王麗娟

(上海財經(jīng)大學(xué)公共經(jīng)濟與管理學(xué)院,上海 200433)

一、引言與文獻綜述

關(guān)于我國地方政府圍繞稅收收入展開競爭的實證研究已有不少,如沈坤榮、付文林[1]和袁浩然[2],盡管他們就我國地方政府對稅收收入的競爭反應(yīng)方向的結(jié)論并不一致,但研究結(jié)果均表明地方政府在稅收收入上確實已經(jīng)展開了積極競爭。隨著地方政府非稅收入的不斷增長,其已成為地方政府越來越倚重的財源。其中,土地出讓收入是不可忽視的一塊。以2005和2006兩年的數(shù)據(jù)來看,全國稅收收入分別為28778.54億元和34809.72億元,而同期土地出讓成交價款分別達(dá)到5883.82億元和8077.64億元①土地出讓成交價款數(shù)據(jù)來源于《中國國土資源年鑒》,與同期國土資源年報公布數(shù)據(jù)略有出入。,后者占前者的份額分別為20.45%和23.21%,已超過1/5的比例。正如蔣省三、劉守英[3]指出的那樣“發(fā)達(dá)地區(qū)政府財政預(yù)算內(nèi)靠城市擴張帶來的產(chǎn)業(yè)稅收效應(yīng),預(yù)算外靠土地出讓收入,成為名副其實的‘土地財政’”。雖然2007年政府預(yù)算收支分類改革將原屬于預(yù)算外收入的土地出讓收入也納入到預(yù)算內(nèi)全面統(tǒng)一管理,但實際上,這種改革更多局限于技術(shù)層面上,而這部分收入的管理方式仍然沒有改變[4]。并且正如某些學(xué)者 (付文林[5],2005;唐明[6],2009)指出的那樣,地方政府對不同性質(zhì)政府收入的支配權(quán)限不同,決定了其對二者的態(tài)度也不同。因此,一個相關(guān)的問題是,既然地方政府在稅收收入上已經(jīng)展開了積極競爭,那么作為基本上全部屬于地方政府支配范圍內(nèi)的土地出讓收入會否延續(xù)了這種積極的爭奪趨勢?因此,地方政府是否會就此項收入展開積極競爭,如果存在,競爭策略為何種形式是本文試圖回答的問題。

目前國內(nèi)關(guān)于政府的非稅收入競爭的研究還鮮有涉足,沈坤榮和付文林 (2006)以及袁浩然曾嘗試對地方政府預(yù)算收支改革前的預(yù)算外收入進行競爭分析,他們以地區(qū)預(yù)算外收入占地區(qū)生產(chǎn)總值的比值為競爭策略,但這種分析顯然還具有較大局限性。因為收支分類改革前的預(yù)算外收入基本上都是非稅收入,這種參照預(yù)算內(nèi)稅收競爭而設(shè)定的預(yù)算外平均負(fù)擔(dān)并沒有實際意義,也不能反映出地方政府在非稅收入競爭所采用的實際策略手段。而就具體土地出讓收入是否存在競爭的方向則更是研究中的空白。如果土地出讓收入存在收入競爭,可能采取的競爭策略有兩種,一種是以收入總和為競爭策略;一種是類似于稅收競爭,以平均土地出讓價格為競爭策略。顯然,此處土地出讓收入競爭與傳統(tǒng)的稅收競爭形式已經(jīng)有所不同,后者常常假設(shè)全國范圍的資本水平總量恒定,不同轄區(qū)可以通過調(diào)節(jié)稅率來達(dá)到吸引資本的目的,最終體現(xiàn)為資本稅收收入的增加;而本文的土地出讓收入競爭建立的前提顯然并不是土地資源的可流動性,并且土地資源相對資本資源來說具有了不可再生的特性①作者感謝上海財經(jīng)大學(xué)薛菁博士為作者指出此點。,此處的競爭更多體現(xiàn)為各地方政府競相追求土地出讓帶來的可支配財力的增長。參照Brueckner[7]對政府間策略互動的分類,可以將傳統(tǒng)稅收競爭納入到第二類地方政府間的策略互動范圍,即通過改變財政政策來實現(xiàn)對流動的稀缺要素的爭奪;而土地出讓收入的競爭可視為第一類政府間策略互動行為,即某地區(qū)的財政政策產(chǎn)生外溢性,從而使得別地區(qū)進行類似的模仿政策。

二、模型設(shè)定、指標(biāo)選擇及數(shù)據(jù)來源

傳統(tǒng)的財政競爭、財政外溢文獻由于方法的局限,對于外溢性的大小無法估量,因而更多偏向理論實證推導(dǎo)。空間計量經(jīng)濟學(xué)的發(fā)展使得對數(shù)據(jù)在空間上的相互影響性的衡量成為可能,最早將空間計量方法引入到財政競爭領(lǐng)域進行研究的公認(rèn)是Case等[8],通過對美國各州政府的公共支出進行了空間滯后模型分析,他們證明了美國州級地方政府間的公共支出活動存在顯著的空間外溢性并且估計了這種外溢性的大小。空間滯后模型又分為SAR模型 (Spatial Auto Regressive Model)和SEM模型 (Spatial ErrorModel),它們分別是在傳統(tǒng)計量模型的等式右邊通過引入因變量的滯后因子和擾動項的滯后因子來解決傳統(tǒng)OLS估計后擾動項存在空間交互效應(yīng)的問題。在這兩種模型中,又以SAR模型能直接衡量研究對象之間的空間交互影響性而尤為廣泛運用。

本文主要采用SAR模型來分析我國各地方政府間的招拍掛土地出讓收入之間是否存在競爭,由于土地出讓方式主要有協(xié)議、招標(biāo)、拍賣和掛牌等方式,為體現(xiàn)土地的市場競爭性,我們選取招標(biāo)、拍賣和掛牌方式出讓的土地收入為分析對象。具體模型假設(shè)為

Y=ρWY+Xβ+ε

其中,Y為因變量,分別為土地出讓平均價格和土地出讓收入;X是影響某地因變量的自身特征,W是空間權(quán)重矩陣,ρ和β為系數(shù),我們主要關(guān)注空間自回歸系數(shù)ρ;ε為擾動項。

考慮到某地的土地出讓收入以及價格受上一年度的房價平均水平以及基礎(chǔ)設(shè)施水平的影響,在控制變量X中分別選取了上一年度的商品房平均價格 (hp)和上一年度的人均基本建設(shè)支出 (ce);另外為體現(xiàn)經(jīng)濟發(fā)展水平等因素對因變量的影響,X中還包括了當(dāng)年人均地區(qū)生產(chǎn)總值 (gdp)②實際上,本文還曾嘗試將gdp指標(biāo)也采用上一年度數(shù)據(jù)進行分析,結(jié)果表明并無顯著性變化發(fā)生。、平均每公里城市人口密度 (pd)和城市化率 (ur)等指標(biāo)。各類數(shù)據(jù)來源如下:

(1)土地出讓收入。數(shù)據(jù)來源于《中國國土資源年鑒》各年,為招標(biāo)、拍賣和掛牌三種出讓方式的土地收入之和;(2)土地出讓平均價格。根據(jù)《中國國土資源年鑒》的數(shù)據(jù)進行處理,為土地出讓收入與出讓面積的商;(3)房價平均水平。來自于《中國統(tǒng)計年鑒》各年,指各類用途的商品房平均銷售價格;(4)人均地區(qū)生產(chǎn)總值、平均每公里城市人口密度、城市化率均直接來源于《中國統(tǒng)計年鑒》各年,其中城市化率用非農(nóng)業(yè)人口比率代替;(5)人均基本建設(shè)支出。根據(jù)《中國統(tǒng)計年鑒》各年數(shù)據(jù)進行處理。

樣本范圍是全國除海南和西藏地區(qū)之外的29個省級行政區(qū),鑒于數(shù)據(jù)的可得性,選取2003-2007年間各地區(qū)的面板數(shù)據(jù)為對象,并對數(shù)據(jù)剔除了物價水平波動,對絕對值數(shù)據(jù)取自然對數(shù)。

權(quán)重矩陣分別選取地理權(quán)重和經(jīng)濟權(quán)重兩種不同權(quán)重。地理權(quán)重采用的是以兩地在地理上是否接壤為判別標(biāo)準(zhǔn),通常兩地域相鄰我們賦予相鄰地域影響因子為1,否則為0,然后計算出相應(yīng)的權(quán)重系數(shù)矩陣,得到地理權(quán)重矩陣;經(jīng)濟權(quán)重的影響因子主要采用的人均地區(qū)生產(chǎn)總值,權(quán)重系數(shù)為wij=1/gi-gj/Σj(1/(gi-gj),其中wij為矩陣元素,g為觀測期間內(nèi)平均人均地區(qū)生產(chǎn)總值。

空間滯后模型將分別考慮地區(qū)固定效應(yīng)、時間固定效應(yīng)和地區(qū)及時間均固定效應(yīng)三種類型。地區(qū)固定效應(yīng)主要是考慮到不同地區(qū)所處的地理區(qū)位以及相關(guān)的其他特征如氣候條件等對因變量造成的影響,這在因變量是與區(qū)位特征明顯相關(guān)的土地出讓收入中尤為顯著;時間固定效應(yīng)是考慮某些年份由于系統(tǒng)變動對所有觀測對象都產(chǎn)生影響的因素。鑒于J.Paul Elhorst[9]曾指出在實際應(yīng)用中,通常考慮了時間固定效應(yīng)后,模型的空間反應(yīng)經(jīng)常不顯著,原因是不同各地區(qū)的變量往往隨宏觀經(jīng)濟水平同時增加或減少。因此,在模型估計結(jié)果中,我們將主要關(guān)注第一類效應(yīng)估計結(jié)果,將考慮地區(qū)固定效應(yīng)之后的顯著空間效應(yīng)視為存在競爭效應(yīng)。

三、以土地出讓價格為競爭策略

類似于預(yù)算內(nèi)稅收競爭方式,地方政府可以通過調(diào)整土地出讓平均價格來實現(xiàn)收入競爭的最大化。不同的是,稅收競爭的目的是為了吸引資本流入,從而競爭策略是不斷降低本地區(qū)的稅率;由于土地資源的不可再生性,目前我國地方政府的土地競拍不斷出現(xiàn)“地王”現(xiàn)象,土地出讓價格是不斷上漲的。

(一)全國范圍模型估計

根據(jù)SAR模型的估計結(jié)果,并沒有發(fā)現(xiàn)任一模型中空間自回歸系數(shù)的估計值在顯著性水平上通過檢驗,因此不能顯著拒絕ρ=0的原假設(shè),也即全國范圍內(nèi)地方政府之間在土地出讓平均價格上并不存在顯著的競爭效應(yīng)。

表1 全國29省市區(qū)2003-2007年土地招拍掛平均出讓價格SAR模型估計結(jié)果

顯著性解釋變量主要有人均地區(qū)生產(chǎn)總值gdp、上一年度商品房銷售均價hp以及上一年度人均基本建設(shè)支出ce。gdp和hp的系數(shù)估計值符號都為正,表明對土地招拍掛平均出讓價格有正向影響,并且hp的系數(shù)估計值在1.6左右,表明上一年度商品房銷售均價每上漲1%,相應(yīng)地當(dāng)期土地招拍掛平均出讓價格將上漲約1.6%。而ce的符號為負(fù),表明上一年度人均基本建設(shè)支出對土地招拍掛平均出讓價格反而有負(fù)向影響。城市人口密度和城市化率都不是顯著變量,說明觀測期內(nèi)土地出讓平均價格并沒有受到城市人口密度和城市化進程水平的顯著影響。

(二)東、中、西部地區(qū)模型估計

由于我國不同地理區(qū)位的地區(qū)在經(jīng)濟發(fā)展水平上差異較顯著,為了進一步檢驗經(jīng)濟發(fā)展水平相近地區(qū)內(nèi)部是否圍繞土地出讓收入展開競爭,有必要對東、中、西部地區(qū)的樣本分別進行空間滯后模型估計。本文采用的東、中、西部的劃分方式主要是依據(jù)國土資源部的劃分方法:東部地區(qū)包括北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東和廣東十省市;中部地區(qū)包括山西、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖北和湖南八省;西部地區(qū)包括重慶、四川、貴州、云南、陜西、甘肅、寧夏、青海、新疆、廣西和內(nèi)蒙古十一省市區(qū)①國土資源部信息中心,2007:我國的東中西部地區(qū)是如何劃分的?,資源網(wǎng)網(wǎng)頁,http://www.lrn.cn/science/nationalgeography/200704/t20070423-53351.htm。為節(jié)約篇幅,報告結(jié)果中省略了時間固定效應(yīng)和時間、地區(qū)效應(yīng)皆固定的模型估計結(jié)果,主要報告了需要解釋的地區(qū)固定效應(yīng)的估計結(jié)果。

根據(jù)SAR模型估計結(jié)果,只有東部地區(qū)在經(jīng)濟權(quán)重估計下的地區(qū)固定效應(yīng)模型中,ρ=0.203,并且通過15%顯著性水平檢驗?？紤]到現(xiàn)實中東部地區(qū)之間確實有可能將地區(qū)生產(chǎn)總值作為相互進行競爭的比較因素,因此可以接受經(jīng)濟權(quán)重估計的結(jié)果,認(rèn)為東部地區(qū)地方政府間存在土地出讓平均價格的競爭效應(yīng)。模型估計結(jié)果說明此時如果其他條件不變,平均相鄰地區(qū)的加權(quán)招拍掛土地出讓價格每增加1%,受影響地區(qū)的對應(yīng)值將增加0.2%。而中西部地區(qū)模型估計中并沒有發(fā)現(xiàn)顯著的空間自回歸系數(shù),因此可以推斷中西部的地方政府在招拍掛土地出讓平均價格并不存在顯著的競爭效應(yīng)。

表2 東、中、西部地區(qū)2003-2007年招拍掛土地平均出讓價格SAR模型估計結(jié)果

在解釋變量中,可以發(fā)現(xiàn)上一年度的商品房平均銷售價格hp對三個地區(qū)都起到顯著性解釋,并且以經(jīng)濟權(quán)重估計的結(jié)果大小排序分別西部、東部和中部,說明保持其他條件不變,西部地區(qū)上一年度商品房平均售價對本年度土地出讓平均價格影響最大,而中部地區(qū)相應(yīng)最小。同時,中部和東部地區(qū)的模型估計結(jié)果中,其他變量都不顯著,說明在模型的可觀測因素中對中東部地區(qū)的土地出讓價格形成影響的主要是上一年度的商品房銷售均價。而西部地區(qū)模型估計中顯著性變量還有人均地區(qū)生產(chǎn)總值gdp和上一年度的基本建設(shè)支出ce,但后者符號為負(fù)。

值得注意的是,無論是城市人口密度還是城市化進程在三個地區(qū)都不是顯著變量,說明城市化進程并沒有直接對土地出讓平均價格形成影響,這一點與我們的日常感覺并不相符。同時,就模型的解釋力來說,中、西部地區(qū)特別是中部地區(qū)明顯低于東部,反映了中西部地區(qū)土地出讓平均價格變動解釋較難,還受到特殊的未觀測因素影響。

四、以土地出讓收入為競爭策略

這種理論的假設(shè)是地方政府在觀察到鄰近地方政府土地開發(fā)獲取到較大預(yù)算外財力收入,主動采取類似競爭策略,競相開發(fā)土地以追求財力收入的增長。

(一)全國范圍模型估計

表3顯示無論是用地理權(quán)重還是用經(jīng)濟權(quán)重估計,地區(qū)固定效應(yīng)模型中空間自回歸的系數(shù)估計值都有一定的顯著性,分別為0.1430和0.1500,說明觀測樣本間存在較為顯著的空間競爭效應(yīng)。具體解釋為保持其他控制量不變,相鄰地區(qū)的加權(quán)人均土地招拍掛出讓收入每增長1%,受影響地區(qū)的對應(yīng)值將增長0.14%-0.15%。

其他對土地出讓收入起顯著影響的變量包括人均地區(qū)生產(chǎn)總值gdp、上一年度商品房平均銷售價格hp、上一年度人均基本建設(shè)支出ce和城市化率ur。在僅考慮地區(qū)固定效應(yīng)的模型中,gdp的系數(shù)估計值特別大,約為1.8,表明如果其他控制變量不變,人均地區(qū)生產(chǎn)總值每增長1%,地區(qū)人均土地招拍掛出讓收入將增加約1.8%,快于前者的增長;而hp的系數(shù)估計值為0.7左右,表明如果其他條件不變,平均上一年度的商品房平均銷售價格增長1%,人均土地招拍掛出讓收入將增長約0.7%,影響也很顯著;而ce的符號為負(fù),表明上一年度人均基本建設(shè)支出增長的方向與當(dāng)期的土地出讓收入增長方向相反。而城市化率ur的系數(shù)估計值符號也為負(fù),反映了城市化率的提高并沒有直接導(dǎo)致土地出讓收入的增長,這一點與我們?nèi)粘ＵJ(rèn)識并不一致;不過其估計值較小,表明經(jīng)濟意義并不顯著。

表3 全國29省市區(qū)2003-2007人均招拍掛土地收入SAR模型估計結(jié)果

(二)東、中、西部地區(qū)模型估計

表4 東、中、西部地區(qū)2003-2007人均招拍掛土地收入SAR模型估計結(jié)果

觀察表4對不同地區(qū)的人均招拍掛土地出讓收入的空間滯后模型估計結(jié)果,只有東部地區(qū)在用經(jīng)濟權(quán)重估計的地區(qū)固定效應(yīng)模型中,空間自回歸系數(shù)估計值通過15%的顯著性水平檢驗,為0.198,該值與表2中以土地出讓價格為策略對東部地區(qū)估計的結(jié)果類似。說明東部地區(qū)的地方政府確已圍繞土地出讓收入展開一定程度的競爭。而中西部地區(qū)的模型估計結(jié)果尚未能體現(xiàn)該地區(qū)圍繞土地出讓收入展開競爭。

根據(jù)似然對數(shù)值的大小來看,用經(jīng)濟權(quán)重對模型的估計更合適,因此接下來主要解釋經(jīng)濟權(quán)重的估計結(jié)果。從自變量的顯著性來看,東部地區(qū)的顯著性自變量包括人均地區(qū)生產(chǎn)總值gdp和城市化進程ur。系數(shù)估計值達(dá)到1.94,表明如果其他條件不變,平均人均地區(qū)生產(chǎn)總值每提高1個百分點,相應(yīng)地,人均土地招拍掛收入將增加約2個百分點,經(jīng)濟意義和統(tǒng)計意義上都很顯著。而ur的符號為負(fù),表明在東部地區(qū),城市化水平的推進并不會對土地出讓收入的增加起正向作用。中部地區(qū)的唯一顯著變量為城市人口密度,并且模型估計的R2為0.3411,說明模型的解釋力還有所欠缺,影響中部地區(qū)土地出讓收入的還有特殊的未觀測因素。西部地區(qū)的顯著性變量有人均地區(qū)生產(chǎn)總值gdp、上一年度的商品房銷售均價hp和上一年度的人均基本建設(shè)支出ce。其中hp的系數(shù)估計值高達(dá)2.17,說明西部地區(qū)上一年度的商品房銷售均價對本年的土地出讓收入影響顯著。而ce的符號為負(fù),可能是因為西部地區(qū)的人均基本建設(shè)支出與地區(qū)生產(chǎn)總值的增長方向相反的原因[10]。

五、小 結(jié)

本文試圖通過對預(yù)算外土地出讓收入的空間計量分析來考察地方政府是否在此項收入展開積極競爭,結(jié)果表明,經(jīng)濟發(fā)展程度較高的東部地區(qū)地方政府確已對此項收入展開了積極競爭,無論是用土地招拍掛出讓平均價格還是出讓收入作為競爭策略都能體現(xiàn)出較為顯著的競爭效應(yīng);而中西部地區(qū)則沒有發(fā)現(xiàn)任何一種策略的顯著競爭效應(yīng)。從全國范圍上看,各地方政府圍繞土地招拍掛出讓收入展開了一定的競爭效應(yīng),但并沒有圍繞土地平均出讓價格展開競爭,更加反映了我國地方政府在預(yù)算外收入的爭奪上是追求收入總量增長的目的性。

之所以我國東部地區(qū)率先表現(xiàn)出對預(yù)算外土地出讓收入的競爭性,可能是因為這些地區(qū)的市場發(fā)展程度較高,競爭的傳導(dǎo)機制比較靈敏。一方面,由于東部地區(qū)的土地資源開發(fā)程度較高,資源的邊際價值較顯著,某一轄區(qū)土地出讓價格會迅速影響相鄰轄區(qū)的土地出讓價格;另一方面是這些地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平接近,內(nèi)部同質(zhì)性強,因而不同地塊具有一定的替代性。而中、西部地區(qū)的不同轄區(qū)內(nèi)部也具有一定的同質(zhì)性,但與東部地區(qū)的異質(zhì)性較強,并且資源開發(fā)力度相對東部地區(qū)來說還處于欠激烈狀態(tài),因而并不能有效傳遞東部地區(qū)的競爭效應(yīng)。

另外,空間滯后模型的分析結(jié)果也表明傳統(tǒng)意義上認(rèn)為的對土地出讓收入或價格影響較為明顯的城市化進程并不是正向顯著變量,在東部地區(qū)的土地出讓收入模型中它的符號甚至為負(fù),這一點為城市化進程推高地方土地出讓價格或收入的論點提供了新的視角。在某些地區(qū),如中部地區(qū),影響土地招拍掛出讓收入和價格的可觀測因素都較少,說明這些地區(qū)的土地出讓收入或價格還需要考慮某些特殊的未觀測因素。

[1]沈坤榮,付文林.稅收競爭、地區(qū)博弈及其增長績效 [J].經(jīng)濟研究,2006,(6):16-26.

[2]袁浩然.中國省級政府間稅收競爭研究——基于1978年以來經(jīng)驗數(shù)據(jù)的實證分析 [D].上海財經(jīng)大學(xué)博士學(xué)位論文,2008.

[3]蔣省三,劉守英.“土地財政”的風(fēng)險與緣由 [J].新青年·權(quán)衡,2006,(1).

[4]董婭.預(yù)算外收入納入政府收入分類體系現(xiàn)實約束分析 [J].財經(jīng)論叢,2007,(3):19-23.

[5]付文林.省際間財政競爭現(xiàn)狀、經(jīng)濟效應(yīng)與規(guī)制設(shè)計 [J].統(tǒng)計研究,2005,(11):50-54.

[6]唐明.物業(yè)稅稅制改革的財政公共管理體制困境探析——地方政府的“逆向軟預(yù)算”的分析框架 [J].公共管理學(xué)報,2009, 6,(1):94-103.

[7]Jan K.Brueckner.Strategic Interaction Among Governments:An Overview of Empirical Studies[J].International Regional Science Review. 2003,26,(2):175-188.

[8]Case A.C.,Rosen H.S.and Hines J.R.Budget Spillovers and Fiscal Policy Interdependence:Evidence from the States[J].Journal of Public Economics.1993,52:285-307.

[9]J.Paul Elhorst.Spatial Panel Data Models[A].M.M.Fischer and A.Getis(eds.),Handbook of Applied Spatial Analysis:Software tools, Methods and Applications[C],Springer,2010:385.

[10]王春元.我國政府財政支出結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟增長關(guān)系實證分析 [J].財經(jīng)研究,2009,(6):120-130.