土地出讓金增長與我國經(jīng)濟增長集約化:基于省際面板數(shù)據(jù)的實證分析

趙文軍

（深圳大學經(jīng)濟學院，廣東 深圳 518060）

一、引 言

早在1987年，黨的十三大報告就提出經(jīng)濟活動要從粗放經(jīng)營為主轉向集約經(jīng)營為主；1995年黨的十四屆五中全會強調(diào)從粗放式經(jīng)濟增長轉向集約式經(jīng)濟增長是促進國民經(jīng)濟持續(xù)、快速、健康發(fā)展的關鍵之一；2007年黨的十七大報告更是將促進經(jīng)濟增長由主要依靠增加物質(zhì)資源消耗向主要依靠科技進步、勞動者素質(zhì)提高、管理創(chuàng)新轉變，列為國民經(jīng)濟重大發(fā)展戰(zhàn)略。但在實踐中，我國經(jīng)濟增長集約水平的變化并非如政策所期望的那樣，甚至相左。2000年我國經(jīng)濟增長集約化水平尚有0.34，歷經(jīng) 10 多年的變化后，2015年卻只有0.12，總體上經(jīng)濟增長集約化水平有明顯的下降趨勢，經(jīng)濟增長方式越發(fā)顯現(xiàn)粗放化特征①。在不斷強調(diào)經(jīng)濟增長集約化重要性的同時，我國經(jīng)濟體制改革也在持續(xù)推進，土地出讓金制度也隨之而生，促使土地使用權的獲得方式從無償劃撥轉向須繳納土地出讓金方可獲得使用權。在土地出讓金制度的變革中，土地出讓方式從協(xié)議出讓為主轉變?yōu)檎袙炫某鲎尀橹?，土地的資產(chǎn)屬性得到強化。土地使用權的市場化交易，拓寬了地方財政的收入來源，并演變成地方財政收入的重要來源?！笆濉睍r期地方政府獲取土地出讓金累計16.81萬億元，占同期地方財政收入比重達23.49%，分別約為“九五”時期的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)濟提供了強大財力，也會對經(jīng)濟增長集約化構成影響。那么，土地出讓金增長對我國經(jīng)濟增長集約化究竟有何影響？對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越發(fā)粗放的經(jīng)濟增長方式，推進經(jīng)濟增長集約化。

土地出讓金問題已成為我國社會關注的焦點問題，也是學術界討論的熱點問題。但縱觀既有相關研究，學者們側重于探討土地出讓金快速增長的原因及其對經(jīng)濟增長的影響，直接探討土地出讓金增長與經(jīng)濟增長集約化之間關系的研究較為缺乏。在土地出讓金增長的原因方面，較多學者認為工業(yè)化、城市化、分稅制改革和地方政府政績考核機制導致土地出讓金不斷攀升，促成所謂的“土地財政”[1][2][3][4][5]。在對經(jīng)濟增長的影響方面，部分研究認為土地出讓金的大量增加減輕了地方財政收支失衡問題，為地方政府改善公共服務、推動基礎設施建設提供了資金支持，從而對經(jīng)濟增長發(fā)揮了積極作用，甚至成為地方政府促進本地經(jīng)濟增長的主要路徑[6][7][8][9]。但也有部分研究指出，由于地方政府對土地出讓金的獲取具有短期化、應急性和非規(guī)范化特征，以犧牲市場效率和損害農(nóng)民利益為代價，土地出讓金對經(jīng)濟增長的拉動效應是有限的。從長期來看，依靠土地出讓金帶動經(jīng)濟增長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不利于經(jīng)濟增長集約化的觀點。

與上述研究不同，本文首先分析近年來我國土地出讓金的變化特征，然后基于1999～2015年30 個省區(qū)面板數(shù)據(jù)，直接考察土地出讓金增長與經(jīng)濟增長集約化的關系，并分析這種關系在不同地區(qū)之間的差異性。本文其余部分的安排如下:第二部分分析我國土地出讓金的變化特征；第三部分探討土地出讓金增長與經(jīng)濟增長集約化的理論作用機制，進而構建相應的計量模型；實證估計結果與分析被安排在第四節(jié)；最后是本文的主要結論與啟示。

二、我國土地出讓金的變化特征

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

第一，全國土地出讓金在波動和結構轉換中趨于快速擴張，強力貢獻于地方財政。自我國土地有償使用制度確立以來，土地出讓金總體上呈現(xiàn)出強勁增長走勢，但在此期間，受宏觀政策和經(jīng)濟環(huán)境影響，也表現(xiàn)出明顯的波動性（見圖1）③。1993～1998年土地出讓金規(guī)模不大，相對平穩(wěn)。之后，伴隨著城市土地儲備制度的推廣，城鎮(zhèn)化發(fā)展戰(zhàn)略的推出，以及住房制度改革的推進，土地出讓金連年快速增長，2004年達到 6412 億元，約為 1998年的25 倍。為抑制房地產(chǎn)投資過熱，國家采取收緊土地供應和銀行信貸等政策，2005年土地出讓金比上年下降8.24%。雖然國家保持收緊政策，但在土地有償出讓的利益驅(qū)動下，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，受累于國際金融危機，國內(nèi)經(jīng)濟增速明顯減緩，土地需求減少，土地出讓金比上年下降16.02%。2009年，國家出臺一系列經(jīng)濟救濟措施，土地市場急劇升溫，土地出讓金強勢反彈，到 2011年升至 3.21 萬億元，約 3 倍于 2008年。

圖1 1993～2015年全國土地出讓金的變化情況

受國家對房地產(chǎn)市場多輪調(diào)控和從嚴監(jiān)管的影響，2012年土地出讓金比上年下降12.71%。2013年，為應對集中到期的債務償還問題，地方政府變通執(zhí)行國家宏觀調(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)濟增長進一步減速，國家推行供給側結構性改革，強化金融監(jiān)管，對建設用地從嚴審批，國內(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近29%，遠高于同期地方財政收入的增長幅度18.14%，致使土地出讓金占地方財政收入比重呈現(xiàn)較快增長走勢。即便2014年以來有明顯下降，但該比重仍在15%以上，顯示出地方財政收入對土地出讓金具有較強依賴性。

伴隨著我國土地出讓制度改革的推行，土地出讓金的內(nèi)部結構也發(fā)生了根本性轉變。2001年國家提出各地要大力推行國有土地使用權招標、拍賣出讓，2002年要求商業(yè)、旅游、娛樂、商品住宅等各類經(jīng)營性用地必須以招拍掛等方式出讓，2006年強調(diào)工業(yè)用地必須采取招拍掛方式出讓。實踐中，國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主導地位的形成，反映我國土地交易的市場化取向有了很大進展。

第二，沿海地區(qū)土地出讓金增勢弱于內(nèi)陸地區(qū)，但其規(guī)模、對財政貢獻度均持續(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有類似的運行軌跡，總體上都表現(xiàn)出強勁增長之勢④。相比較而言，內(nèi)陸地區(qū)土地出讓金增長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52.58%，高出沿海地區(qū)十多個百分點。雖然如此，由于基數(shù)相對較大，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)土地出讓金都達到歷史最高點，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)出讓的土地數(shù)量更多，而主要在于沿海地區(qū)相對較高的城市化和工業(yè)化水平、較為成熟的土地市場和金融市場所帶來的地價高企。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)土地出讓金增長速度慢于內(nèi)陸地區(qū)，但沿海地區(qū)土地出讓金對財政收入的貢獻持續(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)土地出讓金占財政收入的比重，分別年均增加 0.81%和 0.51%。若不計入 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 個百分點以上，2010年甚至高出26 個百分點。可見，沿海地區(qū)地方財政對土地出讓金的依賴程度顯著強于內(nèi)陸地區(qū)。

第三，各省區(qū)土地出讓金均呈現(xiàn)快速增長之勢，對財政貢獻的總體差異趨于縮小。圖3顯示，2001年以來，各省區(qū)每5年累計土地出讓金都有強勁增長態(tài)勢。青海、貴州和內(nèi)蒙古2011～2015年的累計金額分別比2001～2005年增長約 27、26 和20 倍，是全國31 個省區(qū)中增速最高的3 個省區(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)歷強勢增長后，2011～2015年江蘇、山東、浙江和廣東累計土地出讓金均突破1 萬億元，分別高達 2.35、1.38、1.35 和 1.18 萬億元，居全國前4 位。最后3 位的寧夏、青海和西藏也分別達到 579.65、309.45 和 51.61 億元。從土地出讓金對財政收入的貢獻來看，2011～2015年累計土地出讓金占財政收入比重超過30%的省份有7個，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 個省區(qū)。若用標準差來衡量所有省區(qū)的總體差異性，2011～2015年該系數(shù)為0.55，此前兩個 5年的值按時間前后依次為 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)財政收入對土地出讓的依賴程度有收斂跡象⑥。

圖3 2001～2015年各省區(qū)累計土地出讓金的變化情況

三、理論機制、模型設定與變量說明

快速擴張的土地出讓金強力貢獻于地方財政，為地方政府發(fā)展本地經(jīng)濟提供了重要支撐，這也勢必會影響到我國經(jīng)濟增長集約化水平。要揭示土地出讓金究竟是如何影響我國經(jīng)濟增長集約化的，有必要先對土地出讓金與經(jīng)濟增長集約化的理論作用機制進行分析，并展開相應的實證檢驗。

（一）理論機制

經(jīng)濟增長集約化本質(zhì)上就是經(jīng)濟增長動力結構的優(yōu)化和升級，實現(xiàn)經(jīng)濟增長從主要依賴資本、勞動、資源等基本要素的大量投入，轉向主要依靠以科技進步、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，達到經(jīng)濟增長方式從粗放型向集約型轉變?？梢姡厣a(chǎn)率的提升對經(jīng)濟增長集約化至關重要，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、勞動等投入，則經(jīng)濟增長的動力結構仍趨向低層次化，經(jīng)濟增長集約化也難以實現(xiàn)。因此，本文用全要素生產(chǎn)率對經(jīng)濟增長貢獻率來衡量經(jīng)濟增長集約化水平。

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、資本存量和勞動數(shù)量，i 為大陸不包括西藏的 30 個省區(qū)⑦，t 表示時間，取值為1999～2015年⑧，則各省區(qū)產(chǎn)出增長率（gYit=ΔYit/Yit）可表示為全要素生產(chǎn)率增長率（gAit=ΔAit/Ait）、資本增長率（gKit=ΔKit/Kit）和勞動增長率（gLit=ΔLit/Lit）的加權和，即

（1）式中，α=δYit/δKit·Kit/Yit為資本產(chǎn)出彈性，β=δYit/δLit·Lit/Yit為勞動產(chǎn)出彈性。對（1）式進行變形，則經(jīng)濟增長集約水平（rctfpit=gAit/gYit）可表示為:

從中可以看出，全要素生產(chǎn)率增長與經(jīng)濟增長集約水平正相關，資本、勞動增長與經(jīng)濟增長集約水平負相關，只有全要素生產(chǎn)率增長超過資本和勞動增長（gAit＞αgKit+βgYit），才有經(jīng)濟增長集約水平的提升。由此，要分析土地出讓金對經(jīng)濟增長集約化的理論作用機制，應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，再形成對綜合效應的判斷。

土地出讓金增長貢獻于地方財政收入，使得地方政府有更多的財力投入到基礎設施建設中，直接或間接帶動本地投資增長，并促進本地就業(yè)增加。同時，土地出讓金增長會強化土地資產(chǎn)保值、增值功能，地方政府可通過土地抵押和政府信用擔保，較容易地從金融機構獲得融資，進一步推動基礎設施投資的增長，增進就業(yè)。若沒有相伴的全要素生產(chǎn)率變化，根據(jù)（2）式，土地出讓金增長就會形成負經(jīng)濟增長集約化效應。但更為實際的情況是，由土地出讓金增長引致的基礎設施建設與完善，有助于市場的相互融合，降低生產(chǎn)要素和商品的流動成本，加快知識和技術信息的傳播。土地出讓金用于城市經(jīng)濟園區(qū)基礎設施的建設與完善，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)濟效應。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，增強技術吸收和創(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)率增長效應超過資本、就業(yè)增長效應，則土地出讓金增長就形成正的經(jīng)濟增長集約化效應。不過，一般傾向于認為土地出讓金增長引致的投資和就業(yè)效應，尤其是投資效應更為凸出。況且，土地出讓金增長容易誘發(fā)房價和地價攀升，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。而住房價格的上升也可能擠壓人們在教育、醫(yī)療方面的支出，阻礙人力資本積累。如果這些情形屬實，那么土地出讓金增長就是不利于經(jīng)濟增長集約化的。

（二）模型設定

考慮到經(jīng)濟增長集約水平的變動可能存在其自身運動規(guī)律，土地出讓金對經(jīng)濟集約化的影響也可能存在滯后效應，我們設定如下基本動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型:

其中l(wèi)agr 表示土地出讓金占財政收入的比重，μit為誤差項。如前所述，在我國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)營性用地的出讓納入招拍掛出讓范疇，2006年進一步將工業(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)濟增長集約化效應，我們將基本模型（3）擴展為:

其中grpo02 和grpo06 均為土地出讓方式制度變革的虛擬變量。在經(jīng)濟體系的運行中，影響經(jīng)濟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)濟開放、城鎮(zhèn)化和環(huán)境規(guī)制對經(jīng)濟增長集約化也有重要影響[14][15][16]17][18]。為更好地檢驗土地出讓金對經(jīng)濟增長集約化的影響，我們在計量方程（4）中引入這些控制變量。擴展后的計量方程為:

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

由于含有滯后應變量和解釋變量回歸元，模型（5）存在內(nèi)生性問題。若利用簡單混合或固定效應模型進行估計，則很可能得到有偏的估計結果。廣義矩估計（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 方法被廣為運用。由于差分GMM 方法在進行差分處理時會造成樣本信息的損失，且在小樣本下，估計結果也易受弱工具變量影響[19]，因此我們選擇系統(tǒng)GMM 方法進行估計。該方法要求差分方程的殘差項不存在二階自相關，且所有工具變量是有效的。為此，我們采用 Arellano-Bond 自相關檢驗 （AR 檢驗）和Hansen 檢驗判斷估計結果是否滿足上述條件。為使得估計結果更為有效，我們在使用兩步系統(tǒng)GMM 方法進行估計的同時，利用Windmeijer 提出的方法[20]對二步估計的標準差進行糾正。

（三）變量說明

1.經(jīng)濟增長集約化水平 rctfpit。如上所述，本文用全要素生產(chǎn)率對經(jīng)濟增長貢獻率衡量經(jīng)濟增長集約水平。為避免因人為設定具體總量生產(chǎn)函數(shù)和嚴加參數(shù)估計條件而帶來偏差，我們利用非參數(shù)序列DEA 方法，將經(jīng)濟增長分解為全要素生產(chǎn)率貢獻（類似于（1）式中gAit部分）和資本勞動貢獻（類似于（1）式中 αgKit+βgLit部分），并將全要素生產(chǎn)率貢獻與經(jīng)濟增長率的比值作為經(jīng)濟增長集約水平的度量指標⑨。在經(jīng)濟增長分解中，涉及各省區(qū)1978～2015年各年實際產(chǎn)出、實際資本存量和就業(yè)人數(shù)。各年實際產(chǎn)出等于名義GDP 除以GDP 縮減指數(shù)。各年實際資本存量和就業(yè)人數(shù)均用上年末值與本年末值的算術平均值衡量⑩。各年末實際資本存量是以1978年為基年，根據(jù)永續(xù)盤存法估測的。其中，各年度投資額取固定資本形成額，投資價格指數(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)投資價格指數(shù)替代?；陮嶋H資本存量根據(jù)該年實際固定資本形成額與1978～1987年實際固定資本形成額年均增速加折舊率的比值估算。關于固定資本形成的折舊率，縱觀已有相關文獻，大致在5%到10%之間。為考察不同折舊率下實證結果的穩(wěn)健性，本文選取了3個折舊率5%、7%和10%。本部分所涉及的原始數(shù)據(jù)主要來自 《新中國60年統(tǒng)計資料匯編》、《中國統(tǒng)計年鑒》 和國家統(tǒng)計局數(shù)據(jù)庫。各省區(qū)2011～2015年年末就業(yè)人數(shù)是在《中國統(tǒng)計年鑒》報告的2010年就業(yè)數(shù)據(jù)基礎上，根據(jù)各省區(qū)《統(tǒng)計年鑒》所載的就業(yè)人數(shù)的增長率估算得到。

2.土地出讓金占財政收入比重lagr。該變量及相關數(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年國家逐步要求對不同行業(yè)的土地出讓采取招拍掛方式，且均在下半年推行實施。考慮到政策實施效果存在一定滯后性，且2003 和2007年土地出讓金的內(nèi)部結構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)投入強度rdin 用內(nèi)部研發(fā)經(jīng)費支出占GDP 的比重衡量，內(nèi)部研發(fā)經(jīng)費支出數(shù)據(jù)來自《中國科技統(tǒng)計年鑒》。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、小學、初中、高中和大專以上人口比重與相應受教育年限的乘積和，這些類別人口的受教育年限依次設為 0、6、9、12 和 16年。各類人口比重數(shù)據(jù)來自《中國統(tǒng)計年鑒》。經(jīng)濟開放程度open 用對外貿(mào)易額、對外直接投資額、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《中國統(tǒng)計年鑒》、省區(qū)《統(tǒng)計年鑒》和《中國對外直接投資統(tǒng)計公報》。城鎮(zhèn)化水平town 用城鎮(zhèn)人口占總人口比重表示，數(shù)據(jù)主要摘自《新中國60年統(tǒng)計資料匯編》和《中國統(tǒng)計年鑒》。環(huán)境規(guī)制強度enco 用污染治理投資占GDP 比重表示，數(shù)據(jù)主要取自《中國環(huán)境年鑒》和《中國統(tǒng)計年鑒》。

四、實證結果與分析

（一）全國總體的實證結果與分析

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

（1）我國經(jīng)濟增長集約化水平的變化有明顯的自我強化效應。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)濟增長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。即使剔除2014、2015 兩年的樣本，再進行擬合估計，也有類似的估計結果。這表明我國經(jīng)濟增長集約化水平的變化存在顯著的自我強化效應，要扭轉我國經(jīng)濟增長方式越發(fā)粗放化的趨勢，實現(xiàn)經(jīng)濟增長集約化并非易事。

（2）我國土地出讓金強勢增長不利于經(jīng)濟增長集約化。各項回歸結果都顯示當期lagr 系數(shù)為正值，但統(tǒng)計上不顯著，滯后一期的lagr 系數(shù)均為負值，且通過了10%，甚至1%水平的顯著性檢驗。這說明當年我國土地出讓金的增長不會顯著影響當年經(jīng)濟增長集約化水平，但會明顯地負向作用于次年經(jīng)濟增長集約化水平，整體效應表現(xiàn)為不利于經(jīng)濟增長集約化?，與理論分析結果相一致，現(xiàn)實也如此。1994年分稅制改革極大地改善了中央財政，卻惡化了地方財政。為應對財權和事權的失衡，加上國家對地方政府實施以GDP 為核心的政績考核體制，在土地出讓金收入歸地方政府支配的情況下，地方政府強烈訴諸于土地出讓金收入，在其支出中也偏重于能強力推動GDP 增長的基礎設施投資。根據(jù)財政部數(shù)據(jù)，2009～2015年土地出讓收入用于城市基礎設施建設支出累計金額為3.1 萬億元，占非成本性支出比重高達61.27%。若考慮非城市的基礎設施投資支出，則所占比重更高。土地出讓金的強勢增長也為地方政府以大量儲備土地作為抵押來獲取銀行資金提供了重要支撐。根據(jù)國土資源部數(shù)據(jù)，1999年底全國84 個重點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設施投資以拉動經(jīng)濟增長、擴大就業(yè)的又一重要資金來源。

表1 土地出讓金與經(jīng)濟增長集約程度的系統(tǒng)GMM 估計結果（應變量：rctfp）

大規(guī)模土地出讓金收入帶來了地區(qū)基礎設施的完善和提升，有助于降低物流成本，優(yōu)化資源配置效率，帶動知識、技術傳播，促進經(jīng)濟集聚和市場擴張，形成規(guī)模經(jīng)濟效應[22][23]；城市工業(yè)園、經(jīng)濟開發(fā)區(qū)、自由貿(mào)易區(qū)等的基礎設施改善，有利于吸引外資企業(yè)入駐，通過激化市場競爭，技術、知識擴散，以及高要求的當?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提教育基金也有益于增加財政教育經(jīng)費支出，增進全社會人力資本。但這些方面的全要素生產(chǎn)率提升效應，會因為土地出讓金高增長引致的高房價和高地價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，正如實證結果所示，土地出讓金的快速增長帶來的投資和就業(yè)效應是大于全要素生產(chǎn)率效應的，表現(xiàn)為不利于經(jīng)濟增長集約化。至于為何當年土地出讓金增長對次年經(jīng)濟增長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。

（3）我國招拍掛土地出讓范圍的擴大對經(jīng)濟增長集約化有顯著負向影響。各項回歸結果都顯示grpo02 和grpo06 的系數(shù)為負，且加入控制變量后，統(tǒng)計上都顯著不為零。這說明，我國以提高土地利用效率為目的、逐步擴大招拍掛土地出讓范圍的制度演進，并沒有對經(jīng)濟增長集約化發(fā)揮促進作用。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。盡管我國土地資源配置的市場化取向有明顯進展，但在招掛拍土地交易中，地方政府一直壟斷土地一級市場，控制土地出讓的數(shù)量和速度，出價高者獲得土地使用權，直接推動土地出讓金節(jié)節(jié)攀升，致使社會投資和就業(yè)對經(jīng)濟增長的貢獻相對提升。同時，在土地市場中，地方政府集“裁判員”和“運動員”于一身，在缺乏有效的制度約束和社會監(jiān)督的條件下，土地征收和出讓的各個環(huán)節(jié)極易出現(xiàn)違規(guī)違紀現(xiàn)象，這已為2015年全國土地出讓收支審計結果所印證。大量的違規(guī)違紀行為勢必造成社會資源流動的扭曲，加重全社會收入分配的不公，對全要素生產(chǎn)率提升構成阻礙作用，抑制經(jīng)濟增長集約化。

此外，雖然較之于唯高價者得地的拍賣、掛牌土地出讓，招標出讓綜合考量土地競購者的報價、實力和資信等因素，可使土地資源有相對高效化的利用，但實際中該種土地出讓方式的比重偏低，且呈現(xiàn)下降趨向。2003年在全國招拍掛土地出讓中，招標出讓宗數(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，再擇機高價轉讓，謀取暴利，反而造成土地資源的浪費，引發(fā)社會不滿，對經(jīng)濟增長集約化形成負面影響。

（二）按地理位置分組的實證結果與分析

如前所述，在全國土地出讓金擴張中，沿海和內(nèi)陸地區(qū)的擴張存在明顯差異。為考察沿海和內(nèi)陸地區(qū)土地出讓金與經(jīng)濟增長集約化的關系是否也存在明顯不同，我們對這兩個地區(qū)1999～2015年面板數(shù)據(jù)模型分別進行系統(tǒng)GMM 估計，表2列出了具體的估計結果。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 檢驗的p 值都大于10%，滿足系統(tǒng)GMM 估計的前提條件。同時，F(xiàn) 統(tǒng)計值也高度顯著，解釋變量總體對應變量有明顯的影響，說明各地區(qū)主要變量之間的關系也得到很好地檢驗。從中可以得到以下主要結論:

（1）沿海地區(qū)經(jīng)濟增長集約化水平變化的自我強化效應大于內(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，說明沿海和內(nèi)陸地區(qū)經(jīng)濟增長集約水平都有與全國總體一致的變動規(guī)律。比較這兩個地區(qū)的全變量回歸結果，無論是按照10%資本折舊率，還是按照7%、5%資本折舊率計算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)。這表明相對于內(nèi)陸地區(qū)，沿海地區(qū)經(jīng)濟體量較大，其粗放式經(jīng)濟增長的慣性也較強。

（2）沿海地區(qū)土地出讓金增長對經(jīng)濟增長集約化的抑制作用強于內(nèi)陸地區(qū)。從全變量回歸結果來看，與全國總體一致，沿海地區(qū)lagr 系數(shù)都為正，當期土地出讓金增長對經(jīng)濟增長集約化水平?jīng)]有形成明顯的負面效應。lagr-1系數(shù)都為負，且統(tǒng)計上顯著不為零，當期土地出讓金對次年經(jīng)濟增長集約化水平有顯著負向影響。整體上，沿海地區(qū)土地出讓金增長也存在較強的抑制經(jīng)濟增長集約化作用。而內(nèi)陸地區(qū)lagr 和lagr-1的系數(shù)均為負值，但都未通過顯著性檢驗，整體上該地區(qū)土地出讓金增長對經(jīng)濟增長集約化的不利影響不是很明顯。之所以如此，是因為沿海地區(qū)土地出讓金規(guī)模和引致的土地融資規(guī)模遠大于內(nèi)陸地區(qū)，對基礎設施投資的支撐強度也遠超過內(nèi)陸地區(qū)。雖然沿海地區(qū)由此帶來的基礎設施環(huán)境優(yōu)于內(nèi)陸地區(qū)，但該地區(qū)的地價、房價增速遠高于內(nèi)陸地區(qū)，對人才和企業(yè)集聚形成的負面影響更為明顯。最終沿海地區(qū)土地出讓金帶來的投資和就業(yè)效應明顯勝過全要素生產(chǎn)率效應，表現(xiàn)為土地出讓金與經(jīng)濟增長集約化顯著負相關。

表2 按地理位置分組的系統(tǒng)GMM 估計（應變量：rctfp）

（3）沿海和內(nèi)陸地區(qū)招拍掛土地出讓范圍的擴大都沒有顯示出正的經(jīng)濟增長集約化效應，內(nèi)陸地區(qū)出現(xiàn)明顯的負效應。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，但這兩個變量的系數(shù)均為負值。比較沿海和內(nèi)陸地區(qū)的全變量回歸結果，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，而內(nèi)陸地區(qū)則在統(tǒng)計上一致地顯著不為零，這表明我國招拍掛土地出讓對經(jīng)濟增長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)土地市場建設進程相對滯后，土地市場成熟程度不如沿海地區(qū)有關。

（三）按經(jīng)濟增長集約化水平分組的實證結果與分析

盡管我國經(jīng)濟增長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。為檢驗土地出讓金增長對經(jīng)濟增長集約化的作用關系是否也受集約化水平高低的影響，我們將全國30 個省區(qū)平均劃分為兩組。1999～2015年經(jīng)濟增長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 檢驗的 p 值也都大于10%，滿足系統(tǒng)GMM 估計的前提條件。F 統(tǒng)計值都顯著不為零，解釋變量總體上對應變量有明顯影響。根據(jù)回歸結果，我們有如下結論:

（1）經(jīng)濟增長集約化水平變化的自我強化效應在集約化水平較高地區(qū)相對較大。與全國總體回歸結果高度一致，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，這兩個地區(qū)集約化水平的變化都有明顯的自我強化效應。比較而言，在對應的回歸中，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)濟增長的慣性也較強，不過這種狀態(tài)一旦得到扭轉，在自我強化效應的推動下，集約化水平較高地區(qū)的集約化水平會有相對較快的提升，進而更快地實現(xiàn)經(jīng)濟增長集約化。

表3 按經(jīng)濟增長集約化水平分組的系統(tǒng)GMM 估計（應變量：rctfp）

（2）土地出讓金對經(jīng)濟增長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，而lagr-1系數(shù)值均為負，且統(tǒng)計上顯著不為零。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不利于經(jīng)濟增長集約化的問題。比較而言，這種不利影響在集約水平較低的地區(qū)更大，這從對應的回歸中，兩個地區(qū)lagr-1系數(shù)值的高低對比可以看出。由此可知，在土地出讓金的快速增長中，集約化水平較低地區(qū)實現(xiàn)經(jīng)濟增長集約化更為不易。

（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大均無正經(jīng)濟增長集約化效應，后者甚至存在顯著負效應。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，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大對經(jīng)濟增長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)在推進經(jīng)濟增長集約化過程中，有必要以更大力度加快土地出讓制度的完善。

五、結論與啟示

通過對近年來我國土地出讓金的變化趨勢及其對經(jīng)濟增長集約化影響的深入分析，本文得到如下主要結論: 我國各省區(qū)土地出讓金都呈現(xiàn)高速增長之勢，強力貢獻于地方財政收入，甚至成為地方財政收入的主要來源；我國經(jīng)濟增長集約化水平不僅偏低，而且其變化具有顯著的自我強化效應，沿海地區(qū)和集約化水平較高地區(qū)的自我強化效應相對較大；我國土地出讓金強勢增長對經(jīng)濟增長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)的抑制效應更為明顯；我國土地招拍掛出讓范圍的擴大并沒有形成正的經(jīng)濟增長集約化效應，集約化水平較低地區(qū)甚至存在顯著的負效應。

上述結論對于進一步推動我國實現(xiàn)經(jīng)濟增長集約化有重要啟示:（1）我國經(jīng)濟增長集約化水平偏低，且經(jīng)濟增長集約化水平的變化表現(xiàn)出顯著的自我強化效應，這種效應在沿海地區(qū)和集約化水平較高地區(qū)相對更強。這意味著我國要扭轉經(jīng)濟增長方式越發(fā)粗放化的趨勢并不容易，而經(jīng)濟增長集約化對實現(xiàn)經(jīng)濟發(fā)展方式轉型又至關重要。因此，未來一段時期著力推進經(jīng)濟增長集約化是我國制定經(jīng)濟發(fā)展政策的首要考慮，沿海、集約化水平較高省區(qū)的這種首要考慮對引領全國實現(xiàn)集約式經(jīng)濟增長尤為重要。（2）我國土地出讓金強勢增長對經(jīng)濟增長集約化有明顯的負面影響，沿海地區(qū)和集約化水平較低地區(qū)的負效應更強。這意味著各省區(qū)，尤其是沿海、集約化水平較低省區(qū)，追求高速增長的土地出讓金以支持本地經(jīng)濟快速增長，是以延緩甚至阻礙經(jīng)濟增長集約化為代價的，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考核機制，融入經(jīng)濟增長集約化水平考量指標；著力推進財稅體制改革，平衡地方政府財權與事權，增強土地稅收功能；加強規(guī)范地方政府土地出讓行為，優(yōu)化土地出讓金支出結構。（3）我國招拍掛土地出讓方式絕對主導地位的形成并未對經(jīng)濟增長集約化產(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。未來要積極推進土地出讓主體的多元化，改變地方政府對土地出讓的壟斷局面；完善土地招標綜合評標體系，提升土地招標出讓比重；強化土地出讓事后監(jiān)管，避免土地資源閑置和投機現(xiàn)象；建立土地需求預申報制度，保障土地出讓市場平穩(wěn)、有序運行。

注：

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

②本文中，若無特別說明，土地出讓金均指國土資源部報告的土地出讓成交價款，不同于財政部統(tǒng)計的土地出讓收入。

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《中國土地年鑒》、《中國國土資源年鑒》和《中國國土資源公報》。地方財政收入是31 個省區(qū)各自財政總收入的匯總。由于1994年實行分稅制改革，1995年地方財政收入統(tǒng)計口徑相應調(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)地方財政總收入，相關數(shù)據(jù)來自《中國財政年鑒》。

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 個省市，全國其余19 個省、市、區(qū)被歸入內(nèi)陸地區(qū)。

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

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

⑦因西藏相關數(shù)據(jù)難以獲取，且其土地出讓金規(guī)模占全國比重相對較低，故實證分析中未考慮西藏。其實眾多經(jīng)驗研究文獻也都是如此處理的。

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，本文關注的是各省所轄全部區(qū)域的生產(chǎn)活動，而各省之間的土地資源總稟賦是相對固定的。另一方面，在各省土地出讓中，有相當部分的土地出讓是實現(xiàn)土地功能的轉換，這部分的土地在出讓前后都是社會生產(chǎn)的投入要素。

⑨在運用序列DEA 方法對經(jīng)濟增長進行分解時，筆者假定規(guī)模報酬是可變的。并根據(jù)各部分貢獻之和與實際經(jīng)濟增長率的比例，調(diào)整全要素生產(chǎn)率貢獻，以調(diào)整后的全要生產(chǎn)率貢獻與實際經(jīng)濟增長率的比值作為經(jīng)濟增長集約化水平的度量指標。這樣調(diào)整的目的是避免對經(jīng)濟增長集約化水平的低估。

⑩由于生產(chǎn)活動是連續(xù)過程，年度實際產(chǎn)出是全年累計和，而根據(jù)官方統(tǒng)計資料，計算出的年度實際資本存量和就業(yè)人數(shù)均為年末值，為減小因變量性質(zhì)不同而導致的估測偏差，本文使用年度平均實際資本存量和年度平均就業(yè)人數(shù)。同時，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。

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

?2003年全國招標、掛牌和拍賣土地出讓宗數(shù)數(shù)據(jù)來自《中國國土資源年鑒》，2015年數(shù)據(jù)是根據(jù)中國土地市場網(wǎng)（http://www.landchina.com）土地出讓結果公告計算的。

?1999～2015年間，經(jīng)濟增長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。