土地財(cái)政、投資依賴與經(jīng)濟(jì)粗放型增長

劉會(huì)洪，易棉陽

(湖南工業(yè)大學(xué) 經(jīng)貿(mào)學(xué)院， 湖南 株洲 412007)

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土地財(cái)政、投資依賴與經(jīng)濟(jì)粗放型增長

劉會(huì)洪，易棉陽

(湖南工業(yè)大學(xué) 經(jīng)貿(mào)學(xué)院， 湖南 株洲 412007)

對(duì)2003-2011年全國除西藏外的30個(gè)省級(jí)地區(qū)進(jìn)行的實(shí)證分析表明，投資比重不斷提高與這一時(shí)期形成的土地財(cái)政有著顯著的關(guān)系；相比而言，經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)對(duì)土地財(cái)政、對(duì)投資的依賴程度要小，而中部地區(qū)對(duì)土地財(cái)政與投資的依賴程度最高，經(jīng)濟(jì)欠發(fā)達(dá)的中部地區(qū)過于依賴土地財(cái)政和房地產(chǎn)業(yè)來發(fā)展經(jīng)濟(jì)，更加強(qiáng)化了我國經(jīng)濟(jì)的粗放型增長模式。

土地財(cái)政; 投資比重;粗放型增長;房地產(chǎn)業(yè)

改革開放以來的30多年里，我國的經(jīng)濟(jì)增長率年均達(dá)到了9%以上，這使得我國在2010年超越日本成為全球第二大經(jīng)濟(jì)大國。但我國的經(jīng)濟(jì)高速增長，始終擺脫不了“粗放式”的標(biāo)簽。盡管早在1995年黨的十四屆五中全會(huì)就提出要轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)增長模式，從粗放型增長模式向集約型增長模式轉(zhuǎn)變，但遺憾的是，這一目標(biāo)并沒有實(shí)現(xiàn)。而造成粗放型增長模式難以轉(zhuǎn)變的原因很多，其中一個(gè)重要原因是經(jīng)濟(jì)增長過于依賴投資，投資在國民產(chǎn)出中的比重不斷提高。并且，在過去的十多年，伴隨著投資比重上升的同時(shí)，資本產(chǎn)出率卻在不斷下降(見表1)。資本產(chǎn)出率的下降，既有資本邊際效率下降的原因，也有大量投資處于低效投資甚至無效投資狀態(tài)的原因。而大多數(shù)低效投資是由政府投資(包括政府部門及其平臺(tái)公司的直接投資和國有企業(yè)投資)形成的，因?yàn)榕c私人投資相比，政府投資對(duì)資本回報(bào)率的要求與風(fēng)險(xiǎn)的控制都較低。國有企業(yè)在面對(duì)環(huán)境不確定性時(shí)，較小的融資約束為其管理層追求政治與經(jīng)濟(jì)利益提供了資金支持，因而會(huì)進(jìn)行無效投資，出現(xiàn)投資過度。[1]另一方面，地方政府對(duì)政治利益與經(jīng)濟(jì)利益的追求，有動(dòng)機(jī)、也有能力利用手中掌握的資源，直接進(jìn)行投資活動(dòng)，如基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)、政績工程等。由于政府投資目標(biāo)的多重性，以及缺乏市場(chǎng)機(jī)制約束，容易形成過度投資、低效投資[2]。同時(shí)，在過去十多年中，人們注意到，政府投資正成為全社會(huì)投資的主導(dǎo)力量，國進(jìn)民退成為一種趨勢(shì)，政府投資對(duì)私人投資產(chǎn)生了很強(qiáng)的擠出效應(yīng)。而政府投資能如此大范圍、長時(shí)期地成為整個(gè)社會(huì)投資的主導(dǎo)力量，可能與這一時(shí)期逐步形成的土地財(cái)政有莫大關(guān)系。也就是說，地方政府通過土地財(cái)政獲得了巨額資金，可以大規(guī)模地介入城市基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)、土地一級(jí)開發(fā)、開發(fā)區(qū)建設(shè)、招商引資，甚至直接參與房地產(chǎn)開發(fā)與工商業(yè)投資。并且，通過土地開發(fā)、基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)與招商引資，使得土地升值，從而獲得更多土地出讓收入及土地貸款，能夠更大規(guī)模地參與到新的城市建設(shè)與土地開發(fā)中，形成滾動(dòng)式快速發(fā)展。這一發(fā)展模式，一方面推動(dòng)了城市的快速擴(kuò)張和城市基礎(chǔ)設(shè)施的不斷改善，促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)的快速增長；另一方面，也使得以政府投資為主的投資比重不斷增大，經(jīng)濟(jì)對(duì)房地產(chǎn)業(yè)依賴度不斷提高。政府對(duì)市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)干預(yù)能力加強(qiáng)，直接強(qiáng)化了經(jīng)濟(jì)的粗放型而非集約型增長。[3]79因此，本文將從土地財(cái)政的視角，分析土地財(cái)政對(duì)投資，進(jìn)而對(duì)經(jīng)濟(jì)粗放型增長的影響，研究角度是從省級(jí)層面進(jìn)行實(shí)證分析。本文結(jié)構(gòu)安排如下：第一部分是一個(gè)文獻(xiàn)綜述，第二部分是從省級(jí)層面測(cè)算各地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長粗放度，第三部分是實(shí)證分析土地財(cái)政對(duì)全社會(huì)投資的影響，最后是結(jié)論。

表1 2003-2012年的資本產(chǎn)出率、固定投資/GDP

一 文獻(xiàn)綜述

一些學(xué)者測(cè)度了我國過去幾十年的經(jīng)濟(jì)增長的粗放度。如高志英、廖丹清利用C-D生產(chǎn)函數(shù)和索洛增長方程，測(cè)度了我國1953-1993年的經(jīng)濟(jì)增長的粗放度，結(jié)果表明這41年間要素投入貢獻(xiàn)率達(dá)到了91.8%，其中資本投入的貢獻(xiàn)率達(dá)到了80.8%，粗放型增長特征明顯。[4]11-13楊玉華、羅斌也運(yùn)用索洛余值方程對(duì)我國1952-2009年經(jīng)濟(jì)增長的因素進(jìn)行了測(cè)度，發(fā)現(xiàn)資本貢獻(xiàn)率為39.85%，勞動(dòng)貢獻(xiàn)率為25.13%，全要素貢獻(xiàn)率為35.02%，其中改革開放前與改革開放后資本貢獻(xiàn)率分別為39.74%、39.93%，勞動(dòng)貢獻(xiàn)率分別為38.68%和14.86%，全要素貢獻(xiàn)率分別為21.59%和45.21%，整體上經(jīng)濟(jì)仍然屬于粗放型增長，但改革開放后，粗放度降低，技術(shù)進(jìn)步的貢獻(xiàn)率大幅上升。[5]張軍、施少華對(duì)1953-1998年的經(jīng)濟(jì)增長因素進(jìn)行了分析，計(jì)量結(jié)果表明全要素貢獻(xiàn)率為13.9%，其中改革開放前為-3.9%，改革開放后為28.9%，我國整體上經(jīng)濟(jì)增長表現(xiàn)為較高的粗放型增長，但改革開放后粗放度有所降低。[6]23

雖然人們對(duì)我國仍處于粗放型增長沒有異議，但對(duì)于導(dǎo)致粗放型增長的原因卻有不同看法。勒濤、黃曉鵬認(rèn)為政府對(duì)土地、原材料等要素價(jià)格的人為管制，導(dǎo)致要素價(jià)格低于其市場(chǎng)價(jià)值，使得粗放型增長模式被鎖定。[7-8]付強(qiáng)對(duì)我國1978-2006年的技術(shù)進(jìn)步進(jìn)行了測(cè)算，提出地方保護(hù)使得企業(yè)失去創(chuàng)新的動(dòng)力，進(jìn)而形成經(jīng)濟(jì)的粗放增長。[3]77-79張憬、沈坤榮運(yùn)用1991-2005年的省級(jí)面板數(shù)據(jù)，對(duì)地方財(cái)政分權(quán)背景下地方政府干預(yù)與區(qū)域金融發(fā)展對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的影響進(jìn)行了實(shí)證分析，結(jié)果表明地方政府對(duì)金融機(jī)構(gòu)資金的配置，固化了以依賴資本投入和積累速度提高的粗放型增長模式。[9]

人們也從土地財(cái)政的角度，探討土地財(cái)政對(duì)固定投資，對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的影響。謝安憶選取了2001-2009年全國數(shù)據(jù)，探討了土地財(cái)政與固定投資及經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系，結(jié)果表明土地財(cái)政與后兩者有顯著的相關(guān)關(guān)系，并且土地財(cái)政是固定投資的Granger原因。[10]杜雪君等使用了1999-2005年省級(jí)面板數(shù)據(jù)，分析了經(jīng)濟(jì)增長與土地財(cái)政的關(guān)系，結(jié)果表明土地財(cái)政對(duì)經(jīng)濟(jì)增長存在顯著影響，其影響機(jī)制是通過提高地方政府的積極性，增加了地方政府的收入與支出，并進(jìn)而增加了固定投資，而推動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長。[11]胡華的研究表明，房價(jià)增速在一定范圍時(shí)，對(duì)經(jīng)濟(jì)增長是正面的，但超出一定范圍時(shí)，則對(duì)經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生了負(fù)面影響。[12]

以上文獻(xiàn)表明，學(xué)者們對(duì)我國經(jīng)濟(jì)增長仍處于粗放型增長的判斷并無異議，并且從要素價(jià)格扭曲、地方保護(hù)、政府干預(yù)等多個(gè)角度探討了導(dǎo)致粗放型增長鎖定的原因，這些因素，實(shí)質(zhì)上都指向了政府或以直接投資的方式介入市場(chǎng)，或干預(yù)市場(chǎng)活動(dòng)來影響企業(yè)投資，導(dǎo)致投資效率低下，出現(xiàn)粗放型增長路徑鎖定。前述文獻(xiàn)雖然提到了土地財(cái)政對(duì)經(jīng)濟(jì)增長有促進(jìn)作用，但多數(shù)是從全國或一個(gè)地區(qū)進(jìn)行時(shí)間序列分析，有的從省級(jí)層面進(jìn)行面板數(shù)據(jù)分析，但其時(shí)間段較早。因此，本文擬利用2003-2011年的省級(jí)面板數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析，探討土地財(cái)政的形成與發(fā)展對(duì)全社會(huì)投資、進(jìn)而對(duì)經(jīng)濟(jì)粗放型增長的影響。

二 經(jīng)濟(jì)增長粗放度的計(jì)算

目前對(duì)于經(jīng)濟(jì)增長中的全要素貢獻(xiàn)率的測(cè)度，很多學(xué)者是采用前沿生產(chǎn)函數(shù)來測(cè)度，將全要素貢獻(xiàn)率分為技術(shù)進(jìn)步、規(guī)模效率與技術(shù)效。[13]但由于本文只計(jì)算要素投入對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)，不涉及對(duì)全要素貢獻(xiàn)率的分解，因此，我們還是采用傳統(tǒng)的索洛余值法來計(jì)算經(jīng)濟(jì)增長的粗放度。

宏觀生產(chǎn)函數(shù)采用C-D生產(chǎn)函數(shù)，經(jīng)濟(jì)增長為索洛增長模型，按照一般定義，粗放度指的是經(jīng)濟(jì)增長中要素投入的貢獻(xiàn)率，即有：

?=(αL′+(1-α)K′)/Y′

(1)

其中?為粗放型指數(shù)，L′、K′、Y′分別為勞動(dòng)、資本和產(chǎn)出的增長率，α和(1-α)分別為勞動(dòng)和資本的產(chǎn)出系數(shù)。

根據(jù)高志英等[4]10的劃分方法，當(dāng)?≥0.5時(shí)，經(jīng)濟(jì)為粗放型增長；

粗放型增長又可以劃分為：

當(dāng)?≥1時(shí)，為超高度粗放型增長。

本文對(duì)2003年至2011年全國除西藏外的30個(gè)省級(jí)地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長的粗放度進(jìn)行測(cè)度。其中勞動(dòng)產(chǎn)出彈性和資本產(chǎn)出彈性，根據(jù)張軍、施少華的計(jì)算結(jié)果，分別取值為0.4和0.6。[6]21各省市的GDP采用實(shí)際GDP數(shù)據(jù)，以1982年基期，通過GDP折算指數(shù)計(jì)算出實(shí)際GDP，再計(jì)算出歷年的實(shí)際GDP增長數(shù)據(jù)；勞動(dòng)力增長人數(shù)，《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》中有城鎮(zhèn)單位就業(yè)人數(shù)與城鎮(zhèn)私營單位及個(gè)體就業(yè)人數(shù)，這個(gè)數(shù)據(jù)沒有包括農(nóng)村勞動(dòng)力人數(shù)，不能反映整個(gè)地區(qū)勞動(dòng)力人數(shù)的變化，因而我們采取各省市的當(dāng)年常住總?cè)丝?，并?jì)算出人口增長率，作為勞動(dòng)力增長的替代數(shù)據(jù)；資本的數(shù)據(jù)，由于沒有存量數(shù)據(jù)，只有增量數(shù)據(jù)(投資)。因此，這里要計(jì)算存量，首先要確定基期的存量，然后根據(jù)折舊率，和通貨膨脹率等因素，計(jì)算出每年的資本存量，進(jìn)而求得資本的增長率。對(duì)于基期資本存量的計(jì)算，一些學(xué)者采用k0=i0/(g+δ)這一計(jì)算公式，其中k0為基期資本存量，i0為基期投資，g為投資增長率，δ為折舊率[14]。但這一計(jì)算公式存在一定缺陷，因?yàn)楝F(xiàn)實(shí)中基期資本存量與投資增長率、折舊率沒有直接關(guān)系。我們?cè)谶@里提出一種新的計(jì)算方法，即通過折舊率來測(cè)算資本存量。假設(shè)折舊率為5%，如果要計(jì)算2003年的資本存量，可以這樣計(jì)算：1983年的全部資本到了2003年的價(jià)值為0，1984年新增資本(即1984年的投資)到了2003年的價(jià)值為當(dāng)年價(jià)值的0.05倍，1985年的新增資本(即1985年的投資)到了2003年的價(jià)值為當(dāng)年價(jià)值的0.1倍，以此類推，將1984年至2002年的投資乘以相應(yīng)的折舊率再加總，再加上2003年的投資，就得到了2003年的資本存量。當(dāng)然計(jì)算時(shí)，要先扣除通貨膨脹率的影響，這里以1982年作為基期，先計(jì)算每年的實(shí)際投資，然后根據(jù)上述方法計(jì)算出2003-2011年實(shí)際資本存量及資本增長率。這里的數(shù)據(jù)來自于歷年《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》《新中國60年統(tǒng)計(jì)資料匯編》、中經(jīng)網(wǎng)數(shù)據(jù)庫。

由公式(1)可求出每個(gè)省市2003-2011年的經(jīng)濟(jì)增長的粗放指數(shù)。下表是各省市2003-2011年平均的粗放指數(shù)。

表2 各省市2003-2011年平均的經(jīng)濟(jì)增長粗放度指數(shù)

從表2中可以看出，所有省市都處于粗放型增長階段，其中只有北京、上海、海南三省市為低度粗放型增長，而吉林、黑龍江處于超高度粗放增長。分地區(qū)來看，東部地區(qū)平均粗放指數(shù)為0.789，中部地區(qū)為0.915，西部地區(qū)為0.816，中部地區(qū)最高，而東部地區(qū)最低，這可能說明東部地區(qū)正逐步實(shí)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整與產(chǎn)業(yè)升級(jí)，但中部地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長對(duì)投資依賴度很高，消費(fèi)拉動(dòng)與技術(shù)推動(dòng)力弱。

三 土地財(cái)政影響投資的實(shí)證分析

(一)模型設(shè)定與變量描述

對(duì)于土地財(cái)政的內(nèi)涵，目前學(xué)術(shù)界是從狹義與廣義兩個(gè)角度來進(jìn)行界定，狹義的土地財(cái)政范疇包括包括土地出讓收入、房地產(chǎn)市場(chǎng)的各種稅費(fèi)、通過土地抵押所獲得的貸款及債務(wù)收入等。[15]而廣義的土地財(cái)政范疇則在上述基礎(chǔ)上，還包括了通過低價(jià)出讓工業(yè)用地來進(jìn)行招商引資，由此導(dǎo)致的經(jīng)濟(jì)發(fā)展所帶來的稅收的增加，如企業(yè)增值稅、營業(yè)稅、所得稅的增加。[16]不管是哪個(gè)口徑的土地財(cái)政概念，土地出讓收入都是其中最主要的部分。為了測(cè)算土地財(cái)政對(duì)投資的影響，這里選取全國除西藏外的30個(gè)省級(jí)地區(qū)，對(duì)土地財(cái)政與投資的關(guān)系進(jìn)行實(shí)證分析。以全社會(huì)固定投資TZ作為被解釋變量，以土地財(cái)政TD作為解釋變量，同時(shí)以新增貸款CZ作為控制變量，建立省級(jí)面板數(shù)據(jù)計(jì)量方程。數(shù)據(jù)來自于歷年《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》《新中國60年統(tǒng)計(jì)資料匯編》《中國國土資源年鑒2013》，時(shí)間段為2003-2011年。土地財(cái)政數(shù)據(jù)由于各地區(qū)土地債務(wù)數(shù)據(jù)難以獲得，房地產(chǎn)稅收數(shù)據(jù)難以準(zhǔn)確劃分，我們選擇各地區(qū)土地出讓收入作為反映土地財(cái)政的代理變量，貸款數(shù)據(jù)為各地區(qū)各年新增貸款，固定投資為包括城鄉(xiāng)在內(nèi)的各地區(qū)全社會(huì)固定投資。取各變量的對(duì)數(shù)，建立如下方程：

lnTZit=αit+βitlnTDit+χitlnDKZLit+μit

(2)

其中i=1,2……,30; t=2003,2004,……2011

表3 樣本數(shù)據(jù)描述 單位：億元

(二)序列的平穩(wěn)性檢驗(yàn)

在進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)前，先對(duì)各變量進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，以減少偽回歸。使用ADF—Fisher方法對(duì)各變量序列進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，檢驗(yàn)形式根據(jù)觀測(cè)時(shí)序圖確定，lntz序列為含趨勢(shì)項(xiàng)和截距項(xiàng)，lntd和lndkzl序列為僅含截距項(xiàng)，檢驗(yàn)結(jié)果如表4。

表4 變量序列單位根檢驗(yàn)

從表4可以看出，三個(gè)變量序列均存在單位根，但其一階差分序列都為平穩(wěn)序列，因此，可能存在協(xié)整關(guān)系，下面進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。

(三)協(xié)整檢驗(yàn)

使用Engle-Granger協(xié)整檢驗(yàn)法對(duì)(2)式的殘差序列μit進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，結(jié)果如表5所示，殘差序列沒有單位根，為平穩(wěn)序列，說明(2)式的各變量存在協(xié)整關(guān)系。

表5 殘差序列μit的平穩(wěn)性檢驗(yàn)

(四)面板數(shù)據(jù)的模型選擇與回歸結(jié)果分析

對(duì)面板數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸分析，需要選擇模型的形式，首先需要確定有沒有個(gè)體效應(yīng)，如果存在個(gè)體效應(yīng)，則還需確定是個(gè)體固定效應(yīng)還是個(gè)體隨機(jī)效應(yīng)。有無個(gè)體效應(yīng)，可通過F檢驗(yàn)來進(jìn)行判定，F(xiàn)統(tǒng)計(jì)量計(jì)算公式如下：

F=

其中SSEr表示約束模型，即混合估計(jì)模型的殘差平方和，SSEu表示非約束模型，即個(gè)體固定效應(yīng)回歸模型的殘差平方和。通過eviews軟件計(jì)算，可得SSEr為46.21，SSEu為14.59?？捎?jì)算出F統(tǒng)計(jì)量：

再查詢F統(tǒng)計(jì)量表，知F0.05(29,208)=1.79。因而，F(xiàn)統(tǒng)計(jì)量要大于5%置信度下的臨界值，說明模型存在個(gè)體效應(yīng)。接下來利用Hausman統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)來選擇是建立個(gè)體固定效應(yīng)模型還是個(gè)體隨機(jī)效應(yīng)模型。檢驗(yàn)結(jié)果見表6。

表6 個(gè)體隨機(jī)效應(yīng)檢驗(yàn)

表6結(jié)果顯示，應(yīng)建立個(gè)體隨機(jī)效應(yīng)模型。建立個(gè)體隨機(jī)效應(yīng)模型進(jìn)行回歸，結(jié)果見表7。

表7 模型回歸分析

其中Adjusted R-squared為0.78，Durbin-Watson stat為0.99。

由表7可以看出，土地財(cái)政及新增貸款均對(duì)投資有顯著影響，并且土地財(cái)政的影響效應(yīng)更大，土地收入每增長1個(gè)百分點(diǎn)，將導(dǎo)致投資增加0.52個(gè)百分點(diǎn)。檢驗(yàn)結(jié)果表明，過去十多年土地收入的快速增長，極大地增強(qiáng)了地方政府干預(yù)經(jīng)濟(jì)的能力，通過直接投資或招商引資等間接手段，對(duì)投資產(chǎn)生了較大的促進(jìn)作用，支撐了經(jīng)濟(jì)的高速增長，同時(shí)也提高了經(jīng)濟(jì)增長對(duì)投資的依賴程度，強(qiáng)化了經(jīng)濟(jì)粗放型增長的路徑鎖定。

前面通過計(jì)算粗放型指數(shù)，知道中部地區(qū)的粗放型指數(shù)最高，而東部地區(qū)這一數(shù)值最低。因此這里我們也分別對(duì)東部、中部、西部三個(gè)地區(qū)進(jìn)行實(shí)證分析，檢驗(yàn)土地財(cái)政對(duì)投資的影響程度。

表8 東部、中部、西部地區(qū)土地收入對(duì)固定投資影響的回歸檢驗(yàn)

從表8可以看到，東部、中部、西部三個(gè)地區(qū)土地財(cái)政對(duì)投資存在顯著的影響，其中中部地區(qū)的影響程度最大，土地收入增長1個(gè)百分點(diǎn)，將導(dǎo)致投資增長0.66個(gè)百分點(diǎn)，東部與西部地區(qū)的影響程度相差無幾。從地區(qū)層面看，土地財(cái)政對(duì)投資的影響程度，與粗放型指數(shù)的地區(qū)差異基本一致，說明土地財(cái)政通過對(duì)投資的影響，而對(duì)粗放型經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生了推動(dòng)作用。

中部地區(qū)土地收入對(duì)投資的影響系數(shù)較大，表明中部地區(qū)投資水平對(duì)土地財(cái)政及房地產(chǎn)業(yè)的依賴程度很高，這可能說明中部地區(qū)為了加快經(jīng)濟(jì)增長，采取了城市擴(kuò)張、土地經(jīng)營的模式來推動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長，而東部地區(qū)由于產(chǎn)業(yè)發(fā)達(dá)、企業(yè)眾多，投資對(duì)房地產(chǎn)業(yè)的依賴程度較弱，西部地區(qū)則可能由于人口較少，房地產(chǎn)市場(chǎng)發(fā)展較為滯后，因而投資對(duì)房地產(chǎn)業(yè)及土地財(cái)政的依賴程度沒有中部地區(qū)高。

本文通過計(jì)算經(jīng)濟(jì)增長的粗放度指數(shù)，表明我國粗放型增長特征仍非常明顯，從粗放型指數(shù)的計(jì)算公式，可以知道投資比重過高是粗放型增長的主要原因。而對(duì)全國部分地區(qū)的回歸檢驗(yàn)表明，土地財(cái)政及房地產(chǎn)業(yè)對(duì)投資的影響較為明顯，說明土地財(cái)政的出現(xiàn)及發(fā)展加強(qiáng)了投資在經(jīng)濟(jì)增長中的作用，強(qiáng)化了粗放型增長的路徑鎖定。同時(shí)，分地區(qū)的實(shí)證檢驗(yàn)表明，中部地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的粗放度最高，并且土地財(cái)政對(duì)投資的促進(jìn)作用也最為明顯，這說明中部地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長對(duì)房地產(chǎn)業(yè)的依賴程度很高，投資過于畸重土地財(cái)政及房地產(chǎn)業(yè)，這對(duì)于提升中部地區(qū)競(jìng)爭(zhēng)力、轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)增長模式是一個(gè)障礙。從本文的分析中，還可以得到如下啟示：

第一，地方政府通過土地財(cái)政，大搞城市擴(kuò)張與土地經(jīng)營，導(dǎo)致了許多空城、鬼城，同時(shí)還出現(xiàn)房價(jià)高與房子閑置率高的“雙高”情形。過高的房價(jià)阻礙了城市化進(jìn)程，也提高了普通居民特別是年輕人的生活成本，抑制其生活水平的改善。因此，地方政府應(yīng)該通過土地出讓及稅收而獲得的財(cái)政收入，建立完善的住房保障體系，讓普通居民特別是年輕人不再為了房子而嚴(yán)重降低生活水準(zhǔn)，能為促進(jìn)消費(fèi)釋放更多的購買力，這將有助于經(jīng)濟(jì)增長由投資驅(qū)動(dòng)向消費(fèi)驅(qū)動(dòng)轉(zhuǎn)型。

第二，地方政府的土地財(cái)政，以及把房地產(chǎn)業(yè)作為支柱產(chǎn)業(yè)，制造了房地產(chǎn)業(yè)的繁榮，使得資金從制造業(yè)向房地產(chǎn)業(yè)大規(guī)模轉(zhuǎn)移，制造業(yè)失去技術(shù)創(chuàng)新、產(chǎn)業(yè)升級(jí)的足夠資金支持，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與競(jìng)爭(zhēng)層次停留于初級(jí)結(jié)構(gòu)與殘酷的價(jià)格競(jìng)爭(zhēng)階段；另一方面，房地產(chǎn)業(yè)的高資本、低技術(shù)的特征，使得房地產(chǎn)業(yè)的快速發(fā)展既沒有帶來資本產(chǎn)出比率的提高，也不能明顯地帶來技術(shù)水平的進(jìn)步。因此，欠發(fā)達(dá)的中西部地區(qū)要提高競(jìng)爭(zhēng)能力及實(shí)現(xiàn)集約式經(jīng)濟(jì)增長，關(guān)鍵還是要發(fā)展制造業(yè)及其他非房地產(chǎn)業(yè)。

第三，地方政府通過土地財(cái)政，雖然短期內(nèi)獲得了城市建設(shè)加快與經(jīng)濟(jì)快速增長的好處，但不斷上漲的房價(jià)也使企業(yè)的經(jīng)營成本不斷提高，如勞動(dòng)力成本因?yàn)榉績r(jià)上漲而提高，物業(yè)租賃成本也因?yàn)榉績r(jià)上漲而提高，產(chǎn)品價(jià)格也因?yàn)楦邥n的房租而居高不下，這將降低企業(yè)的競(jìng)爭(zhēng)力，出現(xiàn)產(chǎn)業(yè)的空心化，從而使一個(gè)地區(qū)甚至一個(gè)國家的競(jìng)爭(zhēng)力降低。因此房地產(chǎn)價(jià)格的高漲，長期來說會(huì)損害一個(gè)地區(qū)乃至國家競(jìng)爭(zhēng)能力的提高。這對(duì)于經(jīng)濟(jì)欠發(fā)達(dá)的中西部地區(qū)來說，要提高本地區(qū)企業(yè)的競(jìng)爭(zhēng)能力，需要抑制房價(jià)的過快上漲，并逐步減少經(jīng)濟(jì)對(duì)房地產(chǎn)業(yè)的依賴程度。

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責(zé)任編輯：黃聲波

Research on Land Finance , Investment Reliance and Extensive Economic Growth

LIU Huihong, YI Mianyang

(School of Economics and Trade, Hunan University of Technology, Zhuzhou, Hunan 412007 China)

Empirical analysis of 30 provincial regions of China in 2003-2011 showed there is a significant relationship between the proportion of investment and the land finance ; Comparatively speaking, developed areas has less reliance on land finance and investment while the central areas rely on them most. The over economic reliance on land finance and real estate industry of underdeveloped central areas further strengthen China’s extensive economic growth pattern .

land fiance;the proportion of investment; extensive economic growth;real estate

10.3969/j.issn.1674-117X.2016.05.004

2016-05-11

國家社科基金項(xiàng)目“房地產(chǎn)持續(xù)調(diào)控下土地財(cái)政困境與轉(zhuǎn)型研究”(12CJY100)

劉會(huì)洪(1974-)，男，湖南新化人，湖南工業(yè)大學(xué)副教授，博士，研究方向?yàn)槌鞘信c房地產(chǎn)經(jīng)濟(jì)；易棉陽(1977-)，男，湖南漣源人，湖南工業(yè)大學(xué)教授，博士，研究方向?yàn)榻鹑谂c經(jīng)濟(jì)史。

F202

A

1674-117X(2016)05-0017-06