范建双，虞晓芬

（1.浙江工业大学 经贸管理学院；2.浙江省哲学社会科学重点研究基地技术创新与企业国际化研究中心，杭州 310023）

1 收敛性检验方法

收敛性理论的一般机理主要是基于新古典增长理论的“条件收敛”假说、基于技术扩散理论的“技术赶超”假说和基于非线性增长理论的“俱乐部收敛”假说。基于不同的理论假说，在实证分析中则表现为不同的研究模型。而根据分析收敛性角度的不同，可以将其分为σ收敛、β收敛、“俱乐部收敛”和γ收敛四类。对于不同类型的收敛，有些可以采用不同类型的检验方法，有些收敛可以采用多种检验方法。目前较常用的方法有截面回归方法、面板数据方法、时间序列协整方法、聚类方法、动态收入分布方法和空间计量经济学方法。这里主要介绍几类常用的收敛性检验。

（1）σ收敛。σ收敛可以比较直观地度量不同经济单位的经济发展差距。如果σt+1＜σt，则经济体存在σ收敛。这里用变异系数来进行σ收敛检验。用Xi代表i地区的经济指标（如GDP、人均GDP、人均可支配收入等），Xˉ代表各地区经济指标的平均值，N代表地区数量，S代表标准差，则变异系数（用V表示）的计算公式分别为：

如果上式（1）中求得的变异系数随时间逐渐变小，则存在σ收敛，反之不存在σ收敛。

（2）绝对β收敛。根据Barro，X-Sala-Martin（1991)的分析，检验绝对β收敛一般可以采用如下方程：

上式中，i表示研究地区，t和T分别表示期初和期末时间，T-t表示观察时间长度，yit和yiT分别表示期初和期末的经济指标（如GDP），B为常数项，uit表示误差项。β为收敛速率，表示yit向稳态收敛的速度。β值越大，则向稳态收敛的速度越快。如果回归后β值大于零，表示地区经济增长趋于收敛；如果β值小于零，则表示地区经济增长趋于发散。

（3）条件β收敛。条件β收敛实际反映的是各地区是否能够达到自身的稳定发展状态。而各个经济体的稳态是不一样的，因而不平等的现象会依然存在，即使长期来看也不会消失，并且各个经济体会依然保持着自己的相对地位，即富裕的地区依然富裕，而贫穷的地区依然贫穷。目前比较通用的检验方法包括两种：一种是采用固定效应模型，另一种是在模型中加入一些控制变量以反映不同地区特征。一般认为后一种模型更适合条件β收敛检验，其基本表达式为：

本文将借鉴这些收敛性检验方法，并结合中国土地资源利用的实际情况，收集我国31个省、直辖市和自治区（以下简称地区）1999～2008年的面板数据，对我国各产业和各区域内部土地利用效率的收敛性进行实证检验。

2 数据和方法

本文收集了全国31个地区1999～2008年（2009年以后没有公布全国各省份土地利用变更调查数据，所以之后年份数据无法获取）的土地面积、GDP、从业人员数量等相关变量的面板数据，并对这些变量和数据进行了以下处理：

（1）第一和第二三产业各地区国内生产总值。各地区当年的GDP数据摘自《中国统计年鉴》，由于统计年鉴公布的数据均为当年价格，因此以1998年为基期，采用各地区各产业的GDP平减价格指数进行价格调整。

（2）第一和第二三产业各地区用地面积总量。各地区用地面积摘自相应年份的《中国国土资源年鉴》、《中国环境投资年鉴》。然后用第一和第二三产业各地区每年的GDP总量除以各地区的土地利用面积，得到各地区年度土地利用强度，这里即用土地利用强度来表示土地的利用效率。

（3）土地利用结构变量。这里用各地区建设用地面积占行政区总面积的比重来表示，数据主要来自《中国国土资源年鉴》和《全国土地利用变更调查》各年。

（4）进出口总额和工业产值。各地区进出口总额和工业产值数据均来源于《中国统计年鉴》。其中，进出口总额的数据采用的是各地区按经营单位所在地货物进出口总额，由于该数据的单位为万美元，这里根据各年《中国统计年鉴》中提供的中国历年人民币汇率（年平均价）将进出口总额单位转换为亿元，进而将该值除以各地区GDP得到开放化指标取值；工业产值数据收集了工业总产值数据和非国有工业产值数据，用非国有工业产值数据除以工业总产值数据得到市场化指标取值。

（5）本文将研究样本中的31个地区划分为东、中、西三个区域，其中，东部地区包括北京、天津、河北、辽宁、上海、江苏、浙江、福建、山东、广东、海南11个省份；中部地区包括山西、吉林、黑龙江、安徽、江西、河南、湖北和河南8个省份；西部地区包括内蒙古、广西、重庆、四川、贵州、云南、西藏、陕西、甘肃、青海、宁夏、新疆12个省份。

在上述数据处理的基础上，运用Eviews5.1统计软件，采用面板数据估计方法对我国各产业和各地区的土地利用效率是否存在收敛性进行实证检验。

3 土地利用效率的区域差异和产业差异分析

3.1 相对土地利用效率的对比分析

分别对各地区和各产业之间的相对土地利用效率水平进行了比较。表1为我国各时期全国和各地区的产业间相对土地利用效率水平（这里以第一产业的土地利用效率作为比较基准）。为了消除短期干扰，选择了几个时间段而不是年度的土地利用效率水平进行比较。

表2为各时期全国和各产业的地区间相对土地利用效率水平（这里以西部地区的土地利用效率作为比较基准）。可以看出，地区间土地利用效率同样存在较大的差距。在所有时段，不论是第一产业还是二三产业，东部地区的土地利用效率均是最高的地区，其次是中部地区，最低的是西部地区，这说明我国土地利用并没有达到空间效率的均衡。东部地区土地利用效率高于中、西部地区，源于东部地区工业发展起步早，经济发展迅速，城市化程度较高，建设用地不断扩张，二三产业占全体经济比重较高，使得东部地区土地利用效率高于中、西部地区。我们还发现了一个有趣的结果，即东、中、西部之间的效率差异在第一产业表现更为明显，如1999～2008年东部地区的第一产业土地利用效率是西部地区的5.9950倍，而东部地区二三产业土地利用效率只有西部地区的3.9628倍。

表1 相对土地利用效率（第一产业土地利用效率=1）

表2 相对土地利用效率（西部地区的土地利用效率=1）

3.2 各产业和区域内部土地利用效率差异是否存在σ收敛

为了检验σ收敛，我们采用变异系数对1999～2008年各产业内部土地利用效率的差异进行测算，我们得到第一产业和二三产业变异系数的变化趋势如图1所示。首先，从第一产业和二三产业的横向比较来看，二三产业的变异系数值始终高于第一产业，说明二三产业的内部土地利用效率差异要高于第一产业。源于不同省份之间工业、服务业发展的差距较大，东部沿海各省份工业、服务业发达，土地利用效率较高，中西部各省份二三产业相对落后，土地利用效率较低，而不同省份之间农业发展的差异不大，因此第一产业内部的土地利用效率差异自然不如二三产业明显。其次，从发展趋势来看，各产业内部土地利用效率差异在研究期内并没有表现出明显的σ收敛，而是表现出了不同的阶段性特征。同时，我们又看到第一产业和二三产业变异系数之间的差距随着时间的推移呈现出了缩小的趋势。一方面，二三产业的内部土地利用效率差异随着西部大开发和振兴东北老工业基地等一系列区域发展战略的推进而有所缓解；另一方面，随着农业产业化、现代化战略的推进，一些率先推进该战略的地区农业生产率大幅提高，从而加大了第一产业内部土地利用效率的差异。两方面因素共同作用导致了缩小趋势的形成。

土地利用效率差异的变化，一方面受到区域经济政策和产业发展战略的影响，另一方面也受到土地利用政策的影响。我国自1997年以来开始实行最严格的耕地保护政策，目的是保障国家粮食安全，保障18亿亩耕地红线不被突破。但是由于政策制定没有充分考虑区域经济发展和资源禀赋的差异，使得土地资源空间配置效率无法充分发挥。如耕地“占补平衡”政策要求耕地“占一补一”，而且仅是局限于省域内部，跨省的这种做法则是严令禁止的。这一政策对于经济发达的东部地区来说，由于二三产业发达，导致可供开发的耕地后备资源短缺，在省内实施“占补平衡”的空间很小，而通常情况下经济发达的地区对建设用的需求比较旺盛。因此，对经济发达地区实施耕地“占补平衡”可能会导致该地区的经济发展受到限制，进而影响其产业布局和相应产业的内部土地利用效率。

图1 各产业变异系数

这里进一步分析东、中、西部三大区域内部土地利用效率的收敛性。1999～2008年东、中、西部地区各自区域内的土地利用效率变异系数及其变化趋势如图2所示。从图2可知，首先，从三个地区土地利用效率的变异系数的横向对比来看，研究期内东部地区的区域内土地利用效率差异始终高于西部地区和中部地区，说明东部地区的内部效率差异比中、西部地区更大。源于东部地区的划分中既包括如北京、上海等经济发达的地区，也包括如河北、辽宁等经济一般的地区，这些省份之间的土地利用效率相差较大也就不难理解；其次，从发展趋势来看，东部地区的区域内土地利用效率差异呈现出逐渐缩小的发展趋势且比较平稳；中部地区的区域内土地利用效率差异在研究期内表现出了一定的波动性，但波动幅度不大，1999～2002年土地利用效率差异逐渐增加，之后2003～2005年出现短暂下降，之后2006～2008年又呈现出扩大的发展趋势；西部地区的区域内土地利用效率差异也表现出了一定的波动性，先是从1999～2000年的短暂下降，2001～2002年的短暂增长，之后2003～2008年呈现出逐年下降趋势。

图2 东、中、西部地区土地利用效率变异系数

从图2可以看出，除了东部地区以外，中、西部地区区域内土地利用效率差异并没有随着时间推移而呈现显著的收敛趋势，而是表现出了一定的波动性，中部地区近年来还表现出了发散的趋势。土地利用效率差异的变化受到多种因素的影响，其实质是土地利用结构的差异[。而经济发展是土地利用结构变化的最大驱动力，不同的产业结构和经济发展方式会造成不同的用地结构。本文选取与经济发展最为相关的地区经济增长速度、产业结构状况和劳动生产率三个指标最为影响土地利用效率变动的因素。其中，用地区人均GDP增长率来反映各地区经济增长速度；用各地区第二产业国内生产总值占GDP的比重来反映各地区的产业结构变动情况；用各地区GDP除以该地区从业人员数量来反映劳动生产率状况。

这里以S代表1999～2008年各地区土地利用效率的标准差，X1、X2和X3分别表示人均GDP增长率的标准差、第二产业国内生产总值占GDP比重的标准差和各地区GDP除以该地区从业人员数量的标准差。以S为因变量和以X1、X2和X3为自变量所组成的时间序列数据为样本进行测算，得到如下回归模型：

从上述计量结果可知，模型的拟合优度为0.7522，表明回归模型对因变量的估计值与样本观察值的拟合优度达到了75.22%，拟合效果较好。常数项、自变量X2和X3的系数估计值的t检验值（括号内数值）在10%显著性水平下均很显著，而且自变量X2和X3的系数估计值均为正，说明区域产业结构和劳动生产率标准差的缩小有利于各地区土地利用效率差异的缩小，即三者呈同向变动，同时X2的系数估计值要远大于X3，说明产业结构因素是影响区域土地利用效率差异变动的主要因素。由于自变量X1的系数估计值的t检验值在10%显著性水平下不显著，说明区域经济增长速度的标准差与土地利用效率差异变动没有关联。

区域内土地利用效率差异的变动除了受产业结构和劳动生产率的影响，同时也与土地利用政策有关。我国现行的土地利用总体规划中对于规划指标的分解，通常是以行政区域为单位进行划分，并没有过多地考虑区域经济发展水平和资源禀赋的差异。我国东部地区二三产业发达，经济发展迅速，就业机会多而吸引大量的外部劳动力，因此承担着巨大的经济发展和人口压力。现行的用地指标分解方法实际上变相地缩小了发达地区的建设用地指标，进一步加剧了土地供需矛盾，促使该区域重视土地利用效率。而经济欠发达的中西部地区二三产业发展相对滞后，耕地后备资源相对充足，基本能够满足建设用地需求，对土地利用效率可能会不够重视。两种不同的用地形势会对区域间土地利用效率差异的变动产生影响。

3.3 各产业和区域内部土地使用效率差异是否存在β收敛

通过前文对σ收敛的考察发现，1999年以来全国和东中西部地区土地利用效率并不存在显著的σ收敛，因此需要进一步做β收敛检验。β收敛说明的是土地利用效率较低的经济体比土地利用效率高的经济体，其土地利用效率的增长率更高，即土地利用效率增长率与其期初水平负相关。

为了消除经济周期波动带来的影响，一般在估计面板数据模型时需要将整个研究期划分成几个小的时间段。为了能够更好地考察我国各产业、各地区土地利用效率差异在不同时期的变化情况，我们取T=1，即根据样本区间范围是1999～2008年，共10年，仅以原始数据的1年作为时间段进行收敛性检验。

3.3.1 绝对β收敛检验。这里我们采用单方程进行绝对β收敛检验：

上式中，t=10和t=1分别对应1999年和2008年，两个时间段中间点相隔9年，即间隔年份数T=9。而 yi，1和yi，10分别表示i地区1999年和2008年的土地利用效率水平。收敛速度β可以用如下等式计算：

则如果方程回归结果出现b＞0或者β＞0，则说明时间段T内存在绝对β收敛。

根据公式（5）和式（6）我们得到绝对收敛的检验结果如表3所示。从回归系数的显著性水平来看，仅有全国和西部地区的二三产业土地利用效率是显著收敛的，说明二三产业的区域内土地利用效率差距在逐渐缩小，全国范围内和西部地区范围内的收敛速度分别为每年1.47%和3.2%。其他产业和区域虽然有收敛或者发散的符号，但均不显著，可以认为不存在绝对收敛。

表3 绝对β收敛的检验结果

3.3.2 条件β收敛检验。在绝对β收敛模型中，土地利用效率初始水平成为直接影响土地利用效率收敛性的唯一变量。而实际上，影响土地利用效率收敛性的还有诸多其他因素。为了全面考察中国各产业的土地利用效率收敛情况，我们采用面板数据进行条件收敛检验，检验条件收敛的等式如下：

上式中，t=1,2,…,10分别对应十个时间段。收敛速度β可以用如下等式计算：

K表示其他控制变量，包括城市化水平、工业化水平、产业结构调整变量、土地利用结构变量、市场化和开放化等，而φ分别表示相应控制变量系数。其中城市化水平用各省份非农人口占总人口比重的相对值（非农人口比重除以各省非农人口比重算术平均值）来测度，该指标能够反映区域城市化水平在全国的相对地位；工业化水平用各省份工业总产值占全国工业总产值的比重来度量，该指标反映区域工业化水平在全国的相对地位；产业结构调整变量用第二产业总产值占地区GDP的比重来衡量；土地利用结构变量用建设用地面积占地区土地总面积的比重来表示；市场化用各省非国有工业产值占工业总产值的比重相对值测度；开放化用对外贸易依存度衡量，即用各省进出口贸易总额占其GDP的比重相对值来测度。

将面板数据代入方程（7）进行估计，并通过Hausman检验来判断固定效应和随机效应哪种模型更有效，检验结果表明固定效应模型要比随机效应模型的检验效果更好。因此，本文只给出固定效应模型的回归结果，相应实证回归结果如表4所示。从表4可以看出，在研究期内，基年土地利用效率变量的系数b均为正值，说明我国土地利用效率在全体经济、第一产业和二三产业范围内均存在条件β收敛。我们在分析的过程中也考虑了城市化、市场化和工业化等变量，但是由于这些变量的估计系数不具有统计显著性，因此这里予以剔除。这里仅考虑产业结构、土地利用结构和开放化三个变量。在加入三个控制变量以后，三个控制变量大部分在10%水平上显著，但是不同的控制变量在全体经济、第一产业和二三产业中的表现存在一定差异。其中，对于全体经济，产业结构系数和开放化系数分别在5%和10%水平上显著为正，而土地利用结构系数不显著，这说明产业结构优化升级和对外开放程度的提高有助于地区间土地利用效率差异的收敛，其中产业结构优化的影响更为显著；对于第一产业，仅有开放化系数在1%水平上显著为负，说明对于农业部门而言，对外开发程度不仅不会促进地区间土地利用效率的收敛，反而起到相反的作用。即对外开发程度越高，地区间的农业用地利用效率的差异越大，这反映了农业生产率提高过程中引进先进技术的重要性；对于二三产业，产业结构系数、开放化系数和土地利用结构系数分别在10%、5%和1%水平上显著为正，说明产业结构优化升级、对外开发程度的提高和建设用地面积的扩大，有利于各地区土地利用效率差异的收敛。其中，建设用地面积的扩大对二三产业土地利用效率的影响最为明显，其次依次是产业结构优化和对外开发程度。从收敛的速度来看，在加入了控制变量以后，第一产业的收敛速度最快，其次是二三产业和全体经济。

4 结论

本文主要分析了中国各产业省际间土地利用效率的差异和收敛性问题。实证结果表明，1999～2008年期间，中国各产业地区间的土地利用效率存在明显的差异。二三产业的土地利用效率要远远高于第一产业。三大区域内部差异从高至低的顺序依次是东部、西部和中部地区。产业间的土地利用效率差距在2004年之前呈现出了扩大的发展趋势，而2005～2008年表现出了下降趋势。σ检验的实证结果表明，各产业各地区土地利用效率差异在研究期内并没有呈现出明显的σ收敛，而是表现出了不同的阶段性特征。出现阶段性特征的主要原因是地区之间产业结构和劳动生产率差异，而经济增长速度差异与土地利用效率差异的变动并无关联。实证也发现，中国各产业地区间基本不存在显著的绝对收敛，而添加了产业结构系数、土地利用结构系数和开放化系数等控制变量后的条件收敛是存在的。

表4 条件β收敛的检验结果

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