金融發展對建設用地利用效率的影響分析

■馬克星，賀書鋒，相雨佳

一、問題的提出

作為非農產業發展的載體，改革開放以來，我國建設用地資源投入有力支持了經濟的高速增長和城鎮化的快速推進，同時也造成建設用地利用效率偏低的問題。大量農用地和生態用地轉變為建設用地，產生許多生態環境問題。單純依靠要素投入，以犧牲資源環境為代價的粗放型發展模式已廣受詬病。

“在新常態下走出一條改革發展新路”是中國國土資源管理健康發展的客觀要求。諸多學者圍繞“如何提升建設用地利用效率”展開了研究。在建設用地利用管理方面，提出要大力推進土地節約集約利用政策（胡動剛等，2017）、城市更新政策（朱一中和王韜，2019）和新型城鎮化戰略（吳紅蕾，2018）。在建設用地供給方面，認為應繼續完善土地出讓市場化、健全建設用地二級市場（馬克星等，2017）。在建設用地利用模式方面，探索具有發展權轉移性質的建設用地使用權跨區域配置，如建設用地增減掛鉤（顧漢龍等，2015）、耕地異地代保（童菊兒等，2012）、復墾（折抵）指標制度（張蔚文和李學文，2011）和地票交易（張鵬和劉春鑫，2010）等。

金融運行和發展具有資源配置的功能。習近平總書記在中共十九大報告中提出發展綠色金融，推進資源全面節約。金融業對經濟活動和其他產業具有強大的滲透性，綠色金融能夠引導資金流向節約資源技術開發和生態環境保護產業，避免短期利益造成的過度投機行為。國內外學者運用不同方法證實了金融發展在提升資源利用效率和經濟效率等方面的積極作用（Greenwood et al.，2013；楊森和林愛梅，2019），但金融發展對建設用地利用效率影響方面的研究還不夠深入。鑒于此，筆者試圖從理論和實證兩個方面，深入研究金融發展對建設用地利用效率的影響，以期為制定促進建設用地利用效率提升的金融政策提供理論參考。

二、理論分析與研究假設

資金投向不同對建設用地利用效率的影響也不同。如圖1所示，資金投向主要包括擴大經濟規模、調整經濟結構和推進技術進步三個方面。根據增長要素特征反映經濟發展階段特征，可將經濟發展分為生產要素推動、投資推動、創新推動和財富推動四個階段。不同發展階段，地方政府和企業推進經濟發展的策略和手段有所不同，資金投向也會有所側重，金融發展對建設用地利用效率影響路徑也表現出較大差異。

圖1 金融發展對建設用地利用效率影響的路徑機制圖

在經濟發展初中級階段，資金通常直接用于擴大經濟規模。通過招商引資大力發展第二產業，做大經濟規模是該階段地方政府的首要目標，要素驅動型為該階段的重要特征。由于資本要素嚴重不足，地方政府傾向于“以土地謀發展”，通過提供大量、廉價建設用地的方式招商引資，以廉價的土地替代其他生產要素，造成建設用地利用效率低下，進而導致生態和環境問題的惡化。此時，金融業通過貨幣流通和信用渠道為經濟發展融通資金，這些資金可能帶來兩方面的影響：一方面，在一定程度緩解了資本要素不足的問題，弱化了地方政府“土地引資競爭”行為，提高了建設用地的利用效率；另一方面，金融發展增加用地單位融資渠道，降低融資成本，促使更多土地轉變為建設用地，這不利于建設用地效率的提升。

在經濟發展的中高級階段，資金投向逐步轉向推進技術進步和引導產業結構調整。隨著經濟發展方式由規模速度型向質量效益型轉變和土地市場體系不斷發展完善，國家對建設用地總量規模的管理日趨嚴格，地方政府開展“土地引資競爭”的外部條件逐步消失，建設用地越來越成為經濟規模擴張的制約因素，而更高效的生產技術和更合理的產業結構對經濟增長的貢獻作用更加顯著。

地區金融發展水平越高，信貸資金的可得性越高，金融發展可通過多個路徑推動建設用地利用效率的提升。一方面，地方政府對金融資本流向進行積極調整引導，通過向現代產業部門配置資源、引致企業的創新型投資、動員儲蓄和減少交易成本等方面的積極作用，促進產業結構的升級（褚敏和靳濤，2013），減少污染企業比重。另一方面，地方政府和企業通過增加技術研發投入的方式推進技術進步，促進傳統第二產業向先進制造業、高端制造業轉型，劉顏等（2019）研究發現，金融發展對產業結構升級具有顯著的促進作用，當地區金融發展水平跨越相應門檻值后，其促進作用更加明顯。此外，合理的產業結構進一步促進了人口的城鎮化，實現資金、勞動力和土地的有效集聚，形成“集聚效應”，這些對建設用地的有效利用都有極大的促進作用。因此，在經濟發展中高級階段，資金投向的變化使金融發展對建設用地利用效率產生更大的正向作用。

基于以上分析，提出如下研究假設。

假設1：總體來看，金融發展對建設用地利用效率的提升具有正向影響。

假設2：金融發展對建設用地利用效率的影響存在階段性差異，表現為非線性特征。

假設3：在經濟社會發展初中級階段，金融發展對建設用地利用效率提升作用較小，甚至可能出現負向影響；在經濟社會發展中高級階段，金融發展對建設用地利用效率的正向影響作用較大。

三、模型設定與數據選取說明

（一）模型設定

根據前述分析，我國金融發展對建設用地利用效率的影響可能不再是簡單的線性關系，而是存在門檻特征。為考察金融發展對建設用地利用效率影響的門檻特征，借鑒Hansen（1999）的研究，構建面板門檻模型。分別以區域發展階段指標作為門檻變量，以金融發展水平（fin）為依賴變量，研究金融發展對建設用地利用效率（eff）的門檻效應。面板門檻模型如下：

模型（1）為單門檻模型，模型（2）為雙重門檻模型。其中，ind表示門檻變量，具體為城鎮化率、產業結構等區域發展階段指標；β0表示單一門檻時的門檻值，β1表示雙重門檻的第一個門檻值，β2表示雙重門檻的第二個門檻值；X表示控制變量集合；α為模型回歸系數，ε為擾動項。

（二）變量選取

1.被解釋變量

模型的被解釋變量是建設用地利用效率（eff）。筆者認為建設用地不僅僅具有經濟產出，還具有承載人口、解決就業等社會效益，并產生廢水、廢氣等負的環境效益，使用增加值指標不能全面反映建設用地利用的正面建設性和負面破壞性。為全面考慮建設用地社會、經濟和生態效益，準確衡量建設用地利用效率，筆者利用DEA-SOLVER Pro5.0軟件中的SBM-I-C模型，計算建設用地利用的相對效率作為因變量，具體的投入產出指標如表1所示。

表1 建設用地利用效率評價投入產出指標

2.核心解釋變量

模型的核心解釋變量為金融發展（fin），使用金融機構各項貸款余額占當年名義GDP的比重作為金融發展的度量指標，該指標越大表明區域金融發展越強。

3.控制變量

借鑒盧新海等（2016）的研究，從政策因素、發展因素、規模因素、結構因素4個方面選取控制變量。

（1）政策因素。選擇全社會固定資產投資與地區生產總值的比值作為物質資本投入的度量指標，選擇平均每萬人中普通本專科在校生人數衡量人力資本水平，選用進出口貿易總額與地區生產總值的比值作為對外開放度的度量指標。

（2）發展因素。根據盧新海等（2016）的研究，選取人均地區生產總值作為區域社會經濟發展整體水平（dev）的衡量指標。

（3）規模因素。由于我國各區域行政面積差異巨大，導致各地區建設用地資源總量差距懸殊，故選擇區域內建設用地總量與區域總面積的比值衡量地區建設用地規模（sca）。

（4）結構因素。區域結構因素指標主要包括產業結構（str）和人口結構（urb），兩個指標的動態調整都會直接或間接地改變城市建設用地利用方式和強度，進而影響總體利用效率。選擇非農產業增加值占總增加值的比重衡量產業結構，以戶籍城鎮化水平衡量人口結構。

（三）數據來源及處理

各地區城鎮村及工礦用地規模數據來源于《中國國土資源統計年鑒》，金融機構貸款余額數據來源于歷年《中國金融統計年鑒》，各地區生產總值、二三產業增加值、人均地區生產總值、全社會固定資產投資、普通本?？茖W生情況、進出口貿易總額、戶籍城鎮化、年末人口數、廢水排放量、二氧化硫排放量和煙粉塵排放量數據均來源于《中國統計年鑒》，二三產業就業人數來源于各地區統計年鑒。人均地區生產總值等按可比價格換算處理為2009年價格水平。為了保證數據的平穩性和可比性，對數值為絕對量的變量取自然對數。變量的描述性統計結果見表2。

表2 變量相關說明及統計性描述

四、實證結果及分析

（一）門檻效應檢驗

在進行門檻分析之前，應首先檢驗門檻效應是否存在以及可能存在的門檻數。根據前述理論分析，金融發展對建設用地利用效率的影響在不同發展階段可能存在差異。社會經濟發展結構因素可有效衡量不同發展階段，其中產業結構（str）能夠表示經濟發展的不同階段，城鎮化率（urb）能夠表示社會發展的不同階段。區域社會經濟發展必須以一定規模的建設用地為支撐，一般來說，經濟社會發展程度越高，其建設用地規模相對越大，因此可以用建設用地規模（sca）表示經濟社會總體所處的不同階段。

研究分別以區域產業結構（str）、城鎮化率（urb）和建設用地規模（sca）作為門檻變量進行實證檢驗。設定的bootstrap自舉抽樣次數為300次，根據得出的F統計量和對應的p值，判斷模型存在的門檻個數。檢驗結果如表3所示。

表3 門檻效應檢驗結果

檢驗結果表明，金融發展作為主要解釋變量，以產業結構（str）作為門檻變量時，其單門檻F值統計量為45.96，在10%的顯著性水平下通過檢驗，即通過單門檻檢驗，而雙重門檻F值統計量為21.16，未能通過顯著性檢驗。以城鎮化率（urb）作為門檻變量時，其單門檻F值統計量為69.22，在1%的顯著性水平下通過檢驗，通過單門檻檢驗，雙重門檻檢驗的F值統計量為44.21，在5%的顯著性水平下通過檢驗，而三重門檻F值統計量為28.57，未能通過顯著性檢驗。以建設用地規模（sca）作為門檻變量時，其單門檻F值統計量為78.26，在5%的顯著性水平下通過檢驗，進而進行雙重門檻檢驗，雙重門檻檢驗的F值統計量為55.59，在1%的顯著性水平下通過檢驗，而三重門檻檢驗F值統計量為22.26，未能通過顯著性檢驗。

完成門檻效應檢驗后，對具體的門檻值進行識別，識別結果見表3和圖2至圖6。產業結構（str）作為門檻變量時的單門檻值為0.9867，城鎮化率（urb）作為門檻變量時的兩個門檻值分別為0.8155和0.8760，建設用地規模（sca）作為門檻變量時的兩個門檻值0.0335和0.3411。

圖2 產業結構門檻值似然比（LR）趨勢圖

圖3 城鎮化門檻值1似然比（LR）趨勢圖

圖4 城鎮化門檻值2似然比（LR）趨勢圖

圖5 區域建設用地規模門檻值1似然比（LR）趨勢圖

圖6 區域建設用地規模門檻值2似然比（LR）趨勢圖

由圖2至圖6可以看出，識別出的門檻值都在似然比值下方，門檻值估計準確。門檻值的存在表明金融發展對建設用地利用效率的影響在不同的經濟社會發展階段存在差異，表現出非線性特征，假設2得以驗證。

（二）模型回歸結果分析

為檢驗金融發展對建設用地利用效率影響的總體狀況，對比總體水平與不同發展階段金融發展對建設用地利用效率的影響，表4中第二列報告了線性固定效應模型的估計結果。由于每個省的情況差別較大，并且可能存在不隨時間而變的遺漏變量，故選擇了固定效應模型，豪斯曼檢驗結果也支持回歸使用固定效應模型。第三列至第五列為考慮門檻效應之后的模型估計結果。

固定效應回歸結果表明，總體上，金融發展對建設用地利用效率的提升具有顯著的正向作用，其作用系數為0.0160，即當金融發展水平提升1%時，建設用地利用效率可以提升0.0160%，研究假設1得到初步驗證。

表4 固定效應模型和門檻估計模型的估計結果

門檻模型估計結果（1）顯示，不同產業結構下，金融發展對建設用地利用效率的提升均有顯著的正向效應。當非農產業增加值的比重低于門檻值0.9867時，金融發展對建設用地利用效率提升的作用系數為0.0153。當非農產業增加值的比重高于門檻值0.9867時，金融發展對建設用地利用效率提升的作用系數增大為0.0503。從金融發展對建設用地利用效率影響的動態變化趨勢可以看出，北京市和上海市在2009年之前已經邁過了門檻，天津市在2012年邁過了門檻。而其他28個省份產業結構小于0.9867，均未邁過門檻。

門檻模型估計結果（2）顯示，在城鎮化水平較低時，金融發展對建設用地利用效率的提升具有較小的正向效應，隨著城鎮化水平提升，金融發展對建設用地利用效率的提升作用增強，而當城鎮化水平達到非常高水平以后，金融發展對建設用地利用效率提升的作用顯著為負。當城鎮化率低于門檻值0.8155時，金融發展對建設用地利用效率提升的作用系數為0.0109；當城鎮化率在門檻值0.8155～0.8760之間時，金融發展對建設用地利用效率提升的作用系數增大為0.0420；當城鎮化率大于門檻值0.8760時，金融發展對建設用地利用效率提升的作用系數為-0.0791。從金融發展對建設用地利用效率影響的動態變化趨勢可以看出，北京市在2009年之前已經邁過第一個門檻，天津市在2012年邁過第一個門檻，上海市已經跨過第二個門檻，進入金融發展對建設用地利用效率提升負向作用階段，而其他28個省份產業結構小于0.8155，還未邁過門檻，城鎮化水平還具有很大的提升空間。

門檻模型估計結果（3）顯示，不同階段，金融發展對建設用地利用效率的提升表現為“正—負—正”的N型趨勢。當建設用地規模（sca）在第一個區間，即sca小于0.0335時，作用系數為0.0205；當建設用地規模（sca）在第二個區間，即sca大于0.0335且小于0.3411時，作用系數為-0.0187；當建設用地規模（sca）在第三個區間，即sca大于0.3411時，作用系數為0.0146。從金融發展對建設用地利用效率影響的動態變化趨勢可以看出，除西藏處于第一區間，上海在2009年前、天津在2013年后進入第三區間外，其他地區均處于第二區間。第二區間包含了我國28個省區市，在這個區間內，資金、土地、勞動力大量投入帶動經濟發展，同時帶來了嚴重的生態環境問題，還未能達到經濟社會高質量發展要求。

門檻模型估計結果驗證了研究假設3。此外，各控制變量的估計結果顯示，物質資本投入（inv）和人力資本投入（lnhum）對建設用地利用效率提升的影響為負，說明現階段整體上還存在較嚴重的“土地招商”，物質資本投入和人力資本投入沒有實現對建設用地資源的有效替代，發展的建設用地代價過高。區域發展（lndev）與建設用地利用效率的提升具有顯著的負向影響，經濟發展水平高的區域，其建設用地經濟產出較高，但同時帶來的廢水、廢氣等非意愿產出，降低了建設用地利用的整體效率水平。對外開放程度（ope）對建設用地利用效率提升的影響作用為負，我國對外貿易中，工業制成品在出口中占絕對份額，第二產業是出口的主要部門，許多地區可能形成對現有產業結構的依賴，而這種依賴對產業結構調整優化起反作用（馬克星，2018）。

（三）穩健性檢驗①>

①限于篇幅，結果留存備索。

表4中的回歸結果并未處理模型中可能存在的內生性問題，若存在嚴重的內生性問題，則表4中的估計結果將是有偏的。因此，為了得到更為穩健的估計結果，使用了工具變量法處理可能存在的內生性問題，對回歸結果進行穩健性檢驗。借鑒蔡興（2019）等的研究，選擇常規的處理方法，即以金融發展變量（fin）的一階滯后項作為工具變量進行再估計。使用一階滯后項進行的穩健性檢驗結果與前文所述結果基本一致，沒有發生實質性變化，證明了實證結果的可靠性。

五、研究結論與政策建議

利用2009—2016年我國31個省份的面板數據，以產業結構、城鎮化率和建設用地規模衡量社會經濟發展階段作為門檻變量構建面板門檻模型，研究我國金融發展對建設用地利用效率的影響。實證結果表明：第一，總體來看，我國的金融發展對建設用地利用效率提升具有顯著的正向作用，且金融發展與建設用地效率提升存在顯著的門檻效應。第二，從產業結構看，我國金融發展與建設用地利用效率提升存在單門檻效應，其門檻值為0.9867；從城鎮化水平和建設用地規模來看，我國金融發展與建設用地利用效率提升存在雙重門檻效應，其門檻值依次為0.8155和0.8760、0.0335和0.3411。第三，不同門檻區間，金融發展對建設用地利用效率的影響效果差異較大。當產業結構和城鎮化發展進入較高階段后，金融發展對建設用地利用效率提升的作用更加明顯；而當建設用地進入快速擴張階段時，金融發展降低建設用地利用效率。第四，目前為止，我國邁過高質量發展門檻的省區市較少。31個省份中，以城鎮化率為門檻變量時，處于金融發展較大促進建設用地利用效率提升階段的只有北京市、上海市和天津市；以產業結構為門檻變量時，處于金融發展較大促進建設用地利用效率提升階段的為北京市和天津市；以建設用地規模為門檻變量時，28個省份處于金融發展不利于建設用地利用效率提升的階段。

以上結論表明，當一個地區的產業結構和城鎮化水平不斷提高并邁過門檻后，產業結構升級和城鎮化發展帶來的集聚效應效果顯著，金融發展促進建設用地效率提升，但過度城鎮化也會帶來負向影響。而當一個地區的建設用地規模過大影響地區發展后，地方政府會控制建設用地投入，金融發展將更多投向于土地資源節約型的產業發展和技術研發。因此，各省區市應根據所處發展階段，順應發展趨勢，提升建設用地利用效率。第一，積極落實國家新型城鎮化發展戰略，加快推進人口城鎮化進程，充分發揮城市人口、產業集聚帶來的集聚經濟效應。第二，加快產業結構調整升級，推進現代服務業發展，擴大第三產業規模，改造傳統制造業，發展高端制造業，形成更加完善的產業結構。第三，進一步落實建設用地總量和強度雙控政策，通過提高建設用地管理要求的方式，縮小建設用地規模門檻第二區間范圍，以此倒逼金融發展在相對較小的建設用地規模時將資金投向產業結構調整和新技術研發，提高建設用地利用效率。第四，采取差異化的金融調控政策，邁過高質量發展門檻的地區，充分發揮金融發展對建設用地利用效率的提升作用，而在其他占大多數的未邁過高質量發展門檻的地區，應減少其他變量因素的束縛，在產業結構調整、城鎮化發展方面尋求邁過門檻的路徑和方法，在建設用地規模方面嚴控建設用地總量，探索降低建設用地門檻的可行路徑。