基于城镇化背景的地方政府融资平台产生原因实证分析

段振文　冯开文　张雪莲

摘 要 通过单位根检验、协整检验、建立误差修正模型、格兰杰因果关系检验，我国城镇化率增长是人均国内生产总值增长的格兰杰原因，从长期来看，我国城镇化率增长对人均国内生产总值增长有显著促进作用。地方政府的政绩考核制度促使政府官员追求GDP并进行城市基础设施建设，但分税制造成地方政府财政的收支矛盾，地方政府融资平台产生。

关键词 城镇化；地方政府融资平台；时间序列模型；分税制

中图分类号 F832.35 文献标识码 A 文章编号 1673-0461（2014）05-0033-05

一、引 言

地方政府融资平台的产生背景必须在中国经济发展的大环境中来考察。城镇化是我国经济发展中的重要战略，对我国经济增长、综合国力的提高、社会进步等都起着重要作用。

我国六次人口普查的城镇化率数据如下（城镇化率=城镇人口/总人口）如表1所示。

计算后得到城镇化率年平均增长水平如表2所示。

城镇化率上升速度加快，近几年每年超过1个百分点。国家统计局数据显示2011年我国城镇人口超过一半，城镇化率为51.27%。国务院发展研究中心的研究表明中国城市人口增加1个需要9万元的基础设施投资。世界银行发展报告指出，发达国家的地方政府负担平均35%的基础设施建设，发展中国家地方政府负担13%，中国地方政府超过50%。现阶段我国城镇化中的基础设施建设不能满足城市经济发展，基础设施建设资金需求大，政府的财政收入不能满足城镇化快速发展的要求，资金不足。

非竞争性投融资的主要特征是公共性、外部性、长期性、巨额性，应该侧重公益性的、非经营性的小城镇基础设施建设领域，政府是承担主体，我国要拓宽资金的来源渠道，集中投资在公益性领域（陈干宇，2013）[1]。

有的学者研究了城镇化融资的必要性，但财政资金不能满足县域城镇化建设资金，需要多元化的可持续的投融资体系，郭兴平（2011）[2]根据美国的市政债券融资、加拿大的政府融资机构主导对中国的基础设施投融资的启示，我国要规范县级地方政府融资平台运作，扩大县级地方政府财政支配能力，促进县域城镇化投资主体多元化，实现县域城镇化融资方式的多元化。

贾康（2011）[3]和曹君丽（2013）[4]提出了城镇化融资中的公私合作模式。城镇化中的基础设施、公用事业和公共服务需要大量资金投入以形成有效供给，但目前我国的投融资渠道局限，土地财政、融资平台、地方债发行存在问题，公私合作管理模式在城镇化融资中有重要作用。城镇化建设的主要矛盾是资金供求矛盾，当前的地方政府投资、企业全额投资、开发性金融支持等城镇化融资方式各有局限性，还需要公私合作项目融资方式。

有学者认为城镇化融资以税收为主，城镇化的融资方式随项目属性而不同，税收是主要的城镇化融资来源，除此之外还有土地融资和债务融资等多种融资渠道，特定时期的融资方式不同，我国要形成适应短期和中长期发展需要的多元化融资结构（杨志勇，2011）[5]。

有的学者提出新的多元化城镇化融资方法，建议重视市政债券的融资方法。我国城镇化顺利进行的主要障碍是融资难问题，传统融资渠道局限性大，市政债券是城镇化融资的新渠道（余晨阳，2013）[6]。创新型的城镇化融资模式有市政债券、开发性金融工具、产业化基金、多层次资本市场、中央财政支持等（徐策，2013）[7]。地方政府在城镇化进程中融资困难，城镇化融资中的地方债问题可通过减持上市公司股份、盘活国有资产和发行市政债券解决。摆脱土地财政的方法是资产证券化、市政债券、公私合作，并根据不同项目类别选择合适的项目融资方式（巴曙松，2011）[8]。

付敏英（2012）[9]认为根据融资主体划分的城镇化项目融资模式有特定目的公司融资、政府投资、市场化融资、资本市场融资，并用模糊集结算子实证了城镇化融资方案的选择方法。

政府成立融资平台的根本目的是为了适应城镇化的发展，从金融机构和社会获得资金，满足地方政府的投资需要，补充地方基础设施建设的资金缺口（毛腾飞，2007）[10]。

以上文章虽然从不同的角度用不同的方法研究了城镇化率的融资方法问题，但没有从城镇化率与GDP关系上分析地方政府融资平台产生原因，更加缺少实证方面的研究。

地方政府融资平台的产生有多种原因，从理论上进行解释可以有公共物品理论、财政分权理论、增长理论、城镇化理论、瓦格纳法则、凯恩斯的政府干预理论等。我国对地方政府官员的政绩考核制度促使地方政府官员重视GDP总量而进行融资，以便短期就做出政绩（梅建明，2011；许安拓，2011）[11-12]，分税制使地方政府缺乏进行基础设施建设的资金，地方政府要突破法律、制度的约束进行融资（路军伟，2010）[13]。

本文仅就城镇化方面进行实证分析。城镇化推动了我国GDP的增加，而我国的官员政绩考核制度的主要一条考核标准是GDP增长，官员因此热衷于城镇化建设，但分税制又造成了地方政府财权事权的分离，地方政府缺乏用于城镇化建设的资金，只有通过各种途径融资，当前我国的融资渠道单一，相关法律又不允许地方政府发债，因此地方政府只有建立融资平台从银行获得资金进行城镇化建设。

我国城镇化是否是地方政府融资平台的产生原因之一？本文实证检验城镇化率与地方政府融资平台产生的关系。运用EVIEWS6.0软件和时间序列模型进行分析，首先设定模型，再对模型进行单位根检验、协整检验、建立误差修正模型、格兰杰因果关系检验，最后对回归结果进行分析。

二、模型和数据来源

建立时间序列模型如下：

GDPPC=a+bUZ

UZ代表城镇化率（%）、GDPPC是人均国内生产总值（元）。对上式两边取对数，可以建立如下的城镇化率和人均国内生产总值的双对数模型：endprint

lnGDPPC=β1+β2 lnUZ+ei

其中，β1、β2是待估参数，ei是残差值。

数据来自于历年《中国统计年鉴》中的数据。把名义值变成实际值是为了消除通货膨胀的影响，使估计结果更准确。人均国内生产总值用GDP平减指数除后得到实际值。运用对数形式是为了消除异方差，而且得到的估计系数直接是弹性值。

以前的研究者虽然有实证城镇化率与国内生产总值关系的文章，但回归技术和统计检验方法较简单，即使有用协整检验、因果检验和误差修正模型来进行实证分析的文章，但由于时间原因样本容量达不到时间序列模型的30年大样本要求，仅是小样本回归分析，所得到的结果差异较大，因此不够准确。本文是基于大样本得出的结论。

我国从1978年开始实行改革开放政策，此前的计划经济体制逐渐转向市场经济体制，以这一年为分界点数据的统计特征开始发生转变，因此本文选择了1978年至2011年的数据做为样本，总共是34年的数据，达到了时间序列模型的大样本要求。之所以用人均国内生产总值代替国内生产总值是为了更精细的反映经济增长状况。

三、模型的估计和检验

（一）lnUZ和lnGDPPC的平稳性检验：

lnUZ序如图1所示，接受有单位根的原假设，lnUZ的水平序列是非平稳的。检验lnGDPPC的稳定性，如图2所示。

从图示初步判断lnUZ的水平序列是非平稳的，进一步用ADF检验，估计结果如表3所示。

初步判断lnGDPPC的水平序列是非平稳的， ADF检验结果如表4所示。

lnGDPPC的水平序列也是非平稳的。分别对lnUZ和lnGDPPC的一次差分项进行检验后的估计结果如表5所示。

lnGDPPC的一次差分项的有时间趋势项有截距项的估计结果如表6所示。

一次差分后两序列均为平稳的，而且是同阶单整序列。

（二）协整检验

用E-G两步法进行检验：

第一步长期均衡的估计结果为：

lnGDPPC=-3.012926+1.473783lnUZ

第二步残差平稳性估计结果如表7所示。

（三）误差修正模型

经多次试验后滞后一期的估计结果最合适，根据估计结果短期非均衡模型为：

ΔlnGDPPC=-0.148260ΔlnUZ-0.094870ecmt-1+0.781632ΔlnGDPPCt-1+0.420055ΔlnUZt-1

从估计结果可以看出，误差修正项的系数为0.094870。

（四）格兰杰因果关系检验

一般要检验几个滞后期的格兰杰因果关系检验，并且结果相同时才能最终下结论，如表8所示。

估计结果表明在10%的显著性水平下3、4、5、6、7期都拒绝原假设“lnUZ不是lnGDPPC的格兰杰原因”，即lnUZ是lnGDPPC的格兰杰原因。

四、回归结果分析

在长期均衡模型中，人均国内生产总值的系数说明我国城镇化率变化对人均国内生产总值的促进作用，其估计结果为1.473783，表明我国城镇化率变化1%，人均国内生产总值随之变化1.473783%。在误差修正模型中，差分项体现了人均国内生产总值的短期波动。人均国内生产总值的短期变动受两个因素影响，一个是短期城镇化率波动的影响，另一个是人均国内生产总值偏离长期均衡的影响，误差修正项ecm的系数表明了对偏离长期均衡的调整力度。其估计结果为 -0.094870，说明当人均国内生产总值的短期波动偏离长期均衡时，将以-0.094870的调整力度将非均衡状态拉回到均衡状态。

在格兰杰因果检验模型中，估计结果表明，城镇化率是人均国内生产总值增长的格兰杰原因，从长期来看，城镇化率可以促进人均国内生产总值增长。

五、结 论

我国的行政管理依然是“官本位”思想。改革开放以来我国形成了以经济发展为政绩考核中心的官员晋升制度，官员的考核指标主要是GDP、固定资产投资、招商引资的数量考核，政府官员行为短期化，上下级政府为了同样的目标形成利益共同体。我国的单一制政治体制决定了上级政府掌握着下级政府的人事任免权，为了短期内的政绩最大化，下级政府领导把主要精力用于上级政府可观察到的政绩，通过融资平台向银行借款是快速的融资渠道，也是地方政府的理性选择。

随着官员的考核方法愈来愈注重GDP，地方政府投资需求加大。地方政府官员的升职概率与地方GDP增长有着显著的正相关关系（周黎安，2005）[14]，有研究表明，发展中国家的基础设施建设增长1%可以提高1.5%～1.7%的GDP值。每一届政府的投资欲望都很强，我国地方政府又不存在破产制度，地方政府认为拿国家的钱用于投资国家建设，当债务无法偿还时，最后的买单者是中央政府。地方政府领导的投资拉动了GDP，可以提高自己晋升的机会，失败了对个人也没有损失。

1993年12月，国务院发布《关于实行分税制财政管理体制的决定》，1994年我国实行了分税制改革。分税制是这样一种财政管理体制，国家按照税种划分中央和地方的财政收入来源，是每个参与市场经济的国家在其发展中都要面临的问题。分税制的实质是要实现事权与财权的统一，提高中央财政收入占国家财政收入的比重，强化中央的宏观调控能力。但实际上形成了财权与事权不匹配的非对称财政分权模式，中央政府获得主要的财政收益。

在全部财政收入中，1993年中央和地方各占22%和78%，1994年分税制改革，调整了我国的税收结构，分为中央税、地方税和分享税，对中央税和地方税重新进行了划分，明确了中央政府和地方政府的财政权力，中央政府划走了主要的税种，把难于征收和增长几率较小的税种留给地方政府。1994年把企业的增值税的75%给中央，25%给地方政府，尤其是2002年又把60%的地方政府所得税给中央，地方只有40%，中央税收权更大地方税收权更小。虽然建立了“一级政府，一级事权”的分权制财政体系，但中国政治体制中的事权财权不清问题仍然没有得到解决，一些过去由中央政府承担的经济社会事务改由地方政府承担，地方政府用较少比例的财政收入负担较大比例的公共产品支出。

基础设施建设对地方经济发展至关重要，传统的基础设施建设资金来源是中央拨款为主和地方财政收入补贴，城镇化的发展要求基础设施建设的快速推进，传统的基础设施建设资金来源已远远不能满足资金需要，1988年国务院发布的《关于投资管理体制的近期改革方案》使基础设施投资的资金来源转向中央和地方共同分担。2004年7月26 日的《关于投资体制改革的决定》为地方政府更大范围内拓宽融资渠道开了绿灯。

地方政府官员强烈的追求GDP的欲望、地方政府的资金供需矛盾、当前我国的融资渠道单一共同促使了地方政府融资平台的产生。

地方政府纷纷建立融资平台从银行获得贷款，已经产生了一系列风险，如法律及合规性风险、政府道德风险、政策性风险、流动性风险、贷款集中度风险、结构性风险（段振文，2013）[15]，引起了国家和研究者的高度重视。

针对此种情况，我国要改变“官本位”的考核特点，政府不仅是对上一级政府负责，还要强化政府的服务角色，利用社会公众对地方政府官员的评价，从根本上减少政府的盲目投资行为。重视债务风险的管理，考核政绩时加入债务考核。转变经济发展方式，投资拉动型的增长方式短期能够提高GDP，但长期看对我国经济社会持续健康稳定发展有害，应降低地方政府的盲目投资热情。

明确中央政府和地方政府财权事权，硬化预算约束，扩大地方政府的税种、税率调整权力，开征财产税、物业税等新的税种，同时推进中央、省、市县三级财税体系。endprint

lnGDPPC=β1+β2 lnUZ+ei

其中，β1、β2是待估参数，ei是残差值。

数据来自于历年《中国统计年鉴》中的数据。把名义值变成实际值是为了消除通货膨胀的影响，使估计结果更准确。人均国内生产总值用GDP平减指数除后得到实际值。运用对数形式是为了消除异方差，而且得到的估计系数直接是弹性值。

以前的研究者虽然有实证城镇化率与国内生产总值关系的文章，但回归技术和统计检验方法较简单，即使有用协整检验、因果检验和误差修正模型来进行实证分析的文章，但由于时间原因样本容量达不到时间序列模型的30年大样本要求，仅是小样本回归分析，所得到的结果差异较大，因此不够准确。本文是基于大样本得出的结论。

我国从1978年开始实行改革开放政策，此前的计划经济体制逐渐转向市场经济体制，以这一年为分界点数据的统计特征开始发生转变，因此本文选择了1978年至2011年的数据做为样本，总共是34年的数据，达到了时间序列模型的大样本要求。之所以用人均国内生产总值代替国内生产总值是为了更精细的反映经济增长状况。

三、模型的估计和检验

（一）lnUZ和lnGDPPC的平稳性检验：

lnUZ序如图1所示，接受有单位根的原假设，lnUZ的水平序列是非平稳的。检验lnGDPPC的稳定性，如图2所示。

从图示初步判断lnUZ的水平序列是非平稳的，进一步用ADF检验，估计结果如表3所示。

初步判断lnGDPPC的水平序列是非平稳的， ADF检验结果如表4所示。

lnGDPPC的水平序列也是非平稳的。分别对lnUZ和lnGDPPC的一次差分项进行检验后的估计结果如表5所示。

lnGDPPC的一次差分项的有时间趋势项有截距项的估计结果如表6所示。

一次差分后两序列均为平稳的，而且是同阶单整序列。

（二）协整检验

用E-G两步法进行检验：

第一步长期均衡的估计结果为：

lnGDPPC=-3.012926+1.473783lnUZ

第二步残差平稳性估计结果如表7所示。

（三）误差修正模型

经多次试验后滞后一期的估计结果最合适，根据估计结果短期非均衡模型为：

ΔlnGDPPC=-0.148260ΔlnUZ-0.094870ecmt-1+0.781632ΔlnGDPPCt-1+0.420055ΔlnUZt-1

从估计结果可以看出，误差修正项的系数为0.094870。

（四）格兰杰因果关系检验

一般要检验几个滞后期的格兰杰因果关系检验，并且结果相同时才能最终下结论，如表8所示。

估计结果表明在10%的显著性水平下3、4、5、6、7期都拒绝原假设“lnUZ不是lnGDPPC的格兰杰原因”，即lnUZ是lnGDPPC的格兰杰原因。

四、回归结果分析

在长期均衡模型中，人均国内生产总值的系数说明我国城镇化率变化对人均国内生产总值的促进作用，其估计结果为1.473783，表明我国城镇化率变化1%，人均国内生产总值随之变化1.473783%。在误差修正模型中，差分项体现了人均国内生产总值的短期波动。人均国内生产总值的短期变动受两个因素影响，一个是短期城镇化率波动的影响，另一个是人均国内生产总值偏离长期均衡的影响，误差修正项ecm的系数表明了对偏离长期均衡的调整力度。其估计结果为 -0.094870，说明当人均国内生产总值的短期波动偏离长期均衡时，将以-0.094870的调整力度将非均衡状态拉回到均衡状态。

在格兰杰因果检验模型中，估计结果表明，城镇化率是人均国内生产总值增长的格兰杰原因，从长期来看，城镇化率可以促进人均国内生产总值增长。

五、结 论

我国的行政管理依然是“官本位”思想。改革开放以来我国形成了以经济发展为政绩考核中心的官员晋升制度，官员的考核指标主要是GDP、固定资产投资、招商引资的数量考核，政府官员行为短期化，上下级政府为了同样的目标形成利益共同体。我国的单一制政治体制决定了上级政府掌握着下级政府的人事任免权，为了短期内的政绩最大化，下级政府领导把主要精力用于上级政府可观察到的政绩，通过融资平台向银行借款是快速的融资渠道，也是地方政府的理性选择。

随着官员的考核方法愈来愈注重GDP，地方政府投资需求加大。地方政府官员的升职概率与地方GDP增长有着显著的正相关关系（周黎安，2005）[14]，有研究表明，发展中国家的基础设施建设增长1%可以提高1.5%～1.7%的GDP值。每一届政府的投资欲望都很强，我国地方政府又不存在破产制度，地方政府认为拿国家的钱用于投资国家建设，当债务无法偿还时，最后的买单者是中央政府。地方政府领导的投资拉动了GDP，可以提高自己晋升的机会，失败了对个人也没有损失。

1993年12月，国务院发布《关于实行分税制财政管理体制的决定》，1994年我国实行了分税制改革。分税制是这样一种财政管理体制，国家按照税种划分中央和地方的财政收入来源，是每个参与市场经济的国家在其发展中都要面临的问题。分税制的实质是要实现事权与财权的统一，提高中央财政收入占国家财政收入的比重，强化中央的宏观调控能力。但实际上形成了财权与事权不匹配的非对称财政分权模式，中央政府获得主要的财政收益。

在全部财政收入中，1993年中央和地方各占22%和78%，1994年分税制改革，调整了我国的税收结构，分为中央税、地方税和分享税，对中央税和地方税重新进行了划分，明确了中央政府和地方政府的财政权力，中央政府划走了主要的税种，把难于征收和增长几率较小的税种留给地方政府。1994年把企业的增值税的75%给中央，25%给地方政府，尤其是2002年又把60%的地方政府所得税给中央，地方只有40%，中央税收权更大地方税收权更小。虽然建立了“一级政府，一级事权”的分权制财政体系，但中国政治体制中的事权财权不清问题仍然没有得到解决，一些过去由中央政府承担的经济社会事务改由地方政府承担，地方政府用较少比例的财政收入负担较大比例的公共产品支出。

基础设施建设对地方经济发展至关重要，传统的基础设施建设资金来源是中央拨款为主和地方财政收入补贴，城镇化的发展要求基础设施建设的快速推进，传统的基础设施建设资金来源已远远不能满足资金需要，1988年国务院发布的《关于投资管理体制的近期改革方案》使基础设施投资的资金来源转向中央和地方共同分担。2004年7月26 日的《关于投资体制改革的决定》为地方政府更大范围内拓宽融资渠道开了绿灯。

地方政府官员强烈的追求GDP的欲望、地方政府的资金供需矛盾、当前我国的融资渠道单一共同促使了地方政府融资平台的产生。

地方政府纷纷建立融资平台从银行获得贷款，已经产生了一系列风险，如法律及合规性风险、政府道德风险、政策性风险、流动性风险、贷款集中度风险、结构性风险（段振文，2013）[15]，引起了国家和研究者的高度重视。

针对此种情况，我国要改变“官本位”的考核特点，政府不仅是对上一级政府负责，还要强化政府的服务角色，利用社会公众对地方政府官员的评价，从根本上减少政府的盲目投资行为。重视债务风险的管理，考核政绩时加入债务考核。转变经济发展方式，投资拉动型的增长方式短期能够提高GDP，但长期看对我国经济社会持续健康稳定发展有害，应降低地方政府的盲目投资热情。

明确中央政府和地方政府财权事权，硬化预算约束，扩大地方政府的税种、税率调整权力，开征财产税、物业税等新的税种，同时推进中央、省、市县三级财税体系。endprint

lnGDPPC=β1+β2 lnUZ+ei

其中，β1、β2是待估参数，ei是残差值。

数据来自于历年《中国统计年鉴》中的数据。把名义值变成实际值是为了消除通货膨胀的影响，使估计结果更准确。人均国内生产总值用GDP平减指数除后得到实际值。运用对数形式是为了消除异方差，而且得到的估计系数直接是弹性值。

以前的研究者虽然有实证城镇化率与国内生产总值关系的文章，但回归技术和统计检验方法较简单，即使有用协整检验、因果检验和误差修正模型来进行实证分析的文章，但由于时间原因样本容量达不到时间序列模型的30年大样本要求，仅是小样本回归分析，所得到的结果差异较大，因此不够准确。本文是基于大样本得出的结论。

我国从1978年开始实行改革开放政策，此前的计划经济体制逐渐转向市场经济体制，以这一年为分界点数据的统计特征开始发生转变，因此本文选择了1978年至2011年的数据做为样本，总共是34年的数据，达到了时间序列模型的大样本要求。之所以用人均国内生产总值代替国内生产总值是为了更精细的反映经济增长状况。

三、模型的估计和检验

（一）lnUZ和lnGDPPC的平稳性检验：

lnUZ序如图1所示，接受有单位根的原假设，lnUZ的水平序列是非平稳的。检验lnGDPPC的稳定性，如图2所示。

从图示初步判断lnUZ的水平序列是非平稳的，进一步用ADF检验，估计结果如表3所示。

初步判断lnGDPPC的水平序列是非平稳的， ADF检验结果如表4所示。

lnGDPPC的水平序列也是非平稳的。分别对lnUZ和lnGDPPC的一次差分项进行检验后的估计结果如表5所示。

lnGDPPC的一次差分项的有时间趋势项有截距项的估计结果如表6所示。

一次差分后两序列均为平稳的，而且是同阶单整序列。

（二）协整检验

用E-G两步法进行检验：

第一步长期均衡的估计结果为：

lnGDPPC=-3.012926+1.473783lnUZ

第二步残差平稳性估计结果如表7所示。

（三）误差修正模型

经多次试验后滞后一期的估计结果最合适，根据估计结果短期非均衡模型为：

ΔlnGDPPC=-0.148260ΔlnUZ-0.094870ecmt-1+0.781632ΔlnGDPPCt-1+0.420055ΔlnUZt-1

从估计结果可以看出，误差修正项的系数为0.094870。

（四）格兰杰因果关系检验

一般要检验几个滞后期的格兰杰因果关系检验，并且结果相同时才能最终下结论，如表8所示。

估计结果表明在10%的显著性水平下3、4、5、6、7期都拒绝原假设“lnUZ不是lnGDPPC的格兰杰原因”，即lnUZ是lnGDPPC的格兰杰原因。

四、回归结果分析

在长期均衡模型中，人均国内生产总值的系数说明我国城镇化率变化对人均国内生产总值的促进作用，其估计结果为1.473783，表明我国城镇化率变化1%，人均国内生产总值随之变化1.473783%。在误差修正模型中，差分项体现了人均国内生产总值的短期波动。人均国内生产总值的短期变动受两个因素影响，一个是短期城镇化率波动的影响，另一个是人均国内生产总值偏离长期均衡的影响，误差修正项ecm的系数表明了对偏离长期均衡的调整力度。其估计结果为 -0.094870，说明当人均国内生产总值的短期波动偏离长期均衡时，将以-0.094870的调整力度将非均衡状态拉回到均衡状态。

在格兰杰因果检验模型中，估计结果表明，城镇化率是人均国内生产总值增长的格兰杰原因，从长期来看，城镇化率可以促进人均国内生产总值增长。

五、结 论

我国的行政管理依然是“官本位”思想。改革开放以来我国形成了以经济发展为政绩考核中心的官员晋升制度，官员的考核指标主要是GDP、固定资产投资、招商引资的数量考核，政府官员行为短期化，上下级政府为了同样的目标形成利益共同体。我国的单一制政治体制决定了上级政府掌握着下级政府的人事任免权，为了短期内的政绩最大化，下级政府领导把主要精力用于上级政府可观察到的政绩，通过融资平台向银行借款是快速的融资渠道，也是地方政府的理性选择。

随着官员的考核方法愈来愈注重GDP，地方政府投资需求加大。地方政府官员的升职概率与地方GDP增长有着显著的正相关关系（周黎安，2005）[14]，有研究表明，发展中国家的基础设施建设增长1%可以提高1.5%～1.7%的GDP值。每一届政府的投资欲望都很强，我国地方政府又不存在破产制度，地方政府认为拿国家的钱用于投资国家建设，当债务无法偿还时，最后的买单者是中央政府。地方政府领导的投资拉动了GDP，可以提高自己晋升的机会，失败了对个人也没有损失。

1993年12月，国务院发布《关于实行分税制财政管理体制的决定》，1994年我国实行了分税制改革。分税制是这样一种财政管理体制，国家按照税种划分中央和地方的财政收入来源，是每个参与市场经济的国家在其发展中都要面临的问题。分税制的实质是要实现事权与财权的统一，提高中央财政收入占国家财政收入的比重，强化中央的宏观调控能力。但实际上形成了财权与事权不匹配的非对称财政分权模式，中央政府获得主要的财政收益。

在全部财政收入中，1993年中央和地方各占22%和78%，1994年分税制改革，调整了我国的税收结构，分为中央税、地方税和分享税，对中央税和地方税重新进行了划分，明确了中央政府和地方政府的财政权力，中央政府划走了主要的税种，把难于征收和增长几率较小的税种留给地方政府。1994年把企业的增值税的75%给中央，25%给地方政府，尤其是2002年又把60%的地方政府所得税给中央，地方只有40%，中央税收权更大地方税收权更小。虽然建立了“一级政府，一级事权”的分权制财政体系，但中国政治体制中的事权财权不清问题仍然没有得到解决，一些过去由中央政府承担的经济社会事务改由地方政府承担，地方政府用较少比例的财政收入负担较大比例的公共产品支出。

基础设施建设对地方经济发展至关重要，传统的基础设施建设资金来源是中央拨款为主和地方财政收入补贴，城镇化的发展要求基础设施建设的快速推进，传统的基础设施建设资金来源已远远不能满足资金需要，1988年国务院发布的《关于投资管理体制的近期改革方案》使基础设施投资的资金来源转向中央和地方共同分担。2004年7月26 日的《关于投资体制改革的决定》为地方政府更大范围内拓宽融资渠道开了绿灯。

地方政府官员强烈的追求GDP的欲望、地方政府的资金供需矛盾、当前我国的融资渠道单一共同促使了地方政府融资平台的产生。

地方政府纷纷建立融资平台从银行获得贷款，已经产生了一系列风险，如法律及合规性风险、政府道德风险、政策性风险、流动性风险、贷款集中度风险、结构性风险（段振文，2013）[15]，引起了国家和研究者的高度重视。

针对此种情况，我国要改变“官本位”的考核特点，政府不仅是对上一级政府负责，还要强化政府的服务角色，利用社会公众对地方政府官员的评价，从根本上减少政府的盲目投资行为。重视债务风险的管理，考核政绩时加入债务考核。转变经济发展方式，投资拉动型的增长方式短期能够提高GDP，但长期看对我国经济社会持续健康稳定发展有害，应降低地方政府的盲目投资热情。

明确中央政府和地方政府财权事权，硬化预算约束，扩大地方政府的税种、税率调整权力，开征财产税、物业税等新的税种，同时推进中央、省、市县三级财税体系。endprint