楊文韜　孔曉婷　朱晟君

摘 要：我國城市國有土地供給及分配的壟斷權(quán)由地方政府掌握，在地方財(cái)權(quán)事權(quán)不對等的背景下，土地財(cái)政導(dǎo)致第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展成本上升、資源及資金被擠占。本文在提出土地財(cái)政影響產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的邏輯機(jī)制基礎(chǔ)上，基于全國35個(gè)城市2006—2015年的面板數(shù)據(jù)，運(yùn)用廣義矩估計(jì)回歸和動(dòng)態(tài)面板回歸方法，實(shí)證發(fā)現(xiàn)：土地財(cái)政對我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)起到了抑制作用，并且分地區(qū)來看，這一作用顯著存在于我國的東部地區(qū)，而在中部和西部地區(qū)并不顯著；同時(shí)，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整也存在滯后一期的正反饋效應(yīng)。

關(guān)鍵詞：土地財(cái)政；產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)；城市面板數(shù)據(jù)

中圖分類號(hào)：F830 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：B 文章編號(hào)：1674-2265（2018）05-0044-06

DOI：10.19647/j.cnki.37-1462/f.2018.04.014

一、引言

土地財(cái)政是指在分稅制改革后，由于財(cái)權(quán)上移、事權(quán)下放，導(dǎo)致地方政府大多存在較大的預(yù)算內(nèi)財(cái)政收支缺口，在此背景下，地方政府運(yùn)用自身擁有的對城市土地供應(yīng)及分配絕對的壟斷權(quán)，依靠土地征收及出讓所獲得的土地出讓金來彌補(bǔ)預(yù)算內(nèi)財(cái)政缺口的行為。自實(shí)行全口徑預(yù)算改革以來，我國的政府預(yù)算由四部分組成，分別是公共財(cái)政預(yù)算、政府性基金預(yù)算、國有資本經(jīng)營預(yù)算和社會(huì)保障預(yù)算。其中，土地出讓金屬于政府性基金收入的一部分，獨(dú)立于公共財(cái)政收入，是地方政府最主要的預(yù)算外財(cái)政收入之一。

由于地方政府對土地出讓金擁有較大自主權(quán)，近年來，地方政府常常低價(jià)出讓工業(yè)用地吸引投資，而高價(jià)出讓商業(yè)用地以獲得盡可能多的財(cái)政收入，并將財(cái)政收入主要用于支持基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)和扶持工業(yè)發(fā)展。

我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)長期以第二產(chǎn)業(yè)為主，“二、三、一”的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)保持了近30年之久。直至2013年，第三產(chǎn)業(yè)增加值占GDP的比重首次超過第二產(chǎn)業(yè)，占46.1%，但仍遠(yuǎn)低于同期發(fā)達(dá)國家超過70%和同等收入國家超過50%的水平；之后3年多來，我國第三產(chǎn)業(yè)占比繼續(xù)上升，至2016年已達(dá)到51.6%，超過前兩個(gè)產(chǎn)業(yè)之和。

基于上述背景，本文寫作的動(dòng)機(jī)就在于探究我國的土地財(cái)政政策是否在一定程度上導(dǎo)致了長期較低的第三產(chǎn)業(yè)比重水平、抑制了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)。本文的主要貢獻(xiàn)在于嘗試提出土地財(cái)政影響產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的邏輯機(jī)制，并在考慮“U形”機(jī)制和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的滯后效應(yīng)的基礎(chǔ)上，利用全國城市面板數(shù)據(jù)對土地財(cái)政的影響進(jìn)行了實(shí)證探究，為已有研究提供了較好的補(bǔ)充。

本文的結(jié)構(gòu)安排如下：第二部分是對相關(guān)的已有文獻(xiàn)進(jìn)行梳理，同時(shí)提出本文的邏輯機(jī)制；第三部分則是對變量進(jìn)行設(shè)定，對數(shù)據(jù)進(jìn)行基本的描述，同時(shí)進(jìn)行基準(zhǔn)的實(shí)證回歸分析；第四部分是穩(wěn)健性檢驗(yàn)；最后一部分則是對本文的總結(jié)。

二、文獻(xiàn)綜述與邏輯機(jī)制

（一）文獻(xiàn)綜述

已有的涉及土地財(cái)政的研究主要集中于對土地財(cái)政的形成機(jī)制、演進(jìn)歷史和效果的探究，而將土地財(cái)政與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)相結(jié)合進(jìn)行的研究還較少。下面就對已有的相關(guān)研究進(jìn)行梳理。

Lin等（2005、2011）的研究則認(rèn)為土地財(cái)政的總量和土地財(cái)政的結(jié)構(gòu)都會(huì)影響產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的升級(jí)；安苑和王珺（2012）使用1998—2007年的區(qū)域和產(chǎn)業(yè)數(shù)據(jù)，研究發(fā)現(xiàn)地方政府財(cái)政行為的波動(dòng)顯著抑制了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的演進(jìn)；孫克競（2014）構(gòu)建了由地方財(cái)政土地依存度、地方產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、地方財(cái)政收支缺口、地方債務(wù)增長等內(nèi)生變量組成的聯(lián)立方程，利用我國2000—2010年的省級(jí)面板數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析，發(fā)現(xiàn)目前產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)中存在的失衡并非由土地財(cái)政引發(fā)，而是由城鎮(zhèn)化發(fā)展規(guī)律引發(fā)；夏方舟等（2014）通過引入土地要素的需求函數(shù)，導(dǎo)出了土地財(cái)政與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的關(guān)聯(lián)，認(rèn)為財(cái)政通過促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)推動(dòng)了經(jīng)濟(jì)增長，但土地出讓性收益并不能顯著促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長，而土地稅收收入則能較為顯著地促使產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)換升級(jí)；國亮等（2015）利用我國2003—2013年的省級(jí)面板數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析，認(rèn)為土地財(cái)政有利于工業(yè)企業(yè)發(fā)展，導(dǎo)致資本在第二產(chǎn)業(yè)聚集，因而不利于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)；李勇剛和王猛（2015）將土地財(cái)政納入兩部門非均衡增長模型，并基于中國1999—2013年的數(shù)據(jù)進(jìn)行了廣義矩估計(jì)分析，實(shí)證發(fā)現(xiàn)土地財(cái)政抑制了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的升級(jí)，同時(shí)發(fā)現(xiàn)這一作用存在地區(qū)差異；陶長琪和劉振（2017）在構(gòu)建包含土地要素的C-D生產(chǎn)函數(shù)之后，使用2002—2013年的省級(jí)面板數(shù)據(jù)進(jìn)行PSTR模型分析，認(rèn)為土地財(cái)政對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響為非線性的，并且在東部、中部和西部地區(qū)中存在不同效果。

（二）邏輯機(jī)制及假說

我國地方政府擁有對農(nóng)村土地征用的壟斷權(quán)，農(nóng)地在被征用后變?yōu)閲袑傩?，從而可被用于商業(yè)開發(fā)；地方政府還擁有對中央控制總額度內(nèi)城市土地的壟斷供給權(quán)，并對城市土地在第二、三產(chǎn)業(yè)之間的分配擁有絕對的自主權(quán)，同時(shí)，我國工業(yè)用地的出讓價(jià)格與商住用地長期存在顯著差異，從而使得政府能夠通過干預(yù)在不同產(chǎn)業(yè)間出讓土地面積的比例和價(jià)格來較容易地調(diào)整獲得的土地出讓金額。

在地區(qū)分權(quán)改革后，以經(jīng)濟(jì)績效為核心的政績考核機(jī)制導(dǎo)致了地方政府之間的相互競爭，并常常沿用“過度工業(yè)化”的發(fā)展模式，將土地等有限的資源優(yōu)先用于發(fā)展制造業(yè)，一些地方政府甚至“以地引資生稅”，采取無償劃撥或低價(jià)協(xié)議等土地出讓方式吸引內(nèi)外工業(yè)投資，并提供各種優(yōu)惠政策，推動(dòng)了第二產(chǎn)業(yè)的發(fā)展。

與此同時(shí)，在1994年分稅制改革后，地方事權(quán)財(cái)權(quán)不對等加劇，地方政府通過低價(jià)征用農(nóng)村用地、再高價(jià)出讓給住宅開發(fā)商及商業(yè)用戶來獲取財(cái)政收入的動(dòng)機(jī)加強(qiáng)，土地征用和出讓成為地方政府預(yù)算以及非預(yù)算收入的最主要來源。

由于商業(yè)用地的土地出讓價(jià)格較高，從而推高了我國第三產(chǎn)業(yè)企業(yè)的成本；另外，由于中央政府對地方政府的土地出讓收入管制較松，地方政府常常將土地財(cái)政投入城市公共設(shè)施建設(shè)以及用于扶持能拉動(dòng)GDP和稅收的第二產(chǎn)業(yè)，進(jìn)而抑制了見效慢、回報(bào)低和對經(jīng)濟(jì)增長拉動(dòng)作用小的第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展。同時(shí)，大量工業(yè)用地優(yōu)惠和良好的基礎(chǔ)設(shè)施條件也有利于進(jìn)一步吸引更多的外部工業(yè)資本，促進(jìn)第二產(chǎn)業(yè)的發(fā)展。

由此，本文提出有待檢驗(yàn)的假說：在地方政績考核以經(jīng)濟(jì)績效為核心及財(cái)權(quán)事權(quán)不對等的背景下，土地財(cái)政會(huì)抑制產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)。具體的邏輯機(jī)制可以總結(jié)為圖3所示。

三、變量、數(shù)據(jù)與實(shí)證模型

（一）變量設(shè)定

被解釋變量方面，本文基于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的定義以及數(shù)據(jù)的可得性，將第三產(chǎn)業(yè)增加值與第二產(chǎn)業(yè)增加值之比作為衡量產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)（IS）的指標(biāo)，比值越大，則說明我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)中的第三產(chǎn)業(yè)占比更大。

解釋變量方面，本文主要關(guān)注于土地財(cái)政（PLF）。關(guān)于土地財(cái)政的界定，學(xué)術(shù)界并沒有一致的觀點(diǎn)。其中，左翔和殷醒民（2013）認(rèn)為，土地財(cái)政應(yīng)當(dāng)包括土地出讓的增值收益及城市維護(hù)建設(shè)稅、土地使用稅和房產(chǎn)稅等相關(guān)稅收收入，但更多的學(xué)者使用土地出讓金構(gòu)建地方政府土地財(cái)政的衡量變量，如盧洪友等（2011）、李郇等（2013）、孫秀林和周飛舟（2013）。因而，本文參考后者的觀點(diǎn)，以土地出讓金總額除以城市總?cè)丝诘玫降娜司恋爻鲎尳鹱鳛橥恋刎?cái)政的衡量指標(biāo)。

控制變量方面，本文主要控制了如下幾個(gè)因素：

1. 人力資本存量（PHC）。由于人力資本存量的增加能夠顯著促進(jìn)技術(shù)水平的進(jìn)步和生產(chǎn)效率的提高，因而是影響產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的重要因素之一?；诔鞘袑用鏀?shù)據(jù)的可得性，參考沈坤榮和耿強(qiáng)（2001）的方法，本文采用各市普通高等學(xué)校在校生數(shù)占總?cè)丝诘谋戎刈鳛楹饬咳肆Y本存量水平的指標(biāo)。

2. 對外開放度（OPEN）。由于外商直接投資同樣具有市場擴(kuò)張效應(yīng)，可以通過技術(shù)外溢效應(yīng)促進(jìn)地區(qū)技術(shù)水平的提高，因而也是可能影響產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的因素之一?；跀?shù)據(jù)的可得性并參考李郇等（2013）的方法，本文采用億人民幣表示的外商直接投資實(shí)際使用金額占固定資產(chǎn)投資總額的比重作為衡量地區(qū)對外開放程度的指標(biāo)。

3. 交通基礎(chǔ)設(shè)施狀況（SRA）。由于交通基礎(chǔ)設(shè)施狀況能顯著促進(jìn)地區(qū)內(nèi)的要素流動(dòng)等，有利于提高經(jīng)濟(jì)發(fā)展的效率，因而也會(huì)對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的構(gòu)成比例產(chǎn)生顯著影響。基于數(shù)據(jù)的可得性，參考邵帥和楊莉莉（2010）的方法，本文以各市人均城市道路面積作為衡量地區(qū)交通基礎(chǔ)設(shè)施狀況的指標(biāo)。

4. 人口總量（TP）。由于人口在產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)過程中起到基礎(chǔ)的制約作用，因而本文采用城市戶籍人口總量作為衡量總?cè)丝诘拇碜兞浚钥刂迫丝谧儎?dòng)對地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化的影響。

5. 經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平（PGDP）。由于經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的最基本因素，因而本文使用各市人均國內(nèi)生產(chǎn)總值作為衡量經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的代理變量。

（二）樣本及數(shù)據(jù)

本文選取的樣本為包含4個(gè)直轄市、除拉薩外的26個(gè)省會(huì)及大連、青島、寧波、深圳、廈門等5個(gè)計(jì)劃單列市的共35個(gè)城市，其中東部地區(qū)的城市有北京、天津、石家莊、沈陽、大連、上海、濟(jì)南、青島、南京、杭州、寧波、福州、廈門、廣州、深圳、?？诠?6個(gè)；中部地區(qū)的城市有太原、南昌、合肥、長沙、武漢、鄭州、哈爾濱、長春共8個(gè)；西部地區(qū)有重慶、成都、貴陽、昆明、西安、蘭州、西寧、銀川、南寧、烏魯木齊、呼和浩特共11個(gè)。

除了土地出讓數(shù)據(jù)來自《中國國土資源統(tǒng)計(jì)年鑒（2007—2016）》外，本文使用的其他數(shù)據(jù)均來自萬得數(shù)據(jù)庫。對于少量的缺失值情況，本文采取線性插值法進(jìn)行填補(bǔ)。為了盡可能消除異方差，本文在實(shí)證研究之前對模型中使用的變量均進(jìn)行了對數(shù)化處理，使用的軟件為Stata14.0。主要變量的原始數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)性描述如表1所示。

（三）實(shí)證模型及基準(zhǔn)回歸結(jié)果

本文建立如下估計(jì)模型：

由于土地財(cái)政和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)之間很可能存在反向因果關(guān)系，同時(shí)研究中難以避免遺漏變量和共同系統(tǒng)問題，從而存在內(nèi)生性問題，為此，我們選擇將被解釋變量的滯后一期項(xiàng)作為部分遺漏變量的代理變量，從而形成動(dòng)態(tài)面板模型。根據(jù)Blundell和Bond（1998）以及Blundell等（2000）的蒙特卡洛模擬結(jié)果，在有限樣本的情況下，相比于差分矩估計(jì)，系統(tǒng)廣義矩估計(jì)的偏差更小、效率更高，因而本文采用廣義矩估計(jì)法（SYS-GMM）進(jìn)行實(shí)證回歸，并采用穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)差。為了驗(yàn)證工具變量的外生性和內(nèi)生性，回歸結(jié)果中還提供了二階序列相關(guān)和Hansen過度識(shí)別檢驗(yàn)的結(jié)果（加入穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)差的情況下不能使用Sargan檢驗(yàn)）。同時(shí)，考慮到可能存在的土地財(cái)政對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)影響的“U形”機(jī)制，在初步回歸后，本文引入了土地財(cái)政的平方項(xiàng)（PLF2）對土地財(cái)政的影響，進(jìn)行進(jìn)一步考察。

1. 全樣本回歸結(jié)果。

從模型一和模型二的AR（1）和AR（2）的P值可知，兩個(gè)模型均不存在二階序列相關(guān)問題，并且由Hansen檢驗(yàn)的P值可知，模型不存在工具變量的過度識(shí)別問題，這表明回歸結(jié)果較為理想。下面將針對模型一和模型二的回歸結(jié)果進(jìn)行分析。

由兩模型的回歸結(jié)果可以得知，土地財(cái)政變量PLF的系數(shù)估計(jì)值均為負(fù)且至少在10%的顯著性水平上顯著，說明土地財(cái)政顯著抑制了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)，從而證實(shí)了本文提出的假說。但是，土地財(cái)政變量的平方項(xiàng)并不顯著，表明至少在本文所研究的時(shí)間范圍內(nèi)，土地財(cái)政對我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的影響并不存在“U形”機(jī)制。

兩模型的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)滯后一階變量均在1%的顯著性水平上顯著為正，而滯后二階變量均不顯著，說明產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整具有正反饋效應(yīng)，但僅受到過去一期的同向影響，即在上一期中第三產(chǎn)業(yè)占比越高的城市在當(dāng)期的占比也會(huì)更高。

控制變量里，人力資本存量、交通基礎(chǔ)設(shè)施狀況和人口總量均不顯著。對外開放度至少在10%的顯著性水平上顯著為負(fù)，說明外商直接投資占固定資產(chǎn)投資的比重越高則越不利于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)，可能的原因在于我國改革開放至今引進(jìn)的外商直接投資多為在勞動(dòng)密集型產(chǎn)業(yè)等第二產(chǎn)業(yè)領(lǐng)域的投資，擠占了第三產(chǎn)業(yè)所需的資源及資金，從而不利于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的升級(jí)。經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平變量均在1%的顯著性水平上顯著為正，說明人均國內(nèi)生產(chǎn)總值越高則越有利于第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展，可能的原因在于隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展帶來的收入水平提高，國民對第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)品的需求增長，從而帶動(dòng)了第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展。

2. 分地區(qū)回歸結(jié)果。由于中國經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展水平存在巨大的區(qū)域差異，為了考察土地財(cái)政對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的影響是否存在區(qū)域差異，本文還參考王小魯和樊綱（2004）的方法，將研究樣本中的35個(gè)城市劃分為東、中、西部三大區(qū)域進(jìn)行分地區(qū)回歸分析。

由于劃分區(qū)域之后的中部和西部樣本量過少，難以使用廣義矩估計(jì)模型進(jìn)行回歸分析。為了盡可能克服計(jì)量模型中存在的內(nèi)生性問題，本文將產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的滯后一期值作為解釋變量加入模型，構(gòu)建出動(dòng)態(tài)固定效應(yīng)模型和隨機(jī)效應(yīng)模型進(jìn)行估計(jì)，并進(jìn)行了Hausman檢驗(yàn)，回歸結(jié)果如表3所示。由Hausman檢驗(yàn)結(jié)果可知，東部和中部地區(qū)均支持固定效應(yīng)模型，而西部地區(qū)支持隨機(jī)效應(yīng)模型，因此，本文重點(diǎn)報(bào)告模型一、三和六的估計(jì)結(jié)果。

由表3可以發(fā)現(xiàn)，土地財(cái)政對產(chǎn)業(yè)升級(jí)的影響確實(shí)存在顯著的地區(qū)差異，但依舊均不存在“U形”效應(yīng)；其中，土地財(cái)政在10%的顯著性水平上抑制了東部地區(qū)的產(chǎn)業(yè)升級(jí)，而沒有對中部和西部地區(qū)的產(chǎn)業(yè)升級(jí)產(chǎn)生顯著影響。造成這一地區(qū)差異的原因可能在于東部地區(qū)的競爭度較為激烈，為吸引工業(yè)投資而以更低的價(jià)格出讓工業(yè)用地；而為了應(yīng)對財(cái)政收支缺口，需要將商住用地出讓價(jià)格抬得更高，并且在東部地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較高的背景下，商住用地出讓價(jià)格較高也能得到實(shí)現(xiàn)，這導(dǎo)致東部地區(qū)第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展成本更高。而中部和西部地區(qū)則可能由于對工業(yè)投資的支持力度沒有東部地區(qū)大，同時(shí)商住用地價(jià)格也沒有東部地區(qū)高，導(dǎo)致對第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展的制約并不顯著。

對于其他解釋變量，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的滯后一期項(xiàng)在三個(gè)地區(qū)均顯著為正，與全樣本回歸結(jié)果的結(jié)論相同，說明產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的正反饋效應(yīng)在不同的地區(qū)普遍存在。人力資本存量在東部和中部地區(qū)的回歸中均在10%的顯著性水平上顯著為正，但在西部地區(qū)的回歸中并不顯著，這可能是由于人力資本水平對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的影響存在門檻值，而東部和中部地區(qū)的人力資本水平已經(jīng)超過這一門檻，從而可以對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)產(chǎn)生顯著的促進(jìn)作用，但由于西部地區(qū)的人力資本水平低于這一門檻，因而未能對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)產(chǎn)生顯著作用。交通基礎(chǔ)設(shè)施狀況在東部和西部地區(qū)的回歸中均在10%的顯著性水平上顯著為負(fù)，但在中部地區(qū)的回歸中并不顯著，可能由于東部地區(qū)和西部地區(qū)的人均道路鋪設(shè)面積均較高，從而有利于第二產(chǎn)業(yè)發(fā)展，但中部地區(qū)的城市差異較大，使得交通基礎(chǔ)設(shè)施狀況的影響不顯著。人口總量僅在10%的顯著性水平上對東部地區(qū)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)產(chǎn)生正向影響，而對中部和西部地區(qū)的產(chǎn)業(yè)升級(jí)沒有顯著作用，原因可能是存在與人力資本水平類似的門檻值。經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平均在1%的顯著性水平上對東部和西部地區(qū)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)產(chǎn)生顯著促進(jìn)作用，但對中部地區(qū)的作用不顯著，原因可能與交通基礎(chǔ)設(shè)施狀況類似。

3. 穩(wěn)健性檢驗(yàn)。為了保證核心解釋變量（土地財(cái)政）回歸結(jié)果的穩(wěn)健性，并結(jié)合已有研究中衡量城市“土地依賴度”的常用方法，本文將土地財(cái)政的代理變量替換為“城市土地出讓金占地方預(yù)算內(nèi)財(cái)政收入的比重”（RLF），即使用國有土地使用權(quán)出讓收入除以地方一般公共預(yù)算收入作為代理變量，進(jìn)行了穩(wěn)健性檢驗(yàn)。同時(shí)為繼續(xù)檢驗(yàn)土地財(cái)政對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響是否存在“U形”機(jī)制和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的自身正反饋機(jī)制，同時(shí)盡可能消除內(nèi)生性問題，故在穩(wěn)健性檢驗(yàn)中繼續(xù)加入土地財(cái)政變量的二次項(xiàng)和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變量的滯后一期、二期項(xiàng)。采用的回歸方法依舊是系統(tǒng)廣義矩估計(jì)法，結(jié)果如表4所示。

觀察回歸結(jié)果，可以發(fā)現(xiàn)模型不存在二階序列相關(guān)問題以及工具變量的過度識(shí)別問題。而對于解釋變量，穩(wěn)健性檢驗(yàn)的回歸結(jié)果基本與全樣本基準(zhǔn)回歸中模型二的結(jié)果相一致，說明土地財(cái)政的代理變量較為穩(wěn)健。替換后的核心解釋變量土地財(cái)政變量在5%的顯著性水平上為負(fù)，而二次項(xiàng)仍不顯著，說明土地財(cái)政對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)產(chǎn)生了抑制作用，但并不存在“U形”機(jī)制，與前文的研究結(jié)論相同。

四、結(jié)論

我國土地出讓金的規(guī)模持續(xù)較高，同時(shí)第二產(chǎn)業(yè)增加值占GDP的比重長期高于第三產(chǎn)業(yè)。本文探究了土地財(cái)政對我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的抑制作用，嘗試為我國第三產(chǎn)業(yè)增加值占GDP的比重長期較低的現(xiàn)象提出新解釋。

本文首先通過梳理文獻(xiàn)，提出了土地財(cái)政影響產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的邏輯機(jī)制和假說，認(rèn)為土地財(cái)政導(dǎo)致第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展成本上升、資源及資金被擠占從而抑制了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的升級(jí)。在此基礎(chǔ)上，本文通過構(gòu)建全國35個(gè)城市2006—2015年的面板數(shù)據(jù)，運(yùn)用廣義矩估計(jì)回歸、動(dòng)態(tài)面板固定和隨機(jī)效應(yīng)回歸方法，進(jìn)行了實(shí)證研究及穩(wěn)健性檢驗(yàn)。研究結(jié)果表明，我國的土地財(cái)政確實(shí)對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)產(chǎn)生了線性的抑制作用，并且這一抑制作用在東部地區(qū)顯著存在，而在中部和西部地區(qū)并不顯著；此外，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整也存在滯后一期的正反饋效應(yīng)，且在東、中、西部地區(qū)中普遍存在。

基于上述研究結(jié)論，我們認(rèn)為，為了更好地實(shí)現(xiàn)我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)，不僅需要相關(guān)產(chǎn)業(yè)政策的指引，還需要改革土地財(cái)政政策等配套措施，降低第三產(chǎn)業(yè)的土地成本，更好地在第二和第三產(chǎn)業(yè)間配置所需的發(fā)展資金及資源成本，實(shí)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化升級(jí)、提高資源配置和使用效率。

參考文獻(xiàn)：

[1]Lin G C S， Ho S P S. 2005. The state， land system and land development processes in contemporary China[J]. Annals of the Association of American Geographers，（95）.

[2]Lin G C S， Yi F. 2011. Urbanization of capital or capitalization on urban land？Land development and local public finance in urbanization China[J].Urban Geography，（32）.

[3]Blundell R，Bond S. 1998. GMM Estimation with Persistent Panel Data：An Application to Production Functions[J].Journal of Econometrics，（87）.

[4]Blundell R，Bond S，Windmeijer F. 2000. Estimation in dynamic panel data models：Improving on the performance of the standard GMM estimator[M].Emerald Group Publishing Limited.

[5]安苑，王珺.財(cái)政行為波動(dòng)影響產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)了嗎？——基于產(chǎn)業(yè)技術(shù)復(fù)雜度的考察[J].管理世界，2012，（9）.

[6]孫克競.地方土地財(cái)政轉(zhuǎn)型、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化與土地出讓制度變革[J].經(jīng)濟(jì)管理，2014，（2）.

[7]夏方舟，李洋宇，嚴(yán)金明.產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)視角下土地財(cái)政對經(jīng)濟(jì)增長的作用機(jī)制：基于城市動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)的系統(tǒng)GMM分析[J].經(jīng)濟(jì)地理，2014，（12）.

[8]國亮，王一笑.土地財(cái)政對我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的影響：基于產(chǎn)業(yè)間稅種差異和土地財(cái)政的視角[J].江西社會(huì)科學(xué)，2015，（8）.

[9]李勇剛，王猛.土地財(cái)政與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)服務(wù)化：一個(gè)解釋產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)服務(wù)化“找工作悖論”的新視角[J].財(cái)經(jīng)研究，2015，（9）.

[10]陶長琪， 劉振. 土地財(cái)政能否促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)趨于合理——來自我國省級(jí)面板數(shù)據(jù)的實(shí)證[J].財(cái)貿(mào)研究，2017，（2）.

[11]孫秀林，周飛舟.土地財(cái)政與分稅制：一個(gè)實(shí)證解釋[J].中國社會(huì)科學(xué)，2013，（4）.

[12]左翔，殷醒民.土地一級(jí)市場壟斷與地方公共品供給[J].經(jīng)濟(jì)學(xué)（季刊），2013，（2）.

[13]盧洪友，袁光平，陳思霞，盧盛峰.土地財(cái)政根源：“競爭沖動(dòng)”還是“無奈之舉”？——來自中國地市的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)[J]. 經(jīng)濟(jì)社會(huì)體制比較， 2011（1）.

[14]李郇，洪國志，黃亮雄.中國土地財(cái)政增長之謎——分稅制改革、土地財(cái)政增長的策略性[J].經(jīng)濟(jì)學(xué)（季刊），2013，（4）.

[15]沈坤榮，耿強(qiáng).外國直接投資、技術(shù)外溢與內(nèi)生經(jīng)濟(jì)增長——中國數(shù)據(jù)的計(jì)量檢驗(yàn)與實(shí)證分析[J].中國社會(huì)科學(xué)，2001，（5）.

[16]邵帥，楊莉莉.自然資源豐裕、資源產(chǎn)業(yè)依賴與中國區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長[J].管理世界，2010，（9）.

[17]王小魯，樊綱.中國地區(qū)差距的變動(dòng)趨勢和影響因素研究[J].經(jīng)濟(jì)研究，2004，（1）.

Abstract：The monopoly power of the supply and distribution of the state-owned land in China is controlled by the local government. Under the background of unequal financial power，the land finance leads to the rising cost of the development of the third industry，and the resources and funds are squeezed. On the basis of the logical mechanism of land financial impact on industrial structure upgrading，based on the panel data of 35 cities in the country from 2006 to 2015，this paper uses the generalized moment estimation regression and dynamic panel regression method to find that the land finance has played an inhibitory effect on the upgrading of China's industrial structure，and this is a regional perspective. The effect is significant in the eastern part of China，but not in the central and western regions. At the same time，there is a positive feedback effect in the adjustment of industrial structure.

Key Words： land finance，upgrading of industrial structure，urban panel data

（責(zé)任編輯 耿 欣；校對 LX，GX）