土地財政對城市化發(fā)展影響1988年土地有償使用制度的正式確立和1994年分稅制改革后，土地出讓金和土地相關(guān)稅費成為地方重要的收入;，成為地方發(fā)展和城市建設(shè)的“發(fā)動機〞，很多地方甚至演變?yōu)椤巴恋亘?。學(xué)者們對土地財政如何促進城市化和增長進行了充分的理論解析：土地財政在經(jīng)濟增長與城市化進程中扮演了積極角色[1]，我們國家經(jīng)濟增長的主要載體是城市化，而城市化的發(fā)展需要土地，這就使得只能依靠土地財政收入來發(fā)展城市化。[2]地方不斷實施征地、開發(fā)、出讓，從中獲取土地財政收入，形成了土地財政與外延式城市擴張的惡性循環(huán)。[3]土地財政提高了地方的積極性、增加地方財政收入和固定資產(chǎn)，對經(jīng)濟增長具有顯著正向影響作用。[4]學(xué)者們也指出了當(dāng)前發(fā)展模式的問題：地方在發(fā)展經(jīng)濟的過程中過度依賴土地財政[5]，當(dāng)前的事實是土地城市化快于城市化，土地利用粗放，助推房價非理性快速上漲并積累風(fēng)險，“后土地財政時期〞城市化發(fā)展會陷入困境。[6]作為土地市場壟斷者和經(jīng)營者，一方面采取壓低征地成本和公共品提供成本的方式，來降低城市化的支出；另一方面獲取個體參與城市化支付的和地租。的雙重標(biāo)準(zhǔn)行為在提高城市化水平的同時降低了城市化的質(zhì)量，也損害了農(nóng)民的利益。[7]從長期、全局來看，依賴現(xiàn)行土地財政模式無法實現(xiàn)土地財政收入的可持續(xù)增長[8]，只有改變財政體制，優(yōu)化籌資模式，轉(zhuǎn)變職能，才能提高城市化發(fā)展質(zhì)量，從而推動經(jīng)濟持續(xù)增長。[9]現(xiàn)有文獻大都對土地財政促進地方經(jīng)濟增長持肯定態(tài)度，在研究過程中遵循土地財政――城市化――經(jīng)濟增長思路，只是將城市化作為一個過渡性工具變量納入研究，較少直接研究土地財政和城市化的關(guān)系?，F(xiàn)行發(fā)展模式降低了城市化的質(zhì)量[7]，城市化不僅僅僅是經(jīng)濟增長的手段，也是發(fā)展的目標(biāo)。本文擬直接研究土地財政與城市化的關(guān)系，研究成果將有助于推動城市化的健康發(fā)展。本文結(jié)構(gòu)安排如下，第二部分厘清土地財政的內(nèi)涵并分析土地財政產(chǎn)生的原因；第三部分剖析土地財政對城市化發(fā)展的作用機理和負面影響；第四部分基于協(xié)整理論驗證時間序列上廣東省土地出讓金與城市化水平及城市建成區(qū)面積之間的關(guān)系；第五部分是研究結(jié)論與討論。二、土地財政的內(nèi)涵及產(chǎn)生原因華南理工大學(xué)學(xué)報〔社會科學(xué)版〕第3期李明月等：土地財政對城市化發(fā)展影響〔一〕土地財政的內(nèi)涵及構(gòu)成狹義的土地財政是指地方通過招標(biāo)、拍賣、掛牌等方式出讓土地獲得土地出讓金，以此作為財政收入的重要;的方式；廣義的土地財政是指除了土地出金收入之外，還包括地方預(yù)算內(nèi)與土地直接或間接相關(guān)的稅費收入，前者是制度外收入，后者是制度內(nèi)收入。本研究理論分析中土地財政內(nèi)涵還涉及到以土地作為抵押資產(chǎn)、從獲得的收入。制度內(nèi)土地收入以土地稅費為主，包括三大部分：一是與土地直接相關(guān)的，在土地流轉(zhuǎn)過程中征收的相關(guān)稅費，主要包括土地增值稅、耕地占用稅、城鎮(zhèn)土地使用稅和契稅，1994年分稅制改革后這些稅種由地稅部門收取，稅費歸屬于地方；二是與土地間接相關(guān)的稅收，主要是指土地征收及與房地產(chǎn)業(yè)、業(yè)有關(guān)稅收，包括房地產(chǎn)稅、房地產(chǎn)業(yè)和業(yè)的營業(yè)稅、所得稅等。隨著城市化進程不斷推進，這些稅收收入已成為制度內(nèi)收入的重要;；三是與土地相關(guān)的收費，指在辦理征地、劃撥、使用土地手續(xù)或辦理土地登記和變更登記時向用地者收取的各種費用，包括耕地開墾費、土地出讓業(yè)務(wù)費、新增城鎮(zhèn)建設(shè)用地有償使用費、征〔撥〕用地費等。[10]制度外土地收入主要指“招拍掛〞土地出讓金收入。土地出讓金即土地使用權(quán)出讓價格，是指將土地使用權(quán)在若干年限內(nèi)讓與土地使用者，并向使用者一次性收取的土地出讓的全部價款。本質(zhì)上土地出讓金與稅費性質(zhì)不同，土地價格是地租的資本化，等于今后若干年土地租金收入的貼現(xiàn)值。分稅制改革后，明確了土地出讓金歸屬地方，作為地方預(yù)算外財政收入。2007年以前，土地出讓金長期以非稅收的形式，脫離于地方財政預(yù)算體制之外，形成了“管理體制外、收支預(yù)算外〞模式。[10]〔二〕土地財政產(chǎn)生原因1.壟斷性土地制度是土地財政形成的制度基礎(chǔ)土地財政是在當(dāng)下的土地制度框架下壟斷土地一級市場的結(jié)果，是主導(dǎo)型的土地資本化。[11]中國的土地所有制度是城鄉(xiāng)二元土地制度：一種是國家所有制，一種是農(nóng)民集體所有制。國家控制和支配二者的土地產(chǎn)權(quán)，區(qū)別僅在于，國家不對集體所有制控制后果承擔(dān)直接的財政責(zé)任。[8]土地集體所有制不是基于私有產(chǎn)權(quán)的合作契約，而是由國家控制、集體承受控制結(jié)果的一種制度安排。[12]地方擁有征地的決定權(quán)，是土地供應(yīng)一級市場的壟斷者，農(nóng)地只有經(jīng)征收轉(zhuǎn)變?yōu)閲型恋睾蟛拍苓M入城市土地一級市場。在農(nóng)地非農(nóng)流轉(zhuǎn)過程中，征地成本較低，出讓價格較高，從中獲取高額利潤?，F(xiàn)有征地制度及土地出讓制度賦予地方壟斷城市土地一級市場的權(quán)利，這是土地財政形成的制度基礎(chǔ)。2.分稅制財政體制改革是土地財政形成的直接原因1994年全國實行分稅制改革，改革的本來目標(biāo)是財權(quán)上收以擴大轉(zhuǎn)移支付和大型公共支出，事權(quán)下放地方以促進經(jīng)濟建設(shè)和建設(shè)。為達到財權(quán)上收目的，把數(shù)額大、易征管的收入均劃入收入，財政收入占全國財政總收入比重由1993年的2200%增長到2010年達5100%。[9]顯著提高的財政收入極大加強了的宏觀調(diào)控能力和對地方的財政分配能力。但與此同時，地方的財政收入比重明顯下降，不堪事權(quán)下放后日益增加的地方公共支出。為減少改革阻力、彌補地方財政缺口，把土地出讓收入劃歸地方作為補償。在稅收等預(yù)算內(nèi)收入不足的情況下，通過大量預(yù)算外收入〔各類收費及土地出讓金等〕擴張地方財政收入就成為地方的理性選擇甚至是唯一選擇，土地收入占地方財政總收入比例快速增長，從1991年占比僅為580%提高到2010年的4680%。[13]?政規(guī)模的快速擴張與土地為核心的城市化緊密聯(lián)系[9]，分稅制改革后，土地財稅收益化解了地方財政資金不足的困境。[13]3.導(dǎo)向的政績考核體系是土地財政形成的間接原因在過去很長一段時間，我們國家是比較典型的經(jīng)濟增長型績效管理。國家致力于經(jīng)濟發(fā)展，建立了以經(jīng)濟指標(biāo)為主的績效考核體系，以和地方財政收入作為主要指標(biāo)。在這樣的政績考核體制的激勵下，地方表現(xiàn)出較強的“經(jīng)濟人〞行為特征，通過不斷提高和財政收入彰顯業(yè)績。地方作為城市土地經(jīng)營者和理性經(jīng)濟人，在經(jīng)濟利益的驅(qū)動下，通過出讓土地獲得土地出讓收入成為推動經(jīng)濟發(fā)展、改善城市面貌最簡單而又直接有效的手段。城市化水平也成為一個單純的指標(biāo)，為城市規(guī)模的過度擴張?zhí)峁┲Α?.城市化進程加速了“土地財政〞模式形成20世紀(jì)90年代以來，中國城市化加速發(fā)展，城市化水平從1992年的27.46%提高到2010年的近50.00%。[14]各類要素從向城市聚集，為實現(xiàn)要素在空間上的良性再配置，不得不出讓土地以滿足城市空間規(guī)模擴張的需要，進一步促進實物資本和人力資本在城市區(qū)域的快速積累。隨著城市的擴張，大量城市基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)資金也通過獲取土地出讓金得到滿足。而隨著城市化進程的不斷推進，進一步推動土地價格上漲，從土地供應(yīng)中獲得了更高層次的租金收入，成就了地方“土地財政〞模式，也相對固化了“土地財政〞模式。三、土地財政對城市化發(fā)展影響的理論分析〔一〕土地財政推動城市化進程的作用機理工業(yè)化起步階段，經(jīng)濟增長是首要目標(biāo)。地方通過提供各種稅收優(yōu)惠政策和相關(guān)配套基礎(chǔ)設(shè)施，低價出讓工業(yè)土地的方式來吸引，推動產(chǎn)業(yè)發(fā)展，促進經(jīng)濟增長。在資本稀缺、實物資本價格高昂的初始要素限制下，通過無償劃撥、協(xié)議定價等方式將土地低價甚至是無價作為前期工業(yè)投入，保證工業(yè)邊際產(chǎn)出的提高和利潤的實現(xiàn)，促進地區(qū)工業(yè)迅速發(fā)展。地方的財政收入也因工業(yè)稅收〔營業(yè)稅和增值稅等〕的增加而快速增長，極大調(diào)動了地方循此模式發(fā)展經(jīng)濟的積極性。城市化發(fā)展階段，地方依靠高額的土地出讓收入和稅收獲取收益，促進土地資本的形成，為經(jīng)濟發(fā)展和城市建設(shè)提供資金;。主導(dǎo)下的土地財政擴張，以土地為載體的城市化方式，使得有動力、有途徑來增加與土地城市化直接關(guān)聯(lián)的資本密集型的公共資本投資。[9]城市基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)和公共設(shè)施建設(shè)不斷完善，為城市化發(fā)展提供物質(zhì)基礎(chǔ)和保障。為推動城市化發(fā)展，進行城市基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，地方投入的巨額資金中，土地財政支出占總建設(shè)資金的30%以上，且呈逐年遞增趨勢，預(yù)算內(nèi)支出僅占3%左右。[15]其次，地方依靠對農(nóng)地征用的行政壟斷權(quán)，通過較低的征地成本獲取土地，實現(xiàn)農(nóng)地轉(zhuǎn)為城市建設(shè)用地，滿足城市化快速發(fā)展的用地需求，促進城市的擴張。除此之外，隨著土地財政帶動房地產(chǎn)業(yè)和建筑業(yè)的快速發(fā)展，土地和房地產(chǎn)價格不斷上漲，土地資源價值充分顯現(xiàn)，土地被等機構(gòu)視為優(yōu)質(zhì)抵押擔(dān)保品。以各種方式儲備大量土地的同時，通過現(xiàn)有的銀行體系進行抵押貸款，將土地未來收益和增值變現(xiàn)成為貨幣資本，城市的發(fā)展和經(jīng)濟的起飛獲得金融支持，解決經(jīng)濟發(fā)展過程中出現(xiàn)的投資協(xié)調(diào)和資金流動性問題，加速了城市化發(fā)展?！捕惩恋刎斦苿映鞘谢a(chǎn)生的負面影響主導(dǎo)下的土地財政快速擴張必然伴隨著土地價格快速上漲，并進而引發(fā)生產(chǎn)要素和房地產(chǎn)價格上揚，阻止勞動力從鄉(xiāng)村向城市、從內(nèi)地向沿海流動，阻礙城市化，第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展受到一定消極影響。通過低廉的拿地成本與持續(xù)上升的地價之間的差額獲得高額利潤，擴大“利差〞的沖動進一步加速房價上漲。房地產(chǎn)市場的高額回報吸引了各種投資和投機資本進入，影響??體經(jīng)濟發(fā)展，阻礙產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)變和轉(zhuǎn)型升級。城市對于人口、產(chǎn)業(yè)的擠出效應(yīng)使城市存在向“產(chǎn)業(yè)空心化〞發(fā)展的趨勢。其次，地方以土地儲備中心、性和開發(fā)為載體，與銀行等金融機構(gòu)合作，將土地抵押融資，獲取融通資金進行城市建設(shè)。地方的還款能力取決于地方財政收入狀況，尤其是土地出讓金收入。當(dāng)遇到經(jīng)濟或國家出臺嚴(yán)厲的房地產(chǎn)調(diào)控政策、土地市場低迷時，地方將面臨沉重的壓力。[11]在土地融資時，有相當(dāng)一部分城市建設(shè)資金是以信用為擔(dān)保取得的，貸款額度往往會超出地方財政收入水平，開放性的金融貸款在支持地方經(jīng)濟發(fā)展的同時，也積聚著較大的金融風(fēng)險。除此之外，我們國家國土資源有限，城市用地規(guī)模的快速擴張和城市空間的無序蔓延，導(dǎo)致被征土地農(nóng)民利益受損，人地矛盾突出。這種以土地過度消耗和農(nóng)民福利損失為代價、過度依賴土地出讓收入拉動地方經(jīng)濟增長的土地財政模式，造成嚴(yán)重的土地收益分配不公平現(xiàn)象，加劇社會矛盾，難以形成城市化的可持續(xù)發(fā)展動力。綜上所述，土地財政快速擴張加速城市化發(fā)展進程，但超前土地城市化不能帶來城市人口密度增加的集聚效果，不能降低工業(yè)成本、促進服務(wù)業(yè)的發(fā)展和新產(chǎn)業(yè)的形成。[9]如果不轉(zhuǎn)變的收支結(jié)構(gòu)和籌資模式，城市化的長遠發(fā)展將面臨嚴(yán)峻挑戰(zhàn)。四、基于協(xié)整理論的土地出讓金與城市化發(fā)展關(guān)系的實證分析〔一〕研究方法與數(shù)據(jù)說明協(xié)整理論是研究變量之間的協(xié)整關(guān)系，對中的定量分析具有重要意義。協(xié)整分析、誤差修正模型與格蘭杰因果關(guān)系檢驗等方法，為研究非平穩(wěn)變量之間的均衡關(guān)系與相互影響提供了可靠的理論依據(jù)與計量工具。[16]協(xié)整是指兩個或多個非平穩(wěn)的單整變量，某個線性組合后構(gòu)成一個新的平穩(wěn)序列。如果它們之間是協(xié)整的，則存在長期穩(wěn)定關(guān)系。[17]協(xié)整分析包括單位根檢驗和協(xié)整檢驗，前者檢驗樣本序列的單整階數(shù)和平穩(wěn)性，后者檢驗各序列間的長期均衡關(guān)系。誤差修正模型〔ECM〕是一種具有特定形式的計量模型。當(dāng)變量之間存在協(xié)整關(guān)系時，可以通過誤差修正模型來分析變量之間的動態(tài)非均衡關(guān)系，即分析被解釋變量的短期波動變化。格蘭杰因果關(guān)系檢驗用于分析經(jīng)濟變量之間的因果關(guān)系及其影響的方向，其檢驗的基本思想是：如果X的變化引起了Y的變化，則X的變化應(yīng)當(dāng)發(fā)生在Y的變化之前。[18]〔中國國土資源年鑒〕表明，歷年土地出讓金收入在土地財政收入〔土地出讓金和相關(guān)稅費收入之和〕中占比較高，2010年更是高達97.90%。本文以廣東省為例，以土地出讓金表征土地財政收入，以城市建成區(qū)面積、人口城市化率表征城市化發(fā)展水平，不失代表性。通過協(xié)整分析、建立誤差修正模型及格蘭杰因果關(guān)系檢驗等計量方法，分析二者之間是否存在長期均衡關(guān)系、短期波動向長期均衡趨近的調(diào)整幅度及“雙向〞因果關(guān)系。文中所有的計量分析，均使用了Eviews7.2計量。因〔中國城市年鑒2015〕暫未公布，最新數(shù)據(jù)截至2013年。選取1998―2013年廣東省土地出讓金〔TC〕、城市建成區(qū)面積〔JS〕、人口城市化率〔UR〕數(shù)據(jù)，如表1所示。表鑒〕〕〔1993―2013〕，人口城市化率為非農(nóng)人口占總?cè)丝诘谋戎?，通過〔廣東年鑒〕〔1993―2013〕人口數(shù)據(jù)整理而得?！捕硢挝桓鶛z驗本文對變量進行自然對數(shù)變換。對數(shù)據(jù)取自然對數(shù)后能夠消除時間序列中存在的方差，使其趨勢線性化，并且不改變原來的協(xié)調(diào)關(guān)系。分別以LNTC、LNJS、LNUR表示自然對數(shù)的土地出讓金、城市建成區(qū)面積、人口城市化率，如表2所示。表2變量符號與名稱變量符號變量名稱LNTC土地出讓金取對數(shù)LNJS建成區(qū)土地面積取對數(shù)LNUR人口城市化率取對數(shù)現(xiàn)實經(jīng)濟中，有些時間序列數(shù)據(jù)可能是非平穩(wěn)的序列，若直接進行回歸分析可能導(dǎo)致偽回歸現(xiàn)象。在使用數(shù)據(jù)進行估計之前，先進行數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性檢驗。從圖1可以直觀看出LNJS和LNTC、LNUR和LNTC二者變動方向基本一致，均具有相同的增長趨勢。圖2是變量一階差分的時序圖，經(jīng)過一階差分，變量△LNJS、△LNTC、△LNUR的時間序列變得更為平穩(wěn)。圖1LNJS、LNTC、LNUR時序圖圖2△LNJS、△LNTC、△LNUR時序圖利用ADF檢驗LNJS、LNUR、LNTC及其一階差分序列是否包含單位根，檢驗結(jié)果如表3所示。表3變量單位根檢驗結(jié)果變量ADF值檢驗類型〔C，T，N〕5%臨界值是否平穩(wěn)LNJS-14942〔C，T，0〕-37597否△LNJS-20065*〔0，0，0〕-19684是LNUR-14337〔0，0，0〕-19663否△LNUR-43157*〔C，T，1〕-39334是LNTC17170〔0，0，1〕-19684否△LNTC-32350*〔0，0，1〕-19710是注：*表示在5%的顯著性水平下顯著，C表示截距項，T表示趨勢項，N表示滯后項數(shù)。變量LNJS、LNTC、LNUR原始序列ADF值大于5%臨界值，因此LNJS、LNTC、LNUR序列不平穩(wěn)。對三個變量進行一階差分得到△LNJS、△LNUR和△LNTC序列。由表3可知，在單位根檢驗中序列LNJS、LNUR和LNTC的一階差分序列△LNJS、△LNUR和△LNTC的ADF統(tǒng)計量均小于5%顯著水平下的臨界值，即拒絕原假設(shè)，認為序列△LNJS、△LNUR和△LNTC是平穩(wěn)的，可對其進行協(xié)整檢驗?！踩硡f(xié)整檢驗1.LNJS與LNTC協(xié)整檢驗單位根檢驗表明，序列LNJS和LNTC是一階單整的，他們之間應(yīng)該存在一個平穩(wěn)的線性組合。本文采用“Engle-Granger兩步法〞檢驗其協(xié)整關(guān)系，即先建立協(xié)整方程，再對協(xié)整方程的殘差項進行平穩(wěn)性檢驗?！?〕建立回?w方程：LNJS=a0+a1*LNTC+ε以LNJS為因變量，以LNTC為自變量，采用OLS方法進行估計，結(jié)果如表4所示。表4回歸分析結(jié)果1變量系數(shù)T統(tǒng)計值概率擬合優(yōu)度F統(tǒng)計量C432101046170000008370716710〔0000〕LNTC023078465900000根據(jù)上述結(jié)果，得到如下估計方程：LNJS=43210+02307LNTC+ε〔1〕R2=08366，DW=19060回歸方程可能存在序列自相關(guān)，本文采用LM方法，檢驗回歸方程〔1〕是否存在殘差序列自相關(guān)〔表5〕。表5殘差自相關(guān)的LM檢驗結(jié)果1變量統(tǒng)計值概率F-statistic1512202596Obs*R-squared3220801998Obs*R-squared=32208，對應(yīng)的P值大于005，可以認為方程〔1〕估計所得到的殘差序列不存在自相關(guān)。由表4可見，R2為8366%，回歸方程〔1〕擬合效果較好；F值為716710，其顯著性概率值小于005，拒絕回歸系數(shù)為0的原假設(shè)，在5%的顯著性水平下，土地出讓金對城市建成區(qū)面積的影響系數(shù)通過顯著性檢驗，且為正向影響。土地出讓金的增加會促進城市建成區(qū)面積的擴張?！?〕對殘差進行平穩(wěn)性檢驗。若方程的殘差平穩(wěn)，則稱方程中變量之間是協(xié)整的。殘差的ADF檢驗結(jié)果如表6所示。表6殘差平穩(wěn)性檢驗結(jié)果1變量ADF值5%臨界值ε-56092-19663由表6可見，-56092明顯小于5%顯著水平所對應(yīng)臨界值，殘差項平穩(wěn)，變量LNJS和LNTC之間存在協(xié)整關(guān)系。從回歸方程〔1〕可得，LNTC的回歸系數(shù)為02307，從長期看，土地出讓金每增加一個單位，建成區(qū)土地面積會增加02307個單位。2LNUR與LNTC協(xié)整檢驗同樣采用“Engle-Granger兩步法〞，檢驗LNUR與LNTC變量的協(xié)整關(guān)系?！?〕建立回歸方程：LNUR=a0+a1LNTC+ε以LNUR為因變量，以LNTC為自變量，采用OLS方法進行估計，結(jié)果如表7所示。表7回歸分析結(jié)果2變量系數(shù)T統(tǒng)計值概率擬合優(yōu)度F統(tǒng)計量C-23025-1027760000007265371790〔0000〕LNTC0090160974900000根據(jù)上述結(jié)果，得到如下估計方程：LNUR=-23025+00901LNTC+ε〔2〕R2=07265，DW=11753采用LM方法，檢驗回歸方程〔2〕是否存在序列自相關(guān)〔表8〕。表8殘差自相關(guān)檢驗結(jié)果2變量統(tǒng)計值概率F-statistic1402002837Obs*R-squared3030502198Obs*R-squared=30305，對應(yīng)的P值大于005，因此，可以認為方程〔2〕估計所得到的殘差序列不存在自相關(guān)。由表7可見，R2為7265%，回歸方程〔2〕擬合效果較好；F值為371790，其顯著性概率值小于005，拒絕總體回歸系數(shù)為0的原假設(shè)。在5%的顯著性水平下，土地出讓金對人口城市化率的影響系數(shù)通過顯著性檢驗，且為正向影響，說明土地出讓金的增加會促進人口城市化率的增加?！?〕對殘差進行平穩(wěn)性檢驗。若方程的殘差平穩(wěn)，則稱方程中變量之間是協(xié)整的。殘差的ADF檢驗結(jié)果如表9所示。表9殘差平穩(wěn)性檢驗結(jié)果2變量ADF值5%臨界值ε-24576-19684由表9可見，-24576明顯小于5%顯著水平所對應(yīng)的臨界值，殘差項平穩(wěn)，變量之間存在協(xié)整關(guān)系。從回歸方程〔2〕可以看出，LNTC的回?w系數(shù)為00901，表明從長期上看，土地出讓金每增加一個單位，人口城市化率會增加00901個單位?！踩痴`差修正模型盡管兩個經(jīng)濟變量之間存在著長期均衡關(guān)系，但短期內(nèi)這種穩(wěn)定關(guān)系也有可能會失衡。借助誤差修正模型，一個時期的失衡可以在下一個時期得到修正，真實刻畫變量之間的短期波動及調(diào)整機制。1.LNJS與LNTC誤差修正模型上面的分析表明LNJS和LNTC之前存在長期均衡關(guān)系，為研究兩者之間的短期關(guān)系，建立誤差修正模型，利用Eviews72進行模型估計，整理得到回歸方程如下：ΔLNJSt=00702+00489ΔLNTCt-04377ecmt-1〔3〕在誤差修正模型〔3〕中，建成區(qū)土地面積短期變動分為兩項：一部分是土地出讓金的短期波動的影響，影響系數(shù)是00489，對應(yīng)的t統(tǒng)計值是20389，在10%的置信水平下顯著，說明土地出讓金對建成區(qū)土地面積的短期影響顯著；另一部分是偏離長期均衡的影響，誤差修正項的系數(shù)為-04377，符合反向修正機制，誤差修正項的回歸系數(shù)的t統(tǒng)計量是-33571，在10%的置信水平下顯著，反映了建成區(qū)土地面積長期均衡關(guān)系的調(diào)整力度，其絕對值越大，則在非均衡狀態(tài)調(diào)整到均衡狀態(tài)的速度就越快。圖3給出的是△LNJS的實際值、擬合值與殘差序列，可以看出模型構(gòu)建效果良好。圖3△LNJS的模型擬合結(jié)果圖2LNUR與LNTC誤差修正模型建立LNUR和LNTC的誤差修正模型，因此可以得到回歸方程如下：ΔLNURt=00167+00343ΔLNTCt-04243ecmt-1〔4〕在誤差修正模型〔4〕中，人口城市化率短期變動分為兩項：一部分是土地出讓金的短期波動的影響，影響系數(shù)是00343，但是對應(yīng)的t統(tǒng)計值為15292，在10%的置信水平下不顯著，說明土地出讓金對人口城市化率的短期影響不顯著；另一部分是偏離長期均衡的影響，誤差修正項的系數(shù)為-04243，符合反向修正機制，誤差修正項的回歸系數(shù)t統(tǒng)計量是-18417，在10%的置信水平下顯著，反映了人口城市化率長期均衡關(guān)系的調(diào)整力度，其絕對值越大，則在非均衡狀態(tài)調(diào)整到均衡狀態(tài)的速度就越快。圖4是△LNUR的實際值、擬合值與殘差序列，可以看出模型構(gòu)建效果良好。圖4△LNUR的模型擬合結(jié)果圖〔四〕格蘭杰因果關(guān)系檢驗協(xié)整檢驗結(jié)果證明了城市建成區(qū)面積、人口城市化率與土地出讓金之間均存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。但這種長期均衡關(guān)系究竟是誰引起的結(jié)果，變量之間是否構(gòu)成因果關(guān)系，還需要進一步對LNJS與LNTC、LNUR與LNTC進行格蘭杰因果檢驗。關(guān)于滯后階數(shù)的選擇問題，根據(jù)VAR建立方程中的AIC、SC最小準(zhǔn)則確定。經(jīng)過計算，發(fā)現(xiàn)當(dāng)滯后階數(shù)為2時，AIC，SC最小，因此選擇滯后階數(shù)為2，檢驗結(jié)果如表10所示。結(jié)果表明：在5%的顯著性水平下，檢驗結(jié)果接受LNTC不是LNJS格蘭杰原因的原假設(shè)，拒絕LNJS不是LNTC格蘭杰原因的原假設(shè)。也就說明，從長期來看，LNJS的變化，會引起LNTC的變化，兩者存在單向的因果關(guān)系；在5%的顯著性水平下，檢驗結(jié)果拒絕LNTC是LNUR格蘭杰原因的原假設(shè)，接受LNUR不是LNTC格蘭杰原因的原假設(shè)。也就說明，從長期來看，LNTC的變化，會引起LNUR的變化，兩者存在單向的因果關(guān)系。表10格蘭杰檢驗結(jié)果原始假設(shè)F統(tǒng)計值概率對原假設(shè)的判斷LNTC不是LNJS的格蘭杰原因1268303272接受原假設(shè)LNJS不是LNTC的格蘭杰原因9425100062在5%的水平上拒絕原假設(shè)LNTC不是LNUR的格蘭杰原因23385700010在5%的水平上拒絕原假設(shè)LNUR不是LNTC的格蘭杰原因0514106874接受原假設(shè)五、主要結(jié)論與政策建議〔一〕主要結(jié)論本文通過計量分析，得到以下結(jié)論：〔1〕協(xié)整分析結(jié)果顯示，廣東省土地出讓金與城市建成區(qū)土地面積、人口城市化率之間均存在協(xié)整關(guān)系，即長期動態(tài)均衡關(guān)系。土地出讓金每增加1%，建成區(qū)土地面積會增加023%，人口城市化率會增加009%，即土地出讓金對對建成區(qū)土地面積的長期彈性為023，人口城市化率的長期彈性為009。從短期誤差修正模型來看，土地出讓金對建成區(qū)土地面積和人口城市化率的短期彈性分別為00489、00343，土地出讓金與建成區(qū)土地面積和人口城市化率之間具有動態(tài)調(diào)整機制?！?〕誤差修正系數(shù)〔-04377、-04243〕均為負，調(diào)整方向符合誤差修正機制，反映了城市建成區(qū)面積和人口城市化率偏離長期均衡關(guān)系的調(diào)整力度。從誤差修正模型的實際值、擬合值與殘差序列，可以看出兩個模型的擬合效果都比較理想?！?〕回歸分析結(jié)果表明，土地出讓金對城市建成區(qū)土地面積、人口城市化率的影響系數(shù)均通過顯著性檢驗，且都為正向影響，土地出讓金的增加促進建成區(qū)土地面積的