土地財政與城市公共產品供給

鄭洋

摘要：隨著我國財政分權與政治集權的結合，土地財政成為地方政府的重要收入來源，同時政府是城市公共產品的主要供給者，因此土地財政對城市公共產品的供給有著重要的影響。本文以我國東西部城市比較為重點，對土地財政和城市公共產品供給之間的關系提出四點理論假說：第一，土地出讓面積的增加會提高城市經濟性公共產品供給的數量；第二，土地出讓面積的增加會降低城市非經濟性公共產品供給的數量；第三，西部地區土地出讓面積對城市經濟性公共產品供給的正效應強于東部地區；第四，西部地區土地出讓面積對城市非經濟性公共產品供給的負效應強于東部地區。進而對市級面板數據進行經驗檢驗，結果可以較好地支持理論假說。在此基礎上，對我國城市經濟性和非經濟性公共產品的供給及土地出讓收入的使用等方面給出政策建議。

關鍵詞：土地出讓面積；經濟性公共產品；非經濟性公共產品；面板數據

一、引言

改革開放三十多年來，我國經濟保持高速增長，20世紀90年代以來，我國不斷加快的經濟增長和城市化進程帶動了“人口城市化”的加速，人口城市化的過程伴隨著城市空間的迅速擴張，土地需求日益增大，土地財政發揮著越來越重要的作用。土地財政是指地方政府的財政支出日益依賴于通過出讓土地使用權獲得的各種收入，這是由財政分權和政治集權相結合的“中國式分權”的產物。分稅制改革以來，土地出讓所得已經成為地方政府的一個重要收入來源。2012年全國出讓國有建設用地面積3228萬公頃，出讓合同價款269萬億元。其中，招標、拍賣、掛牌出讓土地面積2930萬公頃，占出讓總面積的908%；出讓合同價款255萬億元，占出讓合同總價款的948%。1土地財政收入占地方財政收入的42%，2這一比重在某些地區甚至更高，因此土地財政又被稱為“第二財政”。

當前，城市公共產品的質量和數量已成為衡量一個城市甚至一個國家文明與進步程度的標志。我國在改革開放以來，地方政府對不同的公共產品提供有不同的興趣。公共產品可以分為經濟性和非經濟性兩類，前者以通信、道路、電力、能源等基礎設施為主；后者以教育、醫療和社會保障等公共服務為主。與基礎設施的迅猛發展相比，我國地方政府在教育、醫療等非經濟性公共服務方面表現卻很糟糕，中國的教育財政支出長期低于GDP比重的4%，同樣的情況也出現在醫療衛生等領域。

本文計劃運用 《中國國土資源年鑒》以及2000—2011年中國城市年鑒中的市級數據，系統考察土地財政與城市公共產品供給之間的關系，從而在現有研究的基礎上說明以下問題：第一，土地出讓規模是否以及在多大程度上影響了城市經濟性公共產品的供給？第二，土地出讓規模是否以及在多大程度上影響了城市非經濟性公共產品的供給？第三，這種影響在我國東部和中西部地區是否存在差異？下文的安排如下：第二部分提出理論假說，第三部分對數據及變量的說明、統計描述和計量模型的選擇，第四部分計量檢驗，第五部分結論和政策建議。

二、理論假設

本文將城市公共產品分為經濟性和非經濟性兩種，從這兩個方面分別提出假設。

經濟性公共產品以道路、電力、能源、通信等基礎設施為代表，能在短期內促進經濟增長。在“中國式分權”的背景下，財政收入集權造成了地方政府財力短缺，欠完善的轉移支付制度使得土地財政成為了地方政府的重要融資來源。但是，土地財政在放松了地方政府的財政收入約束的同時提高了經濟性公共產品的邊際收益和非經濟性公共產品的機會成本，所以地方政府會更加偏好于增加經濟性公共產品的投入，使得城市經濟性公共產品供給得以增加，由此得到如下假設：

假設1：土地出讓面積的增加會提高城市經濟性公共產品供給的數量。

假設2：土地出讓面積的增加會降低城市非經濟性公共產品供給的數量。

假設3：西部地區土地出讓面積對城市經濟性公共產品供給的正效應強于東部地區。

假設4：西部地區土地出讓面積對城市非經濟性公共產品供給的負效應強于東部地區。

三、數據來源、變量說明與計量模型選擇

（一）數據來源

本文實證研究的數據使用的是1999年——2010年全國286個地級市的面板數據。其中，土地出讓面積數據來源于2000年—2011年的《中國國土資源年鑒》，其余社會經濟數據來源于2000年—2011年個起的中國城市年鑒。由于部分年份中有些城市數據缺失，因此回歸中由軟件stata12對樣本進行了少量自動刪減。

（二）變量選擇

本文研究的被解釋變量是城市公共產品供給，我們選擇了道路和通信指標來衡量經濟性公共產品供給，用年末實有鋪裝道路面積和本地電話用戶數量作為具體被解釋變量；用教育和醫療來衡量非經濟性公共產品供給，用每萬人教師數和每萬人醫生數作為具體被解釋變量。

根據假設，解釋變量主要包括：（1）土地出讓面積；（2）滯后一期的土地出讓面積；（3）預算內財政自主權；（4）人均GDP。

另外，本文的控制變量主要包括：（1）地區競爭，資本的競爭可能會降低政府對公共產品的供給，因此加入了外商實際投資額以及固定資產投資總額來度量這種區域競爭，其中外商實際投資額按當年的平均匯率折合為人民幣；（2）人口密度；（3）非農產業比重。

（三）計量模型的選擇與說明

本文具體模型設計如下：

Yit=β0+β1lnlandit+β2lnlandit-1+β3FDit+β4lnpcgdp+β5χit+μi+λt+εit

其中：i和t分別表示第i個地級市和第t年。

Yit為被解釋變量，該變量反映的是i地級市t年的經濟性公共產品或非經濟性公共產品的供給水平。

lnlandit反映的是土地出讓面積的對數，lnlandit-1為滯后一期的土地出讓面積的對數。FDit為預算內財政自主權，即一般預算收入/一般預算支出。lnpcgdp表示人均GDP對數。χit為控制變量組合。μi表示城市的不可觀測且不隨時間變化的特征，λt表示時間虛擬變量，εit是誤差項。

四、計量檢驗與實證結果

（一）描述性統計

表1是對相關變量的描述性統計，我們可以發現，市級政府自身的財政收入僅滿足其支出的53%，這就說明轉移支付成為了省以下政府財政支出的重要支柱，西部大開發和中央政府偏向于西部地區的轉移支付使得西部地區的預算內財政自主權遠低于東部地區；東部地區的其余各項指標也高于西部地區。

表1 相關變量描述統計

變量

全樣本東部地區西部地區

觀測值均值標準差

觀測值均值標準差

觀測值均值標準差

年末實有鋪裝道路面積對數331963141014120267871048211760440890

本地電話用戶數量343289515121214142622206117576028

每萬人教師數10979813926722208465828694

每萬人醫生數343286727267941212905162243122201558410462

土地出讓面積對數3432164621131512121807112576216050611374

滯后一期土地出讓面積對數335754461477119761411400216050621374

預算內財政自主權335654471477119661421400222004600390

人均GDP對數343205320354121206650221211891930735

外商實際投資額對數3325942808341207983908391980100651822

固定資產投資總額對數318710869200112071218915272119140021185

人口密度對數33261429212581207148021222212054780915

非農產業比重33275725088512076158062922207688419637

34328007712128592710728

17570

（二）實證檢驗

表2—表5報告了回歸方程固定效應回歸的實證結果。其中，表2和表3是以經濟性公共產品為被解釋變量的結果，表4和表5是以非經濟性公共產品為被解釋變量的結果。同時，在表中還列出了東部地區和西部地區的估計結果。從估計結果看可以得到以下結論：

第一，在控制了其他變量之后，土地出讓面積顯著提高了經濟性公共產品的供給，顯著降低了非經濟性公共產品的供給，假設1和假設2得到了驗證。這說明了經濟性公共產品的供給符合地方政府的利益需求，土地出讓帶來的財政收入放松了地方政府的預算約束，更多的財政收入被投入到經濟性公共產品的建設中，非經濟性公共產品的發展反而被抑制了。

表2 土地出讓面積與道路基礎設施供給

年末實有鋪裝道路面積對數

解釋變量全樣本東部地區西部地區

土地出讓面積對數0028*** （0008）0003（0013）0036***（0010）

滯后一期土地出讓面積對數-0004 （0006）-0013（0010）-0001（0008）

預算內財政自主權 -0035 （0020）-0228*（0101）-0038（0021）

人均GDP對數0215***（0034）0107*（0053）0282***（0046）

外商實際投資額對數-0012（0008）0025（0018）-0014（0009）

固定資產投資總額對數0240***（0020）0325***（0033）0178***（0026）

人口密度對數-0029（0038）-0032（0041）0102（0091）

非農產業比重-0000（0002）0001（0002）-0000（0003）

常數項1093***（0238）0921**（0331）0438（0500）

觀測值307211751897

組283101182

回歸方法FEFEFE

注：（1）FE表示固定效應回歸；（2）括號內為標準差；（3）*、**、*** 為在p<005、p<001、p<0001的顯著水平上顯著。

表3 土地出讓面積與通訊基礎設施供給

本地電話用戶數量

解釋變量全樣本東部地區西部地區

土地出讓面積對數3084**（0996）2023（2167）4035***（0872）

滯后一期土地出讓面積對數0609（0764）0311（1637）1076（0672）

預算內財政自主權-0682（2546）-13237（16229）-4074*（1854）

人均GDP對數16295***（4273）34143***（8398）-3000（4052）

外商實際投資額對數-1207（0956）5457（2818） 0583（0767）

固定資產投資總額對數15894***（2438）19729***（5233）12913***（2258）

人口密度對數702（4721）10464（6608）12836（8065）

非農產業比重-0966***（0232）-1586***（0386）-0275（0258）

解釋變量全樣本東部地區西部地區

常數項-253733***（29862）-484581***（53132）-167089***（44357）

觀測值308511801905

組284101183

回歸方法FEFEFE

注：（1）FE表示固定效應回歸；（2）括號內為標準差；（3）*、**、*** 為在p<005、p<001、p<0001的顯著水平上顯著。

表4 土地出讓面積與教育供給

每萬人教師數

解釋變量全樣本東部地區西部地區

土地出讓面積對數-0903***（0230）-1034*（0405）-0479（0266）

滯后一期土地出讓面積對數-0123（0177）0249（0306）-0242（0205）

預算內財政自主權0112（0589）-0168（3035）-0141（0566）

人均GDP對數12328***（0988）23906***（1571）2812*（1237）

外商實際投資額對數-0223（0221）-0061（0527）0093（0234）

固定資產投資總額對數-4064***（0564）-9176***（0979）-0409（0690）

人口密度對數3663***（1092）-0639（1236）19937***（2462）

非農產業比重0107*（0054）0095（0072）-0031（0079）

常數項8902（6908）-7017（9938）

-37715**（13543）

觀測值308511801905

組284101183

回歸方法FEFEFE

注：（1）FE表示固定效應回歸；（2）括號內為標準差；（3）*、**、*** 為在p<005、p<001、p<0001的顯著水平上顯著。

表5 土地出讓面積與醫療供給

每萬人醫生數

解釋變量全樣本東部地區西部地區

土地出讓面積對數-1041***（0210）-1413***（0385）-0830***（0248）

滯后一期土地出讓面積對數0744***（0161）0371（0291）0965***（0192）

預算內財政自主權0811（0537）5853*（2883）0483（0528）

人均GDP對數3049***（0902）2949*（1492）2252（1155）

外商實際投資額對數0249（0202）0241（0501）0354（0219）

固定資產投資總額對數-1113*（0515）0310（0930）-1733**（0643）

人口密度對數0071（0996）0254（1174）0183（2298）

非農產業比重0031（0049）-0030（0069）0130（0073）

常數項-0367（6302）-14859（9440）

3868（12637）

觀測值308511801905

組284101183

回歸方法FEFEFE

注：（1）FE表示固定效應回歸；（2）括號內為標準差；（3）*、**、*** 為在p<005、p<001、p<0001的顯著水平上顯著。

第二，就東部地區和西部地區的比較而言，在控制了其他變量以后，西部地區土地出讓面積對城市經濟性公共產品供給的正效應強于東部地區，假設3得到驗證。這說明相較于經濟發達的東部地區，經濟落后的西部地區地方政府有更強的意愿發展經濟，他們愿意將更多的出讓土地所得投入到經濟性公共產品的提供中。

然而，在控制了其他變量以后，東部地區土地出讓面積對城市非經濟性公共產品供給的負效應強于西部地區，這與我們的假設4是相反的。這可能是由于我國國策的影響，西部大開發政策使得中央財政對西部地區的轉移支付力度較大，這從描述性統計中可以看出，西部地區的預算內財政自主權遠低于東部地區。同時，西部大開發政策中有針對于西部地區醫療、教育等方面的發展的支持政策，這就使得西部地區地方政府在發展非經濟性公共產品時有更多的中央財政補貼，因此西部地區土地出讓面積帶給城市非經濟性公共產品供給的負效應要弱于東部地區。

五、政策建議

隨著預算內財政收入集權的深入，土地轉讓收入占政府財政收入的比重越來越大，地方政府既是公共產品的供給者，又壟斷了一級土地交易市場，這就造成了公共產品供給結構的扭曲，政府會將更多的土地出讓收入投入到經濟性公共產品的供給上，同時明顯減少了非經濟性公共產品的供給，利用我國1999年——2010年286個地級市的面板數據的實證研究證明了這一點。由此，我們可以得出以下建議：

第一，改革戶籍制度，使Tiebout機制得以實現。

“用腳投票”的Tiebout機制可以保證地方政府公共產品的供給滿足居民需求，然而，這一機制在我國尚未發揮其應有的約束力。這是因為我國的各項公共服務是與居民的戶籍所在地掛鉤的，那么依賴通過居民遷徙實現的“用腳投票”機制就難以實施。因此，改革戶籍制度對促使地方政府優化公共產品的供給結構有重要意義。

第二，改革土地市場，使土地增值收益使用規范化。

改革土地市場，首先需要改變地方政府在一級土地轉讓市場上的壟斷地位，建立農用地轉為非農用地過程中農民與政府、開發商的直接聯系，減少地方政府從土地征用過程中獲取差價的機會。與此同時，由于土地增值大部分是來自于基礎設施建設的外溢性，所以地方政府可以收取一定的土地增值稅以彌補財政收入不足。

參考文獻：

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