土地資源配置和出口績效：來自中國制造業企業層面的機理與事實

■淦宇杰 厲雨婷 徐銘梽

土地是企業重要的生產要素之一。土地價格變動不僅直接影響企業的生產成本，也同時間接誘使企業改變生產工藝，從而影響企業產品質量。基于2009—2016年全國282個地級市工業用地交易數據和中國企業海關數據，并采用Saiz的工具變量估計方法克服用地成本內生性問題，考察用地成本對企業出口的影響,研究發現：地價上漲雖然增加了生產成本，但也促使了企業進行產品質量升級。同時，地價沖擊對產品質量升級的效果在產業間存在顯著差異，資本密集度越高，土地依賴度越低，則地價上漲時質量升級效應大于價格效應，企業出口因此受到積極影響。因此，建議政府在資本密集型產業集聚的城市減少對土地市場的干預，為制造業企業改善生產工藝創造良好的外部環境，充分釋放企業進行產品質量升級的需求和潛力，推動中國制造到中國“質”造的蝶變。

一、引言

隨著經濟社會的不斷發展，我國從高速發展階段過渡到高質量發展階段。國務院發布的《中國制造2025》中指出，在新的發展階段我國要實現“制造業由大變強”,這意味著制造業產業的轉型升級迫在眉睫。只有通過轉變產業結構，使其符合我國現階段的比較優勢，才能充分提高制造業企業的國際競爭力，實現中國經濟的可持續增長。從新結構經濟學視角來看，一個經濟體的稟賦及其結構隨發展水平的不同，經濟體的最優產業結構也會相應發生變化。［1］探討產業的轉型升級繞不開要素稟賦。生產要素價格的變化直接影響企業的生產投入成本，通過影響企業的出口績效從而影響經濟體的可持續發展。

近年來一些文獻開始指出土地是影響經濟結構與轉型的重要因素［2-4］；而作為工業用途的土地價格上漲也是當前我國土地市場的重要特征之一，我國經濟發達的城市已逐漸擺脫廉價出讓土地的招商戰略［5］。現有土地對企業行為影響的相關研究大多是從住宅用地角度出發進行的分析。例如一些房地產領域的經典文獻指出，當企業所擁有的房地產價值上升時企業的借貸約束得到緩解，因此企業將增加投資［6-9］，產生擠入效應。新地理經濟學的研究則指出，一個地區的土地價格上漲對工資的空間結構有重要影響，它直接提高生活成本，對該地區的人口集聚產生擠出效應，影響勞動力供給和工資狀況，間接影響企業的生產決策。［10-12］近年來泡沫理論的相關研究開始強調另一種由房地產價格上升引起的“擠出效應”：住房價格的提高會吸引企業進入房地產部門，擠出主營業務方面的投資。［13-17］

與以往文獻的關注點不同，本文側重于研究廠商在面對工業用地價格變動時如何調整生產行為。房地產文獻往往把視線聚焦于住宅用地成本帶來的影響，而忽視工業用地價格變動的重要性。例如，雖然有文獻論述工業用地價格變動對企業投資的影響微不足道，卻是僅基于中國上市公司的樣本而做出的結論。［16］此外，投資不一定用于生產活動。工業用地價格變動對投資影響和它對生產行為影響并不完全等同。本文強調并證實了地價變動通過價格效應和升級效應影響企業的出口績效。

土地是企業主要的生產要素之一，其價格的變化會對廠商生產行為產生直接的作用。而出口不僅是衡量企業生產行為和競爭力的重要維度，同時也是我國參與國際經濟外循環的必要途徑。當地價上漲時，企業的生產成本也隨之提高，這將倒逼企業抬高產品價格，抑制消費者對產品的需求，產生“價格效應”。然而，用地成本的提高也會間接誘發企業新的生產工藝。對需求下降的預期會促使企業提高產品質量，質量升級轉而又刺激消費需求，從而會擴大企業的出口規模，產生“升級效應”。此外，區分異質性產業受到的不同影響是必要的。不同資本密集度的產業之間的土地依賴度存在差異。當企業開始使用大量機器設備用于生產活動時，對于土地的依賴程度將大大降低，而土地依賴度的大小決定了地價波動的重要程度。因此，資本密集度不同的行業受到用地成本變化帶來的相對影響也會各不相同。

與本文所關注的問題最為接近的研究是黃玖立和馮志艷［18］，然而：第一，該研究的樣本時間為2005年，而中國的工業用地價格大幅上漲則出現在2008年金融危機之后，該時間點的選擇可能導致低估用地成本變化帶來的影響——當地價波動幅度較小時，企業受到的生產成本影響較小，可能不會改變生產行為；第二，該研究雖然也從用地成本出發探討土地價格變動對企業出口的負面影響，但在分析時主要將其歸因于成本變動對融資約束的影響，即認為用地成本的提高會使得企業融資約束收緊，進而削弱了企業的出口行為，這與本文關注的用地成本的“價格效應”和“升級效應”完全不同；第三，本文的研究重點在于土地價格的變動是否會通過影響質量升級而影響企業的出口績效，以及這種影響對于經濟體中不同的產業是否有顯著差異，而并非簡單將目光聚焦于工業用地價格上升對企業出口的平均影響上。特別是本文研究指出土地價格變動對資本密集型產業的企業出口會帶來積極效應。

本文的主要貢獻在于：一是數據上的創新。通過匹配中國海關數據與土地交易數據，本文得到各個企業的土地持有情況和出口信息，從而更加準確地分析了地價變動對企業出口行為影響。此外，由于海關數據庫包括價格、種類等豐富的產品特征信息，本文更深入地分析了地價對企業生產行為的影響機制。二是分析維度上的創新。本文探討了地價變動對不同資本密集度的制造業產業的不同影響，指出資本與土地之間存在一定的替代關系。當地價上漲時，資本密集型產業的質量升級效應更明顯，企業出口更可能受到地價沖擊帶來的積極影響。我國的工業用地價格由政府定價，工業用地價格變動對企業行為的影響也將影響政府的土地定價策略。①因此，區分研究異質性制造業產業受到的不同影響可以為政府制定合理的土地定價策略提供科學依據，并為中國制造業產業轉型與經濟發展提供政策性建議。

二、理論模型

本文的理論假設是土地價格的變化將引起企業生產成本的變化，進而觸發價格效應與升級效應。基于Armington的研究本部分構建了包含異質性行業的局部均衡模型以刻畫地價沖擊的影響機制。假設經濟體中有H國和F國兩個對稱國家，所有產品皆能自由貿易，消費者擁有相同的效用偏好，且同一行業的企業擁有相同的生產技術。

代表性消費者具有多樣化的消費偏好，其效用以常系數替代彈性（Constant Elasticity of Substitution，CES）效用函數表示如下：

其中qi代表產品的數量，zi代表了產品i的質量，σ代表產品間的替代彈性。因此消費者對產品的需求為：

其中，P為F國消費者消費的所有產品的價格指數，E為F國消費者的消費總支出。消費者對產品i的需求與產品價格pi負相關，與產品質量zi正相關。

參考Khandelwal［19］的設定，企業的生產邊際成本②為：

其中,r代表資本價格，w代表勞動力價格，h代表土地價格；△(w,r,h)=rαwβhγ，代表企業生產的邊際可變成本；fx代表企業生產每一單位產品所需要支付的固定的實際土地成本；φ代表企業的要素生產率；θ表示企業進行產品質量升級的水平。

為了得到資本與土地之間在生產投入中的關系，本文依據如下公式計算了各產業在2013年的要素份額③：

其中，yf代表企業的產出，kf代表企業的資本，lf代表企業雇傭勞動力數量，gf代表企業擁有的土地數量，α、β、γ分別代表各要素份額，且α+β+γ=1。

本文按國民經濟大類行業分類得到各行業要素份額④。如圖1所示，資本密集度越高的行業，土地依賴度越小。

圖1 土地依賴度與資本密集度的關系圖

此外，按照傳統的貿易理論假定，為了出口一單位產品，企業將面臨單位的冰山成本。其利潤函數為：

由利潤最大化的一階條件可解得產品價格與質量的表達式，其大小與土地價格有關⑤：

在上述推導的基礎上，可知企業的出口收入為:

對企業的出口收入關于土地價格求偏導，可得：

企業出口收入受到地價變動的影響與(1-γθ)hfx-(θ-1)γ的大小密切相關。若(1-γθ)hfx-(θ-1)γ△＞0，則地價的上漲會引起企業出口收入的增加，反則反之。該多項式對γ求導后得＜0。而γ反映了行業的土地依賴度。根據要素份額對不同的行業進行區分，則通過代數運算可知價格與質量受地價沖擊而提升的幅度與行業的土地依賴度正相關。

由此，本文提出推論1:企業出口收入的變化與其所處產業的要素份額密切相關。資本密集度越低，土地依賴度越高，企業出口越可能受到來自地價上漲的負面影響。

為了驗證地價變動影響企業收入的具體渠道，接著對產品價格與產品質量關于土地價格分別求導，可得：

從求導結果可知，當地價上漲時，企業的單位生產成本會增加，這促使了產品價格與產品質量的提高。土地依賴度更高的行業在地價上漲時用地成本變動的幅度更大，因此產品價格和產品質量提高的更多。

由此，本文提出推論2:土地價格上漲將引起價格效應與升級效應。在土地依賴度較大的行業（即資本密集度較低的行業），價格效應和升級效應相對更大。

從現實出發，只有投入一定土地為生產場所，產品才能被生產和制造，因此，這部分最小單位的土地是生產每單位產品的固定投入。從數據和模型上分析，對企業收入對數化有:

其中λt為只隨時間變化的固定項，∈ft為隨機擾動項。若不存在“固定”土地成本，則：

在數據中應觀察到企業收入（對數化后）對邊際可變成本（對數化后）的回歸系數為負。為了檢驗這一點，本文依據式（2）進行了回歸，結果顯示該系數顯著為正⑥。這一結果不符合預期。因此，在建立上述模型時考慮加入土地固定成本有合理性。

綜上所述，地價上漲影響企業出口收入的渠道在于一方面通過價格效應迫使企業提高產品價格，另一方面則通過升級效應增加了企業升級產品質量的動機。此外，資本與土地的相對要素份額決定了不同產業受到的價格效應和升級效應的相對大小是不同的。資本密集度較高的行業，對土地的依賴度較低。這類行業的升級效應往往大于價格效應，因此地價的上漲有可能導致企業出口金額的增加⑦。

三、指標構建與實證模型

為探究工業用地價格變動對企業生產行為的影響，驗證理論模型得到的有關推論，本文結合如下三個數據庫進行實證檢驗：其一，2004—2016年中國土地交易數據⑧。該數據集包含了中國全部的土地交易信息：地塊位置、地塊面積、用途、供地方式、成交價格、土地使用權人、土地級別等詳細信息。其二，2009—2016年中國海關數據庫⑨。該庫提供了有關進出口企業貿易金額、貿易數量、產品種類、進出口國、貿易方式等詳細信息。其三，2011—2013年中國工業企業數據庫⑩。該庫基于國家統計局中有關“規模以上工業統計報表統計”的信息整理形成，包括全部國有及規模以上（銷售額為2000萬元以上）非國有工業企業的經濟指標、財務指標等統計數據。本文根據聶輝華等［20］的做法對工業企業數據庫中的異常值進行了剔除的預處理。通過企業名稱、所在城市名稱等將兩個數據庫進行模糊匹配與人工篩選，可以得到包含282個城市27萬個企業2009—2016年的面板數據。

（一）地價指數構建

本文采用與Deng et al.類似的內涵資產定價法（Hedonic Pricing Method，HPM）對地價進行估計。通過控制單個地塊的質量因素，該方法可以更好地抓取每個城市和土地特征無關的價格變化。土地交易數據包含了各企業購買工業用地實際支付的價格，這為獲取本文所需的價格信息提供了數據源。借鑒Deng et al.［21］的做法，本文運用HPM將土地交易數據中每一地塊的成交價格進行分解。估計模型如下所示：

依據回歸結果，本文最終得到中國282個城市以2009年為基準年的1895個反映工業用地價格的估計參數。c市t年工業用地價格指數LPI（Land Price Index）可由下式計算而得：

（二）基準回歸模型及變量描述統計

回歸所構造的基準回歸模型如下：

其中，lnEXPft是對數化后的企業f在t年的出口金額為企業所在城市c滯后一期的工業用地價格指數?。Xft為包括滯后一期的商服用地價格指數、滯后一期的住宅用地價格指數、滯后一期的企業出口金額、工業用地價格指數與企業擁有的工業用地面積的交互項等一系列控制變量，λf代表年份固定效應，λt代表企業固定效應，∈ft代表隨機擾動項?。估計系數的大小將反映該時期地價變動對企業出口金額的平均影響程度。本文關心的核心系數是β。如果β＞0，說明地價變動對企業出口收入產生了積極影響；反之，則說明地價為企業出口收入帶來了消極影響。

在理論模型部分本文已經指出，對土地依賴度的高低決定了企業在地價沖擊來臨時用地成本的變化幅度，地價變動對異質性產業出口的影響是不同的。而資本與土地之間存在替代關系。因此，在進一步的實證分析中本文在式（14）的基礎上加入了工業用地價格指數和資本密集度的交互項，如下所示：

其中，Intenj為企業所在行業的資本密集度，其余變量的定義與式（14）相同。該回歸模型中的關鍵系數為β2。若β2＞0，說明資本密集度越高的企業越可能受到地價沖擊帶來的正向作用；若β2＜0，說明資本密集度越高的企業越可能受到地價沖擊帶來的負向作用。

回歸中主要變量的描述統計見表1。其中出口金額、出口產品價格等變量在原始樣本中的最大值（47274.11百萬美元，117.5475百萬美元）相對于其75分位的數值（2.909百萬美元，17.639美元）要大得多，可能為登記報關時發生偏誤的離群值。因此在后續的回歸分析中，本文對這些變量采取了對數化處理。此外，為了計算產業層面的資本密集度，本文首先計算出企業每年的資本密集度等于K/L（K以企業的固定資產凈值衡量，L以企業年末平均職工人數衡量），其次將企業每年的資本密集度加總到行業層面，最后取算術平均，即可得到每個行業的年均資本密集度。

表1 主要變量描述性統計

四、實證結果與分析

（一）基準回歸結果

表2的（1）列顯示了僅控制企業固定效應和年份固定效應時的回歸結果，工業用地價格指數的估計系數顯著為負，表明工業用地價格的上升對企業的出口金額有抑制作用?。雖然企業固定效應和年份固定效應已經控制了較多的遺漏變量帶來的內生性問題，但還有一些隨著時間和個體變化的變量的影響可能未被考慮到。例如，工業用地價格指數可能會通過改變企業規模而間接影響企業出口。由于海關數據中沒有企業規模的相關信息，本文以滯后一期的出口金額為代理變量對企業規模加以控制，（2）列顯示了回歸結果。在土地交易逐步市場化的進程中，工業用地價格與商服用地價格、住宅用地價格也存在越來越緊密的聯系。因此，在（3）列進一步控制了商服用地價格指數和住宅用地價格指數?。傳統的房地產文獻已經在理論層面和實證層面上證實了資產價格上升會緩解企業的借貸約束，刺激企業投資。當工業用地價格上升時，企業可能會通過增加投資而增加出口收入，導致擠入效應的發生。為了控制擠入效應的影響，（4）列將企業工業用地價格指數與企業所擁有土地面積的交互項作為控制變量加以引入。在控制了上述變量后，工業用地價格對企業出口的負向影響顯著增大。

表2 基準回歸結果

（二）廣延邊際回歸結果

當土地作為生產要素影響企業的生產活動時，地價變動意味著企業可變成本的變化。當可變成本上升時，企業出口金額下降，同時可以預期企業出口的可能性下降。因此，本文進一步回歸了地價變動在廣延邊際上對企業出口行為的影響，具體地，企業出口的廣延邊際包括：是否出口、出口市場范圍、出口產品種類等。由于海關數據中僅包含了出口或曾經出口的企業，因此無法提供關于企業是否出口的信息。為了解決這一問題，本文將各行業出口企業數量作為企業選擇出口概率的代理變量。各行業出口企業數量越多，即表明企業出口的可能性越大。此外，本文以企業出口的貿易國家數量來刻畫企業出口市場范圍，企業出口的國家越多，則企業出口市場范圍越大；以HS8代碼對不同的產品進行區分，以反映各企業出口產品的種類。表3匯報了廣延邊際上的結果。工業用地價格越高，出口企業數量、企業出口國家數量和企業出口產品種類顯著減少。這進一步支持了前文的猜想，即地價上漲引起的成本提高會導致企業出口競爭力的下降。

表3 地價變動對企業出口廣延邊際的影響

在前文的實證分析中，本文得到了與黃玖立和馮志艷［18］類似的結論，即工業用地價格上升在平均水平上將抑制企業出口。地價上漲抑制企業出口的主要原因在于提高了生產成本從而抑制了出口需求。然而，基于工業用地價格也可能帶來升級效應這一假設，本文認為土地依賴度不同的產業實際受到的影響將存在顯著差異。資本密集度較高的產業對土地的依賴程度較低，因此當用地成本提高時處于該產業的企業將面臨相對資本密集度低的產業而言較小的用地成本。為此，本文以國民經濟行業分類的兩位數代碼對不同產業進行區分。表4顯示了加入工業用地價格指數與各行業資本密集度的交互項后的回歸結果。可以看到，在資本密集度越高的產業，企業出口受到的負面影響越小。當資本密集度高于一定水平時甚至可能受到正向影響。在廣延邊際上，地價變化對處于異質性產業的企業的出口行為影響則沒有顯著差異。

表4 基于異質性產業的回歸結果

（三）穩健性檢驗

為了得到穩健的回歸結果，本文在分析異質性產業受到的不同影響時進行了更細致的處理——以三位數代碼來區分不同產業，得到的回歸結果如表5所示。與表4基于兩位數代碼的回歸結果是一致的。

表5 基于三位數代碼的異質性產業回歸結果

此外，前文的回歸用到了2009—2016年海關數據中所有發生過出口行為的企業的平衡面板數據，可能存在截斷數據OLS回歸常見的估計偏差問題。因此，在剔除出口量為0的觀測值后，本文對每年發生出口行為的企業進行了穩健性檢驗，如表6所示。回歸結果表明出口企業受到地價沖擊帶來的負面影響，但相對于全樣本的企業這一影響更小。與此同時，出口量的影響在不同資本密集度的產業間的影響同樣存在顯著不同，與表4的結果相一致。

表6 出口企業的回歸結果

（四）工具變量檢驗

盡管通過控制變量可以解決一部分遺漏變量引起的內生性問題，但實踐上無法窮盡所有干擾因素，例如某些干擾因素無法被觀測到/合理量化。而工業用地價格指數可能存在的測量誤差也會產生內生性問題。此外，大型出口企業的出口變化對其所在城市的工業用地價格指數也有影響。當企業出口增加時，該市對于貿易產品的生產和消費就會增加，進而吸引更多的人口流入。這種集聚效應可能會引起土地價格的上升，從而產生反向因果問題。為了進一步解決回歸的內生性，借鑒Saiz的做法，本文引入地理變量作為工具變量進行回歸。以地理變量作為工具變量的好處在于地理變量具備天然的外生性。

《城市用地豎向規劃規范》（CJJ83-99）指出，工業用地適宜規劃坡度范圍是0.2%-10%?。據此定義在該坡度范圍內的土地均為可開發的工業用地，超出該范圍的為不可開發的土地，并借助ArcGIS軟件計算了樣本中282個城市不可開發土地面積占比。

土地價格在供給端受到的沖擊主要是由土地自身的稀缺程度引起的，因此不可開發土地面積占比會影響土地價格，滿足工具變量的相關性。然而，由于城市不可開發土地面積占比不隨時間變化而變化，如果直接作為工具變量進行回歸，在基準回歸模型中將被固定效應所吸收。為了解決這一問題，在實際操作中本文引入“城市不可開發土地面積占比城市人均GDP”作為工具變量進行穩健性檢驗。經濟越發達，土地的稀缺性帶來的影響將越大。因此，該工具變量與土地價格之間存在相關性。

回歸結果如表7所示。弱工具變量檢驗的F值大于10，排除了弱工具變量的可能。一階段的系數表明，經濟更加發達的地區的不可開發土地面積占比越大，該地區的土地價格也將越高，符合預期。二階段核心解釋變量的回歸系數仍然保持顯著，但從-0.17變為-1.71，表明在控制內生性問題后地價沖擊對企業出口帶來的負面影響非常大。此外，在研究異質性產業受到的不同影響時，與資本密集度交互項前的系數從0.34增至0.83，異質性產業受到的影響在經濟意義和統計意義上均顯著不同。

表7 工具變量回歸結果

五、機制檢驗

前文通過回歸分析工業用地價格對企業出口的影響，并得出兩個結論：第一，工業用地價格變動對企業出口有顯著的抑制作用；第二，工業用地價格變化對不同行業的影響不同，企業受到地價沖擊的負面影響程度與企業所屬行業的資本密集度呈現顯著的負相關性。基于理論模型，本文結合數據對地價沖擊的影響機制進行了檢驗。

表8的（1）列顯示了工業用地價格變動對企業出口產品平均數量的影響。地價的上升引起了企業出口產品數量的下降。這證實了地價上漲導致了出口需求量的減少：在平均意義上，地價上漲對企業出口帶來的凈效應是消極的。（2）列顯示了異質性行業受到產品數量上的異質性影響，地價上漲對資本密集度更高的行業的負效應更小。與上一部分的回歸結果一致。

表8 地價變動對企業出口數量的影響

進一步地，為了具體檢驗理論假說中地價變化帶來的價格效應和升級效應，本文將企業的出口金額分解為質量與價格進行回歸分析。價格方面的信息從海關數據中直接可以獲得，而質量則需要借助定量方法進行估算。本文根據Feenstra的做法估算出產品替代彈性，并借鑒Khandelwal et al.［19］的做法對產品質量進行了量化。

表9顯示了被解釋變量為質量調整后的價格和產品質量的回歸結果，地價沖擊確實導致企業產品價格與產品質量的顯著提高。其中（2）列和（4）列反映了異質性產業產品價格和產品質量受到的不同影響。相對資本密集度較低的產業而言，資本密集度較高的產業面臨較小的價格效應和升級效應，且升級效應相對減少的幅度遠大于價格效應相對減少的幅度。也就是說，地價上漲帶來的質量升級效應在資本密集度較高的產業要大于價格效應。這一回歸結果從一個側面證實了資本密集型產業更可能受到地價沖擊帶來的積極影響。

表9 地價變動的價格效應和升級效應

上文的產品質量是基于已估計的需求彈性所計算的，而這一估計方法可能存在誤差。為了避免由于估計需求替代彈性帶來的估計結果不一致，本文還估算了基于其他數值的替代彈性的產品質量并進行同樣的機制檢驗，回歸結果是穩健的。

六、結論與啟示

與以往研究房地產價格變動對經濟行為的影響的文獻不同，從與企業生產活動聯系緊密的工業用地出發，本文研究了工業用地價格變動對企業生產行為的影響。工業用地是企業重要的生產要素，因此其價格提高將導致企業生產成本的增加。結合2009—2016年中國海關數據庫和中國土地交易數據，本文從實證角度發現工業用地價格上漲會抑制企業的出口。

在此基礎上，本文深入研究了工業用地價格變動影響企業出口的作用機制，指出用地成本提高所直接引發的價格效應，價格的升高導致需求下降，因此抑制了企業出口。與此同時，本文認為工業用地價格變動也有一定的積極作用。生產成本負擔加重將迫使企業改善生產工藝，企業將通過提升產品質量的方式提升產品競爭力，從而誘發升級效應。這一效應將促進出口需求的增加，因而能在一定程度上緩解甚至覆蓋價格效應帶來的負面影響。兩種效應的相對大小取決于土地依賴度的大小。從數據上看，不同產業生產所需資本與土地的相對要素份額大小是不同的。資本密集型產業在生產過程中更頻繁地使用大型機器、機床等設備，因此土地投入相對更少。為此，本文進一步研究了不同資本密集度的產業在面臨地價變動時的不同反應。通過理論模型和實證檢驗，發現盡管在平均意義上地價上升抑制了企業出口，但細分到不同產業其影響是不同的——資本密集型產業事實上受到地價沖擊帶來的積極影響。

制造業產業轉型升級是我國經濟發展過程中的重要議題。隨著人口紅利的逐步消失和土地價格的上漲，我國制造業企業面臨著越來越高的生產成本。但是這不一定意味著我國制造業將喪失比較優勢。本文證實，在地價上漲時，制造業企業會主動進行升級，通過提升產品質量的方式維持自身在國際市場上的競爭優勢，特別是資本密集型產業的企業會因此出口更多。然而，當前我國許多地方政府為了招商引資，仍存在通過費用優惠政策、土地補貼等方式降低地價的現象。在資本密集型產業集聚的城市，政府更應減少對土地市場的干預，并通過人才與技術引進等方式引導企業改善生產工藝，為制造業企業提升產品質量創造良好的外部環境，充分釋放企業進行產品質量升級的需求和潛力，使地價上漲帶來的積極作用盡可能充分地發揮出來。

注釋：

①工業用地具有非經營屬性，地方政府在土地市場中具有雙重壟斷地位。

②一個值得探討的模型假定在于在設定時加入了代表土地投入固定成本的hfx項。這一項的引入對理論模型分析的推論影響較大。為此，本文進一步對”固定”土地成本的存在進行了證明，限于篇幅，證明過程不在正文列出。

③本文用同樣的方法估算了2011年和2012年的要素份額，呈現的要素份額關系是相似的。

④由于工企數據中的固定資產包括了企業的土地資產，因此，kcj為剔除了土地現值后的資本現值。本文只保留了制造業產業的估計結果。同時剔除了觀測值數量較少導致估計無效的煙草制造業、廢棄資源和廢舊材料回收加工業。

⑤當且僅當σ＞1，θ＜1時，模型有意義。

⑥在回歸之前，本文估算了各行業面臨的邊際可變成本，假設要素份額不隨時間發生變化。在面板數據回歸中，本文控制了資本價格與勞動力價格一定，而使土地價格依據全國平均的變化而成比例地變化。

⑦當土地依賴度足夠低/高(γ趨近于0/1)時，企業出口收入的確會隨著地價的上漲而增加/減少。

⑧該數據從自然資源部主辦的中國土地市場網(http://www.landchina.com)上獲取。

⑨中國工業用地價格大幅上漲出現于2008年金融危機之后，因此在實證研究中本文將樣本起始點設定在2009年。

⑩由于2009年和2010年工企數據缺失值較多，準確性較低，而2013年以后的工企數據不可得，因此本文選擇2011—2013年工業企業數據庫作為劃分樣本期間異質性產業的數據基礎。

?本文依據土地交易數據給出的地塊位置與百度地圖的經緯度相匹配，市中心的經緯度則依據百度開放平臺所提供的信息而得。

?由于模型中包含大量為0的出口數據，而這些信息也反映了企業的出口變化。因此，在實際回歸時本文采用了ln(1+EXPft)的形式。之所以對LPI采用滯后項，一方面是因為地價變動的影響可能存在滯后性，另一方面也為了在一定程度上緩解出口與地價之間由反向因果引起的內生性問題。

?滯后一期的企業出口金額為企業規模的代理變量。規模越大的企業資本實力更雄厚，用地成本帶來的影響相對較小，因此本文對此加以控制。

?本表的樣本為2009—2016年海關數據中所有企業的平衡面板數據。

?以國民經濟行業分類與代碼(GB/T4754-2011)的兩位數代碼區分不同的行業。

?二者的計算方法與工業用地價格指數的計算方法是類似的，同樣通過HPM估計而得。

?此規范由建設部城市規劃標準技術歸口單位中國城市規劃設計研究院管理，是建設部批準的強制性行業標準。