彭山桂++程道平++張勇

摘要本文以山東省設(shè)區(qū)市地方政府土地出讓行為作為研究對象，通過構(gòu)建空間面板模型，從價格和數(shù)量兩個維度，全面檢驗了地方政府商服、住宅、工業(yè)用地出讓的策略互動行為，并利用空間計量工具，分析了地方政府土地出讓策略互動行為的影響。研究發(fā)現(xiàn)：①山東省內(nèi)地方政府商服、住宅、工業(yè)用地出讓價格以及工業(yè)用地出讓量存在顯著的策略互動，地方政府的商服、住宅、工業(yè)用地出讓價格以及工業(yè)用地出讓量，不僅會受城市自身情況的約束，還會受鄰近地區(qū)地方政府土地出讓行為的影響，外在表現(xiàn)為你漲我跌、你增我減的反向變動格局；②由于未考慮策略互動，傳統(tǒng)計量經(jīng)濟學(xué)非空間面板模型對地方政府土地出讓行為影響因素的估計普遍存在偏誤。對于商服用地出讓價格，第三產(chǎn)業(yè)比重、人口密度的影響分別被低估了33.33%、13.08%；對于住宅用地出讓價格，人口城鎮(zhèn)化率、人均可支配收入的影響分別被低估了20.00%、9.98%，人口密度的影響被高估了32.34%；對于工業(yè)用地出讓價格，人均外商直接投資的影響被高估了3.68%；對于工業(yè)用地出讓量，第二產(chǎn)業(yè)比重、地均工業(yè)產(chǎn)值的影響分別被高估了13.95%、31.36%；③地方政府土地出讓行為的影響因素普遍存在明顯的空間溢出效應(yīng)。對于商服用地出讓價格，具有空間溢出效應(yīng)的影響因素為人口密度；對于住宅用地出讓價格，具有空間溢出效應(yīng)的影響因素為人口城鎮(zhèn)化率、人口密度、人均可支配收入；對于工業(yè)用地出讓價格，具有空間溢出效應(yīng)的影響因素為人均外商直接投資、地均固定資產(chǎn)投資；對于工業(yè)用地出讓量，具有空間溢出效應(yīng)的影響因素為第二產(chǎn)業(yè)比重、地均固定資產(chǎn)投資。

關(guān)鍵詞地方政府；土地出讓；策略互動；影響分析；空間計量模型

中圖分類號F301.4文獻(xiàn)標(biāo)識碼A文章編號1002-2104（2017）07-0111-09DOI：10.12062/cpre.20170405

政府行為模式的形成總是與制度環(huán)境密切相關(guān)。要理解我國地方政府的土地出讓行為模式需要從制度環(huán)境產(chǎn)生的政治和財稅激勵兩方面入手。在政治激勵方面，我國實行的是單一的、高度集中的行政管理體系，地方政府以政績考核指標(biāo)為依據(jù)，運用相關(guān)資源實現(xiàn)相應(yīng)的目標(biāo)。在我國，地方官員的政績考核方式是一種基于經(jīng)濟績效的標(biāo)尺競爭。因此，為取得良好的政績考核結(jié)果，獲得職位晉升，地方官員一方面需要促進(jìn)本地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展，另一方面還需要利用各種手段進(jìn)行競爭，限制其他地區(qū)的發(fā)展。在財稅激勵方面，20世紀(jì)90年代中期的分稅制改革后，地方政府普遍面臨著事權(quán)—財權(quán)不對等的局面，地方政府為保障財政收支的可持續(xù)性，必須盡量追求財政增收[1]。在這種政治、財稅雙重激勵下，地方政府必須使用一切工具，實現(xiàn)自身經(jīng)濟增長和財政增收的最大化，同時最大限度地限制其他地區(qū)獲取經(jīng)濟資源的可能。由于20世紀(jì)90年代中期以后分稅制和金融改革的開展，我國地方政府失去了對資本要素的控制。同時，在貨幣政策外生給定，勞動力配置日益由市場決定的情況下，土地出讓政策成為了地方政府為數(shù)不多的影響地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展的重要手段，地方政府有運用土地出讓行為影響經(jīng)濟發(fā)展的主觀意愿。同時，由于我國土地制度的特殊性，我國地方政府控制著土地一級市場的供應(yīng)權(quán)，地方政府有運用土地出讓行為影響經(jīng)濟發(fā)展的客觀條件。因此，土地出讓行為成為地方政府用于影響地區(qū)經(jīng)濟的自然選擇。在我國特殊的地方政府官員政績考核制度、財稅制度、土地制度的作用下，地方政府一方面憑借自身在土地一級市場的壟斷地位，選擇商、住用地非飽和供給模式，使商、住用地保持供不應(yīng)求狀態(tài)，高價供給商、住用地，獲得土地出讓收入，彌補財權(quán)事權(quán)的不對等[2]；另一方面通過協(xié)議出讓，設(shè)置前置性條件的招、拍、掛出讓等手段低價供給工業(yè)用地，以爭取投資，在做大本地GDP的同時限制其他城市獲得投資的機會，進(jìn)而形成了特殊的價格差別化的土地供給策略。總體而言，現(xiàn)有研究對于地方政府在財稅和政治激勵下，如何運用土地出讓工具應(yīng)對財稅競爭和經(jīng)濟增長競爭壓力進(jìn)行了深入的研究，在不同用途土地出讓價格分化的形成原因上形成了普遍的共識。值得注意的是，在我國地方政府間激烈的標(biāo)尺競爭的背景下，城市政府的土地出讓行為自然不應(yīng)只考慮地區(qū)的自身情況，還應(yīng)考慮相關(guān)城市土地出讓行為的影響。鑒于此，在單一主體層面地方政府土地出讓行為研究已經(jīng)形成共識的基礎(chǔ)上，有必要將研究視角從單一地方政府層面上升到地方政府間層面，探討兩個問題：一是地方政府土地出讓是否存在策略互動行為？二是地方政府土地出讓策略互動行為具有怎樣的影響？通過對上述兩個問題的研究，更為全面地理解中國地方政府的土地出讓行為。

1相關(guān)研究回顧

地方政府策略互動（strategic interaction）行為研究發(fā)源于公共經(jīng)濟領(lǐng)域。Brueckner和 Saavedra[3]、Revelli[4]利用空間計量經(jīng)濟模型研究發(fā)現(xiàn)，地方政府在稅收競爭方面存在策略互動，為爭取稅基，地方政府會根據(jù)競爭對手的稅率，對自身的稅率進(jìn)行必要的調(diào)整。Brueckner的研究[5]發(fā)現(xiàn)，地方政府在財政支出方面存在策略互動，經(jīng)濟發(fā)展水平越接近的地區(qū)，他們之間產(chǎn)生競爭和攀比的可能性越大。目前，在地方政府土地出讓策略互動行為方面，相關(guān)的研究并不多見：王賀嘉等[6]利用282個地市級土地出讓價格數(shù)據(jù)構(gòu)建空間面板模型，估計了工業(yè)用地價格反應(yīng)方程，實證研究表明地市級政府間的工業(yè)用地價格競爭不存在明顯的策略互動。但是，更多的研究表明地方政府土地出讓存在策略互動行為。汪沖[7]同樣利用282 個城市的面板數(shù)據(jù)，采用動態(tài)空間計量模型研究發(fā)現(xiàn)，土地出讓純收益存在明顯的策略互動影響，城市之間圍繞土地出讓份額的爭奪是一個典型的策略互動形成機制。龍奮杰等[8]基于空間面板計量模型估計結(jié)果指出，地方政府的土地出讓結(jié)構(gòu)存在明顯的策略互動，經(jīng)濟表現(xiàn)越接近這種影響越明顯，呈現(xiàn)出“模仿”的特征。羅必良等[9]基于省級數(shù)據(jù)的空間面板計量模型估計結(jié)果指出，各省土地出讓政策存在明顯的策略互動行為，并且在行為上存在跨期影響?？梢园l(fā)現(xiàn)，對于地方政府土地出讓是否存在策略互動行為，相關(guān)研究結(jié)論存在分歧。分歧的存在表明這一領(lǐng)域的研究存在一些問題：①分析存在片面性。現(xiàn)有研究沒有完整、系統(tǒng)地區(qū)分土地用途、出讓價格、出讓數(shù)量，地方政府在商服、住宅、工業(yè)用地出讓行為中目標(biāo)函數(shù)的差異顯而易見，必須區(qū)分用途、價格和數(shù)量，全面考察商服、住宅、工業(yè)用地出讓行為的策略互動，才能保證研究的完整性。②數(shù)據(jù)處理存在偏差?，F(xiàn)有研究的數(shù)據(jù)均來源于《中國國土資源統(tǒng)計年鑒》、《城市統(tǒng)計年鑒》等統(tǒng)計資料。但是，在這些統(tǒng)計資料中并沒有連續(xù)系統(tǒng)的分用途的土地出讓價格、面積記錄。因此，相關(guān)研究均是以協(xié)議出讓近似工業(yè)用地出讓數(shù)據(jù)、以“招、拍、掛”出讓近似商服和住宅用地出讓數(shù)據(jù)等方式獲取研究數(shù)據(jù)，這會使研究結(jié)論存在相當(dāng)程度的不準(zhǔn)確性。③空間計量模型選擇的隨意性。部分研究只考慮了被解釋變量的策略互動，采用空間自回歸（SAR）模型分析地方政府土地出讓的策略互動行為，但是沒有考慮解釋變量可能存在的策略互動，因此估計結(jié)果可能存在偏誤。④缺少對地方政府土地出讓策略互動行為影響的分析。檢驗地方政府土地出讓是否存在策略互動行為只是一個起點，一個隨之而來的問題就是這種策略互動行為的存在具有怎樣的影響？但是，目前的研究成果無法回答這一問題。針對上述問題，我們利用收集的第一手的土地出讓記錄，構(gòu)建空間計量模型，從價格和數(shù)量兩個維度，全面檢驗地方政府商服、住宅、工業(yè)用地出讓的策略互動行為，進(jìn)而分析其存在的影響。

2地方政府土地出讓策略互動行為的檢驗

區(qū)域一體化程度較高的區(qū)域，地區(qū)間土地市場聯(lián)系更為緊密，能夠較好地反映地方政府土地出讓中的策略互動行為。山東半島城市群作為中國重要的城市群之一，其所處的山東省區(qū)域一體化程度較高，適合作為研究區(qū)域。同時，綜合考慮土地出讓自主性和統(tǒng)計資料完整性兩方面因素，將“地方政府”設(shè)定為山東省的17個設(shè)區(qū)市政府；將地方政府土地出讓行為界定為數(shù)量維度的出讓量以及價格維度的出讓價格。

2.1空間計量模型的設(shè)定

根據(jù)LeSage等[10]的研究，對于一般的空間計量分析，有足夠的理由選擇空間杜賓模型（SDM）。據(jù)此，設(shè)定如下一個空間面板計量模型：

式（1）中，Y為被解釋變量，分別為商服、住宅、工業(yè)用地出讓價格和數(shù)量；W為空間權(quán)重矩陣；X為n×k維矩陣，為一組控制變量，即影響商服、住宅、工業(yè)用地出讓價格和數(shù)量的相關(guān)因素。為避免控制變量與被解釋變量之間可能存在的雙向因果關(guān)系，同時，捕捉控制變量可能存在的滯后影響，控制變量以一階滯后項的形式進(jìn)入模型；ρ1、ρ2、ρ3為待估系數(shù)；ε為殘差項；i、t分別為地區(qū)和時間。對于空間計量分析中空間權(quán)重矩陣的設(shè)置，參考Elhorst[11]的研究，引入基于經(jīng)緯度球面距離的地理空間權(quán)重矩陣。在此基礎(chǔ)上，根據(jù)式（1）模型中系數(shù)ρ1是否顯著的t檢驗結(jié)果，檢驗地方政府在商服、住宅、工業(yè)用地出讓價格、數(shù)量維度是否存在策略互動行為。如果ρ1顯著，說明地方政府的土地出讓受其他地方政府行為的影響，存在策略互動；如果ρ1不顯著，說明地方政府的土地出讓不受其他地方政府行為的影響，不存在策略互動。

2.2數(shù)據(jù)的收集和整理

（1）土地出讓價格、數(shù)量數(shù)據(jù)。在現(xiàn)有的土地資源統(tǒng)計資料中缺乏市級層面連續(xù)、系統(tǒng)的土地出讓價格、面積的記錄，無法準(zhǔn)確反映地方政府的土地出讓行為。對此，為獲得第一手的土地出讓數(shù)據(jù)，本文利用國土資源部搭建的全國建設(shè)用地交易信息發(fā)布平臺——中國土地市場網(wǎng)的土地交易數(shù)據(jù)庫作為數(shù)據(jù)收集工具。由于數(shù)據(jù)庫中山東省大部分市（縣）的出讓記錄始于2007年，因此將數(shù)據(jù)收集時間范圍設(shè)定為2007—2015年，共收集了山東17個設(shè)區(qū)市19 545宗商服用地、33 535宗住宅用地、42 378宗工業(yè)用地的交易記錄。在此基礎(chǔ)上，通過經(jīng)驗判斷的方法，剔除明顯錯誤的數(shù)據(jù)，進(jìn)一步整理得出各設(shè)區(qū)市商服、住宅、工業(yè)用地歷年的出讓均價和面積。同時，為保證歷年出讓均價的可比性，我們采用GDP平減指數(shù)，對出讓價格進(jìn)行了平減處理，剔除了價格因素的影響。

（2）空間權(quán)重矩陣數(shù)據(jù)。利用國家基礎(chǔ)地理信息中心下載的山東省行政區(qū)劃圖，提取各設(shè)區(qū)市政府駐地的經(jīng)緯度，進(jìn)而形成基于經(jīng)緯度球面距離的地理空間權(quán)重矩陣。

（3）控制變量數(shù)據(jù)。式（1）模型中控制變量為影響地方政府商服、住宅、工業(yè)用地出讓價格和數(shù)量的相關(guān)因素。一般而言，影響土地出讓價格和數(shù)量的因素包括宏觀因素、中觀因素、微觀因素。其中，宏觀因素主要影響城市整體的土地出讓價格和數(shù)量；中觀和微觀因素則主要對城市內(nèi)部區(qū)域及宗地層面的土地出讓價格和數(shù)量產(chǎn)生影響[12]。本文以地方政府的土地出讓行為作為研究對象，涉及的是設(shè)區(qū)市整體的土地出讓價格和數(shù)量。因此，我們從宏觀因素入手，選擇相關(guān)因素作為式（1）模型的控制變量。同時，為避免變量過多導(dǎo)致的多重共線性，基于宜精不宜多的原則，盡量選擇主要的影響因素作為控制變量。在借鑒相關(guān)研究[12-13]的基礎(chǔ)上，對式（1）模型中的控制變量選擇如下：①商服用地出讓價格和數(shù)量的控制變量包括：第三產(chǎn)業(yè)比重（TI）、人口城鎮(zhèn)化率（URB）、人均消費品零售額（PCC）、人口密度（PD）；②住宅用地出讓價格和數(shù)量的控制變量包括：人口城鎮(zhèn)化率（URB）、城鎮(zhèn)居民可支配收入（IC）、人口密度（PD）、人均基礎(chǔ)設(shè)施投資額（PII）；③工業(yè)用地出讓價格和數(shù)量的控制變量包括：第二產(chǎn)業(yè)比重（SI）、人均外商直接投資（FDI）、地均固定資產(chǎn)投資（FAI）、地均工業(yè)產(chǎn)值（IOV）?？臻g計量分析相關(guān)變量的構(gòu)造過程及其描述性統(tǒng)計結(jié)果如表1所示。

2.3空間計量分析結(jié)果

空間計量分析借鑒Anselin等[17]、Elhorst[18]建立的研究范式，按照空間相關(guān)性檢驗、空間模型設(shè)定檢驗、固定與隨機效應(yīng)檢驗、參數(shù)估計的順序進(jìn)行。首先，按照式（1）模型，利用非空間面板模型構(gòu)建LM 和穩(wěn)健（robust）LM統(tǒng)計量，進(jìn)行空間自相關(guān)性檢驗。檢驗的原假設(shè)是模型為非空間面板模型；備選假設(shè)是模型為SAR或SEM模型。如果在4種檢驗中，均接受原假設(shè)，則認(rèn)為式（1）模型為非空間面板模型；否則，認(rèn)為式（1）模型中被解釋變量（或解釋變量、誤差項）存在空間相關(guān)性，模型為空間面板模型。利用MATLAB空間計量工具包編程進(jìn)行空間相關(guān)性檢驗，結(jié)果如表2所示。

從表2結(jié)果中可以發(fā)現(xiàn)，6個模型中沒有任何一個在4種檢驗中均接受原假設(shè)，說明6個模型中都存在空間相關(guān)性，應(yīng)建立空間面板模型。在此基礎(chǔ)上，我們進(jìn)一步進(jìn)行空間模型設(shè)定檢驗，考察式（1）模型應(yīng)為SDM模型，或是能簡化為SAR、SEM模型。對此，我們通過構(gòu)建Wald統(tǒng)計量和LR統(tǒng)計量，對空間模型的形式進(jìn)行檢驗。檢驗的兩個原假設(shè)分別為H10∶ρ3=0和H20：ρ3+ρ1ρ2=0，如果兩個原假設(shè)均被拒絕，應(yīng)選擇建立SDM模型；如果原假設(shè)H10∶ρ3=0不能被拒絕，應(yīng)選擇建立SAR模型；如果原假設(shè)H20：ρ3+ρ1ρ2=0不能被拒絕，應(yīng)選擇建立SEM模型。利用MATLAB空間計量工具包編程進(jìn)行空間模型設(shè)定檢驗，結(jié)果如表3所示。

從表3結(jié)果中可以發(fā)現(xiàn)，除模型3接受原假設(shè)H10外，其余模型均在1%、5%的顯著性水平上拒絕H10和H20兩個原假設(shè)。說明除模型3應(yīng)設(shè)定為SAR面板模型外，其余模型均應(yīng)設(shè)定為SDM面板模型。進(jìn)一步，我們對相關(guān)模型的固定與隨機效應(yīng)進(jìn)行檢驗。根據(jù)Elhorst[18]的研究，可基于空間隨機效應(yīng)和時間固定效應(yīng)模型的估計結(jié)果，利用該模型與雙向固定效應(yīng)模型的參數(shù)估計值及漸近協(xié)方差矩陣構(gòu)建Hausman檢驗統(tǒng)計量，實現(xiàn)固定效應(yīng)和隨機效應(yīng)的檢驗。對此，利用MATLAB空間計量工具包編程進(jìn)行Hausman 檢驗，結(jié)果如表3所示?？梢园l(fā)現(xiàn)，模型1、模型2、模型3、模型5均在5%的顯著性水平上拒絕原假設(shè)，說明對于這些模型，空間和時間雙向固定效應(yīng)模型更適合于數(shù)據(jù)特征的刻畫；對于模型4、模型6，空間隨機和時間固定效應(yīng)模型更適合于數(shù)據(jù)特征的刻畫。按照上述模型形式設(shè)定和Hausman檢驗的結(jié)果，我們可以構(gòu)建合適形式的空間面板模型。對于模型的參數(shù)估計，現(xiàn)有研究一般采用基于原始數(shù)據(jù)中心化的極大似然估計法。根據(jù)Lee和Yu的研究，對于空間面板模型，基于原始數(shù)據(jù)中心化的極大似然估計結(jié)果可能存在偏誤[19]。對此，我們依據(jù)Elhorst[11]的轉(zhuǎn)換估計法對極大似然法的估計結(jié)果進(jìn)行糾偏，并據(jù)此對6個模型進(jìn)行參數(shù)估計，結(jié)果如表4所示。

通過對表4中空間面板模型參數(shù)估計結(jié)果的分析，可以得出兩點結(jié)論：

（1）某些地方政府土地出讓行為存在顯著的策略互動。表4中，地方政府土地出讓行為的策略互動項，即被解釋變量空間滯后項（W·lnPit、W·lnQit）的系數(shù)，在模型2和模型4中未在10%的顯著水平上通過t檢驗，這說明山東省區(qū)域內(nèi)地方政府的商服、住宅用地出讓量并不存在明顯的策略互動，地方政府商服、住宅用地的出讓量并不受其他地方政府出讓量的影響。但是，模型1、模型3、模型5、模型6中被解釋變量空間滯后項的系數(shù)，分別在1%、5%、1%、5%的顯著性水平上通過了t檢驗，這說明山東省區(qū)域內(nèi)地方政府的商服、住宅、工業(yè)用地出讓價格以及工業(yè)用地出讓量存在顯著的相互影響，是典型的策略互動形成機制。地方政府的商服、住宅、工業(yè)用地出讓價格以及工業(yè)用地出讓量，不僅會受城市自身情況的約束，還會受鄰近地區(qū)地方政府土地出讓行為的影響。

（2）地方政府土地出讓的策略互動表現(xiàn)為反向變動的格局形式。表4中，模型1、模型3、模型5、模型6中被解釋變量空間滯后項的系數(shù)均為負(fù)值。這說明山東省區(qū)域內(nèi)相鄰地區(qū)的商服、住宅、工業(yè)用地出讓價格以及工業(yè)用地出讓量的策略互動表現(xiàn)為你漲我跌、你增我減的反向變動的格局形式。

3地方政府土地出讓策略互動行為的影響分析

3.1地方政府土地出讓策略互動行為影響分析模型的設(shè)定

根據(jù)Behrens和Thisse的研究[20]可以推測，只要地方政府之間在土地出讓過程中存在策略互動行為，那么某一地方政府土地出讓行為影響因素的變化會潛在地導(dǎo)致其他地方政府土地出讓行為發(fā)生改變。在這種情況下，地方政府土地出讓行為影響因素變化對自身及其他地方政府的影響就不能再用傳統(tǒng)計量經(jīng)濟學(xué)假設(shè)個體相互獨立的模型來描述，而需要使用空間計量工具進(jìn)行分析。對于SAR模型，影響的路徑是：某項影響地方政府i土地出讓價格、數(shù)量的因素發(fā)生變化，導(dǎo)致地方政府i出讓價格、數(shù)量發(fā)生變化，由于被解釋變量（土地出讓價格、數(shù)量）策略互動的存在，將會間接地導(dǎo)致其他地方政府出讓價格、數(shù)量的變化。對于SDM模型，影響包括兩條路徑：除SAR的影響路徑外，另一條路徑為：某種影響地方政府i土地出讓價格、數(shù)量的因素發(fā)生變化，由于解釋變量（土地出讓價格、數(shù)量的影響因素）策略互動的存在，會導(dǎo)致其他地方政府同種因素發(fā)生變動，進(jìn)而間接地影響其他地方政府土地出讓的價格、數(shù)量。對于這些策略互動行為的影響，我們借鑒LeSage和Pace[21]提出的空間權(quán)重矩陣分析方法進(jìn)行測度。具體而言，式（1）模型中，地方政府i土地出讓價格、數(shù)量的調(diào)整可用下面一個過程表示：

式（2）中，被解釋變量（Y）、解釋變量（X）、空間權(quán)重矩陣（W）與式（1）相同；Sr（W）=V（W）（Inρr2+Wρr3）；V（W）=（In-ρ1W）-1=In+ρ1W+ρ21W2+ρ31W3+…；In為一個n×n的單位陣；其余均為系數(shù)。上述結(jié)果以矩陣的形式，直觀表現(xiàn)為：

在這種情況下，地方政府i（i=1，2，…，n）第r（r=1，2，…，k）個因素（xir）變動對自身土地出讓價格、數(shù)量的影響，就不能再用假設(shè)變量間相互獨立的最小二乘法的回歸系數(shù)ρr2表示了，而需要用這一偏導(dǎo)數(shù)表示：yixir=Sr（W）ii，這個表達(dá)式測度了地方政府i第r個因素變動，導(dǎo)致的自身土地出讓價格、數(shù)量的變動，包括在本地區(qū)內(nèi)的局部影響和其他地區(qū)策略互動的反饋效應(yīng)，將其稱為“直接效應(yīng)”。此外，地方政府j（j=1，2，…，n）第r（r=1，2，…，k）個因素（xjr）變化，對地方政府i土地出讓的價格、數(shù)量的影響也不再為0，其影響用這一偏導(dǎo)數(shù)表示：yixjr=Sr（W）ij，將其稱為“間接效應(yīng)”或“空間溢出效應(yīng)”。進(jìn)一步，通過對矩陣Sr（W）求行（列）均值，可以測度因素r變動導(dǎo)致的區(qū)域內(nèi)地方政府土地出讓價格、數(shù)量的平均總變動；對矩陣Sr（W）求對角線均值，可以測度因素r變動導(dǎo)致的“平均直接效應(yīng)”，即因素r變動對所在地區(qū)地方政府自身土地出讓價格、數(shù)量的平均影響；用平均總變動扣除“平均直接效應(yīng)”可以測度因素r變動導(dǎo)致的“平均間接效應(yīng)”，即因素r變動在區(qū)域內(nèi)產(chǎn)生的空間溢出效應(yīng)（對區(qū)域內(nèi)其他地區(qū)地方政府土地出讓價格、數(shù)量的平均影響）。

3.2地方政府土地出讓策略互動行為影響的實證分析結(jié)果

根據(jù)第二部分的研究可知，山東省區(qū)域內(nèi)地方政府的商服、住宅、工業(yè)用地出讓價格以及工業(yè)用地出讓量屬于典型的策略互動形成機制。對此，我們針對表4中的模型1、模型3、模型5、模型6，估計相關(guān)解釋變量（土地出讓價格、數(shù)量的影響因素）的平均直接效應(yīng)和平均間接效應(yīng)。在估計過程中，直接效應(yīng)和間接效應(yīng)的估計值根據(jù)4個模型的參數(shù)估計結(jié)果及空間權(quán)重矩陣的設(shè)定易于獲取。但是，直接效應(yīng)和間接效應(yīng)估計值的顯著性卻難以檢驗，因為推斷直接效應(yīng)和間接效應(yīng)的統(tǒng)計顯著性，須綜合測度直接效應(yīng)和間接效應(yīng)的分布狀態(tài)。對此，依據(jù)LeSage和Pace研究[21]，我們利用數(shù)值模擬的方法，使用極大似然估計隱含的方差協(xié)方差矩陣模擬直接效應(yīng)和間接效應(yīng)的分布，進(jìn)行1 000次參數(shù)聯(lián)合抽樣，將平均直接效應(yīng)和平均間接效應(yīng)用1 000次抽樣的均值近似，判斷顯著性水平的t統(tǒng)計量則由均值除以相應(yīng)的標(biāo)準(zhǔn)差獲取。對于估計程序的設(shè)計，我們以Elhorst[22]的程序為基礎(chǔ)，并根據(jù)本文研究模型對其進(jìn)行改寫，用于估計模型1、模型3、模型5、模型6的平均直接效應(yīng)和平均間接效應(yīng)。同時，我們還估計了相關(guān)模型的非空間面板形式，結(jié)果如表5所示。

通過對表5中4個空間面板模型直接、間接效應(yīng)估計結(jié)果的分析，可以得出以下一些結(jié)論：

（1）對于以商服用地出讓價格為被解釋變量的空間面板模型，模型1的估計結(jié)果顯示，第三產(chǎn)業(yè)比重（TI）、人口密度（lnPD）的平均直接效應(yīng)分別在1%、5%的顯著性水平上通過了t檢驗。由于平均直接效應(yīng)表示了空間面板模型中第三產(chǎn)業(yè)比重、人口密度變化對商服用地出讓價格的邊際影響，那么通過對比平均直接效應(yīng)的估計結(jié)果與非空間面板模型相關(guān)變量系數(shù)的估計結(jié)果，可以發(fā)現(xiàn)非空間面板模型系數(shù)存在的高估或低估。具體而言，空間面板模型中第三產(chǎn)業(yè)比重、人口密度的平均直接效應(yīng)估計值分別為0.042、0.428，這意味著非空間面板模型中第三產(chǎn)業(yè)比重的影響（0.028）被低估了33.33%，人口密度的影響（0.372）被低估了13.08%。而目前影響因素的計量分析通常使用的是傳統(tǒng)計量經(jīng)濟學(xué)的非空間計量模型，可以發(fā)現(xiàn)，由于沒考慮策略互動，相關(guān)變量影響的估計存在明顯的偏誤。另外，模型1的估計結(jié)果顯示，人口密度的平均間接效應(yīng)在5%的顯著性水平上通過了t檢驗，表明人口密度存在顯著的空間溢出效應(yīng)。其平均間接效應(yīng)估計值為-0.197，為負(fù)值，說明一個地區(qū)人口密度的變化對該地區(qū)的局部影響與周邊區(qū)域的影響呈現(xiàn)反向變動趨勢。這意味著，山東省區(qū)域內(nèi)一個地區(qū)人口密度的增加不僅會導(dǎo)致該地區(qū)地方政府商服用地出讓價格的上漲，與此同時，還會導(dǎo)致鄰近地區(qū)地方政府商服用地出讓價格的下降。上漲和下降的比例，可以通過測度人口密度的平均直接效應(yīng)與平均間接效應(yīng)的絕對值之比0.428∶0.197得出，為1∶0.460（下文解釋變量空間溢出的分析過程與此相同）。而常用的非空間計量模型認(rèn)為樣本個體間相互獨立，不存在空間面板模型中的間接效應(yīng)，這并沒有真實反映人口密度對其他地方政府商服用地出讓價格空間溢出效應(yīng)的影響。

（2）對于以住宅用地出讓價格為被解釋變量的空間面板模型，模型3的估計結(jié)果顯示，人口城鎮(zhèn)化率（URB）、人均可支配收入（lnIC）、人口密度（lnPD）的平均直接效應(yīng)均在5%的顯著性水平上通過了t檢驗，平均直接效應(yīng)的估計值分別為0.030、1.302、0.402。通過對比，可以發(fā)現(xiàn)非空間面板模型相關(guān)變量系數(shù)的估計值，由于未考慮策略互動，存在明顯偏誤。其中，人口城鎮(zhèn)化率的影響（0.024）被低估了20.00%，人均可支配收入的影響（1.172）被低估了9.98%，人口密度的系數(shù)（0.532）被高估了32.34%。同時，模型3的估計結(jié)果顯示，人口城鎮(zhèn)化率、人均可支配收入、人口密度的平均間接效應(yīng)均在5%的顯著性水平上通過了t檢驗，其估計值分別為-0.011、0.392、-0.120，三者存在明顯的空間溢出效應(yīng)。具體而言，山東省區(qū)域內(nèi)一個地區(qū)城鎮(zhèn)化率、人口密度的提升不僅會導(dǎo)致該地區(qū)地方政府住宅用地出讓價格的上漲，還會導(dǎo)致鄰近地區(qū)地方政府住宅用地出讓價格的下降，兩者導(dǎo)致的上漲和下降的比例分別為：1∶0.367和1∶0.298。而人均可支配收入的增加不僅會導(dǎo)致該地區(qū)地方政府住宅用地出讓價格的上漲，還會導(dǎo)致鄰近地區(qū)地方政府住宅用地出讓價格的上漲，本地和鄰近地區(qū)住宅用地出讓價格上漲的比例為：1∶0.301。

（3）對于以工業(yè)用地出讓價格為被解釋變量的空間面板模型，模型5的估計結(jié)果顯示，人均外商直接投資（lnFDI）的平均直接效應(yīng)在5%的顯著性水平上通過了t檢驗，平均直接效應(yīng)的估計值為0.543，而非空間面板模型中人均外商直接投資偏回歸系數(shù)估計值為0.563，由于未考慮策略互動，存在明顯偏誤，影響被高估3.68%。同時，模型5的估計結(jié)果顯示，人均外商直接投資和地均固定資產(chǎn)投資（lnFAI）的平均間接效應(yīng)均在5%的顯著性水平上通過了t檢驗，其估計值分別為0.120、0.012，表明二者存在明顯的空間溢出效應(yīng)。山東省區(qū)域內(nèi)一個地區(qū)人均外商直接投資、地均固定資產(chǎn)投資的提升，不僅會導(dǎo)致該地區(qū)地方政府工業(yè)用地出讓價格的上漲，還會導(dǎo)致鄰近地區(qū)地方政府工業(yè)用地出讓價格的上漲，兩者導(dǎo)致的本地和鄰近地區(qū)工業(yè)用地出讓價格上漲的比例為：1∶0.221和1∶0.750。

（4）對于以工業(yè)用地出讓量為被解釋變量的空間面板模型，模型6的估計結(jié)果顯示，第二產(chǎn)業(yè)比重（SI）、地均工業(yè)產(chǎn)值（lnIOV）的平均直接效應(yīng)在5%的顯著性水平上通過了t檢驗，平均直接效應(yīng)的估計值分別為0.043、0.778，非空間面板模型中二者的偏回歸系數(shù)估計值分別為0.049、1.022，由于未考慮策略互動，存在明顯偏誤，其影響分別被高估了13.95%、31.36%。同時，模型6的估計結(jié)果顯示，第二產(chǎn)業(yè)比重和地均固定資產(chǎn)投資強度的平均間接效應(yīng)均在5%的顯著性水平上通過了t檢驗，其估計值分別為0.016、0.015，表明二者存在明顯的空間溢出效應(yīng)，山東省區(qū)域內(nèi)一個地區(qū)第二產(chǎn)業(yè)比重、地均固定資產(chǎn)投資的提升，不僅會導(dǎo)致該地區(qū)地方政府工業(yè)用地出讓量的增長，還會導(dǎo)致鄰近地區(qū)地方政府工業(yè)用地出讓量的增長，兩者導(dǎo)致的本地和鄰近地區(qū)住宅用地出讓量增長的比例為：1∶0.372和1∶0.193。

4研究結(jié)論及啟示

本文以山東省設(shè)區(qū)市地方政府作為研究對象，通過構(gòu)建空間面板模型，從價格和數(shù)量兩個維度，全面檢驗了地方政府商服、住宅、工業(yè)用地出讓的策略互動行為，并利用空間計量工具，分析了地方政府土地出讓策略互動行為的影響。研究發(fā)現(xiàn)：

（1）山東省區(qū)域內(nèi)地方政府商服、住宅、工業(yè)用地出讓價格以及工業(yè)用地出讓量存在顯著的策略互動，相鄰地區(qū)的商服、住宅、工業(yè)用地出讓價格以及工業(yè)用地出讓量的策略互動表現(xiàn)為你漲我跌、你增我減的反向變動的格局形式。

（2）常用的非空間計量模型中地方政府土地出讓行為影響因素的估計，由于未考慮策略互動，普遍存在偏誤。對于商服用地出讓價格，第三產(chǎn)業(yè)比重、人口密度的影響分別被低估了33.33%、13.08%；對于住宅用地出讓價格，人口城鎮(zhèn)化率、人均可支配收入的影響分別被低估了20.00%、9.98%，人口密度的影響被高估了32.34%；對于工業(yè)用地出讓價格，人均外商直接投資的影響被高估3.68%；對于工業(yè)用地出讓量，第二產(chǎn)業(yè)比重、地均工業(yè)產(chǎn)值的影響分別被高估了13.95%、31.36%。

（3）地方政府土地出讓行為的影響因素普遍存在明顯的空間溢出效應(yīng)。對于商服用地出讓價格，具有空間溢出效應(yīng)的影響因素為人口密度；對于住宅用地出讓價格，具有空間溢出效應(yīng)的影響因素為人口城鎮(zhèn)化率、人口密度、人均可支配收入；對于工業(yè)用地出讓價格；具有空間溢出效應(yīng)的影響因素為人均外商直接投資、地均固定資產(chǎn)投資；對于工業(yè)用地出讓量，具有空間溢出效應(yīng)的影響因素為第二產(chǎn)業(yè)比重、地均固定資產(chǎn)投資。

基于上述結(jié)論，我們可以得出下面兩方面的啟示：

（1）正確估計地方政府出讓行為影響因素的影響強度。如果地方政府土地出讓行為存在策略互動，而分析模型未引入適當(dāng)?shù)目臻g權(quán)重矩陣，則無法合理把握相關(guān)因素對地方政府出讓行為的影響強度。只有在進(jìn)行地方政府土地出讓策略互動行為檢驗的基礎(chǔ)上，合理構(gòu)建空間或非空間計量模型，才能正確估計地方政府出讓行為影響因素的影響強度，進(jìn)而才能保證政策措施強度的合理性。

（2）合理利用地方政府土地出讓行為影響因素的空間溢出效應(yīng)。以住宅用地出讓價格為例，若希望一個地區(qū)的住宅用地出讓價格上升，而鄰近地區(qū)住宅用地出讓價格下降，那么提升該地區(qū)的人口城鎮(zhèn)化率、人口密度，發(fā)揮二者負(fù)向的空間溢出效應(yīng)影響是一個可行的政策選擇。與此類似，在充分認(rèn)識地方政府土地出讓行為影響因素空間溢出效應(yīng)的基礎(chǔ)上，合理利用空間溢出效應(yīng)對鄰近地區(qū)的影響，能夠更有針對性地實現(xiàn)相關(guān)的政策目標(biāo)。

（編輯：劉呈慶）

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