地方融資平臺市場化轉型的研究

周金飛

內容提要：《國務院關于加強地方政府性債務管理的意見》和新預算法的實施旨在厘清地方政府與地方融資平臺的關系，緩解地方政府對城投債的隱性擔保，促進城投債市場化發行。為了檢驗政策和法規的實施效果，本文以2009-2017年城投債發行數據為研究樣本，采用雙重差分方法研究43號文和新預算法實施前后擔保措施對城投債發行信用利差影響的差異。結果表明：政策與法規實施后擔保措施能顯著降低城投債信用利差，地方政府財政狀況較好的地區，擔保措施降低城投債信用利差的效果更好，且政策與法規實施效果具有持續性，說明43號文和新預算法確實能有效厘清地方政府與地方融資平臺的關系，弱化地方政府對城投債的隱性擔保。地方融資平臺市場化轉型是循序漸進的過程，要重點關注政府財政狀況較差的地方融資平臺，提高其經營水平和盈利能力。

關鍵詞：地方融資平臺;城投債;擔保措施;隱性擔保

中圖分類號：F832.5 文獻標識碼：A 文章編號：1001-148X（2020）05-0018-08

一、引言

2008年以來，為應對全球金融危機的不良影響，中央政府推出四萬億經濟刺激計劃，其中大部分配套資金需要由地方政府通過地方融資平臺籌集，城投債進入高速擴張階段。城投債規模急劇增長引發地方政府債務風險，對此中央政府采取“開明渠、堵暗道”的治理原則，賦予地方政府依法適度舉債融資權限，堅決制止地方政府違法違規舉債。2014年8月《關于修改〈中華人民共和國預算法〉的決定》（以下簡稱“新預算法”）獲得全國人大常委會通過并在2015年初正式實施，地方政府被賦予依法舉債融資的權利，其可以通過發行政府債券籌集建設資金，以減少對地方融資平臺發行城投債募集資金的依賴。同年10月國務院下發《國務院關于加強地方政府性債務管理的意見》（以下簡稱“43號文”），明確地方政府和地方融資平臺的責任，剝離地方融資平臺政府融資職能，地方政府債務不得通過地方融資平臺舉借，地方融資平臺債務不得推給政府償還。43號文和新預算法相繼實施，試圖厘清地方政府與地方融資平臺的關系，打破城投債償還中地方政府剛性兜底的預期，減少地方政府對城投債的隱性擔保，推動地方融資平臺市場化轉型，從而達到防范和化解地方政府債務風險的目的。

由于融資平臺有地方政府隱性擔保，其城投債在發行時是否采取增信措施對發行定價沒有顯著影響[1-2]，隱性擔保的存在會對債券市場增信信息作用的發揮產生不良影響[3]，導致經濟政策不確定性下信貸資源更多流向國有企業，影響資源有效配置[4]。而對于市場化運營的企業，其發行債券時擔保措施是重要的增信手段，能提高債券信用等級和減少債券違約風險，從而降低債券發行時的信用利差[5-6]。基于此，本文采用雙重差分法研究擔保措施在43號文和新預算法實施前后對城投債發行信用利差的影響，以評估政策和法規的實施對厘清地方政府與地方融資平臺關系和促進地方融資平臺市場化轉型的效果。

二、理論分析與研究假設

為了防止地方融資平臺債務風險向地方政府債務風險轉移，中央政府采取“開明渠、堵暗道”的治理原則，賦予地方政府依法適度舉債融資權限，堅決制止地方政府違法違規舉債。43號文和新預算法相繼實施，試圖厘清地方政府與地方融資平臺關系，減弱地方政府對城投債發行的隱性擔保，促進地方融資平臺市場化轉型。地方融資平臺市場化運作意味著城投債發行定價采用市場化的方式，陳超和李镕伊（2014）[5]研究表明隨著中國債券市場的發展，市場化方式運作的企業，采取擔保措施能顯著降低債券發行時的融資成本。Bradley & Roberts（2015）[6]進一步研究表明，市場化運作的企業采取擔保措施在于提升其信用等級，從而方便從金融機構獲得貸款和在債券市場發行債券融資，且擔保措施能夠降低企業信貸和債券融資成本?，F有研究擔保措施對城投債發行定價影響的文獻，以43號文和新預算法實施前城投債發行數據為研究樣本，發現地方政府隱性擔保的存在導致有無擔保措施對城投債信用利差沒有顯著影響。鐘輝勇等（2016）[2]研究發現擔保措施的存在提高城投債信用評級，但對城投債信用利差沒有顯著影響。羅榮華和劉勁勁（2016）[1]研究進一步指出，城投債發行時有無擔保措施對信用利差沒有顯著影響，市場認為地方融資平臺承擔著地區基礎設施和公益性項目建設任務，分擔著地方政府的服務職責，城投債背后存在地方政府隱性擔保。魏明海等（2017）[3]研究也發現地方政府隱性擔保會扭曲債券市場增信信息的效率，讓投資者忽視企業經營等基本面信息，影響債券市場對債券發行時增信信息的反應。王敘果等（2019）[7]研究指出打破剛性兌付，降低地方政府隱性擔保是化解債務風險的市場化方式，隨著國有企業債券違約事件的發生，地方政府隱性擔保對降低國有企業債券信用利差的作用效果減弱，債券增信效果作用變強?；诂F有文獻的研究，如果43號文和新預算法實施取得效果，地方融資平臺市場化轉型是有效的，那么城投債發行時地方政府隱性擔保將減弱，而擔保措施增信效果將得到提升，并能顯著降低城投債發行信用利差，因此提出假設：

H1：43號文和新預算法實施后，擔保措施能顯著降低城投債信用利差，地方融資平臺市場化轉型取得成效。

政府財政狀況會影響到地方政府對城投債的隱性擔保[1]，地方政府財政狀況好壞是否會對地方融資平臺市場化轉型產生不同影響。地方政府財政狀況較好，一方面反映其自有盈余資金充裕，籌資能力較強，獲取基礎設施和公益性項目建設資金來源渠道較多，籌集建設資金較為方便，可以減少對地方融資平臺募集建設資金的依賴，地方融資平臺市場化經營也較為容易;另一方面反映地區經濟發展水平較高，商業較為發達，轄區企業經營狀況較好，盈利能力較強，給地方政府貢獻較多稅收，地方融資平臺處在這樣的經濟社會環境當中，經營水平和盈利能力都會有較大提升，也更容易市場化轉型。而在地方政府財政狀況較差的地區，地方融資平臺市場化轉型可能較為困難。為此提出假設：

H2：43號文和新預算法實施后，政府財政狀況較好的地區，擔保措施更能顯著降低城投債信用利差，地方融資平臺市場化轉型也更為容易。

三、模型與方法

（一）計量模型

43號文剝離地方融資平臺政府融資職能，厘清地方政府與地方融資平臺關系，促進地方融資平臺市場化轉型。而新預算法賦予地方政府依法舉債的權利，地方政府可以通過發行政府債券募集建設資金，減少對地方融資平臺發行城投債募集建設資金的依賴。基于此，本文以地級市地方融資平臺發行的城投債為研究樣本，通過雙重差分法考察43號文和新預算法的實施對城投債市場化發行的影響。具體來說，由于現有文獻研究得出城投債背后有地方政府隱性擔保，導致城投債發行時采取的擔保措施不能起到降低城投債信用利差的效果。43號文和新預算法的實施，如果減弱地方政府對城投債的隱性擔保，地方融資平臺能夠市場化運作，則城投債發行時采取的擔保措施能起到增信效果，降低城投債發行信用利差?？紤]到雙重差分法在政策實施效果評估方面具有較大優勢，文章將采用雙重差分估計方法，將研究樣本分為實驗組和控制組，采取擔保措施發行的城投債為實驗組，反之為控制組。以43號文頒布和新預算法獲得人大通過的2014年末2015年初為分界線，2014年及以前為實驗前，2015年及以后為試驗后。為此構建模型：

變量下標表示第i個地方政府管轄的第j個地方融資平臺在t年份發行的第k只城投債。上標T表示政策實施時間，在基本模型中以2014年末2015年初（T=2015）為劃分基準，在后面的平行趨勢檢驗中，將以T=2014年和T=2013年為劃分基準。在政策效果持續性檢驗中，將以T=2016年為劃分基準。被解釋變量（spread）是城投債發行時的信用利差，用城投債票面利率與發行日同期限國債收益率之差表示。解釋變量（Treated）表示政策試驗分組，即城投債發行時是否有擔保措施虛擬變量，如果有擔保措施則取值1，否則為0。解釋變量（Period）表示政策虛擬變量，以43號文和新預算法實施時間T為劃分標準，實施時間后則取值1，否則取值0。交乘項Treated×Period回歸系數β0表示43號文和新預算法實施后擔保措施對城投債信用利差的影響，根據假設H1，政策與法規實施后，擔保措施能顯著降低城投債信用利差，回歸系數β0顯著小于0。根據假設H2，政策與法規實施后，擔保措施在政府財政狀況較好的地區降低城投債信用利差的效果要大于政府財政狀況較差的地區，即政府財政狀況較好的樣本中回歸系數β0絕對值要大于政府財政狀況較差的樣本。為了盡量避免城投債類型、發行年份和地方融資平臺所在省份對回歸結果造成的影響，文章在計量模型中添加城投債類型固定效應（μm）、發行年份固定效應（πt）和地方融資平臺所在省份固定效應（ρn），εijkt為隨機擾動項。

X表示控制變量，借鑒現有文獻的研究，控制變量選擇主要從四個方面展開：第一，地方政府財政狀況，財政收入（revenue）反映地方政府財政實力，用一般公共預算收入與地區生產總值的比值來衡量，財政收入越高的地方政府越能對城投債未來按期償付本息提供保障，可能會降低城投債信用利差。財政支出（expend）能大致反映地方政府對地方融資平臺的財政支持，用一般公共預算支出與地區生產總值的比值來衡量，地方政府對地方融資平臺給予較多支持，能降低城投債信用利差，但是既定財政收入下，財政支出越高，也可能會反映出地方政府財政狀況較差，由此可能起到相反的效果，財政支出對信用利差的影響還有待回歸結果的分析。第二，地區經濟發展。地區經濟發展水平變量有地區生產總值（gdp）和人均地區生產總值（pergdp），較高的地區生產總值和人均地區生產總值，反映地區經濟發展水平和富裕程度較高，對地方融資平臺經營運行產生積極影響，為城投債到期本息償付增添保障，有利于城投債發行。第三，城投債特征。城投債特征變量包括發行規模（debts）和到期期限（muturity），刻畫城投債的基本特征，影響城投債上市后的流動性和期限風險。城投債發行規模較大，地方融資平臺未來還本付息壓力較大，可能對城投債發行產生不利影響。而城投債到期期限越長，未來到期還本付息面臨的不確定因素較多，違約風險增大，也不利于降低信用利差。第四，地方融資平臺財務狀況。地方融資平臺財務狀況變量如總資產（asset）、資產負債率（alr）、資產報酬率（roa）、速動比率（quickr）和貨幣資金總債務（mdebt），反映地方融資平臺經營水平、盈利能力、現金流量和未來償債能力，財務水平較好的地方融資平臺，城投債未來償付有保障，能降低發行信用利差。由于地方融資平臺成功發行城投債需要經歷好幾個流程，從材料準備、監管部門審核到實施發行周期往往較長，因此文章對反映地區經濟、政府財政和公司財務的解釋變量都滯后一期，避免計量模型存在內生性問題。

（二）樣本和數據

城投債發行特征和地方融資平臺財務數據來源于Wind數據庫，擔保措施數據通過查閱城投債發行募集說明書和Wind數據庫手工整理得到，國債收益率數據來源于中債登網站，地方政府財政狀況和地區經濟發展數據來源于歷年《中國統計年鑒》。2009年以前地方融資平臺較少通過發行城投債募集資金，四萬億元經濟刺激計劃后城投債得以大量發行，因此文章以2009-2017年地級市地方融資平臺發行的城投債為研究樣本。按照以下原則篩選數據：（1）由于短期融資券的發行以地方融資平臺較高的信用資質為基礎，一般不采取擔保措施，為了避免短期融資券對回歸結果的影響，文章刪除以短期融資券形式發行的城投債;（2）大部分城投債發行時具有資信評估機構給出的債項評級，也存在少部分城投債發行時沒有債項評級信息，為了避免資信評估機構是否參與城投債信用評級對回歸結果造成影響，文章刪除沒有債項評級的城投債發行數據;（3）刪除部分變量值缺失和變量存在異常值的數據，最終得到2147條樣本容量。

為了避免異方差對回歸結果的影響，城投債發行規模、地區生產總值和人均地區生產總值、地方融資平臺總資產都經過對數化處理。主要變量的描述性統計如表1所示。城投債信用利差均值2.679%，最小值0.357%，最大值5.967%，表明不同地區不同地方融資平臺發行的城投債具有不同的信用利差。城投債發行時采取擔保措施的比例為22.5%，表明試驗組樣本容量達到一定水平，滿足雙重差分估計方法研究的基本條件。財政收入均值0.085，財政支出均值0.155，財政收入整體水平小于財政支出。此外，城投債特征、地區經濟水平和地方融資平臺財務變量均表現出一定的差異性。變量的差異為文章計量研究提供基礎。

四、回歸結果

為了驗證假設H2，比較43號文和新預算法實施后，不同政府財政狀況的地區，地方融資平臺市場化轉型的差異。文章將研究樣本按照政府財政赤字水平（財政支出與財政收入之差）分為兩個子樣本：處于政府財政赤字中位數水平以上為財政狀況較好的子樣本;處于政府財政赤字中位數水平以下為財政狀況較差的子樣本。對樣本進行劃分也使回歸結果更具穩健性和說服力。

（一）政策效應檢驗結果

表2給出式（1）的基本回歸結果，以2014年末2015年初為試驗期與非實驗期的分界點，研究43號文和新預算法實施對地方融資平臺市場化轉型的影響，對假設H1和H2進行初步驗證。模型（1）是僅涉及雙重差分變量的全樣本回歸結果，模型（2）是控制其他變量、城投債類型、發行年份和地方融資平臺所在省份固定效應的全樣本回歸結果，模型（3）是財政狀況較差的子樣本回歸結果，模型（4）是財政狀況較好的子樣本回歸結果。交乘項在4個模型中回歸結果都顯著為負，相比于無擔保措施的城投債，采取擔保措施的城投債在43號文和新預算法實施后信用利差顯著降低，表明43號文和新預算法的實施，較好地厘清了地方政府與地方融資平臺的關系，促進了地方融資平臺的市場化轉型，城投債背后地方政府隱性擔保程度也隨之減弱，假設H1得到初步驗證。比較模型（3）和（4）中交乘項回歸系數絕對值大小，發現相比于財政狀況較差的子樣本，財政狀況較好的子樣本中擔保措施在43號文和新預算法實施后降低城投債信用利差的作用更大，表明地方政府財政狀況較好，其籌集資金建設基礎設施和公益性項目較為便利，可以減少對地方融資平臺舉債融資的依賴，地方融資平臺處在這樣的經濟社會環境中市場化轉型也更為順利，假設H2得到初步驗證?；貧w結果表明，43號文和新預算法的實施，厘清了地方政府與地方融資平臺的關系，減弱了地方政府對城投債的隱性擔保，促進地方融資平臺市場化轉型，該項政策和法規具有較好的效果，能起到防范和化解地方政府債務風險的作用。

其他變量方面，政府財政收入回歸系數顯著為負，表明地方政府財政實力越強，投資者對城投債要求的回報率越低。政府財政支出回歸系數不顯著，可能在于財政支出一方面反映地方政府對地方融資平臺的支持，一方面也反映既定財政收入下，地方政府財政狀況可能惡化。發行規模越大，城投債信用利差越小，與預期不符，發行規模越大一方面表明城投債上市后流動性較好，一方面反映出地方融資平臺實力較強，能降低城投債信用利差。地區生產總值回歸結果顯著為負，地區經濟發展水平較高，地方融資平臺經營環境較好，盈利能力可能較強，城投債信用利差也較低。而地方融資平臺財務變量中，只有總資產回歸系數顯著為負，企業規模越大，掌握的經濟資源較多，盈利能力較強，才能降低城投債未來本息償付風險。

（二）平行趨勢檢驗結果

雙重差分法回歸結果有效性的重要前提是實驗組和控制組樣本中城投債信用利差在43號文和新預算法頒布和實施前具有相同的趨勢，這樣才能排除其他因素對回歸結果可能造成影響。文章借鑒Hoynes & Schanzenbach（2012）[8]的做法，通過反事實假設法檢驗實驗組和控制組是否存在共同趨勢，將43號文和新預算法實施時間點提前一年或兩年，即2013年末2014年初和2012年末2013年初，重新進行回歸分析，檢驗交乘項回歸結果是否具有顯著性。由于實際中43號文和新預算法并沒有實施，如果實驗組和控制組樣本城投債信用利差存在平行趨勢，則交乘項回歸結果不顯著。如果交乘項回歸結果顯著，則說明可能存在其他因素對回歸結果造成影響。表3是平行趨勢檢驗結果。模型（5）、（7）和（9）表示43號文和新預算法實施時間點提前一年，即2013年末2014年初。模型（6）、（8）和（10）表示43號文和新預算法實施時間點提前兩年，即2012年末2013年初。除模型（9）中交乘項回歸結果在10%顯著性水平下顯著為負外，其他模型中交乘項回歸結果均不顯著，表明實驗組和控制組樣本城投債信用利差在43號文和新預算法實施前具有相同的趨勢，排除其他可能的因素對回歸結果造成的影響，從而驗證表2中回歸結果的可靠性，43號文和新預算法實施，厘清了地方政府與地方融資平臺的關系，減弱了地方政府對城投債的隱性擔保，促進了地方融資平臺市場化轉型，該項政策和法規具有較好的效果。模型（9）是43號文和新預算法實施時間點提前一年、地方政府財政狀況較好的子樣本回歸結果，交乘項具有弱顯著性的原因可能在于：（1）反事實假設中43號文和新預算法實施時間點提前一年，可能是地方融資平臺和地方政府預期到該政策和法規會出臺，提前劃清地方政府與地方融資平臺的關系，促進地方融資平臺市場化轉型;（2）政府財政狀況較好的地區，地方政府籌集建設資金能力較強，對地方融資平臺舉債融資需求較少，地方政府和地方融資平臺關系容易理順，地方融資平臺也容易完成市場化轉型?？傮w來說，平行趨勢檢驗結果表明，實驗組和控制組樣本中城投債信用利差在43號文和新預算法實施前具有相同的趨勢，符合平行趨勢假定。表2回歸結果具有穩健性，較為可靠，進一步驗證假設H1和H2。

（三）政策效應持續性檢驗結果

地方融資平臺實現自主經營自負盈虧，完成市場化轉型需要較長時間。為了檢驗43號文和新預算法實施后政策效應的持續性，將43號文和新預算法實施時間點延后一年，即2015年末2016年初，重新進行回歸分析，檢驗交乘項回歸結果是否具有顯著性。如果交乘項回歸結果顯著，則表明43號文和新預算法的政策效應具有持續性。地方政府和地方融資平臺關系正在有序理順，地方融資平臺市場化轉型正在逐漸推進。表4是政策效應持續性檢驗結果。模型（11）和（12）是全樣本回歸結果，模型（13）是地方政府財政狀況較差子樣本回歸結果，模型（14）是地方政府財政狀況較好子樣本回歸結果。交乘項在4個模型中回歸結果都顯著為負，相比于無擔保措施的城投債，采取擔保措施的城投債在43號文和新預算法實施一年后信用利差顯著降低，表明43號文和新預算法政策效應具有持續性，不僅在政策與法規實施當年有效，而且在政策與法規實施的第二年也有效果，進一步驗證假設H1。比較模型（13）和（14）中交乘項回歸系數絕對值大小，發現相比于財政狀況較差的子樣本，財政狀況較好的子樣本中擔保措施在43號文和新預算法實施一年后降低城投債信用利差的作用更大，與表2回歸結果相互驗證，進一步驗證假設H2。此外，表4交乘項回歸系數絕對值比表2中相對應的系數絕對值要大，說明隨著43號文和新預算法的實施，地方政府對地方融資平臺融資需求依賴越來越小，城投債背后地方政府隱性擔保也越來越弱，地方政府與地方融資平臺的關系進一步理順，地方融資平臺的市場化轉型也進一步推進。

（四）穩健性檢驗

在觀察試驗中，由于各種原因，數據偏差和混雜變量較多，傾向性得分匹配的方法可以減少數據偏差和混雜變量的影響，消除組別之間的干擾因素，從而能夠對實驗組和控制組進行更為合理的比較分析。為了解決選擇性偏差問題，在穩健性部分，文章先對樣本進行傾向性得分匹配（PSM），然后再用雙重差分方法進行研究。具體來說，根據控制變量revenue、expend、maturity、debts、gdp、pergdp、asset、alr、roa、quickr和mdebt進行一對一無放回匹配，并允許傾向性得分相同的個體并列，將并列的個體取平均值作為估計量，最終得到1068個匹配成功的樣本，重新進行表2的回歸分析。回歸結果如表5所示。交乘項回歸結果沒有發生顯著變化，表明文章回歸結果具有較強的穩健性，有較好的說服力。43號文和新預算法實施確實起到厘清地方融資平臺和地方政府關系、促進地方融資平臺市場化轉型的作用，且在政府財政狀況較好的地區，地方融資平臺市場化轉型更為順利。政策與法規取得較好的效果。

五、結論與啟示

本文以2009-2017年發行的城投債為研究樣本，采用雙重差分方法，探討43號文和新預算法實施前后，城投債發行時采取的擔保措施對信用利差的影響是否發生改變，從而檢驗政策和法規實施對厘清地方政府與地方融資平臺關系和促進地方融資平臺市場化轉型的效果。研究發現，43號文和新預算法的實施，能顯著提高擔保措施降低城投債信用利差的效果，說明城投債采取市場化方式發行取得進展，城投債背后地方政府隱性擔保減弱、兜底預期減輕，地方融資平臺市場化轉型是有效的。以地方政府財政赤字中位數對樣本進行劃分，發現地方政府財政狀況較好的地區，43號文和新預算法實施后，城投債擔保措施對信用利差的影響更大，表明地方政府財政狀況較好，其建設基礎設施和公益性項目的資金來源渠道較多，對地方融資平臺舉債募集建設資金依賴較小，這類地區地方融資平臺市場化轉型更為容易。此外，文章還對43號文和新預算法實施后效果的持續性進行探討，發現政策和法規對促進擔保措施降低城投債信用利差的效果具有持續性，地方融資平臺正在有條不紊地推進市場化轉型，與地方政府復雜關系也得到進一步理清。文章從平行趨勢檢驗和傾向性得分匹配處理兩個方面展開穩健性檢驗，平行趨勢檢驗表明，43號文和新預算法實施前，有無擔保措施的城投債具有共同趨勢，避免其他因素對回歸結果造成影響，研究結果具有說服力。對數據進行傾向性得分匹配處理，用處理后的樣本進行回歸，發現回歸結果顯著性沒有發生明顯變化，研究結果具有較強的穩健性。

研究結論表明，43號文和新預算法實施對厘清地方政府與地方融資平臺關系、促進地方融資平臺市場化轉型具有重要作用，從而能起到防范和化解地方政府債務風險的效果，但也要注意到：第一，地方融資平臺和地方政府關系的理順不是短期就可以完全解決的問題，地方融資平臺市場化轉型需要循序漸進，需要明確地方政府與地方融資平臺各自的權利和責任，政府職責不能推給地方融資平臺承擔，地方融資平臺債務不能由地方政府償還，可以將地方融資平臺成功市場化轉型的經驗做法進行推廣，減少在厘清地方政府和地方融資平臺關系的過程中遇到的阻力;第二，地方融資平臺市場化轉型要重點關注政府財政狀況較差的地區，這類地區地方政府對地方融資平臺募集基礎設施和公益性項目的建設資金較為依賴，地方融資平臺自身經營狀況和盈利能力也欠佳，市場化轉型也較為困難，應該針對性地加大轉移支付力度，改善地方政府財政狀況，減少對地方融資平臺募集建設資金的依賴，為地方融資平臺創造良好的市場化轉型環境;第三，當前中國正處在城鎮化和工業化進程中，地方政府在擁有依法舉債融資權利的情況下依然面臨較大的建設資金缺口，地方融資平臺仍可以發揮補齊基礎設施建設短板的作用，需要對建設項目按照是否能產生收益進行科學劃分，收益穩定且能產生盈利的項目交由地方融資平臺發行城投債募集資金解決，從而提高地方融資平臺經營水平和競爭能力。

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