縱向博弈、橫向競爭與地方政府舉債融資及其治理

刁偉濤

摘要：本文以中央與地方間的縱向博弈和地方政府間的橫向競爭為理論框架，分析了地方政府舉借債務(wù)的動因，基于空間面板模型的實證結(jié)果顯示，信息不對稱使中央政府對于地方政府的舉債行為并沒有形成強力有效的約束，而地方政府間的橫向競爭則進一步加劇了債務(wù)規(guī)模的擴張。同時，地方政府舉借債務(wù)也存在財政分權(quán)的體制因素，這集中體現(xiàn)在其舉債規(guī)模與財力狀況相關(guān)，而不同財力構(gòu)成對于舉債規(guī)模影響存在異質(zhì)性：一般公共財力是正向影響，而政府性基金財力則是負向影響，顯示出地方政府主動舉債和被動舉債是同時存在的。上述論斷為地方政府舉債融資的管控治理提供了一定的啟示。

關(guān)鍵詞：地方政府債務(wù)；縱向博弈；橫向競爭；地方財力；空間面板模型

文獻標(biāo)識碼：A文章編號：100228482017（05）008708

一、 引言和文獻述評

中央與地方政府（以下簡稱“央地”）之間的縱向博弈以及地方政府間的橫向競爭是理解分析我國地方政府行為的格局式框架和經(jīng)緯性思路，這一論斷無疑也適用于地方政府舉借債務(wù)行為。以央地縱向博弈而言，2008年中央政府為應(yīng)對全球金融危機推出經(jīng)濟刺激計劃，在很大程度上啟動了中央與地方間圍繞著地方債務(wù)的博弈，先是地方政府大量地設(shè)立融資平臺并通過該平臺大規(guī)模地舉借債務(wù)，之后國務(wù)院下發(fā)《關(guān)于加強地方政府融資平臺公司管理有關(guān)問題的通知》，要求地方政府對融資平臺進行清理，地方政府通過銀行獲得常規(guī)信貸的通道收緊，作為應(yīng)對之策，地方政府將融資來源轉(zhuǎn)移到影子銀行，同時將融資主體轉(zhuǎn)向地方國有企業(yè)[1]。為了抑制地方政府的投機行為并摸清地方債務(wù)規(guī)模，國務(wù)院也數(shù)次要求審計署對地方債務(wù)進行審計，并且在2014年9月，國務(wù)院印發(fā)了《關(guān)于加強地方政府性債務(wù)管理的意見》，提出了建立規(guī)范的地方政府舉債融資機制、對地方政府債務(wù)實行規(guī)?？刂坪皖A(yù)算管理、控制以及化解地方政府性債務(wù)風(fēng)險等具體措施。

從地方政府橫向競爭來看，經(jīng)濟和財力等資源的相對稀缺性以及行政官員在晉升方面的競爭性造成了地方政府之間的競爭性。為了能在晉升錦標(biāo)賽中獲得更大的勝出機會，地方政府往往會不遺余力地促進GDP增長，而除了招商引資、財政支出等基本方式之外，舉借債務(wù)進行政府性投資也是一個重要的選擇?？紤]到地方政府之間的確存在著稅收競爭和支出競爭[23]，那么舉債競爭應(yīng)該也是存在的，即地方政府的舉債活動會被其他地方政府所關(guān)注、效仿和追趕，因為舉借債務(wù)既可以進行基礎(chǔ)設(shè)施等投資從而直接拉動當(dāng)?shù)亟?jīng)濟增長，也可以通過公共支出吸引生產(chǎn)要素流入從而間接促進經(jīng)濟增長，完全符合“為增長而競爭”的邏輯[45]，同時這也是對央地之間地方債務(wù)縱向博弈的補充。

[JP2]當(dāng)然，對于地方政府舉借債務(wù)所存在的央地縱向博弈和地方橫向競爭，許多學(xué)者都進行了研究，但是上述研究要么是側(cè)重于央地之間的縱向博弈[JP][611]，要么是側(cè)重于地方政府之間的橫向競爭[1216]，將二者同時納入統(tǒng)一的分析框架則并不多，而這可能會影響對地方債務(wù)舉借機制的全面準(zhǔn)確理解及其管控治理。當(dāng)然，隨著新《中華人民共和國預(yù)算法》（以下簡稱《預(yù)算法》）在2015年的正式實施，地方政府舉借債務(wù)的制度機制發(fā)生重大變化，債券融資、分類預(yù)算和限額管理等也已經(jīng)運行[17]，但是經(jīng)濟發(fā)展的考核晉升機制、城鎮(zhèn)化進程、公共投資體制和財政壓力等影響地方政府舉借債務(wù)的基本面因素并沒有發(fā)生根本性變化，如果不能對地方政府舉債的動因形成系統(tǒng)性的認識，并據(jù)此提出有針對性的、綜合性的管控治理措施，就難以保證地方政府不會采取“上有政策、下有對策”的投機行為或“換湯不換藥”的擦邊球行為，比如消極應(yīng)對融資平臺公司的市場化轉(zhuǎn)型和融資，仍借道進行政府融資，再比如在推進PPP項目過程中由于不規(guī)范運作和變相融資，形成實際的債務(wù)或償債責(zé)任等[18]。如果形成尾大不掉、法不責(zé)眾甚至倒逼中央之勢，將有可能使地方債務(wù)新規(guī)的執(zhí)行效果大打折扣甚至化于無形。

當(dāng)然，地方政府債務(wù)規(guī)模擴張并不是中國的獨有問題，而基本是一個全球性的問題，無論是在發(fā)達國家還是新興市場，無論是在聯(lián)邦制政體還是單一制國家，都是普遍存在的[19]。國外學(xué)者對地方政府舉借債務(wù)的動因也做了相關(guān)的研究，其中部分學(xué)者從征稅和舉債之間替代性的角度進行了分析，他們認為稅收收入下降導(dǎo)致財政支出缺口出現(xiàn)將迫使地方政府舉借債務(wù)[2022]；也有學(xué)者從中央/聯(lián)邦政府與地方政府的財政關(guān)系或財政分權(quán)的角度進行了分析，他們認為中央/聯(lián)邦政府轉(zhuǎn)移支付的存在在很大程度上帶來了地方政府的預(yù)算軟約束以及債務(wù)救助預(yù)期，舉債收益基本由地方政府獲得，而舉債成本則基本由中央政府承擔(dān)，這種“公共池”效應(yīng)必然導(dǎo)致地方政府會過度舉債[2327]。

國外學(xué)者對于地方政府舉債動因的分析，為我們分析中國地方政府的舉債提供了深刻的啟示，全球范圍內(nèi)地方政府的舉債行為也的確有其共性，但是如果我們只著眼于其共性而忽視了中國的特性，必定無法形成對中國地方政府舉債動因的全面認識。事實上，中國在政府執(zhí)政理念、官員任命考核、財政預(yù)算制度、政府收入結(jié)構(gòu)、地方債務(wù)制度等方面都有其特殊性。本文的邏輯思路是：基于縱向博弈和橫向競爭的總體框架，構(gòu)建能夠?qū)⒍呓y(tǒng)一納入的相應(yīng)模型，同時還要考慮地方政府的財力狀況，因為縱向博弈和橫向競爭更多反映的是地方政府的舉債意愿或動機，但是債務(wù)規(guī)模的實際大小還要考慮其舉債能力，本文利用地方政府的財力狀況來刻畫其舉債能力。另一方面，目前公開發(fā)表的相關(guān)文獻所采納使用的地方債務(wù)規(guī)模數(shù)據(jù)都是基于估算或者用城投債代替，這無疑弱化了相關(guān)實證結(jié)論的可信度。實際上，我國地方債務(wù)最權(quán)威也應(yīng)該是最準(zhǔn)確的數(shù)據(jù)來源是國家審計署對截止2013年6月底政府債務(wù)的審計以及財政部對截止2014年底地方債務(wù)的清理甄別，本文通過各省的地方債務(wù)審計結(jié)果公告以及政府信息依申請公開這一渠道獲得了相關(guān)數(shù)據(jù)，并進行了相應(yīng)的模型設(shè)計和實證研究。

二、 模型設(shè)計、數(shù)據(jù)來源與基本實證結(jié)果

（一）實證模型設(shè)計endprint

上文已經(jīng)提出，地方政府舉債規(guī)模主要取決于三個方面：財力狀況、橫向競爭和縱向博弈，因此需要設(shè)計相應(yīng)的模型并在數(shù)據(jù)的支撐下進行實證檢驗。首先分析財力狀況，地方政府的綜合財力主要包括三個方面：一般公共預(yù)算本級收入、中央的補助收入和政府性基金收入，這三者的可支配性和支出結(jié)構(gòu)等是有所不同的。另外，中央補助收入的三個部分：稅收返還、一般性轉(zhuǎn)移支付和專項轉(zhuǎn)移支付，其可支配性以及可能對地方舉債產(chǎn)生影響的邏輯是不同的，對于前兩者，地方政府可以自由支配，而專項性轉(zhuǎn)移支付已經(jīng)明確指定用途，地方政府一般不能挪作他用，并且往往還要進行相應(yīng)的資金配套[28]。因此，本文將稅收返還和一般性轉(zhuǎn)移支付加入到地方政府的一般公共預(yù)算本級收入中，作為一般公共預(yù)算中的可支配財力，同時將專項支付收入和地方政府性基金收入兩個因素單獨引入。

對于地方政府橫向競爭，通過引入空間關(guān)系矩陣及其相應(yīng)的空間計量模型來衡量刻畫，而對于央地之間的縱向博弈，主要利用地方政府舉債規(guī)模對于債務(wù)率的反應(yīng)來刻畫識別。雖然地方政府舉債存在預(yù)算軟約束，存在中央救助預(yù)期，但是并不是說其舉債不需要考慮中央政府的管控限制，甚至是無所顧忌的，事實上，中央對地方政府舉債的管控也是越來越明確而嚴(yán)格的，比如設(shè)置風(fēng)險警戒線，由于債務(wù)率（債務(wù)余額與綜合財力的比值）能夠直接反映地方政府的財政負擔(dān)和償債壓力，風(fēng)險警戒線往往以債務(wù)率為指標(biāo)。一個合理的邏輯推論是，在中央政府管控下，地方政府存量債務(wù)的債務(wù)率水平會對新增舉債規(guī)模存在負面的影響，因此本文將債務(wù)率水平引入用以刻畫央地博弈這一因素。

綜合考慮上述因素，本文設(shè)計如下的計量模型：[WTBX]

ΔLGDit=β1∑[DD（]N[]j=1[DD）]wij×ΔLGDjt+β2GPBit+

β3STRit+β4GMFit+β5R_LGDi（t-1）+μi+εit[JY]（1）

在公式（1）中，i=1，2，…，N表示不同的省份，t=1，2，…，T表示不同的年份，被解釋變量ΔLGDit為各個省份對應(yīng)時間區(qū)間內(nèi)的地方債務(wù)人均舉借規(guī)模，∑[DD（]N[]j=1[DD）]wij×ΔLGDjt為人均舉債規(guī)模的空間滯后加權(quán)平均項，其中wij為標(biāo)準(zhǔn)化的空間權(quán)重矩陣中第i行第j列元素，GPBit為人均一般公共預(yù)算可支配財力，STRit為人均專項轉(zhuǎn)移支付收入，GMFit為人均政府性基金收入，R_LGDi（t-1）為上一年i省份的地方政府債務(wù)存量，并利用債務(wù)率（債務(wù)余額與當(dāng)年綜合財力的比值，其中綜合財力是地方一般公共預(yù)算收入、中央補助收入和政府性基金收入的總和）這一指標(biāo)衡量，同時引入一般公共預(yù)算彈性支出和國有土地出讓收入兩個指標(biāo)作為相關(guān)核心解釋變量的替代性指標(biāo)進行穩(wěn)健性分析。μi為省份個體效應(yīng)，控制難以識別的省份非時變因素的影響，εit為隨機誤差項。[WTBZ]

（二）數(shù)據(jù)來源

長期以來，對于我國地方政府債務(wù)相關(guān)問題的實證研究，在很大程度上受到了其數(shù)據(jù)可得性和權(quán)威性的制約，最權(quán)威也是被廣泛使用的數(shù)據(jù)來自于國家審計署在2013年下半年對截止2013年6月底地方政府債務(wù)的全面審計，而相應(yīng)的分省數(shù)據(jù)則是來源于各個省份在2014年1月集中公布的當(dāng)?shù)卣詡鶆?wù)審計結(jié)果，從中可以整理得到2010年底、2012年底和2013年6月底的地方債務(wù)余額數(shù)據(jù)?；谶@次債務(wù)審計結(jié)果，財政部在2014年下半年對全國地方政府截止2014年底的存量債務(wù)又進行了一次全面的清理甄別，雖然工作早已經(jīng)結(jié)束，但是各省的數(shù)據(jù)至今仍沒有公布。本文通過政府信息依申請公開這一途徑，向財政部申請到了各個省份2015年底的地方債務(wù)余額限額和2015年的新增限額（具體分為一般債務(wù)和專項債務(wù)），據(jù)此得到了2014年底的債務(wù)限額，而根據(jù)財政部的相關(guān)做法，實際上2014年底的地方債務(wù)余額限額就是2014年底的實際余額?；谏鲜鰯?shù)據(jù)，本文對2011年底和2013年底各省的地方債務(wù)余額進行了估算，據(jù)此最終得到2010—2014年底我國30個省份（由于西藏自治區(qū)數(shù)據(jù)缺失嚴(yán)重，故將其舍棄，同時也不包括港澳臺地區(qū)）的地方債務(wù)余額面板數(shù)據(jù)，以及2011—2014年的舉債規(guī)模面板數(shù)據(jù)。

各個省份的人口規(guī)模來源于相應(yīng)年份的《中國統(tǒng)計年鑒》并取當(dāng)年平均規(guī)模，各個省份的土地出讓收入來自于相應(yīng)年份的《中國國土資源統(tǒng)計年鑒》，是包括了協(xié)議出讓和“招拍掛”出讓兩種類別的總成交價款，[JP2]各個省份的一般公共支出來自于相應(yīng)年份的《中國統(tǒng)計年鑒》，其中的一般公共服務(wù)、外交、國防、公共安全、教育、科學(xué)技術(shù)、文化體育與傳媒、社會保障和就業(yè)、醫(yī)療衛(wèi)生和節(jié)能環(huán)保等作為剛性支出，[JP]其他則為彈性支出。各個省份2010—2013年的稅收返還、一般性轉(zhuǎn)移支付和專項轉(zhuǎn)移支付數(shù)據(jù)，來自于內(nèi)部資料“2006—2013年各地區(qū)返還性收入、一般性轉(zhuǎn)移支付和專項轉(zhuǎn)移支付”，2014年的相應(yīng)數(shù)據(jù)，來自于各個省份的2014年財政決算報告及其表格，部分省份的數(shù)據(jù)來自于向財政廳（局）的政府信息公開申請。各個省份2010—2014年向中央的上解支出，來自于相應(yīng)年份的《中國財政年鑒》。各個省份2010—2013年的政府性基金收入數(shù)據(jù)，來自于《地方財政研究》雜志社發(fā)布的“2008年—2013年全國各地區(qū)政府性基金收入情況”，2014年的數(shù)據(jù)則來自于中國債券信息網(wǎng)發(fā)布的各省地方政府信用評級報告。綜合所有變量，其描述性統(tǒng)計如表1所示。

（三）基本實證分析

可以看出，模型（1）是典型的空間自回歸模型（Spatial AutoRegressive Model，SAR），由于在模型中空間滯后因變量作為解釋變量違背了傳統(tǒng)計量模型中解釋變量嚴(yán)格外生的假定，因此往往利用極大似然估計法（MLE）來進行估計，通過Stata軟件計算得到如表2所示的回歸結(jié)果。

表2中的模型（1）反映的是基準(zhǔn)模型的回歸結(jié)果，可以看出，反映舉債競爭程度的人均舉債空間滯后項系數(shù)為02312，并且在5%的置信水平上是顯著的，印證了至少從省份的角度而言，地方政府在舉借債務(wù)方面是存在仿效、跟蹤、追逐等心理和行為的；人均一般預(yù)算綜合財力的系數(shù)為04228，并且在1%的置信水平上是顯著的，[JP2]顯示出地方政府會基于一般公共財力或以其為償債來源來舉借債務(wù)，財力越大、舉債規(guī)模越大，政府性投資的規(guī)模越大，很大程度上反映出地方政府主動舉債的特征。再看人均專項轉(zhuǎn)移支付，其系數(shù)為13515，并且在5%的置信水平下是顯著的，考慮到專項轉(zhuǎn)移支付的性質(zhì)及運作機制，這一點不難理解，專項轉(zhuǎn)移支付是下級政府因承擔(dān)上級政府委托事務(wù)或政府間共同事務(wù)而得到的中央有條件補助[28]，在實際運作過程中，很大比例的專項支付需要地方政府進行資金配套，而在財力有限或難以調(diào)配的情況下，地方政府往往不得不通過舉債來進行資金配套，造成了專項支付規(guī)模越大、地方政府舉債規(guī)模越大的情況，因此從這個方面來看，地方政府舉債又具有被動的特征。endprint

進一步再看模型（1）中的人均政府性基金收入系數(shù)，為-06338并且在1%的水平下是顯著的，系數(shù)為負與人均一般預(yù)算綜合財力和人均專項轉(zhuǎn)移支付的系數(shù)為正形成鮮明對比，反映出至少從省份的角度而言，地方政府的人均政府性基金收入越高，其人均舉債的規(guī)模越低，這在很大程度上也反映出地方政府被動舉債的特征。面臨著經(jīng)濟增長考核和地方財政壓力，地方政府的自然做法是積極尋找另外的財源，有了額外的財源，既可以通過投資性支出拉動經(jīng)濟增長，又可以間接緩解一般公共財政的收支壓力，在這一背景和邏輯下土地財政應(yīng)“需”而生，但是地方政府間的土地財政能力是有很大差異的，土地財政運行良好、土地出讓規(guī)模大的地方，基本可以滿足發(fā)展性支出需要或者舉債規(guī)模相對要小，而土地財政狀況差、規(guī)模小的地方政府，則只能通過大規(guī)模舉借債務(wù)來進行應(yīng)對了。最后看債務(wù)率的時間滯后項，其系數(shù)為24318，在5%的置信水平下是顯著為正的，這一點似乎與本文的預(yù)期或初步判斷相悖，顯示出地方政府似乎是“債多不愁”或“越高越借”，中央政府對地方政府債務(wù)水平的風(fēng)險預(yù)警和管控等似乎并沒有產(chǎn)生效果，這在很大程度上與央地之間的信息不對稱狀況有關(guān)。由于地方政府一般是通過間接方式或變相方式舉債，因此中央政府實際上并沒有確切掌握地方政府的債務(wù)狀況，同時再加上救助或兜底預(yù)期以及“公共池”效應(yīng)，地方政府在這一時期的舉債也很可能會趕在新《預(yù)算法》實施之前“沖一沖”。

模型（2）—（6）是對基準(zhǔn)模型（1）的回歸結(jié)果穩(wěn)定性或選擇不同代理變量的影響分析。在模型（2）中，用人均一般預(yù)算彈性財力來代替基準(zhǔn)模型中的人均一般預(yù)算綜合財力和人均專項轉(zhuǎn)移支付兩個變量，因為后兩個變量并沒有考慮支出結(jié)構(gòu)的問題，但是在不同的支出結(jié)構(gòu)下，地方政府的收入尤其是一般預(yù)算綜合財力中的可統(tǒng)籌支配財力是不同的，因此本文從囊括了一般公共預(yù)算本級收入、稅收返還和一般性轉(zhuǎn)移支付、專項轉(zhuǎn)移支付三項主要內(nèi)容的地方一般公共預(yù)算支出切入，分析其支出結(jié)構(gòu)，將其劃分為剛性支出和彈性支出，從某種程度上可以將彈性支出看成是地方政府可以統(tǒng)籌支配的財力，因此其與地方政府舉借債務(wù)之間的內(nèi)在聯(lián)系可能會更強，更能反映地方政府的舉債動因。實證結(jié)果顯示，人均一般預(yù)算彈性財力的系數(shù)為07176，并且在1%的水平下是顯著為正的，進一步明確了地方政府的可統(tǒng)籌支配財力越大，其舉借債務(wù)的規(guī)模也越大，這與基準(zhǔn)模型的結(jié)果也是相印證的。同時，其他變量的系數(shù)及其顯著性也并沒有本質(zhì)性變化。

模型（3）是將基準(zhǔn)模型中的人均地方政府性基金收入替換為人均國有土地出讓收入，主要是考慮到國有土地出讓收入是地方政府性基金收入的主要構(gòu)成部分，并且土地出讓收入的支出彈性可能更大，回歸結(jié)果顯示其系數(shù)為-03101，并且在5%的水平下是顯著為負的，這一點與基準(zhǔn)模型中政府性基金收入的系數(shù)并沒有本質(zhì)性差別，除了債務(wù)率的時間滯后項之外，其他解釋變量的系數(shù)及其顯著性也都保持穩(wěn)定。模型（4）同時將基準(zhǔn)模型中的人均一般預(yù)算綜合財力、人均專項轉(zhuǎn)移支付和人均政府性基金收入替換為人均一般預(yù)算彈性財力和人均土地出讓收入，結(jié)果仍然顯示，除了債務(wù)率的時間滯后項之外，各個變量的系數(shù)及其顯著性都沒有發(fā)生本質(zhì)性變化。

考慮到引入人均地方國有土地出讓收入之后，債務(wù)率時間滯后項的系數(shù)會變得不顯著，因此在模型（5）和模型（6）中，將債務(wù)率時間滯后項這一因素剔除，結(jié)果顯示，地方政府間的舉債競爭反應(yīng)系數(shù)以及人均一般預(yù)算綜合財力、人均專項轉(zhuǎn)移支付、人均政府性基金收入和人均國有土地出讓收入的系數(shù)及其顯著性都沒有發(fā)生本質(zhì)性變化，雖然債務(wù)率水平對地方政府后續(xù)舉借債務(wù)的影響尚不能明確，但是有一點是可以基本確認的，那就是中央政府對于地方政府舉債的管控限制并沒有實質(zhì)性發(fā)生，二者可能在很大程度上與大部分地方政府的債務(wù)率截止2013年底都沒有達到中央政府所默認的風(fēng)險紅線或警戒線有關(guān)。

三、 穩(wěn)健性檢驗

（一）空間權(quán)重矩陣的選擇與實證影響

在上文的基準(zhǔn)模型回歸分析中采納的空間權(quán)重矩陣是01鄰接矩陣，雖然其能較好地刻畫出地方政府間的舉債效仿或攀比關(guān)系，但是其最大的問題在于前定性或者說基于分析者的主觀判斷。為了回歸結(jié)果的穩(wěn)健性，本文引入另一種比較常用的空間權(quán)重矩陣形式：距離倒數(shù)矩陣，即空間矩陣元素的取值為兩個省份空間距離的倒數(shù)，空間距離具體采用省會城市或直轄市之間的公路里程。在新的空間權(quán)重矩陣下，其相應(yīng)的回歸結(jié)果如表3所示。

通過表3可以看出，基于距離倒數(shù)空間[JP2]權(quán)重矩陣的實證結(jié)果與基于空間鄰接矩陣并無本質(zhì)性差異，[JP]唯一需要說明的是人均土地出讓收入對地方舉債競爭反應(yīng)系數(shù)的影響，在所對應(yīng)的模型（3）、（4）和（6）中，人均舉債規(guī)模空間滯后項的系數(shù)雖然為正，但是在10%的置信水平下都變得不再顯著，本文認為這可能主要是與國有土地出讓收入的統(tǒng)計方式有關(guān)。在《中國國土資源統(tǒng)計年鑒》中的國有土地出讓收入指的是“出讓合同價款”，并不是地方政府當(dāng)年實際收到的資金，而地方政府在彌補土地出讓收入動機下的舉借債務(wù)，更多地是考慮實際到位的資金，因此在10%的置信水平下負向影響并不顯著也是合理的，這并不影響基于地方政府性基金收入與舉債規(guī)模的負相關(guān)性而做出了被動舉債的基本結(jié)論，因此總體而言，基準(zhǔn)回歸結(jié)果是穩(wěn)健的。

（二）時間區(qū)段的選擇與實證分析

在上文的基準(zhǔn)實證分析中，由于地方債務(wù)數(shù)據(jù)的限制，2011—2014年各省的舉債規(guī)模都是估算得到，這在某種程度上弱化了相關(guān)結(jié)論的可信度，為了能利用權(quán)威實際的舉債規(guī)模，本文將2011—2014年[JP2]劃分為兩個時間段，即2011—2012年和2013—2014[JP]年，而2010年底、2012年底和2014年底的各省地方債務(wù)存量是有權(quán)威確切數(shù)據(jù)的，因此可以得到這兩個時間段內(nèi)各省確切的凈舉債規(guī)模，本文基于這個數(shù)據(jù)對于基準(zhǔn)模型回歸結(jié)果的穩(wěn)健性進行檢驗。為了與地方債務(wù)舉借規(guī)模的時間段相對應(yīng)，模型中的各個變量也需要進行相應(yīng)處理，對于流量數(shù)據(jù)采取兩年相加，對于存量數(shù)據(jù)采取兩年平均。需要說明的是，本文沒有考慮不同年份的價格水平變化，因為債務(wù)規(guī)模本身就已經(jīng)包含了價格水平的信息，這樣在模型中基本可以將因價格所產(chǎn)生的名義關(guān)系剔除。表4顯示的是其回歸結(jié)果。endprint

通過表4可以看出，除了空間滯后因變量之外，其他變量的系數(shù)及其置信度并沒有本質(zhì)性變化，雖然空間滯后因變量系數(shù)的置信度明顯地降低，但是總體而言還是基本顯著的，包括在空間鄰接權(quán)重矩陣下，雖然在10%的置信水平上不顯著，但是距離10%是非常近的，第（1）和第（2）列的置信水平分別為0106和0107。另一個方面，樣本數(shù)目過少也在很大程度上影響了其顯著性的判斷，[JY]樣本數(shù)目少[FL）]

使估計系數(shù)的標(biāo)準(zhǔn)差變大因而置信區(qū)間變大。因此綜合而言，以兩年為一期的實證結(jié)果也驗證了基本回歸結(jié)果的穩(wěn)健性。

四、 總結(jié)與政策啟示

本文主要從財力狀況、橫向競爭和縱向博弈三個方面分析了地方債務(wù)規(guī)模的影響因素，并從中梳理識別出了地方政府舉借債務(wù)的動因?？偨Y(jié)來說，地方政府之間存在著正向顯著的舉債競爭關(guān)系，同時中央管控對地方政府舉債的影響卻沒有得到實證結(jié)果的支撐，相反卻顯示出地方政府似乎是“債多不愁”或“越高越借”，這在很大程度上與央地之間的信息不對稱狀況有關(guān)。由于地方政府一般是通過間接方式或變相方式舉債，因此中央政府實際上并不確切掌握地方政府的債務(wù)狀況，再加上救助或兜底預(yù)期以及“公共池”效應(yīng)，地方政府在新《預(yù)算法》實施之前的舉債行為基本沒有受到中央政府的有效管控。另一方面，地方政府舉債也存在財政分權(quán)的體制因素，這集中體現(xiàn)在其舉債規(guī)模受到財力狀況的顯著影響上，同時存在明顯的異質(zhì)性：對于一般公共財力而言，其對舉債規(guī)模存在正向影響，即財力越大，越會以此為償債保證來舉債進行發(fā)展性投資支出，專項轉(zhuǎn)移支付對地方舉債也有正向影響，反映出地方政府往往通過舉借債務(wù)募集其配套資金，而政府性基金收入對負債規(guī)模存在負向影響，顯示出如果地方政府的一般公共預(yù)算外財力相對不足，則往往會通過舉債去彌補出于發(fā)展目的而導(dǎo)致的缺口。

當(dāng)然，以新《預(yù)算法》和《國務(wù)院關(guān)于加強地方政府性債務(wù)管理的意見》的頒布實施為標(biāo)志，我國地方政府性債務(wù)管理的法律和制度框架在2015年之后也基本確立，地方政府債務(wù)納入預(yù)算并實行限額管理，這無疑是對地方政府舉借債務(wù)的強力約束。但是，城鎮(zhèn)化、公共投資體制和晉升考核制度等驅(qū)動地方政府融資的客觀因素仍然存在，因此需要對地方政府可能會有的“上有政策下有對策”行為進行提前籌謀并及時治理。首先，強化地方政府舉債的預(yù)算硬約束，切實貫徹中央政府對無力償債的地方政府不承擔(dān)救助責(zé)任的原則，同時通過信息披露、第三方信用評級等方式，不斷提高地方政府債券的市場化發(fā)行與定價。其次，改進和完善中央對地方的轉(zhuǎn)移支付制度，縮減專項轉(zhuǎn)移支付的比重，降低或者取消資金配套的要求，同時探索推進更為徹底的分稅制，從根本上破解地方財力與權(quán)責(zé)不匹配的財政失衡狀況。最后，將地方政府債券、融資平臺債務(wù)和PPP項目中的地方政府支出責(zé)任等納入統(tǒng)一的統(tǒng)計監(jiān)測體系和風(fēng)險防范機制，并進一步分析不同融資渠道或方式之間的內(nèi)在關(guān)聯(lián)，比如是否存在此消彼長、“摁下葫蘆浮起瓢”的現(xiàn)象，從而綜合性地治理地方政府融資行為、全局性地管控防范債務(wù)風(fēng)險。

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[HT5K][JY]責(zé)任編輯、 校對： 鄭雅妮[FL）]endprint