高鐵開通對(duì)地級(jí)市土地財(cái)政行為的影響
——基于中國(guó)275個(gè)地級(jí)市的PSM-DID檢驗(yàn)

王施雨，李常洪

（1.中央財(cái)經(jīng)大學(xué)中國(guó)公共財(cái)政與政策研究院，北京 102206；2.山西大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，山西 太原 030006）

21世紀(jì)以來(lái)，中國(guó)的基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)展現(xiàn)出長(zhǎng)足的進(jìn)步。其中，高鐵的發(fā)展格外引人矚目：2019年，我國(guó)高鐵運(yùn)營(yíng)總里程突破4萬(wàn)公里，占全球高鐵總里程的三分之二，標(biāo)志著我國(guó)成為世界上高鐵建設(shè)的領(lǐng)軍國(guó)家。作為提振總體經(jīng)濟(jì)、促進(jìn)區(qū)域聯(lián)合發(fā)展的軌道交通建設(shè)項(xiàng)目，高鐵建設(shè)已成為國(guó)家發(fā)展的重要戰(zhàn)略。除了對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)產(chǎn)生作用外，地方政府的土地財(cái)政行為也會(huì)受到高鐵開通影響。自2003年土地財(cái)政從協(xié)議出讓轉(zhuǎn)為“招拍掛”以來(lái)，土地財(cái)政收入逐漸成為地方財(cái)政中最重要的部分。在上海、佛山、杭州等東南沿海城市，土地出讓收入甚至超過(guò)了地方一般預(yù)算內(nèi)收入。被稱作“第二財(cái)政”的土地財(cái)政引發(fā)了廣泛關(guān)注［1］，政策制定者和學(xué)者也對(duì)現(xiàn)行土地財(cái)政政策的可持續(xù)性表示了擔(dān)憂［2］。

作為重要的公共交通設(shè)施，高鐵提高了城市的可達(dá)性，促進(jìn)資本和人力要素的流動(dòng)，并對(duì)地方的土地供需和政府土地財(cái)政行為產(chǎn)生了較大影響?；诖?，本文提出一個(gè)高鐵開通對(duì)地方政府土地財(cái)政行為影響的理論框架，并應(yīng)用地級(jí)市數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證研究。

一、理論框架

理論研究表明，高鐵開通能夠促進(jìn)地區(qū)間的資本和人力流動(dòng)。關(guān)于高鐵開通對(duì)土地財(cái)政的影響，有如下的可能解釋：當(dāng)區(qū)域間的資本流動(dòng)性增強(qiáng)，以拉動(dòng)GDP增長(zhǎng)為目標(biāo)的地方政府存在更強(qiáng)的“土地引資”激勵(lì)，即通過(guò)出讓土地使用權(quán)，吸引資本進(jìn)駐。如果這一過(guò)程發(fā)生在具有吸引力的城市，地方政府的土地財(cái)政收入將會(huì)增加。然而，對(duì)于發(fā)展程度差的城市，其對(duì)于資本的吸引力較弱，當(dāng)高鐵在欠發(fā)達(dá)城市開通時(shí)，資本的跨區(qū)域流動(dòng)性增強(qiáng)，資本外逃和資本流入的情況可能同時(shí)發(fā)生，因此這一部分城市的土地財(cái)政情況不容易確認(rèn)。此外，由于高鐵開通有增進(jìn)人員在區(qū)域間自由流動(dòng)的作用，在較發(fā)達(dá)的城市會(huì)產(chǎn)生人力資本流入效應(yīng)。人口的增長(zhǎng)意味著商品房交易市場(chǎng)中出現(xiàn)賣方市場(chǎng)，這一部分城市的房?jī)r(jià)預(yù)期上漲，土地“招拍掛”的市場(chǎng)中商住用地供不應(yīng)求，地方政府土地財(cái)政收入增長(zhǎng)。然而對(duì)于吸引力不足的欠發(fā)達(dá)城市，人員流動(dòng)對(duì)土地財(cái)政產(chǎn)生的效應(yīng)并不能確定，仍需要實(shí)證證據(jù)。圖1對(duì)上述理論進(jìn)行了可視化展示?；谏鲜隼碚?，本文做出如下假設(shè)：

圖1 可能的邏輯框架

高鐵開通總體上增加了地級(jí)市的土地出讓金占比，但是對(duì)于欠發(fā)達(dá)城市的促進(jìn)作用較弱，即欠發(fā)達(dá)地區(qū)要素的流入和外逃情況會(huì)同時(shí)存在，總體上流入大于流出；

高鐵開通總體上增加了地級(jí)市的土地出讓金占比，但是在城市間沒有明顯差異，即負(fù)向效果不顯著；

高鐵開通降低了地方政府的土地財(cái)政意愿，即上述理論完全不成立。

本文從高鐵開通這一細(xì)分領(lǐng)域入手，探究其對(duì)土地財(cái)政行為產(chǎn)生的影響，并通過(guò)分樣本及三重差分方法研究不同區(qū)域、不同發(fā)展情況的地級(jí)市土地財(cái)政行為受影響狀況，更為細(xì)致地考察了異質(zhì)性情況。筆者手動(dòng)搜集處理了2003～2017年275個(gè)地級(jí)市的高鐵開通數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)時(shí)點(diǎn)新且覆蓋全國(guó)。在此基礎(chǔ)上整合了土地出讓數(shù)據(jù)和宏觀經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)，構(gòu)成了研究的數(shù)據(jù)基礎(chǔ)。為了削弱選擇性偏誤帶來(lái)的內(nèi)生性，在多期雙重差分的基礎(chǔ)上進(jìn)行了傾向得分匹配和三重差分方法以控制時(shí)間和城市特征，豐富了現(xiàn)有研究。在整理宏觀經(jīng)濟(jì)因素時(shí)，采用主成分分析方法降維，以削弱控制變量相關(guān)帶來(lái)的影響。

二、實(shí)證策略和數(shù)據(jù)

（一）實(shí)證策略

在我國(guó)高鐵被定義為時(shí)速200 km/h及以上的高速列車?；谶@一標(biāo)準(zhǔn)，截至2017年年底，我國(guó)共開通高速鐵路90條，沿途經(jīng)過(guò)187個(gè)地級(jí)市，覆蓋率達(dá)到56.33%。根據(jù)各段高速鐵路建成通車時(shí)間以及高鐵站的建成時(shí)間，本文構(gòu)建了高鐵開通這一虛擬變量HSRi，t。其中t表示年份，i表示城市。如果某年該市開通高鐵，則HSRi，t記為1，否則為0。鑒于高鐵開通的準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)性質(zhì)，本文采用雙重差分的方法識(shí)別高鐵開通的因果效應(yīng)。由于政策沖擊并非同一時(shí)間點(diǎn)，本文參照“多期DID方法”（Bertrand and Mullainathan，1999），將樣本時(shí)間跨度內(nèi)所有觀測(cè)值中還未開通高鐵的城市識(shí)別為控制組，已經(jīng)開通的觀測(cè)值識(shí)別為處理組。關(guān)于被解釋變量土地財(cái)政LFi，t，本文采用使用較為廣泛的狹義土地財(cái)政收入（1）［3］。為了消除不同城市土地財(cái)政規(guī)模差異帶來(lái)的影響，本文采用（土地出讓金/一般預(yù)算內(nèi)財(cái)政收入）作為地級(jí)市土地財(cái)政行為的最終衡量標(biāo)準(zhǔn)。

綜上，最終的基準(zhǔn)實(shí)證模型如下：

其中，i，t分別表示城市和年份，LFi，t是各城市土地財(cái)政行為的衡量指標(biāo)，Xi，t是影響地級(jí)市土地財(cái)政行為的一組控制變量，μi代表難以觀測(cè)的區(qū)域（城市）效應(yīng)，λt代表各年份的時(shí)間虛擬變量，εi，t是隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。如前文所述，HSRi，t是代表在年份城市是否開通高鐵的虛擬變量，因此，θ是本文主要關(guān)心的估計(jì)系數(shù)。若θ＞0，說(shuō)明高鐵開通會(huì)增進(jìn)地級(jí)市的土地財(cái)政行為；若θ＜0，則表明開通高鐵抑制了城市的土地財(cái)政。

在多期雙重差分方法的基礎(chǔ)上，為了檢驗(yàn)欠發(fā)達(dá)城市“負(fù)向效應(yīng)”的情況，在方程（1）中加入高鐵開通與欠發(fā)達(dá)城市虛擬變量的交互項(xiàng)進(jìn)行三重差分回歸，并估計(jì)交互項(xiàng)系數(shù)。檢驗(yàn)要素外逃的實(shí)證模型如下：

由于樣本年份（2003～2017年）內(nèi)，城市分級(jí)情況不斷發(fā)生變化，本文在每一年對(duì)275個(gè)地級(jí)市進(jìn)行打分和排序，并將排在前40%的城市識(shí)別為“發(fā)達(dá)城市”，60%～100%的城市為“欠發(fā)達(dá)城市”。在打分時(shí)，選取夜間燈光強(qiáng)度作為經(jīng)濟(jì)因子，人口作為社會(huì)因子［4］，運(yùn)用主成分分析方法計(jì)算2003～2017年間的城市得分并進(jìn)行排名。當(dāng)城市被識(shí)別為“欠發(fā)達(dá)城市”時(shí)，Underdevelop取值為1，反之為0?；诖?，方程（2）實(shí)際衡量了欠發(fā)達(dá)城市的土地財(cái)政受高鐵開通的影響程度相對(duì)其他城市的大小。若δ＜0，則說(shuō)明相對(duì)其他城市，欠發(fā)達(dá)城市的土地財(cái)政情況受到高鐵開通的影響較小，反之則欠發(fā)達(dá)城市影響更大。因此，針對(duì)方程（1）（2）的不同回歸結(jié)果，假設(shè)i～iii的實(shí)現(xiàn)有如下幾種情況：

若方程（1）中θ＞0，方程（2）中仍有θ＞0，同時(shí)δ＜0且顯著，假設(shè)i成立；

若方程（1）中θ＞0，方程（2）中仍有θ＞0，但δ的系數(shù)不顯著，假設(shè)ii成立；

若方程（1）中θ＜0，假設(shè)iii成立。

在進(jìn)行實(shí)證分析時(shí)，考慮到高鐵開通對(duì)地方財(cái)政產(chǎn)生影響存在一定滯后性，在回歸時(shí)加入HSRi，t滯后一期的情況，以考察高鐵開通可能存在的時(shí)滯效應(yīng)。

（二）變量和數(shù)據(jù)來(lái)源

1.控制變量

影響地級(jí)市土地財(cái)政行為的因素主要有三個(gè)方面：自然資源稟賦、地方發(fā)展程度和政府行為。為了控制這些影響因素，本文選擇市轄區(qū)人均土地面積代表自然資源稟賦；第二、三產(chǎn)業(yè)人員比重、工業(yè)化水平（第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占地級(jí)市生產(chǎn)總值比重）、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)（第二、三產(chǎn)業(yè)增加值）、人口以及夜間燈光數(shù)據(jù)代表的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平；城市建設(shè)用地占總面積比重、地區(qū)實(shí)際利用外商投資額、財(cái)政自主水平（一般預(yù)算內(nèi)收入/一般預(yù)算內(nèi)支出）作為衡量政府行為的指標(biāo)。

2.數(shù)據(jù)來(lái)源

本文采用的土地出讓數(shù)據(jù)均來(lái)源于《中國(guó)國(guó)土資源統(tǒng)計(jì)年鑒》。文中所用到的協(xié)變量的數(shù)據(jù)來(lái)源為《中國(guó)城市統(tǒng)計(jì)年鑒》。對(duì)于高鐵開通數(shù)據(jù)，本文采用的方式是在國(guó)家鐵路總局公布的信息基礎(chǔ)上，參照12306和鐵路信息網(wǎng)提供的信息進(jìn)行手動(dòng)整理。為了排除缺失值和異常值的影響，在進(jìn)行實(shí)證分析前對(duì)數(shù)據(jù)作相應(yīng)處理。處理后，樣本涵蓋275個(gè)地級(jí)市，共計(jì)4 064個(gè)觀察值。在進(jìn)行回歸前，將所有變量進(jìn)行對(duì)應(yīng)的正態(tài)變換。表1為所有變量的描述性統(tǒng)計(jì)。

表1 變量描述性統(tǒng)計(jì)

四、實(shí)證分析基準(zhǔn)結(jié)果

（一）平行趨勢(shì)檢驗(yàn)

進(jìn)行多期DID實(shí)證分析前，需要進(jìn)行平行趨勢(shì)檢驗(yàn)。鑒于多期DID模型中政策沖擊時(shí)點(diǎn)不同，本文借鑒（Pei Li；Yi Lu，2016）［5］的思路，運(yùn)用事件分析法（Event Study）衡量高鐵開通前后觀測(cè)值土地財(cái)政情況的變化。具體模型如下：

其中，Dtc0+k表示高鐵開通附近四年的窗口，且Dtc0+k=postk*HSRcity。tc0表示高鐵開通的年份，t-tc0=postk，k=-（-4），（-3），（-2），（-1），0，1，2，3，4+；HSRcity是識(shí)別在樣本期間內(nèi)，城市i是否開通高鐵的虛擬變量。在上述回歸中，βk代表相對(duì)沒有開通高鐵的觀測(cè)值，高鐵開通窗口期內(nèi)Dtc0+k對(duì)土地財(cái)政情況的回歸系數(shù)。若平行趨勢(shì)檢驗(yàn)通過(guò)，則回歸結(jié)果表現(xiàn)為高鐵開通前βk不顯著，高鐵開通后顯著且符號(hào)符合預(yù)期。這一結(jié)果證明相對(duì)沒有開通高鐵的城市，高鐵城市在開通高鐵后土地財(cái)政開始與前者產(chǎn)生差異。表2（1）列展示了所有觀測(cè)值的平行趨勢(shì)檢驗(yàn)結(jié)果?？梢钥闯?，高鐵開通后的回歸結(jié)果不符合預(yù)期，沒有通過(guò)平行趨勢(shì)檢驗(yàn)。圖2展示了樣本年份地級(jí)市土地財(cái)政平均值的變化情況?；谄骄档拇致詧D像說(shuō)明樣本不符合平行趨勢(shì)要求。

圖2 匹配前平衡趨勢(shì)

（二）傾向值得分匹配過(guò)程和結(jié)果

處理組和控制組呈現(xiàn)嚴(yán)格的時(shí)間平行趨勢(shì)是應(yīng)用多期雙重差分方法的重要前提。如果平行趨勢(shì)檢驗(yàn)不通過(guò)，說(shuō)明所選取的樣本存在選擇性偏誤。針對(duì)這種偏誤，本文采用傾向值匹配（PSM）方法。在選擇匹配方法時(shí)，核匹配的方法相對(duì)最鄰近匹配和半徑匹配等方法具有一定優(yōu)勢(shì)［6］，因此，本文采用核匹配雙重差分法進(jìn)行實(shí)證分析（Kernel Propensity Score）。應(yīng)用核匹配方法的估計(jì)方程如下：

其中，Weightit為核密度方程（Logit）測(cè)算得出的權(quán)重。表3為傾向值得分匹配結(jié)果，匹配成功的樣本共計(jì)3 488個(gè)?？梢钥闯銎ヅ浜髤f(xié)變量標(biāo)準(zhǔn)差顯著降低，兩組的可比性大幅上升。表2列（2）展示了傾向值匹配后的平行趨勢(shì)檢驗(yàn)結(jié)果。在進(jìn)行匹配后，事件分析法的回歸結(jié)果符合平行趨勢(shì)檢驗(yàn)的預(yù)期。圖3展示了傾向值匹配后的平均值變化趨勢(shì)，表明在傾向值匹配后，觀測(cè)值符合平行趨勢(shì)要求。

圖3 匹配后平行趨勢(shì)

表2 樣本平行趨勢(shì)檢驗(yàn)結(jié)果（匹配前、匹配后）

表3 協(xié)變量平衡性檢驗(yàn)

（三）基準(zhǔn)結(jié)果及分析

表4展示了PSM-DID的基準(zhǔn)回歸結(jié)果。表4（1）列表明，高鐵開通會(huì)增進(jìn)地方政府的土地財(cái)政行為：相對(duì)于沒有開通高鐵的觀測(cè)值，開通高鐵的城市土地財(cái)政占地方一般預(yù)算內(nèi)財(cái)政收入的比重增加6.74%。相對(duì)（1）列中的回歸系數(shù)，（2）列中滯后一期的回歸系數(shù)較小，說(shuō)明高鐵開通的效果隨時(shí)間消退。（3）（4）列在基準(zhǔn)回歸結(jié)果的基礎(chǔ)上進(jìn)行了三重差分檢驗(yàn)。在兩列展示的回歸系數(shù)中，高鐵開通與欠發(fā)達(dá)城市虛擬變量的交互項(xiàng)系數(shù)始終不顯著，說(shuō)明開通高鐵對(duì)土地財(cái)政的影響在發(fā)達(dá)城市和欠發(fā)達(dá)城市間沒有顯著差異。證實(shí)了假設(shè)ii成立，即高鐵開通總體上增加了地級(jí)市的土地財(cái)政行為，且在發(fā)達(dá)城市和欠發(fā)達(dá)城市之間差異不明顯。

表4 PSM-DID基準(zhǔn)回歸結(jié)果

（四）內(nèi)生性的解決策略

以上基準(zhǔn)回歸結(jié)果可能存在高鐵開通城市的內(nèi)生性問題。內(nèi)生選擇問題的產(chǎn)生可能是由于存在遺漏變量同時(shí)影響高鐵開通和地級(jí)市的土地財(cái)政行為；或者地級(jí)市的土地財(cái)政情況一定程度上決定了該城市的高鐵建設(shè)規(guī)劃。為此，本文采用工具變量法解決內(nèi)生性問題。鑒于建設(shè)第一條高鐵的計(jì)劃于2002年提出，本文選取2001年各地級(jí)市客運(yùn)總量作為工具變量。選取客運(yùn)總量作為高鐵開通工具變量的理由是：從外生性角度考慮，地級(jí)市2001年的客運(yùn)總量與2003～2017年的土地財(cái)政情況沒有關(guān)系；從相關(guān)性角度考慮，城市是否開通高鐵，部分取決于該城市是否有較高的交通運(yùn)輸需求，而歷史年份的客運(yùn)總量很可能反映這一城市特征。在實(shí)際回歸中，將2001年各地級(jí)市客運(yùn)總量與年份虛擬變量相乘作為工具變量，以此解決2001年的客運(yùn)總量不隨時(shí)間變化的問題。表5展示了工具變量與解釋變量的相關(guān)性回歸結(jié)果。結(jié)果表明，從2009年起工具變量與被解釋變量HSRi，t交互項(xiàng)的系數(shù)始終為正且在1%水平上顯著。這是因?yàn)槲覈?guó)第一條真正意義上的高鐵——京津城際鐵路于2008年正式開通。在全部樣本時(shí)間區(qū)間內(nèi)，工具變量與高鐵開通變量相關(guān)性回歸的聯(lián)合F檢驗(yàn)也在1%水平上顯著。此外，以2001年客運(yùn)總量作為工具變量的二階段回歸通過(guò)不可識(shí)別檢驗(yàn)和弱工具變量檢驗(yàn)，并在豪斯曼檢驗(yàn)中占優(yōu)。

表5 工具變量與解釋變量相關(guān)性回歸結(jié)果

表5 工具變量與解釋變量相關(guān)性回歸結(jié)果 續(xù)表

表6展示了工具變量的二階段回歸結(jié)果。值得注意的是，利用工具變量緩解了內(nèi)生性問題后，假設(shè)i成立：列（3）（4）中三重差分回歸系數(shù)顯著為負(fù)，證明高鐵開通對(duì)土地財(cái)政產(chǎn)生的效應(yīng)在發(fā)達(dá)城市和欠發(fā)達(dá)城市之間存在明顯區(qū)別：與發(fā)達(dá)城市相比，高鐵開通對(duì)土地財(cái)政的增進(jìn)作用在欠發(fā)達(dá)城市的影響較?。?］。這一結(jié)果具有合理性。如果假設(shè)人口和資源的總量不變，一部分城市的資本流入必然伴隨另一部分城市的資本外逃。但是事實(shí)上學(xué)者的研究證明，高鐵開通促進(jìn)了企業(yè)創(chuàng)新，提升了全要素生產(chǎn)率［8］［9］［10］，釋放了企業(yè)可以用于投資的資本?；谶@一事實(shí)，資本總量預(yù)期增加。當(dāng)高鐵開通帶來(lái)更高的資本流動(dòng)性時(shí)，資本有可能受到地域吸引流向發(fā)達(dá)城市，也有可能受到發(fā)展意愿更強(qiáng)的欠發(fā)達(dá)城市優(yōu)惠政策吸引，從而流入欠發(fā)達(dá)城市。因此，發(fā)達(dá)城市和欠發(fā)達(dá)城市將共同享受軌道交通設(shè)施建設(shè)的紅利。然而，在吸引程度方面，欠發(fā)達(dá)城市確實(shí)存在劣勢(shì)，高鐵開通發(fā)揮的要素“引流”能力較弱。

表6 工具變量二階段回歸結(jié)果

（五）高鐵開通對(duì)地級(jí)市土地財(cái)政影響的區(qū)位異質(zhì)性

基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)在空間上的極化作用一直是學(xué)者探討的焦點(diǎn)之一。本文基于中國(guó)城市東部、中部、西部的劃分對(duì)高鐵開通的區(qū)位異質(zhì)性進(jìn)行探究。表7展示了代表東部、中部、西部的虛擬變量分別與高鐵開通交互后的回歸結(jié)果?；貧w結(jié)果表明，雖然總體上高鐵開通會(huì)增進(jìn)地方政府的土地財(cái)政行為，但是這一效果存在區(qū)位異質(zhì)性。列（1）中展示的西部城市虛擬變量與高鐵開通交互項(xiàng)的回歸系數(shù)較大且顯著為正。說(shuō)明相對(duì)其他城市，西部城市的土地財(cái)政情況受高鐵開通影響較大。這一結(jié)果可能與西部城市追求發(fā)展的迫切愿望相關(guān)：當(dāng)出現(xiàn)招商引資的機(jī)會(huì)，西部城市將出更大的土地優(yōu)惠，從而吸引企業(yè)進(jìn)駐。然而，目前高鐵開通情況存在顯著的區(qū)位不均衡，東部城市開通高鐵數(shù)量高于西部。因此，在高鐵網(wǎng)絡(luò)的向西布局時(shí)，需要警惕西部城市有可能出現(xiàn)的土地財(cái)政過(guò)度擴(kuò)大情況。

表7 區(qū)位異質(zhì)性回歸結(jié)果

五、機(jī)制分析

（一）“招商引資”的路徑分析

理論研究認(rèn)為，高鐵通過(guò)“引流”機(jī)制激勵(lì)地級(jí)市進(jìn)行招商引資競(jìng)爭(zhēng)，并通過(guò)“土地引資”的方式吸引資本。在實(shí)際回歸中，選取固定資產(chǎn)投資額作為“招商引資”的代表。表8展示了招商引資的中介效應(yīng)檢驗(yàn)的實(shí)證結(jié)果［11］。實(shí)證結(jié)果表明，招商引資在高鐵開通影響土地財(cái)政行為的機(jī)制中發(fā)揮了重要的傳導(dǎo)作用。具體表現(xiàn)在，列（1）中原解釋變量對(duì)中介變量有正向的解釋能力；列（2）中中介變量在1%的顯著性水平上解釋被解釋變量；在列（3）中，盡管控制了中介變量，高鐵開通變量對(duì)土地財(cái)政情況仍有正向的顯著影響，證明“招商引資”為該機(jī)制下的不完全中介。Bootstrap檢驗(yàn)結(jié)果表明，招商引資在全樣本中的解釋能力為7.91%；在欠發(fā)達(dá)城市子樣本中為5.85%。全樣本和欠發(fā)達(dá)城市子樣本的系數(shù)差距也進(jìn)一步佐證了假設(shè)i的合理性：在欠發(fā)達(dá)城市，高鐵開通增加的“土地引資”行為顯著低于發(fā)達(dá)城市。因此，欠發(fā)達(dá)城市的土地財(cái)政受到高鐵開通的影響較小。

表8 “招商引資”的中介效應(yīng)分析

（二）“房?jī)r(jià)”和“住宅用地價(jià)格”的路徑分析

高鐵開通除了促進(jìn)資本流動(dòng)外，也會(huì)增進(jìn)人員流動(dòng)的積極性并改變土地市場(chǎng)的供求關(guān)系?；诖?，高鐵開通對(duì)土地財(cái)政影響的一個(gè)可能解釋是高鐵開通帶來(lái)更活躍的人員流動(dòng)，城市中的住房需求增加，根據(jù)供需關(guān)系房?jī)r(jià)上漲。在土地“招拍掛”市場(chǎng)上，住宅用地的成交數(shù)量和成交價(jià)格也預(yù)計(jì)增加。因此，地方政府的土地財(cái)政收入將在財(cái)政中占據(jù)更重要的地位。為驗(yàn)證上述兩條路徑，本文結(jié)合CEIC數(shù)據(jù)庫(kù)和《中國(guó)區(qū)域統(tǒng)計(jì)年鑒》中的信息，搜集了各年份地級(jí)市的平均商品房?jī)r(jià)格并整理了《中國(guó)國(guó)土資源統(tǒng)計(jì)年鑒》中的住宅用地出讓價(jià)格數(shù)據(jù)（2）用于中介效應(yīng)的檢驗(yàn)。表9、表10分別展示了房?jī)r(jià)和住宅用地價(jià)格作為中介變量的回歸結(jié)果。回歸結(jié)果顯示，雖然房?jī)r(jià)不是高鐵開通對(duì)土地財(cái)政發(fā)生作用的中介變量，但是住宅用地價(jià)格能夠較好地解釋這一傳導(dǎo)途徑。這一現(xiàn)象的產(chǎn)生可能要?dú)w因于房?jī)r(jià)決定因素的復(fù)雜性，僅從高鐵開通的角度無(wú)法對(duì)房?jī)r(jià)作出系統(tǒng)解釋。Bootstrap檢驗(yàn)結(jié)果表明，住宅用地價(jià)格在全樣本和欠發(fā)達(dá)城市子樣本中的解釋能力分別為11.4%和6.32%。表10列（1）（4）的回歸系數(shù)的差異同樣證明了假設(shè)i中“高鐵開通對(duì)欠發(fā)達(dá)城市土地財(cái)政影響較弱”這一敘述的合理性。

表9 “房?jī)r(jià)”的中介效應(yīng)分析

表10 “住宅用地成交價(jià)格”的中介效應(yīng)分析

六、穩(wěn)健性檢驗(yàn)

（一）安慰劑檢驗(yàn)

為了檢驗(yàn)上述實(shí)證結(jié)果在多大程度受到遺漏變量的影響，采取安慰劑檢驗(yàn)的方式進(jìn)行驗(yàn)證。我國(guó)第一條高鐵在2008年開通，在樣本的年限跨度（2003～2017）內(nèi)，共有十年（2008～2017）存在高鐵開通。這10年間每年新增開通高鐵城市數(shù)依年份由前到后分別為8、11、26、14、12、16、25、35、15、8，依此進(jìn)行安慰劑檢驗(yàn)。如果原樣本集沒有受到遺漏變量的影響，在新的隨機(jī)樣本回歸中，估計(jì)系數(shù)應(yīng)顯著為0，表明土地財(cái)政的改變確實(shí)是高鐵開通引起的，而不受到其他遺漏變量影響，否則說(shuō)明上述PSM-DID模型存在問題。圖4展示了安慰劑檢驗(yàn)的估計(jì)系數(shù)分布。圖4表明，在隨機(jī)選擇的樣本集中，估計(jì)系數(shù)呈現(xiàn)標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布（均值為0.0014，標(biāo)準(zhǔn)差為0.97）。因此，原樣本的回歸結(jié)果通過(guò)安慰劑檢驗(yàn)。

圖4 安慰劑檢驗(yàn)結(jié)果

（二）改變時(shí)間區(qū)間的穩(wěn)健性檢驗(yàn)

在2003～2017年的時(shí)間區(qū)間內(nèi)，觀測(cè)值的數(shù)量較大。但是鑒于我國(guó)第一條高鐵于2008年開通，為了提高雙重差分方法中的樣本可比性，將時(shí)間區(qū)間限制在2003～2013年，即第一條高鐵開通的前后五年。表11列（a）說(shuō)明，改變時(shí)間區(qū)間的回歸對(duì)結(jié)果的趨勢(shì)并沒有影響，并由此驗(yàn)證了基準(zhǔn)回歸結(jié)果的穩(wěn)健性。

（三）去除省會(huì)的穩(wěn)健性檢驗(yàn)

作為省份的經(jīng)濟(jì)、文化中心，省會(huì)城市通常具有更強(qiáng)的吸引力。為了驗(yàn)證結(jié)果的穩(wěn)健性，在這一部分去除樣本中的所有省會(huì)城市，重復(fù)表6的回歸，并與工具變量基準(zhǔn)回歸結(jié)果進(jìn)行對(duì)比。表11列（b）展示了去除省會(huì)城市的回歸結(jié)果?；貧w系數(shù)顯示，去除省會(huì)城市之后，高鐵開通對(duì)城市土地財(cái)政的影響程度降低。這證明了省會(huì)城市的中心地位。表12展示了基準(zhǔn)回歸結(jié)果的穩(wěn)健性檢驗(yàn)，結(jié)果符合預(yù)期。

表11 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

表12 原始變量的穩(wěn)健性檢驗(yàn)

七、結(jié)論

本文搜集了2003～2017年中國(guó)地級(jí)市土地財(cái)政相關(guān)數(shù)據(jù)，實(shí)證考察了“高鐵開通會(huì)如何影響地級(jí)市的土地財(cái)政行為”這一課題。本文的主要結(jié)論是：高鐵開通總體上會(huì)增加地級(jí)市的土地財(cái)政行為，且這一效應(yīng)存在明顯的城市異質(zhì)性，高鐵開通在欠發(fā)達(dá)城市的增進(jìn)作用較弱。同時(shí)，高鐵開通對(duì)土地財(cái)政行為的影響存在區(qū)位異質(zhì)性。實(shí)證結(jié)果表明，當(dāng)完成高鐵建設(shè)時(shí)，西部城市有更強(qiáng)的激勵(lì)進(jìn)行土地引資。因此高鐵開通在西部會(huì)對(duì)土地財(cái)政產(chǎn)生更為明顯的影響。此外，在承認(rèn)高鐵建設(shè)對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)的拉動(dòng)作用的同時(shí)，也應(yīng)該注意高鐵開通往往會(huì)導(dǎo)致商住用地的進(jìn)一步開發(fā)，并推動(dòng)房?jī)r(jià)增長(zhǎng)。同時(shí)，高鐵開通可能造成地方政府對(duì)土地財(cái)政的過(guò)分依賴，并招致土地金融風(fēng)險(xiǎn)，這一情形在西部可能更為明顯。因此，在建設(shè)高鐵網(wǎng)線的同時(shí)，也應(yīng)當(dāng)注重建設(shè)“高鐵開通、土地財(cái)政、防范風(fēng)險(xiǎn)”的保護(hù)機(jī)制。

注釋

（1）由土地出讓收入即成交價(jià)款代表。

（2）由于年鑒中沒有直接的住宅用地價(jià)格數(shù)據(jù)，采用全市住宅用地成交總額/全市住宅用地成交面積作為代理。