資源稟賦能否轉(zhuǎn)換為地區(qū)創(chuàng)新優(yōu)勢？

王麗艷，張凱強，馬光榮

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

一、引 言

自然資源在經(jīng)濟發(fā)展中扮演著非常重要的角色，為國民經(jīng)濟持續(xù)健康發(fā)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(qū)財政收入的重要來源，可以為當(dāng)?shù)卣纳乒卜?wù)、創(chuàng)造良好的營商環(huán)境提供資金支持，進而帶動資源型地區(qū)創(chuàng)新發(fā)展。同時有為政府因勢利導(dǎo)，以資源產(chǎn)業(yè)為撬杠帶動上下游關(guān)聯(lián)產(chǎn)業(yè)發(fā)展，促進資源型地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級以及產(chǎn)業(yè)多樣化水平提高［1］，進而提升資源型地區(qū)創(chuàng)新水平。另一方面，由于資源豐裕使得資源型地區(qū)在資源密集型產(chǎn)業(yè)中具有比較優(yōu)勢，因而在產(chǎn)業(yè)分工中逐步向資源更密集的重工業(yè)發(fā)展，普遍呈現(xiàn)自主創(chuàng)新激勵不足等問題［2］。這說明資源豐?？赡軙龠M資源型地區(qū)創(chuàng)新，也可能對資源型地區(qū)創(chuàng)新產(chǎn)生消極影響。

推進資源型地區(qū)創(chuàng)新發(fā)展，是加快補齊轉(zhuǎn)型發(fā)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(guān)于制定國民經(jīng)濟和社會發(fā)展第十四個五年規(guī)劃和二〇三五年遠景目標(biāo)的建議》將創(chuàng)新作為各項規(guī)劃的首要任務(wù)和引領(lǐng)發(fā)展的第一動力。然而，與中國大多數(shù)資源匱乏地區(qū)相比，資源豐裕地區(qū)的創(chuàng)新發(fā)展仍處于較低水平，數(shù)據(jù)顯示，中國山西省2022 年研發(fā)支出為251.9 億元，占GDP 比重僅為0.98%，遠低于全國研發(fā)支出占GDP 比重（2.55%）。故促進創(chuàng)新是當(dāng)前資源型地區(qū)實現(xiàn)高質(zhì)量發(fā)展的重要任務(wù)之一，對實現(xiàn)資源型地區(qū)可持續(xù)發(fā)展具有重要意義。且隨著中國經(jīng)濟逐步進入創(chuàng)新驅(qū)動增長階段，資源型地區(qū)由資源驅(qū)動向創(chuàng)新驅(qū)動轉(zhuǎn)型也將成為經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的必然要求。在此基礎(chǔ)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(qū)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(qū)的創(chuàng)新水平？

與現(xiàn)有文獻相比，本文的邊際貢獻主要體現(xiàn)在以下兩個方面：一方面，現(xiàn)有關(guān)于自然資源與經(jīng)濟增長的研究大多使用采掘業(yè)固定資產(chǎn)投資占固定資產(chǎn)投資總額的比重［3］，或者使用能源工業(yè)產(chǎn)值占工業(yè)總產(chǎn)值的比重來衡量資源豐裕程度［4］，這些度量指標(biāo)更多地反映了資源依賴程度，均不能較好地解決內(nèi)生性問題，故結(jié)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(nèi)創(chuàng)新水平的影響，同時地區(qū)初始稟賦不易受到隨后年份創(chuàng)新水平的影響，故該指標(biāo)能較好地解決由于雙向因果或遺漏變量導(dǎo)致的內(nèi)生性問題，因而本文使用國際資源價格與地區(qū)初始稟賦的乘積構(gòu)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(qū)創(chuàng)新水平的影響。另一方面，本文基于大樣本的企業(yè)微觀數(shù)據(jù)對資源豐裕程度與地區(qū)創(chuàng)新水平的關(guān)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(jīng)濟增長之間的關(guān)系，較少關(guān)注資源豐裕對地區(qū)創(chuàng)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(qū)創(chuàng)新水平，凸顯了資源型地區(qū)面臨的資源配置扭曲問題，豐富了“資源詛咒”的相關(guān)文獻。

二、文獻綜述

資源豐裕與經(jīng)濟增長的關(guān)系受到學(xué)術(shù)界的廣泛關(guān)注。多數(shù)學(xué)者認為，資源豐裕對地區(qū)經(jīng)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(xué)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(qū)經(jīng)濟增長［8-10］。而現(xiàn)有文獻直接探討資源豐裕與地區(qū)創(chuàng)新水平之間關(guān)系的并不多，主要體現(xiàn)在資源豐裕對經(jīng)濟增長傳導(dǎo)機制的相關(guān)研究中。與“資源詛咒”“資源福音”對應(yīng)，資源豐裕與地區(qū)創(chuàng)新水平之間的關(guān)系有“抑制論”“促進論”兩種不同的觀點，且并未形成一致結(jié)論。

其中“資源詛咒”的相關(guān)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(qū)創(chuàng)新水平的提高，主要表現(xiàn)為兩個方面：一方面，資源豐裕直接擠出了創(chuàng)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(chuàng)新動力均不足。此外，潛在創(chuàng)新者也更愿意將資金投入到更易獲得紅利的資源產(chǎn)業(yè)中，而不愿意投入到回報不確定的高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)中，從而使得資源型地區(qū)創(chuàng)新空間和動力不足。例如，已有研究發(fā)現(xiàn)，資源部門的工資溢價可能會鼓勵創(chuàng)新者從事初級部門而不是研發(fā)部門工作［5］。同時，還有研究發(fā)現(xiàn)，資源豐裕損害了企業(yè)家精神，減少了地區(qū)創(chuàng)業(yè)活動。根據(jù)熊彼特的觀點，創(chuàng)新的主要動力來自于企業(yè)家精神。由于資源豐裕導(dǎo)致尋租收益增加，使得潛在企業(yè)家轉(zhuǎn)向非生產(chǎn)性的尋租活動、①石油和天然氣開采導(dǎo)致勞動力工資上漲，企業(yè)經(jīng)營成本可能高得令人望而卻步。另外，潛在企業(yè)家可能更愿意在不斷擴大的能源部門或其他服務(wù)于能源行業(yè)的部門進行有償工作。放棄了創(chuàng)業(yè)機會，故資源豐裕將導(dǎo)致企業(yè)家精神衰落甚至喪失，這將不利于經(jīng)濟長期增長［11-13］。Dai 等［14］使用中國2012—2014 年的企業(yè)數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，煤炭資源價格上漲對企業(yè)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(yè)家的機會成本，有利于潛在企業(yè)家成立企業(yè)。Chambers 和Munemo［15］使用2001—2012 年116 個國家的面板數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，在制度不健全的國家，資源開采將加劇尋租行為、損害企業(yè)家精神、減少地區(qū)創(chuàng)業(yè)活動。因此，資源豐裕通過扼殺企業(yè)家精神將進一步抑制地區(qū)創(chuàng)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(chuàng)新。第一，資源豐裕地區(qū)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(xué)歷工人提供更多的就業(yè)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(dāng)?shù)貙W(xué)生放棄學(xué)業(yè)。Kovalenko［18］的研究表明，油氣開采提高了高中生的就業(yè)率和收入水平，降低了他們的出勤率、升學(xué)率和畢業(yè)率，且這些效應(yīng)主要集中于學(xué)習(xí)能力較低的學(xué)生，對學(xué)習(xí)能力較高的學(xué)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(qū)的男性青少年高中輟學(xué)率高于頁巖油氣人均儲量較低地區(qū)的男性青少年高中輟學(xué)率。Gylfason［6］的研究發(fā)現(xiàn)，女性的預(yù)期受教育年限和中學(xué)入學(xué)率與自然資源收入之間均呈負相關(guān)關(guān)系。Black等［20］研究發(fā)現(xiàn)，阿巴拉契亞的高中入學(xué)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(chǎn)生抑制作用。在中國，也有大量的研究表明，資源型地區(qū)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(chuàng)新的發(fā)展，但是后續(xù)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(chuàng)新對規(guī)避“資源詛咒”有著積極作用。Sather 等［24］研究發(fā)現(xiàn)，挪威將資源收入用于提升地區(qū)創(chuàng)新水平，建立了國家創(chuàng)新系統(tǒng)，實現(xiàn)了經(jīng)濟的持續(xù)增長，打破了“資源詛咒”。此外，資源豐裕給當(dāng)?shù)卣畮砹顺湓５呢斦杖?，政府可以增加科技支出?guī)模，同時可以通過加大教育投資和完善基礎(chǔ)設(shè)施等公共品來驅(qū)動創(chuàng)新發(fā)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(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，礦產(chǎn)資源推動了地區(qū)工業(yè)化進程，促進了地區(qū)經(jīng)濟增長，并沒有減緩人力資本的積累。Fasano［8］與Acemoglu 等［9］研究發(fā)現(xiàn)，資源收入的增長會帶來更多的教育投資，促進教育設(shè)施和設(shè)備的完善，這將有助于人力資本積累，進而提升地區(qū)創(chuàng)新水平。Allcott 和Keniston［10］使用美國制造業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，資源豐裕并未對制造業(yè)部門產(chǎn)生擠出效應(yīng)，相反促進了制造業(yè)上下游相關(guān)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，提高了產(chǎn)業(yè)多樣化水平。由于不同產(chǎn)業(yè)之間的知識溢出、協(xié)作和競爭激發(fā)了創(chuàng)新活動，故產(chǎn)業(yè)多樣化同樣有利于地區(qū)創(chuàng)新。萬建香和汪壽陽［26］利用省級層面數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，社會資本加速積累可以引導(dǎo)更多勞動力流向技術(shù)創(chuàng)新部門，減少資源開發(fā)對技術(shù)創(chuàng)新的擠出效應(yīng)，進而可以打破“資源詛咒”，實現(xiàn)“資源福音”。

通過文獻梳理不難發(fā)現(xiàn)，現(xiàn)有的研究主要關(guān)注資源豐裕對資源型地區(qū)經(jīng)濟增長的影響，但是對于資源豐裕如何影響地區(qū)創(chuàng)新水平卻鮮有系統(tǒng)研究。為此，本文嘗試從以下三個方面拓展現(xiàn)有研究：第一，厘清資源豐裕影響地區(qū)創(chuàng)新水平的主要機制并提出相應(yīng)的研究假設(shè)。第二，采用國際資源價格這一外生變量對兩者關(guān)系進行定量分析。第三，現(xiàn)有文獻多使用省級數(shù)據(jù)進行研究，而本文使用企業(yè)微觀層面數(shù)據(jù)檢驗資源豐裕對企業(yè)創(chuàng)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(chǎn)業(yè)多樣化等的影響，從而更為全面地回答資源豐裕影響地區(qū)創(chuàng)新水平的具體作用機制。

三、典型事實與研究假設(shè)

為了探討資源豐裕對資源型地區(qū)（下文簡稱“地區(qū)”）創(chuàng)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(chǔ)上提出本文的研究假設(shè)。

（一）典型事實

改革開放四十多年來，中國經(jīng)濟增長取得了舉世矚目的成就。伴隨著經(jīng)濟的快速增長，資源豐裕地區(qū)依托其重化工業(yè)的比較優(yōu)勢，大力發(fā)展資源密集型產(chǎn)業(yè)，并完成了資本的原始積累。然而，由于資源型地區(qū)過度依賴自然資源，經(jīng)濟結(jié)構(gòu)單一，產(chǎn)生了鎖定效應(yīng)和粘滯效應(yīng)。據(jù)統(tǒng)計，資源豐裕地區(qū)的礦業(yè)產(chǎn)值占城市工業(yè)產(chǎn)值比重普遍較大。例如，鄂爾多斯市2021 年大中型采礦業(yè)企業(yè)主營業(yè)務(wù)收入為1 914.9億元，占全市工業(yè)總產(chǎn)值的62%。隨著中國經(jīng)濟的發(fā)展動能轉(zhuǎn)換，資源型地區(qū)面臨經(jīng)濟增長持續(xù)下行的壓力：礦產(chǎn)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(qū)經(jīng)濟增長下行除了受到宏觀經(jīng)濟形勢影響外，還受到單純依賴于自然資源消耗的傳統(tǒng)動能逐漸減弱、創(chuàng)新動能培育不足的影響，導(dǎo)致新動能帶來的增長無法對沖傳統(tǒng)動能弱化帶來的缺口。在當(dāng)前經(jīng)濟轉(zhuǎn)型升級壓力增大的新形勢下，如何通過政策引導(dǎo)實現(xiàn)資源型地區(qū)經(jīng)濟轉(zhuǎn)型是學(xué)術(shù)界和政策層關(guān)注和爭論的焦點問題。

與資源型地區(qū)經(jīng)濟轉(zhuǎn)型相關(guān)的一個典型事實是，資源豐裕地區(qū)創(chuàng)新水平較低。資源產(chǎn)業(yè)本身是技術(shù)相對成熟的產(chǎn)業(yè)，對地區(qū)技術(shù)創(chuàng)新貢獻不足，且其本身是技術(shù)含量較低的行業(yè)，通過資源產(chǎn)業(yè)帶動整個產(chǎn)業(yè)技術(shù)升級的優(yōu)勢并不明顯。截至2019 年，中國資源型地區(qū)研發(fā)人員平均規(guī)模為1.16 萬人，普遍低于全國平均水平，而非資源型地區(qū)研發(fā)人員平均規(guī)模為1.71 萬人。作為典型的資源型地區(qū)，山西省創(chuàng)新動力不足的問題尤為突出，其研發(fā)人員合計為0.57 萬人，其中，博士畢業(yè)人數(shù)比重為8.85%，明顯低于全國平均水平（19.76%），研發(fā)支出僅為16.54 億元，而全國其他省份研發(fā)平均支出規(guī)模已達到99.38億元。研發(fā)人員以及支出的不足直接導(dǎo)致山西省高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展滯后，2019 年全省高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)營業(yè)收入在全國排名第20 位，僅為廣東省的2.73%，高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)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(xiàn)實背景，本文采用采礦業(yè)產(chǎn)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(chuàng)新創(chuàng)業(yè)綜合得分年均變化情況。計算結(jié)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(xiàn)出更低的創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)綜合得分，具體地，資源豐裕程度排名前10位的地級市創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)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(qū)經(jīng)濟轉(zhuǎn)型相關(guān)的另一個典型事實是，各地區(qū)自然資源分布極不均衡。中國原煤產(chǎn)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(chǎn)量為0。從區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展的角度看，東部地區(qū)市場空間較大但自然資源相對貧乏，中西部地區(qū)創(chuàng)新不足但自然資源豐裕。因此，相較于東部地區(qū)，中西部地區(qū)在向創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展轉(zhuǎn)型過程中面臨著更大挑戰(zhàn)。

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

（二）研究假設(shè)

根據(jù)現(xiàn)有的理論，一方面，資源豐?？梢源龠M地區(qū)創(chuàng)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(chǔ)設(shè)施和擴大研發(fā)活動等有利于創(chuàng)新的項目中。另一方面，資源豐裕也可能導(dǎo)致地區(qū)尋租行為加劇，創(chuàng)新的機會成本增加，制度環(huán)境被破壞，從而不利于創(chuàng)新?；谥袊嚓P(guān)的典型事實和理論分析，筆者提出如下研究假設(shè)：

假設(shè)1：資源豐裕程度越高，地區(qū)創(chuàng)新水平越低。

內(nèi)生增長理論表明，地區(qū)技術(shù)創(chuàng)新來源于科技支出和知識溢出?？萍贾С鲋饕ㄑ邪l(fā)支出和人力資本支出，知識溢出主要源于本地區(qū)和其他地區(qū)的創(chuàng)新活動。根據(jù)現(xiàn)有研究，資源豐裕對地區(qū)創(chuàng)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(dǎo)致人力資本在不同部門之間重新配置。人力資本作為企業(yè)內(nèi)部的智力資產(chǎn)，具有豐富的知識和經(jīng)驗，對于創(chuàng)新能力的提升有著直接的影響。現(xiàn)有研究表明，更多的人力資本不是投入到生產(chǎn)效率提升以及創(chuàng)新活動中，而是投入到資源尋租活動中［27-28］。因為創(chuàng)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(yè)創(chuàng)新活動?；诖耍P者提出如下研究假設(shè)：

假設(shè)2a：資源豐裕程度通過非資源部門人力資本投入影響地區(qū)創(chuàng)新水平。

其次，資源豐裕會影響地區(qū)科技支出規(guī)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(shù)研發(fā)支出和研發(fā)人員培養(yǎng)，這將有利于地區(qū)創(chuàng)新水平的提高。另一方面，資源豐?？赡軙D出科技支出［31］，不利于地區(qū)創(chuàng)新水平的提高。結(jié)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(jīng)濟收益的基礎(chǔ)設(shè)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(dǎo)致地區(qū)科技支出不足?；诖耍P者提出如下研究假設(shè)：

假設(shè)2b：資源豐裕程度通過科技支出影響地區(qū)創(chuàng)新水平。

最后，資源豐裕還通過影響地區(qū)產(chǎn)業(yè)多樣化來降低地區(qū)創(chuàng)新水平。Jacobs 的外部性理論表明，當(dāng)不同產(chǎn)業(yè)集聚時，將使得不同類型的知識、信息和技術(shù)跨產(chǎn)業(yè)交流和碰撞，使知識與技術(shù)重組，促進技術(shù)進步。如果資源豐裕成為地區(qū)發(fā)展的推動力，帶動其他關(guān)聯(lián)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，這將有助于增強產(chǎn)業(yè)集聚效應(yīng)，提高產(chǎn)業(yè)多樣化水平，從而有利于提高地區(qū)創(chuàng)新水平。但如果資源豐裕對非資源產(chǎn)生擠出效應(yīng)，將降低產(chǎn)業(yè)多樣化水平，影響創(chuàng)新的市場環(huán)境，進而不利于地區(qū)創(chuàng)新水平的提高［6］。在中國，資源豐裕地區(qū)普遍呈現(xiàn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)單一、產(chǎn)業(yè)鏈條短、對資源產(chǎn)業(yè)依賴度較高的現(xiàn)狀。此外，資源部門也是利益爭奪和權(quán)力尋租的高發(fā)領(lǐng)域，人脈關(guān)系成為企業(yè)獲得利潤的重要因素。在這樣的制度環(huán)境下，一方面，競爭不充分導(dǎo)致創(chuàng)新的預(yù)期收益大打折扣。另一方面，創(chuàng)新活動的機會成本被推高。①技術(shù)人員的培訓(xùn)、研發(fā)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(guān)系網(wǎng)絡(luò)也許會獲得更高和更確定的收益回報?；诖?，筆者提出如下研究假設(shè)：

假設(shè)2c：資源豐裕程度通過產(chǎn)業(yè)多樣化影響地區(qū)創(chuàng)新水平。

假設(shè)2d：資源豐裕程度通過創(chuàng)新市場環(huán)境影響地區(qū)創(chuàng)新水平。

四、研究設(shè)計

（一）數(shù)據(jù)來源

本文使用的地級市控制變量數(shù)據(jù)來源于1999—2019年《中國城市統(tǒng)計年鑒》，科技支出數(shù)據(jù)來源于《中國區(qū)域經(jīng)濟統(tǒng)計年鑒》《中國縣（市）社會經(jīng)濟統(tǒng)計年鑒》，部分地區(qū)人口缺失數(shù)據(jù)來源于《中華人民共和國全國分縣市人口統(tǒng)計資料》。企業(yè)層面數(shù)據(jù)主要來源于1998—2013年《中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫》《企業(yè)專利數(shù)據(jù)庫》。

本文國家資源數(shù)據(jù)來源于世界銀行大宗商品價格數(shù)據(jù)集。1998—2018年中國284個地級市的創(chuàng)新指數(shù)得分、人均創(chuàng)新指數(shù)得分、單位面積創(chuàng)新指數(shù)得分、實用新型專利數(shù)量得分、外觀專利數(shù)量得分和商標(biāo)授權(quán)數(shù)量得分等數(shù)據(jù)來源于北京大學(xué)企業(yè)大數(shù)據(jù)研究中心組織的中國企業(yè)創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)調(diào)查（ESIEC）。地級市的實用專利和外觀專利獲得數(shù)量數(shù)據(jù)來源于中國研究數(shù)據(jù)服務(wù)平臺（CNRDS）。此外，由于西藏自治區(qū)數(shù)據(jù)缺失嚴重，故本文剔除了西藏自治區(qū)，同時由于直轄市未統(tǒng)計區(qū)域創(chuàng)新指數(shù)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(shù)上做縮尾處理。

（二）變量定義

1. 被解釋變量：地區(qū)創(chuàng)新水平

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

在企業(yè)層面，本文選取專利申請數(shù)量、專利獲得數(shù)量、實用型專利申請數(shù)量、實用型專利獲得數(shù)量、外觀型專利申請數(shù)量、外觀型專利獲得數(shù)量來衡量企業(yè)創(chuàng)新水平。

在穩(wěn)健性檢驗中，本文選取人均創(chuàng)新指數(shù)得分、單位面積創(chuàng)新指數(shù)得分、實用新型專利數(shù)量得分、外觀專利數(shù)量得分、實用專利獲得數(shù)量、外觀專利獲得數(shù)量、商標(biāo)授權(quán)數(shù)量得分衡量地區(qū)創(chuàng)新水平。指數(shù)得分越大，表示地區(qū)創(chuàng)新水平越高。專利數(shù)量越多，表示地區(qū)創(chuàng)新水平越高。

2. 解釋變量：資源豐裕程度

國內(nèi)現(xiàn)有研究大多使用地區(qū)采掘業(yè)固定資產(chǎn)投資占固定資產(chǎn)投資總額比重［3］或能源工業(yè)產(chǎn)值占工業(yè)總產(chǎn)值比重［32］作為衡量指標(biāo)，這些指標(biāo)更多反映的是資源依賴程度，不能準確反映地區(qū)的資源豐裕程度，還可能帶來額外的內(nèi)生性問題。此外，地區(qū)創(chuàng)新水平與資源豐裕程度可能存在反向因果關(guān)系，因地區(qū)創(chuàng)新水平的提高會影響當(dāng)?shù)氐V產(chǎn)企業(yè)的產(chǎn)量，還可能存在同時影響地區(qū)創(chuàng)新水平和資源豐裕程度的不可觀測變量，從而產(chǎn)生遺漏變量問題。為了解決上述原因帶來的內(nèi)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(qū)創(chuàng)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(jù)《中華人民共和國1995 年第三次全國工業(yè)普查資料匯編》（下文簡稱“工業(yè)普查資料”）中提供的各地級市采礦企業(yè)的銷售產(chǎn)值加總后除以1995 年的資源價格，再除以地級市年末總?cè)丝诘玫?。由于工業(yè)普查資料中包括所有資源開采企業(yè)，故可以較好地反映地區(qū)資源稟賦。同時，由于本文使用煤炭產(chǎn)量作為地區(qū)資源稟賦的代理變量，①由于本文使用煤炭產(chǎn)量作為地區(qū)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(shù)值來構(gòu)建歷年的資源豐裕程度指標(biāo)，本質(zhì)上是份額移動法構(gòu)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?qū)е碌膬?nèi)生性問題，從而得到一致性估計結(jié)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(yè)企業(yè)產(chǎn)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(yè)的影響，即使中國是某些礦產(chǎn)資源的主要產(chǎn)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(biāo)的內(nèi)生性問題。

3. 機制變量

人力資本投入，用企業(yè)中大專學(xué)歷以上人員占比和中級技術(shù)職稱以上人員占比來衡量?？萍贾С?，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(qū)人均科技支出的自然對數(shù)衡量，后者使用科技支出占財政支出比重衡量。產(chǎn)業(yè)多樣化，用赫希曼—赫芬達爾指數(shù)構(gòu)造地區(qū)產(chǎn)業(yè)多樣化水平來衡量。創(chuàng)新市場環(huán)境，用私營企業(yè)職工數(shù)占從業(yè)人員總數(shù)的比重來衡量。

4. 控制變量

根據(jù)現(xiàn)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(shù)衡量；中小學(xué)生在校人數(shù)，用中小學(xué)生在校人數(shù)（萬人）的自然對數(shù)衡量；醫(yī)院床位數(shù)，用醫(yī)院床位數(shù)（張）的自然對數(shù)衡量；財政收入水平，用人均財政收入的自然對數(shù)衡量；人口密度，用年末總?cè)丝谂c行政區(qū)面積的比值取自然對數(shù)衡量；經(jīng)濟發(fā)展水平，用人均實際國內(nèi)生產(chǎn)總值的自然對數(shù)衡量；產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)水平，用第二與第三產(chǎn)業(yè)的增加值比值衡量。其二，企業(yè)層面的控制變量包括，企業(yè)年齡，用企業(yè)成立年限的自然對數(shù)衡量；銷售額與總產(chǎn)值的比值；出口額與總產(chǎn)值的比值；債務(wù)總額與總產(chǎn)值的比值。

主要變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果，如表1所示。

表1 主要變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果

（三）模型設(shè)定

為了檢驗資源豐裕程度對地區(qū)創(chuàng)新水平的影響，本文基于1998—2018年中國284個地級市面板數(shù)據(jù)構(gòu)建基準回歸模型如下：

其中，Yct表示c 地級市在t 年的創(chuàng)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(yè)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(yīng)，vt表示時間固定效應(yīng)，εct表示隨機擾動項。值得注意的是，自然資源種類及數(shù)值（儲量、產(chǎn)值、產(chǎn)量）的選擇和計算在現(xiàn)有文獻中并未達成一致，部分研究使用煤炭產(chǎn)量作為當(dāng)?shù)氐馁Y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(shù)據(jù)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(wěn)健性檢驗，回歸結(jié)果與基準回歸結(jié)果一致，留存?zhèn)渌?。主要基于以下兩點考慮：一方面，由于煤炭產(chǎn)值占采礦業(yè)總產(chǎn)值的50%以上，故用煤炭產(chǎn)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(jié)果。

由于資源豐裕程度對地區(qū)創(chuàng)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(shù)的交乘項，表示當(dāng)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(yè)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(wěn)健性檢驗，結(jié)果均顯示基準回歸結(jié)果是穩(wěn)健的。

為了進一步檢驗資源豐裕程度對企業(yè)創(chuàng)新的影響，本文使用1998—2013 年企業(yè)層面的數(shù)據(jù)對資源豐裕程度與企業(yè)創(chuàng)新水平之間的關(guān)系進行了檢驗，回歸模型如下：

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

五、實證結(jié)果與分析

（一）基準回歸分析

本文使用地級市創(chuàng)新指數(shù)得分作為地區(qū)創(chuàng)新水平的衡量指標(biāo)，基于式（1）的基準回歸結(jié)果如表2所示，所有結(jié)果均控制了時間和地級市固定效應(yīng)，列（1）—列（3）為依次加入了公路貨運量、中小學(xué)生在校人數(shù)、醫(yī)院床位數(shù)、財政收入水平、人口密度、經(jīng)濟發(fā)展水平和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)水平等控制變量的回歸結(jié)果。由表2可知，資源豐裕程度的回歸系數(shù)大小沒有發(fā)生本質(zhì)變化，且結(jié)果至少通過顯著性水平為5%的統(tǒng)計檢驗，這表明，資源豐裕程度對地區(qū)創(chuàng)新水平存在“資源詛咒”效應(yīng)，假設(shè)1 得以驗證。以列（3）為例，回歸結(jié)果的經(jīng)濟含義是，當(dāng)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(chuàng)新指數(shù)得分將顯著下降2.486 分（0.226×1.1×10%×100），當(dāng)?shù)丶壥匈Y源稟賦較平均水平增加一個標(biāo)準差（6.6 噸/人），創(chuàng)新指數(shù)得分將顯著下降17.402 分?？刂谱兞康慕Y(jié)果顯示，公路貨運量增加、中小學(xué)生在校人數(shù)增長、醫(yī)院床位數(shù)增加、財政收入水平提高等均對地區(qū)創(chuàng)新水平具有顯著的促進作用，均有利于提高該地區(qū)的創(chuàng)新水平，這與現(xiàn)實情況一致。

表2 基準回歸分析結(jié)果

（二）穩(wěn)健性檢驗① 穩(wěn)健性檢驗結(jié)果未在正文中列出，留存?zhèn)渌鳌?/h3>

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(jié)果的穩(wěn)健性，本文先將資源豐裕程度設(shè)定為滯后兩期和滯后三期的國際資源價格自然對數(shù)值分別乘以初始資源稟賦，回歸結(jié)果顯示，其系數(shù)均在1%的水平上顯著為負。然后，本文將資源豐裕程度設(shè)定為滯后四期的國際資源價格自然對數(shù)值乘以初始資源稟賦，回歸結(jié)果顯示，其系數(shù)仍在1%的水平上顯著為負，但系數(shù)變小。綜上，資源豐裕程度對地區(qū)創(chuàng)新水平的影響具有一定的滯后性，且從回歸系數(shù)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(chuàng)新指數(shù)得分、單位面積創(chuàng)新指數(shù)得分、實用新型專利數(shù)量得分、外觀專利數(shù)量得分、實用專利獲得數(shù)量、外觀專利獲得數(shù)量和商標(biāo)授權(quán)數(shù)量得分衡量地區(qū)創(chuàng)新水平，進一步檢驗基準回歸結(jié)果的穩(wěn)健性?；貧w結(jié)果顯示，在被解釋變量更換為人均創(chuàng)新指數(shù)得分和單位面積創(chuàng)新指數(shù)得分后，回歸系數(shù)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(chuàng)新指數(shù)得分以及單位面積創(chuàng)新指數(shù)得分。本文分別以實用新型專利數(shù)量得分、實用型專利獲得數(shù)量、外觀專利數(shù)量得分、外觀專利獲得數(shù)量作為被解釋變量，從回歸系數(shù)的符號可知，資源豐裕程度對實用型專利獲得數(shù)量和外觀設(shè)計專利獲得數(shù)量及其得分均有負向影響。以上結(jié)果表明，資源豐裕并未有效刺激地區(qū)技術(shù)改進和突破。本文以商標(biāo)授權(quán)數(shù)量得分為被解釋變量，回歸系數(shù)顯著為負，表明資源豐裕程度同時抑制了商標(biāo)權(quán)形式的創(chuàng)新產(chǎn)出。

⒊更換樣本期的檢驗結(jié)果

考慮到地級市在本文樣本期內(nèi)礦物產(chǎn)量可能發(fā)生較大變化，會影響本文的估計結(jié)果，故本文采用1995—2002 年地級市礦物產(chǎn)量的平均值作為初始資源稟賦，此時，經(jīng)驗分析的面板數(shù)據(jù)年份為2003—2018 年，回歸結(jié)果依舊與基準回歸結(jié)果一致，再次佐證了本文的結(jié)論。由于在本文的研究期內(nèi)有些資源城市出現(xiàn)了資源枯竭，本文在回歸樣本中剔除了這些地區(qū)，回歸結(jié)果顯示，本文的結(jié)論依舊穩(wěn)健。

以上三種穩(wěn)健性檢驗結(jié)果均顯示基準回歸結(jié)果是穩(wěn)健的。

（三）資源豐裕對企業(yè)創(chuàng)新水平的影響：企業(yè)微觀證據(jù)

在基準回歸和穩(wěn)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(qū)創(chuàng)新水平的抑制作用。本文采用1998—2013 年的中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)和企業(yè)專利數(shù)據(jù)，進一步考察地區(qū)資源豐裕程度對企業(yè)創(chuàng)新水平的影響，結(jié)果如表3所示。

表3 資源豐裕程度與企業(yè)創(chuàng)新水平的回歸結(jié)果

由表3可知，本文先介紹了所有制造業(yè)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(yè)，另一個子樣本為除去煤炭加工與石油化工行業(yè)以外的制造業(yè)。表3列（1）和列（2）的回歸結(jié)果表明，在控制了企業(yè)層面和地級市層面的控制變量以及時間和企業(yè)固定效應(yīng)之后，資源豐裕程度提高對企業(yè)專利申請數(shù)量以及專利獲得數(shù)量均有顯著的負向作用，且回歸系數(shù)至少在10%的水平上顯著，且從回歸系數(shù)的大小來看，資源豐裕對于企業(yè)專利申請數(shù)量的負向作用更為明顯，說明資源豐裕降低了企業(yè)創(chuàng)新的動力。進一步發(fā)現(xiàn)，資源豐裕程度主要是顯著抑制了外觀型專利申請數(shù)量和專利獲得數(shù)量。列（3）和列（4）的結(jié)果表明，資源豐裕程度對與其密切相關(guān)的煤炭加工與石油化工行業(yè)的專利申請數(shù)量和專利獲得數(shù)量的影響系數(shù)為正，但是不顯著。此外，資源豐裕會抑制與其密切相關(guān)制造業(yè)的外觀型專利獲得。列（5）和列（6）的結(jié)果表明，資源豐裕程度對其他制造業(yè)專利申請數(shù)量和專利獲得數(shù)量均有顯著抑制作用，并且對實用型專利獲得數(shù)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(dāng)?shù)貐^(qū)資源豐裕時，資源部門豐厚的利潤將誘導(dǎo)勞動力從非資源部門轉(zhuǎn)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(yè)企業(yè)人力資本投入的影響。本文分別用大專學(xué)歷以上人員占比和中級技術(shù)職稱以上人員占比來衡量企業(yè)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(qū)制造業(yè)企業(yè)人力資本投入。具體來看，資源豐裕程度對該地區(qū)的煤炭加工與石油化工行業(yè)人力資本投入影響不明顯，但是顯著降低了其他制造業(yè)企業(yè)大專學(xué)歷以上人員占比和中級技術(shù)職稱以上人員占比。即制造業(yè)企業(yè)人力資本的流失將抑制非資源部門人力資本投入，導(dǎo)致非資源部門的企業(yè)創(chuàng)新水平下降，進而對地區(qū)創(chuàng)新水平造成負面影響。基于此，本文的假設(shè)2a得以驗證。

表4 資源豐裕程度與人力資本投入的回歸結(jié)果

（二）科技支出機制分析

科技支出是地區(qū)實現(xiàn)創(chuàng)新發(fā)展的基礎(chǔ)保障和條件支撐。資源價格上漲提高了資源型地區(qū)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(qū)市場主體的創(chuàng)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(jié)果如表5 所示。表5 列（1）的被解釋變量為人均科技支出，結(jié)果表明，資源價格上漲顯著擠出了地區(qū)科技支出，本文的研究結(jié)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(jié)果表明，資源收入的大規(guī)模增加反而導(dǎo)致科技支出占財政支出的比重下降?；诖?，本文的假設(shè)2b得以驗證。

表5 資源豐裕程度與科技支出的回歸結(jié)果

（三）產(chǎn)業(yè)多樣化和創(chuàng)新市場環(huán)境機制分析

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

其中，Ni表示i地級市的產(chǎn)業(yè)種類數(shù)，Sin表示i地級市的第n類產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)與該地級市所有就業(yè)人數(shù)的比值，即地級市內(nèi)就業(yè)人員在各個行業(yè)的就業(yè)越平均，HHI越小，則產(chǎn)業(yè)多樣化水平MDi越大。本文根據(jù)式（3）得到了1998—2018年地級市層面的產(chǎn)業(yè)多樣化水平。

本文檢驗了資源豐裕程度對產(chǎn)業(yè)多樣化的影響，結(jié)果如表6 列（1）和列（2）所示。表6 列（1）結(jié)果顯示，資源豐裕程度提高將顯著削弱地區(qū)產(chǎn)業(yè)多樣化。表6 列（2）結(jié)果表明，用滯后兩期的國際資源價格構(gòu)造的資源豐裕程度指標(biāo)對產(chǎn)業(yè)多樣化依舊有顯著的負向影響，這說明資源豐裕程度對產(chǎn)業(yè)多樣化水平的負向影響在短期內(nèi)一直存在。產(chǎn)業(yè)多樣化水平的下降也是導(dǎo)致資源型地區(qū)創(chuàng)新不足的重要機制之一?；诖?，本文的假設(shè)2c得以驗證。

表6 資源豐裕程度與產(chǎn)業(yè)多樣化、創(chuàng)新市場環(huán)境

同時，完善的創(chuàng)新市場環(huán)境是企業(yè)創(chuàng)新的前提條件［41］。為了檢驗資源豐裕程度對地區(qū)創(chuàng)新市場環(huán)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(shù)占本地區(qū)從業(yè)人員總數(shù)的比重來衡量創(chuàng)新市場環(huán)境?；貧w結(jié)果如表6列（3）和列（4）所示，結(jié)果表明，資源豐裕程度對創(chuàng)新市場環(huán)境有顯著負向影響?；诖?，本文的假設(shè)2d得以驗證。

（四）拓展分析

本文的研究發(fā)現(xiàn)，1998—2018 年資源豐裕程度與地區(qū)創(chuàng)新水平之間呈負相關(guān)關(guān)系，這與前文假設(shè)一致。近年來，為了提升企業(yè)創(chuàng)新能力，許多地區(qū)采取了財政補貼政策，這些政策的目標(biāo)是激勵企業(yè)進行科技研發(fā)和創(chuàng)新活動，然而財政補貼對地區(qū)創(chuàng)新的影響效果一直備受爭議[43]。一方面，財政補貼對企業(yè)創(chuàng)新能力有推動作用，即政府補貼可以顯著提高企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出。另一方面，財政補貼也可能產(chǎn)生扭曲作用，阻礙真正具有創(chuàng)新能力的企業(yè)發(fā)展，降低企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出。

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

七、結(jié)論與政策建議

推進資源型地區(qū)經(jīng)濟向創(chuàng)新驅(qū)動轉(zhuǎn)型是實現(xiàn)高質(zhì)量發(fā)展的必然要求?，F(xiàn)有研究更多強調(diào)的是自然資源與經(jīng)濟增長之間的關(guān)系，但是豐裕的自然資源也會影響地區(qū)產(chǎn)業(yè)間的資源配置以及資金的使用效率，從而影響地區(qū)創(chuàng)新水平。筆者對比了資源豐裕地區(qū)與資源匱乏地區(qū)創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)綜合得分的變化情況，結(jié)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(shù)據(jù)和1998—2013 年中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)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(qū)創(chuàng)新水平的影響及作用機制。研究發(fā)現(xiàn)：第一，資源豐裕程度越高，地區(qū)創(chuàng)新水平越低，具體表現(xiàn)為資源豐裕程度越高，地區(qū)創(chuàng)新指數(shù)得分越低，且這一負面效應(yīng)有一定的持續(xù)作用，在第三年和第四年負向作用依舊顯著。第二，微觀企業(yè)層面證據(jù)表明，資源豐裕程度較高地區(qū)的制造業(yè)企業(yè)專利申請數(shù)量和專利獲得數(shù)量越少，且對專利申請數(shù)量的負向作用更為明顯。進一步對企業(yè)專利進行分類的結(jié)果表明，資源豐裕對外觀型專利申請數(shù)量和專利獲得數(shù)量均有顯著負向作用。第三，對資源豐裕程度高抑制地區(qū)創(chuàng)新的機制進行分析發(fā)現(xiàn)，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(chǎn)業(yè)多樣化水平和影響創(chuàng)新市場環(huán)境進而降低地區(qū)創(chuàng)新水平。此外，拓展分析結(jié)果表明，財政補貼并沒有提高資源豐裕地區(qū)企業(yè)的創(chuàng)新水平，反而進一步抑制了企業(yè)創(chuàng)新水平，這說明財政補貼產(chǎn)生了扭曲作用。

針對上述結(jié)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(qū)人力資本的投入和積累。合理的人力資本結(jié)構(gòu)將為地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級提供智力支持。而本文的經(jīng)驗分析結(jié)果表明，資源豐裕抑制了制造業(yè)企業(yè)人力資本投入，不利于地區(qū)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(yīng)繼續(xù)優(yōu)化教育資源配置，提高教育支出占比，提升教育數(shù)量和教育質(zhì)量，深化資源地區(qū)教育發(fā)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(qū)應(yīng)先明確定位和發(fā)展方向，進一步創(chuàng)新和優(yōu)化人才引進和發(fā)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(yōu)勢轉(zhuǎn)化為創(chuàng)新優(yōu)勢。政府應(yīng)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(yīng)加大資源型地區(qū)科技方面的支持力度，提升科技創(chuàng)新能力。本文的經(jīng)驗分析結(jié)果表明，資源型地區(qū)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(yīng)加大科技支出規(guī)模，完善資源型地區(qū)相關(guān)的配套設(shè)施，建立科技創(chuàng)新平臺，為科技創(chuàng)新提供更好的環(huán)境。同時，提升科技創(chuàng)新獎的影響力和權(quán)威性，加大對科技人才的激勵和培養(yǎng)。此外，地方政府應(yīng)鼓勵企業(yè)加大研發(fā)支出，提高其自主研發(fā)能力，進一步提升創(chuàng)新水平；優(yōu)化市場營商環(huán)境，激發(fā)市場活力，充分發(fā)揮市場的資源配置作用，為企業(yè)發(fā)展?fàn)I造公平透明的市場競爭環(huán)境，降低企業(yè)的創(chuàng)新風(fēng)險。

再次，資源型地區(qū)在發(fā)展資源優(yōu)勢產(chǎn)業(yè)時，應(yīng)延伸產(chǎn)業(yè)鏈，提高產(chǎn)業(yè)多樣化發(fā)展水平。本文的經(jīng)驗分析結(jié)果表明，資源豐裕不利于產(chǎn)業(yè)多樣化發(fā)展，進而不利于市場主體創(chuàng)新能力的增強?；诖?，政府應(yīng)加強產(chǎn)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，不斷完善有利于市場運行的各項制度，優(yōu)化知識、技術(shù)等創(chuàng)新要素的溢出環(huán)境。第一，政府在發(fā)展優(yōu)勢產(chǎn)業(yè)的同時，需因勢利導(dǎo)，圍繞主導(dǎo)產(chǎn)業(yè)積極發(fā)展和完善上下游配套產(chǎn)業(yè)，促進上下游和橫向關(guān)聯(lián)產(chǎn)業(yè)集聚，從而促進資源型地區(qū)產(chǎn)業(yè)多樣化水平的提高，進一步促進地區(qū)創(chuàng)新。第二，在我國向高質(zhì)量發(fā)展轉(zhuǎn)型的背景下，資源型地區(qū)應(yīng)大力推動傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)向智能化、高端化發(fā)展。大力發(fā)展智能制造、互聯(lián)網(wǎng)、數(shù)字經(jīng)濟等產(chǎn)業(yè)，擴大新興產(chǎn)業(yè)的市場占有率，推動產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整、轉(zhuǎn)型，進而帶動創(chuàng)新發(fā)展。第三，政府應(yīng)繼續(xù)大力實行科學(xué)化的招商引資政策，鼓勵本地的企業(yè)和個人“走出去”“引進來”，鼓勵和激發(fā)市場主體的創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)能力，持續(xù)優(yōu)化地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)。

最后，充分發(fā)揮市場在資源配置中的決定性作用，更好地發(fā)揮好政府的作用，激發(fā)各類市場主體活力。一方面，政府應(yīng)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(yè)創(chuàng)新水平的提高提供良好的市場環(huán)境；優(yōu)化資源型地區(qū)財政補貼的分配方式，政府應(yīng)提高甄別能力，將競爭性機制引入財政補貼領(lǐng)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(yù)算管理，政府應(yīng)加強預(yù)算公開、預(yù)算監(jiān)督和財政問責(zé)，提高財政補貼分配的透明度，加強大眾對財政資金的監(jiān)督。