0 引言

城市化与工业化平衡联动发展是一国经济增长和转型的重要动力(Lewis，1954)。改革开放以来，中国城市化和工业化发展迅速，但二者之间的发展路径并不平衡。相对于快速推进的工业化进程，中国的城市化水平严重迟滞，城市化滞后于工业化已成为中国经济转型过程中的一个典型现象(沈可和章元，2013；刘瑞明和石磊，2015)。2014年中国第二产业占GDP比重达到42.7%，但第二产业的就业比重却只有29.9%*数据来源：《中国统计年鉴(2015)》。。从城市化水平的国际比较来看，2014年中国以常住人口计算的城市化率为54.77%，如以户籍人口计算则更低——仅有36.63%[注]数据来源：《中国人口和就业统计年鉴(2015)》。，远低于80%的世界平均水平(陈斌开和陆铭，2016)。城市化迟滞给我国国民经济发展带来了一系列负面影响，例如，导致消费需求不足、阻碍产业结构转型升级、造成城乡收入差距扩大等(Chang和Brada，2006；陈斌开和林毅夫，2013)。如何促进城市化和工业化平衡联动发展，已成为我国政府和社会各界普遍关注的重大议题。

围绕我国城市化滞后于工业化问题，现有研究主要从就业吸纳能力、劳动力供给和城市化成本等三个方面进行了探讨。在就业吸纳能力方面，人们往往认为城市化滞后源于中国实行的一些经济政策降低了城市的就业吸纳能力。例如，陈斌开和林毅夫(2013)认为中国长期实行的重工业优先发展战略，降低了城市部门对农村剩余劳动力的就业吸纳能力，阻碍了城市化进程，进而导致中国城市化长期滞后于工业化。沈可和章元(2013)利用中国省级面板数据研究了资本密集型投资倾向对城市化滞后的影响，发现地方政府偏重资本密型产业的投资政策显著扩大了城市化与工业化之间的差距。陆铭和欧海军(2011)的经验研究也表明，地方政府偏向发展资本密集型产业的投资倾向抑制了经济增长对就业的吸纳能力。类似地，刘瑞明和石磊(2015)则从所有制结构入手，将城市化迟滞归因于所有制改革的滞后，认为国有企业的就业创造能力有限，过高的国有经济比重将会对城市化进程产生抑制作用。在劳动力供给方面，大量文献认为限制劳动力自由流动的户籍制度是导致城市化滞后于工业化的重要原因(Au and Henderson，2006；Whalley and Zhang，2007)。陈钊和陆铭(2008)的研究发现，中国的户籍制度及其背后的公共服务和社会福利歧视，是阻碍农村劳动力顺利向城市迁移、进而制约城市化进程的制度根源。邓曲恒和古斯塔夫森(2007)的研究进一步表明，旨在放松户籍管制的户籍制度改革显著促进了劳动力永久性迁移，因而对城市化进程具有正向促进作用。然而这方面的研究结论并不一致，孙文凯等(2011)的研究发现，户籍制度改革在引导农村劳动力迁移方面的作用较为有限。因此，户籍制度并不能完全解释我国城市化滞后于工业化的现象(沈可和章元，2013)。在城市化成本方面，已有文献认为城市化滞后现象与城市化成本的承担主体——地方政府和迁移人口——不能承担相应的城市化成本有关。倪鹏飞等(2014)通过构建开放经济体系下劳动力转移模型发现，在开放经济和外部需求增加的情况下，大量存在的农村剩余劳动力为工业化提供了廉价的劳动力供给，因而降低了工业化的劳动力成本、导致工业化快速扩张。但较低的劳动力工资使得农村转移劳动力无法承担在城市长期定居的成本，进而阻碍了城市化进程，最终导致城市化滞后于工业化。谢冬水(2016)基于地方政府竞争的视角，发现在为经济增长而竞争的压力下，推进城市化对地方政府而言是一个沉重的财政负担，不利于地方经济增长和改善政绩。因此，地方政府没有动力承担推进城市化的财政成本，由此导致城市化滞后。

(2) 在风扇大环上按照图纸要求均匀划出每个叶片的位置线(图2所示)，叶片采用两点定位法进行定位，按照划好的位置线将20个叶片装配到风扇大环上，并点焊固定，每个叶片与风扇大环点焊四点(叶片两侧各两点)。

上述研究为我们理解中国城市化滞后现象提供了基础。然而，目前尚缺乏文献研究从土地制度的角度，探讨土地供给结构扭曲对城市化滞后于工业化的影响。改革开放以来，在中国经济增长过程中，地方政府除了具有为经济增长而竞争的激励外，还垄断着土地要素的供给，控制和干预土地供给是地方政府推动工业化、城市化和经济增长的重要手段(Lichtenberg and Ding，2009；Yan et al.，2014；雷潇雨和龚六堂，2014)。在这种土地垄断供给制度背景下，地方政府凭借对土地一级市场的垄断权力，不但可以控制当地城市土地供给的总量，而且还可以干预土地供给结构，将土地资源在工业用地和商住用地之间进行策略性供给(Li，2014；陶然等，2009)，从而导致土地供给中工业用地和商住用地占比的结构扭曲。具体来说，这种土地供给结构扭曲主要表现为地方政府过度供给工业用地和限制性供给商住用地(范剑勇等，2015；Zhang et al.，2017)。过度供给工业用地体现在地方政府提高工业用地供给比例、大量低价出让工业用地；而限制性供给商住用地则表现为缩减商住用地供给比例、少量高价出让商住用地。相关研究表明，这种因地方政府垄断而造成的土地供给结构扭曲，对我国的经济结构转型、企业生产效率、住房价格以及国民收入分配等带来了一系列负面影响(Restuccia and Rogerson，2013；李力行等，2016；张莉等，2017)。那么，这种地方政府垄断下的土地供给结构扭曲是否会影响我国城市化与工业化的发展差距？如果存在影响，其背后的作用机制是什么？本文试图将土地供给结构扭曲与工业化和城市化纳入一个统一的分析框架，对上述问题作出解释。

本文的研究表明，土地供给结构扭曲是中国城市化滞后于工业化背后的基础性原因。地方政府策略性地提高工业用地供给比重、大量供应低价工业用地，降低了工业企业的土地和资本成本，并导致工业企业选择资本替代劳动的技术，从而降低了劳动力的工资水平，进而在总体上降低了工业化的资本和劳动力成本，导致工业化快速推进。而采取“饥饿供地”政策限制商住用地供给比例、少量高价出让商住用地，则造成城市房价快速上涨，提高城市生活和居住成本，进而对城市化产生抑制作用，最终导致城市化滞后于工业化。通过构造土地供给结构扭曲指标并基于中国2009—2013年282个地级市的城市面板数据，本文从经验上估计了土地供给结构扭曲对城市化和工业化之间差距的影响。研究结果显示，土地供给结构扭曲显著扩大了城市化和工业化的差距。这一估计结果在进行多项稳健性检验和使用工具变量克服内生性问题后依然成立。进一步的影响机制研究表明，土地供给结构扭曲主要通过住房价格、产业结构资本密集化、所有制结构偏向和财政支出结构偏向等途径，影响城市化和工业化之间的差距。这意味着土地供给结构扭曲是导致中国城市化滞后的重要因素，为了促进城市化与工业化平衡联动发展，需要推进土地供给的市场化改革，扭转工业用地和商住用地供给结构扭曲的局面。

第三，土地供给结构扭曲还将影响所有制结构偏向，通过国有企业渠道对城市化和工业化的发展差距产生影响。在中国当前的政治经济体制下，地方政府与国有企业在政治上存在紧密的联系。同时，国有企业在地方经济增长和财政收入增加上也发挥着重要作用，这使得地方政府与国有企业之间存在着较强的互利行为，并且地方政府在干预经济活动中往往为国有企业提供着各种偏袒性政策(Bai et al.，2006)。表现在土地出让上，便是在现行分税制财政体制下，地方政府具有向国有企业低价出让土地的倾向。赵文哲和杨继东(2015)利用2003—2010年中国地级市及以上城市数据发现，在面临财政缺口压力时，地方政府会将更多的土地以较低的价格出让给国有企业。杨继东等(2016)的经验研究进一步发现，为了刺激投资、稳定经济，地方政府倾向于向国有企业提供更多低价土地。在土地供给结构上，国有企业占比越高的城市，地方政府越倾向于增加协议出让比重、减少招拍挂出让比重，从而降低土地资源配置效率。这种土地出让的国企渠道相当于对国有企业进行资本补贴，降低了国企的资本投入成本，从而推动国有企业盲目扩张，增加中国经济对国企的依赖。然而，国有企业存在着普遍的资本密集型投资偏向和对整个经济的拖累效应，尤其是对农村转移劳动力的就业吸纳能力相当有限(刘瑞明和石磊，2015)。因此，一个地区的国有企业比重越高，其对非国有经济的挤出效应就越强，相应地该地区的市场化水平则越低，因而其能解决的就业就越少。基于此，我们不难推断，土地供给结构扭曲下的所有制结构偏向和国企渠道，将降低城市的就业创造能力，使得大量农村剩余劳动力无法有效向城市转移就业和定居，最终加剧城市化滞后程度。

本文其余部分安排如下：第1部分是相关制度背景和作用机制分析以及理论假说，第2部分是模型设定和数据说明，第3部分是模型的实证结果和分析，第4部分是影响机制检验和分析，最后是结论与政策含义。

1 土地供给结构扭曲下的城市化滞后： 作用机制与理论假说

改革开放以来，中国经济的市场化程度不断提高，但市场化改革并未完成，尤其是土地要素配置的市场化程度依然较低，地方政府控制着土地要素的供给，享有对城市土地供给的处置权、定价权以及对土地出让收入的支配权(Yan et al.，2014；刘守英，2014)。在这种土地垄断供给制度下，地方政府不但控制着当地城市土地的供给总量，而且还可以根据自身利益对工业用地和商住用地的供给比重进行策略性选择，在土地供给结构上实行低价、过度供给工业用地和高价、限制性供给商住用地(陶然等，2009；Wu et al.，2015)。这种策略性供地的基本操作模式是，地方政府一般将征收土地的20%～30%用于商住用地，主要通过市场定价的招标和拍卖方式对其进行高价出让。与此同时，地方政府还划出40%～50%的土地作为工业用地，主要是通过协议方式以成本价、甚至是零地价将其出让给工业企业(Zhang et al.，2017)。根据国家标准(GBJ137-90)对居住、工业、道路和绿地等城市四大类用地结构比例的规定，工业用地占供地总量的比重不得超过25%，居住用地占供地总量的比重一般不得超过32%(范剑勇等，2015)。然而观察中国的土地供给结构可以发现(见图1)[注]数据来源于历年《中国国土资源年鉴》。在《中国国土资源年鉴》中，供地总量由工业用地、商服用地、住宅用地和其他用地四大类构成。，工业用地占供地总量的比重长期高于国家标准，而居住用地供给占比则长期低于国家标准。从国际比较看，国外通行的工业供地面积与商住供地面积比值一般为1∶2，中国的这一比值则大约达到2∶1(范剑勇等，2015)。这种土地供给结构扭曲直接造成工业用地与商住用地出让价格的差别化，最终导致土地市场价格扭曲。数据显示，2017年第一季度，全国主要监测城市的工业地价仅为787元/平方米，而商服和住宅地价则分别高达7017元/平方米和6040元/平方米[注]数据来源：中国城市地价动态监测系统，http://www.landvalue.com.cn。。

  

图1 2007—2014年全国土地供给结构

关于地方政府策略性供给土地的动机，已有文献主要从土地引资和土地财政两个角度进行了解释。从土地引资的角度看，在当前以GDP为核心的政绩考核和晋升激励机制下，地方政府面临着激烈的经济增长竞争压力(周黎安，2007)，招商引资是地方政府发展本地经济、参与区域竞争的主要手段，因此，地方政府便致力于将低价出让工业用地作为其吸引资本的重要筹码。其背后的动机是，通过扩张工业用地供给比重、低价出让工业用地可以换取投资者青睐，吸引大量制造业投资，这类制造业企业的入驻不但为地方政府提供了稳定的税源，而且还可以带动地区相关产业发展，从而带来较高的GDP增长率(Li，2014)。从土地财政的角度看，在现行分税制财政体制下，与企业相关的大部分税收需要上缴中央政府，而与土地相关的收入则主要归于地方政府，因此，依靠土地出让成为地方政府财政收入的最主要来源。这样，地方政府自然具有很强的动机通过高价出让商住用地来获取高额的土地出让金(孙秀林和周飞舟，2013)。这些文献揭示了土地供给结构扭曲的成因和制度背景，但没有直接分析土地供给结构扭曲对城市化和工业化不平衡发展的影响，而在地方经济发展过程中，推进工业化和城市化都离不开土地要素的投入。因此，本文试图从地方政府垄断土地一级市场的制度背景入手，系统研究土地供给结构扭曲对城市化与工业化之间差距的影响，为我们理解中国城市化滞后于工业化提供一个新的视角，并为我们更全面地认识土地供给结构扭曲所带来的经济后果提供新的证据。

假说1： 土地供给结构扭曲是中国城市化滞后于工业化的重要原因，地方政府缩减商住用地供给比重、提高工业用地供给比重，将加剧城市化与工业化之间的差距。

首先，在土地垄断供给体制下，地方政府通过“饥饿供地”政策缩减商住用地供给比重，从而抬高商住用地价格，将直接推高城市住房价格(Yan et al.，2014)，而房价快速上涨不可避免会影响到城市的居住和生活成本，从而阻碍了农村人口向城市迁移和定居，进而延缓城市化进程。从微观个体的城市化决策上讲，农村居民向城市迁移定居过程将面临城市化的成本约束。住房价格是构成城市化成本的重要部分，高昂的住房价格将增加农村转移劳动力在城市生活和定居的成本，导致农村居民无法有效向城市迁移定居，最终阻碍城市化进程。而从作用机制上来看，城市住房价格的高企又与土地供给制度存在紧密的联系。因此，土地供给制度对中国城市化滞后具有更为基础性的作用。这方面也得到了经验证据的支持。例如，Huang and Tang(2012)利用2000—2009年美国300个城市数据，对住宅用地限制性供给政策与房价的关系进行了实证检验，发现限制性的住宅用地供给制度是导致住房价格上涨的重要原因。陈斌开和杨汝岱(2013)基于中国城镇住户调查数据的经验研究发现，地方政府垄断土地供给是推高住房价格的主要因素，居住用地供给面积越少，住房价格越高。陆铭等(2015)通过构建空间均衡模型，发现中央政府2003年以来实行的倾向于中西部地区的土地供给政策，缩减了东部地区的土地供给，因而对东部地区房价快速上升具有显著的推动作用。张莉等(2017)利用2009—2012年全国276个地级市数据，实证检验了地方政府策略性供地行为与房价的关系，发现商住用地供给比例的下降显著推高了住房价格。由此可见，地方政府对商住用地的限制性供给是阻碍城市化进程的重要影响因素，而住房价格则是联系商住用地供给与城市化滞后的一个重要途径。

其次，在土地垄断供给体制下，地方政府提高工业用地供给比重、低价出让工业用地，将降低工业化的资本成本并导致产业结构趋于资本密集化，从而推动工业化快速扩张并对城市化产生抑制作用，进而加剧城市化与工业化的差距。在投资驱动的经济增长模式下，招商引资是地方政府发展本地经济、参与区域竞争和改善政绩的主要手段。受激烈的招商引资竞争环境的影响，地方政府具有动用一切优惠政策吸引资本流入的动机。土地是地方政府掌握的重要资源，于是，通过提高工业用地供给比重、低价出让工业用地，便成为地方政府参与招商引资竞争的重要工具(Ye and Wu，2014)。这种大量低价供给工业用地的土地出让行为，主要从两个方面加剧城市化与工业化的差距：一方面，对于工业企业而言，地方政府低价出让工业用地相当于对企业资本投资进行直接补贴，从而降低了资本的相对价格，引导企业更偏向于选择资本替代劳动的技术，因而在总体上降低了工业化的资本和劳动力成本(陆铭和欧海军，2011；Zhang et al.，2017)，推动工业部门快速扩张。另一方面，这种地方政府低价出让工业用地推动工业化的发展模式，导致企业在生产投资上更倾向于选择资本替代劳动的资本密集型产业，从而使得我国工业化进程具有明显的侧重资本密集型产业的发展偏向，造成产业结构日趋资本密集化(陆铭和欧海军，2011；陈斌开和陆铭，2016)。而资本密集型产业的就业吸纳能力十分有限，不能充分吸纳农村剩余劳动力就业，导致劳动力需求下降，从而削弱了工业化对城市化的带动作用(沈可和章元，2013)，阻碍了城市化进程，最终导致城市化滞后于工业化的局面。总之，这种地方政府提高工业用地供给比重、压低价格出让工业用地的行为，降低了工业化的成本并造成产业结构的资本密集化倾向，从而加剧城市化与工业化的差距，进而导致城市化滞后。

与已有文献相比，本文的贡献体现在两个方面：一是在研究视角上，本文将土地供给结构扭曲与城市化和工业化的差距联系在一起，为理解中国城市化滞后于工业化问题提供了一个新的视角。在现有文献中，雷潇雨和龚六堂(2014)、范剑勇等(2015)以及Zhang et al.(2017)都从地方政府垄断土地一级市场入手，研究了土地供给干预与工业化和城市化的关系，但没有具体讨论土地供给干预对城市化和工业化之间发展差距的影响及其作用机制。本文在一个统一的框架下，阐述了工业用地和商住用地供给结构扭曲对工业化和城市化的不同作用机制，指出了这种供地结构扭曲是中国城市化滞后于工业化的基础性原因。二是在研究方法上，本文选取商住用地供给面积占供地总量比重作为衡量土地供给结构扭曲的负向指标，利用2009—2013年中国地级市面板数据，实证检验了土地供给结构扭曲对城市化滞后于工业化的影响，并利用工具变量法解决了土地供给结构扭曲的内生性问题，得到了更为可靠、稳健的结论。此外，本文还对土地供给结构扭曲影响城市化滞后的作用机制进行了检验，为理解土地供给结构扭曲与城市化滞后的关系和逻辑链条提供了严谨的经验证据。

实践中，山东省加大科研奖励力度，2019年起，将对承担国家科技重大专项和重点研发计划等项目的单位，省财政进行奖励；完善重大科研基础设施和大型科研仪器开放共享政策，加大“创新券”政策实施力度；改革完善科研项目经费管理和科技成果转换收入分配机制，落实科研人员对科研成果的收益权、分配权、处置权等。

基于以上理论分析，我们提出如下两个可供检验的理论假说：

从理论机制上看，在土地一级市场垄断的制度背景下，地方政府策略性增加工业用地供给、限制商住用地供给造成的土地供给结构扭曲，将直接影响工业化和城市化的成本，因而对城市化滞后于工业化产生了深远的影响。这具体表现在以下几个方面。

城市化滞后于工业化程度。根据理论分析，本文的被解释变量将由城市化与工业化水平的差距构成。考虑到数据的可得性和数据质量，我们选用变量Y1(工业总产值增长率-城市人口增长率)来衡量城市化滞后于工业化的程度，Y1的值越大，说明工业化发展速度越快于城市化的发展速度，因此城市化滞后问题就越严重。其中城市人口用各城市市辖区年末总人口数量表示，工业总产值增长率和城市人口增长率均以2008年为固定基期。此外，本文还参照已有文献的做法(陈斌开和陆铭，2016)，采用变量Y2(工业总产值增长率-城镇就业人口增长率)作为城市化滞后程度的代理变量来进行稳健性检验。Y2的值越大，说明工业化进程对吸纳城市就业的拉动作用越有限，无法发挥工业化对城市化的带动效应，从而导致城市化滞后于工业化。相关数据来源于《中国城市统计年鉴》和《中国区域经济统计年鉴》。

2 计量模型、变量选取与数据说明

2.1 计量模型设计

为检验土地供给结构扭曲对城市化滞后程度的影响，我们构建如下计量模型：

Yi t=C+α1Dislandi t+θXi t+ui+λt+εi t

(1)

其中，下标i和t分别表示城市和年份，Yi t为被解释变量，表示城市化滞后于工业化的程度。Dislandi t是本文的核心解释变量，代表土地供给结构扭曲程度，Xi t是一组控制变量。α1是实证分析最关注的待估参数，它衡量了土地供给结构扭曲对城市化滞后程度的影响。C是常数项，θ是控制变量的系数矩阵，εi t表示随机误差项，ui代表不随年份变化的城市固定效应，λt是时间固定效应。

另外，根据本文的理论假说2，土地供给结构扭曲主要通过住房价格、产业结构资本密集化、所有制结构偏向和财政支出结构偏向等途径影响城市化滞后。为了检验这一理论假说，我们借鉴Hayes(2009)关于影响机制检验的方法，构建如下计量模型：

 

其中，Wi t为影响机制变量，包括住房价格、产业结构资本密集化、所有制结构偏向和财政支出结构偏向，其他变量的定义与模型(1)一致。如果α2、β1和β2均显著，则表明土地供给结构扭曲确实通过以上作用机制影响城市化滞后。

扭转冲击工具顺时针冲击结束状态如图3b所示。此时，工具液流分为3部分：第部分直接通过节流喷嘴到达钻头；第2部分通过分流器到达上冲击腔，此时冲击锤已和下冲击面接触，顺时针冲击完毕；第3部分是启动器内的压力通过卸荷槽联通得到平衡。此时，因为启动器周围的环境压力处于近似相等的状态，启动器借助着顺时针转动的惯性继续转动。

2.2 变量说明与数据来源

本文选取的样本为2009—2013年全国282个地级市及以上城市的数据。选择这个样本区间的原因在于，《中国国土资源年鉴》按工业用地和商住用地分类提供地级市层面的土地供给数据，是从2009年才开始。各变量具体说明如下。

2.2.1 被解释变量

假说2： 土地供给结构扭曲主要通过住房价格、产业结构资本密集化、所有制结构偏向和财政支出结构偏向的途径影响城市化滞后。

2.2.2 核心解释变量

土地供给结构扭曲。本文的理论分析表明，土地供给结构扭曲主要表现为在土地垄断供给制度下，地方政府提高工业用地供给比重和减少商住用地供给比重。因此，本文采用商住用地供给面积占供地总量比重作为衡量土地供给结构扭曲的负向指标(SZland)，该比重越低意味着土地供给结构扭曲的程度越严重。因此，我们预计该比重越低，城市化滞后于工业化的程度越高。此外，在稳健性检验中，本文还采用住宅用地供给面积占供地总量比重作为土地供给结构扭曲的代理变量(ZZland)。同样，我们预计该比重越低，城市化滞后于工业化的程度越高。相关数据来源于《中国国土资源年鉴》。

2.2.3 控制变量

由表3可知，该正交实验中因素影响大小顺序为：虾油>食盐>味精>酵母抽提物>变性淀粉>干贝素>白砂糖>焦糖色素。每个因素的最优水平为：虾油50%、食盐2%、味精10%、酵母抽提物0.5%、变性淀粉1%、干贝素0.05%、白砂糖8%、焦糖色素0.5%。

参照城市化滞后研究的相关文献，本文引入以下变量作为控制变量。具体包括：

新峪选煤厂的工业性试验表明，三产品重介质旋流器的工艺指标，无论是数量效率还是可能偏差均优于主再选两产品重介质旋流器。该厂一期工程系统的主再选两产品重介质旋流器采用预先脱泥有压给料，主选旋流器排矸，悬浮液密度不高，致使矸石带煤率大，造成了宝贵的煤炭资源损失。三产品重介质旋流器的吨煤电耗为0.72 kW·h，低于主再选两产品重介质旋流器，符合节能降耗的基本国策。

(1) 人均GDP(PGDP)。根据发展经济学理论，人均GDP是影响城市化和工业化的重要决定因素。同时，城市化和工业化的差距可能与人均GDP存在倒U型关系(倪鹏飞等，2014)。因此，为控制人均GDP对城市化滞后于工业化的影响，本文在回归方程中加入人均GDP(PGDP)及其平方项(PGDP 2)，数据来自《中国城市统计年鉴》。

在上述条件下经过5次迭代，t=t′=23.7 s，计算过程最终收敛，即XV-0204开关时间为23.7 s，与开车阶段数据吻合。阀门XV-0204离油站最近，如要计算其他位号阀门开关时间，则需更改计算条件中L2和Z的数值，计算结果也将大不相同。

第四，土地供给结构扭曲还可以通过财政支出结构偏向的途径，影响城市化与工业化之间的差距。在片面追求GDP的增长竞争压力下，地方政府在财政支出结构上存在着明显的偏重基础设施建设、忽视公共服务供给的倾向(傅勇和张晏，2007)，而土地供给结构扭曲则为地方政府实施这种偏向性财政支出政策创造了条件。相关研究表明，在土地垄断供给体制下，地方政府为了发展地方经济和改善政绩，往往倾向于将更多的土地出让金收入投向有利于工业化的城市基础设施建设等投资领域，而真正能够提高居民福利有助于促进城市化的公共服务支出却被严重忽视。左翔和殷醒民(2013)发现，在土地垄断供给的制度背景下，地方政府会倾向于将更多的财政资源用于能让土地增值和税收增加的基础设施建设中，而基本公共服务的供给则会显著下降。汤玉刚等(2015)的经验研究发现，在依赖土地出让的财政模式下，基础设施建设能够在土地出让之际资本化到土地出让价格上，而教育、医疗卫生等公共服务不能资本化到出让地价上。因此，地方政府在公共财政上具有“重基础设施、轻公共服务”的支出偏向。中国经济增长前沿课题组(2011)的研究也表明，由于掌握了土地供给的垄断权，地方政府有动力通过经营土地，将大量财政资源用于增加与工业化密切相关的基础设施投资，而对教育、医疗卫生以及社会保障和就业等公共服务和人力资本投资则缺乏兴趣。这种土地供给结构扭曲作用下的政府支出结构偏向，推动了工业化快速扩张，并由此造成城市吸纳农业转移人口集聚的能力相对不足，难以促进农业人口向城市迁移定居，进而阻碍了城市化进程，导致城市化滞后于工业化。

(2) 政府干预程度(Gov)。在中国经济发展过程中地方政府扮演着重要角色，地方政府不但可以通过制定各种经济政策干预经济发展，而且还可以通过控制土地、资本等生产要素的配置来干预经济(陆铭和欧海军，2011)。事实上，中国的城市化和工业化在很大程度上是由地方政府推动的，因此在影响工业化和城市化的发展趋势上，地方政府发挥着重要作用。据此，本文选择政府干预程度作为控制变量，并参照文献中的通常做法，采用各城市政府财政支出占地区GDP的比重来衡量地方政府的经济干预程度，相关数据来自《中国城市统计年鉴》。

首先，由于本文所采用的面板数据包含282个地级市及以上城市5年的数据，可能会存在异方差和序列相关问题，为尽量克服这些问题，表3模型7采用能够有效处理异方差和序列自相关的固定效应模型(简称SCC模型)进行估计，结果显示商住用地供给比重的回归系数同基准模型(模型6)保持一致。为进一步检验模型估计方法的影响，模型8取消对时间固定效应和城市固定效应的控制，使用混合最小二乘法(Pooled OLS)进行估计。结果显示，商住用地供给比重对城市化滞后的影响依然显著为负，且系数绝对值增大，其他控制变量的系数符号和显著性也与基准模型保持一致。由模型7和8可知，本文的实证结果不取决于模型的特定估计方法，使用不同的模型估计方法不会影响本文结果的稳健性。

(3) 财政分权(FA)。我国是一个在财政上实行分权的国家，财政分权被视为是中国经济高速增长的重要制度安排(Xu，2011)。在现有财政分权体制下，地方政府拥有相对自主的经济决策权和资源支配权，可以主导当地经济发展并能稳定地从经济增长中获得税收。因此，财政分权可能会通过影响地方政府行为而对城市化和工业化的发展差距产生影响。考虑到这一事实，本文将财政分权作为控制变量纳入分析框架之中。关于财政分权程度的度量指标，本文借鉴陈硕和高琳(2012)的研究，采用财政自给率(本市预算内财政收入/本市预算内财政支出)作为度量财政分权的指标。财政自给率越高，意味着地方政府自有收入越高，其财政自主权也就越高。因此，地方政府可能更有动力根据自有收入安排财政支出来主导工业化和城市化进程，进而对城市化和工业化的差距产生影响。相关数据来自《中国城市统计年鉴》。

(4) 地方政府竞争(lnPfdi)。在当前的地方政府治理机制下，地方政府之间围绕经济增长展开着激烈的竞争(周黎安，2007)，在这种地方政府竞争机制作用下，地方政府具有动用一切手段发展地方经济、追求短期政绩的倾向(Xu，2011)。对地方政府而言，推进工业化可以促进地区经济快速增长和改善政绩，而推进城市化则会增加地方政府的财政负担。因此，在为增长而竞争的模式下，地方政府可能会具有偏重推进工业化、忽视推进城市化的内在激励，从而导致城市化滞后于工业化。为控制地方政府竞争对城市化滞后的影响，本文参照张军等(2007)的做法，采用各城市人均实际利用外商直接投资的对数形式(lnPfdi)作为地方政府竞争的代理变量，一个城市的人均实际利用外商直接投资数量越多，意味着该城市政府的竞争强度越大。外商直接投资均按照当年美元对人民币的平均汇率进行换算，相关数据来自《中国城市统计年鉴》。

(5) 城乡收入差距(Inequal)。在经典的发展经济学理论中，城乡收入差距是促进农村人口向城市迁移、进而推动工业化和城市化的重要动力。在中国的城市化和工业化过程中，城乡收入差距的存在一方面推动了农村剩余劳动力向工业部门转移就业，从而为工业化快速扩张提供了廉价的劳动力。但另一方面，低廉的劳动力工资使得农村转移人口无法承担在城市生活和定居的成本，因而可能不利于人口的城市化。因此，城乡收入差距对工业化和城市化哪个的影响作用更大，进而其与城市化滞后于工业化的关系如何，有待检验。本文以城镇居民人均可支配收入与农村居民人均纯收入的比值作为城乡收入差距的代理变量，数据来自《中国区域经济统计年鉴》。

(6) 城市公共服务。城市公共服务反映了城市的生活质量，因此，城市公共服务水平的提高可能会对人口向城市迁移产生吸引作用，从而促进城市化进程，进而可能有利于缩小城市化与工业化之间的差距。为此，我们在回归模型中加入一组反映城市公共服务的变量。具体包括：①城市医疗卫生状况(Medical)，用市辖区每千人病床数量表示；②城市教育条件(Education)，用市辖区每千人普通中学专任教师数表示；③城市交通状况(Traffic)，用市辖区每万人拥有公共汽车数量表示。相关数据均来自《中国城市统计年鉴》。表1是上述各变量的说明和描述性统计。

 

表1 变量的说明和描述性统计

  

变量名变量含义观测值平均值标准差最小值最大值Y1工业总产值增长率减城市人口增长率/%140658.5253.51-177.06264.53Y2工业总产值增长率减城镇就业人口增长率/%140661.1059.95-143.48272.81SZland商住用地供给占供地总量比重/%141031.2313.203.3873.93ZZland住宅用地供给占供地总量比重/%141022.8911.070.0463.31PGDP人均GDP(万元)14063.853.080.4546.78Gov政府财政支出占GDP比重/%141018.1114.894.4361.50FA财政自给率14100.480.230.051.54lnPfdi人均外商直接投资的对数值/元13445.911.560.079.56Inequal城乡收入差距13952.670.921.2928.66Medical市辖区每千人病床数/张14107.808.370.0164.26Educa-tion市辖区每千人普通中学专任教师数/人14105.274.530.5538.08Traffic市辖区每万人拥有公共汽车数/辆14077.687.450.32110.52

3 实证结果分析

3.1 基本回归结果

表2报告了计量模型1的基本回归结果。本文首先采用固定效应模型(FE模型)和随机效应模型(RE模型)进行回归分析，并通过Hausman检验来选择估计模型，在此基础上确定所有回归均采用固定效应模型。在回归过程中，本文遵循从简到繁的策略依次加入控制变量进行估计。模型1考察了没有引入任何控制变量时，土地供给结构扭曲与城市化滞后程度之间的关系。从回归结果可知，本文关心的作为衡量土地供给结构扭曲的核心解释变量——商住用地供给比重的系数在1%水平上显著为负，商住用地供给比重每下降1个百分点，城市化滞后于工业化的程度将扩大0.685个百分点，这初步验证了本文的理论假说1。为缓解因遗漏重要变量而造成的估计偏误，模型2～6依次加入人均GDP及其平方项、政府干预、财政自给率、地方政府竞争、城乡收入差距以及城市公共服务水平等控制变量。从回归结果来看，随着各控制变量的加入，商住用地供给比重对城市化滞后程度的影响系数的绝对值有所下降，但依然在1%水平上显著为负，并且模型的拟合程度不断得到提高。这说明土地供给结构扭曲确实是构成中国城市化滞后的重要决定因素，地方政府越是缩减商住用地供给比重，从而加剧土地供给结构扭曲程度，越将扩大城市化与工业化之间的差距，导致城市化滞后于工业化的现象。因此，模型(1)～(6)的结果很好地印证了本文的理论假说1。

总之，只有严格遵守纪律，坚决执行，才能够做成事情。根本的东西搞清楚了，努力方向有了，工作方法有了，思想指导行动，执行才更有力。

 

表2 土地供给结构扭曲与城市化滞后： 基准回归

  

模型序号模型1模型2模型3模型4模型5模型6模型形式FEFEFEFEFEFESZland-0.685***-0.410***-0.416***-0.301***-0.234***-0.254***(-6.11)(-4.07)(-4.13)(-3.32)(-2.63)(-2.88)PGDP29.301***29.197***24.089***41.306***44.431***(7.48)(7.45)(6.72)(10.81)(11.29)PGDP2-0.610***-0.607***-0.503***-1.310***-1.378***(-4.34)(-4.33)(-4.36)(-7.13)(-7.58)Gov0.354*0.919**0.595*0.623**(1.94)(2.30)(1.89)(2.03)FA1.633***1.171***1.211***(2.97)(2.69)(2.94)lnPfdi17.261***13.762***13.468***(5.48)(4.86)(4.89)Inequal-3.166-3.047(-1.29)(-1.26)Medical-0.423(-0.58)Education-8.849***(-3.02)Traffic0.842(1.19)时间固定效应YESYESYESYESYESYES城市固定效应YESYESYESYESYESYES常数项70.281***-31.185**-37.002***-212.836***-204.406***-170.972***(20.37)(-2.38)(-2.79)(-7.30) (-8.10)(-6.48)Hausman检验0.00590.00000.00000.00000.00000.0000样本量140614021402134413291322R20.2690.4580.4610.5400.6120.634

注： 括号内为系数的t值，并使用以城市为聚类变量的聚类稳健标准误获得t值；***、**、*分别表示1%、5%和10%的显著性水平；Hausman检验报告的是P值。

在控制变量中，人均GDP一次项的系数显著为正、二次项的系数显著为负，且随着其他变量的加入稳健性和显著水平均保持不变，这与倪鹏飞等(2015)的研究结论一致，说明人均GDP与城市化滞后之间确实存在倒U型关系。政府干预程度的回归系数显著为正：地方政府支出比重越高，城市化与工业化之间的差距越大。这从一个侧面支持了本文的理论判断。在当前中国的制度环境下，地方政府干预的一个重要手段就是通过控制土地要素的供给来干预经济，政府干预程度越高的地区，地方政府越是有动机倾向于将以土地出让金为主的财政资源用于推进工业化，从而扩大了城市化与工业化之间的发展差距。反映财政分权指标的财政自给率系数显著为正，表明财政自给率的提高倾向于扩大城市化与工业化的差距。这和人们一般的预期相异。从理论上讲，财政自给率越高意味着地方政府财政自主权越大，其面临的财政压力也越小，因此地方政府应该有更充足的财力去推进城市化。但是，在中国现有的晋升激励和政绩考核机制下，地方政府的财政支出具有明显的“重基础设施建设、轻公共服务和人力资本投资”偏向(傅勇和张晏，2007)，这使得财政自给率的提高不但没有起到缩小城市化与工业化差距的作用，反而加剧了城市化滞后程度。地方政府竞争对城市化滞后的影响显著为正，人均实际利用外商直接投资数量越大，城市化滞后程度越严重，这从一个侧面为当前学术界关注的“为增长而竞争的代价”提供了一个新的证据。导致这一结果的原因可能在于：对地方政府而言，在为增长而竞争的模式下，推进工业化有助于增加地方财政收入和促进地区经济增长；而推进城市化则会增加地方政府的财政负担。因此，地方政府具有偏重推进工业化、忽视推进城市化的内在激励。城乡收入差距的影响系数均不显著，说明城乡收入差距不是中国城市化滞后的主要原因。在衡量城市公共服务的三个变量中，市辖区每千人普通中学专任教师数的回归系数显著为负，说明城市优质的教育条件可以有效带动城市化进程，从而可以起到缩小城市化与工业化之间差距的作用。不过，城市医疗卫生状况和城市交通状况的系数不显著，说明其对城市化滞后没有显著影响。

3.2 稳健性检验

为检验基本回归结果的稳健性，本文依次通过改变模型估计方法、替换核心解释变量和被解释变量、加入其他控制变量来进行稳健性检验。

这个笔记本的前20页内容为儒学史，但没有上课日期等。其后记录日期和第几讲，当初的内容以孔子为中心，其后对象改变。

红松（Pinus koraiensis）属裸子植物，又名海松，主要分布于小兴安岭地区，是我国重要的林业资源，红松中含有丰富的多酚类物质[1]，这些物质已被证明具有抗氧化、抗癌、抗炎、防辐射和对α-淀粉酶、α-葡萄糖苷酶具有抑制作用等功效[2～6]。有关红松中活性成分的研究主要集中在对种壳、种鳞和种籽衣中多酚、黄酮、多糖等活性成分的提取及功能活性方面的研究[7～9]。

 

表3 土地供给结构扭曲与城市化滞后： 稳健性检验

  

模型序号模型7模型8模型9模型10模型11模型12模型形式SCCOLSFEY2为被解释变量(FE)Y2为被解释变量(FE)FESZland-0.254***-0.627***-0.258**-0.180**(-4.80)(-5.25)(-2.43)(-2.15)ZZland-0.329***-0.270**(-3.20)(-2.24)PGDP44.431***15.446***44.087***46.947***46.777***44.515***(5.35)(6.27)(11.12)(9.60)(9.49)(11.22)PGDP2-1.378***-0.529***-1.367***-1.544***-1.538***-1.622***(-5.00)(-4.59)(-7.48)(-7.04)(-6.96)(-8.23)Gov0.623*1.581***0.624**0.797**0.801**0.416(2.67)(2.72)(2.03)(2.02)(2.02)(1.60)FA1.211**-1.059***1.207***1.484**1.483**0.960***(4.33)(-6.21)(2.93)(2.35)(2.34)(2.75)lnPfdi13.468***2.34213.523***12.875***12.991***15.891***(5.39)(1.34)(4.93)(4.21)(4.25)(4.64)Inequal-3.047-4.879*-3.161-1.863-1.990 -1.506(-1.77)(-1.70)(-1.31)(-0.79)(-0.83)(-0.70)Medical-0.423 1.721***-0.423 -1.567**-1.559**-0.493 (-1.10)(3.31)(-0.58)(-2.06)(-2.04)(-0.65)Education-8.849*-3.542***-8.905***-1.195-1.199-7.569***(-2.45)(-3.79)(-3.02)(-0.75)(-0.75)(-2.89)Traffic0.842*-1.062**0.758-0.019-0.0790.522(2.56)(-2.30)(1.03)(-0.04)(-0.17)(0.94)Fdir-4.840**(-2.29)Road3.938***(4.69)时间固定效应YESNOYESYESYESYES城市固定效应YESNOYESYESYESYES常数项-170.972***69.863***-169.161***-212.984***-214.227***-208.367***(-8.55)(3.48)(-6.38)(-6.40)(-6.40)(-9.02)样本量132213221322132313231317R20.6340.2310.6340.5320.5310.677

注： 括号内为系数的t值，并使用以城市为聚类变量的聚类稳健标准误获得t值，其中模型7括号内为采用Driscoll-Kraay标准误修正的t值；***、**、*分别表示1%、5%和10%的显著性水平。

其次，考虑到土地供给结构扭曲和城市化滞后均是多维度的指标，仅仅从一个方面来度量难免以偏概全。为此，本文分别通过替换核心解释变量和被解释变量来进行稳健性检验。其中模型9是使用住宅用地供给比重作为核心解释变量的回归结果，从结果可以发现，以住宅用地供给比重度量的土地供给结构扭曲系数依然高度显著为负，且系数值比基准模型(模型6)变大。模型10采用工业总产值增长率与城镇就业人口增长率之差(Y2)作为被解释变量，结果显示，土地供给结构扭曲显著扩大了工业总产值增长率与城镇就业人口增长率的差距，即商住用地供给比重越低，工业总产值增长率与城镇就业人口增长率之间的差值就越大，城市化滞后程度越严重。模型11则报告了同时替换核心解释变量和被解释变量的回归结果。从回归结果可知，其结果依然同前文保持一致：土地供给结构扭曲程度越高，城市化滞后于工业化的程度也将显著地提高，即住宅用地供给比重越低，城镇就业人口增长率越落后于工业总产值增长率。总之，比较模型9～11可以发现，无论是替换核心解释变量还是替换被解释变量或是同时替换核心解释变量和被解释变量，估计出的系数都显著为负，这说明本文的实证结果不受变量的特定形式影响，替换核心变量指标对估计结果的稳健性不会产生根本性影响。

再次，虽然前文的分析已经控制了影响城市化滞后的主要变量，但仍可能存在某种程度的遗漏变量问题。具体来说，一方面，改革开放以来，中国的经济开放程度不断提高，经济开放程度提高可能会对工业化和城市化进程产生影响，因而也可能会对城市化滞后发挥作用(刘瑞明和石磊，2015)。另一方面，工业化和城市化进程都离不开城市基础设施水平的完善。城市基础设施水平的提高，既有利于吸引工业企业投资促进工业化，也有利于吸引农村人口向城市迁移加速城市化。但在中国的现实制度背景下，城市基础设施水平对工业化的影响作用可能更大，因而其可能是导致城市化滞后的重要因素。为缓解遗漏变量对回归结果的影响，我们进一步控制经济开放程度(Fdir)和城市基础设施水平(Road)这两个可能影响城市化滞后的因素。参照文献中的通常做法，经济开放程度采用“城市实际利用外商直接投资占GDP的比重”表示，基础设施水平采用“市辖区年末实有城市道路面积的对数值”表示，相关数据均来自《中国城市统计年鉴》。模型12展示了添加以上控制变量后的回归结果。从回归结果来看，即使控制了经济开放程度和城市基础设施水平的影响，商住用地供给比重的回归系数依然显著为负，本文土地供给结构扭曲加剧城市化滞后的理论假说仍然得到支持。根据以上分析，我们认为本文的实证结果是稳健的。

3.3 内生性和工具变量检验

上述回归结果支持了本文的理论假说1，但是可能会受到潜在的内生性问题影响导致估计结果有偏，从而影响结论的可靠性。在本文的模型中，商住用地供给比重是土地供给结构扭曲的代理变量，但它本身也是土地供给结构扭曲的结果，因此可能是存在内生性的变量。具体来说，本文模型的内生性可能来自三个方面：第一，可能存在反向因果关系导致内生性问题，即可能是城市化率相对工业化率较低导致商住用地需求少而供给占比低；第二，商住用地供给比重作为土地供给结构扭曲的代理变量可能存在测量误差，这将产生内生性问题，导致采用固定效应模型的估计结果低估土地供给结构扭曲的影响；第三，虽然本文已经控制了影响城市化滞后的各种因素，但仍可能存在某些既影响城市化滞后、同时又与商住用地供给比重高度相关且不可观测的遗漏变量，从而引发内生性问题。为了克服内生性问题的影响，我们选用以下两个工具变量使用面板数据两阶段最小二乘法(2SLS)进行估计：第一个工具变量是市委书记的年龄(Age)。Guo等(2013)的研究发现，官员的年龄、任职年限等个人特征会对其土地出让行为产生重要影响。根据这一理论，相比于年轻的市委书记，年龄大的市委书记更可能追求短期经济绩效，因而在土地出让策略上更倾向于高价、限制性出让商住用地以期获取短期土地出让收入，而不是大量出让工业用地以便发展工业、实现长期经济增长。特别地，市委书记的年龄作为其个人特征与城市化和工业化的差距没有直接关系，因此满足工具变量的外生性条件。市委书记年龄数数据来自互联网上的收集。第二个工具变量是土地供给总量(lnlands)。在我国现行土地供给制度下，各地区的土地供给总量指标受到中央政府严格管制并由中央政府计划配置(陆铭等，2015；张莉等，2017)。因此，对于单个城市而言，土地供给总量满足外生性(相对于城市化滞后)条件。同时，土地供给总量与供地结构密切相关，但却不能直接影响城市化与工业化的差距，而是通过影响土地供给结构扭曲对城市化滞后起作用，因而符合工具变量选择的要求。土地供给总量以其自然对数形式表示，数据来自历年《中国国土资源年鉴》。

表4展示了使用工具变量的2SLS的估计结果。从Panel B展示的第一阶段回归结果来看，两个工具变量的回归系数均显著并且符号与理论预期一致，这说明本文选择的工具变量是合理的。从弱工具变量检验结果上看，Cragg-Donald Wald F统计量的值均大于临界值10，因而我们有充分理由认为不必担心存在弱工具变量问题。在过度识别检验中，Hansen检验的P值均非常大，表明工具变量不存在过度识别。这两个检验结果进一步说明本文选用的工具变量是有效的。

为了衡量制作的CO2气体传感器的特性是否满足朗伯—比尔定律的关系,将6组标定实验测量的电压比值平均值与标准CO2浓度进行指数拟合,其函数关系如图12(a)所示,指数拟合系数为 0.993,拟合公式为:

从Panel A展示的第二阶段回归结果来看，我们所关心的作为衡量土地供给结构扭曲的核心解释变量——商住用地供给比重的系数显著为负，且随着其他控制变量的加入结果依然稳健。同时，我们还发现，在使用工具变量估计下，商住用地供给比重的回归系数比表2固定效应模型中相应的系数绝对值增大，这说明内生性问题导致利用固定效应模型低估了土地供给结构扭曲对城市化滞后的影响，而使用工具变量则显著改善了估计结果。因此，使用工具变量估计更进一步地支持了本文的理论假说1。

 

表4 土地供给结构扭曲与城市化滞后： 工具变量回归(2SLS)

  

模型序号模型13模型14模型15模型16模型17模型18Panel A:第二阶段回归结果(被解释变量为城市化滞后程度)SZland-3.806***-2.939***-2.900***-2.390***-1.861***-1.870***(-11.54)(-9.20)(-9.22)(-8.44)(-7.63)(-7.78)PGDP22.627***22.613***19.155***36.690***40.464***(6.04)(6.06)(5.84)(11.89)(12.76)PGDP2-0.467***-0.466***-0.398***-1.195***-1.278***(-3.80)(-3.80)(-3.92)(-8.49)(-9.25)Gov0.472***0.820***0.520**0.559**(2.59) (2.95) (2.27) (2.52)FA1.556***1.119***1.158***(4.04)(3.58)(4.24)lnPfdi13.494***11.052***10.892***(4.69)(4.47)(4.48)Inequal-2.062-2.010(-1.15)(-1.09)Medical-0.732 (-1.08)Education-9.582***(-3.55)Traffic0.521(0.74)时间固定效应YESYESYESYESYESYES城市固定效应YESYESYESYESYESYESPanel B:第一阶段回归结果(被解释变量为商住用地供给占比)Age0.212**0.211**0.208*0.232**0.245**0.256**(1.97)(1.97)(1.93)(2.12) (2.22) (2.32)lnlands-9.301***-9.219***-9.300***-9.594***-9.910***-9.960***(-12.03)(-11.19)(-11.24)(-10.25)(-10.02)(-9.97)弱工具变量检验73.32263.57364.06854.19952.34252.002Hansen检验0.1390.2210.2380.4760.7400.396样本量140614021402134313281328R20.2160.2210.2240.2310.2380.243

注： 括号内为系数的t值或z值，并使用以城市为聚类变量的聚类稳健标准误获得t值或z值；常数项未汇报；弱工具变量检验报告的是Cragg-Donald Wald F统计量；Hansen检验报告的是P值。

4 土地供给结构扭曲对城市化滞后的影响机制检验

上文的分析表明，土地供给结构扭曲是导致中国城市化滞后的重要原因。接下来我们根据计量模型(2)和(3)，从住房价格、产业结构资本密集化、所有制结构偏向和财政支出结构偏向等角度，分析土地供给结构扭曲对城市化滞后的影响机制来检验理论假说2。

首先，在前文的理论分析中我们发现，土地供给结构扭曲推高了住房价格，从而抑制了城市化进程，导致城市化滞后于工业化的现象。为检验是否存在这一影响机制，我们在模型19中以住房价格作为被解释变量进行回归。住房价格用商品房平均销售价格的对数值表示(lnHp)，数据来自历年《中国区域经济统计年鉴》。从回归结果可以看出，土地供给结构扭曲显著推高了房价，土地供给结构扭曲程度越严重(商住用地供给比重越低)，住房价格就越高，这说明住房价格的确是土地供给结构扭曲拉大城市化与工业化差距的一个重要渠道。

一是定罪量刑的事实都以证据证明，这体现了证明标准的事实层面的要求，不仅是证据的量的规定，同时也是证据确实充分的基础。无论被告人是否犯罪、犯何种罪、是否科以刑罚、科以什么样的刑罚，都需要证据来支撑，无证据即无事实。

其次，前文的分析表明，土地供给结构扭曲导致地区产业结构更加偏重于资本密集型产业的发展倾向，而不断资本密集化的产业结构削弱了工业化对劳动力就业的吸纳能力，导致城市化滞后于工业化的现象。为检验这一影响机制的存在性，我们在模型20中以产业结构资本密集化程度(Indus)作为被解释变量进行回归。由于数据获取困难，我们以各城市“第二产业占GDP比重/第三产业占GDP比重”作为产业结构资本密集化程度的代理变量，数据来自历年《中国城市统计年鉴》。采用这一度量方法的合理性在于，第二产业主要是资本密集型产业而第三产业则一般具有较低的资本密集度，因此这两者的比值越大，说明产业结构的资本密集化程度越高。从回归结果可以发现，土地供给结构扭曲对产业结构资本密集化具有显著的促进作用，商住用地供给比重越低，产业结构资本密集化程度越高，这验证了土地供给结构扭曲通过产业结构资本密集化途径影响城市化滞后的机制成立。

第三，土地供给结构扭曲扩大城市化与工业化差距的另一个重要途径可能来自所有制结构偏向。为检验这一作用机制的存在性，我们在模型21中引入所有制结构偏向(Soe)作为被解释变量进行回归。此处，我们以各地区城镇国有单位就业人数占城镇总就业人数的比重作为所有制结构偏向的代理变量，该比重越高，说明该地区国有经济的所有制偏向程度越高，数据来源于历年《中国区域经济统计年鉴》。从回归结果可以发现，商住用地供给比重对所有制结构偏向的影响系数显著为负，土地供给结构扭曲下偏低的商住用地供给占比倾向于提高国有经济比重，表明土地供给结构扭曲确实通过所有制结构偏向的途径影响城市化滞后。

第四，如理论假说2所指出，地方政府“重基础设施投资、轻公共服务支出”的财政支出结构偏向，也可能是联系土地供给结构扭曲与城市化滞后的重要途径。为检验这个影响机制的作用，我们在模型22中引入财政支出结构偏向作为被解释变量进行回归。这里，我们采用地方政府民生支出占地方财政总支出比重作为衡量财政支出结构偏向的负向指标(Welfare)。民生支出占比越高，意味着地方政府“重基础设施投资、轻公共服务支出”的财政支出结构偏向程度越低。民生支出采用各地区教育支出、社会保障和就业支出与医疗卫生支出三项之和度量，原始数据来自《中国区域经济统计年鉴》。从回归结果来看，商住用地供给比重的影响系数为正且通过了1%水平的显著性检验，说明提高商住用地供给比重、改善土地供给结构扭曲程度，对增加民生支出比重、矫正财政支出结构偏向具有促进作用。

进一步，我们要探讨的问题是，在研究土地供给结构扭曲影响城市化滞后的计量模型中，如果加入表5中所涉及的各种影响机制变量，土地供给结构扭曲的影响系数是否依然显著。表6展示了加入各种影响机制变量的回归结果。其中，模型23～26是逐个加入影响机制变量的结果；考虑到各个影响机制变量之间可能存在某种相关性，为检验稳健性，模型27则将所有影响机制变量都纳入回归中。从表6中的回归结果我们可以发现，随着各个影响机制变量的加入，商住用地供给比重对城市化滞后的影响系数依然高度显著为负，各个影响机制变量的系数符号和显著性与理论分析的预期一致，其他控制变量的系数也与表2基准模型(模型6)相似，这进一步说明土地供给结构扭曲确实通过住房价格、产业结构资本密集化、所有制结构偏向和财政支出结构偏向等途径对城市化滞后产生影响，从而很好地支持了本文的理论假说2。

PAM4技术在光通信应用中的系统分析………………………………………………………朱梅冬，陆建鑫 24-4-33

 

表5 土地供给结构扭曲与城市化滞后： 影响机制检验

  

模型序号模型19模型20模型21模型22被解释变量住房价格产业结构资本密集化所有制结构偏向财政支出结构偏向SZland-0.002**-0.003**-0.033*0.036***(-1.96)(-2.54)(-1.84)(3.24)PGDP0.057***0.173***0.890**-1.392***(3.92)(5.05)(1.97)(-6.23)PGDP2-0.002***-0.004*-0.0170.040***(-3.23)(-1.93)(-0.80)(3.28)Gov0.008***-0.020***0.157*-0.214*** (3.98)(-3.48)(1.67)(-4.52)FA0.008***-0.005***-0.228***-0.059*** (7.44)(-3.20)(-7.89)(-5.01)lnPfdi0.009-0.062***-1.432***-0.703***(0.96)(-2.79)(-3.58)(-4.74)

 

续表

  

模型序号模型19模型20模型21模型22被解释变量住房价格产业结构资本密集化所有制结构偏向财政支出结构偏向Inequal-0.0110.0101.8570.115(-1.33)(0.68)(1.59)(0.92)Medical0.002-0.011***0.300***-0.132***(0.67)(-2.91)(4.46)(-3.66)Education0.018***-0.036***-0.561***0.350***3.63)(-4.70)(-4.16)(5.09)Traffic0.006**-0.014***-0.198**-0.087**(2.41)(-3.19)(-2.19)(-2.36)时间固定效应YESYESYESYES城市固定效应YESYESYESYES常数项7.389***2.410***47.158***51.771***(93.52)(11.67)(9.61) (33.93)样本量1325132513251325R20.4500.2190.3200.382

注： 括号内为系数的t值，并使用以城市为聚类变量的聚类稳健标准误获得t值；***、**、*分别表示1%、5%和10%的显著性水平。

 

表6 影响机制检验的进一步分析

  

模型序号模型23模型24模型25模型26模型27SZland-0.569***-0.591***-0.587***-0.644***-0.579***(-5.86)(-5.95)(-6.03)(-6.70)(-6.20)lnHp18.759***23.010***(4.98)(5.65)Indus1.951*3.885*(1.91)(1.71)Soe0.319***0.416***(2.90)(3.52)Welfare1.319***1.234***(4.66)(4.44)控制变量YESYESYESYESYES时间固定效应YESYESYESYESYES城市固定效应YESYESYESYESYES常数项-73.010**60.858***50.507***-2.779-197.336***(-2.48)(3.42)(3.52) (-0.11)(-5.52)样本量13221322132213221322R20.3260.3120.3160.3250.349

注： 为节约篇幅，控制变量的回归结果未报告，所使用的控制变量与前文一致；括号内为系数的t值，并使用以城市为聚类变量的聚类稳健标准误获得t值；***、**、*分别表示1%、5%和10%的显著性水平。

5 结论与政策含义

城市化滞后于工业化是困扰中国经济转型和持续健康发展的一个难点问题，如何有效促进城市化与工业化平衡联动发展已成为各级政府和社会各界广泛关注的重大议题。本文从土地垄断供给制度背景入手，基于土地供给结构扭曲的角度为上述问题提供了一个新的解释，认为地方政府大量低价供给工业用地、少量高价供给商住用地造成土地供给结构扭曲，是导致城市化滞后于工业化的一个重要原因。通过选取商住用地供给比重构造土地供给结构扭曲的负向指标，并基于2009—2013年中国282个地级市及以上城市的面板数据进行实证检验发现，土地供给结构扭曲对城市化滞后于工业化具有显著的促进作用，商住用地供给比重越低，城市化滞后程度就越严重，这一结果在进行多项稳健性检验和使用工具变量克服内生性问题后仍然成立。进一步的作用机制研究发现，在土地供给结构扭曲影响城市化滞后于工业化的过程中，住房价格、产业结构资本密集化、所有制结构偏向和财政支出结构偏向发挥了重要作用。这些结果说明，中国的城市化滞后一定程度上源自于土地供给结构扭曲。推动土地资源的市场化配置，优化工业用地和商住用地的供给结构，对促进城市化与工业化平衡联动发展具有重要意义。本文的研究结论丰富了国内外有关中国城市化滞后方面的研究文献，拓展了对这一问题认识的视角，同时对我国现阶段如何有效实现城市化与工业化平衡联动发展具有明确的政策含义。

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第一，根据本文的研究结果，土地垄断供给制度下的供地结构扭曲是城市化滞后的重要原因。因此，为解决城市化滞后问题，政府应不失时机地推进土地供给制度改革，打破地方政府垄断土地供给的壁垒，允许农村集体土地(特别是城乡结合部区域的集体土地)直接进入城市土地一级市场，赋予农民和农村集体自由的土地转让权。这既能改变城市化过程中土地增值收益分配不公和土地价值实现不充分的局面，又能盘活土地市场尤其是商住用地市场，从而通过市场机制增加城市发展所需的土地供应，降低迁移人口在城市的生活和定居成本，进而推进城市化进程。

第二，本文的研究结果表明，在土地垄断供给背景下，地方政府有提高工业用地供给比重、减少商住用地供给比重的动机，这一动机导致的土地供给结构扭曲对城市化和工业化的发展差距产生了深远影响。因此，为推进城市化和工业化平衡联动发展，需要从调整土地供给结构，平衡工业用地和商住用地的供给入手。当前，我国城市建设用地指标受到上级政府严格管制。为了平衡两类土地的供给，一个直接的办法是要改变这种行政配置建设用地指标的方式，按照市场需求原则将城市建设用地增加规模与城市吸纳迁移人口数量挂钩，增加对迁移人口流入较多城市的商住用地供给。而在当前各地土地供给总量日趋紧张的情况下，另一个可行的办法是要调整存量土地利用结构，改变粗放式的工业用地利用方式，提高工业用地容积率，将更多的工业用地转化为商住用地，从而达到两类用地之间的供给平衡。

第三，尽管土地供给结构扭曲给经济社会带来了一系列负面影响，但在当前的政绩考核体制和财税体制下，地方政府几乎没有动力去改变现有的土地供给结构。由此看来，为平衡工业用地和商住用地供给，促进城市化和工业化同步协调发展，最终还需要从改革政绩考核体制和财税体制中去思考。从政绩考核体制角度看，需要改变以GDP为主导的政绩考核机制，减小GDP、招商引资等指标在政绩考核中的权重，从而在激励机制上改变地方政府为晋升竞争而大量供给工业用地的局面。而从财税体制角度看，则需要改革土地财政模式，对商住用地开征财产税，使地方政府的财政收入增长模式从依赖不可持续的土地出让金转向依靠稳定可持续的税收收入上来，从根本上消除地方政府为增加土地出让金而减少商住用地供给比重的内在激励，引导城市化与工业化走向平衡联动发展之路。

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