土地財政阻滯市場化改革的進程了嗎？
——來自中國省級層面的經驗證據

盧新波，張經緯

(浙江財經大學經濟學院，浙江　杭州　310018)

一、引　言

始于本屆政府的大規模改革有以下幾個重要特征：一是具有“重新啟動”中國改革進程的意蘊，這意味著過去十多年的改革其實處于停滯甚至部分倒退的狀態；二是具有十分明顯的自上而下的頂層設計特征，這又意味著一度行之有效的中國改革由地方創新帶來的自下而上的經驗反饋特點消失了；三是這場改革恰又伴隨著經濟新常態的特點，呈現出異常的復雜性，這說明了原有發展方式的不可持續性。進一步的觀察不難發現，市場化改革的停滯并未帶來經濟的衰退，但是在各級政府對土地財政的高度依賴以及由此直接或間接帶來的投資驅動下，本世紀初的十年恰恰是中國經濟增速最快的十年。由此，是否是因為土地財政的興起阻滯了中國市場化改革的推進？這是本文試圖回答的問題。市場化改革的停滯雖然越來越成為政府和學者們關注的焦點，但對其成因以及機理的實證研究仍然十分欠缺。與此相反，國外有關改革停滯的研究已取得豐碩的成果。歸納起來，主要有以下幾種解釋：

利益集團視角的解釋。少數人擁有政策制定的支配權，這些人能夠從既有政策中獲得諸如特權、壟斷租金以及社會地位等巨額利益，若改變現有政策會損害該利益集團的既得利益，那么這些人會強烈地反對新政策的出臺，其他利益集團由于無力化解集體行動中的一些問題而使得其對政策的影響力有限，所以改革的推進無法實現[1][2]；個人收益不確定導致公眾不支持改革[3][4]，雖然所有人都知道改革是對社會最優的，但他們不知道改革后個人利益是增大還是減少，這導致他們反對改革；無法就改革成本達成一致導致的改革停滯，由于改革具有公共物品屬性，任何個人或集團都可受益，與此同時卻希望他人負擔改革的成本，從而陷入集體行動的困境，導致改革無人推動[5][6]。

改革知識約束視角的探究。政策制定者不知道改革的必要性或者缺乏改革的知識和技能，從而改革被拖延或停滯。當政策弊端被當時的經濟發展與社會穩定所掩蓋時，政策制定者并不能洞察哪些政策需要改變，或者雖然政策弊端已經顯現，但政策制定者不能提出改進方案。這種拖延或停滯顯然不是利益集團之間的相互博弈所導致的，沒有采取行動只是由于政策制定者不知道應該改革或者應該怎樣改革[7]。

資源詛咒角度的分析。當現有的政策阻礙了經濟增長或激化了社會矛盾，從而影響到社會的和諧穩定，政府就會出于維護社會穩定和諧的目的而不得不進行改革。然而，一旦政府擁有了不需改革就能夠向公眾提供足夠公共物品的其他方式時，改革就可能不會成為政府所采取的必要行動了。譬如，一些學者以此解釋資源豐裕的國家何以導致政治改革或經濟改革的停滯，即“資源詛咒”模式。如Wantchekon通過對141個國家1950至1990年期間的經濟數據實證研究發現，自然資源豐富程度(自然資源豐富程度在GDP中的占比)每提高一個單位，該國實施專制程度的可能性就會隨之提高八個百分點，并且這些自然資源豐富的國家傾向于拒絕向民主政體轉型或轉型的速度非常緩慢[8]。類似的，Caselliand Michaels和Chenetal的研究都表明巨額的自然資源收入在為當地提供充裕公共物品的同時，也掩蓋了地方官員的經濟違法活動，并且降低了地方政府政治候選人的質量，引致了政治資源詛咒的產生(官僚主義盛行)，使得政治改革被阻礙[9][10]。因此，國外很多學者都認為通過自然資源所獲得的巨額收入使得政府能夠為公眾提供必要的公共物品(例如提供便利的基礎設施、極低的稅率和完善的社會保障等)，這使得公眾滿足于現狀，所以不對政府施加改革的壓力，從而使得改革處于停滯的狀態[11][12]。

國內為數不多的文獻中對市場化改革停滯原因的解釋主要是從利益集團的視角來探析。盧新波和黃滕曾運用“消耗戰”模型對中國改革問題進行數值模擬，指出利益集團增多是導致中國改革拖延的重要原因[13]。鄭永年認為由于龐大的既得利益集團的阻礙，各方面的改革無論是經濟改革還是社會改革，始終沒有找到突破口，使得最近十年中國的改革陷入困局。更多的學者主要是在公開媒體上就改革停滯的問題進行討論[14]。許小年闡述政治改革滯后于經濟改革是導致經濟改革掣肘的主要原因。吳敬璉曾發聲，那些在改革開放初期獲益的壟斷企業和政府部門成為既得利益者，他們會強烈反對任何有損他們既得利益的進一步改革。[15]

至于土地財政是否與市場化改革停滯有關，國內外尚無人論及。相反，現有文獻倒是證明了土地財政與經濟增長之間的正向關系。不難注意到，我國改革進程緩慢表現得比較突出時期恰是土地財政大行其道之時。這一時期的一個重要事實是：土地已逐漸成為各級政府推動當地經濟高速增長的重要手段[16][17][18]。國內不少學者通過實地調研發現，上世紀九十年代以來，土地是促進我國經濟增長的重要原因，還有部分學者通過省級和市級層面的經濟數據實證研究得到土地財政與經濟增長的正向關系，即土地財政調動了地方政府創收的積極性、增加了地方政府財政預算外收入和固定資產投資，進而對地方經濟增長起到了重要推動作用[17][19][20]。

但在此之前，市場化改革曾經卻是是經濟增長的主要動力與手段，市場化改革和經濟增長的顯著正向關系也被國內外不少學者所檢驗[21][22][23][24][25][26]。其中，劉偉發現中國的市場化改革通過提高資本生產效率而促進經濟增長，且通過制度的變化而不需要大量的資本投入就能夠實現經濟快速增長[23]。Chow也發現我國的全要素生產率(TFP)在1952年到1978年之間保持不變，但到1978年以后，全要素生產率以每年約2.7%的速度增長[21]。王文舉和范合君對市場化改革和經濟增長的關系通過省級層面進行檢驗，研究發現中國的市場化改革對經濟增長存在顯著的正向影響，其對經濟增長的貢獻率達到14.22%[24]。類似的，樊綱和王小魯等對1997～2007年期間中國市場化進程做了定量考察，研究結果表明市場化改革對中國經濟增長的年均貢獻率達到1.45%之多[25]。故土地財政的興起，其實質是使得經濟增長的動力(角色)悄然發生了轉換，即由市場化改革轉向了土地財政。

至此可以發現，國外資源詛咒假說雖然原是針對自然資源稟賦而言，但其方法對理解中國增長動力轉換從而改革停滯頗具啟發。本文正是在此啟發下，試圖梳理改革停滯與土地財政的關系來求證是否存在另一種類型的“資源詛咒”。接下來，文章采用1999～2014年省際面板數據，將土地財政和市場化改革納入同一體系，就土地財政對市場化改革的影響機制進行分析。在計量方法上，本文選擇不同的識別方法和控制其他潛在影響市場化改革因素的多種形式的穩健性檢驗，克服以往的研究缺陷，借以證實土地財政的興起對市場化改革進程的影響是不可忽視的，更為精細地考察土地財政與市場化改革之間的復雜影響作用，為市場化改革的深化和推進提供啟發性的新思路。

二、理論分析與模型

首先，本文提煉出一個關于中國漸進式改革的推進機制的假說。然后，再利用這個假說探究土地財政導致市場化改革停滯的內在邏輯。

(一)中國漸進式改革的推進機制假說

正如已有研究所表明的，中國的改革是在中央政府主導下進行的，即使是民間或地方已進行的行之有效的改革創新也要經由中央政府的認可才能得以推廣，至少從形式上政府決定了改革啟動的時間、內容和推進方式等等。因此，理解政府或者改革決策者的動機與行為原則，顯然是理解中國改革推進機制的關鍵。

政府推進改革的動力與其自身目標有關，正如周冰和鐘玉文所言，我國政府是一個具有自身目標效用函數且擁有相對集中及強大權力的政策制定者，并非利益集團集體行動的輸出工具，其核心目標則是維護社會的穩定、和諧與發展[27]。而實現此目標的唯一途徑是為民眾提供有效的公共服務，“滿足人民群眾日益增長的物質文化需求”。而保證提供不斷增長的公共服務的物質基礎是國民經濟的持續增長和以此為基礎的財政收入的持續增加。這也是人們常說的中國必須要保持一定的經濟增長率，否則會影響社會的和諧穩定的原因所在。[28]

本文把推動經濟從而財政收入增長的源泉分為兩類。第一類是市場化改革，即通過市場化改革，實現資源配置效率、全要素生產率、資本生產效率、市場潛力等的提高而促進中國經濟的高速增長；第二類為非改革方式，即并非通過體制機制調整，而僅僅通過投入的增加、市場的擴大等方式實現的經濟增長。

由此得出本文關于中國改革推進機制的第一個假說：“當有第一類源泉存在并能提供足夠的財政收入以滿足公共服務之需求時，改革處于停頓狀態；只有在第二類源泉不存在或者枯竭時，才會啟動改革以尋求新的收入來源”。從政府或者改革決策者的角度看，財政壓力是基本的判斷因素，當財政壓力超過某一閾值時，將倒逼政府啟動改革，尋求新的財政收入來源。

由于中國地域遼闊，差異巨大，對于市場化改革的推進而言，中央政府通過建立以經濟增長為核心(目的)的政績考核體系，推進地方政府之間的激烈競爭使得其愿意承擔改革的成本且積極在轄區內推行諸種改革試驗，然后再晉升成功實施經濟發展政策的地方官員以強化這種政治激勵，推進地方政府更加積極的改革。地方的改革經驗經過中央政府進一步甄選，并向全國推廣以進一步促進經濟增長。如此循環往復，中國的轉型便以先自下而上，后自上而下的雙向互動形式表現出來。

由此，本文得到關于中國改革推進機制的第二個假說：“即中國改革的順利推進有賴于上下雙向互動機制的有效實施”。這一點也是學界普遍認同的。

(二)漸進式改革停滯的內在邏輯：基于土地財政視角的理論分析與模型

基于以上假說，針對本世紀以來的十多年經濟高速增長的同時，市場化改革表現的愈加緩慢，甚至有“國進民退”之說[29][30][31]，有些領域的改革有所推進，但更多需要迫切改革的領域遲遲沒有進展，如公共領域，在彌補市場不足以發揮政府作用的方面，政府卻做的很不夠。可以推斷出，導致本世紀以來的十多年的中國市場化改革停滯的原因，很可能是政府找到了一種比市場化改革成本更低的非改革手段來促進經濟增長和提高財政收入。換言之，很可能是第二類源泉的存在并足以支撐公共服務增長的需求。

本文認為這一非改革的、能夠促進經濟增長或財政增收的手段很可能就是土地財政。首先，1998年住房改革之后的經濟發展使得我國城市化進程加快，土地價值不斷的提高；其次，地方政府在土地市場上的壟斷地位，造就了土地越來越普遍成為增加地方財政收入和促進經濟增長的主要手段。其結果表現在即使地方政府減少或者不進行改革的試驗，土地財政仍能夠為其向中央政府提供良好的經濟增長記錄。地方官員也成功地響應了中央政府的政治激勵而獲得晉升，與此同時，中央政府則獲得了維護社會穩定足夠的經濟增長和財政收入。故土地財政使得不進行改革對中央和地方來說都變得可以接受，中央和地方之間都不進行改革成為了一種均衡，最終使得漸進式改革的推進機制失效，市場化改革的推進被阻滯。

接下來，我們構建一個在擁有土地財政選項時，政府推動改革的意愿模型。在中國漸進式改革推進機制的假說中，政府推動改革的目的是獲取最大化的GDP為民眾提供有效的公共服務以維護社會的穩定和諧以及正常運轉。該假定既與諾思(North)的政府是為獲得最大化的稅收和壟斷租金的理性人的假設相一致[32]；也和周黎安所提的以經濟增長為核心的“官員晉升錦標賽”模式的經濟現實相吻合。[33]

改革的收益主要體現在財政的增收或經濟的增長上，而財政增收或經濟增長的來源則主要由改革與非改革的手段(土地財政)兩種方式提供。那么，土地財政的興起使得其越來越成為政府促進經濟增長和增加財政收入的有力手段，一來中央政府獲得足夠的提供公共服務的收入，二來地方政府官員在中央的政治激勵下得以升遷，進一步增加了出讓土地的動機；而土地財政(非改革的方式)手段所帶來的財政收入的增加，必然會減少政府對市場化改革方式的使用，進而政府越來越依賴土地財政這種非改革的手段獲取經濟增長或財政增收，以市場化改革促進經濟增長的傳統方式慢慢被拋棄，政府推動改革的意愿也就逐漸降低。所以，在政府擁有像土地財政這樣成本與風險均小于市場化改革的選項時，土地財政給中央和地方帶來的收益越多(經濟的增長或財政收入的增加)，政府不愿推進改革的想法就越強烈。考慮到改革的推進意愿與經濟增長的非線性關系[26]，因此，為便于分析，我們把政府推進改革的意愿公式設定為：

g(r)=αr2+βr+γ

(1)

(2)

改革的推進是存在成本的，因此，本文假定政府的改革成本是由政府的實際付出與政府的預期付出這兩部分成本組成。就政府的實際付出成本來說，一方面，隨著改革的推進，必然會觸動因土地財政模式形成的利益集團的利益，[10]從而會增加改革的成本，收益減少；另一方面，較之市場化的方式而言，實施土地財政(非改革的方式)的成本與風險顯然更低，即利用土地財政方式帶來的經濟增長或財政增收降低了改革的成本。由此，為簡化起見，我們將政府的實際付出成本函數設定為：

c(r)=δ-θr

(3)

式(3)中，δ和θ均為常數，且δ和θ均大于0。對于政府預期付出成本而言，政府無法確定政策實施前改革的成本是多少，因此，需要考慮預期因素，即政府的適應性預期。本文設定政府的適應性預期為：

(4)

式(4)中，ξ和λ均為常數，其中，ξ>0，表示政府推進改革預期成本的調整速度。綜合政府實際付出成本公式(3)和政府的適應性預期公式(4)可知，總的改革成本可寫為：

c(r，l)=δ-θr+μl

(5)

式(5)中，0≤μ≤1，表示政府推動改革的預期成本在總的改革成本中的比例。顯然，當改革的成本越高，政府推進改革的意愿就越弱，為簡化分析，我們將政府的改革推進意愿模型表示成g(c)=-εc，其中，ε為常數，且ε>0，ε可作為政府對改革的抵觸系數。本文假設政府對改革的推進意愿公式是具有可加性的，那么，政府對改革推進的瞬時總意愿可表示成：

(6)

由于我國的市場化改革的推進是漸進式方式，那么，在每個循序漸進的改革階段，政府的改革推進意愿則可表示為：

(7)

政府推進改革的核心目的就是通過獲取財政收入最大化為民眾提供有效的公共服務和社會保障以得到全社會的穩定和諧，因此，選擇土地財政這種非改革的手段便可帶來更多財政收入的情況下，那么政府推進改革的意愿則越小，此時政府改革面臨的問題即為：

(8)

(9)

在公式(8)和(9)中，c為改革成本，r為改革收益，l為適應性預期。上文中我們假定政府是威權與務實政府，改革的權力是由政府決定，這意味著政府控制了改革的進程，進而會影響到改革成本c和改革收益r。由總的改革成本函數式(5)可知，若求改革成本c，則需確定改革收益r和適應性預期l的路徑。其中，改革收益r是政府擁有土地財政后帶來的經濟增長和財政增收，所以，當政府選擇了最優的改革收益r，則說明市場化改革的手段被拋棄，推進改革的意愿趨于最小。該最優化問題的漢密爾頓函數為：

(10)

其一階條件是：

(11)

(12)

limt→Tη(t)=0

(13)

進一步可推出，為了獲取最優改革收益，即最大化的經濟增長或財政增收，政府在改革中愿意選擇的最優經濟增長路徑為：

(14)

接下來，我們用公式(14)對t求一階導數可知曉，該最優經濟增長路徑函數r*(t)為減函數。因此，我們得到如下命題：

在以土地為中心的財政收入和經濟增長模式興起的條件下，政府為獲得最大化的經濟收益，逐漸放棄市場化改革而轉向成本和風險更低的非改革的方式(土地財政)作為政府最優經濟增長路徑的選擇，經濟增長和財政收入對改革的依賴減少，導致政府缺乏推進改革的激勵與壓力，漸進式改革推進機制失效，市場化改革被阻滯。

基于上述分析，我們得出如下推論：土地財政對市場化改革的推進具有阻滯作用。進一步，我們將利用1999～2014年中國省際面板數據，從省級層面就土地財政對市場化改革的影響進行識別，為上述研究假設提供實證證據。

三、計量模型設定、變量選取與數據說明

(一)計量模型設定

本文旨在研究土地財政對中國市場化改革進程的影響，根據理論分析和經驗研究事實，我們在Alesina模型的基礎上[35]，以市場化程度(Market)作為被解釋變量，以土地財政(Land)為核心解釋變量，從土地財政的視角來探析市場化改革被阻滯的原因。但是，影響市場化改革的因素眾多，僅考慮土地財政這個核心解釋變量，將會對實證結果的有效性產生嚴重偏誤。所以，在此將影響市場化改革的其他因素作為控制變量納入模型，剔除其對市場化程度的影響，進而分析土地財政與市場化改革的關系。因此，構建如下公式：

Marketi，t=β0+β1Landi，t+γControli，t+δi+θt+εi，t

(15)

1994年分稅制改革之后，財權上移中央，事權留置地方，財權與事權的不匹配使得地方財政收不抵支，亟需尋找財政增收的途徑，土地財政應運而生，成為地方財政持續穩定的財政收入來源，所以，財政分權和土地財政之間存在重要的關聯。因此，進一步我們設定土地財政(Land)和財政分權(Fd)的交互項，即在公式(15)的基礎上，加上土地財政和財政分權的交互項探究其對市場化改革可能產生的影響。基于此，我們得到下面的市場化改革公式：

Marketi，t=β0+β1Landi，t+β2Landi，t*Fdi，t+γControli，t+δi+θt+εi，t

(16)

考慮到市場化改革是一個持續推進的過程，因而其具有較強的經濟慣性，所以，前一期市場化改革的成功對后一期市場化改革的推進有一定的影響。因此，我們將滯后一期的市場化程度(Marketi，t-1)分別納入公式(15)和(16)中，建立無交互項以及含有交互項的動態面板模型。

不含交互項的動態面板模型：

Marketi，t=β0+αMarketi，t-1+β1Landi，t+γControli，t+δi+θt+εi，t

(17)

含交互項的動態面板模型：

Marketi，t=β0+αMarketi，t-1+β1Landi，t+β2Landi，t*Fdi，t+γControli，t+δi+θt+εi，t

(18)

公式(17)和(18)中，Marketi，t-1表示滯后一期的市場化程度，Marketi，t表示當期的市場化程度，Landi，t表示土地財政收入，Controli，t表示為其他影響市場化進程的一系列控制變量，Land*Fd則是土地財政和財政分權的交互項，β0代表常數項，β1和β2分別為土地財政(Land)與土地財政和財政分權交互項(Land*Fd)的系數，i和t分別代表地區和時間，εi，t為隨機誤差項。

進一步，為了緩解樣本期間有數據波動所引起的異方差現象，剔除各變量單位和大小的不同而對回歸系數產生的影響，并得到更有經濟意義的彈性系數，我們將公式(15)、(16)、(17)和(18)中所有變量進行對數化處理。上述公式中，β1是我們重點關注的系數，當土地財政對中國市場化改革產生負向影響時，系數β1則小于0。

(二)變量選取

1.市場化進程的度量(被解釋變量)

我們以非國有企業工業產值比重衡量中國的市場化改革進程(Market)。由于市場化程度是由多個方面和指標來反映，所以，關于中國市場化程度的度量標準，現有的研究并未達成統一意見。已有編制的眾多的市場化指數中，最全面且最具代表性的是樊綱和王小魯測度的中國市場化指數，但考慮到樊綱的市場化指數測算時間是1997～2009年，時間序列較短，這跟本文所要探究的1999～2014年的時間區間不相符，并且樊綱和王小魯編制的市場化指數含有部分抽樣調查數據，無法事后補充完全。因此，我們參考韋倩等的研究，選擇非國有企業在工業總產值中的比重這一指標來衡量中國的市場化進程[46]。從韋倩等研究的估計結果來看，非國有企業工業總產值比重與樊綱和王小魯的總市場化指數存在顯著的正相關，推算調整后的市場化指數也與樊綱和王小魯的市場化指數保持了較高的擬合性。由此，針對本文的研究目的，在接下來的實證分析中，我們以非國有企業工業產值比重的指標來衡量中國1999～2014年的市場化進程。

2.土地財政的度量(核心解釋變量)

參考已有的文獻，我們以土地財政收入(Land)來度量土地財政的規模。現有對土地財政的測度主要分為三種類型：土地財政Ⅰ、土地財政Ⅱ和土地財政Ⅲ[37][38]。考慮到數據的可得性，我們采用土地財政Ⅱ進行實證檢驗，與此同時，用土地財政依賴度(土地財政Ⅱ/各省公共財政支出)進行穩健性檢驗。由本文的理論分析可知，土地財政規模的擴大將會阻礙市場化改革的推進，因此，土地財政以及土地財政依賴度的回歸系數符號預期為負。

表1　三類土地財政的定義和描述

3.其他控制變量

基于現實觀察和既有研究，為避免重要變量的遺漏而對實證研究結果的有效性產生嚴重影響，我們將加入對市場化進程有影響的控制變量。具體的，我們參考已有的文獻和現有的研究，選擇如下控制變量：

(1)經濟開放程度(Open)。根據主流文獻對開放程度的衡量，我們將經濟開放程度定義為：各省進出口總額/各省的GDP。由已有的研究可知，一省的對外開放將有助于該省的市場化改革的推進[28]，因此，開放程度(Open)的回歸系數符號預期為正。

(2)財政壓力(Press)。參照宮汝凱確認財政壓力的方法，本文定義財政壓力為：(各省預算內財政支出-預算內財政收入)/預算內財政收入[39]。通常來說，財政壓力能促進地方政府之間的激烈競爭使得其愿意承擔改革的成本且積極在轄區推行諸種改革試驗，然后再晉升成功實施經濟發展政策的地方官員以強化這種政治激勵，推進地方政府更加積極的改革，所以，我們預期財政壓力(Press)的回歸系數符號為正。

(3)收入差距(Gap)。我們定義收入差距程度為：城鎮居民人均可支配收入/農村居民人均可支配收入。自開啟改革開放以來，總體上我國城鄉居民收入差距處于增大的趨勢，因此，很多人會將我國城鄉居民收入差距拉大的原因歸咎于市場化改革。這種聲音可能會對政府產生影響，尤其是我們的主流意識形態如此強調共同富裕這一重要特征，所以，我們認為收入差距的擴大可能會阻礙市場化改革的推進，因此，我們預期收入差距(Gap)的回歸系數符號為負。

(4)財政分權(Fd)。針對財政分權的度量，我們參考JinandZou和張晏、龔六堂的研究，他們利用地方財政支出在政府總支出中的占比和中央對地方的轉移支付在地方政府總支出中的比例對財政分權進行刻畫[40][41]。本文定義財政分權度為：地方本級財政支出/中央本級財政支出。我們選取財政分權作為模型控制變量的原因為，1994年分稅制改革后，財權上移中央，事權留置地方，城市擴張以及土地出讓則成為地方政府擴充稅源最有效的途徑[42]，這使得地方政府有著大規模出讓土地的強烈動機[17]，所以，財政分權導致了土地財政的興起，而日益膨脹的土地財政又與中國的市場化改革相聯系(此聯系為本文的推論)，由此，我們認為財政分權可能會影響到中國的市場化進程。據此，財政分權(Fd)的回歸系數符號預期為負。

(5)經濟發展程度(AGDP)。市場化改革深化的直接體現是地區經濟發展程度的提高，地區經濟發展程度的提高表現在GDP總量的擴張和增長率的增加，進而帶來人均GDP的增長[43]，一般而言，主要以GDP總量、GDP增長率和人均GDP等指標度量經濟發展程度。相比較來說，GDP總量和GDP增長率主要反映經濟發展的規模和速度，從而忽視了人口規模以及經濟發展基礎的影響，而人均GDP則能夠較為準確的反映地區經濟發展程度，因此，我們選取人均GDP這一指標測度經濟發展程度。我們預期經濟發展程度(AGDP)的回歸系數符號為正。

(6)政府干預(Gov)。全面深化市場化改革就是要讓市場在資源配置和價格形成中起決定性的作用，通過市場化改革的深化來激發經濟主體的活力，而現實的情形是，大規模的政府投資導致政府對市場干預程度的增加，政府資源比重的上升以及不同經濟部門之間的資源錯配，從而削弱了市場配置資源的作用[44]。因此，我們選取政府投資比重衡量政府干預程度，其中，本文定義政府投資比重為：國有經濟固定資產投資/全社會固定資產投資[45]。我們預期政府干預(Gov)的回歸系數符號為負。

(三)數據來源與描述性統計

1.數據來源

本文使用的數據是1999～2014年中國省際面板數據。其中，度量市場化進程的非國有企業工業產值比重的指標數據，來源于除西藏外的各省和直轄市統計年鑒；測度土地財政Ⅰ、土地財政Ⅱ與土地財政依賴度的數據等來自于2000～2015年的《中國國土資源年鑒》《中國統計年鑒》和《中國人口年鑒》；度量經濟開放程度的數據來源于2000～2015年的《中國統計年鑒》；測度財政壓力的數據來自于2000～2015年的《中國財政年鑒》；衡量收入差距的數據來源于2000～2015年的《中國統計年鑒》；測度財政分權的數據來源于2000～2015年的《中國財政年鑒》；測量經濟發展程度的數據來自于2000～2015年的《中國統計年鑒》；度量政府干預的數據來源于Wind資訊。此外，考慮到數據的可得性，我們將西藏的剔除。

2.數據描述

各變量的描述性統計如表3所示，可直觀地看出，不同省份的市場化程度、土地財政規模、土地財政依賴度、經濟開放程度、財政壓力、收入差距、財政分權、經濟發展程度和政府干預等存在著較明顯的差異。

表3　各變量的描述性統計

四、實證結果與分析

在理論分析與模型部分，我們從土地財政的視角下探尋了漸進式改革停滯的內在邏輯，并得到土地財政對市場化改革的推進產生阻礙的推論。接下來，本文通過實證檢驗上述假設。首先利用核心解釋變量土地財政與被解釋變量市場化改革進行全樣本回歸，然后運用變量替換的方式，將土地財政替換成土地財政依賴度做進一步的穩健性檢驗。

此部分分別通過靜態面板模型(公式(15)、(16))和動態面板模型(公式(17)、(18))檢驗土地財政對市場化改革進程的負向影響。表4給出了土地財政與市場化改革公式的全樣本回歸結果。

(一)全樣本回歸

針對土地財政和市場化改革之間的關系識別，我們分別運用固定效應、隨機效應、差分GMM和系統GMM對公式(15)、(16)、(17)和(18)進行回歸分析。為考慮估計結果的穩健性，在土地財政與市場化改革公式的計量步驟中，采取逐步引入變量的方式進行檢驗。表4中，模型(1)和模型(3)是只有核心解釋變量土地財政而沒有加入其他控制變量，并利用公式(15)估計得到的回歸結果；模型(2)與(4)是加入一系列控制變量以及土地財政和財政分權的交互項后，并利用公式(16)估計得到的回歸結果。針對回歸模型的選取，本文利用豪斯曼(Hausman)檢驗回歸模型是使用固定效應還是隨機效應模型。在表4中，模型(1)和(2)的固定效應結果中豪斯曼檢驗P值為0.0000，故強烈拒絕原假設，因此，我們認為應該使用固定效應，而非隨機效應模型。其中，模型(3)是未加入控制變量的隨機效應模型估計結果，模型(4)則為加入一系列控制變量以及土地財政與財政分權的交互項的隨機效應模型估計結果。

靜態面板估計結果如表4的模型(1)、(2)、(3)和(4)列所示。土地財政與市場化改革之間的系數均在5%的水平下顯著為負，初步證實了所得到的推論，即土地財政對市場化改革的推進具有負向作用。從數量關系上看，土地財政與市場化改革之間的彈性系數是0.026，且在5%水平下顯著為負，表明以土地為中心的財政收入模式和經濟增長模式的興起，經濟增長和財政收入對改革的依賴減少，導致了中央政府和地方政府缺乏推進改革的激勵與壓力。把土地財政和財政分權的交互項引入公式(16)后，驚訝地發現，交互項與被解釋變量市場化改革之間的系數在5%的水平下顯著為負，且核心解釋變量土地財政的系數符號并未發生改變，說明財政分權通過土地財政對市場化改革的推進也形成了阻礙。可能的解釋是，由財政分權所引致的土地財政的不斷膨脹，土地出讓收入滿足了經濟增長和公共支出需求，使得政府失去了改革的激勵，財政分權增大了政府對出讓土地的動機，進而加劇了土地財政對市場化改革進程的阻滯。在控制變量的系數中，除了收入差距與市場化改革之間的系數不顯著以外，其余控制變量的系數符號均符合預期。

動態面板估計結果如表4中的模型(5)、(6)和(7)所示。在公式(17)和(18)中，分別加入滯后一期的市場化程度作為解釋變量進行回歸，顯然模型中會存在內生性問題，因此，我們分別用DIF-GMM和SYS-GMM對動態面板進行估計。首先，在不引入控制變量的情形下，用DIF-GMM對公式(17)估計，回歸結果如表4中模型(5)所示；然后，加入一系列控制變量以及土地財政和財政分權的交互項后，再利用DIF-GMM和SYS-GMM分別對公式(18)進行估計，回歸結果如模型(6)和模型(7)中所示。從回歸結果來看，DIF-GMM和SYS-GMM下的土地財政與市場化進程之間的系數均在5%的水平下顯著為負，進一步證明了上述推論，即土地財政阻滯了市場化改革的推進。土地財政和財政分權的交互項與市場化程度之間的彈性系數符號顯著為負，且通過了5%的顯著性檢驗，進一步證明了上文中可能的解釋，即財政分權所引致的土地財政的不斷膨脹，土地出讓收入滿足了經濟增長和公共支出需求，使得政府失去了改革的激勵，財政分權增大了政府對出讓土地的動機，進而加劇了土地財政對市場化改革進程的阻滯；兩種方法的估計下的滯后一期的市場化程度均在1%的水平下顯著為正，證實了上文中的猜想，即前一期市場化改革的成功對后一期市場化改革的推進具有顯著的正向影響，存在明顯的經濟慣性。從數量關系上看，DIF-GMM下的土地財政系數為0.052，SYS-GMM下的土地財政系數是0.045，兩者相吻合；DIF-GMM下的土地財政和財政分權的交互項系數為0.041，SYS-GMM下的土地財政和財政分權的交互項系數是0.025，兩者相符合。在控制變量的系數中，除了收入差距與市場化改革之間的彈性系數不顯著以外，其余控制變量的系數均符合預期，經濟開放程度的系數在DIF-GMM和SYS-GMM下均是顯著為正，且通過了5%的顯著性檢驗，與預期吻合；財政壓力的系數在SYS-GMM下是5%的水平下顯著為正，而在DIF-GMM中并不顯著；財政分權的系數在兩種方法估計下均顯著為負，且通過了5%的顯著性檢驗，與預期一致；經濟發展程度、政府干預和市場化程度之間的彈性系數均顯著為正，與預期相符合。此外，從表4中AR(2)的檢驗結果來看，模型(5)、(6)和(7)均通過了殘差項二階不相關的檢驗；Hansen檢驗對應的P值均大于0.5，說明回歸模型并不存在過度識別。因此，通過克服內生性的DIF-GMM和SYS-GMM的結果是有效和穩健的。

表4　土地財政和市場化改革公式的全樣本估計結果

續表

變量FE(1)FE(2)RE(3)RE(4)DIF-GMM(5)DIF-GMM(6)SYS-GMM(7)LnAGDP0.343***(0.0430)0.096*(0.0541)0.073***(0.0267)0.057***(0.0118)LnGov-0.324***(0.0554)-0.405***(0.108)-0.182***(0.0358)-0.250***(0.0251)Cons2.100***(0.109)1.399***(0.318)1.159*(0.219)-2.452(2.345)0.410***(0.0630)1.837**(0.186)2.088***(0.141)N480479480479420420450Hausmantest0.00000.00000.40030.5178AR(1)0.0000.0000.001AR(2)0.4910.5170.605Hansentest0.6440.7080.696

注：(1) *** 、** 和*分別對應1%、5%和10%的顯著性水平；(2)括號內的數字為標準誤。

五、結論與政策啟示

本文中，首先提煉出一個關于中國漸進式改革推進機制的假說，然后以此為分析框架，闡述土地財政阻滯中國市場化改革的內在邏輯，最后運用1999～2014年中國省際面板數據，實證檢驗了上述理論假設。研究結果表明：第一，利用固定效應、DIF-GMM和SYS-GMM模型估計顯示，土地財政與市場化改革之間的系數均在5%的水平下顯著為負，土地財政每增加一單位，市場化改革的進程平均降低0.45個百分點；第二，采用土地財政依賴度替代土地財政，用同樣的方法估計得出，土地財政依賴度每上升1%，市場化改革的推進平均下降0.36%，回歸結果依然一致；第三，通過構建財政分權和土地財政的交互項，經克服內生性的DIF-GMM與SYS-GMM模型檢驗發現，財政分權對市場化改革的進程也存在影響，財政分權通過土地財政這一中介而對市場化改革的推進產生阻礙，這種中介效應的平均影響程度為0.25%，在控制了影響市場化改革的多種因素后，估計結果依舊穩健。

本文的研究結論具有較強的政策啟示，通過上述研究結果可知曉，市場化改革推進的關鍵在于破除政府對土地財政的依賴。

第一，土地財政不可持續。這源于其代際不平衡以及高風險的特點。一方面，政府出讓的土地使用權為40年到70年不等，相當于預收了未來幾十年的土地收益為當屆政府所用；另一方面，土地出讓金是土地財政收入的主要組成部分和來源，而土地出讓金的獲取必須有源源不斷的可供出讓的土地做支撐。在18億畝土地紅線的約束下，土地對于地方政府來說是有限資源，若這一不可持續的增收來源占據地方財政收入的主要地位，且地方政府沒有及時回到以往依靠改革獲取經濟增長和財政增收的渠道，無法彌補的地方財政收支缺口將可能釀成嚴重的財政風險。與此同時，地方政府除了將土地財政收益最大化以外，對房價的持續上漲也起到了推波助瀾的作用，使得我國的房價收入比遠超出可承受的合理范圍，且扭曲畸形的房價也是社會和諧穩定的一大隱患。

其二，必須通過改革獲利謀增長。市場化改革激發了中國市場潛力并帶動經濟高速增長，但市場化改革對于地方政府而言無疑是艱辛且曲折的，不僅要付出一定成本，還需承擔改革的風險。因此，作為理性經濟人的地方政府更傾向于依賴土地財政這一成本低見效快的增收途徑，這就使得利用市場化改革促進經濟增長缺乏動力。從長遠來看，要保證經濟的持續增長與地方政府穩定的財政收入來源，必須破除土地財政對地方政府的束縛，使地方政府回歸致力于推進市場化改革的道路上。所以，經濟的可持續發展就在于深化改革，而深化改革的關鍵就是要破除對土地財政的依賴，通過改革獲利謀增長。

因此，本文的結論可作為現有探究市場化改革停滯原因文獻的一個有益補充，只有將土地財政這一制度性因素納入分析框架，才有可能對我國市場化改革停滯的原因給出更為深入的解釋，為進一步合理科學地制定推進市場化改革的政策提供支持。

參考文獻:

[1] Olson, Mancur. The Rise and Decline of Nations [M]. New Haven: Yale University Press, 1982.

[2] F. Brollo, T. Nannicini, R. Perotti, et al. The Political Resource Curse[J]. American Economic Review, 2010, 103(5) :1759-1796.

[3] R. Fernandez, D. Rodrik. Resistance to Reform: Status QUO Bias in the Presence of Individual- specific Uncertainty[J]. American Economic Review, 1991, 81(5):1146-1155.

[4] M.L. Ross. The Oil Curse:How Petroleum Wealth Shapes the Development of Nations[J]. African Affairs, 2013, 112(449):688-698.

[5] Alesina, Drazen. “Why are Stabilisations Delayd?”[J]. American Economic Review, 1991, 81(5):1170-1189.

[6] A. Drazen, W. Easterly. Do Crises Induce Reform? Simple Empirical Tests of Conventional Wisdom[J]. Economics & Politics, 2001, 13(2):129-158.

[7] [美]阿倫·德雷澤．宏觀經濟學中的政治經濟學[M]. 杜兩省，譯. 北京:經濟科學出版社,2003．

[8] L. Wantchekon. Why do Resource Dependent Countries Have Authoritarian Governments?[J]. Journal of African Development, 2002, 5:145-176.

[9] F. Caselli, G. Michaels. Do Oil Windfalls Improve Living Standards? Evidence from Brazil[Z]. Oxcarre Working Papers, 2013, 5(1):208-238.

[10] T. Chen, K.S. Kung. Do Land Revenue Windfalls Create a Political Resource Curse? Evidence from China [J]. Journal of Development Economics, 2016, 123:86-106.

[11] R. Arezki, M. Brückner. Oil Rents, Corruption, and State Stability: Evidence from Panel Data Regressions [J]. European Economic Review, 2011, 55(7):955-963.

[12] N. Apergis, J.E. Payne. The Oil Curse, Institutional Quality, and Growth in MENA Countries: Evidence from Time-varying Cointegration[J]. Energy Economics, 2014, 46(C):1-9.

[13] 盧新波,黃滕．中國改革的拖延、危機沖擊與突破:分析框架與數值模擬[J]. 財經研究,2011，(7):28-38．

[14] 鄭永年．利益邏輯與中國改革的困局[J]. 領導文萃,2013，(16):25-27．

[15] 許小年,吳敬璉,于建嶸，等．中國2013:關鍵問題[M]. 北京:線裝書局出版社,2013．

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

[17] 陳志勇,陳莉莉．財政體制變遷、“土地財政”與產業結構調整[J]. 財政研究,2011，(11):7-11．

[18] 孫秀林,周飛舟．土地財政與分稅制:一個實證解釋[J]. 中國社會科學,2013，(4):40-59．

[19] 李勇剛,高波,許春招．晉升激勵、土地財政與經濟增長的區域差異——基于面板數據聯立方程的估計[J]. 產業經濟研究,2013，(1):100-110．

[20] 岳樹民,盧藝．土地財政影響中國經濟增長的傳導機制——數理模型推導及基于省際面板數據的分析[J]. 財貿經濟,2016，(5):37-47．

[21] G. Chow, A.L. Lin．Accounting for Economic Growth in Taiwan and Mainland China: A Comparative Analysis?[J]. Journal of Comparative Economics,2002,30(3):507-530．

[22] Wang, Yao. Sources of China’s Economic Growth, 1952-99: Incorporating Human Capital Accumulation[J]. China Economic Review, 2001, 14(1):32-52.

[23] 劉偉,李紹榮．所有制變化與經濟增長和要素效率提升[J]. 經濟研究,2001，(1):3-9．

[24] 王文舉,范合君．我國市場化改革對經濟增長貢獻的實證分析[J]. 中國工業經濟,2007，(9):48-54．

[25] 樊綱,王小魯,馬光榮．中國市場化進程對經濟增長的貢獻[J]. 經濟研究,2011，(9):4-16．

[26] 呂朝鳳,朱丹丹．市場化改革如何影響長期經濟增長?——基于市場潛力視角的分析[J]. 管理世界,2016，(2):32-44．

[27] 周冰,鐘玉文．最高(政治)決策者的效用函數[J]. 南開學報(哲學社會科學版),2010，(2):105-114．

[28] 盧新波,王昊．危機與改革突破:來自中國的證據[J]. 財經論叢,2014，(6):3-10．

[29] 王曦,陸榮．體制演進、政府介入與投資膨脹:不確定性條件下的轉型期投資模型[J]. 世界經濟,2010，(11):3-23．

[30] 李東亮．金融控制與結構性國進民退[J]. 中國經濟問題,2012，(6):75-82．

[31] 馬光榮,樊綱,楊恩艷,等．中國的企業經營環境:差異、變遷與影響[J]. 管理世界,2015，(12):58-67．

[32] D.C. North. Economic Performance Through Time[J]. American Economic Review, 1996, 84(3):359--368.

[33] 周黎安．晉升博弈中政府官員的激勵與合作——兼論我國地方保護主義和重復建設問題長期存在的原因[J]. 經濟研究,2004，(6):33-40．

[34] 褚敏,靳濤．體制障礙、增長潛力與可持續發展——基于市場主導地位改革的新視角[J]. 制度經濟學研究,2015，(3):15-39．

[35] A. Alesina, S. Ardagna, F. Trebbi. Who Adjusts and When? The Political Economy of Reforms[Z]. IMF Staff Papers, 2006, 53(1): 1-29.

[36] 韋倩,王安,王杰．中國沿海地區的崛起:市場的力量[J]. 經濟研究,2014，(8):170-183．

[37] 羅必良．分稅制、財政壓力與政府“土地財政”偏好[J]. 學術研究,2010，(10):27-35．

[38] 張莉,王賢彬,徐現祥．財政激勵、晉升激勵與地方官員的土地出讓行為[J]. 中國工業經濟,2011，(4):35-43．

[39] 宮汝凱．財政不平衡和房價上漲:中國的證據[J]. 金融研究,2015，(4):66-81．

[40] J. Jin, H. Zou. Fiscal Decentralization and Economic Growth in China[Z]. The World Bank Working Paper, 2005.

[41] 張晏,龔六堂．分稅制改革、財政分權與中國經濟增長[J]. 經濟學(季刊),2005，(4):75-108．

[42] 劉佳,吳建南．財政分權、轉移支付與土地財政:基于中國地市級面板數據的實證研究[J]. 經濟社會體制比較,2015，(3):34-43．

[43] 孫曉華,李明珊,王昀．市場化進程與地區經濟發展差距[J]. 數量經濟技術經濟研究,2015，(6):39-55．

[44] 李魯,王磊,鄧芳芳．要素市場扭曲與企業間生產率差異:理論及實證[J]. 財經研究,2016，(9):110-120．

[45] 張秀利,祝志勇．城鎮化對政府投資與民間投資的差異性影響[J]. 中國人口資源與環境,2014，(2):54-59．