李一花，劉蓓蓓，喬 敏

(山東大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院，山東 濟(jì)南 250100)

一、引 言

“土地財(cái)政”是近些年學(xué)界和社會(huì)關(guān)注的焦點(diǎn)問題，研究著述頗多。從對(duì)土地財(cái)政的界定來看，經(jīng)歷了從土地使用權(quán)出讓收入的狹義理解到涵蓋預(yù)算內(nèi)與土地和建筑業(yè)及房地產(chǎn)業(yè)相關(guān)的稅收收入［1］［2］乃至到更廣義的土地貸款融資收入的變化［3］。從土地財(cái)政的基礎(chǔ)來看，現(xiàn)有研究普遍認(rèn)為與中國(guó)土地征用制度的政府壟斷密切相關(guān)。建立在中國(guó)特殊的土地制度基礎(chǔ)之上，一些文獻(xiàn)從財(cái)政分權(quán)視角剖析了土地財(cái)政成因。如孫秀林等［4］指出1994年實(shí)施的分稅制帶來的集權(quán)效應(yīng)迫使地方政府從預(yù)算外、尤其是從土地征收中為自己聚集財(cái)力。另一些文獻(xiàn)則對(duì)引資競(jìng)爭(zhēng)與土地財(cái)政的關(guān)系進(jìn)行了研究。如陶然等［5］的研究發(fā)現(xiàn)分權(quán)制下GDP晉升激勵(lì)機(jī)制，誘使地方官員盲目擴(kuò)大投資占用土地，并產(chǎn)生了工業(yè)和商住用地出讓上的不同競(jìng)爭(zhēng)策略;張莉等［6］通過對(duì)地方政府的土地出讓究竟是“財(cái)政分權(quán)”還是“引資競(jìng)爭(zhēng)”進(jìn)行了分析，得出土地出讓主要源于引資競(jìng)爭(zhēng)的結(jié)論。本文認(rèn)為，財(cái)政分權(quán)和引資競(jìng)爭(zhēng)作為土地財(cái)政成因的兩種有影響力的觀點(diǎn)，有很強(qiáng)的解釋力，但兩種成因說的經(jīng)驗(yàn)研究還比較少，究竟兩種成因是何關(guān)系還需更多的實(shí)證檢驗(yàn);而且現(xiàn)有的實(shí)證研究多以省級(jí)數(shù)據(jù)為主，考慮到土地財(cái)政主要發(fā)生在市、縣兩個(gè)層級(jí)，因此，立足于市(縣)級(jí)層面考察土地財(cái)政更切合中國(guó)實(shí)際。

進(jìn)一步分析土地出讓收益的使用，平新喬和白潔［7］指出我國(guó)的預(yù)算內(nèi)財(cái)政收入與預(yù)算外土地收益具有不同的支出安排，預(yù)算內(nèi)資金主要用于公共消費(fèi)，而預(yù)算外支出主要用于基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)。Keen［8］從資本流動(dòng)性大于勞動(dòng)力的流動(dòng)性角度，指出政府會(huì)采取有利于資本所有者的財(cái)政行為。湯玉剛［9］、左翔［10］從城市公共服務(wù)的提供及資本化角度，得出在土地融資支持下政府更熱衷于城市基礎(chǔ)設(shè)施的建設(shè)的結(jié)論。上述對(duì)財(cái)政支出結(jié)構(gòu)的研究，要么是將預(yù)算內(nèi)外分離，要么是不加區(qū)分的合并研究，鮮有對(duì)預(yù)算外土地出讓收入影響預(yù)算內(nèi)支出結(jié)構(gòu)的研究。針對(duì)上述問題，本文擬從市級(jí)層面探討土地財(cái)政的成因及其對(duì)預(yù)算內(nèi)支出結(jié)構(gòu)的影響。

二、土地財(cái)政成因辨識(shí)

(一)模型設(shè)定與變量說明

模型設(shè)定如下:

本文采用山東省17市2007－2012年的面板數(shù)據(jù)，將財(cái)政分權(quán)與政績(jī)競(jìng)爭(zhēng)同時(shí)納入模型，對(duì)土地財(cái)政的兩種成因進(jìn)行辨識(shí)。數(shù)據(jù)全部來源于《山東統(tǒng)計(jì)年鑒》、《山東財(cái)政年鑒》及《中國(guó)國(guó)土資源年鑒》。考慮到土地出讓中商住用地與工業(yè)用地價(jià)格懸殊的事實(shí)，本文以商住用地出讓代表土地財(cái)政，即被解釋變量。由于土地出讓價(jià)格不可得，本文以商住用地出讓面積(Yit)衡量土地財(cái)政，取對(duì)數(shù)形式，i代表山東省17市，t代表2007－2012的不同年份。從核心解釋變量財(cái)政分權(quán)(fdit)來看，基于我國(guó)財(cái)政收入集權(quán)、支出分權(quán)的特征，本文選取財(cái)政自給率(一般財(cái)政收入與財(cái)政支出比值)衡量財(cái)政分權(quán)。一般認(rèn)為，財(cái)政自給率越低，對(duì)土地財(cái)政的依賴會(huì)越高，出讓商住用地面積就會(huì)越多，因此預(yù)期財(cái)政自給率與土地財(cái)政的關(guān)系為負(fù)。模型中同時(shí)加入轉(zhuǎn)移支付變量(trit)，如果財(cái)政分權(quán)壓力促使地方政府對(duì)土地收入形成依賴，那么轉(zhuǎn)移支付作為彌補(bǔ)地方財(cái)力缺口的重要手段，理應(yīng)減弱這種影響，由此預(yù)期財(cái)政分權(quán)與轉(zhuǎn)移支付對(duì)土地財(cái)政的作用方向相反。從轉(zhuǎn)移支付的口徑來看，按照稅收返返還不屬于轉(zhuǎn)移支付的理解，用一般性轉(zhuǎn)移支付與本級(jí)地方財(cái)政支出的比重衡量轉(zhuǎn)移支付率。預(yù)期轉(zhuǎn)移支付率與土地財(cái)政為負(fù)向關(guān)系。對(duì)于另一核心解釋變量政績(jī)競(jìng)爭(zhēng)，本文選取工業(yè)土地出讓面積作為衡量指標(biāo)(gmit)，流行的解釋是政績(jī)競(jìng)爭(zhēng)壓力越大，工業(yè)用地低價(jià)出讓面積越多，越需要高價(jià)出讓商住用地來彌補(bǔ)其資金損失。因此預(yù)期工業(yè)用地出讓面積與被解釋變量土地財(cái)政的關(guān)系為正。Mit為一系列控制變量，包括人均GDP、城市化水平(非農(nóng)產(chǎn)業(yè)人口占總?cè)丝诘陌俜直?及財(cái)政供養(yǎng)人口。就一個(gè)地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平而言，其經(jīng)濟(jì)總量越大，經(jīng)濟(jì)建設(shè)、社會(huì)福利等投入水平就會(huì)越高，從而增加當(dāng)?shù)卣呢?cái)政壓力，增加對(duì)土地財(cái)政的依賴;但經(jīng)濟(jì)總量的增加也會(huì)帶來稅基的擴(kuò)大，從而降低地方政府對(duì)土地財(cái)政的依賴，兩種相反的力量需要實(shí)證作出回答。就城市化與土地財(cái)政的關(guān)系而言，也存在兩種相反的影響:城市化水平越高，對(duì)土地資源融資的需求可能越大，但城市化發(fā)展會(huì)增加稅源及稅收收入，也會(huì)降低對(duì)土地出讓金的依賴。從財(cái)政供養(yǎng)人口來看，財(cái)政供養(yǎng)人口越多，維持性支出越多，財(cái)政支出壓力大，在預(yù)算內(nèi)供給不足的情況下，轉(zhuǎn)而尋求對(duì)土地財(cái)政的依賴會(huì)越強(qiáng)，因此預(yù)期財(cái)政供養(yǎng)人口與被解釋變量的關(guān)系為正。D為地區(qū)差異控制虛擬變量，引入兩個(gè)虛擬變量dum1、dum2分別代表省內(nèi)東部、中部地區(qū);ui代表個(gè)體異質(zhì)性的截距項(xiàng)，εit是殘差項(xiàng);α1、α2、β1、β2、β3為各解釋變量的系數(shù)。

(二)估計(jì)方法與實(shí)證結(jié)果

首先，在模型選擇上，Hausman檢驗(yàn)結(jié)果在1%顯著性水平上拒絕了“隨機(jī)效應(yīng)”假設(shè)，建議采用固定效應(yīng)模型?？紤]到時(shí)間趨勢(shì)的影響，本文對(duì)變量進(jìn)行了雙向固定效應(yīng)回歸檢驗(yàn)。關(guān)于模型的內(nèi)生性問題，由于商住用地的出讓收益會(huì)影響預(yù)算內(nèi)收支，從而影響以財(cái)政自給率衡量的財(cái)政分權(quán)，與財(cái)政分權(quán)指標(biāo)存在雙向互動(dòng)關(guān)系，商住用地與工業(yè)用地的二元出讓策略，也使得商住用地出讓與工業(yè)用地出讓存在互動(dòng)關(guān)系。為解決內(nèi)生性問題，本文選取相應(yīng)變量的滯后項(xiàng)作為工具變量，并分別采用兩階段最小二乘法和廣義矩估計(jì)方法進(jìn)行了實(shí)證分析。對(duì)于存在內(nèi)生性的回歸模型，兩階段最小二乘法僅在擾動(dòng)項(xiàng)同方差假定下才有效率，而廣義矩陣估計(jì)方法在任意異方差和自相關(guān)的情況下都有效率。因此，表中列出了固定效應(yīng)和廣義矩方法的回歸結(jié)果。

表1 土地財(cái)政成因:財(cái)政分權(quán)和政績(jī)競(jìng)爭(zhēng)的實(shí)證結(jié)果

從核心解釋變量來看，三個(gè)模型中財(cái)政分權(quán)對(duì)土地財(cái)政的影響均通過了預(yù)期的符號(hào)假設(shè)，與財(cái)政自給率負(fù)相關(guān)，表明財(cái)政分權(quán)是山東省市級(jí)土地財(cái)政的重要成因。從轉(zhuǎn)移支付的回歸結(jié)果來看，回歸系數(shù)為負(fù)，表明一定轉(zhuǎn)移支付可以抑制地方政府對(duì)土地出讓金的依賴，但系數(shù)顯著性不是很高。從政績(jī)競(jìng)爭(zhēng)來看，工業(yè)用地面積的系數(shù)符號(hào)在三個(gè)模型中均符合了預(yù)期，表明地方政府晉升競(jìng)爭(zhēng)同樣是影響土地財(cái)政規(guī)模的重要因素。從財(cái)政分權(quán)與政績(jī)競(jìng)爭(zhēng)效應(yīng)對(duì)比來看，二者的影響除了廣義矩陣模型回歸結(jié)果，其他模型的回歸系數(shù)都在1%水平上顯著，從具體回歸系數(shù)來看，固定效應(yīng)與雙向固定效應(yīng)模型中，政績(jī)競(jìng)爭(zhēng)的回歸系數(shù)分別為0.64、0.70，略高于財(cái)政分權(quán)衡量指標(biāo)的回歸系數(shù)0.40及0.57，因此總體來看表明政績(jī)競(jìng)爭(zhēng)的效應(yīng)略大于分權(quán)效應(yīng)，實(shí)證結(jié)論支持了張莉等(2011)的研究，這也說明中國(guó)的政治集權(quán)相比經(jīng)濟(jì)分權(quán)對(duì)地方行為產(chǎn)生了更為重要的影響。從城市化與土地財(cái)政的關(guān)系來看，二者是正向關(guān)系，這表明隨著城鎮(zhèn)化水平的提高，大量農(nóng)民工進(jìn)入城市后對(duì)基礎(chǔ)設(shè)施和公共服務(wù)的需求壓力很大。從其他控制變量來看，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平與土地財(cái)政的回歸系數(shù)為正，表明經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平越高，經(jīng)濟(jì)建設(shè)與社會(huì)福利的支出需求和標(biāo)準(zhǔn)越高，而且經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平高的地區(qū)，在以地招商引資、發(fā)展制造業(yè)推進(jìn)工業(yè)化進(jìn)程中占據(jù)優(yōu)勢(shì)，商業(yè)服務(wù)業(yè)等第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展能夠帶動(dòng)土地市場(chǎng)和房地產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，由此創(chuàng)造了大量的土地出讓收入。從財(cái)政供養(yǎng)人口與土地財(cái)政的回歸系數(shù)來看，結(jié)果顯著為正，表明財(cái)政供養(yǎng)人口越大，地方政府支出壓力越大，從而增加土地融資需求;代表地區(qū)差異的兩個(gè)虛擬變量與土地財(cái)政呈現(xiàn)負(fù)相關(guān)系，但東部地區(qū)不顯著，這在一定程度上表明不同地區(qū)土地出讓行為可能存在一定的差異，如對(duì)發(fā)達(dá)地區(qū)來說，由于資源稟賦好，土地出讓價(jià)格高，因此可能更易采取多抵押、少出讓的策略，而資源稟賦差的地區(qū)，土地出讓價(jià)格低，更容易出現(xiàn)多出讓、少抵押的情況。這說明地方政府可以通過控制出讓面積，來調(diào)節(jié)土地出讓價(jià)格和收入。綜上實(shí)證結(jié)果，證實(shí)了土地財(cái)政是“財(cái)政分權(quán)”與“政績(jī)競(jìng)爭(zhēng)”兩種機(jī)制共同作用的結(jié)果。

三、土地財(cái)政影響的實(shí)證估計(jì)

(一)模型設(shè)定與變量說明

其中，Zit指代預(yù)算內(nèi)經(jīng)濟(jì)建設(shè)支出和社會(huì)服務(wù)性支出的比重。fdit指代核心解釋變量財(cái)政分權(quán);comit指代競(jìng)爭(zhēng)變量;yit指代財(cái)政分權(quán)與競(jìng)爭(zhēng)的交互項(xiàng);M為控制變量，指代其他影響財(cái)政支出結(jié)構(gòu)的變量，包括人均GDP及GDP平方項(xiàng)、城市化水平、財(cái)政供養(yǎng)人口、在校學(xué)生數(shù)(中小學(xué)生數(shù))、65歲以上人口;D指代虛擬變量，包括時(shí)間虛擬變量與地區(qū)虛擬變量;ui代表個(gè)體異質(zhì)性的截距項(xiàng);εit是殘差項(xiàng);α、β1、β2、β3、β4分別為各解釋變量的系數(shù)。

變量的具體說明如下:財(cái)政分權(quán)(fd)仍然用財(cái)政自給率衡量。財(cái)政自給率越高，地方政府的財(cái)政自主權(quán)越高，預(yù)期財(cái)政自給率與經(jīng)濟(jì)建設(shè)支出的關(guān)系為正，而與社會(huì)服務(wù)性支出的關(guān)系為負(fù)。關(guān)于財(cái)政競(jìng)爭(zhēng) (com)的衡量指標(biāo)，本文選取了工業(yè)用地出讓面積衡量地方政府參與競(jìng)爭(zhēng)的程度。在一定地價(jià)水平下，地方政府招商引資競(jìng)爭(zhēng)參與度越高，工業(yè)用地出讓面積就越多，相應(yīng)的高價(jià)出讓商住用地收益增多，由此，地方政府可以減少預(yù)算內(nèi)投資支出，相應(yīng)增加社會(huì)服務(wù)性支出。財(cái)政分權(quán)與競(jìng)爭(zhēng)的交互項(xiàng) (y):一方面政府競(jìng)爭(zhēng)對(duì)支出結(jié)構(gòu)的影響，在分權(quán)程度不同的地區(qū)可能會(huì)不同，另一方面財(cái)政分權(quán)對(duì)支出結(jié)構(gòu)的影響可能隨著政府競(jìng)爭(zhēng)強(qiáng)度的變化而發(fā)生變化，為了分析這種機(jī)制的效應(yīng)，我們選擇二者的交叉項(xiàng)進(jìn)行回歸分析。再次是控制變量，一個(gè)地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平對(duì)財(cái)政支出結(jié)構(gòu)的影響，可能是非線性的，因此本文選取了人均GDP及其平方項(xiàng)作為衡量指標(biāo);一個(gè)地區(qū)的城市化水平、財(cái)政供養(yǎng)人口也會(huì)對(duì)財(cái)政支出結(jié)構(gòu)產(chǎn)生影響。最后是虛擬變量，本文選取了時(shí)間虛擬變量year2008驗(yàn)證2008年的金融危機(jī)的影響;選取了地區(qū)虛擬變量反映地區(qū)差異。

(二)估計(jì)方法與實(shí)證結(jié)果

首先，經(jīng)hausman檢驗(yàn)選擇固定效應(yīng)模型，考慮到時(shí)間效應(yīng)，模型進(jìn)行了雙向固定效應(yīng)回歸分析。為解決財(cái)政支出結(jié)構(gòu)與財(cái)政分權(quán)、競(jìng)爭(zhēng)存在的內(nèi)生性問題，選取了相應(yīng)變量的滯后項(xiàng)作為工具變量，通過廣義矩陣估計(jì)方法進(jìn)行估計(jì)。實(shí)證結(jié)果報(bào)告如下。

從實(shí)證結(jié)果看，財(cái)政分權(quán)對(duì)預(yù)算內(nèi)經(jīng)濟(jì)建設(shè)支出的回歸系數(shù)在三個(gè)模型下顯著為正，表明財(cái)政自給率越高，地方政府越傾向于投資于經(jīng)濟(jì)建設(shè)支出;以表2中顯著性最高的廣義矩陣模型為例，財(cái)政自給率每增加1%，經(jīng)濟(jì)建設(shè)支出會(huì)增加0.57個(gè)百分點(diǎn)。財(cái)政競(jìng)爭(zhēng)對(duì)經(jīng)濟(jì)建設(shè)支出的影響，在三個(gè)模型中的回歸結(jié)果均為正，這與我們的預(yù)期相反，表明地方政府并沒有因預(yù)算外土地收益主要投向城市基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)而減弱對(duì)預(yù)算內(nèi)投資支出的追逐，說明地方的投資沖動(dòng)強(qiáng)烈，在向上負(fù)責(zé)而地方民眾缺乏有效監(jiān)督制約的環(huán)境下，除了必需的社會(huì)服務(wù)支出外，集合預(yù)算內(nèi)外資金投資搞建設(shè)、加大政績(jī)競(jìng)爭(zhēng)力度，成為地方政府的理性行為。從二者的交叉項(xiàng)來看，財(cái)政分權(quán)對(duì)經(jīng)濟(jì)建設(shè)支出的正效應(yīng)，會(huì)因競(jìng)爭(zhēng)得到增強(qiáng)。從控制變量經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平對(duì)建設(shè)性支出占比的影響來看，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平對(duì)建設(shè)性支出的影響呈現(xiàn)非線性，人均GDP及其平方項(xiàng)與經(jīng)濟(jì)建設(shè)支出的回歸結(jié)果呈倒U型，表明經(jīng)濟(jì)發(fā)展初期，需要大量經(jīng)濟(jì)建設(shè)投入來促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展，而經(jīng)濟(jì)發(fā)展超過一定水平，經(jīng)濟(jì)發(fā)展不再單純依靠政府的投資，政府的經(jīng)濟(jì)建設(shè)支出會(huì)出現(xiàn)下降，更多用來滿足居民不斷增長(zhǎng)的社會(huì)服務(wù)需求。從城市化水平來看，人口城市化水平不斷增長(zhǎng)，勢(shì)必對(duì)公共服務(wù)形成更大的壓力，由此減少了經(jīng)濟(jì)性支出，因此，城市化水平對(duì)經(jīng)濟(jì)建設(shè)支出的影響，在固定效應(yīng)和雙向固定效應(yīng)模型下顯著為負(fù)。從財(cái)政供養(yǎng)人口來看，均與經(jīng)濟(jì)建設(shè)支出為負(fù)向關(guān)系，且在5%水平上顯著，表明政府財(cái)政供養(yǎng)人口對(duì)經(jīng)濟(jì)建設(shè)支出具有顯著負(fù)效應(yīng)，在財(cái)政供養(yǎng)人口規(guī)模龐大以及剛性支出的情況下，優(yōu)先保吃飯的要求對(duì)經(jīng)濟(jì)建設(shè)支出形成了明顯的沖擊。時(shí)間虛擬變量Year2008的回歸系數(shù)在10%顯著水平上為正，表明2008年金融危機(jī)刺激地方增加經(jīng)濟(jì)建設(shè)支出保增長(zhǎng)的作用異常明顯。從地區(qū)差異來看，地區(qū)虛擬變量的回歸結(jié)果在不同的模型下符號(hào)各異，顯著性也存在差異，這表明經(jīng)濟(jì)建設(shè)支出偏向的地區(qū)差異不是特別明顯，重投資是各地的普遍行為導(dǎo)向，并不因?yàn)榉A賦差異而表現(xiàn)出特別的偏差。

表2 土地出讓與經(jīng)濟(jì)建設(shè)支出的回歸結(jié)果

從表3的結(jié)果來看，財(cái)政分權(quán)對(duì)預(yù)算內(nèi)社會(huì)服務(wù)支出的回歸系數(shù)在三個(gè)回歸模型中為負(fù)，且在1%水平上顯著，表明財(cái)政自給率越高，地方政府越傾向于帶來直接收益的經(jīng)濟(jì)建設(shè)支出而減少服務(wù)支出投入。財(cái)政競(jìng)爭(zhēng)對(duì)社會(huì)服務(wù)支出的影響為負(fù)，面臨引資競(jìng)爭(zhēng)的地方政府減少了社會(huì)服務(wù)支出投入，這說明商住用地收益的提高并沒有同步提高社會(huì)服務(wù)支出的水平。同理，前述對(duì)經(jīng)濟(jì)建設(shè)支出的分析同樣表明，商住用地收益的提高也沒有同步減少經(jīng)濟(jì)建設(shè)支出的水平，這反映了地方政府對(duì)預(yù)算外支出與預(yù)算內(nèi)支出并沒有統(tǒng)籌使用。從二者交叉項(xiàng)來看，財(cái)政分權(quán)與競(jìng)爭(zhēng)對(duì)社會(huì)服務(wù)支出的負(fù)效應(yīng)存在交互影響，以固定效應(yīng)為例，在一定財(cái)政自給率下，財(cái)政競(jìng)爭(zhēng)每增加1個(gè)百分點(diǎn)，社會(huì)服務(wù)支出減少0.01個(gè)百分點(diǎn)。此外，城市化水平對(duì)社會(huì)服務(wù)支出存在正向影響，但只有在固定效應(yīng)模型下實(shí)現(xiàn)了10%的顯著性，這與我國(guó)的城鎮(zhèn)化“化地不化人”有關(guān)。從控制變量來看，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平對(duì)社會(huì)服務(wù)支出的影響呈U型，這表明經(jīng)濟(jì)發(fā)展初期，地方政府面臨更多的是發(fā)展經(jīng)濟(jì)的需求，而經(jīng)濟(jì)發(fā)展超過一定水平，居民的社會(huì)服務(wù)需求會(huì)不斷增加。其他控制變量，如財(cái)政供養(yǎng)人口的增多會(huì)擠占社會(huì)服務(wù)支出;在校學(xué)生規(guī)模增長(zhǎng)顯著影響教育支出，從而對(duì)社會(huì)服務(wù)支出產(chǎn)生顯著正效應(yīng);人口結(jié)構(gòu)中65歲以上人口占比越大，對(duì)社會(huì)服務(wù)支出產(chǎn)生顯著正效應(yīng)。時(shí)間虛擬變量的回歸系數(shù)在5%顯著水平上為正，表明金融危機(jī)環(huán)境下，首要的任務(wù)是增加經(jīng)濟(jì)性支出而不是社會(huì)服務(wù)支出。地區(qū)虛擬變量回歸結(jié)果顯示東部發(fā)達(dá)地市回歸符號(hào)顯著為負(fù)，這表明越是發(fā)達(dá)地區(qū)，重投資、輕服務(wù)的支出傾向越明顯，這與市級(jí)財(cái)政現(xiàn)實(shí)的支出結(jié)構(gòu)保持了較強(qiáng)的一致性。

表3 土地出讓與社會(huì)服務(wù)性支出的回歸結(jié)果

四、結(jié)論與政策建議

本文的實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)，土地財(cái)政是我國(guó)特有土地制度基礎(chǔ)上的“分權(quán)”與“競(jìng)爭(zhēng)”共同作用的結(jié)果。土地財(cái)政對(duì)預(yù)算內(nèi)支出“重投資、輕服務(wù)”的支出結(jié)構(gòu)并沒有起到矯正作用。進(jìn)一步的改革應(yīng)圍繞以下方面展開:

第一，完善我國(guó)的分稅制財(cái)政體制。理順省級(jí)政府與各市縣政府在公共服務(wù)提供方面的事權(quán)和支出責(zé)任，加快構(gòu)建如房產(chǎn)稅、環(huán)保稅等地方主體稅種，進(jìn)一步完善省對(duì)下轉(zhuǎn)移支付制度，控制、壓縮和整合專項(xiàng)轉(zhuǎn)移支付的比例。

第二，完善地方官員的政績(jī)考核機(jī)制，合理設(shè)計(jì)考核指標(biāo)，實(shí)現(xiàn)政府目標(biāo)與居民福利目標(biāo)的激勵(lì)相容。推進(jìn)預(yù)算公開，加大預(yù)算透明度［11］。盡快實(shí)現(xiàn)一般公共預(yù)算與基金預(yù)算的銜接和全口徑預(yù)算管理，并接受人大和社會(huì)監(jiān)督。

第三，積極探索土地出讓定價(jià)的市場(chǎng)化出路，打破土地出讓地方壟斷的局面。優(yōu)化土地出讓支出結(jié)構(gòu)安排，發(fā)揮統(tǒng)籌使用資金的效果。

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