資源依賴：增長(zhǎng)詛咒還是貧困陷阱？

胡堯 嚴(yán)太華

摘要?“資源詛咒”假說為資源與經(jīng)濟(jì)關(guān)系的探討提供了新的視角，但關(guān)于其存在性的爭(zhēng)論從未停歇，國(guó)內(nèi)也少有“資源詛咒”在社會(huì)福利領(lǐng)域的探討，而實(shí)證中資源依賴指標(biāo)的內(nèi)生性和研究時(shí)段隨意性問題也受到了質(zhì)疑。本研究利用2003—2015年地級(jí)市面板數(shù)據(jù)，借助準(zhǔn)實(shí)驗(yàn)?zāi)Ｐ捅苊鈨?nèi)生性，依據(jù)資源市場(chǎng)價(jià)格將研究時(shí)段分為繁榮期、波動(dòng)期和蕭條期，從增長(zhǎng)與福利兩個(gè)層面同時(shí)檢驗(yàn)了資源詛咒的存在性問題，實(shí)證發(fā)現(xiàn)：①資源依賴沒有顯著帶來地區(qū)長(zhǎng)期經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的差異，傳統(tǒng)增長(zhǎng)式詛咒并不存在，短期內(nèi)資源型經(jīng)濟(jì)存在較大波動(dòng)性;②資源依賴顯著惡化了貧困、收入不平等等福利水平，存在資源福利陷阱，時(shí)間趨勢(shì)上資源型地區(qū)與非資源型地區(qū)的福利水平差異正在逐步縮小。通過理論分析發(fā)現(xiàn)，資源依賴可能通過以下四個(gè)途徑惡化貧困：資源工業(yè)自身對(duì)勞動(dòng)力吸納不足、資源工業(yè)繁榮帶來產(chǎn)業(yè)飛地經(jīng)濟(jì)阻礙了多元化發(fā)展、遺留計(jì)劃體制下的城鎮(zhèn)偏向政策與市場(chǎng)發(fā)育不足以及資源工業(yè)的生態(tài)破壞性對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的負(fù)面影響。進(jìn)一步利用全互交模型實(shí)證發(fā)現(xiàn)，資源依賴的確對(duì)增長(zhǎng)減貧彈性產(chǎn)生了負(fù)面影響，抑制了增長(zhǎng)對(duì)農(nóng)村貧困群體的涓滴效應(yīng)。這意味著，在注重地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的同時(shí)，政府更需要關(guān)注資源紅利式增長(zhǎng)在城鄉(xiāng)收入分配公平以及農(nóng)村減貧效應(yīng)等方面的弱質(zhì)性表現(xiàn)，通過合理有效地利用資源租金，加大農(nóng)村地區(qū)的醫(yī)療、教育、交通等基礎(chǔ)公共品投資，以及增加涉農(nóng)領(lǐng)域的財(cái)政轉(zhuǎn)移，來彌補(bǔ)資源依賴對(duì)增長(zhǎng)“包容性”的不利影響。

關(guān)鍵詞?資源詛咒;資源依賴;貧困;收入不平等

中圖分類號(hào)?F205???文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼?A???文章編號(hào)?1002-2104（2019）04-0137-10???DOI：10.12062/cpre.20181020

“資源詛咒”理論假說認(rèn)為豐富的資源會(huì)使經(jīng)濟(jì)體產(chǎn)生對(duì)資源產(chǎn)業(yè)的依賴，通過擠出有利于長(zhǎng)期增長(zhǎng)的經(jīng)濟(jì)因素、惡化制度等傳導(dǎo)機(jī)制，對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展產(chǎn)生負(fù)面影響，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)緩慢是“資源詛咒”的重要表現(xiàn)，也是存在性實(shí)證研究的主要因變量。現(xiàn)實(shí)中，資源型地區(qū)除了面臨著長(zhǎng)期增長(zhǎng)乏力、資源枯竭、環(huán)境破壞等一系列可持續(xù)發(fā)展問題，貧困、失業(yè)率高等社會(huì)民生問題也尤其突出。中國(guó)有262個(gè)資源型城市，其中1/4的資源趨于枯竭，人口只占全國(guó)的4%，但其棚戶區(qū)占全國(guó)1/4，低保人數(shù)占全國(guó)1/10。當(dāng)前中國(guó)政府正日益強(qiáng)調(diào)發(fā)展的社會(huì)公平性和普惠性，著力推動(dòng)經(jīng)濟(jì)的包容性增長(zhǎng)，實(shí)現(xiàn)可持續(xù)發(fā)展，這對(duì)資源型地區(qū)尤為重要。因此，研究資源依賴與社會(huì)福利的關(guān)系具有重要的理論和實(shí)踐意義。

1?文獻(xiàn)綜述

豐富的自然資源作為潛在社會(huì)資本，是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的重要促進(jìn)因素，長(zhǎng)期以來被視為“天賜福音”。但Auty[1]在對(duì)資源出口國(guó)的案例分析中發(fā)現(xiàn)，那些資源豐裕國(guó)家的經(jīng)濟(jì)表現(xiàn)反而不如那些資源貧瘠的國(guó)家，并首次將這種自然資源對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的負(fù)效應(yīng)稱為“資源詛咒”。Sachs等[2]率先驗(yàn)證了國(guó)家層面“資源詛咒”的存在，并開創(chuàng)了該領(lǐng)域?qū)嵶C研究的經(jīng)典范式SW模型，該命題隨即得到了國(guó)內(nèi)外學(xué)者的廣泛關(guān)注和研究。

為什么有些資源豐裕的國(guó)家發(fā)展會(huì)失敗？“資源詛咒”假說主要存在三種解釋：①中介擠出效應(yīng)[3]。豐裕資源對(duì)有利于長(zhǎng)期經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的活動(dòng)存在擠出效應(yīng)，資源部門的繁榮輕易為地方帶來了巨大財(cái)富，由此減弱了當(dāng)?shù)貙?duì)人力資本投入、科學(xué)技術(shù)創(chuàng)新、制造業(yè)發(fā)展等的需要，從而阻礙了長(zhǎng)期經(jīng)濟(jì)發(fā)展。②制度惡化效應(yīng)。豐裕資源容易引發(fā)產(chǎn)權(quán)等相關(guān)制度安排的不合理，滋生政府尋租和腐敗，惡化了有利于市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)的制度建設(shè)，意外資源收入也是引起國(guó)內(nèi)利益相關(guān)者之間的沖突的主要原因[4]，甚至引發(fā)動(dòng)亂和戰(zhàn)爭(zhēng)。③價(jià)格波動(dòng)效應(yīng)。國(guó)際資源價(jià)格波動(dòng)頻繁，而國(guó)內(nèi)資源的供給彈性較低，帶來了資源收入不穩(wěn)定，價(jià)格高漲時(shí)政府難以抑制投資熱情和財(cái)政支出，價(jià)格疲軟則不易削減開支、加劇債務(wù)風(fēng)險(xiǎn)，這種資源收益波動(dòng)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)產(chǎn)生的負(fù)效應(yīng)覆蓋了資源收益本身對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的正效應(yīng)[5]。

目前學(xué)術(shù)界對(duì)于資源究竟是福音還是詛咒的分歧仍然較大。大量文獻(xiàn)發(fā)現(xiàn)“資源詛咒”在跨國(guó)層面[6-7]和國(guó)內(nèi)層面[8-9]是普遍存在的。而另一些學(xué)者的研究則表明“資源詛咒”現(xiàn)象并不存在[10-11]。也有學(xué)者關(guān)注資源與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的非線性關(guān)系[12]，邵帥等[13]驗(yàn)證了兩者倒U型關(guān)系存在，另一些文獻(xiàn)則利用門檻模型驗(yàn)證了“資源詛咒”在人力資本、制度質(zhì)量、技術(shù)創(chuàng)新、社會(huì)資本等方面的條件存在性[14-15]。

“資源詛咒”假說的經(jīng)驗(yàn)研究也受到以下兩個(gè)方面的質(zhì)疑：①解釋變量指標(biāo)合理性與內(nèi)生性問題，嚴(yán)格外生的資源豐裕理應(yīng)使用資源儲(chǔ)量的總量或人均指標(biāo)，但該指標(biāo)長(zhǎng)期趨于穩(wěn)定，也并沒明顯證據(jù)表明埋在地下的資源本身對(duì)經(jīng)濟(jì)存在破環(huán)作用[16]，而與資源產(chǎn)量有關(guān)的指標(biāo)，比如資源出口規(guī)模占比或資源產(chǎn)業(yè)規(guī)模占比等指標(biāo)是被運(yùn)用最多的，但衡量的卻是經(jīng)濟(jì)體對(duì)資源（產(chǎn)業(yè)）的依賴程度[17]，且一定程度內(nèi)生于經(jīng)濟(jì)發(fā)展、技術(shù)水平與制度因素，大量文獻(xiàn)仍將依賴指標(biāo)當(dāng)作外生處理將致使回歸模型結(jié)論不可靠。②樣本、時(shí)段的選擇性偏誤問題，不同文獻(xiàn)在對(duì)樣本的選擇中存在有意選擇有利于結(jié)論的樣本和時(shí)間段的嫌疑，比如SW的經(jīng)典研究中，僅納入了97個(gè)發(fā)展中國(guó)家，人為排除了諸多資源豐富且發(fā)達(dá)的國(guó)家，樣本時(shí)間段也僅僅是1971—1989的20多年短時(shí)間，這時(shí)期同時(shí)也是東亞國(guó)家外向工業(yè)化政策發(fā)揮高效作用的時(shí)段，而在1820—1950的130年間，資源豐富的拉美各國(guó)增長(zhǎng)率都普遍比東亞各國(guó)高[18]。

另一些學(xué)者發(fā)現(xiàn)資源依賴對(duì)社會(huì)福利也存在負(fù)面影響。Ross[19]發(fā)現(xiàn)資源依賴與收入不平等顯著正相關(guān)，能源、金屬等點(diǎn)資源的開采出口傾向于損害窮人的利益，擴(kuò)大貧富差距，包括區(qū)域間的橫向不平等和區(qū)域內(nèi)部的階層不平等。Perdue& Pavela[20]對(duì)美國(guó)西維吉尼亞州55個(gè)縣的研究發(fā)現(xiàn)，非產(chǎn)煤區(qū)的貧困程度和失業(yè)率要顯著低于產(chǎn)煤區(qū)。

綜上所述，資源依賴究竟是增長(zhǎng)詛咒還是“福音”，學(xué)術(shù)界觀點(diǎn)尚未達(dá)成一致。同時(shí)，在資源型城市產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí)和精準(zhǔn)扶貧的大背景下，國(guó)內(nèi)資源依賴與社會(huì)福利之間的關(guān)系更值得深入研究。本研究的主要貢獻(xiàn)在于以下三點(diǎn)：①嘗試將經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和社會(huì)福利同時(shí)納入“資源詛咒”存在性命題的研究框架中，從經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)數(shù)量和社會(huì)福利效果兩方面探討資源依賴對(duì)地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響;②使用準(zhǔn)實(shí)驗(yàn)方法研究了資源依賴對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和社會(huì)福利的影響，避免了關(guān)鍵解釋變量資源依賴的內(nèi)生性問題;③來自2003—2015年中國(guó)地級(jí)市面板數(shù)據(jù)的證據(jù)表明，資源依賴不會(huì)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率有顯著影響，但會(huì)顯著降低社會(huì)福利水平，并且對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的益貧效應(yīng)有顯著抑制作用。

2?來自經(jīng)驗(yàn)數(shù)據(jù)的統(tǒng)計(jì)觀察

以2005年283個(gè)地級(jí)建制市名單（不包含直轄市以及港、澳、臺(tái)地區(qū)）為研究對(duì)象，剔除了缺少農(nóng)村數(shù)據(jù)的深圳市、2011升為地級(jí)市的畢節(jié)市以及2011年撤市的巢湖市，最終共280個(gè)地級(jí)市。以2003—2015年采掘業(yè)單位就業(yè)人口占城鎮(zhèn)單位就業(yè)總?cè)丝谄骄禐闄M坐標(biāo)，作為資源依賴度的代理變量，以人均實(shí)際GDP的對(duì)數(shù)增長(zhǎng)率平均值為縱坐標(biāo)，作為經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的代理變量，作擬合散點(diǎn)圖如圖1所示。

以線性關(guān)系來看，資源依賴對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)存在負(fù)效應(yīng)，而以二次關(guān)系來看，資源依賴對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響滿足倒U型，但由于解釋變量的指標(biāo)存在數(shù)據(jù)截?cái)啵诘筓型曲線的上升階段，資源依賴對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的正效應(yīng)并不明顯，而在下降階段，則表現(xiàn)出比線性模型更強(qiáng)的負(fù)效應(yīng)。此外，相比資源豐裕地區(qū)，資源貧乏地區(qū)的樣本點(diǎn)更多，被解釋變量人均實(shí)際GDP增速分布更廣，這也意味著在資源較貧乏地區(qū)，資源依賴度未必對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)產(chǎn)生影響。

由此可見，基于地級(jí)市樣本對(duì)兩者彈性關(guān)系進(jìn)行回歸分析存在一定風(fēng)險(xiǎn)也是缺少政策意義的。首先，以采掘業(yè)就業(yè)占比作為衡量資源依賴程度的指標(biāo)，幾乎一半的樣本處于低資源依賴區(qū)域，低資源依賴區(qū)域的增長(zhǎng)率差異可能僅是誤差項(xiàng)引起，未必與資源依賴有關(guān)，更小的地理研究單元可能面臨自然資源貧乏、缺少資源部門的情況，該指標(biāo)受到本地資源儲(chǔ)量的硬約束，即便得到類似非線性模型在上升段的正向關(guān)系，該回歸系數(shù)也難以對(duì)非資源型地區(qū)形成可行的政策建議。因此，當(dāng)研究樣本為地級(jí)市時(shí)，利用全部樣本進(jìn)行線性或非線性關(guān)系的回歸并不是個(gè)合適的選擇。由于本研究關(guān)注的重點(diǎn)在于，資源依賴是否明顯對(duì)經(jīng)濟(jì)或福利產(chǎn)生了明顯影響，不要求具體的彈性數(shù)值，可以通過虛擬變量分組的方式來解決這個(gè)問題。

圖2展示了資源依賴與收入不平等、貧困率的擬合散點(diǎn)圖，分別用城鄉(xiāng)收入比和低保人數(shù)占比作為收入不平等和貧困率的代理指標(biāo)，其中低保人口的數(shù)據(jù)來自中國(guó)民政部按季度公布的全國(guó)縣級(jí)以上城市和農(nóng)村低保情況，以每年第一季度的數(shù)據(jù)作為上一年的指標(biāo)，可獲數(shù)據(jù)范圍為2007—2015。從線性角度看，隨著資源依賴度的上升，城鄉(xiāng)收入差距呈現(xiàn)擴(kuò)大的趨勢(shì)，資源依賴也與貧困率正相關(guān)。在地級(jí)市層面，資源的“詛咒”似乎不僅僅表現(xiàn)在經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方面，資源依賴對(duì)貧困率、收入不平等等社會(huì)福利水平也存在負(fù)面影響。

綜上所述，對(duì)“資源詛咒”存在形式的驗(yàn)證可以看作驗(yàn)證資源依賴式的發(fā)展方式是否對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和社會(huì)福利產(chǎn)生了顯著負(fù)影響，由此可以提出以下兩個(gè)假說：

假說1：資源依賴阻礙經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，也即資源型經(jīng)濟(jì)比非資源型經(jīng)濟(jì)顯著有更低的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率。

假說2：資源依賴會(huì)惡化社會(huì)福利水平，加重貧困和擴(kuò)大收入不平等，也即資源型經(jīng)濟(jì)比非資源型經(jīng)濟(jì)有更高的貧困率和更大的城鄉(xiāng)收入差距。

3?資源依賴對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、社會(huì)福利的影響檢驗(yàn)3.1?數(shù)據(jù)準(zhǔn)備和模型設(shè)定

本研究將借助Dan等[21]的準(zhǔn)實(shí)驗(yàn)方法來研究上述兩個(gè)假說，從280個(gè)地級(jí)市中選取典型資源型地區(qū)（處理組）和典型非資源型地區(qū)（對(duì)照組），研究?jī)烧呤欠裨诮?jīng)濟(jì)增長(zhǎng)上和社會(huì)福利方面是否存在顯著異同。

采掘業(yè)就業(yè)人數(shù)占比來是重要的分組指標(biāo)，但單一指標(biāo)無法突出資源部門的絕對(duì)規(guī)模和價(jià)值以及其在全國(guó)范圍的地位，可能會(huì)導(dǎo)致分組誤判，比如經(jīng)濟(jì)落后地區(qū)會(huì)因本身的制造業(yè)薄弱會(huì)被誤認(rèn)為是資源型地區(qū)，而因資源開采而興起的地區(qū)可能仍保留著一定的采掘業(yè)規(guī)模卻被判斷為非資源型地區(qū)。為了盡可能減少資源因素在兩組之間的公共干擾，進(jìn)一步結(jié)合國(guó)務(wù)院2013年公布的資源型城市地級(jí)市名單（《全國(guó)資源型城市可持續(xù)發(fā)展規(guī)劃（2013—2020年）》）來進(jìn)行劃分，此份名單結(jié)合當(dāng)?shù)刭Y源儲(chǔ)量、市場(chǎng)占有率、資源產(chǎn)業(yè)比重等以及歷史發(fā)展歷程對(duì)我國(guó)縣級(jí)行政區(qū)以上的地區(qū)進(jìn)行綜合分類，具有較高的可信度，為了確保研究更具代表性，我們剔除了以森林（麗江等）、鹽礦（自貢）、陶瓷土（景德鎮(zhèn)）等特殊資源為主的城市，選擇最終共107個(gè)資源型城市。具體方法如下：首先根據(jù)規(guī)劃名單，將研究樣本280個(gè)地級(jí)市劃分為資源型城市和非資源型城市，然后，以2003—2015年采掘業(yè)就業(yè)人口占比的平均值作為分組標(biāo)準(zhǔn)，將采掘業(yè)就業(yè)比重大于等于5%的資源型城市作處理組，將采掘業(yè)從業(yè)人員比例小于0.5%的非資源型城市作為對(duì)比組。

分組結(jié)果如圖3所示，

全國(guó)280個(gè)樣本地級(jí)市，依據(jù)資源依賴特征被劃分為處理組70個(gè)，控制組70個(gè)以及其他組140個(gè)。從空間分布特征來看，處理組即典型資源型地區(qū)主要分布在我國(guó)西部、北部以及東北一帶，而控制組則主要分布在東部沿海和華中地區(qū)，其他組在空間上較好地分離了控制組和處理組，有效減少了兩組之間在地理上可能存在的空間溢出效應(yīng)。

資源市場(chǎng)價(jià)格波動(dòng)也是資源詛咒傳導(dǎo)機(jī)制中的一個(gè)重要途徑。在對(duì)比實(shí)驗(yàn)中，可以作為外生沖擊，來檢驗(yàn)價(jià)格沖擊對(duì)資源型經(jīng)濟(jì)的影響。圖4反映了1992—2016年資源市場(chǎng)的價(jià)格走勢(shì)，從2003年資源市場(chǎng)開始進(jìn)入繁榮期，到2008年能源和金屬商品放入的實(shí)際價(jià)格幾乎增長(zhǎng)了3倍，再經(jīng)歷了2009—2011年的經(jīng)濟(jì)危機(jī)波動(dòng)后，2011年資源市場(chǎng)逐步進(jìn)入蕭條期，到2015年資源商品價(jià)格基本回到了2006年水平。因此，在分時(shí)段研究中，將研究階段2003—2015年分為三個(gè)時(shí)期：2003—2007年資源繁榮期，2008—2010年波動(dòng)期以及2011—2015年資源蕭條期，以考察資源市場(chǎng)沖擊對(duì)資源型地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展影響。

根據(jù)Dan等[21]的研究，準(zhǔn)實(shí)驗(yàn)基本模型如下所示：

Yist=C+βTi+（ProvsYeart）+γXi+εist

（1）

Yist=∑3j=1βj（TiPjt）+（ProvsYeart）+γXi+εist

（2）

其中，Yist表示第s個(gè)省份中的第i個(gè)城市在t時(shí)刻的被解釋變量，包括實(shí)際人均GDP增長(zhǎng)率DG、貧困率POV以及城鄉(xiāng)收入差距INC。Ti為分組變量，Pjt為分時(shí)段虛擬變量。在全時(shí)段模型（1）中，包括常數(shù)項(xiàng)C，β代表了資源型地區(qū)與非資源型在被解釋變量上的平均處理效應(yīng);在分時(shí)段模型（2）中，沒有包含常數(shù)項(xiàng)C，Ti為標(biāo)識(shí)處理組與對(duì)比組的虛擬變量，Pj為標(biāo)識(shí)繁榮期、波動(dòng)期和蕭條期的虛擬變量，βj則衡量了處理組和對(duì)比組在不同時(shí)期的被解釋變量平均差異，對(duì)兩個(gè)模型都引入省份（Prov）和年份變量（Year）用來控制任何在省級(jí)層面隨時(shí)間變化的因素。我們還在增長(zhǎng)模型引入滯后一期的人均實(shí)際GDP控制初始經(jīng)濟(jì)狀態(tài)的差異，在福利模型中引入控制當(dāng)期人均實(shí)際GDP控制經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平對(duì)福利的影響。根據(jù)邵帥等[13]的研究，進(jìn)一步選擇了資源詛咒傳導(dǎo)機(jī)制中“被擠出”的關(guān)鍵中介變量物質(zhì)資本投資、私營(yíng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、制造業(yè)發(fā)展水平、創(chuàng)新投入水平作為模型的控制變量Xi，以驗(yàn)證結(jié)果穩(wěn)健性，控制變量均取對(duì)數(shù)。另外，省會(huì)和副省級(jí)城市往往存在政治資源優(yōu)勢(shì)，也可能是經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響因素之一，對(duì)模型引入了是否為省會(huì)以及副省級(jí)城市的虛擬變量。

所有變量含義、計(jì)算以及數(shù)據(jù)年份說明如表1所示。所有數(shù)據(jù)均來自對(duì)應(yīng)年份的《中國(guó)城市統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國(guó)區(qū)域經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)年鑒》以及各省市的《統(tǒng)計(jì)年鑒》和各地級(jí)市統(tǒng)計(jì)公報(bào)，統(tǒng)計(jì)范圍為全市，對(duì)部分缺失值進(jìn)行插值預(yù)處理，低保數(shù)據(jù)來自中國(guó)民政局網(wǎng)站整理。

由于關(guān)鍵解釋變量T為不隨時(shí)間變動(dòng)的二值變量，在固定效應(yīng)模型時(shí)不變變量的偏效應(yīng)系數(shù)會(huì)隨著不可觀測(cè)因素一同被差分掉，而關(guān)注的重點(diǎn)在兩組之間的平均處理效應(yīng)。所以在基礎(chǔ)模型估計(jì)上，主要使用隨機(jī)效應(yīng)模型來進(jìn)行估計(jì)。同時(shí)，為了減少組間異方差和自相關(guān)導(dǎo)致對(duì)估計(jì)效率的影響，采用異方差一致協(xié)方差矩陣估計(jì)量來估計(jì)系數(shù)標(biāo)準(zhǔn)誤。所有模型均控制了省份和年份。

3.2?資源增長(zhǎng)詛咒檢驗(yàn)

全時(shí)段的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模型估計(jì)結(jié)果如表2所示，關(guān)鍵變量T的系數(shù)正負(fù)不一，且不顯著，無足夠證據(jù)表明資源型經(jīng)濟(jì)與非資源經(jīng)濟(jì)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)存在顯著差異。其中，模型（1）未考慮任何其他控制變量，結(jié)果表明在控制省份和年份因素后，資源型經(jīng)濟(jì)的對(duì)數(shù)增長(zhǎng)率高于非資源型0.3%，但不顯著，修正后擬合優(yōu)度只有0.108 3;模型（2）考慮了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的收斂因素，增加了控制變量滯后一期的人均GDP對(duì)數(shù)，但由此引入內(nèi)生性問題，我們利用滯后二期的人均GDP對(duì)數(shù)作為工具變量，資源型經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)率與非資源型經(jīng)濟(jì)的差距僅為0.11%，同樣不顯著，但經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的隨收入水平的收斂效應(yīng)明顯，系數(shù)為-0.022 9，通過了1%水平的顯著性檢驗(yàn);模型（3）添加了省會(huì)以及副省級(jí)城市虛擬變量SP，以控制政治因素對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響，資源型經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率低于非資源型經(jīng)濟(jì)0.04%，甚至模型擬合優(yōu)度還有所下降，這表明SP不是合適的控制變量;模型（4）（5）中，進(jìn)一步考慮了物質(zhì)資本投入INV、市場(chǎng)發(fā)展水平PD、制造業(yè)發(fā)展水平MD以及創(chuàng)新投入TI，依據(jù)資源詛咒理論機(jī)制，資源依賴會(huì)通過擠出這些中間變量，從而對(duì)長(zhǎng)期經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)產(chǎn)生負(fù)效應(yīng)，結(jié)果表明資源型經(jīng)濟(jì)比非資源型經(jīng)濟(jì)增速低0.31%，而依舊不顯著，此外，投資對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)顯著正影響，以私人就業(yè)占比衡量的市場(chǎng)發(fā)展水平PD則表現(xiàn)為顯著負(fù)效應(yīng)，制造業(yè)發(fā)展水平MD為正效應(yīng)，創(chuàng)新投入TI為正效應(yīng)，但不顯著。因控制變量的數(shù)據(jù)年份限制，樣本數(shù)減少，模型（4）和（5）的解釋力度也有所下降。總之，五個(gè)模型中，T的系數(shù)正負(fù)號(hào)有所變動(dòng)，并且均不顯著，全時(shí)段的模型結(jié)果表明并沒有足夠證據(jù)表明資源依賴對(duì)地區(qū)長(zhǎng)期經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有顯著影響。

在剔除常數(shù)項(xiàng)后，分組虛擬變量T與時(shí)間段虛擬變量P的交叉項(xiàng)系數(shù)則可以表示不同時(shí)段資源型地區(qū)與非資源型地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)差異，分時(shí)段經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模型估計(jì)結(jié)果如表3所示。在繁榮期，資源型地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率高于非資源型地區(qū)，但不顯著，在波動(dòng)期則高出1%左右，在模型（1）（2）通過了10%的顯著性檢驗(yàn)。資源型經(jīng)濟(jì)在波動(dòng)期的表現(xiàn)甚至要好于繁榮期的可能原因是在2009年次貸危機(jī)對(duì)所有地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)都造成了較大沖擊，但2010年中央大規(guī)模基建投資刺激計(jì)劃對(duì)資源型地區(qū)的利好更大，從2011年資源價(jià)格再創(chuàng)歷史新高來看，此段波動(dòng)期也能看作是繁榮期的延續(xù)。而在蕭條期，資源型地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率則低于非資源型地區(qū)，并且隨著控制變量的加入，兩組差距逐步增大，顯著程度也逐漸增強(qiáng)，模型（3）的系數(shù)則達(dá)到了-1.58%，通過了1%顯著性檢驗(yàn)。這充分表明，樣本時(shí)間段的選擇會(huì)顯著影響模型的結(jié)論，短期內(nèi)資源市場(chǎng)價(jià)格沖擊對(duì)資源型地區(qū)的影響不容忽視，這也解釋了國(guó)內(nèi)短期面板數(shù)據(jù)研究中產(chǎn)生不同結(jié)論的原因，相比非資源型地區(qū)而言，資源型地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)表現(xiàn)的確也存在更大的波動(dòng)性。

3.3?資源貧困陷阱檢驗(yàn)

全時(shí)段福利模型估計(jì)結(jié)果如表4所示。對(duì)貧困率的估計(jì)模型為（1）～（3），結(jié)果顯示資源型地區(qū)的貧困率要顯著高于非資源型地區(qū)1.32%以上，且均通過了1%的顯著性檢驗(yàn)，在控制了經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平以及其他控制變量之后，也表現(xiàn)出較強(qiáng)的穩(wěn)健性，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)顯著有助于減緩貧困。對(duì)收入不平等的估計(jì)模型為（4）～（6），資源型地區(qū)的城鄉(xiāng)收入比要高于非資源型地區(qū)0.167 1以上，均通過了5%的顯著性檢驗(yàn)，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平與城鄉(xiāng)收入比顯著負(fù)相關(guān)，物質(zhì)資本投資、私營(yíng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展和制造業(yè)發(fā)展對(duì)縮小城鄉(xiāng)收入差距有顯著促進(jìn)作用，科技創(chuàng)新投入的影響不顯著。結(jié)合此前分析可知，在我國(guó)地級(jí)市層面，“資源詛咒”更多是表現(xiàn)在社會(huì)福利方面而非經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)上，這也反映了當(dāng)前我國(guó)資源型城市面臨著較為嚴(yán)重的社會(huì)福利問題，地區(qū)豐富資源開采的租金紅利也許帶來了可觀的GDP，但卻沒有為貧困、農(nóng)村人口帶來更多的福利，反而進(jìn)一步加劇了地區(qū)收入不平等，城鄉(xiāng)兩極分化日益嚴(yán)重。

分時(shí)段福利模型結(jié)果見表4，無論是貧困率還是城鄉(xiāng)收入比，關(guān)鍵變量T在各時(shí)段的系數(shù)符號(hào)始終為正，都通過了5%顯著性檢驗(yàn)，表現(xiàn)出較好的穩(wěn)健性，顯示出資源依賴對(duì)社會(huì)福利顯著的負(fù)影響。模型（3）顯示，2007—2015年間資源型地區(qū)與非資源型地區(qū)的貧困率差距經(jīng)歷了先增大后縮小的過程，由0.007 7先擴(kuò)大到0.014 3再縮小至0.014。這種差距的變動(dòng)，很可能與政府相關(guān)扶貧政策的調(diào)整有關(guān)，2008年中央首次統(tǒng)一了絕對(duì)貧困標(biāo)準(zhǔn)和低等收入標(biāo)準(zhǔn)為1 067元，此后逐年提高標(biāo)準(zhǔn)，2011年國(guó)家大幅上調(diào)扶貧標(biāo)準(zhǔn)，由2010年的1 196元提高到了2 300元，導(dǎo)致符合條件的貧困人口規(guī)模的增加，但同時(shí)也進(jìn)一步加大了對(duì)中西部地區(qū)、革命老區(qū)、民族地區(qū)、邊疆地區(qū)的扶持力度，這些地區(qū)也多具有資源型經(jīng)濟(jì)屬性，僅2014年就減貧1 000萬(wàn)人以上。而同樣，兩組地區(qū)城鄉(xiāng)收入比之間的差距也基本呈現(xiàn)出不斷縮小的趨勢(shì)。這說明，盡管資源型地區(qū)與非資源型地區(qū)在社會(huì)福利方面顯著存在差距，但這種差距正在逐步縮小，一個(gè)可能的解釋是國(guó)家發(fā)展戰(zhàn)略由不平等發(fā)展向兼顧地區(qū)公平發(fā)展的轉(zhuǎn)變過程中，中央向中西部地區(qū)、貧困地區(qū)、農(nóng)村地區(qū)的轉(zhuǎn)移支付對(duì)減少貧困、縮小貧富差距起到了重要作用。

4?資源依賴惡化貧困的作用機(jī)制分析

上述結(jié)果表明：就我國(guó)地級(jí)市層面而言，資源依賴不是增長(zhǎng)詛咒而是貧困陷阱。資源型經(jīng)濟(jì)與非資源型經(jīng)濟(jì)間不存在經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率上的顯著差異，但前者存在更大的經(jīng)濟(jì)波動(dòng)性、更高的貧困率和更嚴(yán)重的城鄉(xiāng)收入差距。資源依賴顯著惡化了貧困，破壞了增長(zhǎng)的“包容性”。

那么資源依賴如何惡化貧困，破壞增長(zhǎng)“包容性”呢？主要有以下四個(gè)方面的機(jī)制。

一是資源工業(yè)自身對(duì)勞動(dòng)力吸納不足。資源依賴的核心特征是經(jīng)濟(jì)體對(duì)以采掘業(yè)為主體的資源型工業(yè)的依賴，現(xiàn)代資源工業(yè)的發(fā)展方向是以大規(guī)模機(jī)械化代替手工勞作，隨著中國(guó)資源工業(yè)兼并重組加快，中小型礦山和民營(yíng)資本的相繼退出，資本密集化程度趨高，意味著工業(yè)部門對(duì)勞動(dòng)力吸納能力的減少，進(jìn)一步延緩了地區(qū)城市化進(jìn)程，致使大量勞動(dòng)力滯留農(nóng)村或外出他地打工，土地規(guī)模報(bào)酬遞減屬性注定了本地土地邊際產(chǎn)出下降，農(nóng)村平均收入水平也因此下降。陳開斌和林毅夫[22]發(fā)現(xiàn)中國(guó)建國(guó)初期的重工業(yè)發(fā)展戰(zhàn)略，正是因?yàn)榇罅Πl(fā)展資本密集型產(chǎn)業(yè)，違背了資本稀缺勞動(dòng)力充裕的要素稟賦特征，阻礙了城市化，繼而造成了城鄉(xiāng)收入差距的擴(kuò)大。

二是資源工業(yè)繁榮帶來產(chǎn)業(yè)飛地經(jīng)濟(jì)阻礙了多元化發(fā)展。多元化有助于貧困減緩，相關(guān)多元化有利于知識(shí)在不同但是相互補(bǔ)充的部門分支之間的溢出，不相關(guān)多元化則可以緩解經(jīng)濟(jì)波動(dòng)對(duì)增長(zhǎng)和就業(yè)的負(fù)面影響[23]。采掘工業(yè)產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)度低，難以培育和發(fā)展前后向關(guān)聯(lián)產(chǎn)業(yè)，往往導(dǎo)致本地形成資源產(chǎn)業(yè)專一化，資源豐裕的貧困地區(qū)往往傾向引進(jìn)資源工業(yè)的投資來加快本地經(jīng)濟(jì)發(fā)展，但資源工業(yè)對(duì)東道國(guó)的人力資本激勵(lì)和技術(shù)知識(shí)溢出效應(yīng)都非常小[24]，這減緩了對(duì)本地勞動(dòng)素質(zhì)的提高進(jìn)程，進(jìn)一步擴(kuò)大了資本輸出國(guó)與東道國(guó)之間的技術(shù)差距，阻礙了本地經(jīng)濟(jì)長(zhǎng)期發(fā)展和產(chǎn)業(yè)的多元化，這也造成城市部門對(duì)農(nóng)村勞動(dòng)力吸納不足，資源繁榮對(duì)制造業(yè)的擠出效應(yīng)更是加重了這種負(fù)面效應(yīng)。

三是遺留計(jì)劃體制下的城鎮(zhèn)偏向政策與市場(chǎng)發(fā)育不足。中國(guó)的大多數(shù)資源型地區(qū)是計(jì)劃經(jīng)濟(jì)時(shí)代重工業(yè)發(fā)展戰(zhàn)略下的橋頭堡，一整套城市偏向的經(jīng)濟(jì)與社會(huì)政策在當(dāng)?shù)馗畹俟蹋w制因素持續(xù)阻礙著城鄉(xiāng)收入差距的縮小，地方政府政策的城鎮(zhèn)偏向越嚴(yán)重，城鎮(zhèn)地區(qū)獲得好處越多，城鄉(xiāng)收入差距就越大[25]。資源工業(yè)作為本地主導(dǎo)產(chǎn)業(yè)，往往國(guó)有經(jīng)濟(jì)占比較高，經(jīng)濟(jì)效率低，地方尋租氛圍濃厚，企業(yè)家缺乏創(chuàng)新動(dòng)力，作為市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)主體之一的私營(yíng)經(jīng)濟(jì)活力不足，導(dǎo)致本地非資源的其他部門發(fā)展緩慢，對(duì)富余勞動(dòng)力的吸納能力進(jìn)一步減弱。

四是資源工業(yè)的生態(tài)破壞性對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的負(fù)面影響。采礦活動(dòng)會(huì)帶來水土流失、地表下陷、地面水污染、尾礦廢渣、重金屬污染等生態(tài)問題。這極大地破壞了的農(nóng)村生產(chǎn)，降低農(nóng)業(yè)產(chǎn)量，采礦造成的污染累積長(zhǎng)期對(duì)農(nóng)村居民健康造成危害，惡化農(nóng)村勞動(dòng)力質(zhì)量，給農(nóng)村家庭帶來沉重的經(jīng)濟(jì)負(fù)擔(dān)，從而降低了農(nóng)村居民的收入水平和生活質(zhì)量。Pegg& Zabbey[26]對(duì)尼日利亞的研究則發(fā)現(xiàn)，石油開采工業(yè)通過污染對(duì)農(nóng)村貧困產(chǎn)生了顯著的負(fù)面影響。

為了進(jìn)一步驗(yàn)證資源依賴是否影響了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的減貧效果，提出第三個(gè)假設(shè)：假說3：資源依賴阻礙了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)貧困群體的涓滴效應(yīng)，即資源依賴抑制了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的減貧彈性。

5?資源依賴與增長(zhǎng)減貧效應(yīng)關(guān)系實(shí)證5.1?數(shù)據(jù)準(zhǔn)備和模型設(shè)定

定義貧困群體的收入水平為（相對(duì)）貧困收入，則經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的減貧效應(yīng)可以由貧困收入對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的彈性系數(shù)來衡量。由于我國(guó)城鄉(xiāng)差距較大，貧困人口多集中在農(nóng)村地區(qū)，在缺少市級(jí)分級(jí)收入數(shù)據(jù)的情況下，將使用農(nóng)民年人均純收入作為貧困收入的衡量指標(biāo)，根據(jù)所在省份的CPI數(shù)據(jù)剔除價(jià)格因素，并選擇如下指標(biāo)作為貧困收入的解釋變量：①經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。使用人均GDP衡量，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)是消除貧困的主要途徑，對(duì)貧困人口的收入存在涓滴效應(yīng)，預(yù)期影響為正。②收入差距。使用城鄉(xiāng)收入比衡量。收入分配是影響貧困的另一個(gè)途徑，收入差距的擴(kuò)大阻礙了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的減貧效應(yīng)[27]，預(yù)期影響為負(fù)，考慮到解釋變量城鄉(xiāng)收入比由被解釋變量生成，為避免內(nèi)生性，選用滯后一期。③農(nóng)村規(guī)模。用農(nóng)村人口占全市年末總?cè)丝谡急群饬浚r(nóng)村人口占比越大，城市化率越低，貧困人口收入越少，預(yù)期影響為負(fù)。④其他控制變量同表1中其他控制變量一致，包括物質(zhì)資本投資、私營(yíng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、制造業(yè)發(fā)展水平、創(chuàng)新投入水平以及省會(huì)與副省級(jí)城市虛擬變量。數(shù)據(jù)來源同前文一致。

實(shí)證模型如式（3）所示，利用分組變量T與全部解釋變量構(gòu)建全互交模型，以考察經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)貧困群體的紅利效應(yīng)在處理組和對(duì)比組之間的差異，相比完全分組模型，全互交模型擁有更穩(wěn)健的標(biāo)準(zhǔn)誤，使組間差異的檢驗(yàn)更為精確。

lnIPist=Ti（β1+β2lnGist+β3lnINCist-1+β4lnAPRist+

（Provs+Yeart）+γXit）+εist

（3）

其中，下標(biāo)i為個(gè)體序號(hào)，s為省份，t為時(shí)間，為時(shí)間與省份虛擬變量的系數(shù)向量。

5.2?資源依賴對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的減貧效應(yīng)抑制作用

在對(duì)模型（3）的估計(jì)中，重點(diǎn)關(guān)注虛擬變量與G的交叉項(xiàng)系數(shù)。為進(jìn)行穩(wěn)健性分析，將分別考察個(gè)體固定效應(yīng)估計(jì)量（FE）、個(gè)體隨機(jī)效應(yīng)估計(jì)量（RE）以及一般FGLS估計(jì)量（gFGLS），其中FE和RE估計(jì)量均結(jié)合White穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤進(jìn)行統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)，所有模型都使用滯后一期的收入差距作為其自身的工具變量。根據(jù)變量數(shù)據(jù)的獲取年份，分別估計(jì)2003—2015與2003—2008兩個(gè)時(shí)間段的結(jié)果，前者包含除農(nóng)村規(guī)模以外的變量，后者包含模型（3）中的全部變量。表5僅報(bào)告了關(guān)鍵變量及其交叉項(xiàng)系數(shù)。

T×lnG系數(shù)都為負(fù)，F(xiàn)E估計(jì)沒有通過顯著性檢驗(yàn)，RE估計(jì)量和gFGLS估計(jì)量系數(shù)都通過了5%的顯著性檢驗(yàn)，比較穩(wěn)健，而其他變量的交叉項(xiàng)系數(shù)則符號(hào)方向不一致且不顯著，這表明處理組和對(duì)照組在經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的減貧效應(yīng)上有明顯差異，資源依賴式發(fā)展的確減少了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)正常的減貧彈性，而對(duì)其他途徑的減貧彈性并無明顯影響。

具體來看，2003—2015年三個(gè)模型（1）～（3）中T×lnG的估計(jì)系數(shù)平均值為-0.045 2，lnG為0.227 2，表明人均GDP每提高1個(gè)百分點(diǎn)，非資源型地區(qū)的貧困收入將平均提高0.227 2個(gè)百分點(diǎn)，而資源型地區(qū)則為0182，僅為前者的80%。而模型（4）～（6）中，加入了農(nóng)村規(guī)模變量，時(shí)間段變?yōu)樵?003—2008年，恰好處于資源繁榮期，兩組之間增長(zhǎng)的減貧彈性平均值差距擴(kuò)大到0.091 3，而同期非資源型地區(qū)的增長(zhǎng)減貧彈性平均值為0.267 4，即資源型地區(qū)僅為0.1761。這也表明資源繁榮并未給資源型地區(qū)的低收入群體帶來更多的好處。

因此，上述結(jié)果支持了假說3的成立，資源型地區(qū)貧困人口收入顯著低于非資源型地區(qū)，資源依賴的確對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的減貧彈性產(chǎn)生了負(fù)影響。

6?結(jié)論與啟示

利用2003—2015年地級(jí)市面板數(shù)據(jù)，借助準(zhǔn)實(shí)驗(yàn)?zāi)Ｐ停謺r(shí)段從增長(zhǎng)與福利兩個(gè)層面同時(shí)檢驗(yàn)了資源詛咒的存在性問題，并進(jìn)一步分析了資源依賴對(duì)增長(zhǎng)減貧彈性的影響，本研究得到了如下三個(gè)主要結(jié)論：①資源依賴沒有顯著帶來地區(qū)長(zhǎng)期經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的差異，傳統(tǒng)增長(zhǎng)式詛咒并不存在，短期內(nèi)資源型經(jīng)濟(jì)存在較大波動(dòng)性;②資源依賴顯著惡化了貧困、收入不平等等福利水平，存在資源福利陷阱，時(shí)間趨勢(shì)上資源型地區(qū)與非資源型地區(qū)的福利水平差異正在逐步縮小;③資源依賴顯著降低了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的減貧彈性，阻礙了增長(zhǎng)對(duì)農(nóng)村貧困群體的涓滴效應(yīng)。

實(shí)證結(jié)果為資源詛咒在經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方面的不存在觀點(diǎn)提供了新的證據(jù)。本研究表明，在地級(jí)市層面并沒有足夠證據(jù)顯示豐富資源引起了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率的差異，這與方穎等[11]的結(jié)論一致。

政策意義上，資源依賴對(duì)社會(huì)福利水平，尤其是對(duì)農(nóng)村群體福利的顯著負(fù)面影響，不得不引起資源型城市決策者的重視。在注重地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的同時(shí)，政府更需要關(guān)注資源紅利式增長(zhǎng)在城鄉(xiāng)收入分配公平以及農(nóng)村減貧效應(yīng)等方面的弱質(zhì)性表現(xiàn)，通過合理有效地利用資源租金，加大農(nóng)村地區(qū)的醫(yī)療、教育、交通等基礎(chǔ)公共品投資，以及增加涉農(nóng)領(lǐng)域的財(cái)政轉(zhuǎn)移，來彌補(bǔ)資源依賴對(duì)增長(zhǎng)“包容性”的不利影響。這同樣也是政府在力求資源型經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型，尋求經(jīng)濟(jì)包容性增長(zhǎng)，實(shí)現(xiàn)可持續(xù)發(fā)展的重要途徑。

本研究?jī)H從“資源詛咒”的一般性傳導(dǎo)機(jī)制出發(fā)，分析了資源依賴在社會(huì)經(jīng)濟(jì)中的現(xiàn)實(shí)表現(xiàn)，并未考慮資源會(huì)隨著開采日益減少的硬約束情況，而實(shí)際上，從更長(zhǎng)遠(yuǎn)的可持續(xù)角度來看，未能及時(shí)進(jìn)行產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型的高資源依賴地區(qū)往往會(huì)面臨礦竭城衰的風(fēng)險(xiǎn)，資源產(chǎn)業(yè)本身固有的不可迭代性，也促使單一的資源出口型地區(qū)也會(huì)隨著礦山資源的減少陷入產(chǎn)量瓶頸，增長(zhǎng)率降低在未完成非資源型經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型前是不可逆的趨勢(shì)。將資源問題內(nèi)生化，結(jié)合“資源生命周期理論”探索兩者關(guān)系是進(jìn)一步的研究方向。此外，資源依賴對(duì)社會(huì)福利具體影響機(jī)制理論和實(shí)證也值得深入探討和研究。

（編輯：王愛萍）

參考文獻(xiàn)

[1]AUTY R M. Sustaining development in resource economies： the resource curse thesis[J]. London and New York：Routledge， 1993.

[2]SACHS J D， WARNER A M. Natural resource abundance andeconomic growth[R]. National Bureau of Economic Research， 1995.

[3]GYLFASON T. Natural resources， education， and economic development[J]. European economicreview， 2001， 45（4-6）： 847-859.

[4]BODEA C， HIGASHIJIMA M， SINGH R J. Oil and civil conflict： can public spending have a mitigation effect？[J]. Worlddevelopment， 2016， 78：1-12.

[5]LEONG W， MOHADDES K. Institutions and thevolatility curse[R].Cambridge： University of Cambridge， 2011.

[6]KIM D G， HA J K， HWANG C J， et al. Is onestage posterior corpectomy more favorable compared to decompression with fusion to control thoracic cord compression bymetastasis？[J]. Clinical spine surgery， 2015， 54（7）：2019-34.

[7]COCKX L， FRANCKEN N. Natural resources： a curse on education spending？[J]. Energy policy，2016， 92：394-408.

[8]PAPYRAKIS E， GERLAGH R. Resource abundance and economic growth in the United States[J]. European economic review， 2007，51（4）：1011-1039.

[9]張攀， 吳建南. 政府干預(yù)、資源詛咒與區(qū)域創(chuàng)新——基于中國(guó)大陸省級(jí)面板數(shù)據(jù)的實(shí)證研究[J]. 科研管理，2017， 38（1）：62-69.

[10]ALEXANDER J. The resource curse： a statisticalmirage？[J]. Journal of development economics，2015，114.

[11]方穎， 紀(jì)衎， 趙揚(yáng).中國(guó)是否存在“資源詛咒”[J]. 世界經(jīng)濟(jì)， 2011（4）：144-160.

[12]MEHRARA M. Reconsidering the resource curse in oilexporting countries[J]. Energy policy， 2009， 37（3）：1165-1169.

[13]邵帥， 范美婷， 楊莉莉. 資源產(chǎn)業(yè)依賴如何影響經(jīng)濟(jì)發(fā)展效率？——有條件資源詛咒假說的檢驗(yàn)及解釋[J]. 管理世界， 2013 （2）：32-63.

[14]董利紅，嚴(yán)太華.制度質(zhì)量、技術(shù)和人力資本投入與“資源詛咒”：基于我國(guó)省際面板數(shù)據(jù)的實(shí)證機(jī)理分析[J].管理工程學(xué)報(bào)，2016，30（4）：18-24.

[15]萬(wàn)建香，汪壽陽(yáng).社會(huì)資本與技術(shù)創(chuàng)新能否打破“資源詛咒”？——基于面板門檻效應(yīng)的研究[J].經(jīng)濟(jì)研究，2016，51（12）：76-89.

[16]PAPYRAKIS E， GERLAGH R. Natural resources： a blessing or a curse？[J/OL]. http：// dx.doi.org/10. 2139/ssrn.383482.

[17]BRUNNSCHWEILER C N， BULTE E H. The resource curse revisited and revised： a tale of paradoxes and red herrings[J]. Journal ofenvironmental economics and management， 2008， 55（3）： 248-264.

[18]崔學(xué)鋒.“資源詛咒”論不成立[J]. 經(jīng)濟(jì)問題探索， 2013（5）：27-31.

[19]ROSS M. The natural resource curse： how wealth can make you poor[M]//Natural resources and violent conflict： optionsand actions. Washington DC： World Bank， 2003： 17-42.

[20]PERDUE R T， PAVELA G. Addictive economies and coal dependency： methods of extraction and socioeconomic outcomes in West Virginia， 1997-2009[J]. Organization &environment， 2012， 25（4）：368-384.

[21]DAN B， MCKINNISH T， SANDERS S. The economic impact of the coal boom and bust[J]. Economic journal， 2005，115：449-476.

[22]陳開斌，林毅夫.發(fā)展戰(zhàn)略、城市化與中國(guó)城鄉(xiāng)收入差距[J].中國(guó)社會(huì)科學(xué)，2013（4）：81-102，206.

[23]單德朋，王英，鄭長(zhǎng)德， 專業(yè)化、多樣化與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)減貧效應(yīng)的動(dòng)態(tài)異質(zhì)表現(xiàn)研究[J]. 中國(guó)人口·資源與環(huán)境， 2017（7）： 157-168.

[24]ROSS M. The oil curse：how petroleum wealth shapes the development of nations[M].Princeton：Princeton University Press， 2012.

[25]陸銘， 陳釗.城市化、城市傾向的經(jīng)濟(jì)政策與城鄉(xiāng)收入差距[J]. 經(jīng)濟(jì)研究， 2004（6）：50-58.

[26]PEGG S， ZABBEY N. Oil and water： the Bodo spills and the destruction of traditional livelihood structures in the Niger Delta[J]. Community development journal， 2013，48（3）：391-405.

[27]劉一偉，汪潤(rùn)泉， 收入差距、社會(huì)資本與居民貧困[J]. 數(shù)量經(jīng)濟(jì)技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究，2017（9）：75-92.Resource dependency： curse on growth or poverty？

HUYao?YAN Taihua

（Economics and Business Administration， Chongqing University，Chongqing 400044， China）

Abstract?‘Resource curse hypothesis has provided a new angle of view for scholar to explore the relationship between resources and economy. But the debate about its existence never stops， and this topic in the field of social welfare has been seldom discussed in domestic papers. Furthermore，the endogeneity of the resource dependence indicator and the arbitrariness of the research period chosen have also been questioned. By applying the panel data of prefecturelevel cities from 2003 to 2015 and the quasiexperimental model to avoid endogeneity， this study divided the study period into boom period， fluctuation period and depression period according to the resource market price. The existence of ‘resource curse was examined from the two aspects of growth and welfare. Then this paper drew following conclusions： ①Resource dependence did not bring significant regional differences in longterm economic growth which indicated that the curse caused by resource on economic growth did not exist， while resourcebased economy performed more volatility in the shortterm. ②Resource dependence significantly deteriorated social welfare related to poverty and income inequality， which implied that the curse caused by resource on social welfare did not exist ， while the difference in social welfare between resourcebased region and nonresource based region had been gradually narrowed by time. Through theoretical analysis， it showed that resource dependence might worsen poverty in four ways： inadequate absorption of labor by resource industry itself， the obstacles to the diversified development by prosperity of resource industry， insufficient market development and urbanbiased policy under the planned economy， and negative effects on agricultural production by resources industry. Further through the full interactive model， it is found that resource dependence exerted a negative impact on the elasticity of poverty reduction of growth， and inhibited the trickle effect of growth to the rural poor. It means that when pursuing regional economic growth， the government needs to pay more attention to the poor performance of resourcebased economy on the fair distribution of urban and rural incomes， and the effect of poverty alleviation in rural areas. It suggested that using resource rent more rationally and effectively， for example， increasing investment in basic public goods in rural areas such as healthcare， education， transportation and so on， and increasing fiscal transfer to rural areas， can offset the negative impact on inclusive growth of resource dependence.

Key words?resource curse; resource dependence; poverty; income inequality CHINA POPULATION，? RESOURCES AND ENVIRONMENT??Vol.29? No.4? 2019