范東君

(湖南省社會科學(xué)院農(nóng)村發(fā)展研究中心，長沙410003)

一、引言

自1994年分稅制改革以來，使得傳統(tǒng)的“財政包干”模式得到有效改變，我國財政收入呈快速增長，中央政府與地方政府、政府與企業(yè)的財政分配關(guān)系也逐步規(guī)范，中央政府與地方政府之間分權(quán)型的財政模式得以建立。但我國實施的分稅制改革僅考慮劃定稅收收入，對一些敏感話題鮮有涉及。中央對稅收微調(diào)政策措施占主導(dǎo)地位，地方政府只在極少數(shù)稅目上擁有有限的稅率以及稅額的決定權(quán)。中央財政的自給率得到陡增，而地方財政自給率出現(xiàn)猛降(羅必良，2010)。［1］地方政府為了促進(jìn)本地經(jīng)濟(jì)的快速增長，滿足其日益增長的開支需要，土地財政成了地方政府維持地方財政支出的可靠來源，1998年住房市場商品化后更是加劇了土地財政的這一趨勢。分稅制改革使得地方事權(quán)與財權(quán)不匹配，激勵了地方政府的土地財政策略。受土地財政沖動，地方政府通過整理土地，使得工業(yè)化、城鎮(zhèn)化加速擴(kuò)張，尤其是商品房急劇增加，大量耕地被占用，糧食作物播種面積出現(xiàn)了一定程度下降，從1998年的113787千公頃下降到2012年的111205千公頃。

由于工業(yè)化、城市化偏向不斷強(qiáng)化，使得糧食生產(chǎn)問題日益成為政府與學(xué)者關(guān)注的焦點，學(xué)者們從不同視角給出的解釋也不盡相同。研究者們主要從資本、技術(shù)、勞動力、耕地規(guī)模化等投入要素的變化以及農(nóng)業(yè)稅取消、補(bǔ)貼力度加強(qiáng)等方面支持政策改善，對糧食生產(chǎn)進(jìn)行了深入探討，但對分稅制改革這一重要制度性因素以及由此帶來的土地財政效應(yīng)對其的影響并沒有被足夠重視。

目前，一些學(xué)者就分稅制改革與土地財政的關(guān)系及其對經(jīng)濟(jì)增長影響的研究已取得了不少成果(林毅夫和劉志強(qiáng)，2000;［2］Davoodi and Zou，1998［3］)。我國的分稅制改革使得地方政府逐步邁向以土地整理、出讓和開發(fā)為主的經(jīng)濟(jì)增長和財政收入模式，土地財政得以形成(孫秀林和周飛舟，2013)。［4］這種中國式分稅制增強(qiáng)了地方政府追求預(yù)算外財政收益的沖動，地方經(jīng)濟(jì)增速競爭體制不斷強(qiáng)化地方政府采取積極的土地財政策略。還有學(xué)者認(rèn)為受分稅制影響，地方政府財政壓力巨大，土地財政更是地方政府一種無奈的選擇(武康平和閆勇，2012)。［5］分稅制改革、土地財政與糧食生產(chǎn)之間也形成了一種內(nèi)在邏輯。分稅制改革導(dǎo)致地方財政收支缺口巨大，造成地方政府財政負(fù)擔(dān)壓力，從而普遍出現(xiàn)“占地競賽”，使得地方政府對土地財政偏好不斷增強(qiáng)，農(nóng)地流失成為普遍現(xiàn)象(羅必良，2010)。［1］分稅制改革究竟對糧食生產(chǎn)有沒有影響?有學(xué)者通過實證研究發(fā)現(xiàn)地方財政壓力會對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)帶來不利影響，同時也發(fā)現(xiàn)非地方本級財政收入增加會減輕地方財政負(fù)擔(dān)，對農(nóng)業(yè)增長帶來好處;但地方政府過分依賴預(yù)算外資金則會對農(nóng)業(yè)增長帶來不利影響。上述已有研究就分稅制改革、土地財政與糧食生產(chǎn)關(guān)系提供了一些非常有價值的成果，但仍存在一些不足:一是在變量設(shè)定、研究方法上還存在不足，缺乏面板數(shù)據(jù)研究方法，有待進(jìn)一步分區(qū)域的實證研究。二是現(xiàn)有文獻(xiàn)主要集中于分稅制改革與土地財政關(guān)系的研究，土地財政如何影響糧食生產(chǎn)?其內(nèi)在影響邏輯是什么?還有待對三者進(jìn)行系統(tǒng)的實證研究。本文采用1999～2012年省級面板數(shù)據(jù)，同時引入糧食主產(chǎn)區(qū)、糧食主銷區(qū)等地區(qū)虛擬變量和農(nóng)業(yè)稅取消時間虛擬變量，將分稅制改革、土地財政和糧食生產(chǎn)納入一個分析框架，就分稅制對土地財政的影響機(jī)制，以及土地財政對糧食生產(chǎn)的影響機(jī)制進(jìn)行分析;在研究方法上，通過控制其他潛在影響糧食生產(chǎn)因素的方式的回歸，以更好地證實分稅制背景下土地財政對糧食生產(chǎn)的影響是不可忽視的，以期從財稅角度為我國糧食可持續(xù)發(fā)展給出相關(guān)的啟示建議。

二、研究背景與基本假設(shè)

自1994年分稅制改革以來，尤其是1998年住房市場化改革以來，城鎮(zhèn)化快速推進(jìn)，城鎮(zhèn)建設(shè)用地急劇增長，土地價格日益高漲，再加上地方政府通過土地整理、出讓、開發(fā)實現(xiàn)經(jīng)濟(jì)增長，從而獲得巨額的土地出讓金。1993年，全國土地出讓金才300億元，但是到2012年已經(jīng)達(dá)到3.15萬億元。因此，分稅制改革與土地財政具有內(nèi)在的邏輯一致性。本節(jié)從分稅制改革與土地財政產(chǎn)生關(guān)系以及土地財政對糧食生產(chǎn)影響機(jī)理兩個方面進(jìn)行分析，并提出研究假設(shè)。

(一)分稅制改革背景下土地財政形成機(jī)理

我國1980年進(jìn)行“劃分收支、分級包干”的財政體制改革，實行財政包干體制，擴(kuò)大了地方政府收支自主權(quán)，但容易造成經(jīng)濟(jì)發(fā)展保戶主義，形成“諸侯經(jīng)濟(jì)”，進(jìn)而引致中央財政日趨緊張。到1990年，中央政府已先后3次向地方政府借錢，日子過得異常艱難。中央財政收入占全國財政收入比重不斷下降，至1993年，中央政府財政預(yù)算收入僅占GDP比重的2.7%，中央財政預(yù)算支出占GDP的比重達(dá)3.7%;地方政府財政預(yù)算收入占GDP的比重則為9.6%，財政預(yù)算支出占GDP的比重為9.4%。很明顯，中央財力日益薄弱，處于“被供養(yǎng)”地位(見表1)。為了解決自身財政能力難以為繼的緊張狀態(tài)，中央政府于1994 年進(jìn)行分稅制改革(宮汝凱，2012)。［6］

分稅制改革使地方政府的財政壓力增大，中央政府與地方政府之間的事權(quán)和財權(quán)關(guān)系劃分不規(guī)范以及轉(zhuǎn)移支付制度不規(guī)范、不完善，地方政府尤其是基層政府財政壓力巨大。中央財政預(yù)算收入比重有較大提升，1994年中央政府預(yù)算收入占GDP的比重達(dá)到6%，1999年后一直維持在6%以上，而中央政府預(yù)算支出占GDP的比重則為3.6%，中央政府財政狀況得到了極大改善，地方政府的財政困難狀況加劇，1995年后地方政府預(yù)算支出占GDP的比重一直處于上升狀態(tài)(見表1)。1993年后，地方政府財政收支缺口呈不斷擴(kuò)大趨勢(見圖1)。地方政府為了解決自身的財政困難，傾向于選擇土地財政作為財源的主要來源，而且這種現(xiàn)象愈演愈烈。

表1 中央政府與地方政府預(yù)算收支占GDP比重情況

基于以上分析，提出研究假設(shè)H1:地方政府對土地財政收入的依賴內(nèi)生于分稅制改革下地方政府財政支出壓力不斷增大。分稅制改革造成了地方政府事權(quán)與財權(quán)不匹配，地方政府財政支出壓力越大，對土地財政需求就越強(qiáng)烈，也就是說，財政分權(quán)對土地財政有正向影響。

(二)土地財政對糧食生產(chǎn)影響機(jī)理

在分稅制改革影響下，土地財政成了地方政府的主要收入來源，經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)更甚。土地財政的重要支撐就是工業(yè)化、城鎮(zhèn)化快速推進(jìn)，工業(yè)化、城鎮(zhèn)化的快速推進(jìn)引誘大量農(nóng)村人口轉(zhuǎn)移到城鎮(zhèn)，使得城鎮(zhèn)不斷擴(kuò)張，土地價格不斷上漲，土地價格的上升使得地方政府對整理土地的積極性高漲，尤其是在經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)省份，工業(yè)化、城鎮(zhèn)化飛速推進(jìn)，外來人口規(guī)模龐大，為土地價格快速上漲提供了堅實支撐，造成大量耕地被占用，糧食可用耕地受到嚴(yán)重威脅;與此同時，大量農(nóng)村人口轉(zhuǎn)移也為耕地流轉(zhuǎn)創(chuàng)造了空間，尤其是在經(jīng)濟(jì)相對落后的地區(qū)，農(nóng)村勞動力非農(nóng)就業(yè)日益增加，使得糧食規(guī)?；a(chǎn)經(jīng)營加速，根據(jù)農(nóng)業(yè)部的統(tǒng)計，到2013年底，全國承包耕地流轉(zhuǎn)面積達(dá)3.4億畝，是2008年的3.1倍，流轉(zhuǎn)比例達(dá)到26%，比2008年增加了17.1%。種植面積50畝以上的大戶超過287萬戶，這與我國糧食產(chǎn)量十連增是相吻合的。

在分析土地財政對糧食生產(chǎn)影響作用機(jī)理時，主要表現(xiàn)在正反兩個方面。一方面，土地價格上漲激勵地方政府整理土地，加速工業(yè)化、城鎮(zhèn)化進(jìn)程，進(jìn)而為農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移創(chuàng)造了良好條件，有利于加速農(nóng)村耕地流轉(zhuǎn)，推進(jìn)糧食生產(chǎn)規(guī)?；?jīng)營，促進(jìn)糧食生產(chǎn)效率提升，帶來糧食增產(chǎn)。此外，土地財政也在一定程度上有利于緩解地方財政壓力，對農(nóng)業(yè)增產(chǎn)帶來促進(jìn)作用(高彥彥和鄭江淮，2012)。［7］另一方面，分稅制改革后，地方政府很難通過預(yù)算內(nèi)財政收入來彌補(bǔ)財政缺口，因此預(yù)算外和非財政預(yù)算資金成為其尋求的主要動力。而非財政預(yù)算資金主要來源于農(nóng)村提留統(tǒng)籌(各種農(nóng)村稅費(fèi)取消后已不存在)和土地征用、整理、開發(fā)相關(guān)的收入。因此，土地成為地方政府主要的生財之道，土地財政的追求導(dǎo)致耕地資源不斷流失，耕地紅線保護(hù)壓力巨大(羅必良，2010)。［1］

基于以上分析，提出兩個研究假設(shè):(1)H2:控制了糧食生產(chǎn)主要投入要素變量影響后，土地財政收入對糧食生產(chǎn)具有正向作用，分稅制下土地財政增加意味著地方財政支出壓力降低，進(jìn)而可以改善糧食生產(chǎn)“硬軟”件，促進(jìn)糧食增產(chǎn)。(2)H3:加入地區(qū)和時間虛擬變量后，土地財政收入在不同區(qū)域?qū)Z食生產(chǎn)的影響是有差異的。

綜上所述，利用1999～2012年省級面板數(shù)據(jù)，就財政分權(quán)對土地財政收入的影響，以及土地財政對糧食生產(chǎn)的影響予以實證檢驗和結(jié)果分析，并為上述假設(shè)提供實證證據(jù)。

三、研究方法與數(shù)據(jù)

(一)計量模型構(gòu)建

為了檢驗上述研究推論，構(gòu)建2個面板回歸模型進(jìn)行檢驗。第一個方程主要分析各區(qū)域地方財政負(fù)擔(dān)、地方政府官員政績考核、城鎮(zhèn)化水平、對外開放程度與土地財政之間的關(guān)系;第二個方程主要通過分析土地財政、財政分權(quán)度、城鎮(zhèn)化率、糧食生產(chǎn)各投入要素等對糧食產(chǎn)量的影響。

其中，ALDit表示人均土地財政收入;AFPit表示人均糧食產(chǎn)量;FDit表示財政分權(quán)度;Xit中的變量包括人均地區(qū)生產(chǎn)總值、城鎮(zhèn)化水平、外商直接投資額、土地價格等指標(biāo);Kit包括糧食生產(chǎn)勞動力投入量、農(nóng)業(yè)機(jī)械化水平、農(nóng)業(yè)化肥使用量、有效灌溉面積、糧食播種面積等影響糧食生產(chǎn)的投入要素指標(biāo);Dumit表示虛擬變量;εit表示隨機(jī)擾動項;下標(biāo)i和t分別表示地區(qū)和年份。

(二)變量選擇與說明

計量模型中的土地財政規(guī)模因變量有兩種度量方法:一是直接用土地出讓金來表示;二是用土地出讓金加上與建筑、房地產(chǎn)有關(guān)的稅費(fèi)收入來表示(宮汝凱，2012)。［6］為了更好地反映地方政府在土地財政上的行為，選擇第二種度量方法。根據(jù)已有的研究和數(shù)據(jù)可得性，土地財政收入由土地出讓金、房產(chǎn)稅、城鎮(zhèn)土地使用稅、土地增值稅、耕地占用稅、契稅組成。為了更好地反映出地方土地財政規(guī)模和區(qū)域差異，采用人均化的財政規(guī)模指標(biāo)。

解釋變量FDit刻畫地區(qū)財政分權(quán)程度，目前有關(guān)財政分權(quán)度的測算還未達(dá)成一個一致的意見?，F(xiàn)有測算方法主要有財政收入分權(quán)、財政支出分權(quán)、中央政府對地方政府的轉(zhuǎn)移支付占地方總支出的比重和預(yù)算內(nèi)外總收支指標(biāo)。由于分稅制改革以來，地方政府財政收入獲取權(quán)缺失以及頻繁發(fā)生變化，使得財政收入指標(biāo)度量的解釋力受到影響，會低估財政分權(quán)的實際情況。相比較而言，分稅制改革對地方政府財政支出結(jié)構(gòu)安排并沒有實質(zhì)性作用。因此選擇從支出角度來測算財政分權(quán)度，選用Jing和 Zou(2002)［8］提出的財政支出分權(quán)測算方法(地方政府本級財政支出占中央政府本級財政支出中的比例)。

根據(jù)現(xiàn)實情況和已有研究，避免重要變量的遺失，把地區(qū)人均生產(chǎn)總值A(chǔ)GDPit、城鎮(zhèn)化率CRit(城鎮(zhèn)人口/總?cè)丝?、土地價格LPit(土地出讓金/土地出讓面積)和各地外商直接投資額變量納入反映經(jīng)濟(jì)基本面的分析范圍。根據(jù)已有研究(Fan and Pardy，1997;［9］高彥彥和鄭江淮，2012［7］)，影響糧食生產(chǎn)的因素包括各類糧食生產(chǎn)投入要素，如勞動力投入量FLit(第一產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員數(shù)×糧食播種面積/農(nóng)作物播種面積)、農(nóng)業(yè)機(jī)械總動力PAit、化肥使用量FAit、灌溉面積IRit、糧食播種面積 SFit，考慮到 FLit、PAit、FAit、IRit、SFit之間可能存在較為嚴(yán)重的多重共線性問題，利用最小二乘法回歸分析和兩兩相關(guān)系數(shù)均發(fā)現(xiàn)，存在多重共線性問題，再根據(jù)逐步回歸法保留變量IRit、SFit?？紤]到地區(qū)差異對糧食生產(chǎn)的影響，以糧食生產(chǎn)平衡區(qū)為基數(shù)，引入虛擬變量糧食主銷區(qū)DumS和糧食主產(chǎn)區(qū)DumP加以分析。又由于2005年開始取消農(nóng)業(yè)稅，給許多地方政府財政帶來了困難，尤其是糧食主產(chǎn)區(qū)政府財政支出壓力增大，激勵了地方政府尋找其他財稅來源，因此，加入虛擬變量Dum2005來描述此次農(nóng)業(yè)稅取消的影響。

(三)數(shù)據(jù)來源

根據(jù)數(shù)據(jù)的可得性，選取1999～2012年全國30個省份的平衡面板數(shù)據(jù)(西藏除外，一些數(shù)據(jù)缺失)，根據(jù)空間區(qū)域發(fā)展及其對糧食生產(chǎn)影響的差異性，把30個省份劃分成糧食主產(chǎn)區(qū)(黑龍江、遼寧、吉林、內(nèi)蒙古、河北、山東、河南、安徽、江西、湖北、湖南、四川、江蘇等13省份)、糧食主銷區(qū)(北京、上海、天津、廣東、浙江、福建、海南等7省份)、糧食產(chǎn)銷平衡區(qū)(云南、貴州、廣西、重慶、山西、甘肅、寧夏、青海等8省份)進(jìn)行研究。數(shù)據(jù)分別來源于《中國統(tǒng)計年鑒》(2000－2013)、《中國財政年鑒》(2000－2013)、《中國農(nóng)村統(tǒng)計年鑒》(2000－2013)和《中國國土資源年鑒》(2000－2013)。

四、實證研究

(一)土地財政方程檢驗結(jié)果及分析

為了更科學(xué)地確定是選擇隨機(jī)效應(yīng)模型還是固定效應(yīng)模型對面板方程進(jìn)行檢驗，根據(jù)Hausman檢驗結(jié)果來確定。當(dāng)檢驗其原假設(shè)沒有被拒絕時，選取隨機(jī)效應(yīng)，反之選取固定效應(yīng)，本文對土地財政方程的估計結(jié)果如表2所示。在各個模型中，財政支出分權(quán)度與土地財政之間的系數(shù)均顯著且為正，這初步證實了研究假設(shè)H1。因此，總的來看，地方政府財政支出壓力越大，其對土地財政收入的沖動越強(qiáng)。時間虛擬變量系數(shù)均顯著，表明國家財稅政策變動對土地出讓有重要影響，也說明農(nóng)業(yè)稅取消使得地方政府強(qiáng)化了土地財政沖動。土地價格對土地財政的影響也比較大，土地價格在1%水平下顯著且為正，表明地價的上漲將會增加土地財政收入，也會更加激發(fā)地方政府的土地財政沖動。

為了避免重要解釋變量的遺漏而引起內(nèi)生性問題，根據(jù)已有的研究(張晏和龔六堂，2005;［10］孫秀林和周飛舟，2013［4］)，加入影響土地財政的控制變量，包括城鎮(zhèn)化率、外商直接投資、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，同時考慮到農(nóng)業(yè)稅取消制度的影響，控制變量還包括這一時間虛擬變量。表2中方程(2)和方程(4)的回歸結(jié)果表明，自由度調(diào)整后R2出現(xiàn)增加，說明這些控制變量對土地財政收入具有解釋作用。加入這些控制變量后，財政支出分權(quán)度對土地財政的影響除了方程(4)不顯著外，其他方程整體上都出現(xiàn)了上升，這進(jìn)一步證實了研究假設(shè)H1。城鎮(zhèn)化率對土地財政收入的影響為正，但加入時間虛擬變量之后不顯著。外商直接投資對地方土地財政收入的影響不明顯。經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平對土地財政收入的影響顯著且為正，說明我國經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展對地方政府土地財政收入增長起到了重要作用。從表3中方程(2)和方程(4)還可以看出，時間虛擬變量與土地財政收入之間的系數(shù)在1%水平下顯著為負(fù)，這說明2005年開始取消農(nóng)業(yè)稅對地方政府土地財政有重要影響。

表2 土地財政方程回歸結(jié)果

(二)糧食產(chǎn)量方程檢驗結(jié)果及分析

對方程(2)進(jìn)行回歸，把人均糧食產(chǎn)量作為被解釋變量，同樣根據(jù)Hausman檢驗結(jié)果來確定選擇固定效應(yīng)模型還是隨機(jī)效應(yīng)模型，表3給出了回歸結(jié)果。Hausman檢驗的p值都是0，因此選擇固定效應(yīng)模型進(jìn)行回歸更合理。表3中方程(1)的結(jié)果顯示，土地財政與人均糧食產(chǎn)量之間的系數(shù)在1%水平下顯著為正，說明土地財政對人均糧食產(chǎn)量具有明顯的正向作用。土地財政收入每增加1個百分點，將使人均糧食產(chǎn)量增加0.08%，這可能的原因是土地財政收入增加增強(qiáng)了地方政府財政支出能力，財政支出能力增強(qiáng)使得對糧食生產(chǎn)的相關(guān)投入增加，從而使得糧食產(chǎn)量增長，這初步證實了研究假設(shè)H2。財政支出分權(quán)與人均糧食產(chǎn)量系數(shù)呈正相關(guān)且顯著，說明財政支出分權(quán)對人均糧食產(chǎn)量也有正向作用，可能的原因是因為中央財政能力增強(qiáng)加大了對糧食生產(chǎn)的補(bǔ)貼力度，激勵了廣大農(nóng)戶種糧。土地價格則與人均糧食產(chǎn)量系數(shù)呈負(fù)相關(guān)但不顯著，說明土地價格對糧食生產(chǎn)影響不明顯。

表3 各省份糧食產(chǎn)量方程回歸結(jié)果

為了控制潛在變量對糧食生產(chǎn)的影響，進(jìn)一步加入其他控制變量，包括城鎮(zhèn)化率、外商直接投資、人均GDP和糧食生產(chǎn)投入各重要影響因素，表3中方程(3)和方程(5)的估計結(jié)果顯示，土地財政與人均糧食產(chǎn)量之間的系數(shù)變化不大，且都在5%水平下顯著為正，這進(jìn)一步證實了研究假設(shè)H2，方程(1)和方程(2)中財政支出分權(quán)度與人均糧食產(chǎn)量之間的系數(shù)在5%水平下顯著，而在方程(3)、方程(4)、方程(5)和方程(6)中都不顯著，說明財政支出分權(quán)對糧食生產(chǎn)的影響并不明顯。土地價格與人均糧食產(chǎn)量之間的系數(shù)變化同樣不大。城鎮(zhèn)化率與人均糧食產(chǎn)量之間的系數(shù)在方程(3)、方程(4)中為負(fù)，而在方程(5)、方程(6)中為正，但都不顯著，說明城鎮(zhèn)化水平對糧食生產(chǎn)影響不明顯。外商直接投資與人均糧食產(chǎn)量之間的系數(shù)在所有方程中顯著且為正，說明外商直接投資對糧食生產(chǎn)具有正向作用。人均GDP與人均糧食產(chǎn)量之間的系數(shù)在方程(3)、方程(4)與方程(5)、方程(6)中表現(xiàn)出相反的方向，但都不顯著，說明經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平對糧食生產(chǎn)影響不明顯。此外，地價與土地財政可能產(chǎn)生內(nèi)生性問題，產(chǎn)生估計偏差，運(yùn)用帶工具變量的固定效應(yīng)模型和兩階段最小二乘法對糧食產(chǎn)量方程進(jìn)行估計，方程(2)、方程(4)和方程(6)給出了把地價作為內(nèi)生變量的回歸結(jié)果，把滯后一期的地價當(dāng)作工具變量，結(jié)果表明，土地財政與人均糧食產(chǎn)量之間的系數(shù)仍然為正，其他變量與人均糧食產(chǎn)量之間的系數(shù)與前面的結(jié)果相比沒有大的變化。

改革開放以來，盡管各地區(qū)的經(jīng)濟(jì)都出現(xiàn)了快速發(fā)展，但地區(qū)之間的差距卻并沒有縮小。產(chǎn)糧大省往往是經(jīng)濟(jì)弱省、財政窮省，一個地區(qū)的財政狀況與糧食生產(chǎn)呈負(fù)相關(guān)(張謀貴，2012)，［11］一個地區(qū)的經(jīng)濟(jì)越發(fā)達(dá)，往往土地越值錢，就越依賴土地財政(葛揚(yáng)和錢晨，2014)，［12］地區(qū)之間的糧食生產(chǎn)呈現(xiàn)出明顯的分化趨勢。土地財政到底對各個區(qū)域糧食生產(chǎn)影響如何，土地財政是否會促使各地區(qū)更加不重視糧食生產(chǎn)，引起糧食產(chǎn)量下降?下面引入虛擬變量來進(jìn)行探討。用DumS、DumP分別表示糧食主銷區(qū)和主產(chǎn)區(qū)虛擬變量，并對其包括省份分別賦值1，其他區(qū)域省份賦值0，因此糧食主銷區(qū)、糧食主產(chǎn)區(qū)的虛擬變量向量分別為(1，0)、(0，1)，土地財政系數(shù)分別變?yōu)?DumS×LD、DumP ×LD。

表4 加入虛擬變量后各省份糧食產(chǎn)量方程回歸結(jié)果

觀察人均糧食產(chǎn)量和土地財政均值，顯而易見，糧食主銷區(qū)土地財政收入較高，糧食主產(chǎn)區(qū)則人均糧食產(chǎn)量較高。加入地區(qū)虛擬變量和時間虛擬變量后人均糧食產(chǎn)量回歸結(jié)果如表4所示。當(dāng)不考慮糧食生產(chǎn)主要投入因素的影響時，從糧食主銷區(qū)來看，表4中方程(1)和方程(2)的回歸結(jié)果顯示，DumS×LD的系數(shù)都在1%水平下顯著且為負(fù)，說明糧食主銷區(qū)的土地財政收入增加會引起其人均糧食產(chǎn)量的下降;財政支出分權(quán)、外商直接投資與人均糧食產(chǎn)量之間的系數(shù)都顯著且為正;城鎮(zhèn)化率、人均GDP與人均糧食產(chǎn)量之間的系數(shù)都顯著為負(fù);地價與人均糧食產(chǎn)量之間的系數(shù)不顯著。從糧食主產(chǎn)區(qū)來看，表4中方程(3)和方程(4)的回歸結(jié)果顯示，DumP×LD的系數(shù)在1%水平下均顯著且呈正相關(guān)，說明在糧食主產(chǎn)區(qū)，土地財政增加會促進(jìn)其糧食生產(chǎn)發(fā)展。因此，在糧食主銷區(qū)和主產(chǎn)區(qū)土地財政收入對糧食生產(chǎn)的影響是相反的，這證實了研究假設(shè)H3;財政支出分權(quán)、城鎮(zhèn)化率、外商直接投資和人均GDP對糧食生產(chǎn)的影響基本上跟糧食主銷區(qū)一致。當(dāng)加入糧食生產(chǎn)主要投入要素時，從糧食主銷區(qū)來看，表4中方程(5)和方程(6)顯示，DumS×LD的系數(shù)仍然在1%水平下顯著為負(fù);城鎮(zhèn)化率、人均GDP與人均糧食產(chǎn)量之間的系數(shù)都顯著為負(fù)，說明城鎮(zhèn)化率、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平對糧食生產(chǎn)有負(fù)作用;財政支出分權(quán)、FDI與人均糧食產(chǎn)量之間的系數(shù)都在10%水平下顯著為正;地價影響依然不明顯。糧食主要投入要素對糧食生產(chǎn)的影響基本和預(yù)期一樣。從糧食主產(chǎn)區(qū)來看，表4中方程(7)和方程(8)顯示，加入糧食主要投入生產(chǎn)要素后，DumP×LD的系數(shù)在1%水平下顯著且為正;地價與人均糧食產(chǎn)量系數(shù)在1%水平下顯著為正;財政支出分權(quán)在方程(7)、方程(8)中不顯著;城鎮(zhèn)化率、外商直接投資、人均GDP與人均糧食產(chǎn)量之間的系數(shù)與沒有考慮糧食生產(chǎn)主要投入要素時系數(shù)一致。從表4中方程(2)、方程(4)、方程(6)和方程(8)還可以看出，時間虛擬變量除方程(4)在10%水平下顯著為正外，其他3個都不顯著。說明2005年農(nóng)業(yè)稅取消后，總體上對糧食生產(chǎn)的影響不是很明顯。

五、結(jié)論與啟示

(一)研究結(jié)論

分稅制改革使得地方財政支出缺口巨大，增強(qiáng)了地方政府對土地財政收入的傾向，尤其是農(nóng)業(yè)稅被取消后，糧食對地方經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)日益縮小，使得地方政府對糧食生產(chǎn)的投入不斷減少，甚至還從中央政府對糧食生產(chǎn)的扶持中獲取收益。1998年住房市場化改革后，土地價值不斷飆升，土地逐漸成為地方政府財政收入的主要來源。因此，分稅制與地方土地財政缺口造成了農(nóng)地被肆意侵占，農(nóng)地日益減少(羅必良，2010)。［1］本文利用 1999 ～ 2012 年省級面板數(shù)據(jù)，并引入糧食主銷區(qū)和糧食主產(chǎn)區(qū)地區(qū)虛擬變量以及農(nóng)業(yè)稅取消后的時間虛擬變量，對分稅制改革、土地財政收入與糧食生產(chǎn)之間的關(guān)系進(jìn)行分析。結(jié)果表明，分稅制改革促進(jìn)了地方土地財政收入，強(qiáng)化了地方政府對土地財政收入的依賴，尤其是土地價格的上漲加劇了地方政府的土地出讓行為，使得土地財政收入激增。但土地財政到底對我國糧食生產(chǎn)有什么影響?進(jìn)一步的研究結(jié)果表明，土地財政收入的增加會促進(jìn)人均糧食產(chǎn)量的增加，財政支出分權(quán)總體上也會促進(jìn)人均糧食產(chǎn)量增加。

盡管有學(xué)者認(rèn)為分稅制改革背景下土地財政對糧食生產(chǎn)具有負(fù)面影響(羅必良，2010)，［1］但當(dāng)引入地區(qū)和時間虛擬變量后發(fā)現(xiàn)，糧食主銷區(qū)土地財政收入增加使得人均糧食產(chǎn)量不斷下降，相反，糧食主產(chǎn)區(qū)土地財政收入增加會促進(jìn)人均糧食產(chǎn)量增加，這也說明經(jīng)濟(jì)越發(fā)達(dá)的地區(qū)，土地價格也越高，土地也更容易出讓，更是加速了農(nóng)地流向非農(nóng)化，從而不利于糧食生產(chǎn)發(fā)展。無論是糧食主銷區(qū)還是主產(chǎn)區(qū)，財政支出分權(quán)對人均糧食產(chǎn)量的影響都為正，說明財政支出分權(quán)背景下土地財政對糧食生產(chǎn)有促進(jìn)作用，這可能的原因是土地財政收入的增加為地方政府在糧食生產(chǎn)上的開支增加提供了強(qiáng)大動力，改善了糧食生產(chǎn)“軟硬”環(huán)境。

(二)啟示

通過分析，可以得出以下幾點啟示:(1)盡管分稅制改革促進(jìn)了地方政府土地財政收入的增加，增強(qiáng)了地方政府財政支出的能力，進(jìn)而可能有利于促進(jìn)糧食生產(chǎn)的發(fā)展，但也必須清醒地認(rèn)識到，地方政府對土地財政的依賴對糧食生產(chǎn)的忽視，將會抑制糧食可持續(xù)發(fā)展。因此，完善現(xiàn)有的財稅制度，促進(jìn)產(chǎn)業(yè)均衡發(fā)展勢在必行。(2)基于土地財政對糧食生產(chǎn)影響區(qū)域的差異性，在完善財稅政策時可以因地制宜地設(shè)計，既要加快約束糧食主銷區(qū)對土地財政的依賴，推進(jìn)其產(chǎn)業(yè)均衡發(fā)展，同時也要防止糧食主產(chǎn)區(qū)過分依賴土地財政，造成農(nóng)地一步步被蠶食，進(jìn)而出現(xiàn)目前糧食主銷區(qū)情形，危及國家糧食安全。因此，中央要逐漸加大對糧食主產(chǎn)區(qū)糧食生產(chǎn)轉(zhuǎn)移支付力度，減輕糧食主產(chǎn)區(qū)政府財政支出壓力，增強(qiáng)其對糧食生產(chǎn)的支持能力。(3)土地財政歸根結(jié)底是一種資源性收入，而這種資源本身是有限的和不可再生的，這種資源性收入是不可持續(xù)的，因此有必要弱化地方政府土地及其關(guān)聯(lián)產(chǎn)業(yè)收益的激勵，這就需要進(jìn)一步梳理中央與地方的事權(quán)和財權(quán)，使二者的事權(quán)與財權(quán)相匹配，實現(xiàn)激勵相容。同時要把地方政府的預(yù)算外收入全部納入預(yù)算管理，變革現(xiàn)行的征地制度，讓土地成為可以上市交易的商品，進(jìn)而防止地方政府借助預(yù)算外收入渠道搶占糧食生產(chǎn)資源，危及糧食可持續(xù)發(fā)展。

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