盧新波，張經(jīng)緯

(浙江財(cái)經(jīng)大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院，浙江　杭州　310018)

一、引　言

始于本屆政府的大規(guī)模改革有以下幾個(gè)重要特征：一是具有“重新啟動(dòng)”中國改革進(jìn)程的意蘊(yùn)，這意味著過去十多年的改革其實(shí)處于停滯甚至部分倒退的狀態(tài)；二是具有十分明顯的自上而下的頂層設(shè)計(jì)特征，這又意味著一度行之有效的中國改革由地方創(chuàng)新帶來的自下而上的經(jīng)驗(yàn)反饋特點(diǎn)消失了；三是這場改革恰又伴隨著經(jīng)濟(jì)新常態(tài)的特點(diǎn)，呈現(xiàn)出異常的復(fù)雜性，這說明了原有發(fā)展方式的不可持續(xù)性。進(jìn)一步的觀察不難發(fā)現(xiàn)，市場化改革的停滯并未帶來經(jīng)濟(jì)的衰退，但是在各級(jí)政府對(duì)土地財(cái)政的高度依賴以及由此直接或間接帶來的投資驅(qū)動(dòng)下，本世紀(jì)初的十年恰恰是中國經(jīng)濟(jì)增速最快的十年。由此，是否是因?yàn)橥恋刎?cái)政的興起阻滯了中國市場化改革的推進(jìn)？這是本文試圖回答的問題。市場化改革的停滯雖然越來越成為政府和學(xué)者們關(guān)注的焦點(diǎn)，但對(duì)其成因以及機(jī)理的實(shí)證研究仍然十分欠缺。與此相反，國外有關(guān)改革停滯的研究已取得豐碩的成果。歸納起來，主要有以下幾種解釋：

利益集團(tuán)視角的解釋。少數(shù)人擁有政策制定的支配權(quán)，這些人能夠從既有政策中獲得諸如特權(quán)、壟斷租金以及社會(huì)地位等巨額利益，若改變現(xiàn)有政策會(huì)損害該利益集團(tuán)的既得利益，那么這些人會(huì)強(qiáng)烈地反對(duì)新政策的出臺(tái)，其他利益集團(tuán)由于無力化解集體行動(dòng)中的一些問題而使得其對(duì)政策的影響力有限，所以改革的推進(jìn)無法實(shí)現(xiàn)[1][2]；個(gè)人收益不確定導(dǎo)致公眾不支持改革[3][4]，雖然所有人都知道改革是對(duì)社會(huì)最優(yōu)的，但他們不知道改革后個(gè)人利益是增大還是減少，這導(dǎo)致他們反對(duì)改革；無法就改革成本達(dá)成一致導(dǎo)致的改革停滯，由于改革具有公共物品屬性，任何個(gè)人或集團(tuán)都可受益，與此同時(shí)卻希望他人負(fù)擔(dān)改革的成本，從而陷入集體行動(dòng)的困境，導(dǎo)致改革無人推動(dòng)[5][6]。

改革知識(shí)約束視角的探究。政策制定者不知道改革的必要性或者缺乏改革的知識(shí)和技能，從而改革被拖延或停滯。當(dāng)政策弊端被當(dāng)時(shí)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展與社會(huì)穩(wěn)定所掩蓋時(shí)，政策制定者并不能洞察哪些政策需要改變，或者雖然政策弊端已經(jīng)顯現(xiàn)，但政策制定者不能提出改進(jìn)方案。這種拖延或停滯顯然不是利益集團(tuán)之間的相互博弈所導(dǎo)致的，沒有采取行動(dòng)只是由于政策制定者不知道應(yīng)該改革或者應(yīng)該怎樣改革[7]。

資源詛咒角度的分析。當(dāng)現(xiàn)有的政策阻礙了經(jīng)濟(jì)增長或激化了社會(huì)矛盾，從而影響到社會(huì)的和諧穩(wěn)定，政府就會(huì)出于維護(hù)社會(huì)穩(wěn)定和諧的目的而不得不進(jìn)行改革。然而，一旦政府擁有了不需改革就能夠向公眾提供足夠公共物品的其他方式時(shí)，改革就可能不會(huì)成為政府所采取的必要行動(dòng)了。譬如，一些學(xué)者以此解釋資源豐裕的國家何以導(dǎo)致政治改革或經(jīng)濟(jì)改革的停滯，即“資源詛咒”模式。如Wantchekon通過對(duì)141個(gè)國家1950至1990年期間的經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)，自然資源豐富程度(自然資源豐富程度在GDP中的占比)每提高一個(gè)單位，該國實(shí)施專制程度的可能性就會(huì)隨之提高八個(gè)百分點(diǎn)，并且這些自然資源豐富的國家傾向于拒絕向民主政體轉(zhuǎn)型或轉(zhuǎn)型的速度非常緩慢[8]。類似的，Caselliand Michaels和Chenetal的研究都表明巨額的自然資源收入在為當(dāng)?shù)靥峁┏湓９参锲返耐瑫r(shí)，也掩蓋了地方官員的經(jīng)濟(jì)違法活動(dòng)，并且降低了地方政府政治候選人的質(zhì)量，引致了政治資源詛咒的產(chǎn)生(官僚主義盛行)，使得政治改革被阻礙[9][10]。因此，國外很多學(xué)者都認(rèn)為通過自然資源所獲得的巨額收入使得政府能夠?yàn)楣娞峁┍匾墓参锲?例如提供便利的基礎(chǔ)設(shè)施、極低的稅率和完善的社會(huì)保障等)，這使得公眾滿足于現(xiàn)狀，所以不對(duì)政府施加改革的壓力，從而使得改革處于停滯的狀態(tài)[11][12]。

國內(nèi)為數(shù)不多的文獻(xiàn)中對(duì)市場化改革停滯原因的解釋主要是從利益集團(tuán)的視角來探析。盧新波和黃滕曾運(yùn)用“消耗戰(zhàn)”模型對(duì)中國改革問題進(jìn)行數(shù)值模擬，指出利益集團(tuán)增多是導(dǎo)致中國改革拖延的重要原因[13]。鄭永年認(rèn)為由于龐大的既得利益集團(tuán)的阻礙，各方面的改革無論是經(jīng)濟(jì)改革還是社會(huì)改革，始終沒有找到突破口，使得最近十年中國的改革陷入困局。更多的學(xué)者主要是在公開媒體上就改革停滯的問題進(jìn)行討論[14]。許小年闡述政治改革滯后于經(jīng)濟(jì)改革是導(dǎo)致經(jīng)濟(jì)改革掣肘的主要原因。吳敬璉曾發(fā)聲，那些在改革開放初期獲益的壟斷企業(yè)和政府部門成為既得利益者，他們會(huì)強(qiáng)烈反對(duì)任何有損他們既得利益的進(jìn)一步改革。[15]

至于土地財(cái)政是否與市場化改革停滯有關(guān)，國內(nèi)外尚無人論及。相反，現(xiàn)有文獻(xiàn)倒是證明了土地財(cái)政與經(jīng)濟(jì)增長之間的正向關(guān)系。不難注意到，我國改革進(jìn)程緩慢表現(xiàn)得比較突出時(shí)期恰是土地財(cái)政大行其道之時(shí)。這一時(shí)期的一個(gè)重要事實(shí)是：土地已逐漸成為各級(jí)政府推動(dòng)當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)高速增長的重要手段[16][17][18]。國內(nèi)不少學(xué)者通過實(shí)地調(diào)研發(fā)現(xiàn)，上世紀(jì)九十年代以來，土地是促進(jìn)我國經(jīng)濟(jì)增長的重要原因，還有部分學(xué)者通過省級(jí)和市級(jí)層面的經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)實(shí)證研究得到土地財(cái)政與經(jīng)濟(jì)增長的正向關(guān)系，即土地財(cái)政調(diào)動(dòng)了地方政府創(chuàng)收的積極性、增加了地方政府財(cái)政預(yù)算外收入和固定資產(chǎn)投資，進(jìn)而對(duì)地方經(jīng)濟(jì)增長起到了重要推動(dòng)作用[17][19][20]。

但在此之前，市場化改革曾經(jīng)卻是是經(jīng)濟(jì)增長的主要?jiǎng)恿εc手段，市場化改革和經(jīng)濟(jì)增長的顯著正向關(guān)系也被國內(nèi)外不少學(xué)者所檢驗(yàn)[21][22][23][24][25][26]。其中，劉偉發(fā)現(xiàn)中國的市場化改革通過提高資本生產(chǎn)效率而促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長，且通過制度的變化而不需要大量的資本投入就能夠?qū)崿F(xiàn)經(jīng)濟(jì)快速增長[23]。Chow也發(fā)現(xiàn)我國的全要素生產(chǎn)率(TFP)在1952年到1978年之間保持不變，但到1978年以后，全要素生產(chǎn)率以每年約2.7%的速度增長[21]。王文舉和范合君對(duì)市場化改革和經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系通過省級(jí)層面進(jìn)行檢驗(yàn)，研究發(fā)現(xiàn)中國的市場化改革對(duì)經(jīng)濟(jì)增長存在顯著的正向影響，其對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)率達(dá)到14.22%[24]。類似的，樊綱和王小魯?shù)葘?duì)1997～2007年期間中國市場化進(jìn)程做了定量考察，研究結(jié)果表明市場化改革對(duì)中國經(jīng)濟(jì)增長的年均貢獻(xiàn)率達(dá)到1.45%之多[25]。故土地財(cái)政的興起，其實(shí)質(zhì)是使得經(jīng)濟(jì)增長的動(dòng)力(角色)悄然發(fā)生了轉(zhuǎn)換，即由市場化改革轉(zhuǎn)向了土地財(cái)政。

至此可以發(fā)現(xiàn)，國外資源詛咒假說雖然原是針對(duì)自然資源稟賦而言，但其方法對(duì)理解中國增長動(dòng)力轉(zhuǎn)換從而改革停滯頗具啟發(fā)。本文正是在此啟發(fā)下，試圖梳理改革停滯與土地財(cái)政的關(guān)系來求證是否存在另一種類型的“資源詛咒”。接下來，文章采用1999～2014年省際面板數(shù)據(jù)，將土地財(cái)政和市場化改革納入同一體系，就土地財(cái)政對(duì)市場化改革的影響機(jī)制進(jìn)行分析。在計(jì)量方法上，本文選擇不同的識(shí)別方法和控制其他潛在影響市場化改革因素的多種形式的穩(wěn)健性檢驗(yàn)，克服以往的研究缺陷，借以證實(shí)土地財(cái)政的興起對(duì)市場化改革進(jìn)程的影響是不可忽視的，更為精細(xì)地考察土地財(cái)政與市場化改革之間的復(fù)雜影響作用，為市場化改革的深化和推進(jìn)提供啟發(fā)性的新思路。

二、理論分析與模型

首先，本文提煉出一個(gè)關(guān)于中國漸進(jìn)式改革的推進(jìn)機(jī)制的假說。然后，再利用這個(gè)假說探究土地財(cái)政導(dǎo)致市場化改革停滯的內(nèi)在邏輯。

(一)中國漸進(jìn)式改革的推進(jìn)機(jī)制假說

正如已有研究所表明的，中國的改革是在中央政府主導(dǎo)下進(jìn)行的，即使是民間或地方已進(jìn)行的行之有效的改革創(chuàng)新也要經(jīng)由中央政府的認(rèn)可才能得以推廣，至少從形式上政府決定了改革啟動(dòng)的時(shí)間、內(nèi)容和推進(jìn)方式等等。因此，理解政府或者改革決策者的動(dòng)機(jī)與行為原則，顯然是理解中國改革推進(jìn)機(jī)制的關(guān)鍵。

政府推進(jìn)改革的動(dòng)力與其自身目標(biāo)有關(guān)，正如周冰和鐘玉文所言，我國政府是一個(gè)具有自身目標(biāo)效用函數(shù)且擁有相對(duì)集中及強(qiáng)大權(quán)力的政策制定者，并非利益集團(tuán)集體行動(dòng)的輸出工具，其核心目標(biāo)則是維護(hù)社會(huì)的穩(wěn)定、和諧與發(fā)展[27]。而實(shí)現(xiàn)此目標(biāo)的唯一途徑是為民眾提供有效的公共服務(wù)，“滿足人民群眾日益增長的物質(zhì)文化需求”。而保證提供不斷增長的公共服務(wù)的物質(zhì)基礎(chǔ)是國民經(jīng)濟(jì)的持續(xù)增長和以此為基礎(chǔ)的財(cái)政收入的持續(xù)增加。這也是人們常說的中國必須要保持一定的經(jīng)濟(jì)增長率，否則會(huì)影響社會(huì)的和諧穩(wěn)定的原因所在。[28]

本文把推動(dòng)經(jīng)濟(jì)從而財(cái)政收入增長的源泉分為兩類。第一類是市場化改革，即通過市場化改革，實(shí)現(xiàn)資源配置效率、全要素生產(chǎn)率、資本生產(chǎn)效率、市場潛力等的提高而促進(jìn)中國經(jīng)濟(jì)的高速增長；第二類為非改革方式，即并非通過體制機(jī)制調(diào)整，而僅僅通過投入的增加、市場的擴(kuò)大等方式實(shí)現(xiàn)的經(jīng)濟(jì)增長。

由此得出本文關(guān)于中國改革推進(jìn)機(jī)制的第一個(gè)假說：“當(dāng)有第一類源泉存在并能提供足夠的財(cái)政收入以滿足公共服務(wù)之需求時(shí)，改革處于停頓狀態(tài)；只有在第二類源泉不存在或者枯竭時(shí)，才會(huì)啟動(dòng)改革以尋求新的收入來源”。從政府或者改革決策者的角度看，財(cái)政壓力是基本的判斷因素，當(dāng)財(cái)政壓力超過某一閾值時(shí)，將倒逼政府啟動(dòng)改革，尋求新的財(cái)政收入來源。

由于中國地域遼闊，差異巨大，對(duì)于市場化改革的推進(jìn)而言，中央政府通過建立以經(jīng)濟(jì)增長為核心(目的)的政績考核體系，推進(jìn)地方政府之間的激烈競爭使得其愿意承擔(dān)改革的成本且積極在轄區(qū)內(nèi)推行諸種改革試驗(yàn)，然后再晉升成功實(shí)施經(jīng)濟(jì)發(fā)展政策的地方官員以強(qiáng)化這種政治激勵(lì)，推進(jìn)地方政府更加積極的改革。地方的改革經(jīng)驗(yàn)經(jīng)過中央政府進(jìn)一步甄選，并向全國推廣以進(jìn)一步促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長。如此循環(huán)往復(fù)，中國的轉(zhuǎn)型便以先自下而上，后自上而下的雙向互動(dòng)形式表現(xiàn)出來。

由此，本文得到關(guān)于中國改革推進(jìn)機(jī)制的第二個(gè)假說：“即中國改革的順利推進(jìn)有賴于上下雙向互動(dòng)機(jī)制的有效實(shí)施”。這一點(diǎn)也是學(xué)界普遍認(rèn)同的。

(二)漸進(jìn)式改革停滯的內(nèi)在邏輯：基于土地財(cái)政視角的理論分析與模型

基于以上假說，針對(duì)本世紀(jì)以來的十多年經(jīng)濟(jì)高速增長的同時(shí)，市場化改革表現(xiàn)的愈加緩慢，甚至有“國進(jìn)民退”之說[29][30][31]，有些領(lǐng)域的改革有所推進(jìn)，但更多需要迫切改革的領(lǐng)域遲遲沒有進(jìn)展，如公共領(lǐng)域，在彌補(bǔ)市場不足以發(fā)揮政府作用的方面，政府卻做的很不夠。可以推斷出，導(dǎo)致本世紀(jì)以來的十多年的中國市場化改革停滯的原因，很可能是政府找到了一種比市場化改革成本更低的非改革手段來促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長和提高財(cái)政收入。換言之，很可能是第二類源泉的存在并足以支撐公共服務(wù)增長的需求。

本文認(rèn)為這一非改革的、能夠促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長或財(cái)政增收的手段很可能就是土地財(cái)政。首先，1998年住房改革之后的經(jīng)濟(jì)發(fā)展使得我國城市化進(jìn)程加快，土地價(jià)值不斷的提高；其次，地方政府在土地市場上的壟斷地位，造就了土地越來越普遍成為增加地方財(cái)政收入和促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的主要手段。其結(jié)果表現(xiàn)在即使地方政府減少或者不進(jìn)行改革的試驗(yàn)，土地財(cái)政仍能夠?yàn)槠湎蛑醒胝峁┝己玫慕?jīng)濟(jì)增長記錄。地方官員也成功地響應(yīng)了中央政府的政治激勵(lì)而獲得晉升，與此同時(shí)，中央政府則獲得了維護(hù)社會(huì)穩(wěn)定足夠的經(jīng)濟(jì)增長和財(cái)政收入。故土地財(cái)政使得不進(jìn)行改革對(duì)中央和地方來說都變得可以接受，中央和地方之間都不進(jìn)行改革成為了一種均衡，最終使得漸進(jìn)式改革的推進(jìn)機(jī)制失效，市場化改革的推進(jìn)被阻滯。

接下來，我們構(gòu)建一個(gè)在擁有土地財(cái)政選項(xiàng)時(shí)，政府推動(dòng)改革的意愿模型。在中國漸進(jìn)式改革推進(jìn)機(jī)制的假說中，政府推動(dòng)改革的目的是獲取最大化的GDP為民眾提供有效的公共服務(wù)以維護(hù)社會(huì)的穩(wěn)定和諧以及正常運(yùn)轉(zhuǎn)。該假定既與諾思(North)的政府是為獲得最大化的稅收和壟斷租金的理性人的假設(shè)相一致[32]；也和周黎安所提的以經(jīng)濟(jì)增長為核心的“官員晉升錦標(biāo)賽”模式的經(jīng)濟(jì)現(xiàn)實(shí)相吻合。[33]

改革的收益主要體現(xiàn)在財(cái)政的增收或經(jīng)濟(jì)的增長上，而財(cái)政增收或經(jīng)濟(jì)增長的來源則主要由改革與非改革的手段(土地財(cái)政)兩種方式提供。那么，土地財(cái)政的興起使得其越來越成為政府促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長和增加財(cái)政收入的有力手段，一來中央政府獲得足夠的提供公共服務(wù)的收入，二來地方政府官員在中央的政治激勵(lì)下得以升遷，進(jìn)一步增加了出讓土地的動(dòng)機(jī)；而土地財(cái)政(非改革的方式)手段所帶來的財(cái)政收入的增加，必然會(huì)減少政府對(duì)市場化改革方式的使用，進(jìn)而政府越來越依賴土地財(cái)政這種非改革的手段獲取經(jīng)濟(jì)增長或財(cái)政增收，以市場化改革促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的傳統(tǒng)方式慢慢被拋棄，政府推動(dòng)改革的意愿也就逐漸降低。所以，在政府擁有像土地財(cái)政這樣成本與風(fēng)險(xiǎn)均小于市場化改革的選項(xiàng)時(shí)，土地財(cái)政給中央和地方帶來的收益越多(經(jīng)濟(jì)的增長或財(cái)政收入的增加)，政府不愿推進(jìn)改革的想法就越強(qiáng)烈?？紤]到改革的推進(jìn)意愿與經(jīng)濟(jì)增長的非線性關(guān)系[26]，因此，為便于分析，我們把政府推進(jìn)改革的意愿公式設(shè)定為：

g(r)=αr2+βr+γ

(1)

(2)

改革的推進(jìn)是存在成本的，因此，本文假定政府的改革成本是由政府的實(shí)際付出與政府的預(yù)期付出這兩部分成本組成。就政府的實(shí)際付出成本來說，一方面，隨著改革的推進(jìn)，必然會(huì)觸動(dòng)因土地財(cái)政模式形成的利益集團(tuán)的利益，[10]從而會(huì)增加改革的成本，收益減少；另一方面，較之市場化的方式而言，實(shí)施土地財(cái)政(非改革的方式)的成本與風(fēng)險(xiǎn)顯然更低，即利用土地財(cái)政方式帶來的經(jīng)濟(jì)增長或財(cái)政增收降低了改革的成本。由此，為簡化起見，我們將政府的實(shí)際付出成本函數(shù)設(shè)定為：

c(r)=δ-θr

(3)

式(3)中，δ和θ均為常數(shù)，且δ和θ均大于0。對(duì)于政府預(yù)期付出成本而言，政府無法確定政策實(shí)施前改革的成本是多少，因此，需要考慮預(yù)期因素，即政府的適應(yīng)性預(yù)期。本文設(shè)定政府的適應(yīng)性預(yù)期為：

(4)

式(4)中，ξ和λ均為常數(shù)，其中，ξ>0，表示政府推進(jìn)改革預(yù)期成本的調(diào)整速度。綜合政府實(shí)際付出成本公式(3)和政府的適應(yīng)性預(yù)期公式(4)可知，總的改革成本可寫為：

c(r，l)=δ-θr+μl

(5)

式(5)中，0≤μ≤1，表示政府推動(dòng)改革的預(yù)期成本在總的改革成本中的比例。顯然，當(dāng)改革的成本越高，政府推進(jìn)改革的意愿就越弱，為簡化分析，我們將政府的改革推進(jìn)意愿模型表示成g(c)=-εc，其中，ε為常數(shù)，且ε>0，ε可作為政府對(duì)改革的抵觸系數(shù)。本文假設(shè)政府對(duì)改革的推進(jìn)意愿公式是具有可加性的，那么，政府對(duì)改革推進(jìn)的瞬時(shí)總意愿可表示成：

(6)

由于我國的市場化改革的推進(jìn)是漸進(jìn)式方式，那么，在每個(gè)循序漸進(jìn)的改革階段，政府的改革推進(jìn)意愿則可表示為：

(7)

政府推進(jìn)改革的核心目的就是通過獲取財(cái)政收入最大化為民眾提供有效的公共服務(wù)和社會(huì)保障以得到全社會(huì)的穩(wěn)定和諧，因此，選擇土地財(cái)政這種非改革的手段便可帶來更多財(cái)政收入的情況下，那么政府推進(jìn)改革的意愿則越小，此時(shí)政府改革面臨的問題即為：

(8)

(9)

在公式(8)和(9)中，c為改革成本，r為改革收益，l為適應(yīng)性預(yù)期。上文中我們假定政府是威權(quán)與務(wù)實(shí)政府，改革的權(quán)力是由政府決定，這意味著政府控制了改革的進(jìn)程，進(jìn)而會(huì)影響到改革成本c和改革收益r。由總的改革成本函數(shù)式(5)可知，若求改革成本c，則需確定改革收益r和適應(yīng)性預(yù)期l的路徑。其中，改革收益r是政府擁有土地財(cái)政后帶來的經(jīng)濟(jì)增長和財(cái)政增收，所以，當(dāng)政府選擇了最優(yōu)的改革收益r，則說明市場化改革的手段被拋棄，推進(jìn)改革的意愿趨于最小。該最優(yōu)化問題的漢密爾頓函數(shù)為：

(10)

其一階條件是：

(11)

(12)

limt→Tη(t)=0

(13)

進(jìn)一步可推出，為了獲取最優(yōu)改革收益，即最大化的經(jīng)濟(jì)增長或財(cái)政增收，政府在改革中愿意選擇的最優(yōu)經(jīng)濟(jì)增長路徑為：

(14)

接下來，我們用公式(14)對(duì)t求一階導(dǎo)數(shù)可知曉，該最優(yōu)經(jīng)濟(jì)增長路徑函數(shù)r*(t)為減函數(shù)。因此，我們得到如下命題：

在以土地為中心的財(cái)政收入和經(jīng)濟(jì)增長模式興起的條件下，政府為獲得最大化的經(jīng)濟(jì)收益，逐漸放棄市場化改革而轉(zhuǎn)向成本和風(fēng)險(xiǎn)更低的非改革的方式(土地財(cái)政)作為政府最優(yōu)經(jīng)濟(jì)增長路徑的選擇，經(jīng)濟(jì)增長和財(cái)政收入對(duì)改革的依賴減少，導(dǎo)致政府缺乏推進(jìn)改革的激勵(lì)與壓力，漸進(jìn)式改革推進(jìn)機(jī)制失效，市場化改革被阻滯。

基于上述分析，我們得出如下推論：土地財(cái)政對(duì)市場化改革的推進(jìn)具有阻滯作用。進(jìn)一步，我們將利用1999～2014年中國省際面板數(shù)據(jù)，從省級(jí)層面就土地財(cái)政對(duì)市場化改革的影響進(jìn)行識(shí)別，為上述研究假設(shè)提供實(shí)證證據(jù)。

三、計(jì)量模型設(shè)定、變量選取與數(shù)據(jù)說明

(一)計(jì)量模型設(shè)定

本文旨在研究土地財(cái)政對(duì)中國市場化改革進(jìn)程的影響，根據(jù)理論分析和經(jīng)驗(yàn)研究事實(shí)，我們?cè)贏lesina模型的基礎(chǔ)上[35]，以市場化程度(Market)作為被解釋變量，以土地財(cái)政(Land)為核心解釋變量，從土地財(cái)政的視角來探析市場化改革被阻滯的原因。但是，影響市場化改革的因素眾多，僅考慮土地財(cái)政這個(gè)核心解釋變量，將會(huì)對(duì)實(shí)證結(jié)果的有效性產(chǎn)生嚴(yán)重偏誤。所以，在此將影響市場化改革的其他因素作為控制變量納入模型，剔除其對(duì)市場化程度的影響，進(jìn)而分析土地財(cái)政與市場化改革的關(guān)系。因此，構(gòu)建如下公式：

Marketi，t=β0+β1Landi，t+γControli，t+δi+θt+εi，t

(15)

1994年分稅制改革之后，財(cái)權(quán)上移中央，事權(quán)留置地方，財(cái)權(quán)與事權(quán)的不匹配使得地方財(cái)政收不抵支，亟需尋找財(cái)政增收的途徑，土地財(cái)政應(yīng)運(yùn)而生，成為地方財(cái)政持續(xù)穩(wěn)定的財(cái)政收入來源，所以，財(cái)政分權(quán)和土地財(cái)政之間存在重要的關(guān)聯(lián)。因此，進(jìn)一步我們?cè)O(shè)定土地財(cái)政(Land)和財(cái)政分權(quán)(Fd)的交互項(xiàng)，即在公式(15)的基礎(chǔ)上，加上土地財(cái)政和財(cái)政分權(quán)的交互項(xiàng)探究其對(duì)市場化改革可能產(chǎn)生的影響?；诖耍覀兊玫较旅娴氖袌龌母锕剑?/p>

Marketi，t=β0+β1Landi，t+β2Landi，t*Fdi，t+γControli，t+δi+θt+εi，t

(16)

考慮到市場化改革是一個(gè)持續(xù)推進(jìn)的過程，因而其具有較強(qiáng)的經(jīng)濟(jì)慣性，所以，前一期市場化改革的成功對(duì)后一期市場化改革的推進(jìn)有一定的影響。因此，我們將滯后一期的市場化程度(Marketi，t-1)分別納入公式(15)和(16)中，建立無交互項(xiàng)以及含有交互項(xiàng)的動(dòng)態(tài)面板模型。

不含交互項(xiàng)的動(dòng)態(tài)面板模型：

Marketi，t=β0+αMarketi，t-1+β1Landi，t+γControli，t+δi+θt+εi，t

(17)

含交互項(xiàng)的動(dòng)態(tài)面板模型：

Marketi，t=β0+αMarketi，t-1+β1Landi，t+β2Landi，t*Fdi，t+γControli，t+δi+θt+εi，t

(18)

公式(17)和(18)中，Marketi，t-1表示滯后一期的市場化程度，Marketi，t表示當(dāng)期的市場化程度，Landi，t表示土地財(cái)政收入，Controli，t表示為其他影響市場化進(jìn)程的一系列控制變量，Land*Fd則是土地財(cái)政和財(cái)政分權(quán)的交互項(xiàng)，β0代表常數(shù)項(xiàng)，β1和β2分別為土地財(cái)政(Land)與土地財(cái)政和財(cái)政分權(quán)交互項(xiàng)(Land*Fd)的系數(shù)，i和t分別代表地區(qū)和時(shí)間，εi，t為隨機(jī)誤差項(xiàng)。

進(jìn)一步，為了緩解樣本期間有數(shù)據(jù)波動(dòng)所引起的異方差現(xiàn)象，剔除各變量單位和大小的不同而對(duì)回歸系數(shù)產(chǎn)生的影響，并得到更有經(jīng)濟(jì)意義的彈性系數(shù)，我們將公式(15)、(16)、(17)和(18)中所有變量進(jìn)行對(duì)數(shù)化處理。上述公式中，β1是我們重點(diǎn)關(guān)注的系數(shù)，當(dāng)土地財(cái)政對(duì)中國市場化改革產(chǎn)生負(fù)向影響時(shí)，系數(shù)β1則小于0。

(二)變量選取

1.市場化進(jìn)程的度量(被解釋變量)

我們以非國有企業(yè)工業(yè)產(chǎn)值比重衡量中國的市場化改革進(jìn)程(Market)。由于市場化程度是由多個(gè)方面和指標(biāo)來反映，所以，關(guān)于中國市場化程度的度量標(biāo)準(zhǔn)，現(xiàn)有的研究并未達(dá)成統(tǒng)一意見。已有編制的眾多的市場化指數(shù)中，最全面且最具代表性的是樊綱和王小魯測度的中國市場化指數(shù)，但考慮到樊綱的市場化指數(shù)測算時(shí)間是1997～2009年，時(shí)間序列較短，這跟本文所要探究的1999～2014年的時(shí)間區(qū)間不相符，并且樊綱和王小魯編制的市場化指數(shù)含有部分抽樣調(diào)查數(shù)據(jù)，無法事后補(bǔ)充完全。因此，我們參考韋倩等的研究，選擇非國有企業(yè)在工業(yè)總產(chǎn)值中的比重這一指標(biāo)來衡量中國的市場化進(jìn)程[46]。從韋倩等研究的估計(jì)結(jié)果來看，非國有企業(yè)工業(yè)總產(chǎn)值比重與樊綱和王小魯?shù)目偸袌龌笖?shù)存在顯著的正相關(guān)，推算調(diào)整后的市場化指數(shù)也與樊綱和王小魯?shù)氖袌龌笖?shù)保持了較高的擬合性。由此，針對(duì)本文的研究目的，在接下來的實(shí)證分析中，我們以非國有企業(yè)工業(yè)產(chǎn)值比重的指標(biāo)來衡量中國1999～2014年的市場化進(jìn)程。

2.土地財(cái)政的度量(核心解釋變量)

參考已有的文獻(xiàn)，我們以土地財(cái)政收入(Land)來度量土地財(cái)政的規(guī)模?，F(xiàn)有對(duì)土地財(cái)政的測度主要分為三種類型：土地財(cái)政Ⅰ、土地財(cái)政Ⅱ和土地財(cái)政Ⅲ[37][38]。考慮到數(shù)據(jù)的可得性，我們采用土地財(cái)政Ⅱ進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，與此同時(shí)，用土地財(cái)政依賴度(土地財(cái)政Ⅱ/各省公共財(cái)政支出)進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。由本文的理論分析可知，土地財(cái)政規(guī)模的擴(kuò)大將會(huì)阻礙市場化改革的推進(jìn)，因此，土地財(cái)政以及土地財(cái)政依賴度的回歸系數(shù)符號(hào)預(yù)期為負(fù)。

表1　三類土地財(cái)政的定義和描述

3.其他控制變量

基于現(xiàn)實(shí)觀察和既有研究，為避免重要變量的遺漏而對(duì)實(shí)證研究結(jié)果的有效性產(chǎn)生嚴(yán)重影響，我們將加入對(duì)市場化進(jìn)程有影響的控制變量。具體的，我們參考已有的文獻(xiàn)和現(xiàn)有的研究，選擇如下控制變量：

(1)經(jīng)濟(jì)開放程度(Open)。根據(jù)主流文獻(xiàn)對(duì)開放程度的衡量，我們將經(jīng)濟(jì)開放程度定義為：各省進(jìn)出口總額/各省的GDP。由已有的研究可知，一省的對(duì)外開放將有助于該省的市場化改革的推進(jìn)[28]，因此，開放程度(Open)的回歸系數(shù)符號(hào)預(yù)期為正。

(2)財(cái)政壓力(Press)。參照宮汝凱確認(rèn)財(cái)政壓力的方法，本文定義財(cái)政壓力為：(各省預(yù)算內(nèi)財(cái)政支出-預(yù)算內(nèi)財(cái)政收入)/預(yù)算內(nèi)財(cái)政收入[39]。通常來說，財(cái)政壓力能促進(jìn)地方政府之間的激烈競爭使得其愿意承擔(dān)改革的成本且積極在轄區(qū)推行諸種改革試驗(yàn)，然后再晉升成功實(shí)施經(jīng)濟(jì)發(fā)展政策的地方官員以強(qiáng)化這種政治激勵(lì)，推進(jìn)地方政府更加積極的改革，所以，我們預(yù)期財(cái)政壓力(Press)的回歸系數(shù)符號(hào)為正。

(3)收入差距(Gap)。我們定義收入差距程度為：城鎮(zhèn)居民人均可支配收入/農(nóng)村居民人均可支配收入。自開啟改革開放以來，總體上我國城鄉(xiāng)居民收入差距處于增大的趨勢，因此，很多人會(huì)將我國城鄉(xiāng)居民收入差距拉大的原因歸咎于市場化改革。這種聲音可能會(huì)對(duì)政府產(chǎn)生影響，尤其是我們的主流意識(shí)形態(tài)如此強(qiáng)調(diào)共同富裕這一重要特征，所以，我們認(rèn)為收入差距的擴(kuò)大可能會(huì)阻礙市場化改革的推進(jìn)，因此，我們預(yù)期收入差距(Gap)的回歸系數(shù)符號(hào)為負(fù)。

(4)財(cái)政分權(quán)(Fd)。針對(duì)財(cái)政分權(quán)的度量，我們參考JinandZou和張晏、龔六堂的研究，他們利用地方財(cái)政支出在政府總支出中的占比和中央對(duì)地方的轉(zhuǎn)移支付在地方政府總支出中的比例對(duì)財(cái)政分權(quán)進(jìn)行刻畫[40][41]。本文定義財(cái)政分權(quán)度為：地方本級(jí)財(cái)政支出/中央本級(jí)財(cái)政支出。我們選取財(cái)政分權(quán)作為模型控制變量的原因?yàn)椋?994年分稅制改革后，財(cái)權(quán)上移中央，事權(quán)留置地方，城市擴(kuò)張以及土地出讓則成為地方政府?dāng)U充稅源最有效的途徑[42]，這使得地方政府有著大規(guī)模出讓土地的強(qiáng)烈動(dòng)機(jī)[17]，所以，財(cái)政分權(quán)導(dǎo)致了土地財(cái)政的興起，而日益膨脹的土地財(cái)政又與中國的市場化改革相聯(lián)系(此聯(lián)系為本文的推論)，由此，我們認(rèn)為財(cái)政分權(quán)可能會(huì)影響到中國的市場化進(jìn)程。據(jù)此，財(cái)政分權(quán)(Fd)的回歸系數(shù)符號(hào)預(yù)期為負(fù)。

(5)經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度(AGDP)。市場化改革深化的直接體現(xiàn)是地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度的提高，地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度的提高表現(xiàn)在GDP總量的擴(kuò)張和增長率的增加，進(jìn)而帶來人均GDP的增長[43]，一般而言，主要以GDP總量、GDP增長率和人均GDP等指標(biāo)度量經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度。相比較來說，GDP總量和GDP增長率主要反映經(jīng)濟(jì)發(fā)展的規(guī)模和速度，從而忽視了人口規(guī)模以及經(jīng)濟(jì)發(fā)展基礎(chǔ)的影響，而人均GDP則能夠較為準(zhǔn)確的反映地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度，因此，我們選取人均GDP這一指標(biāo)測度經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度。我們預(yù)期經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度(AGDP)的回歸系數(shù)符號(hào)為正。

(6)政府干預(yù)(Gov)。全面深化市場化改革就是要讓市場在資源配置和價(jià)格形成中起決定性的作用，通過市場化改革的深化來激發(fā)經(jīng)濟(jì)主體的活力，而現(xiàn)實(shí)的情形是，大規(guī)模的政府投資導(dǎo)致政府對(duì)市場干預(yù)程度的增加，政府資源比重的上升以及不同經(jīng)濟(jì)部門之間的資源錯(cuò)配，從而削弱了市場配置資源的作用[44]。因此，我們選取政府投資比重衡量政府干預(yù)程度，其中，本文定義政府投資比重為：國有經(jīng)濟(jì)固定資產(chǎn)投資/全社會(huì)固定資產(chǎn)投資[45]。我們預(yù)期政府干預(yù)(Gov)的回歸系數(shù)符號(hào)為負(fù)。

(三)數(shù)據(jù)來源與描述性統(tǒng)計(jì)

1.數(shù)據(jù)來源

本文使用的數(shù)據(jù)是1999～2014年中國省際面板數(shù)據(jù)。其中，度量市場化進(jìn)程的非國有企業(yè)工業(yè)產(chǎn)值比重的指標(biāo)數(shù)據(jù)，來源于除西藏外的各省和直轄市統(tǒng)計(jì)年鑒；測度土地財(cái)政Ⅰ、土地財(cái)政Ⅱ與土地財(cái)政依賴度的數(shù)據(jù)等來自于2000～2015年的《中國國土資源年鑒》《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》和《中國人口年鑒》；度量經(jīng)濟(jì)開放程度的數(shù)據(jù)來源于2000～2015年的《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》；測度財(cái)政壓力的數(shù)據(jù)來自于2000～2015年的《中國財(cái)政年鑒》；衡量收入差距的數(shù)據(jù)來源于2000～2015年的《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》；測度財(cái)政分權(quán)的數(shù)據(jù)來源于2000～2015年的《中國財(cái)政年鑒》；測量經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度的數(shù)據(jù)來自于2000～2015年的《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》；度量政府干預(yù)的數(shù)據(jù)來源于Wind資訊。此外，考慮到數(shù)據(jù)的可得性，我們將西藏的剔除。

2.數(shù)據(jù)描述

各變量的描述性統(tǒng)計(jì)如表3所示，可直觀地看出，不同省份的市場化程度、土地財(cái)政規(guī)模、土地財(cái)政依賴度、經(jīng)濟(jì)開放程度、財(cái)政壓力、收入差距、財(cái)政分權(quán)、經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度和政府干預(yù)等存在著較明顯的差異。

表3　各變量的描述性統(tǒng)計(jì)

四、實(shí)證結(jié)果與分析

在理論分析與模型部分，我們從土地財(cái)政的視角下探尋了漸進(jìn)式改革停滯的內(nèi)在邏輯，并得到土地財(cái)政對(duì)市場化改革的推進(jìn)產(chǎn)生阻礙的推論。接下來，本文通過實(shí)證檢驗(yàn)上述假設(shè)。首先利用核心解釋變量土地財(cái)政與被解釋變量市場化改革進(jìn)行全樣本回歸，然后運(yùn)用變量替換的方式，將土地財(cái)政替換成土地財(cái)政依賴度做進(jìn)一步的穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

此部分分別通過靜態(tài)面板模型(公式(15)、(16))和動(dòng)態(tài)面板模型(公式(17)、(18))檢驗(yàn)土地財(cái)政對(duì)市場化改革進(jìn)程的負(fù)向影響。表4給出了土地財(cái)政與市場化改革公式的全樣本回歸結(jié)果。

(一)全樣本回歸

針對(duì)土地財(cái)政和市場化改革之間的關(guān)系識(shí)別，我們分別運(yùn)用固定效應(yīng)、隨機(jī)效應(yīng)、差分GMM和系統(tǒng)GMM對(duì)公式(15)、(16)、(17)和(18)進(jìn)行回歸分析。為考慮估計(jì)結(jié)果的穩(wěn)健性，在土地財(cái)政與市場化改革公式的計(jì)量步驟中，采取逐步引入變量的方式進(jìn)行檢驗(yàn)。表4中，模型(1)和模型(3)是只有核心解釋變量土地財(cái)政而沒有加入其他控制變量，并利用公式(15)估計(jì)得到的回歸結(jié)果；模型(2)與(4)是加入一系列控制變量以及土地財(cái)政和財(cái)政分權(quán)的交互項(xiàng)后，并利用公式(16)估計(jì)得到的回歸結(jié)果。針對(duì)回歸模型的選取，本文利用豪斯曼(Hausman)檢驗(yàn)回歸模型是使用固定效應(yīng)還是隨機(jī)效應(yīng)模型。在表4中，模型(1)和(2)的固定效應(yīng)結(jié)果中豪斯曼檢驗(yàn)P值為0.0000，故強(qiáng)烈拒絕原假設(shè)，因此，我們認(rèn)為應(yīng)該使用固定效應(yīng)，而非隨機(jī)效應(yīng)模型。其中，模型(3)是未加入控制變量的隨機(jī)效應(yīng)模型估計(jì)結(jié)果，模型(4)則為加入一系列控制變量以及土地財(cái)政與財(cái)政分權(quán)的交互項(xiàng)的隨機(jī)效應(yīng)模型估計(jì)結(jié)果。

靜態(tài)面板估計(jì)結(jié)果如表4的模型(1)、(2)、(3)和(4)列所示。土地財(cái)政與市場化改革之間的系數(shù)均在5%的水平下顯著為負(fù)，初步證實(shí)了所得到的推論，即土地財(cái)政對(duì)市場化改革的推進(jìn)具有負(fù)向作用。從數(shù)量關(guān)系上看，土地財(cái)政與市場化改革之間的彈性系數(shù)是0.026，且在5%水平下顯著為負(fù)，表明以土地為中心的財(cái)政收入模式和經(jīng)濟(jì)增長模式的興起，經(jīng)濟(jì)增長和財(cái)政收入對(duì)改革的依賴減少，導(dǎo)致了中央政府和地方政府缺乏推進(jìn)改革的激勵(lì)與壓力。把土地財(cái)政和財(cái)政分權(quán)的交互項(xiàng)引入公式(16)后，驚訝地發(fā)現(xiàn)，交互項(xiàng)與被解釋變量市場化改革之間的系數(shù)在5%的水平下顯著為負(fù)，且核心解釋變量土地財(cái)政的系數(shù)符號(hào)并未發(fā)生改變，說明財(cái)政分權(quán)通過土地財(cái)政對(duì)市場化改革的推進(jìn)也形成了阻礙?？赡艿慕忉屖?，由財(cái)政分權(quán)所引致的土地財(cái)政的不斷膨脹，土地出讓收入滿足了經(jīng)濟(jì)增長和公共支出需求，使得政府失去了改革的激勵(lì)，財(cái)政分權(quán)增大了政府對(duì)出讓土地的動(dòng)機(jī)，進(jìn)而加劇了土地財(cái)政對(duì)市場化改革進(jìn)程的阻滯。在控制變量的系數(shù)中，除了收入差距與市場化改革之間的系數(shù)不顯著以外，其余控制變量的系數(shù)符號(hào)均符合預(yù)期。

動(dòng)態(tài)面板估計(jì)結(jié)果如表4中的模型(5)、(6)和(7)所示。在公式(17)和(18)中，分別加入滯后一期的市場化程度作為解釋變量進(jìn)行回歸，顯然模型中會(huì)存在內(nèi)生性問題，因此，我們分別用DIF-GMM和SYS-GMM對(duì)動(dòng)態(tài)面板進(jìn)行估計(jì)。首先，在不引入控制變量的情形下，用DIF-GMM對(duì)公式(17)估計(jì)，回歸結(jié)果如表4中模型(5)所示；然后，加入一系列控制變量以及土地財(cái)政和財(cái)政分權(quán)的交互項(xiàng)后，再利用DIF-GMM和SYS-GMM分別對(duì)公式(18)進(jìn)行估計(jì)，回歸結(jié)果如模型(6)和模型(7)中所示。從回歸結(jié)果來看，DIF-GMM和SYS-GMM下的土地財(cái)政與市場化進(jìn)程之間的系數(shù)均在5%的水平下顯著為負(fù)，進(jìn)一步證明了上述推論，即土地財(cái)政阻滯了市場化改革的推進(jìn)。土地財(cái)政和財(cái)政分權(quán)的交互項(xiàng)與市場化程度之間的彈性系數(shù)符號(hào)顯著為負(fù)，且通過了5%的顯著性檢驗(yàn)，進(jìn)一步證明了上文中可能的解釋，即財(cái)政分權(quán)所引致的土地財(cái)政的不斷膨脹，土地出讓收入滿足了經(jīng)濟(jì)增長和公共支出需求，使得政府失去了改革的激勵(lì)，財(cái)政分權(quán)增大了政府對(duì)出讓土地的動(dòng)機(jī)，進(jìn)而加劇了土地財(cái)政對(duì)市場化改革進(jìn)程的阻滯；兩種方法的估計(jì)下的滯后一期的市場化程度均在1%的水平下顯著為正，證實(shí)了上文中的猜想，即前一期市場化改革的成功對(duì)后一期市場化改革的推進(jìn)具有顯著的正向影響，存在明顯的經(jīng)濟(jì)慣性。從數(shù)量關(guān)系上看，DIF-GMM下的土地財(cái)政系數(shù)為0.052，SYS-GMM下的土地財(cái)政系數(shù)是0.045，兩者相吻合；DIF-GMM下的土地財(cái)政和財(cái)政分權(quán)的交互項(xiàng)系數(shù)為0.041，SYS-GMM下的土地財(cái)政和財(cái)政分權(quán)的交互項(xiàng)系數(shù)是0.025，兩者相符合。在控制變量的系數(shù)中，除了收入差距與市場化改革之間的彈性系數(shù)不顯著以外，其余控制變量的系數(shù)均符合預(yù)期，經(jīng)濟(jì)開放程度的系數(shù)在DIF-GMM和SYS-GMM下均是顯著為正，且通過了5%的顯著性檢驗(yàn)，與預(yù)期吻合；財(cái)政壓力的系數(shù)在SYS-GMM下是5%的水平下顯著為正，而在DIF-GMM中并不顯著；財(cái)政分權(quán)的系數(shù)在兩種方法估計(jì)下均顯著為負(fù)，且通過了5%的顯著性檢驗(yàn)，與預(yù)期一致；經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度、政府干預(yù)和市場化程度之間的彈性系數(shù)均顯著為正，與預(yù)期相符合。此外，從表4中AR(2)的檢驗(yàn)結(jié)果來看，模型(5)、(6)和(7)均通過了殘差項(xiàng)二階不相關(guān)的檢驗(yàn)；Hansen檢驗(yàn)對(duì)應(yīng)的P值均大于0.5，說明回歸模型并不存在過度識(shí)別。因此，通過克服內(nèi)生性的DIF-GMM和SYS-GMM的結(jié)果是有效和穩(wěn)健的。

表4　土地財(cái)政和市場化改革公式的全樣本估計(jì)結(jié)果

續(xù)表

變量FE(1)FE(2)RE(3)RE(4)DIF-GMM(5)DIF-GMM(6)SYS-GMM(7)LnAGDP0.343***(0.0430)0.096*(0.0541)0.073***(0.0267)0.057***(0.0118)LnGov-0.324***(0.0554)-0.405***(0.108)-0.182***(0.0358)-0.250***(0.0251)Cons2.100***(0.109)1.399***(0.318)1.159*(0.219)-2.452(2.345)0.410***(0.0630)1.837**(0.186)2.088***(0.141)N480479480479420420450Hausmantest0.00000.00000.40030.5178AR(1)0.0000.0000.001AR(2)0.4910.5170.605Hansentest0.6440.7080.696

注：(1) *** 、** 和*分別對(duì)應(yīng)1%、5%和10%的顯著性水平；(2)括號(hào)內(nèi)的數(shù)字為標(biāo)準(zhǔn)誤。

五、結(jié)論與政策啟示

本文中，首先提煉出一個(gè)關(guān)于中國漸進(jìn)式改革推進(jìn)機(jī)制的假說，然后以此為分析框架，闡述土地財(cái)政阻滯中國市場化改革的內(nèi)在邏輯，最后運(yùn)用1999～2014年中國省際面板數(shù)據(jù)，實(shí)證檢驗(yàn)了上述理論假設(shè)。研究結(jié)果表明：第一，利用固定效應(yīng)、DIF-GMM和SYS-GMM模型估計(jì)顯示，土地財(cái)政與市場化改革之間的系數(shù)均在5%的水平下顯著為負(fù)，土地財(cái)政每增加一單位，市場化改革的進(jìn)程平均降低0.45個(gè)百分點(diǎn)；第二，采用土地財(cái)政依賴度替代土地財(cái)政，用同樣的方法估計(jì)得出，土地財(cái)政依賴度每上升1%，市場化改革的推進(jìn)平均下降0.36%，回歸結(jié)果依然一致；第三，通過構(gòu)建財(cái)政分權(quán)和土地財(cái)政的交互項(xiàng)，經(jīng)克服內(nèi)生性的DIF-GMM與SYS-GMM模型檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，財(cái)政分權(quán)對(duì)市場化改革的進(jìn)程也存在影響，財(cái)政分權(quán)通過土地財(cái)政這一中介而對(duì)市場化改革的推進(jìn)產(chǎn)生阻礙，這種中介效應(yīng)的平均影響程度為0.25%，在控制了影響市場化改革的多種因素后，估計(jì)結(jié)果依舊穩(wěn)健。

本文的研究結(jié)論具有較強(qiáng)的政策啟示，通過上述研究結(jié)果可知曉，市場化改革推進(jìn)的關(guān)鍵在于破除政府對(duì)土地財(cái)政的依賴。

第一，土地財(cái)政不可持續(xù)。這源于其代際不平衡以及高風(fēng)險(xiǎn)的特點(diǎn)。一方面，政府出讓的土地使用權(quán)為40年到70年不等，相當(dāng)于預(yù)收了未來幾十年的土地收益為當(dāng)屆政府所用；另一方面，土地出讓金是土地財(cái)政收入的主要組成部分和來源，而土地出讓金的獲取必須有源源不斷的可供出讓的土地做支撐。在18億畝土地紅線的約束下，土地對(duì)于地方政府來說是有限資源，若這一不可持續(xù)的增收來源占據(jù)地方財(cái)政收入的主要地位，且地方政府沒有及時(shí)回到以往依靠改革獲取經(jīng)濟(jì)增長和財(cái)政增收的渠道，無法彌補(bǔ)的地方財(cái)政收支缺口將可能釀成嚴(yán)重的財(cái)政風(fēng)險(xiǎn)。與此同時(shí)，地方政府除了將土地財(cái)政收益最大化以外，對(duì)房價(jià)的持續(xù)上漲也起到了推波助瀾的作用，使得我國的房價(jià)收入比遠(yuǎn)超出可承受的合理范圍，且扭曲畸形的房價(jià)也是社會(huì)和諧穩(wěn)定的一大隱患。

其二，必須通過改革獲利謀增長。市場化改革激發(fā)了中國市場潛力并帶動(dòng)經(jīng)濟(jì)高速增長，但市場化改革對(duì)于地方政府而言無疑是艱辛且曲折的，不僅要付出一定成本，還需承擔(dān)改革的風(fēng)險(xiǎn)。因此，作為理性經(jīng)濟(jì)人的地方政府更傾向于依賴土地財(cái)政這一成本低見效快的增收途徑，這就使得利用市場化改革促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長缺乏動(dòng)力。從長遠(yuǎn)來看，要保證經(jīng)濟(jì)的持續(xù)增長與地方政府穩(wěn)定的財(cái)政收入來源，必須破除土地財(cái)政對(duì)地方政府的束縛，使地方政府回歸致力于推進(jìn)市場化改革的道路上。所以，經(jīng)濟(jì)的可持續(xù)發(fā)展就在于深化改革，而深化改革的關(guān)鍵就是要破除對(duì)土地財(cái)政的依賴，通過改革獲利謀增長。

因此，本文的結(jié)論可作為現(xiàn)有探究市場化改革停滯原因文獻(xiàn)的一個(gè)有益補(bǔ)充，只有將土地財(cái)政這一制度性因素納入分析框架，才有可能對(duì)我國市場化改革停滯的原因給出更為深入的解釋，為進(jìn)一步合理科學(xué)地制定推進(jìn)市場化改革的政策提供支持。

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