土地财政对实体经济影响的实证分析
◆庄婷婷
摘要： 选取了我国31个省份2003年到2011年的经济数据，对土地财政究竟是促进还是抑制经济增长做出实证分析。研究结论表明，土地财政通过抑制工业、制造业等实体经济领域导致的对经济增长的抑制作用，远远超过它带动房地产业发展所导致的对经济增长的贡献。
关键词： 土地财政；实证分析；经济增长
一、模型设计与变量选择
实体经济发展疲软与地方政府土地财政依赖不断严重是困扰我国目前经济发展的两个问题。为了探讨两者的关系，本文采用实证分析的方法，建立回归模型的方法进行定量研究。在土地财政依赖度日趋加深与实体经济发展持续放缓的背景条件下，分析2者的关系，以及2者在多大程度上相关联，土地财政依赖加深是否影响了实体经济的发展，对“土地财政”——“实体经济疲软”的影响机制进行详细的说明。
(一)提出假设
为了能够了解土地财政对经济增长是促进还是抑制，本文主要围绕以下三个方面做出假设：
1.针对土地财政对经济增长率的影响提出假设一：本文假设土地财政和经济增长率是负相关关系
一是积极争取财政对新型职业农民培育的扶持力度。二是促进新型职业农民的政策发展和制度设计。加大政策性农业保险的覆盖范围和补贴力度，将现有扶持家庭农场、专业生产的各项政策落实到新型职业农民头上。三是加强与信贷部门沟通，争取在创业资金上有所突破，从简化贷款手续，减免或降低贷款利息等方面着手，帮助新型职业农民规避自然风险和市场风险。
2.针对土地财政对工业增长率的影响提出假设二：本文假设土地财政和工业增长率是负相关关系
3.针对土地财政对房地产业增长率的影响提出假设三：本文假设土地财政和房地产业增长率是正相关关系
(二)变量选择
数据选择上，选取我国31个省份，2003年到2011年的经济数据作为回归分析的基础。具体的变量选择如下：
因变量方面，选取GDP作为经济水平的衡量指标，选取第二产业中的工业产值作为实体经济的衡量指标，选取当年房地产投资完成额作为房地产业（实体经济的房地产业）的衡量指标，选取第三产业中的房地产业（虚拟经济的房地产业）作为房地产服务业的衡量指标。
陆游的地域书写，比其他作家受时空转换的影响更明显。钱钟书云：“至放翁诗中，居梁益则忆山阴，归山阴又恋梁益，此乃当前不御，过后方思，迁地为良，安居不乐；人之常情，与议论矛盾殊科。”在时间的流逝与空间的转变中，陆游关于梁益的地域书写在内容和情绪等方面都发生了不小的变化，而有些变化因记忆模糊或创作心态改变甚至会前后矛盾，虽非“议论矛盾”，却是许多细节或情绪上的矛盾。
本文通过建立一类碰撞振动系统的运动微分方程，推导出系统周期运动存在条件，进而利用poincaré映射的方法分析Jacobi矩阵的特征值，进一步研究了n-1周期运动的稳定性与分岔。最后研究了碰撞振动系统随着激振频率增加，引起的“擦边”分岔及稳定运动，进一步分析了当分岔参数变化时碰撞振动系统运动的稳定性及分岔过程。
该运营模式的缺点是：行车组织本身难度加大，尤其是对列车的交汇、时分控制等方面的要求相对严格，对司机驾驶技术水平和熟练程度要求相对要高。
自变量方面，最重要的是选择土地出让金在当年财政收入中所占的比重作为土地财政规模的衡量代表，作为其中一个自变量。同时，除了土地财政外，还选择了固定资产投资、人口以及地方政府在科学教育方面的财政支出作为自变量。
首先，土地财政和经济增长率之间存在负向相关关系。我们可以看出的系数为-0.001，是一个负值，土地财政每一个百分点的增加，都会对GDP的增长率产生负面的影响。不仅是当期的土地财政，滞后一期的土地财政也会对当期的GDP增长率产生负面影响，在回归结果中的回归系数为，也是一个负值，使得假设一得到了验证。然而PERij和PERij（-1）的系数虽然为负值，但两者的绝对值都较小，同时两个系数都只在10%的水平显著，考虑到GDP产值中不仅仅包括了实体经济，还包括了虚拟经济，实体经济中不仅仅包括工业产值还包括房地产业产值，因此回归后的系数绝对值较小，且是在10%的水平显著。
为了方便完成相应模型的构建，我们给每个变量都用英文字符来进行代替。具体含义如下所示：GDPij代表i省j年的GDP；PERij代表i省j年的土地出让金占财政收入的比重；INDij代表i省j年的工业产值；ESTij代表i省j年的房地产投资完成额；SERij代表i省j年的第三产业的房地产业产值；FXAij代表i省j年总的固定资产投资额；POPij代表i省j年年末户籍人口数；εij为随机扰动项。
(三)模型设定
为了验证上文所提及的三个假设，在下文的实证分析中，拟建立三个面板回归模型，第一个模型探讨土地财政对于经济总体增长率的影响，第二个模型探讨土地财政对实体经济中的工业部分增长率的影响，第三个模型则探讨土地财政对房地产业增长率的影响。三个回归模型的分别构建能够由表及里，由大到小更好的理解土地财政对实体经济的影响机制。
数据来源方面，各省市地方政府土地出让金数据是根据2004-2012年《中国国土资源年鉴》中整理获得的，其余数据如各省市GDP、工业产值、房地产投资完成额、第三产业中的房地产业、人口、固定资产投资、财政收入、科技教育方面的财政支出都取自于各省市2004-2012年的统计年鉴以及2005-2012第三产业统计年鉴。
如上文所述，为了验证我们在上文中所提出的假设一、二、三构建了模型（1）（2）（3）。并采用我国2003-2011年31个省份（除港澳台以外的省份）的数据进行回归，回归结果如表1所示。
二、模型检验
(一)模型协整检验
我们对模型进行协整检验，来分析变量之间是否存在长期的协整关系。在这一部分的检验中，我们采用Johansen Fisher检验方法来进行面板协整性检验。在检验中，我们以“不存在协整关系”作为原假设。检验结果表明，针对GDP和PER，IND和PER，EST和PER，SER和PER这四组变量，不论是trace test还是max-eigen test结果，其p值均小于0.05，拒绝了原假设，说明在模型中至少有一个协整关系存在，因为我们的模型是稳健的。
(二)格兰杰因果关系检验
根据Hoffmann（2005）的面板数据格兰杰因果关系检验的方法，在下文以PER表示土地财政，以IND代表工业产值，对两者关系进行检验。分析后我们可以得出，针对原假设“土地财政不是工业产值的格兰杰因”和“工业产值不是土地财政的格兰杰因”，其F统计量2.14243和1.98183，均可以拒绝原假设。我们可以看出土地财政和工业产值之间存在着相互反馈的关系。可以得知，一方面实体经济增长率的下跌，会导致他对于地方政府财政收入贡献减少，地方政府在开支增幅不变或者增加的情况下，势必会更为依赖土地财政以维持财政收支的平衡；另一方面，地方政府对土地财政依赖加重，政府职能扭曲，房地产业繁荣发展，经济结构失衡，实体经济遭到边缘与空心化，增长率连年放缓。
(三)面板固定效应模型和随机效应模型
面板模型中，无论是双向误差构成模型还是单向误差构成模型均由固定效应模型与随机效应模型的划分。当面板数据包括了总体的全部横截面个体时，固定效应模型是一个较为合适的模型，然而当横截面个体时从总体中抽样而来时，则一般随机效应模型更为适用。一般采用Hausman检验方法来检测采用哪种效应模型。Hausman检验法假设模型满足随机效应模型，回归后三个模型的chi平方统计量的p值均小于0.05，拒绝了原假设，即应该选择固定效应模型。
假设二：本文假设土地财政和工业增长率是负相关关系。
三、实证分析
具体的回归模型如下所示：
表1 三个模型总回归结果
(一)初步回归结果
为了进一步验证上文所提出的假设一，我们加入PERij的滞后一期PERij（-1）。同时由于模型（1）主要是为了验证假设一，分析土地财政与GDP的关系，因此我们去掉
和
进行回归。PERij和PERij（-1）在10%的水平显著。之所以最终并未在5%的水平显著，主要原因在于GDP产值包含了实体经济和虚拟经济两大部分，由于其中虚拟经济产值的存在，所以显著性水平有所下降，仅在10%水平显著。对模型（2）进行第一次回归，可以看到除了其余变量均显著，因此删除变量重新回归，所有变量回归值均显著，并且PERij的系数值为负数。对模型（3）进行第一次回归，可以看到
与的回归结果不显著，因此去除这两个变量，对模型（3）进行第二次回归，回归后剩余变量均显著。
(二)进一步回归的结果
最后，我们综合上文可以发现仅仅与
存在相关性。为了进一步验证与PERij间的相互关系，我们再继续进行以下的回归。
在回归A中，我们从模型（2）的回归结果中去除进行回归，所有结果均显著，并且PERij的回归系数为-0.082。接着为了判定与
的关系，我们将对PERij等变量进行回归，同时我们已经得知
与存在关系，因此也将加入回归，结果见表1的回归B。回归B中各变量均显著，我们从回归B中得知与PERij具有相关性。然后再将关于（而不是PERij）进行回归，回归结果见表1的回归C。在回归C中我们得到系数=2.26是正的。同时在回归C中，显示了和PERij的关系，所以这里，影响（虚拟）的PERij的作用是=2.264（回归C的回归系数）*0.004（回归B的回归系数）=0.009。
四、结论研究
假设三：本文假设土地财政和房地产业增长率是正相关关系
假设一：本文假设土地财政和经济增长率是负相关关系。
专家模糊评语是指专家根据自身经验，对风险发生的频度进行判断。为了更符合表达方式并且灵活地表达专家的评语，依据GB/T 21562对危害事件的发生频率的划分，定义专家模糊评语集U={u1,u2,…,u6}={几乎不可能,极少,很少,有时，经常,频繁}，对应于证据理论中的证据。
本文在模型设计中，提出了三个假设：
心有静气，才能客观看待人事，沉着思考问题。反之，心有怒气，整个人就会沦为情绪的奴隶，辨不清是非真假，自然容易出乱子。
紧接着在实证分析中，通过数据实证对这三个假设进行了验证，并得出了相关结论。
(4)公曰：“然则後世孰将[把]齐国？”对曰：“服牛死，夫妇哭，非骨肉之亲也，为其利之大也。欲知[把]齐国者，则其利之者邪？”(战国《晏子春秋》)
其次，土地财政和工业产值增长率存在负向相关关系。我们可以看到的系数为-0.082，是一个负数，验证了土地财政与工业增长率之间的负相关关系确实存在，且p值为0.00，表现出较强烈的显著性。同时，与模型（1）的回归结果相比，土地财政对于工业产值增长率的影响远大于土地财政对于GDP产值增长率的影响。可见，由于近年来地方政府过度依赖土地财政以维持财政收支的稳定发展，一方面政府职能结构扭曲，地方政府对于实体经济支持减少，另一方面地方政府对于房地产业的支持增加，房地产业的发展繁荣，加剧了资本从实体经济的抽离，因此土地财政的加深，导致了工业产值（——实体经济的主要核心指标）增长率的连年放缓。
再次，土地财政和房地产业增长率存在正向相关关系。从回归结果可以看出，PERij的系数为0.004，是一个正数，表现出土地财政和房地产业增长率之间正向相关关系的存在。但是土地财政对于房地产业增长率影响回归系数的的绝对值（回归系数为0.037）小于土地财政对于工业产值增长率的影响回归系数的绝对值（回归系数为-0.082）可见土地财政对于实体经济中房地产业增长的正面影响并不能够抵消土地财政对于工业产值增长率的负面影响。
最后，由上一小节表1我们可以逐条分析出以下几个结论：
对于近日公募密集发力政策性金融债券指数的现象，业内人士表示，今年以来利率债牛市格局较为显著，未来或有望延续，但国内信用风险目前仍未 出清，而政策性金融债信用评级高、体量大、流动性好，是较为稳健的投资标的，其指数化投资方式也为投资者带来众多便利。
1.土地财政对于工业产值增长率存在直接负面影响，表现在回归A中，的回归系数为-0.082。
2.另一方面，土地财政又通过作用于虚拟经济中的房地产业（房地产服务业）对工业产值产生正面影响。表1回归B中显示了PERij与之间的关系，PERij对的影响系数为0.004。表1的回归C中，和的相关系数为2.26，因此，PERij通过对的影响系数为0.004*2.26，即为0.009,是一个正数，即土地财政通过房地产服务业传导到工业产值增长率的影响是一个正向的影响。
3.比较土地财政对于工业产值增长率的直接负面影响-0.082，与土地财政通过房地产服务业对于工业产值增长率的间接正面影响为0.009，前者的绝对值远远大于后者，即土地财政对于工业产值增长率的直接负面影响已经将其间接正面影响完全抵消了。
一方面，高校应届毕业生在就业过程中，通常会选择与自身所学专业对口的岗位进行求职。然而，随着社会人才市场的竞争不断加剧及社会生活压力的逐步增强，大多数毕业生在最后往往不得不放弃专业要求，选择从事与专业无关的岗位工作，这种社会现实的存在无疑给大学毕业生的就业岗位选择带来了更加沉重的负担。另一方面，社会用人单位也同样面临着新的人才选择问题，符合岗位需求的应往届毕业生越来越多，求职者的学历优势、专业能力、职业素养等考量标准也变得更加多元化及复杂化，合适的岗位人才选择面临着更大的压力。[2]
因此，综上所述，三个假设完全得到相应的证实：即土地财政对于GDP产值增长率存在负面影响，土地财政对于工业产值增长率存在负面影响，土地财政对于房地产业产值增长率存在正面影响。同时本节的结论进一步说明了，土地财政所引致的正面影响被其负面影响完全抵消，即土地财政对实体经济的削弱作用超过了它对实体经济的贡献，土地财政确实导致了实体经济增长率的下降。
所以如果地方政府持续加剧对土地财政的依赖，而不开拓其他的财政收入来源，这将导致以工业领域为代表的实体经济发展愈加受限，最终从长远来看，将抑制经济的增长。在要求创新，强调中国制造，鼓励中小企业发展的今天，地方政府需要正视土地财政的问题，减少对土地财政的依赖，避免这样不合理的财政收支结构成为实体乃至经济增长的拦路虎或绊脚石。
参考文献
[1] 王斌,高波.土地财政、晋升激励与房价棘轮效应的实证分析[J].南京社会科学 .2011,(5)：28-34.
[2] 吕炜,高帅雄.房价波动、土地财政与我国宏观经济[J].经济社会体制比较 .2016,(4)：54-67.
（作者单位：厦门大学嘉庚学院 ）
标签：土地财政论文; 实证分析论文; 经济增长论文; 厦门大学嘉庚学院论文;