周澤炯，楊 勇

一、前言

改革開放以來，我國經(jīng)濟(jì)進(jìn)入快速發(fā)展階段，但各級政府債務(wù)也快速積累。據(jù)統(tǒng)計，1998年和2009年全國地方政府性債務(wù)分別較上一年增長了48.2%和61.9%，而這兩次債務(wù)增長的背景是1997年爆發(fā)的亞洲金融危機(jī)和2008年的世界經(jīng)濟(jì)危機(jī)。1998年和2009年之后，我國經(jīng)濟(jì)增速開始逐漸回升，這似乎表明兩次危機(jī)時期的債務(wù)促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)的恢復(fù)。2013年，十八屆三中全會提出建設(shè)中國特色的新型城鎮(zhèn)化，以期新型城鎮(zhèn)化成為我國經(jīng)濟(jì)新的增長點，但新型城鎮(zhèn)化的不斷推進(jìn)，加劇了地方政府債務(wù)的積累。2016年底，我國地方政府性債務(wù)余額達(dá)到27.33萬億元，較2013年年中公布的數(shù)據(jù)增加了52.68%，而2016年經(jīng)濟(jì)增長率為6.7%，比2013年低1.1個百分點。直觀上來看，在新型城鎮(zhèn)化背景下，地方政府債務(wù)的積累又似乎對區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生了抑制作用。

地方政府債務(wù)對區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長的影響一直是學(xué)術(shù)界爭論的熱點。Alfred Greiner利用內(nèi)生增長模型研究地方政府債務(wù)對區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長的影響，結(jié)果表明地方政府債務(wù)對區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長的影響因預(yù)算制度的不同而產(chǎn)生差異[1]。Alan Turner Peacock研究發(fā)現(xiàn)，增加地方政府債務(wù)能夠促進(jìn)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長[2]。Cristina Checherita-Westphal通過研究歐元區(qū)國家的數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)地方政府債務(wù)對經(jīng)濟(jì)增長的影響是非線性的[3]。Balázs égert采用貝葉斯模型驗證發(fā)現(xiàn)，當(dāng)?shù)胤秸畟鶆?wù)占GDP比重超過90%時，兩者存在非線性關(guān)系。國內(nèi)相關(guān)研究起步較晚[4]，但研究成果也較為豐富。郭步超基于發(fā)達(dá)國家和新興經(jīng)濟(jì)體的數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，地方政府債務(wù)對區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長的影響具有門檻效應(yīng)[5]。邱櫟樺等運(yùn)用動態(tài)面板模型和隨機(jī)一般均衡模型研究發(fā)現(xiàn)，地方政府債務(wù)在短期內(nèi)對區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長具有促進(jìn)作用[6]。胡奕明基于審計署公布的2010-2013年的地方政府性債務(wù)審計數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，地方政府債務(wù)對區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長也具有促進(jìn)作用[7]。關(guān)于城鎮(zhèn)化、政府債務(wù)和經(jīng)濟(jì)增長之間的研究，John Walton認(rèn)為第三世界國家城市化進(jìn)程導(dǎo)致國家債務(wù)加重[8]。Ajayi等通過研究尼日利亞相關(guān)數(shù)據(jù)得出結(jié)論，地方政府債務(wù)推進(jìn)了城市化進(jìn)程[9]。Gavin Shatkin研究發(fā)現(xiàn)，亞洲國家的城市化進(jìn)程使得土地價值提高，從而增加財政收入，償還地方政府債務(wù)，推動經(jīng)濟(jì)發(fā)展[10]。謝群研究認(rèn)為，城鎮(zhèn)化進(jìn)程的推進(jìn)需要投入大量資金，加快了地方政府債務(wù)的積累，影響到經(jīng)濟(jì)的正常運(yùn)行[11]。張英杰等實證分析得出地方政府債務(wù)對區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長的影響存在“門檻效應(yīng)”的結(jié)論[12]。楊司健研究認(rèn)為，新型城鎮(zhèn)化會加劇地方政府債務(wù)積累，制約地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展[13]。

從國內(nèi)外學(xué)者關(guān)于新型城鎮(zhèn)化、地方政府債務(wù)和區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長的研究來看，現(xiàn)有文獻(xiàn)研究地方政府債務(wù)對區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長影響的文獻(xiàn)相對較少，更缺乏結(jié)合我國當(dāng)前社會經(jīng)濟(jì)大背景的研究。本文結(jié)合新型城鎮(zhèn)化的大背景，從全國層面和地區(qū)層面來分析我國新型城鎮(zhèn)化背景下地方政府債務(wù)對區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長的影響。并將新型城鎮(zhèn)化的實施作為分界點，對比分析新型城鎮(zhèn)化實施前后，地方政府債務(wù)對區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長影響的差異性。最后，提出新型城鎮(zhèn)化背景下我國區(qū)域經(jīng)濟(jì)健康發(fā)展的政策建議。

二、實證模型與計量方法

(一)實證模型

借鑒Pattillo和程宇丹等人的研究，將地方政府債務(wù)和新型城鎮(zhèn)化變量作為核心變量引入生產(chǎn)函數(shù)，并將影響經(jīng)濟(jì)增長的其他重要變量也引入其中[14-15]。模型的構(gòu)建可能遺漏一些重要解釋變量，地方政府債務(wù)與新型城鎮(zhèn)化對區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長的影響可能存在滯后性和長期性，造成估計結(jié)果偏誤，所以將被解釋變量的滯后一期作為解釋變量引入模型中。另外，為減緩經(jīng)濟(jì)周期波動的影響，使用3年期人均實際經(jīng)濟(jì)增長率的平均值作為被解釋變量。建立如下動態(tài)面板模型：

gi,t=αyi,t-1+βZi,t+γUi,t+δXi,t+εi,t

式中t為時間年份，i為地區(qū)省份，gi,t為當(dāng)期年人均實際GDP增長率，yi,t-1是對數(shù)形式的人均實際GDP的滯后項，Zi,t為地方政府債務(wù)水平，Ui,t為各地的城鎮(zhèn)化水平，Xi,t為一系列的解釋變量,εi,t為誤差項。Xi,t包括產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、政府支出規(guī)模、公共投資水平、經(jīng)濟(jì)開放度、人口老齡化水平和利率水平。

(二)計量方法

固定效應(yīng)模型估計和隨機(jī)效應(yīng)模型估計是最為常用的面板數(shù)據(jù)模型，但是當(dāng)解釋變量存在內(nèi)生性時，這兩種模型都無法保證能得出無偏的參數(shù)估計。由于本文選取的經(jīng)濟(jì)增長相關(guān)變量存在內(nèi)生性問題，使得這兩種方法不適用。有研究證明，加入合適的工具變量能解決這一問題。Arellano 和 Bond提出用一階差分GMM估計方法來解決這一問題，但Blundell和Bond指出這一方法易受到弱工具變量影響，使得估計結(jié)果有偏[16-17]。為了克服這一影響，Arellano 和Bover、Blundell 和 Bond提出系統(tǒng)GMM估計方法，將差分回歸方程和水平回歸方程結(jié)合起來進(jìn)行估計，將滯后水平作為一階差分的工具變量，而一階差分反過來又作為水平變量的工具變量[18]。這一方法既解決了解釋變量內(nèi)生性問題，又解決了弱工具變量導(dǎo)致的有偏估計問題。所以本文選擇用系統(tǒng)廣義矩估計方法進(jìn)行動態(tài)面板回歸分析。

三、變量選擇、數(shù)據(jù)來源與處理

(一)變量選擇

1.核心變量

選擇的核心變量如下：(1)經(jīng)濟(jì)增長。本文參照陳國進(jìn)和晁江鋒、羅軍等學(xué)者的做法，將人均實際GDP增長率作為被解釋變量[19-20]。根據(jù)各省歷年的GDP、總?cè)丝诤虲PI指數(shù)進(jìn)行相應(yīng)的運(yùn)算得出歷年的人均實際GDP增長率。此外，由于經(jīng)濟(jì)增長存在周期性，為減輕這一影響，將取得的人均實際GDP增長率進(jìn)行五年平均，得到調(diào)整后的人均實際GDP增長率(G)。(2)地方政府債務(wù)水平。本文參照徐家杰的測算方法，利用各省歷年的財政支出、財政收入、中央對地方的轉(zhuǎn)移支付數(shù)據(jù)以及歷年的利率數(shù)據(jù)，利用2012年底審計署公布的各地區(qū)的債務(wù)數(shù)據(jù)推算出2006-2015年的地方政府債務(wù)余額數(shù)據(jù)，其中利率用各年發(fā)行的短期國債利率平均水平代替[21]。然后，用測算出的各省歷年債務(wù)余額與地區(qū)生產(chǎn)總值的比值來衡量地方政府債務(wù)水平(DEBT)。(3)城鎮(zhèn)化水平。將城鎮(zhèn)化水平作為核心解釋變量，同時也將政府投資與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)等變量作為控制變量，從而更為全面的代表新型城鎮(zhèn)化的背景。本文借鑒陳雨露等人的做法，將城鎮(zhèn)化率作為另一核心解釋變量(UR)[22]。

2.控制變量

選擇的控制變量如下：(1)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展而不斷優(yōu)化的，反過來，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的不斷優(yōu)化也推動著經(jīng)濟(jì)的持續(xù)發(fā)展。新型城鎮(zhèn)化的不斷推進(jìn)，促進(jìn)了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化升級[23]。因此，在本文的研究中，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)應(yīng)作為重要的控制變量，將第二、第三產(chǎn)業(yè)增加值占比作為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)(IS)的代理變量。(2)政府支出。政府支出能夠直接影響經(jīng)濟(jì)增長，是政府進(jìn)行宏觀調(diào)控的常用手段，應(yīng)當(dāng)將其作為重要的控制變量[24]。本文用人均財政支出作為政府支出(GE)的代理變量。(3)公共投資。公共投資基本上是由政府完成的，它不僅在短期推動了經(jīng)濟(jì)的增長，在長期中也對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)有著重要影響。本文參考莫蘭瓊等的做法，選用人均固定資產(chǎn)投資(FAI)來研究公共投資對經(jīng)濟(jì)增長的影響[25]。(4)經(jīng)濟(jì)開放度。經(jīng)濟(jì)開放程度對地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長有著重要的影響。經(jīng)濟(jì)開放程度決定了地區(qū)進(jìn)出口發(fā)展水平，不僅直接影響地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長，而且還通過影響消費(fèi)、投資等間接影響經(jīng)濟(jì)增長[26]。本文用各地區(qū)進(jìn)出口總額占地區(qū)生產(chǎn)總值的比值作為經(jīng)濟(jì)開放程度(EX)的代理變量。(5)人口老齡化水平。近年來我國人口老齡化程度在不斷加深，嚴(yán)重影響地區(qū)經(jīng)濟(jì)的增長[27]。所以，本文考慮這一重要影響變量，將65歲人口占比為人口老齡化水平(OLD)的代理變量。(6)教育水平。教育水平對一國經(jīng)濟(jì)有著重要影響，內(nèi)生增長模型已經(jīng)證明了這一點，是不可或缺的控制變量[28]。本文選用各地每年的普通高中入學(xué)率作為教育水平(ED)的代理變量。

(二)數(shù)據(jù)來源與處理

以上各變量的原始數(shù)據(jù)均來自于中國經(jīng)濟(jì)與社會發(fā)展統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫、Wind數(shù)據(jù)庫、國家審計署以及2005-2016年的《中國統(tǒng)計年鑒》、《中國財政年鑒》、《中國金融年鑒》和各省統(tǒng)計年鑒。其中地方政府債務(wù)水平數(shù)據(jù)是通過對原始變量數(shù)據(jù)進(jìn)行計算得出的，其他數(shù)據(jù)是在原始數(shù)據(jù)的基礎(chǔ)上進(jìn)行單位化處理得出的。

四、實證結(jié)果與分析

(一)變量的描述性統(tǒng)計

各變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果如表1所示。

表1 各變量的描述性統(tǒng)計

由表1可知，2006-2015年期間，我國經(jīng)濟(jì)處在高速發(fā)展階段，年人均實際GDP增長率為13.62%，但是個別省份在某些年份的經(jīng)濟(jì)增長率為負(fù)值；30個省市的地方政府債務(wù)水平差異較大，最小值為12.78%，最大值高達(dá)202.73%，平均債務(wù)水平為46.29%；就城鎮(zhèn)化水平而言，地區(qū)間差異也十分明顯，最高達(dá)到89.60%，最低僅為27.96%，平均水平為52.38%；在產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、政府支出、固定資產(chǎn)投資、對外開放程度、人口老齡化程度和教育水平方面，30個省市的差異也十分明顯。

(二)全國層面的地方政府債務(wù)對區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長的影響分析

1.全國層面地方政府債務(wù)對區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長影響的整體分析

運(yùn)用Stata13對2006-2015年的省級面板數(shù)據(jù)基于已構(gòu)建的實證模型進(jìn)行回歸分析，結(jié)果見表2。

表2 全國層面地方政府債務(wù)對區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長影響的回歸結(jié)果

注：模型a、b、c中分別引入不同的控制變量；* 、** 、***分別表示在10%、5%、1%水平下顯著； Arellano-Bond for AR (2)是誤差序列相關(guān)性檢驗的P值，當(dāng)它大于0.1時表示系統(tǒng)廣義矩估計不存在二階序列相關(guān)；Hansen是過度識別約束檢驗的P值，當(dāng)它大于0.1時表示模型的工具變量滿足過度識別約束。下同。

由表2可知，三個模型中被解釋變量滯后一期的回歸系數(shù)分別為1.295、1.279和1.309，說明就全國層面來看，上一期的區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長促進(jìn)了當(dāng)期的區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長，符合經(jīng)濟(jì)增長存在“慣性”這一經(jīng)濟(jì)現(xiàn)象。

從地方政府債務(wù)的回歸系數(shù)系數(shù)可看出，其對區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長具有抑制作用。三個模型的估計系數(shù)分別為-0.113、-0.101和-0.119，說明全國層面的地方政府債務(wù)水平對經(jīng)濟(jì)增長的影響是負(fù)向的。這可能是目前全國平均的地方政府債務(wù)水平已處于高水平，隨著地方政府債務(wù)水平的繼續(xù)提高，將會進(jìn)一步抑制經(jīng)濟(jì)增長。

模型估計系數(shù)還表明，城鎮(zhèn)化水平的系數(shù)顯著為正，反映城鎮(zhèn)化進(jìn)程的推進(jìn)對區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長具有促進(jìn)作用；產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)在三個模型中的估計系數(shù)均不顯著，反應(yīng)研究期間產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變化對區(qū)域經(jīng)濟(jì)的影響不明顯；財政支出的估計系數(shù)顯著為正，反映宏觀經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定性對區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長具有良好的促進(jìn)作用；固定資產(chǎn)投資的系數(shù)也顯著為正，表明物質(zhì)資本的持續(xù)積累對區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長具有正效應(yīng)；對外開放程度的系數(shù)也顯著為正，反映對外貿(mào)易對經(jīng)濟(jì)增長具有促進(jìn)作用。

值得注意的是，在研究地方政府債務(wù)對區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長的影響時，還應(yīng)考慮政府的隱性債務(wù)，但是在實際的統(tǒng)計數(shù)據(jù)中，這類債務(wù)是未被包含在內(nèi)的。近年來，我國各地區(qū)人口老齡化程度在不斷加深，由此引起的地方政府債務(wù)也在不斷增加，這可能導(dǎo)致生產(chǎn)資源人為的由生產(chǎn)性高的部門向生產(chǎn)性低的部門轉(zhuǎn)移，從而抑制區(qū)域經(jīng)濟(jì)的增長。本文使用人口老齡化指標(biāo)來衡量這方面的隱性地方政府債務(wù)，由表1中模型b的估計結(jié)果可見，人口老齡化對區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長有著顯著的抑制作用。此外，由教育引起的隱性債務(wù)可能會通過提升區(qū)域創(chuàng)新能力來促進(jìn)區(qū)域經(jīng)濟(jì)的增長。本文將教育水平變量納入模型c中進(jìn)行相應(yīng)的回歸，回歸結(jié)果表明教育水平對區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長具有顯著的促進(jìn)作用。但是，不論人口老齡化變量的引入還是教育水平變量的引入，都未改變地方政府債務(wù)的增加對區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長具有抑制作用這一結(jié)論。

2. 新型城鎮(zhèn)化前后全國層面的地方政府債務(wù)對區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長影響的對比分析

由于我國新型城鎮(zhèn)化是2013年正式提出的，所以本文以此為分界點，將數(shù)據(jù)分成2006-2012年和2013-2015年進(jìn)行對比分析，運(yùn)用stata13來進(jìn)行回歸，得到的結(jié)果如表3所示。

表3 全國層面地方政府債務(wù)對區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長影響的回歸結(jié)果(分段)

由表3可知，各變量對區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長的影響方向與表2中估計結(jié)果基本保持一致。兩個時段中地方政府債務(wù)對區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長都具有負(fù)面效應(yīng)，城鎮(zhèn)化水平對區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長具有促進(jìn)作用，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的估計結(jié)果不顯著，對外開放程度對區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長具有正向效應(yīng)，人口老齡化水平對區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長具有抑制作用，教育水平正向促進(jìn)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長。

但是，兩個時段各變量對區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長的影響程度有著顯著的差別。兩個時段的三個估計模型中，地方政府債務(wù)水平系數(shù)分別為-0.222、-0.185、-0.218和-0.417、-0.307、-0.96，表明新型城鎮(zhèn)化實施過后，地方政府債務(wù)加速積累，地方政府債務(wù)對區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長的抑制作用明顯增強(qiáng)。城鎮(zhèn)化水平系數(shù)分別為0.121、0.173、0.409和1.090、1.563、2.085，表明2013年新型城鎮(zhèn)化實施后，城鎮(zhèn)化進(jìn)程明顯加快，新型城鎮(zhèn)化過程不再單純注重城鎮(zhèn)化率的提高，更注重城鎮(zhèn)化發(fā)展的高效、綠色與協(xié)調(diào)，帶動城鄉(xiāng)的統(tǒng)籌協(xié)調(diào)發(fā)展，這就使得新型城鎮(zhèn)化對區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長擁有更強(qiáng)的推動作用；由于金融危機(jī)爆發(fā)后，我國地方政府財政支出和固定資產(chǎn)的爆發(fā)式增長，其對區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長的推動力出現(xiàn)下降甚至出現(xiàn)抑制作用。

模型b和模型c分別是加入人口老齡化變量和教育水平變量后的估計結(jié)果。同樣可以看出，兩階段的估計結(jié)果依然是人口老齡化水平的提升對區(qū)域經(jīng)濟(jì)具有抑制作用，教育水平的提升對區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長有促進(jìn)作用。2013年后，我國各地區(qū)的人口老齡化程度進(jìn)一步加重，教育水平提升明顯，這也使得人口老齡化對區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長的抑制作用增強(qiáng)，教育對區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用增強(qiáng)。

(三)四大區(qū)域地方政府債務(wù)對經(jīng)濟(jì)增長的影響分析

1.四大區(qū)域地方政府債務(wù)對經(jīng)濟(jì)增長影響的整體分析

對四大地區(qū)2006-2015年的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸分析，實證結(jié)果如表4所示。

由表4可以看出，四大地區(qū)的地方政府債務(wù)、城鎮(zhèn)化水平等解釋變量對區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長的影響程度差異明顯。就地方政府債務(wù)而言，四個地區(qū)的地方政府債務(wù)系數(shù)分別為-1.330、-1.722、-5.160和-2.042，說明地方政府債務(wù)對區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長的影響均為顯著的負(fù)效應(yīng)，抑制作用由強(qiáng)至弱的順序為西部、東北、中部、東部。究其原因，雖然東部地區(qū)地方政府債務(wù)總量較高，但是由于東部地區(qū)經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)、經(jīng)濟(jì)環(huán)境相對較好，基礎(chǔ)設(shè)施較為完善，新增的地方政府債務(wù)更多的投向了生產(chǎn)性投資，對區(qū)域經(jīng)濟(jì)的抑制作用相對減弱；而其他地區(qū)更多的投向了基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)方面，對區(qū)域經(jīng)濟(jì)的抑制作用相對增強(qiáng)。從地方政府債務(wù)總量占地區(qū)生產(chǎn)總值的比率來看，西部最高，東北和中部次之，東部最低。

表4 四大地區(qū)地方政府債務(wù)對區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長影響的回歸結(jié)果

對于各地區(qū)的城鎮(zhèn)化水平而言，其對區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長的影響程度的差異也很明顯，四個地區(qū)城鎮(zhèn)化水平變量的系數(shù)分別為10.03、4.054、2.713和3.77，說明四個地區(qū)的城鎮(zhèn)化均對區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長有著正向促進(jìn)作用，這一促進(jìn)作用由強(qiáng)至弱的順序為東部、中部、東北、西部。這是因為東部地區(qū)的城鎮(zhèn)化進(jìn)程實施的相對較早，地區(qū)綜合發(fā)展水平較高，產(chǎn)業(yè)集中度較強(qiáng)，城鎮(zhèn)化水平領(lǐng)先于其他地區(qū)；東北地區(qū)雖然城鎮(zhèn)化進(jìn)程較早，但是近年來工業(yè)發(fā)展進(jìn)程停滯不前，大量人口南移造成勞動力流失，對區(qū)域經(jīng)濟(jì)造成嚴(yán)重影響；西部地區(qū)由于地廣人稀，綜合發(fā)展水平較低，城鎮(zhèn)化水平較低，產(chǎn)業(yè)發(fā)展落后，對區(qū)域經(jīng)濟(jì)的促進(jìn)作用相對東中部地區(qū)而言不強(qiáng)。

四個地區(qū)的財政支出變量的估計系數(shù)分別為3.421、5.411、1.244和1.308，說明財政支出均對區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長表現(xiàn)為顯著的促進(jìn)作用，促進(jìn)作用由強(qiáng)至弱分別為中部、東部、東北、西部。這是由于我國東北地區(qū)的財政支出相對較大，加劇了地區(qū)地方政府債務(wù)的積累，削弱了政府支出對區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用。西部地區(qū)財政支出的總量相對于東、中地區(qū)較小，但是整個西部地區(qū)發(fā)展相對落后，這一水平的財政支出相對不足，造成了財政支出對區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用弱于其他地區(qū)。

四個地區(qū)的固定資產(chǎn)投資變量的估計系數(shù)分別為0.711、1.658、2.747和1.097，說明固定資產(chǎn)投資均對區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長表現(xiàn)為顯著的促進(jìn)作用，促進(jìn)作用由強(qiáng)至弱分別為西部、中部、東北、東部。這是由于東部地區(qū)的固定資產(chǎn)投資已接近飽和，固定資產(chǎn)投資的繼續(xù)增加對經(jīng)濟(jì)的促進(jìn)會出現(xiàn)邊際效用遞減。中部和東北地區(qū)固定資產(chǎn)投資總量小于東部，但也處在較高水平上。西部地區(qū)地廣人稀，人口相對分散，區(qū)域固定資產(chǎn)投資是處于相對不足狀態(tài)的，固定資產(chǎn)投資的增加能夠加大幅度的促進(jìn)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長。

四個地區(qū)經(jīng)濟(jì)開放程度變量的估計系數(shù)分別為3.410、0.659、0.247和0.309，說明經(jīng)濟(jì)開放均對區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長有促進(jìn)作用，但東部的促進(jìn)作用遠(yuǎn)高于其他地區(qū)。這是因為東部地區(qū)大都是沿海省市，基礎(chǔ)設(shè)施完備，空運(yùn)和海運(yùn)發(fā)達(dá)，對外貿(mào)易企業(yè)眾多，發(fā)展迅速，這使得這一促進(jìn)作用明顯強(qiáng)于其他三個地區(qū)。

人口老齡化方面，四個地區(qū)均呈現(xiàn)為顯著的抑制作用。四個地區(qū)人口老齡化的估計系數(shù)分別為-1.021、-0.383、-0.252和-2.43，說明東北地區(qū)和東部地區(qū)的抑制作用明顯強(qiáng)于中、西部地區(qū)。究其原因，隨著我國計劃生育政策的多年施行，近年來，我國各地區(qū)人口老齡化程度在不斷加重，東北地區(qū)年輕勞動力的外流加重地區(qū)人口老齡化程度。東部地區(qū)由于年輕群體思想的轉(zhuǎn)變，人口出生率在不斷降低，用于人口老齡化的社會福利支出在不斷增加，加重了地區(qū)財政負(fù)擔(dān)，制約了區(qū)域經(jīng)濟(jì)的增長。

四個地區(qū)的教育水平變量的估計系數(shù)分別為7.186、6.781、4.212和5.989，說明教育均對區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長表現(xiàn)為顯著的促進(jìn)作用，促進(jìn)作用由強(qiáng)至弱分別為東部、中部、東北、西部。究其原因，近年來我國教育發(fā)展迅速，對教育的投資也在逐步加大，教育的發(fā)展對各方面的提升也有目共睹，教育逐漸發(fā)揮出其驅(qū)動經(jīng)濟(jì)發(fā)展的作用。東部地區(qū)由于對教育的投資最早也最大，所以對區(qū)域經(jīng)濟(jì)的促進(jìn)作用也最強(qiáng)。

2. 新型城鎮(zhèn)化前后四大區(qū)域地方政府債務(wù)對經(jīng)濟(jì)增長影響的對比分析

以新型城鎮(zhèn)化實施為分界點，對前后的數(shù)據(jù)進(jìn)行相應(yīng)實證分析，估計的結(jié)果如表5所示。

由表5可以發(fā)現(xiàn)，所得出的結(jié)果與之前的相關(guān)實證分析結(jié)論基本保持一致。兩個時段分析中大部分變量的估計結(jié)果都顯著，只有產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變量的估計結(jié)果不顯著。地方政府債務(wù)均表現(xiàn)為對區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長的抑制作用，新型城鎮(zhèn)化水平均呈現(xiàn)促進(jìn)作用，政府支出、公共投資、經(jīng)濟(jì)開放程度以及教育水平均正向促進(jìn)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長，人口老齡化水平對區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長仍表現(xiàn)為抑制作用。

就新型城鎮(zhèn)化實施前后的作用程度對比而言，四大地區(qū)在新型城鎮(zhèn)化實施前地方政府債務(wù)的估計系數(shù)分別為-1.152、-1.492、-4.471和-1.769，新型城鎮(zhèn)化實施后地方政府債務(wù)的估計系數(shù)分別為-2.359、-2.696、-7.454和-3.268，可以發(fā)現(xiàn)新型城鎮(zhèn)化實施過后地方政府債務(wù)對區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長的抑制作用有明顯增強(qiáng)，這與全國層面分段分析的結(jié)果相一致。新型城鎮(zhèn)化實施之后，地方政府債務(wù)的增長一直處在非常高得水平，地方財政用于之前積累的地方政府債務(wù)償付比例在逐年增加，這些財政支出對經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用較弱，所以新型城鎮(zhèn)化實施過后地方政府債務(wù)對區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長表現(xiàn)出更強(qiáng)的抑制作用。

新型城鎮(zhèn)化實施前，四大地區(qū)的新型城鎮(zhèn)化水平的估計系數(shù)分別為5.69、3.513、2.351和3.266；新型城鎮(zhèn)化實施之后的估計系數(shù)分比為7.788、6.346、3.919和6.034，可以發(fā)現(xiàn)新型城鎮(zhèn)化實施后四大地區(qū)的新型城鎮(zhèn)化水平對區(qū)域經(jīng)濟(jì)的促進(jìn)作用有所增強(qiáng)，這與新型城鎮(zhèn)化實施過后全國各地區(qū)城鎮(zhèn)化水平顯著提升有著密切關(guān)系。城鎮(zhèn)化水平的提高提升了居民消費(fèi)水平，促進(jìn)區(qū)域經(jīng)濟(jì)的增長。新型城鎮(zhèn)化的推進(jìn)，更加注重的是質(zhì)量，是諸多方面的協(xié)同發(fā)展。城鎮(zhèn)化水平的提高，促進(jìn)了地區(qū)第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，間接推動地區(qū)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。

新型城鎮(zhèn)化實施過后，四大地區(qū)的政府支出對區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用有所增強(qiáng)，這與各級政府支出質(zhì)量的提升有著直接關(guān)系。2013年后中央對各級政府支出進(jìn)行了嚴(yán)格的規(guī)范，很多之前存在的無效支出被禁止，地方政府進(jìn)行政府支出時嚴(yán)格按照中央規(guī)定進(jìn)行，使得更多的財政資金用到了能夠?qū)崿F(xiàn)政府職能與促進(jìn)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長的方面。

固定資產(chǎn)投資對區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用小幅增強(qiáng)。新型城鎮(zhèn)化的實施需要進(jìn)行大量的基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)投資，近年來這類固定資產(chǎn)投資越來越注重投資效率，不再是粗放式的投入，投資效率的提升進(jìn)一步促進(jìn)了區(qū)域經(jīng)濟(jì)的增長。

經(jīng)濟(jì)開放程度對區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長的影響基本保持穩(wěn)定不變的狀態(tài)。盡管我國對外開放一直在深入，但近年來人民幣對一些外幣的持續(xù)升值對我國各地區(qū)進(jìn)出口起到了不利影響。新型城鎮(zhèn)化實施后我國進(jìn)出口增長并不顯著，對區(qū)域經(jīng)濟(jì)的促進(jìn)作用并未明顯提升。

值得注意的是人口老齡化程度對區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長的抑制作用明顯加強(qiáng)，這與近年來我國人口老齡化程度明顯加劇有著直接關(guān)系。老齡人口比例的不斷上升，加大了地區(qū)社會福利支出，加大了地區(qū)財政壓力，同時也間接提高了勞動力成本，所以人口老齡化的加重對區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長的抑制作用越來越明顯。

教育對區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用也有著明顯的增強(qiáng)。新型城鎮(zhèn)化實施后我國各地區(qū)對教育的投入在不斷增大，科研與產(chǎn)業(yè)的結(jié)合越來越緊密，更多的科研成果轉(zhuǎn)化為新產(chǎn)品，推動區(qū)域經(jīng)濟(jì)的持續(xù)增長。

表5 四大地區(qū)地方政府債務(wù)對區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長影響的回歸結(jié)果(分段)

注：Test 1為Arellano-Bond for AR(2)，Test 2為Hansen。

四、對策建議

為有效解決新型城鎮(zhèn)化實施以來我國地方政府債務(wù)問題加重引發(fā)的各類經(jīng)濟(jì)問題，發(fā)揮新型城鎮(zhèn)化政策的最大效果，促進(jìn)地區(qū)經(jīng)濟(jì)平穩(wěn)健康發(fā)展，本文提出以下建議：

(一)建立靈活有效的宏觀調(diào)控機(jī)制

每一次危機(jī)的暴發(fā)都伴隨著財政刺激政策，這些刺激政策短時間保持住了經(jīng)濟(jì)增長速度，但也加快了地方政府債務(wù)的積累，對后續(xù)經(jīng)濟(jì)發(fā)展產(chǎn)生不利影響。因此構(gòu)建靈活多變的宏觀調(diào)控機(jī)制來應(yīng)對危機(jī)，在短期保增長的同時，不引起后續(xù)的經(jīng)濟(jì)問題。在財政調(diào)控機(jī)制方面，發(fā)揮財政資金的引導(dǎo)作用，調(diào)動社會資本參與公共項目建設(shè)，確保財政資金不再進(jìn)入競爭性產(chǎn)業(yè)。在應(yīng)對危機(jī)時，慎重使用財政刺激政策。在市場進(jìn)行自我恢復(fù)的同時，注重社會信心的提升。在金融調(diào)控機(jī)制方面，完善金融監(jiān)管措施，嚴(yán)控不良貸款的發(fā)生。靈活使用金融調(diào)控工具，合理使用存款準(zhǔn)備金和利率工具，靈活使用再貼現(xiàn)和公開市場操作工具。

(二)推進(jìn)財政體制改革，平衡地方政府財權(quán)與事權(quán)

我國現(xiàn)行財政體制存在的缺陷是造成地方政府債務(wù)加速累積的重要因素之一，地方政府財政收入無法滿足地方發(fā)展所必需的大規(guī)模財政支出。因此，改革現(xiàn)行財政體制，建立省與市分稅、市與縣分成的財政體制目標(biāo)取向，進(jìn)一步調(diào)整政府間的收入分配結(jié)構(gòu)。賦予地方政府適度的舉債權(quán)利，但地方政府債務(wù)應(yīng)全額納入預(yù)算管理。進(jìn)一步完善地方稅收體系，開征部分新的稅種，增加地方財政收入。

(三)嚴(yán)控地方政府債務(wù)規(guī)模，化解地方政府債務(wù)風(fēng)險

嚴(yán)控地方政府債務(wù)規(guī)模，對各省市設(shè)定債務(wù)規(guī)模上限，建立債務(wù)償還準(zhǔn)備金機(jī)制。同時，對已有債務(wù)存量進(jìn)行分類管理，通過地方融資平臺公司產(chǎn)生的債務(wù)應(yīng)通過項目運(yùn)營收益來進(jìn)行償還；而公益性債務(wù)可納入地方政府合理的債務(wù)范疇，利用財政資金進(jìn)行償還。

(四)建立并完善地方政府債務(wù)管理機(jī)制

修改《預(yù)算法》，賦予地方政府發(fā)債主體資格。增加債務(wù)信息透明度，建立充分的信息披露制度。地方債務(wù)資金應(yīng)納入地方預(yù)算，在接受同級人大監(jiān)督與向上級政府匯報的同時，對于債務(wù)的發(fā)行、流通與償還、債務(wù)資金的使用以及債券存續(xù)期內(nèi)地方政府的財政收支狀況等向市場披露。

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