政績競賽、經(jīng)濟轉(zhuǎn)型與地方政府債務(wù)增長

呂健

(同濟大學(xué) 馬克思主義學(xué)院 經(jīng)濟研究所，上海 200092)

一、引言

改革開放以來，中國地方政府債務(wù)經(jīng)歷了從嚴(yán)格控制到大規(guī)模膨脹的過程。1978-1994年，中國處于經(jīng)濟轉(zhuǎn)軌的前期，地方債務(wù)受到嚴(yán)格控制。1994年財政分權(quán)改革之后，地方政府債務(wù)迅速膨脹，1998-2004年的積極財政政策起到了進一步的助長作用，2004年之后的穩(wěn)健財政政策也未能消除地方政府債務(wù)的膨脹。2008年以來，由于受到國際金融危機的沖擊，再加之經(jīng)濟轉(zhuǎn)型帶來的結(jié)構(gòu)性減速，各級地方政府“穩(wěn)增長”的壓力不斷加大；在積極的財政政策和適度寬松的貨幣政策出臺之后，信貸規(guī)模迅速擴大，各個地方又出現(xiàn)了債務(wù)增長的新態(tài)勢。根據(jù)國家審計署2013年第32號審計結(jié)果公告，截至2012年底，全國僅有數(shù)十個縣級政府沒有舉借政府性債務(wù)，地方政府性債務(wù)余額高達96281.87億元，與地方政府綜合財力的比率也已超過70%[1]。自進入21世紀(jì)以來，地方政府債務(wù)問題就引起了不少學(xué)者的關(guān)注，2010年之后，更是成為了理論和實證研究的焦點。但是，絕大部分的研究都側(cè)重于地方政府債務(wù)的形成原因、影響因素、規(guī)模測算、風(fēng)險控制等方面，而債務(wù)增長背后的動力機制及其東、中、西部的差異性這一更為重要的問題卻沒有得到足夠的重視。

當(dāng)前，空間經(jīng)濟學(xué)框架越來越多地應(yīng)用于公共經(jīng)濟學(xué)(如稅收、公共支出等)的研究之中。在理論上，不僅發(fā)現(xiàn)地方政府的公共經(jīng)濟行為能夠產(chǎn)生顯著的空間效應(yīng)，還深入探討了地方政府不同的策略選擇(或偏好)對空間效應(yīng)的方向和程度的影響。理論認(rèn)為，不同地區(qū)之間的空間相互作用程度與地區(qū)間的距離、經(jīng)濟社會發(fā)展水平、策略選擇、地方政府(官員)類型等有關(guān)。因此，我們在研究中也需要關(guān)注地方政府債務(wù)增長是否具有空間影響，以及政治集權(quán)和財政分權(quán)體制下的以GDP為導(dǎo)向的政績競賽模式，是否會進一步強化地方政府債務(wù)增長的空間影響。本文接下來的安排如下：第二部分從傳統(tǒng)理論的回顧、空間經(jīng)濟理論的啟示和理論的深化這三個方面對本文的研究主題做出理論分析；第三部分是選擇空間計量模型和樣本數(shù)據(jù)，并估算各個省、自治區(qū)和直轄市(下文簡稱省份)歷年新增的地方政府債務(wù)；第四部分報告并分析實證結(jié)果；第五部分是基于實證結(jié)果對中國現(xiàn)實的解釋；第六部分是基本結(jié)論與啟示。

二、理論分析

(一)傳統(tǒng)理論的回顧

地方政府債務(wù)理論源于西方大蕭條之后產(chǎn)生的“政府債務(wù)新理論”。以Tibeout(1956)、Oates(1972)為代表的第一代財政聯(lián)邦主義理論(Fiscal Federalism)，為地方政府舉債貢獻了理論基礎(chǔ)[2-3]。在70年代，以Stiglitz(1974)為首的眾多學(xué)者開始研究地方債務(wù)與融資問題，擴大了地方債務(wù)的研究深度[4]。進入90年代，Rosen(1994)提出了政府有形資產(chǎn)和隱性債務(wù)問題，在西方政府債務(wù)理論上取得了突破[5]。進而，Brixi和Schick(2002)從“政府或有負(fù)債”的視角出發(fā)，系統(tǒng)地研究了政府債務(wù)及財政風(fēng)險問題，使得該理論的研究不斷深入[6]。在債務(wù)成因方面，Pradhan(2002)的研究表明，地方政府債務(wù)源自在財政分權(quán)造成的上下級政府財權(quán)與事權(quán)不對等[7]；Bird和Tassonyi(2001)認(rèn)為，地方政府大多需要通過借款為資本性支出融資，特別是城市化發(fā)展所需的巨額市政建設(shè)資金[8]。在債務(wù)的影響因素方面，Akai和Sato(2009)指出，預(yù)算軟約束與地方債務(wù)增長之間存在顯著的相關(guān)性[9]；Geys(2006)發(fā)現(xiàn)，在選舉年，地方政府債務(wù)增長率往往會明顯地提高[10]。

與此同時，也有不少學(xué)者對經(jīng)濟轉(zhuǎn)型國家的地方政府債務(wù)問題進行了探討。de Mello(2000)等人的研究表明，財政分權(quán)使得原本中央政府承擔(dān)的公共支出責(zé)任逐步下放，進而迫使地方政府大量舉債用于公共支出[11]。另外，Dafflon和Beer-Toth(2009)還發(fā)現(xiàn)，轉(zhuǎn)型國家難以像發(fā)達國家那樣通過財政補貼和轉(zhuǎn)移支付幫助地方政府，因為這些做法會對地方政府的財政決算產(chǎn)生扭曲[12]。因此，Leigland(1997)認(rèn)為，欠發(fā)達經(jīng)濟中公共事業(yè)的經(jīng)常性虧損將使得地方政府的債務(wù)融資難以長期維系[13]。

(二)空間經(jīng)濟理論的啟示

在公共經(jīng)濟學(xué)中，自20世紀(jì)80年代以來，地方政府經(jīng)濟活動中的空間影響問題就已成為理論和實證研究所關(guān)注的焦點。Salmon(1987)基于政治標(biāo)尺競爭(Political Yardstick Competition)的假設(shè)，發(fā)現(xiàn)地方政府財政政策容易受到相鄰地方政府的影響[14]。除了政治標(biāo)尺競爭之外，空間溢出效應(yīng)也可以產(chǎn)生空間相互影響，例如，Case等(1993)認(rèn)為地方政府的公共開支、稅收或者社會福利競爭，都會通過空間溢出效應(yīng)對相鄰地方產(chǎn)生影響[15]。Sollé-Ollé(2003)以巴塞羅那為例，指出在選舉年中，各個地方政府在財產(chǎn)稅、車船稅和營業(yè)稅上具有顯著的空間正相關(guān)關(guān)系[16]。不少學(xué)者進一步發(fā)現(xiàn)，兩區(qū)制(Two-Regime)的劃分更加有利于對公共經(jīng)濟學(xué)中空間相互作用的分析。Bordignon等(2003)采用兩區(qū)制空間誤差模型分析后指出，意大利米蘭省中面臨選舉的地方政府在企業(yè)財產(chǎn)稅率上的空間作用程度明顯大于那些沒有選舉的地方政府[17]。Elhorst和Fréret(2009)的研究也支持了關(guān)于政治標(biāo)尺競爭的兩區(qū)制模型，同樣地，發(fā)現(xiàn)地方政府的執(zhí)政黨派規(guī)模在很大程度上左右了社會福利支出方面的空間效應(yīng)[18]。

這表明，在公共經(jīng)濟學(xué)中，稅收、財政開支等政府公共經(jīng)濟行為除了受到一些重要的經(jīng)濟因素影響之外，還受到來自其他地區(qū)(尤其是相鄰地區(qū))的空間影響。雖然已有文獻多是分析政府支出或稅收的空間作用，鮮有對地方政府債務(wù)空間效應(yīng)的討論，但是，我們依然可以從中得到方法論上的啟示，即如果脫離了空間相互作用這一前提，可能難以準(zhǔn)確判斷地方政府債務(wù)增長的空間相互作用的性質(zhì)。

(三)理論的深化：中國地方政府債務(wù)增長的動力機制

由于中西方財政體制的不同，許多學(xué)者開始從中國的實際國情出發(fā)，對地方政府債務(wù)問題進行深入的探討。他們的觀點大體可以分為兩類：一是被動負(fù)債的觀點。(1)財政分權(quán)說：財政部財政科學(xué)研究所(2009)指出，財政分權(quán)改革導(dǎo)致地方財政不堪重負(fù)，不得不負(fù)債維持運轉(zhuǎn)[19]。(2)經(jīng)濟體制說：劉尚希和于國安(2002)認(rèn)為，由于中國市場經(jīng)濟發(fā)育尚未成熟，地方政府承擔(dān)了許多本該由市場解決的事務(wù)，造成了債務(wù)的增加[20]。(3)宏觀調(diào)控說：魏加寧(2010)等人認(rèn)為，中國為了應(yīng)對國際金融危機而實施積極的財政政策和適度寬松的貨幣政策，為地方政府舉債投資提供了契機[21]。二是主動負(fù)債的觀點。(1)官員晉升說：周黎安(2007)等學(xué)者指出，為了在“政治錦標(biāo)賽”中獲得引人注目的政績，地方政府必然會極力地籌集資金用以投資拉動經(jīng)濟，而舉債顯然是最佳策略[22]。(2)軟預(yù)算約束說：楊十二和李尚蒲(2013)等學(xué)者認(rèn)為，由于中央政府對地方政府的直接援助有限，往往會對地方舉債行為采取“默許”的態(tài)度[23]。(3)土地財政說：曹飛(2013)等學(xué)者的研究表明，城市化發(fā)展和房價上漲，讓國有土地出讓收入成為地方主要的非稅收入，進而為地方政府債務(wù)增長提供了動力[24]。

已有研究對地方政府債務(wù)增長的主要原因和影響因素都做了細致的討論。但相比之下，地方政府債務(wù)增長的動力機制更值得關(guān)注(陸銘，2013)[25]。那么，這種動力機制究竟是怎樣的？我們認(rèn)為，財政分權(quán)和經(jīng)濟轉(zhuǎn)型帶來的壓力和挑戰(zhàn)僅僅為地方政府的投資沖動提供了溫床，而地方政府主動負(fù)債背后的機理才是探尋債務(wù)增長動力機制的出發(fā)點。

實際上，中國的財政分權(quán)是基于政治上的高度集權(quán)體制，這種體制下實施以經(jīng)濟增長為主要內(nèi)容的政績考核制度，并以官員任免制為依托，因此，地方政府官員具有GDP導(dǎo)向的政績競賽激勵，這也是地方政府推動經(jīng)濟增長的動力源泉之一(汪沖，2011)[26]。基于此，我們嘗試提出這樣一種地方政府債務(wù)增長的動力機制(如圖1所示)：財政分權(quán)和經(jīng)濟轉(zhuǎn)型的壓力雖然可以導(dǎo)致地方政府負(fù)債，但其規(guī)模遠不至如此之大*時紅秀(2010)指出，2008年的宏觀經(jīng)濟調(diào)整，實行積極的財政政策，國家出臺2年4萬億元的政策刺激投資方案，各地需要配套資金1.2-1.3萬億元，但事實上僅2009年一年地方政府的債務(wù)融資就達5萬多億元[27]。，這意味著外界的壓力必然是通過某種內(nèi)在的“放大器”得到了放大，而這種“放大器”正是政績競賽所帶來的特殊的政治激勵，進一步地，這種激勵又會產(chǎn)生“加杠桿”沖動。隨著中國經(jīng)濟轉(zhuǎn)型的不斷深入，城市化、市場化、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整、對外貿(mào)易水平變化、勞動力就業(yè)以及金融發(fā)展等因素使得經(jīng)濟下行的壓力不斷加大，地方經(jīng)濟發(fā)展更加依賴于政府在固定資產(chǎn)投資領(lǐng)域的刺激。在政績競賽思維模式下，地方政府“加杠桿”沖動愈發(fā)強烈，進而更加主動地、不遺余力地籌集資金用以投資拉動經(jīng)濟，以獲得相對于其他地區(qū)更好的政績。在軟預(yù)算約束和土地財政的有利條件下，借債無疑成了地方政府籌資的最佳策略，因此，地方政府債務(wù)出現(xiàn)了持續(xù)的、大規(guī)模的增長。

圖1 地方政府債務(wù)增長的動力機制

三、計量模型與樣本數(shù)據(jù)

(一)基本模型

接下來，我們將圍繞地方政府債務(wù)增長的動力機制來構(gòu)建合適的計量模型。當(dāng)經(jīng)濟學(xué)模型中存在空間自相關(guān)時，就會違反Gauss-Markov定理，從而導(dǎo)致傳統(tǒng)的計量方法失效。因此，必須通過空間計量經(jīng)濟模型來解決與空間特性有關(guān)的問題。

為了求證(以GDP為導(dǎo)向的)政績競賽是否系地方政府債務(wù)增長空間關(guān)聯(lián)背后的動力機制，我們必須突破單區(qū)制的前提，把空間計量模型擴展到兩區(qū)制(Two-Regime)情形之下，考察不同區(qū)制中政績競賽過程及被解釋變量對其空間滯后項的反應(yīng)方向和程度。具體地說，與鄰近地區(qū)相比，本地區(qū)在政績競賽中落后(即GDP增速相對較低)時，地方政府債務(wù)增長率對其他地區(qū)的反應(yīng)相對敏感，系數(shù)為δ1；相反，如果本地區(qū)在政績競賽中領(lǐng)先時(即GDP增速相對較高)時，地方政府債務(wù)增長率對其他地區(qū)的反應(yīng)相對不敏感，系數(shù)為δ2。可以看出，當(dāng)δ1和δ2顯著不同時，兩區(qū)制的模型更貼近現(xiàn)實。

因此，我們把計量模型設(shè)定為兩區(qū)制雙固定效應(yīng)空間杜賓模型，其表達式為：

y=δ1dWy+δ2(1-d)Wy+α+
βX+θWX+η+φ+ε

(1)

其中，d為虛擬變量，滿足以下設(shè)定：

在方程(1)中，y為被解釋變量，X為外生的解釋變量矩陣，W為N階空間權(quán)重矩陣；dWy和(1-d)Wy分別表示第一、二區(qū)制(即政績落后、領(lǐng)先)中，本地區(qū)被解釋變量對其他地區(qū)被解釋變量的反應(yīng)；WX是空間滯后解釋變量；η代表個體固定效應(yīng)，φ代表時點固定效應(yīng)，ε為隨機誤差向量。

(二)估計與檢驗

對于空間計量模型的估計，常見的有空間兩階段最小二乘估計方法(S2SLS)、廣義矩估計方法(GMM)和極大似然估計法(MLE)。一般來說，S2SLS方法雖然可以得到漸近正態(tài)一致估計量，但在有效性上卻不及MLE估計量。GMM估計量需要引入一系列外生于模型且有著零對角線性質(zhì)的矩陣作為工具變量，但這些工具變量往往難以確定。因此，我們認(rèn)為，采用極大似然估計方法估計前文設(shè)定的兩區(qū)制雙固定效應(yīng)空間杜賓模型在有效性、一致性以及可操作性上更為理想。

對于空間計量模型的估計，通常需要進行如下檢驗：(1)在判斷空間模型的具體形式時，通常采用兩個Lagrange乘數(shù)指標(biāo)(LMLAG和LMERR)及其穩(wěn)健性指標(biāo)檢驗(Robust-LMLAG和Robust-LMERR)來實現(xiàn)(呂健，2011)[28]。但是，這種檢驗方法的缺陷是，只適用于在空間滯后模型和空間誤差模型中選擇相對較好的一個，而沒有涉及到空間杜賓模型的判別。(2)如果LM檢驗支持空間滯后模型和空間誤差模型中的一個或兩個，則需要進一步采用Wald檢驗來確定具體空間模型類型。如果檢驗結(jié)果同時拒絕了兩個原假設(shè)，即應(yīng)選擇空間杜賓模型。(3)對于空間面板模型應(yīng)采用固定效應(yīng)還是隨機效應(yīng)形式，仍然運用Hausman檢驗；固定效應(yīng)的形式的選擇需要借助多余固定效應(yīng)檢驗(Redundant Fixed Effects Test)和聯(lián)合顯著性檢驗(Joint Significance Test)。

(三)樣本數(shù)據(jù)

1.地方政府債務(wù)的估算

根據(jù)張憶東和李彥霖(2013)的計算方法，我們認(rèn)為地方政府在市政基礎(chǔ)設(shè)施上的投資支出，減去地方政府可用的收入，其差額就是通過負(fù)債來彌補的建設(shè)資金[29]。具體的公式如下：

地方政府債務(wù)(D) =市政領(lǐng)域的固定資產(chǎn)投資(I)-地方政府可用收入(R)

=市政領(lǐng)域的固定資產(chǎn)投資(I)―預(yù)算內(nèi)資金投入(B)―土地出讓收入中用于投資的資金(L)―投資項目的盈利現(xiàn)金流入(P)

(2)

公式(2)中涉及的指標(biāo)說明如下：

市政領(lǐng)域的固定資產(chǎn)投資(I)：根據(jù)國家統(tǒng)計局的分類標(biāo)準(zhǔn)和現(xiàn)行政府間事權(quán)劃分的規(guī)定，有7個行業(yè)的政府投資以地方政府為主，這包括：1)電力、燃氣及水的生產(chǎn)和供應(yīng)業(yè)；2)交通運輸、倉儲和郵政業(yè)；3)科學(xué)研究、技術(shù)服務(wù)和地質(zhì)勘查業(yè)；4)水利、環(huán)境和公共設(shè)施管理業(yè)；5)教育；6)衛(wèi)生、社會保障和社會福利業(yè)；7)公共管理和社會組織。我們把這7個領(lǐng)域作為市政領(lǐng)域，進而計算出該領(lǐng)域的固定資產(chǎn)投資額。

預(yù)算內(nèi)資金投入(B)：按照經(jīng)濟分類，財政支出可以分為經(jīng)常性支出和資本性支出，這里的資本性支出是指用于購買或生產(chǎn)使用年限在1年以上的耐久品所需的支出。因此，我們可以首先計算出地方政府資本性支出占預(yù)算支出的比例，然后乘以市政領(lǐng)域的預(yù)算支出，近似地得到地方政府對市政領(lǐng)域固定投資的預(yù)算內(nèi)投入。

土地出讓收入中用于投資的資金(L)：由于土地出讓收入在彌補了拆遷補償?shù)戎С鲋螅伎梢杂糜诘胤秸馁Y本性支出，因此成為地方政府極為重要的基礎(chǔ)建設(shè)資金來源。所以，我們把土地出讓收入減去各項必要支出后的余額作為地方政府用于投資的資金。

投資項目的盈利現(xiàn)金流入(P)：地方政府在市政領(lǐng)域的投資均為非盈利項目和微利項目，因此，地方政府項目的盈利現(xiàn)金流入僅來源于固定資產(chǎn)折舊(張憶東和李彥霖，2013)。根據(jù)張軍等(2004)的測算數(shù)據(jù)[30]，我們把市政領(lǐng)域各個行業(yè)固定資產(chǎn)投資所占的比重作為權(quán)重，利用加權(quán)平均法估算出各個省份每年的折舊率，再乘以上一年度的市政領(lǐng)域固定資產(chǎn)投資額，得到折舊額，即被投資項目的盈利現(xiàn)金流入。

我們把樣本時期確定為2001-2012年。用于估算的指標(biāo)數(shù)據(jù)均來自歷年全國及各省份《統(tǒng)計年鑒》、《固定資產(chǎn)統(tǒng)計年鑒》、《財政年鑒》、《國土資源統(tǒng)計年鑒》；2012年的數(shù)據(jù)主要來自《中國統(tǒng)計年鑒2013》、全國及各省份《2012年國民經(jīng)濟和社會發(fā)展統(tǒng)計公報》、統(tǒng)計部門快報數(shù)；少數(shù)省份個別年份的缺失數(shù)據(jù)，則根據(jù)其變化規(guī)律推算補齊。

根據(jù)估算公式和樣本數(shù)據(jù)，可以計算出全國31個省份2001-2012年的地方政府新增債務(wù)數(shù)額。由于篇幅的限制，我們在表1中報告了各年度市政領(lǐng)域固定資產(chǎn)投資總額、政府可用收入總額、地方政府新增債務(wù)總額*表1中的數(shù)據(jù)均由31個省份相應(yīng)的數(shù)據(jù)加總后得到，而非使用全國性的數(shù)據(jù)直接帶入估算公式后得到。，單位：億元人民幣。

表1 地方政府新增債務(wù)總額(2001-2012)

根據(jù)審計署(2013)的統(tǒng)計，2010年以后的地方債務(wù)年均增速為19.97%；而2013年6月底地方政府性債務(wù)余額中，2016、2017、2018年及以后到期償還的分別占11.58%、7.79%和18.76%。這意味著，2018年及以后到期的債務(wù)大多產(chǎn)生于2013年，而2016和2017年到期的債務(wù)主要產(chǎn)生于2012年。因此，我們推斷地方政府債務(wù)的償還期限大體上為4-5年。假設(shè)債務(wù)期限為4年，則2012年底的債務(wù)余額均產(chǎn)生自2009年及以后，那么，我們把表2中2009-2012年的新增債務(wù)加總，可以粗算出2012年底債務(wù)余額為95967億元*這里我們假設(shè)地方政府沒有在債務(wù)到期前就提前償還的情況。，與審計署(2013)公布的審計數(shù)字96281.87元相比，誤差僅為-0.327%；同理，如果假設(shè)債務(wù)期限為4.5年，則2012年底債務(wù)余額為103804.5億元，誤差為7.813%；如果假設(shè)債務(wù)期限為5年，2012年底債務(wù)余額為111642億元，誤差為15.953%。總的來說，我們所估算的地方政府債務(wù)數(shù)據(jù)與現(xiàn)實較為接近，估算誤差也處于可接受的范圍之內(nèi)。

陸機此役之?dāng)。瑧?zhàn)場何處，諸家史籍頗有記載。親兄參與戰(zhàn)事、幾乎直擊現(xiàn)場[注] 參見《晉書》卷八十二《王隱傳附兄王瑚傳》，第2143頁。的同時代人王隱，在其《晉書》中即作如下書寫：

2.模型變量

根據(jù)前文關(guān)于地方政府債務(wù)增長動力機制的理論分析，我們把地方政府債務(wù)增長率作為被解釋變量；把市場化水平增速、第二及第三產(chǎn)業(yè)比重增速、對外貿(mào)易水平增速、城市化率增速、勞動參與率增速和金融發(fā)展水平增速作為解釋變量，其中，前4個為反映經(jīng)濟轉(zhuǎn)型的變量，后3個為可能影響地方政府債務(wù)的變量。另外，我們還需引入一個重要變量來衡量本地政府對外地債務(wù)變化的敏感性，即決定虛擬變量的取值，這個變量就是地方政府進行政績競賽的主要指標(biāo)——經(jīng)濟增長率；當(dāng)本地經(jīng)濟增長率低于鄰近或同類地區(qū)時，本地政府對外地債務(wù)變化敏感，虛擬變量取值為1；反之，則不敏感，虛擬變量取值為0。

各個變量定義如下：地方政府債務(wù)增長率(debt)：在上文估算的地方政府新增債務(wù)數(shù)額的基礎(chǔ)上，進一步計算其變化率。城市化率增速(urban)：城鎮(zhèn)人口占總?cè)丝跀?shù)比重的變化率。市場化水平增速(market)：以樊綱等(2011)所編制的中國各省份市場化指數(shù)的變化率表示[31]。勞動參與率增速(emp)：就業(yè)人口在勞動年齡人口中比重的變化率，這里的勞動年齡人口以15-64歲人口表示。第二產(chǎn)業(yè)比重增速(sip)：第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占GDP比重的變化率。第三產(chǎn)業(yè)比重增速(tip)：第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占GDP比重的變化率。對外貿(mào)易水平增速(trade)：參照對外依存度指標(biāo)，以進出口總額與GDP比值的變化率表示。金融發(fā)展水平增速(fir)：根據(jù)Goldsmith(1969)提出的金融相關(guān)比例(Financial Interrelations Ratio)指標(biāo)，以全部金融資產(chǎn)價值與全部實物資產(chǎn)價值之比的變化率表示[32]，考慮到統(tǒng)計數(shù)據(jù)的可得性，我們使用國內(nèi)研究中常用的存貸款總額與GDP之比的變化率來代替[33]。經(jīng)濟增長率(gdp)：以GDP平減數(shù)的增長率表示，雖然人均GDP更能體現(xiàn)真正的經(jīng)濟增長，但是，在地方政府的政績競賽中，考核指標(biāo)往往采用的是GDP的增長率。

以上變量的樣本時期和數(shù)據(jù)來源如前文所述。另外，需要說明的是：第一，為了分離出長期趨勢和短期波動，我們對所有的樣本數(shù)據(jù)均進行了HP濾波處理。第二，選取中國內(nèi)地31個省份，并按國家統(tǒng)計局的標(biāo)準(zhǔn)劃分為東、中、西部三個地區(qū)。第三，我們分別以全國和東、中、西部地區(qū)(下文簡稱4類地區(qū))為研究對象，逐一檢查了多重共線性問題。第四，由于地區(qū)之間影響作用的大小取決于它們之間距離的遠近，根據(jù)引力模型，空間權(quán)重矩陣元素采用兩地中心位置距離平方的倒數(shù)(Paas和Schlitte，2006；呂健，2012)[34-35]。

四、實證分析

(一)普通面板數(shù)據(jù)模型

為了驗證計量模型設(shè)定的合理性，我們首先從非空間的普通面板數(shù)據(jù)模型開始分析，以檢驗?zāi)Ｐ椭械目臻g特征。這里，主要選取兩類面板數(shù)據(jù)模型進行檢驗，一是混合模型(即無固定效應(yīng)模型)，表達式為：

debt=α+β1urban+β2market+β3emp+

β4sip+β5tip+β6trade+β7fir+ε

(3)

二是個體時點雙固定效應(yīng)模型，表達式為：

β5tip+β6trade+β7fir+

η+φ+ε

(4)

表2報告了4類地區(qū)混合模型和雙固定效應(yīng)模型的檢驗結(jié)果，其中，模型1、3、5、7為混合模型，模型2、4、6、8為雙固定效應(yīng)模型。研究顯示，4類地區(qū)的混合模型的多余固定效應(yīng)檢驗的F值和χ2值均較大，且伴隨概率均為0，這意味著混合模型中存在著固定效應(yīng)，應(yīng)予舍棄。通過比較估計結(jié)果，我們發(fā)現(xiàn)4類地區(qū)的聯(lián)合顯著性檢驗均顯示雙固定效應(yīng)模型比混合或單固定效應(yīng)模型更為合理(參見表1中的J-Sig.個體和J-Sig.時點)。

根據(jù)表2，模型2、4、6、8估計殘差的LM檢驗結(jié)果表明，每個模型的4個LM檢驗指標(biāo)絕大部分通過了至少10%水平的顯著性檢驗，這說明這4個模型的殘差均存在空間自相關(guān)，普通面板模型無法準(zhǔn)確刻畫變量之間的關(guān)系。另外，4個模型也都基本滿足了空間滯后模型和空間誤差模型的要求，因此，需要進一步檢驗空間杜賓模型的合理性。

表2 普通面板數(shù)據(jù)模型的檢驗結(jié)果

注：***、**、* 分別表示通過1%、5%、10%水平上的顯著性檢驗，下同。

(二)空間杜賓模型

根據(jù)上文的分析結(jié)論，我們構(gòu)建個體時點雙固定效應(yīng)空間杜賓模型，其表達式為：

debt=ρWdebt+β1urban+β2market+

β3emp+β4sip+β5tip+β6trade+

β7fir+θ1Wurban+θ2Wmarket+

θ3Wemp+θ4Wsip+θ5Wtip+

θ6Wtrade+θ7Wfir+η+φ+ε

(5)

對于該模型的估計，通常使用中心化方法(Demeaning Procedure)來直接求解，但是Lee和Yu(2010)認(rèn)為，這種方法求得的結(jié)果存在著偏誤，需要加以修正，以改變參數(shù)估計的標(biāo)準(zhǔn)差和統(tǒng)計量[36]。我們將在空間杜賓模型的估計中采用這一誤差修正方法。

表3中報告了4類地區(qū)雙固定效應(yīng)空間杜賓模型(模型9、11、13、15)的估計結(jié)果。考慮到模型和變量較多，為了不使表格變得龐雜，我們只報告參數(shù)估計值，而略去其漸近t檢驗值(下文同)。需要注意的是，以上均為單區(qū)制模型，而根據(jù)前文所述，我們還需要進一步地把模型擴展到兩區(qū)制情形之下，考察不同區(qū)制(政績競賽過程)中被解釋變量對所有的空間滯后項和解釋變量的反應(yīng)方向和程度。這里，兩區(qū)制雙固定效應(yīng)空間杜賓模型的表達式可以寫作：

debt=δ1dWdebt+δ2(1-d)Wdebt+

β1urban+β2market+β3emp+

β4sip+β5tip+β6trade+

β7fir+θ1Wurban+θ2Wmarket+

θ3Wemp+θ4Wsip+θ5Wtip+

θ6Wtrade+θ7Wfir+η+φ+ε

(6)

表3中也報告了4類地區(qū)兩區(qū)制模型(模型10、12、14、16)的估計結(jié)果，并與單區(qū)制模型回歸結(jié)果一一對應(yīng)。通過比較，我們可以得到如下結(jié)論：

表3 單區(qū)制與兩區(qū)制雙固定效應(yīng)空間杜賓模型的回歸結(jié)果

第一，4類地區(qū)的Hausman檢驗和Wald檢驗結(jié)果均證明了空間模型設(shè)定的合理性。所有兩區(qū)制模型的δ1-δ2數(shù)值均通過了顯著性檢驗，說明系數(shù)δ1與δ2具有顯著差異，應(yīng)拒絕單區(qū)制而構(gòu)建兩區(qū)制模型。在R2、logL和σ2等指標(biāo)上，兩區(qū)制模型稍優(yōu)于相應(yīng)的單區(qū)制模型，說明兩區(qū)制模型能夠更好地解釋地方政府債務(wù)增長的動力機制。因此，我們將重點討論4個兩區(qū)制模型。

第二，從債務(wù)增長率的空間滯后項系數(shù)上看，兩區(qū)制模型的估計結(jié)果顯示：在全國范圍內(nèi)，當(dāng)本地在政績競賽中落后時，對外地政府債務(wù)增長率的反應(yīng)系數(shù)為0.705，當(dāng)本地在政績競賽中領(lǐng)先時，該系數(shù)為0.322；在東部地區(qū)，這兩個系數(shù)分別為0.772和-0.563，說明當(dāng)政績競賽領(lǐng)先時，本地債務(wù)增長率會與外地呈反方向變化；在中部地區(qū)，這兩個系數(shù)均小于全國水平；而西部地區(qū)，這兩個系數(shù)高達0.787和0.556，這意味著本地在政績競賽中領(lǐng)先時，外地債務(wù)增長率提高，依然會對本地產(chǎn)生較大的正影響，如果在政績競賽中落后時，這種影響將變得更大。其中可能的原因是，自西部大開發(fā)以來，西部地區(qū)以GDP為導(dǎo)向的政績競賽比東、中部更為激烈，從而刺激地方政府通過舉債推動經(jīng)濟增長。

第三，就解釋變量系數(shù)而言，在雙區(qū)制模型中：(1)各地的城市化發(fā)展均在不同程度上影響著地方政府債務(wù)的增長，其中以西部為最。(2)各地市場化水平增速與債務(wù)增長率均呈反向關(guān)系，因為市場化水平提高時，政府對經(jīng)濟的干預(yù)減少，債務(wù)增長率也相應(yīng)地下降。(3)在東、中部，勞動參與率增速提高會加快地方政府債務(wù)的增長速度；但在西部則相反。(4)所有模型的債務(wù)增長率與第二、三產(chǎn)業(yè)比重增速之間均具有正向關(guān)系，且西部地區(qū)系數(shù)遠高于其他地區(qū)。(5)對外貿(mào)易水平增速的下降能夠引起各地債務(wù)增長率的上升，西部的反應(yīng)程度依然最大。(6)金融發(fā)展水平增速的提高在東部地區(qū)能夠加快債務(wù)增長。

第四，在解釋變量空間滯后項系數(shù)上：在全國范圍內(nèi)，地方政府債務(wù)增長率易受到來自外地城市化率增速、市場化水平增速、對外貿(mào)易水平增速和金融發(fā)展水平增速的正向影響；對東部的債務(wù)增長率產(chǎn)生正空間效應(yīng)的僅有勞動參與率增速和第二產(chǎn)業(yè)比重增速；中部債務(wù)增長率與外地的市場化水平增速、勞動參與率增速及第二產(chǎn)業(yè)比重增速正相關(guān)；而西部債務(wù)增長率僅對外地的城市化率增速敏感，且系數(shù)為正。

五、拓展分析：對中國現(xiàn)實的解釋

以上關(guān)于地方政府債務(wù)增長的動力機制的實證結(jié)果是否與現(xiàn)實相符？接下來，我們將對實證結(jié)果(表3)進行拓展分析，并嘗試對該問題做出解釋。

從全國總體來看，2001-2007年間，地方政府債務(wù)增長率的省際差異(即圖2中的極值區(qū)間)不斷縮小，呈現(xiàn)出收斂趨勢，這顯然與空間相互作用有關(guān)；2008年之后，由于各省份對于舉債應(yīng)對經(jīng)濟轉(zhuǎn)型和結(jié)構(gòu)性減速的態(tài)度存在較大分歧，債務(wù)增長率的省際差異又重新擴大。但是，全國地方政府債務(wù)的總體增長率一直保持著較為平穩(wěn)的下降態(tài)勢*為了體現(xiàn)地方政府債務(wù)增長率的趨勢，圖中使用的是HP濾波后的數(shù)據(jù)，下同。。再看東部地區(qū)，地方政府債務(wù)增長率與極值區(qū)間的變動趨勢與全國總體極為相似(如圖3所示)，通過全國和東部的影響因素變化情況和實證結(jié)果(模型10、12)也可以說明這一點。由于城市化率增速和第二產(chǎn)業(yè)比重增速下降，配套的市政投資增速也同步下降，同時在較高系數(shù)(全國4.974、7.883，東部2.726、19.670)的作用下，債務(wù)增長率明顯下降；雖然其他變量水平的下降能夠提升債務(wù)增長率，但無法改變?nèi)珖蜄|部債務(wù)增長率下降的趨勢。

圖2 全國地方政府債務(wù)增長率(左)及其影響因素(右)的變化情況

圖3 東部地區(qū)地方政府債務(wù)增長率(左)及其影響因素(右)的變化情況

對于中部地區(qū)，債務(wù)增長率的省際差異在2007年之前同樣經(jīng)歷了一個收斂過程，且未出現(xiàn)明顯的擴大；同時，債務(wù)增長率也呈現(xiàn)出平穩(wěn)下降的趨勢(如圖4所示)。對于這種情況，我們認(rèn)為：1.中部地區(qū)工業(yè)基礎(chǔ)相對薄弱，工業(yè)化發(fā)展的投資大多需要地方政府承擔(dān)，因此，第二產(chǎn)業(yè)比重增速越快，政府債務(wù)增長率就越高(系數(shù)為27.060)；但是，隨著產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整，第二產(chǎn)業(yè)比重增速不斷下降，地方政府債務(wù)增長率也因此明顯放緩。2.市場化水平增速和金融發(fā)展水平增速的持續(xù)下降，造成市場力量成長緩慢，無法承擔(dān)市政領(lǐng)域的投資，地方政府只能繼續(xù)為之舉債。3.對外貿(mào)易水平增速的持續(xù)下降，使得經(jīng)濟增長只能轉(zhuǎn)而依靠地方政府的投資拉動，債務(wù)增長率將在一定程度上被推高(系數(shù)為1.226)。在這些因素的作用下，中部債務(wù)增長率快速下降的趨勢受到了抑制，僅表現(xiàn)為緩慢的下降。

圖4 中部地區(qū)地方政府債務(wù)增長率(左)及其影響因素(右)的變化情況

圖5 西部地區(qū)地方政府債務(wù)增長率(左)及其影響因素(右)的變化情況

在西部地區(qū)，債務(wù)增長率的省際差異在2007年之前也呈現(xiàn)出了收斂態(tài)勢，由于經(jīng)濟發(fā)展普遍落后，這種差異始終較小。需要注意的是，西部債務(wù)增長率在2008年之后出現(xiàn)了明顯上升(如圖5所示)。究其原因，不難發(fā)現(xiàn)：第一，隨著經(jīng)濟轉(zhuǎn)型進入攻堅期，市場化發(fā)展速度大幅下降，地方政府不得不更多地干預(yù)經(jīng)濟，因而導(dǎo)致債務(wù)增長率再次上升。第二，城市化增速的逐步提高，意味著地方政府需要為此不斷增加舉債。第三，第三產(chǎn)業(yè)比重增速雖然上升緩慢，但是其系數(shù)高達99.680，進而推高了債務(wù)增長率。第四，西部省份通過提高債務(wù)增長率來“保增長”的做法具有顯著的空間溢出效應(yīng)，模型16中的δ1與δ2估計值表明，在政績競賽中無論是落后還是領(lǐng)先，本省的債務(wù)增長率都會隨外省的提高而提高，因此，西部債務(wù)增長率的重新高企也就是“自然而然”的事情了。

六、基本結(jié)論與啟示

綜觀全文，我們的研究立足于回答什么才是中國地方政府債務(wù)增長的動力機制的重要現(xiàn)實命題，同時，緊扣政治激勵和經(jīng)濟轉(zhuǎn)型這兩大因素，重塑對債務(wù)增長的認(rèn)識。兩區(qū)制雙固定效應(yīng)空間杜賓模型的實證結(jié)果表明：(1)4類地區(qū)債務(wù)增長率的省際差異均經(jīng)歷了先收斂再發(fā)散的過程，全國、東部和中部地區(qū)債務(wù)增長率持續(xù)放緩；而西部地區(qū)則出現(xiàn)了明顯的上升。(2)隨著經(jīng)濟轉(zhuǎn)型的不斷深入，在政績競賽思維模式下，地方政府對外地經(jīng)濟增長率更為敏感，債務(wù)增長也更容易受到鄰近地方的影響；特別是在西部地區(qū)，這種影響程度尤其強烈。(3)城市化、就業(yè)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整對4類地區(qū)地方政府債務(wù)增長率的影響程度均較大，市場化產(chǎn)生的影響較小，而對外貿(mào)易水平和金融發(fā)展水平的影響并不十分顯著。

通過實證分析，我們認(rèn)為，中國經(jīng)濟轉(zhuǎn)型的深入使得經(jīng)濟下行的壓力不斷加大，地方經(jīng)濟發(fā)展更加依賴于政府在固定資產(chǎn)投資領(lǐng)域的刺激。政績競賽所帶來的特殊的政治激勵，讓地方政府具有“加杠桿”沖動，并積極、主動地籌集資金用以投資拉動經(jīng)濟，從而導(dǎo)致債務(wù)增長。那么，應(yīng)該如何根除地方政府債務(wù)增長的動力？實證結(jié)果帶給我們的政策啟示是：第一，從根本上改變目前“自上而下標(biāo)尺競爭”格局中以GDP為導(dǎo)向的政績考核制度，完善地方政府官員的激勵約束機制。譬如，實行地方債務(wù)長期負(fù)責(zé)制，或把其納入政績考核之中，杜絕過度融資、透支地方未來發(fā)展空間的短視行為。第二，在經(jīng)濟轉(zhuǎn)型中加快發(fā)展高端制造業(yè)和現(xiàn)代服務(wù)業(yè)。當(dāng)前，中國第二產(chǎn)業(yè)中低端制造業(yè)比例過大，第三產(chǎn)業(yè)(特別是現(xiàn)代服務(wù)業(yè))水平不高，都導(dǎo)致了地方政府的配套投資過大，只有克服產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整中的這一瓶頸，才能有效地減少政府債務(wù)。第三，徹底糾正把城市化等同于“擴城”或“造城”的錯誤思想，城市化發(fā)展中固然需要新建相應(yīng)的公共設(shè)施，但是，盲目建造的“新城”、“空城”、“債城”絕不是城市化的應(yīng)有之義，只有樹立對城市化的正確認(rèn)識，才能降低地方政府為之舉債的沖動。第四，積極推進市場化進程，讓市場機制去決定生產(chǎn)要素價格，讓土地、資金等生產(chǎn)要素的使用符合市場經(jīng)濟規(guī)律，降低地方政府低成本融資的可能性，減少投資沖動。

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