定程度上避免或抑制了資源詛咒效應(yīng)的產(chǎn)生和擴(kuò)大。近年來，隨著創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)發(fā)展戰(zhàn)略、能源革命綜合改革試點(diǎn)、煤炭綠色清潔高效利用等戰(zhàn)略舉措的持續(xù)推進(jìn)，山西省資源型城市將逐步實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型和可持續(xù)發(fā)展。