土地财政与城市公共产品供给

郑洋

摘要：随着我国财政分权与政治集权的结合，土地财政成为地方政府的重要收入来源，同时政府是城市公共产品的主要供给者，因此土地财政对城市公共产品的供给有着重要的影响。本文以我国东西部城市比较为重点，对土地财政和城市公共产品供给之间的关系提出四点理论假说：第一，土地出让面积的增加会提高城市经济性公共产品供给的数量；第二，土地出让面积的增加会降低城市非经济性公共产品供给的数量；第三，西部地区土地出让面积对城市经济性公共产品供给的正效应强于东部地区；第四，西部地区土地出让面积对城市非经济性公共产品供给的负效应强于东部地区。进而对市级面板数据进行经验检验，结果可以较好地支持理论假说。在此基础上，对我国城市经济性和非经济性公共产品的供给及土地出让收入的使用等方面给出政策建议。

关键词：土地出让面积；经济性公共产品；非经济性公共产品；面板数据

一、引言

改革开放三十多年来，我国经济保持高速增长，20世纪90年代以来，我国不断加快的经济增长和城市化进程带动了“人口城市化”的加速，人口城市化的过程伴随着城市空间的迅速扩张，土地需求日益增大，土地财政发挥着越来越重要的作用。土地财政是指地方政府的财政支出日益依赖于通过出让土地使用权获得的各种收入，这是由财政分权和政治集权相结合的“中国式分权”的产物。分税制改革以来，土地出让所得已经成为地方政府的一个重要收入来源。2012年全国出让国有建设用地面积3228万公顷，出让合同价款269万亿元。其中，招标、拍卖、挂牌出让土地面积2930万公顷，占出让总面积的908%；出让合同价款255万亿元，占出让合同总价款的948%。1土地财政收入占地方财政收入的42%，2这一比重在某些地区甚至更高，因此土地财政又被称为“第二财政”。

当前，城市公共产品的质量和数量已成为衡量一个城市甚至一个国家文明与进步程度的标志。我国在改革开放以来，地方政府对不同的公共产品提供有不同的兴趣。公共产品可以分为经济性和非经济性两类，前者以通信、道路、电力、能源等基础设施为主；后者以教育、医疗和社会保障等公共服务为主。与基础设施的迅猛发展相比，我国地方政府在教育、医疗等非经济性公共服务方面表现却很糟糕，中国的教育财政支出长期低于GDP比重的4%，同样的情况也出现在医疗卫生等领域。

本文计划运用 《中国国土资源年鉴》以及2000—2011年中国城市年鉴中的市级数据，系统考察土地财政与城市公共产品供给之间的关系，从而在现有研究的基础上说明以下问题：第一，土地出让规模是否以及在多大程度上影响了城市经济性公共产品的供给？第二，土地出让规模是否以及在多大程度上影响了城市非经济性公共产品的供给？第三，这种影响在我国东部和中西部地区是否存在差异？下文的安排如下：第二部分提出理论假说，第三部分对数据及变量的说明、统计描述和计量模型的选择，第四部分计量检验，第五部分结论和政策建议。

二、理论假设

本文将城市公共产品分为经济性和非经济性两种，从这两个方面分别提出假设。

经济性公共产品以道路、电力、能源、通信等基础设施为代表，能在短期内促进经济增长。在“中国式分权”的背景下，财政收入集权造成了地方政府财力短缺，欠完善的转移支付制度使得土地财政成为了地方政府的重要融资来源。但是，土地财政在放松了地方政府的财政收入约束的同时提高了经济性公共产品的边际收益和非经济性公共产品的机会成本，所以地方政府会更加偏好于增加经济性公共产品的投入，使得城市经济性公共产品供给得以增加，由此得到如下假设：

假设1：土地出让面积的增加会提高城市经济性公共产品供给的数量。

假设2：土地出让面积的增加会降低城市非经济性公共产品供给的数量。

假设3：西部地区土地出让面积对城市经济性公共产品供给的正效应强于东部地区。

假设4：西部地区土地出让面积对城市非经济性公共产品供给的负效应强于东部地区。

三、数据来源、变量说明与计量模型选择

（一）数据来源

本文实证研究的数据使用的是1999年——2010年全国286个地级市的面板数据。其中，土地出让面积数据来源于2000年—2011年的《中国国土资源年鉴》，其余社会经济数据来源于2000年—2011年个起的中国城市年鉴。由于部分年份中有些城市数据缺失，因此回归中由软件stata12对样本进行了少量自动删减。

（二）变量选择

本文研究的被解释变量是城市公共产品供给，我们选择了道路和通信指标来衡量经济性公共产品供给，用年末实有铺装道路面积和本地电话用户数量作为具体被解释变量；用教育和医疗来衡量非经济性公共产品供给，用每万人教师数和每万人医生数作为具体被解释变量。

根据假设，解释变量主要包括：（1）土地出让面积；（2）滞后一期的土地出让面积；（3）预算内财政自主权；（4）人均GDP。

另外，本文的控制变量主要包括：（1）地区竞争，资本的竞争可能会降低政府对公共产品的供给，因此加入了外商实际投资额以及固定资产投资总额来度量这种区域竞争，其中外商实际投资额按当年的平均汇率折合为人民币；（2）人口密度；（3）非农产业比重。

（三）计量模型的选择与说明

本文具体模型设计如下：

Yit=β0+β1lnlandit+β2lnlandit-1+β3FDit+β4lnpcgdp+β5χit+μi+λt+εit

其中：i和t分别表示第i个地级市和第t年。

Yit为被解释变量，该变量反映的是i地级市t年的经济性公共产品或非经济性公共产品的供给水平。

lnlandit反映的是土地出让面积的对数，lnlandit-1为滞后一期的土地出让面积的对数。FDit为预算内财政自主权，即一般预算收入/一般预算支出。lnpcgdp表示人均GDP对数。χit为控制变量组合。μi表示城市的不可观测且不随时间变化的特征，λt表示时间虚拟变量，εit是误差项。

四、计量检验与实证结果

（一）描述性统计

表1是对相关变量的描述性统计，我们可以发现，市级政府自身的财政收入仅满足其支出的53%，这就说明转移支付成为了省以下政府财政支出的重要支柱，西部大开发和中央政府偏向于西部地区的转移支付使得西部地区的预算内财政自主权远低于东部地区；东部地区的其余各项指标也高于西部地区。

表1 相关变量描述统计

变量

全样本东部地区西部地区

观测值均值标准差

观测值均值标准差

观测值均值标准差

年末实有铺装道路面积对数331963141014120267871048211760440890

本地电话用户数量343289515121214142622206117576028

每万人教师数10979813926722208465828694

每万人医生数343286727267941212905162243122201558410462

土地出让面积对数3432164621131512121807112576216050611374

滞后一期土地出让面积对数335754461477119761411400216050621374

预算内财政自主权335654471477119661421400222004600390

人均GDP对数343205320354121206650221211891930735

外商实际投资额对数3325942808341207983908391980100651822

固定资产投资总额对数318710869200112071218915272119140021185

人口密度对数33261429212581207148021222212054780915

非农产业比重33275725088512076158062922207688419637

34328007712128592710728

17570

（二）实证检验

表2—表5报告了回归方程固定效应回归的实证结果。其中，表2和表3是以经济性公共产品为被解释变量的结果，表4和表5是以非经济性公共产品为被解释变量的结果。同时，在表中还列出了东部地区和西部地区的估计结果。从估计结果看可以得到以下结论：

第一，在控制了其他变量之后，土地出让面积显著提高了经济性公共产品的供给，显著降低了非经济性公共产品的供给，假设1和假设2得到了验证。这说明了经济性公共产品的供给符合地方政府的利益需求，土地出让带来的财政收入放松了地方政府的预算约束，更多的财政收入被投入到经济性公共产品的建设中，非经济性公共产品的发展反而被抑制了。

表2 土地出让面积与道路基础设施供给

年末实有铺装道路面积对数

解释变量全样本东部地区西部地区

土地出让面积对数0028*** （0008）0003（0013）0036***（0010）

滞后一期土地出让面积对数-0004 （0006）-0013（0010）-0001（0008）

预算内财政自主权 -0035 （0020）-0228*（0101）-0038（0021）

人均GDP对数0215***（0034）0107*（0053）0282***（0046）

外商实际投资额对数-0012（0008）0025（0018）-0014（0009）

固定资产投资总额对数0240***（0020）0325***（0033）0178***（0026）

人口密度对数-0029（0038）-0032（0041）0102（0091）

非农产业比重-0000（0002）0001（0002）-0000（0003）

常数项1093***（0238）0921**（0331）0438（0500）

观测值307211751897

组283101182

回归方法FEFEFE

注：（1）FE表示固定效应回归；（2）括号内为标准差；（3）*、**、*** 为在p<005、p<001、p<0001的显著水平上显著。

表3 土地出让面积与通讯基础设施供给

本地电话用户数量

解释变量全样本东部地区西部地区

土地出让面积对数3084**（0996）2023（2167）4035***（0872）

滞后一期土地出让面积对数0609（0764）0311（1637）1076（0672）

预算内财政自主权-0682（2546）-13237（16229）-4074*（1854）

人均GDP对数16295***（4273）34143***（8398）-3000（4052）

外商实际投资额对数-1207（0956）5457（2818） 0583（0767）

固定资产投资总额对数15894***（2438）19729***（5233）12913***（2258）

人口密度对数702（4721）10464（6608）12836（8065）

非农产业比重-0966***（0232）-1586***（0386）-0275（0258）

解释变量全样本东部地区西部地区

常数项-253733***（29862）-484581***（53132）-167089***（44357）

观测值308511801905

组284101183

回归方法FEFEFE

注：（1）FE表示固定效应回归；（2）括号内为标准差；（3）*、**、*** 为在p<005、p<001、p<0001的显著水平上显著。

表4 土地出让面积与教育供给

每万人教师数

解释变量全样本东部地区西部地区

土地出让面积对数-0903***（0230）-1034*（0405）-0479（0266）

滞后一期土地出让面积对数-0123（0177）0249（0306）-0242（0205）

预算内财政自主权0112（0589）-0168（3035）-0141（0566）

人均GDP对数12328***（0988）23906***（1571）2812*（1237）

外商实际投资额对数-0223（0221）-0061（0527）0093（0234）

固定资产投资总额对数-4064***（0564）-9176***（0979）-0409（0690）

人口密度对数3663***（1092）-0639（1236）19937***（2462）

非农产业比重0107*（0054）0095（0072）-0031（0079）

常数项8902（6908）-7017（9938）

-37715**（13543）

观测值308511801905

组284101183

回归方法FEFEFE

注：（1）FE表示固定效应回归；（2）括号内为标准差；（3）*、**、*** 为在p<005、p<001、p<0001的显著水平上显著。

表5 土地出让面积与医疗供给

每万人医生数

解释变量全样本东部地区西部地区

土地出让面积对数-1041***（0210）-1413***（0385）-0830***（0248）

滞后一期土地出让面积对数0744***（0161）0371（0291）0965***（0192）

预算内财政自主权0811（0537）5853*（2883）0483（0528）

人均GDP对数3049***（0902）2949*（1492）2252（1155）

外商实际投资额对数0249（0202）0241（0501）0354（0219）

固定资产投资总额对数-1113*（0515）0310（0930）-1733**（0643）

人口密度对数0071（0996）0254（1174）0183（2298）

非农产业比重0031（0049）-0030（0069）0130（0073）

常数项-0367（6302）-14859（9440）

3868（12637）

观测值308511801905

组284101183

回归方法FEFEFE

注：（1）FE表示固定效应回归；（2）括号内为标准差；（3）*、**、*** 为在p<005、p<001、p<0001的显著水平上显著。

第二，就东部地区和西部地区的比较而言，在控制了其他变量以后，西部地区土地出让面积对城市经济性公共产品供给的正效应强于东部地区，假设3得到验证。这说明相较于经济发达的东部地区，经济落后的西部地区地方政府有更强的意愿发展经济，他们愿意将更多的出让土地所得投入到经济性公共产品的提供中。

然而，在控制了其他变量以后，东部地区土地出让面积对城市非经济性公共产品供给的负效应强于西部地区，这与我们的假设4是相反的。这可能是由于我国国策的影响，西部大开发政策使得中央财政对西部地区的转移支付力度较大，这从描述性统计中可以看出，西部地区的预算内财政自主权远低于东部地区。同时，西部大开发政策中有针对于西部地区医疗、教育等方面的发展的支持政策，这就使得西部地区地方政府在发展非经济性公共产品时有更多的中央财政补贴，因此西部地区土地出让面积带给城市非经济性公共产品供给的负效应要弱于东部地区。

五、政策建议

随着预算内财政收入集权的深入，土地转让收入占政府财政收入的比重越来越大，地方政府既是公共产品的供给者，又垄断了一级土地交易市场，这就造成了公共产品供给结构的扭曲，政府会将更多的土地出让收入投入到经济性公共产品的供给上，同时明显减少了非经济性公共产品的供给，利用我国1999年——2010年286个地级市的面板数据的实证研究证明了这一点。由此，我们可以得出以下建议：

第一，改革户籍制度，使Tiebout机制得以实现。

“用脚投票”的Tiebout机制可以保证地方政府公共产品的供给满足居民需求，然而，这一机制在我国尚未发挥其应有的约束力。这是因为我国的各项公共服务是与居民的户籍所在地挂钩的，那么依赖通过居民迁徙实现的“用脚投票”机制就难以实施。因此，改革户籍制度对促使地方政府优化公共产品的供给结构有重要意义。

第二，改革土地市场，使土地增值收益使用规范化。

改革土地市场，首先需要改变地方政府在一级土地转让市场上的垄断地位，建立农用地转为非农用地过程中农民与政府、开发商的直接联系，减少地方政府从土地征用过程中获取差价的机会。与此同时，由于土地增值大部分是来自于基础设施建设的外溢性，所以地方政府可以收取一定的土地增值税以弥补财政收入不足。

参考文献：

[1] Tiebout，Charles，A Pure Theory of Local Expenditures，Journal of Political Economy， 1956， 64， 416-424

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[3] 陶然，袁飞，曹广忠2007区域竞争、土地出让与地方财政效应：基于1999-2003年中国地 级城市面板数据的分析[J]世界经济10

[4] 左翔，殷醒民2013土地一级市场垄断与地方公共品供给[J]经济学（季刊），48