薛蕾，鄒煬

（中共四川省委黨校 區(qū)域經濟教研部，四川 成都 610065）

0 引言

自改革開放以來，隨著工業(yè)化和城鎮(zhèn)化的快速推進，中國經濟始終保持著較高的增長速度[1]，但依靠要素投入的粗放增長模式所帶來的環(huán)境污染問題[2]，越來越受到來自政府部門和國內外學者的廣泛關注。土地要素作為城市經濟活動的重要空間載體，既是實現城市經濟增長的基本要素，也是地方政府推動經濟社會高速增長的重要保障。但大量的研究表明，基于地方財政壓力和官員晉升激勵，地方政府往往憑借其對土地要素的壟斷地位而對工業(yè)用地和商住用地采取差異化的配給模式，將土地要素大量傾斜于工業(yè)領域。短期來看，這種配置模式的確促進了地方經濟的快速增長，但也加劇了環(huán)境污染，這不利于經濟社會的高質量發(fā)展。尤其在2013年以后，霧霾污染問題日益突出，《2020 中國生態(tài)環(huán)境狀況公報》數據顯示，全國有135 個城市的環(huán)境空氣污染超標，占到總數的40.5%。為了深入踐行“綠水青山就是金山銀山”重要理念和提高環(huán)境質量，《成渝地區(qū)雙城經濟圈建設規(guī)劃綱要》中明確指出要“加快生態(tài)文明建設，建立健全國土空間規(guī)劃體系”。這不僅為探究土地資源錯配與霧霾污染的關系提供了重要的現實和政策契機，對于優(yōu)化國土空間布局、促進經濟社會的高質量發(fā)展和實現“雙碳”目標也具有重要的理論和現實意義。

從現有文獻來看，基于土地要素的配置角度探究污染問題的文獻相對較少。已有文獻的核心觀點認為，政府憑借土地制度所賦予的壟斷地位，對工業(yè)用地和商住用地采取的差異化供給模式所帶來的土地資源錯配將加劇環(huán)境污染。如余泳澤等[3]基于2007—2014年中國城市面板數據，采取動態(tài)面板模型的實證研究表明，土地資源錯配會通過阻礙產業(yè)結構的優(yōu)化升級、擠占新興企業(yè)發(fā)展進而不利于環(huán)境質量的優(yōu)化改善。林陽[4]也認為，土地資源錯配會影響霧霾污染，但作用存在著顯著的財政分權和環(huán)境規(guī)制的門檻效應，會隨著財政分權和環(huán)境規(guī)制水平的變化而變化。在霧霾污染的影響效應層面，現有文獻大多聚焦于城鎮(zhèn)化、財政分權、產業(yè)結構等的作用機制以及空間溢出特征，但并未從土地資源要素的配置角度展開研究。如邵帥等[5]基于夜間燈光數據的研究表明，城鎮(zhèn)化進程加劇了霧霾污染，其關鍵作用機制在于集聚效應和結構效應。汪克亮等[6]則從財政分權的角度認為，財政分權有利于提高地方政府的財政收入進而改善城市霧霾污染，但黃壽峰[7]的研究卻認為財政分權加劇了本省和鄰近省份的霧霾污染，這可能和數據時段的選擇有關。李云燕和殷晨曦[8]則基于京津冀地區(qū)的實證研究表明，產業(yè)結構的優(yōu)化升級是有利于改善霧霾污染的。

基于以上文獻梳理，可以發(fā)現：第一，就研究內容而言，現有文獻大多聚集于土地資源錯配與環(huán)境污染之間的關系研究，而就土地資源錯配對霧霾污染之間的相關研究卻相對薄弱；第二，就理論分析而言，現有文獻并未充分考慮政府競爭因素在此過程中所扮演的重要角色，實際上由于“同儕競爭”的深刻作用，土地資源錯配對霧霾污染的影響存在空間溢出特征，其作用影響甚至會超過土地資源錯配所帶來的直接效應；第三，就研究對象而言，現有文獻暫無基于成渝雙城經濟圈城市土地資源錯配對霧霾污染影響的相關研究。由于成渝地區(qū)地處西部，經濟內生動力相較東部沿海城市等略為不足，“以地謀發(fā)展”的增長邏輯具有一定普遍性，這必然也會給霧霾污染問題帶來深刻影響。

有鑒于此，本文將以成渝地區(qū)2009—2018年的城市面板數據作為研究樣本，采取空間杜賓模型就土地資源配置對城市霧霾污染的影響及其空間效應進行實證研究。本文可能的貢獻在于：第一，從理論層面重點揭示了土地資源錯配對霧霾污染的影響機制及作用效果，豐富了土地資源錯配在環(huán)境污染治理方面的文獻內涵；第二，從區(qū)域協(xié)同維度考察了政府競爭下土地資源錯配對霧霾污染影響的空間溢出效應，為區(qū)域內土地資源配置層面如何強化聯防聯控提供了新思路和經驗證據支撐，同時也為成渝雙城經濟圈探索城鄉(xiāng)統(tǒng)籌試點下的區(qū)域污染防治提供有力的決策參考價值。

1 研究假說提出

國家土地所有制和集體土地所有制從制度層面賦予了地方政府對土地要素的壟斷地位[9]。在相關實踐探索中，我國逐漸摸索出具有顯著中國特色的“以地謀發(fā)展”模式，尤其是隨著土地有償使用制度的建立，工業(yè)用地與商住用地差異化供給的“兩手”策略已成為研究土地相關問題的普遍共識。地方政府通過工業(yè)用地和商住用地在供應總量和供應價格上的差異化配置，實現了“以地引資”和“土地財政”的雙重兼顧，借以推動城鎮(zhèn)化和工業(yè)化進程，拉動區(qū)域經濟增長。在這樣的配置模式下，地方財政壓力得到改善，官員也獲得了謀求晉升的政治資本，土地制度巧妙地實現了與分稅制和官員考核機制之間的激勵相容[10]，但這種具有顯著政府干預色彩的土地資源配置模式卻可能會犧牲環(huán)境，直接和間接地導致了霧霾污染。

從土地資源錯配對霧霾污染影響的直接效應來看，低價出讓工業(yè)用地和擴大工業(yè)用地規(guī)模使得地方政府可以憑借價格優(yōu)勢實現招商引資和對地方企業(yè)的扶持保護，進而改善地方財政壓力。官員政績考核的晉升壓力也削弱了環(huán)境規(guī)制的約束力度[11]。這最終使得許多生產效率低下、難以達標的污染企業(yè)甚至僵尸企業(yè)能夠得以存續(xù)。但這種發(fā)展模式是不利于產業(yè)結構優(yōu)化提高的，這是土地資源錯配加劇霧霾污染的核心緣由[12]。具體而言，由于土地配置模式的變相補貼，常態(tài)市場環(huán)境下的企業(yè)生命周期在一定程度上被扭曲，許多生產效率低下或早已面臨淘汰的低端產業(yè)得以存續(xù)，轄區(qū)整體的產業(yè)結構出現明顯滯后，產業(yè)升級速度趨緩甚至停歇[13]，尤其是部分偏向于資源損耗型的中低端制造業(yè)和粗放型的能源行業(yè)[14]，盡管其舊有生產模式、生產技術等存在著生產效率低下、環(huán)境污染嚴重等突出問題，但這種基于土地的變相補貼使得其經營模式、結構慣性等都得到了極大保留，進而加劇了霧霾污染問題[15]。為此，提出如下假說：

假說1：土地資源錯配加劇了城市霧霾污染。

假說2：產業(yè)結構優(yōu)化問題是土地資源錯配影響城市霧霾污染的重要路徑。

由于政府之間的“同儕競爭”也會使得土地資源錯配對霧霾污染的影響存在明顯的空間溢出效應，也即本地區(qū)的土地資源錯配也會加劇鄰近地區(qū)的霧霾污染，其作用影響甚至會超過土地資源錯配所帶來的直接效應。具體而言，地方政府競爭中的策略性博弈會使得土地資源的錯配程度明顯提高，因為差異化的土地配置模式作為地方政府實現招商引資、扶持轄區(qū)企業(yè)并最終實現轄區(qū)經濟增長的重要途徑[16]，會使其演變?yōu)榈胤秸偁幍闹匾吖ぞ遊17-18]。如果鄰近地區(qū)提高工業(yè)用地的優(yōu)惠力度，就意味著鄰近地區(qū)在招商引資和轄區(qū)企業(yè)競爭能力上都會因為這種變相的補貼模式而相較提高，那么理性人政府會對此作出策略性反應，進一步增加土地優(yōu)惠力度，從而陷入被動博弈的局面之中[19]。加之由此所帶來的諸如“候鳥遷移”等企業(yè)投機行為，其最終的結果會導致土地資源錯配程度的整體提高[20]。結合上文的分析，這使得鄰近地區(qū)的土地資源錯配也加劇了本地區(qū)的霧霾污染，其影響程度在更大范圍內產生了顯著的外溢效應。也正因如此，如果不同地方政府之間能夠協(xié)調一致，盡可能打破行政壁壘，是有利于改善污染問題的。為此提出如下假說：

假說3：土地資源錯配會進一步加劇鄰近城市的霧霾污染。

假說4：政府競爭與區(qū)域協(xié)作是土地資源錯配影響鄰近城市霧霾污染的重要途徑。

2 模型設計與變量說明

2.1 數據來源

PM2.5的年均污染數據源自加拿大達爾豪斯大學大氣成分分析組數據。土地資源配置相關的測算基礎數據源自《國土資源統(tǒng)計年鑒》，其他相關控制變量數據源自《四川統(tǒng)計年鑒》《重慶統(tǒng)計年鑒》和《中國城市統(tǒng)計年鑒》。成渝雙城經濟圈城市范圍并未有嚴格劃分，更為重要的是，行政劃分并不足以替代經濟聯系，同時考慮到甘孜、阿壩、涼山3 個州作為民族地區(qū)，具有較強的區(qū)域異質性且存在不同程度的數據欠缺，有鑒于此，本文在剔除這3 個州的基礎上，最終選取2009—2018年重慶、成都、自貢、攀枝花、瀘州、德陽、綿陽、遂寧、內江、樂山、資陽、廣元、宜賓、南充、達州、巴中、雅安、廣安和眉山19 個成渝地區(qū)城市的相關數據。

2.2 模型設計

為便于驗證土地資源錯配對霧霾污染的空間溢出效應，加之霧霾污染的擴散性特征，本文采取空間杜賓模型（spatial dobbin model，SDM）就土地資源錯配對霧霾污染影響進行實證研究，空間杜賓模型相較于空間滯后模型（Spatial Lag Model，SLM）和空間誤差模型（Spatial Error Model，SEM）更能夠捕捉控制變量的空間溢出效應，更具有現實普遍性，因此本文構建空間杜賓模型如下：

式中：i為城市的截面單位，j為空間鄰近城市的截面單位，t代表年份。lnpmit是本文的解釋變量霧霾污染程度，landmisi,t-1是本文的核心解釋變量土地資源錯配。Xj,t-1表示控制變量，W代表空間權重矩陣，WXj,t-1表示空間滯后的解釋變量和相關控制變量。μi和λt分別表示不隨時間而變的固定效應和不隨個體而變的時間效應，εit代表隨機誤差項。因為土地資源錯配對霧霾污染的實際影響作用需要一定期限，因此對所有的因變量都取滯后一期，以盡可能規(guī)避內生性偏差。同時為了增強數據平穩(wěn)性和避免異方差等問題，對部分變量也采取了對數化處理。

2.3 變量與空間權重矩陣

霧霾污染。本文采用PM2.5的地表年均濃度來測度城市霧霾污染程度。成渝雙城經濟圈城市的地表霧霾污染程度通過結合成渝地區(qū)行政區(qū)劃矢量圖，采用ArcGIS 軟件提取得到。由于美國哥倫比亞大學所提供的全球PM2.5地表年均濃度數據截至2016年，所以本文采取加拿大達爾豪斯大學大氣成分分析組所提供的年度PM2.5均值數據，其數據截至2018年，并采取相同的辦法測度成渝雙城經濟圈城市霧霾污染。

土地資源錯配。由于《中國國土資源統(tǒng)計年鑒》僅在2010年后提供建設用地的供給類型數據，因此，楊其靜等[21]多將“協(xié)議出讓”作為工業(yè)用地出讓和低價出讓的替代變量。但在國務院頒發(fā)《國務院關于加強土地調控有關問題的通知》后，工業(yè)用地中的協(xié)議出讓比重顯著下降，更多采取“招拍掛”方式出讓工業(yè)用地，所以在2008年以后，采取協(xié)議出讓土地面積衡量工業(yè)用地供給總量顯然不再合適，于是本文參考李力行等[22]的做法，采用工礦倉儲用地面積與國有建設用地供應總面積的比值測度土地資源錯配。此外，為了增強文章結論的穩(wěn)健性，本文借鑒李勇剛[23]的做法，采用協(xié)議出讓土地面積與國有建設用地比重衡量土地資源錯配。同時考慮到土地資源低效配置的問題更多是反映在增量上，因此還借鑒毛文峰和陸軍[24]的做法，以新增協(xié)議出讓土地占新增出讓土地的面積來衡量土地資源錯配程度。測算結果的數值越大，則所在城市的土地資源錯配程度越高。

控制變量。為了防止遺漏變量，降低模型的內生性問題，參照相關文獻設置控制變量如下：①產業(yè)結構。產業(yè)結構情況與霧霾污染存在著緊密聯系[25]，城市產業(yè)結構以第三產業(yè)增加值占第二產業(yè)增加值比重的對數來衡量，記為lnstructure；②政府干預。適度的政府干預有利于改善環(huán)境污染問題，本文以政府財政環(huán)境保護支出占城市GDP 比重的對數來衡量，記為lnpfisc；③人口規(guī)模。更大的人口規(guī)模意味著更高的資源能耗，本文以常住人口的對數衡量，記為lnpop；④經濟發(fā)展水平。一般而言，經濟發(fā)展水平往往與環(huán)境污染程度緊密相關，是影響環(huán)境污染的重要因素，本文以人均GDP 的對數衡量，記為lnrgdp；⑤外商直接投資?；凇拔廴咎焯眉僬f”，發(fā)展中國家尤其是發(fā)展中國家的落后地區(qū)往往成為存在污染問題企業(yè)的承接地，進而帶來霧霾污染問題。本文以外商直接投資占GDP 比重的對數來衡量，記為lnofdi。主要變量描述統(tǒng)計見表1。

表1 變量統(tǒng)計性描述

空間權重矩陣。常用的空間權重矩陣為鄰接地理矩陣（W1）、地理距離矩陣（W2）和經濟距離矩陣（W3），三種方式分別依據是否有公共邊界、相鄰地區(qū)距離和經濟發(fā)展水平相似程度來設置權重。鄰接地理矩陣W1的元素測度方法是若城市相鄰記為1，若不相鄰則記為0；地理距離矩陣W2的元素測度方法是城市之間歐氏距離的倒數；經濟距離矩陣W3的元素測度方法是不同城市歷年人均GDP 均值差的絕對值倒數?？紤]到霧霾污染對鄰近地區(qū)的空間溢出效應具有極強的直接關聯[26]，且地方政府競爭也存在明顯的鄰接屬性[27]，因此本文選擇鄰接地理矩陣作為本文的首要空間權重矩陣，控制變量等的解釋也主要圍繞此展開。此外為了增強文章結論穩(wěn)健性，將地理距離矩陣和經濟距離矩陣作為替代矩陣。

3 計量結果分析

3.1 空間計量模型的參數檢驗

在對成渝雙城經濟圈的實證檢驗之前，本文需要對被解釋變量的空間相關性和空間計量模型的具體選擇予以說明。首先本文選取Moran’s I 指數檢驗霧霾污染程度的空間相關性，具體公式如下：

式中：i、j表示不同的城市，I表示的是全局Moran’s I指數，pm2是霧霾污染程度的方差，pm是城市的霧霾污染程度，表示城市霧霾污染程度的均值，Wij是空間權重矩陣的相對元素。I的取值范圍在[-1,1]之間，I大于0 且越接近于1，則霧霾污染程度在空間上正相關程度越高；反之，I小于0 且越接近于-1，則霧霾污染程度在空間上負相關程度越高。對霧霾污染程度每年的空間自相關檢驗結果見表2。檢驗結果表明成渝雙城經濟圈內霧霾污染程度存在著顯著的空間正相關關系，Geary’s c 指數的檢驗結果也表明了霧霾污染程度的空間正相關關系，因此適合采用空間計量模型。

表2 2010—2018年成渝雙城經濟圈城市霧霾污染的Moran’s I指數

此外還需進一步檢驗空間杜賓模型的選擇是否合適。首先檢驗是否需要考慮空間計量模型，從表3中LM Spatial Lag、Robust LM Spatial Lag、LM Spatial Error、LM Robust Spatial Error 這四個統(tǒng)計檢驗的結果來看，無論是選用鄰接地理矩陣（W1）、地理距離矩陣（W2）還是經濟距離矩陣（W3），其檢驗系數都在1%～10%內顯著，這意味著拒絕不存在空間滯后或者空間誤差的原假設，因此本文采用空間杜賓模型進行分析。

表3 空間模型檢驗結果

其次，還需進一步檢驗SDM 是否會退化為SLM 或者SEM，表4采取不同空間權重矩陣的檢驗結果表明，LR 統(tǒng)計量和wald 統(tǒng)計量均在1%～5%內拒絕SDM 會退化為SAR 或者SEM 的原假設。同時，Hausman 檢驗結果的統(tǒng)計值在1%～10%的水平下拒絕原假設。綜合以上的檢驗結果來看，應該采用固定效應下的空間杜賓模型。

表4 SDM模型的相關統(tǒng)計檢驗結果

3.2 模型回歸結果分析

表5是基于全樣本就土地資源錯配對霧霾污染影響進行的相關回歸。列（1）～列（3）是分別采用鄰接地理矩陣（W1）、地理距離矩陣（W2）和經濟距離矩陣（W3）的回歸結果?？臻g自回歸系數都在1%的水平下顯著為正，這表明成渝城市的霧霾污染存在著顯著的正向空間溢出效應，也即某一城市的霧霾污染程度會顯著加劇鄰近城市的霧霾污染程度，并且呈現出同向變動的特征，這與現有研究結論一致，即霧霾污染本身就具有空間溢出性。土地資源錯配的回歸系數都為正，但只有基于鄰接地理矩陣的回歸結果在1%的水平上顯著，有待于采用效應分解進行進一步的檢驗。這初步說明，至少在基于鄰接地理矩陣時，土地資源錯配會加劇霧霾污染，假說1 得到初步驗證。就土地資源錯配的空間滯后項回歸系數來看，無論采用何種權重矩陣，其回歸系數都在1%的水平下顯著為正，且回歸系數的估計值遠大于直接效應，表明本地區(qū)的土地資源錯配會帶來正向的空間溢出效應，且其影響作用遠遠大于本地區(qū)土地資源錯配所帶來的影響作用，假說3 也得到初步驗證。

對于控制變量，從表5中列（1）的回歸結果來看，政府干預程度（lnpfisc）的回歸系數在1%的水平下顯著為負，這表明政府部門提高在環(huán)境問題方面的財政支持力度是有利于改善霧霾污染的。外商直接投資（lnofdi）的回歸系數基本在1%的水平下顯著為正，這意味著“污染天堂假說”在成渝地區(qū)是成立的，也即存在有污染問題的外國企業(yè)向成渝城市的轉移現象加劇了霧霾污染問題。產業(yè)結構（lnstructure）的回歸系數都在1%的水平下顯著為負，以現代服務業(yè)為主的第三產業(yè)具有生產率高、規(guī)模效益顯著、低能耗低污染等顯著特點，因此提升第三產業(yè)在經濟結構中的比重是有利于改善城市霧霾污染的。經濟發(fā)展水平（lnrgdp）和人口規(guī)模（lnpop）的回歸系數為正但并不顯著，這可能和模型和控制變量的選擇有關。

表5 土地資源錯配對霧霾污染影響的估計結果

從控制變量的空間滯后項回歸系數來看，政府干預程度滯后項的回歸系數為負但并不顯著，這可能和基于地方政府競爭的博弈行為有關，使得其空間溢出作用有限。外商直接投資滯后項的回歸系數為正且在10%的水平下顯著，這表明污染企業(yè)的轉移還存在著空間溢出特征。產業(yè)結構滯后項的回歸系數在1%的水平下顯著為負，本地區(qū)第三產業(yè)在經濟結構比重的提高對霧霾污染的改善作用也會使得鄰近區(qū)域受益。經濟發(fā)展水平滯后項的回歸系數在5%的水平下顯著為負，本地區(qū)地區(qū)經濟發(fā)展情況的改善有利于提高其經濟發(fā)展質量，進而產生外溢效應，改善了鄰近地區(qū)的霧霾污染。人口規(guī)模滯后項的回歸系數顯著為正，這和常識一致，更大的人口規(guī)模會帶來更多的能源消耗，進而在霧霾污染本身所具有的空間溢出性作用下，加劇了鄰近地區(qū)的霧霾污染。

3.3 效應分解

在沒有考慮空間溢出效應的模型回歸中，參數估計能夠較好反應變量對城市霧霾問題的邊際影響，但在納入空間滯后項的空間杜賓模型中，解釋變量對霧霾污染的影響不能夠簡單憑借估計參數反映，因為某個解釋變量對霧霾污染的影響可能并非純粹源自本地區(qū)，也會對鄰近地區(qū)帶來影響進而又反饋于本地區(qū)，所以此時采用點估計的結果判斷是否存在空間溢出效應會帶來偏差。故而已有研究多會采用偏微分的方法解釋變量影響，將其分解為直接效應、間接效應和總效應。直接效應反映本地區(qū)變量對本地區(qū)霧霾污染的影響和本地區(qū)對其他地區(qū)的影響反饋所帶來的平均影響；間接效應反映周邊地區(qū)對本地區(qū)的平均影響，故而又被稱為空間溢出效應；總效應是解釋變量對全部地區(qū)影響的平均效應。

從表6的回歸結果可以看出，本文所關注的核心結論依舊成立，也即無論采取何種空間權重矩陣，從直接效應來看，盡管土地資源錯配（landmis）的系數大小和顯著性水平各異，但其對霧霾污染的正向影響具有一致性，土地資源錯配的回歸系數在1%～10%的水平下顯著為正，也即土地資源錯配會加劇城市霧霾污染問題，本文的假說1 再次得到驗證。其次，從間接效應的回歸系數來看，土地資源錯配的系數在1%的水平下顯著為正，本地區(qū)土地資源錯配會對鄰近地區(qū)的霧霾污染帶來正向的空間溢出效應，也即本地區(qū)的土地資源錯配也會對其他地區(qū)的霧霾污染產生影響，且其系數都明顯大于直接效應的回歸系數，土地資源錯配進一步加劇了鄰近城市的霧霾污染，這意味著地方政府之間的確存在著基于土地要素配置的博弈關系，由此所帶來的土地資源錯配顯著加劇了鄰近地區(qū)的霧霾污染，且這種非市場性的調控行為在博弈中被動放大，其作用影響明顯超過了土地資源錯配所帶來的直接效應。假說3 得到了初步驗證。就控制變量而言，無論是直接效應還是間接效應，其回歸系數對霧霾污染的影響情況與表3較為一致，盡管顯著性水平和回歸數值大小發(fā)生變化，但這不足以改變本文的研究結論。

表6 土地資源錯配對霧霾污染影響的效應分解

3.4 穩(wěn)健性檢驗

為了增強文章結論的穩(wěn)健性，本文分別采用替換核心解釋變量、替換被解釋變量、納入核心解釋變量平方項、考慮外部政策性沖擊就土地資源錯配對霧霾污染的影響進行了穩(wěn)健性檢驗，具體情況如下。

（1）替換核心解釋變量。基于變量部分的說明解釋，本文分別采用協(xié)議出讓土地面積與國有建設用地比重（land1）和新增協(xié)議出讓土地占新增出讓土地的面積比重（land2）來衡量土地資源錯配程度，并進行穩(wěn)健性檢驗。為了和已有測度方法形成對比，本文也采用協(xié)議出讓土地占建設用地供給總量的比值（land3）衡量土地資源錯配?；诳臻g杜賓模型回歸分解的結果見表7。從回歸結果來看，無論采取何種方式測度土地資源錯配，列（1）～列（6）的回歸系數都在5%～1%的水平下顯著為正，且反映間接效應的回歸系數明顯大于反映直接效應的回歸系數。這足以說明土地資源錯配不僅會加劇本地區(qū)的霧霾污染，也對鄰近地區(qū)的霧霾污染存在著正向的空間溢出效應，且其作用影響依然明顯超過了土地資源錯配所帶來的直接效應。本文的假說1 和假說3 再次得到驗證。

表7 替換核心解釋變量的穩(wěn)健性檢驗（一）

（2）替換被解釋變量。灰塵、硝酸、硫酸等是霧霾污染的重要組成粒子，霧霾污染程度的提高也意味著二氧化硫等空氣污染物的排放。因此本文采用工業(yè)二氧化硫排放量作為霧霾污染的替代變量進行穩(wěn)健性檢驗。從表8中列（1）和列（2）的回歸結果來看，無論是直接效應還是間接效應，土地資源錯配的回歸系數依然在1%～5%的水平上顯著為正，且直接效應系數明顯小于間接效應的回歸系數，這表明土地資源錯配的確會加劇霧霾污染，且存在著明顯的空間溢出效應。假說1 和假說3 又得到了驗證。

（3）納入土地資源錯配的平方項。為了考察土地資源錯配是否對霧霾污染的影響存在著動態(tài)變化特征，本文又進一步納入土地資源錯配的平方項，記為landmis2，從表8中列（3）和列（4）的回歸結果來看，無論是直接效應還是間接效應，一次項系數為負但均不顯著，二次項系數則在10%到5%的水平下顯著為正，這意味著土地資源錯配對霧霾污染的影響并不存在動態(tài)的變化特征，只會加劇本地區(qū)和鄰近地區(qū)的霧霾污染，假說1 和假說3 再次得到驗證。

（4）考慮外部環(huán)境的政策性沖擊。黨的十八大在2012年提出了“大力推進生態(tài)文明建設”的戰(zhàn)略決策，這必然會對霧霾污染產生直接影響。為此，本文以2012年作為起始年份，設定“生態(tài)文明”虛擬變量（regu），2012年及之后定義為1，之前定義為0。從表8中列（5）和列（6）的回歸結果來看，直接效應的回歸系數為正，在1%的水平下顯著，間接效應也在1%的水平下顯著為正，且明顯大于直接效應，交互項系數的間接效應顯著而直接效應并不顯著。這表明當考慮政策性沖擊時，土地資源錯配依然會加劇霧霾污染，且存在著明顯的空間溢出效應。生態(tài)文明建設的外部性沖擊只是調節(jié)了土地資源錯配對霧霾污染的影響。假說1 和假說3 又得到驗證。

表8 穩(wěn)健性檢驗(二)

3.5 相關機制檢驗

為了進一步驗證假說2 和假說4，還需進一步檢驗產業(yè)結構優(yōu)化、地方政府競爭和合作行為對霧霾污染的作用機制。有鑒于此，本文借鑒Baron & Kenny[28]的研究，構建遞歸模型檢驗以上因素在土地資源錯配對霧霾污染影響中的傳導機制。就產業(yè)的空間轉移而言，其關鍵在于地方政府基于土地資源配置的博弈行為會帶來企業(yè)基于土地價格的空間轉移，同時使得生產效率低下甚至存在污染問題的企業(yè)得以存續(xù)，扭曲了產業(yè)結構，進而加劇霧霾污染。因此本文結合已有的空間杜賓模型，采用產業(yè)結構合理化指數（reason）對此做出檢驗，產業(yè)結構合理化指數借鑒鄧慧慧等[29]的方式進行測度，具體公式如下：

式中：reason表示產業(yè)結構合理化指數，i表示第i產業(yè)，t表示年份，Y表示產出，L表示相關產業(yè)的就業(yè)人數，產業(yè)結構合理化程度與reason值呈正相關關系。

繆小林和史倩茹[30]基于官員政治晉升與財政壓力的角度構建了地方政府競爭指標，相較于外商直接投資占地區(qū)生產總值比重的測度指標，更具有真實性，具體公式如下：

式中：compete表示地方政府所面臨的競爭壓力程度，i表示城市，t表示年份，nearbyrgdp表示鄰近地級市最高人均GDP，regionrgdp表示區(qū)域范圍內地級市最高人均GDP，rgdp表示本市人均GDP，并對此取對數，記為lncompete。

陳啟斐和巫強[31]認為，區(qū)域協(xié)調意味著經濟社會發(fā)展差距縮小，隨著要素流動下區(qū)域經濟聯系的持續(xù)增強，不同區(qū)域的經濟總量差距并不會消失，但人均GDP 會在這一過程中趨于收斂，丁如曦等[32]的研究也證明了這一點。具體而言，選取成渝地區(qū)雙城經濟圈中成都和重慶人均GDP 的均值作為基準，以每個城市的人均GDP 與基準人均GDP 的比值作為代理變量，記為lncoop。

從表9中列（1）和列（2）的回歸結果來看，其回歸系數都在1%的水平下顯著為負，這意味著土地資源錯配抑制了產業(yè)結構合理化。從表9中列（3）和列（4）的回歸結果來看，間接效應顯著，其回歸結果表明本地區(qū)的土地資源錯配會加劇鄰近地區(qū)地方政府的競爭壓力。從列（5）和列（6）的回歸結果來看，其回歸系數在10%和1%的水平下顯著為負，這表明土地資源錯配并不利于促進區(qū)域內部不同城市之間的交流協(xié)作。假說2 和假說4 初步得到驗證。

表9 中介效應方程回歸結果

進一步從總效應方程的回歸結果來看，將上述中介變量和核心解釋變量都納入模型（1）中，基于表10中列（1）和列（2）的回歸結果，產業(yè)結構合理化指數的直接效應和間接效應回歸系數顯著為負，同時土地資源錯配的直接效應和間接效應都不顯著，這表明產業(yè)結構合理化程度發(fā)揮著完全中介效應，這與本文的分析一致。地方政府競爭所帶來的土地資源錯配使得生產效率低下甚至存在污染問題的企業(yè)得以存續(xù)，抑制了產業(yè)結構的合理化進程，進而加劇了霧霾污染。假說2 得到驗證。

從表10中列（3）和列（4）的回歸結果來看，政府競爭壓力的直接效應和間接效應回歸系數顯著為正，土地資源錯配的直接效應不顯著，間接效應顯著但顯著性水平極低，這表明政府競爭壓力在間接效應中發(fā)揮著部分中介作用，政府競爭的確是土地資源錯配加劇鄰近城市霧霾污染的重要途徑，但不是唯一途徑。進一步從表10中列（5）和列（6）的回歸結果來看，區(qū)域協(xié)作的直接效應和間接效應回歸系數顯著為負，土地資源錯配的間接效應顯著但顯著性水平相較基準回歸也極大降低，區(qū)域協(xié)作在間接效應中發(fā)揮著部分中介作用，這也表明區(qū)域協(xié)作有利于改善土地資源錯配對鄰近城市霧霾污染的影響。假說4 得到驗證。

表10 總效應方程的回歸結果

4 結論及政策建議

本文以2009—2018年成渝雙城經濟圈城市層面的面板數據作為研究樣本，綜合利用加拿大達爾豪斯大學大氣成分分析組所提供的年度PM2.5均值數據，采用空間杜賓等相關計量模型考察了土地資源錯配對霧霾污染的影響及其空間溢出效應，得到的主要結論如下：第一，土地資源錯配加劇了城市霧霾污染；第二，產業(yè)結構合理化進程是土地資源錯配影響城市霧霾污染的重要路徑；第三，土地資源錯配對城市霧霾污染存在著正向的空間溢出效應，且其作用影響明顯超過了土地資源錯配所帶來的直接效應；第四，政府競爭與區(qū)域協(xié)作在土地資源錯配加劇鄰近城市霧霾污染中發(fā)揮著部分中介效應。

基于以上研究結論，提出如下政策建議：

（1）調整以地謀發(fā)展的思維邏輯，優(yōu)化成渝雙城經濟圈官員政績考核體系。一方面應推進分稅制改革，緩解地方財政壓力，降低其以地引資的政策傾斜，改善土地資源錯配問題；另一方面，應進一步促進以經濟增長為主要考核指標向環(huán)境污染、資源配置等與經濟增長指標同水平的多維度考核體系轉變，扭轉為短期經濟增長而過度傾向于工業(yè)企業(yè)的土地資源錯配模式。

（2）加強成渝雙城經濟圈霧霾聯防聯控機制，進一步打破地方政府之間的行政壁壘。這要求在改善霧霾污染的過程中，應樹立全局意識，增進各地區(qū)之間的交流合作，實現在霧霾污染治理問題上的統(tǒng)籌兼顧和聯防聯控。同時還應防范以鄰為壑的投機競爭理念，降低霧霾污染在空間溢出尺度上的影響程度。

（3）尊重區(qū)域經濟發(fā)展規(guī)律，摒棄基于土地資源配置的粗放競爭模式。成渝雙城經濟圈的中心城市應發(fā)揮其正向的輻射效應，通過促進鄰近地區(qū)的經濟發(fā)展，提高其土地資源配置的合理性程度，同時，處于邊緣區(qū)域的城市應探究其可能的資源稟賦優(yōu)勢，改變以地謀發(fā)展的思維邏輯，為改善霧霾污染提供實際支撐。