地方政府債務擠出了私人投資嗎？

(中南財經政法大學 金融學院，湖北 武漢 430073)

一、引言

2008年以來，為應對全球金融危機導致的外部需求下降、經濟增速放緩的形勢，我國實施了大規模經濟刺激計劃，推動了經濟穩步復蘇。然而，付出的代價之一是地方政府債務迅速擴張，根據財政部公布的數據，2016年未經預算會計審核的地方政府債務達15.32萬億元。急劇膨脹的地方政府債務擠壓宏觀調控政策空間[1]、帶來稅收扭曲[2]、增加不確定性[3]等，不利于經濟平穩發展。近期召開的中央經濟工作會議將防范和化解風險放在首要位置，著力推進“去杠桿”，反映出中央政府對包括地方政府債務風險在內的金融風險的重視。與地方政府債務規模快速擴張形成鮮明對比的是，私人投資增速呈逐年下滑態勢，從2011年的34.3%一路下滑到2016年的3.2%。同時，私人投資占全社會固定資產投資的比重從2015年起也開始下降(國家統計局，2017)，如圖1所示。私人投資顯著下滑和實體經濟“脫實向虛”的現象，使政府債務與私人投資之間關系值得重新審視，有效厘清地方政府債務與私人投資之間的關系，對于嚴控地方債務規模、防范金融風險、促進私人投資增速回暖和經濟平穩增長無疑具有重要的現實意義。

圖1 私人固定資產投資增速與私人固定資產投資占比 資料來源：國家統計局網站。

學者對政府債務與經濟增長關系研究較多，而聚焦于地方政府債務與私人投資關系的文獻較少，結論也并不一致。“巴羅—李嘉圖等價”理論認為政府負債不影響私人投資[4]。但這一理論由于過于嚴苛的前提假設而遭到諸多批判[5-6]。實證檢驗發現，“巴羅—李嘉圖等價”在現實中并不成立[7]。但學者對政府債務與私人投資關系究竟如何存在爭議，或認為政府債務對私人投資沒有影響[8]，或認為政府債務對私人投資存在擠出效應[9-10]，還有學者認為政府債務投向結構對私人投資有不同影響，政府債務投向生產性領域對私人投資有擠入效應，投向消費性領域則對私人投資有擠出效應[11]。

政府債務與私人投資關系研究結論的不一致或許源于二者非線性關系，現有文獻在分析二者關系時均先驗地假定為線性關系，可能導致結論出現偏頗。事實上，一些文獻已經證實，政府債務與經濟增長之間存在非線性的倒U形關系[12，14]，作為經濟增長重要動力和活力來源的私人投資，與政府債務之間可能也是倒U形關系，即當債務規模小于某一特定閾值時，政府債務擠入私人投資，當政府債務規模過大，超過某一特定閾值時，政府債務擠出私人投資，這也可以在一定程度上解釋一些國家政府債務促進私人投資乃至經濟增長，而在另一些國家政府債務規模過大導致私人投資下降乃至經濟衰退。因而本文試圖回答的第一個問題是：地方政府債務與私人投資間是否存在非線性的到U型關系？

其次，本文提出的第二個問題是：地方政府債務影響私人投資的傳導機制是什么？目前政府債務影響私人投資的機制如何尚未引起學者廣泛關注。在當前地方政府債務迅速擴張、私人投資增速放緩的背景下，深入剖析地方政府債務影響私人投資的機制，對于建立地方政府債務約束機制，防范地方政府債務擴張對私人投資形成擠出效應有重要意義。

最后，政治周期對地方政府債務有重要影響。一系列文獻已經證明，政治周期在相當程度上影響地方政府的行為，進而影響經濟發展[15-17]。在財政分權后地方政府財權與事權不對稱、地方政府財政收入短期內難以大幅增加的背景下，舉債成為新上任地方政府官員政績競爭的重要倚靠[18]，2005年以來，地方政府債務形成逐漸由被動負債轉變為以城市建設和基礎設施投資為主的主動負債[19]。在“晉升錦標賽”背景下，這種主動負債行為使得地方政府債務具有周期性特點[20]，地方政府債務成為官員異質性偏好和執政更替不確定性的結果[21]。由圖2可知，地方政府領導人更替頻次與地方政府杠桿率有明顯共振趨勢，反映了政治周期與地方政府債務增長之間的強烈內在聯系。但是，鮮有文獻詳細考察地方政府債務的政治周期性對私人投資的影響。本文試圖回答的第三個問題是：政治周期在地方政府債務影響私人投資過程中扮演了何種角色？

圖2 省委書記省長更換頻次與地方政府杠桿率變化 資料來源：省委書記省長更換頻次數據來源于各地方政府網站，地方政府杠桿率為地方政府債務除以GDP，地方政府債務來源于根據審計署審計公報的估計值，GDP來源于各省市歷年統計年鑒。

基于此，本文擬從微觀主體效用最大化理論出發，構建包含地方政府債務與私人投資的一般均衡模型，分析地方政府債務對私人投資的影響，實證驗證地方政府債務與私人投資之間是否存在倒U形關系；從地方政府投資以地方政府債務為支撐這一邏輯出發，剖析地方政府債務影響私人投資的渠道和機理；引入政治周期，闡釋其在影響地方政府舉債，進而影響私人投資中的作用，從而全方位解構地方政府債務對私人投資影響的整體框架邏輯。這也是本文的邊際貢獻。

二、理論分析與假說

在Argimon等(1997)[22]模型的基礎上，構建戴蒙德世代交疊模型。假定經濟社會由無數同質個體組成，每個代表性個體僅生存兩期：他在第1期(年輕)向社會提供勞動獲得勞動收入，收入除用于消費外其余用于儲蓄；在第2期(年老)消費完第1期的儲蓄后死亡并退出社會經濟系統。因而，有

Ct=Wt-TAXt-St

(1)

Ct+1=St(1+rt+1)

(2)

其中，Ct、Ct+1分別表示代表性個體在t、t+1時期的消費，Wt為t時期的工資率，St為t期儲蓄，rt+1為t+1期的利率，TAXt為t期政府稅收，不考慮各種稅外收入。

代表性個體的效用函數為

U=Ф(GCt)λlnCt+(1-λ)lnGCt+

(3)

期消費而非第二期消費，若-1<ρ<0，則表示人們更看重第二期消費而非第一期消費。

在式(1)和式(2)約束下求代表性個體效用U最大化條件可得

St=σt(Wt-TAXt)

(4)

考慮社會經濟系統中典型廠商的行為。假定在每一時期，社會生產均使用資本(包括公共資本和私人資本)和勞動進行生產，生產函數為典型的柯布—道格拉斯生產函數，即

(5)

其中，A為技術水平，Kt和Gt分別為第t期的私人資本存量和公共資本存量，α和β分別為私人資本和公共資本的產出貢獻比例，由勞動的貢獻比例1-α-β>0得，α+β<1。

為簡化模型，將式(5)變形為單位勞動生產函數形式，同時，借鑒Argimon等(1997)的處理方式，假定私人資本和公共資本的折舊率均為100%，即當期完全折舊*袁志剛和宋錚(2000)[23]、陳浪南和楊子暉(2007)[24]、陳工和苑德宇(2009)[25]也做了相同處理。，這樣資本存量就等于投資流量，式(5)可化為

(6)

其中，yt為第t期單位有效勞動產出，PIt和GIt分別為第t期人均私人投資和人均政府投資。

假定要素市場是完全競爭的，那么勞動和資本按其邊際貢獻獲得報酬，即

(7)

由于政府發行債務進行融資，居民手持資產組合選擇多樣化，t期代表性個人的一部分儲蓄分流到政府債務，t+1期居民私人投資為

PIt+1=St-πtDebtt

(8)

其中，Debtt表示第t期人均政府債務發行量，πt表示第t期政府債務融資結構中來自居民的比例。將式(4)和式(7)帶入式(8)可得

σTAX-πtDebtt

(9)

政府預算約束為

φtDebtt+TAXt=GIt+GCt

(10)

φ為財政債務融資用于財政支出的比重。

當私人投資達到穩態，即PIt+1=PIt時，社會經濟系統實現均衡。由式(9)和式(10)可得

(11)

其中，要使穩態私人投資PI*>0，則有：α<1-σα[1-(α+β)](PI)*α-1(GI)β<1。

(一)地方政府債務與私人投資關系

對式(11)關于政府債務求導可得

(12)

由式(12)可知，在不考慮財政赤字貨幣化情況下，政府債務暫時延遲了稅收，增加了私人投資的資金供給，提升了私人投資收益，對私人投資有擠入效應。但一定時期內社會經濟系統內資金供給總量是一定的，政府債務融資客觀上擠占了私人投資的可用資金，提升了私人投資的資金成本，對私人投資有擠出效應，π越大，擠出效應越強*這里沒有考慮政府發行債務融資導致市場利率上升對私人投資造成的影響，客觀上是由于我國利率市場化改革尚未完成，政府債務對利率的影響不大，投資的利率彈性較小。。

政府債務對私人投資既有擠入效應又存在擠出效應暗示，二者之間可能存在一種非線性的倒U形關系，即在一定范圍內，政府通過舉債加大基礎設施建設投資力度，為私人投資提供良好的投資環境，可以促進私人投資增長，當政府債務超過特定規模，則可能導致諸如高利率[26]、稅收扭曲[2]、通貨膨脹[27]、不確定性增加[3]等，擠出私人投資。已有文獻已經證實，政府債務與經濟增長之間存在倒U形關系，即當政府債務占GDP的比重低于某特定值時，政府債務對經濟增長呈正相關關系；當超過某特定值時，則存在顯著負相關關系[12-14]。私人投資作為經濟增長的重要動力和活力來源，政府債務對私人投資也可能有非線性影響?；谏鲜龇治觯疚奶岢鋈缦录僬f。

假說1地方政府債務與私人投資存在倒U形關系。

為驗證假說1，對式(11)進行泰勒級數展開，建立地方政府債務與私人投資關系模型

(14)

(二)地方政府債務對私人投資影響的傳導渠道

式(12)等式兩邊對政府GI求導可得

(13)

從我國現實情況來看，地方政府債務對私人投資的影響可以從債務資金來源、資金投向及投資形式三方面進行分析。債務資金來源方面，根據審計署發布的《全國地方政府性債務審計結果》(2013年第32號)[28]，被審計地區2012年地方政府債務資金來源中銀行貸款占比達78%，地方政府債務融資對銀行貸款有高度依賴性。地方政府債務擴張消耗了商業銀行的高比例信貸額度，擠占了私人投資的資金來源，對私人投資產生擠出效應。

債務資金投向方面，地方政府債務資金絕大部分投向城市基建項目、土地儲備、企業扶持等方向。根據審計署審計結果，被審計地區的政府性債務約87%用于市政建設項目。這些基礎設施建設如能良好地發揮作用，則能為私人投資提供基礎性外部條件，優化投資環境，降低風險，提升私人投資收益，一定程度上帶動私人投資增加，反之則會擠出私人投資。

債務資金投資形式方面，地方政府債務資金主要通過政府投資的形式運用，地方政府債務擴張(或收縮)通過地方政府投資規模擴張(或收緊)作用于私人投資，政府投資成為地方政府債務作用于私人投資的傳導渠道[20]。因而，地方政府債務對私人投資的影響也受政府投資與私人投資關系影響?；谏鲜龇治觯疚奶岢鋈缦录僬f。

假說2地方政府債務通過政府投資影響私人投資，地方政府債務擴張越快，通過政府投資傳導，私人投資受到的沖擊越大。

為驗證假說2，建立如下模型

PIi,t=θ0+θ1PIit-1+θ2Debti,t+θ3GIi,t+θ4GIi,t×Debti,t+θ5GCt+ΣθiControli,t+εi,t

(15)

其中，GIi,t為i地區第t期政府投資，GCi,t分別為i地區第t期政府消費，GIi,t×Debti,t政府投資與地方政府債務交互項，若交互項系數統計顯著，則假說2得證。

(三)政治周期在地方政府債務與私人投資關系中的作用

政治周期即在晉升錦標賽特定機制下，伴隨官員的更替而出現的一系列周期性決策行為[29]。這種周期性決策行為對地方政府債務的形成及私人投資有重要影響。在地方政府官員上任后特別是臨近晉升的時間窗口，可能最大程度地利用其所掌握的資源，甚至不計成本，無視投資的經濟效益、社會效益及環境效益，極力擴大地方政府債務，以支撐地方政府投資的擴張，進而取得超越競爭對手的漂亮政績考核“成績單”，以獲得最大程度的晉升機會。這就有可能超越經濟社會承載力，一方面可能造成投資過熱，通脹嚴重，擠出私人投資；另一方面使得經濟發展過分依賴債務支撐的投資驅動，政府投資對私人投資的引領和帶動作用日漸式微，隨著政府投資規模的急速擴張，其對私人投資的作用也逐步由擠入轉為擠出。而在任期內的其他時間段，由于晉升壓力較小，地方政府債務規模擴張速度下降，對私人投資的擠出效應減小或者無擠出效應。

特別地，由于基礎設施投資等經濟手段對經濟增長有較強的短期刺激作用，驅動經濟增長的時效性較強，地方政府官員通過短期擴大基礎設施建設提高經濟增速成為自然而然的選擇，而教育、科技研發、文化衛生等對經濟增長有長效比較優勢的投資支出則往往不被重視[30]。過分熱衷于短期基礎設施建設，忽視經濟發展環境維護，使得作為經濟增長主要活力來源的私人投資所需的基礎設施的邊際支撐作用逐步下降，而人力資源、科技扶持、制度保障等軟環境的邊際支撐作用逐漸上升，私人投資由于所需的軟環境得不到滿足而發展受限?；A設施領域的大規模投資擴張，可能會打破政府投資與私人投資的最優搭配比例，破壞政府投資與私人投資的良性互動關系，使得政府投資形成的國有經濟迅速膨脹，擠占私人投資空間，使得對私人投資的擠出效應超過擠入效應，總體呈現擠出效應，“國進民退”現象就是這一扭曲關系的典型寫照。基于上述分析，本文提出如下假說。

假說3政治周期會顯著加劇地方政府債務對私人投資的沖擊。

根據審計署審計數據，市級政府債務在各層級地方政府總債務中占比最高。余靖雯等(2015)[31]發現地廳級政府官員人事變動多在省黨代會召開當年發生，肖潔等(2015)[32]發現我國市級財政總支出隨省級黨代會的召開呈現周期性波動的特征，特別是在省級黨代會召開時呈擴大效應。借鑒余靖雯等(2015)[31]、肖潔等(2015)[32]做法，將省級黨代會召開時間作為政治周期的代理變量。以PC表示政治周期，分別為黨代會召開前兩年(PCbefore2)、前一年(PCbefore1)、當年(PCvery)和后一年(PCafter1)，當年份為黨代會召開前兩年，則PCbefore2=1，否則等于0；依次地，當年份為黨代會召開前一年，則PCbefore1=1，否則等于0，以此類推。為驗證假說3，建立如下模型

PIi,t=θ0+θ1PIit-1+θ2Debti,t+θ3GIi,t+θ4GCi,t+θ5GCt×Debti,t×PCi,t+ΣθiControli,t+εi,t

(16)

其中，DIi,t×Debti,t×PCi,t表示地方政府投資、地方政府債務與政治周期的交互項，若交互項系數統計顯著且符號為負，則假說3得證。

三、變量選取與數據處理

(一)變量選取

1. 政府投資與私人投資

由于對政府投資內涵與范圍界定不同，現有文獻對于政府投資的衡量存在較大差異，主要包括：采用全社會固定資產投資按來源劃分為國家預算內資金[33-34]；逐項剔除法，即將預算內財政支出扣除科教文衛及維持性支出后作為政府投資代理變量[35]；逐項累加法，即將財政支出相關項目加總后作為政府投資代理變量[36]；將國有經濟固定資產投資作為政府投資代理變量[37]。本文采用國有經濟固定資產投資作為政府投資的代理變量。原因在于，分稅制改革以來，在經濟發展、公共服務等政績考核指標驅動下，地方政府通過各種手段(提供低價土地、稅收減免、融資擔保、審批便利等)從產權性質[38-39]、國有股權比例[40]、政治關聯[41]、金字塔層級[42]、地方政府公共治理目標[43]、最終控制人投資組合[44]等方面干預國有企業經營管理活動，為自身政治目標服務。國有企業管理層出于私有收益考慮也熱衷于配合地方政府的投資“期望”[45]。因此，由于存在干預，國有企業可以視為地方政府可調用的經濟資源之一，以國有經濟固定資產投資作為政府投資代理變量更加合理。

私人投資以全社會固定資產投資扣除國有經濟固定資產投資后的余額表示。參考王國靜和田國強(2014)[33]，政府消費以政府財政支出減去政府投資后的余額表示。參照陳志勇和陳思霞(2014)[34]，引入“地方政府性投資相對力度”的概念，以國有經濟固定資產投資占GDP的比重衡量，對私人投資、政府消費、地方政府債務均作相同處理。

2. 地方政府債務

學者對地方政府債務估計有三種基本方法：第一種是運用地方政府市政領域投資額現金平衡等式進行估計[46]，第二種是直接采用“招拍掛”出讓價格、“招拍掛”出讓收人等作為代理變量[47]；第三種是運用地方政府預算恒等式進行估計[48]。經比較分析，本文使用第三種方法*前兩種方法均局限于市政建設領域，可能低估地方政府債務規模。，估計過程如下。

在財政分權框架下，地方政府的預算約束恒等式為

GEt-GRt=TRt+ΔDebtt

(17)

其中，GEt表示地方政府財政支出，GRt表示地方政府財政收入，TRt表示中央對地方轉移支付，ΔDebtt表示第t年新增地方政府債務。

地方政府債務動態演進恒等式為

Debtt=(1+rt)Debtt-1+ΔDebtt

(18)

其中，Debtt表示地方政府第t年的債務余額，rt表示第t年的政府融資利率水平。由式(17)和式(18)得地方政府債務估計等式

Debtt=(1+rt)Debtt-1+GEt-GRt-TRt

(19)

由式(19)可知，地方政府當期債務余額由上期債務余額、融資利率、財政凈支出額和轉移支付額決定*為防止重復計算，參照徐家杰(2014)，運用式(19)進行估算時將上年結余納入財政支出GEt中，而在財政收入GRt中則不包含上年結余收入；在財政支出GEt中扣除還本付息額。。根據審計署2013年6月發布的各省市經審計后的債務余額數據，以2013年作為基期，分別向前和向后推算。各省級地方政府財政收支及轉移支付數據來源于中國財政統計年鑒*歷年各省級地方政府獲得的轉移支付額等于本年度獲得中央補助收入減去上解中央支出，若有計劃單列則加總到所屬份。，融資利率取自一年期人民幣貸款基準利率*由于缺乏1年期國債利率數據，考慮到地方政府融資以銀行貸款為主，采用一年期銀行貸款利率。。參照一般文獻的做法，這里估計的是全口徑地方政府債務總額，即包括“政府負有償還責任的債務”、“政府負有擔保責任的債務”和“政府可能承擔一定救助責任的債務”三部分。估計出的2010年各省級地方政府債務數據與審計署審計公告數據相比，誤差低于10%，證實了本方法的可靠性。

3. 控制變量

參考Assane和Grammy(2003)[49]、陳志勇和陳思霞(2014)[33]、張敏等(2015)[50]等人的研究，引入如下控制變量(Control)：城市化進程(URi,t)，即年末城鎮常駐人口占年末常駐人口比重；對外開放程度(OEi,t)，即進出口總額占GDP的比重；人力資本水平(HCi,t)，用中等及高等學校在校生占總人口的比重表示；財政收入比率(GRi,t)，即財政收入占GDP的比重；勞動力增長率(LRi,t)，用各省市年度從業人口增長率表示；產業結構(ISi,t)，用第三產業增加值占當年GDP的比重表示；金融資源(FRi,t)，以人均金融機構儲蓄存款余額衡量；財政分權程度，同時使用收入的分權程度(FDRi,t)和支出的分權程度(FDEi,t)兩個指標衡量，其中，FDRi,t為i地區地方政府財政收入占全國財政收入的份額，FDEi,t為i地區地方政府財政支出占全國財政支出的份額。

(二)數據來源與處理

本文數據均來自于《中國統計年鑒》《中國固定資產投資統計年鑒》《中國財政年鑒》及中華人民共和國審計署網站公布的審計公告，部分數據來自于各省市歷年統計年鑒并作了甄別，對不同統計年鑒由于統計口徑不同造成的數據偏差做了調整。選取1994—2014年30個省級行政區的面板數據(由于缺乏數據，樣本中剔除了西藏自治區)，年限截止到2014年是由于2015年1月1日起實施的新修訂的《中華人民共和國預算法》規定，除發行地方政府債券外，地方政府及所屬部門不得以任何方式舉借債務，地方國有企業(包括融資平臺公司)舉借的債務依法不再屬于政府債務，地方政府不承擔償還責任，僅在出資范圍內承擔有限責任。地方政府存量債務被鎖定在2014年12月31日。相關名義變量均以1994年為基期作了平價處理。

為弱化變量之間的共線性問題，參考饒曉輝和劉方(2014)[51]、項后軍等(2017)[20]的做法，對私人投資、政府投資、地方政府債務數據作HP濾波處理，剔除平滑趨勢成分，取周期性波動成分進行回歸分析，令平滑參數λ=25。

四、實證結果與分析

動態面板模型中由于解釋變量包含被解釋變量滯后項，可能導致解釋變量與隨機擾動項相關，產生內生性問題，傳統OLS估計方法可能造成估計偏誤。由于一階差分GMM估計法相對于2SLS更有效率，本文采用一階差分GMM估計法來克服動態面板參數估計問題，減輕內生性問題，并參照Roodman(2009)[52]，通過“壓縮”(collapse)工具變量矩陣的方法來解決工具變量過多的問題。同時通過AR統計量防止出現序列相關，通過Sargan檢驗和Hansen檢驗工具變量過度識別等問題。

(一)地方政府債務與私人投資關系

本文首先考察了地方政府債務與私人投資關系，估計結果如表1所示。地方政府債務系數顯著為正，但二次項系數顯著為負，驗證了地方政府債務與私人投資之間的倒U形關系。在一定范圍內，地方政府債務對私人投資有顯著正向影響，地方政府債務規模擴張會引致私人投資擴大。但是，當地方政府債務規模達到一定比例時，對私人投資的影響由正轉負。這表明，在適當控制債務規模的前提下，我國地方政府債務擴張并大力推進基礎設施建設，能夠為私人投資提供良好的外部基礎條件，優化投資環境，降低風險，在一定程度上提升帶動私人投資增加。但也需控制總體債務規模，防范債務風險，避免擠出私人投資。

對外開放程度、人力資本水平、財政收入比率、勞動力增長率、產業結構、金融資源均對私人投資有顯著影響。其中，對外開放水平、人力資本水平、產業結構與金融資源對私人投資有正向影響，即對外開放程度越高、人力資本水平越高、產業結構越優化、金融資源越充足，私人投資增長越快；財政收入比率與勞動力增長率對私人投資有負向影響，即財政收入比率越高、勞動力增長率越高，私人投資增長越慢。

綜上，假說1得到驗證。

表1 地方政府債務與私人投資關系

注：***、**、*分別表示在1%、5%、10%的水平上顯著，括號內為標準誤。

資料來源：作者根據Stata軟件回歸結果整理。

表2 地方政府債務對私人投資影響的傳導渠道及政治周期的作用

注：***、**、*分別表示在1%、5%、10%的水平上顯著，括號內為標準誤。

資料來源：作者根據Stata軟件回歸結果整理。

(二)地方政府投資作為傳導渠道對私人投資的影響

地方政府投資作為傳導渠道對私人投資的影響回歸結果如表2中回歸方程(3)所示。當期地方政府債務與當期政府投資交互項系數顯著為正，保持其他因素不變，當期地方政府投資與當期政府債務交互項變動1%，推動私人投資變動高達15.26%，這顯示了地方政府債務及地方政府投資對私人投資的巨大影響力，私人投資對地方政府債務及地方政府投資的依賴性較強。滯后一期地方政府債務與當期政府投資交互項系數顯著為負，當期地方政府投資與上期政府債務交互項變動1%，促進私人投資變動高達-15.01%，這表明已有的地方政府債務規模限制了地方政府新增債務的擴大及政府投資規模的擴張，無法發揮對私人投資增長的引領作用，限制了私人投資的擴張。綜上，回歸結果證實政府投資是地方政府債務對私人投資的傳導渠道，地方政府債務規模擴張通過地方政府投資對私人投資帶來正向沖擊，假說2得到驗證。

(三)政治周期通過地方政府債務作用于私人投資

如表2中回歸方程(4)所示，地方政府債務對私人投資的影響具有顯著的政治周期效應。省黨代會召開前兩年，地方政府債務通過政府投資對私人投資并無顯著影響；省黨代會召開前一年，地方政府債務通過政府投資對私人投資有顯著負向影響，系數達-16.98；省黨代會召開當年，地方政府債務通過政府投資對私人投資同樣有顯著負向影響，系數擴大到達-36.60；省黨代會召開后一年，地方政府債務通過政府投資對私人投資影響并不顯著。原因在于，由于存在晉升競標賽，省級官員的晉升激勵對地市級財政支出有間接效應。在省級黨代會召開前一年和當年，為粉飾政績從而贏得更大的晉升機會，省級官員或直接從省級層面擴大政府債務與政府投資以刺激經濟增長，或向下層層傳導政績壓力(地市級官員處于同樣的晉升競標賽中，因而也會積極響應擴大債務和投資規模)。這種在黨代會召開前一年和當年大規模舉債擴大投資的行為很可能破壞經濟增長的穩定性與內部調節機制，對私人投資造成顯著的擠出效應，使私人投資發展受阻。當省級黨代會結束，官員晉升名單確定，晉升壓力得到緩解，擴大政府債務和投資規模以刺激經濟增長的動機變弱，經濟社會因政府債務支撐的投資擴張而產生的結構扭曲得到緩和，私人投資因發展空間受到的擠壓減小而開始增長。

這種政治周期作為內在制度動因導致的地方政府債務支撐的投資規模周而復始的擴張和收縮對私人投資的影響驗證了假說3。

五、穩健性檢驗

(一)更換政府投資和私人投資代理變量

以全社會固定資產投資按資金來源分國家預算內資金作為政府投資代理變量，此時私人投資為全社會固定資產投資扣除全社會固定資產投資按資金來源分國家預算內資金后的余額，這里政府投資和私人投資分別以GIr和PIr表示，以示區別。回歸結果如表3—表4所示，由回歸方程(5)—(8)可知，估計系數的符號和顯著性與之前保持一致，整體結論不變，驗證了結論的穩健性。

(二)以土地出讓收入作為地方政府債務代理變量

由于地方政府債務償還來源中的重要組成部分是其土地出讓收入，土地出讓收入越高，地方政府越有信心償還債務，越有動機擴大本期負債規模，因而，土地出讓收入的其大小可以反映地方政府間債務規模差異。參考范劍勇和莫家偉(2014)[47]的做法，使用地方政府土地出讓收人占GDP的比重(用Land表示)作為地方政府債務的代理變量進行穩健性檢驗。限于數據可得性，取1998—2012年各省市土地出讓收入數據進行回歸分析，同樣做HP濾波處理，剔除平滑趨勢成分。回歸結果見表5。由回歸方程(9)，地方政府債務與私人投資的倒U形關系依然成立。由回歸方程(10)，地方政府債務通過政府投資對私人投資的影響具有政治周期性，在黨代會召開前一年回歸系數最大且顯著為負，黨代會召開后一年回歸系數較大且顯著為負，黨代會召開當年及前兩年統計系數并不顯著，這與前文結果略有不同，可能是由土地市場自身特殊性造成。但總體來看，地方政府債務對私人投資的沖擊仍具有顯著的政治周期性。

表3 地方政府債務與私人投資關系穩健性檢驗

注：***、**、*分別表示在1%、5%、10%的水平上顯著，括號內為標準誤。

資料來源：作者根據Stata軟件回歸結果整理。

表4 地方政府債務對私人投資影響的傳導渠道及政治周期的作用穩健性檢驗

注：***、**、*分別表示在1%、5%、10%的水平上顯著，括號內為標準誤。

資料來源：作者根據Stata軟件回歸結果整理。

表5 土地出讓收入作為地方政府債務代理變量的穩健性檢驗

注：***、**、*分別表示在1%、5%、10%的水平上顯著，括號內為標準誤。

資料來源：作者根據Stata軟件回歸結果整理。

六、結論與政策建議

本文從一個簡單三部門均衡模型出發，在省際層面分析了地方政府債務對私人投資的影響形式及機制，考察了政治周期在地方政府債務對私人投資影響中扮演的角色，深層揭示了地方政府債務影響私人投資的政治周期性。實證研究表明：(1)地方政府債務與私人投資之間存在顯著的倒U形關系，即一定范圍內地方政府債務的擴張有利于為包括軟硬件基礎設施建設在內的地方政府投資融資，為私人投資發展提供良好的外部環境，擠入私人投資，但當地方政府債務比例超過特定門檻值后，地方政府債務對私人投資作用便由擠入效應變為擠出效應；(2)地方政府債務通過政府投資影響私人投資，地方政府債務波動幅度越大，通過政府投資傳導，私人投資受到的沖擊越大，波動越劇烈；(3)地方政府債務對私人投資的影響具有顯著的政治周期性，在黨代會召開的前一年和當年，地方政府債務通過地方政府投資對私人投資有顯著負向影響，擠出私人投資，其他年份這種影響并不顯著。

基于此，本文提出如下政策建議。

首先，由于地方政府債務與私人投資存在倒U形關系，因而，一方面，中央政府應采取強力措施控制地方政府債務規模的不斷膨脹，建立常態化、透明化的地方政府債務風險監控機制，防止對私人投資形成擠出效應；另一方面，在當前事權與財權不對稱短期內難以改變的前提下，舉債仍是當前地方政府擴大投資實現保民生、促增長的重要手段，因此，應規范地方政府舉債行為，嚴格限定債務存量，把控債務增量，逐步有序放開地方政府債務發行權，防范盲目擴張債務造成的系統性風險。

其次，理順政府投資與私人投資之間的關系。新常態下應發揮投資在供給側結構性改革中的關鍵作用，政府投資應著力改善各類軟硬件經濟基礎設施和社會基礎設施，引導和服務私人投資，為私人投資提供良好的外部環境和基礎條件。打破壟斷，促進投資主體多元化，積極采用PPP等創新投資形式吸引社會資本參與提供各類公共服務，促進政府投資和私人投資優勢互補，良性互動。

最后，由于政治周期效應是地方政府盲目舉債擴大投資的制度根源，顯然，改革現有的以GDP為導向的政績考核體系是應有之義。應逐步將地方政府債務納入政府官員政績考核范圍，實行地方政府債務發行責任終身制，一旦出現債務風險，對債務責任人實行一票否決。

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