土地财政城投债对经济增长的影响论文基于数据的可得性,本文使用2001~2012年中国大陆30个省级行政单位的面板数据(不包含西藏自治区),其中,2001~2011年数据均来源于相关年度的《中国统计年鉴》和《中国国土资源年鉴》,2012年的数据来源于各省(直辖市、自治区)的《国民经济和社会发展统计公报(2012)》。相关变量的描述性统计如表1所示。2、计量结果分析。本文运用最小二乘法(OLS)对全国以及东、中、西部地区的面板数据进行回归分析,Hausman检验的结果显示,模型1~8均适合构建固定效应模型。其中,模型1、3、5、7是引入全部控制变量的面板模型;模型2、4、6、8是剔除不显着控制变量后的优化模型。具体回归结果如表2所示。第一,从模型1到模型2的优化过程中,随着控制变量FSR的剔除,模型的整体拟合优度提高。主要解释变量LFRS、LFRT和LFRM的系数均为正,其中,LFRS的系数在1%的显着性水平上可以通过检验,其余二者的系数在5%的显着性水平上可以通过检验;控制变量中,FAIG、LIND、LOPEN的系数均为正,LURB的系数为负,都在1%的显着性水平上通过检验。第二,从模型3到模型4的优化过程中,随着控制变量LURB的剔除,模型的整体拟合优度提高。主要解释变量LFRS、LFRT和LFRM的系数均为正,且在1%的显着性水平上可以通过检验;控制变量FSR、FAIG、LIND和LOPEN的系数均为正,且在1%的显着性水平上通过检验。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。主要解释变量LFRS、LFRT和LFRM的系数均为正,三者均在1%的显着性水平上通过检验。控制变量FSR、FAIG、LIND的系数均为正,LURB的系数为负,都在1%的显着性水平上通过检验。第四,从模型7到模型8的优化过程中,随着控制变量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的系数均为正,前二者在1%的显着性水平上通过检验,后者在10%的显着性水平上通过检验。控制变量FRS、FAIG、LOPEN的系数均为正,其中,FRS的系数可以在5%的显着性水平上通过检验,后二者的系数能够在1%的显着性水平上通过检验。基于以上实证分析,我们可以获得如下结论:(1)控制变量方面。从全国层面来看,首先,控制变量固定资产投资增长率(FAIG)、工业化水平(LIND)和对外开放水平(LOPEN)对地方经济增长存在显着的正向影响,并且在其共同作用下,不同形式的土地财政收入也与地方经济增长存在着显着的相关关系。说明我国现行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),以及对方开放水平的提高不仅对地方经济增长具有显着的激励作用,同时也是导致土地财政和城投债的相继扩张,并影响其作用发挥的关键因素。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”的经济高速增长时期,在土地资源相对有限的情况下,地方政府通过“土地财政”获得公共投资,要比直接开发土地对经济增长的刺激效果更为奏效。从地区层面来看,第一,由于东部地区经济相对发达,城镇化进程起步早、发展快,可开拓的空间相对有限,所以城镇化水平(LURB)对地方经济增长不存在显着的影响;第二,由于中部地区多处我国内陆,对外贸易的发展相对滞后,因此,对外开放水平(LOPEN)对地方经济增长的'影响不显着;第三,西部地区经济发展落后,产业结构失衡,基础设施建设不尽完善,所以其工业化水平(LIND)和城镇化水平(LURB)两项指标对地方经济增长的影响均不显着,但是由于一些边境省区可以通过“边境口岸”大力发展边境贸易,因此,对外开放水平(LOPEN)对西部地区经济增长仍旧存在显着的正向影响。(2)主要解释变量方面。实证分析的结果显示,如果将置信水平控制在90%,不同形式的土地财政收入对地方经济增长存在着不同程度的影响。首先,从全国层面看:土地直接税收收入对地方经济增长的正向影响最为强烈,其后依次是土地出让金收入和土地抵押收入(城投债)。其次,从地区层面来看:中部地区与全国的整体情况基本类似,但各项土地财政收入对地方经济增长的影响程度要高于全国水平。东部地区由于工业化、城镇化进程的高速发展,可直接用于出让创收的土地资源较为有限,因此,土地出让金收入和土地抵押收入(城投债)对地方经济增长的影响要略低于全国水平,土地直接税收收入对经济增长的影响最为强烈。西部地区由于经济发展相对滞后,房地产经济仍有较大的发展潜力,因此,土地直接税收收入对地方经济增长仍具有显着的正向影响,并明显高于全国水平和东、中部地区;同时,由于西部地区的资本市场尚不完善,资本流通渠道不畅,致使其土