(中南財經(jīng)政法大學 金融學院，湖北 武漢 430073)

一、引言

2008年以來，為應(yīng)對全球金融危機導致的外部需求下降、經(jīng)濟增速放緩的形勢，我國實施了大規(guī)模經(jīng)濟刺激計劃，推動了經(jīng)濟穩(wěn)步復蘇。然而，付出的代價之一是地方政府債務(wù)迅速擴張，根據(jù)財政部公布的數(shù)據(jù)，2016年未經(jīng)預(yù)算會計審核的地方政府債務(wù)達15.32萬億元。急劇膨脹的地方政府債務(wù)擠壓宏觀調(diào)控政策空間[1]、帶來稅收扭曲[2]、增加不確定性[3]等，不利于經(jīng)濟平穩(wěn)發(fā)展。近期召開的中央經(jīng)濟工作會議將防范和化解風險放在首要位置，著力推進“去杠桿”，反映出中央政府對包括地方政府債務(wù)風險在內(nèi)的金融風險的重視。與地方政府債務(wù)規(guī)模快速擴張形成鮮明對比的是，私人投資增速呈逐年下滑態(tài)勢，從2011年的34.3%一路下滑到2016年的3.2%。同時，私人投資占全社會固定資產(chǎn)投資的比重從2015年起也開始下降(國家統(tǒng)計局，2017)，如圖1所示。私人投資顯著下滑和實體經(jīng)濟“脫實向虛”的現(xiàn)象，使政府債務(wù)與私人投資之間關(guān)系值得重新審視，有效厘清地方政府債務(wù)與私人投資之間的關(guān)系，對于嚴控地方債務(wù)規(guī)模、防范金融風險、促進私人投資增速回暖和經(jīng)濟平穩(wěn)增長無疑具有重要的現(xiàn)實意義。

圖1 私人固定資產(chǎn)投資增速與私人固定資產(chǎn)投資占比 資料來源：國家統(tǒng)計局網(wǎng)站。

學者對政府債務(wù)與經(jīng)濟增長關(guān)系研究較多，而聚焦于地方政府債務(wù)與私人投資關(guān)系的文獻較少，結(jié)論也并不一致。“巴羅—李嘉圖等價”理論認為政府負債不影響私人投資[4]。但這一理論由于過于嚴苛的前提假設(shè)而遭到諸多批判[5-6]。實證檢驗發(fā)現(xiàn)，“巴羅—李嘉圖等價”在現(xiàn)實中并不成立[7]。但學者對政府債務(wù)與私人投資關(guān)系究竟如何存在爭議，或認為政府債務(wù)對私人投資沒有影響[8]，或認為政府債務(wù)對私人投資存在擠出效應(yīng)[9-10]，還有學者認為政府債務(wù)投向結(jié)構(gòu)對私人投資有不同影響，政府債務(wù)投向生產(chǎn)性領(lǐng)域?qū)λ饺送顿Y有擠入效應(yīng)，投向消費性領(lǐng)域則對私人投資有擠出效應(yīng)[11]。

政府債務(wù)與私人投資關(guān)系研究結(jié)論的不一致或許源于二者非線性關(guān)系，現(xiàn)有文獻在分析二者關(guān)系時均先驗地假定為線性關(guān)系，可能導致結(jié)論出現(xiàn)偏頗。事實上，一些文獻已經(jīng)證實，政府債務(wù)與經(jīng)濟增長之間存在非線性的倒U形關(guān)系[12，14]，作為經(jīng)濟增長重要動力和活力來源的私人投資，與政府債務(wù)之間可能也是倒U形關(guān)系，即當債務(wù)規(guī)模小于某一特定閾值時，政府債務(wù)擠入私人投資，當政府債務(wù)規(guī)模過大，超過某一特定閾值時，政府債務(wù)擠出私人投資，這也可以在一定程度上解釋一些國家政府債務(wù)促進私人投資乃至經(jīng)濟增長，而在另一些國家政府債務(wù)規(guī)模過大導致私人投資下降乃至經(jīng)濟衰退。因而本文試圖回答的第一個問題是：地方政府債務(wù)與私人投資間是否存在非線性的到U型關(guān)系？

其次，本文提出的第二個問題是：地方政府債務(wù)影響私人投資的傳導機制是什么？目前政府債務(wù)影響私人投資的機制如何尚未引起學者廣泛關(guān)注。在當前地方政府債務(wù)迅速擴張、私人投資增速放緩的背景下，深入剖析地方政府債務(wù)影響私人投資的機制，對于建立地方政府債務(wù)約束機制，防范地方政府債務(wù)擴張對私人投資形成擠出效應(yīng)有重要意義。

最后，政治周期對地方政府債務(wù)有重要影響。一系列文獻已經(jīng)證明，政治周期在相當程度上影響地方政府的行為，進而影響經(jīng)濟發(fā)展[15-17]。在財政分權(quán)后地方政府財權(quán)與事權(quán)不對稱、地方政府財政收入短期內(nèi)難以大幅增加的背景下，舉債成為新上任地方政府官員政績競爭的重要倚靠[18]，2005年以來，地方政府債務(wù)形成逐漸由被動負債轉(zhuǎn)變?yōu)橐猿鞘薪ㄔO(shè)和基礎(chǔ)設(shè)施投資為主的主動負債[19]。在“晉升錦標賽”背景下，這種主動負債行為使得地方政府債務(wù)具有周期性特點[20]，地方政府債務(wù)成為官員異質(zhì)性偏好和執(zhí)政更替不確定性的結(jié)果[21]。由圖2可知，地方政府領(lǐng)導人更替頻次與地方政府杠桿率有明顯共振趨勢，反映了政治周期與地方政府債務(wù)增長之間的強烈內(nèi)在聯(lián)系。但是，鮮有文獻詳細考察地方政府債務(wù)的政治周期性對私人投資的影響。本文試圖回答的第三個問題是：政治周期在地方政府債務(wù)影響私人投資過程中扮演了何種角色？

圖2 省委書記省長更換頻次與地方政府杠桿率變化 資料來源：省委書記省長更換頻次數(shù)據(jù)來源于各地方政府網(wǎng)站，地方政府杠桿率為地方政府債務(wù)除以GDP，地方政府債務(wù)來源于根據(jù)審計署審計公報的估計值，GDP來源于各省市歷年統(tǒng)計年鑒。

基于此，本文擬從微觀主體效用最大化理論出發(fā)，構(gòu)建包含地方政府債務(wù)與私人投資的一般均衡模型，分析地方政府債務(wù)對私人投資的影響，實證驗證地方政府債務(wù)與私人投資之間是否存在倒U形關(guān)系；從地方政府投資以地方政府債務(wù)為支撐這一邏輯出發(fā)，剖析地方政府債務(wù)影響私人投資的渠道和機理；引入政治周期，闡釋其在影響地方政府舉債，進而影響私人投資中的作用，從而全方位解構(gòu)地方政府債務(wù)對私人投資影響的整體框架邏輯。這也是本文的邊際貢獻。

二、理論分析與假說

在Argimon等(1997)[22]模型的基礎(chǔ)上，構(gòu)建戴蒙德世代交疊模型。假定經(jīng)濟社會由無數(shù)同質(zhì)個體組成，每個代表性個體僅生存兩期：他在第1期(年輕)向社會提供勞動獲得勞動收入，收入除用于消費外其余用于儲蓄；在第2期(年老)消費完第1期的儲蓄后死亡并退出社會經(jīng)濟系統(tǒng)。因而，有

Ct=Wt-TAXt-St

(1)

Ct+1=St(1+rt+1)

(2)

其中，Ct、Ct+1分別表示代表性個體在t、t+1時期的消費，Wt為t時期的工資率，St為t期儲蓄，rt+1為t+1期的利率，TAXt為t期政府稅收，不考慮各種稅外收入。

代表性個體的效用函數(shù)為

U=Ф(GCt)λlnCt+(1-λ)lnGCt+

(3)

期消費而非第二期消費，若-1<ρ<0，則表示人們更看重第二期消費而非第一期消費。

在式(1)和式(2)約束下求代表性個體效用U最大化條件可得

St=σt(Wt-TAXt)

(4)

考慮社會經(jīng)濟系統(tǒng)中典型廠商的行為。假定在每一時期，社會生產(chǎn)均使用資本(包括公共資本和私人資本)和勞動進行生產(chǎn)，生產(chǎn)函數(shù)為典型的柯布—道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)，即

(5)

其中，A為技術(shù)水平，Kt和Gt分別為第t期的私人資本存量和公共資本存量，α和β分別為私人資本和公共資本的產(chǎn)出貢獻比例，由勞動的貢獻比例1-α-β>0得，α+β<1。

為簡化模型，將式(5)變形為單位勞動生產(chǎn)函數(shù)形式，同時，借鑒Argimon等(1997)的處理方式，假定私人資本和公共資本的折舊率均為100%，即當期完全折舊*袁志剛和宋錚(2000)[23]、陳浪南和楊子暉(2007)[24]、陳工和苑德宇(2009)[25]也做了相同處理。，這樣資本存量就等于投資流量，式(5)可化為

(6)

其中，yt為第t期單位有效勞動產(chǎn)出，PIt和GIt分別為第t期人均私人投資和人均政府投資。

假定要素市場是完全競爭的，那么勞動和資本按其邊際貢獻獲得報酬，即

(7)

由于政府發(fā)行債務(wù)進行融資，居民手持資產(chǎn)組合選擇多樣化，t期代表性個人的一部分儲蓄分流到政府債務(wù)，t+1期居民私人投資為

PIt+1=St-πtDebtt

(8)

其中，Debtt表示第t期人均政府債務(wù)發(fā)行量，πt表示第t期政府債務(wù)融資結(jié)構(gòu)中來自居民的比例。將式(4)和式(7)帶入式(8)可得

σTAX-πtDebtt

(9)

政府預(yù)算約束為

φtDebtt+TAXt=GIt+GCt

(10)

φ為財政債務(wù)融資用于財政支出的比重。

當私人投資達到穩(wěn)態(tài)，即PIt+1=PIt時，社會經(jīng)濟系統(tǒng)實現(xiàn)均衡。由式(9)和式(10)可得

(11)

其中，要使穩(wěn)態(tài)私人投資PI*>0，則有：α<1-σα[1-(α+β)](PI)*α-1(GI)β<1。

(一)地方政府債務(wù)與私人投資關(guān)系

對式(11)關(guān)于政府債務(wù)求導可得

(12)

由式(12)可知，在不考慮財政赤字貨幣化情況下，政府債務(wù)暫時延遲了稅收，增加了私人投資的資金供給，提升了私人投資收益，對私人投資有擠入效應(yīng)。但一定時期內(nèi)社會經(jīng)濟系統(tǒng)內(nèi)資金供給總量是一定的，政府債務(wù)融資客觀上擠占了私人投資的可用資金，提升了私人投資的資金成本，對私人投資有擠出效應(yīng)，π越大，擠出效應(yīng)越強*這里沒有考慮政府發(fā)行債務(wù)融資導致市場利率上升對私人投資造成的影響，客觀上是由于我國利率市場化改革尚未完成，政府債務(wù)對利率的影響不大，投資的利率彈性較小。。

政府債務(wù)對私人投資既有擠入效應(yīng)又存在擠出效應(yīng)暗示，二者之間可能存在一種非線性的倒U形關(guān)系，即在一定范圍內(nèi)，政府通過舉債加大基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)投資力度，為私人投資提供良好的投資環(huán)境，可以促進私人投資增長，當政府債務(wù)超過特定規(guī)模，則可能導致諸如高利率[26]、稅收扭曲[2]、通貨膨脹[27]、不確定性增加[3]等，擠出私人投資。已有文獻已經(jīng)證實，政府債務(wù)與經(jīng)濟增長之間存在倒U形關(guān)系，即當政府債務(wù)占GDP的比重低于某特定值時，政府債務(wù)對經(jīng)濟增長呈正相關(guān)關(guān)系；當超過某特定值時，則存在顯著負相關(guān)關(guān)系[12-14]。私人投資作為經(jīng)濟增長的重要動力和活力來源，政府債務(wù)對私人投資也可能有非線性影響?；谏鲜龇治?，本文提出如下假說。

假說1地方政府債務(wù)與私人投資存在倒U形關(guān)系。

為驗證假說1，對式(11)進行泰勒級數(shù)展開，建立地方政府債務(wù)與私人投資關(guān)系模型

(14)

(二)地方政府債務(wù)對私人投資影響的傳導渠道

式(12)等式兩邊對政府GI求導可得

(13)

從我國現(xiàn)實情況來看，地方政府債務(wù)對私人投資的影響可以從債務(wù)資金來源、資金投向及投資形式三方面進行分析。債務(wù)資金來源方面，根據(jù)審計署發(fā)布的《全國地方政府性債務(wù)審計結(jié)果》(2013年第32號)[28]，被審計地區(qū)2012年地方政府債務(wù)資金來源中銀行貸款占比達78%，地方政府債務(wù)融資對銀行貸款有高度依賴性。地方政府債務(wù)擴張消耗了商業(yè)銀行的高比例信貸額度，擠占了私人投資的資金來源，對私人投資產(chǎn)生擠出效應(yīng)。

債務(wù)資金投向方面，地方政府債務(wù)資金絕大部分投向城市基建項目、土地儲備、企業(yè)扶持等方向。根據(jù)審計署審計結(jié)果，被審計地區(qū)的政府性債務(wù)約87%用于市政建設(shè)項目。這些基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)如能良好地發(fā)揮作用，則能為私人投資提供基礎(chǔ)性外部條件，優(yōu)化投資環(huán)境，降低風險，提升私人投資收益，一定程度上帶動私人投資增加，反之則會擠出私人投資。

債務(wù)資金投資形式方面，地方政府債務(wù)資金主要通過政府投資的形式運用，地方政府債務(wù)擴張(或收縮)通過地方政府投資規(guī)模擴張(或收緊)作用于私人投資，政府投資成為地方政府債務(wù)作用于私人投資的傳導渠道[20]。因而，地方政府債務(wù)對私人投資的影響也受政府投資與私人投資關(guān)系影響?；谏鲜龇治觯疚奶岢鋈缦录僬f。

假說2地方政府債務(wù)通過政府投資影響私人投資，地方政府債務(wù)擴張越快，通過政府投資傳導，私人投資受到的沖擊越大。

為驗證假說2，建立如下模型

PIi,t=θ0+θ1PIit-1+θ2Debti,t+θ3GIi,t+θ4GIi,t×Debti,t+θ5GCt+ΣθiControli,t+εi,t

(15)

其中，GIi,t為i地區(qū)第t期政府投資，GCi,t分別為i地區(qū)第t期政府消費，GIi,t×Debti,t政府投資與地方政府債務(wù)交互項，若交互項系數(shù)統(tǒng)計顯著，則假說2得證。

(三)政治周期在地方政府債務(wù)與私人投資關(guān)系中的作用

政治周期即在晉升錦標賽特定機制下，伴隨官員的更替而出現(xiàn)的一系列周期性決策行為[29]。這種周期性決策行為對地方政府債務(wù)的形成及私人投資有重要影響。在地方政府官員上任后特別是臨近晉升的時間窗口，可能最大程度地利用其所掌握的資源，甚至不計成本，無視投資的經(jīng)濟效益、社會效益及環(huán)境效益，極力擴大地方政府債務(wù)，以支撐地方政府投資的擴張，進而取得超越競爭對手的漂亮政績考核“成績單”，以獲得最大程度的晉升機會。這就有可能超越經(jīng)濟社會承載力，一方面可能造成投資過熱，通脹嚴重，擠出私人投資；另一方面使得經(jīng)濟發(fā)展過分依賴債務(wù)支撐的投資驅(qū)動，政府投資對私人投資的引領(lǐng)和帶動作用日漸式微，隨著政府投資規(guī)模的急速擴張，其對私人投資的作用也逐步由擠入轉(zhuǎn)為擠出。而在任期內(nèi)的其他時間段，由于晉升壓力較小，地方政府債務(wù)規(guī)模擴張速度下降，對私人投資的擠出效應(yīng)減小或者無擠出效應(yīng)。

特別地，由于基礎(chǔ)設(shè)施投資等經(jīng)濟手段對經(jīng)濟增長有較強的短期刺激作用，驅(qū)動經(jīng)濟增長的時效性較強，地方政府官員通過短期擴大基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)提高經(jīng)濟增速成為自然而然的選擇，而教育、科技研發(fā)、文化衛(wèi)生等對經(jīng)濟增長有長效比較優(yōu)勢的投資支出則往往不被重視[30]。過分熱衷于短期基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，忽視經(jīng)濟發(fā)展環(huán)境維護，使得作為經(jīng)濟增長主要活力來源的私人投資所需的基礎(chǔ)設(shè)施的邊際支撐作用逐步下降，而人力資源、科技扶持、制度保障等軟環(huán)境的邊際支撐作用逐漸上升，私人投資由于所需的軟環(huán)境得不到滿足而發(fā)展受限?；A(chǔ)設(shè)施領(lǐng)域的大規(guī)模投資擴張，可能會打破政府投資與私人投資的最優(yōu)搭配比例，破壞政府投資與私人投資的良性互動關(guān)系，使得政府投資形成的國有經(jīng)濟迅速膨脹，擠占私人投資空間，使得對私人投資的擠出效應(yīng)超過擠入效應(yīng)，總體呈現(xiàn)擠出效應(yīng)，“國進民退”現(xiàn)象就是這一扭曲關(guān)系的典型寫照?；谏鲜龇治?，本文提出如下假說。

假說3政治周期會顯著加劇地方政府債務(wù)對私人投資的沖擊。

根據(jù)審計署審計數(shù)據(jù)，市級政府債務(wù)在各層級地方政府總債務(wù)中占比最高。余靖雯等(2015)[31]發(fā)現(xiàn)地廳級政府官員人事變動多在省黨代會召開當年發(fā)生，肖潔等(2015)[32]發(fā)現(xiàn)我國市級財政總支出隨省級黨代會的召開呈現(xiàn)周期性波動的特征，特別是在省級黨代會召開時呈擴大效應(yīng)。借鑒余靖雯等(2015)[31]、肖潔等(2015)[32]做法，將省級黨代會召開時間作為政治周期的代理變量。以PC表示政治周期，分別為黨代會召開前兩年(PCbefore2)、前一年(PCbefore1)、當年(PCvery)和后一年(PCafter1)，當年份為黨代會召開前兩年，則PCbefore2=1，否則等于0；依次地，當年份為黨代會召開前一年，則PCbefore1=1，否則等于0，以此類推。為驗證假說3，建立如下模型

PIi,t=θ0+θ1PIit-1+θ2Debti,t+θ3GIi,t+θ4GCi,t+θ5GCt×Debti,t×PCi,t+ΣθiControli,t+εi,t

(16)

其中，DIi,t×Debti,t×PCi,t表示地方政府投資、地方政府債務(wù)與政治周期的交互項，若交互項系數(shù)統(tǒng)計顯著且符號為負，則假說3得證。

三、變量選取與數(shù)據(jù)處理

(一)變量選取

1. 政府投資與私人投資

由于對政府投資內(nèi)涵與范圍界定不同，現(xiàn)有文獻對于政府投資的衡量存在較大差異，主要包括：采用全社會固定資產(chǎn)投資按來源劃分為國家預(yù)算內(nèi)資金[33-34]；逐項剔除法，即將預(yù)算內(nèi)財政支出扣除科教文衛(wèi)及維持性支出后作為政府投資代理變量[35]；逐項累加法，即將財政支出相關(guān)項目加總后作為政府投資代理變量[36]；將國有經(jīng)濟固定資產(chǎn)投資作為政府投資代理變量[37]。本文采用國有經(jīng)濟固定資產(chǎn)投資作為政府投資的代理變量。原因在于，分稅制改革以來，在經(jīng)濟發(fā)展、公共服務(wù)等政績考核指標驅(qū)動下，地方政府通過各種手段(提供低價土地、稅收減免、融資擔保、審批便利等)從產(chǎn)權(quán)性質(zhì)[38-39]、國有股權(quán)比例[40]、政治關(guān)聯(lián)[41]、金字塔層級[42]、地方政府公共治理目標[43]、最終控制人投資組合[44]等方面干預(yù)國有企業(yè)經(jīng)營管理活動，為自身政治目標服務(wù)。國有企業(yè)管理層出于私有收益考慮也熱衷于配合地方政府的投資“期望”[45]。因此，由于存在干預(yù)，國有企業(yè)可以視為地方政府可調(diào)用的經(jīng)濟資源之一，以國有經(jīng)濟固定資產(chǎn)投資作為政府投資代理變量更加合理。

私人投資以全社會固定資產(chǎn)投資扣除國有經(jīng)濟固定資產(chǎn)投資后的余額表示。參考王國靜和田國強(2014)[33]，政府消費以政府財政支出減去政府投資后的余額表示。參照陳志勇和陳思霞(2014)[34]，引入“地方政府性投資相對力度”的概念，以國有經(jīng)濟固定資產(chǎn)投資占GDP的比重衡量，對私人投資、政府消費、地方政府債務(wù)均作相同處理。

2. 地方政府債務(wù)

學者對地方政府債務(wù)估計有三種基本方法：第一種是運用地方政府市政領(lǐng)域投資額現(xiàn)金平衡等式進行估計[46]，第二種是直接采用“招拍掛”出讓價格、“招拍掛”出讓收人等作為代理變量[47]；第三種是運用地方政府預(yù)算恒等式進行估計[48]。經(jīng)比較分析，本文使用第三種方法*前兩種方法均局限于市政建設(shè)領(lǐng)域，可能低估地方政府債務(wù)規(guī)模。，估計過程如下。

在財政分權(quán)框架下，地方政府的預(yù)算約束恒等式為

GEt-GRt=TRt+ΔDebtt

(17)

其中，GEt表示地方政府財政支出，GRt表示地方政府財政收入，TRt表示中央對地方轉(zhuǎn)移支付，ΔDebtt表示第t年新增地方政府債務(wù)。

地方政府債務(wù)動態(tài)演進恒等式為

Debtt=(1+rt)Debtt-1+ΔDebtt

(18)

其中，Debtt表示地方政府第t年的債務(wù)余額，rt表示第t年的政府融資利率水平。由式(17)和式(18)得地方政府債務(wù)估計等式

Debtt=(1+rt)Debtt-1+GEt-GRt-TRt

(19)

由式(19)可知，地方政府當期債務(wù)余額由上期債務(wù)余額、融資利率、財政凈支出額和轉(zhuǎn)移支付額決定*為防止重復計算，參照徐家杰(2014)，運用式(19)進行估算時將上年結(jié)余納入財政支出GEt中，而在財政收入GRt中則不包含上年結(jié)余收入；在財政支出GEt中扣除還本付息額。。根據(jù)審計署2013年6月發(fā)布的各省市經(jīng)審計后的債務(wù)余額數(shù)據(jù)，以2013年作為基期，分別向前和向后推算。各省級地方政府財政收支及轉(zhuǎn)移支付數(shù)據(jù)來源于中國財政統(tǒng)計年鑒*歷年各省級地方政府獲得的轉(zhuǎn)移支付額等于本年度獲得中央補助收入減去上解中央支出，若有計劃單列則加總到所屬份。，融資利率取自一年期人民幣貸款基準利率*由于缺乏1年期國債利率數(shù)據(jù)，考慮到地方政府融資以銀行貸款為主，采用一年期銀行貸款利率。。參照一般文獻的做法，這里估計的是全口徑地方政府債務(wù)總額，即包括“政府負有償還責任的債務(wù)”、“政府負有擔保責任的債務(wù)”和“政府可能承擔一定救助責任的債務(wù)”三部分。估計出的2010年各省級地方政府債務(wù)數(shù)據(jù)與審計署審計公告數(shù)據(jù)相比，誤差低于10%，證實了本方法的可靠性。

3. 控制變量

參考Assane和Grammy(2003)[49]、陳志勇和陳思霞(2014)[33]、張敏等(2015)[50]等人的研究，引入如下控制變量(Control)：城市化進程(URi,t)，即年末城鎮(zhèn)常駐人口占年末常駐人口比重；對外開放程度(OEi,t)，即進出口總額占GDP的比重；人力資本水平(HCi,t)，用中等及高等學校在校生占總?cè)丝诘谋戎乇硎?；財政收入比?GRi,t)，即財政收入占GDP的比重；勞動力增長率(LRi,t)，用各省市年度從業(yè)人口增長率表示；產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)(ISi,t)，用第三產(chǎn)業(yè)增加值占當年GDP的比重表示；金融資源(FRi,t)，以人均金融機構(gòu)儲蓄存款余額衡量；財政分權(quán)程度，同時使用收入的分權(quán)程度(FDRi,t)和支出的分權(quán)程度(FDEi,t)兩個指標衡量，其中，F(xiàn)DRi,t為i地區(qū)地方政府財政收入占全國財政收入的份額，F(xiàn)DEi,t為i地區(qū)地方政府財政支出占全國財政支出的份額。

(二)數(shù)據(jù)來源與處理

本文數(shù)據(jù)均來自于《中國統(tǒng)計年鑒》《中國固定資產(chǎn)投資統(tǒng)計年鑒》《中國財政年鑒》及中華人民共和國審計署網(wǎng)站公布的審計公告，部分數(shù)據(jù)來自于各省市歷年統(tǒng)計年鑒并作了甄別，對不同統(tǒng)計年鑒由于統(tǒng)計口徑不同造成的數(shù)據(jù)偏差做了調(diào)整。選取1994—2014年30個省級行政區(qū)的面板數(shù)據(jù)(由于缺乏數(shù)據(jù)，樣本中剔除了西藏自治區(qū))，年限截止到2014年是由于2015年1月1日起實施的新修訂的《中華人民共和國預(yù)算法》規(guī)定，除發(fā)行地方政府債券外，地方政府及所屬部門不得以任何方式舉借債務(wù)，地方國有企業(yè)(包括融資平臺公司)舉借的債務(wù)依法不再屬于政府債務(wù)，地方政府不承擔償還責任，僅在出資范圍內(nèi)承擔有限責任。地方政府存量債務(wù)被鎖定在2014年12月31日。相關(guān)名義變量均以1994年為基期作了平價處理。

為弱化變量之間的共線性問題，參考饒曉輝和劉方(2014)[51]、項后軍等(2017)[20]的做法，對私人投資、政府投資、地方政府債務(wù)數(shù)據(jù)作HP濾波處理，剔除平滑趨勢成分，取周期性波動成分進行回歸分析，令平滑參數(shù)λ=25。

四、實證結(jié)果與分析

動態(tài)面板模型中由于解釋變量包含被解釋變量滯后項，可能導致解釋變量與隨機擾動項相關(guān)，產(chǎn)生內(nèi)生性問題，傳統(tǒng)OLS估計方法可能造成估計偏誤。由于一階差分GMM估計法相對于2SLS更有效率，本文采用一階差分GMM估計法來克服動態(tài)面板參數(shù)估計問題，減輕內(nèi)生性問題，并參照Roodman(2009)[52]，通過“壓縮”(collapse)工具變量矩陣的方法來解決工具變量過多的問題。同時通過AR統(tǒng)計量防止出現(xiàn)序列相關(guān)，通過Sargan檢驗和Hansen檢驗工具變量過度識別等問題。

(一)地方政府債務(wù)與私人投資關(guān)系

本文首先考察了地方政府債務(wù)與私人投資關(guān)系，估計結(jié)果如表1所示。地方政府債務(wù)系數(shù)顯著為正，但二次項系數(shù)顯著為負，驗證了地方政府債務(wù)與私人投資之間的倒U形關(guān)系。在一定范圍內(nèi)，地方政府債務(wù)對私人投資有顯著正向影響，地方政府債務(wù)規(guī)模擴張會引致私人投資擴大。但是，當?shù)胤秸畟鶆?wù)規(guī)模達到一定比例時，對私人投資的影響由正轉(zhuǎn)負。這表明，在適當控制債務(wù)規(guī)模的前提下，我國地方政府債務(wù)擴張并大力推進基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，能夠為私人投資提供良好的外部基礎(chǔ)條件，優(yōu)化投資環(huán)境，降低風險，在一定程度上提升帶動私人投資增加。但也需控制總體債務(wù)規(guī)模，防范債務(wù)風險，避免擠出私人投資。

對外開放程度、人力資本水平、財政收入比率、勞動力增長率、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、金融資源均對私人投資有顯著影響。其中，對外開放水平、人力資本水平、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與金融資源對私人投資有正向影響，即對外開放程度越高、人力資本水平越高、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)越優(yōu)化、金融資源越充足，私人投資增長越快；財政收入比率與勞動力增長率對私人投資有負向影響，即財政收入比率越高、勞動力增長率越高，私人投資增長越慢。

綜上，假說1得到驗證。

表1 地方政府債務(wù)與私人投資關(guān)系

注：***、**、*分別表示在1%、5%、10%的水平上顯著，括號內(nèi)為標準誤。

資料來源：作者根據(jù)Stata軟件回歸結(jié)果整理。

表2 地方政府債務(wù)對私人投資影響的傳導渠道及政治周期的作用

注：***、**、*分別表示在1%、5%、10%的水平上顯著，括號內(nèi)為標準誤。

資料來源：作者根據(jù)Stata軟件回歸結(jié)果整理。

(二)地方政府投資作為傳導渠道對私人投資的影響

地方政府投資作為傳導渠道對私人投資的影響回歸結(jié)果如表2中回歸方程(3)所示。當期地方政府債務(wù)與當期政府投資交互項系數(shù)顯著為正，保持其他因素不變，當期地方政府投資與當期政府債務(wù)交互項變動1%，推動私人投資變動高達15.26%，這顯示了地方政府債務(wù)及地方政府投資對私人投資的巨大影響力，私人投資對地方政府債務(wù)及地方政府投資的依賴性較強。滯后一期地方政府債務(wù)與當期政府投資交互項系數(shù)顯著為負，當期地方政府投資與上期政府債務(wù)交互項變動1%，促進私人投資變動高達-15.01%，這表明已有的地方政府債務(wù)規(guī)模限制了地方政府新增債務(wù)的擴大及政府投資規(guī)模的擴張，無法發(fā)揮對私人投資增長的引領(lǐng)作用，限制了私人投資的擴張。綜上，回歸結(jié)果證實政府投資是地方政府債務(wù)對私人投資的傳導渠道，地方政府債務(wù)規(guī)模擴張通過地方政府投資對私人投資帶來正向沖擊，假說2得到驗證。

(三)政治周期通過地方政府債務(wù)作用于私人投資

如表2中回歸方程(4)所示，地方政府債務(wù)對私人投資的影響具有顯著的政治周期效應(yīng)。省黨代會召開前兩年，地方政府債務(wù)通過政府投資對私人投資并無顯著影響；省黨代會召開前一年，地方政府債務(wù)通過政府投資對私人投資有顯著負向影響，系數(shù)達-16.98；省黨代會召開當年，地方政府債務(wù)通過政府投資對私人投資同樣有顯著負向影響，系數(shù)擴大到達-36.60；省黨代會召開后一年，地方政府債務(wù)通過政府投資對私人投資影響并不顯著。原因在于，由于存在晉升競標賽，省級官員的晉升激勵對地市級財政支出有間接效應(yīng)。在省級黨代會召開前一年和當年，為粉飾政績從而贏得更大的晉升機會，省級官員或直接從省級層面擴大政府債務(wù)與政府投資以刺激經(jīng)濟增長，或向下層層傳導政績壓力(地市級官員處于同樣的晉升競標賽中，因而也會積極響應(yīng)擴大債務(wù)和投資規(guī)模)。這種在黨代會召開前一年和當年大規(guī)模舉債擴大投資的行為很可能破壞經(jīng)濟增長的穩(wěn)定性與內(nèi)部調(diào)節(jié)機制，對私人投資造成顯著的擠出效應(yīng)，使私人投資發(fā)展受阻。當省級黨代會結(jié)束，官員晉升名單確定，晉升壓力得到緩解，擴大政府債務(wù)和投資規(guī)模以刺激經(jīng)濟增長的動機變?nèi)?，?jīng)濟社會因政府債務(wù)支撐的投資擴張而產(chǎn)生的結(jié)構(gòu)扭曲得到緩和，私人投資因發(fā)展空間受到的擠壓減小而開始增長。

這種政治周期作為內(nèi)在制度動因?qū)е碌牡胤秸畟鶆?wù)支撐的投資規(guī)模周而復始的擴張和收縮對私人投資的影響驗證了假說3。

五、穩(wěn)健性檢驗

(一)更換政府投資和私人投資代理變量

以全社會固定資產(chǎn)投資按資金來源分國家預(yù)算內(nèi)資金作為政府投資代理變量，此時私人投資為全社會固定資產(chǎn)投資扣除全社會固定資產(chǎn)投資按資金來源分國家預(yù)算內(nèi)資金后的余額，這里政府投資和私人投資分別以GIr和PIr表示，以示區(qū)別?；貧w結(jié)果如表3—表4所示，由回歸方程(5)—(8)可知，估計系數(shù)的符號和顯著性與之前保持一致，整體結(jié)論不變，驗證了結(jié)論的穩(wěn)健性。

(二)以土地出讓收入作為地方政府債務(wù)代理變量

由于地方政府債務(wù)償還來源中的重要組成部分是其土地出讓收入，土地出讓收入越高，地方政府越有信心償還債務(wù)，越有動機擴大本期負債規(guī)模，因而，土地出讓收入的其大小可以反映地方政府間債務(wù)規(guī)模差異。參考范劍勇和莫家偉(2014)[47]的做法，使用地方政府土地出讓收人占GDP的比重(用Land表示)作為地方政府債務(wù)的代理變量進行穩(wěn)健性檢驗。限于數(shù)據(jù)可得性，取1998—2012年各省市土地出讓收入數(shù)據(jù)進行回歸分析，同樣做HP濾波處理，剔除平滑趨勢成分?；貧w結(jié)果見表5。由回歸方程(9)，地方政府債務(wù)與私人投資的倒U形關(guān)系依然成立。由回歸方程(10)，地方政府債務(wù)通過政府投資對私人投資的影響具有政治周期性，在黨代會召開前一年回歸系數(shù)最大且顯著為負，黨代會召開后一年回歸系數(shù)較大且顯著為負，黨代會召開當年及前兩年統(tǒng)計系數(shù)并不顯著，這與前文結(jié)果略有不同，可能是由土地市場自身特殊性造成。但總體來看，地方政府債務(wù)對私人投資的沖擊仍具有顯著的政治周期性。

表3 地方政府債務(wù)與私人投資關(guān)系穩(wěn)健性檢驗

注：***、**、*分別表示在1%、5%、10%的水平上顯著，括號內(nèi)為標準誤。

資料來源：作者根據(jù)Stata軟件回歸結(jié)果整理。

表4 地方政府債務(wù)對私人投資影響的傳導渠道及政治周期的作用穩(wěn)健性檢驗

注：***、**、*分別表示在1%、5%、10%的水平上顯著，括號內(nèi)為標準誤。

資料來源：作者根據(jù)Stata軟件回歸結(jié)果整理。

表5 土地出讓收入作為地方政府債務(wù)代理變量的穩(wěn)健性檢驗

注：***、**、*分別表示在1%、5%、10%的水平上顯著，括號內(nèi)為標準誤。

資料來源：作者根據(jù)Stata軟件回歸結(jié)果整理。

六、結(jié)論與政策建議

本文從一個簡單三部門均衡模型出發(fā)，在省際層面分析了地方政府債務(wù)對私人投資的影響形式及機制，考察了政治周期在地方政府債務(wù)對私人投資影響中扮演的角色，深層揭示了地方政府債務(wù)影響私人投資的政治周期性。實證研究表明：(1)地方政府債務(wù)與私人投資之間存在顯著的倒U形關(guān)系，即一定范圍內(nèi)地方政府債務(wù)的擴張有利于為包括軟硬件基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)在內(nèi)的地方政府投資融資，為私人投資發(fā)展提供良好的外部環(huán)境，擠入私人投資，但當?shù)胤秸畟鶆?wù)比例超過特定門檻值后，地方政府債務(wù)對私人投資作用便由擠入效應(yīng)變?yōu)閿D出效應(yīng)；(2)地方政府債務(wù)通過政府投資影響私人投資，地方政府債務(wù)波動幅度越大，通過政府投資傳導，私人投資受到的沖擊越大，波動越劇烈；(3)地方政府債務(wù)對私人投資的影響具有顯著的政治周期性，在黨代會召開的前一年和當年，地方政府債務(wù)通過地方政府投資對私人投資有顯著負向影響，擠出私人投資，其他年份這種影響并不顯著。

基于此，本文提出如下政策建議。

首先，由于地方政府債務(wù)與私人投資存在倒U形關(guān)系，因而，一方面，中央政府應(yīng)采取強力措施控制地方政府債務(wù)規(guī)模的不斷膨脹，建立常態(tài)化、透明化的地方政府債務(wù)風險監(jiān)控機制，防止對私人投資形成擠出效應(yīng)；另一方面，在當前事權(quán)與財權(quán)不對稱短期內(nèi)難以改變的前提下，舉債仍是當前地方政府擴大投資實現(xiàn)保民生、促增長的重要手段，因此，應(yīng)規(guī)范地方政府舉債行為，嚴格限定債務(wù)存量，把控債務(wù)增量，逐步有序放開地方政府債務(wù)發(fā)行權(quán)，防范盲目擴張債務(wù)造成的系統(tǒng)性風險。

其次，理順政府投資與私人投資之間的關(guān)系。新常態(tài)下應(yīng)發(fā)揮投資在供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革中的關(guān)鍵作用，政府投資應(yīng)著力改善各類軟硬件經(jīng)濟基礎(chǔ)設(shè)施和社會基礎(chǔ)設(shè)施，引導和服務(wù)私人投資，為私人投資提供良好的外部環(huán)境和基礎(chǔ)條件。打破壟斷，促進投資主體多元化，積極采用PPP等創(chuàng)新投資形式吸引社會資本參與提供各類公共服務(wù)，促進政府投資和私人投資優(yōu)勢互補，良性互動。

最后，由于政治周期效應(yīng)是地方政府盲目舉債擴大投資的制度根源，顯然，改革現(xiàn)有的以GDP為導向的政績考核體系是應(yīng)有之義。應(yīng)逐步將地方政府債務(wù)納入政府官員政績考核范圍，實行地方政府債務(wù)發(fā)行責任終身制，一旦出現(xiàn)債務(wù)風險，對債務(wù)責任人實行一票否決。

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