韓 峰 余泳澤 謝 銳

(1.南京審計大學(xué)經(jīng)濟學(xué)院 江蘇南京 211815)

(2.南京財經(jīng)大學(xué)國際經(jīng)貿(mào)學(xué)院 江蘇南京 210023)

(3.湖南大學(xué)經(jīng)濟與貿(mào)易學(xué)院 湖南長沙 411079)

一、引 言

由于工業(yè)對GDP 貢獻具有“立竿見影”的效果，在財政最大化和政治晉升激勵下，地方政府往往利用其在土地一級市場的控制權(quán)和壟斷權(quán)，將更多的建設(shè)用地指標配置于工業(yè)領(lǐng)域。這種政府主導(dǎo)的土地資源配置模式盡管在短期內(nèi)有效促進了城市經(jīng)濟的快速增長和城鎮(zhèn)化的快速推進，但會導(dǎo)致資源環(huán)境壓力不斷加劇，不利于經(jīng)濟的持續(xù)、穩(wěn)定和高質(zhì)量發(fā)展。尤其是2013 年以來，以PM 2.5為主要構(gòu)成的霧霾污染籠罩我國多數(shù)城市。?2019 中國生態(tài)環(huán)境狀況公報? 指出，全國337 個地級及以上城市中，依然有180個城市環(huán)境空氣污染超標，占53.4%；以PM 2.5為首要污染物的天數(shù)占重度及以上污染天數(shù)的78.8%。為控制霧霾污染、提高空氣環(huán)境質(zhì)量，中國政府在十八屆五中全會中明確提出了綠色發(fā)展理念。習近平總書記在十九大報告中也明確指出，要“堅持全民共治、源頭防治，持續(xù)實施大氣污染防治行動，打贏藍天保衛(wèi)戰(zhàn)”。這昭示著政府深化供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革，從源頭防治霧霾污染的強烈決心和愿景。而土地資源作為城市經(jīng)濟活動的載體和經(jīng)濟增長中必不可少的資源要素投入，是中國地方政府推進經(jīng)濟快速增長的重要動力來源和保障，其配置方式及配置效果勢必對城市經(jīng)濟發(fā)展方式和空氣環(huán)境質(zhì)量產(chǎn)生重要影響。探討土地資源配置對霧霾污染的影響機制，對于深化供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革、實現(xiàn)土地資源優(yōu)化配置，進而從經(jīng)濟增長的源頭防治霧霾污染具有重要的現(xiàn)實意義。

現(xiàn)有文獻圍繞產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)(李云燕和殷晨曦，2017)、城鎮(zhèn)化(邵帥等，2019)、交通擁堵(Xie 等，2019)、財政分權(quán)(黃壽峰，2017)等因素對霧霾污染的影響效應(yīng)、空間特征及作用機制展開了深入探討。然而，這些研究并未從影響經(jīng)濟運行的要素配置視角深入探討霧霾污染產(chǎn)生的機制和決定因素。改革開放以來，市場和政府在經(jīng)濟發(fā)展中的關(guān)系問題一直備受關(guān)注。中國政府采取了一系列市場化改革措施以期推動市場在資源配置中發(fā)揮決定性作用。然而，這些市場化改革舉措產(chǎn)生的成效主要集中于最終產(chǎn)品市場，要素市場的市場化改革依然相對滯后，由此造成要素市場的價格扭曲和資源錯配(譚洪波，2015)。尤其在土地要素市場中，政府作為土地一級市場的唯一供給者，完全壟斷了土地開發(fā)權(quán)和供給權(quán)，對土地資源配置的方式、結(jié)構(gòu)及數(shù)量起著決定性作用。這就使得土地配置效果在很大程度上受到地方政府自身利益而非市場力量的左右，造成較為嚴重的土地要素價格扭曲和資源錯配。而土地資源錯配必然會進一步作用于其承載的經(jīng)濟活動的發(fā)展方式，進而對環(huán)境質(zhì)量產(chǎn)生影響?？墒悄壳爸苯訌耐恋刭Y源配置視角研究霧霾污染影響機制的文獻尚為鮮見。本文擬在分析和歸納土地資源錯配對霧霾污染影響機制的基礎(chǔ)上進一步引入空間交互效應(yīng)構(gòu)建空間計量模型，以我國2006—2016 年277 個地級城市面板數(shù)據(jù)為樣本，探討土地資源錯配對霧霾污染的作用機制，以期為實現(xiàn)土地資源優(yōu)化配置和霧霾的有效治理提供有益借鑒。

與現(xiàn)有文獻相比，本文貢獻在于以下幾個方面。第一，本文聚焦城市經(jīng)濟快速發(fā)展背后的土地資源配置因素，探討霧霾污染的影響機制，為從要素市場資源配置視角理解霧霾污染產(chǎn)生的深層次原因提供了一個嶄新的視角。第二，本文在Grossman 和Krueger(1993)的基礎(chǔ)上，從結(jié)構(gòu)效應(yīng)、技術(shù)效應(yīng)和規(guī)模效應(yīng)三個方面分析土地資源錯配影響霧霾污染的理論機制，并將土地資源錯配的空間外溢效應(yīng)納入Copeland 和Taylor (1994)的污染排放決定模型，從理論機制和模型演化過程本身來構(gòu)建土地資源錯配影響霧霾污染的空間分析框架、確定空間杜賓模型的具體形式。第三，本文采用網(wǎng)絡(luò)爬蟲技術(shù)從中國土地市場網(wǎng)收集了2006—2016 年全國277 個地級城市商服用地、住宅用地和工業(yè)用地的實際交易數(shù)據(jù)，并結(jié)合生產(chǎn)函數(shù)，利用邊際產(chǎn)出法測算工業(yè)用地錯配指標，對城市建設(shè)用地的錯配程度進行直接度量。第四，增長競爭和財政最大化是地方政府干預(yù)土地市場，導(dǎo)致土地資源錯配的重要原因，本文進一步對這兩類深層次體制性原因進行探討。第五，本文從不同等級城市的異質(zhì)性視角分析了各等級城市之間土地資源錯配對霧霾污染的空間外溢效應(yīng)及其差異，有助于有針對性地把握土地資源配置對城市霧霾污染的深層次作用機理。

二、理論機制與研究假設(shè)

本文溯源于環(huán)境經(jīng)濟學(xué)經(jīng)典的環(huán)境庫茲涅茨曲線理論，在Grossman 和Krueger(1993)的基礎(chǔ)上，從結(jié)構(gòu)效應(yīng)、技術(shù)效應(yīng)和規(guī)模效應(yīng)三個方面來構(gòu)建土地資源錯配影響霧霾污染的理論機制和邏輯分析框架。①盡管Grossman 和Krueger (1993)探討的是經(jīng)濟增長對環(huán)境污染的作用機制，但土地資源配置作為經(jīng)濟活動的重要組成部分，必然會通過規(guī)模效應(yīng)、結(jié)構(gòu)效應(yīng)和技術(shù)效應(yīng)對霧霾污染產(chǎn)生影響。

首先，在結(jié)構(gòu)效應(yīng)方面，土地資源錯配可通過抑制制造業(yè)結(jié)構(gòu)高度化和阻礙產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)服務(wù)化加劇霧霾污染。分稅制改革以來，中央政府將財權(quán)上收，但中央政府與地方政府事權(quán)劃分基本不變，地方政府財力日趨緊張。在財稅最大化和以經(jīng)濟增長為標尺的政績考核體系下，地方政府有動機引進投資規(guī)模巨大的企業(yè)，優(yōu)先發(fā)展資本密集型行業(yè)或重工業(yè)(陸銘和歐海軍，2011)。而土地作為地方發(fā)展中最根本也是最重要的經(jīng)濟資源，成為地方政府在招商引資中獲得競爭優(yōu)勢的重要保障。地方政府借助其在土地一級市場中的壟斷權(quán)和控制權(quán)，爭相通過建立新城區(qū)、各類工業(yè)園區(qū)及開發(fā)區(qū)等形式，加大土地征用和供給規(guī)模，以低地價或零地價吸引工業(yè)投資，展開激烈的招商引資競爭。城市建設(shè)用地主要流入了與工業(yè)相匹配的生產(chǎn)性基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)及工業(yè)領(lǐng)域，導(dǎo)致各地區(qū)資本密集型行業(yè)和重工業(yè)重復(fù)建設(shè)以及結(jié)構(gòu)的低水平雷同，不僅固化了各地區(qū)以資本密集型制造業(yè)或工業(yè)為主的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)(蔡昉等，2009)，造成資源浪費和要素配置扭曲(張莉等，2019)，而且增加了煙塵、二氧化硫、氮氧化物等污染物的排放，加劇了霧霾污染。

地方政府將大量建設(shè)用地以低價偏向性地配置于工業(yè)領(lǐng)域，還擠占了現(xiàn)代服務(wù)業(yè)發(fā)展空間，導(dǎo)致現(xiàn)代服務(wù)業(yè)發(fā)展不足，阻礙了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)服務(wù)化進程。現(xiàn)代服務(wù)業(yè)具有技術(shù)含量高、規(guī)模經(jīng)濟顯著、生產(chǎn)率提高快、低能耗低污染等特點(段文斌等，2016)，促進現(xiàn)代服務(wù)業(yè)發(fā)展、提升現(xiàn)代服務(wù)業(yè)在經(jīng)濟結(jié)構(gòu)中的比重對于降低霧霾污染、提高空氣質(zhì)量至關(guān)重要。然而，伴隨著城市空間的不斷擴張和土地供給規(guī)模的不斷增加，大量建設(shè)用地被配置于工業(yè)及其相關(guān)領(lǐng)域，留給現(xiàn)代服務(wù)業(yè)，尤其是生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的相當有限且價格昂貴(國務(wù)院發(fā)展研究中心和世界銀行聯(lián)合課題組，2014)。地方政府通常將征收來的40%—50%的建設(shè)用地以低價或零地價用于工業(yè)發(fā)展，僅將20%—30%的建設(shè)用地以高價進行出讓，用于商服發(fā)展和住房建設(shè)(Zhang 等，2017)。這不僅直接導(dǎo)致了現(xiàn)代服務(wù)業(yè)發(fā)展不足，而且提高了現(xiàn)代服務(wù)業(yè)生產(chǎn)和經(jīng)營成本，不利于現(xiàn)代服務(wù)業(yè)充分發(fā)展和集聚。譚洪波(2015)指出土地要素市場扭曲的工業(yè)偏向是造成中國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)中服務(wù)業(yè)發(fā)展相對滯后的重要原因。而產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)服務(wù)化進程延緩，勢必不利于城市霧霾污染水平的降低。基于此，本文提出如下研究假設(shè)。

假設(shè)1:城市建設(shè)用地在工業(yè)領(lǐng)域低價偏向性配置所導(dǎo)致的土地資源錯配，可通過阻礙制造業(yè)結(jié)構(gòu)高度化、延緩產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)服務(wù)化加劇城市霧霾污染。

其次，在技術(shù)效應(yīng)方面，土地資源錯配通過抑制城市綠色技術(shù)創(chuàng)新，進而弱化城市的霧霾污染治理能力。一方面，地方政府競相降低工業(yè)用地價格和擴大工業(yè)用地出讓規(guī)模進行招商引資的做法，將導(dǎo)致大量低效率企業(yè)因低地價而進入轄區(qū)投資，降低城市整體的工業(yè)企業(yè)全要素生產(chǎn)率和創(chuàng)新能力(李力行等，2016；張莉等，2019)，不利于清潔生產(chǎn)技術(shù)的研發(fā)、推廣、應(yīng)用及霧霾污染的有效治理。楊其靜等(2014)認為，在經(jīng)濟增長競爭和政治晉升激勵下，地方政府在土地引資競爭中不僅存在競相擴大土地出讓規(guī)模和降低地價的底線競爭行為，而且存在競相降低引資質(zhì)量的底線競爭行為。以GDP 為主的考核機制會導(dǎo)致地方政府利用其行政力量努力將土地等各類資源向有利于短期經(jīng)濟增長的資本密集型行業(yè)傾斜(陸銘和歐海軍，2011)，而這些行業(yè)也多被開發(fā)區(qū)和工業(yè)園列為其重點招商對象。由于地方政府在出讓工業(yè)用地時較多關(guān)注短期引資規(guī)模，而非長期引資質(zhì)量，大量低效率企業(yè)在稀缺工業(yè)用地上投資勢必形成工藝落后、技術(shù)含量低和發(fā)展前景黯淡的中低端產(chǎn)能，不利于城市研發(fā)能力的整體提升和綠色技術(shù)水平的不斷提高，無法通過綠色清潔技術(shù)的研發(fā)和創(chuàng)新來有效控制和改善霧霾污染。此外，政府對工業(yè)用地價格的負向扭曲還會使選擇效應(yīng)失靈，高生產(chǎn)率企業(yè)可能會因非市場因素無法進入城市，而創(chuàng)新能力低下、生產(chǎn)率低的企業(yè)可能因此有機會占用高價值土地(張莉等，2019)。當?shù)托势髽I(yè)以較低價格占用工業(yè)用地時，即使企業(yè)生產(chǎn)率水平低、創(chuàng)新能力低下也可以獲得較多利潤，從而降低企業(yè)增加研發(fā)投入、從事技術(shù)創(chuàng)新的積極性，不利于綠色生產(chǎn)技術(shù)的研發(fā)和推廣?；诖?，本文提出如下研究假設(shè)。

假設(shè)2:土地資源錯配通過抑制城市綠色技術(shù)創(chuàng)新加重了城市霧霾污染程度。

最后，在規(guī)模效應(yīng)方面，土地資源錯配可通過弱化集聚效應(yīng)加劇霧霾污染。一般而言，在沒有行政力量過度干預(yù)的條件下，企業(yè)會在市場力量作用下、依據(jù)效率原則選擇最優(yōu)的區(qū)位集聚。市場效率主導(dǎo)下的產(chǎn)業(yè)集聚較注重企業(yè)間的內(nèi)在關(guān)聯(lián)性及企業(yè)行為與當?shù)乇容^優(yōu)勢的匹配性，因而能夠在長期內(nèi)有效激發(fā)集聚的規(guī)模經(jīng)濟效應(yīng)和技術(shù)外溢效應(yīng)，進而提升生產(chǎn)和節(jié)能減排技術(shù)水平，降低環(huán)境污染(陸銘和馮皓，2014；Han 等，2018)。然而，地方政府圍繞招商引資而競相降低工業(yè)用地價格和擴大工業(yè)用地出讓規(guī)模的底線競爭行為，實際上是通過過度干預(yù)土地要素市場對投資企業(yè)實行地租優(yōu)惠和變相補貼，進而大大降低轄區(qū)內(nèi)企業(yè)的生產(chǎn)成本和投資風險，使大量外來企業(yè)為獲得“土地優(yōu)惠”而不斷向轄區(qū)集聚。由于并未遵循市場規(guī)律，地方政府通過土地政策優(yōu)惠誘導(dǎo)形成的企業(yè)“扎堆式”集聚雖然能夠在短期內(nèi)推進經(jīng)濟的快速增長和稅收收入的快速提高，但難以有效發(fā)揮技術(shù)外溢效應(yīng)和規(guī)模經(jīng)濟效應(yīng)，不僅使產(chǎn)業(yè)集聚應(yīng)有的污染減排效應(yīng)隨之降低，而且造成產(chǎn)業(yè)的低水平重復(fù)建設(shè)和資源浪費，進一步加劇霧霾污染。黃忠華和杜雪君(2014)認為政府主導(dǎo)土地資源配置模式下的土地稀缺性和生產(chǎn)率最佳原則并未在土地配置中得到體現(xiàn)，工業(yè)用地成本的嚴重低估導(dǎo)致產(chǎn)業(yè)投資的低水平重復(fù)和結(jié)構(gòu)同質(zhì)，阻礙要素流動和資源有效集聚。李曉萍等(2015)進一步指出地方政府通過降低土地價格等形式對引資企業(yè)展開的“競次式”補貼行為會使企業(yè)在選址時更多考慮獲取“政策租”，從而降低集聚區(qū)內(nèi)企業(yè)間的關(guān)聯(lián)性，弱化集聚效應(yīng)。由此可見，在增長競爭和財政最大化激勵下，地方政府偏向性配置工業(yè)用地產(chǎn)生的土地資源錯配削弱了產(chǎn)業(yè)集聚效應(yīng)，加劇了霧霾污染?；诖?，本文提出如下研究假設(shè)。

假設(shè)3:土地資源錯配通過弱化產(chǎn)業(yè)集聚效應(yīng)而對霧霾污染治理產(chǎn)生不利影響。

三、模 型 設(shè) 計

(一)空間計量模型設(shè)定

土地資源錯配除對城市自身霧霾污染產(chǎn)生影響外，還可能會通過霧霾污染的外部性特征和地方政府之間土地資源配置的策略性互動行為對周邊城市產(chǎn)生明顯的空間外溢效應(yīng)。首先，霧霾污染具有跨區(qū)域擴散效應(yīng)，一個地區(qū)生產(chǎn)中排放的污染物在導(dǎo)致自身霧霾污染程度加重的同時，還可能加劇周邊地區(qū)的霧霾污染。其次，地方政府為獲得更多增長績效和創(chuàng)造更多就業(yè)機會，紛紛利用低地價或零地價來吸引投資，使工業(yè)用地出讓陷入競次式競爭。這種策略性互動行為導(dǎo)致各地區(qū)競相發(fā)展資本密集型產(chǎn)業(yè)和重工業(yè)，造成地區(qū)間產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)同質(zhì)和資源配置扭曲，使霧霾污染在地區(qū)間競相惡化，霧霾污染的外溢效應(yīng)越發(fā)明顯。本文在Copeland 和Taylor (1994)的污染排放決定模型中納入土地資源錯配的空間外溢效應(yīng)，構(gòu)建土地資源錯配影響城市霧霾污染空間分析框架。假設(shè)經(jīng)濟系統(tǒng)中包含N 個城市，生產(chǎn)要素為勞動力、資本和土地，代表性城市i 的生產(chǎn)函數(shù)可設(shè)定為，其中Qi為城市i 的產(chǎn)品產(chǎn)量，L 為勞動力數(shù)量，K 為資本存量，S為生產(chǎn)制造業(yè)產(chǎn)品所需的土地投入；α、β 和γ 為產(chǎn)出彈性系數(shù)，且0 <α <1、0 <β <1、0 <γ<1，a 為常數(shù)。若城市i 在生產(chǎn)資本密集型產(chǎn)品Z 的同時，還產(chǎn)生了霧霾污染P，則需投入比例為λ 的資源用于治理霧霾污染。λ 的大小實際上反映了城市的環(huán)境規(guī)制力度，當λ ＝0 時，表示城市未對霧霾污染進行治理，此時Z ＝Q；當0 <λ <1 時，表示城市投入比例λ 的資源來控制霧霾污染。代表性城市產(chǎn)品產(chǎn)量和霧霾污染排放量可表示為:

其中，ψ(λ)為污染排放函數(shù)，且ψ′(λ)<0。根據(jù)Copeland 和Taylor (1994)，霧霾排污函數(shù)可設(shè)定為ψ(λ)＝(1－λi)1/σ/Ai，其中0 <σ <1，A 為生產(chǎn)技術(shù)或全要素生產(chǎn)率。結(jié)合式(1)、式(2)得到:

若城市i 建成區(qū)面積為Ui，工業(yè)用地占城市建成區(qū)面積份額為πi，則有Si＝πiUi。城市中各類土地的使用結(jié)構(gòu)作為一個城市土地配置結(jié)果的反映，工業(yè)用地份額大小必然與工業(yè)用地配置方式密切相關(guān)，因而工業(yè)用地份額可看作工業(yè)用地偏向性配置程度(G)的增函數(shù)，即πi＝，φ>0。則式(3)可進一步寫為:

式(4)意味著土地資源錯配通過影響土地利用結(jié)構(gòu)來改變其承載經(jīng)濟活動的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，進而對霧霾污染產(chǎn)生影響。令κ ＝1－λ 代表城市未用于治理霧霾污染的資源投入比例。對式(4)兩邊取對數(shù)，并重寫為矩陣形式，得到:

其中，Φ 為常數(shù)項對數(shù)的N×1 向量，A 為生產(chǎn)技術(shù)或全要素生產(chǎn)率對數(shù)的N ×1 向量，L、K、G、U、κ 則分別為勞動力、資本、土地資源錯配程度、城市建成區(qū)面積以及非治污資源投入比例對數(shù)的N×1 向量。

根據(jù)本文的理論機制分析，過度偏向工業(yè)的土地資源配置方式不僅會通過抑制城市技術(shù)創(chuàng)新、阻礙制造業(yè)結(jié)構(gòu)高度化和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)服務(wù)化影響霧霾污染，還能在霧霾污染的外部性和地方政府間的策略性互動作用下，對周邊城市霧霾污染產(chǎn)生空間外溢效應(yīng)。由于結(jié)構(gòu)調(diào)整和技術(shù)創(chuàng)新均是決定地區(qū)全要素生產(chǎn)率提升和生產(chǎn)技術(shù)水平的重要因素，因而土地資源錯配也必然對生產(chǎn)技術(shù)水平和全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生影響并具有空間外溢效應(yīng)。生產(chǎn)技術(shù)水平A 可看作本市和周邊城市土地資源錯配的減函數(shù)。此外，根據(jù)Ertur 和Koch (2007)，生產(chǎn)技術(shù)不僅依賴于本城市的特征變量和生產(chǎn)要素，而且受到其他城市技術(shù)進步的影響。生產(chǎn)的技術(shù)水平(Ai)可設(shè)定為:

其中，A0為所有城市共有的外生技術(shù)沖擊；Gi為土地資源錯配，且和分別為周邊城市土地資源錯配及生產(chǎn)技術(shù)的地理加權(quán)平均，且?>0，δ>0。wij(j ＝1，…，N 且j ≠i)為城市i 與周邊城市j 的關(guān)聯(lián)程度；wij越大，則城市間關(guān)聯(lián)程度越高。

城市間的相互依賴性意味著必須將所有城市看作一個整體的系統(tǒng)來分析。對式(6)取對數(shù)后做適當變形，并將其代入式(5)可進一步得到:

其中，G 為土地資源錯配的N ×1 矩陣，W 為包含空間摩擦項wij的N ×N 維矩陣，Ω ＝ (I－ δW)Φ－ A0，θ ＝，?1＝αδ，?2＝βδ，?3＝?γδ，?4＝γδ，。將式(7)由矩陣形式寫為一般形式，進一步引入外商直接投資(FDI)、城市化水平(URB)、能源消耗量(Energy)、交通狀況(TRF)和人均GDP 水平(AGDP)及人均GDP 二次項等控制變量及其空間交互項①引入人均GDP 二次項的目的在于檢驗霧霾污染是否與人均GDP 存在倒U 形的非線性關(guān)系。因篇幅所限，本文省略了方程中引入這些控制變量的原因，感興趣的讀者可在?經(jīng)濟科學(xué)? 官網(wǎng)論文頁面“附錄與擴展”欄目下載。，并加入時間t 和誤差項ε 得到城市i 霧霾污染的決定方程:

其中，θ0＝lnΦ－lnΦ－ lnA0；φ1—φ6分別為外商直接投資、城市化、人均GDP、人均GDP 二次項、能源消耗和交通狀況等控制變量對城市霧霾污染的影響彈性；?6—?11則分別為其空間滯后項的彈性系數(shù)。

(二)變量說明、指標測度與數(shù)據(jù)來源

本文樣本為2006—2016 年全國277 個地級城市的面板數(shù)據(jù)。為保證面板數(shù)據(jù)的完整性和可得性，本文刪除了北京市、天津市、上海市、重慶市、常德市、常州市、拉薩市、三沙市、海東市、巢湖市、隴南市和中衛(wèi)市等土地數(shù)據(jù)樣本缺失較為嚴重的城市。城市數(shù)據(jù)主要來自2007—2017 年?中國城市統(tǒng)計年鑒?、?中國國土資源統(tǒng)計年鑒? 及?中國城市建設(shè)統(tǒng)計年鑒?。本文采用省級層面的價格指數(shù)對城市數(shù)據(jù)進行調(diào)整，價格指數(shù)來自?中國統(tǒng)計年鑒?。以下具體說明有關(guān)變量和指標的測度方法。

(1)城市霧霾污染(P)。目前城市霧霾污染的主要污染物為PM 2.5，但是我國直到2015 年才在所有地級以上城市開展PM 2.5監(jiān)測。為解決PM 2.5濃度歷史數(shù)據(jù)缺失的問題，我們根據(jù)陳詩一和陳登科(2018)，利用ArcGis 軟件解析哥倫比亞大學(xué)社會經(jīng)濟數(shù)據(jù)和應(yīng)用中心公布的、基于衛(wèi)星監(jiān)測的全球PM 2.5濃度年均值的柵格數(shù)據(jù)，得到2006—2016 年中國277 個地級城市年均PM 2.5濃度具體數(shù)值，用以衡量城市霧霾污染程度。

(2)土地資源錯配(G)。本文借鑒王寧和史晉川(2015)的做法，采用柯布-道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)和邊際產(chǎn)出法來測算土地資源錯配指標。在生產(chǎn)函數(shù)估計上，由于勞動力、資本和土地等要素回歸系數(shù)反映的經(jīng)濟變量間關(guān)系很有可能是隨時間變化的，因而本文采用可變系數(shù)模型進行估計。可變系數(shù)生產(chǎn)函數(shù)可表示為:

其中，Rit為城市層面的科學(xué)研發(fā)指標，用于控制技術(shù)進步引起的生產(chǎn)效率差異對城市產(chǎn)出的影響，以城市層面信息傳輸、計算機服務(wù)和軟件業(yè)以及科學(xué)研究和技術(shù)服務(wù)業(yè)從業(yè)人員占總從業(yè)人員的比重表示；為城市工業(yè)增加值，以第二產(chǎn)業(yè)地區(qū)生產(chǎn)總值表示；為工業(yè)部門勞動力數(shù)量，以市轄區(qū)第二產(chǎn)業(yè)城鎮(zhèn)單位從業(yè)人員數(shù)表示。為城市工業(yè)部門資本存量，用市轄區(qū)每年固定資產(chǎn)投資和公式＝ (1－?)計算。其中，? 是年折舊率，設(shè)為5%；It是固定資產(chǎn)投資；ωi，t是各城市的累計資本價格指數(shù)。S 為城市工業(yè)用地面積。η1—η3為彈性系數(shù)，ξit為隨機擾動項。假設(shè)要素規(guī)模報酬不變，即ηi，1＋ηi，2＋ηi，3＝1。對式(9)做適當變形并利用可變系數(shù)模型中的隨機系數(shù)模型和FGLS 方法進行估計①隨機系數(shù)模型假定參數(shù)估計隨時間而變，并將變量系數(shù)看作受隨機因素影響。本文使用FGLS 方法來估計該模型，即利用OLS 殘差來估計協(xié)方差矩陣中的參數(shù)，然后使用GLS 方法進行估計。隨機系數(shù)模型的Stata 命令為“xtrc y x，betas”，其中“betas”表示顯示對每組(每個城市)系數(shù)的估計結(jié)果。，可得到參數(shù)ηi，1、ηi，2、ηi，3的分組(城市)估計值，進而可測算每個城市工業(yè)用地的邊際產(chǎn)出。若r 表示城市工業(yè)用地價格，則土地資源錯配可表示為工業(yè)用地邊際產(chǎn)出與其實際價格的比值，即:

其中，G ＝1 表示工業(yè)用地不存在錯配現(xiàn)象；G >1 表示工業(yè)用地應(yīng)有價值大于實際價格(即實際價格被低估)，土地資源呈現(xiàn)反向錯配；G <1 表示工業(yè)用地應(yīng)有價值小于其實際價格(實際價格被高估)，土地資源呈現(xiàn)正向錯配。μs為土地資源錯配的程度，μs等于0，說明工業(yè)用地不存在錯配，若不等于0，則工業(yè)用地存在錯配。在空間計量模型中對式(10)取對數(shù)，lnG ＝ln (1 ＋μs)≈μs，因而lnG 的參數(shù)估計反映了土地資源錯配程度的影響效果。工業(yè)用地價格r 的計算較為繁復(fù)。本文利用網(wǎng)絡(luò)爬蟲技術(shù)從中國土地市場網(wǎng)搜集了2006 年8 月1 日—2016 年12 月31 日全國277 個地級城市每一筆商服用地、住宅用地和工業(yè)用地的交易數(shù)據(jù)。這些數(shù)據(jù)詳細報告了每項土地交易的供地對象、地塊位置、供地面積、成交價款、供地方式、土地用途等信息。本文按照土地用途將每年各城市供地方式為招標、拍賣和掛牌的各項目土地出讓面積和價款按照土地用途進行加總，并通過計算成交價款和土地出讓面積的比值得到每年地級城市商服用地、住宅用地和工業(yè)用地的平均地價(萬元/平方公里)。②用于測算工業(yè)用地價格r 的土地交易面積與式(9)中的城市工業(yè)用地面積S 并非同一概念。其中，城市工業(yè)用地面積S 為存量，其在生產(chǎn)函數(shù)中的作用和資本存量一致，用于測算工業(yè)用地邊際產(chǎn)出；而使用爬蟲技術(shù)獲得的每宗土地的交易面積是流量，用于測算每年各城市的土地實際交易價格。最后，本文利用城市年均工業(yè)用地價格代入式(10)中測算得到277 個地級城市土地資源錯配指標。③全國及不同等級城市土地資源錯配程度(μs)的均值請見?經(jīng)濟科學(xué)? 官網(wǎng)“附錄與擴展”。

(3)其他變量。FDI 存量(FDI)采用永續(xù)盤存法來計算，折舊率設(shè)定為5%。城市化水平(URB)以城市市轄區(qū)人口與總?cè)丝诒戎乇硎?。城市市轄區(qū)建成區(qū)面積(U)直接取自?中國城市統(tǒng)計年鑒?。工業(yè)部門勞動力數(shù)量和工業(yè)資本存量指標的測算方法與式(9)一致，用于衡量城市工業(yè)發(fā)展狀況。環(huán)境規(guī)制(λ)以城市市轄區(qū)三廢綜合利用產(chǎn)品產(chǎn)值(萬元)來表示。為便于計量估計，我們以－θlnλit代替式(8)中的＋θln(1－λit)。工業(yè)能源消耗量(Energy)以城市市轄區(qū)工業(yè)天然氣、液化石油氣和電力的標準煤使用量之和表示(噸標準煤)。①城市層面環(huán)境規(guī)制指標和工業(yè)能源消耗量的測算方法和過程請見?經(jīng)濟科學(xué)? 官網(wǎng)“附錄與擴展”。人均GDP (Agdp)以城市市轄區(qū)地區(qū)增加值與總?cè)丝诒戎乇硎?元/人)。交通狀況(TRF)用城市道路交通密度來衡量，以城市民用汽車擁有量與道路面積比值(輛/萬平方米)來表示。所有貨幣價值的數(shù)據(jù)以2006 年為基期進行價格調(diào)整。②各變量樣本統(tǒng)計值請見?經(jīng)濟科學(xué)? 官網(wǎng)“附錄與擴展”。

四、空間計量檢驗與結(jié)果分析

(一)空間權(quán)重矩陣與空間計量估計結(jié)果

本文構(gòu)造了地理距離矩陣(Wd)、經(jīng)濟距離矩陣(We)和地理與經(jīng)濟嵌套矩陣(Wde)進行空間計量分析。首先，地理距離矩陣為Wd＝1/dij，其中dij是城市間距離，且i≠j。其次，本文采用人均GDP 構(gòu)建經(jīng)濟距離空間權(quán)重矩陣，其中和分別為城市i 和城市j 在2006—2016 年間的人均GDP 均值，且i≠j。最后，本文通過構(gòu)建地理和經(jīng)濟距離嵌套矩陣來反映空間個體在地理和經(jīng)濟上的雙重空間鄰近性，即Wde＝μWd＋ (1－μ)We，其中0 <μ <1 為地理距離矩陣的權(quán)重。在進行空間計量分析前，本文對各矩陣進行標準化，使各行元素之和等于1。

本文參考Elhorst (2014)的檢驗思路，采用拉格朗日乘數(shù)(LM)、似然比(LR)和沃爾德統(tǒng)計量(Wald statistics)對空間計量模型進行檢驗和比較，確定空間計量模型的具體形式。③詳細的空間自相關(guān)系數(shù)測度和計量檢驗過程及結(jié)果請見?經(jīng)濟科學(xué)? 官網(wǎng)“附錄與擴展”。檢驗結(jié)果顯示，時空雙重固定效應(yīng)的SDM 模型是適合本文空間面板數(shù)據(jù)的最佳模型。本文使用偏誤修正的最大似然法估計模型，以獲得一致性的參數(shù)估計。為準確判斷地理和經(jīng)濟嵌套矩陣中μ 的取值，也便于比較和檢驗各變量參數(shù)估計的穩(wěn)健性，本文分別測算了μ 取0、0.1、…、0.9 和1 時的空間權(quán)重矩陣，并采用SDM 模型進行估計。④使用偏誤修正的最大似然法進行估計可得到穩(wěn)健標準差估計，詳細的SDM 估計結(jié)果請見?經(jīng)濟科學(xué)? 官網(wǎng)“附錄與擴展”。綜合擬合優(yōu)度、自然對數(shù)函數(shù)值等檢驗結(jié)果發(fā)現(xiàn)，μ ＝0.4 是地理與經(jīng)濟嵌套矩陣中地理距離矩陣的最佳權(quán)重，其所對應(yīng)的空間杜賓模型則為本文實證研究中的最優(yōu)模型。由于在包含全局效應(yīng)設(shè)定的SDM 模型中，變量的參數(shù)估計并不代表其邊際影響，本文進一步根據(jù)μ ＝0.4 時SDM 模型的參數(shù)估計結(jié)果估算土地資源錯配及其他控制變量對城市霧霾污染的直接效應(yīng)和間接效應(yīng)(空間外溢效應(yīng))，結(jié)果如表1 所示。⑤對控制變量的解釋說明請見?經(jīng)濟科學(xué)? 官網(wǎng)“附錄與擴展”。

表1 土地資源錯配對城市霧霾污染的直接效應(yīng)和間接效應(yīng)

表1 顯示，土地資源錯配(lnG)不僅顯著加劇了本市霧霾污染程度，而且對周邊城市霧霾污染產(chǎn)生了顯著促進作用。長期以來，中國地方政府推行“以地謀發(fā)展”的經(jīng)濟發(fā)展模式，使各地區(qū)城市建設(shè)用地以大大低于市場應(yīng)有價值的價格或零地價配置于工業(yè)領(lǐng)域，造成大量低效率工業(yè)企業(yè)為獲取“地租優(yōu)惠”而非純粹市場效率紛紛進入轄區(qū)，不僅抑制了城市技術(shù)創(chuàng)新能力的提升，而且使產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)長期鎖定于中低端水平，加劇了城市霧霾污染；而霧霾污染本身的擴散特征以及地方政府間在增長競爭中的策略性互動行為使得土地資源錯配對霧霾污染的促進作用在空間不斷傳導(dǎo)，在更大范圍內(nèi)產(chǎn)生了顯著的空間外溢效應(yīng)。進一步地，土地資源錯配的間接效應(yīng)彈性系數(shù)明顯大于直接效應(yīng)，意味著與城市自身相比，土地資源偏向性配置對周邊城市霧霾污染的負外部性更為嚴重。這就要求各地區(qū)在優(yōu)化土地資源配置、促進霧霾治理過程中，要統(tǒng)籌兼顧、協(xié)同推進，通過完善地方政府間的考核和競爭機制、糾正地方政府土地資源配置偏向，實現(xiàn)霧霾治理在區(qū)域間的聯(lián)防聯(lián)控。

(二)穩(wěn)健性檢驗

本文從更換變量指標、考慮內(nèi)生性和考慮其他外生沖擊等方面對基本回歸結(jié)果進行穩(wěn)健性檢驗。①詳細的穩(wěn)健性檢驗結(jié)果請見?經(jīng)濟科學(xué)?官網(wǎng)“附錄與擴展”。其一，本文進一步構(gòu)建了工業(yè)用地價格偏離度②本文通過測算工業(yè)用地價格偏離度來衡量城市土地資源錯配程度，以此進行穩(wěn)健性檢驗，即:G ＝(rB－rM)/rB。其中，G 為土地資源錯配程度；rB 為城市商服用地價格；rM 為城市工業(yè)用地價格。、協(xié)議出讓土地面積占總出讓面積比重、工礦倉儲用地供應(yīng)面積占建設(shè)用地總出讓面積比重三個指標來衡量土地資源錯配程度進行穩(wěn)健性檢驗。其二，本文使用工業(yè)二氧化硫排放量以及工業(yè)煙塵排放量來代替城市霧霾污染指標進行穩(wěn)健性檢驗。其三，本文使用歷年各城市政府工作報告中環(huán)境詞匯頻數(shù)(GZ)來反映地方政府的環(huán)境規(guī)制情況，考察環(huán)境規(guī)制指標變化是否會影響土地資源錯配對霧霾污染的作用效果。其四，為控制模型內(nèi)生性，本文使用空間滯后解釋變量模型(SLX)，通過采用城市地形坡度和平均海拔等外生地理變量以及市委書記任職年數(shù)和市委書記年齡作為土地資源錯配的工具變量進行2SLS 估計。其五，本文進一步考慮樣本區(qū)間內(nèi)金融危機、創(chuàng)建生態(tài)文明城市及創(chuàng)新型城市等外生沖擊對地方政府供地行為進而對霧霾污染產(chǎn)生的影響。以上檢驗均發(fā)現(xiàn)，土地資源錯配的直接效應(yīng)和間接效應(yīng)與表1 基本一致，其對霧霾污染的影響及其空間外溢效應(yīng)具有較強的穩(wěn)健性。

五、機制檢驗

本文理論機制顯示，土地資源錯配可通過阻礙制造業(yè)結(jié)構(gòu)高度化、延緩產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)服務(wù)化、抑制綠色技術(shù)創(chuàng)新和弱化集聚效應(yīng)等機制加劇霧霾污染。為檢驗這些機制，本文選擇地級及以上城市制造業(yè)高度化(GDH)、第三產(chǎn)業(yè)占地區(qū)生產(chǎn)總值比重(TIR)、城市綠色全要素生產(chǎn)率(GTFP)以及用區(qū)位熵表征的制造業(yè)集聚(Agg)作為土地資源錯配的中介變量，并借鑒Baron 和Kenny(1986)的中介效應(yīng)檢驗方法，通過構(gòu)建遞歸模型來檢驗土地資源錯配影響霧霾污染的傳導(dǎo)機制。首先，本文在周茂等(2016)的基礎(chǔ)上，采用城市制造業(yè)技術(shù)復(fù)雜度來衡量城市層面制造業(yè)結(jié)構(gòu)高度化。具體而言，本文將基期制造業(yè)內(nèi)HS 6 位產(chǎn)品層面技術(shù)復(fù)雜度簡單平均得到制造業(yè)的技術(shù)復(fù)雜度，然后以城市內(nèi)每一產(chǎn)業(yè)占該市制造業(yè)總產(chǎn)出的比例為權(quán)重，加權(quán)平均計算得到城市的技術(shù)復(fù)雜度①城市層面制造業(yè)技術(shù)復(fù)雜度表示為:其中，prodym，t是行業(yè)m 在t 年的技術(shù)復(fù)雜度，等于行業(yè)m 在t 年的HS 6 位的產(chǎn)品技術(shù)復(fù)雜度的簡單平均數(shù)；Outputmit為城市i 在第t 年制造業(yè)行業(yè)m 的工業(yè)總產(chǎn)值。第t 年HS 6 位產(chǎn)品k 的技術(shù)復(fù)雜度為prodyk，t ＝。其中，Exportn，k，t/Exportn，t是第t 年國家n 對于產(chǎn)品k 的出口占該國總出口額的比重，Yn，t表示該國第t 年的GDP。。由于制造業(yè)技術(shù)復(fù)雜度測算中需要用到中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)，因而利用該指標進行中介效應(yīng)檢驗的樣本區(qū)間為2006—2013 年。其次，本文使用城市第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占地區(qū)生產(chǎn)總值比重來表示產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)服務(wù)化水平。再次，本文使用城市層面綠色全要素生產(chǎn)率來衡量城市的綠色技術(shù)創(chuàng)新水平。本文借鑒Huang 和Hua(2019)的方法，采用方向性SBM-Bootstrap 模型，并利用MaxDEA 軟件測算城市綠色全要素生產(chǎn)率②城市綠色全要素生產(chǎn)率的具體測算公式和方法請見?經(jīng)濟科學(xué)?官網(wǎng)“附錄與擴展”。。其中，合意產(chǎn)出為各城市非農(nóng)產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值，非合意產(chǎn)出采用碳排放與SO2排放量表示，生產(chǎn)投入為城市資本存量、勞動力及能源消耗量。勞動力投入采用各城市單位從業(yè)人員數(shù)與城鎮(zhèn)個體就業(yè)人員數(shù)之和表示；城市資本存量用城市固定資產(chǎn)投資和永續(xù)盤存法(折舊率為5%)來計算；城市碳排放水平借鑒韓峰和謝銳(2017)的方法進行測算。最后，制造業(yè)集聚以城市層面制造業(yè)單位從業(yè)人員數(shù)測算的制造業(yè)區(qū)位熵表示。機制檢驗結(jié)果如表2 和表3 所示。

表2 土地資源錯配對霧霾污染影響的中介機制檢驗(一)

表3 土地資源錯配對霧霾污染影響的中介機制檢驗(二)

當中介變量為制造業(yè)高度化(lnGDH)時，中介效應(yīng)方程中土地資源錯配的直接效應(yīng)和間接效應(yīng)均在1%水平上顯著為負，說明土地資源錯配對城市自身及周邊城市制造業(yè)高度化均具有顯著抑制作用。將土地資源錯配和制造業(yè)高度化同時納入總效應(yīng)方程中，制造業(yè)高度化的直接效應(yīng)和間接效應(yīng)參數(shù)估計為正，且在1%水平上通過顯著性檢驗，因而制造業(yè)高度化不僅有助于降低城市自身的霧霾污染，而且對周邊城市也產(chǎn)生了負向空間外溢效應(yīng)；然而此時，土地資源錯配對霧霾污染的直接效應(yīng)和間接效應(yīng)均未通過顯著性檢驗，且其參數(shù)估計值與表1 基本回歸結(jié)果相比明顯降低。這意味著制造業(yè)高度化在土地資源錯配影響霧霾污染過程中幾乎起到了完全中介效應(yīng)的作用。這充分驗證了土地資源在工業(yè)領(lǐng)域的偏向性配置通過抑制制造業(yè)高度化這一傳導(dǎo)路徑，顯著提升了城市自身及周邊城市霧霾污染排放水平的作用機制。當中介變量為第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重時，中介效應(yīng)方程中土地資源錯配顯著為負的直接效應(yīng)和間接效應(yīng)意味著城市建設(shè)用地在工業(yè)中的偏向性配置同時阻礙了本市和周邊城市的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)服務(wù)化進程。將土地資源錯配和第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重同時納入總效應(yīng)方程后，第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重的直接效應(yīng)和間接效應(yīng)均高度顯著為負，因此產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)服務(wù)化顯著降低了本市和周邊城市霧霾污染程度；土地資源錯配的直接效應(yīng)和間接效應(yīng)僅在10%水平上通過顯著性檢驗，且其參數(shù)估計值均明顯低于基本估計結(jié)果。由此可見，第三產(chǎn)業(yè)比重在土地資源錯配影響霧霾污染中起到了部分中介的作用。進一步將中介變量替換為城市綠色全要素生產(chǎn)率(lnGTFP)，總效應(yīng)方程中城市綠色全要素生產(chǎn)率在至少5%顯著性水平上對本市及周邊城市霧霾污染均具有顯著削減作用，而土地資源錯配的直接效應(yīng)和間接效應(yīng)參數(shù)估計值與基本回歸結(jié)果相比則明顯降低，僅間接效應(yīng)在10%顯著性水平上通過檢驗。城市綠色全要素生產(chǎn)率在土地資源錯配影響霧霾污染中的中介作用機制也得到了驗證。將中介變量替換為制造業(yè)集聚，中介效應(yīng)方程的結(jié)果顯示土地資源錯配顯著降低了本市制造業(yè)集聚水平，而對周邊城市制造業(yè)集聚未產(chǎn)生明顯影響；總效應(yīng)方程中制造業(yè)集聚通過發(fā)揮規(guī)模經(jīng)濟效應(yīng)對本市及周邊城市霧霾污染均具有顯著降低作用，而土地資源錯配的直接效應(yīng)和間接效應(yīng)的參數(shù)估計和顯著性與基本回歸結(jié)果相比也有較大幅度降低。這印證了土地資源錯配通過弱化制造業(yè)集聚效應(yīng)，進而加劇霧霾污染的機制。

六、進一步分析

(一)基于地方政府增長競爭和財政最大化視角的進一步考察

由于地方政府增長競爭及財政最大化是促使土地資源錯配，進而導(dǎo)致霧霾污染的重要原因，本文進一步通過在式(8)基礎(chǔ)上引入地方政府增長競爭、財政最大化與土地資源錯配的交互項，探討二者對霧霾污染的協(xié)同影響。我們通過手工搜集2006—2016 年各城市政府工作報告中經(jīng)濟增長目標數(shù)據(jù)，用每個城市年初制定的經(jīng)濟增長目標與該城市所在省份增長目標的比值(Targ)來衡量地方政府的增長競爭程度。一般而言，城市間增長競爭程度越高，市級地方政府就越傾向于在期初設(shè)定比省級政府更高的增長目標以獲得更大的政治晉升優(yōu)勢；而地方政府期初設(shè)定的增長目標越高，就越有動機通過提供土地政策優(yōu)惠、擴大工業(yè)用地供給規(guī)模的方式來吸引工業(yè)投資，以期達到既定的經(jīng)濟增長目標。因而政府工作報告中的市級經(jīng)濟增長目標與省級增長目標之比可以作為地方政府增長競爭的可靠度量。除在歷年政府工作報告中直接獲得的增長目標數(shù)據(jù)外，我們還通過查找各城市“五年發(fā)展規(guī)劃”以及采用插值法、增長趨勢法等方式來補齊缺失年份的數(shù)據(jù)。中國各省級單位經(jīng)濟增長目標數(shù)據(jù)來自中山大學(xué)嶺南學(xué)院產(chǎn)業(yè)與區(qū)域經(jīng)濟研究中心的特色數(shù)據(jù)庫(徐現(xiàn)祥和梁劍雄，2014)。本文通過在計量方程中引入財政壓力與土地資源錯配的交互項來探討財政激勵與土地資源錯配對霧霾污染的協(xié)同影響。財政壓力(Czyl)使用城市市轄區(qū)預(yù)算內(nèi)收支缺口與預(yù)算內(nèi)財政收入的比值來表示。①基于增長競爭和財政最大化的土地資源錯配對霧霾污染的空間影響請見?經(jīng)濟科學(xué)?官網(wǎng)“附錄與擴展”。

結(jié)果顯示，在模型(1)中引入土地資源錯配和增長競爭交互項后，增長競爭對霧霾污染的直接效應(yīng)和間接效應(yīng)均顯著為正，說明城市間增長競爭程度越高，城市越傾向以犧牲環(huán)境的方式來提高經(jīng)濟發(fā)展水平進而獲得增長優(yōu)勢，從而對本市和周邊城市霧霾污染均產(chǎn)生顯著促進作用。增長競爭和土地資源錯配交互項的直接效應(yīng)和間接效應(yīng)參數(shù)估計均在1%水平上顯著為正，意味著城市間增長競爭程度的提高明顯強化了土地資源錯配對本市及周邊城市霧霾污染的提升效應(yīng)，二者在城市霧霾污染加劇過程中存在協(xié)同效應(yīng)。這就印證了增長競爭壓力下，地方政府擁有強烈動機依靠低價和大規(guī)模出讓工業(yè)用地來推進工業(yè)快速發(fā)展，并以此獲得增長優(yōu)勢，進而加劇霧霾污染的理論預(yù)期。在模型(2)中引入財政壓力與土地資源錯配交互項后發(fā)現(xiàn)，財政壓力對霧霾污染的直接效應(yīng)和間接效應(yīng)均顯著為正，說明地方政府在財政壓力下追逐財政最大化的動機不僅提升了本市霧霾污染水平，而且加劇了周邊城市霧霾污染；交互項的直接效應(yīng)和間接效應(yīng)均顯著為正，意味著地方政府的財政最大化激勵明顯強化了土地資源錯配對本市及周邊城市的霧霾污染效應(yīng)，財政最大化激勵和土地資源偏向性配置在城市霧霾污染中存在協(xié)同效應(yīng)和相互強化效應(yīng)。這印證了財政最大化激勵下，地方政府通過在工業(yè)領(lǐng)域偏向性配置建設(shè)用地以引資生稅的做法加劇了城市霧霾污染的理論預(yù)期。

(二)不同等級城市間土地資源錯配對霧霾污染的空間外溢效應(yīng)

本文進一步運用SLX 模型考察不同規(guī)模等級城市間土地資源錯配對霧霾污染的空間外溢效應(yīng)。本文按照潛力模型(Potential Model)的測算思路構(gòu)建Ⅰ型及以上大城市、Ⅱ型大城市、中等城市和小城市土地資源錯配空間交互指標①本文城市規(guī)模等級劃分標準參照2014 年11 月21 日國務(wù)院頒布的?關(guān)于調(diào)整城市規(guī)模劃分標準的通知?，將中國城市劃分為Ⅰ型及以上大城市(人口300 萬以上)、Ⅱ型大城市(人口100 萬至300 萬)、中等城市(人口50 萬至100 萬)和小城市(人口50 萬以下)四類。，進而基于μ 為0.4 時的地理和經(jīng)濟嵌套矩陣，借助空間滯后解釋變量模型和兩階段最小二乘法估計各等級城市間土地資源錯配對霧霾污染的空間外溢效應(yīng)。②城市間土地資源錯配對霧霾污染的空間外溢效應(yīng)估計請見?經(jīng)濟科學(xué)?官網(wǎng)“附錄與擴展”。各級城市土地資源錯配空間交互指標分別為:

其中，H、B、M、S 分別代表Ⅰ型及以上大城市、Ⅱ型大城市、中等城市和小城市；HGi、BGi、MGi、SGi分別表示任意城市i 受到的空間中Ⅰ型及以上大城市、Ⅱ型大城市、中等城市及小城市土地資源錯配的空間影響。

結(jié)果顯示，F(xiàn) 統(tǒng)計量的伴隨概率均小于1%，說明本文所選的工具變量對內(nèi)生變量均有較好的解釋力；Sargan 檢驗的伴隨概率均大于10%，接受所有工具變量均外生的原假設(shè)，說明本文選取的工具變量是合理的。從估計結(jié)果來看，不同城市間土地資源錯配對霧霾污染產(chǎn)生的空間外溢效應(yīng)效果各異，使得每一城市的霧霾污染都受到不同類型城市土地資源配置的影響。Ⅰ型及以上大城市土地資源錯配顯著加劇自身霧霾污染的同時，還對其他各類城市霧霾污染產(chǎn)生極為顯著且程度最大的空間外溢效應(yīng)；Ⅱ型大城市土地資源錯配對自身及周邊Ⅱ型大城市和中等城市的霧霾污染均具有顯著促進作用，但對小城市霧霾污染產(chǎn)生負向空間外溢效應(yīng)；中等城市土地資源錯配對自身霧霾污染并未產(chǎn)生顯著影響，但對周邊的Ⅰ型及以上大城市、中等城市和小城市霧霾污染水平提升具有明顯的空間外溢效應(yīng)；小城市土地資源配置對自身及周邊各類城市的霧霾污染均未產(chǎn)生明顯影響。因此可見，除中等城市土地資源錯配顯著促進了Ⅰ型及以上大城市霧霾污染外，其他各類城市的土地資源錯配均是對同級及下級城市霧霾污染產(chǎn)生影響。這可能意味著不同城市間土地資源配置方式存在著由低等級城市向高等級城市逐級模仿和同級競爭的機制。一方面，在同一城市體系中高等級城市通過制定土地優(yōu)惠政策吸引企業(yè)投資、促進產(chǎn)業(yè)發(fā)展和經(jīng)濟增長的策略可能成為相對較低等級城市謀求發(fā)展的重要參照，是導(dǎo)致更低等級城市土地資源錯配和霧霾污染加劇的重要原因。另一方面，與其他等級城市相比，同等級城市在政治晉升和財政最大化驅(qū)動下更易在彼此間展開激烈的增長競爭，使得各城市競相采用更加優(yōu)惠的土地政策以吸引企業(yè)投資、獲得增長優(yōu)勢，最終導(dǎo)致土地資源錯配程度在同等級城市間不斷加深和霧霾污染不斷加劇。

七、結(jié)論與政策啟示

本文利用爬蟲技術(shù)搜集的中國土地市場網(wǎng)土地交易數(shù)據(jù)和ArcGIS 解析的地級及以上城市PM 2.5數(shù)據(jù)，結(jié)合地級城市面板數(shù)據(jù)，探討了土地資源錯配對霧霾污染的影響。結(jié)果顯示，城市建設(shè)用地在工業(yè)領(lǐng)域的偏向性配置使工業(yè)用地價格被低估，進而使城市建設(shè)用地呈現(xiàn)應(yīng)得收益大于實際價格的反向錯配；土地資源錯配通過抑制制造業(yè)結(jié)構(gòu)高度化、阻礙產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)服務(wù)化、抑制城市綠色創(chuàng)新能力提升、降低經(jīng)濟集聚效應(yīng)等機制，不僅顯著加劇了城市自身霧霾污染，而且對周邊城市具有明顯的空間外溢效應(yīng)。進一步研究發(fā)現(xiàn)，地方政府的增長競爭和財政最大化強化了城市自身及周邊城市土地資源錯配對霧霾污染的促進作用，且除中等城市土地資源錯配顯著促進了Ⅰ型及以上大城市霧霾污染外，其他各類城市土地資源錯配均對同級以及下級城市霧霾污染產(chǎn)生了明顯的空間外溢效應(yīng)。

本文結(jié)論的政策含義在于以下幾個方面。第一，政治晉升和財政壓力是地方政府在經(jīng)濟增長過程中低價偏向性配置工業(yè)用地的主要動機，一方面應(yīng)優(yōu)化地方政府政績考核體系，由單純或主要考核經(jīng)濟增長目標向綜合考核環(huán)境質(zhì)量、動能轉(zhuǎn)換、結(jié)構(gòu)調(diào)整和經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量的多元化目標轉(zhuǎn)變，扭轉(zhuǎn)地方政府為促進短期經(jīng)濟增長而競相在工業(yè)領(lǐng)域過度配置土地資源的傾向；另一方面則要進一步推進分稅制改革，使地方政府獲得與其事權(quán)相匹配的財政收入水平，通過適當緩解地方政府財政壓力，降低地方政府以引資生稅為目的的工業(yè)用地供給沖動。第二，各地區(qū)在控制和治理霧霾污染、提升空氣環(huán)境質(zhì)量過程中，一方面要努力構(gòu)建良性的區(qū)間互動和合作機制，加強霧霾治理的聯(lián)防聯(lián)控；另一方面則要摒棄土地引資中的盲目性和低水平同質(zhì)競爭傾向，遵循產(chǎn)業(yè)發(fā)展規(guī)律和市場原則，科學(xué)識別和充分挖掘當?shù)乇容^優(yōu)勢，通過打造良好的營商環(huán)境，因地制宜地引進適宜當?shù)貎?yōu)勢條件和發(fā)展階段的產(chǎn)業(yè)類型，促使各地區(qū)形成特色鮮明、聯(lián)系密切、規(guī)模經(jīng)濟明顯的異質(zhì)性結(jié)構(gòu)競爭格局，從而阻斷各地區(qū)土地資源錯配通過模仿競爭和示范效應(yīng)在空間中的傳導(dǎo)機制，降低霧霾污染的空間擴散尺度和力度。第三，要進一步推進土地要素市場化改革，使市場在土地資源配置中起主導(dǎo)作用；通過綜合發(fā)揮市場主導(dǎo)和政府引導(dǎo)的協(xié)同作用，使城市建設(shè)用地在不同產(chǎn)業(yè)類型和用途中依據(jù)效率原則優(yōu)化配置，真正使各類土地在經(jīng)濟發(fā)展過程中獲得應(yīng)有收益，土地價格回歸合理區(qū)間，有效降低由土地資源反向錯配而導(dǎo)致的霧霾污染。第四，應(yīng)針對不同類型城市采取差別化的土地資源優(yōu)化配置和霧霾治理策略。對于Ⅰ型及以上大城市而言，應(yīng)著力推進土地要素的市場化改革進程，依據(jù)市場原則推進建設(shè)用地有效、合理配置，同時加強政府對建設(shè)用地使用的引導(dǎo)和監(jiān)督力度，及時糾偏各類不符合市場效率原則的土地配置行為，使建設(shè)用地在市場主導(dǎo)和政府引導(dǎo)的協(xié)同作用下得到有效充分利用。對于Ⅱ型大城市，應(yīng)進一步強化其與周邊Ⅱ型大城市、中等城市及小城市的經(jīng)濟聯(lián)系，提升城市集聚效應(yīng)及其對周邊城市的輻射帶動作用，使土地市場化配置帶來的結(jié)構(gòu)升級、技術(shù)創(chuàng)新及集聚經(jīng)濟等效應(yīng)能夠有效擴散至周邊城市，并帶動周邊城市轉(zhuǎn)變經(jīng)濟發(fā)展方式、強化霧霾治理。對于中小城市，應(yīng)著力扭轉(zhuǎn)其過分倚重土地優(yōu)惠政策來發(fā)展制造業(yè)的傾向，在提高土地市場化供給比重的同時，深入挖掘城市自身的比較優(yōu)勢和集聚優(yōu)勢，因地制宜地吸引、承接和發(fā)展適宜當?shù)貎?yōu)勢條件的制造業(yè)，實現(xiàn)結(jié)構(gòu)調(diào)整、集聚效應(yīng)培育和霧霾治理的協(xié)同推進。