土地財政對產業結構升級的影響研究

楊文韜　孔曉婷　朱晟君

摘 要：我國城市國有土地供給及分配的壟斷權由地方政府掌握，在地方財權事權不對等的背景下，土地財政導致第三產業的發展成本上升、資源及資金被擠占。本文在提出土地財政影響產業結構升級的邏輯機制基礎上，基于全國35個城市2006—2015年的面板數據，運用廣義矩估計回歸和動態面板回歸方法，實證發現：土地財政對我國產業結構升級起到了抑制作用，并且分地區來看，這一作用顯著存在于我國的東部地區，而在中部和西部地區并不顯著；同時，產業結構調整也存在滯后一期的正反饋效應。

關鍵詞：土地財政；產業結構升級；城市面板數據

中圖分類號：F830 文獻標識碼：B 文章編號：1674-2265（2018）05-0044-06

DOI：10.19647/j.cnki.37-1462/f.2018.04.014

一、引言

土地財政是指在分稅制改革后，由于財權上移、事權下放，導致地方政府大多存在較大的預算內財政收支缺口，在此背景下，地方政府運用自身擁有的對城市土地供應及分配絕對的壟斷權，依靠土地征收及出讓所獲得的土地出讓金來彌補預算內財政缺口的行為。自實行全口徑預算改革以來，我國的政府預算由四部分組成，分別是公共財政預算、政府性基金預算、國有資本經營預算和社會保障預算。其中，土地出讓金屬于政府性基金收入的一部分，獨立于公共財政收入，是地方政府最主要的預算外財政收入之一。

由于地方政府對土地出讓金擁有較大自主權，近年來，地方政府常常低價出讓工業用地吸引投資，而高價出讓商業用地以獲得盡可能多的財政收入，并將財政收入主要用于支持基礎設施建設和扶持工業發展。

我國產業結構長期以第二產業為主，“二、三、一”的產業結構保持了近30年之久。直至2013年，第三產業增加值占GDP的比重首次超過第二產業，占46.1%，但仍遠低于同期發達國家超過70%和同等收入國家超過50%的水平；之后3年多來，我國第三產業占比繼續上升，至2016年已達到51.6%，超過前兩個產業之和。

基于上述背景，本文寫作的動機就在于探究我國的土地財政政策是否在一定程度上導致了長期較低的第三產業比重水平、抑制了產業結構升級。本文的主要貢獻在于嘗試提出土地財政影響產業結構升級的邏輯機制，并在考慮“U形”機制和產業結構調整的滯后效應的基礎上，利用全國城市面板數據對土地財政的影響進行了實證探究，為已有研究提供了較好的補充。

本文的結構安排如下：第二部分是對相關的已有文獻進行梳理，同時提出本文的邏輯機制；第三部分則是對變量進行設定，對數據進行基本的描述，同時進行基準的實證回歸分析；第四部分是穩健性檢驗；最后一部分則是對本文的總結。

二、文獻綜述與邏輯機制

（一）文獻綜述

已有的涉及土地財政的研究主要集中于對土地財政的形成機制、演進歷史和效果的探究，而將土地財政與產業結構升級相結合進行的研究還較少。下面就對已有的相關研究進行梳理。

Lin等（2005、2011）的研究則認為土地財政的總量和土地財政的結構都會影響產業結構的升級；安苑和王珺（2012）使用1998—2007年的區域和產業數據，研究發現地方政府財政行為的波動顯著抑制了產業結構的演進；孫克競（2014）構建了由地方財政土地依存度、地方產業結構、地方財政收支缺口、地方債務增長等內生變量組成的聯立方程，利用我國2000—2010年的省級面板數據進行實證分析，發現目前產業結構中存在的失衡并非由土地財政引發，而是由城鎮化發展規律引發；夏方舟等（2014）通過引入土地要素的需求函數，導出了土地財政與產業結構的關聯，認為財政通過促進產業結構升級推動了經濟增長，但土地出讓性收益并不能顯著促進經濟增長，而土地稅收收入則能較為顯著地促使產業結構轉換升級；國亮等（2015）利用我國2003—2013年的省級面板數據進行實證分析，認為土地財政有利于工業企業發展，導致資本在第二產業聚集，因而不利于產業結構升級；李勇剛和王猛（2015）將土地財政納入兩部門非均衡增長模型，并基于中國1999—2013年的數據進行了廣義矩估計分析，實證發現土地財政抑制了產業結構的升級，同時發現這一作用存在地區差異；陶長琪和劉振（2017）在構建包含土地要素的C-D生產函數之后，使用2002—2013年的省級面板數據進行PSTR模型分析，認為土地財政對產業結構的影響為非線性的，并且在東部、中部和西部地區中存在不同效果。

（二）邏輯機制及假說

我國地方政府擁有對農村土地征用的壟斷權，農地在被征用后變為國有屬性，從而可被用于商業開發；地方政府還擁有對中央控制總額度內城市土地的壟斷供給權，并對城市土地在第二、三產業之間的分配擁有絕對的自主權，同時，我國工業用地的出讓價格與商住用地長期存在顯著差異，從而使得政府能夠通過干預在不同產業間出讓土地面積的比例和價格來較容易地調整獲得的土地出讓金額。

在地區分權改革后，以經濟績效為核心的政績考核機制導致了地方政府之間的相互競爭，并常常沿用“過度工業化”的發展模式，將土地等有限的資源優先用于發展制造業，一些地方政府甚至“以地引資生稅”，采取無償劃撥或低價協議等土地出讓方式吸引內外工業投資，并提供各種優惠政策，推動了第二產業的發展。

與此同時，在1994年分稅制改革后，地方事權財權不對等加劇，地方政府通過低價征用農村用地、再高價出讓給住宅開發商及商業用戶來獲取財政收入的動機加強，土地征用和出讓成為地方政府預算以及非預算收入的最主要來源。

由于商業用地的土地出讓價格較高，從而推高了我國第三產業企業的成本；另外，由于中央政府對地方政府的土地出讓收入管制較松，地方政府常常將土地財政投入城市公共設施建設以及用于扶持能拉動GDP和稅收的第二產業，進而抑制了見效慢、回報低和對經濟增長拉動作用小的第三產業的發展。同時，大量工業用地優惠和良好的基礎設施條件也有利于進一步吸引更多的外部工業資本，促進第二產業的發展。

由此，本文提出有待檢驗的假說：在地方政績考核以經濟績效為核心及財權事權不對等的背景下，土地財政會抑制產業結構升級。具體的邏輯機制可以總結為圖3所示。

三、變量、數據與實證模型

（一）變量設定

被解釋變量方面，本文基于產業結構的定義以及數據的可得性，將第三產業增加值與第二產業增加值之比作為衡量產業結構（IS）的指標，比值越大，則說明我國產業結構中的第三產業占比更大。

解釋變量方面，本文主要關注于土地財政（PLF）。關于土地財政的界定，學術界并沒有一致的觀點。其中，左翔和殷醒民（2013）認為，土地財政應當包括土地出讓的增值收益及城市維護建設稅、土地使用稅和房產稅等相關稅收收入，但更多的學者使用土地出讓金構建地方政府土地財政的衡量變量，如盧洪友等（2011）、李郇等（2013）、孫秀林和周飛舟（2013）。因而，本文參考后者的觀點，以土地出讓金總額除以城市總人口得到的人均土地出讓金作為土地財政的衡量指標。

控制變量方面，本文主要控制了如下幾個因素：

1. 人力資本存量（PHC）。由于人力資本存量的增加能夠顯著促進技術水平的進步和生產效率的提高，因而是影響產業結構升級的重要因素之一。基于城市層面數據的可得性，參考沈坤榮和耿強（2001）的方法，本文采用各市普通高等學校在校生數占總人口的比重作為衡量人力資本存量水平的指標。

2. 對外開放度（OPEN）。由于外商直接投資同樣具有市場擴張效應，可以通過技術外溢效應促進地區技術水平的提高，因而也是可能影響產業結構升級的因素之一。基于數據的可得性并參考李郇等（2013）的方法，本文采用億人民幣表示的外商直接投資實際使用金額占固定資產投資總額的比重作為衡量地區對外開放程度的指標。

3. 交通基礎設施狀況（SRA）。由于交通基礎設施狀況能顯著促進地區內的要素流動等，有利于提高經濟發展的效率，因而也會對產業結構的構成比例產生顯著影響。基于數據的可得性，參考邵帥和楊莉莉（2010）的方法，本文以各市人均城市道路面積作為衡量地區交通基礎設施狀況的指標。

4. 人口總量（TP）。由于人口在產業結構升級過程中起到基礎的制約作用，因而本文采用城市戶籍人口總量作為衡量總人口的代理變量，以控制人口變動對地區產業結構變化的影響。

5. 經濟發展水平（PGDP）。由于經濟發展水平是產業結構升級的最基本因素，因而本文使用各市人均國內生產總值作為衡量經濟發展水平的代理變量。

（二）樣本及數據

本文選取的樣本為包含4個直轄市、除拉薩外的26個省會及大連、青島、寧波、深圳、廈門等5個計劃單列市的共35個城市，其中東部地區的城市有北京、天津、石家莊、沈陽、大連、上海、濟南、青島、南京、杭州、寧波、福州、廈門、廣州、深圳、海口共16個；中部地區的城市有太原、南昌、合肥、長沙、武漢、鄭州、哈爾濱、長春共8個；西部地區有重慶、成都、貴陽、昆明、西安、蘭州、西寧、銀川、南寧、烏魯木齊、呼和浩特共11個。

除了土地出讓數據來自《中國國土資源統計年鑒（2007—2016）》外，本文使用的其他數據均來自萬得數據庫。對于少量的缺失值情況，本文采取線性插值法進行填補。為了盡可能消除異方差，本文在實證研究之前對模型中使用的變量均進行了對數化處理，使用的軟件為Stata14.0。主要變量的原始數據統計性描述如表1所示。

（三）實證模型及基準回歸結果

本文建立如下估計模型：

由于土地財政和產業結構之間很可能存在反向因果關系，同時研究中難以避免遺漏變量和共同系統問題，從而存在內生性問題，為此，我們選擇將被解釋變量的滯后一期項作為部分遺漏變量的代理變量，從而形成動態面板模型。根據Blundell和Bond（1998）以及Blundell等（2000）的蒙特卡洛模擬結果，在有限樣本的情況下，相比于差分矩估計，系統廣義矩估計的偏差更小、效率更高，因而本文采用廣義矩估計法（SYS-GMM）進行實證回歸，并采用穩健標準差。為了驗證工具變量的外生性和內生性，回歸結果中還提供了二階序列相關和Hansen過度識別檢驗的結果（加入穩健標準差的情況下不能使用Sargan檢驗）。同時，考慮到可能存在的土地財政對產業結構影響的“U形”機制，在初步回歸后，本文引入了土地財政的平方項（PLF2）對土地財政的影響，進行進一步考察。

1. 全樣本回歸結果。

從模型一和模型二的AR（1）和AR（2）的P值可知，兩個模型均不存在二階序列相關問題，并且由Hansen檢驗的P值可知，模型不存在工具變量的過度識別問題，這表明回歸結果較為理想。下面將針對模型一和模型二的回歸結果進行分析。

由兩模型的回歸結果可以得知，土地財政變量PLF的系數估計值均為負且至少在10%的顯著性水平上顯著，說明土地財政顯著抑制了產業結構升級，從而證實了本文提出的假說。但是，土地財政變量的平方項并不顯著，表明至少在本文所研究的時間范圍內，土地財政對我國產業結構升級的影響并不存在“U形”機制。

兩模型的產業結構滯后一階變量均在1%的顯著性水平上顯著為正，而滯后二階變量均不顯著，說明產業結構調整具有正反饋效應，但僅受到過去一期的同向影響，即在上一期中第三產業占比越高的城市在當期的占比也會更高。

控制變量里，人力資本存量、交通基礎設施狀況和人口總量均不顯著。對外開放度至少在10%的顯著性水平上顯著為負，說明外商直接投資占固定資產投資的比重越高則越不利于產業結構升級，可能的原因在于我國改革開放至今引進的外商直接投資多為在勞動密集型產業等第二產業領域的投資，擠占了第三產業所需的資源及資金，從而不利于產業結構的升級。經濟發展水平變量均在1%的顯著性水平上顯著為正，說明人均國內生產總值越高則越有利于第三產業發展，可能的原因在于隨著經濟發展帶來的收入水平提高，國民對第三產業產品的需求增長，從而帶動了第三產業的發展。

2. 分地區回歸結果。由于中國經濟社會發展水平存在巨大的區域差異，為了考察土地財政對產業結構升級的影響是否存在區域差異，本文還參考王小魯和樊綱（2004）的方法，將研究樣本中的35個城市劃分為東、中、西部三大區域進行分地區回歸分析。

由于劃分區域之后的中部和西部樣本量過少，難以使用廣義矩估計模型進行回歸分析。為了盡可能克服計量模型中存在的內生性問題，本文將產業結構的滯后一期值作為解釋變量加入模型，構建出動態固定效應模型和隨機效應模型進行估計，并進行了Hausman檢驗，回歸結果如表3所示。由Hausman檢驗結果可知，東部和中部地區均支持固定效應模型，而西部地區支持隨機效應模型，因此，本文重點報告模型一、三和六的估計結果。

由表3可以發現，土地財政對產業升級的影響確實存在顯著的地區差異，但依舊均不存在“U形”效應；其中，土地財政在10%的顯著性水平上抑制了東部地區的產業升級，而沒有對中部和西部地區的產業升級產生顯著影響。造成這一地區差異的原因可能在于東部地區的競爭度較為激烈，為吸引工業投資而以更低的價格出讓工業用地；而為了應對財政收支缺口，需要將商住用地出讓價格抬得更高，并且在東部地區經濟發展水平較高的背景下，商住用地出讓價格較高也能得到實現，這導致東部地區第三產業的發展成本更高。而中部和西部地區則可能由于對工業投資的支持力度沒有東部地區大，同時商住用地價格也沒有東部地區高，導致對第三產業發展的制約并不顯著。

對于其他解釋變量，產業結構的滯后一期項在三個地區均顯著為正，與全樣本回歸結果的結論相同，說明產業結構調整的正反饋效應在不同的地區普遍存在。人力資本存量在東部和中部地區的回歸中均在10%的顯著性水平上顯著為正，但在西部地區的回歸中并不顯著，這可能是由于人力資本水平對產業結構升級的影響存在門檻值，而東部和中部地區的人力資本水平已經超過這一門檻，從而可以對產業結構升級產生顯著的促進作用，但由于西部地區的人力資本水平低于這一門檻，因而未能對產業結構升級產生顯著作用。交通基礎設施狀況在東部和西部地區的回歸中均在10%的顯著性水平上顯著為負，但在中部地區的回歸中并不顯著，可能由于東部地區和西部地區的人均道路鋪設面積均較高，從而有利于第二產業發展，但中部地區的城市差異較大，使得交通基礎設施狀況的影響不顯著。人口總量僅在10%的顯著性水平上對東部地區的產業結構升級產生正向影響，而對中部和西部地區的產業升級沒有顯著作用，原因可能是存在與人力資本水平類似的門檻值。經濟發展水平均在1%的顯著性水平上對東部和西部地區的產業結構升級產生顯著促進作用，但對中部地區的作用不顯著，原因可能與交通基礎設施狀況類似。

3. 穩健性檢驗。為了保證核心解釋變量（土地財政）回歸結果的穩健性，并結合已有研究中衡量城市“土地依賴度”的常用方法，本文將土地財政的代理變量替換為“城市土地出讓金占地方預算內財政收入的比重”（RLF），即使用國有土地使用權出讓收入除以地方一般公共預算收入作為代理變量，進行了穩健性檢驗。同時為繼續檢驗土地財政對產業結構的影響是否存在“U形”機制和產業結構的自身正反饋機制，同時盡可能消除內生性問題，故在穩健性檢驗中繼續加入土地財政變量的二次項和產業結構變量的滯后一期、二期項。采用的回歸方法依舊是系統廣義矩估計法，結果如表4所示。

觀察回歸結果，可以發現模型不存在二階序列相關問題以及工具變量的過度識別問題。而對于解釋變量，穩健性檢驗的回歸結果基本與全樣本基準回歸中模型二的結果相一致，說明土地財政的代理變量較為穩健。替換后的核心解釋變量土地財政變量在5%的顯著性水平上為負，而二次項仍不顯著，說明土地財政對產業結構升級產生了抑制作用，但并不存在“U形”機制，與前文的研究結論相同。

四、結論

我國土地出讓金的規模持續較高，同時第二產業增加值占GDP的比重長期高于第三產業。本文探究了土地財政對我國產業結構升級的抑制作用，嘗試為我國第三產業增加值占GDP的比重長期較低的現象提出新解釋。

本文首先通過梳理文獻，提出了土地財政影響產業結構升級的邏輯機制和假說，認為土地財政導致第三產業的發展成本上升、資源及資金被擠占從而抑制了產業結構的升級。在此基礎上，本文通過構建全國35個城市2006—2015年的面板數據，運用廣義矩估計回歸、動態面板固定和隨機效應回歸方法，進行了實證研究及穩健性檢驗。研究結果表明，我國的土地財政確實對產業結構升級產生了線性的抑制作用，并且這一抑制作用在東部地區顯著存在，而在中部和西部地區并不顯著；此外，產業結構調整也存在滯后一期的正反饋效應，且在東、中、西部地區中普遍存在。

基于上述研究結論，我們認為，為了更好地實現我國產業結構升級，不僅需要相關產業政策的指引，還需要改革土地財政政策等配套措施，降低第三產業的土地成本，更好地在第二和第三產業間配置所需的發展資金及資源成本，實現產業結構的優化升級、提高資源配置和使用效率。

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Abstract：The monopoly power of the supply and distribution of the state-owned land in China is controlled by the local government. Under the background of unequal financial power，the land finance leads to the rising cost of the development of the third industry，and the resources and funds are squeezed. On the basis of the logical mechanism of land financial impact on industrial structure upgrading，based on the panel data of 35 cities in the country from 2006 to 2015，this paper uses the generalized moment estimation regression and dynamic panel regression method to find that the land finance has played an inhibitory effect on the upgrading of China's industrial structure，and this is a regional perspective. The effect is significant in the eastern part of China，but not in the central and western regions. At the same time，there is a positive feedback effect in the adjustment of industrial structure.

Key Words： land finance，upgrading of industrial structure，urban panel data

（責任編輯 耿 欣；校對 LX，GX）