胡海生,劉紅梅

摘 要：構(gòu)建含土地財(cái)政收入的內(nèi)生經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模型，從理論上證明土地財(cái)政收入對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)存在非線性影響，而且會(huì)因財(cái)政支出結(jié)構(gòu)的變化而對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)產(chǎn)生不同的非線性影響。并以2000-2017年省級(jí)面板數(shù)據(jù)對(duì)上述假說進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。結(jié)果顯示：在東部和西部地區(qū)，土地財(cái)政收入相對(duì)GDP的占比對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)確實(shí)先有促進(jìn)作用，后出現(xiàn)抑制作用，呈現(xiàn)出較明顯的倒“U”形特征。同時(shí)，土地財(cái)政收入對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響會(huì)因財(cái)政支出結(jié)構(gòu)的變化而出現(xiàn)閾值效應(yīng)，過高的生產(chǎn)性支出比重將減弱土地財(cái)政收入對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的促進(jìn)作用。

關(guān)鍵詞： 土地財(cái)政收入;生產(chǎn)性支出;經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng);非線性

中圖分類號(hào)：F810.4 ? 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼： A ? ?文章編號(hào)：1003-7217（2020）04-0078-08

基金項(xiàng)目： ?國(guó)家社會(huì)科學(xué)基金項(xiàng)目（17BGL158）

一、引 言

近十多年來，我國(guó)土地財(cái)政收入①增長(zhǎng)非常迅速。以土地出讓金為例，2000年全國(guó)土地出讓金的金額約為596億元，到2017年增至52059億元，年均復(fù)合增長(zhǎng)率達(dá)到30.07%，遠(yuǎn)超過同期GDP的增幅。目前，土地財(cái)政收入已成為地方政府舉足輕重的收入來源，2017年全國(guó)土地財(cái)政收入與地方公共財(cái)政本級(jí)收入比例為56.91%②。根據(jù)目前中央和地方的財(cái)政收入劃分，土地財(cái)政收入基本全部屬于地方收入，可以直接補(bǔ)充地方財(cái)力，而土地出讓金是土地財(cái)政收入中最重要的組成部分，根據(jù)政府性基金中對(duì)土地出讓金用途的規(guī)定，該類收入基本用于生產(chǎn)性支出。由此產(chǎn)生一系列重要的問題：土地財(cái)政收入規(guī)模的增加是否有利于推動(dòng)地方經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，土地財(cái)政收入對(duì)GDP增長(zhǎng)的作用會(huì)不會(huì)因?yàn)槟骋婚撝底兞孔兓纬刹煌挠绊?。理解這些問題有助于更清醒地認(rèn)識(shí)土地財(cái)政對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響效應(yīng)，也對(duì)深化財(cái)政體制改革和完善政府間財(cái)政制度安排具有重要的意義。

近年來，土地財(cái)政收入對(duì)中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響引起了學(xué)者們廣泛的關(guān)注。研究觀點(diǎn)概括起來可分為三種：

第一種觀點(diǎn)認(rèn)為地方財(cái)政對(duì)土地財(cái)政收入依賴度高，不利于地方經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)。一些研究認(rèn)為，以土地出讓金作為政府主要收入來源，會(huì)給宏觀經(jīng)濟(jì)的健康發(fā)展埋下隱患[1];土地財(cái)政擴(kuò)張通過對(duì)城市基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)偏向會(huì)進(jìn)一步導(dǎo)致產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)剛性[2];土地出讓收入更多地用于公共廣場(chǎng)和開放空間等“形象工程”[3]，地方政府對(duì)土地財(cái)政的依賴顯著阻礙了區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新水平[4];同時(shí)，土地財(cái)政依存度的增加會(huì)提高企業(yè)的償債風(fēng)險(xiǎn)，降低企業(yè)的持續(xù)發(fā)展能力[5];并對(duì)土地價(jià)格形成影響，從而引起宏觀經(jīng)濟(jì)更大的波動(dòng)[6]。

第二種觀點(diǎn)認(rèn)為土地財(cái)政收入能夠增加地方財(cái)源，促進(jìn)地方經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。一些學(xué)者通過對(duì)省份面板數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，證實(shí)土地財(cái)政確實(shí)促進(jìn)了中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)[7];通過研究土地財(cái)政收入與城市發(fā)展的聯(lián)系，發(fā)現(xiàn)土地財(cái)政收入具有明顯的“擴(kuò)張效應(yīng)”[8];認(rèn)為土地財(cái)政收入帶動(dòng)地方政府支出增加，支出更多地偏向基礎(chǔ)設(shè)施的建設(shè)，推動(dòng)了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)[9];認(rèn)為土地財(cái)政能夠緩解“營(yíng)改增”給地方政府帶來的財(cái)政壓力，能夠防止財(cái)政收入降低和宏觀調(diào)控能力減弱等問題[10];還發(fā)現(xiàn)土地財(cái)政收入與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)呈現(xiàn)顯著的正相關(guān)關(guān)系，且慣性較大[11]。

第三種觀點(diǎn)認(rèn)為類似于土地財(cái)政的各類地方稅收對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)或其他相關(guān)經(jīng)濟(jì)變量的影響是非線性的，在不同情景下影響方向是不一樣的。該觀點(diǎn)并不是直接對(duì)土地財(cái)政收入提出的，而是國(guó)內(nèi)外學(xué)者在分析財(cái)政支出、稅收對(duì)長(zhǎng)期經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率影響的相關(guān)理論基礎(chǔ)上提出的。在內(nèi)生增長(zhǎng)框架下，Barro（1990）認(rèn)為稅收在經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)過程中，和政府財(cái)政支出結(jié)構(gòu)關(guān)系密切，會(huì)產(chǎn)生非線性影響[12]。后續(xù)相關(guān)財(cái)政收入和支出對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)影響的理論，大多是對(duì)Barro模型的補(bǔ)充和發(fā)展。如Angelopoulos等（2007）通過對(duì)23個(gè)OECD國(guó)家的數(shù)據(jù)實(shí)證得出，政府投資性財(cái)政支出與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)呈現(xiàn)出正相關(guān)關(guān)系，不同稅種稅率對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響也是非線性的，進(jìn)一步驗(yàn)證了Barro的觀點(diǎn)[13];劉凱（2018）研究發(fā)現(xiàn)，中國(guó)的土地制度安排是中國(guó)經(jīng)濟(jì)高增長(zhǎng)的重要因素之一，但中國(guó)現(xiàn)行土地供應(yīng)模式并非最優(yōu)，抑制了服務(wù)業(yè)發(fā)展和居民消費(fèi)[14]。

綜觀以上研究可以看出，大部分學(xué)者對(duì)土地財(cái)政收入對(duì)經(jīng)濟(jì)影響的觀點(diǎn)并非一致，造成這些不同觀點(diǎn)的原因是認(rèn)為土地財(cái)政收入對(duì)經(jīng)濟(jì)的影響是線性關(guān)系，即對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響方向是不變的。但實(shí)際情況可能并非如此，土地財(cái)政對(duì)經(jīng)濟(jì)的影響可能會(huì)是非線性的，也可能會(huì)隨著一個(gè)地區(qū)財(cái)政支出結(jié)構(gòu)而發(fā)生變化。上述第三種觀點(diǎn)認(rèn)為稅收對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響與財(cái)政支出結(jié)構(gòu)密切相關(guān)，是非線性的關(guān)系，這種看法對(duì)于研究中國(guó)地方土地財(cái)政收入對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響有較好的借鑒意義。為此，本文在已有研究的基礎(chǔ)上構(gòu)建了一個(gè)含土地財(cái)政收入結(jié)構(gòu)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模型，并將土地財(cái)政收入變量引入經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模型，通過宏觀均衡求解，探討土地財(cái)政收入對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)影響的過程機(jī)制及其非線性路徑是如何形成的;同時(shí)，通過基于省級(jí)面板數(shù)據(jù)和運(yùn)用非線性面板模型對(duì)研究假設(shè)進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，以發(fā)現(xiàn)土地財(cái)政收入對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的非線性影響，以及因生產(chǎn)性財(cái)政支出結(jié)構(gòu)的變化而出現(xiàn)何種閾值效應(yīng)。

二、模型框架

建立一個(gè)家庭、廠商和政府三類主體構(gòu)成的宏觀均衡模型，先描述該三類主體的行為方程，再計(jì)算市場(chǎng)出清情況下的均衡方程組，分析土地財(cái)政收入是如何影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的，并在此基礎(chǔ)上構(gòu)建土地財(cái)政收入對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)影響的實(shí)證模型。

（一）家庭

按照Barro（1990）和Angelopoulos等（2007）的分析框架，假定經(jīng)濟(jì)是由連續(xù)同質(zhì)、具有無限壽命和良好預(yù)期的家庭組成，每個(gè)家庭只有一個(gè)個(gè)體，無人口增長(zhǎng)，勞動(dòng)充分就業(yè)。家庭的效用是建立在自身消費(fèi)和政府消費(fèi)性公共支出的基礎(chǔ)上，家庭對(duì)消費(fèi)的選擇又受到自身財(cái)富的限制，因此，家庭的跨期效用函數(shù)為：

U=∫

SymboleB@ 0（c1-βgβc）1-σ-11-σe-ρtdt （1）

其中，0<β<1，σ>0，ρ>0，0<（1-β）（1-σ）<1。c表示消費(fèi)，gc表示政府消費(fèi)性公共支出，β刻畫的是政府消費(fèi)性公共支出對(duì)消費(fèi)者效用的影響，σ是消費(fèi)跨期替代彈性的倒數(shù)，ρ是主觀貼現(xiàn)率。家庭的約束方程為：

=（1-τdLT-τdNL）（rk+w）-c （2）

其中，r表示利率，k為單位資本，為單位資本增量③，rk為資本所得，w為工資收入。τd為政府財(cái)政收入占產(chǎn)出（y）的比重，且τd=τdLT+τdNL，其中，τdLT為財(cái)政收入中土地財(cái)政收入占y的比重;τdNL為財(cái)政收入中非土地財(cái)政收入占y的比重。

建立家庭規(guī)劃問題的Hamilton函數(shù)：

H=（c1-βgβc）1-σ-11-σe-ρt+λ[（1-τdLT-τdNL）×

（rk+w）-c]（3）

其中，λ為資本的影子價(jià)格，表示資本存量的邊際值。由此，可以得到一階條件如式（4）、歐拉方程如式（5）、橫截性條件如式（6）：

Hc=0（1-β）e-ρtgβ（1-σ）cc（1-β）（1-σ）-1=λ（4）

Hk=λ（1-τdLT-τdNL）r=-（5）

lim t→+

SymboleB@ [λ（t）k（t）]=0 （6）

（二）廠商

參照Angelopoulos等（2007）的模型，廠商的利潤(rùn)函數(shù)為：

π=y-rk-w（7）

其中，y表示產(chǎn)出，π表示利潤(rùn)水平。假設(shè)規(guī)模報(bào)酬不變，生產(chǎn)函數(shù)可寫成：

y=Φ（k，gp）=kΦ（gpk）=kA（gpk）α （8）

其中，A>0，0<α<1。α為生產(chǎn)性財(cái)政支出的產(chǎn)出彈性系數(shù)，gp為政府生產(chǎn)性公共支出，假設(shè)不存在擁擠效應(yīng)。令價(jià)格和政府支出為給定的，廠商利潤(rùn)最大化的一階條件為：

（1-α）A（gpk）α=r（9）

（三）政府

政府通過向居民征收稅收為公共財(cái)政支出融資，政府的預(yù)算約束方程為： gc+gp=（τdLT+τdNL）y。

假設(shè)產(chǎn)出中用于生產(chǎn)性財(cái)政支出和消費(fèi)性財(cái)政支出占產(chǎn)出（y）的比重分別為τp和τc，0<τp=gpy<1，0<τc=gcy<1。在財(cái)政收支平衡時(shí)，有τp+τc=τdLT+τdNL。令τp=θ（τdLT+τdNL），其中θ為常數(shù)，表示財(cái)政支出中生產(chǎn)性支出的比重，0<θ<1，則τc=（1-θ）（τdLT+τdNL）。在此，τp和τc分別是指稅收中用于生產(chǎn)性支出和消費(fèi)性支出的比重，分別簡(jiǎn)稱政府生產(chǎn)性收入和政府消費(fèi)性收入。根據(jù)目前財(cái)政支出特點(diǎn)，土地財(cái)政收入主要由地方用于城鄉(xiāng)社區(qū)事務(wù)等生產(chǎn)性支出，因此，假定土地財(cái)政收入屬于政府生產(chǎn)性收入中的一部分。

（四）宏觀均衡

在給定的{τdLT，τdNL，τp，τc}政策下，經(jīng)濟(jì)體的競(jìng)爭(zhēng)性均衡是指{y，c，k}和{r，w}等變量滿足以下條件：在給定價(jià)格和政策變量不變的條件下，個(gè)人效用和企業(yè)利潤(rùn)會(huì)實(shí)現(xiàn)最大化;所有的預(yù)算約束滿足;所有市場(chǎng)會(huì)出清;y、c、k的增長(zhǎng)率均為常數(shù)γ。

對(duì)式（4）兩邊取對(duì)數(shù)，然后再對(duì)時(shí)間（t）求導(dǎo)，得到：

-ρ-[σ+β-βσ]c=λ（10）

將式（10）代入式（5）得：

γ=c=1σ+β-βσ[（1-τdLT-τdNL）r-ρ]（11）

將式（9）代入式（11）得：

γ=c=1σ+β-βσ[（1-τdLT-τdNL）（1-α）A

（gpk）α-ρ]（12）

又因?yàn)椋篻pk=gpyA（gpk）α，可得：

gpk=（Agpy）11-α （13）

將式（13）再代入式（12），有：

γ=c=1σ+β-βσ[（1-τdLT-τdNL）A

（Agpy）α1-α（1-α）-ρ] （14）

因?yàn)棣觩+τc=τdLS+τdNL，gpy=τp，則式（14）可寫成：

γ=c=1σ+β-βσ[（1-τp-τc）A（Aτp）α1-α

（1-α）-ρ]（15）

式（15）兩邊分別對(duì)τp和τc求導(dǎo)，得：

γτp=1σ+β-βσA11-ατα1-αp[α（1-τc）-τpτp]（16）

γτc=-1-ασ+β-βσA11-ατα1-αp （17）

從式（16）可以看出，當(dāng)τp<α（1-τc）時(shí)，γτp>0，此時(shí)，增加政府生產(chǎn)性收入有利于經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng);當(dāng)τp>α（1-τc）時(shí)，γτp<0，此時(shí)，減少政府生產(chǎn)性收入有利于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng);當(dāng)τp=α（1-τc）時(shí)，穩(wěn)態(tài)增長(zhǎng)率γ達(dá)到最高水平。從式（17）可以看出，γτc始終小于0，故政府消費(fèi)性收入的征收對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)始終有反向作用。

從以上可以看出，土地財(cái)政收入等生產(chǎn)性收入的增加，對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響并非簡(jiǎn)單的線性關(guān)系，土地財(cái)政收入的增加開始可能會(huì)促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，但到達(dá)一定階段后，其繼續(xù)增加可能會(huì)抑制經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)?；诖?，提出研究假設(shè)1。

H1 土地財(cái)政收入對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響呈現(xiàn)出非線性關(guān)系。

從式（16）和（17）可以看出，財(cái)政收入對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響與財(cái)政支出結(jié)構(gòu)密切相關(guān)。當(dāng)生產(chǎn)性財(cái)政支出比重低于一定閾值時(shí)，土地財(cái)政收入等政府生產(chǎn)性收入的增加有助于經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)。這主要是因?yàn)榇藭r(shí)經(jīng)濟(jì)體系中投資規(guī)模不足，土地財(cái)政收入的增加能夠擴(kuò)大政府生產(chǎn)性支出規(guī)模，進(jìn)行基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)以推動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。當(dāng)生產(chǎn)性財(cái)政支出比重高于一定閾值時(shí)，生產(chǎn)性財(cái)政支出比重可能已經(jīng)較高，政府投資規(guī)模相對(duì)較大，此時(shí)土地財(cái)政收入繼續(xù)增加，擴(kuò)大基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)規(guī)模，會(huì)擠出居民消費(fèi)和企業(yè)投資，從而不利于地方經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)?；诖?，提出研究假設(shè)2和假設(shè)3。

H2 當(dāng)生產(chǎn)性財(cái)政支出比重低于一定閾值時(shí)，土地財(cái)政收入增加能夠促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。

H3 當(dāng)生產(chǎn)性財(cái)政支出比重高于一定閾值時(shí)，土地財(cái)政收入增加將會(huì)抑制經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。

基于上述分析，建立土地財(cái)政收入對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)影響的實(shí)證模型：

γit=ui+ρiNi+β1τitI（θ≤η1）+β2τitI（η1<

θ≤η2）+β3τitI（θ>η2）+eit （18）

其中，γit表示經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率;I（·）為指標(biāo)函數(shù);τit表示各類財(cái)政收入占產(chǎn)出的比重，即為目標(biāo)解釋變量;Ni為經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的控制變量;θ為閾值變量。其中預(yù)期β1<0、β2>0、β3<0，ui為截距項(xiàng)中度量個(gè)體間差異的變量。

考慮到中國(guó)各地經(jīng)濟(jì)發(fā)展差異較大，地方政府財(cái)政實(shí)力不盡相同，財(cái)政支出結(jié)構(gòu)迥異。東部地區(qū)地方政府財(cái)政支出規(guī)模較大，生產(chǎn)性支出也相對(duì)較高。中、西部地區(qū)財(cái)政則相對(duì)緊張，較為依靠中央轉(zhuǎn)移支付，財(cái)政支出目前較多偏向于消費(fèi)性支出。為考察土地財(cái)政收入對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)影響的異質(zhì)性，除對(duì)全國(guó)數(shù)據(jù)進(jìn)行分析外，還將樣本分為東、中、西部分別考察各地區(qū)土地財(cái)政收入對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)影響的異質(zhì)性。

三、指標(biāo)選取和數(shù)據(jù)來源

為探究目前中國(guó)地方土地財(cái)政收入對(duì)地方經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響，根據(jù)式（18）將變量分為以下幾個(gè)部分。

（一）衡量地方經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的指標(biāo)

地方經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)一般以人均GDP規(guī)?；蛟鲩L(zhǎng)率指標(biāo)來衡量，包括按可比價(jià)格計(jì)算的人均GDP和按當(dāng)年價(jià)格計(jì)算的人均GDP兩種?？紤]到所選取的因變量多以當(dāng)年實(shí)際價(jià)格計(jì)算衡量，以可比價(jià)格計(jì)算出的人均GDP為衡量地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的指標(biāo)，人均GDP數(shù)據(jù)來源于CCER經(jīng)濟(jì)金融數(shù)據(jù)庫。

（二）影響地方經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的一般控制變量

根據(jù)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)理論，資本存量、勞動(dòng)力增長(zhǎng)率、全要素生產(chǎn)率、開放性水平、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)是影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的重要因素，分別選取全社會(huì)人均資本存量（k）、年末人口數(shù)（l）、研究與實(shí)驗(yàn)發(fā)展經(jīng)費(fèi)支出（rd）、進(jìn)出口額（tie）、外商直接投資（fdi）和第二產(chǎn)業(yè)占GDP的比重（ind）等指標(biāo)來衡量。全社會(huì)人均資本存量（k）在借鑒單豪杰（2008）[15]研究的基礎(chǔ)上，利用CCER經(jīng)濟(jì)金融數(shù)據(jù)庫的各省固定資產(chǎn)投資數(shù)據(jù)計(jì)算而成。年末人口數(shù)（l）、進(jìn)出口額（tie）、外商直接投資（fdi）和第二產(chǎn)業(yè)占GDP的比重（ind）也是根據(jù)CCER經(jīng)濟(jì)金融數(shù)據(jù)庫各省數(shù)據(jù)整理計(jì)算得到。研究與實(shí)驗(yàn)發(fā)展經(jīng)費(fèi)支出（rd）數(shù)據(jù)來源于《中國(guó)科技統(tǒng)計(jì)年鑒》。另外，中央給予各省的轉(zhuǎn)移支付規(guī)模對(duì)地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)也有較大影響，因而選取各省中央補(bǔ)助（tr）作為財(cái)政方面的控制變量，數(shù)據(jù)來源于歷年《中國(guó)財(cái)政年鑒》。

（三）目標(biāo)解釋變量和閾值變量

目標(biāo)解釋變量lr為土地財(cái)政收入，該變量為核心解釋變量。土地財(cái)政收入對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)可能存在非線性影響，因而首先以土地財(cái)政收入二次項(xiàng)作為核心解釋變量，以探尋其非線性作用。土地財(cái)政收入中各省土地出讓金數(shù)據(jù)來源于wind數(shù)據(jù)庫，房產(chǎn)稅、城鎮(zhèn)土地使用稅、土地增值稅、耕地占用稅、契稅等稅收收入數(shù)據(jù)來源于歷年《中國(guó)稅務(wù)年鑒》。

另外，根據(jù)理論模型可知，一省土地財(cái)政收入對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響與生產(chǎn)性支出占財(cái)政支出的比重密切相關(guān)，故選取生產(chǎn)性支出占財(cái)政支出的比重（rpe）作為閾值變量，來探尋土地財(cái)政收入對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)影響的非線性過程。將生產(chǎn)性支出界定為包括基本建設(shè)支出（infr）、教育支出（edu）和科學(xué)技術(shù)支出（tech），各類財(cái)政支出數(shù)據(jù)來源于歷年《中國(guó)財(cái)政年鑒》。

（四）數(shù)據(jù)來源與描述性統(tǒng)計(jì)

由于從1995年起才有全面的土地出讓金數(shù)據(jù)，各省2000年后的數(shù)據(jù)比較完整，故選擇2000-2017年的省際數(shù)據(jù)作為研究的數(shù)據(jù)基礎(chǔ)。我國(guó)目前除港、澳、臺(tái)外共有31個(gè)省份，因西藏自治區(qū)數(shù)據(jù)不夠全面，將西藏?cái)?shù)據(jù)剔除，以平衡的面板數(shù)據(jù)（Balanced Panel）進(jìn)行估計(jì)，這樣橫截面為30個(gè)省份。所有變量的描述性統(tǒng)計(jì)見表1。

四、實(shí)證分析

首先，以土地財(cái)政收入占GDP比重和其二次項(xiàng)作為核心解釋變量，檢驗(yàn)全國(guó)范圍內(nèi)、東部、中部、西部土地財(cái)政收入比重對(duì)GDP增長(zhǎng)是否存在倒“U”形關(guān)系，對(duì)應(yīng)的模型分別為1a、1b、1c、1d。

其次，對(duì)土地財(cái)政收入進(jìn)行閾值檢驗(yàn)，即以土地財(cái)政收入（lr）為目標(biāo)解釋變量，以生產(chǎn)性支出占財(cái)政支出的比重（rpe）為閾值變量，檢測(cè)當(dāng)rpe發(fā)生變化時(shí)，目標(biāo)解釋變量l r對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的非線性影響（模型2a）。另外，考慮到生產(chǎn)性支出中不同類別支出對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響效應(yīng)時(shí)滯也不相同，基本建設(shè)支出對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響通常比較直接，效果顯現(xiàn)較快，而教育支出和科學(xué)技術(shù)支出對(duì)經(jīng)濟(jì)的影響通常需要經(jīng)過一段周期后才能顯現(xiàn)。所以，分別以基本建設(shè)支出（infr）、教育支出（edu）和科學(xué)技術(shù)支出（tech）作為閾值變量，相應(yīng)模型分別為2b、2c和2d，來探究當(dāng)該類型變量變化時(shí)，繼續(xù)增加土地財(cái)政收入對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響效果。

同時(shí)，考慮到中國(guó)各地區(qū)發(fā)展程度差異較大，各地區(qū)經(jīng)濟(jì)規(guī)模和財(cái)政支出規(guī)模均不同，因而分地區(qū)、分閾值變量來考查土地財(cái)政收入對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的不同影響。

（一）土地財(cái)政收入占比對(duì)自身經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的非線性影響

表2中各模型F值統(tǒng)計(jì)量均非常顯著，大部分解釋變量也較為顯著，說明模型總體設(shè)置能夠在一定程度上解釋經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。從模型1a可以看出，全國(guó)范圍內(nèi)，土地財(cái)政收入比重（lr）增加能夠推動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，土地財(cái)政收入比重的二次項(xiàng)也顯著，說明全國(guó)數(shù)據(jù)中土地財(cái)政收入對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的非線性效應(yīng)明顯。在分地區(qū)檢驗(yàn)中，從模型1b可以看出，土地財(cái)政收入比重對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)呈現(xiàn)出明顯的非線性影響，lr的系數(shù)為正，lr二次項(xiàng)的系數(shù)為負(fù)，且均顯著，說明在東部地區(qū)土地財(cái)政收入對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)首先起到了促進(jìn)作用;當(dāng)土地財(cái)政收入比重超過一定比值時(shí)，土地財(cái)政收入對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)反而會(huì)起到抑制作用，總體影響呈倒“U”形。模型1c顯示，土地財(cái)政收入對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)并不顯著。模型1d的結(jié)果和模型1b結(jié)果類似，西部地區(qū)lr的系數(shù)遠(yuǎn)大于東部地區(qū)lr的系數(shù)，說明西部地區(qū)土地財(cái)政收入對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)先是起到促進(jìn)作用，且這種促進(jìn)作用明顯大于東部地區(qū);但當(dāng)土地財(cái)政收入比重超過一定比值時(shí)，西部土地財(cái)政收入對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)反而會(huì)起到抑制作用，總體影響也呈倒“U”形。該實(shí)證結(jié)果支持了假設(shè)1。

控制變量方面，各個(gè)模型的人均資本存量（k）均顯著促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng);近年來東部地區(qū)人口（l）增長(zhǎng)趨緩，人口增長(zhǎng)對(duì)東部地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)影響不夠顯著;從全國(guó)范圍和中、西部地區(qū)來看，年末人口數(shù)顯著促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。全國(guó)范圍內(nèi)研發(fā)經(jīng)費(fèi)（rd）對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)起到了顯著的促進(jìn)作用;分地區(qū)來看影響結(jié)果略有差異，中、西部地區(qū)研發(fā)經(jīng)費(fèi)支出對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)影響不明顯。中、西部地區(qū)正處于承接?xùn)|部工業(yè)轉(zhuǎn)移階段，第二產(chǎn)業(yè)比重（ind）增加顯著促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。全國(guó)范圍和中部地區(qū)中央補(bǔ)助（tr）提升對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有正面影響，東部和西部地區(qū)中央補(bǔ)助增加并沒能有效促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。

（二）土地財(cái)政收入對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)影響的閾值：財(cái)政支出結(jié)構(gòu)的作用

表3中生產(chǎn)性支出占財(cái)政支出比重（rpe）作為閾值變量（模型2a）時(shí)，存在明顯的閾值效應(yīng)，閾值為40.95%。從模型2a實(shí)證結(jié)果可以看出，當(dāng)生產(chǎn)性支出占財(cái)政支出比重低于40.95%時(shí)，土地財(cái)政收入比重增加能夠明顯促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，系數(shù)為36.42;但當(dāng)生產(chǎn)性支出占財(cái)政支出比重高于40.95%時(shí)，土地財(cái)政收入對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)沒有明顯影響，lr_2的系數(shù)為0.76。說明從全國(guó)范圍內(nèi)來看，當(dāng)一個(gè)地方生產(chǎn)性支出比重較低時(shí)，地方發(fā)展土地財(cái)政收入的確能夠促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，但當(dāng)一個(gè)地方生產(chǎn)性支出超出一定比重時(shí)，再發(fā)展土地財(cái)政，對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的促進(jìn)作用不再明顯。該實(shí)證結(jié)果支持了假設(shè)2和假設(shè)3。

1.基本建設(shè)支出占財(cái)政支出比重（infr）作為閾值變量（模型2b）時(shí)，存在閾值效應(yīng)。從表3中模型2b實(shí)證結(jié)果可以看出，當(dāng)基本建設(shè)支出占財(cái)政支出比重低于閾值24.00%時(shí)，土地財(cái)政收入對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響系數(shù)是31.49，且統(tǒng)計(jì)量顯著;但當(dāng)基本建設(shè)支出占財(cái)政支出比重高于24.00%時(shí)，土地財(cái)政收入對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響則減弱，統(tǒng)計(jì)結(jié)果顯著。說明當(dāng)一個(gè)地方基本建設(shè)支出比重較低時(shí)，發(fā)展土地財(cái)政收入的確能夠促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，但當(dāng)一個(gè)地方基本建設(shè)支出比重高于一定閾值時(shí)，土地財(cái)政增加對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用將減弱。

2.教育支出占財(cái)政支出比重（edu）作為閾值變量（模型2c）時(shí)，存在較為明顯的閾值效應(yīng)。從表3中模型2c實(shí)證結(jié)果可以看出，當(dāng)教育支出占財(cái)政支出比重低于閾值14.63%時(shí)，土地財(cái)政收入對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響作用不顯著;當(dāng)教育支出占財(cái)政支出比重高于14.63%時(shí)，土地財(cái)政收入對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響有明顯的促進(jìn)作用。說明當(dāng)一個(gè)地區(qū)教育支出比重較低時(shí)，發(fā)展土地財(cái)政收入對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)影響不明顯，當(dāng)一個(gè)地區(qū)教育支出比重高于一定閾值時(shí)，土地財(cái)政增加對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用顯著為正，說明教育支出需要在一定比例以上，更有利于經(jīng)濟(jì)發(fā)展。

3.科技支出占財(cái)政支出比重（tech）作為閾值變量（模型2d）時(shí)，閾值為5.45% 。從表3中模型2d實(shí)證結(jié)果可以看出，當(dāng)科技支出占財(cái)政支出比重低于5.45%時(shí)，土地財(cái)政收入對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響作用為負(fù);但當(dāng)科技支出占財(cái)政支出比重高于該閾值時(shí)，土地財(cái)政收入增加能夠明顯促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，但影響都不顯著。

（三）分地區(qū)土地財(cái)政收入對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)影響的閾值（見表4）

1.生產(chǎn)性支出占財(cái)政支出比重（rpe）作為閾值變量時(shí)，分地區(qū)來看，東部地區(qū)土地財(cái)政收入對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響存在明顯的閾值效應(yīng)，閾值為40.95%，但中、西部地區(qū)閾值效應(yīng)不明顯。東部地區(qū)生產(chǎn)性支出比重分別低于相應(yīng)閾值時(shí)，土地財(cái)政收入對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)存在著明顯的促進(jìn)作用;當(dāng)高于相應(yīng)閾值時(shí)，東部地區(qū)土地財(cái)政收入對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的促進(jìn)作用將會(huì)明顯下降。說明現(xiàn)階段東部地區(qū)當(dāng)生產(chǎn)性支出占財(cái)政支出比重超過一定閾值時(shí)，土地財(cái)政收入對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的促進(jìn)作用將會(huì)下降，而中、西部地區(qū)尚未出現(xiàn)該情況。

2.基本建設(shè)支出占財(cái)政支出比重（infr）作為閾值變量時(shí)，分地區(qū)來看，東、西部土地財(cái)政收入對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響存在明顯的閾值效應(yīng)，東、西部地區(qū)閾值分別為20.14%和8.34%。當(dāng)東部和西部地區(qū)基本建設(shè)支出比重低于相應(yīng)閾值時(shí)，土地財(cái)政收入對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)存在著明顯的促進(jìn)作用;當(dāng)高于相應(yīng)閾值時(shí)，土地財(cái)政收入對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響不明顯。當(dāng)基本建設(shè)支出占財(cái)政支出比重（infr）作為閾值變量時(shí)，中部地區(qū)尚不存在明顯的閾值效應(yīng)。

3.教育支出占財(cái)政支出比重（edu）作為閾值變量時(shí)，分地區(qū)來看，中、西部土地財(cái)政收入對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響存在明顯的閾值效應(yīng)，閾值分別為17.01%和15.54%，東部地區(qū)則不存在明顯的閾值效應(yīng)。當(dāng)中部和西部地區(qū)教育支出比重低于相應(yīng)閾值時(shí)，土地財(cái)政收入對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響不顯著;當(dāng)高于相應(yīng)閾值時(shí)，土地財(cái)政收入對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)存在著明顯的促進(jìn)作用。說明相對(duì)東部地區(qū)，中、西部對(duì)教育投入的效果更加明顯，提高教育支出比重有利于土地財(cái)政對(duì)經(jīng)濟(jì)的促進(jìn)作用。

4.科技支出占財(cái)政支出比重（tech）作為閾值變量時(shí)，分地區(qū)來看，中、西部地區(qū)土地財(cái)政收入對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)也存在明顯的閾值效應(yīng)，東部地區(qū)則不存在閾值效應(yīng)。具體來看，中、西部地區(qū)科技支出比重低于一定閾值時(shí)，土地財(cái)政對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有促進(jìn)作用;中、西部地區(qū)科技支出比重高于一定閾值時(shí)，土地財(cái)政對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響不顯著。

以上結(jié)論顯示，土地財(cái)政收入因財(cái)政支出結(jié)構(gòu)不同，形成對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的不同影響。但如果經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和土地財(cái)政收入存在內(nèi)生性關(guān)系，則可能會(huì)造成實(shí)證結(jié)果出現(xiàn)偏誤。一般內(nèi)生性問題有三個(gè)來源：遺漏變量、反向因果和測(cè)量誤差。具體到本文則是：第一，是否還存在著同時(shí)影響土地財(cái)政收入和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的遺漏變量;第二，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)越快的地區(qū)是否可能存在土地財(cái)政收入增長(zhǎng)速度也越快，出現(xiàn)反向因果關(guān)系;第三，土地財(cái)政收入規(guī)模統(tǒng)計(jì)是否存在測(cè)量誤差問題。

（1）對(duì)于遺漏變量問題，實(shí)證模型參照已有相關(guān)研究，控制變量包括了眾多影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的變量，如人均資本存量、年末人口數(shù)、研究與實(shí)驗(yàn)發(fā)展經(jīng)費(fèi)、進(jìn)出口總額、外商直接投資、第二產(chǎn)業(yè)比重。另外，考慮到中央補(bǔ)助是我國(guó)中、西部地區(qū)財(cái)政收入的重要組成部分，所以，控制變量也增加了中央補(bǔ)助變量。故出現(xiàn)遺漏變量問題的概率不高。（2）對(duì)于反向因果問題，考慮到土地財(cái)政收入規(guī)模直接受到政府土地供應(yīng)政策影響，政府政策一般認(rèn)為具有獨(dú)立于經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)的外生性，所以，土地財(cái)政收入受經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)反向影響相對(duì)有限。（3）對(duì)于測(cè)量誤差問題，土地財(cái)政收入中土地出讓金數(shù)據(jù)和房產(chǎn)稅、城鎮(zhèn)土地使用稅、土地增值稅、耕地占用稅、契稅等數(shù)據(jù)均來源于相關(guān)統(tǒng)計(jì)年鑒，周期跨度較長(zhǎng)，數(shù)據(jù)整體較為準(zhǔn)確，能夠較為真實(shí)地反映地方土地財(cái)政收入規(guī)模，出現(xiàn)測(cè)量誤差的概率相對(duì)較低。通過以上分析可以看出，土地財(cái)政收入對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用機(jī)制受內(nèi)生性影響相對(duì)較小。

五、結(jié) 語

以上研究顯示，土地財(cái)政收入增加對(duì)地方經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響存在非線性特征，實(shí)證結(jié)果也驗(yàn)證了理論模型的假設(shè)。尤其在東部和西部地區(qū)，土地財(cái)政收入對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響呈現(xiàn)出較為明顯的倒“U”形特征，當(dāng)土地財(cái)政收入高于一定比例后，將會(huì)抑制經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。說明各地區(qū)尤其是東、西部地區(qū)切勿過度追求土地財(cái)政規(guī)模，當(dāng)規(guī)模過大時(shí)，對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)促進(jìn)作用將會(huì)減弱，甚至可能會(huì)出現(xiàn)抑制作用。

進(jìn)一步分析發(fā)現(xiàn)，土地財(cái)政收入對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響會(huì)因財(cái)政支出結(jié)構(gòu)變化而不同。隨著生產(chǎn)性支出比重提高，特別是其中的基本建設(shè)支出比重提高，土地財(cái)政收入對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的促進(jìn)作用會(huì)出現(xiàn)明顯下降;但隨著教育支出比重提高，土地財(cái)政收入對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的促進(jìn)作用則明顯增強(qiáng)。說明地方政府在生產(chǎn)性支出中，應(yīng)該適當(dāng)降低基礎(chǔ)設(shè)施支出，增加教育支出比重，更有利于地方經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)。

分地區(qū)來看，各地區(qū)土地財(cái)政對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)影響的閾值效應(yīng)有著明顯的區(qū)別。東部地區(qū)隨著生產(chǎn)性支出比重提高，土地財(cái)政對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響作用會(huì)變得不顯著;而這種閾值效應(yīng)在中、西部地區(qū)并不明顯，說明中、西部地區(qū)土地財(cái)政總體上還能夠推動(dòng)經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)。不過，從生產(chǎn)性支出分類來看，在東部和西部地區(qū)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)都存在閾值效應(yīng)，在這兩個(gè)地區(qū)繼續(xù)增加土地財(cái)政收入進(jìn)行基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，對(duì)經(jīng)濟(jì)的促進(jìn)作用將會(huì)減弱;與東部地區(qū)相比，中、西部地區(qū)增加教育支出比重將更有利于發(fā)揮土地財(cái)政對(duì)經(jīng)濟(jì)的促進(jìn)作用。

上述結(jié)論對(duì)于深化財(cái)政體制改革和完善政府間財(cái)政收支安排具有重要的參考意義。（1）土地財(cái)政收入的確在特定條件下有助于地方經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，但需要注意到其存在非線性特征，當(dāng)土地財(cái)政收入比重過高時(shí)，對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)反而會(huì)起到抑制作用。（2）當(dāng)生產(chǎn)性支出超過一定閾值時(shí)，繼續(xù)增加土地財(cái)政收入，可能會(huì)對(duì)消費(fèi)和投資形成擠出效應(yīng)，對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的促進(jìn)作用將會(huì)下降。（3）中、西部地區(qū)應(yīng)根據(jù)目前經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，將生產(chǎn)性支出，特別是基本建設(shè)支出控制在一個(gè)合理的水平，提高教育支出比重，逐步增加生產(chǎn)性支出。

注釋：

① ?文中的土地財(cái)政收入是指政府通過依靠土地與房地產(chǎn)開發(fā)運(yùn)作而帶來的稅收和政府性基金收入，具體包括：國(guó)有土地使用權(quán)作為資產(chǎn)出讓的收入，即土地出讓金;發(fā)展房地產(chǎn)業(yè)帶來的相關(guān)稅費(fèi)收入，包括房產(chǎn)稅、城鎮(zhèn)土地使用稅、土地增值稅、耕地占用稅、契稅等。

② 數(shù)據(jù)來源于《中國(guó)國(guó)土資源年鑒（2001）》、財(cái)政部《2017年財(cái)政收支情況》《中國(guó)財(cái)政年鑒（2018）》，并經(jīng)整理計(jì)算得到。

③ 以下變量若無特別注明，均是指第i地區(qū)第t年的數(shù)據(jù)。

參考文獻(xiàn)：

[1] 吳炳輝，何建敏. 中國(guó)土地財(cái)政的發(fā)展脈絡(luò)、影響效應(yīng)及改革方向[J]. 經(jīng)濟(jì)管理，2016（11）：1-11.

[2] 邵朝對(duì)，蘇丹妮，鄧宏圖. 房?jī)r(jià)、土地財(cái)政與城市集聚特征：中國(guó)式城市發(fā)展之路[J]. 管理世界，2016（2）：19-31.

[3] Chen T， Kung ?J ?K-S. Do land revenue windfalls create a political resource curse· Evidence from China[J]. Journal of Development Economics， 2016， 123（12）： 86-106.

[4] 魯元平，張克中，歐陽潔. 土地財(cái)政阻礙了區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新嗎·——基于267個(gè)地級(jí)市面板數(shù)據(jù)的實(shí)證檢驗(yàn)[J]. 金融研究，2018（5）：101-119.

[5] 周彬，周彩. 土地財(cái)政、企業(yè)杠桿率與債務(wù)風(fēng)險(xiǎn)[J]. 財(cái)貿(mào)經(jīng)濟(jì)2019，40（3）：19-36.

[6] 閆先東，張鵬輝. 土地價(jià)格、土地財(cái)政與宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)[J]. 金融研究，2019（9）：1-18.

[7] 岳樹民，盧藝. 土地財(cái)政影響中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的傳導(dǎo)機(jī)制——數(shù)理模型推導(dǎo)及基于省際面板數(shù)據(jù)的分析[J]. 財(cái)貿(mào)經(jīng)濟(jì)，2016（5）：37-47.