余亮亮，蔡銀鶯

（1.華南理工大學(xué)公共管理學(xué)院，廣東 廣州 510641；2.華中農(nóng)業(yè)大學(xué)公共管理學(xué)院，湖北 武漢 430070）

1 引言

在人多地少的資源稟賦約束下，對土地要素的合理配置一直是中國土地管理工作的重點(diǎn)。自《土地管理法》修訂以來，中國逐漸形成了以土地用途管制為核心，土地利用規(guī)劃和最嚴(yán)格的耕地保護(hù)制度作為配合的國土空間規(guī)劃管制體系，通過對不同區(qū)域和不同用途的土地類型施以不同的管制強(qiáng)度，以達(dá)到保護(hù)耕地、優(yōu)化建設(shè)用地產(chǎn)出效率的目的。通常情況下，對農(nóng)業(yè)空間和生態(tài)空間占有比例較大的地區(qū)施以更高的國土空間管制強(qiáng)度，但在以城市建設(shè)用地出讓成為地方政府發(fā)展經(jīng)濟(jì)的主要手段的時代背景下，耕地保護(hù)績效與區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平大致呈負(fù)相關(guān)關(guān)系[1]。有研究發(fā)現(xiàn)，中國的土地用途管制績效具有區(qū)域差異性，且與區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的協(xié)調(diào)性較差，例如糧食主產(chǎn)區(qū)大體上屬于管制績效較好，但經(jīng)濟(jì)發(fā)展嚴(yán)重滯后的區(qū)域[2]，這事實(shí)上證明不同區(qū)域承受著差異化的國土空間管制強(qiáng)度。進(jìn)而，國土空間規(guī)劃管制強(qiáng)度的不同會帶來異質(zhì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展和民眾福利的巨大差距，作用渠道主要是被管制區(qū)域城市建設(shè)用地供給的減少或土地的最佳利用價值未得到顯化，管制強(qiáng)化區(qū)域的經(jīng)濟(jì)增長受限、產(chǎn)權(quán)主體的土地發(fā)展權(quán)利受損[3]，國外的大量經(jīng)驗(yàn)研究也證實(shí)了上述結(jié)果[4-5]。主體功能區(qū)規(guī)劃的實(shí)施則會進(jìn)一步加大區(qū)域之間經(jīng)濟(jì)發(fā)展的差距，保護(hù)型區(qū)域?qū)惺芨蟮囊?guī)劃管制壓力，從總體上來看，國土空間被管制強(qiáng)度與區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平呈現(xiàn)出反向遞增關(guān)系，耕地保護(hù)或生態(tài)保護(hù)較好地區(qū)的土地轉(zhuǎn)換受到更嚴(yán)苛的管制，地方政府利用土地要素促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的路徑被截斷，這將會進(jìn)一步拉大保護(hù)型區(qū)域與開發(fā)型區(qū)域之間的經(jīng)濟(jì)發(fā)展差距[6]。

目前已有很多文獻(xiàn)分析了土地利用管制與區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展之間的關(guān)系，但是綜合來看，現(xiàn)有研究主要有兩點(diǎn)不足：（1）現(xiàn)有研究土地利用管制與區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的文獻(xiàn)，研究單元主要是基于省級或地市級，研究尺度的過大會掩蓋內(nèi)部區(qū)域的異質(zhì)性問題，導(dǎo)致研究結(jié)論的可信性降低，同時，張五常認(rèn)為地方政府的競爭必須限定在縣級政府之間，且把“縣域競爭”假說看成是中國經(jīng)濟(jì)增長的奧秘[7]。（2）已有研究普遍認(rèn)為國土空間被管制強(qiáng)度更嚴(yán)厲的區(qū)域由于農(nóng)地向城市用地轉(zhuǎn)換的難度更大，這加大了其與管制弱化區(qū)域之間的經(jīng)濟(jì)發(fā)展差距，但是沒有相應(yīng)規(guī)范的經(jīng)驗(yàn)研究明確檢驗(yàn)國土空間規(guī)劃管制影響區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的作用機(jī)制是什么?；谏鲜龇治觯疚睦煤笔?2個縣（市、區(qū)）域單元2002—2015年間的面板數(shù)據(jù)，系統(tǒng)分析不同區(qū)域國土空間被管制強(qiáng)度與區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展之間的關(guān)系，并從地方政府競爭視角，合理解釋了國土空間規(guī)劃管制影響區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的作用渠道，以期為國土空間規(guī)制背景下的區(qū)域經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)發(fā)展提供實(shí)證依據(jù)。

2 理論基礎(chǔ)與研究假說

在財政獲取和政治晉升的雙重激勵下，地方政府之間圍繞財政收入和GDP增速展開了激烈的競爭，由于土地資源在中國目前經(jīng)濟(jì)發(fā)展中的重要性，土地要素自然就成為地方政府用來競爭的重要籌碼[8]。一方面，面對財政激勵，地方政府通常以高額地價出讓商業(yè)和住宅用地，憑借地價和房地產(chǎn)價格的上漲以獲取大量的土地出讓收入以及相關(guān)稅費(fèi)收入，屬于預(yù)算外收入的土地財政成為了地方政府的“第二財政”[9]。另一方面，面對政治晉升激勵，地方政府及其官員通過低地價甚至零地價出讓工業(yè)用地的方式來競相招商引資，以達(dá)到發(fā)展轄區(qū)經(jīng)濟(jì)和實(shí)現(xiàn)長期稅基收入的目的[10]。從以上分析可以看出，無論是“土地財政”假說，還是“土地引資”假說，地方政府之間進(jìn)行競爭的主要手段都是靠土地要素的運(yùn)作，形成了中國獨(dú)特的“以地謀發(fā)展”增長模式。建設(shè)用地投入與經(jīng)濟(jì)增長表現(xiàn)出長期穩(wěn)定的協(xié)整關(guān)系，耕地非農(nóng)化是經(jīng)濟(jì)增長的重要原因[11]，那么可資利用的建設(shè)用地數(shù)量就成為影響地方政府競爭成敗的關(guān)鍵變量。

為保護(hù)農(nóng)業(yè)和生態(tài)空間，中央政府對各地建設(shè)用地供應(yīng)規(guī)模進(jìn)行嚴(yán)厲的管制，每年都會根據(jù)各地經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r和國家發(fā)展戰(zhàn)略分級下放建設(shè)用地指標(biāo)，以加強(qiáng)對地方政府土地利用行為的管控。但是，如果異質(zhì)地區(qū)實(shí)質(zhì)上承受了不同強(qiáng)度的土地利用管制時，那么不同地區(qū)由于建設(shè)用地供給彈性的不同，就會導(dǎo)致區(qū)域之間經(jīng)濟(jì)發(fā)展差距的加大，譚榮等[12]認(rèn)為經(jīng)濟(jì)的可持續(xù)發(fā)展不僅要求提高土地資源利用效率，還應(yīng)該為各地區(qū)發(fā)展提供一個公平競爭的環(huán)境。主體功能區(qū)規(guī)劃的實(shí)施更是嚴(yán)格地把所有地區(qū)劃分為開發(fā)型和保護(hù)型區(qū)域，禁止或限制保護(hù)型區(qū)域進(jìn)行相應(yīng)規(guī)模的工業(yè)化和城鎮(zhèn)化開發(fā)，將區(qū)域社會經(jīng)濟(jì)的發(fā)展置于由單純的區(qū)域自然本底所決定，恐將與區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展背道而馳[13]。在美國區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展分異的影響因素中，不同地區(qū)的國土空間利用方式具有較強(qiáng)的解釋力度[14]。Burnett利用數(shù)據(jù)密集型的可計算的一般均衡模型，分析了美國一個中等城市，通過土地供給彈性變化表征的土地利用管制程度對區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響，研究結(jié)果表明，國土空間管制強(qiáng)化地區(qū)的稅收收入減少，本地民眾的社會福利大大降低，經(jīng)濟(jì)發(fā)展也受到影響[5]。現(xiàn)有研究也普遍認(rèn)為中國耕地保護(hù)或生態(tài)保護(hù)較好的區(qū)域承受了較強(qiáng)的國土空間管制強(qiáng)度，重點(diǎn)開發(fā)型區(qū)域擁有較多的人均建設(shè)用地指標(biāo)，承擔(dān)了較少的耕地和生態(tài)保護(hù)責(zé)任，國土空間差異化的管制強(qiáng)度在一定程度上限制了保護(hù)型區(qū)域的土地發(fā)展權(quán)利，地方政府利用建設(shè)用地用來開展競爭的難度也就加大，進(jìn)而影響管制強(qiáng)化區(qū)域的經(jīng)濟(jì)發(fā)展[15]。基于上述理論分析，本文待檢驗(yàn)的研究假說可以歸納如下。

假說1：國土空間規(guī)劃管制強(qiáng)度與區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平負(fù)相關(guān)，即國土空間被管制強(qiáng)度更高的地區(qū)，其經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平則較低。

假說2：國土空間規(guī)劃管制影響區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的可能作用渠道在于地方政府發(fā)展經(jīng)濟(jì)的競爭力不同，即國土空間被管制強(qiáng)度更高的地區(qū)，地方政府在轄區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展中的競爭力則較弱，進(jìn)而其區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平就較低。

3 計量模型與變量選取

3.1 計量模型

本文認(rèn)為在當(dāng)前地方政府發(fā)展轄區(qū)經(jīng)濟(jì)的競爭錦標(biāo)賽中，基于土地資源的出讓策略是地方政府開展競爭的主要手段，耕地保護(hù)或生態(tài)保護(hù)要求更嚴(yán)厲的地區(qū)，地方政府通過土地要素運(yùn)作的空間就很有限，在區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展競爭中就處于不利地位，與開發(fā)型區(qū)域的經(jīng)濟(jì)發(fā)展差距將逐漸加大。因此，從國土空間規(guī)劃管制影響區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的作用機(jī)制上來看，國土空間規(guī)劃管制應(yīng)該顯著影響一個區(qū)域地方政府發(fā)展經(jīng)濟(jì)的競爭力。對現(xiàn)有文獻(xiàn)梳理，發(fā)現(xiàn)通常用來衡量區(qū)域地方政府發(fā)展經(jīng)濟(jì)競爭力大小的指標(biāo)是地區(qū)人均外商直接投資水平（人均FDI），理論邏輯在于地方政府開展的標(biāo)尺競爭主要體現(xiàn)在吸引外資上，一個區(qū)域的人均FDI越大，就說明該區(qū)域地方政府發(fā)展經(jīng)濟(jì)的競爭力也就越大[16]?；诖?，本文通過引入地方政府發(fā)展經(jīng)濟(jì)競爭力這個中介變量來構(gòu)造中介效應(yīng)模型，以此來考察國土空間規(guī)劃管制影響區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的可能傳導(dǎo)渠道。

本文基于理論分析提出的兩個假說分別表明國土空間被管制強(qiáng)度更高的區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平更低，且作用機(jī)制在于地方政府在發(fā)展轄區(qū)經(jīng)濟(jì)競賽中的競爭力較弱。這兩個假說都可以通過湖北省縣（市、區(qū)）級2002—2015年的面板數(shù)據(jù)來驗(yàn)證，為檢驗(yàn)國土空間規(guī)劃管制對區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響及其作用機(jī)制，根據(jù)中介效應(yīng)模型的基本步驟，先將被解釋變量對關(guān)鍵解釋變量進(jìn)行回歸，再將中介變量（地方政府發(fā)展經(jīng)濟(jì)競爭力）對關(guān)鍵解釋變量進(jìn)行回歸，最后，將被解釋變量對關(guān)鍵解釋變量和中介變量同時進(jìn)行回歸[17]，實(shí)證回歸模型設(shè)定為如下方程組形式：

式（1）—式（3）中：i為縣（市、區(qū)），t為時間；a0、b0和c0為常數(shù)項(xiàng)；τi和μt分別為橫截面和時間固定效應(yīng)，以控制不易察覺的縣（市、區(qū)）和時間變量層面的影響，εit為隨機(jī)擾動項(xiàng)；被解釋變量lnpgdpit為縣（市、區(qū)）域經(jīng)濟(jì)增長的變量，具體指標(biāo)為人均GDP的對數(shù)值；lnpcitit為核心解釋變量，以人均城市化空間的對數(shù)值作為國土空間管制強(qiáng)度的代理變量，在回歸模型（1）中，加入了國土空間規(guī)劃管制強(qiáng)度的平方項(xiàng)，以考察其可能會對區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展帶來的非線性影響；中介變量lnpfdiit為刻畫縣（市、區(qū)）域地方政府發(fā)展經(jīng)濟(jì)競爭力的變量，具體指標(biāo)為人均FDI的對數(shù)值；Xit為一系列控制變量。

3.2 變量選取

本文研究樣本來源于湖北省縣（市、區(qū)）級層面的數(shù)據(jù)，受到各個單獨(dú)市轄區(qū)數(shù)據(jù)很難收集甚至沒有相應(yīng)統(tǒng)計數(shù)據(jù)的限制，通過把地市級的所有市轄區(qū)都合并成為一個主城區(qū)后，一共形成了82個縣（縣級市、市轄區(qū)）域單元2002—2015年的面板數(shù)據(jù)。歷年的土地利用現(xiàn)狀及變更數(shù)據(jù)來源于湖北省國土資源廳，其他所有的社會經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計數(shù)據(jù)都來源于2003—2016年《中國城市統(tǒng)計年鑒》、《中國區(qū)域經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計年鑒》、《中國縣域統(tǒng)計年鑒》、《湖北統(tǒng)計年鑒》、湖北省各地級市歷年統(tǒng)計年鑒和統(tǒng)計公報。關(guān)于被解釋變量、核心解釋變量和控制變量的詳細(xì)描述和描述性統(tǒng)計分析見表1。

（1）被解釋變量與核心解釋變量。關(guān)于區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的度量，用人均實(shí)際GDP的對數(shù)值（lnpgdp）作為本文的被解釋變量。核心解釋變量為國土空間規(guī)劃管制強(qiáng)度，由于無論是土地利用規(guī)劃、土地用途管制還是主體功能區(qū)規(guī)劃，中央政府對各地區(qū)國土空間進(jìn)行規(guī)劃管制的手段最終都要落實(shí)到各用地類型分配上，同時結(jié)合十八大報告提出的建立合理的生產(chǎn)空間、生活空間和生態(tài)空間，以形成高效的城市化格局、農(nóng)業(yè)發(fā)展格局和生態(tài)安全格局的要求。本文在參考已有文獻(xiàn)對“三生空間”劃分的基礎(chǔ)上[18-19]，利用人均城市化空間（lnpcit）和人均城市化空間年增長率（pcitr）作為國土空間規(guī)劃管制強(qiáng)度的代理變量，人均城市化空間與國土空間規(guī)劃管制強(qiáng)度呈反向變動關(guān)系，即人均城市化空間較大的區(qū)域，其國土空間被管制強(qiáng)度就越小。一個地區(qū)城市化空間包括的用地類型為：城市用地、建制鎮(zhèn)用地、采礦用地、風(fēng)景名勝及特殊用地、鐵路用地、公路用地、機(jī)場用地、港口碼頭用地和管道運(yùn)輸用地。

（2）控制變量。為確保研究結(jié)論的可靠性，本文還選取了已經(jīng)被大量文獻(xiàn)所證實(shí)的影響區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長的變量作為本文的穩(wěn)健性控制變量。世界經(jīng)濟(jì)發(fā)展史已經(jīng)證明，城市化是一國或地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的巨大引擎，農(nóng)業(yè)勞動力通過由農(nóng)業(yè)部門向非農(nóng)勞動部門的轉(zhuǎn)換，能極大提高勞動生產(chǎn)率，顯著促進(jìn)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長[20]，本文用城市化率（urb）來表征。在給定的技術(shù)條件下，一個地區(qū)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)在一定程度上決定了該地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長方式，二、三產(chǎn)業(yè)的擴(kuò)張通過擴(kuò)大經(jīng)濟(jì)規(guī)模和提高要素效率，進(jìn)而作用于區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展，本文用地區(qū)二、三產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員占比（ind）來捕捉一個地區(qū)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)類型。在諸多經(jīng)濟(jì)增長理論中，資本一直被認(rèn)為是影響經(jīng)濟(jì)發(fā)展的關(guān)鍵因素之一，本文參照張軍等[21]的做法，估計一個基準(zhǔn)年后利用永續(xù)盤存法來計算各地區(qū)的歷年資本存量（cap），估算方法為Kit= （1 - δ）Kit-1+ Iit，其中，經(jīng)濟(jì)折舊率δ設(shè)定為0.96，Iit為固定資產(chǎn)投資額。在財政分權(quán)背景下，中國的財政支出對經(jīng)濟(jì)發(fā)展具有重要影響，尤其是其生產(chǎn)性支出部分具有直接的生產(chǎn)率效應(yīng)[22]，本文利用財政支出的對數(shù)值（lnfin）用來衡量財政支出水平。由于資本投資主要來源于儲蓄，因此，儲蓄能否順利地轉(zhuǎn)化為有效投資資本，會影響到經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量[23]，本文利用地區(qū)城鄉(xiāng)居民儲蓄總額的對數(shù)值計量儲蓄水平。

表1 變量與說明Tab.1 The definition and explanation of variables

4 實(shí)證結(jié)果及分析

4.1 國土空間規(guī)劃管制對區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響

在對面板數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸之前，為避免偽回歸，通常要對面板數(shù)據(jù)進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，目前針對面板單位根檢驗(yàn)的方法主要有LLC檢驗(yàn)、HT檢驗(yàn)、Breitung檢驗(yàn)和IPS檢驗(yàn)等，由于本文數(shù)據(jù)類型屬于時間維度T固定，而橫截面單位n趨于無窮大的形式，故本文主要給出HT檢驗(yàn)的結(jié)果（表2）。HT單位根檢驗(yàn)結(jié)果表明，所有變量都在1%顯著性水平下拒絕本文所使用的面板數(shù)據(jù)存在單位根的原假設(shè)，這表明本文所涉及的變量都具有平穩(wěn)性，可以直接進(jìn)行回歸分析。

關(guān)于面板數(shù)據(jù)模型的估計方法，根據(jù)對隨機(jī)擾動性設(shè)定的不同，主要分為混合OLS模型、固定效應(yīng)模型和隨機(jī)效應(yīng)模型，具體使用哪種模型進(jìn)行估計，需要分別進(jìn)行F、BP-LM和Hausman檢驗(yàn)。本文的F和BP-LM檢驗(yàn)在1%顯著性水平下拒絕了原假設(shè)，說明無論是隨機(jī)效應(yīng)還是固定效應(yīng)模型的估計效率均要優(yōu)于混合OLS。同時，Hausman檢驗(yàn)又表明固定效應(yīng)和隨機(jī)效應(yīng)模型的估計參數(shù)沒有系統(tǒng)差別，但是固定效應(yīng)更有效，因此，本文以固定效應(yīng)模型的回歸結(jié)果分析為主，但是為了便于比較，在表3中列出了隨機(jī)效應(yīng)模型的回歸結(jié)果。表3中一共有6列回歸結(jié)果，均對應(yīng)上文中的實(shí)證回歸模型（1），第1和2列分別為只含有國土空間規(guī)劃管制變量的固定效應(yīng)和隨機(jī)效應(yīng)結(jié)果，第3和4列則分別為既包括核心解釋變量又加入了控制變量的固定效應(yīng)和隨機(jī)效應(yīng)結(jié)果，第5和6列是以人均城市化空間年增長率作為國土空間規(guī)劃管制代理變量的固定效應(yīng)和隨機(jī)效應(yīng)結(jié)果。

表2 面板數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性檢驗(yàn)Tab.2 The stability test of panel data

在第1和2列中，用人均城市化空間度量的國土空間規(guī)劃管制顯著影響一個地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展，在兩列結(jié)果中均通過了1%水平的顯著性檢驗(yàn)，且回歸系數(shù)為正，表示人均城市化空間越大的地區(qū)承受了較弱的國土空間規(guī)劃管制強(qiáng)度，人均城市化空間較小的區(qū)域承受了更高的國土空間管制強(qiáng)度。進(jìn)而國土空間被管制強(qiáng)度較弱區(qū)域的經(jīng)濟(jì)發(fā)展更快，相反，國土空間被管制強(qiáng)度較高的區(qū)域則經(jīng)濟(jì)發(fā)展滯后，與管制弱化區(qū)域的經(jīng)濟(jì)發(fā)展差距日益加大。雖然國土空間規(guī)劃管制強(qiáng)度變量平方項(xiàng)的回歸系數(shù)為負(fù)值，這表明國土空間規(guī)劃管制與區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平可能呈現(xiàn)出倒U型關(guān)系，但不具有統(tǒng)計顯著性。第3和4列說明，在加入其他控制變量之后，國土空間被管制強(qiáng)度對區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響系數(shù)雖有所減小，但是仍然非常顯著，而國土空間規(guī)劃管制強(qiáng)度變量的平方項(xiàng)仍沒有通過顯著性檢驗(yàn)。通過對模型中核心解釋變量的替換，可以檢驗(yàn)國土空間規(guī)劃管制影響區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的穩(wěn)健性，基于此，在第5和6列中，把對一個地區(qū)國土空間被管制強(qiáng)度的測度由人均城市化空間變換成人均城市化空間年增長率，國土空間規(guī)劃管制強(qiáng)度仍然在1%的顯著性水平下影響區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展，即國土空間被管制強(qiáng)度更高的區(qū)域，其經(jīng)濟(jì)發(fā)展較為緩慢，因此，本文的假說1得到證明。

在第3和4列的回歸結(jié)果中，還可以分析其他控制變量對區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響，城市化水平的回歸系數(shù)為負(fù)值但是不具有統(tǒng)計顯著性，這不能表明從經(jīng)濟(jì)顯著性上城市化進(jìn)程不利于區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展，因?yàn)樵诒疚闹袑Τ鞘谢降挠嬎悴煌谡嬲饬x上的城市化。在計算一個縣（市、區(qū)）級單位的城市化水平時，是把該地區(qū)的城鎮(zhèn)戶籍人口除以該地區(qū)的常住人口，這就會由于一個地區(qū)縣或縣級市的非農(nóng)就業(yè)的勞動人口流入市轄區(qū)，導(dǎo)致縣或縣級市常住人口減少，市轄區(qū)常住人口增加，但是大部分非農(nóng)就業(yè)人口的農(nóng)村戶籍并沒有發(fā)生變化，這就會產(chǎn)生縣域城市化水平上升，而市轄區(qū)城市化水平下降的假象，這在一定程度上表明由于中國嚴(yán)厲的戶籍管制制度導(dǎo)致的半城鎮(zhèn)化，將不利于區(qū)域經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。本文其他控制變量對區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響則和已有文獻(xiàn)的研究結(jié)論相吻合，即一個地區(qū)的二、三產(chǎn)業(yè)越發(fā)達(dá)、資本存量更高、財政支出更多、城鄉(xiāng)居民儲蓄存款更多，其經(jīng)濟(jì)增長也更快。

表3 基準(zhǔn)回歸模型估計結(jié)果Tab.3 Estimated results of the benchmark regression model

4.2 基于地方政府競爭視角的作用機(jī)制分析

在對國土空間規(guī)劃管制影響區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展作用渠道的分析之前，同樣要先對實(shí)證回歸模型（2）和（3）進(jìn)行Hausman檢驗(yàn)，檢驗(yàn)后發(fā)現(xiàn)P值均為0.000，強(qiáng)烈拒絕原假設(shè)，接受固定效應(yīng)模型的估計效率優(yōu)于隨機(jī)效應(yīng)模型的備擇假設(shè)，因此，本部分的分析以固定效應(yīng)模型的回歸結(jié)果為主，為了便于對照，在表4中也相應(yīng)列出了隨機(jī)效應(yīng)模型的估計結(jié)果。一共有6列回歸結(jié)果，其中，第1—4列為中介變量地方政府發(fā)展經(jīng)濟(jì)的競爭力對國土空間規(guī)劃管制的回歸結(jié)果，對應(yīng)上文中的實(shí)證回歸模型（2）；第5和6列則是在加入中介變量后因變量區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平對國土空間規(guī)劃管制的回歸結(jié)果，對應(yīng)上文中的實(shí)證回歸模型（3）。第1和2列分別為只含有國土空間規(guī)劃管制變量的固定效應(yīng)結(jié)果和隨機(jī)效應(yīng)結(jié)果，第3和4列分別為既含有國土空間規(guī)劃管制變量，又包括其他控制變量的固定效應(yīng)結(jié)果和隨機(jī)效應(yīng)結(jié)果，第5和6列則分別為實(shí)證回歸模型式（3）的固定效應(yīng)和隨機(jī)效應(yīng)模型估計結(jié)果。

從第1和2列回歸結(jié)果中可以看出，無論是固定效應(yīng)還是隨機(jī)效應(yīng)，國土空間規(guī)劃管制均通過了1%水平的顯著性檢驗(yàn)，且回歸系數(shù)為正，表明人均城市化空間越小的區(qū)域，承受了強(qiáng)度較高的國土空間管制水平，地方政府利用土地要素發(fā)展經(jīng)濟(jì)的空間就越小，進(jìn)而在區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展競爭中處于不利地位。相反，國土空間被管制強(qiáng)度越低的區(qū)域，其地方政府在經(jīng)濟(jì)發(fā)展錦標(biāo)賽中的競爭力就越強(qiáng)，表現(xiàn)為人均FDI擁有量越多。第3和4列說明，在加入其他控制變量之后，國土空間規(guī)劃管制強(qiáng)度對一個地區(qū)地方政府發(fā)展經(jīng)濟(jì)競爭力的影響系數(shù)有所減小，但是仍然高度顯著。控制變量中，地區(qū)資本存量、財政支出水平和城鄉(xiāng)居民儲蓄總額均顯著正向影響一個區(qū)域的人均FDI水平，即其值越大，則該區(qū)域地方政府發(fā)展經(jīng)濟(jì)的競爭力就越強(qiáng)。根據(jù)第5和6列的回歸結(jié)果可知，人均FDI在1%的顯著性水平正向影響區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，即地方政府發(fā)展經(jīng)濟(jì)的競爭力越強(qiáng)，則該地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平就越好，這與中國地方政府在發(fā)展轄區(qū)經(jīng)濟(jì)中具有重要作用的基本事實(shí)相吻合。與表3中第3列回歸結(jié)果的比較可知，在加入地方政府發(fā)展經(jīng)濟(jì)競爭力這個中介變量后，國土空間規(guī)劃管制對區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平影響的估計系數(shù)值有所減小，根據(jù)中介效應(yīng)模型可知，這就表明地方政府發(fā)展經(jīng)濟(jì)的競爭力是國土空間規(guī)劃管制影響區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的可能傳導(dǎo)渠道。

因此，以上實(shí)證回歸結(jié)果表明，國土空間規(guī)劃管制影響區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的可能作用渠道在于：由于各地區(qū)國土空間被管制強(qiáng)度的不同，導(dǎo)致地方政府在發(fā)展轄區(qū)經(jīng)濟(jì)中的競爭力具有異質(zhì)性，國土空間被管制強(qiáng)度更嚴(yán)厲的地區(qū)，地方政府可資利用的建設(shè)用地指標(biāo)有限，進(jìn)而在發(fā)展區(qū)域經(jīng)濟(jì)競賽中的競爭力較弱，則該地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平就較落后，至此，研究假說2得到驗(yàn)證。

表4 中介效應(yīng)模型估計結(jié)果Tab.4 Estimated results of the mediating effect model

5 結(jié)論與政策啟示

本文利用湖北省82個縣（市、區(qū)）級單位2002—2015年的面板數(shù)據(jù)，實(shí)證檢驗(yàn)了國土空間規(guī)劃管制對區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響，并嘗試從地方政府發(fā)展轄區(qū)經(jīng)濟(jì)競賽中的競爭力差異視角給予了合理解釋。結(jié)果表明，無論是以人均城市化空間，還是人均城市化空間年增長率作為國土空間規(guī)劃管制的代理變量，國土空間被管制強(qiáng)度均顯著影響一個區(qū)域的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平。具體為：人均城市化空間越小的地區(qū)，其國土空間利用被管制強(qiáng)度就越高，則該區(qū)域的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平就越低，進(jìn)而與國土空間被管制強(qiáng)度較弱區(qū)域的經(jīng)濟(jì)發(fā)展差距也將逐漸拉大，這將不利于中央政府實(shí)施國土空間規(guī)劃以促進(jìn)區(qū)域經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)發(fā)展的政策意圖。在其他控制變量顯著影響區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的回歸結(jié)果中，與已有文獻(xiàn)的研究結(jié)論保持一致，本文也發(fā)現(xiàn)一個地區(qū)的二、三產(chǎn)業(yè)越發(fā)達(dá)、資本存量更高、財政支出更多、城鄉(xiāng)居民儲蓄存款更多，其經(jīng)濟(jì)發(fā)展也會更快。對于國土空間規(guī)劃管制影響區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展作用機(jī)制的研究結(jié)果顯示，國土空間被管制強(qiáng)度越高的區(qū)域，其地方政府可以運(yùn)作的土地要素就越少，進(jìn)而在發(fā)展區(qū)域經(jīng)濟(jì)競賽中的競爭力就越弱，其經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平就相應(yīng)越低。

國土空間規(guī)劃管制在耕地和生態(tài)環(huán)境保護(hù)中發(fā)揮了極其重要的作用，然而，由于國土空間被管制強(qiáng)度的不一致性，保護(hù)型與開發(fā)型區(qū)域的經(jīng)濟(jì)發(fā)展差距將逐步拉大，這將嚴(yán)重影響到區(qū)域經(jīng)濟(jì)的協(xié)調(diào)發(fā)展。因此，為使經(jīng)濟(jì)發(fā)展和國土空間優(yōu)化帶來的福利提升能惠及到所有區(qū)域和全體民眾，本文建議：（1）根據(jù)不同國土空間被管制強(qiáng)度區(qū)域?qū)Ω睾蜕鷳B(tài)環(huán)境保護(hù)的不公平程度，中央政府應(yīng)設(shè)計相應(yīng)的橫向財政轉(zhuǎn)移支付機(jī)制，每年由管制弱化區(qū)域向管制強(qiáng)化區(qū)域提供一定額度的生態(tài)補(bǔ)償資金，以彌補(bǔ)管制強(qiáng)化區(qū)域的機(jī)會成本損失。（2）借鑒美國的土地發(fā)展權(quán)轉(zhuǎn)移制度，賦予耕地等生態(tài)用地土地發(fā)展權(quán)能，創(chuàng)設(shè)土地發(fā)展權(quán)交易市場，通過經(jīng)濟(jì)激勵機(jī)制實(shí)現(xiàn)不同國土空間被管制強(qiáng)度區(qū)域的共享發(fā)展。

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