地方政府債務(wù)與房價水平
——基于面板格蘭杰因果關(guān)系的檢驗

■/陳 瑞 張 博

地方政府債務(wù)與房價水平
——基于面板格蘭杰因果關(guān)系的檢驗

■/陳 瑞 張 博

本文分析了地方政府債務(wù)與房價水平呈現(xiàn)正向相關(guān)的理論機制，并運用中國30個省份2010—2015年的相關(guān)面板數(shù)據(jù)，對兩者的作用關(guān)系進行面板格蘭杰因果檢驗，結(jié)果表明兩者互為因果，地方政府債務(wù)規(guī)模上漲顯著地促進房價水平增長，而房價水平的上漲反過來又會促進地方政府債務(wù)規(guī)模增長。一方面，伴隨著房地產(chǎn)市場的繁榮，房價上升導(dǎo)致地價持續(xù)上漲，地方政府土地財政收入增加，更容易通過土地抵押舉債，導(dǎo)致債務(wù)規(guī)模的升高；另一方面，伴隨著住房需求的增加，地方政府通過改善基礎(chǔ)設(shè)施滿足居民的住房需求，進一步促進了房地產(chǎn)市場的繁榮，推高了房價。這為地方政府相關(guān)房價調(diào)控政策、債務(wù)政策的制定提供了一定的啟示。

地方政府債務(wù) 房價水平 面板格蘭杰因果檢驗

一、文獻回顧

近年來，我國的地方政府債務(wù)問題日益突出，被學(xué)術(shù)界乃至決策層所關(guān)注，圍繞著我國地方政府債務(wù)與房價水平的關(guān)系研究也取得了一些進展。現(xiàn)有研究中，大多學(xué)者從地價因素、宏觀政策因素、地方政府因素等方面研究了政府債務(wù)規(guī)模。劉德炳（2013，2014）通過調(diào)查千余個市縣級單位審計數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，較高的土地價格使得償債資金的籌集相對便利，通過出讓土地獲得資金規(guī)模越高的省份，其地方政府越依賴于這種償債途徑，則地方政府舉債規(guī)模越大。唐洋軍（2011）、郭平（2015）、陳菁（2015）等發(fā)現(xiàn)財政分權(quán)程度與晉升激勵強度對我國各省區(qū)的城投債規(guī)模均存在顯著正向影響。王敘果（2012）、羅黨論（2015）基于地方政府因素視角發(fā)現(xiàn)，在晉升錦標(biāo)賽的激勵下，為積累足夠的政治資本，地方官員往往不惜一切代價地大規(guī)模融資舉債，導(dǎo)致融資平臺債務(wù)出現(xiàn)嚴(yán)重的擴張傾向。而從地方債因素研究房價波動的文獻也較少。如王雅齡和王力結(jié)（2015）利用信號博弈模型發(fā)現(xiàn)，地方政府通過控制土地儲備和實行拍賣機制推高了房價，向金融機構(gòu)傳遞信號而獲取債務(wù)收入。刁偉濤（2015）認(rèn)為地方政府通過舉借債務(wù)投資，拉動地區(qū)經(jīng)濟增長，從而帶動房價的上升。

系統(tǒng)回顧房價與地方債規(guī)模的相關(guān)文獻，可以發(fā)現(xiàn)，已有的研究主要有以下三個方面的不足：第一，地方政府債務(wù)和房價水平可能存在雙向因果的關(guān)系導(dǎo)致內(nèi)生性問題，而大多數(shù)研究采用省級面板數(shù)據(jù)的實證模型分析中卻很少加以考慮。更重要的是，忽略了內(nèi)生性問題，將會導(dǎo)致基本計量模型的估計結(jié)果整體可信度大為降低；第二，可能限于數(shù)據(jù)的可得性，現(xiàn)有文獻大多以地方政府發(fā)行的城投債作為地方政府債務(wù)的替代，少有采用地方債務(wù)規(guī)模的真實數(shù)據(jù)，這可能會引起測度變量偏差；第三，據(jù)不完全觀測，還沒有對地方政府債務(wù)與房價水平進行面板格蘭杰因果檢驗分析的研究。

為了彌補已有研究的不足，本文從理論上分析了房價水平與地方政府債務(wù)的作用機制，采用面板格蘭杰因果檢驗實證分析了兩者數(shù)量上的變化關(guān)系。本文余下部分結(jié)構(gòu)安排如下，第二部分為房價水平與地方政府債務(wù)的理論分析，第三部分為計量模型的構(gòu)建和變量統(tǒng)計性描述，第四部分為面板格蘭杰檢驗及實證分析，第五部分總結(jié)全文，并給出對策建議。

二、房價水平與地方政府債務(wù)的理論分析

地方政府通過對城市建設(shè)用地出讓方式的控制，滿足“城鎮(zhèn)建設(shè)用地一部分用于工業(yè)發(fā)展，另一部分用于城市擴張”的目的，達到“促進房地產(chǎn)市場繁榮、謀求土地收益最大化以滿足借債需求，改善基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)、促進工業(yè)化城鎮(zhèn)化的實現(xiàn)以促進房地產(chǎn)市場繁榮”的目標(biāo)。

一方面，地方政府舉債投資公共基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)促進了房地產(chǎn)市場的繁榮。地方政府通過融資平臺籌得巨額債務(wù)資金后，將大部分資金投入到改善新征土地的基礎(chǔ)設(shè)施，通過配套設(shè)施的完善，實現(xiàn)“工業(yè)化、城鎮(zhèn)化”的同時，也大大提升了新征土地的附加價值。通過擴大城市基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，既能吸引外來資金流入，又能迅速提升城市面貌，在短期內(nèi)還可彰顯出地方政府的政績。伴隨著基礎(chǔ)設(shè)施的逐步完善和公共服務(wù)的配套完善，而現(xiàn)階段中國的高房價主要源于需求拉動，在其他因素不變的前提下，旺盛的住房需求促使房價上漲，并刺激土地需求的上升，土地需求上升進一步拉動地價的上漲，地價上漲會提高住房建設(shè)成本，抑制住房供給，且進一步推動房價上漲。

另一方面，房地產(chǎn)市場繁榮是地方政府土地財政增收的重要保障，為地方政府獲得銀行貸款打下了基礎(chǔ)。土地價格上漲使得土地資產(chǎn)的評估價值大幅上升，土地財政增加使得地方政府的償債能力被相關(guān)金融貸款機構(gòu)所普遍看好。同時，地方政府融資平臺又具有政府背景，為其貸款提供了安全保障，促使相關(guān)金融貸款機構(gòu)將信貸資產(chǎn)的配置向地方政府債務(wù)傾斜，這為地方政府融資平臺獲得更高的貸款信用評級從而順利完成債務(wù)融資創(chuàng)造了便利條件。

地方政府投資基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)以最大化獲得土地財政，而土地收益又為地方政府投資基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)拓寬了融資渠道，解決了融資瓶頸問題，通過公共投資改善了城市基礎(chǔ)設(shè)施環(huán)境，可以大大提升城市土地價值和價格，促進房地產(chǎn)市場的繁榮，房價上升，進而又使地方政府在城市土地出讓中獲得更多的收益，以便更容易舉借政府債務(wù)。

三、計量模型的構(gòu)建與變量描述性統(tǒng)計

（一）構(gòu)建計量模型

面板格蘭杰因果檢驗在計量經(jīng)濟范疇的應(yīng)用日漸廣泛，由于此種檢驗應(yīng)用于面板數(shù)據(jù)模型中，能夠較為顯著地增加自由度，進而估計結(jié)果更為有效，本文運用面板格蘭杰檢驗的方法，設(shè)定為如下的模型形式：

其中，i代表省份，t代表時間，SPFJ代表各省的房價水平，DFZ代表各省的地方政府債務(wù)，?i和θi代表不同省份的個體效應(yīng)，μit和εit代表均值為0的隨機干擾項。

格蘭杰因果檢驗的核心思想是：若一個事件過去的行為會影響另一個事件的當(dāng)前行為，則存在單向因果關(guān)系；若雙方的過去行為在相互影響著對方的當(dāng)前行為，則存在雙向因果關(guān)系。因此，對于A、B兩組不同的時間序列變量，若給定序列變量A過去的數(shù)值，其可能引起另一序列變量B當(dāng)前的變化，同時，序列變量A的未來值卻不會引起序列變量B當(dāng)前的變化。但是，序列變量A在序列變量B之前發(fā)生并不意味著B的發(fā)生由A引起，這需要控制其他能夠解釋B的相關(guān)變量。標(biāo)準(zhǔn)格蘭杰因果檢驗中假設(shè)，在面板數(shù)據(jù)中，這些控制變量的信息可以從B的過去值及樣本的個體異質(zhì)項中得到反映（Justesen，2008）。

因此，方程（1）的基本含義為：在控制SPFJ的過去值和個體異質(zhì)項的情況下，若SPFJ的當(dāng)前值能夠被包含在DFZ過去值的信息所解釋，則DFZ是SPFJ的格蘭杰因，這意味著：地方政府債務(wù)能顯著地推動房價水平。類似地，方程（2）背后的含義是：在控制DFZ的過去值和個體異質(zhì)項的情況下，若DFZ的當(dāng)前值能夠被包含在SPFJ過去的信息所解釋，則SPFJ是DFZ的格蘭杰原因，這意味著房價水平越高的地區(qū)，相應(yīng)地，地方政府舉債規(guī)模越大。

至此，我們可以知道我們關(guān)注的重點在于給定顯著性水平的條件下，方程（1）中的δk和方程（2）中的γk是否顯著地異于零。分四種情況討論，第一種情況為δk和γk均不顯著異于零，則有SPFJ和DFZ互不相關(guān)；第二種情況為僅有δk顯著異于零，則DFZ引起了SPFJ的變化，反之不成立；第三種情況為僅有γk顯著異于零，則SPFJ引起了DFZ的變化，反之亦不成立；第四種情況為δk和γk均顯著異于零，則有SPFJ和DFZ存在雙向的因果關(guān)系，這意味著地方政府債務(wù)和房價水平之間內(nèi)生地相互引起。

本文引入兩種假設(shè)檢驗的方法來分析地方政府債務(wù)和房價水平之間的相互作用。第一種方法為標(biāo)準(zhǔn)的格蘭杰因果檢驗（也叫聯(lián)合顯著性檢驗），即檢驗系數(shù)的聯(lián)合顯著性（所有系數(shù)聯(lián)合均等于零）。在Wald檢驗的計量結(jié)果中，若δk（γk）聯(lián)合顯著異于零的話，則可認(rèn)為 DFZ（SPFJ）是 SPFJ（DFZ）的格蘭杰原因。然而，此種檢驗存在最大的問題是不能區(qū)分暫時性的還是永久性的格蘭杰因果關(guān)系。在這種情況下，即使系數(shù)聯(lián)合顯著異于零，DFZ（SPFJ）被認(rèn)為是SPFJ（DFZ）的格蘭杰原因，但其系數(shù)之和可能為零。也就是說，DFZ（SPFJ）的一個永久性變化只能引起SPFJ（DFZ）的一個暫時性波動，而不能引起 SPFJ（DFZ）的永久性變化（Drobny，1988）。因此，不能全面準(zhǔn)確地反映變量之間的因果關(guān)系。由此，引入第二種檢驗方法，即檢驗系數(shù)之和是否顯著異于零，以考察滯后解釋變量對于被解釋變量累積影響的顯著性（Justesen，2008），作為標(biāo)準(zhǔn)格蘭杰因果檢驗的補充，若方程（1）中的滯后變量DFZ的系數(shù)之和，即∑δk顯著異于零，則可認(rèn)為DFZ永久性地引起了SPFJ的變化。相似地，若方程（2）中的滯后變量SPFJ的系數(shù)之和，即∑γk顯著異于零，則可認(rèn)為SPFJ永久性地引起了DFZ的變化。

（二）變量定義

1.地方政府債務(wù)。地方債數(shù)據(jù)來源于各省、自治區(qū)（西藏除外）、直轄市和部分計劃單列市截至2016年1月發(fā)布的當(dāng)?shù)卣畟鶆?wù)審計結(jié)果及2015年8月國務(wù)院審議批準(zhǔn)地方政府債務(wù)限額的議案決議，還有2016年8月公布的專項債券的信息披露文件和信用評估報告，并進行如下處理。2013年6月的數(shù)據(jù)完全是估計彌補其他年度缺失值的基礎(chǔ)。將3個單獨發(fā)布審計結(jié)果的計劃單列市（青島市、寧波市、廈門市）的債務(wù)與所在省份合并計算。由于2013年底各省市、自治區(qū)的地方債數(shù)據(jù)不全，為保持?jǐn)?shù)據(jù)的一致性，本文有合理的理由將各省市、自治區(qū)2013年底的債務(wù)規(guī)模替代為2013年6月底的債務(wù)規(guī)模。2015年僅有海南省限額數(shù)據(jù)未公布，用全國總債務(wù)限額數(shù)據(jù)減去其余省份債務(wù)限額數(shù)據(jù)之和即得。同時，根據(jù)已有省份2015年債務(wù)數(shù)據(jù)與限額數(shù)據(jù)非常接近，故用2015年債務(wù)限額數(shù)據(jù)替代為2015年的債務(wù)數(shù)據(jù)。而2014年年底部分缺失數(shù)據(jù)通過2015年地方債限額規(guī)模折算得出，折算系數(shù)為2014年地方債規(guī)模總量與2015年地方債限額總量的比值。2010年缺失遼寧、福建、天津3省數(shù)據(jù)，用全國總量減去已知27省的債務(wù)，剩余值根據(jù)2013年6月相對比重分配給3省。2012年缺失天津、貴州2省數(shù)據(jù)，用全國總量減去已知28省的債務(wù)，剩余值根據(jù)2013年6月相對比重分配給2省。2014年缺失遼寧、安徽、內(nèi)蒙古、廣西、重慶、貴州這6省數(shù)據(jù)，根據(jù)其2015年的債務(wù)限額數(shù)據(jù)，按照2014/2015總量，即15.4萬億/16萬億，估計2014年6省的缺失數(shù)據(jù)。根據(jù)審計署的統(tǒng)計，2010年以后的地方政府債務(wù)平均增速為19.97%，2011年各省份的地方政府債務(wù)數(shù)據(jù)均未公布，故在2010年的基礎(chǔ)上按19.91%的增長率進行折算，按照2013年6月的數(shù)據(jù)折算出2011年的債務(wù)總量數(shù)據(jù)，得出2011年的債務(wù)總量為90709.08億元，再根據(jù)2013年6月的已有數(shù)據(jù)，其余年份缺失數(shù)據(jù)采用按2013年6月各地方債務(wù)規(guī)模占總量規(guī)模不變來計算，小數(shù)點后兩位結(jié)果四舍五入，估計2011年各省的債務(wù)數(shù)據(jù)。

表1 變量描述性統(tǒng)計結(jié)果

表2 房價與地方債規(guī)模的格蘭杰因果檢驗

2.房價。本文采用的是既包括住宅，又包括辦公樓和商業(yè)用房的“商品房平均銷售價格”指標(biāo)。

（三）變量統(tǒng)計性描述

由于房價與地方政府債務(wù)均為當(dāng)年價格，為了剔除價格因素的影響，以2010年為基期，利用CPI價格指數(shù)將變量中的名義變量轉(zhuǎn)換為2010年的不變價格變量。CPI指數(shù)GCit來源于各省市、自治區(qū)統(tǒng)計年鑒，商品房平均銷售價格來源于《中國區(qū)域經(jīng)濟統(tǒng)計年鑒》，變量描述性統(tǒng)計結(jié)果如表1所示。

四、面板格蘭杰因果檢驗及實證分析

本部分對方程（1）和（2）進行面板格蘭杰因果檢驗，結(jié)果如表2所示。

對方程（1）進行面板格蘭杰因果檢驗的結(jié)果如表2上半部分所示，正如前文所言，一個主要的問題在于：檢驗δk是否等于0——我們同時運用了檢驗聯(lián)合顯著性的標(biāo)準(zhǔn)方法，以及檢驗系數(shù)和的方法。正如表2上半部分所顯示，聯(lián)合顯著性檢驗Wald統(tǒng)計量及系數(shù)和檢驗Z統(tǒng)計量在1%的水平上顯著，拒絕DFZ不會影響SPFJ的原假設(shè)。因此，我們認(rèn)為，中國的地方政府債務(wù)規(guī)模的上漲顯著地推動著房價增長——即前者是后者的格蘭杰原因。

對方程（2）進行面板格蘭杰因果檢驗的結(jié)果匯報如表2下半部分所示，一個主要的問題仍在于：檢驗δk是否等于0——同樣運用了檢驗聯(lián)合顯著性的標(biāo)準(zhǔn)方法，以及檢驗系數(shù)和的方法。結(jié)果顯示，聯(lián)合顯著性檢驗Wald統(tǒng)計量及系數(shù)和檢驗Z統(tǒng)計量在5%的水平上顯著，拒絕SPFJ不會影響DFZ的原假設(shè)。房價水平的上漲同時會顯著地促進地方政府舉債規(guī)模增長——即前者是后者的格蘭杰原因。

此外，我們對地方政府債務(wù)與房價進行Stacked Test因果檢驗，結(jié)果如表3所示。

表3顯示，無論滯后期為2、3或4期，地方政府債務(wù)與房價至少在10%的顯著性水平上互為格蘭杰原因，這也進一步驗證了表2的結(jié)果。

表3 地方政府債務(wù)與房價的Stacked Test因果檢驗

五、結(jié)論與對策建議

本文分析了地方政府債務(wù)與房價水平呈現(xiàn)正向相關(guān)的理論機制，并運用中國30個省份2010—2015年的相關(guān)面板數(shù)據(jù)，對兩者的作用關(guān)系進行面板格蘭杰因果檢驗，驗證了兩者互為因果的關(guān)系。一方面，伴隨著房地產(chǎn)市場的繁榮，房價上升導(dǎo)致地價持續(xù)上漲，地方政府土地財政收入增加，更容易通過土地抵押舉債，導(dǎo)致債務(wù)規(guī)模的升高；另一方面，伴隨著住房需求的增加，地方政府通過改善基礎(chǔ)設(shè)施滿足居民的住房需求，進一步促進了房地產(chǎn)市場的繁榮，推高了房價。

地方政府應(yīng)當(dāng)充分認(rèn)識房價水平與地方政府債務(wù)的聯(lián)動效應(yīng)，房地產(chǎn)市場泡沫風(fēng)險的防控與地方債務(wù)規(guī)模的管理應(yīng)雙管齊下。房價水平在相當(dāng)程度上與地方債規(guī)模存在“水漲船高”的作用，隨著房價的上漲，地方債規(guī)模擴大，債務(wù)風(fēng)險也隨之增加；而當(dāng)房價出現(xiàn)下滑后，地方政府償債壓力增加有可能引發(fā)債務(wù)危機。一旦地方政府的債務(wù)風(fēng)險傳遞給相關(guān)金融機構(gòu)，有可能會引發(fā)金融風(fēng)險，甚至?xí)苯觽鲗?dǎo)到各建設(shè)項目，從而引發(fā)實體經(jīng)濟風(fēng)險。

[1]趙大利.城投債務(wù)對商品房價格的影響分析〔J〕.當(dāng)代經(jīng)濟,2014（13）.

[2]Ang A,Bai J,Zhou H.The Great Wall of Debt:“The Cross Section of Chinese LocalGovernment Credit Spreads〔J〕.social science Electronin Publish?ing，2015（10）.

[3]Ambrose B W,Deng Y,Wu J.:2015,“Under?standing the Risk of China's Local Government Debts and its Linkage with Property Markets〔J〕.social sci?ence Electronic Publishing，2015（24）.

[4]劉德炳.地方債重壓,土地財政撐不住了〔J〕.中國經(jīng)濟周刊,2013（24）.

[5]劉德炳.哪個省更依賴土地財政?本刊首次發(fā)布23個省份“土地財政依賴度”排名報告〔J〕.中國經(jīng)濟周刊,2014（14）.

[6]唐洋軍.財政分權(quán)與地方政府融資平臺的發(fā)展:國外模式與中國之道〔J〕.上海金融,2011（03）.

[7]郭平,任磊.財政分權(quán)體制下城投債發(fā)展問題探討〔J〕.商業(yè)經(jīng)濟研究,2015（16）.

[8]陳菁,李建發(fā).財政分權(quán)、晉升激勵與地方政府債務(wù)融資行為——基于城投債視角的省級面板經(jīng)驗證據(jù)〔J〕.會計研究,2015（01）.

[9]王敘果,張廣婷,沈紅波.財政分權(quán)、晉升激勵與預(yù)算軟約束——地方政府過度負(fù)債的一個分析框架〔J〕.財政研究,2012（03）.

[10]羅黨論,佘國滿.地方官員變更與地方債發(fā)行〔J〕.經(jīng)濟研究,2015（06）

[11]王雅齡，王力結(jié).地方債形成中的信號博弈:房地產(chǎn)價格——兼論新預(yù)算法的影響〔J〕.經(jīng)濟學(xué)動態(tài),2015（04）.

[12]刁偉濤.土地財政、地方債務(wù)與房價水平——基于省際面板數(shù)據(jù)的實證研究〔J〕.當(dāng)代財經(jīng),2015（02）.

[13]Justesen M.K.The Effect of Economic Free?dom on Growth Revisited:New Evidence on Causality from a Panel of Countries 1970–1999〔J〕.European Journal of Political Economy,2008（24）.

[14]Drobny A.Real Wages and Employment:Keynes,Monetarism and the Labour Market〔J〕.Eco?nomic Joural.1989（99）.

[15]Holtz-Eakin D,Newey W,Rosen H.S.“Esti?mating Vector Auto Regressions with Panel Data〔J〕.Econometrica,1988（56）.

◇作者信息：北京大學(xué)經(jīng)濟學(xué)院博士后流動站中國信達資產(chǎn)管理股份有限公司博士后工作站

◇責(zé)任編輯：何 眉

◇責(zé)任校對：何 眉

F810.5

A

1004-6070（2017）07-0075-06