顧漢龍，剛 晨，王秋兵，黃美均，潘揚彬

（1.沈陽農(nóng)業(yè)大學農(nóng)業(yè)資源與環(huán)境博士后流動站，遼寧 沈陽 110866；2.沈陽農(nóng)業(yè)大學土地與環(huán)境學院，遼寧 沈陽 110866；3.南京農(nóng)業(yè)大學公共管理學院，江蘇 南京 210095；4.中國人民大學農(nóng)業(yè)與農(nóng)村發(fā)展學院， 北京 100872）

1 引言

重慶市地域廣闊，集大農(nóng)村、大庫區(qū)、大山區(qū)和民族地區(qū)于一體，直轄后，重慶市經(jīng)濟快速發(fā)展，城鎮(zhèn)規(guī)模持續(xù)擴張?？焖俚某擎?zhèn)化雖然帶來了重慶市整體經(jīng)濟的繁榮發(fā)展，但城鄉(xiāng)發(fā)展不平衡、區(qū)域發(fā)展不協(xié)調(diào)的現(xiàn)象依然突出，特別是城鄉(xiāng)建設(shè)用地雙增長、新增建設(shè)用地指標區(qū)域間配置不均衡等問題較為顯著[1]。為更好地統(tǒng)籌區(qū)域發(fā)展、高效配置城鄉(xiāng)建設(shè)用地資源，重慶市政府以城鄉(xiāng)建設(shè)用地增減掛鉤政策為抓手率先進行土地制度改革，并于2008年正式成立重慶市農(nóng)村土地交易所，推出地票交易政策。地票交易政策實施以來，其以市場化的治理結(jié)構(gòu)受到了社會各界的廣泛關(guān)注。在該政策實施初期，學者們重點探討地票交易政策的產(chǎn)生背景[2]、運作機理[3]及其實施特征[4]，但隨著政策的逐步深化，學者們嘗試從多角度評估地票交易政策的實施效果。部分學者從微觀視角出發(fā)，分析地票交易政策下農(nóng)戶福利水平的變化情況[5-6]，部分學者關(guān)注地票政策實施過程中的潛在風險[7-8]，部分學者則重點探討地票實施后農(nóng)村土地資產(chǎn)的變化情況[9-10]?；仡櫼延醒芯浚F(xiàn)階段從宏觀層面關(guān)注地票指標配置效果的研究相對較少，僅有的一些研究也只以理論分析的方法對指標流轉(zhuǎn)行為的內(nèi)在機理進行探討[11]，缺少從宏觀市域?qū)用鎸Φ仄敝笜伺渲靡?guī)律和效果的深入剖析。作為地票交易政策的核心環(huán)節(jié)，地票指標市場化配置的效果如何是整個地票交易政策是否有效的關(guān)鍵因素，該領(lǐng)域研究內(nèi)容的缺失將不利于深入全面地了解地票交易政策的實施效果。鑒于此，本文基于2008—2015年重慶市地票指標交易數(shù)據(jù)，通過空間自相關(guān)分析，在歸納重慶市地票交易指標空間分布特征及規(guī)律的基礎(chǔ)上，構(gòu)建空間計量經(jīng)濟模型探索其內(nèi)在影響因素，以期從宏觀層面深入全面地了解重慶地票交易政策的實施效果，為進一步完善重慶地票交易提供政策參考。

2 重慶市地票交易概況

地票是農(nóng)村建設(shè)用地復墾后產(chǎn)生的有償用地指標，其本質(zhì)上是一種城鄉(xiāng)建設(shè)用地增減掛鉤指標[12]。在城鄉(xiāng)建設(shè)用地增減掛鉤政策下，掛鉤指標僅能在項目區(qū)內(nèi)定向流動，而重慶市則通過搭建農(nóng)村土地交易所這一市場平臺，創(chuàng)新地引入市場機制配置掛鉤指標，從而實現(xiàn)了地票在重慶市范圍內(nèi)跨區(qū)域、大范圍地自由流動。根據(jù)《重慶農(nóng)村土地交易所暫行管理辦法》有關(guān)地票交易實施條件和程序的規(guī)定，重慶市地票交易政策主要由指標獲取、指標交易和指標使用三個環(huán)節(jié)組成（圖1）。通過市場化交易平臺的構(gòu)建，不同區(qū)縣可根據(jù)自身實際情況選擇性參與地票交易，農(nóng)村建設(shè)用地復墾潛力較大的區(qū)域可通過復墾閑置農(nóng)村建設(shè)用地產(chǎn)生可交易地票指標，而城鎮(zhèn)新增建設(shè)用地指標供給不足的區(qū)縣則可在農(nóng)村土地交易所公開購買地票指標，當交易實現(xiàn)，地票指標從農(nóng)村流入城市，再由流出區(qū)轉(zhuǎn)入流入?yún)^(qū)，從而在實現(xiàn)城鄉(xiāng)建設(shè)用地資源統(tǒng)籌利用的同時，助推了區(qū)域間建設(shè)用地資源的市場化配置。2008年以來，地票交易政策在重慶市得到快速推廣，截至2017年4月，重慶市農(nóng)村土地交易所累計公開交易地票62批次，共交易地票指標1.35×104hm2，累計交易額達340×108元，重慶市38個區(qū)縣中，36個區(qū)縣有地票流入，32個區(qū)縣有地票流出a，地票交易政策逐步成為重慶市城鎮(zhèn)新增建設(shè)用地管理體系重要的組成部分[12]。

圖1 重慶市地票交易政策運作流程圖Fig.1 The procedure of Chongqing City “l(fā)and ticket trading” policy

3 研究方法與數(shù)據(jù)來源

3.1 研究方法

3.1.1 空間自相關(guān)分析 Anselin等學者指出，由于自然資源、勞動和技術(shù)知識等要素在經(jīng)濟系統(tǒng)中是非均衡分布的，不同地理單元之間的空間距離會影響區(qū)域間的經(jīng)濟活動，所以在研究區(qū)域經(jīng)濟問題時必須考慮地理空間效應(yīng)[13]?？臻g效應(yīng)具體細分為空間相關(guān)性和空間異質(zhì)性，為準確歸納地票指標的空間分布特征，本文運用空間自相關(guān)分析法，通過空間自相關(guān)檢驗，捕捉不同區(qū)域地票指標分布的空間效應(yīng)。

（1）全局空間自相關(guān)檢驗。全局空間自相關(guān)檢驗臨近區(qū)域間是否存在空間相關(guān)性，一般用Moran’s I指數(shù)反映空間鄰接或鄰近區(qū)域單元屬性值的相似程度，公式如下：

式（1）中，xi為區(qū)域i的屬性值，n為區(qū)域總數(shù)，x為屬性均值，Wij為空間權(quán)重矩陣，代表空間單元i和j之間的影響程度。本文選用反距離權(quán)重矩陣為空間自相關(guān)分析的基礎(chǔ)，具體權(quán)重計算公式如式（2），其中dij是i和j兩地地理中心點之間的距離。

（2）局部空間自相關(guān)檢驗。全局Moran’s I指數(shù)對空間自相關(guān)的全局評估忽略了空間過程的潛在不穩(wěn)定性，有必要進行局部空間自相關(guān)分析[14]。本文采用LISA（Local Indicators of Spatial Association）中的局部Moran’s Ii指數(shù)檢驗不同區(qū)域各屬性值的局部空間自相關(guān)性。局部Moran’s Ii指數(shù)的基本公式如下：

式（3）—式（4）中，S2為方差，其余字母涵義均與式（1）相同。

3.1.2 空間計量經(jīng)濟模型

（1）基礎(chǔ)模型?？臻g計量經(jīng)濟分析除最基本的OLS外，常用的空間回歸模型有空間滯后模型（SLM）和空間誤差模型（SEM）兩種。空間滯后模型主要應(yīng)用于研究相鄰地區(qū)行為對系統(tǒng)內(nèi)其他地區(qū)行為存在影響的情況，基本表達式為：

式（5）中，Y為因變量，X為n×k階的外生解釋變量矩陣，W為n×n階的空間權(quán)重矩陣，ρ為空間自回歸系數(shù)，反映樣本觀測值的空間依賴作用，α為X的參數(shù)向量，m為白噪聲?？臻g誤差模型（SEM）則主要通過誤差項來體現(xiàn)區(qū)域間的空間依賴關(guān)系，基本表達式為：

式（7）中，ε為隨機誤差向量，λ為n×1的截面因變量向量的空間誤差系數(shù)，衡量樣本觀察值的空間依賴作用，μ為正態(tài)分布的隨機誤差向量，參數(shù)β反映了自變量X對因變量Y的影響。在空間計量分析過程中，一般先進行OLS分析并根據(jù)OLS分析中給出的相關(guān)參數(shù)結(jié)果確定最終模型，而最終模型的選擇主要由LM-LAG、LM-ERROR及其穩(wěn)健形式Robust LM-LAG、Robust LM-ERROR等參數(shù)決定[14]。

（2）變量選取。為全面分析重慶市地票交易的分布特征，本文將依托基礎(chǔ)模型分別構(gòu)建地票指標流入模型和地票指標流出模型，兩個模型的因變量分別為2008—2015年38個區(qū)縣地票指標的流入規(guī)模和流出規(guī)模。地票指標在“建新”環(huán)節(jié)上為城鎮(zhèn)新增建設(shè)用地指標，是助推地方經(jīng)濟發(fā)展的重要資源，根據(jù)C-D生產(chǎn)函數(shù)模型，地方經(jīng)濟發(fā)展水平主要受勞動力、資本和土地要素共同作用，而城鎮(zhèn)建設(shè)用地作為經(jīng)濟發(fā)展的載體，是支撐區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展、人口增長和資本積累的重要基礎(chǔ)[15-16]，因此，本文依托C-D生產(chǎn)函數(shù)模型，選取二三產(chǎn)業(yè)增加值反映區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展水平，選取城鎮(zhèn)人口增長規(guī)模反映區(qū)域人口增長情況，選取城鎮(zhèn)固定資產(chǎn)投資增長規(guī)模衡量區(qū)域資本積累水平。另外，地票作為市場價格杠桿調(diào)節(jié)的彈性用地指標，其與“零成本”的計劃指標不同，購買和出售地票都與市場主體的經(jīng)濟收益和成本相掛鉤，因而地方財政收入水平也是潛在影響各地指標流入流出行為的重要因素。除以上變量外，根據(jù)重慶市“一圈兩翼”主體功能區(qū)劃，選擇重慶市“一小時經(jīng)濟圈”地區(qū)①根據(jù)《重慶統(tǒng)計年鑒》，一小時經(jīng)濟圈包括渝中區(qū)、江北區(qū)、沙坪壩區(qū)、九龍坡區(qū)、大渡口區(qū)、南岸區(qū)、巴南區(qū)、渝北區(qū)、北碚區(qū)、以及永川區(qū)、江津區(qū)、合川區(qū)、南川區(qū)、涪陵區(qū)、長壽區(qū)、潼南縣、銅梁縣、大足區(qū)、榮昌縣、璧山縣、綦江區(qū)；渝東南翼包括黔江區(qū)、秀山縣、酉陽縣、石柱縣、彭水縣、武隆縣；渝東北翼包括包括萬州區(qū)、城口縣、巫溪縣、巫山縣、開縣、云陽縣、奉節(jié)縣、梁平縣、忠縣、墊江縣、豐都縣。為對照組，設(shè)定渝東北地區(qū)和渝東南地區(qū)兩個地區(qū)虛擬變量，以反映地區(qū)之間自然環(huán)境、地理位置、政策環(huán)境等方面的差異。

（3）模型構(gòu)建。依托SLM模型和SEM模型構(gòu)建地票指標流入的空間計量模型式（8）、式（9）。式（8）中l(wèi)nIFAi為i區(qū)（縣）地票指標流入規(guī)模的對數(shù)值，Xj分別為lnISGDP、lnFI、lnBI、lnUP、Area1、Area2，代表各個區(qū)縣的二三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值增量、城鎮(zhèn)固定資產(chǎn)投資增量、地方財政收入增量、城鎮(zhèn)人口增量的對數(shù)以及兩個地區(qū)虛擬變量，βj為各個解釋變量的系數(shù)，W為n×n階空間權(quán)重矩陣，ρW_IFAi為空間滯后因變量，ρ為空間自回歸系數(shù)，α為常數(shù)項，ε為誤差項。式（9）中，λ為空間誤差自相關(guān)系數(shù)，μ為隨機誤差向量，W_μ為空間滯后誤差項，其余變量均與式（8）相同。同理，依托SLM模型和SEM模型構(gòu)建地票指標流出的空間計量模型式（10）、式（11），lnOFAi為i區(qū)（縣）地票指標流出規(guī)模的對數(shù)值，其余變量涵義均與式（8）、式（9）中相同。

3.2 數(shù)據(jù)來源

重慶市各個區(qū)縣地票指標的流入、流出規(guī)模數(shù)據(jù)來源于重慶市農(nóng)村土地交易所官網(wǎng)，解釋變量的數(shù)據(jù)來源于《重慶統(tǒng)計年鑒》，其中二三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值等有關(guān)價值的數(shù)據(jù)均采用2008年不變價格來消除價格因素的影響。

4 結(jié)果及分析

4.1 地票流轉(zhuǎn)規(guī)模空間自相關(guān)分析結(jié)果

利用式（1）、式（2）和式（4）分別計算2008—2015年間重慶市38個區(qū)縣地票指標流入規(guī)模和流出規(guī)模的空間相關(guān)性。全局空間自相關(guān)結(jié)果顯示，2008—2015年重慶市各個區(qū)縣地票指標流入規(guī)模的全局Moran’s I指數(shù)為0.085，并在5%的統(tǒng)計水平下顯著；2008—2015年重慶市各個區(qū)縣地票指標流出規(guī)模的全局Moran’s I指數(shù)為0.287，并在1%的統(tǒng)計水平下顯著。全局空間自相關(guān)分析結(jié)果表明，重慶市不同區(qū)縣地票指標的流入、流出規(guī)模均存在較強的空間正相關(guān)性即集聚的空間效果。為進一步挖掘地票指標分布的空間格局，對各個區(qū)縣進行局部空間自相關(guān)分析，并分別繪制Moran’s Ii指數(shù)散點圖（圖2）和LISA顯著性分布圖（圖3）。總體上看，2008—2015年重慶市各區(qū)縣地票指標流轉(zhuǎn)規(guī)模Moran’s Ii指數(shù)散點圖呈現(xiàn)與全局Moran’s I指數(shù)相似的特征，即大部分區(qū)縣分布在散點圖中的Ⅰ、Ⅲ象限。這說明無論是地票指標的流入規(guī)模還是流出規(guī)模均存在較強的空間關(guān)聯(lián)性，表現(xiàn)出一定的空間集聚特征。進一步分析LISA顯著性分布圖可以發(fā)現(xiàn)，地票指標流入和流出規(guī)模的空間集聚形式均以高高（HH）集聚和低低（LL）集聚為主，空間分布特征也較為相似。流入規(guī)模的高高（HH）集聚區(qū)基本重合于流出規(guī)模的低低（LL）集聚區(qū)，主要分布在重慶市主城區(qū)，而流入規(guī)模的低低（LL）集聚區(qū)則與流出規(guī)模的高高（HH）集聚區(qū)基本重合，主要分布在重慶市東北部和東南部地區(qū)，從而在重慶市形成了“三極分化”的地票指標空間分布格局，即主城區(qū)地票指標“流入極”、東北部“流出極”和東南部“流出極”?！叭龢O分化”的空間格局與重慶市2006年提出的“一圈兩翼”主體功能區(qū)劃高度一致，地票指標的“流入極”主要分布在重慶市“一小時經(jīng)濟圈”區(qū)域，而兩個“流出極”則分別分布在渝東北生態(tài)保護區(qū)和渝東南生態(tài)涵養(yǎng)區(qū)（圖3）。

圖2 2008—2015年重慶市各區(qū)縣地票流轉(zhuǎn)規(guī)模Moran’s I散點圖Fig.2 The Moran’s I scatter map of the land ticket trading scale of every county in Chongqing City from 2008 to 2015

圖3 2008—2015年重慶市各區(qū)縣地票流轉(zhuǎn)規(guī)?？臻g分布圖Fig.3 The spatial distribution of the land ticket trading scale of every county in Chongqing City from 2008 to 2015

4.2 空間計量回歸分析結(jié)果

4.2.1 OLS回歸結(jié)果檢驗 為進一步探究重慶市地票指標空間分布特征的成因，本文在傳統(tǒng)OLS估計方法中加入空間權(quán)重矩陣，分別對地票流入模型和地票流出模型進行回歸。回歸結(jié)果顯示地票流入模型與地票流出模型的LMLAG顯著性水平都要高于LMERR，且R-LMLAC的顯著性也優(yōu)于R-LMERR，因此應(yīng)選取空間滯后模型（SLM）進行下一步回歸。

4.2.2 SLM模型回歸結(jié)果分析

（1）模型擬合優(yōu)度檢驗。利用式（8）和式（10），采用極大似然估計法對地票指標流入和流出的空間滯后模型進行回歸，為對模型擬合優(yōu)度進行檢驗，將SLM的回歸結(jié)果和OLS的回歸結(jié)果進行對比，結(jié)果見表1。根據(jù)Anselin提出的判別準則，由于空間回歸模型中加入了空間權(quán)重變量，因此R2不能完全表示模型的擬合優(yōu)度，還需檢驗自然對數(shù)似然值（LogL）、赤池信息準則（AIC）和施瓦茨準則（SC），其中對數(shù)似然值越大，AIC和SC值越小，模型擬合效果越好[17]。通過比較發(fā)現(xiàn)，地票指標流入和流出的SLM模型參數(shù)均優(yōu)于OLS模型，可見SLM模型較好地擬合了空間效應(yīng)。

（2）地票指標流入模型結(jié)果分析。地票指標流入的SLM模型回歸結(jié)果顯示，模型空間權(quán)重自回歸系數(shù)為0.322，并在5%的統(tǒng)計水平下顯著，這進一步驗證了前文空間自相關(guān)分析的結(jié)果，即重慶市各個區(qū)縣地票指標的流入規(guī)模存在顯著的空間正相關(guān)性，說明一個區(qū)縣地票指標的流入行為在一定程度上會影響其他與之具有相似地區(qū)地票指標的流入行為，即區(qū)域間存在較為顯著的擴散效益，究其原因，主要是在區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展競爭“錦標賽”的刺激下，各地方政府都有意識的儲備存量建設(shè)用地指標，致使地票指標的流入行為在經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)存在競爭和模仿效應(yīng)，從而“一小時經(jīng)濟圈”區(qū)域內(nèi)逐步形成了地票指標流入規(guī)模的高高（HH）集聚區(qū)。2008—2015年各區(qū)縣二三產(chǎn)業(yè)增加值與地票指標流入規(guī)模間的相關(guān)系數(shù)為0.214，并在10%的統(tǒng)計水平下顯著，表明地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平與地票指標流入規(guī)模存在顯著的正相關(guān)關(guān)系，這一結(jié)果進一步說明土地要素是支撐區(qū)域二三產(chǎn)業(yè)發(fā)展的重要基礎(chǔ)，另外在土地利用計劃管理體系下經(jīng)濟發(fā)展速度較快的區(qū)域城鎮(zhèn)建設(shè)用地指標相對供給不足，因此經(jīng)濟發(fā)展較快地區(qū)對于地票指標的需求較為旺盛。2008—2015年各區(qū)縣城鎮(zhèn)固定資產(chǎn)增加值與地票指標流入規(guī)模的相關(guān)系數(shù)為1.242，并在10%的統(tǒng)計水平下顯著，這表明各地區(qū)固定資產(chǎn)投資與地票指標流入規(guī)模存在顯著的正相關(guān)關(guān)系，可見，作為助推經(jīng)濟發(fā)展的另一重要要素，資本的增加必然要以土地要素為載體。2008—2015年各個區(qū)縣的財政收入增加值與地票指標流入規(guī)模的相關(guān)系數(shù)為1.712，并在5%的統(tǒng)計水平下顯著，表明地方財政收入水平與地票指標的流入規(guī)模存在顯著的正相關(guān)關(guān)系，這一結(jié)果說明地票指標作為一種有償使用的城鎮(zhèn)建設(shè)用地彈性指標，其使用規(guī)模與地方政府的購買能力具有緊密的聯(lián)系。兩個地區(qū)虛擬變量均與地票指標的流入行為存在負相關(guān)關(guān)系，并均在5%的統(tǒng)計水平下顯著，這表明，與兩翼地區(qū)相比，“一小時經(jīng)濟圈”區(qū)域是地票指標流入的主要區(qū)域。相比于其他指標，重慶市各個區(qū)縣城鎮(zhèn)人口的增加量與地票指標的流入規(guī)模并無顯著的相關(guān)關(guān)系。

表1 模型回歸結(jié)果Tab.1 The results of model regression

（3）地票指標流出模型結(jié)果分析。地票指標流出的SLM模型回歸結(jié)果顯示，空間權(quán)重相關(guān)系數(shù)為0.462，并在10%的統(tǒng)計水平下顯著，這一結(jié)果同樣驗證了前文空間自相關(guān)分析的結(jié)論即重慶市域范圍內(nèi)各個區(qū)縣地票指標的流出規(guī)模存在顯著的空間正相關(guān)性，空間擴散效應(yīng)較為明顯。但與地票指標流入模型結(jié)果不同的是，模型解釋變量中僅二三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值增量、地方財政收入增加量及地區(qū)虛擬變量與區(qū)域地票指標流出規(guī)模存在顯著的相關(guān)關(guān)系。其中，2008—2015年各區(qū)縣二三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值增量與區(qū)域地票指標流出規(guī)模的相關(guān)系數(shù)為-0.217，并在10%的統(tǒng)計水平下顯著，這說明區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展水平相對較差的地區(qū)傾向于出售地票指標，究其原因，主要是重慶市經(jīng)濟發(fā)展緩慢的區(qū)域普遍農(nóng)村規(guī)模較大，農(nóng)村建設(shè)用地復墾潛力較高。各個區(qū)縣財政收入增加值與地票指標流出規(guī)模的相關(guān)系數(shù)為-1.138，并在1%的統(tǒng)計水平下顯著，表明地方財政收入水平與地票指標的流出規(guī)模存在顯著的負相關(guān)關(guān)系，這一結(jié)果進一步說明地票指標作為一種運用市場價格杠桿調(diào)節(jié)的彈性指標，購買和出售都與一定的經(jīng)濟收益和成本相掛鉤。兩個地區(qū)虛擬變量均與地票指標的流出行為存在顯著的正相關(guān)關(guān)系，這表明，與“一小時經(jīng)濟圈”區(qū)域相比，重慶市兩翼地區(qū)是地票指標流出的主要區(qū)域。與其他指標相比，城鎮(zhèn)固定資產(chǎn)增加值與城鎮(zhèn)人口增加值與地票指標的流出規(guī)模并無顯著相關(guān)關(guān)系。

4.3 重慶市地票指標空間分布特征分析

通過空間自相關(guān)分析可以發(fā)現(xiàn)地票指標流轉(zhuǎn)規(guī)模呈現(xiàn)出與重慶市“一圈兩翼”主體功能區(qū)劃高度一致的空間極化分布特征，即在“一小時經(jīng)濟圈”區(qū)域形成了地票指標的流入極，而在“兩翼”地區(qū)形成了地票指標的流出極，而空間計量經(jīng)濟分析的結(jié)果進一步表明空間極化分布特征的形成主要由地票指標交易行為的空間擴散效益引起。在重慶市“一圈兩翼”發(fā)展戰(zhàn)略的引領(lǐng)下，資本、勞動力和技術(shù)等要素快速向“一小時經(jīng)濟圈”地區(qū)集中，而建設(shè)用地要素受限于土地利用計劃管理體系，難以實現(xiàn)跨區(qū)域、大范圍的自由配置，但地票交易政策的出現(xiàn)一定程度上打破了建設(shè)用地要素流動的障礙，助推了城鎮(zhèn)建設(shè)用地指標的市場化配置。在市場機制的作用下，在資本、勞動等相關(guān)要素的拉動下，地票指標快速由經(jīng)濟發(fā)展水平低、農(nóng)村建設(shè)用地資源稟賦好的“兩翼”地區(qū)向經(jīng)濟發(fā)展水平高、財政收入能力強的“一小時經(jīng)濟圈”區(qū)域集中，同時，在區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展競爭的刺激下，各地區(qū)地票指標的交易行為存在強烈的競爭和模仿效應(yīng)，從而在“一小時經(jīng)濟圈”區(qū)域逐步形成了地票指標流入的高高（HH）集聚區(qū)，而在“兩翼”地區(qū)形成了地票指標流出的高高（HH）集聚區(qū)，這一研究結(jié)果也與之前學者的研究結(jié)論基本一致，即地票交易政策的實施一定程度上優(yōu)化了重慶市城鎮(zhèn)新增建設(shè)用地配置體系[12]。但不可忽視的是，由于地票指標流轉(zhuǎn)行為存在顯著的空間擴散效益， 在“一小時經(jīng)濟圈”區(qū)域快速聚集各種生產(chǎn)要素后，必須出臺相應(yīng)政策發(fā)揮“一圈”地區(qū)對“兩翼”地區(qū)的輻射帶動作用，否則在空間擴散效應(yīng)的作用下，極易出現(xiàn)區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展的馬太效應(yīng)。

5 結(jié)論與討論

本文以重慶市地票交易政策為研究對象，通過空間自相關(guān)分析和空間計量經(jīng)濟模型，在歸納地票指標空間分布特征的基礎(chǔ)上，結(jié)合重慶市主體功能區(qū)劃對其影響因素進行了深入探討。研究結(jié)果表明，重慶市地票交易規(guī)模的空間集聚效應(yīng)明顯，并與重慶市“一圈兩翼”主體功能分區(qū)高度吻合。該空間分布特征一方面體現(xiàn)了市場機制靈活、高效配置資源的優(yōu)勢，同時也反映了政府主導下主體功能區(qū)劃對于要素資源流動的顯著影響。總體來看，地票交易政策的實施推動了城鄉(xiāng)建設(shè)用地要素跨區(qū)域、大范圍的自由流動，短期內(nèi)助推了重慶市主體功能分區(qū)的實現(xiàn)和發(fā)展。但從長遠看，由于地票指標交易行為存在顯著的空間擴散效益，在市場機制的作用下，“一圈”地區(qū)容易過量流入地票指標，而“兩翼”地區(qū)則容易過度流出地票指標，從而造成區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展要素分布的進一步失衡，出現(xiàn)經(jīng)濟發(fā)展強弱分明的馬太效應(yīng)。因此，重慶市政府一方面要合理控制地票指標交易規(guī)模，防止地方政府因短期利益過度購買和出讓地票指標，影響區(qū)域經(jīng)濟整體發(fā)展?jié)摿Γ涣硪环矫?，作為?chuàng)新的城鄉(xiāng)建設(shè)用地增減掛鉤形式，應(yīng)進一步完善地票交易政策，充分發(fā)揮市場機制作用，更好地顯化農(nóng)村土地資產(chǎn)價值，優(yōu)化土地增值收益分配結(jié)構(gòu)，讓地票指標流出區(qū)農(nóng)民更多地分享土地增值收益，助力重慶市貧困山區(qū)脫貧攻堅工作，進一步促進重慶市城鄉(xiāng)間、區(qū)域間統(tǒng)籌協(xié)調(diào)發(fā)展。

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