(東北財經(jīng)大學 公共管理學院, 遼寧 大連 116025)

一、引言及文獻綜述

全國第五次金融工作會議指出,地方政府要嚴控地方債務增量,加強金融風險防控。城投債作為地方政府為市政公益性或準公益性項目籌措資金的一種重要的融資手段,雖然自2014年我國發(fā)布《中華人民共和國預算法》和《國務院關(guān)于加強地方政府債務管理的意見》以來,“城投信仰”在一定程度上有所弱化,但是從現(xiàn)實情況來看,城投債融資平臺公司依然扮演著地方政府融資代理人的角色,其信用仍以地方政府信用作為背書,而城投債逐漸轉(zhuǎn)變成地方政府隱性債務的一種。

從城投債的發(fā)行量和凈融資額上看,根據(jù)wind統(tǒng)計,1997年城投債發(fā)行總量和凈融資額分別為5億元,2014年發(fā)行總量為1.9萬億元,凈融資額達到近1.5萬億元,而2017年發(fā)行總量近2萬億元,凈融資額回落至0.5萬億元。城投債的發(fā)展經(jīng)歷過井噴的態(tài)勢,但隨著近年中央政策文件的發(fā)布,各部門對融資平臺的監(jiān)管收緊,城投債的凈融資量逐漸呈現(xiàn)出波動下行的態(tài)勢。研究城投債務規(guī)模與經(jīng)濟增長之間的關(guān)系究竟如何,現(xiàn)有的城投債債務規(guī)模適不適合地方經(jīng)濟的發(fā)展,是我國當下值得探索的重要現(xiàn)實問題。

關(guān)于政府債務與經(jīng)濟增長之間的關(guān)系問題,一直存在著爭議。目前大體分為以下四種觀點。一是政府債務的擴張會促進經(jīng)濟的增長。凱恩斯主義認為,短期內(nèi)產(chǎn)出是由需求決定的,政府債務的擴張緩解財政赤字,可帶動就業(yè),促進了家庭可支配收入增加。收入的增加刺激了社會總需求增長,從而促進經(jīng)濟的增長。Auerbach和Kotlikoff[1]認為,政府債務擴張可以促進經(jīng)濟的增長,其原因是暫時性的政府舉債對儲蓄和投資起到促進作用。二是政府債務擴張會抑制經(jīng)濟增長。古典經(jīng)濟學家認為,政府債務的擴張會引發(fā)“擠出效應”,擠占生產(chǎn)性資本支出,使得資本積累降低,并且會產(chǎn)生通貨膨脹,導致對經(jīng)濟增長產(chǎn)生負面影響。程宇丹和龔六堂[2]通過建立引入債務的包含地方政府和中央政府的財政分權(quán)理論模型,證明了隨著中央政府債務/GDP比重的擴大,從整體上看會造成對經(jīng)濟增長的損害。三是政府債務擴張與經(jīng)濟增長的關(guān)系是中性的?！袄罴螆D等價”指出,影響經(jīng)濟的是政府購買量,政府采用何種融資方式購買對經(jīng)濟沒有影響。Ugo和Andrea[3]從實證角度證明,一旦消除了內(nèi)生性問題,政府債務與經(jīng)濟增長之間的聯(lián)系就會消失。四是政府債務擴張與經(jīng)濟增長的關(guān)系是非線性的。主要觀點分為三種,其一為倒U形關(guān)系。韓健和程宇丹[4]利用中國各省市2010—2016年間的地方性政府債務數(shù)據(jù),證明地方政府債務規(guī)模增加對區(qū)域經(jīng)濟增長的影響是倒U形的,閾值為地方債務占GDP的15%。其二為正U形關(guān)系。Minea和Parent[5]對20個發(fā)達國家自1949年以來60年的數(shù)據(jù)采用面板平滑門限回歸模型,發(fā)現(xiàn)政府債務規(guī)模(政府債務/GDP)在90%到115%之間時,負向影響經(jīng)濟增長,在政府債務規(guī)模超過115%時,變?yōu)檎蛴绊懡?jīng)濟增長。其三,存在非線性關(guān)系,但不是U形的。Zhao等[6]利用Moran的散點圖,局部空間關(guān)聯(lián)指標(LISA)圖和半?yún)?shù)空間模型(SE-SDM),證明地方政府債務與區(qū)域經(jīng)濟增長之間的關(guān)系呈現(xiàn)出非線性特征,而不是呈U形關(guān)系。

分析以往的研究,學者對單一種類政府債務與經(jīng)濟增長之間關(guān)系的研究較少,并且,單債種債務規(guī)模對經(jīng)濟增長的閾值效應的研究更少,而且,現(xiàn)有文獻中采用的數(shù)據(jù)大多為國家層面和省級層面數(shù)據(jù),由于地級市數(shù)據(jù)收集難度較大,對地市級政府債務的相關(guān)研究還比較少。因此,對于單債種的債務規(guī)模與地市級經(jīng)濟增長之間的關(guān)系，以及是否具有閾值效應，是值得探索的。

二、模型設(shè)定

在解釋變量的選取上,Bosworth和Collins[7]為保證研究的穩(wěn)健性,認為應該選擇已經(jīng)被證實與經(jīng)濟增長有穩(wěn)定相關(guān)的核心解釋變量進行研究。本文選取貿(mào)易開放度、公共財政支出份額和公共教育份額作為回歸方程的控制變量,同時選擇目前已被證實與經(jīng)濟增長密切相關(guān)的通貨膨脹和城鎮(zhèn)化率作為控制變量。核心解釋變量為城投債債務規(guī)模,將人均GDP增長率作為被解釋變量。本文采用線性設(shè)定和非線性設(shè)定分別構(gòu)建城投債規(guī)模與人均GDP增長率回歸方程如下。

(一)線性設(shè)定

當期的年人均GDP增長率線性回歸的基本設(shè)定如下:

pgdprit=α0+α1xit+α2dscaleit+εit

(1)

其中,i表示各個地級市;t表示時間;εit代表誤差項;pgdprit是t時期人均GDP增長率;dscaleit表示城投債債務規(guī)模,用城投債債務金額占GDP的比重來表示,作為核心解釋變量;xit是本文設(shè)定的控制變量,主要包括:貿(mào)易開放度,用換算成人民幣的城投債發(fā)行地區(qū)進出口總額與 GDP的比值來表示;公共財政支出份額,用公共財政支出與GDP的比率來衡量;公共教育份額,用公共教育支出/GDP來表示;通貨膨脹,用居民消費者價格指數(shù)CPI的年增長率來衡量;城鎮(zhèn)化率用城投債發(fā)行地區(qū)城鎮(zhèn)人口數(shù)與常住人口數(shù)的比值來表示。

由于在面板數(shù)據(jù)中,可能存在不隨時間變化的特質(zhì)組間差異,因此在基本模型的基礎(chǔ)上,添加表示地區(qū)異質(zhì)性的固定效應項ui,模型設(shè)定為:

pgdprit=α0+α1xit+α2dscaleit+ui+εit

(2)

為了控制不可觀測的異質(zhì)性特征,采用組內(nèi)去心的方法進行估計,將模型中的解釋變量和被解釋變量都減掉它的平均值后再進行回歸,模型如下:

(3)

自2012年以來，城投債相關(guān)政策不斷出臺,經(jīng)濟相關(guān)政策也在不斷調(diào)整,因此,估計結(jié)果可能會受到經(jīng)濟周期的影響,所以在固定效應模型的基礎(chǔ)上加入時間固定效應θt。模型表示如下:

pgdprit=α0+α1xit+α2dscaleit+ui+θt+εit

(4)

由于核心解釋變量和被解釋變量之間可能存在雙向因果關(guān)系,導致模型內(nèi)生性問題的出現(xiàn),因此,為處理內(nèi)生性問題,本文利用使用城投債債務規(guī)模的滯后項，作為城投債債務規(guī)模的工具變量的差分GMM和系統(tǒng)GMM,以及前后兩年人均GDP增長率的方法來進行控制:

pgdprit=α0+α1xit+α2dscaleit-1+

α3pgdprit-1+ui+θt+εit

(5)

pgdprit=α0+α1xit+α2dscaleit-1+

α3pgdprit-1+ui+θt+εit

(6)

mgdprit=α0+α1xit+α2dscaleit+ui+θt+εit

(7)

模型(7)解釋變量同方程(4)一致,程宇丹和龔六堂[8]將5年期的人均 GDP增長率均值作為被解釋變量，來控制模型的內(nèi)生性問題,本文考慮到要最大限度保留樣本數(shù)據(jù),將被解釋變量設(shè)定為前后兩年的人均GDP增長率均值,以此來減輕經(jīng)濟波動產(chǎn)生的內(nèi)生性問題,使模型估計得更為精準。前后兩年的人GDP增長率的均值用mgdprit表示。

(二)非線性設(shè)定

模型(1)～(7)為城投債債務規(guī)模和經(jīng)濟增長之間關(guān)系的線性模型設(shè)定,若假設(shè)城投債債務規(guī)模與經(jīng)濟增長之間的關(guān)系為非線性的,模型的設(shè)定方式有兩種。第一種是在雙向固定效應模型中加入城投債債務規(guī)模的二次方項,二次方項用dscaleit2表示,另一種是利用門限回歸模型進行判別,模型設(shè)定如下:

pgdprit=α0+α1xit+α2dscaleit+

α3dscaleit2+ui+θt+εit

(8)

mgdprit=α0+α1xit+α2dscaleit+

α3dscaleit2+ui+θt+εit

(9)

pgdprit=α0+α1xit+α21dscaleit*q(dscaleit

α22dscaleit*q(D1

α23dscale_it*q(dscaleit≥D2)+ui+θt+εit

(10)

mgdprit=α0+α1xit+α21dscaleit*q(dscaleit

α22dscaleit*q(D1

α23dscaleit*q(dscaleit≥D2)+ui+θt+εit

(11)

模型(10)和(11)中,q(*)是虛擬變量,當城投債債務規(guī)模對經(jīng)濟增長存在門限效應時,其取值為1,否則取值為0。D1和D2是城投債債務規(guī)模的閾值。α21、α22和α23分別用于描述小于閾值D1時,隨著城投債債務規(guī)模的變化,其對經(jīng)濟增長的影響,處于閾值D1和D2之間時,城投債債務規(guī)模與經(jīng)濟增長之間的關(guān)系,以及大于閾值D2時的城投債債務規(guī)模增加對經(jīng)濟增長的影響。本文利用Hansen提出的門限回歸模型對閾值進行參數(shù)估計與門限效應檢驗[9]。

三、數(shù)據(jù)選擇與處理

城投債債務數(shù)據(jù)來自于東方財富Chioce和Wind數(shù)據(jù)庫,包含310個地級市發(fā)行城投債金額。本文的樣本選取了2012—2017年地級市發(fā)行的城投債債務金額,城投債發(fā)行的各地級市的人均GDP、進出口總額、城鎮(zhèn)化率、公共財政支出和公共教育支出等數(shù)據(jù)來源于《中國城市統(tǒng)計年鑒》、《中國縣域統(tǒng)計年鑒》、《各省統(tǒng)計年鑒》、《中國社會統(tǒng)計年鑒》、《各市國民經(jīng)濟和社會發(fā)展統(tǒng)計公報》、各市統(tǒng)計局網(wǎng)站和各市統(tǒng)計局網(wǎng)站,本文在進行數(shù)據(jù)處理時剔除了缺失值,將面板數(shù)據(jù)處理成平衡面板數(shù)據(jù),并對變量做平減處理以計算真實值,變量的描述性統(tǒng)計如表1所示。

表1 樣本描述性統(tǒng)計

四、結(jié)果分析

(一)城投債債務規(guī)模與經(jīng)濟增長線性關(guān)系

分別對模型(1)～(7)進行回歸,其結(jié)果見表2。

表2 城投債債務規(guī)模與經(jīng)濟增長線性關(guān)系

注: *表示p<0.10, ** 表示p<0.05, *** 表示p<0.01,下表同。

表2中的(1)模型是混合OLS的估計結(jié)果,隨著城投債債務規(guī)模(城投債發(fā)行金額/GDP)的增加,經(jīng)濟增長率也顯著增加。但是,混合OLS的結(jié)果相對來說不可靠,其原因在于沒有考慮面板數(shù)據(jù)可能存在與誤差項相關(guān)的個體效應。模型(2)回歸包含了面板數(shù)據(jù)的個體效應。模型(3)是先去除個體效應再進行回歸分析,主要用作比較。模型(4)為雙向固定效應回歸,同時考慮了個體效應和時間效應,從R2來看,要比前三個模型更具有解釋能力,城投債債務規(guī)模增加對經(jīng)濟增長的影響仍是正面的。雖然模型(4)相對于前三個模型來說,控制了時間效應的影響,但對于內(nèi)生性的問題來說,卻沒有解決,因此,需進一步考查(5)城投債債務規(guī)模的滯后項作為城投債債務規(guī)模的工具變量的差分GMM、模型(6)城投債債務規(guī)模的滯后項作為城投債債務規(guī)模的工具變量的系統(tǒng)GMM，以及模型(7)使用前后兩年人均GDP增長率均值作為因變量的回歸結(jié)果。模型(5)和模型(6)的回歸結(jié)果顯示，城投債債務規(guī)模對經(jīng)濟增長影響不顯著。模型(7)回歸結(jié)果顯示,城投債債務規(guī)模對經(jīng)濟增長影響顯著,并仍為正向的。在時間較短,樣本量較大的模型中,模型(6)的估計結(jié)果要較(5)可信,但是城投債債務規(guī)模對經(jīng)濟增長影響是不顯著的,以此猜測城投債債務規(guī)模和經(jīng)濟增長之間可能是非線性相關(guān)的,將在接下來的模型中進行驗證。使用線性模型得到的結(jié)果只是平均意義上的綜合影響,并不能夠完整地反映出城投債債務對經(jīng)濟增長的真實影響。

(二)城投債債務規(guī)模與經(jīng)濟增長非線性關(guān)系

由表2中城投債債務規(guī)模與經(jīng)濟增長線性關(guān)系回歸結(jié)果分析可知,考慮到不存在雙向因果效應的前提下,模型(4)的雙向固定效應回歸結(jié)果是可靠的,它既控制了不同地級市個體的固定效應，同時也控制了政策的改變和經(jīng)濟周期的影響對應的時間固定效應。如果考慮存在雙向因果效應產(chǎn)生的內(nèi)生性問題時,使用前后兩年人均GDP增長率均值，作為因變量的雙向固定效應的模型(7)得到的估計結(jié)果更加可靠。因此,在模型(4)和模型(7)的基礎(chǔ)上，驗證城投債債務規(guī)模與經(jīng)濟增長是否存在非線性關(guān)系。

在模型中加入城投債債務規(guī)模的二次方項，即模型(8)和模型(9)，驗證是否存在非線性關(guān)系?；貧w結(jié)果如表3所示。

表3 城投債債務規(guī)模與經(jīng)濟增長非線性關(guān)系

由模型(8)和模型(9)的回歸結(jié)果可知,加入城投債債務規(guī)模二次方項后,城投債債務規(guī)模和城投債債務規(guī)模的二次方項系與經(jīng)濟增長均不顯著,證明城投債債務規(guī)模和經(jīng)濟增長之間不是二次函數(shù)關(guān)系,下面,利用門限模型進一步研究城投債債務規(guī)模與經(jīng)濟增長之間的關(guān)系,其結(jié)果如表4所示。

表4 城投債債務規(guī)模閾值效應

分別經(jīng)過500次Bootstrap后,最終確定模型(10)和模型(11)的結(jié)構(gòu)突變點在城投債債務規(guī)模(城投債發(fā)行金額/GDP)分別為0.4%和0.6%。表5中①③列為將門限值帶入模型(10)和模型(11)的回歸結(jié)果,②④列為經(jīng)過懷特異方差修正的回歸結(jié)果,其結(jié)果更為穩(wěn)健。由回歸結(jié)果可以看出,若低于0.4%的閾值,城投債債務規(guī)模增加損害經(jīng)濟增長,若在0.4%和0.6%閾值之間,城投債債務規(guī)模增加會顯著促進經(jīng)濟增長,若高于閾值0.6%,則城投債債務規(guī)模增加對經(jīng)濟增長的促進作用放緩。產(chǎn)生這種現(xiàn)象的原因可能是:在城投債債務規(guī)模低于0.4%時,從城投債的用途上看,政府對發(fā)債地區(qū)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)重視不足,不利于營造良好的投資環(huán)境,使得基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)的資本吸引效應降低,導致地區(qū)經(jīng)濟增長受到損害。當城投債債務規(guī)模在0.4%～0.6%之間時,隨著發(fā)債地區(qū)的基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)的不斷完善,地區(qū)的交通運輸和能源等經(jīng)濟型基礎(chǔ)設(shè)施、醫(yī)療和教育等社會型基礎(chǔ)設(shè)施水平不斷挺高,使得發(fā)展地區(qū)的交易成本不斷下降,促進經(jīng)濟的良好發(fā)展,與此同時,發(fā)債地區(qū)的營商環(huán)境也在不斷改善,地區(qū)的資本吸引效應不斷提高,隨著外來資本的不斷涌入,提升了地方經(jīng)濟的流動性和活力,促進了經(jīng)濟的快速增長;從城投債的資金流向上看,城投債會被用在政府公益項目的建設(shè)上,隨著城投債債務規(guī)模的增加,政府將城投債資金不斷用于更多項公益項目建設(shè),在這些項目建設(shè)中可以提供許多的工作崗位,帶動了居民可支配收入的增加,使得社會需求增加,從而刺激經(jīng)濟增長。當城投債債務規(guī)模大于0.6%時,一方面,隨著對資本市場的不斷刺激,會出現(xiàn)利率上升的情況,即產(chǎn)生資金價格上揚,由于利率的上漲,私人資本會存入銀行,并且借貸成本會不斷增長,因此會產(chǎn)生隨著城投債債務規(guī)模不斷增加,經(jīng)濟增長產(chǎn)生減緩現(xiàn)象;另一方面,城投債債務規(guī)模的增大會擴大政府投資,而在一定時期內(nèi)資源數(shù)和資金量是一定的,政府以發(fā)行城投債方式的來獲得的投資的不斷增加,私人支出的一部分便會用于購買城投債債券,政府便會擠占私人支出,這樣一來會降低社會總需求,使得經(jīng)濟增長放緩。由于模型(11)中使用前后兩年人均GDP增長率均值作為因變量的雙向效應模型能夠去除雙向因果關(guān)系的作用,則模型(11)構(gòu)建的合理性使得結(jié)果可靠。因此,城投債債務規(guī)模與經(jīng)濟增長存在非線性關(guān)系。

模型(12)為穩(wěn)健性檢驗結(jié)果,將被解釋變量替換為平減后的人均GDP的對數(shù),在回歸方程中加入已證實與經(jīng)濟增長相關(guān)的變量投資率,即城投債發(fā)行地區(qū)全社會固定資產(chǎn)投資完成額占GDP的比重,用符號fratio表示。第⑤列為將門限值帶入模型(12)的回歸結(jié)果,第⑥列為經(jīng)過懷特異方差修正的回歸結(jié)果,同樣存在雙門限效應,對比(10)和(11)可知,核心解釋變量的系數(shù)無論是在大小上還是在方向上均沒有較大差別,說明了回歸結(jié)果是穩(wěn)健的。

五、結(jié)論與建議

(一)結(jié)論

通過地市級城投債面板數(shù)據(jù)實證分析發(fā)現(xiàn),城投債債務規(guī)模與經(jīng)濟增長之間具有非線性關(guān)系。當城投債債務規(guī)模低于0.4%時,隨著城投債債務規(guī)模的增加,其對經(jīng)濟增長會產(chǎn)生負向影響;當城投債債務的規(guī)模在0.4%～0.6%時,城投債債務規(guī)模的增加會對經(jīng)濟增長產(chǎn)生正向促進作用;當城投債債務的規(guī)模高于0.6%時,城投債債務規(guī)模的加大對經(jīng)濟增長的影響同樣是正向的,此時相較于在0.4%～0.6%時的城投債債務規(guī)模,對經(jīng)濟增長的促進作用處于減緩趨勢。

(二)政策建議

根據(jù)上述研究結(jié)論,提出以下建議。

首先,地方政府合理規(guī)劃城投債的舉債規(guī)模。政府要適當調(diào)控城投債的發(fā)債規(guī)模,從實證結(jié)論上看,總體上來講,目前,隨著城投債債務規(guī)模的增加,對經(jīng)濟增長的促進作用是積極的,政府可以適當提高城投債債務的發(fā)行規(guī)模。基于閾值效應來看,高于0.4%的城投債債務規(guī)模會正向促進經(jīng)濟的增長,但是我們?nèi)砸吹皆诖笥?.6%的城投債債務規(guī)模上,經(jīng)濟增長的促進作用放緩,因此,不能毫無限制地發(fā)行城投債。地方政府應該做到結(jié)合本地目前的經(jīng)濟發(fā)展狀況和經(jīng)濟增長的自身發(fā)展條件等,分析是否需要發(fā)行城投債,并合理規(guī)劃好城投債舉債規(guī)模,以防發(fā)生債務風險。

其次,不斷完善地方官員績效考核機制。依據(jù)第五次金融工作會議所提出的要求,各級地方黨委和政府要樹立正確政績觀,嚴控地方政府債務增量,終身問責,倒查責任。不斷研究完善地方官員績效考核指標,在地方官員的績效考核上,一是做到考核更為全面,弱化地方官員GDP考核制度,轉(zhuǎn)變經(jīng)濟增長的方式,抵制對于利用地方債務盲目進行項目投資來帶動的經(jīng)濟增長,從考察經(jīng)濟增長的數(shù)量轉(zhuǎn)變?yōu)榭疾旖?jīng)濟增長的質(zhì)量。二是充分考慮地方官員在任期間是否有出現(xiàn)債務償還逾期或是否有違約行為,是否過度舉債以及舉債項目是否合理等狀況。同時,建立地方性債務責任追究制度,明確舉債責任主體,不斷探索并完善地方官員任期內(nèi)舉債情況的考核、審計和責任追究方式方法,從制度的改善上來防范債務風險。

最后,規(guī)范融資平臺發(fā)展,探索融資平臺發(fā)展新模式。從現(xiàn)狀來看,在未來很長時期內(nèi),平臺融資仍為地方政府融資的重要方式之一,對于融資平臺的發(fā)展政府要加強監(jiān)管,明確對融資平臺的監(jiān)督、審計和稽查等責任,推動融資平臺信息披露相關(guān)項目建設(shè)。要明確融資平臺的性質(zhì),對于不同性質(zhì)的融資平臺,政府制定不同種類的財政政策,以達到支持融資平臺健康發(fā)展目的。探索多元化融資平臺的發(fā)展模式,豐富融資平臺建設(shè)主體,促進銀行等金融機構(gòu)參與建設(shè)的積極性,充分發(fā)揮金融機構(gòu)主體的風險把控能力,做到在融資平臺的發(fā)展中產(chǎn)生的風險能及時預防和把控。并且,地方政府要對融資平臺發(fā)展建立長效的風險防控機制,不斷推進融資平臺良好發(fā)展。□