任宛竹 張莉

（1.上海社會科學(xué)院應(yīng)用經(jīng)濟(jì)研究所，上海 200020；2.首都經(jīng)濟(jì)貿(mào)易大學(xué)，北京 100070）

一、問題的提出

基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)1.這里的基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)主要是指以為企業(yè)提供公共品為目的的城市基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)與工業(yè)開發(fā)區(qū)，以及城市道路、房地產(chǎn)基礎(chǔ)設(shè)施配套等可有效降低企業(yè)成本、提升企業(yè)收益的公共品（傅勇和張晏，2007）。是城市經(jīng)濟(jì)高速發(fā)展的先導(dǎo)產(chǎn)業(yè)，諸多已有文獻(xiàn)分析了基礎(chǔ)設(shè)施與經(jīng)濟(jì)指標(biāo)之間的互動影響，認(rèn)為兩者之間存在的長期均衡關(guān)系，在促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的角色中居于主導(dǎo)地位，是我國區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展差距的重要解釋變量（Démurger，2001；王任飛和王進(jìn)杰，2007）。同時，我國以GDP為主要考核標(biāo)準(zhǔn)的官員晉升體制驅(qū)動地方政府開展晉升錦標(biāo)賽，使地方政府公共財政支出的配置長期偏向城市基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)（傅勇，2010）。因此，基礎(chǔ)設(shè)施投資在我國保持了高增速。在過去的20多年中，我國基礎(chǔ)設(shè)施資本存量保持了年均10%左右的增速。近年來雖然基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)投資的增長速度有所下降，但2016年基礎(chǔ)設(shè)施投資總額達(dá)到118878億元，同比仍然增加了17.4%。即使基礎(chǔ)設(shè)施投資保持了高增速，我國的基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)仍然還存在較高的增長潛力，根據(jù)中信證券的宏觀研究報告，目前我國的基礎(chǔ)設(shè)施存量與七國集團(tuán)的規(guī)模仍有20多年的發(fā)展差距，大概還需要20-30年才能達(dá)到2014年美國人均基建資本存量的水平。因此在一段時期內(nèi)，基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)仍然是政府公共支出的重要內(nèi)容。

1994年的分稅制改革和1998年構(gòu)建的公共財政框架使地方政府的一般公共預(yù)算支出大頭用于“養(yǎng)人”（傅勇和張晏，2007），能夠用于基礎(chǔ)設(shè)施投資的資金非常有限，而土地財政成為支持基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)高增長的有力保障，解決了城市化的投融資問題。地方政府以基建推動城市經(jīng)濟(jì)增長的邏輯在于以地生財與地方城市化的聯(lián)動：第一，土地資本化成為地方經(jīng)濟(jì)增長的基石。地方政府以招標(biāo)、拍賣和掛牌等市場化方式高價出讓商業(yè)、旅游等經(jīng)營性用地與商品住宅用地，同時利用“土地相對稀缺加速器機(jī)制”（余自農(nóng)，2010）嚴(yán)格控制商住用地的土地供應(yīng)，人為制造土地稀缺的局面，強(qiáng)化了商住用地的投機(jī)屬性，進(jìn)一步推高了土地價格，使地方政府的土地出讓收入呈現(xiàn)井噴式增長。第二，土地金融化使我國城市建設(shè)走上了以政府為主導(dǎo)的負(fù)債型投融資道路，直接改變了土地資本在時間軸上的貼現(xiàn)路徑，加速土地財政進(jìn)一步的擴(kuò)張。隨著土地抵押信用評估的放松，地方政府建立了政府性平臺公司進(jìn)行以城市建設(shè)為主的各項(xiàng)地方事務(wù)的投融資活動，地方政府投入部分資本金，以財政擔(dān)保、政府性公司互保和土地抵押等擔(dān)保形式，由企業(yè)向銀行進(jìn)行債務(wù)融資作為項(xiàng)目建設(shè)投入，政府承擔(dān)項(xiàng)目債務(wù)的還本付息責(zé)任（顏燕和滿燕云，2015）。融資平臺以土地抵押獲得銀行貸款貸款為主、發(fā)行公司債為輔，成為城市建設(shè)和基礎(chǔ)設(shè)施投資的主要手段（劉守英，2017）。第三，基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)對土地財政產(chǎn)生正反饋效應(yīng)，土地出讓收入與融資平臺資金作為主要資金供給投入到基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)中，基礎(chǔ)設(shè)施的完善促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)增長的同時，進(jìn)一步刺激了該城市土地價格的提升，使政府獲得更高額的土地出讓收入與債務(wù)融資投入到城市建設(shè)，繼而進(jìn)一步促進(jìn)城市經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。由此可見，“以地生財-城市建設(shè)-區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長”這一不斷發(fā)展與反饋的機(jī)制，以土地價值不斷增長為基本預(yù)期，成為地方政府經(jīng)營城市的核心策略。

圖1 全國土地抵押貸款金額與抵押用地面積趨勢圖

值得注意的是，雖然學(xué)界的主流觀點(diǎn)是地方政府同時依賴地方債務(wù)和土地出讓收入開展大規(guī)模的城市基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)（周飛舟，2010；范劍勇、莫家偉，2014），土地出讓收入對基礎(chǔ)設(shè)施投資的影響卻日漸式微。盡管土地出讓金仍占地方政府本級稅收和轉(zhuǎn)移支付收入的10%-30%，然而扣除土地補(bǔ)償與一級開發(fā)后，純收益只有出讓金總額的10%至20%2這里參考了各年度財政部預(yù)算執(zhí)行情況報告以及地方政府性基金支出的決算表，由于統(tǒng)計口徑的差別，國土資源部編纂的國土資源年鑒中的土地純收益為土地出讓收入總額的30%—40%。由于國土資源年鑒在2008年以后不再匯報土地純收益，本文主要參考財政部與地方財政廳的統(tǒng)計數(shù)據(jù)。。且土地出讓收支全額于2006年納入地方基金預(yù)算管理，使用范圍受到嚴(yán)格限制，扣除支農(nóng)支出、繳納出讓業(yè)務(wù)費(fèi)和新增建設(shè)用地土地有償使用費(fèi)、教育基金等項(xiàng)目后3根據(jù)《國務(wù)院辦公廳關(guān)于規(guī)范國有土地使用權(quán)出讓收支管理的通知》（國辦發(fā)〔2006〕100號）以及后續(xù)的一系列土地出讓收益管理政策文件，土地出讓收入使用范圍包括征地和拆遷補(bǔ)償支出、前期土地開發(fā)支出以及支農(nóng)支出（農(nóng)業(yè)土地開發(fā)資金計提15%以上，農(nóng)田水利建設(shè)計提10%）、城市建設(shè)支出和其他支出，其中，其他支出包括土地出讓業(yè)務(wù)費(fèi)、繳納新增建設(shè)用地土地有償使用費(fèi)、計提國有土地收益基金、城鎮(zhèn)廉租住房保障支出、支付破產(chǎn)或改制國有企業(yè)職工安置費(fèi)支出等項(xiàng)目，在扣除以上項(xiàng)目后，還需要計提10%的教育資金。，可自由支配的純收益遠(yuǎn)遠(yuǎn)小于土地出讓金總額?？梢?，土地出讓收入可以緩解地方財政一定程度的資金壓力，但是不足以承擔(dān)巨額的生產(chǎn)建設(shè)支出需求。為彌補(bǔ)日益捉襟見肘的“建設(shè)財政”，以地融資應(yīng)運(yùn)而生，尤其是在2008年以后，中央政府推行財政刺激與貨幣投入，放大了土地融資對經(jīng)濟(jì)的主導(dǎo)作用，使以地融資逐漸取代成本日益增加的土地出讓收入成為城市建設(shè)與基礎(chǔ)設(shè)施融資的主要手段（劉守英，2017）。根據(jù) wind數(shù)據(jù)截至2014年存在的7936個地方融資平臺中，70%的平臺為建設(shè)性融資平臺，明確用于城市建設(shè)的融資平臺占15.4%，這些融資平臺的主要融資方式為銀行貸款與發(fā)行城投債券，平臺投資占我國基建投資的70%以上（中債資信，2015；雷瀟雨，2016）。雖然諸多研究都分析了土地財政與地方政府債務(wù)的風(fēng)險與不可持續(xù)性，但是在地方政府尚未找到更好的收入來源代替土地財政的大環(huán)境下，土地財政—地方融資平臺—城市建設(shè)這一三位一體的城市建設(shè)模式依然還在持續(xù)并發(fā)展壯大。

圖2 土地出讓凈收益占實(shí)際入庫的土地出讓收入比例

諸多研究對土地財政、地方政府債務(wù)與經(jīng)濟(jì)增長之間的互動關(guān)系進(jìn)行了深入探討。中國經(jīng)濟(jì)增長前沿課題組（2011）分析了土地財政與公共支出的擴(kuò)張對城市化的直接加速效應(yīng)，認(rèn)為中國經(jīng)濟(jì)從工業(yè)化主導(dǎo)轉(zhuǎn)變?yōu)槌鞘谢鲗?dǎo)。范劍勇和莫家偉（2014）從債務(wù)雙重引資作用的角度解釋了地方政府的舉債沖動，認(rèn)為債務(wù)不僅表現(xiàn)為以直接引資增加GDP，也通過基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)進(jìn)行工業(yè)引資，從而促進(jìn)工業(yè)經(jīng)濟(jì)的增長，但該篇文章并未分析土地財政對城市經(jīng)濟(jì)的影響。徐長生等（2016）以1424個政府融資平臺的面板數(shù)據(jù)為樣本，使用面板分位數(shù)回歸方法檢驗(yàn)了債務(wù)-基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)-地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的作用機(jī)制，但并未考慮三者之間的聯(lián)動關(guān)系。蔡瀟等（2017）建立VAR模型，使用結(jié)構(gòu)性方程分析了土地財政與固定資產(chǎn)投資、經(jīng)濟(jì)增長之間的雙向因果關(guān)系，但并未將地方政府債務(wù)納入研究框架。在以上研究的基礎(chǔ)之上，本文使用wind數(shù)據(jù)庫中有融資平臺發(fā)債記錄的247個地級市作為樣本，使用聯(lián)立方程模型考察了以地生財-基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)-經(jīng)濟(jì)增長之間的內(nèi)生關(guān)系，并主要考察以地融資與后兩者的互動機(jī)制。研究表明土地融資、基礎(chǔ)設(shè)施投資與經(jīng)濟(jì)增長之間存在互動機(jī)制，（1）經(jīng)濟(jì)增長、基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)存在雙向因果關(guān)系；（2）基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)是土地融資影響經(jīng)濟(jì)增長的中介變量，基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)對土地融資存在正反饋效應(yīng)；（3）基礎(chǔ)設(shè)施的完善、經(jīng)濟(jì)的增長會推動土地價格的升值，從而進(jìn)一步擴(kuò)大土地融資規(guī)模。本文以下部分安排如下：第二部分總結(jié)了地方政府債務(wù)規(guī)模現(xiàn)有的一般估算方法以及本文的估算結(jié)果，第三部分為聯(lián)立方程的模型設(shè)定與變量的描述，第四部分為實(shí)證分析，本文進(jìn)行了面板單位根檢驗(yàn)與Sobel-Goodman中介變量檢驗(yàn)，并使用3SLS對聯(lián)立方程模型進(jìn)行估計。第五部分對結(jié)果進(jìn)行了進(jìn)一步討論。

二、地方政府債務(wù)規(guī)模的估算方法

由于地方債的總量數(shù)據(jù)長期缺乏，學(xué)術(shù)界始終沒有統(tǒng)一的債務(wù)估算口徑，目前已有文獻(xiàn)對地方政府債務(wù)規(guī)模的測算與分析有如下幾種方法：

第一，直接摘取國家審計署（2011，2013）對全國政府性債務(wù)的審計結(jié)果報告中的數(shù)據(jù)，對2012年底的截面數(shù)據(jù)進(jìn)行統(tǒng)計分析，這是地方政府債務(wù)最直接可靠的顯性數(shù)據(jù)。

第二，由地方政府財政廳公布的公共財政數(shù)據(jù)計算得出，其核心是根據(jù)地方財政赤字估算本地的資金缺口，作為地方政府債務(wù)新增額度的代理變量。

第三，使用融資平臺發(fā)行的城投債數(shù)據(jù)和國有企業(yè)的融資數(shù)據(jù)。根據(jù)鐘輝勇和陸銘（2015），2006年到2012年間，有216個地級市有過城投債的發(fā)行紀(jì)錄。地方融資平臺公司發(fā)行的城投債數(shù)據(jù)是唯一公開的地方政府債務(wù)相關(guān)數(shù)據(jù)，使用城投債數(shù)據(jù)的優(yōu)勢在于，土地出讓收入與融資平臺的貸款均有一部分用于民生福利，而發(fā)債只能用于建設(shè)性，不能用于吃飯和經(jīng)常性開支（雷瀟雨，2016），因此可以反映一個地區(qū)的生產(chǎn)性支出傾向。然而城投債在地方政府債務(wù)余額中占比較小，僅為10%左右，很難衡量一個地區(qū)債務(wù)的整體規(guī)模。

第四，根據(jù)投融資平臺的資產(chǎn)負(fù)債表數(shù)據(jù)進(jìn)行估算。羅長林和王天宇（2017）使用了2009-2015年910個融資平臺的相關(guān)財務(wù)數(shù)據(jù)計算平臺公司的融資杠桿率，衡量平臺公司的舉債能力。何楊和滿燕云（2012）加總?cè)谫Y平臺的有息債務(wù)來衡量地方政府的債務(wù)規(guī)模總量。

第五，使用地方政府市政領(lǐng)域的固定資產(chǎn)投資的資金來源數(shù)據(jù)，選取國內(nèi)貸款和債券部分進(jìn)行加總，衡量土地抵押融資規(guī)模。

第六，使用土地財政數(shù)據(jù)作為代理變量。地方政府具有直接償還責(zé)任的負(fù)債中，有50%以上的償還責(zé)任是以未來的土地收益作為還款保證，由于地方政府在土地市場采取反向定價的策略，工業(yè)用地價格較低，而商服與住宅用地價格較高，因此，較高的商服與住宅用地價格意味著該城市的土地價值較高，地方政府對地方債的償還能力越高，從而更有動機(jī)提高舉債規(guī)模（李一花和亓艷萍，2017）。

表1 地方債務(wù)規(guī)模指標(biāo)匯總

由于本文的研究對象為地方政府利用土地進(jìn)行的融資活動，因此將以地融資分為狹義和廣義兩個維度。狹義土地融資規(guī)模是指融資平臺以土地作為抵押物進(jìn)行融資所獲得的資金，包括了以土地為抵押物從銀行獲得的貸款以及發(fā)行的城投債中以土地作為擔(dān)保發(fā)行的債券金額，前者指地方政府將國有建設(shè)用地劃撥給融資平臺公司與土地儲備中心，由這些機(jī)構(gòu)進(jìn)行土地抵押獲取銀行貸款，一般而言這些機(jī)構(gòu)獲得的抵押貸款不超過土地估值總額的70%。土地抵押數(shù)據(jù)來源于中國土地市場網(wǎng)，選取了土地抵押數(shù)據(jù)中土地抵押人為國有企業(yè)與土地儲備中心的條目，自2007年至2014年6364條數(shù)據(jù)。后者使用了同時段wind數(shù)據(jù)庫地方融資平臺發(fā)行的城投債中以土地作為抵押擔(dān)保以及平臺公司互保的數(shù)據(jù)，共4755條，90%以上的發(fā)債數(shù)據(jù)為十年以下的中短期債務(wù)，這一統(tǒng)計與雷瀟雨（2016）4根據(jù)該文的統(tǒng)計，城投債由地方融資平臺發(fā)行，其中39%明確有土地抵押擔(dān)保，45%由平臺間互保，這些平臺的建立和維持也主要依賴于土地出讓收入，因而可歸類于土地?fù)?dān)保。保持一致。廣義的土地融資債務(wù)規(guī)模估算借鑒何楊和滿燕云（2012），統(tǒng)計wind數(shù)據(jù)庫中有過城投債發(fā)債記錄的融資平臺公司，加總?cè)谫Y平臺資產(chǎn)負(fù)債表中的有息債務(wù)（包括長期借款、短期借款、應(yīng)付利息、應(yīng)付債券等）計算得到該省的債務(wù)余額，作者統(tǒng)計了2007年至2014年共計247個省會與地級市的1744個融資平臺的負(fù)債數(shù)據(jù)，實(shí)際估算結(jié)果略高于審計署公布的地方債務(wù)核算數(shù)據(jù)。地方融資平臺的財政擔(dān)保、政府性公司互保、土地抵押等擔(dān)保方式，實(shí)質(zhì)都是用國有土地儲備與未來的土地出讓金作擔(dān)保，所以從廣義上來講，地方融資平臺的債務(wù)潛在抵押物均為土地（雷瀟雨，2016,；王瑞民，2016），稱作廣義的土地融資有其合理性。在回歸分析中，本文使用融資平臺債務(wù)余額作為以地融資的代理變量，同時使用加總后的土地抵押貸款與以土地為擔(dān)保的城投債余額作為替代變量進(jìn)行穩(wěn)健性分析。

表2 2007-2014年不同測算方法下的土地融資規(guī)模

三、模型設(shè)定與變量描述

本文考察“以地生財-基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)-經(jīng)濟(jì)增長”這一城市化發(fā)展機(jī)制，考慮到土地融資、基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)與經(jīng)濟(jì)增長之間可能產(chǎn)生的雙向因果關(guān)系，本文借鑒Barro內(nèi)生經(jīng)濟(jì)增長模型，參考了Eberts（1991）和Démurger（2001）對基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)與居民收入/經(jīng)濟(jì)增長之間的內(nèi)生關(guān)系分析，使用聯(lián)立方程考察這三者之間的互動關(guān)系。實(shí)證模型設(shè)定如下，其中（1）為基準(zhǔn)方程，（2）（3）為擴(kuò)展方程：

為減少異方差，增加可比性，對三個方程均采用對數(shù)化處理，為避免控制變量所產(chǎn)生的內(nèi)生性問題，結(jié)構(gòu)方程對所有解釋變量滯后一期。本文使用聯(lián)立方程的三階段最小二乘法（3SLS）對這一模型進(jìn)行有效估計。本文使用2007年至2014年在wind數(shù)據(jù)庫中有地方融資平臺記錄的4個直轄市與243個地級市作為研究樣本，數(shù)據(jù)來自wind數(shù)據(jù)庫，《中國城市統(tǒng)計年鑒》與《中國城市建設(shè)統(tǒng)計年鑒》。變量描述如下：

第一，內(nèi)生變量。

Gdp為經(jīng)濟(jì)增長變量，使用該市當(dāng)年的地區(qū)生產(chǎn)總值表示，反映一地的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平。

Inf為基礎(chǔ)設(shè)施變量，根據(jù)鄭思齊等（2014）對城市建設(shè)投融資的研究，本文選取了城市維護(hù)建設(shè)固定資產(chǎn)投資中本年完成的固定資產(chǎn)投資總額對該市當(dāng)年的基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)情況進(jìn)行衡量。

Debt為土地融資變量，在這里使用前文計算的地方融資平臺債務(wù)余額表示。土地出讓與平臺債務(wù)融資均對基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)與經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生影響，當(dāng)期的土地價值為融資平臺債務(wù)做出擔(dān)保，未來的土地出讓收入又成為當(dāng)期融資平臺債務(wù)的償付方式。由前文所述，土地出讓收入對城市建設(shè)的影響日漸式微，其職能更為偏重對往期債務(wù)的還本付息，將土地出讓收入與土地融資數(shù)額進(jìn)行算術(shù)加總可能會使土地財政的回歸系數(shù)絕對值過高，夸大土地財政對其他內(nèi)生變量的影響，因此本文并未將土地出讓收入納入模型。為衡量土地價值對城市建設(shè)投融資的影響，本文將土地價格納入方程（3）。

第二，控制變量。

Stock為該市當(dāng)年的全社會固定資本存量。資本存量既對經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生直接的刺激作用，又會對當(dāng)年的基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)施加影響（Eberts，1991）。對于固定資本存量的計算，本文參考張軍（2004）對中國省際物質(zhì)資本存量估算的方法，使用永續(xù)盤存法對我國各市的固定資本存量進(jìn)行了一個簡單的估算。資本存量的估算方法寫作：

Kit為城市i在t年的資本存量。初始資本存量K使用1998年的全社會固定資產(chǎn)投資數(shù)額，投資品價格指數(shù)以1998年為基期進(jìn)行折算，由于市級投資品價格指數(shù)數(shù)據(jù)缺失，在這里使用省級投資品的環(huán)比價格指數(shù)進(jìn)行替代。本年投資I使用《中國城市統(tǒng)計年鑒》中的全社會固定資本投資總額進(jìn)行計算，并折算到不變價格。經(jīng)濟(jì)折舊率δ的確定：本文分別統(tǒng)計了城鎮(zhèn)三類固定資產(chǎn)投資——建筑折舊率、設(shè)備折舊率與其他費(fèi)用折舊率的折舊年限、殘值率與折舊率，按前三年比重平均計算加權(quán)折舊率。對于存在的少量數(shù)據(jù)缺失的問題，本文使用相鄰兩年的平均值進(jìn)行插值補(bǔ)全。

Urban為一個城市的城市化水平，使用城市建設(shè)用地展示轄區(qū)面積比重表示。

Edu為一個城市勞動力的受教育水平，使用普通高等學(xué)校在校學(xué)生數(shù)占總?cè)丝诎俜直缺硎尽?/p>

Fdi為一個城市的企業(yè)投資水平，以當(dāng)年實(shí)際使用外資額表示。

Pop為一個城市的人口水平，使用當(dāng)年人口密度表示。

Bankloan為一個城市整個社會的融資水平，使用年末金融機(jī)構(gòu)各項(xiàng)貸款余額表示?？紤]到一地的金融化水平也會影響地方融資平臺的運(yùn)營，因此該變量進(jìn)入方程（3）。

Landpric為一個城市的土地價值，使用土地招標(biāo)、拍賣、掛牌出讓的平均價格表示。

Fd為一個城市的財政分權(quán)水平，參考傅勇和張晏（2007）對財政分權(quán)的描述，本文使用地方政府的財政支出與省級政府的財政支出的比值表示。根據(jù)Estache和Sinha（1995），財政分權(quán)會增加該地區(qū)地方政府的生產(chǎn)性支出偏好。

表3 變量的描述性統(tǒng)計

四、實(shí)證分析

（一）面板單位根檢驗(yàn)

本文使用HT檢驗(yàn)與IPS檢驗(yàn)兩種檢驗(yàn)方法分別對面板數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性進(jìn)行檢驗(yàn)，這兩種檢驗(yàn)方法均適用于時間維度較小的短面板單位根檢驗(yàn)。本文在單位根檢驗(yàn)中的z’itγi加入了個體固定效應(yīng)，即zit=1；同時，考慮到各市經(jīng)濟(jì)聯(lián)系較為密切，擾動項(xiàng)很可能存在截面相關(guān)，使用demean將面板數(shù)據(jù)減去各截面單位的均值來緩解這一截面相關(guān)。檢驗(yàn)結(jié)果見表4，結(jié)果顯示，所有變量都拒絕非平穩(wěn)的原假設(shè)，可以直接進(jìn)行聯(lián)立方程組的估計。

表4 面板單位根檢驗(yàn)

Standard errors in parentheses*p＜0.1,**p＜0.05,***p＜0.01

（二）中介變量的Sobel-Goodman檢驗(yàn)

本文聯(lián)立方程模型的設(shè)定暗含假設(shè)：基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)是土地融資影響經(jīng)濟(jì)增長的中介變量。

根據(jù)UCLA Statistical Consulting Group對中介變量檢驗(yàn)的解釋，本文使用Sobel-Goodman Test對這一假設(shè)進(jìn)行檢驗(yàn)。首先，構(gòu)建回歸方程：

系數(shù)c為自變量土地融資對因變量經(jīng)濟(jì)增長的總效應(yīng)，系數(shù)a為自變量土地融資對中介變量基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)的效應(yīng)，系數(shù)b是在控制了自變量土地融資的影響后，中介變量基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)對因變量經(jīng)濟(jì)增長的效應(yīng)，系數(shù)c'是在控制了中介變量基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)后，自變量土地融資對因變量經(jīng)濟(jì)增長的直接效應(yīng)。因此，總效應(yīng)、直接效應(yīng)與中介效應(yīng)有如下關(guān)系：

根據(jù)Baron和Kenny（1986）的逐步回歸法和Sobel（1982）的檢驗(yàn)方法，檢驗(yàn)統(tǒng)計量為：

其中：

表5 Sobel-Goodman 中介變量檢驗(yàn)

Path b ＆ c'gdp Coef P＞|t| N Prob＞F R2 inf 15.54423 0.000 1976 0.0000 0.5792 debt 1215.449 0.082 cons 1.56e+07 0.000 Sobel-Goodman Mediation Tests Coef Std Err Z P＞|Z|Sobel 4765.55 621.67635 7.666 1.776e-14 Goodman-1 (Aroian) 4765.55 622.11456 7.666 1.865e-14 Goodman-2 4765.55 621.23783 7.6671 1.710e-14 a coefficient 306.58 12.0769 25.3856 0 b coefficient 15.5442 1.93312 8.04102 8.9e-16 Indiret effect 4765.55 621.676 7.66564 1.8e-14 Direct effect 1215.45 696.258 1.74569 .080865 Total effect 5981 410.161 14.5821 0 Proportion of total effect that is mediated:.79678158 Ratio of indirect to direct effect:3.9208137 Ratio of total to direct effect:4.9208137

由上表可見，當(dāng)引入基礎(chǔ)設(shè)施變量后，土地融資的系數(shù)不再顯著，對應(yīng)的直接效應(yīng)未通過假設(shè)檢驗(yàn)，間接效應(yīng)顯著，Sobel檢驗(yàn)顯示，基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)可以解釋79.68%的土地融資對經(jīng)濟(jì)增長的總效應(yīng)。根據(jù)Cohen（1969）和溫忠麟等（2014,2016），基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)存在中介效應(yīng)，且中介效應(yīng)較大5Cohen（1969）將中介效應(yīng)區(qū)分為?。╠=0.2）中（d=0.5）大（d=0.8），表6的假設(shè)檢驗(yàn)中，d=0.7968，接近強(qiáng)效應(yīng)。。因此假設(shè)成立，可以進(jìn)行聯(lián)立方程模型的估計。

（三）實(shí)證結(jié)果

首先判斷聯(lián)立方程是否可以識別。從聯(lián)立方程識別的工具變量法角度來看，被第一個結(jié)構(gòu)方程排斥的所有外生變量都是有效工具變量，三個方程均為過度識別，可以進(jìn)行回歸估計。模型控制了時間效應(yīng)與區(qū)域效應(yīng)，并將使用OLS、2SLS和3SLS以及迭代3SLS四種估計結(jié)果作為參照性結(jié)果同時進(jìn)行匯報，實(shí)證結(jié)果如下：

表6 聯(lián)立方程估計結(jié)果6結(jié)果并未匯報擬合優(yōu)度R2，因?yàn)楦鶕?jù)Stata官方網(wǎng)站，在一定程度上，R2在工具變量的2SLS與3SLS估計中沒有統(tǒng)計上的實(shí)質(zhì)性意義（At any rate,the R2 really has no statistical meaning in the context of 2SLS/IV.the issues for 3SLS are the same.）。因?yàn)闅埐钇椒胶蚏SS并不受到小于總離差平方和TSS的約束，一旦殘差平方和超過總離差平方和，擬合優(yōu)度R2為負(fù)數(shù)。

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表6為聯(lián)立方程的回歸結(jié)果，前三列為參照估計結(jié)果，第四列為基準(zhǔn)估計結(jié)果，其中第（1）列為OLS估計結(jié)果，第（2）列為2SLS估計結(jié)果，第（3）列為迭代3SLS估計結(jié)果，第（4）列為3SLS估計結(jié)果，可以看到后兩列的關(guān)鍵解釋變量估計系數(shù)方向一致，僅僅在系數(shù)絕對值上存在0.001-0.19的差異。第一個方程為經(jīng)濟(jì)增長方程的估計結(jié)果，由結(jié)果可見，基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)對GDP產(chǎn)生了顯著正向的影響，基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)的增加可以在短期內(nèi)促進(jìn)本地經(jīng)濟(jì)的發(fā)展：基礎(chǔ)設(shè)施投資每增加1%，GDP上升0.14%。第二個方程為基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)回歸方程的估計結(jié)果，土地融資變量對基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)的影響顯著為正，土地融資上升1%，基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)上升0.79%，以土地為杠桿撬動的資金越充足，投入到城市建設(shè)中的資金就越多，一個地區(qū)的基礎(chǔ)設(shè)施就越完善。GDP對基礎(chǔ)設(shè)施投資的影響顯著為正，且影響水平較高，GDP每上升1%，基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)上升0.611%。第三個方程為土地融資的回歸方程估計結(jié)果，GDP與基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)對土地融資均存在較大影響：GDP系數(shù)顯著為正但絕對值較小，GDP上升1%，土地融資規(guī)模上升0.0819%。基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)的系數(shù)顯著為正，每上升1%，土地融資上升0.356%，說明基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)對土地融資產(chǎn)生了的正反饋效應(yīng)，基礎(chǔ)設(shè)施提供的服務(wù)資本化到土地價值中，貨幣化的土地價格就會越來越高，以土地進(jìn)行抵押所獲得的融資就會越多。土地市場出讓價格的系數(shù)顯著為正，土地價值對債務(wù)融資規(guī)模有正向影響，土地價格每上升1%，土地融資規(guī)模增加0.271%。盡管部分融資平臺債務(wù)依靠政府信用使用平臺互保等方式進(jìn)行融資，在一定程度上脫離了土地的約束，但是土地作為潛在抵押物，依然對融資平臺發(fā)揮著不可替代的影響。根據(jù)羅長林和王天宇（2017），土地資本的增加擴(kuò)大了地方政府的負(fù)債規(guī)模，拉升了地方政府負(fù)債的杠桿率，此即杠桿放大效應(yīng)，該放大效應(yīng)關(guān)于土地遞增，并隨土地價格上漲進(jìn)一步增強(qiáng)。同時，財政分權(quán)程度越高的地區(qū)，土地融資的規(guī)模越大。這與（Estache和Sinha，1995）的結(jié)論保持一致，財政分權(quán)水平高的地區(qū)，其地方政府更偏好生產(chǎn)性支出。

（四）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為驗(yàn)證本文研究設(shè)計的穩(wěn)健性，本文從以下三個方面進(jìn)行了敏感性分析：

第一，根據(jù)前文，本文使用廣義的土地融資概念，估算了地方融資平臺的債務(wù)余額。在穩(wěn)健性檢驗(yàn)中，本文使用狹義的土地融資概念，對土地融資規(guī)模進(jìn)行再估計，即使用加總后的土地抵押貸款與以土地為擔(dān)保的城投債余額作為替代變量進(jìn)行穩(wěn)健性分析。

第二，由于我國區(qū)域間經(jīng)濟(jì)發(fā)展不平衡顯著，各個區(qū)域的城市化水平與基礎(chǔ)設(shè)施投融資模式很可能也存在差異，因此本文按照國家統(tǒng)計局的口徑，將樣本一分為二，考察東部、東北地區(qū)與中部、西部地區(qū)之間的城市化發(fā)展的區(qū)域效應(yīng)。

第三，為進(jìn)一步驗(yàn)證本文使用3SLS估計方法的合理性，本文以滯后一期的關(guān)鍵解釋變量作為工具變量，使用廣義矩估計（GMM）方法對方程進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

三類穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果見表7。替換土地融資變量后的估計結(jié)果為第（1）列，模型估計結(jié)果并未有明顯變化，兩個差別是在方程（2）中，土地融資對基礎(chǔ)設(shè)施的推動作用有所下降（從0.79下降至0.585），在方程（3）中，基礎(chǔ)設(shè)施投資對土地融資的正反饋效應(yīng)更強(qiáng)（從0.356上升至0.8），土地價格的系數(shù)也有小幅度上升（從0.271上升至0.328）。這與使用的土地融資替代變量與土地財政的相關(guān)性更強(qiáng)有關(guān)，使用的土地抵押數(shù)據(jù)和城投債的擔(dān)保數(shù)據(jù)，均與土地價值直接相關(guān)。分區(qū)域進(jìn)行回歸可以更加直觀地觀察不同區(qū)域的城市化發(fā)展差異。從第（2）列和第（3）列的估計結(jié)果看，分區(qū)域的回歸結(jié)果與原模型估計結(jié)果保持基本一致，區(qū)域之間存在發(fā)展差異：東部地區(qū)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)對經(jīng)濟(jì)增長和土地融資的促進(jìn)作用分別高于西部地區(qū)0.1和0.2個百分點(diǎn)，經(jīng)濟(jì)增長對基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)的推動作用高于西部地區(qū)0.2個百分點(diǎn)，土地價格對土地融資的推動作用在西部地區(qū)并不顯著，一個可能的解釋是中西部地區(qū)的土地價格普遍較低，土地升值空間較小，對土地融資的影響模糊。第（4）列為使用廣義矩估計的估計結(jié)果，可以看到主要解釋變量的回歸估計與3SLS的估計結(jié)果保持一致。因此，從穩(wěn)健性檢驗(yàn)來看，聯(lián)立方程的3SLS估計結(jié)果保持了穩(wěn)定性。

表7 穩(wěn)健性檢驗(yàn)估計結(jié)果

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五、對結(jié)果的進(jìn)一步討論

本文使用wind數(shù)據(jù)庫中有融資平臺發(fā)債記錄的247個地級市作為樣本，使用聯(lián)立方程模型考察了以地生財-基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)-經(jīng)濟(jì)增長之間的內(nèi)生關(guān)系，并主要考察以地融資與后兩者的互動機(jī)制。研究表明土地融資、基礎(chǔ)設(shè)施投資與經(jīng)濟(jì)增長之間存在互動機(jī)制。

地方政府打破土地出讓金的約束，利用土地與金融杠桿，將土地的未來價值資本化，撬動了巨額融資資金，用于地方城市建設(shè)，而基礎(chǔ)設(shè)施與公共服務(wù)的完善又會內(nèi)化到土地的價值中，推動了相對稀缺的土地價值的進(jìn)一步上升。這一融資方式的特點(diǎn)在于土地資源的循環(huán)利用，在土地收儲后，地方政府可以先通過儲備中心抵押土地獲得銀行貸款，償還貸款后收回土地，又可以通過市場化的出讓方式出讓這些土地的使用權(quán)，獲得土地出讓收入，從而同時實(shí)現(xiàn)了土地出讓收入和土地儲備的杠桿化，未來可以利用土地增值收益償還本期政府貸款，以確保這一模式的可持續(xù)性（雷瀟雨，2016）。這一城市投融資模式在短期的確促進(jìn)了我國城市化與區(qū)域經(jīng)濟(jì)的迅速增長，然而從長期來看，這一經(jīng)營成模式存在著諸多問題。

第一，基礎(chǔ)設(shè)施推動土地價格的升高，加速了房地產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，使房地產(chǎn)業(yè)逐漸取代工業(yè)成為城市主導(dǎo)產(chǎn)業(yè)。資本是天然的平等派，逐利性使資本流入回報率更高的領(lǐng)域。在土地財政制度的刺激下，地方政府和投資商都競相持有大量土地，囤積居奇，進(jìn)一步造成了土地資源的相對稀缺和土地價格的繼續(xù)快速上升，形成惡性循環(huán)（余自農(nóng)，2010）。

第二，土地價值的持續(xù)攀升使資源進(jìn)一步偏向性配置到土地相關(guān)的行業(yè)中去，扭曲了企業(yè)行為。在工業(yè)利潤空間逐漸被壓縮的情況下，周期短、收益率高的房地產(chǎn)業(yè)吸引了更多的投資，近年來越來越多的工業(yè)企業(yè)開始投資商業(yè)用地，城市經(jīng)濟(jì)的工業(yè)空心化嚴(yán)重，不利于區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)多樣化的發(fā)展。土地投資占用了大量資金，使資金沉淀在土地中，工業(yè)企業(yè)的研發(fā)費(fèi)用勢必會受到影響，抑制了企業(yè)的科技創(chuàng)新能力提高，從長期看不利于城市經(jīng)濟(jì)的可持續(xù)發(fā)展。

第三，不同于全國性買方市場的工業(yè)用地，商住用地是區(qū)域性賣方市場，地方政府高價出讓商住用地，將高地價轉(zhuǎn)嫁給本地的商住用地使用者與居民消費(fèi)者（王瑞民等，2016），加重了本地居民的生活成本，可能會造成人力資本的流失。

第四，地方融資平臺的運(yùn)行存在風(fēng)險。2014年國發(fā)43號文剝離了地方政府投融資平臺公司政府融資職能，但2015年5月財政部、人民銀行和銀保監(jiān)會聯(lián)合下發(fā)了《關(guān)于妥善解決地方政府投融資平臺在建項(xiàng)目后續(xù)融資問題的意見》，該文件放松了對融資平臺的資金約束，認(rèn)可了融資平臺在城市投資建設(shè)中的重要地位，鼓勵對融資平臺的在建項(xiàng)目進(jìn)行融資支持。這兩個文件的頒發(fā)，一方面表明地方政府投融資平臺需要進(jìn)一步的法律法規(guī)進(jìn)行規(guī)范，另一方面突出了投融資平臺對于發(fā)展區(qū)域經(jīng)濟(jì)、完善城市基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)等方面的重要作用。近年來，地方政府土地出讓金收益下降較快，地方財政壓力上行，地方政府土地出讓的純收入僅可以償付借貸利息，東部地區(qū)中部分二三線城市和一些中西部城市由于過度投資基礎(chǔ)設(shè)施且投資效率較低，積累了較高的地方政府債務(wù)，甚至出現(xiàn)了償還困難的狀況，一旦地方政府無法按時償還貸款且無法繼續(xù)展期，就要由中央財政兜底，這勢必增加了中央政府的財政壓力。2015年以來，財政部推行的地方債置換政策，同意地方政府將短期、高息債務(wù)轉(zhuǎn)換為長期、低息債務(wù)，實(shí)際上是借新債還舊債，雖然可以在短時間紓解地方政府的財政壓力，但是這一方式顯然具有不可持續(xù)性，為未來埋下更大的隱患。