楊孟禹， 張可云

(中國(guó)人民大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，北京 100872)

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中國(guó)土地財(cái)政與城鄉(xiāng)關(guān)系的互動(dòng)影響

楊孟禹， 張可云

(中國(guó)人民大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，北京 100872)

摘要：土地財(cái)政和城鄉(xiāng)關(guān)系之間相互影響，其中土地財(cái)政對(duì)城鄉(xiāng)關(guān)系的影響可能是非線性的?；诿姘鍞?shù)據(jù)的聯(lián)立方程模型的經(jīng)驗(yàn)分析發(fā)現(xiàn)，改善城鄉(xiāng)關(guān)系對(duì)土地財(cái)政有拉動(dòng)作用，且土地財(cái)政對(duì)城鄉(xiāng)關(guān)系的影響呈倒U型關(guān)系；分地區(qū)研究表明：東部和中部地區(qū)，土地財(cái)政對(duì)城鄉(xiāng)關(guān)系的影響呈倒U型關(guān)系，且東部地區(qū)為負(fù)，中西部地區(qū)為正；東部地區(qū)城鄉(xiāng)關(guān)系的改善對(duì)土地財(cái)政有拉動(dòng)作用，而中西部地區(qū)的拉動(dòng)作用相對(duì)較小。

關(guān)鍵詞：土地財(cái)政； 城鄉(xiāng)關(guān)系； 統(tǒng)籌城鄉(xiāng)發(fā)展； 政府行為

一、引言

城鄉(xiāng)關(guān)系問(wèn)題歷來(lái)備受中央政府重視。2003年提出的“五個(gè)統(tǒng)籌”的內(nèi)容之一正是統(tǒng)籌城鄉(xiāng)發(fā)展，2008年中共十七屆三中全會(huì)通過(guò)的《決定》指出要“著力破除城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)、形成城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展一體化的新格局”，2013年中共十八屆三中全會(huì)提出要“形成以工促農(nóng)、以城帶鄉(xiāng)、工農(nóng)互惠、城鄉(xiāng)一體的新型工農(nóng)城鄉(xiāng)關(guān)系，讓廣大農(nóng)民平等參與現(xiàn)代化進(jìn)程、共同分享現(xiàn)代化成果”。在“美麗中國(guó)”的執(zhí)政理念 、“記得住鄉(xiāng)愁”的城鎮(zhèn)化背景下，城鄉(xiāng)關(guān)系已經(jīng)不再是單純的經(jīng)濟(jì)問(wèn)題，它更體現(xiàn)在信息交互、要素流動(dòng)和生態(tài)文明等各個(gè)方面，其已經(jīng)由單一的經(jīng)濟(jì)聯(lián)系向綜合的空間、經(jīng)濟(jì)、社會(huì)、生態(tài)環(huán)境等多方面延伸。自從1994年的分稅制改革以來(lái)，地方政府的收入明顯減少，但原來(lái)的事權(quán)卻一件不少，這種財(cái)權(quán)和事權(quán)的失衡，直接成為土地財(cái)政形成的制度根源[1]，此外地方官員也受到職位晉升錦標(biāo)賽[2]，以及投資沖動(dòng)[3]等因素的激勵(lì)，最終土地成為地方政府的主要財(cái)政工具。實(shí)際上，土地本身也是城鄉(xiāng)關(guān)系面臨的重要問(wèn)題，作為財(cái)政工具的土地使得土地財(cái)政和城鄉(xiāng)關(guān)系變得更加復(fù)雜，多數(shù)學(xué)者認(rèn)為土地財(cái)政不利于城鄉(xiāng)收入差距縮小[4-6]，并拉大城鄉(xiāng)消費(fèi)差距[7]，顯然他們認(rèn)為土地財(cái)政加劇了城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)關(guān)系對(duì)立化；然而在現(xiàn)行的財(cái)政分權(quán)制度安排和地方政府行為模式下，從理論上講這樣的機(jī)理是可能存在的：如果地方政府的支出偏好一定，土地財(cái)政能加強(qiáng)地方政府對(duì)于解決城鄉(xiāng)矛盾的財(cái)政支出，那么緩解城鄉(xiāng)關(guān)系也不是不可能實(shí)現(xiàn)。事實(shí)上，在我們的研究期內(nèi)(2000—2011年)，由于影響地方政府行為的主要制度較為穩(wěn)定，地方政府的支出偏好不會(huì)存在大的變動(dòng)，地方政府間的財(cái)政支出行為也應(yīng)是相似的，異質(zhì)性并不強(qiáng)；此外，土地財(cái)政是一種引致需求，即經(jīng)濟(jì)發(fā)展對(duì)土地要素產(chǎn)生了需求，地方政府之所以熱衷于“賣地生財(cái)”，正是對(duì)這種需求的響應(yīng)。經(jīng)濟(jì)越發(fā)達(dá)的地區(qū)，土地財(cái)政激勵(lì)越大，無(wú)論是征地行為本身，還是土地財(cái)政引起的房?jī)r(jià)上漲，都可能導(dǎo)致城鄉(xiāng)關(guān)系走向?qū)αⅰＤ敲?，土地?cái)政究竟是改善城鄉(xiāng)關(guān)系呢，還是使城鄉(xiāng)關(guān)系在對(duì)立化上越走越遠(yuǎn)？本文從城鄉(xiāng)關(guān)系和土地財(cái)政的內(nèi)生性著手，結(jié)合刻畫這種內(nèi)生性的面板聯(lián)立方程模型展開(kāi)實(shí)證研究。這將對(duì)中央或地方政府制定應(yīng)對(duì)之策，對(duì)完善地方治理體系、控制土地財(cái)政規(guī)模、形成健康城鄉(xiāng)關(guān)系有重要意義。

二、文獻(xiàn)綜述

針對(duì)城鄉(xiāng)關(guān)系問(wèn)題，國(guó)外學(xué)者率先進(jìn)行了研究。由于工業(yè)化引起的日益尖銳的城鄉(xiāng)矛盾，從城市規(guī)劃層面，霍華德較早提出了“田園城市”的設(shè)想，他認(rèn)為“城市和鄉(xiāng)村都各有其優(yōu)點(diǎn)和相應(yīng)缺點(diǎn)，而城市—鄉(xiāng)村則避免了二者的缺點(diǎn)”[8]；從城市發(fā)展的角度，芒福德則認(rèn)為“城與鄉(xiāng)不能截然分開(kāi)，它們同等重要，城與鄉(xiāng)應(yīng)當(dāng)有機(jī)結(jié)合在一起，如果問(wèn)城市與鄉(xiāng)村哪一個(gè)更重要的話，應(yīng)當(dāng)說(shuō)自然環(huán)境比人工環(huán)境更重要”[9]，這些經(jīng)典理論對(duì)城鄉(xiāng)治理理論的發(fā)展產(chǎn)生了深遠(yuǎn)影響；此后學(xué)者們相繼提出了區(qū)域網(wǎng)絡(luò)理論[10]、城鄉(xiāng)一體理論[11]、城鄉(xiāng)演化五階段論[12]和城鄉(xiāng)連續(xù)體理論[13]等。如果將城鄉(xiāng)看作兩個(gè)區(qū)域，那么可以借鑒當(dāng)前國(guó)外學(xué)者對(duì)于區(qū)域關(guān)系與區(qū)域收入差距方面的研究，他們主要從要素市場(chǎng)一體化和商品市場(chǎng)一體化兩個(gè)角度進(jìn)行分析，如Krugman & Venables[14]以歐洲為例進(jìn)行的實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)，歐洲一體化首先通過(guò)貿(mào)易的途徑擴(kuò)大收入差距，然后再降低國(guó)別之間的收入差距；Alderson & Nielsen[15]的研究也認(rèn)為，經(jīng)濟(jì)一體化擴(kuò)大了收入差距；而B(niǎo)eckfiled[16]的研究則發(fā)現(xiàn)，一體化與收入差距呈非線性關(guān)系，當(dāng)一體化程度較低時(shí)，擴(kuò)大了收入差距，而當(dāng)一體化程度較高時(shí)，卻有利于收入差距的縮小，這與Bouvet[17]的結(jié)論是類似的，即一體化對(duì)收入差距的影響可能是正的，也可能是負(fù)的；顯然無(wú)論是地區(qū)一體化還是城鄉(xiāng)一體化，都與地方政府財(cái)政支出行為有關(guān)，西方雖然不存在“土地財(cái)政”現(xiàn)象，但一體化的推進(jìn)必與地方政府的財(cái)政寬松程度有關(guān)；于中國(guó)而言，土地財(cái)政必定是影響財(cái)政寬松程度的主要因素。因此土地財(cái)政與收入差距間的作用機(jī)制較為復(fù)雜，不同時(shí)期，不同區(qū)位，它們的關(guān)系可能各不相同。

城市財(cái)政制度是影響城鄉(xiāng)關(guān)系變遷的主要因素。在中國(guó)的城市化過(guò)程中，由于分稅制改革，更多的社會(huì)服務(wù)與管理職能被轉(zhuǎn)移到地方政府，地方財(cái)政壓力驟增；然而由于中國(guó)“二元結(jié)構(gòu)”所具有的勞動(dòng)力供給無(wú)限性特征終將消失，這又將促使地方政府不得不保持較低的稅收、提供優(yōu)質(zhì)廉價(jià)的服務(wù)，以吸引更優(yōu)質(zhì)的勞動(dòng)力和企業(yè)[18]，財(cái)政壓力也就無(wú)法通過(guò)稅收來(lái)緩解，這是地方政府依賴土地財(cái)政的主要原因之一；此外，在城鄉(xiāng)一體化過(guò)程中，地方政府還承擔(dān)著一系列“兜底”的職能，如完善失地農(nóng)民社會(huì)保障制度、解決失地農(nóng)民就業(yè)等問(wèn)題[19]，加劇了地方政府財(cái)政壓力，從而土地財(cái)政成為多數(shù)地方城府地方財(cái)政融資的主要手段。土地財(cái)政能滋生公務(wù)員腐敗[20]，對(duì)城市房?jī)r(jià)具有推動(dòng)作用[21]，而房?jī)r(jià)上漲會(huì)拉大城鄉(xiāng)收入差距[22]；同時(shí)土地出讓收入的公共性支出傾向不明顯[23]，具有“農(nóng)村補(bǔ)貼城市”的特征，其有利于增加經(jīng)濟(jì)性公共品的供給，但對(duì)非經(jīng)濟(jì)性公共品供給并無(wú)積極作用[24]，顯然這種支出偏向進(jìn)一步拉大了城鄉(xiāng)差距；此外，還有學(xué)者研究表明土地財(cái)政對(duì)城鄉(xiāng)消費(fèi)差距、城鄉(xiāng)收入差距有顯著的正向影響[4-6，25]，土地財(cái)政對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響既有正向再分配效應(yīng)，也有逆向再分配效應(yīng)，表現(xiàn)為典型的倒U關(guān)系[26]。

從上述文獻(xiàn)梳理可以發(fā)現(xiàn)，國(guó)內(nèi)學(xué)者對(duì)土地財(cái)政的研究主要集中在兩種觀點(diǎn)，一種觀點(diǎn)認(rèn)為土地財(cái)政的根源是由于分稅制改革引起的財(cái)政壓力[27]；另一種觀點(diǎn)則認(rèn)為土地財(cái)政的根源是地方政府“土地引資”[28]；土地財(cái)政與城鄉(xiāng)關(guān)系方面則主要集中在土地財(cái)政與城鄉(xiāng)收入差距、城鄉(xiāng)消費(fèi)差距，以及財(cái)政支出行為與城鄉(xiāng)差距等問(wèn)題，缺乏對(duì)土地財(cái)政和城鄉(xiāng)關(guān)系系統(tǒng)研究的文獻(xiàn)。更重要的是，當(dāng)前多數(shù)文獻(xiàn)都是假設(shè)變量間只有單向聯(lián)系，鮮對(duì)變量間可能存在的內(nèi)生性進(jìn)行討論。本文將采用中國(guó)各省的經(jīng)驗(yàn)數(shù)據(jù)，用聯(lián)立方程來(lái)分析土地財(cái)政和城鄉(xiāng)關(guān)系變動(dòng)間的內(nèi)生聯(lián)系。

三、土地財(cái)政與城鄉(xiāng)關(guān)系

(一)核心概念

土地財(cái)政是指地方政府利用土地獲取預(yù)算內(nèi)和預(yù)算外收入的行為，主要指地方政府以土地出讓獲取的土地出讓金、以刺激建筑業(yè)和房地產(chǎn)業(yè)發(fā)展獲取的稅收以及以土地為抵押獲取的借債收入。對(duì)于城鄉(xiāng)關(guān)系，本文采用了周江燕、白永秀[29]關(guān)于城鄉(xiāng)一體化的評(píng)價(jià)指標(biāo)體系，該指標(biāo)體系更注重城鄉(xiāng)之間的互動(dòng)，符合本文城鄉(xiāng)關(guān)系的定義。

表1　城鄉(xiāng)關(guān)系的評(píng)價(jià)指標(biāo)體系

參考資料：周江燕、白永秀(2014)。

(二)作用機(jī)理

土地財(cái)政可能通過(guò)尋租形成地方政府財(cái)政支出行為的“城市偏向”，拉大城鄉(xiāng)差距，也可能通過(guò)提高政府對(duì)農(nóng)村的財(cái)政支出能力，促進(jìn)城鄉(xiāng)一體化。尋租行為主要存在兩種方式：一是土地經(jīng)營(yíng)企業(yè)在一級(jí)市場(chǎng)上的競(jìng)爭(zhēng)性尋租活動(dòng)；二是所有企業(yè)對(duì)政府收入的分配進(jìn)行尋租競(jìng)爭(zhēng)；薛白、赤旭[20]認(rèn)為，在土地一級(jí)市場(chǎng)內(nèi)，如果土地價(jià)格和利息不變，企業(yè)經(jīng)營(yíng)土地的收益取決于其尋租能力；如果地方政府的收入依賴于土地財(cái)政，這些收入在一定程度上通過(guò)微觀市場(chǎng)主體的尋租活動(dòng)決定其在不同行業(yè)和企業(yè)之間的分配，地方政府傾向于更多地分配給那些有利于地方財(cái)政收入持續(xù)增長(zhǎng)的經(jīng)濟(jì)單位。顯然，在尋租競(jìng)爭(zhēng)中，城市企業(yè)比鄉(xiāng)村企業(yè)具有更大的成功可能性，最終形成土地出讓、財(cái)政支出的“城市傾向”。由于城鄉(xiāng)關(guān)系涉及空間、經(jīng)濟(jì)、社會(huì)、生態(tài)環(huán)境等方面，如果要改善城鄉(xiāng)關(guān)系則意味著地方政府可能面臨高額民生支出，這種支出一旦產(chǎn)生，便會(huì)形成支出慣性，最終隨著城鄉(xiāng)關(guān)系的改進(jìn)，土地財(cái)政規(guī)模也越來(lái)越大，城鄉(xiāng)關(guān)系與土地財(cái)政間可能存在雙向關(guān)系。

軟預(yù)算約束理論[30]認(rèn)為一個(gè)組織必須有相應(yīng)的收入作為支撐，如果沒(méi)有其他外部支撐體系，該組織會(huì)面臨關(guān)閉的局面，這稱為組織受到硬預(yù)算約束；反之，如果該組織有其他外部支持體系，該組織會(huì)受到軟預(yù)算約束，這意味著受到軟預(yù)算約束的組織總會(huì)想辦法盡可能的獲取額外收入，以緩解自身的財(cái)政壓力。中國(guó)地方政府的土地財(cái)政收入規(guī)模巨大，為地方政府提供了大量的額外收入，甚至有研究表明，中國(guó)東部土地財(cái)政規(guī)模相當(dāng)于甚至大于財(cái)政預(yù)算收入規(guī)模[31]。另外，城市空間結(jié)構(gòu)和空間形態(tài)會(huì)影響政府的土地財(cái)政，而城市空間結(jié)構(gòu)形態(tài)直接與城鄉(xiāng)關(guān)系相關(guān)，黃賾琳等[32]研究表明，因城市擴(kuò)張的需要，經(jīng)濟(jì)越發(fā)達(dá)的地區(qū)，土地財(cái)政問(wèn)題也越嚴(yán)重。城鄉(xiāng)一體化越高的地區(qū)，由于經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平高，城市擴(kuò)張更快，土地財(cái)政可能更嚴(yán)重。

土地財(cái)政還可以通過(guò)再分配效應(yīng)影響城鄉(xiāng)收入差距。楊燦明和詹新宇[26]認(rèn)為，土地財(cái)政具有正向和逆向的分配效應(yīng)。其中逆向的分配效應(yīng)表現(xiàn)為兩方面：其一，由于地方政府是土地市場(chǎng)的壟斷者，能單方面制定賠償標(biāo)準(zhǔn)，加之集體產(chǎn)權(quán)的缺失使得被征地農(nóng)民在討價(jià)還價(jià)中處于劣勢(shì)，農(nóng)民僅能獲得較低的土地補(bǔ)償金；雪上加霜的是，許多“失地”農(nóng)民由于缺乏非農(nóng)就業(yè)能力，處于“失業(yè)”狀態(tài)，“雙失”群體的存在導(dǎo)致成為城鄉(xiāng)關(guān)系走向?qū)α⒒?；其二，由于土地?cái)政不納入地方財(cái)政預(yù)算，也不上繳，房地產(chǎn)市場(chǎng)成為地方政府通過(guò)土地財(cái)政拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)的主要工具，地方政府憑借其在土地市場(chǎng)的壟斷地位，可能通過(guò)制造供小于求的土地市場(chǎng)，以獲取高額的土地出讓金，從而推動(dòng)房?jī)r(jià)上漲，城市普通居民、進(jìn)城務(wù)工人員以及新畢業(yè)大學(xué)生成為最終的買單者，拉大城鄉(xiāng)收入差距。土地財(cái)政的正向分配效應(yīng)也表現(xiàn)在兩個(gè)方面：其一是土地財(cái)政促進(jìn)了就業(yè)，這是因?yàn)橥恋刎?cái)政能提高地方政府經(jīng)濟(jì)發(fā)展的積極性，增加地方政府的財(cái)政收入和支出，加快固定資產(chǎn)投資，引進(jìn)企業(yè)、興建各種工業(yè)園區(qū)，增加了城鄉(xiāng)居民的就業(yè)機(jī)會(huì)，有利于城鄉(xiāng)收入差距的縮小；其二是土地財(cái)政增加了公共產(chǎn)品供給。土地財(cái)政彌補(bǔ)了地方政府的財(cái)政缺口，自然能增加在公共福利方面的支出；另外，土地財(cái)政增加了農(nóng)村居民的財(cái)產(chǎn)性收入，正是通過(guò)土地流轉(zhuǎn)，農(nóng)民從中獲取了土地經(jīng)營(yíng)收益，為農(nóng)民多元化的收入增加了渠道?？梢?jiàn)，土地財(cái)政對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響，正向和逆向的分配效應(yīng)相互交織，且城鄉(xiāng)關(guān)系對(duì)土地財(cái)政也有影響，二者并不是簡(jiǎn)單的線性關(guān)系，而更可能是非線性的。這需要通過(guò)建立計(jì)量模型進(jìn)行檢驗(yàn)。

四、模型設(shè)定與計(jì)量分析

(一)模型設(shè)定

上述分析表明，土地財(cái)政和城鄉(xiāng)關(guān)系間存在著雙向關(guān)系，其中土地財(cái)政對(duì)城鄉(xiāng)關(guān)系的影響可能是非線性的，具有聯(lián)立特征；然而普通計(jì)量模型嚴(yán)格假定因變量和自變量間不能存在內(nèi)生性，為此用面板聯(lián)立方程模型來(lái)描述二者的內(nèi)在作用機(jī)制，建立如下方程：

(1)

LFRit=β0+β1URQit+β2CORit+β3PSEit+β4PGDPit+β5DENit+ξit

(2)

其中，URQit和LFRit分別表示城鄉(xiāng)關(guān)系指數(shù)和土地財(cái)政兩個(gè)內(nèi)生變量；COR、PGDP、IND、IUM、INE、PSE 、DEN 和HUM分別表示每個(gè)方程的外生變量。下標(biāo)i和t分別表示地區(qū)和時(shí)間；α0、β0為截面效應(yīng)；α1、α2、α3、α4、α5、α6和β1、β2、β3、β4、β5為待估系數(shù)；uit、ξit為隨機(jī)誤差項(xiàng)；前文分析表明，土地財(cái)政對(duì)城鄉(xiāng)關(guān)系的影響是復(fù)合型的，首先在模型中加入了土地財(cái)政的二次、三次和四次項(xiàng)，但估計(jì)結(jié)果均不顯著，所以在模型中僅考慮二次項(xiàng)。

(二)變量與數(shù)據(jù)

由于數(shù)據(jù)可得性問(wèn)題，以及西藏?cái)?shù)據(jù)嚴(yán)重缺乏，本文選取的樣本為中國(guó)大陸除西藏外的30個(gè)省、市、自治區(qū)，樣本期為2000—2011年共12年。變量的度量方法及數(shù)據(jù)說(shuō)明如下：

核心變量：①城鄉(xiāng)關(guān)系(URQ)，采用由周江燕、白永秀建立的關(guān)于“城鄉(xiāng)一體化”的評(píng)價(jià)指標(biāo)體系，該指標(biāo)包括四個(gè)分項(xiàng)指標(biāo)，分別是空間一體化、經(jīng)濟(jì)一體化、社會(huì)一體化和生態(tài)環(huán)境一體化，數(shù)據(jù)來(lái)源于周江燕、白永秀[29]的合作論文及周江燕的博士論文中有關(guān)章節(jié)；②土地財(cái)政規(guī)模(LFR)，參考楊圓圓[33]的算法，我們采用與土地相關(guān)的稅收和土地出讓收益來(lái)估計(jì)，計(jì)算公式為：土地財(cái)政收入=土地增值稅+城鎮(zhèn)土地使用稅+耕地占用稅+契稅+房產(chǎn)稅+房地業(yè)所得稅+土地出讓收益，并剔除價(jià)格因素，數(shù)據(jù)來(lái)源于《中國(guó)國(guó)土資源統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國(guó)稅務(wù)年鑒》和《中國(guó)財(cái)政年鑒》。

方程(1)的外生變量：①私企發(fā)展(INE)，用私人企業(yè)就業(yè)人數(shù)占社會(huì)總就業(yè)人數(shù)的比來(lái)衡量，用來(lái)控制私企發(fā)展對(duì)城鄉(xiāng)關(guān)系的影響，數(shù)據(jù)來(lái)源于《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》；②產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)(IND)，用第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人員占全社會(huì)就業(yè)人員的比來(lái)衡量，用于控制產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響，數(shù)據(jù)來(lái)源于《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》；③用城市化管理(IUM)來(lái)控制政府管理的影響，該指標(biāo)的度量參考了張可云[34]的方法，數(shù)據(jù)來(lái)自國(guó)家統(tǒng)計(jì)局與民政部。若NCi與NPi分別代表i區(qū)域的城鎮(zhèn)常住人口和總?cè)丝跀?shù)量，RUi代表i區(qū)域的城鎮(zhèn)化率，則i區(qū)域的城市化管理指數(shù)IUMi可表示為：

(3)

其中，IUMi是度量i區(qū)域的城市化管理率與城鎮(zhèn)化率匹配程度的指數(shù)，其值越大，表明i區(qū)域的城市化管理率與城鎮(zhèn)化率越匹配。RUMi為i區(qū)域的城市化管理率，NJDi與NXJi分別為i區(qū)域的街道數(shù)量與鄉(xiāng)級(jí)單位數(shù)量。RUMi越大，i區(qū)域的城市化管理水平越高。RUMi反映了其制度變遷能力與城市管理水平，而城鎮(zhèn)化率在很大程度上反映了一個(gè)區(qū)域與地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，將兩者結(jié)合起來(lái)考察，能揭示城市化管理能力與經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的匹配程度；④平均受教育水平(HUM)，采用各地區(qū)六歲及以上人口平均受教育年限來(lái)表示，人均受教育年限=(樣本含小學(xué)文化程度人口數(shù)×6+初中×9+高中×12+大專及以上×16)/六歲以上抽樣總?cè)丝?，?shù)據(jù)來(lái)自《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》。

方程(2)的外生變量：①反腐敗力度(COR)，國(guó)內(nèi)文獻(xiàn)對(duì)腐敗程度的度量主要有周黎安和陶婧[35]的“腐敗案件數(shù)量對(duì)數(shù)法”、吳一平和芮萌[36]的“腐敗案件與地區(qū)人口比值法”以及張軍等[37]、傅勇[38]的“腐敗瀆職立案數(shù)與在職人員數(shù)量比值”。我們用“腐敗瀆職立案數(shù)與萬(wàn)人在職人數(shù)比”表示。需要說(shuō)明的是，“對(duì)于反腐敗的指標(biāo)可能存在兩種解釋，某地的立案數(shù)越大，可解釋為該地腐敗更嚴(yán)重，但也可能是該地的反腐敗力度較大的結(jié)果”，本文基于后一種解釋，有關(guān)該指標(biāo)的詳細(xì)討論可參見(jiàn)張軍等人的研究[37]，數(shù)據(jù)來(lái)自《中國(guó)檢察年鑒》和《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》，部分?jǐn)?shù)據(jù)來(lái)自《中國(guó)法律年鑒》、統(tǒng)計(jì)報(bào)告等資料；②經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平(PGDP)，用各省的人均GDP來(lái)衡量，用于控制經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的影響，數(shù)據(jù)來(lái)源于國(guó)家統(tǒng)計(jì)局；③對(duì)外開(kāi)放度(FDI)，用FDI與全國(guó)的GDP之比表示，以控制對(duì)外開(kāi)放的影響。因?yàn)橹袊?guó)自治性不強(qiáng)的財(cái)政分權(quán)和垂直控制的行政管理體制，直接促使地方官員吸引更多FDI，由此拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，取得政績(jī)以獲取晉升機(jī)會(huì)，數(shù)據(jù)來(lái)源于《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》；④財(cái)政壓力(DEN)，用于控制地方政府的財(cái)政負(fù)擔(dān)，人口密度越大、城鄉(xiāng)一體化越強(qiáng)的地區(qū)，財(cái)政壓力可能更大，數(shù)據(jù)來(lái)自《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》。

表2　各變量的統(tǒng)計(jì)學(xué)描述

(三)全樣本分析

為了避免產(chǎn)生偽回歸，需要對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。面板數(shù)據(jù)的單位根檢驗(yàn)有“同根”和“異根”之分，故分別選取了LLC和IPS法對(duì)各變量進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。結(jié)果如表3所示，各變量都是一階單整I(1)的，且Kao檢驗(yàn)表明變量間是存在協(xié)整關(guān)系的，可進(jìn)行回歸分析。

表3　各變量的單位根檢驗(yàn)

注：表中為T統(tǒng)計(jì)值，括號(hào)內(nèi)的數(shù)字為P值，***、**、*分別表示在1%、5%、10%的置信水平，下表同。

在進(jìn)行聯(lián)立方程估計(jì)之前，首先是面板模型的選擇問(wèn)題，面板數(shù)據(jù)模型有三種，分別為不變系數(shù)模型、固定效應(yīng)模型和隨機(jī)效應(yīng)模型。F檢驗(yàn)表明，不滿足不變系數(shù)模型。要繼續(xù)根據(jù)Hausman檢驗(yàn)來(lái)選取固定效應(yīng)還是隨機(jī)效應(yīng)模型，檢驗(yàn)表明，兩個(gè)方程都滿足面板數(shù)據(jù)固定效應(yīng)模型。其次是面板聯(lián)立方程組的估計(jì)方法選擇問(wèn)題，一般聯(lián)立方程組的估計(jì)方法都是針對(duì)時(shí)間序列數(shù)據(jù)或截面數(shù)據(jù)，如果采用上述一般方法，面板聯(lián)立方程組的估計(jì)需要控制個(gè)體效應(yīng)，處理起來(lái)較為麻煩。聯(lián)立方程的估計(jì)方法分為系統(tǒng)估計(jì)法和單方程估計(jì)法，由于系統(tǒng)估計(jì)法無(wú)法克服某個(gè)參數(shù)的設(shè)定偏誤對(duì)系統(tǒng)其它參數(shù)估計(jì)的影響，故本文采用單方程估計(jì)法。最后是遺漏變量問(wèn)題，對(duì)此“面板工具變量法”給出了解決方案，對(duì)于固定效應(yīng)模型而言，先進(jìn)行離差變換或一階差分，然后對(duì)變換后的模型使用二階段最小二乘法(2SLS)；而對(duì)于隨機(jī)效應(yīng)模型則先進(jìn)行FGLS變換，然后再對(duì)變換后的模型進(jìn)行2SLS估計(jì)。觀察本文的聯(lián)立方程組發(fā)現(xiàn)，工具變量個(gè)數(shù)多于內(nèi)生解釋變量個(gè)數(shù)。此時(shí)，在進(jìn)行面板數(shù)據(jù)聯(lián)立方程組的分析時(shí)，GMM估計(jì)法比2SLS更有效率。因此，先對(duì)模型進(jìn)行離差變換，再對(duì)變換后的模型進(jìn)行GMM估計(jì)。需要指出的是，由于估計(jì)的方程進(jìn)行了離差變換，估計(jì)結(jié)果中常數(shù)項(xiàng)消失，但并不影響其他變量的估計(jì)系數(shù)。從以下估計(jì)的R2值、工具變量識(shí)別不足檢驗(yàn)的LM值、弱工具變量的F值以及過(guò)度識(shí)別檢驗(yàn)的Sargan值來(lái)看，估計(jì)結(jié)果有效。

方程(1)的估計(jì)中，為了使結(jié)果更有穩(wěn)健性，我們分別添加了私企發(fā)展、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)、城市化管理和人均受教育程度四個(gè)控制變量，設(shè)定了模型1-4進(jìn)行回歸。結(jié)果表明：土地財(cái)政對(duì)城鄉(xiāng)關(guān)系的影響顯著為正，私企發(fā)展、第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展、城市化管理和人均受教育程度未顯著改善城鄉(xiāng)關(guān)系。這表明，當(dāng)前我國(guó)改善城鄉(xiāng)關(guān)系、推進(jìn)城鄉(xiāng)一體化的主力依然是財(cái)政；市場(chǎng)力量不足，其可能原因?yàn)檗r(nóng)村勞動(dòng)力的流動(dòng)性強(qiáng)，由于企業(yè)發(fā)展依托于城市，那些通過(guò)教育有能力在城市就業(yè)的勞動(dòng)力，實(shí)際上已經(jīng)被城市化或者成為候鳥(niǎo)式遷徙的群體，對(duì)農(nóng)村內(nèi)生發(fā)展、緩解城鄉(xiāng)關(guān)系并無(wú)直接推動(dòng)作用。此外，土地財(cái)政二次項(xiàng)的系數(shù)顯著為負(fù)，就全樣本層面上看，土地財(cái)政對(duì)城鄉(xiāng)關(guān)系的影響表現(xiàn)為倒U型關(guān)系；可見(jiàn)土地財(cái)政對(duì)城鄉(xiāng)關(guān)系的影響存在明顯的門檻效應(yīng)，起初土地財(cái)政對(duì)城鄉(xiāng)關(guān)系具有明顯的促進(jìn)效應(yīng)，但當(dāng)土地財(cái)政達(dá)到一定的規(guī)模時(shí)，這種促進(jìn)效應(yīng)轉(zhuǎn)為負(fù)效應(yīng)，惡化了城鄉(xiāng)關(guān)系。

表4　方程(1)估計(jì)結(jié)果

注：F統(tǒng)計(jì)量“maximal IV size”的臨界值為15% 下8.96。

表5表明，在控制了反腐敗力度、對(duì)外開(kāi)放度、經(jīng)濟(jì)發(fā)展和財(cái)政負(fù)擔(dān)等因素后，城鄉(xiāng)關(guān)系的改進(jìn)(城鄉(xiāng)一體化程度增強(qiáng))對(duì)土地財(cái)政具有促進(jìn)作用，表明地方政府在推進(jìn)城鄉(xiāng)一體化進(jìn)程、改善城鄉(xiāng)關(guān)系的同時(shí)，面臨很強(qiáng)的資金約束，因而形成土地財(cái)政依賴。在添加了不同的控制變量后的各模型估計(jì)結(jié)果的正負(fù)具有一致性，結(jié)論是穩(wěn)健的。

全樣本估計(jì)結(jié)果表明，土地財(cái)政與城鄉(xiāng)關(guān)系間存在相互正作用，特別地，土地財(cái)政對(duì)城鄉(xiāng)關(guān)系的影響表現(xiàn)為倒U型關(guān)系。考慮到上述指標(biāo)“土地財(cái)政”規(guī)模估計(jì)中，涉及各種稅收，口徑可能過(guò)于寬泛，會(huì)夸大地區(qū)土地財(cái)政數(shù)據(jù)，為此對(duì)于“土地財(cái)政規(guī)?！钡暮饬?，我們從僅考慮土地出讓金，并剔除了價(jià)格因素；同時(shí)為了控制遺漏變量問(wèn)題對(duì)聯(lián)立方程估計(jì)的影響，以上估計(jì)采用了離差法對(duì)原方程變換后進(jìn)行GMM估計(jì)；由于聯(lián)立方程GMM估計(jì)僅能對(duì)固定效應(yīng)進(jìn)行估計(jì)，為檢驗(yàn)上述結(jié)果的穩(wěn)健性，我們采用一階差分法處理后用2SLS進(jìn)行估計(jì)。結(jié)果顯示各變量的符號(hào)與上述結(jié)果是一致的，結(jié)論穩(wěn)健。

表5　方程(2)的估計(jì)結(jié)果

注： F統(tǒng)計(jì)量“maximal IV size”的臨界值為10%下16.38。

(四)分地區(qū)估計(jì)

為研究土地財(cái)政和城鄉(xiāng)關(guān)系間的空間差異，利用同樣的過(guò)程將樣本分為東部、中部和西部三個(gè)子樣本進(jìn)行估計(jì)*根據(jù)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局劃分辦法，我國(guó)的經(jīng)濟(jì)區(qū)域劃分為東部、中部、西部和東北四大地區(qū)。由于東北地區(qū)省級(jí)樣本量小，不滿足回歸條件，本文僅分析了東、中、西三個(gè)區(qū)域；同時(shí)東部剔除了港、澳、臺(tái)地區(qū)，西部剔除了西藏。。先對(duì)三個(gè)子樣本進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，結(jié)果表明樣本均屬于I(1)，有平穩(wěn)特征，且存在協(xié)整關(guān)系；然后進(jìn)行Hausman檢驗(yàn)，表明應(yīng)采用固定效應(yīng)模型。東、中、西部子樣本的估計(jì)結(jié)果見(jiàn)表6，其中R2、LM值、WaldF值和Sargan值的結(jié)果表明聯(lián)立方程的估計(jì)結(jié)果是有效的。

表6　方程(1)東、中、西部子樣本估計(jì)結(jié)果

注：F統(tǒng)計(jì)量“maximal IV size”的臨界值為15%下8.96。

方程(1)估計(jì)結(jié)果顯示，土地財(cái)政對(duì)城鄉(xiāng)關(guān)系的影響存在區(qū)域差異；其中東部地區(qū)和中部地區(qū)，二者存在明顯的倒U型關(guān)系；東部地區(qū)土地財(cái)政對(duì)城鄉(xiāng)關(guān)系影響為負(fù)，中西部地區(qū)則為正。可能的原因是中西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平低、城市化率低，土地財(cái)政規(guī)模的增加，加快了招商引資、各類工業(yè)園區(qū)建設(shè)，促進(jìn)了農(nóng)村居民就業(yè)；而東部地區(qū)由于土地要素相對(duì)于中西部地區(qū)更為稀缺，稀缺的土地資源必定引起城鄉(xiāng)利益沖突，惡化城鄉(xiāng)關(guān)系。

表7　方程(2)東、中、西部子樣本估計(jì)結(jié)果

注：F統(tǒng)計(jì)量“maximal IV size”的臨界值為15%下11.59。

方程(2)的估計(jì)結(jié)果顯示，城鄉(xiāng)關(guān)系對(duì)土地財(cái)政的正拉動(dòng)作用均為正，但中、西部地區(qū)相對(duì)東部地區(qū)的系數(shù)?。豢赡艿脑蚴怯捎诔鞘谢A段的差異，東、中西部的地方政府在治理城市化問(wèn)題時(shí)重點(diǎn)有所不同，東部地區(qū)重點(diǎn)在于如何分“蛋糕”，城鄉(xiāng)關(guān)系問(wèn)題是政府治理的重點(diǎn)，而中西部地區(qū)則關(guān)注如何做大“蛋糕”，城鄉(xiāng)關(guān)系問(wèn)題起碼不屬于政府工作的重中之重。

(五)進(jìn)一步證據(jù)

以上分析表明，東部地區(qū)的土地財(cái)政與城鄉(xiāng)一體化間存在相互正強(qiáng)化作用，且強(qiáng)于中西部地區(qū)，反腐對(duì)東部地區(qū)的土地財(cái)政規(guī)模的影響最為顯著，中西部地區(qū)則不明顯，這從城市化發(fā)展階段的差異上可找到解釋性證據(jù)。如下圖：

圖12013年中國(guó)各省區(qū)城市化率圖22010—2014年中國(guó)各省區(qū)全社會(huì)固定資產(chǎn)投資年均增長(zhǎng)率

東部地區(qū)平均城市化率為0.66，而中西部地區(qū)僅為0.48，根據(jù)聯(lián)合國(guó)發(fā)布的城市化發(fā)展 “S”形變化規(guī)律和“諾瑟姆”曲線，東部地區(qū)已經(jīng)進(jìn)入城市化中后期發(fā)展階段，后期城市化的發(fā)展重點(diǎn)是“分蛋糕”，而中西部地區(qū)正處于快速城市化階段，其重點(diǎn)在于做大“蛋糕”。東部地區(qū)已經(jīng)經(jīng)歷了城市化加速過(guò)程，城市空間形態(tài)、土地利用模式及地方政府行政管理模式已經(jīng)基本形成，由于制度的形成是長(zhǎng)期過(guò)程，制度變遷更具有路徑依賴特征。因此東部地區(qū)的后勁發(fā)展，關(guān)鍵在于如何打破土地財(cái)政與城鄉(xiāng)關(guān)系間的正強(qiáng)化機(jī)制；以上分析發(fā)現(xiàn)，通過(guò)反腐，東部地區(qū)土地財(cái)政規(guī)模是可以得到抑制的。這也意味著通過(guò)反腐，有可能打破以往地方政府發(fā)展形成的城市化模式，找出促進(jìn)城市化模式轉(zhuǎn)型的突破口。

由于中西部地區(qū)城市化發(fā)展落后與東部地區(qū)，正處于城市化加速階段。由圖2可知，近5年來(lái)中西部全社會(huì)固定資產(chǎn)投資增長(zhǎng)率高于東部地區(qū)。高增長(zhǎng)的固定資產(chǎn)投資意味著更高的尋租行為發(fā)生率，加上相關(guān)監(jiān)督制度不完善、財(cái)政支出壓力大，政府打擊腐敗應(yīng)接不暇，因此加大反腐力度對(duì)中西部地區(qū)的尋租行為及其導(dǎo)致的土地財(cái)政規(guī)模擴(kuò)大并無(wú)顯著影響。相對(duì)而言，反腐不會(huì)對(duì)中西部地區(qū)的土地財(cái)政規(guī)模形成太大沖擊。

五、結(jié)論與討論

本文以中國(guó)省級(jí)2000—2011年的面板數(shù)據(jù)為樣本，從概念界定出發(fā)，結(jié)合相關(guān)研究成果，發(fā)現(xiàn)土地財(cái)政與城鄉(xiāng)關(guān)系間可能存在相互影響，且土地財(cái)政對(duì)城鄉(xiāng)關(guān)系的影響很可能是非線性的?；诿姘鍞?shù)據(jù)的聯(lián)立方程的實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)：土地財(cái)政與城鄉(xiāng)一體化間存在相互影響，且土地財(cái)政對(duì)城鄉(xiāng)關(guān)系的影響呈倒U型關(guān)系，在開(kāi)始階段，土地財(cái)政對(duì)城鄉(xiāng)關(guān)系的改善作用很明顯；然而隨著城市化進(jìn)程的加快，城鄉(xiāng)關(guān)系不斷改善，土地財(cái)政規(guī)模也不斷增長(zhǎng)，當(dāng)土地財(cái)政規(guī)模越過(guò)拐點(diǎn)后，土地財(cái)政對(duì)城鄉(xiāng)關(guān)系的影響逆轉(zhuǎn)為負(fù)向；區(qū)域研究表明：東部地區(qū)和中部地區(qū)，二者存在明顯的倒U型關(guān)系；東部地區(qū)土地財(cái)政對(duì)城鄉(xiāng)關(guān)系影響為負(fù)，中西部地區(qū)則為正；城鄉(xiāng)關(guān)系對(duì)土地財(cái)政的正拉動(dòng)作用均為正，但中、西部地區(qū)相對(duì)東部地區(qū)的系數(shù)??；最后從城市化率、全社會(huì)固定資產(chǎn)投資增長(zhǎng)率兩個(gè)方面進(jìn)一步分析了深層原因。

上述結(jié)論的政策含義是：第一，土地財(cái)政和城鄉(xiāng)一體化間存在正強(qiáng)化機(jī)制，東部地區(qū)更為明顯。因此解決土地財(cái)政問(wèn)題必須盡早著手；第二，土地財(cái)政的存在并不是一無(wú)是處，在改革過(guò)程中，必須因地適宜，切勿“一刀切”，因?yàn)橥恋刎?cái)政能改善中西部地區(qū)的城鄉(xiāng)關(guān)系，有利于推進(jìn)中西部地區(qū)的城市化、工業(yè)化進(jìn)程；第三，在制訂中西部地區(qū)的土地財(cái)政改革方案時(shí)，應(yīng)具體情況具體分析，比如離拐點(diǎn)遠(yuǎn)的地區(qū)應(yīng)該可以保持現(xiàn)有的發(fā)展態(tài)勢(shì)，較近的地區(qū)則應(yīng)該在積極限制土地財(cái)政規(guī)模，逐步打破對(duì)土地財(cái)政的依賴；第四，糾正地方財(cái)政的城市支出偏向。對(duì)于東部地區(qū)，土地財(cái)政的提升并未直接改善城鄉(xiāng)關(guān)系、惠及民生。要使中國(guó)的經(jīng)濟(jì)健康持續(xù)地發(fā)展，就必須打破東部地區(qū)土地財(cái)政對(duì)城鄉(xiāng)關(guān)系的負(fù)效應(yīng)，積極反腐，并推動(dòng)土地制度改革。當(dāng)然本研究也有不足之處，首先，各變量的正負(fù)性具有解釋力，但在本研究建立模型過(guò)程中，沒(méi)有結(jié)合有關(guān)理論盡可能地完善聯(lián)立方程的控制變量，有遺漏變量之嫌；其次，在土地財(cái)政對(duì)城鄉(xiāng)關(guān)系影響的倒U型關(guān)系中，本文沒(méi)有具體討論土地財(cái)政規(guī)模的拐點(diǎn)問(wèn)題，這些不足我們將在后續(xù)研究中予以完善。

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The Interaction Between Land Fiscal and the Urban-Rural Relation

YANG Meng-yu, ZHANG Ke-yun

(School of Economics, Renmin University of China, Beijing 100872, China)

Abstract：Land fiscal and urban-rural relation interact with each other; and the effect of land fiscal on urban-rural relation may be nonlinear. An empirical analysis based on simultaneous equations finds that, improving urban-rural relation increases scale of land fiscal, and the effect of land fiscal on urban-rural relation shows an inverted U relationship; further studies shows that, in eastern and central region, the effect of land fiscal on urban-rural relation presents an inverted U relationship; and eastern region is negative, the central and western region is positive; improving urban-rural relation in eastern region can promote scale of land fiscal, and the pulling function in the central and western region is relatively small.

Key Words：land fiscal; urban-rural relations; co-ordinate urban-rural development; government behavior

收稿日期:2016-03-14

DOI:10.7671/j.issn.1672-0202.2016.04.008

基金項(xiàng)目:中央在京高校重大成果轉(zhuǎn)化項(xiàng)目(2015010017);中國(guó)人民大學(xué)2015年度拔尖創(chuàng)新人才培育資助計(jì)劃

作者簡(jiǎn)介:楊孟禹(1987—)，男，云南鳳慶人，中國(guó)人民大學(xué)區(qū)域與城市經(jīng)濟(jì)研究所博士研究生，主要研究方向?yàn)閰^(qū)域經(jīng)濟(jì)政策。E-mail: y_myu@126.com

中圖分類號(hào)：F812.41

文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A

文章編號(hào)：1672-0202(2016)04-0076-11