宋龍飛,李 靜

(1.淮南師范學(xué)院 經(jīng)濟與管理學(xué)院,安徽 淮南 232001;2.安徽大學(xué) 經(jīng)濟學(xué)院,安徽 合肥 230601)

發(fā)展經(jīng)濟學(xué)理論認(rèn)為,豐富的自然資源有助于促進經(jīng)濟的增長,但自20世紀(jì)90年代以來,學(xué)者們發(fā)現(xiàn),自然資源匱乏地區(qū)的經(jīng)濟增長速度反而超越了自然資源豐富的地區(qū),并將這種現(xiàn)象稱為“資源詛咒”[1],長期過度開采資源引致產(chǎn)業(yè)擠出效應(yīng)和制度弱化,這嚴(yán)重阻礙了經(jīng)濟增長[2],豐富的自然資源通過“荷蘭病”和尋租等影響經(jīng)濟發(fā)展[3]。邵帥和齊中英發(fā)現(xiàn),我國西部資源型城市在能源開發(fā)利用過程中存在著科技創(chuàng)新和人力資本投入不足等現(xiàn)象,并且官員權(quán)力尋租和腐敗的發(fā)生率更高,阻礙了經(jīng)濟增長[4]。在財政分權(quán)制度下,地方政府為了扶持業(yè)績較好的國有企業(yè)而給予財政補貼,而資源型城市的經(jīng)濟增長主要依靠礦產(chǎn)資源開采和加工等粗放產(chǎn)業(yè)。煤炭資源型城市地方官員在經(jīng)濟考核的壓力下,通過行政干預(yù)的方式要求煤炭資源開采企業(yè)加大開采強度以獲得較好的經(jīng)濟效益,但是過度開采必然會形成大面積采煤沉陷區(qū)。相關(guān)研究表明,中國采煤沉陷區(qū)面積預(yù)計超過60 000平方千米,涉及人口達(dá)2 000萬[5]。為了治理采煤沉陷區(qū),國家發(fā)改委先后確定了33個重點采煤沉陷區(qū)綜合治理工程實施方案并給予資金支持①,以期恢復(fù)由于過度開采所導(dǎo)致的環(huán)境問題?；诖?探討煤炭資源型城市自然資源稟賦與過度開采是否存在正向關(guān)系,以及自然資源稟賦是否通過影響地方官員自利行為和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級進一步引致過度開采。

一、研究假說與特征事實

(一)研究假說

1.自然資源稟賦與過度開采

對自然資源有效開發(fā)和利用是資源型城市可持續(xù)發(fā)展的前提,但是開采行為的扭曲效應(yīng)則威脅著資源型城市經(jīng)濟發(fā)展和生態(tài)保護。中國的資源管理主要采取"中央—地方—部門"的層層委托管理模式,由于各利益主體訴求的不同,層層委托管理模式下容易形成中央和地方政府之間利益的分割,模糊的資源產(chǎn)權(quán)界定導(dǎo)致各利益主體沖突的發(fā)生[6],降低了資源開采效率。資源產(chǎn)權(quán)改革特別是煤礦產(chǎn)權(quán)改革直接影響地方政府與煤炭企業(yè)之間的利益博弈,地方政府對轄區(qū)資源企業(yè)擁有高度控制權(quán),煤炭企業(yè)也對地方政府形成高度依附關(guān)系[7],在各種利益的驅(qū)使下引起對資源開采的扭曲效應(yīng)。

豐富的自然資源為資源型城市提供較為穩(wěn)定的稅收。在現(xiàn)行的分稅制改革下,資源型城市依賴豐富的自然資源獲取較為可觀的可支配收入,其稅收努力程度有所降低[8]。但官員晉升與經(jīng)濟績效存在顯著的正向關(guān)系[9]1743-1762。在行政考核壓力下,地方官員的晉升之路受到當(dāng)?shù)亟?jīng)濟指標(biāo)的影響,必然將壓力傳導(dǎo)至資源企業(yè),資源企業(yè)對地方官員的高度依附關(guān)系則進一步固化了壓力傳導(dǎo)機制,造成對資源的過度開采。據(jù)此,提出如下假設(shè):

H1:自然資源稟賦與過度開采正相關(guān),即豐富的自然資源提高了政府開采的意愿。

2.地方官員行為選擇與經(jīng)濟發(fā)展

地方官員的行為受到目標(biāo)和需求的驅(qū)動,而績效考核是地方官員首要關(guān)注的目標(biāo)。我國對地方官員的考核經(jīng)歷了兩次轉(zhuǎn)變,第一次是改革開放初由單一的政治指標(biāo)考核轉(zhuǎn)變?yōu)镚DP績效指標(biāo)考核;第二次是黨的十八大后由經(jīng)濟指標(biāo)GDP考核轉(zhuǎn)變?yōu)榫C合指標(biāo)考核。在前期的官員績效考核中,各地均以經(jīng)濟增長為目標(biāo)實施晉升錦標(biāo)賽[10]。

經(jīng)濟指標(biāo)的考核體現(xiàn)了強激勵的好處,但自然資源豐富的地區(qū),地方官員的考核壓力相對較小。如山西省2003—2008年自然資源占GDP的貢獻率超過40%,2012—2020年,山西省采礦業(yè)增加值占第二產(chǎn)業(yè)增加值高達(dá)41%[11],其考核壓力相對較小。資源型城市GDP主要來源于礦產(chǎn)資源開發(fā)的增加值,同時資源收入也是資源型城市的主要財政收入。資源收入的增加本應(yīng)該轉(zhuǎn)化為當(dāng)?shù)鼐用竦母＠?政府應(yīng)將資源租金投入其他實體資本進而為經(jīng)濟增長打下基礎(chǔ)。但是,有研究表明資源型城市沒有將資源優(yōu)勢轉(zhuǎn)化為經(jīng)濟發(fā)展優(yōu)勢,存在資源錯配問題[12]26-44。

豐富的自然資源降低了地方政府的財政回應(yīng)性,地方政府并沒有明顯擴大公共物品的支出。有研究認(rèn)為,與普通稅收收入不同,資源性財政收入并不能提高地方政府在公共物品上的支出[13],反而一大部分財政資金被腐敗行為消耗掉[14]。資源型城市對資源的依賴降低了地方政府信息的透明度,信息的不對稱容易誘發(fā)地方政府官員的尋租行為[15]。本地勞動力需求因采礦業(yè)的興起而增加,在勞動力跨地區(qū)流動受限的情況下,本地勞動力市場供需矛盾發(fā)生改變,致使本地勞動力工資上升,進而對本地制造業(yè)產(chǎn)生擠出效應(yīng),同時相鄰地區(qū)的營商環(huán)境也可能因采礦業(yè)的繁榮而變差,從而對其他部門產(chǎn)生負(fù)向的影響[16]。可見,自然資源的豐富度與地方官員的自利行為存在正向關(guān)系,亦可能造成資源型城市產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的固化,不利于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的升級。

究其具體原因,自然資源在為資源型城市的發(fā)展貢獻GDP的同時,也造成當(dāng)?shù)毓賳T思想的僵化,容易錯失發(fā)展機遇。資源產(chǎn)業(yè)的發(fā)展限制了潛在的創(chuàng)新者從事非資源型產(chǎn)業(yè),擠出了創(chuàng)新行為和技術(shù)要素,不利于高新技術(shù)企業(yè)的發(fā)展[17]。資源型城市依靠原有的采掘業(yè)和粗放的資源加工業(yè),致使采掘業(yè)和粗加工業(yè),對其他制造業(yè)產(chǎn)生擠出效應(yīng),不利于產(chǎn)業(yè)升級。在政府官員自利行為和產(chǎn)業(yè)升級困難雙重影響下,更易導(dǎo)致“官商勾結(jié)”和“官煤經(jīng)濟”,進而進一步引致對資源的過度開采。據(jù)此,提出如下假設(shè):

H2:自然資源稟賦越高,越可能引致官員自利行為,進而引致過度開采。

H3:自然資源稟賦越高,越可能抑制產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級,進而引致過度開采。

(二)特征事實

使用2003—2018年宏觀數(shù)據(jù),從采煤沉陷區(qū)面積、煤炭開采強度、腐敗程度和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)四個方面刻畫煤炭資源型城市特征事實。煤炭作為我國主要能源,全國原煤開采量從2003年的17.22億噸增長到2018年的36.98億噸。根據(jù)陳俊杰等測算,平均每采1萬噸煤炭就有0.2km2的土地塌陷[21]。根據(jù)全國原煤開采量測算采煤沉陷區(qū)面積。圖1刻畫了2003—2018年全國原煤開采量、煤炭資源型城市原煤開采量和全國采煤沉陷區(qū)面積?？梢钥闯?全國原煤開采量從2003年開始一直穩(wěn)步增長,到2013年后緩慢回落,而煤炭資源型城市原煤開采量占全國原煤開采量的比重由2003年的60%增長到2018年的70%,表明煤炭資源型城市的原煤開采對中國能源的貢獻較大,但煤炭的開采形成大面積采煤沉陷區(qū),對煤炭資源型城市生態(tài)環(huán)境和當(dāng)?shù)鼐用癞a(chǎn)生較大負(fù)面影響。

圖1 煤炭開采與沉陷區(qū)面

采煤沉陷區(qū)的面積主要受煤炭開采強度的影響。以煤炭資源型城市年度原煤開采量與已探明煤炭儲量比值作為煤炭開采強度的指標(biāo)并整理2003—2018年不同類型城市的煤炭開展強度(見圖2),可以看出,衰退型煤炭城市的煤炭開采強度遠(yuǎn)高于其他類型城市并呈現(xiàn)較大的波動;再生型煤炭城市由于資源的枯竭,開采量的逐漸減少,其開采強度逐漸降低。

圖2 煤炭開采強度

為進一步分析煤炭資源型城市中能源開發(fā)與官員腐敗的關(guān)系,根據(jù)各級檢察機關(guān)披露的職務(wù)犯罪總?cè)藬?shù)與公共管理和社會組織從業(yè)人員數(shù)比值來衡量腐敗程度,并將煤炭資源型城市的腐敗程度與全國腐敗程度進行對比分析。圖3顯示煤炭資源型城市腐敗程度與全國腐敗程度的變化基本一致,但是煤炭資源型城市的腐敗程度明顯高于全國腐敗程度,煤炭資源的開采為地方官員權(quán)力尋租和腐敗提供了機會。資源的開采容易對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)產(chǎn)生擠出效應(yīng)。圖4以第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值與第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比值作為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的計算依據(jù),分別刻畫煤炭資源型城市產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和全國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)走勢。隨著時間的推移,全國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)逐漸向高級化發(fā)展,但是煤炭資源型城市產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變動趨勢并不明顯,并與全國平均值的差距逐漸拉大。

圖3 腐敗程度

圖4 產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)

煤炭的開采對煤炭資源城市的環(huán)境產(chǎn)生較大的負(fù)面影響,不同類型的煤炭資源型城市,其開采強度也存在差異。煤炭資源型城市的地方官員腐敗程度高于全國腐敗程度,并且其產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化與全國均值差距較大,并呈現(xiàn)逐漸擴大趨勢。正如理論分析和基本事實刻畫的情形,煤炭資源型城市的轉(zhuǎn)型需要從制度和政策上消除煤炭開采對資源型城市的負(fù)面影響。

二、研究設(shè)計

(一)樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

煤炭資源型城市是資源型城市的一個重要組成部分。2013年國務(wù)院下發(fā)的《全國資源型城市可持續(xù)發(fā)展規(guī)劃( 2013—2020 年) 》文件中共涉及262個資源型城市,根據(jù)該文件篩選出49個煤炭資源型城市,由于黔南南布依族自治州、畢節(jié)市、達(dá)州市、廣元市和廣安市數(shù)據(jù)缺失嚴(yán)重,只保留44個地級市(見表1)。

表1 煤炭資源型城市名單

實證部分?jǐn)?shù)據(jù)主要來源于《中國城市統(tǒng)計年鑒2003—2018》、EPS數(shù)據(jù)庫和國泰安區(qū)域數(shù)據(jù)庫,44個地級市職務(wù)犯罪數(shù)據(jù)是通過各地級市年鑒和地級市政府網(wǎng)站收集的,個別缺失值采用線性插值法補齊。

(二)模型設(shè)定及變量說明

解釋變量“是否過度開采”是一個二元0～1變量,基本計量模型是一個有關(guān)地級市層面的Probit回歸模型:

probit(Overpit)=β0+β1Reit+

∑βjconit+ui+δt+εit

(1)

其中,Overp為被解釋變量,Re為解釋變量,Con(control)表示其他控制變量,t表示不同的時期(一年),i表示不同的煤炭型資源城市,δt表示時間固定效應(yīng),ui表示城市固定效應(yīng),?it表示隨機誤差項。

被解釋變量為過度開采(Overp)。煤炭資源型城市是否過度開采主要受該地煤炭儲量的影響。以年度原煤開采量與已探明煤炭儲量比值作為衡量是否過度開采的依據(jù),如果是則取1,否則取0。過度開采沒有一個統(tǒng)一的標(biāo)準(zhǔn),以所有樣本原煤產(chǎn)量與煤炭儲量比值的平均數(shù)為基準(zhǔn),大于均值的取1,即為過度開采,反之取0。

解釋變量為自然資源稟賦(Re)。自然資源稟賦反映資源富集程度,自然資源越豐富越有可能形成對資源的依賴。邵帥等認(rèn)為,自然資源依賴度反映資源型行業(yè)對經(jīng)濟的影響程度[12]26-44。參考李虹[19]和楊桐彬等[20]的做法,以采掘業(yè)從業(yè)人員數(shù)與城鎮(zhèn)單位就業(yè)人員總?cè)藬?shù)的比值衡量自然資源稟賦。

借鑒已有文獻研究,加入以下控制變量:經(jīng)濟發(fā)展水平(RGDP),政府行為受當(dāng)?shù)亟?jīng)濟發(fā)展水平的影響,以人均GDP取對數(shù)表示;城市規(guī)模(Zrk),城市規(guī)模的大小決定政府財政支出,以年末人口總數(shù)取對數(shù)表示;對外開放程度(Fdi),外資直接投資對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)產(chǎn)生影響,緩解資源型城市對資源的依賴,采用外商直接投資與 GDP 的比值衡量外商直接投資;物質(zhì)資本投入(Capital),固定資產(chǎn)投資直接影響煤炭企業(yè)原煤產(chǎn)量,以全社會固定資產(chǎn)投資額與GDP的比率衡量;財政壓力(FisP),財政壓力大小影響政府決策,用一般公共預(yù)算收支差與一般公共預(yù)算的比值來衡量。具體變量見表2。

表2 變量的定義及其取值情況說明

(三)描述性統(tǒng)計和相關(guān)性分析結(jié)果

表3的描述性統(tǒng)計結(jié)果表明:過度開采用二值變量衡量,過度開采取值為1表示該城市存在過度開采;過度開采取0,則表示該城市不存在過度開采。變量Overp的均值為0.379,即有37.9%的樣本城市存在著過度開采的現(xiàn)象;變量Re的最大值為1.194,最小值為0.001,表明煤炭資源型城市在資源依賴度上存在著較大的差異;變量Corr最大值與最小值相差144倍左右,但是從每個城市來看,該變量的變化程度不是很大。

表3 主要變量的描述性統(tǒng)計

此外,相關(guān)性分析結(jié)果表明,被解釋變量Overp和解釋變量Re的相關(guān)系數(shù)為0.101(1%水平上顯著),煤炭資源型城市過度開采與資源的豐富度之間存在著顯著正相關(guān),相關(guān)統(tǒng)計分析結(jié)果與理論假設(shè)一致?？刂谱兞縍GDP與被解釋變量Re的相關(guān)系數(shù)為0.089(5%水平上顯著),表明城市發(fā)展水平越高,煤炭資源型城市過度開采的可能性就越高。變量Ois與被解釋變量Overp顯著負(fù)相關(guān),表明產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級,特別是第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展能夠有效緩解煤炭資源型城市的過度開采行為。

為了更加直觀地考察不同城市類型和城市規(guī)模是否對過度開采產(chǎn)生影響,計算不同城市類型和城市規(guī)模的過度開采比,以過度開采出現(xiàn)的頻數(shù)除以每種類型城市和城市規(guī)模的數(shù)量度量過度開采比(見表4)。不同類型城市的過度開采情況差異較大,衰退型城市過度開采比最高,其次是再生型城市,過度開采比最小的是成長型城市。這一結(jié)果與國發(fā)〔2013〕45號文件中“分類引導(dǎo)各類城市科學(xué)發(fā)展”的描述一致,即衰退型城市資源趨于枯竭,需要化解因過度開采導(dǎo)致失業(yè)、沉陷區(qū)和廢棄礦坑等問題。在城市規(guī)模的統(tǒng)計中發(fā)現(xiàn), 88.06%的煤炭資源型城市屬于中小城市,中小城市產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)單一,對資源的依賴性更強,過度開采的可能性更大。

三、實證分析

(一)基準(zhǔn)回歸

表5報告了煤炭資源型城市自然資源稟賦對過度開采影響的估計結(jié)果。表5第(1)列沒有添加控制變量,僅考察自然資源稟賦對過度開采的影響?；貧w結(jié)果顯示,自然資源稟賦的回歸系數(shù)在1%的顯著性水平上為正,說明自然資源稟賦對過度開采存在顯著正向作用,即過度開采行為偏向于自然資源稟賦豐裕的區(qū)域,豐裕的自然資源稟賦易導(dǎo)致大面積采煤沉陷后果。經(jīng)測算,自然資源稟賦的平均邊際效應(yīng)為 2.660 1,即自然資源稟賦每增加1%,過度開采的概率增加2.660 1個百分點。即自然資源稟賦越豐富,越可能導(dǎo)致過度開采。

表5 自然資源稟賦對過度開采的Probit回歸

表5第(2)列是在第(1)列基礎(chǔ)上進一步控制了城市特征中的經(jīng)濟發(fā)展水平?；貧w結(jié)果發(fā)現(xiàn),自然資源稟賦對過度開采存在顯著正向作用。經(jīng)測算,自然資源稟賦的平均邊際效應(yīng)為2.113 4,即自然資源稟賦每增加1%,過度開采的概率增加2.113 4個百分點。另外,研究發(fā)現(xiàn),城市發(fā)展水平對過度開采的影響是顯著的,城市發(fā)展水平越高,過度開采的可能性越大。自然資源稟賦抑制地方政府的征稅努力程度[9]1743-1762。城市發(fā)展需要依靠地方政府的稅收收入,資源型城市稅收收入主要來源于資源的開采,城市的發(fā)展水平越高其財政支出規(guī)模越大,亦需要加大開采強度來獲取更多的財政收入。

表5第(3)列是在第(2)列基礎(chǔ)上進一步控制了城市特征中的財政壓力?；貧w結(jié)果表明,自然資源稟賦的回歸系數(shù)依然在1%的顯著性水平上為正。自然資源稟賦的平均邊際效應(yīng)為2.037 8,即自然資源稟賦每增加1%,過度開采的概率增加2.037 8個百分點。財政壓力對過度開采的影響也顯著為正,地方政府的財政壓力通過煤炭企業(yè)稅負(fù)的傳導(dǎo)機制,迫使煤炭企業(yè)過度開采導(dǎo)致產(chǎn)能過剩[21]。同時地方政府財政壓力越大,越有可能要求煤炭企業(yè)提高產(chǎn)能,導(dǎo)致過度開采行為的出現(xiàn)。

表5中第(4)、(5)和(6)列進一步控制了對外開放程度、城市規(guī)模和物質(zhì)資本投入?；貧w結(jié)果顯示,自然資源稟賦對過度開采存在顯著正向作用。自然資源稟賦的平均邊際效應(yīng)分別為1.961 2、1.992 8 和1.933 5,即自然資源稟賦每增加1%,過度開采的概率分別增加1.961 2、1.992 8和1.933 5個百分點。對外開放程度對過度開采產(chǎn)生負(fù)向影響,并在10%水平上顯著,表明提高對外開放程度能夠促進資源型城市產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級,降低其對資源的依賴性。

(二)穩(wěn)健性檢驗

1.替換核心解釋變量

為了進一步檢驗上述結(jié)果的穩(wěn)健性,變換自然資源稟賦的衡量指標(biāo),參考王柏杰[12]的做法,以自然資源稟賦系數(shù)Ef測算煤炭資源型城市的資源優(yōu)勢,即用該地區(qū)的原煤產(chǎn)量與全國原煤總產(chǎn)量的比值除以資源型城市GDP 與全國GDP的比值。公式如下:

(2)

根據(jù)式(1)使用Probit模型對其進行估計,結(jié)果見表6中的第(1)列。將自然資源稟賦的衡量指標(biāo)替換為原煤產(chǎn)量與全國原煤總產(chǎn)量的比值除以資源型城市GDP 與全國GDP的比值后,自然資源稟賦對過度開采的影響仍然顯著為正。自然資源稟賦的平均邊際效應(yīng)為0.019 2,即自然資源稟賦每增加1%,過度開采的概率增加0.019 2個百分點。

表6 自然資源稟賦對過度開采的穩(wěn)健性檢驗估計結(jié)果

從計量方法入手,使用CMP方法以及調(diào)整標(biāo)準(zhǔn)誤的方式進行穩(wěn)健性檢驗。條件混合過程估計方法(Conditional Mixed Process,CMP)擬合了多重方程、多級和條件遞歸混合過程的估計量。CMP方法的估計結(jié)果如表6第(2)列所示,自然資源稟賦對過度開采的邊際效應(yīng)為1.933 5并通過1%的顯著性檢驗,表明自然資源稟賦每增加1%,過度開采的概率增加1.933 5個百分點。兩種穩(wěn)健性檢驗的結(jié)果都表明自然資源稟賦對過度開采存在顯著的正向作用,即過度開采行為偏向于自然資源越豐裕的區(qū)域,更易形成大面積采煤沉陷區(qū),說明基準(zhǔn)模型估計結(jié)果具有較好的穩(wěn)健性。

2.變更估計方法

為更好地檢驗?zāi)Ｐ偷姆€(wěn)健性,借鑒李琦等[22]的做法,將各地原煤開采量與已探明煤炭儲量的比值進行四分位處理,并賦值0、1、2、3,將被解釋變量轉(zhuǎn)換為次序型變量,分別使用Ordered Probit和Ordered Logit對模型進行檢驗。鑒于原被解釋變量為二值模型,使用Logit方法檢驗結(jié)論的穩(wěn)健性。表7中第(1)、(2)列和第(3)列分

表7 變更估計方法的穩(wěn)健性檢驗估計結(jié)果

別匯報Logit方法回歸結(jié)果、Ordered Probit方法回歸結(jié)果和Ordered Logit方法回歸結(jié)果。變更估計方法后的回歸結(jié)果與基準(zhǔn)回歸結(jié)果基本一致,檢驗均驗證基準(zhǔn)回歸的穩(wěn)健性,即高自然資源稟賦引致過度開采。

3.遺漏變量偏誤

借鑒Cinelli等[23]敏感性分析方法,以控制變量中的城市規(guī)模(Zrk)作為潛在遺漏變量的對比變量進行比較。結(jié)果表明,即使在潛在遺漏變量為1～3倍Zrk強度的情況下,Re的估計系數(shù)仍然為負(fù)(見圖5),因此可以確定遺漏變量并不改變基準(zhǔn)回歸中估計系數(shù)的符號。統(tǒng)計顯著性方面,當(dāng)遺漏變量強度為3倍Zrk時,估計系數(shù)的t值仍然小于-1.96,在5%置信度水平上顯著,這表明遺漏變量對基準(zhǔn)回歸結(jié)果影響的可能性不大。

圖5 敏感性分析:Re估計系數(shù)

圖6 敏感性分析:Re估計系數(shù)t值

(三)異質(zhì)性分析

以城市規(guī)模和自然資源稟賦分別進行分組回歸,以探討不同特征城市下自然資源稟賦對過度開采的影響。

根據(jù)2014年城市規(guī)模劃分標(biāo)準(zhǔn),將城區(qū)人口大于或等于1 000萬的劃為超大城市并賦值6;城區(qū)人口為500～<1 000萬的劃為特大城市并賦值5;城區(qū)人口為300～<500萬的劃為Ⅰ型大城市并賦值4;城區(qū)人口為100～<300萬的劃為Ⅱ型大城市并賦值3;城區(qū)人口為50～<100萬的劃為中等城市并賦值為2;城區(qū)人口小于50萬的劃為小城市并賦值為1。以城區(qū)人口規(guī)模對煤炭資源型城市進行劃分,對小城市、中等城市和Ⅱ型大城市進行分組回歸。

表8的異質(zhì)性分析結(jié)果顯示,相比較大型城市,中小城市自然資源稟賦對過度開采的正效應(yīng)更為顯著,說明中小城市對自然資源的依賴度較高,中小城市的地方政府為了維持財政支出,更傾向于加大開采強度獲得財政收入,但過度開采煤炭資源易形成大面積采煤沉陷區(qū)。但是Ⅱ型大城市的自然資源稟賦對過度開采存在負(fù)效應(yīng)。其原因可能是規(guī)模較大城市經(jīng)濟較為發(fā)達(dá),產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)較為合理,城市發(fā)展水平較高,財政壓力可以通過其他方式緩解[24],減輕了對資源的依賴。

表8 城市規(guī)模異質(zhì)性分析結(jié)果

為了檢驗自然資源稟賦對地方政府決策的影響,對44個城市的704個自然資源稟賦進行分組回歸,大于中位數(shù)0.183 01的作為高自然資源稟賦,低于中位數(shù)的作為低自然資源稟賦。表9第(1)列和第(2)列回歸結(jié)果顯示,高自然資源稟賦和低自然資源稟賦對過度開采都顯著為正。其中高自然資源稟賦對過度開采的效應(yīng)低于低自然資源稟賦對過度開采的效應(yīng)?？赡艿脑蚴?自然資源稟賦對政府征稅的努力程度產(chǎn)生抑制作用[9]1743-1762,高自然資源稟賦地區(qū)的地方政府對自然資源的依賴程度高,征稅努力程度降低,同時高自然資源稟賦地區(qū)自然資源可探明儲量大于低自然資源稟賦地區(qū),當(dāng)開采量相當(dāng)?shù)那闆r下,其開采強度明顯低于低自然資源稟賦地區(qū)。

表9 自然資源稟賦異質(zhì)性分析結(jié)果

為更進一步檢驗不同的自然資源稟賦對過度開采的影響,生成一個虛擬變量D1。以國發(fā)〔2013〕45號文件為依據(jù)對煤炭資源型城市進行分類,將成長型和成熟型城市確定為資源豐富型城市并賦值為1,將衰退型和再生型城市確定為資源枯竭型城市并賦值為0。將虛擬變量以及虛擬變量的交互項引入原方程進行回歸,結(jié)果如表9第(3)列和第(4)列所示。自然資源稟賦在1%的顯著性水平下顯著為正,說明自然資源稟賦越高越可能引致過度開采,再次驗證了假設(shè)1。同時在資源枯竭型城市和資源豐富型城市中,自然資源稟賦對過度開采的影響存在差別,資源豐富型城市即成長型和成熟型城市的自然資源稟賦對過度開采的效應(yīng)明顯高于資源枯竭型城市,從另一個層面驗證鄧明的結(jié)論,即資源型城市征稅能力建設(shè)要低于非資源型城市[25]。在財政壓力的影響下,資源型城市的地方政府更傾向加大開采強度來提高稅收收入,進而緩解財政壓力。而資源枯竭型城市受資源儲量降低以及城市發(fā)展戰(zhàn)略調(diào)整的影響,其自然資源稟賦對過度開采的影響明顯低于資源豐富型城市。資源枯竭型城市和資源豐富型城市的異質(zhì)性分析也表明,自然資源稟賦的高低直接影響資源型城市對自然資源的依賴度,進而影響煤炭開采強度。

(四)影響機制檢驗

根據(jù)前文研究假設(shè)部分的影響機制分析,自然資源稟賦對過度開采的影響可能通過地方官員的自利行為和產(chǎn)業(yè)升級的擠出效應(yīng)進行傳導(dǎo)。基于前文關(guān)于中介效應(yīng)的理論分析,根據(jù)自然資源稟賦對過度開采可能存在的影響路徑,參考Baron和Kenny[26]提出的檢驗中介效應(yīng)逐步法,構(gòu)建中介效應(yīng)模型進行檢驗。由于被解釋變量是二元變量,借鑒溫忠麟等[27]和劉紅云等[28]的方法構(gòu)建模型如下:

Overp′it=c0+c1Reit+cjcontrolit+

μi+δt+εit

(3)

mit=a0+a1xit+ajcontrolit+μi+δt+εit

(4)

Overp″it=c′0+c′1Reit+c′2mit+

c′jcontrolit+μi+δt+εit

(5)

其中,yit為被解釋變量,xit為解釋變量,mit代表中介變量,包括腐敗程度(Corr)和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化(Ois)。已有文獻多以檢察機關(guān)立案的職務(wù)犯罪案件數(shù)衡量腐敗程度,其中周黎安等[29]、范子英[30]等從《中國檢察年鑒》獲取各省職務(wù)犯罪數(shù)據(jù),考慮職務(wù)犯罪存在一案多人和市級職務(wù)犯罪案件數(shù)據(jù)不全等因素。以各地級市披露的檢察機關(guān)立案的職務(wù)犯罪人數(shù)與公共管理和社會組織從業(yè)人員數(shù)的比值作為腐敗程度的衡量指標(biāo)[31],借鑒焦勇[32]、干春暉等[33]等的方法,以第三產(chǎn)業(yè)增加值與第二產(chǎn)業(yè)增加值之比表示產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化(Ois)。

表10報告了地方官員自利行為中介效應(yīng)模型估計結(jié)果。從統(tǒng)計結(jié)果來看,第(2)列的解釋變量對中介變量的系數(shù)顯著為正,說明自然資源稟賦越高,地方官員自利行為越嚴(yán)重,職務(wù)犯罪程度越高。第(3)列中的解釋變量與中介變量對被解釋變量的系數(shù)也顯著為正,說明地方官員自利行為在自然資源稟賦與過度開采之間存在部分中介效應(yīng)。第(1)列中自然資源稟賦的系數(shù)對應(yīng)式(4)中的c1,第(2)列自然資源稟賦系數(shù)對應(yīng)式(5)中的a1,第(3)列中的自然資源稟賦系數(shù)和腐敗程度系數(shù)分別對應(yīng)式(6)中的c1和c2。

表10 地方官員權(quán)力尋租中介效應(yīng)模型估計結(jié)果

根據(jù)方杰等[34]的分析,在二分類別變量的中介模型中,ab更接近中介效應(yīng)真值,即腐敗程度對應(yīng)的中介效應(yīng)是1.293 2,自然資源稟賦對過度開采的直接效應(yīng)是19.183 9,中介效應(yīng)占總效應(yīng)的比重是6.74%。其經(jīng)濟含義是,自然資源稟賦每提高1%導(dǎo)致過度開采的概率提高19.183 9個百分點,通過地方官員的自利行為增加1.293 2個百分點,假設(shè)2得到驗證?？赡艿脑蚴?資源型城市由于資源的豐富性,采掘業(yè)和資源加工業(yè)占比過大,導(dǎo)致經(jīng)濟發(fā)展嚴(yán)重依賴自然資源,形成“資源詛咒”效應(yīng),官員利用權(quán)力尋租獲取利益,進而導(dǎo)致腐敗程度的上升,進一步引致對資源的過度開采。

表11報告了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的中介效應(yīng)模型估計結(jié)果。從統(tǒng)計結(jié)果來看,第(2)列的解釋變量對中介變量的系數(shù)為負(fù),說明自然資源稟賦抑制了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級。第(3)列的中介變量對被解釋變量的系數(shù)顯著為負(fù),說明產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級是完全中介效應(yīng)。根據(jù)上文的分析邏輯,自然資源稟賦與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的系數(shù)為-0.020 3,說明自然資源稟賦每提高1%對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級產(chǎn)生負(fù)的0.020 3個百分點影響。同時產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的中介效應(yīng)為0.191 2,即自然資源稟賦每提高1%導(dǎo)致過度開采的概率提高0.191 2個百分點,假設(shè)3得到驗證。可能的原因是,自然資源稟賦對制造業(yè)產(chǎn)生擠出效應(yīng),煤炭資源型城市受制于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)單一、產(chǎn)業(yè)升級較慢和對自然資源的高度依賴,進而引致過度開采,形成大面積采煤沉陷區(qū)。

表11 產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級中介效應(yīng)模型估計結(jié)果

四、結(jié)論與建議

“資源詛咒”是自然資源對經(jīng)濟增長負(fù)向影響的反映,同時自然資源稟賦也通過多種途徑影響自然資源的開采。長期過度開采煤炭資源形成的大面積采煤沉陷區(qū),對當(dāng)?shù)氐纳鷳B(tài)環(huán)境、經(jīng)濟、社會等都產(chǎn)生了嚴(yán)重的負(fù)面影響。以17省的44個煤炭資源型城市2003—2018年的數(shù)據(jù)為樣本,研究自然資源稟賦對煤炭資源型城市過度開采的影響,并進一步對不同城市特點和自然資源特征進行分組回歸以檢驗自然資源稟賦對過度開采的影響。得出如下結(jié)論:第一,自然資源稟賦對過度開采具有顯著的正向作用,即煤炭資源型城市的過度開采行為偏向于自然資源越豐裕的地區(qū),易導(dǎo)致大面積采煤沉陷區(qū)后果。第二,自然資源稟賦對過度開采的關(guān)系受不同城市規(guī)模的影響。相比較大型城市,中小城市自然資源稟賦對過度開采具有正效應(yīng)且更為顯著,但Ⅱ型大城市自然資源稟賦對過度開采具有負(fù)向作用。可能是由于規(guī)模較大城市經(jīng)濟較為發(fā)達(dá),財政壓力可以通過其他方式緩解,從而減輕了其對資源的依賴。在對自然資源稟賦特征分組回歸中,高自然資源稟賦和低自然資源稟賦均對過度開采產(chǎn)生正向影響,資源豐富型城市和資源枯竭型城市同樣表現(xiàn)出自然資源稟賦對過度開采的正向作用。第三,中介效應(yīng)檢驗結(jié)果顯示,地方官員自利行為和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級在自然資源稟賦的開采效應(yīng)中具有中介效應(yīng),自然資源稟賦對地方官員自利行為具有正向影響,而自然資源稟賦對資源型城市產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級具有抑制作用,兩者均導(dǎo)致過度開采效應(yīng)的增大。其中,在地方官員自利行為路徑中,自然資源稟賦每提高1%導(dǎo)致過度開采的概率提高19.183 9個百分點,通過地方官員的自利行為增加1.293 2個百分點;在產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級路徑中,自然資源稟賦每提高1%對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級產(chǎn)生負(fù)的0.020 3個百分點影響,產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的中介效應(yīng)為0.191 2,即自然資源稟賦每提高1%導(dǎo)致過度開采的概率提高0.191 2個百分點。

由此提出如下建議:第一,厘清自然資源管理模式,改分層管理為垂直管理,降低因利益分割導(dǎo)致的過度開采;繼續(xù)推進資源稅改革力度,擴大資源稅征收對象,將資源開采環(huán)節(jié)所產(chǎn)生的污染納入征稅范疇,實行“政府+市場”合軌的資源價格定價機制,利用稅收調(diào)控經(jīng)濟行為[35]。第二,資源型城市繼續(xù)推進對外開放力度和引導(dǎo)高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展,促進產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整,逐漸降低對資源的依賴性;同時資源型城市應(yīng)加強對地方官員的監(jiān)督,杜絕官員腐敗,改變資源型城市地方官員的激勵措施,防止地方官員“不作為”現(xiàn)象的發(fā)生。第三,企業(yè)層面要本著誰開發(fā)誰負(fù)責(zé)的態(tài)度,合理開發(fā)資源,降低對環(huán)境的破壞,提高生態(tài)補償金的征繳,切實維護失地居民的合法權(quán)益。

注釋:

①《國家發(fā)展改革委辦公廳關(guān)于首批重點采煤沉陷區(qū)綜合治理工程實施方案的復(fù)函》(發(fā)改辦振興〔2017〕1336號)文件和《國家發(fā)展改革委辦公廳關(guān)于第二批重點采煤沉陷區(qū)綜合治理工程實施方案的復(fù)函》(發(fā)改辦振興〔2018〕750號。