段莉芝，陳樂一，李玉雙

（1.湖南大學(xué)經(jīng)濟(jì)與貿(mào)易學(xué)院，湖南 長沙 410079；2.嘉興學(xué)院商學(xué)院，浙江 嘉興 314001）

1 引言

工業(yè)對GDP的拉動最為迅速，因而在政治晉升激勵下，地方政府偏向于利用在土地一級市場上的控制權(quán)與壟斷權(quán)，低價出讓工業(yè)用地，吸引工業(yè)投資，從而使土地資源出現(xiàn)錯配。這種工業(yè)經(jīng)濟(jì)偏好的土地資源配置方式雖然在短期內(nèi)推動了經(jīng)濟(jì)的快速增長，但也造成了大量的資源浪費(fèi)，不利于經(jīng)濟(jì)的持續(xù)穩(wěn)定發(fā)展。土地資源作為人類生存與經(jīng)濟(jì)活動的基本載體、經(jīng)濟(jì)增長的第一要素，在中國特有的土地管理制度與地方政府“以地謀發(fā)展”的策略下，其配置狀況勢必會對經(jīng)濟(jì)波動產(chǎn)生重要影響。如為了應(yīng)對外部沖擊，保障本地區(qū)GDP與就業(yè)水平不出現(xiàn)大幅下滑，在短期內(nèi)，地方政府可以通過低價出讓工業(yè)用地的方式，迅速吸引投資，穩(wěn)定增長，從而減少經(jīng)濟(jì)波動。但是，從長期來看，這種土地資源錯配會導(dǎo)致產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級遲緩，經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)扭曲加劇[1]，從而降低經(jīng)濟(jì)的抗風(fēng)險能力，使得經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)容易引發(fā)劇烈波動。為此，本文嘗試從理論上探討土地資源錯配對經(jīng)濟(jì)波動的影響機(jī)制，提出理論假說，并利用中國地級市面板數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析。

經(jīng)濟(jì)波動一直是宏觀經(jīng)濟(jì)學(xué)研究的核心內(nèi)容之一。造成經(jīng)濟(jì)波動的原因有很多，不同的學(xué)派有不同的觀點(diǎn)。凱恩斯主義學(xué)派認(rèn)為導(dǎo)致經(jīng)濟(jì)波動的主要原因是有效需求不足，貨幣主義學(xué)派認(rèn)為是貨幣政策沖擊，實(shí)際經(jīng)濟(jì)周期學(xué)派認(rèn)為是技術(shù)沖擊。國內(nèi)學(xué)者也對中國經(jīng)濟(jì)波動的原因進(jìn)行了研究。如祝梓翔等發(fā)現(xiàn)供給沖擊是中國經(jīng)濟(jì)波動的主要原因[2]；許偉等發(fā)現(xiàn)技術(shù)沖擊解釋了產(chǎn)出的大部分波動，貨幣政策沖擊解釋了通貨膨脹的大部分波動[3]。另外，還有部分學(xué)者從產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、國際貿(mào)易水平、外包、勞動生產(chǎn)率沖擊等角度探討了中國的經(jīng)濟(jì)波動[4-7]。

資源配置問題一直是微觀經(jīng)濟(jì)學(xué)與發(fā)展經(jīng)濟(jì)學(xué)研究的主題。如瓦爾拉斯的一般均衡分析、納什的納什均衡理論、劉易斯的二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)理論等都與資源配置有關(guān)。近十多年，隨著微觀企業(yè)數(shù)據(jù)在經(jīng)濟(jì)問題研究中的普遍應(yīng)用，尤其是HSIEH和KLENOW關(guān)于資源錯配與全要素生產(chǎn)率的開創(chuàng)性研究[8]，引發(fā)了學(xué)者對資源錯配問題的高度關(guān)注。同時，資源錯配對經(jīng)濟(jì)增長、企業(yè)出口和企業(yè)創(chuàng)新的影響，也引起了學(xué)者的廣泛關(guān)注[9-11]。也有學(xué)者對資源錯配問題的相關(guān)研究做了詳細(xì)的回顧，這里就不再贅述[12-16]。需要說明的是，雖然資源錯配的概念至今還沒有形成統(tǒng)一的認(rèn)識，但是，HSIEH和KLENOW提出的觀點(diǎn)具有一定代表性，即當(dāng)生產(chǎn)要素在各個企業(yè)的邊際產(chǎn)出均相等時，資源就達(dá)到了最優(yōu)配置，否則就存在著資源錯配[8，16]。

針對中國土地資源錯配問題，國內(nèi)許多學(xué)者也做了相關(guān)研究。如李力行等研究發(fā)現(xiàn)協(xié)議方式出讓的建設(shè)用地占比對工業(yè)企業(yè)間的資源配置效率有著顯著的負(fù)向影響[17]；張雄等認(rèn)為土地資源錯配會帶來總體經(jīng)濟(jì)效率損失[18]；李勇剛等認(rèn)為土地資源錯配會固化以中、低端制造業(yè)為主導(dǎo)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，抑制產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)向高級形態(tài)轉(zhuǎn)變[1]；余泳澤等研究表明土地資源錯配的確加劇了環(huán)境污染[19]。目前，鮮有學(xué)者從土地資源錯配角度來探討中國的經(jīng)濟(jì)波動問題。

與已有研究相比，本文的可能貢獻(xiàn)如下：一是從理論上分析了土地資源錯配對經(jīng)濟(jì)波動的影響機(jī)制，提出了理論假說，豐富了學(xué)術(shù)界對經(jīng)濟(jì)波動來源的認(rèn)識；二是利用中國地級市數(shù)據(jù)，構(gòu)建面板數(shù)據(jù)模型，實(shí)證分析了土地資源錯配對經(jīng)濟(jì)波動的短期和長期影響；三是實(shí)證分析了土地資源錯配對密度邊際波動與擴(kuò)展邊際波動的影響，從微觀層面探討了土地資源錯配影響經(jīng)濟(jì)波動的機(jī)理。

2 理論假說

中國的土地資源配置問題主要涉及建設(shè)用地與農(nóng)業(yè)用地之間的配置、不同城市之間建設(shè)用地指標(biāo)的配置、城市內(nèi)土地在不同用途間的配置等方面。建設(shè)用地與農(nóng)業(yè)用地之間的配置事關(guān)國家糧食安全與城市化問題，不同城市之間建設(shè)用地指標(biāo)的配置事關(guān)城市間建設(shè)用地指標(biāo)交易等政策問題，這兩類土地資源配置由于缺乏詳細(xì)的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，對應(yīng)的實(shí)證研究舉步維艱[17]。鑒于此，本文探討的土地資源錯配主要是指城市內(nèi)土地在不同用途間的配置。依據(jù)HSIEH和KLENOW關(guān)于資源錯配的定義[8]，本文土地資源錯配程度實(shí)際上是指不同用途土地其邊際產(chǎn)出的差異程度，直接表現(xiàn)為地方政府偏向于利用自己在土地一級市場上的控制權(quán)與壟斷權(quán)，低價出讓工業(yè)用地。

土地資源錯配對經(jīng)濟(jì)波動的影響與中國的財政分權(quán)、土地管理等一系列制度安排息息相關(guān)。1994年，國家實(shí)行分稅制改革，大大削減了地方政府在稅收方面的收入，打破了地方政府的收支平衡。但是《土地管理法》和《城鎮(zhèn)國有土地使用權(quán)出讓和轉(zhuǎn)讓暫行條例》等法律賦予了地方政府在土地一級市場上的壟斷權(quán)[20]，因此，“土地財政”應(yīng)運(yùn)而生，地方政府通過低價征地及高價出讓商業(yè)和住宅用地的手段獲取土地收入，緩解財政壓力。按照土地用途分類，城市用地可以劃分為工業(yè)用地、商服用地與住宅用地等三種類型。地方政府對商服與住宅用地高價供給，以獲得財政收入，但對工業(yè)用地卻采取截然相反的低價出讓策略。這種供地策略的選擇，與服務(wù)業(yè)和工業(yè)的產(chǎn)業(yè)特點(diǎn)密切相關(guān)。服務(wù)業(yè)的產(chǎn)品基本都在本地消費(fèi)，不具有貿(mào)易性，但工業(yè)企業(yè)的產(chǎn)品基本都是可貿(mào)易品，這導(dǎo)致其選址對生產(chǎn)成本非常敏感，即工業(yè)企業(yè)具有較高的區(qū)位流動性。因此，考慮到地區(qū)間招商引資競爭激烈，地方政府則普遍采取低價出讓工業(yè)用地的方式[21]。由此可見，這種工業(yè)經(jīng)濟(jì)偏好的土地資源錯配方式主要是地方政府干預(yù)經(jīng)濟(jì)的結(jié)果，是土地要素供給端的問題。

在以GDP為核心指標(biāo)的干部考核機(jī)制下，經(jīng)濟(jì)運(yùn)行平穩(wěn)、就業(yè)穩(wěn)定，且保持一定的增速，通常是地方政府官員獲得晉升的前提條件，為防止經(jīng)濟(jì)大起大落，地方政府會在短期內(nèi)盡可能地運(yùn)用其所擁有的資源，推動經(jīng)濟(jì)朝著預(yù)期目標(biāo)邁進(jìn)。在眾多資源中，國有建設(shè)用地的控制權(quán)和壟斷權(quán)是地方政府干預(yù)經(jīng)濟(jì)的最有力工具。每出讓一塊工業(yè)用地意味著當(dāng)?shù)貭幍昧艘环菪碌墓潭ㄙY產(chǎn)投資[20]，這對GDP的快速提升行之有效。因此，當(dāng)經(jīng)濟(jì)遭受外部沖擊時，地方政府通常會采取低價或零價的方式加快工業(yè)用地出讓，以換取工業(yè)投資、經(jīng)濟(jì)增長、就業(yè)穩(wěn)定等利益，防止經(jīng)濟(jì)在短期內(nèi)大幅下滑。正如楊繼東等研究發(fā)現(xiàn)：受2008年國際金融危機(jī)的影響，2009年全國工業(yè)用地出讓宗數(shù)和面積都顯著地超過了2007年的水平，保增長壓力越大的城市，其工業(yè)用地出讓也就越多[20]。根據(jù)上述分析，提出假說1。

假說1：從短期來看，土地資源錯配在一定程度上能夠穩(wěn)定經(jīng)濟(jì)增長，與經(jīng)濟(jì)波動呈負(fù)相關(guān)關(guān)系。

地方政府采取建設(shè)工業(yè)園、開發(fā)區(qū)等方式低價出讓工業(yè)用地，吸引大量的項(xiàng)目和資金流入本地，實(shí)現(xiàn)了城市產(chǎn)業(yè)的集聚式發(fā)展。雖然低價出讓工業(yè)用地與高價出讓商住用地的供地策略給地方政府帶來了大量的財政收入，但該模式對當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)的發(fā)展也產(chǎn)生了不利影響。如大量低價供給工業(yè)用地勢必導(dǎo)致住宅開發(fā)和服務(wù)業(yè)的土地供給不足，從而造成房價攀升和服務(wù)業(yè)發(fā)展滯后[22]。同時，還容易導(dǎo)致制造業(yè)產(chǎn)能過剩。服務(wù)業(yè)的需求彈性相對較小，其市場需求相對穩(wěn)定，不易受到外部沖擊的影響，即在熨平經(jīng)濟(jì)波動方面具有更強(qiáng)的作用[23]。所以從長期來看，工業(yè)經(jīng)濟(jì)偏好的土地資源錯配會導(dǎo)致服務(wù)業(yè)發(fā)展滯后，從而降低經(jīng)濟(jì)的穩(wěn)定性。另外，正如楊其靜等研究指出的，地方政府在以土地招商引資的競爭中，存在著競相降低引資質(zhì)量的底線競爭[24]。這意味著大量的工業(yè)用地出讓往往會帶來生產(chǎn)技術(shù)水平落后且具有重復(fù)建設(shè)的低端產(chǎn)業(yè)，不利于地區(qū)創(chuàng)新能力的提升。從產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的角度來看，工業(yè)經(jīng)濟(jì)偏好的土地資源錯配會強(qiáng)化以中低端制造業(yè)為主導(dǎo)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)剛性，導(dǎo)致產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級遲緩，經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)扭曲加劇[1]，最終也會不利于地區(qū)創(chuàng)新能力的提升；從生產(chǎn)效率的角度來看，工業(yè)經(jīng)濟(jì)偏好的土地資源錯配會降低企業(yè)的生產(chǎn)效率，這將抑制企業(yè)的創(chuàng)新動力與發(fā)展活力，從而不利于地區(qū)創(chuàng)新能力的提升。一個地區(qū)的創(chuàng)新能力往往與該地區(qū)經(jīng)濟(jì)的抗風(fēng)險能力成正比，因此，從長期來看，工業(yè)經(jīng)濟(jì)偏好的土地資源錯配會不利于該地區(qū)創(chuàng)新能力的提升，從而降低經(jīng)濟(jì)的穩(wěn)定性。根據(jù)上述分析，提出假說2。

假說2：從長期來看，土地資源錯配會降低經(jīng)濟(jì)的穩(wěn)定性，與經(jīng)濟(jì)波動呈正相關(guān)關(guān)系。

3 研究設(shè)計(jì)

3.1 計(jì)量模型設(shè)定

為了對本文的理論假說進(jìn)行檢驗(yàn)，構(gòu)建如下面板數(shù)據(jù)模型：

式（1）中：i表示城市；t表示時間；gsd表示經(jīng)濟(jì)波動；lrm表示土地資源錯配程度；control表示影響經(jīng)濟(jì)波動的一系列控制變量，主要包括財政支出規(guī)模、經(jīng)濟(jì)開放程度、信貸規(guī)模與全要素生產(chǎn)率變化指數(shù)；u表示個體效應(yīng)；ε表示誤差項(xiàng)；m表示滯后期數(shù)。參考馬紅旗等的研究[25]，本文通過設(shè)定不同的滯后期來識別短期與長期視角下土地資源錯配對經(jīng)濟(jì)波動的影響。

3.2 變量說明與數(shù)據(jù)來源

土地資源錯配程度指的是不同用途土地其邊際產(chǎn)出的差異程度，但是，由于缺乏相應(yīng)的微觀統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，無法估計(jì)不同用途土地的邊際產(chǎn)出。因此，關(guān)于核心解釋變量土地資源錯配程度的度量，只能間接測算。在已有研究中，楊其靜等認(rèn)為，雖然《中國土地資源統(tǒng)計(jì)年鑒》沒有提供地級市工業(yè)用地出讓的具體信息，但出讓方式中的“協(xié)議出讓”可以視為“低價出讓”與“工業(yè)用地”的代名詞[24]。李力行等也認(rèn)為，如果一個城市的協(xié)議出讓土地面積占比越大，其土地資源錯配程度就越高[17]。因此，借鑒以上研究成果，本文以各市協(xié)議出讓土地面積占比來衡量土地資源錯配程度。2006年《國務(wù)院關(guān)于加強(qiáng)土地調(diào)控有關(guān)問題的通知》出臺，要求工業(yè)用地必須采用招標(biāo)、拍賣和掛牌方式出讓。2007年《關(guān)于落實(shí)工業(yè)用地招標(biāo)拍賣掛牌出讓制度有關(guān)問題的通知》出臺，協(xié)議出讓工業(yè)用地面積大幅減少，因此，使用這一指標(biāo)測量土地資源錯配程度會引起質(zhì)疑。但本文認(rèn)為：該政策實(shí)施前，協(xié)議出讓工業(yè)用地有可能不能代表低價出讓，但該政策實(shí)施后，如果政府再通過協(xié)議出讓，則基本屬于低價出讓范疇①2007年《關(guān)于落實(shí)工業(yè)用地招標(biāo)拍賣掛牌出讓制度有關(guān)問題的通知》實(shí)施后，一些地方政府也可能采用其他方式來低價出讓工業(yè)用地，此時用協(xié)議出讓來衡量工業(yè)用地的低價出讓，會低估土地資源錯配對經(jīng)濟(jì)波動的影響。但是如果在低估情況下，土地資源錯配仍然對經(jīng)濟(jì)波動產(chǎn)生顯著影響，那么此估計(jì)結(jié)果至少是一個下限。。因此，為了規(guī)避該政策實(shí)施帶來的系統(tǒng)性影響，本文的樣本空間設(shè)定為2007—2016年。另外，本文也以工業(yè)用地地價偏離度來衡量土地資源錯配程度，將其實(shí)證結(jié)果作為穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

關(guān)于被解釋變量經(jīng)濟(jì)波動（gsd），多數(shù)文獻(xiàn)采用實(shí)際GDP增長率的滾動標(biāo)準(zhǔn)差進(jìn)行衡量，但是該方法并沒有剔除經(jīng)濟(jì)趨勢對刻畫經(jīng)濟(jì)波動的影響[5]，因此，本文對實(shí)際GDP增長率進(jìn)行HP濾波處理，并對波動項(xiàng)取絕對值，以此來衡量經(jīng)濟(jì)波動。另外，本文也以實(shí)際GDP增長率的滾動標(biāo)準(zhǔn)差來衡量經(jīng)濟(jì)波動，將其實(shí)證結(jié)果作為穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

關(guān)于控制變量，以地方財政一般預(yù)算內(nèi)支出與GDP之比來衡量財政支出規(guī)模（gov），以FDI存量與GDP之比來衡量經(jīng)濟(jì)開放程度（open），以金融機(jī)構(gòu)貸款余額與GDP之比來衡量信貸規(guī)模（cdt），以Malmquist生產(chǎn)率指數(shù)來衡量全要素生產(chǎn)率變化指數(shù)（tfp）。關(guān)于FDI存量的計(jì)算，本文參考了柯善咨等的研究[26]，關(guān)于Malmquist生產(chǎn)率指數(shù)的計(jì)算，運(yùn)用的是SBM-VRS模型②本文SBM-VRS模型的投入變量是非農(nóng)就業(yè)與非農(nóng)資本存量，產(chǎn)出變量是非農(nóng)產(chǎn)出。非農(nóng)資本存量計(jì)算采用永續(xù)盤存法，折舊率為5%。非農(nóng)資本存量與非農(nóng)產(chǎn)出均是以2003年為基期的實(shí)際值。。

剔除4個直轄市后，本文樣本空間為2007—2016年全國279個地級市的面板數(shù)據(jù)。為了得到實(shí)際值，本文依據(jù)省級層面的消費(fèi)者價格指數(shù)對城市數(shù)據(jù)進(jìn)行了價格平減，基期為2003年。土地資源錯配程度測算的相關(guān)原始數(shù)據(jù)來源于歷年《中國國土資源統(tǒng)計(jì)年鑒》，其他變量的相關(guān)原始數(shù)據(jù)來源于歷年《中國城市統(tǒng)計(jì)年鑒》與國家統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站。各變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果如表1所示。

表1 各變量的描述性統(tǒng)計(jì)Tab.1 Descriptive statistics of variables

4 實(shí)證分析

4.1 基準(zhǔn)回歸結(jié)果分析

在面板數(shù)據(jù)模型中，固定效應(yīng)估計(jì)能夠排除個體效應(yīng)所帶來的內(nèi)生性問題，因此本文采用固定效應(yīng)估計(jì)。表2的列（I）是用即期土地資源錯配進(jìn)行回歸的結(jié)果，用來考察土地資源錯配對經(jīng)濟(jì)波動的短期影響?？梢园l(fā)現(xiàn)，即期土地資源錯配的系數(shù)為-3.142，且在1%的水平上顯著，說明土地資源錯配在短期內(nèi)能夠穩(wěn)定經(jīng)濟(jì)增長，減緩經(jīng)濟(jì)波動，初步驗(yàn)證了本文提出的假說1。當(dāng)經(jīng)濟(jì)遭受負(fù)向沖擊時，地方政府利用在土地一級市場上的控制權(quán)與壟斷權(quán)，采取低價出讓工業(yè)用地的方式，換取工業(yè)投資，防止了經(jīng)濟(jì)大幅下滑，減緩了經(jīng)濟(jì)波動。那么，土地資源錯配對經(jīng)濟(jì)波動的減緩作用是否具有持續(xù)性呢？為此，本文依次引入土地資源錯配更多滯后期進(jìn)行回歸，列（II）至（VII）分別是滯后1期到滯后6期土地資源錯配的回歸結(jié)果。可以發(fā)現(xiàn)：滯后1期到滯后5期土地資源錯配的回歸系數(shù)依然為負(fù)，其中滯后1期的系數(shù)在1%的水平上依然保持顯著，滯后3期的系數(shù)在5%的水平上也依然保持顯著；而滯后6期的系數(shù)就轉(zhuǎn)變成正數(shù)，其數(shù)值大小為8.121，且在5%的水平上顯著。此外，本文對土地資源錯配的滯后7期也進(jìn)行了回歸，其系數(shù)依然顯著為正。這表明土地資源錯配對經(jīng)濟(jì)波動的減緩作用在5年以后會發(fā)生逆轉(zhuǎn)，對經(jīng)濟(jì)波動的影響由負(fù)向影響轉(zhuǎn)變?yōu)檎蛴绊懀磸拈L期來看，土地資源錯配會降低經(jīng)濟(jì)的穩(wěn)定性，與經(jīng)濟(jì)波動呈正相關(guān)關(guān)系，初步驗(yàn)證了本文提出的假說2。在控制變量中，全要素生產(chǎn)率變化指數(shù)的影響系數(shù)最大，且最顯著，這與實(shí)際經(jīng)濟(jì)周期理論的觀點(diǎn)相一致，即技術(shù)沖擊是造成經(jīng)濟(jì)波動的主要原因之一。

4.2 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

本文分別采用更換估計(jì)方法、更換被解釋變量和更換核心解釋變量3種方式來檢驗(yàn)結(jié)果的穩(wěn)健性。

在基準(zhǔn)回歸中，采用了面板數(shù)據(jù)的固定效應(yīng)估計(jì)，本文分別采用面板數(shù)據(jù)的隨機(jī)效應(yīng)估計(jì)和帶有Driscoll-Kraay標(biāo)準(zhǔn)誤的固定效應(yīng)估計(jì)，進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。與普通的固定效應(yīng)估計(jì)不同，帶有Driscoll-Kraay標(biāo)準(zhǔn)誤的固定效應(yīng)估計(jì)能夠處理橫截面依賴與異方差所帶來的影響。在表3中，列（I）與（II）為隨機(jī)效應(yīng)估計(jì)，列（III）與（IV）為帶有Driscoll-Kraay標(biāo)準(zhǔn)誤的固定效應(yīng)估計(jì)，結(jié)果顯示，更換估計(jì)方法后的實(shí)證結(jié)果與基準(zhǔn)回歸結(jié)果基本保持一致。

在已有文獻(xiàn)中，部分學(xué)者采用經(jīng)濟(jì)增長率的滾動標(biāo)準(zhǔn)差來衡量經(jīng)濟(jì)波動[6，27]，因而本文更換原有的被解釋變量，以實(shí)際GDP增長率的3年滾動標(biāo)準(zhǔn)差（gsd2）來衡量經(jīng)濟(jì)波動，再重新進(jìn)行估計(jì)。在表3中，列（V）與（VI）為這一結(jié)果，可以發(fā)現(xiàn)，更換被解釋變量后的實(shí)證結(jié)果與基準(zhǔn)回歸結(jié)果基本保持一致。

表2 基準(zhǔn)回歸的結(jié)果Tab.2 The results of benchmark regression

工業(yè)經(jīng)濟(jì)偏好的土地資源錯配最直接的表現(xiàn)就是低價出讓工業(yè)用地，因此也可以用工業(yè)用地地價偏離度來衡量土地資源錯配的程度。其中，工業(yè)用地地價偏離度（lrm2）定義為：

式（2）中：工業(yè)用地地價偏離度越高，代表土地資源錯配程度就越嚴(yán)重。由于國家統(tǒng)計(jì)局并沒有公布每個城市商服用地與工業(yè)用地地價，本文采用網(wǎng)絡(luò)爬蟲技術(shù)從自然資源部網(wǎng)站收集每一宗土地交易數(shù)據(jù)，計(jì)算出每個城市商服用地與工業(yè)用地的平均地價。表3的列（VII）與（VIII）為用工業(yè)用地地價偏離度取代協(xié)議出讓土地面積占總出讓面積比值進(jìn)行回歸的結(jié)果，可以發(fā)現(xiàn)，雖然系數(shù)的顯著性下降了，但是，即期土地資源錯配的系數(shù)依然為負(fù)，滯后6期土地資源錯配的系數(shù)依然為正。

綜上所述，在一系列穩(wěn)健性檢驗(yàn)之后，本文基準(zhǔn)回歸分析的結(jié)果仍然成立：短期內(nèi)土地資源錯配能夠穩(wěn)定經(jīng)濟(jì)增長，減緩經(jīng)濟(jì)波動；但長期來看，土地資源錯配會降低經(jīng)濟(jì)的穩(wěn)定性，與經(jīng)濟(jì)波動呈正相關(guān)關(guān)系。

4.3 經(jīng)濟(jì)波動的邊際分析

基準(zhǔn)回歸結(jié)果與穩(wěn)健性檢驗(yàn)驗(yàn)證了本文提出的假說1與假說2。那么，土地資源錯配是如何影響經(jīng)濟(jì)波動的呢？從邊際波動的角度分析，土地資源錯配可以通過兩種方式來影響經(jīng)濟(jì)的波動程度。一種方式是通過企業(yè)生產(chǎn)的波動來影響經(jīng)濟(jì)的波動程度。企業(yè)生產(chǎn)的波動被稱為密度邊際波動，即當(dāng)發(fā)生土地資源錯配時，會對市場的企業(yè)生產(chǎn)規(guī)模產(chǎn)生影響，由此導(dǎo)致了企業(yè)生產(chǎn)的波動；另一種方式是通過企業(yè)個數(shù)的波動來影響經(jīng)濟(jì)的波動程度。企業(yè)個數(shù)的波動被稱為擴(kuò)展邊際波動，即當(dāng)發(fā)生土地資源錯配時，會對市場的企業(yè)數(shù)量產(chǎn)生影響，由此導(dǎo)致了企業(yè)個數(shù)的波動。

為了檢驗(yàn)土地資源錯配通過密度邊際波動與擴(kuò)展邊際波動對經(jīng)濟(jì)波動產(chǎn)生的影響，這里分別構(gòu)建如下模型：

式（3）—式（4）中：usd為單位企業(yè)實(shí)際產(chǎn)值增長率的波動，以衡量密度邊際波動的大??；nsd為企業(yè)個數(shù)增長率的波動，以衡量擴(kuò)展邊際波動的大小。usd與nsd的相關(guān)原始數(shù)據(jù)來源于歷年《中國城市統(tǒng)計(jì)年鑒》?？刂谱兞縞ontrol與式（1）的控制變量保持一致。表4為經(jīng)濟(jì)波動的邊際分析結(jié)果，可以發(fā)現(xiàn)：短期來看，土地資源錯配對密度邊際波動和擴(kuò)展邊際波動的影響系數(shù)均為負(fù)，且均在5%的水平上顯著；長期來看，土地資源錯配對密度邊際波動的影響系數(shù)為正，且在1%的水平上顯著，對擴(kuò)展邊際波動的影響系數(shù)也為正，但并沒有通過統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)。由此可見，從微觀層面分析，短期內(nèi)土地資源錯配對經(jīng)濟(jì)波動的負(fù)向影響，主要通過降低密度邊際波動與降低擴(kuò)展邊際波動來實(shí)現(xiàn)；長期內(nèi)對經(jīng)濟(jì)波動的正向影響，主要通過增大密度邊際波動來實(shí)現(xiàn)。

4.4 進(jìn)一步分析

根據(jù)上面的理論假說分析，長期來看，土地資源錯配會降低經(jīng)濟(jì)的穩(wěn)定性，與經(jīng)濟(jì)波動呈正相關(guān)關(guān)系，其原因在于土地資源錯配會導(dǎo)致服務(wù)業(yè)發(fā)展滯后，不利于地區(qū)創(chuàng)新能力的提升，從而降低經(jīng)濟(jì)的穩(wěn)定性。實(shí)證檢驗(yàn)這一機(jī)制，計(jì)量模型設(shè)置如下：

表3 穩(wěn)健性檢驗(yàn)的結(jié)果Tab.3 The results of robustness test

表4 經(jīng)濟(jì)波動的邊際分析結(jié)果Tab.4 The results of marginal economic fluctuation

表5 進(jìn)一步分析的實(shí)證結(jié)果Tab.5 The empirical results of further analysis

式（5）—式（6）中：tech為城市創(chuàng)新能力指數(shù)；ser為服務(wù)業(yè)比重；control控制變量包括財政支出規(guī)模、經(jīng)濟(jì)開放程度與信貸規(guī)模等。城市創(chuàng)新能力指數(shù)采用復(fù)旦大學(xué)產(chǎn)業(yè)發(fā)展研究中心寇宗來等公布的中國城市創(chuàng)新指數(shù)進(jìn)行衡量[28]，服務(wù)業(yè)比重為城市的服務(wù)業(yè)與GDP之比。服務(wù)業(yè)比重的相關(guān)原始數(shù)據(jù)來源于歷年《中國城市統(tǒng)計(jì)年鑒》。

表5為進(jìn)一步分析的實(shí)證結(jié)果，可以發(fā)現(xiàn)即期土地資源錯配對城市創(chuàng)新能力和服務(wù)業(yè)比重的影響系數(shù)均為負(fù)，且在1%的水平上顯著，另外，滯后1期到滯后3期土地資源錯配對城市創(chuàng)新能力和服務(wù)業(yè)比重的影響系數(shù)也均為負(fù)，且在1%的水平上顯著。這充分說明，土地資源錯配會導(dǎo)致服務(wù)業(yè)發(fā)展滯后，且不利于地區(qū)創(chuàng)新能力的提升，與上面的理論分析相一致。

5 結(jié)論與啟示

本文提供了一個關(guān)于土地資源錯配與經(jīng)濟(jì)波動之間關(guān)系的理論分析，利用中國地級市數(shù)據(jù)，考察了土地資源錯配對經(jīng)濟(jì)波動的影響。研究發(fā)現(xiàn)：（1）短期來看，土地資源錯配對經(jīng)濟(jì)波動有著顯著的負(fù)向影響；長期來看，土地資源錯配對經(jīng)濟(jì)波動有著顯著的正向影響。（2）短期土地資源錯配對經(jīng)濟(jì)波動的負(fù)向影響，主要通過降低密度邊際波動與降低擴(kuò)展邊際波動來實(shí)現(xiàn)；長期對經(jīng)濟(jì)波動的正向影響，主要通過增大密度邊際波動來實(shí)現(xiàn)。（3）土地資源錯配會導(dǎo)致服務(wù)業(yè)發(fā)展滯后，且不利于地區(qū)創(chuàng)新能力的提升。

依據(jù)本文研究結(jié)果可以得到以下啟示：雖然短期內(nèi)土地資源錯配能夠穩(wěn)定經(jīng)濟(jì)增長，減緩經(jīng)濟(jì)波動，但是從長期來看，土地資源錯配會導(dǎo)致服務(wù)業(yè)發(fā)展滯后，不利于地區(qū)創(chuàng)新能力提升，從而降低經(jīng)濟(jì)的穩(wěn)定性，容易引發(fā)經(jīng)濟(jì)波動。因此，當(dāng)經(jīng)濟(jì)遭受負(fù)向沖擊時，地方政府會采取低價出讓工業(yè)用地的方式，換取工業(yè)投資，防止經(jīng)濟(jì)大幅下滑，這種通過土地資源錯配換取經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定的方式并不可取，它會給未來的經(jīng)濟(jì)發(fā)展埋下隱患。當(dāng)前，中央政府應(yīng)當(dāng)完善以GDP為核心的政績考核體系，減少地方政府在土地資源配置方面的干預(yù)，進(jìn)一步深化土地市場改革，提升土地要素市場化水平。另外，中央政府要以土地市場化改革為抓手，優(yōu)化經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)，形成以創(chuàng)新驅(qū)動為主的增長方式，提升經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)內(nèi)在的穩(wěn)定性。