趙領(lǐng)娣 ， 徐 樂 ， 張 磊

(中國海洋大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，山東 青島 266100)

資源產(chǎn)業(yè)依賴、人力資本與“資源詛咒”假說
——基于資源型城市的再檢驗(yàn)

趙領(lǐng)娣 ， 徐 樂 ， 張 磊

(中國海洋大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，山東 青島 266100)

利用2003—2013年中國典型資源型城市的面板數(shù)據(jù)，在考慮潛在內(nèi)生性的條件下，使用動(dòng)態(tài)面板系統(tǒng)廣義矩估計(jì)方法，開展“資源詛咒”假說的再檢驗(yàn)，進(jìn)一步討論資源型城市的人力資本能否有效緩解“資源詛咒”。結(jié)果表明：中國資源型城市普遍存在“資源詛咒”現(xiàn)象；人力資本對經(jīng)濟(jì)增長的正向作用雖在一定程度上可以彌補(bǔ)資源產(chǎn)業(yè)依賴對增長的負(fù)向作用，但卻不能明顯抑制“資源詛咒”；資源型城市普遍存在資源產(chǎn)業(yè)依賴對人力資本投資的“擠出”。

資源產(chǎn)業(yè)依賴；資源詛咒；人力資本；人力資本投資；資源型城市

0 引言

豐裕的自然資源能否帶來顯著的增長？對于這一問題的探索，自R.Auty等[1]的開創(chuàng)性工作以來，在跨國層面[2-4]進(jìn)行的經(jīng)驗(yàn)研究未能給出一致答案。那么對于中國這樣一個(gè)自然資源豐裕度存在顯著地區(qū)差別的國家來說，“資源詛咒”現(xiàn)象是否存在呢？現(xiàn)有研究主要從省際層面[5-6]、地區(qū)層面[7]、城市層面[8-10]進(jìn)行了探索，這對認(rèn)知“資源詛咒”在中國的存在性提供了重要參考，不過對于資源型城市這一國內(nèi)自然資源的重要供給者是否存在“資源詛咒”，現(xiàn)有文獻(xiàn)關(guān)注不足。

與此同時(shí)，“資源詛咒”的發(fā)生機(jī)制也引起學(xué)者的廣泛關(guān)注。對某種相對豐裕資源的過分依賴導(dǎo)致的“荷蘭病”、“腐敗”和人力資本投資不足[11]等均會(huì)導(dǎo)致“資源詛咒”的發(fā)生。本研究聚焦于中國典型資源型城市，試圖回答如下問題：“資源詛咒”在資源型城市存在嗎？人力資本能否抑制“資源詛咒”現(xiàn)象的發(fā)生？資源產(chǎn)業(yè)依賴是否會(huì)“擠出”人力資本投資？顯然，對于這些問題的探索不僅是對“資源詛咒”命題的補(bǔ)充和豐富，也能夠?yàn)槲覈Y源型城市轉(zhuǎn)型提供某些參考。

1 文獻(xiàn)綜述

根據(jù)要素稟賦理論，資源豐裕地區(qū)可以通過優(yōu)先發(fā)展資源型產(chǎn)業(yè)獲取“資源紅利”。然而，20世紀(jì)70年代以來,南非、中東、俄羅斯、尼日利亞、墨西哥等經(jīng)濟(jì)體資源導(dǎo)向型增長模式的失敗引發(fā)了以R.Auty等為代表的研究者對此理論的懷疑[1]。自然資源帶來的到底是“福音”還是“詛咒”，現(xiàn)有研究未能給出一致答案?？傮w來說，關(guān)于“資源詛咒”假說的有效性大致可以概括為以下三類：1) “資源詛咒”存在。F.Rodriguez等探究了“資源詛咒”現(xiàn)象的形成原因[12]。國內(nèi)學(xué)者也分別在省際層面[5,13]、地區(qū)層面[7]、城市層面[14]提供了“資源詛咒”存在的相關(guān)證據(jù)。2) “資源詛咒”不存在[15-16]。C.N.Brunnschweiler[3]將“資源詛咒”歸因于指標(biāo)測度偏誤。3) “資源詛咒”有條件地存在。樣本和指標(biāo)選取的差異、制度選擇的不同等因素均可能導(dǎo)致不同甚至截然相反的結(jié)論[17-18]，所以不能籠統(tǒng)地判定“資源詛咒”的存在性[19-21]。

對于“資源詛咒”的發(fā)生機(jī)制，代表性觀點(diǎn)有：1) “荷蘭病”效應(yīng)，即過度繁榮的資源型產(chǎn)業(yè)會(huì)擠出制造業(yè)從而抑制經(jīng)濟(jì)增長[22]。2) 制度弱化效應(yīng)，即“腐敗”，是“資源詛咒”的重要傳導(dǎo)機(jī)制之一[4,23]。3)人力資本投資不足。內(nèi)生增長理論強(qiáng)調(diào)了人力資本在增長中的作用[24-25]，而人力資本投資作為人力資本形成的主要途徑，不僅對經(jīng)濟(jì)的長期、持續(xù)增長起著主要作用，也對緩解“資源詛咒”至關(guān)重要[13]。資源產(chǎn)業(yè)依賴在擠出實(shí)際使用的人力資本存量的同時(shí)，更會(huì)通過降低人力資本投資的回報(bào)率來抑制人們對人力資本的投資熱情[26]，從而導(dǎo)致長期經(jīng)濟(jì)增長緩慢[19, 26-28]，引發(fā)“資源詛咒”。

自然資源、人力資本與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系受到研究者的持續(xù)關(guān)注。本研究在資源型城市層面開展了“資源詛咒”假說的再檢驗(yàn)。有別于邵帥等[14]曾對中國27個(gè)典型煤炭型城市進(jìn)行過的“資源詛咒”存在性檢驗(yàn)，本研究使用了一個(gè)樣本范圍更廣的資源型城市面板數(shù)據(jù)，探討不同資源產(chǎn)業(yè)依賴度下“資源詛咒”的存在性；運(yùn)用一個(gè)更加符合資源型城市現(xiàn)實(shí)情況的人力資本指標(biāo)檢驗(yàn)人力資本對“資源詛咒”的抑制作用。此外，也探究人力資本投資作為形成人力資本的重要途徑是否會(huì)受到資源產(chǎn)業(yè)依賴的“擠出”。

2 模型設(shè)定、變量測度與數(shù)據(jù)來源

2.1 模型設(shè)定與變量測度

靜態(tài)面板估計(jì)容易遺漏動(dòng)態(tài)因素從而導(dǎo)致偏誤，這與易忽略被解釋變量滯后項(xiàng)的影響有關(guān)[29]。而動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)模型則通過加入被解釋變量的滯后項(xiàng)作為部分遺漏變量的代理變量能夠有效控制內(nèi)生性問題，且對研究經(jīng)濟(jì)的動(dòng)態(tài)行為有較好效果。

2.1.1 模型一：增長模型。根據(jù)T.Gylfason[27]，R.J.Barro[25]，C.Bravo-Ortega等[30]的經(jīng)驗(yàn)分析，建立如下動(dòng)態(tài)面板模型：

(1)

式中：G為經(jīng)濟(jì)增長變量；Gt-1表示滯后一期的經(jīng)濟(jì)增長變量；R為資源產(chǎn)業(yè)依賴度；H為人力資本；R×H為資源產(chǎn)業(yè)依賴度與人力資本的交互項(xiàng)；T為時(shí)間趨勢變量；I為物質(zhì)資本投資；S為技術(shù)創(chuàng)新能力；X為其他控制變量組成的向量集；i表示各截面單位；t代表年份；α0～α8為待估參數(shù)；ε為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

本研究使用人均GDP增長率來衡量經(jīng)濟(jì)增長，根據(jù)公式“人均GDP增長率=GDP增長率-自然增長率”可近似推算出各城市各年份的人均GDP增長率。核心解釋變量為資源產(chǎn)業(yè)依賴度、人力資本以及兩者交互項(xiàng)。

資源產(chǎn)業(yè)依賴度。自然資源豐裕度即一個(gè)國家或地區(qū)可利用的自然資源總量[3]。自然資源依賴度是指一國或地區(qū)經(jīng)濟(jì)對于自然資源的依賴程度，更確切地說是對資源型產(chǎn)業(yè)的依賴程度[14]，常用指標(biāo)主要有初級產(chǎn)品出口比重[2,12]、初級產(chǎn)品部門就業(yè)比重[31]、初級產(chǎn)品部門產(chǎn)值比重[11]等?？紤]數(shù)據(jù)的可得性，本研究使用采礦業(yè)從業(yè)人數(shù)占總從業(yè)人數(shù)比重衡量資源產(chǎn)業(yè)依賴度。

人力資本。一般衡量人力資本的指標(biāo)為高校在校生人數(shù)占總?cè)丝诒戎鼗蚱骄芙逃晗薜?，邵帥等[14]選用普通中學(xué)在校生人數(shù)占總?cè)丝诒戎貋砗饬咳肆Y本水平，因?yàn)樵诘湫唾Y源型城市，中等學(xué)歷者的人力資本可能占較大比重。但事實(shí)上，中等教育不僅指中等普通教育(初中、高中)，還包括中等職業(yè)教育(如中等專業(yè)學(xué)校、技工學(xué)校等)。尤其針對資源型城市的現(xiàn)實(shí)狀況，一方面，當(dāng)?shù)貙W(xué)生在完成初等教育后進(jìn)入中等職業(yè)教育學(xué)校接受教育的不占少數(shù)；另一方面，由于資源型產(chǎn)業(yè)繁榮，中等職業(yè)教育學(xué)校的學(xué)生最終留在當(dāng)?shù)鼐蜆I(yè)的概率較大。因此，本研究認(rèn)為使用中等學(xué)校在校生人數(shù)占總?cè)丝诒戎睾饬咳肆Y本更為合理。

資源產(chǎn)業(yè)依賴度與人力資本交互項(xiàng)。資源產(chǎn)業(yè)依賴度和人力資本之間在經(jīng)濟(jì)理論和現(xiàn)象上都相互影響，兩者之間的交互作用共同作用于經(jīng)濟(jì)增長。因此，本研究在模型一中引入兩者的交互項(xiàng)，從而更加清晰地識(shí)別資源產(chǎn)業(yè)依賴度和人力資本對經(jīng)濟(jì)增長的共同影響。

時(shí)間趨勢變量。為控制宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的影響，借鑒傅勇等[32]的做法，引入時(shí)間趨勢變量Ti(i=1,2,…，11,分別代表2003,2004，…,2013年)。一方面避免與時(shí)間有關(guān)的因素對其他變量造成的干擾;另一方面也可識(shí)別樣本期內(nèi)外部宏觀經(jīng)濟(jì)環(huán)境變化對資源型城市經(jīng)濟(jì)增長的沖擊與影響。

除上述影響經(jīng)濟(jì)增長的重要因素外，物質(zhì)資本投資和技術(shù)創(chuàng)新投入這兩個(gè)變量能夠?qū)χ饕鲩L推動(dòng)因素予以反映，因此，本研究將兩者作為重要的控制變量引入模型一。

物質(zhì)資本投資。使用全社會(huì)固定資產(chǎn)投資總額占GDP比重對其予以衡量，表示為I。

技術(shù)創(chuàng)新能力。使用從事科研、技術(shù)服務(wù)人員占總?cè)丝诒戎睾饬考夹g(shù)創(chuàng)新能力，表示為S。

參考既有文獻(xiàn)，控制變量X包括：1) 制造業(yè)發(fā)展?！昂商m病”[4,22]，也稱去工業(yè)化效應(yīng)。本研究參照徐康寧等[33]的做法,使用制造業(yè)從業(yè)人數(shù)占總從業(yè)人口比重衡量制造業(yè)發(fā)展，表示為M。2) 外商直接投資。選擇年末實(shí)際使用外資占GDP的比重衡量外商直接投資，表示為Fdi。3) 政府干預(yù)程度。資源“紅利”使資源豐裕的地區(qū)更易遭受“腐敗”[12,27]，產(chǎn)生制度弱化效應(yīng)。參照丁菊紅等[34]的做法，使用政府干預(yù)程度作為制度質(zhì)量的潛在代理指標(biāo)并用扣除科教支出的財(cái)政支出占GDP的比重對其予以衡量，表示為Fis。

2.1.2 模型二：資源產(chǎn)業(yè)依賴與人力資本投資關(guān)系模型。為探究中國資源型城市的人力資本投資是否會(huì)受到資源產(chǎn)業(yè)依賴的“擠出”，本研究根據(jù)J.P.Stijns[35]的經(jīng)驗(yàn)分析建立如下動(dòng)態(tài)面板模型：

(2)

式中：E為人力資本投資；Et-1為其滯后項(xiàng)；R為資源產(chǎn)業(yè)依賴度；T為時(shí)間趨勢變量；Z為其他控制變量組成的向量集；β0～β4為待估參數(shù)；μ為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

教育作為開發(fā)人力資源、積累人力資本的主要途徑，是人力資本投資最主要的部分[36]?？紤]數(shù)據(jù)的有限性，選擇教育支出占政府財(cái)政支出的比重來衡量人力資本投資。資源產(chǎn)業(yè)依賴度和時(shí)間趨勢變量的測度與模型一相同。本研究還選取了對人力資本投資可能產(chǎn)生重要影響的因素作為控制變量引入模型二：首先，人力資本投資無疑會(huì)受到物質(zhì)資本投資的重要影響。其次，F(xiàn)DI的外溢效應(yīng)也會(huì)作用于東道國的教育。這兩個(gè)控制變量的測度均與模型一相同。最后，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)會(huì)分別通過政府政策導(dǎo)向和個(gè)人工資水平預(yù)期來影響人力資本投資，本研究使用第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占GDP比重來衡量產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，表示為Sec。

工具變量法(IV)和廣義矩估計(jì)方法(GMM)是動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)模型的兩個(gè)一般性估計(jì)方法，廣義矩估計(jì)方法(GMM)由于在IV估計(jì)的基礎(chǔ)上增加了更多可用的工具變量，可以利用樣本中更多的信息，使用更為廣泛。差分GMM(DIF-GMM)使用所有可能的工具變量作為滯后變量進(jìn)行GMM估計(jì)[37]，但當(dāng)變量是“隨機(jī)游走”或接近“隨機(jī)游走”時(shí)，DIF-GMM會(huì)遭受弱工具變量問題[38]。而系統(tǒng)GMM(SYS-GMM)，即將差分方程和水平方程作為一個(gè)方程系統(tǒng)進(jìn)行GMM估計(jì)的估計(jì)方法，卻可以通過尋找更佳的工具變量較好地解決這些問題。但是SYS-GMM的使用需滿足兩個(gè)條件：第一，誤差項(xiàng)不存在二階自相關(guān)；第二，工具變量選擇合理。有鑒于此，本研究分別進(jìn)行了序列相關(guān)檢驗(yàn)(Abond檢驗(yàn))和Sargan檢驗(yàn)，回歸結(jié)果均顯示工具變量選取有效，誤差項(xiàng)不存在二階自相關(guān)。

2.2 數(shù)據(jù)來源

基于數(shù)據(jù)的可得性與一致性，選取《全國資源型城市可持續(xù)發(fā)展規(guī)劃(2013—2020年)》劃分的262個(gè)資源型城市中的99個(gè)地級行政區(qū)(包括地級市、地區(qū)、自治州、盟等)2003—2013年的數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析。數(shù)據(jù)主要來源于《中國城市統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國區(qū)域經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)年鑒》和《中國城市年鑒》，其中缺失的數(shù)據(jù)通過均值插補(bǔ)法予以補(bǔ)齊。考慮統(tǒng)計(jì)口徑的一致性，樣本數(shù)據(jù)基于“全市”統(tǒng)計(jì)口徑，僅有個(gè)別“全市”口徑未能連續(xù)完整報(bào)告的指標(biāo)數(shù)據(jù)在相應(yīng)年份選擇了“市轄區(qū)”口徑[21]。

3 結(jié)果與討論

3.1 增長模型回歸

為探討不同資源產(chǎn)業(yè)依賴程度下“資源詛咒”的存在性，本研究按資源產(chǎn)業(yè)依賴度的高低對資源型城市進(jìn)行了劃分，即假設(shè)mit=第i個(gè)城市第t年資源產(chǎn)業(yè)依賴度/第t年資源產(chǎn)業(yè)依賴度均值(i=1,2,3，…，99;t=1,2,3，…，11)；若mit<1,說明第i個(gè)城市在第t年資源產(chǎn)業(yè)依賴度低于當(dāng)年均值，若mit≥1，說明第i個(gè)城市在第t年資源產(chǎn)業(yè)依賴度高于當(dāng)年均值；若i城市有6年或6年以上資源產(chǎn)業(yè)依賴度均高于當(dāng)年均值，則界定其為資源產(chǎn)業(yè)依賴度較高的城市，否則界定為資源產(chǎn)業(yè)依賴度較低的城市。經(jīng)劃分，資源產(chǎn)業(yè)依賴度較高城市有31個(gè)，資源產(chǎn)業(yè)依賴度較低城市有68個(gè)*鑒于篇幅限制，未列舉按資源產(chǎn)業(yè)依賴程度高低劃分的資源型城市名稱。。表1分別報(bào)告了全樣本和按資源產(chǎn)業(yè)依賴度高低劃分的分組樣本回歸結(jié)果。

無論在全樣本還是在分組樣本，資源產(chǎn)業(yè)依賴度的系數(shù)都為負(fù)，且除第2,8,12列外其余均在1%水平下顯著，說明其對經(jīng)濟(jì)增長有明顯的抑制作用，“資源詛咒”現(xiàn)象在中國典型資源型城市中普遍存在。

人力資本在全樣本、資源產(chǎn)業(yè)依賴度較低地區(qū)與經(jīng)濟(jì)增長顯著正相關(guān)，而在資源產(chǎn)業(yè)依賴度較高地區(qū)，系數(shù)則并不穩(wěn)定，這可能由于資源產(chǎn)業(yè)依賴度較高地區(qū)的人力資本水平較低，其對經(jīng)濟(jì)增長的正向作用受限；在加入人力資本后，資源產(chǎn)業(yè)依賴度的系數(shù)并未發(fā)生根本性改變，說明人力資本并不能明顯抑制“資源詛咒”，因?yàn)楫?dāng)?shù)刂械葘W(xué)歷者的人力資本占較大比重，短期之內(nèi)并不能扭轉(zhuǎn)固有的經(jīng)濟(jì)增長路徑。值得注意的是，相比資源產(chǎn)業(yè)依賴度較高地區(qū)，人力資本和技術(shù)創(chuàng)新能力在資源產(chǎn)業(yè)依賴度較低地區(qū)對經(jīng)濟(jì)增長的正向作用更為明顯。主要原因：1)資源產(chǎn)業(yè)依賴度較高地區(qū)的人力資本水平長期較低，技術(shù)創(chuàng)新能力不足。2)資源產(chǎn)業(yè)依賴度較低地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)相對合理，能夠?yàn)槿肆Y本和技術(shù)創(chuàng)新能力的發(fā)揮提供條件，從而一定程度上實(shí)現(xiàn)兩者與經(jīng)濟(jì)增長的良性互動(dòng)。然而，不可否認(rèn)的是資源型城市至今普遍存在產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)單一、人才資源結(jié)構(gòu)性短缺、經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)自行調(diào)整彈性較小等現(xiàn)實(shí)情況，短期內(nèi)，單靠現(xiàn)存的人力資本難以完成資源型城市的經(jīng)濟(jì)“換軌”。

在第3,7,11列，資源產(chǎn)業(yè)依賴度與人力資本的交互項(xiàng)的系數(shù)顯著為正，而在加入時(shí)間趨勢變量和控制變量后，其對經(jīng)濟(jì)增長的正向作用僅在全樣本和資源產(chǎn)業(yè)依賴度較低地區(qū)得到支持；加入交互項(xiàng)后，資源產(chǎn)業(yè)依賴度對增長的作用方向和力度均無根本性變化。這說明人力資本對經(jīng)濟(jì)增長的正向作用雖然可在一定程度上彌補(bǔ)資源產(chǎn)業(yè)依賴度對增長的負(fù)向作用(在資源產(chǎn)業(yè)依賴度較高地區(qū)，人力資本水平較低，對增長的促進(jìn)作用有限，不足以抵消資源產(chǎn)業(yè)依賴度對增長的負(fù)向作用)，但卻不能避免“資源詛咒”的發(fā)生。

時(shí)間趨勢變量系數(shù)無論在全樣本還是在分組樣本均為負(fù)且在1%水平下顯著，說明在宏觀經(jīng)濟(jì)下行背景下，資源帶來的“紅利”不足以應(yīng)對負(fù)面外部沖擊，資源型城市依舊存在“資源詛咒”現(xiàn)象，其經(jīng)濟(jì)正在經(jīng)歷增速降低的過程。

控制變量中，與預(yù)期相符，物質(zhì)資本投資和外商直接投資均與經(jīng)濟(jì)增長呈正相關(guān)關(guān)系，其中，外商直接投資的流入為當(dāng)?shù)氐慕?jīng)濟(jì)注入了活力，但是，低質(zhì)量的外商直接投資也存在著對經(jīng)濟(jì)發(fā)展的負(fù)面影響，應(yīng)注重從量的擴(kuò)張向質(zhì)的提高轉(zhuǎn)變；由于資源型城市制造業(yè)多集中于初級產(chǎn)品制造，處在產(chǎn)業(yè)鏈的上游，制造業(yè)比例上升并不能促進(jìn)反而抑制了經(jīng)濟(jì)增長；與邵帥等[14]的研究結(jié)論相反，結(jié)果表明政府干預(yù)程度越高，經(jīng)濟(jì)增長越快，這說明當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)對政府政策的依賴性較強(qiáng)，市場化程度偏低。

3.2 資源產(chǎn)業(yè)依賴與人力資本投資回歸

表1 增長模型回歸結(jié)果

說明：括號(hào)中為t值；a,b,c分別表示1%，5%，10%的顯著水平。下表同。

資源產(chǎn)業(yè)依賴與人力資本投資的全樣本和分組樣本對比回歸結(jié)果見表2。核心解釋變量資源產(chǎn)業(yè)依賴度的系數(shù)在第1～3列均顯著為負(fù)，說明在我國資源型城市普遍存在著資源產(chǎn)業(yè)依賴對人力資本投資的“擠出”。在資源豐裕的國家或地區(qū)，平均對教育的投資更少，因?yàn)殚L期依賴資源的生產(chǎn)路徑帶來的較低的人力資本回報(bào)率和人力資本流動(dòng)帶來的地區(qū)間的工資差距會(huì)抑制人們對人力資本的投資熱情。時(shí)間趨勢變量系數(shù)在第1～3列均顯著為正，說明技術(shù)進(jìn)步和外部需求沖擊等宏觀經(jīng)濟(jì)環(huán)境的變化對資源型城市的人力資本投資具有積極作用。與預(yù)期相符，物質(zhì)資本投資顯著擠出人力資本投資。由于進(jìn)入資源產(chǎn)業(yè)依賴度較高地區(qū)的FDI多為勞動(dòng)密集型，因此，F(xiàn)DI并沒有促進(jìn)反而抑制了人力資本投資。資源型城市的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)在一定程度上可以反映政府的政策偏好，二產(chǎn)占比顯著促進(jìn)人力資本投資可能源于政府對資源型產(chǎn)業(yè)人力資本投資的增加。

4 結(jié)論與建議

4.1 結(jié)論

1)資源產(chǎn)業(yè)依賴度與經(jīng)濟(jì)增長顯著負(fù)相關(guān)，資源型城市普遍存在“資源詛咒”現(xiàn)象。2)人力資本對經(jīng)濟(jì)增長的作用取決于資源產(chǎn)業(yè)依賴度的高低，資源產(chǎn)業(yè)依賴度越低，其正向作用力度越大；但人力資本并不能顯著抑制“資源詛咒”。3)在不考慮其他因素情況下，資源產(chǎn)業(yè)依賴度與人力資本的“合力”可以促進(jìn)增長，而在加入時(shí)間趨勢變量和控制變量后，其對經(jīng)濟(jì)增長的正向作用僅在全樣本和資源產(chǎn)業(yè)依賴度較低地區(qū)得到支持。4)資源產(chǎn)業(yè)依賴度越低，技術(shù)創(chuàng)新能力對經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用越明顯。5)資源型城市普遍存在資源產(chǎn)業(yè)依賴對人力資本投資的“擠出”。

表2 資源產(chǎn)業(yè)依賴與人力資本投資回歸結(jié)果

4.2 建議

1)降低對資源型產(chǎn)業(yè)的依賴。豐裕的自然資源本身并不是一件壞事，而對資源的過度依賴則會(huì)阻礙經(jīng)濟(jì)增長。為了抑制甚至破除對自然資源的依賴，應(yīng)合理控制資源型產(chǎn)業(yè)比例，推動(dòng)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整。具體來說，政府可以提高資源型產(chǎn)業(yè)準(zhǔn)入門檻，制定“限額開采”政策，而對非資源型產(chǎn)業(yè)提供稅收等方面的優(yōu)惠政策；同時(shí)，也應(yīng)積極調(diào)整資源型部門內(nèi)部結(jié)構(gòu)，延長加工鏈條，完善配套產(chǎn)業(yè)，促進(jìn)產(chǎn)品精、細(xì)加工，引進(jìn)先進(jìn)技術(shù)提高資源使用率，形成完整的綠色資源產(chǎn)業(yè)鏈。

2)提高人力資本水平。人力資本是技術(shù)創(chuàng)新的源泉和技術(shù)擴(kuò)散的必要條件,人力資本水平?jīng)Q定著資源型城市的創(chuàng)新和轉(zhuǎn)型能力。因此，對于資源型城市轉(zhuǎn)型而言，人力資本至關(guān)重要。首先，應(yīng)加大人力資本投資力度。政府加強(qiáng)當(dāng)?shù)鼗A(chǔ)教育建設(shè)的同時(shí)，更要針對不同地區(qū)需要的不同類型的人力資本，采取定向培養(yǎng)策略，培育能與當(dāng)?shù)禺a(chǎn)業(yè)匹配的特定類型的人力資本。其次，政府可以制定當(dāng)?shù)厝瞬疟Ａ艉屯獾厝瞬乓M(jìn)計(jì)劃，快速提高人力資本水平，促進(jìn)人力資本積累。最后，要做好資源型城市轉(zhuǎn)型過程中的就業(yè)銜接問題，組織再就業(yè)培訓(xùn)，為轉(zhuǎn)型后的經(jīng)濟(jì)提供后備力量。

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Natural Resource Dependence, Human Capital and Resource Curse Hypothesis Revisited:Evidence from Resource-based Cities in China

Zhao Lingdi ， Xu le ， Zhang Lei

(SchoolofEconomics,OceanUniversityofChina,Qingdao266100,China)

The paper revisited the resource curse hypothesis using panel data of typical resource-based cities in China for the period 2003—2013 by considering the potential endogeneity problem. The results showed that: Firstly, there is ‘resource curse’ in China’s resource-based cities. Secondly, human capital fails to remit ‘resource curse’ in resource-based cities. Thirdly, natural resource dependence commonly ‘crowd out’ human capital investment in resource-based cities.

natural resource dependence； resource curse； human capital； human capital investment； resource-based cities

2015-11-05；

2016-06-10

國家自然科學(xué)基金面上項(xiàng)目(71473233)

趙領(lǐng)娣(1963-)，女，河南武陟縣人，教授，博士生導(dǎo)師，博士，主要從事人力資本與可持續(xù)發(fā)展研究，(E-mail)lingdizhao512@163.com。

徐樂(1991-)，女，黑龍江佳木斯市人，碩士，主要從事人力資本與經(jīng)濟(jì)增長研究，(E-mail)Alisaxu9110@163.com。

F

A

1003-2363(2016)04-0052-06