财政激励、晋升激励与地方官员的
土地出让行为
张
莉1，2，
王贤彬3，
徐现祥1
（1.中山大学岭南学院，
广东广州510275；2.中山大学经济研究所，
广东广州510275；3.广东外语外贸大学国际经济贸易学院，
广东
广州
510006）
[摘要]
近年来，地方政府官员热衷于出让土地，现有文献主要强调土地财政。地方政
府官员不仅面临财政激励而且还面临政治激励：在地方政府官员晋升以GDP 为主要考核指标的激励下，地方政府官员有土地招商引资的动机。本文在理论上证明了，在一个政治集权经济分权的经济体，地方政府官员出让土地的“土地财政”和“土地引资”动机同时存在；在实证上，我们采用省级面板数据发现，地方政府官员热衷于出让土地是源于“土地引资”，而非“土地财政”。本文的工作意味着，中国的土地问题是与土地市场之外的因素联动的，解决中国的土地问题需要土地市场之外的联动改革。
[关键词]地方政府官员；土地供给；增长的政治经济学
[中图分类号]F061.3[文献标识码]A [文章编号]1006-480X （2011）04-0035-09
【国民经济】
一、问题提出
《宪法》修正案和《土地管理法》等法律法规赋予地方政府成为本地区一级市场唯一的土地出让方，在1999—2007年间，全国的土地出让金收入总计37013.47亿元，①土地出让从2000年起无论是数量还是增速都呈现显著增长，引起了政府、媒体、学者以及普通民众等的广泛关注。地方政府官员为什么这么热衷于出让土地呢？研究地方政府的土地出让行为在目前加大对房地产调控力度和“18亿亩耕地保护红线”的政策背景下具有重要的现实意义。
“土地财政”假说认为分税制改革使财政收入上移和地方财政支出增加，促使地方政府寻求新的财政收入来源，而土地出让金从1994年起不再上缴中央财政，由此土地出让金收入成为地方政府预算外收入的主要来源，成为地方政府的一致经营对象。“土地财政”假说强调地方政府倾向于通
[收稿日期]2011-02-28[基金项目]
国家自然科学基金项目“地方政府官员对地区经济发展的影响及机制研究”（批准号70803055）；
教育部人文社会科学研究项目“我国初次分配中的收入差距与成因”（批准号08JC790103）；全国优秀博士学位论文作者2007年专项资金资助项目（批准号2007B04）。
[作者简介]张莉（1982—），女，湖北天门人，中山大学岭南学院博士研究生，中山大学经济研究所研究人员；王
贤彬（1982—），男，广东肇庆人，广东外语外贸大学国际经济贸易学院讲师；徐现祥（1975—），男，山东菏泽人，中山大学岭南学院教授。
①
数据来源于《中国国土资源年鉴》（2000—2008
）。
2011年4月
第4期（总277期）
Apr.，2011No．4
China Industrial Econom ics
过高地价获得高额土地出让金，减轻分税制对地方财政的压力。周飞舟（2006）、曹广忠等（2007）、陶然等（2007，2009）论证了这一点。媒体报道的动辄几十亿元、上百亿元的商业用地成交价就是土地财政假说的鲜活例证；但媒体不时报道的“零地价”出让土地现象，显然是土地财政假说所无法解释的。此外，我们还发现，虽然近年来土地出让金收入大幅增加，但是平均而言，在2003—2009年间，各省地方政府每年土地出让量大致为20万公顷，土地出让收入与预算内地方财政收入的比例稳定在1/2左右，土地供给量并没有随着价格的上升而大幅增加。
土地财政是理解中国地方政府20世纪90年代中期以来的土地出让行为的一个重要视角，但不是唯一的视角。地方政府官员不仅面临财政激励而且还面临政治激励，地方政府官员会对政治激励做出理性的反应（徐现祥，王贤彬，2010；刘瑞明，白永秀，2010）。改革开放以来，中国在政治集权下采取了适宜的地方经济分权，地方政府官员的晋升与其辖区经济绩效显著相关，结果地方政府官员为增长而竞争（张军，2005）。中国经济增长模式是投资驱动的（舒元，徐现祥，2002），因此，招商引资成为地方政府官员发展辖区经济的主要手段。地方政府官员为增长而竞争自然就演变为引资竞争，开展政治晋升锦标赛（周黎安等，2005；周黎安，2007）。地方政府官员招商的手段及其影响是文献关注的重点，现有文献已经识别出地方政府官员招商引资的手段包括税收优惠、扭曲政府支出结构、改善基础设施和放松环境规制标准等（Tung and Cho，2001；郭庆旺，贾俊雪，2006；杨海生等，2008）；但是还没有涉及地方政府官员的土地引资行为。土地作为一种稀缺的资源，出让建设用地甚至违法供应土地（张莉等，2011）成为地方政府官员竞相招商引资发展辖区经济的重要手段。因此，地方政府官员有可能出于对政绩的强烈追求而出让土地，这种行为可称之为“土地引资”。在1999—2005年间，平均而言，土地出让面积与固定资产投资额之间显著正相关。需要强调的是，尽管媒体、民众和政府早已观察到地方政府官员的土地引资行为，但还鲜有定量考察中国地方政府官员土地引资行为的学术文献。
基于此，本文认为，在地方政府官员为增长而竞争的经济体里，地方政府出让土地主要源于“土地引资”。具体而言，在一个增长主要靠投资拉动的经济体里，地方政府官员为增长而竞争自然就转换为引资竞争。地方政府是辖区内唯一的土地出让方，且可以低价获得土地。因此，土地引资，推动本地经济快速增长，以求在以经济绩效为核心的政治晋升竞争中胜出，成为地方政府官员的理性选择。本文首先把上述经济直观模型化，得到地方政府出让土地量的决定方程。然后，采用1999—2005年间中国省际面板数据，实证分析地方政府出让土地是源于土地财政还是土地引资，结果发现，当分别考察两种假说时，土地财政假说和土地引资假说都具有显著的解释能力；但同时考察两种假说时，土地引资假说仍然能够显著地解释地方政府的土地出让行为，而反映土地财政的变量则不显著。本文的实证结果是相当稳健的。这表明，在为增长而竞争的经济体里，地方政府出让土地主要源于“土地引资”，而非“土地财政”。
二、模型设计
1.基本假设
本文将在Cai and Treisman（2005）框架内引入土地，考察地方政府的土地出让行为。具体而言，考察一个由i个地区构成的经济体，经济体有一个中央计划者，每个地区有一个地方政府。整个经济体拥有的资本总量为∑k i，其中k i表示投资在地区i的资本量。每个地区可能具有两方面不同：一是各地区的资源、气候、经济基础等禀赋A i不同；二是每个地方政府可能会采取不同的内生政策。
地方政府有三种收入来源：一是按照中央计划者统一规定的税率t征税，获得财政收入；二是通过征收和出让土地的差价来获取土地出让收入；三是地方政府拥有的初始财政收入S i≥0。地方政府支出包括其自身的消费支出G i，征收土地的补偿费用及基础设施建设费用。因此，政府的预算约束为：
p i1T i+θi T i+G i=S i+tY i+p i T i（1）其中，T i为土地供给量，Y i和θi T i分别表示地区内企业的产出水平和地区用于基础设施的投资，基础设施建设与土地供给T i相配套，θi＞0。p i1和p i则分别是地方政府征收土地的单位成本和土地的出让价格p i，假定p i≥p i1。
地方政府是部分自利的，其效用由三部分构成：一是可能的政治晋升所带来的效用。中央计划者晋升地方政府官员的规则是，辖区内的产出水平越高，被晋升的可能性就越大。地方政府官员为
了晋升最大化，自然追求地区产出尽可能大，①关注企业发展，地方政府官员的效用则记为U1
i =Y
i
，
刻画可能的政治晋升所带来的效用。二是地方政府官员在职消费也会带来效用，同样为了简单起见
记为U2
i =G
i
。三是地方政府官员也关心辖区农民的福利，这关系到辖区的和谐稳定。同样，为了简单
起见，代表性农民的效用函数为U（c i）=c i，其中c i是辖区农民的消费。当三种效用具有可加性时，地方政府官员的效用函数就可以表示为：
U G
i =U1
i
+δU2
i
+φU（c i）=Y i+δG
i
+φc i（2）
其中，δ＞0和φ＞0分别度量地方政府对政府消费支出和农民效用的重视程度。
农民经营土地，收入来源于土地，假定没有其他收入。本文假定农民最初拥有的土地面积为T i0，单位面积的土地收入为p i0，政府征收的土地面积为T i，以p i1的土地补偿费征收土地，p i1＜p i0，表示土地补偿费不能保证被征地农民原有的收入水平。地方政府征收土地后，单位面积土地的出让金为p i，将土地出让给企业用于生产投入。由于土地产权是模糊的，农民在土地征收过程中没有谈判能力，通常只能接受政府制定的土地补偿标准。农民的预算约束为：
c i=p i0（T i0-T i）+p i1T i（3）
最后，为了模型封闭，假设地区i的总量生产函数为：
Y i=A i k iαT iβ（4）其中，α＞0、β＞0且α+β＜1，表明生产中还存在其他投入影响，如劳动投入。
2.地方政府官员的土地出让行为：不存在资本流动时
作为基准，我们首先分析不存在资本流动时的情形。这时，企业无法“用脚投票”选择离开该地区，地方政府官员无需开展招商引资竞争，只需在土地出让带来的GDP增长和土地出让的机会成本间进行权衡，决定最优的土地供给量。具体而言，地方政府官员在满足约束条件（1）和（3）的情况下最大化其效用函数（2）。将（1）和（3）代入（2）式，可得到地方政府官员的效用最大化条件为：鄣U i G/鄣T i=0（5）式（5）可以整理为：
鄣Y i/鄣T i=τi（p i）（6）其中，τi（p i）=[φ（p i0-p i1）+δ（θi+p i1-p i）]/（δt+1），是地方政府出让土地的机会成本或边际成本。式（6）的经济含义非常直观，当地方政府官员效用最大化时，出让土地的边际产出等于其边际成本。该成本由土地出让与征用之间的差价、为土地提供的配套基础设施建设等因素决定，由于地方政府官员对土地的征用和出让价格有定价权，土地出让价格p i越高，出让土地的机会成本越低，我们将τi 表示为τi=τi（p i），其中τi′（p i）＜0。
由（4）式和（6）式可以得到地方政府官员的最优土地供应量为：
ln T
i =1
1-β
（ln A
i
+lnβ）+α
1-β
ln k
i
-1
1-β
lnτ（p
i
）（7）
式（7）具有很强的经济含义，它揭示了地方政府官员的土地出让行为。具体而言，地方政府官员
①我们忽略了中央与地方的财政分成，旨在单独考察政府官员对政治激励的反应。现有大量文献把中国地方
政府官员的经济行为归因于财政激励和政治激励。前者已经有了大量模型，但后者还鲜有规范的模型。
最优的土地供应量取决于：地方的初始禀赋、企业的投资、出让土地的机会成本。当其他条件不变时，初始禀赋越好、投资越多，地方政府官员出让的土地越大。这是地方政府官员的“土地引资”动机。另一方面，当其他条件不变时，土地出让价越高，土地出让的机会成本越低，出让土地的收益就越大，从而地方政府官员出让的土地就越多。这是地方政府官员的“土地财政”动机。这意味着，（7）式揭示了，“土地引资”和“土地财政”两种假说均可以解释地方政府的土地供给行为。
3.地方政府官员的土地出让行为：资本完全流动时
当资本完全流动时，资本会从税后回报率较低的地区流动到较高的地区，即企业可以用脚投票。当均衡时，各地区有正的资本量，且资本回报率在各个地区相等，即：
鄣Y
i
鄣k
i
=r（8）其中，r为经济体的资本回报率，对每个地区而言r给定且在地区间是相等的。企业根据资本回报率来安排投资和生产，结合（8）式和企业的生产函数（4）式，可得地区i企业的资本量为：
k i （T
i
，r，A
i
）=
1
r
αA
i
T
i
β
鄣鄣1/（1-α）（9）
式（9）揭示了，当资本完全流动、企业可以“用脚投票”时，企业将根据每个地区的土地出让量决定投资多少。因此，地方政府官员为吸引更多的资本投资到其辖区，在最大化其效用时将面临着式（9）的约束。具体而言，当资本完全流动时，地方政府官员将在满足约束条件（1）、（3）和（9）的情况下最大化其效用函数（2），同理，可得地方政府最优的土地出让行为的一阶必要条件为：
鄣Y
i
i +
鄣Y
i
i
鄣k
i
i
=τ（p i）（10）
与式（6）相比，在式（10）中，等式左边多了一项，表示在资本流动情况下，地方政府官员为引资而竞争，通过土地供应吸引资本流入从而对产出产生间接影响。由式（8）和式（10）可得，地方政府官员的最优土地供应行为可以表示为：
ln T
i （k
i
，A
i
）=-1ln（1-α）+1（ln A
i
+lnβ）+αln k
i
-1lnτ（p
i
）（11）
与式（7）相比，式（11）等式右边多了第一项，该项大于零。这意味着，即使各地区的投资保持在资本不流动的水平，因为存在资本从本地区流出的风险，各地区的土地供应量也会增加。现有文献称之为引资竞争效应：各地区政府有加大土地供应量以吸引资本流入的动机。
更为要紧的是，当资本完全流动时，资本在地区间的配置是内生的，土地供应面积和资本由式（9）和式（11）共同决定。这意味着，当资本流动时，地方政府官员的“土地财政”和“土地引资”动机同样存在，但在实证分析时要注意式（11）可能存在的内生性问题。
三、实证分析
1.实证模型设定
由于各地区的初始禀赋不同，①不妨把初始禀赋具体表示为ln A
i
=a+εi。其中，a是常数，ε是扰动项，服从标准对数正态分布。因此，基于式（7）和式（11），本文把地方政府土地出让行为的计量模型表示为：
ln T it=a i+准1ln p it+准2ln k it+准3ln X it+εit（12）其中，T是各省区的土地出让面积，k、P和X表示各省区历年的劳均固定资产投资、土地出让价格和一系列控制变量。式（12）有两点值得强调，一是准1和准2是我们最关心的回归系数。当土地财政假说成立时，准1＞0；当土地引资假说成立时，准2＞0。二是回归方程（12）可能存在内生性问题。前
①Cai and Treisman（2005）强调了地区初始禀赋差异在招商引资竞争中的重要性。
面的理论分析已经揭示，当存在资本流动时，资本是内生的，即回归方程中的k 是内生的。
2.数据来源及描述性统计
限于数据可得性，本文采用1999—2005年间中国30个省、自治区和直辖市（以下简称为省）的面板数据。①选择省作为分析单元是因为根据我国的土地储备制度，省级政府在土地使用权出让中起主要推动作用。样本始于1999年主要是考虑到新《土地管理法》1999年开始实施。
土地出让面积（T ）②和收入数据来源于中国资讯行数据库中的历年《中国国土资源年鉴》，土地出让价格（p ）等于土地出让收入与出让面积之比。投资数据取自中经网数据库中的“全社会固定资产投资总额”，土地出让价格和固定资产投资额均使用固定资产投资价格指数进行平减。固定资产投资价格指数来源于中经网数据库，以1998年为100。
③
劳动人数取自中经网数据库中的年末从业
人员数，固定资产投资额与年末从业人员的比值即为劳均固定资产投资（k ）。
其他变量分别是财政收支缺口（fer ）、外商直接投资（FDI ）、基础设施建设和辖区发展水平。其中，财政收支缺口fer 用上一年财政收入与支出之间的差额表示；外商直接投资FDI 以外商直接投资实际利用外资金额的对数值表示；④基础配套设施建设以地区公路里程数的对数值衡量（way ），这主要是考虑到公路是陆上交通的主要工具之一，是地区政府官员基础设施建设的重点；地区经济发展水平，以实际人均GDP 表示（y ）。使用的计量软件是stata10.0。表1报告了各变量的描述性统计。
①西藏由于样本期内数据不全，本文数据不包括西藏。同时也不含中国台湾、香港和澳门。
②
根据《中华人民共和国土地管理法》的有关规定，建设单位使用国有土地，应通过划拨、出让、租赁等方式获得。在实证分析中，受数据限制，本文不具体区分出让方式而统一表述为政府出让土地。
③广东缺少1999年和2000年的数据，海南缺少1999年的数据，以最近年份的相等增速方式倒推补充数据。④
中经网数据库中的FDI 只到2004年，2005年数据摘编自《中国外商投资报告》（2006）。
变量
均值
标准差
最小值
最大值
土地出让面积（T ）4040.14943.981.131538.5劳均固定资产投资量（k ） 1.4 1.80.011.6土地出让价格（p ）216.5341.00.94201.7财政收支缺口（fer ）174.6131.6-1028.4509.5地区公路里程数（way ）55148.432121.94231.0167638.0外商直接投资（FDI ）16.225.90.1119.1实际人均GDP （y ）
4.5
0.6
3.2
6.2
描述性统计结果
表1
3.实证策略与估计方法
既然在理论上，土地财政和土地引资都有解释能力，在实证分析中，我们采取的策略是，先分别检验土地财政假说和土地引资假说，然后同时检验这两个假说，看哪一种的解释能力更强；最后进行相关的稳健性检验。
为了得到可靠的结果，在分析过程中，我们采用了混合最小二乘法（Pool-OLS ）、固定效应最小二乘法（Fixed Effects ）和随机效应最小二乘法（Random Effects ）。F 检验结果拒绝原假设，因此在混合OLS 和固定效应OLS 之间，选择固定效应OLS ；然后进行Hausman 检验，拒绝原假设，即选择固定效应OLS 。因此，本文只报告固定效应模型的回归结果，如表2所示。
为了克服式（12）中存在的内生性问题，本文同时选用IV 估计方法和系统矩估计方法（System-
GMM ）。系统GMM 计量方法目前使用越来越广泛，此方法主要用于解决大样本短时期（大N 小T ）
的面板数据中存在的变量内生性问题。由于系统GMM 同时利用了内生变量水平变化和差分的信息，比差分GMM 更有效，目前应用越来越广泛。
当分别考察土地财政假说和土地引资假说时，与理论预测的一致，二者都具有解释能力。表2中的方程1只考察土地引资假说。投资的回归系数为0.565，与理论预测的一致，符号是正号，能够通过显著水平为1%的检验。这意味着，在1999—2005年间，当其他条件不变时，固定资产投资每增加1%，地方政府官员出让的土地将增加0.565个百分点。就控制变量而言，基础设施和发展水平的回归系数显著为正，符合人们的直观；外商直接投资的系数不显著。
表2中的方程2只考察土地财政假说。土地出让价格的回归系数为0.164，与理论预测的一致，符号是正号，通过显著水平为1%的检验。为了更好地刻画地方政府官员的“土地财政”动机，我们在实证分析中还引入了上一年财政缺口这个变量。如果“土地财政”假说成立，显然上一年财政缺口越大，地方政府官员出让土地的意愿就越强。从回归结果看，上一年财政缺口的回归系数为0.003，与预期的符号一致，而且能够通过显著水平为1%的检验。不过，这时所有控制变量都不显著。
当同时考察土地财政假说和土地引资假说时，“土地引资”更具有解释能力。在表2中的方程
3，我们把刻画土地财政和土地引资的变量放在一起进行回归，这时，投资的回归系数为0.367，绝对值略微变小些，但仍然是正号，仍然能够通过显著水平为1%的检验。土地出让价格的回归系数为0.071，绝对值变小，而且不显著；上一年财政缺口的回归系数为0.002，绝对值略微变小些，但仍然是正号，仍然能够通过显著水平为1%的检验。就控制变量而言，基础设施和发展水平的影响显著为
正，外商直接投资影响还是不显著。
为了解决模型中的随机干扰项可能存在的序列相关或自相关等问题，我们采用了由Driscoll-
Kraay 标准差进行稳健性估计。①表2中的方程4、5报告了回归结果。与表2中的方程3相比，唯一
因变量：ln （T ）方程1（FE ）
方程2（FE ）
方程3（FE ）
方程4（max lag=2）
方程5（max lag=1）
常数
1.475
（1.426）
4.782***
（1.257）
2.190
（1.362）
2.190**
（1.011）
6.828***
（0.377）
ln （k ）0.565***
（0.082）
0.367***
（0.090）
0.367***
（0.090）
0.367***
（0.084）
ln （p ）0.164***
（0.063）
0.071
（0.065）
0.071
（0.095）
0.071
（0.087）
fer 0.003***
（0.000）
0.002***
（0.000）
0.002*
（0.001）
0.002
（0.001）
way 0.486***
（0.105）
0.092
（0.081）
0.365***
（0.102）
0.365***
（0.087）
0.365***
（0.074）
FDI 0.128
（0.117）
0.130
（0.115）
0.105
（0.111）
0.105**
（0.047）
0.105*
（0.054）
y 0.231*
（0.118）
0.114
（0.114）
0.198*
（0.111）
0.198***
（0.060）
0.198***
（0.059）
R 2
0.5950.4520.6120.3200.320Prob.>F 或Prob.>χ2
0.000
0.000
0.000
0.000
0.000
基本回归结果
表2
注：括号内为标准差，方程4和方程5中括号内为Driscoll-Kraay 标准差。*、**、***分别表示通过显著性水平为10%、5%和
1%的统计检验。下同。
①
在处理面板数据过程中，如果数据存在异方差或自相关问题，一般来说会采用广义最小二乘法处理（包括
FGLS ），但其前提是时间跨度大于截面单元数量（即大T 小N 型），但是事实上很多的中国省区面板数据都
不满足该条件，本文也是如此。在大N 小T 的情况下，应该采用Pooled OLS/FE Estimation with Driscoll-
Kraay Standard Errors 。
最后，我们采用系统矩估计方法（System-GMM ）验证本文实证结果的稳健性。在表3中的方程
9中，我们只单独考察“土地财政”假说，fer 的系数为0.0007，通过显著性水平为10%的检验，ln （p ）
的系数为正，但是不显著，与前面的发现一致：单独考察时，土地财政假说具有解释能力。在表3中的方程10中，我们同时考察土地财政假说和土地引资假说，ln （k ）的系数为0.192，通过显著性水平
的变化是，上一年财政缺口的回归系数开始变得不显著。这意味着，当同时考察土地财政假说和土地引资假说时，则只有“土地引资”更有显著的解释能力。
4.内生性问题
前面的理论分析中已经揭示，固定资产投资在一定条件下是内生的。在基本结果中，我们忽视了回归方程可能存在的内生性问题，这意味着，表2中的回归可能是有偏的，并非一致估计。因此，在本小节，我们首先检验投资等是否是内生的，如果回答是肯定的，则尝试克服这种内生性，进一步检验“土地财政”假说和“土地引资”假说。
首先，检验固定资产投资是否存在内生性的问题。使用Davidson-MacKinnon 检验方法，判断
OLS 和IV 方法得到的结果是否一致。对固定资产投资额选取的工具变量包括上一年的固定资产投资额和上一年的外商直接投资额，选择的工具变量通过了有效性检验。Davidson-MacKinnon 检验得
到F 统计量的P 值为0.04，拒绝原假设，即固定资产投资存在内生性问题且存在显著影响。
①
接着，我们尝试采用IV 方法克服内生性问题，回归结果见表3中的方程6、7、8。无论是采用土地出让价格ln （p ）、上一年财政缺口fer ，还是同时采用这两个指标度量土地财政激励的影响，其回归系数都不显著。而固定资产投资ln （k ）的回归系数仍然是正号，几乎都能够通过显著水平为1%的检验。就固定资产投资回归系数绝对值而言，方程6、7、8中的回归系数明显比表2中方程3、4和5的系数值大，从侧面验证了基本回归结果是有偏的。还有两个细节值得强调：一是本文所采用的工具变量没有过度识别，表现为表3中相应的Hansen 检验都无法拒绝零假设。另一个细节是与基本结果相比，控制变量没有任何实质性变化。这一定程度表明结果是稳健的。
①
为稳健起见，本文对土地出让价格和上一年财政缺口变量均进行了内生性检验，结果无法拒绝原假设，因此可以认为这两个变量不存在内生性。
因变量：ln （T ）方程6（IV ）
方程7（IV ）
方程8（IV ）
方程9（System-GMM ）
方程10（System-GMM ）
常数
-6.599（5.461）－5.635（5.006）－6.698（6.372）0.946（1.266） 2.926***（0.993）ln （k ） 1.584**（0.728） 1.349**（0.537） 1.598*（0.860）0.192*（0.111）ln （p ）-0.190（0.265）
-0.178（0.260）0.011（0.082）-0.022（0.047）fer -0.000（0.001）
-0.000（0.001）0.001*（0.000）0.000（0.000）way 1.290**（0.545） 1.135***（0.427） 1.300**（0.638）0.140（0.086）0.192**（0.092）FDI 0.150***（0.032）0.147***（0.030）y 0.455*（0.265）0.395*（0.211）0.457*（0.283）0.042（0.086）0.005（0.065）Prob.>F 0.0000.0000.0000.0000.000R 20.520
0.542
0.612
AB （1）0.0000.003AB （2）0.719
0.103Hansen
0.5700.4400.5560.102
0.803
注：AB （2）为模型的残差是否存在二阶序列相关的Arellano-Bond 检验统计量的P 值，Hansen 为工具变量是否存在过度识别的Sargan 检验统计量的P 值。
回归结果：考虑内生性问题
表3
为10%的检验，但是ln（p）和fer的系数均不显著，还是与前面的发现一致：当同时考察时，只有土地引资假说具有显著的解释能力。方程9中的AB（1）检验的p值为0.000，拒绝残差不存在一阶序列相关的原假设，AB（2）检验的p值为0.719，不能拒绝原假设；方程10结果类似，这表明方程9和方程10均能够通过Arellano-Bond检验，以及Hansen检验。
以上分析表明，在中国，“土地引资”相对“土地财政”而言，是更为直观的理解地方政府土地出让行为的视角，地方政府官员热衷于出让土地是源于“土地引资”，而不是为了直接从土地出让上获取财政收入的“土地财政”，这表明地方政府官员在土地出让上的行为表现是理性的，更看重的是通过出让土地招商引资后带来的未来多期的GDP增长，以求在GDP考核中胜出从而获得晋升优势。这也就解释了为什么存在大量低价出让工业用地的现象，即使是在中西部欠发达地区，地方政府无法通过高价供给商住用地来获取土地出让收入，依然热衷于大量出让土地，最终目的是为了招商引资。本文的实证结果是相当稳健的。
四、结论性评述
近年来，地方政府官员热衷于出让土地，引发人们的广泛关注，但规范的学术文献并不多，且主要是强调“土地财政”假说，土地财政是理解中国地方政府20世纪90年代中期以来的土地出让行为的一种重要视角，但不是唯一的视角。媒体不时报道的超低价甚至“零地价”①出让土地现象，是土地财政假说所无法解释的。改革开放以来，中国在政治集权下采取了适宜的地方经济分权。地方政府官员不仅面临财政激励而且还面临政治激励，地方政府官员的晋升与其辖区经济绩效显著相关，结果地方政府官员为增长而竞争，致力于招商引资等发展辖区经济。土地，特别是工业用地，无疑是地方政府官员竞相招商引资发展辖区经济的主要手段。因此，地方政府官员有可能出于对政绩的追求而出让土地，即“土地引资”。
基于此，本文从理论和实证两个方面考察中国地方政府官员的土地出让行为。理论上，我们证明了，在一个政治集权经济分权的经济体，地方政府官员出让土地的“土地财政”和“土地引资”动机同时存在。实证上，我们采用1999—2005年间的省级面板数据发现，当分别考察时，“土地引资”假说和“土地财政”假说都具有显著的解释能力；当把二者放在一起综合考察时，“土地引资”假说仍然具有显著的解释能力，刻画“土地财政”假说的变量却开始不再显著。克服了回归分析中可能存在的内生性等问题后，上述实证结果依然成立。这意味着，地方政府官员热衷于出让土地是源于“土地引资”，“土地引资”相对“土地财政”而言，是更为直观的理解地方政府土地出让行为的视角。而且这个实证结果是相当稳健的。
本文的发现意味着，中国地方政府官员近年来大量出让土地是对政治激励做出的理性反应。这对我国的耕地保护有一定的启示：中国划定耕地保护红线，从一定意义上是在“堵”，可能治标不治本；“堵”不如“疏”，即改变现行的政治激励机制，搞对地方政府和官员的土地行为激励。中国的土地问题是与土地市场之外的因素联动的，解决中国的土地问题需要土地市场内外的联动改革：（1）中央应注意从官员激励设计上控制土地出让和优化土地利用。地方政府官员出于对任期内政绩的追求，低价出让工业用地并高价出让商业与住宅用地，带来了土地利用效率的损失，也未能最大化地方经济活动主体的福利。中央应加快干部考核方案的完善工作，改变唯GDP的政绩观，加入对经济发展效率、经济发展社会效益等方面的考核维度，并引入和加大民意的政治影响度，从而在政治激励上改变地方政府的土地出让行为，提高土地利用效率，优化土地利用结构。
（2）中央应同时从财政体制改革上入手，淡化地方政府利用土地来获取财政收入的动机。这涉及优化中央和各级地方政府之间的财权与事权的匹配程度，构建更具持续性的税收收入结构以及推行更加透明公开的财政预算决算制度。
①随着土地管理法规的完善，零地价的现象基本消失，但是低价出让土地的现象依然存在。
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Fiscal Incentive ，Political Incentive and Local Officials ’Land Supply
ZHANG Li 1，2，WANG Xian-bin 3，XU Xian-xiang 1
（1.Lingnan College of Sun Yat-Sen University ，
Guangzhou 510275，China ；2.Institute for Economics of Sun Yat-Sen University ，Guangzhou 510275，China ；3.Guangdong University of Foreign Studies ，
Guangzhou 510006，China ）
Abstract ：
Chinese local officials supplied much more land these years than before ，and existing literatures
look for the reason in the view of land finance.Actually ，local officials are faced with fiscal incentive and political incentive simultaneously.Local officials have the motive of attracting investment by land policy when central government evaluates them by economic performance.This paper theoretically proved that ，in a political centralized and economic decentralized economy ，local officials can make fiscal balance better and attract more capital investment by land supply ；We then evidently found that the main incentive of land supply by local officials is investment promotion rather than fiscal balancing using Chinese provincial panel data.This finding means that China ’s land issues links with factors outside the land market ，and linked reforms outside the land market are needed to solve China ’s land problems.
Key Words ：
local officials ；land supply ；political economic growth
〔责任编辑：王燕梅〕
（3）应着力土地制度改革，使之成为保障和推动我国经济持续发展和政治长期稳定的重要制度。特别是要加速土地要素市场化流动，堵住地方政府低成本获取农村土地的渠道，加大农村土地制度改革的实验和推广力度，以保障农民利益为主线，推进土地承包经营权流转，以土地要素市场化流动加速工业化、城镇化和农业现代化进程，实现城乡间和区域间的协调发展。