陽立高， 韓 峰， 曾 藝

(1. 長沙理工大學經(jīng)濟與管理學院， 長沙 410076； 2. 南京審計大學政治與經(jīng)濟研究院，南京 211815； 3. 上海財經(jīng)大學公共經(jīng)濟與管理學院， 上海 200433)

0 引 言

改革開放40年來，中國城鎮(zhèn)化進程快速推進，城市和城市群經(jīng)濟以其巨大的集聚經(jīng)濟效益對中國經(jīng)濟高速增長做出了重大貢獻.然而，伴隨中國城市規(guī)模擴張和經(jīng)濟快速發(fā)展，大量城市建設用地被偏向性地配置于基礎設施和工業(yè)領域，留給房地產(chǎn)開發(fā)和服務業(yè)的土地卻相當有限且價格昂貴[1].2017年第四季度，全國主要監(jiān)測城市的商服、住宅、工業(yè)平均地價分別為7 251元/m2、6 522元/m2和806元/m2，工業(yè)地價僅為商服和住宅地價的約1/8(1)2017年第四季度的地價數(shù)據(jù)均來自于國土資源部網(wǎng)站http://www.mlr.gov.cn/.2017年，各城市供應國有建設用地60.31萬ha，其中工礦倉儲用地占比20.4%，商服用地占比5.1%，住宅用地占比14%，商服及住宅用地占比之和仍不及工礦倉儲用地占比(2)2017年供地結構數(shù)據(jù)來自于《2017年中國土地礦產(chǎn)海洋資源統(tǒng)計公報》..這種嚴重的“土地價格歧視”和偏向性的建設用地供應結構體現(xiàn)出中國城市建設用地市場的價格扭曲傾向和資源錯配特征.生產(chǎn)要素的扭曲性配置是導致地區(qū)間、部門間生產(chǎn)率差異的重要原因[2].而就土地要素配置而言，作為城市經(jīng)濟活動的空間載體，建設用地的配置方式和供給結構勢必影響到其所承載的經(jīng)濟活動的類型和結構，并進一步影響資本和勞動力等要素的配置方向和效果，最終對城市經(jīng)濟發(fā)展的整體質(zhì)量產(chǎn)生影響.十九大報告中明確指出，“中國經(jīng)濟已由高速增長階段轉(zhuǎn)向高質(zhì)量發(fā)展階段，必須堅持質(zhì)量第一、效益優(yōu)先，以供給側結構性改革為主線，推動經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量變革、效率變革、動力變革.” 這體現(xiàn)著政府深化供給側結構性改革，從源頭推動發(fā)展方式轉(zhuǎn)變、提高經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量的決心.土地資源作為決定城市經(jīng)濟發(fā)展的供給側因素之一，歷來是地方政府推進經(jīng)濟快速增長的重要動力來源和保障.2020年政府工作報告強調(diào)，要推進要素市場化配置改革，破除體制機制障礙，激發(fā)內(nèi)生發(fā)展動力.推進土地資源優(yōu)化配置和有效利用，對于進一步促進供給側結構性改革、實現(xiàn)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展具有重要的現(xiàn)實意義.

目前關于土地資源配置與經(jīng)濟發(fā)展關系的相關文獻中，多數(shù)研究探討了農(nóng)業(yè)用地配置與生產(chǎn)率間的關系，并指出改善農(nóng)業(yè)用地資源配置狀況有助于提升農(nóng)業(yè)產(chǎn)出和農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率[3]；而針對城市建設用地配置效應的研究，則僅有少數(shù)文獻進行了探討.如李力行等[4]分析了城市建設用地在工業(yè)領域的偏向性配置導致的土地資源錯配對中國工業(yè)企業(yè)生產(chǎn)率的影響，指出城市建設用地資源錯配顯著降低了城市工業(yè)企業(yè)生產(chǎn)率.謝呈陽和胡漢輝[5]以中國268個城市為例，探討了土地資源配置對城市創(chuàng)新的影響，結果顯示中國大規(guī)模出讓工業(yè)用地、不飽和供給商住用地的土地資源配置方式不利于城市創(chuàng)新能力的提升.然而，二者均使用土地協(xié)議出讓規(guī)模大小來表征其配置狀況，并未深入土地資源錯配的市場機制根源來反映土地資源錯配程度.此外，在增長競爭和財政最大化激勵下，地方政府間在工業(yè)用地出讓方面的策略性互動行為還可能使得土地資源配置在城市間存在明顯的空間依賴效應，但目前鮮有文獻從空間互動視角來探討土地資源錯配的空間外溢效應.本文將基于土地資源錯配產(chǎn)生的市場機制根源、采用城市土地市場交易價格數(shù)據(jù)來測度和反映土地資源錯配程度，以2006年～2015年中國277個地級城市面板數(shù)據(jù)為樣本，使用Vega和Elhorst[6]提出的空間滯后解釋變量模型(spatial lag of X model, SLX)研究和識別土地資源配置對城市經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量的影響機制，為緩解土地要素資源錯配、提升城市經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量提供可靠理論依據(jù).

與現(xiàn)有文獻相比，本文可能的貢獻在于：其一，基于支撐中國城市經(jīng)濟快速發(fā)展背后的土地資源配置視角，從創(chuàng)新驅(qū)動、效率提升、產(chǎn)業(yè)結構調(diào)整、節(jié)能減排、經(jīng)濟發(fā)展成果共享等五個方面探討城市經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量的提升機制，為理解城市經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量提升的土地制度根源和深層次原因提供了一個嶄新的研究視角和分析框架；其二，目前研究土地資源錯配的文獻多使用公開出版的土地協(xié)議出讓數(shù)據(jù)和工礦倉儲用地數(shù)據(jù)來衡量城市建設用地的錯配程度，但這兩類指標均無法直接反映土地市場的真實交易狀況和土地資源錯配產(chǎn)生的市場機制根源，本文采用網(wǎng)絡爬蟲技術從中國土地市場網(wǎng)收集了2006年～2015年全國277個地級城市商服用地、住宅用地和工業(yè)用地的實際交易數(shù)據(jù)，并結合生產(chǎn)函數(shù)測算工業(yè)用地錯配指標，直接對目前各城市建設用地錯配程度進行度量；其三，增長競爭和財政最大化是地方政府干預土地市場，導致土地資源錯配的重要原因，本文進一步嘗試采用手工收集的城市層面增長目標數(shù)據(jù)測度地方政府增長競爭程度，對土地資源錯配影響城市經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量背后的深層次體制性原因進行了直接探討；最后，從不同等級城市的異質(zhì)性視角分析了各等級城市之間土地資源錯配對城市經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量的空間影響及其差異，有助于把握土地資源配置對城市經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量的深層次作用機理.

1 理論機制與研究假說

改革開放以來，市場和政府在經(jīng)濟發(fā)展中的關系問題一直備受關注.中國政府采取了一系列市場化改革措施以期推動市場在資源配置中發(fā)揮決定性作用.然而，這些市場化舉措產(chǎn)生的成效往往集中于最終產(chǎn)品市場，要素市場的市場化改革依然相對滯后，由此造成要素市場的價格扭曲，產(chǎn)生了較為嚴重的資源錯配[7].尤其在土地要素市場中，政府作為土地一級市場的唯一供給者，完全壟斷了土地開發(fā)權和供給權，對土地資源配置的方式、結構及數(shù)量起著決定性作用.在增長競爭和政治晉升壓力下，地方政府在土地配置領域處理其與市場間的關系中出現(xiàn)了偏差，導致行政配置作用超過了市場力量而占主導地位.地方政府為吸引投資以促進轄區(qū)經(jīng)濟發(fā)展，傾向于通過壓低工業(yè)用地價格、大規(guī)模出讓工業(yè)用地來招商引資，導致土地市場價格信號失靈，產(chǎn)生土地市場扭曲和資源錯配.因此，本文所述的土地資源錯配主要是指地方政府人為壓低工業(yè)用地出讓價格而導致的市場扭曲和資源錯配，并基于此來探討土地資源錯配對城市經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量的影響.根據(jù)黨的十九大報告中關于經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的論述，城市經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量與經(jīng)濟發(fā)展的“質(zhì)量、效率、動力”密切相關.而土地作為城市經(jīng)濟發(fā)展的空間載體，其配置狀況的惡化不僅會直接影響到其所承載經(jīng)濟活動的生產(chǎn)經(jīng)營行為，而且會對經(jīng)濟活動的空間結構、要素有效流動等產(chǎn)生不利影響，進而抑制城市經(jīng)濟向質(zhì)量、效率和效益并舉的高質(zhì)量發(fā)展階段邁進.由此，提出研究假說1.

假說1低價出讓工業(yè)用地導致的土地資源錯配將對城市經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量產(chǎn)生抑制作用.

在以上分析的基礎上，將進一步根據(jù)城市經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的內(nèi)涵，從創(chuàng)新驅(qū)動、效率提升、產(chǎn)業(yè)結構調(diào)整、節(jié)能減排、經(jīng)濟發(fā)展成果共享等方面梳理土地資源錯配對城市經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量的作用機制，為后文實證研究奠定理論基礎.

1.1 土地資源錯配通過影響技術創(chuàng)新和生產(chǎn)效率作用于城市經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量

中國經(jīng)濟已由高速增長階段步入高質(zhì)量發(fā)展階段，促進增長動能由依靠勞動力和資本等要素驅(qū)動向主要依靠技術創(chuàng)新和全要素生產(chǎn)率驅(qū)動轉(zhuǎn)變成為推動中國經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的長期政策取向[8].然而，大量工業(yè)用地低價出讓導致的土地資源錯配可通過抑制技術創(chuàng)新和全要素生產(chǎn)率提升，進而對城市經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量產(chǎn)生不利影響.首先，地方政府直接調(diào)整用地成本來改變企業(yè)進入門檻，將影響企業(yè)和行業(yè)的要素組合進而對企業(yè)創(chuàng)新能力和全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生影響.在低地價出讓工業(yè)用地的土地配置模式下，地方政府更青睞的勞動密集型和資本密集型行業(yè)將更有機會進入轄區(qū)，并引導大量資本和勞動力要素流入工業(yè)部門.要素投入數(shù)量不斷增加，引致勞動力和資本要素的邊際報酬遞減，進而大大降低了資本與勞動生產(chǎn)率.Duranton等[9]發(fā)現(xiàn)1單位標準差的土地及建筑物錯配將使勞動生產(chǎn)率降低24%，且改善1單位標準差的土地資源及建筑物錯配與增加五倍該要素投入對勞動生產(chǎn)率的作用效果相同.若中國的資源配置效率能夠達到美國的水平，制造業(yè)的TFP將提高30%～50%，若完全消除要素市場的扭曲，制造業(yè)的TFP可以提高86.6%～115%[3].其次，壓低地價出讓工業(yè)用地降低了企業(yè)生產(chǎn)成本、擴大了企業(yè)利潤空間，因而即使企業(yè)處于較低創(chuàng)新水平和生產(chǎn)效率水平也可以存活，企業(yè)行為主要表現(xiàn)為低成本的技術選擇而非高成本的創(chuàng)新，不利于企業(yè)全要素生產(chǎn)率提升和城市經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展.張莉等[10]指出，較高的城市工業(yè)用地價格將會抬高企業(yè)進入門檻，對異質(zhì)性企業(yè)產(chǎn)生“選擇效應”；高生產(chǎn)率企業(yè)進入而低生產(chǎn)率企業(yè)退出有助于優(yōu)化市場資源配置機制，提高經(jīng)濟整體的生產(chǎn)率水平.然而，在地方政府干預下，扭曲的工業(yè)用地價格會使“選擇效應”失靈，高生產(chǎn)率企業(yè)可能會因非市場因素而無法進入更大市場，低效率企業(yè)則有可能進入更大市場而不被淘汰，從而降低城市整體的生產(chǎn)率水平，降低城市經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量.其三，地方政府競相降低工業(yè)用地價格和擴大工業(yè)用地出讓規(guī)模的底線競爭行為實際上是通過過度干預土地要素市場對投資企業(yè)實行地租優(yōu)惠和變相補貼，進而大大降低轄區(qū)內(nèi)企業(yè)的生產(chǎn)成本和投資風險，使大量外來企業(yè)為獲得“土地優(yōu)惠”而非市場效率而不斷向轄區(qū)集聚.由于并未遵循市場規(guī)律，地方政府通過土地政策優(yōu)惠誘導形成的企業(yè)“扎堆式”集聚雖然能夠在短期內(nèi)推進經(jīng)濟快速增長和稅收收入的快速提高，但卻難以產(chǎn)生技術外溢效應和規(guī)模經(jīng)濟效應，不利于城市研發(fā)能力的整體提升和生產(chǎn)率水平的不斷提高，最終對城市經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量提升產(chǎn)生不利影響.李曉萍等[11]認為地方政府通過降低土地價格等形式而對引資企業(yè)展開的“競次式”補貼行為會使企業(yè)在選址時更多考慮獲取“政策租”，而降低集聚區(qū)內(nèi)企業(yè)間的關聯(lián)性，從而弱化集聚效應，降低城市經(jīng)濟生產(chǎn)率水平.基于以上分析，提出假說2和假說3.

假說2土地資源在工業(yè)領域的偏向性配置可通過抑制城市技術創(chuàng)新能力提升，進而降低城市經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量.

假說3土地資源錯配可通過降低城市生產(chǎn)率水平，進而抑制城市經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量提升.

1.2 土地資源錯配通過影響產(chǎn)業(yè)結構調(diào)整作用于城市經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量

土地資源配置結構和分布格局是決定城市經(jīng)濟空間結構和產(chǎn)業(yè)結構的最重要因素[12].首先，為彌補低價出讓工業(yè)用地及進行城市基礎設施建設的財政缺口，高價限制性出售商服及住宅用地成為地方政府的重要經(jīng)濟來源.從這個意義上說，低價出讓工業(yè)用地必然帶來商服用地價格高漲，這種“雙二手”供地策略明顯抬升了服務業(yè)生產(chǎn)成本，導致服務業(yè)、尤其是生產(chǎn)性服務業(yè)發(fā)展滯后[7].生產(chǎn)性服務業(yè)發(fā)展不足將導致產(chǎn)業(yè)結構失調(diào)，無法為經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展提供充足的產(chǎn)品研發(fā)設計、廣告、分銷、產(chǎn)品質(zhì)控等中間服務品，從而提高中間服務品價格，降低經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量.劉志彪[13]指出低價出讓工業(yè)用地、高價限制性出讓商住用地的供地模式，使得我國服務業(yè)增加值比重和就業(yè)比重均低于同等經(jīng)濟發(fā)展水平國家；這種資源錯配的直接結果就是制造業(yè)嚴重產(chǎn)能過剩和服務業(yè)有效供給不足.譚洪波[7]也指出土地要素市場扭曲的工業(yè)偏向是造成中國產(chǎn)業(yè)結構中服務業(yè)發(fā)展相對滯后的重要原因.可見，城市土地資源在基礎設施建設和工業(yè)發(fā)展的偏向性配置將延緩產(chǎn)業(yè)結構服務化進程，并由此降低城市經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量.其次，地方政府低價出讓工業(yè)用地降低了勞動密集型以及資本密集型等中低端制造業(yè)進入門檻，固化了以中低端制造業(yè)為主的制造業(yè)結構剛性.土地資源作為企業(yè)的重要投入要素和選址決策的重要依據(jù)，當存在錯配時，土地資源將無法有效地由低效率企業(yè)流向高效率企業(yè).當中低端制造業(yè)、尤其是地方政府強烈偏好的資本密集型行業(yè)擁有較低土地成本時，即使其擁有較低生產(chǎn)率水平也可以在城市中存活，使得在稀缺的土地上形成了工藝落后、裝備簡陋、產(chǎn)業(yè)發(fā)展前景黯淡且具有重復建設性質(zhì)的產(chǎn)能[14]，從而進一步強化了地方政府發(fā)展資本密集型的中低端制造業(yè)行業(yè)的傾向.可見，土地資源錯配進一步強化了以低端制造業(yè)為主導的產(chǎn)業(yè)結構剛性，難以推動高端制造業(yè)及新興產(chǎn)業(yè)的發(fā)展.而制造業(yè)結構中高端制造業(yè)比重偏小，將無法為經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展提供充分的高端中間投入品，降低經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量.基于以上分析，提出假說4.

假說4土地資源在工業(yè)領域的低價配置通過阻礙產(chǎn)業(yè)結構服務化和制造業(yè)結構高端化，對城市經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量產(chǎn)生抑制作用.

1.3 土地資源錯配通過影響經(jīng)濟發(fā)展成果共享作用于城市經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量

土地資源向工業(yè)領域的低價配置將通過正反兩方面的作用機制影響經(jīng)濟發(fā)展成果共享，進而對城市經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量產(chǎn)生影響.一方面，土地資源在工業(yè)領域的低價配置可通過提升居民收入和公共服務供給水平促進發(fā)展成果共享.陶然等[15]認為低價出讓工業(yè)用地盡管在投資初期會使地方政府損失部分土地出讓金收入，但在制造業(yè)企業(yè)建成投產(chǎn)后能帶來持續(xù)可觀的增值稅收入，并且制造業(yè)企業(yè)對其相關服務業(yè)的需求能間接增加服務業(yè)部門的營業(yè)收入，刺激服務業(yè)部門的用地需求，進一步增加商服用地的土地出讓收入.李力行和申廣軍[16]認為低價出讓工業(yè)用地能通過積累物質(zhì)資本、吸引FDI、促進產(chǎn)業(yè)結構調(diào)整等途徑促進經(jīng)濟較快增長，當目標工業(yè)行業(yè)符合當?shù)氐谋容^優(yōu)勢時，這種促進作用最為顯著.而經(jīng)濟增長水平提高則有助于為當?shù)貏趧诱咛峁┏渥憔蜆I(yè)，提高居民收入水平.李郇等[17]通過綜合分析地方政府土地出讓的動機進一步指出，地方政府出讓土地行為，既有低價出讓土地的引資競爭也有低價征地高價出讓的公共福利支出競爭.當?shù)胤秸g的競爭方式以“為增長而競爭”為主時，土地資源在工業(yè)領域的低價配置可促進工業(yè)在短期內(nèi)獲得快速發(fā)展，從而拉動就業(yè)、提高居民收入水平；當?shù)胤秸g競爭方式以“為福利而競爭”為主時，土地資源在工業(yè)領域偏向性配置所產(chǎn)生的較高工業(yè)利稅收入可促使地方政府加大公共服務供給力度，提高居民福利水平.可見，土地資源偏向性配置通過稅收效應、資本積累、產(chǎn)業(yè)結構調(diào)整等途徑不僅能夠促進經(jīng)濟增長，為居民提供更多就業(yè)機會，提高居民收入水平，而且能夠增加地方政府財政收入，為完善地區(qū)公共服務等基礎項目建設提供了充沛的資金支持.從這個意義上說，土地資源錯配能夠促進經(jīng)濟發(fā)展成果共享，從而提升城市經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量.另一方面，土地資源在工業(yè)領域的低價配置也可能降低居民收入水平、抑制公共服務供給，進而限制發(fā)展成果共享.首先，產(chǎn)業(yè)層次決定了勞動力就業(yè)層次和收入水平.地方政府通過低地價供地策略引進的中低端制造業(yè)企業(yè)多為勞動密集型或資本密集型企業(yè)，導致大量勞動力選擇就業(yè)于低效率的工業(yè)企業(yè)，不利于勞動生產(chǎn)率水平提高和收入水平提升.其次，地方政府采取的低地價出讓工業(yè)用地、高地價限制性出讓商服及住宅用地的土地資源配置模式，使得房地產(chǎn)價格高昂、服務型消費品價格上漲，不僅提高了居民生活成本[18]，抵消了收入上漲的收益，而且使得居民個人不得不縮減在個人教育、衛(wèi)生醫(yī)療等公共項目上的支出，降低了公共服務供給的福利效應.而居民收入水平降低和公共服務供給不足會降低當?shù)鼐用裆钯|(zhì)量，從而使得經(jīng)濟社會發(fā)展未能與居民生活幸福感同步提升，未達到城市經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的根本要求.基于以上分析，提出假說5.

假說5工業(yè)用地低價配置可對經(jīng)濟發(fā)展成果共享產(chǎn)生正負兩方面的影響，其對城市經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量的作用效果則取決于兩方面影響的相對強弱程度.

1.4 土地資源錯配通過影響節(jié)能減排作用于城市經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量

首先，土地資源在工業(yè)和生產(chǎn)性基礎設施建設領域的低價配置導致我國土地城鎮(zhèn)化速度明顯快于人口城鎮(zhèn)化，城市空間擴張與要素集聚和產(chǎn)業(yè)結構升級不同步，且土地城鎮(zhèn)化多以增量擴張而非存量升級的形式進行.土地出讓的低價優(yōu)惠誘使更多工業(yè)企業(yè)大量圈占土地[19]，而地方政府為獲得更多土地出讓指標，不惜強制征收占用大量耕地、林地，直接減少了城市郊區(qū)和農(nóng)村地區(qū)的綠化面積，不但導致生態(tài)服務功能下降，而且加劇了對資源環(huán)境的消耗，帶來環(huán)境污染和噪音等問題[20].工業(yè)用地快速擴張與低效率的土地利用之間的矛盾使經(jīng)濟可持續(xù)發(fā)展受到嚴重威脅.其次，由于資本密集型行業(yè)或重工業(yè)具有投資規(guī)模大、稅收收入高等特點，因而在地方官員政績晉升錦標賽驅(qū)動下，大量工業(yè)用地被低價出讓給資本密集型行業(yè)[14].但是由于資本密集型行業(yè)生產(chǎn)效率低，地方政府通過壓低土地出讓價格來招商引資的做法一方面擴大了該類企業(yè)利潤空間、彌補其生產(chǎn)效率低的劣勢，另一方面則達到最大化其政績的目的.地方政府間競相壓低土地價格來招商引資不僅讓低效率的資本密集型行業(yè)在城市存活并大規(guī)模發(fā)展，而且導致工業(yè)的過度重復建設和產(chǎn)業(yè)結構低水平雷同[21].資本密集型行業(yè)和重工業(yè)雖然能帶來短期的經(jīng)濟快速增長效應，但由于這些企業(yè)的能源消耗量大，能源利用效率低下，工業(yè)污染物排放量多，將會進一步加劇地區(qū)環(huán)境污染，降低城市環(huán)境質(zhì)量，不利于城市經(jīng)濟可持續(xù)和高質(zhì)量發(fā)展.最后，過度壓低工業(yè)用地出讓價格導致大量低效率企業(yè)得以存活，無法為當?shù)刂圃鞓I(yè)企業(yè)提供充分的高質(zhì)量專業(yè)化中間投入，不利于清潔生產(chǎn)和環(huán)保技術的研發(fā)和創(chuàng)新.由于缺乏生產(chǎn)技術上的核心競爭力，中低端制造業(yè)企業(yè)只能偏向于使用更多廉價的土地資源和能源來獲得與同行業(yè)的高技術企業(yè)相同的產(chǎn)出，造成土地資源的低效利用、能源的過度消耗和工業(yè)廢棄物的大量排放，給環(huán)境質(zhì)量和城市經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量帶來不利影響.基于以上分析，提出假說6.

假說6土地資源在工業(yè)領域的低價配置通過加劇能源消耗和城市環(huán)境污染，阻礙城市經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展.

2 計量模型、 變量測度與數(shù)據(jù)說明

2.1 空間計量模型設定

以上理論分析顯示，低價出讓工業(yè)用地這一土地配置策略不僅對當?shù)亟?jīng)濟發(fā)展產(chǎn)生影響，其本身還隱含著區(qū)際競爭和模仿的因素.在以經(jīng)濟增長為標桿的績效考核和官員晉升制度約束下，低價出讓工業(yè)用地作為地方政府驅(qū)動經(jīng)濟增長的重要手段，必然通過地方政府間的競爭行為而產(chǎn)生空間外溢.李郇等[17]認為，一地區(qū)的基礎設施建設完善程度和企業(yè)營商環(huán)境無法改變，且在經(jīng)濟發(fā)展處于同等水平的地區(qū)，工業(yè)企業(yè)發(fā)展所需配套設施的配備程度基本一致，地方政府往往通過競相降低工業(yè)用地出讓價格、降低引資質(zhì)量標準和環(huán)境準入門檻等方式給予入駐企業(yè)各類政策優(yōu)惠和補貼.楊其靜等[14]也指出，地理相鄰或者省份內(nèi)經(jīng)濟相鄰的城市之間在工業(yè)用地出讓規(guī)模上存在相互模仿和惡性競爭行為.地區(qū)間在工業(yè)用地出讓上的“競次式”競爭行為不僅造成了土地資源的巨大浪費，而且導致企業(yè)更多為追逐“政策租”而非遵循市場規(guī)律和比較優(yōu)勢進行布局，造成各地產(chǎn)業(yè)結構同質(zhì)和資源配置扭曲，使經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量在地區(qū)間競相惡化.可見，在地方政府間工業(yè)用地出讓的低價競爭行為影響下，土地資源錯配也可對周邊地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量產(chǎn)生負向空間溢出效應.

通過構建空間計量模型來控制土地資源錯配對城市經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量的空間影響.目前諸多空間計量文獻主要采用空間自回歸模型(SAR)和空間杜賓模型(SDM)來探討地區(qū)間的空間外溢效應.根據(jù)Vega和Elhorst[6]的研究，空間外溢效應被定義為特定空間單元j的解釋變量變化對其他空間單元v的被解釋變量產(chǎn)生的影響.采用SAR和SDM模型測度空間外溢效應時，還需在SAR和SDM模型估計的基礎上進一步測算解釋變量對被解釋變量產(chǎn)生的直接效應和間接效應，以間接效應來反映空間外溢效應.而Vega和Elhorst[6]的研究顯示，與SAR和SDM模型相比，空間滯后解釋變量模型(SLX)在度量空間外溢效應時更為直接和簡潔.由于SLX模型中僅包含解釋變量空間滯后項，不僅可以靈活地使用各類估計方法進行實證分析，而且模型中解釋變量空間滯后項的系數(shù)便反映了空間外溢效應.在用SLX模型進行估計時無需再進一步測算直接效應和間接效應，且直接采用SLX模型估計的空間外溢效應與SDM模型基礎上測度的間接效應在效果上基本一致.因而能夠估計SLX模型的情況下可不必使用形式上更為繁瑣的SDM模型.此外，SLX模型由于估計方法靈活，還能克服空間計量模型中解釋變量普遍存在的內(nèi)生性問題[6].包含土地資源錯配及其空間滯后項的SLX模型可設定為

(1)

其中Qit表示城市i在t年的經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量，Dit表示城市i在t年的土地資源錯配水平，α2和α3分別是勞動力供給(L)和資本存量(K)的系數(shù)，α4為城市規(guī)模(Ω)的系數(shù).除土地資源錯配、勞動力、資本和城市規(guī)模外，外商直接投資(FDI)也可能是影響城市經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量的重要因素.伴隨我國對外開放進程不斷深入，外資在推動技術進步、結構調(diào)整及環(huán)境質(zhì)量變化中發(fā)揮著重要作用，因而還需要在式(1)中引入外商直接投資變量.由于城市經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量本身的空間關聯(lián)效應，影響某一地區(qū)城市經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量的各類因素很有可能也會通過這種空間關聯(lián)性對周邊地區(qū)產(chǎn)生影響，因而還需要在式(1)中進一步引入各類控制變量的空間交互項.包含勞動力、資本、外商直接投資、城市規(guī)模及其空間交互項的空間滯后解釋變量模型可進一步設定為

(2)

其中α2～α5和β2～β5分別為控制變量及其空間滯后項的彈性系數(shù).彈性系數(shù)α2～α5和彈性系數(shù)β2～β5均具有深刻的經(jīng)濟學含義.首先，城市經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量(Q)是從動能轉(zhuǎn)換、結構升級、增長效率、節(jié)能減排與成果共享五個維度選取28個基礎指標采用主成分分析法予以構建的，其中并未包含與土地配置直接相關的變量.其次，構造被解釋變量時所囊括的城市層面的諸多因素均是對目前城市經(jīng)濟發(fā)展狀況的綜合度量，而選擇土地資源錯配(D)以及其他控制變量(L、K、FDI、Ω)均可能對城市經(jīng)濟發(fā)展的不同方面產(chǎn)生影響，但是這些解釋變量并不包含于城市經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量指標體系中.被解釋變量與各解釋變量間并不是相互包含的關系，因此，變量的參數(shù)估計值有其各自的經(jīng)濟含義.

2.2 變量測度與數(shù)據(jù)說明

樣本為2006年～2015年全國277個地級及以上城市的面板數(shù)據(jù).為保證面板數(shù)據(jù)的完整性和可得性，刪除了北京、天津、上海、重慶、常德、常州、拉薩、三沙、海東、巢湖、隴南和中衛(wèi)等十個地市.宏觀經(jīng)濟數(shù)據(jù)主要來源于2007年～2016年《中國城市統(tǒng)計年鑒》、《中國區(qū)域經(jīng)濟統(tǒng)計年鑒》和《中國國土資源統(tǒng)計年鑒》，而使用的土地出讓價格數(shù)據(jù)是利用爬蟲技術取自中國土地市場網(wǎng)，能夠準確反映2006年1月1日至2015年12月31日間每一筆工業(yè)用地出讓的真實價格.由于缺乏城市層面價格指數(shù)數(shù)據(jù)，采用省級層面價格指數(shù)對城市數(shù)據(jù)進行調(diào)整.省級層面價格指數(shù)來自《中國統(tǒng)計年鑒》.以下具體說明有關變量和指標的界定和測度方法.

2.2.1 城市經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量(Q)

目前測度經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量的大多數(shù)文獻傾向于通過構建多維度指標體系使用主成分分析法合成經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量指標，且所用數(shù)據(jù)均為中國省級面板數(shù)據(jù)，卻鮮有文獻測度中國地市級層面的經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量.在謝光華等[22]的基礎上進一步優(yōu)化經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量指標，從創(chuàng)新驅(qū)動、效率提升、產(chǎn)業(yè)結構調(diào)整、節(jié)能減排和成果共享五個方面構建城市經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量指標體系.首先，對指標體系中的逆向指標進行正向化處理.其次，考慮到各指標的通度性，對經(jīng)過正向化處理后的所有指標進行均值化的無量綱處理.最后，運用主成分分析法合成城市經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量綜合指數(shù)，其值越大說明城市經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量越高.用于測度中國城市經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量各項指標的數(shù)據(jù)主要來源于2007年～2016年《中國城市統(tǒng)計年鑒》和《中國區(qū)域經(jīng)濟統(tǒng)計年鑒》.表1報告了中國城市經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量指標體系的具體內(nèi)容.

(Yit/Lit)].其中indrti為泰爾指數(shù)，Yivt為城市i產(chǎn)業(yè)v在t時期的總產(chǎn)值，Yit為城市i在t時期總產(chǎn)值，Livt為城市i產(chǎn)業(yè)v在t時期的就業(yè)人數(shù)，Lit為城市在t時期總就業(yè)人數(shù).各行業(yè)就業(yè)人數(shù)以市轄區(qū)行業(yè)單位從業(yè)人員數(shù)表示，數(shù)據(jù)來源于歷年《中國城市統(tǒng)計年鑒》.

城市全要素生產(chǎn)率采用索洛余值法計算，解釋變量為城市勞動力和資本存量，被解釋變量為城市非農(nóng)業(yè)GDP.非農(nóng)業(yè)GDP數(shù)據(jù)直接取自《中國城市統(tǒng)計年鑒》.公共服務供給水平則借鑒韓峰和李玉雙[23]的研究方法，從醫(yī)療衛(wèi)生類公共服務、教育類公共服務、環(huán)境保護類公共服務、能源基礎設施類公共服務和交通運輸類公共服務5個維度構建公共服務供給指標評價體系，采用主成分分析法對各個地級市的公共服務整體水平進行測算，得到城市公共服務供給水平的綜合衡量指標.

表1 中國城市經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量指標體系

2.2.2 土地資源錯配(D1)

D1=MPD/r

(3)

其中r表示城市工業(yè)用地價格.D1等于1表示工業(yè)用地不存在錯配現(xiàn)象；D1大于1表示工業(yè)用地應有價值大于實際價格(即實際價格被低估)，土地資源呈現(xiàn)反向錯配；D1小于1表示工業(yè)用地應有價值小于其實際價格(即實際價格被高估)，土地資源呈現(xiàn)正向錯配.使用網(wǎng)絡爬蟲技術從中國土地市場網(wǎng)獲得每個地級城市每宗土地的實際交易信息(包括用地項目名稱、項目位置、供地方式、土地用途、行業(yè)分類、出讓面積和成交價款等內(nèi)容)，進而根據(jù)出讓土地地塊位置將每宗土地交易信息匹配到所在市轄區(qū)，并按照土地用途將各城市每年供地方式為招標、拍賣和掛牌的各項目土地出讓面積和價款進行加總，最后通過計算成交價款和土地出讓面積的比值得到地級城市商服用地、住宅用地和工業(yè)用地的平均地價，進而利用工業(yè)用地平均價格(r)和式(3)測算得到277個地級城市土地資源錯配指標(3)不同等級城市土地資源錯配程度的變化趨勢見文后附錄A..

2.2.3 其他控制變量

以城市i市轄區(qū)年末單位從業(yè)人員數(shù)與城鎮(zhèn)個體從業(yè)人員數(shù)之和表示勞動力供給(L)；使用永續(xù)盤存法測算城市資本存量(K)與外商直接投資(FDI)存量，固定資產(chǎn)年折舊率取δ=5%.城市規(guī)模(Ω)以城市i市轄區(qū)非農(nóng)人口規(guī)模表示.所有貨幣價值數(shù)據(jù)均以2006年為基期進行價格調(diào)整(4)中國地級及以上城市經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量及其他控制變量的描述性統(tǒng)計結果見文后附錄B..

3 空間計量檢驗與結果分析

3.1 空間權重矩陣與空間計量模型估計

首先使用F檢驗、LM檢驗和Hausman檢驗法檢驗模型是否存在固定效應或隨機效應，結果顯示固定效應模型更適于對SLX模型進行估計；其次，為解決計量模型中可能存在的內(nèi)生性問題，采用固定效應的兩階段最小二乘法(2SLS)對SLX模型進行估計.從三個方面來設定土地資源錯配的工具變量.首先，由于內(nèi)生解釋變量與其滯后變量相關，且滯后變量已經(jīng)發(fā)生，從當期來看，其取值已經(jīng)固定，可能與當期的擾動項不相關，故選擇土地資源偏向性配置及其空間滯后項的滯后二期(lnD1_lag2、W×lnD1_lag2)作為相應工具變量.其次，工業(yè)用地出讓規(guī)模和價格還與城市地形有關.地形坡度越大的城市，工業(yè)用地出讓規(guī)?？赡茉缴伲驗榧词沟胤秸畨旱蛢r格或零地價出讓工業(yè)用地，企業(yè)出于土地開發(fā)和交通成本的考慮，也不會在地勢較高或地形較陡峭的地方投資設廠；而地表坡度作為自然地理因素，并不會對城市經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量造成直接影響，因而符合工具變量選擇的要求.其三，借鑒李力行等[4]的做法，使用市委書記任職年數(shù)和市委書記年齡作為土地資源錯配的工具變量.任職年數(shù)更短和年齡更年輕的官員更偏好發(fā)展工業(yè)以實現(xiàn)經(jīng)濟增長和稅收收入，因而土地資源錯配程度可能更為嚴重.而官員年齡和任職長短與城市經(jīng)濟整體的發(fā)展質(zhì)量并沒有直接關系，因而也滿足作為工具變量的外生條件.為準確判斷地理-經(jīng)濟嵌套矩陣中τ的取值，也便于比較和檢驗各參數(shù)估計的穩(wěn)健性，本文分別估計了在τ取0、0.1、0.2、…、0.9、1時的地理-經(jīng)濟距離嵌套矩陣下的SLX模型，表2報告了使用工具變量和2SLS對SLX模型進行估計的結果.

表2 土地資源偏向性配置與城市經(jīng)濟增長質(zhì)量的SLX模型估計結果

根據(jù)方程的擬合優(yōu)度和整體顯著性兩個方面來判斷τ的最優(yōu)值.從各方程的擬合優(yōu)度來看，τ=0.4時SLX模型的R2值最大，因而該計量方程的擬合情況最好.從方程整體顯著性來看，當τ>0.4時，方程各解釋變量整體顯著性明顯下降，說明城市間的空間關聯(lián)度隨地理距離比重增加有減弱趨勢；當τ<0.4時，各方程解釋變量整體顯著性差異不大，且核心解釋變量的參數(shù)估計值的方向和顯著性基本一致.綜合考慮方程擬合優(yōu)度和參數(shù)顯著性特征，選取τ=0.4時的地理-經(jīng)濟距離嵌套矩陣作為本文空間計量估計的最佳權重矩陣，其對應的空間滯后變量模型為本文實證研究中的最優(yōu)模型. 表2中 Sargan檢驗在10%以上顯著性水平上接受 “所有工具變量均有效”的原假設，表明工具變量選擇是合理的.最小特征值統(tǒng)計量遠大于10%顯著性水平下的臨界值，因此選取的工具變量不存在弱工具變量問題，2SLS法的估計結果是可信的(5)限于篇幅對于表2中控制變量的解釋說明內(nèi)容見附錄D..

表2顯示，土地資源在工業(yè)領域的偏向性配置不但抑制了本地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量提升，還對鄰近地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量產(chǎn)生了負向空間溢出效應.究其原因可能在于，第一，“低地價”甚至“零地價”的招商引資策略引入了大批產(chǎn)能落后、效率低下、結構同質(zhì)的中低端制造業(yè)，降低了全要素生產(chǎn)率，不利于本地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量提升.李力行等[4]發(fā)現(xiàn)以協(xié)議方式出讓的土地占比越大，其工業(yè)企業(yè)之間的資源配置效率越低，且此效果對土地依賴程度高的行業(yè)更為顯著.盡管在2006年后，我國土地出讓政策明文規(guī)定工業(yè)用地出讓必須采用招拍掛等市場化出讓方式(6)2006年8月31日國務院頒布了《國務院關于加強土地調(diào)控有關問題的通知》，要求工業(yè)用地必須采用招標拍賣掛牌方式出讓，其出讓價格不得低于公布的最低價標準.，然而對于公開出讓的土地，看似地方政府無法操控土地出讓，但是由于建設用地地塊存在差異性，地方政府可直接決定出讓信息、出讓方式等，最后仍能將土地以低價出讓給目標企業(yè)[10].在以GDP為標尺的官員績效考核體系驅(qū)動下，地方政府有能力也有動力將土地低價配置給一些能快速產(chǎn)生GDP和財政收入的產(chǎn)業(yè)，如資本密集型制造業(yè)、建筑業(yè)和房地產(chǎn)業(yè)[15].低地價使這些行業(yè)進入門檻過低，降低了工業(yè)企業(yè)的土地使用成本，擴大了低效率企業(yè)的利潤空間，而低效率制造業(yè)企業(yè)在各地區(qū)的競相引入還將導致過度重復建設和產(chǎn)業(yè)結構低水平雷同，加劇資源錯配和環(huán)境污染，不利于城市經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展.另外，王媛和楊廣亮[25]發(fā)現(xiàn)城市稟賦越差，政府將越多干預土地出讓.越發(fā)達的地區(qū)越不需要通過壓低地價來吸引企業(yè)，地租優(yōu)惠對低端的工業(yè)企業(yè)更有效，因此這些低效率企業(yè)更容易流入經(jīng)濟不發(fā)達地區(qū).土地資源在部門和地區(qū)間的配置效率差異，將拉大地區(qū)生產(chǎn)率差距，導致生產(chǎn)率損失[10]，最終有損于經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展.第二，土地資源在工業(yè)部門的低價配置，變相抬升了商住用地價格，致使我國服務業(yè)增加值比重和就業(yè)比重明顯低于同等經(jīng)濟發(fā)展水平國家，最終導致我國制造業(yè)產(chǎn)能嚴重過剩和生產(chǎn)性服務業(yè)有效供給不足[13].國務院發(fā)展研究中心和世界銀行聯(lián)合課題組[1]的研究顯示，伴隨城市空間不斷擴張和土地供給規(guī)模的不斷增加，大量土地往往被低價配置于基礎設施和工業(yè)領域，留給現(xiàn)代服務業(yè)、尤其是生產(chǎn)性服務業(yè)的土地卻相當有限且價格昂貴.這不僅直接導致現(xiàn)代服務業(yè)發(fā)展不足，而且提高了現(xiàn)代服務業(yè)生產(chǎn)和經(jīng)營成本，造成中國產(chǎn)業(yè)結構中現(xiàn)代服務業(yè)發(fā)展相對滯后[7]，不利于產(chǎn)業(yè)結構服務化和制造業(yè)結構高度化.第三，“雙二手”的土地出讓策略直接抬高了房地產(chǎn)銷售價格，不僅使大量資源流向高利潤低效率的房地產(chǎn)及其相關行業(yè)，進而降低了工業(yè)企業(yè)資源配置效率，而且提高了居民生活成本，降低了居民實際收入水平和公共福利水平[26].因而，低價出讓工業(yè)用地引致的土地資源錯配將直接降低本地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量，而在政治晉升和增長競爭激勵下，無論是地理相鄰還是省份內(nèi)經(jīng)濟相鄰，城市之間都存在競相壓低工業(yè)用地出讓價格來招商引資的趨勢[27]，這種“競次式”工業(yè)用地出讓行為使得土地資源錯配對城市經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量的負向影響在空間中不斷傳導，最終抑制了鄰近地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量提升.

3.2 機制檢驗

研究結果表明，土地資源錯配對本地區(qū)及鄰近地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量均產(chǎn)生抑制作用.結合理論分析和研究假設，進一步從創(chuàng)新驅(qū)動、效率提升、產(chǎn)業(yè)結構調(diào)整、節(jié)能減排和成果共享五個方面進行機制檢驗.在加入勞動力供給、資本存量、外商直接投資、城市規(guī)模等控制變量后，采用SLX模型對土地資源偏向性配置與城市經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量的各項機制進行空間計量估計.由于城市經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量指標構建和測度中本身包含了創(chuàng)新驅(qū)動、效率提升、產(chǎn)業(yè)結構調(diào)整、節(jié)能減排和成果共享五個方面內(nèi)容，因而土地資源偏向性配置引起這些因素的變化也必然導致經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量的同向變化.表3報告了土地資源配置對經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量各細分變量的直接效應與空間溢出效應.

表3 土地資源錯配對各中介變量的直接效應與空間溢出效應

表3顯示，在動能轉(zhuǎn)換方面，土地資源錯配的直接效應顯著為負，間接效應未通過顯著性檢驗，說明土地資源錯配不利于本地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展向人力資本驅(qū)動、研發(fā)創(chuàng)新驅(qū)動等發(fā)展方式轉(zhuǎn)變，且未對鄰近地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展動能轉(zhuǎn)換產(chǎn)生明顯影響.在結構升級方面，土地資源錯配的直接與間接效應均顯著為負，說明土地資源在工業(yè)領域的偏向性配置明顯阻礙了本地區(qū)及鄰近地區(qū)的產(chǎn)業(yè)結構轉(zhuǎn)型升級，印證了土地資源錯配加劇了地區(qū)“產(chǎn)業(yè)結構剛性”的結論.在發(fā)展效率方面，土地資源錯配的直接效應與間接效應均顯著為負，說明土地資源錯配降低了本地區(qū)與鄰近地區(qū)的整體經(jīng)濟發(fā)展效率.土地資源錯配不僅造成工業(yè)園區(qū)內(nèi)大量土地閑置，直接降低了土地資源利用效率，還通過低門檻甚至“零門檻”引進大量產(chǎn)能落后、效率低下的中低端制造業(yè)，稀缺的土地資源集中流向了低效率企業(yè)，導致土地資源低效利用和生產(chǎn)效率的嚴重損失.在節(jié)能減排方面，以工業(yè)廢水排放為節(jié)能減排的逆指標，土地資源錯配的直接效應在1%的水平上顯著為正，間接效應未通過顯著性檢驗，說明土地資源錯配加劇了本地區(qū)的環(huán)境污染和能源消耗，卻未對鄰近地區(qū)產(chǎn)生影響.在成果分享方面，土地資源錯配的直接效應在1%的水平上通過檢驗顯著為正，間接效應未通過顯著性檢驗，說明土地資源的工業(yè)偏向性配置通過改善本地居民的就業(yè)狀況，顯著提升了居民的人均收入水平，同時也增加了地方政府的財政收入，使得政府部門更有能力改善當?shù)氐墓卜展┙o狀況，從而有利于實現(xiàn)經(jīng)濟發(fā)展成果與居民共享，但土地資源錯配并未對鄰近地區(qū)的發(fā)展成果共享產(chǎn)生顯著影響.盡管土地資源錯配對成果分享這一經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量的分指標表現(xiàn)為正向影響，但城市經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量是對動能轉(zhuǎn)換、結構升級、發(fā)展效率、節(jié)能減排和成果共享五個方面的綜合體現(xiàn)，因而土地資源錯配對城市經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量的最終影響效果是其對動能轉(zhuǎn)換、結構升級、發(fā)展效率、節(jié)能減排和成果共享五個方面作用機制影響的整體反映.以上估計結果進一步說明，土地資源錯配能夠通過動能轉(zhuǎn)換、結構升級、發(fā)展效率、節(jié)能減排和成果共享等機制作用于城市經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量.

4 穩(wěn)健性檢驗

4.1 更換土地資源錯配指標

4.2 更換城市經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量指標

十九大報告中也指出，“必須堅持質(zhì)量第一、效益優(yōu)先，以供給側結構性改革為主線，推動經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量變革、效率變革、動力變革，提高全要素生產(chǎn)率”.全要素生產(chǎn)率可作為反映城市經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量水平的重要依據(jù)[29].借鑒Chung等[30]的方法，將Malmquist 指數(shù)與方向距離函數(shù)相結合，得到ML指數(shù)作為全要素生產(chǎn)率(TFP)的度量，并以其作為城市經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量的替代指標進行穩(wěn)健性檢驗.表5第(1)列結果顯示，土地資源錯配對全要素生產(chǎn)率的直接效應與間接效應均顯著為負，這與表2的估計結果基本一致，因此模型估計結果仍然穩(wěn)健.在使用主成分分析測度城市經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量綜合指標的同時，還進一步使用熵值法計算城市經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量指標進行穩(wěn)健性檢驗，結果如表5第(2)列所示.土地資源在工業(yè)領域的低價配置抑制了本地區(qū)及周邊地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量提升.這一結論與基于主成分分析法測算的城市經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量的基準估計結果基本一致，說明用主成分分析法測算的城市經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量指標具有較強的穩(wěn)健性.

4.3 更換空間計量模型和估計方法

本部分從三個方面通過更換空間計量模型和估計方法對基準回歸結果進行穩(wěn)健性檢驗.首先，進一步基于SDM模型，使用偏誤修正的最大似然法對土地資源錯配影響城市經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量的直接效應和空間外溢效應進行估計.其次，采用迭代GMM法來替換2SLS法對SLX模型進行估計，來檢驗基準估計結果的穩(wěn)健性.最后，由于被解釋變量是一個綜合變量，其與土地資源錯配、勞動力、資本和城市規(guī)模以及FDI之間都可能存在因反向因果而造成的內(nèi)生性問題，因而進一步將土地資源錯配滯后一期解釋變量替代當期變量進行SLX模型回歸.表6結果顯示，基于不同空間計量方法下土地資源錯配的直接效應和間接效應參數(shù)估計結果與表2基本一致，進一步印證了本文參數(shù)估計結果的穩(wěn)健性.

表4 穩(wěn)健性檢驗結果(一)

表5 穩(wěn)健性檢驗結果(二)

表6 穩(wěn)健性檢驗結果(三)

4.4 更換估計樣本和消除異常值

為了避免由于數(shù)據(jù)樣本缺失所帶來的估計結果偏誤，將北京、上海、天津、重慶四個直轄市數(shù)據(jù)引入樣本中，同樣使用基于2SLS的SLX模型進行估計，得到全樣本空間估計結果.表7第(1)列結果顯示，土地資源錯配對城市經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量的直接效應和間接效應依然顯著為負，說明在樣本中加入北京、上海、天津、重慶四個直轄市數(shù)據(jù)后，土地資源錯配的結果依然未發(fā)生明顯改變.同時為了消除異常值對實證結果的影響，對土地資源錯配指標進行了前后各1%、2.5%的截尾處理，同樣采用基于2SLS的SLX模型對去除異常值后的數(shù)據(jù)進行空間計量估計.表7第(2)列和表7第(3)列結果顯示，在去除異常值后，土地資源錯配的參數(shù)估計結果與基準回歸結果(表2)亦基本保持一致，說明空間計量模型整體估計結果具有穩(wěn)健性.

表7 穩(wěn)健性檢驗結果(四)

5 異質(zhì)性分析

土地資源偏向性配置對城市經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量的影響可能由于城市規(guī)模等級的差異而呈現(xiàn)明顯異質(zhì)性特征.本文基于地理-經(jīng)濟距離嵌套矩陣，根據(jù)潛力模型的測算思路構建大城市、中等城市和小城市土地資源錯配空間交互指標(10)本文依據(jù)國務院2014年頒布的《關于調(diào)整城市規(guī)模劃分標準的通知》，按市轄區(qū)常住人口將中國城市劃分為大城市(人口100萬以上)、中等城市(人口50萬至100萬)和小城市(人口50萬以下)三類.，采用基于2SLS的SLX模型探究不同等級城市間土地資源錯配對經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量的空間外溢效應.不同城市規(guī)模下的土地資源錯配空間交互指標具體構建方法如下

(4)

其中B、M、S分別表示大城市、中等城市和小城市，DB、DM、DS分別為大、中、小城市的土地資源錯配指標，BDj、MDj、SDj分別表示大、中、小城市的土地資源錯配對相應城市j的空間影響.j可以為B、M或S，當j=B時，BDj表示大城市土地資源錯配對同類大城市的空間外溢效應；當j=M時，BDj表示大城市土地資源錯配對中等城市的空間外溢效應；當j=S時，BDj表示大城市土地資源錯配對小城市的空間外溢效應，其他情況以此類推.與之前SLX模型的估計方法一致，這里仍以土地資源錯配指標及其空間滯后項的滯后二期變量、城市地表坡度以及市委書記年齡和任職年數(shù)作為工具變量進行2SLS估計.表8報告了不同等級城市間土地資源偏向性配置對城市經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量的直接效應與間接效應.

表8顯示，Sargan檢驗均在10%以上顯著性水平上接受所有工具變量均有效的原假設； F也檢驗結果表明，選取的工具變量均與內(nèi)生解釋變量具有較強的相關性，因而各分樣本模型中工具變量的選取依然是合理的.首先關注土地資源錯配對城市經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量的直接效應(在SLX模型中為變量自身的估計結果).第(1)列中大城市土地資源錯配的直接效應顯著為負，說明大城市土地資源錯配抑制了本地經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量的提高.表8第(2)列和表8第(3)列中，中等城市和小城市土地資源錯配均未通過顯著性檢驗，說明土地資源錯配并未對本地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量產(chǎn)生明顯影響.這可能與不同等級城市所處的經(jīng)濟發(fā)展階段及產(chǎn)業(yè)結構相關.對大城市而言，創(chuàng)新驅(qū)動和綠色轉(zhuǎn)型是其經(jīng)濟發(fā)展的主要政策取向，且第三產(chǎn)業(yè)尤其是生產(chǎn)性服務業(yè)和消費性服務業(yè)所占比重較大，偏向于工業(yè)領域的“雙二手”供地政策對技術創(chuàng)新、綠色轉(zhuǎn)型及第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展的阻礙作用尤為明顯，因而對大城市經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量的負向影響較為顯著.而中等城市和小城市創(chuàng)新水平相對較低，且經(jīng)濟發(fā)展仍以較低效率的工業(yè)驅(qū)動為主，因此土地資源錯配對城市經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量提升的抑制作用不夠明顯.

其次，探討城市間土地資源錯配的空間外溢效應.一方面，從同等級城市間土地資源錯配的空間溢出效應來看，除小城市外，大城市和中等城市的土地資源錯配均對周邊大城市和中等城市的經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量產(chǎn)生了負向空間外溢效應，這意味著同等級的地方政府間存在更為激烈的績效競爭，地方政府間的競相引資行為進一步加深了土地引資的底線競爭程度，加劇了土地資源錯配，從而進一步對周邊同等級城市的經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量產(chǎn)生了負向影響.另一方面，從不同等級城市間土地資源錯配的空間溢出效應來看，大城市的土地資源錯配對周邊中等城市以及中等城市土地資源錯配對大城市的經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量均產(chǎn)生了顯著促進作用，但中等城市的土地資源錯配對周邊小城市的經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量卻產(chǎn)生了不利影響，小城市土地資源錯配也未對其他城市經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量產(chǎn)生明顯影響.究其原因可能在于以下幾個方面.1)由于大城市的土地資源錯配為中等城市尋求“以地謀發(fā)展”的經(jīng)濟發(fā)展模式提供了重要參照，“以地引資”的經(jīng)濟增長路徑在某種程度上與中等城市當前所處的經(jīng)濟發(fā)展階段相符，與其產(chǎn)業(yè)結構相適應，因而大城市的土地資源錯配對中等城市的經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量產(chǎn)生了積極影響.同時，由于大城市兼具地價優(yōu)勢和集聚效應，因而對優(yōu)質(zhì)企業(yè)更具有吸引力，中等城市迫于競爭壓力，在單純提供地價優(yōu)惠和“政策租”的同時，也有動力去完善和提高本地區(qū)的基礎設施建設水平和公共服務供給水平，為入駐企業(yè)和當?shù)鼐用裉峁└鼉?yōu)質(zhì)的營商環(huán)境和生活環(huán)境，從而改善了當?shù)氐慕?jīng)濟發(fā)展質(zhì)量.2)相對于大城市，中等城市擁有價格更為低廉、供給更為充足的工業(yè)用地指標，為尋求更低的生產(chǎn)成本和勞動力成本，大城市的中低端高能耗高污染產(chǎn)業(yè)更傾向于向中等城市轉(zhuǎn)移，此類產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移有利于大城市實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)結構升級和環(huán)境質(zhì)量改善，提高大城市生產(chǎn)效率，從而提升大城市的經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量.3)在均具有地價優(yōu)勢的中等城市和小城市中，入駐企業(yè)往往會選擇更具集聚優(yōu)勢的中等城市，小城市只能通過進一步降低企業(yè)準入門檻和提供更多政策優(yōu)惠，引入質(zhì)量更低、效益更差的制造業(yè)企業(yè)，從而加劇小城市的生產(chǎn)效率損失和環(huán)境污染，因此中等城市的土地資源錯配不利于小城市的經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量提升.4)小城市的經(jīng)濟體量小，產(chǎn)業(yè)結構并不完善，在城市體系中的影響十分有限，因而其土地資源錯配并未對周邊其他城市的經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量產(chǎn)生明顯影響.

表8 不同等級城市間土地資源偏向性配置的直接效應與間接效應

6 結束語

本文基于2SLS法的空間滯后變量模型(SLX)，利用爬蟲技術從中國土地市場網(wǎng)獲取的土地實際交易數(shù)據(jù)和2006年～2015年中國277個地級及以上城市面板數(shù)據(jù)，對土地資源錯配影響城市經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量的作用機制進行實證分析.研究結果表明，土地資源錯配除在一定程度上提升了城市自身的經(jīng)濟發(fā)展成果共享水平外，還通過限制發(fā)展動能轉(zhuǎn)換、降低發(fā)展效率、抑制產(chǎn)業(yè)結構升級、增加能耗排污量等機制不僅降低了本地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量，而且通過空間溢出機制對鄰近地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量也產(chǎn)生了顯著不利影響.這一估計結果在更換土地資源錯配指標、更換城市經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量指標以及更換空間計量模型和計量估計方法后依然較為穩(wěn)健.進一步分析結果表明，大城市的土地資源錯配對自身及周邊大城市的經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量均產(chǎn)生了抑制作用，卻促進了周邊中等城市的經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量提升，對周邊小城市未產(chǎn)生明顯影響；中等城市的土地資源錯配雖未對自身產(chǎn)生顯著影響，卻明顯抑制了周邊中等城市和小城市的經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量提升，而對周邊大城市的經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量產(chǎn)生了正向溢出效應；小城市的土地資源錯配均未對其自身及其他城市產(chǎn)生明顯影響.

基于以上研究結論，提出如下政策建議：1)增長競爭和財稅最大化是導致土地資源偏向性配置于工業(yè)及其相關領域，并最終抑制本市及周邊城市經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量提升的重要原因.鑒于此，首先應完善地方官員政績考核評價體系，將考核標準由傳統(tǒng)的“唯GDP論”過渡到經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展綜合評價體系，減少因過度追求短期內(nèi)經(jīng)濟快速發(fā)展和財政收入最大化而有損于經(jīng)濟長期可持續(xù)發(fā)展和生態(tài)環(huán)境的地方政府“短視行為”；其次，應積極推進財稅體制改革，平衡地方政府“財權”與“事權”大小，削弱其依賴“土地財政”增加一般預算外收入動機，從源頭上降低土地資源錯配發(fā)生的可能性；2)土地資源在工業(yè)領域的偏向性配置在整體上抑制了本市和周邊城市經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量提升，因而要進一步推進土地要素市場化改革，使市場在土地資源配置中起主導作用；通過綜合發(fā)揮市場主導和政府引導的協(xié)同作用，使城市建設用地在不同產(chǎn)業(yè)類型和用途中依據(jù)效率原則優(yōu)化配置，真正使各類土地在經(jīng)濟發(fā)展過程中獲得應有收益，土地價格回歸合理區(qū)間，有效降低由土地資源反向錯配而對城市經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量產(chǎn)生的抑制作用；3)規(guī)模異質(zhì)的城市間土地資源錯配存在不同程度的空間溢出效應.一方面，從同等級規(guī)模城市間土地資源錯配的負向空間溢出效應來看，要進一步推進土地資源配置市場化改革，尤其要加強區(qū)域間土地資源配置的協(xié)調(diào)性，減少同等級城市政府間的惡性競爭，充分發(fā)揮地區(qū)間產(chǎn)業(yè)空間聯(lián)動效應和集聚效應，實現(xiàn)各地區(qū)產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)勢互補和經(jīng)濟高質(zhì)量同步發(fā)展；另一方面，從不同等級規(guī)模城市間土地資源錯配的空間外溢效應來看，大城市與中等城市間可形成土地資源配置的空間良性互動.大城市可利用中等城市的地價優(yōu)勢作為基礎工業(yè)轉(zhuǎn)移渠道，從而實現(xiàn)本市產(chǎn)業(yè)結構升級，逐步形成以生產(chǎn)性服務業(yè)及高新技術制造業(yè)為增長引擎的經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展新格局.中等城市則應在承接大城市制造業(yè)轉(zhuǎn)移的同時，加大基礎設施及公共服務投入，增強中等城市引資軟實力，以優(yōu)質(zhì)的營商環(huán)境和適當政策優(yōu)惠吸引高新技術制造業(yè)及相關服務業(yè)投資，進一步加強本市的經(jīng)濟集聚優(yōu)勢，逐步推進產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化升級，最終實現(xiàn)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展.小城市應在給予入駐企業(yè)土地政策優(yōu)惠時，充分考慮該企業(yè)的經(jīng)濟與環(huán)境效益，避免陷入由于過度追求引資數(shù)量和經(jīng)濟增長速度而導致低效高能耗企業(yè)“扎堆式”集聚，最終降低本市經(jīng)濟質(zhì)量的發(fā)展困境.