土地財政對城市化發展影響

李明月+林仕婷

摘要： 一、問題的提出與文獻回顧

1988年土地有償使用制度的正式確立和1994年分稅制改革后，土地出讓金和土地相關稅費成為地方政府重要的財政收入來源，成為地方經濟發展和城市建設的“發動機”，很多地方甚至演變為“土地財政”。學者們對土地財政如何促進城市化和經濟增長進行了充分的理論解析：土地財政在經濟增長與城市化進程中扮演了積極角色[1]，我國經濟增長的主要載體是城市化，而城市化的發展需要土地，這就使得政府只能依靠土地財政收入來發展城市化。[2]地方政府不斷實施征地、開發、出讓，從中獲取土地財政收入，形成了土地財政與外延式城市擴張的惡性循環。[3]土地財政提高了地方政府的積極性、增加地方政府財政收入和固定資產投資，對經濟增長具有顯著正向影響作用。[4]學者們也指出了目前發展模式的問題：地方政府在發展經濟的過程中過度依賴土地財政[5]，目前的事實是土地城市化快于人口城市化，土地利用粗放，助推房價非理性快速上漲并積累金融風險，“后土地財政時期”城市化發展會陷入困境。[6]政府作為土地市場壟斷者和經營者，一方面采取壓低征地成本和公共品提供成本的方式，來降低城市化的支出；另一方面獲取個體參與城市化支付的稅收和地租。政府的雙重標準行為在提高城市化水平的同時降低了城市化的質量，也損害了農民的利益。[7]從長期、全局來看，依賴現行土地財政模式無法實現土地財政收入的可持續增長[8]，只有改變財政體制，優化籌資模式，轉變政府職能，才能提高城市化發展質量，從而推動經濟持續增長。[9]

現有文獻大都對土地財政促進地方經濟增長持肯定態度，在研究過程中遵循土地財政——城市化——經濟增長思路，只是將城市化作為一個過渡性工具變量納入研究，較少直接研究土地財政和城市化的關系。現行發展模式降低了城市化的質量[7]，城市化不僅僅是經濟增長的手段，也是社會發展的目標。本文擬直接研究土地財政與城市化的關系，研究成果將有助于推動城市化的健康發展。本文結構安排如下，第二部分厘清土地財政的內涵并分析土地財政產生的原因；第三部分剖析土地財政對城市化發展的作用機理和負面影響；第四部分基于協整理論驗證時間序列上廣東省土地出讓金與城市化水平及城市建成區面積之間的關系；第五部分是研究結論與討論。

二、 土地財政的內涵及產生原因

華 南 理 工 大 學 學 報（社 會 科 學 版）

第3期李明月 等：土地財政對城市化發展影響

（一）土地財政的內涵及構成

狹義的土地財政是指地方政府通過招標、拍賣、掛牌等方式出讓土地獲得土地出讓金，以此作為財政收入的重要來源的方式；廣義的土地財政是指除了土地出金收入之外，還包括地方政府預算內與土地直接或間接相關的稅費收入，前者是制度外收入，后者是制度內收入。本研究理論分析中土地財政內涵還涉及到以土地作為抵押資產、從銀行獲得的融資收入。

制度內土地收入以土地稅費為主，包括三大部分：一是與土地直接相關的稅收，政府在土地流轉過程中征收的相關稅費，主要包括土地增值稅、耕地占用稅、城鎮土地使用稅和契稅，1994年分稅制改革后這些稅種由地稅部門收取，稅費歸屬于地方政府；二是與土地間接相關的稅收，主要是指土地征收及與房地產業、建筑業有關稅收，包括房地產稅、房地產業和建筑業的營業稅、所得稅等。隨著城市化進程不斷推進，這些稅收收入已成為制度內收入的重要來源；三是與土地相關的收費，指在辦理征地、劃撥、使用土地手續或辦理土地登記和變更登記時政府向用地者收取的各種費用，包括耕地開墾費、土地出讓業務費、新增城鎮建設用地有償使用費、征（撥）用地管理費等。[10]

制度外土地收入主要指“招拍掛”土地出讓金收入。土地出讓金即土地使用權出讓價格，是指政府將土地使用權在若干年限內讓與土地使用者，并向使用者一次性收取的土地出讓的全部價款。本質上土地出讓金與稅費性質不同，土地價格是地租的資本化，等于今后若干年土地租金收入的貼現值。分稅制改革后，明確了土地出讓金歸屬地方政府，作為地方政府預算外財政收入。2007年以前，土地出讓金長期以非稅收的形式，脫離于地方政府財政預算管理體制之外，形成了“管理體制外、收支預算外”模式。[10]

（二） 土地財政產生原因

1. 壟斷性土地制度是土地財政形成的制度基礎

土地財政是在當前的土地制度框架下政府壟斷土地一級市場的結果，是政府主導型的土地資本化。[11]中國的土地所有制度是城鄉二元土地制度：一種是國家所有制，一種是農民集體所有制。國家控制和支配二者的土地產權，區別僅在于，國家不對集體所有制控制后果承擔直接的財政責任。[8]土地集體所有制不是基于私有產權的合作契約，而是由國家控制、集體承受控制結果的一種制度安排。[12]地方政府擁有征地的決定權，是土地供應一級市場的壟斷者，農地只有經政府征收轉變為國有土地后才能進入城市土地一級市場。在農地非農流轉過程中，征地成本較低，出讓價格較高，政府從中獲取高額利潤。現有征地制度及土地出讓制度賦予地方政府壟斷城市土地一級市場的權利，這是土地財政形成的制度基礎。

2. 分稅制財政體制改革是土地財政形成的直接原因

1994年全國實行分稅制改革，改革的本來目標是財權上收中央以擴大轉移支付和大型公共支出，事權下放地方以促進經濟建設和社會建設。為達到財權上收目的，中央政府把數額大、易征管的收入均劃入中央收入，中央財政收入占全國財政總收入比重由1993年的2200%增長到2010年達5100%。[9]顯著提高的中央財政收入極大加強了中央政府的宏觀調控能力和對地方政府的財政分配能力。但與此同時，地方政府的財政收入比重明顯下降，不堪事權下放后日益增加的地方公共支出。為減少改革阻力、彌補地方財政缺口，中央把土地出讓收入劃歸地方作為補償。在稅收等預算內收入不足的情況下，通過大量預算外收入（各類收費及土地出讓金等）擴張地方財政收入就成為地方政府的理性選擇甚至是唯一選擇，土地收入占地方財政總收入比例快速增長，從1991年占比僅為580%提高到2010年的4680%。[13]政府財政規模的快速擴張與土地為核心的城市化緊密聯系[9]，分稅制改革后，土地財稅收益化解了地方政府財政資金不足的困境。[13]

3. GDP導向的政績考核體系是土地財政形成的間接原因

在過去很長一段時間，我國政府是比較典型的經濟增長型績效管理。國家致力于經濟發展，建立了以經濟指標為主的政府績效考核體系，以GDP和地方財政收入作為主要指標。在這樣的政績考核體制的激勵下，地方政府表現出較強的“經濟人”行為特征，通過不斷提高GDP和財政收入彰顯業績。地方政府作為城市土地經營者和理性經濟人，在經濟利益的驅動下，通過出讓土地獲得土地出讓收入成為推動經濟發展、改善城市面貌最簡單而又直接有效的手段。城市化水平也成為一個單純的指標，為城市規模的過度擴張提供助力。

4. 城市化進程加速了“土地財政”模式形成

20世紀90年代以來，中國城市化加速發展，城市化水平從1992年的27.46%提高到2010年的近50.00%。[14]各類要素從農村向城市聚集，為實現要素在空間上的良性再配置，政府不得不出讓土地以滿足城市空間規模擴張的需要，進一步促進實物資本和人力資本在城市區域的快速積累。隨著城市的擴張，大量城市基礎設施建設資金也通過獲取土地出讓金得到滿足。而隨著城市化進程的不斷推進，進一步推動土地價格上漲，政府從土地供應中獲得了更高的租金收入，成就了地方政府“土地財政”模式，也相對固化了“土地財政”模式。

三、 土地財政對城市化發展影響的理論分析

（一）土地財政推動城市化進程的作用機理

工業化起步階段，經濟增長是政府首要目標。地方政府通過提供各種稅收優惠政策和相關配套基礎設施，低價出讓工業土地的方式來吸引投資，推動產業發展，促進經濟增長。在資本稀缺、實物資本價格高昂的初始要素限制下，政府通過無償劃撥、協議定價等方式將土地低價甚至是無價作為前期工業投入，保證工業企業邊際產出的提高和利潤的實現，促進地區工業迅速發展。地方政府的財政收入也因工業稅收（營業稅和增值稅等）的增加而快速增長，極大調動了地方政府循此模式發展經濟的積極性。

城市化發展階段，地方政府依靠高額的土地出讓收入和稅收獲取收益，促進土地資本的形成，為經濟發展和城市建設提供資金來源。政府主導下的土地財政擴張，以土地為載體的城市化融資方式，使得政府有動力、有途徑來增加與土地城市化直接關聯的資本密集型的公共資本投資。[9]城市基礎設施建設和公共設施建設不斷完善，為城市化發展提供物質基礎和保障。為推動城市化發展，進行城市基礎設施建設，地方政府投入的巨額資金中，土地財政支出占總建設資金的30%以上，且呈逐年遞增趨勢，預算內支出僅占3%左右。[15]

其次，地方政府依靠對農地征用的行政壟斷權，通過較低的征地成本獲取土地，實現農地轉為城市建設用地，滿足城市化快速發展的用地需求，促進城市的擴張。

此外，隨著土地財政帶動房地產業和建筑業的快速發展，土地和房地產價格不斷上漲，土地資源價值充分顯現，土地被銀行等金融機構視為優質抵押擔保品。政府以各種方式儲備大量土地的同時，通過現有的銀行體系進行抵押貸款，將土地未來收益和增值變現成為貨幣資本，城市的發展和經濟的起飛獲得金融支持，解決經濟發展過程中出現的投資協調和資金流動性問題，加速了城市化發展。

（二）土地財政推動城市化產生的負面影響

政府主導下的土地財政快速擴張必然伴隨著土地價格快速上漲，并進而引發生產要素和房地產價格上揚，阻止勞動力從鄉村向城市、從內地向沿海流動，阻礙人口城市化，第三產業發展受到一定消極影響。政府通過低廉的拿地成本與持續上升的地價之間的差額獲得高額利潤，政府擴大“利差”的沖動進一步加速房價上漲。房地產市場的高額回報吸引了各種投資和投機資本進入，影響實體經濟發展，阻礙產業結構轉變和轉型升級。城市對于人口、產業的擠出效應使城市存在向“產業空心化”發展的趨勢。

其次，地方政府以土地儲備中心、政府性公司和開發公司為載體，與銀行等金融機構合作，將土地抵押融資，獲取融通資金進行城市建設。地方政府的還款能力取決于地方財政收入狀況，尤其是土地出讓金收入。當遇到經濟或國家出臺嚴厲的房地產調控政策、土地市場低迷時，地方政府將面臨沉重的債務壓力。[11]在土地融資時，有相當一部分城市建設資金是以政府信用為擔保取得的，貸款額度往往會超出地方政府財政收入水平，開放性的金融貸款在支持地方經濟發展的同時，也積聚著較大的金融風險。

此外，我國國土資源有限，城市用地規模的快速擴張和城市空間的無序蔓延，導致被征土地農民利益受損，人地矛盾突出。這種以土地過度消耗和農民福利損失為代價、過度依賴土地出讓收入拉動地方經濟增長的土地財政模式，造成嚴重的土地收益分配不公平現象，加劇社會矛盾，難以形成城市化的可持續發展動力。

綜上所述，土地財政快速擴張加速城市化發展進程，但超前土地城市化不能帶來城市人口密度增加的集聚效果，不能降低工業成本、促進服務業的發展和新產業的形成。[9]如果不轉變政府的收支結構和籌資模式，城市化的長遠發展將面臨嚴峻挑戰。

四、 基于協整理論的土地出讓金與城市化發展關系的實證分析

（一）研究方法與數據說明

協整理論是研究變量之間的協整關系，對經濟學中的定量分析具有重要意義。協整分析、誤差修正模型與格蘭杰因果關系檢驗等方法，為研究非平穩變量之間的均衡關系與相互影響提供了可靠的理論依據與計量工具。[16] 協整是指兩個或多個非平穩的單整變量，某個線性組合后構成一個新的平穩序列。如果它們之間是協整的，則存在長期穩定關系。[17]協整分析包括單位根檢驗和協整檢驗，前者檢驗樣本序列的單整階數和平穩性，后者檢驗各序列間的長期均衡關系。

誤差修正模型（ECM）是一種具有特定形式的計量經濟學模型。當變量之間存在協整關系時，可以通過誤差修正模型來分析變量之間的動態非均衡關系，即分析被解釋變量的短期波動變化。格蘭杰因果關系檢驗用于分析經濟變量之間的因果關系及其影響的方向，其檢驗的基本思想是：如果X的變化引起了Y的變化，則X的變化應當發生在Y的變化之前。[18]

《中國國土資源年鑒》表明，歷年土地出讓金收入在土地財政收入（土地出讓金和相關稅費收入之和）中占比較高，2010年更是高達97.90%。本文以廣東省為例，以土地出讓金表征土地財政收入，以城市建成區面積、人口城市化率表征城市化發展水平，不失代表性。通過協整分析、建立誤差修正模型及格蘭杰因果關系檢驗等計量方法，分析二者之間是否存在長期均衡關系、短期波動向長期均衡趨近的調整幅度及“雙向”因果關系。文中所有的計量分析， 均使用了Eviews7.2計量軟件。

因《中國城市統計年鑒2015》暫未公布，最新數據截至2013年。選取1998—2013年廣東省土地出讓金（TC）、城市建成區面積（JS）、人口城市化率（UR）數據，如表1所示。表鑒》）（1993—2013），人口城市化率為非農人口占總人口的比重，通過《廣東統計年鑒》（1993—2013）人口數據整理而得。（二）單位根檢驗

本文對變量進行自然對數變換。對數據取自然對數后能夠消除時間序列中存在的方差，使其趨勢線性化，并且不改變原來的協調關系。分別以LNTC、LNJS、LNUR表示自然對數的土地出讓金、城市建成區面積、人口城市化率，如表2所示。表2變量符號與名稱變量符號變量名稱LNTC土地出讓金取對數LNJS建成區土地面積取對數LNUR人口城市化率取對數

現實經濟中，有些時間序列數據可能是非平穩的序列，若直接進行回歸分析可能導致偽回歸現象。在使用數據進行估計之前，先進行數據的平穩性檢驗。

從圖1可以直觀看出LNJS和LNTC、LNUR和LNTC二者變動方向基本一致，均具有相同的增長趨勢。圖2是變量一階差分的時序圖，經過一階差分，變量△LNJS、 △LNTC、△LNUR的時間序列變得更為平穩。圖1LNJS、 LNTC、LNUR時序圖圖2△LNJS、 △LNTC、△LNUR時序圖

利用ADF檢驗LNJS、LNUR、LNTC及其一階差分序列是否包含單位根，檢驗結果如表3所示。表3變量單位根檢驗結果變量ADF值檢驗類型（C，T，N）5%臨界值是否平穩LNJS-14942（C，T，0）-37597否△LNJS -20065*（0，0，0）-19684是LNUR-14337（0，0，0）-19663否△LNUR -43157*（C，T，1）-39334是LNTC17170（0，0，1）-19684否△LNTC -32350*（0，0，1）-19710是 注： *表示在5%的顯著性水平下顯著，C表示截距項，T表示趨勢項，N表示滯后項數。變量LNJS、LNTC、LNUR原始序列ADF值大于5%臨界值，因此LNJS、LNTC、LNUR序列不平穩。對三個變量進行一階差分得到△LNJS、△LNUR和△LNTC序列。由表3可知，在單位根檢驗中序列LNJS、LNUR和LNTC的一階差分序列△LNJS、△LNUR和△LNTC的ADF統計量均小于5%顯著水平下的臨界值，即拒絕原假設，認為序列△LNJS、△LNUR和△LNTC是平穩的，可對其進行協整檢驗。

（三） 協整檢驗

1. LNJS與LNTC協整檢驗

單位根檢驗表明，序列LNJS和LNTC是一階單整的，他們之間應該存在一個平穩的線性組合。本文采用“Engle-Granger兩步法”檢驗其協整關系，即先建立協整方程，再對協整方程的殘差項進行平穩性檢驗。

（1）建立回歸方程：

LNJS=a0+a1*LNTC+ε

以LNJS為因變量，以LNTC為自變量，采用OLS方法進行估計，結果如表4所示。表4回歸分析結果1變量系數T統計值概率擬合優度F統計量C432101046170000008370716710（0000）LNTC023078465900000

根據上述結果，得到如下估計方程：

LNJS=43210+02307LNTC+ε（1）

R2=08366， DW=19060

回歸方程可能存在序列自相關，本文采用LM方法，檢驗回歸方程（1）是否存在殘差序列自相關（表5）。表5殘差自相關的LM檢驗結果1變量統計值概率F-statistic151220 2596Obs*R-squared3220801998Obs*R-squared=32208，對應的P值大于005，可以認為方程（1）估計所得到的殘差序列不存在自相關。由表4可見，R2為8366%，回歸方程（1）擬合效果較好；F值為716710，其顯著性概率值小于005，拒絕回歸系數為0的原假設，在5%的顯著性水平下，土地出讓金對城市建成區面積的影響系數通過顯著性檢驗，且為正向影響。土地出讓金的增加會促進城市建成區面積的擴張。

（2）對殘差進行平穩性檢驗。若方程的殘差平穩，則稱方程中變量之間是協整的。殘差的ADF檢驗結果如表6所示。表6殘差平穩性檢驗結果1變量ADF值5%臨界值ε-56092-19663

由表6可見，-56092明顯小于5%顯著水平所對應臨界值，殘差項平穩，變量LNJS和LNTC之間存在協整關系。

從回歸方程（1）可得，LNTC的回歸系數為02307，從長期看，土地出讓金每增加一個單位，建成區土地面積會增加02307個單位。

2 LNUR與LNTC協整檢驗

同樣采用“Engle-Granger兩步法”，檢驗LNUR與LNTC變量的協整關系。

（1）建立回歸方程：

LNUR=a0+a1LNTC+ε

以LNUR為因變量，以LNTC為自變量，采用OLS方法進行估計，結果如表7所示。表7回歸分析結果2變量系數T統計值概率擬合優度F統計量C-23025-1027760000007265371790（0000）LNTC0090160974900000

根據上述結果，得到如下估計方程：

LNUR=-23025+00901LNTC+ε（2）

R2=07265， DW=11753

采用LM方法，檢驗回歸方程（2）是否存在序列自相關（表8）。表8殘差自相關檢驗結果2變量統計值概率F-statistic140200 2837Obs*R-squared303050 2198Obs*R-squared=3 0305，對應的P值大于005，因此，可以認為方程（2）估計所得到的殘差序列不存在自相關。由表7可見，R2為7265%，回歸方程（2）擬合效果較好；F值為371790，其顯著性概率值小于005，拒絕總體回歸系數為0的原假設。在5%的顯著性水平下，土地出讓金對人口城市化率的影響系數通過顯著性檢驗，且為正向影響，說明土地出讓金的增加會促進人口城市化率的增加。

（2）對殘差進行平穩性檢驗。若方程的殘差平穩，則稱方程中變量之間是協整的。殘差的ADF檢驗結果如表9所示。表9殘差平穩性檢驗結果2變量ADF值5%臨界值ε-24576-19684

由表9可見，-24576明顯小于5%顯著水平所對應的臨界值，殘差項平穩，變量之間存在協整關系。

從回歸方程（2）可以看出，LNTC的回歸系數為00901，表明從長期上看，土地出讓金每增加一個單位，人口城市化率會增加0 0901個單位。

（三）誤差修正模型

盡管兩個經濟變量之間存在著長期均衡關系，但短期內這種穩定關系也有可能會失衡。借助誤差修正模型，一個時期的失衡可以在下一個時期得到修正，真實刻畫變量之間的短期波動及調整機制。

1.LNJS與LNTC誤差修正模型

上面的分析表明LNJS和LNTC之前存在長期均衡關系，為研究兩者之間的短期關系，建立誤差修正模型，利用Eviews72進行模型估計，整理得到回歸方程如下：

ΔLNJSt=00702+00489ΔLNTCt-04377ecmt-1（3）

在誤差修正模型（3）中，建成區土地面積短期變動分為兩項：一部分是土地出讓金的短期波動的影響，影響系數是00489，對應的t 統計值是20389，在10%的置信水平下顯著，說明土地出讓金對建成區土地面積的短期影響顯著；另一部分是偏離長期均衡的影響，誤差修正項的系數為-04377， 符合反向修正機制，誤差修正項的回歸系數的t 統計量是-33571，在10%的置信水平下顯著，反映了建成區土地面積長期均衡關系的調整力度，其絕對值越大，則在非均衡狀態調整到均衡狀態的速度就越快。

圖3給出的是△LNJS的實際值、擬合值與殘差序列，可以看出模型構建效果良好。圖3△LNJS的模型擬合結果圖

2 LNUR與LNTC誤差修正模型

建立LNUR和LNTC的誤差修正模型，因此可以得到回歸方程如下：

ΔLNURt=00167+00343ΔLNTCt-04243ecmt-1（4）

在誤差修正模型（4）中，人口城市化率短期變動分為兩項：一部分是土地出讓金的短期波動的影響，影響系數是00343，但是對應的t 統計值為15292，在10%的置信水平下不顯著，說明土地出讓金對人口城市化率的短期影響不顯著；另一部分是偏離長期均衡的影響，誤差修正項的系數為-04243，符合反向修正機制，誤差修正項的回歸系數t 統計量是-18417，在10%的置信水平下顯著，反映了人口城市化率長期均衡關系的調整力度，其絕對值越大，則在非均衡狀態調整到均衡狀態的速度就越快。

圖4是△LNUR的實際值、擬合值與殘差序列，可以看出模型構建效果良好。圖4△LNUR的模型擬合結果圖

（四）格蘭杰因果關系檢驗

協整檢驗結果證明了城市建成區面積、人口城市化率與土地出讓金之間均存在長期穩定的均衡關系。但這種長期均衡關系究竟是誰引起的結果，變量之間是否構成因果關系，還需要進一步對LNJS與LNTC、LNUR與LNTC進行格蘭杰因果檢驗。

關于滯后階數的選擇問題，根據VAR建立方程中的AIC、SC最小準則確定。經過計算，發現當滯后階數為2時，AIC，SC最小，因此選擇滯后階數為2，檢驗結果如表10所示。

結果表明：在5%的顯著性水平下，檢驗結果接受LNTC不是LNJS格蘭杰原因的原假設，拒絕LNJS不是LNTC格蘭杰原因的原假設。也就說明，從長期來看，LNJS的變化，會引起LNTC的變化，兩者存在單向的因果關系；在5%的顯著性水平下，檢驗結果拒絕LNTC是LNUR格蘭杰原因的原假設，接受LNUR不是LNTC格蘭杰原因的原假設。也就說明，從長期來看，LNTC的變化，會引起LNUR的變化，兩者存在單向的因果關系。表10格蘭杰檢驗結果原始假設F統計值概率對原假設的判斷LNTC不是LNJS的格蘭杰原因1268303272接受原假設LNJS不是LNTC的格蘭杰原因9425100062在5%的水平上拒絕原假設LNTC不是LNUR的格蘭杰原因23385700010在5%的水平上拒絕原假設LNUR不是LNTC的格蘭杰原因0514106874接受原假設

五、 主要結論與政策建議

（一）主要結論

本文通過計量分析，得到以下結論：

（1）協整分析結果顯示，廣東省土地出讓金與城市建成區土地面積、人口城市化率之間均存在協整關系，即長期動態均衡關系。土地出讓金每增加1%，建成區土地面積會增加023%，人口城市化率會增加0 09%，即土地出讓金對對建成區土地面積的長期彈性為023，人口城市化率的長期彈性為009。從短期誤差修正模型來看，土地出讓金對建成區土地面積和人口城市化率的短期彈性分別為00489、00343，土地出讓金與建成區土地面積和人口城市化率之間具有動態調整機制。

（2）誤差修正系數（-04377、-04243）均為負，調整方向符合誤差修正機制，反映了城市建成區面積和人口城市化率偏離長期均衡關系的調整力度。從誤差修正模型的實際值、擬合值與殘差序列，可以看出兩個模型的擬合效果都比較理想。

（3）回歸分析結果表明，土地出讓金對城市建成區土地面積、人口城市化率的影響系數均通過顯著性檢驗，且都為正向影響，土地出讓金的增加促進建成區土地面積的增加和人口城市化率的提高。

（4）格蘭杰因果檢驗結果進一步證明，土地出讓金是人口城市率提高的格蘭杰原因，城市建成區土地面積是土地出讓金增加的格蘭杰原因，都不存在相互反饋的作用機制。在95%的概率水平下，城市建成區面積是土地出讓金的格蘭杰原因，即城市建成區土地面積擴張能夠引起土地出讓金的增加，土地城市化水平的提高有助于土地財政收入的增加；在95%的概率水平下，土地出讓金是人口城市化率的格蘭杰原因，可以認為土地出讓金的增加能夠促進人口城市化率的提高，土地財政能夠在一定程度上推動城市化進程。

（二） 政策建議

一是轉變政府目標，重塑政府行為。在以GDP增長導向的政績考核體制的激勵下，政府“經營城市”的行為導致過度擴大城市和開發區的用地規模，政府主導下的土地資本化形式造成了土地城市化泡沫，不利于城市化的長期發展。政府應該從根本上改變目標設定與行為選擇，減少對城市化和經濟增長的干預和主導，改革以GDP為主要的政績考核機制，“加大資源消耗、環境損害、生態效益、產能過剩、科技創新、安全生產、新增債務等指標的權重”，弱化GDP指標，強化民生、環保、公共服務等指標[19]，推動政府從“經濟增長型”向“服務型”轉變。[20]

二是轉型經濟發展模式。中國目前仍處于趕超型經濟發展階段，政府在經濟和社會發展中的介入和影響程度較深。通過政府干預下的經濟動員、市場增進和結構轉變，大量資源被驅動、集中和控制使用于工業化和城市化目的，使得中國經濟獲得了非常規的加速效應。[8] 政府長期依靠土地吸引投資，維持建設景氣和經濟繁榮。應轉變這種以投資為主的經濟發展模式，擺脫地方政府對土地財政的依賴，推動產業經濟轉型升級，培育新的經濟增長點，提升城市的集聚效應，拉動地方經濟增長，增強城市發展活力。

三是深化分稅制財政體制改革。地方政府實行“土地財政”的直接原因是分稅制改革不徹底，地方政府的財權和事權劃分不合理。必須重構中央和地方的稅收和財政關系，重點解決財權和事權不匹配問題。明確劃分中央與地方政府的事權，調整中央與地方政府的稅收來源和財政支出結構，減輕地方政府預算內的財政壓力。重新劃分中央和地方的稅種歸屬，建立以財產稅為主體稅種的地方稅收體系，確保地方政府獲得穩定、可持續的財政收入，緩解地方財政收入壓力。

四是建立城鄉統一土地市場。2013年11月中共第十八屆三中全會《關于全面深化改革若干重大問題的決定》，（以下簡稱《決定》）明確了“集體土地實行與國有土地同等入市，同權同價”，提出“建設城鄉統一的建設用地市場”。應加快解決集體土地所有權殘缺問題，推進集體經營性建設用地使用權依法流轉，打破地方政府一級土地市場的壟斷地位，消除政府對土地財政的依賴。

參考文獻：

[1]夏方舟， 李洋宇， 嚴金明 產業結構視角下土地財政對經濟增長的作用機制——基于城市動態面板數據的系統GMM分析 [J] 經濟地理， 2014（12） ： 85-92

[2]韓本毅. 城市化與地方政府土地財政關系分析 [J] . 城市發展研究， 2010（5） ： 12-17.

[3]唐鵬， 周來友， 石曉平. 地方政府對土地財政依賴的影響因素研究 [J] . 資源科學， 2014（7） ： 4137-1381.

[4]杜雪君， 黃忠華， 吳次芳. 中國土地財政與經濟增長——基于省際面板數據得分析 [J] . 財貿經貿， 2009 （1） ：60-64.

[5]辛波， 于淑俐. 對土地財政與地方經濟增長相關性的探討 [J]. 農村經濟， 2010（3）：13-16.

[6]王玉波. 土地財政對城市化的正負效應 [J]. 同濟大學學報（社會科學版）， 2013（8） ： 56-62.

[7]陳義國， 孫飛. 地方政府推動城市化發展的理論分析 [J] . 貴州社會科學， 2014（3） ： 90-93.

[8]楊志安， 郭矜. 中國現行土地財政模式的成因、績效與轉型對策 [J] . 社會科學輯刊， 2013（6） ： 121-125.

[9]中國經濟增長前沿課題組. 城市化、財政擴張與經濟增長 [J] . 經濟研究， 2011 （11） ： 4-20.

[10]葛揚， 錢晨. “土地財政”對經濟增長的推動作用與轉型 [J] . 社會科學研究， 2014（1） ： 28-34.

[11]葉紅. 土地財政對城市化的影響分析-基于1999年-2009年的省級面板數據研究 [D] . 上海： 復旦大學經濟學院， 2013.

[12]李國英， 劉旺洪. 論轉型社會中的中國農村集體土地權利制度變革 [J] . 法律科學（西北政法學院學報）， 2007（4） ： 86-94.

[13]王玉波. 土地財政推動經濟與城市化作用機理及實證研究 [J] . 南京農業大學學報（社會科學版）， 2013（3） ： 70-77.

[14]李輝. 中國城市化37年路線圖—已達世界城市化平均水平.[EB/OL].（2015-12-30） [2017-01-3]. http：//news.sohu.com/20151230/n433027746.shtml.

[15]周璐. 我國城市化發展與政府土地財政關系分析 [J] . 中國管理信息化， 2014（13） ： 81-82.

[16]陶韶菁，白爭輝. 基于協整理論的高等教育與區域經濟協調發展研究 [J] . 華南理工大學學報（社會科學版）， 2016（4） ： 126-132.

[17]綦建紅， 鞠磊. 環境管制與外資區位分布的實證分析——基于中國1985—2004年數據的協整分析與格蘭杰因果檢驗 [J] . 財貿研究， 2007（3） ： 10-15.

[18]趙愛文， 李東. 中國碳排放與經濟增長的協整與因果關系分析 [J] . 長江流域資源與環境， 2011（11） ： 1297-1303.

[19]李慧. 關于土地財政對地方經濟增長影響的研究—以遼寧省為例 [J] . 遼寧大學學報（哲學社會科學版）， 2014（11） ： 100-107.

[20]鄭方輝， 畢紫薇. 第三方績效評價與服務型政府建設 [J] . 華南理工大學學報（社會科學版）， 2009（4） ： 133-138.