土地出讓方式市場化能否影響土地價(jià)格

中圖分類號：F293 文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A 文章編號：1000-176X（2025）05-0118-12

一、問題的提出

土地是稀缺性自然資源，具有重要的市場價(jià)值，對經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展產(chǎn)生重要作用。為了實(shí)行土地集中統(tǒng)一供給，中國政府不斷加強(qiáng)對城市經(jīng)營性用地的行政壟斷。本文根據(jù)《中國國土資源統(tǒng)計(jì)年鑒》的數(shù)據(jù)計(jì)算得出，隨著2004年8月31日土地“招拍掛”政策的全面實(shí)施，近九成的經(jīng)營性用地以“招拍掛”方式出讓。《2011年中國地價(jià)指數(shù)報(bào)告》數(shù)據(jù)顯示，2000—2009年，全國層面的住宅用地價(jià)格定基指數(shù)為186。相較于其他類型用地價(jià)格，全國層面的住宅用地價(jià)格定基指數(shù)上漲最快。土地“招拍掛”出讓方式有助于充分發(fā)揮市場的價(jià)格機(jī)制，避免土地出讓尋租行為帶來的國有資產(chǎn)流失。然而，土地“招拍掛”政策實(shí)施后，處于土地一級市場壟斷地位的地方政府利用“招拍掛”的經(jīng)濟(jì)功能實(shí)現(xiàn)土地出讓收入最大化，由此可能帶來的土地供給不足、土地價(jià)格上漲過快，進(jìn)而導(dǎo)致房產(chǎn)價(jià)格過高問題引起社會的廣泛關(guān)切。

從已有研究來看，與本文相關(guān)的文獻(xiàn)主要集中在三個(gè)方面。其一，土地財(cái)政、土地金融對房價(jià)的影響。這類研究認(rèn)為，地方政府具有推動房價(jià)上漲的內(nèi)在激勵，地方政府對土地財(cái)政的依賴程度越高，土地價(jià)格上漲壓力越大[1]，房產(chǎn)價(jià)格上漲越快[2]。其二，地方政府壟斷土地供給對土地價(jià)格的影響。這類研究認(rèn)為，地方政府在土地“招拍掛”政策實(shí)施后實(shí)現(xiàn)了土地一級市場的壟斷[3]，通過限制經(jīng)營性用地供給來實(shí)現(xiàn)土地出讓收入最大化[46]，但缺乏實(shí)證檢驗(yàn)。其三，土地出讓方式與土地價(jià)格、房產(chǎn)價(jià)格的關(guān)系。況偉大和李濤[研究發(fā)現(xiàn)，土地價(jià)格主要是由房產(chǎn)價(jià)格決定的，而不是由土地出讓方式?jīng)Q定的。王岳龍8研究發(fā)現(xiàn)，土地“招拍掛”政策實(shí)施會促進(jìn)房產(chǎn)價(jià)格上漲。

那么，土地“招拍掛”政策實(shí)施后，土地出讓方式的改變是否會帶來土地價(jià)格的快速上漲？是否還存在地方政府完全壟斷土地一級市場后，為最大化土地出讓收人，限制住宅用地供給行為，進(jìn)而推動土地價(jià)格持續(xù)上漲？為了回答上述兩個(gè)問題，本文基于土地“招拍掛”政策的準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)，實(shí)證檢驗(yàn)了土地出讓方式市場化對土地價(jià)格的影響及作用機(jī)制?；诖耍疚目赡艿膶W(xué)術(shù)貢獻(xiàn)集中在兩個(gè)方面。一方面，本文基于中國土地市場網(wǎng)的微觀數(shù)據(jù)構(gòu)建了土地市場化指標(biāo)，利用土地“招拍掛”政策的準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)，實(shí)證檢驗(yàn)了土地出讓方式市場化對土地價(jià)格的影響。這不僅為提高土地資源配置效率奠定了理論基礎(chǔ)，而且為建立符合國情、適應(yīng)市場規(guī)律的長效機(jī)制提供了決策依據(jù)，回應(yīng)了社會各界對土地“招拍掛”政策實(shí)施影響土地價(jià)格的爭議和關(guān)切。另一方面，本文從地方政府供地激勵的視角考察了土地出讓方式市場化對土地價(jià)格影響的具體作用機(jī)制，發(fā)現(xiàn)地方政府會主動調(diào)整土地供給規(guī)模以最大化其土地出讓收入。這為準(zhǔn)確理解地方政府行為提供了經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。

二、制度背景、理論分析與研究假設(shè)

（一）制度背景

中國的土地制度安排非常獨(dú)特，在社會主義公有制下，農(nóng)村土地屬于集體所有，城市土地屬于國家所有，國有土地所有權(quán)屬于國務(wù)院，權(quán)力的行使在市縣政府[9]。1998年，《中華人民共和國土地管理法》規(guī)定：國家編制土地利用總體規(guī)劃，規(guī)定土地用途，將土地分為農(nóng)用地、建設(shè)用地和未利用地。之后，地方政府開始控制建設(shè)用地總量，實(shí)行土地用途管制，農(nóng)民利用集體土地從事非農(nóng)建設(shè)被限制在自辦鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)，農(nóng)用地轉(zhuǎn)為建設(shè)用地必須經(jīng)過征地，地方政府名義上獲得壟斷土地的權(quán)力。但是，由于存量土地已分散在各個(gè)企事業(yè)單位，存在多頭供地現(xiàn)象，政府仍難以實(shí)現(xiàn)土地的集中供給，且存在征地拆遷等程序，政府也難以控制目標(biāo)地塊上市的時(shí)間。1999年，中國大部分城市開始借鑒杭州和青島推行土地儲備制度的經(jīng)驗(yàn)，進(jìn)行相關(guān)改革和調(diào)整[10]。2001年，《國務(wù)院關(guān)于加強(qiáng)國有土地資產(chǎn)管理的通知》提出：目前國有土地資產(chǎn)通過市場配置的比例不高，透明度低；劃撥土地大量非法人市，隱形交易；隨意減免土地價(jià)格，擠占國有土地收益的現(xiàn)象嚴(yán)重，使得大量應(yīng)由國家取得的土地收益流失到少數(shù)單位和個(gè)人手中。到2003年末，大、中、小城市土地儲備機(jī)構(gòu)的覆蓋率分別達(dá)到 9 3 % 、 9 0 % 、 7 9 % ，土地儲備機(jī)構(gòu)在各個(gè)城市落地生根[3]。

為建立城市建設(shè)用地統(tǒng)一供地制度所實(shí)行的一系列舉措，逐步增強(qiáng)了地方政府的土地壟斷供給權(quán)力，直接導(dǎo)致土地財(cái)政的迅速膨脹[11]。進(jìn)一步地，為了從源頭上防止土地供給環(huán)節(jié)產(chǎn)生腐敗行為，充分發(fā)揮市場配置土地資源的基礎(chǔ)性作用，強(qiáng)化政府對土地的集中統(tǒng)一管理，避免多頭供地、惡性競爭，中國開始實(shí)施土地“招拍掛”政策。雖然國家于2002年、2003年出臺了《招標(biāo)拍賣掛牌出讓國有土地使用權(quán)規(guī)定》《關(guān)于開展經(jīng)營性土地使用權(quán)招標(biāo)拍賣掛牌出讓情況執(zhí)法監(jiān)察工作方案》，但是土地“招拍掛”政策并沒有在全國范圍內(nèi)全面落實(shí)。2004年《關(guān)于繼續(xù)開展經(jīng)營性土地使用權(quán)招標(biāo)拍賣掛牌出讓情況執(zhí)法監(jiān)察工作的通知》（以下簡稱《通知》）提出：“2003年，經(jīng)營性土地使用權(quán)招標(biāo)拍賣掛牌出讓制度已經(jīng)初步建立，經(jīng)營性土地使用權(quán)招標(biāo)拍賣掛牌出讓的比例有所提高。”從全國來看，《通知》中提出的各項(xiàng)措施并沒有全面落實(shí)，領(lǐng)導(dǎo)干部違反規(guī)定干預(yù)和插手經(jīng)營性土地使用權(quán)出讓的行為依然存在，有的地方問題還相當(dāng)嚴(yán)重。例如，北京等地區(qū)的土地協(xié)議出讓比例在2003年仍達(dá)到 8 0 % 以上[12]。為此，《通知》規(guī)定：2004年8月31日后，不得再以歷史遺留問題為由采用協(xié)議方式出讓經(jīng)營性土地使用權(quán)?！吨袊鴩临Y源統(tǒng)計(jì)年鑒》的數(shù)據(jù)表明，普通商品房“招拍掛”方式出讓的面積占普通商品房出讓總面積的比重從2004年的 6 0 % 增長到2005年的 8 8 % 。自此，地方政府將超過 4 0 % 的征收土地以非常低的價(jià)格，通過協(xié)議出讓方式出讓給制造業(yè)用地者，而且對經(jīng)營性用地實(shí)施壟斷式限量供給，以“招拍掛”方式高價(jià)出讓，獲取巨大的級差地租[3]。

（二）理論分析與研究假設(shè)

相比于協(xié)議出讓方式，“招拍掛”出讓方式更加透明公開，有利于所有意向用地者公平公正地參與競爭，充分發(fā)揮市場機(jī)制的作用，發(fā)現(xiàn)土地的真實(shí)價(jià)值。原本被低估的土地價(jià)格會隨著土地出讓方式的市場化轉(zhuǎn)變快速上漲。土地“招拍掛”政策的實(shí)施，不僅僅是土地出讓方式的變化，更重要的意義在于國家壟斷土地所有權(quán)。土地“招拍掛”政策實(shí)施前，城市土地供給市場是多頭供地的競爭性市場。通過行政劃撥獲得土地的各類國有企業(yè)和事業(yè)單位，可以通過補(bǔ)繳土地出讓金合法轉(zhuǎn)讓土地使用權(quán)；除市縣政府出讓土地外，鄉(xiāng)鎮(zhèn)政府也出讓土地；在政府主導(dǎo)的公開市場之外，各個(gè)城市還通過“以地注資”、直接在劃撥土地上開發(fā)房地產(chǎn)等方式規(guī)避繳納土地出讓金，或者農(nóng)村集體經(jīng)濟(jì)組織違規(guī)將城鄉(xiāng)接合部土地使用權(quán)轉(zhuǎn)讓給城市土地使用者[3]。多頭供地的競爭性市場能夠保證土地市場的有效供給，而激烈的區(qū)域競爭可能會使得那些采用“招拍掛”出讓方式的地區(qū)損失建筑業(yè)和房地產(chǎn)業(yè)等營業(yè)稅收人[12]。在這種情形下，土地價(jià)格維持在較低的水平。土地“招拍掛”政策實(shí)施后，經(jīng)營性用地需以“招拍掛”方式出讓，這就要求市縣政府實(shí)現(xiàn)土地的集中統(tǒng)一供給。隨著城市化進(jìn)程的加快和房地產(chǎn)市場的興起，土地出讓金變得至關(guān)重要。地方政府有動力全面建設(shè)土地儲備機(jī)構(gòu)，將原有的存量土地集中收購，以極低的補(bǔ)償將農(nóng)村建設(shè)用地征用為新增建設(shè)用地，并利用“招拍掛”的經(jīng)濟(jì)功能，通過限制經(jīng)營性用地供給，最大化土地出讓收入，地方政府完全壟斷土地一級市場。此外，中國的土地二級市場交易并不活躍，地方政府為實(shí)現(xiàn)壟斷利潤所引起的土地供給不足，可能會促進(jìn)土地價(jià)格的持續(xù)上漲[14]。《中國國土資源統(tǒng)計(jì)年鑒》數(shù)據(jù)顯示，自2005年土地“招拍掛”政策全面實(shí)施后，無論是普通商品房還是商服用地，土地以“招拍掛”方式出讓的面積占比均大幅增加，近九成全國層面商品房用地均以市場化程度更高的“招拍掛”方式出讓，地方政府完全壟斷土地一級市場。在經(jīng)營性用地主要以協(xié)議出讓方式的地區(qū)，相較于主要采用“招拍掛”出讓方式的地區(qū)，在土地“招拍掛”政策實(shí)施后，土地市場化程度加深幅度更大，土地價(jià)格上漲更快?；谏鲜龇治?，本文提出如下假設(shè)：

H1：土地“招拍掛”政策實(shí)施后，土地市場化程度加深的地區(qū)，土地價(jià)格上漲更快。

在建設(shè)用地指標(biāo)總量限制的前提之下，地方政府缺乏增加住宅用地供給的內(nèi)在激勵。一方面，地方政府為招商引資對工業(yè)用地的寬供給擠壓了住宅用地配置[15]，而且商服用地較住宅用地有更高的營業(yè)稅收入，地方政府出讓商服用地的財(cái)政激勵更強(qiáng)[16]。另一方面，地方政府為了大規(guī)模提高財(cái)政收入，限制經(jīng)營性用地的供給，土地的計(jì)劃供給與實(shí)際供給之間出現(xiàn)顯著缺口。為了進(jìn)一步推動本地區(qū)經(jīng)濟(jì)的增長，地方政府想盡辦法擴(kuò)大稅基，利用其所能支配的經(jīng)濟(jì)資源和政治資源，展開激烈的區(qū)域間競爭[5]。隨著財(cái)政收人向中央集中，地方政府實(shí)際支出責(zé)任并未減少，巨大的財(cái)政壓力也激勵地方政府努力爭取非稅收人[17]，尤其是土地出讓收人。土地“招拍掛”政策實(shí)施后，地方政府壟斷土地一級市場，將土地出讓收入最大化設(shè)定為決策目標(biāo)[10]，通過“土地儲備中心”調(diào)節(jié)和控制經(jīng)營性用地的供給規(guī)模，提高土地出讓收入[4]。由于土地出讓同樣服從市場經(jīng)濟(jì)的基本規(guī)律[18]，土地供給不足會帶來土地價(jià)格持續(xù)上漲?；谏鲜龇治?，本文提出如下假設(shè)：

H2：土地“招拍掛”政策實(shí)施后，土地市場化程度加深的地區(qū)，政府供地激勵顯著下降，推動土地價(jià)格持續(xù)上漲。

三、研究設(shè)計(jì)

（一）變量定義

1.被解釋變量：土地價(jià)格

本文的被解釋變量是土地價(jià)格 （ R P ） ，用城市層面住宅用地出讓價(jià)款與土地出讓面積之比的平均值的自然對數(shù)衡量。鑒于我國重點(diǎn)城市在土地改革中所起的重要作用，本文還利用中國地價(jià)監(jiān)測網(wǎng)公布的105個(gè)重要城市的土地價(jià)格（RP2）進(jìn)一步具體估計(jì)土地“招拍掛”政策對重點(diǎn)城市的影響。

2.解釋變量：土地\"招拍掛\"政策

本文的解釋變量是土地“招拍掛”政策 （ N B A L × P o s t ） ，用土地“招拍掛”政策實(shí)施前各個(gè)城市的土地市場化程度（NBAL）與政策是否推行虛擬變量（ P o s t ）的交乘項(xiàng)衡量。NBAL用1-2004年地級市層面經(jīng)營性用地“招拍掛”出讓宗數(shù)占經(jīng)營性用地總供給宗數(shù)的比重衡量。其中，經(jīng)營性用地為商服用地和除經(jīng)濟(jì)適用房外的住宅用地。 為是否為“招拍掛”政策全面實(shí)施后的虛擬變量，2005年及之后的年份取值為1，2005年之前的年份取值為0。進(jìn)一步地，由于機(jī)制檢驗(yàn)需要用到省級層面的數(shù)據(jù)，本文還計(jì)算了省級層面土地“招拍掛”政策 L其中，NBALp用1-省級層面經(jīng)營性土地“招拍掛”出讓面積占省級層面經(jīng)營性土地供給總面積的比重衡量。

3.機(jī)制變量：政府供地激勵

本文的機(jī)制變量是政府供地激勵（Rarea）。本文用三種方法衡量政府供地激勵。其一，本文用地級市層面住宅用地出讓面積加總后的自然對數(shù)（Rarea1）衡量政府供地激勵。其二，考慮到地方政府新增建設(shè)用地規(guī)模受土地利用規(guī)劃的限制，本文進(jìn)一步用各省份審批住宅用地面積占總審批面積的比重乘以地級市供給建設(shè)用地面積的自然對數(shù)（Rarea2）衡量政府供地激勵。需要注意的是，該指標(biāo)有較強(qiáng)的假設(shè)要求，且可能受到地級市供給建設(shè)用地面積變化的影響。其三，由于地方政府需將建設(shè)用地指標(biāo)進(jìn)行用途配置后上報(bào)，再由國務(wù)院、省級政府審批，本文進(jìn)一步用省級層面審批住宅用地面積的自然對數(shù)（Rareap）衡量政府供地激勵。

4.控制變量

為了減少遺漏變量給基準(zhǔn)回歸結(jié)果帶來的估計(jì)偏誤，確保估計(jì)結(jié)果的準(zhǔn)確性，本文主要選取如下一系列控制變量：人均地區(qū)生產(chǎn)總值（ G D P p c ） ，用地區(qū)生產(chǎn)總值與常住人口之比的自然對數(shù)衡量；人口密度（Density），用常住人口與土地面積之比的自然對數(shù)衡量；總?cè)丝跀?shù) （ P o p ） 用常住人口的自然對數(shù)衡量；第二產(chǎn)業(yè)占地區(qū)生產(chǎn)總值比重（Second），用第二產(chǎn)業(yè)增加值占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重衡量；第三產(chǎn)業(yè)占地區(qū)生產(chǎn)總值比重（Third），用第三產(chǎn)業(yè)增加值占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重衡量；公共預(yù)算收人（BudgetR），用地方財(cái)政一般預(yù)算內(nèi)收入的自然對數(shù)衡量；公共預(yù)算支出（BudgetE），用地方財(cái)政一般預(yù)算內(nèi)支出的自然對數(shù)衡量；外商直接投資（FDI），用當(dāng)年實(shí)際使用外資的自然對數(shù)衡量；投資規(guī)模（Fixasset），用城市固定資產(chǎn)投資總額的自然對數(shù)衡量。

（二）模型構(gòu)建

1.基準(zhǔn)回歸模型

土地“招拍掛”政策的全面實(shí)施，為本文的研究提供了良好的準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)。由于該政策是國家層面的政策，主要是為了糾正經(jīng)營性土地出讓過程中的違規(guī)操作和違紀(jì)違法問題，從源頭上預(yù)防和治理土地出讓中的腐敗行為，使得土地交易更加透明化、市場化。土地“招拍掛”政策的實(shí)施與土地價(jià)格沒有直接相關(guān)性，且土地“招拍掛”政策實(shí)施前各個(gè)城市間土地市場化程度存在差異，各城市受到政策的沖擊程度不同。因此，本文參照Qian[19]與梁若冰[20]的方法，用倍差法分析土地出讓方式市場化對土地價(jià)格的影響，如下：

其中， 表示城市 第 t 期的土地價(jià)格， 表示土地“招拍掛”政策，系數(shù)β表示土地出讓方式的變化對各個(gè)城市在土地“招拍掛”政策實(shí)施前后土地價(jià)格變化的處理強(qiáng)度，如果系數(shù) 為正，表明土地“招拍掛”政策實(shí)施后，原土地市場化程度較低城市較原土地市場化程度較高城市，因土地市場化程度加深而導(dǎo)致土地價(jià)格上漲更快。 表示一系列控制變量。 表示城市固定效應(yīng)，控制了城市層面不隨時(shí)間變化的因素對土地價(jià)格的影響。 表示年份固定效應(yīng)，控制了宏觀經(jīng)濟(jì)波動等不可觀測因素對土地價(jià)格的影響。 表示隨機(jī)擾動項(xiàng)?？紤]到聚類樣本可能存在異方差和自相關(guān)問題，所有估計(jì)系數(shù)的標(biāo)準(zhǔn)誤均為城市層面的聚類穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤。

模型（1）通過控制城市固定效應(yīng)和年份固定效應(yīng)使得土地“招拍掛”政策實(shí)施前各個(gè)城市的土地市場化程度與政策是否實(shí)施虛擬變量的交乘項(xiàng)的估計(jì)結(jié)果類似于雙重差分（Difference-in-Difference，DID）模型的處理效應(yīng)，以處理強(qiáng)度的形式捕獲了全面實(shí)施土地“招拍掛”政策的影響。與嚴(yán)格的DID存在明顯不同，模型（1）的分析并不存在處理組和對照組。模型設(shè)定的最大優(yōu)點(diǎn)是可以有效處理內(nèi)生性問題，即只要滿足土地“招拍掛”政策的外生條件，以及不同城市在改革實(shí)施前存在共同趨勢，那么采用處理強(qiáng)度估計(jì)策略就是可行的[21]。

2.機(jī)制模型

土地“招拍掛”政策通過政府供地激勵影響土地價(jià)格的機(jī)制模型設(shè)定如下：

其中，Rarea表示政府供地激勵，具體為Rarea1、Rarea2和Rareap。其他變量含義同模型（1）。

（三）數(shù)據(jù)說明

本文與土地相關(guān)的數(shù)據(jù)主要來源于中國土地市場網(wǎng)，通過網(wǎng)絡(luò)爬蟲獲取了每一筆土地出讓的詳細(xì)數(shù)據(jù)，包括土地出讓的電子監(jiān)管號、主要用途、出讓面積、供地方式、土地使用年限、成交價(jià)格、合同簽訂日期、項(xiàng)目名稱、項(xiàng)目位置等重要信息。重點(diǎn)城市的土地價(jià)格數(shù)據(jù)來源于中國地價(jià)監(jiān)測網(wǎng)，外商直接投資與固定資產(chǎn)投資數(shù)據(jù)來源于《中國區(qū)域經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)年鑒》，國有土地供給成交價(jià)款與供給面積等變量的數(shù)據(jù)來源于《中國國土資源統(tǒng)計(jì)年鑒》，城市層面的其他數(shù)據(jù)來源于《中國城市統(tǒng)計(jì)年鑒》。由于土地“招拍掛”政策在2004年8月31日正式實(shí)施，因而本文將研究樣本的時(shí)間區(qū)間限制在覆蓋了土地“招拍掛”政策實(shí)施前后的2002—2009年。

為了排除異常值的影響，本文將依據(jù)中國土地市場網(wǎng)數(shù)據(jù)計(jì)算的地級市層面土地價(jià)格變量進(jìn)行上下 5 % 的縮尾處理，將土地出讓面積變量進(jìn)行上下 1 % 的縮尾處理。將上述兩個(gè)變量與地級市層面數(shù)據(jù)合并后，分別獲得179個(gè)城市的1118個(gè)觀測值、180個(gè)城市的1314個(gè)觀測值。在計(jì)算地級市層面土地價(jià)格時(shí)，除了土地出讓面積變量外，還涉及土地出讓價(jià)款變量，由于該變量存在缺失值，這使得城市層面土地價(jià)格觀測值少于土地出讓面積的觀測值。本文主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果如表1所示。

四、實(shí)證結(jié)果與分析

（一）基準(zhǔn)回歸結(jié)果與分析

土地出讓方式市場化對土地價(jià)格影響的基準(zhǔn)回歸結(jié)果如表2所示。其中，列（1）僅控制了城市和年份固定效應(yīng)；列（2）和列（3）在列（1）的基礎(chǔ)上，進(jìn)一步加入一系列控制變量。

由表2的列（1）和列（2）可知， N B A L × P o s t 的估計(jì)系數(shù)分別為0.337和0.357，且在 10 % 和5 % 水平上顯著，表明土地“招拍掛”政策實(shí)施后，土地市場化程度加深的地區(qū)，土地價(jià)格上漲更快。具體來看，列（2）中， N B A L × P o s t 的估計(jì)系數(shù)為0.357，其經(jīng)濟(jì)意義為，處于土地非市場化水平中位數(shù)的城市（ 3 5 . 3 % ），相對于土地完全市場化的地區(qū)，在土地“招拍掛”政策實(shí)施后，土地價(jià)格上漲了15. 14 % 。因此，H1得到驗(yàn)證。為了考察土地“招拍掛”政策實(shí)施對重點(diǎn)城市土地價(jià)格的影響，列（3）將被解釋變量更換為依據(jù)中國地價(jià)監(jiān)測網(wǎng)數(shù)據(jù)計(jì)算的重點(diǎn)城市住宅用地價(jià)格。由表2列（3）可知， N B A L × P o s t 的估計(jì)系數(shù)為0.182，且在 5 % 水平下顯著，表明上述結(jié)果對于重點(diǎn)城市依然成立。

（二）平行趨勢檢驗(yàn)

倍差法估計(jì)有效性的一個(gè)重要前提是滿足平行趨勢假設(shè)，即處理組（政策實(shí)施前土地市場化程度較低的城市）在反事實(shí)情形下的變化趨勢應(yīng)該與對照組（政策實(shí)施前土地市場化程度較高的城市）保持平行，由此得到的平均處理效應(yīng)才不存在估計(jì)偏誤。為了檢驗(yàn)本文基準(zhǔn)回歸模型的平行趨勢假設(shè)，并考察政策實(shí)施后土地出讓方式市場化對土地價(jià)格的動態(tài)影響，本文參照Beck等[21]的方法，采用事件研究法構(gòu)建模型，如下：

其中， 表示指示變量，在樣本期間內(nèi)，如果年份為t則取值為1，否則為0，系數(shù) 刻畫了土地“招拍掛”政策實(shí)施后，土地出讓方式市場化對土地價(jià)格的動態(tài)影響。如模型（3）所示，由于排除了土地“招拍掛”政策實(shí)施的前一年，因而所有交乘項(xiàng)的估計(jì)系數(shù)均是相對于2004年而言的。其他變量含義同模型（1）。

圖1展示了平行趨勢檢驗(yàn)結(jié)果。由圖1可知，在土地“招拍掛”政策實(shí)施前，交乘項(xiàng)的估計(jì)系數(shù)在統(tǒng)計(jì)上與0無差異，表明在控制了固定效應(yīng)和控制變量后，初始市場化程度不同地區(qū)的土地價(jià)格變動沒有顯著差異。在土地“招拍掛”政策實(shí)施后，交乘項(xiàng)的估計(jì)系數(shù)從2002年開始顯著為正，即對于初始市場化程度更低的城市，土地價(jià)格有更明顯的上漲，表明本文的估計(jì)結(jié)果基本滿足平行趨勢的假設(shè)。這一結(jié)果也表明，雖然2002年和2003年中央均出臺了鼓勵各個(gè)城市實(shí)施土地“招拍掛”的政策，但是由于土地“招拍掛”政策并未在全國范圍內(nèi)全面執(zhí)行，并沒有對各個(gè)城市的土地價(jià)格帶來較大的沖擊，直至2004年8月31日土地“招拍掛”政策全面實(shí)施后，該政策才真正落地。

（三）安慰劑檢驗(yàn)

由于土地“招拍掛”政策僅針對經(jīng)營性用地出讓，工業(yè)用地出讓仍然主要以協(xié)議出讓為主。在各地招商引資、吸引稅源、發(fā)展經(jīng)濟(jì)的背景下，土地“招拍掛”政策的實(shí)施不應(yīng)該引起工業(yè)用地價(jià)格的大幅變動。因此，本文進(jìn)一步將被解釋變量更換為工業(yè)用地價(jià)格的自然對數(shù)進(jìn)行安慰劑檢驗(yàn)，結(jié)果如表3所示。其中，列（1）僅控制了城市固定效應(yīng)和年份固定效應(yīng)，列（2）在列（1）的基礎(chǔ)上加入一系列控制變量。由列（1）和列（2）可知， N B A L × P o s t 的估計(jì)系數(shù)均為正，但在統(tǒng)計(jì)上不顯著。此外，為了檢驗(yàn)該結(jié)論是否對重點(diǎn)城市同樣成立，本文將被解釋變量更換為中國地價(jià)監(jiān)測網(wǎng)的工業(yè)用地價(jià)格的自然對數(shù)進(jìn)行回歸，結(jié)果如表3列（3）所示。由列（3）可知， N B A L × P o s t 的估計(jì)系數(shù)仍然不顯著。這表明土地“招拍掛”政策實(shí)施對工業(yè)用地價(jià)格沒有影響。

（四）穩(wěn)健性檢驗(yàn)①

1.更換被解釋變量的衡量方法

為了確保估計(jì)結(jié)果的穩(wěn)健性，本文參照況偉大和李濤[7]的方法，將依據(jù)《中國國土資源統(tǒng)計(jì)年鑒》數(shù)據(jù)計(jì)算的國有土地出讓價(jià)格作為土地價(jià)格的替代變量。同時(shí)，將依據(jù)《中國國土資源統(tǒng)計(jì)年鑒》數(shù)據(jù)計(jì)算的地級市國有土地出讓總成交價(jià)款與出讓面積之比、國有土地出讓純收益與出讓面積之比作為土地價(jià)格的替代變量，重新進(jìn)行估計(jì)。結(jié)果顯示， N B A L × P o s t 的估計(jì)系數(shù)為正，且至少在 10 % 水平上顯著，與基準(zhǔn)回歸結(jié)果一致。這表明本文的基準(zhǔn)回歸結(jié)果具有穩(wěn)健性。

2.更換解釋變量的衡量方法

本文重新定義土地“招拍掛”政策變量，以類似傳統(tǒng)DID的形式進(jìn)行識別。如果該城市的初始市場化程度低于中位數(shù)則取值為1，否則取值為0。估計(jì)結(jié)果表明， N B A L × P o s t 的估計(jì)系數(shù)為正，且在 10 % 水平上顯著。同時(shí)，考慮到不同類型項(xiàng)目用地面積不同，單純根據(jù)土地出讓宗數(shù)可能難以反映城市用地出讓情況，本文將處理變量更換為用經(jīng)營性土地出讓面積衡量的土地“招拍掛”政策 （ N B A L 2 × P o s t ） ）重新進(jìn)行估計(jì)。結(jié)果顯示， N B A L 2 × P o s t 的估計(jì)系數(shù)為正，且在 5 % 水平上顯著，與基準(zhǔn)回歸結(jié)果一致。這表明本文的基準(zhǔn)回歸結(jié)果具有穩(wěn)健性。

3.考慮預(yù)期效應(yīng)

土地“招拍掛”政策于2004年8月31日全面推行。考慮到文件出臺于2004年3月31日，土地稀缺的預(yù)期可能會導(dǎo)致資金充裕的市場交易主體盡可能多地囤積土地，從而使得估計(jì)結(jié)果存在偏誤。因此，本文參照已有研究的做法，在模型（1）的基礎(chǔ)上，加入土地“招拍掛”政策與政策實(shí)施前一年虛擬變量的交互項(xiàng) （ N B A L × P o s t 2 ），Post2為虛擬變量，2004年及以后年份取值為

1，2004年以前取值為0。結(jié)果顯示， N B A L × P o s t 2 的估計(jì)系數(shù)在統(tǒng)計(jì)上并不顯著，而 N B A L × P o s t 的估計(jì)系數(shù)為正，且在 1 % 水平上顯著，表明即使考慮了預(yù)期效應(yīng)，也不會影響本文的估計(jì)結(jié)果。這表明本文的基準(zhǔn)回歸結(jié)果具有穩(wěn)健性。

4.剔除異常值

土地“招拍掛”政策實(shí)施后，全國層面經(jīng)營性用地“招拍掛”平均出讓面積占經(jīng)營性用地供給總面積的比重迅速上升，土地市場化程度大幅提高，但在土地“招拍掛”政策實(shí)施早期，中國土地市場網(wǎng)公布的數(shù)據(jù)可能存在缺失，會對估計(jì)結(jié)果產(chǎn)生影響。因此，本文通過剔除異常值來進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。其一，本文剔除了2005年土地市場化程度相較于2004年土地市場化程度下降的城市樣本。其二，考慮到土地“招拍掛”政策實(shí)施早期，各個(gè)城市可能選擇性地公布土地出讓數(shù)據(jù)，如僅公布土地以“招拍掛”方式出讓的數(shù)據(jù)，本文進(jìn)一步剔除了土地“招拍掛”占比為0或1的異常值。結(jié)果顯示， N B A L × P o s t 的估計(jì)系數(shù)仍然為正，且在 5 % 水平上顯著。這表明本文的基準(zhǔn)回歸結(jié)果具有穩(wěn)健性。

5.改變樣本期

考慮到2003年后中國的土地供給向中西部地區(qū)傾斜，東部地區(qū)建設(shè)用地供給收緊也可能會導(dǎo)致土地供給的減少[14.22]，推動土地價(jià)格上漲。本文的樣本期包括土地供給指標(biāo)變化前的2002年，可能高估土地“招拍掛”政策實(shí)施帶來的影響。因此，本文將樣本期限定在2003—2009年，排除土地供給向中西部傾斜政策帶來的估計(jì)偏誤。結(jié)果顯示， N B A L × P o s t 的估計(jì)系數(shù)為正，且在5 % 水平上顯著。這表明本文的基準(zhǔn)回歸結(jié)果具有穩(wěn)健性。

6.排除土地不規(guī)范行為的影響

土地“招拍掛”政策實(shí)施前，大量土地以協(xié)議方式出讓給開發(fā)商，在這一過程中可能會滋生權(quán)力尋租等腐敗行為[12，23]。因此，在土地“招拍掛”政策實(shí)施以前，各地的土地市場化程度可能與當(dāng)?shù)氐耐恋夭灰?guī)范行為有關(guān)，即各地較多的違法批地等土地不規(guī)范行為會導(dǎo)致當(dāng)?shù)赝恋厥袌龌潭容^低。同時(shí)，土地不規(guī)范行為也可能與土地“招拍掛”政策實(shí)施早期城市土地價(jià)格較低存在一定的關(guān)系。

為了減少土地不規(guī)范行為對土地價(jià)格的潛在影響，本文在基準(zhǔn)回歸的基礎(chǔ)上進(jìn)一步控制了土地不規(guī)范行為變量，該變量用土地違法查處水平衡量。由于《中國國土資源統(tǒng)計(jì)年鑒》僅公布了省級層面土地不規(guī)范行為的數(shù)據(jù)，本文用省級層面本年土地違法結(jié)案數(shù)占全國層面土地違法結(jié)案數(shù)的比重衡量該省份土地不規(guī)范行為發(fā)生的概率，并將其與地級市層面國有土地供給宗數(shù)相乘，用這一結(jié)果的自然對數(shù)衡量土地違法查處水平，重新進(jìn)行回歸。結(jié)果顯示，在控制了土地違法查處水平變量后， N B A L × P o s t 的估計(jì)系數(shù)為正，且在 5 % 水平上顯著，與基準(zhǔn)回歸結(jié)果一致。這表明本文的基準(zhǔn)回歸結(jié)果具有穩(wěn)健性。

五、機(jī)制檢驗(yàn)

土地“招拍掛”政策通過政府供地激勵影響土地價(jià)格的機(jī)制檢驗(yàn)結(jié)果如表4所示。其中，列（1）僅控制城市固定效應(yīng)和年份固定效應(yīng)，列（2）和列（3）在列（1）基礎(chǔ)上進(jìn)一步加入一系列控制變量。由列（1）和列（2）可知， N B A L × P o s t 的估計(jì)系數(shù)分別為-1.306和-1.233，且均在1 % 水平上顯著。這表明土地“招拍掛”政策實(shí)施后，土地市場化程度加深的地區(qū)，政府供地激勵顯著下降，原土地市場化程度較低的城市相較原土地市場化程度較高的城市，住宅用地出讓面積下降得更快。列（3）在列（2）的基礎(chǔ)上進(jìn)一步考慮了地方政府對建設(shè)用地指標(biāo)進(jìn)行用途配置的行為，將政府供地激勵更換為Rarea2后重新進(jìn)行估計(jì)。由列（3）可知， N B A L × P o s t 的估計(jì)系數(shù)為-0.567，且在 5 % 水平上顯著。考慮到該指標(biāo)有較強(qiáng)的假設(shè)要求，本文將被解釋變量更換為省級層面政府供地激勵（Rareap），將解釋變量更換為省級層面土地“招拍掛”政策變量，將控制變量更換為省級層面控制變量，并控制省份固定效應(yīng)和年份固定效應(yīng)。由列（4）可知， 的估計(jì)系數(shù)為-1.534，且在 5 % 水平上顯著。因此，H2得到驗(yàn)證。需要說明的是，列（4）各變量估計(jì)系數(shù)標(biāo)準(zhǔn)誤均在省級層面聚類。同時(shí)，為避免小樣本聚類問題，該聚類穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤是利用聚類自助法循環(huán)1000次得到的。

六、研究結(jié)論與政策建議

（一）研究結(jié)論

中國獨(dú)特的土地制度安排為轉(zhuǎn)型期中國經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展提供了強(qiáng)大動力，也深刻影響著土地價(jià)格的變動。土地供給不足、土地價(jià)格上漲進(jìn)而引起房產(chǎn)價(jià)格過高是學(xué)術(shù)界關(guān)注的熱點(diǎn)話題，社會各界也圍繞土地“招拍掛”政策實(shí)施帶來的影響展開了一系列討論。本文基于土地“招拍掛”政策的準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)，利用2002—2009年中國土地市場網(wǎng)的土地出讓數(shù)據(jù)和地級市層面數(shù)據(jù)，采用雙重差分模型實(shí)證檢驗(yàn)了土地出讓方式市場化對土地價(jià)格的影響及作用機(jī)制。研究發(fā)現(xiàn)，土地“招拍掛”政策實(shí)施后，土地市場化程度加深的地區(qū)，土地價(jià)格上漲更快，這一結(jié)論在經(jīng)過平行趨勢檢驗(yàn)、安慰劑檢驗(yàn)和一系列穩(wěn)健性檢驗(yàn)后仍然成立。機(jī)制檢驗(yàn)結(jié)果表明，土地“招拍掛”政策實(shí)施后，土地市場化程度加深的地區(qū)，政府供地激勵顯著下降，推動土地價(jià)格持續(xù)上漲。本文的研究結(jié)論為地方政府壟斷土地供給、限制土地供給面積以最大化土地出讓收入提供了經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。

（二）政策建議

基于上述研究結(jié)論，本文提出如下政策建議：

第一，建立健全城鄉(xiāng)統(tǒng)一的全國建設(shè)用地市場，真正賦予農(nóng)村集體經(jīng)營性用地與城市國有建設(shè)用地同等的權(quán)能，實(shí)現(xiàn)同等人市、同權(quán)同價(jià)。在推動集體土地入市的進(jìn)程中，中央政府應(yīng)充分考慮政策過渡期地方政府的財(cái)政壓力，通過一定方式緩解地方政府財(cái)權(quán)與事權(quán)不匹配的問題，改變地方政府在現(xiàn)有利益格局中的扭曲激勵，提高土地資源的配置效率，進(jìn)而打破城鄉(xiāng)“二元”土地制度對經(jīng)濟(jì)發(fā)展的束縛[13]。

第二，完善城鄉(xiāng)建設(shè)用地增減掛鉤節(jié)余指標(biāo)省內(nèi)調(diào)劑機(jī)制，開展節(jié)余指標(biāo)跨省域調(diào)劑。受土地供給向中西部傾斜政策的影響，東部地區(qū)土地供給日益緊張，中西部地區(qū)土地利用效率不高。隨著人口流動，建設(shè)用地指標(biāo)在區(qū)域間實(shí)現(xiàn)跨區(qū)配置，有助于優(yōu)化土地供給的空間配置，緩解土地供需矛盾。

第三，增加土地供給有助于抑制土地價(jià)格和房產(chǎn)價(jià)格的過快上漲[24]。但需要注意的是，只有剝離房地產(chǎn)的交易、投資和抵押屬性，有針對性地提高無產(chǎn)權(quán)保障性住房的供給，才能真正實(shí)現(xiàn)土地的有效供給[25]。這也是實(shí)現(xiàn)“加快研究建立符合國情、適應(yīng)市場規(guī)律的基礎(chǔ)性制度和長效機(jī)制”這一政策目標(biāo)的重要路徑[26]。

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Doesthe Marketization of Land Transfer Method AffectLand Prices： A Quasi-Natural Experiment Based on the Land “Bidding， Auctioning， andListing\"Policy

WANG Xiaoting， KANG Shulong，LI Haoliang （School ofFinance，Dongbei Universityof Finance and Economics，Dalian 116o25，China）

Summary：China’sunique land system allows local governments to fuel economic growth during the transition period while significantly influencing landand housing prices.Existing studies extensively examine how local governments’ dependence on“l(fā)and finance”drives housing price increases.Theoretical analyses suggest thattheir monopoly over the primarylandmarket enables them tomaximizerevenuebyrestrictingthesupplyofresidentialand commercial land. However，empiricalstudiesonhowresidentiallandtransfersaffectlandandhousing pricesremainscarce，hinderedbydata limitations and endogeneity concerns，leading to inconclusive findings.

This study uses web scraping to colect micro-level land transaction data from the Land Market website，calculating the marketizationoflandtransfers，land price，andthesupplyofvarious typesoflandacrossChineseprefecture-levelcities. Using thelandtransferdataof theland marketnetworkandthemacro-dataat theprefecturelevelcitiesfrom 2OO2to 2009， this paper examines the impact and mechanismof the efect of marketization of land transfer methodonland price by employingadifference-in-diferencemodel.Thestudyfinds thatafterimplementationoftheland“bidding，auctioning，and listing”policy，theregionswith deepening land marketization haveamoresignificant increase in landprice，and this conclusionholdsafterparallel trendtest，placebo testandaseriesofrobustness tests.The mechanismanalysisshows that after the implementationof theland“bidding，auctioning，andlisting”policy，thelandsupply incentiveof the govenment intheregions with depening land marketizationhassignificantlydecreased，thuspromoting thecontinuous riseof land price.

This study offersvaluable insights into formulating policies that align land transfer and housing price regulation， contributing to the establishmentofasustainable housing pricecontrol mechanismbasedon market principles.Itserves as auseful reference for futureresearch.Thepolicyimplicationsareas folows.Inadvancing landsystemreforms，it is essential toincrease theeffective supplyofland inhigh-population inflowareasand cities withsoaring housing prices.A unified nationwide land marketshouldbeestablished，granting ruralcolective-operating landandurban state-owned land equal rights，allowing them toenter the marketonequalterms.This willbreak local governments’landmonopoliesand create apositive feedback lop between land and housing prices.Furthermore，it is importantto decouplerealestatefrom itsinvestment，trading，andcollteral functions，while focusingonincreasing thesupplyof non-ownership affrdable housing to meet the needs of low-and middle-income groups.

Keywords：land transfer method；land price；land“bidding，auctioning，andlisting”policy；govermment land supply incentives

（責(zé)任編輯：巴紅靜）