張 杰，王 忠，范雨婷

（1.首都經(jīng)濟(jì)貿(mào)易大學(xué)城市經(jīng)濟(jì)與公共管理學(xué)院，北京 100070；2.自然資源部不動產(chǎn)登記中心，北京 100812）

1 引言

2021年2月，自然資源部對中國22個(gè)重點(diǎn)城市住宅用地出讓實(shí)施新政，由原來分散不定時(shí)出讓政策改為集中發(fā)布出讓公告、集中組織出讓活動的“兩集中”政策，即“同批次公告出讓的土地，以掛牌形式出讓的應(yīng)當(dāng)確定共同的掛牌起止日期，以拍賣方式交易的應(yīng)當(dāng)連續(xù)集中完成拍賣活動”，冀以穩(wěn)定土地出讓價(jià)格，推進(jìn)土地供給側(cè)改革和宏觀經(jīng)濟(jì)持續(xù)穩(wěn)定發(fā)展。

土地是基礎(chǔ)性市場要素，在土地市場出讓機(jī)制設(shè)計(jì)中，拍賣理論一直被學(xué)界和業(yè)界關(guān)注并用于推進(jìn)土地市場持續(xù)發(fā)展。拍賣理論由威廉·維克里進(jìn)行了開創(chuàng)性研究，其研究涉及英式拍賣、荷蘭式拍賣、第一價(jià)格密封拍賣和第二價(jià)格密封拍賣并提出“收入等價(jià)定理”[1-2]。隨后由MYERSON[3]、RILEY[4]等基于獨(dú)立私人價(jià)值假設(shè)，通過機(jī)制設(shè)計(jì)框架嚴(yán)格證明了4種拍賣方式下拍品的最終支付價(jià)格相同，收入相等[3]。而在公共價(jià)值拍賣中，由于“贏家詛咒”效應(yīng)[2，5]的存在，英式拍賣收入最高，第二價(jià)格密封拍賣其次，第一價(jià)格密封拍賣和荷蘭式拍賣收入最少[6-7]。英式拍賣又稱升價(jià)拍賣，升價(jià)拍賣更加強(qiáng)調(diào)信息公開、過程透明[8-10]。之后，MILGROM對傳統(tǒng)拍賣理論進(jìn)行了改進(jìn)并發(fā)明了新的拍賣形式，改進(jìn)了拍賣理論[11-12]，針對一次拍賣分割了單個(gè)拍品的關(guān)聯(lián)價(jià)值的缺點(diǎn)進(jìn)行改進(jìn)，發(fā)明了經(jīng)典的“同步多輪升價(jià)”模式[13-14]，該機(jī)制有利于降低交易成本，提高資源配置效率。此外，MILGROM等在組合時(shí)鐘拍賣和激勵拍賣中的創(chuàng)新也具有重要意義[12，15-16]。根據(jù)2020年諾貝爾經(jīng)濟(jì)學(xué)獎獲得者M(jìn)ILGROM對拍賣理論的改進(jìn)和機(jī)制設(shè)計(jì)的創(chuàng)新，“兩集中”新政機(jī)制更傾向于“同步多輪加價(jià)”拍賣的研究范疇，即對公共價(jià)值物品采用在同一出讓批次的多次競價(jià)的方式，是拍賣理論在中國土地出讓市場的一次新實(shí)踐。

已有研究表明，拍賣理論為中國土地出讓市場機(jī)制設(shè)計(jì)和政策評估提供了理論基礎(chǔ)。已有學(xué)者基于拍賣理論研究了土地“招拍掛”政策對房價(jià)市場效應(yīng)[17]的影響因素，認(rèn)為地方政府的債務(wù)[18-22]是重要因素。其中，掛牌出讓更容易出現(xiàn)政企合謀[23-24]，因而土地出讓價(jià)格也容易出現(xiàn)政治周期性[25]。在市場價(jià)格傳導(dǎo)機(jī)制作用下，地價(jià)波動也會引起房價(jià)發(fā)生波動，且地價(jià)和房價(jià)存在互動效應(yīng)[26-28]。其中，在地價(jià)影響房價(jià)的機(jī)制中，土地出讓單價(jià)和出讓面積變動在時(shí)間上要領(lǐng)先于房價(jià)變動，而土地出讓金、開發(fā)面積以及法律法規(guī)的變動在時(shí)間上滯后于房價(jià)變動[29-30]。此外，由于土地出讓和地方政府的關(guān)系，“以地謀發(fā)展”模式對地方城市化和工業(yè)化呈現(xiàn)倒“U”型關(guān)系[31]。這種模式中，土地的財(cái)政依賴短期能夠?qū)崿F(xiàn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級。但在長期中，促進(jìn)土地市場化是更加合理的路徑[32-36]。

綜上所述，土地出讓具有調(diào)控中國宏觀經(jīng)濟(jì)運(yùn)行的作用，而住宅用地則因其是關(guān)系千萬百姓民生的安居大事，因而更有市場效應(yīng)。文獻(xiàn)所及，目前基于新拍賣理論模型研究土地出讓政策的文獻(xiàn)還較少。本文采用同步多輪升價(jià)模型來抽象刻畫住宅用地出讓的“兩集中”新政，采用兩階段升價(jià)拍賣模型來抽象刻畫新政頒布前的住宅土地出讓政策，在2020年諾獎拍賣理論框架下研究分析“兩集中”新政出臺后的出讓政策效果，以期為中國土地市場政策設(shè)計(jì)和土地宏觀調(diào)控提供參考。

2 理論模型和均衡策略分析

2.1 模型假設(shè)

假設(shè)有i個(gè)不同區(qū)域不可分割的異質(zhì)拍品，兩個(gè)拍品具有互補(bǔ)性，分別為A和B。本文借鑒趙婭[17]的模型假設(shè)，認(rèn)為存在兩類競價(jià)人，一類是專業(yè)競價(jià)人，有1人，另一類是非專業(yè)競價(jià)人，有n-1人；所有參與拍賣的競價(jià)人都是風(fēng)險(xiǎn)中性的；兩類競價(jià)人之間信息不對稱；參與競價(jià)的人數(shù)確定，且每個(gè)競價(jià)人之間是非合作博弈關(guān)系；交易費(fèi)用、進(jìn)入成本和機(jī)會成本為零。專業(yè)競價(jià)人對拍品的個(gè)人價(jià)值為v1，估值函數(shù)為v（1n，θi）（n≤i），其價(jià)值與自身參與異質(zhì)拍品的數(shù)量n和偏好類型θi有關(guān)。對單個(gè)拍品來說，個(gè)人價(jià)值v1和θi分別在上滿足均勻分布，其密度函數(shù)和分布函數(shù)分別為（fv1）和F（v1）；非專業(yè)競價(jià)人的個(gè)人價(jià)值v2在[v1-μ，v1+μ]上服從均勻分布，μ為影響因子且滿足μ＞0；非專業(yè)競價(jià)人根據(jù)競價(jià)過程報(bào)價(jià)信息確定影響因子來調(diào)整出價(jià)；兩類競價(jià)人的個(gè)人價(jià)值相容；專業(yè)競價(jià)人事先知道非專業(yè)競價(jià)人的策略，但非專業(yè)競價(jià)人只有到每一輪報(bào)價(jià)結(jié)束后才會獲得信息。

2.2 信息顯示過程

假設(shè)非專業(yè)競價(jià)人無法通過自己的報(bào)價(jià)來獲得信息，只能通過專業(yè)競價(jià)人信息顯示過程了解報(bào)價(jià)信息。非專業(yè)競價(jià)人在每一輪報(bào)價(jià)結(jié)束后能收到專業(yè)競價(jià)人的信息，根據(jù)貝葉斯規(guī)則，非專業(yè)競價(jià)人將根據(jù)公布出的當(dāng)前報(bào)價(jià)p是否超出個(gè)人心理價(jià)值v2來調(diào)整報(bào)價(jià)，如果滿足p＜v2，非專業(yè)競價(jià)人則根據(jù)信息調(diào)整自己的信念，繼續(xù)報(bào)價(jià)。其估價(jià)以Pr（v1=v|v≥p）的概率在的范圍內(nèi)；若滿足p＞v2，最優(yōu)策略即為退出報(bào)價(jià)。

2.3 競價(jià)規(guī)則

2.3.1 升價(jià)拍賣競價(jià)規(guī)則

根據(jù)拍賣理論，對單一拍品進(jìn)行兩輪拍賣，每個(gè)拍賣品逐一進(jìn)行，第一輪專業(yè)競標(biāo)人和非專業(yè)競標(biāo)人公開報(bào)價(jià)。假設(shè)在拍賣開始前設(shè)有起始價(jià)s，起始價(jià)對所有競拍人的報(bào)價(jià)形成嚴(yán)格約束，即），故參與競價(jià)的競價(jià)人的個(gè)人價(jià)值均大于s①競價(jià)人并不明確知道具體的個(gè)人價(jià)值，但是可根據(jù)起始價(jià)的信息披露來判斷與個(gè)人價(jià)值的相對大小，只有認(rèn)為起始價(jià)低于個(gè)人價(jià)值的競價(jià)人才會參與到拍賣中，此模型中假設(shè)所有拍賣人的個(gè)人價(jià)值均高于起拍價(jià)s。。開始報(bào)價(jià)后，第一輪競價(jià)人允許重復(fù)進(jìn)入拍賣，非專業(yè)競價(jià)人由于在報(bào)價(jià)起始環(huán)節(jié)，信息不完全和不對稱等，并不能清晰判斷是否退出該輪拍賣。第一輪報(bào)價(jià)結(jié)束后，如果仍有兩個(gè)及以上的競價(jià)人參與報(bào)價(jià)，則拍賣進(jìn)入第二輪的競價(jià)階段。如果競價(jià)人低于兩人，則拍賣在第一輪停止，價(jià)格以第一輪的最高價(jià)為最終成交價(jià)格。如果進(jìn)入第二輪自由競價(jià)，每一個(gè)競價(jià)人必須出價(jià)，否則意味著退出競價(jià)，非專業(yè)競價(jià)人有z（0＜z＜1）的概率能夠獲得策略性信息來改變報(bào)價(jià)決策和行動。

2.3.2 同步多輪加價(jià)拍賣競價(jià)規(guī)則

對兩個(gè)拍品分別組織兩輪拍賣，兩輪拍賣同時(shí)進(jìn)行，每一個(gè)競價(jià)人可以同時(shí)參與兩個(gè)拍品的報(bào)價(jià)，報(bào)價(jià)采用逐步升價(jià)報(bào)價(jià)的方式。假設(shè)專業(yè)競價(jià)人同時(shí)參與兩個(gè)拍品的拍賣，非專業(yè)競價(jià)人參與單物品拍賣。在第一輪，競價(jià)人對自己想要的一個(gè)或兩個(gè)拍品進(jìn)行密封報(bào)價(jià)，每一輪結(jié)束后，公布最高價(jià)格，最高報(bào)價(jià)不能撤回。非專業(yè)競價(jià)人此時(shí)根據(jù)可能顯示出的專業(yè)競價(jià)人對同一個(gè)拍品的信息和公開的最終報(bào)價(jià)pA1和pB1，選擇是否繼續(xù)報(bào)價(jià)的行動。如果pA1＜vA2或者pB1＜vB2則進(jìn)行第二輪的報(bào)價(jià)，第一輪的最高報(bào)價(jià)是第二輪的起始價(jià)，其信息顯示過程和第一輪一致，直到出現(xiàn)新的價(jià)格pA2＞pA1或者pB2＞pB1。由于拍品的互補(bǔ)性，不管是專業(yè)競價(jià)人還是非專業(yè)競價(jià)人都既有可能是單個(gè)拍品的競價(jià)人也有可能同時(shí)參加了兩個(gè)互補(bǔ)拍品的競價(jià)（組合拍品），當(dāng)其中一件拍品已沒有更高報(bào)價(jià)，另一件拍品報(bào)價(jià)還未結(jié)束，那么沒有更高報(bào)價(jià)的拍品仍不能結(jié)束[12]。如第二輪未出現(xiàn)新的更高價(jià)，則兩件拍品以價(jià)格pA1和pB1結(jié)束報(bào)價(jià)。如果專業(yè)競價(jià)人以估價(jià)pA1=vA1的價(jià)格贏得拍品A，他將也會繼續(xù)留在拍品B的拍賣中，直至以估價(jià)pB1=vB1的價(jià)格贏得拍品B。

2.4 均衡策略分析

2.4.1 升價(jià)拍賣模型的均衡策略

在假設(shè)條件下，根據(jù)RILEY[4]的分析方法和升價(jià)拍賣競價(jià)規(guī)則，專業(yè)競價(jià)人的均衡報(bào)價(jià)策略為：。v為拍品A對專業(yè)競價(jià)人的A1個(gè)人價(jià)值。當(dāng)n→+∞時(shí)，E（vA1）趨近于vA1。據(jù)此可得如下結(jié)論。

（1）競價(jià)人均衡策略。對于所有參與拍賣的競價(jià)人來說，均衡出價(jià)策略是，人數(shù)越多，獲勝的可能性越低，競價(jià)人會通過提高報(bào)價(jià)來提高獲勝的概率，直至報(bào)價(jià)達(dá)到（bvA）=vA。

（2）專業(yè)競價(jià)人和非專業(yè)競價(jià)人的策略行動。在競價(jià)過程中，如果個(gè)人價(jià)值s＜vA1＜s+ （μμ指代高于起始價(jià)s的部分，且μ是一個(gè)較小的數(shù)），則專業(yè)競價(jià)人將顯示全部信息，通過策略性行為使第一輪的拍賣價(jià)格達(dá)到vA1；如果專業(yè)競價(jià)人個(gè)人價(jià)值，則專業(yè)競價(jià)人不會顯示信息，將從起始價(jià)開始報(bào)價(jià)。非專業(yè)競價(jià)人行動：如果第一輪報(bào)價(jià)結(jié)束專業(yè)競價(jià)人全部顯示信息，則非專業(yè)競價(jià)人退出拍賣；如果專業(yè)競價(jià)人未顯示信息，則第二輪繼續(xù)報(bào)價(jià)，但報(bào)價(jià)不會超過vA1+ε。因此，進(jìn)入第二階段后無論專業(yè)競價(jià)人信息能否被觀察到，非專業(yè)競價(jià)人都將以高于vA1的報(bào)價(jià)繼續(xù)參與報(bào)價(jià)。因此，本文得出如下推斷：

H1：在兩階段拍賣模型中，較多的信息集中在第二輪的集中競價(jià)階段。

2.4.2 同步多輪加價(jià)模型的均衡策略

專業(yè)競價(jià)人是多物品競價(jià)者，其個(gè)人價(jià)值v1在上滿足均勻分布。非專業(yè)競價(jià)人為單物品競價(jià)人，其個(gè)人價(jià)值vA2和vB2在上滿足均勻分布。如果專業(yè)競價(jià)人贏得了拍品A，但是拍賣并沒有結(jié)束，他也將贏得拍品B，反之如果退出拍品A，則其也會退出拍品B的拍賣。

2.5 兩階段升價(jià)拍賣和同步多輪加價(jià)模型對比均衡分析

當(dāng)兩階段升價(jià)拍賣更容易顯示信息時(shí)，其報(bào)價(jià)會偏高。將兩階段升價(jià)拍賣專業(yè)競價(jià)人的均衡報(bào)價(jià)和同步多輪加價(jià)拍賣模型進(jìn)行對比。根據(jù)逆推法，若在n≥3時(shí)滿足，則需滿足，正如本文的假設(shè)前提。特別地，由于均勻分布特征，令檢驗(yàn)當(dāng)n= 2時(shí)，仍然滿足上述結(jié)論。因此可以得出如下推斷：

H2：當(dāng)n≥2時(shí)，同步多輪升價(jià)拍賣的均衡報(bào)價(jià)要高于兩階段升價(jià)拍賣。

3 實(shí)證檢驗(yàn)

3.1 數(shù)據(jù)選取規(guī)則和描述

根據(jù)“兩集中”新政的特點(diǎn)，本文在選擇樣本時(shí)考慮如下情況：第一，考慮到城市區(qū)域分布的差異對研究結(jié)果的影響，在選擇樣本城市時(shí)兼顧數(shù)據(jù)完整性和我國區(qū)域南北分布差異，北京、青島和太原為華北代表城市，上海、福州、泉州、南京為華東代表城市，廣州、昆明為華南代表城市。在理論模型的假設(shè)下，選取上述9座城市2020年1月到2021年7月的交易情況分別作為住宅用地出讓政策樣本數(shù)據(jù)。在實(shí)證分析中，處理組和控制組也均包含了三大區(qū)域的代表城市。第二，結(jié)合拍賣理論假設(shè)條件和競價(jià)規(guī)則，選取2個(gè)及以上競價(jià)人參與競價(jià)的地塊，剔除僅1個(gè)競價(jià)人參與的地塊。第三，由于部分地塊具有特殊功能和性質(zhì)，其地價(jià)的形成機(jī)理較為復(fù)雜，這部分少量土地也予以剔除。

根據(jù)以上數(shù)據(jù)選取規(guī)則，本文選取了住宅用地地塊316宗，包括實(shí)施“兩集中”新政城市的地塊238宗，其中通過“兩集中”政策進(jìn)行招拍掛出讓的地塊119宗。本文的數(shù)據(jù)信息主要包括了地塊信息、交易信息、市場信息和政策信息4方面。其中地塊信息的數(shù)據(jù)指標(biāo)包括地塊面積、與市中心的距離、容積率。在衡量距市中心的距離時(shí)，選取地塊的位置中心點(diǎn)到研究的9個(gè)城市中心的駕車距離。地塊的交易信息主要包括成交價(jià)格、成交單價(jià)、保證金等。市場信息則采用國家統(tǒng)計(jì)局公布的樣本期內(nèi)房地產(chǎn)市場活躍程度代表房地產(chǎn)交易市場信息，采用中國人民銀行公布的貸款報(bào)價(jià)利率（LPR）代表金融市場信息。政策信息采用“兩集中”政策實(shí)施前后信息進(jìn)行表征。表1為對上述所選地塊信息數(shù)據(jù)的基本描述。

表1 典型城市住宅土地招拍掛交易基本信息Tab.1 Basic information of typical urban residential land leasing

3.2 理論模型的實(shí)證檢驗(yàn)

在理論模型中，有資格參與拍賣的競價(jià)人的競價(jià)行為大部分集中在第二階段的現(xiàn)場競價(jià)階段，因此，第二階段也是信息顯示最多的階段。前文構(gòu)建的信息顯示變量I用來衡量專業(yè)競價(jià)人在兩階段的信息顯示程度。根據(jù)趙婭[17]的設(shè)置方法，若I＜1/2，則認(rèn)為專業(yè)競價(jià)人信息在第二階段集中顯示，若I＞1/2，則認(rèn)為專業(yè)競價(jià)人信息在第一階段集中顯示。鑒于部分城市缺乏完整的競價(jià)人在每輪的報(bào)價(jià)，本文根據(jù)現(xiàn)場報(bào)價(jià)次數(shù)多于掛牌階段的競價(jià)次數(shù)占交易總量的比重來衡量價(jià)值是否相容。根據(jù)樣本期的住宅土地出讓的信息數(shù)據(jù)，掛牌成交的地塊共272宗，現(xiàn)場報(bào)價(jià)次數(shù)超過掛牌階段的地塊有214宗，占據(jù)總交易量的78.7%，遠(yuǎn)超50%，這能夠證明樣本期內(nèi)的交易地塊信息滿足理論模型的價(jià)值相容假設(shè)，這也證明了前文推斷H1以及本文構(gòu)建的兩階段拍賣模型的合理性，能夠抽象分析本文所研究的“兩集中”新政改革前的住宅用地出讓政策。

3.3 計(jì)量模型實(shí)證檢驗(yàn)

3.3.1 計(jì)量模型的建立

住宅用地的土地出讓并不是完全隨機(jī)的，各地政府根據(jù)自身城市的規(guī)劃和土地特點(diǎn)可能會對一部分地塊的類型、地塊出讓方式做出不同的選擇，房地產(chǎn)市場的發(fā)展走勢也可能會對地方政府在出讓地塊時(shí)設(shè)置不同的門檻等。這些因素都會使住宅用地在出讓時(shí)存在自選擇問題，進(jìn)而對樣本造成選擇性偏差和內(nèi)生性問題，忽略這些因素也可能會形成模型錯(cuò)誤設(shè)定。因此，實(shí)證檢驗(yàn)不能直接在普通OLS回歸分析的基礎(chǔ)上進(jìn)行分析，需要進(jìn)一步解決樣本自選擇問題。

本文采用雙重差分法（DID）來評估“兩集中”新政的政策效應(yīng)。自然資源部在2021年2月提出住宅用地“兩集中”出讓政策，北京、上海、廣州、青島、南京等城市均在3月份公布住宅用地集中出讓的公告。本文將“兩集中”政策在不同城市的實(shí)施與否作為一次準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)，利用雙重差分法評估“兩集中”政策效果。需要說明的是，由于政策實(shí)施時(shí)間較短使本文處理組數(shù)據(jù)跨期較短，因此，本文研究“兩集中”政策效應(yīng)是一個(gè)短期效果，其長期評估需要站在更長的樣本期內(nèi)進(jìn)行進(jìn)一步探索。

根據(jù)DID的研究方法，本文設(shè)置兩個(gè)虛擬變量，分別為處理組虛擬變量和時(shí)間虛擬變量。實(shí)施了“兩集中”新政的5座城市為處理組，設(shè)為1，未實(shí)施“兩集中”新政的4座城市為控制組，設(shè)為0。2021年3月之后出讓的住宅用地設(shè)為1，之前則設(shè)為0。由于不同城市具有不同的發(fā)展差距，其不同時(shí)點(diǎn)的地塊信息也存在異質(zhì)性，這使得DID在處理處理組和控制組數(shù)據(jù)結(jié)果不夠精確。為保證所選樣本中的處理組和控制組的各地塊特征等盡可能具有較高的相似性，本文選取傾向得分匹配法（PSM）來克服普通最小二乘法中無法解決的選擇偏差，采用DID解決普通最小二乘法無法解決的內(nèi)生性問題進(jìn)而構(gòu)建PSM-DID模型評估“兩集中”的政策效果。本文采用計(jì)量模型進(jìn)行實(shí)證分析的具體步驟是，首先采用雙重差分（DID）進(jìn)行實(shí)證分析，最后利用PSM為控制組匹配較高相似度的控制組地塊，匹配后的控制組和處理組采用雙重差分（DID）進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。因此，本文采用DID-[PSM-DID]的實(shí)證分析序列更加科學(xué)地評估“兩集中”新政的政策效果。DID和PSM-DID模型分別為式（1）和式（2）所示。

式（1）—式（2）中：lnprice為每平方米地塊價(jià)格的自然對數(shù)；lntotal為地塊總價(jià)的自然對數(shù)；dupolicy為處理組虛擬變量；dttime為時(shí)間虛擬變量；Xit為選取的控制變量；εit為擾動項(xiàng)；α0為常數(shù)項(xiàng)；α1為政策效應(yīng)，α2和α3分別為政策虛擬變量系數(shù)和實(shí)驗(yàn)期虛擬變量系數(shù)；βj表示第j個(gè)虛擬變量的系數(shù)。

根據(jù)式（1）和式（2）進(jìn)一步設(shè)定政策虛擬變量didit，它是處理組虛擬變量dupolicy和時(shí)間虛擬變量的乘積，即didit=dupolicy×dttime，則模型可進(jìn)一步設(shè)定為式（3）和式（4）。

式（3）—式（4）中：λi為個(gè)體固定效應(yīng)；vt為時(shí)間固定效應(yīng)。

3.3.2 變量選取和說明

本文的被解釋變量為地塊價(jià)格，它包括每個(gè)地塊成交單價(jià)的自然對數(shù)和地塊成交總價(jià)。核心解釋變量為政策虛擬變量，控制變量包括三類，即地塊信息、交易信息以及市場信息。所使用的數(shù)據(jù)主要來自于城市自然資源與規(guī)劃局公布的交易數(shù)據(jù)，國房指數(shù)來源于國家統(tǒng)計(jì)局統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫。變量描述見表2。

表2 變量描述Tab.2 Variable description

3.3.3 平行趨勢檢驗(yàn)

雙重差分方法評估“兩集中”政策效果，因變量平均地價(jià)和出讓總價(jià)需滿足平行趨勢條件，驗(yàn)證控制組和處理組在政策實(shí)施前后的變化趨勢是否存在差異。因此，本文根據(jù)事件研究法構(gòu)建計(jì)量模型如式（5）。

式（5）中：變量policytime的上標(biāo)表示與政策實(shí)施時(shí)間的相對距離，負(fù)值為政策實(shí)施前，正值為政策實(shí)施后，0則為政策實(shí)施當(dāng)年。θi（i= 1，2，…，7）分別為政策實(shí)施前3年、政策實(shí)施當(dāng)年以及實(shí)施的后3年的政策時(shí)間變量系數(shù)；μ1為常數(shù)項(xiàng)。平行趨勢檢驗(yàn)的結(jié)果如圖1和圖2所示，橫軸為-t則表示政策實(shí)施前t月，橫軸為正值t則表示政策實(shí)施后t月。從圖中可以看出，變量policytime在實(shí)施“兩集中”新政前，處理組和控制組變量估計(jì)系數(shù)均不顯著，且在0附近移動，這說明在政策實(shí)施以前，控制組和處理組的住宅用地并無顯著差異，符合平行趨勢檢驗(yàn)條件。policytime變量在政策實(shí)施后的第一期開始顯著。這說明“兩集中”新政對住宅用地出讓市場存在一定的滯后效應(yīng)，這也符合住宅用地出讓市場的經(jīng)濟(jì)規(guī)律。在政策實(shí)施之后的policytime變量估計(jì)系數(shù)逐漸增大，這也說明了隨著時(shí)間的推移，“兩集中”政策對住宅用地出讓市場的影響逐漸變大。

圖1 lnprice平行趨勢檢驗(yàn)Fig.1 Parallel trend test of lnprice

圖2 lntotal平行趨勢檢驗(yàn)Fig.2 Parallel trend test of lntotal

3.3.4 雙重差分法（DID）回歸分析

本文在不加入控制變量的情況先對住宅用地出讓單價(jià)和總價(jià)的自然對數(shù)進(jìn)行雙重差分回歸，如表3的模型（1）—模型（2）。加入地塊特征、市場情況和交易信息等控制變量后的模型，并采用個(gè)體和時(shí)間雙固定效應(yīng)進(jìn)行雙重差分回歸，如表3模型（3）—模型（4），“兩集中”新政對住宅用地出讓單價(jià)和總價(jià)的影響均為正且在1%的水平上顯著。這說明“兩集中”政策實(shí)施對住宅用地出讓價(jià)格具有顯著的正向影響。其中，“兩集中”政策分別提高了0.087%的住宅用地出讓單價(jià)和0.086%的住宅用地出讓總價(jià)。此外，在雙重差分DID結(jié)果中，距離市中心遠(yuǎn)近對住宅用地出讓價(jià)格具有顯著的負(fù)向影響，起始價(jià)對出讓價(jià)格均具有顯著的積極影響，聯(lián)合競價(jià)人比單一競價(jià)人的出價(jià)顯著偏高。

表3 “兩集中”新政對地塊單價(jià)和總價(jià)影響的DID回歸結(jié)果Tab.3 DID regression results of the impact of “twoconcentration” new policy on the unit land price and total land price

3.3.5 PSM-DID穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為控制政策實(shí)施城市和未實(shí)施政策城市土地其他方面的差異對住宅用地出讓市場造成的影響，避免樣本自選擇問題，本文進(jìn)一步采用PSM-DID方法重新構(gòu)建控制組樣本，分析“兩集中”新政的政策效果。具體步驟為，首先對協(xié)變量試用logit回歸計(jì)算傾向得分，之后采用卡尺近鄰匹配方法，設(shè)置近鄰k為3，匹配過程設(shè)定為有放回的匹配。實(shí)施“兩集中”政策的城市的因變量為1，否則為0。將樣本城市地塊的控制變量為匹配樣本的協(xié)變量。匹配后的各協(xié)變量標(biāo)準(zhǔn)差小于10%。雖然匹配前后控制組和處理組的核密度曲線存在一定的差距，且匹配前控制組和處理組的概率支撐域較小，但是匹配后共同支撐域變大。此外，匹配前處理組和控制組的得分均值距離較大，匹配后處理組和控制組得分均值明顯縮小，證明平均處理效應(yīng)基本可靠。回歸結(jié)果如表4所示?！皟杉小毙抡ψ≌玫爻鲎寙蝺r(jià)和總價(jià)分別提高了0.407%和0.394%，且均在1%水平上顯著具有正向影響，與表3中回歸結(jié)果基本一致，這證明“兩集中”新政對住宅用地出讓市場正向影響的穩(wěn)健性。

表4 “兩集中”新政對地塊單價(jià)和總價(jià)影響的PSM-DID穩(wěn)健性檢驗(yàn)Tab.4 PSM-DID robustness test of the impact of “two-concentration” new policy on the unit land price and total land price

4 “兩集中”新政影響住宅用地出讓價(jià)格的異質(zhì)性分析

4.1 城市特征和縱向政策效果異質(zhì)性

前文證明了實(shí)施“兩集中”新政在短期內(nèi)對住宅用地的出讓價(jià)格具有顯著的正向影響，而對于具有不同經(jīng)濟(jì)量級、規(guī)模的城市而言，這樣的影響是否還存在？在不考慮對照組的城市后，實(shí)施了“兩集中”新政的處理組城市在實(shí)施新政后和實(shí)施新政之前相比，政策效果如何？從城市經(jīng)濟(jì)規(guī)模的角度看，一線城市資本的集聚效應(yīng)更強(qiáng)于二線城市，對需要大量保證金和購地資金的土地出讓機(jī)制變動的敏感性也較強(qiáng)。基于這一考慮，本文進(jìn)一步將實(shí)施“兩集中”新政的對照組進(jìn)行城市規(guī)模和經(jīng)濟(jì)量級細(xì)分，將北京和上海①本文在此將地區(qū)生產(chǎn)總值作為經(jīng)濟(jì)量級和城市規(guī)模的劃分依據(jù)。在所有的控制組城市中，2020年北京GDP為3.6萬億元，上海GDP為3.9萬億元，因此，本文將北京和上海作為一線城市代表；2020年青島GDP為1.24萬億元，南京GDP為1.48萬億元，因此，本文認(rèn)為青島和南京作為二線城市的代表。兩組城市在經(jīng)濟(jì)總量上具有較大差距，能夠作為樣本城市，進(jìn)一步進(jìn)行異質(zhì)性分析。作為一線城市樣本，將青島和南京作為二線城市的樣本對住宅用地單價(jià)進(jìn)行差分，討論“兩集中”政策實(shí)施前后在不同經(jīng)濟(jì)量級和規(guī)模的城市下的效果。

結(jié)果表明（表5），在樣本期內(nèi)“兩集中”新政在5%的顯著性水平上提高了一線城市0.955%和0.949%的住宅用地出讓單價(jià)和總價(jià)。這說明，在處理組的城市內(nèi)部，“兩集中”新政實(shí)施后要比實(shí)施之前的地價(jià)更高，一線城市對“兩集中”政策的反應(yīng)更加敏感。其次，二線城市的did變量系數(shù)為正，但不顯著。這也證明，“兩集中”新政對二線城市住宅用地出讓市場具有的正效應(yīng)，但這種影響并不顯著。此外，起始價(jià)設(shè)置較高也會顯著提高一線城市“兩集中”新政住宅用地出讓的價(jià)格。

表5 處理組中不同經(jīng)濟(jì)量級的城市“兩集中”新政前后回歸結(jié)果Tab.5 The regression results before and after the “two concentration” new policy of the cities with different economic levels of the experimental group

4.2 競價(jià)人長短期行為異質(zhì)性

各城市“兩集中”新政從2021年3月底開始實(shí)施，第一批集中供地已完成交易，從原來的不定時(shí)公布到集中公布和競價(jià)，競價(jià)人參與的行為有何變化？這樣的變化會對政策效果有什么影響？經(jīng)濟(jì)學(xué)分析以競價(jià)人滿足理性人假設(shè)為前提，從行為經(jīng)濟(jì)學(xué)分析，面對政策沖擊時(shí)，短期內(nèi)高需求下，在實(shí)際中競價(jià)人往往是非理性的。由于各個(gè)城市發(fā)布公告一年僅有3次集中公布和集中掛牌拍賣的機(jī)會，從政策公布前“無地可拍”的空窗期的“饑餓感”到政策實(shí)施第一次集中供地，這致使住宅用地出讓形成一次競價(jià)高峰，究其原因是企業(yè)抱有“過了這個(gè)村就沒有這家店”的風(fēng)險(xiǎn)心理，這在短期內(nèi)使住宅用地的需求曲線向右移動，對住宅用地出讓市場形成了一次向上的需求沖擊?；诖?，本文將處理組5個(gè)城市在改革前和改革后對住宅用地出讓單價(jià)進(jìn)行時(shí)間個(gè)體雙固定效應(yīng)的雙重差分回歸分析，進(jìn)一步考慮這個(gè)短期需求沖擊的影響。

結(jié)果表明，短期需求沖擊變量（did）對住宅用地出讓單價(jià)在統(tǒng)計(jì)意義上雖然不顯著，但是從經(jīng)濟(jì)意義上看，短期的非理性需求提高了0.288%的住宅用地出讓單價(jià)，如表6所示。這表明由政策實(shí)施后第一批競價(jià)人非理性需求造成短期需求沖擊抑制了“兩集中”政策效果的發(fā)揮。需要說明的是，根據(jù)總需求總供給模型，短期需求沖擊只是短暫的現(xiàn)象，由于集中供地—集中供房—集中供地的住宅用地供需循環(huán)，集中供房導(dǎo)致商品房供給同時(shí)段增加，進(jìn)而平抑需求，達(dá)到穩(wěn)定房價(jià)的效果。此外，在長期，競價(jià)人的資金使用效率的降低也將抑制住宅用地出讓價(jià)格的上漲速度。

表6 處理組5座城市“兩集中”改革雙重差分回歸結(jié)果Tab.6 The regression results before and after the “two concentration” new policy of 5 cities in the experimental group

5 結(jié)論和啟示

5.1 結(jié)論

在拍賣理論的研究框架下，本文構(gòu)建兩階段升價(jià)拍賣和“同步多輪加價(jià)”拍賣模型，證明現(xiàn)場競價(jià)階段信息披露越多，則更容易使拍品回歸本身的個(gè)人價(jià)值的假設(shè)?！巴蕉噍喖觾r(jià)”拍賣成交價(jià)格高于兩階段拍賣。

在理論分析的基礎(chǔ)上，本文基于2020年1月—2021年7月中國9個(gè)城市的短期面板數(shù)據(jù)，利用DID和PSMDID方法實(shí)證檢驗(yàn)了“兩集中”新政對住宅用地出讓價(jià)格的影響。研究表明：（1）在短期內(nèi)“兩集中”新政平均提高住宅用地出讓價(jià)格0.09%～0.40%。（2）起始價(jià)的設(shè)置能夠顯著影響住宅用地出讓價(jià)格。起始價(jià)提高1%，住宅用地出讓單價(jià)和總價(jià)分別顯著提高0.833%和0.824%。（3）由于聯(lián)合競價(jià)人的資金優(yōu)勢，在住宅用地市場上聯(lián)合競價(jià)人比單一競價(jià)人在競拍中更能夠提高住宅用地出讓價(jià)格。（4）異質(zhì)性研究表明，“兩集中”新政顯著提高了北京、上海、廣州等一線城市的住宅用地出讓價(jià)格。其中，一線城市住宅用地單價(jià)僅提高0.955%，住宅用地出讓總價(jià)僅提高0.949%。“兩集中”新政對二線城市住宅用地出讓價(jià)格也具有積極作用但效果并不顯著。因此，一線城市住宅用地價(jià)格對“兩集中”新政更加敏感，政策效果也最顯著。（5）部分競價(jià)人的短期非理性行為是抑制“兩集中”新政平抑住宅用地出讓價(jià)格效果的重要原因。

5.2 建議

基于市場分析角度，本文建議：第一，嚴(yán)格設(shè)置最高限價(jià)和最高溢價(jià)率來促使競價(jià)人理性競拍。最高限價(jià)和最高溢價(jià)率的設(shè)置有利于減少短期非理性“哄搶”行為。第二，適當(dāng)提高保證金額度，設(shè)置更高的競拍進(jìn)入門檻，降低短期競拍價(jià)格競爭程度。第三，加大對競拍企業(yè)的資金監(jiān)管，監(jiān)管層通過對開發(fā)商債務(wù)規(guī)模、債務(wù)比例的有效控制，進(jìn)而控制供給水平，維護(hù)市場總體穩(wěn)定和平衡。第四，規(guī)范地方政府調(diào)控土地市場的行為，以宏觀市場視野進(jìn)行布局?！皟杉小毙抡膶?shí)施使土地出讓時(shí)間固定，規(guī)范地方政府在出讓土地中的變相提價(jià)彌補(bǔ)財(cái)政的行為，能夠降低地方財(cái)政對出讓土地收入的依賴性。

基于政策調(diào)控角度，在“兩集中”新政實(shí)施的基礎(chǔ)上，還應(yīng)進(jìn)一步考慮：第一，立足宏觀發(fā)展政策，差異化土地供應(yīng)結(jié)構(gòu)。按照國家嚴(yán)控建設(shè)用地總量和保障新型城鎮(zhèn)化建設(shè)的要求，對新增建設(shè)用地實(shí)行“穩(wěn)中有降、逐年遞減”。支持產(chǎn)業(yè)升級，精準(zhǔn)調(diào)控、“一城一策”，對北京、上海等超大城市和一線城市與其他城市及城鎮(zhèn)實(shí)施區(qū)別對待的差異化供地政策。第二，將城市土地管理方向從以增量為主轉(zhuǎn)向以存量為主，促進(jìn)大城市舊城更新和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級，推進(jìn)城市產(chǎn)業(yè)、人口，城市與城市之間，城市行政區(qū)域之間等合理布局，逐步形成人口、功能、產(chǎn)業(yè)、土地4要素同步協(xié)調(diào)的發(fā)展格局。