土地政策匹配及其區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展效應(yīng)研究

鐘 文，嚴芝清，鐘昌標(biāo)，鄭明貴

（1.江西理工大學(xué) 經(jīng)濟管理學(xué)院，江西 贛州341000；2.云南財經(jīng)大學(xué) 商學(xué)院，云南 昆明650221）

一、引言

黨的十九大報告開創(chuàng)性地提出，中國特色社會主義進入了新時代，新時代下社會主要矛盾轉(zhuǎn)變?yōu)槿嗣袢找嬖鲩L的美好生活需求與不平衡、不充分發(fā)展之間的矛盾，要求實施區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展戰(zhàn)略，保持全面建設(shè)小康社會的可持續(xù)發(fā)展活力。土地與區(qū)域發(fā)展密切相關(guān)，使用土地政策調(diào)控區(qū)域發(fā)展布局，是西方發(fā)達國家已經(jīng)驗證的成功經(jīng)驗，也是我國區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展中呈現(xiàn)新格局的重要影響因素（楊剛強，2012）［1］。自“十二五”規(guī)劃以來，國家高度強調(diào)建設(shè)全國主體功能區(qū)，實行差別化的土地管理政策，精準(zhǔn)發(fā)揮土地政策的調(diào)控效應(yīng)，優(yōu)化區(qū)域經(jīng)濟格局。然而，我國土地政策存在明顯的普適性強、針對性不足的問題，不利于區(qū)域稟賦優(yōu)勢發(fā)揮，導(dǎo)致土地政策促進區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展的效率損失與預(yù)期效果缺失并存困局（Donald，1970；張換兆，2010）［2-3］。因此，在我國進入新時代背景下，探究土地政策組合匹配及其區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展效應(yīng)，對于優(yōu)化區(qū)域土地資源配置，提升土地政策促進區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展的精準(zhǔn)度，進一步推進區(qū)域統(tǒng)籌發(fā)展具有重要的理論與現(xiàn)實意義。

土地所具備的資源與資產(chǎn)雙重屬性是土地參與宏觀經(jīng)濟管理的基礎(chǔ)（李明月等，2018）［4］，當(dāng)土地資產(chǎn)流入市場則可能形成土地資本，所形成的土地資本對經(jīng)濟社會發(fā)展產(chǎn)生深遠影響（程建等，2019）［5］。因此，從土地資源、資產(chǎn)和資本“三位一體”屬性出發(fā)探究土地政策對區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展的調(diào)控作用具有一定的科學(xué)性，而本研究更加感興趣的問題是基于土地資源“三位一體”屬性的土地政策是否存在最優(yōu)匹配，對區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展產(chǎn)生如何影響，及其實現(xiàn)機制又是什么？

土地政策是經(jīng)濟增長中的重要因素，長期受到經(jīng)濟學(xué)家的關(guān)注，并在空間經(jīng)濟學(xué)理論基礎(chǔ)上，將土地利用政策納入了經(jīng)濟增長模型，進一步推演出區(qū)域經(jīng)濟增長的內(nèi)在機制源于土地政策與區(qū)域經(jīng)濟空間活動的耦合協(xié)調(diào)作用［6-7］。國外從土地管制視角較早地研究了土地政策對區(qū)域發(fā)展的影響。Romer（2001）［8］發(fā)現(xiàn)區(qū)域經(jīng)濟增長不可避免地受到土地資源的約束，認為有效的土地管制可以實現(xiàn)土地資源合理配置，但政府過高的土地管制標(biāo)準(zhǔn)則會造成土地利用效率損失，并進一步分析了不同土地管制的經(jīng)濟發(fā)展效應(yīng)，Alain和Malpezzi（2001）［9］也在實證研究中發(fā)現(xiàn)了類似結(jié)論。國內(nèi)學(xué)者主要從土地供給視角分析了差別化土地利用政策參與區(qū)域調(diào)控的作用。2004年，我國中央政府明確了宏觀經(jīng)濟調(diào)控中引入土地資源配置機制，目的在于解決土地市場失靈問題，提高土地資源配置效率，促進土地利用與利益分配的相對公平［10］，其實質(zhì)是國家制定與實施土地政策，通過影響土地市場供需及相關(guān)市場運行來調(diào)控經(jīng)濟發(fā)展（郭其友和陳婧，2007；黃凌翔，2010；刁琳琳和嚴金明，2012）［11-13］。土地公有制被認為是土地政策調(diào)控區(qū)域發(fā)展的制度基礎(chǔ)，主要通過土地供應(yīng)機制實現(xiàn)調(diào)節(jié)作用（黃凌翔，2010）［12］。同時，土地功能區(qū)差別化土地利用政策的合理定位受到區(qū)域稟賦影響（盧為民，2008）［14］，有效的土地資源配置對經(jīng)濟發(fā)展產(chǎn)生積極作用，其貢獻度總體上達到20%~30%（李明月和胡竹枝，2005；鐘國輝，2014；蔡瀟等，2017）［15-17］，但由于區(qū)域差異特征導(dǎo)致其對經(jīng)濟增長的貢獻存在異質(zhì)性特點（豐雷等，2008）［18］，這也是要求注重土地政策匹配協(xié)調(diào)，實施差別化土地政策的緣由。因此，要實現(xiàn)區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展，需要在充分發(fā)揮優(yōu)勢基礎(chǔ)上，進一步強化土地政策的匹配協(xié)調(diào)，提高土地資源的優(yōu)化配置效率。

已有研究從多個層面揭示了土地政策對區(qū)域發(fā)展的調(diào)控作用，為土地政策匹配對區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展的影響及作用路徑研究提供了良好的理論指導(dǎo)與進一步拓展方向?，F(xiàn)有研究局限于討論土地資源單方面屬性影響，尚未充分考慮土地資源所具備的資本、資產(chǎn)和資源“三位一體”屬性組合效應(yīng)，以及大國背景下的區(qū)域差異性特征，同時，已有研究主要停留在理論探討層面，缺乏實證檢驗證據(jù)。國家土地主管部門主要從土地供應(yīng)數(shù)量、結(jié)構(gòu)和時序三個方面入手，發(fā)揮土地利用政策對區(qū)域經(jīng)濟布局的調(diào)控作用，從土地供應(yīng)數(shù)量、結(jié)構(gòu)和時序方面進行調(diào)控，旨在提高土地利用政策的有效針對性及現(xiàn)實操作性，實現(xiàn)經(jīng)濟發(fā)展空間布局趨于合理，進一步縮小區(qū)域發(fā)展差距和保障基本公共服務(wù)均等化，從而達成區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展目標(biāo)。然而，土地利用政策類型多樣、紛繁復(fù)雜，在經(jīng)驗分析中定義土地利用政策變量顯得尤為困難，這也是已有文獻多以理論探討為主的原因，而從土地的資源、資本和資產(chǎn)“三位一體”屬性視角切入是可行的選擇，也有學(xué)者做了相關(guān)探索，如楊剛強（2012）［1］基于土地資源“三位一體”屬性視角，理論分析了差別化土地利用政策對區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展的路徑，鐘文等（2018）［19］則實證檢驗了土地扶貧的減貧效應(yīng)及相關(guān)傳導(dǎo)路徑。因此，本研究延續(xù)已有成果，基于土地資源“三位一體”屬性，具體選取土地整治、土地確權(quán)和土地出讓構(gòu)成與土地的資源、資產(chǎn)和資本“三位一體”屬性相匹配的土地利用政策，構(gòu)建土地政策匹配對區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展影響的理論分析框架，運用耦合協(xié)調(diào)度模型測算土地政策匹配狀況，并運用2005—2018年我國31個省份（不包括港澳臺地區(qū)）的面板數(shù)據(jù)，實證檢驗土地政策匹配對區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展的影響及其作用路徑，為提高土地政策促進區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展效率提供決策參考。

二、影響機理及研究假設(shè)

土地資源屬性直觀地描述了區(qū)域土地資源稟賦差異，表現(xiàn)為土地資源數(shù)量與質(zhì)量的匹配特征。土地整治作為補充耕地、盤活土地存量及改善土地質(zhì)量的重要手段，已得到政府與學(xué)者的普遍認可（劉彥隨等，2012；鐘文等，2020）［20-21］。一方面，土地整治通過工程手段對田、水、路、林、村進行綜合整治，既增加了土地資源數(shù)量，可以緩解區(qū)域土地資源約束，也提高了土地資源質(zhì)量，可以改善土地生產(chǎn)狀況，對區(qū)域農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營具有促進作用，從而促進區(qū)域發(fā)展；另一方面，土地整治可以滿足工業(yè)制造和服務(wù)業(yè)等用地訴求，對欠發(fā)達區(qū)域承接產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移提供了便利，也對發(fā)達區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級保障了稀缺土地資源供給，有利于縮小區(qū)域間的發(fā)展差距。土地資產(chǎn)屬性通過土地權(quán)屬彰顯，表現(xiàn)為區(qū)域土地權(quán)屬確立后的提升價值程度。城鄉(xiāng)二元土地結(jié)構(gòu)問題由來已久，并成為城鄉(xiāng)發(fā)展差距的重要影響因素之一（何立勝，2011）［22］。通過加強農(nóng)村土地確權(quán)工作，可以提升農(nóng)村土地價值，實現(xiàn)城鄉(xiāng)土地同等入市，保障農(nóng)民權(quán)益。一方面，土地確權(quán)保障了農(nóng)民土地權(quán)屬，允許抵押和入市，提高了農(nóng)村金融可得性，有利于改善農(nóng)村金融環(huán)境和緩解融資約束，進一步提高了農(nóng)民參與經(jīng)濟發(fā)展的機會（彭魏倬加和李中，2016；寧靜等，2018）［23-24］；另一方面，土地確權(quán)強化了農(nóng)民的產(chǎn)權(quán)安全感知，有利于穩(wěn)定追加土地可持續(xù)投資，也促進了農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)，為農(nóng)村現(xiàn)代化經(jīng)營提供了良好基礎(chǔ)，是實現(xiàn)廣大農(nóng)村地區(qū)發(fā)展的利好舉措（仇童偉，2017；寧靜等，2018）［24-25］。土地資本屬性表現(xiàn)最明顯的是地方政府對本轄區(qū)的土地資源管控，通過土地出讓實現(xiàn)了財政缺口補充，逐漸形成對土地出讓收益的高度依賴，并演化成第二財政或土地財政，因此，土地出讓對區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展影響具有不確定性。一方面，土地出讓緩解了地方政府財政壓力，但也加劇了土地財政發(fā)展，同時，地方政府具有土地財政支出偏向扭曲問題，重點投向城市建設(shè)，投向投資回收效應(yīng)快的城市基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，造成了區(qū)域間的發(fā)展不平衡（鄭安和沈坤榮，2017）［26］；另一方面，土地出讓市場化發(fā)展對經(jīng)濟增長具有促進作用，主要通過融資效應(yīng)和資源配置效應(yīng)實現(xiàn)，表現(xiàn)為土地出讓市場化提高了土地資本化程度，進一步提升了土地融資規(guī)模，促進了生產(chǎn)規(guī)模的擴大，同時，也使土地市場價格信號更有效發(fā)揮，引導(dǎo)生產(chǎn)要素組合更有效匹配來改善資源配置效率（徐升艷等，2018）［27］。由此提出假設(shè)1。

假設(shè)1：基于土地資源“三位一體”屬性視角構(gòu)建的土地政策對區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展影響各具特色，其影響效應(yīng)具有不確定性。

圖1 單一土地政策對區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展作用路徑

依據(jù)土地資源優(yōu)化配置理論，土地政策間存在最優(yōu)匹配關(guān)系。土地資源、資產(chǎn)和資本屬性形成良性匹配時，理論而言能夠形成合力，促進土地資源更有效率配置，進一步提升土地政策的空間調(diào)控作用。并且三者匹配協(xié)調(diào)程度影響了區(qū)域發(fā)展效度，當(dāng)三者形成契合度較高的匹配協(xié)調(diào)狀態(tài)時，區(qū)域土地資源數(shù)量與質(zhì)量得到提升，提高了土地資源稟賦，保障了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)移和升級的土地供給，并且通過城鄉(xiāng)土地公平入市，農(nóng)村土地資源能夠?qū)崿F(xiàn)其應(yīng)有市場價值，緩解了農(nóng)村發(fā)展的金融約束，縮小與城市土地資源價值差距，并通過城鄉(xiāng)統(tǒng)一土地市場體系實現(xiàn)城鄉(xiāng)統(tǒng)籌發(fā)展，由此類推也可以促進區(qū)域間與區(qū)域內(nèi)的統(tǒng)籌發(fā)展。同時，通過土地政策與區(qū)域產(chǎn)業(yè)聯(lián)動促進區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級，對區(qū)域產(chǎn)業(yè)協(xié)調(diào)發(fā)展產(chǎn)生影響。而當(dāng)土地資源、資產(chǎn)和資本屬性匹配程度不高時，容易形成各自為戰(zhàn)狀態(tài)，造成區(qū)域土地資源數(shù)量銳減、質(zhì)量惡化問題，同時，深化城鄉(xiāng)土地價值扭曲，無法實現(xiàn)城鄉(xiāng)土地同等入市，不利于城鄉(xiāng)收入差距縮小，也會進一步促使地方政府高度依賴土地出讓收益，形成路徑依賴，加劇區(qū)域發(fā)展不穩(wěn)定性風(fēng)險。鑒于此，提出假設(shè)2。

假設(shè)2：土地政策匹配對區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展具有重要影響，影響效應(yīng)與土地政策匹配程度相關(guān)。

圖2 土地政策匹配對區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展作用路徑

三、經(jīng)驗研究

（一）土地利用政策匹配協(xié)調(diào)度的測度

“耦合”作為物理學(xué)名詞，被廣泛運用于社會經(jīng)濟研究領(lǐng)域，它指兩個或兩個以上系統(tǒng)通過相互作用而彼此影響的現(xiàn)象。土地政策耦合可以反映土地政策之間相互影響的程度，依據(jù)協(xié)同學(xué)理論，耦合協(xié)調(diào)度決定了系統(tǒng)在達到臨界區(qū)域時的序與結(jié)構(gòu)，序參量是系統(tǒng)有無序走向有序的關(guān)鍵變量，而耦合度正是協(xié)同作用度量的反映。本研究借助耦合協(xié)調(diào)度模型來測度土地政策的匹配程度，具體公式如下：

其中：C表示耦合度；D表示耦合協(xié)調(diào)度；T是三種土地政策綜合評價指數(shù)，T=αf(x)+βg(y)+γh(z)；f(x)為土地整治指數(shù)；g(y)為土地確權(quán)指數(shù)；h(z)為土地出讓指數(shù)，采用變異系數(shù)法客觀確定權(quán)重，利用最小—最大標(biāo)準(zhǔn)化方法對數(shù)據(jù)進行標(biāo)準(zhǔn)化處理；α、β、γ為待定系數(shù)，通過權(quán)重比值關(guān)系判定待定系數(shù)取值為α=0.4，β=0.3，γ=0.3，且α+β+γ=1。

結(jié)合研究目標(biāo)，遵循數(shù)據(jù)可獲取和量化原則，本研究基于土地資源“三位一體”屬性視角，選取土地整治、土地確權(quán)和土地出讓構(gòu)成與土地的資源、資產(chǎn)和資本“三位一體”屬性相匹配的土地政策，具體采用土地整治面積、集體建設(shè)用地和宅基地使用權(quán)確權(quán)程度、土地出讓面積構(gòu)建土地政策耦合協(xié)調(diào)發(fā)展評價體系，數(shù)據(jù)來源于《中國國土資源數(shù)據(jù)庫》（2005—2018年）。

參照已有研究的劃分標(biāo)準(zhǔn)（楊立勛和姜增明，2013；陳瑩和楊芳玲，2018）［28-29］，2005—2018年，全國土地政策匹配度處于低耦合協(xié)調(diào)水平，且仍在呈下降趨勢；分區(qū)域來看，東部地區(qū)土地政策匹配度下降明顯，中西部地區(qū)土地政策匹配度呈倒“U”型變化，其拐點出現(xiàn)在2012年，2012年后土地政策匹配度緩慢下滑。對于三大區(qū)域土地政策匹配度變化趨勢可能解釋的原因是：區(qū)域自然條件稟賦和經(jīng)濟發(fā)展水平差異導(dǎo)致某一相關(guān)土地政策使用出現(xiàn)不均，以至整體土地政策匹配不協(xié)調(diào)，同時也有國家宏觀政策影響，如國家為了支持中西部發(fā)展，對中西部發(fā)展實施土地利用政策傾斜制度，而對東部地區(qū)則收縮土地指標(biāo)，但中西部并沒有吸收優(yōu)惠土地政策的產(chǎn)業(yè)配套能力和人口結(jié)構(gòu)，東部地區(qū)則受限于土地指標(biāo)不足，從而導(dǎo)致三大區(qū)域土地政策匹配度不高且呈下滑態(tài)勢。

圖2 土地政策匹配測度

（二）計量模型及數(shù)據(jù)來源

本文基于2005—2018年我國31個省份（不包括港澳臺地區(qū)）的面板數(shù)據(jù)，檢驗土地政策匹配對區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展的影響及作用路徑。設(shè)定基準(zhǔn)回歸模型如下：

其中：DLIi,t表示區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展水平；LUPMi,t表示土地政策匹配度；Z it是控制變量組，包括交通基礎(chǔ)設(shè)施水平（Infra）、財政分權(quán)（FD）、就業(yè)率（Labor）、外資效應(yīng)（FDI）和轉(zhuǎn)移支付（TRF）；δi表示地區(qū)固定效應(yīng)；φt表示時間固定效應(yīng)；μi,t是隨機擾動項；i、t分別為省份和時間。

為了進一步識別土地政策匹配影響區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展的作用路徑，結(jié)合土地政策與區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展的理論分析，構(gòu)建中介效應(yīng)模型檢驗作用路徑，并參照溫忠麟等（2004）［30］的方法，中介效應(yīng)模型檢驗步驟為：①將區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展水平作為被解釋變量，土地政策匹配度作為解釋變量進行回歸，與基準(zhǔn)回歸模型（3）式一致；②將系列中介變量作為被解釋變量，土地政策匹配作為解釋變量進行回歸；③將土地政策匹配和系列中介變量同時納入回歸模型，考察兩者對區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展水平的影響。假如系數(shù)α1、β1均顯著，且γ1較α1變小或顯著性下降，說明中介效應(yīng)存在。

其中，M表示中介變量，具體采用新增農(nóng)用地面積（NAL）、農(nóng)村居民人均純收入（NIR）和經(jīng)濟發(fā)展水平（RGDP）3個變量作為中介變量，其他變量與（3）式一樣。

本文的數(shù)據(jù)主要來源于EPS數(shù)據(jù)庫，具體來源于《中國國土資源數(shù)據(jù)庫》（2005—2018年）、《中國宏觀數(shù)據(jù)庫》（2005—2018年）、《中國區(qū)域經(jīng)濟數(shù)據(jù)庫》（2005—2018年）、《中國財政數(shù)據(jù)庫》（2005—2018年），以及WIND數(shù)據(jù)庫、中國各省統(tǒng)計年鑒數(shù)據(jù)。本文對數(shù)據(jù)做了如下處理：一是為了保證數(shù)據(jù)的穩(wěn)定性及減少異方差的干擾，對所有變量數(shù)據(jù)都取對數(shù)處理；二是為了能夠比較三種土地政策的區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展效應(yīng)，對所有變量數(shù)據(jù)做了標(biāo)準(zhǔn)化處理，原因在于數(shù)據(jù)標(biāo)準(zhǔn)化處理能夠消除數(shù)據(jù)差異，實現(xiàn)統(tǒng)一量綱，進而達到變量之間可比性目的。

（三）變量選取及統(tǒng)計分析

1.核心變量

區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展（DLI），本研究采用中國統(tǒng)計學(xué)會發(fā)布的地區(qū)發(fā)展與民生指數(shù)（DLI）作為區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展的代理指標(biāo)，并將數(shù)據(jù)拓展至2018年，該指數(shù)兼顧了區(qū)域發(fā)展的公平與效率兩個維度，為區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展提供了較好的參照物（鐘文等，2019）［31］；土地政策匹配度（LUPM），由前文耦合協(xié)調(diào)發(fā)展模型測算土地利用政策匹配程度。

2.控制變量

交通基礎(chǔ)設(shè)施（Infra），交通基礎(chǔ)設(shè)施不僅是區(qū)域發(fā)展的重要組成部分，也是區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展的重要內(nèi)容，這里僅使用鐵路密度和公路密度之和度量交通基礎(chǔ)設(shè)施水平；財政分權(quán)（FD），財政分權(quán)使地方政府獲得靈活的財政權(quán)利，有助于實現(xiàn)區(qū)域趕超，采用地方人均財政支出/（地方人均財政支出+中央人均財政支出）來衡量；就業(yè)率（Labor），采用年末城鎮(zhèn)單位就業(yè)總?cè)藬?shù)與地區(qū)總?cè)丝诘谋戎当硎?；外資效應(yīng)（FDI），采用FDI與GDP之比表示外資規(guī)模；轉(zhuǎn)移支付（TRP），轉(zhuǎn)移支付對區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展具有顯著的影響，用農(nóng)村居民轉(zhuǎn)移性收入和財產(chǎn)性收入總和作為轉(zhuǎn)移支付的代理變量（陳秀山和張啟春，2003）［32］；新增農(nóng)用地面積（NAL）和農(nóng)村居民人均純收入（NIR），均采用已有統(tǒng)計年鑒數(shù)據(jù)衡量；經(jīng)濟發(fā)展水平（RGDP），參照高遠東等（2015）［33］的研究方法，直接采用GDP與人口比值來衡量；土地資產(chǎn)屬性度（LA），采用集體建設(shè)用地使用權(quán)確權(quán)和宅基地使用權(quán)確權(quán)的程度作為土地資產(chǎn)屬性度的代理指標(biāo)；土地資本屬性度（LT），采用土地出讓面積作為土地資本屬性度的代理指標(biāo)。

3.描述性統(tǒng)計

表1為相關(guān)變量的描述性統(tǒng)計分析，數(shù)據(jù)來源于2005—2018年我國31個省份相關(guān)變量的省級面板數(shù)據(jù)集。其中，log（DLI）表示區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展水平對數(shù)值，該變量的均值為4.067，標(biāo)準(zhǔn)差為0.201，說明總體上我國區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展水平較高，但各省之間存在差異較大；log（LUPM）代表土地政策匹配度的對數(shù)值，均值為0.133，說明土地政策匹配度處于低水平，且最大值與最小值的差值較小，說明不同省份的土地政策匹配度差異較小，進一步說明全國土地政策匹配水平不高。

表1 變量的描述性統(tǒng)計分析

（四）實證結(jié)果與分析

1.土地政策匹配的區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展效應(yīng)

表2是土地利用政策匹配對區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展影響的回歸結(jié)果。為了與單一土地資源屬性形成對比，采用最小二乘法估計，其中第（1）列是單一土地資源屬性的基準(zhǔn)回歸結(jié)果，第（2）列是土地政策匹配的基準(zhǔn)回歸結(jié)果。數(shù)據(jù)顯示，土地政策匹配的系數(shù)為0.236，在10%水平上顯著，說明所構(gòu)建的土地政策匹配有利于區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展，土地政策匹配度提高1個單位，區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展水平上升0.236個單位，但小于單一土地資源屬性和資本屬性的回歸系數(shù)，說明土地政策并未達到最優(yōu)匹配程度，有待進一步改善提升。第（3）列是加入控制變量后的回歸結(jié)果，經(jīng)過豪斯曼（Hausman）檢驗，選擇固定效應(yīng)模型進行回歸。結(jié)果顯示，土地政策匹配依然有利于區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展，但不顯著，同時相關(guān)系數(shù)也相應(yīng)地下降了，說明加入控制變量的回歸結(jié)果更加接近研究期內(nèi)土地政策匹配水平不高的現(xiàn)實情況。

2.分區(qū)域回歸結(jié)果

依據(jù)國家統(tǒng)計年鑒劃分標(biāo)準(zhǔn)，將全國劃分成東部、中部、西部（1），探討土地政策匹配對區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展影響的區(qū)域差異特征，并進行豪斯曼（Hausman）檢驗選擇最佳的估計方法，回歸結(jié)果見表2所列。經(jīng)過豪斯曼（Hausman）檢驗，三大地區(qū)數(shù)據(jù)均適合采用固定效應(yīng)模型進行回歸。分區(qū)域看，只有西部地區(qū)的土地政策匹配對區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展顯著為正向作用，其系數(shù)最大；東部地區(qū)土地政策匹配對區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展具有正向作用，但不顯著，其系數(shù)最??；而中部地區(qū)土地政策匹配對區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展具有負向作用，但不顯著，其系數(shù)居于中間位置。可能的原因是：西部地區(qū)經(jīng)濟社會發(fā)展整體相對落后，相關(guān)土地政策實施相對均衡，從而其匹配程度相對平穩(wěn)，起伏較小，因此對西部區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展產(chǎn)生正向影響；而東部和中部地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展基礎(chǔ)較好，且在政府晉升錦標(biāo)賽和財政激勵的刺激下，偏向于實施區(qū)域經(jīng)濟效益產(chǎn)出高的土地利用政策，并形成路徑依賴，造成土地政策匹配失衡，匹配程度持續(xù)下滑，從而未能發(fā)揮土地政策匹配對區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展的正向作用，甚至出現(xiàn)負效應(yīng)。

表2 土地政策匹配對區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展影響的回歸結(jié)果

（五）作用路徑分析

在三條作用路徑檢驗回歸中可以發(fā)現(xiàn)，土地政策匹配的回歸系數(shù)為0.030，在10%水平上顯著，說明土地政策匹配促進了區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展。同時，土地政策匹配對新增農(nóng)用地面積、農(nóng)村居民人均純收入和經(jīng)濟發(fā)展水平三大中介變量的回歸系數(shù)均顯著為正，并且在土地政策匹配和中介變量同時納入回歸模型后，土地政策匹配的回歸系數(shù)相較基準(zhǔn)模型的回歸系數(shù)均有下降或顯著性下降（見表3），證明三條作用路徑有效。

表3 作用機制分析

（六）穩(wěn)健性檢驗

回歸結(jié)果顯示土地政策匹配對區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展具有正向影響，但是這一結(jié)果可能面臨“內(nèi)生性”問題。普遍認為，內(nèi)生性問題來源三個方面，即反向因果、測量誤差和遺漏變量。因此，本研究在控制了時間固定效應(yīng)和個體固定效應(yīng)的基礎(chǔ)上，盡可能地選取影響被解釋變量的控制變量組，同時，采用工具變量法進一步緩解內(nèi)生性問題，選取土地政策匹配的滯后一期為工具變量進行2SLS回歸?；貧w結(jié)果顯示，土地政策匹配對區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展的影響與沒有加入控制變量時相差無幾。

至于穩(wěn)健性問題，采用變換核心變量的方法進行檢驗，在參考已有研究基礎(chǔ)上（張超等，2020）［34］，構(gòu)建區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展評價指標(biāo)體系，重新測算區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展水平，同時，土地政策匹配策略改為兩兩匹配形成新的土地政策匹配指標(biāo)。通過回歸發(fā)現(xiàn)，土地政策匹配依然能夠?qū)^(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展水平產(chǎn)生正向影響，說明回歸結(jié)果具有一定穩(wěn)健性。

四、結(jié)論與建議

本文基于土地資源“三位一體”屬性視角，構(gòu)建土地政策匹配對區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展影響的理論分析框架，運用2005—2018年我國31個省份的面板數(shù)據(jù)實證檢驗土地政策匹配對區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展的影響效應(yīng)及作用路徑，得到如下主要結(jié)論：

（1）2005—2018年，全國土地政策匹配度處于低耦合協(xié)調(diào)水平，且仍在呈下降趨勢，東部地區(qū)土地政策匹配度下降明顯，中西部地區(qū)土地政策匹配度呈倒“U”型變化，其拐點出現(xiàn)在2012年，2012年后土地政策匹配度緩慢下滑。

（2）土地政策匹配有利于區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展，且主要通過三條作用路徑影響區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展。全國而言，土地政策匹配度提高1個單位，區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展水平提升0.236個單位，但由于土地政策匹配度不高，對區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展水平的提升作用缺乏動力；分區(qū)域看，存在明顯的異質(zhì)性。相關(guān)結(jié)果在處理了內(nèi)生性問題和進行了穩(wěn)健性檢驗的基礎(chǔ)上同樣成立，作用路徑通過中介效應(yīng)模型證明有效。

（3）土地政策匹配的區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展效應(yīng)沒有達到最優(yōu)，有待進一步改善提升。土地政策匹配的系數(shù)為0.236，小于單一土地資源屬性和資本屬性的回歸系數(shù)。

為了進一步強化土地政策匹配的區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展效應(yīng)，本文提出如下建議：

（1）提高區(qū)域發(fā)展中土地利用政策匹配協(xié)調(diào)度。國家層面從政策頂層設(shè)計出發(fā)，突出區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展的適宜性土地利用政策制定與落實，強化相關(guān)法律法規(guī)作用，解決土地政策普適性強、針對性不足的問題，為區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展的差別化土地政策落實創(chuàng)造良好的實施環(huán)境。同時，要構(gòu)建區(qū)域土地政策匹配實施狀況的科學(xué)測算體系，充分運用好測算結(jié)果，針對土地政策匹配區(qū)域差異化短板，及時進行補充修訂，結(jié)合區(qū)域自然條件與社會發(fā)展?fàn)顩r，制定差別化的土地利用政策制度，最大程度地發(fā)揮土地政策匹配的區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展效應(yīng)。

（2）暢通土地政策匹配影響區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展的傳導(dǎo)路徑。在保障土地利用政策匹配能夠形成合力過程中，需要注重提高土地資源數(shù)量與提升質(zhì)量并舉，加強土地政策與區(qū)域產(chǎn)業(yè)發(fā)展聯(lián)動性，進而促進區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級。同時，加快土地要素市場化改革進程，充分發(fā)揮市場對土地資源的配置作用。

（3）完善政府考核評估體系，突出強調(diào)區(qū)域發(fā)展“效率”與“公平”考核，提高區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展質(zhì)量。區(qū)域土地資源錯配與地方政府績效考核密切相關(guān)，要破除唯“GDP”論英雄的考核體制，有序扭轉(zhuǎn)地方政府高度依賴土地財政的發(fā)展模式，弱化財政激勵和晉升激勵雙重扭曲影響，積極引導(dǎo)地方政府兼顧公平與效率地實施土地利用政策，提高區(qū)域土地政策匹配協(xié)調(diào)度，并相應(yīng)提供配套性的政策體系，提升土地利用政策匹配的區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展效率。

注釋：

（1）東部地區(qū)包括北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東、海南；中部地區(qū)包括山西、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖北、湖南；西部地區(qū)包括內(nèi)蒙古、廣西、重慶、四川、貴州、云南、西藏、陜西、甘肅、青海、寧夏、新疆。