土地財政對中國城市空間擴張的影響

劉顏

摘要：基于動態空間計量模型，檢驗社會經濟因素和制度因素對中國城市空間擴張的影響。結果表明：城市擴張是一個動態過程，且呈典型的空間自相關特征。傳統市場因素對城市空間擴張的驅動作用明顯，由于中國獨特的財政制度和土地管理體制，土地財政成為推動城市空間擴張的顯著因素。因此，地方政府應不斷完善土地市場體系，加快土地財政轉型，降低對土地財政的依賴。同時加大區域經濟合作力度，在區域層面制定更有力的政策，推動城市可持續發展。

關鍵詞：土地財政;城市擴張;動態;空間計量

中圖分類號：F293

文獻標識碼： A

文章編號：1003-7217（2019） 03-0009-06

一、引言

城市空間擴張是西方國家城市發展過程中普遍存在的現象，長期以來受到研究者以及政策制定者的廣泛關注[1，2]。改革開放以來，中國經歷了明顯的城市空間擴張，2003 - 2016年中國城市建成區面積的年均增長速度達到了4.96%，遠高于同期城鎮人口3.21%的增長速度，北京、上海等大城市的快速擴張與空間無序開發問題尤為顯著。在此背景下，探討中國城市空間擴張的影響因素，成為我國城市發展和土地管理領域的重要研究議題。

國內外學者對城市空間擴張的特征及其驅動因素進行了廣泛探討，驗證了人口規模、經濟發展水平、產業結構等市場因素對城市空間擴張的驅動作用[1，3]。近年來，國內外對城市空間擴張的研究發生了制度轉向，開始關注地方政府行為以及財政管理體制等對中國城市空間擴張的作用[4]。Yew（2012）、秦蒙等（2016）認為，與西方國家受市場化推動的城市空間擴張不同，中國的城市擴張更多地受地方政府的推動，包括政府大規模搬遷、頻繁的行政兼并以及強制征地等[5，6]。土地財政是地方政府主導的城市財政收入模式，反映了作為城市發展塑造主體的地方政府對城市發展的行動策略，對城市空間結構產生顯著影響。因此，在探討中國城市擴張的影響因素時，不得不重視地方政府在城市空間發展中的重要作用，闡述土地財政對城市空間擴張的作用機制。

基于此，本文從制度視角出發，剖析地方政府主導的土地財政行為對城市空間形態的影響;同時，考慮城市空間擴張的時間與空間特征，采用動態空間計量模型對土地財政與城市空間擴張的關系進行實證檢驗，為城市空間擴張的土地財政驅動現象提供實證證據，也為中國財政體制改革和土地制度改革提供借鑒。

二、土地財政影響城市空間擴張的理論分析

（一）土地財政的產生及現狀

土地財政是指地方政府嚴重依賴于預算外的土地出讓金以及土地相關稅費的財政現象，它是地方政府捕捉城市土地價值增值的工具[7]。陶然（2009）等學者指出，模糊不清的土地產權制度、地方政府間的競爭以及分稅制改革是中國土地財政產生的原因[8]。中國實行國有土地制度，城市土地歸國家所有，農村土地屬于村集體，征地是農村集體土地轉換為城市國有土地的唯一途徑。地方政府在土地一級市場上具有壟斷地位，能夠以低廉的價格征用農村土地，然后以更高價格將土地轉換為城市建設用地，從而為城市擴張提供需要的土地，逐漸形成“以地生財、以財養地”的城市擴張模式[9]。再加上1994年中國實行分稅制改革，擴大中央政府在預算內收人中所占的份額，降低地方政府的財政收入并增加了地方政府的支出責任，導致地方政府面臨嚴重的財政赤字壓力。因此，通過土地進行融資便成為了地方政府獲取收入的重要機制，地方政府日益依賴“賣地”獲取土地出讓金和稅收收入，以彌補財政赤字[10]。

（二）土地財政對城市空間擴張的影響

土地財政促進了農村土地向城市土地的大規模轉變，不可避免地造成了城市空間快速擴張，引發以土地擴張為核心的城市空間增長過程?？偟膩碚f，土地財政主要從以下途徑對我國城市空間擴張產生影響：一是通過大規模推動土地開發促進城市空間擴張。土地是地方政府控制下的寶貴資產，從土地使用權轉讓和土地財政中獲取收入成為普遍的做法。政府供給的土地類型包括公共用地、工業用地和經營性用地（包括商品住宅、商業用房等地）。其中，工業用地產生的土地出讓金較低，但是能夠在未來較長時間內產生穩定的稅收收入;居住用地等經營性用地能在短期賣地環節產生一次性的、大量的土地出讓金，但無法為地方政府帶來長期穩定的稅收收入[11]。在激烈的競爭環境下，地方政府為了實現土地收益最大化、政績考核的最大化以及財政壓力最小化，采取不同的土地出讓策略，依靠土地財政補貼與土地招商進行城市間的招商引資競爭。地區間資本競爭越激烈，地方政府就越需要提供更加優惠的發展政策，這種引資競爭甚至演變成“占地競賽”[12]。一方面，地方政府通過低地價甚至零地價吸引企業和資本進入，過度供給工業用地建設工業園區和開發區，促進城市發展并取得最優晉升資本。這一行為消耗了大量的城市周邊土地，導致工業園區土地的低效利用甚至閑置。另一方面，為了平衡財政收支，地方政府出讓更大規模的經營性用地，通過諸如拍賣、招標、掛牌等市場化方式盡量高價出讓商住用地，來彌補低價出讓工業用地產生的成本。這樣一種模式也對城市住房價格產生影響[13]。此外，地方政府傾向于在遠離城市核心的郊區建設低密度住宅社區，形成碎片化、分散化的居住格局，客觀上推動著城市空間不斷向外拓展。二是通過為基礎設施建設提供資金從而推動城市的快速發展。在許多發展中國家，土地是地方政府融資的重要來源，特別是基礎設施方面。過去幾十年來，土地出讓或者土地租賃產生的收益已經成為城市基礎設施建設的重要融資渠道之一。地方政府通過招拍掛方式高價出讓商業服務和商品房用地，獲取高額的土地出讓收入和稅費收入。快速增加的土地財政為各地級市基礎設施建設提供了重要的資金來源，推動了城市的快速發展，同時也不可避免地推動了城市空間擴張[14]。

綜上所述，與城市再開發相比，征地成本相對較低，對新改農用地的開發更容易實施監管控制，因此，地方政府有強烈的動機進行土地征收，并將新轉換的農業用地用于工業園、開發區等建設，客觀上推動著城市空間擴張[15]。Yue等（2013）的研究表明，不同于美國以住宅為主導、跨越式的、低密度和單一用途發展的城市擴張模式，中國的城市空間擴張呈現出工業園區跨越式發展、低密度住宅小區建設的混合開發模式[16]。美國等西方國家城市空間擴張主要是由于市場失靈等因素導致的，比如交通擁堵、私人汽車的大量使用等[17]。然而，中國的城市空間擴張則受到市場因素和政府行為的綜合影響。在土地財政內在激勵下，地方政府依靠不斷地擴張城市空間規模來獲取充分的財政資金，導致農村土地向城市土地的過度轉換，由此不可避免地產生了城市空間的快速擴張[7][18] 。

三、研究設計、變量選擇和數據來源

（一）空間自相關檢驗

在進行空間面板回歸之前，有必要對變量的空間自相關性進行檢驗，本文主要采用全域和局域Moran's I指數對城市空間擴張變量的空間自相關性進行檢驗。全域Moran's I指數的計算如下：

其中，yi和yj分別為i、j兩個地級市的觀測值，ωij為空間權重矩陣中的元素，S為空間權重矩陣中所有元素的和。I的取值范圍為[-1，1]，如果Mo-ran's I的值大于零，說明該變量存在正向空間相關性;如果Moran's I小于零，說明該變量存在負向空間相關性;如果Moran's I等于零，則該變量在空間上不存在相關性。由于全域Moran's I指數無法反映變量的空間自相關局部集聚特征，因此，需要計算局域Moran's I指數，其公式如下：

其中，yi為i地區觀測值，yj為除i地區之外其他各地區觀測值的加權平均值，σ2是觀測值的方差，ωij為空間權重矩陣中的元素。

在檢驗空間相關性之前，必須選擇一個權重矩陣來識別鄰近的城市，這是空間計量模型的核心。在空間權重矩陣的選擇方面，目前尚未形成普遍的共識，最為常用的是空間鄰接權重矩陣和地理距離權重矩陣?？臻g鄰接權重矩陣元素的設定規則為：地級市i和j如果在空間上相鄰則為1，不相鄰則為0。值得注意的是，空間鄰接矩陣的對角線上元素為0。地理距離權重則使用兩個地級市經緯度距離平方項的倒數來衡量地區之間的空間聯系強度。為此，本文首先構建了使用經過處理的空間鄰接權重矩陣W1進行實證檢驗，同時，利用地理距離矩陣W2進行估計，以檢驗實證結果的穩健性。兩個空間權重矩陣均進行了行標準化處理。

（二）空間計量模型設定

考慮到城市空間擴張可能存在的空間集聚性，本文運用空間計量模型進行回歸分析?？臻g計量模型的基本模型包含兩種，即空間滯后模型（SAR）與空間誤差模型（SEM）。其中，SAR模型納入了被解釋變量的空間滯后項，考察鄰近地區行為對整個系統內其他地區行為產生的影響，其表達式如下：

其中，yil為i城市在t年的城市空間規模;X為影響空間擴張的解釋變量集，包括土地財政、人口等其他因素;α0常數項;εil為擾動項。ωijyil表示被解釋變量的空間滯后項，反映了第t年除區域i之外其他相鄰地區觀測值的加權平均值;p為空間滯后系數，衡量了相鄰地區城市擴張對本地區城市擴張的影響程度;ωij為經過行標準化處理后的空間權重矩陣。

SEM模型則加入了誤差項的滯后項，探討地區間由于誤差項的相關關系而存在的可能關系，其表達式如下所示：

式（4）中，為空間滯后誤差項，反映第t年除i地區以外相鄰地區觀測值的誤差沖擊的加權平均值;ψ為空間誤差系數，測量相鄰地區由于被解釋變量的誤差沖擊對本地區觀測值的影響程度;μit為擾動項;其他參數的含義與式（3）相同。

由于地級市城市擴張是一個動態變化的過程，本期的城市擴張明顯受到上一期城市擴張水平的影響，考慮到城市擴張的時間相關性，本文將城市擴張的滯后一期變量納入到回歸方程當中，進一步建立動態空間模型，采用地級市面板數據進行實證檢驗。

（三）指標選擇和數據來源

被解釋變量為城市空間擴張。在城市增長的過程中，城市空間擴張更多地表現為建成區面積的擴張，且我國統計部分也是采用建成區面積來反映城市空間規模。因此，參考部分學者的做法，采用建成區面積表征城市空間擴張。

核心解釋變量為土地財政。土地財政涉及指標較多，考慮到地級市層面稅費收入數據難以獲取，本文參考劉瑞超（2018）等的做法，采用地級市土地出讓成交價款作為土地財政的代理變量[14]。

考慮到影響城市空間擴張的其他因素，參考楊孟禹（2016）、秦蒙（2016）等的研究，在模型中加入了若干控制變量[2][6]，主要包括：（1）人口規模。在描述城市增長的模型中，人口規模是使用最廣泛的、最直觀的變量，本文采用各地級市年末總人口衡量人口規模。（2）地區經濟發展。經濟發展水平決定了城市發展所處的階段，本文用地區國民生產總值衡量地區經濟發展水平。（3）基礎設施建設。本文以城市道路面積衡量地區交通基礎設施，預期其符號為正。（4）城市房地產投資。各地級市城市房地產投資的活躍程度同樣也會對城市空間擴張產生影響，本文用房地產開發投資完成額來表示，預期其符號為正。

本文土地出讓收人數據來源于《中國國土資源統計年鑒》，其他變量原始數據均來源于CEIC數據庫。由于《中國國土資源統計年鑒》2003年才開始公布土地協議出讓以及招拍掛出讓的相關數據，考慮到數據的可得性，最終選取2003 - 2016年中國266個地級市的面板數據。部分缺失的觀測值采用插值法補齊。同時，為了消除通貨膨脹的影響，采用以2003年為基期的居民消費價格指數，將其他名義變量均轉換為實際變量?？紤]到異方差的影響，對城市擴張、土地財政等變量均進行取對數處理。

四、實證結果分析

（一）探索性空間數據分析

表1給出的是空間鄰接權重矩陣和地理距離權重矩陣下城市擴張Moran's I計算結果與檢驗值。表1的結果表明，2003 - 2016年間，不管是在空間鄰接權重矩陣下還是在地理距離權重矩陣下，城市擴張的Moran's I指數都大于零，且均通過了10%顯著性檢驗，表明各個地級市的城市擴張存在明顯的空間正相關。

（二）估計結果及分析

空間自相關檢驗的結果表明，我國地級市城市擴張存在明顯的空間自相關性，基于此，傳統的面板模型得出的結果是有偏的、無效的，不能準確地反映出土地財政以及其他決定因素對城市擴張的影響。綜合LM檢驗和穩健性LM檢驗的結果，考慮到地理鄰近地區的城市空間擴張對本地區城市空間形態存在溢出效應，本文選擇空間滯后模型進行實證檢驗?？紤]到城市擴張是一個連續、動態的過程，我們重點闡述動態空間滯后模型的回歸結果。為了對比，表2還展示了靜態空間模型的回歸結果。

表2的結果顯示，在鄰接權重矩陣和地理距離權重矩陣下，時間滯后因變量通過了10%顯著性檢驗，各個地級市城市擴張與上一期城市擴張水平正向相關，進一步說明了本文使用動態面板模型的正確性。由于空間靜態模型可能存在內生性問題，導致估計結果存在偏誤，本部分的結果分析將以空間動態模型為主。在空間鄰接權重矩陣和地理距離權重矩陣下，靜態和動態模型空間滯后項的估計系數均通過了1%的顯著性檢驗，綜合上述結果，我們認為城市擴張存在空間溢出效應，各個地級市的因變量受鄰近城市因變量平均值的影響，鄰近地區的城市擴張水平越高，本地區的城市擴張速度也將更快，與秦蒙（2016）、杜金華（2018）等的研究結論一致[16，20]。

土地財政變量的系數顯著為正，即土地財政規模的擴大顯著加劇了城市空間擴張，在全國層面證實了“以地養財”的發展模式，與劉瑞超（ 2018）等的研究結論一致[14]。靜態模型和動態模型回歸結果的對比發現，如果不考慮時間滯后項，土地財政對城市擴張的作用將會被高估。因此，在土地財政對城市擴張的實證分析中，必須考慮到時間滯后項，否則估計結果會存在偏誤。

動態空間模型的估計結果還表明，城市擴張與基礎設施之間存在正相關關系，即地區基礎設施建設越完善，城市擴張水平越高。地區經濟發展和人口規模對城市擴張的正向驅動作用顯著。此外，回歸結果證實，房地產開發投資的增加也會推動地級市城市擴張，與楊孟禹（2016）的研究結論一致[2]。近年來中國房地產業發展迅速，房地產投資增長迅速[19]，促進了城市土地的增量開發，也促進了城市空間擴張。

（三）空間效應分解

對于空間計量模型而言，由于包含了反饋效應，變量系數的解釋變得更加豐富和復雜。因此，根據Elhorst（2014）的方法效應進行分解[21]。其中，直接效應反映了本地級市土地財政等變量對自身城市擴張的影響;間接效應則表示鄰近地區的土地財政等變量對本地區城市擴張的影響。與靜態模型不同，動態空間模型的直接效應和間接效應又可以進一步在時間維度上劃分為長期效應和短期效應，計算結果如表3所示。

受篇幅限制，這里僅展示了動態模型的分解結果。從短期效應來看，土地財政的直接效應衡量的是本地區土地財政規模的變化如何影響本地級市的城市擴張水平，不管是在空間鄰接權重矩陣還是地理距離矩陣下，其系數為正且通過了10%顯著性檢驗，這意味著土地財政是本地區城市空間擴張的驅動因素，前述理論分析得到驗證。短期內，在空間鄰接權重矩陣下，土地財政對城市空間擴張的影響主要表現為本地效應，隨著空間距離的增加，其正向推動作用不再顯著。在地理距離權重矩陣下，土地財政的短期直接效應為0.0090，短期間接效應為0.0011，短期總效應達到了0.0101，且均通過了10%顯著性檢驗。

在動態回歸模型中，不管是空間鄰接權重矩陣還是地理距離矩陣，土地財政對城市空間擴張的短期效應均小于長期效應。從長期效應來看，在空間鄰接權重矩陣下，某地區土地財政水平提高1個百分點，將導致本地區城市擴張提高0.0338個百分點，長期總效應達到了0. 0363。在地理距離矩陣中，土地財政對城市空間擴張的長期直接效應和總效應分別為0.0382和0.0823。

從控制變量的回歸結果來看，基礎設施建設是驅動城市擴張的重要因素，在空間鄰接權重矩陣下，其長期直接效應和總效應分別為0.0976和0.1042，且均通過了5%的顯著性檢驗。基礎設施建設對城市空間擴張的驅動作用集中在本地，影響范圍有限。人口規模在短期和長期均會推動本地區的城市空間擴張，空間鄰接權重矩陣下，其長期直接效應和總效應分別為0.4601和0.4912，是驅動城市空間擴張的最重要的影響因素。房地產投資的直接效應顯著為正，但間接效應并不顯著，即房地產開發投資驅動城市空間擴張主要表現為本地效應，主要的原因是，房地產投資通常具有明確的目的性，因而對周邊地區城市擴張影響有限。

五、結論及政策建議

本文梳理了城市擴張的概念及其決定因素，探討了地方政府主導的土地財政行為對城市空間擴張的影響，采用動態空間計量方法對土地財政與城市擴張之間的關系進行了實證檢驗。研究結果表明，城市空間擴張是一個動態過程，本地區城市擴張與上一期城市擴張水平密切相關，同時受到鄰近地區城市空間拓展的正向沖擊。在中國城市發展過程中，地方政府主導的土地財政行為對城市空間擴張具有驅動作用，但是其影響范圍有限，主要表現為本地效應。人口規模是驅動中國城市空間擴張的最重要的因素，基礎設施建設的推動作用依然顯著。由于房地產投資通常具有明確的目的性，因而對周邊地區城市擴張的影響有限，其主要表現為直接效應。

地方政府為了實現城市可持續發展，需要制定并實施一系列政策，實現城市空間理性擴張，保證城市持續健康發展。為此，首先，應完善公共財政體制，加快土地財政轉型。地方政府可以完善土地價值捕獲機制，對土地溢價進行漸進式回收，降低以土地為中心的擴張模式產生的不良影響，以應對日益增長的投資需求引致的巨大財政壓力。此外，可以適當調整中央與地方的稅收分成比例，完善財政轉移支付制度，減少地方政府的財政壓力，降低其“以地生財”的激勵。值得注意的是，由于土地財政對城市空間擴張存在空間溢出效應，因此，旨在實現城市土地利用集約化、控制城市無序蔓延的政策不能僅僅局限于一個地級市邊界之內，可以在區域或者國家層面確定更有力的政策，來實現城市空間的理性擴張。其次，繼續推進和完善土地制度改革，實現城市土地的有效管理和控制。（1）政府要采用管制措施等對土地擴張進行嚴格的控制，嚴格劃定城市增長的邊界，對土地市場進行全方位的監測;（2）在土地利用制度方面，進一步明確集體所有土地與農村土地的界限，完善權力約束機制;（3）在土地收益制度管理方面，由于過去一次性收人大量的土地出讓金的模式容易導致地方政府產生短視行為。因此，在實踐中可以建立相應的土地出讓基金，允許地方政府分階段支取土地出讓金，并預留一部分資金作為后任政府的城市發展建設資金，促進城市經濟的可持續發展。最后，要完善政府官員考核晉升制度，建設高效的服務型政府。需要修正以經濟增長為核心的政府績效考核制度，不再以地區GDP作為單一目標，應當在考核指標中加入與民生、居民福利有關的公共服務內容，促使地方政府樹立科學的政績觀，使得地方政府地區間競爭內容向公共服務方向轉變。

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