预算软约束、经济增长与地方政府隐性债务规模

管治华，范宇翔

一、问题提出与文献评述

(一)问题提出

党的十九大以来，“防范和化解重大风险”位居中共中央和国务院“三大攻坚战”之首，而有效防控地方政府债务风险又是防范重点(王璐，2020)。2017年，财政部先后出台《关于进一步规范地方政府举债融资行为的通知》(财预〔2017〕50号)与《关于坚决制止地方以政府购买服务名义违法违规融资的通知》(财预〔2017〕87号)文件，将防范地方政府债务风险推向“隐性债务”层面，并对地方政府隐性债务作了如下表述：“地方政府隐性负债是地方政府通过非正规渠道融资方式，如融资平台公司、PPP、政府投资基金、政府购买服务等违法违规或变相举债的行为。”由此可见，地方政府隐性债务仍为地方政府及相关部门负债融资行为的一种延续。

由于隐性债务具有“不确定性”和“或有性”，故业界和学界对其规模认定不一，估算规模在20万亿～50万亿元之间，地方政府隐性债务的“灰犀牛”风险并非子虚乌有。针对日益增长的隐性债务规模，2017年7月24日召开的中央政治局会议提出：“要积极稳妥化解累积的地方政府债务风险，有效规范地方政府举债融资，坚决遏制隐性债务增量。”(1)《习近平主持召开中央政治局会议 分析研究当前经济形势和经济工作》，新华网，http://www.xinhuanet.com/mrdx/2017-07/25/c_136469929.htm.2018年12月27日至28日的全国财政工作会议也强调，在2019年要“继续支持打好三大攻坚战。大幅增加地方政府专项债券，严格控制地方政府隐性债务，有效防范化解财政金融风险”(2)财政部新闻办公室：《全国财政工作会议在京召开》，财政部官网，http://www.mof.gov.cn/zhengwuxinxi/caizhengxinwen/201812/t20181228_3110638.htm.。我国的名义杠杆率与发达国家相比虽然并不高，但依然存在着较大的潜在风险，其原因之一就是存在较多的隐性债务(马建堂 等，2016)。因此，对地方政府隐性债务数量进行严格控制仍是去杠杆重点(张晓晶 等，2018)。

关于隐性债务的成因，部分学者主要关注现行财政体制中的预算软约束问题，即地方依靠中央政府的救助以实现财政收支平衡的基本目标(刘勇政 等，2019)。这种“预期救助”的制度因素会促使地方政府运用各类金融工具以及市场主体进行变相举债，以带动政府投资，进而发展地方经济(陈志勇 等，2014)。因此，这就构成一个地方政府投融资主体追求经济增长目标，而现行体制中却较多的来自对上级政府补助的预期，从而促进地方政府隐性债务规模扩张的逻辑。2020年3月27日，针对国内外新型冠状病毒防控工作和经济运行形势，中共中央政治局会议提出“适当提高财政赤字率，发行特别国债，增加地方政府专项债券规模”的宏观政策措施(3)《加大宏观政策对冲力度应对疫情冲击》，新华网，http://www.xinhuanet.com/money/2020-03/29/c_1125784883.htm.。在此背景下，如何依据预算软约束制度因素、经济增长目标以及地方政府隐性债务三者间的内在机理关系，从防控地方政府隐性债务风险的角度进行相关制度和政策的协调，成为当前值得探究的问题。

(二)文献评述

“政府隐性债务”这一概念最早由哈维·罗森在1992年提出。Hana(1998)通过建立财政风险矩阵，从显性与隐性、直接与或有四大维度分析了四类政府负债。2001年，国际货币基金组织(IMF)发布的《财政透明度手册》中专门介绍了“隐性债务”问题。欧盟委员会发布的一份文件显示，许多欧洲政府的隐性债务超过GDP的幅度高达100%。而美国前财政部长保罗·奥尼尔(Paul O’neill)认为，美国政府的隐性债务为44万亿美元，相当于显性债务的7倍。相对来讲，西方的隐性负债主要是“Implicit Pensions Debt”，即由于人口老龄化带来的预期需要支付的社会福利的收支差额而形成的隐性债务。我国对于“隐性债务”这一概念的官方表述来自2017年财政部与审计署的文件，将法律规定以外的地方政府变相举债以及担保行为视为隐性债务。在此之前，国内学者刘尚希(2011)和贾康(2014)认为政府在举债时承诺补贴或付费，其形成的隐性债务数额并未体现在统计数据中，其最大的不确定性就在于非透明性。

预算软约束作为地方政府债务膨胀的原因，最早由Kornai(1986)提出。目前国内外学者主要从“道德风险”层面展开研究，存在以下两种观点：一是“公共池”问题。由于转移支付的存在，地方政府会将本来应该由自身承担的公共投资成本转嫁给上级政府，而公共投资所带来的收益却通常由地方享有(汪冲，2015)。因此，转移支付制度会加大地方政府的公共投资力度，以发展地方经济(Baskaran，2010)。随着地方公共投资需求的增加，隐性债务形成(贾俊雪 等，2017)。二是“预期依赖”问题。中央对地方政府的转移支付制度作为平衡地方财政收支的一种宏观调控政策，会使得地方政府对来自中央的救助形成预期(黄春元 等，2015)。Boadway等(2006)和Catrina(2012)认为地方政府会形成这种未来能够被上级政府救助的心理，从而对上级政府产生依赖。这种依赖相当于间接降低了地方政府的融资负债成本(Pettersson-Lidbom，2010；Akai et al.,2011)，极有可能使其降低举债门槛、前移举债规划，从而增加其负债融资规模(洪源 等，2018)。

进一步考虑经济增长与地方政府隐性债务之间的关系，由于投资是促进经济增长的“三驾马车”之一，地方政府会通过负债投融资的方式，实现一定的经济增长率(吴敏 等，2018)。地方政府在基础设施建设领域，如市政道路建设、管网工程建设以及融资服务、工程欠款等项目中，以政府购买服务的名义进行融资(温来成 等，2019)。地方政府利用购买服务、承诺回购以及依赖政府补贴寻求固定回报的项目所导致的财政兜底，会形成地方政府隐性债务(郑洁 等，2019)。毛捷等(2018)进一步认为两者之间存在着互为因果的关系。马文涛等(2018)认为GDP作为官员晋升考核的主要指标之一，会导致地方政府过度举债的冲动。

综合来看，预算软约束会在一定程度上促使地方政府运用各类金融工具以及市场主体进行变相举债，而GDP政绩考核机制也会推动地方政府的负债融资行为。具体的，预算软约束、经济增长以及地方政府隐性债务三者之间呈现何种量化交互关系？当前囿于各界尚未形成针对地方政府隐性债务规模测算的统一口径，国内学者对隐性债务方面展开的定量研究较少。本文试从地方政府隐性负债背后的投资行为入手，估算年度地方政府隐性债务规模，依据三者之间的定量关系，思考相关制度和政策的协调，以期为“精准施治”地方政府隐性负债行为提供对策建议。

二、地方政府隐性债务规模估算及两种统计口径分析

(一)地方政府隐性债务规模估算

目前，业界对于隐性债务规模的估算存在较大差异(姜超 等，2018)。国际清算银行(BIS)的数据显示，中国2017年底的政府债务余额为人民币38.8万亿元(以下均为人民币本位币下的债务值)，除去当年财政部公布的地方政府债务余额16.5万亿元，则估计的隐性债务余额为22.3万亿元。国际货币基金组织(IMF)据2019年第四条的磋商报告测算，2018年中国地方政府债务总规模为64.5万亿元，其中隐性债务余额约为30.9万亿元，主要表现为地方政府融资平台的额外债务24.1万亿元，各类政府基金约为6.8万亿元。从余额上看，BIS与IMF估计的差距较大。中国社会科学院国家金融与发展实验室的张晓晶(2018)在2017年度的《中国去杠杆进程报告》中提到，当前地方政府融资平台债务约为30万亿元。清华大学的白重恩曾在2018年《中国：政府投融资发展报告(2017)》发布会暨地方政府债务管理研讨会中提到：“到2017年6月底，发行过城投债的企业的债务余额是47万亿左右。”由此可见，国内外学者对于地方政府隐性债务规模尚未形成统一的认识。

(二)两种统计口径

业界对于我国隐性债务规模估算结果差异较大的原因，主要是我国对于地方政府隐性债务尚无统一的统计口径及计算标准(吉富星，2018)。在统计口径上，主要包括两种，一种是从负债融资主体角度，一种是从投资方向角度。从负债融资主体角度来看，地方政府隐性债务主要有两类(平新乔，2000)，一类为直接隐性债务，主要由政府进行公共投融资形成的未来支付需求所导致；一类为或有隐性债务，主要由金融体系、地方国有企业以及事业单位亏损下的政府“兜底”行为所导致。由于中国有五级政府财政体制，各类行政事业单位在财务统计口径中存在一定的钩稽关系。因此，从融资主体层面进行统计会存在较大的数据差异。

从负债后的投资方向角度来看，地方政府隐性债务主要用于基础设施建设以及公益性项目建设(毛捷 等，2018)。肖立晟等(2019)将市政基础设施投资支出与政府收入的差额作为估算基础，并假设地方政府债务期限为4年，计算出2017年我国地方政府隐性债务存量规模约为38万亿元。闫坤等(2019)用基建支出总额减去预算内支付的部分，测算出2017年地方政府隐性债务存量约为39万亿元。

由此可见，根据政府负债后的投资方向角度计算出的政府隐性债务规模较为统一，但是该方法在估算隐性债务规模的过程中并未剔除地方政府显性债务以及利用各类财政渠道形成的还本付息额。为剔除隐性债务存在年度还本付息额这一难以统计的难题，我们对政府隐性债务的规模统计也从投资方向角度进行，但采用年度新增额，即地方政府用于基础设施建设的年度新增投资额减去预算内投资以及法定公开负债来源资金。

三、机理分析及研究假设

(一)预算软约束对地方政府隐性债务的作用机理

2014年10月发布的《国务院关于加强地方政府性债务管理的意见》(国发〔2014〕43号)明确指出：“要硬化预算约束，防范道德风险，地方政府对其举借的债务负有偿还责任，中央政府实行不救助原则。”同时还指出：“地方政府难以自行偿还债务时，要及时上报，本级和上级政府要启动债务风险应急处置预案和责任追究机制，切实化解债务风险，并追究相关人员责任。”这说明硬化预算约束，防范道德风险，是地方政府面临隐性债务风险时的一条重要治理路径(华国庆 等，2016)。同时对于地方政府隐性负债行为而言，预算软约束也是一种重要的预期因素。

在现行分税制财政体制下，为了弥补地方政府财政收支缺口和实现不同地区之间财务的均等化，构建了现行的转移支付制度。然而，这一弥补措施可能会对地方政府负债融资行为产生短期负向抑制和长期正向刺激两种作用。从短期来看，由于对地方政府财力缺口进行了弥补，会降低地方政府举债融资的短期需求；从长期来看，则会产生“公共池”问题和“预算膨胀”道德风险，使得地方政府会倾向于更大的举债规模来加大投资以追求本地区经济增长绩效。运用收集与整理的数据，可以初步得出预算软约束(中央对地方的转移支付)与地方政府隐性债务之间关系的大体趋势，具体如图1所示。

图1 预算软约束与地方政府隐性债务的关系

结合上述机理分析以及实践中数据关系，我们提出假设1：

H1：预算软约束与地方政府隐性债务之间呈正相关关系，即预算软约束对地方政府隐性债务规模的增长存在一定的制度驱动作用。

(二)经济增长对地方政府隐性债务的作用机理

在财政分权模式下，地方政府存在自己独立的事权。与此同时，在政治集权的视角下，又容易形成以GDP增长率为关键指标的“标尺竞争”。以基础设施建设为主的投资就受到地方政府的青睐(李郇 等，2013)。基础设施往往需要大规模的资金投入，且项目的建设周期与投资回收期均较长，尤其是大部分公益性程度较高的项目容易演变为政府“垫资施工”的项目，这就形成了地方政府有限财政资金和经济增长目标驱动下的财力“竞争”缺口，形成地方政府隐性负债(马万里，2019)。运用所收集的数据，同样可以得出地方人均GDP与地方政府隐性债务之间关系的大体趋势，具体如图2所示。

图2 人均GDP与地方政府隐性债务的关系

综合上述机理分析以及实践中的数据关系，我们提出假设2：

H2：地区经济增长水平与地方政府隐性债务之间呈正相关关系，即地区经济增长对地方政府隐性债务规模的增长存在一定的目标拉动作用。

(三)预算软约束、经济增长对地方政府隐性债务的作用机理

由于财政分权体制下地方政府事责与财权间的“天然缺口”，同时在GDP增长锦标赛下又存在政府投资需求的“竞争缺口”，这些都使得地方政府具有寻求财政外资金的现实压力(洪源 等，2017)。于是地方融资平台通过各类方式进行举债，以解决发展中的资金缺口问题。2014年《预算法》修订后，地方政府可以通过法定渠道举债，但是需要经过一定的审批程序，且与地方政府相关土地出让金收入规模挂钩(王璐，2020)。基础设施投资则可以直接作用于地方政府土地等相关税费收入的增长，拉动经济增长，同时进一步获得来自中央的转移支付。因此，这就构成了一个地方政府投融资主体追求经济增长的目标驱动，加上现行体制中较多来自上级政府补助的预期，共同导致地方政府隐性债务规模扩张的逻辑关系。

与此同时，利用收集到的数据，可以初步得出地区经济增长与预算软约束之间关系的大体趋势，具体如图3所示。从图中可以看出，经济发展一般的地区，对中央救助的预期，即预算软约束会越多。而经济发展较好的地区，预算软约束则较少。从这一角度来看，经济增长与预算软约束之间的关系存在区域异质性。

图3 人均GDP与预算软约束的关系

结合上述机理分析以及实践中的数据关系，我们提出假设H3：

H3：经济增长目标会直接拉动地方政府隐性负债，同时会通过影响预算软约束预期促进地方政府隐性负债行为，且这种作用机制存在区域异质性。

总结上文的作用机理与逻辑分析，可以得出地方政府隐性债务规模增长的动力机制图，具体如图4所示。

图4 地方政府隐性债务规模增长的动力机制

四、数据说明和模型设定

(一)变量和数据说明

1.地方政府隐性债务(debt)。我们从投资方向角度测算地方政府隐性债务规模，为了剔除政府利用财政购买性支出偿还隐性债务数额这一统计难题，采用地方政府每年用于投资的债务新增额进行计算。具体的，借鉴汪德华等(2019)的研究，通过测算每一年份地方政府在城市基础设施建设上新增的投资额，减去政府预算内投入的资金以及公开发行债券获得的资金，得到地方政府每年用于基建投资的隐性债务新增额，具体公式如下：

地方政府隐性债务=城市基础设施建设投资额-市政建设预算投入-地方政府发行债券投入

样本观测时期设定为2006年至2017年，数据来自《中国城市建设统计年鉴》和《中国城乡建设统计年鉴》。

2.预算软约束(soft)。一般用地方从中央获得的转移支付衡量预算软约束(汪冲，2015)。根据现行财政体制，将中央对地方的转移支付分为一般性转移支付(general)(4)一般性转移支付和税收返还数据来自各省市的一般公共预算财政决算报表。、专项转移支付(special)(5)专项转移支付既包括一般公共预算财政决算报表里中央对地方的专项转移支付收入，也包括政府性基金预算财政决算报表里的中央专项转移支付收入，以及国有资本经营预算财政决算报表中的中央补助收入。和税收返还(taxreturn)。自2009年起，中央政府对地方政府的转移支付已经简化为一般性转移支付以及专项转移支付两类。为了充分利用已有数据，并保持数据的一致性与连贯性，本文依然将转移支付细分为这三类。转移支付制度下的预算软约束计算公式如下：

预算软约束=一般性转移支付+一般公共预算专项转移支付+政府性基金预算专项转移支付+国有资本经营预算专项转移支付+税收返还

用于计算的各项指标数据主要来自历年的《中国统计年鉴》、《中国财政年鉴》、财政部官网、各省财政厅官网以及各省人民政府官网。

3.经济增长(lnrjgdp)。根据目前相关文献的做法，我们采用将各省的人均GDP取对数的方式对经济增长指标进行度量，具体数据来源于《中国统计年鉴》。

4.控制变量。为了控制其他因素对地方政府隐性债务规模的影响，参考已有研究，我们对以下变量进行了控制：(1)固定资产投资占比(invest)，用固定资产投资占GDP的比重衡量，该指标反映了债务规模对投资驱动作用的依赖程度；(2)经济开放程度(openness)，用进出口总额与GDP的比值度量；(3)城市化率(urban)，目前城镇化进程的加快也是加速地方政府债务膨胀的原因(张莉 等，2018)，该指标用地区城镇常住人口与该地区常住总人口的比值衡量；(4)第二产业占比和第三产业占比，分别记为secind和thiind；(5)人口增长率(popugrow)，人口增长率会影响城市的长期经济增长，进而也会影响政府的融资需求以及债务规模(罗党论 等，2015)。数据均来自《中国统计年鉴》《中国财政年鉴》以及《中国城市统计年鉴》。

表1是主要变量的描述性统计：

表1 主要变量的描述性统计

(二)模型设定

我们构建如下计量方程，用以检验预算软约束、经济增长以及两者的共同作用对地方政府隐性债务规模的影响。其中，α1、β1、β2、β3和β4为待估参数，μi和νt分别代表省份个体固定效应以及年份固定效应，εi,t为随机扰动项。同时，我们将核心变量取对数，以解决模型中可能存在的异方差问题。

lndebti,t=α1+β1lnsofti,t+β2lnrjgdpi,t+β3lnsofti,t×lnrjgdpi,t

+β4controli,t+μi+νt+εi,t

(1)

进一步，为了避免因引入交互项可能导致的多重共线性问题，我们采用谢宇(2013)的做法，在构造交互项时用交互变量减去其样本均值进行中心化变换。式(1)转化为以下形式：

+β4controli,t+μi+νt+εi,t

(2)

五、实证分析与结果检验

(一)回归结果分析

考虑到不同省份之间以及时间维度上可能存在不可直接观察到的固定效应，经Hausman检验，得出上述模型支持采用固定效应模型。因此，本文首先采用个体和时间双固定效应模型(记为FE)进行分析。同时，地方政府隐性债务与经济增长之间存在由于双向因果关系所导致的内生性问题。因此，本文进一步采用面板工具变量法，以缓解模型的内生性问题。具体采用滞后一期和滞后二期的经济增长指标，即L.lnrjgdp和L2.lnrjgdp作为工具变量，并选择系统GMM方法对模型的参数进行估计(记为IV-GMM)。具体的，我们分别对全国、东部以及中西部地区分别进行固定效应回归以及工具变量回归，结果见表2、表3和表4。

说明：(1)(2)(3)列括号内为t值，(4)(5)(6)列括号内为z值，***、**和*分别表示在1%、5%以及10%水平下显著。表3、表4同。

表2中，第(1)列首先利用预算软约束对模型进行回归，以初步判断预算软约束对地方政府隐性债务的影响。结果发现，在全国范围内中央政府对地方施行的预算软约束，对地方政府隐性债务规模有显著的促进作用。第(2)列加入经济增长指标，发现预算软约束与经济增长均对地方政府隐性债务规模有显著的正向作用，且在加入了经济增长指标之后，预算软约束对地方政府隐性债务规模的拉动作用由57.6%提高到63.7%，提高了10.6%的幅度。进一步，在第(3)列加入预算软约束与经济增长的交互项，得到的交互项的系数也显著为正。与此同时，在工具变量法的回归估计中，在(4)(5)(6)列分别引入经济增长、预算软约束以及二者的交互项，也得到了相同的结论。由此可以得出，在全国范围内，预算软约束、经济增长对地方政府隐性债务规模均存在显著的拉动作用，假设H1和假设H2得到了验证。且预算软约束的实施会促进经济增长对地方政府隐性债务规模的拉动，而经济增长也会显著促进预算软约束对地方政府隐性债务规模的政策驱动作用。因此，假设H3部分得到验证。然而，这种作用机制是否存在区域异质性，就需要进行进一步的分区域回归分析。

与此同时，固定资产投资以及第二产业占比也对地方政府隐性债务规模存在显著的拉动作用。此外，经济开放程度，即进出口总额与地方政府隐性债务规模之间存在负向关系。同时，Anderson canon检验表明工具变量不存在识别不足的问题，Cragg-Donald检验表明不存在弱工具变量问题，Sargan(p)值表明不存在工具变量的过度识别问题。由此可得，上述工具变量的选取对于处理模型的内生性是有效的。

表3显示，在固定效应模型中，东部地区经济增长目标会显著拉动地方政府隐性债务规模，而预算软约束的实施会显著降低经济增长目标对地方政府隐性债务规模的拉动作用。而在考虑了内生性的工具变量法下，只有经济增长目标会显著拉动地方政府隐性债务规模，预算软约束对隐性债务规模的拉动作用不明显，且预算软约束也不会影响经济增长目标对隐性债务规模的拉动作用。进一步的，我们发现，在东部地区固定资产投资对地方政府隐性债务的拉动作用较为显著，而城市化率对地方政府隐性债务规模的拉动则起到显著的抑制作用。

表4在固定效应模型中，第(1)列首先利用预算软约束对模型进行回归。结果发现：在中西部地区，中央政府对地方实施的预算软约束对地方政府隐性债务规模有显著的促进作用。第(2)列加入经济增长指标，发现预算软约束对地方政府隐性债务规模依然存在显著的正向作用，且经济增长对隐性债务规模的拉动作用也是正向显著的。进一步的，在第(3)列中引入预算软约束与经济增长的交互项，得到交互项和预算软约束的系数也显著为正，而经济增长的系数却变得不显著。在工具变量回归中，首先在第(4)列引入经济增长指标，却发现其系数不显著。接着在第(5)列引入预算软约束，可得预算软约束的系数显著，而经济增长的系数依然不显著。进一步在第(6)列引入经济增长和预算软约束的交互项，可以发现：经济增长的系数不显著，而预算软约束与交互项的系数却显著为正。这说明在中西部地区，预算软约束是导致地方政府隐性债务规模扩张的一个重要因素，而经济增长对于隐性债务规模的拉动作用不明显，但是经济增长会加大预算软约束对隐性债务规模的驱动作用。

与此同时，相较于东部地区城市化率对地方政府隐性债务规模的反向作用，中西部地区的城市化率对地方政府隐性债务规模起到显著的促进作用。至此，假设H3也得到了进一步的验证，即经济增长目标能够通过影响预算软约束，进而影响地方政府隐性债务规模，且该作用机制存在区域异质性。

表4 预算软约束、经济增长对地方政府隐性债务的回归结果(中西部地区)

(二)稳健性检验(6)因篇幅限制，稳健性检验中仅展示核心变量的回归结果。若需要控制变量的回归结果，可向作者索取。

为了保证上文估计结果的可靠性，通过以下三种方法对模型展开稳健性检验。

1.替换预算软约束的衡量方式。借鉴张延等(2016)的做法，将地方政府本级预算支出与地方政府本级决算收入的差额作为预算软约束的代理变量，分别对全国、东部地区和中西部地区运用固定效应模型以及工具变量法进行回归。结果显示(表5)，核心解释变量的估计系数符号以及显著性水平均与上文的结果保持一致，而其余控制变量的绝对值、符号以及显著性也未发生较大的变化。这说明上文的回归结果不受核心解释变量(预算软约束)的具体度量方式的影响，在一定程度上说明了上文模型的合理性。

表5 预算软约束、经济增长与地方政府隐性债务规模：稳健性检验1

说明：(1)(3)(5)列括号内为t值，(2)(4)(6)列括号内为z值，***、**和*分别表示在1%、5%以及10%水平下显著。表6同。

2.剔除自治区样本。考虑到民族自治地区的特殊性，参考毛捷等(2018)的做法，将内蒙古、广西、西藏、新疆以及宁夏五个自治区的样本剔除，分别对全国、东部地区以及中西部地区运用固定效应模型和工具变量法进行回归，结果与上文的实证结果相比均无实质性变化(表6)。这说明上文中的回归结果不受极端值的影响，整体计量结果是稳健的。

表6 预算软约束、经济增长与地方政府隐性债务规模：稳健性检验2

续表6

3.改变滞后期。参考张莉等(2018)的做法，将所有的解释变量都取滞后一期，进而对模型进行回归。由于滞后一期的解释变量可以在一定程度上缓解内生性问题，我们采取固定效应模型分别对全国、东部地区以及中西部地区展开回归，得到的结果与前文的实证结果比较依然无实质性变化(表7)。这说明本文的模型与计量结果是稳健的。

表7 预算软约束、经济增长与地方政府隐性债务规模：稳健性检验3

说明：括号内为t值，***、**和*分别表示在1%、5%以及10%水平下显著。

综合可知，通过替换核心解释变量、剔除部分样本以及采取滞后一期的解释变量所得到的回归结果，与前文的结果相比均无实质性变化。Anderson canon检验和Cragg-Donald检验分别表明了工具变量不存在识别不足问题和弱工具变量问题，Sargan(p)值表明不存在工具变量的过度识别问题，即工具变量的选择合理。由此可得，本文设定的模型合理，实证结果有效。

六、结论与政策建议

本文运用我国31个省(自治区、直辖市)2006—2017年的面板数据，分地区探讨了预算软约束的政策驱动作用以及地方经济增长的目标拉动作用对地方政府隐性债务规模的综合影响。研究结果表明：(1)预算软约束和经济增长目标共同对地方政府隐性债务产生影响。从全国范围来看，预算软约束和经济增长会同时从政策驱动角度以及目标拉动角度导致地方政府隐性债务规模扩张，并且预算软约束会显著促进经济增长对地方政府隐性债务规模的目标拉动作用，而经济增长也会显著促进预算软约束对地方政府隐性债务规模的政策驱动作用。(2)经济增长目标拉动是东部地区隐性债务增长的主要原因。对于东部地区来说，地方政府隐性债务的扩张主要是由于经济增长目标的拉动，而预算软约束这一政策驱动作用对隐性债务规模扩张的作用不显著。东部地区政府城市基础设施建设融资负债形成对固定资产投资的互动关系，经济发展内生动力也较强。预算软约束作为中央政府对地方政府的一种救助政策，对于发展较快的东部地区负债融资的驱动作用并不明显。东部地区的城市化率则有助于形成公开融资渠道，因此会降低地方政府隐性负债融资行为。实践中，东部地区来自上级的各类转移支付小于中西部地区，但经济增长的目标拉动依然会带来进一步的隐性债务规模的扩张。这进一步说明，随着经济增长，由于建设类投资的需要，相关负债融资的需求依然存在。(3)预算软约束制度对中西部地区隐性债务规模存在影响。相比较东部地区由于经济增长目标拉动导致的负债融资，中西部地区隐性债务规模的扩张更依赖于中央政府的政策驱动作用，即对于中西部地区来说，预算软约束的政策驱动作用是导致地方政府隐性债务规模扩张的一个重要因素。而经济增长对于隐性债务规模的拉动作用不明显，但是经济增长会加大预算软约束对隐性债务规模的驱动作用。同时，中西部地区城市化率的提高空间依然较大，在现有经济发展水平下，城市化率提高会加大地方政府对于来自中央政府的各类转移支付的预期，从而进一步促进隐性债务规模扩大。

为进一步防范地方政府隐性债务规模集聚产生的相关风险，本文提出以下政策建议：第一，根据不同的经济增长目标确定债务限额标准。GDP政绩考核目标机制是确保经济按既定目标增长、促进地方政府间竞争以及提高政府工作绩效的重要方式。但在追求经济增长的同时，地方政府会产生相应的资本型建设项目的负债融资行为，导致隐性债务规模扩张，不确定性风险增大。因此，需要根据经济增长与债务规模扩张之间的数量关系，确定一个合理区间，进一步根据不同地区经济增长的目标基础来确定债务规模；根据不同政策的目标，建立与经济增长联动的地方政府债务限额标准，努力实现地方经济的高质量发展。第二，增强专项转移支付制度的透明化和明确化。转移支付作为预算软约束的表现方式，主要包括各类一般和专项转移支付，各类专项转移支付制度形成地方政府以及市场上相关债权人对地方政府财力和信用的预期放大和杠杆作用。因此，需要进一步优化上级政府的转移支付对地方政府的支出方向，加强对地方政府资金来源渠道的考核，特别是专项转移支付。对于地方政府如何使用配套资金进行明确规定，从而从源头上对专项转移支付对地方政府投资支出的杠杆撬动作用进行控制，并对各部门的各类专项资金的下拨划转提出公开、透明的约束。第三，制定区域差异性隐性债务规模扩张防范政策。中西部地区主要是由于预算软约束导致地方政府隐性债务，而在东部发展较快的省份和地区，导致地方政府隐性债务规模扩张的主要原因则是经济增长目标。因此，对于隐性债务的规模防控可根据不同的因素实施差别化政策。对于东部地区，加大对其债务的投入产出绩效考核，实施合理的政策防范策略，追求经济的高质量增长；对于中西部地区，通过调整中央各部门对地方的相关转移支付，在财政部建立综合性的转移支付信息库，公开相关转移支付的投向，确定对地方相关支出的撬动规模。通过促进转移支付规模的明确化和透明化，减少地方政府融资负债中债务人、债权人和中介机构各方对财政支出规模的杠杆化。