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　　纵观世界上各类资源型城市，无一例外都会面临产业转型升级与经济可持续发展的问题。在这个过程中，资源型城市传统产业的转型为城市发展奠定了基础，新兴经济尤其是民营新兴经济的兴起，则为城市提供了源源不断的新鲜血液与长久的发展动力。

　　根据厉以宁 [1] 的理论，中国从 1979 年起进入了双重转型阶段，即从计划经济体制向市场经济体制和从传统农业社会向工业社会的双重转型。而我国资源型城市在双重转型的过程中又表现出了不一样的特点。一方面，跟随改革开放的步伐，我国市场经济逐渐发展起来，传统计划性生产体制向市场化体制的转型为城市经济提供了活力 ;另一方面，以市场自我驱动为主的市场经济往往无法兼顾生态保护与可持续发展，从而造成了环境污染与资源的浪费。在我国可持续发展战略的背景下，生态经济、绿色发展成为对我国资源型城市转型的又一要求。可见，我国资源型城市的转型是在市场经济和绿色发展等可持续发展理念的共同推动下进行的体制与发展的双重转型。这两种转型同时存在，相辅相成，共同组成了具有中国特色的资源型城市发展路径。

　　1 文献综述

　　20 世纪 90 年代初期以来，随着我国大量资源型城市相继进入资源开发的稳产期和衰退期，资源型城市经济增长停滞、环境污染加剧等问题引起了社会的广泛关注。加之我国国企改革、经济结构失衡、生态环境遭受严重破坏等宏观背景因素，以及可持续发展理念在全球范围内得到普遍认可，资源型城市产业结构单一的问题开始被重视，资源型城市产业结构多元化和可持续发展的研究也逐渐成为热点。目前国外资源型城市转型的研究已较为全面，涉及的领域也较广，如 Auty & Warhurst[2] 在对矿业城市的研究中发现，采矿业和其他部门的负面共生关系降低了经济增长的速度和效率，并提出了“资源诅咒”这一命题 ;Lucas 等 [3] 基于对加拿大单一产业城市的观察，进一步提出了资源型城市的生命周期理论 ; Altman[4] 在传统大宗商品理论的基础上构建了一个简洁的资源型经济增长模型，以解释资源型城市经济的增长和发展机制。但由于制度文化等因素，国外资源型城市的研究不可能直接应用于中国资源型城市的转型问题。

　　从研究方法来看，这一领域的研究成果可大致分为定性和定量两类。在定性研究方面，学界多使用西方的生命周期理论、产业结构演进理论、可持续发展理论等对资源型城市进行研究。齐建珍 [5] 通过《资源型城市转型学》阐述了资源型城市转型的基本规律和主要模式，实现了“把资源型城市转型作为一门学科”这一个理论的突破。此外，也有一些学者创新性地使用新结构经济学、生态科学的理论研究资源型城市转型中的规律，如胡春生和莫秀蓉 [6] 构建了资源型城市产业转型的新结构经济学分析框架，并提出资源型城市在产业甄别上应与城市的生命周期紧密联系 ;索贵彬等 [7] 采用生物种群增长模型来研究产业内企业之间的关系，以此来判断产业处于生命周期的哪一个阶段;蔡世刚 [8] 以湖北省黄石市为例，指出了人力资源对于资源型城市转型的重要性。此外，还有一些研究把可持续发展、绿色经济的视角引入到资源型城市转型的研究中去，使这一领域的研究更紧密地结合了我国当前的重要政策背景，如刘纯彬和张晨 [9] 分析了资源型城市绿色转型的内涵，从经济、社会、企业、政府等多角度指出了绿色转型和一般经济转型的不同。

　　基于此，本研究结合我国特色，广泛选取样本进行动态研究，揭示双重转型背后的核心动力机制并给出针对性建议。具体而言，从分析视角来说，本文创新性地构建了针对我国资源型城市体制转型与发展转型的双重转型研究框架。从数据创新角度来说，本文选取了中国 110 个资源型城市作为研究对象，创新性地以赫希曼指数构建了市场垄断程度指标，以信贷补贴识别的 CHK 标准计算出了金融抑制指标，实证检验了双重转型中两类外部约束因素的影响。从创新性结论来说，本文通过实证研究证明了双重转型理论中所提出的两个命题：(1)随着社会经济的发展，资源型城市的资源型产业和国有经济占比会表现为倒“U”型的发展规律 ;(2)金融抑制政策会阻碍体制转型的顺利进行，资源型部门过高的市场垄断会阻碍其发展转型的顺利进行。

　　2 提出命题

　　对于中国的资源型城市而言，经济经历着从计划经济体制向市场经济体制转型，以及由资源型产业占主导向产业多元化发展转型的双重结构转型。本文将经济从是否为资源型产业和是否为国有企业两个维度进行划分，可分为四个类别，如图 1 所示。资源型产业涉及大众利益，且有较高的门槛和外部性，不适宜私有化。因此，设定资源型城市产业由其余三大类产业组成，即国有资源型产业 Y1、国有非资源型产业 Y2、非国有非资源型产业 Y3。而中国资源型城市的双重转型过程可以通过 Y1 → Y2、Y2 → Y3 两种生产部门的转型关系进行刻画。

　　在我国经济发展初期，国有资源型产业占主要份额，同时，我国采取的赶超战略也使得国有部门技术发展速度快于非国有部门。因此，在发展初期，国有资源型产业占比不断提高。但根据现有研究的普遍观点 [7-8]，在长期中，非国有部门的技术进步能力和工人的劳动效率进步能力是强于国有部门的。因此，资源型城市中国有经济占比会呈现出先上升后下降的倒“U”型趋势。此外，在发展初期，资源型部门具有较强的垄断性，其余部门对资源型部门的高度依赖使其在初期可以获得较高的超额利润。但在我国提出在可持续发展理念之后，随着生态经济的发展和绿色发展的要求，天然气等更加清洁的新能源开始替代传统能源，环保材料的使用也减少了人们对木材、石材等传统资源的依赖，最终产品部门因此有了更多的选择 ;同时，随着物流运输业的发展和全国电网的铺设，城市内的最终产品部门可以以更低的成本获取外市的能源和原材料。故在可持续发展理念下，最终产品产业对资源型部门的依赖度是不断降低的，进而推动资源型部门发展转型。因此，资源型城市中资源型部门占比也会呈现出先上升后下降的倒“U”型趋势。

　　根据以上分析，本文提出命题 1 ：在我国资源型城市双重转型过程中，国有经济占比和资源型部门占比均会呈现先上升后下降的倒“U”型趋势。

　　3 实证分析

　　3.1 模型构建与变量选择首先，探讨命题 1 提出的资源型城市中资源型产业和国有经济发展所表现出的一般性规律。本文根据《全国资源型城市可持续发展规划(2013—2020 年)》(以下简称《规划》)对资源型城市的分类，探讨资源型城市在不同发展阶段所表现出的差异化特征。本文以采掘业城镇单位就业人员数占城镇单位总就业人员数的比值(Res)这一现有文献中常用指标来表示资源型城市对资源型产业的依赖性以及发展转型的程度。参考资源依赖度指标的设置方法，以城镇私营企业和个体劳动者就业人员数占城镇单位总就业人员数的比值(Priv)来表示资源型城市中民营经济的发展情况。在经济发展水平方面，以城市人均生产总值表示经济发展水平，同时，为了使数据更加平稳，对人均生产总产值进行对数化处理，得到经济发展指标 lnPGDP。

　　3.2 数据来源与描述统计

　　3.2.1 数据来源与处理在《规划》的附录部分有全国资源型城市按成长型、成熟型、衰退型和再生型进行分类的城市名单，为了更好地抓住主要矛盾有的放矢地进行分析，以下研究将忽略经济体量较小的县级市和县区(由于本文研究的内容为资源型城市的转型升级问题，而县级行政区和市辖区经济体量相对较小，难以构成产业转型的系统性问题，对本文研究主题的贡献意义较小，故不作为样本计入统计和分析)，暂不考虑森林工业城市(包括吉林市、白山市、黑河市、伊春市、牡丹江市、大兴安岭地区、丽江市)。同时，出于数据的可获得性与政治经济体制的相似性等考虑，本文去除了 9 个少数民族自治州及地区(包括延边朝鲜族自治州、阿坝藏族羌族自治州、凉山彝族自治州、黔南布依族苗族自治州、黔西南布依族苗族自治州、楚雄彝族自治州、海西蒙古族藏族自治州、巴音郭楞蒙古自治州、阿勒泰地区)。因此，本文对全国 24 个省份的 110 个资源型城市进行实证分析(在讨论双重转型的外部约束时，缺失毕节市的相关数据)。

　　3.2.2 描述统计表 1 呈现了各变量的名称、含义、计算方式和面板数据描述性统计信息。可以看到，各变量样本量充足，统计特征良好。

　　3.3 实证结果分析

　　3.3.1 经济发展与双重转型的一般规律基 于 公 式(2)和 公 式(3)， 以 对 数 人 均 生 产 总 值(lnPGDP)为自变量对资源型产业就业占比(Res)进行面板数据回归。根据 F 检验、LSDV 检验 Hausman 检验等结果，选择固定效应模型对面板数据进行估计，同时也采取随机效应模型与调整控制变量、更换虚拟变量的方法对结果的稳健性进行检验。Stata14 软件拟合结果如表 2 所示。在表 2 资源型城市发展转型的回归结果中，模型(1)、模型(2)、模型(3)是在不加入控制变量时，分别加入经济增长二次项和两种虚拟变量时的回归结果 ;模型(4)、模型(5)、模型(6)则是加入全部控制变量的回归结果 ;模型(7)、模型(8)是双重固定效应回归结果 ;模型(9)是将模型(4)改为随机效应回归的稳健性检验结果。加入二次项的各模型一次项和二次项系数都显著，且二次项系数为负，即无论是整体的随机效应模型，还是对各个城市的个体固定效应模型、双重固定效应模型，资源型产业的发展均表现出显著的倒“U”型发展规律。

　　3.3.2 双重转型的外部约束因素根据命题 2，资源型城市在体制转型中，金融抑制政策会阻碍转型的顺利进行 ;在发展转型中，资源型部门过高的垄断利润会阻碍转型的顺利进行。下文将详细解释以全国 109 个资源型城市(因两个外部约束因素变量缺失毕节市的相关数据，故此样本仅有 109 个城市)为样本，对两种约束因素进行面板数据回归的结果。

　　(1)体制转型 ：金融抑制。为研究体制转型中金融抑制程度对产业体制变化的影响，以公式(5)建立经济增长(lnPGDP)对民营经济占比(Priv)的全国资源型城市的面板数据回归模型，模型中外部约束因素代入金融抑制程度指标(FR)。由于样本时间阶段的限制，经济增长变量的二次项系数显著性较差，故此处不再讨论引入增长变量二次项的公式(4)。通过改变控制变量，调整固定效应类型、变换虚拟变量、引入随机效应模型等方法，本文充分检验了回归结果的稳健性，保证了回归结果在统计学上的有效性，其 Stata14 软件拟合结果如表 4 所示。模型中经济增长指标系数都为正且显著，经济增长指标与虚拟变量的交叉项系数除了随机效应回归模型中显著性较差外，都为负且显著。核心解释变量的结果与上文得出的一般规律完全一致。

　　(2)发展转型 ：市场垄断。为研究资源型城市发展转型中市场垄断程度对不同类型产业变化的影响，以公式(4)和公式(5)分别建立经济增长(lnPGDP)对资源型产业占比(Res)的全国资源型城市的面板数据回归模型，模型中外部约束因素代入市场垄断程度指标(HHI)，模型处理方法及稳健性检验方法与上文相同，其 Stata14 软件拟合结果如表 5 所示。模型中发展转型一般性规律的核心解释变量经济增长指标、经济增长指标的平方项以及经济增长指标与虚拟变量的交叉项系数都显著，且显示的倒“U”型规律和阶段性规律与前文结论相一致。

　　4 结论与政策建议

　　本文围绕我国资源型城市的双重结构转型过程进行了研究，讨论了双重结构转型中发挥作用的内部因素和外部约束。本文选取全国 110 个资源型城市作为研究对象进行了实证分析，得到以下结论 ：(1)资源型城市在双重转型中，资源型产业和国有产业占比随经济发展呈先上升后下降的倒“U”型规律，其中，资源型产业的倒 “U”型发展规律表现显著，而国有产业占比受到样本年份等因素的限制，倒“U”型规律显著性稍弱。(2)金融抑制、市场垄断程度等外部约束机制也影响了双重转型的进程，金融抑制主要通过间接效应作用于体制转型过程，通过影响经济发展中的资源配置，改变了国有经济下降的速度 ;城市的资源型企业对于市场的垄断性越强，对于资源型城市转型的阻力也就越强。

　　本文结论明确了可持续发展背景下我国资源型城市的双重转型在长期中的积极影响，从资源型城市结构转型的角度肯定了我国可持续发展战略的重要地位。因此，未来在我国资源型城市转型过程中，仍然应当矢志不渝地坚持可持续发展战略，贯彻落实新发展理念，大力推动生态经济发展，进而促使我国资源型城市经济实现持续增长。据此，本文进一步为我国资源型城市推动双重结构转型提出如下政策建议 ：第一，努力消除资源型城市中金融所有制歧视对民营经济发展的不利影响，提供多元化、公平化的资金支持，通过构建政策性产业发展基金、优化财政补贴结构、搭建金融合作与服务平台等方式减轻资源型城市金融抑制程度，大力支持民营经济及非资源型产业的发展。第二，大力促进中小微企业发展，减轻资源型城市的市场垄断程度，通过引入多元市场主体、管控资源型产品市场价格等方式，促进资源型产业向新兴产业的转型升级。第三，加强市场和产业引导，对生态经济、清洁能源、环保材料等能有效减少传统资源使用的产业进行扶持，推动资源型城市的绿色和可持续发展。

　　参考文献：

　　[1] 厉以宁. 中国经济双重转型之路[M]. 北京：中国人民大学出版社，2013.

　　[2] Auty R, Warhurst A. Sustainable development in mineral exporting economies [J]. Resources Policy, 1993, 19(1): 14-29.

　　[3] Lucas R, Tepperman L. Minetown, milltown, railtown: Life in Canadian communities of single industry [M]. Oxford: Oxford University Press, 2008.

　　[4] Altman M. Staple theory and export-led growth: Constructing differential growth [J]. Australian Economic History Review, 2003, 43(3): 230-255.

　　[5] 齐建珍. 资源型城市转型学[M]. 北京：人民出版社，2004： 118-125.

　　《可持续发展背景下中国资源型城市的双重结构转型》来源：《生态经济》，作者：赵玮璇，马骁，卢昱周