试论自然资源开发、区域技术创新与经济增长

自然资源开发、区域技术创新与经济增长

——一个对“资源诅咒”的机理解释及实证检验

邵 帅 齐中英

(哈尔滨工业大学 管理学院，黑龙江 哈尔滨 150001)

摘要:结合资源型地区的现实情况，建立了一个资源型地区的三部门内生经济增长模型，对自然资源开发与区域技术创新、经济增长之间的关系进行了市场动态均衡分析，为资源型地区遭受的“资源诅咒”现象提出了一种机理解释，即自然资源开发对区域技术创新存在挤出效应。同时，利用我国西部11个省区面板数据的回归分析对这种挤出效应进行了有效验证。针对以上研究结论，提出了中央和地方政府需要共同从技术研发能力、产业结构调整和人力资本积累三大方面同时加强来提高资源型地区的技术创新能力从而促进其区域经济增长的政策建议。

关键词:自然资源开发；资源型地区；区域技术创新；资源诅咒

中图分类号:F207文献标识码:A文章编号：1003-5230(2008)04-

收稿日期：2008－05－13

基金项目：国家自然科学基金“经济系统对石油价格波动冲击响应特性研究”(70673015)；高等学校博士学科点专项科研基金“开放系统发展要素交换与区域增长方式转变研究”(20040213016)；技术·政策·管理(TPM)国家哲学社会科学创新基地支持(htcsr06t07) 毕业网

作者简介：邵帅(1981—)，男，黑龙江七台河人，哈尔滨工业大学管理学院博士研究生；

齐中英(1957—)，男，黑龙江哈尔滨人，哈尔滨工业大学管理学院教授，博导。

一、引言及文献回顾

一般的常理认为，丰富的自然资源有利于促进一个国家或地区的经济发展，但事实上，人们却发现越来越多资源丰裕的经济体容易陷入资源禀赋的比较优势陷阱而导致经济增长步履维艰甚至停滞不前。学术界将这种自然资源富足反而限制经济增长、自然资源丰裕的经济体反而呈现出令人失望的经济发展绩效的现象称为“资源诅咒”效应。学者们从不同角度对这一悖论提出了各种理论解释，其中资源开发的挤出效应为关注度较高的传导机制之一，从区域层面的内生经济发展角度来看，其不失为一种较为合理的解释。有研究认为自然资源开发可以通过“挤出”储蓄投资和人力资本积累等增长促进因素而制约经济增长[1] [2]，但相关文献对自然资源开发与区域技术创新之间的关系研究的很少。在内生增长理论中，技术创新被视为经济增长的关键性要素，因此自然资源开发与区域技术创新之间的关系理应得到充分重视。较早对此给予关注的是Sachs和Warner，他们指出较高的资源租会吸引创新者和企业家去从事初级产业部门的生产而限制了他们的企业家行为和技术创新活动，最终导致整个资源丰裕地区的经济缺乏效率和推动力[3]。但是他们并没有对此进行深入的经济理论分析。Papyrakis和Gerlagh在Romer的R&D增长模型基础上引入自然资源开采部门，对资源开发与区域技术创新之间的关系进行了动态经济分析，得出了资源开发对技术创新具有挤出效应的结论[4]。但其引入的资源开采部门为一个纯资本密集型的部门而并没有包含劳动力生产要素，显然，这与现实情况差距较大。本文在以上研究基础上，将自然资源开采部门视为一个纯劳动密集型部门，而区域技术创新则由一个利用地方政府征收的专项税收作为R&D支出的公共研发部门进行创新活动而获得，从而对自然资源开发与区域技术创新之间的关系进行更加贴近现实情况的动态均衡分析，为很多资源型地区遭遇的资源诅咒效应提供一种机理解释，从而为此类地区的经济发展提供一定的理论参考。

二、模型描述

假设一国内部的小型区域经济体系包含制造业部门、自然资源开采部门和公共研发部门。制造业部门只生产一种既可用于消费也可进行物质资本积累的最终产品，且仅用于满足当地消费者需求和物质资本投资，而资源开发带来对最终产品的额外需求则由资源对外输出换回等价值的最终产品来满足。一国内部的最终产品是同质的，最终产品和自然资源的价格分别由国内市场和中央政府统一外生给定。不考虑区域间金融资产、劳动力、物质资本和技术的交易和流动，R&D行为带来的技术创新是区域生产能力提高和经济增长的源泉。劳动力在制造业部门和资源开采部门间可以无成本地自由流动。

1.投入与产出 毕业网

（1）制造业部门。规模报酬不变的制造业部门的生产函数为：

(1)

其中，。、、和分别表示最终产品的产量、技术存量水平、劳动力总量和物质资本投资；（），表示劳动力总量中投入到制造业部门的份额。在这里，技术进步是劳动附加型的，制造业部门对于新技术的使用不存在滞后性。

（2）自然资源开采部门。目前多数相关研究将自然资源视为“神赐天粮”或“意外之财”而对其开采成本忽略不计[5]，也有些文献将自然资源作为生产要素直接引入最终产品生产函数而并没有考虑一个专门的资源开采部门[1]，显然，这两种模型设定均过于理想化而与资源型地区的现实情况差距较大。与上述研究不同，我们假定存在一个专门进行自然资源开采的纯劳动密集型部门，其产出主要取决于从事资源开采的劳动力投入份额和技术存量水平A。考虑到资源开采部门的技术含量和技术进步率均较低的现实情况，假设其对最新技术的利用具有明显的滞后性，因此我们在其生产函数中引入一个技术吸收参数()，以表示资源开采部门对于现有技术的接受和应用能力，显然，其数值越大，资源开采部门对于新技术的接受和应用能力就越强。此外，假定在发现自然资源的最初，资源生产商必须一次性投入一定数量的物质资本D进行初期的基础性生产建设投资，以确保后续的劳动密集型常规生产的进行。为了简化分析，我们还假设资源开采部门不进行追加性物质资本投资而仅利用劳动力这一单一的生产要素进行常规生产。因此，我们可以将D视为一个地区自然资源禀赋水平的一个替代量，D值越大，进行资源开采所需的初期基建投资就越大，该地区的资源禀赋水平就越高。这样，劳动力规模报酬不变的资源开采部门的生产函数为：

①(2)

其中，即为资源开采部门对现有技术能够接受并利用的部分，这部分技术才是对其生产真正实际发挥作用的技术。

2.技术

参照Park、Cassiman和Papyrakis等人的思想，假设存在一个公共研发部门，其利用向制造业部门和资源开采部门征收的税收作为研发投入来从事技术创新行为而获得新技术，技术创新行为包括资助生产技术研发、改进劳动技术、聘请专业技术人员及购买引进新技术等活动，且通过这些行为获得的新技术在资源型地区范围内对于全社会都是无偿使用的，即可以把技术存量视为一种“公共产品”[6][7][8]，这一假设可以使得我们的经济增长模型处于一个内生性框架之中。这样，技术的生产函数可表示为：

②(3)

其中，为大于0的常数，是技术知识的生产率参数，表示研发投入带来新技术的效率，显然，其数值越大，研发投入产生新技术的效率就越高；（）为研发投入占地区总收入的比例；和分别表示技术知识的增量和资源型地区的总收入。

3.偏好

假设经济由生存无穷期的家庭构成，存在个同质的家庭成员，每个人都可以提供一单位的劳动力，且其供给弹性和人口增长率都为0。所有消费者都是理性的，且其决策都是相同的，其标准的固定弹性效用函数为。其中，表示个人的瞬时消费，为瞬时总消费水平；，为消费者的主观时间偏好率；，为边际效用弹性，是跨期替代弹性的倒数。通过建立汉密尔顿函数求最大值方法可以推出Ramsey规则：

(4)

三、模型的市场动态均衡分析

1.均衡条件下的代理人行为

将最终产品价格单位化为1，劳动力工资为，自然资源的价格为。假设最终产品市场、劳动力市场和资本市场均是完全竞争的，在平衡增长路径上，应满足以下条件：(1)消费者效用最大化；(2)最终产品生产商利润最大化；(3)资源开采部门利润最大化；(4)所有市场出清。在以上条件下各代理人行为如下。

最终产品生产商通过选择物质资本投入水平和雇佣劳动力的数量来使其利润最大化，即，其一阶条件为：

(5)

(6)

资源开采部门面临的生产决策规划问题为，其一阶条件为：

(7)

资源型地区的总收入应等于制造业部门和资源开采部门收入之和：

(8)

这样，上式结合式(1)、 (2) 和(3)可得：

(9)

2.平衡增长路径

制造业部门和资源开采部门之间的劳动力套利使劳动力具有相同的工资水平，由式(5)和(7)可得：

(10)

由式（10）可以推出制造业部门和资源开采部门产出之间的关系：

(11)

上式结合式(8)可得：

(12)

其中。上式说明资源型地区的经济总收入可化为由制造业部门产出表示的形式。下面把各式转化为密集形式，即令，，同时令为各变量的增长率，即，(其余以此类推)。这样式(6)、(9)和(10)可分别化为：

毕业网(13)

(14)

(15)

结合式(4)、(13)、(14)可得：

(16)

在平衡增长路径上，资本、消费和总产出应具有相同的增长率，并定义是模型的均衡解，即。这样，由式(1)和(12)可推出：

由上式可进一步推出：

(17)

用角标表示平衡增长路径上各变量的稳态值，将式(17)代入式(16)，可得：(18)

再将式(15)写成稳态形式：

(19)

这样，由式(18)和(19)即可解得资源型地区的技术增长率与总收入增长率为：

由上式可以推出资源型地区的技术增长 毕业网率和总收入增长率与自然资源禀赋之间的关系：

上式说明，资源型地区的自然资源禀赋水平较高，就意味着其在平衡增长路径上的技术增长率和总收入增长率均较低。可见，资源丰裕可能通过对区域技术创新的挤出效应而阻碍资源型地区的经济增长从而使其遭遇“资源诅咒”。与制造业相比，以初级产品开采与加工为主的资源型产业的产业关联程度、技术更新速度、技术创新动力水平及其对高技能劳动力的需求都较低，对其投入的加大必然会导致对制造业投入的减少，这样，高份额的资源型产业会间接导致那些对高技能劳动力和先进技术需求较大、产品附加值较高的制造业的衰退，从而制约资源型地区经济发展中的技术扩散能力，进一步减缓资源型地区的科技进步和人力资本积累，最终延缓经济增长的步伐。正如Korhonen所言，当一个地方的自然资源禀赋过剩时，人就会缺乏创新和增长的动力，尤其是意外的财富更容易使人变得懒惰[9]。

四、实证检验

众所周知，作为我国的能源基地，我国西部地区蕴藏着各种储量丰富的能源资源。但另一方面，西部地区的经济发展水平在全国却排在最后。已有经验研究表明，西部地区的经济发展已经开始呈现出“资源诅咒”效应[10]。有鉴于此，我们利用西部省际统计数据，对我国西部这一典型的资源型地区的能源禀赋和技术创新之间的关系进行实证考察，以对前文提出的资源开发对区域技术创新的挤出效应进行验证。我们建立的面板数据回归模型如下：

其中，被解释变量为区域技术创新水平，表示滞后一期的人均GDP的自然对数，为能源丰度，对应于各个省份截面单位，为常数向量，和为系数向量，为随机扰动项。

需要说明的是，在面板数据回归中将变量作为一个基本控制变量引入模型，是为了控制各截面单位初始经济状态的差异而有利于得到更为精确的回归分析结果。此外，由于各省区在经济发展水平、人口规模、地域面积等总体状态上存在差异，绝对值指标不适合地区间的横向比较，因此我们选择相对值指标来对经济变量进行度量。鉴于数据的可得性，我们采用能源工业③产值占工业总产值比重这一指标来反映各省区的能源资源禀赋及其开发强度水平。区域技术创新水平采用技术研发投入这一替代变量对其进行度量，并分别选取流量性指标——科技活动经费内部支出占GDP的比重(表示为ST)④和存量性指标——研究与开发机构从业人数占所有从业人数的比重(表示为RD)对其分别进行考察。

囿于数据的可得性，面板数据的时间起点确定于重庆升级为直辖市的1997年，而最近的统计数据允许我们将研究时段扩展到2006年。由于西藏的情况比较特殊，且其数据的完整收集也较困难，因此我们将西藏排除在样本之外。这样，面板数据集就包含了1997~2006年11个截面单位(内蒙古、广西、重庆、四川、贵州、云南、陕西、甘肃、青海、宁夏、新疆)的110个样本观察值。数据来源于相应各年《中国统计年鉴》、《中国工业经济统计年鉴》、《中国科技统计年鉴》及各省区统计年鉴。

本文主要考察自变量系数所反映出来的样本整体性效应，所以考虑聚合最小二乘回归、变截距固定效应模型和变截距随机效应模型三种形式，并通过如下检验来确定模型形式：首先构造F统计量判断是否所有个体效应为零，进行固定效应和齐性参数的筛选；然后通过BP拉格朗日乘数检验进行随机效应和齐性参数检验；最后用Hausman检验进行固定效应与随机效应之间的筛选。另外，由于面板数据往往容易存在异方差和自相关问题，所以还须要利用Modified Wald检验和Wooldridge检验分别对残差是否存在异方差和自相关进行检验。设定检验结果见表1，检验结果表明，被解释变量为ST的回归方程适用于固定效应模型，但方程的残差存在异方差性和自相关性，因此采用Stata软件中可以得到固定效应模型的稳健型标准误并同时纠正异方差和自相关问题的xtscc命令来对其进行参数估计[11]；被解释变量为RD的回归方程适用于随机效应模型，但方程的残差存在异方差性和自相关性，对此，我们采用能够同时消除异方差和自相关问题的广义最小二乘法来对其进行参数估计。

由表2可以看出，回归参数均在1%的水平上显著，且两组回归分析的参数联合检验结果也均比较理想。在加入滞后一期人均GDP变量作为控制变量的情况下，能源丰度与两种技术创新变量之间均呈负相关，说明西部地区的能源开发确实对技术创新存在挤出效应。资源富足吸引着潜在创业者和企业家去从事初级产品的生产从而“挤出”了企业家行为和技术创新活动，并使资金从R&D部门流向初级生产部门。企业家的才能被有意识或无意识的限制，从而导致资源开发对技术创新的挤出效应逐渐增强。一直以来，我国西部地区R&D经费投入占GDP的比重上升速度缓慢，2005年仅比2000年上升0.08％，而同期的全国和东部R&D经费投入上升速度分别为0.32％和0.41％。在科技人员投入方面，2000~2005年西部科技活动人员数量不断减少，已从2000年的68.37下降到2005年的66.89，每万人口拥有科技活动人员数也已从2000年的18.55人降到2005年的17.83人。与此相反的是，全国和东部科技活动人员数量一直呈增加趋势，分别从2000年的321.9万、171.3万增加到2005年的381.76万、225.92万[12]。此外，西部地区在科技创新事业的社会融资能力、专利受理量、高新技术产品出口额等各项指标上均与东部乃至中部地区有着较大的差距，在资源开发对技术创新具有挤出效应的情况下，这种差距无疑将被进一步拉大。

表1设定检验结果

表2 回归分析结果

注：系数值后括号中数值为系数的t或z检 毕业网验值；***表示变量通过了1%显著水平的检验。

另外，由于我国地方政府和各级资源管理部门对矿业资源拥有较大的管制权，某些行政官员会在资源开采授权许可的过程中设置租金以吸引寻租者，而某些社会强势集团或个人就可能进行寻租活动以获得矿产资源的开采权，使得资源租无偿或低价地被转为利益集团和个人所有，这样势必在很大程度上会导致资源型地区的企业家在特定社会背景下有意识或无意识地把精力放在寻租活动而不是管理和技术创新上，就像Murphy等人认为的那样：当有才能的个人开创公司时，他们会进行创新并推动经济增长；当他们变成寻租者时，他们只会对财富进行再分配而降低经济增长[13]。在寻租活动比企业家行为能获得更高回报的经济环境中，创新就可能被挤出而经济发展就可能停滞不前。

五、结论与政策建议

本文根据资源型地区的现实情况，建立了一个包含制造业部门、自然资源开采部门和公共研发部门的三部门内生增长模型，并通过对模型的市场动态均衡推导和分析，给出了一种较为合理的机理解释，即资源开发对区域技术创新存在挤出效应。在资源开采部门为纯劳动密集型部门并相对于制造业部门其技术进步率和接受新技术能力明显偏低的情况下，资源型地区仅仅发挥了为其他地区发展提供自然资源这样一种简单的经济职能，丰裕的自然资源带来的可观收入可以吸引劳动力去从事这种缺乏技术含量的简单的初级生产活动，这势必会导致资源型地区缺乏技术创新的动力，使得技术创新活动相对于开发资源这种初级生产活动而言是一种较为艰难的过程，从而最终制约地区的长期经济增长。以我国西部各省区为样本的面板数据回归分析为上述理论推断提供了有力的实证支持。

在此需要指出的是，我们的论证并不是要说明资源开发对技术创新和经济增长是绝对不利的，而是要再次重申发展经济学家刘易斯在五十多年前提出的自然资源绝不是经济增长的充分条件的忠告。一些国家和地区发展的经验事实告诉我们，只有在存在高质量的政府管理和对资源收入合理分配并在促进增长的其他方面上同时加强等特定条件下，资源开发才能够对经济增长起到良好的推动作用。那么，如何才能规避或者缓解资源型地区的资源开发对技术创新的挤出效应呢？我们可以针对以上分析结论为解决这一问题提供一些思路：首先，资源型地区自身要避免单纯以资源开采为导向的短视发展行为，而要从长远发展的战略高度出发，适当延长资源型产业的产业链，使资源开发同高附加值的产业相结合而带动其向技术进步率较高的其他产业扩展，并重视和引导其他高技术含量的产业的发展，以克服资源型地区产业单一的缺点；其次，中央和地方政府需要对资源型地区开展一定的技术扶植活动，如加大向资源型地区进行研发投入的力度，并定期委派专家和技术人员进驻到资源型地区进行技术创新指导，从人力和财力两方面来同时加强其技术研发能力；此外，更重要的是要提高资源型地区的教育水平，在加大教育投入力度和增强各级教育质量的同时实行一些优惠政策吸引并留住高素质的人才，特别是高校毕业生，减少人才外流。这样，中央和地方政府共同从技术研发能力、产业结构调整和人力资本积累三大方面同时进行调节，来促进资源型地区技术创新能力的提高从而实现其区域经济的合理、快速和协调性发展。

注释：

①技术吸收参数在资源生产函数中也可以指数形式()出现，但考虑到自然资源开采部门的特殊性（比如在完全不使用技术的情况下仅依靠单纯的人力劳作也可获得一定数量的资源），为了使其与必要的生产要素型技术区别开来且更加直观地反映出资源开采部门对新技术使用的滞后性，我们将其以乘积的形式引入到资源生产函数中。

②技术生产函数的另一种标准形式为指数函数形式，即，但为了简化分析而又不失合理性，我们将其以线性函数形式表示；同时，出于突出研发性税收投入要素在技术创新中的作用及简化处理的考虑，我们并未在技术生产函数中引入人力要素，但后续研究应对此进行一定的拓展。

③包括煤炭采选业、石油和天然气开采业、石油加工、炼焦及核燃料加工业、电力和热力生产和供应业、燃气生产和供应业等五大能源工业。

④在相关研究中，R&D经费投入占GDP比重是衡量科技创新水平的最常用指标，但因《中国科技统计年鉴》中2000年之前的各省区R&D经费投入统计数据缺失且个别年份存在统计口径不一致的问题，我们放弃采用这一指标而采用统计口径一致性和数据完整性均较好的科技活动经费内部支出占GDP的比重作为其替代指标。

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