◆劉 洋

我國工業(yè)用地招拍掛的競價機制分析

◆劉 洋

文章使用拍賣模型分析了我國工業(yè)用地招拍掛競價機制的問題，提出相應(yīng)的解決方案。與此同時，文章使用全國333個地市層面2007-2011年的數(shù)據(jù)研究了土地招拍掛競價機制形成的工業(yè)用地成交價格對經(jīng)濟增長、財政收入和房價影響，說明工業(yè)用地成交價格在經(jīng)濟社會中扮演的重要角色?；谘芯拷Y(jié)論，文章提出了相關(guān)的政策建議。

工業(yè)用地成交價格；經(jīng)濟增長；財政收入；房價

一、引言

我國的土地供給長期以來通過行政劃撥，供經(jīng)營實體無償使用。這一制度雖然歷經(jīng)改革，但依舊充滿了行政的色彩，土地的出讓仍以劃撥和協(xié)議為主，市場參與的成分很少，土地使用權(quán)的獲得和成交價格主要通過行政指令確定。這樣，地方官員可能會以開發(fā)、招商引資為名通過權(quán)力尋租而滋生腐敗，而協(xié)議地價也普遍偏低，致使國有土地資產(chǎn)流失嚴重（王宏新和勇越，2012）。

針對以上這些情況，我國國土資源部于2002年頒布了《招標(biāo)拍賣掛牌出讓國有土地使用權(quán)規(guī)定》，規(guī)定我國經(jīng)營性國有土地的使用權(quán)出讓方式必須是招標(biāo)、拍賣或掛牌之間的一種，這一制度簡稱為“土地招拍掛”?！巴恋卣信膾臁敝饕菫榱擞玫貑挝唤⒐?、公正、公開的土地使用權(quán)競價出讓環(huán)境、規(guī)范地方政府土地出讓的行為并且優(yōu)化城市的土地資源配置。從2007年開始，工業(yè)用地也進入了土地招拍掛的范圍，我國土地招拍掛制度正式確立。

那么，現(xiàn)行的拍賣競價機制是否真的起到了讓市場充分反映土地價格的作用，拍賣制度形成的成交價格是否有效地解決了土地出讓價格過低的問題，從而遏制了國有資產(chǎn)流失的現(xiàn)象？如果沒有，是否有進一步改進的空間？

另外，招拍掛制度獲得的土地收入已經(jīng)在我國的經(jīng)濟社會中扮演了重要的角色。自1994年我國實行分稅制改革以來，地方財政收入比重大幅下降，而支出比重幾乎沒有變化，地方政府的事權(quán)沒有變化而財權(quán)的減小帶來了兩個問題。第一，地方政府財力的減小形成了地方經(jīng)濟建設(shè)的缺口。第二，地方政府需要履行提供公共品和公共服務(wù)的職責(zé)。因此地方政府急需借助土地出讓來緩解財政壓力，使得地方政府的融資和財政越來越依賴土地使用權(quán)出讓獲得的收入（陳超等，2011；王宏新和勇越，2012），土地出讓金占地方政府財政收入的比重超過了60%（況偉大和李濤，2012）。與此同時，1998年底取消的福利分房制度將市場競爭機制引入了房地產(chǎn)行業(yè)，地方政府壟斷了土地的所有權(quán)，房地產(chǎn)開發(fā)商通過“土地招拍掛”獲得土地的使用權(quán)，因此房價也可能受到地價的影響。那么，工業(yè)用地使用權(quán)出讓的成交價格對房價的上升起到了怎樣的作用呢？

一支文獻重點討論了土地出讓制度本身，李世蓉和馬小剛（2009）使用全國2003-2006年和北京2005-2007年的數(shù)據(jù)，實證評估了土地招拍掛制度的績效，發(fā)現(xiàn)土地出讓市場中的一些問題，指出這一問題的來源是政府的干預(yù)。王宏新和勇越（2012）則說明，土地出讓的初衷已經(jīng)因為招拍掛制度的演進而逐漸被背離，成為地方政府獲得短期經(jīng)濟利益的工具，從而提出國家應(yīng)該加大財政轉(zhuǎn)移支付力度，豐富和完善拍賣機制。然而，2011年5月11日，國土資源部發(fā)布的《關(guān)于堅持和完善土地招標(biāo)拍賣掛牌出讓制度的意見》聲明要堅持和完善土地招拍掛出讓制度，說明在相當(dāng)一段長的時間內(nèi)，這一制度本身將繼續(xù)存在并且不斷完善。況偉大和李濤（2012）也說明了這一制度的合理性，雖然地方政府的財政比較依賴于土地，但土地招拍掛制度在地方政府融資平臺搭建的初期還是具有重大歷史意義的，房價的高企并不完全是由這一制度帶來的。然而，目前還沒有文章重點研究土地招拍掛制度競價機制的問題。既然地方政府現(xiàn)在還不得不倚仗土地出讓金收入，那么地方政府真的通過設(shè)計拍賣機制實現(xiàn)利益最大化了嗎？

另一支文獻則研究了土地招拍掛制度的經(jīng)濟社會影響，重點在于對房價上漲的解釋。王岳龍（2010）建立了一個斯塔克伯格博弈模型，說明短期內(nèi)地價不會影響房價，而降低房價主要從開發(fā)商壟斷入手，與陳超等（2011）的發(fā)現(xiàn)一致。王岳龍和張瑜（2010）使用中國省級面板數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)土地招拍掛制度使得全國房價平均水平提高了13.2%，說明地價只會在更長的時期之內(nèi)影響房價，而地價則是影響房價上漲的長期和短期原因，與黃靜和王洪衛(wèi)（2012）的結(jié)論類似。況偉大和李濤（2012）使用中國35個大中城市2003-2008年的土地市場和房地產(chǎn)市場的數(shù)據(jù)考察了土地出讓方式與房價之間的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)房價主要是供求決定的，而非由地價和出讓方式?jīng)Q定。王岳龍（2012）使用干預(yù)分析模型和1999-2010年中國房價的月度數(shù)據(jù)說明土地招拍掛政策使得房價提高了4.7～15.7個百分點，但這一影響在不同地區(qū)有所差異。但是，這一支文獻沒有詳實地記錄地價與經(jīng)濟社會其他指標(biāo)的聯(lián)系，比如經(jīng)濟增長和財政收入，而僅僅局限于對地價和房價之間關(guān)系的討論。

本文對我國現(xiàn)行的工業(yè)用地招拍掛的競價機制進行了研究，重點考察招拍掛制度的績效，政府是否從招拍掛制度中實現(xiàn)收益最大化；在現(xiàn)行的制度之上，提出新的拍賣制度；探討工業(yè)用地成交價格對經(jīng)濟增長、財政收入和房價影響，說明工業(yè)用地成交價格在經(jīng)濟社會中扮演的重要角色。具體而言，我們使用拍賣模型對工業(yè)用地招拍掛的競價機制進行建模，從理論上說明現(xiàn)行的一級密封價格拍賣誘使競拍者故意低報自己的保留價格，這樣可能會造成成交價格過低的問題?；谶@一問題，我們提出使用二級密封價格拍賣的競價機制，它會使競拍者如實匯報自己的保留價格，這樣達成的交易價格很可能會高于一級密封價格拍賣。但是我們發(fā)現(xiàn)，兩種拍賣的競價機制都存在缺陷，因而我們說明如何避免兩種競價機制的劣勢、并且引入動態(tài)拍賣程序，從而獲得更高的拍賣成交價格。接著，我們使用全國所有333個地市2007年至2011年的面板數(shù)據(jù)，實證分析了現(xiàn)行的拍賣競價機制形成的工業(yè)用地成交價格對經(jīng)濟增長、財政收入和房價的影響，發(fā)現(xiàn)工業(yè)用地成交價格與三者呈正相關(guān)關(guān)系，這一效應(yīng)在統(tǒng)計意義上和經(jīng)濟意義上都是顯著的，并且這一相關(guān)性在考慮了地市差異、區(qū)域問題、價格的滯后效應(yīng)以及內(nèi)生性問題之后依舊穩(wěn)健，說明工業(yè)用地成交價格在經(jīng)濟社會中扮演了重要角色。我們的研究結(jié)論對政策制定者有一定的啟示作用。

本文接下來的部分安排如下。第二部分使用拍賣模型對現(xiàn)行的土地招拍掛的競價機制進行建模，說明現(xiàn)行的競價機制存在的問題并且提出新的競價機制。第三部分利用全國所有333個地市2007-2011年的面板數(shù)據(jù)，實證分析競價機制形成的工業(yè)用地成交價格在經(jīng)濟社會中扮演的重要角色。最后總結(jié)全文并且給出政策建議。

二、理論分析：拍賣模型

我國的工業(yè)用地的招拍掛制度，主要通過招標(biāo)、拍賣或者掛牌的方式出售土地的使用權(quán)。無論采取何種模式，這種出售土地使用權(quán)的方式實際上是一個密封價格拍賣的機制（陳超等，2011；況偉大和李濤，2012；王宏新和勇越，2012），或者說是私有價值拍賣（Private Value Auction）：競標(biāo)者之間并不知道對方對于商品的估價，并且相互不會串通合謀以壓低競價，否則博弈的任何一方可以通過稍微抬高一點價格而獲取所有的競拍商品。

（一）現(xiàn)行的競價方式

在我國，大多數(shù)的拍賣使用的是一級價格拍賣的方式，即競拍者同時報價，以書面投標(biāo)的方式競買拍賣品，出價最高的競拍者付出其出價水平獲得拍賣品，與喬坤元（2012）中分析的股票IPO定價機制類似，工業(yè)用地使用權(quán)出讓的競拍方式也不例外。

我們假設(shè)競拍者的估值獨立同分布，其概率密度函數(shù)為f(v)，在支集（Support）[0,1]上嚴格為正。假設(shè)這里有N個競標(biāo)人，不失一般性我們令競拍者估值的分布函數(shù)為F(v)，對于競拍者i而言，給定其他人的競價b(.)，也即b-i(.)=b(.)，競拍者i的期望收益為：

最大化其期望收益，求解一階條件得：

求解常微分方程，可得：

根據(jù)以往文獻的做法，令常數(shù)項等于0，則有：

因此，均衡競價策略是每一競拍者競價b(vi)以最大化自己的收益。

然而，可以看到，實際上在現(xiàn)行的一級密封價格拍賣的競價機制下，競拍者的競價低于他們對于工業(yè)用地價值的真實評估vi。那么使用一級密封價格拍賣到底會使競拍者低報多少呢？假設(shè)每一個競拍者使用線性策略，即競價為si=αvi+βi，由對稱性可得競拍者i的期望收益為：

求解一階條件可得：可見，如果競拍者使用線性競價策略，那么競價較低，比競拍者真實的估價低了1/N。

（二）二級密封價格拍賣

與一級密封價格拍賣的方式類似，二級密封價格拍賣同樣要求競拍者同時獨立出價，競拍物依舊由出價最高的競拍者獲得，但與一級密封價格拍賣不同的是，二級密封價格拍賣的成交價格是所有投標(biāo)者的第二高價，即僅次于中標(biāo)者的最高價格。

假設(shè)競拍者i的競價最高，令vm為其他人的最高競價，F(xiàn)m是其他所有人的競價都低于競價者i的概率，也即：

對于競拍者i而言，給定其他人的競價b(.)，競拍者i的期望收益為：

對于一個對稱的納什均衡：

求解一階條件可得：

可以看到，如果采取二級密封價格拍賣，那么每一個競拍者會報自己真實的估價。

（三）討論

關(guān)于拍賣的經(jīng)驗文獻證明，如果出價最高的兩位競價者的價差不是足夠大（如第二高價低于最高價的50%），那么二級密封價格拍賣的成交價格要高于一級密封價格拍賣（McAfee和McMillan，1987）。這說明現(xiàn)行的競價機制可能壓低了工業(yè)用地的交易單價，更重要的是，如果不進行改革，可能會對經(jīng)濟社會帶來負面影響。

當(dāng)然，這兩個拍賣制度都有一定的缺陷：現(xiàn)行的一級密封價格拍賣會讓競拍者低報自己對工業(yè)用地的估值，而二級密封價格拍賣方式的問題在于報價最高者按照第二高價進行交易。因此，設(shè)計該制度需要競拍者如實匯報自己的估值，并且最高者需要付出非常接近自己報價的水平以獲得工業(yè)用地的使用權(quán)。

一個可行的方案是，采取一級和二級密封價格拍賣相結(jié)合的方式，成交價格定在最高價和第二高價之間的某一個數(shù)值，對最高和次高價各取一個權(quán)重。按照二級密封價格拍賣的思路，可以證明各競拍者會如實匯報自己的估值，并且最終的成交價格可以最大限度接近最高報價。

另外，按照二級密封價格拍賣的原理，可以考慮動態(tài)的公開叫價拍賣機制，依然以第二高價做成交價格?？紤]競拍者i，如果其他競價者的報價沒有超過自己的估值，那么競拍者i還可能會報告一個遠超過自己估值的報價以確保自己可以得到競拍的工業(yè)用地使用權(quán)。如果有其他競拍者的保留價值高于競拍者i的報價，該競拍者同樣會報一個更高的報價。按照這樣的邏輯，各競拍者向上競爭（Race to the Top），這樣最終的價格可能在估值最高者報價下方波動，也即成交價格p=vmax-ε，對于任意小的ε。因此，使用“二級公開叫價拍賣”的競價方式會帶來更高的工業(yè)用地成交價格。而對于“一級公開叫價拍賣”，按照之前的分析，競拍者依舊會低報自己的估價，從而不能使拍賣成交價格最大化。

三、實證分析：現(xiàn)行工業(yè)用地競價機制對經(jīng)濟社會的影響

本部分考察在現(xiàn)行的競價制度下，形成的工業(yè)用地成交價格（以下均稱為“工業(yè)用地成交價格”）與經(jīng)濟增長、財政收入和房價之間的關(guān)系，說明競價機制及其形成的工業(yè)用地成交價格在我國經(jīng)濟社會中扮演的重要角色。

（一）數(shù)據(jù)和回歸模型

我們使用地市（包括地級市、自治州、地區(qū)和盟）的數(shù)據(jù)進行考察。工業(yè)用地的平均交易價格來自于中國土地市場網(wǎng)，該網(wǎng)站記錄了全國各個地市（包括地市所轄的所有市區(qū)和縣）的每一塊工業(yè)用地的交易情況。通過網(wǎng)頁抓取，將地市所轄的市區(qū)和縣的地價進行加權(quán)平均計算得到工業(yè)用地的平均交易價格?！吨袊鴧^(qū)域統(tǒng)計年鑒》提供了全國各個地市詳盡的經(jīng)濟數(shù)據(jù)，包括各個地市的經(jīng)濟發(fā)展?fàn)顩r、地方政府財政收支以及房地產(chǎn)市場情況。

囿于數(shù)據(jù)的可得性，我們使用全國333個地市2007年至2011年的數(shù)據(jù)進行考察。表1給出了各個變量的描述性統(tǒng)計量。由于地市的經(jīng)濟、財政以及房價的增長率存在一小部分的異常值，為了不使我們的結(jié)果受到異常值驅(qū)動（Outliers Driven），對經(jīng)濟增長率、財政收入增長率以及房價增長率進行了縮尾調(diào)整（Winsorize），將最極端的數(shù)值附上1%和99%分位數(shù)的數(shù)值。是否使用縮尾調(diào)整以及縮尾調(diào)整的分位數(shù)選擇并不過分影響實證結(jié)果，其結(jié)論是穩(wěn)健的。

可以看到在2007-2011年間，地市平均的GDP增長率為13.866%，最高的1%可以達到24.2%，說明我國的經(jīng)濟保持著較高的增速。地市的財政收入增長率平均值為26.181%，同樣保持著較快的增長速度。與此同時，地市平均房價增長率達到了19.123%，增長最快的1%房價翻番。我國的經(jīng)濟構(gòu)成中第二產(chǎn)業(yè)比重較高，平均值為48.275%，最高的達到了84.386%。

表 1 描述性統(tǒng)計量

我們考察競價機制形成的工業(yè)用地成交價格帶來的經(jīng)濟社會影響，使用各地市的GDP、財政收入以及房價的增長率做因變量，工業(yè)用地成交價格作核心自變量構(gòu)建多元回歸模型進行研究。

回歸模型如下：

由于本文的數(shù)據(jù)是一個面板數(shù)據(jù)，所以用下標(biāo)i代表地市，t代表時間。

其中，因變量分別為地市i在年份t的GDP增長率（gdpgri,t）、財政收入增長率（fisgri,t）以及房價增長率（hpgri,t），各變量經(jīng)過CPI平減。

我們主要關(guān)心工業(yè)用地交易價格對數(shù)（log(price)i,t）對這三個因變量的影響，并且控制文獻中常用的地市經(jīng)濟財政的控制變量，包括上一期的人均GDP對數(shù)（log(pcgdp)i,t-1）、上一期第二產(chǎn)業(yè)比重（indi,t-1）、上一期人均財政收入對數(shù)（log(pcfis)i,t-1）以及上一期房價對數(shù)（log(price)i,t-1）。控制變量都滯后了一期，因為經(jīng)過一定的時間它們才會對經(jīng)濟增長、財政收入和房價產(chǎn)生影響。另外，同時考慮到地市不隨時間變化、不可觀測的因素帶來的影響，使用μi來刻畫地市固定效應(yīng)，比如各個地市的文化和自然資源稟賦，它們會影響地市的經(jīng)濟財政情況，并且可能與工業(yè)用地成交價格有關(guān)，因此需要控制這一效應(yīng)，否則回歸結(jié)果會受到遺漏變量（Omitted Variable）的影響。同時控制時間固定效應(yīng)λt，這一效應(yīng)不隨個體變化而變化，刻畫了時間上的共同的沖擊（Common Shock），比如2008年金融危機以及后續(xù)的四萬億刺激方案。

我們主要使用面板數(shù)據(jù)固定效應(yīng)模型進行回歸，如前所述，使用固定效應(yīng)模型估計參數(shù)可以得到穩(wěn)健、可信的結(jié)果。但是，固定效應(yīng)模型的估計結(jié)果并不是最有效的，因此我們依舊對這一個面板數(shù)據(jù)使用混同橫截面回歸和隨機效應(yīng)回歸模型進行估計，將得到的估計結(jié)果與固定效應(yīng)模型進行比較，從而在保證一致性的前提下選取最有效的結(jié)果。我們重點關(guān)注參數(shù)β1，該參數(shù)刻畫了經(jīng)濟增長率、財政收入增長率以及房價增長率對土地出讓金價格的彈性。

（二）基準結(jié)果

對于這個面板數(shù)據(jù)使用三種估計方法：混同橫截面模型、隨機效應(yīng)模型和固定效應(yīng)模型，估計結(jié)果的穩(wěn)健性逐步上升，但是估計效率逐漸下降，我們使用Breusch-Pagan檢驗（以下簡稱BP-LM檢驗）和Hausman檢驗來比較混同橫截面模型和隨機效應(yīng)模型以及隨機效應(yīng)模型和固定效應(yīng)模型的估計結(jié)果。

我們首先考察工業(yè)用地成交價格與GDP增長率之間的關(guān)系，結(jié)果匯報于表2。在沒有其他控制變量的情況下，表2中第(2)列BP-LM檢驗拒絕了原假設(shè)，因此地市的個體效應(yīng)是存在的，使用混同橫截面模型會使得估計結(jié)果存在較大的偏差，第(3)列告訴我們固定效應(yīng)和隨機效應(yīng)模型得到的結(jié)果都是一致的，但是隨機效應(yīng)模型更加有效。控制了上一期的人均GDP對數(shù)和第二產(chǎn)業(yè)比重之后，檢驗的結(jié)果發(fā)生了變化：從表2中第(5)列的BP-LM檢驗和第(6)列的Hausman檢驗可以看到，無論使用混同橫截面還是隨機效應(yīng)模型，都不能得到一致的結(jié)果，因此只能使用固定效應(yīng)模型進行估計，重點關(guān)注表1的第(6)列。

工業(yè)用地使用權(quán)出讓的成交價格每上升1個百分點，那么地市的GDP增長率相應(yīng)會提高0.358個百分點，估計系數(shù)在1%水平下顯著。與GDP增長率的均值13.866%相比較，這一影響在經(jīng)濟意義上也是顯著的，這說明工業(yè)用地招拍掛競價機制形成的成交價格在經(jīng)濟增長過程中扮演著重要的角色，成交價格越高，經(jīng)濟的增速越快。在控制變量方面，上一年人均GDP對數(shù)正向顯著影響GDP增長率，說明我國各地市的貧富差距有所拉大，人均GDP越高的地市經(jīng)濟增速越快。上一年第二產(chǎn)業(yè)比重對GDP增長率的影響不顯著，但依然需要控制這一關(guān)鍵的因素，它與土地出讓價格關(guān)系密切，而且會影響GDP增長率。

表2 基準回歸結(jié)果1：GDP增長率

(2)***，**，*分別表示在1%，5%和10%水平上顯著。下同。表3給出了工業(yè)用地成交價格對地市財政收入增長率影響的估計結(jié)果，與表2類似，沒有控制變量的時候使用隨機效應(yīng)模型可以得到最佳估計，而使用控制變量后僅有固定效應(yīng)模型能給出無偏一致的估計。我們關(guān)注表3的第(6)列：競價機制形成的土地使用權(quán)出讓價格每上升1個百分點，地市財政收入增長率提高1.123個百分點，估計系數(shù)在1%水平下顯著，并且在經(jīng)濟意義上也是比較可觀的。上一年人均GDP對數(shù)正向顯著影響財政收入的增長率，估計系數(shù)在1%水平下顯著，說明經(jīng)濟情況越好，財政收入增長越快。人均財政收入越高的地市財政收入增長越慢，估計系數(shù)同樣在1%水平下顯著，說明全國各地市的財政收入出現(xiàn)了一定的收斂的現(xiàn)象，上一期人均財政收入更多的地市下一期的財政收入增長率越低。

表3 基準回歸結(jié)果2：財政收入增長率

表4給出了工業(yè)用地成交價格對房價增長率的影響。工業(yè)用地成交價格的上漲可能會帶動居住用地的價格上升。根據(jù)BP-LM檢驗和Hausman檢驗的結(jié)果，我們依舊應(yīng)該使用固定效應(yīng)模型以獲得穩(wěn)健的估計，第(6)列給出了結(jié)果?？梢钥吹?，工業(yè)用地成交價格與房價增長率密切正相關(guān)，工業(yè)用地成交價格每上升1個百分點，房價增長率會上漲7.721個百分點，估計系數(shù)在統(tǒng)計意義和經(jīng)濟意義上都是非常顯著的，這說明地價可能是引起房價上漲的一個不可忽視的因素，房價的上升很大程度上是成本拉動的。經(jīng)濟狀況與房價增長率正相關(guān)，而房價在各地市之間也出現(xiàn)了收斂的現(xiàn)象，上一年房價越高，當(dāng)年房價的增長率越低，上一年房價的估計系數(shù)在1%水平下顯著。

表4 基準回歸結(jié)果3：房價增長率

從表2、表3、表4的估計結(jié)果中，我們可以看到，招拍掛競價機制形成的工業(yè)用地成交價格牽動著整個經(jīng)濟社會，更高的成交價格會助推經(jīng)濟增長，豐富地方財政，但同時也會加速房價的上漲。

（三）穩(wěn)健性檢驗

我們得到的估計結(jié)果可能受到以下因素影響而并不準確，即工業(yè)用地成交價格與經(jīng)濟增長率、財政收入增長率以及房價增長率之間的相關(guān)性可能是不準確的。第一，人們可能會質(zhì)疑城市的類別和所在區(qū)域。我國有四種地級行政單位，包括地級市、自治州、地區(qū)和盟。地級市作為主體存在，自治州屬于民族自治區(qū)域，其經(jīng)濟財政情況可能會與地級市不同，而地區(qū)和盟則不屬于一級政府，是省/自治區(qū)政府的派出機構(gòu)，因此經(jīng)濟財政的狀況也可能與地級市有所差異。我們需要分別對地級市和其他非地級市的樣本進行回歸考察。與此同時，根據(jù)以往文獻，東、中、西部的發(fā)展模式存在一定的差異，因此工業(yè)用地成交價格的經(jīng)濟社會影響也會存在不同（王岳龍和張瑜，2010；王岳龍，2012；朱國忠等，2014），因此我們按照朱國忠等（2014）的劃分方法，將各省、自治區(qū)劃分為東、中、西部進行考察。第二，工業(yè)用地的價格可能并不能迅速反映到經(jīng)濟增長和財政收入上面，可能存在滯后效應(yīng)，因此我們使用工業(yè)用地成交價格的滯后項作自變量進行考察。第三，經(jīng)濟增長、財政收入和房價也有可能會反向影響工業(yè)用地的價格（王岳龍和張瑜，2010；黃靜和王洪衛(wèi)，2012），內(nèi)生性（Endogeneity）是我們需要考慮的，否則得到的工業(yè)用地成交價格與經(jīng)濟增長、財政收入和房價之間的相關(guān)性可能是有偏不一致的，我們使用工具變量法（Instrumental Variable，IV）和廣義矩估計（Generalized Method of Moment，GMM）進行克服。

1.子樣本檢驗

(1)城市的類別

我們首先按照城市的類別對樣本進行劃分，分為非地級市和地級市兩個子樣本。表5匯報了相關(guān)的結(jié)果。前兩列匯報了GDP增長率與工業(yè)用地成交價格之間的相關(guān)性，可以看到無論是非地級市還是地級市，工業(yè)用地成交價格都顯著與GDP增長率正相關(guān)，并且相關(guān)性與表2中的基準回歸相比相差不大，非地級市的工業(yè)用地成交價格估計系數(shù)僅僅在10%水平下顯著，可能是因為樣本量較小。表5的第(3)和(4)列匯報了非地級市和地級市的財政收入增長率與工業(yè)用地成交價格之間的關(guān)系，同樣可以看到兩組城市的工業(yè)用地成交價格都顯著正向影響財政收入增長率，估計系數(shù)分別在10%、5%水平下顯著。表5的最后兩列給出了非地級市和地級市的房價增長率與工業(yè)用地成交價格之間的關(guān)系，依舊可以看到工業(yè)用地的價格與房價的增長率之間呈現(xiàn)顯著的正相關(guān)關(guān)系。表5的結(jié)果說明，我們的結(jié)論不是由不同類型的地市引起的。

表5 子樣本檢驗：按照城市類別劃分

(2)分區(qū)域的結(jié)果

表6給出了按照朱國忠等（2014）劃分的東、中、西部省份進行的分區(qū)域回歸的結(jié)果。其中，東部省份包括河北、廣東、山東、福建、浙江、江蘇、遼寧和廣西，中部省份包括山西、內(nèi)蒙古、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖北和湖南，而西部省份包括四川、貴州、云南、西藏、陜西、甘肅、青海、寧夏和新疆。①由于我們考察的是地市層面的數(shù)據(jù)，直轄市沒有其管轄的地市，因此四個直轄市不在考察范圍內(nèi)?？梢钥吹?，東、中和西部地區(qū)的地市，其經(jīng)濟增長率、財政收入增長率以及房價增長率都與工業(yè)用地成交價格正相關(guān)，并且估計系數(shù)與表2、表3、表4中的基準回歸相差不大。這說明，我們得到的結(jié)論不是由于某一個或者幾個地區(qū)的地市驅(qū)動的，結(jié)論對我國不同地區(qū)具有普適性。

表6 子樣本檢驗：按照區(qū)域劃分

2.工業(yè)用地價格的滯后效應(yīng)

表7 工業(yè)用地成交價格的滯后效應(yīng)

我們同時考察了工業(yè)用地成交價格的滯后效應(yīng)，結(jié)果匯報于表7?？梢钥吹焦I(yè)用地成交價格的滯后項同樣與GDP增長率、財政收入增長率以及房價增長率顯著正相關(guān)，但是統(tǒng)計顯著性和數(shù)值大小都弱于工業(yè)用地成交價格的當(dāng)期項，這反映了工業(yè)用地成交價格的及時性會迅速影響經(jīng)濟社會，并且效果隨著時間的推移而逐漸減弱。

表7的結(jié)果表明，我們得到的結(jié)論是可靠的，工業(yè)用地的滯后效應(yīng)隨著時間的推移而不斷減弱，說明當(dāng)期的工業(yè)用地成交價格會對經(jīng)濟社會帶來一定的影響。

3.工業(yè)用地交易價格的內(nèi)生性

表8 工業(yè)用地成交價格的內(nèi)生性

工業(yè)用地成交價格會影響經(jīng)濟增長、財政收入和房價的同時，這三者也同樣會影響工業(yè)用地成交價格（王岳龍和張瑜，2010；黃靜和王洪衛(wèi)，2012），帶來內(nèi)生性問題，威脅到我們得到的結(jié)論，使得我們得到的估計有偏、不一致并且不準確。我們使用工具變量法和廣義矩估計來克服內(nèi)生性問題。

一個可信的工具變量必須與內(nèi)生變量密切相關(guān)、外生（不受其他因素影響）并且不能直接影響因變量。我們發(fā)現(xiàn)，工業(yè)企業(yè)的數(shù)量是一個良好的工具變量。首先，工業(yè)企業(yè)的多少與工業(yè)用地成交價格相關(guān)，可以預(yù)計工業(yè)用地成交價格會因為工業(yè)企業(yè)數(shù)量的增加而提高，更多的企業(yè)競價會推高價格。其次，由于工業(yè)企業(yè)的審批機制和準入門檻的限制，工業(yè)企業(yè)的數(shù)量會在一段時間之前確定，之后投入運營，因為這一變量是前定的（Predetermined），在面板數(shù)據(jù)中一般而言是外生的（喬坤元，2013）。最后，工業(yè)企業(yè)的數(shù)量并不會直接對經(jīng)濟增長率、財政收入增長率和房價增長率產(chǎn)生影響，企業(yè)數(shù)量本身并不重要，其經(jīng)營狀況才會真正對經(jīng)濟社會產(chǎn)生直接的影響。

表8子表A的第(1)、(3)、(5)列給出了第一階段估計的結(jié)果，其他控制變量沒有匯報，可以看到工業(yè)企業(yè)的數(shù)量會顯著正向影響工業(yè)用地成交價格，并且估計系數(shù)在1%水平下顯著。從F值來看，工具變量與內(nèi)生變量的相關(guān)性較大，第一階段的F值大于工具變量10%偏差的F值（Stock和Yogo，2002），說明本文使用的工具變量不是弱（劣）工具變量（Weak Instruments）。表8子表B的第(1)、(3)、(5)列給出了工具變量的估計結(jié)果，我們發(fā)現(xiàn)，在考慮到內(nèi)生性問題之后，工業(yè)用地成交價格依舊正向顯著影響經(jīng)濟增長率、財政收入增長率和房價增長率，估計系數(shù)在5%水平下顯著，估計系數(shù)與基準回歸得到的估計值相差不大，也說明我們的估計結(jié)果是可靠的。

然而，工具變量的有效應(yīng)依舊可能受到人們的質(zhì)疑，因此我們使用GMM法對方程進行估計，該方法的原理是使用因變量的高階滯后項做工具變量進行考察（喬坤元，2013），這一組自變量避免了工具變量的問題，使得結(jié)果更加可信。我們同時使用差分GMM、水平GMM以及系統(tǒng)GMM法進行估計，得到了類似的結(jié)論，在這里我們僅匯報差分GMM的結(jié)果，詳見表8子表B的(2)、(4)和(6)列?？梢钥吹剑m然估計系數(shù)與基準回歸以及工具變量的結(jié)果有一定的差異，但差距較小，估計系數(shù)在1%水平下顯著為正，說明我們得到的結(jié)論是可靠的，在使用GMM估計方法克服內(nèi)生性之后依舊成立。

表8的結(jié)果說明，即使工業(yè)用地成交價格存在內(nèi)生性問題，我們的結(jié)論也是成立的，工業(yè)用地與經(jīng)濟增長率、財政收入增長率以及房價增長率密切正相關(guān)。

四、結(jié)論與政策建議

本文研究了我國工業(yè)用地招拍掛的競價機制問題，說明這一機制形成的工業(yè)用地成交價格在經(jīng)濟社會中扮演的重要角色。我們使用拍賣模型對工業(yè)用地招拍掛的競價機制進行建模，說明現(xiàn)行的一級密封價格拍賣可能會由于競拍者故意低報自己的保留價格而造成成交價格過低的問題，繼而提出使用二級密封價格拍賣機制使得競拍者如實匯報自己的保留價格，從而提高工業(yè)用地成交價格。另外，我們討論了兩種拍賣機制的缺陷，說明避免兩種拍賣制度的劣勢并且引入動態(tài)拍賣程序會獲得更高的拍賣價格。接著，我們使用全國所有333個地市的數(shù)據(jù)分析了現(xiàn)行的拍賣機制形成的工業(yè)用地成交價格對經(jīng)濟增長、財政收入和房價的影響，發(fā)現(xiàn)工業(yè)用地成交價格與三者密切正相關(guān)，這一相關(guān)性在考慮了地市差異、區(qū)域問題、價格的滯后效應(yīng)以及價格的內(nèi)生性問題之后依舊穩(wěn)健，說明了工業(yè)用地成交價格在經(jīng)濟社會的重要地位。

基于本文的研究結(jié)論，我們認為政府應(yīng)該考慮重新設(shè)計土地招拍掛的競價機制，可以使用二級密封價格拍賣或者結(jié)合現(xiàn)行的一級和二級密封價格拍賣機制并且引入動態(tài)競價的程序，從而最大化工業(yè)用地使用權(quán)拍賣的成交價格。另外，工業(yè)用地成交價格在經(jīng)濟社會中扮演的重要角色需要引起相關(guān)部門的注意。土地拍賣價格牽動著經(jīng)濟增長，在“土地財政”中發(fā)揮著重要的作用，這在我國發(fā)展的早期成為推動經(jīng)濟增長的一個重要方式，但是面對新的經(jīng)濟形勢，謀求經(jīng)濟全面協(xié)調(diào)可持續(xù)發(fā)展還在于提升經(jīng)濟的效率，提高全要素生產(chǎn)率和資源的配置效率，調(diào)整經(jīng)濟結(jié)構(gòu)。另外，工業(yè)用地成交價格對于房地產(chǎn)市場的影響也需要特別關(guān)注，近些年來房價的迅速上漲，部分是由投機性需求驅(qū)動，但是還有相當(dāng)大的成分來自于成本的提升，土地拍賣價格帶來的高成本也是促使房價迅速上漲的一個重要的因素，政府在進行宏觀調(diào)控時需要注意到這一點。

[1]陳 超，柳子君，肖 輝.從供給視角看我國房地產(chǎn)市場的“兩難困境”[J].金融研究，2011,(1).

[2]黃 靜,王洪衛(wèi).土地供給方式對房價的影響研究——基于面板誤差修正模型的實證分析[J].上海財經(jīng)大學(xué)學(xué)報，2012,(8).

[3]況偉大,李 濤.土地出讓方式、地價和房價[J].金融研究，2012,(8).

[4]李世蓉,馬小剛.土地出讓招拍掛制度績效及其實證分析[J].建筑經(jīng)濟，2009,(4).

[5]喬坤元.IPO溢價與中簽率：理論與證據(jù)[J].上海金融，2012,(9).

[6]喬坤元.非等間隔動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型：估計方法與應(yīng)用實例[J].數(shù)量經(jīng)濟技術(shù)經(jīng)濟研究，2013,(10).

[7]王宏新,勇 越.中國城市土地招拍掛制度的異化與重構(gòu)[J].中州學(xué)刊，2012,(2).

[8]王岳龍.房價與地價關(guān)系的再審視——基于土地招拍掛制度的一個博弈論解釋[J].學(xué)習(xí)與實踐，2010,(1).

[9]王岳龍,張 瑜.基于中國省級面板數(shù)據(jù)的房價與地價關(guān)系研究[J].山西財經(jīng)大學(xué)學(xué)報，2010,(1).

[10]王岳龍.土地招拍掛制度在多大程度上提升了房價？——基于“8．31”大限的干預(yù)分析模型研究[J].財貿(mào)研究，2012,(3).

[11]朱國忠,喬坤元,虞吉海.中國各省經(jīng)濟增長是否收斂[J].經(jīng)濟學(xué)（季刊），2014,(3).

[12]McAfee, Dinesh S.，Dinesh McMillan.Auctions and Bidding[J]. Journal of Economic Literature,1987, 25(2).

[13]Stock, James H.，Motohiro Yogo. Testing for Weak Instruments in Linear IV Regression[R]. NBER Working Paper No.284,2002.

（責(zé)任編輯：盛楨）

F423.2

A

2095-1280(2014)06-0085-11

劉 洋，女，北京大學(xué)光華管理學(xué)院學(xué)生。