開(kāi)發(fā)區(qū)土地投入與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的研究61472

1、開(kāi)發(fā)區(qū)土地投入與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的研究基金項(xiàng)目。第一基于蘇州市開(kāi)發(fā)區(qū)面板數(shù)據(jù)的分析摘要：通過(guò)對(duì)“十一五”期間蘇州市國(guó)家和省級(jí)開(kāi)發(fā)區(qū)土地和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的面板計(jì)量分析，結(jié)果證明土地產(chǎn)出彈性系數(shù)遠(yuǎn)小于資本和勞動(dòng)力。然后，利用各要素的產(chǎn)出彈性系數(shù)分別乘以要素的增長(zhǎng)率，得出土地、資本和勞動(dòng)力對(duì)開(kāi)發(fā)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)率分別為6.91%、84.23%、21.08%。結(jié)果表明，蘇州市開(kāi)發(fā)區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)土地的依賴性并不高，未來(lái)經(jīng)濟(jì)“增長(zhǎng)尾效”問(wèn)題也不嚴(yán)重。三要素的產(chǎn)出彈性之和大于1，說(shuō)明蘇州市開(kāi)發(fā)區(qū)仍舊存在規(guī)模經(jīng)濟(jì)報(bào)酬遞增的發(fā)展階段。但是，結(jié)果也表明蘇州市開(kāi)發(fā)區(qū)土地利用效率仍舊存在提升的空間。關(guān)鍵詞：土地管理；產(chǎn)出彈性；

2、面板數(shù)據(jù)模型；經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)中圖分類號(hào)：F301.2 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A 文章編號(hào)： Research on the Relationship of Land Investment and Economic Growth of Development Zones:The Analysis of Development Zones of Suzhou City Based on Panel DataAbstract: The purpose of this paper is to study the relationship of land investment and economic growth o

3、f 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 b

4、y 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 i

5、s 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;

6、 output elasticity; panel data models; economic growth 1. 研究意義國(guó)家級(jí)、省級(jí)開(kāi)發(fā)區(qū)（下簡(jiǎn)稱“開(kāi)發(fā)區(qū)”）是蘇州市經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，特別是外向型經(jīng)濟(jì)發(fā)展的主導(dǎo)力量。即使遭遇金融危機(jī)的沖擊，開(kāi)發(fā)區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平仍舊保持高位快速增長(zhǎng)?！笆晃濉逼陂g，地區(qū)生產(chǎn)總值、一般預(yù)算收入和進(jìn)出口總額年均幾何增長(zhǎng)率分別為21.72%、27.10%和11.96%。2010年末，三項(xiàng)指標(biāo)分別占全市的69.72%、60.47%和85.8%。 根據(jù)20062010年各年蘇州市開(kāi)放型經(jīng)濟(jì)發(fā)展報(bào)告、2011年蘇州市統(tǒng)計(jì)年鑒整理計(jì)算。 在總量規(guī)模保持持續(xù)快速增長(zhǎng)的同時(shí)，開(kāi)發(fā)區(qū)轉(zhuǎn)型

7、升級(jí)的載體功能也快速提升。“十一五”期間“蘇州市80%以上的新認(rèn)定高新技術(shù)企業(yè)和技術(shù)先進(jìn)型服務(wù)企業(yè)集聚在開(kāi)發(fā)區(qū)”。 轉(zhuǎn)引自蘇州市政府,蘇州市開(kāi)放型經(jīng)濟(jì)“十二五”發(fā)展規(guī)劃。但是，作為經(jīng)濟(jì)發(fā)展、科技創(chuàng)新能力提升的重要支撐，當(dāng)前蘇州市開(kāi)發(fā)區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展也面臨諸多挑戰(zhàn)，其中之一便是土地資源的稀缺性日益突出。開(kāi)發(fā)區(qū)土地要素產(chǎn)出效率的提升對(duì)實(shí)現(xiàn)增長(zhǎng)模式轉(zhuǎn)型和經(jīng)濟(jì)持續(xù)增長(zhǎng)具有重要意義。計(jì)量估計(jì)蘇州市開(kāi)發(fā)區(qū)土地要素投入和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系，將對(duì)判斷蘇州市開(kāi)發(fā)區(qū)土地產(chǎn)出效率現(xiàn)狀和研究提升土地要素使用效率提供客觀的事實(shí)和理論依據(jù)。2. 相關(guān)研究回顧2.1 對(duì)土地與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系估計(jì)方法的研究土地的產(chǎn)出效率是衡量土地與經(jīng)

8、濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的重要指標(biāo)，是土地經(jīng)濟(jì)效益的重要體現(xiàn)，也是實(shí)現(xiàn)土地生態(tài)效益、社會(huì)效益的重要保障。關(guān)于土地與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的定量研究，國(guó)內(nèi)主要是從三個(gè)方面進(jìn)行的：第一，統(tǒng)計(jì)指標(biāo)體系研究法。例如，翟文俠（2006）參考文獻(xiàn)（References）:1 翟文俠,黃賢金.基于層次分析的城市開(kāi)發(fā)區(qū)土地集約利用研究J.南京大學(xué)學(xué)報(bào),2006,42(1):97102.和陳逸（2008 2 陳逸,黃賢金.城市化進(jìn)程中的開(kāi)發(fā)區(qū)土地集約利用研究J.中國(guó)土地科學(xué),2008,22(6):11-17.利用統(tǒng)計(jì)指標(biāo)體系研究法，分別對(duì)江蘇省部分城市開(kāi)發(fā)區(qū)和蘇州高新區(qū)土地的產(chǎn)出效率進(jìn)行了估計(jì)比較。其中，翟文俠等構(gòu)建了土地產(chǎn)出效率指標(biāo)

9、體系，包括地均利稅、利稅增長(zhǎng)系數(shù)、地均工業(yè)產(chǎn)值、工業(yè)產(chǎn)值增長(zhǎng)系數(shù)和土地比較收益等五個(gè)方面，然后通過(guò)層次分析方法 (AHP)計(jì)算了開(kāi)發(fā)區(qū)土地的產(chǎn)出效率。第二，經(jīng)典生產(chǎn)函數(shù)估計(jì)法?；谝欢ǖ慕?jīng)濟(jì)學(xué)假設(shè)，構(gòu)造生產(chǎn)函數(shù)：（注式中：T為土地；L為勞動(dòng)力；K為資本；Y為產(chǎn)出）。然后，采用數(shù)據(jù)包絡(luò)（DEA）、時(shí)間序列或面板數(shù)據(jù)模型估計(jì)土地與產(chǎn)出之間的經(jīng)濟(jì)關(guān)系。例如，陳偉、曹春燕和吳群（2010）用數(shù)據(jù)包絡(luò)法對(duì)江蘇省開(kāi)發(fā)區(qū)土地集約利用效率進(jìn)行了分析3 陳偉,曹春燕,等.基于DEA方法的江蘇省開(kāi)發(fā)區(qū)土地集約利用效率分析J.國(guó)土資源科技管理,2010,27(6):8591.。吳得文、毛漢英等（2011）用數(shù)據(jù)包絡(luò)

10、法中國(guó)城市土地利用效率進(jìn)行了評(píng)價(jià)分析。而張占錄和李永梁（2007）則利用39 個(gè)國(guó)家級(jí)經(jīng)濟(jì)技術(shù)開(kāi)發(fā)區(qū)的面板數(shù)據(jù)，計(jì)算了開(kāi)發(fā)區(qū)土地?cái)U(kuò)張與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系4 張占錄,李永梁.開(kāi)發(fā)區(qū)土地?cái)U(kuò)張與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系研究J.中國(guó)土地科學(xué).2007,21(6):49.。陳偉、曹春燕和吳群（2010）等也曾利用面板數(shù)據(jù)模型對(duì)江蘇省開(kāi)發(fā)區(qū)土地要素對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)進(jìn)行了估計(jì)。5 陳偉,曹春燕,等.開(kāi)發(fā)區(qū)土地要素對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)J.地域研究與開(kāi)發(fā),2011,30(5):146149. 第三，修正的生產(chǎn)函數(shù)法。例如，邵挺、崔凡等人（2011）通過(guò)增加解釋變量對(duì)Y = f(K, L, T )進(jìn)行了修正。他們以建設(shè)用地面積、

11、非農(nóng)業(yè)人口數(shù)、固定資產(chǎn)存量、人力資本存量、基礎(chǔ)設(shè)施存量和國(guó)外直接投資量等六個(gè)變量為解釋變量，運(yùn)用全國(guó)211個(gè)地級(jí)市的面板數(shù)據(jù)對(duì)東、中、西部地區(qū)的土地利用效率差異進(jìn)行了比較6 邵挺,崔凡.土地利用效率、省際差異與異地占補(bǔ)平衡J.經(jīng)濟(jì)學(xué)季刊,2011,10(3):1081到1103.。而李兆富（2005）和陳利根（2007）7 陳利根,龍開(kāi)勝.耕地資源數(shù)量與經(jīng)濟(jì)發(fā)展關(guān)系的計(jì)量分析J.中國(guó)土地科學(xué),2007,21(4):410.等也曾僅以土地為解釋變量，對(duì)土地與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系進(jìn)行了直接研究。2.2 關(guān)于蘇州開(kāi)發(fā)區(qū)土地與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的研究在蘇州市開(kāi)發(fā)區(qū)發(fā)展的早期，王旭章、汪長(zhǎng)根和肖經(jīng)棟等當(dāng)?shù)貙＜覍W(xué)者就曾

12、對(duì)開(kāi)發(fā)區(qū)土地資源利用效率給予了高度關(guān)注，但是，總體而言相關(guān)理論研究成果相對(duì)較少?，F(xiàn)有成果主要有以下三個(gè)特點(diǎn)：第一，研究對(duì)象方面。缺少對(duì)蘇州市開(kāi)發(fā)區(qū)整體的研究，主要集中于對(duì)某開(kāi)發(fā)區(qū)個(gè)案的研究。第二，研究方法方面。多是以某一時(shí)點(diǎn)的調(diào)查問(wèn)卷數(shù)據(jù)為依據(jù)，構(gòu)建綜合統(tǒng)計(jì)指標(biāo)進(jìn)行評(píng)價(jià)，缺少利用官方統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)進(jìn)行的多期計(jì)量分析。第三，研究結(jié)論方面。受指標(biāo)體系選取、調(diào)查數(shù)據(jù)質(zhì)量或綜合指標(biāo)權(quán)重的影響，研究結(jié)論往往存在一定差異。以陳逸（2008）8 同2.和周鈞（2008）9 周鈞,周偉苠.開(kāi)發(fā)區(qū)土地集約利用潛力評(píng)價(jià)研究 J.現(xiàn)代經(jīng)濟(jì)探討,2008(9):35-38對(duì)蘇州高新區(qū)土地產(chǎn)出水平的計(jì)算為例，盡管他們均采用了

13、綜合指標(biāo)分析統(tǒng)計(jì)法，但是，前者認(rèn)為受城市土地利用結(jié)構(gòu)和工業(yè)用地建設(shè)強(qiáng)度相對(duì)較低等因素的影響，單位面積產(chǎn)出的標(biāo)準(zhǔn)化值并不理想。而后者則認(rèn)為高新土地投入產(chǎn)出水平較高，土地承載相對(duì)合理，土地利用潛力增加的空間較小。此外，部分關(guān)于江蘇省開(kāi)發(fā)區(qū)土地利用水平的研究成果，也曾對(duì)蘇州市開(kāi)發(fā)區(qū)土地產(chǎn)出效率和江蘇省其他開(kāi)發(fā)區(qū)進(jìn)行了比較。 3. 研究設(shè)計(jì)與樣本數(shù)據(jù)說(shuō)明3.1 估計(jì)方法與模型面板數(shù)據(jù)模型同時(shí)利用時(shí)間和截面上取得的二維數(shù)據(jù)進(jìn)行計(jì)量估計(jì)，增加了觀測(cè)值的數(shù)量，能夠增加估計(jì)量的抽樣精度。該方法已成為當(dāng)前理論界用來(lái)估計(jì)土地與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的主流方法之一。蘇州市統(tǒng)計(jì)年鑒關(guān)于開(kāi)發(fā)區(qū)已開(kāi)發(fā)面積、全社會(huì)固定資產(chǎn)投資和期末

14、從業(yè)人數(shù)等指標(biāo)的統(tǒng)計(jì)始于2006年，樣本時(shí)間序列數(shù)值較短。而2006年以來(lái)，蘇州市共有國(guó)家和省級(jí)開(kāi)發(fā)區(qū)17個(gè)，且總數(shù)保持不變，具有個(gè)體較多較多的特點(diǎn)。因此，采用面板數(shù)據(jù)建模是一種較理想的選擇。在資本（K）與勞動(dòng)力(L)兩變量Cobb-Douglas生產(chǎn)函數(shù)基礎(chǔ)上，引入土地變量（T），構(gòu)建用于估計(jì)土地產(chǎn)出效率的面板數(shù)據(jù)計(jì)量模型： （I）為了克服面板數(shù)據(jù)序列可能存在的異方差和增強(qiáng)模型的理論解釋意義，對(duì)該模型（I）進(jìn)行對(duì)數(shù)化處理，得到 (II)公式（I）和（II）中，i表示蘇州市17個(gè)開(kāi)發(fā)區(qū)，t表示時(shí)間，Y表示每個(gè)開(kāi)發(fā)區(qū)的地區(qū)生產(chǎn)總值，表示第i個(gè)開(kāi)發(fā)區(qū)第t期的資本存量，表示第i個(gè)開(kāi)發(fā)區(qū)第t期的從業(yè)人

15、數(shù)，表示第i個(gè)開(kāi)發(fā)區(qū)第t期的開(kāi)發(fā)面積。、分別表示資本、勞動(dòng)力和土地的產(chǎn)出彈性系數(shù)。誤差項(xiàng)由行業(yè)效應(yīng)、時(shí)間效應(yīng)和其他干擾項(xiàng)三部分構(gòu)成。行業(yè)效應(yīng)又可以分為固定效應(yīng)和隨機(jī)效應(yīng)。3.2 樣本數(shù)據(jù)說(shuō)明以20062010年蘇州市17個(gè)國(guó)家和省級(jí)開(kāi)發(fā)區(qū)的地區(qū)生產(chǎn)總值、已開(kāi)發(fā)面積、全社會(huì)固定資產(chǎn)投資和期末從業(yè)人數(shù)作為樣本，使用計(jì)量軟件Eviews6.0對(duì)方程（II）進(jìn)行面板數(shù)據(jù)模型計(jì)量估計(jì)。其中，開(kāi)發(fā)區(qū)已開(kāi)發(fā)面積、全社會(huì)固定資產(chǎn)投資和期末從業(yè)人數(shù)等指標(biāo)數(shù)值來(lái)自20072011年各年蘇州市統(tǒng)計(jì)年鑒，開(kāi)發(fā)區(qū)地區(qū)生產(chǎn)總值來(lái)自蘇州市商務(wù)局網(wǎng)站對(duì)應(yīng)年份蘇州市對(duì)外貿(mào)易經(jīng)濟(jì)年報(bào)和2010年蘇州商務(wù)發(fā)展報(bào)告?？紤]2006年和

16、2007年蘇州市各開(kāi)發(fā)區(qū)并無(wú)引發(fā)經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)突變的事項(xiàng)發(fā)生，以及實(shí)際經(jīng)濟(jì)變量統(tǒng)計(jì)指標(biāo)值之間的穩(wěn)定表現(xiàn)，按照2007年各開(kāi)發(fā)區(qū)地區(qū)生產(chǎn)總值的占比乘以2006年實(shí)際地區(qū)生產(chǎn)總值，估算了2006年各開(kāi)發(fā)區(qū)的地區(qū)生產(chǎn)總值。然后，對(duì)兩處統(tǒng)計(jì)指標(biāo)的異常值進(jìn)行了判斷和修正 注：兩個(gè)數(shù)值的修正并沒(méi)有對(duì)模型估計(jì)結(jié)果和檢驗(yàn)產(chǎn)生實(shí)質(zhì)性影響，其影響都是在千分位后。第一，各年張家港保稅區(qū)從業(yè)人數(shù)年鑒統(tǒng)計(jì)值依次為3.57萬(wàn)人、4.01萬(wàn)人、4.01萬(wàn)人、7.57和5.44萬(wàn)人。2009年張家港保稅區(qū)其他經(jīng)濟(jì)指標(biāo)并無(wú)突變現(xiàn)象， 7.57萬(wàn)人和前后年份從業(yè)人數(shù)縱向比較和其他關(guān)聯(lián)指標(biāo)橫向比較而言，明顯存在異常，因此，將其修正為4.

17、57萬(wàn)人。第二，基于政策變動(dòng)的原因，2008年蘇州工業(yè)園區(qū)已開(kāi)發(fā)面積由2007年的70.00平方公里增加到140.50平方公里，但是，關(guān)聯(lián)指標(biāo)卻沒(méi)有發(fā)生相應(yīng)變化，根據(jù)蘇州工業(yè)園區(qū)實(shí)際發(fā)展情況，也將2006、2007年的已開(kāi)發(fā)面積調(diào)整為140.5平方公里。經(jīng)調(diào)整后計(jì)算有關(guān)個(gè)變量的描述統(tǒng)計(jì)值值見(jiàn)表1。表 1 數(shù)據(jù)描述統(tǒng)計(jì)量Tab1. Descriptive Statistics for Variables變量單位平均標(biāo)準(zhǔn)差最小值最大值y108元275.01293.548.301380.00k108元510.71571.6654.373316.28l104人14.8813.371.1862.62tK

18、m231.5430.484.10143.324. 蘇州市開(kāi)發(fā)區(qū)土地與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的估計(jì)與檢驗(yàn)4.1 面板數(shù)據(jù)模型設(shè)定檢驗(yàn)根據(jù)方程（II）截距項(xiàng)（）、解釋變量（、）列向量和隨機(jī)誤差項(xiàng)（）的特點(diǎn)和他們之間關(guān)系的特點(diǎn)，面板數(shù)據(jù)模型可以分為混合模型、固定效應(yīng)模型和隨機(jī)效應(yīng)模型。如果面板數(shù)據(jù)模型形式設(shè)定不正確將導(dǎo)致估計(jì)結(jié)果與經(jīng)濟(jì)發(fā)展的真實(shí)情況存在較大的偏離。為了避免模型設(shè)定的偏差，提高參數(shù)估計(jì)的有效性，需要識(shí)別樣本數(shù)據(jù)適合的模型類型。建立假設(shè)：:，模型中不同個(gè)體的截距相同（即混合模型）：模型中不同個(gè)體的截距項(xiàng)不同（即個(gè)體固定效應(yīng)模型）選擇個(gè)體固定效應(yīng)和時(shí)間序列為混合模型的條件下，利用Eviews6.0進(jìn)

19、行似然比（Libelihood Ration）估計(jì)，計(jì)算結(jié)果為：表2 樣本數(shù)據(jù)似然比估計(jì)計(jì)算結(jié)果Tab.3 Results of Libelihood Ration無(wú)權(quán)重GLS權(quán)重統(tǒng)計(jì)量Statisticd.f.Prob.Statisticd.f.Prob.Cross-section F39.948950(16,65)0.0000229.365494(16,65)0.0000Cross-section Chi-square202.525359160.0000因?yàn)镕統(tǒng)計(jì)量對(duì)應(yīng)的P值遠(yuǎn)小于0.01，可以判定模型中存在個(gè)體固定效應(yīng)，拒絕原假設(shè)，建立個(gè)體固定效應(yīng)模型是更優(yōu)良的選擇。4.2 面板數(shù)據(jù)模型

20、估計(jì)結(jié)果采用GLS權(quán)重法建立個(gè)體固定效應(yīng)模型，得到所有變量的回歸彈性系數(shù)及相關(guān)檢驗(yàn)結(jié)果(見(jiàn)表3)。表3 面板數(shù)據(jù)模型的計(jì)算結(jié)果Tab.3 Results of Panel Data Model變量估計(jì)系數(shù)標(biāo)準(zhǔn)誤T檢驗(yàn)值P值c-0.3039410.109981-2.7635670.00740.5669690.02799920.249290.00000.6581750.0708859.2850540.00000.1672970.0460403.6337010.0006 由表3可知，所有解釋變量常數(shù)項(xiàng)的P值均遠(yuǎn)小于0.01，表明各解釋變量的產(chǎn)出彈性在0.01顯著性水平下拒絕原假設(shè)，分別和被解釋變量存

21、在顯著的線性關(guān)系。方程的 F 檢驗(yàn)值為1565.393，其P值也小于0.01，表明模型整體擬合效果較好?；貧w模型的可決系數(shù)，調(diào)整后的可決系數(shù)值為 0.997182，表明所建立的個(gè)體固定效應(yīng)模型數(shù)據(jù)的相關(guān)度擬合效果很好，面板數(shù)據(jù)回歸結(jié)果適合于分析土地要素投入對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響。經(jīng)整理，個(gè)體固定效應(yīng)模型的估計(jì)方程為： （III）式中，的定義是：從面板估計(jì)方程（III）可知，“十一五”期間蘇州市開(kāi)發(fā)區(qū)土地的產(chǎn)出彈性系數(shù)為16.73%，低于資本（56.70%）和勞動(dòng)力（65.82%）的產(chǎn)出彈性系數(shù)。開(kāi)發(fā)區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)勞動(dòng)力最敏感，對(duì)土地最不敏感。這一結(jié)果與張占錄等（2007）、楊志榮（2009）10 楊志

22、榮,靳相木.基于面板數(shù)據(jù)的土地投入對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響J.長(zhǎng)江流域資源與環(huán)境.2009,18(5):409414.和陳偉等（2011）11 陳偉,嚴(yán)長(zhǎng)青,等.開(kāi)發(fā)區(qū)土地要素對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)J.地域研究與開(kāi)發(fā),2011,30(5):147149.的估計(jì)成果具有一致性。 5. 結(jié)論與討論5.1 開(kāi)發(fā)區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)土地的依賴性較低通過(guò)比較資本、勞動(dòng)力和土地對(duì)開(kāi)發(fā)區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)度和三者之間的可替代程度，可以得出，蘇州市經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)土地的依賴性較低，遠(yuǎn)低于對(duì)資本和勞動(dòng)力的依賴程度。首先，土地對(duì)蘇州市開(kāi)發(fā)區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)度最小?！笆晃濉逼陂g蘇州市開(kāi)發(fā)區(qū)全社會(huì)固定資產(chǎn)投資、期末從業(yè)人數(shù)和已開(kāi)發(fā)面積依次增長(zhǎng)率為1

23、48.56%、32.03%、41.27%，將其分別乘以各自對(duì)應(yīng)的彈性系數(shù)，計(jì)算得出資本、勞動(dòng)力和土地對(duì)產(chǎn)出增長(zhǎng)貢獻(xiàn)率的估計(jì)值，分別為84.23%、21.08%6.91%。三者合計(jì)值為112.22%，占期間實(shí)際產(chǎn)出增長(zhǎng)率（119.51%）的93.89%（見(jiàn)表4）。一方面，總量占比高達(dá)93.89%，反映資本、勞動(dòng)力和土地確實(shí)是蘇州市開(kāi)發(fā)區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的主要來(lái)源，也驗(yàn)證了模型的合理性。另一方面，資本的產(chǎn)出貢獻(xiàn)度占實(shí)際增長(zhǎng)率高達(dá)70.47%，遠(yuǎn)大于勞動(dòng)力和土地，是蘇州市開(kāi)發(fā)區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的主要發(fā)展動(dòng)力。而土地的產(chǎn)出貢獻(xiàn)度僅占實(shí)際增長(zhǎng)率的5.78%，蘇州市開(kāi)發(fā)區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)土地的依賴程度很低。表4 各要素對(duì)蘇州市

24、開(kāi)發(fā)區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)度Tab.4 Contribution Rate of Different Eleements 資本勞動(dòng)力土地產(chǎn)出增長(zhǎng)率A148.56%32.03%41.27%119.51%彈性系數(shù)B56.70%65.82%16.73%貢獻(xiàn)度C=A*B84.23%21.08%6.91%112.22%占實(shí)際增長(zhǎng)率之比D=C/119.5170.47%17.64%5.78%93.89%其次，土地是蘇州市開(kāi)發(fā)區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)中最容易被替代的要素。根據(jù)三要素產(chǎn)出彈性系數(shù)的估計(jì)值，分別計(jì)算要素之間的可替代性指數(shù)：（+）/=7.32、（+）/=1.12、（+）/ =1.46。三者的Wald統(tǒng)計(jì)量值和P值均很小

25、，在0.01顯著性水平下通過(guò)了計(jì)量檢驗(yàn)（見(jiàn)表5），接受以上計(jì)算結(jié)果。從要素的替代率可知，資本和勞動(dòng)力很容易替代土地要素，勞動(dòng)力要素最難被替代。這一結(jié)果，同樣證明了蘇州市開(kāi)發(fā)區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)土地要素的依賴性程度遠(yuǎn)低于勞動(dòng)力和資本。表5 開(kāi)發(fā)區(qū)各要素產(chǎn)出彈性系數(shù)的Wald檢驗(yàn)Tab.5 Wald Chi-square Test Results of Different Eleements原假設(shè)Wald統(tǒng)計(jì)量值P值結(jié)論（+）/=7.3231683.73E-070.9995在0.01顯著性水平下接受原假設(shè)（+）/=1.1156097.25E-070.9993在0.01顯著性水平下接受原假設(shè)（+）/ =1.4559392.12E-060.9988在0.01顯著性水平下接受原假設(shè)+=1.39249.13E-070.9992在0.01顯著性水平下接受原假設(shè)5.2 蘇州市開(kāi)發(fā)區(qū)仍舊處于規(guī)模經(jīng)濟(jì)報(bào)酬遞增階段“十一五”期間，蘇州市17個(gè)開(kāi)發(fā)區(qū)三要素的產(chǎn)出彈性系數(shù)之和為：+=1.3924>1，在0.01顯著性水平下通過(guò)了計(jì)量檢驗(yàn)（見(jiàn)表5）。進(jìn)一步反復(fù)試算和檢驗(yàn)，可以判斷接受+>1，犯取偽錯(cuò)誤是一個(gè)小概率事件。據(jù)此，可以判定蘇州市開(kāi)發(fā)區(qū)目前仍舊處于規(guī)模經(jīng)濟(jì)保障