土地财政、基础设施建设与产业多样化*

□ 孙政宇 龚刚敏

内容提要 产业多样化发展具有提高就业率、促进产业创新等重要作用，而在我国财政分权的制度背景下，土地财政会对城市产业发展形成产业结构刚性，可能抑制产业多样化发展。为此，基于空间杜宾模型，本文利用我国城市面板数据重点考察土地财政、基础设施建设与产业多样化的作用机制以及产业多样化的空间溢出效应。研究结果表明：基于财政分权的制度背景，基础设施投资冲动导致土地财政抑制城市产业向多样化发展；同时，本地区的产业多样化对促进邻近地区产业多样化具有积极的影响。该研究结果对于政府提高就业水平、缓解社会内卷化等现象具有启示意义。

一、引言

改革开放40 多年来，产业的空间布局是城市发展的重要组成部分。产业在空间上的集聚对城市具有集聚效应，能够促进城市经济发展。产业集聚中有一种类型称为产业多样化，是指不同产业不同企业在某一区域聚集所产生的经济效应，例如，日本东京是产业多样化发展的典型城市。产业多样化对于城市而言，在防范风险、增加就业率、稳定经济波动等方面具有不可或缺的作用，有助于缓解目前国内所出现的内卷化现象，稳定社会经济发展。

在我国财政分权的制度背景下，土地财政一直在城市建设中扮演着重要角色。理论上，土地财政同样可能影响城市的产业多样化发展。一方面，土地财政通过对基础设施的导向性配置，降低企业生产、运输与信息等成本，吸引各类企业的流入，促进产业多样化；另一方面，本地区产业多样化发展，通过中间品的共享、劳动力的流动和信息、知识、技术的溢出，也会影响相邻地区的产业多样化。有学者认为土地财政是城市基础设施建设增加的根本原因，在我国城市化发展过程中形成了基于土地财政的城市基础设施建设投融资模式，增加了城市基建的支出（葛扬、岑树田，2017；颜燕、满燕云，2015）。也有学者认为政府官员为了提高政治晋升的可能性，利用土地进行招商引资，增加基础设施建设支出（王贤彬等，2014；张军等，2007）。范子英（2015）认为地方政府土地出让行为频繁发生的根本原因，并不是因为财政收支不平衡，而是对城市基础设施建设投资的偏好。可见，无论是什么原因造成土地财政的出现，都改变不了土地财政收入的增加对城市基础设施建设资金的支持。对于基础设施建设与制造业的关系研究结论基本一致，都认为基础设施的改善能够促进制造业的发展。企业流向会受到很多因素的影响，包括生产成本、运输成本、交易成本、人力成本、信息传递等。随着城市基础设施的改善，以制造业为主的企业不断流入。徐曌、欧国立（2016）从省级层面数据，论证了公路基础设施有利于促进制造业的发展。薛漫天（2011）从行业面板数据验证了交通、通讯、电力装机容量等基础设施对中国制造业各行业全要素生产率具有积极的影响。

现有文献尚未对土地财政与产业多样化发展的关系进行讨论。本文的创新点在于，一是从土地财政的视角，讨论土地财政、基础设施建设与产业多样化内在的逻辑关系；二是运用空间计量分析方法考察本地区产业多样化的外溢效应，相对规范、准确。剩余内容安排如下：第二部分为理论分析；第三部分为模型的设定、空间权重矩阵构建、变量选取和数据来源；第四部分为实证分析；第五部分为结论与启示。

二、理论分析

我国城市基础设施建设与土地财政具有紧密的联系，土地制度的变迁是中国过去20 多年基础设施超常规发展的重要原因。土地要素为城市基建设施资金支持提供了巨大的帮助，促进了城市基建设施的快速发展，带动产业的发展。

首先，土地出让收入的增加提高政府性基金收入，进而推动基础设施建设。吴群、李永乐（2010）研究发现我国分税制改革是土地财政出现的重要原因。1994年分税制改革，我国确立了财政分权体制，地方政府财政收入减少，面临政绩考核和财政收入压力，地方政府只能寻找一般预算以外的资金收入来满足建设支出需要，而土地财政正好符合（吴延兵，2017）。范剑勇、邵挺（2011）研究发现一般预算收入具有刚性支出特征，用于地方政府日常运行需要，城市基础设施建设资金来源于土地出让收入和投融资平台的融资行为。土地财政成为城市发展的核心，成为城市基础设施建设的主要资金来源，于是基建设施投资越来越依靠土地财政（范子英，2015）。而且，基础设施建设自然地改善城市生产经营环境，从而吸引大量生产性企业进入该城市。

其次，2008年金融危机之后，随着土地出让收入的不断增加以及城市国有建设出让土地的储备，我国城市建设走上了以土地为基础的融资模式，即地方政府通过将部分土地出让收入作为融资项目原始资金，同时提供担保，将未来所能获得的土地出让收入作为偿还债务主要方式。自此，我国城市基础设施建设形成了以“土地出让+土地抵押”为核心的投融资模式（颜燕、满燕云，2015）。这样的模式最终还是依赖于土地出让收入的增加。从审计署2013年12月发布的全国政府性债务审计结果可以看出，土地融资债务偿还方式主要还是土地出让收入①。

由此可见，土地财政制度推动了城市基础设施投资建设，而基础设施建设进一步影响到各地区产业发展。具体如下：首先，土地出让收入和投融资收入主要流入与制造业相匹配的基建设施领域，形成产业结构刚性，抑制产业多样化（陈国亮、陈建军，2012）。李涵、黎志刚（2009）从制造业出发，验证了这一观点。其次，基础设施的完善吸引资本和劳动力的流入，加速产业的聚集，抑制产业多样化发展。傅十和、洪俊杰（2008）认为劳动力流入为企业的发展提供人才支持，能够在较短时间内匹配到更高质量更高效率的劳动力，加速产业专业化的发展。再次，傅勇（2010）实证研究发现招商引资是地方基础设施建设支出增加的根本原因，而基础设施建设投资更偏向于效果显著的生产性基础设施建设。地方政府通过招商引资和招拍挂制度配置土地资源，利用“高价出让弥补低价出让”行为推动工业企业的发展（雷潇雨、龚六堂，2014），抑制产业多样化发展。最后，基础设施建设支出主要用于道路、产业园区的建设，降低产品的运输成本。生产企业在地理位置上的聚集，其主要受到交通基础设施建设的影响（任晓红、张宗益，2010）。各城市在发展基建设施时，以生产性基础设施为主，社会性基础设施为辅，包括水利、能源、运输、电信等部门，不仅提高城市公路、高速公路的密度，促进企业生产、经营环境的改善（邓涛涛等，2017），最重要的是降低生产、运输、交易等成本，吸引各类企业的流入。

由于基础设施建设是本土投资，对产业的影响直接，而城市之间产业多样化的空间溢出效应仅仅是空间影响，对产业的影响间接，因此，对本地区的产业多样化主要受到本地基础设施建设的影响。综上分析，本文提出假设1：

H1：土地财政收入增加扩大了基建设施尤其是生产性基础设施支出，形成以制造业为主导的产业结构刚性，抑制产业多样化。

产业多样化发展还存在空间外溢效应，影响相邻地区的发展，具体机制为：第一，各类企业的聚集降低基础设施建设以及生产、运输、交易成本，同时也推动中间产品的可获得性，对周边城市企业产生吸引的作用。刘长全（2009）提出产业多样化通过各类企业以及经济要素在空间上的聚集，增强产业之间的内聚力和关联性，推动该区域整体规模的扩张，降低企业的生产、运输等成本，有利于带动周边城市各类企业的聚集，而Shirley& Winston(2003)研究发现美国公路设施投资增加为企业库存的降低提供了方便，产品价格受到高速公路的影响，高速公路的发展会降低运输成本，降低产品价格。范剑勇、邵挺（2011）认为政府通过交通基础设施的改善以及给予一定优惠政策进行招商引资，吸引各类工业企业的进入，尤其是制造业，建立以第二产业为主导的产业结构。除了对制造业产生影响外，基础设施建设对生产性服务业集聚具有显著的正向作用（邱灵、方创琳，2012）；第二，形成供给充分的劳动力市场，提高劳动力供需匹配度。随着企业的增加，劳动力需求扩大，除了通过培训当地人以外，还通过多种方式吸引外地人口在该区域的就业，推动该地区市场充分形成，对周边城市产生人力资本的溢出效应。由于劳动力供给的技术匹配性降低，人力资本溢出效应将慢慢降低；第三，信息、知识和技术的溢出和共享。陈傲等（2010）、韩峰、王琢卓（2014）以地级市为例，发现生产性服务业的多样化集聚对周边地区具有显著的技术溢出效应。钟顺昌、任媛（2017）认为产业多样化会带来人力资本的溢出效应。随着劳动力在周边城市之间流动，也促进信息、思想的传播和扩散，周边企业就可免费获得这种溢出带来的利益，通过信息交换和分享从社会分工、技术水平、人力资本、社会环境等方面进一步提高各自的信息、知识和技术水平，并且会逐步增强。如图所示，企业生产私人边际成本为MPC（marginal private cost），获得边际收益MB（marginal benefit）。由于外溢效应ME（marginal externalities）导致充足的劳动力（用ME1 表示，随着产量的扩大，劳动力的外溢效应会逐步减少）、运输成本降低与中间产品的可获得性增加（用ME2 表示，这个过程没有明显的变化趋势，假设是不变的）以及信息、知识和技术的溢出与共享（用ME3 表示，这个趋势将随着产量的增加、技术的进步外部正效应会越来越强，甚至形成马太效应，因此是向下倾斜的）。三者形成总的外部正效应ME，使得企业由原来的边际私人成本MPC 变成了边际社会成本MSC（marginal social cost），这样，企业成本降低，产出增加，社会福利也增加。基于此，本文提出假设2：

图 产业多样化对周边城市的外部性

H2：产业多样化存在空间相关性，本地区的产业多样化会影响到周边地区。

三、研究设计

（一）模型设定

本文意在研究土地财政和城市产业多样化之间的关系，现建立基准计量模型如下：

式（1）中，下标i表示第i个城市，t表示第t年。INS是被解释变量，表示城市产业多样化水平，LF为土地出让收入，是核心解释变量，X为其他控制变量，包括经济发展水平、外商直接投资、人口密度、房地产开发投资、企业发展水平、基础设施建设和人力资本等。ε 为随机误差项。

考虑到城市产业多样化受空间因素影响，在基准模型中加入空间因素，构建空间计量模型，如下所示：

式（2）中，INS同样为产业多样化水平，W为空间权重矩阵；X为其他控制变量，包括经济发展水平、外商直接投资、人口密度、房地产开发投资、企业发展水平、基础设施建设和人力资本等，β 代表该种影响的程度与方向；WijINSjt-1为产业多样化的空间滞后项，也就是邻近地区产业多样化对本地产业多样化的影响，表示影响的程度与方向；WijXjt-1是其他控制变量的空间滞后项，表示邻近地区控制变量对本地区产业多样化的影响，λ 表示该种影响的程度与方向；ε 为随机误差项。

（二）空间权重矩阵构建

由于各地区间产业多样化溢出效应的发挥不仅取决于空间邻接性或空间地理距离，还取决于经济发展水平相近程度、技术吸收能力、人才流动等因素。因此，本文在研究我国产业多样化溢出效应时，为了结果的稳健性，构建经济地理矩阵。该矩阵同时考虑到经济和地理因素，参考王火根、沈利生（2007）所使用方法，表示如下：

式（3）中，Wd是地理距离矩阵，由于本文的数据仅为202 个城市，不适宜使用邻接矩阵，因此该矩阵是以地理距离为基础的反距离矩阵。Diag(...)是一个对角矩阵，反映地区间经济距离。Yi是第i个城市2009 ~2018年的人均GDP 均值，Y是所有样本2009~2018年的人均GDP均值。Wd可以表示为：

式（4）中，dij是地区i和地区j之间的距离，基于城市中心经纬度坐标测度获得，经纬度信息来源于国家基础地理信息系统，并经过标准化处理所得。

（三）变量选择和数据来源

基于数据的可得性，本文选取2009~2018年中国202 个城市的数据。为了消除异方差，对外商投资水平、经济发展水平、人口密度、基础设施建设均进行对数化处理。由于解释变量和控制变量对企业集聚的影响需要时间的消化，同时为了解决部分内生性问题，因此将变量滞后一期。城市产业多样化数据根据历年《中国城市统计年鉴》的就业人员数据进行计算所得，其他相关数据来源于历年的《中国国土资源统计年鉴》、EPS 全球统计数据库、《中国城市统计年鉴》或历年的国民经济和社会发展统计公报。

1.被解释变量。现有文献关于产业集聚（DI）的衡量指标主要有空间基尼系数、EG 指数、区位熵等。本文主要参考邵朝对等（2016) 所使用指标——赫芬达尔指数（HHI）的倒数,该指标不仅能在各个城市之间比较，而且还能对城市本身做时间维度上的比较，其表达式为：

式（5）中，Eij表示为i城市j行业的就业人数占i城市就业总人数的比重，Sij表示为i城市j行业就业人员数量，Si表示i城市各行业总就业人员数量，n表示为行业个数。DIi为HHI指数的倒数，数值越小，表明各产业发展越不均衡，城市产业多样化程度越低，相反，数值越大，表明各产业发展越均衡，产业多样化程度越高。

2.解释变量。土地财政（LF）是模型的核心解释变量。2000年以来，以土地为基础的出让收入和融资收入在基础设施建设方面起到了很大的推动作用，因此本文使用土地出让收入作为衡量指标。

3.其他控制变量。根据影响产业多样化的因素,增加以下控制变量避免遗漏变量所带来的误差：（1）外商直接投资（FDI）：外商直接投资给产业带来了资金和技术支持，推动城市发展，影响城市产业多样化水平。因此采用外商实际投资额来衡量外商直接投资。（2）经济发展水平（PGDP）：选择人均GDP作为衡量城市经济发展的指标。（3）人口密度（PD）：城市常住人口越多会促进各类专业化劳动力市场的形成，为各类企业提供劳动力支持，从而推动产业多样化，因此本文采用常住人口与行政区土地面积之比来作为人口密度的衡量指标。（4）人力资本（HC）：人力资本以受教育程度来代表，劳动者教育程度直接影响了劳动者就业，一般来说教育程度越高的劳动者越不愿意进入低水平企业，更愿意进入环境较好、发展前景良好的高水平企业，从而影响劳动者的流动，最终影响到产业多样化。采用中高等普通学校在校生人数占城市常住人口比重作为人力资本的衡量指标。（5）基础设施建设（IC）：社会性基础设施的发展会推动城市环境的改善、公共服务质量的提高，吸引外来劳动者在该城市就业，推动城市产业多元化发展。采用各城市市政公用设施建设固定资产投资完成额来衡量公共设施水平。（6）房地产投资（REI）：房地产发展涉及的行业较多，对于产业多样化具有一定的影响，因此将房地产投资完成额作为衡量房地产开发投资的衡量指标（黄少安等，2012）。（7）企业发展水平（EDL)：考虑到企业的发展对产业变化的直接影响，用规模以上工业企业数量作为企业发展水平的衡量指标。

变量的描述性统计如表1所示。

表1 变量描述性统计

四、实证分析

（一）空间相关性检验

在对空间面板模型估计前，先计算Moran’I指数检验空间依赖性和异质性，本文对前文设定的经济地理矩阵进行检验，结果如表2所示，各城市均通过1%的显著性水平，表明我国各城市产业多样化存在空间正相关性。

表2 Moran’I 指数检验结果

（二）模型的进一步确定

在对数据进行实证分析前，本文首先进行LM检验、LR 检验和Hausman 检验，以便更好地确定本文采用空间杜宾模型的合理性。LM 检验结果如表3所示。

表3 LM 检验结果

空间杜宾模型是否可以退化为空间误差模型或空间滞后模型，主要取决于LM 检验和LR 检验。表3 的LM 检验结果显示，除经济地理矩阵中SLM 模型的一个统计量未通过检验外，其他各统计量均通过显著性检验，再次肯定构建空间计量模型的合理性，应当考虑空间杜宾模型，因此进行LR 检验，检验结果如表4所示。

表4 LR 检验结果

LR 检验结果显示P 值显著，表明空间杜宾模型最为适合，不可退化为空间滞后模型或空间误差模型。本文最终选用空间杜宾模型进行分析。

进一步进行Hausman 检验，在空间个体固定效应与空间个体随机效应两种模型中进行选择，检验结果显示P 值=0.0000，强烈拒绝原假设，应当使用固定效应。因此本文通过极大似然估计法进行实证分析，使用空间杜宾个体固定效应模型进行分析。

（三）实证分析

土地财政通过基础设施建设来影响城市产业多样化，既有本地区直接效应，也有空间溢出的间接效应，因此本文构建经济地理矩阵模型将土地出让收入作为关键解释变量用于回归分析。表5是基于经济地理矩阵的回归结果，其中自相关系数为产业多样化的空间溢出效应。

由表5 来看，本地区的土地出让收入对本地区产业多样化的影响在1%的水平上显著为负，土地出让收入会抑制产业多样化，原因在于土地出让收入的增加会加大城市基础设施建设支出的增加，而地方政府更偏向于能够带来政绩的生产性基础设施建设，进而能够促进以制造业为主导的第二产业的发展，形成产业结构刚性，抑制产业多样化，与本文假设1 相符。

表5 基于经济地理矩阵的回归结果

同时，空间自相关系数为0.184，本地区的产业多样化对邻近地区产业多样化在1%的水平上具有显著的正向作用，说明产业多样化具有空间溢出效应。本文假设2 成立，产业多样化存在空间溢出效应，且该地区的产业多样化每增加1 个百分点，周边地区产业多样化提高0.184 个百分点。

由于空间杜宾模型中同时涵盖解释变量和被解释变量的空间滞后项，所有变量之间都存在空间相关性，参数经济含义较为复杂，当空间自相关系数显著不为0 时，自变量的系数解释与传统的参数估计有所不同，应当进一步通过偏微分法进行效应分解，分为直接效应和间接效应。本文运用Lesage & Pace（2008）提出的“求偏微分法”进行效应分解来测度直接效应与间接效应。

1.直接效应分析

土地出让收入对产业多样化的直接效应表现为负，通过1%的显著性水平检验，这一点与前面实证分析中的结果一样，即土地出让收入会抑制产业多样化，原因是出让收入和投融资收入主要流入与制造业相匹配的基建设施领域，促进以制造业为主导的第二产业的发展，形成产业结构刚性，这与陈国亮、陈建军（2012）、谢长安、彭冬冬（2016）研究结论一致，也再次验证本文假设1。

其他控制变量中，经济发展水平对产业多样化的影响为负，系数为-0.645，并通过1%的显著性水平。根据前面的讨论逻辑，经济发展主要在第二、三产业中，容易拉大产业之间差距，从而造成产业之间的不平衡；企业发展水平对产业多样化的影响也显著为负，原因在于规模以上工业企业的发展会加大产业发展的差距；房地产开发投资对产业多样化的影响在1%的水平上显著为正，原因在于房地产开发投资涉及多行业领域，在其他控制变量中，对产业多样化的影响不显著。

2.间接效应分析

从间接效应来看，周边地区土地出让收入对本地区产业多样化的影响并不显著。房地产开发投资在5%的水平上对本地区的产业多样化具有促进作用，原因在于本地区房地产开发投资也会涉及到周边地区产业，人力资本对产业多样化在1%的水平上显著为正，原因在于邻近地区的人力资本越发达，越会辐射到周边地区，促进高质量劳动力的流动，进一步促进各行业产业的发展。

（四）稳健性检验

一般预算收入主要用于地方政府机关的运转，而土地出让收入可以用于地方建设支出，土地出让收入与一般预算收入之比可以较好地说明土地财政的相对规模。本文借用邵朝对等（2016）的研究方法用土地出让收入与一般预算收入之比替代土地财政指标对模型进行稳健性检验，同时为保证矩阵选取过程中的客观性，重新选择度量地理距离的反经济距离矩阵进行检验，同样采用空间杜宾固定效应模型。结果如表6所示。

表6 稳健性检验结果

从表6 可见，回归结果依旧与前文结果一致，土地财政对产业多样化具有显著负向作用，人力资本的溢出效应显著为正，而其他变量与之前的基准回归结果基本一致，无论是空间溢出的直接效应还是间接效应，其系数大小及符号与表5 的结果相近。因此，更换解释变量后，土地财政对产业多样化的影响变化不大，模型较为稳健，有较高的可靠性。

（五）机制检验

前文假设1 验证了土地财政与产业多样化之间的关系，这里对土地财政是否通过基础设施建设影响产业多样化进行检验。

首先，检验土地财政是否影响产业多样化。建立模型如下，产业多样化作为被解释变量，土地财政作为核心解释变量，各控制变量（不包含基础设施建设）含义同前：

其次，检验基础设施建设是否影响产业多样化。同样建立产业多样化为被解释变量的模型，基础设施建设作为核心解释变量，各控制变量（不包含土地财政）含义同前：

最后，为考虑土地财政与基础设施建设之间的相互影响，本文进一步考察土地财政与基础设施建设的交互项系数，如式（8）所示。

在具体计量过程中，基于不同的目的，选择相应的变量组合，见模型（8-1）、模型（8-2）：

上述相关模型的回归结果如表7所示。

表7 机制检验结果

从回归结果来看，在模型（6）中土地财政对产业多样化的影响为负，且通过1%的显著性水平，表明土地财政抑制产业多样化的发展。在模型（7）中基础设施建设对产业多样化的影响也为负，且通过10%的显著性水平，验证了假设1 中基础设施建设对产业多样化具有负向作用。模型（8-1）实际上是在模型（6）的基础上加入土地财政和基础设施建设的交互项，土地财政的系数发生变化，说明交互项的加入会影响土地财政对产业多样化的作用。模型（8-2）实际上是在模型（6）中加入基础设施建设，回归结果基本一致，但系数绝对值下降，说明土地财政通过基础设施建设投资抑制产业多样化。

五、结论与启示

土地财政的扩大与基础设施的快速发展构成了中国城市产业发展的重要部分。本文阐释了土地财政、基础设施建设与产业多样化的理论机制，在实证上并没有选取常规计量模型，而是采用空间杜宾模型估计方法对2009~2018年我国202 个地级及以上城市进行研究。主要结论如下：（1）产业多样化具有空间溢出效应，本地区的产业多样化发展会影响相邻地区的产业多样化。（2）土地财政通过对基础设施建设的资金支持，激化产业结构刚性，抑制产业多样化发展。（3）房地产开发投资所涉及的上下游产业范围广泛，产业链长，所以房地产开发投资的增加，无论是对本地区还是周边地区而言，都会促进产业多样化，促进就业增长，吸引创新企业的进入，对于目前的内卷化现象和不断增加的就业压力而言，具有一定的缓解作用。对此，本文提出以下政策建议：（1）在土地财政难以为继的情况下，应该改变以土地财政为主的财政收入状况；（2）避免基础设施过度投资，导致产业结构过度刚性；（3）进一步促进产业多样化，因为产业多样化发展存在外溢效应，本地区的产业多样化发展对于邻近地区具有积极的影响。

注释：

①截至2012年底，11 个省，316 个市、1396 个县级政府承诺以土地出让收入偿还的债务余额为34865.24 亿元，占省市县三级政府负有偿还责任债务余额93642.66 亿元的37.23%，而在政府负有偿还责任债务的主要举借主体为融资平台公司、政府部门和机构、经费补助事业单位，分别举借40755.54 亿元、30913.38 亿元、17761.87 亿元。