王建康　谷國(guó)鋒

摘要 在經(jīng)濟(jì)快速發(fā)展與城市化進(jìn)程不斷推進(jìn)的背景下，將土地要素納入經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模型，研究城市建設(shè)用地對(duì)二三產(chǎn)業(yè)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)，探索城市土地要素的產(chǎn)出彈性是否具有空間相關(guān)性及空間溢出效應(yīng)具有較強(qiáng)的現(xiàn)實(shí)意義。鑒于已有研究大多利用省級(jí)面板數(shù)據(jù)，本文基于CD生產(chǎn)函數(shù)，構(gòu)建中國(guó)285個(gè)地級(jí)市2003-2012年的空間面板數(shù)據(jù)模型，分析城市建設(shè)用地投入對(duì)全國(guó)以及東、中、西三大區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)。研究表明：①土地要素投入與城市經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有顯著的空間相關(guān)性，顯著的Moran指數(shù)說(shuō)明二者在空間上呈現(xiàn)集聚狀態(tài)，空間計(jì)量模型估計(jì)結(jié)果顯示土地要素不僅對(duì)本地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)起到促進(jìn)作用，而且不同程度地影響周邊城市的經(jīng)濟(jì)發(fā)展，即存在一定的空間溢出效應(yīng)。②土地要素對(duì)我國(guó)城市的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有促進(jìn)作用，但貢獻(xiàn)程度小于勞動(dòng)力與資本，貢獻(xiàn)率分別為3.46%、58.07%和11.39% ，說(shuō)明我國(guó)城市的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)較多依賴勞動(dòng)力和資本投資，土地要素雖具有不可取代之處但貢獻(xiàn)程度相對(duì)較??；③由于我國(guó)不同區(qū)域處在不同經(jīng)濟(jì)發(fā)展階段，土地要素對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)程度也不同，表現(xiàn)在中部地區(qū)最高（10.79%），西部次之（4.28%），東部最低（2.17%）。此外，土地要素貢獻(xiàn)的溢出效應(yīng)隨著區(qū)域不同而相異，全國(guó)范圍以及東部地區(qū)和西部地區(qū)表現(xiàn)為正向溢出，中部地區(qū)表示為負(fù)向溢出。鑒于土地要素對(duì)不同區(qū)域的貢獻(xiàn)程度及溢出效應(yīng)不同，提出具有針對(duì)性的對(duì)策建議使城市建設(shè)用地對(duì)我國(guó)不同類型城市經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)達(dá)到最佳效果。

關(guān)鍵詞 土地要素；城市經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)；貢獻(xiàn)率；空間面板模型

中圖分類號(hào) F321.1 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼

A 文章編號(hào) 1002-2104（2015）08-0010-08

doi：10.3969/j.issn.1002-2104.2015.08.002

土地要素是人類經(jīng)濟(jì)活動(dòng)與自然環(huán)境關(guān)系研究的重要內(nèi)容之一。早在古典經(jīng)濟(jì)學(xué)時(shí)期，以威廉·配第和大衛(wèi)·李嘉圖為代表的學(xué)者就開(kāi)始討論了土地作為稀缺資源如何最優(yōu)配置等問(wèn)題。而到了新古典經(jīng)濟(jì)學(xué)時(shí)期，以馬歇爾和索洛為代表的學(xué)者認(rèn)為技術(shù)進(jìn)步可以代替土地稀缺性而促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)[1-2]，對(duì)土地要素的稀缺持樂(lè)觀態(tài)度。而隨著經(jīng)濟(jì)的快速增長(zhǎng)，自然環(huán)境卻不斷惡化，以羅默和盧卡斯為代表的新增長(zhǎng)理論學(xué)者開(kāi)始將土地要素納入到內(nèi)生模型中來(lái)[3-4]，討論土地在稀缺前提下如何促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)問(wèn)題。我國(guó)自改革開(kāi)放以來(lái)，土地資源一直被認(rèn)為是推動(dòng)經(jīng)濟(jì)高速增長(zhǎng)的重要?jiǎng)恿Α?/p>

從現(xiàn)有文獻(xiàn)來(lái)看，不同領(lǐng)域的學(xué)者在研究方法、模型選取以及樣本期限上不盡相同，對(duì)于土地要素對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)影響的研究結(jié)論也會(huì)有所不同。較多學(xué)者采用傳統(tǒng)的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，在最初假設(shè)下就認(rèn)同了各區(qū)域之間是相互獨(dú)立的。毛振強(qiáng)等認(rèn)為土地投入對(duì)我國(guó)二三產(chǎn)業(yè)發(fā)展的貢獻(xiàn)大于資本和勞動(dòng)力[5-6]，龍奮杰、李名峰等研究發(fā)現(xiàn)城市產(chǎn)業(yè)用地供給對(duì)城市GDP增長(zhǎng)有明顯的作用，但隨時(shí)間的推移逐步下降[7-9]，武康平、趙曉波等在新古典經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)理論基礎(chǔ)上研究了土地要素與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系，認(rèn)為土地利用技術(shù)的增長(zhǎng)有助于推動(dòng)經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)[10-14]。張樂(lè)勤、楊志榮等研究了安徽省與浙江省的土地要素對(duì)其經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)[15-16]。杜官印等分析了我國(guó)包括建設(shè)用地投入的全要素生產(chǎn)率[17]。趙可等研究了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量如何影響城市用地?cái)U(kuò)張[18]。根據(jù)地理學(xué)第一定律[19]，任何事物都是相關(guān)的，且相關(guān)的程度隨著距離的增加而減弱。傳統(tǒng)的空間面板估計(jì)有一個(gè)基本假設(shè)，即樣本之間互不相關(guān)，這就違背了地理學(xué)第一定律。李鑫、葉劍平、譚術(shù)魁等人采用空間計(jì)量模型研究我國(guó)土地要素投入對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)與傳統(tǒng)空間面板估計(jì)得到了不同結(jié)果[20-23]。然而，他們的研究尺度大多以我國(guó)30個(gè)?。ㄊ?、自治區(qū)）為基本單元。我國(guó)幅員遼闊，各省份之間的面積也相差較大，如四個(gè)直轄市與其他省份在面積上有較大差別，如果單純以省份為研究尺度不免會(huì)產(chǎn)生較大誤差。而以地級(jí)市為研究尺度能將問(wèn)題刻畫(huà)得更加精細(xì)，且從統(tǒng)計(jì)學(xué)角度來(lái)看樣本容量得到較大提高能更好地體現(xiàn)區(qū)域的差異性。本文在已有研究的基礎(chǔ)上，以我國(guó)285個(gè)城市為基本單元，研究土地要素對(duì)城市經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)。此外，在模型構(gòu)建上，本文采用了既包含被解釋變量空間滯后又包含解釋變量空間滯后的空間杜賓模型，不僅能反映本地區(qū)土地要素對(duì)城市經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用，而且能體現(xiàn)土地要素投入的空間溢出效應(yīng)，為政府制定土地政策提供更可靠的理論支持。

1 理論分析與變量選取

1.1 理論分析

王建康等：土地要素對(duì)中國(guó)城市經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)分析

中國(guó)人口·資源與環(huán)境 2015年 第8期

從以亞當(dāng)·斯密為代表的古典經(jīng)濟(jì)學(xué)到索洛-斯旺的新古典經(jīng)濟(jì)學(xué)，土地要素在經(jīng)濟(jì)學(xué)理論中的重要性明顯下降。這充分體現(xiàn)了經(jīng)濟(jì)學(xué)家對(duì)土地資源問(wèn)題認(rèn)識(shí)的不斷深化。其實(shí)土地要素重要性的弱化是有一定根據(jù)的，以土地為依靠的農(nóng)業(yè)社會(huì)逐漸被以機(jī)器為主力的工業(yè)社會(huì)所取代。國(guó)外主流經(jīng)濟(jì)模型如哈羅德-多馬模型、索洛增長(zhǎng)模型以及阿羅模型等，關(guān)于土地要素對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響做了一些假設(shè)條件：第一，土地與勞動(dòng)力、資本之間可以相互代替，土地也可看作是資本的一種形式；第二，技術(shù)進(jìn)步可以解決有限土地對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)制約作用的問(wèn)題。這些關(guān)于土地要素的經(jīng)濟(jì)學(xué)觀點(diǎn)大都誕生在西方發(fā)達(dá)國(guó)家，即在市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)條件下得到了較好的驗(yàn)證，而這些國(guó)家目前大都進(jìn)入了后工業(yè)化時(shí)代，經(jīng)濟(jì)、社會(huì)與制度等各方面相對(duì)穩(wěn)定，土地利用結(jié)構(gòu)變化程度較小，這與主流經(jīng)濟(jì)學(xué)中關(guān)于土地要素的認(rèn)識(shí)是基本契合的。然而，近年來(lái)發(fā)展較快的新經(jīng)濟(jì)地理學(xué)卻將土地要素置于較高的位置，主要原因是土地具有不同于其他要素的特征：第一，土地或許可以被技術(shù)進(jìn)步所代替，但并不是任何時(shí)候都可以；第二，土地有獨(dú)特的空間位置屬性，其區(qū)位差異不可被取代；第三，由于土地要素自身的時(shí)間與空間特性對(duì)市場(chǎng)結(jié)構(gòu)與制度制定會(huì)有影響，進(jìn)而影響資源配置效率與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的穩(wěn)定性。正是由于土地要素的獨(dú)特屬性，其對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的空間溢出效應(yīng)更多的是間接產(chǎn)生，即先影響本地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，進(jìn)而通過(guò)諸如勞動(dòng)力、資本等可移動(dòng)要素的流動(dòng)影響周邊地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。

我國(guó)正處于經(jīng)濟(jì)發(fā)展轉(zhuǎn)型時(shí)期，土地要素在其中仍起著重要的作用。土地利用結(jié)構(gòu)變化較快，據(jù)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局統(tǒng)計(jì)，城市建設(shè)用地面積由1981年的0.672萬(wàn) km2增至2013年的4.711萬(wàn)km2。城市建設(shè)用地不斷向其周邊及近郊的農(nóng)用地?cái)U(kuò)張，占用了大量耕地，造成耕地資源大量流失。因此，土地要素對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)大小與國(guó)家經(jīng)濟(jì)發(fā)展階段有著密切關(guān)系。本文分析城市建設(shè)用地對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響，試圖對(duì)索洛增長(zhǎng)模型關(guān)于土地供給固定不變的假設(shè)條件加以改進(jìn)，在此基礎(chǔ)上討論土地要素的作用。

對(duì)于擴(kuò)展的索洛模型同樣有幾個(gè)假設(shè)條件：①生產(chǎn)函數(shù)中包含勞動(dòng)、資本、土地和技術(shù)四方面要素；②生產(chǎn)函數(shù)假定規(guī)模報(bào)酬不變；③技術(shù)進(jìn)步是勞動(dòng)增進(jìn)型的；④土地要素與技術(shù)、勞動(dòng)等一樣是可變且外生的。根據(jù)CobbDouglas生產(chǎn)函數(shù)，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)（Y）與資本存量（K）、勞動(dòng)力（L）、技術(shù)（A）和土地（N）（見(jiàn)表1）之間的關(guān)系式為：

Y=AKβkLβlNβn（1）

對(duì)上式兩邊均取對(duì)數(shù)后構(gòu)建普通線性回歸模型：

lnYit=α+βklnKit+βl+lnLit+βnlnNit+εit（2）

其中，Y，K，L，N分別表示總產(chǎn)出、資本投入、勞動(dòng)力與土地要素的投入；A為全要素生產(chǎn)率，為除上述三要素之外的因素貢獻(xiàn)程度；βk，βl，βn分別為三種要素的產(chǎn)出彈性，即投入要素1%時(shí)總產(chǎn)出增加的百分比；εit為隨機(jī)誤差項(xiàng)。

要素投入對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)率主要通過(guò)產(chǎn)出彈性系數(shù)與要素年均增長(zhǎng)率來(lái)計(jì)算得出。根據(jù)毛振強(qiáng)[6]的推導(dǎo)，土地要素對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)率可表示為：

βn×ΔNN/ΔYY×100%（3）

1.2 變量選取與數(shù)據(jù)來(lái)源

本文采用我國(guó)285個(gè)地級(jí)市2003-2012年共10年的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行估計(jì)。所有數(shù)據(jù)均來(lái)自《中國(guó)城市統(tǒng)計(jì)年鑒2004-2013》、《中國(guó)城市建設(shè)統(tǒng)計(jì)年鑒2004-2013》以及各省統(tǒng)計(jì)年鑒。對(duì)于資本存量的測(cè)度，本文采用Goldsmith提出的永續(xù)盤(pán)存法[24-25]。

2 空間計(jì)量模型構(gòu)建

2.1 空間自相關(guān)檢驗(yàn)

檢驗(yàn)空間自相關(guān)性一般采用Moran[26]提出的空間自

表1 變量的選取及解釋

其中，θ為解釋變量的空間自相關(guān)系數(shù)，其余同上。

2.3 空間權(quán)重矩陣的設(shè)定

在空間權(quán)重矩陣的選擇上，大多數(shù)都采用簡(jiǎn)單的二元鄰接矩陣（Contiguity Weight）或者門(mén)檻距離矩陣（Threshold Distance Weight），它們雖然反映出一種鄰近的地理關(guān)系，近年來(lái)隨著網(wǎng)絡(luò)服務(wù)產(chǎn)業(yè)與物流產(chǎn)業(yè)日漸成熟，地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展過(guò)程的要素流動(dòng)已經(jīng)超越了鄰近關(guān)系?；诖?，本文采用距離衰減函數(shù)來(lái)構(gòu)建空間權(quán)重矩陣，通過(guò)計(jì)算各城市之間的距離衰減函數(shù)，然后以衰減函數(shù)平方的倒數(shù)作為空間權(quán)重，該矩陣可以更好地體現(xiàn)在地理空間上不鄰接的單元也會(huì)有要素的流動(dòng)等相互作用和影響的實(shí)際情況[31]。

3 實(shí)證檢驗(yàn)與結(jié)果分析

3.1 空間相關(guān)性分析

進(jìn)行空間計(jì)量模型估計(jì)之前，需要對(duì)全國(guó)城市土地要素與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的空間相關(guān)性進(jìn)行檢驗(yàn)，利用Moran指數(shù)來(lái)描述經(jīng)二者的空間關(guān)聯(lián)程度。從圖1可以看出，2003-2012年經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的Moran指數(shù)為0.289 5-0.175 4，土地要素的Moran指數(shù)為0.248 3-0.174 3。二者均通過(guò)了1%顯著性水平，說(shuō)明我國(guó)城市土地要素的投入與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)存在明顯的空間自相關(guān)性。然后，采用空間計(jì)量模型估計(jì)我國(guó)城市土地要素對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)。

根據(jù)Anselin的觀點(diǎn)，空間相關(guān)性來(lái)源于三個(gè)方面，即被解釋變量滯后因子、解釋變量滯后因子與隨機(jī)干擾項(xiàng)滯后因子，不同的滯后因子對(duì)應(yīng)不同的空間回歸模型。對(duì)于選取何種模型才能更好體現(xiàn)實(shí)際情況，Anselin提出了相關(guān)的檢驗(yàn)方法，即拉格朗日乘數(shù)（LM）及其穩(wěn)?。≧LM）。表2給出了不同滯后因子的檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量及相應(yīng)的概率。從表中可以看出，滯后項(xiàng)與誤差項(xiàng)的統(tǒng)計(jì)量相差不多，且都在1%顯著性水平上通過(guò)檢驗(yàn)，說(shuō)明空間滯后項(xiàng)與空間誤差項(xiàng)對(duì)被解釋變量都存在不同程度的影響。考慮到兩種空間相關(guān)性可能同時(shí)存在，根據(jù)Lesage和pace的觀點(diǎn)，在不能忽略空間滯后因變量的情況下，空間杜賓模型

圖1 2003-2012年GDP與土地要素Morans I的演變

Fig.1 Moran I timing diagram of GDP and land element from 2003 to 2012

（SDM）將是更好的選擇。由于本文運(yùn)用的是空間面板數(shù)

據(jù)模型，因此在固定效應(yīng)與隨機(jī)效應(yīng)的選擇上，利用較為常用的Hausman檢驗(yàn)。從表中可以看出，Hausman檢驗(yàn)的統(tǒng)計(jì)量較大且十分顯著，因此拒絕隨機(jī)效應(yīng)的原假設(shè)，接受固定效應(yīng)模型。

表2 LM檢驗(yàn)與Hausman檢驗(yàn)及相應(yīng)概率值

Tab.2 Test of LM and Hausman and the Pvaule

3.2 模型估計(jì)結(jié)果

首先對(duì)傳統(tǒng)計(jì)量模型進(jìn)行估計(jì)，從表3可以看出，OLS估計(jì)的擬合優(yōu)度為0.932 5，各變量均通過(guò)了1%顯著性水平檢驗(yàn)。從各變量的參數(shù)來(lái)看，資本、勞動(dòng)力與土地均為正值，說(shuō)明這三種要素對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有明顯的促進(jìn)作用，且資本作用最明顯，土地要素最弱。表2中的殘差Morans I為0.138 1且非常顯著，說(shuō)明經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)在空間上具有明顯的相關(guān)性，傳統(tǒng)的OLS估計(jì)可能因忽略了空間效應(yīng)而導(dǎo)致結(jié)果有偏，因此需要對(duì)納入空間效應(yīng)的空間計(jì)量模型進(jìn)行估計(jì)。

對(duì)于空間計(jì)量模型，采用的估計(jì)方法是極大似然估計(jì)方法。利用Matlab 2014a及相關(guān)代碼對(duì)SLM、SEM與SDM進(jìn)行參數(shù)估計(jì)。表3給出了利用距離平方倒數(shù)作為空間權(quán)重矩陣建立的空間面板模型估計(jì)結(jié)果。根據(jù)結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)：

從R2來(lái)看，三種模型較OLS估計(jì)均具有更好的擬合效果，說(shuō)明將空間相關(guān)納入到計(jì)量模型中來(lái)能較好地解釋要素投入對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用。比較三個(gè)模型，發(fā)現(xiàn)SDM的擬合優(yōu)度最高（0.942 7）。根據(jù)擬合優(yōu)度來(lái)判斷，空間滯后模型與空間杜賓模型二者均優(yōu)于空間誤差模型。三個(gè)模型的空間相關(guān)系數(shù)（ρ/λ）均為正值，且均通過(guò)了1%顯著性檢驗(yàn)，說(shuō)明地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有明顯的溢出效應(yīng)，進(jìn)一步證明了將空間效應(yīng)納入到模型中來(lái)的必要性。根據(jù)對(duì)數(shù)似然值（LogL）統(tǒng)計(jì)量，SDM（-650.30）明顯大于SLM與SEM。綜合R2與LogL，空間杜賓模型具有較好的估計(jì)效果，故采用SDM的估計(jì)結(jié)果作為結(jié)論分析的依據(jù)。

（1）從估計(jì)參數(shù)來(lái)看，三種要素的產(chǎn)出彈性分別為0.506 2，0.516 7和0.089 9，且均通過(guò)1%顯著性檢驗(yàn)。

表3 空間計(jì)量模型估計(jì)結(jié)果

可以看出，土地要素投入每增加1%可推動(dòng)經(jīng)濟(jì)0.089 9%的增長(zhǎng)，在三個(gè)要素中產(chǎn)出彈性屬最小。與資本要素和勞動(dòng)力相比，現(xiàn)階段土地要素在經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)中的作用相對(duì)較弱。

（2）從空間相關(guān)系數(shù)來(lái)看，SDM（0.429 5）的空間相關(guān)系數(shù)明顯大于SLM（0.180 5），而低于SEM（0.507 5）。這可能是因?yàn)榧尤肓烁饕氐目臻g滯后項(xiàng)以后，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)本身受其周邊地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響更為明顯，而與SEM相比，由于將隨機(jī)誤差項(xiàng)中的因素剝離一部分，因此其空間相關(guān)系數(shù)會(huì)有所降低。

（3）從解釋變量的空間滯后參數(shù)來(lái)看，W·K，W·L與W·N的系數(shù)分別為-0.117 3，-0.342 7和0.145 1，說(shuō)明資本要素與勞動(dòng)力對(duì)鄰近地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)起到了負(fù)作用，而土地要素起到了正向的促進(jìn)作用。要素投入在推動(dòng)本地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的同時(shí)，會(huì)對(duì)周邊地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展起到一定的作用。城市的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)包括要素的集聚與擴(kuò)散，如果城市集聚能力大于擴(kuò)散能力，對(duì)周邊地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展會(huì)起到負(fù)面影響，若擴(kuò)散能力大于集聚能力，則會(huì)對(duì)周邊地區(qū)產(chǎn)生正面影響。從估計(jì)結(jié)果來(lái)看，現(xiàn)階段我國(guó)城市資本與勞動(dòng)力的集聚能力明顯大于其擴(kuò)散能力，即城市經(jīng)濟(jì)快速增長(zhǎng)的同時(shí)，對(duì)周邊城市的資本要素和勞動(dòng)力具有較強(qiáng)的吸引，導(dǎo)致周邊城市的資本要素與勞動(dòng)力不斷流入。由于土地具有不可移動(dòng)且數(shù)量有限等特性，土地要素投入對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的促進(jìn)作用主要體現(xiàn)在土地投入所在的地區(qū)，在促進(jìn)本地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的同時(shí)又由于溢出效應(yīng)以促進(jìn)周邊地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。

3.3 三大區(qū)域比較分析

我國(guó)幅員遼闊，資源稟賦的差異會(huì)使各要素的產(chǎn)出彈性因地區(qū)差異而變化，因此本文按東、中、西三大區(qū)域（東部地區(qū)包括北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東和海南等11個(gè)?。ㄊ校恢胁康貐^(qū)包括山西、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖北、湖南等8個(gè)省級(jí)行政區(qū)；西部地區(qū)包括重慶、四川、貴州、云南、陜西、甘肅、青海、寧夏、新疆、廣西和內(nèi)蒙古等11個(gè)省級(jí)行政區(qū)）。將全國(guó)285個(gè)地級(jí)市進(jìn)行劃分，城市個(gè)數(shù)分別為101，100和84，前文估計(jì)顯示空間杜賓模型較其他兩個(gè)模型有更理想的效果，因此在對(duì)東、中、西三大區(qū)域估計(jì)時(shí)選取SDM，空間權(quán)重矩陣同樣為兩兩城市距離平方倒數(shù)。

表4 基于空間杜賓模型的東、中、西部估計(jì)結(jié)果

利用極大似然估計(jì)方法對(duì)三大區(qū)域空間的SDM分別估計(jì)，結(jié)果見(jiàn)表4。從表中可以看出，模型的R2均比較大，體現(xiàn)了在較合理的空間權(quán)重下區(qū)域SDM模型擬合效果均比較理想。除個(gè)別變量外，大部分估計(jì)參數(shù)均通過(guò)了1%顯著性檢驗(yàn)。三大區(qū)域的空間相關(guān)系數(shù)分別為0.462 2，0.027 5和0.392 2，說(shuō)明三大區(qū)域中各城市的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)其周邊地區(qū)均為正向促進(jìn)作用，經(jīng)濟(jì)越發(fā)達(dá)的地區(qū)，其溢出效應(yīng)就越明顯，對(duì)周邊地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)影響程度就越大。從土地要素的產(chǎn)出彈性系數(shù)來(lái)看，東、中、西三大區(qū)域分別為0.080 8，0.250 6和0.066 7，中部地區(qū)的彈性系數(shù)最高，這是因?yàn)橹胁康貐^(qū)的城市正處于經(jīng)濟(jì)快速增長(zhǎng)階段，在自身發(fā)展的同時(shí)承接來(lái)自東部轉(zhuǎn)移的各類產(chǎn)業(yè)，這就需要大量的土地要素投入為城市經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)提供基礎(chǔ)保障。而東部地區(qū)的經(jīng)濟(jì)已處于較高層次，土地要素由于其稀缺性和不可移動(dòng)性而被其他要素所代替，其在經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)中的重要性有所減弱，因此東部地區(qū)土地要素的產(chǎn)出彈性相對(duì)不高。而西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展相對(duì)落后，城市的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)較多依賴國(guó)家政策的傾斜，且城市建設(shè)用地的利用效率偏低，導(dǎo)致土地要素對(duì)西部城市經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)相對(duì)較低。

根據(jù)公式（3），計(jì)算資本、勞動(dòng)力與土地三種要素分別的貢獻(xiàn)率（見(jiàn)表5）?？梢钥闯?，全國(guó)范圍內(nèi)的土地要素投入對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)率為3.459%，其中資本的貢獻(xiàn)率最高，說(shuō)明我國(guó)目前的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)主要還是依靠投資的驅(qū)動(dòng)，其實(shí)是勞動(dòng)力要素，土地由于其不可移動(dòng)且數(shù)量有限的特性對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)已呈現(xiàn)減弱趨勢(shì)。從三大區(qū)域來(lái)看，中部地區(qū)土地要素對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)最大，達(dá)到了8.236%。中部地區(qū)正處于經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型的關(guān)鍵時(shí)期，為了承接?xùn)|部發(fā)達(dá)地區(qū)的產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移，需要大量土地建廠以保證企業(yè)正常投資。而其自身也正處于經(jīng)濟(jì)快速增長(zhǎng)階段，雖然土地要素的重要性有所減弱，但土地在中部地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展時(shí)仍起著不可替代的作用。西部地區(qū)中土地要素的貢獻(xiàn)次之，近年來(lái)由于西部大開(kāi)發(fā)戰(zhàn)略的實(shí)施，西部地區(qū)廣闊

的土地被逐漸開(kāi)發(fā)，其對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)也隨之顯現(xiàn)出來(lái)。東部地區(qū)的土地要素貢獻(xiàn)最小。根據(jù)經(jīng)濟(jì)學(xué)的要素

表5 土地要素對(duì)全國(guó)與三大區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)率

投入邊際收益遞減規(guī)律，隨著經(jīng)濟(jì)的不斷增長(zhǎng)，土地要素將不斷被其他要素所取代，其重要性也隨之減弱。以京津冀、長(zhǎng)三角、珠三角以及遼中南等為代表的東部地區(qū)其經(jīng)濟(jì)發(fā)展在國(guó)內(nèi)已達(dá)到較高水平，該些地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)更多的是依靠先進(jìn)的科學(xué)技術(shù)以及較高的人力資本水平。從空間杜賓模型來(lái)看，土地要素對(duì)其周邊地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)大多數(shù)為正向的促進(jìn)作用（除中部地區(qū)），說(shuō)明土地要素投入對(duì)地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的溢出效應(yīng)基本為正向的促進(jìn)作用，即本地區(qū)的城市建設(shè)用地的擴(kuò)張不僅對(duì)所在城市的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有明顯的促進(jìn)作用，還對(duì)其周邊城市的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有一定的促進(jìn)作用。

4 結(jié)論與對(duì)策建議

本文采用我國(guó)285個(gè)城市以及東、中、西三大區(qū)域2003-2012年的面板數(shù)據(jù)，基于距離平方倒數(shù)空間權(quán)重矩陣，構(gòu)建空間計(jì)量模型，分析了土地要素對(duì)我國(guó)城市經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)，得出以下結(jié)論：

（1）基于地級(jí)市估計(jì)的土地要素對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)彈性系數(shù)（0.089 9）低于以省份為尺度的估計(jì)結(jié)果，如0.201 8[9]，1.038[5]，0.102 7[20]，0.503[23]。這可能說(shuō)明以省份為研究單元的估計(jì)由于尺度較大而強(qiáng)化了土地要素對(duì)城市經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用。土地要素投入與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有顯著的空間相關(guān)性，顯著的Moran指數(shù)說(shuō)明二者在空間上呈現(xiàn)集聚狀態(tài)。在大樣本容量的情況下，空間計(jì)量模型估計(jì)結(jié)果均比較理想，其中空間杜賓模型（SDM）相關(guān)檢驗(yàn)明顯優(yōu)于空間滯后模型（SLM）與空間誤差模型（SEM），這說(shuō)明土地要素不僅對(duì)城市經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有直接的影響，而且還具有一定的溢出效應(yīng)間接影響其他城市的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。

（2）土地要素對(duì)城市的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)起到了明顯的促進(jìn)作用，但其作用程度要小于勞動(dòng)力與資本的貢獻(xiàn)，這說(shuō)明現(xiàn)階段我國(guó)城市的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)源于勞動(dòng)力和資本的投資更多一些，土地要素隨著經(jīng)濟(jì)的發(fā)展逐漸被其他要素所代替。由于土地具有不可移動(dòng)且數(shù)量有限等特性，其對(duì)周邊城市的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)同樣起到了促進(jìn)作用，而資本和勞動(dòng)力具有可流動(dòng)性，城市在經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)過(guò)程極化作用明顯，因此二者的溢出效應(yīng)明顯也合乎情理。

（3）土地要素對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)是顯著的，貢獻(xiàn)率為3.459%，其中中部地區(qū)的貢獻(xiàn)程度最高（8.236%），西部次之（4.281%），而東部最低（2.173%）。這與我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展形勢(shì)相吻合，東部地區(qū)經(jīng)濟(jì)較發(fā)達(dá)，土地要素更容易被資本、勞動(dòng)力甚至技術(shù)等其他要素所代替；中部地區(qū)正處于經(jīng)濟(jì)快速增長(zhǎng)階段，自身發(fā)展的同時(shí)還要承接來(lái)自東部地區(qū)的產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移，這便需要大量的土地作為支撐；而西部地區(qū)由于經(jīng)濟(jì)相對(duì)落后，土地要素對(duì)于地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展雖然具有重要的作用，但其經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)更多的依賴國(guó)家政策的傾斜。此外，土地要素對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)具有一定的溢出效應(yīng)，在不同地區(qū)其效應(yīng)也不同，總體表現(xiàn)為正溢出，只有中部地區(qū)表示為負(fù)溢出。

土地要素作為一項(xiàng)稀缺的資源，合理開(kāi)發(fā)土地資源對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與環(huán)境保護(hù)都十分重要，因此建立一個(gè)保障土地市場(chǎng)有效運(yùn)行的長(zhǎng)效機(jī)制對(duì)于實(shí)現(xiàn)我國(guó)宏觀經(jīng)濟(jì)持續(xù)穩(wěn)定增長(zhǎng)具有重要意義。我國(guó)幅員遼闊，不同地區(qū)之間的資源稟賦存在顯著差異，在制定土地政策是必須將這些差異考慮在內(nèi)。基于此，本文提出以下政策建議：第一，土地政策的制定不僅要考慮土地投入的經(jīng)濟(jì)效益，還要將生態(tài)環(huán)境保護(hù)、糧食安全等要素納入其中，適當(dāng)增加資本、勞動(dòng)力與技術(shù)的投入弱化土地要素的作用，政府在制定土地政策時(shí)須依據(jù)區(qū)域差異性原則，因地因時(shí)制宜做到土地政策“對(duì)癥下藥”；第二，東部發(fā)達(dá)地區(qū)各要素相對(duì)均衡，土地要素貢獻(xiàn)率最小，應(yīng)在提高土地利用集約節(jié)約程度上加大力度，以實(shí)現(xiàn)土地要素高效運(yùn)行；第三，中部地區(qū)土地要素貢獻(xiàn)率最大，說(shuō)明中部地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展較多依賴“土地紅利”，在承接?xùn)|部地區(qū)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移的同時(shí)須合理調(diào)控土地要素的投入，注重轉(zhuǎn)變其經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式；第四，西部地區(qū)需要在保護(hù)生態(tài)環(huán)境的基礎(chǔ)上依靠土地要素吸引勞動(dòng)力與資本要素驅(qū)動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，要充分發(fā)揮其比較優(yōu)勢(shì)以獲得更多的人力資本與投資，必須加大科技的投入以免造成土地供給緊張、自然環(huán)境破壞等局面。

（編輯：劉照勝）

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Study on Contribution of Land Element to Urban Economic Growth in China

WANG Jiankang GU Guofeng

（School of Geographical Sciences，Northeast Normal University，Changchun Jilin 130024，China）

Abstract As the rapid development of economy and urbanization， it is practically significant to address three primary issues. These issues are incorporating land element into the economic growth model， studying the contributions of urban construction land to the secondary and tertiary industries， and exploring the spatial correlation and spatial spillover of urban land element. The most of current studies used provincial panel data， but this paper constructed spatial panel data model of 285 cities at the prefecture level during 2003-2012， and analyzed the contribution of urban construction land to the economic growth of different regions and the whole country， based on CD production function. Research results showed that： ① The investment of land element and the economic growth of cities had significant spatial correlation， and Moran index showed that both of them present a state of agglomeration in space. Spatial econometric model estimation results indicated that construction land not only promoted the economic growth in local areas， but also disproportionately affected the economic development in surrounding cities. In this regard， it was evident that there was a certain spatial spillover effect. ② The land element had a promoting effect on urban economic growth. The degree of its contribution was 3.46%， but much less than those of labor and capital， which were 58.07% and 11.39%， respectively. This figure demonstrated that urban economic growth was more dependent on labor and capital investment. Although land element could not be replaced， its contribution degree was relatively small. ③ Due to the fact that different regions of China were in different stages of economic development， the contribution degree of land element to regional economic growth also differed： the Central area being the highest （10.79%）， the Western being secondary （4.28%）， and the East being the lowest （2.17%）. In addition， the spillover effect of land element contribution also varies along with regions. The nationwide， eastern and western regions showed positive spillover， while the central region showed negative one. Considering the differences of land element contribution degree and spillover effect， the paper proposed targeted suggestions to optimize the positive effect which urban construction land has on the economic growth of different types of cities.

Key words land element； urban economic growth； contribution rate； spatial panel model