王忠

摘要 本文基于泰爾指數(shù)法，計(jì)算并測度了中國資源富集區(qū)的城鄉(xiāng)收入差距與行業(yè)（礦業(yè)）收入差距，然后結(jié)合礦業(yè)權(quán)集聚度的測度結(jié)果和中國資源稅改革的變動(dòng)特征，建立面板數(shù)據(jù)回歸模型，考察了2004—2014年中國資源富集區(qū)礦業(yè)權(quán)集聚與經(jīng)濟(jì)增長、貧困減緩的長期關(guān)系。本文的主要結(jié)論是：資源稅對礦業(yè)權(quán)集聚水平和礦業(yè)經(jīng)濟(jì)增長具有正向刺激作用，但礦業(yè)經(jīng)濟(jì)增長并不利于地區(qū)經(jīng)濟(jì)的整體改進(jìn)，也不利于區(qū)域貧困減緩。資源稅低水平征收對“資源詛咒”和“區(qū)域貧困”具有傳導(dǎo)效應(yīng)，進(jìn)而對資源富集區(qū)的貧困減緩形成阻滯作用。另外，礦業(yè)權(quán)集聚對地區(qū)貧困的影響存在異質(zhì)性，異質(zhì)性揭示了區(qū)域資源性收益分配存在的差異。短期來看，礦業(yè)權(quán)集聚使中央企業(yè)惠及更多，是引致“富饒中的貧困”怪圈的重要原因；但長期來看，隨著礦業(yè)權(quán)集聚度的提升，地方政府獲得的累積性資源性收益不斷上升，漸次增強(qiáng)了地方政府通過社會保障支出實(shí)施收入調(diào)節(jié)的能力，總體上有利于區(qū)域貧困的減緩。因此，為實(shí)現(xiàn)資源富集區(qū)的精準(zhǔn)扶貧，資源主管部門在制定減貧措施前，應(yīng)根據(jù)不同區(qū)域特點(diǎn)區(qū)別對待，短期內(nèi)應(yīng)著力于調(diào)整資源性收益分配機(jī)制，賦予地方更多資源性收益，并加大對社會的保障性支出；長期來看，應(yīng)探索建立合理有效的資源稅體制，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長方式的多樣化，并鼓勵(lì)科技創(chuàng)新，進(jìn)一步提高社會群體的受教育程度，從根本上改變區(qū)域貧困產(chǎn)生的內(nèi)生性環(huán)境和外生性環(huán)境。

關(guān)鍵詞 礦業(yè)權(quán)集聚；經(jīng)濟(jì)增長；收入差距；資源稅；貧困減緩

中圖分類號 F061.6；F062.1

文獻(xiàn)標(biāo)識碼 A

文章編號 1002-2104（2017）02-0117-09

doi：10.3969/j.issn.1002-2104.2017.02.017

礦業(yè)權(quán)集聚與經(jīng)濟(jì)增長、區(qū)域貧困減緩的長期關(guān)系，是中國資源富集區(qū)“十三五”期間實(shí)施精準(zhǔn)扶貧戰(zhàn)略面臨的一個(gè)重要問題。集聚對經(jīng)濟(jì)增長和貧困減緩起到的作用主要表現(xiàn)為兩個(gè)方面：一是通過集聚吸引生產(chǎn)要素和經(jīng)濟(jì)活動(dòng)在空間聚集，進(jìn)而推動(dòng)地區(qū)間資源經(jīng)濟(jì)的持續(xù)增長；二是通過優(yōu)化礦業(yè)權(quán)集聚水平，減少資源利用中存在的效率損失，以促進(jìn)資源富集區(qū)的可持續(xù)發(fā)展與福利改進(jìn)。據(jù)山西省、陜西省扶貧辦統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)顯示，截至2014年底，兩省貧困發(fā)生率分別為9%和9.3%，而在一些個(gè)別地方，貧困現(xiàn)象更為嚴(yán)重，如陜西榆林市貧困發(fā)生率約15%；呂梁市的交口縣貧困發(fā)生率達(dá)28.3%。這些資源富集區(qū)，雖然擁有豐富的礦產(chǎn)資源，但是其經(jīng)濟(jì)發(fā)展卻較為滯后，貧困問題十分突出，“富饒中的貧困”怪圈廣泛存在。中國《國土資源“十三五”規(guī)劃綱要》指出，要堅(jiān)持資源開發(fā)與扶貧相結(jié)合，合理安排油氣、煤炭、煤層氣等資源開發(fā)的空間、時(shí)序，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)社會、城鄉(xiāng)區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展，對貧困人口實(shí)行分類精準(zhǔn)扶持。那么，資源富集區(qū)的礦業(yè)權(quán)集聚對經(jīng)濟(jì)增長、貧困減緩帶來的是“福音”還是“詛咒”，則是一個(gè)待研究的重要命題。目前，學(xué)術(shù)界對此問題的研究大致沿著兩條分離的路徑進(jìn)行：一是將關(guān)注點(diǎn)集中于考察集聚對資源利用效率以及經(jīng)濟(jì)增長的作用，如集聚能產(chǎn)生規(guī)模效應(yīng)[1]，但隨著集聚度的上升，規(guī)模效應(yīng)會向擁擠效應(yīng)轉(zhuǎn)變，進(jìn)而引致資源利用的效率損失，不利于經(jīng)濟(jì)增長的持續(xù)改進(jìn)[2]。二是著重于對資源豐裕與經(jīng)濟(jì)增長、收入不平等關(guān)系的檢驗(yàn)，這些研究大多基于一個(gè)基本的理論假設(shè)，即資源豐?？赡軙呌谧璧K經(jīng)濟(jì)的長期增長，形成“資源詛咒”效應(yīng)，但得出的結(jié)論也并非完全一致[3-5]。有鑒于此，本文的工作是在現(xiàn)有研究的基礎(chǔ)上，將兩種研究途徑結(jié)合起來，通過測算我國31個(gè)省級區(qū)域的礦業(yè)權(quán)集聚度與區(qū)域貧困指數(shù)，然后構(gòu)造面板數(shù)據(jù)回歸模型，來考察中國資源富集區(qū)礦業(yè)權(quán)集聚與部門經(jīng)濟(jì)（礦業(yè)）、地區(qū)經(jīng)濟(jì)以及區(qū)域貧困之間的關(guān)系，以此檢驗(yàn)我國礦業(yè)權(quán)集聚對“資源詛咒”和“區(qū)域貧困”是否存在傳導(dǎo)效應(yīng)，以為政策制定部門提供一個(gè)可供借鑒的思路。

1 理論綜述

礦業(yè)權(quán)集聚作為自然資源配置的一種手段，在一定程度上決定了資源產(chǎn)業(yè)的結(jié)構(gòu)和規(guī)模，一方面產(chǎn)權(quán)集聚的配額機(jī)制能有效驅(qū)散產(chǎn)權(quán)壟斷所形成的經(jīng)濟(jì)租[6]，另一方面產(chǎn)權(quán)集聚的稅費(fèi)政策，能有助于避免資源快速耗竭與環(huán)境惡化，還原其“真實(shí)成本”[7]。依據(jù)經(jīng)濟(jì)增長理論，資源富集地貧困的產(chǎn)生受制于區(qū)域生產(chǎn)要素的配置，以及可能導(dǎo)致收入分配失衡的政策因素?；诳虏肌栏窭股a(chǎn)函數(shù)Y=AKαLβ，礦業(yè)權(quán)集聚會帶來資本、勞動(dòng)力的流入，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長，增加勞動(dòng)者收入，使貧困者減少，進(jìn)而使地區(qū)所有人受益（涓滴效應(yīng)），但涓滴效應(yīng)的產(chǎn)生可能受到一些政策因素的阻礙，進(jìn)而拉大收入差距，使得貧困效應(yīng)擴(kuò)大[8]。

Auty和Matsuyama對資源稟賦與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的研究為分析礦業(yè)權(quán)集聚對貧困減緩的影響提供了基本框架，即隨著資本、勞動(dòng)力等要素向資源富集地集聚，采掘工業(yè)生產(chǎn)效率出現(xiàn)結(jié)構(gòu)性提升，但要素集聚可能會產(chǎn)生集聚外部性問題[9]；隨著資源價(jià)格的上升，進(jìn)一步刺激對資源行業(yè)的投資，進(jìn)而對服務(wù)業(yè)和其他制造業(yè)產(chǎn)生“擠出效應(yīng)”，最終使經(jīng)濟(jì)增長陷入一種低水平的“貧困陷阱”[10]。Sachs和Warner將分析范式擴(kuò)展為自然資源部門、可貿(mào)易制造業(yè)和不可貿(mào)易制造業(yè)三個(gè)部門，認(rèn)為自然資源經(jīng)濟(jì)的集聚，在引起人們收入增長的同時(shí)，也會帶來非貿(mào)易品需求的大幅增加，進(jìn)而對可貿(mào)易部門產(chǎn)生擠出效應(yīng)，最終引發(fā)經(jīng)濟(jì)衰退[11]。Fisher通過對坦桑尼亞非礦業(yè)部門從業(yè)人員貧困發(fā)生率高于礦業(yè)部門的研究，也印證了“擠出效應(yīng)”的存在[12]。

Ge Jianping和Lei Yalin運(yùn)用社會核算矩陣（SAM）在對中國礦業(yè)發(fā)展、經(jīng)濟(jì)增長與貧困減緩關(guān)系進(jìn)行研究時(shí)，認(rèn)為礦產(chǎn)資源利用對貧困的減緩存在空間、時(shí)序的差異，煤炭業(yè)對貧困減緩的邊際效應(yīng)最大（-0.143），其次是非金屬礦（-0.139），油氣礦（-0.130）；另外，貧困的減緩還具有階層性，礦業(yè)經(jīng)濟(jì)增長對中高收入階層反映最為敏感，對低收入群體貧困減緩的邊際效應(yīng)則較弱[13]。Osiris在研究油氣資源與收入不平等關(guān)系問題時(shí)發(fā)現(xiàn)，油氣豐裕度與“資源詛咒”之間存在著傳導(dǎo)效應(yīng)，油氣資源越豐裕的國家，其社會收入差距可能越大[14]。丁文廣認(rèn)為稟賦導(dǎo)致貧困的關(guān)鍵原因在于資源政策體制是否使資源收益在國家、利益集團(tuán)及地方居民間得到了公平分配[15]。

就資源富集區(qū)而言，邵帥認(rèn)為資源豐裕的地區(qū)更容易走上資源依賴型的發(fā)展道路，形成資源產(chǎn)業(yè)的“吸納效應(yīng)”和“鎖定效應(yīng)”[5]。資源采掘業(yè)是資本密集型產(chǎn)業(yè)，是勞動(dòng)力密集程度高的經(jīng)濟(jì)部門，其經(jīng)濟(jì)增長對貧困減緩的效果較弱[16]。由于資源采掘中礦業(yè)權(quán)配置的問題，從事礦產(chǎn)資源勘查開發(fā)的大多數(shù)企業(yè)來自域外，這既是市場化的結(jié)果，也是資源所在地與外部經(jīng)濟(jì)反差的結(jié)果[17]。當(dāng)資源豐裕地區(qū)資本和技術(shù)（熟練）工人都較為稀缺時(shí)，就需要從資源地之外引入資本和勞動(dòng)力，當(dāng)?shù)貏趧?dòng)者可得到的多數(shù)職位都無需特別技能，因而勞動(dòng)增收并不顯著[18]。對于資源豐裕地區(qū)而言，馮宗憲認(rèn)為應(yīng)通過稅收機(jī)制調(diào)節(jié)其經(jīng)濟(jì)增長模式，避免形成對資源經(jīng)濟(jì)的依賴[19]。

徐康寧認(rèn)為資源性收益逐漸集中到少數(shù)個(gè)體礦主和石油、煤炭等國有礦山企業(yè)，并沒有造福于當(dāng)?shù)氐娜嗣袢罕?，貧富差距由此而擴(kuò)大；同時(shí)，由于稅收層級配置的不合理，資源產(chǎn)業(yè)主要稅種的歸屬中，中央、省級政府收入占比較大，資源地市、縣級政府收入較小，進(jìn)一步降低了資源地實(shí)行收入再分配的能力，不利于資源地的福利改進(jìn)[20]。Edmund結(jié)合貧困與自然資源管理的政策選擇，指出如果施以適當(dāng)?shù)慕?jīng)濟(jì)調(diào)節(jié)（如資源租）和分配調(diào)節(jié)，貧富差距的現(xiàn)象便可能得到顯著的改善[21]。另外，宋文飛、李國平認(rèn)為由于地方政府對稅源的爭奪，使得資源地的稅收發(fā)生轉(zhuǎn)移，稅源偏離使得資源地財(cái)政收入減少，進(jìn)而進(jìn)一步影響了資源地經(jīng)濟(jì)的發(fā)展[22]。Gordon指出為了實(shí)現(xiàn)調(diào)節(jié)地區(qū)間競爭引致的失衡，中央政府應(yīng)著力于稅收結(jié)構(gòu)的調(diào)整，來矯正稅收轉(zhuǎn)移帶來的影響[23]，但不平等的收入分配會降低經(jīng)濟(jì)增長對貧困減緩的影響效果[12]。

還有一些研究選擇從“產(chǎn)權(quán)制度”、“權(quán)力尋租”等方面來研究資源地的“詛咒效應(yīng)”和“分配效應(yīng)”。如Roland認(rèn)為資源產(chǎn)權(quán)對生產(chǎn)效率存在著影響關(guān)系，如果產(chǎn)權(quán)的配置是競爭型或分割型的，那么地區(qū)間的競爭可能會降低資源經(jīng)濟(jì)生產(chǎn)效率和削弱產(chǎn)權(quán)，“資源之咒”現(xiàn)象便很有可能發(fā)生[24]。如果資源豐裕地區(qū)尋租收益大于企業(yè)家的創(chuàng)新收益，資源豐裕的經(jīng)濟(jì)體則容易誘使資源管理的尋租，產(chǎn)生行賄和非生產(chǎn)性勞動(dòng)，形成資源要素的錯(cuò)配[25]。從外生關(guān)系來看，資源豐裕地區(qū)的制度腐敗、規(guī)制弱化等因素，對“資源詛咒”現(xiàn)象也起到了傳導(dǎo)作用[20]。Easterly指出，由于資源產(chǎn)權(quán)制度的不合理，資源性收入更易于被私人所獲取，并通過行賄資源管理者以形成對資源的排他性占有地位，進(jìn)而進(jìn)一步加劇收入分配的不平等[26]。

根據(jù)以上研究，資源豐裕、集聚對資本投資、經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生擠出效應(yīng)在理論上是成立的，但是否影響到區(qū)域收入差距及貧困減緩問題，則需要從實(shí)證角度加以進(jìn)一步研究；另外，如何解決“富饒中的貧困”問題，既涉及到礦業(yè)權(quán)集聚的空間、時(shí)序，也涉及到與集聚相關(guān)聯(lián)的稅收政策、分配政策。因此，順應(yīng)這些分析思路，當(dāng)前的實(shí)證研究應(yīng)體現(xiàn)在兩個(gè)方面，其一是集聚對礦業(yè)經(jīng)濟(jì)（部門）和地區(qū)經(jīng)濟(jì)的推動(dòng)作用，其二是集聚通過經(jīng)濟(jì)增長、稅收競爭、政府支出等對貧困減緩所起到的傳導(dǎo)效應(yīng)。

2 模型設(shè)定

2.1 理論模型

為反映礦業(yè)權(quán)集聚對經(jīng)濟(jì)增長、貧困減緩的影響，我們首先建立起包括礦業(yè)權(quán)要素的經(jīng)濟(jì)增長模型，然后再來構(gòu)造其與貧困減緩的相互關(guān)系。我們借鑒柯布——道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)，建立如下函數(shù)關(guān)系：

這里C（t）表示礦業(yè)權(quán)集聚，aij代表礦業(yè)權(quán)集聚的異質(zhì)性，表示中央企業(yè)、地方企業(yè)以及個(gè)體私營企業(yè)所能獲得的礦業(yè)權(quán)種類（分級分類）；θij表示地方資源儲量的富集程度；pij是政府針對不同礦種礦業(yè)權(quán)征收的價(jià)款、使用費(fèi)等成本，反映礦業(yè)權(quán)集聚的市場價(jià)格，i代表地區(qū)，j表示礦業(yè)權(quán)種類。這些因素共同決定礦業(yè)權(quán)集聚的空間、時(shí)序水平。

為建立貧困的減緩模型，我們將貧困減緩的影響因素分為內(nèi)生性因素和外生性因素兩個(gè)方面。從內(nèi)生性因素看，經(jīng)濟(jì)增長是影響貧困減緩的關(guān)鍵因素，它決定著資本、熟練（技術(shù)）工人以及其他要素的集聚水平，進(jìn)而影響貧困減緩的邊際程度。相對而言，政府分權(quán)、稅賦水平、分配制度以及腐敗治理等則構(gòu)成了重要的外生性因素，政府分權(quán)決定地方政府干預(yù)礦業(yè)權(quán)集聚的能力大??；稅賦水平?jīng)Q定地方政府和地方性企業(yè)能從資源經(jīng)濟(jì)中獲得的最大化收益；分配制度則影響社會群體從政府與企業(yè)手中獲得的資源性收益，包括轉(zhuǎn)移支付和勞動(dòng)收入；腐敗治理則代表了政府管理制度的有效性。

基于此，我們建立以下貧困減緩模型：

Pit代表貧困水平，Eit表示經(jīng)濟(jì)增長，Cit是礦業(yè)權(quán)集聚度，Git反映政府促進(jìn)貧困減緩的政策因素，包括財(cái)政分權(quán)、稅賦水平和政府對社會的轉(zhuǎn)移支付，Iit表示部門經(jīng)濟(jì)的固定資產(chǎn)投入，εit是其它隨機(jī)因素。

2.2 計(jì)量模型

為了單獨(dú)分解出礦業(yè)權(quán)集聚對經(jīng)濟(jì)增長的影響，我們先建立如下生產(chǎn)函數(shù)模型：

在模型（4）中，yit代表地區(qū)i第t時(shí)期的礦業(yè)產(chǎn)出。模型右邊Cit代表礦業(yè)權(quán)集聚度，Emit表示礦業(yè)部門從業(yè)人數(shù)，Rit代表礦業(yè)經(jīng)濟(jì)的稅收水平，Iit代表礦業(yè)投資，Zit為一組控制變量，包括對外開放度、勞動(dòng)者受教育程度和社會保障支出，εi代表隨機(jī)誤差項(xiàng)。

然后，我們再建立貧困減緩的回歸模型，以檢驗(yàn)礦業(yè)（部門）經(jīng)濟(jì)增長、地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長對區(qū)域貧困減緩的影響是否具有差異性。

其中，Pit是地區(qū)i第t時(shí)期的貧困水平，Yit代表經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出，分為礦業(yè)經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出（yit）和地區(qū)經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出（Gdpit）兩類，Cit是礦業(yè)權(quán)集聚度，Rit表示稅收負(fù)擔(dān)，Iit代表礦業(yè)投資。Zit與模型（4）的控制變量相同。

3 變量說明與數(shù)據(jù)描述

3.1 變量說明

3.1.1 被解釋變量

貧困水平（P），是本文主要的被解釋變量。目前，國內(nèi)外學(xué)者用于測度貧困的通用指標(biāo)主要包括基尼系數(shù)、泰爾指數(shù)和恩格爾系數(shù)等。

基尼系數(shù)和泰爾指數(shù)是對收入貧困的反映，而恩格爾系數(shù)是對消費(fèi)貧困的反映。由于恩格爾系數(shù)未能反映消費(fèi)結(jié)構(gòu)和消費(fèi)水平的差異，其對貧困的反映不足以體現(xiàn)真實(shí)客觀性；而基尼系數(shù)的測度需要對地區(qū)收入進(jìn)行抽樣分組，對數(shù)據(jù)要求很高，現(xiàn)有統(tǒng)計(jì)年鑒數(shù)據(jù)難以滿足要求。

因此，基于數(shù)據(jù)可得性考慮，本文選擇泰爾指數(shù)（Tij）來分別構(gòu)造行業(yè)收入差距和城鄉(xiāng)收入差距兩類變量，以此來反映資源富集區(qū)的行業(yè)貧困程度和區(qū)域貧困程度。

3.1.2 解釋變量

礦業(yè)權(quán)集聚度（C）。用來反映不同時(shí)期不同規(guī)模礦業(yè)權(quán)在同一區(qū)域的集聚水平，具體來說，是用區(qū)域礦業(yè)權(quán)市場有效規(guī)模與全國礦業(yè)權(quán)市場有效規(guī)模的比重，來反映區(qū)域礦業(yè)權(quán)集聚的市場空間水平。

資源稅稅負(fù)水平（Rr）。將一定時(shí)期地方政府獲得的資源稅收入占地方財(cái)政收入的比重來衡量，以反映地方政府對資源經(jīng)濟(jì)的依賴程度，同時(shí)也反映資源稅對資源經(jīng)濟(jì)的激勵(lì)水平，以及資源稅對地方財(cái)政的貢獻(xiàn)度。

礦業(yè)部門總體稅賦水平（Rt）。用國家從礦業(yè)經(jīng)濟(jì)中實(shí)現(xiàn)的增值稅、企業(yè)所得稅、價(jià)款等收入占地方GDP的比重來衡量礦業(yè)部門的總體稅賦水平。

礦業(yè)部門從業(yè)人數(shù)（Em）。用各省份國有、城鎮(zhèn)集體、個(gè)體和私營等礦業(yè)部門的就業(yè)人數(shù)來表示，以反映礦業(yè)經(jīng)濟(jì)的勞動(dòng)密集程度，同時(shí)也能反映礦業(yè)權(quán)集聚的異質(zhì)性大小。

礦業(yè)投資規(guī)模（I）。在模型中用各省份礦業(yè)企業(yè)社會固定資產(chǎn)投資額占地區(qū)GDP的比重來表示，以此反映礦業(yè)投資對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)度。

3.1.3 控制變量

對外開放度（Ei）。用各省份進(jìn)出口貿(mào)易總額占地區(qū)GDP的比重來表示。對外開放度意味著地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長模式多樣化，勞動(dòng)者就業(yè)機(jī)會增多，貧困減少。

社會保障支出水平（Ss）。用各省份地方政府社會保障支出占地方財(cái)政總支出的比重來表示，用來衡量地方政府調(diào)節(jié)社會收入分配差距的支持力度。

勞動(dòng)者受教育程度（Eh）。用各省份從業(yè)者中接受過高中教育人數(shù)占地區(qū)全體從業(yè)人數(shù)的比重來表示，以此反映勞動(dòng)者勞動(dòng)技能的熟練程度。

3.2 數(shù)據(jù)測度

本文利用2004—2014年的統(tǒng)計(jì)年鑒數(shù)據(jù)，首先對相關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理，然后來測度相關(guān)變量。原始數(shù)據(jù)來源于《中國國土資源年鑒》、《中國礦業(yè)年鑒》、《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國財(cái)政年鑒》以及行業(yè)資料等。

這里主要介紹兩類關(guān)鍵變量Tit和Cit的測度：

3.2.1 貧困水平測度

本文采用泰爾指數(shù)的計(jì)算方法，分別測度資源富集區(qū)的城鄉(xiāng)收入差距和行業(yè)收入差距，以此代表兩類貧困水平變量。前者反映城鎮(zhèn)與鄉(xiāng)村地區(qū)的收入差距，后者反映不同礦業(yè)部門間（國有、城鎮(zhèn)集體和個(gè)體私營三類）的勞動(dòng)者收入差距。其計(jì)算公式為：

其中，T、T1、T2分別表示區(qū)域總體差距、區(qū)間差異和區(qū)內(nèi)差異，i表示地區(qū)，j表示分類（城鄉(xiāng)或部門）。Iij代表地區(qū)i第j類收入占地區(qū)總收入的份額，Ii表示地區(qū)i第j類收入占全國總收入的比重，Pij是地區(qū)i第j類人口數(shù)量（或勞動(dòng)者）占地區(qū)總體人口數(shù)量（或勞動(dòng)者）的比重，Pi表示地區(qū)i第j類人口數(shù)量（或勞動(dòng)者）占全國總體人口數(shù)量（或勞動(dòng)者）的比重。T值越小，反映收入的差異水平越??；反之，則越大。

3.2.2 礦業(yè)權(quán)集聚水平的測度

礦業(yè)權(quán)集聚水平的測度大致有兩類方法。一類是空間水平的測度，另一類是市場水平的測度。

空間集聚水平的測度，是通過EG指數(shù)來測度礦業(yè)權(quán)集聚的地區(qū)間差異。其計(jì)算公式為：

其中，Cij表示地區(qū)i第j種礦業(yè)權(quán)的空間集聚水平，pij表示地區(qū)i第j種礦業(yè)權(quán)數(shù)占全國同類礦業(yè)權(quán)數(shù)的比重，如地區(qū)油氣礦權(quán)/全國油氣礦權(quán)。qi表示地區(qū)i各類礦業(yè)權(quán)總數(shù)占全國各類礦業(yè)權(quán)總數(shù)的比重。Sij表示地區(qū)i第j種礦業(yè)權(quán)占地區(qū)礦業(yè)權(quán)總數(shù)的份額。

市場集聚水平的測度，則是采用行業(yè)集中度法，從總體上測算資源豐裕地區(qū)各類礦業(yè)權(quán)所代表的市場規(guī)模及區(qū)域差異。其計(jì)算公式為：

其中，Xit表示地區(qū)i第t期所集聚的有效礦業(yè)權(quán)數(shù)；Xt表示第t期全國礦業(yè)權(quán)市場的有效規(guī)模，Cit可以反映不同區(qū)域礦業(yè)權(quán)集聚的市場空間水平。

基于數(shù)據(jù)可得性考慮，本文借鑒胡?。?010）采用的行業(yè)集中度（市場集中水平）測度方法[27]，來測度資源富集區(qū)的礦業(yè)權(quán)集聚度。

3.3 變量統(tǒng)計(jì)性描述

表1報(bào)告了各變量的描述性統(tǒng)計(jì)及方差膨脹因子值。從數(shù)據(jù)來看，方差膨脹因子值均小于10，說明解釋變量之間不存在多重共線性，其中P1代表城鄉(xiāng)收入差距，P2代表礦業(yè)部門收入差距。

基于本文對泰爾指數(shù)的測度結(jié)果，中國河南、湖北、廣西、青海、新疆等省份，礦業(yè)部門收入差距在2004—2008年間呈動(dòng)態(tài)遞增，而自2009年以后，全國各省份均呈現(xiàn)逐年下降趨勢，反映行業(yè)收入差距在縮?。涣硗?，值得說明的是，2014年青海省礦業(yè)部門勞動(dòng)者的收入差距顯著高于全國平均水平。相對而言，全國31個(gè)省級地區(qū)城鄉(xiāng)收入差距在2005—2009年處于動(dòng)態(tài)遞增階段，2006年差距值達(dá)到最大0.073 3，自2009年達(dá)到0.072 4以后呈逐年下降趨勢。

4 實(shí)證分析與結(jié)果說明

4.1 單位根檢驗(yàn)

本文所構(gòu)建的數(shù)據(jù)面板，截面數(shù)大于時(shí)期數(shù)，在模型估計(jì)前，我們對相關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)行了標(biāo)準(zhǔn)化處理。為避免回歸模型出現(xiàn)偽回歸問題，本文選擇ADF檢驗(yàn)來檢驗(yàn)各面板序列的平穩(wěn)性。通過觀察其統(tǒng)計(jì)值所對應(yīng)的P值，結(jié)果顯示各變量檢驗(yàn)結(jié)果均顯示平穩(wěn)，不存在單位根。

4.2 實(shí)證模型與檢驗(yàn)

4.2.1 經(jīng)濟(jì)增長變量引入的估計(jì)與檢驗(yàn)

首先，我們利用模型（1）—（4）來考察集聚、投資、稅賦水平以及相關(guān)控制變量與地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長、礦業(yè)經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)聯(lián)效應(yīng)。包含所有解釋變量的面板數(shù)據(jù)回歸結(jié)果與檢驗(yàn)如表2。

表2中的模型（1）將所有解釋變量和控制變量引入回歸模型，結(jié)果顯示，礦業(yè)權(quán)集聚度與地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系不顯著，礦業(yè)經(jīng)濟(jì)增長對地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的影響系數(shù)為-0.139 686，并在1%的水平上顯著。模型（2）的結(jié)果顯示，資源稅稅賦水平與地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系為負(fù)值（-0.135 193），而礦業(yè)總體稅賦水平與地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系為正值（0.372 414），且均在1%水平上顯著，說明資源稅與礦業(yè)總體稅賦對區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長的影響作用相反。

另外，模型（3）與模型（4）單獨(dú)檢驗(yàn)了礦業(yè)經(jīng)濟(jì)增長所受到的影響。結(jié)果顯示，礦業(yè)經(jīng)濟(jì)增長與礦業(yè)權(quán)集聚度的提升顯著正相關(guān)（0.163 648），而資源稅與總體稅賦水平對礦業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的影響關(guān)系均為正值，且在1%水平上顯著，說明資源稅與總體稅賦水平對礦業(yè)經(jīng)濟(jì)增長起到的是正向激勵(lì)作用，這可能與資源稅從量計(jì)征（改革前）導(dǎo)致的級差租金不能真實(shí)反映有關(guān)，稅收負(fù)擔(dān)越輕，對經(jīng)濟(jì)增長的刺激作用越顯著。對于模型結(jié)果，我們分別采用RAMSEY檢驗(yàn)、ARCH檢驗(yàn)和LM檢驗(yàn)，以檢驗(yàn)?zāi)Ｐ偷姆€(wěn)健性、異方差和殘差自相關(guān)性。表2報(bào)告的檢驗(yàn)結(jié)果顯示，模型（1）—（4）不存在異方差和殘差自相關(guān)，并且模型誤差設(shè)定檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)值均接受原假設(shè)，模型不存在設(shè)定偏誤，說明模型整體擬合較好。

4.2.2 收入差距變量引入的估計(jì)與檢驗(yàn)

為構(gòu)造收入差距的決定模型，本文從經(jīng)濟(jì)層面和政策層面兩個(gè)維度分別引入地區(qū)GDP、礦業(yè)GDP、資源稅水平、礦業(yè)權(quán)集聚度、礦業(yè)投資以及對外開放水平、政府社會保障支出、勞動(dòng)者受教育程度等變量，進(jìn)行逐步回歸以考察對收入差距變動(dòng)的影響。模型結(jié)果和檢驗(yàn)如表3。

同前述檢驗(yàn)方法一致，表（3）中四個(gè)模型均通過LM檢驗(yàn)和BPG檢驗(yàn)，不存在殘差自相關(guān)、異方差及多重共線性問題，模型擬合效果顯著。另外，相關(guān)變量的系數(shù)符號也符合預(yù)期，例如，GDP對收入差距的影響均為顯著負(fù)相關(guān)，說明經(jīng)濟(jì)增長是減小收入差距的關(guān)鍵原因。

4.3 實(shí)證結(jié)果說明

4.3.1 礦業(yè)權(quán)集聚、稅收與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系

首先，我們看礦業(yè)權(quán)集聚與GDP增長的直接關(guān)系。由表2可以看出，模型（3）和模型（4）的結(jié)果顯示，集聚度與部門經(jīng)濟(jì)增長的系數(shù)分別為0.160 381和0.163 648，且在1%水平顯著，說明集聚度的上升會顯著促進(jìn)礦業(yè)經(jīng)濟(jì)的增長，但模型（1）和模型（2）中礦業(yè)經(jīng)濟(jì)對地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的影響系數(shù)為-0.139 686和-0.133 564，也在1%水平下顯著，說明礦業(yè)經(jīng)濟(jì)增長并不利于地區(qū)經(jīng)濟(jì)的整體增長，這與“資源詛咒”的理論預(yù)期相符。

其次，模型（1）、模型（2）與模型（3）、模型（4）的結(jié)果顯示，資源稅稅負(fù)水平與部門經(jīng)濟(jì)增長的相關(guān)系數(shù)顯著正相關(guān)，分別為0.458 869和0.477 594，而與地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的相關(guān)系數(shù)顯著負(fù)相關(guān)，分別為-0.150 881和-0.135 193。這說明資源稅對礦業(yè)經(jīng)濟(jì)和地區(qū)經(jīng)濟(jì)的激勵(lì)水平不同，資源稅征收水平越低，礦業(yè)經(jīng)濟(jì)越發(fā)達(dá)，地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長多樣性程度越低。從實(shí)踐結(jié)果來看，越是貧困的地方，地方政府越有可能會產(chǎn)生資源稅競爭，以更低的資源稅水平（稅收減免）刺激部門經(jīng)濟(jì)發(fā)展，礦業(yè)經(jīng)濟(jì)越發(fā)達(dá)，“資源詛咒”風(fēng)險(xiǎn)越大，越不利于地區(qū)貧困減緩。

4.3.2 經(jīng)濟(jì)增長、礦業(yè)權(quán)集聚對貧困減緩的影響

表3中模型（5）和模型（6）考察了礦業(yè)經(jīng)濟(jì)增長、集聚度、資源稅、總體稅收水平等變量對地區(qū)收入差距的影響。模型（7）和模型（8）則單獨(dú)考察了這些變量對行業(yè)收入差距的影響。根據(jù)實(shí)證結(jié)果，礦業(yè)經(jīng)濟(jì)增長、資源稅，與地區(qū)收入差距呈顯著正相關(guān)關(guān)系，說明資源稅和礦業(yè)經(jīng)濟(jì)增長是引致地區(qū)貧困的重要因素。資源稅水平越低，對礦業(yè)經(jīng)濟(jì)增長起到的刺激作用越強(qiáng)，但越不利于地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的多樣性，也不利于地區(qū)收入差距的縮小。除了本文重點(diǎn)考察的這兩類變量外，地區(qū)GDP增長、政府社會保障支出、受教育程度對地區(qū)收入差距的影響程度均為顯著負(fù)相關(guān)，說明促進(jìn)地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長、加大社會保障支出以及提升勞動(dòng)者技能對貧困減緩均有顯著的積極意義。

需要說明的是，集聚度（C）與對外開放度（Ei）在模型（5）和模型（6）中的系數(shù)符號正好相反，其原因可能有兩個(gè)：一是當(dāng)單獨(dú)考察礦業(yè)經(jīng)濟(jì)增長變量（Y）對地區(qū)收入差距的影響時(shí)，C與Y具有同向關(guān)系，C是影響Y的原因，而Ei則代表了經(jīng)濟(jì)增長的多樣性，可作為Gdp的替代變量；而當(dāng)同時(shí)引入Y和Gdp時(shí)，Y是影響Gdp的原因，而Y又受到C的影響，所以同時(shí)引入模型考察時(shí)，其解釋意義發(fā)生了變化，隱含著復(fù)雜的交互影響關(guān)系。二是礦業(yè)權(quán)集聚存在異質(zhì)性：資源富集區(qū)中央企業(yè)獲得的礦業(yè)權(quán)比重大于地方性企業(yè)，而按現(xiàn)行資源性稅收分配方案，中央企業(yè)75%的增值稅和全部所得稅歸屬于國家[28]，地方獲得的資源性收益較少。短期來看，礦業(yè)權(quán)集聚惠及中央企業(yè)更多，地方獲得的資源性收益較少，不利于地區(qū)貧困減緩，所以模型（5）中集聚對地區(qū)收入差距的影響系數(shù)為正值（0.449 948），且顯著相關(guān)；但從長期來看，隨著礦業(yè)權(quán)集聚度的上升，地方政府獲得的累積性資源性收益也在上升，這樣就增強(qiáng)了地方政府通過社會保障支出實(shí)施收入調(diào)節(jié)的能力，有利于地區(qū)收入差距的縮小，集聚對地區(qū)收入差距的影響表現(xiàn)為負(fù)相關(guān)關(guān)系（-0.358 162，模型6）。

另外，模型（6）中對外開放度（Ei）對地區(qū)收入差距的影響系數(shù)為13.218 83，且在1%水平顯著，原因可能在于資源富集區(qū)的對外開放主要依賴于礦產(chǎn)品貿(mào)易，這與經(jīng)濟(jì)多元化條件下的對外開放對收入差距的影響正好相反。模型（7）和模型（8）中社會保障支出對行業(yè)收入差距的影響與模型（5）和模型（6）中對地區(qū)收入差距的影響系數(shù)符號正好相反，說明社會保障資金支出惠及的主要對象是地區(qū)群體，不具有行業(yè)偏向性，社會保障支出是地區(qū)貧困減緩的主要影響因素。

5 結(jié)論與政策建議

通過本文對礦業(yè)權(quán)集聚、資源稅以及其它變量對經(jīng)濟(jì)增長與貧困減緩影響的研究，可以得出以下結(jié)論：一是礦業(yè)權(quán)集聚、資源稅對礦業(yè)經(jīng)濟(jì)增長具有正向刺激作用，礦業(yè)經(jīng)濟(jì)增長有利于行業(yè)收入差距的縮??；二是礦業(yè)經(jīng)濟(jì)增長與地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長呈顯著負(fù)相關(guān)關(guān)系，與地區(qū)收入差距呈顯著正相關(guān)關(guān)系，對礦業(yè)經(jīng)濟(jì)的依賴程度越高，地區(qū)收入差距越大；三是資源稅對礦業(yè)權(quán)集聚水平和礦業(yè)經(jīng)濟(jì)增長具有調(diào)節(jié)作用，是影響收入差距縮小的關(guān)鍵因素；四是礦業(yè)權(quán)集聚存在異質(zhì)性，地方性企業(yè)獲得的礦業(yè)權(quán)比重較小，不利于地方性企業(yè)和地方政府從資源經(jīng)濟(jì)中獲得更多資源性收益。

本文的研究結(jié)果表明，對資源富集區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長與貧困減緩這兩個(gè)關(guān)鍵變量的實(shí)證分析，進(jìn)一步印證了“資源詛咒”假說的可能性，這對于政策制定部門開展資源富集區(qū)的貧困減緩工作具有積極的理論意義和現(xiàn)實(shí)意義。其次，本文為當(dāng)前正在推進(jìn)的資源稅改革提供了更多參考的現(xiàn)實(shí)依據(jù)，尤其是資源稅從量計(jì)征、低水平征收可能是影響礦業(yè)權(quán)集聚與礦業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)鍵變量，其對“資源詛咒”和“區(qū)域貧困”均具有傳導(dǎo)效應(yīng)。第三，對于不同區(qū)域而言，資源稟賦的差異決定了礦業(yè)權(quán)集聚異質(zhì)性的程度也不盡相同，資源主管部門在制定減貧措施前，應(yīng)根據(jù)不同區(qū)域特點(diǎn)區(qū)別對待。

最后，對于資源富集區(qū)如何有效實(shí)現(xiàn)貧困減緩目標(biāo)，我們提出以下政策建議：配合當(dāng)前正在推進(jìn)的資源稅改革，合理調(diào)整區(qū)域資源開發(fā)利益分配機(jī)制，保障資源地的合理利益，賦予地方性企業(yè)更大比重的礦業(yè)權(quán)集聚度，同時(shí)合理調(diào)整中央政府與地方政府針對資源性稅收的財(cái)稅分權(quán)，避免地方政府表現(xiàn)出“逐底競爭”行為。除此之外，為有效減緩地區(qū)貧困，地方政府應(yīng)積極推進(jìn)產(chǎn)業(yè)多樣化、鼓勵(lì)科技創(chuàng)新，進(jìn)一步提高社會群體受教育程度，積極改變粗放式的增長方式，并加大對社會的保障性支出，以改善貧困產(chǎn)生的內(nèi)生性環(huán)境和外生性環(huán)境。

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