晋升竞争与工业用地出让——基于2007—2011年中国城市面板数据的分析，本文主要内容关键词为：年中论文,面板论文,竞争论文,工业用地论文,数据论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
通常情况下工业化是发展中国家，尤其是发展中大国实现现代化的必经之路。因此，新中国建国之初就颁布了《土地改革法》(1950)，公开宣示中国的土地制度要为“新中国的工业化开辟道路”；随后，《国家建设征用土地办法》(1953)更明确地指出，国家就是要通过立法来保证国家建设所必需的土地①，而且还首次对征地补偿上限进行了严格规定。②不过，地方政府征地热情被真正点燃却是在改革开放之后，尤其是它们依据《中华人民共和国土地管理法》(1986)等法律法规而获得了征收、开发、投资和出让土地的权力和享有土地所有权、占有权、使用权、利益分配权。由此，廉价出让工业用地就成为了各级地方政府在招商引资竞争中最便捷有力的工具。尽管中央在2006年8月31日发布了《国务院关于加强土地调控有关问题的通知》，明确要求从2007年1月1日开始“工业用地必须采用招标拍卖挂牌方式出让”，但是我们发现地方政府仍然大量采用协议方式出让工业用地。对此我们不禁要问：什么因素促使地方政府如此行为？ 笔者从中国土地市场网(http://www.landchina.com)“结果公示”中收集到2007年1月1日之后各级政府每一宗工业用地的出让信息③，并由此收集整理出2007—2011年中国城市出让工业用地的面板数据。利用这些数据，笔者利用空间计量经济学方法，尝试为上述问题寻求答案。 本文结构安排如下：第二部分是文献综述；第三部分进行实证分析设计；第四部分利用空间面板计量方法进行实证分析；第五部分对全文进行总结。 二、文献综述 由于土地问题关系到社会各方的重大利益，因此相关研究非常多。关于中国地方政府的土地出让动机，至今为止有两种基本假说：(a)与财政分权相关的土地财政假说；(b)与地方领导晋升竞争相关的土地引资假说。 (一)土地财政假说及其证据 土地财政假说强调，1994年“财权上移，事权留置”的分税制改革使得地方政府财政缺口扩大，迫使地方政府不得不严重依赖“土地财政”。[1][2][3][4]在他们看来，即便地方政府廉价出让工业用地，其目的也不过是以此招商引资来培植新税源，而与官员晋升激励之间关系不大。[5] 实证研究似乎也为该假说提供了一些证据。比如，陶然等利用1999—2003年地级城市面板数据而发现前2年～3年的协议出让土地宗数对地方税收收入和财政收入、企业所得税及其利润上缴、营业税和增值税有显著的正影响。[6]更直接的证据来自吴群和李永乐、孙秀林和周飞舟的两份研究，因为他们发现财政分权程度(=各省预算内人均本级财政支出/中央预算内人均本级财政支出)和地方政府的税收损失(=人均向中央税收的净上缴)会显著地刺激地方政府增加土地出让金。[7][8]另外，梁若冰发现土地出让金和财政分权程度对地方政府土地违法面积具有显著的正影响，并由此推断土地违法是财政分权和地方政府追求土地财政的结果。[9] 相对而言，以下两份研究逻辑更严密。卢洪友等依次发现：城市的财政分权程度会显著刺激对土地出让金的获取；土地出让金又会显著地缩小地方政府的实际财力缺口；而且，土地税费比重对基础设施建设、教育服务和城市公共环境具有显著的正效应。[10]李学文和卢新海利用1996—2007年A省县市级数据发现：当年的协议出让土地价格并不显著地受到之前2年～3年协议出让价格和招拍挂出让价格的影响，但当年招拍挂土地出让价格却显著地受到之前2年～3年协议出让价格和招拍挂出让价格的正影响。[11]他们以此认为，地方政府工业用地的出让是为了增加商住用地的出让价格而增进土地出让金。总之，上述作者强调，地方政府之所以热衷于土地出让和严重依赖土地财政是中央—地方财权和事权不匹配所导致的无奈之举。 此外，还有些学者考查了政府腐败、辖区间竞争和晋升竞争等因素对土地财政的影响。比如，杨园园发现一个省实际利用外资额(FDI)越大，土地违法案件所涉面积越大④，则该省的土地财政收入越少；[12]王丽娟发现人均招拍挂土地出让金收入存在相邻竞争效应。[13]另外，刘佳等发现地方政府的土地出让金与晋升竞争指数显著正相关⑤，而且市长任职时间对土地出让金的影响呈现显著倒U型关系。[14] 总体而言，尽管上述实证研究为土地财政假说提供了一些证据或者发现了影响土地财政收入的某些因素，但是不仅未能说明土地财政到底来自商住用地还是工业用地，而也没能清晰地阐明地方领导为何要追求土地财政，毕竟其合法收入和政治地位未必依赖于土地财政。 (二)土地引资假说及其证据 我们知道，一则，地方政府领导(比如市委书记)的平均任职时间仅3年多；二则，即便不考虑地方政府获取年度用地指标和招商引资的耗时，从地方政府出让工业用地到企业建厂投产并带来财政收入通常需3年，甚至更长时间；三则，与商服住宅用地的出让不同，地方领导很难在出让工业用地的过程中向投资者索贿。这意味着，地方领导积极出让工业用地的主要动机不太可能是源于财政分权激励和腐败，而更有可能是源于对经济增长的崇拜。这是因为：尽管实行权威政治体制的中国不太可能在地方领导之间推行基于经济增长业绩的晋升标尺赛或锦标赛，但却可能存在基于经济增长率排名的资格赛，何况经济增长业绩至少有利于地方领导保住职位。[15][16]正是这种晋升激励强化了地方政府对流动性资本的激烈竞争并使之常常陷入低价出让工业用地的底线竞争。[17][18][19]在此情形下，即便中央采取了一系列的管制措施，也无法达到希望的效果。⑥ 遗憾的是，对于上述土地引资假说的实证研究还非常有限。张莉等人以前1年的“劳均固定资产投资”作为晋升竞争的代理变量，利用1999—2005年省级面板数据而发现：土地出让面积只与劳均固定资产投资显著正相关，而与土地出让价格之间不存在稳定的相关性。[20]由此，他们认为地方政府官员热衷于出让土地是源于土地引资的晋升激励而非一般的土地财政激励。另外，罗必良和李尚蒲以协议和划拨方式出让的土地面积(全国占比)和宗数(全国占比)为被解释变量，采用空间自回归模型对1993—2009年中国省级面板数据的分析而发现，辖区之间存在土地出让行为的相互模仿，从而认为地方政府之间存在占地竞争和招商引资的竞争。[21]不过，除了根本没有使用工业用地出让数据之外，这两份实证研究的逻辑也并不清楚，比如我们并不容易理解为什么可以将“劳均固定资产投资”作为晋升竞争的代理变量。 (三)现有实证文献的数据缺陷 纵观上述文献，除个别文献基于调查数据，现有实证研究都依赖于《中国国土资源年鉴》(以下简称《年鉴》)。然而，《年鉴》数据却存在严重局限性。首先，《年鉴》在2008年以前在省级和市级层面上仅提供了各种土地供应方式(协议、招标、拍卖、挂牌、划拨、租赁等)的相关数据⑦，而未提供各种土地用途(工矿仓储用地、商服用地、住宅用地)的相关数据，更没有“土地用途+出让方式”的相关数据。这意味着，《年鉴》所提供的招拍挂出让土地数据并非只有商服用地和住宅用地，协议出让土地数据也并非只有工业用地。然而，限于数据的可获得性，绝大多数文献不得不大胆地假设商服和住宅用地主要是以招拍挂方式出让，而工业用地主要是以协议方式出让；进而，更大胆地将“招拍挂”和“协议”分别作为地方政府出让商服(+住宅)用地和工业用地的代理变量。尽管我们无可靠数据来质疑该假设在2007之前的合理性，但至少可以肯定在2007之后该假设已丧失了合理性，因为绝大多数工业用地也是以招拍挂方式出让的。⑧ 幸运的是，中国土地市场从2007年开始公示各级地方政府的每一宗工业用地出让结果。公示信息包括出让土地的地方政府，土地使用权人，所在行政区、土地坐落、总面积、等级、土地用途、所属行业、供应方式、签订日期、约定竣工时间和成交价格等信息。这就使得我们可以整理出各城市出让工业用地的数据。 三、实证分析设计 (一)假说的提出 如前文所言，已有实证研究发现城市政府领导的晋升机会严重依赖于辖区经济规模并在此基础上存在基于省内经济增长率排名的晋升资格竞争。[15]在这种制度背景下，我们有理由推测晋升竞争所引发的经济增长竞争主要发生在经济实力相近的省内城市，尤其是大城市之间。另外，在1994年分税制改革之后，对于任期有限的地方领导来说，以廉价出让工业用地来招商引资可能是获得经济高速增长的最有效办法，因为这可快速引发大量固定资产投资。为此，地方政府不仅会积极争取扩大土地利用年度指标，而且还会积极开展土地引资活动，努力将本年度的土地利用年度指标给用尽。⑨这就很可能导致地方政府会不顾中央关于“工业用地必须采用招标拍卖挂牌方式出让”的禁令而竞相以协议出让工业用地的方式来吸引投资，哪怕协议出让土地换来的往往是低质量的投资项目。[22][23]综上分析，在此给出本文的核心假说。 假说1：省内经济实力相当的城市之间存在土地引资的恶性竞争，而且这种恶性竞争在经济强市之间尤为严重。 在中国政治体系中，由于市委书记才是地方政府真正的一把手，因此地方政府的工业用地出让行为在很大程度上是市委书记意志的体现。换句话说，城市政府违规出让工业用地的程度在很大程度上源于市委书记所面临的晋升压力。笔者注意到，实证研究已发现来自省和中央机关的市委书记具有更多的晋升机会，而市委书记一旦年过57岁则晋升机会就很渺茫。[15]由此我们可推测，与其他市委书记相比，这两类市委书更愿意遵守中央关于“工业用地必须采用招标拍卖挂牌方式出让”的规定，因为他们更担心违背中央规定而损害自己的晋升优势或者平稳退居二线的机会。基于此，本文给出假说2。 假说2：若市委书记来自省和中央机关或者年龄大于57岁，则该市以协议方式出让工业用地力度要显著地低于其他市。 另外，我们还知道，(1)市委书记的职位变迁通常发生在上任后的第4年～第5年，且主要受职位变迁前1年经济增长业绩的影响；[15](2)不仅招商引资需要时间，而且工厂建成投产通常需3年左右；(3)工厂建设的投资高峰在土地出让的当年和第2年。[23]这意味着，地方领导主要看重土地引资所直接引发的投资及其对当地经济的拉动作用，而并不奢望新项目能够在任期内形成产能。由此可推测，理性的地方领导将把土地引资努力的见效期控制在上任后的第3年～第4年。考虑到招商引资努力的效果有一定的时间惯性，因此本文给出如下假说。 假说3：地方政府出让供应用地的规模与市委书记的任职时间之间存在U型关系，而且底部可能在任职第3年附近。 除了地方领导晋升竞争因素之外，地方政府的工业用地出让行为还受到其财力和辖区禀赋条件的影响。 (二)指标变量 本文涉及的主要变量如下(见表1)： 1.工业用地出让相关指标。根据土地市场网对每宗工业用地出让结果的公示信息，我们能够比以往任何文献都更准确和更精细地刻画各市政府的工业用地出让行为。具体而言，本文以两类指标来刻画地方政府的工业用地出让行为。⑩ (1)工业用地出让总面积(mj)和总宗数(zs)。虽然一宗工业用地的出让就代表了一个成功的招商引资项目，但出让面积及其承载的投资强度存在差异，因此这两个指标都很重要。 (2)工业用地协议出让面积占比(xymjr)和宗数占比(xyzsr)，即协议出让面积(或宗数)与总面积(和宗数)之比。由于协议出让工业用地不仅违背中央禁令而且由此吸引来的项目往往投资强度较低，[23]因此这两个指标可能较好地反映了地方政府土地引资的迫切程度。 2.反映晋升竞争的指标。虽然一些学者们以“人均FDI”和“劳均固定资产投资”作为地方政府竞争度或官员晋升竞争的代理变量，但它们更多的是在反映当地的经济禀赋和发展水平。相对而言，如下一些指标可能更贴切地反映市委书记之间的晋升竞争强度。 (1)某市GDP全省占比及其经济距离。正如前面所言，实证研究已发现辖区经济规模是影响地方领导晋升机会的一个最直接的显性因素。(11) (2)前1年经济增长率的省内排名(grank)。正如前面所言，虽然地方领导之间基于经济业绩的晋升锦标赛假说是不现实的，但却可能存在经济增长率省内排名的资格赛。 (3)市委书记的来源、年龄和任职时间。具体而言，若市委书记来自中央或者本省省级机关，则赋值为1，否则为0；若市委书记的年龄小于57，则赋值为1，否则为0。关于市委书记的任职时间，本文沿用波(Bo)的规定[16]，若市委书记在1—6月上任，则该年记为其任期的起始年份并标识为t=0；若在7—12月上任，则下一年才记为其任期的起始年份并标识为t=0。在此之后的任职年份就依次标识为t=1，2，…。
3.财政压力指标。(12)虽然一些文献用财政缺口与财政收入或财政支出之比来反映政府所面临的财政压力，但特定额度的财政缺口到底会对地方政府造成多大的压力在相当程度上取决于地方政府弥补该缺口的能力。比如，在经济规模较大的地区，地方政府只需稍微加大或者启动某些税费的征收就能够弥补该缺口，那么，地方政府所感知的财政压力就较小。因此，更合适的指标可能是财政压力(czyl)=(预算内财政收入—预算内财政支出)/辖区GDP。 4.地区禀赋指标。借鉴其他文献，笔者以人均GDP(agdp)刻画一个地区的经济发展水平；以工业产值占GDP比重(gyr)刻画一个地区的工业发展程度；以扣除房地产投资的固定资产投资(invest)来反映当地当前的投资强度。另外，考虑到现阶段的中国制造业主要需要的是普通劳动力且高校毕业生的就业具有全国性，因此，笔者以普通中学人数占总人口的比重(sch-r)反映一个地区的人力资本状况。另外，虽然城市化率也应作为控制变量，但《中国城市统计年鉴》在2010之后不再公布非农业人口而不得不放弃。 (三)数据来源与描述性统计(见表2) 关于辖区经济和禀赋状况的数据来自《中国城市统计年鉴》；关于市委书记的原始数据来自于人民网、新华网公布的领导简历；地方政府的工业用地出让数据来自于中国土地市场网。
在2012年7—9月，笔者收集了2007—2011年期间全国(不含港澳台)各级政府工业用地出让结果公示数据，总计约15.15万宗。考虑到四个直辖市的行政划分比较特殊，西藏、新疆、青海、海南四省数据缺失较多，云南、贵州、宁夏的地级市数量较少，故这些地区的数据被剔除。因此，本文实际使用的原始数据涉及20个省区的246个城市的13.7万多宗工业用地出让。 市委书记的相关数据也值得一提。在所有的1230个市委书记—年样本中，任职时间从0到10年的样本数分别为101，284，281，236，153，93，47，21，10，3，1，而任职时间的均值为2.58年，其中任职时间T≤3占比为73.3%；年龄分布在42到61岁之间，均值为53岁，且以55岁上下的样本数最为集中；另外，绝大部分样本属于本市晋升(622个)，本省外市晋升(198个)，省内平调(110个)和来自本省机关(279个)，而仅有6个样本来自省外平调(0个)、中央(3个)和外省机关(3个)。 四、实证分析 (一)空间面板计量模型的设定(13) 若地方政府之间存在土地引资博弈而在空间上存在着相互作用，则我们需用空间计量经济学工具来识别。由于本文关注于晋升竞争对工业用地出让策略的影响且考虑到晋升竞争主要是辖区经济实力相近的市委书记之间展开，因此笔者设计了一个经济距离权重矩阵。具体而言，首先令
为同省的两个城市2006—2010年间GDP平均值；而后，对权重矩阵进行标准化处理，即
。显然，两个城市的经济实力越相近，该权重就越大，即他们之间的竞争可能就越激烈。 参照空间计量经济学的两个主要模型，即空间自回归模型(spatial autoregressive model，SAR)和空间误差模型(spatial error model，SME)，笔者构建了如下模型：
其中，
是表示i市政府在t年出让工业用地的面积(mj)、宗数(zs)、协议面积占比(xymjr)、协议宗数占比(xyzsr)；
表示市委书记的个人特征和各市经济和财政指标(注意，除市委书记年龄、来源、任职时间为当年数据，其余解释变量均为滞后一期的数据)。
表示被解释变量
与相邻地区被解释变量
之间的交互效应；ρ是空间回归系数，意在衡量样本观察值中的空间相互作用。若前面提出的假说为真，则ρ应该显著为正。 对于到底该选哪一个计量模型，一个常用的判别准则是：若LMLAG和LMERR都不显著，则使用经典线性回归模型；若SAR模型的LMLAG和SEM模型的LMERR只有一个显著，则使用相应的空间计量模型；若LMLAG和LMERR都显著，则比较SAR模型的R-LMLAR和SEM模型的R-LMERR，哪个更显著就使用哪个模型。实证检验发现：一则，对于几乎所有的被解释变量，LMLAG和LMERR所对应的显著性水平均小于1%，即说明在显著性水平1%下存在空间相关性；二则，R-LMLAG值大于R-LMERR。因此，本文使用空间自回归模型。 对于空间自回归模型，Hausman检验发现固定效应模型优于随机效应，因此本文采用SAR固定效应模型。进一步分析还发现，个体固定效应通过了显著性检验而时间固定效应没有通过显著性检验，因此下文将只报告控制了个体固定效应的空间自回归模型的回归结果。(14) (二)全国各城市工业用地出让行为 表3报告了基于经济距离矩阵的、全国范围内的、各城市工业用地出让行为的实证研究结果。 1.经济实力和经济增长业绩对市政府工业用地出让行为的影响。 第一，表3显示各个城市的工业用地出让总面积、总宗数、协议面积占比、协议宗数占比的经济距离空间相关系数分别约为0.47，0.62，0.43和0.50且都在1%显著水平上显著。这意味着，省内经济实力相近的城市之间在工业用地出让行为方面具有非常强的竞争性模仿。 第二，GDP省内占比对于工业用地出让面积的归回系数约为3 250且在10%水平上显著，而对于协议面积占比和协议宗数占比的回归系数分别为4.12和3.85且在1%水平上显著。这意味着，一个市的GDP全省占比增加1个百分点，一方面该市政府每年出让的工业用地出让面积会增加32.5公顷，但另一方面该市协议出让的面积占比和宗数占比会分别增加4.12和3.85个百分点。前者并不为奇，而后者却令人玩味。照理说，经济大市的政府领导因享有晋升竞争优势而招商引资压力较小，何况经济大市通常具有较好的投资环境而在招商引资中具有更大谈判力。然而，上述实证结果却显示经济大市反而会更多地采取协议出让工业用地的方式来参与招商引资竞争。这只能说明，经济大市的市委书记之间的晋升竞争更为激烈。 第三，对于工业用地出让总面积和协议出让面积占比，前1年的GDP增长率省内排名的回归系数不显著。事实上，笔者也尝试了多种经济业绩的赋值方法，比如经济增长率省内排名前N的为1，其他为0，但回归系数仍然不显著。笔者认为，其中的一个重要原因是，即便当前经济增长率省内排名靠前，市委书记也不敢放松发展本地经济的努力，因为他们并不能保证事后其辖区经济增长省内排名仍然足够靠前。 总之，上述实证结果表明省内的城市之间存在着以土地引资的恶性竞争，而且在经济大市之间尤为突出。
2.市委书记的个人特征对市政府工业用地出让行为的影响。 第一，市委书记是否来源于中央或省级机关对于工业用地总出让面积和宗数的回归系数并不显著，但对于协议出让面积占比和宗数占比的回归系数分别为-0.070和-0.062且在1%水平上显著。这意味着，与其他市相比，那些由省或中央机关下派的市委书记当政的市政府出让工业用地的协议面积占比和协议宗数占比分别大约低7和6.2个百分点，尽管该市工业用地出让面积和招商引资宗数并不会发生显著变化。这不仅是因为那些来自中央或省机关的市委书记在招商引资市场上具有了某种竞争优势，而且也因为他们天然地拥有晋升优势而不太愿意冒险违背中央禁止协议出让工业用地的规定。 第二，是否小于57岁的亚变量对工业用地出让面积和宗数无显著影响，但对协议面积占比和协议宗数占比的回归系数为0.047和0.051且分别在10%和5%水平上显著。这意味着，那些年轻的市委书记在土地引资竞争中更敢于冒险违背中央禁令，因为他们需要经济业绩来增加晋升机会；相反，年龄超过57的市委书记已基本失去晋升机会，最大心愿可能就是体面地退居二线，因此无多大动力违背中央规定来参与土地引资竞争。 第三，虽然任职时间及其平方对于协议出让面积占比和宗数占比无显著影响，但对工业用地出让总面积和总宗数有显著的U型影响且U型的底点分别在T=2.67和2.83，即在市委书记任职的第3个年头。这证明了命题3，而相关理由不再赘述。 3.辖区禀赋条件对市政府工业用地出让行为的影响。 第一，经济发展水平对市政府出让工业用地行为的影响。一方面，市政府工业用地出让总面积和总宗数随人均GDP的变化而呈现非常显著的U型，且U型的底部分别大约在人均GDP为2.27万元和2.41万元。这是因为：一则，经济落后城市可以大量吸纳被经济发达地区淘汰的低端产能；二则，经济发展较好的城市对进一步发展落后产能的兴趣已下降，但却无力与发达地区争夺先进产能；三则，经济发达城市对高端产业的吸引力，为之出让的工业用地也多。另一方面，协议的面积占比和宗数占比随人均GDP的变化且呈现非常显著的倒U型，顶部大约在人均GDP为0.78万元和1.27万元。可能的原因是：一则，相对于经济落后城市，经济较发达城市的市委书记还是有较大晋升机会而有较大动力参与土地引资竞争；二则，当经济发展超过一定水平，地方政府对低质量投资项目的兴趣会减弱，何况良好的经济环境增加了地方政府对投资者的谈判力。总之，在招商引资竞争中，经济发展水平较高的城市占据着有利地位，不必过多地采用工业用地协议方式就能吸引到较多的工业投资。 第二，前1年的财政压力指数对工业用地出让总面积和总宗数的回归系数不显著，但与协议出让面积占比和协议宗数占比的回归系数分别为0.425和0.359且在1%水平上显著，即财政缺口的GDP占比增加1个百分点，地方政府协议出让工业用地的面积占比和协议宗数占比就会增加0.425和0.359个百分点。考虑到该结果是在控制了辖区经济发展水平等因素下得到的，导致该现象的原因可能是：一则，地方政府对本辖区经济增长渴望如此强烈，以至于财政压力不会对地方政府征地和供地规模构成有效预算约束；二则，当一个地方政府财力有限而难以用财政资金为投资者们提供配套性投资时，该地方政府就在招商引资竞争中处于不利地位。结果，该地方政府难以通过招拍挂方式出让工业用地来吸引到足够多的优质投资者，而不得不降低招商引资的质量标准，或者以私下协议的方式向投资者让渡额外的土地价格折扣。 第三，前1年非住房固定资产投资的自然对数仅仅对协议出让面积占比在1%显著水平上有显著相关关系。该现象不难理解：一个市先前的非房地产固定资产投资越多，要么说明该地区已吸引了大量投资而足以拉动未来2年～3年的经济增长，从而降低了市政府所面临的招商引资压力；要么暗示市政府已在投资环境上进行了大量硬件建设，增强了对投资者的谈判力，可以更多地通过招拍挂方式出让工业用地来吸引到大量优质投资。 第四，普通中学人数占总人口的比重与协议出让面积占比之间存在显著的负相关关系。该值越高，不仅暗示当地有良好的人文环境和公共品供应，而且也暗示该城市后备的工业劳动力越多，从而可以增加地方政府在土地引资竞争中的谈判力。 (三)东、中、西部地区比较分析 为了比较东中西部城市工业用地出让行为是否存在差异(15)，笔者还利用经济权重空间矩阵分别考察了东部(95个城市)、中部(95个城市)、西部(56个城市)的市级工业用地出让行为(见表4)。尽管总体而言，分地区的回归结果与全国的回归结果在性质上很相似，但地区间还是存在一些差异。(16) 第一，与东中部不同，在西部地区，协议面积占比的经济距离空间相关系数不显著。 第二，在中部地区，GDP省内占比对协议面积占比的回归系数变得不再显著为负；同时，东部和西部之间也存在差异，即前者的回归系数不仅比后者大很多，而且显著度更高。这暗示，与中部和西部相比，东部地区的省内城市间的土地引资竞争最为激烈。 第三，仅在中部地区，市委书记的来源和年龄是否小于57对工业用地协议出让占比分别具有显著的负效应和正效应。 第四，仅在东部地区，市委书记的任职时间对工业用地出让面积呈现显著的U型关系且U型的底部大约在T=2.38。 第五，在东部和西部，人均GDP对工业用地出让面积的影响仍然呈现显著的U型关系，但这种关系在中部地区并不显著存在。同时，人均GDP对协议面积占比的倒U型关系仅在西部地区显著存在，而东部不再显著，在中部甚至反转成了显著的U型关系。 第六，前1年非住宅固定资产对市协议面积占比的负相关关系在中西部地区仍然显著存在，但在东部地区不显著；同时，在校中学生人口占比对协议面积占比的负相关关系在中部并不显著存在。 固然样本的变化可能是导致某些回归结果不同于表3的重要原因，但这些差异可能也恰恰反映了东中西部地区内部的经济发展水平、基础设施条件、教育水平，以及地方领导的晋升竞争生态存在差异。 本文采用2007—2011年中国246个市级面板数据，利用空间计量经济学方法，建立空间自回归个体固定效应模型，以政府出让工业用地的相关指标为被解释变量，以反映官员晋升竞争的指标和地区禀赋的指标作为解释变量，探析地方政府工业用地出让行为的影响因素。除了本文已报告的实证分析外，我们还做了大量的稳健性建议，比如在样本中剔除副省级城市或者省会城市，发现本文的基本结论很稳健。 第一，在省内经济实力相近的城市之间存在着工业用地出让的竞争性模仿，而且在东部地区尤为突出。同时，那些经济强市不仅会增加工业用地的出让规模，而且更敢于违背中央禁令，加大协议出让工业用地的力度来参与招商引资竞争。 第二，市委书记的个人特征也会影响到地方政府出让工业用地的行为。比如，相对于其市委书记，那些来自省和中央机关的市委书记和年龄大于57岁的市委书记就不太愿意违背中央禁止协议出让工业用地的规定。 第三，城市土地引资的规模可能与市委书记的任职时间之间存在U型关系。
总之，这些实证结果暗示，晋升竞争会导致省内城市，尤其是经济大市之间发生土地引资的恶性竞争。这种竞争的后果很可能就是工业产能的低水平重复建设和随之而来的产能过剩，并由此构成中国宏观经济周期性剧烈波动的一个重要原因。 感谢匿名评审人提出的修改建议，笔者已做了相应修改，本文文责自负。 ①关于“国家建设”的内容，该法第二条明确规定“凡兴建国防工程、厂矿、铁路、交通、水利工程、市政建设及其他经济、文化建设等所需用之土地，均依本办法征用之”。 ②该法第八条规定“一般土地以其最近三年至五年产量的总值为标准”。 ③中国土地市场网由国土资源部土地利用管理司和法律中心共同主办，集信息发布、监测分析和共享服务为一体。它于2003年10月开通，但直到2006年6月才真正成为支撑中国土地市场动态监测系统的重要平台。为了保证《通知》有效执行，自2007起各宗工业用地出让结果都会在该网站公示。不过，我们发现直到2009年所有用途的国有建设用地出让结果公示才变得很完整。这也使得《中国国土资源年鉴》与中国土地市场网的相关数据在2009年开始一致起来。 ④一些学者将“土地违法”与腐败联系在一起。可他们未充分意识到土地违法有两种类型：与商住用地、矿山用地出让相关的土地违法，大多与腐败密切相关；与工业用地相关的土地违法，与腐败可能没有多少关系，因为地方政府为了赢得投资而常需向投资者许诺各种优惠措施，而不可能向投资者索要贿赂。 ⑤
，其中
表示t年i市领导的变更人数，N该省地市级以上城市数量。 ⑥2004年以处置江苏铁本公司违法违规建设钢铁项目为契机，国务院发布了《关于深入开展土地市场治理整顿严格土地管理的紧急通知》(2004.4)和《国务院关于深化改革严格土地管理的决定》(2004.10)，明令禁止非法压低地价招商。与之相适应，为了防止地方政府廉价出让国有土地，国土资源部颁布《用于农业土地开发的土地出让金收入管理办法》(2004.7)，详细规定了各种农业用地出让的最低平均纯收益标准；为了防止地方政府降低招商质量，国土资源部出台《工业项目建设用地控制指标(试行)》(2004.11)，详细地规定了出让各种等级工业用地的控制指标，其中核心指标就是投资强度，即单位土地面积上的固定资产投资额。然而，地方政府仍然有多种方式来规避该管制。 ⑦《中国土地资源年鉴》(2010，2011)开始提供市级层面的各种土地用途的数据，但仅有面积数据，而无出让宗数、出让方式和出让金额数据。 ⑧笔者还发现工业用地的协议出让比例往往还低于商服住宅用地。比如，中国土地市场网数据显示，在2009年昆明市分别出让工业用地、商服用地和住宅用地127宗、97宗和1 723宗，而且各自的协议出让宗数比例为33.9%，64.2%和92.7%。 ⑨《土地利用年度计划管理办法》(1999)不仅规定“土地利用年度计划一经批准下达，必须严格执行。没有农用地转用计划指标或者超过农用地转用计划指标的，不得批准新增建设用地”，而且还强调“没有完成土地开发整理计划指标的，核减下一年度的农用地转用计划指标”。 ⑩虽然土地出让结果公示中包含价格信息，但笔者认为其意义很有限，因为无从知道政府供地的实际成本、投资商获得了多少投资奖励和各地块的区位和配套信息。 (11)考虑到GDP全省占比已反映了辖区经济的相对规模，因此本文不再在控制变量中引入“人口”等指标。 (12)现有文献流行以“地市人均本级预算内财政支出(收入)/全国人均预算内财政支出(支出)”作为地方财政分权程度的一个测度指标。可是该指标更多的是反映了辖区间经济发展水平而不是财政分权程度的差异。另外，虽然中央与省(区)的财政分权有比较统一的制度，但省与市县级政府之间的财政分权并不存在一个全国统一的制度安排，在很大程度上内生于各省和各城市的经济特征。鉴于此，本文未引入反映“财政分权”的指标。 (13)事实上，我们也设计了跨省相邻的空间面板计量模型且发现地理相邻的城市之间也存在着工业用地出让行为的相互模仿性。考虑到这不是本研究的重点而且四个直辖市、贵州、西藏等样本被剔除而导致地理相邻矩阵并不完整，故未报告相关计量结果。 (14)比如，在以协议面积占比为被解释变量的回归分析中，时间固定效应模型没有通过LR检验，因为p=0.3359，大于10%临界值。不过，Elhorst指出这并不为奇。这是因为不同各地区的变量往往随宏观经济水平同时增加或减少，从而导致考虑了时间固定效应之后空间反应经常变得不再显著。[24] (15)东部地区：北京、天津、河北、辽宁、上海、江苏、浙江、福建、山东、广东和海南；中部地区：山西、吉林、黑龙江、安徽、江西、河南、湖北和湖南；西部地区：重庆、四川、贵州、云南、西藏、陕西、甘肃、青海、宁夏、新疆、广西和内蒙古。当然，在本文的分析中不包含那些已被剔除的省市区样本。 (16)由于在东中西部三个地区，以工业用地出让宗数和宗数占比为被解释变量的回归结果在性质上与表3的回归结果非常相似，故未报告。
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促进竞争与产业用地流转：基于2007~2011年中国城市面板数据的分析_土地财政论文
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