鐘國輝

(南京農(nóng)業(yè)大學公共管理學院，江蘇 南京 210095)

一、引言

在20世紀80年代之前，我國憲法規(guī)定“任何組織或個人不得侵占、買賣、出租或者以其他任何方式非法轉(zhuǎn)讓土地”，意味著當時的土地供給是無償?shù)?、無期限的，同時土地使用權(quán)也不得在土地使用者之間進行相互轉(zhuǎn)讓。但自從1982年深圳首次實現(xiàn)土地有償使用的試點之后，隨著后期改革的不斷深入，最終實現(xiàn)了土地所有權(quán)與使用權(quán)的分離，土地供給方式也由以前的單一無償使用，到如今的土地劃撥、協(xié)議、招標、拍賣和掛牌等不同供給方式共存的現(xiàn)狀。《土地管理法》規(guī)定，土地劃撥主要針對國家機關用地、軍事用地、城市基礎設施用地、公益事業(yè)用地以及國家重點扶持的能源、交通、水利等基礎設施用地，一般是無償和無期限的；商業(yè)、旅游、娛樂和商品住宅等各類經(jīng)營性用地應采取招標、拍賣和掛牌等方式供給土地，其成交價格是土地需求者通過市場競爭而產(chǎn)生的市場價格。同時，《協(xié)議出讓國有土地使用權(quán)規(guī)定》指出，協(xié)議出讓最低價不得低于新增建設用地的土地有償使用費、征地(拆遷)補償費用以及按照國家規(guī)定應當繳納的有關稅費之和，如有基準地價的地區(qū)，協(xié)議出讓最低價不得低于出讓地塊所在級別基準地價的70%，但協(xié)議出讓地價一般會低于“招拍掛”產(chǎn)生的市場價格。

從土地劃撥到土地“招拍掛”，土地的供給方式也意味著由非市場供給方式到市場供給方式的轉(zhuǎn)變，不同的土地供給方式對我國經(jīng)濟增長的影響如何，是本文研究的重點?，F(xiàn)有研究主要集中在土地供給總量對我國經(jīng)濟增長分析。如，謝思全等(2011)[1]認為通過適時調(diào)整土地供應量，能夠有效破除土地供應量不足對長期經(jīng)濟發(fā)展和社會福利提高產(chǎn)生的制約，并且能夠促進經(jīng)濟發(fā)展沿著整體社會福利最大化的路徑發(fā)展。張孝宇等(2011)[2]以我國35個大中城市1998-2007年的1396個樣本數(shù)據(jù)為例研究土地對經(jīng)濟發(fā)展的貢獻時發(fā)現(xiàn)，城市建設用地面積每增加1%，在其他因素不變的條件下，可拉動二三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值增長0.416%。目前，對于土地供給方式對我國經(jīng)濟增長的研究僅局限于認可其作用，而對于其理論分析以及實證研究明顯不足[3][4]。因此，通過理論及實證研究土地供給方式對經(jīng)濟增長的影響具有一定的現(xiàn)實意義。

二、理論分析

本文將通過土地供需理論探討土地供給方式轉(zhuǎn)變對經(jīng)濟增長的影響。土地供給指在一定技術和經(jīng)濟條件下，對人類有用的各種土地資源的數(shù)量，分為土地自然供給與土地經(jīng)濟供給。本文主要從土地經(jīng)濟供給來分析土地供需關系，認為當土地的供給價格與需求價格相一致時，就會使得土地的供給曲線與需求曲線相交，形成市場均衡價格。從前文分析可知，土地“招拍掛”產(chǎn)生的價格是通過市場競爭形成的，即為市場均衡價格，并且會高于土地協(xié)議出讓地價，而土地無償劃撥必然低于協(xié)議出讓地價(見圖1)。

圖1 不同供給方式下的土地供給與需求

圖1中，O為原點，縱軸表示土地成交價格，橫軸表示土地供給量，S為土地供給曲線，D為土地需求曲線。土地“招拍掛”所形成的市場均衡即為土地供給曲線與需求曲線的交點A，因此“招拍掛”形成的市場均衡價格即為P2，此時土地的供給量為Q2，土地出讓金為面積OP2AQ2。土地在協(xié)議出讓過程中，由于協(xié)議出讓地價一般會低于市場均衡價P2，因此假設協(xié)議出讓地價為P1，在協(xié)議出讓地價為P1時，由于P1小于P2，政府的土地供給意愿必然降低到Q1，即為交點B，而此時的土地出讓金即為面積OP1BQ1。當土地供給方式為劃撥時，雖然此時土地為無償使用，但土地的供給量也不會降低到零，這是由于我國經(jīng)濟發(fā)展與城市化離不開土地這一生產(chǎn)要素，政府必然會供給一定量的土地，假設此時土地供給為Q0，但由于土地供給價格為零，意味著此時土地出讓金也為零。

從圖1可知，隨著土地供給方式由劃撥到協(xié)議出讓，再到土地“招拍掛”，土地出讓金也由零增加到OP1BQ1，再到OP2AQ2。而隨著市場經(jīng)濟的不斷完善，我國土地供給方式也在發(fā)生著變化。1993年，我國國有土地使用權(quán)在劃撥、協(xié)議和“招拍”(那時還沒有掛牌出讓土地)所供宗地的比例分別為79.85%、18.38%和1.77%，總出讓價格款為110億元，到2010年劃撥、協(xié)議和“招拍掛”所供土地面積比例分別變?yōu)?2.15%、7.98%和59.87%，總出讓價格款為13990億元①。從供地比例來看，劃撥與協(xié)議出讓土地在17年之后均有顯著下降，而“招拍掛”土地出讓比例則有明顯上升，并且后者的總土地出讓價款是前者的127倍。但無論是土地劃撥供給還是協(xié)議供給，均屬于非市場化供給。從圖1可以看出，市場化土地供給的價格與供給意愿均高于非市場化，在非市場化土地供給條件下，土地出讓金要低于市場化土地供給。這意味著土地制度會對土地出讓金產(chǎn)生影響[5]，土地供給方式越市場化，政府獲得的土地出讓金也會越高。如果土地出讓金與經(jīng)濟增長呈正相關，并且土地出讓金的增加是經(jīng)濟增長的原因，那么就可認為土地供給方式越市場化，越能促進經(jīng)濟的增長。因此，本文將利用土地出讓金作為中間橋梁并運用Pearson相關性檢驗與格蘭杰檢驗來實證研究土地供給方式轉(zhuǎn)變對我國經(jīng)濟增長的影響。

三、實證研究

(一)數(shù)據(jù)來源及說明

本文采用我國1993-2011年土地出讓金和國內(nèi)生產(chǎn)總值等相關數(shù)據(jù)進行實證研究。其中，1993-1996年土地出讓金數(shù)據(jù)來源于《中國國土年鑒》，1998-2011年土地出讓金數(shù)據(jù)來源于《中國國土資源年鑒》，由于1997年數(shù)據(jù)缺失，本文將采用1996年和1998年土地出讓金的平均值估算1997年的數(shù)據(jù)。1995-2011年國內(nèi)生產(chǎn)總值的數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒》。本文以1993年為基期年，將歷年土地出讓金和國內(nèi)生產(chǎn)總值利用居民消費者價格指數(shù)進行折算，土地出讓金和國內(nèi)生產(chǎn)總值的統(tǒng)計描述見表1。

從表1可知，1993-2011年土地出讓金和國內(nèi)生產(chǎn)總值都獲得了快速發(fā)展，但土地出讓金的平均增長率高于國內(nèi)生產(chǎn)總值平均增長率20.42個百分點。而從我國歷年土地出讓金的變化來看，土地出讓金的最大值年份與最小值年份相差高達15122.79億元，并且從土地出讓金的標準差與離散系數(shù)也可以看出，我國歷年土地出讓金的變化非常大。國內(nèi)生產(chǎn)總值的最大值年份與最小值年份相差也高達193219.68億元，雖然國內(nèi)生產(chǎn)總值的標準差與平均值均高于土地出讓金，但這可能是由于其本身基數(shù)引起的，因為從離散系數(shù)可看出，國內(nèi)生產(chǎn)總值的離散系數(shù)低于土地出讓金的離散系數(shù)，意味著在時間序列的單調(diào)變化過程中，土地出讓金的變化大于國內(nèi)生產(chǎn)總值的變化，同時也間接地反映了土地出讓金的增長速度快于國內(nèi)生產(chǎn)總值的增長速度。

表1 1993-2011年我國土地出讓金和國內(nèi)生產(chǎn)總值的統(tǒng)計描述 單位：億元

(二) Pearson相關性檢驗

常用的相關性分析有Pearson相關系數(shù)，它是指依據(jù)樣本數(shù)據(jù)所計算的兩個變量之間線性關系強弱的度量，用r來表示。其計算公式為：

(1)

本文依據(jù)1993-2011年我國土地出讓金與國內(nèi)生產(chǎn)總值的樣本數(shù)據(jù)并且利用SPSS軟件所計算的兩變量之間Pearson相關系數(shù)為0.965，t統(tǒng)計量為15.17，其伴隨概率P為0.002，意味著拒絕零假設，兩變量之間呈正相關。一般r>0.8，表示兩變量之間具有較強的線性相關關系[6]，而本文的Pearson相關系數(shù)高達0.963，明顯大于0.8，意味著我國土地出讓金與國內(nèi)生產(chǎn)總值呈高度正相關，當土地出讓金增加時，國內(nèi)生產(chǎn)總值也隨之增加，也反映了隨著土地供給方式越市場化，國內(nèi)生產(chǎn)總值也不斷提高。雖然Pearson相關系數(shù)為0.965意味著兩變量之間呈正相關，但是相關關系并不一定是因果關系，不能認為一個變量的改變會導致另一個變量的改變，有可能僅是一種伴隨關系[7]。為討論兩變量之間是存在因果關系，還是僅僅是伴隨關系，本文將采用格蘭杰因果檢驗進行分析。

(三)格蘭杰因果檢驗

在進行格蘭杰因果檢驗時，首先要驗證兩變量是平穩(wěn)的[8]，如果兩變量是非平穩(wěn)序列，那么在做格蘭杰因果時就會出現(xiàn)偽回歸的現(xiàn)象，導致最后的研究結(jié)果可能不正確。檢驗時間序列是否平穩(wěn)的方法稱為單位根檢驗[9]。單位根檢驗常用的方法主要有ADF檢驗，ADF檢驗方程為：

(2)

式(2)中，t為時間趨勢,β1為常數(shù)項,εt為純粹白噪音誤差項。虛擬假設H0:δ=0，即序列是非平穩(wěn)的；對立假設H0:δ0，即時間序列是平穩(wěn)的。根據(jù)檢驗方程中δ的t統(tǒng)計量來判斷，如果t統(tǒng)計量小于ADF分布臨界值，則拒絕虛擬假設，說明時間序列為平穩(wěn)的，反之則不能拒絕虛擬假設，說明時間序列為非平穩(wěn)的。本文將依據(jù)1993-2011年我國土地出讓金與國內(nèi)生產(chǎn)總值的樣本數(shù)據(jù)并且利用Eviews軟件通過ADF方法進行單位根檢驗(見表2)。

表2 單位根檢驗結(jié)果

表2中，括號中的數(shù)據(jù)為t統(tǒng)計量的伴隨概率P值，ADF檢驗過程中包含常數(shù)項與時間趨勢向，并且滯后期為3。

依據(jù)表2的單位根檢驗結(jié)果可知，土地出讓金與國內(nèi)生產(chǎn)總值在未進行差分之前，t統(tǒng)計量均大于ADF分布臨界值(從t統(tǒng)計量的伴隨概率P值可知)，說明均存在單位根過程，也意味著我國土地出讓金與國內(nèi)生產(chǎn)總值均是不穩(wěn)定的時間序列。土地出讓金在進行一階差分、二階差分和三階差分之后，t統(tǒng)計量均小于ADF分布臨界值，拒絕虛擬假設，意味著一階差分、二階差分和三階差分之后均成為平穩(wěn)過程。國內(nèi)生產(chǎn)總值在進行一階差分和二階差分之后，t統(tǒng)計量仍然大于ADF分布臨界值，不能拒絕虛擬假設，說明還是存在單位根過程，但是經(jīng)過三階差分之后，t統(tǒng)計量小于ADF分布臨界值，拒絕虛擬假設，意味著三階差分之后成為平穩(wěn)過程。因此，通過上述分析可知，我國土地出讓金與國內(nèi)生產(chǎn)總值在進行三階差分之后，均成為平穩(wěn)過程。在兩變量經(jīng)三階差分變?yōu)槠椒€(wěn)過程的前提下，接下來本文將對我國土地出讓金與國內(nèi)生產(chǎn)總值進行格蘭杰因果檢驗。

正如前文所述，相關關系并不意味著因果關系。但如果涉及時間序列數(shù)據(jù)，古扎拉蒂等(2011)[8]認為時間不會倒退，即如果事件A在事件B之前發(fā)生，那么可能是A導致了B，卻不可能是B導致了A。也就是說，過去的事件可以導致現(xiàn)在的事件發(fā)生，但是將來的事件卻不可能。就如本文目的而言，是土地出讓金導致了國內(nèi)生產(chǎn)總值(即土地出讓金→國內(nèi)生產(chǎn)總值)，還是國內(nèi)生產(chǎn)總值導致了土地出讓金(國內(nèi)生產(chǎn)總值→土地出讓金)，或者他們本身之間就沒有因果關系，這里的箭頭表示因果關系的方向。格蘭杰因果檢驗假定，設有兩個平穩(wěn)的時間序列變量和，有關和變量的預測信息全部包含在這兩個平穩(wěn)的時間序列當中，格蘭杰因果檢驗的回歸方程分別為：

(3)

(4)

從單位根檢驗結(jié)果可知，我國土地出讓金與國內(nèi)生產(chǎn)總值在進行三階差分之后，均成為平穩(wěn)過程。因此，本文將利用土地出讓金與國內(nèi)生產(chǎn)總值三階差分之后的數(shù)據(jù)進行格蘭杰因果檢驗，格蘭杰因果檢驗結(jié)果見表3。

表3 格蘭杰因果檢驗結(jié)果

從表3可知，滯后期的不同，格蘭杰因果檢驗的結(jié)果略有不同。當滯后期的數(shù)量為1和3時，土地出讓金與國內(nèi)生產(chǎn)總值在格蘭杰因果檢驗方程中的滯后系數(shù)在統(tǒng)計上均異于零，意味著兩者存在雙向因果關系；當滯后期的數(shù)量為2時，土地出讓金與國內(nèi)生產(chǎn)總值的滯后系數(shù)在統(tǒng)計上均不顯著異于零，意味著兩者不存在因果關系；當滯后期的數(shù)量為4時，土地出讓金的滯后系數(shù)在整體上異于零，但國內(nèi)生產(chǎn)總值的滯后系數(shù)在整體上不顯著異于零，意味著土地出讓金是國內(nèi)生產(chǎn)總值的格蘭杰原因，但國內(nèi)生產(chǎn)總值不是土地出讓金的格蘭杰原因。古扎拉蒂等(2011)[8]認為格蘭杰因果檢驗會依賴于所包含的滯后期數(shù)，對滯后期數(shù)的選擇可使用赤池(AIC)或施瓦茨信息準則(SC)來做出選擇。從表3可知，當模型的滯后期數(shù)量為3和4時的AIC和SC，在整體上要低于滯后期為1和2時的AIC和SC，意味著滯后期為3和4的模型要優(yōu)于滯后期為1和2的模型。但是在滯后期數(shù)量為3和4之間，AIC和SC各有高低，雖然僅從AIC和SC的角度，很難判斷哪個模型更優(yōu)，但也足以說明土地出讓金是國內(nèi)生產(chǎn)總值的格蘭杰原因。本文認為，經(jīng)濟快速增長會帶來更多的投資，由此帶來對土地這一生產(chǎn)要素的更多需求，以及由于土地的稀缺性將可能促使土地出讓金的增加，因此本文更傾向于國內(nèi)生產(chǎn)總值也是土地出讓金的格蘭杰原因。

從Pearson相關系數(shù)以及格蘭杰因果檢驗結(jié)果可知，土地出讓金是國內(nèi)生產(chǎn)總值的格蘭杰原因并且二者呈高度正相關。而依據(jù)前文的理論分析可發(fā)現(xiàn)，伴隨著土地供給方式由劃撥和協(xié)議的非市場供給方式到“招拍掛”市場供給方式的轉(zhuǎn)變，土地出讓金會不斷增加。而由于土地出讓金的增加會帶來國內(nèi)生產(chǎn)總值的增長，因此本文認為土地供給方式由非市場供給方式轉(zhuǎn)變到市場供給方式時，將會促進經(jīng)濟的增長。

四、主要結(jié)論與政策建議

本文將不同供給方式下的土地供給與需求區(qū)分為市場化土地供給與非市場化土地供給，市場化土地供給的價格與供給意愿均要高于非市場化，在非市場化土地供給條件下，土地出讓金要低于市場化土地供給，意味著土地供給方式越市場化，政府獲得的土地出讓金也會越高。通過利用我國1993-2011年土地出讓金和國內(nèi)生產(chǎn)總值等相關數(shù)據(jù)實證研究發(fā)現(xiàn)：(1) 土地出讓金和國內(nèi)生產(chǎn)總值的Pearson相關系數(shù)高達0.963，意味著我國土地出讓金與國內(nèi)生產(chǎn)總值呈高度正相關，當土地出讓金增加時，國內(nèi)生產(chǎn)總值也隨之增加；(2) 土地出讓金和國內(nèi)生產(chǎn)總值進行三階差分之后，均成為平穩(wěn)過程，通過格蘭杰因果檢驗之后發(fā)現(xiàn)土地出讓金是國內(nèi)生產(chǎn)總值的格蘭杰原因；(3)依據(jù)Pearson相關系數(shù)以及格蘭杰因果檢驗結(jié)果，表明土地供給方式在由非市場供給方式轉(zhuǎn)變到市場供給方式時，將會促進經(jīng)濟的增長。

從本文的理論與實證研究結(jié)果可得到以下政策建議：

(一)完善土地供給市場

加大土地“招拍掛”方式供地的比例，減少行政劃撥供地和協(xié)議出讓土地的比例，發(fā)揮地價管理對土地供給市場的調(diào)控和引導功能，及時公布土地供給市場中“招拍掛”成交信息，避免形成信息不對稱的現(xiàn)象。

(二)界定公共利益用地

為防止借用公共利益用地的名義而獲得劃撥用地，應嚴格界定公共利益用地。一是應詳細列舉城市用地的類型，明確各類土地的用途；二是完善公共利益用地的審查程序，確有必要的, 可以對劃撥土地依照有關規(guī)定組織聽證。

(三)加強對土地出讓金的管理

土地出讓金對經(jīng)濟增長的促進作用已得到了本文的驗證，因此，進一步加強對土地出讓金的管理和運作就顯得尤為重要。一是應加強對土地出讓金的檢查力度，防止土地出讓金的流失，促進有關部門管好、用好土地出讓金，保證土地補償費用等各項政策能夠真正落實;二是合理分配土地出讓金，在“代際”與“代內(nèi)”之間合理分配土地收益，有效調(diào)節(jié)市場競爭關系，保證國民經(jīng)濟健康穩(wěn)定的運行。

【注】

①數(shù)據(jù)整理于《中國土地年鑒》與《中國國土資源公報》，2010年總出讓價格款是利用居民消費者價格指數(shù)折算至1993年，雖然前者單位為宗地，后者單位為面積，但是通過其比例還是可以直觀反映變化趨勢的。

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