王施雨，李常洪

（1.中央財經(jīng)大學中國公共財政與政策研究院，北京 102206；2.山西大學經(jīng)濟與管理學院，山西 太原 030006）

21世紀以來，中國的基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)展現(xiàn)出長足的進步。其中，高鐵的發(fā)展格外引人矚目：2019年，我國高鐵運營總里程突破4萬公里，占全球高鐵總里程的三分之二，標志著我國成為世界上高鐵建設(shè)的領(lǐng)軍國家。作為提振總體經(jīng)濟、促進區(qū)域聯(lián)合發(fā)展的軌道交通建設(shè)項目，高鐵建設(shè)已成為國家發(fā)展的重要戰(zhàn)略。除了對經(jīng)濟增長產(chǎn)生作用外，地方政府的土地財政行為也會受到高鐵開通影響。自2003年土地財政從協(xié)議出讓轉(zhuǎn)為“招拍掛”以來，土地財政收入逐漸成為地方財政中最重要的部分。在上海、佛山、杭州等東南沿海城市，土地出讓收入甚至超過了地方一般預(yù)算內(nèi)收入。被稱作“第二財政”的土地財政引發(fā)了廣泛關(guān)注［1］，政策制定者和學者也對現(xiàn)行土地財政政策的可持續(xù)性表示了擔憂［2］。

作為重要的公共交通設(shè)施，高鐵提高了城市的可達性，促進資本和人力要素的流動，并對地方的土地供需和政府土地財政行為產(chǎn)生了較大影響?；诖?，本文提出一個高鐵開通對地方政府土地財政行為影響的理論框架，并應(yīng)用地級市數(shù)據(jù)進行實證研究。

一、理論框架

理論研究表明，高鐵開通能夠促進地區(qū)間的資本和人力流動。關(guān)于高鐵開通對土地財政的影響，有如下的可能解釋：當區(qū)域間的資本流動性增強，以拉動GDP增長為目標的地方政府存在更強的“土地引資”激勵，即通過出讓土地使用權(quán)，吸引資本進駐。如果這一過程發(fā)生在具有吸引力的城市，地方政府的土地財政收入將會增加。然而，對于發(fā)展程度差的城市，其對于資本的吸引力較弱，當高鐵在欠發(fā)達城市開通時，資本的跨區(qū)域流動性增強，資本外逃和資本流入的情況可能同時發(fā)生，因此這一部分城市的土地財政情況不容易確認。此外，由于高鐵開通有增進人員在區(qū)域間自由流動的作用，在較發(fā)達的城市會產(chǎn)生人力資本流入效應(yīng)。人口的增長意味著商品房交易市場中出現(xiàn)賣方市場，這一部分城市的房價預(yù)期上漲，土地“招拍掛”的市場中商住用地供不應(yīng)求，地方政府土地財政收入增長。然而對于吸引力不足的欠發(fā)達城市，人員流動對土地財政產(chǎn)生的效應(yīng)并不能確定，仍需要實證證據(jù)。圖1對上述理論進行了可視化展示?；谏鲜隼碚摚疚淖龀鋈缦录僭O(shè)：

圖1 可能的邏輯框架

高鐵開通總體上增加了地級市的土地出讓金占比，但是對于欠發(fā)達城市的促進作用較弱，即欠發(fā)達地區(qū)要素的流入和外逃情況會同時存在，總體上流入大于流出；

高鐵開通總體上增加了地級市的土地出讓金占比，但是在城市間沒有明顯差異，即負向效果不顯著；

高鐵開通降低了地方政府的土地財政意愿，即上述理論完全不成立。

本文從高鐵開通這一細分領(lǐng)域入手，探究其對土地財政行為產(chǎn)生的影響，并通過分樣本及三重差分方法研究不同區(qū)域、不同發(fā)展情況的地級市土地財政行為受影響狀況，更為細致地考察了異質(zhì)性情況。筆者手動搜集處理了2003～2017年275個地級市的高鐵開通數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)時點新且覆蓋全國。在此基礎(chǔ)上整合了土地出讓數(shù)據(jù)和宏觀經(jīng)濟數(shù)據(jù)，構(gòu)成了研究的數(shù)據(jù)基礎(chǔ)。為了削弱選擇性偏誤帶來的內(nèi)生性，在多期雙重差分的基礎(chǔ)上進行了傾向得分匹配和三重差分方法以控制時間和城市特征，豐富了現(xiàn)有研究。在整理宏觀經(jīng)濟因素時，采用主成分分析方法降維，以削弱控制變量相關(guān)帶來的影響。

二、實證策略和數(shù)據(jù)

（一）實證策略

在我國高鐵被定義為時速200 km/h及以上的高速列車?；谶@一標準，截至2017年年底，我國共開通高速鐵路90條，沿途經(jīng)過187個地級市，覆蓋率達到56.33%。根據(jù)各段高速鐵路建成通車時間以及高鐵站的建成時間，本文構(gòu)建了高鐵開通這一虛擬變量HSRi，t。其中t表示年份，i表示城市。如果某年該市開通高鐵，則HSRi，t記為1，否則為0。鑒于高鐵開通的準自然實驗性質(zhì)，本文采用雙重差分的方法識別高鐵開通的因果效應(yīng)。由于政策沖擊并非同一時間點，本文參照“多期DID方法”（Bertrand and Mullainathan，1999），將樣本時間跨度內(nèi)所有觀測值中還未開通高鐵的城市識別為控制組，已經(jīng)開通的觀測值識別為處理組。關(guān)于被解釋變量土地財政LFi，t，本文采用使用較為廣泛的狹義土地財政收入（1）［3］。為了消除不同城市土地財政規(guī)模差異帶來的影響，本文采用（土地出讓金/一般預(yù)算內(nèi)財政收入）作為地級市土地財政行為的最終衡量標準。

綜上，最終的基準實證模型如下：

其中，i，t分別表示城市和年份，LFi，t是各城市土地財政行為的衡量指標，Xi，t是影響地級市土地財政行為的一組控制變量，μi代表難以觀測的區(qū)域（城市）效應(yīng)，λt代表各年份的時間虛擬變量，εi，t是隨機擾動項。如前文所述，HSRi，t是代表在年份城市是否開通高鐵的虛擬變量，因此，θ是本文主要關(guān)心的估計系數(shù)。若θ＞0，說明高鐵開通會增進地級市的土地財政行為；若θ＜0，則表明開通高鐵抑制了城市的土地財政。

在多期雙重差分方法的基礎(chǔ)上，為了檢驗欠發(fā)達城市“負向效應(yīng)”的情況，在方程（1）中加入高鐵開通與欠發(fā)達城市虛擬變量的交互項進行三重差分回歸，并估計交互項系數(shù)。檢驗要素外逃的實證模型如下：

由于樣本年份（2003～2017年）內(nèi)，城市分級情況不斷發(fā)生變化，本文在每一年對275個地級市進行打分和排序，并將排在前40%的城市識別為“發(fā)達城市”，60%～100%的城市為“欠發(fā)達城市”。在打分時，選取夜間燈光強度作為經(jīng)濟因子，人口作為社會因子［4］，運用主成分分析方法計算2003～2017年間的城市得分并進行排名。當城市被識別為“欠發(fā)達城市”時，Underdevelop取值為1，反之為0?；诖?，方程（2）實際衡量了欠發(fā)達城市的土地財政受高鐵開通的影響程度相對其他城市的大小。若δ＜0，則說明相對其他城市，欠發(fā)達城市的土地財政情況受到高鐵開通的影響較小，反之則欠發(fā)達城市影響更大。因此，針對方程（1）（2）的不同回歸結(jié)果，假設(shè)i～iii的實現(xiàn)有如下幾種情況：

若方程（1）中θ＞0，方程（2）中仍有θ＞0，同時δ＜0且顯著，假設(shè)i成立；

若方程（1）中θ＞0，方程（2）中仍有θ＞0，但δ的系數(shù)不顯著，假設(shè)ii成立；

若方程（1）中θ＜0，假設(shè)iii成立。

在進行實證分析時，考慮到高鐵開通對地方財政產(chǎn)生影響存在一定滯后性，在回歸時加入HSRi，t滯后一期的情況，以考察高鐵開通可能存在的時滯效應(yīng)。

（二）變量和數(shù)據(jù)來源

1.控制變量

影響地級市土地財政行為的因素主要有三個方面：自然資源稟賦、地方發(fā)展程度和政府行為。為了控制這些影響因素，本文選擇市轄區(qū)人均土地面積代表自然資源稟賦；第二、三產(chǎn)業(yè)人員比重、工業(yè)化水平（第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占地級市生產(chǎn)總值比重）、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級（第二、三產(chǎn)業(yè)增加值）、人口以及夜間燈光數(shù)據(jù)代表的經(jīng)濟發(fā)展水平；城市建設(shè)用地占總面積比重、地區(qū)實際利用外商投資額、財政自主水平（一般預(yù)算內(nèi)收入/一般預(yù)算內(nèi)支出）作為衡量政府行為的指標。

2.數(shù)據(jù)來源

本文采用的土地出讓數(shù)據(jù)均來源于《中國國土資源統(tǒng)計年鑒》。文中所用到的協(xié)變量的數(shù)據(jù)來源為《中國城市統(tǒng)計年鑒》。對于高鐵開通數(shù)據(jù)，本文采用的方式是在國家鐵路總局公布的信息基礎(chǔ)上，參照12306和鐵路信息網(wǎng)提供的信息進行手動整理。為了排除缺失值和異常值的影響，在進行實證分析前對數(shù)據(jù)作相應(yīng)處理。處理后，樣本涵蓋275個地級市，共計4 064個觀察值。在進行回歸前，將所有變量進行對應(yīng)的正態(tài)變換。表1為所有變量的描述性統(tǒng)計。

表1 變量描述性統(tǒng)計

四、實證分析基準結(jié)果

（一）平行趨勢檢驗

進行多期DID實證分析前，需要進行平行趨勢檢驗。鑒于多期DID模型中政策沖擊時點不同，本文借鑒（Pei Li；Yi Lu，2016）［5］的思路，運用事件分析法（Event Study）衡量高鐵開通前后觀測值土地財政情況的變化。具體模型如下：

其中，Dtc0+k表示高鐵開通附近四年的窗口，且Dtc0+k=postk*HSRcity。tc0表示高鐵開通的年份，t-tc0=postk，k=-（-4），（-3），（-2），（-1），0，1，2，3，4+；HSRcity是識別在樣本期間內(nèi)，城市i是否開通高鐵的虛擬變量。在上述回歸中，βk代表相對沒有開通高鐵的觀測值，高鐵開通窗口期內(nèi)Dtc0+k對土地財政情況的回歸系數(shù)。若平行趨勢檢驗通過，則回歸結(jié)果表現(xiàn)為高鐵開通前βk不顯著，高鐵開通后顯著且符號符合預(yù)期。這一結(jié)果證明相對沒有開通高鐵的城市，高鐵城市在開通高鐵后土地財政開始與前者產(chǎn)生差異。表2（1）列展示了所有觀測值的平行趨勢檢驗結(jié)果?？梢钥闯觯哞F開通后的回歸結(jié)果不符合預(yù)期，沒有通過平行趨勢檢驗。圖2展示了樣本年份地級市土地財政平均值的變化情況?；谄骄档拇致詧D像說明樣本不符合平行趨勢要求。

圖2 匹配前平衡趨勢

（二）傾向值得分匹配過程和結(jié)果

處理組和控制組呈現(xiàn)嚴格的時間平行趨勢是應(yīng)用多期雙重差分方法的重要前提。如果平行趨勢檢驗不通過，說明所選取的樣本存在選擇性偏誤。針對這種偏誤，本文采用傾向值匹配（PSM）方法。在選擇匹配方法時，核匹配的方法相對最鄰近匹配和半徑匹配等方法具有一定優(yōu)勢［6］，因此，本文采用核匹配雙重差分法進行實證分析（Kernel Propensity Score）。應(yīng)用核匹配方法的估計方程如下：

其中，Weightit為核密度方程（Logit）測算得出的權(quán)重。表3為傾向值得分匹配結(jié)果，匹配成功的樣本共計3 488個?？梢钥闯銎ヅ浜髤f(xié)變量標準差顯著降低，兩組的可比性大幅上升。表2列（2）展示了傾向值匹配后的平行趨勢檢驗結(jié)果。在進行匹配后，事件分析法的回歸結(jié)果符合平行趨勢檢驗的預(yù)期。圖3展示了傾向值匹配后的平均值變化趨勢，表明在傾向值匹配后，觀測值符合平行趨勢要求。

圖3 匹配后平行趨勢

表2 樣本平行趨勢檢驗結(jié)果（匹配前、匹配后）

表3 協(xié)變量平衡性檢驗

（三）基準結(jié)果及分析

表4展示了PSM-DID的基準回歸結(jié)果。表4（1）列表明，高鐵開通會增進地方政府的土地財政行為：相對于沒有開通高鐵的觀測值，開通高鐵的城市土地財政占地方一般預(yù)算內(nèi)財政收入的比重增加6.74%。相對（1）列中的回歸系數(shù)，（2）列中滯后一期的回歸系數(shù)較小，說明高鐵開通的效果隨時間消退。（3）（4）列在基準回歸結(jié)果的基礎(chǔ)上進行了三重差分檢驗。在兩列展示的回歸系數(shù)中，高鐵開通與欠發(fā)達城市虛擬變量的交互項系數(shù)始終不顯著，說明開通高鐵對土地財政的影響在發(fā)達城市和欠發(fā)達城市間沒有顯著差異。證實了假設(shè)ii成立，即高鐵開通總體上增加了地級市的土地財政行為，且在發(fā)達城市和欠發(fā)達城市之間差異不明顯。

表4 PSM-DID基準回歸結(jié)果

（四）內(nèi)生性的解決策略

以上基準回歸結(jié)果可能存在高鐵開通城市的內(nèi)生性問題。內(nèi)生選擇問題的產(chǎn)生可能是由于存在遺漏變量同時影響高鐵開通和地級市的土地財政行為；或者地級市的土地財政情況一定程度上決定了該城市的高鐵建設(shè)規(guī)劃。為此，本文采用工具變量法解決內(nèi)生性問題。鑒于建設(shè)第一條高鐵的計劃于2002年提出，本文選取2001年各地級市客運總量作為工具變量。選取客運總量作為高鐵開通工具變量的理由是：從外生性角度考慮，地級市2001年的客運總量與2003～2017年的土地財政情況沒有關(guān)系；從相關(guān)性角度考慮，城市是否開通高鐵，部分取決于該城市是否有較高的交通運輸需求，而歷史年份的客運總量很可能反映這一城市特征。在實際回歸中，將2001年各地級市客運總量與年份虛擬變量相乘作為工具變量，以此解決2001年的客運總量不隨時間變化的問題。表5展示了工具變量與解釋變量的相關(guān)性回歸結(jié)果。結(jié)果表明，從2009年起工具變量與被解釋變量HSRi，t交互項的系數(shù)始終為正且在1%水平上顯著。這是因為我國第一條真正意義上的高鐵——京津城際鐵路于2008年正式開通。在全部樣本時間區(qū)間內(nèi)，工具變量與高鐵開通變量相關(guān)性回歸的聯(lián)合F檢驗也在1%水平上顯著。此外，以2001年客運總量作為工具變量的二階段回歸通過不可識別檢驗和弱工具變量檢驗，并在豪斯曼檢驗中占優(yōu)。

表5 工具變量與解釋變量相關(guān)性回歸結(jié)果

表5 工具變量與解釋變量相關(guān)性回歸結(jié)果 續(xù)表

表6展示了工具變量的二階段回歸結(jié)果。值得注意的是，利用工具變量緩解了內(nèi)生性問題后，假設(shè)i成立：列（3）（4）中三重差分回歸系數(shù)顯著為負，證明高鐵開通對土地財政產(chǎn)生的效應(yīng)在發(fā)達城市和欠發(fā)達城市之間存在明顯區(qū)別：與發(fā)達城市相比，高鐵開通對土地財政的增進作用在欠發(fā)達城市的影響較小［7］。這一結(jié)果具有合理性。如果假設(shè)人口和資源的總量不變，一部分城市的資本流入必然伴隨另一部分城市的資本外逃。但是事實上學者的研究證明，高鐵開通促進了企業(yè)創(chuàng)新，提升了全要素生產(chǎn)率［8］［9］［10］，釋放了企業(yè)可以用于投資的資本?；谶@一事實，資本總量預(yù)期增加。當高鐵開通帶來更高的資本流動性時，資本有可能受到地域吸引流向發(fā)達城市，也有可能受到發(fā)展意愿更強的欠發(fā)達城市優(yōu)惠政策吸引，從而流入欠發(fā)達城市。因此，發(fā)達城市和欠發(fā)達城市將共同享受軌道交通設(shè)施建設(shè)的紅利。然而，在吸引程度方面，欠發(fā)達城市確實存在劣勢，高鐵開通發(fā)揮的要素“引流”能力較弱。

表6 工具變量二階段回歸結(jié)果

（五）高鐵開通對地級市土地財政影響的區(qū)位異質(zhì)性

基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)在空間上的極化作用一直是學者探討的焦點之一。本文基于中國城市東部、中部、西部的劃分對高鐵開通的區(qū)位異質(zhì)性進行探究。表7展示了代表東部、中部、西部的虛擬變量分別與高鐵開通交互后的回歸結(jié)果?；貧w結(jié)果表明，雖然總體上高鐵開通會增進地方政府的土地財政行為，但是這一效果存在區(qū)位異質(zhì)性。列（1）中展示的西部城市虛擬變量與高鐵開通交互項的回歸系數(shù)較大且顯著為正。說明相對其他城市，西部城市的土地財政情況受高鐵開通影響較大。這一結(jié)果可能與西部城市追求發(fā)展的迫切愿望相關(guān)：當出現(xiàn)招商引資的機會，西部城市將出更大的土地優(yōu)惠，從而吸引企業(yè)進駐。然而，目前高鐵開通情況存在顯著的區(qū)位不均衡，東部城市開通高鐵數(shù)量高于西部。因此，在高鐵網(wǎng)絡(luò)的向西布局時，需要警惕西部城市有可能出現(xiàn)的土地財政過度擴大情況。

表7 區(qū)位異質(zhì)性回歸結(jié)果

五、機制分析

（一）“招商引資”的路徑分析

理論研究認為，高鐵通過“引流”機制激勵地級市進行招商引資競爭，并通過“土地引資”的方式吸引資本。在實際回歸中，選取固定資產(chǎn)投資額作為“招商引資”的代表。表8展示了招商引資的中介效應(yīng)檢驗的實證結(jié)果［11］。實證結(jié)果表明，招商引資在高鐵開通影響土地財政行為的機制中發(fā)揮了重要的傳導作用。具體表現(xiàn)在，列（1）中原解釋變量對中介變量有正向的解釋能力；列（2）中中介變量在1%的顯著性水平上解釋被解釋變量；在列（3）中，盡管控制了中介變量，高鐵開通變量對土地財政情況仍有正向的顯著影響，證明“招商引資”為該機制下的不完全中介。Bootstrap檢驗結(jié)果表明，招商引資在全樣本中的解釋能力為7.91%；在欠發(fā)達城市子樣本中為5.85%。全樣本和欠發(fā)達城市子樣本的系數(shù)差距也進一步佐證了假設(shè)i的合理性：在欠發(fā)達城市，高鐵開通增加的“土地引資”行為顯著低于發(fā)達城市。因此，欠發(fā)達城市的土地財政受到高鐵開通的影響較小。

表8 “招商引資”的中介效應(yīng)分析

（二）“房價”和“住宅用地價格”的路徑分析

高鐵開通除了促進資本流動外，也會增進人員流動的積極性并改變土地市場的供求關(guān)系?；诖?，高鐵開通對土地財政影響的一個可能解釋是高鐵開通帶來更活躍的人員流動，城市中的住房需求增加，根據(jù)供需關(guān)系房價上漲。在土地“招拍掛”市場上，住宅用地的成交數(shù)量和成交價格也預(yù)計增加。因此，地方政府的土地財政收入將在財政中占據(jù)更重要的地位。為驗證上述兩條路徑，本文結(jié)合CEIC數(shù)據(jù)庫和《中國區(qū)域統(tǒng)計年鑒》中的信息，搜集了各年份地級市的平均商品房價格并整理了《中國國土資源統(tǒng)計年鑒》中的住宅用地出讓價格數(shù)據(jù)（2）用于中介效應(yīng)的檢驗。表9、表10分別展示了房價和住宅用地價格作為中介變量的回歸結(jié)果?；貧w結(jié)果顯示，雖然房價不是高鐵開通對土地財政發(fā)生作用的中介變量，但是住宅用地價格能夠較好地解釋這一傳導途徑。這一現(xiàn)象的產(chǎn)生可能要歸因于房價決定因素的復(fù)雜性，僅從高鐵開通的角度無法對房價作出系統(tǒng)解釋。Bootstrap檢驗結(jié)果表明，住宅用地價格在全樣本和欠發(fā)達城市子樣本中的解釋能力分別為11.4%和6.32%。表10列（1）（4）的回歸系數(shù)的差異同樣證明了假設(shè)i中“高鐵開通對欠發(fā)達城市土地財政影響較弱”這一敘述的合理性。

表9 “房價”的中介效應(yīng)分析

表10 “住宅用地成交價格”的中介效應(yīng)分析

六、穩(wěn)健性檢驗

（一）安慰劑檢驗

為了檢驗上述實證結(jié)果在多大程度受到遺漏變量的影響，采取安慰劑檢驗的方式進行驗證。我國第一條高鐵在2008年開通，在樣本的年限跨度（2003～2017）內(nèi)，共有十年（2008～2017）存在高鐵開通。這10年間每年新增開通高鐵城市數(shù)依年份由前到后分別為8、11、26、14、12、16、25、35、15、8，依此進行安慰劑檢驗。如果原樣本集沒有受到遺漏變量的影響，在新的隨機樣本回歸中，估計系數(shù)應(yīng)顯著為0，表明土地財政的改變確實是高鐵開通引起的，而不受到其他遺漏變量影響，否則說明上述PSM-DID模型存在問題。圖4展示了安慰劑檢驗的估計系數(shù)分布。圖4表明，在隨機選擇的樣本集中，估計系數(shù)呈現(xiàn)標準正態(tài)分布（均值為0.0014，標準差為0.97）。因此，原樣本的回歸結(jié)果通過安慰劑檢驗。

圖4 安慰劑檢驗結(jié)果

（二）改變時間區(qū)間的穩(wěn)健性檢驗

在2003～2017年的時間區(qū)間內(nèi)，觀測值的數(shù)量較大。但是鑒于我國第一條高鐵于2008年開通，為了提高雙重差分方法中的樣本可比性，將時間區(qū)間限制在2003～2013年，即第一條高鐵開通的前后五年。表11列（a）說明，改變時間區(qū)間的回歸對結(jié)果的趨勢并沒有影響，并由此驗證了基準回歸結(jié)果的穩(wěn)健性。

（三）去除省會的穩(wěn)健性檢驗

作為省份的經(jīng)濟、文化中心，省會城市通常具有更強的吸引力。為了驗證結(jié)果的穩(wěn)健性，在這一部分去除樣本中的所有省會城市，重復(fù)表6的回歸，并與工具變量基準回歸結(jié)果進行對比。表11列（b）展示了去除省會城市的回歸結(jié)果。回歸系數(shù)顯示，去除省會城市之后，高鐵開通對城市土地財政的影響程度降低。這證明了省會城市的中心地位。表12展示了基準回歸結(jié)果的穩(wěn)健性檢驗，結(jié)果符合預(yù)期。

表11 穩(wěn)健性檢驗

表12 原始變量的穩(wěn)健性檢驗

七、結(jié)論

本文搜集了2003～2017年中國地級市土地財政相關(guān)數(shù)據(jù)，實證考察了“高鐵開通會如何影響地級市的土地財政行為”這一課題。本文的主要結(jié)論是：高鐵開通總體上會增加地級市的土地財政行為，且這一效應(yīng)存在明顯的城市異質(zhì)性，高鐵開通在欠發(fā)達城市的增進作用較弱。同時，高鐵開通對土地財政行為的影響存在區(qū)位異質(zhì)性。實證結(jié)果表明，當完成高鐵建設(shè)時，西部城市有更強的激勵進行土地引資。因此高鐵開通在西部會對土地財政產(chǎn)生更為明顯的影響。此外，在承認高鐵建設(shè)對宏觀經(jīng)濟的拉動作用的同時，也應(yīng)該注意高鐵開通往往會導致商住用地的進一步開發(fā)，并推動房價增長。同時，高鐵開通可能造成地方政府對土地財政的過分依賴，并招致土地金融風險，這一情形在西部可能更為明顯。因此，在建設(shè)高鐵網(wǎng)線的同時，也應(yīng)當注重建設(shè)“高鐵開通、土地財政、防范風險”的保護機制。

注釋

（1）由土地出讓收入即成交價款代表。

（2）由于年鑒中沒有直接的住宅用地價格數(shù)據(jù)，采用全市住宅用地成交總額/全市住宅用地成交面積作為代理。