城投债对经济高质量发展的非线性影响研究

2024-07-11谈倩倩王传玉

新疆财经大学学报 2024年2期

谈倩倩王传玉

摘要：文章基于2012—2021年我国31个省份面板数据，构建经济高质量发展评价指标体系，利用内生增长模型和门槛效应模型探讨城投债与经济高质量发展之间的关系。研究发现：城投债对经济高质量发展具有边际效用递减的非线性作用，存在双门槛效应。城投债最优债务规模为19.2%，当城投债余额与GDP之比低于19.2%时，城投债对经济高质量发展的促进作用最明显；超过19.2%时，促进作用开始减弱；超过27.6%时，促进作用最弱。异质性分析结果表明：我国东部地区和大债务规模组的双门槛效应显著，中部地区的单门槛效应显著，小债务规模组的单门槛效应不显著，西部地区不存在门槛效应。对此，不同省份应根据实际发展情况合理规划城投债发债规模，实施差异化的举债措施，积极防范化解地方债务风险，使其更好地发挥对城市经济高质量发展的促进作用。

关键词：城投债；经济高质量发展；门槛效应；非线性影响

中图分类号：F812 文献标志码：A 文章编号：1671-9840（2024）02-0029-11

DOI：10.16713/j.cnki.65-1269/c.2024.02.004

A Study of the Nonlinear Impact of Municipal Bonds on High-Quality Economic Development

TAN Qianqian，WANG Chuanyu

（Anhui Polytechnic University， Wuhu 241000， China）

Abstract： Based on panel data from 31 provinces in China from 2012 to 2021， this article constructs an evaluation index system for high-quality economic development， and explores the relationship between urban investment bonds and high-quality economic development using endogenous growth models and threshold effect models. Research has found that urban investment bonds have a non-linear effect of diminishing marginal utility on high-quality economic development， and there is a double threshold effect. The optimal debt scale for urban investment bonds is 19.2%. When the ratio of urban investment bond balance to GDP is less than 19.2%， the promotion effect of urban investment bonds on high-quality economic development is most obvious; When it exceeds 19.2%， the promoting effect begins to weaken; When it exceeds 27.6%， the promoting effect is weakest. The results of heterogeneity analysis indicate that the dual threshold effect is significant in the eastern region of China and the large debt scale group， the single threshold effect is significant in the central region， the single threshold effect is not significant in the small debt scale group， and there is no threshold effect in the western region. In this regard， different provinces should reasonably plan the scale of urban investment bond issuance based on their actual development situation， implement differentiated borrowing measures， actively prevent and resolve local debt risks， and better promote the high-quality development of urban economy.

Key words： municipal investment bonds; high-quality economic development; threshold effect; nonlinear impact

党的十九大首次提出“高质量发展”，表明我国经济已由高速增长阶段转向高质量发展阶段，并指出要坚决打好防范化解重大风险攻坚战。党的二十大进一步明确指出高质量发展是全面建设社会主义现代化国家的首要任务。在我国经济发展初期，以GDP增长为核心的“自上而下”的绩效考核制度，使得地方政府更加重视基础设施建设和城市市政建设，在这种模式下地方政府获得了经济增长和政治晋升的双重激励。地方政府通过城投公司大量举债，以此促进地区经济发展。不可否认，城投公司为我国经济腾飞、快速城市化和人民生活水平提升作出了巨大贡献。但是，需要注意当前城投债的扩张速度已经超过了地方财政的承载能力，甚至在一定程度上限制了地方经济发展，这与已经明确提出的高质量发展理念相悖。

城投债作为债券市场和政府投融资的重要组成部分，对宏观经济具有重要影响。一方面，城投债会带动投资，将所募集到的资金用于基础设施建设、城市市政建设以及公益性项目等，促进城市经济发展、加快现代化进程；另一方面，城投债规模迅速扩大所引发的债务问题加剧了通货膨胀，同时又给地方政府带来了隐性债务，增大了债务违约风险，不利于地区经济高质量发展。Wind数据库统计数据显示，2022年我国城投债发行规模为48453.97亿元，人均背负城投债债务达3426元。因此，定性定量分析城投债与经济高质量发展的关系，对于防范化解重大金融风险，进一步提升各省区市的经济高质量发展水平具有重要意义。

一、文献回顾

（一）经济高质量发展

习近平总书记强调：“高质量发展，就是能够很好满足人民日益增长的美好生活需要的发展，是体现新发展理念的发展，是创新成为第一动力、协调成为内生特点、绿色成为普遍形态、开放成为必由之路、共享成为根本目的的发展。”1基于此，学界对于经济高质量发展内涵的诠释基本上是相同的。在关于经济高质量发展的文献中，多数学者围绕新发展理念进行研究。黄寰［1］基于创新发展、协调发展、绿色发展、开放发展、共享发展、总量发展六大维度共39个基础经济指标构建了我国地区经济高质量发展评价指标体系，运用灰色模糊综合评价法测度地区经济高质量发展指数。张扬［2］结合模糊粗糙集与相关系数的经济高质量发展评价指标筛选方法，对我国31个省份的经济高质量发展水平进行评价测度，运用Dagum基尼系数方法分析发现我国东部地区与中西部地区之间的发展水平差异是导致经济高质量发展水平总体差异的原因。王利军［3］立足新发展理念，运用CRITIC-TOPSIS法选取34个指标构建省际可比的经济高质量发展评价体系，对我国31个省份2008—2019年经济高质量发展水平进行测度。魏艳华［4］以广东省各城市为研究样本，通过时空熵TOPSIS评价法处理多指标面板数据，从6个方面选取多个经济高质量发展评价指标，并将2014—2019年等分为两个时间阶段进行短期评价以度量地区差异。本文在借鉴既有研究的基础上，从新发展理念出发，选取相应的17个基础指标，采用熵值法构建经济高质量发展评价指标体系，以此避免由主观赋权造成的权重损失，得到不同地区的经济高质量发展指数。

（二）城投债对经济发展的影响

城投债是我国独有的一类债券，国外文献大多研究的是政府债务对经济的影响，国内单独研究城投债对经济影响的文献也较少，其中大部分是在研究地方政府债务如何影响经济发展时将城投债包含在内。国内外学者针对地方政府债务对经济发展的影响开展了大量有价值的研究，选取的债务衡量指标以及经济发展水平衡量指标存在差异，得出的观点也不尽相同，具体可归纳为以下3类。

一是认为债务增长有利于经济发展。Elmendorf［5］指出政府债务规模扩张有利于避免经济大规模衰退，对经济增长具有积极影响。Panizza［6］指出，无论处于什么时期，地方政府债务对经济增长的作用均是正向的。范剑勇［7］实证分析验证了债务引资的合理性，即在债务转化为政府投资直接增加GDP的基础上，通过低价出让工业用地和完善基础设施建设两种渠道吸引工业投资，对地区工业增长发挥杠杆作用。崔智星［8］使用2015—2019年省级面板数据，研究发现地方政府专项债一方面通过公共投资改善投资环境，另一方面通过吸引民间投资促进经济增长，且对东部地区或发达地区的促进作用更明显。

二是认为债务增长抑制了经济发展。Cochrane［9］认为，政府债务会阻碍国民经济增长，过高的政府债务会导致不确定性或者未来税收预期增加，对经济产生的不利影响会更大。项后军［10］使用2003—2013年我国31个省份的面板数据实证检验发现政府债务会持续影响经济波动，其中地方债务规模波动对经济波动的影响最大，土地财政对地方债务影响经济稳定具有助推作用。

三是认为债务增长与经济增长呈现非线性关系。Reinhart［11］收集了44个国家200年的经济数据构建模型分析政府债务与经济增长的关系，发现当政府债务在GDP中的占比不超过90%时，两者关系不显著；当政府债务在GDP中的占比超过90%时，政府债务规模越大、经济增长率越低。Fincke［12］基于内生增长模型分析了公共债务对经济增长的影响，认为公共债务不会影响经济的长期增长。毛捷［13］对2004—2015年我国地市级数据进行实证分析，发现地方政府债务水平与地区经济增长之间存在倒“U”形关系，先促进而后抑制地区经济增长。郑金宇［14］利用2015—2020年我国省级面板数据分析发现地方政府债务与经济增长之间存在倒“Ｕ”形关系，并进一步计算出地方政府的最优债务规模。

综上，地方政府债务与经济发展之间关系密切，关于地方政府债务对经济增长影响的相关研究已较为丰富，但鲜有文献单独从城投债角度出发，研究城投债债务规模与经济高质量发展之间的关系。从某种意义上说，这忽略了由城投债规模扩张所引发的债务风险问题，不利于地方经济高质量发展。本文的边际贡献主要在于：第一，从理论分析与实证分析双重角度探寻城投债债务规模对经济高质量发展的影响，全面考察了城投债债务规模对经济发展的影响机理。第二，在经济高质量发展评价指标体系的构建中避免使用单一的经济指标来衡量城投债对经济发展的影响，本文构建的经济高质量发展评价指标体系，可全面客观准确测算出不同省份的经济高质量发展指数，综合评价不同地区的经济发展状况。第三，区别于以往从地方政府债务规模角度出发的研究，本文从城投债债务规模角度出发更深入地分析城投债对经济高质量发展的影响，有针对性地对防范化解地方政府债务风险提出合理化建议，从而弥补相关研究的不足。

二、理论分析与研究假说

最优增长模型［15］包括消费者、企业、地方政府。本文将城投债引入内生增长模型中，考察城投债对经济增长的影响。其中，消费者追求总效用的最大化，即：

[Umax=0∞e-ρtc1-σt-11-σdt] （1）

式（1）中：[ct]为消费者在t时期的消费支出，[ρ]为时间偏好率（[ρ]>0），[σ]为相对风险规避系数（[σ]>1）。假设在t时刻，消费者拥有的总资本为[kt，rk]为利率，则消费者预算约束曲线方程可表示为：

[k?=1-τrkkt-ct] （2）

联立式（1）和式（2），利用Hamilton方程可求得稳态时的经济增长率，具体如式（3）所示：

[ct?ct=1-τrk-ρσ] （3）

内生增长模型认为企业的生产函数只包括两类生产要素，分别是私人资本存量和政府提供的公共投资，则引入政府部门的柯布—道格拉斯生产函数为：

[y=f（k，g）=Akαgβ] （4）

式（4）中：y为实际产出，A为全要素生产率，k为资本存量，g为公共支出，[α>0]，[β≥0]，[α+β=1]。政府的公共支出主要由税收和举债构成，假定政府征收的是总量税，[τ]表示税率。假定政府进行基础设施建设的公共支出全部由城投债构成，政府债务即城投债占政府收入的比重为i，则公共投资总量可表示为：

[g=τ（1+i）y] （5）

资本的边际产出可表示为：

[yk=A1ατ1+i1-αα] （6）

在稳态增长路径上，资本边际收益率[yk=rk]，消费增长率、产出增长率、资本增长率相同，令经济增长率[φt=ct?/ct]，再由式（3）和式（6）可求得稳态时的平衡经济增长率：

[?t=1-τA1ατ1+i1-αα-ρσ] （7）

整理式（7）可得经济增长率关于城投债比重的导数：

[??t?i=τA1α1-τA1ατ1+i1-αα1-ασα>0] （8）

根据式（8）可知，在不考虑资本折旧的情况下，更多的城投债用于城市基础设施建设，将更有利于经济增长。因此，城投债规模扩大有利于城市经济增长，但具体增长路径尚未可知。在实际情况中，由于城投债引发的非标准化债务问题，是否会使得该种促进作用减弱或者趋向于抑制作用？基于此，本文提出如下研究假说。研究假说1：城投债债务规模扩大对经济高质量发展有促进作用；研究假说2：城投债债务规模对经济高质量发展的影响存在门槛效应。同时，基于研究假说2的检验结果，寻求经济高质量发展最大化时的债务规模。

三、研究设计

（一）模型设定

本文首先使用OLS回归、固定效应模型回归，从整体上探索城投债债务规模对城市基础设施建设的影响，然后建立门槛效应模型，寻找阈值。

1.线性设定。线性回归的基本设定如下：

[Qit=α0+α1xit+α2debit+μi+εit] （9）

式（9）中：i表示地级市，t表示时间，Qit为经济高质量发展得分，debit为城投债债务规模，xit为设定的一系列控制变量，[μi]为省份固定效应项，εit为误差项。

2.非线性设定。在前文分析的基础上，考虑城投债债务规模对经济高质量发展的非线性影响，加入二次项进行分析，模型设定如下：

[Qit=α0+α1xit+α2debit+α3deb2it+μi+εit] （10）

式（9）重点关注系数α2的符号和显著性，如果α2显著为正，则说明城投债债务规模扩大对经济高质量发展有正向促进作用，研究假说1得证。式（10）重点关注二次项系数α3的显著性，如果α3显著，则说明城投债债务规模对经济高质量发展有非线性影响，研究假说2得证。

城投债债务规模对经济高质量发展的影响可能存在门槛效应，本文假定门槛变量和门槛值均是内生的，解释变量和门槛变量为城投债债务规模。设定如下带有内生拐点的动态面板门槛效应模型：

[Qit=α0+α1xit+α21debit×q（debit<γ1）+α22debit×q（debit≥γ1）+μi+εit] （11）

在单一门槛的基础上，考虑双门槛效应模型：

[Qit=α0+α1xit+α21debit×q（debit<γ1）+α22debit×q（γ1≤debit<γ2）+α23debit×q（γ2≤debit）+μi+εit] （12）

式（11）～（12）中：q为虚拟变量，当城投债债务规模对经济高质量发展的影响存在门槛效应时，其取值为1，否则取值为0。γ为城投债债务规模的门槛值。α21、α22、α23为不同状态下的斜率参数，分别用于刻画不同状态下城投债债务规模对经济高质量发展的不同影响程度。若通过门槛效应检验，且α21、α22、α23在符号或者数字大小方面有明显差别，则研究假说2得证，并可进一步寻求经济高质量发展最大化时的债务规模。

（二）变量选取与数据处理

本文以2012—2021年我国31个省份面板数据为样本，数据来源于Wind数据库、国家统计局和各省份统计年鉴，部分残缺数据采用平均值处理。

1.被解释变量。我国的经济高质量发展，是能够更好满足人民日益增长的美好生活需要的发展，是体现创新、协调、绿色、开放、共享发展理念的发展。因此，刻画不同省份的经济高质量发展水平不能单以经济指标衡量，要充分考虑经济高质量发展的多维特征。本文借鉴相关研究［16-17］，遵循全面、准确、客观的原则，最终选取5个一级指标、17个二级指标，采用熵值法测量经济高质量发展指数，可以避免由于主观赋权造成的权重损失。本文构建的经济高质量发展评价指标体系如表1所示。

2.解释变量和控制变量。关于城投债债务规模的衡量，部分学者以城投债余额总量作为衡量指标，但此种方法没有考虑到不同经济体量的地区对城投债的需求不同，无法较为全面地衡量各地区的城投债债务规模。本文借鉴韩健［18］的做法，使用城投债余额与GDP的比值衡量城投债债务规模，记为deb，此种方法更具有相对性，能更有效地衡量不同地区的城投债债务规模。同时，为研究城投债债务规模对经济高质量发展的非线性影响，引入人均城投债发行额的二次项，记为deb2。控制变量借鉴相关研究［16，19］，选取财政赤字率、税收水平、经济水平、金融化水平、消费水平、失业率、外贸依存度等对经济高质量发展有影响的变量。变量选取及描述性统计结果如表2所示。

四、实证分析

（一）基准回归分析

本文根据式（9）和式（10）对样本数据进行基准回归分析，结果如表3所示。其中列（a）和列（b）分别为31个省份面板数据在未加入控制变量和加入控制变量后，城投债债务规模扩大对经济高质量发展的个体固定效应回归结果。可以看出解释变量deb的系数均在1%水平显著为正，表明无论是否加入控制变量，城投债债务规模扩大对经济高质量发展都有正向促进作用，研究假说1得证。列（c）和列（d）为个体固定效应回归结果，可以看出无论是否加入控制变量，解释变量二次项deb2的系数均显著，表明城投债债务规模对经济高质量发展的影响存在明显的非线性关系。

（二）门槛回归分析

本文依次对样本数据进行3次门槛检验，结果如表4所示。可知样本数据通过了单门槛和双门槛检验，但未通过三门槛检验，因此可以认为样本数据具有双门槛效应，研究假说2得以验证。利用格栅搜索法得到双门槛值为0.192和0.276，双门槛回归结果如表5所示。

根据表4中的双门槛值可将城投债债务规模分为三部分：低于第一门槛值的城投债债务规模（deb<0.192）、处于两门槛值之间的城投债债务规模（0.192≤deb<0.276）、高于第二门槛值的城投债债务规模（deb≥0.276）。进一步估计式（12）的参数，可得到不同状态下城投债债务规模对经济高质量发展的影响。由表5可知低于单门槛值0.192的系数为0.565，处于两门槛值之间的系数为0.422，高于双门槛值的系数为0.217，系数逐渐变小，存在边际效应递减趋势。这可能是因为随着城投债债务规模的扩大，地方政府需要支付更多的本金和利息，财政压力增大，同时过度依赖城投债融资可能会造成投资效率低下，导致城投债对经济高质量发展的促进作用逐步减弱。

（三）稳健性检验

1.替换解释变量。不同的解释变量可能会对实证结果产生不同影响，本文借鉴毛捷［13］的做法，采用城投债人均发行额（rjscale）替换前文的解释变量来进行稳健性检验。表6为稳健性双门槛效应检验结果，表7为稳健性双门槛回归结果。由表6可知，替换后的解释变量的单、双门槛值分别为0.533和0.974，且由表7列（a）所示不同状态下系数逐渐变小且显著，与前文回归结果一致。

2.解释变量滞后一期。城投债债务规模与经济高质量发展之间可能存在双向因果关系，城投债债务规模会影响地区经济高质量发展，但同时随着该地区经济高质量发展水平的提升，反过来也会促进或者抑制该地区城投债的发行。为消除可能存在的内生性问题，本文采用解释变量滞后一期的方法对实证结果进行稳健性检验，结果如表6中l.deb行和表7中列（c）所示。可知l.deb通过了双门槛检验，但系数检验中双门槛系数不显著，所以进行单门槛检验，结果如表7列（b）所示，低于单门槛值的系数为0.520，高于单门槛值的系数为0.289，呈现出边际效应递减的趋势，较好地支持了本文的主要结论。

3.增加控制变量。由于在研究城市经济高质量发展过程中回归结果对控制变量的选取比较敏感，本文借鉴吴辉凡［16］的做法，依次加入可能会影响经济增长的控制变量即失业率（unemploy）和外贸依存度（trade），观察阈值效应是否发生改变。回归结果如表7列（d）～（f）所示，可知随着城投债债务规模的不断扩大，解释变量的系数逐渐变小且均显著，与前文回归结果一致。表6显示解释变量均通过了门槛效应检验，表7中不同状态下解释变量的系数逐渐变小且均显著，同时其他控制变量的符号和显著性无较大变化，因此说明前文的实证结果是稳健的。

（四）异质性分析

本文选取我国31个省份数据进行研究，考虑到不同省份之间经济高质量发展水平有较大差异，因此城投债债务规模对经济高质量发展的影响可能存在区域异质性。为进一步研究各地区之间的具体影响情况，本文从两个维度出发，将31个省份依次划分为不同组别进行异质性分析。一是按照地理位置，划分为东部、中部、西部地区组；二是根据样本期内城投债债务规模的大小，划分为大债务规模组和小债务规模组。根据不同分组情况得到的回归结果如表8和表9所示。

表8为异质性门槛效应检验结果，表9为异质性门槛回归结果。表8显示东部地区通过了双门槛检验，中部地区通过了单门槛检验，西部地区的门槛效应不显著。表9列（a）～（c）依次为东部、中部、西部地区的门槛系数回归结果，可知东部地区通过了双门槛检验。由列（a）可知，当东部地区门槛效应检验结果未达到单门槛值时，deb系数为-4.053且在5%水平显著，表明城投债债务规模对经济高质量发展有明显的抑制作用。可能的原因在于：东部地区经济发展水平较高，需要的资金投入量较大，城投债发行的资金投入城市基础设施建设的作用并不明显，同时又有债务出现，所以对东部地区经济高质量发展呈现出抑制作用；当超过单门槛值时，deb系数为0.355且在1%水平显著，即城投债发挥了其本身的以债引资的作用，显著促进了经济高质量发展；当超过双门槛值时，由于大量债务积累，城投债对经济高质量发展的促进作用减弱（系数变小且显著性降低）。由列（b）可知，中部地区通过了单门槛检验，deb系数为0.410且在1%水平显著，但低于单门槛值时的系数并不显著。东部地区的产业逐渐向中部地区发展，大量基础设施建设产生了较大的融资需求，因此中部地区城投债债务规模的扩大有助于经济高质量发展。列（c）为西部地区的门槛系数回归结果，可知西部地区未通过门槛效应检验，表明城投债对西部地区经济高质量发展的影响可能不是非线性的。原因可能是西部地区政府通过城投债举债融资时忽视了产业结构升级，没有充分发挥城投债对经济高质量发展的促进作用。因而，为避免潜在风险，政府应该合理控制发债规模，同时注重产业结构升级和创新能力提升，以实现经济高质量发展。

表8显示大债务规模组通过了双门槛检验，小债务规模组通过了单门槛检验。表9列（d）、列（e）分别为大债务规模组、小债务规模组的门槛系数回归结果。列（d）显示随着债务规模的变化，大债务规模组门槛值的系数逐渐变小，表明在大债务规模组中，由于债务的不断积累，城投债对经济高质量发展的正向促进作用在逐渐减弱。列（e）中小债务规模组通过了单门槛检验但回归系数不显著，说明其非线性作用不明显。这可能是因为初期的债务会被用于城市基础设施建设和公共服务项目，促进城市经济高质量发展，但随着债务的累积，偿债压力增大，超过了政府的负担能力，导致了一定程度的财政风险和经济不稳定性。与此同时，过高的债务也可能引发资源滥用、项目重复建设等问题，导致资源配置效率低下，不利于经济高质量发展。因而，总体来看过大的债务规模对经济高质量发展的影响是非线性的，地方政府需要注意谨慎管理城投债债务规模，促进经济可持续发展。

五、结论与建议

本文选取2012—2021年我国31个省份的样本数据，实证检验了城投债债务规模对经济高质量发展的影响。研究发现：城投债债务规模对经济高质量发展的影响并非简单的线性作用，而是边际效应递减的非线性作用，通过门槛效应检验发现存在两个门槛值。即当城投债债务规模低于19.2%时，城投债对经济高质量发展的促进作用最明显；超过19.2%时，促进作用开始减弱；超过27.6%时，促进作用最低。异质性分析结果显示：东部地区和城投债债务规模大的地区双门槛效应显著，中部地区单门槛检验显著，即随着城投债规模的扩大，其对东部、中部以及债务规模大的地区经济高质量发展的促进作用存在边际递减效应；城投债债务规模小的地区单门槛效应不显著；西部地区不存在门槛效应。

基于上述研究结论，本文提出如下建议：

第一，各地区应合理规划城投债的发债规模，举债要适度合理。根据本文研究结论，可寻求一个最优的发债区间，将城投债债务规模控制在一个合理的范围内。政府应强化政策约束机制以及债务发行规模预警机制，正确引导城投债的发行，而不是一味过度发行，过高的地区债务水平不利于经济高质量发展。

第二，不同地区要实施差异化的城投债举债措施。在城投债债务规模较大的地区，其对城市基础设施建设的非线性影响更为明显。这类地区要更好地运用公司债、企业债等金融工具，使其为城市经济高质量发展服务，积极引导其在金融市场上的适度适量发行，使得城投债能在合理的债务规模区间内最大程度发挥其对经济高质量发展的正向促进作用。

第三，积极防范化解地方政府债务风险。鉴于城投债可能形成的风险，地方政府要进一步完善监管措施，警惕变相举债融资形成的隐性债务问题。可以依据财政部新修订的法定债务风险评估指标及时调整债务结构和债务规模，有效应对化解债务风险。

参考文献：

［1］黄寰，王凡，吴安兵.我国地区经济高质量发展的测度及时空演变特征［J］.统计与决策，2021（17）：112-117.

［2］张扬，解柠羽，韩清艳.中国经济高质量发展水平测度与空间差异研究［J］.统计与决策，2022（1）：103-107.

［3］王利军，陈梦冬.中国经济高质量发展水平测度［J］.统计与决策，2023（6）：87-91.

［4］魏艳华，王丙参，朱琳.基于时空熵权TOPSIS评价法的经济高质量发展水平测度：以广东省为例［J］.统计与决策，2023（8）：91-95.

［5］ELMENDORF D W，MANKIW N G.Government debt［J］.Handbook of macroeconomics，1999（1）：1615-1669.

［6］PANIZZA U，PRESBITERO A F.Public debt and economic growth：is there a causal effect？［J］.Journal of macroecono- mics，2014（41）：21-41.

［7］范剑勇，莫家伟.地方债务、土地市场与地区工业增长［J］.经济研究，2014（1）：41-55.

［8］崔智星，胡志勇，姜枫.地方政府专项债经济增长效应的实证研究［J］.财政科学，2021（1）：52-62.

［9］COCHRANE J H.Understanding policy in the great recession：some unpleasant fiscal arithmetic［J］.European economic review，2011（1）：2-30.

［10］项后军，巫姣，谢杰.地方债务影响经济波动吗［J］.中国工业经济，2017（1）：43-61.

［11］REINHART C M，ROGOFF K S.Growth in a time of debt［J］.American economic review，2010（2）：573-578.

［12］FINCKE B，GREINER A.On the relation between public debt and economic growth：an empirical investigation［J］. Economics and business letters，2015（4）：137-150.

［13］毛捷，徐军伟，江萍.以债引资：城投债与资金跨地区流动［J］.中国人民大学学报，2022（6）：89-103.

［14］郑金宇，钟玮.地方政府债务对经济增长的非线性影响［J］.统计与决策，2022（24）：149-153.

［15］李桂君，田宗博，宋砚秋.地方政府债务对城市经济高质量发展的影响研究［J］.中央财经大学学报，2023（1）：3-14.

［16］吴辉凡，孙成己，项后军.地方债对区域经济高质量发展的影响研究［J］.学术研究，2023（3）：101-108.

［17］李景尧.城投债规模对经济高质量发展的影响及区域差异研究［D］.上海：上海财经大学，2022.

［18］韩健，程宇丹.地方政府债务规模对经济增长的阈值效应及其区域差异［J］.中国软科学，2018（9）：104-112.

［19］罗鸣令，管春晓，洪蕴.地方政府债务影响经济高质量发展的空间溢出效应研究：基于债务规模和债务结构两个视角［J］.重庆科技学院学报（社会科学版），2023（2）：31-46.

［20］朱文蔚，陈蕾兰，邓作勇.地方政府债务风险评价及警情分析：基于我国31个省份2013—2021年数据［J］.新疆财经，2023（4）：48-57.

［21］章颖.城投债对地方经济增长的影响研究［J］.当代经理人，2022（4）：27-37.

［22］陈松，曹瑜强，王红建.市场化改革、政府融资的挤出效应与资源错配：基于各省份城投债发行的经验证据［J］. 南开经济研究，2022（3）：81-97.

［23］李程，沈琳.地方政府债务对产业结构优化的影响研究：基于“双循环”新发展格局的实证分析［J］.新疆财经， 2022（4）：29-37.

［24］张向达，杨雪芹，刘冬冬.城投债规模对经济增长的影响及阈值效应［J］.管理现代化，2020（1）：1-5.