李明月+林仕婷

摘要： 一、問題的提出與文獻(xiàn)回顧

1988年土地有償使用制度的正式確立和1994年分稅制改革后，土地出讓金和土地相關(guān)稅費成為地方政府重要的財政收入來源，成為地方經(jīng)濟(jì)發(fā)展和城市建設(shè)的“發(fā)動機(jī)”，很多地方甚至演變?yōu)椤巴恋刎斦薄W(xué)者們對土地財政如何促進(jìn)城市化和經(jīng)濟(jì)增長進(jìn)行了充分的理論解析：土地財政在經(jīng)濟(jì)增長與城市化進(jìn)程中扮演了積極角色[1]，我國經(jīng)濟(jì)增長的主要載體是城市化，而城市化的發(fā)展需要土地，這就使得政府只能依靠土地財政收入來發(fā)展城市化。[2]地方政府不斷實施征地、開發(fā)、出讓，從中獲取土地財政收入，形成了土地財政與外延式城市擴(kuò)張的惡性循環(huán)。[3]土地財政提高了地方政府的積極性、增加地方政府財政收入和固定資產(chǎn)投資，對經(jīng)濟(jì)增長具有顯著正向影響作用。[4]學(xué)者們也指出了目前發(fā)展模式的問題：地方政府在發(fā)展經(jīng)濟(jì)的過程中過度依賴土地財政[5]，目前的事實是土地城市化快于人口城市化，土地利用粗放，助推房價非理性快速上漲并積累金融風(fēng)險，“后土地財政時期”城市化發(fā)展會陷入困境。[6]政府作為土地市場壟斷者和經(jīng)營者，一方面采取壓低征地成本和公共品提供成本的方式，來降低城市化的支出；另一方面獲取個體參與城市化支付的稅收和地租。政府的雙重標(biāo)準(zhǔn)行為在提高城市化水平的同時降低了城市化的質(zhì)量，也損害了農(nóng)民的利益。[7]從長期、全局來看，依賴現(xiàn)行土地財政模式無法實現(xiàn)土地財政收入的可持續(xù)增長[8]，只有改變財政體制，優(yōu)化籌資模式，轉(zhuǎn)變政府職能，才能提高城市化發(fā)展質(zhì)量，從而推動經(jīng)濟(jì)持續(xù)增長。[9]

現(xiàn)有文獻(xiàn)大都對土地財政促進(jìn)地方經(jīng)濟(jì)增長持肯定態(tài)度，在研究過程中遵循土地財政——城市化——經(jīng)濟(jì)增長思路，只是將城市化作為一個過渡性工具變量納入研究，較少直接研究土地財政和城市化的關(guān)系?，F(xiàn)行發(fā)展模式降低了城市化的質(zhì)量[7]，城市化不僅僅是經(jīng)濟(jì)增長的手段，也是社會發(fā)展的目標(biāo)。本文擬直接研究土地財政與城市化的關(guān)系，研究成果將有助于推動城市化的健康發(fā)展。本文結(jié)構(gòu)安排如下，第二部分厘清土地財政的內(nèi)涵并分析土地財政產(chǎn)生的原因；第三部分剖析土地財政對城市化發(fā)展的作用機(jī)理和負(fù)面影響；第四部分基于協(xié)整理論驗證時間序列上廣東省土地出讓金與城市化水平及城市建成區(qū)面積之間的關(guān)系；第五部分是研究結(jié)論與討論。

二、 土地財政的內(nèi)涵及產(chǎn)生原因

華 南 理 工 大 學(xué) 學(xué) 報（社 會 科 學(xué) 版）

第3期李明月 等：土地財政對城市化發(fā)展影響

（一）土地財政的內(nèi)涵及構(gòu)成

狹義的土地財政是指地方政府通過招標(biāo)、拍賣、掛牌等方式出讓土地獲得土地出讓金，以此作為財政收入的重要來源的方式；廣義的土地財政是指除了土地出金收入之外，還包括地方政府預(yù)算內(nèi)與土地直接或間接相關(guān)的稅費收入，前者是制度外收入，后者是制度內(nèi)收入。本研究理論分析中土地財政內(nèi)涵還涉及到以土地作為抵押資產(chǎn)、從銀行獲得的融資收入。

制度內(nèi)土地收入以土地稅費為主，包括三大部分：一是與土地直接相關(guān)的稅收，政府在土地流轉(zhuǎn)過程中征收的相關(guān)稅費，主要包括土地增值稅、耕地占用稅、城鎮(zhèn)土地使用稅和契稅，1994年分稅制改革后這些稅種由地稅部門收取，稅費歸屬于地方政府；二是與土地間接相關(guān)的稅收，主要是指土地征收及與房地產(chǎn)業(yè)、建筑業(yè)有關(guān)稅收，包括房地產(chǎn)稅、房地產(chǎn)業(yè)和建筑業(yè)的營業(yè)稅、所得稅等。隨著城市化進(jìn)程不斷推進(jìn)，這些稅收收入已成為制度內(nèi)收入的重要來源；三是與土地相關(guān)的收費，指在辦理征地、劃撥、使用土地手續(xù)或辦理土地登記和變更登記時政府向用地者收取的各種費用，包括耕地開墾費、土地出讓業(yè)務(wù)費、新增城鎮(zhèn)建設(shè)用地有償使用費、征（撥）用地管理費等。[10]

制度外土地收入主要指“招拍掛”土地出讓金收入。土地出讓金即土地使用權(quán)出讓價格，是指政府將土地使用權(quán)在若干年限內(nèi)讓與土地使用者，并向使用者一次性收取的土地出讓的全部價款。本質(zhì)上土地出讓金與稅費性質(zhì)不同，土地價格是地租的資本化，等于今后若干年土地租金收入的貼現(xiàn)值。分稅制改革后，明確了土地出讓金歸屬地方政府，作為地方政府預(yù)算外財政收入。2007年以前，土地出讓金長期以非稅收的形式，脫離于地方政府財政預(yù)算管理體制之外，形成了“管理體制外、收支預(yù)算外”模式。[10]

（二） 土地財政產(chǎn)生原因

1. 壟斷性土地制度是土地財政形成的制度基礎(chǔ)

土地財政是在當(dāng)前的土地制度框架下政府壟斷土地一級市場的結(jié)果，是政府主導(dǎo)型的土地資本化。[11]中國的土地所有制度是城鄉(xiāng)二元土地制度：一種是國家所有制，一種是農(nóng)民集體所有制。國家控制和支配二者的土地產(chǎn)權(quán)，區(qū)別僅在于，國家不對集體所有制控制后果承擔(dān)直接的財政責(zé)任。[8]土地集體所有制不是基于私有產(chǎn)權(quán)的合作契約，而是由國家控制、集體承受控制結(jié)果的一種制度安排。[12]地方政府擁有征地的決定權(quán)，是土地供應(yīng)一級市場的壟斷者，農(nóng)地只有經(jīng)政府征收轉(zhuǎn)變?yōu)閲型恋睾蟛拍苓M(jìn)入城市土地一級市場。在農(nóng)地非農(nóng)流轉(zhuǎn)過程中，征地成本較低，出讓價格較高，政府從中獲取高額利潤?，F(xiàn)有征地制度及土地出讓制度賦予地方政府壟斷城市土地一級市場的權(quán)利，這是土地財政形成的制度基礎(chǔ)。

2. 分稅制財政體制改革是土地財政形成的直接原因

1994年全國實行分稅制改革，改革的本來目標(biāo)是財權(quán)上收中央以擴(kuò)大轉(zhuǎn)移支付和大型公共支出，事權(quán)下放地方以促進(jìn)經(jīng)濟(jì)建設(shè)和社會建設(shè)。為達(dá)到財權(quán)上收目的，中央政府把數(shù)額大、易征管的收入均劃入中央收入，中央財政收入占全國財政總收入比重由1993年的2200%增長到2010年達(dá)5100%。[9]顯著提高的中央財政收入極大加強(qiáng)了中央政府的宏觀調(diào)控能力和對地方政府的財政分配能力。但與此同時，地方政府的財政收入比重明顯下降，不堪事權(quán)下放后日益增加的地方公共支出。為減少改革阻力、彌補(bǔ)地方財政缺口，中央把土地出讓收入劃歸地方作為補(bǔ)償。在稅收等預(yù)算內(nèi)收入不足的情況下，通過大量預(yù)算外收入（各類收費及土地出讓金等）擴(kuò)張地方財政收入就成為地方政府的理性選擇甚至是唯一選擇，土地收入占地方財政總收入比例快速增長，從1991年占比僅為580%提高到2010年的4680%。[13]政府財政規(guī)模的快速擴(kuò)張與土地為核心的城市化緊密聯(lián)系[9]，分稅制改革后，土地財稅收益化解了地方政府財政資金不足的困境。[13]

3. GDP導(dǎo)向的政績考核體系是土地財政形成的間接原因

在過去很長一段時間，我國政府是比較典型的經(jīng)濟(jì)增長型績效管理。國家致力于經(jīng)濟(jì)發(fā)展，建立了以經(jīng)濟(jì)指標(biāo)為主的政府績效考核體系，以GDP和地方財政收入作為主要指標(biāo)。在這樣的政績考核體制的激勵下，地方政府表現(xiàn)出較強(qiáng)的“經(jīng)濟(jì)人”行為特征，通過不斷提高GDP和財政收入彰顯業(yè)績。地方政府作為城市土地經(jīng)營者和理性經(jīng)濟(jì)人，在經(jīng)濟(jì)利益的驅(qū)動下，通過出讓土地獲得土地出讓收入成為推動經(jīng)濟(jì)發(fā)展、改善城市面貌最簡單而又直接有效的手段。城市化水平也成為一個單純的指標(biāo)，為城市規(guī)模的過度擴(kuò)張?zhí)峁┲Α?/p>

4. 城市化進(jìn)程加速了“土地財政”模式形成

20世紀(jì)90年代以來，中國城市化加速發(fā)展，城市化水平從1992年的27.46%提高到2010年的近50.00%。[14]各類要素從農(nóng)村向城市聚集，為實現(xiàn)要素在空間上的良性再配置，政府不得不出讓土地以滿足城市空間規(guī)模擴(kuò)張的需要，進(jìn)一步促進(jìn)實物資本和人力資本在城市區(qū)域的快速積累。隨著城市的擴(kuò)張，大量城市基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)資金也通過獲取土地出讓金得到滿足。而隨著城市化進(jìn)程的不斷推進(jìn)，進(jìn)一步推動土地價格上漲，政府從土地供應(yīng)中獲得了更高的租金收入，成就了地方政府“土地財政”模式，也相對固化了“土地財政”模式。

三、 土地財政對城市化發(fā)展影響的理論分析

（一）土地財政推動城市化進(jìn)程的作用機(jī)理

工業(yè)化起步階段，經(jīng)濟(jì)增長是政府首要目標(biāo)。地方政府通過提供各種稅收優(yōu)惠政策和相關(guān)配套基礎(chǔ)設(shè)施，低價出讓工業(yè)土地的方式來吸引投資，推動產(chǎn)業(yè)發(fā)展，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長。在資本稀缺、實物資本價格高昂的初始要素限制下，政府通過無償劃撥、協(xié)議定價等方式將土地低價甚至是無價作為前期工業(yè)投入，保證工業(yè)企業(yè)邊際產(chǎn)出的提高和利潤的實現(xiàn)，促進(jìn)地區(qū)工業(yè)迅速發(fā)展。地方政府的財政收入也因工業(yè)稅收（營業(yè)稅和增值稅等）的增加而快速增長，極大調(diào)動了地方政府循此模式發(fā)展經(jīng)濟(jì)的積極性。

城市化發(fā)展階段，地方政府依靠高額的土地出讓收入和稅收獲取收益，促進(jìn)土地資本的形成，為經(jīng)濟(jì)發(fā)展和城市建設(shè)提供資金來源。政府主導(dǎo)下的土地財政擴(kuò)張，以土地為載體的城市化融資方式，使得政府有動力、有途徑來增加與土地城市化直接關(guān)聯(lián)的資本密集型的公共資本投資。[9]城市基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)和公共設(shè)施建設(shè)不斷完善，為城市化發(fā)展提供物質(zhì)基礎(chǔ)和保障。為推動城市化發(fā)展，進(jìn)行城市基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，地方政府投入的巨額資金中，土地財政支出占總建設(shè)資金的30%以上，且呈逐年遞增趨勢，預(yù)算內(nèi)支出僅占3%左右。[15]

其次，地方政府依靠對農(nóng)地征用的行政壟斷權(quán)，通過較低的征地成本獲取土地，實現(xiàn)農(nóng)地轉(zhuǎn)為城市建設(shè)用地，滿足城市化快速發(fā)展的用地需求，促進(jìn)城市的擴(kuò)張。

此外，隨著土地財政帶動房地產(chǎn)業(yè)和建筑業(yè)的快速發(fā)展，土地和房地產(chǎn)價格不斷上漲，土地資源價值充分顯現(xiàn)，土地被銀行等金融機(jī)構(gòu)視為優(yōu)質(zhì)抵押擔(dān)保品。政府以各種方式儲備大量土地的同時，通過現(xiàn)有的銀行體系進(jìn)行抵押貸款，將土地未來收益和增值變現(xiàn)成為貨幣資本，城市的發(fā)展和經(jīng)濟(jì)的起飛獲得金融支持，解決經(jīng)濟(jì)發(fā)展過程中出現(xiàn)的投資協(xié)調(diào)和資金流動性問題，加速了城市化發(fā)展。

（二）土地財政推動城市化產(chǎn)生的負(fù)面影響

政府主導(dǎo)下的土地財政快速擴(kuò)張必然伴隨著土地價格快速上漲，并進(jìn)而引發(fā)生產(chǎn)要素和房地產(chǎn)價格上揚(yáng)，阻止勞動力從鄉(xiāng)村向城市、從內(nèi)地向沿海流動，阻礙人口城市化，第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展受到一定消極影響。政府通過低廉的拿地成本與持續(xù)上升的地價之間的差額獲得高額利潤，政府?dāng)U大“利差”的沖動進(jìn)一步加速房價上漲。房地產(chǎn)市場的高額回報吸引了各種投資和投機(jī)資本進(jìn)入，影響實體經(jīng)濟(jì)發(fā)展，阻礙產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)變和轉(zhuǎn)型升級。城市對于人口、產(chǎn)業(yè)的擠出效應(yīng)使城市存在向“產(chǎn)業(yè)空心化”發(fā)展的趨勢。

其次，地方政府以土地儲備中心、政府性公司和開發(fā)公司為載體，與銀行等金融機(jī)構(gòu)合作，將土地抵押融資，獲取融通資金進(jìn)行城市建設(shè)。地方政府的還款能力取決于地方財政收入狀況，尤其是土地出讓金收入。當(dāng)遇到經(jīng)濟(jì)或國家出臺嚴(yán)厲的房地產(chǎn)調(diào)控政策、土地市場低迷時，地方政府將面臨沉重的債務(wù)壓力。[11]在土地融資時，有相當(dāng)一部分城市建設(shè)資金是以政府信用為擔(dān)保取得的，貸款額度往往會超出地方政府財政收入水平，開放性的金融貸款在支持地方經(jīng)濟(jì)發(fā)展的同時，也積聚著較大的金融風(fēng)險。

此外，我國國土資源有限，城市用地規(guī)模的快速擴(kuò)張和城市空間的無序蔓延，導(dǎo)致被征土地農(nóng)民利益受損，人地矛盾突出。這種以土地過度消耗和農(nóng)民福利損失為代價、過度依賴土地出讓收入拉動地方經(jīng)濟(jì)增長的土地財政模式，造成嚴(yán)重的土地收益分配不公平現(xiàn)象，加劇社會矛盾，難以形成城市化的可持續(xù)發(fā)展動力。

綜上所述，土地財政快速擴(kuò)張加速城市化發(fā)展進(jìn)程，但超前土地城市化不能帶來城市人口密度增加的集聚效果，不能降低工業(yè)成本、促進(jìn)服務(wù)業(yè)的發(fā)展和新產(chǎn)業(yè)的形成。[9]如果不轉(zhuǎn)變政府的收支結(jié)構(gòu)和籌資模式，城市化的長遠(yuǎn)發(fā)展將面臨嚴(yán)峻挑戰(zhàn)。

四、 基于協(xié)整理論的土地出讓金與城市化發(fā)展關(guān)系的實證分析

（一）研究方法與數(shù)據(jù)說明

協(xié)整理論是研究變量之間的協(xié)整關(guān)系，對經(jīng)濟(jì)學(xué)中的定量分析具有重要意義。協(xié)整分析、誤差修正模型與格蘭杰因果關(guān)系檢驗等方法，為研究非平穩(wěn)變量之間的均衡關(guān)系與相互影響提供了可靠的理論依據(jù)與計量工具。[16] 協(xié)整是指兩個或多個非平穩(wěn)的單整變量，某個線性組合后構(gòu)成一個新的平穩(wěn)序列。如果它們之間是協(xié)整的，則存在長期穩(wěn)定關(guān)系。[17]協(xié)整分析包括單位根檢驗和協(xié)整檢驗，前者檢驗樣本序列的單整階數(shù)和平穩(wěn)性，后者檢驗各序列間的長期均衡關(guān)系。

誤差修正模型（ECM）是一種具有特定形式的計量經(jīng)濟(jì)學(xué)模型。當(dāng)變量之間存在協(xié)整關(guān)系時，可以通過誤差修正模型來分析變量之間的動態(tài)非均衡關(guān)系，即分析被解釋變量的短期波動變化。格蘭杰因果關(guān)系檢驗用于分析經(jīng)濟(jì)變量之間的因果關(guān)系及其影響的方向，其檢驗的基本思想是：如果X的變化引起了Y的變化，則X的變化應(yīng)當(dāng)發(fā)生在Y的變化之前。[18]

《中國國土資源年鑒》表明，歷年土地出讓金收入在土地財政收入（土地出讓金和相關(guān)稅費收入之和）中占比較高，2010年更是高達(dá)97.90%。本文以廣東省為例，以土地出讓金表征土地財政收入，以城市建成區(qū)面積、人口城市化率表征城市化發(fā)展水平，不失代表性。通過協(xié)整分析、建立誤差修正模型及格蘭杰因果關(guān)系檢驗等計量方法，分析二者之間是否存在長期均衡關(guān)系、短期波動向長期均衡趨近的調(diào)整幅度及“雙向”因果關(guān)系。文中所有的計量分析， 均使用了Eviews7.2計量軟件。

因《中國城市統(tǒng)計年鑒2015》暫未公布，最新數(shù)據(jù)截至2013年。選取1998—2013年廣東省土地出讓金（TC）、城市建成區(qū)面積（JS）、人口城市化率（UR）數(shù)據(jù)，如表1所示。表鑒》）（1993—2013），人口城市化率為非農(nóng)人口占總?cè)丝诘谋戎?，通過《廣東統(tǒng)計年鑒》（1993—2013）人口數(shù)據(jù)整理而得。（二）單位根檢驗

本文對變量進(jìn)行自然對數(shù)變換。對數(shù)據(jù)取自然對數(shù)后能夠消除時間序列中存在的方差，使其趨勢線性化，并且不改變原來的協(xié)調(diào)關(guān)系。分別以LNTC、LNJS、LNUR表示自然對數(shù)的土地出讓金、城市建成區(qū)面積、人口城市化率，如表2所示。表2變量符號與名稱變量符號變量名稱LNTC土地出讓金取對數(shù)LNJS建成區(qū)土地面積取對數(shù)LNUR人口城市化率取對數(shù)

現(xiàn)實經(jīng)濟(jì)中，有些時間序列數(shù)據(jù)可能是非平穩(wěn)的序列，若直接進(jìn)行回歸分析可能導(dǎo)致偽回歸現(xiàn)象。在使用數(shù)據(jù)進(jìn)行估計之前，先進(jìn)行數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性檢驗。

從圖1可以直觀看出LNJS和LNTC、LNUR和LNTC二者變動方向基本一致，均具有相同的增長趨勢。圖2是變量一階差分的時序圖，經(jīng)過一階差分，變量△LNJS、 △LNTC、△LNUR的時間序列變得更為平穩(wěn)。圖1LNJS、 LNTC、LNUR時序圖圖2△LNJS、 △LNTC、△LNUR時序圖

利用ADF檢驗LNJS、LNUR、LNTC及其一階差分序列是否包含單位根，檢驗結(jié)果如表3所示。表3變量單位根檢驗結(jié)果變量ADF值檢驗類型（C，T，N）5%臨界值是否平穩(wěn)LNJS-14942（C，T，0）-37597否△LNJS -20065*（0，0，0）-19684是LNUR-14337（0，0，0）-19663否△LNUR -43157*（C，T，1）-39334是LNTC17170（0，0，1）-19684否△LNTC -32350*（0，0，1）-19710是 注： *表示在5%的顯著性水平下顯著，C表示截距項，T表示趨勢項，N表示滯后項數(shù)。變量LNJS、LNTC、LNUR原始序列ADF值大于5%臨界值，因此LNJS、LNTC、LNUR序列不平穩(wěn)。對三個變量進(jìn)行一階差分得到△LNJS、△LNUR和△LNTC序列。由表3可知，在單位根檢驗中序列LNJS、LNUR和LNTC的一階差分序列△LNJS、△LNUR和△LNTC的ADF統(tǒng)計量均小于5%顯著水平下的臨界值，即拒絕原假設(shè)，認(rèn)為序列△LNJS、△LNUR和△LNTC是平穩(wěn)的，可對其進(jìn)行協(xié)整檢驗。

（三） 協(xié)整檢驗

1. LNJS與LNTC協(xié)整檢驗

單位根檢驗表明，序列LNJS和LNTC是一階單整的，他們之間應(yīng)該存在一個平穩(wěn)的線性組合。本文采用“Engle-Granger兩步法”檢驗其協(xié)整關(guān)系，即先建立協(xié)整方程，再對協(xié)整方程的殘差項進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗。

（1）建立回歸方程：

LNJS=a0+a1*LNTC+ε

以LNJS為因變量，以LNTC為自變量，采用OLS方法進(jìn)行估計，結(jié)果如表4所示。表4回歸分析結(jié)果1變量系數(shù)T統(tǒng)計值概率擬合優(yōu)度F統(tǒng)計量C432101046170000008370716710（0000）LNTC023078465900000

根據(jù)上述結(jié)果，得到如下估計方程：

LNJS=43210+02307LNTC+ε（1）

R2=08366， DW=19060

回歸方程可能存在序列自相關(guān)，本文采用LM方法，檢驗回歸方程（1）是否存在殘差序列自相關(guān)（表5）。表5殘差自相關(guān)的LM檢驗結(jié)果1變量統(tǒng)計值概率F-statistic151220 2596Obs*R-squared3220801998Obs*R-squared=32208，對應(yīng)的P值大于005，可以認(rèn)為方程（1）估計所得到的殘差序列不存在自相關(guān)。由表4可見，R2為8366%，回歸方程（1）擬合效果較好；F值為716710，其顯著性概率值小于005，拒絕回歸系數(shù)為0的原假設(shè)，在5%的顯著性水平下，土地出讓金對城市建成區(qū)面積的影響系數(shù)通過顯著性檢驗，且為正向影響。土地出讓金的增加會促進(jìn)城市建成區(qū)面積的擴(kuò)張。

（2）對殘差進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗。若方程的殘差平穩(wěn)，則稱方程中變量之間是協(xié)整的。殘差的ADF檢驗結(jié)果如表6所示。表6殘差平穩(wěn)性檢驗結(jié)果1變量ADF值5%臨界值ε-56092-19663

由表6可見，-56092明顯小于5%顯著水平所對應(yīng)臨界值，殘差項平穩(wěn)，變量LNJS和LNTC之間存在協(xié)整關(guān)系。

從回歸方程（1）可得，LNTC的回歸系數(shù)為02307，從長期看，土地出讓金每增加一個單位，建成區(qū)土地面積會增加02307個單位。

2 LNUR與LNTC協(xié)整檢驗

同樣采用“Engle-Granger兩步法”，檢驗LNUR與LNTC變量的協(xié)整關(guān)系。

（1）建立回歸方程：

LNUR=a0+a1LNTC+ε

以LNUR為因變量，以LNTC為自變量，采用OLS方法進(jìn)行估計，結(jié)果如表7所示。表7回歸分析結(jié)果2變量系數(shù)T統(tǒng)計值概率擬合優(yōu)度F統(tǒng)計量C-23025-1027760000007265371790（0000）LNTC0090160974900000

根據(jù)上述結(jié)果，得到如下估計方程：

LNUR=-23025+00901LNTC+ε（2）

R2=07265， DW=11753

采用LM方法，檢驗回歸方程（2）是否存在序列自相關(guān)（表8）。表8殘差自相關(guān)檢驗結(jié)果2變量統(tǒng)計值概率F-statistic140200 2837Obs*R-squared303050 2198Obs*R-squared=3 0305，對應(yīng)的P值大于005，因此，可以認(rèn)為方程（2）估計所得到的殘差序列不存在自相關(guān)。由表7可見，R2為7265%，回歸方程（2）擬合效果較好；F值為371790，其顯著性概率值小于005，拒絕總體回歸系數(shù)為0的原假設(shè)。在5%的顯著性水平下，土地出讓金對人口城市化率的影響系數(shù)通過顯著性檢驗，且為正向影響，說明土地出讓金的增加會促進(jìn)人口城市化率的增加。

（2）對殘差進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗。若方程的殘差平穩(wěn)，則稱方程中變量之間是協(xié)整的。殘差的ADF檢驗結(jié)果如表9所示。表9殘差平穩(wěn)性檢驗結(jié)果2變量ADF值5%臨界值ε-24576-19684

由表9可見，-24576明顯小于5%顯著水平所對應(yīng)的臨界值，殘差項平穩(wěn)，變量之間存在協(xié)整關(guān)系。

從回歸方程（2）可以看出，LNTC的回歸系數(shù)為00901，表明從長期上看，土地出讓金每增加一個單位，人口城市化率會增加0 0901個單位。

（三）誤差修正模型

盡管兩個經(jīng)濟(jì)變量之間存在著長期均衡關(guān)系，但短期內(nèi)這種穩(wěn)定關(guān)系也有可能會失衡。借助誤差修正模型，一個時期的失衡可以在下一個時期得到修正，真實刻畫變量之間的短期波動及調(diào)整機(jī)制。

1.LNJS與LNTC誤差修正模型

上面的分析表明LNJS和LNTC之前存在長期均衡關(guān)系，為研究兩者之間的短期關(guān)系，建立誤差修正模型，利用Eviews72進(jìn)行模型估計，整理得到回歸方程如下：

ΔLNJSt=00702+00489ΔLNTCt-04377ecmt-1（3）

在誤差修正模型（3）中，建成區(qū)土地面積短期變動分為兩項：一部分是土地出讓金的短期波動的影響，影響系數(shù)是00489，對應(yīng)的t 統(tǒng)計值是20389，在10%的置信水平下顯著，說明土地出讓金對建成區(qū)土地面積的短期影響顯著；另一部分是偏離長期均衡的影響，誤差修正項的系數(shù)為-04377， 符合反向修正機(jī)制，誤差修正項的回歸系數(shù)的t 統(tǒng)計量是-33571，在10%的置信水平下顯著，反映了建成區(qū)土地面積長期均衡關(guān)系的調(diào)整力度，其絕對值越大，則在非均衡狀態(tài)調(diào)整到均衡狀態(tài)的速度就越快。

圖3給出的是△LNJS的實際值、擬合值與殘差序列，可以看出模型構(gòu)建效果良好。圖3△LNJS的模型擬合結(jié)果圖

2 LNUR與LNTC誤差修正模型

建立LNUR和LNTC的誤差修正模型，因此可以得到回歸方程如下：

ΔLNURt=00167+00343ΔLNTCt-04243ecmt-1（4）

在誤差修正模型（4）中，人口城市化率短期變動分為兩項：一部分是土地出讓金的短期波動的影響，影響系數(shù)是00343，但是對應(yīng)的t 統(tǒng)計值為15292，在10%的置信水平下不顯著，說明土地出讓金對人口城市化率的短期影響不顯著；另一部分是偏離長期均衡的影響，誤差修正項的系數(shù)為-04243，符合反向修正機(jī)制，誤差修正項的回歸系數(shù)t 統(tǒng)計量是-18417，在10%的置信水平下顯著，反映了人口城市化率長期均衡關(guān)系的調(diào)整力度，其絕對值越大，則在非均衡狀態(tài)調(diào)整到均衡狀態(tài)的速度就越快。

圖4是△LNUR的實際值、擬合值與殘差序列，可以看出模型構(gòu)建效果良好。圖4△LNUR的模型擬合結(jié)果圖

（四）格蘭杰因果關(guān)系檢驗

協(xié)整檢驗結(jié)果證明了城市建成區(qū)面積、人口城市化率與土地出讓金之間均存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。但這種長期均衡關(guān)系究竟是誰引起的結(jié)果，變量之間是否構(gòu)成因果關(guān)系，還需要進(jìn)一步對LNJS與LNTC、LNUR與LNTC進(jìn)行格蘭杰因果檢驗。

關(guān)于滯后階數(shù)的選擇問題，根據(jù)VAR建立方程中的AIC、SC最小準(zhǔn)則確定。經(jīng)過計算，發(fā)現(xiàn)當(dāng)滯后階數(shù)為2時，AIC，SC最小，因此選擇滯后階數(shù)為2，檢驗結(jié)果如表10所示。

結(jié)果表明：在5%的顯著性水平下，檢驗結(jié)果接受LNTC不是LNJS格蘭杰原因的原假設(shè)，拒絕LNJS不是LNTC格蘭杰原因的原假設(shè)。也就說明，從長期來看，LNJS的變化，會引起LNTC的變化，兩者存在單向的因果關(guān)系；在5%的顯著性水平下，檢驗結(jié)果拒絕LNTC是LNUR格蘭杰原因的原假設(shè)，接受LNUR不是LNTC格蘭杰原因的原假設(shè)。也就說明，從長期來看，LNTC的變化，會引起LNUR的變化，兩者存在單向的因果關(guān)系。表10格蘭杰檢驗結(jié)果原始假設(shè)F統(tǒng)計值概率對原假設(shè)的判斷LNTC不是LNJS的格蘭杰原因1268303272接受原假設(shè)LNJS不是LNTC的格蘭杰原因9425100062在5%的水平上拒絕原假設(shè)LNTC不是LNUR的格蘭杰原因23385700010在5%的水平上拒絕原假設(shè)LNUR不是LNTC的格蘭杰原因0514106874接受原假設(shè)

五、 主要結(jié)論與政策建議

（一）主要結(jié)論

本文通過計量分析，得到以下結(jié)論：

（1）協(xié)整分析結(jié)果顯示，廣東省土地出讓金與城市建成區(qū)土地面積、人口城市化率之間均存在協(xié)整關(guān)系，即長期動態(tài)均衡關(guān)系。土地出讓金每增加1%，建成區(qū)土地面積會增加023%，人口城市化率會增加0 09%，即土地出讓金對對建成區(qū)土地面積的長期彈性為023，人口城市化率的長期彈性為009。從短期誤差修正模型來看，土地出讓金對建成區(qū)土地面積和人口城市化率的短期彈性分別為00489、00343，土地出讓金與建成區(qū)土地面積和人口城市化率之間具有動態(tài)調(diào)整機(jī)制。

（2）誤差修正系數(shù)（-04377、-04243）均為負(fù)，調(diào)整方向符合誤差修正機(jī)制，反映了城市建成區(qū)面積和人口城市化率偏離長期均衡關(guān)系的調(diào)整力度。從誤差修正模型的實際值、擬合值與殘差序列，可以看出兩個模型的擬合效果都比較理想。

（3）回歸分析結(jié)果表明，土地出讓金對城市建成區(qū)土地面積、人口城市化率的影響系數(shù)均通過顯著性檢驗，且都為正向影響，土地出讓金的增加促進(jìn)建成區(qū)土地面積的增加和人口城市化率的提高。

（4）格蘭杰因果檢驗結(jié)果進(jìn)一步證明，土地出讓金是人口城市率提高的格蘭杰原因，城市建成區(qū)土地面積是土地出讓金增加的格蘭杰原因，都不存在相互反饋的作用機(jī)制。在95%的概率水平下，城市建成區(qū)面積是土地出讓金的格蘭杰原因，即城市建成區(qū)土地面積擴(kuò)張能夠引起土地出讓金的增加，土地城市化水平的提高有助于土地財政收入的增加；在95%的概率水平下，土地出讓金是人口城市化率的格蘭杰原因，可以認(rèn)為土地出讓金的增加能夠促進(jìn)人口城市化率的提高，土地財政能夠在一定程度上推動城市化進(jìn)程。

（二） 政策建議

一是轉(zhuǎn)變政府目標(biāo)，重塑政府行為。在以GDP增長導(dǎo)向的政績考核體制的激勵下，政府“經(jīng)營城市”的行為導(dǎo)致過度擴(kuò)大城市和開發(fā)區(qū)的用地規(guī)模，政府主導(dǎo)下的土地資本化形式造成了土地城市化泡沫，不利于城市化的長期發(fā)展。政府應(yīng)該從根本上改變目標(biāo)設(shè)定與行為選擇，減少對城市化和經(jīng)濟(jì)增長的干預(yù)和主導(dǎo)，改革以GDP為主要的政績考核機(jī)制，“加大資源消耗、環(huán)境損害、生態(tài)效益、產(chǎn)能過剩、科技創(chuàng)新、安全生產(chǎn)、新增債務(wù)等指標(biāo)的權(quán)重”，弱化GDP指標(biāo)，強(qiáng)化民生、環(huán)保、公共服務(wù)等指標(biāo)[19]，推動政府從“經(jīng)濟(jì)增長型”向“服務(wù)型”轉(zhuǎn)變。[20]

二是轉(zhuǎn)型經(jīng)濟(jì)發(fā)展模式。中國目前仍處于趕超型經(jīng)濟(jì)發(fā)展階段，政府在經(jīng)濟(jì)和社會發(fā)展中的介入和影響程度較深。通過政府干預(yù)下的經(jīng)濟(jì)動員、市場增進(jìn)和結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)變，大量資源被驅(qū)動、集中和控制使用于工業(yè)化和城市化目的，使得中國經(jīng)濟(jì)獲得了非常規(guī)的加速效應(yīng)。[8] 政府長期依靠土地吸引投資，維持建設(shè)景氣和經(jīng)濟(jì)繁榮。應(yīng)轉(zhuǎn)變這種以投資為主的經(jīng)濟(jì)發(fā)展模式，擺脫地方政府對土地財政的依賴，推動產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型升級，培育新的經(jīng)濟(jì)增長點，提升城市的集聚效應(yīng)，拉動地方經(jīng)濟(jì)增長，增強(qiáng)城市發(fā)展活力。

三是深化分稅制財政體制改革。地方政府實行“土地財政”的直接原因是分稅制改革不徹底，地方政府的財權(quán)和事權(quán)劃分不合理。必須重構(gòu)中央和地方的稅收和財政關(guān)系，重點解決財權(quán)和事權(quán)不匹配問題。明確劃分中央與地方政府的事權(quán)，調(diào)整中央與地方政府的稅收來源和財政支出結(jié)構(gòu)，減輕地方政府預(yù)算內(nèi)的財政壓力。重新劃分中央和地方的稅種歸屬，建立以財產(chǎn)稅為主體稅種的地方稅收體系，確保地方政府獲得穩(wěn)定、可持續(xù)的財政收入，緩解地方財政收入壓力。

四是建立城鄉(xiāng)統(tǒng)一土地市場。2013年11月中共第十八屆三中全會《關(guān)于全面深化改革若干重大問題的決定》，（以下簡稱《決定》）明確了“集體土地實行與國有土地同等入市，同權(quán)同價”，提出“建設(shè)城鄉(xiāng)統(tǒng)一的建設(shè)用地市場”。應(yīng)加快解決集體土地所有權(quán)殘缺問題，推進(jìn)集體經(jīng)營性建設(shè)用地使用權(quán)依法流轉(zhuǎn)，打破地方政府一級土地市場的壟斷地位，消除政府對土地財政的依賴。

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