山西省資源型城市資源詛咒效應及協調發展研究*

史宛桀，劉耀龍，趙曉雪，徐倩嵐，艾德杰

（太原理工大學經濟管理學院，山西 晉中030600）

自然資源是人類賴以生存的條件和經濟發展的物質基礎。在自然資源（尤其是礦產資源）豐富的地區，資源產業的貢獻除了中短期的“新興都市”效應，更多的是與資源相對應的經濟社會問題，甚至出現了拖累經濟發展的現象，即“資源詛咒”效應。國外學者開展了長時間序列的實證分析，論述“資源詛咒”效應的存在[1-3]，國內學者對于資源詛咒的研究多集中在省域尺度[4-5]，城市尺度的研究相對較少。

山西省是我國重要的能源基地，煤炭資源長期持續地開發，其在為國家經濟建設作出巨大貢獻的同時，也形成了一批高度依賴煤炭的資源型城市。這些城市興起和發展所帶來經濟利益的背后，是山西省在發展中所形成的，以煤炭及相關產業為主導、第一和第二產業比重大的典型“嵌入式”工業化模式[6]，而這種模式阻礙城市和區域經濟持續發展的負面效應也逐漸凸顯。

基于前人關于資源型地區資源詛咒效應的理論分析與研究假設[7-9]，本文通過對2003—2017年山西省9個資源型城市人均GDP增長率（y）與資源開發指數（RED）、制造業投入（Manu）、物質資本投入（Inv）和人力資本投入（Edu）面板數據的回歸分析，探討資源開發利用對城市經濟發展產生的影響及傳導機制，初步驗證城市尺度的“資源詛咒”效應，為科學地認識資源型區域經濟、社會和環境問題產生的原因，實現山西省資源型城市的轉型、振興與可持續發展提供參考思路。

1 指標選取與回歸模型

1.1 指標選擇與數據來源

資源詛咒指的是豐裕的自然資源和經濟發展之間的反向關系，考察一個地區是否存在資源詛咒效應，首先需要確定該地區的資源豐裕度。參考黃悅的相關研究[10]，以資源開發指數RED表征城市的資源稟賦和豐裕度，計算公式為

式中：REDi，t為第i個城市第t年的資源開發指數；Miningi，t為這個城市這一年度的采礦業從業人數；Employmenti，t為這個城市這一年度的總就業人數值。

選擇人均GDP増長率衡量地區經濟發展水平，其計算公式為

式中：yi為第i個資源型城市的人均GDP增長率；GDPi，t為第i個資源型城市第t年的人均GDP；GDPi，t-1為第i個資源型城市第t年前一年的人均GDP。

城鎮單位就業人員數、城鎮單位就業人員數-采礦業和人均GDP等原始數據來源于《中經網統計數據庫》（http://db.cei.cn/）和《山西省統計年鑒2003—2018》（http://www.shanxi.gov.cn/sj/tjnj/）?？紤]到縣級市統計數據難以獲取，且山西省運城市城鎮單位就業人員數（采礦業）統計值缺乏，本研究選擇山西省9個地級市為研究對象，2003—2017年的資源開發指數RED見表1。

表1 2003—2017年山西省9個地級市RED計算結果

1.2 回歸模型與控制變量

資源詛咒效應的評估模型為

式中：yi為經濟發展指標，以人均GDP增長率表征；REDi為資源開發程度；Zi為控制變量；εi為隨機擾動項。本文選取滯后一年的人均GDP自然對數來表征經濟的初始值，模型調整為

式中：yi-1為滯后一年的人均GDP自然對數，選取制造業投入、物質資本投入和人力資本投入作為控制變量。上述變量的定義與測量見表2。

表2 變量描述說明

2 回歸分析結果

運用Eviews軟件，建立Pool面板數據，進行平穩性檢驗、協整檢驗，確定影響形式（固定效應或隨機效益）和影響模型（變截距模型、變參數模型或不變系數模型），最后進行回歸分析。

2.1 平穩性檢驗

分別對變量y，lnGDP-1，RED，Manu，Inv和Edu進行平穩性檢驗，結果表明：y，lnGDP-1，Inv和Edu水平和一階差分均平穩，RED和Manu一階差分平穩，因此6個變量同階單整，可以進行協整檢驗。

2.2 協整檢驗

對因變量y和自變量RED之間進行Pedroni和Fisher協整檢驗。其中，Pedroni檢驗的6個統計項P值<0.050 0，Fisher檢驗的None項P值為0.000 0<0.050 0，表明y與RED之間存在協整關系，可以進行回歸分析。

2.3 影響形式

為因變量y和自變量RED建立隨機效應模型，進行Hausman檢驗，結果顯示P值為0.8863>0.0500，因此接受原假設，應使用隨機效應模型。

2.4 影響模型

通過F檢驗來確定因變量y和自變量RED模型的3種形式（變系數模型、變截距/固定影響模型、不變參數模型），經計算S1，S2，S3分別為97 366.96，101 930.70，102 910.70，計算公式為

式中：N，k，T分別為樣本數、解釋變量（自變量）個數和時間跨度，本例中，N=9（9個地級市），k=1（1個自變量RED），T=15（15年）。比較F2和臨界值Fα2[60，496]=1.340 0，以及F1和臨界值Fα1[30，496]=1.480 0，采用王鵬飛和彭虎鋒[11]確定回歸模型形式設定的假設H1，H2和判定規則，若F2＜臨界值Fα2，則接受H2，模型形式為不變參數模型；若F2≥臨界值Fα2，則拒絕H2，之后檢驗H1；若F1＜臨界值Fα1，則接受H1，模型形式為變截距/固定影響模型；若F1≥臨界值Fα1，則拒絕H1，模型形式為變系數模型。經計算，F2=0.685 5＜臨界值Fα2，F1=0.416 3＜臨界值Fα1，可見，因變量y和自變量RED的模型為不變參數模型。

2.5 回歸分析

通過最小二乘法擬合因變量y和自變量RED的隨機效應不變參數模型（見表3），結果顯示：模型1的RED的回歸系數為-1.419 5，p=0.913 7>0.010 0，未通過顯著性檢驗。模型2，3，4和5的RED回歸系數均>0，伴隨概率p>0.100 0，均未通過顯著性檢驗，表明2003—2017年山西省資源型城市不存在顯著的資源詛咒效應，即資源開發并未導致經濟發展出現顯著的增長率降低現象。

表3 回歸分析結果

對截面數據進行回歸分析，依次增加控制變量，考察自變量的回歸系數及伴隨概率。在城市層面上，山西省朔州市表現出較為顯著的資源詛咒效應（回歸系數均為負值，且伴隨概率p<0.050 0），其他城市均未出現資源詛咒效應。時間截面方面，未加入控制變量，2014年RED的回歸系數為151.684 3，p=0.004 4<0.010 0；2015年回歸系數為-127.092 1，p=0.020 2<0.050 0。表明2014年山西省9個城市資源開發顯著地帶動了經濟增長率，而2015年資源開發顯著地阻礙了經濟增長率，即2015年的資源詛咒效應明顯。加入lnGDP-1，Manu變量，2016年出現一定的資源詛咒效應（回歸系數為-99.954 6，p=0.064 9<0.100 0）；加入全部變量，2008年出現極其顯著的資源詛咒效應（回歸系數為-252.647 7，p=0.000 6<0.010 0），2016年表現出一定的資源詛咒效應（回歸系數為-108.032 3，p=0.080 6<0.100 0）?？梢?，山西省9個城市2008年表現出顯著的資源詛咒效應，2016年表現出一定的資源詛咒效應，其他年份沒有出現資源詛咒效應。

3 結束語

2003—2017年山西省9個資源型城市不存在顯著的資源詛咒效應，即資源開發并未導致經濟發展出現顯著的增長率降低。或者說，山西省資源型城市的資源詛咒效應在2003—2017年尚未顯現。城市截面方面，山西省朔州市存在具有統計意義的資源詛咒效應，宜對其效益及影響進行持續關注和研究；時間截面方面，2008年、2015年和2016年表現出不同程度的資源詛咒效應。山西省2010年開始設立國家資源型經濟轉型綜合配套改革試驗區，經濟轉型在一定程度上避免或抑制了資源詛咒效應的產生和擴大。近年來，隨著創新驅動發展戰略、能源革命綜合改革試點、煤炭綠色清潔高效利用等戰略舉措的持續推進，山西省資源型城市將逐步實現經濟轉型和可持續發展。