土地財(cái)政對中國城市空間擴(kuò)張的影響

劉顏

摘要：基于動態(tài)空間計(jì)量模型，檢驗(yàn)社會經(jīng)濟(jì)因素和制度因素對中國城市空間擴(kuò)張的影響。結(jié)果表明：城市擴(kuò)張是一個動態(tài)過程，且呈典型的空間自相關(guān)特征。傳統(tǒng)市場因素對城市空間擴(kuò)張的驅(qū)動作用明顯，由于中國獨(dú)特的財(cái)政制度和土地管理體制，土地財(cái)政成為推動城市空間擴(kuò)張的顯著因素。因此，地方政府應(yīng)不斷完善土地市場體系，加快土地財(cái)政轉(zhuǎn)型，降低對土地財(cái)政的依賴。同時加大區(qū)域經(jīng)濟(jì)合作力度，在區(qū)域?qū)用嬷贫ǜ辛Φ恼?，推動城市可持續(xù)發(fā)展。

關(guān)鍵詞：土地財(cái)政;城市擴(kuò)張;動態(tài);空間計(jì)量

中圖分類號：F293

文獻(xiàn)標(biāo)識碼： A

文章編號：1003-7217（2019） 03-0009-06

一、引言

城市空間擴(kuò)張是西方國家城市發(fā)展過程中普遍存在的現(xiàn)象，長期以來受到研究者以及政策制定者的廣泛關(guān)注[1，2]。改革開放以來，中國經(jīng)歷了明顯的城市空間擴(kuò)張，2003 - 2016年中國城市建成區(qū)面積的年均增長速度達(dá)到了4.96%，遠(yuǎn)高于同期城鎮(zhèn)人口3.21%的增長速度，北京、上海等大城市的快速擴(kuò)張與空間無序開發(fā)問題尤為顯著。在此背景下，探討中國城市空間擴(kuò)張的影響因素，成為我國城市發(fā)展和土地管理領(lǐng)域的重要研究議題。

國內(nèi)外學(xué)者對城市空間擴(kuò)張的特征及其驅(qū)動因素進(jìn)行了廣泛探討，驗(yàn)證了人口規(guī)模、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)等市場因素對城市空間擴(kuò)張的驅(qū)動作用[1，3]。近年來，國內(nèi)外對城市空間擴(kuò)張的研究發(fā)生了制度轉(zhuǎn)向，開始關(guān)注地方政府行為以及財(cái)政管理體制等對中國城市空間擴(kuò)張的作用[4]。Yew（2012）、秦蒙等（2016）認(rèn)為，與西方國家受市場化推動的城市空間擴(kuò)張不同，中國的城市擴(kuò)張更多地受地方政府的推動，包括政府大規(guī)模搬遷、頻繁的行政兼并以及強(qiáng)制征地等[5，6]。土地財(cái)政是地方政府主導(dǎo)的城市財(cái)政收入模式，反映了作為城市發(fā)展塑造主體的地方政府對城市發(fā)展的行動策略，對城市空間結(jié)構(gòu)產(chǎn)生顯著影響。因此，在探討中國城市擴(kuò)張的影響因素時，不得不重視地方政府在城市空間發(fā)展中的重要作用，闡述土地財(cái)政對城市空間擴(kuò)張的作用機(jī)制。

基于此，本文從制度視角出發(fā)，剖析地方政府主導(dǎo)的土地財(cái)政行為對城市空間形態(tài)的影響;同時，考慮城市空間擴(kuò)張的時間與空間特征，采用動態(tài)空間計(jì)量模型對土地財(cái)政與城市空間擴(kuò)張的關(guān)系進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，為城市空間擴(kuò)張的土地財(cái)政驅(qū)動現(xiàn)象提供實(shí)證證據(jù)，也為中國財(cái)政體制改革和土地制度改革提供借鑒。

二、土地財(cái)政影響城市空間擴(kuò)張的理論分析

（一）土地財(cái)政的產(chǎn)生及現(xiàn)狀

土地財(cái)政是指地方政府嚴(yán)重依賴于預(yù)算外的土地出讓金以及土地相關(guān)稅費(fèi)的財(cái)政現(xiàn)象，它是地方政府捕捉城市土地價值增值的工具[7]。陶然（2009）等學(xué)者指出，模糊不清的土地產(chǎn)權(quán)制度、地方政府間的競爭以及分稅制改革是中國土地財(cái)政產(chǎn)生的原因[8]。中國實(shí)行國有土地制度，城市土地歸國家所有，農(nóng)村土地屬于村集體，征地是農(nóng)村集體土地轉(zhuǎn)換為城市國有土地的唯一途徑。地方政府在土地一級市場上具有壟斷地位，能夠以低廉的價格征用農(nóng)村土地，然后以更高價格將土地轉(zhuǎn)換為城市建設(shè)用地，從而為城市擴(kuò)張?zhí)峁┬枰耐恋兀饾u形成“以地生財(cái)、以財(cái)養(yǎng)地”的城市擴(kuò)張模式[9]。再加上1994年中國實(shí)行分稅制改革，擴(kuò)大中央政府在預(yù)算內(nèi)收人中所占的份額，降低地方政府的財(cái)政收入并增加了地方政府的支出責(zé)任，導(dǎo)致地方政府面臨嚴(yán)重的財(cái)政赤字壓力。因此，通過土地進(jìn)行融資便成為了地方政府獲取收入的重要機(jī)制，地方政府日益依賴“賣地”獲取土地出讓金和稅收收入，以彌補(bǔ)財(cái)政赤字[10]。

（二）土地財(cái)政對城市空間擴(kuò)張的影響

土地財(cái)政促進(jìn)了農(nóng)村土地向城市土地的大規(guī)模轉(zhuǎn)變，不可避免地造成了城市空間快速擴(kuò)張，引發(fā)以土地?cái)U(kuò)張為核心的城市空間增長過程?？偟膩碚f，土地財(cái)政主要從以下途徑對我國城市空間擴(kuò)張產(chǎn)生影響：一是通過大規(guī)模推動土地開發(fā)促進(jìn)城市空間擴(kuò)張。土地是地方政府控制下的寶貴資產(chǎn)，從土地使用權(quán)轉(zhuǎn)讓和土地財(cái)政中獲取收入成為普遍的做法。政府供給的土地類型包括公共用地、工業(yè)用地和經(jīng)營性用地（包括商品住宅、商業(yè)用房等地）。其中，工業(yè)用地產(chǎn)生的土地出讓金較低，但是能夠在未來較長時間內(nèi)產(chǎn)生穩(wěn)定的稅收收入;居住用地等經(jīng)營性用地能在短期賣地環(huán)節(jié)產(chǎn)生一次性的、大量的土地出讓金，但無法為地方政府帶來長期穩(wěn)定的稅收收入[11]。在激烈的競爭環(huán)境下，地方政府為了實(shí)現(xiàn)土地收益最大化、政績考核的最大化以及財(cái)政壓力最小化，采取不同的土地出讓策略，依靠土地財(cái)政補(bǔ)貼與土地招商進(jìn)行城市間的招商引資競爭。地區(qū)間資本競爭越激烈，地方政府就越需要提供更加優(yōu)惠的發(fā)展政策，這種引資競爭甚至演變成“占地競賽”[12]。一方面，地方政府通過低地價甚至零地價吸引企業(yè)和資本進(jìn)入，過度供給工業(yè)用地建設(shè)工業(yè)園區(qū)和開發(fā)區(qū)，促進(jìn)城市發(fā)展并取得最優(yōu)晉升資本。這一行為消耗了大量的城市周邊土地，導(dǎo)致工業(yè)園區(qū)土地的低效利用甚至閑置。另一方面，為了平衡財(cái)政收支，地方政府出讓更大規(guī)模的經(jīng)營性用地，通過諸如拍賣、招標(biāo)、掛牌等市場化方式盡量高價出讓商住用地，來彌補(bǔ)低價出讓工業(yè)用地產(chǎn)生的成本。這樣一種模式也對城市住房價格產(chǎn)生影響[13]。此外，地方政府傾向于在遠(yuǎn)離城市核心的郊區(qū)建設(shè)低密度住宅社區(qū)，形成碎片化、分散化的居住格局，客觀上推動著城市空間不斷向外拓展。二是通過為基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)提供資金從而推動城市的快速發(fā)展。在許多發(fā)展中國家，土地是地方政府融資的重要來源，特別是基礎(chǔ)設(shè)施方面。過去幾十年來，土地出讓或者土地租賃產(chǎn)生的收益已經(jīng)成為城市基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)的重要融資渠道之一。地方政府通過招拍掛方式高價出讓商業(yè)服務(wù)和商品房用地，獲取高額的土地出讓收入和稅費(fèi)收入?？焖僭黾拥耐恋刎?cái)政為各地級市基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)提供了重要的資金來源，推動了城市的快速發(fā)展，同時也不可避免地推動了城市空間擴(kuò)張[14]。

綜上所述，與城市再開發(fā)相比，征地成本相對較低，對新改農(nóng)用地的開發(fā)更容易實(shí)施監(jiān)管控制，因此，地方政府有強(qiáng)烈的動機(jī)進(jìn)行土地征收，并將新轉(zhuǎn)換的農(nóng)業(yè)用地用于工業(yè)園、開發(fā)區(qū)等建設(shè)，客觀上推動著城市空間擴(kuò)張[15]。Yue等（2013）的研究表明，不同于美國以住宅為主導(dǎo)、跨越式的、低密度和單一用途發(fā)展的城市擴(kuò)張模式，中國的城市空間擴(kuò)張呈現(xiàn)出工業(yè)園區(qū)跨越式發(fā)展、低密度住宅小區(qū)建設(shè)的混合開發(fā)模式[16]。美國等西方國家城市空間擴(kuò)張主要是由于市場失靈等因素導(dǎo)致的，比如交通擁堵、私人汽車的大量使用等[17]。然而，中國的城市空間擴(kuò)張則受到市場因素和政府行為的綜合影響。在土地財(cái)政內(nèi)在激勵下，地方政府依靠不斷地?cái)U(kuò)張城市空間規(guī)模來獲取充分的財(cái)政資金，導(dǎo)致農(nóng)村土地向城市土地的過度轉(zhuǎn)換，由此不可避免地產(chǎn)生了城市空間的快速擴(kuò)張[7][18] 。

三、研究設(shè)計(jì)、變量選擇和數(shù)據(jù)來源

（一）空間自相關(guān)檢驗(yàn)

在進(jìn)行空間面板回歸之前，有必要對變量的空間自相關(guān)性進(jìn)行檢驗(yàn)，本文主要采用全域和局域Moran's I指數(shù)對城市空間擴(kuò)張變量的空間自相關(guān)性進(jìn)行檢驗(yàn)。全域Moran's I指數(shù)的計(jì)算如下：

其中，yi和yj分別為i、j兩個地級市的觀測值，ωij為空間權(quán)重矩陣中的元素，S為空間權(quán)重矩陣中所有元素的和。I的取值范圍為[-1，1]，如果Mo-ran's I的值大于零，說明該變量存在正向空間相關(guān)性;如果Moran's I小于零，說明該變量存在負(fù)向空間相關(guān)性;如果Moran's I等于零，則該變量在空間上不存在相關(guān)性。由于全域Moran's I指數(shù)無法反映變量的空間自相關(guān)局部集聚特征，因此，需要計(jì)算局域Moran's I指數(shù)，其公式如下：

其中，yi為i地區(qū)觀測值，yj為除i地區(qū)之外其他各地區(qū)觀測值的加權(quán)平均值，σ2是觀測值的方差，ωij為空間權(quán)重矩陣中的元素。

在檢驗(yàn)空間相關(guān)性之前，必須選擇一個權(quán)重矩陣來識別鄰近的城市，這是空間計(jì)量模型的核心。在空間權(quán)重矩陣的選擇方面，目前尚未形成普遍的共識，最為常用的是空間鄰接權(quán)重矩陣和地理距離權(quán)重矩陣?？臻g鄰接權(quán)重矩陣元素的設(shè)定規(guī)則為：地級市i和j如果在空間上相鄰則為1，不相鄰則為0。值得注意的是，空間鄰接矩陣的對角線上元素為0。地理距離權(quán)重則使用兩個地級市經(jīng)緯度距離平方項(xiàng)的倒數(shù)來衡量地區(qū)之間的空間聯(lián)系強(qiáng)度。為此，本文首先構(gòu)建了使用經(jīng)過處理的空間鄰接權(quán)重矩陣W1進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，同時，利用地理距離矩陣W2進(jìn)行估計(jì)，以檢驗(yàn)實(shí)證結(jié)果的穩(wěn)健性。兩個空間權(quán)重矩陣均進(jìn)行了行標(biāo)準(zhǔn)化處理。

（二）空間計(jì)量模型設(shè)定

考慮到城市空間擴(kuò)張可能存在的空間集聚性，本文運(yùn)用空間計(jì)量模型進(jìn)行回歸分析。空間計(jì)量模型的基本模型包含兩種，即空間滯后模型（SAR）與空間誤差模型（SEM）。其中，SAR模型納入了被解釋變量的空間滯后項(xiàng)，考察鄰近地區(qū)行為對整個系統(tǒng)內(nèi)其他地區(qū)行為產(chǎn)生的影響，其表達(dá)式如下：

其中，yil為i城市在t年的城市空間規(guī)模;X為影響空間擴(kuò)張的解釋變量集，包括土地財(cái)政、人口等其他因素;α0常數(shù)項(xiàng);εil為擾動項(xiàng)。ωijyil表示被解釋變量的空間滯后項(xiàng)，反映了第t年除區(qū)域i之外其他相鄰地區(qū)觀測值的加權(quán)平均值;p為空間滯后系數(shù)，衡量了相鄰地區(qū)城市擴(kuò)張對本地區(qū)城市擴(kuò)張的影響程度;ωij為經(jīng)過行標(biāo)準(zhǔn)化處理后的空間權(quán)重矩陣。

SEM模型則加入了誤差項(xiàng)的滯后項(xiàng)，探討地區(qū)間由于誤差項(xiàng)的相關(guān)關(guān)系而存在的可能關(guān)系，其表達(dá)式如下所示：

式（4）中，為空間滯后誤差項(xiàng)，反映第t年除i地區(qū)以外相鄰地區(qū)觀測值的誤差沖擊的加權(quán)平均值;ψ為空間誤差系數(shù)，測量相鄰地區(qū)由于被解釋變量的誤差沖擊對本地區(qū)觀測值的影響程度;μit為擾動項(xiàng);其他參數(shù)的含義與式（3）相同。

由于地級市城市擴(kuò)張是一個動態(tài)變化的過程，本期的城市擴(kuò)張明顯受到上一期城市擴(kuò)張水平的影響，考慮到城市擴(kuò)張的時間相關(guān)性，本文將城市擴(kuò)張的滯后一期變量納入到回歸方程當(dāng)中，進(jìn)一步建立動態(tài)空間模型，采用地級市面板數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。

（三）指標(biāo)選擇和數(shù)據(jù)來源

被解釋變量為城市空間擴(kuò)張。在城市增長的過程中，城市空間擴(kuò)張更多地表現(xiàn)為建成區(qū)面積的擴(kuò)張，且我國統(tǒng)計(jì)部分也是采用建成區(qū)面積來反映城市空間規(guī)模。因此，參考部分學(xué)者的做法，采用建成區(qū)面積表征城市空間擴(kuò)張。

核心解釋變量為土地財(cái)政。土地財(cái)政涉及指標(biāo)較多，考慮到地級市層面稅費(fèi)收入數(shù)據(jù)難以獲取，本文參考劉瑞超（2018）等的做法，采用地級市土地出讓成交價款作為土地財(cái)政的代理變量[14]。

考慮到影響城市空間擴(kuò)張的其他因素，參考楊孟禹（2016）、秦蒙（2016）等的研究，在模型中加入了若干控制變量[2][6]，主要包括：（1）人口規(guī)模。在描述城市增長的模型中，人口規(guī)模是使用最廣泛的、最直觀的變量，本文采用各地級市年末總?cè)丝诤饬咳丝谝?guī)模。（2）地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展。經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平?jīng)Q定了城市發(fā)展所處的階段，本文用地區(qū)國民生產(chǎn)總值衡量地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平。（3）基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)。本文以城市道路面積衡量地區(qū)交通基礎(chǔ)設(shè)施，預(yù)期其符號為正。（4）城市房地產(chǎn)投資。各地級市城市房地產(chǎn)投資的活躍程度同樣也會對城市空間擴(kuò)張產(chǎn)生影響，本文用房地產(chǎn)開發(fā)投資完成額來表示，預(yù)期其符號為正。

本文土地出讓收人數(shù)據(jù)來源于《中國國土資源統(tǒng)計(jì)年鑒》，其他變量原始數(shù)據(jù)均來源于CEIC數(shù)據(jù)庫。由于《中國國土資源統(tǒng)計(jì)年鑒》2003年才開始公布土地協(xié)議出讓以及招拍掛出讓的相關(guān)數(shù)據(jù)，考慮到數(shù)據(jù)的可得性，最終選取2003 - 2016年中國266個地級市的面板數(shù)據(jù)。部分缺失的觀測值采用插值法補(bǔ)齊。同時，為了消除通貨膨脹的影響，采用以2003年為基期的居民消費(fèi)價格指數(shù)，將其他名義變量均轉(zhuǎn)換為實(shí)際變量?？紤]到異方差的影響，對城市擴(kuò)張、土地財(cái)政等變量均進(jìn)行取對數(shù)處理。

四、實(shí)證結(jié)果分析

（一）探索性空間數(shù)據(jù)分析

表1給出的是空間鄰接權(quán)重矩陣和地理距離權(quán)重矩陣下城市擴(kuò)張Moran's I計(jì)算結(jié)果與檢驗(yàn)值。表1的結(jié)果表明，2003 - 2016年間，不管是在空間鄰接權(quán)重矩陣下還是在地理距離權(quán)重矩陣下，城市擴(kuò)張的Moran's I指數(shù)都大于零，且均通過了10%顯著性檢驗(yàn)，表明各個地級市的城市擴(kuò)張存在明顯的空間正相關(guān)。

（二）估計(jì)結(jié)果及分析

空間自相關(guān)檢驗(yàn)的結(jié)果表明，我國地級市城市擴(kuò)張存在明顯的空間自相關(guān)性，基于此，傳統(tǒng)的面板模型得出的結(jié)果是有偏的、無效的，不能準(zhǔn)確地反映出土地財(cái)政以及其他決定因素對城市擴(kuò)張的影響。綜合LM檢驗(yàn)和穩(wěn)健性LM檢驗(yàn)的結(jié)果，考慮到地理鄰近地區(qū)的城市空間擴(kuò)張對本地區(qū)城市空間形態(tài)存在溢出效應(yīng)，本文選擇空間滯后模型進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。考慮到城市擴(kuò)張是一個連續(xù)、動態(tài)的過程，我們重點(diǎn)闡述動態(tài)空間滯后模型的回歸結(jié)果。為了對比，表2還展示了靜態(tài)空間模型的回歸結(jié)果。

表2的結(jié)果顯示，在鄰接權(quán)重矩陣和地理距離權(quán)重矩陣下，時間滯后因變量通過了10%顯著性檢驗(yàn)，各個地級市城市擴(kuò)張與上一期城市擴(kuò)張水平正向相關(guān)，進(jìn)一步說明了本文使用動態(tài)面板模型的正確性。由于空間靜態(tài)模型可能存在內(nèi)生性問題，導(dǎo)致估計(jì)結(jié)果存在偏誤，本部分的結(jié)果分析將以空間動態(tài)模型為主。在空間鄰接權(quán)重矩陣和地理距離權(quán)重矩陣下，靜態(tài)和動態(tài)模型空間滯后項(xiàng)的估計(jì)系數(shù)均通過了1%的顯著性檢驗(yàn)，綜合上述結(jié)果，我們認(rèn)為城市擴(kuò)張存在空間溢出效應(yīng)，各個地級市的因變量受鄰近城市因變量平均值的影響，鄰近地區(qū)的城市擴(kuò)張水平越高，本地區(qū)的城市擴(kuò)張速度也將更快，與秦蒙（2016）、杜金華（2018）等的研究結(jié)論一致[16，20]。

土地財(cái)政變量的系數(shù)顯著為正，即土地財(cái)政規(guī)模的擴(kuò)大顯著加劇了城市空間擴(kuò)張，在全國層面證實(shí)了“以地養(yǎng)財(cái)”的發(fā)展模式，與劉瑞超（ 2018）等的研究結(jié)論一致[14]。靜態(tài)模型和動態(tài)模型回歸結(jié)果的對比發(fā)現(xiàn)，如果不考慮時間滯后項(xiàng)，土地財(cái)政對城市擴(kuò)張的作用將會被高估。因此，在土地財(cái)政對城市擴(kuò)張的實(shí)證分析中，必須考慮到時間滯后項(xiàng)，否則估計(jì)結(jié)果會存在偏誤。

動態(tài)空間模型的估計(jì)結(jié)果還表明，城市擴(kuò)張與基礎(chǔ)設(shè)施之間存在正相關(guān)關(guān)系，即地區(qū)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)越完善，城市擴(kuò)張水平越高。地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展和人口規(guī)模對城市擴(kuò)張的正向驅(qū)動作用顯著。此外，回歸結(jié)果證實(shí)，房地產(chǎn)開發(fā)投資的增加也會推動地級市城市擴(kuò)張，與楊孟禹（2016）的研究結(jié)論一致[2]。近年來中國房地產(chǎn)業(yè)發(fā)展迅速，房地產(chǎn)投資增長迅速[19]，促進(jìn)了城市土地的增量開發(fā)，也促進(jìn)了城市空間擴(kuò)張。

（三）空間效應(yīng)分解

對于空間計(jì)量模型而言，由于包含了反饋效應(yīng)，變量系數(shù)的解釋變得更加豐富和復(fù)雜。因此，根據(jù)Elhorst（2014）的方法效應(yīng)進(jìn)行分解[21]。其中，直接效應(yīng)反映了本地級市土地財(cái)政等變量對自身城市擴(kuò)張的影響;間接效應(yīng)則表示鄰近地區(qū)的土地財(cái)政等變量對本地區(qū)城市擴(kuò)張的影響。與靜態(tài)模型不同，動態(tài)空間模型的直接效應(yīng)和間接效應(yīng)又可以進(jìn)一步在時間維度上劃分為長期效應(yīng)和短期效應(yīng)，計(jì)算結(jié)果如表3所示。

受篇幅限制，這里僅展示了動態(tài)模型的分解結(jié)果。從短期效應(yīng)來看，土地財(cái)政的直接效應(yīng)衡量的是本地區(qū)土地財(cái)政規(guī)模的變化如何影響本地級市的城市擴(kuò)張水平，不管是在空間鄰接權(quán)重矩陣還是地理距離矩陣下，其系數(shù)為正且通過了10%顯著性檢驗(yàn)，這意味著土地財(cái)政是本地區(qū)城市空間擴(kuò)張的驅(qū)動因素，前述理論分析得到驗(yàn)證。短期內(nèi)，在空間鄰接權(quán)重矩陣下，土地財(cái)政對城市空間擴(kuò)張的影響主要表現(xiàn)為本地效應(yīng)，隨著空間距離的增加，其正向推動作用不再顯著。在地理距離權(quán)重矩陣下，土地財(cái)政的短期直接效應(yīng)為0.0090，短期間接效應(yīng)為0.0011，短期總效應(yīng)達(dá)到了0.0101，且均通過了10%顯著性檢驗(yàn)。

在動態(tài)回歸模型中，不管是空間鄰接權(quán)重矩陣還是地理距離矩陣，土地財(cái)政對城市空間擴(kuò)張的短期效應(yīng)均小于長期效應(yīng)。從長期效應(yīng)來看，在空間鄰接權(quán)重矩陣下，某地區(qū)土地財(cái)政水平提高1個百分點(diǎn)，將導(dǎo)致本地區(qū)城市擴(kuò)張?zhí)岣?.0338個百分點(diǎn)，長期總效應(yīng)達(dá)到了0. 0363。在地理距離矩陣中，土地財(cái)政對城市空間擴(kuò)張的長期直接效應(yīng)和總效應(yīng)分別為0.0382和0.0823。

從控制變量的回歸結(jié)果來看，基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)是驅(qū)動城市擴(kuò)張的重要因素，在空間鄰接權(quán)重矩陣下，其長期直接效應(yīng)和總效應(yīng)分別為0.0976和0.1042，且均通過了5%的顯著性檢驗(yàn)?；A(chǔ)設(shè)施建設(shè)對城市空間擴(kuò)張的驅(qū)動作用集中在本地，影響范圍有限。人口規(guī)模在短期和長期均會推動本地區(qū)的城市空間擴(kuò)張，空間鄰接權(quán)重矩陣下，其長期直接效應(yīng)和總效應(yīng)分別為0.4601和0.4912，是驅(qū)動城市空間擴(kuò)張的最重要的影響因素。房地產(chǎn)投資的直接效應(yīng)顯著為正，但間接效應(yīng)并不顯著，即房地產(chǎn)開發(fā)投資驅(qū)動城市空間擴(kuò)張主要表現(xiàn)為本地效應(yīng)，主要的原因是，房地產(chǎn)投資通常具有明確的目的性，因而對周邊地區(qū)城市擴(kuò)張影響有限。

五、結(jié)論及政策建議

本文梳理了城市擴(kuò)張的概念及其決定因素，探討了地方政府主導(dǎo)的土地財(cái)政行為對城市空間擴(kuò)張的影響，采用動態(tài)空間計(jì)量方法對土地財(cái)政與城市擴(kuò)張之間的關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證檢驗(yàn)。研究結(jié)果表明，城市空間擴(kuò)張是一個動態(tài)過程，本地區(qū)城市擴(kuò)張與上一期城市擴(kuò)張水平密切相關(guān)，同時受到鄰近地區(qū)城市空間拓展的正向沖擊。在中國城市發(fā)展過程中，地方政府主導(dǎo)的土地財(cái)政行為對城市空間擴(kuò)張具有驅(qū)動作用，但是其影響范圍有限，主要表現(xiàn)為本地效應(yīng)。人口規(guī)模是驅(qū)動中國城市空間擴(kuò)張的最重要的因素，基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)的推動作用依然顯著。由于房地產(chǎn)投資通常具有明確的目的性，因而對周邊地區(qū)城市擴(kuò)張的影響有限，其主要表現(xiàn)為直接效應(yīng)。

地方政府為了實(shí)現(xiàn)城市可持續(xù)發(fā)展，需要制定并實(shí)施一系列政策，實(shí)現(xiàn)城市空間理性擴(kuò)張，保證城市持續(xù)健康發(fā)展。為此，首先，應(yīng)完善公共財(cái)政體制，加快土地財(cái)政轉(zhuǎn)型。地方政府可以完善土地價值捕獲機(jī)制，對土地溢價進(jìn)行漸進(jìn)式回收，降低以土地為中心的擴(kuò)張模式產(chǎn)生的不良影響，以應(yīng)對日益增長的投資需求引致的巨大財(cái)政壓力。此外，可以適當(dāng)調(diào)整中央與地方的稅收分成比例，完善財(cái)政轉(zhuǎn)移支付制度，減少地方政府的財(cái)政壓力，降低其“以地生財(cái)”的激勵。值得注意的是，由于土地財(cái)政對城市空間擴(kuò)張存在空間溢出效應(yīng)，因此，旨在實(shí)現(xiàn)城市土地利用集約化、控制城市無序蔓延的政策不能僅僅局限于一個地級市邊界之內(nèi)，可以在區(qū)域或者國家層面確定更有力的政策，來實(shí)現(xiàn)城市空間的理性擴(kuò)張。其次，繼續(xù)推進(jìn)和完善土地制度改革，實(shí)現(xiàn)城市土地的有效管理和控制。（1）政府要采用管制措施等對土地?cái)U(kuò)張進(jìn)行嚴(yán)格的控制，嚴(yán)格劃定城市增長的邊界，對土地市場進(jìn)行全方位的監(jiān)測;（2）在土地利用制度方面，進(jìn)一步明確集體所有土地與農(nóng)村土地的界限，完善權(quán)力約束機(jī)制;（3）在土地收益制度管理方面，由于過去一次性收人大量的土地出讓金的模式容易導(dǎo)致地方政府產(chǎn)生短視行為。因此，在實(shí)踐中可以建立相應(yīng)的土地出讓基金，允許地方政府分階段支取土地出讓金，并預(yù)留一部分資金作為后任政府的城市發(fā)展建設(shè)資金，促進(jìn)城市經(jīng)濟(jì)的可持續(xù)發(fā)展。最后，要完善政府官員考核晉升制度，建設(shè)高效的服務(wù)型政府。需要修正以經(jīng)濟(jì)增長為核心的政府績效考核制度，不再以地區(qū)GDP作為單一目標(biāo)，應(yīng)當(dāng)在考核指標(biāo)中加入與民生、居民福利有關(guān)的公共服務(wù)內(nèi)容，促使地方政府樹立科學(xué)的政績觀，使得地方政府地區(qū)間競爭內(nèi)容向公共服務(wù)方向轉(zhuǎn)變。

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