土地財政與城市公共產(chǎn)品供給

鄭洋

摘要：隨著我國財政分權(quán)與政治集權(quán)的結(jié)合，土地財政成為地方政府的重要收入來源，同時政府是城市公共產(chǎn)品的主要供給者，因此土地財政對城市公共產(chǎn)品的供給有著重要的影響。本文以我國東西部城市比較為重點，對土地財政和城市公共產(chǎn)品供給之間的關(guān)系提出四點理論假說：第一，土地出讓面積的增加會提高城市經(jīng)濟性公共產(chǎn)品供給的數(shù)量；第二，土地出讓面積的增加會降低城市非經(jīng)濟性公共產(chǎn)品供給的數(shù)量；第三，西部地區(qū)土地出讓面積對城市經(jīng)濟性公共產(chǎn)品供給的正效應(yīng)強于東部地區(qū)；第四，西部地區(qū)土地出讓面積對城市非經(jīng)濟性公共產(chǎn)品供給的負效應(yīng)強于東部地區(qū)。進而對市級面板數(shù)據(jù)進行經(jīng)驗檢驗，結(jié)果可以較好地支持理論假說。在此基礎(chǔ)上，對我國城市經(jīng)濟性和非經(jīng)濟性公共產(chǎn)品的供給及土地出讓收入的使用等方面給出政策建議。

關(guān)鍵詞：土地出讓面積；經(jīng)濟性公共產(chǎn)品；非經(jīng)濟性公共產(chǎn)品；面板數(shù)據(jù)

一、引言

改革開放三十多年來，我國經(jīng)濟保持高速增長，20世紀90年代以來，我國不斷加快的經(jīng)濟增長和城市化進程帶動了“人口城市化”的加速，人口城市化的過程伴隨著城市空間的迅速擴張，土地需求日益增大，土地財政發(fā)揮著越來越重要的作用。土地財政是指地方政府的財政支出日益依賴于通過出讓土地使用權(quán)獲得的各種收入，這是由財政分權(quán)和政治集權(quán)相結(jié)合的“中國式分權(quán)”的產(chǎn)物。分稅制改革以來，土地出讓所得已經(jīng)成為地方政府的一個重要收入來源。2012年全國出讓國有建設(shè)用地面積3228萬公頃，出讓合同價款269萬億元。其中，招標、拍賣、掛牌出讓土地面積2930萬公頃，占出讓總面積的908%；出讓合同價款255萬億元，占出讓合同總價款的948%。1土地財政收入占地方財政收入的42%，2這一比重在某些地區(qū)甚至更高，因此土地財政又被稱為“第二財政”。

當前，城市公共產(chǎn)品的質(zhì)量和數(shù)量已成為衡量一個城市甚至一個國家文明與進步程度的標志。我國在改革開放以來，地方政府對不同的公共產(chǎn)品提供有不同的興趣。公共產(chǎn)品可以分為經(jīng)濟性和非經(jīng)濟性兩類，前者以通信、道路、電力、能源等基礎(chǔ)設(shè)施為主；后者以教育、醫(yī)療和社會保障等公共服務(wù)為主。與基礎(chǔ)設(shè)施的迅猛發(fā)展相比，我國地方政府在教育、醫(yī)療等非經(jīng)濟性公共服務(wù)方面表現(xiàn)卻很糟糕，中國的教育財政支出長期低于GDP比重的4%，同樣的情況也出現(xiàn)在醫(yī)療衛(wèi)生等領(lǐng)域。

本文計劃運用 《中國國土資源年鑒》以及2000—2011年中國城市年鑒中的市級數(shù)據(jù)，系統(tǒng)考察土地財政與城市公共產(chǎn)品供給之間的關(guān)系，從而在現(xiàn)有研究的基礎(chǔ)上說明以下問題：第一，土地出讓規(guī)模是否以及在多大程度上影響了城市經(jīng)濟性公共產(chǎn)品的供給？第二，土地出讓規(guī)模是否以及在多大程度上影響了城市非經(jīng)濟性公共產(chǎn)品的供給？第三，這種影響在我國東部和中西部地區(qū)是否存在差異？下文的安排如下：第二部分提出理論假說，第三部分對數(shù)據(jù)及變量的說明、統(tǒng)計描述和計量模型的選擇，第四部分計量檢驗，第五部分結(jié)論和政策建議。

二、理論假設(shè)

本文將城市公共產(chǎn)品分為經(jīng)濟性和非經(jīng)濟性兩種，從這兩個方面分別提出假設(shè)。

經(jīng)濟性公共產(chǎn)品以道路、電力、能源、通信等基礎(chǔ)設(shè)施為代表，能在短期內(nèi)促進經(jīng)濟增長。在“中國式分權(quán)”的背景下，財政收入集權(quán)造成了地方政府財力短缺，欠完善的轉(zhuǎn)移支付制度使得土地財政成為了地方政府的重要融資來源。但是，土地財政在放松了地方政府的財政收入約束的同時提高了經(jīng)濟性公共產(chǎn)品的邊際收益和非經(jīng)濟性公共產(chǎn)品的機會成本，所以地方政府會更加偏好于增加經(jīng)濟性公共產(chǎn)品的投入，使得城市經(jīng)濟性公共產(chǎn)品供給得以增加，由此得到如下假設(shè)：

假設(shè)1：土地出讓面積的增加會提高城市經(jīng)濟性公共產(chǎn)品供給的數(shù)量。

假設(shè)2：土地出讓面積的增加會降低城市非經(jīng)濟性公共產(chǎn)品供給的數(shù)量。

假設(shè)3：西部地區(qū)土地出讓面積對城市經(jīng)濟性公共產(chǎn)品供給的正效應(yīng)強于東部地區(qū)。

假設(shè)4：西部地區(qū)土地出讓面積對城市非經(jīng)濟性公共產(chǎn)品供給的負效應(yīng)強于東部地區(qū)。

三、數(shù)據(jù)來源、變量說明與計量模型選擇

（一）數(shù)據(jù)來源

本文實證研究的數(shù)據(jù)使用的是1999年——2010年全國286個地級市的面板數(shù)據(jù)。其中，土地出讓面積數(shù)據(jù)來源于2000年—2011年的《中國國土資源年鑒》，其余社會經(jīng)濟數(shù)據(jù)來源于2000年—2011年個起的中國城市年鑒。由于部分年份中有些城市數(shù)據(jù)缺失，因此回歸中由軟件stata12對樣本進行了少量自動刪減。

（二）變量選擇

本文研究的被解釋變量是城市公共產(chǎn)品供給，我們選擇了道路和通信指標來衡量經(jīng)濟性公共產(chǎn)品供給，用年末實有鋪裝道路面積和本地電話用戶數(shù)量作為具體被解釋變量；用教育和醫(yī)療來衡量非經(jīng)濟性公共產(chǎn)品供給，用每萬人教師數(shù)和每萬人醫(yī)生數(shù)作為具體被解釋變量。

根據(jù)假設(shè)，解釋變量主要包括：（1）土地出讓面積；（2）滯后一期的土地出讓面積；（3）預(yù)算內(nèi)財政自主權(quán)；（4）人均GDP。

另外，本文的控制變量主要包括：（1）地區(qū)競爭，資本的競爭可能會降低政府對公共產(chǎn)品的供給，因此加入了外商實際投資額以及固定資產(chǎn)投資總額來度量這種區(qū)域競爭，其中外商實際投資額按當年的平均匯率折合為人民幣；（2）人口密度；（3）非農(nóng)產(chǎn)業(yè)比重。

（三）計量模型的選擇與說明

本文具體模型設(shè)計如下：

Yit=β0+β1lnlandit+β2lnlandit-1+β3FDit+β4lnpcgdp+β5χit+μi+λt+εit

其中：i和t分別表示第i個地級市和第t年。

Yit為被解釋變量，該變量反映的是i地級市t年的經(jīng)濟性公共產(chǎn)品或非經(jīng)濟性公共產(chǎn)品的供給水平。

lnlandit反映的是土地出讓面積的對數(shù)，lnlandit-1為滯后一期的土地出讓面積的對數(shù)。FDit為預(yù)算內(nèi)財政自主權(quán)，即一般預(yù)算收入/一般預(yù)算支出。lnpcgdp表示人均GDP對數(shù)。χit為控制變量組合。μi表示城市的不可觀測且不隨時間變化的特征，λt表示時間虛擬變量，εit是誤差項。

四、計量檢驗與實證結(jié)果

（一）描述性統(tǒng)計

表1是對相關(guān)變量的描述性統(tǒng)計，我們可以發(fā)現(xiàn)，市級政府自身的財政收入僅滿足其支出的53%，這就說明轉(zhuǎn)移支付成為了省以下政府財政支出的重要支柱，西部大開發(fā)和中央政府偏向于西部地區(qū)的轉(zhuǎn)移支付使得西部地區(qū)的預(yù)算內(nèi)財政自主權(quán)遠低于東部地區(qū)；東部地區(qū)的其余各項指標也高于西部地區(qū)。

表1 相關(guān)變量描述統(tǒng)計

變量

全樣本東部地區(qū)西部地區(qū)

觀測值均值標準差

觀測值均值標準差

觀測值均值標準差

年末實有鋪裝道路面積對數(shù)331963141014120267871048211760440890

本地電話用戶數(shù)量343289515121214142622206117576028

每萬人教師數(shù)10979813926722208465828694

每萬人醫(yī)生數(shù)343286727267941212905162243122201558410462

土地出讓面積對數(shù)3432164621131512121807112576216050611374

滯后一期土地出讓面積對數(shù)335754461477119761411400216050621374

預(yù)算內(nèi)財政自主權(quán)335654471477119661421400222004600390

人均GDP對數(shù)343205320354121206650221211891930735

外商實際投資額對數(shù)3325942808341207983908391980100651822

固定資產(chǎn)投資總額對數(shù)318710869200112071218915272119140021185

人口密度對數(shù)33261429212581207148021222212054780915

非農(nóng)產(chǎn)業(yè)比重33275725088512076158062922207688419637

34328007712128592710728

17570

（二）實證檢驗

表2—表5報告了回歸方程固定效應(yīng)回歸的實證結(jié)果。其中，表2和表3是以經(jīng)濟性公共產(chǎn)品為被解釋變量的結(jié)果，表4和表5是以非經(jīng)濟性公共產(chǎn)品為被解釋變量的結(jié)果。同時，在表中還列出了東部地區(qū)和西部地區(qū)的估計結(jié)果。從估計結(jié)果看可以得到以下結(jié)論：

第一，在控制了其他變量之后，土地出讓面積顯著提高了經(jīng)濟性公共產(chǎn)品的供給，顯著降低了非經(jīng)濟性公共產(chǎn)品的供給，假設(shè)1和假設(shè)2得到了驗證。這說明了經(jīng)濟性公共產(chǎn)品的供給符合地方政府的利益需求，土地出讓帶來的財政收入放松了地方政府的預(yù)算約束，更多的財政收入被投入到經(jīng)濟性公共產(chǎn)品的建設(shè)中，非經(jīng)濟性公共產(chǎn)品的發(fā)展反而被抑制了。

表2 土地出讓面積與道路基礎(chǔ)設(shè)施供給

年末實有鋪裝道路面積對數(shù)

解釋變量全樣本東部地區(qū)西部地區(qū)

土地出讓面積對數(shù)0028*** （0008）0003（0013）0036***（0010）

滯后一期土地出讓面積對數(shù)-0004 （0006）-0013（0010）-0001（0008）

預(yù)算內(nèi)財政自主權(quán) -0035 （0020）-0228*（0101）-0038（0021）

人均GDP對數(shù)0215***（0034）0107*（0053）0282***（0046）

外商實際投資額對數(shù)-0012（0008）0025（0018）-0014（0009）

固定資產(chǎn)投資總額對數(shù)0240***（0020）0325***（0033）0178***（0026）

人口密度對數(shù)-0029（0038）-0032（0041）0102（0091）

非農(nóng)產(chǎn)業(yè)比重-0000（0002）0001（0002）-0000（0003）

常數(shù)項1093***（0238）0921**（0331）0438（0500）

觀測值307211751897

組283101182

回歸方法FEFEFE

注：（1）FE表示固定效應(yīng)回歸；（2）括號內(nèi)為標準差；（3）*、**、*** 為在p<005、p<001、p<0001的顯著水平上顯著。

表3 土地出讓面積與通訊基礎(chǔ)設(shè)施供給

本地電話用戶數(shù)量

解釋變量全樣本東部地區(qū)西部地區(qū)

土地出讓面積對數(shù)3084**（0996）2023（2167）4035***（0872）

滯后一期土地出讓面積對數(shù)0609（0764）0311（1637）1076（0672）

預(yù)算內(nèi)財政自主權(quán)-0682（2546）-13237（16229）-4074*（1854）

人均GDP對數(shù)16295***（4273）34143***（8398）-3000（4052）

外商實際投資額對數(shù)-1207（0956）5457（2818） 0583（0767）

固定資產(chǎn)投資總額對數(shù)15894***（2438）19729***（5233）12913***（2258）

人口密度對數(shù)702（4721）10464（6608）12836（8065）

非農(nóng)產(chǎn)業(yè)比重-0966***（0232）-1586***（0386）-0275（0258）

解釋變量全樣本東部地區(qū)西部地區(qū)

常數(shù)項-253733***（29862）-484581***（53132）-167089***（44357）

觀測值308511801905

組284101183

回歸方法FEFEFE

注：（1）FE表示固定效應(yīng)回歸；（2）括號內(nèi)為標準差；（3）*、**、*** 為在p<005、p<001、p<0001的顯著水平上顯著。

表4 土地出讓面積與教育供給

每萬人教師數(shù)

解釋變量全樣本東部地區(qū)西部地區(qū)

土地出讓面積對數(shù)-0903***（0230）-1034*（0405）-0479（0266）

滯后一期土地出讓面積對數(shù)-0123（0177）0249（0306）-0242（0205）

預(yù)算內(nèi)財政自主權(quán)0112（0589）-0168（3035）-0141（0566）

人均GDP對數(shù)12328***（0988）23906***（1571）2812*（1237）

外商實際投資額對數(shù)-0223（0221）-0061（0527）0093（0234）

固定資產(chǎn)投資總額對數(shù)-4064***（0564）-9176***（0979）-0409（0690）

人口密度對數(shù)3663***（1092）-0639（1236）19937***（2462）

非農(nóng)產(chǎn)業(yè)比重0107*（0054）0095（0072）-0031（0079）

常數(shù)項8902（6908）-7017（9938）

-37715**（13543）

觀測值308511801905

組284101183

回歸方法FEFEFE

注：（1）FE表示固定效應(yīng)回歸；（2）括號內(nèi)為標準差；（3）*、**、*** 為在p<005、p<001、p<0001的顯著水平上顯著。

表5 土地出讓面積與醫(yī)療供給

每萬人醫(yī)生數(shù)

解釋變量全樣本東部地區(qū)西部地區(qū)

土地出讓面積對數(shù)-1041***（0210）-1413***（0385）-0830***（0248）

滯后一期土地出讓面積對數(shù)0744***（0161）0371（0291）0965***（0192）

預(yù)算內(nèi)財政自主權(quán)0811（0537）5853*（2883）0483（0528）

人均GDP對數(shù)3049***（0902）2949*（1492）2252（1155）

外商實際投資額對數(shù)0249（0202）0241（0501）0354（0219）

固定資產(chǎn)投資總額對數(shù)-1113*（0515）0310（0930）-1733**（0643）

人口密度對數(shù)0071（0996）0254（1174）0183（2298）

非農(nóng)產(chǎn)業(yè)比重0031（0049）-0030（0069）0130（0073）

常數(shù)項-0367（6302）-14859（9440）

3868（12637）

觀測值308511801905

組284101183

回歸方法FEFEFE

注：（1）FE表示固定效應(yīng)回歸；（2）括號內(nèi)為標準差；（3）*、**、*** 為在p<005、p<001、p<0001的顯著水平上顯著。

第二，就東部地區(qū)和西部地區(qū)的比較而言，在控制了其他變量以后，西部地區(qū)土地出讓面積對城市經(jīng)濟性公共產(chǎn)品供給的正效應(yīng)強于東部地區(qū)，假設(shè)3得到驗證。這說明相較于經(jīng)濟發(fā)達的東部地區(qū)，經(jīng)濟落后的西部地區(qū)地方政府有更強的意愿發(fā)展經(jīng)濟，他們愿意將更多的出讓土地所得投入到經(jīng)濟性公共產(chǎn)品的提供中。

然而，在控制了其他變量以后，東部地區(qū)土地出讓面積對城市非經(jīng)濟性公共產(chǎn)品供給的負效應(yīng)強于西部地區(qū)，這與我們的假設(shè)4是相反的。這可能是由于我國國策的影響，西部大開發(fā)政策使得中央財政對西部地區(qū)的轉(zhuǎn)移支付力度較大，這從描述性統(tǒng)計中可以看出，西部地區(qū)的預(yù)算內(nèi)財政自主權(quán)遠低于東部地區(qū)。同時，西部大開發(fā)政策中有針對于西部地區(qū)醫(yī)療、教育等方面的發(fā)展的支持政策，這就使得西部地區(qū)地方政府在發(fā)展非經(jīng)濟性公共產(chǎn)品時有更多的中央財政補貼，因此西部地區(qū)土地出讓面積帶給城市非經(jīng)濟性公共產(chǎn)品供給的負效應(yīng)要弱于東部地區(qū)。

五、政策建議

隨著預(yù)算內(nèi)財政收入集權(quán)的深入，土地轉(zhuǎn)讓收入占政府財政收入的比重越來越大，地方政府既是公共產(chǎn)品的供給者，又壟斷了一級土地交易市場，這就造成了公共產(chǎn)品供給結(jié)構(gòu)的扭曲，政府會將更多的土地出讓收入投入到經(jīng)濟性公共產(chǎn)品的供給上，同時明顯減少了非經(jīng)濟性公共產(chǎn)品的供給，利用我國1999年——2010年286個地級市的面板數(shù)據(jù)的實證研究證明了這一點。由此，我們可以得出以下建議：

第一，改革戶籍制度，使Tiebout機制得以實現(xiàn)。

“用腳投票”的Tiebout機制可以保證地方政府公共產(chǎn)品的供給滿足居民需求，然而，這一機制在我國尚未發(fā)揮其應(yīng)有的約束力。這是因為我國的各項公共服務(wù)是與居民的戶籍所在地掛鉤的，那么依賴通過居民遷徙實現(xiàn)的“用腳投票”機制就難以實施。因此，改革戶籍制度對促使地方政府優(yōu)化公共產(chǎn)品的供給結(jié)構(gòu)有重要意義。

第二，改革土地市場，使土地增值收益使用規(guī)范化。

改革土地市場，首先需要改變地方政府在一級土地轉(zhuǎn)讓市場上的壟斷地位，建立農(nóng)用地轉(zhuǎn)為非農(nóng)用地過程中農(nóng)民與政府、開發(fā)商的直接聯(lián)系，減少地方政府從土地征用過程中獲取差價的機會。與此同時，由于土地增值大部分是來自于基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)的外溢性，所以地方政府可以收取一定的土地增值稅以彌補財政收入不足。

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