債務置換改善了地方政府債務可持續性嗎？

李一花 喬棟

摘 要：2015年后實施的債務置換對地方政府債務可持續性的影響值得關注。為此，將債務置換作為準自然實驗，以2008—2020年285個城市為樣本，檢驗債務置換對債務可持續性的影響。結果發現：債務置換對隱性債務和經濟增長產生了雙重不利影響。其一，債務置換降低債務利息負擔，拉長債務期限，雖然緩解了流動性風險，但債務置換助長地方政府道德風險，強化金融機構救助預期，導致隱性債務繼續增加，總體上不利于債務可持續性。其二，債務置換產生明顯擠出效應，也降低了地方政府債務支出效率，損害了經濟增長，同樣不利于債務可持續性。鑒于此，應重點防范債務置換過程中產生的負面作用，以提高地方政府債務治理的有效性。

關鍵詞： 債務置換；債務可持續性；地方政府債務；債務風險；隱性債務

中圖分類號：F812.7?? 文獻標識碼： A??? 文章編號：1003-7217（2024）01-0048-10

一、引 言

近年來，中國地方政府債務可持續性問題引起社會各方廣泛關注。財政部數據顯示，截至2022年底，全國地方政府債務余額35.07萬億元，其中，一般債務14.4萬億元，專項債務20.67萬億元①。2022年底地方政府顯性債務余額是2015年底余額（14.8萬億元）的2.37倍，年均增速為13%。如果進一步考慮到2015年后地方政府在法定債務限額之外，直接或者承諾以財政資金償還以及通過違規提供擔保等方式舉借的隱性債務，全口徑債務規模更大。黨的二十大報告提出要守住不發生系統性金融風險底線。防范化解地方政府債務風險是直接關系到宏觀經濟穩定以及發展和安全的重大問題。政府債務可持續性指債務在未來路徑上出現違約的可能性，要求政府具備償債能力（solvency）和流動性（liquidity）[1]。一方面，債務可持續性的決定性因素是償債能力，流動性居于從屬地位，如果償債能力惡化，即便短期流動性充足，債務終將變得不可持續。從可操作的角度來看，償債能力主要取決于債務水平的演變[2]，要求債務處于非爆炸性增加路徑上（non-explosive path），故控制債務增長對于債務可持續性至關重要[3]。另一方面，債務可持續性取決于經濟增長及其提供的承債能力，如果債務持續以較快速度增長，而經濟增長放緩，債務可持續性就會惡化。根據中央統一部署，2015—2018年，將甄別后納入預算管理的地方政府存量債務，通過發行置換債券予以置換。債務置換降低了債務利率，延長了債務期限，有利于緩釋流動性風險。債務置換完成后，地方政府唯一合規舉債方式是發行地方政府債券，地方政府債務從此駛入法治化、規范化軌道。但事實上，債務置換政策實施的同時，隱性債務仍在持續增長[4]，2019年隱性債務化解工作正式展開?？梢?，債務置換并未解決地方政府債務快速擴張問題，債務置換政策的實施究竟對地方政府債務可持續性產生了何種影響，值得深入研究。

債務置換通過財政、貨幣等渠道對宏觀經濟運行產生影響，間接地影響債務可持續性。一些學者將債務置換納入動態隨機一般均衡模型，用數值模擬方法研究債務置換的產出和財政效應。債務置換通過利率渠道影響社會融資結構，短期內可能使得產出增加[5]。債務置換延長債務期限結構，減緩債務累積速度，對宏觀經濟風險具有一定緩釋作用[6]，中長期則因為財政規則變化引發的財政收支對負債反應延遲，降低財政政策的有效性，并放大經濟波動，導致政府債務風險提高[7]。債務置換只是債務形式上的變化，即期流動性風險雖得到緩解，但債務置換規模如果較大，受長期債務支持的財政刺激的“擠出效應”就更明顯，遠期債務償還風險猶在，屬于以空間換時間的“權宜之計”[8]。

債務置換通過改變債務形式、利率、期限結構，并影響地方政府舉債行為，直接地影響債務可持續性。債務置換本質上屬于債務重組，能有效減輕短期地方政府償債壓力[9]，有助于緩解流動性風險、降低債務違約概率[10]；長期債務風險能否降低則存在較大不確定性。置換債券屬于低利率優質融資形式，對其他舉債行為具有替代作用，有研究發現其減少了部分地區的城投債發行規模[11]。債務置換屬于政府主導下的一種風險緩釋策略，影響了市場投資者對于政府救助意愿的預期，導致“隱性擔?！鳖A期加強[12]。

綜上可知，學者們一般認為債務置換可增強短期債務可持續性，中長期的作用尚不明確，亟需進一步研究。同時，已有研究主要運用理論模型推演、模擬或定性分析方法，基于真實債務置換數據的實證研究還較為缺乏。為此，本文通過構建債務置換對地方政府債務可持續性影響的理論分析框架，基于隱性債務增長和經濟增長雙重視角進行實證研究，嘗試回答“債務置換究竟對地方政府債務可持續性產生了何種影響”這一問題，并且提出和驗證了其作用機制，以期有助于深化對債務置換政策效應的理解，并對完善地方政府債務治理機制提供啟示。

二、制度背景與研究假設

（一）制度背景

1. 債務置換?！秶鴦赵宏P于加強地方政府性債務管理的意見》（國發〔2014〕43號）提出對債務存量進行甄別，分類納入預算管理，發行地方政府置換債券，以降低利息負擔，優化期限結構。2015年到2018年上半年，地方政府發行置換債券，對甄別認定的政府性債務（主要是融資平臺銀行貸款）進行置換。2015—2018年分別置換債務3.20萬億元、4.88萬億元、2.77萬億元、1.33萬億元，合計12.18萬億元。根據財政部測算，2015年被置換的存量債務成本從平均約10%下降至3.5%左右②；截至2017年底，累計為地方政府節約利息支出約1.2萬億元③。置換債券中十年期占比最高，置換后地方政府債務期限得到了延長，顯著減輕了還本壓力。

債務置換規模（2015—2018年合計）存在較強的地區異質性。置換規模最大的三個省份是江蘇（0.88萬億元）、山東（0.85萬億元）、貴州（0.84萬億元），最小的三個省份是寧夏（0.08萬億元）、青海（0.09萬億元）、甘肅（0.10萬億元）。以置換債券發行總額占2015—2018年GDP均值的比例度量置換規模，各省存在顯著差異，置換規模中位數為15.1%，平均數為18.4%。置換規模最大的貴州為66.4%，最小的廣東為7.1%。置換規模最大的五個省份置換規模平均為38.4%，置換規模最小的五個省份置換規模平均為9.0%。

2. 地方政府隱性債務。按照國發〔2014〕43號文件和2014年修訂的《預算法》，發行政府債券是2015年后地方政府舉債的唯一合法途徑，但由于債務置換不徹底、地方政府債券發行規模偏小、融資平臺轉型緩慢等原因，地方政府以融資平臺為載體違規舉債并未停止。2017年7月24日，中央政治局會議提出要堅決遏制隱性債務增量。2018年，隱性債務監管文件陸續出臺，審計署統一部署對各地隱性債務進行了一次全面審計，隨后地方政府均制定了隱性債務存量化解方案。

相關研究采用各種方法測算得出的隱性債務存量規模均比較大，例如朱丹和吉富星（2021）[13]根據IMF2020年第四條磋商報告測算，2019年末隱性債務余額約為42萬億元。本文以融資平臺有息債務估計隱性債務規模，結果顯示，2014—2020年，隱性債務余額分別為17.5萬億元、21.8萬億元、27.0萬億元、32.9萬億元、37.1萬億元、43.1萬億元、49.4萬億元。2014—2020年，隱性債務余額年均增長18.85%，增速是顯性債務增速的1.94倍。債務置換政策實施以來，隱性債務仍然在持續增長[14]，并沒有因為顯性債務“開前門”而出現增速放緩跡象。

（二）研究假設

1. 債務置換對新增隱性債務的影響。債務置換對新增隱性債務的影響包括積極效應、消極效應兩方面。積極效應方面，主要是受債務利率下降和債務期限延長兩方面影響，有利于減輕地方政府還本付息壓力，從而減少對新增債務的需求，并對地方政府債務具有風險緩釋作用[9]。消極效應方面，一是加大道德風險。預算軟約束導致地方政府對中央抱有救助預期，誘發的道德風險是地方政府過度舉債的重要原因[15， 16]。債務置換實質上將以往地方政府違規隱蔽舉借的債務予以承認并合法化，救助預期得以實現，很可能增大地方政府道德風險，使其繞開顯性債務限額約束，推動隱性債務進一步膨脹。二是金融機構救助預期強化。融資平臺背靠政府信用向金融機構借債，是地方政府債務的重要制度特征[17]。融資平臺之所以能長期低利率發行城投債[18]，背后正是依靠地方政府的“隱性擔?！盵19]。債務置換釋放出的信號使作為債務資金供給方的金融機構救助預期強化，確認了融資平臺債務背后的地方政府隱性擔保，對融資平臺的信心明顯增強。這有可能導致金融機構在提供債務資金方面更加積極，從而推高地方政府隱性債務規模。在上述積極和消極效應共同作用下，債務置換究竟是抑制還是促進了隱性債務增長，值得深入研究。鑒于隱性債務繼續高速增長的現實，本文預期這一凈效應可能為消極，下文將通過實證分析進行驗證?；谏鲜龇治?，提出如下研究假設：

假設1 債務置換對地方政府債務的影響具有積極和消極兩方面作用。如果消極作用大于積極作用，會導致隱性債務繼續增長，降低債務可持續性；反之，則反是。

假設1a 債務置換降低了債務利率，延長了債務期限，有利于減緩隱性債務增長。

假設1b 債務置換加大了地方政府道德風險，強化了金融機構救助預期，導致隱性債務繼續增長。

2. 債務置換對經濟增長的影響。關于政府債務和經濟增長的關系，已有研究提出債務對經濟增長具有正向影響、負向影響及非線性影響等[20-22]。關于政府債務對經濟增長的作用渠道，有研究認為，擠出私人投資和消費、提高未來稅率、減少儲蓄、引發通脹等都會影響經濟增長［23］。同時，政府債務資金支出效率下降導致公共生產效率[24， 25]和公共資源配置效率下降[26]，也會對經濟增長產生負面影響?？梢?，債務置換對經濟增長可能存在兩種影響：一是擠出效應。債務置換后，金融機構除了直接持有大量地方政府債券外，在救助預期強化的作用下，可能擴大對融資平臺的貸款發放規模，導致信貸資金進一步向地方政府集中，勢必擠占對其他企業的信貸資源投放，并可能推高利率[27]，使得私人部門融資難度加大[6]，進而擠出部分私人投資[28， 29]，降低資源配置效率，阻礙全要素生產率上升[30]，對經濟增長產生負面影響。二是地方政府債務資金支出效率可能出現下降。債務置換弱化了地方政府債務資金約束，債務資金支出效率可能出現下降，甚至增加無效的地方公共投資[31]，降低資源配置效率，進而損害經濟發展。經濟增長放緩帶來的債務負擔稀釋作用減弱及償債能力相對削弱，對債務可持續性構成不利影響?；谏鲜龇治?，提出如下研究假設：

假設2 債務置換減緩了經濟增長速度，不利于債務可持續性。

假設2a 債務置換引發了擠出效應，對經濟增長產生負面影響。

假設2b 債務置換導致地方政府債務資金支出效率下降，減緩了經濟增長速度。

三、變量、數據與計量模型

（一）變量定義與計算

1. 被解釋變量。本文手工收集了2007—2020年融資平臺公司有息債務數據，借鑒徐軍偉等（2020）[4]的做法，將短期借款、長期借款、應付債券、應付短期債券、一年內到期的非流動負債等五個會計科目余額進行合計，作為有息債務余額的代理變量。新增隱性債務，以城市所有融資平臺有息債務余額之和較上年的增長額除以當年本城市GDP進行度量；在穩健性檢驗中，以人均隱性債務增量的自然對數作為代理變量。經濟增長速度，以城市GDP較上年的同比增長率進行度量；在穩健性檢驗中，以人均GDP增量的自然對數作為代理變量。

2. 主要解釋變量。由于省級以下債務置換數據公開情況極差，本文對其進行了測算。從財政決算報告、中債資信等渠道，獲取各?。▍^、市）2015—2018年度政府債券發行總金額、置換債券發行金額、2018年底政府債券余額等數據。假設省內各城市債券發行節奏一致，置換、新增債券結構全省一致，利用城市2018年底政府債券余額推算出城市各年置換債券發行金額。以山東省為例，根據淄博市2018年底債券余額數據測算該市各年置換債券發行金額的過程，如表1所示。例如，淄博市2015年債券發行金額108=568×19.1%，2015年置換債券發行金額94=108×87.1%。經與部分公布了置換債券發行數據的城市對比，本文的測算結果與事實是較為接近的。將城市2015—2018年置換債券發行額求和，并除以2015—2018年GDP算術平均值，得到城市債務置換規模。政策實施年份為虛擬變量（Post），2008—2014年取值為0，2015—2020年取值為1。

3. 控制變量。新增地方政府債券，以每年發行的新增債券金額（不含置換和再融資債券）占GDP的比重度量，2014年及以前年度取值為0。新增政府與社會資本合作（PPP）投資，以當年（以項目發起日期為標準）PPP項目投資額占GDP的比重度量。財政分權，以一般公共預算收入占一般公共預算支出的比重度量。經濟發展水平，以人均GDP的自然對數度量。產業發展水平，以第三產業增加值占GDP比重度量。城鎮化水平，以城鎮人口占總人口比重度量。開放程度，以進出口額占GDP比重度量。固定資產投資增速，以全社會固定資產投資年度增長率度量。就業人數增速，以城鎮單位就業人數、私營與個體就業人數之和的年度增長率度量。全口徑負債率，2014年及以前年度以融資平臺有息債務之和占GDP比重度量，2015年及以后年度以政府債券余額和融資平臺有息債務之和占GDP比重度量。制度質量，以FDI存量占GDP比重作為代理變量。城鄉收入差距，2008—2012年以（城鎮居民人均可支配收入/農村居民人均純收入）度量，2013—2020年以（城鎮居民人均可支配收入/農村居民人均可支配收入）度量。

（二）數據來源與統計特征

利用285個城市④2008—2020年的數據，融資平臺財務數據來自Wind金融終端，PPP數據來自財政部PPP中心項目庫，部分地方政府債務數據來自財政部網站及各?。▍^、市）預算執行報告，其余變量數據主要通過各年份各?。▍^、市）統計年鑒和國泰安等數據庫獲取。融資平臺公司采用了Wind口徑（2022年更新），共包括3636家企業，剔除無法查詢到數據的樣本后，剩余3435家企業。為避免極端數據對回歸的影響，參照已有文獻的做法，對連續水平變量均進行了1%水平的縮尾處理。變量的描述性統計結果如表2所示。

（三）計量模型設定

1. 基準回歸模型。債務置換政策在全國同時實施，缺乏嚴格意義上的實驗組和對照組，但債務置換規模存在顯著的地區異質性，對債務可持續性的效應可能出現分化，故債務置換政策實施可視為一項準自然實驗。構建以下強度DID回歸模型：

yit=α+β×drepi×Postt+∑γj×Xjit+μi+νt+εit （1）

其中，y代表被解釋變量，分別為新增隱性債務和GDP增速。drep×Post為債務置換規模和置換政策實施虛擬變量的交乘項，系數β是研究關注的重點。Xit為控制變量集合，μi為個體固定效應，νt為年份固定效應，εit為誤差項，代表其他可能起作用但未被模型捕捉到的因素，下標i代表城市，t代表時期。

由于財政分權是地方政府舉債的制度環境核心[4]，因此，當y為新增隱性債務時，將財政分權作為主要控制變量；為探討2015年后地方政府債務“開前門”是否有助于抑制隱性債務新增，加入了新增地方政府債券和新增 PPP 投資控制變量；根據已有文獻的普遍做法，加入了影響地方政府債務規模的宏觀經濟環境控制變量，包括經濟發展水平、產業發展水平、城鎮化水平、開放程度等。

由于政府債務對經濟增長具有明顯的非線性影響[23]，因此，當y為GDP增速時，控制了全口徑負債率、全口徑負債率平方變量；依據經濟增長理論和已有研究中被廣泛證實與經濟增長速度有顯著相關性的變量添加其他控制變量，包括固定資產投資增速、就業人數增速、制度質量、城鄉收入差距、開放程度等。

2. 平行趨勢檢驗模型。參照余靖雯等（2018）[32]的做法，構建以下模型：

其中，Ijt為虛擬變量，為保證回歸模型的可識別性，將債務置換的前 1 年（2014年） 作為基期，j取值2008—2013年。當j=t時，Ijt=1；否則，為0。若平行趨勢假設成立，則應該有j=0。其余定義與式（1）一致。

四、實證結果與分析

（一）基準回歸結果分析

表3匯報了債務置換對新增隱性債務影響的基準回歸結果。債務置換政策實施使隱性債務繼續增長，總體上不利于債務可持續性，初步驗證了研究假設1。究其原因，債務置換的消極作用可能大于積極作用，雖然債務置換降低了債務流動性風險，但道德風險和救助預期的增強帶來的消極作用不容小覷?；貧w結果還顯示，新增地方政府債券發行對隱性債務具有一定的替代作用，有利于降低隱性債務增速。新增PPP投資使隱性債務繼續增長，PPP項目投資額僅為預算金額，并非實際投入資金，未對隱性債務產生替代作用，反而可能因為PPP不規范或融資平臺作為社會資本方舉債而增加隱性債務。財政分權與隱性債務增長正相關，財政自主度高的地區舉債能力強，可能導致其新增隱性債務較多。經濟發展水平和產業發展水平與隱性債務增長正相關，經濟和產業發展的財力效應增強了承債能力，從而支撐了隱性債務的繼續增長。

表4匯報了債務置換對經濟增長速度影響的基準回歸結果。債務置換政策的實施降低了經濟增長速度，債務置換對經濟增長產生負面作用，初步驗證了研究假設2。全口徑負債率系數顯著為負，全口徑負債率平方系數顯著為正，提示債務負擔或已超越閾值并對地方經濟增長產生了負面作用，且這種影響具有非線性特征。根據基準回歸結果，下文回歸分析時將表3中列（6）和表4中列（6）的雙向固定效應模型作為標準設定。

（二）穩健性檢驗⑤

1. 平行趨勢檢驗。表5匯報了基于式（2）的平行趨勢假設檢驗結果。債務置換政策實施系數均顯著，系數符號與基準回歸結果一致。ρj系數均不顯著，說明與0無明顯差異，平行趨勢假設得到驗證，說明債務置換規模不同的地區隱性債務和經濟增長趨勢在置換前后不存在顯著差異，運用雙重差分法的前提條件是成立的。

2. 安慰劑檢驗。除了債務置換這一政策沖擊外，隱性債務增長和經濟增速下滑有可能是由其他政策實施或未捕捉到的偶然因素作用的結果。為了排除這種可能性，將債務置換實施的年份假設性地提前K年（K=1， 2， 3）進行反事實檢驗，回歸結果顯示新構建的三個交乘項的系數均不顯著，說明隱性債務繼續增長及經濟增速下降是債務置換政策實施的結果，而非由于其他政策或者偶然因素所致，基準回歸結論是穩健的。

3. 更換被解釋變量。將表3中列（6）被解釋變量更換為人均隱性債務增量的自然對數，將表4中列（6） 被解釋變量更換為人均GDP增量的自然對數，重新進行回歸分析。結果顯示，政策實施系數依然顯著，與基準回歸結果一致。

4. 改變實驗組和對照組構造方法。首先，將置換規模小于和大于中位數的城市分別作為對照組和實驗組；其次，將置換規模最小和最大的1/3的城市分別作為對照組和實驗組。改變分組方法后，研究結果⑥保持一致，說明相較于債務置換規模較小地區，債務置換規模較大地區在債務置換政策實施后隱性債務增長得更多、經濟增長速度下降得更多。

5. 排除隱性債務化解政策的干擾。為考察2019年啟動的隱性債務化解工作對研究結論可能產生的影響，采取了如下措施：（1）以剔除2019年、2020年觀測值后的樣本進行回歸分析；（2）設立2019年、2020年聯合虛擬變量，加入基準回歸?；貧w結果顯示，政策實施系數依然顯著，排除了隱性債務化解政策的影響。

（三）異質性分析

財政能力是影響地方政府舉債行為的重要因素，財政能力不同的地區受到債務置換的影響也可能不同。為此，通過構造三重差分模型、估計三重差分系數（drep×Post×pfc）進行異質性分析⑥。財政能力（pfc）以一般公共預算收入與政府性基金預算收入之和占 GDP 比重度量。研究發現，與財政能力較強的地區相比，債務置換對隱性債務增長的推動作用在財政能力較弱的地區相對更大，債務置換對經濟增速的減緩作用在財政能力較弱的地區也相對較大。財政能力較弱的地區往往債務負擔也較重，債務置換使得這些地區隱性債務增長得更多，經濟增速下降得更快，因此債務可持續性惡化得更嚴重。

五、影響機制分析

（一）隱性債務繼續增長的影響機制分析

根據研究假設1，債務置換對隱性債務的影響有積極和消極兩方面。積極方面包括利率效應和債務期限延長效應。為此，構建置換債券發行的利率效應變量（inr）⑦和債務期限延長效應變量（dur）⑧。利率效應反映了置換債券利率遠低于被置換的銀行貸款等債務利率的利息節約作用。債務期限延長效應反映了置換債券期限大于被置換債務期限以及還本方式變化帶來的本金延期作用。根據銀監會要求，中長期貸款不得集中在貸款到期時償還，必須實行分期償還，按照等額分攤的方式每年至少兩次償還本金。置換債券均為到期一次性還本、按年或半年付息，債務本金實際利用年限遠大于銀行貸款，進一步增強了期限延長效應。消極方面包括地方政府道德風險和金融機構救助預期。道德風險與預算軟約束關系密切，因此，以預算軟約束度量道德風險水平（moh），而大規模轉移支付是地方政府預算軟約束的形成原因之一。借鑒李一花等（2017）[33]的做法，以“轉移支付收入/一般公共預算收入”作為預算軟約束的代理變量。由于城市轉移支付收入數據缺失嚴重，為最大限度地保留有效樣本，用一般公共預算支出與一般公共預算收入的差作為轉移支付的代理變量。債務置換政策實施后，金融機構救助預期增強，對融資平臺的債務資金供給金額就會相對增加、期限就會相對延長，借出款項中的長期借款比重可能提高，融資平臺的債務結構也會隨之發生變化，因此，長期借款在融資平臺有息債務中的比重可以作為度量金融機構債務資金的代理變量。以城市“融資平臺長期借款合計余額/融資平臺有息債務合計余額”作為金融機構預期的代理變量（fin）。

通過在基準回歸中添加三重交乘項的方法進行影響機制分析。表6匯報了隱性債務繼續增長的影響機制回歸結果，其中，列（1）加入了利率效應機制變量（drep×Post×inr），列（2）加入了債務期限延長效應機制變量（drep×Post×dur），列（3）加入了道德風險機制變量（drep×Post×moh），列（4）加入了金融機構預期機制變量（drep×Post×fin），列（5）同時加入了以上四個機制變量。債務置換政策實施系數均顯著為正，與基準回歸結果一致。列（1）中，利率效應變量系數顯著為負，說明置換債券利率下降減緩了隱性債務的新增，可能是因為置換債券利率下降節約了債務利息支出，增加了地方政府可用財力，從而減少了對隱性債務的需求。列（2）中，債務期限延長效應變量系數顯著為負，說明債務期限延長也減緩了隱性債務增長，原因是債務期限延長和還本方式變化大幅減輕了地方政府還本壓力，“借新還舊”的急迫性下降，從而減少了對隱性債務的需求。列（1）、列（2）的回歸結果驗證了研究假設1a。列（3）中，道德風險變量系數顯著為正，說明道德風險導致隱性債務繼續增加，原因可能在于債務置換強化了中央救助預期，地方政府在舉債上的道德風險問題更加突出，預算軟約束越強的地區越依賴中央救助，引發的道德風險越大，從而導致隱性債務增長得更多。列（4）中，金融機構預期變量系數顯著為正，說明金融機構預期也是隱性債務繼續增長的影響機制之一，原因在于債務置換在相當程度上被視為救助行為，無疑確認了融資平臺債務背后的政府隱性擔保，強化了金融機構救助預期，增強了向融資平臺繼續提供融資的信心，從而增加了債務資金供給，進一步推高了隱性債務規模。列（3）、列（4）的回歸結果驗證了研究假設1b。列（5）中，利率效應和債務期限延長效應變量系數仍均顯著為負，道德風險和金融機構預期變量系數仍顯著為正，證明上述機制檢驗的結論是穩健的，同時說明債務置換加大道德風險及強化金融機構救助預期的消極作用，超過了降低債務利率及延長債務期限帶來的積極作用，因此，對隱性債務的凈效應為消極，即總體上使得隱性債務繼續增長，不利于債務可持續性。

（二）經濟增長速度下降的影響機制檢驗

擠出效應（cwte）以年度新增隱性債務占城市金融機構新增人民幣貸款金額的比重度量。利用三階段DEA模型對地方政府債務資金支出效率進行測度時，借鑒李一花等（2019）[25]的做法，選取可變報酬、投入導向型模型，隨機前沿模型選取成本函數模型⑨；將不同年份的同一決策單元視為不同決策單元，將所有跨年度決策單元置于統一前沿面下，使效率結果跨年度可比。測度結果發現，無論是DEA支出效率還是DEA-Malmquist指數都顯示自債務置換開始（2015年）以來，地方政府債務資金支出效率均呈現下降趨勢。地方政府債務資金支出效率的代理變量（crste， tfp）分別以三階段DEA模型效率測度結果和Malmquist指數度量。

表7匯報了經濟增長速度下降的影響機制回歸結果，其中，列（1）加入了擠出效應機制變量（drep×Post×cwte），列（2）加入了債務資金支出效率機制變量（drep×Post×crste），列（3）加入了Malmquist指數機制變量（drep×Post×tfp），列（4）同時加入了擠出效應和債務資金支出效率機制變量，列（5）同時加入了擠出效應和Malmquist指數機制變量。債務置換政策實施系數仍顯著為負，與基準回歸結果一致。列（1）、列（4）、列（5）中，擠出效應變量系數均顯著為負，說明隱性債務繼續增長所導致的擠出效應對經濟增長速度產生了負面影響，可能是由于融資平臺隱性債務繼續以較快速度增長，對信貸資金的擠占作用比較明顯，提高了私人部門借貸難度和成本，擠出部分效率較高的中小企業融資和投資，從而對經濟增長速度產生負面影響，驗證了研究假設2a。列（2）、列（4）中，債務資金支出效率變量系數均顯著為負，說明債務資金支出效率下降對經濟增速產生了負面作用，原因可能是債務置換使得債務資金約束弱化，債務資金投入的公共產品產出效率下降，社會總產出效率下降，從而導致經濟增速下降，驗證了研究假設2b。列（3）、列（5）中，Malmquist指數變量系數均顯著為負，說明改變變量構建方式后，債務資金支出效率下降對經濟增速產生負面影響的結論仍然成立。債務置換以來，私人部門受擠出效應影響減少了投資，加之地方政府債務資金支出效率下降，共同對經濟增速產生了負面影響，不利于債務可持續性。

六、結論與建議

以上利用地級市面板數據，運用雙重差分法研究了債務置換對地方政府債務可持續性的影響。研究發現，債務置換政策的實施對債務可持續性產生了負面影響。（1）債務置換使得隱性債務進一步增加。雖然債務置換降低債務成本、延長債務期限減輕了還本付息壓力，發揮了抑制債務新增的積極作用，但是債務置換加大地方政府道德風險、強化金融機構救助預期導致隱性債務繼續增長的消極作用更大，因此債務置換的凈效應為負。（2）債務置換對經濟增長速度產生了負面影響。債務置換后隱性債務的持續擴張擠占了信貸資源，對私人部門產生擠出效應，債務置換弱化了地方政府資金約束，債務投入的公共產品產出效率下降，均不利于經濟增長，削弱了承債能力。（3）財政能力較弱地區受債務置換的負面影響更大，債務可持續性下降更明顯。

針對研究結論，提出如下政策建議：

1. 強化地方政府預算約束，降低地方政府道德風險。預算軟約束下的地方政府道德風險是隱性債務繼續增長的核心原因之一，救助預期的屢屢實現助長了地方政府持續性違規舉債行為，是債務可持續性面臨的主要挑戰。在給地方政府舉債留夠合理空間的前提下，應制定長期性的舉債規則和設置債務負擔紅線，維護中央不救助原則的可信度，真正遏制地方政府債務無序擴張。落實地方政府債務風險責任，允許個別高債務負擔地區債務違約甚至破產重組，運用財政重整手段，以接管財政收支、壓縮財政支出等方式，樹立違規舉債處理的負面典型。

2. 開展地方公共部門債務治理。隱性債務之所以在債務置換后繼續增長，融資平臺游離于現有債務治理框架是核心原因。建議基于單一框架、完全覆蓋、全面披露原則[34]，建立地方公共部門債務治理框架，涵蓋地方政府債務和地方公共部門債務。其一，將公益性融資平臺債務納入地方政府債務范圍。進一步擴大“開前門”范圍，將主要從事公益類項目的融資平臺等地方國企債務并入地方政府債務范圍，并納入預算管理。適度放松債務類型限制，將銀行貸款、城投債券等納入地方政府債務范圍，拓寬合規舉債渠道。其二，建立地方公共部門債務統計口徑。地方政府債務問題復雜性的根源在于地方政府對國有企業的干預導致的政府債務企業化。因此，除地方政府債務外，可將其他經營性地方國有企業、事業單位債務列入地方公共部門債務范圍，建立地方公共部門債務公開制度，強化監督，杜絕其成為新的隱性債務載體。

3. 提高債務資金使用績效，增強債務可持續性。債務資金使用績效直接影響債務償還能力，如果債務資金使用績效不佳，債務可持續性將面臨根本性約束。黨的十九大報告提出要全面實施績效管理，將預算績效管理的范圍延伸至政府債務項目等使用財政性資金的所有領域。建議加強事前績效管理，落實基建投資事前績效評估，基于財力承擔能力和防范風險的需要，從源頭上提高地方政府投資決策的科學性，提升債務舉借規模與融資需求的一致性。堅持“舉債必問效、無效必問責”，進一步加強地方政府債務資金績效管理，提高債務資金配置效率和使用效益，發揮債務資金對經濟社會發展的推動作用。探索將融資平臺使用財政性資金開展的公益性投資項目納入績效管理，提高隱性債務資金使用效益。

4. 推廣債務償債備付金制度，防范地方政府債務兌付風險。加快償債備付金制度建設，出臺明確的法律法規及操作指引，推進償債備付金制度早日落地生效，以構建償債緩沖機制，增強地方政府應對債務流動性風險的能力，提高債務可持續性。建議在一般公共預算、政府性基金預算和專項收入中分別按比例提取建立償債備付金，保障地方政府債券到期本息償付。

注釋：

① ?該口徑通常稱為顯性債務。

②? 樓繼偉. 國務院關于規范地方政府債務管理工作情況的報告［EB/OL］. （2015-12-22）［2022-06-18］. http：//www.npc.gov.cn/zgrdw/npc/xinwen/2015-12/22/content_1955661.htm.

③? 財政部. 財政部有關負責人就發布關于做好2018年地方政府債務管理工作的通知答記者問［EB/OL］. （2018-03-26）［2022-06-18］. http：//yss.mof.gov.cn/zhuantilanmu/dfzgl/zcjd/201803/t20180326_2851249.htm.

④? 包括26個省、自治區（不含4個直轄市、西藏）下轄的285個地級市及地級行政區（簡稱285個城市）?？紤]到副省級城市（含計劃單列市）行政級別及相應的稟賦高于一般地級市，因此未包括在樣本內。

⑤? 限于篇幅，除平行趨勢檢驗外，其他穩健性檢驗結果未列示，備索。

⑥? 限于篇幅，具體結果未列示，備索。

⑦? 利率效應反映節約的利息成本，比較標的假設為中長期貸款（5年以上）基準利率。由于2015年置換債券加權發行期限接近6年，之后置換債券發行期限繼續延長，且均為到期一次性還本，故置換債券在2015—2020年期間可視為一直發揮利息節約效應。2019年、2020年未發行置換債券，但此前各年發行的置換債券絕大部分尚未到期，故這兩年也繼續受惠于利率效應。2015—2020年，城市各年（累積）利率效應=ln{∑［本年置換債券發行金額×（本年中長期貸款加權平均基準利率-本年置換債券加權平均利率）］}。置換債券由省級或計劃單列市財政部門負責發行，各城市計算時引用的債券利率為本省加權平均數據，由于城市置換債務發行規模不同，因此計算得出的利率效應數據不同。

⑧? 期限效應以期限延長和一次性還本的債務本金的貨幣時間價值（以債券利率衡量）度量。比較標的假設為5年期銀行貸款，其本金實際利用年限為2.5年。2015—2020年，城市各年（累積）期限效應= ln{∑［（本年置換債券發行金額×本年置換債券加權平均利率×（本年置換債券期限-2.5）/本年置換債券期限）］}。債券期限等數據的引用方法與利率效應類似。

⑨? 投入方面，以全口徑人均地方政府債務余額作為投入變量。2008—2014年，以融資平臺有息債務為代理變量，2015—2020年，以地方政府債券和融資平臺有息債務之和為代理變量。產出方面選取了10個指標，交通市政：公路長度（公里/萬人）、供水線路長度（公里/萬人）、污水日處理能力（噸/人）、公園綠地面積（公頃/萬人）、城市道路面積（公頃/萬人）、公共汽（電）車（輛/萬人）、排水管道長度（公里/萬人）；教育：中小學專任教師數（人/萬人）；醫療：醫院衛生院床位數（張/萬人）；文化：公共圖書館藏書量（千冊/萬人）。

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Does Debt Replacement Improve Subnational

Government Debt Sustainability？

Abstract：The impact of debt replacement implemented after 2015 on subnational government debt sustainability is worth paying attention to. This paper takes debt replacement as a quasi-natural experiment， taking 285 cities from 2008 to 2020 as a sample to test the impact of debt replacement on debt sustainability. It is found that debt replacement has a dual adverse effect on implicit debt and economic growth. First， debt replacement reduces the debt interest burden and lengthens the debt maturity. Although the liquidity risk is alleviated， the debt replacement contributes to the moral hazard of subnational governments and strengthens the rescue expectations of financial institutions， resulting in the continued increase of implicit debts， which is generally not conducive to debt sustainability. Second， debt replacement has a significant crowding out effect， and at the same time reduces the efficiency of subnational government debt expenditure， damages economic growth， and is also detrimental to debt sustainability. In view of this， it is necessary to focus on preventing the negative effects of debt replacement in order to improve the effectiveness of subnational government debt governance.

Key words：debt replacement; debt sustainability; subnational government debt; debt risk; implicit debt