地方政府債務對經濟增長的影響

劉哲希 任嘉杰 陳小亮

摘? ?要：在提出測算地方政府隱性債務新方法的基礎上，基于所測算的數據，從債務規模和債務結構的雙重視角，全面分析地方政府債務對經濟增長的影響。結果表明：就債務規模而言，當地方政府債務率相對較低時，增加債務有助于促進經濟增長，但是當地方政府債務率相對較高時，進一步增加債務對經濟增長的推動作用將會減弱。就債務結構而言，當地方政府的隱性債務占比過高時，地方政府債務的擴張會對經濟增長產生更為顯著的負向影響，這主要是因為隱性債務對民間投資的擠出作用更強。因此，防范與化解地方政府債務風險，不應采取“一刀切”的策略，而應從債務規模和債務結構兩個視角綜合考量，為各地量身打造防范與化解債務風險的最優策略。

關鍵詞：地方政府債務;隱性債務;債務規模;債務結構;經濟增長

中圖分類號：F812.5? ?文獻標識碼：A? ?文章編號：1003-7543（2020）04-0100-16

自2008年國際金融危機爆發以來，中國經濟一直面臨較大的下行壓力。為了實現“穩增長”目標，地方政府通過基建投資等方式拉動經濟增長，政府支出規模不斷擴張，進而導致債務規模持續攀升。國家審計署和財政部的數據顯示，到2010年末地方政府債務余額已達10.7萬億元，到2018年末更是增至18.4萬億元。需要強調的是，地方政府債務包括顯性債務和隱性債務兩部分，顯性債務指的是地方政府直接負有償還、救助和擔保責任的債務;隱性債務尚無官方或權威定義，通常指的是與地方政府不直接相關，但是以地方政府信用為背書的債務。國家審計署和財政部公布的數據主要考慮了地方政府顯性債務，如果將隱性債務考慮在內，我國地方政府的債務規模將更大。中誠信國際信用評級有限公司的測算表明，地方政府的隱性債務規模高達顯性債務的兩倍之多①。IMF的測算結果進一步表明，如果將隱性債務考慮在內，截至2018年末中國地方政府的債務規模已達49.3萬億元，據此計算可知，地方政府債務率（債務總額/GDP）已達55.5%，包含中央政府債務的政府總債務率達72.7%，超過了60%的國際警戒線。

那么，不斷擴張的地方政府債務是否有助于實現“穩增長”的目標呢？雖然已經有不少文獻嘗試通過實證研究探尋地方政府債務對經濟增長的影響，但在分析時所使用的地方政府債務數據并不全面。而且，已有研究主要是從地方政府債務規模的視角開展研究，鮮有文獻從債務結構入手，考察地方政府的顯性債務和隱性債務對經濟增長的影響是否存在差異。為此，本文基于債務規模與債務結構的雙重視角，更加全面地考察地方政府債務對經濟增長的影響機理，并在此基礎上為防范與化解地方政府債務風險提供更科學、更可靠的決策依據。

一、相關文獻述評

在地方政府債務規模持續攀升的背景下，不少文獻針對地方政府債務規模與經濟增長之間的關系進行了較為深入的分析。賈俊雪和郭慶旺、胡翠和許召元、范劍勇和莫家偉的研究認為，政府債務規模擴張對經濟增長可以起到較為積極的作用[1-3]。這是因為，政府債務可以為私人資本不愿意進入的一些耗資巨大的公共投資項目提供融資。不過，陳思霞和陳志勇、王永欽等、項后軍等的研究指出，由于理論上地方政府債務會通過提高長期利率、提高稅率、加劇通貨膨脹或者加大債務風險等渠道作用于經濟增長，因而地方政府債務擴張對經濟增長和經濟穩定的負面影響也不容忽視[4-6]。由此，不少研究逐步認為地方政府債務規模與經濟增長之間存在著非線性關系[7-10]：當債務率處于較低水平時，地方政府債務規模的增長有助于促進經濟增長;但是，當債務率達到一定水平之后，債務規模的增加將會不利于經濟增長，這與國際經驗也是一致的[11-12]。

相比之下，鮮有文獻關注地方政府債務結構對經濟增長的影響。所謂地方政府債務結構，是指地方政府的顯性債務與隱性債務各自所占的比重。國外研究對于這一問題關注較少，主要是因為國外政府債務基本上是以政府債券等顯性形式存在，很少涉及隱性債務，但對于中國而言，不能忽視隱性債務的存在。而且，理論上顯性債務與隱性債務對于經濟增長的影響也會存在顯著差異。具體而言，一般認為顯性債務主要通過提高稅率與利率等間接渠道對民間投資產生擠出作用[13-15]。然而，對于由地方融資平臺通過銀行部門借貸產生的隱性債務而言，這部分債務會直接擠占民間投資的信貸資源，對民間投資的擠出作用可能會更強。由此可見，在債務規模相同的情況下，不同的債務結構可能會對經濟增長產生不同的影響。因此，從債務結構視角分析地方政府債務與經濟增長的關系，是對已有研究的有益補充。

分析債務結構對經濟增長的影響的前提是擁有債務結構的相關數據，亦即顯性債務和隱性債務的數據。截至目前，財政部等官方機構只發布了地方政府的顯性債務數據，尚未發布隱性債務的數據。已有研究對于如何估算隱性債務進行了一定的探索[16-17]，大多數研究是基于每個地方融資平臺發行的城投債余額，加總到市級或者省級層面，從而對地方政府隱性債務規模進行估算[18-20]。但是，這一方法會明顯低估隱性債務的規模。其原因是中國以間接融資為主的金融結構天然地決定了城投債只占地方政府隱性債務的一小部分，除了城投債，還有多種其他形式的隱性債務。其中，以地方融資平臺名義獲取的但是以地方政府信用擔保的銀行信貸占到地方政府隱性債務的較大部分。2011年國家審計署對地方政府債務的摸底結果表明，地方政府債務中的銀行信貸占到80%左右[21]。由此可見，僅基于城投債進行估算會低估地方政府隱性債務規模，從而難以較好地評估地方政府債務規模和債務結構對經濟增長的影響。

為了彌補已有研究的不足，本文從地方融資平臺的有息債務入手，對全國31個省（區、市）的地方政府隱性債務規模進行更為全面的估算，從而獲得更加準確的政府債務規模和債務結構的基礎性數據。在此基礎上，采用面板門檻回歸模型等實證方法對地方政府債務規模和債務結構對經濟增長的影響進行系統分析。本文的學術貢獻主要表現在兩個方面：第一，已有研究多以城投債數據作為地方政府隱性債務的估算依據，這一做法會低估隱性債務的規模，導致研究結果不夠準確，而本文則從地方融資平臺的有息債務視角，對各省（區、市）的隱性債務規模進行更為全面的估算，可更加準確地得到各個省（區、市）的地方政府債務數據。第二，已有研究主要關注債務規模對經濟增長的影響，本文則從債務規模和債務結構的雙重視角，更為全面地考察地方政府債務對經濟增長的影響，從而拓寬了已有研究的視角，有助于為各地制定更具針對性的防范與化解債務風險的應對策略。

二、地方政府隱性債務規模的估算：一種新方法

（一）隱性債務估算方法簡介

探尋地方政府隱性債務對經濟增長的影響，進而有效防范與化解債務風險，首先必須對隱性債務的規模進行測算和評估。由于地方政府的隱性債務天然地具有隱蔽性的特征，因而很難準確地估算隱性債務的具體規模。部分學術研究嘗試性地對全國各地的隱性債務規模進行了估算，總體而言可以分為兩種方法，但這兩種方法均存在不足之處。

第一種是間接測算方法。其核心邏輯在于，政府所籌集的資金包括“看得見”的財政收入和“看不見”的隱性債務，將“看得見”的財政收入扣除之后，剩下的就是“看不見”的隱性債務所籌集的資金。例如，呂健通過測算地方政府在市政基礎設施建設上的投資支出，并用其減去地方政府可用的各種收入，將差額作為地方政府的隱性債務規模[7]。與之類似，周程、張永亮以財政年度內政府支出與政府收入之差，作為新增債務的代理變量[22]。間接測算方法雖然較為簡便，但是沒有將財政赤字以及債務利息等因素考慮在內，導致測算結果誤差較大。而且，該方法主要用于測算地方政府每年的新增債務，難以估算存量債務。

第二種是直接測算方法。其核心邏輯在于，既然隱性債務主要來源于地方政府借助融資平臺舉債，那么就可以通過測算地方融資平臺的債務數據，從而近似得到地方政府的隱性債務規模。陳詩一和汪莉、毛捷和黃春元等相關研究主要是以地方融資平臺發放的城投債數據來測度地方政府隱性債務的規模①[8，10]。考慮到城投債只是地方融資平臺舉債的一種行為，除此之外還有銀行借款與發行票據等其他融資形式，因而使用城投債的估算結果將會低于地方政府隱性債務的實際規模。

為了彌補已有研究的不足，本文從地方融資平臺有息債務的視角，對地方融資平臺的債務余額進行更為全面的估算。雖然目前尚無隱性債務的具體定義、涵蓋范疇，但是使用有息債務能夠最大限度地覆蓋地方政府的隱性債務。因為不論是發行城投債、其他票據，還是向銀行借款，抑或其他形式的借債，都需要或多或少地向對方支付必要的利息。具體測算包括如下步驟：第一步，統計全國所有公開披露信息的地方融資平臺公司的相關數據，并將每家地方融資平臺公司的長期借款余額、短期借款余額、應付債券余額、應付票據余額、一年內到期的非流動性負債余額等所有有息債務進行加總，得到每一家地方融資平臺公司的有息債務余額;第二步，根據歸屬地，將地方融資平臺公司進行匯總，計算得到全國每一個省（區、市）的地方融資平臺有息債務余額;第三步，由于部分地方融資平臺債務已經納入財政預算的債務管理范圍，所以需要將這一部分債務從隱性債務中剔除。由此，即可得到本文測算各個省（區、市）地方政府隱性債務的新公式：地方政府隱性債務=地方融資平臺的有息債務-（地方政府債務余額-地方政府債券）。

基于對地方政府隱性債務測算的新方法，可得到計算地方政府總債務的新公式：地方政府總債務=地方政府隱性債務+地方政府顯性債務=地方政府隱性債務+地方政府債務余額=地方融資平臺的有息債務+地方政府債券。

對于上述方法需要補充說明幾點：第一，2014年之前的老版《預算法》規定：除法律和國務院另有規定外，地方政府不得舉債，因而2014年之前缺少地方債務規模的統計數據。2014年8月發布的《全國人民代表大會常務委員會關于修改〈中華人民共和國預算法〉的決定》（以下簡稱《決定》）規定，“經國務院批準的省、自治區、直轄市的預算中必需的建設投資的部分資金，可以在國務院確定的限額內，通過發行地方政府債券舉借債務的方式籌措”。由此，自2014年起，每年都會公布各省份的地方政府債務余額。由于隱性債務的測算中包含“地方政府債務余額”這一項，所以對于隱性債務的估算只能從2014年開始。第二，使用“地方政府債務余額-地方政府債券”是為了測度原有從地方融資平臺等渠道融資的隱性債務轉化為顯性債務的部分。這是因為，2015年《決定》正式實施后，地方政府債券被明確為政府舉債的唯一方式，但對于之前的隱性債務，地方政府將部分負有直接償還責任的債務也納入地方政府債務余額的統計口徑范圍內。因此，“地方政府債務余額-地方政府債券”實際上測度了已經被承認為顯性債務的隱性債務，應該從地方融資平臺的有息債務中扣除。第三，盡管地方政府債務余額從2014年起才開始公布，但不會影響測算地方政府的總體債務規模（顯性債務與隱性債務之和），因為它等價于地方融資平臺的有息債務與地方政府債券之和。考慮到地方隱性債務規模的快速增長的時期主要發生在2008年國際金融危機之后①，本文將2009年作為測算政府債務總體債務規模的初始期。綜上所述，囿于數據的可獲得性，本文在研究政府債務規模對經濟增長的影響時所使用的樣本范圍是2009—2017年，研究地方政府債務結構對經濟增長的影響時所使用的樣本范圍是2014—2017年。

（二）地方政府債務規模與債務結構的測算結果

在使用新方法所得到的數據進行實證研究之前，首先要檢驗該方法的可靠性和科學性。一方面，使用新方法得到的有息債務規模明顯大于城投債規模，從而佐證了本文所提出的新方法的科學性。新方法測算結果顯示，截至2017年末全國31個省（區、市）的有息債務中，城投債平均占比僅為24.6%。如果僅以城投債數據作為測算依據，將會低估地方政府的隱性債務規模。相比之下，本文從有息債務視角入手，對隱性債務規模的覆蓋更加全面、估算結果更加準確。另一方面，使用新方法得到的隱性債務規模與國內外代表性機構的結果較為一致。基于新方法可以得出，截至2017年末中國地方政府隱性債務的總規模為30.8萬億元，這與IMF和國家金融與發展實驗室的張曉晶等研究的結果基本一致[23-24]。進一步地，本文測算的2014—2017年的歷年政府債務總規模與IMF估算結果僅相差1.8%左右，由此再度證明了本文新方法的可靠性。

基于對隱性債務規模的估算，可以進一步分析各省（區、市）的債務規模與債務結構。需要說明的是，為了使得不同地區的債務規模具有可比性，本文不使用債務的絕對規模，而是用地方政府債務規模占GDP的比重（地方政府債務率）反映不同地區債務規模的相對大小，這也是IMF、BIS等國際機構衡量政府債務壓力的常用方法。就債務規模而言，截至2017年末，全國31個省（區、市）的債務率平均為61.5%，其中14個地區的政府債務率超過了60%的國際通用警戒線，貴州、天津、北京、云南與青海更是超過了100%。相較之下，也有一些省份的債務率處于較為安全的范圍，比如，黑龍江、上海、山西、河北、河南、山東、廣東與西藏等地的政府債務率均低于40%。就債務結構而言，截至2017年末，全國范圍內地方政府隱性債務規模達到了顯性債務的兩倍，不過各地的債務結構差異較大。其中，北京、天津、江蘇、重慶、浙江、湖北等地的隱性債務占比達到了70%以上，而遼寧、青海、黑龍江、西藏、內蒙古、寧夏等地的隱性債務占比則低于40%。

此外，本文的測算結果顯示，各地的債務規模與債務結構之間沒有必然的聯系。一方面，債務率越高的地區，隱性債務占比并不一定越高。截至2017年末，貴州省的債務率是全國最高的地區，但是貴州省的隱性債務占比僅為51%，低于全國平均水平。另一方面，債務率越低的地區，隱性債務占比并不一定越低。截至2017年末，廣東、上海和山東等地區雖然債務率處于低位，但是隱性債務占比則處于全國中游水平。這表明，的確有必要從債務規模與債務結構的雙重視角，探尋地方政府債務對經濟增長的影響。

三、理論分析與研究假設

理論上，地方政府債務擴張主要通過三條渠道影響經濟增長：其一，地方政府債務規模的擴張可以彌補地方政府財力，使政府擁有更多的資金進行基礎設施投資、改善民生，此外還可以騰出更大的減稅降費空間以促進企業投資和居民消費，從而對經濟增長產生正向促進作用。其二，地方政府債務規模的擴張能夠通過提高利率，對私人部門的投資產生擠出效應[25-26]，從而不利于經濟增長。事實上，Diamond在經典的OLG框架下系統研究了政府債務對資本積累的作用，發現政府債務規模增加會減少儲蓄、提高利率水平，進而降低資本積累的規模[27]。其三，債務攀升會加大政府的償債壓力，使得政府不得不將更多的財政資金用于償還債務，并且通過加稅予以應對，從而加大私人部門的稅負負擔，這不利于經濟增長。由此可見，政府債務規模擴張對經濟增長既存在正向作用機制，又存在負向作用機制。大多數研究表明，政府債務規模與經濟增長之間呈現非線性關系[11-12，28]。

具體到我國的實際情況，上述三條機制中，正向機制（第一條機制）的作用是較為顯著的，但是就負向機制而言，主要是第二條機制起作用，第三條機制的作用較弱。究其原因，由于以中央政府信用為背書，地方政府存在著預算軟約束特征[5]，因而地方政府對未來的償債壓力的擔憂相對偏弱。比如，2015—2018年，就有約13萬億元的地方政府債務完成了置換，從還款期限短、利率高的債務轉化為還款期限長、利率低的債務。另外，根據《中國金融穩定報告2018》的調查，當前地方政府主要以“借新債還舊債”的方式滾動債務，而金融機構由于普遍存在“政府信用幻覺”，也愿意向有地方政府信用背書的項目提供資金[29]。因此，就我國的地方政府債務而言，償債壓力對經濟增長帶來的影響較小。相較之下，地方政府債務對民間投資的擠出效應更為顯著。這是因為，在以間接融資為主的金融結構下，地方政府債務的擴張不僅會提高利率水平，增加民企在債券市場等直接融資市場的融資成本，而且會擠占民企的信貸資源，導致民企融資難等問題，從而加大對民間投資的擠出作用。基于以上分析，提出如下假說：

假說H1：地方政府債務規模對經濟增長的影響具有非線性特征，在債務率相對較低時，地方政府債務的增加有助于經濟增長，但是當債務率過高時，地方政府債務的增加對經濟增長的促進作用將會不斷減弱。

進一步地，既然政府債務對經濟增長的抑制作用核心在于擠出民間投資，那么地方政府債務的結構性特征就十分重要。究其原因，政府的隱性債務對民間投資的擠出效應要大于顯性債務。從融資端來看，顯性債務主要是以債券形式為主，從債券市場獲取資金。而隱性債務主要來源于金融機構的信貸資金，從銀行部門獲取資金。由于債券市場的門檻較高，大多數中小企業主要是從銀行部門獲取融資，因而隱性債務的快速增長會直接擠占民間投資的資金來源，導致民企融資難融資貴等問題[30]。從支出端來看，地方政府的顯性債務主要用于彌補財政收支缺口，這一缺口既可能源于政府投資的增加，也可能源于政府減稅降費等舉措所帶來的財政收入下降，后者不會對民間投資產生擠出效應。相較之下，地方政府的隱性債務主要是用于增加政府投資。這兩方面原因使得地方政府的隱性債務對民間投資的擠出作用比顯性債務更大，據此提出如下假說：

假說H2：地方政府債務結構對經濟增長的影響具有非線性特征，由于隱性債務對民間投資的擠出效應相對較強，當隱性債務占比偏高時，地方政府債務對經濟增長的抑制作用更加明顯。

四、研究設計與數據說明

（一）計量模型選取

無論是檢驗債務規模還是債務結構對經濟增長的影響，本文的兩個研究假說都強調，二者之間存在著非線性關系。從已有研究來看，較為常用的方法是采用含有政府債務二次項的回歸模型加以分析。不過，該方法意味著，在拐點前后，政府債務對經濟增長的影響是對稱的，這一前提假設較為嚴苛。而且，該方法難以刻畫其他解釋變量在不同的政府債務區間（債務率高的區間和低的區間）對被解釋變量的差異化影響，從而可能導致回歸結果出現偏差[31-32]。為解決這些問題，本文使用面板門檻回歸模型進行研究。面板門檻回歸模型的優勢在于：其一，無需依賴于拐點（門檻值）前后政府債務對經濟增長的影響是對稱的這一嚴格假設;其二，可以捕捉政府債務規模和債務結構在不同區間內對被經濟增長的差異化影響。

基于本文所研究的問題，并借鑒文獻的常見做法，將面板門檻模型設定為如下形式：

其中：i代表省（區、市），t代表年份。被解釋變量gi，t+1代表經濟增長率①，Xit為核心解釋變量，Dit為門檻變量。當探討債務規模對經濟增長的影響時，Dit和Xit均為債務率;當探討債務結構對經濟增長的影響時，Dit為債務結構，Xit為債務率。假設Dit包含N個門檻值，從而劃分出N+1個區間，每個區間內核心解釋變量都有相應的回歸系數{β1，β2，…，βN+1}。I（·）為示性函數，當括號中的條件滿足時，示性函數的值為1;當條件不滿足時，示性函數的值為0。此外，β0為截距項，μi為個體效應，eit為隨機擾動項，Zit為控制變量。

在原假設下，面板回歸模型的系數沒有發生結構性的變化，門檻效應不存在;在備擇假設下，面板回歸模型的系數發生了結構性的變化，門檻效應存在，解釋變量對被解釋變量的影響由此被分為兩個不同的區間。

（二）變量選取和數據來源

1.被解釋變量

選取人均GDP增速（gdp）作為被解釋變量，衡量各省（區、市）的經濟增速，相關數據來自國家統計局。

2.核心解釋變量

根據本文的研究目標，使用總債務占GDP的比重，即總債務率（debt_scale）測度債務規模，使用隱性債務占總債務的比重（debt_struc）測度債務結構。其中，隱性債務的計算方法參見上文，計算過程中使用的相關數據來源于Wind數據庫，其余債務數據來源于財政部官方網站與歷年《中國財政年鑒》。

3.控制變量

參考已有文獻的常見做法，基準回歸中主要選取以下控制變量：一是人均實際GDP的自然對數（lnpgdp），用來衡量經濟發展水平;二是進出口總額占GDP比重（trade），用來衡量經濟開放度;三是全社會固定資產投資占GDP比重（invest），測度投資率，用來衡量經濟結構;四是財政支出與收入之差占GDP比重（deficit），用來衡量財政赤字率。此外，在穩健性檢驗部分，還進一步增加了各省（區、市）的人口增長率（pop）與人力資本水平（hc）①作為控制變量。相關數據均直接來源于中經網數據庫或者根據中經網數據庫的數據計算得到。相關變量的描述性統計結果如表1所示。

五、債務規模對經濟增長的影響及機制檢驗

（一）基準回歸結果分析

首先，檢驗地方政府債務率對經濟增長的影響是否存在門檻效應，并對可能存在的門檻值個數進行判斷②。借鑒Bai的思路，首先對單重門檻效應進行檢驗，如果不存在單重門檻，則停止檢驗;若存在單重門檻，則繼續進行雙重門檻檢驗，以此類推，直到無法拒絕原假設為止[36]。檢驗結果如表2（下頁）所示。在單重門檻模型中，原假設在5%的顯著性水平下被拒絕，可見存在單重門檻效應。在此基礎上，本文進一步檢驗是否存在雙重門檻效應。結果顯示，雙重門檻效應的F統計量為14.890。P值為13.7%。由于P值在10%附近，本文繼續進行三重門檻檢驗，發現P值為20.3%，明顯高于10%，因此停止檢驗。總體來看，債務規模的單重門檻的顯著性較強，表明地方政府債務率對經濟增長確實存在非線性影響。此外，也有可能存在雙重門檻效應，對此下文將進一步展開驗證。

其次，對門檻值所劃分的不同區間內（不同的地方政府債務率水平）地方政府債務率對經濟增長的影響進行實證檢驗。具體而言，表3進行了四個模型的回歸，列（1）—（4）分別為非門檻固定效應模型、單重門檻模型、雙重門檻模型與三重門檻模型。可以發現，在列（1）的非門檻固定效應模型中，地方政府債務率對經濟增長的影響為負，但是不顯著。進一步采取單重門檻模型進行分析，從列（2）的結果可以看出，當地方政府的債務率偏低時，對經濟增長的影響顯著為正，但當地方政府債務率較高時，回歸系數由正轉負，可見當債務率超過單重門檻值后，地方政府債務對經濟增長的拉動作用減弱。不過需要注意的是，列（2）顯示，當債務率超過單重門檻值后，回歸系數并不顯著。這可能是因為受到了債務結構的影響，如上文所述，一些省份雖然債務率偏高但債務結構相對合理，隱性債務占比偏低，因而債務對經濟增長的抑制作用并不顯著。

為嚴謹起見，本文也將雙重門檻模型與三重門檻模型的回歸結果進行了匯報和分析。從表3列（3）可以看到，雙重門檻模型只是對于低債務區間進行了細分，得到的結果依然是：低債務區間內地方政府債務率對經濟增長的影響顯著為正，高債務區間內地方政府債務率對經濟增長的影響為負但不顯著，這與單重門檻模型的結果并沒有實質區別。從表3列（4）可以看到，三重門檻模型雖然對于高債務區間進行了進一步細分，但是在高債務細分區間內地方政府債務率對經濟增長影響依然不顯著，同樣與單重門檻模型的結果沒有實質區別。因此，可以判定地方政府債務對經濟增長具有非線性的影響，當地方政府債務率相對較低時，增加債務有助于促進經濟增長，但是當地方政府債務率相對較高時，進一步增加債務對經濟增長的推動作用將會減弱。

（二）影響機制分析

接下來，本文對地方政府債務率影響經濟增長的主要機制進行分析與驗證。表3列（1）的非門檻固定效應模型下，地方政府債務率對經濟增長的影響之所以不顯著，可能是因為回歸模型中遺漏了某些關鍵變量，而這些變量與地方政府債務率密切相關，同時還顯著地影響經濟增長，從而掩蓋了地方政府債務水平變化對經濟增長的影響。根據理論機制部分的論述，民間投資與地方政府債務率密切相關，同時還能夠影響經濟增長，因此接下來在固定效應模型中加入民間投資占GDP的比重（priv）這一新變量，以觀察模型回歸結果的變化。

回歸結果如表4（下頁）所示。列（1）為含有滯后一期債務率和其他控制變量的模型。列（2）進一步加入priv及其與債務率的交互項debt_scale*priv。為避免直接引入交互項導致的多重共線性問題，列（3）是將債務率和民間投資分別去中心化后進行交互處理得到的回歸結果。列（4）則是將priv作為被解釋變量，將債務率的一次項（debt_scale）和二次項（debt_scale2）作為核心解釋變量進行回歸得到的結果。而且，為了避免內生性問題，解釋變量與控制變量均滯后一期。

列（1）、（2）的結果顯示：當不加入民間投資時，地方政府債務率對經濟增長的影響不顯著;當加入民間投資時，地方政府債務率對經濟增長的影響顯著為正，同時地方政府債務率與民間投資的交互項debt_scale*priv系數顯著為負。據此可以推知，列（1）結果不顯著的原因主要在于存在遺漏變量問題。列（2）將可能的遺漏變量找出，即在控制了民間投資這條傳導機制后，地方政府債務率debt_scale對經濟增長的影響變得顯著為正，而地方政府債務率與民間投資的交互項debt_scale*priv顯著為負。可見，政府債務對經濟增長產生抑制效果的核心機制在于對民間投資的擠出效應，這也驗證了本文理論分析部分的判斷。列（3）結果與列（2）一致，表明該結論具有較強的穩健性。從列（4）可以看到，地方政府債務率與民間投資占GDP的比重（priv）存在顯著的“倒U型”關系，這同樣證明了地方政府債務率過高會擠出民間投資的結論①。

至此，本文提出的假說H1得到了驗證。地方政府債務規模對經濟增長的抑制作用主要源于對民間投資的擠出效應。剔除對民間投資的影響后，由于地方政府債務率的上升通常不會帶來償債壓力的顯著增加，因而即使地方政府債務率相對較高，其對經濟增長的正向作用依然顯著，這是與傳統理論機制所不同的地方。由此，當地方政府債務率達到較高的水平時，債務規模對經濟增長的最終作用效果很大程度上取決于對民間投資的擠出效應大小。考慮到隱性債務對民間投資的擠出效應比顯性債務的擠出效應更強，因而債務結構可能是決定地方政府債務率與經濟增長關系的關鍵因素。由于各個省份的地方債務結構存在較大差異，且高債務率省份的隱性債務占比不一定偏高，因而這可以較好地解釋為什么從整體上看地方政府債務率較高時對經濟增長的負面影響在統計上并不顯著。有鑒于此，下文將重點檢驗地方政府債務結構對經濟增長的影響。

六、債務結構對經濟增長的影響及機制檢驗

這里從債務結構的視角切入，檢驗隱性債務占比偏高是否會加劇地方政府債務對經濟增長的負面影響，以及隱性債務與民間投資的關系，從而檢驗假說H2是否成立。債務結構的門檻效應檢驗結果如表5所示。在單重門檻模型中，原假設在10%的顯著性水平下被拒絕，即單重門檻效應顯著存在。在此基礎上，本文對雙重門檻模型作了檢驗，發現此時單重門檻效應仍存在，不過雙重門檻效應的P值為59%，明顯高于10%的臨界水平。據此可以判斷，地方政府債務結構對經濟增長的影響存在單重門檻效應，當隱性債務占比超過一定水平之后，即便是相同水平的地方政府債務率，也會對經濟增長產生不同的影響。

門檻模型的回歸結果如表6（下頁）所示。其中，列（1）與列（2）的門檻變量為隱性債務占比（debt_struc），核心解釋變量為總債務占GDP的比重（debt_scale）;列（3）與列（4）的門檻變量為隱性債務占比，核心解釋變量選擇的是顯性債務占GDP的比重（debt_exp）。可以看到，在四列回歸結果中，隱性債務占比（debt_struc）的門檻值均為0.671，而且當隱性債務占比偏低時（區間1），債務率對經濟增長的影響不顯著①，而當隱性債務占比偏高時（區間2），債務率對經濟增長的影響顯著為負。這可以較好地解釋為什么表3中高債務率對經濟增長的負面影響不顯著。由于各省份的地方政府債務率與隱性債務占比不存在必然聯系，因而一些省份雖然債務率偏高但可能隱性債務占比偏低，從而使得地方政府的債務率對經濟增長的負面影響不顯著。換言之，債務率偏高且隱性債務占比也偏高的省份，其地方政府債務對經濟增長的抑制作用將會十分明顯。這一結論具有延伸的政策含義：對于隱性債務占比偏高的地區而言，采取“開前門、堵后門”的方式降低隱性債務占比，會比降低整體債務規模更為重要，也更有利于促進經濟增長。

既然隱性債務占比偏高會加劇地方政府債務對經濟增長的抑制作用，那么隨之而來的一個問題是，這一影響是不是也通過對民間投資的擠出效應加以實現。為了回答這一問題，本文進一步分析隱性債務增速（debt_imp）與民間投資之間的關系②。將民間投資占GDP的比重（priv）作為被解釋變量，回歸結果如表7（下頁）所示。列（1）—（3）分別為非門檻固定效應面板模型、單重門檻模型、雙重門檻模型的回歸結果。可以看到，列（1）的結果中，隱性債務增速的系數雖然為負，但是不顯著。列（2）的單重門檻回歸結果顯示，當隱性債務增速低于門檻值23.6%時，隱性債務的增長能夠通過拉動基礎設施等公共領域投資形成乘數效應，最終帶動民間投資增長;但是，當隱性債務增速高于23.6%時，隱性債務的過快增長會從融資端和支出端擠出民間投資，最終顯著抑制民間投資增長。列（3）的雙重門檻回歸結果與列（2）類似，主要對隱性債務的低增長區間進了細分，同樣得到了隱性債務增速較低有利于民間投資而過高則不利于民間投資增長的結論。綜上所述，由于隱性債務對民間投資的擠出效應較強，當隱性債務占比偏高時將導致地方政府債務對經濟增長產生明顯的抑制作用，假說H2得到驗證。

七、穩健性檢驗

（一）消除內生性

在基準回歸中，我們使用了靜態固定效應模型，并且通過固定個體效應以緩解因遺漏變量所產生的內生性。為了進一步緩解由模型設定和遺漏變量帶來的內生性等問題，將滯后一期的經濟增速納入回歸方程之中，即采取動態面板模型進行回歸。由于滯后一期的經濟增速與誤差項存在一定的相關性，因而無法使用固定效應模型估計方法，轉而采取更加有效的系統GMM方法進行回歸，從而對地方政府債務率與經濟增長的關系進行穩健性檢驗。表8（下頁）展示了回歸結果，從列（1）可以看到，其結果與基準回歸相一致，債務率的系數為正，而債務率與民間投資占比的交互項系數顯著為負。在列（2）的結果中，地方政府債務率的一次項對經濟增長的影響顯著為正，二次項對經濟增長的影響為負，也進一步驗證了地方債務對經濟增長的非線性影響是穩健的。

（二）剔除極端值的影響

由于貴州和西藏的債務率分別為31個省（區、市）的最高值和最低值，為了防止極端值對回歸產生影響，這里將貴州和西藏的數據從樣本中剔除，使用系統GMM方法再次進行檢驗。通過比較可以發現，剔除極端值后，結果如表9（下頁）所示。可以發現，表9的回歸結果與表8相比沒有發生實質性變化，表明之前的結論穩健可靠。

（三）替換控制變量

基準回歸部分，本文主要是選取人均實際GDP的自然對數、進出口總額占GDP比重、全社會固定資產投資占GDP比重以及財政赤字率作為控制變量。考慮到回歸結果可能會因為控制變量的不同而發生變化，尤其在經濟增長計量模型中，核心變量的回歸系數相對較為敏感。有鑒于此，進一步將人口增速（pop）與人力資本水平（hc）加入控制變量之中①，從而觀察回歸結果的變化。回歸結果如表10（下頁）所示，列（1）和（2）為總債務率對經濟增長影響的門檻面板模型;列（3）和（4）為將隱性債務占比作為門檻變量時總債務率對經濟增長的影響。穩健性檢驗結果與基準回歸結果一致，即當隱性債務占比偏高時，債務率對經濟增長的影響顯著為負。

八、主要結論與政策建議

近年來，地方政府債務與經濟增長之間的關系得到越來越多研究的關注，不過仍然存在兩方面的不足：一是已有研究所估算的地方政府債務規模（尤其是隱性債務的規模）比實際規模偏低，可能導致研究結果出現偏差;二是已有文獻主要關注地方政府債務規模對經濟增長的影響，鮮有研究討論地方政府債務結構（顯性債務與隱性債務的占比）對經濟增長的影響。在當前我國地方政府隱性債務規模不斷擴張的背景下，僅從債務規模這一維度出發，難以全面評估地方政府債務與經濟增長之間的關系，因而考慮地方政府債務結構的影響亦十分必要。有鑒于此，本文首先提出了估算地方政府隱性債務的新方法，對全國31個省（區、市）的隱性債務規模進行了較為全面的估算。在此基礎上，采用門檻回歸模型，基于政府債務和債務結構的雙重視角，更加全面地考察了地方政府債務對經濟增長的影響機理。

通過實證研究主要得到如下結論：第一，從債務規模來看，由于地方政府債務攀升會對民間投資產生擠出效應，因而地方政府債務規模會對經濟增長產生非線性影響，即在債務率相對較低時，地方政府債務的增加有助于經濟增長，但是當債務率過高時，地方政府債務的增加對經濟增長的促進作用將會明顯減弱。第二，從債務結構來看，隱性債務率偏高會導致地方政府債務對經濟增長產生顯著的負向影響，其主要原因在于隱性債務對民間投資的擠出作用更為明顯。第三，綜合來看，地方政府債務率偏高不一定會對經濟增長產生顯著的負向影響，但如果債務率偏高的同時隱性債務占比也偏高，那么對經濟增長的負向影響將會較為明顯。

本文研究結論具有較為重要的政策啟示：要想更有效地防范與化解地方政府債務風險，應從債務規模和債務結構兩個視角進行系統分析。具體而言，可以按債務規模和規模結構兩個維度將地方政府債務劃分為四種情景，并采取差異化的應對策略。第一，對于債務率偏高且隱性債務占比偏高的地區，一方面需要通過“開前門、堵后門”的方式將隱性的存量債務轉化為顯性債務，另一方面要嚴格把控新增債務，通過雙管齊下切實解決這些地區的債務問題。第二，對于債務率不高但是隱性債務占比偏高的地區，主要應該通過“開前門、堵后門”的方式將隱性債務轉化為顯性債務，這比控制地方政府債務總量更為重要。對于這些地區合法合規的舉債途徑要逐步放開，以防止出現既“堵后門”又“不開前門”的情況。第三，對于債務率偏高但是隱性債務占比偏低的地區，應主要對新增債務規模進行控制，避免政府債務的無序擴張。第四，對于債務率偏低且隱性債務占比偏低的地區，仍然可以通過支持地方政府合理舉債等方式實現“穩增長”目標，從而保證經濟運行在合理區間之內。總之，在防范與化解地方政府債務風險的過程中，不能采取“一刀切”策略，而應該針對各地具體情況選擇適宜的策略予以應對。

參考文獻

[1]賈俊雪，郭慶旺.財政規則、經濟增長與政府債務規模[J].世界經濟，2011（1）： 73-92.

[2]胡翠，許召元.對外負債與經濟增長[J].經濟研究，2011（2）：19-30.

[3]范劍勇，莫家偉.地方債務、土地市場與地區工業增長[J].經濟研究， 2014（1）：41-55.

[4]陳思霞，陳志勇.需求回應與地方政府性債務約束機制：經驗啟示與分析[J].財貿經濟，2015（2）：16-28.

[5]王永欽，陳映輝，杜巨瀾.軟預算約束與中國地方政府債務違約風險：來自金融市場的證據[J].經濟研究，2016（11）：96-109.

[6]項后軍，巫姣，謝杰.地方債務影響經濟波動嗎[J].中國工業經濟，2017（1）：43-61.

[7]呂健.地方債務對經濟增長的影響分析——基于流動性的視角[J].中國工業經濟，2015（11）： 16-31.

[8]陳詩一，汪莉.中國地方債務與區域經濟增長[J].學術月刊，2016（6）：37-52.

[9]刁偉濤.債務率、償債壓力與地方債務的經濟增長效應[J].數量經濟技術經濟研究，2017（3）： 59-77.

[10]毛捷，黃春元.地方債務、區域差異與經濟增長——基于中國地級市數據的驗證[J].金融研究，2018（5）：1-19.

[11]AFONSO A， JALLES J T. Growth and productivity： the role of government debt[J]. International Review of Economics & Finance， 2013， 25（1）： 384-407.

[12]REINHART C M， ROGOFF K S. Growth in a time of debt[J]. American Economic Review， 2010， 100（2）： 573-578.

[13]BARRO R. On the determinants of public debt[J]. Journal of Political Economy， 1979， 85（5）： 940-971.

[14]GALE W， ORSZAG R. The economic effects of long-term fiscal discipline[Z]. Urban Institute Discussion Paper， 2008.

[15]程宇丹，龔六堂.政府債務對經濟增長的影響及作用渠道[J].數量經濟技術經濟研究，2014（12）：22-37.

[16]吳盼文，曹協和，肖毅.我國政府性債務擴張對金融穩定的影響——基于隱性債務視角[J].金融研究，2013（12）：59-71.

[17]蒲丹琳，王善平.官員晉升激勵、經濟責任審計與地方政府投融資平臺債務[J].會計研究，2014（5）：88-93.

[18]陳菁，李建發.財政分權、晉升激勵與地方政府債務融資行為——基于城投債視角的省級面板經驗證據[J].會計研究，2015（1）：61-67.

[19]鐘輝勇，陸銘.財政轉移支付如何影響了地方政府債務？[J].金融研究，2015（9）：1-16.

[20]李永友，馬孝紅.地方政府舉債行為特征甄別——基于償債能力的研究[J].財政研究，2018（1）：65-77.

[21]中國財政科學研究院，中國財政學會投融資研究專業委員會，深圳金磚城市先導基金管理有限公司.中國：政府投融資發展報告（2017）[M]. 北京：中國財經出版傳媒集團，經濟科學出版社，2018.

[22]周程，張永亮.地方債務膨脹對民間投資的門限效應——來自中國省際面板的實證研究[J].中國經濟問題，2018（3）：93-105.

[23]IMF. Article IV Consultation with China[R]. 2018.

[24]陳小亮，陳彥斌.結構性去杠桿的推進重點與趨勢觀察[J].改革，2018（7）：17-30.

[25]DOTSEY M. Some unpleasant supply side arithmetic[J]. Journal of Monetary Economics， 1994， 33（3）： 507-534.

[26]KUMAR M， BALDACCI E.Fiscal deficits， public debt， and sovereign bond yields[Z]. IMF Working Paper， 2010.

[27]DIAMOND P A. National debt in a neoclassical model[J]. American Economic Review， 1965， 55（5）： 1126-1150.

[28]CHECHERITA-WESTPHAL C， ROTHER P. The impact of high government debt on economic growth and its channels： an empirical investigation for the Euro area[J]. European Economic Review， 2012， 56（7）： 1392-1405.

[29]中國人民銀行金融穩定分析小組.中國金融穩定報告（2018）[R].2018.

[30]陳彥斌，劉哲希.小微企業融資貴的體制原因與新原因[J].人文雜志，2015（9）：32-38.

[31]劉瀾飚，馬珊珊，郭步超.政府債務拐點、經濟增長與系統性風險——資本成本視角的門限分析[J].經濟學動態，2018（5）： 30-41.

[32]楊云，林漢林.我國地方政府財政空間的測度及預測[J].改革，2019（8）： 83-96.

[33]HANSEN B E. Threshold effects in non-dynamic panels： estimation， testing and inference[J]. Journal of Econometrics， 1999， 93（2）： 345-368.

[34]孫蕾.教育產出結構、資源配置與中國經濟增長——基于中國區域樣本的實證考察[J].統計研究，2009（5）：59-69.

[35]Gujarati D N. Basic econometrics[M]. New York： McGraw-Hill， 2003.

[36]BAI J. Estimating multiple breaks one at a time[J]. Econometric Theory， 1997， 13（3）： 315-352.

[37]謝宇.回歸分析[M].北京：社會科學文獻出版社，2010.

（責任編輯：羅重譜）