腐敗規制與資源詛咒：一個理論分析框架及實證檢驗*

西南民族大學經濟學院 姜澤林

腐敗規制與資源詛咒：一個理論分析框架及實證檢驗*

西南民族大學經濟學院 姜澤林

本文將腐敗與腐敗規制行為考慮到新古典增長模型中，分析了腐敗如何強化資源詛咒效應，隨之運用我國省際面板數據，利用靜態面板、動態面板以及面板分位數回歸估計方法，對理論命題進行了實證檢驗。研究表明：“資源詛咒”命題在省際層面上是成立的，進行腐敗規制是破解“資源詛咒”的有效途徑，特別是在“資源詛咒”現象比較嚴重的地區施加腐敗規制，利好效果更加明顯。

自然資源 腐敗規制 經濟增長 分位數回歸

一、引言

20世紀中葉以來，越來越多的發展實例表明，豐裕的自然資源并不一定帶來穩定、快速的增長，相反會致使一些國家與地區陷入“資源的詛咒”的泥淖。近年來許多學者從貿易條件（Singer（1998））、荷蘭病效應（Sachs and Warner,A.M.（1995））、制度的弱化（Martin and Subramanian（2003）、Mehlum，Moene and Torvik（2006））、人力資本（Gylffason（1999））等角度出發深入地分析了這些問題，這些研究各有側重點，較好地分解析了“資源的詛咒”問題，但是本文認為，從制度層面予以解析是對“資源的詛咒”問題最切膚的探照，因為在特定的資源產權的安排下，自然資源會誘發貪污腐敗的尋租行為，弱化了一國或一地區的制度質量，這種制度的弱化是“資源詛咒”的根源所在。按照這個邏輯，腐敗行為就對制度產生削弱作用，進而對經濟增長產生影響導致了“資源詛咒”的達成，腐敗行為也就是資源的詛咒的傳導機制中的原始因素。從腐敗角度探究“資源詛咒”（“資源福音”）的文獻中，LeiteandWeidmann（1999）認為，腐敗程度與自然資源豐裕程度之間存在著明顯的依賴關系。Gylfason（2001），Torvik（2002）認為，豐富的礦產資源會導致尋租和腐敗，對礦產豐富地區的居民的福利有削弱作用，抑制腐敗行為是提升福利、促進資源型地區經濟良性運轉的必要措施。Sonin（2003）認為，對政府管理人員的賄賂等會產生資源的排他性占有行為，因為資源收入被個人所占有，并沒有形成國家財富。國外這些研究為本文探索適宜的制度來促進我國的資源開發與經濟增長提供了有益的思路，反觀國內相關研究資料，綜合考察自然資源與制度變量及其經濟增長之間相關關系的文獻尚不多，從腐敗角度探究“資源詛咒“機理的文獻更是少見。邵帥、齊中英（2008）認為，腐敗是“資源詛咒”的間接傳導機制，但不是其理論模型和實證研究的瞄準點，宋瑛、陳紀平（2014）認為，質優的自然資源稟賦會通過降低市場制度效率、扭曲經濟正常結構和提升市場信息成本三個渠道降低經濟系統的投入-產出效率，最終影響長期經濟發展水平，政府需要加強構建制度體系予以應對，但是文章沒有對資源尋租、腐敗的治理做出詳細分析。有鑒于此，本文構建一個包納自然資源存量的新古典增長模型，并在模型里引入關于腐敗與腐敗規制行為的因素，試圖闡釋腐敗規制與“資源詛咒”（或“資源福音”）之間的傳導機制。由此在理論的基礎上，論文實證分析了自然資源、腐敗規制與經濟增長的關系，完善了理論結論，并從腐敗規制、人力資本培育等角度出發，提出了促進我國經濟可持續發展的政策建議。

二、理論模型

（一）基本框架本文構建了一個包納腐敗行為的新古典增長模型。假設一個開放的經濟系統由家庭和企業組成，（為了分析的需要本文將政府主體并入到家庭之中）家庭主要由兩種類型的成員組成：政府職員和企業職員，政府職員在總人口中所占的比例為θ，t表示時間，總人口L（t）按照馬爾薩斯指數形式增加，L（t）=ent，n是自然人口增長率，Lg（t）=θent是政府部門職員人數。

經濟體中的企業主要從事能源的開發利用，企業進行自然資源的開發投資需要政府的許可，而這種許可的必要條件為企業向政府的職員進行一定程度的賄賂（因此企業進行自然資源的開發投資就需要一定的額外投資成本），政府的職員接受賄賂的概率為λ，即腐敗的程度為λ，假設腐敗程度與自然資源豐裕度O有關，λ=λ（O）。政府職員接受賄賂被偵查的概率為表明了腐敗的規制力度，這個概率與腐敗的程度和社會的技術水平相關，一般而言與這腐敗的程度和社會的技術水平呈正相關關系，即=（λ，A），，/?λ>0，其中A衡量了社會的技術水平況狀，本文設定p為政府職員接受賄賂而不被發現的概率，那么有：p=1-，對被發現存在腐敗行為的政府的職員，相應法律機關、組織會對其進行懲罰，假設以貨幣形式依存的罰金為s。

（二）家庭家庭主要由政府職員和企業職員構成，企業職員的收入主要來自于工資和利息，工資為w，利率為r，政府職員的收入除了工資和利息外，還有來自某些企業職員的賄賂，同時家庭是企業生產的產品的消費者，消費者通過消費企業生產的產品獲得效用，設家庭的總效用為U（t），U（t）可以表示為：

總投資I和總的資本存量K之間的關系為：I=K˙+δK，δ是資本折舊率，K˙反應了資本從t-1到t期的變化量，這里用人均的形式表達人均資本和人均投資量的關系：K˙=i-δk，k表示人均資本，i是人均投資量，則家庭要最大化其效用必須面臨如下的預算約束：

在（2）中m表示的是代表性消費者的資產，w為工資率，r為利率。注意，此處本文放松了假設，認為政府職員和家庭職員的消費不存在異質性，若消費總量為C（t），則人均消費量為c（t），c（t）=C（t）/L（t），并且假定各個職員的工資率、利率相同。此外（3）成立需要一定的前提條件，依據（1）、（2）可推導其橫截性條件為：

最大化家庭的總效用U（C），必須受到（2）、（3）的制約，通過以上分析可知，可以得到如下的漢密爾頓方程：

在（4）式中，v是資本的影子價值，根據（4）可以得到如下幾式：

為了方便分析，本文假設行賄被偵查發現的概率與腐敗程度呈線性關系因此才有（7）式的表達形式，λ^表示穩態下的腐敗程度。當然還可以得出均衡狀態下消費的增長路徑，即由于r為投資利率，本文投資成本是由企業的賄賂行為誘致的，即因此，消費增長路徑與腐敗行為存在緊密的聯系。

（三）企業在不考慮腐敗行為的情況下，代表性資源型企業運用資本、勞動與自然資源從事生產，生產函數采用科布道格拉斯函數形式，具體為：

在（8）中α、β、γ表示三種生產要素的產出彈性，且有α+β+γ=1，表示生產函數是規模報酬不變的。企業進行生產需要投資，設Z為企業的投資與額外的投資成本，企業的投資為I，額外投資成本主要由企業向政府職員行賄所產生，占投資的比例為λ，因此它等同于政府職員接受賄賂的概率λ，那么Z可以表示為：Z=I（1+λ），隨之企業的凈利潤流∏可以表示如下：

設企業的初始資本為K（O），因為企業主要從事資源開發投資，因此可設定I是O的函數，I=I（O），同時企業面臨著如下的資本要素的制約：K˙=I-δk。用表示0到t時間的平均利率那么企業要最大化其利潤時可產生如下的漢密爾頓方程：

需要說明的是（11）式中f（k，o）表示人均產出，f（k，o）=kαOγ，fk（k，o）表示的是用人均產出函數f（k，o）對k求偏導數，fo（k，o）表示用f（k，o）對o求偏導數，（13）是通過求微分方程得到，式中C'為常數（為了與消費區別開，常數符號加了上標），其中M（O）=（q+1）I'（O）+γFo（k，L，O），結合（7）、（12）式以及資本制約公式：k˙=i-δk，可以推導出人均資本的變化量k˙的表達式：

從生產函數（8）來看在不考慮腐敗及腐敗規制的影響時豐裕的自然資源的人均形式o對經濟增長具有正向作用，但是在實際生產生活中，利用自然資源進行尋租的現象依然存在，對尋租腐敗進行規制的現象亦存在，因此從腐敗和腐敗規制的視角思考“資源詛咒”問題便具有理論和實踐基礎，在本文的理論模型的最后，即（16）表明q對經濟增長起著制約的作用，而q是o的函數，即q=q（o），使得存在腐敗行為及腐敗規制條件下，自然資源人均形式o對經濟增長的是正向作用還是負向作用，取決于腐敗的程度以及腐敗與自然資源之間的函數關系（從（16）可知），另外從上述模型可推知腐敗規制（1，A）對經濟增長有促進作用。

（四）計量方程的設立在上述理論模型中（16）式清晰地給出了自然資源、腐敗規制與經濟增長之間的關系，另外充分考慮到Iny的推導過程，本文仍將人均資本存量的自然對數納入到計量方程中，并且為了考慮解釋變量與被解釋變量增長率的變動關系，本文對其他解釋變量也取自然對數，參與到實證分析，從而將計量方程設計為如下形式：

在該計量方程中，各符號的含義如下：下標i表示地區，t表示年份，y表示人均產出，nr表示自然資源豐裕度，k表示人均資本，本文需要著重分析其他變量一定的情況下，自然資源豐裕度以及腐敗規制對人均GDP的影響效果。a1、a2、a3表示解釋變量對應的系數，c是常數，u表示的是其他一些控制變量，ε表示隨機誤差項。對于模型中的變量，下文將作進一步的闡述。

三、研究設計

（一）樣本選擇與數據來源本文選取我國大陸30個省、市、自治區樣本作為研究對象，為了統計的方便，本文將重慶、四川合并為一個地區進行研究，以2005－2012年為樣本區間，文章中的各種數據來源于《中國統計年鑒》、《新中國60年統計資料匯編》、《中國能源統計年鑒》、《中國工業經濟統計年鑒》、《中國煤炭工業統計年鑒》、《中國石油天然氣工業年鑒》、《中國檢察年鑒》中各省級檢察院院長每年向各省人大提交的報告內容,中國及地方政府統計局網站。

（二）變量定義

（1）自然資源豐裕度（nr）。自然資源豐裕度測量方法表較多，考慮到數據的科學性和可得性，本文選用的衡量方法與Sachs and Warner（1999）、James and Aadland（2011）等的類似，采用能源工業產值（能源工業中的主要行業：煤炭、石油、天然氣的產值）占工業總產值來度量自然資源豐裕度，單位為%。

（2）人均產出y，人均資本存量k的選取。產出y用歷年人均國內生產總值來表示，單位為元。資本存量用永續存盤法計算，部分借鑒張軍、單豪杰算法（2010年之前），2010-2012年的資本存量用指數平滑法補齊，人均資本存量k單位為元。

（3）腐敗規制（cco）。Fisman and Gatti（2002）、Glaeser and Saks（2006）等將被判腐敗罪的公務員數量占全州公務員數或全州總人口的比例作為衡量美國各州腐敗規制水平的指標。范子英（2013）、聶輝華等（2014）等也都使用各地腐敗立案數表示腐敗程度，腐敗行為存在發現和被發現的類別，本文認為發現并偵查腐敗行為正是對腐敗進行規制的體現，于是便運用各個地方法律機關對貪污腐敗案件的立案偵查人數（單位為個）表示腐敗規制程度，由于一些數據資料將貪污腐敗案件和瀆職侵權案件歸并一起，此處就用二者之和來表示腐敗的規制程度。

（4）其他控制變量。在此本文選取各地區每萬人專利授權數作為創新程度的衡量指標（單位為：每萬人/個），其值越高則表明創新程度越高，反之亦然，由于該指標是比例關系因此無需用價格平價平減處理。

四、實證分析

（一）描述性統計以全國30個省市自治區為研究對象（為了統計的方便和結論的準確性，按照習慣本文將四川省和重慶市納入到一個地區），以2005-2012數據為樣本的整體區間，各個變量在取自然對數后的描述性統計如表1所示。

表1　相關變量的描述性統計

（二）面板的單位根檢驗為了避免回歸為問題，在進行實證研究前，本文首先對被解釋變量Iny和主要的解釋變量Innr、Incco還有其他變量進行了單位根檢驗，采用的是Harris and Tzavalis（1999）年提出的HT檢驗方法。檢驗結果如表2所示。從結果可以看到，Innr、Inrd、Incco是平穩的，但是Iny、Ink非0階單整，Innr、Inrd、Incco和Ink、Iny這些變量均一階單整，因而可以繼續后續的計量實證分析。

表2　各個變量的單位根檢驗

（三）協整檢驗由于面板數據的一階差分都是平穩的，取對數后的相關變量部分并不平穩，本文所作回歸分析的變量并不是他們的一節差分，因此需要判別Innr、Inrd、Incco、Ink和Iny之間的協整關系。此處主要采用由Pedroni（2003）提出的面板數據協整檢驗方法，該檢驗的零假設H0:變量間不存在協整關系。由表3可知大部分的統計量在10%的顯著水平內顯著，表明可以拒絕假設H0：變量間不存在協整關系。此外，KAO檢驗情形下,t-statistic值為-3.8699，p值為0.0001,從而拒絕了不存在協整關系的假設，因此認為這些變量之間存在穩定的協整關系，可以進行后續的計量回歸分析。

表3　變量的協整檢驗

（四）全國樣本的固定效應、兩步系統GMM估計分析

首次對全部樣本數據進行豪斯曼檢驗，豪斯曼檢驗的統計量值為206.00，p值為0，因此認為固定效應優于隨機效應，針對混合回歸和固定效應的優劣比較，運用LSDY（虛擬變量最小二乘法）檢驗發現30個省市自治區（已將重慶并入四川）中僅有2個個體的虛擬變量不顯著（10%的顯著水平內），因此本文采用了固定效應模型。另外文章還進一步采用系統GMM方法來估計模型，以避免解釋變量包含被解釋變量所隱含的內生性問題。以全國30個省市為樣本，得到的計量結果見如下的表4。表4得出Innr的系數為負值，在列（1）、列（2）及（3）中均顯著，由此表明自然資源與經濟增長之間存在負的相關關系，因此以全國整體而言，國家可能存在著資源的詛咒現象，徐康寧（2006）認為我國已經陷入到“資源的詛咒”的陷阱之中，本文得出的實證結論基本與之相似；在列（1）、列（2）及（3）中Incco系數均為正數，且顯著，這寓意著對政府人員的貪污腐敗行為進行規制和治理能促進地區經濟發展，另外需要說明的是考慮到當前經濟影響和各種沖擊主要影響即期之后政府人員的貪腐行為（在理論模型當中也假設腐敗被發現的概率與經濟社會狀態有關），為此本文把Incco的滯后項納入到計量模型中去，作為先決變量，由上表可知Incco的滯后一期的系數為負值，原因可能是在當前沖擊的影響下，政府職員的反腐敗規制的行為等增加了腐敗規制的成本，從而不利于地區經濟增長。為了著重說明腐敗規制對自然資源與經濟增長關系的影響，在表4中將Innr與Incco的交叉項Incconr引入到計量模型中，列（2）及（3）顯示Incconr系數為正，并且在10%的顯著水平下顯著，由此可推知，腐敗規制與自然資源的交互作用對經濟增長具有正向的作用，由此可說明，腐敗規制是遏制自然資源和經濟增長之間負相關關系的關鍵因素，健全的腐敗規制措施是削弱資源詛咒效應的有力“殺手锏”，具體地，可以列（2）與列（3）為分析基準進行數理解釋，在列（2）中Incconr的系數為0.0672，Innr的系數為-0.0521，0.0672大于-0.0521的絕對值，因此在本計量模型下Incconr的交互作用可以抵消自然資源對經濟增長的負面影響。除此之外，表4還反應了其他的變量如Inrd、Ink等對人均GDP的影響，Inrd與Ink的系數基本上為正數，符合了本文的理論預期。

表4　全國樣本的固定效應、兩步系統GMM估計結果

（五）全國樣本的分位數回歸估計分析以上回歸分析實質上是均值回歸，為了刻畫核心解釋變量在整個條件分布的影響，本文在10%、30%、50%、70%、90%的分位數下做回歸分析，以觀察自然資源豐裕度、腐敗規制等變量從10%-90%范圍內的變化趨勢，特別是可以觀察經濟較落后的地區資源與經濟發展水平之間的關系，計量回歸結果見表5。從表5可以看到，Innr的系數都為負值，因此可以斷定自然資源對我國經濟發展存在制約因素，即存在“資源詛咒“現象，并且在0%-90%的分位數水平下Innr的系數并不是隨著分位數的增加而增加或減少，而是起伏不一定，具體可見表5，在表中Innr的系數從10%到30%的分位數內是減少的，從30%到50%的分位數內是增加的，從50%到70%的分位數內Innr的系數再一次增加，從70%到90%的分位數內系數再一次減少，結果表明自然資源對經濟發展的作用在不同的區域表現出了一定程度的異質性，這是因為自然資源對經濟發展水平的作用并不是直接的，可能會受到其他的中間因素的影響，腐敗規制就是其中一種中間渠道。從表5可以觀察到Incco的系數從10%到30%的分位數內是增加的，從30%到50%的分位數內是減少的，從50%到70%的分位數內Innr的系數再一次減少，從70%到90%的分位數內系數再增加。Innr的系數與Incco的系數的變化呈現出相反的趨勢，因此可以斷定腐敗規制可以削弱自然資源對經濟發展水平負面影響，特別是在“資源詛咒”現象比較嚴重的地區施加腐敗規制，所產生的削弱資源詛咒效應的功效較為明顯，另外根據Incconr的系數，同樣也能推斷出這樣的作用機理。為了更直觀地觀察各個變量的系數的變化情況，本文作出了各個變量的分位數回歸系數變化的動態圖，見圖1。從圖1可以看到從0-100%的分位數內，Innr的系數均為負值，由此再一次印證了“資源詛咒“命題，支持了徐康寧（2006）認為“資源詛咒”在省際層面上成立的觀點。從圖1還可以觀察到分位數的左端點附近，Innr系數的絕對值比較大，可推知在經濟較落后的地區“資源詛咒”現象更為明顯。同樣對Incco的系數和Incconr的系數進行觀察易知它們在分位數的兩個端點附近數值較大，因此可判斷在經濟較為落后和較為發達的地區腐敗規制對經濟發展的作用均比較明顯。

表5　分位數回歸估計結果

（二）建議基于本文的研究結論，本文提出如下一些政策建議：（1）自然資源本身沒有錯，但是豐裕的自然資源與低質量、低效率的腐敗規制搭配在一起，會拉低經濟增長的速度、降低經濟績效甚至會導致區域經濟停滯或嚴重衰退。因此，有必要加強對自然資源相關行業的管理，健全其運行制度，落實監督、管理、審核等工作，通過法律法規來截斷腐敗尋租的源頭。（2）我國的一些資源性城市產業單一，對資源的依賴性嚴重，沒有厘清資源、產業與經濟發展之間的關系，沒有利用好資源優勢夯實其產業基礎、提升其經濟質量，反而在資源詛咒的泥淖中越陷越深。為了解決這一問題，地方政府和企業必須轉變發展觀念，政府要限制資源企業行業的壟斷行為，同時要從科技創新和制度創新的角度入手扶持資源型產業、產業進行結構升級；企業應加強管理體制建設，增強技術吸收和轉化的能力提高資源利用效率。（3）資本、技術要素對經濟發展的影響重大，對資源行業而言，落后的技術和低質量的人力資本是其發展的“掣肘點”，為此應為能源行業存蓄更多更優質的人力資本，促進自然資源合理有效的利用與開發，減少自然資源開發過程中的資源漏損，避免環境污染問題。

圖1　分位數回歸系數的變化圖

五、結論與建議

（一）結論通過對我國省際層面的實證研究，從腐敗規制的角度出發，本文采用了固定效應模型、系統GMM方法以及面板分位數回歸分析方法檢驗了“資源詛咒”這一命題,并進一步探討了自然資源影響經濟增長的作用機制，從中得出一些較重要的結論：“資源詛咒”命題在省際層面上是成立的，經濟較落后的地區“資源詛咒”現象更為明顯，鑒于腐敗規制與自然資源的交互作用對經濟增長具有正向的作用，本文認為進行腐敗規制是破解“資源詛咒”的有效途徑，特別是在“資源詛咒”現象比較嚴重的地區施加腐敗規制，利好效果更加明顯。

*本文系西南民族大學研究生創新型科研項目（項目編號：CX2016SZ098），國家社科基金項目“本地市場、溢出效應與中國區域協調發展戰略升級研究”（項目編號：15BJL101）的階段性研究成果。

［1］邵帥、楊莉莉：《自然資源開發、內生技術進步與區域經濟增長》，《經濟研究》2011年第2期。

［2］宋瑛、陳紀平：《政府主導、市場分割與資源詛咒》，《中國人口、資源與環境》2014年第9期。

［3］Hans Singer.The IMF,the World Bank and Commodity Prices:A Caseof Shifting Sands？WorldDevelopment,1998.

［4］Sachs,J.D.,Warner,A.M.NaturalResource Abundance and Economic Growth.National Bureau of Economic ResearchWorking Paper,No.5398,1995.

［5］Mehlum,H.,Moene,K.,Torvik,R.Institutions and the ResourceCurse.Economic Journal,2006.

［6］Gylfason,T.NaturalResources,Education,and Economic Development.Eur.Econ.Rev.,2001.

［7］Torvik，R.NaturalResources，RentSeekingand Welfare.Journal of Development Economics,2002．

［8］James,A.,Aadland,D.TheCurseofNatural Resources:an Empirical Investigation of US Counties.Resource andEnergy Economics,2011.

［9］Fisman,R.,andR.Gatti.Decentralizationand Corruption:EvidencefromUS Federal Transfer Programs.2012.

（編輯 彭文喜）