国有土地出让视角下的中国城市经济增长趋同研究

李 冀，严汉平，刘世锦

(西北大学经济管理学院，陕西西安710127)

一、引 言

市场化进程开始至今三十余年以来，中国经历了经济的高速增长和体制的深刻变革。中国的实际GDP在1978～2008年间保持着年均9.8%左右的高速增长。但相比之下体制的变革则不太容易被直接度量。尽管如此，这并不意味着制度是不重要的。新制度经济学很早即区分了不同要素在经济增长中所起的作用，并认为资本投资和技术进步只是经济增长的结果或本身就是经济增长(North，Grossman＆ Helpman)［1－2］。而关于真正决定经济增长的因素，Zysman认为经济增长的路径和轨迹由包括政体形态、产权制度以及分配制度等在内的广义制度所决定［3］。甚至如Acemgofu所言，即经济增长从根本上依赖于制度发展，制度先于经济发展并决定经济增长［4］。而在制度类型的选择上，Rodrik＆Waeziarg则认为有助于实现市场竞争和产权有效保护的民主制度对经济增长的作用效率更高［5］。

如果说制度对经济增长确实存在实质性的影响，那么中国当前的区域经济差异的问题一定也可以从这一角度寻找答案。根据严汉平、李冀等的测算，中国省际人均GDP的Theil指数已经由1978年的 0.028 上升至 2008 年的 0.061［6］。如 Rodrik.et.al.指出的那样，对于任何一个经济体，要素对经济增长的决定作用都能从世界各国或地区的经济发展历史中得到验证［7］。而1978年以后中国市场化进程的历史经验则释放出一个明显的信号，即一旦制度创新使得某种生产要素能够通过实现自由流动并进入市场化交易进程，这不仅可以实现要素配置的帕累托最优并获取相应的最优报酬，而且会在推动城市化进程的同时影响经济产出。一个不容否认的事实是，地方政府对工业建设用地实施低价协议出让为各地区低成本实现资本形成和工业化创造了条件，而其对经营性土地实施的高价出让则成了1994年分税制改革之后，充实地方政府预算外财政收入的重要途径。不仅如此，国有土地出让在改变了农业土地用途的同时还极大地加速了城市扩张的步伐。因此，国有土地使用权市场化出让的实施是否在很大程度上推动了经济增长，不同地区在国有土地出让方面的差异是否对中国经济增长的趋同性产生了影响就成为我们希望考察的问题。

本文其余部分安排如此:第二部分首先根据国有土地使用权的市场化出让影响经济增长的三个主要途径分别进行相关文献的梳理和总结;第三部分给出了本文的实证模型，并对相关的数据处理、指标选取等问题进行解释;第四部分对我国1999～2008年国有土地出让对经济增长的影响进行实证检验，并分别考察国有土地出让在三种影响途径下各自的影响力度;本文最后对国有土地出让推动经济增长的模式可能的消极作用进行了延伸性讨论，并以此结束。

二、文献述评

在新古典理论的视角下，国有土地使用权的市场化交易可以被视为一种资本形成和资本集聚的平台或载体，从而为长期的经济高速增长提供了条件。而包括政府公共投资、FDI甚至金融资本等在内的资本对经济增长的推动已经得到了诸多文献的证明(姚树洁、冯根福等;王定祥、李伶俐等)［8－9］。但是，基于新古典理论视角的研究较少考虑制度变革所带来的影响，因此其研究范式相对于我们所希望考察的问题，即中国整体制度变革背景下土地资源的市场化配置对经济增长的影响，无疑存在着固有的偏差。

考虑到中国经济增长所具有的特殊制度背景，除了新古典增长理论框架下的资本投入已经得到了广泛的认可之外，在解释中国经济增长的制度因素时，中国式分权理论、地方官员晋升锦标赛理论和地区竞争理论是被广泛接受的三种理论框架。其中，中国式分权理论将中国的经济增长归结为经济体制中(尤其是财政体制方面)所进行的分权改革，认为这直接改变了地方政府的激励结构，并成为其实行促进经济增长政策的主要激励，由此衍生出了以Barry R.Weingast、钱颖一等为代表的第二代财政联邦主义理论。不过，中国式分权并未对具有明显集权特征的1994年分税制改革实施以后中国经济持续高速增长进行解释，而国有土地市场化出让的大规模推行正是在这一时期，因此这一理论框架并不适用。而对于周黎安等所提出的地方官员晋升锦标赛理论，陶然等指出了其理论逻辑与实证研究方面存在的问题，并认为晋升锦标赛所产生的影响和后果在地区竞争的理论框架下可以得到解释［10－11］。进一步，考虑到国有土地出让行为的实施主体是地方政府，后者在不同类型的国有土地使用权出让中会采取差异化的行为，即以协议方式低价出让工业用地从而争夺制造业投资获取增值税等各项税收收入，而以招拍挂方式高价出让商住用地从而增加土地出让金等预算外收入。因此国有土地使用权的市场化行为与地区竞争的理论框架极其契合。

如果按照地区竞争的视角，1994年分税制改革的实施使得地方政府由于“利权上收、事权下放”而出现财政收入窘迫的境况，因此地方政府不得不为增加税收收入而展开对制造业投资的竞争，因此低价出让工业土地即成为必然;而高额的土地出让金等预算外收入又使得政府选择高价出让商住用地。总之，政府具有相当强烈的主管征地冲动，这可以由近年来土地出让收入占地方政府财政收入的比例得到证实。而土地出让金及其相关收入所构成的预算外收入即为所谓的“土地财政”。至于地方财政对经济增长的作用，现有文献已经对其进行了详尽的论述。严成樑、龚六堂的研究表明，政府财政支出对经济增长的推动不仅来自于资本积累的提高，生产型公共支出所带来的劳动边际回报提高也能够有效增加经济产出，而生产性公共支出对经济增长的影响存在地区差异［12］。而杜雪君等以及辛波、于淑俐则直接证实了土地财政对经济增长具有显著影响［13－14］。从上述文献研究内容不难看出，在当前的中国财政体制早已实现中央和地方“分灶吃饭”的背景下，由国有土地出让所带来的土地出让金及其他相关的预算外收入并不会被中央拿走，因此这一部分收入在地方政府总体财政收入中已经占据了相当重要的地位。正是依靠着庞大的预算外财政收入，地方政府才能够扩大财政支出和公共投资的规模，进而后者能够显著推动经济增长。

由此不难看出，在新古典理论、地区竞争理论以及城市化的视角下，国有土地出让具有推动经济增长的不同路径。那么，国有土地出让究竟会对不同地区的经济增长产生何等影响，这种影响是否有助于解释近年来中国地区间经济差异，都是前述文献所未涉及的，这同样是本文所希望考察的问题。

三、实证模型及数据处理

(一)实证模型及指标选取

本文对传统的两要素CES生产函数进行扩展，使用附加人力资本H和土地出让F的四要素CES生产技术模型替代广泛使用的Solow总量生产函数模型，并将其与趋同方程相结合得到本文的计量模型如下:

对于(1)式稳态条件下有效人均产出水平的对数值为:

(3)式在ρ=0时的二阶泰勒级数近似展开为:

又

其中，λ =(n+g+δ)(1－α －β－γ)

对(7)式两边求积分得:

对(8)两边同时赋以e为底的:

由(9)式不难得到:

令ec=b，并将Y=lny(t)代入(10)式不难得到:

由(11)式两边同除以beλt并经过简单变换不难得到:

lny(t)= lny*－ e－λtb－1，其中 b－1= lny*－lny(0)

因此有 lny(t)=lny*－ e－λt(lny*－ lny(0))

即

将(5)式代入(12)式并推导①此处推导较为繁琐，故没有列出，需要的读者可来信向作者索取。，

可以得到:

考虑到政策实施可能具有的滞后效应，我们在(13)式中加入因变量的滞后项;此外，为了刻画样本中可能存在的地区差异，在(13)式中加入随截面个体变化的ut和随机扰动项ε(it)，则(13)进一步变为:

(14)式是一个典型的动态面板模型，也是本文所要估计的基本计量方程。各个变量的含义如下:

1.因变量 Δpcgdpi，t。该变量反映了特定时期内各地级市的实际人均GDP增长率。为了充分利用有限的样本容量，从而避免样本容量过小可能导致的估计偏误，因此本文设定t－T=1①设定t－T=1可以最大限度地利用样本数据，以保证估计的有效性。。

2.核心自变量 Δpcgdpi，t－1。对于式中的核心自变量初始人均GDPyi，T，如果其系数β2显著为负，则经济增长率与初始人均产出水平负相关，趋同假说成立。最后可以根据β1计算不同区域的趋同速度λ。

3.控制变量集X:其包含的解释变量为:

(1)基期人均对数值yi，T。地区的经济增长率就可能与一系列的控制变量有关。通常是以投资率、人力资本等作为控制变量，由此测算出来的β系数反映的是城市经济增长的条件趋同性。通过公式β1=－(1－e－λt)，可以计算得到中国地级及以上城市的经济增长趋异速度。

(2)资本sk(i，t)的对数值(经人口增长率、技术进步率和折旧率的修正)。选取固定资产投资占GDP比重作为衡量物质资本变量sk的指标。变量n则可以通过计算各期年末总人口的平均增长率得到。最后，对于其余无法直接观测的变量，即衡量技术进步的变量和衡量资本折旧的变量δ，则遵循MRW的处理方法，即假设g和δ是常数，且分别等于0.02和0.03。下文中的变量 n、g和 δ也采取相同的处理方法。

(3)人力资本sh(i，t)对数值(经人口增长率、技术进步率和折旧率的修正)。选取教育事业费支出占GDP的比例作为衡量人力资本变量sh的指标，由于2001年后《中国城市统计年鉴》未将按“市区”统计的教育事业费支出列出，故统一使用按“地区”统计的教育事业费支出代替。

(4)土地出让收益Sf(it)对数值(经人口增长率、技术进步率和折旧率的修正)。对于土地出让收益Sf(it)，现有文献尚没有相关的处理方法，考虑到地方政府在地区竞争中，为了吸引制造业投资，而倾向于对不同的用地类型采取差异化的出让方式，即对工业用地普遍采取低价协议出让的方式，而仅对部分商住用地采取市场化程度较高的招拍挂出让方式，因此变量选取应当能够全面涵盖不同的用地类型的出让情况，而国有土地出让价则可以有效地反映这一点。基于此，本文选取国有土地出让价款占财政收入的比例作为衡量土地出让收益Sf(it)的指标。

(5)资本对数值、人力资本对数值以及土地出让收益对数值之和的平方项。资本等要素的投入可能导致产业集聚和技术外溢等外部效应，人力资本的积累同样可能产生学习效应和技术创新，而土地出让收益的增加则有助于充实地方财政，增加地方支出，加速城市化进程。各个因素之间无疑会产生极其复杂的交叉效应。而加入三者之和的平方项则有助于描述这种复杂的效应。

(6)地区虚拟变量。考虑到我国疆域广阔，不同省份之间的经济结构、发展水平、习惯风俗等可能存在较大的差异，由此可以预期，国有土地出让政策的实施在不同的地区所产生的效果必然存在显著的差异。基于这一考虑，我们分别对分布在东部、中部、西部和东北地区的不同城市构造了虚拟变量。

(7)2004年国有经营性用地招拍挂出让虚拟变量。尽管国土资源部于2002年5月即颁布实施《招标拍卖挂牌出让国有土地使用权规定》，要求包括商业、旅游、娱乐、商品住宅的经营性用地必须通过招拍挂方式出让，但是对经营性用地出让方式产生实际效果的则是国土资源部2004年8月31号颁布的71号令，它明确规定了经营性用地采取招拍挂方式出让的最后期限，即所谓的“8.31大限”。毫无疑问，由于直接影响到推动经济增长行为主体——地方政府的土地出让决策，2004年的“8.31大限”具有非常显著的非观测效应，因此我们构建了控制这一效应的虚拟变量，将2004年之前赋值为0，2004年之后赋值为1。

(二)数据来源

本文收集并整理了中国174个地级及以上城市1999～2008年的面板数据，尽管中国的直辖市、副省级市和直辖市共计286个②这一数据来自于《中国城市统计年鉴2009》。，但部分城市在1999年之后发生了行政区划边界的变化，为了准确起见对其予以剔除;此外，由于统计本身的原因，部分城市个别年份的数据缺失，样本中只保留所有年份数据均完整的城市作为观测对象，因此最终的样本容量为174个但为保持统计指标及相关口径的一致，除各地级市的国有土地出让价款数据来源于历年的《中国国土资源年鉴》之外，其余的所有指标均来自于历年的《中国城市统计年鉴》。从现有的统计数据来看，《中国城市统计年鉴》对地级市分别列出“地区”和“市区”两项，“地区”包括市区和下辖县、县级市，包含了农村地区的数据，不能真实地反映城市的经济活动;“市区”则仅包括城区和郊区，行政界线相对稳定，体现了城市中的经济活动。由于2001年后《中国城市统计年鉴》未将按“市区”统计的教育事业费支出列出，故统一使用按“地区”统计的教育事业费支出代替。

四、实证分析

(一)估计方法的说明

对于本文所采用的动态面板数据模型而言，因变量滞后项Δpcgdpi，t－1的存在会导致其与不可观测的界面异质性效应ui产生相关，进而导致参数估计的非一致性问题;不仅如此，因变量滞后项还会导致不可避免的模型内生性问题。为了克服上述问题，需要采取工具变量法对式(12)进行估计。Arellano＆Bond提出了用一阶差分GMM(first differenced GMM)估计方法，在假设干扰项ε(it)不存在序列相关的前提下，对式(12)进行一阶差分，利用滞后的被解释变量作为差分方程中相应变量的工具变量［15］。然而，Blundell and Bond、Judson and Owen 很快指出了这一估计方法所存在的缺陷，即DIFGMM估计量会导致部分样本信息的损失，因此不适于小样本分析，此外，当解释变量表现出较强的序列相关性时，水平滞后项将会成为差分方程中内生变量的弱工具变量，从而导致估计结果有偏，因此需要寻求更佳的工具变量［16－17］。而系统 GMM(System GMM)估计方法则是克服弱工具变量问题的有效途径，与一阶差分GMM不同的是，系统GMM估计量采用差分变量的滞后项作为水平值的工具变量，相当于进一步增加了可用的工具变量，且估计过程中同时使用水平方程和差分方程，因此一般认为系统GMM估计量具有更好的有限样本特征。考虑到本文所使用的样本数量有限，结合面板数据的单位根检验结果(无法拒绝所有控制变量为一阶单整的假设)，因此为了有效克服弱工具变量问题，选择系统GMM方法进行估计。此外，由于两步(Twostep)GMM相比一步(Onestep)GMM而言更加渐进有效，且本文的动态面板数据的样本容量相对充分，可以较好地避免避免小样本偏差，因此我们采取Twoestep－System－GMM进行估计。

由于系统GMM估计不仅将水平值的滞后项作为差分变量的工具变量，而且进一步采用差分变量的滞后项作为水平值的工具变量，因此为了检验工具变量是否有效，本文使用Arellano and Bover提出的过度识别约束检验和自回归(AR)检验［18］。

(二)实证结果的分析

1.单位根检验

为了增加检验结果的稳定性，本文利用Levin－Lin－Chu(LLC)、Im － Pesaran － Shin(IPS)、Breitung和Fisher－PP四种方法来进行面板数据的单位根检验。对30个地级及以上城市面板数据的稳定性进行检验，结果见表1。四种检验方法的零假设为序列存在一个单位根。

根据表1所显示的结果，在针对各主要经济变量进行的单位根检验中，LLC检验显示lnyi，0存在单位根，IPS检验显示资本、人力资本、土地三者之和的平方项与 lnyi，0存在单位根，Breitung检验显示Sf(it)存在单位根，而Hadri检验则拒绝了每一个变量不存在单位根的原假设。因此，为了避免一阶差分GMM可能存在的弱工具变量问题，我们选择系统GMM方法进行回归分析。

2.模型估计

由于系统GMM对不同类型的经济变量采取了不同的工具变量设置方法，因此首先需要对不同经济变量性质进行判断。我们基于式(14)分别构建两个不同的模型:在模型A中，我们假设除因变量滞后项 Δpcgdpi，t－1之外的其他自变量均为外生变量;在模型B中，则将除地区虚拟变量和2004年份虚拟变量之外的所有自变量均设定为内生变量。两个模型的估计结果分别如表2所示。

从表2给出的检验结果来看，两个模型中残差序列均存在显著的一阶自相关，但AR(2)检验值均在0.10以上，因此不存在二阶自相关，而模型A的Hansen检验值更大，这说明模型A对经济变量性质的判断在总体上更符合动态面板数据的估计要求。

表1 各变量的单位根检验结果

表2 模型估计结果

表2中的估计结果基本符合经济学解释。对于直接影响趋同假说是否成立的核心自变量yi，T，无论是模型A还是模型B，其系数均为正值且高度显著，均通过了显著性水平为1%显著性检验。因此不难断定，在整个样本期间内(1999－2008年)，中国地级及以上城市的经济增长呈现出显著的趋异性。根据公式β1=－(1－e－λt)计算得到，方程A和方程B的趋同速度分别为1.9%和2.7%。换言之，与部分以省际数据所做的实证研究结果不同(刘生龙、王亚华等;李冀、严汉平)，中国的城市经济增长呈现温和的趋异［19－20］。

尽管我们的模型考虑到了政策的滞后效应，但无论是模型A还是模型B，LΔpcgdpi，t的系数均不显著，表明从1999年迄今所表现出的政策短期时滞效应并不明显，前一年的经济增速对下一年的经济增长并没有显著的影响。一般而言，经济政策的时滞大约为五至十年，我国建国以来的区域经济政策的演变与区域经济差异的变动也呈现出周期大约为十年左右的阶段性耦合，因此因变量滞后一期的影响不显著也在我们意料之中。

在两个模型中，资本变量sk(i，t)对数值的系数均为正，与多数类似的实证研究结果相同，投资对经济增长均有着正向影响。然而，模型A中这一影响并不显著，而在模型B中则高度显著。正是由于变量性质的不同假设，造成了如此显著的差异。实际上，前文已经说明，为了保证行政界限的相对稳定和城市经济活动的真实反映，本文所选取的数据均为“市区”数据。而在地方投资方面，无论是以中央财政性建设资金为主要支持的水利、交通、能源等基础设施建设项目，还是以银行信贷投入为主要支持的铁路、主干线公路、电力、石油、天然气等大中型能源项目建设，区位布局多数以城市郊区为主，因此并不反映在“市区”数据中;此外，前期建设周期较长的大规模投资建设发生的若干年后，才会带来的产出水平的提高。这也形成了投资对当期城市经济增长的推动可能并不显著的又一个原因。

人力资本sh(i，t)对数值的系数在两个模型中均为正值，且通过了1%的显著性检验，说明人力资本投资对于经济增长产生了显著影响。需要说明的是，本文对于人力资本度量选择了投入法，即以教育事业费支出作为代理变量。从一般意义而言，投入法可能会倾向于强化人力资本推动经济增长影响的估计，在时间跨度较短，样本容量较小的情况下尤为如此。在其他的实证研究中，除投入法之外，对人力资本的度量主要根据受教育年限或是用知识存量价值指标［21－22］。但钱雪亚等认为，这样的变量选取则倾向于强化在长周期中人力资本推动经济增长影响的估计［23］。同时考虑到本文样本容量所限，因此上述方法及相关的结论并不适用于本文。土地出让收益sh(i，t)对数值的系数均为正，而在模型设定更为合理的模型A中，这一系数呈高度显著，由此不难判断，土地出让收益的增加对这一时期的城市经济增长产生了显著的影响。在地方政府从土地出让获取的全部直接收益中，作为预算内收入的土地相关税收(如耕地占用税、房地产和建筑业营业税、土地增值税)所占的比重相对较小，而占据较大比重的则是与土地相关的非税收入(如土地租金、土地出让金、新增建设用地有偿使用费等)，后者作为地方政府的主要预算外财政收入，几乎全部留存地方，由此不难预期土地出让收益将为地方政府的城市建设提供重要的支持。

从两个模型分别得到的估计结果来看，资本对数值、人力资本对数值以及土地出让收益对数值之和的平方项的系数趋近于零，换言之，三者相互叠加所包含的城市化、知识溢出以及技术创新等交叉效应表现得并不显著。一方面，该变量观测值的数量级较小;另一方面，没有任何一个变量能够对上述交叉效应之间的内在联系进行完整描述。尽管如此，估计结果仍然显示，这种交叉效应尽管微弱，但仍与经济增长存在正向的关系，而且高度显著。

尽管为了区分不可观测的地区差异，我们按照惯例以东部、中部、西部和东北地区设置了不同的地区虚拟变量，但估计结果显示地区差异并不显著，即相同的经济政策及外生影响在不同地区产生的差异并没有显著影响各个地区的经济增长。分税制改革极大地改变了中央和地方的相对收支地位，却使不同的地区面临着相似的财政收支困境。因此，利用国有土地出让充实财政收入，缓解财政收支缺口成为了几乎所有地区的一致选择。因此，地区虚拟变量不显著也在预料之中。

相比之下，2004年国有经营性用地招拍挂出让虚拟变量d2004则显得极为关键。估计结果显示，2004年国土资源部发布的国有经营性用地招拍挂出让“8.31大限”产生了显著的影响。在地区竞争的格局下，为了在“官员晋升锦标赛”中获胜，制造业投资及其带来的增值税收入和GDP增长成为地方政府追逐的首选，而降低地价、牺牲土地出让收益则成为主要的竞争工具;有限的制造业投资使得地方政府不得不退而求其次，为寻求经营性服务业及其带来的营业税收入同样被迫放弃土地出让收益，通过行政划拨、协议的方式低价出让土地;此外，土地出让中可能存在的串谋行为也导致了这一问题。“8.31大限”使得经营性用地全面实行市场化出让，显著提高了地方政府在商住等经营性用地出让中的收益所得，增加了地方政府进行城市发展和经济建设的支出来源。

五、结 论

本文通过对相关文献研究的回顾，总结了土地要素推动经济增长的主要途径，并运用四要素CES生产函数构造了动态面板收敛方程模型，使用中国174个地级及以上城市的样本数据进行估计，主要结论如下:

第一，多数基于省际数据所做的实证研究结果均发现，1999年以来中国的地区经济增长发生了绝对或相对趋同，且具有较高趋同速度。然而，本文基于地级及以上城市的数据所进行的估计结果则显示，即使在控制了资本、人力资本、国有土地出让等诸多因素之后，1999年至2008年中国的城市经济增长仍然呈现出温和的趋异。这意味着，与这一时期中国省区经济差异的变化趋势不同，城市(尤其是城区)经济差异并没有显著地缩小。由此可以判断，当采用更加细致的研究对象时，关于中国区域经济增长趋同性的判断可能会得到不同的结论。

第二，尽管对变量性质的差别化假设使得不同的模型在系数显著性的估计结果中出现差异，但包括资本、人力资本和国有土地出让在内的控制变量与经济增长之间均存在正向关系。尤其是国有土地出让与经济增长之间的显著正相关关系，有力地证实了我们基于经验和文献所做的判断。在不区分用地类型的情况下，土地的市场化交易对地区经济增长的影响得到确认，国有土地的出让通过强化政府财政能力，可以显著地推动地区，尤其是城市的经济增长。

第三，地区虚拟变量不显著而2004年份虚拟变量显著表明国有土地出让对地区经济增长的影响不存在明显的地区差异，但2004年国土资源部发布的“8.31大限”(当年8月31日后全国范围内所有经营性用地出让必须采取招拍挂方式)则产生了极大的影响。这一限令使得数量庞大的经营性用地摆脱了划拨、协议等低价出让方式，改变了地方政府为了竞争经营性服务业投资牺牲土地出让收益的行为，从而对地区经济增长产生显著影响。

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