地方政府债务扩张与风险对经济增长的影响研究
2019-02-10
(一)、问题的提出与文献回顾
2018年7月底，财政部和中国人民银行在微博上围绕着“地方债”问题相互指责，社会各界对此广泛关注，这也再次引发了学界对地方政府性债务的探讨。经过2010～2016年的“去杠杆”以及对政府性融资平台(LGFV)的集中清理，目前我国地方政府性债务情况仍然存在“总量大、负债率高、偿债难度大、控制难度大”的特点。据审计署和国信证券经济研究所反映的情况整理，2010年底我国地方政府(包括省、市、县三级，以下同)性债务余额共计10.7万亿元；2013年该指标增至17.5万亿元；2015年和2016年地方政府性债务存量有所减少，但仍然高达16万亿和15.32万亿元。而地方政府违规融资的案例也屡禁不止，如2018年4月18日审计署《2017年第四季度国家重大政策措施落实情况跟踪审计结果》披露，邵阳市、包头市、银川市等6市县通过违规出具承诺函、签订政府类工程协议等形式违规形成政府隐性债务154.22亿元；《2018年第一季度国家重大政策措施落实情况跟踪审计结果》则指出，大庆市、重庆市南岸区通过向企业借款形成政府性债务19.7亿元，云南、湖南、吉林、重庆等有10个县市虚增财政收入15.49亿元。
我国地方债膨胀的成因较为复杂，地方债扩张对经济的驱动作用是关键原因之一。在债务扩张的研究中，目前已形成较为成熟的理论模型。如Barro(1990)提出的模型认为政府支出是促进经济增长的重要因素，而朱文蔚(2015)将Barro模型扩展至含有地方债务的情况，理论上说明了地方债务对地方经济的影响具有倒U形特征；刘伟江(2017)则将平滑迁移机制引进巴罗模型，考察了地方债在影响经济发展中的平滑转移特征，以及区域异质性。实证研究同样可以得出类似的结论。Reinhart和Rogoff(2010)研究了20个发达国家负债率对经济增长的门限效应，并求得负债率临界值为90%；Thumrongvit 等(2013)使用世界银行提供的动态面板数据阐明了债务与经济发展的关系，他认为并非所有债券都与经济增长有正相关关系，只有政府性债券能促进区域发展。国内实证研究方面，陈菁(2018)使用门限回归模型，证明了地方债对我国经济发展也具有门槛效应，且门槛值是唯一的；林春、孙英杰(2018)则研究了地方债务与全要素生产率的关系，首先使用数据包络分析法(DEA)对全要素生产率进行测度，再使用GMM方法检验了地方债对全要素生产率的促进作用。大量研究均将债务危机的成因指向地方债规模与经济的直接正相关关系，那么在目前大规模降杠杆的背景下，地方债的扩张是否仍然能驱动经济增长？本文首先对这一点进行探究。
债务规模的扩张可能会促进地方经济的发展，但同时会为地方财政带来较大的还本付息压力。以城投债为代表，地方政府性债券的利率较国债高，且投资项目具有周期长、收益率低的特点，故可能面临较大的还本付息风险。那么，这种风险对地方经济会产生怎么样的影响？目前国内外已有少部分研究指出，高风险地方债可能会约束地方经济增长。如匡小平(2012，2014)指出，当公债风险较高时，地方债利率的增加会导致公债的负担率加重，从而影响经济增长；Chen Zhibin等(2016)通过实证分析，认为当地方政府为了控制风险而更多地干预经济时，地方政府的融资成本将会提升，那么经济增长也会受到负面影响。而Eckhad等(2018)指出在2008年金融危机后，欧洲大多数国家地方债务率提升，部分高风险国家的地方政府为控制风险对负债进行约束，Eckhard发现这类国家的资产形成率降低，这将对债务风险较高的国家经济增长产生负面影响。因此，我们希望探究我国地方债规模扩张所带来的风险是否会对地方经济增长起到约束作用，以及这种约束作用是否存在区域性差异。
(二)、理论分析与研究假设
(一)地方债扩张及风险影响经济增长的理论逻辑
地方政府性债务的扩张对经济增长具有驱动作用，虽然地方政府发放债务可能降低当期的居民消费，但它一方面能扩大政府支出规模，从而直接提高社会资本存量；另一方面还能带动社会投资，间接促进社会资本积累。而地方生产总值在我国官员业绩评价体系中占有关键地位，是评价地方官员政绩的重要指标之一，地方生产总值越高，官僚晋升的可能性越大，故在这种不合理的政绩观作用下，地方政府更有可能通过发放大量地方债券为政绩工程筹集资金，达到“跑赢GDP竞赛”的目的。
而当地方债风险增加时，首先，政府的融资成本、运行成本和经济的发展成本会随之提升，生产容易受到阻滞；其次，高昂的发展成本也不利于招商引资，政治经济学中认为这种现象会令地方政府在财政竞争中处于劣势；再次，对债务风险的控制也需要付出较大的代价，新古典增长理论以及内生增长理论均认为经济增长取决于社会储蓄率和资本程度的对比，地方政府债务能直接增加社会投资，起到为项目筹资并促进地方经济发展的作用，那么在目前经济下行压力较大，实体经济发展困难的情况下，对地方债务风险的管控可能会导致部分地方投资项目因无法筹集到足够的资金而搁浅，从而对地方经济增长起约束作用；最后，对债务风险的严格管理可能会进一步限制地方政府的财力来源，扩大地方收支缺口，加剧“地方财政危机”。
我们还希望通过建立宏观经济模型对上述内容给出一个更加理论化的解释。在研究地方政府活动的宏观模型中，已有文献大多使用巴罗模型来分析财政支出对经济增长的影响。然而巴罗模型使用了连续性时间变量，无法反映地方债的还本付息行为，因此本文考虑地方政府债务具有跨期性的特点，将戴蒙德世代交叠模型(Diamond Overlapping-Generation Model)扩展至包含地方债务的情况，探究地方债扩张对经济的促进作用，以及债务风险对经济增长的约束作用。
(二)扩展的戴蒙德模型
(1)
2.个体行为。根据假设，若居民在第一期购买bt单位的地方债券，则他第一期的储蓄S=(1-τ)wt-Ct-bt，第二期的消费为:
(2)
(3)
则居民的效用最大化规划为:
(4)
(5)
式(5)为居民效用最大化的欧拉方程，将其代入预算约束式(3)中，化简可得:
(6)
所以当期储蓄率为:
(7)
Kt+1=s(1-τ)wtLt+(1-δ)τwtLt+RbtLt
(8)
(9)
(10)
图1 比较静态分析
根据对戴蒙德世代交叠模型的拓展，我们希望探究在目前大规模降杠杆的背景下，我国地方政府债务扩张是否仍能有效驱动经济增长，以及债务扩张所带来的地方债风险是否会约束经济增长。为此，我们提出以下三点假设，并进行实证检验。
H1：我国地方债规模扩张能驱动经济增长;
H2：我国地方债风险会约束经济增长;
H3：我国地方债规模和风险对经济增长的作用存在区域性差异。
(三)、实证研究
为检验上述三点假设，我们需要先对样本的债务风险进行概算。首先选取多个反映债务风险的变量，通过因子分析法求出因子得分实现数据降维。然后，我们建立动态面板模型，使用系统广义矩估计(SYS-GMM)进行参数估计，最后建立门限回归模型探究我国债务风险是否存在合理区间。
(一)各省级行政单位债务风险评估
1.因子分析法数据说明(见表1)。我们将使用因子分析法求出各省级行政单位各年的地方债风险值，在因子分析法中，选取因子变量是关键，选取的因子不同所得到的结果一般不同。根据《国务院关于加强地方政府性债务管理的意见》(2014)要求，债务率、新增债务率、偿债率、逾期债务率是财政部推荐使用的地方债风险指标。但是其中部分指标数据极其不健全，不符合构造面板数据的需要，且债务风险不仅与债务发行额有关，还与地方政府财政结构的抗压能力息息相关，因此我们综合有关文献和理论选择以下几个指标作为风险因子。
第一、第二个因子是新增债务率和债务依存度。这两个因子直接反映了某地地方债的相对规模，由新增债务量分别除以当年GDP和财政支出得出。新增债务率、债务依存度越大，则当地的地方债相对规模和债务风险也越大。而在新增债务量的测算上，考虑到城投债往往被视作地方政府或有负债(2)地方融资平台根据项目要求可以通过SPV进行资产证券化进行打包贷款，或直接发行城投债为项目筹资。那么各地方政府对融资平台负有担保责任，根据Brixi(1998)对地方债务的分类方法，融资平台所发行的城投债成为隐性的或有债务。，以及地方债数据具有不完全性的特点，我们参照黄春元、毛捷(2015)的做法，使用目标年度“地方政府债务收入(3)由于政策变化，2014年以前为“地方政府代发国债收入”，2014年以后为“地方债收入”。+国债转贷收入+城投债”估计新增地方债务规模(4)这种估算方法可能会低估地方债规模，但在分析中，我们更关注回归系数的符号。。其中地方债收入和国债转贷收入数据来自《中国财政统计年鉴》，城投债数据整理自Wind数据库。
表1因子分析变量定义
第三个因子是地方政府还本付息支出占总支出之比，该因子反映了地方政府的还本付息压力，数据同样来源于《中国财政统计年鉴》所提供的各省级行政单位年度财政决算报表。若还本付息支出占总支出的比重越大，证明该样本所面临的偿债压力和债务违约风险越大。
第四、第五个因子是地方政府税收收入占比的倒数和地方政府还本付息支出占税收收入之比。我们之所以如此重视税收收入在债务风险中的作用是因为税收具有无偿性和强制性，是地方政府还本付息最根本的保障，地方债危机的极端形式便是税收收入无法按时偿还本息(姜子叶、胡育蓉，2016)。另外，地方政府举债行为本质上是财政收入的跨期再分配，“预支”的财政资源最终仍然要通过税收收入来平衡，龚强、贾坤等(2016)也指出当地方债过度膨胀时，政府往往采取加税措施缓解债务压力。故当税收收入占比越低、地方债还本付息支出占税收收入之比越高时，样本的债务风险越大。
最后一个因子是城投债风险补偿，城投债风险补偿=城投债利率-当期无风险利率。债券的违约风险与其利率紧密相关，根据资本资产定价模型Ri=Rf+βi(RM-Rf)，Rf为无风险利率；βi(RM-Rf)则被称为风险补偿，是由资产风险引致的超额利率，可用于测度资产的风险。由于该指标计算简便，且经济含义明确，大量研究均采用了该指标测度地方债风险。
2.风险评估结果(见表2)。根据评估结果，在经济较发达的东部地区，如北京、上海、广东等地区地方债风险较小，这一方面是因为在发达地区城市化程度已接近饱和，城投压力较小；另一方面则是因为这些地区往往财政收入充裕，地方债还本付息压力不大。而在中西部地区，大规模的城镇建设、基础设施建设导致了以城投债为主的地方政府性债务扩张，再加上中西部地区的财政能力较发达省份弱，因此这些地区的地方债风险较大。因子分析法的结果与实际情况是一致的，我们整理历年有关地方债风险的新闻、报道发现，我国中西部地区，尤其是云贵高原、宁夏地区，通报重大违规举债事件次数较多；而东部沿海地区的债务违约事件较少。故我们认为评估结果有较好的解释力。
表2各省级行政单位债务风险评估结果
(二)回归分析
1.回归分析数据说明(见表3)。为了验证地方债规模和风险对经济增长的作用，我们使用债务风险评估结果和我国省级面板数据，建立基准动态面板模型。由于动态面板数据天然地具有内生性，故我们使用系统广义矩估计(SYS-GMM)进行参数估计。
gdpgrowthi,t=β0+β1gdpgrowthi,t-1+β2gdpgrowthi,t-2+β2capitalgrowthi,t+
β3capitalgrowthi,t-1+β4debti,t+β5debti,t-1+β6riski,t+
β7riski,t-1+β8riski,t×debti,t+δ1easti,t+δ2middlei,t+Z′i,tγ+εi,t
将某地生产总值的增加额(gdpgrowth)设为被解释变量，用于衡量地方经济增长，并用gdpgrowth的一阶和二阶滞后去除经济增长的惯性和经济体量的影响。控制变量Z包括当年地方年末人口数、地方城投债利率，以及样本的财政收支缺口，用于消除地方人口、地方经济发展成本、财政收支结构对样本经济增长的影响，其中，收支缺口用地方财政支出减去地方财政收入衡量。east、middle为区域虚拟变量，用于反映我国地方债市场的区域性结构差异。
表3回归分析变量定义
第一、第二个核心解释变量为资产形成额capitalgrowth及其一阶滞后。根据新古典增长理论，地方资本积累是构成地方经济增长的主要因素，故我们使用《中国统计年鉴》提供的各省各年度资本形成总额反映地方资本积累程度。而使用资本形成额的一阶滞后的原因一方面是出于经济理论，我们考虑到大部分资本(如固定资产)的建设、投产需要一定的时间，且资本禀赋也会对经济增长产生影响；另一方面则是出于模型估计，根据该理论，滞后变量往往被认定为前定变量，与随机误差项无关，故当随机误差不存在序列相关时，使用滞后项可以大大减轻模型的内生性问题。
debt为新增地方债规模，新增规模的测算方法及依据已在前文详述。当该变量或其一阶滞后项的系数显著为正时，我们认为地方债规模扩张能带动经济增长，地方政府存在融资驱动增长的现象。我们同样可构造该变量与east、middle的交互项，探究地方债扩张对经济增长的边际作用是否存在区域性差异。
risk为地方债风险变量，使用前文因子分析的测算结果。同样地，将风险变量取一阶滞后作为解释变量是因为经济主体需要一定时间来对外来冲击作出反应，如当地方政府注意到当地当年地方债风险超出警戒线时，往往会在第二年才会作出反应；选用滞后变量也可以降低模型的内生性。另外，我们也构造了债务规模变量和债务风险变量的交互项(riski,t×debti,t)，若将交互项与debti,t整合，可知当该变量的系数显著为负时，债务风险越高，债务规模对经济增长的边际作用越低，这同样可用于检验债务风险的约束作用。
2.描述性统计(见图2)。我们以东、中、西部分组，作出主要变量的序列图(5)由于辽宁省2017年经济增长额数据出现异常，谨慎起见，我们选择去除该异常值。，可见各地区的平均GDP增长量在2010～2016年大致先降后升；而新增债务量在2013年后有加速增长的趋势，2015年后债务扩张则有所放缓，这可以反映我国目前地方债规模过度扩张情况，以及近年来大规模清理地方政府违规融资行为的效果；从东、中、西部的差异性来看，东部地区的GDP增长量和新增债务量高于中部、西部地区。我们同样作出了新增债务量、债务风险和经济增长量的散点图，并分年度拟合平滑曲线(LOESS)，可以发现各年度新增地方债对GDP增长均具有正边际作用；但这种边际作用却逐年降低，2010年和2011年所拟合的曲线斜率较大，2012～2014年次之，而2015～2017年的债务边际作用则大大减小；而债务风险和经济增长的负相关关系也较为显著，这能初步论证债务扩张对经济增长的驱动作用，以及债务风险的约束作用。
3.基准模型回归结果分析。在对主要变量进行描述性统计后，我们开始在数量上探讨各地方政府的债务规模、风险对经济增长的作用。为了降低动态面板数据中存在的内生性，我们使用系统GMM对回归模型进行参数估计，工具变量采取各变量的全部滞后项(Arellano，1991)，通过AR(1)和AR(2)检验模型中是否存在一阶和二阶自相关，并使用Sargan test来检验所采取的工具变量是否有效。估计结果见表4。
图2 主要变量描述性统计
续表表4基准模型GMM估计结果
续表
变量名称(1)(2)(3)(4)(5)核心解释变量debtt-10.422(0.169)∗∗0.951(0.121)∗∗∗0.641(0.25)∗∗0.374(0.416)risk-307.097(75.586)∗∗∗-198.528(150.09)-285.71(235.226)-1050.14(350.48)∗∗∗269.844(335.01)riskt-1-317.044(64.121)∗∗∗102.008(147.544)-190.25(111.167)∗-383.533(186.84)∗∗risk×debt-0.035(0.095)riskt-1×debtt-1-0.806(0.137)∗∗∗east×debt-0.894(0.508)∗middle×debt-0.486(0.219)∗∗east×risk-797.958(165.32)∗∗∗middle×risk-494.363(303.981)控制变量population-0.353(0.063)∗∗∗-0.057(0.067)0.142(0.056)∗∗0.039(0.118)0.0703(0.137)IR-345.357(68.708)∗∗∗-162.285(85.384)∗-68.95(99.468)-349.953(128.511)∗∗-332.42(155.992)∗∗imbalance-0.00797(-0.272)-0.048(0.067)-0.089(0.053)∗-0.1(0.084)-0.068(0.125)AR(1) test-1.3287-1.4275-1.4174-1.0708-1.3378AR(2) test0.662941.27561.11470.649631.1757Sargantest24.5901522.4532516.684698.54142913.10718
注：括号内为标准差；*表示系数显著性，*p<0.1，**p<0.05，***p<0.01。
根据回归和检验结果，我们发现各模型的AR(1)、AR(2)和Sargan检验均无法拒绝原假设，故有充分理由认为模型不存在序列相关，原模型是过度识别的，且所采用的工具变量具有有效性。根据各变量的回归系数我们可以作出以下分析。
首先，模型(1)～模型(4)中，反映地方债务规模的变量debt及其滞后项debtt-1回归系数显著为正。这表明在其他情况不变下，地方政府债务扩张行为能有效带动地方实体经济的发展。我们认为，这种融资驱动型的增长并不是可持续的，因为地方债的还本付息费用大部分来自税收收入或专项转移支付收入，本质上是税收收入的跨期再分配，所以这种融资驱动型增长可以被视作对未来财政能力的透支。但是从另一个角度来看，在目前经济下行压力较大的情况下，大量重大公共工程资金需求量较大，通过适度的债务融资则有利于地方政府寻找新的经济增长点，释放经济增长潜力；且我国地方官员的政绩评价往往与GDP直接相关，生产总值在地方政府之间的财政竞争中也扮演着重要角色，所以债务过度扩张的现象可能在短时间内难以遏制。
其次，地方债务风险对经济增长具有约束作用。我们注意到，模型(1)、模型(2)、模型(4)中，反映地方债风险的变量riskt或其滞后项riskt-1的系数均显著为负，这说明在其他条件不变的情况下，债务风险高的地方经济增长量却较低，这验证了本年度的债务风险会对下一年度的地方经济增长产生直接约束作用。而在包含交互项的模型(3)中，虽然变量riskt-1并不显著，但是riskt-1与debtt-1的交互项系数显著为负，这表明在高地方债风险地区，债务融资对经济增长的边际作用有所降低。也就是说，在高债务风险的情况下，地方政府融资并不能有效驱动地方经济增长，这进一步验证了地方债风险对经济增长的直接约束作用，以及凸显了当前控制债务风险的必要性。
我们可以为这种约束作用给出一个较合理的解释。地方债务风险对经济增长的约束作用的第一个原因来自还本付息压力：当债务规模、风险较大时，地方政府的还本付息支出也相应增加，这加大了地方财政的压力；新举借的债务也可能更多地被用于偿还旧债，实体项目所获资金流减小，从而导致经济增长放缓。第二个原因来源于经济发展成本：债务风险膨胀会令市场利率提升，根据新古典增长模型，市场利率上生会令均衡增长速度降低，经济体进入一个较低的均衡增长路径。从实际情况来看，当利率提高时，实体经济获取资金的成本提高，财政部门融资也变得更加困难，地方政府在财政竞争中的优势也会被削弱，因此地方经济增长的阻力也会加大。第三个原因来源于地方财政行为：当地方政府察觉本年度债务风险过大时，会在下一年度主动采取风险控制措施，减少债务发行量，这种行为虽然有效控制了地方政府的融资驱动型增长现象，但经济增长也势必受到影响；除此之外，政府为控制债务风险而过多地使用“有形之手”干预市场经济，可能会破坏市场环境，令经济发展条件恶化。
最后，东、中、西部地区的地方债规模及其风险对经济的作用存在结构性差异。观察两个虚拟变量east、middle及其与debt、risk交互项的系数情况可知：在模型(4)中，解释变量east×debt显著且系数为负，证明在我国东部地区债务融资对经济增长的边际作用相对中部、西部较弱。这是因为东部地区的城市化已经达到较高水平，主要投向城建领域的地方政府性债务已经达到相对饱和的状态，经济进一步增长的空间不大；而在平均城市化水平不高的中部和西部地区，仍然有大量的建设项目等待落地，基础设施投资、城建投资在GDP构成中仍然占有较大比重，故债务融资仍然能有效驱动地方经济增长。模型(5)中east×riskt-1系数显著为负，东部地区地方债风险对经济增长的边际负效应更强，故债务风险的约束作用在东部地区更明显。我们认为这种区别来自东、中、西部不同的风险管理水平，东部地区管理债务风险的经验更丰富，管理模式也更成熟，在高债务风险的条件下可以迅速作出反应，控制债务规模；而西部地区的建设压力更大，政府往往为了进一步发展经济而选择继续融资而不重视风险控制，这便导致了西部地区债务风险约束力较弱的现象。
4.添加政策虚拟变量回归结果分析。2014年，《国务院关于加强地方政府性债务管理意见》指出要依法赋予地方政府一定的举债权，并严肃清理地方政府融资平台。我们希望探究该政策的影响，在因变量和控制变量不变的情况下，通过引进政策虚拟变量D，并构造虚拟变量与核心变量资本增加额capitalgrowth、债务规模debt、债务风险risk的交互项，分别求出2014年前及2014年后债务规模、风险的边际作用，结果见表5。
表5添加政策虚拟变量回归结果
注：括号内为标准差；*表示系数显著性，*p<0.1，**p<0.05，***p<0.01。
2014年后，资本积累的边际贡献基本维持不变；债务规模的系数由0.763下降至0.305，其滞后项的系数也由1.969下降至0.708；而债务风险及其滞后项系数也大大降低。这反映在2014年后，债务扩张的正边际作用被削弱，而债务风险的负边际效用则被提高，这说明《国务院关于加强地方政府性债务管理意见》能缓解地方政府的“为增长而融资”的现象，并有效增强债务风险对经济增长的约束作用。我们认为这是因为2014年后我国允许地方政府适度发行债务是对地方政府融资行为的规范化，能清理大量的隐性、间接负债。同时，对融资平台的清理也大大增加了地方政府在高债务风险下发展的成本，导致了债务风险的约束作用增强。
5.地方债风险的门限效应。在检验完地方债规模对经济的驱动作用、地方债风险对经济的约束作用后，我们同样关心地方债规模和风险是否存在理论均衡，以及地方债风险是否存在一个或多个合理值，令发放地方债的边际效应始终为正。因此我们在基准模型的基础上建立门限回归模型:
gdpgrowthi,t=δ0+φ1,1capitalgrowthi,tI(riski,t≤ρ)+φ1,2capitalgrowthi,tI(ρ 其中，riski,t为门限变量，capitalgrowthi,t、debti,t受门限变量影响，其余变量不受门限变量影响；I(·)为指示函数，括号内为指示条件。我们选择5%的样本剪切比，以去除异常值的影响，然后通过栅格检索法运算100次来求得变量ρ，Bootstrapping运算次数为100次，希望据此探究在不同风险状态下发放地方债对经济的边际作用，并给出合理的风险值区间。估计结果见表6。 表6单门限模型估计结果 注：critical value 中三个值分别代表0.1，0.05，0.01的显著性。 从门限回归的结果来看，单门限模型拟合效果较好，极大似然检验(LR test)显著；而双门限模型则无法通过LR检验。在单门限模型中，地方债风险的阈值为1.333498，我们可据此将30个省级行政区样本划分为低风险地区、高风险地区。根据划分情况，在8年的观测中，我国地方债风险总体可控，被判定为高风险地区的省级行政单位多位于中、西部地区，而东部地区的债务风险则较低(见表7)。产生这种现象的原因已在前文详细阐述，大致是因为西部地区的经济建设压力较大，对地方债需求较高，且风险管理水平较东部地区低。 表7各省债务风险情况判断 注：青海省被判定为高风险的年份为2010～2014年，2015年后青海省债务风险值大大降低，这反映了该省近年来的债务风险管理水平得到了显著提升。 另外，根据门限回归结果，在低风险地区，受门限影响变量新增资本(capitalgrowth)和新增债务(debt)系数显著为正；而在高风险地区，debt的边际系数下降约了3%，capitalgrowth的边际系数为负，且两个变量显著性不佳。这说明高地方债风险会降低资本积累和债务规模的边际作用，进一步证明了债务风险对经济增长存在约束作用。因此，地方债是一把“双刃剑”，我国实现经济的可持续增长需要将地方债风险控制在一个合理的规模，“风险红线”大致为1.333498(见图3)，但由于债务风险的估算、风险指标选取的方法存在较大差异，我们需要把本文估算的区间结果标准化。我们令本文平均风险最高的样本风险值为1，风险最低的样本风险值为0，可以将1.333498标准化为68.319%。 图3 债务风险红线 在本文中，首先交代了地方债规模和风险影响经济增长的逻辑机理，并通过对戴蒙德模型的拓展对该逻辑进行理论解释。然后，提出三点假设，通过因子分析、面板回归模型对假设进行了实证检验，并使用面板门限回归模型求得了地方债风险的合理区间，得出的基本结论如下。 这种驱动作用主要是通过提高资本积累量来实现的。在当前经济下行压力较大的情况下，社会投资的边际作用逐渐递减，政府、公共部门进行债务融资能加快有关项目落地，带动地方经济的发展。在一些高社会福利、高资金需求、长建设周期、低投资收益率的公共项目中，地方债的作用更为明显。另外，在西部地区，债务融资的边际驱动力更强；而在城镇化和经济建设资金已基本饱和的东部地区，地方政府性债务对经济的作用则不明显。债务的风险结构同样会对融资的边际效应产生影响，风险过高可能会导致债务融资的驱动作用降低，甚至影响资本积累，因此我们需要将债务风险控制在合理的区间。根据门限回归结果，债务风险的“红线”大致为68.319%。 首先，当债务风险增加时，地方政府的融资成本增加，也可能会带动社会利率上升，提高经济的发展成本。其次，当地方政府为了控制风险，减少债务发行量时，社会总投资量的下降会令经济增长放缓；而对债务市场进行行政干预时，市场的正常运转也可能会受到一定影响。我们还注意到地方债风险的约束力同样存在区域差异，东部地区由于其债务管理经验丰富、系统完备，故债务风险对东部经济增长有较强的约束；而中、西部地区的经济建设压力较大，且融资驱动作用明显，故中西部地区可能会在经济发展、风险控制两者中选择前者，因此中、西部地区的债务风险约束力较东部弱。 根据研究结论，地方政府认为适度负债能激发地方经济活力，促进地方经济增长。因此，我们需要合理控制政府性债务的总体规模。从根本上而言，控制地方债关键是要进一步调整和完善财政分权制度，提升财政结构的稳健性和抗压能力，并在此基础上合理增加财政收入，盘活地方存量资金，减轻地方经济建设的资金压力。一方面可以通过科学分税，因地制宜制定资金上解比例；另一方面可以进一步完善转移支付制度，减少资金在逐层下发时的无谓损失。地方政府也应该更科学地审批项目，不盲目投放资金，逐步缩小支出规模提升资金的使用效率和绩效，通过“开源节流”缩减地方政府的收支缺口。 由于债务风险与经济增长的约束关系，需要格外留意地方债的风险，将风险控制在合理的区间，严守风险红线。需要加强政府性债务风险的统计监测，建立政府性债务账簿核算制度，加强债务管理，准确反映债务风险变化情况，并按要求逐级上报进行统计分析；需要加强政府性债务管理工作的监督问责，建立政府性债务信息公开制度和考核制度，加强对违法违规举借和使用政府债务行为的惩处并主动接受各社会主体的监督。
(四)、研究结论
(一)地方政府债务扩张在一定条件下能驱动经济增长
(二)地方债风险会对经济增长起约束作用
(五)、政策建议
