土地出讓金增長(zhǎng)與我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)集約化:基于省際面板數(shù)據(jù)的實(shí)證分析

趙文軍

（深圳大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院，廣東 深圳 518060）

一、引 言

早在1987年，黨的十三大報(bào)告就提出經(jīng)濟(jì)活動(dòng)要從粗放經(jīng)營(yíng)為主轉(zhuǎn)向集約經(jīng)營(yíng)為主；1995年黨的十四屆五中全會(huì)強(qiáng)調(diào)從粗放式經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)轉(zhuǎn)向集約式經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)是促進(jìn)國(guó)民經(jīng)濟(jì)持續(xù)、快速、健康發(fā)展的關(guān)鍵之一；2007年黨的十七大報(bào)告更是將促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)由主要依靠增加物質(zhì)資源消耗向主要依靠科技進(jìn)步、勞動(dòng)者素質(zhì)提高、管理創(chuàng)新轉(zhuǎn)變，列為國(guó)民經(jīng)濟(jì)重大發(fā)展戰(zhàn)略。但在實(shí)踐中，我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)集約水平的變化并非如政策所期望的那樣，甚至相左。2000年我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)集約化水平尚有0.34，歷經(jīng) 10 多年的變化后，2015年卻只有0.12，總體上經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)集約化水平有明顯的下降趨勢(shì)，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式越發(fā)顯現(xiàn)粗放化特征①。在不斷強(qiáng)調(diào)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)集約化重要性的同時(shí)，我國(guó)經(jīng)濟(jì)體制改革也在持續(xù)推進(jìn)，土地出讓金制度也隨之而生，促使土地使用權(quán)的獲得方式從無償劃撥轉(zhuǎn)向須繳納土地出讓金方可獲得使用權(quán)。在土地出讓金制度的變革中，土地出讓方式從協(xié)議出讓為主轉(zhuǎn)變?yōu)檎袙炫某鲎尀橹?，土地的資產(chǎn)屬性得到強(qiáng)化。土地使用權(quán)的市場(chǎng)化交易，拓寬了地方財(cái)政的收入來源，并演變成地方財(cái)政收入的重要來源?！笆濉睍r(shí)期地方政府獲取土地出讓金累計(jì)16.81萬億元，占同期地方財(cái)政收入比重達(dá)23.49%，分別約為“九五”時(shí)期的95 倍和7 倍②。大量土地出讓金收入為地方政府發(fā)展本地經(jīng)濟(jì)提供了強(qiáng)大財(cái)力，也會(huì)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)集約化構(gòu)成影響。那么，土地出讓金增長(zhǎng)對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)集約化究竟有何影響？對(duì)該問題展開深入分析，有助于選擇合理的土地管理制度改革措施以加快扭轉(zhuǎn)越發(fā)粗放的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式，推進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)集約化。

土地出讓金問題已成為我國(guó)社會(huì)關(guān)注的焦點(diǎn)問題，也是學(xué)術(shù)界討論的熱點(diǎn)問題。但縱觀既有相關(guān)研究，學(xué)者們側(cè)重于探討土地出讓金快速增長(zhǎng)的原因及其對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響，直接探討土地出讓金增長(zhǎng)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)集約化之間關(guān)系的研究較為缺乏。在土地出讓金增長(zhǎng)的原因方面，較多學(xué)者認(rèn)為工業(yè)化、城市化、分稅制改革和地方政府政績(jī)考核機(jī)制導(dǎo)致土地出讓金不斷攀升，促成所謂的“土地財(cái)政”[1][2][3][4][5]。在對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響方面，部分研究認(rèn)為土地出讓金的大量增加減輕了地方財(cái)政收支失衡問題，為地方政府改善公共服務(wù)、推動(dòng)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)提供了資金支持，從而對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)發(fā)揮了積極作用，甚至成為地方政府促進(jìn)本地經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的主要路徑[6][7][8][9]。但也有部分研究指出，由于地方政府對(duì)土地出讓金的獲取具有短期化、應(yīng)急性和非規(guī)范化特征，以犧牲市場(chǎng)效率和損害農(nóng)民利益為代價(jià)，土地出讓金對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的拉動(dòng)效應(yīng)是有限的。從長(zhǎng)期來看，依靠土地出讓金帶動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的做法必然是不可持續(xù)的[10][11][12]13]，暗含土地出讓金增長(zhǎng)不利于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)集約化的觀點(diǎn)。

與上述研究不同，本文首先分析近年來我國(guó)土地出讓金的變化特征，然后基于1999～2015年30 個(gè)省區(qū)面板數(shù)據(jù)，直接考察土地出讓金增長(zhǎng)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)集約化的關(guān)系，并分析這種關(guān)系在不同地區(qū)之間的差異性。本文其余部分的安排如下:第二部分分析我國(guó)土地出讓金的變化特征；第三部分探討土地出讓金增長(zhǎng)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)集約化的理論作用機(jī)制，進(jìn)而構(gòu)建相應(yīng)的計(jì)量模型；實(shí)證估計(jì)結(jié)果與分析被安排在第四節(jié)；最后是本文的主要結(jié)論與啟示。

二、我國(guó)土地出讓金的變化特征

通過對(duì)1993～2015年全國(guó)各省區(qū)土地出讓金變化狀況的分析，可以發(fā)現(xiàn)如下幾個(gè)顯著特征。

第一，全國(guó)土地出讓金在波動(dòng)和結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)換中趨于快速擴(kuò)張，強(qiáng)力貢獻(xiàn)于地方財(cái)政。自我國(guó)土地有償使用制度確立以來，土地出讓金總體上呈現(xiàn)出強(qiáng)勁增長(zhǎng)走勢(shì)，但在此期間，受宏觀政策和經(jīng)濟(jì)環(huán)境影響，也表現(xiàn)出明顯的波動(dòng)性（見圖1）③。1993～1998年土地出讓金規(guī)模不大，相對(duì)平穩(wěn)。之后，伴隨著城市土地儲(chǔ)備制度的推廣，城鎮(zhèn)化發(fā)展戰(zhàn)略的推出，以及住房制度改革的推進(jìn)，土地出讓金連年快速增長(zhǎng)，2004年達(dá)到 6412 億元，約為 1998年的25 倍。為抑制房地產(chǎn)投資過熱，國(guó)家采取收緊土地供應(yīng)和銀行信貸等政策，2005年土地出讓金比上年下降8.24%。雖然國(guó)家保持收緊政策，但在土地有償出讓的利益驅(qū)動(dòng)下，2006年地方政府再顯出讓土地的熱情，到2007年土地出讓金已突破1 萬億元。2008年，受累于國(guó)際金融危機(jī)，國(guó)內(nèi)經(jīng)濟(jì)增速明顯減緩，土地需求減少，土地出讓金比上年下降16.02%。2009年，國(guó)家出臺(tái)一系列經(jīng)濟(jì)救濟(jì)措施，土地市場(chǎng)急劇升溫，土地出讓金強(qiáng)勢(shì)反彈，到 2011年升至 3.21 萬億元，約 3 倍于 2008年。

圖1 1993～2015年全國(guó)土地出讓金的變化情況

受國(guó)家對(duì)房地產(chǎn)市場(chǎng)多輪調(diào)控和從嚴(yán)監(jiān)管的影響，2012年土地出讓金比上年下降12.71%。2013年，為應(yīng)對(duì)集中到期的債務(wù)償還問題，地方政府變通執(zhí)行國(guó)家宏觀調(diào)控政策，獲取土地出讓金4.37萬億元，創(chuàng)下歷史最高位。2014 和2015年，隨著經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)進(jìn)一步減速，國(guó)家推行供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革，強(qiáng)化金融監(jiān)管，對(duì)建設(shè)用地從嚴(yán)審批，國(guó)內(nèi)土地交易明顯降溫。2015年土地出讓金降到2.98 萬億元，但仍然處于高位水平。1995～2015年，地方政府土地出讓金年均增長(zhǎng)近29%，遠(yuǎn)高于同期地方財(cái)政收入的增長(zhǎng)幅度18.14%，致使土地出讓金占地方財(cái)政收入比重呈現(xiàn)較快增長(zhǎng)走勢(shì)。即便2014年以來有明顯下降，但該比重仍在15%以上，顯示出地方財(cái)政收入對(duì)土地出讓金具有較強(qiáng)依賴性。

伴隨著我國(guó)土地出讓制度改革的推行，土地出讓金的內(nèi)部結(jié)構(gòu)也發(fā)生了根本性轉(zhuǎn)變。2001年國(guó)家提出各地要大力推行國(guó)有土地使用權(quán)招標(biāo)、拍賣出讓，2002年要求商業(yè)、旅游、娛樂、商品住宅等各類經(jīng)營(yíng)性用地必須以招拍掛等方式出讓，2006年強(qiáng)調(diào)工業(yè)用地必須采取招拍掛方式出讓。實(shí)踐中，國(guó)有土地招拍掛出讓面積占總出讓面積的比重從 2001年的 7.31%快速上升 2015年的92.32%，招拍掛出讓金占總出讓金的比重也從2001年的 37.97%快速升至 2015年的 95.66%。土地招拍掛出讓方式絕對(duì)主導(dǎo)地位的形成，反映我國(guó)土地交易的市場(chǎng)化取向有了很大進(jìn)展。

第二，沿海地區(qū)土地出讓金增勢(shì)弱于內(nèi)陸地區(qū)，但其規(guī)模、對(duì)財(cái)政貢獻(xiàn)度均持續(xù)大幅度高于內(nèi)陸地區(qū)。如圖2所示，沿海和內(nèi)陸地區(qū)土地出讓金均與全國(guó)有類似的運(yùn)行軌跡，總體上都表現(xiàn)出強(qiáng)勁增長(zhǎng)之勢(shì)④。相比較而言，內(nèi)陸地區(qū)土地出讓金增長(zhǎng)速度還是明顯快于沿海地區(qū)。1999～2015年內(nèi)陸地區(qū)年均增速為 35.75%，而沿海地區(qū)為26.72%。若不考慮 2014、2015年的數(shù)據(jù)，則內(nèi)陸地區(qū)年均增速高達(dá)52.58%，高出沿海地區(qū)十多個(gè)百分點(diǎn)。雖然如此，由于基數(shù)相對(duì)較大，沿海地區(qū)出讓金仍大幅度高于內(nèi)陸地區(qū)。2013年沿海和內(nèi)陸地區(qū)土地出讓金都達(dá)到歷史最高點(diǎn)，前者高出后者9835 萬億元，2015年差額減至8646 萬億元。之所以沿海地區(qū)土地出讓金遠(yuǎn)高于內(nèi)陸地區(qū)，并非在于沿海地區(qū)更大比例地采用市場(chǎng)化程度更高的招拍掛方式出讓土地，也不是沿海地區(qū)出讓的土地?cái)?shù)量更多，而主要在于沿海地區(qū)相對(duì)較高的城市化和工業(yè)化水平、較為成熟的土地市場(chǎng)和金融市場(chǎng)所帶來的地價(jià)高企。2003年以來，內(nèi)陸地區(qū)招拍掛出讓土地的比重一直高于沿海地區(qū)，2014年內(nèi)陸地區(qū)的比重為 92.89%，而沿海地區(qū)為91.99%。近幾年來，沿海地區(qū)土地出讓面積已明顯少于內(nèi)陸地區(qū)，2014年沿海地區(qū)出讓的土地面積為 12.19 萬公頃，而內(nèi)陸地區(qū)為 15.54 萬公頃。在土地出讓價(jià)格方面，2014年沿海和內(nèi)陸地區(qū)分別為每公頃 3240.2 元和 751.64 元，前者約為 2003年的 10 倍，而后者僅有 4 倍⑤。

圖2 1999～2015年不同地區(qū)土地出讓金的變化變化狀況

盡管沿海地區(qū)土地出讓金增長(zhǎng)速度慢于內(nèi)陸地區(qū)，但沿海地區(qū)土地出讓金對(duì)財(cái)政收入的貢獻(xiàn)持續(xù)大幅度高于內(nèi)陸地區(qū)。1999～2015年間，沿海和內(nèi)陸地區(qū)土地出讓金占財(cái)政收入的比重，分別年均增加 0.81%和 0.51%。若不計(jì)入 2014、2015年數(shù)據(jù)，則分別年均增加 2.42%和 1.57%。在這 17年內(nèi)，沿海地區(qū)該比重幾乎年年高出內(nèi)陸地區(qū)10 個(gè)百分點(diǎn)以上，2010年甚至高出26 個(gè)百分點(diǎn)?？梢?，沿海地區(qū)地方財(cái)政對(duì)土地出讓金的依賴程度顯著強(qiáng)于內(nèi)陸地區(qū)。

第三，各省區(qū)土地出讓金均呈現(xiàn)快速增長(zhǎng)之勢(shì)，對(duì)財(cái)政貢獻(xiàn)的總體差異趨于縮小。圖3顯示，2001年以來，各省區(qū)每5年累計(jì)土地出讓金都有強(qiáng)勁增長(zhǎng)態(tài)勢(shì)。青海、貴州和內(nèi)蒙古2011～2015年的累計(jì)金額分別比2001～2005年增長(zhǎng)約 27、26 和20 倍，是全國(guó)31 個(gè)省區(qū)中增速最高的3 個(gè)省區(qū)。天津、浙江和上海的增速排在最后3 位，但仍都有約3 倍左右的增速。經(jīng)歷強(qiáng)勢(shì)增長(zhǎng)后，2011～2015年江蘇、山東、浙江和廣東累計(jì)土地出讓金均突破1 萬億元，分別高達(dá) 2.35、1.38、1.35 和 1.18 萬億元，居全國(guó)前4 位。最后3 位的寧夏、青海和西藏也分別達(dá)到 579.65、309.45 和 51.61 億元。從土地出讓金對(duì)財(cái)政收入的貢獻(xiàn)來看，2011～2015年累計(jì)土地出讓金占財(cái)政收入比重超過30%的省份有7個(gè)，其中江蘇和浙江都超過40%，分別為49.75%和40.81%，繼續(xù)高居全國(guó)前兩位。山東和重慶分別以35.87%和 33.78%排在第 3、4 位，替代前期的福建和天津。甘肅、新疆、青海和西藏排在末4 位，也是該比重不到10%的4 個(gè)省區(qū)。若用標(biāo)準(zhǔn)差來衡量所有省區(qū)的總體差異性，2011～2015年該系數(shù)為0.55，此前兩個(gè) 5年的值按時(shí)間前后依次為 0.86和0.71，表明所有省區(qū)的總體差異有縮小趨向，也反映各省區(qū)財(cái)政收入對(duì)土地出讓的依賴程度有收斂跡象⑥。

圖3 2001～2015年各省區(qū)累計(jì)土地出讓金的變化情況

三、理論機(jī)制、模型設(shè)定與變量說明

快速擴(kuò)張的土地出讓金強(qiáng)力貢獻(xiàn)于地方財(cái)政，為地方政府發(fā)展本地經(jīng)濟(jì)提供了重要支撐，這也勢(shì)必會(huì)影響到我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)集約化水平。要揭示土地出讓金究竟是如何影響我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)集約化的，有必要先對(duì)土地出讓金與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)集約化的理論作用機(jī)制進(jìn)行分析，并展開相應(yīng)的實(shí)證檢驗(yàn)。

（一）理論機(jī)制

經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)集約化本質(zhì)上就是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)動(dòng)力結(jié)構(gòu)的優(yōu)化和升級(jí)，實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)從主要依賴資本、勞動(dòng)、資源等基本要素的大量投入，轉(zhuǎn)向主要依靠以科技進(jìn)步、人力資本提升、管理高效化等為主要內(nèi)容的全要素生產(chǎn)率的提升，達(dá)到經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式從粗放型向集約型轉(zhuǎn)變?？梢姡厣a(chǎn)率的提升對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)集約化至關(guān)重要，但并非是充分條件。如果伴隨著全要素生產(chǎn)率的提升，有更快的資本、勞動(dòng)等投入，則經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的動(dòng)力結(jié)構(gòu)仍趨向低層次化，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)集約化也難以實(shí)現(xiàn)。因此，本文用全要素生產(chǎn)率對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)貢獻(xiàn)率來衡量經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)集約化水平。

若將i 省區(qū)t 期的總量生產(chǎn)函數(shù)寫為Yit=AitF（Kit，Lit），其中 Yit、Ait、Kit和 Lit分別表示總產(chǎn)出、全要素生產(chǎn)率、資本存量和勞動(dòng)數(shù)量，i 為大陸不包括西藏的 30 個(gè)省區(qū)⑦，t 表示時(shí)間，取值為1999～2015年⑧，則各省區(qū)產(chǎn)出增長(zhǎng)率（gYit=ΔYit/Yit）可表示為全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)率（gAit=ΔAit/Ait）、資本增長(zhǎng)率（gKit=ΔKit/Kit）和勞動(dòng)增長(zhǎng)率（gLit=ΔLit/Lit）的加權(quán)和，即

（1）式中，α=δYit/δKit·Kit/Yit為資本產(chǎn)出彈性，β=δYit/δLit·Lit/Yit為勞動(dòng)產(chǎn)出彈性。對(duì)（1）式進(jìn)行變形，則經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)集約水平（rctfpit=gAit/gYit）可表示為:

從中可以看出，全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)集約水平正相關(guān)，資本、勞動(dòng)增長(zhǎng)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)集約水平負(fù)相關(guān)，只有全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)超過資本和勞動(dòng)增長(zhǎng)（gAit＞αgKit+βgYit），才有經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)集約水平的提升。由此，要分析土地出讓金對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)集約化的理論作用機(jī)制，應(yīng)先分別探析土地出讓金的全要素生產(chǎn)率以及投資和就業(yè)效應(yīng)，再形成對(duì)綜合效應(yīng)的判斷。

土地出讓金增長(zhǎng)貢獻(xiàn)于地方財(cái)政收入，使得地方政府有更多的財(cái)力投入到基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)中，直接或間接帶動(dòng)本地投資增長(zhǎng)，并促進(jìn)本地就業(yè)增加。同時(shí)，土地出讓金增長(zhǎng)會(huì)強(qiáng)化土地資產(chǎn)保值、增值功能，地方政府可通過土地抵押和政府信用擔(dān)保，較容易地從金融機(jī)構(gòu)獲得融資，進(jìn)一步推動(dòng)基礎(chǔ)設(shè)施投資的增長(zhǎng)，增進(jìn)就業(yè)。若沒有相伴的全要素生產(chǎn)率變化，根據(jù)（2）式，土地出讓金增長(zhǎng)就會(huì)形成負(fù)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)集約化效應(yīng)。但更為實(shí)際的情況是，由土地出讓金增長(zhǎng)引致的基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)與完善，有助于市場(chǎng)的相互融合，降低生產(chǎn)要素和商品的流動(dòng)成本，加快知識(shí)和技術(shù)信息的傳播。土地出讓金用于城市經(jīng)濟(jì)園區(qū)基礎(chǔ)設(shè)施的建設(shè)與完善，也有利于招商引資，吸引外部企業(yè)入駐，產(chǎn)生外部規(guī)模經(jīng)濟(jì)效應(yīng)。部分土地出讓金投資于教育事業(yè)，有利于人力資本的形成，增強(qiáng)技術(shù)吸收和創(chuàng)新能力。在這些情形下，如果由土地出讓金帶來的全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)效應(yīng)超過資本、就業(yè)增長(zhǎng)效應(yīng)，則土地出讓金增長(zhǎng)就形成正的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)集約化效應(yīng)。不過，一般傾向于認(rèn)為土地出讓金增長(zhǎng)引致的投資和就業(yè)效應(yīng)，尤其是投資效應(yīng)更為凸出。況且，土地出讓金增長(zhǎng)容易誘發(fā)房?jī)r(jià)和地價(jià)攀升，增加企業(yè)用地和用工成本，消減企業(yè)創(chuàng)新能力，阻礙企業(yè)和人才的地區(qū)集聚。而住房?jī)r(jià)格的上升也可能擠壓人們?cè)诮逃?、醫(yī)療方面的支出，阻礙人力資本積累。如果這些情形屬實(shí)，那么土地出讓金增長(zhǎng)就是不利于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)集約化的。

（二）模型設(shè)定

考慮到經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)集約水平的變動(dòng)可能存在其自身運(yùn)動(dòng)規(guī)律，土地出讓金對(duì)經(jīng)濟(jì)集約化的影響也可能存在滯后效應(yīng)，我們?cè)O(shè)定如下基本動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)模型:

其中l(wèi)agr 表示土地出讓金占財(cái)政收入的比重，μit為誤差項(xiàng)。如前所述，在我國(guó)土地出讓制度改革中，出讓方式的規(guī)制歷經(jīng)多次重大變化。2002年明確將商業(yè)、旅游等各類經(jīng)營(yíng)性用地的出讓納入招拍掛出讓范疇，2006年進(jìn)一步將工業(yè)用地出讓歸入招拍掛范圍，旨在提高土地資源配置的市場(chǎng)化程度，以提升土地利用效率。為了考察土地出讓方式的制度變革是否具有明顯的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)集約化效應(yīng)，我們將基本模型（3）擴(kuò)展為:

其中g(shù)rpo02 和grpo06 均為土地出讓方式制度變革的虛擬變量。在經(jīng)濟(jì)體系的運(yùn)行中，影響經(jīng)濟(jì)集約化的因素不僅包括土地出讓金的變化，研發(fā)投入、人力資本、經(jīng)濟(jì)開放、城鎮(zhèn)化和環(huán)境規(guī)制對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)集約化也有重要影響[14][15][16]17][18]。為更好地檢驗(yàn)土地出讓金對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)集約化的影響，我們?cè)谟?jì)量方程（4）中引入這些控制變量。擴(kuò)展后的計(jì)量方程為:

其中rdin 表示研發(fā)投入強(qiáng)度，humc 表示人力資本水平，open 表示經(jīng)濟(jì)開放程度，town 表示城鎮(zhèn)化水平，enco 是環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度。

由于含有滯后應(yīng)變量和解釋變量回歸元，模型（5）存在內(nèi)生性問題。若利用簡(jiǎn)單混合或固定效應(yīng)模型進(jìn)行估計(jì)，則很可能得到有偏的估計(jì)結(jié)果。廣義矩估計(jì)（GMM）方法是處理此類問題的較好選擇，其中差分GMM 和系統(tǒng)GMM 方法被廣為運(yùn)用。由于差分GMM 方法在進(jìn)行差分處理時(shí)會(huì)造成樣本信息的損失，且在小樣本下，估計(jì)結(jié)果也易受弱工具變量影響[19]，因此我們選擇系統(tǒng)GMM 方法進(jìn)行估計(jì)。該方法要求差分方程的殘差項(xiàng)不存在二階自相關(guān)，且所有工具變量是有效的。為此，我們采用 Arellano-Bond 自相關(guān)檢驗(yàn) （AR 檢驗(yàn)）和Hansen 檢驗(yàn)判斷估計(jì)結(jié)果是否滿足上述條件。為使得估計(jì)結(jié)果更為有效，我們?cè)谑褂脙刹较到y(tǒng)GMM 方法進(jìn)行估計(jì)的同時(shí)，利用Windmeijer 提出的方法[20]對(duì)二步估計(jì)的標(biāo)準(zhǔn)差進(jìn)行糾正。

（三）變量說明

1.經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)集約化水平 rctfpit。如上所述，本文用全要素生產(chǎn)率對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)貢獻(xiàn)率衡量經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)集約水平。為避免因人為設(shè)定具體總量生產(chǎn)函數(shù)和嚴(yán)加參數(shù)估計(jì)條件而帶來偏差，我們利用非參數(shù)序列DEA 方法，將經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)分解為全要素生產(chǎn)率貢獻(xiàn)（類似于（1）式中g(shù)Ait部分）和資本勞動(dòng)貢獻(xiàn)（類似于（1）式中 αgKit+βgLit部分），并將全要素生產(chǎn)率貢獻(xiàn)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率的比值作為經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)集約水平的度量指標(biāo)⑨。在經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)分解中，涉及各省區(qū)1978～2015年各年實(shí)際產(chǎn)出、實(shí)際資本存量和就業(yè)人數(shù)。各年實(shí)際產(chǎn)出等于名義GDP 除以GDP 縮減指數(shù)。各年實(shí)際資本存量和就業(yè)人數(shù)均用上年末值與本年末值的算術(shù)平均值衡量⑩。各年末實(shí)際資本存量是以1978年為基年，根據(jù)永續(xù)盤存法估測(cè)的。其中，各年度投資額取固定資本形成額，投資價(jià)格指數(shù)由兩部分組成，1978～2004年取固定資本形成縮減指數(shù)，相應(yīng)數(shù)據(jù)直接來自單豪杰的研究[21]，2005～2015年用固定資產(chǎn)投資價(jià)格指數(shù)替代?；陮?shí)際資本存量根據(jù)該年實(shí)際固定資本形成額與1978～1987年實(shí)際固定資本形成額年均增速加折舊率的比值估算。關(guān)于固定資本形成的折舊率，縱觀已有相關(guān)文獻(xiàn)，大致在5%到10%之間。為考察不同折舊率下實(shí)證結(jié)果的穩(wěn)健性，本文選取了3個(gè)折舊率5%、7%和10%。本部分所涉及的原始數(shù)據(jù)主要來自 《新中國(guó)60年統(tǒng)計(jì)資料匯編》、《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》 和國(guó)家統(tǒng)計(jì)局?jǐn)?shù)據(jù)庫。各省區(qū)2011～2015年年末就業(yè)人數(shù)是在《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》報(bào)告的2010年就業(yè)數(shù)據(jù)基礎(chǔ)上，根據(jù)各省區(qū)《統(tǒng)計(jì)年鑒》所載的就業(yè)人數(shù)的增長(zhǎng)率估算得到。

2.土地出讓金占財(cái)政收入比重lagr。該變量及相關(guān)數(shù)據(jù)來源已在第二部分做了注解，這里不再贅述。

3.土地出讓方式制度變革虛擬變量grpo02 和grpo06。2002 和2006年國(guó)家逐步要求對(duì)不同行業(yè)的土地出讓采取招拍掛方式，且均在下半年推行實(shí)施?？紤]到政策實(shí)施效果存在一定滯后性，且2003 和2007年土地出讓金的內(nèi)部結(jié)構(gòu)跳躍式地傾向招拍掛土地出讓金，所以grpo02 從2003年開始取值1，以前年份取值0；grpo06 自2007年開始賦值1，之前年份賦值0。

4.控制變量。研發(fā)投入強(qiáng)度rdin 用內(nèi)部研發(fā)經(jīng)費(fèi)支出占GDP 的比重衡量，內(nèi)部研發(fā)經(jīng)費(fèi)支出數(shù)據(jù)來自《中國(guó)科技統(tǒng)計(jì)年鑒》。人力資本水平humc用6 歲以上人口的平均受教育年限衡量，即未上過學(xué)、小學(xué)、初中、高中和大專以上人口比重與相應(yīng)受教育年限的乘積和，這些類別人口的受教育年限依次設(shè)為 0、6、9、12 和 16年。各類人口比重?cái)?shù)據(jù)來自《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》。經(jīng)濟(jì)開放程度open 用對(duì)外貿(mào)易額、對(duì)外直接投資額、吸收的外來直接投資額之和占GDP 的比重表示，數(shù)據(jù)來自《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》、省區(qū)《統(tǒng)計(jì)年鑒》和《中國(guó)對(duì)外直接投資統(tǒng)計(jì)公報(bào)》。城鎮(zhèn)化水平town 用城鎮(zhèn)人口占總?cè)丝诒戎乇硎?，?shù)據(jù)主要摘自《新中國(guó)60年統(tǒng)計(jì)資料匯編》和《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》。環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度enco 用污染治理投資占GDP 比重表示，數(shù)據(jù)主要取自《中國(guó)環(huán)境年鑒》和《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》。

四、實(shí)證結(jié)果與分析

（一）全國(guó)總體的實(shí)證結(jié)果與分析

全國(guó)總體的兩步穩(wěn)健系統(tǒng)GMM 估計(jì)結(jié)果見表1。從表1可以看出，在所有回歸中，AR（1）檢驗(yàn)的 p 值都小于 10%，AR （2）檢驗(yàn)的 p 值均大于10%，滿足差分方程的誤差項(xiàng)不存在二階自相關(guān)的條件。Hansen 檢驗(yàn)的p 值都大于10%，滿足所選擇的工具變量與誤差項(xiàng)不相關(guān)的條件，即工具變量的選擇是有效的。F 統(tǒng)計(jì)值都高度顯著不為零，各回歸中解釋變量在總體上對(duì)應(yīng)變量具有明顯的影響。因而，估計(jì)結(jié)果能很好地反映本文主要變量之間的實(shí)際作用關(guān)系，并有如下主要結(jié)論:

（1）我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)集約化水平的變化有明顯的自我強(qiáng)化效應(yīng)。根據(jù)表1，無論是基本方程的回歸，還是加入政策虛擬變量或控制變量后的回歸；也不管是按5%資本折舊率的回歸，還是按7%或10%折舊率的回歸，均高度一致地表現(xiàn)出滯后的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)集約化水平變量的系數(shù)為正，且通過1%水平的顯著性檢驗(yàn)。即使剔除2014、2015 兩年的樣本，再進(jìn)行擬合估計(jì)，也有類似的估計(jì)結(jié)果。這表明我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)集約化水平的變化存在顯著的自我強(qiáng)化效應(yīng)，要扭轉(zhuǎn)我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式越發(fā)粗放化的趨勢(shì)，實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)集約化并非易事。

（2）我國(guó)土地出讓金強(qiáng)勢(shì)增長(zhǎng)不利于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)集約化。各項(xiàng)回歸結(jié)果都顯示當(dāng)期lagr 系數(shù)為正值，但統(tǒng)計(jì)上不顯著，滯后一期的lagr 系數(shù)均為負(fù)值，且通過了10%，甚至1%水平的顯著性檢驗(yàn)。這說明當(dāng)年我國(guó)土地出讓金的增長(zhǎng)不會(huì)顯著影響當(dāng)年經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)集約化水平，但會(huì)明顯地負(fù)向作用于次年經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)集約化水平，整體效應(yīng)表現(xiàn)為不利于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)集約化?，與理論分析結(jié)果相一致，現(xiàn)實(shí)也如此。1994年分稅制改革極大地改善了中央財(cái)政，卻惡化了地方財(cái)政。為應(yīng)對(duì)財(cái)權(quán)和事權(quán)的失衡，加上國(guó)家對(duì)地方政府實(shí)施以GDP 為核心的政績(jī)考核體制，在土地出讓金收入歸地方政府支配的情況下，地方政府強(qiáng)烈訴諸于土地出讓金收入，在其支出中也偏重于能強(qiáng)力推動(dòng)GDP 增長(zhǎng)的基礎(chǔ)設(shè)施投資。根據(jù)財(cái)政部數(shù)據(jù)，2009～2015年土地出讓收入用于城市基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)支出累計(jì)金額為3.1 萬億元，占非成本性支出比重高達(dá)61.27%。若考慮非城市的基礎(chǔ)設(shè)施投資支出，則所占比重更高。土地出讓金的強(qiáng)勢(shì)增長(zhǎng)也為地方政府以大量?jī)?chǔ)備土地作為抵押來獲取銀行資金提供了重要支撐。根據(jù)國(guó)土資源部數(shù)據(jù)，1999年底全國(guó)84 個(gè)重點(diǎn)城市土地抵押貸款總額僅有796.59 億元，而到2015年底已高攀至11.33 萬億元，成為地方政府增厚基礎(chǔ)設(shè)施投資以拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、擴(kuò)大就業(yè)的又一重要資金來源。

表1 土地出讓金與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)集約程度的系統(tǒng)GMM 估計(jì)結(jié)果（應(yīng)變量：rctfp）

大規(guī)模土地出讓金收入帶來了地區(qū)基礎(chǔ)設(shè)施的完善和提升，有助于降低物流成本，優(yōu)化資源配置效率，帶動(dòng)知識(shí)、技術(shù)傳播，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)集聚和市場(chǎng)擴(kuò)張，形成規(guī)模經(jīng)濟(jì)效應(yīng)[22][23]；城市工業(yè)園、經(jīng)濟(jì)開發(fā)區(qū)、自由貿(mào)易區(qū)等的基礎(chǔ)設(shè)施改善，有利于吸引外資企業(yè)入駐，通過激化市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)，技術(shù)、知識(shí)擴(kuò)散，以及高要求的當(dāng)?shù)禺a(chǎn)業(yè)配套，提升地區(qū)生產(chǎn)效率[16][24]；從土地出讓收益中計(jì)提教育基金也有益于增加財(cái)政教育經(jīng)費(fèi)支出，增進(jìn)全社會(huì)人力資本。但這些方面的全要素生產(chǎn)率提升效應(yīng)，會(huì)因?yàn)橥恋爻鲎尳鸶咴鲩L(zhǎng)引致的高房?jī)r(jià)和高地價(jià)阻礙了人力資本的私人投資和企業(yè)研發(fā)投資而減弱。綜合土地出讓金的全要素生產(chǎn)率、投資和就業(yè)效應(yīng)，正如實(shí)證結(jié)果所示，土地出讓金的快速增長(zhǎng)帶來的投資和就業(yè)效應(yīng)是大于全要素生產(chǎn)率效應(yīng)的，表現(xiàn)為不利于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)集約化。至于為何當(dāng)年土地出讓金增長(zhǎng)對(duì)次年經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)集約化水平具有顯著拉低作用，這可能與土地出讓金的分期繳納和支出的逐步到位有關(guān)。

（3）我國(guó)招拍掛土地出讓范圍的擴(kuò)大對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)集約化有顯著負(fù)向影響。各項(xiàng)回歸結(jié)果都顯示grpo02 和grpo06 的系數(shù)為負(fù)，且加入控制變量后，統(tǒng)計(jì)上都顯著不為零。這說明，我國(guó)以提高土地利用效率為目的、逐步擴(kuò)大招拍掛土地出讓范圍的制度演進(jìn)，并沒有對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)集約化發(fā)揮促進(jìn)作用。之所以如此，與招拍掛土地出讓制度仍存在明顯的弊端有關(guān)。盡管我國(guó)土地資源配置的市場(chǎng)化取向有明顯進(jìn)展，但在招掛拍土地交易中，地方政府一直壟斷土地一級(jí)市場(chǎng)，控制土地出讓的數(shù)量和速度，出價(jià)高者獲得土地使用權(quán)，直接推動(dòng)土地出讓金節(jié)節(jié)攀升，致使社會(huì)投資和就業(yè)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)相對(duì)提升。同時(shí)，在土地市場(chǎng)中，地方政府集“裁判員”和“運(yùn)動(dòng)員”于一身，在缺乏有效的制度約束和社會(huì)監(jiān)督的條件下，土地征收和出讓的各個(gè)環(huán)節(jié)極易出現(xiàn)違規(guī)違紀(jì)現(xiàn)象，這已為2015年全國(guó)土地出讓收支審計(jì)結(jié)果所印證。大量的違規(guī)違紀(jì)行為勢(shì)必造成社會(huì)資源流動(dòng)的扭曲，加重全社會(huì)收入分配的不公，對(duì)全要素生產(chǎn)率提升構(gòu)成阻礙作用，抑制經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)集約化。

此外，雖然較之于唯高價(jià)者得地的拍賣、掛牌土地出讓，招標(biāo)出讓綜合考量土地競(jìng)購者的報(bào)價(jià)、實(shí)力和資信等因素，可使土地資源有相對(duì)高效化的利用，但實(shí)際中該種土地出讓方式的比重偏低，且呈現(xiàn)下降趨向。2003年在全國(guó)招拍掛土地出讓中，招標(biāo)出讓宗數(shù)占比僅為6.13%，到 2015年更是低至 0.28%?。以收入最大化為導(dǎo)向的掛牌、拍賣出讓占據(jù)壓倒性地位，加上土地利用缺乏有效事后監(jiān)管，土地實(shí)際利用效率也就難有很大提升；甚至出現(xiàn)得地者先囤積土地，再擇機(jī)高價(jià)轉(zhuǎn)讓，謀取暴利，反而造成土地資源的浪費(fèi)，引發(fā)社會(huì)不滿，對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)集約化形成負(fù)面影響。

（二）按地理位置分組的實(shí)證結(jié)果與分析

如前所述，在全國(guó)土地出讓金擴(kuò)張中，沿海和內(nèi)陸地區(qū)的擴(kuò)張存在明顯差異。為考察沿海和內(nèi)陸地區(qū)土地出讓金與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)集約化的關(guān)系是否也存在明顯不同，我們對(duì)這兩個(gè)地區(qū)1999～2015年面板數(shù)據(jù)模型分別進(jìn)行系統(tǒng)GMM 估計(jì)，表2列出了具體的估計(jì)結(jié)果。從中可以看出，在所有回歸方程中，AR(1)的 p 值均小于 10%，AR(2)的 p 值都大于10%，Hansen 檢驗(yàn)的p 值都大于10%，滿足系統(tǒng)GMM 估計(jì)的前提條件。同時(shí)，F(xiàn) 統(tǒng)計(jì)值也高度顯著，解釋變量總體對(duì)應(yīng)變量有明顯的影響，說明各地區(qū)主要變量之間的關(guān)系也得到很好地檢驗(yàn)。從中可以得到以下主要結(jié)論:

（1）沿海地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)集約化水平變化的自我強(qiáng)化效應(yīng)大于內(nèi)陸地區(qū)。在表2所示的所有回歸方程中，rctfp-1變量的系數(shù)均為正值，且通過1%水平的顯著性檢驗(yàn)，說明沿海和內(nèi)陸地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)集約水平都有與全國(guó)總體一致的變動(dòng)規(guī)律。比較這兩個(gè)地區(qū)的全變量回歸結(jié)果，無論是按照10%資本折舊率，還是按照7%、5%資本折舊率計(jì)算rctfp 的值，沿海地區(qū)該變量的系數(shù)值一致地大于內(nèi)陸地區(qū)。這表明相對(duì)于內(nèi)陸地區(qū)，沿海地區(qū)經(jīng)濟(jì)體量較大，其粗放式經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的慣性也較強(qiáng)。

（2）沿海地區(qū)土地出讓金增長(zhǎng)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)集約化的抑制作用強(qiáng)于內(nèi)陸地區(qū)。從全變量回歸結(jié)果來看，與全國(guó)總體一致，沿海地區(qū)lagr 系數(shù)都為正，當(dāng)期土地出讓金增長(zhǎng)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)集約化水平?jīng)]有形成明顯的負(fù)面效應(yīng)。lagr-1系數(shù)都為負(fù)，且統(tǒng)計(jì)上顯著不為零，當(dāng)期土地出讓金對(duì)次年經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)集約化水平有顯著負(fù)向影響。整體上，沿海地區(qū)土地出讓金增長(zhǎng)也存在較強(qiáng)的抑制經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)集約化作用。而內(nèi)陸地區(qū)lagr 和lagr-1的系數(shù)均為負(fù)值，但都未通過顯著性檢驗(yàn)，整體上該地區(qū)土地出讓金增長(zhǎng)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)集約化的不利影響不是很明顯。之所以如此，是因?yàn)檠睾５貐^(qū)土地出讓金規(guī)模和引致的土地融資規(guī)模遠(yuǎn)大于內(nèi)陸地區(qū)，對(duì)基礎(chǔ)設(shè)施投資的支撐強(qiáng)度也遠(yuǎn)超過內(nèi)陸地區(qū)。雖然沿海地區(qū)由此帶來的基礎(chǔ)設(shè)施環(huán)境優(yōu)于內(nèi)陸地區(qū)，但該地區(qū)的地價(jià)、房?jī)r(jià)增速遠(yuǎn)高于內(nèi)陸地區(qū)，對(duì)人才和企業(yè)集聚形成的負(fù)面影響更為明顯。最終沿海地區(qū)土地出讓金帶來的投資和就業(yè)效應(yīng)明顯勝過全要素生產(chǎn)率效應(yīng)，表現(xiàn)為土地出讓金與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)集約化顯著負(fù)相關(guān)。

表2 按地理位置分組的系統(tǒng)GMM 估計(jì)（應(yīng)變量：rctfp）

（3）沿海和內(nèi)陸地區(qū)招拍掛土地出讓范圍的擴(kuò)大都沒有顯示出正的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)集約化效應(yīng)，內(nèi)陸地區(qū)出現(xiàn)明顯的負(fù)效應(yīng)。如表2所示，在所有含grpo02 和grpo06 變量的回歸中，盡管顯著性不盡相同，但這兩個(gè)變量的系數(shù)均為負(fù)值。比較沿海和內(nèi)陸地區(qū)的全變量回歸結(jié)果，grpo02 的系數(shù)值和顯著性相差不大，但grpo06 系數(shù)的顯著性有明顯差異。沿海地區(qū)grpo06 系數(shù)均未通過顯著性檢驗(yàn)，而內(nèi)陸地區(qū)則在統(tǒng)計(jì)上一致地顯著不為零，這表明我國(guó)招拍掛土地出讓對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)集約化的不利影響主要來自內(nèi)陸地區(qū)。這可能與內(nèi)陸地區(qū)土地市場(chǎng)建設(shè)進(jìn)程相對(duì)滯后，土地市場(chǎng)成熟程度不如沿海地區(qū)有關(guān)。

（三）按經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)集約化水平分組的實(shí)證結(jié)果與分析

盡管我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)集約化水平總體上并不高，但省區(qū)間還是存在明顯的差異。為檢驗(yàn)土地出讓金增長(zhǎng)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)集約化的作用關(guān)系是否也受集約化水平高低的影響，我們將全國(guó)30 個(gè)省區(qū)平均劃分為兩組。1999～2015年經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)集約化水平平均值排在前15 位的省區(qū)被歸類為集約化水平較高地區(qū)，后15 個(gè)省區(qū)被劃歸為集約化水平較低地區(qū)?，不同地區(qū)的回歸結(jié)果見表3。從中可以看出，在所有回歸中，AR（1）的 p 值都小于 10%，AR（2）的 p 值都大于 10%，Hansen 檢驗(yàn)的 p 值也都大于10%，滿足系統(tǒng)GMM 估計(jì)的前提條件。F 統(tǒng)計(jì)值都顯著不為零，解釋變量總體上對(duì)應(yīng)變量有明顯影響。根據(jù)回歸結(jié)果，我們有如下結(jié)論:

（1）經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)集約化水平變化的自我強(qiáng)化效應(yīng)在集約化水平較高地區(qū)相對(duì)較大。與全國(guó)總體回歸結(jié)果高度一致，無論是集約化水平較高地區(qū)，還是較低地區(qū)，rctfp-1系數(shù)值均顯著為正，這兩個(gè)地區(qū)集約化水平的變化都有明顯的自我強(qiáng)化效應(yīng)。比較而言，在對(duì)應(yīng)的回歸中，集約化水平較高地區(qū)的rctfp-1系數(shù)值一致地大于集約水平較低地區(qū)。這表明集約化水平較高地區(qū)的粗放式經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的慣性也較強(qiáng)，不過這種狀態(tài)一旦得到扭轉(zhuǎn)，在自我強(qiáng)化效應(yīng)的推動(dòng)下，集約化水平較高地區(qū)的集約化水平會(huì)有相對(duì)較快的提升，進(jìn)而更快地實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)集約化。

表3 按經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)集約化水平分組的系統(tǒng)GMM 估計(jì)（應(yīng)變量：rctfp）

（2）土地出讓金對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)集約化的不利影響在集約化水平較低地區(qū)更為明顯。在所有回歸中，lagr 系數(shù)值均未能通過顯著性檢驗(yàn)，而lagr-1系數(shù)值均為負(fù)，且統(tǒng)計(jì)上顯著不為零。這說明集約水平較高和較低地區(qū)，整體上都存在土地出讓金增長(zhǎng)不利于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)集約化的問題。比較而言，這種不利影響在集約水平較低的地區(qū)更大，這從對(duì)應(yīng)的回歸中，兩個(gè)地區(qū)lagr-1系數(shù)值的高低對(duì)比可以看出。由此可知，在土地出讓金的快速增長(zhǎng)中，集約化水平較低地區(qū)實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)集約化更為不易。

（3）無論是集約化水平較高還是較低地區(qū)，招拍掛土地出讓范圍的擴(kuò)大均無正經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)集約化效應(yīng)，后者甚至存在顯著負(fù)效應(yīng)。表3顯示，集約化水平較高和較低地區(qū)grpo02、grpo06 系數(shù)基本都為負(fù)值。比較來看，在含有控制變量的回歸中，集約化水平較低地區(qū)grpo06 系數(shù)均通過了顯著性檢驗(yàn)，而集約化較高地區(qū)均不顯著。整體上，集約化水平較低地區(qū)的招拍掛土地出讓范圍的擴(kuò)大對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)集約化有著明顯的抑制作用。這說明集約化水平較低地區(qū)在推進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)集約化過程中，有必要以更大力度加快土地出讓制度的完善。

五、結(jié)論與啟示

通過對(duì)近年來我國(guó)土地出讓金的變化趨勢(shì)及其對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)集約化影響的深入分析，本文得到如下主要結(jié)論: 我國(guó)各省區(qū)土地出讓金都呈現(xiàn)高速增長(zhǎng)之勢(shì)，強(qiáng)力貢獻(xiàn)于地方財(cái)政收入，甚至成為地方財(cái)政收入的主要來源；我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)集約化水平不僅偏低，而且其變化具有顯著的自我強(qiáng)化效應(yīng)，沿海地區(qū)和集約化水平較高地區(qū)的自我強(qiáng)化效應(yīng)相對(duì)較大；我國(guó)土地出讓金強(qiáng)勢(shì)增長(zhǎng)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)集約化有顯著的抑制作用，沿海地區(qū)和集約化水平較低地區(qū)的抑制效應(yīng)更為明顯；我國(guó)土地招拍掛出讓范圍的擴(kuò)大并沒有形成正的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)集約化效應(yīng)，集約化水平較低地區(qū)甚至存在顯著的負(fù)效應(yīng)。

上述結(jié)論對(duì)于進(jìn)一步推動(dòng)我國(guó)實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)集約化有重要啟示:（1）我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)集約化水平偏低，且經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)集約化水平的變化表現(xiàn)出顯著的自我強(qiáng)化效應(yīng)，這種效應(yīng)在沿海地區(qū)和集約化水平較高地區(qū)相對(duì)更強(qiáng)。這意味著我國(guó)要扭轉(zhuǎn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式越發(fā)粗放化的趨勢(shì)并不容易，而經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)集約化對(duì)實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式轉(zhuǎn)型又至關(guān)重要。因此，未來一段時(shí)期著力推進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)集約化是我國(guó)制定經(jīng)濟(jì)發(fā)展政策的首要考慮，沿海、集約化水平較高省區(qū)的這種首要考慮對(duì)引領(lǐng)全國(guó)實(shí)現(xiàn)集約式經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)尤為重要。（2）我國(guó)土地出讓金強(qiáng)勢(shì)增長(zhǎng)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)集約化有明顯的負(fù)面影響，沿海地區(qū)和集約化水平較低地區(qū)的負(fù)效應(yīng)更強(qiáng)。這意味著各省區(qū)，尤其是沿海、集約化水平較低省區(qū)，追求高速增長(zhǎng)的土地出讓金以支持本地經(jīng)濟(jì)快速增長(zhǎng)，是以延緩甚至阻礙經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)集約化為代價(jià)的，在這種情況下，生態(tài)環(huán)境惡化和自然資源瓶頸問題就不可避免地趨于加重。因此，需加快完善地方政府政績(jī)考核機(jī)制，融入經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)集約化水平考量指標(biāo)；著力推進(jìn)財(cái)稅體制改革，平衡地方政府財(cái)權(quán)與事權(quán)，增強(qiáng)土地稅收功能；加強(qiáng)規(guī)范地方政府土地出讓行為，優(yōu)化土地出讓金支出結(jié)構(gòu)。（3）我國(guó)招拍掛土地出讓方式絕對(duì)主導(dǎo)地位的形成并未對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)集約化產(chǎn)生顯著的積極作用，內(nèi)陸地區(qū)和集約化水平較低地區(qū)甚至有明顯消極影響?？梢?，我國(guó)尤其是內(nèi)陸、集約化水平較低省區(qū)加快完善土地出讓制度十分必要。未來要積極推進(jìn)土地出讓主體的多元化，改變地方政府對(duì)土地出讓的壟斷局面；完善土地招標(biāo)綜合評(píng)標(biāo)體系，提升土地招標(biāo)出讓比重；強(qiáng)化土地出讓事后監(jiān)管，避免土地資源閑置和投機(jī)現(xiàn)象；建立土地需求預(yù)申報(bào)制度，保障土地出讓市場(chǎng)平穩(wěn)、有序運(yùn)行。

注：

①經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)集約化水平的度量方法見本文第三部分的變量說明。這里在計(jì)算經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)集約化水平時(shí)，所涉及的資本折舊率為10%。

②本文中，若無特別說明，土地出讓金均指國(guó)土資源部報(bào)告的土地出讓成交價(jià)款，不同于財(cái)政部統(tǒng)計(jì)的土地出讓收入。

③因缺乏1993～2000年不同出讓方式下的土地出讓金數(shù)據(jù)，這些年份的柱形圖就未區(qū)分協(xié)議和招拍掛出讓金，其他土地出讓金數(shù)據(jù)直接來自《中國(guó)土地年鑒》、《中國(guó)國(guó)土資源年鑒》和《中國(guó)國(guó)土資源公報(bào)》。地方財(cái)政收入是31 個(gè)省區(qū)各自財(cái)政總收入的匯總。由于1994年實(shí)行分稅制改革，1995年地方財(cái)政收入統(tǒng)計(jì)口徑相應(yīng)調(diào)整，與以前年份不可比，故本文只匯總了1995年以來的各省區(qū)地方財(cái)政總收入，相關(guān)數(shù)據(jù)來自《中國(guó)財(cái)政年鑒》。

④本文中的沿海地區(qū)包括遼寧、北京、天津、河北、山東、江蘇、上海、浙江、福建、廣東、廣西和海南12 個(gè)省市，全國(guó)其余19 個(gè)省、市、區(qū)被歸入內(nèi)陸地區(qū)。

⑤這里的土地出讓價(jià)格是根據(jù)土地出讓總價(jià)款和出讓總面積計(jì)算的平均價(jià)格。

⑥筆者也計(jì)算了各年度標(biāo)準(zhǔn)差系數(shù)值，一致反映出各省區(qū)土地出讓金占財(cái)政收入比重的總體差異趨于減小。

⑦因西藏相關(guān)數(shù)據(jù)難以獲取，且其土地出讓金規(guī)模占全國(guó)比重相對(duì)較低，故實(shí)證分析中未考慮西藏。其實(shí)眾多經(jīng)驗(yàn)研究文獻(xiàn)也都是如此處理的。

⑧之所以本文未將土地要素融入生產(chǎn)函數(shù)中，原因在于，一方面，本文關(guān)注的是各省所轄全部區(qū)域的生產(chǎn)活動(dòng)，而各省之間的土地資源總稟賦是相對(duì)固定的。另一方面，在各省土地出讓中，有相當(dāng)部分的土地出讓是實(shí)現(xiàn)土地功能的轉(zhuǎn)換，這部分的土地在出讓前后都是社會(huì)生產(chǎn)的投入要素。

⑨在運(yùn)用序列DEA 方法對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)進(jìn)行分解時(shí)，筆者假定規(guī)模報(bào)酬是可變的。并根據(jù)各部分貢獻(xiàn)之和與實(shí)際經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率的比例，調(diào)整全要素生產(chǎn)率貢獻(xiàn)，以調(diào)整后的全要生產(chǎn)率貢獻(xiàn)與實(shí)際經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率的比值作為經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)集約化水平的度量指標(biāo)。這樣調(diào)整的目的是避免對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)集約化水平的低估。

⑩由于生產(chǎn)活動(dòng)是連續(xù)過程，年度實(shí)際產(chǎn)出是全年累計(jì)和，而根據(jù)官方統(tǒng)計(jì)資料，計(jì)算出的年度實(shí)際資本存量和就業(yè)人數(shù)均為年末值，為減小因變量性質(zhì)不同而導(dǎo)致的估測(cè)偏差，本文使用年度平均實(shí)際資本存量和年度平均就業(yè)人數(shù)。同時(shí)，這樣做也可以在一定程度上消除某些年份年末值的異常波動(dòng)。

?在實(shí)證中，筆者也嘗試加入更多的lagr 滯后項(xiàng)，發(fā)現(xiàn)增加的滯后項(xiàng)lagr 系數(shù)在統(tǒng)計(jì)上并不顯著。

?2003年全國(guó)招標(biāo)、掛牌和拍賣土地出讓宗數(shù)數(shù)據(jù)來自《中國(guó)國(guó)土資源年鑒》，2015年數(shù)據(jù)是根據(jù)中國(guó)土地市場(chǎng)網(wǎng)（http://www.landchina.com）土地出讓結(jié)果公告計(jì)算的。

?1999～2015年間，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)集約化水平的平均值位列前15 位的省區(qū)包括北京、天津、遼寧、黑龍江、上海、江蘇、浙江、安徽、山東、湖北、廣東、重慶、四川、陜西、甘肅，其他省區(qū)排在后15 位。