資源稟賦能否轉換為地區創新優勢？

王麗艷，張凱強，馬光榮

（1. 深圳大學 政府管理學院，廣東 深圳 518055；2. 中國社會科學院 財經戰略研究院，北京 100006；3. 中國人民大學 財政金融學院，北京 100872）

一、引 言

自然資源在經濟發展中扮演著非常重要的角色，為國民經濟持續健康發展提供了重要的能源支撐。一方面，豐裕的自然資源是資源型地區財政收入的重要來源，可以為當地政府改善公共服務、創造良好的營商環境提供資金支持，進而帶動資源型地區創新發展。同時有為政府因勢利導，以資源產業為撬杠帶動上下游關聯產業發展，促進資源型地區產業結構升級以及產業多樣化水平提高［1］，進而提升資源型地區創新水平。另一方面，由于資源豐裕使得資源型地區在資源密集型產業中具有比較優勢，因而在產業分工中逐步向資源更密集的重工業發展，普遍呈現自主創新激勵不足等問題［2］。這說明資源豐裕可能會促進資源型地區創新，也可能對資源型地區創新產生消極影響。

推進資源型地區創新發展，是加快補齊轉型發展短板的重要舉措。黨的十九屆五中全會審議通過的《中共中央關于制定國民經濟和社會發展第十四個五年規劃和二〇三五年遠景目標的建議》將創新作為各項規劃的首要任務和引領發展的第一動力。然而，與中國大多數資源匱乏地區相比，資源豐裕地區的創新發展仍處于較低水平，數據顯示，中國山西省2022 年研發支出為251.9 億元，占GDP 比重僅為0.98%，遠低于全國研發支出占GDP 比重（2.55%）。故促進創新是當前資源型地區實現高質量發展的重要任務之一，對實現資源型地區可持續發展具有重要意義。且隨著中國經濟逐步進入創新驅動增長階段，資源型地區由資源驅動向創新驅動轉型也將成為經濟高質量發展的必然要求。在此基礎上，筆者提出本文的研究問題：隨著資源價格的大幅上漲，資源型地區財政收入將面臨自然資源帶來的“意外橫財”，那么豐裕的資源性財政收入將如何影響資源型地區的創新水平？

與現有文獻相比，本文的邊際貢獻主要體現在以下兩個方面：一方面，現有關于自然資源與經濟增長的研究大多使用采掘業固定資產投資占固定資產投資總額的比重［3］，或者使用能源工業產值占工業總產值的比重來衡量資源豐裕程度［4］，這些度量指標更多地反映了資源依賴程度，均不能較好地解決內生性問題，故結論的可推廣性值得商榷。由于本文使用的國際資源價格不易受到國內創新水平的影響，同時地區初始稟賦不易受到隨后年份創新水平的影響，故該指標能較好地解決由于雙向因果或遺漏變量導致的內生性問題，因而本文使用國際資源價格與地區初始稟賦的乘積構造資源豐裕程度的代理變量，可以較好地識別資源稟賦對地區創新水平的影響。另一方面，本文基于大樣本的企業微觀數據對資源豐裕程度與地區創新水平的關系進行了進一步檢驗。同時，以往的研究多集中于資源豐裕與經濟增長之間的關系，較少關注資源豐裕對地區創新水平的影響及作用機制。本文的研究證實資源豐裕降低了地區創新水平，凸顯了資源型地區面臨的資源配置扭曲問題，豐富了“資源詛咒”的相關文獻。

二、文獻綜述

資源豐裕與經濟增長的關系受到學術界的廣泛關注。多數學者認為，資源豐裕對地區經濟增長有顯著的抑制作用，帶來了“資源詛咒”［5-7］；但是，另一些學者提出了相反的觀點，認為資源豐裕是“資源福音”，有利于資源型地區經濟增長［8-10］。而現有文獻直接探討資源豐裕與地區創新水平之間關系的并不多，主要體現在資源豐裕對經濟增長傳導機制的相關研究中。與“資源詛咒”“資源福音”對應，資源豐裕與地區創新水平之間的關系有“抑制論”“促進論”兩種不同的觀點，且并未形成一致結論。

其中“資源詛咒”的相關文獻表明，造成“資源詛咒”的主要機制是資源豐裕抑制了地區創新水平的提高，主要表現為兩個方面：一方面，資源豐裕直接擠出了創新［7］。由于資源豐裕使資源部門相比其他部門更容易獲取高額的回報，故無論對于政府還是民眾，其創新動力均不足。此外，潛在創新者也更愿意將資金投入到更易獲得紅利的資源產業中，而不愿意投入到回報不確定的高新技術產業中，從而使得資源型地區創新空間和動力不足。例如，已有研究發現，資源部門的工資溢價可能會鼓勵創新者從事初級部門而不是研發部門工作［5］。同時，還有研究發現，資源豐裕損害了企業家精神，減少了地區創業活動。根據熊彼特的觀點，創新的主要動力來自于企業家精神。由于資源豐裕導致尋租收益增加，使得潛在企業家轉向非生產性的尋租活動、①石油和天然氣開采導致勞動力工資上漲，企業經營成本可能高得令人望而卻步。另外，潛在企業家可能更愿意在不斷擴大的能源部門或其他服務于能源行業的部門進行有償工作。放棄了創業機會，故資源豐裕將導致企業家精神衰落甚至喪失，這將不利于經濟長期增長［11-13］。Dai 等［14］使用中國2012—2014 年的企業數據研究發現，煤炭資源價格上漲對企業成立有顯著負向影響，而煤炭資源價格下跌因其降低了企業家的機會成本，有利于潛在企業家成立企業。Chambers 和Munemo［15］使用2001—2012 年116 個國家的面板數據研究發現，在制度不健全的國家，資源開采將加劇尋租行為、損害企業家精神、減少地區創業活動。因此，資源豐裕通過扼殺企業家精神將進一步抑制地區創新活動。另一方面，資源豐裕帶來的受教育機會成本增加，抑制了人力資本積累，從而不利于創新。第一，資源豐裕地區的政府部門過于樂觀，缺乏投入人力資本的動力［6，16］。第二，資源豐裕增加了民眾受教育的機會成本。Rickman 等［17］研究表明，資源豐裕意味著可以給低學歷工人提供更多的就業機會和更高的收入，進而使受教育機會成本增加，這將誘使當地學生放棄學業。Kovalenko［18］的研究表明，油氣開采提高了高中生的就業率和收入水平，降低了他們的出勤率、升學率和畢業率，且這些效應主要集中于學習能力較低的學生，對學習能力較高的學生影響不大。Cascio 和Narayan［19］的研究表明，同一個州頁巖油氣人均儲量較高地區的男性青少年高中輟學率高于頁巖油氣人均儲量較低地區的男性青少年高中輟學率。Gylfason［6］的研究發現，女性的預期受教育年限和中學入學率與自然資源收入之間均呈負相關關系。Black等［20］研究發現，阿巴拉契亞的高中入學率在煤炭繁榮時期大幅下降，在煤炭蕭條時期則顯著上升。Parlee［21］與Wu 等［22］研究表明，資源部門的高工資也會對其他非資源部門的人力資本積累產生抑制作用。在中國，也有大量的研究表明，資源型地區確實存在“資源詛咒”［23］，其中主要的機制之一為資源豐裕擠出了科技支出。

盡管早期的文獻大多證實了“資源詛咒”的存在，并指出其抑制了創新的發展，但是后續的一些研究提出了相反的觀點，認為資源豐裕不是“資源詛咒”，甚至可能是一種“資源福音”。即創新對規避“資源詛咒”有著積極作用。Sather 等［24］研究發現，挪威將資源收入用于提升地區創新水平，建立了國家創新系統，實現了經濟的持續增長，打破了“資源詛咒”。此外，資源豐裕給當地政府帶來了充裕的財政收入，政府可以增加科技支出規模，同時可以通過加大教育投資和完善基礎設施等公共品來驅動創新發展，這也是擺脫“資源詛咒”的重要方式之一。Domenech［25］基于西班牙的數據研究發現，礦產資源推動了地區工業化進程，促進了地區經濟增長，并沒有減緩人力資本的積累。Fasano［8］與Acemoglu 等［9］研究發現，資源收入的增長會帶來更多的教育投資，促進教育設施和設備的完善，這將有助于人力資本積累，進而提升地區創新水平。Allcott 和Keniston［10］使用美國制造業企業數據研究發現，資源豐裕并未對制造業部門產生擠出效應，相反促進了制造業上下游相關產業的發展，提高了產業多樣化水平。由于不同產業之間的知識溢出、協作和競爭激發了創新活動，故產業多樣化同樣有利于地區創新。萬建香和汪壽陽［26］利用省級層面數據研究發現，社會資本加速積累可以引導更多勞動力流向技術創新部門，減少資源開發對技術創新的擠出效應，進而可以打破“資源詛咒”，實現“資源福音”。

通過文獻梳理不難發現，現有的研究主要關注資源豐裕對資源型地區經濟增長的影響，但是對于資源豐裕如何影響地區創新水平卻鮮有系統研究。為此，本文嘗試從以下三個方面拓展現有研究：第一，厘清資源豐裕影響地區創新水平的主要機制并提出相應的研究假設。第二，采用國際資源價格這一外生變量對兩者關系進行定量分析。第三，現有文獻多使用省級數據進行研究，而本文使用企業微觀層面數據檢驗資源豐裕對企業創新水平的影響，同時從地級市層面檢驗資源豐裕對科技支出和產業多樣化等的影響，從而更為全面地回答資源豐裕影響地區創新水平的具體作用機制。

三、典型事實與研究假設

為了探討資源豐裕對資源型地區（下文簡稱“地區”）創新水平的影響，本文先對既有典型事實進行判斷，然后在梳理典型事實的基礎上提出本文的研究假設。

（一）典型事實

改革開放四十多年來，中國經濟增長取得了舉世矚目的成就。伴隨著經濟的快速增長，資源豐裕地區依托其重化工業的比較優勢，大力發展資源密集型產業，并完成了資本的原始積累。然而，由于資源型地區過度依賴自然資源，經濟結構單一，產生了鎖定效應和粘滯效應。據統計，資源豐裕地區的礦業產值占城市工業產值比重普遍較大。例如，鄂爾多斯市2021 年大中型采礦業企業主營業務收入為1 914.9億元，占全市工業總產值的62%。隨著中國經濟的發展動能轉換，資源型地區面臨經濟增長持續下行的壓力：礦產資源排名前10 位的地級市人均GDP 增長率由2008年的23%下降到2012年的8.40%和2013年的3.60%，2019年的增長率為-3.5%。資源型地區經濟增長下行除了受到宏觀經濟形勢影響外，還受到單純依賴于自然資源消耗的傳統動能逐漸減弱、創新動能培育不足的影響，導致新動能帶來的增長無法對沖傳統動能弱化帶來的缺口。在當前經濟轉型升級壓力增大的新形勢下，如何通過政策引導實現資源型地區經濟轉型是學術界和政策層關注和爭論的焦點問題。

與資源型地區經濟轉型相關的一個典型事實是，資源豐裕地區創新水平較低。資源產業本身是技術相對成熟的產業，對地區技術創新貢獻不足，且其本身是技術含量較低的行業，通過資源產業帶動整個產業技術升級的優勢并不明顯。截至2019 年，中國資源型地區研發人員平均規模為1.16 萬人，普遍低于全國平均水平，而非資源型地區研發人員平均規模為1.71 萬人。作為典型的資源型地區，山西省創新動力不足的問題尤為突出，其研發人員合計為0.57 萬人，其中，博士畢業人數比重為8.85%，明顯低于全國平均水平（19.76%），研發支出僅為16.54 億元，而全國其他省份研發平均支出規模已達到99.38億元。研發人員以及支出的不足直接導致山西省高新技術產業發展滯后，2019 年全省高新技術產業營業收入在全國排名第20 位，僅為廣東省的2.73%，高新技術產業利潤總額在全國排名第23 位，僅為廣東省的2.05%。基于這樣的現實背景，本文采用采礦業產值衡量資源豐裕程度，計算了1998—2018 年資源豐裕程度排名前10 位和后10 位地級市的人均GDP 增長率和創新創業綜合得分年均變化情況。計算結果表明，資源豐裕程度排名前10 位的地級市GDP 增長率（8.72%）要低于資源豐裕程度排名后10 位的地級市（9.37%），且前者相對于后者表現出更低的創新創業綜合得分，具體地，資源豐裕程度排名前10位的地級市創新創業綜合得分相較于排名后10位的地級市低15.62分。

與資源豐裕地區經濟轉型相關的另一個典型事實是，各地區自然資源分布極不均衡。中國原煤產量最高的是大同市，年均可達到8 486 萬噸，而有近42%的地級市原煤產量為0。從區域經濟發展的角度看，東部地區市場空間較大但自然資源相對貧乏，中西部地區創新不足但自然資源豐裕。因此，相較于東部地區，中西部地區在向創新驅動發展轉型過程中面臨著更大挑戰。

由此，本文歸納出以下典型事實：中國自然資源的分布呈現“中西多、東部少”的特征，且資源越豐裕的地區，其創新發展水平越低。鑒于此，本文將從人力資源配置、地區科技支出規模和產業多樣化三個方面解釋資源豐裕程度不同的地區在提高創新水平上的差異，并提出相應的研究假設。

（二）研究假設

根據現有的理論，一方面，資源豐裕可以促進地區創新水平的提高，前提是自然資源帶來的財政收入被用于提升人力資本、增加基礎設施和擴大研發活動等有利于創新的項目中。另一方面，資源豐裕也可能導致地區尋租行為加劇，創新的機會成本增加，制度環境被破壞，從而不利于創新。基于中國相關的典型事實和理論分析，筆者提出如下研究假設：

假設1：資源豐裕程度越高，地區創新水平越低。

內生增長理論表明，地區技術創新來源于科技支出和知識溢出。科技支出主要包括研發支出和人力資本支出，知識溢出主要源于本地區和其他地區的創新活動。根據現有研究，資源豐裕對地區創新水平的作用機制主要包括以下三個方面：

首先，資源豐裕將導致人力資本在不同部門之間重新配置。人力資本作為企業內部的智力資產，具有豐富的知識和經驗，對于創新能力的提升有著直接的影響。現有研究表明，更多的人力資本不是投入到生產效率提升以及創新活動中，而是投入到資源尋租活動中［27-28］。因為創新的機會成本可能遠遠高于尋租的機會成本［29-30］，從而造成人力資本的錯配，其直接后果是非資源部門人力資本薄弱，進而減少了企業創新活動。基于此，筆者提出如下研究假設：

假設2a：資源豐裕程度通過非資源部門人力資本投入影響地區創新水平。

其次，資源豐裕會影響地區科技支出規模。一方面，隨著資源收入的增加，地方政府可以有更多的財力用于技術研發支出和研發人員培養，這將有利于地區創新水平的提高。另一方面，資源豐裕可能會擠出科技支出［31］，不利于地區創新水平的提高。結合中國實際，地方官員在晉升的激勵約束下，更傾向于投資在短期帶來經濟收益的基礎設施，而非投資可帶來長期回報的科技。地方政府的短視策略最終導致地區科技支出不足。基于此，筆者提出如下研究假設：

假設2b：資源豐裕程度通過科技支出影響地區創新水平。

最后，資源豐裕還通過影響地區產業多樣化來降低地區創新水平。Jacobs 的外部性理論表明，當不同產業集聚時，將使得不同類型的知識、信息和技術跨產業交流和碰撞，使知識與技術重組，促進技術進步。如果資源豐裕成為地區發展的推動力，帶動其他關聯產業的發展，這將有助于增強產業集聚效應，提高產業多樣化水平，從而有利于提高地區創新水平。但如果資源豐裕對非資源產生擠出效應，將降低產業多樣化水平，影響創新的市場環境，進而不利于地區創新水平的提高［6］。在中國，資源豐裕地區普遍呈現產業結構單一、產業鏈條短、對資源產業依賴度較高的現狀。此外，資源部門也是利益爭奪和權力尋租的高發領域，人脈關系成為企業獲得利潤的重要因素。在這樣的制度環境下，一方面，競爭不充分導致創新的預期收益大打折扣。另一方面，創新活動的機會成本被推高。①技術人員的培訓、研發項目的開展都需要大量的資金投入，若這些資金用于和政府官員建立關系網絡也許會獲得更高和更確定的收益回報。基于此，筆者提出如下研究假設：

假設2c：資源豐裕程度通過產業多樣化影響地區創新水平。

假設2d：資源豐裕程度通過創新市場環境影響地區創新水平。

四、研究設計

（一）數據來源

本文使用的地級市控制變量數據來源于1999—2019年《中國城市統計年鑒》，科技支出數據來源于《中國區域經濟統計年鑒》《中國縣（市）社會經濟統計年鑒》，部分地區人口缺失數據來源于《中華人民共和國全國分縣市人口統計資料》。企業層面數據主要來源于1998—2013年《中國工業企業數據庫》《企業專利數據庫》。

本文國家資源數據來源于世界銀行大宗商品價格數據集。1998—2018年中國284個地級市的創新指數得分、人均創新指數得分、單位面積創新指數得分、實用新型專利數量得分、外觀專利數量得分和商標授權數量得分等數據來源于北京大學企業大數據研究中心組織的中國企業創新創業調查（ESIEC）。地級市的實用專利和外觀專利獲得數量數據來源于中國研究數據服務平臺（CNRDS）。此外，由于西藏自治區數據缺失嚴重，故本文剔除了西藏自治區，同時由于直轄市未統計區域創新指數得分，本文參考了已有文獻的做法［23］，最終回歸樣本不包括北京市、上海市、天津市、重慶市4個直轄市。本文對所有變量在1%和99%分位數上做縮尾處理。

（二）變量定義

1. 被解釋變量：地區創新水平

在地區層面，本文使用中國企業創新創業調查（ESIEC）得到的地區創新指數得分來衡量地區創新水平，該指數覆蓋了1990—2018 年全量企業工商注冊數據信息，立足企業家、資本與技術三大核心要素，從新建企業數量、吸引外來投資、吸引風險投資、專利授權數量和商標注冊數量5個維度，全面綜合反映地區創新創業成果。本文選擇該地區創新指數得分衡量地區創新水平主要基于三個方面的考量：其一，現有研究中用來衡量地區創新水平的指標主要有研發支出規模以及專利發明數量，但是由于會計制度不夠完善，研發支出數據虛報問題比較嚴重，故使用研發支出規模不能準確衡量地區創新水平。此外，專利只是創新產出的一種，還可能存在著作權、商標權等其他形式的創新產出，且不同專利的價值差別較大，僅用專利發明數量衡量地區創新水平將存在較大的誤差，而本文所用的地區創新指數得分則充分考慮了上述情況。其二，現有研究中也有使用創新評價指數指標，但是大多數研究忽略了更具創新精神的中小微企業。而ESIEC得到的創新指數得分結合了大數據思維和技術，涉及企業工商注冊數據、VCPE 投資數據、專利和商標數據，涵蓋了所有行業和規模的企業，特別是覆蓋了全量創新創業活躍度高的中小微企業和創業期企業。其三，ESIEC 得到的地區創新指數得分將創新與創業有機結合起來，更好地體現了地區的創新水平。且創新指數聚焦地區內部企業創新創業的實際產出而非投入，分析過程采用客觀指標而非主觀評價。地區創新指數得分值處于0—100之間，數值越大，表示地區創新水平越高。

在企業層面，本文選取專利申請數量、專利獲得數量、實用型專利申請數量、實用型專利獲得數量、外觀型專利申請數量、外觀型專利獲得數量來衡量企業創新水平。

在穩健性檢驗中，本文選取人均創新指數得分、單位面積創新指數得分、實用新型專利數量得分、外觀專利數量得分、實用專利獲得數量、外觀專利獲得數量、商標授權數量得分衡量地區創新水平。指數得分越大，表示地區創新水平越高。專利數量越多，表示地區創新水平越高。

2. 解釋變量：資源豐裕程度

國內現有研究大多使用地區采掘業固定資產投資占固定資產投資總額比重［3］或能源工業產值占工業總產值比重［32］作為衡量指標，這些指標更多反映的是資源依賴程度，不能準確反映地區的資源豐裕程度，還可能帶來額外的內生性問題。此外，地區創新水平與資源豐裕程度可能存在反向因果關系，因地區創新水平的提高會影響當地礦產企業的產量，還可能存在同時影響地區創新水平和資源豐裕程度的不可觀測變量，從而產生遺漏變量問題。為了解決上述原因帶來的內生性問題，本文使用國際資源價格這一外生沖擊來識別資源豐裕程度對地區創新水平的影響。具體地，每個地級市的初始人均資源稟賦是根據《中華人民共和國1995 年第三次全國工業普查資料匯編》（下文簡稱“工業普查資料”）中提供的各地級市采礦企業的銷售產值加總后除以1995 年的資源價格，再除以地級市年末總人口得到。由于工業普查資料中包括所有資源開采企業，故可以較好地反映地區資源稟賦。同時，由于本文使用煤炭產量作為地區資源稟賦的代理變量，①由于本文使用煤炭產量作為地區資源稟賦的代理變量，故下文中所涉及到的“資源”特指“煤炭資源”。因而用得到的初始資源稟賦與外生的國際資源價格對自然數值來構建歷年的資源豐裕程度指標，本質上是份額移動法構造的工具變量，即Bartik IV［33］。該工具變量可以很好地解決遺漏變量、反向因果等原因導致的內生性問題，從而得到一致性估計結果。采用該方法的原因在于：一方面，本文使用1995 年地級市資源稟賦，而本文研究時間段為1998—2018 年，故不受樣本期采礦業企業產量的影響。另一方面，國際資源價格的變化不會受到中國某個地級市采礦行業的影響，即使中國是某些礦產資源的主要產出國，但是某一個地級市對整個國際資源價格的影響非常微小。因此，使用國際資源價格可以較好地解決資源豐裕程度衡量指標的內生性問題。

3. 機制變量

人力資本投入，用企業中大專學歷以上人員占比和中級技術職稱以上人員占比來衡量。科技支出，用科技支出水平和科技支出占比來衡量，其中，前者使用地區人均科技支出的自然對數衡量，后者使用科技支出占財政支出比重衡量。產業多樣化，用赫希曼—赫芬達爾指數構造地區產業多樣化水平來衡量。創新市場環境，用私營企業職工數占從業人員總數的比重來衡量。

4. 控制變量

根據現有文獻的做法［7，34-35］，本文的控制變量主要包括兩類：其一，地級市層面的控制變量包括，公路貨運量，用公路貨運量（萬噸）的自然對數衡量；中小學生在校人數，用中小學生在校人數（萬人）的自然對數衡量；醫院床位數，用醫院床位數（張）的自然對數衡量；財政收入水平，用人均財政收入的自然對數衡量；人口密度，用年末總人口與行政區面積的比值取自然對數衡量；經濟發展水平，用人均實際國內生產總值的自然對數衡量；產業結構水平，用第二與第三產業的增加值比值衡量。其二，企業層面的控制變量包括，企業年齡，用企業成立年限的自然對數衡量；銷售額與總產值的比值；出口額與總產值的比值；債務總額與總產值的比值。

主要變量的描述性統計結果，如表1所示。

表1 主要變量的描述性統計結果

（三）模型設定

為了檢驗資源豐裕程度對地區創新水平的影響，本文基于1998—2018年中國284個地級市面板數據構建基準回歸模型如下：

其中，Yct表示c 地級市在t 年的創新水平；表示c 地級市的資源豐裕程度，其中，pt-1表示滯后一期的國際資源價格；表示c 地級市在1995 年的初始資源稟賦，具體地，本文用工業普查資料計算出1995年c地級市的人均資源稟賦。Xct表示地級市控制變量，c、t分別表示地級市和年份，μc表示地級市固定效應，vt表示時間固定效應，εct表示隨機擾動項。值得注意的是，自然資源種類及數值（儲量、產值、產量）的選擇和計算在現有文獻中并未達成一致，部分研究使用煤炭產量作為當地的資源稟賦［36-37］，還有部分研究將煤炭、石油、天然氣等作為自然資源［23，38］，綜合考慮數據的可獲得性，本文選用煤炭作為自然資源來進行測度，①本文也使用煤炭、石油和天然氣作為自然資源進行穩健性檢驗，回歸結果與基準回歸結果一致，留存備索。主要基于以下兩點考慮：一方面，由于煤炭產值占采礦業總產值的50%以上，故用煤炭產量作為資源稟賦的代理變量具有一定的代表性。另一方面，是為了更好地解讀回歸結果。

由于資源豐裕程度對地區創新水平的影響存在滯后性，故本文沿用 Acemoglu 等［39］的方法，使用c地級市的初始資源稟賦與t-1年的國際資源價格pt-1自然對數的交乘項，表示當上一年國際資源價格上升時，如果c地級市擁有豐富的初始資源稟賦，那么c地級市在t-1年的采礦業繁榮程度就會上升。同時，本文也使用了滯后兩期、滯后三期和滯后四期的國際資源價格進行穩健性檢驗，結果均顯示基準回歸結果是穩健的。

為了進一步檢驗資源豐裕程度對企業創新的影響，本文使用1998—2013 年企業層面的數據對資源豐裕程度與企業創新水平之間的關系進行了檢驗，回歸模型如下：

其中，Ycft表示c 地級市f企業在t 年的創新水平，使用專利申請以及獲得數量來衡量。Xct和Zcft分別表示地級市層面和企業層面的控制變量，of表示企業固定效應，vt表示時間固定效應，εcft表示隨機擾動項。其他變量定義同式（1）。

五、實證結果與分析

（一）基準回歸分析

本文使用地級市創新指數得分作為地區創新水平的衡量指標，基于式（1）的基準回歸結果如表2所示，所有結果均控制了時間和地級市固定效應，列（1）—列（3）為依次加入了公路貨運量、中小學生在校人數、醫院床位數、財政收入水平、人口密度、經濟發展水平和產業結構水平等控制變量的回歸結果。由表2可知，資源豐裕程度的回歸系數大小沒有發生本質變化，且結果至少通過顯著性水平為5%的統計檢驗，這表明，資源豐裕程度對地區創新水平存在“資源詛咒”效應，假設1 得以驗證。以列（3）為例，回歸結果的經濟含義是，當上一期資源價格平均上漲10%時，若地級市資源稟賦處于平均水平（1.1 噸/人），則地級市創新指數得分將顯著下降2.486 分（0.226×1.1×10%×100），當地級市資源稟賦較平均水平增加一個標準差（6.6 噸/人），創新指數得分將顯著下降17.402 分。控制變量的結果顯示，公路貨運量增加、中小學生在校人數增長、醫院床位數增加、財政收入水平提高等均對地區創新水平具有顯著的促進作用，均有利于提高該地區的創新水平，這與現實情況一致。

表2 基準回歸分析結果

（二）穩健性檢驗① 穩健性檢驗結果未在正文中列出，留存備索。

⒈替換解釋變量

在基準回歸中，本文采用滯后一期的國際資源價格作為解釋變量，為了保證基準回歸結果的穩健性，本文先將資源豐裕程度設定為滯后兩期和滯后三期的國際資源價格自然對數值分別乘以初始資源稟賦，回歸結果顯示，其系數均在1%的水平上顯著為負。然后，本文將資源豐裕程度設定為滯后四期的國際資源價格自然對數值乘以初始資源稟賦，回歸結果顯示，其系數仍在1%的水平上顯著為負，但系數變小。綜上，資源豐裕程度對地區創新水平的影響具有一定的滯后性，且從回歸系數大小來看，抑制作用在短期1—3年仍較強，在第4年開始逐漸減弱。

⒉更換被解釋變量

本文通過更換被解釋變量，以地級市人均創新指數得分、單位面積創新指數得分、實用新型專利數量得分、外觀專利數量得分、實用專利獲得數量、外觀專利獲得數量和商標授權數量得分衡量地區創新水平，進一步檢驗基準回歸結果的穩健性。回歸結果顯示，在被解釋變量更換為人均創新指數得分和單位面積創新指數得分后，回歸系數均顯著為負，表明資源豐裕程度增加將降低該地級市的人均創新指數得分以及單位面積創新指數得分。本文分別以實用新型專利數量得分、實用型專利獲得數量、外觀專利數量得分、外觀專利獲得數量作為被解釋變量，從回歸系數的符號可知，資源豐裕程度對實用型專利獲得數量和外觀設計專利獲得數量及其得分均有負向影響。以上結果表明，資源豐裕并未有效刺激地區技術改進和突破。本文以商標授權數量得分為被解釋變量，回歸系數顯著為負，表明資源豐裕程度同時抑制了商標權形式的創新產出。

⒊更換樣本期的檢驗結果

考慮到地級市在本文樣本期內礦物產量可能發生較大變化，會影響本文的估計結果，故本文采用1995—2002 年地級市礦物產量的平均值作為初始資源稟賦，此時，經驗分析的面板數據年份為2003—2018 年，回歸結果依舊與基準回歸結果一致，再次佐證了本文的結論。由于在本文的研究期內有些資源城市出現了資源枯竭，本文在回歸樣本中剔除了這些地區，回歸結果顯示，本文的結論依舊穩健。

以上三種穩健性檢驗結果均顯示基準回歸結果是穩健的。

（三）資源豐裕對企業創新水平的影響：企業微觀證據

在基準回歸和穩健性檢驗中，本文已從多個角度論證了資源豐裕程度對地區創新水平的抑制作用。本文采用1998—2013 年的中國工業企業數據和企業專利數據，進一步考察地區資源豐裕程度對企業創新水平的影響，結果如表3所示。

表3 資源豐裕程度與企業創新水平的回歸結果

由表3可知，本文先介紹了所有制造業專利申請和獲得情況，此外，還將樣本分為兩個子樣本，一個子樣本為煤炭加工與石油化工行業，另一個子樣本為除去煤炭加工與石油化工行業以外的制造業。表3列（1）和列（2）的回歸結果表明，在控制了企業層面和地級市層面的控制變量以及時間和企業固定效應之后，資源豐裕程度提高對企業專利申請數量以及專利獲得數量均有顯著的負向作用，且回歸系數至少在10%的水平上顯著，且從回歸系數的大小來看，資源豐裕對于企業專利申請數量的負向作用更為明顯，說明資源豐裕降低了企業創新的動力。進一步發現，資源豐裕程度主要是顯著抑制了外觀型專利申請數量和專利獲得數量。列（3）和列（4）的結果表明，資源豐裕程度對與其密切相關的煤炭加工與石油化工行業的專利申請數量和專利獲得數量的影響系數為正，但是不顯著。此外，資源豐裕會抑制與其密切相關制造業的外觀型專利獲得。列（5）和列（6）的結果表明，資源豐裕程度對其他制造業專利申請數量和專利獲得數量均有顯著抑制作用，并且對實用型專利獲得數量有顯著負向作用。

六、機制分析與研究拓展

（一）人力資本投入機制分析

當地區資源豐裕時，資源部門豐厚的利潤將誘導勞動力從非資源部門轉入資源部門，造成人力資源配置扭曲。為了驗證上述觀點，本文檢驗了資源豐裕程度對所有制造業企業人力資本投入的影響。本文分別用大專學歷以上人員占比和中級技術職稱以上人員占比來衡量企業人力資本投入。由表4可知，資源豐裕程度越高總體上將顯著降低資源型地區制造業企業人力資本投入。具體來看，資源豐裕程度對該地區的煤炭加工與石油化工行業人力資本投入影響不明顯，但是顯著降低了其他制造業企業大專學歷以上人員占比和中級技術職稱以上人員占比。即制造業企業人力資本的流失將抑制非資源部門人力資本投入，導致非資源部門的企業創新水平下降，進而對地區創新水平造成負面影響。基于此，本文的假設2a得以驗證。

表4 資源豐裕程度與人力資本投入的回歸結果

（二）科技支出機制分析

科技支出是地區實現創新發展的基礎保障和條件支撐。資源價格上漲提高了資源型地區的財政收入，使其有更多財政支出用于公共品的改善，最終將直接影響該地區市場主體的創新水平。為此，本文重點考察了資源豐裕程度對地級市科技支出的影響，回歸結果如表5 所示。表5 列（1）的被解釋變量為人均科技支出，結果表明，資源價格上漲顯著擠出了地區科技支出，本文的研究結論與李江龍和徐斌［2］一致。表5 列（2）揭示了資源豐裕程度對科技支出占財政支出比重的影響，結果表明，資源收入的大規模增加反而導致科技支出占財政支出的比重下降。基于此，本文的假設2b得以驗證。

表5 資源豐裕程度與科技支出的回歸結果

（三）產業多樣化和創新市場環境機制分析

地區創新水平的高低不僅取決于科技支出的多少，還取決于產業間的知識溢出程度。一方面，資源地區立足資源稟賦優勢，通過產業關聯帶動資源部門上下游產業的發展，吸引關聯產業集聚，提高了地區產業多樣化程度，縮短了產業間的技術距離，深化了投入產出關系。同時，產業集聚通過技術擴散和人力資本積累兩種方式來提升地區創新水平，產業間的知識溢出也能讓企業之間進行更好的交流，從中獲取有助于企業創新發展的信息，降低企業的創新成本和創新風險，進而提高企業創新水平［40］。另一方面，資源價格上漲導致大部分勞動力進入與資源相關的部門，降低了非資源部門的競爭力，削弱了地區產業多樣化，不能有效促進產業間的技術交流和知識溢出，進而不利于提升地區市場主體的創新水平。為了研究資源豐裕程度對產業多樣化的影響，本文基于赫希曼—赫芬達爾指數（Herfindahl-Hirschman Index，簡稱HHI）構造產業多樣化指數MDi，公式如下：

其中，Ni表示i地級市的產業種類數，Sin表示i地級市的第n類產業就業人數與該地級市所有就業人數的比值，即地級市內就業人員在各個行業的就業越平均，HHI越小，則產業多樣化水平MDi越大。本文根據式（3）得到了1998—2018年地級市層面的產業多樣化水平。

本文檢驗了資源豐裕程度對產業多樣化的影響，結果如表6 列（1）和列（2）所示。表6 列（1）結果顯示，資源豐裕程度提高將顯著削弱地區產業多樣化。表6 列（2）結果表明，用滯后兩期的國際資源價格構造的資源豐裕程度指標對產業多樣化依舊有顯著的負向影響，這說明資源豐裕程度對產業多樣化水平的負向影響在短期內一直存在。產業多樣化水平的下降也是導致資源型地區創新不足的重要機制之一。基于此，本文的假設2c得以驗證。

表6 資源豐裕程度與產業多樣化、創新市場環境

同時，完善的創新市場環境是企業創新的前提條件［41］。為了檢驗資源豐裕程度對地區創新市場環境的影響，本文借鑒蔣殿春和張宇［42］的做法，采用私有部門職工數占本地區從業人員總數的比重來衡量創新市場環境。回歸結果如表6列（3）和列（4）所示，結果表明，資源豐裕程度對創新市場環境有顯著負向影響。基于此，本文的假設2d得以驗證。

（四）拓展分析

本文的研究發現，1998—2018 年資源豐裕程度與地區創新水平之間呈負相關關系，這與前文假設一致。近年來，為了提升企業創新能力，許多地區采取了財政補貼政策，這些政策的目標是激勵企業進行科技研發和創新活動，然而財政補貼對地區創新的影響效果一直備受爭議[43]。一方面，財政補貼對企業創新能力有推動作用，即政府補貼可以顯著提高企業創新產出。另一方面，財政補貼也可能產生扭曲作用，阻礙真正具有創新能力的企業發展，降低企業創新產出。

本文進一步考察財政補貼在資源型地區是否會對創新水平產生扭曲性影響，即財政補貼對企業創新水平的影響在資源豐裕地區會不會比資源匱乏地區更差。為此，本文加入地區資源豐裕程度與財政補貼的交互項，由于財政補貼與企業創新水平之間存在雙向因果關系，為解決這一問題，本文使用財政補貼滯后一期作為當期財政補貼的代理變量進行估計，結果如表7所示。由表7 可知，除煤油行業外，交互項系數至少在5%水平上顯著為負，表明資源越豐裕的地區，財政補貼對制造業企業創新水平的抑制作用越嚴重。表7列（5）和列（6）的結果表明，資源越豐裕的地區，財政補貼對其他制造業企業創新水平的抑制作用越明顯。可能的解釋是，一方面，地區資源越豐裕，越易誘發官員的尋租行為，減少研發支出。另一方面，財政補貼缺乏有效監督，導致其在參與企業創新中處于低效率或無效率狀態［44］。故對于資源豐裕地區，低補貼將更有利于提高企業的創新收益［45］，因而政府應加強對財政補貼資金的監督檢查，提高資金的使用效率。

七、結論與政策建議

推進資源型地區經濟向創新驅動轉型是實現高質量發展的必然要求。現有研究更多強調的是自然資源與經濟增長之間的關系，但是豐裕的自然資源也會影響地區產業間的資源配置以及資金的使用效率，從而影響地區創新水平。筆者對比了資源豐裕地區與資源匱乏地區創新創業綜合得分的變化情況，結論支持了上述觀點。本文基于1998—2018 年中國284 個地級市面板數據和1998—2013 年中國工業企業數據庫，利用國際資源價格這一外生沖擊研究了資源豐裕程度對地區創新水平的影響及作用機制。研究發現：第一，資源豐裕程度越高，地區創新水平越低，具體表現為資源豐裕程度越高，地區創新指數得分越低，且這一負面效應有一定的持續作用，在第三年和第四年負向作用依舊顯著。第二，微觀企業層面證據表明，資源豐裕程度較高地區的制造業企業專利申請數量和專利獲得數量越少，且對專利申請數量的負向作用更為明顯。進一步對企業專利進行分類的結果表明，資源豐裕對外觀型專利申請數量和專利獲得數量均有顯著負向作用。第三，對資源豐裕程度高抑制地區創新的機制進行分析發現，資源豐裕通過抑制非資源部門人力資本投入、擠出科技支出、削弱產業多樣化水平和影響創新市場環境進而降低地區創新水平。此外，拓展分析結果表明，財政補貼并沒有提高資源豐裕地區企業的創新水平，反而進一步抑制了企業創新水平，這說明財政補貼產生了扭曲作用。

針對上述結論，本文提出了以下四個方面的政策建議：

首先，加強資源型地區人力資本的投入和積累。合理的人力資本結構將為地區產業結構轉型升級提供智力支持。而本文的經驗分析結果表明，資源豐裕抑制了制造業企業人力資本投入，不利于地區人力資本的積累。教育是人力資本水平提升的主要方式，故政府應繼續優化教育資源配置，提高教育支出占比，提升教育數量和教育質量，深化資源地區教育發展，提升人力資本水平。此外，人力資本的核心是人才，資源型地區應先明確定位和發展方向，進一步創新和優化人才引進和發展體系，提高人才吸引力和人才居留意愿，加速人力資本積累，將人才優勢轉化為創新優勢。政府應加大人才政策宣傳力度和宣傳效果，同時需建立良好的體制機制，將更加有效、積極的人才政策落到實處。

其次，應加大資源型地區科技方面的支持力度，提升科技創新能力。本文的經驗分析結果表明，資源型地區科技支出占比并沒有隨著資源收入的增加而顯著提升。因此，政府應加大科技支出規模，完善資源型地區相關的配套設施，建立科技創新平臺，為科技創新提供更好的環境。同時，提升科技創新獎的影響力和權威性，加大對科技人才的激勵和培養。此外，地方政府應鼓勵企業加大研發支出，提高其自主研發能力，進一步提升創新水平；優化市場營商環境，激發市場活力，充分發揮市場的資源配置作用，為企業發展營造公平透明的市場競爭環境，降低企業的創新風險。

再次，資源型地區在發展資源優勢產業時，應延伸產業鏈，提高產業多樣化發展水平。本文的經驗分析結果表明，資源豐裕不利于產業多樣化發展，進而不利于市場主體創新能力的增強。基于此，政府應加強產業基礎設施建設，不斷完善有利于市場運行的各項制度，優化知識、技術等創新要素的溢出環境。第一，政府在發展優勢產業的同時，需因勢利導，圍繞主導產業積極發展和完善上下游配套產業，促進上下游和橫向關聯產業集聚，從而促進資源型地區產業多樣化水平的提高，進一步促進地區創新。第二，在我國向高質量發展轉型的背景下，資源型地區應大力推動傳統產業向智能化、高端化發展。大力發展智能制造、互聯網、數字經濟等產業，擴大新興產業的市場占有率，推動產業結構的調整、轉型，進而帶動創新發展。第三，政府應繼續大力實行科學化的招商引資政策，鼓勵本地的企業和個人“走出去”“引進來”，鼓勵和激發市場主體的創新創業能力，持續優化地區產業結構。

最后，充分發揮市場在資源配置中的決定性作用，更好地發揮好政府的作用，激發各類市場主體活力。一方面，政府應提高補貼政策的針對性，進一步提高財政補貼效率，完善市場機制，為企業創新水平的提高提供良好的市場環境；優化資源型地區財政補貼的分配方式，政府應提高甄別能力，將競爭性機制引入財政補貼領域，通過多種方式提高補貼效率。另一方面，提高財政資金效率的核心是深化預算管理，政府應加強預算公開、預算監督和財政問責，提高財政補貼分配的透明度，加強大眾對財政資金的監督。