3.4　地方政府工业用地供给策略互动行为实证结果

3.4.1　基准空间回归结果

表3-3给出地方政府工业用地供给策略互动行为的基准（baseline）回归结果。最重要的估计结果是空间滞后因变量（WLogP），空间互动系数或工业用地价格反应函数的斜率。有趣的是，空间互动系数在不同空间权重矩阵设定下都显著为正。这个结果表明，中国地方政府在工业用地出让价格方面存在策略互动。向上倾斜的价格反应函数表明，面对相邻地区压低价格出让工业用地来吸引投资，城市i的最佳反应也是压低价格出让工业用地来引资。我们的结果表明，地方政府在工业用地出让价格上是策略互补，与Brueckner和Saavedra（2001）等的税收竞争实证发现相似。

表3-3　基准空间回归模型基准回归结果

注：括号内为地级市层面标准差。*p＜0.1，**p＜0.05，***p＜0.01。

不同空间权重矩阵设定下，空间滞后因变量估计系数值在0.10和0.51之间。相邻地区工业用地价格每压低1个百分点，本地区工业用地价格将压低0.51个百分点（在地理距离权重设定下），而在经济距离权重设定下，本地区工业用地价格将压低0.1个百分点。可见，地理距离空间权重设定下的空间互动系数较经济距离空间权重下大。空间互动系数与其他研究结果相似，如Besley和Case（1995）发现税收竞争空间互动系数为0.2，Elhorst和Freret（2009）发现福利支出空间互动系数为0.28，Allers和Elhorst（2005）发现财产税空间互动系数为0.35，Schaltegger和Kuttel（2002）发现非税收互动系数为0.6，Caldeira（2012）发现地方支出空间互动系数为0.8。

关于城市特征变量估计系数结果，基本符合预期，尽管一些变量系数估计结果不显著。人均固定资产投资（LogPINV）的估计结果显著为负，符合预期，表明投资规模较大的城市更倾向于低价出让工业用地。财政压力的影响显著为负，表明财政压力更大的城市更倾向于低价出让工业用地来吸引投资和平衡财政支出。人均土地出让收入（LogPLR）系数显著为正，表明工业用地需求越大（城市土地财政和土地经营越好，投资需求较大）的城市出让工业用地价格更高。人口密度的影响也显著为正，表明人口密度越大的城市其工业用地出让价格越高，其原因可能是集聚经济产生更高的土地租金的影响。

表3-4显示分地区估计结果。有意思的是，空间滞后因变量在东部和中部地区显著，而在西部地区不显著，表明工业用地出让价格策略互动主要发生在东部和中部地区。地理距离空间权重设定下，空间互动系数在中部比在东部更大，表明中部地区相比东部地区具有区位比较劣势，地方政府采取更激进的低价出让工业用地策略来招商引资。此外，在中央提出产业从东部向中西部地区转移的发展战略背景下，中部地区地方政府更倾向于采取激进的低地价引资策略。然而，由于西部地区投资环境和区位条件差于中部地区，西部地区不容易吸引到外部投资。

表3-4　分地区空间回归模型估计结果

注：*p＜0.1，**p＜0.05，***p＜0.01。括号内数值为标准误差，在地级市层面聚类。

为进一步检验工业用地市场化出让制度改革对地方政府工业用地出让行为的影响，我们设定市场化出让制度改革虚拟变量（Reform2007，2007年后赋值为1），并将其与空间滞后因变量交叉相乘。表3-5给出具体估计结果。可见，空间互动系数显著为正，表明工业用地市场化制度改革导致更猛烈的低价出让工业用地行为。根据我们对地方政府的访谈，大部分工业用地在2007年后事实上依然采用协议方式在出让。面对地区间招商引资竞争，地方政府没有激励来抬高工业用地价格，因为一旦抬高土地价格将可能吸引不到外来投资。2007年后，地方政府实际上面临更大的引资压力，尤其是2008年刺激计划后，他们更压低工业用地地价来招商引资。

表3-5　工业用地出让制度改革影响的空间回归模型估计结果

注：*p＜0.1，**p＜0.05，***p＜0.01。括号内数值为标准误。所有回归模型包括一组相同控制变量。

3.4.2　稳健性分析

进一步进行稳健性分析（Robustness Analysis），为确保估计结果的稳健性，我们尝试更进一步的回归和分析。

首先，我们采用空间两阶段最小二乘法来解决可能的内生性问题。内生性可能来源于空间滞后因变量，如本地区压低工业用地出让价格可能导致相邻地区也压低工业用地出让价格。为处理这个内生性问题，我们采用Kelejian和Prucha（1998，2010）提出的空间两阶段最小二乘法。第一步，我们先用空间滞后因变量（WLogP）对X、WX和W2X进行回归。第二步，将第一步估计得到的空间滞后因变量拟合值（）作为工具变量进行估计（与误差项渐进无关）。表3-6显示采用空间两阶段最小二乘法的估计结果。可见，空间滞后因变量依然显著为正，系数值比表3-4基准回归模型估计结果要大。此外，其他变量的估计结果与表3-4也相似。

表3-6　空间两阶段最小二乘法估计结果

注：*p＜0.1，**p＜0.05，***p＜0.01。括号内数值为标准误。所有回归模型包括一组相同控制变量。

其次，我们进一步采用动态空间面板数据模型，其中利用滞后变量作为工具变量并采用GMM估计方法来解决可能的内生性问题和因变量的时间相关性。表3-7给出主要变量的系数估计结果。时间滞后变量（LogPt-1）显著为正，表明采用动态空间面板数据模型是合理的，这也表明工业用地出让价格具有时间持续性或受历史因素。在不同空间权重矩阵设定下，空间互动系数均显著为正，其中地理距离空间权重矩阵设定下系数值为0.7，要大于经济距离或地理—经济距离混合空间权重矩阵设定下的系数估计值，再次表明，地方政府工业用地出让策略互动在地理相邻地区更为显著。动态空间面板数据模型估计结果表明，中国存在地方政府工业用地出让策略互动。

表3-7　动态空间面板模型估计结果

注：*p＜0.1，**p＜0.05，***p＜0.01。括号内数值为标准误。所有回归模型包括一组相同控制变量。

最后，根据Lockwood和Migali（2009）与Caldeira（2012）研究，我们考虑采用安慰剂形式的空间权重矩阵设定。我们随机设定空间权重，而不考虑地理或经济距离权重。这个安慰剂形式的空间权重矩阵设定可用来比较实证发现的空间互动效应是否来源于随机因素或共同冲击影响。估计结果发现，在随机设定空间权重下，空间互动系数不再显著（具体估计结果可与作者联系），表明我们的结果并非来源于随机因素或共同冲击。

总之，上述实证结果支持地方政府在工业用地出让价格上存在策略互动，考虑内生性等问题后估计结果依然稳健。