地方政府間土地優(yōu)惠競(jìng)爭(zhēng)關(guān)系研究——基于空間自回歸模型的實(shí)證檢驗(yàn)

王麗娟，毛程連

(1．江西財(cái)經(jīng)大學(xué)財(cái)稅與公共管理學(xué)院，江西 南昌 330013;2．對(duì)外經(jīng)濟(jì)貿(mào)易大學(xué)國(guó)際經(jīng)濟(jì)貿(mào)易學(xué)院，北京 100029)

一、引 言

為吸引資本要素的流入，具有相對(duì)獨(dú)立財(cái)權(quán)的地方政府常會(huì)展開(kāi)激烈的政府間競(jìng)爭(zhēng)，常見(jiàn)的表現(xiàn)形式包括稅收競(jìng)爭(zhēng)和公共支出競(jìng)爭(zhēng)在內(nèi)的各種競(jìng)爭(zhēng)。在理論方面，學(xué)者們傾向于認(rèn)為過(guò)度的政府競(jìng)爭(zhēng)，比如稅收競(jìng)爭(zhēng)會(huì)削弱地方政府提供公共品的能力［1］［2］。另外，也有學(xué)者認(rèn)為政府競(jìng)爭(zhēng)有助于地方政府自利性的約束，會(huì)提高地方政府提供公共品的效率［3］［4］。這兩種結(jié)論之所以不同在于它們的假設(shè)不同，前者假設(shè)地方政府是“仁慈的”，以追求轄區(qū)居民福利最大化為自己的行為目標(biāo);后者假設(shè)地方政府是自利的，以追求自身利益最大化為目標(biāo)［5］［6］。

在實(shí)證方面，自從美國(guó)學(xué)者Case等［7］運(yùn)用空間計(jì)量方法對(duì)美國(guó)地方政府間財(cái)政支出競(jìng)爭(zhēng)效應(yīng)進(jìn)行估計(jì)以來(lái)，該方法在公共經(jīng)濟(jì)學(xué)領(lǐng)域的運(yùn)用日漸廣泛。學(xué)者們對(duì)地方政府的各類競(jìng)爭(zhēng)效應(yīng)進(jìn)行了驗(yàn)證及衡量［8］［9］。國(guó)內(nèi)一些學(xué)者近年來(lái)也參考該方法對(duì)我國(guó)地方政府間各種競(jìng)爭(zhēng)效應(yīng)的程度進(jìn)行估計(jì)。其中，沈坤榮和付文林［10］以省級(jí)政府的面板數(shù)據(jù)為分析對(duì)象，驗(yàn)證了我國(guó)地方政府間稅收競(jìng)爭(zhēng)效應(yīng)的存在并對(duì)其具體效應(yīng)進(jìn)行了估計(jì);而邵軍［11］、李濤和周業(yè)安［12］則對(duì)我國(guó)地方政府間財(cái)政支出競(jìng)爭(zhēng)效應(yīng)進(jìn)行了估計(jì)。所述文獻(xiàn)都已證明我國(guó)地方政府間確已就這些策略展開(kāi)實(shí)際競(jìng)爭(zhēng)，主要目的還是為了吸引資本要素的流入，進(jìn)行招商引資［13］。

實(shí)際上，正如某些學(xué)者注意到的那樣，我國(guó)特殊的國(guó)情決定了地方政府開(kāi)展競(jìng)爭(zhēng)還有一些特殊的競(jìng)爭(zhēng)策略，如土地優(yōu)惠政策［14］。土地優(yōu)惠競(jìng)爭(zhēng)是指地方政府利用政府對(duì)土地出讓的壟斷權(quán)利，將轄區(qū)內(nèi)土地采取低價(jià)或免費(fèi)的方式出讓給特定對(duì)象，以吸引資本落戶本轄區(qū)。曹宏苓［15］曾以長(zhǎng)三角為例，給出了各地在土地優(yōu)惠政策競(jìng)爭(zhēng)的實(shí)例。2008年前，長(zhǎng)三角地區(qū)平均每畝成熟的土地開(kāi)發(fā)和轉(zhuǎn)讓價(jià)格之和在15萬(wàn)元左右，而蘇南某些地方的出價(jià)只有5萬(wàn)元，其中無(wú)錫也只出價(jià)2～3萬(wàn)元。甚至上海的一些郊區(qū)也只出價(jià)5～6萬(wàn)元左右。土地優(yōu)惠競(jìng)爭(zhēng)與稅收競(jìng)爭(zhēng)有類似之處，即都是一種“競(jìng)低”行為(race to the bottom)，國(guó)內(nèi)目前對(duì)此競(jìng)爭(zhēng)策略展開(kāi)的研究較為缺乏。汪沖［16］雖然關(guān)注了地方政府在土地出讓方面的競(jìng)爭(zhēng)，但并沒(méi)有區(qū)分不同出讓土地的性質(zhì)，因此不能準(zhǔn)確反映地方政府在土地優(yōu)惠政策上的策略競(jìng)爭(zhēng)。本文的研究希望能至少回答以下幾個(gè)問(wèn)題:(1)通過(guò)實(shí)證模型驗(yàn)證我國(guó)地方政府間是否存在相互競(jìng)爭(zhēng)的土地優(yōu)惠政策;(2)如果存在，它的具體競(jìng)爭(zhēng)效應(yīng)如何，其是否可能成為稅收競(jìng)爭(zhēng)的有效替代策略;(3)在我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平不同地區(qū)，土地優(yōu)惠競(jìng)爭(zhēng)策略是一致還是有所不同。

本文余下部分結(jié)構(gòu)安排如下:第二部分交待了研究方法與數(shù)據(jù)來(lái)源;第三部分是全國(guó)范圍的實(shí)證分析結(jié)果及其解釋;第四部分是分地區(qū)的實(shí)證分析結(jié)果及其解釋;第五部分是本文小結(jié)。

二、研究方法與數(shù)據(jù)來(lái)源

由于我國(guó)政府土地出讓制度不斷完善，2003年以后經(jīng)營(yíng)性土地一律按照招標(biāo)、拍賣(mài)和掛牌方式進(jìn)行市場(chǎng)出讓，政府為吸引資本流入不能再以行政劃撥的方式進(jìn)行土地供給，土地的優(yōu)惠政策更多包含在協(xié)議出讓方式中。本文參考沈坤榮、付文林［10］稅收競(jìng)爭(zhēng)的空間自回歸模型來(lái)模擬我國(guó)各地方政府協(xié)議土地出讓競(jìng)爭(zhēng)行為。

(一)基本模型

空間自回歸模型(Spatial Auto-Regressive Model，簡(jiǎn)稱SAR)，它是在傳統(tǒng)的回歸模型等式右邊引入一個(gè)空間滯后量，以消除誤差項(xiàng)存在的空間自回歸現(xiàn)象，具體模型假設(shè)為

其中，pi是因變量，代表某地的協(xié)議土地出讓平均價(jià)格，類似于稅收競(jìng)爭(zhēng)模型中某地的稅率水平;pj是自變量，指相鄰地區(qū)①相鄰的意思要具體視空間權(quán)重類型而言，有時(shí)指地理位置上的相鄰，有時(shí)指經(jīng)濟(jì)水平或其他考慮因素的接近。的土地出讓平均價(jià)格。Xi是描述某地自身特征的解釋變量，wij是相鄰地區(qū)的空間權(quán)重，φ和β為系數(shù)，其中空間自回歸系數(shù)φ是關(guān)注重點(diǎn);ε為擾動(dòng)項(xiàng)。

如果地方政府間為吸引資本流入，以低價(jià)或免費(fèi)土地供給為條件，那么它們之間存在的競(jìng)爭(zhēng)行為則類似于稅收競(jìng)爭(zhēng)的“競(jìng)低”行為。也即某地壓低土地供給價(jià)格，其相鄰地區(qū)也會(huì)相應(yīng)調(diào)低土地供給價(jià)格，表現(xiàn)在模型中則空間自回歸系數(shù)φ的估計(jì)值將會(huì)顯著異于0，并且符號(hào)為正。相反，如果φ的估計(jì)值不能顯著異于0，則說(shuō)明土地出讓價(jià)格之間并沒(méi)有顯著的空間交互性，地方政府間土地出讓行為并不存在顯著的競(jìng)爭(zhēng)。

解釋變量主要包括當(dāng)?shù)氐娜司貐^(qū)生產(chǎn)總值(gdp)和城市化進(jìn)程(ur)，是為了描述當(dāng)?shù)氐慕?jīng)濟(jì)特征。同時(shí)為了考察不同性質(zhì)地塊的替代效應(yīng)，解釋變量還選取了上一年度的商品房平均銷售價(jià)格(hp_l)，主要用來(lái)考察協(xié)議出讓土地的機(jī)會(huì)成本。為了反映隨著招商引資規(guī)模的變化，某地土地優(yōu)惠政策的變化，還在解釋變量中加入了外商直接投資變量(fdi)。

(二)指標(biāo)及數(shù)據(jù)

各類指標(biāo)的具體解釋和數(shù)據(jù)來(lái)源如下:

(1)土地出讓平均價(jià)格。根據(jù)《中國(guó)國(guó)土資源年鑒》的數(shù)據(jù)進(jìn)行處理，為協(xié)議土地出讓收入與出讓面積的商;(2)人均地區(qū)生產(chǎn)總值、商品房平均銷售價(jià)格均直接來(lái)源于《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》各年;(3)外商直接投資。來(lái)源于中經(jīng)網(wǎng)數(shù)據(jù)庫(kù)和《中國(guó)國(guó)民經(jīng)濟(jì)和社會(huì)發(fā)展統(tǒng)計(jì)資料匯編》各年;(4)城市化進(jìn)程用非農(nóng)業(yè)人口占地區(qū)總?cè)丝诒壤妫瑪?shù)據(jù)來(lái)源于《中國(guó)人口年鑒》各年。

觀測(cè)樣本范圍是全國(guó)29個(gè)省級(jí)行政區(qū)，剔除了海南省和西藏地區(qū);鑒于數(shù)據(jù)的可得性，觀測(cè)期間為2003－2009年。對(duì)各項(xiàng)經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)剔除了物價(jià)水平波動(dòng)，為絕對(duì)值數(shù)據(jù)取了自然對(duì)數(shù)。

wij是空間權(quán)重系數(shù)，常見(jiàn)的對(duì)空間權(quán)重賦值方式主要是采取地理方式，本文參考傳統(tǒng)的1－0做法，以兩地在地理上是否接壤為判別標(biāo)準(zhǔn)，對(duì)于相鄰接壤的地區(qū)賦值為1，其他為0，然后計(jì)算出相應(yīng)的權(quán)重系數(shù)。在應(yīng)用經(jīng)濟(jì)學(xué)中，也常對(duì)空間權(quán)重賦值采用經(jīng)濟(jì)方式，如以地區(qū)生產(chǎn)總值、人均地區(qū)生產(chǎn)總值、人均收入等作為賦值因素，考慮到我國(guó)地區(qū)間競(jìng)爭(zhēng)的主要指標(biāo)是圍繞著地區(qū)生產(chǎn)總值，這里的經(jīng)濟(jì)矩陣的賦值因素采用的是觀測(cè)期內(nèi)人均地區(qū)生產(chǎn)總值，即

三、全國(guó)范圍的實(shí)證分析

(一)數(shù)據(jù)的初步分析

隨著土地出讓制度的逐步完善，土地市場(chǎng)的招標(biāo)、拍賣(mài)和掛牌方式逐漸體現(xiàn)了土地的市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)價(jià)格，而吸引招商引資的土地優(yōu)惠政策則更多蘊(yùn)含在協(xié)議出讓方式中，這將會(huì)使得協(xié)議土地的價(jià)格表現(xiàn)出與招拍掛土地出讓價(jià)格不同的趨勢(shì)變化。一方面，如果土地優(yōu)惠政策的相互“競(jìng)低”效應(yīng)存在，則協(xié)議土地價(jià)格將會(huì)呈現(xiàn)逐年降低的趨勢(shì);另一方面，由于土地資源的總體有限性，以協(xié)議方式出讓的土地與以招拍掛方式出讓的土地具有相互替代性，隨著后者價(jià)格的逐漸上漲，協(xié)議土地價(jià)格也隨著機(jī)會(huì)成本的增加而出現(xiàn)上升趨勢(shì)。

圖1是2003年至2009年間全國(guó)協(xié)議出讓土地平均價(jià)格剔除物價(jià)波動(dòng)后的趨勢(shì)變化圖。從中可以看到，上述兩種不同方向的效應(yīng)影響在協(xié)議土地價(jià)格變動(dòng)中都有所體現(xiàn)，一方面協(xié)議土地價(jià)格總體表現(xiàn)出增長(zhǎng)趨勢(shì)，另一方面在某些年份價(jià)格甚至呈現(xiàn)逐年下降的現(xiàn)象。以北京地區(qū)為例，2003年的協(xié)議出讓土地均價(jià)為673萬(wàn)元/公頃，除了2004年，此后各年價(jià)格都低于該值，2005年的均價(jià)為383.54萬(wàn)元/公頃，2007年則為330萬(wàn)元/公頃。而中部地區(qū)的江西省，協(xié)議出讓土地的均價(jià)也一直從2003年的97.68萬(wàn)元/公頃，逐年降低到2007年的66.11萬(wàn)元/公頃。協(xié)議出讓土地價(jià)格在某些年份的下降趨勢(shì)，反映了土地優(yōu)惠政策存在的可能性，但地方政府間是否確實(shí)運(yùn)用該策略展開(kāi)相互競(jìng)爭(zhēng)還有待于實(shí)證檢驗(yàn)。

圖1 2003－2009年29省市協(xié)議出讓土地平均價(jià)格

(二)空間相關(guān)性檢驗(yàn)

對(duì)于一組觀測(cè)數(shù)據(jù)是否存在空間效應(yīng)，可以用空間相關(guān)性檢驗(yàn)來(lái)驗(yàn)證。Moran檢驗(yàn)法是其中較為常用的一種，它對(duì)傳統(tǒng)OLS回歸后方程的殘差進(jìn)行檢驗(yàn)，驗(yàn)證殘差之間是否存在空間自相關(guān)現(xiàn)象。Moran檢驗(yàn)的結(jié)果用Moran's I指數(shù)來(lái)表示，其值位于(－1，1)區(qū)域間。當(dāng)Moran指數(shù)值為正時(shí)，表明兩觀測(cè)對(duì)象在空間上有正的空間自相關(guān)現(xiàn)象(positive spatial auto-correlation)，在實(shí)際中可能存在相互模仿的競(jìng)爭(zhēng)行為;如果指數(shù)值為負(fù)，說(shuō)明觀測(cè)對(duì)象在空間上存在負(fù)的空間自相關(guān)現(xiàn)象(negative spatial auto-correlation)，在實(shí)際中兩者可能存在策略相反的競(jìng)爭(zhēng)行為。

Moran指數(shù)的統(tǒng)計(jì)公式是:

其中，N為觀測(cè)對(duì)象數(shù)目，wij為觀測(cè)對(duì)象的空間權(quán)重矩陣，Xi和Xj為不同的觀測(cè)對(duì)象，為觀測(cè)對(duì)象的平均值。

表1是對(duì)全國(guó)29省市區(qū)2003－2009年間觀測(cè)樣本的面板數(shù)據(jù)分別用地理權(quán)重和經(jīng)濟(jì)權(quán)重檢驗(yàn)的空間相關(guān)性結(jié)果，可以看到觀測(cè)對(duì)象之間存在較為顯著的空間相關(guān)性。用地理權(quán)重估計(jì)的結(jié)果中，Moran指數(shù)值達(dá)到0.3094，統(tǒng)計(jì)值為6.548，明顯超過(guò)了1%顯著性水平的臨界值，說(shuō)明存在顯著的正向空間相關(guān)性。用經(jīng)濟(jì)權(quán)重去作估計(jì)，得到的結(jié)論完全相同。為進(jìn)一步估計(jì)空間效應(yīng)的大小，接下來(lái)將分別用兩種權(quán)重來(lái)估計(jì)模型，并報(bào)告相應(yīng)估計(jì)結(jié)果。

表1 協(xié)議出讓土地平均價(jià)格Moran空間效應(yīng)檢驗(yàn)表

(三)模型結(jié)果報(bào)告及解釋

表2 全國(guó)29省市區(qū)2003－2009年協(xié)議土地價(jià)格空間自回歸模型估計(jì)結(jié)果

空間自回歸模型除了普通空間效應(yīng)模型，還包括地區(qū)固定效應(yīng)、時(shí)間固定效應(yīng)和地區(qū)、時(shí)間皆固定效應(yīng)模型。其中，地區(qū)固定效應(yīng)是指由于不同地區(qū)的地理區(qū)位以及其他相關(guān)特征如氣候條件等對(duì)因變量造成的影響，這在與區(qū)位特征明顯相關(guān)的土地出讓收入中尤為顯著;時(shí)間固定效應(yīng)是考慮某些年份對(duì)所有觀測(cè)對(duì)象都產(chǎn)生影響的系統(tǒng)變動(dòng)因素。Elhorst［17］曾指出在實(shí)際應(yīng)用中，通?？紤]了時(shí)間固定效應(yīng)后，模型的空間反應(yīng)將會(huì)不顯著，因此本文選擇報(bào)告地區(qū)固定效應(yīng)空間模型的估計(jì)結(jié)果，具體見(jiàn)表2。

第一，根據(jù)模型估計(jì)結(jié)果，可以看到無(wú)論是用地理權(quán)重估計(jì)還是經(jīng)濟(jì)權(quán)重估計(jì)，空間自回歸系數(shù)φ的估計(jì)值都通過(guò)了顯著性水平檢驗(yàn)，并且符號(hào)為正。表明在觀測(cè)期間，各地方政府協(xié)議土地價(jià)格是存在顯著正向競(jìng)爭(zhēng)關(guān)系的。φ的值在0.15～0.20，說(shuō)明如果相鄰地區(qū)①顯然，這里“相鄰”的意思是指經(jīng)濟(jì)水平的相近，而不是指地理位置的相鄰。為招商引資，使得協(xié)議土地出讓平均價(jià)格每下降1%，本地的協(xié)議土地出讓價(jià)格將下降至少0.15～0.2%，并且統(tǒng)計(jì)顯著性很高，不可忽略。

第二，在解釋變量中，通過(guò)顯著性水平檢驗(yàn)的有上一年度的商品房均價(jià)(hp_l)和非農(nóng)人口(ur)變量。其中上一年度商品房均價(jià)的系數(shù)估計(jì)值為1，表明上一年度商品房均價(jià)每增長(zhǎng)1個(gè)百分點(diǎn)，當(dāng)期的協(xié)議出讓土地均價(jià)也將增長(zhǎng)約1個(gè)百分點(diǎn)，漲幅接近。顯然，土地優(yōu)惠政策的機(jī)會(huì)成本巨大，隨著經(jīng)營(yíng)性土地市場(chǎng)價(jià)格的不斷上升，協(xié)議出讓土地的總體均價(jià)也處于上升趨勢(shì)，這從圖1中可以得到反映，特別是2008年協(xié)議出讓土地價(jià)格有了大幅攀升。非農(nóng)人口變量的系數(shù)估計(jì)值較小，其經(jīng)濟(jì)意義并不顯著。

第三，地區(qū)生產(chǎn)總值(gdp)和外商直接投資(fdi)變量都沒(méi)能通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，表明就全國(guó)范圍來(lái)看，這兩個(gè)因素對(duì)協(xié)議土地價(jià)格影響并不顯著①實(shí)際上，這里gdp變量對(duì)因變量的影響還有另外一個(gè)渠道，表現(xiàn)為經(jīng)濟(jì)權(quán)重是按照gdp來(lái)賦值的。。協(xié)議土地價(jià)格變動(dòng)主要受出讓土地的機(jī)會(huì)成本以及相鄰地區(qū)協(xié)議土地價(jià)格變動(dòng)的影響。

四、分地區(qū)的實(shí)證分析

由于我國(guó)幅員遼闊，各地經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平也均衡不一。東部地區(qū)與中西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展差距較大，可能導(dǎo)致各地方政府在實(shí)踐中更容易將經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平相近或地理位置相鄰地區(qū)作為競(jìng)爭(zhēng)對(duì)手。因此，有必要將全國(guó)范圍的29省市區(qū)進(jìn)一步劃分成東、中、西部地區(qū)，分別進(jìn)行觀察，劃分的方式參照國(guó)土資源部的做法②國(guó)土資源部信息中心，2007年，我國(guó)的東中西部地區(qū)是如何劃分的?資源網(wǎng)網(wǎng)頁(yè)，http:∥www.lrn.cn/science/nationalgeography/200704/t20070423_53351.htm。其中，東部地區(qū)包括北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東和廣東等十省市;中部地區(qū)包括山西、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖北和湖南等八省;西部地區(qū)包括重慶、四川、貴州、云南、陜西、甘肅、寧夏、青海、新疆、廣西和內(nèi)蒙古等十一省市區(qū)。。同樣，這里選擇報(bào)告地區(qū)固定效應(yīng)的空間自回歸模型估計(jì)結(jié)果。

表3 東、中、西部地區(qū)2003－2009年協(xié)議土地價(jià)格空間自回歸模型估計(jì)結(jié)果

第一，根據(jù)表3對(duì)我國(guó)東、中、西部地區(qū)的實(shí)證分析結(jié)果，東部和中部地區(qū)的空間自回歸系數(shù)值都沒(méi)能通過(guò)顯著性水平檢驗(yàn)，表明這兩個(gè)地區(qū)的協(xié)議土地價(jià)格并不存在顯著的相互競(jìng)爭(zhēng)效應(yīng)。而西部地區(qū)用經(jīng)濟(jì)權(quán)重估計(jì)的空間自回歸系數(shù)顯著異于0，表明此種情況下西部地區(qū)的協(xié)議土地價(jià)格存在較為顯著的相互競(jìng)爭(zhēng)效應(yīng)?？紤]到在實(shí)踐中，由于中央政府對(duì)地方政府的績(jī)效考評(píng)方式以經(jīng)濟(jì)發(fā)展為目標(biāo)導(dǎo)向，顯然會(huì)導(dǎo)致地方政府圍繞地區(qū)生產(chǎn)總值增長(zhǎng)目標(biāo)展開(kāi)競(jìng)爭(zhēng)，因而可以接受用經(jīng)濟(jì)權(quán)重進(jìn)行估計(jì)。并且從模型估計(jì)結(jié)果的似然值來(lái)看，西部地區(qū)用經(jīng)濟(jì)權(quán)重估計(jì)的結(jié)果也確實(shí)略好于用地理權(quán)重估計(jì)的結(jié)果。

第二，從具體各相鄰地區(qū)的權(quán)重影響系數(shù)，還可以進(jìn)一步解釋這種土地優(yōu)惠競(jìng)爭(zhēng)的效應(yīng)。表4是以重慶地區(qū)為例，列出了其相鄰地區(qū)的影響權(quán)重系數(shù)。從表4可以看出，對(duì)重慶地區(qū)產(chǎn)生影響最大的前三位相鄰地區(qū)分別是四川、寧夏和新疆。當(dāng)相鄰地區(qū)平均協(xié)議土地出讓價(jià)格每下降1%時(shí)，這其中，四川地區(qū)下降0.22%、寧夏地區(qū)下降0.15%、新疆地區(qū)下降0.12%，則重慶協(xié)議出讓土地的平均價(jià)格將下降0.21%。

表4 重慶相鄰省市區(qū)經(jīng)濟(jì)權(quán)重系數(shù)

第三，比較三個(gè)地區(qū)影響協(xié)議土地價(jià)格的解釋變量可以發(fā)現(xiàn)，東部和西部地區(qū)gdp變量都對(duì)協(xié)議土地價(jià)格有著顯著的正向作用，并且系數(shù)估計(jì)值達(dá)到0.86～1.23。這表明平均地區(qū)gdp每增長(zhǎng)1%，協(xié)議土地價(jià)格將增長(zhǎng)0.86%～1.23%。但是中部地區(qū)的協(xié)議土地價(jià)格變動(dòng)并沒(méi)有受經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的顯著影響，主要受上期商品房售價(jià)的影響，也即協(xié)議土地出讓的機(jī)會(huì)成本對(duì)其價(jià)格影響最為顯著。另外，三個(gè)地區(qū)fdi變量系數(shù)估計(jì)值符號(hào)都為負(fù)，表明隨著地區(qū)吸引資本流量的增加，協(xié)議土地價(jià)格有下降趨勢(shì)，這也表明了土地優(yōu)惠政策的存在。同樣，對(duì)于非農(nóng)人口變量，由于其系數(shù)估計(jì)值過(guò)小，經(jīng)濟(jì)意義并不顯著。

五、小 結(jié)

本文選取協(xié)議出讓土地為研究對(duì)象，對(duì)包含在其中的優(yōu)惠政策是否存在競(jìng)爭(zhēng)進(jìn)行了實(shí)證分析，結(jié)果表明:

第一，從全國(guó)水平上看，地方政府確實(shí)已經(jīng)就土地優(yōu)惠政策展開(kāi)了積極競(jìng)爭(zhēng)，并且是相互模仿行為的正向競(jìng)爭(zhēng)。也即當(dāng)某地對(duì)土地采取較為低廉的價(jià)格出讓，其他地區(qū)也會(huì)模仿跟進(jìn)，采取類似的競(jìng)爭(zhēng)策略。協(xié)議土地出讓價(jià)格既受到地區(qū)間招商引資的競(jìng)爭(zhēng)壓力，出現(xiàn)向下的趨勢(shì);同時(shí)，由于其他出讓方式的土地市場(chǎng)價(jià)格不斷攀升，使其機(jī)會(huì)成本增大，也有向上增長(zhǎng)的趨勢(shì)。這兩種相反的力量共同作用于協(xié)議出讓土地價(jià)格，使其出現(xiàn)總體趨勢(shì)雖然上漲，但某些年份也出現(xiàn)下降的趨勢(shì)。

第二，從地區(qū)范圍來(lái)看，東部和中部地區(qū)雖然存在土地優(yōu)惠政策，但是并不存在統(tǒng)計(jì)意義上的顯著競(jìng)爭(zhēng)效應(yīng)。而西部地區(qū)仍然存在土地優(yōu)惠政策的顯著競(jìng)爭(zhēng)效應(yīng)。這表明東部和中部地區(qū)在招商引資時(shí)有可能已不再采取和西部地區(qū)相同的土地優(yōu)惠政策，而是采取了其他異質(zhì)性策略。

第三，如果將土地優(yōu)惠競(jìng)爭(zhēng)效應(yīng)和稅收競(jìng)爭(zhēng)效應(yīng)進(jìn)行比較，可以粗略借鑒袁浩然(2008)、沈坤榮和付文林(2006)對(duì)稅收競(jìng)爭(zhēng)的估計(jì)結(jié)果，土地優(yōu)惠競(jìng)爭(zhēng)效應(yīng)估計(jì)值要低于稅收競(jìng)爭(zhēng)效應(yīng)估計(jì)值。但是考慮到在實(shí)踐中，土地優(yōu)惠競(jìng)爭(zhēng)具有和稅收競(jìng)爭(zhēng)類似的“競(jìng)低”行為，并且競(jìng)爭(zhēng)效應(yīng)顯著，可以認(rèn)為是稅收競(jìng)爭(zhēng)的有效替代。

第四，盡管出于招商引資的壓力，協(xié)議土地價(jià)格有“競(jìng)低”趨勢(shì)，但商品房?jī)r(jià)格變動(dòng)對(duì)協(xié)議土地價(jià)格的影響力度也頗大?？梢酝茰y(cè)，隨著地方經(jīng)營(yíng)性土地出讓價(jià)格的增長(zhǎng)，協(xié)議出讓土地的機(jī)會(huì)成本逐漸增長(zhǎng)，地方政府的土地優(yōu)惠競(jìng)爭(zhēng)策略也會(huì)相應(yīng)作出調(diào)整。

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