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资源型城市的产业结构与经济增长
资源型城市的产业结构与经济增长
本章研究资源型城市与非资源城市在产业结构和增长速度上存在的差异。
资源型城市是重工业优先增长战略的执行者，这里的产业结构中，自然会有更高的重工业比重。
由于资源型城市具有发展重工业的比较优势，我们很难从理论上推断重工业是否阻碍了资源型城市的增长，但是，与重工业相伴生的是一套特殊的制度安排和相关政策，这些维护计划经济体制的制度与政策显然会阻碍资源型城市的改革和转型，从而阻碍经济增长。
沿着这个思路，本章分析了资源型城市的产业结构，检验了资源型城市为什么会有更低的增长速度。
由于资源型城市的困难主要集中在2003年之前，本章使用的经验数据也主要是2003年之前的。
一中国资源型城市的产业结构
第一章在分析资源型城市的形成与发展历程时已经指出，当中央政府选择了“超英赶美”的发展战略，由此内生出“重工业优先增长”和一套相匹配的制度与政策（林毅夫、蔡昉、李周，1994；1997）时，那些拥有发展重工业所必需的自然资源的城市，天然具有执行赶超战略的优势。
自然资源与物质资本是一种互补品，不仅自然资源的开采冶炼需要大量投资，自然资源的加工和产业链条延伸同样需要大量投资。
比如，一个城市发现煤炭后，煤炭开采几乎总是伴随着坑口电站和其他高能耗工业的建设。
发现自然资源的地方成为中央政府投资的目的地，顺理成章地被中央政府安排了大量的重工业，成为赶超战略的执行者。
从1991年各类城市的工业结构看，非资源城市重工业占工业总产值的比例为45.6%，资源型城市则高达74.7%，油气型城市和冶金型城市甚至达到80%（见图3-1）。
如果把1991年的工业结构看做计划经济时代的产业结构——这对大多数城市是适用的，资源型城市有着更高的重工业比重。
图3-11991年不同类型城市重工业产值占工业总产值的比例
下面我们观察一些资源型城市的产业结构变化状况。
资源型城市在旧体制下有更高的重工业比重，但是改革开放以来，这些城市的产业结构并没有得到调整。
一些学者认为，中国经济增长的动力来自两个方面：
第一，由背离比较优势的产业结构向符合比较优势的产业结构调整，发展劳动密集型产业，带来了资源配置效率的改进；第二，企业内部建立了激励机制，使用资源的效率更高（蔡昉、林毅夫，2003）。
如果这些资源型城市不能主动降低重工业结构，就会丧失资源配置效率方面的改进从而会对增长带来不利影响。
近年来，课题组调研了一些资源型城市并收集了这些城市的背景信息。
从这几个城市产业结构的变化状况看，个旧、东川、抚顺和阜新的重工业比重1995年以来并没有出现明显下降的趋势。
个旧市重工业比重在持续升高，从1995年的84.8%逐渐上升到2002年的94.8%，提高了10个百分点；抚顺市在此期间经历了下降然后上升，重工业比重的最低点出现在2000年，此后的年份又开始稳步回升；东川区的重工业比重有所波动，在1995～2001年出现上升势头，但2002年和2003年又开始下降；阜新市的重工业比重波动更明显，1995～1998年，重工业比重持续上升，但1998～2001年，重工业比重又开始下降，2002年之后又出现了显著的反弹。
从四个城市重工业在工业总产值中比重的变化看，没有迹象表明这些城市在设法降低重工业的比重。
表3-1部分资源型城市历年重工业在工业总产值中的比重
以资源型城市本溪市为例，1978年以来，该市的重工业产值一直呈上升趋势，从改革之初的79%，逐渐上升到2002年的88%。
资源型城市虽然发展重工业比非资源城市有比较优势，但是，重工业结构一直得不到调整意味着产业结构的过度扭曲并没有被消除，而且，这种重工业结构还会影响城市的政治经济体制，强化计划经济色彩。
资源型城市处于转型序列的后端，那么，国有矿业企业改革的进程也就落在了所有国有企业改革进程的后面，这意味着资源型城市因此丧失了第二个效率改进——建立企业内部的激励机制。
图3-2本溪市历年重工业产值在工业总产值中的比重
二对资源型城市低速增长的解释
1.理论解释
为什么资源丰富的国家和地区反而有着更慢的增长速度和更差的社会发展水平呢？
萨拉伊马丁等（2003）认为是这些国家或地区有着更坏的制度。
但是，为什么资源丰富的国家或地区就会有更坏的制度呢？
萨拉伊马丁并没有作出解释。
现实生活中，资源丰富并且经济发展良好的案例并不少见，比如美国、挪威、加拿大、澳大利亚都是资源丰富而经济保持了长期持续增长的国家，这些国家的自然资源为什么没有带来更坏的制度呢？
在一个国家内部，基本的法律制度、经济政策都是一致的，不同城市上面都有一个中央政府，讨论制度因素有意义吗？
中国资源型城市在制度改进上一定会落后于非资源城市吗？
本节对此问题进行探讨。
我们回到改革前的重工业优先增长时期。
那时，中央政府背离资源禀赋决定的比较优势选择了资本密集的重工业优先增长的发展道路，资源型城市被人为安排了过多的重工业。
非资源城市得到中央政府的投资更少，经济增长缺少动力，其经济表现并不优于资源型城市。
改革开放后，中央政府放开了价格，市场开始发育，新兴部门逐渐成长壮大起来。
但中央政府放开价格并不是一步到位的，价格放开与市场发育都是渐进的：
政府先放开了小商品价格，1980年代中期以后又逐渐放开了消费品价格，当时的经济特征被归结为“一放就活，一活就乱”。
然而，中央政府迟迟没有放开自然资源的价格，认为这是“关系国计民生”的生产资料，乱不得，因此，对资源价格和产量的控制一直持续到国有矿业企业改革时。
可以说，在向市场经济转型的顺序上，这些执行中央政府重工业优先增长战略的资源型城市，排在最后端，因此，这些城市的市场发育最晚。
中央政府的改革措施中，一个重要的方面是对外开放。
从1980年代初开始，在沿海省份选择了部分城市，划为“经济特区”或“对外开放城市”，这个过程主要集中在80年代，到1991年底，已经形成了一条沿海开放城市带。
可以预见，资源型城市因为产品结构是资源保障型的，中央政府并不愿意将这些城市优先进行开放，一方面，这些长期执行计划经济的城市缺少参与国际市场的比较优势；另一方面，中央政府还要控制这些城市的产品生产与销售，以保障全国的资源供给。
表3-2提供了沿海省份开放城市与未开放城市的对比。
10个沿海省份共有290个城市，到1991年底，对外开放的城市有155个，占所有沿海省份城市的53.4%；10个沿海省份共有非资源城市255个，其中开放城市有148个，占58%；共有资源型城市35个，对外开放了7个，占20%。
对外开放的资源型城市分别为河北的唐山，辽宁的葫芦岛，福建的永安，山东的龙口、莱州、招远。
除了唐山市规模较大外，其他城市都是中小城市。
从这个简单的描述性统计数据中可以看出，即使同样在沿海省份，资源型城市开放的可能性远远低于非资源城市。
可以推断：
中央政府在选择对外开放城市时，故意绕开了资源型城市。
表3-2沿海省份的开放城市（1991年底）
从沿海省市各类城市的重工业比重看，开放城市的比重显著低于未开放城市，155个开放城市的重工业比重为45.1%，比未开放城市低了近9个百分点；对外开放的资源型城市，重工业比重也比未开放资源型城市低了2.6个百分点。
从两类城市的禀赋结构看，资源型城市更适合发展资本密集型产业，如果在一个封闭的体系内，如改革开放前，很难从理论上推断资源型城市与非资源城市谁会有更快的增长速度。
然而，当封闭体系被打破后，两类城市的增长潜力就显示出差异来：
中国的资源禀赋是资本稀缺、劳动力丰富，一旦参与到国际市场上来，以重工业为主的资源型城市是缺少竞争力的，而以轻工业为主的非资源城市，则充分利用了中国劳动力丰富这个比较优势，在国际市场上具备了竞争力，因此，会有更快的积累和更高的增长速度。
可以说，资源型城市与非资源城市所表现出来的增长上的差异，是先改革者与后改革者之间的差异。
从以上分析中可以推断，资源型城市因为受到中央政府控制较多，对外开放程度低下，因而会有更深的计划经济痕迹，表现为这里的国有经济比重更高，体制性包袱更沉重，向市场经济转型也更困难。
这里的新兴部门发育迟缓，又缺少其他城市向市场经济转型的动力。
当1990年代经济增长的主要贡献因素转向了新兴经济部门时，中央政府也下定了加大了国企改革步伐的决心。
拥有大量新兴部门的非资源城市，国企改革已经有了一个很好的立足点，而国企改革加大步伐对缺少新兴部门的资源型城市来说，就是一种“休克疗法”，资源型城市在剧烈冲击面前陷入了困境。
[1]
计划经济色彩浓厚和市场发育迟缓也可以归入“制度质量”的范畴内。
可以说，中国的资源型城市之所以“制度质量”更低下，并不是资源诅咒的结果，而是中央政府干预的结果。
2.经验方程的选择
既然资源型城市因低下的制度质量导致了低速增长，而这种制度质量又是由于资源型城市特殊的历史背景和经济结构导致的，那么，自然资源本身对经济增长就会带来两个效应：
自然资源能够扩大资源型城市的生产可能性边界，因而对增长起到促进作用；资源型城市因为受到中央政府更多的限制而转型缓慢，可以视为资源影响了制度质量——内生出一套特殊的体制和制度，进而影响了增长。
我们的目的就是要检验自然资源通过影响制度质量从而间接对经济增长带来了不利影响。
在设定用于实证检验的经验方程时，首先要解决的是如何衡量制度质量高低。
在国与国之间进行比较时，一些研究者采用“法律制度的完备程度”“对财产权的保护程度”等指标作为代理变量，这些指标在中国各个城市间是缺乏的。
Macfarlan（2003）认为，国际资本的流动性是制度质量高低的一个很好的代理变量。
其次，必须考虑制度质量与增长之间的内生性问题，两个因素之间互相决定，那么，在选择回归方程时，OLS回归方程就不是一个有效的估计，因为内生性导致了估计系数是有偏的。
萨拉伊马丁等（2003）建议使用工具变量的方法来解决这种偏差。
找到一个能够影响内生解释变量——制度质量，但又不直接影响经济增长的变量作为工具变量，消除OLS估计中存在的偏差。
萨拉伊马丁使用了两个工具变量：
一是驻扎在殖民地的宗主国士兵的死亡率，衡量这里的自然环境恶劣程度，如果环境恶劣，那么，宗主国就会缺少改进这里的制度质量的激励，从而导致这里的制度质量低下；二是选择这些国家居民中说英语或者其他欧洲国家语言者的比例，如果这个比例高，则更容易提高制度质量——这些国家更容易模仿欧洲国家的政治经济制度。
这两个因素都不会直接影响今天的经济增长。
显然，这两个变量在中国不适用。
因此，我们必须寻找中国的特殊因素作为工具变量。
最后，工具变量的选择。
我们将1991年前的开放城市作为工具变量。
一个城市是否对外开放并不是自己决定的，而是取决于中央政府的选择。
中央政府选择了某个城市对外开放时，能够直接影响经济增长吗？
我们认为不能。
开放城市对增长的影响是间接的，对外开放后，城市政府通常会改进制度质量，适合国际竞争的需要，吸引外资进入，也鼓励新兴部门的成长。
但这个结果并不是自然实现的，一些城市政府如果消极对待中央政府的政策，那么，内部的相应改革就会被阻挠，也就不会有更好的增长。
[2]从经验中可知，划定为“对外开放城市”本身并不会直接推动经济增长，但能够给这些城市一个改进制度质量和促进市场发育的推动，从而间接影响经济增长。
这正是工具变量所必需的条件。
我们构建如下形式的结构方程和约简方程：
第
（1）个结构方程的被解释变量
为各个城市人均GDP在一定期间（1989～2002）的增长速度；X为条件变量，在此为一组向量。
根据萨拉伊马丁等（2003）的建议，我们选用一个城市期初的发展水平、人力资本状况、城市人口密度等，作为一个城市经济增长的初始条件；X为制度性因素，我们使用国际资本流动状况作为制度性因素的代理变量。
可以预期，那些吸引外资更多的城市，政府行为也更符合市场经济的要求，而有更高制度质量的地方，也就是外资进入的目的地；作为衡量制度质量的指标，不能直接采用外资的绝对数量，因为城市规模有大有小，我们控制了投资规模后，比较不同城市利用外资数量占当年固定资产投资总额的比例。
由于各个城市在此期间的价格指数无法得到，我们使用城市虚拟变量对价格波动进行控制；城市被区分为资源型城市和非资源城市，以及不同人口规模的城市；在扩展模型中，我们还使用各城市1989年自然资源产值占工业总产值的比重作为“资源丰富”的衡量指标。
第
（2）个约简方程的被解释变量XIj为制度性因素，在结构方程中它是内生解释变量；条件变量和城市虚拟变量与
（1）式相同；工具变量XTj为1991年底以前划定的开放城市。
三数据、结果与分析
1.数据介绍
本章数据来自历年的《中国城市统计年鉴》。
由于进入政府有关部门统计范围的城市不断增加，为了兼顾样本数量与时间跨度，本章选择1989年作为分析的起点。
当年，有452个城市被纳入统计范围。
此处对资源型城市的定义在第一章已经讨论过，在《中国城市统计年鉴》（2003年）的682个城市中，有136个为资源型城市。
在此期间，城市行政区划调整是个不容忽视的技术问题：
一些大城市会将周边的小城市“吞并”，这时就会发现某个年份该城市的人口和其他经济指标突然跳跃式上升，而那些被“吞并”的城市信息在以后的年份中就不再能够观测到。
比如：
1999年以前，东川是云南省一个地级市，于1999年降格为一个县级区并入了昆明市。
数据处理：
此处使用市区人口人均GDP的变化状况来衡量经济增长速度。
如果城市人口规模变化发生在1994～1996年，就分为“合并”前后两个时段分别计算增长速度，然后，经算术平均得到增长率；“吞并”发生在其他时间，就舍弃此观测值。
此处比较的是各城市名义人均GDP增长速度，这就有一个隐含的假定：
各城市在1989～2002年有相同的价格指数。
这个假定并不会太偏离实际情况。
在一个市场上，价格会迅速趋同（马歇尔，1983），尤其是在一个相对长的时间（超过10年）内，厂商和消费者都来得及对价格波动做出反应。
可以合理地推断，长期内的价格波动不会给各个城市的增长速度比较带来偏差。
[3]
2.描述性统计结果
首先，1989～2002年，全国城市人均GDP名义增长速度为14.95%，非资源城市的速度为15.38%（表3-3），而资源型城市为13.55%，两者相差1.83个百分点。
T检验结果显示，差异是显著的。
其次，从1995～2002年这段时间看，全国城市人均GDP增长速度为8.66%，非资源城市略高于全国平均水平，为8.88%；资源型城市为7.92%，两者相差0.96个百分点。
T检验仍然是显著的。
由此看出，资源型城市的增长速度明显低于非资源城市。
表3-3不同类型城市人均GDP增长速度
3.解释变量的描述
在此仅报告1989～2002年保存了完整观测值的城市信息，见表3-4。
表3-4解释变量的描述性统计信息
“外资比例”为在此期间，各城市历年实际利用外资占当年固定资产投资比例的算术平均值，非资源城市的均值为21.4%，而资源型城市仅有8.0%，资源型城市吸纳外资的能力显著低于非资源城市。
我们预期，作为“制度质量”代理变量的“外资比例”对增长有正的贡献。
“1989年发展水平”为1989年人均GDP的对数值，非资源城市的均值为7.6，资源型城市为7.7，资源型城市有略高的期初发展水平。
这个变量代表着增长过程中的“趋同效应”，预期对增长速度有负的影响。
“1991年人口密度”为1991年市区人口密度，非资源城市的均值为每平方公里906人，资源型城市仅有672人。
这个变量代表着交易成本，人口密度越高，交易越容易，预期对增长产生正的贡献。
由于数值较大且离散程度高，我们采用这个指标的对数形式。
“技术人员数量”为1993年每万名职工中技术人员的数量，非资源城市的均值为1644人，资源型城市为1330人。
这个变量代表人力资本，预期对增长有正的贡献。
出于与人口密度同样的考虑，我们采用这个指标的对数形式。
人力资本是增长方程中的一个重要变量，大多数文献采用城市居民或者劳动者的受教育水平作为人力资本的代理变量，但是，由于计划经济时代缺少正确的价格信号，各城市的受教育水平与后来的增长之间未必有稳健的关系。
本章采用了“每万名职工中技术人员数量”作为人力资本的代理变量。
“重工业产值比例”为1991年城市的重工业产值在工业总产值中的比例，非资源城市的均值为46.7%，资源型城市高达75.4%，资源型城市内有更高的重工业比重。
可以预期，重工业产值比例与资源型城市具有高度共线性。
“资源产值比例”衡量资源的丰富程度，为1989年各个城市资源产值占当年工业总产值的比例，非资源城市的均值为2.3%，而资源型城市为27.1%。
这个因素对增长的影响是不确定的，也是本章需要解决的问题之一。
另外，在模型设定时还将城市的地区分布、城市人口规模等作为控制变量。
4.回归结果与分析
为了检验自然资源是否对经济增长产生了直接影响，我们分别采用OLS估计方法和工具变量估计方法，第一种方法为SW所采用；第二种方法为SS所采用，在回归分析时，我们根据各个城市1995年的人口规模进行了加权。
表3-5报告了OLS估计的结果。
（1）式的回归结果显示，与其他文献相一致，城市的初始条件（趋同因子）的系数显著为负，1989年人均GDP每提高1个百分点，在随后的增长中，速度就会降低0.88个百分点；人口密度与人力资本对经济增长有显著为正的贡献；在此将地区作为控制变量，东部地区为参照组，中西部地区的系数分别为-1.313和-0.832，中部地区显著，即中西部地区城市的增长速度低于东部地区；资源型城市的系数为-1.57，非常显著。
（2）式中增加了历年利用外资占当年固定资产投资的比例，这是一个内生解释变量。
可以看出，增加这个变量后，初始条件变量的系数和显著性没有受到影响，但中西部地区的系数绝对值下降，而且变得都不显著，说明地区与外资之间高度相关；资源型城市的系数绝对值下降，但显著性不变。
表3-5被解释变量：
各个城市人均GDP增长速度（1989～2002年）——OLS估计
（3）式在
（2）式中增加了城市1995年的人口规模作为控制变量，参照组为200万以上人口的城市。
这时，资源型城市的系数的绝对值进一步下降，但仍然在10%水平上显著。
（4）式检验了期初（1989）自然资源的产值在城市工业总产值中的比重对增长的影响。
条件变量的系数和显著性与
（1）式一致。
资源产值占工业总产值比重为0～10%被当做参照组，可以看出，10%～20%、20%～40%和40%～60%组别都有显著为负的系数，而60%以上的系数为正，但不显著。
说明资源产值占工业总产值比重上升与增长之间并不呈现线性关系。
（5）式为（4）式基础上增加了外资比例，这时，资源产值占工业总产值比例对增长的贡献系数发生了如下变化：
10%～20%、20%～40%和40%～60%组别的绝对值下降，其中20%～40%组别变得不显著；60%以上组别对增长的贡献为正值，同样不显著。
（6）式为在（5）式中增加了城市人口规模作为控制变量。
资源产值为10%～20%、20%～40%和40%～60%的组别仍然有负的系数，但都没有通过显著性检验；60%以上组别同样有正的系数，但不显著。
在上述六个方程中，无论将资源型城市作为虚拟变量，还是直接衡量各个城市资源产值占工业总产值的比例，一直都有显著为负的系数；一旦增加了外资因素，资源型城市的系数大小和显著性都出现很大的变化。
这说明，内生解释变量对估计值有显著的影响，必须解决内生性对估计带来的偏差。
另外，如果使用OLS估计，就会得出与SW一致的结论：
自然资源对经济增长产生了无法解释的不利影响。
正如SS批评SW的：
如果不控制增长方程中的内生性因素，使用OLS估计出来的各变量的系数就是有偏差的，下面我们使用工具变量的方法对资源型城市的增长进行估计。
表3-6报告了根据前面结构方程与约简方程进行两阶段回归的结果，工具变量为1991年以前是否为对外开放的城市，在每个估计方程中，我们都用三个地区作为控制变量，参照组为东部地区。
（1）式的回归结果显示，在第一阶段回归中，开放城市的系数高达23.5，意味着开放城市利用外资的比例要比非开放城市高出23.5个百分点；资源型城市的系数为-8.96，显著为负值，说明资源型城市比非资源城市利用外资的比例要低约9个百分点。
中部地区和西部地区的外资比例分别比东部地区低5.8个和7.8个百分点。
表3-6自然资源对经济增长的影响——2SLS估计
在第二阶段回归结果中，外资对经济增长的贡献系数为0.073，意味着实际利用外资占固定资产投资的比例每提高一个百分点，增长速度就会提高0.073个百分点。
那么，资源型城市因为更低的外资比例会对增长速度产生-0.65个百分点的影响。
资源型城市对增长的直接贡献系数为-0.59，但不显著。
趋同系数、人口密度和人力资本都有正确的符号，而且显著。
（2）式为在
（1）式中增加了城市规模作为控制变量。
这时，第一阶段回归中，开放城市对外资的贡献系数略有上升，达到24.4；资源型城市对外资的贡献系数略有下降，为-7.84，显著性上没有变化。
第二阶段回归中，资源型城市对增长的直接贡献系数为-0.37，但非常不显著；控制了城市规模后，增长方程中趋同系数的绝对值增大。
城市规模对经济增长有着直接的影响，与200万以上人口相比，规模更小的100万以下人口城市，系数为负值，其中人口规模为50万～100万的城市，比参照组低了2.6个百分点；20万～50万人口的城市和20万人口以下的城市，系数为-1.7和-1.9，但不显著。
这意味着，城市人口规模越大，人均GDP增长速度越快。
（3）式将资源产值比例作为虚拟变量放入了模型，参照组为资源产值占工业总产值比例介于0～10%的组别。
第一阶段回归结果显示，资源产值比例为10%～20%的组别，对外资的贡献系数显著为负值，为-8.9；其他组别虽然都有负的系数，但不显著。
第二阶段回归中，10%～60%组别的资源产值，对经济增长的直接贡献系数为负值，但都不显著；60%以上组别的系数为正，也没有通过显著性检验。
从资源产值变化对外资的影响看，都有负的系数，但其对外资（制度质量的代理变量）的影响是非线性的。
这与SS的研究结论相一致。
（4）式在（3）式的基础上增加了城市规模作为控制变量。
在第一阶段回归中，10%～20%组对外资的贡献系数为-10.3，而且显著为负；20%～60%组别和60%以上组别都有负的系数，但不显著。
在第二阶段回归中，10%～60%各组别对增长的直接贡献都有负的系数，但都不显著，而且各个系数的绝对值都小于（3）式；60%以上组别对增长的直接贡献系数为2.7，在10%水平上显著。
这是资源对增长带来了正效应的一个微弱证据。
从
（1）～（4）式的结果看，资源型城市对增长的直接贡献虽然为负值，但不显著；资源型城市利用外资的比例要比非资源城市低8～9个百分点，这会给经济增长间接带来-0.6～-0.67个百分点的不利影响。
如果使用资源产值占工业总产值比重来衡量“资源丰富”程度，一方面，相对于参照组0～10%，其他各组别对外资比例都有负的系数，但影响不是线性的；对增长有负的贡献，但都不显著，而资源产值比例超过60%的组别甚至有显著为正的系数；对外开放能够促进外资的进入，这会带来1.7～2.0个百分点的增长。
综上所述，当考虑了外资与增长之间的内生性后，自然资源对利用外资产生了显著的不利影响从而间接对经济增长产生了不利影响，而自然资源对经济增长的直接影响不显著。
这意味着本章的假说与经验分析结果相一致。
四结论与含义
资源型城市因为在旧体制下承担了重工业优先增长战略的重任，形成了不利于市场发育的政治经济体制，这些城市在向市场经济转型的过程中，各项改革都落在了非资源城市的后面。
这里的市场发育迟缓，政府对经济干预更多，糟糕的投资环境使资源型城市很难吸引外资的进入，与非资
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