地方政府债务对企业创新的门限效应

杨晓妹，刘文龙

（安徽财经大学财政与公共管理学院，安徽 蚌埠 233000）

一、引 言

中国日益严重的政府债务问题，引发社会各界对未来可能出现债务危机和金融危机的担忧[1]。尤其是在财政分权的治理框架下，地方政府债务膨胀所引发的诸如影子银行体系快速发展、非国有企业借贷困难和地方融资平台债务归属不确定等一系列问题，已经成为政府、学术界和企业关注的重点。为有效防范地方政府债务危机和区域金融危机，2014年9月，国务院下发《关于加强地方政府性债务管理的意见》（简称“43号文”），对地方政府融资平台作为融资渠道进行严格规范和约束，并采取地方债置换和规范城投债发行等配套措施以化解地方债可能衍生的风险。政府债务治理一直是世界各国政府面临的普遍难题，地方债不仅会对宏观经济产生影响，对企业等微观主体的经济作用效果亦不容忽视。

在“稳增长、调结构、促改革”的经济大背景下，地方政府债务膨胀降低了信贷配置效率[2]，加剧了地方政府的财政压力和风险[3]，带动了房价的持续上涨[4，5]，放大了影子银行对区域金融市场秩序的不良干预[6]，造成宏观经济的不稳定。在银行利率普遍偏低的背景下，地方政府借助融资平台依靠“高利率”举借债务，激发了银行分割金融资源的强烈愿望，继而将更多资金借贷给政府部门或与政府联系紧密的国有企业，恶化了私有部门的融资约束状况，挤占了民营制造业企业的投资[7]。最近时期，中美贸易摩擦的升级充分暴露出我国企业的自主创新能力不强已成为向产业链高端领域发展的掣肘因素[8]。地方政府行为和财政政策也会对企业创新效率产生长期影响[9-11]。

从现有文献来看，对于地方政府债务的研究主要集中在以下三个方面：一是聚焦地方政府债务风险，其中主要包括融资平台盈利能力不足导致的偿付风险、“短存长贷”资产负债期限错配问题引发的流动性风险以及债务积累导致的财政和货币政策稳定性风险[12-16]；二是结合中国地方政府预算软约束国情，着重讨论预算约束对地方政府债务融资规模、风险溢价等带来的影响[17-18]；三是关注地方政府债务对区域经济增长的作用效应[19-22]。

综上所述，本文期望在如下几个方面有所贡献：（1）在地方政府债务问题日益凸显背景下，论证出地方债增长对企业创新的非线性影响，发现地方债对企业创新具有门限效应，进一步丰富既有文献对财政支出政策与企业创新关系的认识和理解。（2）对中国各省份政府负债情况进行研究，发现地方债在东部地区不存在门限效应，中、西部地区具有明显的门限效应，并且门限回归结果存在差异，这意味着降低地方政府债务负担需要区别对待，有针对性地制定和出台应对政策。（3）拓宽企业创新研究的维度，从宏微观结合的视角，研究地方债对企业创新的影响，得出更具制度性特征的区域间企业创新差异的解释。

二、理论分析

近些年，我国金融市场发展迅猛，作为信贷资金主要提供方的大型国有银行及地方商业银行受地方政府影响较为严重[16]。2005年以后，受国务院发改委和中国人民银行启动地方债券发行的影响，中国地方政府债务开始逐步发展。由于处在刚起步阶段，较低的地方债水平对私人信贷资金的“挤出效应”相对较弱，政府通过逐步增加债务规模，扩大公共投资和引导私人投资，有力地促进了区域经济的快速发展，具有显著的“溢出效应”。这时地方债表现出一种“良性负债”性质。地方政府债务增加对企业创新的影响，主要有以下几个方面：第一，大力支持基础设施建设，提高城市化水平，完善地区投资条件，创造良好的企业创新环境，具有实现招商引资、促进地区产业聚集和经济发展的作用[23]。第二，通过加大对地方教育投入力度，加强师资队伍建设，改善教育教学环境，以促进区域人力资本数量和质量的提升，为企业创新与发展储备大规模人才[24]。第三，地方政府债务资金的投向对企业投资来说具有风向标作用。例如，政府加大对环境治理力度，将有助于推动环保行业的发展，一方面能够激励环保设备生产企业的创新研发投入，另一方面可以督促部分重污染企业加大技术创新力度以改进生产工艺。基于上述理论分析，本文提出假设1。

假设1：在其他条件不变的情况下，地方政府债务处于较低水平时，地方债规模增加有利于企业创新。

为有效缓解金融危机引发的经济增速放缓，2008年中央政府实施扩张性的财政政策，“四万亿”经济刺激计划加剧了地方融资平台债务的急剧扩大。与国外健全的债务管理体系和完善的市政债券市场可将债务风险锁定在合理范围相比，我国地方债市场透明度较低，加之缺乏系统、完善的监督和管理机制，进而导致我国地方债风险难以控制。首先，地方债的急剧上升会加速通货膨胀，提高利率，再加上各地方政府普遍存在的“借新债还旧债”现象，逐年递增的地方政府债务会进一步推动利率上升，从此进入恶性循环。地方债负担加重，投资者预期税收收入上升，继而降低投资意愿，企业创新活动受到严重限制。其次，地方债引发的宏观经济不稳定会造成政府未来行为的不确定性，并且这种不确定性将导致投资者偏向于短期、低风险投资，抑制中长期、高风险投资。由此造成的投资者“短利行为”不仅降低了经济效率，更会抑制企业可持续创新能力的提升。另外，在我国市场经济不断发展和完善的特殊时期，由于市场与政府职能界定的不清晰，政府在一定程度上会左右金融机构资金走向，使得本应流向私人部门的资金被大量挤占，这种资本的错配在降低经济效率的同时也会影响企业创新投入。所以，当地方债积累到一定程度时，其对企业创新的积极效应就可能会转变为消极效应。基于上述分析，故提出假设2。

假设2：在其他条件不变的情况下，当政府债务超过一定规模时，地方债膨胀会抑制企业创新。

我国区域经济发展的不平衡，导致区域间经济基础存在显著差异。在这种情况下，不同地区举借债务规模进而影响企业创新的作用效应将存在异质性。对于经济比较发达的东部地区而言，金融市场相对发达，因此金融机构会追求更高的借贷利润。若此时地方政府通过城投债或地方融资平台扩大债务规模，地方债较高的利润率会促使更多信贷资源流向政府部门及其关联单位，从而导致私人融资约束趋紧，不利于民间企业创新活动。对于经济基础薄弱的中西部地区，地方债资金成为经济增长的初始资本保障，有利于完善本地区基础设施条件，为企业创造良好的营商环境，这一阶段地方债增长将有利于企业创新。随着私人资本投资规模的扩大，资金需求逐渐增长，在金融市场相对不发达的情况下，地方政府债务膨胀会挤占较多金融资源，阻碍企业创新。基于以上分析，本文提出假设3。

假设3：在其他条件不变的情况下，对东部地区而言，地方债膨胀会抑制企业创新；对中、西部而言，地方债增长会先促进企业创新，而当地方债规模超过一定水平时会阻碍企业创新。

三、研究设计、数据来源及说明

（一）研究设计

为验证地方政府债务与企业创新的相关假设，本文首先将构建单门限值的固定效应模型，令虚拟变量I（λ）＝{Qit≤λ}，其中I（·）为示性函数。当 Qit≤λ 时，I＝1；否则，I＝0，具体表达式如下：

其中，patentit是表示发明专利申请数量的被解释变量，Qit是地方债务变量，λ是待估计的门限债务值；i和t分别表示地区和年份；εit为随机扰动项。xit为选入模型的各控制变量。式（1）可以等价转换如下表达式：

该模型实质上是一个分段函数，当Qit≤λ时，xit的回归系数为β′1；当Qit＞λ时，xit的回归系数为β′2。

传统做法是，研究者主观确定门限值，接着根据门限值将样本分成多个子样本，既不对门限值进行参数估计，也不对门限效应的显著性进行相关检验，估计结果不可靠。本文根据Hansen提出的面板门限回归理论，首先，给定取值，利用面板OLS进行一致估计（组内估计量），得到估计系数（λ）以及残差平方和S（1λ）。其次，对λ∈{Qit}，选择，使得S（1）最小，即获得门限债务值＝argλminS（1λ）。最后，进行门限显著性检验，以及在确定门限效应显著存在的基础上，检验门限估计值与真实门限值λ的是否具有一致性，并推算门槛估计值的置信区间。

在确定存在门限效应的基础上，有必要进一步讨论是否存在两个或多个门槛值的情况。以双门限模型为例，具体设定如下，其他模型以此类推：

多门限模型估计与检验方法与单门限模型类似，此处不再赘述。

（二）数据来源及说明

本文构建2005-2015年我国30个省级行政区的面板数据，考虑数据收集的限制及数据的完整性，研究剔除了香港、台湾、澳门和西藏4个省级行政区。相关数据来自2006-2016年《工业企业科技活动统计年鉴》《中国固定资产统计年鉴》《中国财政统计年鉴》《中国金融统计年鉴》《中国教育统计年鉴》《中国工业经济统计年鉴》和《中国固定资产统计年鉴》。本文对所有连续性变量进行Winsorize上下1%的缩尾处理，从而避免异常值的不良影响。

（1）被解释变量。企业创新能力（patent）：借鉴已有文献研究，为保证研究的合理性和可信度，故将发明专利申请数量作为被解释变量[25]。相较于研发投入与技术成果转化的不确定性，衡量资源投入和使用效率的技术创新，即专利申请数量更能体现出企业的创新能力。

（2）解释变量。地方政府债务（Q）：由于各地方政府没有对外公布地方债存量等具体情况，故本文以“政府负债率＝财政年度支出-财政年度收入/地方年度GDP”作为对地方债务增长规模的测度。

（3）控制变量。研究与开发支出（r&dzc）、采用企业所得税（tax）占地区总产值的比重表示税收程度、私人投资（iprivaterate）以私营企业固定资产投资占固定资产投资比例衡量、企业资产负债率（debt）用地区负债合计/企业总资产表示、企业盈利状况（profit）以地区企业利润总额/企业主营业务收入、以人均GDP增长率（rat&gdp）衡量地区发展经济发展水平、以金融业增加值（finance）衡量该地区金融发展状况、人力资本存量（hc）是通过将各类受教育年限劳动者的占比按照受教育年限加权求和得到，计算方法参照彭国华[26]的做法，对外开放程度（open）用进出口贸易总额兑换人民币后金额占该地区GDP的比重衡量，汇率以当年美元对人民币平均汇率计算、城市化率（urban）用各地区城镇总人口数或非农人口除以该地区年末常住人口数。

四、地方政府债务对企业创新的全样本估计

（一）描述性统计

表1是对上述各变量的描述性统计。省际地方政府的负债率（Q）在0.313%-106.72%之间，其均值约为11.419%。由此可见，我国地方政府债务的负债率区域差异悬殊。研究与开发支出（r&dzc）以及发明专利申请数量（patent）也存在显著区别，这说明区域间企业创新能力参差不齐。此外，控制变量私人投资（iprivate）、企业资产负债率（debt）、企业盈利状况（profit）、人均 GDP 增长率（rat&gdp）、金融发展状况（finance）、人力资本存量（hc）、对外开放水平（open）和城镇化率（urban）在各省之间都存在显著差异，而企业税收程度（tax）在各省之间的差异性则相对更不明显。

表1 变量的描述性统计

（二）确定门限数和门限值

表2为全样本门限效应的检验结果。单门限检验结果表明，在1%的显著性水平上拒绝无门限效应的原假设。在双门限检验中，接受只存在单一门限效应的原假设，即本部分将建立单门限回归模型。在单门限回归中，门限估计值为28.67%，其95%的置信区间为（27.81%，32.70%）。该置信区间较窄，表明门限估计值较为准确。函数图1进一步验证了上述观点。

（三）单门限模型回归结果分析

回归结果如表3所示。该表同时列出了固定效应面板模型和二次非线性模型的回归结果作为参照。在固定效应回归中，地方债水平与企业创新呈负相关，但未通过显著性水平检验。换言之，目前地方债的规模已经开始抑制企业创新，只不过作用强度较弱。地方债二次项回归系数为负，且在10%水平下通过显著性检验，再次证明地方债与企业创新之间存在非线性关系，由于非线性回归的二次项回归系数显著性没有门限效应强，故选择单门限模型。考虑门限效应后，当地方政府负债率小于或等于28.67%时，地方债可在1%的显著性水平上促进企业创新能力提升，且地方债每增加1%，企业创新将提高2.54个百分点。相反，一旦政府负债率超过28.67%，地方债将会抑制企业创新。此时，地方政府负债率每增加1%，企业创新下降0.08个百分点。估计结果支持了假设1和假设2。创新效应的这种结构性变化，反应出地方政府债务对企业创新是一把“双刃剑”，简单的“扩债促创新”难以长期维持，地方债的过渡膨胀会挤占更多的信贷资本间接阻碍企业创新。

表2 全样本门限效应存在性检验

图1 地方债的门限估计值与置信区间

控制变量的回归结果在两模型中基本类似。在控制其他因素不变的情况下，研究与开发支出、私人投资、企业税收、企业盈利、融资状况改善、地区经济水平提升和城镇化水平均能显著推动企业创新。降低企业负债率对企业创新具有较强的促进作用。人力资本与对外开放对企业创新具有较弱的负向影响，产生这种现象的原因可能与我国当前人力资本质量偏低、引进技术水平不高有关。

五、地方政府债务对企业创新分样本估计

（一）描述性统计

由表4描述性统计结果可以看出，代表企业创新的发明专利均值在东部地区最高、中部地区次之、西部地区最低。地方债水平变量（Q）在东部地区的均值为6.387，在中部地区为9.818，在西部地区更是达到17.616。该变量在三地区的最小值都在4%以下，而最大值则是在经济发达地区更高，这主要是因为东部发达地区良好的经济基础以及软硬件条件更有利于地方债发行。其他控制变量在东、中、西部地区均存在一定差异。

（二）确定门限数和门限值

本文对三个子样本分别进行门限效应检验。表5结果显示，我国东部地区不存在门限效应，这可能与东部地区已经渡过“以债促发展”阶段有关。中、西部地区分别在10%和1%的显著性水平上拒绝无门限效应的原假设，说明对中、西部而言，地方债水平都至少存在一个门限值。中、西部地区双门限检验结果接受只存在单一门限的原假设。根据表6结果显示，中部地区门限值为7.73%，其 95%的置信区间为[7.67%，7.94%]；西部地区门限值为28.27%，其95%的置信区间为[26.59%，28.67%]。门限值均在5%的显著性水平上真实有效。

（三）模型回归结果

根据表7的回归结果，首先，对东部地区而言，地方债对企业创新具有负向影响，但作用效应并不显著。换言之，地方债在一定程度上抑制了东部地区的企业创新。在经济增速放缓、金融市场不稳定性增大的背景下，特别是在金融市场相对发

达的东部地区，金融机构会将更多信贷资本投向风险较小的政府部门，减少对私人部门贷款，使得私人融资约束趋紧继而降低民间资本投资热情、抑制企业创新活动。第（2）、（3）列回归结果显示，当地方债水平未超过门限值时，中部地区的地方债水平可在10%的显著性水平上促进企业创新；西部地区的地方债虽然对企业创新有正向影响，但作用效果并不显著，这说明地方债对企业创新的促进作用在中部地区表现更为突出。具体来看估计值，东部地区的地方债水平每增加1%，企业创新将下降0.12%。门限模型回归显示，当地方债水平不高于门限值时，中部地区的地方债水平每上升1%，企业创新增长8.35%；西部地区的债务水平每上升1%，企业创新增加1.08%。由此可见，在中部地区地方债对企业创新的激励作用强度更大。该回归结果支持本文假设3。当地方债水平超过门限值时，中部地区地方债创新激励效应开始变得不明显，在西部地区甚至显著阻碍企业创新。

表3 全样本回归结果（被解释变量：lnpatent）

表4 子样本描述性统计

表5 子样本门限效应存在性检验

表6 子样本门限值估计结果

表7 子样本回归结果（被解释变量：lnpatent）

（四）稳健性检验

为进一步提高本文研究结论的稳健性，故分别进行以下两方面的稳健性检验。

1.本文以全样本门限值（28.67%）为分界点，将样本分为两组。第一组地方债水平小于28.67%，第二组地方债水平大于28.67%，对两组样本进行面板固定效应回归。结果显示，第一组地方债水平估计系数在1%水平上显著为正，第二组地方债回归系数为负，且在1%水平上显著。这说明当地方债水平不高于28.67%时，扩大地方债对企业创新有利；而当地方债水平高于28.67%时，地方债膨胀将阻碍企业创新。该结果进一步验证了地方债对经济增长的门限效应的稳健性。

2.考虑内生性问题。本文采用滞后一期的地方债水平进行回归。稳健性检验中，本文滞后期延至两期，采用滞后两期的地方债水平进行回归，与实证结果基本保持一致。

六、结论及政策建议

本文基于我国省际面板数据，采用面板门限效应模型和面板固定效应模型，从全国和分地区视角，就地方政府债务水平与企业创新之间关系进行了实证分析。研究发现，从全样本视角看，地方债对企业创新具有显著的门限效应，且只存在单一门限。在门限值以内，地方债增长能够激励企业创新。一旦超越门限值，地方债上升会约束企业创新能力。此外，地方债对企业创新的门限效应受区域经济发展不平衡的影响。从分组样本看，地方债对东部地区不存在门限效应，这与东部地区已经跨越以债务促发展阶段有关；相较于西部地区，中部地区地方债对企业创新的促进作用更显著且强度更大，门限值相对较低。一旦地方债水平超越该门限值，中部地区的地方债对企业创新的促进作用减弱，而西部地区的地方债会明显阻碍企业创新。

针对上述结论，本文提出如下建议：第一，鉴于地方债膨胀可能会给企业创新带来更大的融资困难并将长期威胁企业生存发展，地方政府应该在现有地方债治理框架下，继续强化政策执行力度，加速存量债务置换，建立规范高效的地方债发行渠道，遏制违规举债行为，防止债务规模进一步扩大。第二，一方面，政府要积极出台支持民营企业创新的相关政策，激发私人投资热情、鼓励私人资本开展企业创新活动，例如：加大政府补助和税收优惠力度；另一方面，鼓励金融机构向积极开展创新活动的企业提供贷款，弱化企业融资约束，必要时可为企业提供相应担保。第三，强化区域债务管理，重点加大对债务规模庞大地区、省份的监管力度，尤其是中、西部地区，要根据实际情况有针对性的制定、出台应对措施，将债务规模控制在有利于地区政策目标实现的合理水平。第四，建立金融监管和预算监督的协调机制。金融市场的扭曲和不健全对企业创新具有破坏作用，在突破金融双轨制瓶颈的同时，加强对影子银行的监管以防范系统性金融风险，有利于提高财政预算透明度和可监控性，逐步完善对地方财政的监督预警机制。