政企合謀、資源豐裕度與“資源詛咒”
——來自中國(guó)41個(gè)資源型城市的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)

王柏杰，劉 漂

（西北工業(yè)大學(xué)人文與經(jīng)法學(xué)院，陜西西安710072）

一、引言

資源開發(fā)是提高國(guó)民收入和降低貧困率的重要渠道，但是其也可能會(huì)給經(jīng)濟(jì)發(fā)展帶來負(fù)擔(dān)。很多資源豐富的國(guó)家在經(jīng)濟(jì)上陷入了“資源詛咒”，如巴西、尼日利亞、委內(nèi)瑞拉等。國(guó)內(nèi)很多自然資源豐富的省份的經(jīng)濟(jì)增速明顯下滑。2017年，內(nèi)蒙古、遼寧、吉林、黑龍江的GDP增速分別為4.0%、4.2%、5.3%、6.4%，在各省的GDP增速排名中較為靠后，且均低于全國(guó)平均水平。

由于資源型地區(qū)的資源產(chǎn)權(quán)不明晰，因此政府在資源產(chǎn)權(quán)的實(shí)際操作中占有絕對(duì)主導(dǎo)地位，使得資源的開采、資源產(chǎn)品的生產(chǎn)和分配都需要在政府機(jī)構(gòu)的審批和監(jiān)管下進(jìn)行。企業(yè)為了獲得開采、經(jīng)營(yíng)資源的權(quán)利，會(huì)主動(dòng)尋求與政府建立關(guān)聯(lián)，而這種政企合謀現(xiàn)象容易滋生腐敗，也會(huì)導(dǎo)致礦難頻發(fā)和環(huán)境污染等一系列問題，嚴(yán)重阻礙了資源型地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展。

為何資源豐富的省份會(huì)存在“資源詛咒”現(xiàn)象？政企關(guān)聯(lián)甚至“合謀”是否會(huì)導(dǎo)致“資源詛咒”的出現(xiàn)？對(duì)此，現(xiàn)有文獻(xiàn)少有涉及，因此本文嘗試用政企合謀框架來分析“資源詛咒”的形成原因與作用機(jī)制，具有一定的理論意義與現(xiàn)實(shí)意義。

與已有研究相比，本文的創(chuàng)新之處在于用政企合謀框架分析“資源詛咒”的產(chǎn)生原因，并提供經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。本文研究證實(shí)了資源型地區(qū)確實(shí)存在“資源詛咒”現(xiàn)象，并且資源型地區(qū)政府與資源型產(chǎn)業(yè)企業(yè)的合謀是導(dǎo)致該地區(qū)出現(xiàn)“資源詛咒”的一個(gè)重要原因。

二、文獻(xiàn)綜述與理論假設(shè)

Auty 和 Warhurst（1993）[1]指出，“資源詛咒”（Resource Curse）是指豐富的自然資源并不是經(jīng)濟(jì)發(fā)展的必要條件，相反還會(huì)成為一種束縛。一些擁有大量自然資源的國(guó)家，往往會(huì)陷入過分依賴資源出口、經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)單一、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)難以轉(zhuǎn)型的困境。之后，學(xué)者們基于這一理論假說進(jìn)行了研究，其中最具有代表性的是Sachs和Warner（1995）[2]的研究。他們用95個(gè)國(guó)家1970—1989年的截面數(shù)據(jù)進(jìn)行了回歸分析，檢驗(yàn)了“資源詛咒”假說，結(jié)果發(fā)現(xiàn)豐富的自然資源抑制了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，即“資源詛咒”命題成立。Gylfason（2001）[3]和 Collier（2008）的研究結(jié)果同樣證實(shí)了“資源詛咒”效應(yīng)在國(guó)家層面的存在。Eghosa和 Osaghae（2015）[4]研究了尼日利亞的“石油共和國(guó)”（尼日爾三角洲），結(jié)果證明豐富的石油資源并沒有使該地區(qū)比其他地區(qū)更發(fā)達(dá)。Ansari（2016）[5]的研究證實(shí)，也門在統(tǒng)一后面臨著嚴(yán)重的石油詛咒。Papyrakis和Gerlagh（2007）[6]將對(duì)“資源詛咒”的研究進(jìn)一步擴(kuò)展到一國(guó)的內(nèi)部，發(fā)現(xiàn)豐富的自然資源是導(dǎo)致阿拉斯加州和路易斯安那州經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)緩慢的最主要原因，證實(shí)了“資源詛咒”效應(yīng)在美國(guó)州際層面的存在。James和David（2011）[7]的研究結(jié)果表明，即使是在控制了美國(guó)各州的特定效應(yīng)、社會(huì)人口統(tǒng)計(jì)差異、初始收入和空間相關(guān)性之后，依賴資源的縣也表現(xiàn)出更加貧乏的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。

國(guó)內(nèi)學(xué)者對(duì)“資源詛咒”的研究也較多。徐康寧和邵軍（2006）[8]的研究結(jié)果表明，在控制其他影響經(jīng)濟(jì)發(fā)展的因素后，自然資源豐裕度與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)顯著負(fù)相關(guān)，說明“資源詛咒”命題在中國(guó)也成立。徐康寧和王劍（2006）[9]、趙康杰和景普秋（2014）[10]、馬宇和程道金（2017）[11]、何雄浪和姜澤林（2017）[12]均使用省際面板數(shù)據(jù)檢驗(yàn)了“資源詛咒”假說，認(rèn)為“資源詛咒”效應(yīng)在中國(guó)省際層面是存在的。余鑫等（2015）[13]的研究證明了中國(guó)中部地區(qū)也存在“資源詛咒”效應(yīng)，且主要是因?yàn)橹贫热趸?yīng)。趙領(lǐng)娣等（2016）[14]研究發(fā)現(xiàn)，中國(guó)資源型城市普遍存在“資源詛咒”效應(yīng)。

政企合謀是指政府和企業(yè)為了自身利益所形成的一種“互惠”聯(lián)系。中國(guó)的財(cái)政分權(quán)和以GDP為核心的官員晉升機(jī)制為政企合謀提供了制度機(jī)會(huì)。政企合謀的廣泛存在解釋了中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)過程中出現(xiàn)的大量負(fù)面現(xiàn)象，如高頻率的礦難（聶輝華、蔣敏杰，2011；孫小素，2008；曹飛，2008）[15-17]、土地違法（張莉等，2011）[18]、高房?jī)r(jià)（聶輝華、李翹楚，2013；鄧永亮，2010；李勇剛等，2016）[19-21]、環(huán)境污染（張俊、鐘春平，2014；李子豪、劉輝煌，2013）[22-23]等。另外，王永明和宋艷偉（2010）[24]發(fā)現(xiàn)地方政企合謀是地方政府間接干預(yù)金融資源配置的一個(gè)重要途徑。范子英和田彬彬（2016）[25]研究認(rèn)為，本地晉升的國(guó)稅局局長(zhǎng)存在的政企合謀行為更為嚴(yán)重，政企合謀逃稅效應(yīng)顯著存在。唐志軍和龐景景（2017）[26]研究發(fā)現(xiàn)，政企合謀是導(dǎo)致我國(guó)出現(xiàn)體制性產(chǎn)能過剩的最主要原因。

根據(jù)政企合謀分析框架，中央政府、地方政府和企業(yè)之間存在一個(gè)契約。在這個(gè)契約中，中央政府作為委托人委托企業(yè)發(fā)展地方經(jīng)濟(jì)，但由于信息不對(duì)稱的存在，使得中央政府只能夠看到地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的結(jié)果（GDP），并不能了解地方企業(yè)所選擇的具體生產(chǎn)方式，這就需要地方政府充當(dāng)監(jiān)督者的角色，監(jiān)督地方經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。中國(guó)特有的制度環(huán)境又使得地方政府為了自身利益而不能夠很好地發(fā)揮監(jiān)督者的作用，且地方政府和中央政府之間同樣存在著信息不對(duì)稱現(xiàn)象，這就導(dǎo)致地方政府很容易與轄區(qū)內(nèi)的企業(yè)形成“合謀”關(guān)系。這種政企合謀會(huì)給地方經(jīng)濟(jì)發(fā)展帶來一系列的負(fù)面影響，不利于地方經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。那么，資源型城市所存在的“資源詛咒”現(xiàn)象是否也是由政企合謀導(dǎo)致的呢?對(duì)此，目前還鮮有人研究。Bulte和Damania（2011）用尋租公司與腐敗政府互動(dòng)的游說博弈解釋了“資源詛咒”假說，發(fā)現(xiàn)政治競(jìng)爭(zhēng)的存在或缺失以及政治轉(zhuǎn)型的潛在成本已經(jīng)成為引發(fā)“資源詛咒”的關(guān)鍵因素。Bjorvatn 等（2013）[27]研究了伊朗的政治競(jìng)爭(zhēng)與資源詛咒之間的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)當(dāng)權(quán)力分配相對(duì)比較平衡時(shí)，租金的增加可能會(huì)導(dǎo)致收入急劇減少。張?zhí)焓妫?013）[28]發(fā)現(xiàn)，當(dāng)?shù)貐^(qū)資源越豐富時(shí)，對(duì)知識(shí)產(chǎn)權(quán)的保護(hù)就越弱，企業(yè)的尋租行為也更為盛行，地方保護(hù)主義也會(huì)加重，這種因資源富裕而引起的制度弱化降低了地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率。陳艷瑩等（2012）[29]研究發(fā)現(xiàn)，豐富的自然資源能夠提高企業(yè)家尋租的預(yù)期收益，從而使得企業(yè)家才能更多轉(zhuǎn)向非生產(chǎn)性的尋租部門，最終導(dǎo)致經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率下降，產(chǎn)生“資源詛咒”。由以上研究結(jié)果可得，豐富的資源稟賦更容易導(dǎo)致企業(yè)產(chǎn)生尋租行為。企業(yè)通過尋租與政府建立聯(lián)系以獲得自然資源的產(chǎn)權(quán)，而這種尋租行為恰恰阻礙了經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)?；诜治?，本文提出了假設(shè)1和2。

H1：在資源型城市，自然資源豐裕度與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)負(fù)相關(guān)，即存在“資源詛咒”現(xiàn)象。

H2：資源型城市存在政企合謀的可能性越大，“資源詛咒”現(xiàn)象就越嚴(yán)重。

三、研究設(shè)計(jì)

（一）研究樣本與數(shù)據(jù)來源

根據(jù)《全國(guó)資源型城市可持續(xù)發(fā)展規(guī)劃（2013—2020）》中的262個(gè)資源型地區(qū)，本文將黑龍江、吉林、遼寧、內(nèi)蒙古、寧夏、陜西、山西7個(gè)省份的41個(gè)資源型城市作為研究對(duì)象。本文的地級(jí)市經(jīng)濟(jì)發(fā)展相關(guān)數(shù)據(jù)來自于國(guó)研網(wǎng)和中經(jīng)網(wǎng)數(shù)據(jù)庫(kù)；資源豐裕度數(shù)據(jù)來源于iFinD數(shù)據(jù)庫(kù)；政企關(guān)聯(lián)變量數(shù)據(jù)來源于國(guó)泰安數(shù)據(jù)庫(kù)，并經(jīng)過手動(dòng)整理得到。

（二）變量設(shè)置與指標(biāo)選取

1.因變量?，F(xiàn)有文獻(xiàn)對(duì)一國(guó)或地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的度量指標(biāo)有：GDP總量、GDP增長(zhǎng)率、人均GDP以及人均GDP增長(zhǎng)率等。由于各地級(jí)市在人口規(guī)模、地域面積等總體狀態(tài)上存在差異，因此本文選用地區(qū)人均GDP來衡量地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平。如果資源豐裕度與人均GDP呈顯著負(fù)相關(guān)關(guān)系，則說明存在“資源詛咒”效應(yīng)，反之則不存在。

2.自變量

（1）資源豐裕度。目前文獻(xiàn)對(duì)資源豐裕度的度量多選取與GDP高度相關(guān)的經(jīng)濟(jì)變量的相對(duì)值，如初級(jí)產(chǎn)品出口額占GDP總額的比重（Sachs and Warner，1995）、能源工業(yè)產(chǎn)值占工業(yè)總產(chǎn)值的比重（邵帥、齊中英，2008）等，這使得一個(gè)地區(qū)的GDP增長(zhǎng)越快就越傾向于被“度量”為資源相對(duì)貧乏。為了避免資源豐裕度被錯(cuò)估，本文采用采掘業(yè)從業(yè)人數(shù)占當(dāng)?shù)厝丝跀?shù)的比例來衡量。

（2）政企合謀。政企合謀屬于比較隱匿的行為，因此很難找到直接的證據(jù)對(duì)其加以度量。現(xiàn)有文獻(xiàn)多使用地方官員的個(gè)人特征來度量政企合謀存在的可能性。如Persson和Zhuravskaya（2012）所選取的指標(biāo)是地方官員是否由本地晉升，他們認(rèn)為由本地晉升的官員為了能夠晉升更有可能與本地企業(yè)建立互惠關(guān)系。聶輝華和蔣敏杰（2011）則選用地方官員是否為本地人來度量，如果地方官員是本地人，其在心理上會(huì)和本地企業(yè)有著天然的親密關(guān)系，從而更容易形成合謀。由于本文分析的主要樣本是41個(gè)資源型城市，而按照地級(jí)市黨政領(lǐng)導(dǎo)應(yīng)回避成長(zhǎng)地的規(guī)定，本地籍貫的市長(zhǎng)占比非常小，因此本文選用政府官員是否由本地晉升作為度量政企合謀的指標(biāo)，如果是本地晉升則記為1，否則為0。

3.控制變量。依據(jù)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的相關(guān)理論，本文選取物質(zhì)資本投資、人力資本、科技創(chuàng)新等影響地區(qū)長(zhǎng)期經(jīng)濟(jì)發(fā)展的因素作為控制變量。借鑒邵帥和齊中英（2008）的做法，本文采用固定資產(chǎn)投資占GDP的比重來度量物質(zhì)資本投資，記為wz；人力資本用每萬人高等學(xué)校在校學(xué)生數(shù)度量，記為rl；科技創(chuàng)新用科研與技術(shù)服務(wù)從業(yè)人員占地區(qū)總?cè)丝诘谋戎貋矶攘?，記為kc。本文的變量定義見表1。

表1 變量定義

（三）初步統(tǒng)計(jì)

2003—2016年7個(gè)資源型省份GDP增長(zhǎng)率的變化趨勢(shì)見圖1?？梢园l(fā)現(xiàn)，各省的GDP總量都呈不斷增加趨勢(shì)，但GDP增長(zhǎng)率卻呈現(xiàn)出先增加后降低的趨勢(shì)，說明資源型地區(qū)的經(jīng)濟(jì)出現(xiàn)了從高速增長(zhǎng)到增速變緩甚至停滯的現(xiàn)象。尤其是在2011年之后，7個(gè)資源型省份的GDP增速明顯呈下降趨勢(shì)。這可能是因?yàn)樽?011年11月以來，能源產(chǎn)品價(jià)格整體大幅下滑，使得高度依賴資源產(chǎn)業(yè)的資源型地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展速度變緩甚至出現(xiàn)停滯現(xiàn)象。

圖1 2003—2016年7個(gè)資源型省份GDP增長(zhǎng)率的變化趨勢(shì)

四、實(shí)證分析

（一）模型建立

為了檢驗(yàn)上文提出的假設(shè)1，本文建立了如下計(jì)量模型：

其中，yit表示人均GDP，ln yit-1表示滯后一期人均GDP的自然對(duì)數(shù)，Z為其他控制變量所組成的向量集，i對(duì)應(yīng)于各個(gè)地級(jí)市的截面單位，t代表年份，α為常數(shù)項(xiàng)向量，β為系數(shù)向量，μ為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

（二）資源豐裕度與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)

本文使用統(tǒng)計(jì)軟件Stata12.0對(duì)模型（1）進(jìn)行了回歸分析。LM檢驗(yàn)結(jié)果認(rèn)為，應(yīng)該采用能反映個(gè)體特征的固定效用模型或者隨機(jī)效應(yīng)模型進(jìn)行估計(jì)，而不用混合回歸。另外，根據(jù)Hausman檢驗(yàn)結(jié)果可見，模型（1）的p值均為0.000，說明應(yīng)拒絕原假設(shè)，采用固定效應(yīng)模型。經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與自然資源豐裕度的回歸結(jié)果如表2所示。

表2 經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與自然資源豐裕度的回歸結(jié)果

根據(jù)表 2，在第（1）至（4）列中，資源豐裕度對(duì)人均GDP有顯著的負(fù)作用，說明存在“資源詛咒”效應(yīng)。在第（2）列中，我們加入了物資資本投資變量，結(jié)果顯示該變量對(duì)人均GDP增長(zhǎng)有顯著的正向作用。在第（3）和（4）列中，我們加入了另外兩個(gè)影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的重要因素，結(jié)果發(fā)現(xiàn)人力資本、科技創(chuàng)新與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)均顯著正相關(guān)，同時(shí)資源豐裕度與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)仍存在負(fù)相關(guān)關(guān)系。表2的實(shí)證結(jié)果證明，這41個(gè)資源型城市存在“資源詛咒”效應(yīng)，

為了檢驗(yàn)上述回歸結(jié)果的可靠性，本文借鑒王柏杰和郭鑫（2017）[30]度量自然資源豐裕度的方法，用資源稟賦系數(shù)代替原有的度量指標(biāo)重新進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果如表2中的第（5）至（8）列所示，可見“資源詛咒”命題仍舊成立，說明原有結(jié)論比較穩(wěn)健。但是，可能是因?yàn)橹笜?biāo)選取的不同，與原有的實(shí)證結(jié)果相比，資源豐裕度系數(shù)的絕對(duì)值較小。

（三）政企合謀與“資源詛咒”

模型（1）的實(shí)證結(jié)果證明了假設(shè)1的成立，說明資源型城市存在“資源詛咒”現(xiàn)象。進(jìn)一步，本文將分析政企合謀與“資源詛咒”的關(guān)系。借鑒姚予龍等（2011）[31]的研究，本文用地區(qū)能源資源稟賦與第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值的比值來計(jì)算資源型城市的資源詛咒系數(shù)。地區(qū)能源資源稟賦用一次能源生產(chǎn)量來度量，所以資源詛咒系數(shù)具體可以表示為各地區(qū)一次能源生產(chǎn)量占所有地區(qū)一次能源生產(chǎn)量的比重與各地區(qū)第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占所有地區(qū)第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值的比重的比值，具體公式為：

上式中，ρ表示資源詛咒系數(shù)，Ei表示城市i的一次能源生產(chǎn)量，n表示城市數(shù)量；SIi表示城市的第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值。其中，一次能源生產(chǎn)量=原煤產(chǎn)量*0.714t/t+原油產(chǎn)量*1.43t/t+天然氣產(chǎn)量*1.33P/1000m3。如果該城市的一次能源生產(chǎn)量占所有城市一次能源生產(chǎn)量的比重大于其第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占所有城市第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值的比重，那么該城市的資源優(yōu)勢(shì)就沒有轉(zhuǎn)化為經(jīng)濟(jì)優(yōu)勢(shì)，說明其遭受了“資源詛咒”。資源詛咒系數(shù)越大，表示該城市遭受的“資源詛咒”就越嚴(yán)重。

為檢驗(yàn)假設(shè)2，本文以資源詛咒系數(shù)為因變量，以政企合謀為自變量，并選取物質(zhì)資本投資、人力資本、科技創(chuàng)新為控制變量，設(shè)置的具體模型為：

由前文分析可知，41個(gè)資源型城市存在“資源詛咒”效應(yīng)，因此本文仍用41個(gè)資源型城市2003—2016的面板數(shù)據(jù)來分析。本文利用計(jì)量軟件Stata12.0對(duì)模型（2）進(jìn)行回歸分析，首先進(jìn)行了LM檢驗(yàn)和Hausman檢驗(yàn)，結(jié)果顯示應(yīng)選取固定效應(yīng)模型，具體的回歸結(jié)果見表3。

注:***、**和*分別表示在1%、5%和10%的顯著性水平下拒絕變量的原假設(shè)，括號(hào)內(nèi)為T值

根據(jù)表3，本文得出了三個(gè)結(jié)論。第一，政企合謀與資源詛咒系數(shù)在5%的水平下顯著正相關(guān)，說明資源型城市存在政企合謀的可能性越大，“資源詛咒”就越嚴(yán)重。第二，以2010年為分界點(diǎn)分別進(jìn)行回歸分析的結(jié)果顯示，無論是在資源價(jià)格下降前還是在資源價(jià)格下降后，資源型城市的政企合謀與資源詛咒系數(shù)均是正相關(guān)關(guān)系。但在資源價(jià)格下降之后，政企合謀變量系數(shù)的絕對(duì)值變大，說明相比于資源價(jià)格下降前，資源價(jià)格下降后的政企合謀對(duì)資源詛咒的影響程度更大。第三，人力資本和科技創(chuàng)新兩個(gè)控制變量的系數(shù)均為負(fù)，說明這兩個(gè)變量抑制了地區(qū)的資源詛咒；物質(zhì)資本投資的系數(shù)為正，說明物質(zhì)資本投資越多，地區(qū)資源詛咒就越嚴(yán)重，這主要是因?yàn)橘Y源型城市的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)主要依賴于資源型產(chǎn)業(yè)，且物質(zhì)資本投資大部分集中在采掘業(yè)，因此投資增加必然會(huì)帶來資源詛咒程度的增加。

五、結(jié)論與建議

本文利用具有代表性的41個(gè)資源型城市2003—2016年的面板數(shù)據(jù)，實(shí)證分析了資源型城市的資源豐裕度與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系。進(jìn)一步，本文引入了政企合謀變量，探索了資源型城市的政企合謀與“資源詛咒”的關(guān)系。研究發(fā)現(xiàn)：第一，資源豐裕度與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，即“資源詛咒”命題成立；第二，政企合謀與資源詛咒系數(shù)呈顯著正相關(guān)關(guān)系，即資源型城市存在政企合謀的可能性越大，“資源詛咒”現(xiàn)象就越嚴(yán)重。

本文研究結(jié)論對(duì)資源型地區(qū)避免“資源詛咒”、實(shí)現(xiàn)轉(zhuǎn)型發(fā)展具有一定的啟發(fā)意義。一方面，要健全市場(chǎng)機(jī)制，使市場(chǎng)在資源配置中起決定性作用，減少政府干預(yù)；另一方面，要改革現(xiàn)有的績(jī)效考核機(jī)制，消除政企合謀的制度基礎(chǔ)。同時(shí)，要重視投資、人力資本、科技創(chuàng)新等促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的其他因素。