朱德云 王素芬

(1.山東財經(jīng)大學經(jīng)濟研究中心，山東 濟南 250014；2.山東財經(jīng)大學財政稅務學院，山東 濟南 250014)

一、引言與文獻綜述

國際貨幣基金組織2018年4月發(fā)布的《財政監(jiān)測報告》中指出：2016年，全球債務創(chuàng)下新高，達到164萬億美元，其中37%是公共部門債務；2007年以來的全球債務增長中，中國占43%。為應對2008年經(jīng)濟危機的沖擊和刺激經(jīng)濟復蘇，我國政府采取了擴張性財政政策，各地方政府也積極采取投資推動的方式帶動經(jīng)濟增長，彌補了市政基礎設施建設的短板。但不斷擴大的財政缺口和地方政府債務規(guī)模的急劇上升引起了廣泛關(guān)注，地方政府債務風險問題成為學術(shù)界關(guān)注的熱點問題之一。

地方政府債務風險的主要來源是隱性政府債務，這類政府性債務主要用于交通運輸、電力燃氣等市政領域的基礎設施建設，投資規(guī)模大，回報周期長，且多為公益性項目，回報率較低，項目本身收益難以覆蓋成本，償債能力較弱。政府債務規(guī)模不斷增長與其投資回報率不確定性之間的矛盾是識別地方政府債務風險問題的核心。市政基礎設施是政府債務資金的主要投向，分析地方政府債務對市政領域投資效率的影響，切實提高債務資金使用效果是化解政府債務風險的重要切入點。

地方政府債務對市政領域投資效率的影響一直是學術(shù)界關(guān)注的重點。國外學者從政府債務水平、政府債務管理效率、政府債務發(fā)揮作用的中介因素等方面研究了政府債務對市政領域投資效率的影響。一是政府債務水平方面。Krichel和 Levine(1995)[1]認為基礎設施投資需要在合適的政府債務水平下才能具有較高效率。Kim和Minhoon(2006)[2]認為地方財政效率和自主性是地方自治的重要因素，地方政府債務水平對提高資源配置效率有重要影響。Lora(2007)[3]利用面板數(shù)據(jù)分析了拉丁美洲7個國家政府債務對市政基礎設施投資的影響，認為政府債務增加與更高的基礎設施投資有關(guān)。二是政府債務管理效率方面。Lee和Young(2008)[4]分析了韓國新政府財政政策面臨的環(huán)境和挑戰(zhàn)，認為提高政府債務管理的效率是加強財政支出管理的重要內(nèi)容。Weerakoon和Dushni(2017)[5]分析表明斯里蘭卡政府利用債務融資來進行基礎設施建設并沒有產(chǎn)生預期回報，債務管理不足等原因?qū)е峦顿Y回報率較低，有可能導致債務進一步積累和債務指標惡化。三是政府債務發(fā)揮作用的中介因素方面。Cochrane(2011)[6]指出政府債務過高會導致通貨膨脹和金融抑制，對市政設施投資回報率產(chǎn)生不利影響。

從國內(nèi)研究來看，隨著我國城市建設步伐的加快，政府財政建設資金短缺成為突出問題，學者們主要從市政建設投融資機制、政府投資與債務風險等方面對此問題進行了研究。宋立(2004)[7]指出，發(fā)行市政收益?zhèn)墙鉀Q省市兩級政府建設性債務的重要途徑。陳瑞三和項英輝(2012)[8]認為，應使投資主體從政府單一主體向政府-私人雙主體轉(zhuǎn)變。陳旭東(2010)[9]發(fā)現(xiàn)地方政府在市政基礎建設方面的隱性債務，已成為財政風險的重要來源。吳粵等(2017)[10]研究發(fā)現(xiàn)投資效率與政府債務風險之間存在反向作用關(guān)系。越來越多的學者關(guān)注到政府債務對市政領域投資回報率的影響，有學者針對特定省份進行研究，洪源(2014)[11]以湖南省14個地級市為研究對象，采用2010-2012年政府性債務數(shù)據(jù)作為投入變量，運用DEA模型測算了債務支出效率并通過建立空間計量模型測算了空間外溢效應。更多的學者以省級政府為研究對象，金榮學和胡智煜(2015)[12]以2012年政府性債務余額作為投入變量，以市政基礎設施的七項指標作為產(chǎn)出變量分析地方政府債務支出效率，結(jié)果顯示債務支出效率總體水平較高，但各地區(qū)之間差異較大。郭月梅等(2016)[13]以2011-2013年的政府性債務余額作為投入變量，以市政與交通領域的六項指標作為產(chǎn)出變量，對30個省份的債務支出效率進行了評價，研究發(fā)現(xiàn)債務支出效率的省際差異較為明顯，均存在較大的改善空間。宋樊君(2018)[14]以2010-2016年政府負有償還責任的債務余額作為投入變量，將產(chǎn)出變量分為基礎設施建設、農(nóng)林水利建設及公共服務三大類，對不同類別的債務資金效率進行了測度。趙桂芝和馮海欣(2019)[15]以財政部公開的2015-2016年的地方政府債務數(shù)據(jù)為研究樣本測算了省級行政區(qū)的政府債務資金在市政領域的使用效率，指出管理水平偏低是導致政府債務支出效率無法提升的主要因素。

以往的研究為我們提供了堅實的理論和實踐基礎，為進一步研究該問題指明了方向。由于政府債務統(tǒng)計數(shù)據(jù)的缺乏，現(xiàn)有相關(guān)文獻均存在數(shù)據(jù)時間期限較短的問題。在采用DEA方法進行效率評價時，往往直接將政府債務資金作為投入變量，一方面政府債務資金主要投入方向雖然是市政領域，但也只是構(gòu)成市政領域投資的組成部分，另一方面忽略了勞動力投入變量，導致效率評價結(jié)果不準確。本文將投資效率的計算精準定位在市政領域，明確市政領域的投入與輸出變量，并在控制其他重要經(jīng)濟變量影響的情況下合理評估政府債務對市政設施投資效率的影響，對于明確政府債務作用，確保地方政府債務對市政投資效率發(fā)揮正向作用，防范和化解債務風險具有重要意義。

二、研究設計

(一)樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

在綜合考慮數(shù)據(jù)完整性與可獲得性的基礎上，本文以我國31個省級行政區(qū)域為樣本(不含港澳臺地區(qū))，時間跨度為2004-2017年，其中GDP、財政收入與支出、國內(nèi)專利申請數(shù)、醫(yī)療衛(wèi)生機構(gòu)數(shù)、各級教育機構(gòu)數(shù)、各級教育機構(gòu)在校生人數(shù)、人口數(shù)等數(shù)據(jù)來自于《中國統(tǒng)計年鑒》、各省、直轄市和自治區(qū)預算執(zhí)行情況報告、國家統(tǒng)計局、財政部等，市政領域固定資產(chǎn)投資數(shù)據(jù)來自于《中國固定資產(chǎn)投資統(tǒng)計年鑒》《中國經(jīng)濟社會大數(shù)據(jù)研究平臺》，中央對地方財政補助數(shù)據(jù)來自于《EPS全球統(tǒng)計數(shù)據(jù)/分析平臺》(其中2017年數(shù)據(jù)來源為財政部官方網(wǎng)站)，為減緩異方差的影響，文中絕對量數(shù)據(jù)均采用對數(shù)變換形式。

(二)變量定義

1.地方政府債務

由于政府債務的統(tǒng)計口徑復雜，過去的研究中經(jīng)常采用直接來源法如城投債口徑或者融資平臺債務口徑作為對地方政府債務的代理變量，這往往低估了政府債務的真正規(guī)模。本文利用資金恒等式計算地方政府債務增量，即地方政府當年債務增量=市政領域固定資產(chǎn)投資額-財政自有資金投資額-土地出讓金-市政領域投資項目收入。地方政府每年的債務增量如表1所示。根據(jù)估算結(jié)果，若按照政府債務剩余償債期限在4-5年之間計算，2017年底我國地方政府債務存量余額在43.5996萬億至50.1408萬億之間，財政部官方公布的2017年度地方政府債務余額為16.4706萬億，可以計算出目前我國地方政府的隱性債務余額在27.129萬億-33.6702萬億之間。衡量政府債務規(guī)模常用的指標為政府債務負擔率，其計算公式為：債務余額/GDP，計算公式中債務余額為存量指標，而GDP為流量指標，本文使用地方政府債務增量與GDP相對應，兩者均為流量指標。后續(xù)分析中的政府債務指標均為政府債務增量。

表1 地方政府債務增量表

從表1可以看出，2009年地方政府債務增量急劇增加，環(huán)比增速高達43%，之后逐漸呈下降態(tài)勢，2014年增速有所增加，2015年后中央政府嚴控地方政府增量，對地方政府債務實行限額管理，增速又逐漸下降。除2011年外，地方政府債務增量一直處于增加狀態(tài)。

2.市政設施投資效率

市政設施投資效率是本文研究的被解釋變量，借助于DEAP軟件，本文對市政設施投資效率的測度采用多階段DEA(數(shù)據(jù)包絡分析)方法，以市政領域的固定資產(chǎn)投資額作為資本投入變量，共選取7個以政府投資為主導的行業(yè)作為市政領域，以城鎮(zhèn)就業(yè)人員數(shù)作為勞動投入變量，以市政領域的相關(guān)產(chǎn)出作為輸出變量，多階段DEA方法能夠較為有效地識別出投入和產(chǎn)出的效率預測點。為消除不同產(chǎn)出量綱的影響，對相關(guān)產(chǎn)出數(shù)據(jù)進行標準化處理。具體投入與輸出變量如表2所示。

表2 市政設施投資效率測度變量表

通過VRS(可變規(guī)模報酬)方法計算出各地方政府各年度的綜合效率、純技術(shù)效率和規(guī)模效率。我國市政領域平均效率值如表3所示。

表3 我國市政領域平均效率值表

從表3可以看出，我國市政設施領域的綜合效率不高，主要原因在于規(guī)模效率值較低，普遍存在規(guī)模報酬遞減的情況，而純技術(shù)效率則基本處于增長態(tài)勢。盡管本文采用城鎮(zhèn)單位就業(yè)人員數(shù)作為市政勞動力投入，存在高估勞動投入的情況，從松弛變量的測度結(jié)果來看，仍然存在資本投入過多導致的規(guī)模報酬遞減的情況，尤其在2010年后這一結(jié)果更為明顯。

3.控制變量

除了考慮解釋變量地方政府債務外，還考慮其他變量作為控制變量，主要有：地方財政自給率(subsistence)，用地方財政收入除以地方財政支出來表示；政府規(guī)模(government)，用財政收入除以國內(nèi)生產(chǎn)法總值來表示；經(jīng)濟發(fā)展發(fā)展水平(lngdp)，用地區(qū)國內(nèi)生產(chǎn)總值的對數(shù)值來表示；城鎮(zhèn)化率(urbanization)，用城鎮(zhèn)人口除以本地區(qū)年末常住人口來表示。

(三)模型設計

地方政府舉債融資，其主要投向是市政設施投資。大量的政府債務資金投入市政設施領域，當產(chǎn)量一定時，要實現(xiàn)投資回報率最優(yōu)需要資本投入與勞動投入有合理的比例，若投入過多資本必然會導致規(guī)模不經(jīng)濟的產(chǎn)生，從而導致投資回報率下降。由于人口老齡化和人口出生率的下降，勞動人口的增加有較多約束，目前更多的地方政府通過舉債融資增加資本投入帶動經(jīng)濟發(fā)展，基于生產(chǎn)函數(shù)的最優(yōu)投入理論，需要驗證政府債務投資是否還能對經(jīng)濟產(chǎn)生拉動作用，政府債務正向作用的發(fā)揮受到哪些因素的影響。構(gòu)建基準回歸模型如下所示：

crstei,t=β0+β1lndebti,t+β2subsistencei,t+β3governmenti,t
+β4lngdpi,t+β5urbanizationi,t+ui,t

(1)

其中crste為被解釋變量，β為待估參數(shù)，lndebt為解釋變量，u表示誤差項，模型中還加了地方財政自給率、政府規(guī)模、經(jīng)濟發(fā)展發(fā)展水平、城鎮(zhèn)化率作為控制變量。

(四)主要變量描述性統(tǒng)計

變量的描述性統(tǒng)計如表4所示。樣本選取了31個省份2004-2017年共14年的面板數(shù)據(jù)。由于部分地方政府的債務在一些年份為減少量，即為負值，所以在取對數(shù)后損失了16個觀測值。

表4 變量描述性統(tǒng)計表

從表4的描述性統(tǒng)計結(jié)果可以看出，財政自給率和城鎮(zhèn)化率兩項指標方差較大，不同省級政府之間的財政自給率存在較大差異，方差為20.49112，這說明不同地區(qū)的省級政府財力懸殊，為了滿足城市建設資金的需要，地方政府存在借債融資的沖動。城鎮(zhèn)化率這一指標的方差為14.77352，不同省級政府轄區(qū)內(nèi)的城鎮(zhèn)化水平差距懸殊，最大值為89.6%，最小值為13.9%，這會導致其對市政設施投資產(chǎn)生不同的需求。

三、實證結(jié)果及經(jīng)濟解釋

(一)基準回歸結(jié)果分析

地方政府債務對市政設施投資效率的影響分析結(jié)果如表5所示。模型(1)-(4)均采用混合OLS回歸，其中模型(1)無控制變量，模型(2)加入財政自給率和政府規(guī)模變量，模型(3)加入經(jīng)濟發(fā)展水平這一控制變量，模型(4)將四個控制變量全都考慮進來，結(jié)果顯示在混合OLS回歸的情況下，解釋變量政府債務對市政公用設施投資效率的影響顯著為負值，即目前的債務投入并沒有提高投資效率；模型(5)-(8)均采用個體時點雙固定效應模型進行回歸分析，并在模型(6)-(8)中逐步加入財政自給率、政府規(guī)模、經(jīng)濟發(fā)展水平、城鎮(zhèn)化率控制變量，回歸結(jié)果顯示解釋變量政府債務對市政領域投資作用穩(wěn)定為負值，且均在顯著水平。

上述分析表明：(1)P值都小于0.05說明政府債務對市政設施投資效率沒有影響，回歸分析結(jié)果顯示政府債務對市政設施的投資效率有顯著負影響，即當?shù)胤秸畟鶆赵黾訒r，市政領域投資效率卻在下降，這無疑會導致政府償債壓力加大，債務違約風險累積。(2)財政自給率對市政設施的投資效率的影響也是負向的，盡管在個體時點雙固定效應中，這種負向影響不顯著。但混合回歸模型中均在1%的顯著水平，地方政府的財政自給率越高時，地方政府的可自由支配資金相對較多，更容易進行重復建設，使得不少基建項目盲目上馬，無法產(chǎn)生較高的投資回報率。(3)政府規(guī)模指標在所構(gòu)建的六個模型中均表現(xiàn)為顯著正向影響，政府規(guī)模指標是采用財政收入占當?shù)貒鴥?nèi)生產(chǎn)總值的比例來表示的，其本質(zhì)上是反映了政府的財政收入征管能力，尤其是稅收征管能力，稅收征管能力較強的地方政府，其政府工作效率也往往比較高，財政紀律更為嚴格，當?shù)卣氖姓O施投資效率往往較高。(4)經(jīng)濟發(fā)展水平這一指標對市政設施投資效率的影響較為復雜，在采用不同的回歸方法時，產(chǎn)生了兩種相反的結(jié)論，在采用混合模型，即不考慮各地方政府的稟賦差異時，經(jīng)濟發(fā)展水平對投資效率的影響為負值，當采用雙固定效應模型(7)和(8)進行回歸時，其影響表現(xiàn)為正值；由于我國各個地區(qū)之間經(jīng)濟發(fā)展水平差異較大，尤其是東部與西部地區(qū)存在著經(jīng)濟基礎、發(fā)展速度等方面的異質(zhì)性，需要在考慮區(qū)域異質(zhì)性的基礎上進一步分析經(jīng)濟發(fā)展水平對投資效率的影響。(5)城鎮(zhèn)化水平這一指標對政府投資效率的影響在采用兩種不同的回歸方法時，也出現(xiàn)了相反結(jié)論，其產(chǎn)生原因與經(jīng)濟發(fā)展水平指標類似。一般而言，城鎮(zhèn)化水平較高時，意味著在城鎮(zhèn)集中居住的人口較多，進行市政設施投資能更好地發(fā)揮公用設施的外部性，產(chǎn)生規(guī)模經(jīng)濟的狀態(tài)，其對投資回報率的影響應為正值，但要得出正確結(jié)論還需要進一步的分析。

表5 地方政府債務對市政公用設施投資效率回歸結(jié)果表

注：表中括號內(nèi)的數(shù)值為穩(wěn)健標準誤，*、**、***分別表示10%、5%、1%的顯著性水平。

(二)異質(zhì)性回歸結(jié)果分析

不同地區(qū)市政設施投資效率有明顯的個體差異，且西部省份在2010前后表現(xiàn)出非常明顯的異質(zhì)性趨勢?？紤]在模型中加入?yún)^(qū)域虛擬變量與時間虛擬變量。按照國家統(tǒng)計局三大經(jīng)濟地帶的劃分，將31個地方政府分為東、中、西三個區(qū)域，設置兩個區(qū)域虛擬變量dqy2和dqy3，若為中部地區(qū)，則區(qū)域虛擬變量dqy2為1，否則為0，若為西部地區(qū)，則區(qū)域虛擬變量dqy3為1，否則為0，若dqy2和dqy3同時為0，則該區(qū)域?qū)儆跂|部地區(qū)。將2004-2017年14年的數(shù)據(jù)劃分為2009-2010年和2011-2017年兩個時間段，設置一個時間虛擬變量dyear，若在2010及之前年份，則dyear為1，否則為0。將基準回歸模型加入虛擬變量后的異質(zhì)性回歸模型設定如下：

(2)

模型(2)與模型(1)相比，增加了dyear和dqy分別代表年份和區(qū)域虛擬變量，以充分考察個體、時間固定效應，明確不同區(qū)域差異所造成的投資效率的不同。增加年份和區(qū)域虛擬變量后的回歸結(jié)果如表6所示。

表6 增加年份和區(qū)域虛擬變量后的回歸結(jié)果表

由表6可以看出，除城鎮(zhèn)化率外，其他變量均表現(xiàn)為顯著影響，三個虛擬變量的P值均為0.000<0.001，年份虛擬變量與區(qū)域虛擬變量都顯著影響市政設施的綜合效率。為此構(gòu)建不同區(qū)域分時段的回歸模型并進行穩(wěn)健性分析。回歸結(jié)果如表7所示。

表7 不同區(qū)域分時段回歸結(jié)果表

注：表中括號內(nèi)的數(shù)值為穩(wěn)健標準誤，*、**、***分別表示10%、5%、1%的顯著性水平。

回歸分析結(jié)果顯示：東、中部地區(qū)，政府債務對市政設施投資效率的影響顯著為負，西部地區(qū)回歸系數(shù)并不顯著，這說明政府債務增加對不同區(qū)域的地方政府市政投資效率影響存在差異?？刂谱兞恐校斦越o率和政府規(guī)模的分析結(jié)果與前面保持一致；經(jīng)濟發(fā)展水平在西部地區(qū)表現(xiàn)為顯著負影響，西部地區(qū)由于基礎設施落后，公共服務水平較低，經(jīng)濟發(fā)展水平提高的同時并沒有對市政公用設施投資率產(chǎn)生正向作用；城鎮(zhèn)化水平在中部地區(qū)的2011-2017年和西部地區(qū)表現(xiàn)為顯著的正向影響，而在東部地區(qū)這一影響并不明顯。

(三)門檻回歸結(jié)果分析

城鎮(zhèn)化率的效果在異質(zhì)性回歸分析中表現(xiàn)出復雜性，采用面板門檻回歸的方法，檢驗城鎮(zhèn)化率對市政設施的投資效率是否存在門檻效應，由于門檻效應回歸要求數(shù)據(jù)為平衡面板，所以對lndebt中的缺失值以用“0”值替代。門檻效應檢驗結(jié)果如圖1所示。

圖1 城鎮(zhèn)化率對市政設施影響的門檻效應圖

從圖1可以看出，城鎮(zhèn)化率對市政設施的影響確實存在門檻效應，且存在兩個門檻值，第一個門檻值是22.2973，第二個門檻值是50.4045，具體結(jié)果如表8所示。

表8 城鎮(zhèn)化率門檻值表

根據(jù)上面的分析，將門檻效應加入到基準回歸模型中，設定門檻回歸模型如下：

crstei,t=αi+θ1lndebti,t+θ2subsistencei,t+θ3governmenti,t+1(urbanization≤γ1)β0lngdpi,t+
1(γ1γ2)β2lngdpi,t+β5urbanizationi,t+εi,t

(3)

門檻回歸結(jié)果如表9所示。

從表9中可以看出，門檻回歸分析的結(jié)論基本與前面一致，即政府債務、財政自給率對市政設施的投資效率影響為負向，而政府規(guī)模影響為正向，在加入城鎮(zhèn)化率示性函數(shù)后，經(jīng)濟發(fā)展水平的回歸系數(shù)為正值，但只有在城鎮(zhèn)化率較低時結(jié)果才顯著。

地方政府的城鎮(zhèn)化率可以分為低城鎮(zhèn)化率(小于22.2973%)、中等城鎮(zhèn)化率(22.2973%-50.4045%)和高城鎮(zhèn)化率(大于50.4045%)，進行回歸分析，不同城鎮(zhèn)化率下的分樣本回歸結(jié)果如表10所示。

表9 門檻回歸分析結(jié)果表

表10 不同城鎮(zhèn)化率下的分樣本回歸結(jié)果表

注：表中括號內(nèi)的數(shù)值為穩(wěn)健標準誤，*、**、***分別表示10%、5%、1%的顯著性水平。

表10的回歸結(jié)果顯示，在城鎮(zhèn)化率不同時，財政自給率與政府規(guī)模對市政設施投資綜合效率的影響呈現(xiàn)出線性趨勢，并無明顯區(qū)別，而政府債務、經(jīng)濟發(fā)展水平則表現(xiàn)出異質(zhì)性結(jié)果，盡管其估計參數(shù)并不顯著，但在低城鎮(zhèn)化率時，政府債務對市政設施投資的綜合效率表現(xiàn)為正向影響，經(jīng)濟發(fā)展水平為負向影響，與中高城鎮(zhèn)化率時的估計參數(shù)符號相反，這是由于西部經(jīng)濟發(fā)展較為落后，用于擴大再生產(chǎn)的資本較為匱乏，而政府舉債投資能夠緩解公用設施投資不足的問題，且此時由于地區(qū)有效需求不足，并不會對私人投資需求產(chǎn)生“擠出效應”，從而可以提高投資綜合效率。西部地區(qū)由于稅收征管能力較差等原因，GDP的增長并不會必然帶來財政收入的同比增長，也就無法發(fā)揮對市政設施投資綜合效率的促進作用。而城鎮(zhèn)化率對市政設施投資綜合效率的影響較為復雜，在較低時，其估計系數(shù)為負值，中等時為正值，而城鎮(zhèn)化率較高時又表現(xiàn)為負值。在城鎮(zhèn)化率由到高的過程中，政府債務、經(jīng)濟發(fā)展水平和城鎮(zhèn)化率對公用設施投資綜合效率的影響分別表現(xiàn)出倒U型、U型和反N型，如圖2所示。

圖2 政府債務、經(jīng)濟發(fā)展水平和城鎮(zhèn)化率對市政設施投資效率的影響曲線

(四)穩(wěn)健性檢驗

對于基準回歸模型，已經(jīng)采取了逐步回歸增加控制變量與混合OLS與雙固定效應方法對比的方式進行穩(wěn)健性檢驗，在控制變量回歸系數(shù)顯著的情況下，結(jié)果顯示本研究所關(guān)注的解釋變量政府債務均處于顯著性水平，且始終為負值；對于異質(zhì)性回歸模型，政府債務系數(shù)處于顯著性水平的估計值均為負值，西部地區(qū)系數(shù)雖然為正值，但不具有顯著性；門檻效應回歸中，在根據(jù)城鎮(zhèn)化率水平進行分樣本回歸檢驗模型穩(wěn)健性時，政府債務系數(shù)也顯著為負值。

四、研究結(jié)論與對策建議

(一)研究結(jié)論

聚焦于市政領域，本文分析了地方政府債務對市政設施投資效率的影響，得出結(jié)論如下：

1.基準回歸分析結(jié)果表明，目前地方政府債務增加對市政設施投資效率的影響為負值。大量債務資金投入到市政設施投資領域，在技術(shù)水平一定的情況下，勞動力投入沒有相應的增加，其邊際回報率會處于下降狀態(tài)。

2.異質(zhì)性回歸分析結(jié)果顯示，政府債務增加對不同地區(qū)市政設施投資效率的影響具有差異性，西部地區(qū)地方政府舉債融資的增加并沒有降低市政設施的投資效率。

3.控制變量對地方政府債務發(fā)揮正向作用具有重要的調(diào)節(jié)作用，其中經(jīng)濟發(fā)展水平和城鎮(zhèn)化率的估計參數(shù)存在不一致的情況，城鎮(zhèn)化率對市政設施的投資效率存在雙門檻效應，按照三大經(jīng)濟區(qū)域的劃分并不能準確反映出各個變量對設施投資效率的影響，按照城鎮(zhèn)化率的兩個門檻值對樣本進行再次分組后，結(jié)果顯示在城鎮(zhèn)化率不斷提高過程中，政府債務、經(jīng)濟發(fā)展水平和城鎮(zhèn)化率對市政設施投資效率的影響分別表現(xiàn)出倒U型、U型和反N型的擬合曲線形式。目前我國總體平均城鎮(zhèn)化率為51.2102%，已經(jīng)高于50.4045%的門檻值，但中部和西部的平均城鎮(zhèn)化率只有47.8476%和42.2900%，城鎮(zhèn)化率最低值只有13.8850%，這一數(shù)值還遠未到達22.2973%這一低門檻值。

(二)對策建議

當前我國經(jīng)濟下行壓力增大，政府債務增加，債務風險累積，政府債務對市政設施投資效率有顯著影響，但這種影響會受到其他控制變量的調(diào)節(jié)，尤其是城鎮(zhèn)化率這一指標。為確保政府債務對市政設施投資效率的顯著正向影響，提高債務資金使用績效，提出三點對策建議。

1.從總體來看，政府債務增加已經(jīng)對市政設施投資效率產(chǎn)生了負向影響，在東部和中部地區(qū)均表現(xiàn)顯著，要改善這種狀況，可以通過兩種途徑：(1)減少政府債務增量，為了解決資金需要，必要時可將企業(yè)運營中的股權(quán)融資引入到政府市政建設項目中。(2)提高市政設施投資效率，由前面的分析可知，市政設施投資綜合效率不高主要原因在于規(guī)模效率不高，如2017年市政設施投資綜合效率為0.348，其中純技術(shù)效率為0.912，而規(guī)模效率只有0.378，規(guī)模效率不高是因為資本投入過多而勞動力投入過少，勞動力數(shù)量成為制約投資效率增加的瓶頸，考慮到勞動力再生產(chǎn)周期較長，可以將人工智能技術(shù)運用于市政建設領域，拓展人工智能的應用場景，使其為市政基礎設施建設賦能。

2.從空間角度來看，政府債務正向作用的發(fā)揮，必須考慮與特定區(qū)域的城鎮(zhèn)化率相匹配。結(jié)合我國的實際情況來看，東、中、西三大經(jīng)濟區(qū)的劃分方式并不能準確說明城鎮(zhèn)化率的高低，政府債務要與城鎮(zhèn)化率發(fā)揮作用的閾值結(jié)合，對于城鎮(zhèn)化率低于22.2973%的地區(qū)來說，提高城鎮(zhèn)化率應成為政府首先要考慮的事情；對于城鎮(zhèn)化率高于50.4045%的地區(qū)來說，提高投資效率或減少債務融資應成為政府的工作重點。需要注意的是，城鎮(zhèn)化率閾值是現(xiàn)有時間段內(nèi)的計算結(jié)果，隨著技術(shù)更新和社會整體發(fā)展的推進，這一閾值也必然會相應發(fā)生變化。

3.從時間角度看，政府債務增量急劇增加是2009年，但市政設施投資效率發(fā)生顯著變化是2010年，這說明政府債務對市政設施投資效率的影響有時滯效應，政府債務支出的調(diào)整并不是一步到位，而是分步驟進行的，在不斷調(diào)整支出計劃的過程中，政府債務支出的調(diào)整、傳導和發(fā)生真實作用之間需要1年左右的時間，要克服時滯效應所引起的政府債務投資決策的失靈，一方面需要政府從更長周期內(nèi)制定連續(xù)穩(wěn)定的政府投資計劃，防止干擾債務計劃，另一方面為防范政府投資決策的偏差，規(guī)避其負面效應，要通過引入新媒體等方式及時獲得信息反饋，在充分收集反饋信息的基礎上建立相應的預警機制。