張曾蓮 王 瑩

1 引 言

分稅制改革背景下地方政府債務問題日益突出。據(jù)資料顯示，2002年初地方政府債務總額約2萬億元，截止2019年中國地方政府債務已擴張至24萬億元（黃春元和劉瑞，2020［1］）。雖然中央政府頒布了一系列政策性文件加強對地方政府負債的管控力度，但地方政府債務擴張規(guī)模與速度仍居高不下，且隱性債務越來越成為地方政府青睞的舉債方式。在財政權力上繳但事權下放的政策背景下，地方政府因面臨政績考核和官員升遷具有持續(xù)的舉債動機。一方面，地方政府債務可以有效彌補財政收支缺口，加強地方基礎設施建設以及促進經(jīng)濟發(fā)展（毛捷和黃春元，2018［2］），但也有一些研究表明地方政府債務存在擠占資源、政府干預以及資源錯配等現(xiàn)象（汪金祥等，2020［3］），且償債能力的不確定性帶來的債務違約風險的聯(lián)動性很有可能波及整個金融系統(tǒng)（Oet et al.，2013［4］；毛銳等，2018［5］；鄧淑蓮和劉瀲滟，2019［6］）。因此研究政府隱性債務與金融市場之間的關系，并從政府層面防范金融動蕩具有十分重要的現(xiàn)實意義。

現(xiàn)有研究基本認同地方政府債務會影響金融穩(wěn)定的假說。有學者指出地方政府在面臨較大的財政壓力時，會通過融資方式干預地方金融機構，政府對銀行等金融機構的過度依賴使商業(yè)銀行的風險不斷累積，導致資源錯配以及資金使用效率低下等問題（紀志宏等，2014［7］）；尤其在經(jīng)濟發(fā)展水平較低的地區(qū)，政府債務的擴張會阻礙該地區(qū)的金融發(fā)展（Ismihan和Gulcin,2012［8］）。也有學者認為地方政府行為可以有效彌補市場失靈的情況、促進資源的再分配從而對于金融穩(wěn)定有正向效應（余明桂和潘紅波，2008［9］；伍艷，2009［10］）。分析已有研究可知目前對于政府債務與金融穩(wěn)定之間的關系還存在一定的爭議，對于地區(qū)之間的相互影響考慮不全面，且多數(shù)基于宏觀和跨國層面的數(shù)據(jù)也并不適用于現(xiàn)階段中國各省的實際發(fā)展狀況，這為本文的研究提供了一定的切入點。

本文基于2009-2018年中國30個省份的面板數(shù)據(jù)，運用門檻模型和空間計量模型檢驗地方政府隱性債務對于金融穩(wěn)定的影響。研究發(fā)現(xiàn)：①地方政府債務與金融穩(wěn)定性的分布具有明顯的空間自相關性；②地方政府隱性債務與金融穩(wěn)定存在非線性的關系，總體來看二者之間存在倒U型關系，即當政府隱性債務規(guī)模小于門檻值時，地方政府隱性債務對金融穩(wěn)定起到促進作用，當政府債務達到一定規(guī)模時，便會對金融穩(wěn)定產(chǎn)生降低作用。③提高支出效率以及減少對金融體系的干預可以緩解政府債務對于金融穩(wěn)定的影響。

本文的貢獻主要有以下幾點：①已有地方政府債務與金融發(fā)展的研究主要集中于宏觀層面以及跨國層面，對于政府債務與金融穩(wěn)定的關系并未達成統(tǒng)一的意見。本文從省級層面檢驗政府債務對金融穩(wěn)定性的影響，增加了地方政府債務與金融穩(wěn)定關系的區(qū)域性證據(jù)，同時豐富了地方政府債務的后果研究。②已有文獻對于地方政府債務與金融發(fā)展之間的關系大多基于面板數(shù)據(jù)或截面數(shù)據(jù)，鮮少考慮空間地理因素對于二者關系的影響，本文的檢驗同時納入了門檻模型以及空間計量模型，更加全面科學的檢驗地方政府債務與金融穩(wěn)定的關系，在方法的選擇以及研究體系上較為豐富。③進一步檢驗政府支出效率和政府干預在政府債務與金融穩(wěn)定關系中發(fā)揮的治理作用，對于地方政府化解債務風險和防范金融風險具有一定的參考價值。

2 研究假設與研究設計

2.1 研究假設

對于政府債務與金融穩(wěn)定的關系一直存在較大爭議。一部分學者認為政府在金融市場中發(fā)揮“資源掠奪”的功能，政府機關可能會通過財政權利惡意壓榨地方金融機構及下屬經(jīng)濟實體，擠占金融資源，造成資源錯配（馮濤等，2007［11］；史亞榮和趙愛清，2020［12］），地方政府對金融系統(tǒng)的干預會導致銀行等機構產(chǎn)生信貸錯配現(xiàn)象，引發(fā)相應的債務風險與流動性風險，最終不利于整體的金融發(fā)展（Ismihan et al,2012［8］；紀志宏等，2014［7］；張軍，2016［13］）。有學者研究表明地方政府的融資行為對于微觀企業(yè)的投融資顯著存在擠出效應，且對于民營企業(yè)和小型企業(yè)的擠出效應更為顯著（徐彥坤，2020［14］；馬樹才等，2020［15］）。因此一部分學者認為地方政府債務對于金融發(fā)展存在負面影響。另外一部分學者認為政府在金融發(fā)展中起到“助力”作用，從政府行為的角度出發(fā)，在金融市場尚不完善的階段，政府行為可以有效引導金融資源的合理配置、促進金融市場的發(fā)展（蔡陳晨，2015［16］；潘俊等，2015［17］）。地方政府債務可以進行資源的再整合，可能導致金融發(fā)展具有正面效應（毛捷和徐軍偉，2019［18］；史亞榮和趙愛清，2020［12］）。梳理現(xiàn)有文獻可知，已有研究對于政府債務與金融發(fā)展的關系并未達成一致的結論，并沒有經(jīng)驗證據(jù)表明地方政府債務對金融發(fā)展的作用方向。

對于政府債務我們需要重點關注其來源與償還。地方政府主要的籌資工具為地方債與城投債（史亞榮和趙愛清，2020［12］），地方政府債務規(guī)模的加大會導致通貨膨脹，資產(chǎn)價格被進一步抬高形成泡沫經(jīng)濟；另一方面，作為政府隱性債務的主要來源，商業(yè)銀行為融資平臺和國有企業(yè)提供大部分的貸款業(yè)務，其信貸資源被政府過度擠占則容易引發(fā)流動性風險和系統(tǒng)性風險，久而久之不利于金融穩(wěn)定。對于地方債務的償還，政府除了可以依靠穩(wěn)定的稅收收入獲取可償債資金外，還可通過項目回收款、出讓土地使用權，即土地財政等方式彌補資金缺口。當政府債務規(guī)模較小時，政府債務可因其資源再分配以及部分被應用于金融領域建設，造成金融穩(wěn)定的假象，但若政府債務規(guī)模過度擴張，勢必影響金融體系的整體平穩(wěn)性，久而久之積累一定的金融風險。根據(jù)國家審計署發(fā)布的數(shù)據(jù)，地方政府債務的資金主要用于交通運輸、基礎設施建設以及保障性住房等（馬樹才等，2020［15］；史亞榮和趙愛清，2020［12］）。這些項目大多屬于項目周期長、資金回籠慢且利潤薄弱的基礎市政建設，地方政府在短期之內(nèi)極大概率無法收回資金且項目暫停施工等情況時有發(fā)生。另一方面，出讓土地使用權是政府彌補財政缺口、支持財政建設的有力手段，但隨著房地產(chǎn)市場近年來的快速發(fā)展以及該行業(yè)的暴利現(xiàn)象，土地招標價往往被過分哄抬導致資產(chǎn)價格急劇上升，我國的經(jīng)濟體系往往牽一發(fā)而動全身，最后的連環(huán)效應導致房地產(chǎn)商進一步抬高房價，房地產(chǎn)市場的急速波動通過“溢出效應”影響整個經(jīng)濟體系，由地方政府土地財政帶來的催化劑效應在整個經(jīng)濟體系和金融市場蔓延，因此本文認為當政府債務過度擴張達到一定的規(guī)模后，對金融穩(wěn)定最終表現(xiàn)為負向影響?；谝陨戏治霰疚奶岢黾僭O1：

H1：地方政府債務對金融穩(wěn)定存在非線性影響。

部分學者也開始關注地方政府債務和金融穩(wěn)定均存在的空間效應。有學者研究指出政府債務與經(jīng)濟增長都存在空間效應，且政府債務相鄰地區(qū)的政府競爭對本地區(qū)的政府債務規(guī)模存在顯著的空間溢出效應，對地區(qū)經(jīng)濟增長存在空間外溢效應（王寶順和劉京煥，2011［19］；刁偉濤，2016［20］；鄭威等，2017［21］）。有學者運用空間計量模型研究地方財政壓力和政府支出競爭對于地方政府債務的影響（王術華，2017［22］），發(fā)現(xiàn)東西部地區(qū)財政壓力對于地方政府債務的擴張起到一定的抑制作用，空間分布以及溢出效應會影響政府的債務治理問題（吳健梅等；2018［23］）。也有部分學者關注金融穩(wěn)定的空間效應研究，2008年金融危機的爆發(fā)充分體現(xiàn)了金融系統(tǒng)聯(lián)結的復雜性與風險的高度傳染性。銀行間市場會通過流動性貯存與間接渠道資產(chǎn)出售兩種渠道風險傳染，且二者間相互加強，極易造成系統(tǒng)性風險。任曉怡等（2017）［24］基于空間杜賓模型研究區(qū)域杠桿率對金融穩(wěn)定的影響，結果表明金融杠桿波動所導致的金融不穩(wěn)定會引致去杠桿效應且兩者具有顯著的空間溢出效應。通過梳理已有文獻可知地方政府債務與金融穩(wěn)定可能存在空間相關性，因此本文提出假設2：

H2：政府債務與金融增長均存在空間相關性，而且考慮空間效應后，政府債務與金融穩(wěn)定之間的非線性關系仍然是成立的。

2.2 變量定義與樣本來源

①因變量。對于金融穩(wěn)定性的衡量，已有研究大多采用不良貸款率、金融杠桿波動、Z指數(shù)、銀行破產(chǎn)風險以及存貸比等指標衡量金融穩(wěn)定性（曲昭光等，2016［25］；商文磊，2019［26］）。Z指數(shù)、銀行破產(chǎn)風險等指標更適用于銀行個體，且我國的金融體系決定銀行破產(chǎn)的概率微乎其微，所以這些指標并不適宜衡量地區(qū)的金融穩(wěn)定性。少數(shù)學者也嘗試構建綜合性的金融穩(wěn)定指標體系衡量地區(qū)的金融穩(wěn)定（韓谷源和朱辰，2019［27］；逯進和王金濤，2020［28］）。然而已有研究對于指標的選取意見不一，且不同地區(qū)的發(fā)展狀況不同導致統(tǒng)一的指標體系缺乏一定的適用性。參考Kauko（2011）的做法，選取不良貸款率（BLR）作為地區(qū)金融穩(wěn)定的代理變量。該數(shù)值越大，代表銀行的不良貸款額越多，金融穩(wěn)定性越差。此外參考任曉怡等（2017）［24］以及沈悅等（2020）［29］的做法，將貸款余額與地區(qū)GDP的比值求HP濾波，得到波動項（VOL）后取絕對值。顯然，金融杠桿波動越大，金融系統(tǒng)穩(wěn)定性越差。將該指標作為金融穩(wěn)定的另一代理變量進行穩(wěn)健性檢驗。

②自變量。對于地方政府債務衡量，已有學者主要基于城投債余額、顯性債務與隱性債務以及債務負擔率等角度。而地方政府債務不僅包含地方政府債券，也包含國有企業(yè)以及各融資平臺代發(fā)的政府債券，因此對于地方政府債務數(shù)據(jù)的獲取難度較大。參考曹光遠和張曾蓮（2020）［30］的做法，將政府債務劃分為直接債務、間接債務、顯性債務與隱性債務。因為地方政府并不能直接向國內(nèi)商業(yè)銀行等金融機構借款，而且地方政府債務的額度均有嚴格的上限，地方政府直接債務風險較?。坏胤秸梢酝ㄟ^城投債、PPP、政府購買服務、政府投資基金等各種明股實債的方式增加隱性負債。因此，地方政府直接債務對金融穩(wěn)定的影響相對較小，而地方政府的隱性債務，尤其是違法違規(guī)舉借的隱性債務風險相對而言大得多。近年來隨著中央政府對地方政府債務限額管控力度的不斷加強，地方機構越來越傾向于隱性債務的方式獲取融資，隱性債務更加大了金融體系的脆弱性。因此通過測算得到隱性債務總額（DEBT1）作為地方政府債務的代理變量，具體計算過程參見曹光遠和張曾蓮（2020）［30］。此外參考冼國明等（2016）［31］的做法，將債務負擔率（DEBT2），即地方政府債務余額占地區(qū)GDP比重，作為地方政府債務的另一代理變量進行穩(wěn)健性檢驗。

③控制變量。參考陳憲等（2020）［32］、寇宏偉等（2020）［33］的研究，選取經(jīng)濟增長速度（GROW）、通貨膨脹水平（CPI）、城市化率（OPEN）、對外開放水平（OPEN）、投資水平（INV）、金融發(fā)展程度（FIN）以及市場化指數(shù)（MARKET）作為控制變量，具體計算方式見表1。

本文以2009-2018年中國30個省份為樣本，分析地方政府債務對金融穩(wěn)定的影響。西藏地區(qū)由于數(shù)據(jù)缺失被剔除，考慮到2008年發(fā)生金融危機對我國的金融市場造成較大的沖擊，可能影響結果的準確性，因此將樣本區(qū)間劃分為2009-2018年。地方政府債務的數(shù)據(jù)主要來源于《中國統(tǒng)計年鑒》、WIND數(shù)據(jù)庫、EPS數(shù)據(jù)庫等，其他變量的數(shù)據(jù)主要來源于國家統(tǒng)計局官網(wǎng)以及CCER數(shù)據(jù)庫等。后續(xù)分析主要采用STATA15.1軟件。

2.3 描述性統(tǒng)計分析

表2是主要變量的描述性統(tǒng)計結果，不良貸款率的均值為1.49，而最小值與最大值分別為0.35、4.4，說明各地區(qū)的金融穩(wěn)定性差距較大；金融杠桿波動的均值與最大值分別為0.04與0.22，也支持了各地區(qū)金融穩(wěn)定性差距大的特點。各地區(qū)金融穩(wěn)定性差距大的原因離不開地方政府隱性債務規(guī)模的不一致，隱性債務最大值10.87，而最小值僅為4.31，也從側面表現(xiàn)出各省的債務水平存在較大差異。通貨膨脹水平、對外開放程度以及市場化指數(shù)的標準差分別為2.37、1.02以及3.45，說明各省的通脹率、對外貿(mào)易額以及市場化程度分布較為離散，各省的發(fā)展水平存在較大差距，有可能對各省的金融穩(wěn)定性產(chǎn)生影響。

表2 描述性統(tǒng)計結果

續(xù)表

3 地方政府債務對金融穩(wěn)定的基本非線性分析

在不考慮空間效應以及門檻效應的情況下，先設定普通的面板回歸模型檢驗政府債務與金融穩(wěn)定之間的關系，在模型中加入平方項以檢驗二者之間是否存在非線性關系：

在上述模型中，不良貸款率（BLR）為被解釋變量金融穩(wěn)定的代理變量，DEBT1代表政府隱性債務規(guī)模，DEBT1_P代表政府債務的平方項，控制時間固定效應，下標i和t分別代表省份與年度，指隨機誤差項。根據(jù)前文的假設，預計地方政府債務對金融穩(wěn)定存在先增加后降低的作用，即地方政府債務與不良貸款率之間存在U型關系，二次型系數(shù)預計為正，即地方政府債務與金融穩(wěn)定之間存在倒U型關系。

表3為式（1）的回歸結果，第（1）列只包含地方政府債務的一次項，第（2）列在第（1）列的基礎上加入了地方政府隱性債務的平方項。第（3）-（6）列依次加入控制變量?？梢钥闯觯冢?）列地方政府債務的回歸系數(shù)為0.227，在1%的水平上顯著，表明在不考慮非線性影響的前提下，政府債務對不良貸款率總體表現(xiàn)為正向影響，即地方政府債務規(guī)模的擴張會增加不良貸款率，從而降低金融穩(wěn)定性。在考慮非線性影響的前提下，第（2）-（9）列的平方項系數(shù)均顯著為正，表明地方政府隱性債務與金融穩(wěn)定之間存在著倒U型的關系。地方政府債務對金融穩(wěn)定的影響存在一個臨界值，地方債規(guī)模沒有超過臨界值之前，對金融穩(wěn)定起到促進的作用，而一旦超過臨界值，地方政府債務便會對金融穩(wěn)定產(chǎn)生一個不利影響。第（3）列在模型中加入經(jīng)濟增速后，平方項系數(shù)變?yōu)?.035，在5%的水平上顯著，表明經(jīng)濟增速可以提高政府債務規(guī)模的臨界值。這與寇宏偉等（2020）［33］的觀點一致，即政府債務風險取決于地區(qū)的經(jīng)濟增長水平，經(jīng)濟增速越高，債務風險越小。其他控制變量的加入表明通貨膨脹越高、城鎮(zhèn)化水平越低、對外開放程度以及市場化程度越低，地方債務擴張越容易引發(fā)金融風險，與前人的研究結論均保持一致。

表3 帶有平方項的基本模型回歸結果

為了檢驗結果的穩(wěn)健性，采用如下方式進行穩(wěn)健性檢驗。

①考慮到內(nèi)生性問題的影響。地方政府隱性債務的內(nèi)生性主要來源于兩方面原因，一是地方政府隱性債務與金融穩(wěn)定之間存在反向因果關系；二是遺漏變量問題也會導致地方政隱性債務成為內(nèi)生變量。內(nèi)生性的存在很可能使得上述估計結果是有偏的，從而對地方政府隱性債務究竟是否影響以及在多大程度上影響地方金融穩(wěn)定產(chǎn)生誤判。鑒于此，需要考慮內(nèi)生性，進一步分析地方政府隱性債務對金融穩(wěn)定的影響。

首先使用2SLS工具變量法消除內(nèi)生性。使用2SLS方法的關鍵在于尋找工具變量，有效工具變量需要滿足兩個條件：與內(nèi)生解釋變量相關，與擾動項不相關。已有研究對于地方政府債務與金融穩(wěn)定引入的工具變量并不常見，但冼國明（2016）［31］在研究中曾使用人均居民收入（REV）作為地方政府債務的工具變量，本文借鑒其研究思路，選擇人均居民收入作為地方政府隱性債務的工具變量分析。結合表4的回歸結果可知，使用工具變量法后平方項的系數(shù)依然顯著為正，可見地方政府隱性債務與金融穩(wěn)定之間確實存在著倒U型的關系。

表4 工具變量法回歸結果

另一種緩解內(nèi)生性的方法是將被解釋變量不良貸款率（BLR）滯后一期進行回歸分析，結果見表5。列（1）-（9）為依次加入控制變量的結果，結果顯示地方政府債務的二次項系數(shù)均為正，且至少在5%的水平上顯著，與前文的回歸結果一致，表明地方政府債務對金融穩(wěn)定有倒U型的非線性影響是穩(wěn)健的。

表5 滯后被解釋變量的穩(wěn)健性檢驗結果

②采用替換變量的衡量方式進行穩(wěn)健性檢驗，用金融杠桿波動替代不良貸款率、債務負擔率替換隱性債務規(guī)模重新進行回歸分析，結果見表6第（1）-（2）列。其中第（1）列為未加入控制變量的結果，第（2）列為加入控制變量的結果，地方政府債務負擔率的二次項系數(shù)至少在10%的水平上顯著為正，表名地方政府債務與金融杠桿波動呈U型關系，與金融穩(wěn)定呈倒U型關系。支持了我們的假設。

③考慮到選取的樣本區(qū)間也可能對結果產(chǎn)生影響，中央銀行于2013年取消了貸款利率下限管制，標志著我國的貸款利率市場化改革基本完成，因此基于替換變量的穩(wěn)健性檢驗的基礎上又截取2013-2018年的樣本為子樣本區(qū)間，回歸結果列示于表6的（3）-（4）列。其中第（1）列未加入控制變量，政府債務負擔率的二次項系數(shù)為0.011，在1%的水平上顯著，表明在縮小樣本區(qū)間后地方政府債務依然與金融穩(wěn)定呈倒U型關系。第（2）列為加入控制變量后地方政府債務的二次項系數(shù)為0.01，在5%的水平顯著為正，表明之前的回歸結果是穩(wěn)健的。

表6 替換變量與縮小樣本區(qū)間的穩(wěn)健性檢驗

4 地方政府債務對金融穩(wěn)定影響的空間效應分析

4.1 空間計量模型

以上分析僅僅考慮了各自地區(qū)的經(jīng)濟、社會等因素對于地方政府債務與金融穩(wěn)定的影響，而現(xiàn)實情況中不同地區(qū)往往存在復雜的連接紐帶，其他地區(qū)的債務水平以及經(jīng)濟狀況等也會對本地區(qū)的金融穩(wěn)定以及政府債務產(chǎn)生影響，“同群效應”和“外溢效應”是研究二者關系不可忽略的因素。因此構建空間計量模型來進一步探究政府債務與金融穩(wěn)定的關系。目前常見的空間計量模型主要包括三種：空間自回歸模型（SAR）、空間誤差模型（SEM）以及空間杜賓模型（SDM），根據(jù)研究內(nèi)容構建以下三個空間計量模型：

4.2 空間存在性檢驗

式（2）為空間自回歸模型（SAR），其中α為截距項，ρ為空間自回歸系數(shù)，X代表各控制變量，ui,t為空間特質效應，εi,t為隨機擾動項。式（3）為空間誤差模型（SEM），γ為空間相關系數(shù)，度量相鄰地區(qū)因變量的誤差沖擊對本地的影響程度，為空間滯后誤差變量，其他變量的含義同式（2）。式（3）為空間杜賓模型（SDM），在式（2）的基礎上加入解釋變量與控制變量的空間滯后變量。W代表空間權重矩陣。構建兩種權重矩陣：①0-1相鄰空間權重矩陣。如果i和j省份有相鄰的邊界，則矩陣元素Wij取值為1，否則為0；用于基準回歸。②地理距離權重矩陣。根據(jù)省份i和j的地理距離的倒數(shù)值構建權重矩陣，用于穩(wěn)健性檢驗。

為檢驗地方政府債務與金融穩(wěn)定是否存在空間自相關性，利用0-1相鄰空間矩陣分別計算2009-2018年不良貸款率與地方政府隱性債務的莫蘭指數(shù)，結果見表7。兩者的莫蘭指數(shù)估計值均大于0，P值顯示估計值均通過了顯著性檢驗，表明地方政府債務與金融穩(wěn)定均存在正向的空間相關性，地區(qū)的金融穩(wěn)定性與政府債務均存在正向的空間外溢效應。

表7 全局Moran’s I指數(shù)

接下來進行金融穩(wěn)定的局域空間關聯(lián)性分析。根據(jù)金融穩(wěn)定的均值繪制局部莫蘭指數(shù)散點圖，結果如圖1所示a限于篇幅僅列示了每隔三年的局部莫蘭指數(shù)散點圖，但這并不會對我們的結論產(chǎn)生影響。。結果顯示大部分省份位于第一、三象限，說明金融穩(wěn)定存在顯著的正向空間集聚效應，即金融穩(wěn)定性較好的省份周圍的省份金融穩(wěn)定性也較好（高高集聚），而金融穩(wěn)定性較差的省份周圍省份的穩(wěn)定性也較差（低低集聚）。

圖1 2009—2018年金融穩(wěn)定局域Moran’s I指數(shù)散點圖

4.3 空間效應回歸結果分析

表8給出了以不良貸款率（BLR）為被解釋變量，地方政府債務（DEBT1）為解釋變量，基于三種空間計量模型進行面板數(shù)據(jù)回歸的結果。第（1）-（3）列為利用0-1相鄰空間矩陣進行回歸的結果，可以看出考慮空間效應后，地方政府債務與金融穩(wěn)定之間的關系更加顯著。政府債務的平方項系數(shù)分別為0.066、0.025以及0.038，至少在10%的水平上顯著，表明地方政府債務與不良貸款率呈U型關系，與前文的分析一致。檢驗空間關聯(lián)性的變量在1%的水平上顯著為正，表明金融穩(wěn)定在空間上存在明顯的正相關性。空間杜賓模型的回歸結果顯示，經(jīng)濟增速與金融發(fā)展程度的空間滯后項系數(shù)均在1%的水平上顯著為正，表明一省的金融穩(wěn)定性會由于其他省份的經(jīng)濟和金融發(fā)展的加快而提升。第（4）-（6）列是將0-1相鄰矩陣替換為地理距離矩陣進行回歸的結果。政府債務一次項的系數(shù)基本顯著為負、二次項系數(shù)基本顯著為正，表明考慮省份地理距離時，地方政府債務對于金融穩(wěn)定的非線性關系仍然成立，證明了上述結論的穩(wěn)健性。

表8 空間面板回歸結果

除了上述替換權重矩陣的穩(wěn)健性檢驗外，還采取以下兩種穩(wěn)健性檢驗方式：①替換解釋變量。以債務負擔率（DEBT2）替換隱性債務規(guī)模的自然對數(shù)重新進行空間效應分析，結果見表9第（1）-（3）列，結果表明：雖然空間自回歸模型（SAR）以及空間杜賓模型（SDM）的回歸結果不顯著，但空間誤差模型（SEM）中平方項的回歸系數(shù)在5%的水平上顯著為正，支持了我們的假設，與前文的結論一致。②替換被解釋變量。用金融杠桿波動（VOL）代替不良貸款率，結果見表9第（4）-（6）列，空間杜賓模型（SDM）中平方項的回歸系數(shù)為0.005，且在10%的水平上顯著，表明政府隱性債務與金融穩(wěn)定存在倒U型關系，與前文的假設一致。

表9 替換變量的穩(wěn)健性檢驗

續(xù)表

5 地方政府債務對金融穩(wěn)定影響的門檻效應分析

5.1 門檻效應模型

根據(jù)前文的分析，地方政府債務對于金融穩(wěn)定存在非線性關系，為了進一步分析二者之間的非線性形式以及債務轉折點，采用門檻模型檢驗地方政府債務對金融穩(wěn)定的影響。該模型可以將解釋變量劃分為多個區(qū)間，在每個區(qū)間內(nèi)研究解釋變量與被解釋變量之間的關系。

上述（5）（6）（7）分別為單門檻、雙門檻和三門檻模型，BLR代表不良貸款率，下標i為省份，t為年份，X為控制變量，代表對應的門檻值，為隨機誤差項，I（·）代表指標函數(shù)，若門檻變量符合括號里的條件則I（·）取值為1，否則為0。

5.2 門檻效應存在性檢驗

首先檢驗地方政府債務對金融穩(wěn)定的影響是否存在門檻效應，并對門檻值的個數(shù)進行判斷。表10是門檻效應存在性檢驗結果。以不良貸款率為被解釋變量的單門檻、雙門檻以及三門檻對應的P值分別為0.017、0.313以及0.203，只有單門檻模型通過了檢驗，因此后續(xù)應該選擇單門檻模型進行回歸分析。以金融杠桿波動作為被解釋變量的門檻存在性檢驗結果位于表10下半部分，可以看出單門檻模型最為顯著，因此后續(xù)選擇單門檻模型、以金融杠桿波動作為被解釋變量進行穩(wěn)健性檢驗。

表10 門檻存在性檢驗

表11列示了估計出的門檻值以及對應的置信區(qū)間，以不良貸款率作為被解釋變量的單門檻的門檻值為9.077，置信區(qū)間為［8.865,9.301］。因此后續(xù)以9.077為臨界點將樣本劃分為左右兩個區(qū)間進行分析。用于穩(wěn)健性檢驗的單門檻模型的門檻值為1.649，置信區(qū)間為［0.176,1.701］，因此后續(xù)以1.649作為臨界點進行門檻效應檢驗。

表11 門檻估計值與置信區(qū)間

表12第（1）-（2）列是以不良貸款率（BLR）為被解釋變量的單門檻模型的回歸結果，第（1）列為常規(guī)固定效應回歸結果，第（2）列是考慮異方差后的固定效應模型。當?shù)胤秸[性債務規(guī)模的對數(shù)小于門檻值9.077時，地方政府債務對不良貸款率表現(xiàn)為負向影響，即地方政府債務越多，不良貸款率越低，金融系統(tǒng)越穩(wěn)定。當?shù)胤秸畟鶆找?guī)模大于9.077時，地方政府債務的系數(shù)為0.054，在1%的水平上顯著，表明當?shù)胤秸畟鶆者_到一個臨界值時，地方政府債務對金融穩(wěn)定性顯著起降低作用。地方政府隱性債務對于金融體系風險具有一定的積聚效應，與顯性債務相比，政府隱性債務規(guī)模更大、舉債方式更加多元化，因其多數(shù)是違背國家政策而設立，因此具有高風險的特征。在未達到一個爆破點時，地方債從銀行體系擠占資源并干預市場破壞一定的資源配置，政府可以通過再舉債或者其他收入緩解還款壓力，一旦地方債的投資項目資金無法回收，而獲得的稅收收入又無法抵償債務，地方政府便會無力償付融資平臺的債務導致金融體系缺乏必要的資金應對流動性風險，一系列的傳染效應導致整個金融體系的動蕩。

將被解釋變量不良貸款率替換為金融杠桿波動、解釋變量隱形債務規(guī)模替換為債務負擔率進行穩(wěn)健性檢驗。表12第（3）-（4）列是替換變量后的穩(wěn)健性檢驗回歸結果。由上文的分析可知單門檻的門檻值為1.649可以看出，當債務負擔率大于1.649時，地方政府債務的系數(shù)為0.021，且在1%的水平上顯著，表明政府債務規(guī)模越大，金融杠桿波動越大，金融越不穩(wěn)定。因此地方政府債務對于金融穩(wěn)定的負向作用總體表現(xiàn)為由輕微到深度。

表12 門檻效應估計結果

續(xù)表

6 進一步分析

地方政府債務風險的關鍵在于收支兩個方面，若政府的收入足以抵償已經(jīng)到期的政府債務，則不會發(fā)生債務危機。政府的收入主要來源于稅收以及投資收入等，稅收收入一般是長期固定的；政府的資金一般用于建設周期長、回收期慢的基礎設施建設，債務償還的關鍵在于投資項目的獲利能力與回報率。若要避免債務危機的發(fā)生，提升財政資金的支出效率是緩解財政壓力的必要途徑。提升財政支出效率不僅可以有效規(guī)避政府的資源錯配現(xiàn)象、防止官員腐敗和資金浪費等現(xiàn)象，更重要的是支出效率的提升所引發(fā)的經(jīng)濟增長可以為整個經(jīng)濟系統(tǒng)帶來良性循環(huán)，最終起到防范金融風險的作用。對于支出效率的衡量，國內(nèi)學者大多采用數(shù)據(jù)包絡分析法（DEA）進行測算aDEA包含CCR和BCC兩種模型，考慮到政府支出規(guī)模不滿足規(guī)模報酬不變的前提，且政府支出主要在預算編制的情況下執(zhí)行，具有較強的投入導向性，因此選取投入型BCC模型。。參考劉柏源等（2019）［34］的研究，構建產(chǎn)出與投入指標體系b投入型指標：狹義的一般公共服務和公共安全兩者之和。產(chǎn)出型指標包括經(jīng)濟發(fā)展狀況、社會收入狀況、人口與環(huán)境、經(jīng)濟調節(jié)、公共基礎設施、社會管理、國有資產(chǎn)管理和政府管理。，運用Deap2.1軟件測算得到各省2009-2018年政府支出綜合效率（TE）。按照年度中位數(shù)的高低將綜合支出效率分成高低兩組，以不良貸款率（BLR）為被解釋變量、政府隱性債務規(guī)模（DEBT1）為解釋變量的回歸結果見表13。第（1）列為支出效率較低的組別，地方政府債務規(guī)模很小時，對金融穩(wěn)定的影響不顯著；DEBT1_1表示政府債務規(guī)模小于門檻值時，其回歸系數(shù)為0.049，在1%的水平上顯著，表明當政府債務積累到一定的規(guī)模時，地方政府債務對金融穩(wěn)定性產(chǎn)生降低作用。在支出效率較高的組別，DEBT1_1的回歸系數(shù)為0.043，在10%的水平上顯著，對比兩組結果可知，支出效率低的組別政府債務的系數(shù)比支出效率高的組顯著，即支出效率的提升可以顯著降低政府債務對于金融穩(wěn)定性的降低作用。

此外，在地方政府融資過程中，政府與銀行往往存在一種博弈關系，與企業(yè)存在一種競爭關系。而雙方地位的不對等導致政府在競爭與博弈中占據(jù)顯著的優(yōu)勢地位，因此有可能導致銀行被動貸款以及資金的流向扭曲。有研究指出銀行的決策常常受到地方政府的干預，政府通過干預和指導國有企業(yè)實現(xiàn)干預經(jīng)濟運行的目的（方軍雄，2007［35］）。一方面政府可通過頒布一系列政策改善市場失靈時的經(jīng)濟困境，另一方面政府出于獲得融資目的干預金融市場的正常運轉會改變資金合理流向，加劇金融體系的風險。根據(jù)“金融深化理論”，若要實現(xiàn)金融與經(jīng)濟的相互促進，管理當局應減少對金融市場的干預和壓制，推行金融自由化政策。因此本文假設政府干預會加劇地方政府債務對于金融穩(wěn)定性的降低作用。根據(jù)張治棟和廖常文（2019）［36］的研究，用政府支出扣除教育支出后的部分來衡量政府干預程度a政府干預程度=（財政支出-教育支出）/GDP。，按照年度-中位數(shù)的大小分成高低兩組進行回歸。表13第（3）-（4）列是分組后的回歸結果。當政府債務規(guī)模較小時，兩組回歸系數(shù)都不顯著，當政府債務規(guī)模超過門檻值時，干預度較高的組中地方政府債務的回歸系數(shù)為0.051，在1%的水平上顯著；干預度較低的組中地方政府債務的回歸系數(shù)為0.045，在5%的水平上顯著。與我們的預期相符，即政府干預度越高，地方政府債務對于金融穩(wěn)定的影響越顯著。

表13 支出效率與政府干預度的調節(jié)效應

7 結論與建議

本文利用2009-2018年中國30個省份的面板數(shù)據(jù)檢驗地方政府債務對金融穩(wěn)定性的影響。運用空間計量模型發(fā)現(xiàn)，地方政府債務與金融穩(wěn)定在各地區(qū)的分布存在明顯的空間相關性，且考慮了空間效應后，地方政府債務與金融穩(wěn)定之間的倒U型關系仍然成立?；陂T檻模型發(fā)現(xiàn)，地方政府債務規(guī)模突破臨界值時會影響金融穩(wěn)定。當政府隱性債務的對數(shù)小于9.077時，政府債務對金融穩(wěn)定起到短暫的提升作用，當政府債務的對數(shù)值超過門檻值，政府債務便會降低金融穩(wěn)定性。進一步考慮支出效率與政府干預在二者關系中發(fā)揮的調節(jié)作用，結果表明支出效率的提升可以顯著改善政府債務對金融穩(wěn)定的負向作用；政府干預越多，政府債務對金融穩(wěn)定的負向影響越顯著。

通過研究得到的政策啟示：①理性客觀的看待地方政府債務發(fā)揮的作用，政府債務不是越少越好，而是應該將地方政府債務規(guī)?？刂圃谝粋€合理的區(qū)間，盡量發(fā)揮政府在金融體系運行中的幫扶作用。②考慮各省之間的空間相關性，各省在控制和防范債務風險與金融風險時可以相互合作，發(fā)揮正向的空間溢出效應。③要減輕財政壓力、縮減債務規(guī)模，應盡量提升政府的支出效率，保證資金的合理配置與高效流轉，提高投資回報率。政府應減少對金融體系的干預，深化金融自由改革。④政府在頒布政策時應當考慮到不同地區(qū)的發(fā)展情況的差異，因地制宜選擇合適的監(jiān)管政策，在經(jīng)濟發(fā)展質量較好的地區(qū)，金融風險發(fā)生的概率較高，因此應更加審慎的控制政府債務的規(guī)模。