土地财政、城投债对地方经济增长的影响研究张超(中南财经政法大学财政税务学院，武汉430073)摘要:分税制改革后所出现的"土地财政"马与"城投f债责为地方财政和斗社土会稳稳‘定带来了:潜替在的风险O文章基于省级面板数据，利用定量与实证相结合的分析方法，深刻揭示土地财政、城投债对地方经济增长的利弊影响。关键词:土地财政;城投债;经济增长;面板模型中图分类号: 文献标识码:A文章编号:1002-6487(2014)07-0156-03近年来，为了遏制房地产投机泡沫的愈演愈烈和化解接税收收入"和"土地抵押收入"占地方财政支出的比重，地方财政风险的潜在危机，中央政府陆续出台了→系列措同时，由于"城投债"与地方政府的土地抵押有着密切的联施以加强对"土地财政"和"域投债"的整治力度;然而时至系，因此，LFRM也可以在二定程度上反映城投债对地方今日，为什么地方政府的土地违规行为依旧屡禁不止?城经济增长的影响。投债的发行依旧突飞猛进?土地财政、城投债对地区经济 控制变量增长究竟有着怎样的影响?本文将通过定量和实证分析，为了全面分析土地财政、城投债对地方经济增长的影对以七疑问做一个解答。响，本文将一同引入如下控制变量:(1)财政自给率(FSR)。在现有的研究中，国内学者1 模型的设定普遍认为分税制改革以后地方政府财力与事权的不匹配，是导致"土地财政"和"城投债"在我国相继兴起的体制性本文拟采用我国2001-2012年的省级面板数据来实诱因，基于此，本文将财政自给率作为控制变量引人模型，证分析土地财政与城投债对地方经济增长的影响。借鉴以反映地方政府财政自给能力对地方经济增长的影响。辛波和于淑俐(2010)、武康平和同勇(2012)等学者的研究财政自给率用各地方政府"预算内财政收入占预算内财政思路.本文拟建立如下面板数据模型:支出的比重"来计量。(2)固定资产投资增长率(FAIG)。在我罔现行的政GDPG=α十ßLFRif十ÀXifif+εil绩考核机制下，地方官员为了追求政绩考核的优异表现，其中，被解释变量GDPG'f表示地方经济增长水平;往往将GDP增长作为任期内的首要目标，本文选用固定LFR，f为主要解释变量，表示地方政府的土地财政收入;资产投资增长率作为控制变量，以揭示地方官员的政绩努X表示与地方经济增长相关的一组控制变量;α为截距if力对地方经济增长的实际影响。项;卢和A为变量系数Eil为误差项;下标1、t分别表示(3)工业化水平(LIND)和城镇化水平(LURB)。随着第i省(直辖市、自治区)和第t年。我国工业化、城镇化进程的快速推进，地方政府在基础设施建设方面的公共支出需求也随之增加。本文将二者作2 变量的选挥为控制变量引入模型，可以全面反映工业化、城镇化进程对地方经济增长的影响。 被解释变量(4)对外开放水平(LOPEN)。本文引入对外开放水平本文选取各省级行政单位历年GDP增长比率作为被作为控制变量，以反映经济发展方式变化和国际局势波动解释变量(GDPG)，以反映地方政府的经济增长水平O对地方经济增长的实际影响。对外开放水平指标用以"人 主要解释变量民币"计量的各地区"进出口总额(按境内目的地和货源地由于土地财政收入是通过公共支出间接作用于经济分类)占当年GDP的比重"来表示。增长，因此，本文选用不同收入形式的土地财政收入占地方政府财政支出的比重作为主要解释变量，以全面反映土3 撤据来源与变量描述地财政对地方经济增长的影响O其中，LFRS、LFRT和LFRM分别表示各地方政府"土地出让金收入"、"土地直基金项目:国家社科基金重大项目(12&ZD047)作者简介:张超(1983斗，男，吉林长春人，博士研究生，研究方向:财税理论与政策。156 统计与决策2014年第7期·总第403期
基于数据的可得性，本文使用2∞1-2012年中国大陆除不显著控制变量后的优化模型。具体回归结果如表230个省级行政单位的面板数据(不包含西藏自治区)，其所示。中，2∞1-2011年数据均来源于相关年度的《中国统计年第一，从模型1到模型2的优化过程中，随着控制变量鉴》和《中国国土资源年鉴~，2012年的数据来源于各省FSR的剔除，模型的整体拟合优度提高。主要解释变量(直辖市、自治区)的《国民经济和社会发展统计公报LFRS，LFRT和LFRM的系数均为正，其中，LFRS的系数在(2012n。相关变量的描述性统计如表1所示。1%的显著性水平上可以通过检验，其余二者的系数在5%襄1变量统计描述的显著d性水平上可以通过检验;控制变量中，FAIG、LIND、变量均值中值最大值最小值标准差样本数LOPEN的系数均为正，LURB的系数为负，都在1%的显著GDPG 360 性水平上通过检验。LFRS 360 第二，从模型3到模型4的优化过程中，随着控制变量LFRT 360 。-∞78LFRM 360 LURB的剔除，模型的整体拟合优度提高。主要解释变量FSR 360 LFRS、LFRT和LFRM的系数均为正，且在1%的显著性水FAIG 。.1063360 平上可以通过检验;控制变量FSR、FAIG、LIND和LOPENL1ND 。. 360 的系数均为正，且在1%的显著'性水平上通过检验。LURB αm ∞ 360 LOPEN 。 翌1I 360 第三，从模型5到模型6的优化过程中，随着控制变量LOPEN的剔除，模型的整体拟合优度提高。主要解释变4 计量结果分析量LFRS，LFRT和LFRM的系数均为正，兰者均在1%的显著性水平上通过检验。控制变量FSR、FAIG、LIND的系数本文运用最小二乘法(OLS)对全国以及东、中、西部均为正，LURB的系数为负，都在1%的显著性水平上通过地区的面板数据进行回归分析，Hausman检验的结果显检验。示，模型1-8均适合构建固定效应模型。其中，模型1，3、第四，从模型7到模型8的优化过程中，随着控制变量5、7是引入全部控制变量的面板模型;模型2、4、6，8是剔LIND和LURB的剔除，模型的整体拟合优度提高。主要解释变量LFRS、LFRT、LFRM的系数均为褒2全国以及东、申、西部地区的面板蚊掘回归结果被解释变量:GDPG正，前二者在1%的显著性水平上通过检变量全国东部地区中部地区西部地区验，后者在10%的显著性水平上通过检模型l模型2模型3模型4模型5模型6模型7模型8验。控制变量FRS、FAIG、LOPEN的系数 -0.∞641 。. ... 均为正，其中，FRS的系数可以在5%的显α () () () () () () () () 著性水平上通过检验，后二者的系数能够。. 。. 。.∞05 在1%的显著'1生水平上通过检验。LFRS 基于以上实证分析，我们可以获得如() () () () () () 。.02270)() 。.12087。.13845下结论: 叫，..LFRT * (1)控制变量方面O从全国层面来() () () () () () () () 看，首先，控制变量固定资产投资增长率 。∞ 。-∞470*剧院(FAIG)、工业化水平(LIND)和对外开放LFRM * () () () () () () () () 水平(LOPEN)对地方经济增长存在显著 的正向影响，并且在其共同作用下，不同... ... FSR * () () () () () σ.06137) 形式的土地财政收入也与地方经济增长() 存在着显著的相关关系。说明我国现行 ... FAIG 的地方官员政绩考核标准、工业化进程的() () () () () () () () 推进(经济结构的优化)，以及对方开放水 ..事叫，..L1ND 平的提高不仅对地方经济增长具有显著 () () () () () () () 的激励作用，同时也是导致土地财政和城-0∞001 -0.∞0003 投债的相继扩张，并影响其作用发挥的关LURB () 键因素。其次，控制变量城镇化水平() () () () () (LURB)对地区经济增长存在微弱的负面 ... ... ... LOPEN 影响，究其缘由，笔者认为主要是由于我() () () () () () () 国目前正处于"投资拉动型"的经济高速观测1)值360 360 132 132 96 96 132 132 调整R' 。.963创) 增长时期，在土地资源相对有限的情况 1主川、柿、和*料分别表示变量单数在109毛、5%和1%的显著水平上通过检验O下，地方政府通过"土地财政"获得公共投统计与决策2014年第7期·总第403期157
资，要比直接开发土地对经济增长的剌激效果更为奏效。(2)赋予地方政府基础设施建设项目的自主发债权。从地区层面来看，第一，由于东部地区经济相对发达，为了进一步加强地方政府性债务的管控工作，有效化解城镇化进程起步早、发展快，可开拓的空间相对有限，所以"城投债"不断扩增所可能诱发的债务风险，建议赋予条件城镇化水平(LURB)对地方经济增长不存在显著的影响;成熟的地方政府适度范围的基础设施建设项目自主发债第二，由于中部地区多处我国内陆，对外贸易的发展相对权。首先，要修改《预算法》和《担保法》中的相应条款，以滞后，因此，对外开放水平(LOPEN)对地方经济增长的影法律的形式规范地方政府自主发债的权限、规模、方式、用响不显著;第兰，西部地区经济发展落后，产业结构失衡，途和管理要求;其次，建立和健全地方政府性债务管控体基础设施建设不尽完善，所以其工业化水平(LIND)和城系，构建以中央政府为主体、自上而下的逐级监控与预警镇化水平(LURB)两项指标对地方经济增长的影响均不显机制，对地方政府性债务的发行、使用和偿还实行全过程、著，但是由于一些边境省区可以通过"边境口岸"大力发展全方位的管理和监督。边境贸易，因此，对外开放水平(LOPEN)对西部地区经济(3)堵住土地财政漏洞，培育地方经济转型升级的新增长仍旧存在显著的正向影响。财惊。在土地财政的管控方面，必须以法律形式对农民的(2)主要解释变量方面。实证分析的结果显示，如果土地财产权予以明确保障，限制地方政府的征地权力，科将置信水平控制在90%，不同形式的土地财政收入对地方学计算征地补偿标准，将土地使用权补偿收益与土地开发经济增长存在着不同程度的影响。首先，从全国层面看:所产生的级差收益直接挂钩，切实保障失地农民的根本利土地直接税收收入对地方经济增长的正向影响最为强烈，益。在新财源的培育方面，一方面要根据各地的资源禀其后依次是土地出让金收入和土地抵押收入(城投债)。赋，通过对传统产业的省级改造，努力培育新的经济增长其次，从地区层面来看:中部地区与全国的整体情况基本点;另一方面，要积极推动能耗低、吸纳劳动力强的服务'性类似，但各项土地财政收入对地方经济增长的影响程度要产业的转型升级，强化科技研发与自主品牌的延伸力度，高于全国水平。东部地区由于工业化、城镇化进程的高速充分挖掘地方产业的税收潜力。发展，可直接用于出让创收的土地资源较为有限，因此，土(4)完善地方官员政绩考核机制，遏制地方政府投资地出让金收入和土地抵押收入(城投债)对地方经济增长冲动。为了有效遏制地方官员在其任期内"透支建设"的的影响要略低于全国水平，土地直接税收收入对经济增长投资冲动，中央政府应及时调整我国现行的地方官员政绩的影响最为强烈。西部地区由于经济发展相对滞后，房地考核机制，彻底扭转以"GDP增长"为核心的单维度政绩考产经济仍有较大的发展潜力，因此，土地直接税收收入对核指标，坚持"以人为本"的发展导向，真正实现政府职能地方经济增长仍具有显著的正向影响，并明显高于全国水由"全能型"向"服务型"、由"无限型"向"有限型"的根本转.平和东、中部地区;同时，由于西部地区的资本市场尚不完变。善，资本流通渠道不畅，致使其土地抵押收入(城投债)虽参考文献:已形成一定规模，但对地方经济增长正向激励的显著性偏[1]武康平，闰勇.土地财政:一种"无奈"选择更是一种"冲动"行为弱;此外，西部地区地域辽阔，可用于开发的土地资源储备一一基于地级城市面板数据分析[J].财政研究，2012，(10)丰富，因此土地出让金收入对地方经济增长也有显著的拉[2]李江.财政分权、地方政府投资与通货膨胀一一来自中国转型期动作用。的证据[J]经济问题，2012，(3)[3]吕炜，刘晨晖.财政支出、土地财政与房地产投机泡沫-一一基于省5 融篝噩议际面板数据的坝'l算与实证[J].财贸经济，2012，(12). [4]贾俊雪，郭庆旺.财政规则、经济增长与政府债务规模[J].世界经通过上文的定量与实证分析，我们在肯定土地财政和济，2011，(1). 城投债对地方经济增长存在正向激励的同时，也应该清楚[5]方先明，张谊浩，蒋或地方政府过度举债、风险积累和治理对策口l中国行政管理，2012，(4). 地认识到其规模的不断扩张对地方经济、社会稳定所带来[6]齐夭翔，葛鹤军，蒙震.基于信用利差的中国城投债券信用风险分的潜在风险和冲击。在为了更好地实现土地财政和城投析[1].投资研究，2012，(1). 债的有效监管，并充分发挥二者对地方经济增长的促进作[7]梁云凤土地财政"不可持续市政债券势在必行[1].宏观经济研用，可以考虑从以下几个方面做出调整:究，2011，(4).(1)完善地方税系建设，增加财政自主创收。无论是[8]何杨，满燕云.地方政府债务融资的风险控制一一基于土地财政在全国整体范围，还是东、中、西部各地区，土地直接税收视角的分析[1].财贸经济，2012，(5). 收入对地方经济增长的正向激励最为显著。因此，必须进[9]张平.后土地财政时代我国地方政府偿债问题研究[J]当代财经，一步加强对土地直接税收的征管工作，充分体现其在地方2013, (J). 税系中的主体地位;并考虑适时开征"物业税通过税收[l0]辛泼，于淑俐.对土地财政与地方经济增长相关性的探讨[J].当手段加强财政对土地增值收益的再分配，以增加地方政府代财经，2010，(1).{责任编辑/浩天)的财政自主创收。158 统计与决策20 I 4年第7期·总第403期
