中國城市新增建設用地擴張：基于策略互動視角分析

王 健，彭山桂，2，王 鵬，吳 群，3

（1.南京農業大學公共管理學院，江蘇 南京 210095； 2.山東師范大學商學院，山東 濟南 250014；3.南京農業大學不動產研究中心，江蘇 南京 210095）

關鍵字：土地利用；新增建設用地；地方政府；策略互動；空間計量

1 引言

2013年，全國建設用地現狀總面積為3 745.6萬hm2，已經超出2020年規劃控制指標21.6萬hm2①2016年原國土資源部對《全國土地利用總體規劃綱要（2006—2020年）》進行調整，本文采用的土地利用規劃指標數據均為調整之前的數據。。2014年3月21日發布的《國家土地督察公告》揭露2013年某些省份的建設用地規模已突破2020年的規劃指標的事實。雖然規劃本就存在多種不確定因素，但是原規劃15年的用地量僅在幾年內即消耗完則是非常值得關注的問題。由于存量建設用地的利用不增加建設用地總規模，建設用地規劃指標被突破主要是新增建設用地擴張所導致。2013年12月中央城鎮化工作會議首次強調，新型城鎮化要“嚴控增量，盤活存量”。隨后，全國國土資源工作會議多次提出建設用地需要“嚴控增量，盤活存量”。國家一系列政策均明確向存量土地要發展的思路。然而，中國土地市場網數據統計顯示，2010—2013年出讓的新增建設用地面積占全部建設用地的比例均值為82.79%，而2014—2016年該比例達到84.13%。在新增建設用地擴張嚴峻，甚至突破規劃的現實背景下，國家宏觀政策多次強調嚴控增量土地，新增建設用地擴張卻不降反增，因此，有必要深入探索地方政府為何如此傾向擴張新增建設用地。

近年來，探索城市建設用地擴張原因一直是研究熱點。相關研究從經濟發展、人口規模、工業化、城鎮化等社會經濟因素方面揭示其原因[1-3]，也有研究從財政分權、官員晉升考核、土地制度、政府制度等體制方面探索其機制[4-5]。但這些研究均集中在單一地方政府層面，隨著研究的深入，有學者注意到地方政府之間存在利用建設用地開展策略互動的行為，爭相出讓建設用地[6]。例如，DENG研究表明相鄰城市爭相擴大城市用地規模來實現經濟快速發展[7]；HUANG等研究發現地方政府為吸引資本爭相低價出讓更多工業用地[8-9]；羅必良和黃凌翔等研究表明地方政府之間的土地出讓政策存在策略互動影響[10-11]；較多研究通過實證檢驗均得出類似結論[12-14]，說明地方政府出讓建設用地存在策略互動影響的觀點得到較多學者認可。因此，探索宏觀層面城市建設用地擴張驅動因素，不能局限在社會經濟、體制制度等因素，也不能僅局限在單一政府層面，還需要考慮地方政府之間的策略互動。

然而，已有研究存在以下不足：（1）就城市建設用地擴張的研究主題而言，已有研究主要集中在探索全部建設用地擴張，缺乏區分存量用地探索城市新增建設用地擴張的原因；（2）就研究城市建設用地擴張的視角而言，已有研究均集中在單一地方政府視角，雖然對地方政府之間土地出讓策略互動的研究逐漸增多，但是基于策略互動視角分析城市新增建設用地擴張鳳毛麟角；（3）就地方政府之間策略互動的工具而言，已有關于建設用地策略互動的研究，均未區分新增建設用地與存量建設用地，尤其缺乏對新增建設用地數量維度的分析，由于存量建設用地開發成本高、周期長等因素，地方政府在數量上偏好新增建設用地明顯，因此有必要對地方政府在新增建設用地數量維度的策略互動展開分析。

本文基于地方政府之間利用新增建設用地策略互動的視角分析中國城市新增建設用地擴張的原因，彌補上述研究不足，并利用中國土地市場網232個地級市2007—2016年的城市新增建設用地數據，借助空間計量分析工具開展實證分析。

2 分析框架

構建分析框架之前，需界定“策略互動”內涵。地方政府策略互動行為研究發源于公共經濟領域，西方一些學者研究發現地方政府在稅收競爭方面存在策略互動，即為爭取稅基，地方政府會根據周邊地區競爭對手的稅率，對自身的稅率進行必要的調整[15-17]。在此基礎上，策略互動逐漸被歸納為本地區地方政府會隨著相鄰地區的行為變化而做出與其相同或相反的策略選擇，因此，本文策略互動是指地方政府的土地出讓行為會根據相鄰地方政府的土地出讓行為變化而進行策略調整。

地方政府策略互動理論主要有三個假說。第一，BRUECKNER提出地方政府實施的政策可以對相鄰地方政府產生影響[15]。中國地方政府增加建設用地吸引投資、促進發展的行為決策會使相鄰地方政府產生模仿或搭便車的空間互動效應[7]。第二，TIEBOUT提出資源流動假說[16]，認為地方政府為吸引流動資源展開競爭。由于流動資源的逐利性、有限性，中國地方政府之間需要為吸引更多資源與資本到本轄區而競爭[5]。第三，BESLEY和CASE提出標尺競爭假說[17]，認為投票者利用相鄰地區實施的政策作為一個標尺衡量本地政府的表現。雖然中國不存在居民投票來評價政府好壞，但由中央政府依據經濟發展相對好壞評價、提拔地方政府官員的機制，足以導致地方政府經濟行為并非獨立決策，即其會密切關注競爭對手的經濟績效[6]，為避免落后于競爭對手，不可避免為更多財政收入、更好的經濟發展而展開競爭[5]。

中國地方政府之間策略互動的目的是為吸引資本到本轄區，實現經濟增長和財政增收。由于地方政府控制城市土地一級市場的土地供應權，出讓建設用地是地方政府引入資本的重要政策工具。無論地方政府是自身利益最大化的理性經濟人假說或是提供最優公共服務的社會福利最大化者的假說，地方政府都存在足夠的動機出讓較多數量的建設用地來吸引資本。工業用地數量直接影響企業是否進駐轄區及其用地成本，從而間接影響到企業的利潤、職工工資和人口流動；商住用地數量可以直接影響房地產價格、居住成本，進而影響財政收入以及公共服務質量。由于建設用地供給影響上述眾多與資本息息相關的因素，根據資本流動的利差決定論，資本的流動必然受到影響[16]，并且資本是有限的、是逐利的，競爭的存在導致地方政府出讓建設用地的行為會根據相鄰地方政府的土地出讓行為變化而做出策略調整。

中國地方政府之間進行策略互動，與一些西方國家利用稅收為工具不一致，出讓建設用地是其重要手段。在新增和存量建設用地選擇過程中，具有經濟人特性的地方政府更偏好新增建設用地。主要原因是：首先，從成本角度看，新增建設用地成本低，而實施城市更新利用存量建設用地成本高。任何不確定因素，如既有土地使用人不同意拆遷等，都可能影響存量土地利用時序，導致成本進一步增加。其次，從利益均衡機制看，存量土地涉及利益面廣、利益關系復雜。存量土地使用權往往分散在土地使用者和開發商，話語權和決定權不僅僅掌握在地方政府手中，地方政府偏好的行為受到較多約束。如圖1所示，單價上，存量建設用地單價與新增建設用地單價之間差距有逐漸增大的趨勢；數量上，新增建設用地占全部建設用地面積的比例大于80%，地方政府的新增建設用地偏好十分明顯。

基于上述分析，本文認為，地方政府之間存在策略互動行為，而城市新增建設用地是地方政府開展策略互動的重要工具；并且地方政府之間為吸引更多資本到本轄區，實現更好的經濟發展、財政增收，表現出爭相出讓更多數量新增建設用地的正向策略互動，不可避免導致城市新增建設用地規模擴張。

圖1 新增與存量建設用地單價及新增建設用地面積占比①與下文一致，統計城市的個數為232個地級市。Fig.1 The unit prices of the newly-added and extant construction land and the proportion of the area of newlyadded construction land

3 方法與數據

3.1 實證方法

本文基于策略互動視角分析城市新增建設用地擴張，實證策略與步驟如下：第一步，識別地方政府出讓新增建設用地策略互動行為是否存在；根據已有研究[6，8-10]，地方政府出讓建設用地策略互動行為，可以用空間計量模型識別。第二步，對策略互動與新增建設用地擴張的關系進行描述統計分析；莫蘭指數可以識別哪些地區策略互動程度強，哪些地區弱，通過對比分析強弱地區的新增建設用地擴張數據，一定程度可以反映策略互動與城市新增建設用地擴張的關系。

由于空間滯后模型（SLM）和空間誤差模型（SEM）均可由空間杜賓模型（SDM）簡化而得[18]，因此，構建一個SDM來闡述空間計量模型如何識別策略互動：

式（1）中：Y是被解釋變量；W是空間權重矩陣是被解釋變量的空間滯后項，表示地區i和地區j的被解釋變量的交互影響；ρ是空間自回歸系數，是本文關注的重點，若ρ大于零，則存在正向策略互動影響，若ρ小于零，則存在負向策略互動影響；β是解釋變量回歸系數；X表示解釋變量矩陣為解釋變量空間滯后項；θ是解釋變量的空間相關系數；λ和μ表示個體和時間固定效應；ε是誤差項。

本文選取相鄰權重矩陣作為空間權重矩陣[18]，即如果城市相鄰（城市i和城市j共享一個邊界或者頂點）則權重賦值為1，否則為0。原因是，較多相關研究均采用該空間權重矩陣[7-9，14]，而且由于相鄰城市稟賦比較相似，地方政府為引資，往往是在相鄰城市之間展開競爭，相鄰城市的空間互動策略更明顯。由于省行政區劃的存在，可能省際之間相鄰城市的互動影響與省內城市之間互動影響存在差異，因此，設置兩種矩陣，一個是忽略省邊界的空間權重矩陣（Wno），只要城市相鄰即賦值為1；另一個是考慮省邊界的空間權重矩陣（Wyes），省內相鄰城市賦值為1，不同省份的城市即使相鄰也賦值為0。本文對空間權重矩陣按照行進行標準化，因為標準化之后可以解釋平均空間溢出效應。

3.2 變量與數據

空間計量模型中的被解釋變量是地方政府出讓城市新增建設用地數量，用城市新增全部建設用地數量表示（NCL，單位：hm2）。根據現有研究[5，19-21]，為減少遺漏變量帶來的偏誤，基于宜精不宜多的原則，解釋變量主要包括制度因素和城市發展特征因素兩大方面。

制度因素主要包括：（1）財政激勵（FI，單位：億元），用財政赤字規模表示，赤字規模越大，激勵程度越大，吳群等研究表明財政激勵是地方政府依賴出讓建設用地的重要原因[5]。（2）晉升激勵（PI，單位：年），主要是來源于以GDP為導向的晉升考核機制，用黨委書記任期來衡量，任期越短，晉升空間越大，受到的激勵越大，出讓新增建設用地數量越多[19]。（3）土地錯配（Misall），考慮該變量是因為中央政府基于區域均衡的角度，2003年以后建設用地配置在空間上實行傾向中西部城市或者中小城市的政策[20-21]，這種供給行為傾向導致建設用地供給數量與經濟發展不匹配，形成錯配，可能造成新增建設用地擴張；土地錯配衡量方式為：Misall=（本城市新增建設用地/全部樣本城市新增建設用地之和）/（本城市GDP/全部樣本城市GDP之和）。

城市發展特征因素主要包括：（1）經濟發展（GDP，單位：億元），用地區生產總值表示；（2）人口數量（POP，單位：萬人），用年末常住非農人口數量表示；（3）基礎設施建設（ROAD，單位：萬m2），用市轄區道路面積表示，由于道路面積只能獲取市轄區數據，因此該變量數據為市轄區層面。這些因素均反映一個城市發展的特征，是影響建設用地出讓數量的基本且重要的因素[5，19-20]。

本文選取2007—2016年232個地級市進行實證分析。首先，由于本文分析新增建設用地擴張，考察其突破規劃指標的現狀；從293個地級市規劃、國土等部門的官方網站，只能下載到232份包括新增建設用地指標的地級市土地利用總體規劃（2006—2020年）。其次，城市新增建設用地數據來源于中國土地市場網，其涵蓋各個城市2007年以來出讓的新增與存量建設用地。實證樣本收集中國土地市場網全部建設用地1 213 414條，其中新增建設用地651 552條。財政收支、GDP、人口、基礎設施等數據來源于《中國城市統計年鑒》。黨委書記任期數據來源于人民網、政府官方網站、百度百科等網站，由筆者收集整理而得，共整理660位地級市黨委書記簡歷，覆蓋2007—2016年232個地級市。限于篇幅，變量統計描述省略。

4 結果分析

4.1 城市新增建設用地策略互動識別

首先，進行LM和LR統計量檢驗，結果顯示應該采用雙固定效應的空間計量模型進行估計①限于篇幅，該結果未列出，若需要可向筆者索取。。其次，進行Wald和LR統計量檢驗來確定哪種空間計量模型（SAR、SEM和SDM）更合適。表1列（1）—（3）報告了三種空間面板模型的估計結果，這些模型的估計均采用雙固定效應，并且都是用最大似然估計進行的；表1列（3）的Wald和LR統計量檢驗結果顯示，SDM更合適。最后，進行Hausman檢驗來確定固定效應或隨機效應，結果顯示隨機效應在1%的顯著水平下被拒絕（估計值為1 389.270 7，自由度為13，P＜0.01），意味著固定效應模型更合適。ELHORST研究表明，當采用包含雙固定效應的SDM進行面板數據分析時需要進行參數偏差矯正[22]。偏差矯正后的SDM回歸結果報告在表1列（4），與列（3）結果基本一致，一定程度上說明回歸結果是穩健的。

表1列（4）的第一行報告了空間自相關系數ρ等于0.191 7，在1%水平上顯著。由于對空間權重矩陣進行了標準化，所以該系數表明相鄰城市新增建設用地數量平均變化1%將會引起本地城市新增建設用地數量0.191 7%的同向改變，即地方政府出讓新增建設用地的正向策略互動行為顯著。基于考慮省邊界空間權重矩陣（Wyes）的SDM回歸結果顯示空間自相關系數ρ等于0.179 9，進行偏誤矯正后ρ等于0.183 4，二者均在1%水平上顯著②限于篇幅，基于考慮省邊界空間權重矩陣（Wyes）的回歸結果未列出，若需要可向筆者索取。；一方面，該結果進一步證實地方政府出讓新增建設用地的正向策略互動行為顯著存在；另一方面，利用Wyes回歸結果的空間自相關系數（0.183 4）顯著小于利用Wno的回歸結果（0.191 7），可能的原因是，考慮省邊界的空間權重矩陣割裂了省際的城市之間可能存在的策略互動網，導致空間自相關系數偏小，不能全面反映出城市之間的策略互動，因此，下文均分析采用Wno的回歸結果，即表1的結果。

由于存在空間自相關，SDM估計出的解釋變量回歸系數不能表示邊際影響[18]。根據ELHORST的研究[18]，可以估計直接效應來量化解釋變量對被解釋變量的影響。直接效應的結果如表1列（7）所示，可以看出，財政激勵（FI）的回歸系數顯著為正，表明財政壓力越大，城市新增建設用地擴張越多，這與現有研究基本一致[5，9]。晉升激勵（PI）的回歸系數不顯著；外商直接投資在已有研究中常用來衡量晉升激勵，引資越多競爭越激烈[5]，用外商直接投資（FDI）代替黨委書記任期變量衡量晉升激勵，SDM回歸結果和直接效應如表1列（5）、（6）和（8）所示，可以發現晉升激勵不顯著，而其他變量系數與列（3）、（4）和（7）基本一致。土地錯配（Misall）對新增建設用地（NCL）有顯著正向影響，表明中央政府配置建設用地在空間上的偏好是新增建設用地擴張的一個重要原因。經濟發展（GDP）對新增建設用地（NCL）有顯著正向影響，并且經濟發展的回歸系數最大，表明經濟發展是城市新增建設用地擴張的主要原因。這與現有研究基本一致[5-6，13，21]，也符合客觀現實，即經濟高速發展對新增建設用地需求較大。

4.2 策略互動與城市新增建設用地擴張

上節實證結果顯示地方政府出讓新增建設用地在數量上存在顯著正向策略互動，爭相出讓更多數量新增建設用地的直接結果就是新增建設用地快速擴張，換言之，上文SDM的回歸結果已經可以說明策略互動是城市新增建設用地擴張的一個重要原因；為進一步給策略互動與城市新增建設用地擴張的關系提供更直接的經驗證據，本文借助莫蘭指數散點圖進行統計分析。

表1 空間面板模型回歸結果Tab.1 Estimation results of spatial panel data models

首先，統計分析哪些城市存在比較顯著的正向策略互動。莫蘭指數散點圖是一個可視化工具，可以直觀顯示空間自相關情況[22]，其4個象限代表4種空間自相關：第一象限是高—高集聚，第二象限是低—高集聚，第三象限是低—低集聚，第四象限是高—低集聚[22]。（1）使用GeoDA軟件，得出2007—2016年間“新增建設用地數量（NCL）”均值的全局莫蘭指數散點圖（圖2），莫蘭指數為0.210 3，序列經驗方法檢驗結果顯示其在1%的水平上顯著，說明新增建設用地出讓行為具有顯著的正向空間自相關，驗證了空間計量結果的穩健性。（2）位于莫蘭指數散點圖（圖2）第一象限和第三象限的城市數量分別為90和69；位于第二和第四象限的城市數量之和為73①限于篇幅，莫蘭散點圖的空間分布圖未列出，若需要可向筆者索取。。90個高—高集聚的城市主要集中在東部沿海和經濟發展相對較快的中部地區，最明顯的是長江中下游的省市，這些地區地方政府出讓新增建設用地競爭較為激烈，即策略互動程度較強。69個低—低集聚主要集中在黑龍江、遼寧與吉林接壤地區、關中—天水經濟區、成渝經濟區、廣西北部灣經濟區等中西部城市，這些地區是國家近年實施西部大開發、振興東北等國家級戰略的重點規劃區，在高層戰略的激勵下地方政府存在策略互動，但這些地區經濟發展水平略低于東部沿海和長江經濟帶，其互動程度相對較弱；73個低—高（高—低）集聚主要集中在黑龍江與吉林接壤地區、山西、河南、廣西中部地區等中西部地區，這些城市新增建設用地空間相關性不顯著，可能由于這些地區是農業主產區或是能源資源存儲大省，新增建設用地的增加受到較多約束。上述分析結合空間計量結果中的經濟發展（GDP）對新增建設用地（NCL）影響的回歸系數最大，可以說明經濟發展越好的地區正向策略互動越明顯。

圖2 莫蘭指數散點圖Fig.2 The Moran’s scatter plot

圖3 策略互動與城市新增建設用地擴張程度Fig.3 Strategic interaction and the scale of newly-added urban construction land expansion

其次，分析策略互動與新增建設用地擴張的關系。將位于第一象限的城市，賦值為1，即這些城市存在顯著正向策略互動，否則賦值為0。整理232個城市2006—2016年新增建設用地面積累計值②2006年新增建設用地數據來源于《中國國土資源統計年鑒》，其余年份數據來源于中國土地市場網。，繪制圖3（策略互動與否的圖例是“柱狀”，城市數量多導致其顯示為“線狀”）。可以直觀看出，存在顯著正向策略互動的城市，新增建設用地現狀規模普遍較大。統計分析發現，存在顯著正向策略互動的城市2006—2016年平均每個城市增加新增建設用地19 672.37 hm2，而策略互動不顯著的城市2006—2016年平均每個城市增加新增建設用地12 239.40 hm2，前者比后者高出60.73%。結合前文空間杜賓模型證實正向策略互動顯著存在的結果，該統計結果可以說明新增建設用地正向策略互動是導致新增建設用地擴張的重要原因。

最后，基于新增建設用地突破規劃現狀的數據考察新增建設用地擴張程度。圖3可以直觀地發現，2006—2016年累計新增建設用地現狀值大于2020年規劃新增建設用地指標的城市，策略互動“值”多數均為1，說明新增建設用地現狀突破規劃的城市基本都存在顯著正向策略互動。統計分析發現，存在顯著正向策略互動的城市中47.78%的城市截止到2016年累計新增建設用地已經突破2020年規劃控制指標，如果把即將突破規劃的城市（現狀與規劃的比值大于0.8）統計在內，該比例達到70%。上述結果顯示新增建設用地擴張形勢嚴峻，甚至突破規劃，一定程度上說明土地利用規劃在調控新增建設用地擴張方面缺乏科學性與法律約束力。

5 結論與政策建議

本文基于地方政府策略互動理論構建地方政府新增建設用地擴張分析框架，利用2007—2016年232個地級市數據，采用空間計量模型對地方政府新增建設用地策略互動實證分析，進而結合土地利用總體規劃（2006—2020年）中新增建設用地控制指標數據，對城市新增建設用地擴張的現狀及其與策略互動的關系進行統計分析。主要研究結論如下：（1）地方政府在新增建設用地數量上的正向策略互動行為顯著存在，即地方政府出讓新增建設用地的數量不僅受到城市自身狀況影響，而且會隨著相鄰地區地方政府新增建設用地數量變化表現出同向變化；（2）地方政府之間存在顯著正向策略互動的城市新增建設用地擴張明顯，其擴張規模比策略互動不顯著的城市高60.73%，并且存在顯著正向策略互動的城市中，47.78%的城市截止到2016年新增建設用地已經突破2020年規劃控制指標；（3）財政激勵對城市新增建設用地擴張有顯著正向促進作用，土地錯配加劇城市新增建設用地擴張；（4）經濟發展好的區域正向策略互動更明顯，城市新增建設用地擴張也越嚴重。

基于上述研究結論，在控制城市新增建設用地擴張方面，得到如下政策啟示：

（1）針對新增建設用地擴張現狀而言，地方政府之間存在正向策略互動的城市新增建設用地擴張形勢嚴峻，甚至突破規劃控制指標，亟需加強土地利用總體規劃的科學性與法律約束力。2019年5月23日，國務院發布《中共中央國務院關于建立國土空間規劃體系并監督實施的若干意見》，如果國土空間規劃的編制、審批、實施、監管能夠真正實現國家意志，建立起權威、法定、科學的規劃體系，那么國土空間規劃對城市新增建設用地擴張將具有顯著的控制約束作用。

（2）針對地方政府策略互動的工具而言，地方政府可以利用新增建設用地為工具開展策略互動得益于當前的土地制度。長期來看，2019年8月26日審議通過的《中華人民共和國土地管理法》修正案，在集體經營性建設用地入市和征地制度改革等方面有重大突破，一定程度可以削弱地方政府對土地一級市場絕對控制權，減弱地方政府利用新增建設用地為工具開展策略互動，但短期內較難起到立竿見影的效果，并且依賴中央、地方及其相關部門制定、完善《土地管理法實施條例》等相關配套法律規章，來確保新法律制度正確有效實施。短期來看，可以考慮建立激勵機制，加大力度鼓勵并支持開發利用存量建設用地。

（3）針對部分影響城市新增建設用地擴張的因素而言，需要減弱地方政府面臨的財政激勵，可以考慮在新一輪財稅體制改革過程中，賦予地方政府更多財權。另外，需要糾正土地錯配，使建設用地指標在區域間、城市間的分配更加科學、合理。

（4）針對地方政府之間存在策略互動行為而言，調控新增建設用地擴張，不可忽視地方政府間的策略互動。鑒于經濟發展較好的城市之間策略互動更明顯，可以優先調控區域內經濟發展較好的城市，借助其策略互動關系網達到事半功倍的調控效果。

限于文章篇幅，本文有兩個內容未能深入展開，即存在兩個研究不足①非常感謝外審專家提出此兩點研究不足，為后續研究指明了方向。：一是缺乏對不同用途建設用地展開分析；二是對于哪些因素導致地方政府策略互動行為產生，缺乏深入的挖掘與實證探索。以上兩點是繼續本研究的可行方向。