开发区土地投入与经济增长关系的研究.doc

开发区土地投入与经济增长关系的研究基金项目。
第一

——基于苏州市开发区面板数据的分析

摘要：通过对“十一五”期间苏州市国家和省级开发区土地和经济增长关系的面板计量分析，结果证明土地产出弹性系数远小于资本和劳动力。然后，利用各要素的产出弹性系数分别乘以要素的增长率，得出土地、资本和劳动力对开发经济增长的贡献率分别为6.91%、84.23%、21.08%。结果表明，苏州市开发区经济增长对土地的依赖性并不高，未来经济“增长尾效”问题也不严重。三要素的产出弹性之和大于1，说明苏州市开发区仍旧存在规模经济报酬递增的发展阶段。但是，结果也表明苏州市开发区土地利用效率仍旧存在提升的空间。
关键词：土地管理；产出弹性；面板数据模型；经济增长
中图分类号：F301.2 文献标识码：A 文章编号：

Research on the Relationship of Land Investment and Economic Growth of Development Zones:The Analysis of Development Zones of Suzhou City Based on Panel Data
Abstract: The purpose of this paper is to study the relationship of land investment and economic growth of national and provincial development zones of Suzhou city during the 11th Five-Year Plan period.Method of panel data models is employed. The result showed that land output elasticity coefficient is far less than that of capital and labor.The output elasticity coeffcient of each element multiplied by the growth rate respectively,calculate the contribution rate of land of 6.91% to economic growth,while capital of 84.23% and labor of 21.08%.The results indicated that the dependence of economic growth on land in development zones of Suzhou is not high,while the growth drag of the future economy is not serious.The sum of output elasticity of the three elements is more than 1,which showed that the increasing stage of scale returns still exists in the development zones of Suzhou city.However,it also indicated that there is room to improve the efficiency of land use.
Key words: land management; output elasticity; panel data models; economic growth

1. 研究意义
国家级、省级开发区（下简称“开发区”）是苏州市经济增长，特别是外向型经济发展的主导力量。即使遭遇金融危机的冲击，开发区经济发展水平仍旧保持高位快速增长。“十一五”期间，地区生产总值、一般预算收入和进出口总额年均几何增长率分别为21.72%、27.10%和11.96%。2010年末，三项指标分别占全市的69.72%、60.47%和85.8%。 根据2006—2010年各年《苏州市开放型经济发展报告》、《2011年苏州市统计年鉴》整理计算。
在总量规模保持持续快速增长的同时，开发区转型升级的载体功能也快速提升。“十一五”期间“苏州市80%以上的新认定高新技术企业和技术先进型服务企业集聚在开发区”。 转引自苏州市政府,《苏州市开放型经济“十二五”发展规划》。

但是，作为经济发展、科技创新能力提升的重要支撑，当前苏州市开发区经济发展也面临诸多挑战，其中之一便是土地资源的稀缺性日益突出。开发区土地要素产出效率的提升对实现增长模式转型和经济持续增长具有重要意义。计量估计苏州市开发区土地要素投入和经济增长之间的关系，将对判断苏州市开发区土地产出效率现状和研究提升土地要素使用效率提供客观的事实和理论依据。
2. 相关研究回顾
2.1 对土地与经济增长关系估计方法的研究
土地的产出效率是衡量土地与经济增长关系的重要指标，是土地经济效益的重要体现，也是实现土地生态效益、社会效益的重要保障。关于土地与经济增长关系的定量研究，国内主要是从三个方面进行的：
第一，统计指标体系研究法。例如，翟文侠（2006）参考文献（References）:
[1] 翟文侠,黄贤金.基于层次分析的城市开发区土地集约利用研究[J].南京大学学报,2006,42(1):97—102.
和陈逸（2008 [2] 陈逸,黄贤金.城市化进程中的开发区土地集约利用研究[J].中国土地科学,2008,22(6):11-17.
利用统计指标体系研究法，分别对江苏省部分城市开发区和苏州高新区土地的产出效率进行了估计比较。其中，翟文侠等构建了土地产出效率指标体系，包括地均利税、利税增长系数、地均工业产值、工业产值增长系数和土地比较收益等五个方面，然后通过层次分析方法 (AHP)计算了开发区土地的产出效率。
第二，经典生产函数估计法。基于一定的经济学假设，构造生产函数：（注式中：T为土地；L为劳动力；K为资本；Y为产出）。然后，采用数据包络（DEA）、时间序列或面板数据模型估计土地与产出之间的经济关系。例如，陈伟、曹春燕和吴群（2010）用数据包络法对江苏省开发区土地集约利用效率进行了分析[3] 陈伟,曹春燕,等.基于DEA方法的江苏省开发区土地集约利用效率分析[J].国土资源科技管理,2010,27(6):85—91.
。吴得文、毛汉英等（2011）用数据包络法中国城市土地利用效率进行了评价分析。而张占录和李永梁（2007）则利用39 个国家级经济技术开发区的面板数据，计算了开发区土地扩张与经济增长之间的关系[4] 张占录,李永梁.开发区土地扩张与经济增长关系研究[J].中国土地科学.2007,21(6):4—9.
。陈伟、曹春燕和吴群（2010）等也曾利用面板数据模型对江苏省开发区土地要素对经济增长的贡献进行了估计。[5] 陈伟,曹春燕,等.开发区土地要素对经济增长的贡献[J].地域研究与开发,2011,30(5):146—149.

第三，修正的生产函数法。例如，邵挺、崔凡等人（2011）通过增加解释变量对Y = f(K, L, T )进行了修正。他们以建设用地面积、非农业人口数、固定资产存量、人力资本存量、基础设施存量和国外直接投资量等六个变量为解释变量，运用全国211个地级市的面板数据对东、中、西部地区的土地利用效率差异进行了比较[6] 邵挺,崔凡.土地利用效率、省际差异与异地占补平衡[J].经济学季刊,2011,10(3):1081到1103.
。而李兆富（2005）和陈利根（2007）[7] 陈利根,龙开胜.耕地资源数量与经济发展关系的计量分析[J].中国土地科学,2007,21(4):4—10.
等也曾仅以土地为解释变量，对土地与经济增长关系进行了直接研究。
2.2 关于苏州开发区土地与经济增长关系的研究
在苏州市开发区发展的早期，王旭章、汪长根和肖经栋等当地专家学者就曾对开发区土地资源利用效率给予了高度关注，但是，总体而言相关理论研究成果相对较少。现有成果主要有以下三个特点：第一，研究对象方面。缺少对苏州市开发区整体的研究，主要集中于对某开发区个案的研究。第二，研究方法方面。多是以某一时点的调查问卷数据为依据，构建综合统计指标进行评价，缺少利用官方统计数据进行的多期计量分析。第三，研究结论方面。受指标体系选取、调查数据质量或综合指标权重的影响，研究结论往往存在一定差异。以陈逸（2008）[8] 同2.
和周钧（2008）[9] 周钧,周伟苠.开发区土地集约利用潜力评价研究 [J].现代经济探讨,2008(9):35-38
对苏州高新区土地产出水平的计算为例，尽管他们均采用了综合指标分析统计法，但是，前者认为受城市土地利用结构和工业用地建设强度相对较低等因素的影响，单位面积产出的标准化值并不理想。而后者则认为高新土地投入产出水平较高，土地承载相对合理，土地利用潜力增加的空间较小。此外，部分关于江苏省开发区土地利用水平的研究成果，也曾对苏州市开发区土地产出效率和江苏省其他开发区进行了比较。
3. 研究设计与样本数据说明
3.1 估计方法与模型
面板数据模型同时利用时间和截面上取得的二维数据进行计量估计，增加了观测值的数量，能够增加估计量的抽样精度。该方法已成为当前理论界用来估计土地与经济增长关系的主流方法之一。《苏州市统计年鉴》关于开发区已开发面积、全社会固定资产投资和期末从业人数等指标的统计始于2006年，样本时间序列数值较短。而2006年以来，苏州市共有国家和省级开发区17个，且总数保持不变，具有个体较多较多的特点。因此，采用面板数据建模是一种较理想的选择。
在资本（K）与劳动力(L)两变量Cobb-Douglas生产函数基础上，引入土地变量（T），构建用于估计土地产出效率的面板数据计量模型：
（I）
为了克服面板数据序列可能存在的异方差和增强模型的理论解释意义，对该模型（I）进行对数化处理，得到
(II)
公式（I）和（II）中，i表示苏州市17个开发区，t表示时间，Y表示每个开发区的地区生产总值，表示第i个开发区第t期的资本存量，表示第i个开发区第t期的从业人数，表示第i个开发区第t期的开发面积。α、β、λ分别表示资本、劳动力和土地的产出弹性系数。误差项由行业效应、时间效应和其他干扰项三部分构成。行业效应又可以分为固定效应和随机效应。
3.2 样本数据说明
以2006—2010年苏州市17个国家和省级开发区的地区生产总值、已开发面积、全社会固定资产投资和期末从业人数作为样本，使用计量软件Eviews6.0对方程（II）进行面板数据模型计量估计。其中，开发区已开发面积、全社会固定资产投资和期末从业人数等指标数值来自2007—2011年各年《苏州市统计年鉴》，开发区地区生产总值来自苏州市商务局网站对应年份《苏州市对外贸易经济年报》和《2010年苏州商务发展报告》。考虑2006年和2007年苏州市各开发区并无引发经济数据突变的事项发生，以及实际经济变量统计指标值之间的稳定表现，按照2007年各开发区地区生产总值的占比乘以2006年实际地区生产总值，估算了2006年各开发区的地区生产总值。
然后，对两处统计指标的异常值进行了判断和修正 注：两个数值的修正并没有对模型估计结果和检验产生实质性影响，其影响都是在千分位后。
。第一，各年张家港保税区从业人数年鉴统计值依次为3.57万人、4.01万人、4.01万人、7.57和5.44万人。2009年张家港保税区其他经济指标并无突变现象， 7.57万人和前后年份从业人数纵向比较和其他关联指标横向比较而言，明显存在异常，因此，将其修正为4.57万人。第二，基于政策变动的原因，2008年苏州工业园区已开发面积由2007年的70.00平方公里增加到140.50平方公里，但是，关联指标却没有发生相应变化，根据苏州工业园区实际发展情况，也将2006、2007年的已开发面积调整为140.5平方公里。经调整后计算有关个变量的描述统计值值见表1。
表 1 数据描述统计量
Tab1. Descriptive Statistics for Variables
　变量
　单位
平均
标准差
最小值
最大值
y
　108元
275.01
293.54
8.30
1380.00
k
　108元
510.71
571.66
54.37
3316.28
l
　104人
14.88
13.37
1.18
62.62
t
　Km2
31.54
30.48
4.10
143.32
4. 苏州市开发区土地与经济增长关系的估计与检验
4.1 面板数据模型设定检验
根据方程（II）截距项（）、解释变量（、、）列向量和随机误差项（）的特点和他们之间关系的特点，面板数据模型可以分为混合模型、固定效应模型和随机效应模型。如果面板数据模型形式设定不正确将导致估计结果与经济发展的真实情况存在较大的偏离。为了避免模型设定的偏差，提高参数估计的有效性，需要识别样本数据适合的模型类型。建立假设：
:，模型中不同个体的截距相同（即混合模型）
：模型中不同个体的截距项不同（即个体固定效应模型）
选择个体固定效应和时间序列为混合模型的条件下，利用Eviews6.0进行似然比（Libelihood Ration）估计，计算结果为：
表2 样本数据似然比估计计算结果
Tab.3 Results of Libelihood Ration

无权重
GLS权重
统计量
Statistic
d.f.
Prob.
Statistic
d.f.
Prob.
Cross-section F
39.948950
(16,65)
0.0000
229.365494
(16,65)
0.0000
Cross-section Chi-square
202.525359
16
0.0000
——
——
——
因为F统计量对应的P值远小于0.01，可以判定模型中存在个体固定效应，拒绝原假设，建立个体固定效应模型是更优良的选择。
4.2 面板数据模型估计结果
采用GLS权重法建立个体固定效应模型，得到所有变量的回归弹性系数及相关检验结果(见表3)。
表3 面板数据模型的计算结果
Tab.3 Results of Panel Data Model
变量
估计系数
标准误
T检验值
P值
c
-0.303941
0.109981
-2.763567
0.0074
α
0.566969
0.027999
20.24929
0.0000
β
0.658175
0.070885
9.285054
0.0000
λ
0.167297
0.046040
3.633701
0.0006

由表3可知，所有解释变量常数项的P值均远小于0.01，表明各解释变量的产出弹性在0.01显著性水平下拒绝原假设，分别和被解释变量存在显著的线性关系。方程的 F 检验值为1565.393，其P值也小于0.01，表明模型整体拟合效果较好。回归模型的可决系数，调整后的可决系数值为 0.997182，表明所建立的个体固定效应模型数据的相关度拟合效果很好，面板数据回归结果适合于分析土地要素投入对经济增长的影响。
经整理，个体固定效应模型的估计方程为：
……（III）
式中，……，的定义是：

从面板估计方程（III）可知，“十一五”期间苏州市开发区土地的产出弹性系数为16.73%，低于资本（56.70%）和劳动力（65.82%）的产出弹性系数。开发区经济增长对劳动力最敏感，对土地最不敏感。这一结果与张占录等（2007）、杨志荣（2009）[10] 杨志荣,靳相木.基于面板数据的土地投入对经济增长的影响[J].长江流域资源与环境.2009,18(5):409—414.
和陈伟等（2011）[11] 陈伟,严长青,等.开发区土地要素对经济增长的贡献[J].地域研究与开发,2011,30(5):147—149.
的估计成果具有一致性。
5. 结论与讨论
5.1 开发区经济增长对土地的依赖性较低
通过比较资本、劳动力和土地对开发区经济增长的贡献度和三者之间的可替代程度，可以得出，苏州市经济增长对土地的依赖性较低，远低于对资本和劳动力的依赖程度。
首先，土地对苏州市开发区经济增长的贡献度最小。“十一五”期间苏州市开发区全社会固定资产投资、期末从业人数和已开发面积依次增长率为148.56%、32.03%、41.27%，将其分别乘以各自对应的弹性系数，计算得出资本、劳动力和土地对产出增长贡献率的估计值，分别为84.23%、21.08%6.91%。三者合计值为112.22%，占期间实际产出增长率（119.51%）的93.89%（见表4）。一方面，总量占比高达93.89%，反映资本、劳动力和土地确实是苏州市开发区经济增长的主要来源，也验证了模型的合理性。另一方面，资本的产出贡献度占实际增长率高达70.47%，远大于劳动力和土地，是苏州市开发区经济增长的主要发展动力。而土地的产出贡献度仅占实际增长率的5.78%，苏州市开发区经济增长对土地的依赖程度很低。
表4 各要素对苏州市开发区经济增长的贡献度
Tab.4 Contribution Rate of Different Eleements

资本
劳动力
土地
产出
增长率A
148.56%
32.03%
41.27%
119.51%
弹性系数B
56.70%
65.82%
16.73%
——
贡献度C=A*B
84.23%
21.08%
6.91%
112.22%
占实际增长率之比D=C/119.51
70.47%
17.64%
5.78%
93.89%
其次，土地是苏州市开发区经济增长中最容易被替代的要素。根据三要素产出弹性系数的估计值，分别计算要素之间的可替代性指数：（α+β）/λ=7.32、（α+λ）/β=1.12、（β+λ）/ α=1.46。三者的Wald统计量值和P值均很小，在0.01显著性水平下通过了计量检验（见表5），接受以上计算结果。从要素的替代率可知，资本和劳动力很容易替代土地要素，劳动力要素最难被替代。这一结果，同样证明了苏州市开发区经济增长对土地要素的依赖性程度远低于劳动力和资本。
表5 开发区各要素产出弹性系数的Wald检验
Tab.5 Wald Chi-square Test Results of Different Eleements
原假设
Wald统计量值
P值
结论
（α+β）/λ=7.323168
3.73E-07
0.9995
在0.01显著性水平下接受原假设
（α+λ）/β=1.115609
7.25E-07
0.9993
在0.01显著性水平下接受原假设
（β+λ）/ α=1.455939
2.12E-06
0.9988
在0.01显著性水平下接受原假设
α+β+λ=1.3924
9.13E-07
0.9992
在0.01显著性水平下接受原假设
5.2 苏州市开发区仍旧处于规模经济报酬递增阶段
“十一五”期间，苏州市17个开发区三要素的产出弹性系数之和为：α+β+λ=1.3924>1，在0.01显著性水平下通过了计量检验（见表5）。进一步反复试算和检验，可以判断接受α+β+λ>1，犯取伪错误是一个小概率事件。据此，可以判定苏州市开发区目前仍旧处于规模经济保障递增阶段。从投入产出比意义上讲，目前开发区生产要素的继续投入仍旧处于经济区间。
5.3 土地要素不会引致开发区经济增长产生较大程度的“增长尾效”冲击
从长期讲，在现有估计结果条件下，苏州市开发区受到土地要素引致“增长尾效”冲击的程度也不严重。根据Romer的“增长尾效”假说，在经济增长过程中，如果考虑资源的限制，在一般均衡条件下，经济增长速度将会降低。经济“增长尾效”就是指由于资源限制，经济增长速度比没有资源限制情况下增长速度降低的程度。在考虑土地要素的C—D生产函数条件下，经济“增长尾效”Drag=λn/(1-α)，其将随着土地产出弹性（λ）、资本弹性产出（α）和人口增长率（n）而递增 [12] 薛俊波,王铮,等.中国经济增长的尾效分析[J].财经研究,2004,30(9):8-13.

。归纳上文计算可知，“十一五”期间苏州市开发区土地产出弹性系数远低于劳动力和资本要素的产出弹性系数，绝对水平也较低。因此，可以估计，短期内土地要素不会引致苏州市开发区产生严重的“增长尾效”冲击。
5.4 投入要素增长结构尚待完善提升
根据公式：经济增长率=产出弹性系数×要素使用量，如果提高投入产出弹性系数较大要素的使用量，或者，提高投入量较大要素的产出弹性系数，都将有利于提升经济增长率。苏州市开发区资本、劳动力和土地的产出弹性系数分别为56.70%、65.82%和16.73%，而同期要素投入的增长率则分别为148.56%、32.03%、41.27%（见表4）。其中，劳动力具有最大的产出弹性系数，却保持了最低的投入增长率。土地具有最小的产出弹性系数，却保持了相对较高的使用增长率。仅从弹性系数和要素使用量结构的比较而言，可以粗略判断苏州市开发区要素投入和使用状况并没有处于投入产出效率的有效边界区域。如果，进一步考虑“人口红利”弱化与消失、边际报酬递减规律和可开发利用土地极限值的临近等现实问题，从动态角度讲，苏州市开发区保持现有的规模经济报酬递增和实现持续增长也面临复杂的挑战，还需积极创新探索，提升技术和制度对经济增长的贡献。

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