單一結構城市的認定及其經(jīng)濟增長效應研究
——來自于東北地區(qū)的經(jīng)驗證據(jù)

范 欣，宋冬林

(1.吉林大學 經(jīng)濟學院，長春 130012；2.中國人民大學 經(jīng)濟學院，北京 100872)

一、問題的提出

改革開放40年里，中國經(jīng)濟保持年均近10%的增長速度，人們生活水平顯著提高，創(chuàng)造了一系列的“中國奇跡”。但近年來，面對國內外復雜經(jīng)濟形勢，中國經(jīng)濟增速開始有所下滑。習近平總書記在十九大報告中指出，“中國特色社會主義進入新時代，我國社會主要矛盾已經(jīng)轉化為人民日益增長的美好生活需要和不平衡不充分的發(fā)展之間的矛盾”。新時代意味著新變化與新挑戰(zhàn)，新變化體現(xiàn)在中國經(jīng)濟增長和經(jīng)濟發(fā)展發(fā)生新的轉變，新挑戰(zhàn)則體現(xiàn)在如何堅持新發(fā)展理念，以供給側結構性改革為主線構建現(xiàn)代化經(jīng)濟體系，實現(xiàn)中國經(jīng)濟高質量增長[1]。從區(qū)域層面來看，新時代最大的發(fā)展不平衡就是地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展不平衡，最大的不充分則是欠發(fā)達地區(qū)產(chǎn)業(yè)發(fā)展不充分。從深層次原因來看，主要源于結構性矛盾。

東北地區(qū)作為重要的區(qū)域板塊之一，是中國的老工業(yè)基地和重要的商品糧基地。新形勢下，東北地區(qū)的經(jīng)濟增速出現(xiàn)了“斷崖式下跌”。數(shù)據(jù)顯示，自2013年以來，東北地區(qū)經(jīng)濟增速持續(xù)低于全國平均水平，一度墊底全國。東北地區(qū)經(jīng)濟的持續(xù)性低迷，從深層次原因來看，主要是體制性問題和結構性問題所致。近年來，黨和政府領導人多次在講話中提及東北問題并致力于實現(xiàn)東北地區(qū)再振興。習近平在十九大報告中明確指出，要實施區(qū)域協(xié)調發(fā)展戰(zhàn)略，深化改革加快東北等老工業(yè)基地振興。這意味著東北再振興必須以深化改革為著力點，破解東北地區(qū)深層次問題，力促東北地區(qū)經(jīng)濟轉型升級?；仡櫀|北地區(qū)城市發(fā)展歷程，不難發(fā)現(xiàn)，基于資源稟賦和國家生產(chǎn)力布局的需要，東北地區(qū)的城市逐步形成了城企高度融合，并以老工業(yè)基地城市和資源型城市為主的單一結構城市。這些單一結構城市的興起與發(fā)展是在封閉經(jīng)濟下進行，分工較為脆弱，是主導產(chǎn)業(yè)生命周期演變、國家工業(yè)化進程與傳統(tǒng)體制機制多重疊加的結果[2]。這些“工業(yè)一柱擎天，結構單一”的城市抗風險能力較弱，一旦主導產(chǎn)業(yè)出現(xiàn)衰退，整個地區(qū)將陷入經(jīng)濟衰退或蕭條之中。面對“東北新現(xiàn)象”，針對東北地區(qū)單一結構城市加以認定，探討其類型與成因并分析其經(jīng)濟增長效應，將有利于東北地區(qū)各級政府對癥下藥，精準施策。

二、單一結構城市的認定

何為單一結構城市？國內鮮見學者對此加以界定。王元(2010)認為單一產(chǎn)業(yè)性城市一般指有40%以上的勞動力以直接或間接方式從事同種資源或產(chǎn)品開發(fā)、生產(chǎn)和經(jīng)營活動的區(qū)域和城市[3]。孫久文等(2017)也沿用了這一概念，將單一產(chǎn)業(yè)性城市等同于單一結構城市[4]。實際上，這一概念界定用于衡量單一結構城市較為片面，其僅僅從主導產(chǎn)業(yè)的從業(yè)人口出發(fā)，而忽略了經(jīng)濟社會中產(chǎn)業(yè)變遷的內在邏輯。宋冬林等(2016)基于城市的起源流變，從主導產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值、主導產(chǎn)業(yè)就業(yè)、環(huán)境承載力、財政依存度等多維度視角出發(fā)，認為單一結構城市是依據(jù)自身資源稟賦和國家工業(yè)布局需要，以本地區(qū)的自然資源開采、開發(fā)、加工為主而興起與發(fā)展的城市[2]。但遺憾的是，該研究僅僅從定性角度加以闡釋，尚缺乏相應的定量分析。為此，我們試圖在這一概念基礎上，將其予以量化。考慮到東北地區(qū)的實際情況和數(shù)據(jù)的可得性，本文將采用東北三省36個地級市2006—2014年9年的規(guī)模以上工業(yè)數(shù)據(jù)，試圖從經(jīng)濟創(chuàng)造力、財政依存度、社會支撐力三個維度出發(fā)，選取9個指標來構建單一結構城市指標體系。單一結構城市指標體系如表1所示。

在單一結構城市指標體系的權重確定上，目前主要有三類方法:第一類是主觀賦權法，其決策主要依靠自身經(jīng)驗加以判斷，如德爾菲法、層次分析法、模糊分析法等；第二類是客觀賦權法，其主要根據(jù)客體的各項屬性信息，采用數(shù)量方法來計算權重，如因子分析法、熵值法、主成分分析法等；第三類是組合賦權法，該方法是將主觀賦權法和客觀賦權法相結合，不僅可以利用決策者的經(jīng)驗知識對指標屬性進行邏輯排序，也能利用嚴謹?shù)臄?shù)理方法克服主觀賦權的隨意性。

表1 單一結構城市指標體系

考慮到東北地區(qū)城市特性可能會影響專家判斷，若僅僅依靠數(shù)據(jù)可能會忽視指標本身的重要程度而導致結果差異較大，故本文擬采用方差最大化的組合賦權法對單一結構城市指標體系進行權重確定。具體步驟如下:首先，基于模糊層次分析法確定主觀權重。在評價單一結構城市指標的重要性時，考慮到?jīng)Q策者判斷的模糊特性，本文采用三角模糊數(shù)[5]來替代確定的比較數(shù)值，其中，M1、M3、M5、M7、M9 代表數(shù)值 1、3、5、7、9，而 M2、M4、M6、M8對應中間數(shù)值。為此，特邀請研究資源型城市、單一產(chǎn)業(yè)性城市等相關領域的專家對上述9種指標的重要性進行評分，得出＝(，，)， t表示專家序號，t∈(1，2，…，T)，i與j表示指標序號。 反之，則可比較得到＝。接著，綜合專家模糊評分，計算單一結構城市各指標的綜合模糊值，并予以去模糊化權重，得到各指標間的相對重要程度。然后，通過歸一化處理得出單一結構城市的主觀賦權權重。其次，基于熵值法確定客觀權重?？紤]到熵值法在處理大樣本面板數(shù)據(jù)時具有一定的優(yōu)勢，本文借鑒陳銀娥等(2016)的做法[6]，選取熵值法計算出年平均權重值。最后，通過方差最大化的組合賦權法來確定權重系數(shù)?；谏衔闹心：龑哟畏治龇ù_定的主觀權重向量Wci＝(Wc1，Wc2，…，Wc9)和熵值法確定的客觀權重向量Vci＝(Vc1，Vc2，…，Vc9)，通過構造線性組合 Qci＝αWci＋βVci，在α2＋β2＝1的單位化約束條件下最終得出組合賦權向量Qci，即可得出2006—2014年間單一結構城市綜合指數(shù)。①從單年份上看，模糊層次分析法、熵值法和最大方差下組合賦權法得出的認定結果有所差異，但若從時間段來看，這種結果差異并不明顯。限于篇幅，相關計算結果不在此列示。若有需要，可與作者索取。

接下來，根據(jù)單一結構城市綜合指數(shù)的情況，如何認定單一結構城市？這就需要我們進一步確定單一結構城市的界定標準。為此，我們選取了全國典型地級市為樣本，②考慮到數(shù)據(jù)的可得性，本文選取了全國70個地級市為樣本加以分析。在樣本的選擇上，盡可能考慮到城市規(guī)模、城市人口、城市區(qū)位等因素影響，使其具有一定的代表性。使其綜合得分大致服從 X～N(，)的正態(tài)分布，為樣本方差，為樣本均值。當＞0.7 時[7]，表示該城市對單一產(chǎn)業(yè)的依存度較高，即劃分為單一結構城市。根據(jù)方程＝ 0.7，可計算出 x≈20%。本文將以20%為臨界值，利用2006—2014年城市面板數(shù)據(jù)，來動態(tài)考察單一結構城市的變動情況。③本文考慮到宏觀經(jīng)濟變化等因素可能會影響到當年產(chǎn)業(yè)發(fā)展情況，故從單一結構城市綜合指數(shù)的時間趨勢上來判斷其變化。

1.基于臨界值下單一結構城市的初步認定。從2006—2014年動態(tài)數(shù)據(jù)來看，遼寧省鞍山市、朝陽市、本溪市、撫順市、遼陽市、盤錦市，吉林省長春市、吉林市、通化市，黑龍江省鶴崗市、雞西市、七臺河市、大慶市13個城市的綜合指數(shù)每年均大于20%，視為單一結構城市；遼寧省沈陽市、大連市、丹東市、鐵嶺市，吉林省白城市、延邊州，黑龍江省哈爾濱市、牡丹江市、齊齊哈爾市9個城市的綜合指數(shù)每年均小于20%，視為非單一結構城市。遼寧省阜新市、葫蘆島市、錦州市、營口市，吉林省松原市、四平市、白山市、遼源市，黑龍江省黑河市、佳木斯市、雙鴨山、綏化市、伊春市、大興安嶺地區(qū)14個地級市的綜合指數(shù)在臨界值上下波動，暫將其定為單一結構性城市。

2.剔除偶然因素下單一結構性城市的再認定?；诒疚倪x取的時間跨度較長，部分城市在此期間可能進行了主導產(chǎn)業(yè)的優(yōu)化調整，進而導致綜合指數(shù)出現(xiàn)明顯變化。同時，由于地級市自身產(chǎn)業(yè)政策的差異性或受國內外經(jīng)濟形勢的影響，也可能帶來綜合指數(shù)的上下波動，為此，我們需深入挖掘其深層次原因，以便進一步甄別單一結構性城市中的單一結構城市和非單一結構城市。

從單一結構性城市2006—2014年的變化趨勢來看，部分城市出現(xiàn)一些特征性規(guī)律:第一，該時序下個別年份的綜合指數(shù)超出臨界值，如四平市、遼源市、黑河市3個城市。究其原因，主要在于政策刺激導致從業(yè)人數(shù)或產(chǎn)值激增，如四平市2009年農副食品加工業(yè)從業(yè)人員突增83.65%，遼源市2009年農副食品加工業(yè)產(chǎn)值增速高達156.25%，黑河市2011年非金屬礦物制品業(yè)產(chǎn)值與從業(yè)人員增速分別高達116.70%和101.62%?；谏鲜鰧嶋H情況，本文將此類單一結構性城市重新認定為非單一結構城市。第二，該時序下最后年份的綜合指數(shù)低于臨界值，如阜新市、伊春市、雙鴨山市、大興安嶺地區(qū)等。2006—2013年間阜新市和大興安嶺地區(qū)的綜合指數(shù)均超過臨界值，但2014年卻略低于臨界值，這一定程度可能與東北地區(qū)經(jīng)濟下行有關；伊春市僅2006年綜合指數(shù)略低于臨界值，其他年份均高于臨界值，這可能在于伊春市作為資源型城市，在前期轉型過程中產(chǎn)業(yè)調整出現(xiàn)差異性變化；除2009年和2013年外，雙鴨山市的綜合指數(shù)均超出臨界值，這可能與其主導產(chǎn)業(yè)煤炭開采和洗選業(yè)的發(fā)展及其政策支持力度相關。在剔除外界因素下，該城市被重新認定為單一結構城市。第三，從時序上看，部分城市從較穩(wěn)定的臨界值之上轉為較穩(wěn)定的臨界值之下，主要包括松原市、白山市，視其為非單一結構城市。第四，從時序上看，前幾年呈現(xiàn)波動變化，但近幾年穩(wěn)定在臨界值之上，如佳木斯市，視其為單一結構城市。

綜上所述，根據(jù)東北地區(qū)各城市發(fā)展的實際情況，并結合2006—2014年間東北地區(qū)各城市綜合指數(shù)的變化趨勢等，將東北地區(qū)的城市劃分為單一結構城市、單一結構性城市和非單一結構城市。其中，單一結構城市共有18個，占比50%；單一結構性城市4個，占比11%；非單一結構城市14個，占比39%，具體名單詳見下頁表2。

表2 東北地區(qū)城市分類表

三、東北地區(qū)單一結構城市的類型

東北地區(qū)單一結構城市數(shù)量較多，主導產(chǎn)業(yè)也不盡相同，產(chǎn)業(yè)生命周期所處的階段不一，進而使得單一結構城市所面臨的矛盾與問題也各不相同。為此，本文試圖根據(jù)單一結構城市的實際情況，對此再進行類別劃分。

1.按主導產(chǎn)業(yè)類型的分類方法。按照影響城市社會經(jīng)濟發(fā)展的主導產(chǎn)業(yè)類型進行分類是單一結構城市劃分的基本方法?；谥鲗Мa(chǎn)業(yè)類型的差異性，東北地區(qū)18個單一結構城市包括以資源產(chǎn)業(yè)為主導的資源型城市和以傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)為主導的產(chǎn)業(yè)型城市兩類。資源型城市共有13個，包括遼寧省鞍山市、朝陽市、本溪市、撫順市、阜新市、盤錦市，黑龍江省雙鴨山市、鶴崗市、雞西市、七臺河市、伊春市、大慶市和大興安嶺地區(qū)。產(chǎn)業(yè)型城市共有5個，包括遼寧省遼陽市，吉林省長春市、吉林市、通化市，黑龍江省佳木斯市。

2.按單一結構城市綜合類別的分類方法。按照主導產(chǎn)業(yè)類型的分類方法簡單可行，但其并未結合單一結構城市自身的實際問題及其解決該問題的難易程度，具有一定的局限性。為此，我們進一步根據(jù)單一結構城市的整體發(fā)展導向，以加強分類指導為出發(fā)點，結合單一結構城市的實際特點，以規(guī)劃政策措施為重點，建立主導產(chǎn)業(yè)可持續(xù)發(fā)展能力及替代產(chǎn)業(yè)可持續(xù)發(fā)展能力為核心的單一結構城市綜合分類框架。

(1)主導產(chǎn)業(yè)可持續(xù)發(fā)展能力指標體系。在主導產(chǎn)業(yè)可持續(xù)發(fā)展能力上，繼續(xù)從經(jīng)濟創(chuàng)造力、財政依存度和社會支撐力三個維度來構建相應的指標體系。經(jīng)濟創(chuàng)造力主要包括單一主導產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占規(guī)模以上工業(yè)總產(chǎn)值比重、單一主導產(chǎn)業(yè)人均產(chǎn)值、單一主導產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值增速、單一主導產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占GDP比重等；財政依存度主要包括單一主導產(chǎn)業(yè)稅收占規(guī)模以上工業(yè)總稅收比重、單一主導產(chǎn)業(yè)利潤增長貢獻率、單一主導產(chǎn)業(yè)利潤增速等；社會支撐力主要包括單一主導產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員占規(guī)模以上工業(yè)從業(yè)人員總數(shù)比重、單一主導產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員增速等。在方法上，延續(xù)上文所采用的最大方差的組合賦權法來加以測算，得出主導產(chǎn)業(yè)可持續(xù)發(fā)展能力指數(shù)。

(2)替代產(chǎn)業(yè)可持續(xù)發(fā)展能力指標體系。在替代產(chǎn)業(yè)可持續(xù)發(fā)展能力上，也從經(jīng)濟創(chuàng)造力、財政依存度和社會支撐力三個維度來構建相應的指標體系。經(jīng)濟創(chuàng)造力主要包括替代產(chǎn)業(yè)與第一主導產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占比差、替代產(chǎn)業(yè)人均產(chǎn)值、替代產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值增速、替代產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占GDP比重等；財政依存度主要包括替代產(chǎn)業(yè)與第一主導產(chǎn)業(yè)稅收占比差、替代產(chǎn)業(yè)利潤增長貢獻率、替代產(chǎn)業(yè)利潤增速等；社會支撐力主要包括替代產(chǎn)業(yè)與第一主導產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員占比差、替代產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員增速等。在方法上，仍延續(xù)上文所采用的最大方差的組合賦權法來加以測算，得出替代產(chǎn)業(yè)可持續(xù)發(fā)展能力指數(shù)。

(3)單一結構城市發(fā)展周期劃分。將主導產(chǎn)業(yè)可持續(xù)發(fā)展能力三類等級評價和替代產(chǎn)業(yè)可持續(xù)發(fā)展能力三類等級評價結合為九種組合，對單一結構城市的發(fā)展周期進行分類，將其分為成長型、成熟型、衰退型和再造型。

基于定量劃分的基礎，結合單一結構城市發(fā)展的實際情況，并將特定城市、特別年份的周期類別予以適當修正，便可得出東北地區(qū)單一結構城市發(fā)展階段的演化過程。以2014年具體結果為例，單一結構城市中，處于成長期的城市有2個，包括鞍山市、本溪市；處于成熟期的城市有5個，包括朝陽市、撫順市、盤錦市、長春市、吉林市；處于再造期的城市有7個，包括阜新市、遼陽市、通化市、雙鴨山市、雞西市、佳木斯市、大慶市；處于衰退期的城市有4個，包括鶴崗市、七臺河市、伊春市、大興安嶺地區(qū)。

四、東北地區(qū)單一結構城市的經(jīng)濟增長效應

1.計量模型的選取。借鑒Barro等(2000)研究中所使用的經(jīng)濟增長模型[8]，本文將物質資本、人力資本、對外開放度、政府消費、是否單一結構城市等因素引入其中，構建如下計量模型:

其中，y表示地區(qū)經(jīng)濟增長，SS表示是否單一結構城市的虛擬變量，X表示綜合變量，i表示東北地區(qū)各對應地級市的截面單位，t表示對應的年份，a0為常數(shù)項向量，a1、a2為系數(shù)向量，ε為隨機誤差項。

關于計量模型中主要變量的指標選取。目前，關于地區(qū)經(jīng)濟增長這一被解釋變量的衡量指標較多，如名義GDP、人均GDP、人均GDP增長率、人均實際GDP等?？紤]到東北地區(qū)各地級市經(jīng)濟增長水平差異較為明顯，本文將采用人均GDP的對數(shù)值這一相對指標來表示。表示城市i在第t年是否為單一結構城市的虛擬變量，如是單一結構城市則為1，否則為0。X表示綜合變量，包括物質資本(KC)、人力資本(HR)、對外開放度(LIM)、對外開放度的平方項(LIM2)、政府消費(FE)等。其中，物質資本采用物質資本存量的對數(shù)值來衡量，物質資本存量的測算基本遵循張軍(2004)的做法，①本文以2000年為基期，基期物質資本采用2000年固定資產(chǎn)形成總額除以10%獲得，資本形成總額的折舊率設為9.6%。方法上采用永續(xù)盤存法來測度[9]；人力資本采用東北地區(qū)各地級市平均受教育年限來衡量，小學、普通中學和普通高等學校分別采用6年、10.5年和16年來折算；對外開放度采用進出口貿易總額的對數(shù)值來衡量，其平方項主要是為了判斷其形狀和顯著性，驗證復雜因素影響下其作用效果；政府消費采用東北地區(qū)各地級市財政支出占GDP的比重來衡量。

在數(shù)據(jù)來源上，囿于數(shù)據(jù)可得性，樣本中剔除了延邊州和大興安嶺地區(qū)，并將整體研究起點定為2006年，研究東北地區(qū)在2006—2014年間34個截面的306個樣本觀察值。數(shù)據(jù)來源于《中國城市統(tǒng)計年鑒》及各地級市歷年統(tǒng)計年鑒等。

2.實證分析。我們以2006—2014年間東北地區(qū)34個地級市為研究對象，采用面板廣義最小二乘法進行估計，來考察東北地區(qū)經(jīng)濟結構差異性對地區(qū)經(jīng)濟增長的影響效果。下頁表3反映的是不同設定條件下東北地區(qū)經(jīng)濟增長影響因素的估計結果。具體來說，模型一～模型五分別反映了逐一引入變量下的全樣本回歸結果；模型六反映的是剔除省會城市和副省級城市后全樣本回歸結果。從表3的估計結果來看，無論是刪減或增加變量，抑或通過剔除部分城市來改變樣本量等，不同設定條件下主要變量的系數(shù)方向和顯著性基本保持不變，這表明計量模型的估計結果較為穩(wěn)健。

從實證結果來看，是否單一結構城市的虛擬變量在1%水平下顯著，且兩者呈現(xiàn)正相關關系，這表明與非單一結構城市相比，東北地區(qū)的單一結構城市在此期間更有利于地區(qū)經(jīng)濟增長。自中華人民共和國成立以來，東北地區(qū)依托自身豐富的自然資源和國家政策支持等，在封閉的分工體系下進行資源開采、開發(fā)及初加工，這就使得與之相關的產(chǎn)業(yè)在長期發(fā)展過程中基本形成了“一枝獨大、獨具特色”的主導產(chǎn)業(yè)，成了地區(qū)經(jīng)濟增長的重要支柱。從東北地區(qū)的城市特性和發(fā)展階段來看，這些城市都是國家認定的資源型城市或老工業(yè)基地城市[10]。在經(jīng)濟社會發(fā)展進程中，一些結構相對單一的城市因自身資源枯竭或產(chǎn)業(yè)技術水平落后而轉型，并開始致力于發(fā)展新興產(chǎn)業(yè)或替代產(chǎn)業(yè)。但從目前的實際情況來看，這些非單一結構城市的產(chǎn)業(yè)優(yōu)勢相對不明顯，而多數(shù)單一結構城市還處于成熟期和再造期，這就使得與非單一結構城市相比，擁有主導產(chǎn)業(yè)的單一結構城市的經(jīng)濟增長效應更為明顯。

表3 東北地區(qū)經(jīng)濟增長影響因素的估計結果

同時，從物質資本來看，物質資本系數(shù)在1%水平下顯著，且兩者呈現(xiàn)正相關關系，這意味著東北地區(qū)加大物質資本投入有利于推動地區(qū)經(jīng)濟增長。從人力資本來看，全樣本下人力資本在1%水平下顯著負相關，這表明人力資本與東北地區(qū)經(jīng)濟增長的非同步性。但若剔除省會和副省級城市樣本后，人力資本與地區(qū)經(jīng)濟增長開始呈現(xiàn)正相關關系，有利于地區(qū)經(jīng)濟增長。從對外開放度來看，全樣本下對外開放度與經(jīng)濟增長呈現(xiàn)“U型”關系，而剔除省會和副省級城市樣本后兩者呈現(xiàn)出“倒U型”關系，這也一定程度上印證了不同樣本下兩者關系的復雜性[11][12]。從政府消費來看，政府消費系數(shù)在1%水平下顯著負相關，這表明政府消費程度越高，對地方企業(yè)的偏袒可能越多，這可能將一定程度上抑制企業(yè)的自主創(chuàng)新能力，進而不利于地區(qū)經(jīng)濟增長。

接下來，本文將進一步探討單一結構城市及其類型差異下地區(qū)經(jīng)濟增長的作用效果。為此，我們將以東北地區(qū)單一結構城市為研究對象，利用上文中計算得出的單一結構城市綜合指數(shù)來考察其差異性變化。從表4的估計結果來看，不同設定條件下單一結構城市綜合指數(shù)系數(shù)的顯著性有所差異。從表4中模型一可知，東北地區(qū)單一結構城市綜合指數(shù)系數(shù)在1%水平下顯著正相關，這表明單一結構城市綜合指數(shù)越大，越有利于地區(qū)經(jīng)濟增長。這一定程度上體現(xiàn)出單一結構城市主導產(chǎn)業(yè)體系越完善，越有利于推動地區(qū)經(jīng)濟增長。從表4中模型二可得，資源型城市綜合指數(shù)系數(shù)顯著正相關，與單一結構城市的結論基本一致。這表明在資源開采等產(chǎn)業(yè)為主的單一結構城市中，資源型產(chǎn)業(yè)占比越高，越有利于與之相配套的產(chǎn)業(yè)快速發(fā)展，進而推動地區(qū)經(jīng)濟增長。產(chǎn)業(yè)型城市系數(shù)為正，但效果并不顯著(表4中模型三)，這表明在2006—2014年期間，在經(jīng)濟新常態(tài)背景下，傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)產(chǎn)能過?，F(xiàn)象日益明顯，東北地區(qū)傳統(tǒng)優(yōu)勢產(chǎn)業(yè)的作用效果將漸趨弱化，進而導致作用效果不顯著。

為進一步了解2006—2014年期間東北地區(qū)結構單一的不同地級市的經(jīng)濟增長效應，我們將重點考察東北地區(qū)各單一結構城市綜合指數(shù)的作用效果。從表5的實證結果來看，東北地區(qū)不同城市綜合指數(shù)的經(jīng)濟增長效應各異。具體來看，鞍山市、朝陽市、通化市、鶴崗市、雙鴨山市、七臺河市、大慶市7個城市的綜合指數(shù)系數(shù)顯著正相關；阜新市、長春市、吉林市3個城市的綜合指數(shù)系數(shù)為負，但效果不顯著；本溪市、撫順市、遼陽市、盤錦市、佳木斯市、伊春市、雞西市7個城市綜合指數(shù)系數(shù)為正，但效果也不顯著。

表4 東北地區(qū)單一結構城市經(jīng)濟增長效應的估計結果

表5 東北地區(qū)各單一結構城市的估計結果

五、主要結論及政策建議

面對經(jīng)濟新常態(tài)，地區(qū)工業(yè)一柱擎天、結構單一問題成為近年來政府和媒體高度關注的熱點話題，如何科學準確地認定單一結構城市，是探討單一結構城市相關問題的首要難題。自中華人民共和國成立以來，東北地區(qū)以資源開采、開發(fā)和初加工為主，形成了一大批資源主導型和傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)主導型的城市。如何在動態(tài)發(fā)展中認定東北地區(qū)的單一結構城市，了解其所處的生命周期階段，將為研究中國單一結構城市問題提供有意義的借鑒。為此，本文采用東北地區(qū)2006—2014年的城市面板數(shù)據(jù)，從經(jīng)濟創(chuàng)造力、財政依存度和社會承載力等多維視角出發(fā)，采用方差最大化的組合賦權法來測算單一結構城市綜合指數(shù)，并通過其趨勢變化將東北地區(qū)城市劃分為單一結構城市、單一結構性城市和非單一結構城市。結果顯示，東北地區(qū)單一結構城市共有18個、單一結構性城市有4個、非單一結構城市有14個。從主導產(chǎn)業(yè)類型來看，單一結構城市中資源型城市有13個、產(chǎn)業(yè)型城市有5個。從單一結構城市綜合類別來看，成長型單一結構城市有2個、成熟型單一結構城市有5個、再造型單一結構城市有7個、衰退型單一結構城市有4個。

縱觀東北地區(qū)城市的起源流變和興衰歷程，不難發(fā)現(xiàn)，東北地區(qū)城市的興起與發(fā)展是在封閉經(jīng)濟體系下進行分工，是主導產(chǎn)業(yè)生命周期演變、國家工業(yè)化進程和傳統(tǒng)體制機制等因素多重疊加的結果，是一般性與特殊性的統(tǒng)一。在中國社會經(jīng)濟發(fā)展過程中，東北地區(qū)單一結構城市的存在有其客觀必然性和典型代表性，為中國經(jīng)濟的發(fā)展做出了巨大的貢獻。但從理論上來說，結構單一的城市抗風險能力較弱，從長期來看可能并不利于地區(qū)經(jīng)濟持續(xù)增長。那么，當前形勢下單一結構城市的結構單一性是否影響地區(qū)經(jīng)濟增長？目前尚缺乏經(jīng)驗證據(jù)。為此，本文進一步實證分析了單一結構城市的經(jīng)濟增長效應。研究發(fā)現(xiàn)，在2006—2014年期間，與非單一結構城市相比，東北地區(qū)單一結構城市的經(jīng)濟增長效應更為明顯。從單一結構城市本身來看，單一結構城市綜合指數(shù)越高，越有利于地區(qū)經(jīng)濟增長。從單一結構城市的類別來看，資源型城市的綜合指數(shù)越高，越有利于地區(qū)經(jīng)濟增長；傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)型城市綜合指數(shù)的效果并不明顯。從東北地區(qū)各單一結構城市來看，不同單一結構城市的經(jīng)濟增長效應各異，僅鞍山市、朝陽市、通化市、鶴崗市、雙鴨山市、七臺河市、大慶市7座城市作用效果顯著正相關，其他城市的效果不顯著。

針對東北地區(qū)單一結構城市存在的一般性與特殊性的現(xiàn)實情況，如何實現(xiàn)單一結構城市產(chǎn)業(yè)的創(chuàng)新發(fā)展與轉型升級具有重要的現(xiàn)實意義。從現(xiàn)實情況來看，東北地區(qū)的產(chǎn)業(yè)基本以資源開采開發(fā)和初加工為主，產(chǎn)業(yè)鏈較短，產(chǎn)業(yè)間的銜接度有限。基于此，各級政府應從東北地區(qū)的實際情況出發(fā)，堅持新發(fā)展理念，以供給側結構性改革為主線推動變量革新，實現(xiàn)東北地區(qū)產(chǎn)業(yè)的轉型升級。在產(chǎn)業(yè)的選擇和發(fā)展過程中，應根據(jù)單一結構城市所處的階段分類指導、精準施策。具體來看:針對成長型的單一結構城市，政府應盡早布局新興產(chǎn)業(yè)和替代產(chǎn)業(yè)，科學規(guī)劃主導產(chǎn)業(yè)發(fā)展路徑，推進資源集約利用，提高資源開采開發(fā)效率，走精細化、節(jié)約化的發(fā)展道路；針對成熟型的單一結構城市，政府應充分利用新技術、新方式等做好主導產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化升級，努力打造全產(chǎn)業(yè)鏈；針對衰退型單一結構城市，政府應大力發(fā)展接替產(chǎn)業(yè)，做好主導產(chǎn)業(yè)的深挖和外擴，有序淘汰傳統(tǒng)落后產(chǎn)業(yè)等；針對再造型單一結構城市，政府應大力發(fā)展新興產(chǎn)業(yè)和服務業(yè)，努力實現(xiàn)“三產(chǎn)”聯(lián)動。

當然，單一結構城市產(chǎn)業(yè)的創(chuàng)新發(fā)展與轉型升級只是深化改革加快東北老工業(yè)基地振興中的重要一環(huán)。堅持新發(fā)展理念就意味著各級政府不僅僅應關注產(chǎn)業(yè)結構問題，也應關注體制機制問題、微觀主體問題，這應是深化改革的題中應有之義。為此，東北地區(qū)各級政府應加快體制機制改革，打破既有的相對僵化的體制機制，優(yōu)化政府辦事效率，打造服務型政府。與此同時，在微觀主體上，重點關注國有企業(yè)和民營企業(yè)的協(xié)調發(fā)展。在國有企業(yè)發(fā)展過程中，根據(jù)國有企業(yè)的類別，努力處理好效率最大化與福利最大化的關系；在民營企業(yè)發(fā)展過程中，應予以大力扶持，重塑市場微觀主體。只要依托深化改革這一著力點，努力打破產(chǎn)業(yè)結構、體制機制、微觀主體所形成的“鐵三角”的束縛，才能真正實現(xiàn)東北地區(qū)產(chǎn)業(yè)的創(chuàng)新發(fā)展和轉型升級，實現(xiàn)東北老工業(yè)基地的再振興。

[1] 劉偉、蔡志洲:《新時代中國經(jīng)濟增長的國際比較及產(chǎn)業(yè)結構升級》，《管理世界》2018年第1期。

[2] 宋冬林、范欣:《東北再振興:單一結構城市轉型之道》，《求是學刊》2016年第2期。

[3] 王元:《重視單一產(chǎn)業(yè)性城市的可持續(xù)發(fā)展》，《人民日報》2000年1月11日。

[4] 孫久文、姚鵬:《單一結構地區(qū)轉型的原因與路徑探討——以東北地區(qū)為例》，《社會科學輯刊》2017年第1期。

[5] 崔軍、楊琪:《應急財政支出績效評價指標體系構建研究——基于模糊層次分析法的考察》，《財貿經(jīng)濟》2013年第3期。

[6] 陳銀娥、孫瓊:《中國基礎設施發(fā)展水平測算及影響因素——基于省級面板數(shù)據(jù)的實證研究》，《經(jīng)濟地理》2016年第8期。

[7] 張文忠等:《中國資源型城市可持續(xù)發(fā)展研究》，北京:科學出版社2014年版。

[8] Barro，Robert J，“Inequality and Growth in a Panel of Countries”， Journal of Economic Growth， No.5，2000，pp.87-120.

[9] 張軍、吳桂英、張吉鵬:《中國省際物質資本存量估算:1952—2000》，《經(jīng)濟研究》2004年第10期。

[10] 宋冬林:《東北老工業(yè)基地資源型城市發(fā)展接續(xù)產(chǎn)業(yè)問題研究》，北京:經(jīng)濟科學出版社2009年版。

[11] 陸銘、陳釗:《分割市場的經(jīng)濟增長——為什么經(jīng)濟開放可能加劇地方保護？》，《經(jīng)濟研究》2009年第3期。

[12] 宋冬林、范欣、趙新宇:《區(qū)域發(fā)展戰(zhàn)略、市場分割與經(jīng)濟增長——基于相對價格指數(shù)法的實證分析》，《財貿經(jīng)濟》2014年第8期。