地方債發(fā)行能否推動實體企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展？
——基于中國A 股和新三板制造業(yè)上市公司數(shù)據(jù)的實證研究

張金昌，潘 藝

（1.中國社會科學院 工業(yè)經(jīng)濟研究所，北京1 000061；2.中國社會科學院大學 研究生院，北京 102488）

一、引言

自2009 年地方債預算管理辦法（財預〔2009〕21 號）出臺以來，我國地方債（local government bond，LGB）經(jīng)過13 年的發(fā)行，規(guī)模已超過了國債和企業(yè)債，已成為我國債券市場第一大融資品種。從財政部公布的2015 年以來的統(tǒng)計數(shù)據(jù)來看，全國地方債發(fā)行總額從2015 年的38351 億元增加到2021 年①截至2023 年9 月6 日中國地方政府債務信息公開平臺還未公布2022 年地方債發(fā)行完整數(shù)據(jù)，本文研究以2015—2021 年數(shù)據(jù)為基礎。的74898 億元，增長了95%，同期國內(nèi)生產(chǎn)總值（gross domestic product，GDP）從688858 億元增加到1143670 億元，增長了66%。地方債發(fā)行已成為我國政府調(diào)節(jié)經(jīng)濟增長（司海平等，2019）、協(xié)調(diào)區(qū)域發(fā)展不平衡問題（徐長生等，2016）的重要手段。但在地方債發(fā)行規(guī)模提升的同時，地方債債務水平（地方債券余額/GDP）也持續(xù)提高，財政部“中國地方政府債券信息公開平臺”數(shù)據(jù)顯示，地方債債務水平從2015 年的7.01%已經(jīng)提升到了2021 年的26.50%，增長了19 個百分點，每年新發(fā)債中再融資的債券占比（再融資債券/當年發(fā)行地方債券）也逐年上升，到2021 年已達41.64%。由此引起了各方對地方政府還債壓力和還債風險的擔憂。

地方債發(fā)行存在拉動經(jīng)濟發(fā)展和增加債務風險正反兩個方面的作用，學術界對地方債發(fā)行對經(jīng)濟增長的影響也存在爭議。地方債發(fā)行對經(jīng)濟增長具有促進作用（徐長生等，2016）、會阻礙經(jīng)濟發(fā)展（劉倫武，2018）、對經(jīng)濟增長的作用并不確定（劉哲希等，2020）三種結論一直并存。從已有研究文獻來看，有關地方債與經(jīng)濟增長的關系研究使用宏觀數(shù)據(jù)的論文較多，而使用企業(yè)微觀數(shù)據(jù)的文獻較少。地方債與經(jīng)濟增長關系研究文獻豐富，與經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的關系研究文獻較少。而當前我國經(jīng)濟發(fā)展已從高速增長階段轉(zhuǎn)入高質(zhì)量發(fā)展階段。企業(yè)即是推動經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的主體，也是地方債籌集資金使用的主體。地方債發(fā)行對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的影響，可以從微觀企業(yè)層面數(shù)據(jù)的變化來觀察。從企業(yè)層面來看，推動我國經(jīng)濟向高質(zhì)量發(fā)展邁進的市場主體是實體企業(yè)中的制造業(yè)企業(yè)。制造業(yè)是我國經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的關鍵，我國經(jīng)濟任何時候都不能脫實向虛。有鑒于此，本文嘗試以制造業(yè)企業(yè)作為研究樣本，以企業(yè)全要素生產(chǎn)率作為企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的指標，采用實證研究的方法，進行地方債對企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展影響的研究，從微觀企業(yè)研究視角增補地方債發(fā)行對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展影響的研究文獻。

本文的主要貢獻：一方面從理論上證明了地方債發(fā)行與企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展之間存在顯著的正向關系，并且專項債比一般債對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升作用更為顯著，特別是地方債發(fā)行對大中型企業(yè)、特別是國有企業(yè)、非勞動密集型企業(yè)的提升作用更加明顯，其合理解釋是近年來地方債發(fā)行以專項債為主，而專項債的使用主體主要是大中型企業(yè)、國有企業(yè)、資本密集型企業(yè)，這從實踐層面證明地方債發(fā)行對經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)和低債務水平地區(qū)的企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提高貢獻更大，但小微企業(yè)、非國有企業(yè)、勞動密集型企業(yè)在地方債發(fā)行中受益較小，這就要求政府在安排地方債發(fā)行額度和使用方向時應當關注這種不平衡問題，以促進不同地區(qū)企業(yè)均衡發(fā)展；另一方面從方法論上來看，本文首次使用企業(yè)微觀數(shù)據(jù)來證明地方債發(fā)行與經(jīng)濟增長、與企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展之間的關系，并首次將新三版掛牌交易的上市企業(yè)數(shù)據(jù)引入全要素生產(chǎn)率和地方債發(fā)行的研究之中，為這方面的研究提供微觀證據(jù)，新三板掛牌交易的企業(yè)主要是小微企業(yè)，這在一定程度上彌補了A 股上市企業(yè)主要是大中型企業(yè)、難以全面觀察對企業(yè)的影響的不足。另外在計算企業(yè)全要素生產(chǎn)率時使用了現(xiàn)金流量表數(shù)據(jù)，使得計算結果更為真實。

二、文獻綜述和研究假設

（一）文獻綜述

有關地方債與經(jīng)濟發(fā)展的關系研究的文獻主要集中在宏觀層面，主要有凱恩斯主義的“債務有益論”、古典學派的“債務有害論”、新古典經(jīng)濟學的“債務中性論”三大類（呂健，2015）。1997 年，凱恩斯（1997）提出“債務有益論”，他認為公債作為國家調(diào)節(jié)經(jīng)濟的手段之一，可以彌補財政赤字、解決有效需求不足的問題，能夠促進經(jīng)濟穩(wěn)定發(fā)展，使社會致富；薩繆爾森和諾德豪斯（2008）同樣支持該理論，他們認為公債是實行補償性財政政策以穩(wěn)定經(jīng)濟的有力武器，在經(jīng)濟長期停滯的情況下，公債的長期增加可以穩(wěn)定就業(yè)。許多學者研究結論同樣支持了該項觀點，Eaton（1993）認為公共債務是國家調(diào)節(jié)經(jīng)濟的手段之一，它可以通過財政支出的形式增加社會消費或投資，最終促進經(jīng)濟的發(fā)展；呂?。?015）研究發(fā)現(xiàn)，地方政府舉債能夠增加經(jīng)濟中的流動性，進而推動地方經(jīng)濟的發(fā)展；司海平等（2019）利用2009—2015 年城投債數(shù)據(jù)進行研究，發(fā)現(xiàn)城投債能夠促進地區(qū)人均GDP 的增長；洪源和胡慧姣（2023）對地方債“自發(fā)自還”改革進行研究后發(fā)現(xiàn)，地方政府自主發(fā)債“開前門”和“堵后門”政策沖擊都能對地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量產(chǎn)生顯著的正向提升影響。

雖然地方債的發(fā)行可以讓地方政府有更多的資金和手段來調(diào)節(jié)地方經(jīng)濟，但是過度舉債也會增加地方債的金融風險、形成金融抑制（Cochrane，2011）。古典經(jīng)濟學者基于債務的“非生產(chǎn)性”得出“債務有害論”，如亞當·斯密（2009）指出，國家費用由舉債開支會對該國既有資產(chǎn)的一部分造成破壞，最終給國家和人民帶來災難；李嘉圖（2009）的稅收債務等價定理進一步指出，將公債收入用于非生產(chǎn)性用途會導致國家財富減少。部分學者的研究結論同樣支持了該類觀點，Gilles（1992）研究發(fā)現(xiàn)，政府舉債中長期會損害國民經(jīng)濟的發(fā)展；Cochrane（2011）研究認為，政府舉債會增加經(jīng)濟發(fā)展的不確定性，影響經(jīng)濟發(fā)展；何代欣等（2023）研究發(fā)現(xiàn)，地方債規(guī)模膨脹會壓縮地方財政空間，當?shù)胤秸畟鶆肇摀拭刻岣咭粋€百分點就會導致地方基礎財政盈余率減少17.14%。

與上述兩種對立的觀點不同，布坎南（1998）提出了“債務中性論”。他認為，政府債務如果用于公共消費，將來就不可能產(chǎn)生補償性收益；如果政府舉債應用于能產(chǎn)生收益的資產(chǎn)，就可獲得這種補償收益。同樣也有許多學者研究后支持了這一觀點。Reinhart 和Rogoff（2010）使用20 多個發(fā)達經(jīng)濟體1946—2009 年的數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)債務對經(jīng)濟增長影響的臨界值為90%。Caner 等（2010）基于101 個發(fā)達經(jīng)濟體1980—2008 年的數(shù)據(jù)，得出臨界值為77%；韓健和程宇丹（2018）、盛虎和劉青（2020）研究同樣發(fā)現(xiàn)，地方債和經(jīng)濟發(fā)展之間具有非線性倒U 型關系。

（二）研究假設

從地方債用途來看，我國地方債主要用于基礎設施建設和公益性項目（徐長生等，2016），基礎設施的建設為實體經(jīng)濟的發(fā)展提供了有利的條件。另外地方債的發(fā)行也推進了新型城鎮(zhèn)化建設（巴曙松等，2011），城鎮(zhèn)化進程的可以帶動生產(chǎn)要素配置到實體企業(yè)和相關基礎設施企業(yè)中去，進而促進了實體企業(yè)的發(fā)展（司海平等，2019）。近些年隨著數(shù)字經(jīng)濟的崛起，專項債資金投向和數(shù)字經(jīng)濟有關的重點領域和重大項目，有力地支持了宏觀經(jīng)濟政策精準發(fā)力，其中5G 網(wǎng)絡、數(shù)據(jù)中心、人工智能、物聯(lián)網(wǎng)等新興基礎設施的專項債投資金額逐年增加（王百榮，2021），不僅改善了以制造業(yè)為主的實體企業(yè)的運營環(huán)境，同時也激勵了實體企業(yè)的數(shù)字化轉(zhuǎn)型和創(chuàng)新發(fā)展，從而提升了企業(yè)的生產(chǎn)效率。

根據(jù)以上分析提出本文假設1：

地方債發(fā)行能提升制造業(yè)企業(yè)的全要素生產(chǎn)率（H1）。

我國地方債的主要購買者是銀行貸款，適量的地方債發(fā)行不僅可以提升基礎設施建設、提高公共服務水平，為企業(yè)創(chuàng)造良好的經(jīng)營環(huán)境，促進企業(yè)良性發(fā)展（韓健和程宇丹，2018），而且能夠帶動商業(yè)銀行貸款，緩解企業(yè)融資約束。但地方債過度發(fā)行也會占用社會信貸資源（胡玉梅和范劍勇，2019），加劇金融資源錯配，產(chǎn)生金融風險或預期的金融抑制（Cochrane，2011）。當?shù)胤絺鶆账诫S著GDP 的增長而持續(xù)上升時，銀行等債權機構會要求更高的發(fā)債利率來補償違約的風險，加劇企業(yè)的外部融資約束（肖鈺和孫會霞，2014），由此而增加企業(yè)的融資成本（Greenlaw et al，2013），進而抑制企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展。從本文假設1 來看，地方債發(fā)行應當促進制造業(yè)企業(yè)的高質(zhì)量發(fā)展。

因此，提出本文的假設2：

地方債發(fā)行通過緩解制造業(yè)企業(yè)的融資約束，提升了企業(yè)的全要素生產(chǎn)率（H2）。

創(chuàng)新是促進經(jīng)濟增長的內(nèi)在動力（Solow，1957），企業(yè)生產(chǎn)率水平的提高需要依靠技術進步來實現(xiàn)（岳宇君和張磊雷，2022）。然而，通過企業(yè)自主創(chuàng)新來實現(xiàn)技術進步的速度較慢，提高企業(yè)技術進步的主體是政府（寇宏偉和陳璋，2020）。大量研究證實政府通過負債擴大基礎設施的建設對推動企業(yè)技術進步有巨大貢獻（Duggal et al，1999）。近幾年我國地方債針對5G、人工智能、物聯(lián)網(wǎng)等數(shù)字化建設規(guī)模不斷擴大（王百榮，2021），為企業(yè)科技創(chuàng)新提供了發(fā)展條件。

因此，提出本文假設3：

地方債發(fā)行推動制造業(yè)企業(yè)提高研發(fā)投入，提升了企業(yè)的全要素生產(chǎn)率（H3）。

我國地方債發(fā)行投資的項目主要領域是交通設施、工業(yè)園區(qū)、科技園區(qū)等基礎性建設項目，這類建設項目需要更多從事體力勞動的工作者的加入。隨著基礎設施的不斷改善，會逐步推高地區(qū)房價水平，加重居民的生活負擔水平，也抬升了勞動服務價格，降低了高技能勞動力的生活質(zhì)量和生產(chǎn)效率，進而會減弱高技能勞動力的吸引力（陸銘，2015）。長期以來，我國地方政府人才爭奪比較嚴重，特別是北上廣等經(jīng)濟發(fā)達的城市陸續(xù)出臺了引進高素質(zhì)人才的政策，加劇了中西部和東北部廣大地區(qū)的人才流失。而近年來地方債的發(fā)行主要向中西部和欠發(fā)達地區(qū)傾斜，進而出現(xiàn)雖然這些地區(qū)地方債發(fā)行加大，但并未能有效吸引高素質(zhì)人才流入的現(xiàn)象。由于欠發(fā)達地區(qū)長期缺乏高素質(zhì)人才的流入，因而無法有效推動企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展。

基于以上分析，提出本文假設4：

地方債發(fā)行會降低高素質(zhì)人才流入，抑制了制造業(yè)企業(yè)的全要素生產(chǎn)率（H4）。

另外，由于制造業(yè)企業(yè)的規(guī)模、所有制和勞動密集度不同，以及制造業(yè)企業(yè)所在地區(qū)的經(jīng)濟水平、債務水平的差異，地方債對企業(yè)的全要素生產(chǎn)率的影響可能也會產(chǎn)生差異。根據(jù)以上分析構建本文的研究的整體框架，如圖1 所示。

圖1 地方債對制造業(yè)企業(yè)TFP 的影響和機制的研究框架圖

三、模型設計和數(shù)據(jù)說明

（一）模型設計

根據(jù)本文研究地方債發(fā)行對制造業(yè)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響，設計如式（1）基本模型。

其中：TFPit為制造業(yè)企業(yè)i在t時期的全要素生產(chǎn)率水平；LGBit為制造業(yè)企業(yè)i在t時期所在地地方債券發(fā)行情況；Controlsit為一系列控制變量；μi為制造業(yè)企業(yè)i不隨時間變化的個體固定效應；δt為時間固定效應；εit為隨機擾動項；α為回歸系數(shù)，本文通過考察α1的顯著性來檢驗研究假設是否成立，如果α1顯著為正，則表明地方債發(fā)行對制造業(yè)企業(yè)全要素生產(chǎn)率提升有顯著促進作用；如果α1顯著為負，則表明地方債發(fā)行對制造業(yè)企業(yè)全要素生產(chǎn)率有抑制作用；如果α1不顯著，則表明沒有顯著影響。

模型（1）體現(xiàn)了地方債券發(fā)行對實體企業(yè)的直接影響效應，為了進一步研究兩者之間的作用機制，需采用中介變量進行檢驗，目前，中介效應的研究中絕大多數(shù)采用逐步法進行分析，江艇（2022）認為逐步分析法的中介效應檢驗不能有效論證兩個變量之間的因果關系，只需研究解釋變量對中介變量的影響。因此構建如式（2）中介效應的研究模型。

其中：MV為中介變量；β為回歸系數(shù)，其他變量同模型（1）。首先，通過考察β1的顯著性判斷中介效應是否存在，如果β1顯著，則表明變量MV的中介效應存在，然后再通過Sobel 檢驗（P＜0.0500），最終確定中介變量的傳導機制是否存在。

（二）變量說明

1.被解釋變量

本文的解釋變量是全要素生產(chǎn)率（total factor productivity，TFP）。微觀企業(yè)的全要素生產(chǎn)率的估計方法很多，相比之下，LP（Levinsohn and Petrin）方法可以較好地解決由企業(yè)同時選擇產(chǎn)量與資本存量帶來的同時性偏差問題和數(shù)據(jù)丟失的問題（段梅和李志強，2019），因此微觀企業(yè)研究中最常被使用，計算模型如式（3）。

在式（3）中，不同學者的變量取值存在差異，比較常用的是Y取值營業(yè)收入、K取值固定資產(chǎn)、L取值員工人員、M取值購買商品和接受勞務支付的現(xiàn)金?？梢钥闯?，變量（Y、K、L、M）分別取值資產(chǎn)負債表、利潤表、現(xiàn)金流量表，盡管相關數(shù)據(jù)都屬于企業(yè)的財務報表，但這三張報表的統(tǒng)計口徑并不一致，而且變量的計量單位也不同（L的計量單位是人，Y、K、M的計量單位是元）。也有學者將研究變量的數(shù)據(jù)統(tǒng)一取值現(xiàn)金流量表，變量Y可以使用“銷售商品、提供勞務收到的現(xiàn)金”作為企業(yè)的產(chǎn)出，變量M可以使用“購買商品、接受勞務支付的現(xiàn)金”代表中間品投入，變量L可以使用“支付給職工及為職工支付的現(xiàn)金”作為勞動投入，變量K可以使用“分配股利、利潤或償付利息支付的現(xiàn)金”作為資本投入。因此，本文參考潘藝等（2023）的方法，使用現(xiàn)金流量表口徑的數(shù)據(jù)計算得到全要素生產(chǎn)率（TFP）進行實證研究，使用陳維濤等（2019）的方法，計算得到的全要素生產(chǎn)率（TFP_C）的方法進行穩(wěn)健性檢驗。

2.解釋變量

每年我國地方政府發(fā)行的地方債券主要分為新增地方債券和再融資地方債券兩種類型。新增地方債券包括一般債券和專項債券，分別用于沒有收益的公益性項目和有一定收益的公益性項目；再融資債券即“借新還舊”債券，是為償還到期的一般債券和專項債券本金而發(fā)行的地方政府債券，不能直接用于項目建設。近年來地方政府用于借新還舊的再融資債券在持續(xù)增長，財政部數(shù)據(jù)顯示2019 年再融資債券首次突破1 萬億元（11484 億元），占地方政府新發(fā)行債券的比26.32%，2020 年為29.35%，2021 年大幅上升為41.64%，而相對應的新增地方債券發(fā)行額占當年發(fā)行債券總額的比重在逐年下降。因此，以每年新增地方債券代替每年地方債券余額來研究地方債對微觀企業(yè)的影響更為合理，考慮到內(nèi)生性的影響，本文以當年新增地方債券和當?shù)谿DP 的比值（以下簡稱“地方債水平”，LGB）作為研究的解釋變量，并且以此分別定義一般債水平（LGBG）和專項債水平（LGBS）。

3.中介變量

本文的中介變量包括：融資約束（SA）、研發(fā)投入（PRD）、高素質(zhì)人才（Hum）。目前融資約束的度量方法較多，包括KZ、WW、SA 等多個度量方法，其中SA（Srensen 指數(shù)）方法可以有效解決內(nèi)生性的問題（李沁洋等，2021），因此融資約束采用SA 方法計算獲得。在研發(fā)投入指標的度量上，本文參考黃群慧等（2019）采用人均研發(fā)費（PRD）作為企業(yè)技術創(chuàng)新的投入。關于高素質(zhì)人才指標的選擇，本文參考肖曙光和楊潔（2018）以本科及以上學歷員工數(shù)占總員工數(shù)的比例作為高素質(zhì)人才（Hum）度量指標。

4.控制變量

從企業(yè)全要素生產(chǎn)率的相關研究來看，影響企業(yè)全要素生產(chǎn)率的因素很多，本文參考鄭博文等（2023）研究方法，選取企業(yè)年齡（Age）、要素密集度（Cap）、企業(yè)規(guī)模（Size）、資產(chǎn)負債率（Lev）、股權集中度（Fir）、兩職合一（Dual）、獨立董事比例（Inde）、審計意見（Aud）作為控制變量。

上述各變量見表1。為了檢驗各變量之間的多重共線性問題，本文計算了各變量的方差膨脹系數(shù)（VIF），VIF 值均小于10，說明主要變量之間不存在嚴重共線性問題。

表1 各變量說明

（三）數(shù)據(jù)來源

本文使用財政部公布的2015—2021 年地方債發(fā)行數(shù)據(jù)和同一時期我國證券市場公開發(fā)行股票的制造業(yè)上市企業(yè)數(shù)據(jù)對地方債與企業(yè)發(fā)展的關系進行研究，地方債發(fā)行數(shù)據(jù)來自于中國地方政府債券信息公開平臺，經(jīng)濟增長數(shù)據(jù)來自于《中國統(tǒng)計年鑒》，上市企業(yè)和新三板數(shù)據(jù)來自于Wind 系統(tǒng)數(shù)據(jù)庫，兩個市場制造業(yè)上市企業(yè)2015—2021 年企業(yè)樣本總數(shù)為29808個，樣本數(shù)量足以支持本文研究結論的可靠性。對上市企業(yè)數(shù)據(jù)進行了如下處理：①剔除ST（special treatment）等經(jīng)營不善的企業(yè)；②剔除營業(yè)收入、員工數(shù)量、銷售商品和提供勞務收到的現(xiàn)金小于0 的樣本；③對所有連續(xù)變量利用Winsor2 進行1%和99%的縮尾處理，最后得到29808 個樣本觀測值。本文的分析軟件為Stata15。

四、實證研究

（一）描述性統(tǒng)計

從表2 可以看出2015—2021 年制造業(yè)企業(yè)TFP均值為14.5928，接近中位數(shù)14.4169，標準差為1.4868，表明研究樣本企業(yè)TFP大致滿足正態(tài)分布，其中最小值為8.2499，最大值為19.9275，表明制造業(yè)企業(yè)TFP在樣本期間內(nèi)存在明顯的差異。根據(jù)樣本數(shù)據(jù)，本文首先描繪出地方債（LGB）和制造業(yè)企業(yè)全要素生產(chǎn)率（TFP）散點圖，如圖2 所示。從圖3 可以觀察出制造業(yè)企業(yè)的全要素生產(chǎn)率增長與地方債水平呈正相關關系，從統(tǒng)計數(shù)據(jù)上來看本研究具有現(xiàn)實意義。另外本文選取的控制變量分布值域也比較廣，能夠?qū)Ρ疚牡难芯科鸬揭欢ǖ闹巫饔茫瑢Ρ疚牡难芯拷Y果也有一定影響。

表2 各主要變量描述性統(tǒng)計

圖2 制造業(yè)企業(yè)全要素生產(chǎn)率與地方債水平的散點圖

圖3 地方債發(fā)行與企業(yè)全要素生產(chǎn)率的U 型關系圖

（二）基準回歸

根據(jù)模型（1）進行回歸，結果見表3。列（1）的結果顯示，LGB系數(shù)在1%水平上顯著為正，表明地方債水平與制造業(yè)企業(yè)全要素生產(chǎn)率之間存在顯著正影響關系，地方債的發(fā)行有助于制造業(yè)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升。列（2）中控制了企業(yè)和年份固定效應后，LGB系數(shù)在5%水平上顯著為正，表明地方債水平與制造業(yè)企業(yè)全要素生產(chǎn)率之間存在顯著正影響關系的結論依然成立。列（3）中控制了固定效應，并加入了控制變量，回歸結果顯示，LGB系數(shù)在1%水平上顯著為正，表明地方債水平的提高會顯著提升制造業(yè)企業(yè)的全要素生產(chǎn)率，本文假設H1 得以初步論證。本文研究結論與詹新宇等（2021）研究結果存在差異，可能原因是：①從宏觀政策方面，2015 年國務院政府報告中明確提出“降低實體經(jīng)濟的融資成本”；2017 年國家啟動了《中國制造2025》戰(zhàn)略，大力發(fā)展先進制造業(yè)；2019 年深化增值稅改革，將制造業(yè)現(xiàn)行16%的稅率降至13%等的舉措，確保了制造業(yè)作為國家戰(zhàn)略的發(fā)展目標，因此地方債發(fā)行產(chǎn)生的金融風險對制造業(yè)的融資影響程度較少，加上國家稅負政策惠及制造業(yè)企業(yè)，進一步保障了制造業(yè)的穩(wěn)定發(fā)展。②從地方債的用途來看，地方債的基建投資為實體經(jīng)濟增長提供需求支撐；專項債投向的交通、產(chǎn)業(yè)園區(qū)等項目，具有較強的生產(chǎn)性，能夠降低實體經(jīng)濟的成本，以及近幾年的信息化基礎建設，也同樣保障并促進了制造業(yè)的高質(zhì)量發(fā)展。因此總體上地方債水平的提高對制造業(yè)企業(yè)TFP的提升有促進作用。

表3 基準回歸

（三）穩(wěn)健性檢查

為了驗證上文回歸結果的準確性，需進一步進行穩(wěn)健性檢驗。

1.替換被解釋變量

借鑒陳維濤等（2019）全要素生產(chǎn)率的計算方法，Y取值營業(yè)收入、K取值固定資產(chǎn)、L取值員工人員、M取值購買商品和接受勞務支付的現(xiàn)金，并使用LP 方法計算得到制造業(yè)企業(yè)的全要素生產(chǎn)率（TFP_C）。通過模型（1）進行回歸，結果見表4 列（1）所示。從回歸結果來看，替換被解釋變量為（TFP_C）后的回歸LGB系數(shù)在1%水平上顯著為正，說明地方債水平的提升與制造業(yè)企業(yè)的高質(zhì)量發(fā)展存在正相關性，該結論與基準回歸的結果一致，研究假設H1 初步得到驗證。

表4 穩(wěn)健性檢驗-替換被解釋變量、剔除異常數(shù)據(jù)

2.剔除異常數(shù)據(jù)

唐松等（2020）認為，2015 年中國金融市場發(fā)生重大波動，以及2019 年末發(fā)生的新冠疫情，都對上市企業(yè)的發(fā)展產(chǎn)生很大的影響，而且我國4 大直轄市存在較大經(jīng)濟特殊性，同樣也可能對研究結果存在影響。因此，剔除2015 年、2020 年和2021 年的異常年份數(shù)據(jù)，剔除北京、天津、上海、重慶4 個直轄市數(shù)據(jù)，分別回歸以觀測結果是否穩(wěn)健。從表4 的列（2）和列（3）回歸結果來看，LGB系數(shù)都在1%水平上顯著為正，可以看出采用兩種方式剔除異常數(shù)據(jù)后的回歸結果仍然顯著，本文假設H1 再次得到驗證。

然后，再借鑒盛虎和劉青（2020）的檢驗方法，將年度數(shù)據(jù)不連續(xù)、有缺失年份的所有殘缺數(shù)據(jù)樣本全都剔除，保留連續(xù)、完整的18193 個數(shù)據(jù)樣本，然后進行回歸，結果見表4 列（4）所示。從回歸結果來看，LGB系數(shù)依然在1%水平上顯著為正，再一次驗證本文假設H1 成立。

3.內(nèi)生性檢驗

為避免反向因果問題，減少內(nèi)生性的干擾，本文借鑒呂?。?015）的方法，使用地方債存量和GDP 的比值作為工具變量進行分析。在各項地方財政支出中，地方交通運輸是政府支出中相對外生的項目，適合作為地方債務工具變量，因此本文將地方交通支出和GDP 的比值作為工具變量。從表5 第一階段回歸結果來看，兩工具變量的回歸系數(shù)都在1%水平上顯著為正，表明選擇的工具變量與地方債發(fā)行有顯著的相關性，并且F檢驗結果都遠大于10，表明選擇工具變量排除弱工具變量，因此滿足工具變量的條件。從第二階段回歸結果來看，LGB系數(shù)都顯著為正，表明在考慮了潛在內(nèi)生性問題后，地方債發(fā)行能促提升制造業(yè)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的結論依然成立，本文假設H1 繼續(xù)得到驗證。

表5 穩(wěn)健性檢驗-內(nèi)生性檢驗

4.標準誤聚類層級檢驗

除上述穩(wěn)健性檢驗之外，本文還檢驗了標準誤聚類層級的穩(wěn)健性，分別將標準誤聚類到地區(qū)層面、行業(yè)層面和企業(yè)個體層面，從表6 的回歸結果來看，地區(qū)聚類、行業(yè)聚類、地區(qū)×行業(yè)聚類和個體聚類的LGB系數(shù)，都顯著為正。因此，可以認為地方債水平的提高對促進制造業(yè)企業(yè)TFP提升的結論在加入不同標準誤層級后仍然成立，因此本文假設H1 結果是穩(wěn)健的。

表6 穩(wěn)健性檢驗-聚類標準誤層級檢驗

五、機制研究

（一）機制研究

1.融資約束的機制研究

首先借鑒江艇（2022）的方法，將融資約束（SA）代入模型（2）后回歸，結果見表7 列（1）所示。從回歸結果來看，LGB系數(shù)在1%水平上顯著為負，表明地方債水平的提高顯著降低了制造業(yè)企業(yè)的融資約束，融資約束可能存在中介效應。為了驗證融資約束的中介效應是否存在，本文進一步采用Soble 方法進行檢驗。從檢驗結果來看，P=0.0001（P＜0.05），通過Soble 檢驗，表明融資約束的中介效應顯著，本文假設H2 成立?？赡茉蚴?，國家從財政政策上對實體企業(yè)的融資有明顯傾斜，并且也實實在在的緩解了制造業(yè)企業(yè)的融資約束，雖然地方債的大量發(fā)行會在一定程度上擠占金融資源，但地方債在地方GDP 占比中仍保持一個較低水平，使得制造業(yè)企業(yè)因為緩解了融資約束而得到充足的資金，進而能有效促進企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升。

表7 機制研究

2.研發(fā)投入的機制研究

根據(jù)前文的分析方法，本文繼續(xù)將人均研發(fā)支出（PRD）作為中介變量進行回歸，結果見表7 列（2）所示。從結果來看，LGB系數(shù)在5%水平上顯著為正，表明地方債水平的提高可以顯著提升制造業(yè)企業(yè)的研發(fā)投入，地方債發(fā)行促進企業(yè)加大研發(fā)投入（PRD）的中介效應存在，本文假設H3 得到證明。進一步通過Soble 檢驗發(fā)現(xiàn)P=0.0220（P＜0.05），因此本文假設H3 得到進一步驗證，即地方債水平的提高能通過刺激企業(yè)加大研發(fā)投入而提升制造業(yè)企業(yè)的TFP。可能原因是，由于我國地方政府大多重視經(jīng)濟園區(qū)和高科技園區(qū)的建設，地方債的發(fā)行也較大一部分用于上述的基礎設施建設，因此有助于吸引制造業(yè)企業(yè)入駐發(fā)展，并且當?shù)卣瞥鲆幌盗袃?yōu)惠的政策鼓勵企業(yè)進行研發(fā)投入，從而助力制造業(yè)企業(yè)的高質(zhì)量發(fā)展。

3.高素質(zhì)人才引進的機制研究

最后將高素質(zhì)人才（Hum）作為中介變量進行回歸，結果見表7 列（3）所示。從結果來看，LGB系數(shù)在5%水平上顯著為負，表明地方債發(fā)行對高素質(zhì)人才（Hum）吸引作用并不存在，反而制約了人才的引進，并且高素質(zhì)人才的中介效應是存在的。通過Soble 檢驗發(fā)現(xiàn)P=0.0267（P＜0.05），說明地方債發(fā)行對全要素生產(chǎn)率的影響的中介效應存在，地方債水平的提升會降低高素質(zhì)人才占比，進而抑制企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升，本文假設H4 成立。地方債發(fā)行改善了地區(qū)基礎環(huán)境同時也推高了房價，降低了對高技能勞動力的吸引力；中西部地區(qū)地方債發(fā)行改善了當?shù)貭I商環(huán)境，但仍然沒有緩解高素質(zhì)人才流失問題?；ヂ?lián)網(wǎng)的發(fā)展和企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型也降低了人才遷移的必要性。這一系列因素的作用，使得地方債發(fā)行并非提升了高素質(zhì)人才占比、而是降低了高素質(zhì)人才占比。

六、異質(zhì)性分析

（二）異質(zhì)性分析

1.債券異質(zhì)性分析

在2015 年之后，我國地方政府發(fā)行的債務被區(qū)分為一般債和專項債兩種。兩種債券用途不同，因此對制造業(yè)企業(yè)的影響也會存在差異。通過分別回歸，結果見表8，一般債水平LGBG系數(shù)不顯著，而專項債水平LGBS系數(shù)在1%水平上顯著為正，表明一般債水平的提高對制造業(yè)企業(yè)TFP沒有影響，而專項債水平的提高對制造業(yè)企業(yè)TFP的提升有顯著影響。主要是因為一般債券大多用于緩解地方政府臨時資金緊張，而專項債券與項目關聯(lián)，所投資項目能夠產(chǎn)生一定收益，用于支持國家重大區(qū)域發(fā)展戰(zhàn)略和重點領域相關的各類基礎設施等（胡衛(wèi)升和陳鑫麗，2021），近些年專項債不僅僅使用于交通基礎設施、能源項目、農(nóng)林水利、生態(tài)環(huán)保項目、民生服務、冷鏈物流設施等領域，更投向了5G 網(wǎng)絡、數(shù)據(jù)中心、人工智能、物聯(lián)網(wǎng)等數(shù)字經(jīng)濟領域的基礎設施建設（王百榮，2021），因此相比一般債，專項債能更有效降低地方政府的財政負擔，使地方政府有更多財力用于改善民生、帶動投資（朱丹和吉富星，2020），進而有效的促進制造業(yè)企業(yè)TFP的提升。

表8 地方債異質(zhì)性分析-一般債、專項債

2.企業(yè)異質(zhì)性分析

將制造業(yè)企業(yè)按照規(guī)模分類為大中型（大型企業(yè)和中型企業(yè)）和小微型（小型企業(yè)和微型企業(yè)）后分別回歸，結果見表9。從列（1）和列（2）的結果來看，大中型企業(yè)的LGB系數(shù)在1%水平上顯著為正，而小微型企業(yè)的LGB系數(shù)不顯著，表明地方債發(fā)行對促進大中型制造業(yè)企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的影響更顯著?？赡茉蚴?，大中型制造業(yè)企業(yè)在人力、資本和技術等方面都有顯著的優(yōu)勢，并且在債務融資中有較強的議價能力，一定程度上能緩解地方債對信貸資源的擠占所帶來的融資約束，而小微制造業(yè)企業(yè)在要素稟賦、資源整合能力及風險承擔能力等方面都較弱，在債務和其他融資來源之間的轉(zhuǎn)換成本也相對較高（詹新宇等，2021）。

表9 企業(yè)異質(zhì)性分析

將制造業(yè)企業(yè)按所有制分類為國有（中央國有企業(yè)和地方國有企業(yè)）和非國有企業(yè)（民營、外資、公眾、集體、其他企業(yè)）后分別回歸，結果見表9。從列（3）和列（4）的回歸結果來看，國有企業(yè)的LGB系數(shù)在1%水平上顯著為正，非國有企業(yè)的LGB系數(shù)在5%水平上顯著為正，表明地方債發(fā)行對促進國有制造業(yè)企業(yè)高質(zhì)量的影響更顯著?？赡茉蚴?，國有企業(yè)多為規(guī)模較大企業(yè)，使得國有企業(yè)在信貸資源上具有得天獨厚的優(yōu)勢，國有企業(yè)具有穩(wěn)定經(jīng)濟的責任，因此政府地方債和國有企業(yè)債務之間經(jīng)常具有較大的替代性，導致地方債發(fā)行對國有企業(yè)的擠出效應遠小于非國有企業(yè)（詹新宇等，2021）；另外國有企業(yè)在資產(chǎn)規(guī)模、償債能力等方面的優(yōu)勢都使得國有企業(yè)能獲得了較大的金融支持力度，而民營企業(yè)的發(fā)展基本上都是從零到有的創(chuàng)業(yè)過程，創(chuàng)新投入遠高于國有企業(yè)（溫軍和馮根福，2018），因此對資金的依賴程度遠高于國有企業(yè)，而融資難融資貴的問題長期制約著其高質(zhì)量發(fā)展。

將制造業(yè)企業(yè)按密集型分為勞動密集型和非勞動密集型（技術密集型和資本密集型企業(yè)）后分別回歸，結果見表9。從列（5）和列（6）的回歸結果來看，勞動密集型企業(yè)的LGB系數(shù)不顯著，而非勞動密集型企業(yè)的LGB系數(shù)在1%水平上顯著為正，表明地方債發(fā)現(xiàn)對促進非勞動密集型企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的影響更顯著。可能原因是，我國地方債的發(fā)行除用于民生保障的建設之外，還用于5G 網(wǎng)絡、數(shù)據(jù)中心、人工智能、物聯(lián)網(wǎng)等數(shù)字經(jīng)濟領域的基礎設施建設（王百榮，2021），這些基礎建設的發(fā)展對提升技術密集型企業(yè)的全要素生產(chǎn)率有顯著促進作用，而勞動密集型企業(yè)較少使用地方債資金，因此地方債的發(fā)行用于基礎建設時對勞動密集型企業(yè)的影響并不顯著。

3.地區(qū)異質(zhì)性分析

按照地區(qū)人均GDP 的高低將高于全國人均GDP水平的省市定位為經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)，低于全國人均GDP水平的省市分類為經(jīng)濟落后地區(qū)，然后將制造業(yè)企業(yè)所在地區(qū)分別回歸，結果見表10。從列（1）和列（2）可見，經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)的LGB系數(shù)在5%水平上顯著為正，而經(jīng)濟落后地區(qū)的LGB系數(shù)不顯著，說明地方債的發(fā)行對經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)制造業(yè)企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的促進作用顯著高于經(jīng)濟落后地區(qū)?？赡茉蚴?，由于經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)的基礎設施較為完善，有助于制造業(yè)企業(yè)的發(fā)展，并且經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)新增加的地方債務更多地投向生產(chǎn)性服務領域而不是基礎設施建設領域，因此地方債的發(fā)行對對應地方企業(yè)的發(fā)展有明顯的助力作用（周澤炯和楊勇，2019）；在經(jīng)濟落后地區(qū)，地方債發(fā)行的較大部分資金會被用于償還到期債務，無法在實體經(jīng)濟中形成足夠的投資規(guī)模和投資機會（呂健，2015），從而抑制了制造業(yè)企業(yè)的高質(zhì)量發(fā)展。

表10 地區(qū)異質(zhì)性分析

經(jīng)濟發(fā)達水平的高低并不等同于地方債務水平的高低，地區(qū)債務水平的差異是否存在地方債發(fā)行對企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的影響差異？本文按照地方債和GDP 比值的高低將制造業(yè)企業(yè)所在地分為低債務地區(qū)（低于平均債務水平）和高債務地區(qū)（高于平均債務水平），然后進行回歸，結果見表10。從列（3）和列（4）來看，低債務水平地區(qū)的LGB系數(shù)在1%水平上顯著為正，而高債務水平地區(qū)的LGB系數(shù)不顯著，說明地方債的發(fā)行對低債務水平地區(qū)制造業(yè)企業(yè)TFP的提升顯著高于高債務水平地區(qū)。另外對比經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)和低債務水平地區(qū)的回歸結果，可以發(fā)現(xiàn)低債務水平地區(qū)的地方債發(fā)行對企業(yè)TFP提升的顯著性明顯高于經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)，因此從側(cè)面證明了地方債債務水平的高低對企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的影響，即低債務水平的地區(qū)更需要通過地方債的發(fā)行來提升企業(yè)全要素生產(chǎn)率，以拉動地方經(jīng)濟增長。

（二）進一步研究

前文研究結果表明，地方債的發(fā)行能顯著促進制造業(yè)企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展，那么是否地方債發(fā)行規(guī)模越多越好呢？本文將引入地方債變量LGB的平方項，并剔除殘缺數(shù)據(jù)樣本后進行回歸，結果顯示，一次項系數(shù)為3.0372，在1% 水平上顯著為正，而二次項系數(shù)為19.6462，在10%水平上顯著為負，表明地方債發(fā)行規(guī)模與制造業(yè)企業(yè)的高質(zhì)量發(fā)展存在倒U 型關系。通過utest 檢驗，極值為0.0773。按此繪制曲線，如圖3 所示。利用模型（1）對極值前后分別進行回歸，結果表明，當?shù)胤絺l(fā)行水平小于極值時，地方債的發(fā)行能通過降低企業(yè)融資約束和促進企業(yè)研發(fā)投入的渠道提升企業(yè)全要素生產(chǎn)率；而當?shù)胤絺l(fā)行水平大于極值時，地方債的發(fā)行對企業(yè)融資約束和企業(yè)研發(fā)投入沒有顯著影響，表明如果地方債的發(fā)行過多時，可能會擠占金融資源，從而影響企業(yè)的融資，并且雖然地方債發(fā)行用于高科技園區(qū)建設可以拉動企業(yè)研發(fā)投入，但過多的地方債發(fā)行可能造成當?shù)亟?jīng)濟壓力，不利于企業(yè)的高質(zhì)量發(fā)展。

七、總結和政策建議

（一）總結

不斷擴張的地方債對我國實體經(jīng)濟發(fā)展的影響究竟如何？本文通過對我國2015—2021 年制造業(yè)上市公司財務報表和地方債數(shù)據(jù)的研究回答了這個問題，認為地方債水平的提高促進了實體企業(yè)的高質(zhì)量發(fā)展。研究發(fā)現(xiàn)，地方債水平的提高顯著提升了我國制造業(yè)企業(yè)的全要素生產(chǎn)率，通過不同角度的穩(wěn)健性檢驗這一結論依然成立。從機制分析發(fā)現(xiàn)，地方債水平的提高可以通過降低企業(yè)融資約束和帶動企業(yè)研發(fā)投入的渠道促進制造業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升，但也會通過抑制高素質(zhì)人才占比的渠道抑制制造業(yè)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升。異質(zhì)性分析發(fā)現(xiàn)，提高專項債水平比提升一般債水平更能顯著提升制造業(yè)企業(yè)的全要素生產(chǎn)率；地方債水平提升能顯著提高大中型企業(yè)、國有企業(yè)、非勞動密集型企業(yè)，以及經(jīng)濟發(fā)達和低債務水平地區(qū)企業(yè)的全要素生產(chǎn)率，但對小微企業(yè)、非國有企業(yè)、勞動密集型企業(yè)，以及經(jīng)濟落后和高債務水平地區(qū)企業(yè)的影響較小。進一步研究發(fā)現(xiàn)，地方債發(fā)行規(guī)模與制造業(yè)企業(yè)全要素生產(chǎn)率存在倒U 型關系，在超過極值后，地方債發(fā)行會抑制制造業(yè)企業(yè)的全要素生產(chǎn)率的提升。

（二）政策建議

本文從地方債水平角度研究了地方債發(fā)行對制造業(yè)企業(yè)生產(chǎn)率的影響，為如何支持實體企業(yè)提升全要素生產(chǎn)率、實現(xiàn)高質(zhì)量發(fā)展提供了經(jīng)驗和參考。本文結論具有以下幾方面政策啟示：第一，從本次實證研究的結果來看，地方債水平的提高能顯著促進制造業(yè)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升，因此我們應該肯定地方債發(fā)行對實體經(jīng)濟的正向效應，在確保債務風險可控的前提下，支持、鼓勵地方政府通過發(fā)行地方債來拉動經(jīng)濟、提升企業(yè)全要素生產(chǎn)率、促進經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。同時也應該關注地方債債務風險問題，當?shù)胤絺l(fā)行過量時，會抑制制造業(yè)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升，不利于企業(yè)的高質(zhì)量發(fā)展。第二，從一般債和專項債對企業(yè)全要素生產(chǎn)率影響的研究結果來看，由于專項債與項目關聯(lián)，所投資項目能夠產(chǎn)生一定收益，因此專項債的發(fā)行對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升作用更加顯著。因此在地方債發(fā)行時，不僅要考慮地方債的發(fā)行規(guī)模，更應該重視發(fā)行的用途和目標，優(yōu)先考慮能為當?shù)貛斫?jīng)濟效益的項目，確保地方債的發(fā)行能對地方經(jīng)濟的發(fā)展具有促進作用。第三，應持續(xù)關注處于弱勢地位的非國有企業(yè)、小微企業(yè)的發(fā)展，因為地方債的發(fā)行并不惠及這類企業(yè)，從研究結論來看，地方債發(fā)行能夠緩解企業(yè)融資但并不會帶來融資成本的提高，因此地方債發(fā)行的負面影響并不會直接轉(zhuǎn)嫁給非國有企業(yè)和小微企業(yè)，但地方債的發(fā)行難以惠及這類企業(yè)。因此需要地方政府通過數(shù)字金融、普惠金融等方式來解決這部分企業(yè)發(fā)展的融資問題，以促進當?shù)仄髽I(yè)全面高質(zhì)量發(fā)展。第四，應該增加低債務水平地區(qū)的地方債發(fā)行規(guī)模，因為地方債發(fā)行對這些地區(qū)企業(yè)的全要素生產(chǎn)率的提升尤為顯著。從本文的研究結論來看，最優(yōu)先鼓勵地方債發(fā)行的地區(qū)是經(jīng)濟發(fā)達且債務水平低的地區(qū)，其次是經(jīng)濟落后、債務水平低的地區(qū)，應當關注債務風險的地區(qū)是經(jīng)濟落后且高債務水平的地區(qū)。

（三）研究不足

本文研究了地方債水平對制造業(yè)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響和機制，在研究過程中存在一些不足之處有待進一步優(yōu)化和改進。地方債是宏（中）觀表象，企業(yè)發(fā)展是微觀個體行為，地方債對企業(yè)的影響路徑比較復雜，本文只探討了資金、技術、人才三個方面對企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的渠道，而影響企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的渠道還有許多方面，未來可以從更多方面進行研究和分析。另外，本文雖然研究和分析了制造業(yè)行業(yè)，但我國制造業(yè)有30 個行業(yè)，地方債對不同制造業(yè)行業(yè)的影響也會存在差異，需進一步細化研究，以期得到更有價值的研究結果。最后，本文以上市要求數(shù)據(jù)為基礎進行研究，研究樣本中盡管包含了新三板掛牌交易的中小微制造業(yè)企業(yè)，但并非我國各地制造業(yè)企業(yè)的全部樣本，未來研究可以擴大樣本范圍來進一步證明本文結論的可靠性。