地方政府債務擴張與風險對經濟增長的影響研究

(一)、問題的提出與文獻回顧

2018年7月底，財政部和中國人民銀行在微博上圍繞著“地方債”問題相互指責，社會各界對此廣泛關注，這也再次引發了學界對地方政府性債務的探討。經過2010～2016年的“去杠桿”以及對政府性融資平臺(LGFV)的集中清理，目前我國地方政府性債務情況仍然存在“總量大、負債率高、償債難度大、控制難度大”的特點。據審計署和國信證券經濟研究所反映的情況整理，2010年底我國地方政府(包括省、市、縣三級，以下同)性債務余額共計10.7萬億元；2013年該指標增至17.5萬億元；2015年和2016年地方政府性債務存量有所減少，但仍然高達16萬億和15.32萬億元。而地方政府違規融資的案例也屢禁不止，如2018年4月18日審計署《2017年第四季度國家重大政策措施落實情況跟蹤審計結果》披露，邵陽市、包頭市、銀川市等6市縣通過違規出具承諾函、簽訂政府類工程協議等形式違規形成政府隱性債務154.22億元；《2018年第一季度國家重大政策措施落實情況跟蹤審計結果》則指出，大慶市、重慶市南岸區通過向企業借款形成政府性債務19.7億元，云南、湖南、吉林、重慶等有10個縣市虛增財政收入15.49億元。

我國地方債膨脹的成因較為復雜，地方債擴張對經濟的驅動作用是關鍵原因之一。在債務擴張的研究中，目前已形成較為成熟的理論模型。如Barro(1990)提出的模型認為政府支出是促進經濟增長的重要因素，而朱文蔚(2015)將Barro模型擴展至含有地方債務的情況，理論上說明了地方債務對地方經濟的影響具有倒U形特征；劉偉江(2017)則將平滑遷移機制引進巴羅模型，考察了地方債在影響經濟發展中的平滑轉移特征，以及區域異質性。實證研究同樣可以得出類似的結論。Reinhart和Rogoff(2010)研究了20個發達國家負債率對經濟增長的門限效應，并求得負債率臨界值為90%；Thumrongvit 等(2013)使用世界銀行提供的動態面板數據闡明了債務與經濟發展的關系，他認為并非所有債券都與經濟增長有正相關關系，只有政府性債券能促進區域發展。國內實證研究方面，陳菁(2018)使用門限回歸模型，證明了地方債對我國經濟發展也具有門檻效應，且門檻值是唯一的；林春、孫英杰(2018)則研究了地方債務與全要素生產率的關系，首先使用數據包絡分析法(DEA)對全要素生產率進行測度，再使用GMM方法檢驗了地方債對全要素生產率的促進作用。大量研究均將債務危機的成因指向地方債規模與經濟的直接正相關關系，那么在目前大規模降杠桿的背景下，地方債的擴張是否仍然能驅動經濟增長？本文首先對這一點進行探究。

債務規模的擴張可能會促進地方經濟的發展，但同時會為地方財政帶來較大的還本付息壓力。以城投債為代表，地方政府性債券的利率較國債高，且投資項目具有周期長、收益率低的特點，故可能面臨較大的還本付息風險。那么，這種風險對地方經濟會產生怎么樣的影響？目前國內外已有少部分研究指出，高風險地方債可能會約束地方經濟增長。如匡小平(2012，2014)指出，當公債風險較高時，地方債利率的增加會導致公債的負擔率加重，從而影響經濟增長；Chen Zhibin等(2016)通過實證分析，認為當地方政府為了控制風險而更多地干預經濟時，地方政府的融資成本將會提升，那么經濟增長也會受到負面影響。而Eckhad等(2018)指出在2008年金融危機后，歐洲大多數國家地方債務率提升，部分高風險國家的地方政府為控制風險對負債進行約束，Eckhard發現這類國家的資產形成率降低，這將對債務風險較高的國家經濟增長產生負面影響。因此，我們希望探究我國地方債規模擴張所帶來的風險是否會對地方經濟增長起到約束作用，以及這種約束作用是否存在區域性差異。

(二)、理論分析與研究假設

(一)地方債擴張及風險影響經濟增長的理論邏輯

地方政府性債務的擴張對經濟增長具有驅動作用，雖然地方政府發放債務可能降低當期的居民消費，但它一方面能擴大政府支出規模，從而直接提高社會資本存量；另一方面還能帶動社會投資，間接促進社會資本積累。而地方生產總值在我國官員業績評價體系中占有關鍵地位，是評價地方官員政績的重要指標之一，地方生產總值越高，官僚晉升的可能性越大，故在這種不合理的政績觀作用下，地方政府更有可能通過發放大量地方債券為政績工程籌集資金，達到“跑贏GDP競賽”的目的。

而當地方債風險增加時，首先，政府的融資成本、運行成本和經濟的發展成本會隨之提升，生產容易受到阻滯；其次，高昂的發展成本也不利于招商引資，政治經濟學中認為這種現象會令地方政府在財政競爭中處于劣勢；再次，對債務風險的控制也需要付出較大的代價，新古典增長理論以及內生增長理論均認為經濟增長取決于社會儲蓄率和資本程度的對比，地方政府債務能直接增加社會投資，起到為項目籌資并促進地方經濟發展的作用，那么在目前經濟下行壓力較大，實體經濟發展困難的情況下，對地方債務風險的管控可能會導致部分地方投資項目因無法籌集到足夠的資金而擱淺，從而對地方經濟增長起約束作用；最后，對債務風險的嚴格管理可能會進一步限制地方政府的財力來源，擴大地方收支缺口，加劇“地方財政危機”。

我們還希望通過建立宏觀經濟模型對上述內容給出一個更加理論化的解釋。在研究地方政府活動的宏觀模型中，已有文獻大多使用巴羅模型來分析財政支出對經濟增長的影響。然而巴羅模型使用了連續性時間變量，無法反映地方債的還本付息行為，因此本文考慮地方政府債務具有跨期性的特點，將戴蒙德世代交疊模型(Diamond Overlapping-Generation Model)擴展至包含地方債務的情況，探究地方債擴張對經濟的促進作用，以及債務風險對經濟增長的約束作用。

(二)擴展的戴蒙德模型

(1)

2.個體行為。根據假設，若居民在第一期購買bt單位的地方債券，則他第一期的儲蓄S=(1-τ)wt-Ct-bt，第二期的消費為:

(2)

(3)

則居民的效用最大化規劃為:

(4)

(5)

式(5)為居民效用最大化的歐拉方程，將其代入預算約束式(3)中，化簡可得:

(6)

所以當期儲蓄率為:

(7)

Kt+1=s(1-τ)wtLt+(1-δ)τwtLt+RbtLt

(8)

(9)

(10)

圖1 比較靜態分析

根據對戴蒙德世代交疊模型的拓展，我們希望探究在目前大規模降杠桿的背景下，我國地方政府債務擴張是否仍能有效驅動經濟增長，以及債務擴張所帶來的地方債風險是否會約束經濟增長。為此，我們提出以下三點假設，并進行實證檢驗。

H1：我國地方債規模擴張能驅動經濟增長;

H2：我國地方債風險會約束經濟增長;

H3：我國地方債規模和風險對經濟增長的作用存在區域性差異。

(三)、實證研究

為檢驗上述三點假設，我們需要先對樣本的債務風險進行概算。首先選取多個反映債務風險的變量，通過因子分析法求出因子得分實現數據降維。然后，我們建立動態面板模型，使用系統廣義矩估計(SYS-GMM)進行參數估計，最后建立門限回歸模型探究我國債務風險是否存在合理區間。

(一)各省級行政單位債務風險評估

1.因子分析法數據說明(見表1)。我們將使用因子分析法求出各省級行政單位各年的地方債風險值，在因子分析法中，選取因子變量是關鍵，選取的因子不同所得到的結果一般不同。根據《國務院關于加強地方政府性債務管理的意見》(2014)要求，債務率、新增債務率、償債率、逾期債務率是財政部推薦使用的地方債風險指標。但是其中部分指標數據極其不健全，不符合構造面板數據的需要，且債務風險不僅與債務發行額有關，還與地方政府財政結構的抗壓能力息息相關，因此我們綜合有關文獻和理論選擇以下幾個指標作為風險因子。

第一、第二個因子是新增債務率和債務依存度。這兩個因子直接反映了某地地方債的相對規模，由新增債務量分別除以當年GDP和財政支出得出。新增債務率、債務依存度越大，則當地的地方債相對規模和債務風險也越大。而在新增債務量的測算上，考慮到城投債往往被視作地方政府或有負債(2)地方融資平臺根據項目要求可以通過SPV進行資產證券化進行打包貸款，或直接發行城投債為項目籌資。那么各地方政府對融資平臺負有擔保責任，根據Brixi(1998)對地方債務的分類方法，融資平臺所發行的城投債成為隱性的或有債務。，以及地方債數據具有不完全性的特點，我們參照黃春元、毛捷(2015)的做法，使用目標年度“地方政府債務收入(3)由于政策變化，2014年以前為“地方政府代發國債收入”，2014年以后為“地方債收入”。+國債轉貸收入+城投債”估計新增地方債務規模(4)這種估算方法可能會低估地方債規模，但在分析中，我們更關注回歸系數的符號。。其中地方債收入和國債轉貸收入數據來自《中國財政統計年鑒》，城投債數據整理自Wind數據庫。

表1因子分析變量定義

第三個因子是地方政府還本付息支出占總支出之比，該因子反映了地方政府的還本付息壓力，數據同樣來源于《中國財政統計年鑒》所提供的各省級行政單位年度財政決算報表。若還本付息支出占總支出的比重越大，證明該樣本所面臨的償債壓力和債務違約風險越大。

第四、第五個因子是地方政府稅收收入占比的倒數和地方政府還本付息支出占稅收收入之比。我們之所以如此重視稅收收入在債務風險中的作用是因為稅收具有無償性和強制性，是地方政府還本付息最根本的保障，地方債危機的極端形式便是稅收收入無法按時償還本息(姜子葉、胡育蓉，2016)。另外，地方政府舉債行為本質上是財政收入的跨期再分配，“預支”的財政資源最終仍然要通過稅收收入來平衡，龔強、賈坤等(2016)也指出當地方債過度膨脹時，政府往往采取加稅措施緩解債務壓力。故當稅收收入占比越低、地方債還本付息支出占稅收收入之比越高時，樣本的債務風險越大。

最后一個因子是城投債風險補償，城投債風險補償=城投債利率-當期無風險利率。債券的違約風險與其利率緊密相關，根據資本資產定價模型Ri=Rf+βi(RM-Rf)，Rf為無風險利率；βi(RM-Rf)則被稱為風險補償，是由資產風險引致的超額利率，可用于測度資產的風險。由于該指標計算簡便，且經濟含義明確，大量研究均采用了該指標測度地方債風險。

2.風險評估結果(見表2)。根據評估結果，在經濟較發達的東部地區，如北京、上海、廣東等地區地方債風險較小，這一方面是因為在發達地區城市化程度已接近飽和，城投壓力較??；另一方面則是因為這些地區往往財政收入充裕，地方債還本付息壓力不大。而在中西部地區，大規模的城鎮建設、基礎設施建設導致了以城投債為主的地方政府性債務擴張，再加上中西部地區的財政能力較發達省份弱，因此這些地區的地方債風險較大。因子分析法的結果與實際情況是一致的，我們整理歷年有關地方債風險的新聞、報道發現，我國中西部地區，尤其是云貴高原、寧夏地區，通報重大違規舉債事件次數較多；而東部沿海地區的債務違約事件較少。故我們認為評估結果有較好的解釋力。

表2各省級行政單位債務風險評估結果

(二)回歸分析

1.回歸分析數據說明(見表3)。為了驗證地方債規模和風險對經濟增長的作用，我們使用債務風險評估結果和我國省級面板數據，建立基準動態面板模型。由于動態面板數據天然地具有內生性，故我們使用系統廣義矩估計(SYS-GMM)進行參數估計。

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

將某地生產總值的增加額(gdpgrowth)設為被解釋變量，用于衡量地方經濟增長，并用gdpgrowth的一階和二階滯后去除經濟增長的慣性和經濟體量的影響?？刂谱兞縕包括當年地方年末人口數、地方城投債利率，以及樣本的財政收支缺口，用于消除地方人口、地方經濟發展成本、財政收支結構對樣本經濟增長的影響，其中，收支缺口用地方財政支出減去地方財政收入衡量。east、middle為區域虛擬變量，用于反映我國地方債市場的區域性結構差異。

表3回歸分析變量定義

第一、第二個核心解釋變量為資產形成額capitalgrowth及其一階滯后。根據新古典增長理論，地方資本積累是構成地方經濟增長的主要因素，故我們使用《中國統計年鑒》提供的各省各年度資本形成總額反映地方資本積累程度。而使用資本形成額的一階滯后的原因一方面是出于經濟理論，我們考慮到大部分資本(如固定資產)的建設、投產需要一定的時間，且資本稟賦也會對經濟增長產生影響；另一方面則是出于模型估計，根據該理論，滯后變量往往被認定為前定變量，與隨機誤差項無關，故當隨機誤差不存在序列相關時，使用滯后項可以大大減輕模型的內生性問題。

debt為新增地方債規模，新增規模的測算方法及依據已在前文詳述。當該變量或其一階滯后項的系數顯著為正時，我們認為地方債規模擴張能帶動經濟增長，地方政府存在融資驅動增長的現象。我們同樣可構造該變量與east、middle的交互項，探究地方債擴張對經濟增長的邊際作用是否存在區域性差異。

risk為地方債風險變量，使用前文因子分析的測算結果。同樣地，將風險變量取一階滯后作為解釋變量是因為經濟主體需要一定時間來對外來沖擊作出反應，如當地方政府注意到當地當年地方債風險超出警戒線時，往往會在第二年才會作出反應；選用滯后變量也可以降低模型的內生性。另外，我們也構造了債務規模變量和債務風險變量的交互項(riski,t×debti,t)，若將交互項與debti,t整合，可知當該變量的系數顯著為負時，債務風險越高，債務規模對經濟增長的邊際作用越低，這同樣可用于檢驗債務風險的約束作用。

2.描述性統計(見圖2)。我們以東、中、西部分組，作出主要變量的序列圖(5)由于遼寧省2017年經濟增長額數據出現異常，謹慎起見，我們選擇去除該異常值。，可見各地區的平均GDP增長量在2010～2016年大致先降后升；而新增債務量在2013年后有加速增長的趨勢，2015年后債務擴張則有所放緩，這可以反映我國目前地方債規模過度擴張情況，以及近年來大規模清理地方政府違規融資行為的效果；從東、中、西部的差異性來看，東部地區的GDP增長量和新增債務量高于中部、西部地區。我們同樣作出了新增債務量、債務風險和經濟增長量的散點圖，并分年度擬合平滑曲線(LOESS)，可以發現各年度新增地方債對GDP增長均具有正邊際作用；但這種邊際作用卻逐年降低，2010年和2011年所擬合的曲線斜率較大，2012～2014年次之，而2015～2017年的債務邊際作用則大大減??；而債務風險和經濟增長的負相關關系也較為顯著，這能初步論證債務擴張對經濟增長的驅動作用，以及債務風險的約束作用。

3.基準模型回歸結果分析。在對主要變量進行描述性統計后，我們開始在數量上探討各地方政府的債務規模、風險對經濟增長的作用。為了降低動態面板數據中存在的內生性，我們使用系統GMM對回歸模型進行參數估計，工具變量采取各變量的全部滯后項(Arellano，1991)，通過AR(1)和AR(2)檢驗模型中是否存在一階和二階自相關，并使用Sargan test來檢驗所采取的工具變量是否有效。估計結果見表4。

圖2 主要變量描述性統計

續表表4基準模型GMM估計結果

續表

變量名稱(1)(2)(3)(4)(5)核心解釋變量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)控制變量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：括號內為標準差；*表示系數顯著性，*p<0.1，**p<0.05，***p<0.01。

根據回歸和檢驗結果，我們發現各模型的AR(1)、AR(2)和Sargan檢驗均無法拒絕原假設，故有充分理由認為模型不存在序列相關，原模型是過度識別的，且所采用的工具變量具有有效性。根據各變量的回歸系數我們可以作出以下分析。

首先，模型(1)～模型(4)中，反映地方債務規模的變量debt及其滯后項debtt-1回歸系數顯著為正。這表明在其他情況不變下，地方政府債務擴張行為能有效帶動地方實體經濟的發展。我們認為，這種融資驅動型的增長并不是可持續的，因為地方債的還本付息費用大部分來自稅收收入或專項轉移支付收入，本質上是稅收收入的跨期再分配，所以這種融資驅動型增長可以被視作對未來財政能力的透支。但是從另一個角度來看，在目前經濟下行壓力較大的情況下，大量重大公共工程資金需求量較大，通過適度的債務融資則有利于地方政府尋找新的經濟增長點，釋放經濟增長潛力；且我國地方官員的政績評價往往與GDP直接相關，生產總值在地方政府之間的財政競爭中也扮演著重要角色，所以債務過度擴張的現象可能在短時間內難以遏制。

其次，地方債務風險對經濟增長具有約束作用。我們注意到，模型(1)、模型(2)、模型(4)中，反映地方債風險的變量riskt或其滯后項riskt-1的系數均顯著為負，這說明在其他條件不變的情況下，債務風險高的地方經濟增長量卻較低，這驗證了本年度的債務風險會對下一年度的地方經濟增長產生直接約束作用。而在包含交互項的模型(3)中，雖然變量riskt-1并不顯著，但是riskt-1與debtt-1的交互項系數顯著為負，這表明在高地方債風險地區，債務融資對經濟增長的邊際作用有所降低。也就是說，在高債務風險的情況下，地方政府融資并不能有效驅動地方經濟增長，這進一步驗證了地方債風險對經濟增長的直接約束作用，以及凸顯了當前控制債務風險的必要性。

我們可以為這種約束作用給出一個較合理的解釋。地方債務風險對經濟增長的約束作用的第一個原因來自還本付息壓力：當債務規模、風險較大時，地方政府的還本付息支出也相應增加，這加大了地方財政的壓力；新舉借的債務也可能更多地被用于償還舊債，實體項目所獲資金流減小，從而導致經濟增長放緩。第二個原因來源于經濟發展成本：債務風險膨脹會令市場利率提升，根據新古典增長模型，市場利率上生會令均衡增長速度降低，經濟體進入一個較低的均衡增長路徑。從實際情況來看，當利率提高時，實體經濟獲取資金的成本提高，財政部門融資也變得更加困難，地方政府在財政競爭中的優勢也會被削弱，因此地方經濟增長的阻力也會加大。第三個原因來源于地方財政行為：當地方政府察覺本年度債務風險過大時，會在下一年度主動采取風險控制措施，減少債務發行量，這種行為雖然有效控制了地方政府的融資驅動型增長現象，但經濟增長也勢必受到影響；除此之外，政府為控制債務風險而過多地使用“有形之手”干預市場經濟，可能會破壞市場環境，令經濟發展條件惡化。

最后，東、中、西部地區的地方債規模及其風險對經濟的作用存在結構性差異。觀察兩個虛擬變量east、middle及其與debt、risk交互項的系數情況可知：在模型(4)中，解釋變量east×debt顯著且系數為負，證明在我國東部地區債務融資對經濟增長的邊際作用相對中部、西部較弱。這是因為東部地區的城市化已經達到較高水平，主要投向城建領域的地方政府性債務已經達到相對飽和的狀態，經濟進一步增長的空間不大；而在平均城市化水平不高的中部和西部地區，仍然有大量的建設項目等待落地，基礎設施投資、城建投資在GDP構成中仍然占有較大比重，故債務融資仍然能有效驅動地方經濟增長。模型(5)中east×riskt-1系數顯著為負，東部地區地方債風險對經濟增長的邊際負效應更強，故債務風險的約束作用在東部地區更明顯。我們認為這種區別來自東、中、西部不同的風險管理水平，東部地區管理債務風險的經驗更豐富，管理模式也更成熟，在高債務風險的條件下可以迅速作出反應，控制債務規模；而西部地區的建設壓力更大，政府往往為了進一步發展經濟而選擇繼續融資而不重視風險控制，這便導致了西部地區債務風險約束力較弱的現象。

4.添加政策虛擬變量回歸結果分析。2014年，《國務院關于加強地方政府性債務管理意見》指出要依法賦予地方政府一定的舉債權，并嚴肅清理地方政府融資平臺。我們希望探究該政策的影響，在因變量和控制變量不變的情況下，通過引進政策虛擬變量D，并構造虛擬變量與核心變量資本增加額capitalgrowth、債務規模debt、債務風險risk的交互項，分別求出2014年前及2014年后債務規模、風險的邊際作用，結果見表5。

表5添加政策虛擬變量回歸結果

注：括號內為標準差；*表示系數顯著性，*p<0.1，**p<0.05，***p<0.01。

2014年后，資本積累的邊際貢獻基本維持不變；債務規模的系數由0.763下降至0.305，其滯后項的系數也由1.969下降至0.708；而債務風險及其滯后項系數也大大降低。這反映在2014年后，債務擴張的正邊際作用被削弱，而債務風險的負邊際效用則被提高，這說明《國務院關于加強地方政府性債務管理意見》能緩解地方政府的“為增長而融資”的現象，并有效增強債務風險對經濟增長的約束作用。我們認為這是因為2014年后我國允許地方政府適度發行債務是對地方政府融資行為的規范化，能清理大量的隱性、間接負債。同時，對融資平臺的清理也大大增加了地方政府在高債務風險下發展的成本，導致了債務風險的約束作用增強。

5.地方債風險的門限效應。在檢驗完地方債規模對經濟的驅動作用、地方債風險對經濟的約束作用后，我們同樣關心地方債規模和風險是否存在理論均衡，以及地方債風險是否存在一個或多個合理值，令發放地方債的邊際效應始終為正。因此我們在基準模型的基礎上建立門限回歸模型:

gdpgrowthi,t=δ0+φ1,1capitalgrowthi,tI(riski,t≤ρ)+φ1,2capitalgrowthi,tI(ρφ2,1debti,tI(riski,t≤ρ)+φ2,2debti,tI(ρ

其中，riski,t為門限變量，capitalgrowthi,t、debti,t受門限變量影響，其余變量不受門限變量影響；I(·)為指示函數，括號內為指示條件。我們選擇5%的樣本剪切比，以去除異常值的影響，然后通過柵格檢索法運算100次來求得變量ρ，Bootstrapping運算次數為100次，希望據此探究在不同風險狀態下發放地方債對經濟的邊際作用，并給出合理的風險值區間。估計結果見表6。

表6單門限模型估計結果

注：critical value 中三個值分別代表0.1，0.05，0.01的顯著性。

從門限回歸的結果來看，單門限模型擬合效果較好，極大似然檢驗(LR test)顯著；而雙門限模型則無法通過LR檢驗。在單門限模型中，地方債風險的閾值為1.333498，我們可據此將30個省級行政區樣本劃分為低風險地區、高風險地區。根據劃分情況，在8年的觀測中，我國地方債風險總體可控，被判定為高風險地區的省級行政單位多位于中、西部地區，而東部地區的債務風險則較低(見表7)。產生這種現象的原因已在前文詳細闡述，大致是因為西部地區的經濟建設壓力較大，對地方債需求較高，且風險管理水平較東部地區低。

表7各省債務風險情況判斷

注：青海省被判定為高風險的年份為2010～2014年，2015年后青海省債務風險值大大降低，這反映了該省近年來的債務風險管理水平得到了顯著提升。

另外，根據門限回歸結果，在低風險地區，受門限影響變量新增資本(capitalgrowth)和新增債務(debt)系數顯著為正；而在高風險地區，debt的邊際系數下降約了3%，capitalgrowth的邊際系數為負，且兩個變量顯著性不佳。這說明高地方債風險會降低資本積累和債務規模的邊際作用，進一步證明了債務風險對經濟增長存在約束作用。因此，地方債是一把“雙刃劍”，我國實現經濟的可持續增長需要將地方債風險控制在一個合理的規模，“風險紅線”大致為1.333498(見圖3)，但由于債務風險的估算、風險指標選取的方法存在較大差異，我們需要把本文估算的區間結果標準化。我們令本文平均風險最高的樣本風險值為1，風險最低的樣本風險值為0，可以將1.333498標準化為68.319%。

圖3 債務風險紅線

(四)、研究結論

在本文中，首先交代了地方債規模和風險影響經濟增長的邏輯機理，并通過對戴蒙德模型的拓展對該邏輯進行理論解釋。然后，提出三點假設，通過因子分析、面板回歸模型對假設進行了實證檢驗，并使用面板門限回歸模型求得了地方債風險的合理區間，得出的基本結論如下。

(一)地方政府債務擴張在一定條件下能驅動經濟增長

這種驅動作用主要是通過提高資本積累量來實現的。在當前經濟下行壓力較大的情況下，社會投資的邊際作用逐漸遞減，政府、公共部門進行債務融資能加快有關項目落地，帶動地方經濟的發展。在一些高社會福利、高資金需求、長建設周期、低投資收益率的公共項目中，地方債的作用更為明顯。另外，在西部地區，債務融資的邊際驅動力更強；而在城鎮化和經濟建設資金已基本飽和的東部地區，地方政府性債務對經濟的作用則不明顯。債務的風險結構同樣會對融資的邊際效應產生影響，風險過高可能會導致債務融資的驅動作用降低，甚至影響資本積累，因此我們需要將債務風險控制在合理的區間。根據門限回歸結果，債務風險的“紅線”大致為68.319%。

(二)地方債風險會對經濟增長起約束作用

首先，當債務風險增加時，地方政府的融資成本增加，也可能會帶動社會利率上升，提高經濟的發展成本。其次，當地方政府為了控制風險，減少債務發行量時，社會總投資量的下降會令經濟增長放緩；而對債務市場進行行政干預時，市場的正常運轉也可能會受到一定影響。我們還注意到地方債風險的約束力同樣存在區域差異，東部地區由于其債務管理經驗豐富、系統完備，故債務風險對東部經濟增長有較強的約束；而中、西部地區的經濟建設壓力較大，且融資驅動作用明顯，故中西部地區可能會在經濟發展、風險控制兩者中選擇前者，因此中、西部地區的債務風險約束力較東部弱。

(五)、政策建議

根據研究結論，地方政府認為適度負債能激發地方經濟活力，促進地方經濟增長。因此，我們需要合理控制政府性債務的總體規模。從根本上而言，控制地方債關鍵是要進一步調整和完善財政分權制度，提升財政結構的穩健性和抗壓能力，并在此基礎上合理增加財政收入，盤活地方存量資金，減輕地方經濟建設的資金壓力。一方面可以通過科學分稅，因地制宜制定資金上解比例；另一方面可以進一步完善轉移支付制度，減少資金在逐層下發時的無謂損失。地方政府也應該更科學地審批項目，不盲目投放資金，逐步縮小支出規模提升資金的使用效率和績效，通過“開源節流”縮減地方政府的收支缺口。

由于債務風險與經濟增長的約束關系，需要格外留意地方債的風險，將風險控制在合理的區間，嚴守風險紅線。需要加強政府性債務風險的統計監測，建立政府性債務賬簿核算制度，加強債務管理，準確反映債務風險變化情況，并按要求逐級上報進行統計分析；需要加強政府性債務管理工作的監督問責，建立政府性債務信息公開制度和考核制度，加強對違法違規舉借和使用政府債務行為的懲處并主動接受各社會主體的監督。