土地财政对中国城市空间扩张的影响

刘颜

摘要：基于动态空间计量模型，检验社会经济因素和制度因素对中国城市空间扩张的影响。结果表明：城市扩张是一个动态过程，且呈典型的空间自相关特征。传统市场因素对城市空间扩张的驱动作用明显，由于中国独特的财政制度和土地管理体制，土地财政成为推动城市空间扩张的显著因素。因此，地方政府应不断完善土地市场体系，加快土地财政转型，降低对土地财政的依赖。同时加大区域经济合作力度，在区域层面制定更有力的政策，推动城市可持續发展。

关键词：土地财政;城市扩张;动态;空间计量

中图分类号：F293

文献标识码： A

文章编号：1003-7217（2019） 03-0009-06

一、引言

城市空间扩张是西方国家城市发展过程中普遍存在的现象，长期以来受到研究者以及政策制定者的广泛关注[1，2]。改革开放以来，中国经历了明显的城市空间扩张，2003 - 2016年中国城市建成区面积的年均增长速度达到了4.96%，远高于同期城镇人口3.21%的增长速度，北京、上海等大城市的快速扩张与空间无序开发问题尤为显著。在此背景下，探讨中国城市空间扩张的影响因素，成为我国城市发展和土地管理领域的重要研究议题。

国内外学者对城市空间扩张的特征及其驱动因素进行了广泛探讨，验证了人口规模、经济发展水平、产业结构等市场因素对城市空间扩张的驱动作用[1，3]。近年来，国内外对城市空间扩张的研究发生了制度转向，开始关注地方政府行为以及财政管理体制等对中国城市空间扩张的作用[4]。Yew（2012）、秦蒙等（2016）认为，与西方国家受市场化推动的城市空间扩张不同，中国的城市扩张更多地受地方政府的推动，包括政府大规模搬迁、频繁的行政兼并以及强制征地等[5，6]。土地财政是地方政府主导的城市财政收入模式，反映了作为城市发展塑造主体的地方政府对城市发展的行动策略，对城市空间结构产生显著影响。因此，在探讨中国城市扩张的影响因素时，不得不重视地方政府在城市空间发展中的重要作用，阐述土地财政对城市空间扩张的作用机制。

基于此，本文从制度视角出发，剖析地方政府主导的土地财政行为对城市空间形态的影响;同时，考虑城市空间扩张的时间与空间特征，采用动态空间计量模型对土地财政与城市空间扩张的关系进行实证检验，为城市空间扩张的土地财政驱动现象提供实证证据，也为中国财政体制改革和土地制度改革提供借鉴。

二、土地财政影响城市空间扩张的理论分析

（一）土地财政的产生及现状

土地财政是指地方政府严重依赖于预算外的土地出让金以及土地相关税费的财政现象，它是地方政府捕捉城市土地价值增值的工具[7]。陶然（2009）等学者指出，模糊不清的土地产权制度、地方政府间的竞争以及分税制改革是中国土地财政产生的原因[8]。中国实行国有土地制度，城市土地归国家所有，农村土地属于村集体，征地是农村集体土地转换为城市国有土地的唯一途径。地方政府在土地一级市场上具有垄断地位，能够以低廉的价格征用农村土地，然后以更高价格将土地转换为城市建设用地，从而为城市扩张提供需要的土地，逐渐形成“以地生财、以财养地”的城市扩张模式[9]。再加上1994年中国实行分税制改革，扩大中央政府在预算内收人中所占的份额，降低地方政府的财政收入并增加了地方政府的支出责任，导致地方政府面临严重的财政赤字压力。因此，通过土地进行融资便成为了地方政府获取收入的重要机制，地方政府日益依赖“卖地”获取土地出让金和税收收入，以弥补财政赤字[10]。

（二）土地财政对城市空间扩张的影响

土地财政促进了农村土地向城市土地的大规模转变，不可避免地造成了城市空间快速扩张，引发以土地扩张为核心的城市空间增长过程。总的来说，土地财政主要从以下途径对我国城市空间扩张产生影响：一是通过大规模推动土地开发促进城市空间扩张。土地是地方政府控制下的宝贵资产，从土地使用权转让和土地财政中获取收入成为普遍的做法。政府供给的土地类型包括公共用地、工业用地和经营性用地（包括商品住宅、商业用房等地）。其中，工业用地产生的土地出让金较低，但是能够在未来较长时间内产生稳定的税收收入;居住用地等经营性用地能在短期卖地环节产生一次性的、大量的土地出让金，但无法为地方政府带来长期稳定的税收收入[11]。在激烈的竞争环境下，地方政府为了实现土地收益最大化、政绩考核的最大化以及财政压力最小化，采取不同的土地出让策略，依靠土地财政补贴与土地招商进行城市间的招商引资竞争。地区间资本竞争越激烈，地方政府就越需要提供更加优惠的发展政策，这种引资竞争甚至演变成“占地竞赛”[12]。一方面，地方政府通过低地价甚至零地价吸引企业和资本进入，过度供给工业用地建设工业园区和开发区，促进城市发展并取得最优晋升资本。这一行为消耗了大量的城市周边土地，导致工业园区土地的低效利用甚至闲置。另一方面，为了平衡财政收支，地方政府出让更大规模的经营性用地，通过诸如拍卖、招标、挂牌等市场化方式尽量高价出让商住用地，来弥补低价出让工业用地产生的成本。这样一种模式也对城市住房价格产生影响[13]。此外，地方政府倾向于在远离城市核心的郊区建设低密度住宅社区，形成碎片化、分散化的居住格局，客观上推动着城市空间不断向外拓展。二是通过为基础设施建设提供资金从而推动城市的快速发展。在许多发展中国家，土地是地方政府融资的重要来源，特别是基础设施方面。过去几十年来，土地出让或者土地租赁产生的收益已经成为城市基础设施建设的重要融资渠道之一。地方政府通过招拍挂方式高价出让商业服务和商品房用地，获取高额的土地出让收入和税费收入。快速增加的土地财政为各地级市基础设施建设提供了重要的资金来源，推动了城市的快速发展，同时也不可避免地推动了城市空间扩张[14]。

综上所述，与城市再开发相比，征地成本相对较低，对新改农用地的开发更容易实施监管控制，因此，地方政府有强烈的动机进行土地征收，并将新转换的农业用地用于工业园、开发区等建设，客观上推动着城市空间扩张[15]。Yue等（2013）的研究表明，不同于美国以住宅为主导、跨越式的、低密度和单一用途发展的城市扩张模式，中国的城市空间扩张呈现出工业园区跨越式发展、低密度住宅小区建设的混合开发模式[16]。美国等西方国家城市空间扩张主要是由于市场失灵等因素导致的，比如交通拥堵、私人汽车的大量使用等[17]。然而，中国的城市空间扩张则受到市场因素和政府行为的综合影响。在土地财政内在激励下，地方政府依靠不断地扩张城市空间规模来获取充分的财政资金，导致农村土地向城市土地的过度转换，由此不可避免地产生了城市空间的快速扩张[7][18] 。

三、研究设计、变量选择和数据来源

（一）空间自相关检验

在进行空间面板回归之前，有必要对变量的空间自相关性进行检验，本文主要采用全域和局域Moran's I指数对城市空间扩张变量的空间自相关性进行检验。全域Moran's I指数的计算如下：

其中，yi和yj分别为i、j两个地级市的观测值，ωij为空间权重矩阵中的元素，S为空间权重矩阵中所有元素的和。I的取值范围为[-1，1]，如果Mo-ran's I的值大于零，说明该变量存在正向空间相关性;如果Moran's I小于零，说明该变量存在负向空间相关性;如果Moran's I等于零，则该变量在空间上不存在相关性。由于全域Moran's I指数无法反映变量的空间自相关局部集聚特征，因此，需要计算局域Moran's I指数，其公式如下：

其中，yi为i地区观测值，yj为除i地区之外其他各地区观测值的加权平均值，σ2是观测值的方差，ωij为空间权重矩阵中的元素。

在检验空间相关性之前，必须选择一个权重矩阵来识别邻近的城市，这是空间计量模型的核心。在空间权重矩阵的选择方面，目前尚未形成普遍的共识，最为常用的是空间邻接权重矩阵和地理距离权重矩阵。空间邻接权重矩阵元素的设定规则为：地级市i和j如果在空间上相邻则为1，不相邻则为0。值得注意的是，空间邻接矩阵的对角线上元素为0。地理距离权重则使用两个地级市经纬度距离平方项的倒数来衡量地区之间的空间联系强度。为此，本文首先构建了使用经过处理的空间邻接权重矩阵W1进行实证检验，同时，利用地理距离矩阵W2进行估计，以检验实证结果的稳健性。两个空间权重矩阵均进行了行标准化处理。

（二）空间计量模型设定

考虑到城市空间扩张可能存在的空间集聚性，本文运用空间计量模型进行回归分析。空间计量模型的基本模型包含两种，即空间滞后模型（SAR）与空间误差模型（SEM）。其中，SAR模型纳入了被解释变量的空间滞后项，考察邻近地区行为对整个系统内其他地区行为产生的影响，其表达式如下：

其中，yil为i城市在t年的城市空间规模;X为影响空间扩张的解释变量集，包括土地财政、人口等其他因素;α0常数项;εil为扰动项。ωijyil表示被解释变量的空间滞后项，反映了第t年除区域i之外其他相邻地区观测值的加权平均值;p为空间滞后系数，衡量了相邻地区城市扩张对本地区城市扩张的影响程度;ωij为经过行标准化处理后的空间权重矩阵。

SEM模型则加入了误差项的滞后项，探讨地区间由于误差项的相關关系而存在的可能关系，其表达式如下所示：

式（4）中，为空间滞后误差项，反映第t年除i地区以外相邻地区观测值的误差冲击的加权平均值;ψ为空间误差系数，测量相邻地区由于被解释变量的误差冲击对本地区观测值的影响程度;μit为扰动项;其他参数的含义与式（3）相同。

由于地级市城市扩张是一个动态变化的过程，本期的城市扩张明显受到上一期城市扩张水平的影响，考虑到城市扩张的时间相关性，本文将城市扩张的滞后一期变量纳入到回归方程当中，进一步建立动态空间模型，采用地级市面板数据进行实证检验。

（三）指标选择和数据来源

被解释变量为城市空间扩张。在城市增长的过程中，城市空间扩张更多地表现为建成区面积的扩张，且我国统计部分也是采用建成区面积来反映城市空间规模。因此，参考部分学者的做法，采用建成区面积表征城市空间扩张。

核心解释变量为土地财政。土地财政涉及指标较多，考虑到地级市层面税费收入数据难以获取，本文参考刘瑞超（2018）等的做法，采用地级市土地出让成交价款作为土地财政的代理变量[14]。

考虑到影响城市空间扩张的其他因素，参考杨孟禹（2016）、秦蒙（2016）等的研究，在模型中加入了若干控制变量[2][6]，主要包括：（1）人口规模。在描述城市增长的模型中，人口规模是使用最广泛的、最直观的变量，本文采用各地级市年末总人口衡量人口规模。（2）地区经济发展。经济发展水平决定了城市发展所处的阶段，本文用地区国民生产总值衡量地区经济发展水平。（3）基础设施建设。本文以城市道路面积衡量地区交通基础设施，预期其符号为正。（4）城市房地产投资。各地级市城市房地产投资的活跃程度同样也会对城市空间扩张产生影响，本文用房地产开发投资完成额来表示，预期其符号为正。

本文土地出让收人数据来源于《中国国土资源统计年鉴》，其他变量原始数据均来源于CEIC数据库。由于《中国国土资源统计年鉴》2003年才开始公布土地协议出让以及招拍挂出让的相关数据，考虑到数据的可得性，最终选取2003 - 2016年中国266个地级市的面板数据。部分缺失的观测值采用插值法补齐。同时，为了消除通货膨胀的影响，采用以2003年为基期的居民消费价格指数，将其他名义变量均转换为实际变量。考虑到异方差的影响，对城市扩张、土地财政等变量均进行取对数处理。

四、实证结果分析

（一）探索性空间数据分析

表1给出的是空间邻接权重矩阵和地理距离权重矩阵下城市扩张Moran's I计算结果与检验值。表1的结果表明，2003 - 2016年间，不管是在空间邻接权重矩阵下还是在地理距离权重矩阵下，城市扩张的Moran's I指数都大于零，且均通过了10%显著性检验，表明各个地级市的城市扩张存在明显的空间正相关。

（二）估计结果及分析

空间自相关检验的结果表明，我国地级市城市扩张存在明显的空间自相关性，基于此，传统的面板模型得出的结果是有偏的、无效的，不能准确地反映出土地财政以及其他决定因素对城市扩张的影响。综合LM检验和稳健性LM检验的结果，考虑到地理邻近地区的城市空间扩张对本地区城市空间形态存在溢出效应，本文选择空间滞后模型进行实证检验。考虑到城市扩张是一个连续、动态的过程，我们重点阐述动态空间滞后模型的回归结果。为了对比，表2还展示了静态空间模型的回归结果。

表2的结果显示，在邻接权重矩阵和地理距离权重矩阵下，时间滞后因变量通过了10%显著性检验，各个地级市城市扩张与上一期城市扩张水平正向相关，进一步说明了本文使用动态面板模型的正确性。由于空间静态模型可能存在内生性问题，导致估计结果存在偏误，本部分的结果分析将以空间动态模型为主。在空间邻接权重矩阵和地理距离权重矩阵下，静态和动态模型空间滞后项的估计系数均通过了1%的显著性检验，综合上述结果，我们认为城市扩张存在空间溢出效应，各个地级市的因变量受邻近城市因变量平均值的影响，邻近地区的城市扩张水平越高，本地区的城市扩张速度也将更快，与秦蒙（2016）、杜金华（2018）等的研究结论一致[16，20]。

土地财政变量的系数显著为正，即土地财政规模的扩大显著加剧了城市空间扩张，在全国层面证实了“以地养财”的发展模式，与刘瑞超（ 2018）等的研究结论一致[14]。静态模型和动态模型回归结果的对比发现，如果不考虑时间滞后项，土地财政对城市扩张的作用将会被高估。因此，在土地财政对城市扩张的实证分析中，必须考虑到时间滞后项，否则估计结果会存在偏误。

动态空间模型的估计结果还表明，城市扩张与基础设施之间存在正相关关系，即地区基础设施建设越完善，城市扩张水平越高。地区经济发展和人口规模对城市扩张的正向驱动作用显著。此外，回归结果证实，房地产开发投资的增加也会推动地级市城市扩张，与杨孟禹（2016）的研究结论一致[2]。近年来中国房地产业发展迅速，房地产投资增长迅速[19]，促进了城市土地的增量开发，也促进了城市空间扩张。

（三）空间效应分解

对于空间计量模型而言，由于包含了反馈效应，变量系数的解释变得更加丰富和复杂。因此，根据Elhorst（2014）的方法效应进行分解[21]。其中，直接效应反映了本地级市土地财政等变量对自身城市扩张的影响;间接效应则表示邻近地区的土地财政等变量对本地区城市扩张的影响。与静态模型不同，动态空间模型的直接效应和间接效应又可以进一步在时间维度上划分为长期效应和短期效应，计算结果如表3所示。

受篇幅限制，这里仅展示了动态模型的分解结果。从短期效应来看，土地财政的直接效应衡量的是本地区土地财政规模的变化如何影响本地级市的城市扩张水平，不管是在空间邻接权重矩阵还是地理距离矩阵下，其系数为正且通过了10%显著性检验，这意味着土地财政是本地区城市空间扩张的驱动因素，前述理论分析得到验证。短期内，在空间邻接权重矩阵下，土地财政对城市空间扩张的影响主要表现为本地效应，随着空间距离的增加，其正向推动作用不再显著。在地理距离权重矩阵下，土地财政的短期直接效应为0.0090，短期间接效应为0.0011，短期總效应达到了0.0101，且均通过了10%显著性检验。

在动态回归模型中，不管是空间邻接权重矩阵还是地理距离矩阵，土地财政对城市空间扩张的短期效应均小于长期效应。从长期效应来看，在空间邻接权重矩阵下，某地区土地财政水平提高1个百分点，将导致本地区城市扩张提高0.0338个百分点，长期总效应达到了0. 0363。在地理距离矩阵中，土地财政对城市空间扩张的长期直接效应和总效应分别为0.0382和0.0823。

从控制变量的回归结果来看，基础设施建设是驱动城市扩张的重要因素，在空间邻接权重矩阵下，其长期直接效应和总效应分别为0.0976和0.1042，且均通过了5%的显著性检验。基础设施建设对城市空间扩张的驱动作用集中在本地，影响范围有限。人口规模在短期和长期均会推动本地区的城市空间扩张，空间邻接权重矩阵下，其长期直接效应和总效应分别为0.4601和0.4912，是驱动城市空间扩张的最重要的影响因素。房地产投资的直接效应显著为正，但间接效应并不显著，即房地产开发投资驱动城市空间扩张主要表现为本地效应，主要的原因是，房地产投资通常具有明确的目的性，因而对周边地区城市扩张影响有限。

五、结论及政策建议

本文梳理了城市扩张的概念及其决定因素，探讨了地方政府主导的土地财政行为对城市空间扩张的影响，采用动态空间计量方法对土地财政与城市扩张之间的关系进行了实证检验。研究结果表明，城市空间扩张是一个动态过程，本地区城市扩张与上一期城市扩张水平密切相关，同时受到邻近地区城市空间拓展的正向冲击。在中国城市发展过程中，地方政府主导的土地财政行为对城市空间扩张具有驱动作用，但是其影响范围有限，主要表现为本地效应。人口规模是驱动中国城市空间扩张的最重要的因素，基础设施建设的推动作用依然显著。由于房地产投资通常具有明确的目的性，因而对周边地区城市扩张的影响有限，其主要表现为直接效应。

地方政府为了实现城市可持续发展，需要制定并实施一系列政策，实现城市空间理性扩张，保证城市持续健康发展。为此，首先，应完善公共财政体制，加快土地财政转型。地方政府可以完善土地价值捕获机制，对土地溢价进行渐进式回收，降低以土地为中心的扩张模式产生的不良影响，以应对日益增长的投资需求引致的巨大财政压力。此外，可以适当调整中央与地方的税收分成比例，完善财政转移支付制度，减少地方政府的财政压力，降低其“以地生财”的激励。值得注意的是，由于土地财政对城市空间扩张存在空间溢出效应，因此，旨在实现城市土地利用集约化、控制城市无序蔓延的政策不能仅仅局限于一个地级市边界之内，可以在区域或者国家层面确定更有力的政策，来实现城市空间的理性扩张。其次，继续推进和完善土地制度改革，实现城市土地的有效管理和控制。（1）政府要采用管制措施等对土地扩张进行严格的控制，严格划定城市增长的边界，对土地市场进行全方位的监测;（2）在土地利用制度方面，进一步明确集体所有土地与农村土地的界限，完善权力约束机制;（3）在土地收益制度管理方面，由于过去一次性收人大量的土地出让金的模式容易导致地方政府产生短视行为。因此，在实践中可以建立相应的土地出让基金，允许地方政府分阶段支取土地出让金，并预留一部分资金作为后任政府的城市发展建设资金，促进城市经济的可持续发展。最后，要完善政府官员考核晋升制度，建设高效的服务型政府。需要修正以经济增长为核心的政府绩效考核制度，不再以地区GDP作为单一目标，应当在考核指标中加入与民生、居民福利有关的公共服务内容，促使地方政府树立科学的政绩观，使得地方政府地区间竞争内容向公共服务方向转变。

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