金融错配对地方财政可持续性的影响——基于金融发展的调节效应和门槛效应

刘建国 苏文杰

兰州财经大学 经济学院，甘肃 兰州 730020

一、引言

当前，为应对新冠肺炎疫情可能引致的经济下行压力，同时为积极响应国家加快建设全国统一大市场进而推动构建新发展格局的目标导向，各级政府特别是地方政府总体上倾向于实施积极的财政政策。然而精准有效施策的前提和基础是地方财政具有相当可持续性。自1994年开始实施分税制改革至今，与“财权上收，事权下移”相伴而生的是中国财政长期存在纵向失衡问题。至2020年，地方财政承担全国总财政支出的比例高达85.71%；在此基础上国务院强调进一步落实“减税降费”的政策，地方政府“财政疲劳”现象凸显(王涛等，2019[1])。在此背景下，合理评估地方财政可持续性并廓清其主要影响机制尤显必要。而财政风险与金融风险密切相关且具有联动性，因此关注财政问题必不可忽视其与金融领域的互动关系。首先，金融错配是金融市场中出现的资本配置无效率现象(张庆军等，2016[2])。金融资源的无效率配置会通过影响实体经济进一步反映到财政收支之中，最为明显的是其对企业生产、信贷资金使用周期以及居民消费行为等经济活动的影响。其次，随着中国金融发展水平不断提升，地区金融发展状况对经济产生的影响日益显现，尤其金融市场的健康发展对地区经济持续增长和地方财政稳定的影响不可忽视。基于此，金融错配对地方财政可持续性的影响可能会受到金融发展水平的影响而显现出一定的空间差异性。

Buiter(1985)[3]最先提出财政可持续性的概念。目前，学界和政府部门对政府财政可持续性问题的讨论主要围绕三个方面。第一，从政府现行财政分权体制出发，解析其财政行为对地方财政可持续性的影响。杜彤伟等(2019)[4]认为中央政府的转移支付有利于缓解地方财政可持续性压力；洪源等(2018)[5]考虑了财政压力与中央转移支付对财政可持续性的共同作用，研究发现当财政压力较小时，受道德因素制约，中央转移支付将抑制地方财政可持续性发展；除此之外，地方政府的财政竞争、预算软约束、纵向财政失衡以及它们之间相互作用机制等均会影响地方财政可持续性(Wilson and Gordon，2003[6]；张学诞和李娜，2020[7])。第二，从政府的货币行为出发，探讨解决财政可持续性问题的途径。潘美丽(2020)[8]认为维持适度的通货膨胀也是解决目前中国财政可持续性问题的途径之一；邓晓兰和黄显林(2014)[9]也认为政府赤字容易引起央行债务的货币化，进而可以有效缓解地方财政可持续性压力。第三，探析人口年龄结构转变与财政可持续性之间的耦合效应。龚锋和余锦亮(2015)[10]的研究发现，当老龄人口商品税额占GDP的比重超过一个临界值后，老龄人口比重的增加有利于财政可持续性；而Andersen(2012)[11]、刘建国和孙勤英(2019)[12]均认为人口老龄化不利于地方财政可持续性，或者存在较为复杂的影响效应而不可轻下结论。

现有文献从各个方面解析财政可持续性，以寻求解决财政压力的可行之策，但大多数解决路径主要是改革现有体制；由于制度存在变迁周期长、滞后性强和路径依赖严重等特征，因此该路径的可行性和有效性值得商榷。当然，也有从金融领域来探讨中国财政可持续性问题的文献，但从金融错配角度且纳入金融发展变量的研究，相对而言并不多见。本文在现有研究的基础上进一步聚焦，考察金融错配、金融发展对地方财政可持续性之间的关系已成应有之义。与既往研究相比，本文的边际贡献在于：第一，将金融领域的变动与目前中国所关注的财政可持续性问题纳入同一分析框架，理论分析和实证检验金融错配对地方财政可持续性的影响机制和效应；第二，采用调节效应分析与门槛估计，检验金融发展水平在金融错配影响财政可持续性过程中的作用与机制；第三，既有研究更多关注省级及以上区域，而本文将研究尺度下沉至地市级区域，可以更好地揭示其影响效应的空间差异性；第四，通过分析金融错配现象是否和怎样影响了地区经济发展与财政收支，进而为有效提升地区财政可持续性和助益解决民营企业融资困难提供新的经验支撑。

二、理论分析与研究假设

首先，分析地方政府引导金融错配的动机。中国政府体制内实施纵向管理机制，受“晋升锦标赛”影响地方官员会追求短期经济快速增长，由此形成“竞争型财力缺口”；在行政管理上实施财政分权，进而形成“天然型财力缺口”，使地方政府长期面临财政压力。在委托—代理模型下，作为管理者的地方官员会首先追求自身利益的最大化，强化投资拉动型的经济增长，其中不可避免存在短视行为甚至产生严重负面时滞效应，从而不利于中国产业转型、损害社会公共福利和社会长期发展(潘华龙，2021[13])。由于财政纵向失衡带来的地方收支缺口刚性较大，地方官员为了缓解财政压力以及追求GDP快速增长，产生了一种激励即通过干预金融机构信贷配置来推动更大规模投资(周黎安，2007[14])。其次，分析政府引导金融错配的可行性。在金融市场上，由于政企之间存在寻租行为，地方商业银行为寻求更多利益，会积极响应政府的政策偏好。因此，银行在借贷时不再把资本的边际报酬率作为唯一参考标准。这种政企之间的寻租行为间接导致地方政府对当地金融资源有一定控制权，形成金融市场上存在显性集权而隐性分权的现状。同时，地方官员不承担国有企业坏账责任，由此导致国有企业存在违约倾向，造成金融资源的财政化，带来金融风险(钱先航等，2011[15])。

通过上述分析可以发现，政府不仅有干预金融资源配置的动机，而且有干预信贷配置的可行性。政府可以通过行政干预以及土地抵押等为国有企业获取更多的金融资源，强化市场上的金融错配现象。接下来进一步分析金融错配、金融发展对财政可持续性的影响和作用机制(图1)。

金融错配作为一种市场失灵现象，其产生主要源于生产效率较高的企业并没有匹配到更多的资源，从而造成生产效率低下(聂辉华和贾瑞雪，2011[16])。本文将从财政收支两个主效应以及六个具体效应来分析金融错配对财政可持续性的影响。

(一)金融错配影响收入效应的路径

1. 投资效应。其一，从投资效率方面，由于较高的资金使用成本，中小民营企业可用投资性支出较大型国有企业要少，因此为达到预期生产目标，会不断提高其生产效率；作为管理者会尝试提高营业绩效的新方法，相应地会提高投资资金回报率。而部分大型国有企业则刚好相反，其委托代理问题更为突出，且一般对管理者的监管力相对较弱，在进行投资时管理者优先考虑自身利益最大化的倾向更加明显；且国有企业拥有更大资金优势，投资资金的充足性可以使管理者在付出较少努力的情况下，达到相同的产出目标，因此一般而言国有企业管理者更容易产生“内卷”或“躺平”现象。其二，从投资产出方面，国有企业经营规模较民营企业更为庞大，在市场中利润占比相对较高，虽然其投资效率可能较民营企业低，但其总量产出所带来的利润可能较民营企业更高，导致整体社会利润产出依然处于持续增长阶段。最终，投资效率影响的是单个企业的利润收入；投资产出影响的是整体社会生产者的利润收入，二者皆会通过影响企业增加值以及企业利润收入等，影响企业税收支出。整体投资效应取决于投资效率以及投资产出对企业税收支出影响的双向变动，因而它对财政可持续性的影响方向尚待确证。

2. 产出效应。这里所指的产出效应主要是边际产出效应。从理论上来看，结合边际报酬递减规律和生产的三阶段理论，部分中小民营企业主要面临资本投入不足的问题(李粤麟和陈云贤，2022[17])，其产出水平一般处于生产曲线的第一阶段和第二阶段，即随着要素的投入，边际产出大于0，且总体产出持续上升的阶段；而国营企业普遍处于生产的第三个阶段，即存在产能过剩的问题(马新啸等，2021[18])。由于民营企业相较于国营企业具有更高的边际产出，两者的金融错配会导致社会整体边际产出较不存在金融错配问题时更低，对社会整体投入—产出带来负向影响，且主要通过降低企业利润影响企业所得税等，降低政府税收收入，因而不利于财政可持续性的发展(孙正等，2019[19])。

3. 消费效应。由于营业税等间接税收收入的计税方式一般以产业增加值为依据，因此地方税收快速下降还会受到地区商品价格因素波动的影响(王涛等，2019)。首先，对资金使用成本较高的企业，其生产成本飙高最终反映到产品价格上，居民会减少消费或用其他产品替代该产品，在竞争水平较高的市场环境下，致使整体营收水平下降。其次，对产能过剩企业，过多的产出导致产品价格下降，使其受到边际成本升高与销售价格下降的双重影响。营业收入的波动最终反映到企业营业税支出中，对政府的财政可持续性产生反向的抑制作用。最后，价格波动使居民消费行为发生改变，除了影响企业营业收入以外还会导致社会整体福利下降，进而通过降低消费税等，进一步降低地方政府财政收入，反作用于地方政府财政可持续性。

4. 税收创造效应。国企投资包含大型基建项目，其特点为投资周期较长，因此基于货币创造乘数理论，长期占用资金会降低货币创造乘数效应，减少货币流动性，进一步降低税收收入，不利于财政的可持续性发展。

(二)金融错配影响支出效应的路径

1. 溢出效应。财政支出中有很大一部分用于增加地区基础设施，而地区基础设施建设大多由国有企业完成。在此过程中，通过金融错配路径会将其他更多资金配置到国有企业中，其与政府的财政支出形成互补，在资金投入目标相同的情况下可以有效减少财政支出、提高财政支出效率。进一步，由于政府主导的基础设施建设一般具有较高预期收益，一方面可以直接提高企业所得税对政府财政可持续性产生正向影响；另一方面它带来的地区基础设施建设的完善具有一定溢出效应，有利于吸引人力资本流入以及提高城镇化水平，进一步强化了财政支出的效果，有助于提高财政可持续性。

2. 互补效应。政府支出包括消费性财政支出和转移支付性财政支出，在此主要指转移支付性财政支出。从企业角度而言，政府对企业的补贴与金融机构的贷款都属于外来资金收入，二者之间具有互补性。不管是政府补贴还是政府引导下的金融资源配置，本质上体现了政府提高地方产出水平的最终目标。在金融资源配置较低即借贷成本较高的企业，政府补贴可以提高其生产效率；在金融资源配置较高即借贷成本较低的企业，政府补贴体现出其非效率性(刘亭立等，2020[20])。由于政府补贴时未充分考虑金融错配问题，导致由于信息不对称性催生出的补贴低效率问题。除此之外，企业收到的政府补贴并不完全用于政府所期望企业投入的方向，即存在道德风险。因此，为达到相同的产出目标，政府需要投入更多的资金，不利于财政可持续性。

通过对收入效应和支出效应两个维度的分析，本文认为金融错配会对地方政府财政可持续性产生影响，但具体作用方向并不明晰。据此，本文提出研究假设1a和假设1b。

假设1a：金融错配对地方政府财政可持续性具有显著提升作用。

假设1b：金融错配对地方政府财政可持续性具有显著抑制作用。

金融发展最主要的表现就是信贷规模的扩张以及信贷效率的提升(Beck，2005[21]；Da，2002[22])，它对金融错配影响财政可持续性的作用机制，存在两条主要路径。

其一，从金融错配影响财政可持续性的收入效应路径来看，随着金融发展水平的提高，金融机构可以通过对企业有效监控，改善道德风险，提高投资效率(Boot and Thakor，1997[23]；顾海峰和张晶，2021[24])。同时金融发展水平提高意味着金融规模的扩大，金融机构拥有更多的漏出资金，可以为边际产出较高的企业提供资金支持，提高市场整体投资产出的同时可以提高自身收入。但金融发展水平的提升也为金融错配提供了更大的可操作性空间，进一步强化了金融资源错配在企业产出之间的影响，从而强化其对财政收入效应的影响。

其二，从金融错配影响财政可持续性的支出效应路径来看，随着金融发展水平的提升，金融机构为实体产业提供了更多的资金支持，可以有效扩大其溢出效应。由于金融资源与政府补贴的互补性，金融资源较多的地区，在达到相同目标的前提条件下，政府的投资性支出可以相应减少。但并不是金融发展水平的提升总是有利于提高政府支出效率，在经济政策存在不确定性的情况下，金融发展会给企业带来更多不确定性，对企业创新投入具有负向调节作用(严复雷和史依铭，2021[25])，弱化了政府补贴的作用，从而在财政支出端强化了金融错配对财政可持续性的不利影响。

基于以上分析，金融发展一方面从收入端促进了金融错配带来的投资效应，并且在支出端扩大了金融错配所带来的溢出效应；另一方面从收入端降低了金融错配导致的产出效应，并在支出端弱化了互补效应的结果。故此，本文认为金融发展对金融错配影响财政可持续性的调节作用存在多个维度的作用效果，作用方向尚不明晰，需要进一步验证。据此，本文提出研究假设2a和2b。

假设2a：金融发展水平越高，则金融错配对财政可持续性的作用越强。

假设2b：金融发展水平越高，则金融错配对财政可持续性的作用越弱。

值得注意的是，结合文献梳理和理论分析，我们发现在不同金融发展水平，金融错配对财政可持续性的影响可能存在非线性关系，故此提出研究假设3。

假设3:金融错配对财政可持续性的影响存在显著金融发展门槛效应。

三、研究设计

在前述理论分析基础上，本文进一步开展实证检验，以分析金融错配和金融发展影响财政可持续性的主要作用机制和显著特征。

(一)数据来源

本文制备了中国30个省(区)所辖242个样本城市(不含西藏和港澳台地区)2015—2020年的面板数据。首先，根据中国2014年颁布的《预算法》，地方政府可以在限额内自行发债筹集资金；此后，地级市债务信息更加精确且完善，使得研究中的核算更具有可信度，因此本文选取2015年以后的数据来测度财政可持续性。其次，所需财政收支数据以及政府债务数据来源于Wind数据库，对于缺失数据通过各样本城市每年政府官网公布的财政预决算公报予以补全；金融错配数据来源于国泰安数据库，通过对所有上市企业数据进行筛选，剔除金融类上市企业和ST上市企业数据，并保留所观测年份具有连续观测值的样本，最终获得48个细分行业共1756个样本企业数据(通过进一步核算获得)；金融机构年末存贷余额、人均GDP、固定资产投资总额、经济开放度和城镇化水平等数据来源于《中国城市统计年鉴(2016-2020)》和Wind数据库，其中个别缺失数据通过查询各样本城市《国民经济和社会发展统计公报》补齐(固定资产投资总额2018—2020年数据根据公布的增长率数据测算得出)。

(二)模型构建

根据前述理论分析，金融错配与财政可持续性之间存在负向抑制作用。为更好地分析三者之间的关系，本文分两步构建金融错配与财政可持续性之间的面板回归模型。

首先，未纳入金融发展变量，主要考虑金融错配和财政可持续性两个关键变量，以更清晰地分析其影响水平，设定基准模型(1)：

(1)

其中，ffdit为本文核心解释变量，其含义为i地区在t年份的金融错配程度；Sit表示地方财政可持续性，一般认为地方财政可持续性越好，该“融资缺口”指标越高；Xit为控制变量组；εit为残差项。

继而本文借鉴温忠麟和叶宝娟(2014)[26]的研究方法，纳入金融发展变量，并主要验证其调节效应。根据前述理论分析，金融发展水平作为影响地区金融市场的外部环境因素，可以对金融错配与地方财政可持续性之间的关系发挥调节作用(图2)。基于此，本文构建扩展模型(2)和模型(3)：

(2)

(3)

(三)变量选取

1. 被解释变量。财政可持续性Sit。本文采用Giammarioli et al.(2007)[27]提出的“融资缺口”指标来测算，但他提出的核算公式存在天然缺陷，即此后无穷期的财政盈余数据具有不可获得性。因此，为达到有效测度的目标，本文借鉴龚锋和余锦亮(2015)运用的核算公式对财政的可持续性进行计算，并且对长期累积财政盈余的测算采取折衷算法。具体公式为：

(4)

其中，Sit为财政可持续性；fissurit表示i市从第t年开始的财政盈余累积值；gdppvit表示i市从第t年开始国民生产总值折现值的总和；bit表示i市第t年的债务负担率数据；It+i表示各个市政府的财政收入；Et+i表示各个市政府的财政支出；r表示社会折现率，因本文研究基于2015年以后的数据，参照《建设项目经济评价方法与参数(第一版)》的规定，将社会折现率设定为8%。

2. 核心解释变量(表1)。(1)金融错配(ffdit)。既有文献主要通过资本与劳动产出弹性比(曹玉书和楼东玮，2012[28])、企业资金使用成本与所在行业平均资金使用成本之间的偏离(邵挺，2010[29])以及国有企业资金使用效率与社会平均资金使用效率的偏离(张庆军等，2016)三种方法来衡量。首先，资本与劳动产出弹性比的测算忽略了技术投入对产出的影响，且不能准确刻画金融错配问题的本质，即资本边际报酬在资源配置中的作用。其次，第二种方法未考虑到私营企业本身资金使用成本较高，轻度的偏离属于一种市场现象，不能准确刻画由于市场机制失灵导致的金融错配问题。相比之下，第三种方法所引用的资本回报率可以有效衡量企业资金使用效率，而企业与市场上平均资金回报率的偏离可以一定程度上衡量资源错配现象，与本文所描述的金融错配问题最为贴近。但仅考虑国有企业资金使用效率与市场平均资金使用效率过于局限，因此本文在此基础上采用企业资本回报率与所在行业平均资本回报率之间的偏离水平来衡量金融错配程度，先对各上市企业资金使用效率与行业平均值偏离度分别核算其金融错配程度，并依据其资本在所属城市所有上市企业总资本值中的占比(φi)，对各地级市企业资金使用效率进行累加，以该地级市总的资金使用效率偏差来衡量各地级市金融错配程度，更贴近金融错配的理论定义。(2)金融发展(finit)。借鉴黄大为(2021)的研究[30]，本文采用金融机构年末贷存比数值衡量金融效率，该数值越高则表明金融机构的盈利能力越好、该地区金融发展程度越高。除此之外，本文也纳入了金融机构年末存贷余额与GDP的比重来衡量地区金融发展对经济运行提供的金融支持程度，该数值越高则表示该地区金融规模越大、金融发展水平越高。

3. 控制变量。借鉴孙正(2020)[31]的研究，考虑到被解释变量中含有财政盈余数据以及政府债务数据，本文选取人均GDP(rgdpit)、固定资产投资比率(faiit)、经济开放水平(eoit)、城镇化水平(urbit)、人口密度(pdenit)和政府支出分权程度(fedit)共六个控制变量，进一步解析金融错配对地方财政可持续性的主要影响机制，检验本文研究假设(表1)。

表1 变量说明及描述性统计

四、实证结果分析

(一)相关性检验

为初步验证相关变量间是否存在多重共线性问题，本文进行相关性检验(表2)。由表2结果可知，各变量间相关性系数均较小，说明各变量间基本不存在严重的共线性问题。

表2 相关性检验

(二)平稳性检验

为了保证后续回归分析的有效性，本文对核心变量进行了ADF-fisher平稳性检验(表3)。由表3检验结果可知，p值均显著小于0.01，强烈拒绝变量存在单位根的原假设，故核心变量均通过平稳性检验，可以进行回归分析。

表3 单个变量单位根检验结果

(三)基本面板回归结果分析

通过Hausman检验和LM检验，本文最终选用固定效应模型，并且通过VIF检验以及相关性检验以避免多重共线性问题。考虑到金融错配和财政可持续性之间可能存在双向因果关系，本文在用金融错配变量进行基准回归的基础上，用金融错配变量的一阶滞后项对其进行替换，并再次进行回归，以确保本模型具有相当的稳健性(表4)。

续表4

由表4回归结果可知，在未加入金融发展调节变量时，金融错配对财政可持续性表现出显著抑制作用；且财政可持续性不仅会受当期金融错配程度的影响，还会受上一期市场上出现的金融资源错配问题的影响。以上结果初步验证了研究假设1a结论的合理性，同时否定了假设1b。第一，当期金融错配主要通过收入端作用于财政可持续性。首先，由投资效应与产出效应共同作用所导致的企业增加值的减少与营业利润的下降将直接体现在企业当期财务报表中，通过降低企业所得税以及相关增值税等影响财政收入水平。其次，由于企业资金限制所导致的生产规模与最优生产规模之间的偏差带来的生产成本的增加，最终会体现在其产品之中，对消费者的消费行为会产生影响，在降低社会整体福利水平的基础上，进一步降低了消费税与营业税等。第二，前期的金融错配主要通过支出端作用于财政可持续性，无论是通过溢出效应还是互补效应所影响的财政支出效率变动，都需要一定的反应周期。但从整体回归结果可以看出，无论在长期还是短期，金融错配都将一定程度上弱化了地方政府财政可持续性。值得关注的是，财政支出分权系数均为负值，且在1%水平下显著，说明地方与中央政府财政支出分配比例差距越大，地方政府所面临的财政可持续性压力越严重。事实上，自财政分权制度实施后，地方政府普遍面临较多的事权，而没有与此相匹配的财政收入来弥补其财政收支缺口，因此地方政府承担的财政支出越多，其财政越不可持续，计量分析结果与现实发展状况吻合度较高。

表5 调节效应回归分析结果

续表5

表5中第(1)列和第(2)列是以金融效率为调节变量的回归结果。表5显示，金融发展与金融错配的交互项为负值，其作用方向与金融错配的方向保持一致，因此金融发展显著强化了金融错配对财政可持续性的抑制作用。回归结果验证了假设2a的合理性，同时否定了假设2b。为检验调节效应模型的稳健性，本文通过替换变量即引入金融规模来衡量地区金融发展程度，再次对金融发展的调节效应进行了检验，其回归结果列示于表5中第(3)和第(4)列。仅就金融错配与金融发展的一次交互项来看，并没有展现出金融发展对金融错配与财政可持续性关系之间的显著调节作用，但这并不能否定金融发展水平作为外部市场环境对金融错配与财政可持续性之间关系存在调节效应。出现结果不显著的原因可能是由于金融发展具有正反两个方向的调节作用，从而导致其作用效果相互叠加或者由于其调节效应的非线性，致使回归结果不显著。针对以上可能的原因本文进一步运用模型(3)进行检验，检验结果如第(4)列所示。如第(4)列回归结果所示，财政可持续性对金融发展平方与金融错配交互项的回归系数显著为正，因此金融发展对金融错配与财政可持续性的关系具有U型调节效应。具体来看，当金融发展规模较小时，其对金融错配和财政可持续性之间的关系具有正向促进作用；而当金融规模较大时，金融发展对金融错配和财政可持续性之间的关系具有负向调节作用。金融发展的调节效应随着自身临界点的变化而表现出较为明显的异质性，当低于临界值时，主要表现出对金融错配负向抑制作用的强化；而当金融规模超越临界点后，主要表现出对金融规模负向抑制作用的弱化。这与前述理论分析较为一致，在金融规模较小时，随着金融规模的扩大，金融市场为政府所引导的金融错配提供了更大的可操作空间，扩大了金融错配的负面影响，因此展现出对金融错配负向抑制作用的强化；随着金融规模不断扩大并超过某临界点，金融规模的扩大为金融机构提供了部分资金漏出，使中小民营企业获得更多融资机会，缓解其融资约束压力，有效缓解金融错配通过支出端对财政可持续性造成的负面压力。

最后，由表4和表5回归结果可知，无论是否考虑金融发展的调节效应，甚至进行替换变量对金融发展调节效应的回归结果进行稳健性检验，其结果都显示地区经济发展程度、固定资产投资以及经济开放程度均对财政可持续性具有正向的促进作用。一般认为，一个地区的经济越发达，其财政越具有可持续性，这与现实较为一致；投资规模与财政可持续性之间的正向关系可能是基于投资拉动型的经济增长，促进了当地的经济发展，提高了财政支出的效率，增加了企业盈利，刺激了居民消费等多重效果，进而有效提高了政府的预算收入，对政府的财政可持续性压力具有有效缓解作用；经济开放度对财政可持续性的正向作用可能表现在地方利用外资水平的提升可以为地区创造更多利润，从而有效增加地方财政收入，且财政开放度的提升可以提高地方政府对外来企业的税收收入，整体上有利于财政可持续性的发展，这与现实基本一致。

(四)稳健性检验

为保证实证结果的准确性与可信度，本文的稳健性检验主要采用替换解释变量和更换回归模型两种方式，两种方法的结果均表明所做回归具有较好稳健性。

1. 替换解释变量。其一，为防止金融错配与财政可持续性之间可能存在的线性相关关系以及双向因果关系，本文采用金融错配的一阶滞后项作为替换变量进行再次回归，结果已于表4中列示。一般认为当期财政可持续性不会影响前一期的金融错配程度，再次回归结果充分验证了本模型具有相当稳健性，并初步排除金融错配与财政可持续性之间可能存在的内生性问题。其二，为检验金融发展调节效应的稳健性，本文以金融机构年末存贷余额占GDP的比重做为金融发展的替代变量再次回归，结果已于表5列示，再次证明了金融发展对金融错配与地方财政可持续性之间的关系存在调节效应。

2. 更换回归模型。由于金融波动与财政问题均可能受地区市场化水平影响，进而导致回归结果可能存在内生性问题，为此，本文进一步对模型中的内生性进行处理，采用GMM方法对模型进行重新估计，并选取解释变量的滞后一期作为工具变量。回归结果如表6所示。在控制了变量的内生性后，除个别变量显著性水平与基础回归结果有所差别，但总体来说，本文的研究结论未发生实质性改变。

表6 稳健性检验分析结果

(五)基于金融发展的门槛效应进一步分析

以上分析结果仅反映了平均水平上金融错配对财政可持续性的影响，通过调节效应检验，本文发现由于各地区金融发展阶段不同，金融错配和金融发展对财政可持续性的影响作用亦显现出极大差异性。基于此，本文认为在不同金融发展水平，金融错配对财政可持续性的影响可能存在非线性关系。而Hansen(1996)构建的门槛回归模型是检验这一关系的有效方法[32]。因此，借鉴该方法，本文构建一般形式的门槛回归模型(5)：

(5)

其中，τ表示门槛值，具体取值由模型估计时确定；I(·)为指示变量，当地区金融发展取值位于该区间时取值为1，否则为0。

在进行门槛回归之前，本文需做以下两步检验，以确保门槛回归的真实性。

首先，用LM法对门槛效应的显著性进行检验。原假设为仅存在线性相关，若检验结果拒绝原假设，则证明存在门槛效应。考虑到F统计量为非标准x2分布，进一步采用Bootstrap模拟一阶渐进分布，构建似然比统计量：

(6)

其中，S0为不存在门槛效应时的残差平方和，而S1为存在门槛效应时的平方和。如果经过LM检验证明存在一阶门槛变量，则需要继续检验是否存在双门槛值。

其次，采用Hanson似然比统计量检验门槛值的真实性，构建似然比统计量：

(7)

通过对门槛效应进行检验，结果分别如表7-1和表7-2所示。其中，表7-1是将金融机构年末贷存比作为门槛变量，以衡量金融发展的门槛效应的检验结果。为了确保模型稳健性，本文在模型7-2中引入金融机构年末存贷余额占GDP比重来衡量金融发展的门槛效应，同样，回归结果通过检验，因此本文最终选取双重门槛效应进行后续分析。

表7-1 金融发展门槛效应自抽样检验结果

表7-2 金融发展门槛效应自抽样检验结果

对金融发展的门槛值的真实性进行检验(表8)。似然比LR均小于5%显著性水平上的临界值，不能拒绝原假设，表明金融发展的门槛估计值与真实值一致。

表8 金融发展门槛估计结果

完成以上检验，即可进一步进行门槛回归以验证研究假设3。由表9可知，门槛值将金融发展划分为三个区间。根据不同区间金融错配系数的变化可知，随着金融发展的程度加深，金融错配对于地方财政可持续性的影响表现出非线性特征。

表9 门槛回归模型估计结果

续表9

同样由表9可知，金融错配的系数分别为-0.142、-0.627和-1.514，验证了金融错配对财政可持续性的影响存在典型的金融发展门槛效应，且随着金融发展门槛值的提高，金融错配对财政可持续性的抑制作用越来越大。具体来看，当金融发展越过第一个门槛值前，金融错配对财政可持续性的影响作用并不显著。这可能是因为金融发展程度过低时，金融行业的波动还不足以影响实体经济的发展，不会体现在财政可持续性的波动之中；而当金融发展越过第一个门槛值之后，金融错配对财政可持续性表现出显著负向作用即抑制作用，且当金融发展水平跨越第二个门槛值以后，金融错配对财政可持续性的抑制作用进一步增强，即金融错配程度越高，财政可持续性面临的压力越大。

表9的模型2结果显示，金融错配的系数分别为0.426、-0.754和-2.232，且结果显著。模型2中金融发展主要以地区金融规模来衡量，从回归结果可知，当金融规模较小时，金融错配对财政可持续性的正向促进作用大于其反向抑制作用，此时金融领域更多表现出其对实体产业的支持作用。产生该种结果的第一个原因可能是，此时企业并没有表现出很明显的产能过剩问题，因此资源的非均衡配置，促使部分企业产出快速提升，进而市场整体产业增值、企业利润收入快速增长，使财政收入在初期的金融错配作用下，维持更高水平；产生该种结果的第二个原因可能是在金融发展初期，金融错配为部分企业提供了充足的资金支持，配置到部分国有企业中的资金刺激了基础设施建设，有利于扩大其溢出效应，并且其与财政支出的互补效应亦得以发挥，使财政支出在较低水平达到了更高效率的市场效果。基于以上两点，此时金融错配对财政可持续性表现出显著的促进作用；但当金融发展水平跨越第一个门槛值以后，其结果与模型1的回归结果一致，且随着金融发展门槛值的提高，金融错配对财政可持续性的抑制作用增强。

门槛效应回归结果中人均GDP、经济开放度等系数依然显著为正，表现出对财政可持续性的显著促进作用；财政支出分权对财政可持续性展现出抑制作用，结果与基本面板回归保持一致，在此不再赘述。

五、结论与建议

本文聚焦中国金融与财政问题之间的联动性以及可能存在的系统性金融风险与宏观经济稳定性问题，构建了一个集成统一分析框架，进而从理论和实证两个维度分析了金融错配、金融发展对地方政府财政可持续性的主要影响机制与典型特征；并且主要基于2015—2020年中国242个地级市的面板数据并构建指标体系，开展了金融发展对金融错配影响财政可持续性的调节效应和门槛效应分析，并采用替换解释变量与更换回归模型两种方法解决内生性问题以保证估计结果的稳健性。研究的主要结论有三点。

第一，金融错配对财政可持续性具有显著负向抑制作用。且金融错配对地方财政可持续性的影响具有相当持续性，地方政府的财政可持续性不仅会受当期金融错配的影响，还会受到前期金融错配程度的影响。

第二，金融发展强化了金融错配对财政可持续性的负向抑制作用，若不及时防止并调整金融发展过程中的金融扭曲现象，将会为经济市场的健康发展带来很大隐患。值得关注的是，以金融规模衡量的金融发展水平，表现出对金融错配与财政可持续性关系的U型调节效应，在金融规模超越临界值以前，金融发展水平会显著促进金融错配的消极影响；当金融规模不断扩大并超过该临界值后，其有利于缓解金融错配对财政可持续性的抑制作用。

第三，金融错配对地方财政可持续性的影响存在显著双门槛效应。其一，在金融效率跨越第一个门槛值前，金融错配对财政可持续性的影响不明显；在金融规模跨越第一个门槛值前，金融错配有利于缓解地方政府的财政压力。其二，当金融发展水平(含金融效率和金融规模)跨越第一个门槛值后，金融错配会抑制地方财政可持续性，且在其跨越第二个门槛值后，金融错配表现出对财政可持续性更强的抑制作用。

金融错配发挥作用的机制受到金融发展整体环境的调节影响。总体上看，中国金融发展水平已经基本处于第一个门槛值之后，金融市场波动对财政问题的影响不容乐观，在当前制度改革存在路径依赖以及存在滞后性的情况下，地方政府应积极调整自身财政收支水平，以应对日益严重的财政可持续性压力。为避免金融错配对财政可持续性的抑制作用，本文提出三点建议。

第一，针对由市场本身造成的金融资源错配问题，中央和地方政府应适时加强对金融市场的监管力度，积极改善市场上的金融错配问题，并注意避免金融发展对金融错配问题消极作用的放大效应。其一，提高财政补贴效率。一方面通过财政补贴减少金融错配问题，如增加对中小企业的支持、弱化市场竞争对中小企业带来的融资约束问题，提高创新产出的动力；另一方面，对企业资金用途进行适当管控，提高财政支出的回报率。其二，针对处于不同金融发展规模的地区，地方政府应合理利用其金融市场外部环境的异质性对金融错配的消极影响做出有针对性的调控。一方面，对于金融规模尚且较小的区域，地方政府应重点关注金融规模扩大过程中金融市场可能产生的失灵问题；另一方面，对于金融规模较大的区域，尽管其金融错配展现出对财政可持续性更强的抑制作用，但地方政府仍可合理利用金融规模扩大过程所带来的资金漏出等对金融错配消极作用进行有效的缓解。

第二，为避免由政府主导引致的金融错配问题，中央和地方政府需要不断加强对政府官员监督力度，建立多元化绩效考核机制，弱化政府干预市场资源配置的激励，鼓励政府官员在考虑地方经济增长的同时，避免忽视社会整体福利的损耗问题。

第三，维持财政可持续性是地方政府积极财政政策的基础和保证。为避免地方政府过度依赖投资拉动型的经济增长，弱化其引导金融错配的激励，中央政府应提高对地方政府财政健康发展的关注度，完善转移支付制度，等等。