地方政府債務(wù)規(guī)?？冃гu估、影響機制及優(yōu)化治理研究

洪源1,2,秦玉奇1,王群群1

(1.湖南大學經(jīng)濟與貿(mào)易學院，湖南長沙410006；2.財政部財政科學研究所，北京100142)

摘要：本文以公共需求偏好匹配標準為導向，設(shè)計出債務(wù)需求偏好匹配指數(shù)作為地方政府債務(wù)規(guī)模的績效評估指標，結(jié)合我國2002-2012年31個省(市)的相關(guān)樣本面板數(shù)據(jù)，對我國省域地方政府債務(wù)規(guī)?？冃ч_展實證評估。在此基礎(chǔ)上，從地方政府行為視角出發(fā)，運用多元選擇Logit模型，實證檢驗了地方政府債務(wù)規(guī)模績效的影響機制。實證檢驗結(jié)果表明：地方政府舉債活動所處的中國式財政分權(quán)的制度環(huán)境，以及地方政府在舉債過程中面臨的晉升激勵機制和預算軟約束機制，共同顯著影響著地方政府債務(wù)規(guī)?？冃У臓顩r和水平。據(jù)此，從改革財政分權(quán)制度環(huán)境，調(diào)整地方政府舉債激勵和約束機制的制度安排等方面，提出了優(yōu)化治理我國地方政府債務(wù)規(guī)?？冃У恼呓ㄗh。

關(guān)鍵詞：地方政府債務(wù)規(guī)模；績效評估；影響機制；優(yōu)化治理

收稿日期：2015-08-05修回日期：2015-10-15

基金項目：國家自然科學基金項目(71373073、71103060)；教育部人文社科研究基金項目(15YJC790027)、中國博士后科學基金特別資助項目(2014T70056)；中國博士后科學基金面上項目一等資助(2013M540072)。

作者簡介：洪源(1981-)，男，湖南永州人，湖南大學經(jīng)濟與貿(mào)易學院副教授、碩士生導師，財政部財政科學研究所博士后。研究方向：財稅理論與政策，地方政府債務(wù)管理。

中圖分類號：F061.4

文獻標識碼：A

文章編號：1002-9753(2015)11-0161-15

Abstract：Guided by preference matching standards of public demand，this paper designs preference matching index of debt demand to be performance evaluation index for local government debt scale，and conducts empirical assessments of performance of local government debt scale by analyzing panel data in China.On this basis，this paper employs multivariate options logit model to empirically examine the influencing mechanism of performance of local government debt scale.The empirical results indicate that the institutional environment for Chinese fiscal decentralization，promotion incentives and budget soft constraints faced by local government debts jointly and significantly influences the performance situation and level of local government debt scale.Hence，this paper proposes several policy suggestions so as to regulate performance of local government debt scale in China in an optimal way.

A Study on Performance Evaluation，Influencing Mechanism

and Optimal Regulation of Local Government Debt Scale

HONG Yuan1, 2，QIN Yu-qi1，WANG Qun-qun1

(1.SchoolofEconomicsandTrade，HunanUniversity，Changsha410006，China;

2.ResearchInstituteforFiscalScience，MinistryofFinance，Beijing100142，China)

Key words:local government debt scale;performance evaluation;influencing mechanism;optimal regulation

一、引言

根據(jù)國家審計署的數(shù)據(jù)，截至2010年底，全國地方政府債務(wù)規(guī)模達到10.7萬億元。而到了2013年6月底，地方政府債務(wù)總額已迅速增至近18萬億元。1997-2013年地方政府債務(wù)年均增幅達27.38%，遠遠高于同期地區(qū)生產(chǎn)總值、地方財政收入等指標的年均增幅。地方政府債務(wù)快速增長顯然給國家財政和經(jīng)濟安全帶來了嚴峻而緊迫的挑戰(zhàn)。如何在確定地方政府債務(wù)適度規(guī)模的前提下，對地方政府債務(wù)實行規(guī)?？刂埔杂行Х婪兜胤秸畟鶆?wù)風險，已經(jīng)成為國家宏觀管理及發(fā)展戰(zhàn)略中急需解決的重要和關(guān)鍵性問題。

當前國內(nèi)外對于地方政府債務(wù)適度規(guī)模的研究主要從以下三個視角出發(fā)：一是設(shè)立地方政府債務(wù)規(guī)模警戒線，通過將債務(wù)規(guī)模指標的監(jiān)測值與警戒線進行比較，來分析債務(wù)規(guī)模是否處于適度范圍之內(nèi)(Ma Jun，2003[1]；浙江省人民政府，2006[2])；二是借助可持續(xù)性概念構(gòu)造地方政府債務(wù)可持續(xù)性框架對地方政府債務(wù)適度規(guī)模進行判斷(Keyder，2002[3]；Makin，2005[4]；繆小林和伏潤民，2014[5])；三是基于結(jié)構(gòu)方法的KMV模型測算地方政府債務(wù)的違約概率，來確定地方政府的合理發(fā)債規(guī)模(徐占東，2014[6]；李臘生，2014[7])。

上述研究對于確定地方政府債務(wù)的適度規(guī)模以及判斷相應(yīng)的債務(wù)風險有一定的參考價值。但從地方政府債務(wù)的“發(fā)行-使用-償還-發(fā)行”的這一不斷循環(huán)的運作過程來看，這些研究大都是基于債務(wù)的“發(fā)行”或者“償還”環(huán)節(jié)的規(guī)模風險分析。事實上，要使這個循環(huán)可持續(xù)，“使用”這個環(huán)節(jié)是最重要的。任何融資形成的負債，都是為了使用，不存在為融資而融資，為借債而借債的情況。同時，債務(wù)使用的績效體現(xiàn)未來的整體償債能力，反映未來償債的確定性程度，從而表明地方政府債務(wù)風險的狀況。因此，研究地方政府債務(wù)規(guī)模及及其風險問題的重點應(yīng)從債務(wù)本身轉(zhuǎn)移到債務(wù)使用績效的評估上來(劉尚希，2014)[8]。考慮到地方政府債務(wù)一般用于公共用途，難以產(chǎn)生像企業(yè)債務(wù)那樣的現(xiàn)金流，因而不同于企業(yè)債務(wù)主要從微觀收益視角來開展績效評估，我們需要更多地從地方政府債務(wù)產(chǎn)生的宏觀的經(jīng)濟和社會效益的視角出發(fā)來對其開展績效評估(洪源等，2014)[9]。本文擬從地方政府債務(wù)的宏觀績效視角出發(fā)，以公共需求偏好匹配標準為導向來開展地方政府債務(wù)規(guī)?？冃У膶嵶C評估。在此基礎(chǔ)上，系統(tǒng)分析影響地方政府債務(wù)規(guī)模績效的關(guān)鍵因素和作用機制，據(jù)此有針對性地提出我國地方政府債務(wù)規(guī)?？冃У膬?yōu)化治理建議。

二、需求偏好匹配標準下的地方政府債務(wù)規(guī)?？冃гu估指標設(shè)計

(一)需求偏好匹配與地方政府債務(wù)規(guī)模績效

從當前世界上發(fā)達國家的地方政府債務(wù)管理的實踐和經(jīng)驗來看，需求偏好匹配標準已成為了地方政府債務(wù)規(guī)?？冃Ч芾碇凶钪匾囊豁椈驹瓌t。根據(jù)Shah(1998)[10]標準(demand prefer-ence responsiveness)，如果政府提供的公共服務(wù)有效滿足了需求，則公共部門資源配置處于“偏好匹配”狀態(tài)。此時，無論政府在某一支出上投入多少都是合理的。同理，上述需求偏好匹配標準對于地方政府債務(wù)規(guī)?？冃гu估也有積極的啟示。由于從債務(wù)運行的代際承接上看，地方政府債務(wù)償還的最終來源于當?shù)鼐用裎磥碓黾拥亩愂?，因此，地方政府債?wù)資金的使用必須以有效滿足當?shù)鼐用竦墓残枨鬄榧s束條件。以美國市政債務(wù)為例，在財政分權(quán)的框架下，地方政府要求市政公司通過債券融資建設(shè)的公共項目要匹配轄區(qū)的公共需求，必要的情況下轄區(qū)居民可以對工程項目的債券融資進行投票(Otaviano和Liu，2013)[11]。這不僅是分權(quán)制度下實現(xiàn)公共品供給效率和債務(wù)規(guī)模最優(yōu)績效的核心，也有利于防范市政債券因受制于政府主管決策導致的資金錯配及違約風險。

在當前我國地方政府債務(wù)的構(gòu)成中，以地方政府信用為擔保的地方融資平臺債務(wù)成為了地方政府債務(wù)的主體。雖然地方融資平臺公司的建設(shè)職能與美國的市政公司類似，但是在項目決策權(quán)和債務(wù)管理約束機制上，卻有著很大的差異，具體表現(xiàn)在：地方融資平臺公司債務(wù)資金的籌集、配置和使用更多代表了地方政府的基礎(chǔ)設(shè)施投資意愿，政府主觀決策主導性很強，因而地方政府往往容易出于經(jīng)濟競爭和滿足官員晉升需求的考慮要求融資平臺做出效率較低的債務(wù)融資決策，進而導致地方政府債務(wù)無序擴張、低效配置的現(xiàn)象(陳思霞和陳志勇，2015)[12。要改變這種現(xiàn)狀，顯然需要在地方政府債務(wù)管理中嵌入以需求偏好匹配為導向的績效評估因素，根據(jù)需求的變化來動態(tài)評估地方政府債務(wù)的配置和使用效率。具體來看，如果地方政府債務(wù)的實際規(guī)模匹配當?shù)氐墓残枨螅瑒t表示債務(wù)資金被高效率配置，其債務(wù)規(guī)模的績效也處于高效水平上，此時的地方政府債務(wù)即使由于公益性而導致無法產(chǎn)生實際現(xiàn)金流，債務(wù)項目也應(yīng)得到政府財政的支持。相反，如果地方政府債務(wù)的實際規(guī)模無法與當?shù)毓残枨笃ヅ?，大幅度偏離了實際需求，則表示債務(wù)資金被低效率配置，其債務(wù)規(guī)模的績效也處于低效水平上，債務(wù)規(guī)模就應(yīng)該受到嚴格的管控。

(二)地方政府債務(wù)規(guī)?？冃гu估指標的設(shè)計思路

在以需求偏好匹配標準為導向的地方政府債務(wù)規(guī)?？冃гu估理念下，我們可以通過以下兩個步驟設(shè)計出具體的地方政府債務(wù)規(guī)?？冃гu估指標。

1.確定地方政府債務(wù)規(guī)模的需求函數(shù)

要構(gòu)造地方政府債務(wù)規(guī)模需求函數(shù)，首先需要對導致地方政府債務(wù)規(guī)模需求變動的關(guān)鍵因素進行分析。國際經(jīng)驗普遍認為，分稅制框架下地方政府更了解當?shù)匦枨?，除非地方政府擁有主要稅基的決定權(quán)，否則地方政府通過適當舉債進行基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)以促進當?shù)亟?jīng)濟發(fā)展是合理的(陳思霞和陳志勇，2015)[12]。因此，我們認為經(jīng)濟發(fā)展需求因素和公共投資需求因素是影響地方政府債務(wù)規(guī)模需求的最主要兩大因素。另外，除了上述兩大需求因素，由于在我國特有的財政分權(quán)模式下，地方政府沒有稅權(quán)，但卻在財權(quán)上移的同時承擔著大量諸如教育、醫(yī)療、社保以及環(huán)境保護等方面的公共福利產(chǎn)品供給職責。因此，為彌補這種財權(quán)與事權(quán)不匹配導致的公共福利產(chǎn)品供給缺口，地方政府需要舉借債務(wù)。這就構(gòu)成了影響我國地方政府債務(wù)規(guī)模需求的第三大因素——公共福利需求因素。

在分析債務(wù)規(guī)模需求因素的基礎(chǔ)上，我們可以借鑒Bergstrom和Goodman(1973)[13]建立的公共產(chǎn)品需求函數(shù)，并假設(shè)當?shù)貙τ趥鶆?wù)規(guī)模的需求函數(shù)具有不變收入與價格彈性的Cobb-Douglas函數(shù)形式，將我國地方政府債務(wù)規(guī)模的需求函數(shù)表示為如式(1)所示的形式：

Debt =fd(Economic,Invest,Welfare)

=α0EconomicαInvestβWelfareφ

(1)

在式(1)中，Debt 代表地方政府債務(wù)規(guī)模需求變量，Economic代表當?shù)亟?jīng)濟發(fā)展需求因素變量，Invest代表公共投資需求因素變量，Welfare代表公共福利需求因素變量。在此基礎(chǔ)上，為了實證分析的需要，我們可以對式(1)兩邊取對數(shù)，并加入擾動項，進而得到如式(2)所示的地方政府債務(wù)需求規(guī)模的基礎(chǔ)計量回歸模型：

(2)

在式(2)中Debtit以及Economicnit、Investnit以及Residentnit分別代表i地區(qū)t年的地方政府債務(wù)需求規(guī)模變量、經(jīng)濟發(fā)展類需求因素變量、公共投資類需求因素變量以及公共福利類需求因素變量，εit代表模型殘差項或特征誤差項。

2.構(gòu)造地方政府債務(wù)規(guī)模的需求偏好匹配指數(shù)

從計量經(jīng)濟的角度來看，依據(jù)上文式(2)確定地方政府債務(wù)規(guī)模需求函數(shù)計量回歸模型后，在對模型的實證估計結(jié)果中，我們可以得出地方政府債務(wù)規(guī)模需求量的擬合值，即某地區(qū)對于地方政府債務(wù)規(guī)模的需求偏好均值。在此基礎(chǔ)上，就可以進一步通過比較該地區(qū)的地方政府債務(wù)規(guī)模實際值與模型中得出的債務(wù)規(guī)模需求擬合值之間的差異程度，來開展以需求偏好匹配標準為導向的地方政府債務(wù)規(guī)?？冃гu估了。具體來看，如果這個差異程度處于可以被認定的范圍之內(nèi)，則可以認為地方政府債務(wù)規(guī)?？冃翘幱诟咝缴系模环粗?，如果這個差異程度不在認定的范圍之內(nèi)，則可以認為地方政府債務(wù)規(guī)?？冃翘幱诘托缴系?。在實際中，顯然某地區(qū)地方政府債務(wù)規(guī)模的實際數(shù)與需求偏好數(shù)是很難完全一致的，因此為了使得上述差異程度的比較更具有可操作性，我們設(shè)計了如圖1所示的需求偏好匹配指數(shù)(preference match index，縮寫PMI)來作為具體的地方政府債務(wù)規(guī)?？冃гu估指標。

從圖1中可以看出，如果將債務(wù)規(guī)模需求函數(shù)的計量回歸模型擬合值作為某一地區(qū)政府債務(wù)規(guī)模的需求量，而把該地區(qū)政府債務(wù)的實際規(guī)模作為供給量，則通過后者與前者對比的差額，也就是式(2)所示的計量模型的殘差估計值εit，便可以作為我們構(gòu)造債務(wù)需求偏好匹配指數(shù)的一個關(guān)鍵值。在這里我們需要進一步考慮的是，由于在債務(wù)規(guī)模需求函數(shù)的計量回歸模型設(shè)定過程中，往往不可避免會發(fā)生設(shè)定失誤以及樣本不合理等問題而導致擬合值和實際值之間出現(xiàn)不同程度的偏差，這種偏差不能完全歸因于政府債務(wù)供給決策的失誤，因而到底殘差估計值在多大一個范圍之內(nèi)是一個正常的偏差呢？模型均方根誤差(RMSE)是一個較為理想的判斷標準，因為，如果模型的殘差估計絕對值大于均方根誤差，那么模型擬合值會落在置信水平為95%的預測區(qū)間外，從而在0.05的顯著性水平下認為這種偏離是顯著的。具體來看，我們可以將模型的均方根誤差(RMSE)作為殘差值εit的合理偏差范圍，進而通

過式(3)來構(gòu)造出地方政府債務(wù)的需求偏好匹配指數(shù)(PMI)。同時，基于式(3)所示的殘差值處于均方根誤差的不同區(qū)間，我們可以最終獲得PMI的實際取值來作為地方政府債務(wù)規(guī)模績效評估的依據(jù)。

供求平衡：-RMSE<ε it

(3)

三、我國省域地方政府債務(wù)規(guī)模績效的實證評估

在設(shè)計出地方政府債務(wù)規(guī)模的績效評估指標之后，結(jié)合我國2002-2012年31個省(市)的相關(guān)樣本面板數(shù)據(jù)，可以通過以下步驟來對我國地方政府債務(wù)規(guī)?？冃ч_展實證評估。

(一)面板數(shù)據(jù)模型構(gòu)建

針對樣本數(shù)據(jù)為省域面板數(shù)據(jù)的特點，本文擬在前面式(2)設(shè)計的基礎(chǔ)計量回歸模型基礎(chǔ)上，采用面板數(shù)據(jù)模型來開展具體的省域地方政府債務(wù)規(guī)?？冃嵶C評估。結(jié)合本文的具體情況，由

圖1　地方政府債務(wù)需求偏好匹配指數(shù)的設(shè)計思路

于我們需要通過構(gòu)建面板數(shù)據(jù)模型來獲得各年份各省的不同樣本殘差值，并以此作為債務(wù)需求偏好匹配指數(shù)的取值依據(jù)。因此，構(gòu)建的面板數(shù)據(jù)模型應(yīng)該能夠有效地反映出不同省份和不同時期的個體差異，從而獲得更加準確的模型回歸結(jié)果。綜合考慮上述情況，我們將構(gòu)建如(4)所示的個體時點雙固定效應(yīng)模型作為我們開展債務(wù)績效實證評估的主要模型。同時，還構(gòu)建了如(5)所示的混合效應(yīng)模型，將該模型作為備選模型，用來檢驗模型回歸結(jié)果的穩(wěn)定性。

LNDebtit=α0+ηi+γt+α1LNGdpit+α2LNIndustryit+β1LNUrbanit+β2LNUinvestit+φ1LNDensityit+φ2LNIncomeit+εit

(4)

LNDebtit=α0+α1LNGdpit+α2LNIndustryit+β1LNUrbanit+β2LNUinvestit+φ1LNDensityit+φ2LNIncomeit+εit

(5)

在式(4)和式(5)中，被解釋變量為Debtit，表示i地區(qū)t年的地方政府債務(wù)實際規(guī)模；解釋變量按照前面式(2)所示的基礎(chǔ)計量模型分為三類：第一類是經(jīng)濟發(fā)展類需求因素變量，具體我們選取了i地區(qū)t年的經(jīng)濟增長率(Gdpit)和工業(yè)化率(Industryit)來代表；第二類是公共投資類需求因素變量，具體我們選取了i地區(qū)t年的城市化率(Urbanit)和市政領(lǐng)域固定資產(chǎn)投資率(Uinvestit)來代表；第三類是公共福利類需求因素變量，具體我們選取了i地區(qū)t年的人口密度(Densityit)和城鎮(zhèn)居民人均可支配收入(Incomeit)來代表。此外，在式(4)所示的個體時點雙固定效應(yīng)模型中，除了α0代表總體均值截距項之外，ηi為各個截面的個體固定效應(yīng)，反映不同截面對于總體的偏離，γt為時期個體恒量，反映各個時期的固定影響差異。

(二)數(shù)據(jù)來源及說明

1.模型的被解釋變量—地方政府債務(wù)規(guī)模數(shù)據(jù)估算

由于缺乏2002年以來我國各年各省份的地方政府債務(wù)公開統(tǒng)計數(shù)據(jù)，因此，我們開展面板數(shù)據(jù)模型估計首先須解決的問題就是作為解釋變量的地方政府債務(wù)實際規(guī)模的樣本數(shù)據(jù)如何獲得。鑒于我國地方政府債務(wù)資金主要用于地方政府承擔的基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)和公益性項目建設(shè)等市政領(lǐng)域固定資產(chǎn)投資方面，彌補地方政府在此領(lǐng)域的自由可支配財力缺口，因此，參考張憶東和李彥霖(2013)[14]估算方法，我們認為根據(jù)地方政府債務(wù)的資金恒等式，當期地方政府在市政領(lǐng)域的固定資產(chǎn)投資減去當期地方政府當期自有可用于投資的財力，其差額就是當期地方政府需要通過舉債來彌補的財力缺口，也就是當期地方政府債務(wù)的新增債務(wù)規(guī)模。我們可以據(jù)此將其作為模型中被解釋變量的樣本數(shù)據(jù)，其具體公式如下：

地方政府新增債務(wù)規(guī)模(DB)=地方政府市政領(lǐng)域固定資產(chǎn)投資總額(UI)—地方政府自有可投資財力(PR)

由于從目前我國的情況來看，上式中的當期地方政府自有可投資財力主要來自于三個方面：一是地方政府公共財政預算內(nèi)的投資資金(BG)；二是公共財政預算外的土地出讓收入中用于投資的資金(LA)；三是地方政府在市政領(lǐng)域投資項目的盈利現(xiàn)金流入(CA)。故上面公式可以進一步表示為：

地方政府新增債務(wù)規(guī)模(DB)=地方政府市政領(lǐng)域固定資產(chǎn)投資總額(UI)-公共財政預算內(nèi)的投資資金(BG)-公共財政預算外的土地出讓金中用于投資的資金(LA)-市政領(lǐng)域投資項目的盈利現(xiàn)金流入(CA)

具體來看，上述公式中的各涉及的指標項目的數(shù)據(jù)說明如下：

(1)地方政府市政領(lǐng)域固定投資總額(UI)：根據(jù)《中國統(tǒng)計年鑒》中全社會固定資產(chǎn)按照行業(yè)的分類，我們選取了以下7個行業(yè)的固定資產(chǎn)投資作為政府市政領(lǐng)域的固定投資范圍：1電力、燃氣及水的生產(chǎn)和供應(yīng)業(yè)；2交通運輸、倉儲和郵政業(yè)；3水利、環(huán)境和公共設(shè)施管理業(yè)；4科學研究、技術(shù)服務(wù)和地質(zhì)勘探業(yè)；5教育；6衛(wèi)生、社會保障和社會福利業(yè)；7公共管理和社會組織。與此同時，按照我國目前的中央與地方政府的事權(quán)劃分規(guī)定，我們可以認為上述行業(yè)的固定資產(chǎn)投資主要是由地方政府來承擔，故可將各地區(qū)當期上述7個行業(yè)的固定資產(chǎn)投資之和作為各地區(qū)當期地方政府市政領(lǐng)域固定資產(chǎn)投資總額。

(2)地方政府公共預算內(nèi)的投資資金(BG)：根據(jù)《中國統(tǒng)計年鑒》中固定資產(chǎn)投資按照資金來源的分類，我們可以得出各地區(qū)的當期“全社會固定資產(chǎn)投資中國家預算內(nèi)資金”。與此同時，通過考察《中國統(tǒng)計年鑒》的各行業(yè)實際到位資金的統(tǒng)計數(shù)據(jù)，我們發(fā)現(xiàn)國家預算內(nèi)資金大部分都投入到了前述的市政領(lǐng)域7個行業(yè)中，故在此我們可以將各地區(qū)當期全社會固定資產(chǎn)投資中的國家預算內(nèi)資金作為當期地方政府公共預算內(nèi)投資資金的數(shù)額。

(3)公共財政預算外的土地出讓金中用于投資的資金(LA)：在當前分稅制框架下，地方政府投資有相當重要的一部分來源于土地出讓金收入(2007年以前該部分收入未納入預算內(nèi)，2007年后納入政府性基金預算)。從實際操作來看，土地出讓金收入在填補拆遷費用和相關(guān)補貼之后都可用于地方政府的市政投資性用途。因而我們將各地區(qū)當期土地出讓金收入減去相關(guān)必要開支后的土地出讓純收益作為當期地方政府土地出讓金中用于投資的資金。

(4)市政領(lǐng)域投資項目的盈利現(xiàn)金流入。從整體視角來看，市政領(lǐng)域投資項目維持一種零利潤，相應(yīng)的市政領(lǐng)域投資項目盈利現(xiàn)金流入僅來源于固定資產(chǎn)折舊(張憶東、李彥霖，2013)[14]。依據(jù)呂健(2014)[15]測算數(shù)據(jù)，我們把各地區(qū)當期市政領(lǐng)域行業(yè)的固定資產(chǎn)折舊率乘以上一期市政領(lǐng)域固定資產(chǎn)投資總額，得到當期市政領(lǐng)域的固定資產(chǎn)折舊額，并據(jù)此作為為當期市政領(lǐng)域投資項目的盈利現(xiàn)金流入。

上述指標中涉及的數(shù)據(jù)均來自于2003-2013年的《中國統(tǒng)計年鑒》、《中國國土資源統(tǒng)計年鑒》以及《中國固定資產(chǎn)統(tǒng)計年鑒》。根據(jù)上述樣本數(shù)據(jù)和公式，我們可以估算出2002-2012年我國31個省的地方政府新增債務(wù)規(guī)模數(shù)據(jù)。限于篇幅，在此我們通過圖2列出了經(jīng)31個省份數(shù)據(jù)加總而來的2002-2012年地方政府市政領(lǐng)域固定投資總額、地方政府自有可投資財力以及地方政府新增債務(wù)規(guī)模。

圖2　2002-2012年我國地方政府新增債務(wù)規(guī)模估算情況

2.模型的解釋變量數(shù)據(jù)來源及說明

在模型的解釋變量中，經(jīng)濟發(fā)展類需求因素變量中的經(jīng)濟增長率(Gdpit)以各年各省份的GDP平減數(shù)的增長率來表示，工業(yè)化率(Industryit)以工業(yè)增加值占GDP的比重來表示；公共投資類需求因素變量中的城市化率(Urbanit)以城鎮(zhèn)人口占總?cè)丝诘谋戎貋肀硎?，市政領(lǐng)域固定資產(chǎn)投資率以市政領(lǐng)域固定資產(chǎn)投資額占全社會固定資產(chǎn)投資額的比重來表示；公共福利類需求因素變量中的人口密度(Densityit)以各年各省份的每平方公里的人口數(shù)來表示，城鎮(zhèn)居民人均可支配收入(Incomeit)則是以國家統(tǒng)計局通過抽樣調(diào)查的方式得出的城鎮(zhèn)居民可支配收入數(shù)據(jù)來表示。上述解釋變量的數(shù)據(jù)來源均來自于2003-2013年的《中國統(tǒng)計年鑒》、《各省統(tǒng)計年鑒》以及《新中國統(tǒng)計資料60年匯編》。

(三)實證評估結(jié)果與分析

根據(jù)前面式(4)和式(5)所示的地方政府債務(wù)規(guī)?？冃гu估面板數(shù)據(jù)模型，我們運用EViews8.0對模型變量系數(shù)進行了估計，具體估計結(jié)果如表1所示。在具體估計過程中，除了表1中所示的模型1和模型4，分別代表著式(4)和式(5)所列的混合效應(yīng)和個體時點雙向固定效應(yīng)面板數(shù)據(jù)模型之外，為了檢驗模型估計結(jié)果的穩(wěn)健性和合理性，我們還新增加了模型2和模型3所示的個體固定效應(yīng)和時間固定效應(yīng)面板數(shù)據(jù)模型的估計結(jié)果。

表1中混合模型的多余固定效應(yīng)檢驗的F值較大，且伴隨概率為0，這意味著混合模型中存在著固定效應(yīng)，采用固定效應(yīng)模型更為合適。與此同時，根據(jù)聯(lián)合顯著性檢驗結(jié)果(參見表1中的J-sig.個體和J-sig.時點的檢驗值)顯示，個體時點雙向固定效應(yīng)模型比單獨的個體固定效應(yīng)模型或者時點固定效應(yīng)模型更為合理。因此，下面我們也將主要采用個體時點雙向固定效應(yīng)模型(表1中的模型4)的估計結(jié)果來開展地方政府債務(wù)規(guī)?？冃У膶嵶C評估。

表1　地方政府債務(wù)規(guī)?？冃гu估面板數(shù)據(jù)模型估計結(jié)果

注：***、**、*分別代表在1%、5%和10%的顯著性水平下顯著，括號內(nèi)為標準差。

具體從模型的估計結(jié)果來看：第一，模型1到模型4中各解釋變量的估計系數(shù)符號都為正，且絕大部分解釋變量都通過了至少10%的顯著性檢驗。這說明本文設(shè)定的地方政府債務(wù)的各類公共需求因素都較為顯著地影響了地方政府債務(wù)規(guī)模變動，即經(jīng)濟發(fā)展類需求因素變量、公共投資類需求因素變量以及公共福利類需求因素共同導致了我國地方政府債務(wù)規(guī)模的變動，且隨著上述債務(wù)需求的不斷增長，地方政府債務(wù)規(guī)模也呈現(xiàn)不斷擴大的趨勢。

第二，從各類公共需求因素變量對于地方政府債務(wù)規(guī)模的影響程度來看，模型1到模型4中代表公共投資類需求因素的LNUrbanit和LNUinvestit變量都通過了1%的顯著性檢驗，而代表經(jīng)濟發(fā)展類需求因素和公共福利類需求因素的四個變量則最多通過了5%的顯著性檢驗。例如，在模型4(個體時點雙向固定效應(yīng)模型)中，代表公共投資類需求因素均通過了1%的顯著性檢驗，而代表經(jīng)濟發(fā)展類需求因素則是分別通過了5%和10%的顯著性檢驗，代表公共福利類需求因素則都是僅通過了10%的顯著性檢驗。上述表明，在影響我國地方政府債務(wù)規(guī)模的各類公共需求因素中，公共投資類需求因素的回應(yīng)度是最直接的，經(jīng)濟發(fā)展類需求因素其次，而公共福利類需求因素的回應(yīng)度則是最低的。這也說明，在目前我國地方政府債務(wù)舉借和使用主要由地方政府來決策主導的背景下，債務(wù)的公共投資類需求和經(jīng)濟發(fā)展類需求更容易與地方政府官員自身的晉升需求相一致，從而能迅速得到回應(yīng)。而代表居民意愿的公共福利類因素則并不是地方政府決策者舉債時首要考慮的因素，故其回應(yīng)度也最低。

在上述估計結(jié)果的基礎(chǔ)上，我們可以進一步得出表1中模型4(個體時點雙向固定效應(yīng)模型)中的均方根誤差(RMSE)和各年份各省的債務(wù)規(guī)模殘差估計值εit。然后依據(jù)式(3)來判斷殘差估計值處于均方根誤差的不同區(qū)間，進而得出各年份各省的地方政府債務(wù)需求偏好匹配指數(shù)(PMI)。表2顯示了2002-2012年我國31個省份的地方政府債務(wù)PMI值。

首先，在2002—2012年期間，PMI值一直保持為0的為江蘇、福建、甘肅、吉林等4個省份，占全國的比例為12.9%，其中東部地區(qū)占兩個，中部和西部地區(qū)各占一個；PMI值在大部分時期(不低于7年)保持為0的為遼寧、山東、安徽、湖北、貴州、陜西、新疆等7個省份，占全國的比例為22.58%。PMI值為0表示這些省份的債務(wù)規(guī)模處于供求平衡的狀態(tài)，即意味著債務(wù)規(guī)?？冃幱诟咝缴希黄浯?，PMI值大部分時期保持為1(個別時期為0)的為天津、上海、重慶、西藏、青海、寧夏等6個省份。PMI值為1表示這些省份的債務(wù)規(guī)模處于供小于求的狀態(tài)，債務(wù)規(guī)模績效處于低效水平上，地方政府債務(wù)規(guī)?？舍槍鶆?wù)公共需求而進一步提高。最后，PMI值大部分時期保持為2(個別時期為0)的為內(nèi)蒙古、河南、湖南、廣東、廣西、四川、云南。PMI為2表示這些省份的債務(wù)規(guī)模處于供大于求的狀態(tài)，債務(wù)規(guī)?？冃幱诘托缴希绾慰刂苽鶆?wù)規(guī)模大幅度偏離實際公共需求而引致的快速膨脹是這些省份需要重點考慮的問題。

從圖3至圖6中可以進一步直觀地觀察出我國省域地方政府債務(wù)規(guī)?？冃У臅r空變化特征。一方面，從空間分布特征來看，債務(wù)規(guī)模處于供求平衡的高績效水平狀態(tài)的省份更多位于東部地區(qū)，而債務(wù)規(guī)模處于供小于求的低績效水平狀態(tài)的省份更多位于西部地區(qū)，債務(wù)規(guī)模處于供大于求的低績效水平狀態(tài)的省份則更多位于西部和中部地區(qū)?？梢哉f，東部地區(qū)省份的債務(wù)規(guī)模處于高績效水平狀態(tài)的比例更高，而西部地區(qū)省份的債務(wù)規(guī)模處于低績效水平狀態(tài)的比例更高；另一方面，從時間分布特征來看，在2002年—2007年期間地方政府債務(wù)規(guī)模處于供求平衡的高績效水平狀態(tài)的省份呈現(xiàn)出不斷增加的趨勢，而2008-2012年期間地方政府政府債務(wù)規(guī)模處于供求平衡的高績效水平狀態(tài)的省份基本保持穩(wěn)定。與此同時，在2002-2012年期間，債務(wù)規(guī)模供大于求的省份在此期間是逐步減少的，這些省份大多由債務(wù)規(guī)模供大于求轉(zhuǎn)變?yōu)榱斯┣笃胶獾臓顟B(tài)。

表2　 2002—2012年我國省域地方政府債務(wù)需求偏好匹配指數(shù)(PMI)

圖3　2002年地方政府債務(wù)規(guī)?？冃^(qū)域分布

圖4　2005年地方政府債務(wù)規(guī)?？冃^(qū)域分布

圖5　2008年地方政府債務(wù)規(guī)?？冃^(qū)域分布

圖6　2012年地方政府債務(wù)規(guī)模績效區(qū)域分布

四、政府行為視角下地方政府債務(wù)規(guī)?？冃в绊憴C制的實證檢驗

(一)實證檢驗模型構(gòu)建

在對我國地方政府債務(wù)規(guī)模績效開展實證評估之后，需要進一步分析影響地方政府債務(wù)規(guī)?？冃У囊蛩睾妥饔脵C制，以便為今后優(yōu)化地方政府債務(wù)規(guī)?？冃峁┛茖W的決策依據(jù)。近年來，地方政府之所以繞開《預算法》的規(guī)定舉借大量債務(wù)，可以從中國式財政分權(quán)體制下的地方政府行為視角出發(fā)做出解釋。首先，1994年分稅制改革后事權(quán)與財權(quán)不匹配的特征，導致地方政府面臨著體制內(nèi)存在收支缺口的制度環(huán)境(周飛舟，2006)[16]，使得地方政府更加積極地尋求更多體制外的非正式資金的自主權(quán)，尤其是在舉債融資方面；其次，現(xiàn)行以“經(jīng)濟發(fā)展水平”為核心的政績考核體系誘使地方政府官員通過在短期內(nèi)突破預算限制開展那些投入大、短期產(chǎn)出高的“資源密集型”工程，進而向上級傳遞自己經(jīng)濟政績的信號(王敘果等，2012)[17]。顯然，這種強激勵機制大大增強了地方政府(官員)為了短期提高政績而突破預算限制大規(guī)模進行舉債投資活動的主觀動機。最后，在我國預算管理體系中，地方政府債務(wù)資金多年來一直未納入預算管理，預算安排不能對地方政府舉債產(chǎn)生強有力的制約，由此形成的“預算軟約束機制”大大提高了地方政府舉債失去上級政府和同級人大監(jiān)督的可能(楊燦明，2013[18])，對地方政府大規(guī)模舉債融資起到了進一步催化作用?？梢哉f，地方政府舉債活動是地方政府在面臨中國式財政分權(quán)制度環(huán)境以及政績考核強激勵機制和預算軟約束機制的制度安排下的必然選擇。因此，我們在具體分析地方政府債務(wù)規(guī)?？冃У挠绊憴C制時，也需要從地方政府行為視角出發(fā)來綜合考慮到上述可能的影響因素。

遵循上述思路，我們具體將影響地方政府債務(wù)規(guī)?？冃У囊蛩胤譃樨斦謾?quán)、晉升激勵和預算軟約束等三大類因素。其中，財政分權(quán)作為制度環(huán)境因素，而晉升激勵和預算軟約束分別作為地方政府舉債活動的激勵機制和約束機制，它們共同導致了地方政府舉債行為“變異”，從而對地方政府債務(wù)規(guī)模績效產(chǎn)生顯著影響。在此基礎(chǔ)上，以前面式(3)構(gòu)造的債務(wù)需求偏好匹配指數(shù)(PMI)作為被解釋變量，以財政分權(quán)類變量、晉升激勵類變量以及預算軟約束類變量作為解釋變量，建立計量模型，實證檢驗地方政府債務(wù)規(guī)?？冃У挠绊憴C制。然而，在實際操作中，由式(3)得出的我國省域地方政府債務(wù)需求偏好匹配指數(shù)(如表2所示)，屬于多值離散變量(multinomial data)，以此類變量為被解釋變量建立的回歸模型，采用 OLS 估計是不合意的。在此，如果將反映地方政府債務(wù)規(guī)?？冃У膫鶆?wù)需求偏好匹配狀況視為地方政府選擇的結(jié)果，則可以認為地方政府面臨的債務(wù)需求匹配選擇有三種：供求平衡(PMI=0)、供給不足(PMI=1)和供給過度(PMI=2)。那么，分析上述選擇問題需要建立多項選擇回歸模型，在此，我們擬采用多元選擇Logit模型來開展具體的實證檢驗分析。

令θij為第i個地區(qū)政府選擇第j種債務(wù)供需匹配狀態(tài)的概率，即θij≡Pr(Gi=j),j=0,1,2。假定共有財政分權(quán)、晉升激勵和預算軟約束等三大類影響因素變量對θij產(chǎn)生影響，分別用Xi1、Xi2和Xi3表示。則可以采用如下多元Logistic分布模型表示被解釋變量和解釋變量之間的關(guān)系：

(6)

由于施加了概率和為1 的約束，所以確定j個概率，只需要估計j-1個參數(shù)。式(6)是以地方政府選擇債務(wù)供求平衡(j=0)為基準類別(baseline category)，從而避免了因概率和為1帶來的參數(shù)過度識別問題。對式(6)進行代數(shù)運算，得到如下結(jié)果：

LNθij/θi0=α0j+α1jXi1+α2jXi2+α3jXi3

(7)

在式(7)中，LNθij/θi0代表在施加了概率和為1的約束下，其余選擇類別(PMI=1和PMI=2)分別與基準選擇類別(PMI=0)兩兩比較結(jié)果，即地方政府選擇其余選擇(債務(wù)供給不足和供給過度)相對于基準選擇類別(債務(wù)供求平衡)的相對概率；式(7)中的αij則代表模型中各影響因素變量(Xi1、Xi2和Xi3)對于第i種選擇相對于基準選擇的概率強度的影響程度。αij可以解釋為，在其他協(xié)變量保持不變的情況下，第i個協(xié)變量每增加1個單位，落入第j類選擇的LNθij/θi0將會增加多少。此外，在對式(7)的參數(shù)進行估計的過程中，由于θij和θi0是未知的，而且它們都取決于待估參數(shù)αij，因此，無法對式(7)進行直接估計。在此，我們擬運用極大似然估計法(ML)對模型中αij來開展具體估計。

(二)變量與數(shù)據(jù)來源

首先，從被解釋變量來看，由于本文構(gòu)建的多元選擇Logit 模型本質(zhì)是在施加了概率和為1 的約束下，其余選擇類別分別與基準類別比較的“二值”Logit 模型聯(lián)立估計的結(jié)果，具體來看，本文設(shè)定PMI=0(地方政府債務(wù)規(guī)模供需平衡)為基準類別，因此，在模型的回歸結(jié)果中應(yīng)該包含兩個子方程的回歸結(jié)果，其中，一個方程是以LN(P(PMI=1)/P(PMI=0))為被解釋變量，另一個方程是以LN(P(PMI=2)/P(PMI=0))為被解釋變量[19]。上述兩個被解釋變量的數(shù)據(jù)則通過前面表2所示的2002-2012年我國省域地方政府債務(wù)PMI值測算獲得。

其次，從解釋變量來看，對于財政分權(quán)類影響因素變量，我們分別使用財政收入分權(quán)度(Rdec-entrait)和財政支出分權(quán)度(Edecentrait)來代表。其中，財政收入分權(quán)度用“各省預算內(nèi)人均財政收入/全國預算內(nèi)人均財政收入”來表示，財政支出分權(quán)度用“各省預算內(nèi)人均財政支出/全國預算內(nèi)人均財政支出”來表示；對于晉升激勵類影響因素變量，我們使用GDP排名(Gdprankit)作為其中的一項變量，該變量用以“各省人均GDP在所有省份中的名次”表示。另外，在當前我國仍然主要依靠投資來拉動經(jīng)濟增長的大背景下，我們還選擇了市政領(lǐng)域固定資產(chǎn)投資總額增長率(Investgrowit)來反映地方政府(官員)為了短期提高政績而大規(guī)模開展投資活動的情況；對于預算軟約束類影響因素變量，我們首先選擇了公共預算內(nèi)投資資金占比(Budgetproit)來反映出地方政府固定資產(chǎn)投資經(jīng)費中來源于預算內(nèi)經(jīng)費的情況，該變量用“全社會固定資產(chǎn)投資中國家預算內(nèi)資金/市政領(lǐng)域固定投資總額”來表示。與此同時，我們還設(shè)計了地方政府公開發(fā)行債券占比(Marketbondit)這一指標，該指標用“地方政府公開發(fā)行債券數(shù)額+融資平臺公開發(fā)債數(shù)額/地方政府債務(wù)總額”來表示。顯然，上述兩個指標的值越小，則表明地方政府債務(wù)中能夠公開接受預算和市場監(jiān)督的債務(wù)比例就越小，債務(wù)資金預算軟約束情況也就越嚴重。除了上述三大類影響因素外，本文還選取了一個時間虛擬變量(DUM2008)作為政策外生變量，該虛擬變量在2008年以前取值為0，2008年以后取值為1，用以反映2008年后地方政府舉債面臨的政策環(huán)境變化因素影響。

上述解釋變量中財政收入分權(quán)度(Rdecen-trait)、財政支出度(Edecentrait)、各省GDP排名(Gdprankit)數(shù)據(jù)均來源于2003-2013年《中國統(tǒng)計年鑒》；各省市政領(lǐng)域固定資產(chǎn)投資總額增長率(Investgrowit)和公共預算內(nèi)投資資金占比(Bud-getproit)數(shù)據(jù)來源于2003-2013年《中國固定資產(chǎn)統(tǒng)計年鑒》；各省地方政府市場公開發(fā)行債券占比(Marketbondit)數(shù)據(jù)中的地方政府公開發(fā)行債券數(shù)額來源于2003-2013年的《中國財政年鑒》，各省融資平臺公開發(fā)債數(shù)額則來源于Wind數(shù)據(jù)庫中2002-2012年期間所有在資本市場公開發(fā)債(包括企業(yè)/公司債、中票、短期融資券等)的地方融資平臺類企業(yè)中的應(yīng)付債券數(shù)據(jù)。

(三)實證檢驗結(jié)果與分析

運用STATA 13.0軟件中的極大似然估計法對本文構(gòu)建的多元選擇Logit 模型中解釋變量待估參數(shù)αij進行回歸估計，估計結(jié)果如表3所示。此外，為了進一步考察不同區(qū)域中地方政府債務(wù)規(guī)?？冃в绊憴C制是否存在差別，我們還在劃分東、中、西部地區(qū)的基礎(chǔ)上，通過模型2、模型3、模型4來分別顯示東、中、西部地區(qū)的估計結(jié)果。

從表3中各模型LR chi2報告的似然比檢驗統(tǒng)計量可以判斷，拒絕模型中方程所有系數(shù)同時為0的原假設(shè)，表明了模型估計結(jié)果的可信性。具體從各模型解釋變量的估計結(jié)果來看：

第一，從全國總體情況來看，代表財政分權(quán)類影響因素的Rdecentrait和Edecentrait都在方程2中通過了至少10%的顯著性檢驗，估計系數(shù)分別為-1.606和1.458。這表明Rdecentrait變量每變動一個單位，債務(wù)規(guī)模供給過度和供需平衡概率之比，即(P(PMI=2)/P(PMI=0))的自然對數(shù)將會減少1.606，而Edecentrait變量每變動一個單位，(P(PMI=2)/P(PMI=0))的自然對數(shù)將會增加1.458。上述結(jié)果說明財政收入分權(quán)度越高，地方政府自身可支配財力越多，則地方政府債務(wù)規(guī)模供給過度的可能性就越??；而財政支出分權(quán)度越高，地方政府承擔的事權(quán)和支出責任越重，面臨的支出缺口壓力使得地方政府過度舉債的可能性越高。

表3　多元選擇Logit模型的估計結(jié)果

注：***、**、*分別代表在1%、5%和10%的顯著性水平下顯著，括號內(nèi)為標準差；PMI=0 為基準類別。

第二，從全國總體情況來看，代表晉升激勵類因素的Gdprankit和Investgrowit分別在方程1和方程2中通過了至少5%的顯著性檢驗，估計系數(shù)分別為-0.096和0.429。這表明Gdprankit變量每變動一個單位，(P(PMI=1)/P(PMI=0))的自然對數(shù)將會減少0.096，而Investgrowit變量每變動一個單位，(P(PMI=2)/P(PMI=0))的自然對數(shù)將會增加0.429。上述結(jié)果說明GDP排名越高，“GDP排位賽”下地方政府主動大幅舉債拉動投資的激勵就越弱，甚至會出現(xiàn)地方政府債務(wù)供給低于當?shù)毓残枨蟮那闆r，即債務(wù)規(guī)模供給不足的可能性加大。而地方政府固定資產(chǎn)投資增長率越高，地方政府突破預算限制大規(guī)模舉債彌補投資資金不足的動機就越強烈，債務(wù)規(guī)模供給過度的可能性就越大。

第三，從全國總體情況來看，代表預算軟約束類因素中的Budgetproit在方程2中通過了至少10%的顯著性檢驗，估計系數(shù)為-6.778。這表明Budgetproit變量每變動一個單位，(P(PMI=2)/P(PMI=0))的自然對數(shù)將會減少6.778。這說明地方政府固定資產(chǎn)投資資金中納入預算管理的資金比重越大，地方政府投資和舉債面臨的預算硬約束就越大，地方政府債務(wù)規(guī)模供給過度的概率也就越低。而Marketbondit在模型1中的兩個子方程中都至少通過10%的顯著性檢驗，且都為負，分別為-3.771和-2.569。這表明Marketbondit變量每變動一個單位，兩個概率之比，即(P(PMI=1)/P(PMI=0))的自然對數(shù)將會減少3.771，(P(PMI=2)/P(PMI=0))的自然對數(shù)將會減少2.569。因此，可以這樣理解，地方政府公開發(fā)行債券占債務(wù)總額的比例越高，地方政府債務(wù)中接受預算和市場公開監(jiān)督和管理的部分就越大，則債務(wù)規(guī)模供給不足和供給過度的可能性就越小，債務(wù)規(guī)模處于供需平衡水平的概率就越高。

第四，從全國總體情況來看，代表外部政策環(huán)境的虛擬變量DUM2008在模型1的方程2中也通過了5%的顯著性檢驗，且估計系數(shù)為正。這說明2008年國際金融危機爆發(fā)后，在我國實施積極財政政策的背景下，大規(guī)模投資計劃的安排使得地方政府傾向于通過大幅舉債來滿足地方配套資金的需求，從而提高了地方政府債務(wù)規(guī)模出現(xiàn)供給過度的概率。

第五，從不同區(qū)域情況來看，模型2中的東部地區(qū)除了虛擬變量沒有通過顯著性檢驗之外，各解釋變量估計系數(shù)的顯著性檢驗以及正負符號與全國基本相同。而中部地區(qū)則在Edecentrait、Gdprankit兩個解釋變量的估計系數(shù)上都與全國范圍有所不同。其中，Edecentrait在模型3中的子方程1中通過了5%的顯著性檢驗，且估計系數(shù)為負。這說明與全國范圍中財政支出分權(quán)度主要影響債務(wù)規(guī)模供給過度的可能性不同，在中部地區(qū)，財政支出分權(quán)度主要影響債務(wù)規(guī)模供給不足的可能性，即財政支出分權(quán)度越高，債務(wù)規(guī)模供給不足的可能性就越小。Gdprankit在模型3中的子方程2中通過了5%的顯著性檢驗，且估計系數(shù)為正。這說明在中部地區(qū)當前“GDP排位賽”比較普遍的情況下，GDP排名越落后的省份，其地方政府為了短期提高政績而大規(guī)模舉債開展投資活動的激勵就越強，債務(wù)規(guī)模供給過度的可能性也就越大。與此同時，西部地區(qū)則在Investgrowit和Gdprankit兩個解釋變量的估計系數(shù)上也有本區(qū)域的特征。Investgrowit在模型4中的子方程1中通過了5%的顯著性檢驗，且估計系數(shù)為負。說明在西部地區(qū)，隨著市政領(lǐng)域固定資產(chǎn)投資增長加快，在預算內(nèi)財力有限的情況下，地方政府債務(wù)彌補固定資產(chǎn)投資資金缺口的作用也將愈發(fā)重要，債務(wù)資金大幅增長也使得債務(wù)規(guī)模供給不足的可能性下降。Gdprankit在模型4中的子方程1和子方程2都通過了1%的顯著性檢驗。這說明在西部地區(qū)，GDP排名越落后的省份，其債務(wù)規(guī)模越有可能出現(xiàn)供需不匹配的低績效狀態(tài)，不是供給不足，就是供給過度。

總體來看，實證檢驗結(jié)果證明了本文前面提出的假設(shè)，即：財政分權(quán)、晉升激勵和預算軟約束共同作用于地方政府的舉債行為，從而最終對地方政府債務(wù)規(guī)?？冃Мa(chǎn)生顯著影響。

五、結(jié)論與優(yōu)化治理建議

本文以公共需求偏好匹配標準為導向，設(shè)計出地方政府債務(wù)規(guī)?？冃гu估指標，并結(jié)合我國2002-2012年31個省(市)的相關(guān)樣本面板數(shù)據(jù)，開展了地方政府債務(wù)規(guī)模績效的實證評估。在此基礎(chǔ)上，從地方政府行為視角出發(fā)，運用多元選擇Logit 模型，實證檢驗了地方政府債務(wù)規(guī)模績效的影響機制。從檢驗結(jié)果中可以看出：地方政府舉債活動所處的中國式財政分權(quán)制度環(huán)境，以及地方政府在舉債過程中面臨的晉升激勵機制和預算軟約束機制，共同顯著影響著地方政府債務(wù)規(guī)?？冃У臓顩r和水平。因此，需要從上述影響因素的根源出發(fā)，通過改革財政分權(quán)制度環(huán)境，調(diào)整目前有關(guān)激勵和約束機制的制度安排，實現(xiàn)地方政府債務(wù)規(guī)模與當?shù)貙嶋H公共需求的匹配，進而找到優(yōu)化治理地方政府債務(wù)規(guī)?？冃У拈L效路徑。

首先，應(yīng)深化事權(quán)和財權(quán)相匹配、責任與支出劃分相適應(yīng)的財政分權(quán)改革，為地方政府“理性”舉債融資營造制度環(huán)境。今后應(yīng)采取專門立法的方式，對上下級政府之間的事權(quán)和財權(quán)進行清晰合理地的劃分，盡可能實現(xiàn)，在不同層級的政府，其事權(quán)與財權(quán)相匹配、責任與支出劃分相適應(yīng)，從而遏制地方政府靠債務(wù)促增長的體制性沖動，避免地方政府非理性擴大債務(wù)規(guī)模。與此同時，在當前“營改增”稅制改革背景下，還需進一步完善地方稅體系。通過適時推出房地產(chǎn)稅、環(huán)境稅等適宜由地方征收的稅種，并提高共享稅地方分成的比例，以增強地方政府對地方稅收收入的剩余控制權(quán)和索取權(quán)，降低地方政府通過舉債融資等體制外非正式財權(quán)替代體制內(nèi)稅收財源的動機，促進整個地方政府財政走向良性循環(huán)的格局。

其次，應(yīng)切實轉(zhuǎn)變政府職能，建立科學的政府政績考核體系，優(yōu)化地方政府舉債融資的激勵機制。將地方政府職能由經(jīng)濟增長型轉(zhuǎn)變?yōu)楣卜?wù)型，并落到實處。今后地方政府應(yīng)更多地以提供公共服務(wù)的角色出現(xiàn)在社會經(jīng)濟生活中，盡早退出一般競爭性、盈利性領(lǐng)域。通過增加地方政府向公眾負責以及公眾合理表達其訴求的制度設(shè)計，逐步建立起“自下而上”的民主監(jiān)督與問責機制，從體制上促使地方政府在舉債過程中更多考慮當?shù)鼐用竦囊庠负托枨蟆Ｔ诖嘶A(chǔ)上，堅決改變以 GDP增長為核心的政績考核體系，可考慮實行地方政府債務(wù)長期負責制，將其納入地方政府政績考核當中，并加大問責體系中地方政府債務(wù)績效和風險因素，從而避免地方政府通過過度舉債融資來獲得短期經(jīng)濟增長，透支地方未來發(fā)展空間的短視行為，遏制地方政府債務(wù)規(guī)模無序膨脹。

最后，應(yīng)賦予地方政府依法適度舉債融資權(quán)限，并將地方政府債務(wù)資金納入預算管理，硬化地方政府舉債融資的約束機制。一方面，在2015年開始實施的新《預算法》有關(guān)賦予地方政府適度舉債權(quán)的規(guī)定基礎(chǔ)上，除了發(fā)行一般地方政府債券和進行地方政府債券置換存量債務(wù)之外，還應(yīng)加大有固定償債資金來源的專項債券發(fā)行力度，并大力推廣政府與社會資本合作(PPP)模式以及資產(chǎn)證券化來化解地方政府存量債務(wù)問題，從而使原來的“隱性”地方政府債務(wù)“顯性化”，接受社會公眾的監(jiān)督，讓其在陽光下運行。另一方面，在今后對地方政府債務(wù)實施分類管理和規(guī)?？刂频幕A(chǔ)上，應(yīng)通過編制地方政府債務(wù)預算，將地方政府債務(wù)資金分類納入全口徑預算管理，確保地方政府債務(wù)從舉借、使用到償還都處于預算的監(jiān)督和管理之下，切實提高地方政府債務(wù)資金的使用效率和安全性。

參考文獻：

[1]MA J.Monitoring fiscal risks and subnational governments：selected country experiences [M].London：Oxford University Press，2003.

[2]浙江省人民政府.浙江省地方政府性債務(wù)管理實施辦法[Z].浙江：浙江省人民政府辦公廳，2006.

[3]KEYDER N.A note on the debt sustainability issue in Turkey [J].Middle East Technical University Studies in Deve-lopment，2002(3)：355-366.

[4]MAKIN J.Public debt sustainability and its macroeconomic implications in ASEAN-4 [J].ASEAN Economic Bulletin，2005(3)：284-296.

[5]繆小林，伏潤民.我國地方政府債務(wù)可持續(xù)測度研究[J].當代財經(jīng)，2014(8)：30-40.

[6]徐占東，王雪標.中國省級政府債務(wù)風險測度與分析[J].數(shù)量經(jīng)濟技術(shù)經(jīng)濟研究，2014(12)：38-54.

[7]李臘生，耿曉媛，鄭杰.我國地方政府債務(wù)風險評價[J].統(tǒng)計研究，2013(10)：30-39.

[8]劉尚希.地方政府性債務(wù)風險不是來自債務(wù)本身 [J].中國黨政干部論壇，2014(2)：68.

[9]洪源，秦玉奇，楊司鍵.地方政府性債務(wù)效率測評與空間外溢效應(yīng) [J].中國軟科學，2014(10)：182-194.

[10]SHAH A.Balance，accountability and responsiveness：Lesson about decentralization [R].Washington DC：World Bank，1998.

[11]OTAVIANO C，LIU Li Li.Until debt do us part：Subnational debt，insolvency and market [M].Washington DC：World Bank，2013.

[12]陳思霞，陳志勇.需求回應(yīng)與地方政府性債務(wù)約束機制：經(jīng)驗啟示與分析[J].財貿(mào)經(jīng)濟，2015(2)16-28.

[13]BERGSTROM T，GOODMAN R.Private demands for public goods [J].American Economic Review，1973(3)：280-296.

[14]張憶東，李彥霖.地方債務(wù)清查及“排雷”風險[R].興業(yè)證券：興業(yè)證券A股策略報告，2013.

[15]呂?。河白鱼y行推動地方政府債務(wù)增長了嗎？[J].財貿(mào)經(jīng)濟，2014(8)：38-48.

[16]周飛舟.分稅制十年：制度及其影響[J].中國社會科學，2006(6)：18-31.

[17]王敘果，張廣婷，沈紅波.財政分權(quán)、晉升激勵與預算軟約束 [J].財政研究，2012(3)：10-15.

[18]楊燦明，魯元平.地方政府債務(wù)風險的現(xiàn)狀、成因與防范對策研究[J].財政研究，2013(11)：58-60.

[19]龔鋒,盧洪友.公共支出結(jié)構(gòu)、偏好匹配與財政分權(quán)[J].管理世界，2009(1)：10-21.

(本文責編：辛城)