張紹陽(yáng) 劉瓊 歐名豪

摘要

約束性指標(biāo)管控是我國(guó)土地管理領(lǐng)域的一項(xiàng)重要公共政策，但其實(shí)際執(zhí)行過(guò)程卻偏離原定政策目標(biāo)。傳統(tǒng)“央地縱向委托代理困境”視角的解釋認(rèn)為，地方政府追求土地財(cái)政和土地引資的動(dòng)機(jī)是導(dǎo)致產(chǎn)生政策執(zhí)行偏差的根源，但其忽略了地方政府行為所具有的空間關(guān)聯(lián)性而存在解釋力不足的缺陷。為此，本文立足于地方政府橫向競(jìng)爭(zhēng)的視角，分析了地方政府間的財(cái)政競(jìng)爭(zhēng)、引資競(jìng)爭(zhēng)對(duì)土地約束性指標(biāo)管控政策執(zhí)行的影響；在此基礎(chǔ)上，通過(guò)2010—2014年間的省級(jí)面板數(shù)據(jù)，構(gòu)建空間杜賓模型對(duì)相應(yīng)理論假說(shuō)進(jìn)行了檢驗(yàn)。研究發(fā)現(xiàn)：①地方政府的土地財(cái)政、土地引資行為會(huì)加劇本地區(qū)的政策執(zhí)行偏差程度。②地方政府間存在“相互模仿”的土地財(cái)政和土地引資競(jìng)爭(zhēng)策略，這使其土地財(cái)政和土地引資行為會(huì)產(chǎn)生正向的空間溢出，即在加劇本地區(qū)政策執(zhí)行偏差程度的同時(shí)，還會(huì)同步加劇相鄰地區(qū)的政策執(zhí)行偏差程度。③土地引資的直接效應(yīng)和間接效應(yīng)無(wú)論在范圍上還是強(qiáng)度上都要強(qiáng)于土地財(cái)政，這表明地方政府間的土地引資競(jìng)爭(zhēng)是導(dǎo)致政策執(zhí)行偏差的更重要因素。本研究的政策啟示在于，為了促進(jìn)土地約束性指標(biāo)管控政策的良好執(zhí)行，不僅要通過(guò)財(cái)稅體制改革來(lái)弱化地方政府間的土地財(cái)政競(jìng)爭(zhēng)，更要通過(guò)政府績(jī)效考核改革來(lái)遏制它們之間的土地引資競(jìng)爭(zhēng)。

關(guān)鍵詞 土地約束性指標(biāo)；執(zhí)行偏差；土地財(cái)政競(jìng)爭(zhēng)；土地引資競(jìng)爭(zhēng)；空間杜賓模型

中圖分類號(hào) F301.2 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼 A 文章編號(hào) 1002-2104（2018）05-0123-09 DOI：10.12062/cpre.20180121

指標(biāo)管控是我國(guó)土地管理領(lǐng)域的核心政策工具。為了應(yīng)對(duì)經(jīng)濟(jì)社會(huì)持續(xù)快速發(fā)展對(duì)土地資源的快速消耗，緩解由此產(chǎn)生的國(guó)家糧食安全、經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式轉(zhuǎn)型等壓力，本輪土地利用總體規(guī)劃（2006—2020年）圍繞“保護(hù)耕地、限制建設(shè)用地”的核心目標(biāo)而設(shè)立了6項(xiàng)約束性指標(biāo)，以期通過(guò)自上而下的規(guī)劃體系來(lái)約束地方政府的用地行為。但是，該項(xiàng)政策在執(zhí)行過(guò)程中卻面臨普遍的執(zhí)行偏差，如地方政府由于經(jīng)濟(jì)發(fā)展壓力而對(duì)新增建設(shè)用地指標(biāo)“寅吃卯糧”、為了通過(guò)嚴(yán)格的耕地保護(hù)責(zé)任制考核而在補(bǔ)充耕地上“占優(yōu)補(bǔ)劣”等[1]。顯然，這與“保護(hù)耕地、限制建設(shè)用地”的原定政策目標(biāo)存在較大偏離，不僅嚴(yán)重?fù)p害了政策的權(quán)威性，甚至還造成中央政府不得不提前調(diào)整政策目標(biāo)，如2016年下發(fā)的《全國(guó)土地利用總體規(guī)劃綱要（2006—2020）調(diào)整方案》，其中對(duì)新增建設(shè)用地指標(biāo)的調(diào)整幅度高達(dá)65%。

現(xiàn)有文獻(xiàn)主要從央地委托代理困境的視角來(lái)分析土地約束性指標(biāo)管控政策的執(zhí)行偏差問(wèn)題。在公共政策執(zhí)行過(guò)程中，央地之間構(gòu)成了一種典型的委托代理關(guān)系[2]，但由于信息不對(duì)稱、利益目標(biāo)不一致，代理人并不一定有激勵(lì)完全嚴(yán)格地履行職責(zé)，而是有可能根據(jù)自身利益偏好來(lái)選擇性執(zhí)行中央政策[3]；此時(shí)如果委托人無(wú)法設(shè)立合理的激勵(lì)機(jī)制來(lái)改變對(duì)代理人的激勵(lì)，就可能導(dǎo)致產(chǎn)生政策執(zhí)行的“代理人危機(jī)”，進(jìn)而造成政策執(zhí)行偏差[4]。土地約束性指標(biāo)管控政策作為一項(xiàng)典型的公共政策，一方面，地方政府的土地管控目標(biāo)與中央政府并不一致，中央政府重點(diǎn)關(guān)注耕地保護(hù)，而地方政府更關(guān)心經(jīng)濟(jì)發(fā)展的用地需求[5]。在土地市場(chǎng)化改革所產(chǎn)生的巨大紅利下，地方政府不僅通過(guò)商住用地的出讓來(lái)擴(kuò)充財(cái)力，同時(shí)還大量、低價(jià)出讓工業(yè)用地來(lái)進(jìn)行招商引資，從而帶來(lái)旺盛的用地需求[6]，當(dāng)這一需求無(wú)法通過(guò)合法的用地指標(biāo)得到滿足時(shí)，在信息不對(duì)稱下，地方政府便有選擇性執(zhí)行耕地保護(hù)、土地審批、增減掛鉤等管控政策的道德風(fēng)險(xiǎn)[7-9]，并以此獲取制度外的用地空間，造成各項(xiàng)約束性指標(biāo)難以得到良好執(zhí)行。另一方面，盡管中央政府通過(guò)土地垂直管理、土地督察制度改革等手段來(lái)加強(qiáng)地方政策執(zhí)行行為的監(jiān)督，但地方政府在維持土地財(cái)政收益、以土地參與引資競(jìng)爭(zhēng)的固有發(fā)展路徑依賴下，有很強(qiáng)的激勵(lì)通過(guò)目標(biāo)替代[10]、上下級(jí)政府合謀[11]等手段來(lái)應(yīng)對(duì)中央政府的監(jiān)督，甚至利用突破指標(biāo)的既成事實(shí)倒逼中央政府不得不為其“開(kāi)口子”[12]，導(dǎo)致各項(xiàng)監(jiān)督措施難以發(fā)揮效力。總之，央地委托代理困境的解釋認(rèn)為地方政府在土地財(cái)政、土地引資的自利性動(dòng)機(jī)驅(qū)使下，有足夠的動(dòng)機(jī)和能力來(lái)扭曲中央各項(xiàng)土地管控政策，從而造成普遍的政策執(zhí)行偏差?，F(xiàn)有文獻(xiàn)雖然為我們提供了重要思路，但卻存在以下兩個(gè)主要缺陷：一是拘泥于地方政府行為自身的能動(dòng)性，將每一個(gè)地方政府視為獨(dú)立的個(gè)體，而忽視了互為競(jìng)爭(zhēng)對(duì)手的同級(jí)政府間可能存在的互動(dòng)關(guān)系，尤其是已有研究表明地方政府間在土地財(cái)政、土地引資中存在普遍的策略互動(dòng)[13-14]，這可能是造成政策執(zhí)行偏差的重要原因；二是較少有文獻(xiàn)從土地財(cái)政與土地引資相結(jié)合的角度來(lái)分析其對(duì)各項(xiàng)土地管控政策執(zhí)行的影響，從而可能造成相應(yīng)的政策建議較為片面。

中國(guó)人口·資源與環(huán)境 2018年 第5期

鑒于此，本文從財(cái)政競(jìng)爭(zhēng)與引資競(jìng)爭(zhēng)兩個(gè)維度，考察了地方政府間的橫向競(jìng)爭(zhēng)對(duì)土地約束性指標(biāo)管控政策執(zhí)行的影響，以期進(jìn)一步揭示政策執(zhí)行偏差的機(jī)理并尋求有效治理策略。

1 理論分析

1.1 土地約束性指標(biāo)管控政策的地方執(zhí)行

我國(guó)各級(jí)政府的土地利用管理行為是以土地利用總體規(guī)劃為基本依據(jù)的，而規(guī)劃指標(biāo)又是土地利用總體規(guī)劃的核心內(nèi)容[15]。面對(duì)20世紀(jì)90年代以來(lái)建設(shè)用地的急劇擴(kuò)張及耕地總量持續(xù)下降，上一輪全國(guó)土地利用總體規(guī)劃（1997—2010年）圍繞耕地保有量、新增建設(shè)用地量、補(bǔ)充耕地量等幾項(xiàng)指標(biāo)而建立起初步的指標(biāo)管控體系，但由于指標(biāo)體系不完善以及約束力不強(qiáng)等因素，該項(xiàng)政策并未能有效限制地方政府的建設(shè)用地?cái)U(kuò)張沖動(dòng)[16]。為此，本輪土地利用總體規(guī)劃（2006—2020年）進(jìn)一步細(xì)化了指標(biāo)體系，并首次將所有指標(biāo)分為預(yù)期性和約束性兩大類，前者為指導(dǎo)性的預(yù)期要實(shí)現(xiàn)的目標(biāo)，后者則是指令性的必須實(shí)現(xiàn)或不得突破的目標(biāo)。其中，耕地保有量、基本農(nóng)田保護(hù)面積、新增建設(shè)占用耕地規(guī)模、整理復(fù)墾開(kāi)發(fā)補(bǔ)充耕地義務(wù)量、城鄉(xiāng)建設(shè)用地規(guī)模、人均城鎮(zhèn)工礦用地等6項(xiàng)指標(biāo)被確定為約束性指標(biāo)，以期通過(guò)設(shè)立這種帶有“剛性”性質(zhì)的管控指標(biāo)來(lái)實(shí)現(xiàn)“保護(hù)耕地、限制建設(shè)用地”的核心政策意圖。

盡管從政策制定上來(lái)看6項(xiàng)約束性指標(biāo)形成了較為完善的管控措施，但對(duì)于地方政府來(lái)說(shuō)，在發(fā)展經(jīng)濟(jì)的激勵(lì)下，它們更關(guān)心可用建設(shè)用地空間的多少，而將耕地保護(hù)任務(wù)視為一種負(fù)擔(dān)，因?yàn)檫^(guò)多的耕地保護(hù)任務(wù)是以犧牲可用建設(shè)用地空間為代價(jià)的。更重要的是，由于僅有耕地保有量及基本農(nóng)田保護(hù)面積的指標(biāo)納入了政府“一把手”責(zé)任制考核，而對(duì)其他幾項(xiàng)指標(biāo)的執(zhí)行仍然缺乏有效約束手段，因此，在政策執(zhí)行中，地方政府就有動(dòng)機(jī)違反土地利用規(guī)劃和計(jì)劃來(lái)獲取超額建設(shè)用地空間，造成建設(shè)用地指標(biāo)使用進(jìn)度過(guò)快，同時(shí)在面臨建設(shè)用地過(guò)快擴(kuò)張帶來(lái)的耕地保護(hù)指標(biāo)執(zhí)行壓力時(shí)，則會(huì)以“占優(yōu)補(bǔ)劣”、甚至虛報(bào)數(shù)據(jù)等方式來(lái)應(yīng)對(duì)上級(jí)的耕地保護(hù)責(zé)任制考核[7，10]?？梢?jiàn)，地方政府的執(zhí)行偏差行為主要體現(xiàn)在過(guò)快使用建設(shè)用地指標(biāo)、而消極完成耕地保護(hù)指標(biāo)上。

1.2 土地財(cái)政、土地引資競(jìng)爭(zhēng)及其影響政策執(zhí)行的機(jī)理

地方政府的政策執(zhí)行偏差行為，其動(dòng)機(jī)主要在于實(shí)施“以地生財(cái)”和“以地引資”的發(fā)展模式，前者為其積蓄了大量財(cái)力來(lái)進(jìn)行各項(xiàng)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，后者則能夠吸引流動(dòng)性的資本、勞動(dòng)力、技術(shù)等要素，二者共同推動(dòng)著地方經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展[17]。但是，在一個(gè)“為增長(zhǎng)而競(jìng)爭(zhēng)”的中國(guó)式分權(quán)體制下，地方政府的經(jīng)濟(jì)行為并非獨(dú)立決策的，它們會(huì)密切關(guān)注著競(jìng)爭(zhēng)對(duì)手的經(jīng)濟(jì)績(jī)效，以避免在“晉升錦標(biāo)賽”中落后于對(duì)手[18]。因此，當(dāng)土地成為推動(dòng)地方經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的重要因素時(shí)，地方政府間就不可避免地圍繞著土地財(cái)政與土地引資而展開(kāi)激烈競(jìng)爭(zhēng)。

在具體的競(jìng)爭(zhēng)策略上，地方政府間往往表現(xiàn)出兩種不同的形式，一是“相互模仿”的策略，即本地區(qū)會(huì)隨著相鄰地區(qū)的行為變化而做出與其相同的策略選擇；二是“差異化”的策略，即本地區(qū)會(huì)隨著相鄰地區(qū)的行為變化而做出與其相反的策略選擇。就土地財(cái)政競(jìng)爭(zhēng)而言，地方政府間可能存在相互模仿的策略，也可能存在差異化的策略。一方面，商住用地的出讓或抵押收入是地方政府進(jìn)行城市建設(shè)、基礎(chǔ)設(shè)施投資的重要來(lái)源[19]，因此，如果相鄰地區(qū)擴(kuò)大土地財(cái)政規(guī)模，就相當(dāng)于擁有了更大財(cái)力來(lái)推動(dòng)轄區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)；而本地區(qū)為了避免在競(jìng)爭(zhēng)中落后，往往也會(huì)參考競(jìng)爭(zhēng)對(duì)手的水平，做出不斷擴(kuò)大土地財(cái)政規(guī)模的選擇，從而引起同級(jí)政府間產(chǎn)生“相互模仿”的土地財(cái)政競(jìng)爭(zhēng)。另一方面，隨著房地產(chǎn)業(yè)多年來(lái)的持續(xù)高速發(fā)展，部分地區(qū)受區(qū)位條件較差、人口集聚程度不高等因素影響，會(huì)出現(xiàn)商品房庫(kù)存量過(guò)高、商住用地供應(yīng)過(guò)剩等影響地方經(jīng)濟(jì)健康發(fā)展的狀況[20]，此時(shí)，出于消化房地產(chǎn)庫(kù)存、調(diào)整產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)等考慮，本地政府可能在相鄰地區(qū)擴(kuò)大土地財(cái)政規(guī)模的同時(shí)，相反減少商住用地供應(yīng)、縮小土地財(cái)政規(guī)模，從而與相鄰地區(qū)形成“差異化”的土地財(cái)政競(jìng)爭(zhēng)。就土地引資競(jìng)爭(zhēng)而言，地方政府間同樣既可能存在相互模仿的策略，也可能存在差異化的策略。一方面，我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有投資驅(qū)動(dòng)的典型特征，而現(xiàn)實(shí)中招商引資的機(jī)會(huì)又是相對(duì)稀缺的[14]，如果相鄰地區(qū)采取提供大量、廉價(jià)工業(yè)用地的方式來(lái)吸引企業(yè)入駐，那么本地區(qū)為了在引資競(jìng)爭(zhēng)中勝出，往往也會(huì)加大土地引資力度，即為企業(yè)提供更大規(guī)模、更低價(jià)格的土地，從而引起同級(jí)政府間產(chǎn)生“相互模仿”的土地引資競(jìng)爭(zhēng)。另一方面，部分地區(qū)在城鎮(zhèn)化、工業(yè)化進(jìn)入特定階段后，隨著土地后備資源匱乏、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)不合理等矛盾的加劇，可能傾向于將一些用地粗放的產(chǎn)業(yè)或項(xiàng)目排除在外，而是通過(guò)提高企業(yè)用地門檻的方式來(lái)實(shí)現(xiàn)集約用地、經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型升級(jí)等目的[21]，此時(shí)地方政府便會(huì)改變大規(guī)模、低價(jià)出讓工業(yè)用地的做法，從而與其他地區(qū)形成“差異化”的土地引資競(jìng)爭(zhēng)。

當(dāng)?shù)胤秸g采取“相互模仿”的土地財(cái)政或土地引資競(jìng)爭(zhēng)策略時(shí)，它們就需要不斷擴(kuò)大可供出讓的建設(shè)用地規(guī)模，以滿足其參與經(jīng)濟(jì)競(jìng)爭(zhēng)的需要。而由于城市存量土地的交易費(fèi)用高昂且后備空間不足，地方政府作為轄區(qū)土地的實(shí)際支配者，自然傾向于通過(guò)快速的建設(shè)用地?cái)U(kuò)張來(lái)進(jìn)行土地儲(chǔ)備、建設(shè)工業(yè)園區(qū)等。隨著經(jīng)濟(jì)競(jìng)爭(zhēng)的加劇，當(dāng)部分地區(qū)的建設(shè)用地?cái)U(kuò)張速度過(guò)快時(shí)，必然會(huì)與土地約束性指標(biāo)管控政策存在嚴(yán)重沖突，而在無(wú)法決定指標(biāo)分配的情況下，地方政府便有動(dòng)機(jī)利用上下級(jí)政府間的信息不對(duì)稱及監(jiān)管漏洞，通過(guò)各種策略性手段，如直接違法用地、故意放松企業(yè)用地行為的規(guī)制[22]、歪曲“試點(diǎn)權(quán)”等特殊政策的適用范圍等手段[9]，來(lái)違反土地利用規(guī)劃和計(jì)劃而獲取超額建設(shè)用地空間，往往導(dǎo)致產(chǎn)生較嚴(yán)重的政策執(zhí)行偏差。而當(dāng)?shù)胤秸g采取“差異化”的土地財(cái)政或土地引資競(jìng)爭(zhēng)策略時(shí)，隨著經(jīng)濟(jì)競(jìng)爭(zhēng)的加劇，部分地區(qū)會(huì)相應(yīng)地壓縮土地供應(yīng)規(guī)模，這使其喪失了獲取超額建設(shè)用地空間的動(dòng)力，從而僅產(chǎn)生較小的政策執(zhí)行偏差甚至未產(chǎn)生執(zhí)行偏差。

可見(jiàn)，地方政府間的土地財(cái)政及土地引資競(jìng)爭(zhēng)會(huì)扭曲其在政策執(zhí)行上的態(tài)度，從而可能造成政策的執(zhí)行偏差。基于此，在接下來(lái)的實(shí)證部分，我們將重點(diǎn)對(duì)以下命題進(jìn)行檢驗(yàn)：地方政府間存在何種策略的土地財(cái)政與土地引資競(jìng)爭(zhēng)，以及這種競(jìng)爭(zhēng)是否對(duì)政策執(zhí)行偏差存在影響。

2 模型設(shè)定與數(shù)據(jù)說(shuō)明

2.1 模型設(shè)定

根據(jù)前文所構(gòu)建的理論框架，地方政府間在土地財(cái)政和土地引資上存在著競(jìng)爭(zhēng)性策略互動(dòng)，進(jìn)而會(huì)對(duì)其政策執(zhí)行偏差程度存在影響。為了對(duì)相應(yīng)理論進(jìn)行檢驗(yàn)，傳統(tǒng)的計(jì)量模型由于未考慮不同地區(qū)間的空間相關(guān)性而不再適用，需要構(gòu)建空間面板模型。為此，我們構(gòu)建如下空間杜賓模型：

Devit=α+β1Finit+β2Invit+θ1WFinjt+θ2WInvjt+ρWDevjt+μXit+εit

（1）

其中，Devit表示地區(qū)i在第t期的政策執(zhí)行偏差程度，F(xiàn)init和Invit分別表示地區(qū)i在第t期的土地財(cái)政規(guī)模和土地引資力度，β1和β2分別衡量了本地區(qū)的土地財(cái)政規(guī)模、土地引資力度對(duì)本地區(qū)政策執(zhí)行偏差程度的影響，θ1和θ2則衡量了相鄰地區(qū)的土地財(cái)政規(guī)模、土地引資力度對(duì)本地區(qū)政策執(zhí)行偏差程度的影響，Xit為一組控制變量，εit為不可觀測(cè)的誤差項(xiàng)；空間權(quán)重矩陣W刻畫(huà)了地區(qū)間的相互關(guān)系，當(dāng)W中的元素wij≠0時(shí)，便表明地區(qū)i與地區(qū)j之間存在空間關(guān)聯(lián)性。

結(jié)合研究命題，我們重點(diǎn)關(guān)注估計(jì)系數(shù)β1、β2、θ1、θ2的值，并通過(guò)它們的符號(hào)識(shí)別出地方政府間在土地財(cái)政、土地引資上的競(jìng)爭(zhēng)策略及其對(duì)政策執(zhí)行偏差程度的影響（見(jiàn)表1）。

表1 核心變量估計(jì)系數(shù)的含義

Tab.1 Meaning of key variables estimated coefficients

注：變量估計(jì)系數(shù)β2、θ2的含義與此類似。

2.2 空間權(quán)重矩陣設(shè)定

空間權(quán)重矩陣W的設(shè)定是空間計(jì)量模型的關(guān)鍵，它體現(xiàn)了不同地區(qū)之間發(fā)生空間互動(dòng)效應(yīng)的權(quán)重因素，文獻(xiàn)中一般基于地理因素、經(jīng)濟(jì)因素等來(lái)進(jìn)行設(shè)定。據(jù)此，本文分別設(shè)定如下地理權(quán)重、經(jīng)濟(jì)權(quán)重、經(jīng)濟(jì)-地理嵌套空間權(quán)重矩陣，以增強(qiáng)模型估計(jì)結(jié)果的穩(wěn)健性。

（1）地理空間權(quán)重矩陣WG。以地區(qū)i和地區(qū)j在地理上是否相鄰為判斷標(biāo)準(zhǔn)，若相鄰則將矩陣WG中的元素wij賦值為1，不相鄰則賦值為0。

（2）經(jīng)濟(jì)空間權(quán)重矩陣WE。地理因素并不是決定空間相關(guān)性的唯一因素，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平相近但地理間隔較遠(yuǎn)的地區(qū)之間也可能存在空間互動(dòng)關(guān)系，因此以地區(qū)i和地區(qū)j人均GDP差值的倒數(shù)來(lái)對(duì)WE中的元素wij進(jìn)行賦值，即

wij=1/（gdpi-gdpj），gdpi

為地區(qū)i在樣本期內(nèi)歷年人均GDP的均值。顯然，兩個(gè)地區(qū)之間的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平差距越小，其被賦予的權(quán)重就越大。

（3）“地理-經(jīng)濟(jì)”嵌套空間權(quán)重矩陣WGE。為了同時(shí)體現(xiàn)地理、經(jīng)濟(jì)兩方面的權(quán)重因素，借鑒文獻(xiàn)中做法構(gòu)建“地理-經(jīng)濟(jì)”嵌套空間權(quán)重矩陣[23-24]，即WGE=（1-）WG+WE，其中，∈（0，1）。越接近于0，表示空間權(quán)重矩陣越是與地理相鄰有密切關(guān)系；越接近于1，表示空間權(quán)重矩陣越是與經(jīng)濟(jì)相鄰有密切關(guān)系。

2.3 變量選取及數(shù)據(jù)說(shuō)明

本文采用2010—2014年間中國(guó)30個(gè)省、區(qū)、市（不包括西藏及港、澳、臺(tái)地區(qū)）的面板數(shù)據(jù)來(lái)進(jìn)行實(shí)證分析。在樣本時(shí)間跨度上，由于2009年全國(guó)第二次土地調(diào)查完成后，各類土地面積的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)與基于第一次土地調(diào)查逐年變更得到的數(shù)據(jù)存在一定偏差，為了避免數(shù)據(jù)的銜接問(wèn)題，樣本時(shí)間跨度以2010年為起始年份。各項(xiàng)指標(biāo)及其計(jì)算所用到的數(shù)據(jù)分別來(lái)自歷年《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國(guó)城鄉(xiāng)建設(shè)年鑒》《中國(guó)國(guó)土資源年鑒》《國(guó)家土地督察公告》及《全國(guó)土地利用總體規(guī)劃綱要（2006—2020）》，且各項(xiàng)指標(biāo)均按照相應(yīng)的平減指數(shù)調(diào)整為2010年不變價(jià)。模型中所用到變量說(shuō)明如下：

（1）被解釋變量：政策執(zhí)行偏差程度（Dev）。地方政府的執(zhí)行偏差行為主要體現(xiàn)在建設(shè)用地指標(biāo)執(zhí)行進(jìn)度上，若其違反土地利用規(guī)劃和計(jì)劃用地而導(dǎo)致建設(shè)用地指標(biāo)執(zhí)行進(jìn)度過(guò)快，就會(huì)帶來(lái)較大的耕地保護(hù)及建設(shè)用地管控壓力，進(jìn)而導(dǎo)致各項(xiàng)約束性指標(biāo)難以得到嚴(yán)格執(zhí)行；反之，若嚴(yán)格按照土地利用規(guī)劃和計(jì)劃的進(jìn)度安排來(lái)用地，則不會(huì)造成政策執(zhí)行偏差?？紤]到數(shù)據(jù)的可獲得性，我們主要選取“城鄉(xiāng)建設(shè)用地規(guī)?！边@項(xiàng)指標(biāo)進(jìn)行分析。以本輪規(guī)劃期內(nèi)（2006—2020年），地區(qū)i第t年的城鄉(xiāng)建設(shè)用地規(guī)?！皩?shí)際增量/規(guī)劃確定的總增量”來(lái)計(jì)算指標(biāo)執(zhí)行進(jìn)度Devit；其中“規(guī)劃確定的總增量”指按照本輪土地利用總體規(guī)劃（2006—2020年），地區(qū)i在整個(gè)規(guī)劃期內(nèi)可以新增的城鄉(xiāng)建設(shè)用地規(guī)模。變量Devit的值越大，表明該地區(qū)的建設(shè)用地指標(biāo)執(zhí)行進(jìn)度越快，從而導(dǎo)致的政策執(zhí)行偏差程度可能越嚴(yán)重；反之，則政策執(zhí)行偏差程度越小甚至不存在執(zhí)行偏差。從圖1可以看出，在本輪規(guī)劃期內(nèi)（2006—2020年），截止2014年末全國(guó)城鄉(xiāng)建設(shè)用地規(guī)模的實(shí)際值已經(jīng)超出規(guī)劃末期目標(biāo)值，從而意味著總體上來(lái)看地方政府存在著較嚴(yán)重的執(zhí)行偏差行為。

圖1 本輪規(guī)劃期內(nèi)全國(guó)城鄉(xiāng)建設(shè)用地規(guī)模指標(biāo)執(zhí)行進(jìn)度

Fig.1 Implementation of rural-urban

construction land index in this planning period

（2）核心解釋變量：土地財(cái)政規(guī)模（Fin）、土地引資力度（Inv）。在土地財(cái)政規(guī)模的衡量上，現(xiàn)有文獻(xiàn)大多以土地出讓金收入來(lái)表示，但實(shí)際上，自2008年以來(lái)土地抵押融資收入已在地方財(cái)政收入中占據(jù)相當(dāng)大的比例，部分地區(qū)甚至超過(guò)了土地出讓金收入[25]?；诖?，本文以地方政府的土地出讓金收入與土地抵押融資收入之和來(lái)表征土地財(cái)政規(guī)模。由于土地抵押融資收入的數(shù)據(jù)無(wú)法直接獲取，我們參考已有文獻(xiàn)的做法，以城市和縣城當(dāng)年市政公用設(shè)施建設(shè)固定資產(chǎn)投資中，資金來(lái)源為國(guó)內(nèi)貸款和債券這兩項(xiàng)數(shù)據(jù)的加總來(lái)估算，其理由在于地方政府的土地抵押融資收入主要便是用于城鎮(zhèn)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)[19]。在土地引資力度的衡量上，借鑒楊其靜等[14]學(xué)者的思路，一個(gè)地區(qū)引來(lái)的企業(yè)投資越少、供應(yīng)的工業(yè)用地卻越多，就意味著該地區(qū)傾向于為企業(yè)提供更大的土地優(yōu)惠，從而反映了該地區(qū)的土地引資力度越大。因此，以工業(yè)用地供應(yīng)量與工業(yè)固定資產(chǎn)投資規(guī)模之比來(lái)衡量土地引資力度，該指標(biāo)值越大，表明地方政府的土地引資力度越大。

（3）控制變量：根據(jù)理論分析及已有研究，經(jīng)濟(jì)、社會(huì)、中央監(jiān)管等因素也會(huì)對(duì)地方政府的政策執(zhí)行行為產(chǎn)生影響，因此引入如下一組控制變量：GDP增速（GDP）、城市人口密度（Pop）、財(cái)政分權(quán)程度（FD）、土地督察壓力（Sup）、滯后一期的土地違法規(guī)模（LI）。其中，財(cái)政分權(quán)程度參考一般文獻(xiàn)的做法，以“人均省本級(jí)預(yù)算內(nèi)財(cái)政支出/人均全國(guó)預(yù)算內(nèi)財(cái)政支出”來(lái)衡量。土地督察壓力參考已有文獻(xiàn)的做法，以土地例行督察覆蓋度來(lái)衡量，即某省份受督察區(qū)域的行政轄區(qū)面積/該省的行政轄區(qū)總面積；土地例行督察是由中央政府派駐各地的土地督察局，在每一年度集中對(duì)若干地區(qū)的土地利用管理情況進(jìn)行的全面監(jiān)督和檢查，其覆蓋區(qū)域越大就會(huì)對(duì)地方政府產(chǎn)生越大的監(jiān)管壓力[26-27]。引入滯后一期土地違法規(guī)模的理由在于，地方政府普遍會(huì)拿出部分用地指標(biāo)來(lái)解決以往年份的土地違法問(wèn)題，這可能會(huì)擠壓本年度的用地空間進(jìn)而加劇政策執(zhí)行偏差程度；土地違法規(guī)模以違法案件涉及土地面積來(lái)衡量。

在回歸分析中，所有變量除了以百分比表示的之外，其他均取自然對(duì)數(shù)，這可以有效降低異方差并使數(shù)據(jù)變得平穩(wěn)。各變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果見(jiàn)表2。

3 實(shí)證結(jié)果

表3給出了三類空間權(quán)重矩陣下的模型估計(jì)結(jié)果。在進(jìn)行回歸分析之前我們首先對(duì)模型設(shè)定的合理性進(jìn)行了檢驗(yàn)，在不同空間矩陣權(quán)重下，LR-Lag檢驗(yàn)值和LR-Err檢驗(yàn)值均至少在10%的顯著性水平下拒絕了原假設(shè)，表明空間Durbin模型的選擇是合理的。為了處理存在被解釋變量空間滯后項(xiàng)所產(chǎn)生的內(nèi)生性問(wèn)題，采用MLE方法來(lái)進(jìn)行估計(jì)。所有回歸均采用空間固定效應(yīng)模型，因?yàn)楸疚牡臉颖揪窒抻谔囟▊€(gè)體，且不需要通過(guò)特定個(gè)體的性質(zhì)來(lái)推斷總體性質(zhì)。

（1）模型估計(jì)結(jié)果分析。就我們關(guān)注的兩個(gè)核心解釋變量來(lái)看，土地財(cái)政Fin及其空間滯后項(xiàng)W·Fin的系數(shù)在地理權(quán)重下顯著為正，根據(jù)表1可以判斷，地理位置相鄰的地區(qū)之間存在相互模仿的土地財(cái)政競(jìng)爭(zhēng)策略，且本地區(qū)的土地財(cái)政行為對(duì)相鄰地區(qū)的政策執(zhí)行偏差程度存在著正向的空間溢出，即當(dāng)本地區(qū)擴(kuò)大土地財(cái)政規(guī)模時(shí)，會(huì)刺激相鄰地區(qū)也擴(kuò)大土地財(cái)政規(guī)模，從而不僅加劇了本地區(qū)自身的政策執(zhí)行偏差程度，同時(shí)還會(huì)加劇相鄰地區(qū)的政策執(zhí)行偏差程度。土地引資Inv及其空間滯后項(xiàng)W·Inv無(wú)論在何種空間權(quán)重矩陣下都顯著為正，表明無(wú)論是地理位置相鄰地區(qū)還是經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平相近地區(qū)，它們之間也都存在著相互模仿的土地引資競(jìng)爭(zhēng)策略，且本地區(qū)的土地引資行為對(duì)相鄰地區(qū)的政策執(zhí)行偏差程度存在著正向的空間溢出，即本地區(qū)土地引資力度的加大，不僅會(huì)加劇自身的政策執(zhí)行偏差程度，還會(huì)同步加劇相鄰地區(qū)的政策執(zhí)行偏差程度。此外，地方政府間未出現(xiàn)差異化的土地財(cái)政或土地引資競(jìng)爭(zhēng)策略，說(shuō)明各地區(qū)仍普遍熱衷于土地粗放擴(kuò)張的經(jīng)濟(jì)發(fā)展模式。

對(duì)不同空間權(quán)重下的模型估計(jì)結(jié)果進(jìn)行比較可以發(fā)現(xiàn)，土地財(cái)政競(jìng)爭(zhēng)僅在“地理意義”相鄰的地區(qū)之間存在，而土地引資競(jìng)爭(zhēng)不僅在“地理意義”相鄰的地區(qū)間存在，在“經(jīng)濟(jì)意義”相鄰的地區(qū)也存在。這意味著，相比于土地財(cái)政，土地引資的空間溢出范圍要更廣，從而會(huì)在更大范圍內(nèi)加劇政策的執(zhí)行偏差程度。

就被解釋變量的空間滯后項(xiàng)W·Dev來(lái)看，其估計(jì)系數(shù)至少在10%的水平下顯著大于零，說(shuō)明地區(qū)間的政策執(zhí)行偏差行為具有顯著的正向空間相關(guān)性，也印證了在回歸分析中引入空間計(jì)量模型的必要性。就其他控制變量而言，GDP增速與政策執(zhí)行偏差程度之間存在顯著的正向相關(guān)關(guān)系，說(shuō)明地方政府仍熱衷于通過(guò)土地要素的粗放投入來(lái)推動(dòng)轄區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)；財(cái)政分權(quán)程度的影響顯著為正，其原因在于分稅制下“財(cái)權(quán)上收、事權(quán)留置”導(dǎo)致地方政府面臨巨大財(cái)政缺口，在城市土地價(jià)值急劇凸顯的背景下，地方政府面臨的財(cái)政壓力越大，便越有激勵(lì)以過(guò)快使

表2 變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果

Tab.2 Descriptive statistics of variables

用指標(biāo)、甚至突破指標(biāo)的方式來(lái)獲得更大用地空間，從而加劇政策執(zhí)行偏差程度；城市人口密度的估計(jì)系數(shù)不顯著，說(shuō)明人口集聚等客觀因素的影響并不明顯，地方政府的執(zhí)行偏差行為更可能是受經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)動(dòng)機(jī)的驅(qū)使而主動(dòng)為之；土地督察壓力的影響顯著為負(fù)，說(shuō)明中央政府強(qiáng)有力的監(jiān)管措施有利于減弱政策執(zhí)行偏差程度；滯后一期土地違法規(guī)模的估計(jì)系數(shù)顯著為正，證實(shí)了以往年份的土地違法問(wèn)題越嚴(yán)重，地方政府可能就需要拿出更多用地指標(biāo)來(lái)解決此問(wèn)題，從而驅(qū)使其在當(dāng)期用地指標(biāo)不足的情況下產(chǎn)生執(zhí)行偏差行為。

（2）核心解釋變量的直接效應(yīng)、間接效應(yīng)與總效應(yīng)。與傳統(tǒng)計(jì)量模型不同，空間計(jì)量模型由于引入了空間滯后項(xiàng)，其估計(jì)系數(shù)的大小并不具有直接的解釋力，因?yàn)榧劝私忉屪兞康淖儎?dòng)對(duì)本地區(qū)因變量的影響（直接效應(yīng)），又包含了對(duì)相鄰地區(qū)因變量的影響（間接效應(yīng)）。為了分析地方政府的土地財(cái)政、土地引資行為對(duì)政策執(zhí)行影響的空間效應(yīng)，需要分解直接效應(yīng)、間接效應(yīng)及總效應(yīng)。鑒于表3中模型1的估計(jì)系數(shù)顯著性較好、擬合優(yōu)度也最高，我們重點(diǎn)對(duì)模型1中兩個(gè)核心解釋變量的直接效應(yīng)、間接效應(yīng)與總效應(yīng)進(jìn)行分析，估計(jì)結(jié)果見(jiàn)表4。

表3 模型估計(jì)結(jié)果

Tab.3 Estimation results of the model

注：***、**、*分別表示在1%、5%、10%的水平下顯著。

表4 核心解釋變量的直接效應(yīng)、間接效應(yīng)與總效應(yīng)

Tab.4 Direct effects， indirect effects and

total effects of the key explanatory variables

注：***、**、*分別表示在1%、5%、10%的水平下顯著。

就土地財(cái)政變量Fin的空間溢出效應(yīng)來(lái)看，如果本地區(qū)的土地財(cái)政規(guī)模增加1%，會(huì)導(dǎo)致政策執(zhí)行偏差程度總體上增加0.069 9%，其中本地區(qū)增加0.007 5%、相鄰地區(qū)增加0.064 2%；間接效應(yīng)的估計(jì)系數(shù)明顯大于直接效應(yīng)，約是后者的7～8倍，說(shuō)明土地財(cái)政對(duì)政策執(zhí)行偏差的影響在空間上具有較強(qiáng)的“乘數(shù)效應(yīng)”，即本地區(qū)擴(kuò)大財(cái)政規(guī)模，會(huì)導(dǎo)致相鄰地區(qū)產(chǎn)生數(shù)倍于本地區(qū)的政策執(zhí)行偏差后果。與此類似，土地引資變量Inv的空間溢出效應(yīng)表明，如果本地區(qū)的土地引資力度增加1%，會(huì)導(dǎo)致政策執(zhí)行偏差程度總體上增加0.349 7%，其中本地區(qū)增加0.072 7%、相鄰地區(qū)增加0.274%；且其間接效應(yīng)約是直接效應(yīng)的3～4倍，表明地方政府的土地引資行為亦存在較強(qiáng)的空間溢出。

對(duì)土地財(cái)政與土地引資的空間效應(yīng)進(jìn)行比較可以發(fā)現(xiàn)，無(wú)論是直接效應(yīng)、間接效應(yīng)還是總效應(yīng)，后者的估計(jì)系數(shù)均遠(yuǎn)大于前者。這說(shuō)明相比于土地財(cái)政競(jìng)爭(zhēng)，土地引資競(jìng)爭(zhēng)對(duì)整體的政策執(zhí)行偏差程度影響要更強(qiáng)。

4 結(jié)論與政策建議

土地約束性指標(biāo)管控政策是我國(guó)堅(jiān)守耕地保護(hù)紅線、推動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式轉(zhuǎn)型的一項(xiàng)重要公共政策，但是，由于現(xiàn)階段地方政府間存在著以土地為政策工具的激烈經(jīng)濟(jì)競(jìng)爭(zhēng)，這使得它們會(huì)競(jìng)相擴(kuò)張建設(shè)用地規(guī)模來(lái)最大化財(cái)政收益及引資利益，從而導(dǎo)致了該項(xiàng)政策的執(zhí)行偏差。本文從地方政府橫向競(jìng)爭(zhēng)的視角出發(fā)，分析了地方政府間的土地財(cái)政、土地引資競(jìng)爭(zhēng)對(duì)政策執(zhí)行的影響，進(jìn)而選取2010—2014年間的省級(jí)面板數(shù)據(jù)，構(gòu)建空間杜賓模型對(duì)相應(yīng)理論假說(shuō)進(jìn)行了檢驗(yàn)。本文的主要結(jié)論如下：①地方政府的土地財(cái)政和土地引資行為會(huì)加劇本地區(qū)的政策執(zhí)行偏差程度；②地方政府間存在“相互模仿”的土地財(cái)政和土地引資競(jìng)爭(zhēng)策略，這使得它們的土地財(cái)政和土地引資行為會(huì)產(chǎn)生正向的空間溢出，即在加劇本地區(qū)政策執(zhí)行偏差程度的同時(shí)，還會(huì)同步加劇相鄰地區(qū)的政策執(zhí)行偏差程度；③土地引資的直接效應(yīng)和間接效應(yīng)無(wú)論在范圍上還是強(qiáng)度上都要強(qiáng)于土地財(cái)政，這表明地方政府間的土地引資競(jìng)爭(zhēng)是導(dǎo)致政策執(zhí)行偏差的更重要的因素。

上述結(jié)論意味著，地方政府間的土地財(cái)政和土地引資競(jìng)爭(zhēng)是導(dǎo)致土地約束性指標(biāo)出現(xiàn)執(zhí)行偏差的重要原因，尤其是土地引資競(jìng)爭(zhēng)的作用要更為強(qiáng)烈。因此，為了促進(jìn)土地約束性指標(biāo)管控政策的良好執(zhí)行，不僅要通過(guò)財(cái)稅體制改革來(lái)弱化地方政府的土地財(cái)政競(jìng)爭(zhēng)，更要通過(guò)政府績(jī)效考核改革來(lái)弱化它們之間的土地引資競(jìng)爭(zhēng)。具體的政策建議包括：①調(diào)整地方財(cái)政收入的結(jié)構(gòu)，打破地方財(cái)政對(duì)土地出讓及土地抵押收入的高度依賴。應(yīng)通過(guò)財(cái)稅體制改革來(lái)調(diào)整稅收分成比例，加快構(gòu)建不動(dòng)產(chǎn)稅等地方主體稅種，使地方政府能夠通過(guò)合理、穩(wěn)定的渠道來(lái)新辟財(cái)源，以滿足其進(jìn)行城市建設(shè)、公共服務(wù)支出等需要，從而弱化其參與土地財(cái)政競(jìng)爭(zhēng)的激勵(lì)。②加強(qiáng)對(duì)地方引資質(zhì)量的考核，改變單純注重引資規(guī)模的傾向。應(yīng)將地均固定資產(chǎn)投資、地均經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出等指標(biāo)納入招商引資目標(biāo)的考核，使地方政府有激勵(lì)來(lái)引導(dǎo)企業(yè)集約用地，或是主動(dòng)排除掉一些用地粗放的項(xiàng)目，從而促使各地區(qū)走出“以土地要素?fù)Q資本要素”的粗放式引資競(jìng)爭(zhēng)。

（編輯：王愛(ài)萍）

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Financial competition， investment-attraction competition and

implementation deviation of land binding index control policy

ZHANG Shao-yang LIU Qiong OU Ming-hao

（College of Public Administration， Nanjing Agricultural University， Nanjing Jiangsu 210095， China）

Abstract The binding index control is an important public policy in the field of land management， but in practice， it is deviating from the original policy target. From the traditional explanation of ‘principal-agency predicament between the central and local governments， it shows that the implementation deviation of policy is caused by local governments motivation of seeking land finance and land-orientation investment， but it ignores the spatial correlation of local governments behavior， so there is the defect of inadequate explanation. Therefore， from the perspective of competition among local governments， this paper analyzes the influence of local governments land finance and land-orientation investment competition on land binding index control policy implementation， and then using the inter-provincial panel data from 2010 to 2014， it establishes spatial Durbin model to test theoretical hypothesis. The research reveals that： ①Local governments behavior on land finance and land-orientation investment will aggravate local areas implementation deviations of policy； ②a mutual imitation strategy of land finance and land-orientation investment competition exists between local governments， and as a result， local governments land finance and land-orientation investment behavior cause a forward space spill-over. As a result， it not only exacerbates local areas policy implementation deviation， but also exacerbates adjacent areas policy implementation deviation； ③the direct effect and indirect effect of land-orientation investment are stronger than land finance both in range and intensity， and this indicates that land-orientation investment competition between local governments is a more important factor for causing the policy implementation deviation. In conclusion， to promote a better implementation of land binding index control policy， the reform of fiscal and taxation systems shall be taken to weaken the land financial competition between local governments， and more importantly， the performance appraisal system should be reformed to contain the land-orientation investment competition among local governments.

Key words land binding index； implementation deviation； land financial competition； land-orientation investment competition； spatial Durbin model