蔣 玲，蒲春玲，梁文靖，馬文娟，蘇麗麗，劉祥鑫，穆飛翔

(新疆農(nóng)業(yè)大學管理學院，烏魯木齊 830052)

0 引言

烏魯木齊市不僅抓住了“一帶一路”建設(shè)的歷史機遇，同時發(fā)揮自身作為我國絲綢之路經(jīng)濟帶發(fā)展的重要門戶的區(qū)位優(yōu)勢加快對外開放的步伐，而且借助19個省市對口援疆的人力、物力、技術(shù)等資源條件加快對自身經(jīng)濟的發(fā)展，為打造國際化大都市盡力平衡各生產(chǎn)要素的投入力度，積極探尋符合當?shù)貙嶋H的供給側(cè)改革方法，釋放勞動力、資本、土地等生產(chǎn)要素紅利，推動經(jīng)濟轉(zhuǎn)型升級。土地作為最基本的生產(chǎn)要素之一，將成為供給側(cè)改革的重點。對于經(jīng)濟快速發(fā)展的城市來說，建設(shè)用地的創(chuàng)新供給、節(jié)約集約高效利用以及土地利用方式的轉(zhuǎn)變等都將成為城市經(jīng)濟綠色、健康、可持續(xù)發(fā)展的重要內(nèi)容。雖然供給側(cè)改革認為新型城鎮(zhèn)化不再以GDP為綱，但二、三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展離不開建設(shè)用地的支撐，所以測算建設(shè)用地對經(jīng)濟增長的貢獻率顯得尤為重要，同時也為促進土地資源節(jié)約集約利用提供科學依據(jù)。

現(xiàn)有的研究文獻顯示，大部分學者采用面板數(shù)據(jù)、借助不同的測算模型和軟件、針對全國跨階段、跨區(qū)域、分省級研究了土地資源與經(jīng)濟發(fā)展的關(guān)系。王建康，谷國峰以2003—2012年全國285個地級市的空間面板數(shù)據(jù)建立模型測算出土地要素對全國和東、中、西三大區(qū)域經(jīng)濟的貢獻率分別為3.459%， 10.79%、4.28%、2.17%，認為土地要素貢獻的溢出效應隨區(qū)域不同而相異[1]。張樂勤、陳素平等人將數(shù)學模型與“3S”技術(shù)相結(jié)合篩選出建設(shè)用地擴張的驅(qū)動因子并建立自然、社會經(jīng)濟反饋機制[2]。姜海、曲福田對不同階段江蘇省建設(shè)用地對經(jīng)濟增長的貢獻和響應進行測算，結(jié)果表明建設(shè)用地對經(jīng)濟增長的貢獻在減小，并提出應結(jié)合不同區(qū)域的發(fā)展階段實行差別化的耕地保護戰(zhàn)略[3]； 孫平軍、丁四保以我國30個省為樣本，研究我國城鎮(zhèn)建設(shè)用地投入效益在水平上呈現(xiàn)出粗放、低效增長，在空間上呈現(xiàn)東部>西部>東北部>中部的格局[4]； 韓春鮮、馬耀峰、羅輝應用聚類分析法從空間差異角度揭示了烏魯木齊一直是新疆經(jīng)濟發(fā)展的一級核心區(qū)，房地產(chǎn)等行業(yè)是主要的推動力[5]。

Logistic增長曲線起源于生物群體，后來被廣泛推廣運用于經(jīng)濟學、人口統(tǒng)計學、化學、政治學、植物種群等領(lǐng)域指數(shù)預測。李效順，曲福田等人對Logistic曲線提出新的假說：經(jīng)濟發(fā)展與城市蔓延存在Logistic曲線關(guān)系，并對其進行實證檢驗，結(jié)果顯示：國外經(jīng)濟發(fā)展在城市化的不同階段中對城市蔓延的依賴程度逐漸減弱，而國內(nèi)經(jīng)濟發(fā)展在1978—2003年期間與城市蔓延增長存在周期性波動的特征[6]。根據(jù)報酬遞減規(guī)律，土地要素擴張到一定程度會制約城市經(jīng)濟的增長，所以還需依靠知識進步、科技創(chuàng)新等內(nèi)涵式發(fā)展。這一假說與1837年數(shù)學家Verhust提出的Logistic曲線假說基本一致。

1 研究區(qū)概況

烏魯木齊市作為新疆的省會城市，也是西部發(fā)展較快的特大城市。2000年以后經(jīng)濟發(fā)展和城市化水平呈快速增長態(tài)勢[7]。 經(jīng)濟發(fā)展主要依靠第二、三產(chǎn)業(yè)帶動，同時對建設(shè)用地的需求量與日俱增，城市建設(shè)用地面積由2005年的176.43hm2增加至2015年的429.96hm2，尤其在2008—2013年間建設(shè)用地擴張速度較快，擴張強度達到0.58[8]。2005年地區(qū)生產(chǎn)總值(GDP)585.703 4億元、二、三產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值572.608 7億元，人均GDP為2.444 4萬元，到2015年地區(qū)生產(chǎn)總值(GDP)2 631.639 8億元，二、三產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值2 599.995 9億元，較2005年增長了約4.5倍，人均GDP7.434 0萬元，較2005年增長了約3倍，說明隨著建設(shè)用地的不斷擴張帶動二、三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，使烏魯木齊市的經(jīng)濟發(fā)展呈明顯上升趨勢。根據(jù)報酬遞減規(guī)律，經(jīng)濟增長趨勢在可承載的空間內(nèi)會達到一個極限點，該文采用柯布—道格拉斯(C-D)生產(chǎn)函數(shù)，借助EView6.0軟件建立最小二乘法回歸模型測算出建設(shè)用地對經(jīng)濟增長的貢獻率，然后再利用SPSS20.0軟件探尋建設(shè)用地對經(jīng)濟增長貢獻的Logistic曲線極限點，為烏魯木齊市推動創(chuàng)新內(nèi)涵式經(jīng)濟發(fā)展提供參考和科學依據(jù)。

2 研究方法和數(shù)據(jù)整理

2.1 貢獻率測算方法

由美國數(shù)學家柯布(C.W.Cobb)和經(jīng)濟學家保羅道格拉斯(Paul.H.Douglass)提出的Cobb-Douglass生產(chǎn)函數(shù)，表達了在一定技術(shù)水平條件下，投入與產(chǎn)出的關(guān)系，用來預測和分析資本、勞動力和技術(shù)對經(jīng)濟發(fā)展的制約程度[9]。其表達式為：

Y=A(t)LαKβμ

(1)

式(1)中，Y表示工業(yè)總產(chǎn)值，A(t)表示綜合技術(shù)水平，L表示投入的勞動力數(shù)，K表示投入的資本(固定資產(chǎn)凈值)，α、β分別表示勞動力產(chǎn)出的彈性系數(shù)和資本產(chǎn)出的彈性系數(shù)，μ表示隨機干擾的影響(μ≤1)。

大衛(wèi)·羅默在研究分析經(jīng)濟增長的影響要素時還考慮了土地與自然資源[10]，我國學者謝淑玲、薛俊波等人在研究中國經(jīng)濟發(fā)展時還引入了水資源影響要素，劉耀彬、楊新梅在研究城市化進程和經(jīng)濟增長的關(guān)系時引入了水資源和環(huán)境污染兩個影響要素，在此基礎(chǔ)上，該文研究將引入建設(shè)用地資源要素，擴展后的生產(chǎn)函數(shù)表達式為：

Y=A(t)LαKβRλμ

(2)

式(2)中，Y表示生產(chǎn)總產(chǎn)值，A(t)、L、K、R分別表示技術(shù)水平、勞動力投入、固定資產(chǎn)投入和建設(shè)用地投入量，α、β、λ分別表示勞動力、固定資產(chǎn)和建設(shè)用地投入量產(chǎn)出的彈性系數(shù)且α+β+λ可以>1、可以<1、也可以=1。

為避免異方差和多重共線性，將式(2)兩邊取對數(shù)，化簡得：

lnY=αlnL+βlnK+λlnR+C

(3)

式(3)中，C表示常數(shù)項(C=lnA+lnμ)。

建立在技術(shù)條件下的新古典生產(chǎn)函數(shù)：

Y=A(t)F(L,K,R)

(4)

對式(4)兩邊求時間t的導數(shù)，并化簡為差分形式得：

ΔY/Y=αΔL/L+βΔK/K+λΔR/R+ΔA/A

(5)

令y=ΔY/Y,l=ΔL/L,k=ΔK/K,r=ΔR/R,α=ΔA/A,將式(5)變?yōu)樗髀逵嘀敌问?，得?/p>

α=y-α·l-β·k-λ·r

(6)

式(6)中，α表示技術(shù)進步的速度，y、l、k、r分別為Y、L、K、R的年平均增長速度，利用水平法計算各要素的年平均增長速度，基本公式為(以產(chǎn)出為例)：

(7)

式(7)中，yt表示計算期t年的產(chǎn)出，y0表示基期的產(chǎn)出。

貢獻率是用來分析經(jīng)濟效益的一個指標，也可用于分析經(jīng)濟增長中各影響因素程度的大小。用El、Ek、Er、Ea分別表示勞動、資本、建設(shè)用地和技術(shù)創(chuàng)新對經(jīng)濟增長的貢獻率：

El=α·l/y·100%Ek=β·k/y·100%

Er=λ·r/y·100%Eα=α/y·100%

2.2 Logistic曲線方程構(gòu)建[11]

1837年，德國生物數(shù)學家P.F.Verhust為研究人口增長而提出Logistic曲線方程，但實質(zhì)上是一個累計增長曲線函數(shù)。現(xiàn)被廣泛應用于預測學、生物學、信息科學、農(nóng)業(yè)學、經(jīng)濟學等領(lǐng)域[12]。

Logistic曲線方程的基本表達式[13]為

微分形式：dN/dt=rN(1-N/K)

(8)

積分形式：N=K/1+ea-rt

(9)

式(8)(9)中，N表示生物量；t表示時間序列；r表示內(nèi)稟增長率，常數(shù)；K表示上限容量，常數(shù)；a表示積分常數(shù)。對式(9)兩邊先求倒數(shù)、移項，再取對數(shù)，得：

(10)

(11)

式(11)中，等號左邊是對數(shù)形式，右邊是一次線性形式，為便于各參數(shù)的估計，將其化簡為：

y=K/1+Kcexlnb

(12)

其中，y、x、K表示的涵義同上，c表示常數(shù)項，b表示回歸系數(shù)，K可通過檢驗回歸的R2、F值確定。將該文研究變量引入公式(12)則可變形為：

R=Q/1+QceYlnb

(13)

式(13)中，R表示建設(shè)用地(km2)，為因變量；Q表示上限容量(km2)；Y表示第二、三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值(億元)，為自變量。

另外，通過對式(13)求二次導來尋找拐點，可得：

R″=Q2cln2beYlnb2QceYlnb/(1+QceYlnb)3-1/(QceYlnb)2

(14)

當R″=0時，Y=-lnQc/lnb,此時對應的點為Logistic曲線方程的拐點，且在拐點的左側(cè)建設(shè)用地隨經(jīng)濟增長加速上升，拐點右側(cè)減速上升，最后趨于平緩態(tài)勢。

2.3 數(shù)據(jù)整理

該文數(shù)據(jù)主要來源于烏魯木齊2006—2016統(tǒng)計年鑒，綜合考慮建設(shè)用地對第二、三產(chǎn)業(yè)的影響比第一產(chǎn)業(yè)明顯，選取第二、三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值來衡量經(jīng)濟效益，以2005年為基準，換算出2005—2015各年的價格平減指數(shù)，然后再折算出2005—2015各年真實GDP； 勞動力選取與二、三產(chǎn)業(yè)相對應的二、三產(chǎn)業(yè)年末社會從業(yè)人員數(shù)總和； 大部分研究認為選取固定資產(chǎn)投入作為資本存量較為合理，并通過應用較為廣泛的永續(xù)存盤法(Glodsmith， 1952)[14]進行估算； 選取建設(shè)區(qū)面積作為衡量建設(shè)用地面積的指標。永續(xù)盤存法計算公式為：

Kt=(1-Φ)Kt-1+It

(15)

式(15)中，Kt表示t年的資本存量，It表示t年的固定資產(chǎn)投資，Φ表示資本存量的年折舊率，大部分研究折舊率的選取與全國折舊率水平保持一致，該文采用賈潤松，張四燦的研究結(jié)果[15]，折舊率Φ=7%。對基期年資本存量的估計采用國內(nèi)外常用方法(Baffes和Shan， 1998； Young， 2004)[16]：K0=I0/(g+Φ)其中，K0表示基期年資本存量，I0表示基期年投資額，g表示樣本期真實年均增長率。整理后的數(shù)據(jù)見表1。

表1 2005—2015年各變量數(shù)據(jù)測算結(jié)果

年份GDP Y(億元)勞動力L(萬人)資本存量K(億元)建設(shè)用地R(km2)lnYlnLlnKlnR2005554.2785.01826.05176.436.317 6514.442 7696.716 6555.172 9242006631.96107.701 001.42235.886.448 8264.679 3416.909 1745.463 3232007764.41112.761 212.93261.886.639 1044.725 2627.100 7945.567 8862008874.16116.501 477.68302.86.773 2634.757 8917.298 2295.713 0732009922.13120.501 770.12339.06.826 6864.791 6417.478 8035.826 00020101 036.84122.782 129.24343.06.943 9334.810 3947.663 5205.837 73020111 522.31129.192 463.21383.87.327 9844.861 2847.809 2215.950 12220121 787.98132.103 301.07368.47.488 8424.883 5598.102 0025.909 16920132 057.03136.014 341.59391.07.629 0184.912 7288.375 9965.968 70820142 292.10155.615 563.99412.267.737 2245.047 3538.624 0716.021 65420152 534.61164.746 882.90429.967.837 7955.104 3688.836 7956.063 692 數(shù)據(jù)來源:將原始數(shù)據(jù)測算整理所得

3 實證分析

3.1 建設(shè)用地貢獻率測算

3.1.1 數(shù)據(jù)平穩(wěn)性檢驗

該文利用EViews 6.0軟件，首先在level水平下檢驗，判斷ADF檢驗值(t值)與臨界值的大小關(guān)系，當ADF小余臨界值時，時間序列是平穩(wěn)的，否則是非平穩(wěn)的，然后通過差分變換后再進行一階差分檢驗、二階差分甚至高階差分檢驗，直到序列數(shù)據(jù)平穩(wěn)。檢驗結(jié)果見表2。

表2 各變量水平序列及一階、二階差分序列ADF檢驗結(jié)果

水平序列10%臨界值A(chǔ)DF值一階差分序列10%臨界值A(chǔ)DF值二階差分序列10%臨界值A(chǔ)DF值lnY-3.590 496-2.169 161D(lnY)-2.801 384-2.516 596D(lnY, 2)-2.841 819-3.076 665lnL-3.590 496-1.163 578D(lnL)-2.801 384-4.873 397D(lnL, 2)-2.841 819-3.233 077lnK-3.701 534-3.993 076D(lnK)-2.801 384-1.674 527D(lnK, 2)-2.841 819-3.291 408lnR-3.701 534-4.800 29D(lnR)-2.841 819-1.787 595D(lnR, 2)-2.898 418-3.381 959

從表2檢驗結(jié)果可以看出，lnY、lnL、lnK、lnR在水平和一階差分檢驗下都未通過檢驗，序列呈非平穩(wěn)性； 而經(jīng)過二階差分檢驗，lnY、lnL、lnK、lnR均在10%臨界值的顯著水平下拒絕零假設(shè)，序列呈現(xiàn)平穩(wěn)性，不存在單位根，lnY、lnL、lnK、lnR為二階單整序列。

3.1.2 數(shù)據(jù)協(xié)整檢驗

該文應用約翰森(Johansen)法檢驗各變量之間的協(xié)整關(guān)系，在建立Var模型的過程中，利用赤池信息準則(AIC)、施瓦茨(SC)準則以及似然比(LR)選擇最優(yōu)滯后階數(shù)P值，并用AR根的圖和表對滯后結(jié)構(gòu)進行檢驗以及Granger因果關(guān)系檢驗。協(xié)整檢驗結(jié)果見表3。

表3 各變量之間的協(xié)整關(guān)系檢驗結(jié)果

零假設(shè)特征值Trace5%臨界值Prob.**Max-Eigen5%臨界值Prob.**None *0.984 45441.304 1615.494 710.000 033.311 8114.264 600.000 0At most 1 *0.631 7697.992 3483.841 4660.004 77.992 3483.841 4660.004 7At most 2 *0.406 1964.169 6483.841 4660.041 14.169 6483.841 4660.041 1

從表3檢驗結(jié)果可知，P=0.000 0<0.05，在95%的置信水平上拒絕了不存在協(xié)整關(guān)系的原假設(shè)，即各變量之間存在協(xié)整關(guān)系； P=0.004 7<0.05，P=0.041 1<0.05在95%的置信水平上拒絕了不存在協(xié)整關(guān)系的原假設(shè)，接受各變量之間最多存在1個、2個協(xié)整關(guān)系，由此可知lnY、lnK、lnL、lnR之間存在顯著協(xié)整關(guān)系。

表4 各變量系數(shù)估計結(jié)果

變量系數(shù)估計值t統(tǒng)計量伴隨概率plnL0.316 6902.672 5070.028 3lnK0.395 4053.264 4650.014 2lnR0.576 7675.768 4960.000 4C-6.587 3972.600 6090.027 9R2=0.975 431R2=0.963 147F=79.403 969DW=1.718

3.1.3 普通最小二乘法回歸分析(OLS)

lnY=0.316 7lnL+0.395 4lnK+0.576 8lnR-6.5874

(16)

將式(16)化簡為指數(shù)形式，得：

Y=0.001 378L0.316 7K0.395 4R0.576 8μ

(17)

由式(17)表明：勞動力L、資本存量K、建設(shè)用地R影響烏魯木齊市經(jīng)濟增長且在2005—2014年期間，二、三產(chǎn)業(yè)從業(yè)人數(shù)、固定資產(chǎn)投入以及建設(shè)用地投入每增加1%，相應的會引起二、三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值分別增加0.316 7%、0.395 4%和0.576 8%。

3.1.4 各影響因素貢獻率測算及結(jié)果分析

首先，利用水平法(式7)計算2005—2015年各影響因素的平均增長速度，根據(jù)回歸模型，各影響因素的彈性系數(shù)已知，然后利用式(6)計算出技術(shù)水平的增長速度。具體結(jié)果見表5。

表5 2005—2015年各影響因素的平均增長速度

年份二、三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值y勞動力l資本投入k建設(shè)用地r技術(shù)進步a2005—200910.727.2316.4713.95-6.132010—201516.075.0221.603.845.46平均增長速度(%)14.826.2021.268.43 -0.41

利用各影響因素對經(jīng)濟增長的貢獻率公式，測算出2005—2015年期間，二、三產(chǎn)業(yè)從業(yè)人數(shù)l，資本投入k，建設(shè)用地r和技術(shù)進步a對經(jīng)濟增長的貢獻率。具體結(jié)果見表6。

表6 2005—2015年各影響因素對經(jīng)濟增長的貢獻率

年份勞動力投入(El)資本投入(Ek)建設(shè)用地投入(Er)技術(shù)進步投入(Ea)2005—200921.3660.7575.06-57.182010—20159.8953.1513.7833.98貢獻率(%)13.2556.7232.81-2.78

圖1 2005—2015年烏魯木齊市建設(shè)用地 與經(jīng)濟增長的Logistic曲線擬合圖

從各投入要素的彈性系數(shù)來分析，彈性系數(shù)與各投入要素的貢獻率呈正相關(guān)，彈性系數(shù)越大貢獻率越高。表(6)中的估計結(jié)果顯示，各變量估計系數(shù)均為正且通過了顯著性檢驗，擬合優(yōu)度較高，各投入要素的回歸系數(shù)之和為1.289(α+β+λ=1.289)，說明在2005—2015年間，烏魯木齊市的生產(chǎn)規(guī)模處于經(jīng)濟報酬遞增狀態(tài)，各投入要素對經(jīng)濟增長的影響具有正效應。從各要素之間的關(guān)系可知：資本投入要素α+λ/β=2.26>1，建設(shè)用地投入要素α+β/λ=1.235>1，勞動力投入要素β+λ/α=3.07>1，表明各投入要素均很難被有效替代。

從各投入要素的貢獻率來分析， 2005—2009年，建設(shè)用地對經(jīng)濟增長的貢獻率為75.06%，遠高于勞動力投入、資本投入和技術(shù)進步投入對經(jīng)濟的貢獻， 2010—2015年，資本投入對經(jīng)濟增長的貢獻率為53.15%，遠高于勞動力投入、建設(shè)用地投入和技術(shù)進步投入對經(jīng)濟的貢獻，而這一階段建設(shè)用地的貢獻率降至13.78%，下降幅度較大，技術(shù)進步的貢獻雖不及資本投入，但遠高于勞動力投入和建設(shè)用地投入的貢獻率，且增長速度較快，對烏魯木齊市經(jīng)濟發(fā)展的影響較大。由此說明資本投入、建設(shè)用地投入和技術(shù)進步將成為影響烏魯木齊市經(jīng)濟增長的主要驅(qū)動因素，也可以得出烏魯木齊市經(jīng)濟發(fā)展屬于“倚資本型”。形成這一變化的主要原因是： 2005—2009年烏魯木齊市經(jīng)濟開發(fā)區(qū)正處于建設(shè)階段，成為招商引資的重要載體。引進許多規(guī)模以上大型工業(yè)企業(yè)和外資企業(yè)，并且建成了西北最大的冶金、機械裝備制造等基地和新疆最大的食品飲料，國際物流等加工基地，投入大量建設(shè)用地，成為這一階段建設(shè)用地貢獻率最大，推動經(jīng)濟增長的主要引擎。而2010—2015年烏魯木齊市著力于投資城市保障性住房、社會保障方面建設(shè)以及基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，抓住絲綢之路經(jīng)濟帶建設(shè)機遇，資本投入傾向于絲綢之路經(jīng)濟帶核心區(qū)“五大中心”和“六大產(chǎn)業(yè)基地”的建設(shè)，致使這一階段資本投入貢獻率最大，成為促進經(jīng)濟增長的主要動力。2005—2015年技術(shù)進步對經(jīng)濟增長的貢獻率僅為-2.78%，表明烏魯木齊市經(jīng)濟發(fā)展較粗放，科技、教育、人才、制度等方面的投入不足，缺乏高科技、高技術(shù)人才的培養(yǎng)和引進，技術(shù)水平落后，使得技術(shù)投入很難真正實現(xiàn)其本身價值。但技術(shù)進步貢獻率的增長幅度變化較大，這說明烏魯木齊市已經(jīng)意識到技術(shù)進步對經(jīng)濟增長的貢獻作用，技術(shù)進步對未來經(jīng)濟發(fā)展會發(fā)揮一定的支撐作用，貢獻率也隨之提高。

3.2 Logistic曲線方程假說驗證

曾祥坤、李貴才等人研究表明耕地流轉(zhuǎn)與人文驅(qū)動因子之間存在非常顯著的Logistic曲線關(guān)系，并以深圳市為例進行驗證與分析[17]； 姚遠、李效順等人利用全國數(shù)據(jù)驗證了中國經(jīng)濟增長與耕地資源變化存在Logistic曲線關(guān)系，且不同區(qū)域耕地變化的拐點和規(guī)模下限差別較大[18]。在此基礎(chǔ)上，該文借助SPSS20.0軟件，以2005—2015年烏魯木齊市建設(shè)用地數(shù)據(jù)作為因變量，二、三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值作為自變量，對建設(shè)用地和經(jīng)濟增長之間的關(guān)系用Logistic曲線進行驗證和分析，擬合曲線見圖1，各回歸參數(shù)結(jié)果見表7[19]。

表7 2005—2015年烏魯木齊市建設(shè)用地與經(jīng)濟增長Logistic曲線方程回歸參數(shù)估計值

上限容量(Q)擬合優(yōu)度(R2)bcF值Sig值4410.8990.9980.00580.4210.0004430.9000.9980.00581.0690.0004450.9000.9990.00480.8420.0004460.8990.9990.00480.5000.000

從表7可以得出：經(jīng)過多次試算，當上限容量Q為443km2時，Logistic曲線的擬合度最高R2=0.900，F(xiàn)值為81.069，Sig值為0.000，為最優(yōu)擬合，分別將Q、b、c的值代入公式(13)得到Logistic曲線方程：

R=443/1+443.0.005e-0.002Y

(18)

對式(18)求二階導，令R″=0，可求得Y的值。當Y=-lnQc/lnb=1 522億元時為烏魯木齊市建設(shè)用地對經(jīng)濟增長貢獻的極限點，即烏魯木齊市第二、三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值達到1 522億元時，建設(shè)用地投入要素對經(jīng)濟增長的貢獻速度呈遞減趨勢，而這個極限點已出現(xiàn)，這也是2010—2015年間建設(shè)用地對經(jīng)濟增長的貢獻速度下滑的原因。雖然已測算出各投入要素很難被有效替代，但建設(shè)用地對經(jīng)濟增長的驅(qū)動作用是有限的，技術(shù)進步投入要素的貢獻還有很大的空間，所以烏魯木齊市應通過科技創(chuàng)新，加大技術(shù)方面的投入來實現(xiàn)經(jīng)濟的外延擴張型向內(nèi)涵挖掘型轉(zhuǎn)變。

4 結(jié)論及討論

該文研究基于C-D生產(chǎn)函數(shù)，以2005—2015年烏魯木齊市數(shù)據(jù)為樣本，借助EViews 6.0和SPSS 20.0軟件測算出建設(shè)用地對經(jīng)濟增長的貢獻率以及Logistic曲線極限點，得出以下結(jié)論。

(1)2005—2015年期間，資本投入要素對烏魯木齊市經(jīng)濟增長的貢獻最大，建設(shè)用地投入要素貢獻次之，勞動力投入要素貢獻第三，技術(shù)進步投入要素貢獻最小，每個投入要素在經(jīng)濟發(fā)展的不同階段發(fā)揮著不同的驅(qū)動作用且彼此之間很難有效替代。

(2)從Logistic曲線模型估計的結(jié)果來看，建設(shè)用地對烏魯木齊市經(jīng)濟增長的貢獻速度呈遞減趨勢且減幅較大，Logistic曲線極限點已出現(xiàn)，今后建設(shè)用地投入要素對經(jīng)濟增長的貢獻速度逐漸趨于平緩，若繼續(xù)依靠建設(shè)用擴張拉動經(jīng)濟增長不僅不能促進經(jīng)濟增長反而浪費土地資源，降低土地資源產(chǎn)出能力。所以烏魯木齊市應結(jié)合自身經(jīng)濟發(fā)展狀況和產(chǎn)業(yè)定位戰(zhàn)略，考慮對建設(shè)用地供給進行分區(qū)化、差別化管理，劃分為優(yōu)先供給區(qū)、重點供給區(qū)、適度供給區(qū)、內(nèi)涵挖潛區(qū)4個類型[20]，合理配置建設(shè)用地資源，減少土地資源閑置和荒廢的現(xiàn)象，提高土地資源節(jié)約集約、高效利用程度。

(3)2005—2015年期間，技術(shù)進步投入要素對烏魯木齊市經(jīng)濟增長的貢獻速度呈遞增趨勢，其他投入要素均呈遞減趨勢，但資本投入要素貢獻的遞減幅度較小，較平穩(wěn)。雖然技術(shù)進步投入要素對經(jīng)濟增長的貢獻率較小，但擁有很大的挖潛空間，近年來烏魯木齊市對科技、技術(shù)人才、制度、教育等方面的投入強度加大，但技術(shù)進步的產(chǎn)出能力較低，不足以成為支撐經(jīng)濟增長的動力，今后若要實現(xiàn)經(jīng)濟持續(xù)增長還需要進一步提高科技創(chuàng)新水平、對外開放引進高技術(shù)人才、完善體制機制、提升教育質(zhì)量，將“倚資本型”經(jīng)濟發(fā)展模式向“倚科技創(chuàng)新驅(qū)動型”轉(zhuǎn)變。

該研究結(jié)果表明，烏魯木齊市建設(shè)用地對經(jīng)濟發(fā)展的貢獻率結(jié)果與Logistic曲線擬合結(jié)果相吻合，均呈現(xiàn)出貢獻率由強到弱的變化趨勢，與曲福田、姜海、李效順等人的研究結(jié)果基本一致，符合前人提出的假設(shè)[3-6]：經(jīng)濟發(fā)展與城市蔓延確實存在Logistic曲線關(guān)系，且在不同的經(jīng)濟發(fā)展階段，建設(shè)用地對經(jīng)濟發(fā)展的貢獻率逐漸減小，而技術(shù)創(chuàng)新在一定程度上能夠緩解建設(shè)用地擴張帶來的發(fā)展壓力。由于數(shù)據(jù)獲取的局限性，該文在研究建設(shè)用地與經(jīng)濟發(fā)展的過程中并未考慮城鄉(xiāng)結(jié)合部土地利用情況，這也是今后要進一步研究的內(nèi)容。