高铁开通对地级市土地财政行为的影响——基于中国275个地级市的PSM-DID检验

王施雨，李常洪

（1.中央财经大学中国公共财政与政策研究院，北京 102206；2.山西大学经济与管理学院，山西 太原 030006）

21世纪以来，中国的基础设施建设展现出长足的进步。其中，高铁的发展格外引人瞩目：2019年，我国高铁运营总里程突破4万公里，占全球高铁总里程的三分之二，标志着我国成为世界上高铁建设的领军国家。作为提振总体经济、促进区域联合发展的轨道交通建设项目，高铁建设已成为国家发展的重要战略。除了对经济增长产生作用外，地方政府的土地财政行为也会受到高铁开通影响。自2003年土地财政从协议出让转为“招拍挂”以来，土地财政收入逐渐成为地方财政中最重要的部分。在上海、佛山、杭州等东南沿海城市，土地出让收入甚至超过了地方一般预算内收入。被称作“第二财政”的土地财政引发了广泛关注［1］，政策制定者和学者也对现行土地财政政策的可持续性表示了担忧［2］。

作为重要的公共交通设施，高铁提高了城市的可达性，促进资本和人力要素的流动，并对地方的土地供需和政府土地财政行为产生了较大影响。基于此，本文提出一个高铁开通对地方政府土地财政行为影响的理论框架，并应用地级市数据进行实证研究。

一、理论框架

理论研究表明，高铁开通能够促进地区间的资本和人力流动。关于高铁开通对土地财政的影响，有如下的可能解释：当区域间的资本流动性增强，以拉动GDP增长为目标的地方政府存在更强的“土地引资”激励，即通过出让土地使用权，吸引资本进驻。如果这一过程发生在具有吸引力的城市，地方政府的土地财政收入将会增加。然而，对于发展程度差的城市，其对于资本的吸引力较弱，当高铁在欠发达城市开通时，资本的跨区域流动性增强，资本外逃和资本流入的情况可能同时发生，因此这一部分城市的土地财政情况不容易确认。此外，由于高铁开通有增进人员在区域间自由流动的作用，在较发达的城市会产生人力资本流入效应。人口的增长意味着商品房交易市场中出现卖方市场，这一部分城市的房价预期上涨，土地“招拍挂”的市场中商住用地供不应求，地方政府土地财政收入增长。然而对于吸引力不足的欠发达城市，人员流动对土地财政产生的效应并不能确定，仍需要实证证据。图1对上述理论进行了可视化展示。基于上述理论，本文做出如下假设：

图1 可能的逻辑框架

高铁开通总体上增加了地级市的土地出让金占比，但是对于欠发达城市的促进作用较弱，即欠发达地区要素的流入和外逃情况会同时存在，总体上流入大于流出；

高铁开通总体上增加了地级市的土地出让金占比，但是在城市间没有明显差异，即负向效果不显著；

高铁开通降低了地方政府的土地财政意愿，即上述理论完全不成立。

本文从高铁开通这一细分领域入手，探究其对土地财政行为产生的影响，并通过分样本及三重差分方法研究不同区域、不同发展情况的地级市土地财政行为受影响状况，更为细致地考察了异质性情况。笔者手动搜集处理了2003～2017年275个地级市的高铁开通数据，数据时点新且覆盖全国。在此基础上整合了土地出让数据和宏观经济数据，构成了研究的数据基础。为了削弱选择性偏误带来的内生性，在多期双重差分的基础上进行了倾向得分匹配和三重差分方法以控制时间和城市特征，丰富了现有研究。在整理宏观经济因素时，采用主成分分析方法降维，以削弱控制变量相关带来的影响。

二、实证策略和数据

（一）实证策略

在我国高铁被定义为时速200 km/h及以上的高速列车。基于这一标准，截至2017年年底，我国共开通高速铁路90条，沿途经过187个地级市，覆盖率达到56.33%。根据各段高速铁路建成通车时间以及高铁站的建成时间，本文构建了高铁开通这一虚拟变量HSRi，t。其中t表示年份，i表示城市。如果某年该市开通高铁，则HSRi，t记为1，否则为0。鉴于高铁开通的准自然实验性质，本文采用双重差分的方法识别高铁开通的因果效应。由于政策冲击并非同一时间点，本文参照“多期DID方法”（Bertrand and Mullainathan，1999），将样本时间跨度内所有观测值中还未开通高铁的城市识别为控制组，已经开通的观测值识别为处理组。关于被解释变量土地财政LFi，t，本文采用使用较为广泛的狭义土地财政收入（1）［3］。为了消除不同城市土地财政规模差异带来的影响，本文采用（土地出让金/一般预算内财政收入）作为地级市土地财政行为的最终衡量标准。

综上，最终的基准实证模型如下：

其中，i，t分别表示城市和年份，LFi，t是各城市土地财政行为的衡量指标，Xi，t是影响地级市土地财政行为的一组控制变量，μi代表难以观测的区域（城市）效应，λt代表各年份的时间虚拟变量，εi，t是随机扰动项。如前文所述，HSRi，t是代表在年份城市是否开通高铁的虚拟变量，因此，θ是本文主要关心的估计系数。若θ＞0，说明高铁开通会增进地级市的土地财政行为；若θ＜0，则表明开通高铁抑制了城市的土地财政。

在多期双重差分方法的基础上，为了检验欠发达城市“负向效应”的情况，在方程（1）中加入高铁开通与欠发达城市虚拟变量的交互项进行三重差分回归，并估计交互项系数。检验要素外逃的实证模型如下：

由于样本年份（2003～2017年）内，城市分级情况不断发生变化，本文在每一年对275个地级市进行打分和排序，并将排在前40%的城市识别为“发达城市”，60%～100%的城市为“欠发达城市”。在打分时，选取夜间灯光强度作为经济因子，人口作为社会因子［4］，运用主成分分析方法计算2003～2017年间的城市得分并进行排名。当城市被识别为“欠发达城市”时，Underdevelop取值为1，反之为0。基于此，方程（2）实际衡量了欠发达城市的土地财政受高铁开通的影响程度相对其他城市的大小。若δ＜0，则说明相对其他城市，欠发达城市的土地财政情况受到高铁开通的影响较小，反之则欠发达城市影响更大。因此，针对方程（1）（2）的不同回归结果，假设i～iii的实现有如下几种情况：

若方程（1）中θ＞0，方程（2）中仍有θ＞0，同时δ＜0且显著，假设i成立；

若方程（1）中θ＞0，方程（2）中仍有θ＞0，但δ的系数不显著，假设ii成立；

若方程（1）中θ＜0，假设iii成立。

在进行实证分析时，考虑到高铁开通对地方财政产生影响存在一定滞后性，在回归时加入HSRi，t滞后一期的情况，以考察高铁开通可能存在的时滞效应。

（二）变量和数据来源

1.控制变量

影响地级市土地财政行为的因素主要有三个方面：自然资源禀赋、地方发展程度和政府行为。为了控制这些影响因素，本文选择市辖区人均土地面积代表自然资源禀赋；第二、三产业人员比重、工业化水平（第二产业产值占地级市生产总值比重）、产业结构升级（第二、三产业增加值）、人口以及夜间灯光数据代表的经济发展水平；城市建设用地占总面积比重、地区实际利用外商投资额、财政自主水平（一般预算内收入/一般预算内支出）作为衡量政府行为的指标。

2.数据来源

本文采用的土地出让数据均来源于《中国国土资源统计年鉴》。文中所用到的协变量的数据来源为《中国城市统计年鉴》。对于高铁开通数据，本文采用的方式是在国家铁路总局公布的信息基础上，参照12306和铁路信息网提供的信息进行手动整理。为了排除缺失值和异常值的影响，在进行实证分析前对数据作相应处理。处理后，样本涵盖275个地级市，共计4 064个观察值。在进行回归前，将所有变量进行对应的正态变换。表1为所有变量的描述性统计。

表1 变量描述性统计

四、实证分析基准结果

（一）平行趋势检验

进行多期DID实证分析前，需要进行平行趋势检验。鉴于多期DID模型中政策冲击时点不同，本文借鉴（Pei Li；Yi Lu，2016）［5］的思路，运用事件分析法（Event Study）衡量高铁开通前后观测值土地财政情况的变化。具体模型如下：

其中，Dtc0+k表示高铁开通附近四年的窗口，且Dtc0+k=postk*HSRcity。tc0表示高铁开通的年份，t-tc0=postk，k=-（-4），（-3），（-2），（-1），0，1，2，3，4+；HSRcity是识别在样本期间内，城市i是否开通高铁的虚拟变量。在上述回归中，βk代表相对没有开通高铁的观测值，高铁开通窗口期内Dtc0+k对土地财政情况的回归系数。若平行趋势检验通过，则回归结果表现为高铁开通前βk不显著，高铁开通后显著且符号符合预期。这一结果证明相对没有开通高铁的城市，高铁城市在开通高铁后土地财政开始与前者产生差异。表2（1）列展示了所有观测值的平行趋势检验结果。可以看出，高铁开通后的回归结果不符合预期，没有通过平行趋势检验。图2展示了样本年份地级市土地财政平均值的变化情况。基于平均值的粗略图像说明样本不符合平行趋势要求。

图2 匹配前平衡趋势

（二）倾向值得分匹配过程和结果

处理组和控制组呈现严格的时间平行趋势是应用多期双重差分方法的重要前提。如果平行趋势检验不通过，说明所选取的样本存在选择性偏误。针对这种偏误，本文采用倾向值匹配（PSM）方法。在选择匹配方法时，核匹配的方法相对最邻近匹配和半径匹配等方法具有一定优势［6］，因此，本文采用核匹配双重差分法进行实证分析（Kernel Propensity Score）。应用核匹配方法的估计方程如下：

其中，Weightit为核密度方程（Logit）测算得出的权重。表3为倾向值得分匹配结果，匹配成功的样本共计3 488个。可以看出匹配后协变量标准差显著降低，两组的可比性大幅上升。表2列（2）展示了倾向值匹配后的平行趋势检验结果。在进行匹配后，事件分析法的回归结果符合平行趋势检验的预期。图3展示了倾向值匹配后的平均值变化趋势，表明在倾向值匹配后，观测值符合平行趋势要求。

图3 匹配后平行趋势

表2 样本平行趋势检验结果（匹配前、匹配后）

表3 协变量平衡性检验

（三）基准结果及分析

表4展示了PSM-DID的基准回归结果。表4（1）列表明，高铁开通会增进地方政府的土地财政行为：相对于没有开通高铁的观测值，开通高铁的城市土地财政占地方一般预算内财政收入的比重增加6.74%。相对（1）列中的回归系数，（2）列中滞后一期的回归系数较小，说明高铁开通的效果随时间消退。（3）（4）列在基准回归结果的基础上进行了三重差分检验。在两列展示的回归系数中，高铁开通与欠发达城市虚拟变量的交互项系数始终不显著，说明开通高铁对土地财政的影响在发达城市和欠发达城市间没有显著差异。证实了假设ii成立，即高铁开通总体上增加了地级市的土地财政行为，且在发达城市和欠发达城市之间差异不明显。

表4 PSM-DID基准回归结果

（四）内生性的解决策略

以上基准回归结果可能存在高铁开通城市的内生性问题。内生选择问题的产生可能是由于存在遗漏变量同时影响高铁开通和地级市的土地财政行为；或者地级市的土地财政情况一定程度上决定了该城市的高铁建设规划。为此，本文采用工具变量法解决内生性问题。鉴于建设第一条高铁的计划于2002年提出，本文选取2001年各地级市客运总量作为工具变量。选取客运总量作为高铁开通工具变量的理由是：从外生性角度考虑，地级市2001年的客运总量与2003～2017年的土地财政情况没有关系；从相关性角度考虑，城市是否开通高铁，部分取决于该城市是否有较高的交通运输需求，而历史年份的客运总量很可能反映这一城市特征。在实际回归中，将2001年各地级市客运总量与年份虚拟变量相乘作为工具变量，以此解决2001年的客运总量不随时间变化的问题。表5展示了工具变量与解释变量的相关性回归结果。结果表明，从2009年起工具变量与被解释变量HSRi，t交互项的系数始终为正且在1%水平上显著。这是因为我国第一条真正意义上的高铁——京津城际铁路于2008年正式开通。在全部样本时间区间内，工具变量与高铁开通变量相关性回归的联合F检验也在1%水平上显著。此外，以2001年客运总量作为工具变量的二阶段回归通过不可识别检验和弱工具变量检验，并在豪斯曼检验中占优。

表5 工具变量与解释变量相关性回归结果

表5 工具变量与解释变量相关性回归结果 续表

表6展示了工具变量的二阶段回归结果。值得注意的是，利用工具变量缓解了内生性问题后，假设i成立：列（3）（4）中三重差分回归系数显著为负，证明高铁开通对土地财政产生的效应在发达城市和欠发达城市之间存在明显区别：与发达城市相比，高铁开通对土地财政的增进作用在欠发达城市的影响较小［7］。这一结果具有合理性。如果假设人口和资源的总量不变，一部分城市的资本流入必然伴随另一部分城市的资本外逃。但是事实上学者的研究证明，高铁开通促进了企业创新，提升了全要素生产率［8］［9］［10］，释放了企业可以用于投资的资本。基于这一事实，资本总量预期增加。当高铁开通带来更高的资本流动性时，资本有可能受到地域吸引流向发达城市，也有可能受到发展意愿更强的欠发达城市优惠政策吸引，从而流入欠发达城市。因此，发达城市和欠发达城市将共同享受轨道交通设施建设的红利。然而，在吸引程度方面，欠发达城市确实存在劣势，高铁开通发挥的要素“引流”能力较弱。

表6 工具变量二阶段回归结果

（五）高铁开通对地级市土地财政影响的区位异质性

基础设施建设在空间上的极化作用一直是学者探讨的焦点之一。本文基于中国城市东部、中部、西部的划分对高铁开通的区位异质性进行探究。表7展示了代表东部、中部、西部的虚拟变量分别与高铁开通交互后的回归结果。回归结果表明，虽然总体上高铁开通会增进地方政府的土地财政行为，但是这一效果存在区位异质性。列（1）中展示的西部城市虚拟变量与高铁开通交互项的回归系数较大且显著为正。说明相对其他城市，西部城市的土地财政情况受高铁开通影响较大。这一结果可能与西部城市追求发展的迫切愿望相关：当出现招商引资的机会，西部城市将出更大的土地优惠，从而吸引企业进驻。然而，目前高铁开通情况存在显著的区位不均衡，东部城市开通高铁数量高于西部。因此，在高铁网络的向西布局时，需要警惕西部城市有可能出现的土地财政过度扩大情况。

表7 区位异质性回归结果

五、机制分析

（一）“招商引资”的路径分析

理论研究认为，高铁通过“引流”机制激励地级市进行招商引资竞争，并通过“土地引资”的方式吸引资本。在实际回归中，选取固定资产投资额作为“招商引资”的代表。表8展示了招商引资的中介效应检验的实证结果［11］。实证结果表明，招商引资在高铁开通影响土地财政行为的机制中发挥了重要的传导作用。具体表现在，列（1）中原解释变量对中介变量有正向的解释能力；列（2）中中介变量在1%的显著性水平上解释被解释变量；在列（3）中，尽管控制了中介变量，高铁开通变量对土地财政情况仍有正向的显著影响，证明“招商引资”为该机制下的不完全中介。Bootstrap检验结果表明，招商引资在全样本中的解释能力为7.91%；在欠发达城市子样本中为5.85%。全样本和欠发达城市子样本的系数差距也进一步佐证了假设i的合理性：在欠发达城市，高铁开通增加的“土地引资”行为显著低于发达城市。因此，欠发达城市的土地财政受到高铁开通的影响较小。

表8 “招商引资”的中介效应分析

（二）“房价”和“住宅用地价格”的路径分析

高铁开通除了促进资本流动外，也会增进人员流动的积极性并改变土地市场的供求关系。基于此，高铁开通对土地财政影响的一个可能解释是高铁开通带来更活跃的人员流动，城市中的住房需求增加，根据供需关系房价上涨。在土地“招拍挂”市场上，住宅用地的成交数量和成交价格也预计增加。因此，地方政府的土地财政收入将在财政中占据更重要的地位。为验证上述两条路径，本文结合CEIC数据库和《中国区域统计年鉴》中的信息，搜集了各年份地级市的平均商品房价格并整理了《中国国土资源统计年鉴》中的住宅用地出让价格数据（2）用于中介效应的检验。表9、表10分别展示了房价和住宅用地价格作为中介变量的回归结果。回归结果显示，虽然房价不是高铁开通对土地财政发生作用的中介变量，但是住宅用地价格能够较好地解释这一传导途径。这一现象的产生可能要归因于房价决定因素的复杂性，仅从高铁开通的角度无法对房价作出系统解释。Bootstrap检验结果表明，住宅用地价格在全样本和欠发达城市子样本中的解释能力分别为11.4%和6.32%。表10列（1）（4）的回归系数的差异同样证明了假设i中“高铁开通对欠发达城市土地财政影响较弱”这一叙述的合理性。

表9 “房价”的中介效应分析

表10 “住宅用地成交价格”的中介效应分析

六、稳健性检验

（一）安慰剂检验

为了检验上述实证结果在多大程度受到遗漏变量的影响，采取安慰剂检验的方式进行验证。我国第一条高铁在2008年开通，在样本的年限跨度（2003～2017）内，共有十年（2008～2017）存在高铁开通。这10年间每年新增开通高铁城市数依年份由前到后分别为8、11、26、14、12、16、25、35、15、8，依此进行安慰剂检验。如果原样本集没有受到遗漏变量的影响，在新的随机样本回归中，估计系数应显著为0，表明土地财政的改变确实是高铁开通引起的，而不受到其他遗漏变量影响，否则说明上述PSM-DID模型存在问题。图4展示了安慰剂检验的估计系数分布。图4表明，在随机选择的样本集中，估计系数呈现标准正态分布（均值为0.0014，标准差为0.97）。因此，原样本的回归结果通过安慰剂检验。

图4 安慰剂检验结果

（二）改变时间区间的稳健性检验

在2003～2017年的时间区间内，观测值的数量较大。但是鉴于我国第一条高铁于2008年开通，为了提高双重差分方法中的样本可比性，将时间区间限制在2003～2013年，即第一条高铁开通的前后五年。表11列（a）说明，改变时间区间的回归对结果的趋势并没有影响，并由此验证了基准回归结果的稳健性。

（三）去除省会的稳健性检验

作为省份的经济、文化中心，省会城市通常具有更强的吸引力。为了验证结果的稳健性，在这一部分去除样本中的所有省会城市，重复表6的回归，并与工具变量基准回归结果进行对比。表11列（b）展示了去除省会城市的回归结果。回归系数显示，去除省会城市之后，高铁开通对城市土地财政的影响程度降低。这证明了省会城市的中心地位。表12展示了基准回归结果的稳健性检验，结果符合预期。

表11 稳健性检验

表12 原始变量的稳健性检验

七、结论

本文搜集了2003～2017年中国地级市土地财政相关数据，实证考察了“高铁开通会如何影响地级市的土地财政行为”这一课题。本文的主要结论是：高铁开通总体上会增加地级市的土地财政行为，且这一效应存在明显的城市异质性，高铁开通在欠发达城市的增进作用较弱。同时，高铁开通对土地财政行为的影响存在区位异质性。实证结果表明，当完成高铁建设时，西部城市有更强的激励进行土地引资。因此高铁开通在西部会对土地财政产生更为明显的影响。此外，在承认高铁建设对宏观经济的拉动作用的同时，也应该注意高铁开通往往会导致商住用地的进一步开发，并推动房价增长。同时，高铁开通可能造成地方政府对土地财政的过分依赖，并招致土地金融风险，这一情形在西部可能更为明显。因此，在建设高铁网线的同时，也应当注重建设“高铁开通、土地财政、防范风险”的保护机制。

注释

（1）由土地出让收入即成交价款代表。

（2）由于年鉴中没有直接的住宅用地价格数据，采用全市住宅用地成交总额/全市住宅用地成交面积作为代理。