豐 雷，李 莉，黃曉宇

（1.中國人民大學公共管理學院土地管理系，北京 100872；2.深圳市國土房產評估發(fā)展中心，廣東 深圳 518034；3.國土資源部科技與國際合作司，北京 100812）

1 引言

土地金融發(fā)展對宏觀經(jīng)濟具有重要影響。一方面，發(fā)育良好的土地金融市場以及通暢的傳導機制有利于土地開發(fā)、經(jīng)營和利用資金的籌集和融通，有利于儲蓄向投資的有效轉化以及生產效率的提高，進而推動經(jīng)濟增長；另一方面，土地金融的發(fā)展若超出了實體經(jīng)濟的需要，往往蘊含著巨大的金融風險，會加大宏觀經(jīng)濟波動。特別是在中國目前土地供應由政府控制、土地開發(fā)利用資金大量來源于國有商業(yè)銀行信貸的制度約束下，政府失靈與金融風險疊加，進一步加大了潛在的金融風險和經(jīng)濟波動。

本文借鑒金融發(fā)展與宏觀經(jīng)濟關系理論，結合中國實踐構建理論和計量模型，探討土地金融對經(jīng)濟增長和經(jīng)濟波動的影響及作用機制，并理清土地金融風險產生的固有機制，提出應對之策。

2 文獻綜述

金融發(fā)展對經(jīng)濟增長具有巨大的促進作用［1-2］；這一觀點也在中國的實踐中證實［3-4］。有研究表明，金融發(fā)展在一定程度上降低了宏觀經(jīng)濟的波動性［5-6］；有學者則認為，金融發(fā)展對經(jīng)濟波動的影響存在多重效應［7］。對中國的研究表明，金融深化促進了金融市場和金融中介的發(fā)展，通過資產組合、財富效應、國際資本借貸將國外的經(jīng)濟波動效應傳導至國內，加大了經(jīng)濟波動［8-9］；同時，以加強自我激勵約束為目標的銀行業(yè)的發(fā)展，將大大提高資金配置效率，對降低經(jīng)濟波動具有重要作用［10］。

在土地金融與經(jīng)濟增長方面，有學者從企業(yè)微觀角度考察土地抵押資產的價值對經(jīng)濟發(fā)展的影響［11］。在土地金融對經(jīng)濟波動以及金融風險的影響方面，有學者認為日本的土地抵押擔保對公司投資行為具有顯著影響［11］；對臺灣的研究也表明，土地價值對抵押貸款有顯著的正效應［12］。此外，不動產金融特別是政府擔保的不動產抵押貸款與金融危機的關系密切［13-14］。國內的相關研究側重于對儲備土地抵押貸款風險的分析［15-16］，研究表明，過量的土地供應、過快增長的地價在擴大信貸規(guī)模的同時加大了信貸風險［17］；還有學者從政府財政角度［18］和房地產上市公司“融資－購地－囤地”角度［19］研究了土地金融對金融風險的影響；并指出完善土地金融政策及其參與宏觀調控的必要性和緊迫性［20］。

3 土地金融對經(jīng)濟增長的影響

3.1 理論分析與計量模型設定

為分析金融發(fā)展對經(jīng)濟增長的作用機制，可將經(jīng)濟增長的影響因素進行以下分解［3］：

根據(jù)上述理論，提出土地金融發(fā)展與經(jīng)濟增長的作用機制，即經(jīng)濟增長與收入增加提高了儲蓄水平，而土地金融的發(fā)展提高了儲蓄率以及儲蓄—投資轉化率，土地開發(fā)、經(jīng)營和利用資金變得充裕，因此土地供給上升；同時，土地金融發(fā)展也促進了投資并導致土地需求上升；投資的增加又進一步促進產出增長，并通過土地金融的發(fā)展以及人力資本與R＆D資本水平的提高使生產效率得到提高，從而促進經(jīng)濟更快增長。

基于上述分析，為檢驗土地金融發(fā)展與經(jīng)濟增長的關系，設定計量模型如下①土地金融包括土地直接金融（例如土地信托）以及土地間接金融（主要指土地抵押貸款）。由于中國土地金融發(fā)展較慢，土地金融市場不成熟，目前主要以土地間接金融為主。因此，本文在進行計量檢驗時以土地抵押貸款來代表土地金融水平。：

式2中，Git是實際GDP增長率；LFIRit是土地金融發(fā)展水平；Xit是控制變量；αi為截距項；β為系數(shù)；εit為隨機擾動項。

3.2 變量和數(shù)據(jù)

模型中的主要變量包括經(jīng)濟增長指標、土地金融發(fā)展指標以及其他控制變量。

（1）經(jīng)濟增長指標。本研究選擇各地區(qū)的實際GDP增長率代表經(jīng)濟增長。

（2）土地金融指標。國內大量基于全國層面的金融發(fā)展實證研究都使用信貸占GDP的份額作為金融發(fā)展水平的測度［21-22］。本研究中計算土地金融相關比例（Land Financial Interrelation Ratio，簡稱LFIR），使用土地抵押貸款金額②土地抵押貸款金額是指土地使用者依法將土地使用權作抵押時，由抵押人、抵押權人雙方確定同意的抵押貸款總額，以簽訂的抵押合同金額為準［23］。占GDP的比例代表土地金融發(fā)展水平。LFIR的計算公式為：

（3）控制變量。為考察土地金融發(fā)展水平對經(jīng)濟增長的影響，選擇影響經(jīng)濟增長的其他因素作為控制變量，主要包括儲蓄轉化率、投資率以及通貨膨脹率3個變量。

儲蓄轉化率（LDR）：金融發(fā)展對經(jīng)濟增長的影響更多地體現(xiàn)為儲蓄—投資轉化率的提高。采用貸款與存款的比率（LDR）來衡量金融機構將儲蓄轉化為貸款的效率，LDR越高，說明儲蓄轉化為貸款的效率越高；但在LDR﹥1的情況下，LDR越小，金融中介效率越高③當LDR過高（例如﹥1）時，說明金融機構出現(xiàn)超負荷放貸，貸款存在較大風險，容易引發(fā)支付危機。例如，目前中國《商業(yè)銀行法》第39條第2款規(guī)定，商業(yè)銀行存貸比（即貸款余額與存款余額的比例）不得超過75％。。因此在計量模型中對該變量采用二次函數(shù)形式。LDR的計算公式為：

投資率（INV）：投資率是實現(xiàn)經(jīng)濟增長的重要因素，持續(xù)高速的經(jīng)濟增長需要有高水平的投資率來支撐。其計算公式為：

通貨膨脹率（IR）：通貨膨脹率與經(jīng)濟增長關系密切。

綜上所述，將各變量代入式2，最終采用的計量模型如下：

式6中，i表示省份，i=1，…，31；t表示時間，t=1999，…，2005；αit為截距項；μit為隨機干擾項；β1、β2、β3、β4、β5為系數(shù)，測度各自變量對經(jīng)濟增長率的影響程度。

3.3 檢驗結果及分析

應用1999—2005年31省、市、自治區(qū)的面板數(shù)據(jù)，首先進行Hausman檢驗選擇合適的計量方法。從檢驗的結果看，Chi-Sq.值是9.8732，P值為0.0789，在10％的顯著性水平下，總體上拒絕隨機效應的原假設。因此，選擇固定效應模型更恰當，考慮到截面殘差存在異方差性，因此使用固定效應截面加權廣義最小二乘法回歸（表1）。

從模型估計和檢驗結果看，在1％的顯著性水平下，除LDR外其他變量的檢驗結果都是顯著的。土地金融發(fā)展水平的系數(shù)為0.201，表明土地金融發(fā)展水平每增加1個百分點，經(jīng)濟增長率增加0.201個百分點，土地金融發(fā)展水平對經(jīng)濟增長具有顯著的促進作用。

表1 Pool EGLS（Cross-section weights）回歸結果Tab.1 Results of Pool EGLS（Cross-section weights）regression

圖1 1999—2005年土地金融發(fā)展與GDP增長率Fig.1 Land finance development and GDP grow th rate from 1999 to 2005

圖2 1999—2005年土地金融發(fā)展與投資增長率Fig.2 Land finance development and investment grow th rate from 1999 to 2005

圖3 1999—2005年土地金融發(fā)展與房地產投資Fig.3 Land finance development and real estate investment from 1999 to 2005

圖4 1999—2005年土地金融發(fā)展與土地購置費Fig.4 Land finance development and land acquisition costs from 1999 to 2005

這一檢驗結果可以與中國2003年以來土地宏觀調控的實踐相互驗證。土地金融及其相關政策在本輪宏觀調控中發(fā)揮作用，與供地政策、房價政策等相互配合，對市場微觀主體的行為產生影響，并有利于土地金融市場的完善，以及土地金融對經(jīng)濟增長的促進①例如，2003年6月《關于進一步加強房地產信貸業(yè)務管理的通知》（銀發(fā)［2003］121號）要求嚴控土地儲備貸款的發(fā)放；2004年9月《商業(yè)銀行房地產貸款風險管理指引》（銀監(jiān)發(fā)［2004］57號）對土地儲備貸款、房地產開發(fā)貸款以及個貸等的風險管理做了詳細規(guī)定；2007年11月《土地儲備管理辦法》（國土資發(fā)［2007］277號）規(guī)定土地儲備貸款必須有合法的土地使用權證；商業(yè)銀行等金融機構應向央行報送土地儲備機構的相關信息；2008年1月《關于促進節(jié)約集約用地的通知》（國發(fā)［2008］3號）規(guī)定對違法用地項目不得提供貸款和上市融資等。。從對全國時序數(shù)據(jù)的描述來看，土地金融發(fā)展水平與GDP增長率呈現(xiàn)同向變化趨勢（圖1）。固定資產投資增長率從1999—2003年保持增長，2004年和2005年回落；同時，土地金融發(fā)展水平一直增加，在2004年和2005年增速放緩（圖2）。此外，土地金融發(fā)展水平與房地產投資、土地購置費等都具有顯著的正相關關系，說明土地金融對于房地產市場和土地市場的影響顯著（圖3、4）。

4 土地金融對經(jīng)濟波動的影響

4.1 模型設定

借鑒有關金融發(fā)展對宏觀經(jīng)濟波動影響的分析［14］，設定土地金融對經(jīng)濟波動影響的計量模型如下：

式7中，Vit為實際GDP增長波動的度量；Xit為控制變量；FDit為土地金融發(fā)展變量的集合；εit是隨機擾動項。

4.2 變量和數(shù)據(jù)

模型中的主要變量包括宏觀經(jīng)濟波動指標、土地金融發(fā)展水平指標以及其他控制變量。

（1）宏觀經(jīng)濟波動指標。本文采用HP濾波方法得到GDP增長率的長期趨勢，然后應用絕對離差方法，即用實際增長率與HP濾波長期趨勢的離差絕對值來表示實際GDP增長波動性指標（GFLU）②由于本文選取的是31省市的面板數(shù)據(jù)，在計算各省市的GDP波動值的時候，首先從整體上對各省市的GDP增長率進行總體HP濾波，得到HP濾波值和GDP增長率的離差絕對值。HP濾波方法的關鍵是λ值的選取。對于季度數(shù)據(jù)，一般使用1600；對于其他時間類型的數(shù)據(jù)，目前還缺乏普遍認同的取值，本文對年度GDP增長率進行分解時，采用λ＝100。。

（2）土地金融發(fā)展指標。同樣采用土地金融相關比例（LFIR）為指標。

（3）控制變量。主要包括儲蓄轉化率、金融市場發(fā)展指標以及銀行存貸差額/GDP的比例等反映金融市場與經(jīng)濟波動關系的變量，以及影響經(jīng)濟波動的其他變量。

金融市場發(fā)展指標：用實際銀行信貸與實際GDP的比率（LOAN/GDP）來考察商業(yè)銀行在配置社會儲備資金中的作用。

銀行存貸差額/GDP的比例：由于中國金融體制改革以提高銀行業(yè)市場運營效率為目標，1994年以來存貸款差額逐步由負值轉為正值，因此，它在一定程度上反映出銀行經(jīng)營行為的轉變［10］。

此外，加入長期GDP增長率G、政府干預（GOV）、對外開放（OPEN）等其他影響經(jīng)濟波動的控制變量。選取1999—2005年中國31個省、市、自治區(qū)（不含港、澳、臺地區(qū)）的面板數(shù)據(jù)進行實證分析。

將上述各指標代入式7，最終采用的計量模型如下：

式8中，i表示省份，i=1，…，31；t表示時間，t=1999，…，2005；αit為截距項；μit為隨機干擾項；β1、β2、β3、β4、β5、β6、β7為系數(shù)，分別代表各自變量對經(jīng)濟波動的影響。此外，政府干預（GOV）變量（政府財政支出額）和對外開放（OPEN）變量（即進出口總額）都取各自的對數(shù)進行計算。

4.3 檢驗結果及分析

首先進行Hausman檢驗以選擇合適的計量方法。從檢驗的結果看，Chi-Sq.值是21.41，P值為0.0032，在1％的顯著性水平上，總體上拒絕了隨機效應的原假設，因此選擇固定效應模型。利用加權的固定效應模型進行廣義最小二乘法進行回歸（表2）。

表2 Pool EGLS（Cross-section weights）回歸結果Tab.2 Results of Pool EGLS（Cross-section weights）regression

從模型估計和檢驗結果看，除存貸差/GDP和OPEN兩個變量外，其他變量均在5％的顯著性水平下顯著。土地金融發(fā)展水平的系數(shù)為0.112，表明土地金融發(fā)展水平對于經(jīng)濟波動具有顯著影響，過快的土地金融發(fā)展水平將會帶來宏觀經(jīng)濟的劇烈波動。

目前中國土地金融市場和政策存在的問題可歸納為以下3個方面：（1）土地金融工具單一，土地金融市場體系不完善。中國土地金融市場主要依賴于信貸手段，特別是與政府的土地收購儲備相聯(lián)系，很少涉及債券、信托、基金等其他金融手段。有關創(chuàng)新金融產品、拓寬土地融資渠道以及如何進行金融創(chuàng)新等也沒有明確指向。單一的土地金融工具以及與政府存在千絲萬縷聯(lián)系的土地金融市場，不利于土地金融工具作用的發(fā)揮以及土地金融市場體系的完善。（2）土地金融“重城市，輕農村”。中國土地金融政策的重點集中在城市土地信貸，農村土地金融發(fā)展遠遠落后。中國法律明確規(guī)定禁止農地抵押①《擔保法》第37條明確規(guī)定：“下列財產不得抵押：土地所有權；耕地、宅基地、自留地、自留山等集體所有的土地使用權”。而農地承包權能否抵押的爭論，實際上貫穿了《物權法》制定的全過程。在2005年10月“《物權法》草案四審稿”和2006年8月“草案五審稿”中，農地承包經(jīng)營權均可“有條件抵押”：“土地承包經(jīng)營權人有穩(wěn)定的收入來源的，經(jīng)發(fā)包方同意，可以將土地承包經(jīng)營權抵押。實現(xiàn)抵押權的，不得改變承包地的用途?！钡安莅噶鶎徃濉眲h除了此項條款，理由是《物權法（草案）》應與《農地承包法》、《土地管理法》等下位法一致。，阻礙了農戶用其土地權利作抵押以獲取必要的信貸，進行土地流轉或增加農地投入。信貸是農民進行中長期投入并提高生產力的重要支持，允許農民用其土地產權作為抵押或信貸的擔保，將大大提高農地價值并促進農地投入和農地流轉，從而促進農業(yè)增長。（3）中國特有的土地供應制度和金融制度，加劇了土地金融風險和宏觀經(jīng)濟波動。中國城市土地國有以及地方政府對農村集體土地的實際控制，加上政府與銀行的緊密關系，使得土地金融成為政府的“第二財政”。土地收購儲備制度進一步為土地與金融、政府與市場的聯(lián)系創(chuàng)造了條件。地方政府將征地納入土地儲備范圍，新征用地取代城市存量建設用地成為土地儲備的主要來源。而無論是土地一級開發(fā)資金還是城市基礎設施投資，銀行貸款均為主要資金來源。對金融的過度依賴不僅加大了政府的財政風險，而且?guī)砭薮蟮慕鹑陲L險隱患。

5 結束語

土地金融發(fā)展對經(jīng)濟增長具有顯著的促進作用，發(fā)育良好的土地金融市場以及通暢的傳導機制有利于土地的開發(fā)、經(jīng)營和利用資金的籌集和融通，促進儲蓄向投資的有效轉化，增加投資并提高生產效率，進而推動經(jīng)濟增長。選取1999—2005年中國31個省市（不含港、澳、臺地區(qū)）的面板數(shù)據(jù)進行計量檢驗，結果表明，土地金融發(fā)展水平對GDP具有顯著影響，土地金融發(fā)展水平增加1個百分點，GDP增長率增加0.201個百分點。這一計量檢驗結果也與2003年以來中國土地宏觀調控的經(jīng)驗總結相一致。

土地金融對經(jīng)濟波動也有重要影響。理論和實證分析表明：土地金融的發(fā)展應與實體經(jīng)濟相匹配，若超出了實體經(jīng)濟的需要，則蘊含著巨大的金融風險，會加大宏觀經(jīng)濟波動；特別是在中國目前土地供應由政府控制，土地開發(fā)利用資金大量來源于國有商業(yè)銀行信貸的制度約束下，政府失靈與金融風險兩方面問題疊加，進一步加大了潛在的金融風險和經(jīng)濟波動。

由此看出，土地金融政策可作為土地宏觀調控政策體系的一個重要手段，供地制度以及金融制度的改革完善有利于發(fā)揮土地金融對宏觀經(jīng)濟的促進作用；同時，應密切關注土地金融發(fā)展中融資風險的累積和增大，建立土地抵押動態(tài)監(jiān)測制度，防止土地金融總量過大或結構不合理所導致的經(jīng)濟波動。

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