文 樂，彭代彥

（華中科技大學經(jīng)濟學院，湖北 武漢 430074）

土地供給錯配、房價上漲與半城鎮(zhèn)化研究

文 樂，彭代彥

（華中科技大學經(jīng)濟學院，湖北 武漢 430074）

研究目的：從土地供給入手，識別房價上漲對人口半城鎮(zhèn)化的影響及其機制。研究方法：理論分析與實證分析相結(jié)合，并采用工具變量法克服模型內(nèi)生性。研究結(jié)果：（1）土地供給錯配導致房價上漲，進而推升半城鎮(zhèn)化率；（2）不管來自省外還是來自省內(nèi)的農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口均受到房價上漲的負面沖擊，但是省外農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口受到的影響更大。研究結(jié)論：房價上漲過快不利于農(nóng)村轉(zhuǎn)移人口市民化，而土地供給錯配是造成房價上漲的重要根源。因此，為了促進農(nóng)村轉(zhuǎn)移人口市民化，有必要調(diào)整限制大城市而鼓勵中小城鎮(zhèn)發(fā)展的政策。

土地經(jīng)濟；半城鎮(zhèn)化；房價；土地供給錯配；農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口市民化

1 引言

改革開放以來，大量農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口進入城市，推動了中國的快速城鎮(zhèn)化。但是，大量農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口進城后不能獲得城市戶口，實現(xiàn)身份轉(zhuǎn)換，也不能享受與城鎮(zhèn)居民同等的社會福利與公共服務，中國的城鎮(zhèn)化因此被認為只是一種“半城鎮(zhèn)化”[1-3]。這種城鎮(zhèn)化模式造成城市內(nèi)部本地居民與外來居民的分割，也使得農(nóng)村出現(xiàn)了大量留守婦女、留守兒童與留守老人，俗稱“386199”部隊，給中國的經(jīng)濟發(fā)展與社會和諧穩(wěn)定埋下了重大隱患[4-5]。因此，如何有序推進農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口市民化成為了當今時代的重要議題，也引起了中央政府的高度重視?！秶倚滦统擎?zhèn)化規(guī)劃（2014－2020 年）》指出要以人的城鎮(zhèn)化為核心，要將“戶籍人口城鎮(zhèn)化率與常住人口城鎮(zhèn)化率差距縮小2個百分點左右”。然而，10多年來這種差距不斷沒有縮小，反而隨房價的不斷上升呈擴大的趨勢，如圖1所示。

圖1 房價與人口半城鎮(zhèn)化率變化趨勢Fig.1 The trend of housing prices and peri-urbanization

人口半城鎮(zhèn)化的成因究竟何在？高房價是否抑制了城鎮(zhèn)化？對此，學術(shù)界進行了大量研究。安虎森和皮亞彬認為，半城鎮(zhèn)化產(chǎn)生的原因在于農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口的流動受到戶籍制度、城市偏向的公共政策、農(nóng)村土地制度等因素的制約[6]。還有學者從人力資本等方面進行了分析[7]。但事實上，中國的戶籍制度、農(nóng)村土地制度和教育都在不斷完善，政府也在積極推動公共服務均等化，而半城鎮(zhèn)化率卻仍在不斷上升。許多學者認為房價上漲才是關(guān)鍵因素，因為農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口收入水平普遍較低，而城市高企的房價提高了城市居住成本，增大了農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口生活壓力[3]。由于無力購買商品房，農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口大多選擇居住在“城中村”等環(huán)境惡劣的地區(qū)[5，8]。李永樂[9]利用省際面板數(shù)據(jù)對房價與城鎮(zhèn)化關(guān)系進行了實證檢驗，發(fā)現(xiàn)住宅價格上漲阻礙了城鎮(zhèn)化，但其實證模型中并沒有加入其他控制變量，可能存在估計偏誤。另外，孔艷芳采用GMM法進行的研究也發(fā)現(xiàn)房價快速上漲推升了半城鎮(zhèn)化水平，因為農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口消費能力的上升趕不上房價上漲的速度[10]。

總的來看，現(xiàn)有研究對人口半城鎮(zhèn)化相關(guān)問題做了有益探索，但是大多屬于理論分析，相應的實證研究較少。少數(shù)文獻雖就房價對城鎮(zhèn)化的影響進行了實證檢驗，但也存在一些不足：一是沒有討論房價上漲的根源，沒有對土地供給、房價與半城鎮(zhèn)化之間的關(guān)系進行系統(tǒng)研究；二是城鎮(zhèn)化率的提高將可能反過來推動房價的上漲[11]，而既有研究卻沒有處理模型中這一潛在的內(nèi)生性問題。基于此，本文首先從理論上分析了房價上漲抑制人口城鎮(zhèn)化，推高半城鎮(zhèn)化率的制度背景與理論機制；然后主要利用2010年中國人口普查分縣資料數(shù)據(jù)進行了實證檢驗，并且用土地供給錯配程度指數(shù)作為房價的工具變量，有效克服了模型可能存在的內(nèi)生性問題。

2 制度背景與理論分析

2.1 制度背景

長期以來，中國實施了嚴格的戶籍管理制度，雖然小城鎮(zhèn)的落戶限制已經(jīng)放松，但對大城市依然進行著嚴格的管理。1997年6月，國務院批轉(zhuǎn)公安部《小城鎮(zhèn)戶籍管理制度改革試點方案和關(guān)于完善農(nóng)村戶籍管理制度的意見》（國發(fā)［1997］20號）明確規(guī)定，在小城鎮(zhèn)購買商品房或者有合法自建房的居民，以及其共同居住的直系親屬，可以辦理城鎮(zhèn)常住戶口。2001年3月國務院又頒布《關(guān)于推進小城鎮(zhèn)戶籍管理制度改革的意見》（國辦發(fā)［2001］6號），對辦理小城鎮(zhèn)常住戶口的人員不再實行計劃指標管理。與小城鎮(zhèn)落戶限制逐漸放開不同，中國一直嚴格控制著大城市的規(guī)模。超大城市和部分特大城市在嚴格控制人口規(guī)模的基礎上構(gòu)建了包括購房指標在內(nèi)的積分入戶評價體系（表1）；在部分二、三線城市，也需通過購房落戶等方式才能獲得城鎮(zhèn)戶籍[10]。隨著房價的上漲，現(xiàn)有的落戶制度會自動變相抬高農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口在城鎮(zhèn)落戶的門檻。

表1 城鎮(zhèn)落戶條件Tab.1 Household registration system in city

2.2 理論分析

從制度背景來看，擁有固定居所、穩(wěn)定的就業(yè)或生活來源是在城鎮(zhèn)落戶生活的基本條件[12]。事實上，城鎮(zhèn)化的本質(zhì)也在于農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口能夠在城鎮(zhèn)“安居”、“樂業(yè)”。為此，本文構(gòu)建一個簡單的理論模型來說明房價上漲如何影響城鎮(zhèn)化。假設城鎮(zhèn)化水平是居民住房狀況和就業(yè)狀況的函數(shù)，為簡化分析，將函數(shù)設定為柯布道格拉斯（C-D）函數(shù)形式：

式

（1）中，U為城鎮(zhèn)化水平，A為常數(shù)，H為住房狀況，E為就業(yè)狀況，α、β均為大于零的參數(shù)。

一般來說，在其他條件不變的情況下，居民收入水平越高，房價越低，則居民購買住房的能力越強；反之，收入水平越低，房價越高，居民就越難以購買住房。于是可以將住房消費H進一步設定為居民收入與城市房價的C-D函數(shù)，即：

式（2）中，B為常數(shù)，W為居民收入，P為城市房價，γ 、φ均為大于零的參數(shù)。

另外，房價上漲通常會導致企業(yè)生產(chǎn)成本上升，具體表現(xiàn)在兩個方面：一是房價上漲導致居民生活成本增加，企業(yè)必須增加工資，否則，員工難以繼續(xù)維持原有生活水平；二是房價上漲將導致地價上升，從而提升企業(yè)使用廠房用地的成本。由新古典經(jīng)濟學企業(yè)生產(chǎn)理論可知，企業(yè)的勞動力需求取決于產(chǎn)出水平和生產(chǎn)要素的相對價格。也就是說，在其他條件不變的情況下，由于房價上升增加了企業(yè)生產(chǎn)成本，企業(yè)可能會減少對勞動力的需求，城市就業(yè)機會相應減少。基于此可將就業(yè)設定為產(chǎn)出和房價的C-D函數(shù)，即

式（3）中，C為常數(shù)，Q為企業(yè)總產(chǎn)出，P為城市房價，ρ、η均為大于零的參數(shù)。最后，把式（2）和式（3）代入式（1），然后對房價P求導，可得：

式（5）表明，房價上漲將抑制人口城鎮(zhèn)化。換言之，房價上漲不利于農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口市民化，最終導致城市半城鎮(zhèn)化水平上升。

3 計量模型、變量與數(shù)據(jù)說明

3.1 計量模型

為了驗證房價對人口半城鎮(zhèn)化的影響，首先對（4）式右邊取對數(shù)，然后化簡，得到如下實證模型：

式（6）中， i = 1，2，…，N，代表城市；U為城鎮(zhèn)化水平，借鑒現(xiàn)有研究的做法[10，13-14]，用人口半城鎮(zhèn)化率，即常住人口城鎮(zhèn)化率與戶籍人口城鎮(zhèn)化率之差表示。圖2是2010年中國各地區(qū)的半城鎮(zhèn)化水平，東部地區(qū)半城鎮(zhèn)化率較高，而中西部地區(qū)相對較低。房價（lnp）是本文關(guān)注的核心變量，用商品房屋銷售價格的對數(shù)表示?？紤]到工資是居民收入的最主要來源，用在崗職工工資的對數(shù)作為居民收入（lnW）的代理變量。再用人均國內(nèi)生產(chǎn)總值的對數(shù)作為產(chǎn)出變量（lnQ）的代理變量；εi表示隨機誤差項。需要指出的是，由于人口半城鎮(zhèn)化率是度量城鎮(zhèn)化水平的一個負向指標，因而預期房價系數(shù)為正，即房價上漲將推高人口半城鎮(zhèn)化率。

此外，考慮到可能還有其他因素影響地區(qū)城鎮(zhèn)化水平，本文分別從經(jīng)濟、社會公共服務、人口因素三個方面再加入一組控制變量（Z）以緩解遺漏變量偏誤，最終設定模型如下，

控制變量及其測度具體如下：（1）GDP增長率（gdpg）。經(jīng)濟增長越快，創(chuàng)造的就業(yè)機會越多，該變量的預期符號為負；（2）產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)（tsst），用第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值與第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值之比表示。因服務業(yè)具有較強的就業(yè)吸納能力，該變量的預期符號為負；（3）人口結(jié)構(gòu)（struct），用0—14歲和65歲以上人口占總?cè)丝诒戎乇硎?，該指標上升，意味著青年勞動力的減少，從農(nóng)村進入城市的人口可能減少，因此，預期人口結(jié)構(gòu)系數(shù)為負；（4）人口增長率（pgro）。人口增長越快，社會經(jīng)濟承受的壓力越大，該變量的預期符號為正；（5）城市規(guī)模（lnupop），用城鎮(zhèn)常住總?cè)丝趯?shù)表示。城市規(guī)模越大落戶條件越嚴，預期符號為正；（6）人力資本（lnedu），用平均受教育年限來衡量。人力資本度量了勞動技能，有利于促進人口城鎮(zhèn)化，因此預期符號為負；（7）市政公共服務（amen），用城市市政公用設施建設固定資產(chǎn)投資總額占城市GDP的比重表示①城市市政公用設施建設固定資產(chǎn)投資主要包括城市供水、燃氣、集中供熱、公共交通、道路橋梁、排水、防洪、園林綠化、市容環(huán)境衛(wèi)生建設等。。增加公共服務可提高城市承載能力，預期符號為負。以上變量數(shù)據(jù)均來源于《2010年中國人口普查分縣資料》、2011年《中國城市統(tǒng)計年鑒》、《中國區(qū)域經(jīng)濟統(tǒng)計年鑒》和《中國城市建設統(tǒng)計年鑒》。最后需要說明的是，限于數(shù)據(jù)的可獲得性，本文樣本主要是2010年281個地級及以上城市的數(shù)據(jù)。表2是主要變量的描述性統(tǒng)計。

圖2 2010年中國各地區(qū)半城鎮(zhèn)化分布Fig.2 China peri-urbanization in 2010

表2 主要變量描述性統(tǒng)計Tab.2 Descriptive statistics of main variables

3.2 內(nèi)生性問題

內(nèi)生性是困擾計量模型的主要難題，其主要來源為反向因果、遺漏變量偏誤和測量誤差。（1）房價上漲可能抑制農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口市民化，推高半城鎮(zhèn)化水平，但是，農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口向城鎮(zhèn)集聚，增加了城市的住房需求，進而推高城市房價，因此，這種反向因果關(guān)系可能會高估房價對人口半城鎮(zhèn)化的影響。（2）由于房價上漲導致城市生活成本高企，一部分農(nóng)村人口寧肯留守農(nóng)村而不愿意進城務工，還有一些農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口可能因無法承受高房價而返回農(nóng)村，這些情形又會低估房價對人口城鎮(zhèn)化的影響。（3）雖然本文加入了一系列控制變量以緩解遺漏偏誤，但是不可能控制所有的影響因素，比如偏好等不可測量的因素。（4）房價的測量誤差也可能造成內(nèi)生性問題。為此，本文結(jié)合中國土地供給的特殊性，尋找影響城市房價的外生性沖擊，采用工具變量方法來解決OLS估計的內(nèi)生性問題。

值得注意的是，中央政府通過土地用途管制制度和土地審批制度對土地供給指標進行嚴格的控制①《土地利用年度計劃管理辦法》第九條。。自2003年開始，中央實行了偏向中西部的土地供給政策[15-16]。這一政策不僅減少了土地供給量，而且使得建設用地供應向中西部地區(qū)及中小城市偏移。在2004—2014年期間，全國審批建設用地年均增長率僅約為1.85%，一些年份甚至為負增長，而全國GDP年均增長率超過了10%。圖3表明，中西部土地出讓面積占比在不斷上升，與此形成鮮明對比的是，東部地區(qū)雖然人口在不斷流入，但是土地供應占比反而在減少。此外，國家為了鼓勵發(fā)展中小城鎮(zhèn)并限制大城市的規(guī)模，其住宅用地的年度增幅基本呈現(xiàn)出“小城市＞中等城市＞大城市＞特大城市和超大城市”的特征②中國土地勘測規(guī)劃院《全國城鎮(zhèn)土地利用數(shù)據(jù)匯總成果分析報告》，2015年。。不難發(fā)現(xiàn)，中央土地供給與城市土地需求明顯錯配。為了更準確地反映錯配程度，本文構(gòu)建了土地供給錯配指數(shù)，用Misall表示，即Misall = （本地城市土地出讓面積/其余城市土地出讓面積之和）/（本地城市GDP/其余城市GDP之和）。如果Misall = 1，說明土地供給與經(jīng)濟需求是相匹配的；Misall越小于1，說明城市土地供給相對越稀缺；反之，說明土地供給相對過多。通過計算全國281個地級市及以上城市的錯配指數(shù)，可知全國所有城市平均值與中西部城市平均值均大于1，并在2003年之后持續(xù)上升（圖4），而30個省會大城市①不含拉薩、香港、澳門、臺灣。的土地供給錯配指數(shù)小于1，并且呈現(xiàn)不斷下降的趨勢，尤其是北京、上海、廣州、深圳四個特大城市的錯配指數(shù)非常小。以上這些特征表明中西部土地供給相對越來越過剩，而大城市的土地供給則相對越來越稀缺。

圖3 中西部土地出讓面積占比Fig.3 Ratio of land leasing areas in Midwest

圖4 土地供給錯配指數(shù)趨勢Fig.4 Misallocation trend of land supply

綜上所述，中國建設用地指標供應不是根據(jù)人口半城鎮(zhèn)化率來配置的，也沒有以非農(nóng)業(yè)人口數(shù)為標準進行供應②《城市建設用地分類與規(guī)劃建設用地標準（GB137-90）》提供了城市建設用地指標分配的具體依據(jù)。。另外，考慮到影響農(nóng)村人口是否遷入城市的主要因素是收入水平與生活成本的高低，而土地供給又不會直接影響人口流動，所以土地供給錯配相對于半城鎮(zhèn)化率而言是外生的。因此，以土地供給錯配指數(shù)作為房價的工具變量，進一步構(gòu)建計量模型如下：

其中式（8）為工具變量法第二階段估計方程（2sls），式（9）為第一階段估計方程。式（8）各變量含義同式（7），式（9）中Misall表示土地供給錯配指數(shù)，預期其系數(shù)λ1為負，其他變量含義同式（8）。

4 實證結(jié)果與分析

4.1 基本回歸結(jié)果

表3報告了OLS回歸的基本結(jié)果，其中第一個回歸報告了模型（6）的結(jié)果，沒有加入其他控制變量，而第二個回歸則加入了其他經(jīng)濟變量和人口因素變量，第三個回歸則進一步加入了人力資本和公共服務兩個變量。從第一列到第三列，大部分變量系數(shù)都是高度顯著的，并且模型擬合優(yōu)度顯著上升。另外，考慮到加入控制變量后可以減輕遺漏變量偏誤，下面以第三個回歸為基準進行解釋。

房價（lnp）系數(shù)都在1%的水平上顯著為正，符合前文理論分析的預期。房價上漲1個百分點，導致人口半城鎮(zhèn)化率上漲約0.1157個百分點。工資（lnW）的系數(shù)符號為正，但不顯著，可能是因為工資對人口半城鎮(zhèn)化具有正反兩方面的作用：一方面工資上漲會增加居民收入，提高農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口買房落戶轉(zhuǎn)化為市民的能力，降低半城鎮(zhèn)化率；另一方面工資上漲會增加企業(yè)用工成本，導致其減少用工，同時，工資上漲也可能吸引更多的農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口進入城市，從而推高半城鎮(zhèn)化率。因此，工資對人口半城鎮(zhèn)化的凈效應不顯著。人均GDP（lnQ）的影響顯著為正，可能是經(jīng)濟增長吸納了更多農(nóng)村人口向城市轉(zhuǎn)移，從而推高了半城鎮(zhèn)化水平。

其他控制變量跟預期基本是一致的。其中，GDP增長率（gdpg）的提高、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)（tsst）升級、人力資本（lnedu）以及城市公共服務水平（amen）的增加均能降低半城鎮(zhèn)化水平。此外，人口結(jié)構(gòu)水平（pstr）的系數(shù)為負，這可能因為隨著中國出生人口“嬰兒潮”的消退，青壯年勞動力減少，以致進入城鎮(zhèn)務工的農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口減緩，從而半城鎮(zhèn)化率下降。人口增長率（pgro）與城市規(guī)模（lnupop）的系數(shù)為正，這是因為人口增長率越高，城鎮(zhèn)化的壓力越大；而城市規(guī)模越大，城市擁擠效應越大，并且農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口市民化的門檻也越高。

4.2 2sls估計結(jié)果

表3的OLS回歸結(jié)果表明房價上漲顯著推升了半城鎮(zhèn)化率，抑制農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口的市民化，但是，潛在的內(nèi)生性可能導致估計結(jié)果存在偏誤。因此，根據(jù)前文分析，以土地供給錯配指數(shù)作為房價的工具變量，采用兩階段最小二乘法（2sls）對模型（8）和（9）進行估計。表3的第4、5列分別報告了兩階段最小二乘法（2sls）估計結(jié)果，其中，工具變量F值11.824大于弱工具變量檢驗的經(jīng)驗值10，這表明不存在弱工具變量問題。

表3 實證回歸基本結(jié)果Tab.3 Basic results of empirical regression

首先，從第二階段估計結(jié)果來看，房價對人口半城鎮(zhèn)化率的影響仍然顯著為正，而且該變量的回歸系數(shù)（20.2624）是普通OLS估計結(jié)果（11.5707）的1.7倍，這表明解釋變量的內(nèi)生性使得OLS回歸低估了房價上漲對人口城鎮(zhèn)化的抑制作用。在其他條件不變的情況下，如果房價上漲1%，人口半城鎮(zhèn)化率增加0.2026個百分點，這再次表明房價上漲是抑制人口城鎮(zhèn)化的非常重要的因素。其他變量估計結(jié)果跟OLS估計基本一致，不再贅述。

其次，在第一階段估計結(jié)果中，土地供給錯配指數(shù)（Misall）是本文重點關(guān)注的變量，其系數(shù)高度顯著為負，表明土地供給錯配指數(shù)越小，房價會越高。也就是說，土地供給越稀缺，房價越高，顯然，這是符合常理的，也跟前文理論預期完全一致。工資（lnW）、人均GDP（lnQ）、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)（tsst）和城市人口規(guī)模（lnupop）對房價均有顯著正向影響，因為這些因素增加住房需求從而推高了房價；人口結(jié)構(gòu)（pstr）對房價有負的影響，可能是隨著城市勞動力的相對減少，降低了住房需求，而人力資本（lnedu）對房價有負向影響，其原因有待進一步的分析。

4.3 進一步分析

4.3.1 子樣本分析 2003年后中央土地供給政策發(fā)生了巨大變化，土地供給政策開始向中西部傾斜。因此，本文首先把2010年全部樣本分為東部、中西部兩個子樣本，然后利用2000年人口普查數(shù)據(jù)進行反事實檢驗。

表4第一個回歸和第二個回歸報告了區(qū)域子樣本2sls估計結(jié)果，對比可知存在明顯的區(qū)域差異，其中，第一階段Misall都是顯著為負的，但是，第二階段回歸中，房價（lnp）只在東部地區(qū)是顯著為正的。這可能是由于土地供給向中西部傾斜，東部土地供給減少直接導致東部地區(qū)房價上漲，造成住房成本上升和就業(yè)機會減少，進而推升了東部人口半城鎮(zhèn)化率；而在中西部地區(qū)，盡管土地供給增加能夠降低房價，有利于促進農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口市民化，但是其產(chǎn)業(yè)基礎較薄弱，職業(yè)發(fā)展機會相對較少，農(nóng)村人口大多愿意流向東部發(fā)達地區(qū)而不是在中西部安家落戶，因此，即便中西部房價下降，其對人口半城鎮(zhèn)化的正向作用也不顯著。

從理論上來看，2000年土地供給沒有發(fā)生明顯的錯配，應不會對房價產(chǎn)生顯著的影響，因而房價不會推高半城鎮(zhèn)化率。表4中第三個回歸報告了以2000年中國人口普查分縣資料的相關(guān)數(shù)據(jù)作為樣本的2sls結(jié)果，可知土地供給錯配指數(shù)和房價系數(shù)均不顯著，符合理論預期，間接表明土地供給錯配會推高房價進而抑制人口城鎮(zhèn)化。

表4 2sls估計結(jié)果:分年份和地區(qū)Tab.4 2sls estimation results: different years and areas

綜合表4第（1）—（3）個回歸結(jié)果，可知2003年土地供給政策收緊且向中西部偏移，導致了東部房價快速上漲，進而推升半城鎮(zhèn)化率。

4.3.2 分移民來源地分析 農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口依來源可劃分為省內(nèi)移民和省外移民。表4第4和第5列報告了分來源地的回歸結(jié)果，表明房價上漲對來自省外的農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口影響更大，即來自省外的更難以轉(zhuǎn)化為市民。這可能是因為地方政府對省內(nèi)移民市民化有更多的政策性照顧，而外省移民則面臨更多的障礙。

4.3.3 穩(wěn)健性檢驗

（1）檢驗工具變量外生性。好的工具變量不僅要求與內(nèi)生變量相關(guān)，而且還要不直接影響被解釋變量。為此，直接把土地供給錯配指數(shù)（Misall）放入模型（7），采用OLS進行回歸。表5第一個回歸結(jié)果顯示Misall系數(shù)并不顯著，這從統(tǒng)計上進一步驗證了工具變量的外生性。另外，為了進一步檢驗工具變量估計的可靠性，本文運用對弱工具變量更不敏感的LIML、GMM2S方法進行估計，結(jié)果見表5第2、4、5列，這與2sls估計結(jié)果是一致的。

表5 穩(wěn)健性檢驗Tab.5 Robust check

（2）分位數(shù)回歸。分位數(shù)回歸有不易受到極端值影響的優(yōu)勢，可避免異常值造成估計偏誤。本文估計了0.25、0.50和0.75分位點的結(jié)果，回歸系數(shù)仍是高度顯著的，再次表明了結(jié)果的穩(wěn)健性。

5 結(jié)論與政策建議

近10多年來，中國采取了偏向中西部的土地供給政策，同時出現(xiàn)了房價和人口半城鎮(zhèn)化率迅速上升的現(xiàn)象。為弄清它們之間的因果關(guān)系，本文以土地供給錯配程度作為房價的工具變量，研究了房價對人口半城鎮(zhèn)化的影響，并有效克服了計量模型的內(nèi)生性問題。本文的主要研究結(jié)論有：（1）土地供給錯配推高了城市房價，進而推升了半城鎮(zhèn)化率。即房價上漲抑制了農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口的市民化。房價每上漲1個百分點，半城鎮(zhèn)化率將上升約0.2026個百分點。（2）2003年以后土地供給政策收緊且偏向中西部以及限制大城市的土地供應造成了土地供給錯配，是房價上漲的重要根源。（3）不管來自省外還是來自省內(nèi)的農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口均受到房價上漲的負面沖擊，但是省外農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口受到的影響更大，表現(xiàn)出更高的半城鎮(zhèn)化率。

本文的政策含義在于：要解決半城鎮(zhèn)化問題，有必要調(diào)整限制大城市并鼓勵中小城鎮(zhèn)發(fā)展的政策。中西部地區(qū)和中小城鎮(zhèn)雖然得到了更多的土地和政策照顧，但是由于缺乏發(fā)展現(xiàn)代產(chǎn)業(yè)的集聚優(yōu)勢，經(jīng)濟發(fā)展緩慢，就業(yè)機會少，即便放開戶籍限制，農(nóng)民也不愿意遷入。相反，大城市就業(yè)機會多，發(fā)展前景好，可吸納大量農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口，但是現(xiàn)有政策卻在限制大城市的發(fā)展，迫切需要加以改變，應增加東部地區(qū)、尤其是增加大城市的土地供給。2016年中央《關(guān)于建立城鎮(zhèn)建設用地增加規(guī)模同吸納農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口落戶數(shù)量掛鉤機制的實施意見》（國土資發(fā)［2016］123號）提出要“建立城鎮(zhèn)建設用地增加規(guī)模與吸納農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口落戶數(shù)量掛鉤機制”，也就是說土地供給要與需求相匹配，是非常及時的。但是，需要指出的是，新政策仍然是限制大城市土地供應，“原則上不因吸納農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口新增建設用地”?？梢灶A計，隨著城鎮(zhèn)人口進一步增長，大城市的房價和企業(yè)生產(chǎn)成本仍將繼續(xù)上漲，農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口在大城市落戶也將變得更加困難，大城市半城鎮(zhèn)化率會更高。

此外，即便在現(xiàn)有的土地政策下，如果允許建設用地指標跨區(qū)域交易，市場也能夠自我校正，實現(xiàn)有效配置。北京、上海等一線城市土地稀缺，邊際產(chǎn)值高，而中西部城市以及小城市的土地供給過多，邊際產(chǎn)值較低。一線城市可以向中西部城市和小城市購買用地指標，用于經(jīng)濟開發(fā)。而出售土地指標的城市則獲得了土地出讓收益，可用之于改善民生和發(fā)展適合當?shù)胤A賦優(yōu)勢的產(chǎn)業(yè)。當一線城市的土地開發(fā)收益和購買用地指標成本相等時，交易就會達到均衡。顯然，市場交易可以促進城市間的分工合作，提高城市生產(chǎn)效率。因此，應打造可供建設用地指標全國交易的平臺。

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（本文責編：王慶日）

Research on Misallocation of Land Supply, Rising Housing Prices and Peri-Urbanization

WEN Le, PENG Dai-yan
（School of Economics, Huazhong University of Science and Technology, Wuhan 430074, China）

Our results found that 1）the misallocation of land supply pushes up housing prices, while the rising housing prices drive up the rate of peri-urbanization; 2）both the rural-urban migrants within or from other provinces are heavily affected by the rising of housing prices and the influence of rising housing prices on rural-urban migrants from other provinces is greater than that on the rural-urban migrants within the province. That is to say, the rate of peri-urbanization from outside rural-urban migrants is much higher. In conclusion, the rising housing prices is harmful to the urbanization of rural-urban migrants, and the misallocation of land supply is the source of high housing prices. Therefore, the policy that constrains big cities and encourages the development of small and medium-sized cities is not desirable to solve the peri-urbanization problem.

land economy; peri-urbanization; housing prices; misallocation of land supply; urbanization of rural-urban migrants

F301

A

1001-8158（2016）12-0018-10

10.11994/zgtdkx.20161207.152600

2016-09-20；

2016-11-28

湖北省社科基金一般項目“傾向中西部的土地供給政策如何推升了房價”（2015198）；中央高?；究蒲袠I(yè)務費HUST（2014WZ06）。

文樂（1989-），男，湖南益陽人，博士研究生。主要研究方向為發(fā)展經(jīng)濟學，城市經(jīng)濟學。E-mail: wellerwen009@163.com

彭代彥（1964-），男，湖北仙桃人，教授，博士生導師。主要研究方向為發(fā)展經(jīng)濟學。E-mail: pengdaiyan0880@126.com