分税制改革、土地财政与公共品供给——来自中国35个大中城市的经验证据，本文主要内容关键词为：分税制论文,大中城市论文,中国论文,证据论文,财政论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
[中图分类号]F812 [文献标识码]A [文章编号]1007-9556(2013)11-0013-12
改革开放以来，随着社会经济的持续快速增长，我国公共品供给取得了显著成效，基本公共服务体系逐步完善。2008年，全国城乡免费义务教育得以全面实施，新型农村合作医疗制度全面覆盖城乡地区，城乡基层医疗卫生服务体系逐步健全，社会保障制度也逐步由城镇向农村延伸，保障水平进一步提高。但是，仅就公共品供给领域而言，我国公共品供给质量不高，供给结构存在明显的偏向性：基础设施类公共品的投资迅猛增长，公路、轨道交通、电力和城市公用事业等建设速度惊人，而对于具有较大外溢性的教育、医疗、社会保障等基本公共服务供给则严重不足，“看病贵”、“上学难”、“买房难”等一直困扰中低收入群体的公共品供给缺乏问题并没有得到根本的解决。以教育投入为例，1993年颁布的《中国教育改革和发展纲要》明确提出，到2000年国家财政性教育经费占国民生产总值的比重达到4%，但直到2012年才实现这一目标。2012年国家财政性教育经费占财政总支出的比重虽已达16.84%，但仍远低于墨西哥和泰国等国，也远低于欧、美、日等发达国家和地区。与公共品供给总量不足相对应的是，基础教育支出的地区不均衡现象严重，东部发达地区教育支出明显高于中西部地区。2011年，北京市人均教育经费支出为2 276.44元，而同期湖南省仅为819.99元，前者是后者的3.14倍，大于两者人均GDP的差距。2011年，普通中学生和小学生人均经费支出最高的是北京市，分别为32 221.74元/人和19 762.13元/人，是最低的贵州省和河南省的8.29倍和7.74倍，远高于北京与两省人均GDP相差的倍数。除了教育以外，医疗、卫生、环境保护、社会保障等其他公共品供给也存在类似情况。
学术界对上述问题的关注由来已久。早期分权理论认为，财政分权之后，地方政府对本地居民偏好了解更深入，在提供公共品方面具有更多信息优势(Musgrave，1959)，因此，财政分权有效改善了公共支出效应、削减了预算赤字和促进了经济增长(Bird、Wallich，1993；Bahl、Linn，1992；Gramlich，1993；Oates，1993；Zhang、Zou，1998)。Tiebout(1956)认为，分权体制下居民可以选择满足自己偏好的地区居住，“用脚投票”与居民对公共品的偏好可以促使地方政府提高社区公共服务水平。同时，地方政府在了解居民偏好方面具有信息上的优势，因而在提供公共品方面比中央政府的效率更高(Oates，1972)。Ligthart et al.，(2013)使用1990-2009年美国各州面板数据，研究发现财政分权能够降低犯罪率，不同辖区之间的竞争激励促使地方政府增加控制犯罪行为的公共服务。不过，俄罗斯、波兰等东欧国家在经济转轨中形成的财政联邦主义体制并没有产生类似于中国公共品供给的正面效应(Shleifer，1997)。Zhuravskaya(2000)在比较了俄罗斯和中国财政分权的影响之后，发现中国财政分权与地方公共品供给效率正相关，而俄罗斯的联邦财政主义制度并没有赋予地方政府独立的财政权力，因而抑制了地方政府对公共品的有效供给。
近年来，有少量学者开始关注分权带来的负面效应。Treisman(2000)利用166个国家数据实证研究发现，分权体制下政府层级越多，中央政府越难以对地方政府进行有效监督，将导致地方政府相互推卸公共品的供给责任，从而降低地方政府提供健康医疗服务和基础设施的效率。Faguet(2004)利用玻利维亚城市数据检验了财政分权与地方政府公共投资模式的关系，发现分权后，地方政府明显增加了教育、水资源保护和卫生条件等方面的投资。邓可斌、丁菊红(2009)认为，分权对“硬”公共品供给有明显加速作用，对“软”公共品供给则有明显抑制作用，过度的分权会使硬公共品供给过多而软公共品供给不足。
财政分权在影响公共品供给的同时，也导致了地方政府行为的异化(丁从明、陈仲常，2008)。由于GDP增长率和财政收入等经济发展水平取代政治忠诚度成为地方政府官员政绩考核的主要指标，促使地方政府在晋升锦标赛中“为增长而竞争”(Blanchard、Shleifer，2000；张军，2007)。由此形成的地方政府间的“标尺竞争”在推动经济增长的同时，也对公共领域的发展产生了深远影响。一方面，“标尺竞争”鼓励地方政府进行更多制度创新，提高公共品供给效率和质量(Oates，2006)；另一方面，居民可以通过参考其他地区来评价本地区的政府效率(Baicker，2005)，发挥“用脚投票”机制的作用，促使地方政府增加辖区公共品的供给。张军等(2007)指出，地方政府之间在“招商引资”上的标尺竞争和政府治理的转型是解释中国基础设施投资的重要因素，分权、地方政府竞争等对基础设施投资的激励至关重要。
但是，越来越多的学者研究发现，地方政府竞争并不能消除公共品供给的低效率问题(Inman、Rubinfeld，1979)。Keen和Marchand(1997)通过构建一个家庭财政竞争模型，研究发现在税率固定不变和资本可流动情况下，财政竞争导致了公共支出结构的系统扭曲。Enikolopov和Zhuravskaya(2007)研究表明，若缺失对地方政府的问责，则分权带来的经济激励容易导致官员腐败、地方保护主义等问题。Janeba和Wilson(2011)认为，分权体制下地方政府为了稀缺资源而展开税收竞争，导致公共品供给效率下降。傅勇、张晏(2007)利用中国1994-2004年的省际面板数据，实证发现财政分权以及基于政绩考核下的政府竞争，造就了地方政府公共支出结构“重基本建设、轻人力资本投资和公共服务”的明显扭曲；并且，政府竞争会加剧财政分权对政府支出结构的扭曲。傅勇(2010)的实证研究发现，财政分权显著且可观地降低了基础教育的质量，减少了城市公用设施的供给。左翔等(2011)以河南省减免农业税为案例研究发现，在与财政收入集权客观效果高度相似的免征农业税改革过程中，以教育为代表的公共服务支出进一步下降了。
也有学者从政府偏好等角度研究公共品供给问题。丁菊红、邓可斌(2008)指出，当中央政府和地方政府在偏好上存在差异时，会深刻影响财政分权程度和公共品供给。Dewatripont和Maskin(1995)通过建立DM模型研究政府偏好对公共品供给数量和效率的影响，提出软预算约束是特定体制中内生出来的一种动态激励。之后，Qian和Roland(1998)以DM模型为基准，分析得出集权体制下预算软约束导致硬性公共品和软性地方公共品的供给不足。Reza(2002)利用拉美国家数据实证分析发现，分权下的拉美国家由于各级政府偏好不一致，导致教育等非经济性公共品供给效率低下。王永钦等(2007)认为，我国地方政府偏好经济性公共品，促进了经济性公共品供给的快速发展，但在医疗、教育等非经济性公共品的供给方面则不尽如人意。
到目前为止，土地财政对公共品供给的影响效应并没有引起学术界足够的重视，基于中国的经验研究则更少。卢洪友等(2011)利用2005-2007年中国地级市面板数据实证研究发现，地方政府的土地财政是缩小地方真实财力缺口、提高公共服务供给水平的“无奈之举”。李勇刚等(2012)研究了土地财政对公共教育均等化的影响，发现土地财政加剧了公共教育地区差距的扩大。左翔、殷醒民(2013)利用2003-2008年全国284个地级市数据实证研究发现，地方政府对国有土地转让的垄断会显著增加经济性公共品的供给，而非经济性公共品的供给则会显著下降。
以上研究对我们理解公共品供给的影响机理大有裨益，但是对土地财政与公共品供给关系的研究文献还不多见。基于此，本文的目的在于：从公共经济学角度探讨土地财政与公共品供给关系，将土地财政与公共品供给质量和结构联系起来，利用1999-2011年中国35个大中城市面板数据实证研究财政分权和土地财政对公共品供给的质量和结构的影响。
与以往的研究相比，本文可能的贡献之处在于：一是利用熵值法构建了公共品供给综合评价指数，从整体上衡量各个城市的公共品供给质量；二是采用中国市级层面的面板数据，利用两步系统广义矩估计法进行实证分析，弥补了土地财政与公共品供给的实证研究空白；三是将样本期以2004年为分界点划分为1999-2004年和2005-2011年两个时期，考察不同时期土地财政对公共品供给影响的差异及原因。
文章余下内容安排如下：第二部分是制度背景、理论分析和研究假说；第三部分是对计量模型设定和变量选取的具体说明；第四部分对土地财政与公共品供给进行实证检验，并对实证结果进行分析；第五部分是进一步分析与稳健性检验；第六部分为结论及政策建议。
二、制度背景、理论分析和研究假说
财政管理体制改革与社会经济发展息息相关，改革开放30多年以来，我国财政管理体制经历了两种基本形态：包干财政和分税制财政。
改革开放初期，随着市场经济的发展，计划经济“大一统”局面慢慢被打破，地方政府的财政权限逐步扩大。1980年2月国务院颁布《关于实行“划分收支、分级包干”财政管理体制的暂行规定》，全面实行包干财政制度。从1988年开始，在保留财政包干基本原则不变的基础上，采取“收入递增包干”、“总额分成”、“上缴额递增包干”等办法，极大地刺激了地方政府发展地方企业尤其是乡镇企业的积极性(左翔、殷醒民，2013)，推动了乡镇企业异军突起。乡镇企业上缴的税收和利润成为地方政府财政收入的重要来源，除了用于再投资和维持政府正常运行之外，相当大一部分被用于地方公共品的供给。由此可知，财政包干制为地方发展经济，也为供给公共品提供了制度上的激励。
然而，随着市场配置资源功能的不断增强，财政包干制的弊端日益显露出来。地方政府为增加财政收入、促进经济增长，大规模增加投资，滋生了重复建设、市场分割、中央财政收入占比下降和宏观调控能力弱化等问题，最终导致了1994年分税制改革的实行。
分税制财政是公共财政的一种具体形式(骆祖春，2012)，是符合市场经济原则和公共财政理论要求的财政管理制度。实行分税制后，税种被划分为中央税、地方税和共享税三大类。其中，增值税由中央和地方按75%和25%的比例共享，2002年之后所得税由中央和地方按60%和40%的比例共享。由此，中央政府通过财政分权改变了中央与地方的财政分配格局，重新收回了重要领域的经济管理权(张军，2007；刘克崮、贾康，2008)。中央财政决算收入占国家决算收入比重从1993年22%提高到2011年的49.4%，而地方财政决算收入占国家决算收入比重则从1993年78%下降到2011年的50.6%。
分税制改革无疑极大改善了中央财政状况，但由于事权没有相应调整，大部分公共品支出仍需地方政府承担，使其面临着巨大的财政缺口。尽管地方政府可以得到中央的税收返还和转移支付，但很多地方政府仍挣扎于财政赤字(阎坤、张立承，2003)之中“难以自拔”。面对分税制带来的巨大的财政支出压力及地区之间的政绩竞争，地方政府相应调整公共品供给结构，优先确保那些能够带来更多政绩、对政治前途影响更大(Li、Zhou，2005)的高速公路、轨道交通、车站等经济性公共品供给，而对于那些外溢性较大、回报周期长的医疗、卫生、教育等非经济性公共品的投入较少甚至减少。但与此同时，分税制改革也使中央财政实力显著增强，建立起了规模庞大的转移支付体系，对医疗、卫生、教育等公共领域的转移支付大幅度增加，从而显著增加了非经济性公共品的供给。因此，虽然分税制条件下地方政府更偏好经济性公共品，但非经济性公共品的供给也会因转移支付而保持适度增长。基于以上分析，本文提出假说1。
假说1：分税制改革是改善公共品供给结构，提高公共品供给质量的重要制度性因素。
分税制和所得税分享改革使地方政府失去了对乡镇企业大部分收入的控制权，迫使地方政府大力发展建筑业和房地产业，以获得更多营业税、城镇土地使用税、增值税、土地增值税等预算内收入。此外，利用对土地一级市场的垄断地位，地方政府还可以通过土地征用和出让获取高额土地出让收入。由于土地出让收入在使用上透明度较低，中央对此一直没有找到合理妥善的管理办法，因此，土地出让收入等预算外收入成为地方政府财政增长的主要来源(张莉等，2011)。
与当今发达国家和地区一样，我国在财政体制上采用分税制作为落实财政分权的工作，但在行政管理体制上则存在较大差异。我国地方政府官员是由上级政府直接任命的而非由辖区选民选取出来的，其升迁主要取决于上级领导对其执政能力和政绩的考核。地方政府官员为了获得政治晋升，尽一切可能整合其所能控制和影响的经济资源(郑思齐等，2013)，用于社会经济建设。在中国，由于行政权力巨大而对其约束较为有限，地方官员对重要经济资源(资金、土地和政策等)的支配力和影响力仍然巨大(谭劲松等，2012)，在土地财政的使用上更是具有绝对支配权。为了在“标尺竞争”中胜出，理性的地方政府会将土地财政投入到基础设施建设中，以争取更多内外资流入、扩大税基，而忽视甚至减少了对非经济性公共品投入，进而导致公共品供给的结构失衡以及供给质量下降。基于以上分析，本文提出假说2。
假说2：在当前政绩观下，地方政府将对政治晋升激励做出理性反应，利用土地财政增加经济性公共品供给，减少非经济性公共品供给，导致公共品供给质量的下降。
由此，本文将基于35个大中城市的宏观统计数据对分税制改革、土地财政与公共品供给的关系进行实证分析，并进一步分析其内在影响机制。
三、计量模型和变量选取
(一)计量模型设定和变量选取
基于以上分析，参考Zhuravskaya(2000)和World Bank(2006)的研究成果，我们构建了关于土地财政和公共品供给的计量模型：
实证分析中所涉及的变量的含义。
公共品供给质量(PG)。本文按照基本公共服务均等化所体现出的公平原则以及基于数据可得性，构建了公共品供给质量的综合评价指标体系，主要包括公共投入与公共产出两大类，公共投入用人均预算内财政支出表示，公共产出则包括教育条件、医疗卫生条件、交通状况、信息化程度、生态环境及文化建设六大指标，更具体的指标见表1。同时，本文采用熵值法构建公共品供给综合评价指数，合理确定各公共品指标的权重以避免主观因素导致的偏误，更好地衡量地方政府公共品供给质量。
土地财政(PLF)。目前，学术界对土地财政的界定存在不同观点，左翔和殷醒民(2013)认为土地财政包括“以地生财”的土地出让差价和土地出让相关的税收，卢洪友等(2011)则将土地出让金作为衡量地方政府的土地财政行为的指标。基于数据可得性，且由于土地出让金已成为各级地方政府“经营土地”收入最重要的组成部分，因此，本文采用土地出让金衡量土地财政。
财政分权(FD)。学术界对财政分权指标的界定存在一定争议，本文参考张晏和龚六堂(2005)的研究，采用财政支出分权指标度量财政分权程度，用市级人均财政支出与全国人均财政支出的比值表示。
为了控制因遗漏变量造成估计结构的偏差，本文在计量模型中加入了影响土地财政和公共品供给的控制变量：(1)人均国内生产总值(PGDP)，经济发展水平的加快将增加对土地资源和公共品的需求，因此，本文采用人均国内生产总值衡量经济发展水平对土地财政和公共品供给的影响；(2)人口密度(PD)，人口的集聚将提高人口密度，并导致交通拥堵，意味着需要更多道路以及更多的教育资源和医疗资源方能满足社会居民的需求，本文采用城镇人口密度衡量人口集聚水平；(3)政府治理水平(GML)，政府治理水平的提高将增加地方政府的公共品支出，导致公共品供给增加，本文用每万元财政收入的公职人员数度量政府治理水平，公职人员数即公共管理和社会组织从业人数；(4)产业结构(IS)，产业结构比例越高，表明地区工业化水平和城市化水平越高，则公共品供给质量也越高，本文采用第二三产业产值占GDP比重表示产业结构。
(二)研究方法
1.熵值法。熵值法是由信息论中“熵是对不确定程度的一种度量”的概念形成的一种综合评价方法。借鉴Ma et al.(2010)和马慧强等(2011)的研究方法，本文计算公共品供给综合评价指数的熵值法计算过程有6个步骤。
第一步，对各公共品供给指标数据进行标准化处理。
2.广义矩估计法。由于本文使用的是截面较大、时间维度较小的面板数据，为了消除因变量与自变量之间可能存在的内生性问题，并克服遗漏变量问题，本文使用广义矩估计方法(GMM)。GMM估计法可分为差分广义矩估计法(DIF-GMM)和系统广义矩估计法(SYS-GMM)。DIF-GMM估计采用水平值的滞后项作为差分变量的工具变量，可以避免被解释变量与其他变量之间的反向因果关系，但因水平值的滞后项工具变量与差分项内生变量之间的相关性小，容易导致弱外生工具变量问题。为有效解决这一问题，Blundell和Bond(1998)将差分GMM和水平GMM结合在一起，提出了系统GMM估计法(System GMM)。SYS-GMM估计法将差分方程和水平方程作为一个方程系统进行估计，进一步采用差分变量的滞后项作为水平值的工具变量，增加了可用的工具变量，消除了弱工具变量带来的严重偏误，更好地控制了内生性问题。与此同时，在有限样本条件下，两步SYS-GMM估计法相比于一步SYS-GMM估计法可以更有效处理异方差、自相关及估计偏误等问题，因此，本文将使用两步SYS-GMM估计法进行回归分析。
(三)数据来源与描述性统计
基于城市层面数据的可得性，本文选取1999-2011年中国35个大中城市组成的面板数据进行实证分析。①数据来源如下：各个公共品供给指标的数据来自于国研网统计数据库中的宏观经济数据库，个别缺失数据来源于《中国城市统计年鉴(2000-2012)》；土地出让金数据来源于《中国国土资源统计年鉴(2000-2012)》；地方政府竞争程度的数据由《中国城市统计年鉴(2000-2012》整理计算而得；人口总量、人口密度、国内生产总值、第二三产业产值、地方财政一般预算内收入与支出、公职人员数的数据来自于《中国城市统计年鉴(2000-2012)》。为了减少各变量的异质性，降低回归结果的偏误，本文对所有变量取了自然对数值。表2是对本文所采用的变量的描述性统计。
从表2可以看出，1999-2011年期间人均铺装道路面积、每万人拥有的病床数、人均土地财政、地方政府竞争、财政分权的变动程度较大，表明我国地级市层面的公共品供给质量、土地财政及地区竞争存在较大差异。具体而言，人均铺装道路面积的均值为9.87平方米，变动范围为2～64平方米；每万人拥有的病床数的均值为46.8床，变动范围为7.71～134.34床；人均土地财政的均值为1 977.86元/人，变动范围为4.65～17 726.81元/人；地方政府竞争程度的均值为4.78，变动范围为0.003～55.26；财政分权的均值为5.73，变动范围为0.34～53.51。
图1～4分别通过散点图和拟合曲线描述了土地财政与公共品供给的相关性。由散点图1～4可看出，土地财政与公共品供给质量的正相关关系不显著，这可能是因为存在其他变量的影响或变量之间存在内生性问题。土地财政与经济性公共品供给显著正相关，即土地财政促进经济性公共品供给的增加。土地财政与每万人拥有中小学教师数负相关，而与每万人拥有病床数正相关。但是，散点图分析忽略了公共品供给的其他影响因素，加入其他影响变量后，土地财政对公共品供给的影响是否会有所改变，还有待于进一步的实证检验。
四、实证结果与分析
(一)全国层面的估计结果
估计结果如表3所示。由残差自相关检验AR(1)和AR(2)的P值可知，一阶差分方程中的残差项不存在序列自相关；由Sargan检验的P值可知，不能拒绝工具变量联合有效的原假设。因此，本文采用两步系统GMM估计法的回归结果整体较好。作为对照，我们也报告了混合最小二乘法(POLS)和固定效应模型(FE)的估计结果。
由表3可知，土地财政的估计系数在1%的水平上显著为负，表明土地财政主要用于公路、机场、高铁等基础设施建设，难以有效增加教育、医疗等非经济性公共品供给，降低了公共品供给质量。财政分权的估计系数在1%的水平上显著为正，表明财政分权有效改善了公共品供给质量。1994年分税制改革之后，中央政府的财政实力显著增加，有助于中央加强对中西部欠发达地区的转移支付，从而有效增加欠发达地区的公共品供给。与此同时，为改善投资环境、推动经济增长，获取中央政府在政治上的支持，地方政府供给公共品的激励逐步加强，促进了公共品供给的有效增加。
从控制变量的影响系数来看，政府治理水平和产业结构的估计系数在1%的水平上显著为正，表明政府治理水平的提高和第二三产业的发展显著促进了公共品供给质量的提高，而人口密度和收入水平对公共品供给质量的影响则不显著。
(二)分阶段的估计结果
2003年下半年开始，房地产市场步入快速发展阶段，房价大幅上涨，开始显现过热势头。为了抑制房价的过快上涨，中央政府相继出台了包括土地供应、提高首付比和按揭贷款利率在内的一系列宏观调控措施。其中，为了规范土地市场运行，更好地利用土地供应这一政策工具，国土资源部于2002年至2004年相继颁布了一系列文件，如11号文件《招标拍卖挂牌出让国有土地使用权规定》和《协议出让国有土地使用权规定》等，土地市场开始进入规范运行阶段，土地成交价款开始增加。尤其是2004年以来，全国及35个大中城市的国有建设用地供应出让的成交价款大幅增加，土地财政在地方财政收入中占比迅速提升。2011年，全国及35个大中城市土地出让价款占地方财政预算内收入的比重分别达到61.14个百分点和63.5个百分点，相比于1999年，分别提高了51.95个百分点和44.8个百分点。因此，为了深入刻画土地财政对地方政府公共品供给质量的影响，本文以2004年为分界点，将样本期分为1999-2004年和2005-2011年两个时间段进行实证检验，结果见表4。
如表4所示，1999-2011年土地财政对公共品供给质量的影响效应体现出显著的时序差异，土地财政对公共品供给质量的负向影响程度由2004年之前阶段的0.003提高到0.005，估计系数的显著性也大幅提高。这表明2004年以来，随着土地出让收入大幅增加，为了在“标尺竞争”中胜出，地方政府将大部分土地财政投入到能够带来更多政绩的公路、铁路等基础设施建设，从而促进了经济性公共品供给的迅速增加，导致非经济性公共品供给水平相对下降，进而使公共品供给结构进一步扭曲，造成公共品供给质量下降幅度更大。
财政分权对公共品供给的影响也存在显著的时序差异。2004年以前，财政分权对公共品供给的影响为正，但不显著，而2004年后，财政分权对公共品供给质量的影响在1%的水平上显著为正，影响程度和显著性也大幅提高。原因可能是2002年所得税分享改革之后，分权程度更高，地方政府面临的竞争压力也更大，促使地方政府能够更有效地供给公共品。
控制变量中，人均GDP和人口密度对公共品供给质量的影响不存在显著的时序差异，政府治理水平和产业结构对公共品供给的影响存在时序差异。
(三)分地区的估计结果
进一步地，本文将样本分为东、中和西部地区，以考察不同区域土地财政对公共品供给质量的影响是否存在区域差异。由于划分区域之后产生了样本量过少的问题，为了提高估计结果的有效性，本文采用固定模型进行回归分析，并将被解释变量的滞后一期值作为解释变量加入模型中，所得结果如表5所示。
由表5可知，土地财政对公共品供给质量的影响存在显著的区域差异，东部地区的土地财政与公共品供给质量显著正相关，中西部地区的土地财政与公共品供给质量则显著负相关。这可能是因为东部地区社会经济较为发达，财政支付能力较强，可以将更多土地财政收入用于医疗、卫生、教育等非经济性公共品的供给，以满足辖区民众对非经济性公共品日益增长的需求，从而有助于改善公共品供给结构。对于中西部来说，相当一部分地区财政体制还是“吃饭财政”，土地财政主要用于能为地方政府带来更多政绩的经济性公共品的供给，非经济性公共品供给主要还是依靠上级政府的转移支付，因而土地财政的增加并未能有效改善公共品供给。
财政分权对东、中、西部地区公共品供给质量的影响均显著为正，但其影响程度存在一定的区域差异，对西部地区的影响程度最高，中部次之，东部最小。人均GDP对东部地区公共品供给质量的影响显著为负，但对中部和西部的影响则不显著。政府治理水平对公共品供给质量的影响存在显著的区域差异，对东部地区的影响显著为负，但对中部和西部地区公共品供给质量显著为正。人口密度对公共品供给质量的影响存在显著的区域差异，对东部地区的影响显著为负，但对中部地区的影响则显著为正。产业结构对公共品供给质量的影响也存在显著的区域差异，对东中部地区的影响显著为负，但对西部地区的影响则显著为正。
五、进一步分析与稳健性检验
(一)进一步分析：土地财政对经济性与非经济性公共品供给的影响
由于以公共品供给综合评价指数度量的公共品供给质量并不足以完全描述公共品的供给情况，为了提高研究结果的有效性及说服力，参考傅勇(2010)的方法，本文将公共品划分为经济性和非经济性两种公共品，前者包括铁路、公路、轨道、车站等，后者包括医疗卫生、教育、环保设施等，以便进一步研究土地财政对公共品供给的影响。其中，经济性公共品供给水平用年末人均铺装道路面积衡量，非经济性公共品供给水平用每万人在校中小学教师数和每万人拥有病床数衡量。每万人在校中小学教师数测度基础教育供给水平，每万人拥有病床数则测度公共医疗服务水平，两者均是地方政府提供的最重要的公共品。
1.对经济性公共品供给的影响。表6报告了土地财政对经济性公共品供给水平的估计结果。由残差自相关检验AR(1)和AR(2)的P值以及Sargan统计量的P值可知，本文采用两步系统GMM估计法的回归结果整体较好。
如表6所示，土地财政的估计系数在1%的水平上显著为正，说明土地财政与经济性公共品供给之间存在显著的正相关关系，土地财政每增加1%，引起人均铺装道路面积增加0.03个百分点左右。为了推动经济增长以提升政绩，地方政府将更多的土地财政用于基础设施建设，进而促进经济性公共品供给的增加。
财政分权的估计系数在1%的水平上显著为正，说明财政分权对经济性公共品的供给产生了显著的正向影响，财政分权度每提高1%，导致人均铺装道路面积大约增加0.5个百分点。从控制变量的估计系数来看，人口密度对人均铺装道路面积的影响显著为负，而人均GDP、地方政府治理水平对人均铺装道路面积的影响均不显著。
2.对非经济性公共品供给的影响。
(1)对每万人拥有在校中小学教师数的估计结果。表7报告了土地财政对非经济性公共品供给的估计结果。由表7中残差自相关检验AR(1)和AR(2)的P值以及Sargan统计量的P值可知，本文采用两步系统GMM估计法的回归结果整体较好。
如表7所示，土地财政的估计系数在1%的水平上显著为负，说明土地财政收入在一定程度并没有显著改善基础教育服务的供给。尽管2011年国务院明文规定，土地出让净收益的10%用于教育事业发展，但与此同时，地方政府为了确保基础设施等投资增速，相应减少了公共财政预算安排中用于教育事业的经费支出。也就是说，土地财政对基础教育的“替代效应”大于“收入效应”，日渐宽裕的土地财政并没有相应地转化为基础教育的供给，反而导致基础教育质量随着土地财政规模的扩张而降低。
财政分权的估计系数显著为正，表明财政分权显著促进了基础教育质量的提高。尽管分税制改革导致了地方政府财政困难，但近年来基础教育投入在地方政府政绩考核中的重要性逐渐提高，促使地方政府在日渐激烈的区域竞争中改善辖区的基础教育供给水平和质量。人均GDP和产业结构的估计系数显著为负，而人口密度和政府治理水平的估计系数显著为正，表明人口密度的提高以及政府治理水平的改善均有助于促进基础教育质量的改善。
(2)对每万人拥有病床数的估计结果。由表7可知，土地财政的估计系数在1%的水平上显著为负，说明土地财政在一定程度上没有改善我国医疗卫生服务供给水平。尽管国家对医疗卫生事业日益重视，但由于医疗卫生服务的外溢性相对较小，地方政府出于增加投资追求政绩的需要，在土地财政收入增加的同时，并未将更多的土地财政投入到医疗卫生事业中，亦即土地财政规模扩张对医疗卫生服务的“替代效应”大于“收入效应”。
财政分权的估计系数在1%的水平上显著为正，表明财政分权程度的提高有助于改善医疗卫生服务质量。一方面，随着分税制改革的实施，中央财政集权的加强有利于中央政府对公共医疗卫生服务的供给；另一方面，随着社会经济发展，民众对医疗卫生服务的诉求开始加强，促进地方政府增加公共医疗卫生服务的供给。人均GDP、政府治理水平和产业结构的估计系数均显著为正，表明经济发展水平和政府治理水平的提高有助于改善医疗服务水平。人口密度对每万人拥有的病床数的影响为正，但不显著。
由以上分析可知，土地财政对经济性公共品供给的影响显著为正，而对非经济性公共品供给的影响显著为负，这也与我们前文的分析相吻合。从土地财政的估计系数可知，土地财政对经济性公共品供给的影响程度远大于对非经济性公共品供给的影响程度。
(二)稳健性检验
为了检验分析结果的稳健性，我们将采用不同的土地财政衡量指标和不同的估计方法对土地财政与公共品供给质量进行稳健性检验。
1.采用不同指标的稳健性检验。考虑到计量模型中不同土地财政衡量指标对公共品供给的影响可能存在较大差异，以及可能存在重要变量遗漏问题而对回归结果产生影响，比如地方政府竞争行为将会对公共品供给产生较大影响。针对以上问题，本文分别利用土地财政占财政收入比重和人均土地出让面积作为土地财政的代理变量，用财政收入分权替代财政支出分权指标，财政收入分权指标用地方人均财政收入与全国人均财政收入的比值表示。同时，在计量模型中加入地方政府竞争变量以控制地方政府竞争行为的影响。
估计结果如表8所示。由表8中残差自相关检验AR(1)和AR(2)的P值以及Sargan统计量的P值可知，本文采用两步系统GMM估计法的回归结果整体较好。此外，本文在固定效应模型和混合OLS模型中加入了滞后一期被解释变量进行估计，发现两步系统GMM模型中滞后因变量估计值位于固定效应模型和混合OLS模型之间，进一步说明两步系统GMM估计结果具有较高可靠性，并未因弱工具变量问题出现较大偏误。具体而言，土地财政占比和人均土地出让面积的估计系数在5%的水平上显著为负，表明地方政府获取土地财政收入的行为在一定程度上降低了公共品的供给质量。地方政府竞争的估计系数在1%的水平上仍然显著为正，表明地方政府竞争有效促进了公共品供给质量的提高。此外，财政分权的估计系数仍然显著为正，说明财政分权促进了公共品供给质量的提高。
2.采用不同估计方法的稳健性检验。在不改变度量指标的情况下，为了控制土地财政与公共品供给之间可能存在的双向因果关系及各变量之间的内生性问题，以提高估计结果的稳健性，本文构建了包括财政分权、土地财政和公共品供给在内的面板联立方程模型，选择三阶段最小二乘法(3SLS)进行估计，估计结果如表9所示。由R[2]与调整后的R[2]值及D-W统计值接近2.0可知，联立方程模型拟合较好，残差之间的自相关性较弱，表明实证结果具有较强解释力。
公共品供给方程中，土地财政的估计系数在10%的水平上显著为负，表明土地财政降低了公共品供给质量。财政分权的估计系数在1%的水平上显著为正，表明财政分权显著提高了公共品供给质量。土地财政方程中，公共品供给的估计系数在1%的水平上显著为负，表明随着城镇化进程的加快，城市人口数量的增加，城市的公共品供给质量也相应提升，但由于可用于开发的土地资源进一步减少，导致了人均土地财政收入规模并未随着公共品供给的改善而上涨。财政分权的估计系数在1%的水平上显著为正，表明财政分权是土地财政规模扩张的重要动力。财政分权方程中，土地财政对财政分权度的影响为正，但显著程度不高。
上述结果显示，各核心变量的系数符号和显著性均未发生本质性改变，表明我们的估计结果具有较强的稳健性。
六、研究结论及政策启示
分税制通过改变中央与地方的税收分配关系使地方政府面临巨大的财政支出压力，加之中国式分权与以GDP为主的官员政绩考核机制相捆绑的制度安排，导致地方政府以土地开发和出让金作为保持财政收入、基础设施投资和经济增长的主要资金来源，由此形成的土地财政进一步强化了地方政府利益与经济性公共品联系(左翔、殷醒民，2013)，而忽视了医疗、教育等非经济性公共品的供给。基于1999-2011年中国35个大中城市面板数据的实证检验发现，土地财政在一定程度上降低了公共品供给质量，而财政分权则显著改善了公共品供给质量。进一步研究发现，土地财政显著改善了经济性公共品的供给，但降低了非经济性公共品的供给水平，这说明土地财政是导致非经济性公共品供给低效和不足的重要因素。此外，我们也发现土地财政显著改善了东部地区公共品供给质量，但对中西部地区公共品供给质量产生了负面影响；随着土地出让价款的大幅增加，2004年之后土地财政对公共品供给的负面影响程度明显提高。
我们的研究表明，现阶段土地财政是地方公共品供给产生低效率扭曲的一个重要原因，而财政分权则有效改善了公共品供给质量，这对于如何完善公共品供给提供了一个新的视角，也为我们将土地财政与公共品供给有机结合在一起提供了明确的政策建义。
第一，加强和完善土地出让收支管理。除了严格按照《关于规范国有土地使用权出让收支管理的通知》的规定，对土地出让收支实行收支两条线管理之外，还需对土地出让净收益的支出用途进行管制，确保土地财政对教育、廉租住房、水利建设等的法定支出。同时，可考虑按土地出让纯收益的一定比例，建立城乡公共服务发展基金，并纳入一般预算内管理，强化地方政府的财政纪律，提高公共品供给效率。
第二，进一步完善地方官员政绩考核体制。与政府职能从“建设型政府”向“服务型政府”转变相适应的是，需构建灵活、客观和高效的政绩考核体系。在降低GDP增长率和财政收入等在政绩考核指标体系中比重的同时，可考虑在考核指标体系中加入医保覆盖率、教育实现率、犯罪率、就业率、社会保障率、居民幸福感和满意度等社会发展指标，减轻“标尺竞争”效应，增加地方政府对非经济性公共品的偏好。
①35个大中城市包括：东部地区的北京、天津、石家庄、沈阳、大连、上海、济南、南京、杭州、福州、厦门、广州、深圳和海口等16个城市，中部地区的太原、南昌、合肥、长沙、武汉、郑州、哈尔滨和长春8个城市，西部地区的重庆、成都、贵阳、昆明、西安、兰州、西宁、银川、南宁、乌鲁木齐和呼和浩特11个城市。由于数据缺失问题，没有将拉萨包括进来。
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