中国区域经济增长中的土地资源尾效研究_王家庭

文章编号：1000-8462（2010）12-2067-06

中国区域经济增长中的土地资源尾效研究

王家庭

（南开大学中国城市与区域经济研究中心，中国天津300071）

摘要：依据建立的土地资源尾效测算模型，运用面板数据分析方法，从区域维度和时间维度对我国内地31省①不区经济增长中的土地资源尾效进行了实证研究，并分析了土地资源尾效存在区域差异的原因。研究发现：

同地区的土地资源尾效值整体差异较大；②不同地区的土地资源尾效值随时间变化差异较大；③人口增长率的提升、土地资源的弹性系数较高和资本的弹性系数较高是土地资源尾效存在区域差异的主要原因。关键词：区域经济增长；土地资源；尾效中图分类号：F207

文献标识码：A

近年来，随着我国经济的持续增长和城市化的快速发展，土地资源的有限性与经济增长、城市化发展对土地资源需求的无限性之间的矛盾日益突同时，我国区域经济发展差距日趋明显，区域发出。

展不平衡现象已成为我国区域经济发展过程中面临的现实问题。在这种背景下，研究土地资源对我国区域经济增长的尾效问题，具有十分重要的现实意义。

对于经济增长中土地资源的“尾效”分析，国内的研究并不多。薛俊波等人通过对大卫·罗默假说的简化，分析了1978—2002年土地资源对中国经

“尾效”，计算得到的“尾效”值大约为济增长产生的

每年1.75%[1]；谢书玲等人根据大卫·罗默假说，分

析了1978—2002年水土资源对中国经济增长产生的“尾效”，计算得出的“尾效”值每年约为1.45%，其中，土地资源的“尾效”约为1.3%[2]。曹中强利用简化的罗默模型，测算了河南省经济增长的土地资源尾效，大约为每年1.33个百分点，并对影响尾效的因素进行了简单分析[3]。李磊等人构建尾效测算模型，对日本经济增长的土地资源尾效，大约每年为0.36%，分析了在日本经济存在土地资源泡沫的情况下，土地资源尾效成为日本经济停滞的一个主要原因[4]。崔云经过测算得到，1978—2005年，中国经济增长中土地资源的“尾效”平均每年约为1.26个百分点。按照这一数据推算下去，到2030年，中国的年经济增长率将会因为土地资源的“尾效”而降低到目前经济增长率的74%，到2050年降为57%[5]。

通过对国内外的相关文献进行回顾，我们发现

收稿时间：2010-08-22；修回时间：2010-11-18

已有的研究多限于从整体上研究中国经济增长与土地资源的关系。但中国经济发展与自然资源的分布很大的特点是区域不平衡性，现有的文献几乎没

有研究不同地区经济增长的土地资源尾效。同时，区域经济增长与土地资源状况都是一个动态的过程，而现有研究大多为静态研究，很少研究随着时间的变化区域经济增长中的土地资源尾效变化情况。基于此，本文试图在前人研究的基础上，构建了区域经济增长中的土地资源尾效模型，并运用面板数据的多种分析模型，从区域维度和时间维度的多角度对我国31省区经济增长中的土地资源尾效进行了实证研究。

1理论模型构建

1.1土地资源尾效的界定

基于索洛模型，Romer于2001年提出“growthdrag”的概念，他将自然资源和土地资源引入索洛模型，重点探讨了自然资源和土地资源的有限性对长期经济增长的影响[6]。该概念被引入国内时，关于“growthdrag”的中文翻译，国内学者的译法不尽相同，王根蓓将其译为“增长阻力”，薛俊波、谢书玲、庞丽[7]、崔云等人将“growthdrag”，译为“增长尾效”。现有的研究中不仅翻译不同，不同学者对该概念的具体定义也不尽相同。一般而言，将“增长尾效”定义为有资源限制下的经济增长速度比没有资源限制情况下的增长速度降低的程度。对于土地资源来说，其值等于“没有土地资源约束”的经济增长速度与“有土地资源约束”的经济增长速度之间的差额。对于其内涵，“土地资源尾效”是指，由于土地

2068经济地理第30卷

资源的约束，引致劳动力平均资源利用量下降，从而引起经济增长速度的降低，经济增长速度比没有土地资源约束情况下的增长速度降低的程度就是土地资源尾效。其数值等于“不存在土地资源约束”的增长速度与“存在土地资源约束”的增长速度之间的差额。

1.2区域经济增长中的土地资源尾效模型构建

索洛经济增长模型（SolowGrowthModel）是罗伯特·索洛所提出的发展经济学中著名的模型，又称作新古典经济增长模型，是在新古典经济学框架内的经济增长模型[8]。索洛模型主要是强调技术进步对经济增长的推动作用。

索洛模型包括四个变量，产量（Y）、资本（K）、劳动（L）和知识的有效性（A），生产函数的形式为：

Y(t)=F（K(t)，A(t)，L(t)）（1）

公式表明从一定的资本和劳动量中得到的产品量随时间增加的前提是知识量增加。以A和L以相乘的形式进入，那么AL就被称为有效劳动，则生产函数形式可以简化为：

F（K，A，L）=F（K，AL）（2）

Romer在他的《AdvancedMacroeconomic》中对索洛模型进行了扩展分析，使其包括了自然资源和土地资源。他使用了Cobb-Douglas生产函数进行分析：

Y(t)=K(t)αR(t)βT(t)γ[A(t)，L(t)]1-α-β-γα＞0，β＞0，γ＞0，α+β+γ＜1

（3）

Y(t)、K(t)的增长率应资本增长率。由此式可以得出，

该是一致的，这样才可以保证K(t)的增长率不变，区域经济增长具有平衡路径。

对索洛的经济增长模型进行改进，所以相关假设应包含土地资源。由于地球上的土地资源总量可以近似看作固定的，并不会随着时间的推移而增长，所以假设：

觶(t)=0T

对式子（1）两边同时取自然对数，并对变化后的式子的两边同时对时间求导数，利用一个变量的对数对时间的导数等于该变量的增长率的事实，可以得到：

gY(t)=αgK(t)+βgT(t)+（1-α-β）[gA(t)+gL(t)]

（6）

式中：gY(t)、gK(t)、gT(t)、gA(t)、gL(t)分别表示Y、K、T、A和L的增长率，根据假设条件知道，gT(t)、gA(t)、gL(t)分g，n，可以得到以下式子：别为0，

gY(t)=αgK(t)+（1-α-β）（g+n）若要达到平衡经济增长路径，则要求：

gY(t)=gK(t)

Yt的增长路径：

）（g+n）gYbgp=（1-α-β

1-α

人平均产出增长率：

）-βngbgp(t)=gbgp(t)-gbgp(t)=（1-α-βY/LYL

1-α（10）（9）（8）（7）

进一步研究土地资源所产生的阻力到底有多大，那么可以假设人均土地资源不变，那么原假设将变为：

T=nT(t)

在新的假设条件下，运用相同的计算方法可以得到新的均衡经济增长路径：

（1-α-β）ggbgp(t)=Y/L

1-α（11）

式中：K表示资本存量，R表示生产中可以利用的资源量，T表示土地资源数量，α表示资本弹性，β表示资源弹性，γ表示土地资源弹性。

由于区域经济发展中，土地资源是最为重要的

投入要素，加上资源难以衡量和分析，本文将Romer的模型进行了简化，模型中仅仅加入了土地资源，运用柯布—道格拉斯（C—D）生产函数进行分析。

Y(t)=K(t)αT(t)β[A(t)，L(t)]1-α-β（4）式中：T表示土地资源，β表示土地资源弹性。

由于模型中加入了土地资源，所以在研究的过程中要根据其变化情况，具体考虑区域经济增长的平衡路径。假设T(t)、L(t)以不变的速率增长，此时若想达到平衡增长路径，则Y(t)、K(t)均应以不变的速率增长，由索洛模型的假设：

觶(t)sY(t)K觶(t)=sY(t)-δK(t)；觶(t)=nL(t)；KL=-δ（5）

K(t)K(t)式中：s表示边际储蓄率，n表示人口增长率，δ表示

两种假设条件下所得到的人均产出增长的差额就是由于土地资源的有限性而产生的尾效，即：

drag=gbgp(t)-gY/Lbgp=βnY/L

1-α（12）

由上式可以看出，区域经济增长尾效drag随土地资源弹性β，人口增长率n而递增，随资本弹性α增加而增长。如果区域经济增长过分依赖土地资源的投入增加而不是技术进步，则经济增长则会遇到因此，土地较大阻力，资本投入的情况也是一样的。资源对区域经济增长的影响是客观存在的，不管科技发展到哪一程度，土地资源尾效总是存在的。

第12期王家庭：中国区域经济增长中的土地资源尾效研究2069

2实证分析

在以上理论模型建立的基础上，选择我国31个省区1997—2008年的相关数据，进行实证分析。

分析方法主要采用面板数据相关回归方法，从静态的区域角度和动态的时间角度，来综合测算我国区域经济增长中的土地资源尾效值。

2.1数据来源及处理

考虑到数据的可获得性、一致性和实证操作的可行性，利用我国31个省区1997—2008年的数据，分成东中西三个区域测度土地资源对区域经济增长的影响，并计算出各省的土地资源尾效。数据主要来源各年的统计年鉴，从中采集了1997—2008年我国31个省区的相关数据。

①总产值：选取国民经济总产值（GDP），并用各年各地的GDP平减指数进行平减处理。

②社会从业人员数：选取年末社会从业人员数。

③资本存量：由于各统计年鉴中并没有固定资本存量的统计数据，所以需要对K值进行估算。测算资本存量的基本方法是由戈登史密斯（GoldSmith）在1951年开创的永续盘存法，基本公式为：

Kt=It+（1-a）（13）tKt-1Kt表示第t年的资本存量，It表示第t年的投式中：

资，at表示第t年的折旧率，Kt-1表示第t-1年的资本存量。对资本存量研究的现有方法基本上都是在永续盘存法基础上进行的，在本文中，我们考虑到各省份统计资料的可得性，结合张军的研究结果，，将历年固定资产投资总额用采用“永序盘存法”

GDP缩减指数进行调整，采用6%的折旧率，可以递推求出1997—2008年各省份的固定资本存量。

④土地资源投入：目前该指标的土地资源非常不全面，鉴于农村土地资源主要用于农作物的播种，城市土地资源多体现在城市建设用地方面，本文选取农作物播种面积与城市建成区面积的和作为土地资源投入量。由于该统计指标并未包含所有的土地资源类型，所以该指标与实际的土地资源投入量之间存在差别，但据《中国统计年鉴》数据显示，农业用地和城市建设用地面积占所有土地面积的75%。同时，这两类土地资源是与人类生产生活联系最为紧密的，能够充分体现出土地资源与生产生活之间的关系。在相关统计数据无法取得的情况下，以这两类土地资源作为投入量也能较为准确地反映出两者的关系。由于此数据小于实际的土地资

源投入量，所以可能会造成测算出来的相关尾效值

较大，即土地资源对区域经济增长的约束作用可能较大。

2.2实证结果及相关分析2.2.1单位根检验结果

根据上文的分析，将数据代入模型，检验结果如表1。

表1东中西三地区面板单位根检验结果

Tab.1TheresultsofpanelunitroottestinEastMiddle

WestRegion

地区东部

变量产出（Y）资本存量（K）劳动（L）土地资源（T）产出（Y）资本存量（K）劳动（L）土地资源（T）产出（Y）资本存量（K）劳动（L）土地资源（T）

Levin.Lin&ChuT统计量-11.87

-8.56-16.04-15.49-11.73-8.59-15.96-17.38-15.45-8.34-17.05-13.00

Prob.0.0000.0000.0000.0000.0000.0000.0000.0000.0000.0000.0000.000

Fisher-ADF检验Chi-square133.1594.25155.48175.26113.8186.15137.84155.44169.5488.83164.04149.36

Prob.0.0000.0000.0000.0000.0000.0000.0000.0000.0000.0000.0000.000

中部

西部

资料来源：作者研究整理所得。

检验过程发现，东中西部地区所选取的4个变量都是不平稳的，而其二阶差分是平稳的，所以可以对其进行OLS回归。

2.2.2区域维度下土地资源尾效测算结果的静态分析

①东中西三大区域的土地资源尾效。按照传统划分方法，将我国划分为东中西三个区域，分别对）。三个区域进行分析，并进行模型的选择判断（表2

表2模型选择的Hausman检验

Tab.2Hausmantestofmodelselection

区域东部中部西部

HausmanfixedrandomtestChi-Sq.Statistic

40.327.766.53

Prob.0.00000.47650.3231

资料来源：作者研究整理所得。

参照Hausman检验结果，对不同的区域采用相应的面板数据回归模型进行回归，得出如下的结果，从表3可知，东中西部地区的产出对资本、劳动、土地资源的弹性都为正值，并且都通过了5%显著性水平下的T检验，这是与实际的经济状况相吻合的。

通过计算，可以得到东中西三个区域1997—2008年间的社会从业人员平均增长率，分别为0.0124，0.0084，0.0194。通过计算，分别得到三个区

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表3东部、中部、西部地区面板数据分析结果

Tab.3TheanalysisresultsofpaneldatainEastMiddle

WestRegion

区域东部

变量ClnTlnLlnKClnTlnLlnKClnTlnLlnK

系数-8.600.950.270.75-1.260.370.040.75-1.080.530.040.63

标准误差T检验值3.000.170.210.021.770.180.130.020.930.110.100.02

-2.865.672.2139.01-0.713.632.8935.24-1.164.973.2836.24

概率值0.0050.0000.0000.0000.1500.0050.0050.0000.2180.0000.0050.000

Tab.4

地区北京天津河北山西内蒙辽宁吉林黑龙江上海江苏浙江安徽福建江西山东河南湖北湖南广东广西海南重庆四川贵州云南西藏陕西甘肃青海宁夏新疆

表431个省区变异系数面板模型结果

Thepanelmodelresultsofvariationcoefficientfor

31provinces

K0.8880.6410.3510.2030.4150.4810.4320.8560.8580.5560.8280.9250.3920.6260.5490.7360.2080.0880.8260.1710.7920.2380.1280.1760.4940.2210.3980.5050.5080.2690.831

L0.0310.0010.0040.0090.0130.0090.0950.0140.0050.0090.0070.0020.0050.0010.0180.0080.0080.0130.0020.0110.0080.0080.0070.001-0.0150.001-0.011-0.0040.0010.0210.021

T0.1960.3830.6020.6740.4520.5690.1440.2220.1210.4770.2440.2690.6570.3980.4770.3080.8760.7960.2550.7170.2320.6390.7510.6350.5370.7970.4910.3980.4180.5510.185

n0.05360.00210.00610.00590.00450.00150.00130.00060.02680.01440.02890.00720.02340.00620.01180.01380.06170.00540.03420.01440.02030.00770.00490.01630.01610.02640.00660.01440.07670.01410.0151

Drag（%）9.3420.2240.5660.4990.3480.1640.0330.0932.2841.5474.1002.5822.5290.6601.2481.6106.8240.4715.0121.2452.2640.6460.4221.2561.7092.7010.5381.1586.5131.0631.653

中部

西部

资源来源：作者研究整理所得。

域经济增长的土地资源尾效为7.37%，1.24%和1.77%。可以看出，我国东部地区由于经济的快速增长，城市化速度的加快，土地资源的束缚已在较大程度上制约了经济的增长速度。中部地区虽然幅员辽阔，且基本处于平原地区，可供利用土地资源较多，但是由于中部地区农业比重较高，需占用土地资源较多，因此中部地区的经济增长也受到了土地资源的束缚。而对于西部地区，经济增长也存在着较大的土地资源束缚，与我们日常的西部地区“地广人稀”的感觉形成反差。

②31个省区的土地资源尾效。我国不仅在自然资源分布上存在着较大的地区不平衡性，经济增长也面临着严重的区域不平衡性，因此土地资源对经济增长的约束情况在不同的地区也应该是不同的。为了较为全面地了解我国区域经济增长中的土地资源尾效情况，我们采用变系数面板模型，对全国31个省区1997—2008年的数据进行了分析，并得到了各地区的估计情况，具体结果见表4。

根据各个地区的尾效值大小，将其分为低约束型（drag＜1），高约束型（1＜drag＜5），强约束型）三个类型，具体结果见表5。（drag＞5

以天津、河北、山西为代表的低约束型。由该类型几个省区的数据可以看出，之所以这几个地区的土地资源尾效并不大，很重要的一个原因是这些地区的社会从业人员增长率很低，没有一个超过1%的。这与地区经济发展水平较低，导致劳动力的机械增长较少有关，除了天津外，其他地区经济发展

Tab.5

尾效模式地区

资料来源：作者研究整理所得。

注：“K”列为资本的弹性系数，“L”列为劳动力的弹性系数，“T”为土地资源的弹性系数，“n”为社会从业人员增长率，“Drag”为土地资源

常数项未列入本表尾效值，数值大小为百分数。由于与研究无关，

中。

水平都较为落后，从而吸引外地的劳动力迁移较少。同时，这些地区的可利用土地资源面积较大，在很大程度上缓解了经济增长的土地资源压力。

以上海、江苏，云南、河南等为代表的高约束型。土地资源对这些省份的经济增长产生较大约束力的原因有两类：对上海、江苏等经济发达地区，其吸引了较多劳动力的迁入，导致从业人数数量的快速增加，从而对土地资源的需求增加。另外，从回归结果可以看到这些地区的资本弹性系数较大，说明当地的经济增长在较大程度上依赖着固定资产的投入。对于广西，河南等地，其经济较为落后，因此从业人员的快速增长率大部分是由于当地人口的自

表5我国31个省区土地资源尾效模式

Themodelsoflandresourcegrowthdragfor31provincesinChina

高约束型（1上海、江苏、浙江、安徽、福建、山东、河南、广

西、海南、贵州、云南、西藏、甘肃、宁夏、新疆

强约束型（drag>5）北京、湖北、广东、青海

低约束型（drag<1）

河北、山西、内蒙、辽宁、吉林、黑天津、

龙江、江西、湖南、重庆、四川、陕西

资料来源：作者研究整理所得。

第12期王家庭：中国区域经济增长中的土地资源尾效研究2071

然增长所导致的。另外，由回归结果可以看出，这些

地区的土地资源弹性系数较大，表明当地的经济增长在较大程度上依赖于土地资源的投入，土地资源的利用整体呈现出粗放型的投入。

北京、湖北、广东、青海组成的强约束型。对北京和广东而言，其劳动力的机械增长率较快，导致整体从业人员数量的快速增长。同时这两个地区的资本弹性系数更大，因此导致了土地资源尾效的增强。对青海和湖北而言，一方面当地的地质条件较为恶劣，可供利用土地资源数量有限；另一方面，这两个地区的土地资源弹性系数很高，土地资源的投入对经济的增长贡献很大，经济增长对土地资源投入依赖过大，导致土地资源的粗放型投入问题较为严重。

2.3时间维度下土地资源尾效测算结果的动态分析

区域经济增长是一个动态的过程，土地资源作为一种经济资源，其对区域经济增长的影响也是一个动态的过程。为了更好地了解土地资源对区域经济增长的影响，本文采用面板数据的时间变动方法，来动态地考察我国区域经济增长中土地资源尾效状况。

表61997—2008年东部地区经济增长的土地资源尾效变化Tab.6ThechangesoflandresourcegrowthdraginEast

Regionfrom1997to2008

Year199719981999200020012002200320042005200620072008

Capital0.3710.3720.3810.4070.4060.4370.4670.5220.5460.5450.5420.534

Labor0.020-0.0030.0060.0270.002-0.061-0.0330.0060.0700.1880.0580.103

Land0.5090.5160.4920.4430.4680.5010.4450.3630.2830.1940.2940.243

N0.009630.030360.000640.008580.008600.014620.027480.031870.040390.038220.036810.03068

Drag（%）0.7792.4950.0510.6410.6781.3012.2942.4202.5181.6302.3631.600

表71997—2008年中部地区经济增长的土地资源尾效变化Tab.7ThechangesoflandresourcegrowthdraginMiddle

Regionfrom1997to2008

Year199719981999200020012002200320042005200620072008

Capital0.5030.5090.4340.4540.4740.5500.5910.6150.6390.6740.6510.655

Labor0.0990.0970.055-0.0070.0450.012-0.0070.0090.008-0.0920.0700.065

Land0.4190.4120.5590.6590.5360.3990.6310.3500.4050.4540.3330.358

N0.019340.020870.004520.010050.007050.005490.007010.017280.014700.013890.013700.01595

Drag（%）0.3850.4120.0440.0130.0600.0150.0120.0400.0330.3920.2750.301

资料来源：作者研究整理所得。

动，呈现出先下降后上升的变化趋势（表7）。波动主要体现在人口增长率上，呈现先降低后上升的变化趋势，这可能由于随着中部崛起战略的实施，东部地区打工条件的不断恶化，以及国家对农业支持力度的不断提升，导致部分迁移出的劳动力回流到中部地区，导致中部地区的从业人员数有了上升的趋

中部地区面临着资产弹性系数不断变大势。同样，

的问题，资本投资在经济增长的作用逐渐增强。

表81997—2008年西部地区经济增长的土地资源尾效变化Tab.8ThechangesoflandresourcegrowthdraginWest

Regionfrom1997to2008

Year199719981999200020012002200320042005200620072008

Capital0.1590.1870.1840.2050.2130.2210.2440.2530.2560.2740.2560.258

Labor0.4480.4060.3350.2530.2490.2620.1730.2120.1710.0770.2280.284

Land0.3210.3470.4180.4800.4830.5490.5210.5690.6710.5460.5130.546

N0.018560.006280.000470.007180.001570.014820.014930.015090.019260.017420.017120.01793

Drag（%）0.7080.2680.0240.4340.0961.0441.0291.1491.7371.3101.1801.319

资料来源：作者研究整理所得。

资料来源：作者研究整理所得。

对于东部地区，土地资源尾效呈现不断增强的趋势（表6），原因有以下几方面：一是人口增长率的不断增加，这很大程度上应该是由劳动力的流动造成的，随着区域经济增长的不平衡程度加剧，导致了劳动力的大量迁移，东部地区吸引了大部分流出的劳动力；二是资本弹性的不断增强，表明东部地区的经济增长在很大程度上是一种固定资产投资拉动型。较好的一面是，东部地区的土地资源弹性系数是在不断减小的，表明东部地区的经济增长对土地资源投入的依赖程度是逐渐减小的。

对于中部地区，其土地资源尾效有一定的波

对于西部地区，土地资源尾效同样呈现出不断

增强的趋势（表8），原因有三：①从业人员的不断增加，这与劳动力的部分回流也有一定的关系；②资本弹性系数的不断增长，随着西部大开发战略的不断实施，大量的投资拉动了当地的经济增长；③土地资源弹性的不断增加，表明土地资源要素的投入对西部地区经济增长的影响变得越来越重要，经济增长对土地资源的依赖程度在不断增强。

3原因分析

根据尾效值的计算公式，通过上述研究，纵观区域和时间两个维度的结果，我们发现导致土地资

2072经济地理第30卷

源尾效存在区域差异的原因有以下三个方面：3.1人口增长率的提升

由土地资源尾效的测算公式可以看出，尾效值的大小与劳动人员的增长率是成正比的。一方面受制于我国人口的历史现状，虽然计划生育政策已经很大程度上限制了人口的增长速度，但仍存在较大的人口压力。同时，受1980—1990年代第三次出生人口高峰的影响，在2005—2020年期间，20—29岁生育旺盛期妇女数量将形成一个高峰。同时，由于独生子女陆续进入生育年龄，按照现行生育政策，政策内生育水平将有所提高。区域之间的人口不平衡性直接导致了区域土地资源尾效状况的差别，除了各个地区的人口自然增长率存在差异外，还有一个很重要的因素，就是劳动力的流动导致了不同区域间的劳动力机械增长率大大不同，加大了不同区域间土地资源尾效的差异。3.2土地资源的弹性系数较高

由尾效计算公式可以看出，土地资源尾效的大小与土地资源投入的弹性系数是一个正比例的关系，表明经济增长越是依赖土地资源的投入，则其受到的土地资源的约束也会越发严重。由回归结果可以看出，我国目前经济增长中的土地资源弹性系数较高，尤其是中西部地区，表明土地资源的投入在经济增长中起到了重要的推动作用。我国目前在土地资源使用方式是一种严重的粗放型投入方式，特别是中西部地区，大量土地资源被浪费。同时，由于土地资源使用的不合理，土地资源存在着荒漠化、水土流失严重等问题。这些大大增强了土地资

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经济的增长速度。中部地区虽然幅员辽阔，且基本

处于平原地区，可供利用土地资源较多，但是由于中部地区农业比重较高，需占用土地资源较多，因此中部地区的经济增长也受到了土地资源的束缚。而对于西部地区，经济增长也存在着较大的土地资源束缚，与我们日常的西部地区“地广人稀”的感觉形成反差。在对31个省区的分析中，根据测算的尾效值的大小，将31个省区分成了低约束型、高约束型、强约束型三个类型，其整体分布与其所处经济带呈现出的土地资源尾效特点是一致的。

第二，不同地区的土地资源尾效值随时间变化差异较大。对于东部地区，土地资源尾效呈现不断增强的趋势；对于中部地区，其土地资源尾效有一定的波动，呈现出先下降后上升的变化趋势。波动主要体现在人口增长率上，呈现先降低后上升的变化趋势；对于西部地区，土地资源尾效同样呈现出不断增强的趋势。

第三，人口增长率的提升、土地资源的弹性系数较高和资本的弹性系数较高是土地资源尾效存在区域差异的主要原因。

由于区域经济增长是一个动态的过程，而土地资源的开发和利用也是一个动态的过程，并且受多重因素的影响，因此本文的研究具有一定的难度。同时无法获得较为完整的长时间的连续数据，样本数据跨度较小，也会影响到估计结果的准确性。这些问题需要在进一步的研究中不断改进和完善。参考文献：

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源对经济增长的约束。并且，我国已经步入了城市化的高速推进期，城市化过程中土地资源使用的种

种不合理问题也必须引起高度的重视。3.3资本的弹性系数较高

资本弹性与土地资源尾效的大小是一个正比例的关系，弹性越大，土地资源尾效值也就越大。资本投入弹性的大小表明了经济增长对资本投入的依赖程度，从回归结果可以看到，我国经济的增长对资本投入的依赖程度很大，尤其是东部地区。可以看到，固定资产投资在我国高速经济增长中起着举足轻重的作用。

4结论与讨论

第一，不同地区的土地资源尾效值整体差异较大。我国东部地区由于经济的快速增长，城市化速度的加快，土地资源的束缚已在较大程度上制约了

（下转2121页）

第12期张河清，王蕾蕾，田晓辉：区域旅游产业集聚绩效及竞争态势比较研究2121

ASTUDYONTHEAGGLOMERATIVEPERFORMANCEOFREGIONAL

TOURISMINDUSTRYCLUSTERANDTHECOMPARISONOFITSCOMPETITIVESITUATION———BASEDONTHEEMPIRICALANALYSIS

OF21CITIESINGUANGDONGPROVINCE

ZHANGHe-qing1，2，WANGLei-lei1，2，TIANXiao-hui1，2

（1.TourismSchool，GuangdongUniversityofBusinessStudies，Guangzhou510320，Guangdong，China；2.NationalEconomics

ResearchCenter,GuangdongUniversityofBusinessStudies，Guangzhou510320，Guangdong，China）

Abstract:Thispaperreviewstherelatedresearchesatfirst.Thentheauthorstake21citiesinGuangdongprovinceasthesampleareasandusethemethodoflocationquotienttocalculatetheagglomerativeperformanceoftourismindustryclusteramongthesecities.Furthermore,anmodelisestablishedtocompareandanalysisthecompetitivesituationoftourismindustryclusterinGuangdongprovince.Finally,basedontheresultsofcomparison,somedevelopingstrategiesinthisregionwereputforwardforthepurposeofrealizingthesustainabledevelopmentoftourismindustry.

Keywords:regionaltourismindustrycluster；agglomerativeperformance；competitivesituation；Guangdongprovince；locationquotient

作者简介：张河清（1967—），男，湖南新宁人，博士，教授。主要研究方向为区域旅游产业发展政策、旅游资源开发与规划E-mail：zhq8007@163.com。

（上接2072页）

STUDYONTHELANDRESOURCEGROWTHDRAGINCHINA’S

REGIONALECONOMICGROWTH

WANGJia-ting

（ResearchCenterofChinaUrbanandRegionalEconomies,NankaiUniversity，Tianjin300071，China）

Abstract:Thispaperestablishesthegrowthdragmodelofeconomicgrowthonlandresources，andusestheanalysismethodofpaneldatatomakeempiricalstudyonthelandresourcegrowthdragof31provinceseconomicgrowthinChinafromthedimensionalityofregionandtime.Thenitanalysesthereasonforlandresourcesgrowthdragofexistingregionaldifferences.Thestudyfoundthat:①thereisalargedifferenceindifferentareasoflandresourcegrowthdragonthewhole;②thereisalargedifferenceindifferentareasoflandresourcegrowthdragwiththechangeoftime;③populationgrowth,thehighertheelasticcoefficientoflandresourcesandthehighertheelasticcoefficientofcapitalarethemainreasonsforexistingregionaldifferencesinlandresourcesgrowthdrag.

Keywords:regionaleconomicgrowth；landresource；growthdrag

作者简介：王家庭（1974—），男，山东诸城人，博士，副教授，硕士生导师。主要研究方向为城市与区域经济、土地与房地产经济。E-mail：wjt8898@eyou.com。