趙 侖，楊 揚

(首都經(jīng)濟貿(mào)易大學(xué) 財稅學(xué)院，北京 100070)

一、引言

在改革開放之初，中國經(jīng)濟基礎(chǔ)薄弱，人口眾多，更面臨著新舊經(jīng)濟體制轉(zhuǎn)型的各種困難。然而在最近40年中，中國一直是全世界經(jīng)濟增長速度最快的國家之一，引起了世界矚目。中國的增長故事似乎違背了傳統(tǒng)經(jīng)濟學(xué)理論。但如果從政府治理方面來看，我們會發(fā)現(xiàn)地方政府在地區(qū)經(jīng)濟增長中扮演了極為重要的角色，對于地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展有很強的推動能力(Qian and Xu,1993; Qian and Weingast,1997; Xu,2011)[1～3]。20世紀90年代以來席卷全國的“經(jīng)營城市”運動也是由地方政府發(fā)起，反映他們在地區(qū)城市化進程中也發(fā)揮了重要作用(趙燕菁,2002; 曹正漢和史晉川,2009; 李鐵,2015; 陳建軍和周維正,2016)[4～7]。

眾所周知，融資渠道是地方政府在推動地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展和城市化建設(shè)中一個迫切需要解決的問題。特別是1994年分稅制改革，中央政府在將財權(quán)上收的同時卻把大量支出責(zé)任賦予地方(周飛舟,2006)[8]。面對持續(xù)增長的財政支出需求，地方政府僅僅依靠一般預(yù)算收入是難以滿足的，不得不尋求預(yù)算外收入以及其他融資渠道。債務(wù)融資因此成為地方政府的選擇。盡管1994年《預(yù)算法》規(guī)定地方政府不得發(fā)行債券，但各地方仍然以各種變通手段和途徑繞過預(yù)算法限制進行借債。據(jù)統(tǒng)計，1996年底全國所有省級政府、90.5%的市級政府和86.54%的縣級政府都舉借了債務(wù)。雖然中央政府前后出臺了多項政策試圖遏制地方債務(wù)擴張勢頭，但這些預(yù)算硬化措施的成效并不盡如人意。2017年末，財政部數(shù)據(jù)顯示我國地方政府顯性債務(wù)為16.51萬億元，國際貨幣基金組織經(jīng)過估算認為我國地方政府隱性債務(wù)為27.8萬億元。近20年內(nèi)地方債務(wù)規(guī)模年均增速超過30%，遠高于同時期的GDP增長率。從債務(wù)組成結(jié)構(gòu)看，銀行等金融機構(gòu)成為地方政府債務(wù)融資的主要來源，且大部分債務(wù)資金投向市政工程、交通運輸設(shè)施和開發(fā)區(qū)建設(shè)這類項目。

在傳統(tǒng)經(jīng)濟分析中，預(yù)算約束是經(jīng)濟行為主體的一個基本局限條件，處于競爭中的每一個行為主體都在局限條件約束下追求個體利益最大化。那么，為什么地方政府會有突破財政預(yù)算約束的沖動？如果這種行為與法律法規(guī)和中央政策相違背，是什么原因造成了這種現(xiàn)象長期存在？這些問題把我們的分析引到了微觀層次上對政府行為的決定因素。在中國行政體制背景下，地方政府行為反映了地方主要官員的政策選擇。人們的行為受到激勵機制支配，激勵機制必須與競爭環(huán)境相適應(yīng)。由此我們可以得到一個基本立論：地方債務(wù)擴張表現(xiàn)出的政府行為背后必定存在穩(wěn)定的激勵機制與競爭環(huán)境。其中，激勵機制促使地方官員追求超越政府財政能力的發(fā)展目標(biāo)，導(dǎo)致突破預(yù)算約束的沖動。而競爭環(huán)境則是將債務(wù)資金的使用與地方政府追求經(jīng)濟利益的目的聯(lián)系在一起。政府官員最為關(guān)心的利益之一，就是他們自身的仕途晉升。因而政治晉升構(gòu)成地方官員最重要的激勵因素。中國地方政府之間的競爭，主要表現(xiàn)為由土地承包所產(chǎn)生的同層級不同地區(qū)之間的經(jīng)濟競爭(張五常,2008)[9]。

本文認為，區(qū)域競爭和晉升激勵是研究地方債務(wù)問題的重要突破點。通過構(gòu)建一個一般化的理論框架，我們嘗試結(jié)合這兩方面來分析地方政府的舉債投資行為，解釋地方債務(wù)形成原因。本文余下部分作如下安排：第二部分為文獻回顧；第三部分為理論分析與模型；第四部分為實證檢驗；第五部分為結(jié)論與意義。

二、文獻回顧

公共債務(wù)與經(jīng)濟增長之間的關(guān)系是一個歷史悠久的問題。地方政府債務(wù)因為具有區(qū)域性特征，它的影響方式和效果與國債存在一定差異。目前，國外關(guān)于地方政府債務(wù)與區(qū)域經(jīng)濟增長的研究相對較少。國內(nèi)由于地方政府債務(wù)在最近幾年中受到社會關(guān)注和熱議，逐漸成為學(xué)界重視的一個議題。劉利剛和陳少強(2006)[10]基于公共財政理論肯定了地方政府債務(wù)對于公共產(chǎn)品融資和地區(qū)經(jīng)濟增長的促進作用。他們認為，私人資本一般不愿進入公共投資領(lǐng)域，債務(wù)融資能夠為地方公共投資提供有力支撐，推動地區(qū)工業(yè)化和城市化發(fā)展。馮興元和李曉佳(2005)[11]認為，在財政分權(quán)體制下，各地區(qū)之間普遍存在對于稀缺要素的競爭(特別是資本)，這促使地方政府采取發(fā)展型財稅政策，導(dǎo)致地區(qū)公共支出超過最優(yōu)水平。為在不增加稅收甚至減稅情況下籌集更多財政資金發(fā)展經(jīng)濟，舉債成為地方政府很好的一個替代方案。范劍勇和莫家偉(2014)[12]從債務(wù)雙重驅(qū)動角度分析了地方政府債務(wù)對于地區(qū)經(jīng)濟的影響。一是地方政府依靠債務(wù)融資推動基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，直接增加了地區(qū)GDP；二是地方政府通過債務(wù)調(diào)節(jié)工業(yè)用地價格，吸引工業(yè)投資，間接促進了地區(qū)經(jīng)濟增長?？娦×值?2014)[13]對2005—2010年中國西部某省106個縣域面板數(shù)據(jù)進行實證檢驗，結(jié)果發(fā)現(xiàn)地方政府債務(wù)在總體上明顯促進了縣域經(jīng)濟增長，但相對于社會投資而言效果較弱。朱文蔚和陳勇(2014)[14]研究發(fā)現(xiàn)，地方債務(wù)對區(qū)域經(jīng)濟增長的促進作用從數(shù)據(jù)上能夠得到佐證，并且地區(qū)經(jīng)濟增長率隨著負債率升高而呈現(xiàn)收斂性特征。

如果說區(qū)域之間對于稀缺要素的競爭是造成地方債務(wù)增加的外在性因素，那么晉升激勵則是導(dǎo)致地方政府財政赤字擴張的內(nèi)在動因(周雪光,2005; 周黎安,2004,2007)[15～17]。分稅制改革并沒有就中央與地方政府之間的事權(quán)作出清晰劃分，府際關(guān)系仍然沿用以屬地化管理為基礎(chǔ)的行政逐級代理制(周雪光和練宏,2012)[18]。在這種制度安排下，由于信息不對稱，中央與地方之間不得不面對委托-代理關(guān)系以及逐級權(quán)力控制帶來的各種困難和不可靠性。為解決行政逐級代理制中的激勵問題，上級政府在對下級進行考核時，往往會聚焦于諸如GDP這類硬性的、容易測量的指標(biāo)對象，以此作為官員晉升的評判標(biāo)準(zhǔn)。由于不同地區(qū)的同級別官員要為數(shù)量相對有限的晉升空間展開相互競爭，這使得地方政府從事公共建設(shè)或選擇投資項目的活動，不是量入為出，而經(jīng)常是以超出其預(yù)算承受能力的限度來加以實施(周雪光,2005)[15]。在政治晉升激勵下，地方官員采取的主要策略是通過基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)吸引外商直接投資，從而實現(xiàn)經(jīng)濟增長和改善政績(張軍等,2007)[19]。周黎安等(2005)[20]運用1979—2002年省級數(shù)據(jù)，喬坤元等(2014)[21]運用1999—2011年地市級面板數(shù)據(jù)，分別考察了地方官員晉升與經(jīng)濟績效之間的關(guān)系。他們發(fā)現(xiàn)，轄區(qū)內(nèi)GDP增長會顯著增加地方官員晉升的概率。

總體而言，理論界關(guān)于上述兩方面的研究較為深入，但沒有針對區(qū)域競爭與晉升激勵之間的關(guān)聯(lián)及其對于地方政府舉債投資行為的影響進行討論。周黎安(2004)[16]提出“政治錦標(biāo)賽”理論，用來分析官員晉升博弈如何造成地方政府的低水平重復(fù)建設(shè)投資。人們采用這一理論思路從晉升激勵角度分析地方政府債務(wù)形成原因。但是即便地方官員可以從地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展中獲得仕途晉升，政治錦標(biāo)賽機制只適用于地方政府個別主要官員。晉升激勵單一因素不足以對地方政府包括舉債在內(nèi)的一系列行為給出令人滿意的解釋。范劍勇和莫家偉(2014)[12]構(gòu)建的“工業(yè)投資者-地方政府模型”表明，處于區(qū)域競爭中的各地方政府增加負債和基建投資，是出于吸引外來工業(yè)資本這一目的而作出的選擇。但是這一模型的推導(dǎo)結(jié)果表明，地方政府投入的基礎(chǔ)設(shè)施資本數(shù)量是由競爭均衡水平?jīng)Q定的，它無法解釋各地區(qū)普遍存在基礎(chǔ)設(shè)施資本邊際產(chǎn)出持續(xù)下降的過度投資現(xiàn)象以及由此導(dǎo)致的地方政府債務(wù)規(guī)模擴張。在下一節(jié)，我們通過構(gòu)建一個“激勵機制”與“競爭環(huán)境”兼容的分析框架，對地方政府舉債投資行為進行理論解釋。

三、理論分析與模型

1992年，中國確立以社會主義市場經(jīng)濟體制為目標(biāo)的改革方向。在隨后幾年中，政府在制度建設(shè)方面完成了大量開創(chuàng)性工作，中國經(jīng)濟發(fā)展由此進入高速工業(yè)化和城市化階段。其中，1994年分稅制改革將中央與地方之間的財政關(guān)系穩(wěn)定在分稅的基礎(chǔ)上。為平衡財政體制改革帶來的利益格局變動，中央將土地出讓收入和土地使用權(quán)的決定賦予地方政府。在這種財政分權(quán)和土地產(chǎn)權(quán)制度下，20世紀80年代盛行于農(nóng)業(yè)領(lǐng)域的土地承包在90年代中期延伸至工業(yè)領(lǐng)域，并被應(yīng)用到有地理界線劃分的地區(qū)上去，形成了一種中國特有的區(qū)域競爭模式(張五常，2008)[9]。在地區(qū)間競爭中，政府由于掌握了關(guān)鍵資源成為區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展的主導(dǎo)角色。為吸引外來資本流入本地，地方政府除了向投資者出讓土地使用權(quán)以供其投資產(chǎn)出，同時還向投資者提供公共產(chǎn)品和服務(wù)(特別是基礎(chǔ)設(shè)施)。作為回報，投資者向地方政府繳納土地出讓金和相應(yīng)稅收。外商投資帶來地區(qū)GDP和財政收入的增長，使得地方官員追求政績的動機與地方政府拓展財政收入的沖動相契合。在這種利益驅(qū)使下，招商引資、地權(quán)出讓、城市和開發(fā)區(qū)建設(shè)、土地財政等因素耦合在一起，相互支持，形成一種不斷自我強化的變動趨勢，結(jié)果造成各地區(qū)基礎(chǔ)設(shè)施投資過剩和政府債務(wù)規(guī)模的不斷膨脹。

參照前人研究工作(Cournot,1897; Cheung,1968; Cai and Treisman,2005)[22～24]，我們通過構(gòu)建一個理論框架解釋地方政府舉債投資行為。 假設(shè)地區(qū)非農(nóng)業(yè)產(chǎn)值取決于三種同質(zhì)的生產(chǎn)要素：基礎(chǔ)設(shè)施資本、非農(nóng)用土地、非基礎(chǔ)設(shè)施資本。其中，基礎(chǔ)設(shè)施是公共產(chǎn)品。為簡化分析，假設(shè)任意租用土地的投資者i生產(chǎn)函數(shù)相同，即

yi=f(A,li,ki)

(1)

其中，li是投資者i租用的土地面積，ki是投資者i投入的生產(chǎn)要素(非基礎(chǔ)設(shè)施資本)數(shù)量，A是所在地區(qū)基礎(chǔ)設(shè)施資本存量，yi是投資者i的產(chǎn)值。因為生產(chǎn)函數(shù)相同，每一個投資者租用土地面積l等于地區(qū)非農(nóng)用土地總量L除以投資者總數(shù)m，即

l=L/m

(2)

那么，地方政府土地收入總額R等于單個投資者繳納的地租乘以投資者數(shù)量，即

R=m·r·y=m·r·f(A,l,k)

(3)

r是投資者的地租比率，即他所繳納的地租與產(chǎn)值之比。具體而言，地方政府向租用土地的投資者收取地租，一是以固定租金形式收取的土地出讓金，二是以分成比例租金形式收取的工商業(yè)稅收。在競爭情況下，投資者收益等于投入生產(chǎn)要素數(shù)量乘以它的市場收益率，即

Pk·k=(1-r)·y=(1-r)·f(A,l,k)

(4)

Pk是非基礎(chǔ)設(shè)施資本的市場收益率。這樣，在競爭約束條件下，地方政府要解決的問題是：如何選擇投資者數(shù)量m、地租比率r、每個投資者投入生產(chǎn)要素數(shù)量k和所在地區(qū)基礎(chǔ)設(shè)施資本存量A，以使自己出讓土地使用權(quán)所得的總收入R最大化，即

Maxm,r,k,AR=m·r·y

(5)

s.t. Pk·k=(1-r)·y

記Λ=m·r·y-λ[Pk·k-(1-r)·y],應(yīng)用拉格朗日乘數(shù)法，可以得到上述最優(yōu)化問題的必要條件

(6)

(7)

(8)

(9)

由式(7)可得

λ=m

(10)

根據(jù)式(2)得到

將上式代入式(6)可得

將式(10)代入上式，經(jīng)過變換有

(11)

式(11)表明，在均衡狀態(tài)下，非農(nóng)用土地的平均地租等于它的邊際產(chǎn)出。地租的最大化保證了非農(nóng)用土地的邊際產(chǎn)出等于它的邊際成本，即

(12)

Pl是非農(nóng)用土地的市場收益率(邊際成本)。將式(10)代入式(8)得到

(13)

聯(lián)立等式(9)和(11)求解r，可以得到

(14)

式(14)表明，在均衡狀態(tài)下，土地產(chǎn)出彈性等于地租比率，等于投資者總產(chǎn)值減去投入生產(chǎn)要素成本之差除以總產(chǎn)值。從中我們發(fā)現(xiàn)，對于不同地區(qū)或同一地區(qū)不同地塊，由于土地產(chǎn)出彈性不同，單位土地產(chǎn)值對應(yīng)的地租水平會有很大變化。于是，在各地區(qū)吸引外來資本的競爭中，每個地區(qū)的政府會依據(jù)轄區(qū)內(nèi)土地質(zhì)量和地點的不同，采取包括稅收優(yōu)惠在內(nèi)的各種方式調(diào)節(jié)地租比率。

假設(shè)投資者生產(chǎn)函數(shù)是齊次函數(shù)(即規(guī)模報酬不變)，根據(jù)歐拉定理可知，單個租用土地投資者的產(chǎn)值等于各種生產(chǎn)要素投入數(shù)量乘以各自邊際產(chǎn)出，即

(15)

該地區(qū)非農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值Y為

(16)

記PA是基礎(chǔ)設(shè)施資本的影子價格(邊際成本)?；A(chǔ)設(shè)施的效用由于落在土地之上，地方政府可以通過轄區(qū)內(nèi)土地邊際產(chǎn)出的變化來判斷基礎(chǔ)設(shè)施資本邊際產(chǎn)出與邊際成本的關(guān)系，以實現(xiàn)基礎(chǔ)設(shè)施的有效供給。由于基礎(chǔ)設(shè)施在地區(qū)內(nèi)是公共產(chǎn)品，所以有

(17)

將式(2)、(12)、(13)、(17)代入(16)，得到

Y=PA·A+Pl·L+Pk·K

(18)

K=m·k是地區(qū)非基礎(chǔ)設(shè)施資本總量。聯(lián)立等式(3)、(14)、(16)、(18)可以得到

R=PA·A+Pl·L

(19)

式(19)表明，地方政府出讓土地所得租金是由基礎(chǔ)設(shè)施資本和非農(nóng)用土地共同貢獻的。由此可以發(fā)現(xiàn)，區(qū)域經(jīng)濟競爭能夠?qū)崿F(xiàn)土地資源和基礎(chǔ)設(shè)施資本的有效配置。

雖然拓展財政收入無疑構(gòu)成地方政府行為的主要動力，但地方官員除關(guān)心財政收入以外，其自身仕途晉升也是影響政府行為的一個關(guān)鍵因素。中國政府治理的一個顯著特點，是將地方官員晉升與所在轄區(qū)經(jīng)濟發(fā)展的績效聯(lián)系起來，讓各地區(qū)官員在晉升激勵作用下形成政治錦標(biāo)賽(周黎安,2004,2007)[16～17]?；诖耍覀冃柙谀Ｐ椭锌紤]晉升激勵的影響。

假設(shè)一共存在N個行政區(qū)劃，各個地區(qū)擁有相同質(zhì)量和數(shù)量的土地，土地面積固定不變，全社會非基礎(chǔ)設(shè)施資本存量固定不變，并且可以在地區(qū)間自由流動，即

考慮到我國非農(nóng)業(yè)產(chǎn)值在GDP中占80%以上份額，它的規(guī)模是衡量一個地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展最重要的經(jīng)濟指標(biāo)。出于簡化分析的需要，在分析中不考慮農(nóng)業(yè)因素。同時假設(shè)不存在外部性問題，即任何一個地區(qū)基礎(chǔ)設(shè)施的效用只落在當(dāng)?shù)胤秶畠?nèi)。那么，整個社會的生產(chǎn)函數(shù)為

(20)

Aj是地區(qū)j的基礎(chǔ)設(shè)施資本存量，A-j是除j以外的其他地區(qū)的基礎(chǔ)設(shè)施資本存量之和。在政治錦標(biāo)賽中，為追求更高的經(jīng)濟產(chǎn)值，N個地方政府在非基礎(chǔ)設(shè)施資本的爭奪上存在競爭關(guān)系，他們各自都以本地區(qū)基礎(chǔ)設(shè)施資本存量作為決策變量。從中可知，地區(qū)j的生產(chǎn)函數(shù)可表示為

(21)

給定其他地區(qū)基礎(chǔ)設(shè)施資本存量，地區(qū)j的最優(yōu)選擇為

(22)

PA是基礎(chǔ)設(shè)施資本的影子價格(邊際成本)。因為每個地方政府是同質(zhì)決策者，所以各地區(qū)基礎(chǔ)設(shè)施資本的均衡值相等，即

(23)

聯(lián)立等式(22)和(23)可以得到

(24)

由邊際產(chǎn)出遞減規(guī)律可知，全社會基礎(chǔ)設(shè)施資本的平均產(chǎn)出大于它的邊際產(chǎn)出，即

(25)

綜合式(24)、(25)可以得到

(26)

由式(17)可知，如果不存在官員晉升激勵的影響，區(qū)域間經(jīng)濟競爭能夠保證均衡狀態(tài)下各地區(qū)基礎(chǔ)設(shè)施資本的邊際產(chǎn)出等于它的邊際成本，即

(27)

因為各地區(qū)投資者的生產(chǎn)函數(shù)和最優(yōu)選擇相同，而且基礎(chǔ)設(shè)施的效用只落在轄區(qū)范圍內(nèi)，所以在均衡狀態(tài)下，全社會基礎(chǔ)設(shè)施資本的邊際產(chǎn)出等于它的邊際成本，即

(28)

然而式(26)卻表明，一旦引入官員晉升激勵，在新競爭均衡狀態(tài)下整個社會的基礎(chǔ)設(shè)施資本邊際產(chǎn)出會小于其邊際成本。這反映出地方官員之間的晉升博弈造成基礎(chǔ)設(shè)施投資整體過剩，導(dǎo)致經(jīng)濟效率的損失。由式(24)可知，隨著政治錦標(biāo)賽激烈程度的提升(N增加)，基礎(chǔ)設(shè)施投資過?，F(xiàn)象會愈發(fā)嚴重。

由于基礎(chǔ)設(shè)施項目投資規(guī)模較大、工程建設(shè)周期較長，完全依靠稅收來籌集建設(shè)資金，在短期內(nèi)不僅難以做到，而且在長期還會導(dǎo)致成本與收益在代際間分配不公平的問題。所以國際上一般采取債務(wù)形式為公共投資進行融資。20世紀90年代中期以來，中國各地區(qū)基礎(chǔ)設(shè)施投資增長顯著，且其中絕大多數(shù)是地方項目(張軍等，2007)[19]。這些基礎(chǔ)設(shè)施項目成為地方政府債務(wù)融資的主要需求。我們將地方政府債務(wù)融資需求函數(shù)表示為

Dj,t=g(Dj,t-1,Aj,t,MPAj,t,Wj,t),j=1,2,…,N

(29)

其中，Dj,t是地區(qū)j在t時期的政府債務(wù)融資需求，Dj,t-1是地區(qū)j在t-1期的政府債務(wù)余額，Aj,t是地區(qū)j在t時期的基礎(chǔ)設(shè)施資本存量，MPAj,t是地區(qū)j在t時期的基礎(chǔ)設(shè)施資本邊際產(chǎn)出，Wj,t是地區(qū)j在t時期的政府公共福利支出需求。顯然，地區(qū)j基礎(chǔ)設(shè)施資本存量越大，它的政府債務(wù)融資需求越大，即

(30)

由于土地總量有限，加之為保障耕地面積，非農(nóng)用土地的供給數(shù)量存在限值。在此約束下，基礎(chǔ)設(shè)施資本會出現(xiàn)更明顯的邊際產(chǎn)出遞減效應(yīng)。這意味著，若生產(chǎn)技術(shù)(投資者生產(chǎn)函數(shù))不變，每增加1單位基礎(chǔ)設(shè)施投資能帶來的產(chǎn)出增量會逐漸減少。地方官員為追求政績，會在基礎(chǔ)設(shè)施投資邊際產(chǎn)出遞減的情況下選擇增大政府舉債投資規(guī)模，即

(31)

這種做法不但進一步降低基礎(chǔ)設(shè)施資本邊際產(chǎn)出，而且政府還要為償還債務(wù)利息舉借新債。假設(shè)利率不變，上期債務(wù)余額越大，本期新增債務(wù)中需要支付利息的數(shù)額越多，即

(32)

除此之外，正如瓦格納法則所描述的那樣，工業(yè)化和城市化發(fā)展使得公眾對教育、文化、醫(yī)療、公共衛(wèi)生、社會保險等公共產(chǎn)品和服務(wù)需求增加。這些與民生相關(guān)的公共性福利支出，大部分是由地方政府來承擔(dān)。許多地方政府一般預(yù)算收入只能用于國家機關(guān)、事業(yè)單位公務(wù)人員的工資以及一般性辦公費用等方面支出，公共福利開支增加也就成為地方政府債務(wù)融資的另一個需求，即

(33)

通過以上理論分析，我們可以得出兩項推論：

推論1：如果非農(nóng)用土地面積和非基礎(chǔ)設(shè)施資本存量保持不變，基礎(chǔ)設(shè)施資本存量增加會導(dǎo)致非農(nóng)用土地產(chǎn)出率和平均租金上升，同時還會導(dǎo)致基礎(chǔ)設(shè)施資本邊際產(chǎn)出減少。

推論2：當(dāng)期地方政府債務(wù)融資需求主要受四個變量影響：上一期地方政府債務(wù)余額、當(dāng)期基礎(chǔ)設(shè)施資本存量、當(dāng)期基礎(chǔ)設(shè)施資本邊際產(chǎn)出、當(dāng)期地方政府公共福利支出需求。其中，當(dāng)期地方政府債務(wù)融資需求與上一期政府債務(wù)余額、當(dāng)期基礎(chǔ)設(shè)施資本存量、當(dāng)期地方政府公共福利支出需求正相關(guān)，與當(dāng)期基礎(chǔ)設(shè)施資本邊際產(chǎn)出負相關(guān)。

本文利用2002—2016年中國省際面板數(shù)據(jù)，對推論1和推論2進行計量實證檢驗，以為理論分析提供經(jīng)驗證據(jù)支持。

四、實證檢驗

(一)計量模型設(shè)定

因為面板數(shù)據(jù)涵蓋橫截面、時間和變量三維信息，可以構(gòu)造和檢驗比橫截面數(shù)據(jù)和時間序列數(shù)據(jù)更接近真實情況的經(jīng)濟模型。并且由于面板數(shù)據(jù)擁有更大樣本容量，可以提高估計精確度。本文采用省際面板數(shù)據(jù)進行實證檢驗，在選擇計量分析模型時使用面板回歸模型。

對于推論1，為檢驗基礎(chǔ)設(shè)施資本存量對于非農(nóng)用土地產(chǎn)出率、非農(nóng)用土地平均租金、基礎(chǔ)設(shè)施資本邊際產(chǎn)出的影響，將計量模型設(shè)定如下：

Productperlandi,t=β0+β1Infrastructurei,t+γ1Capitali,t+γ2Landi,t+δt+θt+εi,t

(34)

Rentperlandi,t=β0+β1Infrastructurei,t+γ1Capitali,t+γ2Landi,t+δt+θt+εi,t

(35)

MPIi,t=β0+β1Infrastructurei,t+γ1Capitali,t+γ2Landi,t+δt+θt+εi,t

(36)

在以上三式中，Productperlandi,t表示非農(nóng)用土地產(chǎn)出率；Rentperlandi,t表示非農(nóng)用土地平均租金；Infrastructurei,t表示基礎(chǔ)設(shè)施資本存量；MPIi,t表示基礎(chǔ)設(shè)施資本邊際產(chǎn)出；Capitali,t是作為控制變量的非基礎(chǔ)設(shè)施資本存量；Landi,t是作為控制變量的非農(nóng)用土地面積；β0代表常數(shù)項；i和t分別表示i省份和t年；εi,t表示隨機誤差項。

對于推論2，由于需要償還債務(wù)利息，當(dāng)期地方政府債務(wù)余額通常受到上一期政府債務(wù)余額影響。因此，選擇動態(tài)面板回歸模型。同時，為了考察不同基礎(chǔ)設(shè)施資本存量情況下，基礎(chǔ)設(shè)施資本邊際產(chǎn)出對地方政府債務(wù)余額的影響，我們在模型中設(shè)置基礎(chǔ)設(shè)施資本存量和邊際產(chǎn)出的交乘項。具體計量模型如下：

Debti,t=β0+αDebti,t-1+β1Infrastructurei,t+β2MPIi,t+β3Infrastructurei,t×MPIi,t+γ1Urbani,t+γ2Loani,t+δt+θt+εi,t

(37)

其中，Debti,t表示當(dāng)期的地方政府債務(wù)余額；Debti,t-1表示滯后一期的地方政府債務(wù)余額；Urbani,t是作為控制變量的城市化率，體現(xiàn)所在地區(qū)的公共福利支出需求；Loani,t是作為控制變量的地區(qū)信貸規(guī)模，體現(xiàn)對于地方債務(wù)融資的供給性因素；β0代表常數(shù)項；i和t分別表示i省份和t年；εi,t表示隨機誤差項。

為緩解由于樣本數(shù)值波動引起的異方差現(xiàn)象，同時為了剔除各變量單位和數(shù)值不同對于回歸系數(shù)產(chǎn)生的影響，我們對式(34)、(35)、(36)、(37)中所有變量取自然對數(shù)。

(二)變量選取

1．核心變量

(1)非農(nóng)用土地產(chǎn)出率(Productperland)

按照產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷理論，工業(yè)在整個產(chǎn)業(yè)發(fā)展中處于關(guān)鍵地位。目前我國除東部發(fā)達地區(qū)以外，大多數(shù)地區(qū)仍然處于工業(yè)化中期階段。區(qū)域經(jīng)濟競爭仍然聚焦于工業(yè)發(fā)展。為此，我們選擇各省份工業(yè)產(chǎn)值與工業(yè)用地面積之比，用來體現(xiàn)地區(qū)的非農(nóng)用土地產(chǎn)出率。

(2)非農(nóng)用土地平均租金(Rentperland)

對于工業(yè)土地而言，地方政府抽取的地租包含兩部分：固定租金和分成比例租金。前者是地方政府向租用土地的企業(yè)征收的土地出讓金；后者是地方政府向租用土地的企業(yè)征收的增值稅。我們選擇各省份從工業(yè)行業(yè)中征收的增值稅與工業(yè)土地面積之比，作為工業(yè)土地平均租金中屬于分成比例租金的那一部分。由于統(tǒng)計資料沒有對土地出讓金來源做行業(yè)劃分，因此，我們選擇各省份當(dāng)年土地出讓金累計數(shù)值與當(dāng)年土地出讓面積累積數(shù)值之比，再除以土地出讓年限，作為工業(yè)土地平均租金中屬于固定租金的那一部分。將兩者相加，可以得到地區(qū)的工業(yè)土地平均租金。

(3)基礎(chǔ)設(shè)施資本存量(Infrastructure)

參照金戈(2012)[25]估算基礎(chǔ)設(shè)施資本存量的方法，并根據(jù)《中國固定資產(chǎn)投資統(tǒng)計年鑒》的數(shù)據(jù)，本文將2002年以前中國基礎(chǔ)設(shè)施投資的統(tǒng)計范圍界定為社會用于“電力、煤氣及水的生產(chǎn)和供應(yīng)業(yè)”“地質(zhì)勘查業(yè)、水利管理業(yè)”“交通運輸、倉儲及郵電通信業(yè)”三個項目的固定資產(chǎn)投資；將2003年以后中國基礎(chǔ)設(shè)施投資的統(tǒng)計范圍界定為社會用于“電力、煤氣及水的生產(chǎn)和供應(yīng)業(yè)”“交通運輸、倉儲和郵政業(yè)”“信息傳輸、計算機服務(wù)和軟件業(yè)”“水利、環(huán)境和公共設(shè)施管理業(yè)”四個項目的固定資產(chǎn)投資。在此基礎(chǔ)上，采用永續(xù)盤存法(Kamps,2006)[26],我們可以計算出各省份每年的基礎(chǔ)設(shè)施資本存量。

(4)基礎(chǔ)設(shè)施資本邊際產(chǎn)出(MPI)

記基礎(chǔ)設(shè)施資本的產(chǎn)出彈性為e，其定義等式為

變換上式可以得到

假設(shè)基礎(chǔ)設(shè)施資本的產(chǎn)出彈性不變，Huang和Shi(2013)[27]應(yīng)用非參數(shù)估計方法得到中國基礎(chǔ)設(shè)施資本的產(chǎn)出彈性大約為0.289。根據(jù)各省份歷年GDP和基礎(chǔ)設(shè)施資本存量，我們可以計算出各地區(qū)基礎(chǔ)設(shè)施資本的邊際產(chǎn)出水平。

(5)地方政府債務(wù)余額(Debt)

根據(jù)國家審計署、財政部和國際貨幣基金組織提供的數(shù)據(jù)，我們可以得到2002—2016年全國地方政府債務(wù)余額。其中，不僅涉及顯性債務(wù)，還包含了隱性債務(wù)。但是這些統(tǒng)計資料沒有給出各省份地方政府債務(wù)在全國的占比?？紤]地方政府債務(wù)資金主要投向基礎(chǔ)設(shè)施項目，建設(shè)周期一般較長。因此，我們選擇各省份近5年公共預(yù)算支出之和占全國近5年公共預(yù)算支出之和的比值，作為當(dāng)年該省份地方債務(wù)占全國份額比重。

2．控制變量

理論模型出于簡化分析之目的，假定其他變量保持不變，只對某些變量進行考察。但在實際中，其他變量也構(gòu)成顯著影響。在實證檢驗中，我們將理論模型中假設(shè)數(shù)值保持不變的經(jīng)濟變量設(shè)置為計量模型中的控制變量。

(1)非基礎(chǔ)設(shè)施資本存量(Capital)

我們將固定資產(chǎn)分為三類：經(jīng)濟基礎(chǔ)設(shè)施、社會基礎(chǔ)設(shè)施和非基礎(chǔ)設(shè)施。其中，經(jīng)濟基礎(chǔ)設(shè)施是我們通常理解的基礎(chǔ)設(shè)施。按照金戈(2016)[28]分類，2002年以前社會基礎(chǔ)設(shè)施投資的統(tǒng)計范圍為用于“衛(wèi)生、體育和社會福利業(yè)”“教育、文化藝術(shù)和廣播電影電視業(yè)”“科學(xué)研究和綜合技術(shù)服務(wù)業(yè)”“國家機關(guān)、黨政機關(guān)和社會團體”四個項目的固定資產(chǎn)投資；2003年以后社會基礎(chǔ)設(shè)施投資的統(tǒng)計范圍為用于“科學(xué)研究、地質(zhì)服務(wù)和技術(shù)勘察業(yè)”“教育”“衛(wèi)生、社會保障和社會福利業(yè)”“文化、體育和娛樂業(yè)”“公共管理和社會組織”五個項目的固定資產(chǎn)投資。全社會固定資產(chǎn)投資減去經(jīng)濟基礎(chǔ)設(shè)施投資和社會基礎(chǔ)設(shè)施投資，即是非基礎(chǔ)設(shè)施投資。采用永續(xù)盤存法，可以計算出各省份每年的非基礎(chǔ)設(shè)施資本存量。由生產(chǎn)函數(shù)定義和理論分析可知，非基礎(chǔ)設(shè)施資本存量增加會導(dǎo)致非農(nóng)用土地產(chǎn)出率和平均租金上升，并導(dǎo)致基礎(chǔ)設(shè)施資本邊際產(chǎn)出增加。

(2)非農(nóng)用土地面積(Land)

為保持統(tǒng)計口徑一致，我們選擇各省份歷年的工業(yè)用地面積，用來體現(xiàn)地區(qū)非農(nóng)用土地面積。在實際中，地方政府可將農(nóng)用土地轉(zhuǎn)化為工業(yè)用地，租讓給工業(yè)投資企業(yè)。由生產(chǎn)函數(shù)定義和理論分析可知，工業(yè)土地面積增加會導(dǎo)致非農(nóng)用土地產(chǎn)出率和平均租金降低，并導(dǎo)致基礎(chǔ)設(shè)施資本邊際產(chǎn)出增加。

(3)城市化率(Urban)

瓦格納法則認為工業(yè)化和城市化發(fā)展導(dǎo)致公共福利支出需求隨之增加。我們選擇各省份的城市化率，即城鎮(zhèn)人口數(shù)量與人口總量之比，用來體現(xiàn)地區(qū)公共福利支出需求水平。一個地區(qū)城市化率越高，政府用于滿足公共福利支出的債務(wù)融資需求也就越大。

(4)地區(qū)信貸規(guī)模(Loan)

地方政府債務(wù)余額是由需求和供給兩方面共同決定的。在分析地方政府債務(wù)融資需求時，需要同時關(guān)注地方政府債務(wù)融資的供給因素。金融部門作為供給方，它的信貸規(guī)模決定地方政府債務(wù)融資需求能夠在多大程度上得到滿足。我們選擇各省份金融機構(gòu)信貸余額，用來體現(xiàn)地區(qū)信貸規(guī)模水平。從供求分析可知，在地方政府債務(wù)融資需求不變的情況下，金融機構(gòu)信貸規(guī)模擴張會導(dǎo)致地方政府債務(wù)余額增大。

(三)數(shù)據(jù)來源與描述性統(tǒng)計

1．?dāng)?shù)據(jù)來源

本文采用2002—2016年中國省際面板數(shù)據(jù)。其中，計算非農(nóng)用土地產(chǎn)出率、非農(nóng)用土地平均租金、非農(nóng)用土地面積的相關(guān)數(shù)據(jù)源于《中國統(tǒng)計年鑒》《中國稅務(wù)年鑒》《中國國土資源年鑒》《中國城市建設(shè)統(tǒng)計年鑒》；計算基礎(chǔ)設(shè)施資本存量、基礎(chǔ)設(shè)施資本邊際產(chǎn)出和非基礎(chǔ)設(shè)施資本存量的相關(guān)數(shù)據(jù)源于《中國固定資產(chǎn)投資統(tǒng)計年鑒》和《中國統(tǒng)計年鑒》；地方政府債務(wù)余額的統(tǒng)計數(shù)據(jù)源于國家審計署2011年第35號公告《全國地方政府性債務(wù)審計結(jié)果》、2013年第32號公告《全國政府性債務(wù)審計結(jié)果》、中華人民共和國財政部和國際貨幣基金組織；計算各省份地方政府債務(wù)余額占全國份額比重的相關(guān)數(shù)據(jù)源于《中國統(tǒng)計年鑒》；計算各地區(qū)城市化率的相關(guān)數(shù)據(jù)源于《中國統(tǒng)計年鑒》和《中國人口與就業(yè)統(tǒng)計年鑒》；計算地區(qū)信貸規(guī)模相關(guān)數(shù)據(jù)源于各省份統(tǒng)計年鑒。由于個別數(shù)據(jù)缺失，在省際面板數(shù)據(jù)中將西藏剔除(另外，不包括港澳臺)。

2．?dāng)?shù)據(jù)描述

從表1中各變量描述性統(tǒng)計可見，不同省份的非農(nóng)用土地產(chǎn)出率、非農(nóng)用土地平均租金、基礎(chǔ)設(shè)施資本存量、基礎(chǔ)設(shè)施資本邊際產(chǎn)出、地方政府債務(wù)余額、非基礎(chǔ)設(shè)施資本存量、非農(nóng)用土地面積和地區(qū)信貸規(guī)模等存在較大差異。非農(nóng)用土地產(chǎn)出率的均值是19.6888億元/平方公里，變動范圍是4.1334～45.0341億元/平方公里；非農(nóng)用土地平均租金的均值是0.5362億元/平方公里，變動范圍是0.1158～0.9137億元/平方公里；基礎(chǔ)設(shè)施資本存量的均值是8488.823億元，變動范圍是267.4275～42298.04億元；基礎(chǔ)設(shè)施資本邊際產(chǎn)出的均值是0.5191，變動范圍是0.143～1.4472；地方政府債務(wù)余額的均值是3925.043億元，變動范圍是78.5637～26425.78億元；非基礎(chǔ)設(shè)施資本存量的均值是24742.95億元，變動范圍是414.9972～187451.5億元；非農(nóng)用土地面積的均值是262.2945平方公里，變動范圍是15.6～1375.75平方公里；城市化率的均值是0.5007，變動范圍是0.2429～0.8961；地區(qū)信貸規(guī)模的均值是15687.8億元，變動范圍是443.2375～110928.4億元。

表1各變量的描述性統(tǒng)計

(四)實證結(jié)果與分析

為驗證推論1，我們使用靜態(tài)面板模型對式(34)、(35)、(36)進行回歸分析。

對于式(34)，使用固定效應(yīng)模型和隨機效應(yīng)模型的靜態(tài)面板估計結(jié)果如表2中模型(1)和模型(2)所示。豪斯曼檢驗P值為0.0024，強烈拒絕原假設(shè)。因此,我們接受固定效用模型估計結(jié)果。作為解釋變量的基礎(chǔ)設(shè)施資本存量和作為控制變量的非基礎(chǔ)設(shè)施資本存量，它們的回歸系數(shù)都在0.1% 的水平下顯著為正；作為控制變量的非農(nóng)用土地面積，它的回歸系數(shù)在0.1%的水平下顯著為負。從數(shù)量關(guān)系上，基礎(chǔ)設(shè)施資本存量對非農(nóng)用土地產(chǎn)出率的彈性系數(shù)為0.256，表明基礎(chǔ)設(shè)施資本存量每增大1%，非農(nóng)用土地產(chǎn)出率隨之上升0.256%。

對于式(35)，使用固定效應(yīng)模型和隨機效應(yīng)模型的靜態(tài)面板估計結(jié)果如表2中模型(3)和模型(4)所示。豪斯曼檢驗P值為0.0681，接受原假設(shè)，顯示隨機效應(yīng)模型比固定效應(yīng)模型更有效。由于豪斯曼檢驗不適用于異方差情形，可能會因此而影響豪斯曼檢驗的準(zhǔn)確性。我們選擇自助法對式(35)的固定效應(yīng)模型和隨機效應(yīng)模型再進行檢驗。結(jié)果顯示，自助法檢驗P值為0.0004，強烈拒絕原假設(shè)，接受固定效應(yīng)模型。作為解釋變量的基礎(chǔ)設(shè)施資本存量，它的回歸系數(shù)在0.1%的水平下顯著為正；作為控制變量的非基礎(chǔ)設(shè)施資本存量，它的回歸系數(shù)在1%的水平下顯著為正；作為控制變量的非農(nóng)用土地面積，它的回歸系數(shù)在0.1%的水平下顯著為負。從數(shù)量關(guān)系上，基礎(chǔ)設(shè)施資本存量對非農(nóng)用土地平均租金的彈性系數(shù)為0.351，表明基礎(chǔ)設(shè)施資本存量每增大1%，非農(nóng)用土地平均租金隨之上升0.351%。

對于式(36)，使用固定效應(yīng)模型和隨機效應(yīng)模型的靜態(tài)面板估計結(jié)果如表2中模型(5)和模型(6)所示。豪斯曼檢驗P值為0.0001，強烈拒絕原假設(shè)。因此，我們接受固定效用模型估計結(jié)果。作為解釋變量的基礎(chǔ)設(shè)施資本存量，它的回歸系數(shù)在0.1%的水平下顯著為負；作為控制變量的非基礎(chǔ)設(shè)施資本存量和非農(nóng)用土地面積，它們的回歸系數(shù)都在0.1%的水平下顯著為正。從數(shù)量關(guān)系上，基礎(chǔ)設(shè)施資本存量對基礎(chǔ)設(shè)施資本邊際產(chǎn)出的彈性系數(shù)為-0.643，表明基礎(chǔ)設(shè)施資本存量每增大1%，基礎(chǔ)設(shè)施資本邊際產(chǎn)出隨之減小0.643%。

表2推論1相關(guān)模型的估計結(jié)果

注：***、**和*分別代表0.1%、1%和5%的顯著性水平；圓括號內(nèi)數(shù)值是標(biāo)準(zhǔn)差，方括號內(nèi)數(shù)值是P值水平

為驗證推論2，我們使用動態(tài)面板模型進行回歸分析，同時還使用靜態(tài)面板模型作為對照組。

對于式(37)，使用固定效應(yīng)模型和隨機效應(yīng)模型的靜態(tài)面板估計結(jié)果如表3中模型(1)和模型(2)所示。作為解釋變量的基礎(chǔ)設(shè)施資本存量以及交乘項，它們的回歸系數(shù)在0.1%的水平下顯著為正。但作為解釋變量的基礎(chǔ)設(shè)施資本邊際產(chǎn)出，它的回歸系數(shù)卻沒有通過顯著性檢驗。作為控制變量的地區(qū)信貸規(guī)模，它的回歸系數(shù)在0.1%的水平下顯著為正。作為控制變量的城市化率，模型(1)中的回歸系數(shù)在5%的水平下顯著為正，但模型(2)中的回歸系數(shù)沒有通過顯著性檢驗。

我們采用動態(tài)面板模型，將被解釋變量一階滯后項作為解釋變量，進行回歸。對于式(37)，使用差分GMM和系統(tǒng)GMM的估計結(jié)果如表3中模型(3)和模型(4)所示。從AR(1) 和AR(2) 檢驗結(jié)果可知，模型(3)和模型(4)擾動項的差分存在一階自相關(guān)，但不存在二階自相關(guān)。作為解釋變量的上一期地方政府債務(wù)余額、當(dāng)期基礎(chǔ)設(shè)施資本存量以及交乘項，它們的回歸系數(shù)在0.1%的水平下顯著為正。作為解釋變量的當(dāng)期基礎(chǔ)設(shè)施資本邊際產(chǎn)出，模型(3)中的回歸系數(shù)在1%的水平下顯著為負，模型(4)中的回歸系數(shù)在0.1%的水平下顯著為負。作為控制變量的地區(qū)信貸規(guī)模，它的回歸系數(shù)在0.1%的水平下顯著為正。作為控制變量的城市化率，模型(3)中的回歸系數(shù)在5%的水平下顯著為正，模型(4)中的回歸系數(shù)沒有通過顯著性檢驗。

對比靜態(tài)面板回歸模型和動態(tài)面板回歸模型，由于被解釋變量滯后一期通過顯著性檢驗，表明動態(tài)面板模型更為可取。比較動態(tài)面板模型的兩種估計方法，會發(fā)現(xiàn)解釋變量和控制變量的估計系數(shù)相差較大，這顯示差分GMM和系統(tǒng)GMM的估計結(jié)果不滿足穩(wěn)健性。因為使用系統(tǒng)GMM的前提條件要求被解釋變量滯后項與個體效應(yīng) δi不相關(guān)。如果這個條件無法滿足，系統(tǒng)GMM就無法得到一致性估計結(jié)果。但目前還無法針對這一前提條件進行嚴格的統(tǒng)計檢驗，只能根據(jù)經(jīng)濟常識進行判斷。如果作為被解釋變量的地方政府債務(wù)余額的滯后項與個體效應(yīng) δi不相關(guān)，那么Debti,t的變化速度 {ΔDebti,t-1,ΔDebti,t-2,… }與個體效應(yīng) δi就不存在關(guān)聯(lián)性。但從實際情況看，各省份政府債務(wù)余額的增長速度各不相同。因此，我們認為使用系統(tǒng)GMM的前提條件不成立，應(yīng)當(dāng)選擇差分GMM進行估計。

表3推論2相關(guān)模型的估計結(jié)果

注：***、**和*分別代表0.1%、1%和5%的顯著性水平；括號內(nèi)數(shù)值是標(biāo)準(zhǔn)差

從數(shù)量關(guān)系上，滯后一期地方政府債務(wù)余額對當(dāng)期地方政府債務(wù)余額的彈性系數(shù)為0.372，表明上一期地方政府債務(wù)余額每增大1%，當(dāng)期地方政府債務(wù)余額隨之增大0.372%。當(dāng)期基礎(chǔ)設(shè)施資本存量對當(dāng)期地方政府債務(wù)余額的彈性系數(shù)為0.515，表明當(dāng)期基礎(chǔ)設(shè)施資本存量每增大1%，當(dāng)期地方政府債務(wù)余額隨之增大0.515%。當(dāng)期基礎(chǔ)設(shè)施資本邊際產(chǎn)出對當(dāng)期地方政府債務(wù)余額的彈性系數(shù)為-0.187，表明當(dāng)期基礎(chǔ)設(shè)施資本邊際產(chǎn)出每減少1%，當(dāng)期地方政府債務(wù)余額隨之增大0.187%。當(dāng)期基礎(chǔ)設(shè)施資本存量與邊際產(chǎn)出的交乘項對地方政府債務(wù)余額的彈性系數(shù)大于零(0.059)，表明隨著基礎(chǔ)設(shè)施資本存量增加，當(dāng)期基礎(chǔ)設(shè)施資本邊際產(chǎn)出對當(dāng)期地方政府債務(wù)余額的邊際影響會逐漸增大。

五、結(jié)論與意義

本文在新古典生產(chǎn)函數(shù)基礎(chǔ)上構(gòu)造了一個包含多個地區(qū)和投資者的理論框架。分析表明，地方債務(wù)規(guī)模不斷膨脹主要是由于各地區(qū)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)投資所導(dǎo)致。地方政府創(chuàng)造財政收入的沖動以及地方官員追求政績的動機，共同推動各地區(qū)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)投資的持續(xù)增加。而且基建投資的增長帶有自我強化趨勢。從理論模型引出的推論，全都得到經(jīng)驗數(shù)據(jù)計量結(jié)果的驗證。

中國政府間治理關(guān)系表現(xiàn)為以屬地化管理為基礎(chǔ)的行政逐級代理制，上級(中央政府)主要是以所在轄區(qū)經(jīng)濟發(fā)展績效作為地方官員晉升的評判標(biāo)準(zhǔn)，這促使地方官員在行政過程中傾向于那些可以在最大程度上提升當(dāng)?shù)谿DP的政策選項。從另一個方面看，在中國土地產(chǎn)權(quán)和財政分權(quán)制度下，各地區(qū)由于土地承包和招商引資形成了一種區(qū)域間經(jīng)濟競爭關(guān)系。每個地方政府為使本地區(qū)財政收入最大化，需要依據(jù)自身條件在土地出讓、地租比率設(shè)置、地區(qū)公共產(chǎn)品和服務(wù)提供等事項上作出合理選擇。

根據(jù)本文實證檢驗結(jié)果，增加地區(qū)基礎(chǔ)設(shè)施資本投入，可以同時提高地區(qū)非農(nóng)用土地產(chǎn)出率和平均租金。這表明基建投資既能滿足地方政府拓展財政收入的要求，又能實現(xiàn)官員追求地區(qū)發(fā)展績效的目標(biāo)。區(qū)域經(jīng)濟競爭和官員晉升博弈在這一點上找到了契合點。各地區(qū)基礎(chǔ)設(shè)施資本存量不斷增加，造成地方債務(wù)融資需求的持續(xù)擴張。實證結(jié)果還顯示，基礎(chǔ)設(shè)施資本邊際產(chǎn)出對地方政府債務(wù)融資需求的彈性系數(shù)為負，而且隨著基礎(chǔ)設(shè)施資本投入增加，它的邊際影響會逐漸增大。究其原因，這種現(xiàn)象是官員晉升博弈導(dǎo)致的結(jié)果。這表明在晉升激勵作用下，各地區(qū)會出現(xiàn)基建投資過?，F(xiàn)象——基礎(chǔ)設(shè)施資本邊際產(chǎn)出會小于邊際成本，并且這種現(xiàn)象會伴隨官員晉升博弈激烈程度的提升而逐漸增強，從而進一步擴大地方政府的債務(wù)融資需求。

本文對地方政府債務(wù)融資需求的分析也考慮到其他因素影響。實證結(jié)果顯示，城市化率對地方政府債務(wù)融資需求的彈性系數(shù)為正。按照瓦格納法則的解釋，城市化發(fā)展引起人們對教育、文化、醫(yī)療、公共衛(wèi)生、社會保險等公共產(chǎn)品和服務(wù)需求的增大。許多地方的一般預(yù)算收入只能用于國家機關(guān)、事業(yè)單位公務(wù)人員的工資以及一般性辦公費用等支出，債務(wù)融資因此成為地方政府滿足日益增大的公共福利支出的手段。特別是在一些省份地區(qū)，這類支出在地方債務(wù)中的份額雖然小于基建投資，但增長速度卻呈現(xiàn)逐漸加快的趨勢。

我們的研究結(jié)論能夠為處理地方政府債務(wù)問題和完善地方政府治理提供有意義的思路。第一，地方政府之間的競爭雖然有效促進各地區(qū)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，但由于基建投資過剩導(dǎo)致它的邊際回報率下降以及地方債務(wù)規(guī)模膨脹，造成地方財政風(fēng)險不斷增大。在規(guī)范和落實地方政府全口徑債務(wù)預(yù)算管理前提下，中央政府應(yīng)考慮將所在轄區(qū)政府負債率納入地方官員績效考核范圍，避免地方政府陷入到以GDP為標(biāo)尺的政治錦標(biāo)賽中，忽視政府債務(wù)風(fēng)險。第二，中國地方政府債務(wù)問題本質(zhì)上是一個單一制大國在建立現(xiàn)代化國家治理體系和財政分權(quán)制度過程中所遇到的困難。現(xiàn)行的分稅制財政體制和以屬地化管理為基礎(chǔ)的行政逐級代理制之間的矛盾，是造成這一問題產(chǎn)生的制度性根源。未來國家需要致力于塑造適應(yīng)現(xiàn)代財政分權(quán)體制的府際關(guān)系，明確各級政府事權(quán)劃分。以使中央政府和地方政府形成一種“合作關(guān)系”，避免為應(yīng)對政府間委托-代理關(guān)系和逐級權(quán)力控制不可靠性而采取扭曲地方政府經(jīng)濟行為的激勵機制。