1、“土地財(cái)政”對(duì)我國(guó)住房?jī)r(jià)格的影響及實(shí)證研究李子松（中國(guó)人民大學(xué) 土地管理系 房地產(chǎn)經(jīng)濟(jì)學(xué)專(zhuān)業(yè)碩士）摘要：面對(duì)高漲的房?jī)r(jià)，許多學(xué)者和媒體將高房?jī)r(jià)歸咎于地方政府對(duì)“土地財(cái)政”的依賴(lài)。本文論述了“土地財(cái)政”出現(xiàn)的原因、我國(guó)現(xiàn)階段“土地財(cái)政”的現(xiàn)狀，并從地方政府和中央政府博弈的角度闡明了房?jī)r(jià)為何“調(diào)而不控”的原因，最后利用計(jì)量經(jīng)濟(jì)方法論證“土地財(cái)政”對(duì)房?jī)r(jià)的影響。關(guān)鍵字：“土地財(cái)政”、誘因、博弈、面板數(shù)據(jù)1研究背景1998年我國(guó)進(jìn)行了房地產(chǎn)制度的改革，住房分配方式發(fā)生了根本的轉(zhuǎn)變，原來(lái)計(jì)劃經(jīng)濟(jì)條件下的福利分房制度轉(zhuǎn)化以市場(chǎng)為基礎(chǔ)的分配制度，但是由于配套政策的不完善，房地產(chǎn)市場(chǎng)出現(xiàn)了種種問(wèn)題，其中房?jī)r(jià)過(guò)

2、快增長(zhǎng)是房地產(chǎn)市場(chǎng)問(wèn)題的焦點(diǎn)。2010年“兩會(huì)”期間溫家寶總理政府工作報(bào)告指出要“大力整頓和規(guī)范房地產(chǎn)市場(chǎng)秩序，完善土地收入管理使用辦法，抑制土地價(jià)格過(guò)快上漲”，但正是“兩會(huì)”結(jié)束后的第一天北京土地市場(chǎng)就出現(xiàn)三個(gè)新的“地王”；4月份國(guó)務(wù)院發(fā)布被稱(chēng)為“精確制導(dǎo)”的“新國(guó)十條”，但是之后房地產(chǎn)價(jià)格并沒(méi)有大的調(diào)整。2010年4月份，新華社針對(duì)我國(guó)房地產(chǎn)的“六連評(píng)”之“土地財(cái)政”還能維持多久認(rèn)為地方政府是高地價(jià)高房?jī)r(jià)背后的影子，無(wú)獨(dú)有偶，2010年5月中國(guó)社會(huì)科學(xué)院發(fā)布的房地產(chǎn)藍(lán)皮書(shū)稱(chēng)“地方政府高度依賴(lài)土地收入來(lái)經(jīng)營(yíng)城市的模式推高了地價(jià)和房?jī)r(jià)”。2011年1月4日人民日?qǐng)?bào)發(fā)表評(píng)論稱(chēng)“地方在調(diào)控中動(dòng)力不

3、足，原因或在于地方利益的考量及其對(duì)土地財(cái)政的高度依賴(lài)。 本文的選題正是在上述背景下產(chǎn)生。2土地財(cái)政2.1“土地財(cái)政”的定義“土地財(cái)政”，從其字面意義上講是地方政府“以地生財(cái)”來(lái)滿(mǎn)足地方財(cái)政支出的需要，這是狹義上的“土地財(cái)政”，是指地方政府依靠出讓土地使用權(quán)的收入來(lái)維持地方財(cái)政支出，即是通過(guò)賣(mài)地的收入來(lái)滿(mǎn)足地方政府財(cái)政需要。狹義的“土地財(cái)政”體現(xiàn)的是地方政府對(duì)土地出讓金的依賴(lài)。然而從廣義上講，地方政府對(duì)土地的依賴(lài)并不僅僅是完全來(lái)自于土地出讓收入，其目的也不僅僅是為了財(cái)政支出的需要，地方政府更主要的目的是實(shí)現(xiàn)地方經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，土地以及與土地密切相關(guān)的房地產(chǎn)市場(chǎng)的發(fā)展不僅可以迅速實(shí)現(xiàn)財(cái)政收入的增加，也

4、能夠較明顯的實(shí)現(xiàn)對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的帶動(dòng)。因此，廣義的“土地財(cái)政”是指地方政府以土地及與土地密切相關(guān)的房地產(chǎn)市場(chǎng)為載體，實(shí)現(xiàn)其財(cái)政收入的增加和地方經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)等目的。因此，“土地財(cái)政”不僅包括與土地相關(guān)的直接收入，同時(shí)包括在房地產(chǎn)業(yè)、建筑業(yè)以及地方政府以低地價(jià)出讓土地招商引資后得到的稅收等間接收入。2.2“土地財(cái)政”的誘因“土地財(cái)政”行為的出現(xiàn)源于地方政府的壓力以及相關(guān)的制度為這種行為提供了的實(shí)現(xiàn)途徑。地方政府的壓力.1財(cái)政的壓力1979年到1993年，我國(guó)改革原有的財(cái)政管理制度，實(shí)行“分級(jí)包干”的財(cái)稅制度，但是分級(jí)包干的財(cái)政體制越來(lái)越不適應(yīng)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。1994年進(jìn)一步實(shí)行分稅制改革，在原有事權(quán)劃分中央政

5、府和地方政府的支出范圍，使得財(cái)權(quán)向中央集中，在沒(méi)有增加地方政府財(cái)權(quán)的情況下事權(quán)向地方政府相對(duì)下放。1994年的分稅制改革將稅收分為中央稅、地方稅和中央與地方共享稅。下圖體現(xiàn)了1994年前后中央政府和地方政府財(cái)政收入和財(cái)政支持各自占的比重，1994年之前地方政府的財(cái)政收入占總體財(cái)政收入的較大部分，1993年占到78%，1994年實(shí)行分稅制改革，地方政府的財(cái)政收入所占比重有了較大幅度的下降，下降到44.3%，之后中央和地方的財(cái)政收入比重雖有小幅度調(diào)整，但是兩者的差距并不太，呈現(xiàn)地方政府財(cái)政收入小于中央政府財(cái)政收入的態(tài)勢(shì)。圖1 1978-2009年中央和地方財(cái)政收入比重但是從地方政府承擔(dān)的財(cái)政支出來(lái)

6、的比重來(lái)看，并沒(méi)有隨著地方政府財(cái)政收入比重的降低而降低，1994年地方政府財(cái)政支出占總財(cái)政支出的68.7%，2008年地方政府財(cái)政支出占總財(cái)政支出的的78.8%，而2008年的地方政府財(cái)政收入僅占總體財(cái)政收入的46.7%。圖2 1978-2009年中央和地方財(cái)政支出比重享受的財(cái)政收入的降低和承擔(dān)的財(cái)政支出的增加刺激了地方政府發(fā)展經(jīng)濟(jì)的積極性，也給地方政府帶來(lái)了財(cái)政壓力。在這種情況下，地方政府只能利用預(yù)算外收入來(lái)增加自己的財(cái)力，以完成公共基礎(chǔ)設(shè)施的建設(shè)、社會(huì)事業(yè)等各種支出。于是“以地生財(cái)”這種操作相對(duì)比較簡(jiǎn)單、效率相對(duì)比較高的方式便成為地方政府的一種選擇。.2政績(jī)考核的壓力政績(jī)考核的壓力是建立在

7、財(cái)政壓力之上的，由于我國(guó)惟GDP是從的政績(jī)考核和官員升遷制度，迫使地方政府努力增加地方的國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值和財(cái)政收入。這種壓力的存在造成了地方政府（主要體現(xiàn)在市、縣級(jí)）之間的激烈競(jìng)爭(zhēng)，一個(gè)發(fā)展中的國(guó)家，決定土地使用的權(quán)利最重要，沒(méi)有土地就沒(méi)有什么可以發(fā)展，如果在競(jìng)爭(zhēng)下土地的租值上升，經(jīng)濟(jì)是在增長(zhǎng) 張五常.中國(guó)的經(jīng)濟(jì)制度M.北京：中信出版社，2009：:144-145頁(yè)，而在中國(guó)現(xiàn)行的制度下，決定使用土地的權(quán)利在縣級(jí)政府手里。因此地方政府便可以利用這種權(quán)利來(lái)增加自己的國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值和財(cái)政收入，也便產(chǎn)生了以地生財(cái)?shù)膭?dòng)力。“壓力權(quán)力動(dòng)力”引著地方政府向著“土地財(cái)政”的方向發(fā)展，只要這種壓力沒(méi)有得到改變，地方

8、政府便一直存在著利用權(quán)力挖掘土地經(jīng)濟(jì)價(jià)值的動(dòng)力。制度的支持壓力轉(zhuǎn)化為動(dòng)力需要有必要的條件支持，我國(guó)現(xiàn)行的一些制度為這個(gè)轉(zhuǎn)化提供了條件。這些制度主要體現(xiàn)在我國(guó)的所有權(quán)制度、土地出讓制度等，這些在一定程度上帶來(lái)了土地和房地產(chǎn)市場(chǎng)的壟斷、土地所有權(quán)的不平等以及地方政府的短視行為等。壟斷這里所說(shuō)的壟斷不僅是指土地和房地產(chǎn)因其位置的固定性和房屋建設(shè)周期較長(zhǎng)帶來(lái)的在一定時(shí)間和一定空間上的壟斷，這種壟斷是一種自然條件下的壟斷。更主要的是指我國(guó)現(xiàn)行的一些制度帶來(lái)的壟斷，并且經(jīng)濟(jì)的發(fā)展已經(jīng)對(duì)這種壟斷形成了路徑依賴(lài)。首先是土地一級(jí)市場(chǎng)的壟斷，我國(guó)土地的一級(jí)市場(chǎng)的出讓權(quán)掌握在地方政府的手里，是一個(gè)完全

9、賣(mài)方壟斷市場(chǎng)。因?yàn)槲覈?guó)的土地出讓權(quán)實(shí)際掌握在市、縣級(jí)政府的手中，在一定的區(qū)域中有數(shù)量有限的地方政府，如果是一般的商品，這便成了一個(gè)寡頭壟斷市場(chǎng)，但是地方政府出讓的是建設(shè)用地使用權(quán)，這不同于一般的商品，不會(huì)形成寡頭市場(chǎng)，每個(gè)地方政府控制著自己行政區(qū)劃內(nèi)的土地，實(shí)際上形成的是一個(gè)完全壟斷的市場(chǎng)。地方政府便可以利用這種壟斷通過(guò)各種方式來(lái)實(shí)現(xiàn)自己收益的增加。房地產(chǎn)開(kāi)發(fā)的壟斷。房屋時(shí)人們的生活必需品，為了保證房地產(chǎn)的質(zhì)量、保障房地產(chǎn)消費(fèi)者的切身利益，我國(guó)法律規(guī)定房地產(chǎn)項(xiàng)目只能夠由具有一定資格的房地產(chǎn)企業(yè)進(jìn)行開(kāi)發(fā)，并進(jìn)行銷(xiāo)售，居民個(gè)人或者組織不能進(jìn)行房地產(chǎn)的開(kāi)發(fā)。這就造成了地產(chǎn)商對(duì)房地產(chǎn)開(kāi)發(fā)權(quán)的壟斷，加上

10、房地產(chǎn)企業(yè)和房地產(chǎn)消費(fèi)者之間的信息不對(duì)稱(chēng)，房地產(chǎn)企業(yè)便可以利用這種優(yōu)勢(shì)增加自己的利潤(rùn)。房地產(chǎn)利潤(rùn)的增加可以吸引其他的生產(chǎn)者進(jìn)入房地產(chǎn)行業(yè)，如果房地產(chǎn)行業(yè)進(jìn)入門(mén)檻比較低，按照西方經(jīng)濟(jì)學(xué)的理論，房地產(chǎn)行業(yè)的生產(chǎn)利潤(rùn)將降低為零。但是一方面是因?yàn)榉康禺a(chǎn)市場(chǎng)的進(jìn)入管制，一方面是因?yàn)榉康禺a(chǎn)開(kāi)發(fā)需要巨額的資金支持，房地產(chǎn)行業(yè)恰恰是一個(gè)進(jìn)入門(mén)檻較高的行業(yè)，因此房地產(chǎn)行業(yè)可以保持較高的利潤(rùn)率。較高的利潤(rùn)可以給地方政府帶來(lái)較高的稅收，使廣義的“土地財(cái)政”收入增加。土地所有權(quán)的不平等我國(guó)的土地所有權(quán)分為兩種，國(guó)家所有和集體所有，都是共同所有的形式。按照法律上的規(guī)定，這兩種性質(zhì)的土地所有權(quán)的地位和權(quán)力是

11、平等的，只有在為了公共利益的需要才能將集體所有的土地以征收的方式轉(zhuǎn)為國(guó)家所有，但是并沒(méi)有對(duì)公共利益進(jìn)行明確的界定，地方政府濫用自己手中的征收權(quán)，并且征收的程序雖然在法律上有著明確的規(guī)定（雖然這種規(guī)定也有著明顯的缺陷），但是在實(shí)際操作當(dāng)中卻處于虛化的狀態(tài)，沒(méi)有透明和公開(kāi)。這實(shí)際上造成了兩種土地所有權(quán)之間的不平等，地方政府在實(shí)際操作當(dāng)中可以不以公共利益為目的，可以不與集體進(jìn)行協(xié)商而強(qiáng)制進(jìn)行土地的征收。為了經(jīng)濟(jì)發(fā)展的需要把集體土地轉(zhuǎn)變?yōu)閲?guó)有土地已經(jīng)成為一種常態(tài)，這些轉(zhuǎn)變而來(lái)的土地成為地方政府以地生財(cái)?shù)幕A(chǔ)。土地“批租”改革開(kāi)放以前，我國(guó)土地采用的是國(guó)家所有、無(wú)償劃撥、不得轉(zhuǎn)讓的使用制度

12、劉正山，戚名琛.對(duì)土地批租制度批判意見(jiàn)的批判J.中國(guó)土地，2006（1）：23-25。1987年深圳市第一次出讓了國(guó)有土地使用權(quán)，1988年的憲法修正案和土地管理法將土地所有權(quán)和土地使用權(quán)分離，確立了國(guó)有土地使用權(quán)有償轉(zhuǎn)讓制度。這種土地使用制度是一種有限期的使用制度，地方政府一次將若干年的國(guó)有土地使用權(quán)出讓給土地使用者，同時(shí)一次性收取若干年的土地使用權(quán)出讓金。土地的批租制度使土地的資產(chǎn)特性得到確認(rèn)，土地的內(nèi)在價(jià)值得到體現(xiàn)，由于城市建設(shè)用地使用權(quán)的價(jià)格是未來(lái)若干年土地租金的現(xiàn)值之和，土地批租制度的存在便為地方政府提供了收取未來(lái)土地租金的可能，各地方政府便可開(kāi)始了“圈地”運(yùn)動(dòng)。1992年3月開(kāi)始，

13、形成了以住宅為主的房地產(chǎn)擴(kuò)張狂潮，當(dāng)年房地產(chǎn)投資增長(zhǎng)117%，幾乎與此同時(shí)全國(guó)出現(xiàn)房地產(chǎn)開(kāi)發(fā)熱，各類(lèi)開(kāi)發(fā)區(qū)遍布城鄉(xiāng) 潘嘉瑋.城市化過(guò)程中土地征收法律問(wèn)題研究M.北京：人民出版社，2009年.36頁(yè)。1994年的分稅制改革把國(guó)有土地使用權(quán)出讓金以及和房地產(chǎn)相關(guān)的稅收劃歸地方政府固定收入，土地有償使用和土地批租制度為地方政府的經(jīng)濟(jì)建設(shè)提供了大量的可用資金，增加了地方政府的財(cái)力，也形成了地方政府對(duì)土地和房地產(chǎn)業(yè)的依賴(lài)。2.2.3地方政府的“理性”理性經(jīng)濟(jì)人是西方經(jīng)濟(jì)學(xué)對(duì)市場(chǎng)參與主體的基本假設(shè)，而對(duì)于政府的定位，在微觀方面，政府的作用是糾正市場(chǎng)失靈，使市場(chǎng)能夠有效率的發(fā)揮基礎(chǔ)作用，在宏觀方面，政府的作

14、用則是保證的平穩(wěn)發(fā)展、充分就業(yè)、國(guó)際收支平衡等。然而，一個(gè)不容忽視的事實(shí)是，每一個(gè)政府都是由數(shù)個(gè)理性的個(gè)人組成，這些個(gè)人以實(shí)現(xiàn)自己利益的最大化來(lái)調(diào)整自己的行為，并不單單是為了實(shí)現(xiàn)整個(gè)社會(huì)資源配置的最優(yōu)化，而政府作為社會(huì)的一個(gè)部門(mén)亦有著其獨(dú)立的經(jīng)濟(jì)利益所在。從20世紀(jì)60年代開(kāi)始，布坎南、塔洛克等人將經(jīng)濟(jì)人假設(shè)引入政治行為的分析當(dāng)中，支配人們?cè)诮?jīng)濟(jì)領(lǐng)域中的活動(dòng)規(guī)則同樣也適用于政治領(lǐng)域 鄧志鋒.房?jī)r(jià)，地方政府與經(jīng)濟(jì)人行為邏輯J.城市發(fā)展研究，16（11）：9-11。個(gè)人或組織在政治領(lǐng)域中的行為與在市場(chǎng)領(lǐng)域中的行為相比，除了所處的環(huán)境有所不同，基本人性并無(wú)本質(zhì)的區(qū)別，也是追求自身利益的最大化。新制度

15、經(jīng)濟(jì)學(xué)領(lǐng)域的“諾斯悖論”認(rèn)為政府部門(mén)有兩個(gè)，一個(gè)是統(tǒng)治者租金的最大化，一個(gè)是社會(huì)產(chǎn)出的最大化，但是這兩個(gè)目標(biāo)之間卻是不可得兼的關(guān)系。這其中的第二個(gè)目標(biāo)體現(xiàn)了政府的服務(wù)性，第一個(gè)目標(biāo)則試圖規(guī)定一組基本規(guī)則，能使統(tǒng)治者最大限度的增加自己的收入 道格拉斯·C.諾斯.經(jīng)濟(jì)史上的結(jié)構(gòu)和變革M.厲以寧譯.北京：商務(wù)印書(shū)館，2002.，所以第一個(gè)目標(biāo)反應(yīng)了政府的理性經(jīng)濟(jì)人的一面。在我國(guó)現(xiàn)行的政績(jī)考核制度下，地方政府的經(jīng)濟(jì)利益和考核標(biāo)準(zhǔn)并沒(méi)有太大的沖突，使地方政府的“理性”更加顯化。2.3我國(guó)土地財(cái)政現(xiàn)狀1998年以來(lái)我國(guó)的土地出讓收入在規(guī)模上基本保持一直增長(zhǎng)的狀態(tài)，其占地方政府財(cái)政收入的比重在20

16、03年以后保持在30%-50%，再2007年達(dá)到了52%。全國(guó)土地出讓收入2009年全國(guó)土地出讓總價(jià)款為15910.2億元，比上年增長(zhǎng)63.4%，2010年全國(guó)土地出讓成交總價(jià)款2.7萬(wàn)億元，同比增加70.4%。中國(guó)國(guó)土資源部部長(zhǎng)徐紹史2010年1月7日在全國(guó)國(guó)土資源工作會(huì)議上說(shuō)，“十一五”期間，全國(guó)共批準(zhǔn)新增建設(shè)用地3300多萬(wàn)畝，土地出讓收入7萬(wàn)多億元，表明城市發(fā)展對(duì)土地的依賴(lài)有增無(wú)減 。下圖顯示了1999年到2010年我國(guó)土地出讓收入的變動(dòng)情況，其中2005年和2008年出現(xiàn)過(guò)全國(guó)土地出讓收入的下降，2005年雖然出現(xiàn)土地出讓收入的下降，但是2005年通過(guò)招拍掛方式獲得的收入較2004年

17、仍增長(zhǎng)，2008年的出讓收入下降則是由于全球金融危機(jī)的影響。除此兩年，其余的年份我國(guó)的土地出讓收入一直處于增長(zhǎng)的態(tài)勢(shì)，尤其是2009年和2010年，增長(zhǎng)率分別達(dá)到了63.4%和70.4%。圖3 1999-2010年全國(guó)土地出讓收入2.3.2土地出讓收入占地方財(cái)政收入的比重而之所以能夠被稱(chēng)之為“土地財(cái)政”，一個(gè)重要的原因在于土地出讓收入在地方本級(jí)財(cái)政收入中占有相當(dāng)?shù)谋戎亍Ｈ缦卤硭荆?999年到2010年，土地出讓收入在地方本級(jí)財(cái)政收入中的比重最大達(dá)到了2003年的55%。1999年、2000年全國(guó)土地出讓收入僅為地方本級(jí)財(cái)政收入的9%，2001年和2002年分別為17%和28%，但是2003年

18、、2004這個(gè)比重迅速增加到55%和54%，這是由于2002年以后結(jié)束了協(xié)議出讓?zhuān)瑢?shí)行 “價(jià)高者得”出讓方式。表1 土地出讓收入占地方本級(jí)財(cái)政收入的比重年份土地出讓收入（億元）地方本級(jí)財(cái)政收入（億元）比重1999514.335594.870.092000595.586406.060.0920011295.897803.300.1720022416.798515.000.2820035421.319849.980.5520046412.1811893.370.5420055883.8215100.760.3920068077.6418303.580.44200712216.7223572.620

19、.5220089600.0028649.790.34200915910.2032602.590.49注：2008年及之前之前的數(shù)據(jù)來(lái)源于2000年-2009年中國(guó)國(guó)土資源年鑒、中國(guó)財(cái)政統(tǒng)計(jì)年鑒，2009年數(shù)據(jù)來(lái)源于中國(guó)財(cái)政部 “2009年地方財(cái)政收入決算表”、“ 全國(guó)土地出讓收支基本情況（2009）年”3 .“土地財(cái)政”對(duì)房?jī)r(jià)的影響由于對(duì)土地和房地產(chǎn)市場(chǎng)的依賴(lài)，在面臨高漲房?jī)r(jià)的時(shí)候，地方政府有維持住宅用地和房地產(chǎn)價(jià)格的高企，為了自身的利益與中央政府進(jìn)行博弈。3.1房?jī)r(jià)我國(guó)居民住房自1998年房改以來(lái)得到了很大的改善，住房市場(chǎng)逐漸完善，但是隨之而來(lái)的是房?jī)r(jià)的上漲，尤其是在2002年和2003年之

20、后，房?jī)r(jià)的上漲較為迅速，房?jī)r(jià)問(wèn)題成為房地產(chǎn)市場(chǎng)和整個(gè)國(guó)民經(jīng)濟(jì)社會(huì)的一個(gè)熱點(diǎn)話(huà)題。下表顯示的是1997年到2008年我國(guó)商品住宅銷(xiāo)售平均價(jià)格，自2002年以后房?jī)r(jià)進(jìn)入較快增長(zhǎng)的階段，2008年受?chē)?guó)際金融危機(jī)的影響我國(guó)房地產(chǎn)價(jià)格在統(tǒng)計(jì)上小幅下跌。房地產(chǎn)行業(yè)的發(fā)展帶動(dòng)了我國(guó)國(guó)民經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，但同時(shí)也給我國(guó)的中低收入者增加了購(gòu)房的困難。圖4 商品住宅銷(xiāo)售價(jià)格數(shù)據(jù)來(lái)源：2009年中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒3.2中央政府和地方政府的博弈面對(duì)高漲的房?jī)r(jià)，中央政府會(huì)進(jìn)行房地產(chǎn)市場(chǎng)的調(diào)控，這種調(diào)控符合中央政府的利益，雖然房地產(chǎn)市場(chǎng)的繁榮會(huì)推動(dòng)經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)，但是高漲的房?jī)r(jià)會(huì)給中央政府帶來(lái)社會(huì)成本，譬如社會(huì)的不穩(wěn)定因素等等。而面對(duì)中

21、央政府對(duì)房地產(chǎn)市場(chǎng)的調(diào)控，地方政府有兩種選擇，即配合與不配合（這里在現(xiàn)實(shí)中地方政府幾乎不會(huì)完全不配合，因?yàn)檫@樣做的成本比較高，但是為了分析的便利，將其界定為不配合），面對(duì)地方政府的策略，中央政府會(huì)選擇監(jiān)督并查處或者不監(jiān)督。地方政府扮演著中央政府代理人的角色，中央政府為了保證調(diào)控政策的執(zhí)行回引入相應(yīng)的激勵(lì)機(jī)制，地方政府配合執(zhí)行政策則得到獎(jiǎng)勵(lì)，不配合執(zhí)行政策則受到懲罰。由于地方政府和中央政府之間存在著信息的不對(duì)稱(chēng)，為了查明地方政府是否配合執(zhí)行了調(diào)控政策，中央政府需要付出監(jiān)督成本。本為采用混合策略納什均衡來(lái)闡述地方政府和中央政府的博弈。假設(shè)：（1）中央政府和地方政府都是理性的經(jīng)濟(jì)人，兩者的行為都旨在

22、實(shí)現(xiàn)自己的利益最大化。地方政府的策略集為（配合，不配合），中央政府的策略集為（監(jiān)督，不監(jiān)督）。（2）中央政府對(duì)地方政府進(jìn)行監(jiān)督的概率為，地方政府不配合中央政府調(diào)控政策的概率為。（3）在中央政府不監(jiān)督的情況下，地方政府配合中央政府調(diào)控政策的收益為R1，不配合中央政府調(diào)控政策的收益為R2，顯然R2>R1。（4）當(dāng)?shù)胤秸浜现醒胝{(diào)控政策時(shí)，中央政府的收益為A1；地方政府不配合中央政府調(diào)控政策時(shí)，中央政府的收益為A2。（5）中央政府的監(jiān)督成本為C。（6）在中央政府對(duì)地方政府進(jìn)行監(jiān)督時(shí)，如果地方政府配合執(zhí)行調(diào)控政策則給以獎(jiǎng)勵(lì)E，如果地方政府不配合執(zhí)行調(diào)控政策則給以懲罰F>C。表2 中央

23、政府和地方政府的博弈 地方政府配合不配合中央政府監(jiān)督A1CE，R1EA2CF，R2F不監(jiān)督A1，R1A2，R2給定，中央政府對(duì)地方政府進(jìn)行監(jiān)督（=1）和不監(jiān)督（=0）時(shí)的期望收益分別為：G（1，）=（A1CE）+（A2CF）（1）G（0，）=A1+A2（1）解G（1，）=G（0，），得：即：如果地方政府不配合中央政府調(diào)控政策的概率小于(FC)/(EF)時(shí)，中央政府的最優(yōu)選擇是不監(jiān)督；如果地方政府不配合中央政府的概率大于(FC)/(EF)時(shí)，中央政府的最優(yōu)選擇是監(jiān)督并查處。給定，地方政府選擇不配合執(zhí)行中央政府調(diào)控政策（=1）和配合執(zhí)行中央政府調(diào)控政策（=0）的期望收益分別為：L（，1）=（R2F

24、）+R2（1）L（，0）=（R1E）+R1（1）解L（，1）=L（，0），得：即：如果中央政府進(jìn)行監(jiān)督的概率小于(R2R1)/(EF)時(shí)，地方政府會(huì)選擇不配合中央政府的調(diào)控政策；如果中央政府進(jìn)行監(jiān)督的概率大于(R2R1)/(EF)的時(shí)候，地方政府則選擇配合中央政府的調(diào)控政策。因此，上述混合戰(zhàn)略的納什均衡是*=(FC)/(EF)，*=(R2R1)/(EF)，中央政府以(FC)/(EF)的概率進(jìn)行監(jiān)督，地方政府以(R2R1)/(EF)的概率不配合執(zhí)行中央政府的調(diào)控政策。對(duì)上述兩個(gè)均衡結(jié)果進(jìn)行分析，當(dāng)中央政府進(jìn)行監(jiān)督時(shí)的成本C較高時(shí)，中央政府進(jìn)行監(jiān)督的概率就會(huì)減小。重點(diǎn)分析*=(R2R1)/(EF)

25、，如果在E和F保持不變的情形下，(R2R1)的增加會(huì)增大地方政府不配合中央政府調(diào)控政策的概率。而(R2R1)的經(jīng)濟(jì)意義則是在中央政府不進(jìn)行監(jiān)督的情況下，地方政府不配合和配合中央政府調(diào)控政策所可以獲得的利益之差，顯然對(duì)土地和房地產(chǎn)行業(yè)依賴(lài)程度不同(R2R1)的值會(huì)有所差異，這就說(shuō)明了對(duì)土地和房地產(chǎn)行業(yè)依賴(lài)性較強(qiáng)的地區(qū)，地方政府不配合中央政府調(diào)控政策的可能性較大，對(duì)土地和房地產(chǎn)行業(yè)依賴(lài)性較弱的地區(qū)，地方政府不配合執(zhí)行中央政府調(diào)控政策的可能性較小。4.土地財(cái)政對(duì)房?jī)r(jià)影響的實(shí)證研究由于土地出讓收入是地方政府土地財(cái)政中最重要的部分，我國(guó)的相關(guān)統(tǒng)計(jì)是以年為單位對(duì)土地出讓金的數(shù)量進(jìn)行統(tǒng)計(jì)，而我國(guó)房地產(chǎn)市場(chǎng)形

26、成始于1998年，時(shí)間跨度并不長(zhǎng)，如果采用時(shí)間序列進(jìn)行實(shí)證研究則難于獲得充足的數(shù)據(jù)，研究的有效性難以保障。即使能夠得到土地出讓金的月度出讓數(shù)據(jù)也難以說(shuō)明其內(nèi)在的規(guī)律，因?yàn)槲覈?guó)土地的出讓權(quán)在地方政府的手中，在哪個(gè)月出讓?zhuān)鲎尪嗌伲耆赏恋毓芾聿块T(mén)自由裁量，并不體現(xiàn)規(guī)律性，所以只能采取年度數(shù)據(jù)。面板數(shù)據(jù)既有時(shí)間序列數(shù)據(jù)又有截面數(shù)據(jù)，這種數(shù)據(jù)特征可以克服數(shù)據(jù)數(shù)量較少帶來(lái)的不足，增加估計(jì)的有效性和無(wú)偏性。4.1數(shù)據(jù)來(lái)源和模型設(shè)定數(shù)據(jù)來(lái)源本文將以房?jī)r(jià)為因變量，GDP、地價(jià)、土地財(cái)政依賴(lài)度和實(shí)際利率為自變量進(jìn)行計(jì)量經(jīng)濟(jì)分析。如無(wú)特別說(shuō)明，本文使用的數(shù)據(jù)來(lái)源如下：（1）各省房?jī)r(jià)數(shù)據(jù)來(lái)自2004-2009年

27、中國(guó)房地產(chǎn)統(tǒng)計(jì)年鑒；（2）各省GDP數(shù)據(jù)來(lái)自2004-2009年中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒；（3）由于數(shù)據(jù)的可獲取性，土地財(cái)政依賴(lài)度按照下面公式進(jìn)行計(jì)算：其中土地出讓收入數(shù)據(jù)來(lái)自2004-2009年中國(guó)國(guó)土資源年鑒，房地產(chǎn)業(yè)稅收來(lái)自2004-2009年中國(guó)稅務(wù)年鑒；（4）實(shí)際利率按照“”的公式計(jì)算，其中各年名義利率按各月利率進(jìn)行簡(jiǎn)單平均計(jì)算得出，數(shù)據(jù)來(lái)自中國(guó)人民銀行網(wǎng)站5年以上貸款利率，通貨膨脹率采用2004-2009年中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒收入的各省CPI數(shù)據(jù)。另，在計(jì)算實(shí)際價(jià)格和實(shí)際GDP時(shí)用到的價(jià)格指數(shù)數(shù)據(jù)均來(lái)自2004-2009年中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒。模型設(shè)定本文擬采用各變量的自然對(duì)數(shù)進(jìn)行回歸，但是由于實(shí)際利率的在一

28、些情況下是負(fù)值，無(wú)法使用其自然對(duì)數(shù)，因此本文的模型設(shè)定中實(shí)際利率不采用其自然對(duì)數(shù)而是使用其實(shí)際值，其他變量均采用自然對(duì)數(shù)。采用對(duì)數(shù)形式，一方面對(duì)數(shù)模型的估計(jì)系數(shù)即是彈性系數(shù)，另一方面采用對(duì)數(shù)模型可以部分消除異方差、序列相關(guān)和減少數(shù)據(jù)波動(dòng)等作用。因此，函數(shù)形式如下：其中pr為住宅的實(shí)際價(jià)格，gdp為各省實(shí)際國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值，pd為各省土地的實(shí)際價(jià)格，pg為土地財(cái)政依賴(lài)度，rr為各年實(shí)際利率，為隨機(jī)干擾項(xiàng)，i代表各省省份，t表示年份，ln表示對(duì)各數(shù)據(jù)取自然對(duì)數(shù)值。4.2面板數(shù)據(jù)的單位根檢驗(yàn)本文將采用LLC檢驗(yàn)、IPS檢驗(yàn)、ADF檢驗(yàn)和PP檢驗(yàn)四個(gè)檢驗(yàn)方法對(duì)面板數(shù)據(jù)中的各變量序列進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。首先對(duì)面

29、板數(shù)據(jù)的因變量lnpr進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。利用Eviews6.0，其水平單位根檢驗(yàn)結(jié)果如下：表3 面板數(shù)據(jù)中l(wèi)npr的平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果Pool unit root test: Summary Series: LNPR_BJ, LNPR_TJ, LNPR_HEB, LNPR_SHX, LNPR_NMG, LNPR_LN, LNPR_JL, LNPR_HLJ, LNPR_SH, LNPR_JS, LNPR_ZJ,LNPR_AH, LNPR_FJ, LNPR_JX, LNPR_SD, LNPR_HN, LNPR_HUB,LNPR_HUN, LNPR_GD, LNPR_GX, LNPR_

30、HAN, LNPR_CQ, LNPR_SC, LNPR_GZ, LNPR_YN, LNPR_XZ, LNPR_SX,   LNPR_QH, LNPR_NX, LNPR_XJMethodStatisticProb.*Cross-sectionsObsNull: Unit root (assumes common unit root process) Levin, Lin & Chu t*-5.19179 0.0000 31 155Null: Unit root (assumes individual unit root

31、 process) Im, Pesaran and Shin W-stat  1.48680 0.9315 31 155ADF - Fisher Chi-square 41.4225 0.9794 31 155PP - Fisher Chi-square 65.5961 0.3533 31 155* Probabilities for Fisher tests are computed using an asymptotic Chi -squar

32、e distribution. All other tests assume asymptotic normality.從上表可以看出，對(duì)lnpr進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，雖然LLC檢驗(yàn)拒絕了變量存在單位根的假設(shè)，但是其他三個(gè)檢驗(yàn)方法的P值均較大， lnpr存在單位。因此需要對(duì)lnpr的一階差分再次進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，其檢驗(yàn)結(jié)果如下：表4 面板數(shù)據(jù)中l(wèi)npr一階差分平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果Pool unit root test: Summary Series: LNPR_BJ, LNPR_TJ, LNPR_HEB, LNPR_SHX, LNPR_NMG, LNPR_LN, LNPR_JL, LNP

33、R_HLJ, LNPR_SH, LNPR_JS, LNPR_ZJ,LNPR_AH, LNPR_FJ, LNPR_JX, LNPR_SD, LNPR_HN, LNPR_HUB,LNPR_HUN, LNPR_GD, LNPR_GX, LNPR_HAN, LNPR_CQ, LNPR_SC, LNPR_GZ, LNPR_YN, LNPR_XZ, LNPR_SX,   LNPR_QH, LNPR_NX, LNPR_XJMethodStatisticProb.*Cross-sectionsObsNull: Unit root (assumes common unit root

34、 process) Levin, Lin & Chu t*-12.5803 0.0000 31 124Null: Unit root (assumes individual unit root process) Im, Pesaran and Shin W-stat -3.69504 0.0001 31 124ADF - Fisher Chi-square 92.4835 0.0073 31 124PP - Fisher Chi-square 10

35、0.444 0.0015 31 124* Probabilities for Fisher tests are computed using an asymptotic Chi -square distribution. All other tests assume asymptotic normality.從lnpr的一階差分Dlnpr的檢驗(yàn)結(jié)果中可以看到，四種檢驗(yàn)的Prob的值均小于0.01，因此Dlnpr通過(guò)了單位根檢驗(yàn)，即lnpr的一階差分不存在單位根，是平穩(wěn)過(guò)程，即lnpr為一階單整的I（1）過(guò)程。利用同樣的方法和過(guò)程對(duì)lngdp、lnpd、l

36、npg和rr進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，四個(gè)變量的水平單位根檢驗(yàn)結(jié)果如下：表5 面板數(shù)據(jù)中l(wèi)nR、lnK、lnL的水平單位根檢驗(yàn)結(jié)果 檢驗(yàn)方法變量及統(tǒng)計(jì)量LLCIPSADF - FisherPP - FisherlngdpStatistic-8.154960.9543166.1771151.918Prob.*0.00000.83000.33480.0000lnpdStatistic-2.550851.8850740.612549.4435Prob.*0.00540.97030.98380.8756lnpgStatistic-8.25681-1.0104875.505102.03Prob.*0.00000.

37、15610.11640.001rrStatistic-7.0578-0.0812761.291667.5204Prob.*0.00000.46760.50160.2942接下來(lái)對(duì)這四個(gè)變量的一階差分進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如下：表6 面板數(shù)據(jù)中l(wèi)nR、lnK、lnL的一階差分單位根檢驗(yàn)結(jié)果 檢驗(yàn)方法變量及統(tǒng)計(jì)量LLCIPSADF - FisherPP - FisherDlngdpStatistic-7.77981-1.4406570.266684.951Prob.*000000.07480.22040.0281DlnpdStatistic-17.992-7.87027136.136166.46

38、4Prob.*00000000000000000000DlnpgStatistic-10.8109-3.6008791.5403111.178Prob.*000000.00020.00870.0001DrrStatistic-8.75124-2.8653880.680980.9804Prob.*000000.00210.05570.0532綜上，lnpr、lngdp、lnpd、lnpg和rr都是一階單整，符合進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)的條件，可以進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。4.3面板數(shù)據(jù)回歸模型的選定利用Eviews6.0對(duì)面板模型進(jìn)行Hausman檢驗(yàn)的結(jié)果如下：表7 面板模型的Hausman檢驗(yàn)Correlated

39、Random Effects - Hausman TestPool: POOL01Test cross-section random effectsTest SummaryChi-Sq. StatisticChi-Sq. d.f.Prob. Cross-section random131.53917240.0000表中給出的是Hausman 檢驗(yàn)結(jié)果，Hausman 統(tǒng)計(jì)量的值131.539173，相對(duì)應(yīng)的概率是0.0000，檢驗(yàn)結(jié)果拒絕了隨機(jī)效應(yīng)模型的原假設(shè)，說(shuō)明面板模型應(yīng)該建立個(gè)體固定效應(yīng)模型。4.4面板模型的估計(jì)確定了面板模型采用固定效應(yīng)模型，便可以對(duì)面板模型進(jìn)行估計(jì)，估計(jì)結(jié)果

40、如下：表8 面板模型估計(jì)結(jié)果Dependent Variable: LNPR?Method: Pooled EGLS (Cross-section weights)Sample: 2003 2008Included observations: 6Cross-sections included: 31Total pool (balanced) observations: 186Linear estimation after one-step weighting matrixVariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.  C1.9559010.1959359.9823940.0000LNGDP?0.6226110.03073920.254920.0000LNPD?0.0637950.0162823.9181120.0001LNPG?0.0490660.0179572.7324580.0070RR?0.0117260.0030283.8730620.0002Effects SpecificationCross-section fixed (dummy variables)Wei