投資強度、就業(yè)密度、TFP和西部地級城市工業(yè)用地產(chǎn)出率

許明強，魏 偉

（1.成都大學 旅游與經(jīng)濟管理學院，成都 610106；2.西南財經(jīng)大學 應用經(jīng)濟學博士后流動站，成都 610074；3.成都師范學院 財務處，成都 610101）

0 引言

提升工業(yè)用地效率是綠色發(fā)展和產(chǎn)城融合的必然要求。一般認為西部地區(qū)工業(yè)用地效率和東部比較存在較大差距，那么這種差距呈現(xiàn)何種演變特征？四川經(jīng)濟在西部處于領先地位，其工業(yè)用地效率也領先嗎？本文擬嘗試回答這些問題并探討其緣由。

工業(yè)用地效率可以用投資強度、就業(yè)密度、產(chǎn)出效率等指標來衡量。張琳和王亞輝[1]從微觀企業(yè)視角探討了工業(yè)用地的產(chǎn)出效率的影響因素，發(fā)現(xiàn)工業(yè)用地的地均資本對產(chǎn)出效率的彈性系數(shù)為0.346，地均勞動對它的彈性系數(shù)為0.142。Ciccone[2]發(fā)現(xiàn)美國縣域內(nèi)就業(yè)密度提升一倍，平均勞動生產(chǎn)率可以提高6%。學者們還發(fā)現(xiàn)全要素生產(chǎn)率（TFP），尤其是技術進步對工業(yè)用地產(chǎn)出率具有重要影響[3，4]，容積率和投資強度達不到建設控制標準[5-7]、工業(yè)園土地供需比例過高[8]、土地和勞動力投入冗余[9，10]使得工業(yè)用地效率較低，以分稅制為代表的財政分權和以晉升錦標賽為特征的地方政府競爭對工業(yè)用地利用效率產(chǎn)生負向影響[11]，需加大資本、勞動力要素投入以提高工業(yè)用地效率[12]。

1 模型構建、指標選取和數(shù)據(jù)說明

1.1 模型構建

本文除了直接比較工業(yè)用地產(chǎn)出率以外，還將探討其影響因素，為此在柯布-道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)模型（C-D函數(shù)）中納入土地要素，構建雙向固定效應模型：

其中，y代表城市工業(yè)生產(chǎn)總值，m代表城市工業(yè)用地，k代表城市工業(yè)固定資產(chǎn)，l代表城市工業(yè)就業(yè)量，α和β分別為城市工業(yè)用地投資強度和就業(yè)密度的產(chǎn)出彈性；λ為不隨個體變動但隨時間而變的時間固定效應，包括技術進步、管理改善等因素；z代表不隨時間而變的個體特征變量向量，u代表不可觀測的個體異質(zhì)性，指不隨時間變動但隨個體變動的遺漏變量，它的特征在于“不可觀測構成不隨時間而變的個體固定效應，包括區(qū)位、自然環(huán)境等變量；擾動項由ui+εit構成。

在經(jīng)典的索洛生產(chǎn)函數(shù)模型中，存在代表中性技術進步的A，“經(jīng)濟的加速或減速、勞動力教育質(zhì)量的改進、各種各樣移動生產(chǎn)函數(shù)的因素都可歸入‘技術變化’之中”[13]，根據(jù)索洛余值法，這里的即為A。

為便于分析，對模型（1）兩邊取對數(shù)得：

1.2 指標選取

衡量工業(yè)用地效率的核心指標為產(chǎn)出效率，直接影響產(chǎn)出率的指標主要有工業(yè)用地投資強度、就業(yè)密度、全要素生產(chǎn)率（TFP）；間接影響指標包括容積率、建筑密度、土地供給量等，都需通過影響直接指標才會對地均產(chǎn)出構成影響，所以本文圍繞地均產(chǎn)出及其直接影響指標展開分析，具體說明如下：（1）為增強數(shù)據(jù)的可比性，排除城鎮(zhèn)層級差別和小型（低于3000人）獨立工礦區(qū)的影響，聚焦于地級城市市轄區(qū)工業(yè)用地效率分析；（2）地級城市工業(yè)用地產(chǎn)出率用“地級城市規(guī)上工業(yè)總產(chǎn)值/地級城市工業(yè)用地面積”衡量；（3）工業(yè)用地投資強度用“工業(yè)固定資產(chǎn)/工業(yè)用地面積”衡量，其中，工業(yè)固定資產(chǎn)為扣除折舊、減值準備之后的期末余額；（4）就業(yè)密度用“工業(yè)就業(yè)人數(shù)/工業(yè)用地面積”衡量。

1.3 數(shù)據(jù)說明

本文數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒》《中國城市統(tǒng)計年鑒》《中國城市建設統(tǒng)計年鑒》《中國工業(yè)統(tǒng)計年鑒》《國家知識產(chǎn)權局專利統(tǒng)計年報》等。用分層抽樣的方法從西部11個省級行政區(qū)（不包括直轄市）中各抽取約1/3的地級城市，得到由1999—2015年33個地級市數(shù)據(jù)構成的西部樣本面板數(shù)據(jù)；為便于比較，同樣用分層抽樣方法從東部7個省（不包含直轄市和港澳臺）中抽取29個地級市數(shù)據(jù)構成東部樣本面板數(shù)據(jù)；四川在西部具有突出地位，本文予以重點關注，為此另外采集了四川其余地級城市數(shù)據(jù)形成四川17個地級市面板數(shù)據(jù)。由于各地級市設立日期不同，且存在數(shù)據(jù)統(tǒng)計遺漏現(xiàn)象，本文所獲得面板數(shù)據(jù)為非平衡面板。

關于數(shù)據(jù)匹配性問題，工業(yè)用地數(shù)據(jù)統(tǒng)計范圍為地級城市的城區(qū)，包括街道辦事處所轄地域，城市公共設施、居住設施和市政公用設施等連接到的其他鄉(xiāng)鎮(zhèn)地域，以及常住人口為3000人以上的獨立工礦區(qū)、開發(fā)區(qū)、科研單位等特殊區(qū)域；工業(yè)就業(yè)人口數(shù)據(jù)統(tǒng)計范圍為市轄區(qū)；工業(yè)總產(chǎn)值、企業(yè)固定資產(chǎn)凈值2個指標對應的統(tǒng)計對象是市轄區(qū)的全部國有和規(guī)模以上非國有工業(yè)企業(yè)。由于地處郊區(qū)的3000人以上獨立工礦區(qū)、開發(fā)區(qū)等區(qū)域已被納入城區(qū)統(tǒng)計范圍，在郊區(qū)零星工業(yè)就業(yè)的人口很少，在整個市轄區(qū)（城區(qū)+郊區(qū)）的規(guī)模以下的工業(yè)產(chǎn)值量也很小，所以工業(yè)用地、工業(yè)就業(yè)、工業(yè)產(chǎn)值、工業(yè)資產(chǎn)數(shù)據(jù)是基本匹配的。

關于數(shù)據(jù)處理主要做了以下工作：（1）把歷年固定資產(chǎn)價值、工業(yè)生產(chǎn)總值都按照1990年價格折算，以實現(xiàn)數(shù)據(jù)可比；（2）對樣本單位個別年份的遺漏數(shù)據(jù)、明顯畸高或畸低的數(shù)據(jù)，視為原統(tǒng)計工作失誤，以其前后年份數(shù)據(jù)的平均值代替；（3）如果樣本個體的某一指標連續(xù)2年以上出現(xiàn)明顯異常值或缺漏值，則予以刪除；（4）通過普通箱形圖（以“75%分位數(shù)+1.5倍四分位間距”為箱形圖上側(cè)內(nèi)圍欄，以“25%分位數(shù)-1.5倍四分位間距”為箱形圖下側(cè)內(nèi)圍欄）找出離群值并刪除。

2 實證分析

2.1 西部地級城市工業(yè)用地產(chǎn)出率和東部的差距

對樣本城市工業(yè)用地產(chǎn)出率觀察值按城市平均，得到西部、東部歷年的地均產(chǎn)出均值，比較發(fā)現(xiàn)，歷年西部樣本均值都低于東部（見圖1）。根據(jù)樣本統(tǒng)計量，可以推斷西部和東部兩個總體的均值是否存在顯著差距。

圖1 西部、東部和四川樣本地級城市歷年工業(yè)用地產(chǎn)出率均值

令東部、西部地級城市歷年工業(yè)用地產(chǎn)出率總體均值分別為 μet和μwt，歷年樣本均值分別為 xˉet和xˉwt，其中下標t表示年份1999—2005年。

原假設 H0：μet=μwt；備擇假設 H1：μet＞μwt。

由于需對兩個總體在各年份的均值差距做出推斷，樣本個體數(shù)即為樣本容量（東部樣本29、西部樣本33），處于大樣本臨界值（30）左右，同時東部和西部樣本獨立，東部和西部地級城市工業(yè)用地產(chǎn)出率一般都服從正態(tài)分布。所以存在：

其中：

t統(tǒng)計量計算結果如表1所示。在1999—2001年可以在5%的顯著性水平拒絕原假設，2002年及以后年份都可以在1%的顯著性水平拒絕原假設、接受備擇假設，表明西部地級城市工業(yè)用地歷年產(chǎn)出率顯著低于東部。而且，拒絕原假設的強烈程度隨年度遞增，暗示西部地級城市工業(yè)用地產(chǎn)出率和東部差距可能存在逐步擴大的態(tài)勢。

表1 東西部地級城市歷年工業(yè)用地產(chǎn)出率總體均值之差的檢驗

2.2 投資強度、就業(yè)密度和TFP對西部地級城市工業(yè)用地產(chǎn)出率的影響

通過模型（2）的參數(shù)估計，可以發(fā)現(xiàn)影響地級城市工業(yè)用地產(chǎn)出率的直接因素及其影響程度，利用西部地級城市樣本面板數(shù)據(jù)回歸該模型得到參數(shù)估計結果（見表2）。

經(jīng)F檢驗、LSDV檢驗、豪斯曼檢驗、過度識別檢驗、Wald檢驗，發(fā)現(xiàn)時間固定效應和個體固定效應均存在，將模型（2）設定為雙向固定效應模型并按照相應方法做回歸是恰當?shù)??；貧w結果表明，平均來說，西部地級城市工業(yè)用地投資強度每提高1%，可使得產(chǎn)出率提高0.59%；工業(yè)用地就業(yè)密度每提高1%，可使產(chǎn)出率提高0.074%。

表2 西部地級城市工業(yè)用地產(chǎn)出率雙向固定效應模型參數(shù)估計

根據(jù)索洛余值法，將上述時間固定效應、個體固定效應和殘差對地級城市工業(yè)用地產(chǎn)出率的影響合并記為lnA，即全要素生產(chǎn)率的對數(shù)，將上述回歸參數(shù)代入模型（2），可得：

利用式（3）可求得每一個體每一時期對應的全要素生產(chǎn)率（TFP）A值，進而可計算出歷年西部地級城市工業(yè)TFP均值（見圖2）。

圖2 東西部地級城市工業(yè)用地投資強度、就業(yè)密度和工業(yè)TFP

對式（3）換形并對投資強度求偏微分可得：

利用式（4）計算歷年西部地級城市工業(yè)用地投資強度對產(chǎn)出率的貢獻額如表3所示，同理可計算就業(yè)密度和TFP對產(chǎn)出率的貢獻額。

表3 西部地級城市工業(yè)用地投資強度、就業(yè)密度和TFP對產(chǎn)出率的貢獻絕對數(shù)

表3顯示，由于TFP進步的影響，西部地級城市工業(yè)用地投資強度對產(chǎn)出率邊際貢獻均值呈現(xiàn)歷年遞增趨勢，在1999年投資強度每增加1萬元，可使地均產(chǎn)出率提高0.722萬元（本文中的所有貨幣單位都已通過GDP平減指數(shù)折算為1990年價）；到2015年，這一數(shù)字已提升到1.838萬元。就業(yè)密度對地均產(chǎn)出的邊際貢獻也呈現(xiàn)遞增態(tài)勢，在2015年就業(yè)密度每提高1個單位（人/畝），可使地均產(chǎn)出提高4.209萬元。TFP本身對地均產(chǎn)出的邊際貢獻也呈現(xiàn)總體上升態(tài)勢，在2015年TFP每提高1個單位，可使地均產(chǎn)出提高近10萬元。

對式（3）求全微分，可得：

式（5）等式兩邊對it求期望，可得到各變量的平均增長速度，進而求出平均貢獻率。經(jīng)計算，西部地級城市工業(yè)用地產(chǎn)出率年均增速為7.69%，投資強度年均增速為3.8%，就業(yè)密度年均增長-3.43%，全要素生產(chǎn)率年均增長6.45%；上述3個因素對地均產(chǎn)出率增長的貢獻率分別為29.2%、-3.3%、74.1%。

2.3 西部地級城市工業(yè)用地產(chǎn)出率追趕東部收效甚微的原因

如上文所述，投資強度、就業(yè)密度、TFP是影響地均產(chǎn)出的直接原因，對西部地級城市工業(yè)用地產(chǎn)出率顯著落后于東部的原因探討首先圍繞這3個指標的比較展開。

同樣采用模型（2）和雙向固定效應估計方法用東部1999—2015年數(shù)據(jù)回歸分析發(fā)現(xiàn)，平均而言，東部地級城市工業(yè)用地投資強度對產(chǎn)出率的彈性系數(shù)為0.638，就業(yè)密度對地均產(chǎn)出的彈性系數(shù)為0.151；進而運用模型（3）計算得到東部地級城市工業(yè)領域全要素生產(chǎn)率（見圖 2）。

在比較東西部地級城市工業(yè)用地效率差距時，為避免個別年份偶然因素影響，采用各指標在期初和期末3年平均值進行比較，結果如下頁表4所示：西部投資強度與東部的差距在期初約為18萬元/畝，在期末則基本持平，初步實現(xiàn)了追趕；就業(yè)密度在期初的差距約為1.68人/畝，在期末約為0.71人/畝，下降了約57.6%；西部地級城市工業(yè)全要素生產(chǎn)率與東部的差距則不降反升，擴大了約68.8%；西部地級城市工業(yè)用地產(chǎn)出率與東部的期初差距約為36.3萬元/畝，期末差距則僅僅縮小約12.3%。這種差距演變也可以從圖1和圖2直接觀察到。

表4 西部樣本地級城市工業(yè)用地效率與東部的差距

西部和東部用地效率指標的比較之所以呈現(xiàn)這樣的結果，一個合理的解釋是：西部較多地級城市急于追趕東部地區(qū)，未能遵循比較優(yōu)勢規(guī)律，未能充分認識西部資源稟賦特征——勞動力資源豐富、技術比較落后、資本相對不足，發(fā)展了較多資本密集產(chǎn)業(yè)，工業(yè)用地投資強度基本達到與東部持平；但是，隨著資本深化加速，資本數(shù)量擠占了勞動數(shù)量，使得西部與東部的就業(yè)密度差距縮小幅度并不理想；同時，在全要素生產(chǎn)率（包括技術進步、管理改善等方面）差距擴大的情況下，片面發(fā)展資本密集工業(yè)，也難以實現(xiàn)該產(chǎn)業(yè)的持續(xù)發(fā)展，所以西部地級城市工業(yè)用地上的固定資產(chǎn)也在近年出現(xiàn)較大波動（見上文圖2）。在以上3方面因素的影響下，西部地級城市工業(yè)用地產(chǎn)出率與東部差距幅度僅僅實現(xiàn)輕微收窄。

2.4 四川謎題及緣由：西部“領頭羊”卻是工業(yè)用地效率“后進生”

四川一般被認為是西部經(jīng)濟“領頭羊”，在地區(qū)GDP總量、創(chuàng)新活力、產(chǎn)業(yè)競爭力等方面居于西部“高地”，但初步觀察發(fā)現(xiàn)，四川地級城市工業(yè)用地產(chǎn)出率卻長期低于西部平均水平，有必要重點關注。

同樣采用模型（2）和雙向固定效應估計方法用四川17個地級城市1999—2015年數(shù)據(jù)回歸分析可得到以下函數(shù)：

平均而言，四川地級城市工業(yè)用地投資強度對產(chǎn)出率的彈性系數(shù)為0.438，就業(yè)密度對地均產(chǎn)出的彈性系數(shù)為0.164，通過式（6）計算出各地級市歷年的全要素生產(chǎn)率，進而計算出歷年四川地級市平均工業(yè)全要素生產(chǎn)率發(fā)展速度（見表5）。和西部平均水平比較，四川地級城市工業(yè)全要素生產(chǎn)率發(fā)展速度在16年中有10年高于西部平均水平（見圖3）；根據(jù)公式“幾何平均增長速度=幾何平均發(fā)展速度-1”計算得到四川地級城市工業(yè)TFP年均增速為9.17%，比西部平均水平高出約2.7個百分點。

表5 四川地級城市工業(yè)領域全要素生產(chǎn)率歷年發(fā)展速度

比較2000—2016年四川和西部平均的億元GDP授權專利數(shù)也可以發(fā)現(xiàn)，四川明顯高于西部平均水平（見圖3），這為四川地級城市工業(yè)TFP增速高于西部平均水平這一結論提供了一種佐證。四川地級城市工業(yè)TFP高增速為四川工業(yè)發(fā)展增添了活力，為四川居于西部“領頭羊”地位提供了支撐。

圖3 四川地級城市工業(yè)TFP發(fā)展速度和四川億元GDP授權專利與西部平均水平的比較

和西部平均水平比較，四川地級城市工業(yè)TFP高增速為地均產(chǎn)出增長做出了更大的貢獻，但這沒能扭轉(zhuǎn)四川地級城市工業(yè)用地效率較低的局面。如圖4顯示，從1999—2015年，四川地級城市工業(yè)用地產(chǎn)出率、投資強度、就業(yè)密度與西部平均水平的比值在絕大多數(shù)年份都小于1，兩者存在明顯差距，這種差距從1999年來曾有所縮小，但在2008年金融危機以后又進一步擴大。

圖4 四川地級城市工業(yè)用地效率與西部平均水平的比較

四川經(jīng)濟居于西部“領頭羊”地位，地級城市工業(yè)TFP呈現(xiàn)更高增速，但通過地均產(chǎn)出、投資強度、就業(yè)密度衡量的用地效率卻明顯低于西部平均水平，出現(xiàn)這樣的謎題，一個合理的解釋在于：四川高校和科研機構云集，技術進步、管理改善、人力資本積累的速度更快；但另一方面又存在較多閑置工業(yè)用地、被僵尸企業(yè)長期低效占用的工業(yè)用地，工業(yè)粗放用地問題突出。鑒于西部地級城市工業(yè)地均產(chǎn)出、就業(yè)密度和TFP的表現(xiàn)，可知類似四川的粗放用地問題也存在于有些西部城市。

3 結論

通過1999—2015年西部地級城市樣本面板數(shù)據(jù)分析并與東部比較發(fā)現(xiàn)，西部與東部的地均產(chǎn)出差距僅有略微縮小。地均產(chǎn)出的直接影響指標分析顯示，西部地區(qū)對發(fā)展勞動力密集工業(yè)重視程度不夠，使得工業(yè)用地就業(yè)密度按年均3.43%的速度下降，對地均產(chǎn)出提升的貢獻為-3.3%；同時，西部地級城市在近些年過快發(fā)展了資本密集工業(yè)，投資強度初步實現(xiàn)了對東部的追趕，但工業(yè)TFP與東部的差距進一步擴大，技術進步、管理改善、人力資本等方面橫向比較更加落后于東部，缺乏TFP支持的資本密集工業(yè)發(fā)展并不穩(wěn)定，投資強度在近年出現(xiàn)較大幅度波動，地均產(chǎn)出提升速度不夠理想，與東部的差距僅有略微縮小。

因此，有必要強調(diào)增強西部地級城市工業(yè)發(fā)展規(guī)劃的科學性，順應比較優(yōu)勢確立主導產(chǎn)業(yè)方向，更加重視發(fā)展勞動密集型工業(yè)。上文分析顯示，西部地級城市工業(yè)用地就業(yè)密度每提高1個單位，可使地均產(chǎn)出提高4.21萬元，對企業(yè)和工人都是有益的，所以需在可能的范圍內(nèi)鼓勵較高的就業(yè)密度，逐步實現(xiàn)對東部地區(qū)的趕超。同時，西部地級城市迫切需要加快TFP進步，遏制與東部TFP差距進一步擴大的勢頭，為西部工業(yè)用地產(chǎn)出率提升提供新動能。

四川地級城市工業(yè)TFP顯著高于西部平均水平，為四川擔當西部“領頭羊”提供了動力；但四川地級城市工業(yè)用地產(chǎn)出率、投資強度、就業(yè)密度都明顯低于西部平均水平，映射出四川地級城市工業(yè)用地粗放的突出問題。因此，需加強四川等西部省區(qū)地級城市工業(yè)節(jié)約集約用地管理。

參考文獻：

[1]張琳，王亞輝.微觀企業(yè)視角下工業(yè)用地產(chǎn)出效率的影響因素研究[J].華東經(jīng)濟管理，2014,28(9).

[2]Ciccone A，Hall R E.Productivity and the Density of Economic Activity[J].The American Economic Review,1996,86(1).

[3]王希睿，許實，吳群等.江蘇省建設用地利用效率和全要素生產(chǎn)率的時空差異分析[J].中國土地科學，2015，29(5).

[4]龍開勝，陳利根等.不同利用類型土地投入產(chǎn)出效率的比較分析[J].中國人口·資源與環(huán)境，2008,18(5).

[5]舒幫榮，劉友兆，王家富等.欠發(fā)達地區(qū)經(jīng)濟開發(fā)區(qū)工業(yè)用地低效利用問題初探[J].開發(fā)研究，2009，(2).

[6]王成新，劉洪顏，史佳璐等.山東省省級以上開發(fā)區(qū)土地集約利用評價研究[J].中國人口·資源與環(huán)境，2014,24(6).

[7]陳偉，彭建超，吳群.城市工業(yè)用地利用損失與效率測度[J].中國人口·資源與環(huán)境，2015,25(1).

[8]Louw E，et al.The Spatial Productivity of Industrial Land[J].Regional Studies,2012,46(1).

[9]馮長春，劉思君，李榮威.我國地級及以上城市工業(yè)用地效率評價[J].現(xiàn)代城市研究，2014，(4).

[10]謝花林，王偉，姚冠榮等.中國主要經(jīng)濟區(qū)城市工業(yè)用地效率的時空差異和收斂性分析[J].地理學報，2015，70(8).

[11]張?zhí)m,汪應宏,徐春鵬等.財政分權、地方政府競爭與工業(yè)用地利用效率——基于廣東省地級市層面的實證研究[J].現(xiàn)代城市研究,2017，(3).

[12]饒映雪,戴德藝.工業(yè)用地供給對工業(yè)經(jīng)濟增長的影響研究[J].管理世界,2016，(2).

[13]Solow R M.Technical Change and the Aggregate Production Function[J].Review of Economics and Statistics,1957,39(3).