土地财政 、金融发展与城市扩张
冯严超，王晓红
(哈尔滨工业大学 经济与管理学院，黑龙江 哈尔滨 150001)
摘 要： 基于2003—2016年中国285个地级及以上城市的面板数据，运用5种空间计量模型，通过设置地理距离空间权重矩阵，着重分析了土地财政、金融发展对城市扩张的影响。研究结果显示：土地财政对周围城市扩张存在正向“溢出效应”，而金融发展对周围城市扩张存在“虹吸效应”，上述影响随时间呈波动性上升趋势；土地财政与金融发展在推动本地城市扩张方面存在替代关系，但这种替代关系在不同地区层面、不同城市规模层面则具有明显的空间异质性；人口集聚是促使城市扩张的主要因素，绿化程度是抑制城市扩张的主要因素；城市扩张具有明显的“时间惯性”，即滞后一期的城市扩张会对当期的城市扩张产生正向影响。
关键词： 土地财政；金融发展；城市扩张
一、引言
改革开放40年来，城市扩张所释放的规模经济效应与空间关联效应在推动中国经济腾飞过程中发挥了引领作用，创造了大量的“城市财富”[1]。1994年的分税制改革与2002—2003年的所得税分享改革等连续推进的“财权上移”和“事权留置”，加上中央对民生支出的重视、资金配套机制和项目制的大量实施，一般公共预算支出难以覆盖大规模城市基础设施建设、补贴工业用地以及招商引资减税等发展性支出，地方财政收入与支出之间形成了巨大的缺口；面对城市化的巨大需求和《预算法》对地方举债的限制，土地出让收入成为弥补公共财力不足的唯一来源，土地财政已成为地方政府的“第二财政”[2]。金融发展通过降低交易成本、提高配置效率以及优化产业结构等途径，是推动城市扩张的重要力量之一。[3]土地财政与金融发展在推动城市扩张方面存在替代关系还是互补关系？土地财政与金融发展对城市扩张的影响存在空间依赖性和空间异质性吗？除了土地财政与金融发展之外，还有什么因素影响城市扩张？现有文献并未对上述问题作出明确回答。因此，本文从土地财政、金融发展对城市扩张影响的理论机制入手，并借助空间计量模型，对全国层面、不同区域层面、不同规模层面进行实证检验，全面分析土地财政、金融发展对城市扩张的影响，系统总结存在的问题和原因，并在此基础上提出相应的针对性建议。
二、文献综述
改革开放以前，在计划经济体制下，我国的城市土地采用的是无偿划拨的制度。这种制度存在土地资源配置效率低下与产权关系混乱等弊端，与市场经济的要求不相适应。改革开放以后，为克服这些弊端，政府在城镇土地有偿使用方面进行了一系列的改革。最早的国有土地使用权有偿转让制度改革试点于1987年率先在深圳市试行，并迅速在全国推广开来。与此同时，中央政府通过对《宪法》、《土地管理法》的修订以及制定《城镇国有土地使用权出让和转让暂行条例》、《关于加强国有土地资产管理的通知》、《关于通过招标、挂牌、拍卖国有土地使用权的规定》等政策法规，从法律上逐步完善了我国的国有土地有偿出让制度。1994年分税制改革以后，土地出让收入全部划归地方政府所有，成为支撑地方发展的预算外收入的主要来源渠道。国有土地有偿出让制度的建立使得土地使用权的价值得以充分释放，1998年住房市场化改革则为房地产行业的蓬勃发展提供充足的需求，两项改革的协调推进使得地方政府从土地出让中找到了筹集发展性支出、弥补财政缺口的出路，“卖地生财、质押举债”的土地财政投融资模式逐步成为现状且愈演愈烈。[4]
作为地方政府筹集建设发展资金和缓解财政收入不足的重要而独特的手段，土地财政引起了学术界的广泛关注。关于土地财政的诱因，现有研究大多从弥补资金缺口和政治晋升激励两个方面展开，经济分权与政治集权的特有制度安排成为分析中国地方经济发展的主框架。[5]从2015年开始，土地出让收支由持续盈余转为连续赤字，土地出让收入已经难以弥补抵补同期的土地购入补偿、平整等支出，土地财政这种短期融资方式造成的“财政幻觉”随城市化趋于成熟已经变得不可持续。[2]土地财政助推的房地产泡沫化在挤出消费和储蓄的同时，也削弱了跨期的财政可持续性，阻碍了以高收入、高消费、高效率为特征的财政模式的建立，迫使财政进入租金抽取的风险路径。[2]
金融发展是一种除物质资本与人力资本之外的决定国民经济增长绩效的重要因素，具有降低交易成本、扩大交易规模、促进技术创新和提高生产效率等作用，现有研究主要从规模、效率与结构三个方面展开。[6]本文研究的金融发展主要是金融规模上的变化，金融规模扩张指金融机构存贷款总额的增加，反映的是金融发展在借贷市场上对资金规模的需求。[7]作为投资收益高、竞争力强的产业，房地产业是金融资本偏好的重点行业之一。[4]另外，土地供给的控制和减少，加速推动了房价的上涨，房地产成为居民财富的重要持有方式。[2]由于区域金融发展的严重失衡，金融发展对城市扩张的作用机制存在明显的空间异质性。[6]
工业化与城镇化的“双轮驱动”推动了城市“摊大饼式”的快速扩张，但也同时引发了耕地过快流失、生态环境污染、空间格局失衡与社会矛盾加剧等一系列问题。[8]关于城市扩张的驱动机制，学术界主要从经济学视角与制度学视角展开。[9]从经济学视角来看，基于市场经济条件下的“理性人”假设，城市人口增长和产业结构调整会自动诱发农用土地向价格更高的城市建设用地流转，从而导致城市的扩张。[10]从制度学视角来看，由于中国市场经济体制的特殊性，单纯从经济学视角出发难以完全解释中国情景下的城市扩张，土地财政的“路径依赖”成为研究中国城市扩张的重要方向。[11]此外，金融是现代经济的核心，城市是金融发展的空间载体，因此金融发展对城市扩张的作用也至关重要。[12]
虽然上述成果为研究城市扩张提供了很好的借鉴，但尚未发现有文献将土地财政与金融发展纳入同一研究框架，并采用空间计量模型分析两者对城市扩张的影响。因此，本文的研究不仅能弥补相关领域的空白，拓宽城市扩张机制的研究思路，还能对新型城镇化建设的合理性和必然性提供理论支撑，故具有重要的理论意义和实践价值。
临床肝胆外科教学内容多、概念抽象、实践性强，学生难以在教学过程中全面掌握，一直以来都是临床教学中的重点和难点。针对这一教学重点和难点，建立虚拟肝胆外科教学系统，包括虚拟临床环境的建立、医疗器械和设备的虚拟仿真、医疗对象的虚拟仿真、多媒体的构建、人机交互的实现、数据库的更新、网络在线指导等。本研究将虚拟技术教学模式应用在临床医学专业的肝胆外科教学中，采取随机分组方法将2015级本科临床专业学生分为试验组和对照组，试验组进行虚拟技术辅助教学模式，并与传统教学对照组比较，分析比较其与传统教学方式的教学效果。
三、影响机制分析
土地财政是在我国特殊的经济发展阶段与社会经济转型过程中形成的，与财税、住房、金融体制改革以及政治晋升制度密切相关(见图1)。1994年的分税制改革重塑了中央与地方之间的财政分配格局，财政集权不断推进和支出责任逐步深化的双重作用导致纵向财政失衡，地方政府收支平衡对中央财政转移支付的依赖性不断强化。受制于税制主体的工业税收占比的下降，中央财政能用来进行转移支付的资金捉襟见肘，依靠债务平衡成为地方财政的常态。1998年住房商品化改革使得原本被抑制的住房需求充分释放。随着城镇化的快速推进，大量进城人口也存在刚性购房的需求。为促进税收增长和弥补收支缺口，地方政府纷纷建立开发区，以“协议出让”低价土地的方式换取招商引资的政绩成为理性选择。在现行垄断土地制度下，中央政府对新增建设用地总量进行严格控制，大量用于招商引资的工业用地势必压缩商住用地额度，“招拍挂”的竞价机制大幅抬高了商住用地成本，从而促进房价的持续高涨和社会福利水平的下降。[13]协议出让工业用地和竞价出让商住用地的组合安排是地方政府获取最大财政收入、最快经济增长和最优晋升资本，进而实现整体利益最大化的理性决策。
1984年以前，中国人民银行几乎垄断了所有的金融业务，银行内部实行“统收统支”的信贷资金管理制度，金融要素的流动被严格控制。此后，“四大行”和三大政策性银行的成立以及《中国人民银行法》和《商业银行法》的相继颁布，与市场经济体制相适应的现代银行业体系得以建立起来。在此背景下，商业银行逐步成为相对独立的、以盈利为目的的商业主体。住房商品化则为银行信贷资金提供了一个相对稳定且有较高利润率的投资渠道。在有限土地供给和刚性购房需求的共同作用下，房价被不断推高。高额利润又吸引更多资金参与房地产市场的角逐，从而加剧了商住用地市场的竞争，在“招拍挂”的竞价机制下进一步抬高了土地出让价格，从而形成高房价与城市扩张并存的现状。此外，以土地抵押贷款为核心的土地金融通过银行信贷的杠杆放大作用，为地方政府从土地出让中获得了更多的可支配资金，对土地财政的形成起到了推波助澜的作用，“以地生财、以财养地”是对中国城市扩张模式的生动表述。[14]
图1 土地财政、金融发展与城市扩张之间的影响机制
四、研究设计与变量说明
(一)模型建立
参考Elhost[15]的研究方法，本文建立一般形式的空间嵌套模型(GNS)如下：
2.核心解释变量：土地财政(LF )、金融发展(FD )。①土地财政(LF )。参考邵朝对等的做法[1]，本文选用土地出让收入与当地GDP的比值作为土地财政的替代变量，因为土地出让收入属于预算外收入或政府性基金收入，地方政府拥有更大的自由安排空间，而与土地相关的耕地占用税等税收收入属于具有刚性支出性质的一般预算收入。另外，土地出让收入有三种统计口径：土地出让成交价款、土地出让净收益，土地出让成交价款或土地出让净收益的增长率。本文选用土地出让成交价款作为土地财政的代理变量，因为土地出让成交价款能够准确衡量地方政府通过出让土地获取财政收入的规模，它与土地出让净收益的区别在于是否扣除土地出让成本补偿项目。从财政管理的角度看，成本补偿项目是财政支出形式之一，如果扣成本补偿项目，显然会低估土地出让收入，且从2009年开始《中国国土资源统计年鉴》中不再列明土地出让净受益这一指标。此外，鉴于不同城市土地出让收入基数差异较大，增长率指标难以准确衡量各个城市土地出让收入的规模差异，因而不宜采用增长率指标来衡量土地财政。[16]②金融发展(FD )。参考陈明华等的做法[3]，本文选用金融相关率作为金融发展的替代变量，金融相关率的定义为全部金融资产价值(用银行业金融机构存贷款总和代表)与全部实物资产价值(用当地GDP代表)的比值，因为在以直接融资为主的金融发展现状下，银行业金融机构存贷款总和能较好地反映在借贷市场进行规模融资的能力。
[27]冯霞、杨勇：《中国特色社会主义城市治理研究中海外学者的观点及政策建议》，《广西社会科学》2015年第12期。
4.油区治安环境好坏，严重影响油地关系。近年来，国家加大了对“三小一点”（小炼油、小化工、小轧钢、废旧物资收购点）的打击和治理整顿，盗油现象虽得到了一定的控制，但是随着原油价格的上涨，受经济利益地驱动，不法分子盗窃原油的步伐并没有停止，而且手段越来越高明。村民干扰施工、扣押车辆、挖沟断路等违法行为时有发生，甚至出现了破坏油井设施、盗挖输油管线、大量盗窃原油等一批影响重大的案件，使油区治安环境进一步恶化。
裂解气压缩机盘车装置主要由GM220A/B 2台电机组成，其中GM220A采用变频启动，额定转速180 r/min，GM220B采用软启动控制，额定转速8 r/min，盘车投用前需确认机组润滑油系统正常，盘车启动有2个条件，润滑油总管压力不低于0.12 MPa以及透平转速信号为0。
lnUE it =ρW lnUE it +β 1lnLF it +β 2lnFD it +β 3lnLF it ·lnFD it +β 4lnPD it +β 5lnHC it +β 6lnPGDP it +β 7lnPFE it +β 8lnPEDU it +β 9lnHOS it +β 10lnBAGC it +ε it (2)
国庆节后的那天,我在朋友圈宣布,未来两个月不再出去吃晚饭,不再喝酒。这条“朋友圈”并没有引起太大的抗议,其实朋友们和我一样,也早已疲惫不堪了。一个很好的朋友群里,10个人有6个宣布戒酒、减肥了。
SEM：
通过观察上式可以发现，空间依赖关系的产生主要有三类来源：一是不同区位被解释变量间的内生交互效应；二是某一区位独立的解释变量与另一区位被解释变量间的外生交互效应；三是不同区位误差项间的交互效应。其中，内生交互效应和外生交互效应是空间外溢效应的主要来源，而误差项间的交互效应并未包含外溢效应的信息。根据ρ 、θ 和λ 之间的数量关系，式(1)可以简化为空间自回归(滞后)模型(SAR)、空间误差模型(SEM)、广义空间模型(SAC)、空间杜宾模型(SDM)以及空间杜宾误差模型(SDEM)等多种不同形式的空间计量模型。在实际计量检验中，若ρ ≠0、θ =0、λ =0，则式(1)为空间自回归(滞后)模型(SAR)，该模型用来测度内生交互效应；若ρ =0、θ =0、λ ≠0，则式(1)为空间误差模型(SEM)，该模型用来测度不同区位误差项间的交互效应；若ρ ≠0、θ =0、λ ≠0，则式(1)为广义空间模型(SAC)，该模型同时包含了内生交互效应和不同区位误差项间的交互效应；若ρ ≠0、θ ≠0、λ =0，则式(1)为空间杜宾模型(SDM)，该模型同时包含了内生交互效应和外生交互效应；若ρ ≠0、θ =0、λ ≠0，则式(1)为空间杜宾误差模型(SDEM)，该模型同时包含了外生交互效应和不同区位误差项间的交互效应。为了消除单位量纲和异方差的影响，本文对各变量进行了对数化处理。为了检验土地财政与金融发展之间存在替代效应还是互补效应，本文引入两者之间的交互项，即lnLF it ·lnFD it 。如果交互项的估计系数小于零，则表明在影响城市扩张方面，土地财政与金融发展是相互替代的，反之则存在互补关系。通过Hausman检验，加入交互项后的空间计量模型都拒绝了随机效应的原假设，即采用固定效应模型。
lnUE it =β 1lnLF it +β 2lnFD it +β 3lnLF it ·lnFD it +β 4lnPD it +β 5lnHC it +β 6lnPGDP it +β 7lnPFE it +β 8lnPEDU it +β 9lnHOS it +β 10lnBAGC it +μ it ;μ it =λWμ it +ε it (3)
SAR：
SAC：
lnUE it =ρW lnUE it +β 1lnLF it +β 2lnFD it +β 3lnLF it ·lnFD it +β 4lnPD it +β 5lnHC it +β 6lnPGDP it +β 7lnPFE it +β 8lnPEDU it +β 9lnHOS it +β 10lnBAGC it +μ it ;μ it =λWμ it +ε it (4)
SDM：
lnUE it =ρW lnUE it +β 1lnLF it +β 2lnFD it +β 3lnLF it ·lnFD it +β 4lnPD it +β 5lnHC it +β 6lnPGDP it +β 7lnPFE it +β 8lnPEDU it +β 9lnHOS it +β 10lnBAGC it +θ 1W lnLF it +θ 2W lnFD it +θ 3W lnLF it ·lnFD it +θ 4W lnPD it +θ 5W lnHC it +θ 6W lnPGDP it +θ 7W lnPFE it +θ 8W lnPEDU it +θ 9W lnHOS it +θ 10W lnBAGC it +ε it (5)
为进一步分析土地财政、金融发展对城市扩张影响在不同规模等级城市间的空间异质性，本文参考程中华等[17]的分类方法，以2016年市辖区年末人口数为标准，将城市规模划分为以下四个等级：特大城市、大城市、中等城市和小城市，其中分别有60个、95个、89个和41个城市样本数，然后基于前文的判断法则选取相应的空间计量模型，具体结果详见表5。通过观察对比可以发现，部分估计结果的符号和显著性具有明显差异，这说明不同规模城市土地财政、金融发展对城市扩张的影响也存在明显的空间异质性。
根据数据的可得性、有效性和连续性原则，本文选取2003—2016年285个地级及以上城市(巢湖、铜仁、毕节、三沙、儋州、拉萨、日喀则、昌都、林芝、山南、海东由于行政区划调整或数据缺失严重而删除，港澳台不在本文考察范围之内)作为研究对象。各项指标的原始数据来源于历年的《中国城市统计年鉴》、《中国区域经济年鉴》、《中国国土资源统计年鉴》及各省市统计年鉴，并对个别城市的缺失数据采用插值法进行了补充。为消除通货膨胀的影响，本文利用各城市居民消费价格指数(CPI)将土地出让成交价款等名义变量进行平减化处理，调整为以2002年为基期的实际变量。各变量的汇总及说明如表1所示。
选用适宜的空间计量模型有助于准确反映空间依赖性产生的原因以及不同空间关联机制的作用效果。参考Elhost[15]的研究思路，本文采用“具体到一般”和“一般到具体”相结合的方法来选择空间计量模型的具体形式。第一，估计非空间效应模型，在不考虑空间因素影响的情况下判断解释变量与被解释变量之间的关系；如果非空间效应模型被接受，则采用“具体到一般”的方法判断空间效应模型的适用性；如果非空间效应模型被拒绝，则采用“一般到具体”的方法判断空间效应模型的适用性。第二，“具体到一般”的步骤为：使用拉格朗日乘数法(LM)来检验是否使用SAR或SEM，如果LM_lag通过检验而LM_err未通过检验，则选用SAR，反之则选用SEM；如果LM_lag和LM_err均未通过检验，则进一步比较R_LM_lag和R_LM_err，如果R_LM_lag通过检验而R_LM_err未通过检验，则选用SAR，反之则选用SEM；如果LM_lag、LM_err、R_LM_lag和R_LM_err均通过检验，则继续检验θ ≠0是否成立，若不成立则选用SAC；若成立则继续比较SDM与SDEM的回归效果，在两者中选用效果更好的模型。第三，“一般到具体”的步骤为：使用LR检验假设ρ ≠0与λ ≠0是否同时成立，若同时成立，则SAC是最佳的空间计量模型；若ρ ≠0不成立且LM(R_LM)也指向SAR，则SAR是最佳的空间计量模型；若不成立且LM(R_LM)也指向SEM，则SEM是最佳的空间计量模型；若假设ρ ≠0与λ ≠0同时不成立，则空间效应模型亦不适合解释变量与被解释变量之间关系的分析。
知识型学习疑难是在信息的编码与整合中产生的学习疑难．编码时出现的问题导致了信息的错误表征、相互冲突和间断(缺漏、跳跃和不确定)，造成数学图式生成错误.整合时出现的问题导致信息的偏差、混乱和信息间的排斥、冲击等，造成数学知识模块被提取时表现出知识的不连续、跳跃和不确定．按信息编码形成的数学图式和调用数学知识模块的类型，可以将这两个情况产生的学习疑难分为陈述性知识疑难和程序性知识疑难．
(二)空间权重矩阵
常用的地理特征空间权重包括邻接标准和地理距离标准，由于拉萨等多个地级市数据缺失，地理邻接矩阵难以真实反映空间关联情况，此处选用地理距离矩阵，其形式如式(7)所示：
现代木结构主要以各种标准化的工程木或经过处理的原木为主要材料，使其具有防潮防腐、防虫防蚁、防火的性能，经过建筑模数化设计、工厂预制化生产、现场装配化施工而建造的房屋，又被称为装配式木结构。现代木结构还融合了现代化生态节能及智能信息技术，实现一体化集成设计，使房屋更加舒适、安全、可靠、耐久。依据房屋承重构件所用材料的不同，现代木结构可分为轻型木结构（图1）、胶合木结构（图2）、方木原木结构及木混合结构等4种形式[3]6，具有不同的特点和适用范围。
制造任务特征主要描述了该任务中区别于其他任务的典型特征信息，包括加工特征、设备特征和工艺特征等。例如某轴承加工任务，其制造任务特征为车削加工、车床、材料、尺寸等。该特征的确定一般根据制造任务所加工的产品对象的工艺过程特点来确定该制造任务执行过程中的制造任务特征。
其中，W ij 为第i 行、j 列的矩阵元素；d ij 为利用经纬度坐标测算出的城市i 和城市j 之间的直线距离，取地理距离平方的倒数可以将不同城市之间的空间关系准确地表达出来。为了简化模型和便于解释结果，本文将地理距离空间权重矩阵进行了行和标准化处理，并记标准化后的权重为
(三)数据与变量说明
1.被解释变量：城市扩张(UE )。参考刘琼等的做法[8]，本文选用城市建成区面积作为城市扩张的替代变量。通过梳理现有文献发现，现有的城市扩张研究主要包括经济、人口和空间三个维度，在本文中研究的主要是城市在空间上的扩张。
其中，Y it 为被解释变量向量，α 为常向量，ρ 为空间自回归系数，W 为空间权重矩阵，X 为包括协同集聚等变量在内的解释变量向量集合，β 为一般回归系数，θ 为空间回归(外溢)系数，μ 表示地区效应，v t 表示时间效应，ε it 为残差项，λ 为空间自相关系数。
3.控制变量：人口密度(PD )、每万人拥有大学生(HC )、人均国内生产总值(PGDP )、人均公共财政支出(PFE )、人均教育支出(PEDU )、每万人拥有医院床位数(HOS )、建成区绿化覆盖率(BAGC )。除了土地财政和金融发展之外，其他影响城市扩张的因素还很多，不可能穷尽。在广泛借鉴国内外有关研究成果的基础上，本文从人口集聚、人力资本、经济水平、政府规模、教育支出、医疗条件和绿化程度等七个方面选取上述控制变量，以尽可能全面地对影响城市扩张的因素进行分析。
产业结构Moore值这个指标将区域经济划分为多个产业部门，当某一产业所占比重改变时，它与其他产业的向量夹角就会发生变化，把所有矢量加总，即可得不同时期各产业的结构变化情况。
lnUE it =β 1lnLF it +β 2lnFD it +β 3lnLF it ·lnFD it +β 4lnPD it +β 5lnHC it +β 6lnPGDP it +β 7lnPFE it +β 8lnPEDU it +β 9lnHOS it +β 10lnBAGC it +θ 1W lnLF it +θ 2W lnFD it +θ 3W lnLF it ·lnFD it +θ 4W lnPD it +θ 5W lnHC it +θ 6W lnPGDP it +θ 7W lnPFE it +θ 8W lnPEDU it +θ 9W lnHOS it +θ 10W lnBAGC it +μ it ;μ it =λWμ it +ε it (6)
表1 变量汇总及说明
五、空间相关性检验与回归结果分析
(一)空间相关性检验
为了测度土地财政、金融发展与城市扩张之间的全局空间相关性，本文采用双变量全局Moran’s I指数来识别，其计算公式分别为：
Moran’s I的取值范围为[-1，1]。当Moran’s I大于0时，变量之间为空间正相关；当Moran’s I小于0时，变量之间为空间负相关；当Moran’s I等于0时，变量之间无空间关联性；Moran’s I的绝对值越大，变量之间的空间相关性越强。对于双变量全局Moran’s I指数的显著性检验，本文利用Geoda软件进行了置换检验，得到结果如表2所示。由表2可知，土地财政与城市扩张的双变量全局Moran’s I指数在2003—2016年间均为正且都通过了1%的显著性检验，这说明土地财政对周围城市的扩张存在显著的正向空间相关性；除2007年外，金融发展与城市扩张的双变量全局Moran’s I指数在2003—2016年间均为负且都通过了1%的显著性检验，这说明金融发展在整体上对周围城市的扩张存在显著的负向空间相关性。并且随着时间的推移，上述两对变量的双变量全局Moran’s I指数呈现波动性的趋势，这说明上述空间关联效应具有动态变化特征。
表2 双变量全局 Moran’s I指数及其统计检验
注：*、**、***分别表示在10%、5%、1%的水平下显著。
(二)空间回归结果分析
为比较和检验各变量参数估计的稳健性，本文利用Matlab软件分别采用空间自回归(滞后)模型(SAR)、空间误差模型(SEM)、广义空间模型(SAC)、空间杜宾模型(SDM)以及空间杜宾误差模型(SDEM)进行估计，回归结果详见表3。整体上来看，五个空间计量模型的回归系数符号整体上具有一致性，这也从侧面说明了本文的研究设计具有稳健性。根据前文的判断规则可知，空间滞后模型(SAR)是全国层面空间计量模型的最佳选择。下面的分析基于SAR展开：
1.核心解释变量对城市扩张的影响。土地财政的系数为正且通过了10%的显著性检验，这说明土地财政对城市扩张具有显著的促进作用，即土地财政是推动城市扩张的主要因素之一，“以财养地”的城市扩张模式在全国层面得到验证；金融发展的系数为正且通过了1%的显著性检验，这说明金融发展也对城市扩张具有显著的促进作用，即金融发展也是推动城市扩张的主要因素之一，金融发展助推城市扩张也在全国层面得到验证；土地财政与金融发展交互项的系数为负且通过了5%的显著性检验，这说明土地财政与金融发展在促进城市扩张方面存在替代关系，虽然土地财政与金融发展都能助推城市扩张，但两者之间的联合作用效果并不理想，其竞争效应大于协同效应。
2.控制变量对城市扩张的影响。人口密度、人均国内生产总值、人均公共财政支出与每万人拥有医院床位数的系数为正且通过了1%的显著性检验，说明这四个控制变量也对城市扩张具有显著的促进作用，即人口集聚、经济水平、政府规模和医疗条件也是推动城市扩张的主要因素，这也说明城市的扩张不仅需要人口与经济的支撑，政府政策和公共医疗服务也是决定城市扩张的主要因素；建成区绿化覆盖率的系数为负且通过了1%的显著性检验，说明建成区绿化覆盖率对城市扩张具有显著的抑制作用，即绿化程度是抑制城市扩张的主要因素之一，城市扩张是一种低效的土地开发模式，而绿化程度要求相关设施与服务的跟进，绿化程度成为城市扩张的制约因素与经济理论和现实生活相符，这也从侧面验证了本文研究结论的合理性；每万人拥有大学生与人均教育支出的系数为正但并不显著，说明这两个控制变量对城市扩张的作用难以确定，即人力资本与教育支出并未有效推动城市的扩张，在人力资本供给整体上充分但供需匹配程度不高的现有就业格局下，人力资本与教育支出在推动城市扩张过程中的作用微弱也是符合我国国情的。
3.空间溢出效应。空间自回归系数为负且通过了5%的显著性检验，说明周围城市的扩张会抑制本地城市的扩张，即不同城市之间的扩张具有空间虹吸效应，在资源相对有限的情况下，如果不能实现总量的增加，不同城市用于扩张的资源肯定是此消彼长，这也是地方政府在城市建设过程中展开激烈竞争的一个佐证。
表3 空间计量模型回归结果
续表3
注：*、**、***分别表示在10%、5%、1%的水平下显著。
(三)分区域实证结果分析
本文将研究样本按照国家地理区域划分标准分为东部样本、中部样本与西部样本三大区域，其中分别有101个、109个和75个城市样本数，以分析土地财政、金融发展对城市扩张影响的空间异质性，并基于前文的判断法则选取相应的空间计量模型，具体结果详见表4。整体上看，部分估计结果的符号和显著性具有明显差异，这说明不同地区土地财政、金融发展对城市扩张的影响存在明显的空间异质性。
对于需求方，在中国经济快速发展这个大环境下，物价也随之提高，各大企业更是坐地起价。而共享经济为需求方提供的服务，往往低于市场企业价格，这时选择共享经济下的商品和服务，对于需求者来说是有利的。以首都北京为例，在非高峰期的时段打车走十公里的路程，需要花费四十分钟的时间成本和34元的人民币资金成本。现在共享经济下推行的滴滴打车却只要二十五元人民币，在这种情况下，共享经济带来的优惠就成为了需求方的额外收益。
1.核心解释变量对城市扩张的影响。东部地区土地财政与金融发展的系数为负但并不显著，土地财政与金融发展交互项的系数为正但也不显著，说明土地财政、金融发展并不是推动东部地区城市扩张的主要因素；中部地区土地财政与金融发展的系数为正但并不显著，土地财政与金融发展交互项的系数为负但也不显著，说明土地财政、金融发展也不是推动中部地区城市扩张的主要因素；西部地区土地财政与金融发展的系数为正且通过了1%的显著性检验，土地财政与金融发展交互项的系数为负且也通过了5%的显著性检验，说明土地财政、金融发展是推动西部地区城市扩张的主要因素，且土地财政与金融发展在促进西部地区的城市扩张方面存在替代关系。上述结果说明土地财政与金融发展在影响城市扩张方面，东部地区与全国层面的情况刚好相反，中部地区与全国层面在作用趋势上类似但强度较弱，而西部地区与全国层面的情况具有较高的一致性。造成上述结果的原因，一方面是因为东部地区作为改革先行区和人口净流入地区，“以地生财，以财养地”的城市扩张模式已经过早透支了当地的发展空间；另一方面是因为中西部地区人口城镇化的进程还在持续，“以地生财，以财养地”的城市扩张模式仍有广阔的需求来支撑；此外，国家土地财政政策对西部地区的倾斜以及不同区域城市发展基础的差异都影响着核心解释变量对城市扩张作用效果的差异。
2.控制变量对城市扩张的影响。东部地区的人口密度、每万人拥有大学生、人均公共财政支出与每万人拥有医院床位数的系数为正且通过了5%的显著性检验，说明这四个控制变量也对城市扩张具有显著的促进作用，即人口集聚、人力资本、政府规模和医疗条件是推动东部地区城市扩张的主要因素；人均国内生产总值的系数为正但并不显著，人均教育支出的系数为负但并不显著，说明这两个控制变量对城市扩张的作用难以确定，即经济水平与教育支出并未有效推动东部地区的城市扩张；建成区绿化覆盖率的系数为负且通过了1%的显著性检验，说明建成区绿化覆盖率对城市扩张具有显著的抑制作用，即绿化程度是抑制东部地区城市扩张的主要因素之一。中部地区的人口密度、人均国内生产总值、人均公共财政支出与每万人拥有医院床位数的系数为正且通过了5%的显著性检验，说明这四个控制也对城市扩张具有显著的促进作用，即人口集聚、经济水平、政府规模和医疗条件是推动中部地区城市扩张的主要因素；每万人拥有大学生的系数为正但并不显著，说明人力资本对中部地区城市扩张的作用难以确定，即人力资本并未有效推动中部地区的城市扩张；人均教育支出的系数为负且通过了5%的显著性检验，建成区绿化覆盖率的系数为负且通过了1%的显著性检验，说明这两个控制变量对城市扩张具有显著的抑制作用，即教育支出与绿化程度是抑制东部地区城市扩张的主要因素之一。西部地区的人口密度、人均国内生产总值、人均教育支出与每万人拥有医院床位数的系数为正且通过了5%的显著性检验，说明这四个控制也对城市扩张具有显著的促进作用，即人口集聚、经济水平、教育支出和医疗条件是推动西部地区城市扩张的主要因素；每万人拥有大学生的系数为正但并不显著，人均公共财政支出的系数为负但并不显著，说明人力资本与政府规模对西部地区城市扩张的作用难以确定，即人力资本与政府规模并未有效推动中部地区的城市扩张；建成区绿化覆盖率的系数为负且通过了1%的显著性检验，说明绿化程度对城市扩张具有显著的抑制作用，即绿化程度是抑制东部地区城市扩张的主要因素之一。通过对比可知，人口集聚与医疗条件对三大区域城市扩张都有促进作用，而绿化程度对三大区域城市扩张都有抑制作用。上述结果说明，城市扩张不仅需要人口集聚的支撑，医疗条件也是影响城市扩张的主要因素，这也说明现代社会人们更加注重对生活质量的追求；此外，三大区域绿化程度抑制城市扩张的结论与全国层面保持一致，从而再次验证了城市扩张的低效和对土地资源的浪费，但也为有效抑制城市低效扩张提供了改进的思路。
3.空间溢出效应。东部地区的空间自回归系数为负且通过了1%的显著性检验，西部地区的空间自回归系数为负且通过了10%的显著性检验，说明东部地区与西部地区的周围城市扩张会抑制本地城市的扩张，即不同城市的扩张在东部地区与西部地区具有空间虹吸效应；中部地区的空间自回归系数为负但不显著，说明中部地区的本地城市扩张对周围城市扩张的影响具有不确定性。上述结果说明不同区域城市扩张的竞争强度具有显著的空间异质性。造成上述结果的原因，一方面是因为东部地区具有较强的经济基础和较高的人口集聚水平，且中西部地区的资源流入也会加剧东部地区的城市扩张竞争程度；另一方面是因为西部地区因政策倾斜而城市建设土地供给相对充足，人口城镇化的进程也为城市扩张提供了有力的支撑。此外，中部地区无论在经济与区位上、还是在政策上都不具有比较优势，从而导致其城市扩张之间的竞争效应并不明显。
表4 分区域空间计量模型回归结果
注：*、**、***分别表示在10%、5%、1%的水平下显著。
(四)分规模实证结果分析
SDEM：
1.核心解释变量对城市扩张的影响。只有中等城市金融发展的系数为正且通过了5%的显著性检验，土地财政与金融发展交互项的系数为负且通过了10%的显著性检验，而其他回归系数并未通过显著性检验，说明金融发展是推动中等城市扩张的主要因素，土地财政与金融发展在推动城市扩张方面具有替代作用，而本文的实证结果并不支持其他规模城市的土地财政与金融发展对城市扩张的推动作用。造成上述结果的原因，一方面是因为“以地生财，以财养地”的城市扩张模式已经提前透支大城市与特大城市的发展空间；另一方面小城市则因自身体量的限制不能满足人们日益增长的多样化需求而扩张乏力。此外，传统的城市扩张模式仅在中等城市还有实施的空间，而其他规模城市的发展策略转型势在必行。
由此可见，当代泰国虽然政权更迭频繁，但对文化的产业化培育和国际推广却给以持续的重视。数十年来，泰国形成了文化部、观光与体育部、工业部、外交部、政府公共关系部等多部门共同参与，王室、政府、企业相配合的文化推广体系；文化产业已成为泰国创造经济收益和塑造“微笑国度”形象的重要名片。目前泰国已成功主办了四次亚运会，在亚洲各国中居首位。2017年，泰国接待的国际游客创下了3538万人次的新纪录；[28]其中仅曼谷就可吸引2327万人次的国际游客，在世界城市中名列第二。[29]而截至2018年，泰国已连续四年被彭博社评为“全球最幸福的国家”。
2.控制变量对城市扩张的影响。促进特大城市扩张的控制变量有人口密度、人均公共财政支出与每万人拥有医院床位数，抑制特大城市扩张的控制变量有建成区绿化覆盖率，每万人拥有大学生、人均国内生产总值与人均教育支出对特大城市扩张的影响并不确定；促进大城市扩张的控制变量有人口密度、人均国内生产总值、人均公共财政支出与每万人拥有医院床位数，抑制大城市扩张的控制变量有建成区绿化覆盖率，每万人拥有大学生与人均教育支出对大城市扩张的影响并不确定；促进中等城市扩张的控制变量有人口密度、人均国内生产总值、人均教育支出与每万人拥有医院床位数，人均公共财政支出、每万人拥有大学生与建成区绿化覆盖率对中等城市扩张的影响并不确定；促进小城市扩张的控制变量有人口密度、人均国内生产总值与人均公共财政支出，抑制小城市扩张的控制变量有建成区绿化覆盖率，每万人拥有大学生、人均教育支出与每万人拥有医院床位数对小城市扩张的影响并不确定。通过对比可知，只有人口集聚对四大规模城市扩张都有促进作用，其他控制变量对不同规模城市的扩张具有明显的空间异质性。上述结果说明，无论规模大小，城市的扩张都需要人口集聚的支撑。值得注意的是，绿化程度对城市扩张的抑制作用在不同规模城市中虽然仍成立，但在中等城市并未通过显著性检验，说明中等城市的扩张需求相对比较强烈，即使绿化程度相对较低也不显著影响其扩张，这也与中等城市空间范围相对有限、通勤成本较低有关；而绿化程度仍能有效抑制小城市的扩张，则主要与小城市的扩张缺乏有力的人口流入支撑有关。
3.空间溢出效应。特大城市、中等城市与小城市的空间自回归系数为负且通过了1%的显著性检验，说明周围城市扩张对本地城市扩张的空间虹吸效应在规模层面同样成立；特大城市、大城市、中等城市与小城市的空间自相关系数为正且都通过了1%的显著性检验，说明不同区位误差项间的交互效应对本地城市扩张存在空间溢出效应。上述结果说明不同规模城市扩张之间的竞争效应都比较明显，即不同规模城市都有扩张的冲动，不过其竞争的激烈程度存在明显的空间异质性。
表5 分规模空间计量模型回归结果
注：*、**、***分别表示在10%、5%、1%的水平下显著。
(五)进一步的分析
考虑到城市扩张可能存在“时间惯性”，本文将滞后一期的城市扩张指标纳入模型，构成动态空间计量模型[18]，然后分别对全国样本、分区域样本、分规模样本进行空间回归估计，具体结果详见表6。通过观察对比可以发现，滞后一期的城市扩张对本年度的本地城市扩张普遍具有显著的正向影响，由此验证了城市扩张的“时间惯性”。此外，土地财政、金融发展以及两者交互项等主要指标的回归结果与前文的实证结果基本一致，但是某些系数的显著性有了一定程度的提高或降低，这说明土地财政、金融发展对城市扩张影响效应的基本结论是具有可靠性与稳健性的。
(六)稳健性检验
为了检验土地财政、金融发展对城市扩张影响的稳健性，本文将地理距离空间权重矩阵替换为经济距离空间权重矩阵对实证结果进行再检验。为此，本文选用各城市的人均GDP作为矩阵元素，构建经济距离空间权重矩阵，如式(9)所示。
涂装是现代产品制造工艺中的重要环节之一，它包括涂装前对被涂物表面的处理、涂布工艺和干燥三个基本工序以及设计合理的涂层系统。传统涂装工艺中，在喷漆、烘干工段会产生大量的有机溶剂气体，其主要成分是甲苯、二甲苯、苯等，这些有害物质外排不仅影响大气环境，而且有火灾和爆炸的环境风险。涂装工艺产生的环境污染与涂料选择、作业环境条件、质量及工艺管理各方面息息相关［1］。
其中，
为经济距离空间权重矩阵，
为观察期内i 城市的人均GDP平均值，
为观察期内所有城市人均GDP的平均值。与地理距离矩阵的处理类似，本文也对经济距离矩阵进行了行和标准化处理，并记标准化后的权重为
通过与地理距离矩阵下的空间回归结果对比可以发现，无论是静态空间计量模型，还是动态空间计量模型，稳健性检验结果与前文的回归结果基本一致，仅某些系数的显著性有了一定程度的提高或降低，从而再次验证了本文基本结论的稳健性。限于篇幅，此处不再赘述具体回归结果。
表6 动态空间计量模型估计结果
注：*、**、***分别表示在10%、5%、1%的水平下显著。
六、结论与政策建议
本文基于2003—2016年中国285个地级及以上城市的面板数据，采用5种空间计量模型，通过设置地理距离空间权重矩阵，着重分析了土地财政、金融发展对城市扩张的影响。研究结果显示：其一，土地财政与金融发展在推动本地城市扩张方面存在替代关系，但这种替代关系在不同地区层面、不同城市规模层面则具有明显的空间异质性；其二，人口集聚是促使城市扩张的主要因素，绿化程度是抑制城市扩张的主要因素，人力资本、经济水平、政府规模、教育支出和医疗条件对城市扩张的影响在不同地区层面、不同城市规模层面也具有明显的空间异质性；其三，城市扩张具有明显的“时间惯性”，即滞后一期的城市扩张会对当期的城市扩张产生正向影响。根据上述实证结果和研究结论，本文提出以下政策建议：
第一，深化财税体制改革，优化中央与地方之间的财政关系。通过适当下放财权与上收事权缓解地方政府的纵向财政失衡。加快房地产税立法，推动土地转让环节的一次性土地出让金向保有环节的房地产税转变，通过建立以环境税和房地产税为主的地方税体系降低地方政府对土地财政的依赖。
Activiti的Identify模块由用户、用户组和用户与组关系组成(见图4)，因此接口内容应包括同步用户信息、同步组信息和同步用户与组关系信息等。
第二，深化金融体制改革，形成多层次、网络化的金融发展格局。根据各地金融发展水平的分化特征，明确各类城市的角色及定位，构建协调发展机制，增强城市之间金融发展的互补性和协调性。通过鼓励金融制度创新和破除区域政策性壁垒，为实现金融资源的自由流动和高效配置创造条件。
第三，完善政治晋升机制，切实校正短视性动机。通过构建包括经济、环境与民生等多指标的政绩考核体系，彻底改变“以GDP论英雄”的单一激励机制，以优化行政激励约束，促使地方政府建立科学的发展观和政绩观，根除城市低水平扩张的短视行为，从而有效地推动城市资源的集约利用。
第四，采取高密度发展模式，抑制城市的低密度开发和无效率扩张。城市低密度开发和无效率扩张增加了交通和通勤成本，降低了信息分享的溢出效应，削弱了人口集聚的规模优势，高密度开发则可弥补上述不足。当然应避免核心区人口过高，确保高密度优势不被拥挤效应和环境成本所抵消。
第五，采取差异化土地供给策略，提高城市空间结构的紧凑程度。西部地区和中等城市的土地财政依赖性较强，东中部地区和其他规模城市的扩张更多是人口集聚作用下的市场化行为。鉴于土地财政的不可持续性，应避免新增土地过多向西部地区和中等城市倾斜，以促进人口向中心城市集聚。
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Land finance ,financial development and urban expansion
FENG Yan-chao，WANG Xiao-hong
(School of Economics and Management, Harbin Institute of Technology, Harbin，Heilongjiang 150001, China)
Abstract ：Based on the panel data of 285 prefecture-level cities and above in China from 2003 to 2016, five kinds of spatial econometric models were used. By setting up geographical distance spatial weight matrix, the impact of land finance and financial development on urban expansion was analyzed. Our results show that, firstly,land finance and financial development have an alternative relationship for the expansion of local cities, but this alternative relationship has significant spatial heterogeneity at different regions and different scale cities. Secondly, the concentration of population is the main promoting factor for urban expansion, and the greening degree is the main inhibiting factor for urban expansion. Thirdly, urban expansion has significant “time inertia”,that is,urban expansion that lags one phase will have a positive impact on current period.
Key words ：land finance; financial development; urban expansion
文章编号： 2095-5960(2019)01-0025-12；
中图分类号： F061.5；
文献标识码： A
收稿日期 ：2019-06-10
基金项目 ：教育部科技委战略研究重大课题“高校协同创新试点示范研究”(批准号：201306)。
作者简介 ：冯严超(1992—)，男，山东菏泽人，哈尔滨工业大学经济与管理学院博士研究生，研究方向为区域经济学、城市经济学；王晓红(1968—)，女，黑龙江哈尔滨人，哈尔滨工业大学经济与管理学院教授、博士生导师，研究方向为区域经济学、城市经济学。
责任编辑 ：吴锦丹
标签：土地财政论文; 金融发展论文; 城市扩张论文; 哈尔滨工业大学经济与管理学院论文;