土地財(cái)政對(duì)城市化發(fā)展影響

土地財(cái)政對(duì)城市化發(fā)展影響1988年土地有償使用制度的正式確立和1994年分稅制改革后，土地出讓金和土地相關(guān)稅費(fèi)成為地方重要的收入;，成為地方發(fā)展和城市建設(shè)的“發(fā)動(dòng)機(jī)〞，很多地方甚至演變?yōu)椤巴恋亘暋W(xué)者們對(duì)土地財(cái)政如何促進(jìn)城市化和增長(zhǎng)進(jìn)行了充分的理論解析：土地財(cái)政在經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與城市化進(jìn)程中扮演了積極角色[1]，我們國(guó)家經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的主要載體是城市化，而城市化的發(fā)展需要土地，這就使得只能依靠土地財(cái)政收入來(lái)發(fā)展城市化。[2]地方不斷實(shí)施征地、開發(fā)、出讓，從中獲取土地財(cái)政收入，形成了土地財(cái)政與外延式城市擴(kuò)張的惡性循環(huán)。[3]土地財(cái)政提高了地方的積極性、增加地方財(cái)政收入和固定資產(chǎn)，對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有顯著正向影響作用。[4]學(xué)者們也指出了當(dāng)前發(fā)展模式的問題：地方在發(fā)展經(jīng)濟(jì)的過程中過度依賴土地財(cái)政[5]，當(dāng)前的事實(shí)是土地城市化快于城市化，土地利用粗放，助推房?jī)r(jià)非理性快速上漲并積累風(fēng)險(xiǎn)，“后土地財(cái)政時(shí)期〞城市化發(fā)展會(huì)陷入困境。[6]作為土地市場(chǎng)壟斷者和經(jīng)營(yíng)者，一方面采取壓低征地成本和公共品提供成本的方式，來(lái)降低城市化的支出；另一方面獲取個(gè)體參與城市化支付的和地租。的雙重標(biāo)準(zhǔn)行為在提高城市化水平的同時(shí)降低了城市化的質(zhì)量，也損害了農(nóng)民的利益。[7]從長(zhǎng)期、全局來(lái)看，依賴現(xiàn)行土地財(cái)政模式無(wú)法實(shí)現(xiàn)土地財(cái)政收入的可持續(xù)增長(zhǎng)[8]，只有改變財(cái)政體制，優(yōu)化籌資模式，轉(zhuǎn)變職能，才能提高城市化發(fā)展質(zhì)量，從而推動(dòng)經(jīng)濟(jì)持續(xù)增長(zhǎng)。[9]現(xiàn)有文獻(xiàn)大都對(duì)土地財(cái)政促進(jìn)地方經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)持肯定態(tài)度，在研究過程中遵循土地財(cái)政――城市化――經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)思路，只是將城市化作為一個(gè)過渡性工具變量納入研究，較少直接研究土地財(cái)政和城市化的關(guān)系?，F(xiàn)行發(fā)展模式降低了城市化的質(zhì)量[7]，城市化不僅僅僅是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的手段，也是發(fā)展的目標(biāo)。本文擬直接研究土地財(cái)政與城市化的關(guān)系，研究成果將有助于推動(dòng)城市化的健康發(fā)展。本文結(jié)構(gòu)安排如下，第二部分厘清土地財(cái)政的內(nèi)涵并分析土地財(cái)政產(chǎn)生的原因；第三部分剖析土地財(cái)政對(duì)城市化發(fā)展的作用機(jī)理和負(fù)面影響；第四部分基于協(xié)整理論驗(yàn)證時(shí)間序列上廣東省土地出讓金與城市化水平及城市建成區(qū)面積之間的關(guān)系；第五部分是研究結(jié)論與討論。二、土地財(cái)政的內(nèi)涵及產(chǎn)生原因華南理工大學(xué)學(xué)報(bào)〔社會(huì)科學(xué)版〕第3期李明月等：土地財(cái)政對(duì)城市化發(fā)展影響〔一〕土地財(cái)政的內(nèi)涵及構(gòu)成狹義的土地財(cái)政是指地方通過招標(biāo)、拍賣、掛牌等方式出讓土地獲得土地出讓金，以此作為財(cái)政收入的重要;的方式；廣義的土地財(cái)政是指除了土地出金收入之外，還包括地方預(yù)算內(nèi)與土地直接或間接相關(guān)的稅費(fèi)收入，前者是制度外收入，后者是制度內(nèi)收入。本研究理論分析中土地財(cái)政內(nèi)涵還涉及到以土地作為抵押資產(chǎn)、從獲得的收入。制度內(nèi)土地收入以土地稅費(fèi)為主，包括三大部分：一是與土地直接相關(guān)的，在土地流轉(zhuǎn)過程中征收的相關(guān)稅費(fèi)，主要包括土地增值稅、耕地占用稅、城鎮(zhèn)土地使用稅和契稅，1994年分稅制改革后這些稅種由地稅部門收取，稅費(fèi)歸屬于地方；二是與土地間接相關(guān)的稅收，主要是指土地征收及與房地產(chǎn)業(yè)、業(yè)有關(guān)稅收，包括房地產(chǎn)稅、房地產(chǎn)業(yè)和業(yè)的營(yíng)業(yè)稅、所得稅等。隨著城市化進(jìn)程不斷推進(jìn)，這些稅收收入已成為制度內(nèi)收入的重要;；三是與土地相關(guān)的收費(fèi)，指在辦理征地、劃撥、使用土地手續(xù)或辦理土地登記和變更登記時(shí)向用地者收取的各種費(fèi)用，包括耕地開墾費(fèi)、土地出讓業(yè)務(wù)費(fèi)、新增城鎮(zhèn)建設(shè)用地有償使用費(fèi)、征〔撥〕用地費(fèi)等。[10]制度外土地收入主要指“招拍掛〞土地出讓金收入。土地出讓金即土地使用權(quán)出讓價(jià)格，是指將土地使用權(quán)在若干年限內(nèi)讓與土地使用者，并向使用者一次性收取的土地出讓的全部?jī)r(jià)款。本質(zhì)上土地出讓金與稅費(fèi)性質(zhì)不同，土地價(jià)格是地租的資本化，等于今后若干年土地租金收入的貼現(xiàn)值。分稅制改革后，明確了土地出讓金歸屬地方，作為地方預(yù)算外財(cái)政收入。2007年以前，土地出讓金長(zhǎng)期以非稅收的形式，脫離于地方財(cái)政預(yù)算體制之外，形成了“管理體制外、收支預(yù)算外〞模式。[10]〔二〕土地財(cái)政產(chǎn)生原因1.壟斷性土地制度是土地財(cái)政形成的制度基礎(chǔ)土地財(cái)政是在當(dāng)下的土地制度框架下壟斷土地一級(jí)市場(chǎng)的結(jié)果，是主導(dǎo)型的土地資本化。[11]中國(guó)的土地所有制度是城鄉(xiāng)二元土地制度：一種是國(guó)家所有制，一種是農(nóng)民集體所有制。國(guó)家控制和支配二者的土地產(chǎn)權(quán)，區(qū)別僅在于，國(guó)家不對(duì)集體所有制控制后果承擔(dān)直接的財(cái)政責(zé)任。[8]土地集體所有制不是基于私有產(chǎn)權(quán)的合作契約，而是由國(guó)家控制、集體承受控制結(jié)果的一種制度安排。[12]地方擁有征地的決定權(quán)，是土地供應(yīng)一級(jí)市場(chǎng)的壟斷者，農(nóng)地只有經(jīng)征收轉(zhuǎn)變?yōu)閲?guó)有土地后才能進(jìn)入城市土地一級(jí)市場(chǎng)。在農(nóng)地非農(nóng)流轉(zhuǎn)過程中，征地成本較低，出讓價(jià)格較高，從中獲取高額利潤(rùn)?，F(xiàn)有征地制度及土地出讓制度賦予地方壟斷城市土地一級(jí)市場(chǎng)的權(quán)利，這是土地財(cái)政形成的制度基礎(chǔ)。2.分稅制財(cái)政體制改革是土地財(cái)政形成的直接原因1994年全國(guó)實(shí)行分稅制改革，改革的本來(lái)目標(biāo)是財(cái)權(quán)上收以擴(kuò)大轉(zhuǎn)移支付和大型公共支出，事權(quán)下放地方以促進(jìn)經(jīng)濟(jì)建設(shè)和建設(shè)。為達(dá)到財(cái)權(quán)上收目的，把數(shù)額大、易征管的收入均劃入收入，財(cái)政收入占全國(guó)財(cái)政總收入比重由1993年的2200%增長(zhǎng)到2010年達(dá)5100%。[9]顯著提高的財(cái)政收入極大加強(qiáng)了的宏觀調(diào)控能力和對(duì)地方的財(cái)政分配能力。但與此同時(shí)，地方的財(cái)政收入比重明顯下降，不堪事權(quán)下放后日益增加的地方公共支出。為減少改革阻力、彌補(bǔ)地方財(cái)政缺口，把土地出讓收入劃歸地方作為補(bǔ)償。在稅收等預(yù)算內(nèi)收入不足的情況下，通過大量預(yù)算外收入〔各類收費(fèi)及土地出讓金等〕擴(kuò)張地方財(cái)政收入就成為地方的理性選擇甚至是唯一選擇，土地收入占地方財(cái)政總收入比例快速增長(zhǎng)，從1991年占比僅為580%提高到2010年的4680%。[13]?政規(guī)模的快速擴(kuò)張與土地為核心的城市化緊密聯(lián)系[9]，分稅制改革后，土地財(cái)稅收益化解了地方財(cái)政資金不足的困境。[13]3.導(dǎo)向的政績(jī)考核體系是土地財(cái)政形成的間接原因在過去很長(zhǎng)一段時(shí)間，我們國(guó)家是比較典型的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)型績(jī)效管理。國(guó)家致力于經(jīng)濟(jì)發(fā)展，建立了以經(jīng)濟(jì)指標(biāo)為主的績(jī)效考核體系，以和地方財(cái)政收入作為主要指標(biāo)。在這樣的政績(jī)考核體制的激勵(lì)下，地方表現(xiàn)出較強(qiáng)的“經(jīng)濟(jì)人〞行為特征，通過不斷提高和財(cái)政收入彰顯業(yè)績(jī)。地方作為城市土地經(jīng)營(yíng)者和理性經(jīng)濟(jì)人，在經(jīng)濟(jì)利益的驅(qū)動(dòng)下，通過出讓土地獲得土地出讓收入成為推動(dòng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展、改善城市面貌最簡(jiǎn)單而又直接有效的手段。城市化水平也成為一個(gè)單純的指標(biāo)，為城市規(guī)模的過度擴(kuò)張?zhí)峁┲Α?.城市化進(jìn)程加速了“土地財(cái)政〞模式形成20世紀(jì)90年代以來(lái)，中國(guó)城市化加速發(fā)展，城市化水平從1992年的27.46%提高到2010年的近50.00%。[14]各類要素從向城市聚集，為實(shí)現(xiàn)要素在空間上的良性再配置，不得不出讓土地以滿足城市空間規(guī)模擴(kuò)張的需要，進(jìn)一步促進(jìn)實(shí)物資本和人力資本在城市區(qū)域的快速積累。隨著城市的擴(kuò)張，大量城市基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)資金也通過獲取土地出讓金得到滿足。而隨著城市化進(jìn)程的不斷推進(jìn)，進(jìn)一步推動(dòng)土地價(jià)格上漲，從土地供應(yīng)中獲得了更高層次的租金收入，成就了地方“土地財(cái)政〞模式，也相對(duì)固化了“土地財(cái)政〞模式。三、土地財(cái)政對(duì)城市化發(fā)展影響的理論分析〔一〕土地財(cái)政推動(dòng)城市化進(jìn)程的作用機(jī)理工業(yè)化起步階段，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)是首要目標(biāo)。地方通過提供各種稅收優(yōu)惠政策和相關(guān)配套基礎(chǔ)設(shè)施，低價(jià)出讓工業(yè)土地的方式來(lái)吸引，推動(dòng)產(chǎn)業(yè)發(fā)展，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。在資本稀缺、實(shí)物資本價(jià)格高昂的初始要素限制下，通過無(wú)償劃撥、協(xié)議定價(jià)等方式將土地低價(jià)甚至是無(wú)價(jià)作為前期工業(yè)投入，保證工業(yè)邊際產(chǎn)出的提高和利潤(rùn)的實(shí)現(xiàn)，促進(jìn)地區(qū)工業(yè)迅速發(fā)展。地方的財(cái)政收入也因工業(yè)稅收〔營(yíng)業(yè)稅和增值稅等〕的增加而快速增長(zhǎng)，極大調(diào)動(dòng)了地方循此模式發(fā)展經(jīng)濟(jì)的積極性。城市化發(fā)展階段，地方依靠高額的土地出讓收入和稅收獲取收益，促進(jìn)土地資本的形成，為經(jīng)濟(jì)發(fā)展和城市建設(shè)提供資金;。主導(dǎo)下的土地財(cái)政擴(kuò)張，以土地為載體的城市化方式，使得有動(dòng)力、有途徑來(lái)增加與土地城市化直接關(guān)聯(lián)的資本密集型的公共資本投資。[9]城市基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)和公共設(shè)施建設(shè)不斷完善，為城市化發(fā)展提供物質(zhì)基礎(chǔ)和保障。為推動(dòng)城市化發(fā)展，進(jìn)行城市基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，地方投入的巨額資金中，土地財(cái)政支出占總建設(shè)資金的30%以上，且呈逐年遞增趨勢(shì)，預(yù)算內(nèi)支出僅占3%左右。[15]其次，地方依靠對(duì)農(nóng)地征用的行政壟斷權(quán)，通過較低的征地成本獲取土地，實(shí)現(xiàn)農(nóng)地轉(zhuǎn)為城市建設(shè)用地，滿足城市化快速發(fā)展的用地需求，促進(jìn)城市的擴(kuò)張。除此之外，隨著土地財(cái)政帶動(dòng)房地產(chǎn)業(yè)和建筑業(yè)的快速發(fā)展，土地和房地產(chǎn)價(jià)格不斷上漲，土地資源價(jià)值充分顯現(xiàn)，土地被等機(jī)構(gòu)視為優(yōu)質(zhì)抵押擔(dān)保品。以各種方式儲(chǔ)備大量土地的同時(shí)，通過現(xiàn)有的銀行體系進(jìn)行抵押貸款，將土地未來(lái)收益和增值變現(xiàn)成為貨幣資本，城市的發(fā)展和經(jīng)濟(jì)的起飛獲得金融支持，解決經(jīng)濟(jì)發(fā)展過程中出現(xiàn)的投資協(xié)調(diào)和資金流動(dòng)性問題，加速了城市化發(fā)展?！捕惩恋刎?cái)政推動(dòng)城市化產(chǎn)生的負(fù)面影響主導(dǎo)下的土地財(cái)政快速擴(kuò)張必然伴隨著土地價(jià)格快速上漲，并進(jìn)而引發(fā)生產(chǎn)要素和房地產(chǎn)價(jià)格上揚(yáng)，阻止勞動(dòng)力從鄉(xiāng)村向城市、從內(nèi)地向沿海流動(dòng)，阻礙城市化，第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展受到一定消極影響。通過低廉的拿地成本與持續(xù)上升的地價(jià)之間的差額獲得高額利潤(rùn)，擴(kuò)大“利差〞的沖動(dòng)進(jìn)一步加速房?jī)r(jià)上漲。房地產(chǎn)市場(chǎng)的高額回報(bào)吸引了各種投資和投機(jī)資本進(jìn)入，影響??體經(jīng)濟(jì)發(fā)展，阻礙產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)變和轉(zhuǎn)型升級(jí)。城市對(duì)于人口、產(chǎn)業(yè)的擠出效應(yīng)使城市存在向“產(chǎn)業(yè)空心化〞發(fā)展的趨勢(shì)。其次，地方以土地儲(chǔ)備中心、性和開發(fā)為載體，與銀行等金融機(jī)構(gòu)合作，將土地抵押融資，獲取融通資金進(jìn)行城市建設(shè)。地方的還款能力取決于地方財(cái)政收入狀況，尤其是土地出讓金收入。當(dāng)遇到經(jīng)濟(jì)或國(guó)家出臺(tái)嚴(yán)厲的房地產(chǎn)調(diào)控政策、土地市場(chǎng)低迷時(shí)，地方將面臨沉重的壓力。[11]在土地融資時(shí)，有相當(dāng)一部分城市建設(shè)資金是以信用為擔(dān)保取得的，貸款額度往往會(huì)超出地方財(cái)政收入水平，開放性的金融貸款在支持地方經(jīng)濟(jì)發(fā)展的同時(shí)，也積聚著較大的金融風(fēng)險(xiǎn)。除此之外，我們國(guó)家國(guó)土資源有限，城市用地規(guī)模的快速擴(kuò)張和城市空間的無(wú)序蔓延，導(dǎo)致被征土地農(nóng)民利益受損，人地矛盾突出。這種以土地過度消耗和農(nóng)民福利損失為代價(jià)、過度依賴土地出讓收入拉動(dòng)地方經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的土地財(cái)政模式，造成嚴(yán)重的土地收益分配不公平現(xiàn)象，加劇社會(huì)矛盾，難以形成城市化的可持續(xù)發(fā)展動(dòng)力。綜上所述，土地財(cái)政快速擴(kuò)張加速城市化發(fā)展進(jìn)程，但超前土地城市化不能帶來(lái)城市人口密度增加的集聚效果，不能降低工業(yè)成本、促進(jìn)服務(wù)業(yè)的發(fā)展和新產(chǎn)業(yè)的形成。[9]如果不轉(zhuǎn)變的收支結(jié)構(gòu)和籌資模式，城市化的長(zhǎng)遠(yuǎn)發(fā)展將面臨嚴(yán)峻挑戰(zhàn)。四、基于協(xié)整理論的土地出讓金與城市化發(fā)展關(guān)系的實(shí)證分析〔一〕研究方法與數(shù)據(jù)說明協(xié)整理論是研究變量之間的協(xié)整關(guān)系，對(duì)中的定量分析具有重要意義。協(xié)整分析、誤差修正模型與格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)等方法，為研究非平穩(wěn)變量之間的均衡關(guān)系與相互影響提供了可靠的理論依據(jù)與計(jì)量工具。[16]協(xié)整是指兩個(gè)或多個(gè)非平穩(wěn)的單整變量，某個(gè)線性組合后構(gòu)成一個(gè)新的平穩(wěn)序列。如果它們之間是協(xié)整的，則存在長(zhǎng)期穩(wěn)定關(guān)系。[17]協(xié)整分析包括單位根檢驗(yàn)和協(xié)整檢驗(yàn)，前者檢驗(yàn)樣本序列的單整階數(shù)和平穩(wěn)性，后者檢驗(yàn)各序列間的長(zhǎng)期均衡關(guān)系。誤差修正模型〔ECM〕是一種具有特定形式的計(jì)量模型。當(dāng)變量之間存在協(xié)整關(guān)系時(shí)，可以通過誤差修正模型來(lái)分析變量之間的動(dòng)態(tài)非均衡關(guān)系，即分析被解釋變量的短期波動(dòng)變化。格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)用于分析經(jīng)濟(jì)變量之間的因果關(guān)系及其影響的方向，其檢驗(yàn)的基本思想是：如果X的變化引起了Y的變化，則X的變化應(yīng)當(dāng)發(fā)生在Y的變化之前。[18]〔中國(guó)國(guó)土資源年鑒〕表明，歷年土地出讓金收入在土地財(cái)政收入〔土地出讓金和相關(guān)稅費(fèi)收入之和〕中占比較高，2010年更是高達(dá)97.90%。本文以廣東省為例，以土地出讓金表征土地財(cái)政收入，以城市建成區(qū)面積、人口城市化率表征城市化發(fā)展水平，不失代表性。通過協(xié)整分析、建立誤差修正模型及格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)等計(jì)量方法，分析二者之間是否存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系、短期波動(dòng)向長(zhǎng)期均衡趨近的調(diào)整幅度及“雙向〞因果關(guān)系。文中所有的計(jì)量分析，均使用了Eviews7.2計(jì)量。因〔中國(guó)城市年鑒2015〕暫未公布，最新數(shù)據(jù)截至2013年。選取1998―2013年廣東省土地出讓金〔TC〕、城市建成區(qū)面積〔JS〕、人口城市化率〔UR〕數(shù)據(jù)，如表1所示。表鑒〕〕〔1993―2013〕，人口城市化率為非農(nóng)人口占總?cè)丝诘谋戎?，通過〔廣東年鑒〕〔1993―2013〕人口數(shù)據(jù)整理而得?！捕硢挝桓鶛z驗(yàn)本文對(duì)變量進(jìn)行自然對(duì)數(shù)變換。對(duì)數(shù)據(jù)取自然對(duì)數(shù)后能夠消除時(shí)間序列中存在的方差，使其趨勢(shì)線性化，并且不改變?cè)瓉?lái)的協(xié)調(diào)關(guān)系。分別以LNTC、LNJS、LNUR表示自然對(duì)數(shù)的土地出讓金、城市建成區(qū)面積、人口城市化率，如表2所示。表2變量符號(hào)與名稱變量符號(hào)變量名稱LNTC土地出讓金取對(duì)數(shù)LNJS建成區(qū)土地面積取對(duì)數(shù)LNUR人口城市化率取對(duì)數(shù)現(xiàn)實(shí)經(jīng)濟(jì)中，有些時(shí)間序列數(shù)據(jù)可能是非平穩(wěn)的序列，若直接進(jìn)行回歸分析可能導(dǎo)致偽回歸現(xiàn)象。在使用數(shù)據(jù)進(jìn)行估計(jì)之前，先進(jìn)行數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性檢驗(yàn)。從圖1可以直觀看出LNJS和LNTC、LNUR和LNTC二者變動(dòng)方向基本一致，均具有相同的增長(zhǎng)趨勢(shì)。圖2是變量一階差分的時(shí)序圖，經(jīng)過一階差分，變量△LNJS、△LNTC、△LNUR的時(shí)間序列變得更為平穩(wěn)。圖1LNJS、LNTC、LNUR時(shí)序圖圖2△LNJS、△LNTC、△LNUR時(shí)序圖利用ADF檢驗(yàn)LNJS、LNUR、LNTC及其一階差分序列是否包含單位根，檢驗(yàn)結(jié)果如表3所示。表3變量單位根檢驗(yàn)結(jié)果變量ADF值檢驗(yàn)類型〔C，T，N〕5%臨界值是否平穩(wěn)LNJS-14942〔C，T，0〕-37597否△LNJS-20065*〔0，0，0〕-19684是LNUR-14337〔0，0，0〕-19663否△LNUR-43157*〔C，T，1〕-39334是LNTC17170〔0，0，1〕-19684否△LNTC-32350*〔0，0，1〕-19710是注：*表示在5%的顯著性水平下顯著，C表示截距項(xiàng)，T表示趨勢(shì)項(xiàng)，N表示滯后項(xiàng)數(shù)。變量LNJS、LNTC、LNUR原始序列ADF值大于5%臨界值，因此LNJS、LNTC、LNUR序列不平穩(wěn)。對(duì)三個(gè)變量進(jìn)行一階差分得到△LNJS、△LNUR和△LNTC序列。由表3可知，在單位根檢驗(yàn)中序列LNJS、LNUR和LNTC的一階差分序列△LNJS、△LNUR和△LNTC的ADF統(tǒng)計(jì)量均小于5%顯著水平下的臨界值，即拒絕原假設(shè)，認(rèn)為序列△LNJS、△LNUR和△LNTC是平穩(wěn)的，可對(duì)其進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)?！踩硡f(xié)整檢驗(yàn)1.LNJS與LNTC協(xié)整檢驗(yàn)單位根檢驗(yàn)表明，序列LNJS和LNTC是一階單整的，他們之間應(yīng)該存在一個(gè)平穩(wěn)的線性組合。本文采用“Engle-Granger兩步法〞檢驗(yàn)其協(xié)整關(guān)系，即先建立協(xié)整方程，再對(duì)協(xié)整方程的殘差項(xiàng)進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)?！?〕建立回?w方程：LNJS=a0+a1*LNTC+ε以LNJS為因變量，以LNTC為自變量，采用OLS方法進(jìn)行估計(jì)，結(jié)果如表4所示。表4回歸分析結(jié)果1變量系數(shù)T統(tǒng)計(jì)值概率擬合優(yōu)度F統(tǒng)計(jì)量C432101046170000008370716710〔0000〕LNTC023078465900000根據(jù)上述結(jié)果，得到如下估計(jì)方程：LNJS=43210+02307LNTC+ε〔1〕R2=08366，DW=19060回歸方程可能存在序列自相關(guān)，本文采用LM方法，檢驗(yàn)回歸方程〔1〕是否存在殘差序列自相關(guān)〔表5〕。表5殘差自相關(guān)的LM檢驗(yàn)結(jié)果1變量統(tǒng)計(jì)值概率F-statistic1512202596Obs*R-squared3220801998Obs*R-squared=32208，對(duì)應(yīng)的P值大于005，可以認(rèn)為方程〔1〕估計(jì)所得到的殘差序列不存在自相關(guān)。由表4可見，R2為8366%，回歸方程〔1〕擬合效果較好；F值為716710，其顯著性概率值小于005，拒絕回歸系數(shù)為0的原假設(shè)，在5%的顯著性水平下，土地出讓金對(duì)城市建成區(qū)面積的影響系數(shù)通過顯著性檢驗(yàn)，且為正向影響。土地出讓金的增加會(huì)促進(jìn)城市建成區(qū)面積的擴(kuò)張?！?〕對(duì)殘差進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。若方程的殘差平穩(wěn)，則稱方程中變量之間是協(xié)整的。殘差的ADF檢驗(yàn)結(jié)果如表6所示。表6殘差平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果1變量ADF值5%臨界值ε-56092-19663由表6可見，-56092明顯小于5%顯著水平所對(duì)應(yīng)臨界值，殘差項(xiàng)平穩(wěn)，變量LNJS和LNTC之間存在協(xié)整關(guān)系。從回歸方程〔1〕可得，LNTC的回歸系數(shù)為02307，從長(zhǎng)期看，土地出讓金每增加一個(gè)單位，建成區(qū)土地面積會(huì)增加02307個(gè)單位。2LNUR與LNTC協(xié)整檢驗(yàn)同樣采用“Engle-Granger兩步法〞，檢驗(yàn)LNUR與LNTC變量的協(xié)整關(guān)系?！?〕建立回歸方程：LNUR=a0+a1LNTC+ε以LNUR為因變量，以LNTC為自變量，采用OLS方法進(jìn)行估計(jì)，結(jié)果如表7所示。表7回歸分析結(jié)果2變量系數(shù)T統(tǒng)計(jì)值概率擬合優(yōu)度F統(tǒng)計(jì)量C-23025-1027760000007265371790〔0000〕LNTC0090160974900000根據(jù)上述結(jié)果，得到如下估計(jì)方程：LNUR=-23025+00901LNTC+ε〔2〕R2=07265，DW=11753采用LM方法，檢驗(yàn)回歸方程〔2〕是否存在序列自相關(guān)〔表8〕。表8殘差自相關(guān)檢驗(yàn)結(jié)果2變量統(tǒng)計(jì)值概率F-statistic1402002837Obs*R-squared3030502198Obs*R-squared=30305，對(duì)應(yīng)的P值大于005，因此，可以認(rèn)為方程〔2〕估計(jì)所得到的殘差序列不存在自相關(guān)。由表7可見，R2為7265%，回歸方程〔2〕擬合效果較好；F值為371790，其顯著性概率值小于005，拒絕總體回歸系數(shù)為0的原假設(shè)。在5%的顯著性水平下，土地出讓金對(duì)人口城市化率的影響系數(shù)通過顯著性檢驗(yàn)，且為正向影響，說明土地出讓金的增加會(huì)促進(jìn)人口城市化率的增加?！?〕對(duì)殘差進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。若方程的殘差平穩(wěn)，則稱方程中變量之間是協(xié)整的。殘差的ADF檢驗(yàn)結(jié)果如表9所示。表9殘差平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果2變量ADF值5%臨界值ε-24576-19684由表9可見，-24576明顯小于5%顯著水平所對(duì)應(yīng)的臨界值，殘差項(xiàng)平穩(wěn)，變量之間存在協(xié)整關(guān)系。從回歸方程〔2〕可以看出，LNTC的回?w系數(shù)為00901，表明從長(zhǎng)期上看，土地出讓金每增加一個(gè)單位，人口城市化率會(huì)增加00901個(gè)單位?！踩痴`差修正模型盡管兩個(gè)經(jīng)濟(jì)變量之間存在著長(zhǎng)期均衡關(guān)系，但短期內(nèi)這種穩(wěn)定關(guān)系也有可能會(huì)失衡。借助誤差修正模型，一個(gè)時(shí)期的失衡可以在下一個(gè)時(shí)期得到修正，真實(shí)刻畫變量之間的短期波動(dòng)及調(diào)整機(jī)制。1.LNJS與LNTC誤差修正模型上面的分析表明LNJS和LNTC之前存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系，為研究?jī)烧咧g的短期關(guān)系，建立誤差修正模型，利用Eviews72進(jìn)行模型估計(jì)，整理得到回歸方程如下：ΔLNJSt=00702+00489ΔLNTCt-04377ecmt-1〔3〕在誤差修正模型〔3〕中，建成區(qū)土地面積短期變動(dòng)分為兩項(xiàng)：一部分是土地出讓金的短期波動(dòng)的影響，影響系數(shù)是00489，對(duì)應(yīng)的t統(tǒng)計(jì)值是20389，在10%的置信水平下顯著，說明土地出讓金對(duì)建成區(qū)土地面積的短期影響顯著；另一部分是偏離長(zhǎng)期均衡的影響，誤差修正項(xiàng)的系數(shù)為-04377，符合反向修正機(jī)制，誤差修正項(xiàng)的回歸系數(shù)的t統(tǒng)計(jì)量是-33571，在10%的置信水平下顯著，反映了建成區(qū)土地面積長(zhǎng)期均衡關(guān)系的調(diào)整力度，其絕對(duì)值越大，則在非均衡狀態(tài)調(diào)整到均衡狀態(tài)的速度就越快。圖3給出的是△LNJS的實(shí)際值、擬合值與殘差序列，可以看出模型構(gòu)建效果良好。圖3△LNJS的模型擬合結(jié)果圖2LNUR與LNTC誤差修正模型建立LNUR和LNTC的誤差修正模型，因此可以得到回歸方程如下：ΔLNURt=00167+00343ΔLNTCt-04243ecmt-1〔4〕在誤差修正模型〔4〕中，人口城市化率短期變動(dòng)分為兩項(xiàng)：一部分是土地出讓金的短期波動(dòng)的影響，影響系數(shù)是00343，但是對(duì)應(yīng)的t統(tǒng)計(jì)值為15292，在10%的置信水平下不顯著，說明土地出讓金對(duì)人口城市化率的短期影響不顯著；另一部分是偏離長(zhǎng)期均衡的影響，誤差修正項(xiàng)的系數(shù)為-04243，符合反向修正機(jī)制，誤差修正項(xiàng)的回歸系數(shù)t統(tǒng)計(jì)量是-18417，在10%的置信水平下顯著，反映了人口城市化率長(zhǎng)期均衡關(guān)系的調(diào)整力度，其絕對(duì)值越大，則在非均衡狀態(tài)調(diào)整到均衡狀態(tài)的速度就越快。圖4是△LNUR的實(shí)際值、擬合值與殘差序列，可以看出模型構(gòu)建效果良好。圖4△LNUR的模型擬合結(jié)果圖〔四〕格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果證明了城市建成區(qū)面積、人口城市化率與土地出讓金之間均存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。但這種長(zhǎng)期均衡關(guān)系究竟是誰(shuí)引起的結(jié)果，變量之間是否構(gòu)成因果關(guān)系，還需要進(jìn)一步對(duì)LNJS與LNTC、LNUR與LNTC進(jìn)行格蘭杰因果檢驗(yàn)。關(guān)于滯后階數(shù)的選擇問題，根據(jù)VAR建立方程中的AIC、SC最小準(zhǔn)則確定。經(jīng)過計(jì)算，發(fā)現(xiàn)當(dāng)滯后階數(shù)為2時(shí)，AIC，SC最小，因此選擇滯后階數(shù)為2，檢驗(yàn)結(jié)果如表10所示。結(jié)果表明：在5%的顯著性水平下，檢驗(yàn)結(jié)果接受LNTC不是LNJS格蘭杰原因的原假設(shè)，拒絕LNJS不是LNTC格蘭杰原因的原假設(shè)。也就說明，從長(zhǎng)期來(lái)看，LNJS的變化，會(huì)引起LNTC的變化，兩者存在單向的因果關(guān)系；在5%的顯著性水平下，檢驗(yàn)結(jié)果拒絕LNTC是LNUR格蘭杰原因的原假設(shè)，接受LNUR不是LNTC格蘭杰原因的原假設(shè)。也就說明，從長(zhǎng)期來(lái)看，LNTC的變化，會(huì)引起LNUR的變化，兩者存在單向的因果關(guān)系。表10格蘭杰檢驗(yàn)結(jié)果原始假設(shè)F統(tǒng)計(jì)值概率對(duì)原假設(shè)的判斷LNTC不是LNJS的格蘭杰原因1268303272接受原假設(shè)LNJS不是LNTC的格蘭杰原因9425100062在5%的水平上拒絕原假設(shè)LNTC不是LNUR的格蘭杰原因23385700010在5%的水平上拒絕原假設(shè)LNUR不是LNTC的格蘭杰原因0514106874接受原假設(shè)五、主要結(jié)論與政策建議〔一〕主要結(jié)論本文通過計(jì)量分析，得到以下結(jié)論：〔1〕協(xié)整分析結(jié)果顯示，廣東省土地出讓金與城市建成區(qū)土地面積、人口城市化率之間均存在協(xié)整關(guān)系，即長(zhǎng)期動(dòng)態(tài)均衡關(guān)系。土地出讓金每增加1%，建成區(qū)土地面積會(huì)增加023%，人口城市化率會(huì)增加009%，即土地出讓金對(duì)對(duì)建成區(qū)土地面積的長(zhǎng)期彈性為023，人口城市化率的長(zhǎng)期彈性為009。從短期誤差修正模型來(lái)看，土地出讓金對(duì)建成區(qū)土地面積和人口城市化率的短期彈性分別為00489、00343，土地出讓金與建成區(qū)土地面積和人口城市化率之間具有動(dòng)態(tài)調(diào)整機(jī)制?！?〕誤差修正系數(shù)〔-04377、-04243〕均為負(fù)，調(diào)整方向符合誤差修正機(jī)制，反映了城市建成區(qū)面積和人口城市化率偏離長(zhǎng)期均衡關(guān)系的調(diào)整力度。從誤差修正模型的實(shí)際值、擬合值與殘差序列，可以看出兩個(gè)模型的擬合效果都比較理想?！?〕回歸分析結(jié)果表明，土地出讓金對(duì)城市建成區(qū)土地面積、人口城市化率的影響系數(shù)均通過顯著性檢驗(yàn)，且都為正向影響，土地出讓金的增加促進(jìn)建成區(qū)土地面積的