李治國 王杰 車帥

內(nèi)容提要：本文構(gòu)建包含資源開發(fā)部門、制造業(yè)部門以及技術(shù)研發(fā)部門的三部門內(nèi)生增長模型，將環(huán)境質(zhì)量函數(shù)納入分析框架，剖析資源產(chǎn)業(yè)依賴與環(huán)境質(zhì)量的非線性關系。選取資源型產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟比重和碳排放強度的倒數(shù)分別對資源型產(chǎn)業(yè)依賴程度和環(huán)境質(zhì)量予以表征，并采用系統(tǒng)GMM方法重點檢驗我國城市“有條件碳詛咒”的存在性，以及綠色技術(shù)創(chuàng)新對“有條件碳詛咒”發(fā)生機制的中介效應。研究發(fā)現(xiàn)：資源產(chǎn)業(yè)依賴與環(huán)境質(zhì)量存在顯著的倒U型曲線關系，當資源型產(chǎn)業(yè)依賴程度較低時，有助于環(huán)境質(zhì)量的改善;而資源產(chǎn)業(yè)依賴程度超過一定臨界值后，則具有環(huán)境質(zhì)量惡化的影響，“有條件碳詛咒”成立，且穩(wěn)健性檢驗結(jié)果佐證上述結(jié)論;資源型產(chǎn)業(yè)依賴與綠色技術(shù)創(chuàng)新同樣存在倒U型相關性。當資源型產(chǎn)業(yè)依賴程度超過一定臨界值后，對于綠色技術(shù)創(chuàng)新的影響將由促增效應轉(zhuǎn)為抑制效應;綠色技術(shù)創(chuàng)新整體上具有長效的環(huán)境質(zhì)量改善作用，在“有條件碳詛咒”發(fā)生機制中具有顯著的中介效應。

關鍵詞：資源型產(chǎn)業(yè)依賴;碳強度;有條件碳詛咒;綠色技術(shù)創(chuàng)新

中圖分類號：F424文獻標識碼：A文章編號：1001-148X（2022）03-0024-12

收稿日期：2021-05-09

作者簡介：李治國（1977-），男，山東濰坊人，中國石油大學（華東）經(jīng)濟管理學院副教授，經(jīng)濟學博士，研究方向：能源經(jīng)濟;王杰（1997-），男，山東淄博人，中國石油大學（華東）經(jīng)濟管理學院碩士研究生，研究方向：能源經(jīng)濟;車帥（1997-），男，山東德州人，中國石油大學（華東）經(jīng)濟管理學院博士研究生，研究方向：能源經(jīng)濟。

基金項目：重大理論和現(xiàn)實問題協(xié)同創(chuàng)新研究專項（一般項目）“龍頭引領視闕下山東半島城市群節(jié)能減排與綠色增長協(xié)同路徑研究”，項目編號：21CCXJ17。

一、引言

資源型城市普遍面臨著環(huán)境污染加劇的發(fā)展困境。經(jīng)驗事實表明資源稟賦確有碳排放促增效應，然而關注資源豐裕度影響區(qū)域碳排放的學術(shù)研究卻甚為匱乏?！百Y源詛咒”在環(huán)境領域一定是“鐵律”么？針對這一現(xiàn)實問題的思考，“有條件資源詛咒”假說提供了重要的研究啟示。面對“資源詛咒”與“資源祝?！辈⒋娴默F(xiàn)實悖論，部分學者試圖從自然資源與經(jīng)濟增長存在非線性關系的角度提供合理解釋，即資源依賴與經(jīng)濟增長存在“詛咒-福音”動態(tài)轉(zhuǎn)換的復雜關系，而非一成不變。那么，資源“詛咒或祝?！苯?jīng)濟發(fā)展的表現(xiàn)在環(huán)境領域是否是可復制的？基于環(huán)境庫茲涅茨曲線假說，經(jīng)濟增長同環(huán)境污染之間存在普遍的倒U型關系，結(jié)合經(jīng)濟增長同資源依賴之間類似的倒U型關系，粗略推斷資源依賴與環(huán)境污染可能存在非線性關系，即環(huán)境維度的“有條件碳詛咒”假說成立。誠然，這一假說仍需有力的理論模型和穩(wěn)健的實證結(jié)果來支撐，但卻為資源利用視角下的減排模式創(chuàng)新提供了新的思路。為此，本文在對相關文獻和經(jīng)驗事實分析的基礎上，構(gòu)建多部門內(nèi)生經(jīng)濟增長模型，理論刻畫資源依賴與環(huán)境質(zhì)量的動態(tài)關聯(lián)，進而提出資源型產(chǎn)業(yè)依賴與碳強度倒數(shù)所表征的環(huán)境質(zhì)量存在倒U型關系的“有條件碳詛咒”假說，進而重點討論綠色技術(shù)創(chuàng)新在“碳詛咒”與“碳祝福”現(xiàn)實情景中的中介效應，以期為資源型地區(qū)的減排工作提供實踐指導。

二、文獻回顧

（一）資源依賴與環(huán)境質(zhì)量

聚焦資源稟賦與中國制造業(yè)綠色發(fā)展，張峰等（2018）研究發(fā)現(xiàn)資源稟賦呈現(xiàn)顯著的綠色發(fā)展抑制效應[1];類似地，李江龍和徐斌（2018）、王普查和孫冰雪（2019）等重點考察資源豐裕度對經(jīng)濟綠色增長的影響，結(jié)果同樣表明我國資源型地區(qū)普遍面臨顯著的綠色發(fā)展“資源詛咒”困境[2];進一步，張峰等（2019）采用資源儲量與產(chǎn)量雙重指標評估地區(qū)資源稟賦，發(fā)現(xiàn)制造業(yè)產(chǎn)業(yè)綠色轉(zhuǎn)型過程中面臨“資源詛咒”困境，而且在空間上存在“詛咒”溢出[3];上述研究雖然將經(jīng)濟發(fā)展的綠色特征納入“資源詛咒”分析框架，卻仍然難以直觀揭示資源依賴與環(huán)境質(zhì)量的相關性，F(xiàn)riedrichs和Inderwildi（2013）的研究則有效彌補這一缺陷，通過對比不同資源豐裕度地區(qū)的碳排放強度，其研究發(fā)現(xiàn)資源豐裕度較高的地區(qū)普遍具有更高的碳強度，并首次將其定義為“碳詛咒”[4]。進一步地，Chiroleu-AssoulineMetal（2020）從國家層面對“碳詛咒”現(xiàn)象予以考察，結(jié)果同樣佐證“碳詛咒”假說成立[5]。盡管于向宇等（2019）同樣發(fā)現(xiàn)資源稟賦能夠引致區(qū)域碳排放的增加，但環(huán)境規(guī)制的實施卻又能顯著弱化甚至避免“碳詛咒”[6];杜克銳和張寧（2019）對資源豐裕度與生態(tài)效率的經(jīng)驗分析進一步表明，環(huán)境領域的“資源詛咒”并非一成不變，8%-15%的資源豐裕水平有助于城市生態(tài)效率提升，而超出該區(qū)間的資源豐裕水平的影響則背道而馳[7]。

（二）資源依賴與技術(shù)進步

眾多研究表明資源依賴對技術(shù)進步的影響主要表現(xiàn)為“擠占”效應，即資源產(chǎn)業(yè)的勞動力密集屬性、低技術(shù)含量特征以及短期內(nèi)的高收入效應加劇資源錯配，導致人力資本投資和技術(shù)研發(fā)被忽視。資源產(chǎn)業(yè)發(fā)展擠占人力資本投資和技術(shù)創(chuàng)新，被視為“資源詛咒”和“荷蘭病”發(fā)生機制的關鍵路徑。Sachs和Warner（2001）提出資源部門的高收入水平是引致高素質(zhì)勞動力偏向流動的關鍵所在[8];Papyrakis和Gerlagh（2007）認為資源型地區(qū)較低的入學率是制約創(chuàng)新的基礎性因素[9];丁從明等（2018）則認為資源依賴對教育投資的抑制才是“擠占”技術(shù)進步的原因所在[10]。

然而對于資源依賴長期制約技術(shù)進步這一論斷，亦有學者給出不同的觀點。王保乾和李靖雅（2019）認為現(xiàn)階段煤炭資源并未對人力資本和科技投入表現(xiàn)出“擠占”效應[11];謝波（2013）研究指出資源依賴“擠占”技術(shù)創(chuàng)新的現(xiàn)象發(fā)生于中西部經(jīng)濟落后地區(qū)，東部地區(qū)則呈現(xiàn)與之相反的促增效應[12];史潔和李強（2020）研究發(fā)現(xiàn)科技市場化程度在資源依賴“擠占”技術(shù)創(chuàng)新的過程中具有關鍵中介作用，而且對于科研投入和科技研發(fā)效率的抑制效應差異顯著[13];邱洋冬和陶鋒（2020）基于微觀層面的企業(yè)創(chuàng)新視角，研究發(fā)現(xiàn)雖然資源依賴會普遍降低企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新水平，但同時亦會刺激企業(yè)的綠色技術(shù)偏向性選擇，從而比資源匱乏區(qū)域具有更為強烈的綠色創(chuàng)新動機[14]。針對資源型地區(qū)技術(shù)創(chuàng)新參差不齊的特征事實，董利紅等（2015）發(fā)現(xiàn)資源依賴與技術(shù)投入水平存在單門檻，這與“有條件資源詛咒”的結(jié)論不謀而合[15];馬宇和程道金（2017）同樣基于門檻模型分析指出，資源依賴初期對技術(shù)進步具有“福音”，然而資源產(chǎn)業(yè)的規(guī)模擴張則使之淪為“詛咒”[16]。

（三）技術(shù)進步與環(huán)境質(zhì)量

“資源詛咒”或者“資源祝?！奔僬f中技術(shù)進步都是不可或缺的重要傳導路徑，Gavin和Jesse（2004）提出礦產(chǎn)資源的開發(fā)能夠技術(shù)進步提供物質(zhì)基礎進而推動經(jīng)濟增長[17]。截然相反的結(jié)論催生出新的疑問，即技術(shù)進步的不確定性影響能否延續(xù)到環(huán)境領域中？

事實上，既有研究對上述問題已經(jīng)做出較為系統(tǒng)的解答。李廉水和周勇（2006）認為技術(shù)進步能夠基于能源利用效率提升的路徑降低碳排放[18];查冬蘭等（2013）則認為能源回彈效應的存在使得技術(shù)進步最終引致碳排放增加[19]。針對技術(shù)進步的差異化減排表現(xiàn)，邵帥等（2013）歸因于技術(shù)進步的偏向型選擇[20]。具體地，具有“綠色偏向”特征的技術(shù)進步有助于降低碳排放，而生產(chǎn)導向型技術(shù)進步則會導致產(chǎn)能擴張進而引起碳排放增加。與此同時，受限于清潔生產(chǎn)技術(shù)研發(fā)、應用和推廣的長周期性，政府部門更傾向于非清潔型技術(shù)領域的投資[21]。徐德義等（2020）將技術(shù)進步劃分為能源使用技術(shù)以及廣義技術(shù)進步等，發(fā)現(xiàn)異質(zhì)性技術(shù)進步對于碳排放的抑制效應要超過回彈效應引致的碳排放增加[22];錢娟（2020）則認為能源節(jié)約型技術(shù)進步與碳排放之間存在倒U型曲線關系[23]。充分的經(jīng)驗事實表明，技術(shù)進步對于碳排放的影響往往取決于其偏向型選擇?？紤]到資源依賴對于技術(shù)進步的不確定影響，技術(shù)進步在“有條件碳詛咒”中究竟扮演何種角色仍有待探究。

盡管聚焦于資源依賴與環(huán)境質(zhì)量，特別是碳強度的研究并不豐富，但有限的研究仍然提供了重要的研究啟示：如同資源依賴與經(jīng)濟增長關系的倒U型動態(tài)演化特征，資源依賴對于碳強度的影響很可能也是非線性的，即“有條件碳詛咒”假說可能成立。同時，類比技術(shù)進步對于經(jīng)濟增長的影響，綠色技術(shù)創(chuàng)新的碳減排效應亦存在不確定性，那么綠色技術(shù)創(chuàng)新在“有條件資源詛咒”發(fā)生機制里的中介作用很可能在“有條件碳詛咒”中得以復制。

三、理論模型

本文構(gòu)建涵蓋資源開發(fā)部門、制造業(yè)部門與技術(shù)研發(fā)部門的三部門經(jīng)濟系統(tǒng)。假定勞動力供給總量穩(wěn)定地保持為L，且勞動力具有同質(zhì)性和部門間的自由流動性，即不同部門間的工資水平一致。三大部門在經(jīng)濟系統(tǒng)中承擔差異化的職能分工，具體地，資源開發(fā)部門通過勞動力雇傭和自然資源開采生產(chǎn)初級資源型產(chǎn)品;制造業(yè)部門則以初級資源型產(chǎn)品作為中間投入，并基于技術(shù)水平、勞動力和資本要素的投入生產(chǎn)最終產(chǎn)品。同時，制造業(yè)部門最終產(chǎn)品產(chǎn)出的過程亦是環(huán)境質(zhì)量隨之下降的過程;研發(fā)部門則是在現(xiàn)有水平上繼續(xù)研發(fā)生產(chǎn)技術(shù)，并作用于資源開發(fā)部門和制造業(yè)部門的生產(chǎn)函數(shù)。本文基于傳統(tǒng)的內(nèi)生經(jīng)濟增長Romer模型，將環(huán)境質(zhì)量納入制造業(yè)部門生產(chǎn)函數(shù)并構(gòu)建Hamilton優(yōu)化模型。

1.資源開發(fā)部門

以采礦業(yè)和自然資源初級加工業(yè)為代表的資源型產(chǎn)業(yè)是資源開發(fā)部門的主體。自然資源自身的“意外之財”屬性，使得其在生產(chǎn)函數(shù)中的討論有所爭議，但相較于Gaitan和Roe（2005）[24]直接將自然資源納入生產(chǎn)函數(shù)抑或Papyrakis和Gerlagh（2007）[9]忽略自然資源開發(fā)成本的研究經(jīng)驗，邵帥和楊莉莉構(gòu)建專門的資源開發(fā)部門并以勞動力和自然資源作為投入要素的做法顯然更符合現(xiàn)實情況。同時，環(huán)境污染與勞動力就業(yè)的相關性漸趨凸顯，邵帥和楊振兵（2017）[25]、張華（2019）等研究指出環(huán)境污染對于勞動力供給選擇具有顯著的抑制效應[26]。受此啟發(fā)，本文設定資源開發(fā)部門如下形式的生產(chǎn)函數(shù)：

R=μAL1ED（1）

其中，R表示資源開發(fā)部門所生產(chǎn)的資源型產(chǎn)品總量;D表示資源開發(fā)部門所開采利用的自然資源總量，其數(shù)值反映了地區(qū)資源豐裕度以及經(jīng)濟發(fā)展對于自然資源的依賴程度;A表示制造業(yè)部門的技術(shù)水平。考慮到資源開發(fā)部門以初級加工為主的發(fā)展現(xiàn)狀，引入技術(shù)滯后參數(shù)μ來刻畫其相對落后的技術(shù)水平;L1表示資源開發(fā)部門的勞動力最大供給量，E表示環(huán)境質(zhì)量。已有的研究表明，環(huán)境質(zhì)量與勞動力供給相關性漸趨強化，環(huán)境污染會危害個體健康從而降低勞動力供給，環(huán)境改善則有助于吸引勞動力進入。

2.制造業(yè)部門

制造業(yè)部門以資源型產(chǎn)品為中間投入品，其生產(chǎn)過程不可避免地引致環(huán)境污染，本文以環(huán)境質(zhì)量、勞動力以及資本存量作為投入要素并基于現(xiàn)有的技術(shù)水平構(gòu)建制造業(yè)部門的生產(chǎn)函數(shù)：

Y=（AEL2）αRβK1-α-β（2）

E=D-YAY（3）

上式中，Y表示制造業(yè)部門所生產(chǎn)的最終產(chǎn)品總量;L2和K分別表示制造業(yè)部門的勞動力最大供給量以及資本存量，α和β則表示制造業(yè)勞動力產(chǎn)出彈性和資源型產(chǎn)品產(chǎn)出彈性;將環(huán)境質(zhì)量視為生產(chǎn)函數(shù)中的基本投入要素，主要受到自然資源消耗量（D）和技術(shù)水平（A）的影響，同時亦會作用于制造業(yè)部門的勞動力供給;γ則表示制造業(yè)生產(chǎn)技術(shù)的產(chǎn)出彈性，其數(shù)值反映技術(shù)進步對于環(huán)境質(zhì)量的影響，然而考慮到技術(shù)進步的偏向性不同，γ的數(shù)值大小亦存在波動。當γ>1時，技術(shù)進步的邊際環(huán)境質(zhì)量改善效應遞增;當0<γ<1時，技術(shù)進步的邊際環(huán)境質(zhì)量改善效應遞減。

3.技術(shù)研發(fā)部門

本文將Romer關于知識生產(chǎn)函數(shù)的設定簡化為由生產(chǎn)效率和研發(fā)總投入決定，其技術(shù)創(chuàng)新方程為：

A˙=δY′（4）

其中，A˙表示技術(shù)進步增量;δ表示生產(chǎn)效率，即研發(fā)投資和技術(shù)應用的有效轉(zhuǎn)化率;Y′則表示總產(chǎn)出水平，為資源開發(fā)部門和制造業(yè)部門的實際產(chǎn)出總和。

4.代表性家庭

家庭成員在經(jīng)濟系統(tǒng)中既是勞動力總量L的供給者，也是最終產(chǎn)品Y的消費者。同樣地，假定家庭成員符合理性人假說并具有同質(zhì)性，其長期效用函數(shù)可以表示為：

式中，U表示家庭總效用，cL和c分別表示家庭總消費和家庭成員個體消費;1/σ表示跨期消費的替代彈性;θ表示主觀貼現(xiàn)率;K˙則表示資本存量總增量。

5.動態(tài)均衡分析

競爭市場的動態(tài)均衡既要滿足勞動力市場和資本市場出清的條件，即家庭勞動力供給與資本供給等于其他部門對勞動力和資本的需求，同時還要滿足資源開發(fā)部門、制造業(yè)部門與技術(shù)研發(fā)部門的利潤最大化和家庭效用最大化的條件，由此可以得到如下聯(lián)立方程組：

ΠR=max{（1-φ）PRR-ωREL1}（6）

ΠR=max{Y-PRR-rK-ωYEL2-ET}（7）

ωR=ωY（8）

具體來說，式（6）為資源開采部門的利潤最大化函數(shù)。其中PR表示資源型產(chǎn)品的價格;φ表示自然源資源的開發(fā)利用成本比例;ωR表示資源開發(fā)部門的勞動力工資水平。式（7）則為制造業(yè)部門的利潤最大化函數(shù)。r表示資本使用成本，即利率;ωY表示制造業(yè)部門的勞動力工資水平;T則表示制造業(yè)單位環(huán)境質(zhì)量變化所引起的治理投資。同時，各部門間勞動力自由流動的假定意味著工資水平保持一致，從而可以得到式（8）約束條件?；诖?，構(gòu)建拉格朗日乘子式并通過一階求導可以得到：

ωR（1-φ）PRμAED（9）

ωY=α（α+β）A+αβλ2-λ1βμβ1Lα+β-1K1-α-βDβ-（λ1μPRAD）λ2（10）

R=（1-α-β）（AEL2）RβK-α-β（11）

其中，λ1=L1/L且λ2=L2/L。進一步地，根據(jù)ωR=ωY約束條件可以得到人均資本存量（k）：

k=

[（λ1PR+λ2（1-φ）PR）（μD1-γAγ）（1-β）λ2（1-λ2）β（α+β）α1-α-β（12）

本文設定人均資本存量的增量（k˙）等于人均實際總產(chǎn)出（y′）與人均消費（c）的差值，結(jié)合家庭消費的效用最大化函數(shù)可以建立Hamilton函數(shù)并求解家庭消費在平衡增長路徑上的增長率：

gc=r-θσ（13）

在經(jīng)濟系統(tǒng)的平衡增長路徑上，經(jīng)濟產(chǎn)出Y、資本存量K、家庭消費c以及技術(shù)水平A的增長率相同，即gY=gK=gc=gA。同樣地，假定被視為環(huán)境投入要素的環(huán)境質(zhì)量增長率gE與上述變量均保持一致，結(jié)合式（11）和式（13）可以得到：

gc=[（1-α-β）λα2（λ1μD1-γAγ）βk-α-β-θ]σ（14）

結(jié)合式（12），通過對式（14）中的資源依賴D一階求導，可以得到資源依賴對環(huán)境質(zhì)量的影響：

gcD=α（1-γ）λα2（μλ1Aγ）βDβ-βλ-1k-α-βσ（15）

基于式（15）可以發(fā)現(xiàn)，資源依賴對于環(huán)境質(zhì)量的邊際效應主要取決于γ與1的大小關系。初期技術(shù)進步發(fā)展相對落后，技術(shù)進步的綠色屬性尚未能有效發(fā)揮，而地方政府財政支出更傾向于具有經(jīng)濟增長效應的生產(chǎn)導向型技術(shù)研發(fā)，進而引致生產(chǎn)規(guī)模擴張和能源回彈效應加劇導致技術(shù)進步的環(huán)境治理效應弱化。同時，技術(shù)應用推廣周期較長、作用發(fā)揮顯著遲滯的特征也使得早期技術(shù)進步對于環(huán)境治理作用較小，此時γ<1，即技術(shù)進步的環(huán)境質(zhì)量改善邊際效應較小;而后期日趨嚴峻的環(huán)境污染問題和更為嚴格的環(huán)境規(guī)制成為清潔型技術(shù)研發(fā)的助推器。同時，將環(huán)境治理納入地方政府政績考核，打破了以往地方發(fā)展的“唯GDP論”，推動綠色偏向型技術(shù)研發(fā)尋求經(jīng)濟增長與環(huán)境治理的雙贏路徑成為主流，此時γ>1，即技術(shù)進步的環(huán)境質(zhì)量改善邊際效應增大。本文據(jù)此提出刻畫資源型產(chǎn)業(yè)依賴與環(huán)境質(zhì)量關系的假說1：

假說1：“有條件碳詛咒”假說成立，資源型產(chǎn)業(yè)依賴與環(huán)境質(zhì)量存在倒U型曲線關系。

同樣地，資源依賴對綠色技術(shù)創(chuàng)新的非線性作用機制如式（16）所示。資源型產(chǎn)業(yè)依賴程度較低時，綠色技術(shù)創(chuàng)新在經(jīng)濟發(fā)展過程中扮演更為重要的“引擎角色”，要素配置和資金支持等亦傾向于技術(shù)研發(fā)投入最終“祝?！本G色技術(shù)創(chuàng)新;相反，在依賴程度較高的情況下，資源型產(chǎn)業(yè)依賴則難免會“詛咒”綠色技術(shù)創(chuàng)新。一方面，資源型產(chǎn)業(yè)大量擠占制造業(yè)生產(chǎn)資源和發(fā)展空間，制約綠色技術(shù)創(chuàng)新的有效發(fā)展;另一方面，資源型產(chǎn)業(yè)以采礦業(yè)和初級礦產(chǎn)資源加工為主，勞動力密集的產(chǎn)業(yè)屬性以及傳統(tǒng)的粗放型發(fā)展模式降低其對清潔生產(chǎn)型技術(shù)研發(fā)的需求。據(jù)此，本文提出刻畫資源型產(chǎn)業(yè)依賴與綠色技術(shù)創(chuàng)新關系的假說2：

假說2：資源型產(chǎn)業(yè)依賴與技術(shù)創(chuàng)新存在倒U型關系，即超過一定的閾值后，資源型產(chǎn)業(yè)依賴對綠色技術(shù)創(chuàng)新的影響由促進轉(zhuǎn)變?yōu)橐种啤?/p>

gAD=α（1-γ）λα2（μλ1Aγ）βDβ-βλ-1k-α-βσ（16）

進一步地，由式（14）可以推導環(huán)境質(zhì)量變化與綠色技術(shù)創(chuàng)新之間的關系：

gcA=γβ（1-α-β）λα2（μλ1D1-γ）βAβγ-1k-α-βσ（17）

模型（17）中綠色技術(shù)創(chuàng)新對于環(huán)境質(zhì)量的影響長期表現(xiàn)為促增效應，結(jié)合式（15）、式（16）和式（17）來看，資源依賴與環(huán)境質(zhì)量、技術(shù)進步之間均存在倒U型曲線關系，綠色技術(shù)創(chuàng)新則對環(huán)境質(zhì)量具有不斷強化的積極影響，這既佐證綠色技術(shù)創(chuàng)新在一定程度上扮演資源依賴影響碳排放的中介變量角色，同時揭示出綠色技術(shù)創(chuàng)新很可能是“有條件碳詛咒”的關鍵成因。據(jù)此提出本研究的假說3：

假說3：綠色技術(shù)創(chuàng)新是“有條件碳詛咒”的重要成因，即資源型依賴可以通過綠色技術(shù)創(chuàng)新的中介效應對環(huán)境質(zhì)量產(chǎn)生非線性影響。

四、研究設計

（一）資源產(chǎn)業(yè)依賴對環(huán)境質(zhì)量影響的檢驗模型

本文的研究設計主要分成兩個步驟進行：第一個步驟，對假說1和2進行檢驗，檢驗資源型產(chǎn)業(yè)依賴是否與環(huán)境質(zhì)量、技術(shù)進步存在倒U型關系;第二個步驟，則是檢驗技術(shù)進步是否充當“有條件碳詛咒”發(fā)生的中介變量。資源依賴度量指標的潛在內(nèi)生性是“資源詛咒”假說的焦點爭議，相較于橫截面數(shù)據(jù)和普通面板數(shù)據(jù)模型，系統(tǒng)GMM估計方法既能夠有效克服解釋變量內(nèi)生等問題，同時能夠考察碳強度在時間維度上的滯后效應。另外，本文所選取的2004-2018年115個資源型城市面板數(shù)據(jù)符合“大N小T”的典型特征?；诩僬f1和假說3，本文構(gòu)建含有資源產(chǎn)業(yè)依賴二次項和技術(shù)進步二次項的動態(tài)面板數(shù)據(jù)回歸模型：

EQit=α0+α1EQit-1+α2RDit+α3RD2it+α4GTFPit+α5GTFP2it+α6Xit+μi+νt+εit（18）

其中，i表示城市，t表示年份;α0表示常數(shù)項，α1-α6則分別表示待估系數(shù)。環(huán)境質(zhì)量EQit由碳強度倒數(shù)予以表征，EQit-1則表示滯后一期的碳排放強度。本文所采用的碳排放總量數(shù)據(jù)由煤電、天然氣以及液化石油氣三類主要城市能源消費量估算得到，其中，天然氣和液化石油氣的碳排放系數(shù)參考國家發(fā)改委頒布的《省級溫室氣體清單編制指南》分別設定為21622千克/立方米和31031千克/千克，煤電碳排放系數(shù)則根據(jù)既有研究經(jīng)驗設定為13023千克/千瓦時。RDit表示資源型產(chǎn)業(yè)依賴。常用的資源依賴度量指標包括采礦業(yè)就業(yè)比重、投資比重以及資源產(chǎn)品出口比重等，本文則選取采礦業(yè)產(chǎn)值占各省GDP的比重對資源型產(chǎn)業(yè)依賴進行度量。根據(jù)采礦業(yè)統(tǒng)計口徑，具體包含的行業(yè)包括地級市煤炭開采和洗選業(yè)、石油和天然氣開采業(yè)、黑色金屬礦采選業(yè)、有色金屬礦采選業(yè)和非金屬礦采選業(yè)等。α2和α3反映了資源型產(chǎn)業(yè)依賴與環(huán)境質(zhì)量之間的關系，若α2>0且α3<0，則與假說1所提出的U型關系相符，即“有條件碳詛咒”成立;反之，若α2>0且α3>0或者α2<0且α3<0則分別表示單調(diào)的“碳祝福”和“碳詛咒”。μi和νt表示地區(qū)和時間固定效應，εit則表示隨機擾動項。

考慮到影響碳強度的因素眾多，本文同時引入一組控制變量，包括產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)（IS）、城鎮(zhèn)化率（UB）、經(jīng)濟增長（GDP）、人口規(guī)模（POP）、固定資產(chǎn)投資（IFA）、勞動生產(chǎn)率（LP）、外資規(guī)模（FDI）、能源消費（EC）等。各變量的說明具體見表1。

（1）綠色技術(shù)創(chuàng)新（GTFP）：采用地區(qū)綠色全要素生產(chǎn)率衡量?；谫Y源型產(chǎn)業(yè)依賴對異質(zhì)型技術(shù)進步的影響考察“有條件碳詛咒”發(fā)生機制，本文將非期望產(chǎn)出納入分析，采用非徑向方向性距離函數(shù)測度綠色全要素生產(chǎn)率，以期兼顧技術(shù)進步的生產(chǎn)效應和綠色特征。一方面，生產(chǎn)導向型技術(shù)進步往往會引致生產(chǎn)規(guī)模的擴張，進而引起碳排放增加和碳強度上升;另一方面，綠色偏向型技術(shù)進步則有助于生產(chǎn)過程的清潔化和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的綠色轉(zhuǎn)型?？紤]到綠色技術(shù)創(chuàng)新與資源型產(chǎn)業(yè)依賴可能的非線性關系，本文將綠色技術(shù)創(chuàng)新的二次項引入計量模型。

（2）環(huán)境規(guī)制（ER）：單一指標難以對環(huán)境規(guī)劃力度予以多維度表征，本文將工業(yè)SO2去除率、工業(yè)COD去除率、工業(yè)固體廢物綜合利用率、生活污水處理率以及生活垃圾無害化處理率等指標納入環(huán)境規(guī)制評價體系，采用熵值法測度城市環(huán)境規(guī)制水平。得益于環(huán)境規(guī)制實施對于高污染生產(chǎn)活動的約束力[27]，碳排放強度往往會降低。

（3）產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)（IS）：采用工業(yè)部門增加值與地區(qū)生產(chǎn)總值之比衡量。作為能源消費“第一門戶”，工業(yè)發(fā)展是驅(qū)動碳排放增加的關鍵所在。通常認為，傳統(tǒng)高能耗產(chǎn)業(yè)占比越高，則減排壓力越大。

（4）城鎮(zhèn)化率（UB）：采用城鎮(zhèn)人口與總?cè)丝谥群饬?。城市化不斷推進的過程，亦是人口集聚和經(jīng)濟活動集聚的過程，大規(guī)?；A設施建設會引致能源投入和碳排放增加。

（5）固定資產(chǎn)投資（IFA）：采用固定資產(chǎn)投資總額來衡量。投資作為拉動經(jīng)濟發(fā)展的重要引擎，具有推動產(chǎn)能擴張、加速基礎設施建設等多種功能，而一系列經(jīng)濟活動最終表現(xiàn)為能源消費增加和碳強度上升。

（6）勞動生產(chǎn)率（LP）：采用地區(qū)生產(chǎn)總值與就業(yè)人數(shù)之比來衡量。在技術(shù)水平一定的情況下，勞動生產(chǎn)率的提升意味著生產(chǎn)效率的進步，企業(yè)傾向于擴張生產(chǎn)規(guī)模和增加要素投入從而不可避免地引起碳排放增加[28]。

（7）對外開放（FDI）：采用經(jīng)營單位所在地的進出口總額來衡量。對外開放對于碳排放具有“雙刃劍”屬性，既容易在承接國外高污染企業(yè)的過程中陷于“污染天堂”困境[29]，又能夠通過學習和引進先進的清潔型技術(shù)改善生產(chǎn)條件，降低碳排放[30]。

（8）能源消費（EC）：采用人均能源消費總量來衡量。能源消費是引致碳排放的直接變量[31]，能源消費結(jié)構(gòu)相對穩(wěn)定的情況下二者呈正相關性;然而能源消費結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型的背景下，清潔能源所占比重不斷提升，能源消費促增碳排放的趨勢有所衰減甚至扭轉(zhuǎn)。

類似地，將綠色全要素生產(chǎn)率所表征的綠色技術(shù)創(chuàng)新作為被解釋變量，可以得到如下反映資源型產(chǎn)業(yè)依賴與技術(shù)進步非線性關系的模型：

GTFPit=λ0+λ1GTFPit-1+λ2RDit+λ3RD2it+λ4Xit+μi+νt+εit（19）

其中，GTFPit表示綠色技術(shù)創(chuàng)新，GTFPit-1則表示滯后一期的綠色技術(shù)創(chuàng)新。同樣地，λ2和λ3反映了資源型產(chǎn)業(yè)依賴與技術(shù)進步之間的關系，若λ2>0且λ3<0，則與假說2所提出的倒U型關系相符，即資源型產(chǎn)業(yè)依賴對綠色技術(shù)創(chuàng)新具有“先促進后抑制”的影響。

（二）技術(shù)進步在“有條件碳詛咒”的中介效應檢驗模型

基于前文的假說3，綠色技術(shù)創(chuàng)新可能在“有條件碳詛咒”發(fā)生機制中扮演中介變量角色，本文采用應用較為廣泛的逐步檢驗法進行中介效應檢驗。具體來說，中介效應存在既要求核心解釋變量能夠顯著影響被解釋變量，又要求在控制因果鏈中的前置變量后能夠顯著后續(xù)變量，其檢驗方程如下：

Y=cX+e1（20）

M=aX+e2（21）

Y=c′X+bM+e3（22）

其中，M表示中介變量。在中介效應檢驗的先驗模型中，如果系數(shù)c顯著，則可能存在中介效應;如果系數(shù)a和b顯著，則意味著解釋變量顯著影響中介變量，而中介變量同樣顯著影響被解釋變量，則間接中介效應存在;若系數(shù)c′顯著，則意味著直接中介效應同樣顯著，此時部分中介效應成立。反之，若c′不顯著，則完全中介效應成立。不難看出，資源產(chǎn)業(yè)依賴對碳排放強度、技術(shù)進步影響的檢驗模型式（18）和（19）分別對應式（22）和（21），而式（20）則對應剔除綠色技術(shù)創(chuàng)新變量后式（18），據(jù)此可以構(gòu)建如下檢驗模型：

EQit=β0+β1EQit-1+β2RDit+β3RD2it+α4Xit+μi+νt+εit（23）

（三）數(shù)據(jù)樣本說明

為避免城市行政區(qū)劃調(diào)整導致的數(shù)據(jù)不連續(xù)和統(tǒng)計口徑不一致等問題，本文選取2004-2018年我國115個資源型城市面板數(shù)據(jù)作為研究樣本，數(shù)據(jù)主要選自歷年《中國城市統(tǒng)計年鑒》《中國能源統(tǒng)計年鑒》以及《中國環(huán)境統(tǒng)計年鑒》等。其中貨幣數(shù)值變量均以2004年不變價格進行平減。缺失值數(shù)據(jù)則主要采用插值法或依據(jù)省級數(shù)據(jù)予以補齊。同時，為降低樣本數(shù)據(jù)的離散程度，本文在實證過程中對部分總量指標進行對數(shù)處理。相關指標的具體說明見表1。

五、實證結(jié)果及討論

（一）“有條件碳詛咒”真實存在嗎？——對假說1的實證檢驗

資源型產(chǎn)業(yè)依賴及其二次項的估計系數(shù)在模型1-9逐步添加控制變量的過程中保持穩(wěn)健，同時AR（1）和AR（2）結(jié)果說明模型存在一階自相關且不存在二階自相關，而Sargan檢驗則證明各階段中選取工具變量有效，表明本文所采用系統(tǒng)GMM估計方法的合理性及其統(tǒng)計特征的優(yōu)良性，下文分析主要基于考慮多數(shù)控制變量的模型9展開。

由表2可知，環(huán)境質(zhì)量時間維度上具有較為顯著的滯后效應和路徑依賴特征，即前期較高水平的環(huán)境質(zhì)量會驅(qū)動后期環(huán)境質(zhì)量的持續(xù)改善。資源型產(chǎn)業(yè)依賴的一次項和二次項系數(shù)均在1%的顯著性水平下通過檢驗，且對于環(huán)境質(zhì)量分別具有正向改善和負向惡化的影響，表明資源產(chǎn)業(yè)依賴與環(huán)境質(zhì)量之間存在顯著的倒U型關系，即“有條件碳詛咒”假說成立且假說1得證。具體地，通過對模型9估計結(jié)果求解零值拐點可以發(fā)現(xiàn)資源型產(chǎn)業(yè)依賴影響環(huán)境質(zhì)量的閾值在1186%左右。當資源型產(chǎn)業(yè)依賴程度低于這一拐點值時，資源型產(chǎn)業(yè)依賴有助于地區(qū)環(huán)境的改善，此時資源型產(chǎn)業(yè)依賴程度較低，對應著資源稟賦相對較差的地區(qū)。這類地區(qū)由于缺乏資源稟賦的天然優(yōu)勢，轉(zhuǎn)而通過技術(shù)研發(fā)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型以及能源結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型等路徑尋求經(jīng)濟增長新動力，從而有助于降低環(huán)境污染;而當資源型產(chǎn)業(yè)依賴程度超過這一拐點后，地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展過度依賴自然資源投入和資源型產(chǎn)業(yè)發(fā)展，這對應著部分傳統(tǒng)資源型城市。一方面，自然資源的大量開采消耗加劇碳強度上升和環(huán)境污染;另一方面，資源型產(chǎn)業(yè)依賴擠占大量社會資源，抑制制造業(yè)部門發(fā)展、人力資本投資和技術(shù)研發(fā)等，進而嚴重掣肘地區(qū)經(jīng)濟的綠色發(fā)展，最終導致環(huán)境不斷惡化。從我國資源型城市所處的階段來看，大部分地區(qū)資源型產(chǎn)業(yè)依賴程度均突破1186%的門檻，現(xiàn)實中其資源型產(chǎn)業(yè)發(fā)展與環(huán)境保護正處于兩難之境，因此未來較長時期內(nèi)我國資源型城市的產(chǎn)業(yè)發(fā)展仍會面臨較為嚴峻的環(huán)境壓力。

從綠色技術(shù)創(chuàng)新來看，盡管其一次項系數(shù)顯著為正而二次項系數(shù)顯著為負，但技術(shù)進步對于環(huán)境質(zhì)量的負向影響幾乎可以忽略不計。原因在于，技術(shù)進步的二次項估計系數(shù)遠遠小于一次項，這種環(huán)境惡化影響可能來自于技術(shù)進步誘發(fā)的能源回彈效應;同時，技術(shù)進步對環(huán)境質(zhì)量的影響并不存在實際拐點，意味著現(xiàn)實中綠色全要素生產(chǎn)率的提升始終表現(xiàn)為環(huán)境質(zhì)量改善，這與式（17）中所得到的理論結(jié)論基本一致。技術(shù)進步改善環(huán)境質(zhì)量的基本路徑有三條，一是提升自然資源使用效率，降低生產(chǎn)過程中的碳排放;二是促進初始資源開采和利用產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)業(yè)鏈條延伸，提升資源利用的附加值，優(yōu)化傳統(tǒng)資源型產(chǎn)業(yè)的發(fā)展路子;三是技術(shù)進步驅(qū)動以信息技術(shù)為代表的第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展，降低地區(qū)經(jīng)濟對于資源型產(chǎn)業(yè)的依賴，拓展發(fā)展渠道、改善產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)。

從控制變量來看，經(jīng)濟發(fā)展有助于環(huán)境質(zhì)量的顯著提升，這說明在可持續(xù)發(fā)展的背景下，我國的經(jīng)濟轉(zhuǎn)型取得可觀成效，經(jīng)濟增長與碳排放的矛盾得以緩解。城市化水平的回歸結(jié)果為上述結(jié)論提供了有力佐證，城市化進程的科學推進使得先進技術(shù)和資金、產(chǎn)業(yè)在空間上有序集聚變得可能，規(guī)模經(jīng)濟效應的產(chǎn)生為低碳產(chǎn)業(yè)發(fā)展提供現(xiàn)實平臺進而改善環(huán)境質(zhì)量。值得關注的是，能源消費同樣表現(xiàn)出潛在的環(huán)境質(zhì)量改善效應。分析其可能的原因，這與當下能源結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型的大背景密切相關，隨著綠色經(jīng)濟理念的倡導和有力執(zhí)行，生產(chǎn)過程的能源消費量中的化石能源占比逐漸降低，可再生能源所表征的綠色成分則日益體現(xiàn)。勞動生產(chǎn)率對于環(huán)境質(zhì)量改善具有顯著作用，伴隨著經(jīng)濟轉(zhuǎn)型升級的進程，勞動力質(zhì)量也得到明顯提升，而勞動生產(chǎn)率的提高對于環(huán)境質(zhì)量的積極作用漸漸超過其引致的規(guī)模擴張、污染排放增加等消極作用。外商直接投資仍然表現(xiàn)為環(huán)境質(zhì)量惡化的影響，這是因為我國部分資源型地區(qū)仍扮演著高污染、高能耗產(chǎn)業(yè)的承接地角色，在對外開放的過程中面臨著“污染天堂”效應的現(xiàn)實威脅。類似地，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對于環(huán)境質(zhì)量的影響也長期為負，不難理解，工業(yè)部門在經(jīng)濟發(fā)展中所占的比重越高，其對于環(huán)境污染的影響則越強烈。特別是資源型地區(qū)，尤以資源型工業(yè)發(fā)展為主體，其工業(yè)發(fā)展所誘發(fā)的環(huán)境污染更甚。人口規(guī)模對于環(huán)境質(zhì)量的負向影響基本符合預期，人口數(shù)量的增加既加劇社會基礎設施建設需求，同時也引起居民生活污染排放加劇，從而導致環(huán)境質(zhì)量的整體惡化。然而環(huán)境規(guī)制卻在一定程度上導致環(huán)境質(zhì)量惡化，對此本文提出可能的解釋是，一方面環(huán)境規(guī)制實施的政策效果存在較長的時滯性，難以在環(huán)境治理領域立竿見影;另一方面，環(huán)境規(guī)制實施過程中存在“一刀切”和“運動式治理”等問題，難以收獲成效，反而對正常的生產(chǎn)秩序和技術(shù)研發(fā)產(chǎn)生負面影響，這也深刻揭示出我國目前環(huán)境治理環(huán)節(jié)中成效甚微的現(xiàn)實問題。

（二）穩(wěn)健性檢驗

相較于碳排放強度從生產(chǎn)活動的投產(chǎn)情況考察環(huán)境質(zhì)量，碳排放總量的核算更能兼顧“人的屬性”從而將居民消費納入考量，為確?；鶞驶貧w結(jié)果的穩(wěn)健性，本文進一步采用碳排放總量的倒數(shù)（EQ2）作為地區(qū)環(huán)境質(zhì)量的替代性指標，就資源型產(chǎn)業(yè)依賴與環(huán)境質(zhì)量的關系進行穩(wěn)健性檢驗。如表3的結(jié)果所匯報，穩(wěn)健性檢驗的結(jié)果依然能夠支持前文的結(jié)論。碳排放總量的倒數(shù)在時間維度上同樣呈現(xiàn)顯著的滯后性和路徑鎖定特征。資源型產(chǎn)業(yè)依賴的一次項和二次項分別在1%的顯著性水平下為正、負，即資源型產(chǎn)業(yè)依賴對于環(huán)境質(zhì)量優(yōu)化具有先促進后抑制的影響，二者倒U型關系成立。具體地，資源型產(chǎn)業(yè)依賴影響碳排放倒數(shù)所表征的環(huán)境質(zhì)量的臨界值為1184%，當資源型產(chǎn)業(yè)依賴程度超過這一閾值后，其對于環(huán)境質(zhì)量的負面影響將逐漸凸顯。這一結(jié)論在此驗證了資源型產(chǎn)業(yè)依賴與環(huán)境質(zhì)量的非線性關系。從現(xiàn)實情況來看，現(xiàn)階段我國資源型城市中近半數(shù)的資源型產(chǎn)業(yè)依賴程度仍高于1184%的臨界值，仍處于資源型產(chǎn)業(yè)發(fā)展加劇環(huán)境質(zhì)量惡化的階段。

（三）資源型產(chǎn)業(yè)依賴對綠色技術(shù)創(chuàng)新的影響考察——對假說2的實證檢驗

理論模型表明，資源型產(chǎn)業(yè)依賴不僅表現(xiàn)為對環(huán)境質(zhì)量的非線性影響，即“有條件碳詛咒”成立的同時，資源型產(chǎn)業(yè)依賴與綠色技術(shù)創(chuàng)新同樣呈現(xiàn)倒U型曲線關系?；趯僬f2的檢驗，本文采用包含碳排放這一非期望產(chǎn)出的綠色全要素生產(chǎn)率對地級市綠色技術(shù)創(chuàng)新水平予以度量，進而就資源型產(chǎn)業(yè)依賴同綠色技術(shù)創(chuàng)新的關系進行回歸分析，結(jié)果如表4匯報。

不難看出，綠色技術(shù)創(chuàng)新的時間滯后效應顯著但卻為負值，表明綠色技術(shù)創(chuàng)新呈現(xiàn)動態(tài)的路徑突破特征，難以形成有效的技術(shù)研發(fā)慣性，這也意味著技術(shù)研發(fā)需要長期持續(xù)的投入而非“吃老本”。資源型產(chǎn)業(yè)依賴的一次項系數(shù)在1%的水平下為正，二次項系數(shù)則在顯著為負，表明資源型產(chǎn)業(yè)依賴與綠色技術(shù)創(chuàng)新之間的確存在倒U型曲線關系。當依賴程度低于1462%的拐點時，資源型產(chǎn)業(yè)發(fā)展對于綠色技術(shù)創(chuàng)新具有促增效應;而在超過這一拐點后，則資源型產(chǎn)業(yè)的發(fā)展對于綠色技術(shù)創(chuàng)新具有抑制效應。分析其可能的原因，在資源型產(chǎn)業(yè)占比較低的經(jīng)濟結(jié)構(gòu)中，技術(shù)研發(fā)被賦予更高的經(jīng)濟發(fā)展引擎的期望，資源要素得以流向技術(shù)研發(fā)部門。相較于資源型產(chǎn)業(yè)為主體的經(jīng)濟系統(tǒng)，初級資源型產(chǎn)業(yè)占比較低意味著其產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)更為合理、生產(chǎn)方式更為清潔，對于綠色技術(shù)創(chuàng)新的驅(qū)動效應更為顯著。相反，當經(jīng)濟發(fā)展對于資源型產(chǎn)業(yè)的依賴愈演愈烈，“資源詛咒”和“荷蘭病”問題不可避免地發(fā)生。一方面，資源型產(chǎn)業(yè)的過度發(fā)展嚴重擠占制造業(yè)部門和技術(shù)研發(fā)部門的生存空間和要素供給;另一方面，以自然資源開發(fā)和初級產(chǎn)品加工等為主體的資源型產(chǎn)業(yè)降低對技術(shù)研發(fā)的需求，進一步加劇“經(jīng)濟-技術(shù)”的畸形結(jié)構(gòu)。

值得注意的是，資源型產(chǎn)業(yè)依賴影響環(huán)境質(zhì)量和綠色技術(shù)創(chuàng)新的拐點相對吻合，盡管作用于綠色技術(shù)創(chuàng)新的拐點相對滯后，但仍然在一定程度上預示了本文所提出的假說3，即綠色技術(shù)創(chuàng)新是“有條件碳詛咒”發(fā)生機制的中介變量，但這一推論還需要式（23）提供更為嚴謹?shù)闹С帧?/p>

（四）綠色技術(shù)創(chuàng)新的中介效應檢驗——對假說3的實證檢驗

本節(jié)將綜合式（18）、（19）和（23）對假說3，即技術(shù)進步充當“有條件碳詛咒”發(fā)生機制的中介變量進行實證檢驗，其檢驗流程遵循前文所介紹的三步法中介效應檢驗，結(jié)果如表5所示。不難看出，資源型產(chǎn)業(yè)依賴的一次項和二次項同樣在1%的顯著性水平下分別為正值和負值，表明在剔除綠色技術(shù)創(chuàng)新的影響后，資源型產(chǎn)業(yè)依賴與環(huán)境質(zhì)量的倒U型曲線關系依然保持穩(wěn)健。同時，資源型產(chǎn)業(yè)依賴作用于環(huán)境質(zhì)量的拐點為1182%，即不考慮技術(shù)進步的情況下，資源型產(chǎn)業(yè)依賴低于1182%的閾值時，資源型產(chǎn)業(yè)發(fā)展對環(huán)境質(zhì)量具有積極的改善效應;而在超過這一閾值后，資源型產(chǎn)業(yè)發(fā)展則會導致環(huán)境質(zhì)量不斷惡化。值得注意的是，剔除綠色技術(shù)創(chuàng)新變量的影響后，拐點值依然保持相對吻合。進一步地，綜合式（18）和式（19）的回歸結(jié)果來看，資源型產(chǎn)業(yè)依賴在三個式子中均保持顯著且一致，同樣地，綠色技術(shù)創(chuàng)新的系數(shù)也顯著且符合預期，從而證明綠色技術(shù)創(chuàng)新的確是資源型產(chǎn)業(yè)依賴作用于環(huán)境質(zhì)量的中介變量，即假說3成立。

此外，基于中介效應的判斷標準，本文還發(fā)現(xiàn)綠色技術(shù)創(chuàng)新在“有條件碳詛咒”發(fā)生機制中的中介效應為部分中介效應，這意味著綠色技術(shù)創(chuàng)新只是破解資源型產(chǎn)業(yè)發(fā)展所引致的環(huán)境問題的路徑之一，意欲實現(xiàn)資源型產(chǎn)業(yè)與環(huán)境保護的協(xié)同發(fā)展，仍需明晰其他關鍵的中介變量。

六、結(jié)論與啟示

本文將環(huán)境質(zhì)量函數(shù)納入三部門內(nèi)生經(jīng)濟增長模型，提出資源型產(chǎn)業(yè)依賴與碳排放強度倒數(shù)所表征的環(huán)境質(zhì)量之間存在倒U型曲線關系的“有條件碳詛咒”假說，利用我國2004-2018年115個地級以上城市的面板數(shù)據(jù)樣本和系統(tǒng)GMM估計方法進行實證考察;進一步地，就資源型產(chǎn)業(yè)依賴對綠色技術(shù)創(chuàng)新的非線性影響開展討論，并重點檢驗綠色技術(shù)創(chuàng)新是否充當“有條件碳詛咒”發(fā)生機制的中介變量，主要得到以下結(jié)論：

（1）資源型產(chǎn)業(yè)依賴與環(huán)境質(zhì)量之間存在倒U型曲線關系，“有條件碳詛咒”效應在我國資源型城市中普遍存在。

（2）資源型產(chǎn)業(yè)依賴與綠色技術(shù)創(chuàng)新同樣存在較為顯著的倒U型曲線關系，即相對較低的資源型產(chǎn)業(yè)依賴有助于綠色全要素生產(chǎn)率所表征的綠色技術(shù)創(chuàng)新，而當資源型產(chǎn)業(yè)依賴程度較高時，對于綠色技術(shù)創(chuàng)新則開始表現(xiàn)出抑制效應。

（3）資源型產(chǎn)業(yè)依賴與環(huán)境質(zhì)量、綠色技術(shù)創(chuàng)新之間存在重合度較高的倒U型曲線關系，為綠色技術(shù)創(chuàng)新充當“有條件碳詛咒”發(fā)生機制的中介變量提供了經(jīng)驗證據(jù)。同時，中介效應檢驗結(jié)果表明，綠色技術(shù)創(chuàng)新的確是資源型產(chǎn)業(yè)依賴影響環(huán)境質(zhì)量的中介變量。依賴程度較低時，資源型產(chǎn)業(yè)發(fā)展有助于綠色全要素生產(chǎn)率提升，從而改善環(huán)境質(zhì)量;反之，資源型產(chǎn)業(yè)過度發(fā)展則會嚴重阻礙綠色技術(shù)創(chuàng)新，最終導致環(huán)境質(zhì)量惡化。

上述研究結(jié)論對于資源型地區(qū)節(jié)能減排和產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型融合發(fā)展具有重要的政策啟示。

首先，資源型產(chǎn)業(yè)依賴導致碳排放增加、碳強度上升等環(huán)境質(zhì)量惡化的問題應引起地方政府的足夠重視，要防范陷入資源型產(chǎn)業(yè)發(fā)展與綠色減排相悖離的“碳詛咒”陷阱，資源型城市應通過產(chǎn)業(yè)多樣化和提高要素配置效率來彌補資源型部門的生態(tài)缺陷，培育多元產(chǎn)業(yè)體系，優(yōu)化城市產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)尤其避免形成固化的資源型產(chǎn)業(yè)就業(yè)結(jié)構(gòu)，提高資本、知識、技術(shù)等要素的配置效率，破解資源型產(chǎn)業(yè)與非資源型產(chǎn)業(yè)壁壘。非資源型城市則應盡量避免對高能耗、高污染資源的外生依賴，構(gòu)建區(qū)域協(xié)同環(huán)境治理和經(jīng)濟增長的雙贏路徑。

其次，破解資源型產(chǎn)業(yè)依賴對于技術(shù)進步的抑制效應，一方面地方政府要明確環(huán)境保護和經(jīng)濟增長雙重目標的訴求，以差異化的環(huán)境規(guī)制手段和法律制度體系緩解城市對于資源的依賴程度[32];另一方面需要著重化解因追求規(guī)模擴張而導致的資源浪費和產(chǎn)能過剩問題，加強資源型城市與非資源型城市的高技術(shù)產(chǎn)業(yè)互聯(lián)互通，知識人才空間效應的正向溢出，搭建綠色低碳技術(shù)研發(fā)平臺。

另外，重視產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化和綠色技術(shù)創(chuàng)新的交互影響，認識到破解經(jīng)濟發(fā)展與環(huán)境保護之間矛盾是多方協(xié)同的過程[33]，一方面需要在高資源型產(chǎn)業(yè)依賴度地區(qū)，設置合理的規(guī)制強度的同時，更多地注重產(chǎn)業(yè)政策調(diào)整，基于產(chǎn)業(yè)鏈視角積極發(fā)展相互融合、類型豐富的現(xiàn)代產(chǎn)業(yè)體系;另一方面充分調(diào)動企業(yè)采用綠色偏向型生產(chǎn)技術(shù)的積極性，從源頭上控制污染產(chǎn)生，提升傳統(tǒng)資源型城市的科技創(chuàng)新和自主研發(fā)能力，協(xié)同推進城市轉(zhuǎn)型和生態(tài)環(huán)境治理。

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HowDoesResource-basedIndustryDependenceAffectCarbonIntensity？

LIZhi-guo，WANGJie，CHEShuai

（ChinaUniversityofPetroleum（EastChina），Qingdao，Shandong266580，China）

Abstract：Thispaperconstructsathree-sectorendogenousgrowthmodelincludingresourcedevelopmentsector，manufacturingsectorandtechnologyR&Dsector，whichincorporatestheenvironmentalqualityfunctionintotheanalyticalframework，toanalyzethenonlinearrelationshipbetweenresourceindustrydependenceandenvironmentalquality.Theeconomicproportionofresource-basedindustriesandthereciprocalofcarbonemissionintensityareselectedtocharacterizethedegreeofdependenceofresource-basedindustriesandenvironmentalquality，thenthesystematicGMMmethodisusedtotestwhethertheconditionalcarboncurseexistsinChinaandthemediatingeffectofgreentechnologyinnovation.ThestudyfoundthatresourceindustrydependenceandenvironmentalqualityhassignificantinvertedU-shapedcurverelationship.Thelowdegreeofdependenceonresource-basedindustriescontributestotheimprovementofenvironmentalquality，whilethehighdegreeofdependenceonresource-basedindustrieswilldeterioratetheenvironmentalqualityoffurniture.ThereisalsoaninvertedU-shapedcorrelationbetweenresource-basedindustrydependenceandgreentechnologyinnovation.Whenthedegreeofdependenceofresource-basedindustriesexceedsacertaincriticalvalue，theimpactongreentechnologyinnovationwillchangefromanincreasingeffecttoaninhibitingeffect.Onthewhole，greentechnologyinnovationhasalong-termeffectofimprovingenvironmentalquality，andhasasignificantmediatingeffectontheconditionalcarboncurse.

Keywords：resource-basedindustrydependence;carbonintensity;conditionalcarboncurse;greentechnologyinnovation

（責任編輯：周正）