土地财政对城市化发展影响

土地财政对城市化发展影响1988年土地有偿使用制度的正式确立和1994年分税制改革后，土地出让金和土地相关税费成为地方重要的收入;，成为地方发展和城市建设的“发动机〞，很多地方甚至演变为“土地〞。学者们对土地财政如何促进城市化和增长进行了充分的理论解析：土地财政在经济增长与城市化进程中扮演了积极角色[1]，我们国家经济增长的主要载体是城市化，而城市化的发展需要土地，这就使得只能依靠土地财政收入来发展城市化。[2]地方不断实施征地、开发、出让，从中获取土地财政收入，形成了土地财政与外延式城市扩张的恶性循环。[3]土地财政提高了地方的积极性、增加地方财政收入和固定资产，对经济增长具有显著正向影响作用。[4]学者们也指出了当前发展模式的问题：地方在发展经济的过程中过度依赖土地财政[5]，当前的事实是土地城市化快于城市化，土地利用粗放，助推房价非理性快速上涨并积累风险，“后土地财政时期〞城市化发展会陷入困境。[6]作为土地市场垄断者和经营者，一方面采取压低征地成本和公共品提供成本的方式，来降低城市化的支出；另一方面获取个体参与城市化支付的和地租。的双重标准行为在提高城市化水平的同时降低了城市化的质量，也损害了农民的利益。[7]从长期、全局来看，依赖现行土地财政模式无法实现土地财政收入的可持续增长[8]，只有改变财政体制，优化筹资模式，转变职能，才能提高城市化发展质量，从而推动经济持续增长。[9]现有文献大都对土地财政促进地方经济增长持肯定态度，在研究过程中遵循土地财政――城市化――经济增长思路，只是将城市化作为一个过渡性工具变量纳入研究，较少直接研究土地财政和城市化的关系。现行发展模式降低了城市化的质量[7]，城市化不仅仅仅是经济增长的手段，也是发展的目标。本文拟直接研究土地财政与城市化的关系，研究成果将有助于推动城市化的健康发展。本文结构安排如下，第二部分厘清土地财政的内涵并分析土地财政产生的原因；第三部分剖析土地财政对城市化发展的作用机理和负面影响；第四部分基于协整理论验证时间序列上广东省土地出让金与城市化水平及城市建成区面积之间的关系；第五部分是研究结论与讨论。二、土地财政的内涵及产生原因华南理工大学学报〔社会科学版〕第3期李明月等：土地财政对城市化发展影响〔一〕土地财政的内涵及构成狭义的土地财政是指地方通过招标、拍卖、挂牌等方式出让土地获得土地出让金，以此作为财政收入的重要;的方式；广义的土地财政是指除了土地出金收入之外，还包括地方预算内与土地直接或间接相关的税费收入，前者是制度外收入，后者是制度内收入。本研究理论分析中土地财政内涵还涉及到以土地作为抵押资产、从获得的收入。制度内土地收入以土地税费为主，包括三大部分：一是与土地直接相关的，在土地流转过程中征收的相关税费，主要包括土地增值税、耕地占用税、城镇土地使用税和契税，1994年分税制改革后这些税种由地税部门收取，税费归属于地方；二是与土地间接相关的税收，主要是指土地征收及与房地产业、业有关税收，包括房地产税、房地产业和业的营业税、所得税等。随着城市化进程不断推进，这些税收收入已成为制度内收入的重要;；三是与土地相关的收费，指在办理征地、划拨、使用土地手续或办理土地登记和变更登记时向用地者收取的各种费用，包括耕地开垦费、土地出让业务费、新增城镇建设用地有偿使用费、征〔拨〕用地费等。[10]制度外土地收入主要指“招拍挂〞土地出让金收入。土地出让金即土地使用权出让价格，是指将土地使用权在若干年限内让与土地使用者，并向使用者一次性收取的土地出让的全部价款。本质上土地出让金与税费性质不同，土地价格是地租的资本化，等于今后若干年土地租金收入的贴现值。分税制改革后，明确了土地出让金归属地方，作为地方预算外财政收入。2007年以前，土地出让金长期以非税收的形式，脱离于地方财政预算体制之外，形成了“管理体制外、收支预算外〞模式。[10]〔二〕土地财政产生原因1.垄断性土地制度是土地财政形成的制度基础土地财政是在当下的土地制度框架下垄断土地一级市场的结果，是主导型的土地资本化。[11]中国的土地所有制度是城乡二元土地制度：一种是国家所有制，一种是农民集体所有制。国家控制和支配二者的土地产权，区别仅在于，国家不对集体所有制控制后果承担直接的财政责任。[8]土地集体所有制不是基于私有产权的合作契约，而是由国家控制、集体承受控制结果的一种制度安排。[12]地方拥有征地的决定权，是土地供应一级市场的垄断者，农地只有经征收转变为国有土地后才能进入城市土地一级市场。在农地非农流转过程中，征地成本较低，出让价格较高，从中获取高额利润。现有征地制度及土地出让制度赋予地方垄断城市土地一级市场的权利，这是土地财政形成的制度基础。2.分税制财政体制改革是土地财政形成的直接原因1994年全国实行分税制改革，改革的本来目标是财权上收以扩大转移支付和大型公共支出，事权下放地方以促进经济建设和建设。为达到财权上收目的，把数额大、易征管的收入均划入收入，财政收入占全国财政总收入比重由1993年的2200%增长到2010年达5100%。[9]显著提高的财政收入极大加强了的宏观调控能力和对地方的财政分配能力。但与此同时，地方的财政收入比重明显下降，不堪事权下放后日益增加的地方公共支出。为减少改革阻力、弥补地方财政缺口，把土地出让收入划归地方作为补偿。在税收等预算内收入不足的情况下，通过大量预算外收入〔各类收费及土地出让金等〕扩张地方财政收入就成为地方的理性选择甚至是唯一选择，土地收入占地方财政总收入比例快速增长，从1991年占比仅为580%提高到2010年的4680%。[13]?政规模的快速扩张与土地为核心的城市化紧密联系[9]，分税制改革后，土地财税收益化解了地方财政资金不足的困境。[13]3.导向的政绩考核体系是土地财政形成的间接原因在过去很长一段时间，我们国家是比较典型的经济增长型绩效管理。国家致力于经济发展，建立了以经济指标为主的绩效考核体系，以和地方财政收入作为主要指标。在这样的政绩考核体制的激励下，地方表现出较强的“经济人〞行为特征，通过不断提高和财政收入彰显业绩。地方作为城市土地经营者和理性经济人，在经济利益的驱动下，通过出让土地获得土地出让收入成为推动经济发展、改善城市面貌最简单而又直接有效的手段。城市化水平也成为一个单纯的指标，为城市规模的过度扩张提供助力。4.城市化进程加速了“土地财政〞模式形成20世纪90年代以来，中国城市化加速发展，城市化水平从1992年的27.46%提高到2010年的近50.00%。[14]各类要素从向城市聚集，为实现要素在空间上的良性再配置，不得不出让土地以满足城市空间规模扩张的需要，进一步促进实物资本和人力资本在城市区域的快速积累。随着城市的扩张，大量城市基础设施建设资金也通过获取土地出让金得到满足。而随着城市化进程的不断推进，进一步推动土地价格上涨，从土地供应中获得了更高层次的租金收入，成就了地方“土地财政〞模式，也相对固化了“土地财政〞模式。三、土地财政对城市化发展影响的理论分析〔一〕土地财政推动城市化进程的作用机理工业化起步阶段，经济增长是首要目标。地方通过提供各种税收优惠政策和相关配套基础设施，低价出让工业土地的方式来吸引，推动产业发展，促进经济增长。在资本稀缺、实物资本价格高昂的初始要素限制下，通过无偿划拨、协议定价等方式将土地低价甚至是无价作为前期工业投入，保证工业边际产出的提高和利润的实现，促进地区工业迅速发展。地方的财政收入也因工业税收〔营业税和增值税等〕的增加而快速增长，极大调动了地方循此模式发展经济的积极性。城市化发展阶段，地方依靠高额的土地出让收入和税收获取收益，促进土地资本的形成，为经济发展和城市建设提供资金;。主导下的土地财政扩张，以土地为载体的城市化方式，使得有动力、有途径来增加与土地城市化直接关联的资本密集型的公共资本投资。[9]城市基础设施建设和公共设施建设不断完善，为城市化发展提供物质基础和保障。为推动城市化发展，进行城市基础设施建设，地方投入的巨额资金中，土地财政支出占总建设资金的30%以上，且呈逐年递增趋势，预算内支出仅占3%左右。[15]其次，地方依靠对农地征用的行政垄断权，通过较低的征地成本获取土地，实现农地转为城市建设用地，满足城市化快速发展的用地需求，促进城市的扩张。除此之外，随着土地财政带动房地产业和建筑业的快速发展，土地和房地产价格不断上涨，土地资源价值充分显现，土地被等机构视为优质抵押担保品。以各种方式储备大量土地的同时，通过现有的银行体系进行抵押贷款，将土地未来收益和增值变现成为货币资本，城市的发展和经济的起飞获得金融支持，解决经济发展过程中出现的投资协调和资金流动性问题，加速了城市化发展。〔二〕土地财政推动城市化产生的负面影响主导下的土地财政快速扩张必然伴随着土地价格快速上涨，并进而引发生产要素和房地产价格上扬，阻止劳动力从乡村向城市、从内地向沿海流动，阻碍城市化，第三产业发展受到一定消极影响。通过低廉的拿地成本与持续上升的地价之间的差额获得高额利润，扩大“利差〞的冲动进一步加速房价上涨。房地产市场的高额回报吸引了各种投资和投机资本进入，影响??体经济发展，阻碍产业结构转变和转型升级。城市对于人口、产业的挤出效应使城市存在向“产业空心化〞发展的趋势。其次，地方以土地储备中心、性和开发为载体，与银行等金融机构合作，将土地抵押融资，获取融通资金进行城市建设。地方的还款能力取决于地方财政收入状况，尤其是土地出让金收入。当遇到经济或国家出台严厉的房地产调控政策、土地市场低迷时，地方将面临沉重的压力。[11]在土地融资时，有相当一部分城市建设资金是以信用为担保取得的，贷款额度往往会超出地方财政收入水平，开放性的金融贷款在支持地方经济发展的同时，也积聚着较大的金融风险。除此之外，我们国家国土资源有限，城市用地规模的快速扩张和城市空间的无序蔓延，导致被征土地农民利益受损，人地矛盾突出。这种以土地过度消耗和农民福利损失为代价、过度依赖土地出让收入拉动地方经济增长的土地财政模式，造成严重的土地收益分配不公平现象，加剧社会矛盾，难以形成城市化的可持续发展动力。综上所述，土地财政快速扩张加速城市化发展进程，但超前土地城市化不能带来城市人口密度增加的集聚效果，不能降低工业成本、促进服务业的发展和新产业的形成。[9]如果不转变的收支结构和筹资模式，城市化的长远发展将面临严峻挑战。四、基于协整理论的土地出让金与城市化发展关系的实证分析〔一〕研究方法与数据说明协整理论是研究变量之间的协整关系，对中的定量分析具有重要意义。协整分析、误差修正模型与格兰杰因果关系检验等方法，为研究非平稳变量之间的均衡关系与相互影响提供了可靠的理论依据与计量工具。[16]协整是指两个或多个非平稳的单整变量，某个线性组合后构成一个新的平稳序列。如果它们之间是协整的，则存在长期稳定关系。[17]协整分析包括单位根检验和协整检验，前者检验样本序列的单整阶数和平稳性，后者检验各序列间的长期均衡关系。误差修正模型〔ECM〕是一种具有特定形式的计量模型。当变量之间存在协整关系时，可以通过误差修正模型来分析变量之间的动态非均衡关系，即分析被解释变量的短期波动变化。格兰杰因果关系检验用于分析经济变量之间的因果关系及其影响的方向，其检验的基本思想是：如果X的变化引起了Y的变化，则X的变化应当发生在Y的变化之前。[18]〔中国国土资源年鉴〕表明，历年土地出让金收入在土地财政收入〔土地出让金和相关税费收入之和〕中占比较高，2010年更是高达97.90%。本文以广东省为例，以土地出让金表征土地财政收入，以城市建成区面积、人口城市化率表征城市化发展水平，不失代表性。通过协整分析、建立误差修正模型及格兰杰因果关系检验等计量方法，分析二者之间是否存在长期均衡关系、短期波动向长期均衡趋近的调整幅度及“双向〞因果关系。文中所有的计量分析，均使用了Eviews7.2计量。因〔中国城市年鉴2015〕暂未公布，最新数据截至2013年。选取1998―2013年广东省土地出让金〔TC〕、城市建成区面积〔JS〕、人口城市化率〔UR〕数据，如表1所示。表鉴〕〕〔1993―2013〕，人口城市化率为非农人口占总人口的比重，通过〔广东年鉴〕〔1993―2013〕人口数据整理而得。〔二〕单位根检验本文对变量进行自然对数变换。对数据取自然对数后能够消除时间序列中存在的方差，使其趋势线性化，并且不改变原来的协调关系。分别以LNTC、LNJS、LNUR表示自然对数的土地出让金、城市建成区面积、人口城市化率，如表2所示。表2变量符号与名称变量符号变量名称LNTC土地出让金取对数LNJS建成区土地面积取对数LNUR人口城市化率取对数现实经济中，有些时间序列数据可能是非平稳的序列，若直接进行回归分析可能导致伪回归现象。在使用数据进行估计之前，先进行数据的平稳性检验。从图1可以直观看出LNJS和LNTC、LNUR和LNTC二者变动方向基本一致，均具有相同的增长趋势。图2是变量一阶差分的时序图，经过一阶差分，变量△LNJS、△LNTC、△LNUR的时间序列变得更为平稳。图1LNJS、LNTC、LNUR时序图图2△LNJS、△LNTC、△LNUR时序图利用ADF检验LNJS、LNUR、LNTC及其一阶差分序列是否包含单位根，检验结果如表3所示。表3变量单位根检验结果变量ADF值检验类型〔C，T，N〕5%临界值是否平稳LNJS-14942〔C，T，0〕-37597否△LNJS-20065*〔0，0，0〕-19684是LNUR-14337〔0，0，0〕-19663否△LNUR-43157*〔C，T，1〕-39334是LNTC17170〔0，0，1〕-19684否△LNTC-32350*〔0，0，1〕-19710是注：*表示在5%的显著性水平下显著，C表示截距项，T表示趋势项，N表示滞后项数。变量LNJS、LNTC、LNUR原始序列ADF值大于5%临界值，因此LNJS、LNTC、LNUR序列不平稳。对三个变量进行一阶差分得到△LNJS、△LNUR和△LNTC序列。由表3可知，在单位根检验中序列LNJS、LNUR和LNTC的一阶差分序列△LNJS、△LNUR和△LNTC的ADF统计量均小于5%显著水平下的临界值，即拒绝原假设，认为序列△LNJS、△LNUR和△LNTC是平稳的，可对其进行协整检验。〔三〕协整检验1.LNJS与LNTC协整检验单位根检验表明，序列LNJS和LNTC是一阶单整的，他们之间应该存在一个平稳的线性组合。本文采用“Engle-Granger两步法〞检验其协整关系，即先建立协整方程，再对协整方程的残差项进行平稳性检验。〔1〕建立回?w方程：LNJS=a0+a1*LNTC+ε以LNJS为因变量，以LNTC为自变量，采用OLS方法进行估计，结果如表4所示。表4回归分析结果1变量系数T统计值概率拟合优度F统计量C432101046170000008370716710〔0000〕LNTC023078465900000根据上述结果，得到如下估计方程：LNJS=43210+02307LNTC+ε〔1〕R2=08366，DW=19060回归方程可能存在序列自相关，本文采用LM方法，检验回归方程〔1〕是否存在残差序列自相关〔表5〕。表5残差自相关的LM检验结果1变量统计值概率F-statistic1512202596Obs*R-squared3220801998Obs*R-squared=32208，对应的P值大于005，可以认为方程〔1〕估计所得到的残差序列不存在自相关。由表4可见，R2为8366%，回归方程〔1〕拟合效果较好；F值为716710，其显著性概率值小于005，拒绝回归系数为0的原假设，在5%的显著性水平下，土地出让金对城市建成区面积的影响系数通过显著性检验，且为正向影响。土地出让金的增加会促进城市建成区面积的扩张。〔2〕对残差进行平稳性检验。若方程的残差平稳，则称方程中变量之间是协整的。残差的ADF检验结果如表6所示。表6残差平稳性检验结果1变量ADF值5%临界值ε-56092-19663由表6可见，-56092明显小于5%显著水平所对应临界值，残差项平稳，变量LNJS和LNTC之间存在协整关系。从回归方程〔1〕可得，LNTC的回归系数为02307，从长期看，土地出让金每增加一个单位，建成区土地面积会增加02307个单位。2LNUR与LNTC协整检验同样采用“Engle-Granger两步法〞，检验LNUR与LNTC变量的协整关系。〔1〕建立回归方程：LNUR=a0+a1LNTC+ε以LNUR为因变量，以LNTC为自变量，采用OLS方法进行估计，结果如表7所示。表7回归分析结果2变量系数T统计值概率拟合优度F统计量C-23025-1027760000007265371790〔0000〕LNTC0090160974900000根据上述结果，得到如下估计方程：LNUR=-23025+00901LNTC+ε〔2〕R2=07265，DW=11753采用LM方法，检验回归方程〔2〕是否存在序列自相关〔表8〕。表8残差自相关检验结果2变量统计值概率F-statistic1402002837Obs*R-squared3030502198Obs*R-squared=30305，对应的P值大于005，因此，可以认为方程〔2〕估计所得到的残差序列不存在自相关。由表7可见，R2为7265%，回归方程〔2〕拟合效果较好；F值为371790，其显著性概率值小于005，拒绝总体回归系数为0的原假设。在5%的显著性水平下，土地出让金对人口城市化率的影响系数通过显著性检验，且为正向影响，说明土地出让金的增加会促进人口城市化率的增加。〔2〕对残差进行平稳性检验。若方程的残差平稳，则称方程中变量之间是协整的。残差的ADF检验结果如表9所示。表9残差平稳性检验结果2变量ADF值5%临界值ε-24576-19684由表9可见，-24576明显小于5%显著水平所对应的临界值，残差项平稳，变量之间存在协整关系。从回归方程〔2〕可以看出，LNTC的回?w系数为00901，表明从长期上看，土地出让金每增加一个单位，人口城市化率会增加00901个单位。〔三〕误差修正模型尽管两个经济变量之间存在着长期均衡关系，但短期内这种稳定关系也有可能会失衡。借助误差修正模型，一个时期的失衡可以在下一个时期得到修正，真实刻画变量之间的短期波动及调整机制。1.LNJS与LNTC误差修正模型上面的分析表明LNJS和LNTC之前存在长期均衡关系，为研究两者之间的短期关系，建立误差修正模型，利用Eviews72进行模型估计，整理得到回归方程如下：ΔLNJSt=00702+00489ΔLNTCt-04377ecmt-1〔3〕在误差修正模型〔3〕中，建成区土地面积短期变动分为两项：一部分是土地出让金的短期波动的影响，影响系数是00489，对应的t统计值是20389，在10%的置信水平下显著，说明土地出让金对建成区土地面积的短期影响显著；另一部分是偏离长期均衡的影响，误差修正项的系数为-04377，符合反向修正机制，误差修正项的回归系数的t统计量是-33571，在10%的置信水平下显著，反映了建成区土地面积长期均衡关系的调整力度，其绝对值越大，则在非均衡状态调整到均衡状态的速度就越快。图3给出的是△LNJS的实际值、拟合值与残差序列，可以看出模型构建效果良好。图3△LNJS的模型拟合结果图2LNUR与LNTC误差修正模型建立LNUR和LNTC的误差修正模型，因此可以得到回归方程如下：ΔLNURt=00167+00343ΔLNTCt-04243ecmt-1〔4〕在误差修正模型〔4〕中，人口城市化率短期变动分为两项：一部分是土地出让金的短期波动的影响，影响系数是00343，但是对应的t统计值为15292，在10%的置信水平下不显著，说明土地出让金对人口城市化率的短期影响不显著；另一部分是偏离长期均衡的影响，误差修正项的系数为-04243，符合反向修正机制，误差修正项的回归系数t统计量是-18417，在10%的置信水平下显著，反映了人口城市化率长期均衡关系的调整力度，其绝对值越大，则在非均衡状态调整到均衡状态的速度就越快。图4是△LNUR的实际值、拟合值与残差序列，可以看出模型构建效果良好。图4△LNUR的模型拟合结果图〔四〕格兰杰因果关系检验协整检验结果证明了城市建成区面积、人口城市化率与土地出让金之间均存在长期稳定的均衡关系。但这种长期均衡关系究竟是谁引起的结果，变量之间是否构成因果关系，还需要进一步对LNJS与LNTC、LNUR与LNTC进行格兰杰因果检验。关于滞后阶数的选择问题，根据VAR建立方程中的AIC、SC最小准则确定。经过计算，发现当滞后阶数为2时，AIC，SC最小，因此选择滞后阶数为2，检验结果如表10所示。结果表明：在5%的显著性水平下，检验结果接受LNTC不是LNJS格兰杰原因的原假设，拒绝LNJS不是LNTC格兰杰原因的原假设。也就说明，从长期来看，LNJS的变化，会引起LNTC的变化，两者存在单向的因果关系；在5%的显著性水平下，检验结果拒绝LNTC是LNUR格兰杰原因的原假设，接受LNUR不是LNTC格兰杰原因的原假设。也就说明，从长期来看，LNTC的变化，会引起LNUR的变化，两者存在单向的因果关系。表10格兰杰检验结果原始假设F统计值概率对原假设的判断LNTC不是LNJS的格兰杰原因1268303272接受原假设LNJS不是LNTC的格兰杰原因9425100062在5%的水平上拒绝原假设LNTC不是LNUR的格兰杰原因23385700010在5%的水平上拒绝原假设LNUR不是LNTC的格兰杰原因0514106874接受原假设五、主要结论与政策建议〔一〕主要结论本文通过计量分析，得到以下结论：〔1〕协整分析结果显示，广东省土地出让金与城市建成区土地面积、人口城市化率之间均存在协整关系，即长期动态均衡关系。土地出让金每增加1%，建成区土地面积会增加023%，人口城市化率会增加009%，即土地出让金对对建成区土地面积的长期弹性为023，人口城市化率的长期弹性为009。从短期误差修正模型来看，土地出让金对建成区土地面积和人口城市化率的短期弹性分别为00489、00343，土地出让金与建成区土地面积和人口城市化率之间具有动态调整机制。〔2〕误差修正系数〔-04377、-04243〕均为负，调整方向符合误差修正机制，反映了城市建成区面积和人口城市化率偏离长期均衡关系的调整力度。从误差修正模型的实际值、拟合值与残差序列，可以看出两个模型的拟合效果都比较理想。〔3〕回归分析结果表明，土地出让金对城市建成区土地面积、人口城市化率的影响系数均通过显著性检验，且都为正向影响，土地出让金的增加促进建成区土地面积的