城投債對經濟高質量發展的非線性影響研究

談倩倩 王傳玉

摘要：文章基于2012—2021年我國31個省份面板數據，構建經濟高質量發展評價指標體系，利用內生增長模型和門檻效應模型探討城投債與經濟高質量發展之間的關系。研究發現：城投債對經濟高質量發展具有邊際效用遞減的非線性作用，存在雙門檻效應。城投債最優債務規模為19.2%，當城投債余額與GDP之比低于19.2%時，城投債對經濟高質量發展的促進作用最明顯；超過19.2%時，促進作用開始減弱；超過27.6%時，促進作用最弱。異質性分析結果表明：我國東部地區和大債務規模組的雙門檻效應顯著，中部地區的單門檻效應顯著，小債務規模組的單門檻效應不顯著，西部地區不存在門檻效應。對此，不同省份應根據實際發展情況合理規劃城投債發債規模，實施差異化的舉債措施，積極防范化解地方債務風險，使其更好地發揮對城市經濟高質量發展的促進作用。

關鍵詞：城投債；經濟高質量發展；門檻效應；非線性影響

中圖分類號：F812? ? ? ? ? ? ? ? ?文獻標志碼：A? ? ? ? ? ? ? ? ? 文章編號：1671-9840（2024）02-0029-11

DOI：10.16713/j.cnki.65-1269/c.2024.02.004

A Study of the Nonlinear Impact of Municipal Bonds on High-Quality? ? ? Economic Development

TAN Qianqian，WANG Chuanyu

（Anhui Polytechnic University， Wuhu 241000， China）

Abstract： Based on panel data from 31 provinces in China from 2012 to 2021， this article constructs an evaluation index system for high-quality economic development， and explores the relationship between urban investment bonds and high-quality economic development using endogenous growth models and threshold effect models. Research has found that urban investment bonds have a non-linear effect of diminishing marginal utility on high-quality economic development， and there is a double threshold effect. The optimal debt scale for urban investment bonds is 19.2%. When the ratio of urban investment bond balance to GDP is less than 19.2%， the promotion effect of urban investment bonds on high-quality economic development is most obvious; When it exceeds 19.2%， the promoting effect begins to weaken; When it exceeds 27.6%， the promoting effect is weakest. The results of heterogeneity analysis indicate that the dual threshold effect is significant in the eastern region of China and the large debt scale group， the single threshold effect is significant in the central region， the single threshold effect is not significant in the small debt scale group， and there is no threshold effect in the western region. In this regard， different provinces should reasonably plan the scale of urban investment bond issuance based on their actual development situation， implement differentiated borrowing measures， actively prevent and resolve local debt risks， and better promote the high-quality development of urban economy.

Key words： municipal investment bonds; high-quality economic development; threshold effect; nonlinear impact

黨的十九大首次提出“高質量發展”，表明我國經濟已由高速增長階段轉向高質量發展階段，并指出要堅決打好防范化解重大風險攻堅戰。黨的二十大進一步明確指出高質量發展是全面建設社會主義現代化國家的首要任務。在我國經濟發展初期，以GDP增長為核心的“自上而下”的績效考核制度，使得地方政府更加重視基礎設施建設和城市市政建設，在這種模式下地方政府獲得了經濟增長和政治晉升的雙重激勵。地方政府通過城投公司大量舉債，以此促進地區經濟發展。不可否認，城投公司為我國經濟騰飛、快速城市化和人民生活水平提升作出了巨大貢獻。但是，需要注意當前城投債的擴張速度已經超過了地方財政的承載能力，甚至在一定程度上限制了地方經濟發展，這與已經明確提出的高質量發展理念相悖。

城投債作為債券市場和政府投融資的重要組成部分，對宏觀經濟具有重要影響。一方面，城投債會帶動投資，將所募集到的資金用于基礎設施建設、城市市政建設以及公益性項目等，促進城市經濟發展、加快現代化進程；另一方面，城投債規模迅速擴大所引發的債務問題加劇了通貨膨脹，同時又給地方政府帶來了隱性債務，增大了債務違約風險，不利于地區經濟高質量發展。Wind數據庫統計數據顯示，2022年我國城投債發行規模為48453.97億元，人均背負城投債債務達3426元。因此，定性定量分析城投債與經濟高質量發展的關系，對于防范化解重大金融風險，進一步提升各省區市的經濟高質量發展水平具有重要意義。

一、文獻回顧

（一）經濟高質量發展

習近平總書記強調：“高質量發展，就是能夠很好滿足人民日益增長的美好生活需要的發展，是體現新發展理念的發展，是創新成為第一動力、協調成為內生特點、綠色成為普遍形態、開放成為必由之路、共享成為根本目的的發展。”1基于此，學界對于經濟高質量發展內涵的詮釋基本上是相同的。在關于經濟高質量發展的文獻中，多數學者圍繞新發展理念進行研究。黃寰［1］基于創新發展、協調發展、綠色發展、開放發展、共享發展、總量發展六大維度共39個基礎經濟指標構建了我國地區經濟高質量發展評價指標體系，運用灰色模糊綜合評價法測度地區經濟高質量發展指數。張揚［2］結合模糊粗糙集與相關系數的經濟高質量發展評價指標篩選方法，對我國31個省份的經濟高質量發展水平進行評價測度，運用Dagum基尼系數方法分析發現我國東部地區與中西部地區之間的發展水平差異是導致經濟高質量發展水平總體差異的原因。王利軍［3］立足新發展理念，運用CRITIC-TOPSIS法選取34個指標構建省際可比的經濟高質量發展評價體系，對我國31個省份2008—2019年經濟高質量發展水平進行測度。魏艷華［4］以廣東省各城市為研究樣本，通過時空熵TOPSIS評價法處理多指標面板數據，從6個方面選取多個經濟高質量發展評價指標，并將2014—2019年等分為兩個時間階段進行短期評價以度量地區差異。本文在借鑒既有研究的基礎上，從新發展理念出發，選取相應的17個基礎指標，采用熵值法構建經濟高質量發展評價指標體系，以此避免由主觀賦權造成的權重損失，得到不同地區的經濟高質量發展指數。

（二）城投債對經濟發展的影響

城投債是我國獨有的一類債券，國外文獻大多研究的是政府債務對經濟的影響，國內單獨研究城投債對經濟影響的文獻也較少，其中大部分是在研究地方政府債務如何影響經濟發展時將城投債包含在內。國內外學者針對地方政府債務對經濟發展的影響開展了大量有價值的研究，選取的債務衡量指標以及經濟發展水平衡量指標存在差異，得出的觀點也不盡相同，具體可歸納為以下3類。

一是認為債務增長有利于經濟發展。Elmendorf［5］指出政府債務規模擴張有利于避免經濟大規模衰退，對經濟增長具有積極影響。Panizza［6］指出，無論處于什么時期，地方政府債務對經濟增長的作用均是正向的。范劍勇［7］實證分析驗證了債務引資的合理性，即在債務轉化為政府投資直接增加GDP的基礎上，通過低價出讓工業用地和完善基礎設施建設兩種渠道吸引工業投資，對地區工業增長發揮杠桿作用。崔智星［8］使用2015—2019年省級面板數據，研究發現地方政府專項債一方面通過公共投資改善投資環境，另一方面通過吸引民間投資促進經濟增長，且對東部地區或發達地區的促進作用更明顯。

二是認為債務增長抑制了經濟發展。Cochrane［9］認為，政府債務會阻礙國民經濟增長，過高的政府債務會導致不確定性或者未來稅收預期增加，對經濟產生的不利影響會更大。項后軍［10］使用2003—2013年我國31個省份的面板數據實證檢驗發現政府債務會持續影響經濟波動，其中地方債務規模波動對經濟波動的影響最大，土地財政對地方債務影響經濟穩定具有助推作用。

三是認為債務增長與經濟增長呈現非線性關系。Reinhart［11］收集了44個國家200年的經濟數據構建模型分析政府債務與經濟增長的關系，發現當政府債務在GDP中的占比不超過90%時，兩者關系不顯著；當政府債務在GDP中的占比超過90%時，政府債務規模越大、經濟增長率越低。Fincke［12］基于內生增長模型分析了公共債務對經濟增長的影響，認為公共債務不會影響經濟的長期增長。毛捷［13］對2004—2015年我國地市級數據進行實證分析，發現地方政府債務水平與地區經濟增長之間存在倒“U”形關系，先促進而后抑制地區經濟增長。鄭金宇［14］利用2015—2020年我國省級面板數據分析發現地方政府債務與經濟增長之間存在倒“Ｕ”形關系，并進一步計算出地方政府的最優債務規模。

綜上，地方政府債務與經濟發展之間關系密切，關于地方政府債務對經濟增長影響的相關研究已較為豐富，但鮮有文獻單獨從城投債角度出發，研究城投債債務規模與經濟高質量發展之間的關系。從某種意義上說，這忽略了由城投債規模擴張所引發的債務風險問題，不利于地方經濟高質量發展。本文的邊際貢獻主要在于：第一，從理論分析與實證分析雙重角度探尋城投債債務規模對經濟高質量發展的影響，全面考察了城投債債務規模對經濟發展的影響機理。第二，在經濟高質量發展評價指標體系的構建中避免使用單一的經濟指標來衡量城投債對經濟發展的影響，本文構建的經濟高質量發展評價指標體系，可全面客觀準確測算出不同省份的經濟高質量發展指數，綜合評價不同地區的經濟發展狀況。第三，區別于以往從地方政府債務規模角度出發的研究，本文從城投債債務規模角度出發更深入地分析城投債對經濟高質量發展的影響，有針對性地對防范化解地方政府債務風險提出合理化建議，從而彌補相關研究的不足。

二、理論分析與研究假說

最優增長模型［15］包括消費者、企業、地方政府。本文將城投債引入內生增長模型中，考察城投債對經濟增長的影響。其中，消費者追求總效用的最大化，即：

[Umax=0∞e-ρtc1-σt-11-σdt]? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ?（1）

式（1）中：[ct]為消費者在t時期的消費支出，[ρ]為時間偏好率（[ρ]>0），[σ]為相對風險規避系數（[σ]>1）。假設在t時刻，消費者擁有的總資本為[kt，rk]為利率，則消費者預算約束曲線方程可表示為：

[k?=1-τrkkt-ct]? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? （2）

聯立式（1）和式（2），利用Hamilton方程可求得穩態時的經濟增長率，具體如式（3）所示：

[ct?ct=1-τrk-ρσ]? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? （3）

內生增長模型認為企業的生產函數只包括兩類生產要素，分別是私人資本存量和政府提供的公共投資，則引入政府部門的柯布—道格拉斯生產函數為：

[y=f（k，g）=Akαgβ]? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? （4）

式（4）中：y為實際產出，A為全要素生產率，k為資本存量，g為公共支出，[α>0]，[β≥0]，[α+β=1]。政府的公共支出主要由稅收和舉債構成，假定政府征收的是總量稅，[τ]表示稅率。假定政府進行基礎設施建設的公共支出全部由城投債構成，政府債務即城投債占政府收入的比重為i，則公共投資總量可表示為：

[g=τ（1+i）y]? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ?（5）

資本的邊際產出可表示為：

[yk=A1ατ1+i1-αα]? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ?（6）

在穩態增長路徑上，資本邊際收益率[yk=rk]，消費增長率、產出增長率、資本增長率相同，令經濟增長率[φt=ct?/ct]，再由式（3）和式（6）可求得穩態時的平衡經濟增長率：

[?t=1-τA1ατ1+i1-αα-ρσ]? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ?（7）

整理式（7）可得經濟增長率關于城投債比重的導數：

[??t?i=τA1α1-τA1ατ1+i1-αα1-ασα>0]? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ?（8）

根據式（8）可知，在不考慮資本折舊的情況下，更多的城投債用于城市基礎設施建設，將更有利于經濟增長。因此，城投債規模擴大有利于城市經濟增長，但具體增長路徑尚未可知。在實際情況中，由于城投債引發的非標準化債務問題，是否會使得該種促進作用減弱或者趨向于抑制作用？基于此，本文提出如下研究假說。研究假說1：城投債債務規模擴大對經濟高質量發展有促進作用；研究假說2：城投債債務規模對經濟高質量發展的影響存在門檻效應。同時，基于研究假說2的檢驗結果，尋求經濟高質量發展最大化時的債務規模。

三、研究設計

（一）模型設定

本文首先使用OLS回歸、固定效應模型回歸，從整體上探索城投債債務規模對城市基礎設施建設的影響，然后建立門檻效應模型，尋找閾值。

1.線性設定。線性回歸的基本設定如下：

[Qit=α0+α1xit+α2debit+μi+εit]? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ?（9）

式（9）中：i表示地級市，t表示時間，Qit為經濟高質量發展得分，debit為城投債債務規模，xit為設定的一系列控制變量，[μi]為省份固定效應項，εit為誤差項。

2.非線性設定。在前文分析的基礎上，考慮城投債債務規模對經濟高質量發展的非線性影響，加入二次項進行分析，模型設定如下：

[Qit=α0+α1xit+α2debit+α3deb2it+μi+εit]? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? （10）

式（9）重點關注系數α2的符號和顯著性，如果α2顯著為正，則說明城投債債務規模擴大對經濟高質量發展有正向促進作用，研究假說1得證。式（10）重點關注二次項系數α3的顯著性，如果α3顯著，則說明城投債債務規模對經濟高質量發展有非線性影響，研究假說2得證。

城投債債務規模對經濟高質量發展的影響可能存在門檻效應，本文假定門檻變量和門檻值均是內生的，解釋變量和門檻變量為城投債債務規模。設定如下帶有內生拐點的動態面板門檻效應模型：

[Qit=α0+α1xit+α21debit×q（debit<γ1）+α22debit×q（debit≥γ1）+μi+εit]? ? ? ? ? ?（11）

在單一門檻的基礎上，考慮雙門檻效應模型：

[Qit=α0+α1xit+α21debit×q（debit<γ1）+α22debit×q（γ1≤debit<γ2）+α23debit×q（γ2≤debit）+μi+εit] （12）

式（11）～（12）中：q為虛擬變量，當城投債債務規模對經濟高質量發展的影響存在門檻效應時，其取值為1，否則取值為0。γ為城投債債務規模的門檻值。α21、α22、α23為不同狀態下的斜率參數，分別用于刻畫不同狀態下城投債債務規模對經濟高質量發展的不同影響程度。若通過門檻效應檢驗，且α21、α22、α23在符號或者數字大小方面有明顯差別，則研究假說2得證，并可進一步尋求經濟高質量發展最大化時的債務規模。

（二）變量選取與數據處理

本文以2012—2021年我國31個省份面板數據為樣本，數據來源于Wind數據庫、國家統計局和各省份統計年鑒，部分殘缺數據采用平均值處理。

1.被解釋變量。我國的經濟高質量發展，是能夠更好滿足人民日益增長的美好生活需要的發展，是體現創新、協調、綠色、開放、共享發展理念的發展。因此，刻畫不同省份的經濟高質量發展水平不能單以經濟指標衡量，要充分考慮經濟高質量發展的多維特征。本文借鑒相關研究［16-17］，遵循全面、準確、客觀的原則，最終選取5個一級指標、17個二級指標，采用熵值法測量經濟高質量發展指數，可以避免由于主觀賦權造成的權重損失。本文構建的經濟高質量發展評價指標體系如表1所示。

2.解釋變量和控制變量。關于城投債債務規模的衡量，部分學者以城投債余額總量作為衡量指標，但此種方法沒有考慮到不同經濟體量的地區對城投債的需求不同，無法較為全面地衡量各地區的城投債債務規模。本文借鑒韓健［18］的做法，使用城投債余額與GDP的比值衡量城投債債務規模，記為deb，此種方法更具有相對性，能更有效地衡量不同地區的城投債債務規模。同時，為研究城投債債務規模對經濟高質量發展的非線性影響，引入人均城投債發行額的二次項，記為deb2。控制變量借鑒相關研究［16，19］，選取財政赤字率、稅收水平、經濟水平、金融化水平、消費水平、失業率、外貿依存度等對經濟高質量發展有影響的變量。變量選取及描述性統計結果如表2所示。

四、實證分析

（一）基準回歸分析

本文根據式（9）和式（10）對樣本數據進行基準回歸分析，結果如表3所示。其中列（a）和列（b）分別為31個省份面板數據在未加入控制變量和加入控制變量后，城投債債務規模擴大對經濟高質量發展的個體固定效應回歸結果。可以看出解釋變量deb的系數均在1%水平顯著為正，表明無論是否加入控制變量，城投債債務規模擴大對經濟高質量發展都有正向促進作用，研究假說1得證。列（c）和列（d）為個體固定效應回歸結果，可以看出無論是否加入控制變量，解釋變量二次項deb2的系數均顯著，表明城投債債務規模對經濟高質量發展的影響存在明顯的非線性關系。

（二）門檻回歸分析

本文依次對樣本數據進行3次門檻檢驗，結果如表4所示。可知樣本數據通過了單門檻和雙門檻檢驗，但未通過三門檻檢驗，因此可以認為樣本數據具有雙門檻效應，研究假說2得以驗證。利用格柵搜索法得到雙門檻值為0.192和0.276，雙門檻回歸結果如表5所示。

根據表4中的雙門檻值可將城投債債務規模分為三部分：低于第一門檻值的城投債債務規模（deb<0.192）、處于兩門檻值之間的城投債債務規模（0.192≤deb<0.276）、高于第二門檻值的城投債債務規模（deb≥0.276）。進一步估計式（12）的參數，可得到不同狀態下城投債債務規模對經濟高質量發展的影響。由表5可知低于單門檻值0.192的系數為0.565，處于兩門檻值之間的系數為0.422，高于雙門檻值的系數為0.217，系數逐漸變小，存在邊際效應遞減趨勢。這可能是因為隨著城投債債務規模的擴大，地方政府需要支付更多的本金和利息，財政壓力增大，同時過度依賴城投債融資可能會造成投資效率低下，導致城投債對經濟高質量發展的促進作用逐步減弱。

（三）穩健性檢驗

1.替換解釋變量。不同的解釋變量可能會對實證結果產生不同影響，本文借鑒毛捷［13］的做法，采用城投債人均發行額（rjscale）替換前文的解釋變量來進行穩健性檢驗。表6為穩健性雙門檻效應檢驗結果，表7為穩健性雙門檻回歸結果。由表6可知，替換后的解釋變量的單、雙門檻值分別為0.533和0.974，且由表7列（a）所示不同狀態下系數逐漸變小且顯著，與前文回歸結果一致。

2.解釋變量滯后一期。城投債債務規模與經濟高質量發展之間可能存在雙向因果關系，城投債債務規模會影響地區經濟高質量發展，但同時隨著該地區經濟高質量發展水平的提升，反過來也會促進或者抑制該地區城投債的發行。為消除可能存在的內生性問題，本文采用解釋變量滯后一期的方法對實證結果進行穩健性檢驗，結果如表6中l.deb行和表7中列（c）所示。可知l.deb通過了雙門檻檢驗，但系數檢驗中雙門檻系數不顯著，所以進行單門檻檢驗，結果如表7列（b）所示，低于單門檻值的系數為0.520，高于單門檻值的系數為0.289，呈現出邊際效應遞減的趨勢，較好地支持了本文的主要結論。

3.增加控制變量。由于在研究城市經濟高質量發展過程中回歸結果對控制變量的選取比較敏感，本文借鑒吳輝凡［16］的做法，依次加入可能會影響經濟增長的控制變量即失業率（unemploy）和外貿依存度（trade），觀察閾值效應是否發生改變。回歸結果如表7列（d）～（f）所示，可知隨著城投債債務規模的不斷擴大，解釋變量的系數逐漸變小且均顯著，與前文回歸結果一致。表6顯示解釋變量均通過了門檻效應檢驗，表7中不同狀態下解釋變量的系數逐漸變小且均顯著，同時其他控制變量的符號和顯著性無較大變化，因此說明前文的實證結果是穩健的。

（四）異質性分析

本文選取我國31個省份數據進行研究，考慮到不同省份之間經濟高質量發展水平有較大差異，因此城投債債務規模對經濟高質量發展的影響可能存在區域異質性。為進一步研究各地區之間的具體影響情況，本文從兩個維度出發，將31個省份依次劃分為不同組別進行異質性分析。一是按照地理位置，劃分為東部、中部、西部地區組；二是根據樣本期內城投債債務規模的大小，劃分為大債務規模組和小債務規模組。根據不同分組情況得到的回歸結果如表8和表9所示。

表8為異質性門檻效應檢驗結果，表9為異質性門檻回歸結果。表8顯示東部地區通過了雙門檻檢驗，中部地區通過了單門檻檢驗，西部地區的門檻效應不顯著。表9列（a）～（c）依次為東部、中部、西部地區的門檻系數回歸結果，可知東部地區通過了雙門檻檢驗。由列（a）可知，當東部地區門檻效應檢驗結果未達到單門檻值時，deb系數為-4.053且在5%水平顯著，表明城投債債務規模對經濟高質量發展有明顯的抑制作用。可能的原因在于：東部地區經濟發展水平較高，需要的資金投入量較大，城投債發行的資金投入城市基礎設施建設的作用并不明顯，同時又有債務出現，所以對東部地區經濟高質量發展呈現出抑制作用；當超過單門檻值時，deb系數為0.355且在1%水平顯著，即城投債發揮了其本身的以債引資的作用，顯著促進了經濟高質量發展；當超過雙門檻值時，由于大量債務積累，城投債對經濟高質量發展的促進作用減弱（系數變小且顯著性降低）。由列（b）可知，中部地區通過了單門檻檢驗，deb系數為0.410且在1%水平顯著，但低于單門檻值時的系數并不顯著。東部地區的產業逐漸向中部地區發展，大量基礎設施建設產生了較大的融資需求，因此中部地區城投債債務規模的擴大有助于經濟高質量發展。列（c）為西部地區的門檻系數回歸結果，可知西部地區未通過門檻效應檢驗，表明城投債對西部地區經濟高質量發展的影響可能不是非線性的。原因可能是西部地區政府通過城投債舉債融資時忽視了產業結構升級，沒有充分發揮城投債對經濟高質量發展的促進作用。因而，為避免潛在風險，政府應該合理控制發債規模，同時注重產業結構升級和創新能力提升，以實現經濟高質量發展。

表8顯示大債務規模組通過了雙門檻檢驗，小債務規模組通過了單門檻檢驗。表9列（d）、列（e）分別為大債務規模組、小債務規模組的門檻系數回歸結果。列（d）顯示隨著債務規模的變化，大債務規模組門檻值的系數逐漸變小，表明在大債務規模組中，由于債務的不斷積累，城投債對經濟高質量發展的正向促進作用在逐漸減弱。列（e）中小債務規模組通過了單門檻檢驗但回歸系數不顯著，說明其非線性作用不明顯。這可能是因為初期的債務會被用于城市基礎設施建設和公共服務項目，促進城市經濟高質量發展，但隨著債務的累積，償債壓力增大，超過了政府的負擔能力，導致了一定程度的財政風險和經濟不穩定性。與此同時，過高的債務也可能引發資源濫用、項目重復建設等問題，導致資源配置效率低下，不利于經濟高質量發展。因而，總體來看過大的債務規模對經濟高質量發展的影響是非線性的，地方政府需要注意謹慎管理城投債債務規模，促進經濟可持續發展。

五、結論與建議

本文選取2012—2021年我國31個省份的樣本數據，實證檢驗了城投債債務規模對經濟高質量發展的影響。研究發現：城投債債務規模對經濟高質量發展的影響并非簡單的線性作用，而是邊際效應遞減的非線性作用，通過門檻效應檢驗發現存在兩個門檻值。即當城投債債務規模低于19.2%時，城投債對經濟高質量發展的促進作用最明顯；超過19.2%時，促進作用開始減弱；超過27.6%時，促進作用最低。異質性分析結果顯示：東部地區和城投債債務規模大的地區雙門檻效應顯著，中部地區單門檻檢驗顯著，即隨著城投債規模的擴大，其對東部、中部以及債務規模大的地區經濟高質量發展的促進作用存在邊際遞減效應；城投債債務規模小的地區單門檻效應不顯著；西部地區不存在門檻效應。

基于上述研究結論，本文提出如下建議：

第一，各地區應合理規劃城投債的發債規模，舉債要適度合理。根據本文研究結論，可尋求一個最優的發債區間，將城投債債務規模控制在一個合理的范圍內。政府應強化政策約束機制以及債務發行規模預警機制，正確引導城投債的發行，而不是一味過度發行，過高的地區債務水平不利于經濟高質量發展。

第二，不同地區要實施差異化的城投債舉債措施。在城投債債務規模較大的地區，其對城市基礎設施建設的非線性影響更為明顯。這類地區要更好地運用公司債、企業債等金融工具，使其為城市經濟高質量發展服務，積極引導其在金融市場上的適度適量發行，使得城投債能在合理的債務規模區間內最大程度發揮其對經濟高質量發展的正向促進作用。

第三，積極防范化解地方政府債務風險。鑒于城投債可能形成的風險，地方政府要進一步完善監管措施，警惕變相舉債融資形成的隱性債務問題。可以依據財政部新修訂的法定債務風險評估指標及時調整債務結構和債務規模，有效應對化解債務風險。

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【責任編輯：孫竹青】