市場機制引入對城鎮(zhèn)新增建設用地配置效率的影響

顧漢龍++馮淑怡++王秋兵

摘要市場機制引入是否可以提高城鎮(zhèn)新增建設用地配置效率優(yōu)化城鎮(zhèn)新增建設用地配置體系是學界和政界關注的熱點問題。本文以實施“地票”交易政策，嘗試引入市場機制配置城鎮(zhèn)新增建設用地的重慶市為典型區(qū)域，結合理論分析與實證檢驗，通過構建以Logit模型為基礎的“地票”指標流轉模型，利用重慶市2008—2012年38個區(qū)縣的“地票”交易數據，定量分析“地票”指標市場化流轉行為及其關鍵影響因素，從而探究市場機制引入對城鎮(zhèn)新增建設用地配置效率的影響。研究結果表明，重慶市各區(qū)縣城鎮(zhèn)建設用地邊際產出與區(qū)域“地票”指標的流入行為存在正向的作用關系，而與“地票”指標的流出行為存在負向的作用關系。在市場機制的作用下，市場上的“地票”指標主要由城鎮(zhèn)建設用地邊際產出較低的區(qū)域提供，而“地票”指標最終流入了城鎮(zhèn)建設用地邊際產出相對較高的區(qū)域，從而拉平了區(qū)域之間城鎮(zhèn)建設用地邊際產出，一定程度上提高了城鎮(zhèn)新增建設用地配置效率。為此，認為伴隨著“地票”交易政策的實施，重慶市逐步形成了一種計劃配置為主、市場配置為輔的混合型城鎮(zhèn)新增建設用地配置體系，這種配置體系極大地增加了指標供給的彈性并優(yōu)化了指標的配置效率。因此，我國應積極嘗試在現有城鎮(zhèn)新增建設用地配置體系中引入市場機制，引導地方政府從“增量”、“計劃”的用地理念逐步向“存量”和“市場”的用地理念過渡，最終形成以區(qū)域資源稟賦和實際需求為導向的城鎮(zhèn)新增建設用地配置體系。

關鍵詞市場機制；城鎮(zhèn)新增建設用地；配置效率；地票

中圖分類號F301.2

文獻標識碼A文章編號1002-2104（2017）07-0101-10DOI：10.12062/cpre.20170416

改革開放后，我國逐步從計劃經濟體制向市場經濟體制過渡，資本要素和勞動力要素在市場機制的作用下流動性逐步增強，配置效率不斷提升，這也使得我國經濟得以長期穩(wěn)定的快速發(fā)展。但作為助推經濟發(fā)展的另一重要力量，我國的城鎮(zhèn)建設用地卻長期實行中央政府高度集權的計劃管理[1-2]。雖然現有的城鎮(zhèn)新增建設用地計劃管理制度在實施初期有效控制了耕地資源銳減的態(tài)勢[3-4]，但隨著我國經濟的快速增長，這種計劃管理體系所導致的資源配置效率低下問題日益凸顯[2，4-5]。大量學者通過實證研究，定量測度了現有配置方式所導致的效率損失[6-8]。因此，如何改進現有城鎮(zhèn)新增建設用地指標的配置方式，優(yōu)化指標配置效率成為學者們關注的重要研究方向。在此類已有的相關研究中，引入市場機制，構建指標區(qū)域內的市場交易平臺，用“看不見的手”配置城鎮(zhèn)新增建設用地是眾多學者在理論層面提出的解決方案[9-11]?？煽v觀我國土地制度改革實踐，時至今日，中央政府依然沒有在城鎮(zhèn)新增建設用地配置體系中引入市場機制，政府主導的配額管理方式一直被沿用至今。但不可忽視的是，很多地方政府積極地嘗試在現有城鎮(zhèn)新增建設用地配置體系中引入市場機制，如浙江省出臺的“折抵指標”交易政策和重慶、成都出臺的“地票”交易政策等。這些地方實踐以其指標的市場化配置方式受到了學者們的廣泛關注[12-14]。在現有研究中，學者們已經對這些區(qū)域創(chuàng)新政策的產生背景、操作形式、主要特征等進行了詳細的梳理[14-17]，也有學者對這些創(chuàng)新政策的實施效果進行了探討，縱觀已有研究，這些區(qū)域創(chuàng)新是否可以提高城鎮(zhèn)新增建設用地配置效率是目前眾多學者關注的熱點問題。但現有研究多從理論視角對這種市場化配置方式的實施效果進行探討[1-2，15-17]，為數不多的實證研究也多以案例分析為主要研究方法[15，18]，缺少以實際數據為支撐的經驗研究。鑒于此，本文將以實施“地票”交易政策，嘗試引入市場機制配置城鎮(zhèn)新增建設用地的重慶市為典型區(qū)域，結合理論分析與實證檢驗，定量研究市場機制引入對城鎮(zhèn)新增建設用地配置效率的影響，為我國城鎮(zhèn)新增建設用地配置體系的市場化改革提供經驗參考。

1重慶“地票”交易：城鎮(zhèn)新增建設用地指標的市場化配置

2008年11月，重慶市政府出臺《重慶農村土地交易所管理暫行辦法》，并于同年12月正式成立重慶市農村土地交易所，創(chuàng)新地推出了“地票”交易政策。所謂“地票”，是指農村建設用地復墾后產生的有償用地指標，本質上是一種城鄉(xiāng)建設用地增減掛鉤指標。在重慶“地票”交易政策下，“地票”指標可以在重慶市農村土地交易所這一市場化平臺上進行公開交易，當交易成功后，可交易的“地票”指標轉變?yōu)榭陕涞氐摹暗仄薄敝笜耍鶕吨貞c農村土地交易所管理暫行辦法》中對“地票”交易基本條件和操作程序的介紹，購得“地票”的權利人可以在全市符合規(guī)劃的區(qū)域內選擇“地票”的落地區(qū)域?？梢?，增減掛鉤政策中被綁定的拆舊區(qū)和建新區(qū)在重慶“地票”交易政策下相互獨立，并在重慶農村土地交易所這個市場平臺的連接下，實現了“地票”指標跨區(qū)域、大范圍的自由流動（見圖1）。雖然兩項政策最終都實現了城鄉(xiāng)建設用地的置換，但重慶“地票”交易政策通過構建“地票”指標的市場化交易平臺，以市場化的方式將拆舊和建新過程巧妙地連接在一起。這種“掛鉤”以市場交易機制為依托，突破了城鄉(xiāng)建設用地增減掛鉤政策“點對點、區(qū)域內”的指標利用方式，從空間上和交易機制上實現了“掛鉤”指標跨區(qū)域、市場化的資源配置方式。

事實上，城鄉(xiāng)建設用地增減掛鉤指標本質上既是拆舊區(qū)的農村建設用地復墾指標，也是建新區(qū)的城鎮(zhèn)新增建設用地指標。我國中央政府長期以來采用一種“增量控制+計劃配置”的方式來管理我國城鎮(zhèn)新增建設用地指標。但隨著城鄉(xiāng)建設用地增減掛鉤政策的出臺，地方政府通過城鄉(xiāng)建設用地置換一定程度上突破了我國城鎮(zhèn)新增建設用地的增量控制體系，而重慶“地票”交易政策的出現，事實上又進一步打破了我國城鎮(zhèn)新增建設用地的計劃配置方式。由于重慶市限定“地票”交易指標的總量不能超過國家下達的新增建設用地計劃指標的10%，因而在重慶市逐步形成了一種計劃配置為主、市場配置為輔的混合型城鎮(zhèn)建設用地指標配置體系（見圖2）。在這個配置體系下，重慶市政府通過土地利用總體規(guī)劃和年度實施計劃從源頭上對國家下達的新增建設用地指標進行計劃配置，而對于通過“地票”交易新增的城鎮(zhèn)建設用地指標，則嘗試引入市場機制，構建指標的市場化交易平臺，推動指標的市場化流動，從而實現了對這類城鎮(zhèn)新增建設用地指標的市場化配置。

2理論分析

2.1理論基礎

效率是指社會從現有資源中取得最大消費滿足的過程，而配置效率則是對資源配置有效性的衡量，它幫助人們在不同時間、區(qū)域和產業(yè)間更為合理地配置資源，并最終使人們的福利水平得到提高，這種效率也稱為帕累托效率。在資源配置過程中，是否達到帕累托最優(yōu)是衡量資源是否有效配置的具體標準。所謂帕累托最優(yōu)是指在資源配置達到某種狀態(tài)后，再也無法通過改變資源的分配方式使得所有人的福利水平增加，當資源配置達到這種狀態(tài)的時候，即實現了帕累托最優(yōu)，此時資源達到了最優(yōu)配置狀態(tài)。在新古典經濟學中，資源的最優(yōu)配置是通過資源邊際產出均衡實現的，它把制度環(huán)境視為外生且不考慮市場交易費用，因此可以通過不斷調整價格和數量來實現資源邊際產出平衡，從而達到最優(yōu)配置狀態(tài)[3]。而對于城鎮(zhèn)新增建設用地空間配置效率而言，只有在不同區(qū)域間的城鎮(zhèn)建設用地邊際產出相等時，資源的配置才最為有效，即只要滿足不同區(qū)域間資源利用的邊際產出相等，就可以保證整體的資源利用效益最大化，否則，就可以通過區(qū)域間的資源流動，使得資源配置的整體效率得以進一步提高，最終實現帕累托最優(yōu)。

2.2理論模型構建

在重慶市現行的城鎮(zhèn)新增建設用地配置體系下，中央政府下發(fā)的城鎮(zhèn)新增建設用地指標依然采用政府主導的計劃方式進行分配，而對于我國城鎮(zhèn)新增建設用地計劃配置方式的效率問題學者們已經做過了廣泛而深入的研究。汪暉等指出在指標配額管理過程中，上級政府為避免因區(qū)域間不均衡而帶來的地方政府之間的政治博弈，往往以數量均等的形式將城鎮(zhèn)新增建設用地指標分配給下級政府，以保持所謂不同區(qū)域“發(fā)展權利公平”[2]。因此，由于現有城鎮(zhèn)新增建設用地指標計劃配置方式忽視了區(qū)域間自然資源稟賦和經濟發(fā)展水平的差異，這就導致城鎮(zhèn)建設用地邊際產出較高的區(qū)域常常無法獲得充足的建設用地指標，而城鎮(zhèn)建設用地邊際產出較低的區(qū)域獲得的指標又相對充足，從而造成效率的損失[3，7]。那么，重慶“地票”交易這種市場配置方式的引入是否可以有效地改善原有指標配置效率低下的問題呢？根據前文對資源配置效率的闡述，如果“地票”交易的實施可以有效地拉平區(qū)域間城鎮(zhèn)建設用地邊際產出，就可以證明其在優(yōu)化城鄉(xiāng)建設用地配置效率方面起到了積極的作用。為了更為清晰地解釋這個問題，我們需要對“地票”指標供給主體和需求主體的行為進行分析。

（1）“地票”指標的供給主體。根據《重慶農村土地交易所管理暫行辦法》，雖然農民作為“地票”指標的實際權力主體，但由于一個區(qū)域是否開展“地票”項目源頭上由地方政府決定，并且農民在“地票”交易的過程中常常將權利委托給地方政府執(zhí)行，因此，在“地票”交易過程中，“地票”指標的實際供給主體為區(qū)縣政府。由于“地票”采用價款直撥形式，地方政府通過供給“地票”指標可獲得的直接經濟收入僅為項目管理費，并且該管理費并不隨“地票”成交價格的變化而變化。而對于地方政府開展“地票”項目的成本，則主要由兩個部分組成。第一，地方政府獲取“地票”指標的組織成本?！暗仄薄敝笜水a生的核心環(huán)節(jié)是對農村建設用地進行復墾，但由于不同區(qū)域資源稟賦的差異，導致了農民進行復墾的意愿也并不相同，從而直接影響地方政府復墾工作的開展；第二，地方政府進行“地票”交易的機會成本。由于政策限定，通過“地票”項目復墾產生的新增建設用地指標只可以投入農村土地交易所進行交易，并不能直接用于本區(qū)域發(fā)展。因此，一旦地方政府選擇開展“地票”項目，成為“地票”指標的發(fā)送區(qū)域，那么它同時損失了該指標直接用于本區(qū)域經濟發(fā)展所帶來的經濟收益。根據區(qū)縣政府在供給“地票”指標過程中的成本及收益，構建供給主體的利潤函數，基本公式如下：

其中，πi為i區(qū)縣供給“地票”所獲得的利潤，uqi為i區(qū)縣供給“地票”獲得的總收益，其中u為區(qū)縣政府供給每單位“地票”所獲的項目管理費，qi為i區(qū)縣供給的“地票”數量；aiMRiq2i為i區(qū)縣供給“地票”所付出的機會成本，其中MRi為i區(qū)縣該年城鎮(zhèn)新增建設用地邊際產出，i為i區(qū)縣自用“地票”指標的難度系數，a為機會成本函數的系數（a>0，i>0）；bθiq2i為i區(qū)縣供給“地票”所付出的組織成本，其中θi為i區(qū)縣組織開展“地票”項目的難度系數，b為成本函數的系數（b>0，θi>0）。

（2）“地票”指標的需求主體。根據《重慶農村土地交易所管理暫行辦法》，一切法人或其他組織以及具有獨立民事能力的自然人均可購買“地票”指標，而實際上真正購買“地票”指標的主體主要為兩類群體，一是地方政府的土地儲備機構，另一類則是進行房地產開發(fā)的用地企業(yè)。對于政府儲備機構而言，其購買“地票”指標利潤函數的基本公式如下：

其中，π*為j區(qū)縣土地儲備機構購買“地票”所獲得的利潤，εMRjq2j為j區(qū)縣所購買“地票”用于地方經濟建設所帶來的收益，MRj為j區(qū)縣城鎮(zhèn)新增建設用地邊際產出，qj為j區(qū)縣購買的“地票”數量，ε為j區(qū)縣新增建設用地收益函數的系數（ε>0）；pqj為j區(qū)縣土地儲備機構購買“地票”所支付的“地票”價款，其中p為“地票”指標的平均成交價

格；zqj為j區(qū)縣“地票”指標落地的其它成本（如征地補償、土地平整等費用），z為j區(qū)縣開發(fā)單位面積土地所需支付的成本。

而購買“地票”用于房地產開發(fā)的企業(yè)，其利潤函數基本公式如下：

其中，π#k為k企業(yè)購買“地票”預期獲得的利潤，p′o為k企業(yè)所購“地票”擬落地區(qū)縣的平均房價，qk為k企業(yè)購買的“地票”指標數量，p為“地票”指標的平均成交價格，λk為k企業(yè)單位面積“地票”指標落地的費用。

2.3理論分析與研究假設

無論是“地票”指標的供給主體還是“地票”指標的需求主體均是在利益最大化的理性人假設下做出決策，因此，我們分別對不同主體的利潤函數進行求導，并分析不同主體最優(yōu)的“地票”交易數量。在對供給主體的利潤函數求導后，可以得到“地票”的最優(yōu)供給數量qi*，其基本公式如下：

根據qi*可以得出以下推論。首先，當區(qū)域之間資源稟賦相同時，城鎮(zhèn)建設用地邊際產出越小，該地區(qū)越傾向于多供給“地票”；相反，一個地區(qū)的城鎮(zhèn)建設用地邊際產出越大，該地區(qū)越傾向于少供給“地票”。其次，當區(qū)域之間城鎮(zhèn)建設用地邊際產出相同時，一個地區(qū)資源稟賦越好，開展“地票”項目的組織成本越低，該地區(qū)越傾向于多供給“地票”；相反，一個地區(qū)資源稟賦越差，開展“地票”項目的組織成本越高，該地區(qū)越傾向于少供給“地票”。

對土地儲備機構的利潤函數求導后，令π*=0，則可以得出區(qū)縣土地儲備機構所需購買“地票”指標的最小數量qj*，其具體公式如下：

根據qj*可以發(fā)現，為了獲利，城鎮(zhèn)建設用地邊際產出越小的區(qū)域，其“地票”指標的最小購買數量越大。而根據已有研究，城鎮(zhèn)建設用地邊際產出較低的區(qū)域計劃指標相對充足[2]，因此為了避免風險，城鎮(zhèn)建設用地邊際產出較低的區(qū)域在市場中購買“地票”指標的動機相對較弱，相反，由于指標稀缺，城鎮(zhèn)建設用地邊際產出較高的區(qū)域會更傾向于大量購買“地票”指標。

而對于“地票”指標的另一個需求主體，為了獲得盡可能多的利潤，購買“地票”的房地產開發(fā)企業(yè)一般會在政府允許的規(guī)劃范圍內選擇房價較高即城鎮(zhèn)建設用地邊際產出較高的區(qū)域使用該指標。

基于以上理論分析，可以提出以下研究假設：①在“地票”交易政策下，資源稟賦較好、城鎮(zhèn)建設用地邊際產出較小的區(qū)域常常是“地票”指標的發(fā)送區(qū)域；②城鎮(zhèn)建設用地邊際產出較高的區(qū)域常常是“地票”指標的接收區(qū)域。即在市場機制的作用下，“地票”指標主要是由城鎮(zhèn)建設用地邊際產出較低、資源稟賦較好的區(qū)域流向城鎮(zhèn)建設用地邊際產出較高的區(qū)域。

正如前文所述，計劃配置方式導致效率損失的主要原因就是無法按照實際情況在區(qū)域間進行指標分配，從而導致建設用地指標在不同區(qū)域之間的錯配。在計劃配置體系下，邊際產出較低的地區(qū)和邊際產出相對較高的地區(qū)都獲得了等量的計劃指標，通過實施“地票”交易，城鎮(zhèn)建設用地邊際效益較高的區(qū)域（建設用地指標相對稀缺的區(qū)域）可以獲得一部分計劃外新增建設用地指標，從而一定程度上拉平了區(qū)域之間的城鎮(zhèn)建設用地邊際產出，彌補了計劃配置體系下的效率損失，見圖3。圖3中的q0為計劃指標數量，q*為“地票”交易規(guī)模，q1、q2分別為交易后兩個區(qū)域可使用的建設用地指標數量，陰影部分的面積s為指標交易后總效益的增加值。

3實證檢驗與結果討論

3.1模型選擇

為驗證前文理論假設，本文構建了一個以區(qū)域“地票”指標流轉行為被解釋變量，以區(qū)域城鎮(zhèn)建設用地邊際產出為重要解釋變量的二元選擇模型。由于Probit模型

要求隨機誤差項服從正態(tài)分布，而Logit模型則沒有這種要求，因此本文選擇Logit模型。為了分別對“地票”指標流入區(qū)域和“地票”指標流出區(qū)域的流轉行為進行分析，本文將構建兩個Logit模型，對不同區(qū)域“地票”指標的流出行為和流入行為進行描述?！暗仄薄敝笜肆鞒瞿Ｐ秃汀暗仄薄敝笜肆魅肽Ｐ偷幕竟饺缦拢?/p>

Yit表示區(qū)縣i在時期t“地票”指標的流出行為（Y=1表示i區(qū)縣t年流出了“地票”指標，Y=0表示i區(qū)縣t年沒有流出“地票”指標），Y*it表示區(qū)縣i在時期t“地票”指標的流入行為（Y*=1表示i區(qū)縣t年流入了“地票”指標，Y*=0表示i區(qū)縣t年沒有流入“地票”指標）； MPit為區(qū)縣i在時期t的城鎮(zhèn)新增建設用地邊際產出，x1…xn為影響地區(qū)“地票”指標流出行為的其它變量，x1it…xnit為區(qū)縣i在時期t變量的取值；Z1…Zn為影響地區(qū)“地票”指標流入行為的其它變量，Z1it…Znit為區(qū)縣i在時期t相應變量的取值，由于一個區(qū)域“地票”指標的流轉行為與當期的解釋變量之間存在內生關系，因此，在實際模型的構建中，選擇相應解釋變量滯后一期的數據，即MPit-1，x1it-1…xnit-1，Z1it-1…Znit-1。a0和β0表示個體固定效應向量，εit和μit為隨機擾動項。

對于估計方法，本文分別使用固定效應估計方法（FE）和隨機效應估計方法（RE）對模型進行估計，根據F檢驗和Hausman檢驗結果確定合適的模型和估計形式。

3.2變量選擇及預期影響方向

（1）被解釋量。對于本文構建的兩個模型，各個區(qū)縣歷年“地票”指標的流入流出行為為模型的被解釋量。

（2）解釋變量。本文最重要的解釋變量是重慶市各區(qū)縣歷年城鎮(zhèn)建設用地邊際產出。對于“地票”指標的流出模型來說，一個區(qū)縣的城鎮(zhèn)建設用地邊際產出直接影響該區(qū)縣開展“地票”項目機會成本，一個區(qū)縣的城鎮(zhèn)建設用地邊際產出越低，這個區(qū)縣開展“地票”項目的機會成本越小，從而該地區(qū)越有可能是“地票”指標的流出區(qū)域。因此，在“地票”指標的流出模型中，該變量預期對區(qū)域“地票”指標的流出行為有負向影響。

而對于“地票”指標的流入模型來說，一個區(qū)縣的城鎮(zhèn)建設用地邊際產出同樣影響著該區(qū)域指標的流入行為。在市場機制的作用下，一個區(qū)域的城鎮(zhèn)建設用地邊際產出越高，那么購得“地票”的市場主體越傾向于將“地票”指標在該區(qū)域落地以獲取最大化經濟效益。因此，在“地票”指標的流入模型中，該變量預期對區(qū)域“地票”指標的流入行為有正向影響。

關于城鎮(zhèn)建設用地邊際產出的測算，在已有的研究中，大部分學者仍然選擇以地均GDP增加值這個指標來代替土地的邊際產出。如王青用二三產業(yè)產值增量與建設用地增量的比值衡量我國各省份1997—2006年區(qū)域建設用地利用的邊際產出[19]。陳江龍用單位居民點工礦用地的二三產業(yè)增加值來衡量非農建設用地的產出效率[20]；張蔚文以第二、第三產業(yè)增加值耗地量作為指標來評價浙江省各個縣（市、區(qū)）的用地效率，從而近似估計建設用地的邊際產出[18]。結合當前學者的研究，本文以重慶市2007—2011年歷年各區(qū)縣的二三產業(yè)增加值耗地量作為指標來近似估計各個區(qū)縣歷年的城鎮(zhèn)建設用地邊際產出，具體表達式如下：

MPit為i區(qū)（縣）t年新增城鎮(zhèn)建設用地的邊際產出，stpit為i區(qū)（縣）t年二三產業(yè)產值，△stpit為i區(qū)（縣）t年二三產業(yè)產值增量，clit為i區(qū)（縣）t年城鎮(zhèn)建設用地面積，△clit為i區(qū)（縣）t年新增城鎮(zhèn)建設用地面積。

（3）“地票”指標流出模型的控制變量。通過前文理論分析可知，地方政府作為“地票”指標的實際供給主體，其指標的流轉行為主要受開展“地票”項目的組織成本和機會成本影響。城鎮(zhèn)建設用地邊際產出是影響機會成本的主要變量。另外，一個區(qū)域對于城鎮(zhèn)建設用地指標的需求程度也直接影響著開展“地票”項目的機會成本，即一個地區(qū)對于城鎮(zhèn)新增建設用地指標的需求程度越低，該區(qū)域開展“地票”項目的機會成本也就越低。本文選取人均GDP和二三產業(yè)產值占GDP比重兩個指標來衡量一個區(qū)域對城鎮(zhèn)新增建設用地指標的需求程度。經濟發(fā)展水平和產業(yè)結構是影響一個區(qū)域城鎮(zhèn)建設用地擴張的重要因素。已有研究普遍表明，一個地區(qū)經濟發(fā)展水平越高、二三產業(yè)比重越大，該地區(qū)的城鎮(zhèn)建設用地擴張規(guī)模也就越大[21]，從而對于城鎮(zhèn)建設用地指標的需求越強；相反，一個地區(qū)經濟發(fā)展水平越低、二三產業(yè)比重越小，則說明該區(qū)域對城鎮(zhèn)建設用地指標的需求程度越低。因此，我們預期這兩個指標與區(qū)域“地票”的流出行為存在負向的作用關系。

影響一個區(qū)域開展“地票”項目組織成本的因素主要由一個區(qū)域的資源稟賦情況決定。影響一個區(qū)域復墾成本的資源稟賦主要可以從兩個方面進行考慮，一是農村土地資源的稟賦情況，二是農村勞動力資源的稟賦情況。對于一個區(qū)域的農村土地資源稟賦情況，分別選取農村建設用地占建設用地總面積比重和農村人均占有建設用地面積兩個指標來進行衡量。復墾農村閑置建設用地是“地票”交易的核心環(huán)節(jié)，是一個區(qū)域開展“地票”項目的前提，因此，一個地區(qū)的農村建設用地資源的總量和人均占有量直接影響著一個區(qū)域開展農村建設用地復墾的難度。一般而言，一個地區(qū)農村建設用地越充足，人均擁有的農村建設用地面積越大，該地區(qū)進行農村建設用地復墾的潛力就越大，相應地，該地區(qū)農民進行復墾的意愿也就越高，從而地方政府開展復墾工作的難度也就相對較低。因此，我們預期農村建設用地占建設用地總面積比重和農村人均占有建設用地面積兩個指標與區(qū)域“地票”指標的流出行為存在正向的作用關系。而對于一個區(qū)域的農村勞動力資源稟賦情況，主要反映了一個區(qū)域的勞動力就業(yè)結構。因此，我們選取農村常住人口數占農村戶籍人口數的比重來表示一個區(qū)域農村勞動力的資源稟賦情況。如果一個區(qū)域農村常住人口占戶籍總人口的比重越低，那么說明該區(qū)域農民外出務工情況較為普遍，從而該區(qū)域更有可能出現農村宅基地閑置、利用效率低下的情況。因此，我們預期這個指標與區(qū)域的“地票”指標流出行為存在負向的相關關系。

（4）“地票”指標流入模型的控制變量。一個區(qū)域是否有“地票”指標流入，主要由“地票”指標的需求主體決定。通過前文的理論分析可知，“地票”指標的需求主體一般分為兩類，分別是用地企業(yè)和地方政府。對于一般用地企業(yè)來說，為了獲取最大化經濟效益，他們會選擇預期給自己帶來最大經濟效益的區(qū)域將“地票”指標落地。因此，區(qū)域的城鎮(zhèn)建設用地邊際產出是影響其決策的關鍵變量。而對于地方政府來說，其“地票”指標的購買行為主要由該區(qū)域對城鎮(zhèn)新增建設用地指標的需求程度、農村土地資源稟賦情況以及其購買能力決定。對于衡量一個區(qū)域對建設用地指標的需求程度，同樣選取人均GDP和二三產業(yè)產值占GDP比重兩個指標來衡量。根據前文的分析，預期這兩個指標與區(qū)域“地票”指標的流入行為存在正向的作用關系。其次，依然選取農村建設用地占建設用地總面積比重和農村人均占有建設用地面積兩個指標來衡量一個區(qū)域的農村土地資源稟賦情況。如果一個區(qū)域農村土地資源稟賦較差，那么當其對城鎮(zhèn)新增建設用地指標需求較高的時候，購買“地票”這種“計劃外”指標就成為了其獲取額外指標的重要途徑。因此，我們預期一個區(qū)域的農村土地資源稟賦與該區(qū)域“地票”指標的流入行為存在負向的相關關系。最后，我們選擇一個地區(qū)的地方財政收入來衡量一個區(qū)域對于“地票”指標的購買能力。一個區(qū)域財政收入越高，則說明該地方政府的財政支付能力越強，從而越有可能在“計劃內”城鎮(zhèn)新增建設用地指標不足的情況下購買“地票”指標。因此，我們預期該指標將與區(qū)域“地票”指標的流入行為存在正向的相關關系。

除了上述控制變量外，我們還選擇重慶市“一小時經濟圈”地區(qū)為對照組，設定渝東北地區(qū)和渝東南地區(qū)兩個地區(qū)虛擬變量，以反映地區(qū)之間自然環(huán)境、地理位置、政策環(huán)境等方面的差異。與“一小時經濟圈”地區(qū)相比，渝東北地區(qū)和渝東南地區(qū)的經濟發(fā)展水平較差，對城鎮(zhèn)建設用地指標的需求相對較低，而農村土地資源稟賦則相對較好。因此，我們預測“地票”指標的流出區(qū)域主要集中在渝東北和渝東南地區(qū)，而“地票”指標的流入區(qū)域則主要集中在一小時經濟圈地區(qū)。

根據上述分析，構建了如表1所示的指標體系。其中，各個區(qū)縣歷年“地票”指標的流轉行為由重慶市農村土地交易所提供，而解釋變量和控制變量的數據分別來源于《重慶統計年鑒2008—2013》、《重慶市國土資源年鑒2008—2013》以及2007—2013年重慶市土地變更調查數據，其中人均國民生產總值等有關價值的數據均采用2007年不變價格來消除價格因素的影響。

3.3模型估計結果與分析

根據Hausman檢驗結果，無論是“地票”指標的流入模型還是“地票”指標的流出模型都接受了優(yōu)先選擇隨機效應模型的原假設，所以本部分主要對兩個模型的隨機效應回歸結果展開詳細討論（見表2）。“地票”指標流出模型的回歸結果顯示，城鎮(zhèn)建設用地邊際產出這一關鍵變量負向影響一個區(qū)域“地票”指標的流出行為，并在10%的統計水平上顯著。這一結果驗證了我們前文的預期，說明一個區(qū)域的城鎮(zhèn)建設用地邊際產出越低，該區(qū)域越傾向成為“地票”指標的發(fā)送區(qū)域。對于“地票”指標流出模型中的控制變量，二三產業(yè)比重、農村建設用地比重和農村人均建設用地面積三個變量分別在10%、5%和1%的統計水平上顯著，三個控制變量與區(qū)域“地票”指標流出行為的作用關系也和預期一致。其中衡量區(qū)域對建設用地指標需求程度的二三產業(yè)比重指標與“地票”指標的流出行為存在負向的作用關系，這表明了一個區(qū)域的二三產業(yè)產值比例越高，該區(qū)域越不愿意開展“地票”交易項目。另外兩個衡量區(qū)域農村土地資源稟賦的指標即農村建設用地比重和農村人均建設用地面積則正向影響一個區(qū)域的“地票”指標流出行為，這就說明一個地區(qū)的農村建設用地資源越充足，該區(qū)域越傾向成為“地票”指標的發(fā)送區(qū)域?！暗仄薄敝笜肆魅肽Ｐ偷幕貧w結果顯示，城鎮(zhèn)建設用地邊際產出這一關鍵變量正向影響一個區(qū)域“地票”指標的流入行為，并在1%的統計水平上顯著。這一結果強烈地支持了前文的理論假說，進一步說明一個區(qū)域的城鎮(zhèn)建設用地邊際產出越高，該區(qū)域越傾向成為“地票”指標的流入區(qū)域。在影響區(qū)域“地票”指標流入行為的控制變量中，衡量一個區(qū)域對城鎮(zhèn)建設用地指標需求程度的人均GDP和二三產業(yè)比重兩個變量與區(qū)域“地票”指標的流出行為存在正向的作用關系，并分別在5%和10%的統計水平上顯著。這一結果與預期一致，說明一個區(qū)域人均GDP越大，二三產業(yè)占GDP 比重越高，該區(qū)域越可能成為“地票”指標的流入區(qū)域。而對于衡量一個區(qū)域土地資源稟賦程度的變量即農村建設用地比重和農村人均建設用地面積來說，他們均與區(qū)域“地票”指標流入行為存在負向的作用關系，并均在5%的統計水平上顯著。這說明一個區(qū)域擁有的后備建設用地資源越少，該區(qū)域為了獲得額外的建設用地指標，會在“市場”上購買指標，從而成為“地票”指標的流入區(qū)域。另外，一個區(qū)域的財政收入水平也與一個區(qū)域的“地票”指標流入行為存在正向的作用關系，并在10%的統計水平上顯著。這一結果也與預期一致，說明一個區(qū)域的財政收入水平越高，該區(qū)域越有能力購買“地票”指標，從而成為“地票”指標的流入區(qū)域。

對于地區(qū)虛擬變量，在“地票”指標的流出模型中，兩個地區(qū)虛擬變量對于區(qū)域“地票”指標流出行為存在正向的作用關系，但僅有渝東南地區(qū)這一虛擬變量在5%的統計水平上顯著，而渝東北地區(qū)這一個虛擬變量并不顯著。這一結果說明，相比于一小時經濟圈，渝東南地區(qū)是“地票”指標的主要發(fā)送區(qū)域。而在“地票”指標的流入模型中，兩個地區(qū)虛擬變量對于區(qū)域“地票”指標流出行為存在負向的作用關系，并且均在10%的統計水平上顯著。這一結果說明，相比于一小時經濟圈，渝東南地區(qū)和渝東北地區(qū)并不是“地票”指標的主要流入區(qū)域。

通過實證結果的分析可以發(fā)現，在重慶“地票”交易政策的實際運作過程中，市場上的“地票”指標主要由土地資源稟賦較好、城鎮(zhèn)建設用地邊際產出較低的區(qū)域提供，而“地票”指標最終流入了土地資源稟賦較差而城鎮(zhèn)建設用地邊際產出較高的區(qū)域。這一結果驗證了前文的理論假說，進一步說明了在市場機制的作用下，“地票”指標的市場化交易可以進一步拉平區(qū)域之間的城鎮(zhèn)建設用地邊際產出，從而彌補計劃配置新增建設用地指標帶來的效率損失，優(yōu)化了原有的城鎮(zhèn)新增建設用地計劃配置體系。

4結論與政策建議

為進一步探討市場機制引入對城鎮(zhèn)新增建設用地配置效率的影響，本文在已有研究的基礎上，以重慶“地票”交易政策為例，在梳理其實施特征的基礎上，從理論層面分析了市場機制引入對城鎮(zhèn)新增建設用地配置效率的影響，并利用2008-2012年重慶市各區(qū)縣“地票”指標交易數據實證檢驗了理論分析得出的研究假設。主要結論如下：①重慶市通過實施“地票”交易政策，逐步形成了一種“增量+存量”、“計劃+市場”的混合型城鎮(zhèn)新增建設用地配置體系，極大地增加了原有配置體系的彈性。②通過在重慶全市范圍內開展“地票”交易，“地票”指標可以在全市范圍內自由流動，而理論研究和實證檢驗均證明，市場上的“地票”指標主要由土地資源稟賦較好、城鎮(zhèn)建設用地邊際產出較低的區(qū)域提供，而“地票”指標最終流入了土地資源稟賦較差而城鎮(zhèn)建設用地邊際產出較高的區(qū)域。③“地票”交易政策實現了指標的市場化流動，拉平了區(qū)域間城鎮(zhèn)建設用地邊際產出，彌補了計劃配置新增建設用地指標帶來的效率損失，一定程度上優(yōu)化了城鎮(zhèn)新增建設用地配置體系。

不可否認，政府主導的城鎮(zhèn)新增建設用地計劃配置體系在我國城鎮(zhèn)化初期對經濟發(fā)展起到了重要的助推作用，但隨著我國經濟發(fā)展的不斷深化，如何從“供給側”入手對我國的政治、經濟體制進行改革，以適應社會發(fā)展的新常態(tài)已成為我國下一階段改革的重要方向。長久以來，在區(qū)域間經濟發(fā)展競爭壓力的刺激下，我國地方政府逐步形成了以經濟發(fā)展需求為導向的城鎮(zhèn)新增建設用地配置體系，該體系最大的問題在于缺少對土地供給主體資源稟賦的總體考量。從浙江、重慶等地城鎮(zhèn)新增建設用地配置體系的創(chuàng)新實踐不難發(fā)現，市場機制引入的背后更多是對城鎮(zhèn)新增建設用地供給方式的優(yōu)化。通過構建指標交易平臺，不僅實現了城鄉(xiāng)建設用地置換，更實現了指標的市場化配置，從而打破城鎮(zhèn)建設用地原有的供給和配置方式，在區(qū)域內形成了“增量+存量、計劃+市場”的混合型城鎮(zhèn)新增建設用地配置體系。鑒于此，我國應繼續(xù)深化城鄉(xiāng)建設用地增減掛鉤政策，在條件成熟的試點區(qū)域引入市場機制來配置城鄉(xiāng)建設用地增減掛鉤指標，同時，改革征地制度，減少計劃指標在城鎮(zhèn)新增建設用地指標中的比重，引導地方政府從“增量”、“計劃”的用地理念逐步向“存量”和“市場”的用地理念過渡，最終形成以區(qū)域資源稟賦和實際需求為導向的城鎮(zhèn)新增建設用地配置體系。

（編輯：李琪）

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