自然资源丰裕度、地方政府行为与生态文明建设

王瑞雪，陈建成，李民桓

（北京林业大学 经济管理学院，北京 100083）

0 引言

改革开放以来，高速发展的工业化使中国从一个落后国家发展为经济大国。然而，经济的高速发展不断透支资源环境红利，使我国面临资源约束、环境污染等现实条件的制约。在建设现代化强国的关键时期，全面贯彻绿色发展理念、大力推进生态文明建设是实现中华民族永续发展的千年大计。在坚持“人与自然和谐共生”的大背景下，如何持续加强自然资源禀赋与生态文明建设的相互联动作用，以及提高地方政府行为的正向调控作用成为不可忽视的重要课题。

地方政府的环境规制、绿色技术投入、环保支出等行为是保护资源环境、提高生态文明建设水平的重要举措[1—3]。然而现实中，地方政府的目标制定往往围绕以经济增长为导向的政绩考核体系，如何在维持经济增长的基础上，通过有为政府消解地区污染是一个亟待解决的问题[4]。与传统认知不同的是，自然资源丰裕的地区反而面临更为严峻的资源环境问题，即中国的生态文明建设面临一定程度的“资源诅咒”问题。近几年中国各省份生态文明建设水平仍呈现“发达地区生态文明建设水平高、自然资源丰裕的地区生态文明建设水平反而较为落后”的特征[5,6]。自然资源丰裕度不同的地区在绿色经济增长方面存在差异的原因在于：一是经济分工导致路径依赖下的环保激励不足，使得资源丰裕度高的地区存在生态文明建设上的劣势[7]；二是资源丰裕度高的地区存在对制造业、技术创新等的挤出效应，导致对制造业和环保技术的投资与引进力度不够[8,9]；三是存在制度僵滞，资源丰裕度高的地区更容易面临“资源腐败”问题，高质量制度调控有待加强[10,11]。与此同时，部分学者认为不应笼统地将自然资源归为一类，真正导致“资源诅咒”的原因是资源依赖而不是资源丰裕，且对自然资源丰裕的衡量多采用煤炭、石油等工业资源方面的指标[12]。

通过梳理文献可知，鲜少有研究从森林、湿地等生态基础资源与煤炭、石油等矿产资源这两个细分维度研究自然资源丰裕度对生态文明建设的影响。而探究自然资源丰裕度对生态文明建设的传导机制与影响路径对于经济与生态耦合协调发展具有重要的政策含义与现实意义。基于此，本文首先将自然资源丰裕度、地方政府行为与生态文明建设纳入统一框架，同时对自然资源丰裕度进行分类，对其内在逻辑进行理论辨析；其次，构建地理距离与经济距离嵌套权重矩阵，使其更合理地反映权重；然后，根据熵值法计算中国各省份生态文明建设综合指数；最后，构建空间面板数据模型，分析不同类别自然资源丰裕度对生态文明建设的影响效应，以及地方政府行为发挥的调节效应。以期厘清当前中国各省份自然资源丰裕度在地方政府行为调节下对生态文明建设的影响机制与传导路径，为避免自然资源丰裕度高的地区陷入“资源诅咒”陷阱以及促进各地区生态文明建设提供经验证据。

1 理论分析与研究假设

传统意义上可根据自然资源的性质将其划分为：对生态有益的森林、湿地等生态基础资源与对工业发展有益但往往存在污染的煤炭、石油等矿产资源。基于此，本文对自然资源丰裕度、地方政府行为与生态文明建设的理论机制进行分析，具体如图1所示。

图1 理论机制及研究假设框架

从自然资源禀赋的性质来看，自然资源丰裕度主要从两个方面影响生态文明建设：一方面是生态基础资源，如森林资源、湿地资源、水资源等。生态基础资源是各区域重要的生态安全屏障，发挥着固碳减碳、调节气候、维持生态平衡与生物多样性等多种功能，加强生态基础资源保护是筑构生态安全格局的必然要求，扩大生态基础资源容量是提升生态文明建设水平的前提。因此，若某地区生态基础资源丰富，森林资源、湿地资源、水资源等充足，则意味着该地区的生态基础条件相对完善[13]。另一方面是矿产资源，如煤炭、石油、天然气等。矿产资源是农业社会向工业社会过渡的重要基础，在一定程度上影响着工业的发展规模与经济社会的发展方向。中国作为世界上最大的矿产资源开发利用的国家之一，在保障经济高速发展的同时，也对生态环境造成了巨大的破坏。此外，矿产资源丰裕的地区经济增长相对缓慢的事实已被大量研究所证实[14]。基于此，本文提出以下假设：

假设1a：生态基础资源丰裕度对生态文明建设具有促进作用。

假设1b：矿产资源丰裕度对生态文明建设具有抑制作用。

当前，全球正处于资源约束、环境污染与人口增长矛盾日益突出的阶段，我国社会的主要矛盾也已转化为“人民日益增长的美好生活需要和不平衡不充分的发展之间的矛盾”，通过生态文明建设以实现低碳发展具有紧迫性，然而实现生态文明建设必须依托于中央政府的顶层设计及地方政府的制度制定与有效管理[15]。地方政府主要通过科技支出推动技术创新与进步，进而提高自然资源的利用效率，提高绿色经济的生产效率；通过环保支出等调节公共服务供给，因地制宜地制定符合当地发展特色的资源分配模式，从而促进生态文明建设[16]。因此，本文提出以下假设：

假设2：地方政府行为对生态文明建设具有促进作用。

地方政府作为顶层设计的践行者与地方制度的制定者和管理者，在生态文明建设中承担的角色具有双重性。一方面，在生态保护作为我国新发展阶段的重要任务的战略背景下，加强环境规制逐渐成为地方政府的政绩之一，森林、湿地、水等生态基础资源日益成为“生态红线”，而生态基础资源与提供就业岗位等有一定的相关性，地方政府行为可能会弱化生态基础资源丰裕度对生态文明建设的促进作用。另一方面，地区生产总值及其增长率仍是各地区经济绩效的主要衡量标准，在技术水平有限、环保成本高昂的背景下，地方政府为了快速实现工业化，往往会较为重视对当地矿产资源的开发，采取“先污染、后治理”的发展模式，由此导致环境恶化[17]。与此同时，地方政府的行为逻辑会直接受到中央赋权状况的影响，如财政分权等[18]。综上所述，本文提出以下假设：

假设3a：地方政府行为会弱化生态基础资源丰裕度对生态文明建设的促进作用。

假设3b：地方政府行为会强化矿产资源丰裕度对生态文明建设的抑制作用。

2 研究设计

2.1 模型构建

（1）空间计量模型

本文结合2007—2020年中国30个省份的相关数据验证自然资源丰裕度对生态文明建设的影响机制，并进一步探讨地方政府行为的调节效应，以论证自然资源丰裕度在生态文明建设中是否存在“资源诅咒”。具体的空间计量模型如下：

其中，ECC代表生态文明建设，λ代表ECC的空间相关系数，Wij是ECC的空间权重，RA代表自然资源丰裕度，GOV代表地方政府行为，REB代表生态基础资源丰裕度，RM代表矿产资源丰裕度，i代表年份，t代表时间，μi、δt、εi，t分别代表空间固定效应、时间固定效应、随机误差项。

鉴于生态文明建设研究中同时涉及距离因素与经济因素，为更准确地刻画空间综合效应及复杂程度，本文将地理距离权重矩阵与经济距离权重矩阵有机结合，构建嵌套权重矩阵[19]。先采用空间界面的经纬度数据计算地理距离权重，如式（3）所示，再引入经济因素，构建嵌套权重矩阵，如式（4）所示。

其中，D表示一定的空间效应范围，Wd为地理权重矩阵，diag（）表示构造对角矩阵。

（2）调节效应模型

考虑到自然资源丰裕度与生态文明建设的关系会受到地方政府行为的影响，本文引入地方政府行为（GOV）这一调节变量，考察其对自然资源丰裕度与生态文明建设关系的调节效应。为解决多重共线性的问题，本文对交互项所涉及的变量进行中心化处理后再将其引入回归模型。具体模型如式（5）与式（6）所示。

其中，ω4、ω5为重点关注的交互效应系数。当ωi＞0时，表示地方政府行为对自然资源丰裕度与生态文明建设的关系具有正向调节效应；当ωi＜0 时，表示地方政府行为对自然资源丰裕度与生态文明建设的关系具有负向调节效应；当ωi=0 时，表示地方政府行为对自然资源丰裕度与生态文明建设的关系不具有调节效应。

2.2 变量选取

（1）生态文明建设（ECC）。本文借鉴已有研究，构建如表1所示的指标体系，包括经济系统、社会系统、资源环境承载力、国土空间优化4个准则层，共7个基础指标，分别为人均GDP（EL）、第三产业占GDP 的比重（STRU）、城乡人均可支配收入差距（GAP）、城镇登记失业率（UNEMPLOY）、生活垃圾无害化处理率（CLEAN）、城区人均公园绿地面积（SPACE）、建成区绿化覆盖率（UGREE），计算可得生态文明建设指数。

表1 生态文明建设评价指标体系

先对原始数据进行标准化处理，并将不同量纲的数据归一化，如式（7）、式（8）所示；再通过熵权法构建权重矩阵，以获得各指标的权重系数并计算生态文明建设指数，计算公式如式（9）所示。

正向指标：

负向指标：

式（9）中，Eij为生态文明建设评价指标体系中的指标j在省份i中所占的比重，Wj为指标所对应的权重。综合值CYij越大，说明该省份生态文明建设水平越高[20]。

（2）自然资源丰裕度（RA）。本文将自然资源丰裕度细分为生态基础资源丰裕度（REB）与矿产资源丰裕度（RM）。结合已有文献，运用熵权法确定各类别自然资源的权重系数，对各省份森林覆盖率（FOREST）、湿地覆盖率（WEST）、人均水资源量（WATER）等生态基础资源保有量的综合指数进行测算，以代表各省份生态基础资源丰裕度。自然资源丰裕度的另一重要类别是矿产资源丰裕度，结合现实情况及数据的可得性，借鉴孟望生和张扬（2020）[8]的做法，当技术水平一定时，将采矿业固定资产投资占全社会固定资产投资的比重作为衡量矿产资源丰裕度的指标。

（3）地方政府行为（GOV）。已有学者研究了自然资源禀赋、地方政府行为与经济增长之间的相互作用[21]，但研究自然资源禀赋、地方政府行为与生态文明建设之间的作用的文献还较少。本文共选择两类、三种地方政府行为：一类是约束型政府行为，主要为环境规制（ER），考虑到污染物排放的严重程度及数据的可得性，主要采用工业固体废物综合利用率来表示，工业固体废物综合利用率等于工业固体废物产生量与工业固体废物综合利用量之比[1]；另一类是激励型政府行为，主要包括环保支出（EPE）和科技支出（RD），分别采用节能环保财政支出与科技支出占地方公共财政支出的比重来表示，其值越大，说明当地政府对生态文明建设的投入越多。

（4）控制变量。除以上核心变量之外，本文参考相关研究，在模型中还加入了其他可能影响生态文明建设的变量，具体包括人力资本水平（lnHUMAN）和对外开放程度（lnOPEN），分别采用地区年末人口数的对数和按境内目的地和货源地分货物进口总额的对数来表示。

2.3 样本选取与数据来源

本文选取2007—2020 年中国30 个省份（不含西藏和港澳台）的面板数据作为研究样本，相关指标数据主要来自2008—2021年的《中国统计年鉴》，矿产资源、环境规制等变量数据参考2012—2016 年的《中国能源统计年鉴》、2019年的《中国环境统计年鉴》及各省份统计年鉴进行补全。相关数据均进行了无量纲化处理。

3 实证分析

3.1 空间自相关检验

本文采用Stata 16.0对2007—2020年的生态文明建设（ECC）、生态基础资源丰裕度（REB）、矿产资源丰裕度（RM）和地方政府行为（GOV）进行全局Moran’s I 检验，具体结果如下页表2所示。

表2 2007—2020年各变量的Moran’s I

由表2可知，各省份所有年份生态文明建设的Moran’s I除2012年和2014年在5%的水平下显著外，其他均在1%的水平下显著；生态基础资源丰裕度与地方政府行为的Moran’s I 均在1%的水平下显著；矿产资源丰裕度的Moran’s I除2010年和2020年在5%的水平下显著外，其余年份均在1%的水平下显著。这表明2007—2020 年中国各省份的自然资源丰裕度、地方政府行为与生态文明建设均存在显著的空间自相关性。为进一步研究三者之间的空间关系，本文将通过构建空间计量模型来分析不同类别自然资源丰裕度对生态文明建设的影响，以及地方政府行为对二者之间关系的调节作用。

3.2 模型选择

本文采用Stata 16.0 对面板数据进行检验，进而对模型进行选择。首先，通过LM检验进行空间误差与空间滞后分析，判断面板数据是否适用于混合OLS 回归模型；其次，运用Hausman检验对随机效应模型与固定效应模型进行筛选；最后，在假设选择SDM模型的前提下，使用LR检验判断SDM 模型是否需要简化为SAR 模型或SEM 模型。根据表3的结果可知，选择SDM模型进行空间计量分析是合适的。

表3 面板数据模型检验与选择结果

根据空间计量模型的选择结果，进一步通过模型回归结果来比较时间固定效应模型、个体固定效应模型与双向固定效应模型的拟合优度（R2），结果表明时间固定效应模型的R2最大，因此后文采用时间固定效应的SDM 模型进行回归分析。

3.3 基准回归

运用Stata 16.0 软件，对面板数据采用时间固定效应的SDM 模型进行估计，结果表明生态基础资源丰裕度对生态文明建设有显著的促进作用，矿产资源丰裕度对生态文明建设具有显著的抑制作用，地方政府行为对生态文明建设具有显著的促进作用。此外，相关核心变量的空间溢出效应并不明显，对外开放程度会显著促进邻近地区的生态文明建设。具体结果如表4所示。

表4 基于时间效应的SDM模型估计结果

3.4 影响效应分析

为进一步明确各个变量对生态文明建设的影响，本文对各变量对生态文明建设的总效应进行了分解。具体结果如表5所示。

表5 影响效应分解结果

（1）生态基础资源丰裕度（REB）对生态文明建设（ECC）的影响。在直接效应和总效应下，生态基础资源丰裕度均在5%的水平下显著为正，这意味着随着生态基础资源丰裕度的增加，对该省份的生态文明建设具有一定程度的促进作用，验证了假设1a。主要是因为生态基础资源丰裕度的指标反映了当地的森林、湿地、水资源等生态基础，而生态文明建设往往基于生态基础。该结果同时也反映了生态基础资源丰裕度对生态文明建设不存在“资源诅咒”效应。

（2）矿产资源丰裕度（RM）对生态文明建设（ECC）的影响。在直接效应和总效应下，矿产资源丰裕度分别在1%和10%的水平下显著为负，这意味着随着矿产资源丰裕度的增加，对该省份的生态文明建设具有一定程度的抑制作用，验证了假设1b。这与矿产资源丰裕度变量选取的指标有关，采矿业固定资产投资占全社会固定资产投资的比重越高，石油、煤炭、天然气等工业资源的开发与利用比例也就越高，意味着在当前技术水平下带来的工业污染可能也就越严重。该结果表明矿产资源丰裕度对生态文明建设具有“资源诅咒”效应。

（3）地方政府行为（GOV）对生态文明建设（ECC）的影响。在直接效应与总效应下，地方政府行为分别在1%与5%的水平下显著为正，这意味着随着地方政府行为作用程度的加大，对该省份的生态文明建设具有一定程度的促进作用，验证了假设2。这是因为随着地方政府科技支出的增加，相关政府部门和企业对科技创新与研发的投入也会增加，有助于环境保护与生态文明建设。同时，随着环保支出的增加与环境规制的加强，对生态文明建设也会产生正向影响。

3.5 地方政府行为的调节效应检验

基于式（5）和式（6），估计地方政府行为对生态基础资源丰裕度、矿产资源丰裕度与生态文明建设之间关系的调节效应，结果如表6和表7所示。

表6 地方政府行为对生态基础资源丰裕度与生态文明建设之间关系的调节效应估计结果

表7 地方政府行为对矿产资源丰裕度与生态文明建设之间关系的调节效应估计结果

从地方政府行为与生态基础资源丰裕度、矿产资源丰裕度的交互项系数可知，地方政府行为会弱化生态基础资源丰裕度对生态文明建设的促进作用，同时也会强化矿产资源丰裕度对生态文明建设的抑制作用，假设3a 与3b 得到了验证。根据选取的变量与运行机制可推断以上两个假设成立的原因：一是地方政府行为变量的指标包括环境规制、科技支出与环保支出，其中环境规制与科技支出均有助于提升科技创新水平，与基于森林、湿地等生态基础资源衍生的就业产生了一定程度的互斥作用，导致生态基础资源丰裕度对生态文明建设的净促进作用有所弱化。二是对地方政府官员的绩效考核仍主要以经济增长为中心，公共支出的重点多集中于经济建设方面，对矿产资源的开发利用依旧呈上升趋势，导致矿产资源对生态文明建设的抑制作用被进一步强化。总体来看，地方政府行为对自然资源丰裕度与生态文明建设之间的关系具有显著的调节作用，但作用方向仍需根据具体情况进行合理调整。

4 结论

在助推形成人与自然和谐发展的现代化建设新格局背景下，充分发挥地方政府行为对生态基础资源丰裕度、矿产资源丰裕度与生态文明建设之间的关系的重要调节作用，是实现社会主义生态文明建设和自然生态可持续发展的重要一环。本文以中国30 个省份为研究样本，探讨自然资源丰裕度对生态文明建设的影响及地方政府行为在其中所起的调节作用，所得结论如下：

（1）生态基础资源丰裕度显著促进生态文明建设，矿产资源丰裕度显著抑制生态文明建设。依托中国当前的发展背景，在生态文明建设过程中，生态基础资源是重要的基础条件。生态基础资源丰裕度能够提高区域的绿色生态价值，扩大生态文明发展空间，从而对区域生态文明建设具有显著的促进作用。在经济发展过程中，矿产资源是重要的工业资源之一，矿产资源丰裕区往往伴随着较强的开采力度，导致对生态文明建设具有抑制作用。同时，这也说明“资源诅咒”假说在自然资源丰裕度影响生态文明建设方面具有一定的条件性，即“资源诅咒”现象的出现并不在于自然资源丰裕度本身，资源利用过程中产生的生态环境破坏才是生态文明建设型“资源诅咒”的根源。

（2）地方政府行为对生态文明建设具有促进作用。总体来看，在倡导生态文明建设的发展背景下，地方政府行为决定了区域环境规制强度、科技支出与环保支出力度，从而对生态文明建设具有举足轻重的作用。

（3）地方政府行为会导致生态基础资源丰裕度对生态文明建设的促进作用变弱，也会使得矿产资源丰裕度对生态文明建设的抑制作用变强。在实践中，还会与自然资源丰裕度带来的空间效应产生一定程度的“竞争”，因而生态基础资源丰裕度对生态文明建设的净促进作用有所弱化。受地方政府官员绩效考核的影响，地方政府行为会导致矿产资源丰裕度对生态文明建设的抑制作用变强。