工業(yè)用地配置、空間異質(zhì)性與工業(yè)效率

梅 林 魏新月

內(nèi)容提要：本文基于2007—2012年中國2 408個區(qū)縣樣本的工業(yè)用地出讓數(shù)據(jù)和工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)，對城市工業(yè)用地配置過程中關(guān)鍵因素進行測度，并利用計量模型對其影響工業(yè)效率的作用路徑加以驗證。主要結(jié)論包括：(1)降低內(nèi)生交易費用與外生交易費用，降低工業(yè)用地使用成本，提升城市工業(yè)用地配置市場化程度均能顯著提升地區(qū)工業(yè)效率水平；(2)區(qū)縣距城市中心距離對內(nèi)生與外生交易費用、市場機制的作用均具有正向調(diào)節(jié)效應(yīng)，對價格機制表現(xiàn)的集聚效應(yīng)具有負向調(diào)節(jié)效應(yīng)，并且在不同等級城市的效應(yīng)不同；(3)開發(fā)區(qū)政策的實施對外生與內(nèi)生交易費用的作用均具有負向調(diào)節(jié)效應(yīng)。中國城市工業(yè)用地配置制度變革的核心在于發(fā)揮價格機制作用，政府在優(yōu)化產(chǎn)權(quán)配置結(jié)構(gòu)的同時，須注重優(yōu)化工業(yè)用地的交易過程，從產(chǎn)權(quán)配置結(jié)構(gòu)與產(chǎn)權(quán)交易結(jié)構(gòu)兩個方面保障工業(yè)效率最大化。

一、問題提出

節(jié)約高效是城市生產(chǎn)空間的發(fā)展方向，工業(yè)用地是城市工業(yè)生產(chǎn)空間的基本投入要素?！蛾P(guān)于構(gòu)建更加完善的要素市場化配置體制機制的意見》與《2020年新型城鎮(zhèn)化建設(shè)和城鄉(xiāng)融合發(fā)展重點任務(wù)》等政策文件中均明確提出了深化建設(shè)用地市場化配置改革的制度要求，從中央政策引導(dǎo)到地方實踐探索，中國城市工業(yè)用地配置制度改革創(chuàng)新步入全新階段。一方面，實現(xiàn)土地資源市場化配置需要發(fā)揮價格機制的核心作用，然而，地方政府通過干預(yù)工業(yè)用地交易實現(xiàn)低價引資的底線競爭行為屢見不鮮[1]，造成嚴重的資源錯配問題[2-3]，進而影響工業(yè)效率的提升。另一方面，基于城市工業(yè)生產(chǎn)的負外部性、土地的公有產(chǎn)權(quán)特征，城市工業(yè)用地配置不能完全采取市場配置，政府須通過合理的配置制度安排以降低交易費用，從而提升經(jīng)濟績效。

黨的十八屆五中全會將空間治理納入城市精細化管理范圍，重視城市精細化管理主體、對象的空間位置以及空間對城市精細化管理的邊界約束，使城市精細化管理措施更具有可操作性和可落實性。城市工業(yè)用地配置制度不僅需要注重規(guī)模結(jié)構(gòu)的創(chuàng)新，更需要考量不同城市內(nèi)部不同空間區(qū)位特征，以實現(xiàn)工業(yè)用地配置效率最大化。一方面，在“退二進三”的城市產(chǎn)業(yè)發(fā)展過程中，企業(yè)權(quán)衡地租成本與市場規(guī)模，選擇距離城市中心的合理區(qū)位，價格機制在推動企業(yè)在城市中心地區(qū)與郊區(qū)空間分布中發(fā)揮著核心作用；另一方面，以開發(fā)區(qū)為代表的重點政策區(qū)域?qū)I(yè)用地配置產(chǎn)生顯著影響，根據(jù)中華人民共和國自然資源部的通報，2020年國家級開發(fā)區(qū)已建成城鎮(zhèn)建設(shè)用地中，工業(yè)用地率達到48.52%，工業(yè)用地成為中國開發(fā)區(qū)企業(yè)主要生產(chǎn)空間載體。因此，探討城市工業(yè)用地配置有必要研究其在不同空間發(fā)揮的作用機制差異，為土地配置制度創(chuàng)新提供更具針對性的參考。

從工業(yè)用地配置的經(jīng)濟效應(yīng)出發(fā)，對經(jīng)濟增長[4-5]、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷[6-7]等方面的研究較為豐富。當前研究主要關(guān)注工業(yè)用地配置對經(jīng)濟效率的影響，包括兩方面：一是基于資源錯配的思想，認為工業(yè)用地在企業(yè)間的錯配導(dǎo)致了工業(yè)效率低下。有學者指出相比非國有企業(yè)，國有企業(yè)更容易通過協(xié)議出讓的方式獲得土地，提出了工業(yè)用地在不同企業(yè)間錯配的事實[8-9]。還有學者結(jié)合土地出讓數(shù)據(jù)和工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)，估計了低價供應(yīng)工業(yè)用地以及協(xié)議出讓方式對中國工業(yè)企業(yè)生產(chǎn)率的影響[3]，進一步為工業(yè)用地錯配降低工業(yè)效率提供了驗證。二是基于企業(yè)補貼的思想，認為低價供應(yīng)工業(yè)用地以及低市場化程度的供地行為相當于對企業(yè)產(chǎn)生了實質(zhì)性的補貼效應(yīng)，從而影響企業(yè)創(chuàng)新[10]、企業(yè)投資行為[11-14]、工業(yè)項目質(zhì)量[15]等因素，進而影響地區(qū)工業(yè)效率水平。進一步地，城市工業(yè)用地配置的空間因素逐步被學者所關(guān)注。多數(shù)研究對于省際層面[2,16]以及城市層面[6,17]的工業(yè)用地配置對產(chǎn)業(yè)發(fā)展的影響機制進行了探討。少數(shù)研究分析了基于城市內(nèi)部空間區(qū)位特征的土地配置影響產(chǎn)業(yè)發(fā)展機制的差異，席強敏和梅林(2019)利用規(guī)劃文本將35個重點城市內(nèi)部劃分為中心地區(qū)、近郊區(qū)與遠郊區(qū)，并論證了工業(yè)用地價格在不同地區(qū)對工業(yè)效率的作用差異[11]。陸毅等(Lu et al.,2019)采用鄉(xiāng)鎮(zhèn)街道數(shù)據(jù)驗證了開發(fā)區(qū)內(nèi)外工業(yè)用地出讓的差異性[18]，田文佳等(2020)在鄉(xiāng)鎮(zhèn)街道層面匹配了工業(yè)用地交易數(shù)據(jù)與工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)，分析了工業(yè)用地補貼對于土地出讓后工業(yè)生產(chǎn)的影響[19]。而由于開發(fā)區(qū)政策帶來的工業(yè)用地出讓差異如何影響了地區(qū)工業(yè)效率仍亟待探討。

綜上，關(guān)于工業(yè)用地配置經(jīng)濟效應(yīng)的研究主要圍繞產(chǎn)業(yè)規(guī)模和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)展開，少數(shù)針對經(jīng)濟效率的研究僅從價格機制出發(fā)，未能考慮合理的工業(yè)用地配置制度安排對工業(yè)效率的影響。同時，在城市精細化治理的要求下，鮮有文獻討論城市內(nèi)部不同空間區(qū)位下工業(yè)用地配置對工業(yè)效率影響的差異性?；诖?，本文試圖從市場與政府共同作用出發(fā)，探究城市工業(yè)用地配置價格機制與制度交易費用對城市工業(yè)效率的影響機制與效應(yīng)。本文邊際貢獻主要體現(xiàn)在：第一，將價格機制與交易費用作用機制納入工業(yè)效率分析框架；第二，識別城市工業(yè)用地配置價格扭曲與交易費用影響工業(yè)效率的作用機制；第三，按照市場與政府力量強弱的思路，從全國區(qū)縣樣本層面，揭示不同空間區(qū)位特征下，該作用機制在城市內(nèi)部的作用差異。

二、理論機制

(一)工業(yè)用地配置影響工業(yè)效率的市場機制

1.價格機制

土地是工業(yè)企業(yè)進行生產(chǎn)活動的必備要素，企業(yè)進駐某地需提前支付相應(yīng)的土地出讓金，該土地出讓金即企業(yè)進駐某地區(qū)所面臨的用地成本?；谛滦陆?jīng)濟地理(NNEG)理論框架，借鑒梅利茲(Melitz，2003)[20]的建模方法，本文構(gòu)建異質(zhì)性企業(yè)生產(chǎn)模型分析不同效率企業(yè)對于用地成本的敏感性。假定存在兩個地區(qū)i和j，各擁有一個工業(yè)生產(chǎn)部門，企業(yè)生產(chǎn)差異化產(chǎn)品，每個企業(yè)只生產(chǎn)一種產(chǎn)品。企業(yè)生產(chǎn)需要異質(zhì)性的勞動力投入，包括企業(yè)家K與非熟練勞動力L，每個企業(yè)的生產(chǎn)需要一單位的企業(yè)家作為固定投入，企業(yè)的純利潤歸企業(yè)家所有。企業(yè)家能力決定了企業(yè)的生產(chǎn)率水平φ，與區(qū)位條件無關(guān)。在兩個地區(qū)之間，企業(yè)家不可流動，并且每個地區(qū)企業(yè)家稟賦固定為1。

假設(shè)代表性消費者偏好多樣化的工業(yè)品，用不變替代彈性效用函數(shù)表示：

(1)

其中，ρ是消費者對商品多樣化的偏好，σ=1/(1-ρ)是任意兩種商品的不變替代彈性，消費者對價格為p(ω)的商品需求函數(shù)為：

(2)

其中，P是價格指數(shù)，消費者對商品ω的需求量與P、E正相關(guān)，與p(ω)負相關(guān)。

企業(yè)生產(chǎn)成本函數(shù)為：

C(φ,q)=γLQ+wd/φ

(3)

土地是企業(yè)進行生產(chǎn)活動的必備要素，中國實行經(jīng)營性建設(shè)用地“招拍掛”出讓制度，企業(yè)欲獲取土地要素，必須先一次性交付使用期限內(nèi)的土地租金，γLQ為在某地區(qū)生產(chǎn)所需要支付的土地成本，代表了企業(yè)進駐某地區(qū)的成本門檻。其中，LQ為土地數(shù)量，γ為該地區(qū)土地價格水平。假定企業(yè)非熟練勞動力工資水平w為1，采用邊際成本加成定價策略，則企業(yè)家的利潤函數(shù)為：

F(φ)=[E(Pρφ)σ-1/σ]-γLQ

(4)

企業(yè)效率由企業(yè)家能力決定，與產(chǎn)品價格、區(qū)位等因素無關(guān)。借鑒庫姆斯等(Combes et al.,2012)[21]，假定總體生產(chǎn)率水平服從帕累托分布，其概率密度函數(shù)為g(φ)，累計分布函數(shù)為G(φ)。企業(yè)進入市場的臨界效率為φ*，則能夠進入市場的企業(yè)數(shù)量為Q(φ*)=1-G(φ*)，企業(yè)處于臨界效率值時，企業(yè)利潤水平為0，表示為：

F(φ*)=[E(Pρφ*)σ-1/σ]-γLQ=0

(5)

結(jié)合式(4)、式(5)，對企業(yè)利潤關(guān)于γ求偏導(dǎo)數(shù)，得：

(6)

由于?φ*/?γ≥0并且?P(φ*)/?φ*≥0，所以?P(φ*)/?γ≥0。

在市場規(guī)模給定的情況下，式(6)大小取決于企業(yè)效率水平。當企業(yè)利潤水平較低時，式(6)將小于0，即土地價格與企業(yè)利潤呈負相關(guān)，說明對于低效率企業(yè)而言，降低價格門檻能夠有效吸引企業(yè)集聚。當企業(yè)效率較大時，式(6)將大于0，即土地價格與企業(yè)利潤呈正相關(guān)關(guān)系；反之，則呈負相關(guān)關(guān)系。這說明，當土地價格較高時，僅有高效率企業(yè)能夠獲取經(jīng)濟利潤，繼續(xù)從事生產(chǎn)，低效率企業(yè)則會出現(xiàn)生產(chǎn)虧損的情況，從而退出生產(chǎn)。

由此，得出本文假設(shè)1：在土地價格的調(diào)節(jié)下，市場機制將從兩條路徑對地區(qū)工業(yè)效率產(chǎn)生作用。第一，低工業(yè)用地價格導(dǎo)致低門檻效率值，從而吸引更多的企業(yè)集聚，通過外部性的作用提升地區(qū)效率水平；第二，高工業(yè)用地價格導(dǎo)致高門檻效率值，從而淘汰原有地區(qū)的低效率企業(yè)，吸引更多的高效率企業(yè)進駐，通過選擇效應(yīng)作用提升地區(qū)工業(yè)效率水平。

2.價格扭曲的負向作用

價格機制是市場機制的核心，政府干預(yù)造成工業(yè)用地價格扭曲，進而對工業(yè)效率提升產(chǎn)生負向影響，其作用機制主要表現(xiàn)為：第一，過度投資。工業(yè)用地價格的扭曲本質(zhì)上是對入駐企業(yè)的實質(zhì)性補貼，當企業(yè)獲取的補貼超過企業(yè)生產(chǎn)的虧損，企業(yè)便會選擇進駐，由此，企業(yè)關(guān)注點便從提高生產(chǎn)效率轉(zhuǎn)移到獲取更多的工業(yè)用地要素，從而吸引許多低質(zhì)量項目的進駐[14-15]，對地區(qū)工業(yè)效率產(chǎn)生負向影響。第二，資源錯配。當要素價格扭曲時，企業(yè)面臨的價格信號失靈，從而造成企業(yè)效率分布偏差，地區(qū)工業(yè)效率水平偏離最優(yōu)水平，具體表現(xiàn)為傾向于注重規(guī)模而非質(zhì)量的資源錯配[14-15]、重點產(chǎn)業(yè)政策引致的價格扭曲帶來的資源錯配[9]等。第三，抑制創(chuàng)新。工業(yè)用地價格扭曲會抑制企業(yè)的創(chuàng)新動力，從而阻礙地區(qū)工業(yè)效率水平的提升，主要體現(xiàn)為收益偏好抑制企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新[22]、尋租成本抑制企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新[23]和融資歧視抑制企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新等。

由此，提出本文假設(shè)2：政府的過度干預(yù)造成價格機制扭曲，通過推動企業(yè)過度投資、工業(yè)用地要素資源在高低效率企業(yè)間的錯配，以及抑制企業(yè)創(chuàng)新水平等途徑對地區(qū)工業(yè)效率水平提升產(chǎn)生負向影響。

(二)考慮交易費用的政府作用機制

在價格機制的作用下，土地價格水平通過集聚效應(yīng)與選擇效應(yīng)的作用路徑對地區(qū)工業(yè)效率產(chǎn)生影響。在存在交易成本的現(xiàn)實世界中，土地資源利用的外部性問題使得完全依靠市場機制是不可行的，通過工業(yè)用地交易機制優(yōu)化帶來的外生交易費用降低，亦是提升工業(yè)用地利用效率的重要途徑[24]。在上述理論模型基礎(chǔ)上，本文引入外生交易費用與內(nèi)生交易費用考慮企業(yè)動態(tài)決策分析。用冰山成本τ代表外生交易費用，τ>1，地區(qū)j的企業(yè)在j地區(qū)銷售產(chǎn)品價格為pjj=1/ρφ，設(shè)企業(yè)在j地區(qū)進行投資生產(chǎn)，需要支付工業(yè)用地成本為γjLQ，那么地區(qū)i的企業(yè)在地區(qū)j銷售的產(chǎn)品價格為pij=τ/ρφ。參考白積洋(2012)[25]用兩地區(qū)價格比作為衡量企業(yè)擬進入地區(qū)的內(nèi)生交易費用水平，假設(shè)企業(yè)從i地區(qū)進入j地區(qū)進行投資決策，j地區(qū)相對于i地區(qū)的內(nèi)生交易費用水平為η，0<η<1，則地區(qū)i的企業(yè)在地區(qū)j銷售價格為pij=τ(1+η)/ρφ。兩個地區(qū)總市場規(guī)模為E，i地區(qū)市場規(guī)模為Si，j地區(qū)市場規(guī)模為Sj?；谏鲜鏊悸?，地區(qū)i企業(yè)進入j進行生產(chǎn)的臨界效率決定方程為：

(7)

(8)

由此，得到本文假設(shè)3：內(nèi)生交易費用與外生交易費用的存在提升了企業(yè)進駐門檻，同時降低了不同效率水平的企業(yè)利潤水平，進而對地區(qū)工業(yè)效率水平提升產(chǎn)生負向影響。

(三)考慮空間異質(zhì)性的作用機制

從城市內(nèi)部空間特征出發(fā)，探討城市內(nèi)部工業(yè)用地配置過程中政府與市場影響地區(qū)工業(yè)效率的機制差異，具體包括以開發(fā)區(qū)為代表的特殊政策區(qū)域以及衡量市場力量強弱的中心-外圍差異。

1.以開發(fā)區(qū)為代表的特殊政策區(qū)域

開發(fā)區(qū)是中國城市發(fā)展重要的區(qū)位導(dǎo)向型政策，開發(fā)區(qū)政策對工業(yè)用地配置影響工業(yè)效率作用路徑的影響主要體現(xiàn)在兩個方面：第一，政策租路徑。開發(fā)區(qū)是中國城市發(fā)展的特殊空間區(qū)域，具有城市內(nèi)部其他空間不具備的優(yōu)惠政策，一方面，為了獲取開發(fā)區(qū)政策租，企業(yè)更加偏好在開發(fā)區(qū)的非理性集聚，這種集聚行為短期內(nèi)能帶來企業(yè)發(fā)展[26]，但與普通意義上的集聚效應(yīng)(靠近要素或者靠近市場的好處)仍存在差別[27]。另一方面，開發(fā)區(qū)官員更易存在經(jīng)濟增長而主動創(chuàng)租的行為[28]，相對于其他地區(qū)官員會更加具備干預(yù)土地配置的動機與制度優(yōu)勢。第二，主導(dǎo)產(chǎn)業(yè)政策偏向。開發(fā)區(qū)主導(dǎo)產(chǎn)業(yè)企業(yè)更容易得到偏向性政策優(yōu)惠，從而影響要素市場配置效率。

2.城市內(nèi)部中心-外圍區(qū)域

基于前文所構(gòu)建的理論模型對城市內(nèi)部中心-外圍地區(qū)作用機制差異進行分析。現(xiàn)實中，城市內(nèi)部中心與外圍地區(qū)的進入成本存在明顯的差異，為了更加符合現(xiàn)實情形，參考安虎森等(2013)[29]、加斯帕(Gaspar，2018)[30]的方法，放松梅利茲(2003)[20]模型中市場規(guī)模對稱的假設(shè)。假定每個地區(qū)消費者對工業(yè)品的總支出E是外生給定的，令其為1，不考慮企業(yè)進入退出對支出水平的影響，并且假定中心城區(qū)市場規(guī)模高于外圍地區(qū)，即中心地區(qū)為市場區(qū)。分別求得中心地區(qū)和外圍地區(qū)分別對于土地價格水平的偏導(dǎo)數(shù)：

(9)

式(9)中，下標c表示中心地區(qū)變量，P表示外圍地區(qū)變量，Sc表示中心地區(qū)市場規(guī)模，則外圍地區(qū)市場規(guī)模為1-Sc。由式(9)可知，中心與外圍地區(qū)的利潤函數(shù)對土地價格的偏導(dǎo)數(shù)均受各自企業(yè)效率值影響，即都存在選擇效應(yīng)。另外，通過比較二者的參數(shù)可知，市場規(guī)模、冰山成本是影響企業(yè)利潤與土地價格函數(shù)關(guān)系的重要因素。由于中心地區(qū)市場規(guī)模較大，土地價格提升帶來的選擇效應(yīng)較強，外圍地區(qū)則相對較弱。同時，隨著距中心地區(qū)空間距離的不斷增加，冰山成本不斷上升，產(chǎn)品價格指數(shù)越高，選擇效應(yīng)越弱。

綜上，本文提出假設(shè)4：工業(yè)用地配置對工業(yè)效率的影響機制存在城市內(nèi)部的空間異質(zhì)性，主要體現(xiàn)為城市內(nèi)部開發(fā)區(qū)相對于非開發(fā)區(qū)空間區(qū)域通過政策租優(yōu)勢吸引企業(yè)非理性集聚，并且隨著與中心地區(qū)的距離不斷增加，工業(yè)用地價格上升選擇效應(yīng)逐漸弱化。

三、實證模型與數(shù)據(jù)

(一)數(shù)據(jù)來源與處理

從城市工業(yè)用地配置制度變革歷程來看，2007年后中國城市工業(yè)用地配置制度開始形成規(guī)范的增量配置制度體系，本文選取2007年為起始時間，由于中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫2013年發(fā)生行業(yè)代碼調(diào)整，因此樣本截止到2012年。另外，以2008—2013年《中國城市統(tǒng)計年鑒》所列城市目錄為準，確定地級及以上城市樣本，刪除不含區(qū)縣的嘉峪關(guān)市、東莞市、中山市、三亞市，最終確定281個地級及以上城市樣本。基于民政部公布的2012年中國縣以上行政區(qū)劃代碼標準，對歷年行政代碼進行調(diào)整，最終確定共計2 408個區(qū)縣樣本。

本文土地數(shù)據(jù)來源于中國土地市場網(wǎng)(www.landchina.com)宗地交易數(shù)據(jù)，其包含的土地出讓面積、土地出讓總價、土地受讓方、土地出讓方式、受讓方所屬行業(yè)等字段信息能夠完整地刻畫每一塊宗地的屬性特征。本文使用ArcGIS 10.2工具對每一塊宗地地理位置進行空間識別，精確刻畫土地出讓價格在城市內(nèi)部的空間演化特征。本文使用的企業(yè)數(shù)據(jù)均來自中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫，借鑒勃蘭特等(Brandt et al.,2012)[31]和楊汝岱(2015)[32]的方法，對數(shù)據(jù)庫中的異常值進行預(yù)處理。其余控制變量數(shù)據(jù)來自統(tǒng)計年鑒。為保持價格可比，本文所有價格數(shù)據(jù)均平減至2007年價格水平。

(二)指標與模型構(gòu)建

1.被解釋變量

本文使用工業(yè)全要素生產(chǎn)率(TFP)衡量地區(qū)工業(yè)效率水平。以工業(yè)增加值為權(quán)重，將企業(yè)TFP水平加權(quán)至區(qū)縣，以此作為被解釋變量，表示為tfpc。由于使用普通最小二乘(OLS)法測算企業(yè)tfp會產(chǎn)生同時性偏差與樣本選擇偏差，目前普遍使用奧利-帕克斯(OP)法、萊文索恩-彼得林(LP)法與阿克貝里-卡夫-弗雷澤(ACF)法克服，又因為2008年以后的工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)缺失中間投入，且OP法包含企業(yè)退出的表征，故使用OP法進行企業(yè)TFP測算，具體為：

lnYft=φ0+φklnKft+φllnLft+φaageft+χft

(10)

其中，Y、K、L和age分別表示產(chǎn)出(用工業(yè)增加值衡量)、資本投入、勞動投入和企業(yè)年齡，f代表企業(yè)，t代表時間。代理變量為企業(yè)投資lnI，狀態(tài)變量為lnK和age，自由變量為lnL，退出變量則根據(jù)企業(yè)的營業(yè)情況確定。相應(yīng)指標數(shù)據(jù)來源于2007—2012年中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫，數(shù)據(jù)預(yù)處理過程主要包括：(1)借鑒勃蘭特等(2012)[31]和楊汝岱(2015)[32]的方法，對異常值進行處理(1)剔除關(guān)鍵指標缺失、為負和為零的觀測值；刪除非正常營業(yè)的觀測值；刪除從業(yè)人員數(shù)小于8人的觀測值；刪除重要財務(wù)指標異常的觀測值。，然后以企業(yè)法人代碼為主要依據(jù)，結(jié)合企業(yè)名稱、法人名稱等信息匹配得出非平衡面板數(shù)據(jù)；(2)借鑒王貴東(2017)[33]的做法，本文用城市-行業(yè)層面工業(yè)增加值在總產(chǎn)值中的占比中位數(shù)測算缺失年份的工業(yè)增加值。

2.核心解釋變量

內(nèi)生交易費用(pte)。借鑒何一鳴和羅必良(2011)[34]的思路，本文采用綜合技術(shù)效率在考慮規(guī)模報酬可變情況下分解得到的純技術(shù)效率值來衡量土地資源配置的內(nèi)生交易費用。當純技術(shù)效率值越高，說明該城市土地資源配置制度的內(nèi)生交易費用越低。為有效度量前沿面樣本之間的效率差異和解決投入產(chǎn)出分析的松弛變量問題，本文采取超效率基于松弛變量的模型(SBM)進行計算。借鑒饒映雪和戴德藝(2016)[35]的做法，將工業(yè)用地面積引入傳統(tǒng)的柯布-道格拉斯(C-D)生產(chǎn)函數(shù)，構(gòu)成三要素生產(chǎn)函數(shù)，選取投入指標包括土地要素(citi)、資本要素(citk)與勞動力要素(citl)，產(chǎn)出指標為企業(yè)的經(jīng)濟產(chǎn)出總量(citv)。其中，城市工業(yè)用地面積數(shù)據(jù)來源于《中國城市建設(shè)統(tǒng)計年鑒》、企業(yè)數(shù)據(jù)來源于中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫，相應(yīng)指標已進行對數(shù)化處理。由于數(shù)據(jù)包絡(luò)分析(DEA)方法對決策單元數(shù)據(jù)缺失有嚴格要求，因此采取線性插值法補齊缺失數(shù)據(jù)。

外生交易費用(gini)。外生交易費用即交易過程中發(fā)生的直接或間接成本。本文利用城市出讓工業(yè)用地的空間集聚程度衡量地塊出讓過程中的外生交易費用。當出讓地塊在空間上分布更為集中時，會產(chǎn)生信息共享的外部經(jīng)濟，降低企業(yè)搜尋地塊信息的交易費用，采用城市工業(yè)用地出讓的空間基尼系數(shù)表征出讓工業(yè)用地的空間集聚程度，計算方法為：

(11)

其中，gini為城市工業(yè)用地出讓的空間基尼系數(shù)，Pi表示區(qū)縣i的出讓工業(yè)用地數(shù)量在城市內(nèi)所有區(qū)縣出讓工業(yè)用地數(shù)量的占比，N為城市區(qū)縣個數(shù)。城市工業(yè)用地出讓基尼系數(shù)處于0～1之間，當基尼系數(shù)值越大時，說明該城市工業(yè)用地出讓空間分布越集中，外生交易費用越低，從而促進區(qū)縣工業(yè)效率提升。

市場機制扭曲程度(agr)。本文采取區(qū)縣協(xié)議出讓工業(yè)用地面積占該區(qū)縣總出讓面積比重為城市工業(yè)用地市場機制扭曲程度的衡量指標。區(qū)縣協(xié)議出讓工業(yè)用地面積占該區(qū)縣總出讓面積比重越高，則市場機制扭曲程度越高。

區(qū)縣工業(yè)用地價格水平(pri)。本文采用區(qū)縣平均工業(yè)用地出讓價格衡量該區(qū)縣企業(yè)進駐所需要付出的機會成本，為增加數(shù)據(jù)平滑性，削弱異常分布點造成的分布偏差，對其做對數(shù)平滑處理。

3.控制變量

探討城市土地資源配置制度對區(qū)縣工業(yè)效率的影響，除受到本文所關(guān)心的城市工業(yè)用地出讓制度要素影響之外，會受到其他方面的因素作用。本文所選省份層面控制變量包括：人均土地違法案件數(shù)量(casr)，用本年立案數(shù)量占該省份人口比重計算的人均土地違法案件數(shù)量表示，對區(qū)縣工業(yè)效率產(chǎn)生負向影響；土地違法案件處理率(casd)，用本年結(jié)案數(shù)/(本年立案數(shù)+去年未結(jié)案數(shù))表示，對區(qū)縣工業(yè)效率具有正向促進作用。城市層面控制變量包括：產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)(sec)，本文考慮的是工業(yè)效率的影響因素，將城市第二產(chǎn)業(yè)增加值占國內(nèi)生產(chǎn)總值(GDP)比重作為城市產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的表征指標；行政服務(wù)能力(gov)，借鑒畢青苗等(2018)[36]的研究，根據(jù)城市開始建立具有集中審批功能的綜合行政服務(wù)機構(gòu)的最早時間，判斷城市是否具有集中審批職能的地級行政審批中心機構(gòu)，將其作為衡量城市行政服務(wù)能力的重要指標。區(qū)縣層面控制變量指標包括：企業(yè)稅收負擔(tax)，用區(qū)縣企業(yè)應(yīng)交增值稅占主營業(yè)務(wù)收入比重均值衡量，對地區(qū)工業(yè)效率水平具有負向影響；企業(yè)管理成本(man)，用區(qū)縣企業(yè)管理費用占主營業(yè)務(wù)比重均值衡量，預(yù)期符號為負。

根據(jù)上述指標，構(gòu)建如下基準計量模型分析城市工業(yè)用地配置影響區(qū)縣工業(yè)效率的路徑：

tfpcc,t=β0+β1ptec,t+β2ginic,t+β3agrc,t+β4pric,t+βΧ+εc,t

(12)

其中，tfpcc,t為區(qū)縣c在t年的tfpc水平，β0為截距項，其余β為各變量的回歸系數(shù)，ptec,t、ginic,t、agrc,t、pric,t分別表示區(qū)縣c在t年的核心解釋變量，X為其余控制變量，包括省份控制變量、城市控制變量以及區(qū)縣控制變量。εc,t為隨機誤差項，表示其余未考慮因素的影響。

4.空間特征變量

中心-外圍。由于城市空間范圍較大，容易受到地理形態(tài)影響，與前文中城市中心確定方法保持一致，選取城市人民政府所在地為城市中心。相對城市而言，各區(qū)縣空間范圍較小，受地理形態(tài)影響相對較小，故采用地理幾何中心作為區(qū)縣中心。進一步計算各區(qū)縣中心到城市中心的距離，并按照均值進行劃分，將樣本劃分為中心區(qū)縣樣本與外圍區(qū)縣樣本。

重點政策區(qū)域。根據(jù)《中國開發(fā)區(qū)審核公告目錄》(2018年版)，提取每個開發(fā)區(qū)管理委員會的經(jīng)緯度坐標，從而確定開發(fā)區(qū)所在區(qū)縣，以區(qū)縣是否包含開發(fā)區(qū)、所包含開發(fā)區(qū)類別，以及開發(fā)區(qū)成立時間劃分區(qū)縣類型，即：區(qū)縣是否包含開發(fā)區(qū)；包含國家級開發(fā)區(qū)或省級開發(fā)區(qū)區(qū)縣；在研究期限內(nèi)是否新成立開發(fā)區(qū)。

(三)工業(yè)用地配置與企業(yè)效率特征分析

1.工業(yè)用地“郊區(qū)化”趨勢明顯

利用宗地交易數(shù)據(jù)，將宗地價格與城市中心距離進行局部加權(quán)回歸(LOWESS)分析，如圖1所示?？傮w而言，在郊區(qū)存在工業(yè)中心，并且隨著時間推移，東部地區(qū)、中部地區(qū)城市中心地區(qū)工業(yè)用地價格逐步低于郊區(qū)次中心地區(qū)價格水平(2)東部地區(qū)包括北京、天津、河北、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東和海南。中部地區(qū)包括山西、安徽、江西、河南、湖北和湖南。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、寧夏和新疆。東北地區(qū)包括遼寧、吉林和黑龍江。，原有工業(yè)次中心逐步演變?yōu)楣I(yè)中心，與當前的工業(yè)郊區(qū)化進程相吻合。

圖1 工業(yè)用地價格與距離城市行政中心距離LOWESS擬合曲線

2.工業(yè)用地配置與企業(yè)效率分布

根據(jù)每年區(qū)縣工業(yè)用地出讓價格水平、土地市場化程度、內(nèi)生交易費用與外生交易費用的中位數(shù)，將區(qū)縣劃分為對應(yīng)指標高、低區(qū)縣類型。通過企業(yè)核密度圖對比不同類型區(qū)縣企業(yè)效率分布情況，如圖2所示，可以得出以下結(jié)論：第一，高工業(yè)用地價格區(qū)核密度曲線呈現(xiàn)右拖尾特征，說明高工業(yè)用地價格區(qū)縣高效率企業(yè)比重更多；低工業(yè)用地價格區(qū)相對更為瘦高，說明區(qū)縣內(nèi)部企業(yè)效率分布更為集中。第二，高土地出讓市場化程度區(qū)縣的核密度曲線相對更加瘦高，提高土地出讓市場化程度能夠顯著提高區(qū)縣資源配置效率。第三，低內(nèi)生交易費用區(qū)縣企業(yè)效率核密度曲線相對右移且更加瘦高，說明降低城市工業(yè)用地配置制度的水平會帶來地區(qū)工業(yè)效率均值提升，并且內(nèi)部資源配置效率更高，另外曲線呈現(xiàn)左截斷特征，說明該類區(qū)縣擁有更少比例的低效率企業(yè)。第四，外生交易較高的地區(qū)低效率企業(yè)與高效率企業(yè)均更多，企業(yè)效率呈現(xiàn)出雙邊分類空間分布特征，更低的外生交易費用將會吸引更多的中等效率企業(yè)集聚。究其原因，高效率企業(yè)對外生交易費用的敏感程度更低，許多小規(guī)模的企業(yè)，盡管生產(chǎn)率較低，通過為高生產(chǎn)率的最終裝配企業(yè)提供定制化、高標準的中間投入品而緊密圍繞在高生產(chǎn)率企業(yè)的周圍[21,37]。

圖2 企業(yè)效率核密度

四、工業(yè)用地配置影響工業(yè)效率的實證檢驗

(一)基準回歸

基于式(12)的基準回歸結(jié)果如表1所示。為了保證結(jié)果的穩(wěn)健性，采用了經(jīng)調(diào)整的固定效應(yīng)(FE)模型，表1中列(1)—列(4)分別為陸續(xù)添加不同層面控制變量的回歸結(jié)果，通過比較四列回歸結(jié)果中核心解釋變量的回歸系數(shù)及顯著性發(fā)現(xiàn)，回歸結(jié)果具有較高穩(wěn)健性?；诹?4)結(jié)果，進一步分析不同解釋變量對區(qū)縣工業(yè)效率水平的作用路徑，具體如下：

表1 基準回歸結(jié)果

從市場機制作用來看，區(qū)縣工業(yè)用地價格水平回歸系數(shù)為-0.013 1，在1%的置信水平上顯著，說明整體而言，中國目前工業(yè)發(fā)展仍處于集聚發(fā)展階段，降低要素成本，讓企業(yè)輕裝前行，是中國城市工業(yè)用地配置改革實踐的重要路徑。值得注意的是，降低要素成本與地方政府干預(yù)市場運行造成要素價格扭曲具有本質(zhì)區(qū)別，協(xié)議出讓工業(yè)用地面積占比回歸系數(shù)顯著為負，表明當區(qū)縣協(xié)議出讓工業(yè)用地面積占比每提高1%，區(qū)縣工業(yè)效率水平降低4.4%。在歷經(jīng)2004—2007年國家出臺一系列對于協(xié)議出讓工業(yè)用地整頓改革措施之后，協(xié)議出讓工業(yè)用地行為在地方仍然普遍存在。目前，如何發(fā)揮市場作為資源配置的核心作用已經(jīng)成為國家經(jīng)濟體制改革的重點內(nèi)容，厘定城市工業(yè)用地配置過程中政府與市場的作用邊界，仍然是中國城市工業(yè)用地配置制度改革的核心內(nèi)容。

從政府作用變量來看，城市工業(yè)用地配置制度的純技術(shù)效率回歸系數(shù)為0.087 0，并且在1%的置信水平上顯著，說明城市工業(yè)用地配置制度的內(nèi)生交易費用對區(qū)縣工業(yè)效率水平具有顯著負向影響。當城市工業(yè)用地配置制度的純技術(shù)效率每提升1個單位，區(qū)縣工業(yè)效率水平則相應(yīng)提高8.7%，表明地方政府可通過降低制度內(nèi)生交易費用提高區(qū)縣工業(yè)效率水平。衡量城市土地交易外生交易費用的城市土地出讓空間基尼系數(shù)回歸系數(shù)為0.050 2，在1%的置信水平上顯著，表明城市土地空間分散程度能夠顯著影響區(qū)縣工業(yè)效率水平。當年城市工業(yè)用地出讓越集中的城市，區(qū)縣工業(yè)效率水平相對越高。城市工業(yè)用地空間基尼系數(shù)每上升1個單位，會帶來區(qū)縣工業(yè)效率水平5.02%的增加幅度。城市出讓土地越分散，會造成企業(yè)搜尋成本越高，集中出讓同一區(qū)域的多宗土地，宗地之間具有相同的外部環(huán)境，共享同一區(qū)域的基礎(chǔ)設(shè)施等，具有較高的信息外部性。

控制變量結(jié)果均在1%的置信水平上顯著為正。省份控制變量中，人均土地違法案件率每下降1個單位，區(qū)縣工業(yè)效率水平相應(yīng)提升3.02%；土地違法案件結(jié)案率每提高1%，地區(qū)工業(yè)效率水平隨之增加14.88%。由此可見，優(yōu)化省級土地管理制度水平，有助于促使土地資源進行合理配置，對于提升省內(nèi)區(qū)縣工業(yè)效率水平具有正向促進作用。城市控制變量中，當城市第二產(chǎn)業(yè)增加值占GDP比重每提高1%，區(qū)縣工業(yè)效率提升72.96%，表明一味地追求城市產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化，忽視制造業(yè)發(fā)展基礎(chǔ)以及制造業(yè)內(nèi)部高級化過程，會對城市經(jīng)濟發(fā)展產(chǎn)生負向作用。反映城市政府政務(wù)能力的虛擬變量的回歸系數(shù)在1%的置信水平上顯著為正，設(shè)立行政許可服務(wù)中心的城市樣本區(qū)縣工業(yè)效率水平平均提升5.29%。區(qū)縣控制變量中，區(qū)縣企業(yè)管理費用成本與稅收負擔回歸系數(shù)每增加1%，對應(yīng)區(qū)縣工業(yè)效率分別降低96.02%與67.02%。管理費用、稅收等是企業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營過程所需要持續(xù)付出的可變成本。短期內(nèi)，企業(yè)生產(chǎn)遵循邊際原則，以追求利潤最大化，降低企業(yè)生產(chǎn)可變成本同樣是提高企業(yè)生產(chǎn)效率的重要措施。

表1(續(xù))

(二)穩(wěn)健性檢驗

為提高本文關(guān)鍵指標回歸結(jié)果的可靠性，本文分別從考慮內(nèi)生性以及考慮關(guān)鍵指標計算方法兩方面進行穩(wěn)健性檢驗。

1.考慮關(guān)鍵指標內(nèi)生性

內(nèi)生性的主要來源于三個方面：遺漏變量、反向因果以及測度誤差。遺漏變量，由于數(shù)據(jù)可獲得性，指標選取等問題，可能存在由于重要遺漏變量所帶來的估計結(jié)果偏誤。反向因果，城市工業(yè)用地配置過程中政府作用與區(qū)縣工業(yè)效率的反向因果關(guān)系可能體現(xiàn)在企業(yè)作為權(quán)利主體為了爭取更多的權(quán)益，會干擾配置主體的配置策略。測度誤差，在用單一指標對一個綜合概念進行衡量時，不可避免出現(xiàn)測度誤差。針對可能存在的內(nèi)生性問題，本文將綜合利用兩階段工具變量回歸模型以及動態(tài)面板廣義矩估計(GMM)模型對內(nèi)生性問題進行探討，以保障關(guān)鍵變量結(jié)論的一致性。

兩階段工具變量回歸。考慮到關(guān)鍵指標可能存在的內(nèi)生性問題，本文將逐一為關(guān)鍵指標尋找相應(yīng)的工具變量。具體如下：

本文將2004年土地部門人員超編度(gor)作為城市工業(yè)用地配置制度內(nèi)生交易費用的工具變量，由省級土地管理部門從業(yè)人數(shù)/省級土地管理部門編制人數(shù)-1表征。2004年后國土資源管理實行省以下的垂直領(lǐng)導(dǎo)體制，由以地方管理為主變?yōu)橐酝恋毓芾聿块T管理為主。在處理土地管理事務(wù)中，地方土地管理部門往往具有擴張職工規(guī)模、大量使用非編制人員的傾向[38]。關(guān)于該指標選取的合理性如下：第一，由于制度依賴的存在，歷史上的政府部門規(guī)?？梢杂绊懍F(xiàn)在的政府部門規(guī)模，并且土地管理部門的超編程度只能通過土地供給行為來影響工業(yè)效率，與區(qū)縣工業(yè)效率并無直接的關(guān)聯(lián)；第二，2004年數(shù)據(jù)屬于歷史數(shù)據(jù)，具有更好的外生性[39]。

本文將2004年土地市場交易結(jié)構(gòu)(mars)作為衡量城市工業(yè)用地配置外生交易費用的工具變量，由城市轉(zhuǎn)讓土地宗數(shù)/(城市轉(zhuǎn)讓土地宗數(shù)+城市土地出讓宗數(shù))表征，數(shù)值越大表明土地二級市場發(fā)展越完善。由于二級交易市場是企業(yè)間的市場交易行為，因此當二級市場發(fā)展更為完善時，土地配置市場外生交易費用更低。與國土管理部門人員超編程度的理論邏輯相似，由于制度依賴，當前市場交易結(jié)構(gòu)的發(fā)展依賴于之前市場結(jié)構(gòu)的發(fā)展狀況，并且土地市場結(jié)構(gòu)的發(fā)展程度無法直接影響區(qū)縣工業(yè)效率水平，只能通過降低土地配置市場的外生交易費用進一步提高企業(yè)效率。

本文將區(qū)縣市場中心度(mc)作為市場中心度的工具變量。借鑒楊勇(2017)[40]市場中心度的概念，本文以胡煥庸線以東的地區(qū)為市場區(qū)，認為其質(zhì)心為市場中心，計算各城市市轄區(qū)中心到市場中心的距離。市場中心度亦屬于地理指標，具有很強的外生性，并且由于市場區(qū)競爭環(huán)境更為成熟，距離市場區(qū)遠近對于土地配置行為存在一定的影響[41]。

地理坡度(gen)。借鑒李力行等(2016)[3]的做法，采取區(qū)縣地理坡度15度以下的土地面積占比作為工業(yè)用地價格的工具變量。根據(jù)李力行等(2016)[3]、陳婷等(Chen et al.,2016)[42]的研究，土地坡度嚴格外生于官員、地方政府的行為，但卻能影響到當?shù)赝恋氐目傻眯砸约斑m合的用途，從而影響土地價格水平。

2004年土地管理部門相關(guān)人員數(shù)據(jù)以及土地出讓、轉(zhuǎn)讓宗數(shù)來源于《中國國土資源統(tǒng)計年鑒2005》。由于2004土地管理部門人員超編度、2004年土地交易市場結(jié)構(gòu)、市場中心度、地理坡度均為非時變量，不能直接用于固定效應(yīng)回歸，參考阿西莫格魯(Acemoglu，2005)[43]、李鍇和齊紹洲(2011)[44]等人的做法，將四個指標分別乘以2006年基期水平的2007—2012年的歷年城市居民消費價格指數(shù)進行時變處理。

動態(tài)面板廣義矩估計。由于關(guān)鍵解釋變量有四個，考慮到兩階段最小二乘法(2SLS)的工具變量估計過程中，四個工具變量對應(yīng)四個關(guān)鍵解釋變量可能帶來的識別不足以及對估計結(jié)果帶來的偏誤，因此，對于包含所有關(guān)鍵解釋變量的內(nèi)生性問題穩(wěn)健性檢驗采取系統(tǒng)GMM方法進行分析，以提高估計結(jié)果可信度。

綜上，采用兩階段工具變量回歸估計以及系統(tǒng)GMM估計結(jié)果如表2所示。列(1)—列(4)分別為對每一個關(guān)鍵指標采取二階段工具變量回歸估計進行穩(wěn)健性檢驗的回歸結(jié)果，列(5)則是系統(tǒng)GMM估計結(jié)果。從列(1)—列(4)結(jié)果來看，采取兩階段工具變量法回歸時，工具變量第一階段F值均通過，說明所選取工具變量對相應(yīng)的關(guān)鍵指標有顯著影響，另外所有工具變量均通過識別不足檢驗、弱工具變量檢驗，以及內(nèi)生性檢驗，表明工具變量選取是合理的。列(5)結(jié)果通過AR(1)和AR(2)檢驗，說明不存在序列自相關(guān)情況，模型構(gòu)建合理，估計結(jié)果可靠。

表2 考慮核心指標內(nèi)生性的穩(wěn)健性回歸結(jié)果

表2(續(xù))

列(1)—列(4)回歸結(jié)果表明，城市工業(yè)用地配置制度內(nèi)生交易費用的城市工業(yè)用地配置純技術(shù)效率在1%的置信水平上顯著為正，表示城市工業(yè)用地配置制度外生交易費用的城市工業(yè)用地出讓空間基尼系數(shù)同樣在1%的置信水平上顯著為正，表示城市工業(yè)用地市場機制扭曲程度的協(xié)議出讓工業(yè)用地占比在1%的置信水平上顯著為負，城市工業(yè)用地價格回歸系數(shù)在10%的置信水平上顯著為負，與基準回歸結(jié)論保持一致。系統(tǒng)GMM估計結(jié)果進一步驗證了基準回歸結(jié)果的穩(wěn)健性。

2.考慮關(guān)鍵指標計算方法

本文進一步考慮關(guān)鍵指標的計算方法，采取不同指標算法進行替換，驗證由于指標計算方法不同可能會帶來的估計偏誤。主要指標替換方法為：被解釋變量：采用分行業(yè)樣本情形下利用OP法計算的區(qū)縣工業(yè)效率(tfp1)替換tfpc代入基準模型。政府作用：采用兩階段CCR-SUPER-WINDOWS模型進行估計，用所得的純技術(shù)效率(pte1)替換原有值進行估計。市場作用：借鑒徐升艷等(2018)[45]的研究，采取可變權(quán)重法進行測算，并細化至區(qū)縣-行業(yè)-時間維度，由于實踐中各地更偏愛掛牌的出讓方式，拍賣和招標所占比例非常小，本文不另外計算招標出讓、拍賣出讓方式的價格權(quán)重，將城市層面某行業(yè)的“招拍掛”平均價格水平作為基準價格，其權(quán)重設(shè)置為1，協(xié)議出讓價格與基準價格的比值作為協(xié)議出讓方式的價格權(quán)重(3)由于實踐中租賃、作價出資或入股等交易方式數(shù)量較少，本文采用四種出讓方式的計算結(jié)果代表特定時間、區(qū)縣、行業(yè)的土地交易市場化程度。，并將經(jīng)權(quán)重法計算所得市場機制扭曲程度(agr1)替換原有值進行估計。

考慮關(guān)鍵指標計算方法不同帶來的估計偏誤，分別將各替換指標代入基準模型進行回歸估計，所得結(jié)果如表3所示。列(1)表示替換被解釋變量的回歸結(jié)果，列(2)表示替換城市工業(yè)用地純技術(shù)效率的計算結(jié)果，列(3)表示替換市場機制扭曲程度的回歸結(jié)果。綜合列(1)—列(3)結(jié)果來看，回歸結(jié)果保持一致，并且與基準回歸結(jié)果保持一致，說明在考慮關(guān)鍵指標不同計算方法的情形下，基準回歸所得結(jié)論仍具有較高的穩(wěn)健性。

表3 考慮關(guān)鍵指標計算方法的穩(wěn)健性檢驗

五、工業(yè)用地配置對工業(yè)效率作用的空間差異分析

本文將基于城市內(nèi)部不同空間區(qū)位層面，分別考慮中心-外圍差異以及重點政策區(qū)域差異所導(dǎo)致的各關(guān)鍵指標作用路徑差異。

(一)考慮城市中心-外圍差異

由于城市內(nèi)部騰籠換鳥的機制常見于經(jīng)濟發(fā)展相對較快、城市規(guī)模相對較大的城市，而這一類城市往往具有更高的行政等級，進一步考慮不同等級城市內(nèi)部的回歸結(jié)果，全樣本回歸結(jié)果與分樣本回歸結(jié)果如表4所示。

表4 考慮城市內(nèi)部中心-外圍空間區(qū)位特征回歸結(jié)果

整體而言，無論是中心區(qū)縣或是外圍區(qū)縣，城市工業(yè)用地配置制度純技術(shù)效率回歸系數(shù)均為正，并且在外圍地區(qū)顯著為正，說明城市工業(yè)用地配置制度內(nèi)生交易費用水平對外圍區(qū)縣工業(yè)效率的促進作用更為顯著。主要原因在于，更多的工業(yè)集中區(qū)往往分布在外圍地區(qū)，優(yōu)化制度管理水平對于提升該類地區(qū)的工業(yè)效率具有顯著作用。從分城市類型結(jié)果來看，高行政等級城市樣本與低行政等級城市樣本存在顯著差異，對于高行政等級城市的區(qū)縣樣本而言，中心區(qū)縣受城市工業(yè)用地配置制度內(nèi)生交易費用影響更為顯著，低行政等級城市的區(qū)縣樣本則正好相反，外圍區(qū)縣的影響更為顯著。究其原因，相對于外圍區(qū)縣，高行政等級城市的中心區(qū)縣的市場競爭程度更高，帶來的效率提升效應(yīng)更強。

城市工業(yè)用地出讓的空間基尼系數(shù)對工業(yè)效率的影響在中心與外圍地區(qū)表現(xiàn)出一定的差異性?？傮w而言，提高工業(yè)用地出讓集中程度有助于降低外生交易費用，從而提高工業(yè)效率水平。這一機制在高行政等級城市并不顯著，甚至表現(xiàn)出負向效應(yīng)；在低行政等級城市的區(qū)縣樣本中，外圍區(qū)縣的回歸系數(shù)顯著為正，中心區(qū)縣則不顯著。

區(qū)縣協(xié)議出讓工業(yè)用地面積占比整體上與區(qū)縣工業(yè)效率水平表現(xiàn)出負向關(guān)系，并且區(qū)縣協(xié)議出讓工業(yè)用地面積占比降低1%，外圍區(qū)縣效率提升幅度略高于中心區(qū)縣，中心區(qū)縣擁有更完善的市場機制，能夠抵消由于政府干預(yù)帶來的效率損失。從分城市樣本來看，高行政等級城市區(qū)縣樣本回歸系數(shù)并不顯著，低行政等級城市區(qū)縣樣本中心地區(qū)與外圍地區(qū)均顯著為負，并且外圍區(qū)縣由于降低協(xié)議出讓比例帶來的效率增幅高于中心區(qū)縣。

區(qū)縣工業(yè)用地價格水平在中心區(qū)縣與外圍區(qū)縣均表現(xiàn)為負向作用，并且中心區(qū)縣降低工業(yè)用地價格水平帶來的效率提升更加明顯。分樣本來看，高行政等級城市的區(qū)縣樣本回歸系數(shù)均為正，工業(yè)用地價格表現(xiàn)出選擇效應(yīng)機制，通過提高工業(yè)用地價格水平淘汰低效率企業(yè)，并且該選擇效應(yīng)在中心區(qū)縣樣本表現(xiàn)顯著。對于低行政等級城市區(qū)縣樣本而言，通過降低工業(yè)用地價格水平吸引企業(yè)集聚進而提升區(qū)縣工業(yè)效率水平的集聚機制在外圍區(qū)縣更強烈。

(二)考慮重點政策區(qū)域差異

本文進一步研究是否擁有開發(fā)區(qū)區(qū)縣對城市工業(yè)用地配置的作用差異。具體而言：第一，根據(jù)開發(fā)區(qū)成立時間的長短，將實證分為研究期限內(nèi)是否新成立開發(fā)區(qū)以及該區(qū)縣是否含有開發(fā)區(qū)，研究期限內(nèi)新成立開發(fā)區(qū)代表開發(fā)區(qū)仍處在發(fā)展初期，區(qū)縣是否含有開發(fā)區(qū)則進一步包括了研究期限之前成立的開發(fā)區(qū)，如北京經(jīng)濟技術(shù)開發(fā)區(qū)，該類開發(fā)區(qū)成立年份較早，發(fā)展相對更加成熟。第二，由于開發(fā)區(qū)之間存在較強的異質(zhì)性，本文進一步將國家級開發(fā)區(qū)、省級開發(fā)區(qū)分開討論。所有回歸結(jié)果如表5所示。

表5 考慮城市內(nèi)部特殊政策區(qū)域類型回歸結(jié)果

基于列(1)、列(2)結(jié)果，城市工業(yè)用地配置純技術(shù)效率在兩類樣本中均表現(xiàn)出正向影響，并且在研究期限內(nèi)未有新開發(fā)區(qū)成立的區(qū)縣樣本中作用顯著。列(3)—列(5)是考慮不同級別開發(fā)區(qū)的估計結(jié)果，僅包含國家級開發(fā)區(qū)政策的區(qū)縣樣本回歸系數(shù)顯著為正，含省級開發(fā)區(qū)的區(qū)縣樣本回歸系數(shù)不顯著?；诹?6)、列(7)結(jié)果，未包含成立開發(fā)區(qū)的區(qū)縣樣本pte回歸系數(shù)在10%的置信水平上顯著為正，包含開發(fā)區(qū)的區(qū)縣樣本回歸系數(shù)則不顯著。這說明當區(qū)縣含有開發(fā)區(qū)政策優(yōu)勢時，改善城市工業(yè)用地配置制度水平所帶來的效率提升作用不明顯，當區(qū)縣未能享受開發(fā)區(qū)政策時，通過優(yōu)化城市工業(yè)用地配置制度設(shè)計，降低內(nèi)生交易費用，更能顯著提升區(qū)縣工業(yè)效率水平。

城市工業(yè)用地配置外生交易費用與內(nèi)生交易費用基本保持一致結(jié)論，不含有開發(fā)區(qū)的區(qū)縣樣本工業(yè)效率對集中供應(yīng)土地帶來的外生交易費用下降反應(yīng)顯著，含有開發(fā)區(qū)的區(qū)縣樣本則相反?？紤]不同級別開發(fā)區(qū)，僅包含省級開發(fā)區(qū)的區(qū)縣樣本回歸系數(shù)顯著為負。究其原因，基于張莉等(2011)[46]的研究結(jié)論，開發(fā)區(qū)實施的主導(dǎo)產(chǎn)業(yè)政策偏向會造成土地資源錯配，從而造成區(qū)縣工業(yè)效率損失。若土地資源過度集中分布于含有開發(fā)區(qū)的區(qū)縣，尤其是包含省級開發(fā)區(qū)的區(qū)縣，則會對區(qū)縣工業(yè)效率水平產(chǎn)生負向影響。

市場機制扭曲帶來的效率損失在不同樣本間均呈現(xiàn)一致作用，即降低政府干預(yù)程度會促進區(qū)縣工業(yè)效率提升。值得注意的是，對于僅含有省級開發(fā)區(qū)的區(qū)縣樣本而言，這一效應(yīng)并不顯著。價格機制在不同樣本間基本保持一致方向，對于研究期限內(nèi)新成立開發(fā)區(qū)的區(qū)縣而言，降低工業(yè)用地價格帶來的效率提升幅度更大。成熟開發(fā)區(qū)的區(qū)縣樣本表明，依靠低價出讓工業(yè)用地所導(dǎo)致的區(qū)縣工業(yè)效率提升幅度較不含開發(fā)區(qū)的區(qū)縣樣本更小。原因可能在于開發(fā)區(qū)成立初期主要依賴于強集聚效應(yīng)促進工業(yè)效率提升，隨著開發(fā)區(qū)發(fā)展逐步成熟，集聚效應(yīng)發(fā)揮的作用則會隨之降低。對于僅含有國家開發(fā)區(qū)以及僅含有省級開發(fā)區(qū)的區(qū)縣樣本而言，價格機制差異并不明顯。研究期限內(nèi)同時成立兩類開發(fā)區(qū)的區(qū)縣樣本，回歸系數(shù)為正，但不顯著。這說明對于此類樣本，價格機制此時在一定程度上發(fā)揮選擇效應(yīng)，即通過工業(yè)用地價格的提高促進低效率企業(yè)的退出。同時成立兩類開發(fā)區(qū)的區(qū)縣，在各種政策優(yōu)勢疊加的情形下，大量的工業(yè)企業(yè)集聚，此時土地需求上升導(dǎo)致價格上漲，一定程度上通過選擇效應(yīng)淘汰低效率企業(yè)，提高工業(yè)效率水平。

六、研究結(jié)論與政策啟示

本文基于2007—2012年中國281個地級及以上城市共計2 408個區(qū)縣樣本的工業(yè)用地出讓數(shù)據(jù)以及工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)，通過構(gòu)建合理的指標體系對城市工業(yè)用地配置過程中的關(guān)鍵因素進行測度，并利用計量模型對其影響工業(yè)效率的作用路徑加以驗證。主要結(jié)論包括：(1)降低內(nèi)生交易費用與外生交易費用、降低工業(yè)用地使用成本、提升城市工業(yè)用地配置市場化程度均能夠顯著提升地區(qū)工業(yè)效率水平。(2)區(qū)縣距城市中心距離對內(nèi)生交易費用與外生交易費用、市場機制的作用均具有正向調(diào)節(jié)效應(yīng)，對價格機制表現(xiàn)的集聚效應(yīng)具有負向調(diào)節(jié)效應(yīng)并且在不同等級城市存在差異。(3)開發(fā)區(qū)政策對外生交易費用的調(diào)節(jié)效應(yīng)與對內(nèi)生交易費用的調(diào)節(jié)效應(yīng)基本保持一致結(jié)論，含有開發(fā)區(qū)對于提高市場化程度、促進地區(qū)工業(yè)效率提升的路徑具有負向效應(yīng)。

基于上述結(jié)論，本文提出中國城市工業(yè)用地配置制度改革措施包括：(1)整體而言，政府須降低要素成本與交易費用，包括降低政府對工業(yè)用地配置的干預(yù)程度，促使工業(yè)用地價格水平回歸市場價值，通過規(guī)范契約制度、明晰產(chǎn)權(quán)主體責任等制度優(yōu)化措施降低內(nèi)生交易費用，合理設(shè)置工業(yè)用地出讓時序、完善工業(yè)用地二級交易市場等以降低外生交易費用。(2)城市工業(yè)用地配置制度變革須考慮空間異質(zhì)性，對于市場化競爭程度強的市場中心地區(qū)，降低外生交易費用是改革重點。(3)對于非重點政策區(qū)域，須著重優(yōu)化土地配置制度水平，降低內(nèi)生交易費用；對于開發(fā)區(qū)等重點政策區(qū)域，則須持續(xù)提高競爭程度，降低政府干預(yù)程度，充分發(fā)揮市場價格機制的作用。