城市建設(shè)用地擴張與經(jīng)濟增長效率關(guān)系的動態(tài)分析

毛偉

摘要：中國經(jīng)濟發(fā)展的土地代價過高表明，需要考察經(jīng)濟增長效率對城市建設(shè)用地擴張影響的跨期響應(yīng)，動態(tài)地評估城市建設(shè)用地擴張的績效?；诔鞘薪ㄔO(shè)用地與經(jīng)濟增長效率的互動機制，采用面板VAR模型，動態(tài)地評估了中國省際層面城市建設(shè)用地擴張與經(jīng)濟增長效率的互動影響。結(jié)果表明：短期內(nèi)，城市建設(shè)用地擴張會抑制經(jīng)濟增長效率，但長期影響不顯著。經(jīng)濟增長效率對城市建設(shè)用地擴張的影響不顯著。從長期來看，經(jīng)濟增長效率的改善取決于自身的完善，城市建設(shè)用地擴張對其并無顯著影響。應(yīng)重視城市土地的節(jié)約集約使用，并增加經(jīng)濟增長效率在官員考核指標(biāo)中的比重。

關(guān)鍵詞：城市建設(shè)用地擴張；面板VAR模型；經(jīng)濟增長效率

文章編號：2095-5960（2015）04-0009-07；中圖分類號：F123；文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A

一、引言

近年來，城市建設(shè)用地增長迅速，其擴張量在1996—2011年期間年均增長率達(dá)到917%。雖然中國相繼出臺了一系列譽為“世界最嚴(yán)”的耕地保護政策，但并未扭轉(zhuǎn)耕地面積急劇下降的趨勢。耕地大幅流失和經(jīng)濟快速增長并行的局面表明土地代價較高是中國經(jīng)濟發(fā)展的一個顯著特征，這實質(zhì)上是城市建設(shè)用地擴張與經(jīng)濟增長效率關(guān)系表現(xiàn)形式的一種反映。因此，評估城市建設(shè)用地擴張對經(jīng)濟增長的影響績效不應(yīng)僅局限于當(dāng)期GDP的提升，而應(yīng)該著眼于從長期動態(tài)考察城市建設(shè)用地擴張對經(jīng)濟增長效率的影響。從效率視角認(rèn)識城市建設(shè)用地擴張與經(jīng)濟發(fā)展的關(guān)系有助于促進農(nóng)地向城市流轉(zhuǎn)與經(jīng)濟發(fā)展的協(xié)調(diào)性。

中國經(jīng)濟雖然在GDP方面取得了驕人成績，但經(jīng)濟增長效率一直備受詬病。技術(shù)效率較低、污染嚴(yán)重、單位產(chǎn)出能耗較高和經(jīng)濟增長嚴(yán)重依賴投資拉動等多年的頑疾依然普遍存在。房地產(chǎn)業(yè)和土地出讓金甚至是不少地方重要的財政收入來源。中國城市建設(shè)用地和經(jīng)濟發(fā)展的客觀事實表明，我們應(yīng)該全面考察經(jīng)濟增長效率對城市建設(shè)用地擴張行為影響的跨期響應(yīng)。

盡管城市建設(shè)用地與經(jīng)濟增長聯(lián)系的研究成果比較豐富，但仍可從如下四個方面來拓展現(xiàn)有研究：第一，現(xiàn)有研究主要關(guān)注城市土地擴張驅(qū)動力的單向關(guān)系，且忽略了變量的內(nèi)生性問題。[1]-[3]由于城市土地與其驅(qū)動因素是相互影響、互為因果的關(guān)系，這種復(fù)雜關(guān)系難以通過單一模型來反映。將上述因素納入到一個系統(tǒng)，進行互動影響分析的文獻(xiàn)較少。而且，研究相互依存變量的單向影響關(guān)系時，忽略內(nèi)生性問題會得到有偏非一致的估計結(jié)果，進而導(dǎo)致研究結(jié)論出現(xiàn)偏差甚至錯誤。第二，現(xiàn)有研究主要考察相關(guān)因素對城市土地的驅(qū)動機制。[4]-[6]但關(guān)于城市建設(shè)用地擴張與經(jīng)濟增長效率互動機制的系統(tǒng)研究成果較少。第三，研究方法多為時間序列方面的VAR模型，這使得地區(qū)間差異的信息難以得到應(yīng)有的反映。[7]第四，研究視角多為經(jīng)濟增長數(shù)量。[8]-[10]數(shù)量只是經(jīng)濟增長的一個方面，它無法代表經(jīng)濟增長的全部，目前鮮有城市建設(shè)用地與經(jīng)濟增長效率關(guān)聯(lián)性的研究成果。

有別于多數(shù)研究關(guān)注城市建設(shè)用地擴張對GDP的當(dāng)期影響，并且主要采用時間序列方法來研究的事實，本文基于1996—2011年的面板數(shù)據(jù)，將城市化、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、城市建設(shè)用地擴張和經(jīng)濟增長效率等相互依存的變量納入到一個分析系統(tǒng)，通過構(gòu)建面板VAR模型，客觀評估城市建設(shè)用地擴張與經(jīng)濟增長效率的動態(tài)關(guān)系，并結(jié)合脈沖響應(yīng)和方差分解分析城市建設(shè)用地擴張沖擊經(jīng)濟增長效率的動態(tài)機制，進而為協(xié)調(diào)土地政策和經(jīng)濟發(fā)展的關(guān)系提供理論依據(jù)。

二、城市建設(shè)用地擴張與經(jīng)濟增長效率的互動機制

經(jīng)濟增長效率通常采用全要素生產(chǎn)率（下文簡稱TFP）來衡量。因此，城市建設(shè)用地擴張和經(jīng)濟增長效率的互動機制，將通過城市建設(shè)用地與TFP的關(guān)系來說明。

（一）城市建設(shè)用地擴張對經(jīng)濟增長效率的影響機制

城市建設(shè)用地是生產(chǎn)的空間載體，它并不直接參與生產(chǎn)過程，因此城市建設(shè)用地擴張對經(jīng)濟增長效率的影響并不是直接的，其間接影響主要體現(xiàn)在如下三個方面：

1.土地資源的配置

雖然一個經(jīng)濟體的土地資源總量在短期內(nèi)是常數(shù)，但可以通過農(nóng)地城市流轉(zhuǎn)，重新分配農(nóng)村用地和城市土地，以實現(xiàn)土地資源的最優(yōu)配置，達(dá)到效益最大化的目的。在完全競爭且土地市場化的框架下，如果城市土地價格高于農(nóng)用地價格，城市建設(shè)用地的邊際產(chǎn)出就會高于農(nóng)用地的邊際產(chǎn)出，從而，農(nóng)地城市流轉(zhuǎn)將提升土地的利用效率。土地作為重要的TFP投入要素之一，其利用效率的提高將有助于提升經(jīng)濟增長效率。

2.城市化

城市化意味著資源、人口和經(jīng)濟活動的集聚，從而造成對城市建設(shè)用地的剛性需求。城市化引致的技術(shù)創(chuàng)新、集聚效應(yīng)和人力資本累積能提升TFP。[11]-[13]城市建設(shè)用地擴張也有不利于TFP的一面：農(nóng)地城市流轉(zhuǎn)不僅惡化了農(nóng)地資源的短缺狀況，而且也增大了失地農(nóng)民的數(shù)量，有損于國家的糧食安全，動搖經(jīng)濟增長的基礎(chǔ)；土地財政使得地方政府熱衷于在短期內(nèi)能帶來巨大收益的“炒地賣地”和“舊城改造”，忽視科技投入和技術(shù)創(chuàng)新。大量生產(chǎn)要素流入房地產(chǎn)行業(yè)，而非實體產(chǎn)業(yè)，這將延緩技術(shù)進步的步伐，并削弱轉(zhuǎn)變經(jīng)濟增長方式的動力。[14]

3.產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)

目前，農(nóng)用地和城市用地分別實行農(nóng)村集體所有制和國家所有制。因在土地使用權(quán)出讓市場處于完全壟斷地位，政府可以利用土地政策對經(jīng)濟結(jié)構(gòu)和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)進行宏觀調(diào)控。通過控制土地供給，促使土地利用走節(jié)約型和集約型道路。嚴(yán)控技術(shù)落后、污染嚴(yán)重、單位產(chǎn)出能耗較高的淘汰類產(chǎn)業(yè)用地，以此來實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化升級。中國正處于城市化與工業(yè)化快速發(fā)展的階段，各生產(chǎn)部門的生產(chǎn)率水平及其增長率存在較大差異。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級將促使生產(chǎn)要素流向生產(chǎn)率水平高或增速高的部門，從而促進TFP的提高。[15]合理的城市建設(shè)用地擴張緩解了城市用地供需緊張的矛盾，有利于經(jīng)濟結(jié)構(gòu)調(diào)整，提高生產(chǎn)要素的利用效率，進而提升TFP。

（二）經(jīng)濟增長效率對城市建設(shè)用地擴張的影響機制

Malmquist生產(chǎn)率指數(shù)將TFP的變化分解成兩部分：技術(shù)進步的變化和技術(shù)效率的變化。經(jīng)濟增長效率對城市建設(shè)用地擴張的影響將以此為基礎(chǔ)來分析。在技術(shù)進步為希克斯中性的條件下，考察一個包含自然資源和土地拓展的索洛模型，產(chǎn)出采用如下的CD生產(chǎn)函數(shù)形式：

Y（t）=A（t）×K（t）α×R（t）β×T（t）γL（t）1-α-β-γ（1）

在式（1）中，Y、A、K、R、T和L分別表示產(chǎn)出、技術(shù)、資本、自然資源、土地和勞動；α、β和γ分別為資本、自然資源和土地的產(chǎn)出彈性，且α+β+γ<1。

1.技術(shù)效率

從產(chǎn)出角度來看，技術(shù)效率（TE）為相同投入下實際產(chǎn)出（YR）和理想最大可能產(chǎn)出（YN）的比率。假設(shè)實際產(chǎn)出和理想最大可能產(chǎn)出所對應(yīng)的技術(shù)水平分別為AN和AR，則這兩種情形下的產(chǎn)出分別為：

YN（t）=AN（t）×K（t）α×R（t）β×T（t）γ×L（t）1-α-β-γ（2）

YR（t）=AR（t）×K（t）α×R（t）β×T（t）γL（t）1-α-β-γ（3）

由于信息不對稱、管理滯后、組織欠協(xié)調(diào)、道德風(fēng)險和逆向選擇等原因，技術(shù)欠缺效率的現(xiàn)象比較常見。因此，有下式成立：

TE=YR/YN=AR/AN<1（4）

假定在其它投入相同時，為得到同一產(chǎn)出Y*，實際生產(chǎn)曲線和理想最大生產(chǎn)可能性曲線所對應(yīng)的土地投入水平分別為TR和TN。根據(jù)式（2）和（3），可得：

TγN=Y*/（ANKαRβL1-α-β-γ）（5）

TγR=Y*/（ARKαRβL1-α-β-γ）（6）

因為（TN/TR）γ=AR/AN<1，所以TN

2.技術(shù)進步

假定勞動、技術(shù)、城市建設(shè)用地和自然資源的增長率分別為n、g、m和-b，則有dA（t）dt=gA（t），dL（t）dt=nL（t），dT（t）dt=mT（t），dR（t）dt=-bR（t）。若投資的產(chǎn)出份額為s，資本折舊率為δ，則dK（t）dt=sY（t）-δK（t），由此可推導(dǎo)出：

dK（t）dt/K（t）=sY（t）/K（t）-δ（7）

由于L、A、T和R的增速假定為常數(shù)，于是平衡增長路徑需要資本和產(chǎn)出的增速也是固定的，這就需要在式（7）中，Y（t）/K（t）的值保持不變，即Y與K的增長率相等，設(shè)該增長率為gY。對式（1）兩邊取對數(shù)，可得：

lnY（t）=lnA（t）+αlnK（t）+βlnR（t）+γlnT（t）+（1-α-β-γ）lnL（t）（8）

由于一個變量的增長率與其自然對數(shù)對于時間的變化率相等，對（8）式兩邊取導(dǎo)數(shù)，即可求出Y與K的增長率gY：

gY=11-α[g-bβ+mγ+（1-α-β-γ）n]（9）

于是，可得t+1時刻的產(chǎn)出：

Y（t+1）=Y（t）egY（10）

假定在t和t+1時刻，除土地外，其它投入要素都相同，且產(chǎn)出都為Y*，則：

Y（t）=Y*=Tγt[A（t）×K（t）α×R（t）βL（t）1-α-β-γ]（11）

Y（t+1）=Y*=Tγt+1[A（t）×K（t）α×R（t）β×L（t）1-α-β-γ]egY（12）

由于gY>0，則有egY>1，所以：

Tγt+1/Tγt=1/egY<1（13）

即Tt+1

三、研究方法和數(shù)據(jù)來源

（一）研究方法

VAR模型雖然得到廣泛應(yīng)用，但其通常要求較長的時間跨度，Holtz-Eakin等（1998）[16]首先將VAR模型拓展至面板數(shù)據(jù)模型中，以便使其適合多數(shù)面板數(shù)據(jù)所具有的“截面大、時序短”的特征。基于前述互動機制，影響城市建設(shè)用地擴張的主要因素包括城鎮(zhèn)化的進程、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和經(jīng)濟增長等。本文設(shè)定的PVAR模型如下：

Yit=αi+βi+A1Yit-1+…+ApYit-p+εit（14）

在模型（14）中， Yit=（Duleit，Dltfpit，Dlinstit，Dlurbait）T為4×1列向量，下標(biāo)i為地區(qū)的標(biāo)識號，Ai（i=1，…，p）為滯后i期的變量系數(shù)矩陣，α和β分別為4×1個體效應(yīng)向量和時間效應(yīng)向量，εit為隨機擾動項。

（二）指標(biāo)選取及數(shù)據(jù)來源

相關(guān)變量描述見表1。其中，TFP通過DEA -Malmquist模型來估算。為反映中國經(jīng)濟增長能耗大、污染高的特征和土地在經(jīng)濟增長中的重要地位，TFP的投入指標(biāo)為：資本、勞動、土地和能源；產(chǎn)出指標(biāo)為：GDP和環(huán)境污染。其中，資本存量通過永續(xù)盤存法計算；勞動通過年末從業(yè)人口數(shù)來衡量；能源通過能源消費總量來衡量；采用播種面積和城市建成區(qū)面積之和衡量土地；使用GDP平減指數(shù)將名義GDP折算為實際GDP（1978=100）；參照胡曉珍和楊龍（2011）的研究[17]，環(huán)境污染指數(shù)采用熵值法估算。

為消除異方差影響，對變量（ule除外）都做取自然對數(shù)的處理。不對ule取對數(shù)的原因是城市建設(shè)用地擴張量并不總是正數(shù)。河北、黑龍江等八個省2008年的非農(nóng)業(yè)人口數(shù)據(jù)缺失，使用2007和2009年的均值代替。鑒于城市建成區(qū)面積數(shù)據(jù)的可得性，研究時間范圍為1996-2011年，研究地區(qū)為中國29個地區(qū)（不含港澳臺，川渝合并。因數(shù)據(jù)缺失，剔除西藏），數(shù)據(jù)來源于中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫。

四、PVAR模型估計結(jié)果及分析

（一）PVAR模型的估計與結(jié)果

首先，檢驗面板數(shù)據(jù)是否平穩(wěn)。面板單位根檢驗方法采用IPS檢驗。所有變量的P值均遠(yuǎn)小于005，這表明各變量的一階差分是平穩(wěn)序列，原變量都是一階單整過程I（1），所以可以構(gòu)建PVAR模型。然后，根據(jù)AIC、BIC和HQIC準(zhǔn)則來判斷PVAR模型最優(yōu)滯后階數(shù)。這三種判斷準(zhǔn)則都選取模型的最優(yōu)滯后階數(shù)為一階。表2給出了模型（14）的GMM估計結(jié)果。

（二）脈沖響應(yīng)分析

脈沖響應(yīng)分析源自于某一變量的一個標(biāo)準(zhǔn)差的沖擊對其它變量單方面的動態(tài)影響。各變量的脈沖響應(yīng)效果見圖1，其中，橫軸s為沖擊作用的滯后階數(shù)，外側(cè)兩條曲線為95%的置信區(qū)間（通過Monte-Carlo模擬500次得到），中間曲線為IRF響應(yīng)曲線。

城市建設(shè)用地擴張對相關(guān)變量沖擊的反應(yīng)：在本期給城市建設(shè)用地擴張自身一個標(biāo)準(zhǔn)沖擊后，影響作用由正變負(fù)，且在第一期達(dá)到最小值，其后又有所上升，并從第2期開始出現(xiàn)收斂的趨勢，表明當(dāng)期的城市建設(shè)用地擴張會在一定程度上抑制其在以后的增速。來自于城市化、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和TFP的一個正交化沖擊對城市建設(shè)用地擴張的影響是類似的，它們都呈下降的趨勢，且從第二期開始收斂。此外，這三類沖擊的零刻度線都包含在95%的置信區(qū)間內(nèi)，表明來自于城市化、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和TFP的一個正交化沖擊對城市建設(shè)用地擴張的當(dāng)期值和未來值并無顯著的影響。

TFP對相關(guān)變量沖擊的反應(yīng)：城市建設(shè)用地擴張沖擊對TFP的影響在第一期為負(fù)值，其后一直呈現(xiàn)出一種正負(fù)交錯更迭變化趨勢，且影響程度隨時間的推移而遞減，這表明在短期內(nèi)城市建設(shè)用地擴張不利于TFP的改善，長期來看，城市建設(shè)用地擴張對TFP的影響并不穩(wěn)定，且其影響有收斂于零的趨勢。在本期給TFP自身一個標(biāo)準(zhǔn)沖擊后，其影響作用與城市建設(shè)用地擴張對自身沖擊的反應(yīng)是類似的，表明短期內(nèi)TFP的改善并不利于自身在其后時間中出現(xiàn)進一步的改善。城市化和經(jīng)濟結(jié)構(gòu)沖擊的零刻度線都包含在95%的置信區(qū)間內(nèi)，這表明它們對TFP無顯著影響。

城市化和經(jīng)濟結(jié)構(gòu)對相關(guān)變量沖擊的反應(yīng)：經(jīng)濟結(jié)構(gòu)對來自于自身沖擊具有同向作用，表明經(jīng)濟結(jié)構(gòu)的改善有利于經(jīng)濟結(jié)構(gòu)的優(yōu)化升級。城市化對來自于自身沖擊，其影響在第一期為負(fù)值，隨后收斂于零，表明短期內(nèi)當(dāng)期城市化水平能減緩城市化的進程。TFP的沖擊對經(jīng)濟結(jié)構(gòu)的影響一直到快接近第二期的期末時才從負(fù)轉(zhuǎn)正，其后呈現(xiàn)收斂趨勢，表明短期內(nèi)TFP對經(jīng)濟結(jié)構(gòu)具有一定的負(fù)效應(yīng)。其原因可能是：過去的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)體現(xiàn)了“重生產(chǎn)和積累，輕生活和消費”的經(jīng)濟發(fā)展戰(zhàn)略，TFP的改善需要生產(chǎn)從勞動和資本密集型，逐漸向技術(shù)型密集型和提高生產(chǎn)效率的發(fā)展途徑轉(zhuǎn)變，這表明對原有的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)進行大的改造甚至進行局部重組。從而，在短期內(nèi)，我國會處于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整升級的陣痛期。此外，在相應(yīng)變量的沖擊對城市化和經(jīng)濟結(jié)構(gòu)影響的其它情形中，影響都不顯著。

（三）方差分解

為評價不同沖擊的重要性，并度量變量在長期中相互影響的程度，對PVAR模型進行方差分解分析，結(jié)果見表3。

從表3可得：第一，結(jié)合前文的脈沖響應(yīng)圖，所有變量均在不超過兩期時出現(xiàn)收斂趨勢，因此在第5期后，變量的影響關(guān)系趨于穩(wěn)定。第二，城市建設(shè)用地擴張984%的變動是由其自身的變動引起。TFP對其的影響雖然位居第二，但城市建設(shè)用地擴張的變化中只有11%是由TFP引起的。在城市建設(shè)用地擴張的變化中，由城市化和經(jīng)濟結(jié)構(gòu)引起的比例較小，分別只占04%和01%。這表明，在長期中，城市建設(shè)用地擴張和TFP是城市建設(shè)用地擴張變動的主因，其中城市建設(shè)用地擴張自身是決定性的影響因素。第三，TFP 973%的變動是由其自身引起的。其它因素對TFP變動的影響較小，這些因素對TFP變動的影響程度由大到小依次為：經(jīng)濟結(jié)構(gòu)、城市化和城市建設(shè)用地擴張。這表明在長期中，TFP的改善主要依賴自身的積累和完善，城市建設(shè)用地擴張則對其并無顯著的促進作用，其原因是農(nóng)地城市流轉(zhuǎn)的低效率，土地價格偏離了正常的市場供求關(guān)系。以商品房用地為例，統(tǒng)計資料也表明一些地區(qū)商品房空置現(xiàn)象嚴(yán)重，低迷的人氣還造成基礎(chǔ)設(shè)施和生活服務(wù)配套設(shè)施建設(shè)的滯后。

五、結(jié)論與討論

近年來，城市建設(shè)用地擴張在一定程度上推動了經(jīng)濟增長數(shù)量的快速增長，但GDP只是經(jīng)濟發(fā)展的一部分，有必要考察城市建設(shè)用地擴張與經(jīng)濟增長效率的動態(tài)關(guān)系，以客觀評價城市建設(shè)用地擴張對經(jīng)濟發(fā)展的影響?；谛室暯?，本文采用PVAR模型動態(tài)地評估了城市建設(shè)用地擴張與經(jīng)濟發(fā)展的相互影響。

研究結(jié)果表明：（1）當(dāng)期的城市建設(shè)用地擴張會抑制其在以后的增速，而城市化、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和經(jīng)濟增長效率對城市建設(shè)用地擴張的當(dāng)期值和未來值均無顯著影響。城市建設(shè)用地擴張短期內(nèi)不利于經(jīng)濟增長效率的提高。城市建設(shè)用地擴張對經(jīng)濟增長效率無顯著的長期影響。（2）不論是在短期，還是在長期，城市化、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)都對經(jīng)濟增長效率不產(chǎn)生顯著影響。經(jīng)濟增長效率在短期內(nèi)能對其自身產(chǎn)生抑制作用。（3）在短期內(nèi)，城市化水平對其自身有抑制作用，而產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、城市建設(shè)用地擴張和經(jīng)濟增長效率對城市化的影響不顯著。城市建設(shè)用地擴張和城市化對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)都不產(chǎn)生顯著影響。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對其自身具有一定的正向促進作用，但其在短期內(nèi)迅速衰減為零。在短期內(nèi)，經(jīng)濟增長效率能在一定程度上抑制經(jīng)濟結(jié)構(gòu)的改善。

本文的政策含義是：經(jīng)濟增長和城市建設(shè)用地擴張評價的核心是政府應(yīng)該堅持?jǐn)?shù)量和效率并重原則，而不是僅關(guān)注GDP的短期收益。[18]城市建設(shè)用地擴張和城市化應(yīng)與經(jīng)濟發(fā)展的實際需求相適應(yīng)，經(jīng)濟增長效率的提升不可能通過“抄地賣地”來實現(xiàn)。生產(chǎn)要素應(yīng)該更多地向?qū)嶓w產(chǎn)業(yè)引導(dǎo)，并鼓勵技術(shù)創(chuàng)新和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級。城市建設(shè)用地擴張要以經(jīng)濟增長為基礎(chǔ)，不能一味地追求規(guī)模和速度。城市土地的節(jié)約和集約利用才能保持城市建設(shè)用地擴張與經(jīng)濟增長效率的協(xié)調(diào)度。經(jīng)濟增長效率與數(shù)量攜手并進的一個可行途徑是完善官員考核指標(biāo)，從制度上約束和引導(dǎo)官員重視經(jīng)濟增長效率，進而促進城市建設(shè)用地擴張與經(jīng)濟增長效率的協(xié)調(diào)發(fā)展。

參考文獻(xiàn)：

[1]李勇剛，高波，任保全.分稅制改革、土地財政與公共品供給——來自中國35個大中城市的經(jīng)驗證據(jù)[J].山西財經(jīng)大學(xué)學(xué)報，2013（11）：13-24.

[2]周彬. 土地財政、公共服務(wù)和地方政府行為[J].山西財經(jīng)大學(xué)學(xué)報，2013（6）：1-10.

[3]姚原溫等. 貴州省大壩土地利用變化及驅(qū)動力分析 [J]. 長江流域資源與環(huán)境，2014（1）：67-74.

[4]呂彩云，陳賓. 城市化趨勢下西北地區(qū)土地變化的人文驅(qū)動力分析 [J]. 城市發(fā)展研究，2012 （12）：38-42.

[5]羅媞，劉耀林，孔雪松. 武漢市城鄉(xiāng)建設(shè)用地時空演變及驅(qū)動機制研究——基于城鄉(xiāng)統(tǒng)籌視角 [J]. 長江流域資源與環(huán)境，2014（4）：461-467.

[6]趙可， 張安錄. 城市建設(shè)用地擴張驅(qū)動力實證研究——基于遼寧省14市市轄區(qū)數(shù)據(jù) [J]. 資源科學(xué)，2013（5）： 928-934.

[7]趙可， 張安錄. 城市建設(shè)用地、經(jīng)濟發(fā)展與城市化關(guān)系的計量分析 [J]. 中國人口資源與環(huán)境，2011（1）： 7-12.

[8]黃志基， 賀燦飛， 王偉凱. 土地利用變化與中國城市經(jīng)濟增長研究 [J]. 城市發(fā)展研究，2013（7）： 35-43.

[9]蔣南平， 曾偉. 土地資源與城市化發(fā)展：理論分析與中國實證研究 [J]. 經(jīng)濟學(xué)家，2012（4）： 52-62.

[10]辛波， 于淑俐. 對土地財政與地方經(jīng)濟增長相關(guān)性的探討 [J]. 當(dāng)代財經(jīng)，2010（1）： 43-47.

[11]孫廣生， 黃祎， 田海峰， 等. 全要素生產(chǎn)率、投入替代與地區(qū)間的能源效率 [J]. 經(jīng)濟研究，2012（9）： 99-112.

[12]張三峰， 吉敏.市場化能改善環(huán)境約束下的能源效率嗎——基于2000—2010年省際面板數(shù)據(jù)的經(jīng)驗研究[J].山西財經(jīng)大學(xué)學(xué)報，2014（1）：65-75.

[13]鄭麗琳， 朱啟貴. 納入能源環(huán)境因素的中國全要素生產(chǎn)率再估算 [J]. 統(tǒng)計研究， 2013（7）： 9-17.

[14]王貝. 我國經(jīng)濟增長和建設(shè)用地關(guān)系的實證研究 [J]. 學(xué)術(shù)探索，2011（2）： 64-67.

[15]Peneder， M.， Structural Change and Aggregate Growth [R]. WIFO Working paper： Austrian Institute of Economic Research， Vienna， 2002.

[16]Holtz-Eakin， D.， Newey， W.， Rosen， H. S. Estimating Vector Autoregressions with Panel Data [J]. Econometrica， 1988， （6）： 1371-1395.

[17]胡曉珍， 楊龍. 中國區(qū)域綠色全要素生產(chǎn)率增長差異及收斂分析 [J]. 財經(jīng)研究，2011（4）： 123-134.

[18]高興佑， 高文進. 我國房價虛高的成因、危害及治理路徑分析 [J]. 湖南財政經(jīng)濟學(xué)院學(xué)報，2012（2）： 62-68.

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