焦 兵

(西安財經(jīng)學院 資源環(huán)境與區(qū)域經(jīng)濟研究中心，陜西 西安 710100)

20世紀早期，主流經(jīng)濟學家認為，豐裕的礦產(chǎn)資源是工業(yè)化起步的基礎和經(jīng)濟增長的引擎。但是，20世紀70年代以后，世界上大多數(shù)資源導向型國家(如非洲南部)的經(jīng)濟增長出現(xiàn)衰退，而很多資源貧瘠國家(如新加坡、韓國)卻取得了令人矚目的發(fā)展成果，這使資源是經(jīng)濟發(fā)動機的觀點受到質疑。1993年，Auty 在對產(chǎn)礦國經(jīng)濟發(fā)展問題的研究過程中，率先提出了“資源詛咒”假說，引起了國外經(jīng)濟學界的廣泛關注。但是，Auty并沒有對“資源詛咒”假說進行嚴謹?shù)膶嵶C檢驗，這一工作是由Sachs和Warner聯(lián)手完成的。他們以95個發(fā)展中國家為樣本，以初級產(chǎn)品出口額占GDP的比重反映資源稟賦水平，利用1970～1989年的截面數(shù)據(jù)進行回歸分析。結果表明，資源稟賦與經(jīng)濟增長之間存在顯著的負相關，即使將更多的解釋變量納入回歸方程，如制度安排、區(qū)域效應、價格波動及地理氣候等因素，這種負相關關系仍然非常顯著[1]。

從歷史的經(jīng)驗看，豐裕的自然資源，既不是區(qū)域經(jīng)濟增長與發(fā)展的必要條件，如自然資源相對缺乏的日本、新加坡等經(jīng)濟發(fā)展非常迅速；也不是區(qū)域經(jīng)濟增長與發(fā)展的充分條件，如20世紀后半葉礦產(chǎn)資源豐裕的荷蘭、尼日利亞等國家出現(xiàn)的“資源詛咒”現(xiàn)象。由此說明，豐富的礦產(chǎn)資源本身并不是“詛咒”，關鍵是自然資源財富在開發(fā)、分配、使用過程中，其方式是否適當。

目前，學術界對于資源富集區(qū)域“資源詛咒”現(xiàn)象的實證研究，多集中在國家層面。而在一國內(nèi)部的省域層面、地區(qū)層面及縣域層面是否也存在類似現(xiàn)象,目前的研究則涉及不多[2]?；诖耍疚膹慕?jīng)濟增長、結構演進、空間差異三個角度，實證檢驗了陜西省地級市層面的油氣資源開發(fā)與區(qū)域經(jīng)濟增長之間的關系。這一研究，對于推進油氣資源富集區(qū)域經(jīng)濟的均衡發(fā)展具有極為重要的意義。

1 陜西省油氣資源開發(fā)與區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展的統(tǒng)計檢驗

油氣資源的開發(fā)與加工，作為陜西省經(jīng)濟發(fā)展的主要動力，既推動著陜西的經(jīng)濟增長、產(chǎn)業(yè)結構演進與城鎮(zhèn)化進程，又帶來了經(jīng)濟波動、工業(yè)化進程中的結構非均衡及其收入差距擴大等經(jīng)濟問題。

1.1 油氣資源開發(fā)與區(qū)域經(jīng)濟增長

石油天然氣產(chǎn)業(yè)是“高技術、高投入、高產(chǎn)出”的三高產(chǎn)業(yè)，因此油氣資源的開發(fā)，會拉動大規(guī)模的資產(chǎn)投資，從而可以快速推動區(qū)域經(jīng)濟增長。但同時，由于油氣資源價格受國際石油天然氣市場的影響較大，因此容易導致油氣資源富集區(qū)域經(jīng)濟增長波動幅度與頻度高于非富集地區(qū)。

圖1 2000～2008年陜西油氣產(chǎn)量與經(jīng)濟增長變化關系資料來源：陜西省國民經(jīng)濟和社會發(fā)展統(tǒng)計公報(1999～2008年)

如圖1所示，2000～2008年間，陜西省的GDP增長速度與油氣產(chǎn)量增長速度基本上是同方向變化。在2000～2001年，陜西GDP增長率出現(xiàn)下降，而石油天然氣產(chǎn)量的增長率同步下降；2002～2004年，陜西GDP開始第一次高速增長，在此期間，油氣資源產(chǎn)量也在大幅增加；2005～2006年，陜西油氣資源產(chǎn)量增長有所回落，陜西省GDP的增長也處于徘徊階段；2007～2008年，陜西油氣產(chǎn)量開始爆發(fā)性增長，推動陜西GDP連續(xù)兩年增幅超過14%。因此可以說，油氣資源的開發(fā)是陜西經(jīng)濟增長的支柱。

1.2 油氣資源開發(fā)與居民收入增長

油氣資源型區(qū)域往往通過資源的開發(fā)，能夠在短時期內(nèi)給地方經(jīng)濟帶來經(jīng)濟總量的迅速提高。但是由于資源產(chǎn)業(yè)是弱關聯(lián)產(chǎn)業(yè)，對其他產(chǎn)業(yè)的推動力比較弱，難以帶動相關產(chǎn)業(yè)發(fā)展以及相關就業(yè)水平的提高，因而一般很難同時帶動居民實際收入水平的提高。

如表2所示，以全國平均水平為參照系，在2002～2008年，陜西的人均GDP年均增長率高出全國13個百分點，農(nóng)村居民人均純收入的年均增長率僅分別高出全國0.5個百分點，而城鎮(zhèn)居民人均可支配收入還低于全國0.2個百分點。如果從石油資源富集地市來看，這一特征更為突出。以2008年陜西省地方石油產(chǎn)量最大(1410萬t)的市—延安市為例，2002～2008年，人均GDP年均增長率為66.2%，分別高出全國、陜西省平均水平46、34個百分點；而城鎮(zhèn)居民人均可支配收入增長率，僅分別高出全國、陜西省平均水平2.4、2.6個百分點，農(nóng)村居民人均純收入分別高出4.4、3.9個百分點。因此，油氣資源開發(fā)使得油氣富集地區(qū)人均GDP的提高非常迅速，而城鎮(zhèn)居民、農(nóng)村居民的實際收入提高相對要慢得多。

油氣資源開發(fā)對當?shù)鼐用袷杖氲挠绊?，我們用居民人均可支配收入的變化來衡量。陜西油氣資源主要集中在延安和榆林兩個地區(qū)，因此油氣資源產(chǎn)量的變化對這兩個地區(qū)的影響應該最大。陜西省主要地區(qū)的居民人均可支配收入的變化趨勢見表3。我們通過對2001年和2008年陜西省各地區(qū)居民人均可支配收入的變化情況，來探討油氣資源開發(fā)對居民收入的影響。

由表3可以看出， 2001年延安和榆林的人均可支配收入只有7182元和6399元，還不到全省的平均水平。但是，2008年延安和榆林的人均可支配收入?yún)s分別達到了29530元和30786元，8年間分別增長了311%和381%，榆林市的城鎮(zhèn)人均可支配收入更是超過省會西安的29749元，上升到全省第一位。

表2 陜西省人均GDP與居民實際收入的增長比較

資料來源：《中國統(tǒng)計年鑒》(2009)、2008年和2002年年陜西省國民經(jīng)濟和社會發(fā)展統(tǒng)計公報以及2008年和2002年延安市國民經(jīng)濟和社會發(fā)展統(tǒng)計公報。

表3 陜西省各市城鎮(zhèn)人均可支配收入變化一覽表(2001～2008年) 單位：元

注：以上數(shù)據(jù)根據(jù)《陜西統(tǒng)計年鑒(2001～2009)》計算整理。

2 陜西省油氣資源開發(fā)與區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展關聯(lián)性的面板數(shù)據(jù)檢驗

2.1 模型構建

根據(jù)Papyrakis和Gerlagh所使用的模型[3]，并考慮到經(jīng)濟增長的累積效應，本文建立如下的動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型：

lnGDPit=β1lnGDPit-1+β2lnZYBFit+β3lnKTSPit+β4lnRLZBit

式中，下標i代表各個市際截面單元；t代表年份；被解釋變量GDPit代表第i個市第t年的經(jīng)濟增長率；GDPit-1、ZYBFit、RLZBit、KJSPit、ZYSLit、GDZCit為解釋變量；ui表示地區(qū)特定且不隨時間變動的誤差項；εit表示隨機擾動項；βi為各自的系數(shù)，也是待估參數(shù)。

GDPit-1為滯后一期的經(jīng)濟增長率，對應系數(shù)衡量了滯后一期的經(jīng)濟增長對當前經(jīng)濟增長的影響，即經(jīng)濟增長的累積效應。ZYBFit表示自然資源豐裕度，對應系數(shù)衡量了自然資源豐裕度對于經(jīng)濟增長的影響，如對應系數(shù)小于零，則表明豐裕的自然資源阻礙經(jīng)濟增長。RLZBit表示人力資本，對應系數(shù)表示人力資本對經(jīng)濟增長的影響。KJSPit表示技術水平，對應系數(shù)代表技術水平對經(jīng)濟增長的影響。ZYSLit代表資源稅費，對應系數(shù)表示資源稅費對經(jīng)濟增長的影響。GDZCit表示投資，對應系數(shù)表示投資對經(jīng)濟增長的影響。

研究樣本為陜西省11個地級市1998～2008年的數(shù)據(jù)，包含11個截面單位在內(nèi)的10年的時間序列資料，樣本觀察值數(shù)據(jù)共計110個。數(shù)據(jù)主要來源于《陜西統(tǒng)計年鑒(2001～2009)》以及2000～2009年陜西省國民經(jīng)濟和社會發(fā)展統(tǒng)計公報，以及各市國民經(jīng)濟和社會發(fā)展統(tǒng)計公報。

2.2 計量檢驗

在計量分析中，我們依次加入各個控制變量，以便觀察區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展過程中，各個控制變量所起的作用，特別是對資源開發(fā)與經(jīng)濟增長關聯(lián)效應的影響。利用Roodman基于STATA軟件開發(fā)的系統(tǒng)廣義估計Xtabond2程序[4]，對模型進行計量檢驗的結果見表4。

首先,我們只估計滯后一期GDP與油氣資源開發(fā)對經(jīng)濟增長的影響，結果見表4第(1)列，資源稟賦變量的系數(shù)為0.1959，說明資源豐裕度與經(jīng)濟增長在0.01的水平上呈現(xiàn)顯著的正相關，似乎資源開發(fā)并未產(chǎn)生“資源詛咒”效應。但這不能否認“資源詛咒”效應的存在，我們需要加入其它控制變量后綜合做出判斷。理論分析認為，“資源詛咒”可以通過技術的擠出進行傳導[5]。在表4第(2)列中，我們加入技術水平變量，其對經(jīng)濟增長的正向效應為0.5427非常顯著，資源稟賦變量系數(shù)下降為0.1669，且十分顯著，這說明技術水平減弱了自然資源對經(jīng)濟增長的正向促進作用。

此外，實證檢驗還得出人力資本總量與經(jīng)濟增長率成正比，是經(jīng)濟增長的一個關鍵因素。當表4第(3)列中加入人力資本變量，其對經(jīng)濟增長的正向效應為0.3118，且統(tǒng)計顯著，資源稟賦的系數(shù)變?yōu)?.1362。對比表4第(2)列，人力資本的加入進一步減弱了資源開發(fā)對經(jīng)濟增長的作用，即資源開發(fā)擠出了區(qū)域人力資本積累總量；考慮到資源稅費對經(jīng)濟增長的影響，在表4第(4)列中加入資源稅費變量，其系數(shù)為-0.2869，且十分顯著，說明資源稅費對經(jīng)濟增長具有限制和阻礙作用。此時，資源稟賦變量的系數(shù)繼續(xù)減小(0.1082)。改革開放以來，中國經(jīng)歷了高投資與高增長的過程，投資成為中國經(jīng)濟增長的第一推動力，而投資對經(jīng)濟增長的促進作用主要是通過固定資產(chǎn)投資產(chǎn)生的。在表4第(5)列中，加入固定資產(chǎn)投資表示的投資變量，其對經(jīng)濟增長的正向效應為1.1946，且非常顯著，資源稟賦變量的系數(shù)增加為0.1230，這說明固定資產(chǎn)投資是推動資源開發(fā)對經(jīng)濟發(fā)展聯(lián)動關系的重要途徑。

表4 陜西市級樣本系統(tǒng)廣義矩估計與檢驗結果

注：系數(shù)下方的值是t值，***表示在0.01的水平上顯著，**表示在0.05的水平上顯著，*表示在0.1的水平上顯著。表中sargan檢驗與Arellano-Bond檢驗的P值顯示上面五個方程工具變量整體上是有效的，回歸殘差不存在二階自相關，這說明動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型的設定是合適的。

3 結論與政策建議

本文把“資源詛咒”假說引入到陜西省地級市層面，實證地考察了陜西省油氣資源開發(fā)與經(jīng)濟增長之間的聯(lián)動關系。從統(tǒng)計檢驗結果看，陜西省的油氣資源開發(fā)與區(qū)域經(jīng)濟增長之間保持著同步性，但是在推進居民收入增長方面以及經(jīng)濟結構調(diào)整方面則出現(xiàn)了非均衡增長的趨勢。在對陜西省11個地級市進行的面板數(shù)據(jù)檢驗的結果表明，雖然油氣資源開發(fā)本身對陜西省的區(qū)域經(jīng)濟增長起到了顯著地正向推動作用，但是在加入技術變量和人力資源變量之后，油氣資源開發(fā)對區(qū)域經(jīng)濟增長的正向促進作用被大大的減弱了，這說明陜西省油氣資源開發(fā)對區(qū)域內(nèi)的技術創(chuàng)新和人力資本積累產(chǎn)生了“擠出”效應，但是，在加入固定資產(chǎn)投資變量以后，油氣資源開發(fā)對區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展的正向作用被強化了，這表明陜西省油氣資源的大規(guī)模開發(fā)帶來了大量的固定資產(chǎn)投資，從而推動了地區(qū)GDP的快速增加。

針對上述結論，我們得到的政策啟示是：對于陜西省豐富的油氣資源,我們不能盲目地一味高強度索取,而是要清醒地認識和解決油氣資源開發(fā)所帶來的各種問題,協(xié)調(diào)好資源開發(fā)與經(jīng)濟發(fā)展之間的關系。這就要求我們首先必須加大陜西省教育投入力度并施行各項優(yōu)惠政策，以吸引留住高素質的人才,促進陜西省的人力資本積累。雖然陜西省是我國的教育大省，但是在每年高校畢業(yè)生僅有40%左右留在陜西省，大部分都流向了東部地區(qū)。在科技和產(chǎn)業(yè)政策方面,在努力加大陜西省研發(fā)投入力度的同時，要注重提高產(chǎn)學研合作的效率，以增強研發(fā)成果向生產(chǎn)技術轉化的能力。此外，還要重視引導高技術含量產(chǎn)業(yè)的發(fā)展,并結合資源輸出型地區(qū)自身的區(qū)位特點,調(diào)整優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結構,使其向產(chǎn)業(yè)多樣化方向發(fā)展，來減少對資源產(chǎn)業(yè)的路徑依賴以避免其陷入資源優(yōu)勢陷阱。同時,我們還需要建立完善的法律法規(guī)和監(jiān)督機制,提高政府政策制度的執(zhí)行力度,并適時地對現(xiàn)行的產(chǎn)權制度進行優(yōu)化改革,明晰自然資源的所有權和使用權,防止自然資源成為滋生腐敗的溫床。

[1] Sachs,J.D.,and Warner,A.M. Natural Resources and Economic Development:The Curse of Natural Resources[J].European Economic Review. 2001, 45 :pp.827-838.

[2] 徐康寧,王劍.自然資源豐裕程度與經(jīng)濟發(fā)展水平的關系研究[J].經(jīng)濟研究，2006(1):78-89.

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[4] David Roodman. How to Do xtabond2: An Introduction to “Difference” and “System” GMM in Stata[J]. Center for Global Development N0.103.

[5] 邵帥,齊中英. 西部地區(qū)的能源開發(fā)與經(jīng)濟增長[J].經(jīng)濟研究，2008(4)：147-160.