土地資源錯配如何影響霧霾污染??——基于土地市場交易價格和PM 2.5數據的空間計量分析

韓 峰 余泳澤 謝 銳

(1.南京審計大學經濟學院 江蘇南京 211815)

(2.南京財經大學國際經貿學院 江蘇南京 210023)

(3.湖南大學經濟與貿易學院 湖南長沙 411079)

一、引 言

由于工業對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和壟斷權，將更多的建設用地指標配置于工業領域。這種政府主導的土地資源配置模式盡管在短期內有效促進了城市經濟的快速增長和城鎮化的快速推進，但會導致資源環境壓力不斷加劇，不利于經濟的持續、穩定和高質量發展。尤其是2013 年以來，以PM 2.5為主要構成的霧霾污染籠罩我國多數城市。?2019 中國生態環境狀況公報? 指出，全國337 個地級及以上城市中，依然有180個城市環境空氣污染超標，占53.4%；以PM 2.5為首要污染物的天數占重度及以上污染天數的78.8%。為控制霧霾污染、提高空氣環境質量，中國政府在十八屆五中全會中明確提出了綠色發展理念。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，持續實施大氣污染防治行動，打贏藍天保衛戰”。這昭示著政府深化供給側結構性改革，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濟活動的載體和經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濟發展方式和空氣環境質量產生重要影響。探討土地資源配置對霧霾污染的影響機制，對于深化供給側結構性改革、實現土地資源優化配置，進而從經濟增長的源頭防治霧霾污染具有重要的現實意義。

現有文獻圍繞產業結構(李云燕和殷晨曦，2017)、城鎮化(邵帥等，2019)、交通擁堵(Xie 等，2019)、財政分權(黃壽峰，2017)等因素對霧霾污染的影響效應、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濟運行的要素配置視角深入探討霧霾污染產生的機制和決定因素。改革開放以來，市場和政府在經濟發展中的關系問題一直備受關注。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揮決定性作用。然而，這些市場化改革舉措產生的成效主要集中于最終產品市場，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權和供給權，對土地資源配置的方式、結構及數量起著決定性作用。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濟活動的發展方式，進而對環境質量產生影響。可是目前直接從土地資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上進一步引入空間交互效應構建空間計量模型，以我國2006—2016 年277 個地級城市面板數據為樣本，探討土地資源錯配對霧霾污染的作用機制，以期為實現土地資源優化配置和霧霾的有效治理提供有益借鑒。

與現有文獻相比，本文貢獻在于以下幾個方面。第一，本文聚焦城市經濟快速發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)的基礎上，從結構效應、技術效應和規模效應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，本文采用網絡爬蟲技術從中國土地市場網收集了2006—2016 年全國277 個地級城市商服用地、住宅用地和工業用地的實際交易數據，并結合生產函數，利用邊際產出法測算工業用地錯配指標，對城市建設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土地市場，導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

本文溯源于環境經濟學經典的環境庫茲涅茨曲線理論，在Grossman 和Krueger(1993)的基礎上，從結構效應、技術效應和規模效應三個方面來構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)探討的是經濟增長對環境污染的作用機制，但土地資源配置作為經濟活動的重要組成部分，必然會通過規模效應、結構效應和技術效應對霧霾污染產生影響。

首先，在結構效應方面，土地資源錯配可通過抑制制造業結構高度化和阻礙產業結構服務化加劇霧霾污染。分稅制改革以來，中央政府將財權上收，但中央政府與地方政府事權劃分基本不變，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模巨大的企業，優先發展資本密集型行業或重工業(陸銘和歐海軍，2011)。而土地作為地方發展中最根本也是最重要的經濟資源，成為地方政府在招商引資中獲得競爭優勢的重要保障。地方政府借助其在土地一級市場中的壟斷權和控制權，爭相通過建立新城區、各類工業園區及開發區等形式，加大土地征用和供給規模，以低地價或零地價吸引工業投資，展開激烈的招商引資競爭。城市建設用地主要流入了與工業相匹配的生產性基礎設施建設及工業領域，導致各地區資本密集型行業和重工業重復建設以及結構的低水平雷同，不僅固化了各地區以資本密集型制造業或工業為主的產業結構(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用地以低價偏向性地配置于工業領域，還擠占了現代服務業發展空間，導致現代服務業發展不足，阻礙了產業結構服務化進程。現代服務業具有技術含量高、規模經濟顯著、生產率提高快、低能耗低污染等特點(段文斌等，2016)，促進現代服務業發展、提升現代服務業在經濟結構中的比重對于降低霧霾污染、提高空氣質量至關重要。然而，伴隨著城市空間的不斷擴張和土地供給規模的不斷增加，大量建設用地被配置于工業及其相關領域，留給現代服務業，尤其是生產性服務業的相當有限且價格昂貴(國務院發展研究中心和世界銀行聯合課題組，2014)。地方政府通常將征收來的40%—50%的建設用地以低價或零地價用于工業發展，僅將20%—30%的建設用地以高價進行出讓，用于商服發展和住房建設(Zhang 等，2017)。這不僅直接導致了現代服務業發展不足，而且提高了現代服務業生產和經營成本，不利于現代服務業充分發展和集聚。譚洪波(2015)指出土地要素市場扭曲的工業偏向是造成中國產業結構中服務業發展相對滯后的重要原因。而產業結構服務化進程延緩，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。

假設1:城市建設用地在工業領域低價偏向性配置所導致的土地資源錯配，可通過阻礙制造業結構高度化、延緩產業結構服務化加劇城市霧霾污染。

其次，在技術效應方面，土地資源錯配通過抑制城市綠色技術創新，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用地價格和擴大工業用地出讓規模進行招商引資的做法，將導致大量低效率企業因低地價而進入轄區投資，降低城市整體的工業企業全要素生產率和創新能力(李力行等，2016；張莉等，2019)，不利于清潔生產技術的研發、推廣、應用及霧霾污染的有效治理。楊其靜等(2014)認為，在經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模和降低地價的底線競爭行為，而且存在競相降低引資質量的底線競爭行為。以GDP 為主的考核機制會導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濟增長的資本密集型行業傾斜(陸銘和歐海軍，2011)，而這些行業也多被開發區和工業園列為其重點招商對象。由于地方政府在出讓工業用地時較多關注短期引資規模，而非長期引資質量，大量低效率企業在稀缺工業用地上投資勢必形成工藝落后、技術含量低和發展前景黯淡的中低端產能，不利于城市研發能力的整體提升和綠色技術水平的不斷提高，無法通過綠色清潔技術的研發和創新來有效控制和改善霧霾污染。此外，政府對工業用地價格的負向扭曲還會使選擇效應失靈，高生產率企業可能會因非市場因素無法進入城市，而創新能力低下、生產率低的企業可能因此有機會占用高價值土地(張莉等，2019)。當低效率企業以較低價格占用工業用地時，即使企業生產率水平低、創新能力低下也可以獲得較多利潤，從而降低企業增加研發投入、從事技術創新的積極性，不利于綠色生產技術的研發和推廣。基于此，本文提出如下研究假設。

假設2:土地資源錯配通過抑制城市綠色技術創新加重了城市霧霾污染程度。

最后，在規模效應方面，土地資源錯配可通過弱化集聚效應加劇霧霾污染。一般而言，在沒有行政力量過度干預的條件下，企業會在市場力量作用下、依據效率原則選擇最優的區位集聚。市場效率主導下的產業集聚較注重企業間的內在關聯性及企業行為與當地比較優勢的匹配性，因而能夠在長期內有效激發集聚的規模經濟效應和技術外溢效應，進而提升生產和節能減排技術水平，降低環境污染(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用地價格和擴大工業用地出讓規模的底線競爭行為，實際上是通過過度干預土地要素市場對投資企業實行地租優惠和變相補貼，進而大大降低轄區內企業的生產成本和投資風險，使大量外來企業為獲得“土地優惠”而不斷向轄區集聚。由于并未遵循市場規律，地方政府通過土地政策優惠誘導形成的企業“扎堆式”集聚雖然能夠在短期內推進經濟的快速增長和稅收收入的快速提高，但難以有效發揮技術外溢效應和規模經濟效應，不僅使產業集聚應有的污染減排效應隨之降低，而且造成產業的低水平重復建設和資源浪費，進一步加劇霧霾污染。黃忠華和杜雪君(2014)認為政府主導土地資源配置模式下的土地稀缺性和生產率最佳原則并未在土地配置中得到體現，工業用地成本的嚴重低估導致產業投資的低水平重復和結構同質，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展開的“競次式”補貼行為會使企業在選址時更多考慮獲取“政策租”，從而降低集聚區內企業間的關聯性，弱化集聚效應。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用地產生的土地資源錯配削弱了產業集聚效應，加劇了霧霾污染。基于此，本文提出如下研究假設。

假設3:土地資源錯配通過弱化產業集聚效應而對霧霾污染治理產生不利影響。

三、模 型 設 計

(一)空間計量模型設定

土地資源錯配除對城市自身霧霾污染產生影響外，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生明顯的空間外溢效應。首先，霧霾污染具有跨區域擴散效應，一個地區生產中排放的污染物在導致自身霧霾污染程度加重的同時，還可能加劇周邊地區的霧霾污染。其次，地方政府為獲得更多增長績效和創造更多就業機會，紛紛利用低地價或零地價來吸引投資，使工業用地出讓陷入競次式競爭。這種策略性互動行為導致各地區競相發展資本密集型產業和重工業，造成地區間產業結構同質和資源配置扭曲，使霧霾污染在地區間競相惡化，霧霾污染的外溢效應越發明顯。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，構建土地資源錯配影響城市霧霾污染空間分析框架。假設經濟系統中包含N 個城市，生產要素為勞動力、資本和土地，代表性城市i 的生產函數可設定為，其中Qi為城市i 的產品產量，L 為勞動力數量，K 為資本存量，S為生產制造業產品所需的土地投入；α、β 和γ 為產出彈性系數，且0 <α <1、0 <β <1、0 <γ<1，a 為常數。若城市i 在生產資本密集型產品Z 的同時，還產生了霧霾污染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境規制力度，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。代表性城市產品產量和霧霾污染排放量可表示為:

其中，ψ(λ)為污染排放函數，且ψ′(λ)<0。根據Copeland 和Taylor (1994)，霧霾排污函數可設定為ψ(λ)＝(1－λi)1/σ/Ai，其中0 <σ <1，A 為生產技術或全要素生產率。結合式(1)、式(2)得到:

若城市i 建成區面積為Ui，工業用地占城市建成區面積份額為πi，則有Si＝πiUi。城市中各類土地的使用結構作為一個城市土地配置結果的反映，工業用地份額大小必然與工業用地配置方式密切相關，因而工業用地份額可看作工業用地偏向性配置程度(G)的增函數，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構來改變其承載經濟活動的產業結構，進而對霧霾污染產生影響。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，并重寫為矩陣形式，得到:

其中，Φ 為常數項對數的N×1 向量，A 為生產技術或全要素生產率對數的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、城市建成區面積以及非治污資源投入比例對數的N×1 向量。

根據本文的理論機制分析，過度偏向工業的土地資源配置方式不僅會通過抑制城市技術創新、阻礙制造業結構高度化和產業結構服務化影響霧霾污染，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生空間外溢效應。由于結構調整和技術創新均是決定地區全要素生產率提升和生產技術水平的重要因素，因而土地資源錯配也必然對生產技術水平和全要素生產率產生影響并具有空間外溢效應。生產技術水平A 可看作本市和周邊城市土地資源錯配的減函數。此外，根據Ertur 和Koch (2007)，生產技術不僅依賴于本城市的特征變量和生產要素，而且受到其他城市技術進步的影響。生產的技術水平(Ai)可設定為:

其中，A0為所有城市共有的外生技術沖擊；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技術的地理加權平均，且?>0，δ>0。wij(j ＝1，…，N 且j ≠i)為城市i 與周邊城市j 的關聯程度；wij越大，則城市間關聯程度越高。

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來分析。對式(6)取對數后做適當變形，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?經濟科學? 官網論文頁面“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。

(二)變量說明、指標測度與數據來源

本文樣本為2006—2016 年全國277 個地級城市的面板數據。為保證面板數據的完整性和可得性，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、隴南市和中衛市等土地數據樣本缺失較為嚴重的城市。城市數據主要來自2007—2017 年?中國城市統計年鑒?、?中國國土資源統計年鑒? 及?中國城市建設統計年鑒?。本文采用省級層面的價格指數對城市數據進行調整，價格指數來自?中國統計年鑒?。以下具體說明有關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監測。為解決PM 2.5濃度歷史數據缺失的問題，我們根據陳詩一和陳登科(2018)，利用ArcGis 軟件解析哥倫比亞大學社會經濟數據和應用中心公布的、基于衛星監測的全球PM 2.5濃度年均值的柵格數據，得到2006—2016 年中國277 個地級城市年均PM 2.5濃度具體數值，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-道格拉斯生產函數和邊際產出法來測算土地資源錯配指標。在生產函數估計上，由于勞動力、資本和土地等要素回歸系數反映的經濟變量間關系很有可能是隨時間變化的，因而本文采用可變系數模型進行估計。可變系數生產函數可表示為:

其中，Rit為城市層面的科學研發指標，用于控制技術進步引起的生產效率差異對城市產出的影響，以城市層面信息傳輸、計算機服務和軟件業以及科學研究和技術服務業從業人員占總從業人員的比重表示；為城市工業增加值，以第二產業地區生產總值表示；為工業部門勞動力數量，以市轄區第二產業城鎮單位從業人員數表示。為城市工業部門資本存量，用市轄區每年固定資產投資和公式＝ (1－?)計算。其中，? 是年折舊率，設為5%；It是固定資產投資；ωi，t是各城市的累計資本價格指數。S 為城市工業用地面積。η1—η3為彈性系數，ξit為隨機擾動項。假設要素規模報酬不變，即ηi，1＋ηi，2＋ηi，3＝1。對式(9)做適當變形并利用可變系數模型中的隨機系數模型和FGLS 方法進行估計①隨機系數模型假定參數估計隨時間而變，并將變量系數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 殘差來估計協方差矩陣中的參數，然后使用GLS 方法進行估計。隨機系數模型的Stata 命令為“xtrc y x，betas”，其中“betas”表示顯示對每組(每個城市)系數的估計結果。，可得到參數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用地的邊際產出。若r 表示城市工業用地價格，則土地資源錯配可表示為工業用地邊際產出與其實際價格的比值，即:

其中，G ＝1 表示工業用地不存在錯配現象；G >1 表示工業用地應有價值大于實際價格(即實際價格被低估)，土地資源呈現反向錯配；G <1 表示工業用地應有價值小于其實際價格(實際價格被高估)，土地資源呈現正向錯配。μs為土地資源錯配的程度，μs等于0，說明工業用地不存在錯配，若不等于0，則工業用地存在錯配。在空間計量模型中對式(10)取對數，lnG ＝ln (1 ＋μs)≈μs，因而lnG 的參數估計反映了土地資源錯配程度的影響效果。工業用地價格r 的計算較為繁復。本文利用網絡爬蟲技術從中國土地市場網搜集了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、住宅用地和工業用地的交易數據。這些數據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、住宅用地和工業用地的平均地價(萬元/平方公里)。②用于測算工業用地價格r 的土地交易面積與式(9)中的城市工業用地面積S 并非同一概念。其中，城市工業用地面積S 為存量，其在生產函數中的作用和資本存量一致，用于測算工業用地邊際產出；而使用爬蟲技術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?經濟科學? 官網“附錄與擴展”。

(3)其他變量。FDI 存量(FDI)采用永續盤存法來計算，折舊率設定為5%。城市化水平(URB)以城市市轄區人口與總人口比重表示。城市市轄區建成區面積(U)直接取自?中國城市統計年鑒?。工業部門勞動力數量和工業資本存量指標的測算方法與式(9)一致，用于衡量城市工業發展狀況。環境規制(λ)以城市市轄區三廢綜合利用產品產值(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)。工業能源消耗量(Energy)以城市市轄區工業天然氣、液化石油氣和電力的標準煤使用量之和表示(噸標準煤)。①城市層面環境規制指標和工業能源消耗量的測算方法和過程請見?經濟科學? 官網“附錄與擴展”。人均GDP (Agdp)以城市市轄區地區增加值與總人口比重表示(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。所有貨幣價值的數據以2006 年為基期進行價格調整。②各變量樣本統計值請見?經濟科學? 官網“附錄與擴展”。

四、空間計量檢驗與結果分析

(一)空間權重矩陣與空間計量估計結果

本文構造了地理距離矩陣(Wd)、經濟距離矩陣(We)和地理與經濟嵌套矩陣(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 構建經濟距離空間權重矩陣，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，本文通過構建地理和經濟距離嵌套矩陣來反映空間個體在地理和經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(LM)、似然比(LR)和沃爾德統計量(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詳細的空間自相關系數測度和計量檢驗過程及結果請見?經濟科學? 官網“附錄與擴展”。檢驗結果顯示，時空雙重固定效應的SDM 模型是適合本文空間面板數據的最佳模型。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估計。為準確判斷地理和經濟嵌套矩陣中μ 的取值，也便于比較和檢驗各變量參數估計的穩健性，本文分別測算了μ 取0、0.1、…、0.9 和1 時的空間權重矩陣，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健標準差估計，詳細的SDM 估計結果請見?經濟科學? 官網“附錄與擴展”。綜合擬合優度、自然對數函數值等檢驗結果發現，μ ＝0.4 是地理與經濟嵌套矩陣中地理距離矩陣的最佳權重，其所對應的空間杜賓模型則為本文實證研究中的最優模型。由于在包含全局效應設定的SDM 模型中，變量的參數估計并不代表其邊際影響，本文進一步根據μ ＝0.4 時SDM 模型的參數估計結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和間接效應(空間外溢效應)，結果如表1 所示。⑤對控制變量的解釋說明請見?經濟科學? 官網“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和間接效應

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生了顯著促進作用。長期以來，中國地方政府推行“以地謀發展”的經濟發展模式，使各地區城市建設用地以大大低于市場應有價值的價格或零地價配置于工業領域，造成大量低效率工業企業為獲取“地租優惠”而非純粹市場效率紛紛進入轄區，不僅抑制了城市技術創新能力的提升，而且使產業結構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，在更大范圍內產生了顯著的空間外溢效應。進一步地，土地資源錯配的間接效應彈性系數明顯大于直接效應，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。這就要求各地區在優化土地資源配置、促進霧霾治理過程中，要統籌兼顧、協同推進，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，實現霧霾治理在區域間的聯防聯控。

(二)穩健性檢驗

本文從更換變量指標、考慮內生性和考慮其他外生沖擊等方面對基本回歸結果進行穩健性檢驗。①詳細的穩健性檢驗結果請見?經濟科學?官網“附錄與擴展”。其一，本文進一步構建了工業用地價格偏離度②本文通過測算工業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 為城市工業用地價格。、協議出讓土地面積占總出讓面積比重、工礦倉儲用地供應面積占建設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健性檢驗。其二，本文使用工業二氧化硫排放量以及工業煙塵排放量來代替城市霧霾污染指標進行穩健性檢驗。其三，本文使用歷年各城市政府工作報告中環境詞匯頻數(GZ)來反映地方政府的環境規制情況，考察環境規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間內金融危機、創建生態文明城市及創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生的影響。以上檢驗均發現，土地資源錯配的直接效應和間接效應與表1 基本一致，其對霧霾污染的影響及其空間外溢效應具有較強的穩健性。

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結構高度化、延緩產業結構服務化、抑制綠色技術創新和弱化集聚效應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高度化(GDH)、第三產業占地區生產總值比重(TIR)、城市綠色全要素生產率(GTFP)以及用區位熵表征的制造業集聚(Agg)作為土地資源錯配的中介變量，并借鑒Baron 和Kenny(1986)的中介效應檢驗方法，通過構建遞歸模型來檢驗土地資源錯配影響霧霾污染的傳導機制。首先，本文在周茂等(2016)的基礎上，采用城市制造業技術復雜度來衡量城市層面制造業結構高度化。具體而言，本文將基期制造業內HS 6 位產品層面技術復雜度簡單平均得到制造業的技術復雜度，然后以城市內每一產業占該市制造業總產出的比例為權重，加權平均計算得到城市的技術復雜度①城市層面制造業技術復雜度表示為:其中，prodym，t是行業m 在t 年的技術復雜度，等于行業m 在t 年的HS 6 位的產品技術復雜度的簡單平均數；Outputmit為城市i 在第t 年制造業行業m 的工業總產值。第t 年HS 6 位產品k 的技術復雜度為prodyk，t ＝。其中，Exportn，k，t/Exportn，t是第t 年國家n 對于產品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。。由于制造業技術復雜度測算中需要用到中國工業企業數據，因而利用該指標進行中介效應檢驗的樣本區間為2006—2013 年。其次，本文使用城市第三產業產值占地區生產總值比重來表示產業結構服務化水平。再次，本文使用城市層面綠色全要素生產率來衡量城市的綠色技術創新水平。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率②城市綠色全要素生產率的具體測算公式和方法請見?經濟科學?官網“附錄與擴展”。。其中，合意產出為各城市非農產業總產值，非合意產出采用碳排放與SO2排放量表示，生產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人員數與城鎮個體就業人員數之和表示；城市資本存量用城市固定資產投資和永續盤存法(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，制造業集聚以城市層面制造業單位從業人員數測算的制造業區位熵表示。機制檢驗結果如表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高度化(lnGDH)時，中介效應方程中土地資源錯配的直接效應和間接效應均在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高度化均具有顯著抑制作用。將土地資源錯配和制造業高度化同時納入總效應方程中，制造業高度化的直接效應和間接效應參數估計為正，且在1%水平上通過顯著性檢驗，因而制造業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生了負向空間外溢效應；然而此時，土地資源錯配對霧霾污染的直接效應和間接效應均未通過顯著性檢驗，且其參數估計值與表1 基本回歸結果相比明顯降低。這意味著制造業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的作用。這充分驗證了土地資源在工業領域的偏向性配置通過抑制制造業高度化這一傳導路徑，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業產值比重時，中介效應方程中土地資源錯配顯著為負的直接效應和間接效應意味著城市建設用地在工業中的偏向性配置同時阻礙了本市和周邊城市的產業結構服務化進程。將土地資源錯配和第三產業產值比重同時納入總效應方程后，第三產業產值比重的直接效應和間接效應均高度顯著為負，因此產業結構服務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和間接效應僅在10%水平上通過顯著性檢驗，且其參數估計值均明顯低于基本估計結果。由此可見，第三產業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率(lnGTFP)，總效應方程中城市綠色全要素生產率在至少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和間接效應參數估計值與基本回歸結果相比則明顯降低，僅間接效應在10%顯著性水平上通過檢驗。城市綠色全要素生產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集聚，中介效應方程的結果顯示土地資源錯配顯著降低了本市制造業集聚水平，而對周邊城市制造業集聚未產生明顯影響；總效應方程中制造業集聚通過發揮規模經濟效應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和間接效應的參數估計和顯著性與基本回歸結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集聚效應，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，進而導致霧霾污染的重要原因，本文進一步通過在式(8)基礎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濟增長目標數據，用每個城市年初制定的經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定比省級政府更高的增長目標以獲得更大的政治晉升優勢；而地方政府期初設定的增長目標越高，就越有動機通過提供土地政策優惠、擴大工業用地供給規模的方式來吸引工業投資，以期達到既定的經濟增長目標。因而政府工作報告中的市級經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據外，我們還通過查找各城市“五年發展規劃”以及采用插值法、增長趨勢法等方式來補齊缺失年份的數據。中國各省級單位經濟增長目標數據來自中山大學嶺南學院產業與區域經濟研究中心的特色數據庫(徐現祥和梁劍雄，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同影響。財政壓力(Czyl)使用城市市轄區預算內收支缺口與預算內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?經濟科學?官網“附錄與擴展”。

結果顯示，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和間接效應均顯著為正，說明城市間增長競爭程度越高，城市越傾向以犧牲環境的方式來提高經濟發展水平進而獲得增長優勢，從而對本市和周邊城市霧霾污染均產生顯著促進作用。增長競爭和土地資源錯配交互項的直接效應和間接效應參數估計均在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，二者在城市霧霾污染加劇過程中存在協同效應。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模出讓工業用地來推進工業快速發展，并以此獲得增長優勢，進而加劇霧霾污染的理論預期。在模型(2)中引入財政壓力與土地資源錯配交互項后發現，財政壓力對霧霾污染的直接效應和間接效應均顯著為正，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；交互項的直接效應和間接效應均顯著為正，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，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同效應和相互強化效應。這印證了財政最大化激勵下，地方政府通過在工業領域偏向性配置建設用地以引資生稅的做法加劇了城市霧霾污染的理論預期。

(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

本文進一步運用SLX 模型考察不同規模等級城市間土地資源錯配對霧霾污染的空間外溢效應。本文按照潛力模型(Potential Model)的測算思路構建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本文城市規模等級劃分標準參照2014 年11 月21 日國務院頒布的?關于調整城市規模劃分標準的通知?，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。②城市間土地資源錯配對霧霾污染的空間外溢效應估計請見?經濟科學?官網“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。

結果顯示，F 統計量的伴隨概率均小于1%，說明本文所選的工具變量對內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，說明本文選取的工具變量是合理的。從估計結果來看，不同城市間土地資源錯配對霧霾污染產生的空間外溢效應效果各異，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生極為顯著且程度最大的空間外溢效應；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生負向空間外溢效應；中等城市土地資源錯配對自身霧霾污染并未產生顯著影響，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；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惠政策吸引企業投資、促進產業發展和經濟增長的策略可能成為相對較低等級城市謀求發展的重要參照，是導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惠的土地政策以吸引企業投資、獲得增長優勢，最終導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、結論與政策啟示

本文利用爬蟲技術搜集的中國土地市場網土地交易數據和ArcGIS 解析的地級及以上城市PM 2.5數據，結合地級城市面板數據，探討了土地資源錯配對霧霾污染的影響。結果顯示，城市建設用地在工業領域的偏向性配置使工業用地價格被低估，進而使城市建設用地呈現應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結構高度化、阻礙產業結構服務化、抑制城市綠色創新能力提升、降低經濟集聚效應等機制，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。進一步研究發現，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生了明顯的空間外溢效應。

本文結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濟增長過程中低價偏向性配置工業用地的主要動機，一方面應優化地方政府政績考核體系，由單純或主要考核經濟增長目標向綜合考核環境質量、動能轉換、結構調整和經濟發展質量的多元化目標轉變，扭轉地方政府為促進短期經濟增長而競相在工業領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用地供給沖動。第二，各地區在控制和治理霧霾污染、提升空氣環境質量過程中，一方面要努力構建良性的區間互動和合作機制，加強霧霾治理的聯防聯控；另一方面則要摒棄土地引資中的盲目性和低水平同質競爭傾向，遵循產業發展規律和市場原則，科學識別和充分挖掘當地比較優勢，通過打造良好的營商環境，因地制宜地引進適宜當地優勢條件和發展階段的產業類型，促使各地區形成特色鮮明、聯系密切、規模經濟明顯的異質性結構競爭格局，從而阻斷各地區土地資源錯配通過模仿競爭和示范效應在空間中的傳導機制，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作用；通過綜合發揮市場主導和政府引導的協同作用，使城市建設用地在不同產業類型和用途中依據效率原則優化配置，真正使各類土地在經濟發展過程中獲得應有收益，土地價格回歸合理區間，有效降低由土地資源反向錯配而導致的霧霾污染。第四，應針對不同類型城市采取差別化的土地資源優化配置和霧霾治理策略。對于Ⅰ型及以上大城市而言，應著力推進土地要素的市場化改革進程，依據市場原則推進建設用地有效、合理配置，同時加強政府對建設用地使用的引導和監督力度，及時糾偏各類不符合市場效率原則的土地配置行為，使建設用地在市場主導和政府引導的協同作用下得到有效充分利用。對于Ⅱ型大城市，應進一步強化其與周邊Ⅱ型大城市、中等城市及小城市的經濟聯系，提升城市集聚效應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構升級、技術創新及集聚經濟等效應能夠有效擴散至周邊城市，并帶動周邊城市轉變經濟發展方式、強化霧霾治理。對于中小城市，應著力扭轉其過分倚重土地優惠政策來發展制造業的傾向，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勢和集聚優勢，因地制宜地吸引、承接和發展適宜當地優勢條件的制造業，實現結構調整、集聚效應培育和霧霾治理的協同推進。