(山東財(cái)經(jīng)大學(xué)財(cái)政稅務(wù)學(xué)院，山東 濟(jì)南 250014)

一、引言及文獻(xiàn)述評(píng)

1986年公布的《中華人民共和國土地管理法》是土地財(cái)政制度建立的主要標(biāo)志。土地財(cái)政是指地方政府利用土地壟斷權(quán)，通過土地征收將農(nóng)村土地由準(zhǔn)國家所有轉(zhuǎn)變?yōu)槌鞘姓?，再?duì)土地“三通一平”后在土地公開出讓市場以“招拍掛”方式獲取高額土地出讓收益，并成立投融資平臺(tái)進(jìn)行土地抵押融資的一系列財(cái)政收支活動(dòng)和利益分配關(guān)系。土地財(cái)政規(guī)模，一直處于較為穩(wěn)定的狀態(tài)，并未出現(xiàn)急劇增長和大范圍的波動(dòng)，然而在此之后，土地財(cái)政收入增長的速度逐漸加快，其總量規(guī)模和波動(dòng)性也越來越大。直觀來看，土地財(cái)政收入占GDP的比重由1988年的0.14%上升到2018年的10.01%，2017年，土地出讓收入占地方財(cái)政收入比重達(dá)60%左右，地方政府對(duì)土地財(cái)政的高度依賴可見一斑。由于地方政府獲得的土地出讓收入幾乎不與中央政府進(jìn)行分享，地方政府愈發(fā)青睞土地出讓收入。

雖然土地財(cái)政為城市基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)提供了雄厚的資金支撐[1]，并拉動(dòng)生產(chǎn)性投資增加和經(jīng)濟(jì)快速增長[2]，但也產(chǎn)生了一系列負(fù)面效應(yīng)：房價(jià)持續(xù)上漲[3]、土地違法和政企合謀[4-5]、地方政府債務(wù)風(fēng)險(xiǎn)溢出[6]以及經(jīng)濟(jì)發(fā)展不確定性增加[7]，甚至抑制了城市生產(chǎn)率和經(jīng)濟(jì)增長績效提高[8-9]，土地財(cái)政的動(dòng)態(tài)加速器機(jī)制還能較好地解釋中國經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的典型事實(shí)[10]。由此看來，防范系統(tǒng)性金融風(fēng)險(xiǎn)、完善政府間財(cái)政關(guān)系以及實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展必須使土地財(cái)政規(guī)?？刂圃谶m度范圍之內(nèi)，防止其大起大落。那么，既然土地財(cái)政存在如此多的負(fù)面效應(yīng)，是什么原因?qū)е峦恋刎?cái)政規(guī)模持續(xù)擴(kuò)張？以至于在其負(fù)面效應(yīng)外溢的現(xiàn)實(shí)情形下，土地財(cái)政竟呈現(xiàn)出慣性增長的“棘輪效應(yīng)”特征和全域式擴(kuò)張的獨(dú)特現(xiàn)象。

圖1 1988—2017年全國地方政府土地財(cái)政收入和預(yù)算內(nèi)財(cái)政缺口變化情況 注：地方政府財(cái)政壓力指標(biāo)的計(jì)算公式為(一般公共預(yù)算支出—一般公共預(yù)算收入)/一般公共預(yù)算收入。資料來源：《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》、財(cái)政部官方網(wǎng)站。

對(duì)土地財(cái)政持續(xù)擴(kuò)張?jiān)虻慕忉屖且粋€(gè)理論和現(xiàn)實(shí)難題，鎖定真正的根源是控制地方政府過度出讓土地行為的關(guān)鍵。1994年，以財(cái)權(quán)上收為特征的分稅制改革導(dǎo)致地方政府面臨財(cái)政壓力，這使得地方政府不得不更多地依賴轉(zhuǎn)移支付收入和預(yù)算外收入(1)2007年，國土資源部發(fā)布《國務(wù)院辦公廳關(guān)于規(guī)范國有土地使用權(quán)出讓收支管理的通知》：從2007年1月1日起，將土地出讓收支全額納入地方基金預(yù)算管理，實(shí)行"收支兩條線"管理，收入全部繳入地方國庫，支出一律通過地方基金預(yù)算從土地出讓收入中予以安排。，如圖1所示，1994年以后地方財(cái)政壓力急劇上升?！柏?cái)政壓力假說”在此背景下應(yīng)運(yùn)而生，該假說著眼于分析地方政府財(cái)政壓力與土地財(cái)政行為的關(guān)系，尤其是分稅制改革對(duì)地方財(cái)政平衡造成的制度沖擊[11]，該假說認(rèn)為，土地財(cái)政是地方政府事權(quán)與財(cái)權(quán)不相匹配的制度約束下的無奈之舉。譬如，張青和胡凱(2009)[12]通過構(gòu)建地方政府行為動(dòng)機(jī)的機(jī)理模型，嘗試剖析現(xiàn)行財(cái)政預(yù)算約束和土地管理制度下，地方政府效用最大化的財(cái)政收入選擇路徑。研究發(fā)現(xiàn)，相較于物業(yè)稅收入，地方政府更偏好于土地出讓收入或土地抵押融資；同時(shí)，分稅制改革導(dǎo)致的地方財(cái)政缺口使得地方政府不得不依賴土地出讓收入來維持財(cái)政平衡。然而，文中卻并未就財(cái)政壓力對(duì)土地財(cái)政的影響進(jìn)行實(shí)證分析。周飛舟(2010)[13]基于城市擴(kuò)張、土地開發(fā)與土地財(cái)政的作用機(jī)制視角，認(rèn)為分稅制改革導(dǎo)致的央地政府間財(cái)政關(guān)系的變化決定了地方政府的行為模式，地方政府為了增加財(cái)政收入、改善財(cái)政供給人員和政府部門的運(yùn)轉(zhuǎn)條件，會(huì)擴(kuò)大土地開發(fā)和基建規(guī)模。但該文實(shí)證分析的缺乏使得研究結(jié)果停留在理論層面。進(jìn)一步地，盧洪友等(2011)[14]剖析了財(cái)政分權(quán)與土地財(cái)政的內(nèi)在關(guān)系，實(shí)證檢驗(yàn)了地方政府實(shí)施土地財(cái)政行為的深層次原因。他們認(rèn)為，地方政府不具備與事權(quán)相匹配的稅權(quán)，且缺乏中央的縱向轉(zhuǎn)移支付，土地財(cái)政行為是現(xiàn)行財(cái)政分權(quán)體制下地方政府的“無奈之舉”。他們還通過構(gòu)建人均實(shí)際財(cái)力缺口來表征地方政府的真實(shí)財(cái)政壓力，發(fā)現(xiàn)土地財(cái)政有效地縮小了人均實(shí)際財(cái)力缺口，并促進(jìn)了公共服務(wù)供給水平的提高，從而為“財(cái)政壓力假說”提供了較為充分的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)的支持。

然而，“財(cái)政壓力假說”看似對(duì)地方政府實(shí)施土地財(cái)政行為進(jìn)行了合理解釋，但該假說存在典型的與客觀事實(shí)的相悖之處。尤其是，雖然財(cái)政壓力與土地財(cái)政呈現(xiàn)出一定的相關(guān)性，但這種相關(guān)關(guān)系并不明顯，特別在1988—1998年期間，雖然地方財(cái)政壓力由于分稅制改革的沖擊發(fā)生了劇烈的變化，但土地財(cái)政規(guī)模仍保持了相對(duì)穩(wěn)定的狀態(tài)(詳見圖1)，同時(shí)考慮中央政府對(duì)地方政府大量的轉(zhuǎn)移支付和稅收返還，分稅制改革并未導(dǎo)致基層財(cái)政面臨壓力[15]。具體來說，有四點(diǎn)特征事實(shí)亟待解釋。首先，雖然分稅制改革導(dǎo)致地方政府在財(cái)政收入的初次分配中份額減少，但在其再分配中的份額并未降低甚至有所上升；其次，地方政府出讓工業(yè)倉儲(chǔ)用地的面積較大收入?yún)s較少，商服用地和住宅用地則恰好相反，這不符合為緩解財(cái)政壓力而出讓土地的基本經(jīng)濟(jì)邏輯；再次，土地出讓收入并未用于造成財(cái)政壓力的支出項(xiàng)目，而是大多用于城市基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，表明土地財(cái)政很大程度上源于地方政府的投資沖動(dòng)；最后，如前文所述，土地財(cái)政規(guī)模急劇增長大致出現(xiàn)在2003年以后，而分稅制改革發(fā)生于1994年，那么按照“財(cái)政壓力假說”的邏輯，1994—2003年期間地方政府也應(yīng)當(dāng)面臨財(cái)政壓力，但為何在此期間土地財(cái)政沒能快速增長呢？以上典型事實(shí)可以初步駁斥“財(cái)政壓力假說”，但本文并非完全否定財(cái)政壓力對(duì)土地財(cái)政的影響，換言之，預(yù)算內(nèi)財(cái)政缺口只能在一段時(shí)間內(nèi)解釋土地財(cái)政增長[16]，還須尋找其深層次的體制根源。

既然財(cái)政壓力并不能完全解釋土地財(cái)政快速增長的事實(shí)，到底是什么因素推動(dòng)著土地財(cái)政持續(xù)快速擴(kuò)張？準(zhǔn)確地回答這個(gè)問題有利于約束地方政府的土地出讓行為及規(guī)避其引致的負(fù)面溢出效應(yīng)。值得關(guān)注的是，一方面，中國城鄉(xiāng)土地所有權(quán)具有明顯的二元特征[17](2)《中華人民共和國土地法》(以下簡稱《土地法》)規(guī)定，農(nóng)村土地屬于村民集體所有。但法律事實(shí)上未規(guī)定村作為所有者的應(yīng)有權(quán)利——農(nóng)民和村集體不持有任何土地所有權(quán)的法律文件來證明其土地所有者身份。《土地法》規(guī)定，城市市區(qū)的土地屬于國家所有。但由于中央政府為此需要付出高昂的控制成本，在實(shí)踐中國家土地所有權(quán)異化為土地歸城市政府所有。，這為城市政府憑借對(duì)土地級(jí)差地租的絕對(duì)壟斷“以地生財(cái)”創(chuàng)造了制度條件(3)《土地法》規(guī)定：國有土地所有權(quán)由國務(wù)院行使，具體實(shí)現(xiàn)路徑是各地自然資源局通過授權(quán)的方式對(duì)土地使用權(quán)進(jìn)行劃撥和批租。；另一方面，中國垂直集中的官員管理模式使得土地出讓的決策權(quán)最終集中于地方政府官員，尤其是領(lǐng)導(dǎo)官員，而地方官員具有“經(jīng)濟(jì)政治人”屬性[18]，側(cè)重經(jīng)濟(jì)增長的官員考核體系為地方官員出讓土地創(chuàng)造了政治晉升激勵(lì)，官員在地方政府實(shí)施土地財(cái)政行為的作用不可忽視，這被稱為“晉升激勵(lì)假說”[19-20]。該假說認(rèn)為，財(cái)政分權(quán)和行政集權(quán)體制催生了地方官員的土地出讓行為，周黎安(2007)[21]將“晉升錦標(biāo)賽”作為上級(jí)政府對(duì)下級(jí)政府的一種行政治理模式，將GDP增長率等可量化的指標(biāo)作為決定地方官員是否升遷的考核標(biāo)準(zhǔn)，這種官員晉升模式使得地方官員僅重視GDP增長率等考核指標(biāo)，而地方政府壟斷土地供給的管理體制為其利用土地出讓收入進(jìn)行基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)和拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長創(chuàng)造了制度條件，并形成“土地財(cái)政→經(jīng)濟(jì)增長→獲得晉升”的正反饋機(jī)制，即內(nèi)生出維持晉升激勵(lì)機(jī)制的積極因素，使土地財(cái)政規(guī)模呈現(xiàn)持續(xù)擴(kuò)大的累積特征。梁若冰(2009)[4]進(jìn)一步探究了晉升激勵(lì)、部門利益與土地違法的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)地方政府通過直接或間接的土地違法可將農(nóng)地轉(zhuǎn)化為工商業(yè)用途以實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)增長，使自身在政治晉升中獲得相對(duì)優(yōu)勢(shì)。黃少安等(2012)[22]認(rèn)為，現(xiàn)行財(cái)政體制、官員短期行為及政績考核體系不合理等因素使地方政府熱衷于土地財(cái)政和房地產(chǎn)開發(fā)。為了邏輯一致性地揭示晉升激勵(lì)與土地財(cái)政之間的作用機(jī)理，李勇剛等(2013)[23]構(gòu)建了一個(gè)簡單的數(shù)理模型，并使用面板聯(lián)立方程進(jìn)行了實(shí)證檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)晉升激勵(lì)和土地財(cái)政存在正向的互動(dòng)關(guān)系，且晉升激勵(lì)對(duì)土地財(cái)政的影響要更大。進(jìn)一步地，李郇等(2013)[16]使用能充分刻畫地方政府之間策略互動(dòng)特征的時(shí)空動(dòng)態(tài)面板空間計(jì)量模型，探究了推動(dòng)土地財(cái)政增長的地方政府策略性行為及其驅(qū)動(dòng)因素，發(fā)現(xiàn)土地財(cái)政增長存在橫向競爭的策略互動(dòng)和慣性依賴特征，進(jìn)一步表明“財(cái)政壓力假說”不能完全解釋土地財(cái)政的產(chǎn)生與持續(xù)擴(kuò)張。

由此可見，已有文獻(xiàn)或著眼于分析財(cái)政壓力與土地財(cái)政的關(guān)系，或側(cè)重于分析官員晉升激勵(lì)與土地財(cái)政的關(guān)系，尚缺乏一個(gè)統(tǒng)一的分析框架對(duì)三者進(jìn)行整合分析和綜合考量，而官員晉升激勵(lì)和財(cái)政壓力對(duì)土地財(cái)政可能均存在影響；其次，已有文獻(xiàn)或集中于理論機(jī)制的刻畫，將土地財(cái)政的制度背景和官員“經(jīng)濟(jì)政治人”屬性納入地方政府土地出讓動(dòng)機(jī)的理論框架[24]，或著眼于實(shí)證檢驗(yàn)財(cái)政壓力是否是土地財(cái)政產(chǎn)生的根源[14]，而未能將理論機(jī)制識(shí)別與經(jīng)驗(yàn)分析過程有機(jī)結(jié)合，即使如李勇剛等(2013)[23]通過構(gòu)建數(shù)理模型和使用聯(lián)立方程進(jìn)行了綜合考量，但其數(shù)理模型未能識(shí)別地方政府土地出讓策略選擇的真實(shí)機(jī)制，實(shí)證分析亦未能妥善地處置土地財(cái)政等變量的內(nèi)生性問題和聯(lián)立方程偏差，其研究方法有待進(jìn)一步完善；再次，傳統(tǒng)面板數(shù)據(jù)的估計(jì)方法忽視了地方政府之間土地財(cái)政行為橫向模仿的策略互動(dòng)特征，進(jìn)而難以準(zhǔn)確揭示不同地區(qū)之間土地財(cái)政行為互相影響的真實(shí)作用機(jī)制，雖然李郇等(2013)[16]在該領(lǐng)域作了較為豐富的研究，但他們僅關(guān)注土地財(cái)政的空間特征和時(shí)間趨勢(shì)，而未將官員晉升激勵(lì)納入其中；最后，盡管“晉升激勵(lì)假說”較為符合中國行政集權(quán)的政府管理體制和多數(shù)官員“經(jīng)濟(jì)政治人”屬性，但因晉升激勵(lì)效應(yīng)難以量化而使該假說缺少經(jīng)驗(yàn)證據(jù)的支持。

有鑒于此，本文嘗試在“官僚政治模型”的基礎(chǔ)上構(gòu)建“中央—地方—居民”三部門博弈下地方政府土地出讓行為的決策機(jī)理模型，并使用固定效應(yīng)和系統(tǒng)GMM分別估計(jì)以土地財(cái)政為被解釋變量的靜態(tài)和動(dòng)態(tài)的空間滯后模型，通過將理論模型和計(jì)量模型的有機(jī)結(jié)合，邏輯一致性地揭示官員晉升激勵(lì)和財(cái)政壓力對(duì)土地財(cái)政的影響機(jī)制及數(shù)量特征，既能將官員晉升激勵(lì)、財(cái)政壓力及土地財(cái)政行為納入統(tǒng)一的理論分析框架，又有效克服了土地財(cái)政的內(nèi)生性以及可能存在的因果關(guān)系識(shí)別偏差，還能完整地刻畫地方政府之間土地財(cái)政行為互動(dòng)的真實(shí)反應(yīng)機(jī)制。相較于之前的研究，本文可能存在以下邊際貢獻(xiàn)。

(1)在研究視角上，將地方政府財(cái)政壓力、官員晉升激勵(lì)與土地財(cái)政行為置于統(tǒng)一的理論分析框架，克服了以往研究僅側(cè)重于某一土地財(cái)政影響變量的狹隘性，拓展了傳統(tǒng)文獻(xiàn)的研究視角。(2)在研究方法上，借鑒“官僚政治模型”構(gòu)建了“中央—地方—居民”三部門博弈下地方政府土地出讓的決策機(jī)理模型，識(shí)別出財(cái)政分權(quán)和行政集權(quán)體制下地方官員出讓土地的利己動(dòng)機(jī)和策略選擇機(jī)制，同時(shí)使用固定效應(yīng)和系統(tǒng)GMM分別估計(jì)靜態(tài)和動(dòng)態(tài)的空間滯后模型，完整地刻畫地方政府之間土地財(cái)政行為的策略互動(dòng)特征以及土地財(cái)政在時(shí)間上的增長慣性，對(duì)缺乏理論模型和計(jì)量方法相契合的土地財(cái)政根源的研究領(lǐng)域進(jìn)行了相應(yīng)補(bǔ)充。(3)在指標(biāo)構(gòu)建上，使用FDI、固定資產(chǎn)投資地方項(xiàng)目以及官員晉升激勵(lì)綜合指數(shù)三類指標(biāo)分別量化官員晉升激勵(lì)效應(yīng)，為“晉升激勵(lì)假說”提供較為充分的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)的支持，彌補(bǔ)了該假說缺乏實(shí)證證據(jù)的不足，同時(shí)驗(yàn)證了估計(jì)結(jié)果的穩(wěn)健性。

二、地方政府實(shí)施土地財(cái)政行為的理論模型

本節(jié)在“官僚政治模型”基礎(chǔ)上構(gòu)建了“中央—地方—居民”三部門博弈下地方政府土地出讓的決策機(jī)理模型，剖析了不受居民偏好限制和中央政府不完全監(jiān)管下地方政府實(shí)施土地財(cái)政行為的決策機(jī)理。

(一)財(cái)政分權(quán)和行政集權(quán)

首先，做如下假定。

H1地方官員具有“經(jīng)濟(jì)政治人”屬性，政府是由標(biāo)準(zhǔn)政客組成的集合。地方政府在預(yù)算軟約束和中央不完全監(jiān)管下追求預(yù)算最大化(4)官員總希望本部門得到更多預(yù)算——預(yù)算多寡可用來衡量官員為獲得晉升的努力程度。本文據(jù)此將地方財(cái)政收入分為稅收收入、轉(zhuǎn)移支付收入和土地出讓收入。；

H2地方官員晉升嚴(yán)格依賴于以經(jīng)濟(jì)增長為核心的政績考核體系而不受外生沖擊影響。

H3地方政府為黨委集中領(lǐng)導(dǎo)下的小集團(tuán)決策集體[25]，地方立法機(jī)構(gòu)(人大)對(duì)地方政府實(shí)施的約束有限。

H4地方政府是公共品的壟斷性提供者，轄區(qū)居民(包含企業(yè))是穩(wěn)定的需求者[26]且掌握公共品生產(chǎn)成本的充分信息。

H5中央政府和地方政府存在信息不對(duì)稱，地方政府存在道德風(fēng)險(xiǎn)(5)在官員-政治家博弈中，地方官員掌握本地公共需求的充分信息而中央信息不充分，由于存在委托代理問題，對(duì)于地方官員(代理人)來說，向中央(委托人)提供不完全或錯(cuò)誤信息以獲得更多預(yù)算符合其利益。該假設(shè)能保證官員追逐自身目標(biāo)而不是最大化需求者福利。。

H6政治市場是一個(gè)封閉的“內(nèi)部勞動(dòng)力市場”，官員無法向外流動(dòng)，只能在官場上尋求晉升，或者說地方官員均為“攀升者”[27]。

其次，分析地方政府的收入。地方官員總希望最大化某個(gè)或幾個(gè)變量，包括薪金、權(quán)力、地位及對(duì)機(jī)構(gòu)產(chǎn)出的決定權(quán)等[28]。由于代議制政治體制下公共需求表達(dá)機(jī)制的間接性，地方政府的土地出讓決策不直接受居民偏好的約束，地方政府的效用幾乎完全來自中央政府對(duì)其政績的肯定。地方政府通過政績顯示可獲得效用Ui，且Ui是政績Bi和中央懲罰Ci的函數(shù)(Bi、Ci是連續(xù)的；不考慮官員工資和其他隱性收入的影響)，即

(1)

根據(jù)假設(shè)2，地方政府的效用通過最大化可支配財(cái)力實(shí)現(xiàn)，即通過掌握盡可能多的可支配財(cái)力一方面可以直接增加地方政府的效用，一方面可以用來提供顯示性公共品進(jìn)行政績顯示，通過獲得政治晉升間接增加自身效用。在稅收收入基本固定的條件下，地方政府一方面希望通過經(jīng)濟(jì)增長獲得政績的同時(shí)間接增加稅收收入，一方面希望能直接獲得盡可能多的可支配財(cái)力[29]。如果地方政府的效用函數(shù)為科布—道格拉斯形式，根據(jù)地方政府財(cái)力的基本來源和收入特征，可預(yù)見，地方政府將在中央轉(zhuǎn)移支付和土地出讓收入之間進(jìn)行策略選擇，其效用函數(shù)及滿足的預(yù)算約束為

U=f(TAX,CTP,LTR)=TAXαCTPβLTRγ

(2)

s.t.S0=θ1TAX+θ2CTP+θ3LTR

(3)

式(2)中，TAX表示稅收收入，CTP表示中央轉(zhuǎn)移支付，LTR表示土地出讓收入，S0為本地居民(包含企業(yè))所能忍受的最大稅收負(fù)擔(dān)成本和土地社會(huì)成本的上限，θ1、θ2、θ3分別表示三者的單位成本，且θ1>θ2>θ3。因假定稅收收入為常數(shù)，故效用函數(shù)中不再考慮其變化。雖然土地出讓收入已納入政府性基金預(yù)算管理，但相較于征稅增收，出讓土地具有較強(qiáng)的靈活性和便利性，故地方政府對(duì)土地出讓收入的偏好更強(qiáng)[30]。同時(shí)，由于中央政府可以對(duì)轉(zhuǎn)移支付數(shù)額進(jìn)行直接管理和分配，而對(duì)地方政府的土地出讓及其抵押融資行為難以完全掌握，故二者存在以下變化趨勢(shì)

(4)

在中央政府和地方政府之間存在信息不對(duì)稱的條件下，土地出讓收入邊際收益遞增的原因在于：征地對(duì)失地農(nóng)民的補(bǔ)償標(biāo)準(zhǔn)較低(6)《土地管理法》規(guī)定：征地補(bǔ)償包括土地補(bǔ)償費(fèi)、安置補(bǔ)償費(fèi)、地上物(如青苗)補(bǔ)償三方面，土地補(bǔ)償費(fèi)為征地前三年平均產(chǎn)值的6-10倍(主要指耕地)，安置補(bǔ)償為征地前平均產(chǎn)值的4-6倍。，使得社會(huì)成本外部化[12]；出讓土地不僅可獲得土地出讓金，還通過引入投資帶動(dòng)了房地產(chǎn)業(yè)、建筑業(yè)的發(fā)展，給地方政府帶來大量的增值稅等收入；利用土地抵押融資還極大地增強(qiáng)了地方政府可支配財(cái)力，以上三方面可以直接或間接地增加地方政府的效用，故地方官員對(duì)土地出讓收入的偏好更強(qiáng)，但也帶來了債務(wù)風(fēng)險(xiǎn)[31]。

此外，具有“經(jīng)濟(jì)政治人”屬性的地方官員為了短期經(jīng)濟(jì)增長效益會(huì)主動(dòng)調(diào)節(jié)土地出讓規(guī)模以最大化土地融資總額[1]。故而，地方政府必然一方面積極爭取中央的轉(zhuǎn)移支付收入，一方面最大化土地出讓收入，通過構(gòu)造拉格朗日函數(shù)對(duì)CTP、LTR、λ求一階偏導(dǎo)，根據(jù)克萊姆法則可求出中央轉(zhuǎn)移支付和土地出讓收入的穩(wěn)定值。

(5)

最后，考慮地方政府的支出。假定生產(chǎn)函數(shù)為

Y=Y(TAX,CTP,LTR)

(6)

地方政府將一部分提供基本公共服務(wù)(FPS)，一部分作為經(jīng)濟(jì)建設(shè)支出(ECE)，前者是中央政府作為居民的代理人對(duì)地方政府實(shí)施委托的結(jié)果，反之會(huì)較少地方政府的效用；后者拉動(dòng)了生產(chǎn)性投資增加和經(jīng)濟(jì)增長，并得到中央政府對(duì)其政績的肯定，這會(huì)增加地方政府官員晉升的機(jī)會(huì)，可以增加地方政府的效用?？紤]官員的任期，地方官員不僅會(huì)考慮當(dāng)年經(jīng)濟(jì)增長，還會(huì)顧及任期內(nèi)下年度經(jīng)濟(jì)增長(7)地方官員任期一般會(huì)在3年左右，因此會(huì)顧及下一年度的經(jīng)濟(jì)增長。。由于稅收收入用于提供基本公共品，中央對(duì)地方的轉(zhuǎn)移支付和稅收返還也往往是出于均衡地方財(cái)力的需要，有

(7)

即地方經(jīng)濟(jì)建設(shè)支出是土地出讓收入在時(shí)間上的變化，且t

(8)

地方政府為實(shí)現(xiàn)自身效用最大化即爭取晉升機(jī)會(huì)的目標(biāo)，必然亟需最大化經(jīng)濟(jì)建設(shè)支出的效益，其目標(biāo)函數(shù)及其滿足的約束為

(9)

(10)

地方官員在任期T內(nèi)會(huì)選擇最優(yōu)的經(jīng)濟(jì)建設(shè)支出路徑最大化土地出讓收入，以形成盡可能多的經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出，這對(duì)本地公共服務(wù)水平會(huì)產(chǎn)生雙重影響：以經(jīng)濟(jì)建設(shè)支出拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長能帶來居民收入上升，進(jìn)而增進(jìn)了社會(huì)福利，這在經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較低的省份較為常見；經(jīng)濟(jì)建設(shè)支出增長使當(dāng)期公共服務(wù)支出減少，進(jìn)而降低了居民當(dāng)期的福利水平。毋庸置疑，地方官員更偏向前者。在這個(gè)模型中，中央政府通過掌握對(duì)地方的轉(zhuǎn)移支付、地方官員任免權(quán)及考核監(jiān)督機(jī)制實(shí)現(xiàn)對(duì)地方政府的行政和預(yù)算約束，地方政府通過以土地出讓收入拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長的方式進(jìn)行政績顯示以爭取晉升機(jī)會(huì)。由于央地政府信息不對(duì)稱，這使地方政府掌握了一定稅收自主權(quán)和攫取預(yù)算外資金的權(quán)利。中國財(cái)政分權(quán)和行政集權(quán)體制并行的政府管理模式使地方政府需要獲得盡可能多的土地出讓收入，同時(shí)在這個(gè)政府間相互博弈的關(guān)系中，官員晉升機(jī)制不可避免地引致出不同地區(qū)的地方政府官員均希冀獲得政治晉升的需要，大量同級(jí)地方政府的存在使得這種政績顯示更像是一場“晉升錦標(biāo)賽”[21]，因?yàn)榈胤秸g的關(guān)系更類似零和博弈[19]，一人獲得晉升則降低了另一人晉升之可能。一言以蔽之，現(xiàn)行地方官員政績考核機(jī)制引致的晉升激勵(lì)效應(yīng)顯著推動(dòng)了土地財(cái)政的產(chǎn)生和擴(kuò)張，晉升激勵(lì)效應(yīng)引致的地方政府官員之間的晉升競爭可能會(huì)導(dǎo)致土地財(cái)政存在策略互動(dòng)特征。

(二)轉(zhuǎn)移支付受限與財(cái)政壓力

本節(jié)從公共品價(jià)格角度分析財(cái)政壓力對(duì)地方政府土地出讓的影響。公共品既包括由經(jīng)濟(jì)建設(shè)支出形成的基礎(chǔ)設(shè)施等顯示性公共品，也包括對(duì)科技、教育、醫(yī)療及就業(yè)等民生投入形成的非顯示性公共品。假定中央政府認(rèn)為，地方政府應(yīng)當(dāng)提供公共品的產(chǎn)量為Qi，地方政府提出該公共品價(jià)格為Pi，則地方政府的預(yù)算規(guī)模為Di=PiQi，假定二者存在某種函數(shù)關(guān)系Qi(Pi)，有

(11)

根據(jù)假設(shè)2，追求預(yù)算最大化的地方政府的目標(biāo)函數(shù)為

(12)

若上式二階條件能滿足，則有

(13)

(14)

(15)

地方政府的預(yù)算規(guī)模為PiQi(Pi)-ai(Pi)。令其一階導(dǎo)數(shù)為0，即

(16)

求出最優(yōu)解

(17)

圖2 轉(zhuǎn)移支付收入受限前后地方政府的公共品價(jià)格選擇

理論假說1現(xiàn)行地方官員考核機(jī)制引致的晉升激勵(lì)效應(yīng)和分稅制改革以來引發(fā)的地方財(cái)政壓力效應(yīng)均推動(dòng)土地財(cái)政擴(kuò)張，但二者的穩(wěn)健性有待進(jìn)一步的統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)。

理論假說2官員晉升激勵(lì)內(nèi)生于地方政府之間的晉升競爭，地方政府官員之間晉升競爭的存在使得土地財(cái)政行為可能存在橫向模仿的策略互動(dòng)特征。

理論假說3土地財(cái)政規(guī)模存在慣性增長的“棘輪效應(yīng)”和累積動(dòng)態(tài)特征，這是地方政府難以擺脫土地財(cái)政路徑依賴的關(guān)鍵。

三、實(shí)證模型設(shè)定、指標(biāo)選取及數(shù)據(jù)說明

本節(jié)構(gòu)建地方政府財(cái)政壓力、官員晉升激勵(lì)影響土地財(cái)政的空間滯后模型，使用固定效應(yīng)及系統(tǒng)GMM對(duì)靜態(tài)和動(dòng)態(tài)的空間滯后模型進(jìn)行估計(jì)，為理論假說提供經(jīng)驗(yàn)證據(jù)的支持。

(一)基本模型設(shè)定

首先，根據(jù)理論假說，將地方政府財(cái)政壓力、官員晉升激勵(lì)與土地財(cái)政行為置于統(tǒng)一的實(shí)證分析框架，檢驗(yàn)前兩者對(duì)土地財(cái)政規(guī)模的影響，同時(shí)考慮到地方政府存在土地出讓行為的策略互動(dòng)特征，構(gòu)建靜態(tài)的空間滯后模型(a)。

(a)

模型(a)中，被解釋變量LTRit表示省份i在年度t的土地出讓收入占一般公共預(yù)算收入的比重，刻畫土地財(cái)政規(guī)模，同理LTRjt表示省份j在年度t的土地財(cái)政規(guī)模；PSEit表示省份i在年度t實(shí)際利用外商直接投資總額與地區(qū)生產(chǎn)總值的比值，表征地方政府受晉升激勵(lì)做出的獲取土地財(cái)政收入的努力程度，代表官員晉升激勵(lì)效應(yīng)；Fpressit表示省份i在年度t的一般公共預(yù)算支出與一般公共預(yù)算收入的差額占一般公共預(yù)算收入的比重，衡量地方政府財(cái)政壓力，代表財(cái)政壓力效應(yīng)。α1和α2分別反映了地方官員爭取晉升的努力程度變化沖擊和財(cái)政壓力變化沖擊對(duì)土地財(cái)政規(guī)模的平均處理效應(yīng)，揭示了官員晉升激勵(lì)和地方政府財(cái)政壓力的短期沖擊形成的土地財(cái)政規(guī)模的長期變化。預(yù)測α1大于0，α1>0表明地方官員受晉升激勵(lì)的驅(qū)動(dòng)會(huì)通過土地出讓獲得更多土地出讓收入進(jìn)行政績顯示，從而驗(yàn)證理論假說1。ρ為空間自回歸系數(shù)，刻畫地方政府之間土地財(cái)政行為的策略互動(dòng)特征，預(yù)測ρ大于0，ρ>0表明地方政府之間存在互相模仿的土地財(cái)政策略互動(dòng)行為，從而驗(yàn)證理論假說2。Xij為各類控制變量，β表示解釋變量的系數(shù)矩陣，δi為個(gè)體效應(yīng)，τt為時(shí)間效應(yīng)，εit為誤差項(xiàng)。

其次，考慮地方政府對(duì)土地出讓收入的高度依賴和土地財(cái)政慣性增長的時(shí)間趨勢(shì)，在模型(1)的基礎(chǔ)上添加土地出讓收入一階滯后項(xiàng)(LTRi,t-1)，構(gòu)建動(dòng)態(tài)的空間滯后模型(b)。

(b)

模型(b)中，LTRi,t-1表示省份i在年度t-1的土地出讓收入占一般公共預(yù)算收入的比重，刻畫滯后一期的土地財(cái)政規(guī)模，Φ可以捕捉上期土地出讓收入變化沖擊對(duì)當(dāng)期土地財(cái)政規(guī)模的平均處理效應(yīng)，預(yù)測Φ> 0，這意味著在前期土地出讓收入已成為地方政府“第二財(cái)政”的條件下，地方政府若在當(dāng)期減少土地出讓行為而沒有足夠可持續(xù)的替代收入會(huì)導(dǎo)致入不敷出的窘?jīng)r，地方政府由此形成對(duì)土地出讓收入的高度依賴，進(jìn)而導(dǎo)致了土地財(cái)政慣性增長的累積特征。

最后，需要說明的是，wij表示空間權(quán)重矩陣W的第i行第j列的元素，可以刻畫省份i對(duì)省份j的形成的土地財(cái)政行為的“示范效應(yīng)”，該矩陣是一個(gè)分塊矩陣，其對(duì)角線元素均為0，非對(duì)角線上的元素由相鄰省份的權(quán)重構(gòu)成且已采用行標(biāo)準(zhǔn)化處理，該空間權(quán)重矩陣度量了不同省份因地理距離及經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平差異而導(dǎo)致的社會(huì)經(jīng)濟(jì)聯(lián)系的緊密程度，其計(jì)算公式如下

(18)

式(18)中，dij為依據(jù)經(jīng)緯度計(jì)算得到的省會(huì)城市i和省會(huì)城市j之間的球面距離，GDPi和GDPj分別表示樣本期內(nèi)省份i和省份j的人均地區(qū)生產(chǎn)總值的期望，人均地區(qū)生產(chǎn)總值絕對(duì)離差的倒數(shù)值可以刻畫地方政府土地財(cái)政的策略互動(dòng)行為的“示范效應(yīng)”與經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平差距的變化關(guān)系。dij的計(jì)算公式為

R×arccos(sinφ1sinφj+cosφicosφjcos(λj-λi))

(19)

式(19)中，R為地球大圓半徑，λ和φ分別表示城市的經(jīng)度和緯度，數(shù)據(jù)來源于國家基礎(chǔ)地理信息中心。

(二)變量選取及說明

核心變量為官員晉升激勵(lì)(PSE)、地方政府財(cái)政壓力(Fpress)、土地出讓收入(LTR)及土地財(cái)政收入(LFR)。以土地出讓收入占一般公共預(yù)算收入的比重衡量土地財(cái)政規(guī)模的原因在于：相較于規(guī)范性和固定性較強(qiáng)的土地稅收收入，土地出讓收入更能體現(xiàn)官員晉升激勵(lì)和財(cái)政壓力對(duì)地方政府實(shí)施土地財(cái)政行為的實(shí)際影響，且耕地占用稅和城鎮(zhèn)土地使用稅等土地相關(guān)稅收收入占土地出讓收入的比重不足10%[32]。同理，在官員晉升激勵(lì)效應(yīng)的作用下，地方政府對(duì)于土地稅收收入和土地出讓收入均有充分動(dòng)機(jī)實(shí)現(xiàn)其最大化，以完成更多財(cái)政收入上繳和將其用于基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)和顯示性公共品提供，故使用兩個(gè)指標(biāo)衡量土地財(cái)政規(guī)模以確保結(jié)果的穩(wěn)健性。

地方政府財(cái)政壓力(Fpress)以一般公共預(yù)算支出與一般公共預(yù)算收入的差額占一般公共預(yù)算收入的比重來衡量，并加入中央轉(zhuǎn)移支付(CTP)控制中央轉(zhuǎn)移支付收入的影響。分稅制改革導(dǎo)致政府間財(cái)政收入劃分在初次分配和再分配之間形成了較大差額，僅使用初次分配的地方財(cái)政收支數(shù)額之差不能準(zhǔn)確表征地方政府面臨的真實(shí)財(cái)政壓力，中央政府對(duì)地方政府的轉(zhuǎn)移支付會(huì)通過緩解地方政府的財(cái)政壓力而改變其土地出讓行為。并且，當(dāng)期地方政府財(cái)政壓力通常會(huì)對(duì)未來一期的土地財(cái)政行為產(chǎn)生影響，對(duì)地方政府財(cái)政壓力作滯后一年處理。

官員晉升激勵(lì)(PSE)以實(shí)際利用外商直接投資總額與地區(qū)生產(chǎn)總值之比作為代理變量，該指標(biāo)可刻畫地方政府參與橫向政府間競爭的力度(10)按當(dāng)年匯率換算成人民幣計(jì)價(jià)。[33]。中國垂直集中的官員管理體制使下級(jí)政府有充分的積極性通過吸引外資推動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長[34]，該比重越大表明地方政府參與政府競爭的力度越大?？紤]到以外商直接投資總額占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重衡量官員晉升激勵(lì)效應(yīng)可能存在觀測誤差，再以全社會(huì)固定資產(chǎn)投資中隸屬地方項(xiàng)目的投資額占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重(PSE_N)進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，因?yàn)樨?cái)政分權(quán)導(dǎo)致了以經(jīng)濟(jì)增長為標(biāo)尺的地方政府間的投資競爭，投資沖動(dòng)的根源來自于地方政府間的扭曲性制度激勵(lì)[35]，該指標(biāo)能充分表現(xiàn)出地方政府受晉升激勵(lì)作出的努力程度。此外，本文還使用相對(duì)財(cái)政盈余率、相對(duì)經(jīng)濟(jì)增長率及相對(duì)失業(yè)率構(gòu)造了官員晉升激勵(lì)綜合指數(shù)。

控制變量包括：財(cái)政分權(quán)程度(FD)、經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度(lnpGDP)、政府支出規(guī)模(GOS)、城鎮(zhèn)化水平(URR)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)(IS)、人口密度(DP)、中央轉(zhuǎn)移支付(CTP)及政策虛擬變量(year2003)。以各省人均預(yù)算內(nèi)財(cái)政支出占人均中央預(yù)算內(nèi)財(cái)政支出的比重衡量財(cái)政分權(quán)程度(11)該指標(biāo)能較好地剔除人口因素對(duì)實(shí)際分權(quán)的影響。，財(cái)政分權(quán)程度提高意味著地方政府支出責(zé)任變大，在稅收收入相對(duì)固定的條件下，可能會(huì)導(dǎo)致地方政府有更強(qiáng)烈的動(dòng)機(jī)追求土地財(cái)政收入；以人均地區(qū)生產(chǎn)總值的對(duì)數(shù)值衡量經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度，經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度的差異會(huì)導(dǎo)致單位土地價(jià)格不同，也會(huì)改變土地出讓方式，進(jìn)而影響總量土地出讓收入(12)直觀來看，經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度與市場化程度呈正相關(guān)關(guān)系，而市場化程度越高市場化的土地出讓方式越普遍，單位土地出讓金也越高(2014-2016年的全國土地市場交易的平均單位地價(jià)顯示，協(xié)議單位地價(jià)約為拍賣單位地價(jià)的11.44%，18.46%，23.04%)。，還通過擴(kuò)大稅基規(guī)?？赡軠p少土地出讓行為；以一般公共預(yù)算支出占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重衡量政府支出規(guī)模，地方政府規(guī)模的擴(kuò)大會(huì)促使其尋求更多財(cái)政收入以維持部門正常運(yùn)轉(zhuǎn)，這可能會(huì)增加土地出讓行為；以年末城鎮(zhèn)常住人口數(shù)占年末城鄉(xiāng)總?cè)丝跀?shù)的比重衡量城鎮(zhèn)化水平，城鎮(zhèn)化水平越高意味著城市政府越需要開發(fā)城市建設(shè)用地，這可能會(huì)增加土地出讓行為；以二三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重衡量產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)越高意味著產(chǎn)業(yè)工業(yè)化和服務(wù)化水平越高，商服用地的需求就越大，地方政府會(huì)出讓更多土地用于二三產(chǎn)業(yè)發(fā)展；以本地常住人口總數(shù)與行政區(qū)域面積之比衡量人口密度，人口密度提高必然增加對(duì)公共服務(wù)的需求，公共服務(wù)需求增加要求更多財(cái)政收入來滿足，這可能會(huì)增加地方政府出讓土地行為；以中央轉(zhuǎn)移支付數(shù)額占一般公共預(yù)算收入的比重衡量中央對(duì)地方政府的轉(zhuǎn)移支付和稅收返還力度，中央轉(zhuǎn)移支付可能通過增強(qiáng)地方政府可支配財(cái)力減少其土地出讓行為，但專項(xiàng)轉(zhuǎn)移支付要求地方政府提供配套資金，地方政府可能會(huì)通過土地融資來滿足，凈效應(yīng)難以確定；考慮到政策變動(dòng)引起土地財(cái)政收入規(guī)模的結(jié)構(gòu)性變動(dòng)，添加年份虛擬變量，因?yàn)橥恋爻鲎尫绞降氖袌龌瘯?huì)帶來土地出讓收入的大幅增長(13)2002年5月，國土資源部頒布《關(guān)于嚴(yán)格實(shí)行經(jīng)營性土地使用權(quán)招標(biāo)拍賣掛牌出讓的通知》，規(guī)定自2002年7月1日起經(jīng)營性用地必須經(jīng)過招標(biāo)拍賣掛牌出讓程序。。

表1 各變量的描述性統(tǒng)計(jì)

注：以貨幣衡量的指標(biāo)均以各省居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)消除通貨膨脹因素的影響。

(三)數(shù)據(jù)說明

在時(shí)間選擇上，考慮到數(shù)據(jù)可得性和時(shí)效性，本文選擇的樣本區(qū)間為1999—2017年；在地區(qū)選擇上，因計(jì)劃單列市財(cái)政與省級(jí)財(cái)政并非完全隸屬關(guān)系，而是與中央財(cái)政進(jìn)行稅收劃分，故在樣本中刪除5個(gè)計(jì)劃單列市；對(duì)于有部分缺失值的省份(譬如西藏)使用線性插值法補(bǔ)齊數(shù)據(jù)。各變量的數(shù)據(jù)全部來源于《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國國土資源統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國財(cái)政年鑒》《中國城市統(tǒng)計(jì)年鑒》、各省年度統(tǒng)計(jì)公報(bào)以及中國宏觀經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)庫。此外，本文也通過互聯(lián)網(wǎng)渠道進(jìn)行了部分?jǐn)?shù)據(jù)的搜集和整理，不同來源的數(shù)據(jù)的相互驗(yàn)證保證了本文所用數(shù)據(jù)的準(zhǔn)確和完整。

四、實(shí)證結(jié)果的分析與討論

本節(jié)使用固定效應(yīng)及系統(tǒng)GMM分別估計(jì)靜態(tài)和動(dòng)態(tài)的空間滯后模型，報(bào)告模型回歸結(jié)果，并進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

(一)空間相關(guān)性檢驗(yàn)

土地出讓的策略互動(dòng)行為的存在是空間計(jì)量分析的前提。使用莫蘭指數(shù)I(Moran’s I)和吉爾里指數(shù)C(Geary’s C)對(duì)地方政府之間土地財(cái)政行為的策略互動(dòng)特征進(jìn)行空間相關(guān)性檢驗(yàn)，其計(jì)算公式為

(20)

表2 地方政府之間土地財(cái)政行為空間相關(guān)性檢驗(yàn)結(jié)果

注：***、***、***分別表示在1%、5%、10%的水平下顯著，下同。

對(duì)地方政府之間土地財(cái)政行為的空間相關(guān)性檢驗(yàn)結(jié)果表明，1999—2017年地方政府的土地財(cái)政規(guī)模平均值的Moran’s I指數(shù)(0.454)和Geary’s C指數(shù)(0.365)在1%的水平上顯著為正，表明31個(gè)省份的土地財(cái)政規(guī)模變化存在顯著的空間溢出效應(yīng)，即地方政府之間互相模仿的土地出讓行為確實(shí)存在，但土地財(cái)政規(guī)模的空間溢出效應(yīng)呈現(xiàn)出隨時(shí)間變化呈現(xiàn)出逐年減弱的特征，且其穩(wěn)健性也在不斷下降，表明當(dāng)前這種地方政府土地財(cái)政行為的“標(biāo)尺效應(yīng)”正在不斷減弱。總之，使用空間面板計(jì)量模型進(jìn)行分析是合理的。

(二)基準(zhǔn)結(jié)果分析

首先，對(duì)模型設(shè)定形式的合理性進(jìn)行檢驗(yàn)：Wald檢驗(yàn)、似然比檢驗(yàn)及LM檢驗(yàn)結(jié)果均表明，使用空間滯后模型是合理的；其次，對(duì)估計(jì)方法進(jìn)行選擇：Hausman檢驗(yàn)結(jié)果表明，應(yīng)使用固定效應(yīng)；同時(shí)，由于模型(b)兼有土地出讓收入的時(shí)間和空間滯后項(xiàng)，該模型存在動(dòng)態(tài)數(shù)據(jù)結(jié)構(gòu)和空間相依性引致的雙重內(nèi)生性問題，一般的工具變量法無法有效校正，而系統(tǒng)GMM可以效地解決估計(jì)結(jié)果的有偏性和非一致性，本文使用系統(tǒng)GMM估計(jì)模型(b)；最后，由Arellano-bond一階和二階殘差自相關(guān)檢驗(yàn)可知，因變量滯后項(xiàng)的最大階數(shù)設(shè)定為1較為可取，由于存在組間異方差，選擇穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤；同時(shí)Sargan檢驗(yàn)結(jié)果表明，所有工具變量都有效且通過了過度識(shí)別檢驗(yàn)，可認(rèn)為估計(jì)結(jié)果不受弱工具變量的影響(14)本文選取的工具變量為各內(nèi)生變量的一階滯后項(xiàng)，最多使用土地出讓收入的二階滯后項(xiàng)為其工具變量，同時(shí)異方差穩(wěn)健的Hansen統(tǒng)計(jì)量也表明工具變量均有效，限于篇幅不再匯報(bào)。。為了確保結(jié)果的穩(wěn)健性，也使用鄰接空間權(quán)重矩陣(W2)代替經(jīng)濟(jì)地理綜合空間權(quán)重矩陣(W1)進(jìn)行上述回歸。結(jié)果如表3。

表3 基準(zhǔn)回歸結(jié)果

注：***、**、*分別表示在1%、5%、10%的水平下顯著；Wald表示組間異方差檢驗(yàn)，AR(1)、AR(2)表示一階、二階序列殘差的自相關(guān)檢驗(yàn)，Adjust-R2表示模型擬合優(yōu)度。限于篇幅不再報(bào)告系數(shù)t檢驗(yàn)值，下同。

在以W1為空間權(quán)重矩陣的回歸結(jié)果中，無論是使用固定效應(yīng)估計(jì)模型(a)，還是使用系統(tǒng)GMM估計(jì)模型(b)，官員晉升激勵(lì)的系數(shù)均通過了5%顯著性水平檢驗(yàn)且為正數(shù)，財(cái)政壓力的系數(shù)均為正數(shù)但并不十分顯著，僅通過10%顯著性水平檢驗(yàn)，表明官員晉升激勵(lì)對(duì)地方政府實(shí)施大規(guī)模的土地出讓行為具有顯著的推動(dòng)作用，而地方政府面臨財(cái)政壓力的影響則十分有限，這在一定程度上符合理論預(yù)期，但與直觀認(rèn)識(shí)不相一致，使我們不由地懷疑地方政府財(cái)政壓力度量指標(biāo)的合理性。從數(shù)量關(guān)系來看，土地出讓收入對(duì)官員晉升激勵(lì)的彈性系數(shù)分別為0.051 5和0.112 6，這說明，官員晉升激勵(lì)效應(yīng)的強(qiáng)度每提高1個(gè)百分點(diǎn)，地方政府的土地出讓收入占一般公共預(yù)算收入的比重就增加0.051 5%～0.112 6%，即官員晉升激勵(lì)顯著地推動(dòng)了地方政府土地財(cái)政規(guī)模的擴(kuò)張，以上結(jié)果一定程度上佐證了理論假說1。并且，使用系統(tǒng)GMM估計(jì)動(dòng)態(tài)空間滯后模型后，土地出讓收入對(duì)官員晉升激勵(lì)的彈性系數(shù)由0.051 5增加到0.112 6，表明模型對(duì)官員晉升激勵(lì)和財(cái)政壓力的內(nèi)生性進(jìn)行了較好地剝離，減弱了衰減偏誤。

空間滯后系數(shù)ρ顯著為正，均通過了1%顯著性水平檢驗(yàn)，表明地方政府之間確實(shí)存在著明顯的土地財(cái)政的策略互動(dòng)行為，從數(shù)值上看，本地地方政府土地出讓收入占比每提高1個(gè)百分點(diǎn)，鄰近地區(qū)地方政府的土地出讓收入占比就會(huì)提高0.130 4—0.245 4個(gè)百分點(diǎn)，表明地方政府在土地出讓上的橫向模仿行為是確實(shí)存在的，佐證了理論假說2。在中國行政集權(quán)和財(cái)政分權(quán)的政府管理體制下，地方政府官員之間存在“非得即失”的“晉升錦標(biāo)賽”，其競爭領(lǐng)域涵蓋了經(jīng)濟(jì)總量、FDI、人力資本及社會(huì)福利等多重維度[21]。而土地出讓收入作為地方政府可依賴的收入來源，地方政府大力實(shí)施土地財(cái)政的行為會(huì)對(duì)鄰近地區(qū)形成“示范效應(yīng)”，結(jié)果致使土地財(cái)政規(guī)模呈現(xiàn)出全域性擴(kuò)張的態(tài)勢(shì)。土地出讓收入滯后項(xiàng)的系數(shù)均為正數(shù)且非常顯著，均通過了1%顯著性水平檢驗(yàn)，表明了土地財(cái)政規(guī)模確實(shí)呈現(xiàn)出時(shí)間上的持續(xù)性和動(dòng)態(tài)累積特征，從數(shù)值上看，滯后項(xiàng)系數(shù)介于0.221 2—0.308 6之間，表明上期的土地財(cái)政規(guī)模增加1%，當(dāng)期的土地財(cái)政規(guī)模就會(huì)擴(kuò)大0.221 2%～0.308 6%。在當(dāng)期土地出讓收入成為“第二財(cái)政”的條件下，地方政府若在下期減少土地出讓行為又沒有足夠、可持續(xù)的替代收入，會(huì)導(dǎo)致財(cái)政入不敷出；佐證了理論假說3。其他控制變量的正負(fù)符號(hào)和系數(shù)基本與預(yù)期相符，尤其是政策虛擬變量在所有回歸中均通過了1%顯著性水平檢驗(yàn)，表明土地財(cái)政規(guī)模在2003年確實(shí)存在結(jié)構(gòu)性變動(dòng)，可能是土地出讓方式市場化帶來了土地出讓收入大幅增長。

在以W2為空間權(quán)重矩陣的回歸結(jié)果中，官員晉升激勵(lì)的系數(shù)在10%的水平下均顯著為正，與預(yù)期基本相符；而財(cái)政壓力的系數(shù)依然不太顯著，僅通過10%水平顯著性檢驗(yàn)，這可能與財(cái)政壓力指標(biāo)的構(gòu)建有關(guān)，同時(shí)也表明回歸結(jié)果不隨空間權(quán)重矩陣的改變而變化，具有一定的穩(wěn)健性，進(jìn)一步佐證了理論假說1。從數(shù)值上看，土地出讓收入對(duì)官員晉升激勵(lì)的彈性系數(shù)分別為0.036 0和0.038 2，表明官員晉升激勵(lì)每提高1個(gè)百分點(diǎn)，土地出讓收入就會(huì)增加0.036 0%～0.038 2%?？臻g滯后項(xiàng)系數(shù)顯著為正，也均通過了1%顯著性水平檢驗(yàn)，分別為0.126 3和0.155 4，表明本地地方政府土地出讓收入每提高1個(gè)百分點(diǎn)，鄰近地區(qū)地方政府土地出讓收入就會(huì)上升0.12 6%～0.155 4%，進(jìn)一步佐證了理論假說2。時(shí)間滯后項(xiàng)的系數(shù)顯著為正且均通過了1%顯著性水平檢驗(yàn)，進(jìn)一步佐證了理論假說3，從數(shù)值上看，上期土地出讓收入每增加1個(gè)百分點(diǎn)，當(dāng)期土地出讓收入就會(huì)提高0.221 2%?？刂谱兞康南禂?shù)大部分通過了5%顯著性水平檢驗(yàn)，且正負(fù)符號(hào)與預(yù)期基本相符，以財(cái)政分權(quán)程度為例，財(cái)政分權(quán)程度每提高1個(gè)百分點(diǎn)，會(huì)使土地出讓收入分別增加0.071 5和0.076 8個(gè)百分點(diǎn)，這可能因?yàn)楦蟪潭鹊呢?cái)政支出分權(quán)使地方政府不得不在預(yù)算外尋求更多可支配收入。總體來講，模型的估計(jì)效果較好，能初步證明理論假說。

(三)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1.中央轉(zhuǎn)移支付和稅收返還

1994年分稅制改革以后，由于中央政府在財(cái)政收入劃分中占據(jù)主導(dǎo)地位，地方政府承擔(dān)更多的支出責(zé)任，為了彌補(bǔ)縱向的地方財(cái)政缺口而建立了轉(zhuǎn)移支付制度。范子英(2015)[15]認(rèn)為，大量轉(zhuǎn)移支付的存在使得地方政府在財(cái)政收入再分配中的份額并未降低，甚至呈現(xiàn)出逐年上升的趨勢(shì)。譬如2018年，初次分配的地方財(cái)政收入為9.790 4萬億元，再分配的地方財(cái)政收入為17.989 8萬億元，二者相差數(shù)額幾乎與地方本級(jí)收入相同，這表明使用初次分配中財(cái)政收支缺口無法準(zhǔn)確表征地方政府面臨的真實(shí)財(cái)政壓力。為了更準(zhǔn)確地表征地方政府的真實(shí)財(cái)政壓力，我們?cè)谠笜?biāo)的基礎(chǔ)上，扣除地方政府上繳中央的收入，并加入中央對(duì)地方的轉(zhuǎn)移支付和稅收返還，重新定義地方政府財(cái)政壓力指標(biāo)?？紤]到后者數(shù)額遠(yuǎn)大于前者，所以該指標(biāo)的數(shù)值期望遠(yuǎn)小于原指標(biāo)，將新的財(cái)政壓力指標(biāo)命名為Fpress2，重新使用固定效應(yīng)和系統(tǒng)GMM估計(jì)模型(a)和模型(b)，結(jié)果如表4第1—2列所示。此外，也使用土地財(cái)政收入代替土地出讓收入進(jìn)行上述回歸 ，結(jié)果如表4第3—4列所示。

表4 穩(wěn)健性結(jié)果1

穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果表明，將中央轉(zhuǎn)移支付和稅收返還視為地方財(cái)政收入之后，財(cái)政壓力的系數(shù)由0.114 4下降到0.107 6，且模型(a)中財(cái)政壓力系數(shù)通過了5%顯著性水平檢驗(yàn)，而模型(b)中的財(cái)政壓力系數(shù)未通過10%顯著性水平檢驗(yàn)，表明在將中央轉(zhuǎn)移支付和稅收返還納入地方政府財(cái)政壓力指標(biāo)的構(gòu)建過程后，財(cái)政壓力對(duì)土地財(cái)政的影響程度有所下降，穩(wěn)健性也有所降低。原因可能是，財(cái)政壓力越大的省份往往能有更大的概率得到數(shù)額更多的來自中央和其他地區(qū)的轉(zhuǎn)移支付，尤其是中央政府往往出于均衡地方財(cái)力、保證公共服務(wù)水平的需要，對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度較低的西部地區(qū)、民族地區(qū)等省份的轉(zhuǎn)移支付力度較大，在一定程度上降低了以上地區(qū)的土地財(cái)政依賴度，從而導(dǎo)致財(cái)政壓力對(duì)土地財(cái)政的影響不那么明顯。當(dāng)然，官員晉升激勵(lì)的系數(shù)仍然為正且均通過了5%顯著性水平檢驗(yàn)，表明無論財(cái)政壓力是否得到了緩解，官員晉升激勵(lì)效應(yīng)一直對(duì)土地財(cái)政起著顯著的推動(dòng)作用。

2.官員晉升激勵(lì)效應(yīng)的觀測誤差處理

(1)地方固定資產(chǎn)投資項(xiàng)目。以外商直接投資總額占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重衡量官員晉升激勵(lì)效應(yīng)可能存在觀測誤差，進(jìn)而引起估計(jì)結(jié)果的衰減偏差。財(cái)政分權(quán)導(dǎo)致了以經(jīng)濟(jì)增長為標(biāo)尺的地方政府間的投資競爭，投資沖動(dòng)的根源來自于地方政府間的扭曲性制度激勵(lì)(陳志勇和陳思霞，2014)[35]，而全社會(huì)固定資產(chǎn)投資中隸屬地方項(xiàng)目的投資能較為充分地表征這種地方政府之間受扭曲性制度激勵(lì)而開展的投資競爭程度，故以全社會(huì)固定資產(chǎn)投資隸屬地方項(xiàng)目的投資總額占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重(PSE_N)重新度量官員晉升激勵(lì)效應(yīng)，結(jié)果如表5第1—2列所示?？梢?，土地出讓收入對(duì)官員晉升激勵(lì)的系數(shù)分別為0.044 8和0.093 0，較之前的系數(shù)(分別為0.051 5和0.112 6)有所降低，且系數(shù)穩(wěn)健性也有所降低，但仍均通過10%水平的顯著性檢驗(yàn)，表明前文估計(jì)結(jié)果是較為可信的。官員晉升激勵(lì)對(duì)土地財(cái)政的影響不隨其代理變量的改變而變化，僅僅存在系數(shù)上的略微差異，同時(shí)表明外商直接投資和地方固定資產(chǎn)能較好地指代地方官員面臨的政治晉升激勵(lì)。當(dāng)然，為了確保估計(jì)結(jié)果的穩(wěn)健性，我們通過構(gòu)造官員晉升激勵(lì)綜合指數(shù)進(jìn)行進(jìn)一步穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

表5 穩(wěn)健性結(jié)果2

(2)官員晉升激勵(lì)綜合指數(shù)。地方經(jīng)濟(jì)增長與地方官員個(gè)人業(yè)績高度相關(guān)[19]，以財(cái)權(quán)上收、事權(quán)下放為主要內(nèi)容的分稅制改革導(dǎo)致地方政府官員面臨著財(cái)政收入和政治晉升的雙重激勵(lì)[36]，但二者存在本質(zhì)差別：財(cái)政收入激勵(lì)是基于地方分權(quán)基礎(chǔ)上的經(jīng)濟(jì)利益訴求，政治晉升激勵(lì)是基于中央集權(quán)基礎(chǔ)上的政績考核要求。借鑒錢先航等(2011)[37]、駱永民和駱熙的做法(2018)[38]，將相對(duì)財(cái)政盈余率、相對(duì)經(jīng)濟(jì)增長率及相對(duì)失業(yè)率匯總成一個(gè)獨(dú)立指代官員晉升激勵(lì)的綜合指標(biāo)(PRE)。具體而言，首先測算各省的財(cái)政盈余率、經(jīng)濟(jì)增長率及失業(yè)率的具體數(shù)值，然后將以上數(shù)值對(duì)比該省所在區(qū)域 的平均值調(diào)整如下：當(dāng)財(cái)政盈余率、經(jīng)濟(jì)增長率大于平均值時(shí)取0，小于平均值時(shí)取1，失業(yè)率大于平均值時(shí)取1，小于平均值取0，最后將三個(gè)虛擬變量相加并滯后一期，形成官員晉升激勵(lì)的代理變量?？梢?，官員晉升激勵(lì)綜合指標(biāo)的數(shù)值越大，表明官員面臨的晉升壓力越大，官員實(shí)施政績?cè)V求行為的意愿越強(qiáng)烈，地方政府越有充分動(dòng)力實(shí)施土地財(cái)政行為。結(jié)果如表5第3—4列。

結(jié)果顯示，使用官員晉升激勵(lì)綜合指數(shù)得到的系數(shù)與使用外商直接投資占比、地方固定資產(chǎn)投資占比等代理變量相比，數(shù)值有所降低(分別為0.019 3和0.023 0)，其穩(wěn)健性亦有所降低，但仍均通過了10%顯著性水平檢驗(yàn)，這表明官員晉升激勵(lì)指數(shù)亦能較好地指代官員晉升激勵(lì)對(duì)土地財(cái)政規(guī)模的影響，這驗(yàn)證理論假說1的同時(shí)，也證明了估計(jì)結(jié)果的穩(wěn)健性。此外，土地出讓收入的時(shí)間滯后項(xiàng)和空間滯后項(xiàng)系數(shù)的符號(hào)和穩(wěn)健性基本沒有發(fā)生改變，進(jìn)一步驗(yàn)證了前文估計(jì)結(jié)果的穩(wěn)健性。

3.分階段回歸

頻繁的政策變動(dòng)可能導(dǎo)致估計(jì)結(jié)果偏誤，而在樣本期內(nèi)，財(cái)政管理制度和土地管理政策出現(xiàn)了多次變化，譬如2007年，國土資源部發(fā)布《國務(wù)院辦公廳關(guān)于規(guī)范國有土地使用權(quán)出讓收支管理的通知》：從2007年1月1日起，將土地出讓收支全額納入地方基金預(yù)算管理，實(shí)行“收支兩條線”管理，收入全部繳入地方國庫，支出一律通過地方基金預(yù)算從土地出讓收入中予以安排。這無疑對(duì)地方政府出讓土地行為形成較強(qiáng)的約束。在此基礎(chǔ)上，將樣本區(qū)間劃分為1999—2003年、2004—2007年、2008—2017年三個(gè)時(shí)間段，分別使用系統(tǒng)GMM進(jìn)行估計(jì)。同時(shí)考慮到官員晉升激勵(lì)與財(cái)政壓力可能存在內(nèi)生性，以官員晉升激勵(lì)和財(cái)政壓力的一階滯后項(xiàng)為二者的工具變量，最多使用被解釋變量土地出讓收入的二階滯后項(xiàng)為其工具變量，使用穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤，回歸結(jié)果如表6第2、3、4列所示。

表6 穩(wěn)健性結(jié)果3

表6中，第1列是全樣本回歸結(jié)果，官員晉升激勵(lì)和財(cái)政壓力的符號(hào)未發(fā)生改變，均通過了穩(wěn)健性檢驗(yàn)。分樣本回歸結(jié)果表明，隨著時(shí)間的推移，每段樣本期內(nèi)官員晉升激勵(lì)的系數(shù)呈現(xiàn)出逐漸變大的趨勢(shì)，意味著分稅制改革以來，官員晉升激勵(lì)對(duì)土地財(cái)政規(guī)模的影響程度正在逐漸增強(qiáng)，且這種影響十分穩(wěn)健，擁有土地壟斷權(quán)的地方政府和具備“經(jīng)濟(jì)政治人”屬性的地方官員在政治晉升激勵(lì)下，會(huì)出于通過增強(qiáng)可支配財(cái)力進(jìn)行政績顯示的目的而大規(guī)模出讓土地；財(cái)政壓力的系數(shù)呈現(xiàn)出正好相反的變化趨勢(shì)，表明財(cái)政壓力對(duì)土地財(cái)政的影響正在逐漸降低，其系數(shù)在1999—2003年及2004—2007年未通過10%水平穩(wěn)健性檢驗(yàn)，可能是因?yàn)?，地方政府尤其是省?jí)政府得到了較多轉(zhuǎn)移支付收入，地方財(cái)政收入再分配份額并未明顯降低，這削弱了地方政府出讓土地的動(dòng)機(jī)?？傊賳T晉升激勵(lì)和財(cái)政壓力對(duì)地方政府實(shí)施土地財(cái)政行為存在不可忽視的影響，但影響程度在不同時(shí)間段存在差異性。此外，在任一時(shí)期內(nèi)，土地財(cái)政規(guī)模的增長慣性均十分顯著。

五、結(jié)論及政策啟示

土地財(cái)政規(guī)模持續(xù)擴(kuò)大的根本原因根植于中國城鄉(xiāng)二元的土地管理制度，形成于中國行政集權(quán)和財(cái)政分權(quán)模式下經(jīng)濟(jì)快速增長的客觀現(xiàn)實(shí)，離不開地方政府及其部門官員的推波助瀾。本文創(chuàng)新性地在“官僚政治模型”的基礎(chǔ)上，構(gòu)建了“中央—地方—居民”三部門博弈下地方政府大力實(shí)施土地財(cái)政行為的決策機(jī)理模型，剖析了地方政府壟斷土地供給和民生訴求表達(dá)機(jī)制不健全的制度背景下，地方官員考核機(jī)制引致的晉升激勵(lì)效應(yīng)和分稅制改革引發(fā)的地方財(cái)政壓力沖擊對(duì)地方政府土地出讓行為的影響，實(shí)證檢驗(yàn)了“財(cái)政壓力假說”和“晉升激勵(lì)假說”的有效性及其影響程度差異，并使用靜態(tài)和動(dòng)態(tài)的空間滯后模型刻畫了地方政府之間土地財(cái)政行為的策略互動(dòng)特征及其在時(shí)間上的累積動(dòng)態(tài)特征。地方官員作為“經(jīng)濟(jì)政治人”，既關(guān)注任職期間的經(jīng)濟(jì)利益又關(guān)注政治利益，在以經(jīng)濟(jì)增長為核心的官員考核體制的晉升激勵(lì)下，地方官員傾向于通過土地財(cái)政增強(qiáng)自身可支配財(cái)力，進(jìn)而提供顯示性公共品和增加投資以拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長，最終為自身創(chuàng)造政績以爭取晉升機(jī)會(huì)，不同地方政府的土地財(cái)政行為通過互相模仿形成“示范效應(yīng)”，結(jié)果致使土地財(cái)政呈現(xiàn)出全域性擴(kuò)張的態(tài)勢(shì)。從土地財(cái)政的時(shí)間演變趨勢(shì)來看，地方政府對(duì)土地財(cái)政的高度依賴也導(dǎo)致土地財(cái)政收入呈現(xiàn)出慣性增長的“棘輪效應(yīng)”特征，但財(cái)政壓力導(dǎo)致土地財(cái)政的經(jīng)濟(jì)邏輯與客觀事實(shí)存在相悖之處，且在統(tǒng)計(jì)上不如官員晉升激勵(lì)更為穩(wěn)健?？赡茉谟?，中央對(duì)地方政府轉(zhuǎn)移支付和稅收返還的存在，使得地方政府在財(cái)政收入再分配中的份額并未下降，進(jìn)而削弱了財(cái)政壓力對(duì)土地財(cái)政的影響程度。此外，官員晉升激勵(lì)綜合指數(shù)亦能較好地指代官員受政治晉升激勵(lì)所做出的努力程度，同時(shí)分樣本回歸結(jié)果表明，官員晉升激勵(lì)對(duì)土地財(cái)政的影響隨著時(shí)間推移而逐漸增強(qiáng)，財(cái)政壓力的影響則恰好相反。當(dāng)然，盡管本文極力論證官員晉升激勵(lì)對(duì)具有“經(jīng)濟(jì)政治人”屬性的官員的影響，但本文并不否認(rèn)受公共利益驅(qū)使而工作的官員的存在。

短期來看，完善地方官員政績考核體系，引導(dǎo)官員晉升激勵(lì)機(jī)制轉(zhuǎn)變。地方官員政績考核體系應(yīng)由側(cè)重經(jīng)濟(jì)增長向關(guān)注民生訴求的方向加快轉(zhuǎn)變，促使地方政府官員樹立正確的政績觀、發(fā)展觀，推動(dòng)地方政府官員內(nèi)生出關(guān)注民生訴求、重視環(huán)境保護(hù)以及提高經(jīng)濟(jì)績效的晉升激勵(lì)。具體而言：充分發(fā)揮同級(jí)立法機(jī)構(gòu)對(duì)政府預(yù)算決算收支的監(jiān)督作用，以減少政企合謀及土地違法案件的發(fā)生；構(gòu)建有效的民生訴求反饋機(jī)制和直接表達(dá)機(jī)制，使社會(huì)公眾能直接約束地方政府過度土地出讓的行為，以減少多重委托代理鏈條過長帶來的效率損失；限制地方政府過度使用土地財(cái)政收入進(jìn)行形象工程的做法，將其用于滿足本地的民生訴求和公共服務(wù)需要。通過官員晉升激勵(lì)機(jī)制的逐步轉(zhuǎn)變，使地方政府之間形成良性循環(huán)的“示范效應(yīng)”，從而有利于控制土地財(cái)政規(guī)模全域性擴(kuò)張的態(tài)勢(shì)。

中期來說，規(guī)范和完善轉(zhuǎn)移支付制度，優(yōu)化地方財(cái)政收入結(jié)構(gòu)?，F(xiàn)行行政集權(quán)和財(cái)政分權(quán)并行的政府管理體制下，事權(quán)財(cái)權(quán)的不相匹配導(dǎo)致地方政府過度依賴中央轉(zhuǎn)移支付收入和土地財(cái)政收入。中央政府在對(duì)地方政府預(yù)算規(guī)模和土地出讓行為進(jìn)行評(píng)價(jià)和控制的基礎(chǔ)上，可以考慮加大對(duì)地方政府的縱向轉(zhuǎn)移支付和稅收返還力度，防止地方政府因面臨財(cái)政壓力而轉(zhuǎn)向?qū)嵤┐笠?guī)模的土地出讓行為，同時(shí)要防止轉(zhuǎn)移支付制度通過公共池機(jī)制降低財(cái)政資源配置效率。中央政府也可以嘗試將適合地方政府征收的相關(guān)稅種的征收權(quán)下放給地方政府，或者開征適合地方政府征收的新稅種，形成土地出讓收入的替代性收入，減小地方政府在財(cái)政收入初次分配中的財(cái)政收支缺口，這有利于抑制土地財(cái)政規(guī)模的慣性增長趨勢(shì)。

長遠(yuǎn)來講，改革現(xiàn)有土地征收制度，規(guī)范地方政府土地征收行為?，F(xiàn)有城鄉(xiāng)二元土地管理和土地所有權(quán)界定模糊的做法賦予了地方政府憑借壟斷者身份獲取土地級(jí)差地租的權(quán)利，這不僅導(dǎo)致了土地要素的價(jià)格扭曲和失地農(nóng)民的利益受損，還通過強(qiáng)化地方官員的政治晉升激勵(lì)和財(cái)政收入激勵(lì)導(dǎo)致了土地的過度出讓。應(yīng)加快促使地方政府官員的晉升激勵(lì)機(jī)制與土地管理體制脫鉤，譬如，將地方政府行政命令式的強(qiáng)行征地行為納入其政績考核的負(fù)面清單，保障土地確權(quán)制度下的農(nóng)民切實(shí)作為土地市場交易的利益主體地位，以市場化方式完成土地所有權(quán)的變更。無論是推動(dòng)官員晉升激勵(lì)機(jī)制的轉(zhuǎn)變，還是中央轉(zhuǎn)移支付制度的進(jìn)一步完善，地方政府土地財(cái)政行為的管控最終要?dú)w結(jié)到體制設(shè)計(jì)和制度建設(shè)上來，用制度和法律約束地方政府作為實(shí)施土地財(cái)政的主要利益實(shí)體的自利性行為，這也是將土地財(cái)政規(guī)模控制在合理范圍之內(nèi)、防止其負(fù)面效應(yīng)外溢的長久之道。