資源型地區(qū)的資源詛咒現(xiàn)象及其傳導(dǎo)機(jī)制研究
——以甘肅省慶城縣為例

李恒吉，曲建升，鹿晨昱，張子龍，王春娟

(1．中國科學(xué)院 蘭州文獻(xiàn)情報中心，甘肅 蘭州 730000；2．蘭州大學(xué) 資源環(huán)境學(xué)院，甘肅 蘭州 730000；3．西北師范大學(xué) 地理與環(huán)境科學(xué)學(xué)院，甘肅 蘭州 730070)

自然資源是經(jīng)濟(jì)和社會發(fā)展重要的物質(zhì)基礎(chǔ)，近百年以來的發(fā)展歷史表明，自然資源的開發(fā)與利用在一個國家原始財富的積累中具有重要作用．傳統(tǒng)觀念中，自然資源的富集區(qū)，隨著資源的開采，理應(yīng)帶動當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)社會發(fā)展，提高當(dāng)?shù)厝嗣袼?，但?0世紀(jì)80年代以來，出現(xiàn)了一些有悖于經(jīng)濟(jì)學(xué)常識的現(xiàn)象，一些資源豐富的國家，隨著資源的大規(guī)模開發(fā)與利用，其經(jīng)濟(jì)增長陷入緩慢，甚至停滯．而一些資源稀缺型國家和地區(qū)(新加坡、韓國、日本、中國臺灣等)經(jīng)濟(jì)增長卻超過了發(fā)達(dá)國家的平均水平[1].究其原因，是資源豐裕的國家或地區(qū)在經(jīng)濟(jì)發(fā)展過程中過多地依賴資源帶來的收益，忽視培育發(fā)展其他產(chǎn)業(yè)，致使資源產(chǎn)業(yè)形成一產(chǎn)獨大，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)嚴(yán)重失調(diào)并發(fā)生扭曲，使經(jīng)濟(jì)增長陷入停滯或倒退，資源的開發(fā)利用未成為經(jīng)濟(jì)發(fā)展的“福音”，而成為經(jīng)濟(jì)發(fā)展的“瓶頸”，出現(xiàn)了所謂的“資源詛咒”現(xiàn)象．Auty在1993年首次提出了資源詛咒(Resource curse)這一概念[2]，這一違背經(jīng)濟(jì)學(xué)常識的概念一經(jīng)提出，便引起了各國學(xué)者們的研究熱潮．

國外對資源詛咒的研究重點集中在資源詛咒效應(yīng)的實證檢驗研究與其傳導(dǎo)機(jī)制研究兩個方面[3].Sachs等在1997年通過選取95個發(fā)展中國家為樣本，將制度因素、價格波動等因素引入模型對資源詛咒這一命題進(jìn)行了最有影響力的實證研究[4]，使得資源詛咒現(xiàn)象在國家層面得到了驗證，表明部分國家資源開發(fā)與經(jīng)濟(jì)增長形成顯著的負(fù)相關(guān)性．Sachs等[4]進(jìn)一步將自然資源出口占GDP的比重作為衡量一國資源豐裕度的指標(biāo)對1970—1989世界各國的資源豐裕度和年經(jīng)濟(jì)增長率進(jìn)行回歸模擬發(fā)現(xiàn)二者之間具有明顯的負(fù)相關(guān)性關(guān)系．Brunnschweiler等[5-6]再次用該方法對非洲和拉美國家的資源與經(jīng)濟(jì)發(fā)展情況進(jìn)行實證分析，發(fā)現(xiàn)過度的資源開發(fā)是導(dǎo)致該地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展落后的直接原因．資源詛咒現(xiàn)象仍舊存在，Gylfason等[7]對22個轉(zhuǎn)軌國家(蘇聯(lián)解體后形成的國家和東歐國家)的經(jīng)濟(jì)增長效率與自然資源利用狀況進(jìn)行了相關(guān)性分析，發(fā)現(xiàn)也存在資源詛咒效應(yīng)．可以發(fā)現(xiàn)，這些實證研究證實了資源豐富的國家容易產(chǎn)生資源詛咒現(xiàn)象，自然資源的開發(fā)利用以何種途徑方式阻礙經(jīng)濟(jì)發(fā)展成為學(xué)術(shù)界關(guān)注的焦點問題．DING等[8]總結(jié)了資源詛咒發(fā)生的原因主要是荷蘭病、尋租、政府決策失誤以及忽視人力資源投資這四條傳導(dǎo)途徑影響經(jīng)濟(jì)發(fā)展，并提出資源詛咒傳導(dǎo)機(jī)制這一概念．Sala-i-Martin等在對自然資源豐裕的尼日利亞進(jìn)行實證研究中指出，制度弱化是資源詛咒產(chǎn)生的根源所在[9]．Gylfason等[7]通過建立荷蘭病模型，指出能源產(chǎn)業(yè)開發(fā)領(lǐng)域因?qū)θ肆Y本要求較低，并且該產(chǎn)業(yè)缺乏聯(lián)系效應(yīng)與外部性，長此以往，極容易形成資源部分單獨發(fā)展壯大，從而導(dǎo)致其他部門投入不足，整體經(jīng)濟(jì)發(fā)展陷入衰退．Sachs等[4]認(rèn)為資源富集區(qū)因自然資源的發(fā)展從而促進(jìn)其他經(jīng)濟(jì)變量長期增長，從而對其他經(jīng)濟(jì)部門和領(lǐng)域產(chǎn)生“擠出效應(yīng)”來限制經(jīng)濟(jì)長期增長.從相關(guān)的文獻(xiàn)分析來看，影響資源詛咒形成的主要因素有人力資本投入、科技創(chuàng)新、教育投資等．

國內(nèi)學(xué)者研究方向與重點與國外基本相似，主要集中在資源詛咒現(xiàn)象的實證研究與該現(xiàn)象發(fā)生的機(jī)理研究及如何規(guī)避這一現(xiàn)象，資源型城市轉(zhuǎn)型發(fā)展與資源型城市產(chǎn)業(yè)演進(jìn)等領(lǐng)域．徐康寧等[10-11]驗證了資源詛咒效應(yīng)在我國的存在性．邵帥等[12-13]通過對西部地區(qū)能源開發(fā)與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系進(jìn)行研究，并通過數(shù)理模型倒推了1997—2007年我國28個地級煤炭城市面板數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)資源詛咒效應(yīng)確實存在，認(rèn)為能源開發(fā)主要通過創(chuàng)新和人力資本投資作用于經(jīng)濟(jì)增長．程志強(qiáng)[14]通過對“鄂爾多斯現(xiàn)象”進(jìn)行研究解析發(fā)現(xiàn)其經(jīng)濟(jì)增長過多地依賴煤炭資源的初級開發(fā)，致使收益遞增性質(zhì)的制造業(yè)部門相對萎縮，經(jīng)濟(jì)發(fā)展長期處于偏低水平，存在荷蘭病效應(yīng)．陳艷瑩等[15]通過我國省級領(lǐng)域的面板數(shù)據(jù)，從尋租、企業(yè)家才能配置與資源詛咒的關(guān)系角度分析指出，自然資源的大規(guī)模開采利用會提高企業(yè)管理者尋租的預(yù)期收益，進(jìn)而形成資源開采越多，帶來的區(qū)域整體利益呈現(xiàn)停滯化甚至出現(xiàn)貧富差距增大，整體區(qū)域效益呈下降趨勢的資源詛咒現(xiàn)象產(chǎn)生．張景華[16]、景普秋[17]和趙輝[18]都認(rèn)為，資源詛咒現(xiàn)象之所以發(fā)生的重要原因是自然資源收益的分配制度設(shè)計不合理．張復(fù)明等[19]指出，制造業(yè)在資源稟賦較好的國家中，一旦成為主導(dǎo)產(chǎn)業(yè)，就會形成嚴(yán)重的路徑依賴，陷入資源開發(fā)利用的陷阱，從而導(dǎo)致經(jīng)濟(jì)發(fā)展緩慢，甚至停滯．惡性的主導(dǎo)產(chǎn)業(yè)路徑依賴模式，便會導(dǎo)致資源詛咒現(xiàn)象的產(chǎn)生．

通過對現(xiàn)有的資源詛咒相關(guān)的研究成果進(jìn)行梳理，發(fā)現(xiàn)以往的研究主要是針對大尺度(國家層面)與中尺度(省級層面)的資源詛咒現(xiàn)象進(jìn)行驗證，對其形成機(jī)理的分析較為抽象、籠統(tǒng)，針對小尺度區(qū)域研究較少．事實上，不同國家、區(qū)域存在不同的資源稟賦與經(jīng)濟(jì)增長方式，尤其對于經(jīng)濟(jì)欠發(fā)達(dá)且資源富裕的區(qū)域來說，因其產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)較為單一，極易因資源依賴陷入資源詛咒的困境．鑒于此，文中選取欠發(fā)達(dá)地區(qū)的一個資源極其豐裕的縣級行政區(qū)甘肅省慶城縣為例，探討小尺度范圍內(nèi)發(fā)生資源詛咒現(xiàn)象的可能性，以及衡量該地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展與資源稟賦的偏差程度大小，在此基礎(chǔ)上進(jìn)一步探討其傳導(dǎo)機(jī)制，從而為區(qū)域全面、協(xié)調(diào)及可持續(xù)發(fā)展提供一定的參考．

1 研究區(qū)概況

慶城縣是我國西部地區(qū)典型的欠發(fā)達(dá)區(qū)域，位于甘肅省東部，東西長約70 km，南北寬約56 km．總土地面積2 692.6 km2，總?cè)丝诩s32萬人．地處隴東黃土高原中部地帶，全縣塬面呈殘塬溝壑與丘陵溝壑地貌類型，屬溫帶大陸性季風(fēng)氣候．慶城縣是陜、甘、寧地區(qū)最大的石油、天然氣開發(fā)基地．境內(nèi)探明石油儲量4.3億t，有油井2 700多口，年產(chǎn)原油150萬t以上，是長慶油田原油主產(chǎn)區(qū)．該縣作為西部欠發(fā)達(dá)的能源富集區(qū)域，從傳統(tǒng)理論角度來說資源的開發(fā)會帶動當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)的快速發(fā)展，經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展水平應(yīng)該較高，但事實上富集的資源優(yōu)勢并未帶來慶城縣經(jīng)濟(jì)健康的快速發(fā)展，反而因多年的石油資源的開發(fā)，導(dǎo)致的地下水層破壞，馬蓮河污染嚴(yán)重，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平相對滯后．隨著長慶油田總部搬離慶城縣，致使該縣財政收入嚴(yán)重下滑，部分因油田而建設(shè)的小城鎮(zhèn)成為“鬼城”．人均GDP僅約為全省人均GDP的75%左右．慶城縣具有豐富的自然資源，而經(jīng)濟(jì)水平卻并不是那么高， 慶城縣“發(fā)展模式”是否陷入了資源詛咒效應(yīng)；慶城縣資源開發(fā)長期處于初級產(chǎn)品的生產(chǎn)，在資源型產(chǎn)業(yè)的發(fā)展壯大過程中，其資源配置效率是不是有下降趨勢；是否存在荷蘭病效應(yīng)，這種效應(yīng)通過哪些機(jī)制來影響該地區(qū)的發(fā)展，都是文中所要探究的問題．

2 數(shù)據(jù)來源與研究方法

2.1 數(shù)據(jù)來源及處理

本研究以慶城縣2004—2015年的時間序列數(shù)據(jù)為研究樣本，所有的指標(biāo)數(shù)據(jù)均來源于2004—2015年《慶城縣統(tǒng)計年鑒》．使用的統(tǒng)計分析軟件是Eviews 6.0，并對相關(guān)指標(biāo)進(jìn)行預(yù)處理，盡量使用相對指標(biāo)，避免使用絕對指標(biāo)．

2.2 研究方法

文章通過對已有研究的分析及結(jié)合慶城縣的實際情況，引用姚予龍等[20]提出的資源詛咒系數(shù)概念對慶城縣的能源開發(fā)強(qiáng)度與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系進(jìn)行分析．同時應(yīng)用荷蘭病模型對城市能源開發(fā)影響經(jīng)濟(jì)增長的傳導(dǎo)機(jī)制作進(jìn)一步的探討．

2.2.1 資源詛咒系數(shù) 資源詛咒系數(shù)是衡量區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展過程中資源優(yōu)勢能否較為明顯體現(xiàn)的指標(biāo)，尤其對于工業(yè)領(lǐng)域，資源開發(fā)程度化越高，其指標(biāo)值越大，表明資源在開發(fā)利用過程中并未對區(qū)域整體經(jīng)濟(jì)起到推動作用．采用地區(qū)資源稟賦和資源對經(jīng)濟(jì)發(fā)展的貢獻(xiàn)值大小來衡量該地區(qū)資源詛咒的程度．在對已有研究的分析基礎(chǔ)上結(jié)合慶城縣的實際情況，認(rèn)為姚予龍等[20]提出的資源詛咒系數(shù)概念更適合解釋慶城縣的資源詛咒現(xiàn)象，該系數(shù)采用該地區(qū)能源資源稟賦和第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值的比重來表示，能源資源稟賦選取地區(qū)一次能源生產(chǎn)量來表示．用公式表示為[20]19

(1)

其中，SE,i為地區(qū)i的能源資源詛咒系數(shù)；n為地區(qū)數(shù)；Ei為地區(qū)i一次能源生產(chǎn)量；IS,i為地區(qū)i第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值．

2.2.2 模型構(gòu)建 通過梳理相關(guān)歷史研究文獻(xiàn)并結(jié)合慶城縣發(fā)展實際，在Corden等[21]的荷蘭病模型與徐康寧等[10]建立的基本回歸方程基礎(chǔ)之上進(jìn)行模型改進(jìn)，建立了如下回歸模型[21]825：

yt=α+β1Et+β2Mt+β3Zt+εt,

(2)

其中，y為人均GDP增長率；E為能源豐裕度變量；M為制造業(yè)投入水平；t為年份；α為常數(shù)項向量；Z為將要加入的其他控制變量所組成的向量集；β1,β2,β3為系數(shù)；ε為隨機(jī)擾動項．

為更好分析各個代理變量對經(jīng)濟(jì)發(fā)展增長的影響程度，運用Enviews 6.0軟件對樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行對數(shù)化處理，排異方差和序列相關(guān)等問題后，逐次加入其他相關(guān)變量，最終得到如下回歸方程：

其中，Et的系數(shù)β1的正負(fù)反映了能源開發(fā)對經(jīng)濟(jì)健康發(fā)展的影響程度，若該值為負(fù)值，則說明資源詛咒效應(yīng)存在；若為正數(shù)，則不存在該效應(yīng)．β2～β5表示如果存在資源詛咒效應(yīng)，其他代理變量間接對經(jīng)濟(jì)增長的影響程度，即傳導(dǎo)機(jī)制．改進(jìn)的該模型反映的是資本投入與經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出之間的相關(guān)關(guān)系．

以2004—2015年人均GDP增長率Y作為經(jīng)濟(jì)增長指標(biāo)變量；能源開發(fā)強(qiáng)度指標(biāo)變量選取能源工業(yè)產(chǎn)值占工業(yè)總產(chǎn)值的比重E來表示；梳理研究成果發(fā)現(xiàn)，經(jīng)濟(jì)增長過程中出現(xiàn)的資源詛咒傳導(dǎo)機(jī)制主要存在于“擠出”效應(yīng)、荷蘭病效應(yīng)及制度弱化效應(yīng)[21]，并且荷蘭病效應(yīng)多數(shù)出現(xiàn)在工業(yè)部門中，故取慶城縣制造業(yè)從業(yè)人員數(shù)占工業(yè)從業(yè)人員數(shù)的比重作為荷蘭病效應(yīng)的代理變量M；“擠出效應(yīng)”是指政府不重視科技教育事業(yè)從而減少經(jīng)費支持所導(dǎo)致，故選取慶城縣科技支出與教育事業(yè)支出和總財政支出的比重作為擠出效應(yīng)的代理變量EDU；制度效應(yīng)代理變量選擇外開放程度、市場化水平、財政投資水平等，用進(jìn)出口貿(mào)易總額(人民幣表示)占GDP的比重作為對外開放程度的指標(biāo)O，選取固定資產(chǎn)投資占來源于國家預(yù)算金的比重作為市場化程度的指標(biāo)MAZ，用財政收入占國內(nèi)生產(chǎn)總值作為財政投資水平度量DL(表1)．

3 結(jié)果與分析

3.1 資源詛咒現(xiàn)象的判斷

3.1.1 資源詛咒現(xiàn)象的經(jīng)驗判斷 文中以2003年作為基期，以2004—2015年為分析時段，分析人均GDP增長率與能源開發(fā)增長率之間的相關(guān)關(guān)系(圖1)．

表1 指標(biāo)定義

從圖1可以看出， 趨勢線先呈現(xiàn)明顯的上漲趨勢，然后開始呈現(xiàn)下降趨勢，說明慶城縣2004—2008年經(jīng)濟(jì)增長與能源開發(fā)強(qiáng)度呈現(xiàn)明顯的正相關(guān)關(guān)系，其人均GDP增長率隨著能源開發(fā)強(qiáng)度的加大不斷增長，最高達(dá)到14.7%；2008年以后散點基本都處于下降趨勢，其人均GDP增長率隨著能源開發(fā)強(qiáng)度的加大而下降，其能源開發(fā)強(qiáng)度已經(jīng)處于16%～21%，而經(jīng)濟(jì)增長率卻從2008的14%下降到2015年的11.2%，即進(jìn)入2008年以后隨著能源開發(fā)強(qiáng)度的不斷加大，人均GDP增長速度與能源強(qiáng)度并呈現(xiàn)負(fù)相關(guān)關(guān)系．尤其2008年以后，能源開發(fā)強(qiáng)度幾年保持在15%的增長速度，而人均GDP增長速度卻處于較低水平，能源開發(fā)強(qiáng)度與人均GDP增長速度呈現(xiàn)不同步的現(xiàn)象，并且出現(xiàn)此消彼長的情況．慶城縣這種“低經(jīng)濟(jì)增長、高能源開發(fā)”的發(fā)展現(xiàn)象與Auty對資源詛咒的定義基本吻合[2]，并且從2008年后這種現(xiàn)象有持續(xù)增強(qiáng)的趨勢，慶城縣能源開發(fā)利用已經(jīng)對經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生了詛咒效應(yīng)．

圖1 2004—2015年慶城縣能源開發(fā)與經(jīng)濟(jì)增長

3.1.2 資源詛咒現(xiàn)象的數(shù)據(jù)檢驗 通過以上的數(shù)據(jù)和圖的相關(guān)分析結(jié)果，從能源開發(fā)對經(jīng)濟(jì)的作用視角來看，慶城縣2008年以后有已經(jīng)陷入了資源詛咒困境的可能性．但由于散點圖只能對慶城縣資源詛咒的程度大小進(jìn)行直觀的觀測，并不能確定其出遭受程度的大小．所以為了更加深入地解釋這個問題，文中用資源詛咒系數(shù)這一指標(biāo)來驗證該縣是否存在資源詛咒現(xiàn)象，并對資源詛咒程度進(jìn)行等級劃分及趨勢分析．

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從(1)式可以看出，如果SE，i>1(既某地區(qū)的一次能源生產(chǎn)量與全國能源生產(chǎn)量的比重大于其第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占全國第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值的比重)，則說明某地區(qū)的資源優(yōu)勢并未轉(zhuǎn)化為經(jīng)濟(jì)優(yōu)勢，該地區(qū)遭受了資源詛咒現(xiàn)象，其值越大說明資源詛咒程度越嚴(yán)重．如果SEi<1，則說明該地區(qū)沒有遭受資源詛咒現(xiàn)象．因此，通過資源詛咒系數(shù)值不僅可以確定該地區(qū)是否存在資源詛咒現(xiàn)象，而且還可以判斷資源詛咒的程度及變化趨勢．

根據(jù)(1)式，算出資源詛咒系數(shù)值，繪制出慶城縣2004—2015年資源詛咒系數(shù)變化趨勢圖(圖2)．從整體來，慶城縣在2004—2015年期間的資源詛咒系數(shù)始終大于1，且整體呈現(xiàn)出由小變大的趨勢，增長速度較為明顯，這說明慶城縣的確存在著資源詛咒現(xiàn)象．文中應(yīng)用2001年姚予龍等[21]的劃分標(biāo)準(zhǔn)，取各個地區(qū)資源詛咒系數(shù)的算術(shù)平均值作為界定標(biāo)準(zhǔn)，將中國整個區(qū)域分為為無資源詛咒區(qū)、資源詛咒邊緣區(qū)、資源詛咒嚴(yán)重區(qū)以及資源詛咒高危區(qū)4個部分(表2)．根據(jù)表2的劃分及每年慶城縣資源詛咒系數(shù)的大小來比較，可以推出慶城縣資2004年以來一直存在資源詛咒現(xiàn)象．大致分為兩個階段：2004—2008就已經(jīng)處于資源詛咒邊緣區(qū)，且資源詛咒程度在逐漸增大；到2008—2013年，逐漸進(jìn)入到資源詛咒嚴(yán)重區(qū)；2015年的資源詛咒系數(shù)達(dá)到4以上，有進(jìn)入資源詛咒高危區(qū)的趨勢．因此，通過資源詛咒系數(shù)的大小可以判斷出慶城縣在2004年之前就已經(jīng)遭受了資源詛咒現(xiàn)象，且資源詛咒程度呈現(xiàn)越來越大的趨勢，有陷入資源詛咒高危區(qū)的趨勢，這與前面所得出的慶城縣已經(jīng)陷入詛咒的結(jié)論一致．

3.2 資源詛咒的傳導(dǎo)機(jī)制分析

通過以上的分析結(jié)果來看，以慶城縣為代表的欠發(fā)達(dá)資源富集區(qū)確實已經(jīng)陷入資源詛咒的困境．為了更深刻的研究此問題，以及得出該地區(qū)產(chǎn)生資源詛咒的傳導(dǎo)機(jī)制，文中運用荷蘭病模型作更進(jìn)一步的檢驗，分析能源開發(fā)對傳導(dǎo)機(jī)制代理變量的影響，以研究中國欠發(fā)達(dá)資源豐裕區(qū)資源稟賦與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的動態(tài)特征．

圖2 2004—2015年慶城縣資源詛咒系數(shù)變化趨勢

表2 資源詛咒分區(qū)閾值及基本特征

基于前文所構(gòu)建的荷蘭病模型，運用Eviews 6.0軟件對慶城縣2004—2015年樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行對數(shù)化處理，排除異方差和序列相關(guān)等問題后，逐次加入其它相關(guān)變量，分析其它變量對于經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生的影響程度．分析結(jié)果見表3．

表3中每列的第一個數(shù)字代表能源開發(fā)強(qiáng)度對各個傳導(dǎo)機(jī)制的影響系數(shù)，第6列給出了方程的整體回歸結(jié)果，能源開發(fā)強(qiáng)度變量lnE的系數(shù)為負(fù)(-0.195)，且顯著性水平為5%，說明慶城縣在2004—2015年經(jīng)濟(jì)發(fā)展中存在資源詛咒效應(yīng)，與前面的分析是一致的．表3中每行的第一個數(shù)字代表每個變量對經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響系數(shù)，可以明顯地看出除了制造業(yè)投資和制度效應(yīng)中財政投資變量對經(jīng)濟(jì)發(fā)展起了阻礙作用，其他變量都對經(jīng)濟(jì)發(fā)展起了一定的促進(jìn)作用．制造業(yè)投資和財政投資對經(jīng)濟(jì)的阻礙作用，可能是因為長慶油田機(jī)關(guān)搬離慶城縣，致使多年來依托長慶油田基地建立起來的工業(yè)、服務(wù)業(yè)萎縮嚴(yán)重．而慶城縣的財政收入主要來源于油田三產(chǎn)企業(yè)的增值稅和所得稅，進(jìn)而對經(jīng)濟(jì)的投資發(fā)展大大縮水．開放度變量系數(shù)不顯著，這可能與慶城縣比較閉塞及在經(jīng)濟(jì)騰飛之前長期的交通不發(fā)達(dá)有關(guān)，使得開放度還未顯現(xiàn)出來．

通過對各控制變量的進(jìn)一步解釋，表3中第一列在不考慮其他因素的影響下，分析能源開發(fā)與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系發(fā)現(xiàn)，能源開發(fā)強(qiáng)度變量系數(shù)為-0.045，說明慶城縣確實存在資源詛咒現(xiàn)象，在第二列的基礎(chǔ)上加入制造業(yè)投入水平變量，能源開發(fā)強(qiáng)度系數(shù)的絕對值大幅增加，為-0.184，顯著性水平為5%，說明加入了該變量使得資源詛咒的效應(yīng)加強(qiáng)了，慶城縣存在著資源詛咒現(xiàn)象， 其采掘業(yè)的發(fā)展使得其產(chǎn)值占據(jù)了部分制造業(yè)產(chǎn)值，制造業(yè)人數(shù)大量減少，轉(zhuǎn)移到采掘業(yè)中，限制和減小了制造業(yè)本身的創(chuàng)新能力．

表3 慶城縣資源詛咒效應(yīng)分析結(jié)果

注：括號中的數(shù)值為t值，***,**,*為 1%,5%,10%顯著性水平下顯著．

慶城縣多年來形成的主要以煤炭石油等為主導(dǎo)產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)較為單一，多年形成的產(chǎn)業(yè)路徑依賴還在延續(xù)，抑制并阻礙了其他部分經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，導(dǎo)致能源開發(fā)強(qiáng)度系數(shù)絕對值較大．這種抑制作用有不斷增強(qiáng)的趨勢．

分析第三列加入的教育變量因素，能源開發(fā)變量絕對值較第二列有所減少，說明教育變量因素檢索了資源詛咒效應(yīng)．但是能源開發(fā)強(qiáng)度對“擠出”效應(yīng)傳導(dǎo)機(jī)制的影響系數(shù)仍然為負(fù)，這只能說明在慶城縣的經(jīng)濟(jì)發(fā)展中，增大對教育投資的規(guī)?？梢詼p緩能源開發(fā)對經(jīng)濟(jì)增長的負(fù)效應(yīng)．

第四列加入制度變量因素，在第四列中加入的是開放度變量，能源開發(fā)產(chǎn)業(yè)投資系數(shù)仍為-0.141，其絕對值比第二列模型系數(shù)小，但其變化比較小，這與開放度變量的不顯著性有關(guān)．

在第五列和第六列加入的是市場化變量和財政投資制度變量，在第五列和第六列說明引入制度變量后，能源開發(fā)變量的系數(shù)繼續(xù)增大，最終系數(shù)變?yōu)?0.195，較第二列系數(shù)的絕對值有所增加．資源詛咒效應(yīng)進(jìn)一步加強(qiáng)了，說明慶城縣在資源開發(fā)過程中，制度弱化對資源詛咒的負(fù)面影響在逐漸增大．從上述分析來看，慶城縣2004—2015年資源的開發(fā)在整個區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展中并未起到有效的帶動作用，從長期經(jīng)濟(jì)發(fā)展來看，資源詛咒效應(yīng)已經(jīng)形成．且在2004 —2015年資源詛咒存在的12年中，荷蘭病效應(yīng)、擠出效應(yīng)以及制度弱化效應(yīng)對慶城縣的經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生了不同水平的影響，其中以荷蘭病效應(yīng)和制度弱化的影響最為顯著．

4 結(jié)論與討論

慶城縣能源開發(fā)強(qiáng)度與經(jīng)濟(jì)增長不具有正向相關(guān)關(guān)系，且能源開發(fā)對經(jīng)濟(jì)增長始終具有顯著的負(fù)效應(yīng)，表明以慶城縣為代表的欠發(fā)達(dá)地區(qū)資源詛咒效應(yīng)確實存在，表現(xiàn)出不可持續(xù)的發(fā)展態(tài)勢．通過資源詛咒系數(shù)可以看出，慶城縣在2004—2008年就已經(jīng)處于資源詛咒邊緣區(qū)，到2008年以后，資源詛咒系數(shù)一直都呈現(xiàn)快速的上升趨勢，到2015年時慶城縣已經(jīng)由資源詛咒嚴(yán)重區(qū)進(jìn)入到資源詛咒高危區(qū)．這與姚予龍等[20]的我國整體區(qū)域資源詛咒程度劃分中，西北地區(qū)屬于資源詛咒嚴(yán)重區(qū)與邊緣區(qū)的結(jié)論大體一致．通過對其傳導(dǎo)機(jī)制的研究，能源不僅對經(jīng)濟(jì)的健康發(fā)展起到一定的負(fù)作用，還通過一定的傳導(dǎo)作用，影響其他方面發(fā)展，尤其對于制造業(yè)投入的影響，是典型的荷蘭病效應(yīng)體現(xiàn)．

通常欠發(fā)達(dá)資源富集地區(qū)的產(chǎn)業(yè)往往與本地豐裕的自然資源有很大的相關(guān)性，這樣市場就可能強(qiáng)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)單一的問題．同時，這類地區(qū)在國家發(fā)展中的地位也往往決定了其必然形成以資源開發(fā)為主的產(chǎn)業(yè)發(fā)展模式．因此，這類地區(qū)很可能因為依賴資源產(chǎn)業(yè)而降低了其綜合抗風(fēng)險能力，當(dāng)自然資源開發(fā)衰退時，留下的就是一個資源匱乏、生態(tài)環(huán)境惡化的地方，這就是所謂的荷蘭病和資源詛咒．盡管文中的結(jié)論是慶城縣確實已經(jīng)存在資源詛咒，且詛咒程度較嚴(yán)重，對經(jīng)濟(jì)的發(fā)展很不利，但這種不利影響不是絕對的，并非無法破解．豐富的自然資源使該類地區(qū)的發(fā)展具有一定的優(yōu)勢，而能否合理的利用這些資源優(yōu)勢至關(guān)重要．因此，對于該類區(qū)域，在資源開發(fā)與經(jīng)濟(jì)發(fā)展過程中，要統(tǒng)籌考慮，因地制宜．適當(dāng)采取相關(guān)政策手段調(diào)節(jié)經(jīng)濟(jì)發(fā)展，以防止出現(xiàn)該類效應(yīng)的出現(xiàn)和進(jìn)一步發(fā)展，從而實現(xiàn)區(qū)域可持續(xù)發(fā)展．

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