鐘國(guó)輝

(南京農(nóng)業(yè)大學(xué)公共管理學(xué)院，江蘇 南京 210095)

一、引言

在20世紀(jì)80年代之前，我國(guó)憲法規(guī)定“任何組織或個(gè)人不得侵占、買(mǎi)賣(mài)、出租或者以其他任何方式非法轉(zhuǎn)讓土地”，意味著當(dāng)時(shí)的土地供給是無(wú)償?shù)?、無(wú)期限的，同時(shí)土地使用權(quán)也不得在土地使用者之間進(jìn)行相互轉(zhuǎn)讓。但自從1982年深圳首次實(shí)現(xiàn)土地有償使用的試點(diǎn)之后，隨著后期改革的不斷深入，最終實(shí)現(xiàn)了土地所有權(quán)與使用權(quán)的分離，土地供給方式也由以前的單一無(wú)償使用，到如今的土地劃撥、協(xié)議、招標(biāo)、拍賣(mài)和掛牌等不同供給方式共存的現(xiàn)狀?！锻恋毓芾矸ā芬?guī)定，土地劃撥主要針對(duì)國(guó)家機(jī)關(guān)用地、軍事用地、城市基礎(chǔ)設(shè)施用地、公益事業(yè)用地以及國(guó)家重點(diǎn)扶持的能源、交通、水利等基礎(chǔ)設(shè)施用地，一般是無(wú)償和無(wú)期限的；商業(yè)、旅游、娛樂(lè)和商品住宅等各類(lèi)經(jīng)營(yíng)性用地應(yīng)采取招標(biāo)、拍賣(mài)和掛牌等方式供給土地，其成交價(jià)格是土地需求者通過(guò)市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)而產(chǎn)生的市場(chǎng)價(jià)格。同時(shí)，《協(xié)議出讓國(guó)有土地使用權(quán)規(guī)定》指出，協(xié)議出讓最低價(jià)不得低于新增建設(shè)用地的土地有償使用費(fèi)、征地(拆遷)補(bǔ)償費(fèi)用以及按照國(guó)家規(guī)定應(yīng)當(dāng)繳納的有關(guān)稅費(fèi)之和，如有基準(zhǔn)地價(jià)的地區(qū)，協(xié)議出讓最低價(jià)不得低于出讓地塊所在級(jí)別基準(zhǔn)地價(jià)的70%，但協(xié)議出讓地價(jià)一般會(huì)低于“招拍掛”產(chǎn)生的市場(chǎng)價(jià)格。

從土地劃撥到土地“招拍掛”，土地的供給方式也意味著由非市場(chǎng)供給方式到市場(chǎng)供給方式的轉(zhuǎn)變，不同的土地供給方式對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響如何，是本文研究的重點(diǎn)?，F(xiàn)有研究主要集中在土地供給總量對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)分析。如，謝思全等(2011)[1]認(rèn)為通過(guò)適時(shí)調(diào)整土地供應(yīng)量，能夠有效破除土地供應(yīng)量不足對(duì)長(zhǎng)期經(jīng)濟(jì)發(fā)展和社會(huì)福利提高產(chǎn)生的制約，并且能夠促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展沿著整體社會(huì)福利最大化的路徑發(fā)展。張孝宇等(2011)[2]以我國(guó)35個(gè)大中城市1998-2007年的1396個(gè)樣本數(shù)據(jù)為例研究土地對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的貢獻(xiàn)時(shí)發(fā)現(xiàn)，城市建設(shè)用地面積每增加1%，在其他因素不變的條件下，可拉動(dòng)二三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值增長(zhǎng)0.416%。目前，對(duì)于土地供給方式對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的研究?jī)H局限于認(rèn)可其作用，而對(duì)于其理論分析以及實(shí)證研究明顯不足[3][4]。因此，通過(guò)理論及實(shí)證研究土地供給方式對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響具有一定的現(xiàn)實(shí)意義。

二、理論分析

本文將通過(guò)土地供需理論探討土地供給方式轉(zhuǎn)變對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響。土地供給指在一定技術(shù)和經(jīng)濟(jì)條件下，對(duì)人類(lèi)有用的各種土地資源的數(shù)量，分為土地自然供給與土地經(jīng)濟(jì)供給。本文主要從土地經(jīng)濟(jì)供給來(lái)分析土地供需關(guān)系，認(rèn)為當(dāng)土地的供給價(jià)格與需求價(jià)格相一致時(shí)，就會(huì)使得土地的供給曲線(xiàn)與需求曲線(xiàn)相交，形成市場(chǎng)均衡價(jià)格。從前文分析可知，土地“招拍掛”產(chǎn)生的價(jià)格是通過(guò)市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)形成的，即為市場(chǎng)均衡價(jià)格，并且會(huì)高于土地協(xié)議出讓地價(jià)，而土地?zé)o償劃撥必然低于協(xié)議出讓地價(jià)(見(jiàn)圖1)。

圖1 不同供給方式下的土地供給與需求

圖1中，O為原點(diǎn)，縱軸表示土地成交價(jià)格，橫軸表示土地供給量，S為土地供給曲線(xiàn)，D為土地需求曲線(xiàn)。土地“招拍掛”所形成的市場(chǎng)均衡即為土地供給曲線(xiàn)與需求曲線(xiàn)的交點(diǎn)A，因此“招拍掛”形成的市場(chǎng)均衡價(jià)格即為P2，此時(shí)土地的供給量為Q2，土地出讓金為面積OP2AQ2。土地在協(xié)議出讓過(guò)程中，由于協(xié)議出讓地價(jià)一般會(huì)低于市場(chǎng)均衡價(jià)P2，因此假設(shè)協(xié)議出讓地價(jià)為P1，在協(xié)議出讓地價(jià)為P1時(shí)，由于P1小于P2，政府的土地供給意愿必然降低到Q1，即為交點(diǎn)B，而此時(shí)的土地出讓金即為面積OP1BQ1。當(dāng)土地供給方式為劃撥時(shí)，雖然此時(shí)土地為無(wú)償使用，但土地的供給量也不會(huì)降低到零，這是由于我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展與城市化離不開(kāi)土地這一生產(chǎn)要素，政府必然會(huì)供給一定量的土地，假設(shè)此時(shí)土地供給為Q0，但由于土地供給價(jià)格為零，意味著此時(shí)土地出讓金也為零。

從圖1可知，隨著土地供給方式由劃撥到協(xié)議出讓?zhuān)俚酵恋亍罢信膾臁?，土地出讓金也由零增加到OP1BQ1，再到OP2AQ2。而隨著市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)的不斷完善，我國(guó)土地供給方式也在發(fā)生著變化。1993年，我國(guó)國(guó)有土地使用權(quán)在劃撥、協(xié)議和“招拍”(那時(shí)還沒(méi)有掛牌出讓土地)所供宗地的比例分別為79.85%、18.38%和1.77%，總出讓價(jià)格款為110億元，到2010年劃撥、協(xié)議和“招拍掛”所供土地面積比例分別變?yōu)?2.15%、7.98%和59.87%，總出讓價(jià)格款為13990億元①。從供地比例來(lái)看，劃撥與協(xié)議出讓土地在17年之后均有顯著下降，而“招拍掛”土地出讓比例則有明顯上升，并且后者的總土地出讓價(jià)款是前者的127倍。但無(wú)論是土地劃撥供給還是協(xié)議供給，均屬于非市場(chǎng)化供給。從圖1可以看出，市場(chǎng)化土地供給的價(jià)格與供給意愿均高于非市場(chǎng)化，在非市場(chǎng)化土地供給條件下，土地出讓金要低于市場(chǎng)化土地供給。這意味著土地制度會(huì)對(duì)土地出讓金產(chǎn)生影響[5]，土地供給方式越市場(chǎng)化，政府獲得的土地出讓金也會(huì)越高。如果土地出讓金與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)呈正相關(guān)，并且土地出讓金的增加是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的原因，那么就可認(rèn)為土地供給方式越市場(chǎng)化，越能促進(jìn)經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)。因此，本文將利用土地出讓金作為中間橋梁并運(yùn)用Pearson相關(guān)性檢驗(yàn)與格蘭杰檢驗(yàn)來(lái)實(shí)證研究土地供給方式轉(zhuǎn)變對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響。

三、實(shí)證研究

(一)數(shù)據(jù)來(lái)源及說(shuō)明

本文采用我國(guó)1993-2011年土地出讓金和國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值等相關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證研究。其中，1993-1996年土地出讓金數(shù)據(jù)來(lái)源于《中國(guó)國(guó)土年鑒》，1998-2011年土地出讓金數(shù)據(jù)來(lái)源于《中國(guó)國(guó)土資源年鑒》，由于1997年數(shù)據(jù)缺失，本文將采用1996年和1998年土地出讓金的平均值估算1997年的數(shù)據(jù)。1995-2011年國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的數(shù)據(jù)來(lái)源于《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》。本文以1993年為基期年，將歷年土地出讓金和國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值利用居民消費(fèi)者價(jià)格指數(shù)進(jìn)行折算，土地出讓金和國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的統(tǒng)計(jì)描述見(jiàn)表1。

從表1可知，1993-2011年土地出讓金和國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值都獲得了快速發(fā)展，但土地出讓金的平均增長(zhǎng)率高于國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值平均增長(zhǎng)率20.42個(gè)百分點(diǎn)。而從我國(guó)歷年土地出讓金的變化來(lái)看，土地出讓金的最大值年份與最小值年份相差高達(dá)15122.79億元，并且從土地出讓金的標(biāo)準(zhǔn)差與離散系數(shù)也可以看出，我國(guó)歷年土地出讓金的變化非常大。國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的最大值年份與最小值年份相差也高達(dá)193219.68億元，雖然國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的標(biāo)準(zhǔn)差與平均值均高于土地出讓金，但這可能是由于其本身基數(shù)引起的，因?yàn)閺碾x散系數(shù)可看出，國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的離散系數(shù)低于土地出讓金的離散系數(shù)，意味著在時(shí)間序列的單調(diào)變化過(guò)程中，土地出讓金的變化大于國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的變化，同時(shí)也間接地反映了土地出讓金的增長(zhǎng)速度快于國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的增長(zhǎng)速度。

表1 1993-2011年我國(guó)土地出讓金和國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的統(tǒng)計(jì)描述 單位：億元

(二) Pearson相關(guān)性檢驗(yàn)

常用的相關(guān)性分析有Pearson相關(guān)系數(shù)，它是指依據(jù)樣本數(shù)據(jù)所計(jì)算的兩個(gè)變量之間線(xiàn)性關(guān)系強(qiáng)弱的度量，用r來(lái)表示。其計(jì)算公式為：

(1)

本文依據(jù)1993-2011年我國(guó)土地出讓金與國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的樣本數(shù)據(jù)并且利用SPSS軟件所計(jì)算的兩變量之間Pearson相關(guān)系數(shù)為0.965，t統(tǒng)計(jì)量為15.17，其伴隨概率P為0.002，意味著拒絕零假設(shè)，兩變量之間呈正相關(guān)。一般r>0.8，表示兩變量之間具有較強(qiáng)的線(xiàn)性相關(guān)關(guān)系[6]，而本文的Pearson相關(guān)系數(shù)高達(dá)0.963，明顯大于0.8，意味著我國(guó)土地出讓金與國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值呈高度正相關(guān)，當(dāng)土地出讓金增加時(shí)，國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值也隨之增加，也反映了隨著土地供給方式越市場(chǎng)化，國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值也不斷提高。雖然Pearson相關(guān)系數(shù)為0.965意味著兩變量之間呈正相關(guān)，但是相關(guān)關(guān)系并不一定是因果關(guān)系，不能認(rèn)為一個(gè)變量的改變會(huì)導(dǎo)致另一個(gè)變量的改變，有可能僅是一種伴隨關(guān)系[7]。為討論兩變量之間是存在因果關(guān)系，還是僅僅是伴隨關(guān)系，本文將采用格蘭杰因果檢驗(yàn)進(jìn)行分析。

(三)格蘭杰因果檢驗(yàn)

在進(jìn)行格蘭杰因果檢驗(yàn)時(shí)，首先要驗(yàn)證兩變量是平穩(wěn)的[8]，如果兩變量是非平穩(wěn)序列，那么在做格蘭杰因果時(shí)就會(huì)出現(xiàn)偽回歸的現(xiàn)象，導(dǎo)致最后的研究結(jié)果可能不正確。檢驗(yàn)時(shí)間序列是否平穩(wěn)的方法稱(chēng)為單位根檢驗(yàn)[9]。單位根檢驗(yàn)常用的方法主要有ADF檢驗(yàn)，ADF檢驗(yàn)方程為：

(2)

式(2)中，t為時(shí)間趨勢(shì),β1為常數(shù)項(xiàng),εt為純粹白噪音誤差項(xiàng)。虛擬假設(shè)H0:δ=0，即序列是非平穩(wěn)的；對(duì)立假設(shè)H0:δ0，即時(shí)間序列是平穩(wěn)的。根據(jù)檢驗(yàn)方程中δ的t統(tǒng)計(jì)量來(lái)判斷，如果t統(tǒng)計(jì)量小于ADF分布臨界值，則拒絕虛擬假設(shè)，說(shuō)明時(shí)間序列為平穩(wěn)的，反之則不能拒絕虛擬假設(shè)，說(shuō)明時(shí)間序列為非平穩(wěn)的。本文將依據(jù)1993-2011年我國(guó)土地出讓金與國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的樣本數(shù)據(jù)并且利用Eviews軟件通過(guò)ADF方法進(jìn)行單位根檢驗(yàn)(見(jiàn)表2)。

表2 單位根檢驗(yàn)結(jié)果

表2中，括號(hào)中的數(shù)據(jù)為t統(tǒng)計(jì)量的伴隨概率P值，ADF檢驗(yàn)過(guò)程中包含常數(shù)項(xiàng)與時(shí)間趨勢(shì)向，并且滯后期為3。

依據(jù)表2的單位根檢驗(yàn)結(jié)果可知，土地出讓金與國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值在未進(jìn)行差分之前，t統(tǒng)計(jì)量均大于ADF分布臨界值(從t統(tǒng)計(jì)量的伴隨概率P值可知)，說(shuō)明均存在單位根過(guò)程，也意味著我國(guó)土地出讓金與國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值均是不穩(wěn)定的時(shí)間序列。土地出讓金在進(jìn)行一階差分、二階差分和三階差分之后，t統(tǒng)計(jì)量均小于ADF分布臨界值，拒絕虛擬假設(shè)，意味著一階差分、二階差分和三階差分之后均成為平穩(wěn)過(guò)程。國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值在進(jìn)行一階差分和二階差分之后，t統(tǒng)計(jì)量仍然大于ADF分布臨界值，不能拒絕虛擬假設(shè)，說(shuō)明還是存在單位根過(guò)程，但是經(jīng)過(guò)三階差分之后，t統(tǒng)計(jì)量小于ADF分布臨界值，拒絕虛擬假設(shè)，意味著三階差分之后成為平穩(wěn)過(guò)程。因此，通過(guò)上述分析可知，我國(guó)土地出讓金與國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值在進(jìn)行三階差分之后，均成為平穩(wěn)過(guò)程。在兩變量經(jīng)三階差分變?yōu)槠椒€(wěn)過(guò)程的前提下，接下來(lái)本文將對(duì)我國(guó)土地出讓金與國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值進(jìn)行格蘭杰因果檢驗(yàn)。

正如前文所述，相關(guān)關(guān)系并不意味著因果關(guān)系。但如果涉及時(shí)間序列數(shù)據(jù)，古扎拉蒂等(2011)[8]認(rèn)為時(shí)間不會(huì)倒退，即如果事件A在事件B之前發(fā)生，那么可能是A導(dǎo)致了B，卻不可能是B導(dǎo)致了A。也就是說(shuō)，過(guò)去的事件可以導(dǎo)致現(xiàn)在的事件發(fā)生，但是將來(lái)的事件卻不可能。就如本文目的而言，是土地出讓金導(dǎo)致了國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值(即土地出讓金→國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值)，還是國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值導(dǎo)致了土地出讓金(國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值→土地出讓金)，或者他們本身之間就沒(méi)有因果關(guān)系，這里的箭頭表示因果關(guān)系的方向。格蘭杰因果檢驗(yàn)假定，設(shè)有兩個(gè)平穩(wěn)的時(shí)間序列變量和，有關(guān)和變量的預(yù)測(cè)信息全部包含在這兩個(gè)平穩(wěn)的時(shí)間序列當(dāng)中，格蘭杰因果檢驗(yàn)的回歸方程分別為：

(3)

(4)

從單位根檢驗(yàn)結(jié)果可知，我國(guó)土地出讓金與國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值在進(jìn)行三階差分之后，均成為平穩(wěn)過(guò)程。因此，本文將利用土地出讓金與國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值三階差分之后的數(shù)據(jù)進(jìn)行格蘭杰因果檢驗(yàn)，格蘭杰因果檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表3。

表3 格蘭杰因果檢驗(yàn)結(jié)果

從表3可知，滯后期的不同，格蘭杰因果檢驗(yàn)的結(jié)果略有不同。當(dāng)滯后期的數(shù)量為1和3時(shí)，土地出讓金與國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值在格蘭杰因果檢驗(yàn)方程中的滯后系數(shù)在統(tǒng)計(jì)上均異于零，意味著兩者存在雙向因果關(guān)系；當(dāng)滯后期的數(shù)量為2時(shí)，土地出讓金與國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的滯后系數(shù)在統(tǒng)計(jì)上均不顯著異于零，意味著兩者不存在因果關(guān)系；當(dāng)滯后期的數(shù)量為4時(shí)，土地出讓金的滯后系數(shù)在整體上異于零，但國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的滯后系數(shù)在整體上不顯著異于零，意味著土地出讓金是國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的格蘭杰原因，但國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值不是土地出讓金的格蘭杰原因。古扎拉蒂等(2011)[8]認(rèn)為格蘭杰因果檢驗(yàn)會(huì)依賴(lài)于所包含的滯后期數(shù)，對(duì)滯后期數(shù)的選擇可使用赤池(AIC)或施瓦茨信息準(zhǔn)則(SC)來(lái)做出選擇。從表3可知，當(dāng)模型的滯后期數(shù)量為3和4時(shí)的AIC和SC，在整體上要低于滯后期為1和2時(shí)的AIC和SC，意味著滯后期為3和4的模型要優(yōu)于滯后期為1和2的模型。但是在滯后期數(shù)量為3和4之間，AIC和SC各有高低，雖然僅從AIC和SC的角度，很難判斷哪個(gè)模型更優(yōu)，但也足以說(shuō)明土地出讓金是國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的格蘭杰原因。本文認(rèn)為，經(jīng)濟(jì)快速增長(zhǎng)會(huì)帶來(lái)更多的投資，由此帶來(lái)對(duì)土地這一生產(chǎn)要素的更多需求，以及由于土地的稀缺性將可能促使土地出讓金的增加，因此本文更傾向于國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值也是土地出讓金的格蘭杰原因。

從Pearson相關(guān)系數(shù)以及格蘭杰因果檢驗(yàn)結(jié)果可知，土地出讓金是國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的格蘭杰原因并且二者呈高度正相關(guān)。而依據(jù)前文的理論分析可發(fā)現(xiàn)，伴隨著土地供給方式由劃撥和協(xié)議的非市場(chǎng)供給方式到“招拍掛”市場(chǎng)供給方式的轉(zhuǎn)變，土地出讓金會(huì)不斷增加。而由于土地出讓金的增加會(huì)帶來(lái)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的增長(zhǎng)，因此本文認(rèn)為土地供給方式由非市場(chǎng)供給方式轉(zhuǎn)變到市場(chǎng)供給方式時(shí)，將會(huì)促進(jìn)經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)。

四、主要結(jié)論與政策建議

本文將不同供給方式下的土地供給與需求區(qū)分為市場(chǎng)化土地供給與非市場(chǎng)化土地供給，市場(chǎng)化土地供給的價(jià)格與供給意愿均要高于非市場(chǎng)化，在非市場(chǎng)化土地供給條件下，土地出讓金要低于市場(chǎng)化土地供給，意味著土地供給方式越市場(chǎng)化，政府獲得的土地出讓金也會(huì)越高。通過(guò)利用我國(guó)1993-2011年土地出讓金和國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值等相關(guān)數(shù)據(jù)實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)：(1) 土地出讓金和國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的Pearson相關(guān)系數(shù)高達(dá)0.963，意味著我國(guó)土地出讓金與國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值呈高度正相關(guān)，當(dāng)土地出讓金增加時(shí)，國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值也隨之增加；(2) 土地出讓金和國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值進(jìn)行三階差分之后，均成為平穩(wěn)過(guò)程，通過(guò)格蘭杰因果檢驗(yàn)之后發(fā)現(xiàn)土地出讓金是國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的格蘭杰原因；(3)依據(jù)Pearson相關(guān)系數(shù)以及格蘭杰因果檢驗(yàn)結(jié)果，表明土地供給方式在由非市場(chǎng)供給方式轉(zhuǎn)變到市場(chǎng)供給方式時(shí)，將會(huì)促進(jìn)經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)。

從本文的理論與實(shí)證研究結(jié)果可得到以下政策建議：

(一)完善土地供給市場(chǎng)

加大土地“招拍掛”方式供地的比例，減少行政劃撥供地和協(xié)議出讓土地的比例，發(fā)揮地價(jià)管理對(duì)土地供給市場(chǎng)的調(diào)控和引導(dǎo)功能，及時(shí)公布土地供給市場(chǎng)中“招拍掛”成交信息，避免形成信息不對(duì)稱(chēng)的現(xiàn)象。

(二)界定公共利益用地

為防止借用公共利益用地的名義而獲得劃撥用地，應(yīng)嚴(yán)格界定公共利益用地。一是應(yīng)詳細(xì)列舉城市用地的類(lèi)型，明確各類(lèi)土地的用途；二是完善公共利益用地的審查程序，確有必要的, 可以對(duì)劃撥土地依照有關(guān)規(guī)定組織聽(tīng)證。

(三)加強(qiáng)對(duì)土地出讓金的管理

土地出讓金對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的促進(jìn)作用已得到了本文的驗(yàn)證，因此，進(jìn)一步加強(qiáng)對(duì)土地出讓金的管理和運(yùn)作就顯得尤為重要。一是應(yīng)加強(qiáng)對(duì)土地出讓金的檢查力度，防止土地出讓金的流失，促進(jìn)有關(guān)部門(mén)管好、用好土地出讓金，保證土地補(bǔ)償費(fèi)用等各項(xiàng)政策能夠真正落實(shí);二是合理分配土地出讓金，在“代際”與“代內(nèi)”之間合理分配土地收益，有效調(diào)節(jié)市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)關(guān)系，保證國(guó)民經(jīng)濟(jì)健康穩(wěn)定的運(yùn)行。

【注】

①數(shù)據(jù)整理于《中國(guó)土地年鑒》與《中國(guó)國(guó)土資源公報(bào)》，2010年總出讓價(jià)格款是利用居民消費(fèi)者價(jià)格指數(shù)折算至1993年，雖然前者單位為宗地，后者單位為面積，但是通過(guò)其比例還是可以直觀(guān)反映變化趨勢(shì)的。

參考文獻(xiàn)：

[1]謝思全，王蒙.土地政策調(diào)整對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展和社會(huì)福利的影響[J].經(jīng)濟(jì)問(wèn)題，2011，(11)：4-9．

[2]張孝宇，張安錄，蔡銀鶯. 土地要素投入對(duì)二三產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的計(jì)量分析——我國(guó)35個(gè)大中城市的實(shí)證[J].生產(chǎn)力研究，2011，(11)：154-156．

[3]張勇. 改革開(kāi)放后土地使用制度的重要成果——土地政策調(diào)控房地產(chǎn)市場(chǎng)的機(jī)理分析與評(píng)價(jià)[J]. 北京社會(huì)科學(xué)，2008，(05)：18-22．

[4]戶(hù)學(xué)愛(ài).土地參與宏觀(guān)調(diào)控的機(jī)制與手段選擇[J].中國(guó)國(guó)土資源經(jīng)濟(jì)，2008，(06)：16-17．

[5]竇欣，楊金亮. 土地出讓金收入規(guī)模影響因素——基于省級(jí)面板數(shù)據(jù)的實(shí)證研究[J].經(jīng)濟(jì)與管理評(píng)論，2013，(06)：104-109．

[6]薛薇.基于SPSS的數(shù)據(jù)分析[M].北京：中國(guó)人民大學(xué)出版社，2011，211-212．

[7][美]William Navidi.統(tǒng)計(jì)學(xué)——科學(xué)與工程應(yīng)用[M].北京：清華大學(xué)出版社，2007，470-471．

[8][美]達(dá)摩達(dá)爾·N·古扎拉蒂，唐·C·波特.計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)基礎(chǔ)[M].北京：中國(guó)人民大學(xué)出版社，2011：657-662．

[9]易丹輝.數(shù)據(jù)分析與Eviews應(yīng)用[M].北京：中國(guó)人民大學(xué)出版社，2011：161-168．