解 晉

(南開大學(xué) 經(jīng)濟(jì)研究所，天津 300071)

內(nèi)容提要：將資源市場的扭曲引入“資源詛咒”假說，以“中國式分權(quán)”及其引致的晉升激勵為視角，就“資源充裕如何導(dǎo)致資源依賴”這一命題進(jìn)行討論，并基于2009-2016年中國省級面板數(shù)據(jù)加以實(shí)證檢驗(yàn)。研究表明：資源市場的扭曲水平調(diào)節(jié)著資源充裕和資源依賴之間的關(guān)系，是引致資源依賴的重要條件；“錦標(biāo)賽”形式為主的晉升制度安排及經(jīng)濟(jì)績效為主的晉升考核標(biāo)準(zhǔn)是催生地方政府扭曲資源市場的重要動機(jī)；資源充裕地區(qū)，扭曲的資源市場有助于拉動短期經(jīng)濟(jì)增長、實(shí)現(xiàn)官員政績，但長期內(nèi)將阻礙增長，產(chǎn)生“詛咒”效應(yīng)。因此，政府治理中激勵設(shè)計的扭曲是中國的“資源詛咒”問題的根本原因。

一、引言

自然資源與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系是發(fā)展經(jīng)濟(jì)學(xué)理論中的重要話題。Auty[1]提出“充裕的自然資源對經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生了限制作用”的“資源詛咒”假說，引起廣泛討論。盡管大部分研究均不同程度地支持了假說，但詛咒假說依然面臨著自身的邏輯缺陷與來自事實(shí)的挑戰(zhàn)。美國、澳大利亞等資源充裕的經(jīng)濟(jì)體最終并沒有陷入詛咒陷阱，而是成功轉(zhuǎn)型成為發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)體。相似的案例在中國的區(qū)域?qū)用嫱瑯哟嬖?，例如，山東省與山西省有同等水平的資源充裕度，但發(fā)展水平及經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)截然不同①。上述反例說明，單一的資源充裕度無法完全解釋“詛咒”產(chǎn)生的原因，詛咒假說的條件性及理論本身仍需修正與完善。事實(shí)上，有研究指出，資源充裕度并非是導(dǎo)致詛咒產(chǎn)生的本質(zhì)原因，經(jīng)濟(jì)體對資源產(chǎn)業(yè)的依賴才是制約增長的關(guān)鍵因素[2]。這是容易理解的，因自然資源的有限性和相關(guān)產(chǎn)業(yè)的粗放式發(fā)展特征，經(jīng)濟(jì)體對自然資源的過度依賴對長期增長無益。上述觀點(diǎn)一定程度上完善了詛咒假說的內(nèi)容與邏輯，對增強(qiáng)其現(xiàn)實(shí)解釋力有一定幫助，但同時引出一個更為重要的溯源性問題：如果說資源依賴而非資源充裕才是導(dǎo)致“詛咒”產(chǎn)生的根本原因，那么是什么導(dǎo)致了資源依賴？考慮到資源充裕是資源依賴的必要條件，資源貧乏地區(qū)自然不會產(chǎn)生資源依賴，那么在資源充裕的情況下，除資源充裕度之外，導(dǎo)致資源依賴的因素還有哪些？或者說，相似的資源充裕度條件下，為何部分地區(qū)產(chǎn)生了資源依賴，而其他地區(qū)則成功實(shí)現(xiàn)轉(zhuǎn)型？上述問題意在強(qiáng)調(diào)資源充裕轉(zhuǎn)變?yōu)橘Y源依賴(進(jìn)而產(chǎn)生詛咒效應(yīng))的外部條件，因此是詛咒假說成立的關(guān)鍵邏輯，具有重要的現(xiàn)實(shí)意義和理論價值。

二、重要文獻(xiàn)回顧

自“資源詛咒”假說提出以來，相關(guān)假說的研究圍繞兩條明顯的線索展開。一是，研究重心由假說的成立性檢驗(yàn)逐漸轉(zhuǎn)移至傳導(dǎo)機(jī)制的探索。Sachs and Warner[3]開創(chuàng)性地實(shí)證考察了資源充裕和經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系，以其負(fù)相關(guān)為實(shí)證證據(jù)論證了詛咒假說的成立，并在隨后的幾篇文獻(xiàn)中以內(nèi)生于增長模型的“荷蘭病”就相關(guān)機(jī)理進(jìn)行解釋：資源相關(guān)的初級產(chǎn)業(yè)發(fā)展擠壓了制造業(yè)的發(fā)展空間，并對人力資本產(chǎn)生制約，不利于長期增長[4-5]，其開創(chuàng)性貢獻(xiàn)使得這一系列研究成為詛咒假說領(lǐng)域內(nèi)的經(jīng)典文獻(xiàn)。后續(xù)的研究中，關(guān)于詛咒假說的研究方法和主要結(jié)論，基本上保持了相似的邏輯[6-8]。另一線索是，詛咒假說的研究視角由跨國層面深入至一國內(nèi)部，成為研究區(qū)域發(fā)展差異的重要維度。Papyrakis and Gerlagh[9]、徐康寧和王劍[10]分別以美國和中國區(qū)域?qū)用婢驮{咒假說進(jìn)行檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)相較于資源貧乏區(qū)，自然資源充裕的地區(qū)在增長表現(xiàn)和競爭力方面處于下風(fēng)。就目前國內(nèi)研究來看，區(qū)域視角已經(jīng)成為詛咒假說研究的主要方向[11-13]。假說中關(guān)于增長的刻畫，也由傳統(tǒng)的增長率指標(biāo)逐步轉(zhuǎn)移至全要素生產(chǎn)率為代表的增長質(zhì)量指標(biāo)[2]。

對相關(guān)文獻(xiàn)進(jìn)行梳理的另一個發(fā)現(xiàn)是，就“詛咒假說”的成立性和傳導(dǎo)機(jī)理論證，關(guān)鍵環(huán)節(jié)之一是對資源充裕的刻畫。Stijns[14]、Brunncshweiler and Bulte[15]指出，部分實(shí)證研究在指標(biāo)選取時混淆了資源充裕和資源依賴兩個術(shù)語的概念，其得到結(jié)論是“資源依賴與增長負(fù)相關(guān)”，而非“資源充裕與增長負(fù)相關(guān)”，進(jìn)而得出結(jié)論“純粹的資源充裕與增長表現(xiàn)之間無顯著關(guān)聯(lián)，資源依賴才是導(dǎo)致經(jīng)濟(jì)體陷入詛咒陷阱的根本原因”。在國內(nèi)，邵帥和楊莉莉[13]較早地意識到這一問題，并在此基礎(chǔ)上對詛咒假說進(jìn)行了重新闡釋和界定：“資源充裕形成了資源依賴，對增長產(chǎn)生制約”。不難辨析，資源充裕是對區(qū)域自然稟賦的刻畫，是嚴(yán)格的外生變量。而資源依賴是指區(qū)域發(fā)展對資源產(chǎn)業(yè)的依賴，是資源產(chǎn)業(yè)在經(jīng)濟(jì)中的比重，也即經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)的刻畫。因資源產(chǎn)業(yè)不可持續(xù)的粗放特征，以資源依賴度來檢驗(yàn)詛咒假說本身就暗含詛咒成立的傾向，具有內(nèi)生性，其實(shí)際意義與結(jié)論的穩(wěn)健性因此受限。但相關(guān)研究依然具有理論價值：傳統(tǒng)的詛咒假說無法解釋美國、澳大利亞等資源充裕國家收斂為發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)體的事實(shí)，將詛咒效應(yīng)歸因于資源依賴則克服了這一邏輯缺陷。

將詛咒歸因于資源依賴固然使得詛咒學(xué)說的研究更進(jìn)一步，但同時引出一個更為重要的溯源性問題：是什么導(dǎo)致了資源依賴？或者說，導(dǎo)致資源充裕轉(zhuǎn)變?yōu)橘Y源依賴的條件是什么？上述問題更為具體的表現(xiàn)是，在資源充裕水平相似的情況下(為便于分析，我們將考察與討論范圍設(shè)定為制度相似的中國內(nèi)部)，為何部分地區(qū)產(chǎn)生了資源依賴，而其余地區(qū)則實(shí)現(xiàn)了經(jīng)濟(jì)的成功轉(zhuǎn)型？對資源依賴的成因分析是理解詛咒假說邏輯的關(guān)鍵環(huán)節(jié)，因?yàn)檎菑倪@里開始形成兩條不同的發(fā)展路徑(資源依賴和增長轉(zhuǎn)型)，最終形成詛咒或是福音的不同結(jié)局。

上述問題可以從山西和山東的案例中得到說明。我們繪制了兩個省份資源充裕和資源依賴的折線圖。從圖中看，山西省與山東省有著相似的資源充裕度(平均差異小于10%)，但兩個省份在資源依賴方面差異巨大(平均來看，山東省資源依賴水平在10%左右，而山西省資源依賴度達(dá)到40%-50%，后者是前者的4-5倍)。相似的資源充裕度顯然不能解釋二者之間如此巨大的資源依賴差異②，這正是本文所試圖回答的問題。

圖1 山西省與山東省資源充裕與資源依賴

三、制度背景與觀點(diǎn)提出

(一)制度背景

從現(xiàn)實(shí)角度來思考，中國式分權(quán)及相關(guān)理論為我們觀察和探索資源依賴的產(chǎn)生機(jī)理提供了視角。以“做對激勵”的重要經(jīng)驗(yàn)和觀察改革得失的重要視角，中國式分權(quán)理論已經(jīng)形成了完整而自洽的邏輯體系?！爸袊椒謾?quán)”這一特殊治理架構(gòu)正是改革開放以來中國經(jīng)濟(jì)得以實(shí)現(xiàn)快速成長，創(chuàng)造奇跡的核心邏輯[16]。

中國式分權(quán)，即政治集權(quán)與經(jīng)濟(jì)分權(quán)相統(tǒng)一的制度安排。從經(jīng)濟(jì)學(xué)視角來看，政治集權(quán)是指上級(或中央)政府擁有決定地方官員升遷與否的權(quán)力，地方官員獲得升遷的唯一途徑是必須達(dá)到上級政府的意愿或其設(shè)定的考核標(biāo)準(zhǔn)。經(jīng)濟(jì)分權(quán)則意在強(qiáng)調(diào)地方政府擁有相對自主的經(jīng)濟(jì)決策權(quán)，為地方官員發(fā)揮主觀能動性及個人才能提供了充分的空間?！爸袊椒謾?quán)”的視角下，通過將地方官員視為謀求職務(wù)升遷的“理性政治人”(而非傳統(tǒng)經(jīng)濟(jì)學(xué)意義下的“理性經(jīng)濟(jì)人”)，結(jié)合經(jīng)濟(jì)績效為主的晉升考核指標(biāo)，客觀上形成“晉升錦標(biāo)賽”，從而調(diào)動其發(fā)展積極性，產(chǎn)生對地方官員發(fā)展經(jīng)濟(jì)的強(qiáng)大激勵，形成“促發(fā)展的政府”?？梢哉f，上述形式的分權(quán)不僅是政府治理的集中體現(xiàn)和重要組成部分，同時也是得以實(shí)現(xiàn)快速增長的重要制度手段。

但必須看到，因“錦標(biāo)賽”制度設(shè)計方面的缺陷，尤其是激勵目標(biāo)的設(shè)定(經(jīng)濟(jì)增長)與政府職能之間的沖突，使得這種官員治理模式所產(chǎn)生的強(qiáng)勁激勵導(dǎo)致一系列扭曲后果③(包括地方政府過度聚焦于經(jīng)濟(jì)建設(shè)而忽略環(huán)境污染、收入分配、民生建設(shè)及增長方式等領(lǐng)域的治理)，成為當(dāng)前經(jīng)濟(jì)面臨各種問題的主要根源[17]。資源依賴及其引致的詛咒效應(yīng)，正是其中之一。

(二)觀點(diǎn)提出

“錦標(biāo)賽”治理模式下，地方政府為增長而競爭，熱衷于招商引資和積極推動發(fā)展能夠快速產(chǎn)生增長效應(yīng)的產(chǎn)業(yè)。城鎮(zhèn)化和工業(yè)化作為拉動區(qū)域增長的重要動力及載體，對能源、金屬等礦產(chǎn)資源為代表的自然資源有剛性需求。而地方政府掌握的自然資源定價權(quán)成為其爭取投資等生產(chǎn)要素，實(shí)現(xiàn)增長的手段。通過不斷扭曲資源的價格、降低資源開發(fā)與使用的門檻來吸引投資、拉動增長，成為地方官員實(shí)現(xiàn)政績和獲取晉升資本的重要渠道④。

上述過程也是催生資源依賴的重要路徑。首先，自然資源價格的扭曲降低了其開發(fā)與使用的門檻，資源產(chǎn)品的巨大需求吸引投資者從事以自然資源開發(fā)為主的初級產(chǎn)業(yè)，相關(guān)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展占用了資本、勞動力等生產(chǎn)要素，擠出了先進(jìn)制造業(yè)為代表的高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展空間，最終形成資源產(chǎn)業(yè)為主的經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)對資源產(chǎn)業(yè)的依賴。其次，上述過程中，資源產(chǎn)業(yè)低人力資本的需求特征降低了公眾投資人力資本的愿望，從而對人力資本的提高產(chǎn)生制約，阻礙資源依賴型經(jīng)濟(jì)的調(diào)整與轉(zhuǎn)型。再次，因自然資源的國有屬性，政府所擁有的資源管制與配置權(quán)力變相激勵企業(yè)以爭取資源要素為目的的游說行為。游說行為不僅占用了企業(yè)效率改進(jìn)所必需的研發(fā)資源，對企業(yè)發(fā)展產(chǎn)生制約，同時滋生腐敗，損害了技術(shù)創(chuàng)新與長期增長所必需的制度保障。以上種種，產(chǎn)生并加劇經(jīng)濟(jì)對資源產(chǎn)業(yè)的依賴，使得經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)調(diào)整與增長動能的轉(zhuǎn)換面臨阻力，最終形成粗放式增長的模式鎖定。

上述分析成立的前提是地方官員目標(biāo)的短期性。市場扭曲將導(dǎo)致資源依賴，不利于長期增長，那么為何地方官員仍偏好此短視行為，而不是通過技術(shù)進(jìn)步與集約化轉(zhuǎn)型實(shí)現(xiàn)長期增長來拉動經(jīng)濟(jì)，進(jìn)而獲得晉升呢？一是技術(shù)進(jìn)步具有長期和不確定性，而晉升競爭作為零和博弈(某官員的晉升意味著其他官員失去對該職位的晉升機(jī)會)，激烈殘酷，因機(jī)會和任期有限，故官員青睞于門檻更低，能夠快速產(chǎn)生經(jīng)濟(jì)拉動效應(yīng)的資源產(chǎn)業(yè)。二是地方官員的晉升與否以任期內(nèi)增長狀況為依據(jù)，并不考慮長期(任期外)的增長狀況(對長期增長狀況的考察及責(zé)任歸屬也是難以實(shí)現(xiàn)的)，這意味著各級官員無須為任期之外的增長狀況負(fù)責(zé)。只要官員獲得晉升實(shí)現(xiàn)調(diào)任，即使長期內(nèi)增長放緩，也由繼任者負(fù)責(zé)，與自己無關(guān)⑤。當(dāng)然，轄區(qū)居民對短期增長的渴望一定程度上對上述短視行為也產(chǎn)生了激勵和縱容。

圖2 本文觀點(diǎn)的主要邏輯

綜上所述，可以歸納出本文的主要觀點(diǎn)：就資源依賴而言，資源充裕和市場扭曲缺一不可。資源充裕為資源依賴提供物質(zhì)基礎(chǔ)，在資源貧乏地，資源依賴自然無從談起。但資源充裕并不必然產(chǎn)生資源依賴。條件之一是，在資源充裕地區(qū)，只有被開發(fā)出的資源處于管制和扭曲的市場中，使用門檻過低或者低效率地濫用，才導(dǎo)致資源依賴，最終產(chǎn)生詛咒效應(yīng)。更加具體地說，資源充裕是否產(chǎn)生資源依賴，以及產(chǎn)生何種程度的資源依賴，受資源價格扭曲水平的影響和制約。這里，資源價格的扭曲是一個“調(diào)節(jié)變量”，調(diào)節(jié)著資源充裕與資源依賴之間的關(guān)系。一個假設(shè)情形是，如果不存在價格扭曲，資源由市場配置，那么無疑，資源的開發(fā)與使用將面臨更高的成本與門檻。一方面，就資源產(chǎn)業(yè)本身而言，這將迫使部分無法承擔(dān)成本的低效企業(yè)退出市場，釋放出的生產(chǎn)要素將流向高效企業(yè)，從而帶來整體行業(yè)的整合與效率提高。另一方面，因企業(yè)的趨利性，資源產(chǎn)業(yè)門檻的提高與資源要素價格的提升將對企業(yè)的資源使用效率產(chǎn)生倒逼，進(jìn)一步提高資源要素的配置效率。而市場在資源配置中的主導(dǎo)作用一定程度上避免政府干預(yù)所產(chǎn)生的尋租空間，經(jīng)濟(jì)增長所必需的法制環(huán)境得以保障。上述情況下，資源依賴及其所導(dǎo)致的荷蘭病一定程度上可以避免，同時意味著，政府對市場的扭曲與管制成為不利于長期增長的“攫取之手”。圖2展示了上述假說，暨本文觀點(diǎn)的主要邏輯。

上述假說可以得到經(jīng)驗(yàn)數(shù)據(jù)的初步支持，同時回答前文案例中提出的問題。圖3展示了山西及山東省資源市場的扭曲水平。從圖示來看，山西省的資源市場扭曲水平遠(yuǎn)高于山東省。根據(jù)前文分析，山西省具備更充分的條件將資源充裕轉(zhuǎn)化為資源依賴，產(chǎn)生“詛咒”效應(yīng)。

圖3 山西省與山東省資源市場扭曲

前述分析為資源充裕如何導(dǎo)致資源依賴提供了一個可以自洽的邏輯，但本文的意義并不限于完善一個經(jīng)濟(jì)學(xué)假說，而是在“中國式分權(quán)”的視角下提供了一個解釋中國區(qū)域增長差異和發(fā)展不平衡的框架，以期為落后的資源充裕地區(qū)實(shí)現(xiàn)轉(zhuǎn)型和趕超提供理論借鑒?！百Y源詛咒”假說的應(yīng)用，也不僅限于經(jīng)濟(jì)對礦產(chǎn)等自然資源過度依賴所導(dǎo)致的荷蘭病，還包括因官員的短視行為(聚焦于易得的發(fā)展資源)所造成的不利于長期增長的后果(攫取之手)，如“土地財政”、“房地產(chǎn)經(jīng)濟(jì)”等。從這個角度看，本文反思了“中國式分權(quán)”所引致的效率損失代價。已有研究關(guān)注扭曲的要素市場所帶來的效率損失，而“詛咒”效應(yīng)正是一種效率損失的表現(xiàn)。

四、研究設(shè)計

(一)研究方法與模型構(gòu)建

如前所述，本文所要論證的核心觀點(diǎn)是：“扭曲的資源市場促使資源充裕導(dǎo)致資源依賴，最終產(chǎn)生詛咒效應(yīng)”，因此構(gòu)建調(diào)節(jié)效應(yīng)模型加以檢驗(yàn)，如式(1)所示。調(diào)節(jié)效應(yīng)是指，解釋變量對被解釋變量的作用受第三個變量(調(diào)節(jié)變量)的影響，成為其函數(shù)。也就是說，調(diào)節(jié)變量影響著解釋變量與被解釋變量之間的關(guān)系，包括方向及強(qiáng)弱[18]。在本文中，具體是指，資源充裕度和資源依賴之間的關(guān)系受到資源市場扭曲水平的影響。這里的調(diào)節(jié)效應(yīng)，以調(diào)節(jié)變量(資源市場扭曲)和解釋變量(資源充裕度)的交互項(xiàng)形式識別。調(diào)節(jié)效應(yīng)的檢驗(yàn)方法如下：按照層次回歸分析，首先將自變量(資源充裕度，ra)與調(diào)節(jié)變量(資源市場扭曲水平，rc)引入模型進(jìn)行估計，隨后，在此基礎(chǔ)上引入二者的交互項(xiàng)(ra×rc)再次估計，若交互項(xiàng)系數(shù)顯著且不為零，即可斷定調(diào)節(jié)效應(yīng)顯著。在調(diào)節(jié)效應(yīng)存在的情況下，其分析遵循如下原則：若交互項(xiàng)的符號與解釋變量保持一致，則調(diào)節(jié)效應(yīng)的作用方向與主效應(yīng)相同，也就是說，調(diào)節(jié)效應(yīng)強(qiáng)化了主效應(yīng)。反之，調(diào)節(jié)效應(yīng)對主效應(yīng)影響是削弱的[18]。

rdit=α0+α1rait+α2rcit+α3rait×rcit+∑αiXit+εit

(1)

其中，α0為常數(shù)項(xiàng)，ra為資源充裕變量，rd為資源依賴變量，rc為資源市場扭曲變量，X為控制變量，ε為隨機(jī)擾動項(xiàng)。

(二)變量選取與數(shù)據(jù)來源

本文的研究樣本為中國29個省級地區(qū)(因數(shù)據(jù)可得性不包括港澳臺和西藏地區(qū)，同時對四川和重慶兩個地區(qū)進(jìn)行了歸并處理)，樣本觀察期設(shè)為2009-2016年⑥。

資源充裕變量(ra)：如前所述，資源充裕所刻畫的是地區(qū)自然資源稟賦，理應(yīng)使用儲量指標(biāo)刻畫。但自然資源種類繁多，不同種類的自然資源在經(jīng)濟(jì)發(fā)展中作用迥異，儲量指標(biāo)不僅面臨量綱不同從而難以加總的困難，同時模糊了不同種類資源在經(jīng)濟(jì)發(fā)展中的價值差異。針對該問題，已有研究的處理方式主要有兩種。一是以能源資源代替自然資源，即使用各種能源資源的儲量刻畫自然資源充裕度，并通過等發(fā)熱量換算為標(biāo)準(zhǔn)煤，或根據(jù)一次能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)賦權(quán)，統(tǒng)一量綱后加總[19-20]。二是使用各種資源采選行業(yè)的產(chǎn)值加總作為資源充裕的刻畫。貨幣化的產(chǎn)值沒有量綱上的區(qū)別，可以直接加總[21]。第一種方法忽略了除能源資源之外的金屬及非金屬資源，顯然不能準(zhǔn)確刻畫各地區(qū)資源稟賦。因此綜合考慮之后本文選擇采用第二種方法。原因在于，盡管這種刻畫方式一定程度上忽略了資源充裕和資源產(chǎn)出之間的區(qū)別，但仍有其合理性。首先，從現(xiàn)實(shí)來看，資源產(chǎn)出和資源稟賦高度相關(guān)，這是以資源產(chǎn)出刻畫資源充裕度合理性的基礎(chǔ)[13,21]。其次，以貨幣單位表示的資源產(chǎn)值可以直接加總，避免量綱不同導(dǎo)致的加總困難，不同種類的自然資源在經(jīng)濟(jì)中的不同作用也得以在量化的貨幣值中體現(xiàn)。盡管價值變量受到價格、政府干預(yù)等因素的影響，但相關(guān)影響是全局性的，具有整體性的特征，不會引起地區(qū)間的相對變化[13]。因此，我們使用各種資源采選業(yè)的銷售總產(chǎn)值(單位為“千億元”)作為各地區(qū)資源充裕指標(biāo)的刻畫，具體包括：煤炭開采和洗選業(yè)、石油和天然氣開采業(yè)、黑色金屬礦采選業(yè)、有色金屬礦采選業(yè)、非金屬礦采選業(yè)⑦；數(shù)據(jù)來源為《中國工業(yè)統(tǒng)計年鑒》。

資源依賴變量(rd):根據(jù)前文分析，我們以各地區(qū)資源采選業(yè)產(chǎn)值占地區(qū)總產(chǎn)值的比重作為資源依賴的表征；數(shù)據(jù)來源為《中國工業(yè)統(tǒng)計年鑒》及《中國統(tǒng)計年鑒》。

資源價格扭曲變量(rc，即資源市場扭曲變量，兩個術(shù)語不做區(qū)別)：參考林伯強(qiáng)與杜克銳的研究[22]，以各地區(qū)要素市場發(fā)育水平與樣本內(nèi)要素市場發(fā)育最高水平的相對差距來表征該地區(qū)資源市場的價格扭曲。需要指出，之所以做出這樣的安排，除數(shù)據(jù)可得性原因外，其合理性在于，作為重要的生產(chǎn)要素，自然資源市場的扭曲水平反映著政府對要素市場的管制及要素市場自身的發(fā)育水平，因此與整體要素扭曲水平密切相關(guān)。具體的估算方法由式(2)給出：

RCit=[max(factorit)-factorit]/max(factorit)×100

(2)

其中，factot為各地區(qū)要素市場化水平，數(shù)據(jù)來源為《中國分省份市場化指數(shù)報告(2016)》[23]⑧。

X為控制變量，包括：采掘業(yè)固定資產(chǎn)投資(invest，以采掘業(yè)固定資產(chǎn)投資占比表示)、基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)(infrast，以各地區(qū)公路密度表示)、城鎮(zhèn)化水平(urban，以各地區(qū)城鎮(zhèn)人口比重刻畫)、外商直接投資(fdi，以外商直接投資與總產(chǎn)值之比衡量，以考察其技術(shù)溢出效應(yīng))、環(huán)境規(guī)制(er，以各地區(qū)工業(yè)二氧化硫去除率表示，以考察環(huán)境規(guī)制對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的倒逼效應(yīng))。數(shù)據(jù)來源于各地區(qū)統(tǒng)計年鑒及《中國環(huán)境年鑒》，表1展示了主要變量的描述性統(tǒng)計。

表1 主要變量描述性統(tǒng)計

五、實(shí)證檢驗(yàn)

如前所述，本文試圖檢驗(yàn)“扭曲的要素市場使得資源充裕導(dǎo)致資源依賴”邏輯。但為保證觀點(diǎn)分析的完整性及其內(nèi)在邏輯的一致性，在實(shí)證分析部分，我們還對核心結(jié)論進(jìn)行擴(kuò)展檢驗(yàn)，包括扭曲產(chǎn)生的原因及上述過程對增長狀況的影響。前者可視作為“政績動機(jī)”論斷提供實(shí)證支持，而后者可以對扭曲與“詛咒”之間的因果關(guān)系進(jìn)行判斷，形成對前述“攫取之手”的論證。

(一)基礎(chǔ)回歸：調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)

下面依據(jù)“層次回歸分析法”對調(diào)節(jié)效應(yīng)進(jìn)行檢驗(yàn)。為盡量避免可能出現(xiàn)的內(nèi)生性，本文使用更為有效的兩步系統(tǒng)廣義矩估計實(shí)現(xiàn)檢驗(yàn)步驟[24]。滯后項(xiàng)的引入不僅可以刻畫經(jīng)濟(jì)變量的動態(tài)變化特征，還可以將其他影響因變量的因素涵蓋進(jìn)來，降低因遺漏變量而引起的模型設(shè)定偏誤。同時，我們通過中心化處理解釋變量、調(diào)節(jié)變量及對應(yīng)交互項(xiàng)之間的共線問題[18,25]，表2展示了模型(1)的估計結(jié)果。

表2 基礎(chǔ)調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)(被解釋變量為rd)

注：(1)廣義矩估計對變量的一階序列相關(guān)沒有要求[26]，故沒有展示AR(1)統(tǒng)計量；(2)系數(shù)下方的括號內(nèi)為Z值；(3)AR(2)及sargan欄中的數(shù)字是對應(yīng)P值，下同；(4)***、**、*分別表示1%、5%、10%水平下顯著，下同。

按照調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)的基本步驟，表2中第1、2列為依次引入核心解釋變量(ra)、調(diào)節(jié)變量(rc)和交互項(xiàng)(ra×rc)的估計結(jié)果。隨后，我們在1、2列的基礎(chǔ)上引入控制變量，并將估計結(jié)果展示在第3、4列，以供對比考察穩(wěn)健性。從表2來看，無論是否引入控制變量，核心變量的估計結(jié)果穩(wěn)健，因此基于模型4進(jìn)行分析。首先，資源充裕度、資源市場扭曲及交互項(xiàng)符號均顯著為正，意味著資源市場扭曲對資源充裕促進(jìn)資源依賴的正向調(diào)節(jié)作用得到實(shí)證支持。控制變量方面，采掘業(yè)固定資產(chǎn)投資與外商直接投資均與資源依賴正相關(guān)，前者意味著投資對資源產(chǎn)業(yè)發(fā)展有重要作用，而后者一定程度上否定了外商投資的技術(shù)溢出效應(yīng)。可以推測，外商投資的主要動機(jī)是廉價的資源價格(包括低于發(fā)達(dá)國家的環(huán)境規(guī)制)所帶來的豐厚利潤?；A(chǔ)設(shè)施建設(shè)與資源依賴負(fù)相關(guān)，說明以公路修建為代表的基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)促進(jìn)地區(qū)之間的信息與物質(zhì)交流，對服務(wù)業(yè)等非資源相關(guān)產(chǎn)業(yè)產(chǎn)生促進(jìn)作用，緩解了經(jīng)濟(jì)對資源產(chǎn)業(yè)的依賴。同時，我們發(fā)現(xiàn)，城鎮(zhèn)化與資源依賴負(fù)相關(guān)但不顯著，可能是因?yàn)橐环矫妫擎?zhèn)化帶來了經(jīng)濟(jì)的繁榮和多樣化的消費(fèi)需求，并催生相關(guān)產(chǎn)業(yè)，有助于糾正經(jīng)濟(jì)對資源產(chǎn)業(yè)的依賴。但另一方面，城鎮(zhèn)化建設(shè)本身對化石能源等自然資源的剛性需求刺激了相關(guān)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，加劇資源依賴，上述兩種作用相互抵消，最終導(dǎo)致不顯著的估計結(jié)果。最后，環(huán)境規(guī)制與資源依賴負(fù)相關(guān)。資源采選產(chǎn)業(yè)有高污染的特征，嚴(yán)格的環(huán)境規(guī)制提高了其生產(chǎn)成本，不僅能夠倒逼污染產(chǎn)業(yè)清潔化，同時部分企業(yè)因無法承擔(dān)規(guī)制成本而退出市場，釋放出的生產(chǎn)要素進(jìn)入其他產(chǎn)業(yè)，最終實(shí)現(xiàn)生產(chǎn)要素的重新配置與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級。這里的實(shí)證結(jié)果肯定了環(huán)境規(guī)制的資源再配置效應(yīng)，是對“波特假說”的支持。

(二)扭曲動機(jī)檢驗(yàn)：晉升激勵視角

為了提供更有力的證據(jù)論證本文的核心邏輯“晉升激勵下的資源市場扭曲”，這里將地方官員年齡引入模型。根據(jù)現(xiàn)行規(guī)定，省級黨政領(lǐng)導(dǎo)(正職)一般于60周歲退居二線，而5年制任期意味著55-60歲是地方省級領(lǐng)導(dǎo)(正職)的晉升敏感期，亟需獲得政績以期在退居二線之前實(shí)現(xiàn)晉升。因此，我們將各地區(qū)(省、自治區(qū)、直轄市)行政長官(省長)的年齡變量(age)引入模型，55歲以上賦值為1，否則為0。同時引入資源充裕度、要素市場扭曲及其與官員年齡三者的交互項(xiàng)，構(gòu)建“雙重”調(diào)節(jié)效應(yīng)模型(即交互項(xiàng)本身作為解釋變量乘以調(diào)節(jié)變量納入模型，構(gòu)建三重交互項(xiàng))，以考察官員年齡是否加劇了“通過要素市場扭曲，將資源充裕轉(zhuǎn)化為資源依賴”這一過程，表3展示了相應(yīng)的估計結(jié)果。

觀察表3不難發(fā)現(xiàn)，年齡變量及資源充裕與扭曲變量的交互項(xiàng)、包含年齡變量的三重交互項(xiàng)符號均顯著為正，意味著年齡更大的官員將面臨更大的“退二線”壓力，從而有更大的可能通過扭曲要素市場來實(shí)現(xiàn)轄區(qū)經(jīng)濟(jì)增長以獲取晉升資本。表3的估計結(jié)果為“晉升動機(jī)下的資源市場扭曲導(dǎo)致資源依賴”邏輯提供了直接證據(jù)。

表3 扭曲動機(jī)檢驗(yàn)(晉升激勵視角，被解釋變量為rd)

變量1234rd.l10.9470???(365.10)0.950???(225.24)0.746???(121.92)0.739???(80.20)age0.005???(14.03)0.010???(14.84)0.005???(6.82)0.006???(7.58)ra×rc0.0007???(56.36)0.0006???(34.89)0.0002???(8.96)0.0001???(5.85)age×ra×rc0.001???(42.58)0.0001??(2.24)常數(shù)項(xiàng)0.0009(1.51)0.0006(0.57)0.2388???(9.23)0.2147???(6.77)觀察值203203203203AR(2)0.132 0.116 0.175 0.267 sargan0.409 0.425 0.578 0.647 控制變量否否是是

注：因篇幅原因沒有展示控制變量的估計結(jié)果，下同。

(三)扭曲動機(jī)暨“詛咒效應(yīng)”初步檢驗(yàn)：產(chǎn)出績效視角

如前機(jī)理，如果官員試圖通過扭曲資源價格的手段拉動區(qū)域增長，從而獲取晉升資本，那么資源市場的扭曲至少應(yīng)當(dāng)有助于實(shí)現(xiàn)短期增長(否則官員將失去扭曲的動力)。我們將實(shí)際產(chǎn)出增長率(gdprate)作為被解釋變量引入模型，以期從產(chǎn)出視角對“經(jīng)濟(jì)績效下的資源市場扭曲”邏輯進(jìn)行檢驗(yàn)與論證。與前文相似，表4中1、2列為沒有考慮控制變量的估計結(jié)果，3、4列為考慮控制變量的估計結(jié)果。

表4 扭曲動機(jī)檢驗(yàn)(產(chǎn)出績效視角，被解釋變量為gdprate)

變量1234gdprate.l10.789???(37.90)0.773???(30.71)0.718???(33.10)0.692???(19.98)ra-0.010???(-21.13)-0.009???(-13.48)-0.006???(-5.59)-0.005???(-6.18)rc0.0009???(23.12)0.001???(16.87)0.0002???(5.34)0.0003???(4.62)ra×rc0.00006???(2.34)0.0002???(7.00)常數(shù)項(xiàng)0.019???(5.38)0.021???(5.72)0.217???(18.54)0.229???(17.47)觀察值203203203203AR(2)0.1390.1370.1030.102sargan0.3440.3660.5530.471控制變量否否是是

觀察表4發(fā)現(xiàn)，資源充裕度與增長率顯著負(fù)相關(guān)、資源扭曲與增長率正相關(guān)，且二者的交互項(xiàng)正相關(guān)。上述估計結(jié)果說明，首先，傳統(tǒng)意義下的“資源詛咒”假說在中國是成立的，即資源充裕地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長率低于資源貧乏地區(qū)。其次，資源市場扭曲有助于實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)增長。交互項(xiàng)顯著為正，與解釋變量相反，揭示了在資源充裕阻礙增長的過程中，扭曲的資源市場產(chǎn)生有利于增長的調(diào)節(jié)效應(yīng)，支持了“政績”動機(jī)及前文假說。

(四)“詛咒效應(yīng)”暨“攫取之手”檢驗(yàn)：增長率視角

如表4所示，扭曲的調(diào)節(jié)作用有利于經(jīng)濟(jì)增長，這似乎與“詛咒”假說矛盾。但長期考察，扭曲的調(diào)節(jié)作用將引致資源依賴，并最終制約增長。短期內(nèi)，資源價格的低向扭曲與管制使得資源要素變得廉價和易得，降低了資源使用的門檻，將吸引大量企業(yè)進(jìn)入，并拉動增長，產(chǎn)生“政績”效應(yīng)。但資源的廉價與濫用最終形成資源依賴，進(jìn)而對增長產(chǎn)生制約，成為“攫取之手”。也就是說，在市場扭曲的調(diào)節(jié)下，自然資源在初期產(chǎn)生“福音”作用，隨著經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生資源依賴，其負(fù)面作用凸顯，最終導(dǎo)致“詛咒”效應(yīng)。該邏輯一定程度上揭示了詛咒產(chǎn)生的路徑。

同樣通過實(shí)證工具對上述分析進(jìn)行論證。根據(jù)分析，扭曲調(diào)節(jié)下的資源充裕對經(jīng)濟(jì)增長的影響是先促進(jìn)，后阻礙，數(shù)學(xué)上應(yīng)呈現(xiàn)倒U型關(guān)系。因此，對該倒U的存在性進(jìn)行檢驗(yàn)就可以論證上述分析的正確性。需要指出，這里的倒U形狀意味著資源市場扭曲存在對資源充裕與經(jīng)濟(jì)增長之間的曲線調(diào)節(jié)效應(yīng)。根據(jù)曲線調(diào)節(jié)效應(yīng)的識別方法，將資源充裕變量的二次項(xiàng)引入，并對模型進(jìn)行重新估計。表5展示了對應(yīng)的估計結(jié)果。

表5 “詛咒效應(yīng)”暨“攫取之手”檢驗(yàn)(增長率視角，被解釋變量為gdprate)

從表5來看，資源充裕變量的平方項(xiàng)及對應(yīng)交互項(xiàng)均顯著為負(fù)，意味著資源充裕與經(jīng)濟(jì)增長之間存在倒U型關(guān)系，并肯定了曲線調(diào)節(jié)效應(yīng)的存在。二者符號保持一致，其經(jīng)濟(jì)學(xué)含義是，隨著資源市場扭曲水平的上升，調(diào)節(jié)效應(yīng)使得資源充裕度與經(jīng)濟(jì)增長之間的倒U型關(guān)系隨之增強(qiáng)，揭示了資源市場扭曲的調(diào)節(jié)下自然資源對經(jīng)濟(jì)增長先促進(jìn)后阻礙的作用路徑。

(五)“攫取之手”暨穩(wěn)健性檢驗(yàn)：綠色全要素生產(chǎn)率視角

就經(jīng)濟(jì)增長而言，增長率依然處于“量”的刻畫角度。根據(jù)增長理論，長期穩(wěn)定的增長對技術(shù)進(jìn)步(以全要素生產(chǎn)率刻畫)提出要求。不難判斷，如果扭曲的要素市場產(chǎn)生“詛咒”效應(yīng)，最終對增長產(chǎn)生阻礙，那么該阻礙效應(yīng)應(yīng)當(dāng)在經(jīng)濟(jì)質(zhì)量方面有所體現(xiàn)。因此，我們將技術(shù)進(jìn)步率作為被解釋變量引入模型進(jìn)行考察，以期從增長質(zhì)量的角度形成對“市場扭曲調(diào)節(jié)下的資源詛咒”觀點(diǎn)的論證。同時，相關(guān)機(jī)理的考察可以作為對前述結(jié)論的穩(wěn)健性檢驗(yàn)，進(jìn)而增強(qiáng)對本文觀點(diǎn)的支持。

這里，技術(shù)進(jìn)步以綠色全要素生產(chǎn)率(gtfp)刻畫，使用SBM方向距離函數(shù)，將能源消費(fèi)投入(萬噸標(biāo)煤)和環(huán)境污染(視為非期望產(chǎn)出)納入全要素生產(chǎn)率核算體系的框架內(nèi)得到。其中，期望產(chǎn)出以各地區(qū)實(shí)際生產(chǎn)總值表示(億元)，勞動要素投入以各地區(qū)從業(yè)人員數(shù)量表示(萬人)，資本要素投入以各地區(qū)資本存量刻畫，能源消費(fèi)投入以各地區(qū)能源消費(fèi)總量表示(萬噸標(biāo)準(zhǔn)煤)。因CO2排放是粗放式增長的重要特征和減排壓力的主要來源，所以以各地區(qū)CO2排放量刻畫環(huán)境污染并作為模型中的非期望產(chǎn)出。因統(tǒng)計年鑒中沒有直接給出各地區(qū)CO2排放及資本存量數(shù)據(jù)，因此自行核算。考慮到CO2排放主要來自化石能源的消費(fèi)和水泥的生產(chǎn)，因此選取七種化石能源(煤炭、焦炭、汽油、煤油、燃料油、柴油、天然氣)的消費(fèi)量和水泥的生產(chǎn)量作為估算CO2排放量的基礎(chǔ)，參考杜立民[27]所提供的方法與參數(shù)估算得到各地區(qū)CO2排放數(shù)據(jù)。同時根據(jù)單豪杰[28]所提供的方法及基礎(chǔ)數(shù)據(jù)估算出樣本期內(nèi)的資本存量數(shù)據(jù)。隨后，在算得綠色全要素生產(chǎn)率的基礎(chǔ)上進(jìn)一步處理獲得增長率數(shù)據(jù)(gtfprate)。需要指出的是，我們沒有發(fā)現(xiàn)在資源市場扭曲及資源充裕影響經(jīng)濟(jì)增長的過程中存在對技術(shù)進(jìn)步產(chǎn)生正向作用的路徑和機(jī)理，因此這里僅就線性調(diào)節(jié)效應(yīng)進(jìn)行考察，表6展示了模型的估計結(jié)果。

從表6來看，各模型核心變量估計結(jié)果穩(wěn)?。嘿Y源充裕變量(解釋變量)符號顯著為負(fù)，再次支持了傳統(tǒng)意義下的“資源詛咒”假說。資源價格扭曲(調(diào)節(jié)變量)及對應(yīng)交互項(xiàng)符號均顯著為負(fù)，意味著資源市場扭曲通過調(diào)節(jié)效應(yīng)阻礙技術(shù)進(jìn)步的判斷得到支持。

需要指出的是，在表6中，無論是資源充裕度變量(主效應(yīng))，還是交互項(xiàng)(扭曲的調(diào)節(jié)效應(yīng))，均對技術(shù)進(jìn)步率表現(xiàn)出顯著的阻礙效應(yīng)。這意味著，前述扭曲對增長的拉動作用是以要素積累的粗放式增長為主要方式實(shí)現(xiàn)的，因而不可持續(xù)，進(jìn)一步完善和支持了本文的觀點(diǎn)。

表6 “攫取之手”檢驗(yàn)(綠色全要素生產(chǎn)率視角，被解釋變量為gtfprate)

六、結(jié)論與啟示

推動產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級與增長動能轉(zhuǎn)換是實(shí)現(xiàn)高質(zhì)量發(fā)展與經(jīng)濟(jì)長期穩(wěn)定增長的重要途徑。本文討論了粗放型增長背景下，資源市場扭曲、資源充裕與資源依賴之間的關(guān)系，從“中國式”分權(quán)下的晉升激勵及其引致的市場扭曲視角考察資源充裕轉(zhuǎn)變?yōu)橘Y源依賴的內(nèi)在機(jī)理，為中國地區(qū)的“資源詛咒”現(xiàn)象提供了一個具有內(nèi)在邏輯一致性的解釋，并基于中國省級面板數(shù)據(jù)加以驗(yàn)證。上述工作不僅為資源充裕地區(qū)實(shí)現(xiàn)增長轉(zhuǎn)型提供邏輯依據(jù)，同時為“資源詛咒”假說的邏輯完善與充分認(rèn)識“中國式分權(quán)”所付出的代價提供啟發(fā)。更為重要的是，本文論證了激勵制度的設(shè)計以及要素市場的發(fā)育與完善對長期經(jīng)濟(jì)增長的重要意義。

具體來說，本文的主要結(jié)論是：第一，資源市場扭曲是資源充裕產(chǎn)生資源依賴的重要條件；第二，經(jīng)濟(jì)績效為主的晉升考核體系所帶來的激勵形成了地方政府對資源市場管制與扭曲的主要動機(jī)；第三，扭曲的資源市場短期內(nèi)會拉動增長，但其粗放式特征在長期內(nèi)對增長產(chǎn)生阻礙作用，形成“攫取之手”，導(dǎo)致“詛咒”效應(yīng)；第四，扭曲的市場中，自然資源對技術(shù)進(jìn)步產(chǎn)生同樣產(chǎn)生制約。

從上述結(jié)論出發(fā)，可合理地得到如下啟示。首先，改變以經(jīng)濟(jì)績效為主的單一考核方式，創(chuàng)新完善地方官員的考核體系，建立包括增長方式、環(huán)境友好度及發(fā)展可持續(xù)性等發(fā)展質(zhì)量指標(biāo)在內(nèi)的綜合考核體系，為新時代背景下的高質(zhì)量發(fā)展提供制度保障。其次，推動各地要素市場化進(jìn)程，逐步放開能源資源等要素市場，保障市場在資源配置中的決定性作用，提高資源的配置效率。在此基礎(chǔ)上，嚴(yán)格環(huán)境規(guī)制，實(shí)現(xiàn)倒逼機(jī)制，推動增長方式由要素積累驅(qū)動向創(chuàng)新驅(qū)動轉(zhuǎn)變。最后，應(yīng)著力破除要素流動與配置中的體制性障礙，明確政府行為的邊界，推動政府職能向服務(wù)屬性轉(zhuǎn)變，更大限度地激發(fā)市場活力。

注釋：

① 正如后文所指出的，根據(jù)我們的觀察，樣本期內(nèi)，山西省與山東省資源充裕度平均差異小于10%，但兩個省份在資源依賴方面差異巨大。平均來看，山東省資源依賴水平在10%左右，而山西省資源依賴度達(dá)到40%-50%，后者是前者的4-5倍；更為明顯的是，兩個地區(qū)的發(fā)展水平也是截然不同的。

② 這里的指標(biāo)選取使用資源產(chǎn)業(yè)貨幣化的產(chǎn)值及其比重表示(后文有詳細(xì)說明)，已經(jīng)包括和控制了不同種類自然資源稟賦的市場需求狀況所帶來的產(chǎn)值差異。

③ 2016年，權(quán)威媒體人民網(wǎng)發(fā)文指出，“有些官員為了盡快出政績，盲目以經(jīng)濟(jì)增長為工作重心，卻忽視了環(huán)境、生態(tài)、安全等方面的問題”http://theory.people.com.cn/n1/2016/0712/c40531-28546409.html.

④ 中國能源、礦產(chǎn)等資源價格普遍偏低的事實(shí)一定程度上支持了該論斷。

⑤ 這一點(diǎn)同樣在人民網(wǎng)的發(fā)文中得到支持：http://theory.people.com.cn/n1/2016/0712/c40531-28546409.html.

⑥ 囿于核心變量(要素市場化)數(shù)據(jù)的可得性，本文無法在更長的樣本期內(nèi)進(jìn)行考察，這是本文的一個遺憾,但本文試圖通過加強(qiáng)論證的嚴(yán)密性與邏輯性進(jìn)行彌補(bǔ)。

⑦ 部分研究以人均化指標(biāo)刻畫資源充裕，我們認(rèn)為有不合理之處：資源充裕是外生的，不隨人口改變，人均指標(biāo)會引起對那些人口和資源數(shù)量雙高(低)地區(qū)的誤判。

⑧ 報告數(shù)據(jù)提供至2014年，2015、2016年的對應(yīng)數(shù)據(jù)由趨勢外推法獲得。