重慶市地票交易的空間分布特征及其影響因素分析

顧漢龍，剛 晨，王秋兵，黃美均，潘揚彬

（1.沈陽農業大學農業資源與環境博士后流動站，遼寧 沈陽 110866；2.沈陽農業大學土地與環境學院，遼寧 沈陽 110866；3.南京農業大學公共管理學院，江蘇 南京 210095；4.中國人民大學農業與農村發展學院， 北京 100872）

1 引言

重慶市地域廣闊，集大農村、大庫區、大山區和民族地區于一體，直轄后，重慶市經濟快速發展，城鎮規模持續擴張?？焖俚某擎偦m然帶來了重慶市整體經濟的繁榮發展，但城鄉發展不平衡、區域發展不協調的現象依然突出，特別是城鄉建設用地雙增長、新增建設用地指標區域間配置不均衡等問題較為顯著[1]。為更好地統籌區域發展、高效配置城鄉建設用地資源，重慶市政府以城鄉建設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構受到了社會各界的廣泛關注。在該政策實施初期，學者們重點探討地票交易政策的產生背景[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，分析地票交易政策下農戶福利水平的變化情況[5-6]，部分學者關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村土地資產的變化情況[9-10]?；仡櫼延醒芯浚F階段從宏觀層面關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行為的內在機理進行探討[11]，缺少從宏觀市域層面對地票指標配置規律和效果的深入剖析。作為地票交易政策的核心環節，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鍵因素，該領域研究內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據，通過空間自相關分析，在歸納重慶市地票交易指標空間分布特征及規律的基礎上，構建空間計量經濟模型探索其內在影響因素，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

地票是農村建設用地復墾后產生的有償用地指標，其本質上是一種城鄉建設用地增減掛鉤指標[12]。在城鄉建設用地增減掛鉤政策下，掛鉤指標僅能在項目區內定向流動，而重慶市則通過搭建農村土地交易所這一市場平臺，創新地引入市場機制配置掛鉤指標，從而實現了地票在重慶市范圍內跨區域、大范圍地自由流動。根據《重慶農村土地交易所暫行管理辦法》有關地票交易實施條件和程序的規定，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節組成（圖1）。通過市場化交易平臺的構建，不同區縣可根據自身實際情況選擇性參與地票交易，農村建設用地復墾潛力較大的區域可通過復墾閑置農村建設用地產生可交易地票指標，而城鎮新增建設用地指標供給不足的區縣則可在農村土地交易所公開購買地票指標，當交易實現，地票指標從農村流入城市，再由流出區轉入流入區，從而在實現城鄉建設用地資源統籌利用的同時，助推了區域間建設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個區縣中，36個區縣有地票流入，32個區縣有地票流出a，地票交易政策逐步成為重慶市城鎮新增建設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 “land ticket trading” policy

3 研究方法與數據來源

3.1 研究方法

3.1.1 空間自相關分析 Anselin等學者指出，由于自然資源、勞動和技術知識等要素在經濟系統中是非均衡分布的，不同地理單元之間的空間距離會影響區域間的經濟活動，所以在研究區域經濟問題時必須考慮地理空間效應[13]?？臻g效應具體細分為空間相關性和空間異質性，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分析法，通過空間自相關檢驗，捕捉不同區域地票指標分布的空間效應。

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

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

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

式（3）—式（4）中，S2為方差，其余字母涵義均與式（1）相同。

3.1.2 空間計量經濟模型

（1）基礎模型?？臻g計量經濟分析除最基本的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?？臻g滯后模型主要應用于研究相鄰地區行為對系統內其他地區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階的空間權重矩陣，ρ為空間自回歸系數，反映樣本觀測值的空間依賴作用，α為X的參數向量，m為白噪聲。空間誤差模型（SEM）則主要通過誤差項來體現區域間的空間依賴關系，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，衡量樣本觀察值的空間依賴作用，μ為正態分布的隨機誤差向量，參數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OLS分析中給出的相關參數結果確定最終模型，而最終模型的選擇主要由LM-LAG、LM-ERROR及其穩健形式Robust LM-LAG、Robust LM-ERROR等參數決定[14]。

（2）變量選取。為全面分析重慶市地票交易的分布特征，本文將依托基礎模型分別構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個區縣地票指標的流入規模和流出規模。地票指標在“建新”環節上為城鎮新增建設用地指標，是助推地方經濟發展的重要資源，根據C-D生產函數模型，地方經濟發展水平主要受勞動力、資本和土地要素共同作用，而城鎮建設用地作為經濟發展的載體，是支撐區域經濟發展、人口增長和資本積累的重要基礎[15-16]，因此，本文依托C-D生產函數模型，選取二三產業增加值反映區域經濟發展水平，選取城鎮人口增長規模反映區域人口增長情況，選取城鎮固定資產投資增長規模衡量區域資本積累水平。另外，地票作為市場價格杠桿調節的彈性用地指標，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，根據重慶市“一圈兩翼”主體功能區劃，選擇重慶市“一小時經濟圈”地區①根據《重慶統計年鑒》，一小時經濟圈包括渝中區、江北區、沙坪壩區、九龍坡區、大渡口區、南岸區、巴南區、渝北區、北碚區、以及永川區、江津區、合川區、南川區、涪陵區、長壽區、潼南縣、銅梁縣、大足區、榮昌縣、璧山縣、綦江區；渝東南翼包括黔江區、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、城口縣、巫溪縣、巫山縣、開縣、云陽縣、奉節縣、梁平縣、忠縣、墊江縣、豐都縣。為對照組，設定渝東北地區和渝東南地區兩個地區虛擬變量，以反映地區之間自然環境、地理位置、政策環境等方面的差異。

（3）模型構建。依托SLM模型和SEM模型構建地票指標流入的空間計量模型式（8）、式（9）。式（8）中lnIFAi為i區（縣）地票指標流入規模的對數值，Xj分別為lnISGDP、lnFI、lnBI、lnUP、Area1、Area2，代表各個區縣的二三產業產值增量、城鎮固定資產投資增量、地方財政收入增量、城鎮人口增量的對數以及兩個地區虛擬變量，βj為各個解釋變量的系數，W為n×n階空間權重矩陣，ρW_IFAi為空間滯后因變量，ρ為空間自回歸系數，α為常數項，ε為誤差項。式（9）中，λ為空間誤差自相關系數，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模型構建地票指標流出的空間計量模型式（10）、式（11），lnOFAi為i區（縣）地票指標流出規模的對數值，其余變量涵義均與式（8）、式（9）中相同。

3.2 數據來源

重慶市各個區縣地票指標的流入、流出規模數據來源于重慶市農村土地交易所官網，解釋變量的數據來源于《重慶統計年鑒》，其中二三產業產值等有關價值的數據均采用2008年不變價格來消除價格因素的影響。

4 結果及分析

4.1 地票流轉規?？臻g自相關分析結果

利用式（1）、式（2）和式（4）分別計算2008—2015年間重慶市38個區縣地票指標流入規模和流出規模的空間相關性。全局空間自相關結果顯示，2008—2015年重慶市各個區縣地票指標流入規模的全局Moran’s I指數為0.085，并在5%的統計水平下顯著；2008—2015年重慶市各個區縣地票指標流出規模的全局Moran’s I指數為0.287，并在1%的統計水平下顯著。全局空間自相關分析結果表明，重慶市不同區縣地票指標的流入、流出規模均存在較強的空間正相關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，對各個區縣進行局部空間自相關分析，并分別繪制Moran’s Ii指數散點圖（圖2）和LISA顯著性分布圖（圖3）?？傮w上看，2008—2015年重慶市各區縣地票指標流轉規模Moran’s Ii指數散點圖呈現與全局Moran’s I指數相似的特征，即大部分區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模還是流出規模均存在較強的空間關聯性，表現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現，地票指標流入和流出規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。流入規模的高高（HH）集聚區基本重合于流出規模的低低（LL）集聚區，主要分布在重慶市主城區，而流入規模的低低（LL）集聚區則與流出規模的高高（HH）集聚區基本重合，主要分布在重慶市東北部和東南部地區，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“一小時經濟圈”區域，而兩個“流出極”則分別分布在渝東北生態保護區和渝東南生態涵養區（圖3）。

圖2 2008—2015年重慶市各區縣地票流轉規模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年重慶市各區縣地票流轉規?？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果

4.2.1 OLS回歸結果檢驗 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OLS估計方法中加入空間權重矩陣，分別對地票流入模型和地票流出模型進行回歸?；貧w結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的顯著性也優于R-LMERR，因此應選取空間滯后模型（SLM）進行下一步回歸。

4.2.2 SLM模型回歸結果分析

（1）模型擬合優度檢驗。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，為對模型擬合優度進行檢驗，將SLM的回歸結果和OLS的回歸結果進行對比，結果見表1。根據Anselin提出的判別準則，由于空間回歸模型中加入了空間權重變量，因此R2不能完全表示模型的擬合優度，還需檢驗自然對數似然值（LogL）、赤池信息準則（AIC）和施瓦茨準則（SC），其中對數似然值越大，AIC和SC值越小，模型擬合效果越好[17]。通過比較發現，地票指標流入和流出的SLM模型參數均優于OLS模型，可見SLM模型較好地擬合了空間效應。

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

表1 模型回歸結果Tab.1 The results of model regression

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

4.3 重慶市地票指標空間分布特征分析

通過空間自相關分析可以發現地票指標流轉規模呈現出與重慶市“一圈兩翼”主體功能區劃高度一致的空間極化分布特征，即在“一小時經濟圈”區域形成了地票指標的流入極，而在“兩翼”地區形成了地票指標的流出極，而空間計量經濟分析的結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”發展戰略的引領下，資本、勞動力和技術等要素快速向“一小時經濟圈”地區集中，而建設用地要素受限于土地利用計劃管理體系，難以實現跨區域、大范圍的自由配置，但地票交易政策的出現一定程度上打破了建設用地要素流動的障礙，助推了城鎮建設用地指標的市場化配置。在市場機制的作用下，在資本、勞動等相關要素的拉動下，地票指標快速由經濟發展水平低、農村建設用地資源稟賦好的“兩翼”地區向經濟發展水平高、財政收入能力強的“一小時經濟圈”區域集中，同時，在區域經濟發展競爭的刺激下，各地區地票指標的交易行為存在強烈的競爭和模仿效應，從而在“一小時經濟圈”區域逐步形成了地票指標流入的高高（HH）集聚區，而在“兩翼”地區形成了地票指標流出的高高（HH）集聚區，這一研究結果也與之前學者的研究結論基本一致，即地票交易政策的實施一定程度上優化了重慶市城鎮新增建設用地配置體系[12]。但不可忽視的是，由于地票指標流轉行為存在顯著的空間擴散效益， 在“一小時經濟圈”區域快速聚集各種生產要素后，必須出臺相應政策發揮“一圈”地區對“兩翼”地區的輻射帶動作用，否則在空間擴散效應的作用下，極易出現區域經濟發展的馬太效應。

5 結論與討論

本文以重慶市地票交易政策為研究對象，通過空間自相關分析和空間計量經濟模型，在歸納地票指標空間分布特征的基礎上，結合重慶市主體功能區劃對其影響因素進行了深入探討。研究結果表明，重慶市地票交易規模的空間集聚效應明顯，并與重慶市“一圈兩翼”主體功能分區高度吻合。該空間分布特征一方面體現了市場機制靈活、高效配置資源的優勢，同時也反映了政府主導下主體功能區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建設用地要素跨區域、大范圍的自由流動，短期內助推了重慶市主體功能分區的實現和發展。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”地區容易過量流入地票指標，而“兩翼”地區則容易過度流出地票指標，從而造成區域經濟發展要素分布的進一步失衡，出現經濟發展強弱分明的馬太效應。因此，重慶市政府一方面要合理控制地票指標交易規模，防止地方政府因短期利益過度購買和出讓地票指標，影響區域經濟整體發展潛力；另一方面，作為創新的城鄉建設用地增減掛鉤形式，應進一步完善地票交易政策，充分發揮市場機制作用，更好地顯化農村土地資產價值，優化土地增值收益分配結構，讓地票指標流出區農民更多地分享土地增值收益，助力重慶市貧困山區脫貧攻堅工作，進一步促進重慶市城鄉間、區域間統籌協調發展。

參考文獻（References）:

［1］顧漢龍. 我國城鄉建設用地增減掛鉤政策的演化機理、創新模式及其實施效果評價研究——以“地票”交易模式為例［D］.南京：南京農業大學，2015.

［2］楊慶媛，魯春陽. 重慶地票制度的功能及問題探析［J］ .中國行政管理，2011，（12）：68 - 71.

［3］謝新. 指標控制下城鄉土地流轉微觀機制分析——以成渝地票實踐為例［J］.中國農村經濟，2012，（12）：17 - 31.

［4］顧漢龍，馮淑怡，曲福田. 重慶市兩類城鄉建設用地增減掛鉤模式的比較［J］.中國土地科學，2014，（9）：11 - 16，24.

［5］龍開勝. 集體建設用地指標交易能否增加農民收入——一個整體性框架及初步經驗證據［J］.南京農業大學學報（社會科學版），2015，15（5）：87 - 94，140.

［6］胡顯莉，陳出新. 重慶宅基地地票交易中的農民權益保護問題分析［J］.重慶理工大學學報（社會科學），2011，25（11）：57 - 61.

［7］陳曉軍，張孝成，鄭財貴，等. 重慶地票制度風險評估研究［J］.中國人口·資源與環境，2012，22（7）：156 - 161.

［8］瞿忠瓊，章明，夏敏，等. 城鄉建設用地流轉中置換指標的預警研究——以重慶市地票交易為例［J］.中國土地科學，2015，29（5）：39 - 47.

［9］文蘭嬌，張安錄. 地票制度創新與土地發展權市場機制及農村土地資產顯化關系［J］.中國土地科學，2016，30（7）：33 - 40，55.

［10］馮桂. 重慶地票制度的價值及其對城鄉一體化改革的啟示［J］.國家行政學院學報，2014，（1）：81 - 85.

［11］朱鳳凱，張鳳榮，李樂. 農地非農化視角下地票交易供給側的激勵機制及空間效應研究［J］.中國土地科學，2016，30（10）：11 - 19.

［12］顧漢龍，馮淑怡，王秋兵. 市場機制引入對城鎮新增建設用地配置效率的影響［J］.中國人口·資源與環境，2017，（7）：101 - 110.

［13］ANSELIN L. A test for spatial autocorrelation in seemingly unrelated regressions［J］.Economics Letters，1988，28：335 -341.

［14］ANSELIN L. Lagrange Multiplier test diagnostics for spatial dependence and spatial heterogeneity［J］.Geographical Analysis，1988，20：1 - 17.

［15］毛振強，左玉強. 土地投入對中國二三產業發展貢獻的定量研究［J］.中國土地科學，2007，21（3）：59 - 63.

［16］姜海，曲福田. 不同發展階段建設用地擴張對經濟增長的貢獻與響應［J］.中國人口·資源與環境，2009，19（1）：70 - 75.

［17］ANSELIN L, FLORAX R J. Small sample properties of tests for spatial dependence in regression models: Some further results. New Directions in Spatial Econometrics［M］.Berlin:Springer-Verlag，1995：21 - 74.