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摘要:基于土地城市化与人口城市化两个视角,采用珠江三角洲9地市的面板数据,研究土地投融资对城市化推进的作用机理及影响关系。结果表明,土地投融资对土地城市化推进具有正向的影响,对人口城市化的影响呈倒“U”型关系。因此在城市经济发展处在较低水平阶段,要重视土地投融资对城市化的推动作用,而在城市经济快速发展和形成规模阶段,应以土地城市化推动人口城市化,通过优化产业结构、改善城市居住条件和环境,提高城市化的质量。
一、引言与文献回顾
城市化是国家经济进步和社会发展的重要标志,表现为城镇人口比重上升、工业化水平提高、城市内部空间和边界扩张等。改革开放以来,地方政府把推动二三产业发展,提高城市经济发展水平,作为工作重心。在“政绩竞争”的驱引下,培养和推动城市核心产业发展和转型依旧是地方政府的工作重点,为此积极招商引资以增强政府税收,提升城市经济产出,加快城市建设,最终显示政绩。沿海地区得益于对外开放政策红利和区位优势,“三来一补”的经济发展思路,尤其是广东省的珠三角洲地区,需要建立大量的工业园区甚至城市新区,土地、人口和资本等基本生产要素的供给成为地方政府急需解决的问题。
据H·纳里和M·塞奎因的世界发展模型,各国的初始城市化是由工业化推动,各类企业在地理上趋于集中,既获得“聚集的经济效益”,也扩大城乡土地开发和人口转移。西方国家工业化是工业革命和资本积累双重驱动推进,这与我国有极大的不同。我国快速工业化进程中,充分发挥劳动力资源等方面的比较优势,积极融入全球产业分工,走出一条具有中国特色的工业化之路。城市工业经济发展规模扩大,出现城市劳动力短缺以及内部空间不足,从而不断增强城市对农村劳动人口吸引力,促进城郊农业用地向城市建设用地转化,加速推进城市化进程。国内专家学者关注和研究影响城市化的主要因素,从土地利用、人口要素、财政分权等多个视角广泛进行分析,探讨影响城市化进程内在机理,通过人口城市化和土地城市化两个指标思考和衡量城市化发展水平。
周文等(2017)建立一个统一的理论框架分析土地制度、户籍制度和城市化的关系,发现允许土地流转、实施户籍制度松绑,将有更多农村劳动力迁往城市,增加城市劳动力产出,大幅改善农村劳动力福利,小许降低城市劳动力的福利,城市化率提高。国务院发展研究中心土地课题组用实地调查的方法研究地方政府经营土地的风险和防范措施,表明土地融资成为地方政府财政和城市化资金的重要来源。谢冬水(2016)对人口城市化与空间城市化的发展失衡现象及其内在机理进行了系统研究,发现地方政府间竞争越激烈,土地供给数量越多,人口城市化与空间城市化发展失衡的程度就越严重。赵丹丹等(2016)以中国三大城市群作为研究对象,定量研究城市化与土地集约利用的动态关系和相互作用强度,土地集约利用与城市化水平之间存在长期的正向促进作用,但作用强度不同。郭树华等(2021)研究发现,产业结构高度化对人口城市化的影响呈倒“U”型关系,通过市场机制作用于人口城市化强于通过政府调控机制作用于城市化的效果。齐昕等(2020)利用我30省份的面板数据,分析财政分权、金融分权对其城市化发展的作用机理与现实关系,处于城市化不同发展阶段时,财政分权与金融分权对城市化的影响各异。俞云峰等(2017)提出以信息化为基础的新型工业化带动城市的产业更新、人口与空间优化,是新型城市化的根本动力来源,要发挥新型工业化在新型城市化进程中的动力机制作用。尤济红(2022)从经济发展阶段、政府职能分析中国城市化进度,发现政府职能对城市化的影响随着地区经济发展阶段的变化而表现出异质性。
现有文献不乏从土地的视角研究城市化问题,探索土地制度、融资和集约利用对城市化的影响,但从土地投融资对城市化的影响探讨并不多:首先是现有文献缺乏土地投融资对城市化影响的综合分析;其次,土地投融资推动城市化的机制的文献较为鲜见。因此本文重点关注沿海发达省份广东的珠三角洲地区的城市化进程,以2005-2020年珠三角洲9个城市的面板数据为样本,构建模型实证分析土地投融资对的城市化的影响机制。
二、土地投融资影响城市化的机理分析与研究假设
1.土地投融资对土地城市化的作用机理
工业化是城市化的内在推动力,土地及资本等生产要素是城市工业化的基础。实现城市工业化,首先要投入大量的资金建设道路、水电等基础性设施,为经济产业发展提供保障;其次要投入大量的土地,确保工业园区、城市新区等用地需求。1993年分税制改革,财权上移和事权下放,地方政府预算内财政收入下降,为保障城市基础设施建设,将更多资金来源努力转向土地投融资,以此解决地方政府城市化资金的窘境。
土地投资即地方政府通过自有资金和银行贷款等方式进行增量土地开发,征收农村集体土地转为城市建设用地,为产业园区建设和城市公共设施建设提供土地;土地融资即地方政府将部分已开发的土地及城市的存量土地划入所设立的融资平台,以地抵押融资,为城市基础设施建设和产业发展提供资金支持。土地投融资为城市经济产业发展提供土地和资本两种要素,大力开展工业园区、城市住房、基础设施等建设,不断激发经济活力,提高城市工业化水平。地方政府作为农村集体土地的征收者和城市土地所有者,也是土地生产要素的供应者,通过确定土地使用性质,向工业、住宅、商业等不同领域供应土地;同时运用“招拍挂”机制提高土地使用权出让收入以偿还土地开发费用,并将盈余的资金继续用于新一轮的土地投资开发。
假设1:土地投融资与土地城市化呈正相关关系。
2.土地投融资对人口城市化的作用机理
随着土地持续投入工业、住宅、商业、道路等建设,大量工业园区建立和企业进驻运营,出现大量的劳动力需求;住宅楼房、商业中心等建设,改善城市居住条件;城市道路、水电等基础设施建设,提高城市工作生活质量,如深圳、东莞、佛山、珠海等城市良好的就业条件和居住环境,吸引省内乃至外省的农村人口向城市转移,推动人口城市化进程。深圳的2005年的户籍人口为165.14万人,到2020年增加至584.58万人,增长了3.54倍。东莞、佛山和珠海也分别增长1.63倍、1.35倍、1.62倍。
但研究发现,随着城市土地价格提高使得房价提升,生活成本加大,以及城市普遍对高学历人才及技术型人才才具有更好的落户政策,普通的农村劳动者更难以在城市落户居住。
假设2:土地投融资对人口城市化存在先促进后作用减弱的现象。
三、研究设计与变量选取
(一)计量模型的设计
基于上述理论机制,土地投融资通过提供土地和资金等生产要素,提高城市工业化水平,因此推动城市化进程。本文构建了如下计量模型,用以检验土地投融资对城市化进程的影响:
lnUrban it =α1 +β1lnlif it+Σγ1lnXit +εit
其中,Urban it为被解释变量,表示i 市在第t 年的城市化;lif it为核心解释变量,表示i 市在第t 年的土地投融资规模;Xit为控制变量,具体包括土地投入、产业结构、基础设施建设、城市在岗职工年末平均工资等变量;εit为随机扰动项。为减少异方差的干扰,模型采用自然对数形式。
(二)变量说明
1.被解释变量:城市化
本文参照吕志强等(2016年)的做法,当取值为市辖区建成区面积占行政区域土地面积的比重时,表示土地城市化;当取值为市辖区非农业人口占年末总人口比重时,表示人口城市化。
2.核心解释变量:土地投融资
珠江三角洲9市的土地投融资规模为本文的核心解释变量。土地投资即地方政府投资进行土地征收开发,生地变为熟地后,以“招拍挂”形式入市进行出让,并获取土地出让收入;土地融资则是利用设立的融资平台,以土地向银行等金融部门抵押获得贷款,并将该部分资金用于城市用水、用电、市政道路等方面的基础设施建设。本文将城市基础设施投入作为土地融资的替代变量,与土地出让收入加总得到土地投融资的数值。鉴于土地投融资产生的经济效益具有滞后性,本文采用滞后两期数据进行实证。
3.控制变量
本文的控制变量主要是影响城市化的各个因素,具体包含:(1)经济发展水平(gdp),用人均国内生产总值的自然对数进行度量,经济发展水平体现城市经济实力,是吸引人口和推动土地开发的重要因素;(2)产业结构(ind),用该城市第三产业增加值与gdp比值的自然对数进行衡量,比值越高说明城市工商业越发达,对人口的吸引能力越强,对土地的需要量越大;(3)土地投入(land),用每年度城市居住、工业、仓储物流、商业的建设用地的自然对数来衡量,数值越大表示城市扩张的越快,土地城市的速度也越快;(4)基础设施(road),以城市道路的建设水平作为替代变量,用年末实际铺装的道路面积的自然对数来衡量,面积越大表示城市发展水平越高,推动城市工业发展作用越强,且便捷的城市交通更能创造宜居环境,吸引人口;(5)商品房土地价格,价格越高则导致商品房价格趋高,降低外来人口购房和落户的意愿;(6)在岗职工年平均工资(aw),工资水平越高说明工商业发展水平越好,吸引人口的能力越强;(7)规模以上工业企业单位数(lse),规模意识企业数越多说明该城市工业基础越好,具有较强的产业带动能力,能够更大程度上吸引人口.
(三)数据来源与模型检验
本文选取2005-2020年广东珠江三角洲地区广州、深圳、珠海、佛山、东莞、惠州、中山、江门、肇庆共9个城市的样本进行实证分析,各项数据来源于《广东统计年鉴》以及各地市的年度统计年鉴。
1. 描述性统计检验。
主要变量的描述性统计检验结果见表1。
表1变量的描述性统计结果
变量 | 变量说明 | 样本量 | 最大值 | 最小值 | 平均值 | 标准差 |
lnUrbana | 土地城市化 | 144 | 3.8825 | -0.9802 | 1.7280 | 1.38 |
lnUrbanb | 人口城市化 | 144 | 4.6052 | 3.6633 | 4.3356 | 0.2543 |
lnlif | 土地投融资规模 | 144 | 4.6052 | 3.6633 | 5.8651 | 0.2543 |
lngdp | 城市年度人均生产总值 | 144 | 11.9800 | 9.3500 | 11.0679 | 0.5331 |
lnInd | 产业结构 | 144 | 4.2837 | 3.4720 | 3.8103 | 0.1911 |
lnland | 土地投入 | 144 | 7.2079 | 3.5835 | 5.3601 | 1.0005 |
lnroad | 替代变量,年末铺装道路面积 | 144 | 9.5641 | 5.4638 | 7.8696 | 1.0385 |
lnlp | 商品房土地价格 | 144 | 11.9800 | 9.3500 | 11.0679 | 0.5331 |
lnaw | 在岗职工年平均工资 | 144 | 11.8454 | 9.6134 | 10.7873 | 0.5103 |
lnlse | 规模以上工业企业单位数 | 144 | 9.3523 | 6.6695 | 8.0749 | 0.7410 |
2.模型设定检验
首先,对面板数据运用ADF方法进行单位根检验,结果拒绝了零假设,并且结果在1%水平下显著,说明各指标变量的时间序列平稳,可以进行直接实证回归。接着对数据进行Hausman效应检验,结果显示伴随概率为0,拒绝随机效应的原假设,应采用固定效应模型进行估计。
四、实证结果分析
根据前文所述,将样本按照土地城市化和人口城市化分成两种模型,采用固定效应模型,在模型中依次引入土地投融资及控制变量,使用最小二乘法通过分步回归来检验土地投融资与城市化之间的作用关系。
表2 土地城市化样本组回归分析
自变量 | 模型1 | 模型2 | 模型3 | 模型4 | 模型5 |
土地投融资 | 0.1659*** (14.2712) | 0.0998*** (8.8091) | 0.1212*** (7.0939) | 0.0786*** (5.8421) | 0.0857*** (6.1907) |
土地投入 | 0.2358*** (7.1241) | 0.2189*** (7.1669) | 0.2234*** (7.3545) | ||
产业结构 | 0.5841*** (4.4184) | 0.3822*** (3.7686) | 0.3592*** (3.5291) | ||
规模以上企业数 | -0.0107 (-0.2113) | -0.0693* (-1.8567) | |||
基础设施建设 | 0.1199*** (4.7680) | 0.0691*** (2.3332) | 0.0596*** (1.9850) | ||
常数项 | 0.7553*** (11.0002) | -1.0643*** (-5.9295) | -1.1219* (-1.6900) | -1.9057 (-5.7317) | -1.2508 (-2.5926) |
R2 | 0.9951 | 0.9976 | 0.9931 | 0.9968 | 0.9969 |
F值 | 3013.352 | 4910.477 | 1731.961 | 3437.884 | 3167.641 |
注:括号中数据表示t值,***、**、*表示分别在1%、5%、10%水平下显著。
表2所示为土地投融资与土地城市化的回归结果,模型1只有核心解释变量土地投融资和被解释变量土地城市化,模型2增加土地投入和基础设施进行回归,观察土地及土地利用对土地城市化的影响;模型3使用产业结构与规模以上企业数进行回归,观察产业经济结构对土地城市化的影响;模型4和模型5为逐步观察土地投入、产业结构、基础设施建设等对土地城市化的影响。结果显示,土地投融资的系数为0.1659、0.0998、0.1212、0.0786、0.0857,表明每当土地投融资的对数增长1个单位,土地城市化率就增长相对应的百分点。5个模型土地融资的系数全部为正值,表明土地投融资对土地城市化具有正的相关性,并且T值在5%的统计水平下显著,R2均在0.99以上,说明所有模型的拟合程度比较好,解释变量对被解释变量具有较强的解释程度,回归结果与预期的一致。
表3 人口城市化样本组回归分析
自变量 | 模型1 | 模型2 | 模型3 | 模型4 | 模型5 |
土地投融资 | 0.0168*** (6.8824) | 0.0052 (1.0930) | 0.0026 (0.5185) | -0.0023 (-0.5683) | 0.0087 (1.5879) |
产业结构 | 0.0563 (1.4784) | -0.0263 (-0.4240) | -0.0017 (-0.0324) | ||
商品房土地价格 | 0.0333*** (3.2223) | 0.0276 (2.3602) | -0.0370*** (-2.6648) | ||
人均生产总值 | 0.0856*** (2.5634) | 0.2452*** (8.0147) | |||
在职职工人均工资 | 0.0102 (0.3383) | -0.1154***(-4.4603) | |||
土地城市化 | 0.1157*** (11.4550) | ||||
常数项 | 4.2470*** (325.8487) | 4.0421*** (64.2659) | 3.8866*** (31.6383) | 3.3909*** (14.4456) | 2.9223*** (12.94481) |
R2 | 0.9663 | 0.9698 | 0.9686 | 0.9744 | 0.7171 |
F值 | 426.2582 | 427.8093 | 370.2742 | 416.2437 | 57.8958 |
注:括号中数据表示t值,***、**、*表示分别在1%、5%、10%水平下显著。
表3为所示为土地投融资与人口城市化的回归结果,模型1为土地投融资对人口城市化的回归,模型2-模型5以此增加其他控制变量进行回归,拟合程度较好,解释程度较强。模型1的回归结果显示,土地投融资的系数为0.0168,说明土地投融资对人口城市化具有正的相关性,具有促进的作用。模型2-模型4逐步加入商品房土地价格、人均生产总值等变量后,回归结果土地投融资为系数均不显著,可见在城市经济发展相对发达的阶段,城市居住条件、城市经济实力对人口具有较强的吸引力,土地投融资则作用不明显。模型5也说明城市经济生产总值越高则城市发展水平越好,对人口进城越具有吸引力;而商品房土地价格为负值,则表明商品房土地价格越高则降低人口城市化进程。有一点需要注意的是,模型5土地城市化的系数为0.1157
,说明土地城市化对人口城市化有一个强有力的促进作用。根据回归结果,土地投融资对人口城市化的影响呈倒“U”型关系。在珠江三角洲各地市推动城市化的初始阶段,城市产业水平较低、城市职工收入不高等情况下,土地投融资对促进城市产业发展,提升城市经济实力,增强城市人口吸引力,促进人口城市化发挥积极作用;在城市经济发展向好,产业走向规模化发展、城市居住环境改善的阶段,土地投融资的作用则趋向偏弱。
五、结论与启示
本文探索了土地投融资对城市化进程的影响,从土地城市化和人口城市化两个方面进行实证回归,研究发现,土地投融资对土地城市化进程具有正向的影响,尤其是通过征收农村集体土地和实施城市更新,土地长期持续投入,推动城市边界的扩张和城市内部空间的重构,为产业园区、城市新区、基础设施、城市住房等建设提供基础保障,加速了土地城市化进程。土地投融资对人口城市化的影响为倒“U”型关系,在城市经济实力提升的初始阶段具有正向促进作用,待城市经济发展走强则作用下降。以珠江三角洲9市的土地投融资对城市化实证分析,结果显示在推动城市工业化的起步阶段,地方政府应高度重视和发挥土地投融资对城市产业发展和城市基础建设具有的推动作用,引导土地城市化适当超前;在城市经济快速发展和形成规模阶段,应通过优化产业结构、改善城市居住条件和环境,以土地城市化促进人口城市化,减少土地投融资的不良影响。
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