王麗娟

(上海財(cái)經(jīng)大學(xué)公共經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院,上海 200433)

一、引言與文獻(xiàn)綜述

關(guān)于我國地方政府圍繞稅收收入展開競(jìng)爭(zhēng)的實(shí)證研究已有不少,如沈坤榮、付文林[1]和袁浩然[2],盡管他們就我國地方政府對(duì)稅收收入的競(jìng)爭(zhēng)反應(yīng)方向的結(jié)論并不一致,但研究結(jié)果均表明地方政府在稅收收入上確實(shí)已經(jīng)展開了積極競(jìng)爭(zhēng)。隨著地方政府非稅收入的不斷增長,其已成為地方政府越來越倚重的財(cái)源。其中,土地出讓收入是不可忽視的一塊。以2005和2006兩年的數(shù)據(jù)來看,全國稅收收入分別為28778.54億元和34809.72億元,而同期土地出讓成交價(jià)款分別達(dá)到5883.82億元和8077.64億元①土地出讓成交價(jià)款數(shù)據(jù)來源于《中國國土資源年鑒》,與同期國土資源年報(bào)公布數(shù)據(jù)略有出入。,后者占前者的份額分別為20.45%和23.21%,已超過1/5的比例。正如蔣省三、劉守英[3]指出的那樣“發(fā)達(dá)地區(qū)政府財(cái)政預(yù)算內(nèi)靠城市擴(kuò)張帶來的產(chǎn)業(yè)稅收效應(yīng),預(yù)算外靠土地出讓收入,成為名副其實(shí)的‘土地財(cái)政’”。雖然2007年政府預(yù)算收支分類改革將原屬于預(yù)算外收入的土地出讓收入也納入到預(yù)算內(nèi)全面統(tǒng)一管理,但實(shí)際上,這種改革更多局限于技術(shù)層面上,而這部分收入的管理方式仍然沒有改變[4]。并且正如某些學(xué)者 (付文林[5],2005;唐明[6],2009)指出的那樣,地方政府對(duì)不同性質(zhì)政府收入的支配權(quán)限不同,決定了其對(duì)二者的態(tài)度也不同。因此,一個(gè)相關(guān)的問題是,既然地方政府在稅收收入上已經(jīng)展開了積極競(jìng)爭(zhēng),那么作為基本上全部屬于地方政府支配范圍內(nèi)的土地出讓收入會(huì)否延續(xù)了這種積極的爭(zhēng)奪趨勢(shì)?因此,地方政府是否會(huì)就此項(xiàng)收入展開積極競(jìng)爭(zhēng),如果存在,競(jìng)爭(zhēng)策略為何種形式是本文試圖回答的問題。

目前國內(nèi)關(guān)于政府的非稅收入競(jìng)爭(zhēng)的研究還鮮有涉足,沈坤榮和付文林 (2006)以及袁浩然曾嘗試對(duì)地方政府預(yù)算收支改革前的預(yù)算外收入進(jìn)行競(jìng)爭(zhēng)分析,他們以地區(qū)預(yù)算外收入占地區(qū)生產(chǎn)總值的比值為競(jìng)爭(zhēng)策略,但這種分析顯然還具有較大局限性。因?yàn)槭罩Х诸惛母锴暗念A(yù)算外收入基本上都是非稅收入,這種參照預(yù)算內(nèi)稅收競(jìng)爭(zhēng)而設(shè)定的預(yù)算外平均負(fù)擔(dān)并沒有實(shí)際意義,也不能反映出地方政府在非稅收入競(jìng)爭(zhēng)所采用的實(shí)際策略手段。而就具體土地出讓收入是否存在競(jìng)爭(zhēng)的方向則更是研究中的空白。如果土地出讓收入存在收入競(jìng)爭(zhēng),可能采取的競(jìng)爭(zhēng)策略有兩種,一種是以收入總和為競(jìng)爭(zhēng)策略;一種是類似于稅收競(jìng)爭(zhēng),以平均土地出讓價(jià)格為競(jìng)爭(zhēng)策略。顯然,此處土地出讓收入競(jìng)爭(zhēng)與傳統(tǒng)的稅收競(jìng)爭(zhēng)形式已經(jīng)有所不同,后者常常假設(shè)全國范圍的資本水平總量恒定,不同轄區(qū)可以通過調(diào)節(jié)稅率來達(dá)到吸引資本的目的,最終體現(xiàn)為資本稅收收入的增加;而本文的土地出讓收入競(jìng)爭(zhēng)建立的前提顯然并不是土地資源的可流動(dòng)性,并且土地資源相對(duì)資本資源來說具有了不可再生的特性①作者感謝上海財(cái)經(jīng)大學(xué)薛菁博士為作者指出此點(diǎn)。,此處的競(jìng)爭(zhēng)更多體現(xiàn)為各地方政府競(jìng)相追求土地出讓帶來的可支配財(cái)力的增長。參照Brueckner[7]對(duì)政府間策略互動(dòng)的分類,可以將傳統(tǒng)稅收競(jìng)爭(zhēng)納入到第二類地方政府間的策略互動(dòng)范圍,即通過改變財(cái)政政策來實(shí)現(xiàn)對(duì)流動(dòng)的稀缺要素的爭(zhēng)奪;而土地出讓收入的競(jìng)爭(zhēng)可視為第一類政府間策略互動(dòng)行為,即某地區(qū)的財(cái)政政策產(chǎn)生外溢性,從而使得別地區(qū)進(jìn)行類似的模仿政策。

二、模型設(shè)定、指標(biāo)選擇及數(shù)據(jù)來源

傳統(tǒng)的財(cái)政競(jìng)爭(zhēng)、財(cái)政外溢文獻(xiàn)由于方法的局限,對(duì)于外溢性的大小無法估量,因而更多偏向理論實(shí)證推導(dǎo)?？臻g計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)的發(fā)展使得對(duì)數(shù)據(jù)在空間上的相互影響性的衡量成為可能,最早將空間計(jì)量方法引入到財(cái)政競(jìng)爭(zhēng)領(lǐng)域進(jìn)行研究的公認(rèn)是Case等[8],通過對(duì)美國各州政府的公共支出進(jìn)行了空間滯后模型分析,他們證明了美國州級(jí)地方政府間的公共支出活動(dòng)存在顯著的空間外溢性并且估計(jì)了這種外溢性的大小?？臻g滯后模型又分為SAR模型 (Spatial Auto Regressive Model)和SEM模型 (Spatial ErrorModel),它們分別是在傳統(tǒng)計(jì)量模型的等式右邊通過引入因變量的滯后因子和擾動(dòng)項(xiàng)的滯后因子來解決傳統(tǒng)OLS估計(jì)后擾動(dòng)項(xiàng)存在空間交互效應(yīng)的問題。在這兩種模型中,又以SAR模型能直接衡量研究對(duì)象之間的空間交互影響性而尤為廣泛運(yùn)用。

本文主要采用SAR模型來分析我國各地方政府間的招拍掛土地出讓收入之間是否存在競(jìng)爭(zhēng),由于土地出讓方式主要有協(xié)議、招標(biāo)、拍賣和掛牌等方式,為體現(xiàn)土地的市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)性,我們選取招標(biāo)、拍賣和掛牌方式出讓的土地收入為分析對(duì)象。具體模型假設(shè)為

Y=ρWY+Xβ+ε

其中,Y為因變量,分別為土地出讓平均價(jià)格和土地出讓收入;X是影響某地因變量的自身特征,W是空間權(quán)重矩陣,ρ和β為系數(shù),我們主要關(guān)注空間自回歸系數(shù)ρ;ε為擾動(dòng)項(xiàng)。

考慮到某地的土地出讓收入以及價(jià)格受上一年度的房?jī)r(jià)平均水平以及基礎(chǔ)設(shè)施水平的影響,在控制變量X中分別選取了上一年度的商品房平均價(jià)格 (hp)和上一年度的人均基本建設(shè)支出 (ce);另外為體現(xiàn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平等因素對(duì)因變量的影響,X中還包括了當(dāng)年人均地區(qū)生產(chǎn)總值 (gdp)②實(shí)際上,本文還曾嘗試將gdp指標(biāo)也采用上一年度數(shù)據(jù)進(jìn)行分析,結(jié)果表明并無顯著性變化發(fā)生。、平均每公里城市人口密度 (pd)和城市化率 (ur)等指標(biāo)。各類數(shù)據(jù)來源如下:

(1)土地出讓收入。數(shù)據(jù)來源于《中國國土資源年鑒》各年,為招標(biāo)、拍賣和掛牌三種出讓方式的土地收入之和;(2)土地出讓平均價(jià)格。根據(jù)《中國國土資源年鑒》的數(shù)據(jù)進(jìn)行處理,為土地出讓收入與出讓面積的商;(3)房?jī)r(jià)平均水平。來自于《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》各年,指各類用途的商品房平均銷售價(jià)格;(4)人均地區(qū)生產(chǎn)總值、平均每公里城市人口密度、城市化率均直接來源于《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》各年,其中城市化率用非農(nóng)業(yè)人口比率代替;(5)人均基本建設(shè)支出。根據(jù)《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》各年數(shù)據(jù)進(jìn)行處理。

樣本范圍是全國除海南和西藏地區(qū)之外的29個(gè)省級(jí)行政區(qū),鑒于數(shù)據(jù)的可得性,選取2003-2007年間各地區(qū)的面板數(shù)據(jù)為對(duì)象,并對(duì)數(shù)據(jù)剔除了物價(jià)水平波動(dòng),對(duì)絕對(duì)值數(shù)據(jù)取自然對(duì)數(shù)。

權(quán)重矩陣分別選取地理權(quán)重和經(jīng)濟(jì)權(quán)重兩種不同權(quán)重。地理權(quán)重采用的是以兩地在地理上是否接壤為判別標(biāo)準(zhǔn),通常兩地域相鄰我們賦予相鄰地域影響因子為1,否則為0,然后計(jì)算出相應(yīng)的權(quán)重系數(shù)矩陣,得到地理權(quán)重矩陣;經(jīng)濟(jì)權(quán)重的影響因子主要采用的人均地區(qū)生產(chǎn)總值,權(quán)重系數(shù)為wij=1/gi-gj/Σj(1/(gi-gj),其中wij為矩陣元素,g為觀測(cè)期間內(nèi)平均人均地區(qū)生產(chǎn)總值。

空間滯后模型將分別考慮地區(qū)固定效應(yīng)、時(shí)間固定效應(yīng)和地區(qū)及時(shí)間均固定效應(yīng)三種類型。地區(qū)固定效應(yīng)主要是考慮到不同地區(qū)所處的地理區(qū)位以及相關(guān)的其他特征如氣候條件等對(duì)因變量造成的影響,這在因變量是與區(qū)位特征明顯相關(guān)的土地出讓收入中尤為顯著;時(shí)間固定效應(yīng)是考慮某些年份由于系統(tǒng)變動(dòng)對(duì)所有觀測(cè)對(duì)象都產(chǎn)生影響的因素。鑒于J.Paul Elhorst[9]曾指出在實(shí)際應(yīng)用中,通?？紤]了時(shí)間固定效應(yīng)后,模型的空間反應(yīng)經(jīng)常不顯著,原因是不同各地區(qū)的變量往往隨宏觀經(jīng)濟(jì)水平同時(shí)增加或減少。因此,在模型估計(jì)結(jié)果中,我們將主要關(guān)注第一類效應(yīng)估計(jì)結(jié)果,將考慮地區(qū)固定效應(yīng)之后的顯著空間效應(yīng)視為存在競(jìng)爭(zhēng)效應(yīng)。

三、以土地出讓價(jià)格為競(jìng)爭(zhēng)策略

類似于預(yù)算內(nèi)稅收競(jìng)爭(zhēng)方式,地方政府可以通過調(diào)整土地出讓平均價(jià)格來實(shí)現(xiàn)收入競(jìng)爭(zhēng)的最大化。不同的是,稅收競(jìng)爭(zhēng)的目的是為了吸引資本流入,從而競(jìng)爭(zhēng)策略是不斷降低本地區(qū)的稅率;由于土地資源的不可再生性,目前我國地方政府的土地競(jìng)拍不斷出現(xiàn)“地王”現(xiàn)象,土地出讓價(jià)格是不斷上漲的。

(一)全國范圍模型估計(jì)

根據(jù)SAR模型的估計(jì)結(jié)果,并沒有發(fā)現(xiàn)任一模型中空間自回歸系數(shù)的估計(jì)值在顯著性水平上通過檢驗(yàn),因此不能顯著拒絕ρ=0的原假設(shè),也即全國范圍內(nèi)地方政府之間在土地出讓平均價(jià)格上并不存在顯著的競(jìng)爭(zhēng)效應(yīng)。

表1 全國29省市區(qū)2003-2007年土地招拍掛平均出讓價(jià)格SAR模型估計(jì)結(jié)果

顯著性解釋變量主要有人均地區(qū)生產(chǎn)總值gdp、上一年度商品房銷售均價(jià)hp以及上一年度人均基本建設(shè)支出ce。gdp和hp的系數(shù)估計(jì)值符號(hào)都為正,表明對(duì)土地招拍掛平均出讓價(jià)格有正向影響,并且hp的系數(shù)估計(jì)值在1.6左右,表明上一年度商品房銷售均價(jià)每上漲1%,相應(yīng)地當(dāng)期土地招拍掛平均出讓價(jià)格將上漲約1.6%。而ce的符號(hào)為負(fù),表明上一年度人均基本建設(shè)支出對(duì)土地招拍掛平均出讓價(jià)格反而有負(fù)向影響。城市人口密度和城市化率都不是顯著變量,說明觀測(cè)期內(nèi)土地出讓平均價(jià)格并沒有受到城市人口密度和城市化進(jìn)程水平的顯著影響。

(二)東、中、西部地區(qū)模型估計(jì)

由于我國不同地理區(qū)位的地區(qū)在經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平上差異較顯著,為了進(jìn)一步檢驗(yàn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平相近地區(qū)內(nèi)部是否圍繞土地出讓收入展開競(jìng)爭(zhēng),有必要對(duì)東、中、西部地區(qū)的樣本分別進(jìn)行空間滯后模型估計(jì)。本文采用的東、中、西部的劃分方式主要是依據(jù)國土資源部的劃分方法:東部地區(qū)包括北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東和廣東十省市;中部地區(qū)包括山西、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖北和湖南八省;西部地區(qū)包括重慶、四川、貴州、云南、陜西、甘肅、寧夏、青海、新疆、廣西和內(nèi)蒙古十一省市區(qū)①國土資源部信息中心,2007:我國的東中西部地區(qū)是如何劃分的?,資源網(wǎng)網(wǎng)頁,http://www.lrn.cn/science/nationalgeography/200704/t20070423-53351.htm。為節(jié)約篇幅,報(bào)告結(jié)果中省略了時(shí)間固定效應(yīng)和時(shí)間、地區(qū)效應(yīng)皆固定的模型估計(jì)結(jié)果,主要報(bào)告了需要解釋的地區(qū)固定效應(yīng)的估計(jì)結(jié)果。

根據(jù)SAR模型估計(jì)結(jié)果,只有東部地區(qū)在經(jīng)濟(jì)權(quán)重估計(jì)下的地區(qū)固定效應(yīng)模型中,ρ=0.203,并且通過15%顯著性水平檢驗(yàn)。考慮到現(xiàn)實(shí)中東部地區(qū)之間確實(shí)有可能將地區(qū)生產(chǎn)總值作為相互進(jìn)行競(jìng)爭(zhēng)的比較因素,因此可以接受經(jīng)濟(jì)權(quán)重估計(jì)的結(jié)果,認(rèn)為東部地區(qū)地方政府間存在土地出讓平均價(jià)格的競(jìng)爭(zhēng)效應(yīng)。模型估計(jì)結(jié)果說明此時(shí)如果其他條件不變,平均相鄰地區(qū)的加權(quán)招拍掛土地出讓價(jià)格每增加1%,受影響地區(qū)的對(duì)應(yīng)值將增加0.2%。而中西部地區(qū)模型估計(jì)中并沒有發(fā)現(xiàn)顯著的空間自回歸系數(shù),因此可以推斷中西部的地方政府在招拍掛土地出讓平均價(jià)格并不存在顯著的競(jìng)爭(zhēng)效應(yīng)。

表2 東、中、西部地區(qū)2003-2007年招拍掛土地平均出讓價(jià)格SAR模型估計(jì)結(jié)果

在解釋變量中,可以發(fā)現(xiàn)上一年度的商品房平均銷售價(jià)格hp對(duì)三個(gè)地區(qū)都起到顯著性解釋,并且以經(jīng)濟(jì)權(quán)重估計(jì)的結(jié)果大小排序分別西部、東部和中部,說明保持其他條件不變,西部地區(qū)上一年度商品房平均售價(jià)對(duì)本年度土地出讓平均價(jià)格影響最大,而中部地區(qū)相應(yīng)最小。同時(shí),中部和東部地區(qū)的模型估計(jì)結(jié)果中,其他變量都不顯著,說明在模型的可觀測(cè)因素中對(duì)中東部地區(qū)的土地出讓價(jià)格形成影響的主要是上一年度的商品房銷售均價(jià)。而西部地區(qū)模型估計(jì)中顯著性變量還有人均地區(qū)生產(chǎn)總值gdp和上一年度的基本建設(shè)支出ce,但后者符號(hào)為負(fù)。

值得注意的是,無論是城市人口密度還是城市化進(jìn)程在三個(gè)地區(qū)都不是顯著變量,說明城市化進(jìn)程并沒有直接對(duì)土地出讓平均價(jià)格形成影響,這一點(diǎn)與我們的日常感覺并不相符。同時(shí),就模型的解釋力來說,中、西部地區(qū)特別是中部地區(qū)明顯低于東部,反映了中西部地區(qū)土地出讓平均價(jià)格變動(dòng)解釋較難,還受到特殊的未觀測(cè)因素影響。

四、以土地出讓收入為競(jìng)爭(zhēng)策略

這種理論的假設(shè)是地方政府在觀察到鄰近地方政府土地開發(fā)獲取到較大預(yù)算外財(cái)力收入,主動(dòng)采取類似競(jìng)爭(zhēng)策略,競(jìng)相開發(fā)土地以追求財(cái)力收入的增長。

(一)全國范圍模型估計(jì)

表3顯示無論是用地理權(quán)重還是用經(jīng)濟(jì)權(quán)重估計(jì),地區(qū)固定效應(yīng)模型中空間自回歸的系數(shù)估計(jì)值都有一定的顯著性,分別為0.1430和0.1500,說明觀測(cè)樣本間存在較為顯著的空間競(jìng)爭(zhēng)效應(yīng)。具體解釋為保持其他控制量不變,相鄰地區(qū)的加權(quán)人均土地招拍掛出讓收入每增長1%,受影響地區(qū)的對(duì)應(yīng)值將增長0.14%-0.15%。

其他對(duì)土地出讓收入起顯著影響的變量包括人均地區(qū)生產(chǎn)總值gdp、上一年度商品房平均銷售價(jià)格hp、上一年度人均基本建設(shè)支出ce和城市化率ur。在僅考慮地區(qū)固定效應(yīng)的模型中,gdp的系數(shù)估計(jì)值特別大,約為1.8,表明如果其他控制變量不變,人均地區(qū)生產(chǎn)總值每增長1%,地區(qū)人均土地招拍掛出讓收入將增加約1.8%,快于前者的增長;而hp的系數(shù)估計(jì)值為0.7左右,表明如果其他條件不變,平均上一年度的商品房平均銷售價(jià)格增長1%,人均土地招拍掛出讓收入將增長約0.7%,影響也很顯著;而ce的符號(hào)為負(fù),表明上一年度人均基本建設(shè)支出增長的方向與當(dāng)期的土地出讓收入增長方向相反。而城市化率ur的系數(shù)估計(jì)值符號(hào)也為負(fù),反映了城市化率的提高并沒有直接導(dǎo)致土地出讓收入的增長,這一點(diǎn)與我們?nèi)粘ＵJ(rèn)識(shí)并不一致;不過其估計(jì)值較小,表明經(jīng)濟(jì)意義并不顯著。

表3 全國29省市區(qū)2003-2007人均招拍掛土地收入SAR模型估計(jì)結(jié)果

(二)東、中、西部地區(qū)模型估計(jì)

表4 東、中、西部地區(qū)2003-2007人均招拍掛土地收入SAR模型估計(jì)結(jié)果

觀察表4對(duì)不同地區(qū)的人均招拍掛土地出讓收入的空間滯后模型估計(jì)結(jié)果,只有東部地區(qū)在用經(jīng)濟(jì)權(quán)重估計(jì)的地區(qū)固定效應(yīng)模型中,空間自回歸系數(shù)估計(jì)值通過15%的顯著性水平檢驗(yàn),為0.198,該值與表2中以土地出讓價(jià)格為策略對(duì)東部地區(qū)估計(jì)的結(jié)果類似。說明東部地區(qū)的地方政府確已圍繞土地出讓收入展開一定程度的競(jìng)爭(zhēng)。而中西部地區(qū)的模型估計(jì)結(jié)果尚未能體現(xiàn)該地區(qū)圍繞土地出讓收入展開競(jìng)爭(zhēng)。

根據(jù)似然對(duì)數(shù)值的大小來看,用經(jīng)濟(jì)權(quán)重對(duì)模型的估計(jì)更合適,因此接下來主要解釋經(jīng)濟(jì)權(quán)重的估計(jì)結(jié)果。從自變量的顯著性來看,東部地區(qū)的顯著性自變量包括人均地區(qū)生產(chǎn)總值gdp和城市化進(jìn)程ur。系數(shù)估計(jì)值達(dá)到1.94,表明如果其他條件不變,平均人均地區(qū)生產(chǎn)總值每提高1個(gè)百分點(diǎn),相應(yīng)地,人均土地招拍掛收入將增加約2個(gè)百分點(diǎn),經(jīng)濟(jì)意義和統(tǒng)計(jì)意義上都很顯著。而ur的符號(hào)為負(fù),表明在東部地區(qū),城市化水平的推進(jìn)并不會(huì)對(duì)土地出讓收入的增加起正向作用。中部地區(qū)的唯一顯著變量為城市人口密度,并且模型估計(jì)的R2為0.3411,說明模型的解釋力還有所欠缺,影響中部地區(qū)土地出讓收入的還有特殊的未觀測(cè)因素。西部地區(qū)的顯著性變量有人均地區(qū)生產(chǎn)總值gdp、上一年度的商品房銷售均價(jià)hp和上一年度的人均基本建設(shè)支出ce。其中hp的系數(shù)估計(jì)值高達(dá)2.17,說明西部地區(qū)上一年度的商品房銷售均價(jià)對(duì)本年的土地出讓收入影響顯著。而ce的符號(hào)為負(fù),可能是因?yàn)槲鞑康貐^(qū)的人均基本建設(shè)支出與地區(qū)生產(chǎn)總值的增長方向相反的原因[10]。

五、小 結(jié)

本文試圖通過對(duì)預(yù)算外土地出讓收入的空間計(jì)量分析來考察地方政府是否在此項(xiàng)收入展開積極競(jìng)爭(zhēng),結(jié)果表明,經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度較高的東部地區(qū)地方政府確已對(duì)此項(xiàng)收入展開了積極競(jìng)爭(zhēng),無論是用土地招拍掛出讓平均價(jià)格還是出讓收入作為競(jìng)爭(zhēng)策略都能體現(xiàn)出較為顯著的競(jìng)爭(zhēng)效應(yīng);而中西部地區(qū)則沒有發(fā)現(xiàn)任何一種策略的顯著競(jìng)爭(zhēng)效應(yīng)。從全國范圍上看,各地方政府圍繞土地招拍掛出讓收入展開了一定的競(jìng)爭(zhēng)效應(yīng),但并沒有圍繞土地平均出讓價(jià)格展開競(jìng)爭(zhēng),更加反映了我國地方政府在預(yù)算外收入的爭(zhēng)奪上是追求收入總量增長的目的性。

之所以我國東部地區(qū)率先表現(xiàn)出對(duì)預(yù)算外土地出讓收入的競(jìng)爭(zhēng)性,可能是因?yàn)檫@些地區(qū)的市場(chǎng)發(fā)展程度較高,競(jìng)爭(zhēng)的傳導(dǎo)機(jī)制比較靈敏。一方面,由于東部地區(qū)的土地資源開發(fā)程度較高,資源的邊際價(jià)值較顯著,某一轄區(qū)土地出讓價(jià)格會(huì)迅速影響相鄰轄區(qū)的土地出讓價(jià)格;另一方面是這些地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平接近,內(nèi)部同質(zhì)性強(qiáng),因而不同地塊具有一定的替代性。而中、西部地區(qū)的不同轄區(qū)內(nèi)部也具有一定的同質(zhì)性,但與東部地區(qū)的異質(zhì)性較強(qiáng),并且資源開發(fā)力度相對(duì)東部地區(qū)來說還處于欠激烈狀態(tài),因而并不能有效傳遞東部地區(qū)的競(jìng)爭(zhēng)效應(yīng)。

另外,空間滯后模型的分析結(jié)果也表明傳統(tǒng)意義上認(rèn)為的對(duì)土地出讓收入或價(jià)格影響較為明顯的城市化進(jìn)程并不是正向顯著變量,在東部地區(qū)的土地出讓收入模型中它的符號(hào)甚至為負(fù),這一點(diǎn)為城市化進(jìn)程推高地方土地出讓價(jià)格或收入的論點(diǎn)提供了新的視角。在某些地區(qū),如中部地區(qū),影響土地招拍掛出讓收入和價(jià)格的可觀測(cè)因素都較少,說明這些地區(qū)的土地出讓收入或價(jià)格還需要考慮某些特殊的未觀測(cè)因素。

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