崔新蕾，何 爽

（內(nèi)蒙古大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，內(nèi)蒙古 呼和浩特 010021）

1 引言

在我國現(xiàn)行的“政治集權(quán)、經(jīng)濟(jì)分權(quán)”治理體制下，經(jīng)濟(jì)增長目標(biāo)統(tǒng)籌經(jīng)濟(jì)發(fā)展全局[1]，既是推進(jìn)我國經(jīng)濟(jì)持續(xù)增長的動力，但也給地方政府經(jīng)濟(jì)發(fā)展帶來了“保增長”壓力。作為工業(yè)用地要素一級市場的供給者和管理者[2]，地方政府長期依賴于以“土地財(cái)政”和“土地金融”表征的工業(yè)用地要素政策工具[3]。雖自“招拍掛”土地出讓制度實(shí)施以來，市場化配置工業(yè)用地已成為國家意志并取得顯著成效，但鑒于增長目標(biāo)硬性約束、地方政府間競爭和出讓利益分配等因素掣肘，工業(yè)用地配置中依然存在供地機(jī)制與用地需求不匹配、存量低效用地多、工業(yè)用地價(jià)格扭曲等問題。從經(jīng)濟(jì)增長目標(biāo)視角探究工業(yè)用地要素市場化配置，是推動工業(yè)用地治理現(xiàn)代化、完善工業(yè)用地要素市場化配置的客觀需要。

經(jīng)濟(jì)增長目標(biāo)是我國政府治理經(jīng)濟(jì)、調(diào)節(jié)資源配置的重要手段[4]，有研究認(rèn)為其源于我國垂直管理體系下同級政府競爭產(chǎn)生的經(jīng)濟(jì)增長“錦標(biāo)賽”[5]和監(jiān)督與考核下的“目標(biāo)責(zé)任制”，特征上體現(xiàn)在由中央政府到省級再到地市級政府“逐層性”“博弈性”制定[4]，并在“層層分包”下呈逐級放大[6]。在經(jīng)濟(jì)增長目標(biāo)管理中，從預(yù)期經(jīng)濟(jì)增長目標(biāo)及其軟硬約束性特征、縱向?qū)蛹?、橫向空間鄰里競爭[7]等多維度構(gòu)造系統(tǒng)管理框架。在影響效應(yīng)中，認(rèn)為增長目標(biāo)對于經(jīng)濟(jì)增長具有激勵效應(yīng)，但我國經(jīng)濟(jì)已進(jìn)入新常態(tài)，過高的目標(biāo)會侵蝕經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量，且經(jīng)濟(jì)增長目標(biāo)設(shè)定越高，地方政府所面臨經(jīng)濟(jì)增長壓力則越大，會對企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新活動造成減益效果[4]、抑制服務(wù)業(yè)結(jié)構(gòu)升級[8]、加劇環(huán)境污染[9]、扭曲要素市場[10]、抑制基本公共服務(wù)供給[11]，還會擴(kuò)大地方政府債務(wù)融資規(guī)模而加大地方政府債務(wù)風(fēng)險(xiǎn)[2]。

作為傳統(tǒng)要素型政策工具，工業(yè)用地是聯(lián)系我國地方政府推進(jìn)城市化和工業(yè)化促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)鍵紐帶[12]。工業(yè)用地要素市場化配置，意味著工業(yè)用地資源在配置過程中市場機(jī)制發(fā)揮基礎(chǔ)性和決定性作用，圍繞如何不斷深化工業(yè)用地要素市場化配置改革，展開了關(guān)于工業(yè)用地市場化配置的測度方法[13-14]、影響機(jī)理[15]、紓困途徑[16]等方面研究。研究認(rèn)為當(dāng)前我國工業(yè)用地要素市場化水平偏低[17]，受財(cái)政壓力和地方政府間競爭[18]、政商關(guān)系[19]、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和固定資產(chǎn)投資水平等因素影響，地區(qū)間以及城市群間工業(yè)用地要素市場發(fā)育水平和規(guī)范程度存在差異[20]，一體化的工業(yè)用地要素市場和價(jià)格體系仍未建立。當(dāng)前以級差地租、基準(zhǔn)地價(jià)方式[21]出讓工業(yè)用地的“招拍掛”制度，未能根本扭轉(zhuǎn)工業(yè)用地價(jià)格扭曲現(xiàn)象[22]。

雖然關(guān)于經(jīng)濟(jì)增長目標(biāo)和工業(yè)用地要素市場配置的研究頗豐，但仍未將二者聯(lián)系起來，從經(jīng)濟(jì)增長目標(biāo)的頂層設(shè)計(jì)?來銜接有為政府與有效工業(yè)用地市場，從而深化工業(yè)用地要素市場化配置改革。本文主要貢獻(xiàn)有：從經(jīng)濟(jì)增長目標(biāo)著手探討其對工業(yè)用地要素市場化配置的影響，運(yùn)用中介效應(yīng)機(jī)制探討預(yù)期經(jīng)濟(jì)增長目標(biāo)對工業(yè)用地要素市場化配置的傳導(dǎo)渠道，在一定程度上補(bǔ)充了“更好發(fā)揮政府作用，健全土地要素市場配置體制機(jī)制”方面的研究；從工業(yè)化水平、市場化總指數(shù)、所處時(shí)期不同等異質(zhì)性特征切入，豐富了“有為政府”目標(biāo)對“有效市場”即工業(yè)用地要素市場配置的異質(zhì)性影響效應(yīng)；進(jìn)一步細(xì)化探討經(jīng)濟(jì)增長目標(biāo)對工業(yè)用地不同出讓方式價(jià)格、宗數(shù)以及出讓面積的影響效應(yīng)，深入揭示經(jīng)濟(jì)增長目標(biāo)對工業(yè)用地要素市場化配置的部分動因。

2 理論假設(shè)

作為政府治理經(jīng)濟(jì)的重要手段，經(jīng)濟(jì)增長目標(biāo)對經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展全局具有動員效應(yīng)[2]，地方政府可通過增長目標(biāo)逐級管理實(shí)現(xiàn)其對要素資源的宏觀調(diào)控，這對于促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長、減少經(jīng)濟(jì)波動、調(diào)控發(fā)展模式具有積極作用[8]。但由于“晉升錦標(biāo)賽”的影響，地方政府往往會制定較高的偏離自身實(shí)際發(fā)展水平的增長目標(biāo)，并將傳統(tǒng)的土地要素政策工具列為重要的“保增長”途徑，通過政府行政手段管制和壓低工業(yè)用地價(jià)格而招商引資，以求得年末達(dá)到甚至超額完成預(yù)期的經(jīng)濟(jì)增長目標(biāo)。由于每個地方政府都具有在招商引資市場上競爭性需求者和在工業(yè)用地要素出讓市場上競爭性供應(yīng)者的雙重身份[13]，故相繼出現(xiàn)了各地區(qū)競相壓低工業(yè)用地價(jià)格的“土地引資競爭”現(xiàn)象，這使得工業(yè)用地要素價(jià)格進(jìn)一步被低估，工業(yè)用地資源的稀缺程度難以彰顯[17]。經(jīng)濟(jì)增長目標(biāo)抑制工業(yè)用地要素市場化配置水平主要體現(xiàn)在：一方面，經(jīng)濟(jì)增長目標(biāo)壓力下的“以地引資”行為會抑制工業(yè)用地出讓價(jià)格，削弱市場化對工業(yè)用地的有效配置作用。按照工業(yè)用地與商住用地的土地屬性不同而差異化定價(jià)的土地出讓策略，可以增加財(cái)政收入、彌補(bǔ)財(cái)政缺口并吸引投資企業(yè)進(jìn)住，但一味地依靠低價(jià)出讓工業(yè)用地并不是長久之計(jì)?，地方政府的非市場行為可能造成土地資源錯配，進(jìn)而破壞市場力量，從而抑制了工業(yè)用地要素市場化配置水平[18]。另一方面，經(jīng)濟(jì)增長目標(biāo)壓力下的“以地引資”行為會影響工業(yè)用地出讓方式，減弱工業(yè)用地市場化配置程度。地方政府會選擇適宜的工業(yè)用地出讓方式來吸引企業(yè)投資，實(shí)現(xiàn)有傾向性的土地配置，進(jìn)而籌集財(cái)政資金、抓住經(jīng)營城市經(jīng)濟(jì)的主動權(quán)[19]，以推進(jìn)城市化和工業(yè)化進(jìn)程。這種政府色彩濃厚的、有傾向性的工業(yè)用地出讓策略，抑制了工業(yè)用地要素市場化配置程度。基于此，提出假說：

假說1：經(jīng)濟(jì)增長目標(biāo)對工業(yè)用地要素市場化配置呈負(fù)向影響效應(yīng)。

財(cái)政分權(quán)后，地方政府擁有了更大的經(jīng)濟(jì)自主權(quán)利，為體現(xiàn)本級政府的“有為”并兌現(xiàn)政府承諾的經(jīng)濟(jì)增長目標(biāo)，通常傾向于出臺短期成效更顯著、更有力的經(jīng)濟(jì)調(diào)控政策，甚至?xí)ㄟ^一系列政府經(jīng)濟(jì)行為直接干預(yù)經(jīng)濟(jì)運(yùn)行[20]。其中，以“低價(jià)出讓工業(yè)用地，高價(jià)出讓商住用地”表征的土地配置干預(yù)行為，會嚴(yán)重?cái)_亂工業(yè)用地要素市場供求機(jī)制和競爭機(jī)制，降低其市場化配置效率[21]，進(jìn)而抑制其總體市場化配置程度。作為政策工具，工業(yè)用地出讓具有促進(jìn)就業(yè)、增加稅收[22]、利用外資的特殊性作用，為盡可能保證某一用地主體順利取得土地要素，使其工業(yè)項(xiàng)目順利落地實(shí)施，地方政府可能會采用競爭性較低的方式來供地[23]。工業(yè)用地要素配置逐漸以是否能夠通過“土地引資和融資”保證經(jīng)濟(jì)增長為準(zhǔn)繩，而不是源于市場供求機(jī)制下形成的工業(yè)用地需求，致使本應(yīng)源于工業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展需求而決定的工業(yè)用地要素供給[24]，演變成源于目標(biāo)壓力下的保增長需要。應(yīng)由供求機(jī)制決定形成的價(jià)格信號失去其調(diào)節(jié)資源配置的作用，導(dǎo)致工業(yè)用地要素市場發(fā)育水平滯后。所以，經(jīng)濟(jì)增長目標(biāo)壓力導(dǎo)致政府干預(yù)程度上升，擾亂工業(yè)用地要素市場供求機(jī)制而抑制其市場化配置水平。

長期以來，我國經(jīng)濟(jì)增長以投資驅(qū)動為主，工業(yè)化進(jìn)程中的資本投入是刺激經(jīng)濟(jì)增長的主要源動力，但目前資本市場機(jī)制仍不成熟，其配置過程更多依靠政府行政力量。在年度短期經(jīng)濟(jì)增長目標(biāo)公布后，為達(dá)成預(yù)期目標(biāo)地方政府通常會出臺相應(yīng)配套政策和指導(dǎo)規(guī)劃意見，試圖通過政府手段將資本引入到某些特定的行業(yè)或經(jīng)濟(jì)活動中去，導(dǎo)致資本要素涌入諸如房地產(chǎn)市場等短期資本回報(bào)率更高的行業(yè)。城市房地產(chǎn)等行業(yè)投資的過度增加，導(dǎo)致工業(yè)制造業(yè)部門投資被大量擠出[25]，使得產(chǎn)業(yè)間投資水平偏離均衡，“保增長”的經(jīng)濟(jì)增長目標(biāo)造成了資本錯配。進(jìn)一步地，資本錯配導(dǎo)致大量資本要素流入到缺乏競爭性和創(chuàng)新性的低效率、落后產(chǎn)能項(xiàng)目中，以銀行信貸錯配以及金融抑制為表現(xiàn)的資本錯配[26]，一定程度上降低了民營工業(yè)企業(yè)、小微工業(yè)企業(yè)的融資可獲得性[27]。信貸資源分配水平的失衡，削弱了不同市場主體平等獲取工業(yè)用地生產(chǎn)要素的水平，使得工業(yè)用地要素市場化配置程度下降?；诖?，提出假說：

假說2a：經(jīng)濟(jì)增長目標(biāo)通過政府干預(yù)進(jìn)而對工業(yè)用地要素市場化配置產(chǎn)生抑制作用。

假說2b：經(jīng)濟(jì)增長目標(biāo)通過影響資本錯配進(jìn)而對工業(yè)用地要素市場化配置產(chǎn)生抑制作用。

3 研究設(shè)計(jì)

3.1 基準(zhǔn)回歸模型

考慮工業(yè)用地市場化配置可能存在時(shí)間上的路徑依賴，及其可能與經(jīng)濟(jì)增長目標(biāo)之間存在雙向因果關(guān)系而引致內(nèi)生性問題，故將該變量滯后一期引入模型，建立動態(tài)面板模型如下：

式（1）中：i表示城市；t表示年份；ilmi,t表示工業(yè)用地市場化配置程度；tarprei,t為經(jīng)濟(jì)增長目標(biāo)；Xi,t為控制變量；λt、μi為年份和城市固定效應(yīng)；εi,t為誤差項(xiàng)；β0為常數(shù)項(xiàng)；β1、β2、γ為相關(guān)系數(shù)。

3.2 機(jī)制檢驗(yàn)?zāi)Ｐ?/h3>

經(jīng)濟(jì)增長目標(biāo)可能通過政府干預(yù)和資本錯配來對工業(yè)用地市場化配置產(chǎn)生影響，為檢驗(yàn)其是否充當(dāng)中介渠道角色，借鑒江艇[28]、LIU等[29]的研究方法，模型構(gòu)建如下：

式（2）中：mediatori,t為中介變量，即政府干預(yù)和資本錯配；α0為常數(shù)項(xiàng)；α1、α2、η為相關(guān)系數(shù)；其他符號含義同式（1）。

3.3 變量選取

3.3.1 經(jīng)濟(jì)增長目標(biāo)

經(jīng)濟(jì)增長目標(biāo)（tarpre）采用經(jīng)本級人大批準(zhǔn)后市政府工作報(bào)告中公布的經(jīng)濟(jì)增長目標(biāo)值來表示。對未在年初政府工作報(bào)告中寫明具體經(jīng)濟(jì)增長目標(biāo)的城市，以五年規(guī)劃的增長目標(biāo)代替當(dāng)年的預(yù)期增長目標(biāo)；對帶有“左右”、“大約”、“不低于”或“高于”等目標(biāo)修飾語的經(jīng)濟(jì)增長目標(biāo)，直接以具體數(shù)值為準(zhǔn)；對于經(jīng)濟(jì)增長目標(biāo)采用區(qū)間表述的，則取區(qū)間均值作為具體目標(biāo)值。

3.3.2 工業(yè)用地要素市場化配置

工業(yè)用地要素市場化配置（ilm）借鑒崔新蕾等[14]的研究，采用工業(yè)用地實(shí)際出讓價(jià)格與最低出讓價(jià)格的比值來表示，工業(yè)用地出讓價(jià)格和最低出讓價(jià)格在我國不同區(qū)域間存在異質(zhì)差異，為使不同城市工業(yè)用地要素市場化配置程度具有可比性，基于縣、市（區(qū)）工業(yè)用地?cái)?shù)據(jù)測算各城市不同等級工業(yè)用地出讓的溢價(jià)程度，再利用不同等級土地出讓面積占比進(jìn)行加權(quán)處理，求和匯總得到城市工業(yè)用地要素市場化配置程度。

3.3.3 控制變量

借鑒相關(guān)文獻(xiàn)，選擇影響工業(yè)用地市場化的控制變量有：（1）經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平（lnpgdp），采用人均 GDP衡量；（2）土地資源稟賦（lnland），采用城市建成區(qū)面積與總?cè)丝诘谋壤齺砗饬?；?）房地產(chǎn)開發(fā)投資額（lnrealty），采用實(shí)際房地產(chǎn)開發(fā)投資額來衡量；（4）工業(yè)用地需求強(qiáng)度（lnind），采用新增規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)間接反映工業(yè)用地需求狀況；（5）基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)水平（lnfi），采用地區(qū)固定投資資產(chǎn)總額與地區(qū)總?cè)丝诘谋壤齺砗饬??？刂谱兞烤?shù)處理。

3.3.4 中介變量

（1）政府干預(yù)（gov）。借鑒王博等[30]的研究，采用地區(qū)預(yù)算內(nèi)財(cái)政支出與GDP之比作為衡量指標(biāo)。

（2）資本錯配（absk）。借鑒崔書會等[31]的研究，通過生產(chǎn)函數(shù)估計(jì)?各城市資本產(chǎn)出彈性，得到資本有效配置時(shí)使用資本比例，而后基于資本價(jià)格扭曲系數(shù)得出。

變量的描述性統(tǒng)計(jì)?見表1。

表1 變量的描述性統(tǒng)計(jì)Tab.1 Descriptive statistics of variables

3.4 研究區(qū)域與數(shù)據(jù)來源

選取283個城市（不包括西藏自治區(qū)、三沙、儋州、三亞等缺失值較多的地級市，以及巢湖、海東等研究期間市縣合并與新設(shè)立的地級市）為研究樣本。經(jīng)濟(jì)增長目標(biāo)從人民政府網(wǎng)站中整理摘錄。工業(yè)用地最低出讓價(jià)格源于《全國工業(yè)用地出讓最低價(jià)標(biāo)準(zhǔn)》，采用各省份CPI 對其進(jìn)行累積調(diào)整；工業(yè)用地出讓價(jià)格與面積來自中國土地市場網(wǎng)，工業(yè)用地包括城市工業(yè)用地和倉儲用地之和；其他數(shù)據(jù)來源《中國城市統(tǒng)計(jì)?年鑒》（2009—2020年）和EPS數(shù)據(jù)庫；部分缺失值采用其前后兩年均值處理。

4 實(shí)證分析

4.1 基準(zhǔn)回歸結(jié)果

采用系統(tǒng)GMM模型研究經(jīng)濟(jì)增長目標(biāo)對工業(yè)用地市場化的影響，輔之以O(shè)LS模型，面板雙向固定模型、差分GMM模型對照佐證，檢驗(yàn)結(jié)果如表2所示。對照組模型與系統(tǒng)GMM的回歸結(jié)果基本一致，本文僅對系統(tǒng)GMM的結(jié)果進(jìn)行分析。AR（1）檢驗(yàn)值小于0.1，AR（2）檢驗(yàn)值大于0.1，說明擾動項(xiàng)無自相關(guān)；Sargen檢驗(yàn)的P值大于0.1，說明工具變量不存在過度識別問題，模型設(shè)定和估計(jì)?方法合理。經(jīng)濟(jì)增長目標(biāo)的回歸系數(shù)為負(fù)且在1%的水平上顯著，即地方經(jīng)濟(jì)增長目標(biāo)對工業(yè)用地市場化水平呈負(fù)向影響關(guān)系，證實(shí)假說1的成立。工業(yè)用地市場化的滯后一期系數(shù)為正且通過了顯著性檢驗(yàn)，說明其具有時(shí)間上的路徑依賴。經(jīng)濟(jì)增長目標(biāo)制定越高則對應(yīng)承受的“保增長”壓力也就越大，為完成預(yù)期經(jīng)濟(jì)增長目標(biāo)，地方政府會加大工業(yè)用地供給規(guī)模，并通過低價(jià)出讓工業(yè)用地和減稅降費(fèi)進(jìn)行引資從而加強(qiáng)政府干預(yù)而弱化市場配置。因此，經(jīng)濟(jì)增長目標(biāo)壓力越大，工業(yè)用地要素市場化配置程度就隨之越低。

表2 基準(zhǔn)回歸結(jié)果Tab.2 Results of baseline regression

從控制變量的估計(jì)?結(jié)果發(fā)現(xiàn)，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、工業(yè)化程度、土地資源稟賦、基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)水平系數(shù)均顯著為正，這表明經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度越好、工業(yè)化程度越高、土地資源稟賦越優(yōu)、基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)越完善，越有利于工業(yè)用地要素市場化配置。原因在于，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平越高，則市場體制機(jī)制建設(shè)相對越完善、產(chǎn)品與要素市場發(fā)育程度越高，價(jià)格決定機(jī)制越能在工業(yè)用地要素配置中起到主導(dǎo)性作用。工業(yè)用地需求強(qiáng)度越高，間接體現(xiàn)在新建規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)越多，對工業(yè)用地的需求越旺盛，工業(yè)用地市場更具活力，強(qiáng)化了工業(yè)用地要素市場配置的競爭機(jī)制。土地資源稟賦越優(yōu)和基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)越完善，則其對工業(yè)企業(yè)投資辦廠的吸引力越強(qiáng)，同樣強(qiáng)化了工業(yè)用地要素市場的競爭機(jī)制。房地產(chǎn)開發(fā)投資額的估計(jì)?系數(shù)均為負(fù)數(shù)，說明其抑制了工業(yè)用地市場化水平，原因可能是，近年來我國房地產(chǎn)市場投資過熱扭曲了資本的配置，導(dǎo)致資本競相涌入房地產(chǎn)等行業(yè)，而行業(yè)間的資本錯配擠出了工業(yè)部門的投資[25]，進(jìn)而抑制工業(yè)用地要素市場配置。

4.2 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

4.2.1 更換工業(yè)用地要素市場配置的衡量變量

為避免由于因變量衡量方式差異造成的測量誤差，更換新的方式衡量工業(yè)用地市場化配置水平（ml），采用錢忠好等[13]的研究用工業(yè)用地市場交易結(jié)構(gòu)來衡量，將工業(yè)用地的地塊面積標(biāo)準(zhǔn)化處理后，根據(jù)不同出讓方式的市場化程度賦予差異化權(quán)重，對工業(yè)用地市場化程度進(jìn)行測算。表3中列（1）報(bào)告了回歸結(jié)果，經(jīng)濟(jì)增長目標(biāo)對工業(yè)用地市場化配置的影響顯著為負(fù)，說明研究結(jié)果具有穩(wěn)健性。

4.2.2 更換經(jīng)濟(jì)增長目標(biāo)的衡量變量

替換主要解釋變量衡量經(jīng)濟(jì)增長目標(biāo)，分別從垂直管理體制下“層層加碼”而形成的縱向?qū)蛹壞繕?biāo)壓力tarpre1[6]、臨近地區(qū)的城市“同級施壓”形成的橫向空間競爭目標(biāo)壓力tarpre2[9]、硬性約束條件下為了達(dá)到既有目標(biāo)甚至超額完成經(jīng)濟(jì)目標(biāo)壓力tarpre3[8]三種方式進(jìn)行衡量。表3的列（2）中縱向?qū)蛹壞繕?biāo)壓力tarpre1系數(shù)顯著為負(fù)，即經(jīng)濟(jì)增長目標(biāo)自上而下逐級加碼的程度越高會使縱向經(jīng)濟(jì)增長壓力變大，進(jìn)而抑制工業(yè)用地市場化配置。表3的列（3）中橫向空間競爭目標(biāo)壓力tarpre2系數(shù)顯著為負(fù)，表明同級施壓下橫向經(jīng)濟(jì)增長壓力增大，不利于工業(yè)用地市場化配置。表3的列（4）中超額完成經(jīng)濟(jì)目標(biāo)壓力tarpre3系數(shù)顯著為負(fù)，表明當(dāng)年地方政府出于保增長的壓力，超額完成經(jīng)濟(jì)增長目標(biāo)會使得硬性約束增長的弊端顯現(xiàn)，侵蝕市場的高效機(jī)制，導(dǎo)致市場配置手段低效率，從而抑制工業(yè)用地要素市場配置。更換解釋變量的衡量方法后，實(shí)證結(jié)果仍具有穩(wěn)健性。

表3 更換變量檢驗(yàn)結(jié)果Tab.3 Results of variable replacement test

4.2.3 工具變量方法

鑒于經(jīng)濟(jì)增長目標(biāo)和工業(yè)用地要素市場化配置可能存在內(nèi)生性問題，故使用工具變量法進(jìn)行檢驗(yàn)。借鑒已有文獻(xiàn)[8]，使用地級市所在的“省和自治區(qū)的地級市數(shù)量”來構(gòu)造工具變量，其滿足相關(guān)性和外生性。就相關(guān)性而言，一方面，“垂直管理”行政體系下，經(jīng)濟(jì)增長目標(biāo)壓力源于上級政府；另一方面，在錦標(biāo)賽下同一省份內(nèi)部地級市間的經(jīng)濟(jì)增長競爭，由于晉升職位有限，當(dāng)所處省份地級市數(shù)量越多時(shí)，地方官員面臨的經(jīng)濟(jì)增長壓力就越大，進(jìn)而越有可能制定預(yù)期更高的經(jīng)濟(jì)增長目標(biāo)，以獲得經(jīng)濟(jì)增長競爭的勝出。就外生性而言，全國行政區(qū)劃調(diào)整的權(quán)力屬于全國人民代表大會，并不會受到省份的地級市經(jīng)濟(jì)行為活動影響。同時(shí)，在樣本觀測期內(nèi)各省份地級市數(shù)量基本固定不變，所以地級市數(shù)量并不會對工業(yè)用地要素市場化配置產(chǎn)生直接影響，滿足與殘差項(xiàng)不相關(guān)的要求。

基于此，首先，構(gòu)造經(jīng)濟(jì)增長目標(biāo)的第一個工具變量tarpre_iv1，采用連續(xù)兩期國家經(jīng)濟(jì)增長目標(biāo)平均值與同一省份地級市數(shù)量的交互項(xiàng)來表示，估計(jì)?結(jié)果見表4。其中，列（1）報(bào)告了工具變量法第一階段的估計(jì)?結(jié)果，交互項(xiàng)系數(shù)在1%的水平下顯著為正，表明工具變量與核心解釋變量具有很強(qiáng)的相關(guān)性。列（2）報(bào)告了第二階段的估計(jì)?結(jié)果，經(jīng)濟(jì)增長目標(biāo)的影響系數(shù)仍然顯著為負(fù)，與基準(zhǔn)回歸結(jié)果相比系數(shù)方向和顯著性相互一致，說明使用工具變量后，經(jīng)濟(jì)增長目標(biāo)對工業(yè)用地要素市場化配置的負(fù)向影響關(guān)系仍具有穩(wěn)健性。

其次，構(gòu)造經(jīng)濟(jì)增長目標(biāo)的第二個工具變量tarpre_iv2，選擇各市所在省份中各城市與省級經(jīng)濟(jì)增長目標(biāo)差距的均值與所在省份地級市數(shù)量的交互項(xiàng)來表示，估計(jì)?結(jié)果見表4。列（3）為第一階段回歸結(jié)果，交互項(xiàng)系數(shù)為正且通過了1%水平的顯著性檢驗(yàn)。列（4）為第二階段回歸結(jié)果，與基準(zhǔn)回歸結(jié)果相比系數(shù)方向和顯著性都一致，說明實(shí)證結(jié)果仍具有穩(wěn)健性。

4.3 機(jī)制檢驗(yàn)

表5列（1）結(jié)果顯示，政府干預(yù)具有顯著的中介效應(yīng)，經(jīng)濟(jì)增長目標(biāo)壓力會導(dǎo)致地方政府干預(yù)程度加劇，進(jìn)而抑制了工業(yè)用地市場化程度。在晉升錦標(biāo)賽中以GDP為核心進(jìn)行的官員績效考核評估中，地方官員為實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)增長目標(biāo)，會充分利用本級政府的行政和財(cái)政權(quán)力來干預(yù)經(jīng)濟(jì)活動，阻礙了工業(yè)用地市場供給機(jī)制和競爭機(jī)制，最終削弱了工業(yè)用地要素市場配置水平。

表5 機(jī)制檢驗(yàn)結(jié)果Tab.5 Results of mechanism test

表5列（2）結(jié)果顯示，資本錯配具有顯著的中介效應(yīng)，經(jīng)濟(jì)增長目標(biāo)壓力會導(dǎo)致資本錯配加劇，進(jìn)而對工業(yè)用地市場化水平產(chǎn)生抑制作用。原因在于，為實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)增長目標(biāo)完成上級考核，地方投資拉動經(jīng)濟(jì)增長的效果需立竿見影，政府往往會出臺相應(yīng)配套政策，力圖把資金引導(dǎo)到資本回報(bào)見效更快的行業(yè)和投資項(xiàng)目中去，從而導(dǎo)致了資本錯配。進(jìn)而，資本錯配削弱了不同工業(yè)經(jīng)濟(jì)市場主體平等獲取工業(yè)用地生產(chǎn)要素的能力，導(dǎo)致工業(yè)用地要素市場化配置程度減弱。這印證了前文假說2。

4.4 異質(zhì)性檢驗(yàn)

4.4.1 時(shí)期異質(zhì)性檢驗(yàn)

中共十八大后，我國經(jīng)濟(jì)由高速增長轉(zhuǎn)向高質(zhì)量發(fā)展新階段，中央制定的經(jīng)濟(jì)增長目標(biāo)在逐步下調(diào)，地方政府制定的經(jīng)濟(jì)增長預(yù)期目標(biāo)同時(shí)也降低，故檢驗(yàn)經(jīng)濟(jì)新常態(tài)前后的異質(zhì)性影響。before2012×tarpre表示經(jīng)濟(jì)增長目標(biāo)與2012年之前年份形成的交互項(xiàng)，later2012×tarpre表示經(jīng)濟(jì)增長目標(biāo)與2012年之后年份形成的交互項(xiàng)。

表6列（1）—列（2）結(jié)果可知，2012年之后的交互項(xiàng)系數(shù)顯著為正，2012年之前的交互項(xiàng)系數(shù)顯著為負(fù)。2012年之前，保持經(jīng)濟(jì)高速增長是地方政府的普遍行為，政府干預(yù)下的“土地引資”行為削弱了市場對工業(yè)用地要素出讓價(jià)格的決定性作用，進(jìn)而抑制了工業(yè)用地要素市場化配置水平。2012年之后，地方政府的行為目標(biāo)逐步轉(zhuǎn)向?yàn)椤胺€(wěn)增長”并保持經(jīng)濟(jì)中高速增長和實(shí)現(xiàn)高質(zhì)量發(fā)展，在不斷深化工業(yè)用地要素市場化配置改革中，充分發(fā)揮市場決定性作用，破除阻礙市場化配置的體制機(jī)制障礙，這使得2012年之后增長目標(biāo)提升了工業(yè)用地要素市場配置水平。

4.4.2 工業(yè)產(chǎn)值占比異質(zhì)性檢驗(yàn)

工業(yè)產(chǎn)值占比可從產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)角度反映城市工業(yè)發(fā)展?fàn)顩r，表征城市工業(yè)化水平，將2019年所有地級市工業(yè)產(chǎn)值占比排序后取中位數(shù)值，大于中位數(shù)值的城市賦值為1，小于則賦值為0。high×tarpre表示經(jīng)濟(jì)增長目標(biāo)與工業(yè)產(chǎn)值占比較高城市形成的交互項(xiàng)；low×tarpre表示經(jīng)濟(jì)增長目標(biāo)與工業(yè)產(chǎn)值占比較低城市形成的交互項(xiàng)。

表6列（3）—列（4）結(jié)果可知，工業(yè)產(chǎn)值占比相對較高的城市其經(jīng)濟(jì)增長目標(biāo)對工業(yè)用地要素市場配置產(chǎn)生顯著負(fù)向影響，而工業(yè)產(chǎn)值占比相對較低的城市具有顯著正向影響。工業(yè)產(chǎn)值占比較高的城市大多位于中西部及東北部內(nèi)陸地區(qū)，區(qū)域發(fā)展以傳統(tǒng)重工業(yè)為主，舊傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)發(fā)展態(tài)勢疲軟而新動能產(chǎn)業(yè)仍未建成，地方政府迫于壓力兌現(xiàn)承諾，在諸多經(jīng)濟(jì)活動中干預(yù)加強(qiáng)，削弱了工業(yè)用地市場化配置。而工業(yè)產(chǎn)值占比較小的城市，相對而言服務(wù)業(yè)占比較高，在經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級中服務(wù)業(yè)的比重上升，往往是由于工業(yè)生產(chǎn)率的提高為社會發(fā)展提供了必要的技術(shù)支持并創(chuàng)造了需求，消費(fèi)性和生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)也會以服務(wù)制造業(yè)的方式反哺工業(yè)，使得工業(yè)發(fā)展更加柔性化和高端化，從而提升了購地企業(yè)的投資預(yù)期，激發(fā)了工業(yè)用地市場活力，使得工業(yè)用地要素市場配置程度提高。

表6 異質(zhì)性檢驗(yàn)結(jié)果Tab.6 Results of heterogeneity test

4.4.3 市場化總指數(shù)異質(zhì)性檢驗(yàn)

市場化總指數(shù)（樊綱市場化總指數(shù)）反映了各城市的市場化改革深度和廣度，基本概括了市場化的各個主要方面，將2016年所有地級市的市場化總指數(shù)排序后取中位數(shù)值，大于中位數(shù)值的城市賦值為1，小于則賦值為0。heightlevel×tarpre表示經(jīng)濟(jì)增長目標(biāo)與市場化總指數(shù)較高城市形成的交互項(xiàng)；poorlevel×tarpre表示經(jīng)濟(jì)增長目標(biāo)與市場化總指數(shù)較低城市形成的交互項(xiàng)。

表6列（5）—列（6）結(jié)果可知，市場化總指數(shù)較高城市的經(jīng)濟(jì)增長目標(biāo)對工業(yè)用地市場化程度的影響效應(yīng)顯著為正，而市場化總指數(shù)較低城市的影響效應(yīng)顯著為負(fù)。由于市場化總指數(shù)較高城市在改進(jìn)政府與市場關(guān)系、減少行政干預(yù)、改善民營企業(yè)營商環(huán)境等方面做出的成效更為顯著，使得市場在要素配置中的決定性作用得到進(jìn)一步落實(shí)，從而提高了其工業(yè)用地要素市場化配置水平。而市場化總指數(shù)較低的城市，相對而言市場化總體進(jìn)程較緩，在改善政府與市場關(guān)系、發(fā)展非國有經(jīng)濟(jì)、推進(jìn)產(chǎn)品市場、要素市場、市場中介組織發(fā)展與法制環(huán)境等方面還有所欠缺，總體市場環(huán)境欠佳，從而抑制了其工業(yè)用地要素市場化配置水平。

4.5 進(jìn)一步研究分析

4.5.1 對工業(yè)用地出讓價(jià)格的影響

表7中xiep、zhaop、paip、guap分別代表協(xié)議、招標(biāo)、拍賣和掛牌4種方式下工業(yè)用地出讓的平均價(jià)格。經(jīng)濟(jì)增長目標(biāo)壓低了招標(biāo)出讓方式下的工業(yè)用地出讓價(jià)格，而對協(xié)議、拍賣和掛牌方式下的工業(yè)用地出讓價(jià)格影響有著正向作用。雖“招拍掛”三種方式都引入了市場競爭機(jī)制，但與拍賣和掛牌出讓的方式不同，招標(biāo)方式是一種非完全價(jià)格競爭方式，通常有“價(jià)高者得”和“綜合滿意度最佳”兩種評定的準(zhǔn)則，鑒于招標(biāo)出讓的雙向標(biāo)準(zhǔn)，地方政府為實(shí)現(xiàn)工業(yè)用地出讓達(dá)成經(jīng)濟(jì)增長目標(biāo)，往往壓低工業(yè)用地價(jià)格。

表7 工業(yè)用地出讓價(jià)格實(shí)證結(jié)果Tab.7 Results of industrial land leasing price

4.5.2 對工業(yè)用地出讓宗數(shù)的影響

表8中xiez、zhaoz、paiz、guaz分別表示協(xié)議、招標(biāo)，拍賣和掛牌出讓宗數(shù)占總出讓宗數(shù)的比重。經(jīng)濟(jì)增長目標(biāo)對協(xié)議出讓宗數(shù)占比的影響顯著為正向，而對代表市場化水平的“招拍掛”出讓宗數(shù)占比都呈現(xiàn)不同程度的抑制作用，其中對市場化程度更高的拍賣和掛牌方式出讓宗數(shù)占比的抑制性更強(qiáng)，進(jìn)一步印證在晉升激勵和增長壓力下，經(jīng)濟(jì)增長目標(biāo)加劇了政府的行政干預(yù)，進(jìn)而阻礙了工業(yè)用地市場化配置程度。

表8 工業(yè)用地出讓宗數(shù)實(shí)證結(jié)果Tab.8 Results of the plots of industrial land leasing

4.5.3 對工業(yè)用地出讓面積的影響

表9中xiem、zhaom、paim、guam分別表示協(xié)議、招標(biāo)、拍賣和掛牌出讓面積占總出讓總面積比重。經(jīng)濟(jì)增長目標(biāo)對協(xié)議出讓面積比重有顯著正向影響，而對“招拍掛”出讓方式的面積占比都呈現(xiàn)不同程度的抑制作用，這與出讓宗數(shù)占比的實(shí)證結(jié)果相印證，經(jīng)濟(jì)增長目標(biāo)抑制了市場化配置程度更高的工業(yè)用地出讓面積。

表9 工業(yè)用地出讓面積實(shí)證結(jié)果Tab.9 Results of the areas of industrial land leasing

5 研究結(jié)論及政策啟示

經(jīng)濟(jì)增長目標(biāo)統(tǒng)攝經(jīng)濟(jì)發(fā)展全局，對經(jīng)濟(jì)體系各領(lǐng)域運(yùn)行具有“指揮棒”效應(yīng)，探究經(jīng)濟(jì)增長預(yù)期目標(biāo)對工業(yè)用地要素市場化配置的影響效應(yīng)，對建設(shè)有為政府進(jìn)而持續(xù)深化工業(yè)用地要素市場化改革具有重要意義?；?008—2019年全國283個地級及以上城市數(shù)據(jù)，研究發(fā)現(xiàn)：經(jīng)濟(jì)增長目標(biāo)抑制了工業(yè)用地要素市場化配置水平，經(jīng)一系列穩(wěn)健性檢驗(yàn)后，結(jié)論依然成立；影響機(jī)制檢驗(yàn)表明，抑制作用主要通過政府干預(yù)和資本錯配的傳導(dǎo)路徑產(chǎn)生影響；異質(zhì)性分析表明，在經(jīng)濟(jì)進(jìn)入新常態(tài)之前、對工業(yè)產(chǎn)值占比較高和市場化總指數(shù)較低城市的抑制作用較顯著；進(jìn)一步研究發(fā)現(xiàn)，其影響效應(yīng)的深層原因是經(jīng)濟(jì)增長目標(biāo)壓力下政府有選擇性的工業(yè)用地出讓策略，減少了“招拍掛”出讓的工業(yè)用地出讓宗數(shù)和面積，壓低了招標(biāo)出讓方式的平均價(jià)格，傾向于協(xié)議出讓和市場化出讓方式中政府干預(yù)色彩更濃厚的招標(biāo)方式，從而抑制了工業(yè)用地要素市場化配置。

主要的政策啟示：第一，審慎優(yōu)化經(jīng)濟(jì)增長目標(biāo)設(shè)定水平，平衡好經(jīng)濟(jì)增長目標(biāo)與工業(yè)用地要素市場化配置關(guān)系。防止經(jīng)濟(jì)增長目標(biāo)非理性加碼而引致工業(yè)用地要素錯配，改革以GDP考核為主的激勵機(jī)制，適當(dāng)減弱其在考核體系中的權(quán)重，確保地方制定符合當(dāng)?shù)匕l(fā)展的合理增長目標(biāo)，發(fā)揮其在引導(dǎo)工業(yè)用地要素有效配置中的積極作用。第二，弱化政府干預(yù)，強(qiáng)化工業(yè)用地要素市場供求機(jī)制、競爭機(jī)制、價(jià)格機(jī)制和市場運(yùn)行機(jī)制，銜接“有為政府”和“有效市場”來完善工業(yè)用地出讓制度，著力破除工業(yè)用地要素配置領(lǐng)域的障礙因素，構(gòu)建更有效率和更有彈性的產(chǎn)業(yè)用地出讓模式。穩(wěn)步推進(jìn)在工業(yè)用地領(lǐng)域的金融供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革來有效緩解資本錯配，實(shí)現(xiàn)不同市場主體平等獲取工業(yè)用地的機(jī)會，提升資本與工業(yè)用地要素協(xié)同配置效率。第三，逐步推進(jìn)工業(yè)用地要素市場化配置改革，充分考慮地區(qū)經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展所處階段及資源稟賦基礎(chǔ)條件差異，推進(jìn)分類供應(yīng)策略，激發(fā)市場活力，實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)增長目標(biāo)與要素市場化配置的有機(jī)結(jié)合，為新發(fā)展階段奠定良好的工業(yè)用地要素出讓策略。