摘 要：首先分析地方政府舉債行為對經(jīng)濟增長數(shù)量和質(zhì)量影響的機制，在此基礎(chǔ)上采用投入導向的DDF-SML指數(shù)計算的TFP增長率來衡量經(jīng)濟增長質(zhì)量，并選取中國30個省份2010-2016年的面板數(shù)據(jù)，運用聯(lián)立方程組模型，從經(jīng)濟增長數(shù)量和質(zhì)量的雙重視角出發(fā)，全面考察地方政府債務(wù)的經(jīng)濟增長效應(yīng)。結(jié)論表明，在樣本期內(nèi)，地方政府債務(wù)規(guī)模擴大，增加了經(jīng)濟增長數(shù)量和速度，但也對地區(qū)技術(shù)進步產(chǎn)生負面影響，不利于經(jīng)濟增長質(zhì)量的提升。進一步地，地方政府債務(wù)對經(jīng)濟增長數(shù)量的促進效應(yīng)既存在于東部，也存在于西部，但地方政府債務(wù)對經(jīng)濟增長質(zhì)量的抑制作用僅存在于東部，在西部區(qū)域未得到驗證。因此，在制定地方政府債務(wù)管理制度時，既要考慮地方政府債務(wù)對經(jīng)濟增長數(shù)量的影響，還要考慮地方政府債務(wù)對經(jīng)濟增長質(zhì)量的影響，以便更有效地判斷地方政府債務(wù)的宏觀風險。

關(guān)鍵詞：地方政府債務(wù);經(jīng)濟增長質(zhì)量;債務(wù)風險;DDF-SML指數(shù)

一、引言

中國多年來的高速增長被譽為“增長奇跡”，其實現(xiàn)主要依靠投資驅(qū)動。金融危機后，發(fā)達國家實施的再工業(yè)化政策以及發(fā)展中國家的出口導向戰(zhàn)略，使得國際競爭日益激烈，貿(mào)易保護趨勢日漸增強，特別是最近的中美貿(mào)易摩擦，再加上國內(nèi)勞動力、土地等要素成本上升，比較優(yōu)勢逐漸減弱，給中國的凈出口帶來極大的負面影響。在新常態(tài)下，經(jīng)濟增長速度放緩，穩(wěn)增長壓力使得投資和消費的作用日益重要，但擴大消費需要居民收入、社會保障體制、戶籍改革制度等共同發(fā)力，難以一蹴而就。相比消費，投資規(guī)模更容易控制，已然成為地方政府保增長的重要手段。近年來，地方政府通過舉債融資彌補財政不足，進行基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)等公共投資，對中國經(jīng)濟的穩(wěn)定增長顯然有正面作用，但地方政府主導的投資項目，資本報酬率不高，而且占用了大量的資源，對民間投資形成了極大的擠出效應(yīng)，而債務(wù)規(guī)模迅速膨脹也蘊含著巨大的債務(wù)風險。在此背景下，研究地方政府債務(wù)的經(jīng)濟增長效應(yīng)，有助于判斷債務(wù)宏觀風險，促進中國經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。

政府債務(wù)與經(jīng)濟增長的關(guān)系研究一直都是經(jīng)濟學領(lǐng)域中受關(guān)注較多的課題，主要有四種觀點：“有害論”、“有益論”、“中性論”和“非線性”。支持新古典經(jīng)濟學的學者認為，政府債務(wù)規(guī)模增加對私人投資產(chǎn)生擠出效應(yīng)，不利于社會的資本積累，從而損害經(jīng)濟的長期增長。但支持凱恩斯主義的學者主要強調(diào)，短期內(nèi)政府債務(wù)是進行需求管理的重要手段，當有效需求不足時，政府債務(wù)有利于增加居民的收入，進而增加社會總需求，促進經(jīng)濟增長（Spilioti和Vamvoukas，2015）。20世紀70年代，Barro（1974）復興了李嘉圖的觀點，提出了政府債務(wù)的中性論，在標準的OLG模型中引入后向跨代利他動機，證明了政府債務(wù)變化對經(jīng)濟的長期均衡增長和短期行為均無影響。而Reinhart和Rogoff（2010）的開拓性研究表明政府債務(wù)與經(jīng)濟增長之間并不是簡單的線性關(guān)系，而是非線性關(guān)系。此后，學者們開始采用面板門檻、動態(tài)面板等各種前沿計量技術(shù)研究債務(wù)閾值的存在性（Checherita-Westphal和Rother，2012;Baum，2013;Kumar和Woo，2015）。

由于跨國研究容易受到樣本異質(zhì)性、變量測度和逆向因果等因素的影響，容易產(chǎn)生估計偏誤（Eberhardt和Presbitero，2015）。而用特定國家地方政府債務(wù)進行實證分析，可以較好地解決國別數(shù)據(jù)異質(zhì)性所導致的估計偏誤，Mitze和Matz（2015）以德國地方政府數(shù)據(jù)為研究樣本，實證表明地方政府債務(wù)與經(jīng)濟增長在短期內(nèi)存在顯著的非線性“倒U”形關(guān)系，但是長期來看，兩者之間有著顯著的負相關(guān)關(guān)系。中國的政治、經(jīng)濟制度和社會背景等狀況與其他國家差異較大，基于跨國數(shù)據(jù)或發(fā)達經(jīng)濟體的經(jīng)濟背景所得結(jié)論可能在中國并不成立。與西方發(fā)達國家消費型或福利型政府債務(wù)不同，中國地方政府債務(wù)主要用于基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)等生產(chǎn)性項目，因此，部分學者研究了中國地方政府債務(wù)與地區(qū)經(jīng)濟增長的關(guān)系。徐長生等（2016）分析了中國地方政府通過融資用于基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)從而促進地區(qū)經(jīng)濟增長的理論機制，并進行了實證檢驗。呂健（2015）的研究表明，在流動性視角下，地方政府舉債提高投資規(guī)模和投資機會，進而拉動地方經(jīng)濟增長，但舉債規(guī)模和時間會影響債務(wù)的增長效應(yīng)。

現(xiàn)有文獻多從經(jīng)濟增長數(shù)量或速度的角度來考慮地方政府債務(wù)的增長效應(yīng)，少有質(zhì)量維度的討論。事實上，冼國明和冷艷麗（2016）認為地方政府債務(wù)膨脹對外商直接投資產(chǎn)生擠出效應(yīng)，影響國際收支結(jié)構(gòu);項后軍等（2017）認為地方政府債務(wù)通過投資波動的渠道影響經(jīng)濟穩(wěn)定性;劉俏（2017）認為地方政府投融資行為還會扭曲資金價格，降低金融資源配置效率;毛銳等（2018）認為迅速擴張的地方政府債務(wù)風險會引致潛在的系統(tǒng)性金融風險。由于國際收支結(jié)構(gòu)、經(jīng)濟穩(wěn)定性和資源配置效率都是經(jīng)濟增長可持續(xù)性的重要內(nèi)容，因此地方政府舉債融資與經(jīng)濟增長的關(guān)系就不應(yīng)僅僅局限于數(shù)量的角度，還應(yīng)拓展到質(zhì)量的角度。

基于以上梳理，本文以中國省級面板數(shù)據(jù)為樣本，研究地方政府債務(wù)的經(jīng)濟增長效應(yīng)，并試圖回答以下幾個問題：地方政府債務(wù)對經(jīng)濟增長數(shù)量和質(zhì)量分別有什么樣的影響？這種影響是否存在地區(qū)差異？相比已有的文獻，本文從以下兩個方面進行拓展：第一，從數(shù)量和質(zhì)量的雙重角度分析地方政府債務(wù)的增長效應(yīng)。中國經(jīng)濟進入高質(zhì)量發(fā)展階段，相對增長數(shù)量，增長質(zhì)量處于更為重要的地位，而現(xiàn)有研究往往重視地方政府債務(wù)的增長數(shù)量效應(yīng)，忽視了增長質(zhì)量效應(yīng)。第二，建立了地方政府債務(wù)、經(jīng)濟增長數(shù)量和經(jīng)濟增長質(zhì)量三者的聯(lián)立方程組，不僅能夠檢驗地方政府債務(wù)的增長效應(yīng)，還能有效緩解內(nèi)生性問題。

二、理論分析

地方政府適度舉債提升了經(jīng)濟增長數(shù)量和速度。第一，地方政府債務(wù)可以直接用于交通基礎(chǔ)設(shè)施等公共投資，拉動地區(qū)經(jīng)濟增長，從而表現(xiàn)為經(jīng)濟增長數(shù)量和速度的增加;第二，地方政府債務(wù)可以從基礎(chǔ)設(shè)施投資和招商引資兩個渠道對經(jīng)濟增長數(shù)量產(chǎn)生間接影響。地方政府舉債融資用于基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)改善了城市基礎(chǔ)設(shè)施，降低交通運輸成本，有利于區(qū)域間勞動力和資本等要素的流動，同時為地區(qū)招商引資提供了良好的基礎(chǔ)，吸引了更多的私人投資;地方政府舉債融資用于土地收儲，使得地方政府更有空間通過降低工業(yè)用地的價格來進行招商引資，從而促進地區(qū)經(jīng)濟增長。審計署在2013年的地方政府債務(wù)審計報告中指出，地方政府債務(wù)主要用于交通基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)和土地收儲，加速了地區(qū)工業(yè)化和城市化進程，成為推動經(jīng)濟增長的主要動力。第三，地方政府舉借債務(wù)彌補了因財政分權(quán)導致的地方財政缺口。在地方財力增強后，地方政府可以增加用于教育和醫(yī)療等的支出，加快人力資本積累;還可以通過財政補貼和稅收優(yōu)惠等方式引導企業(yè)加大研發(fā)支出，鼓勵企事業(yè)單位開展創(chuàng)新活動，提升地區(qū)技術(shù)水平，從而促進地區(qū)經(jīng)濟增長。

但地方政府過度負債也產(chǎn)生了一系列不利的經(jīng)濟后果，影響了經(jīng)濟增長質(zhì)量。本文以全要素生產(chǎn)率來衡量經(jīng)濟增長質(zhì)量，下文主要討論地方政府債務(wù)對全要素生產(chǎn)率的影響機制。從全要素生產(chǎn)率的分解來看，技術(shù)進步和技術(shù)效率提升都能促進全要素生產(chǎn)率的提高（李平，2016）。因此，本部分主要從技術(shù)進步和技術(shù)效率的角度研究地方政府債務(wù)對全要素生產(chǎn)率的影響路徑。

（一）地方政府債務(wù)與技術(shù)進步

從微觀角度來看，技術(shù)進步是指生產(chǎn)前沿面發(fā)生移動，即以同樣的投入獲得最大的產(chǎn)出，或以最小的投入生產(chǎn)同樣的產(chǎn)出。中國各地區(qū)發(fā)展階段不同，面臨的生產(chǎn)前沿面也會存在差異（李平，2016）。對于每個地區(qū)而言，只要將生產(chǎn)前沿面向前推進就是技術(shù)進步，從而帶來全要素生產(chǎn)率的提升，而技術(shù)創(chuàng)新則是提升當?shù)厍把丶夹g(shù)水平的主要方式。地方政府適度負債用于地區(qū)基礎(chǔ)設(shè)施水平建設(shè)，改善了當?shù)氐慕煌ū憷潭龋档土私煌ㄟ\輸成本，加速了生產(chǎn)要素的流動，增加了知識外溢程度，進而提升了技術(shù)進步水平。但是，地方政府過度負債也可能對技術(shù)進步帶來不利的影響，其主要表現(xiàn)在以下幾個方面：

（1）從債務(wù)資金來源看，地方政府債務(wù)主要來源于銀行信貸。審計署2011年和2013年的審計報告顯示，在地方政府獲取債務(wù)資金的各種方式中，銀行信貸是最主要的資金來源。新《預算法》實施后，地方政府債券成為地方政府唯一合法的舉債形式，但中債登數(shù)據(jù)顯示，2016年底，商業(yè)銀行持有地方政府債券占債務(wù)余額的88.13%。事實上，在地方政府與銀行機構(gòu)的雙重隱性擔保和預算軟約束的邏輯下，中國國有銀行必然存在優(yōu)先向地方政府發(fā)放貸款的偏好。地方政府過度負債，一方面，既占用了大量的信貸資金，擠占了其他經(jīng)濟主體的資金來源，同時對銀行資金需求增加，提升了資金成本，擠出了私人投資的資金來源，導致銀行所提供的貸款難以滿足企業(yè)的研發(fā)需求和轉(zhuǎn)型升級的投資需求，對地區(qū)技術(shù)進步產(chǎn)生抑制作用。另一方面，銀行資金往往期限較短，而地方政府債務(wù)多投向回報期限較長的交通基礎(chǔ)設(shè)施，導致債務(wù)資金存在較嚴重的短債長投現(xiàn)象，產(chǎn)生期限錯配風險，降低銀行信貸資源配置能力，不利于銀行對創(chuàng)新的信貸約束的緩解作用，進而抑制技術(shù)進步水平的提升。

（2）從債務(wù)資金使用看，地方政府債務(wù)資金主要投向融資平臺企業(yè)和地方國有企業(yè)，主要用于公共投資。一方面，地方政府過度負債用于公共投資，擠出了企業(yè)在創(chuàng)新活動上的投資。財政部數(shù)據(jù)顯示，截至2019年底，政府債務(wù)為38.11萬億元，其中，地方政府債務(wù)為21.31萬億元，占55.92%。地方政府過度負債，導致政府債務(wù)整體水平上升，提高了利率，從而擠出企業(yè)在創(chuàng)新活動方面的投資。另一方面，地方政府融資平臺和地方國有企業(yè)都具有公有產(chǎn)權(quán)屬性，存在著生產(chǎn)效率和創(chuàng)新效率的雙重損失（張杰和居楊雯，2017）。更為重要的是，創(chuàng)新活動具有長期性和不確定性，所有權(quán)性質(zhì)決定了這些企業(yè)很難通過監(jiān)督和激勵機制設(shè)計來激勵企業(yè)的創(chuàng)新活動，而且創(chuàng)新效率損失大于生產(chǎn)效率損失（吳延兵，2012）。

（3）地方政府債務(wù)償還高度依賴土地財政，推動土地價格上升，進而抬高了房價。審計署2013年的報告顯示，土地出讓收入已成為地方政府主要的償債途徑。大量地方政府債務(wù)資金投向基礎(chǔ)設(shè)施等公益性項目，不能產(chǎn)生足夠的現(xiàn)金流量，且債務(wù)期限以中短期為主，債務(wù)償還資金依賴地方政府收入，而“吃飯財政”的剛性支出結(jié)構(gòu)決定了地方政府依靠一般預算收入償還債務(wù)的能力有限，需要依靠土地融資或土地出讓收入等預算外收入，形成土地財政依賴。伴隨著地方政府債務(wù)日益膨脹以及即將到來的償還壓力，地方政府對土地出讓收入的依賴程度越來越高，這就使得地方政府有動力抬高地價，即地方政府可以通過控制土地供給量、限制土地招拍底價等方式推高土地出讓價格，使得房地產(chǎn)商土地成本上漲，導致房價上漲。房價持續(xù)上漲導致房地產(chǎn)市場繁榮，吸引各類生產(chǎn)要素流入效率相對較低的房地產(chǎn)業(yè)，導致大量非房地產(chǎn)企業(yè)進入房地產(chǎn)市場，扭曲企業(yè)的投資方向，進而降低企業(yè)開展創(chuàng)新活動的動力，有損地區(qū)技術(shù)進步水平的提升。王文春和榮昭（2014）的實證研究發(fā)現(xiàn)房價上漲吸引了大量的資本進入房地產(chǎn)業(yè)及相關(guān)產(chǎn)業(yè)，擠出了工業(yè)企業(yè)開展新產(chǎn)品開發(fā)和研發(fā)投入活動，從而不利于全要素生產(chǎn)率的提升。

（二）地方政府債務(wù)與技術(shù)效率

生產(chǎn)前沿面只代表了技術(shù)的可行性，但在實際的生產(chǎn)活動中，只有少數(shù)企業(yè)可以達到技術(shù)最優(yōu)，而更多企業(yè)遠離生產(chǎn)前沿面。當微觀企業(yè)都努力將自己的生產(chǎn)活動向既定的生產(chǎn)前沿面移動，也可以使得宏觀上的投入產(chǎn)出效率得以提升，進而提高全要素生產(chǎn)率，這種情況叫做技術(shù)效率的提升（李平，2016）。技術(shù)效率提升的本質(zhì)在于通過增加生產(chǎn)要素之間的協(xié)調(diào)性，以釋放現(xiàn)有技術(shù)水平的潛能。因此，地區(qū)生產(chǎn)技術(shù)的利用效率以及企業(yè)的管理水平?jīng)Q定地區(qū)技術(shù)效率。

（1）從債務(wù)資金來源看，地方政府債務(wù)高度依賴商業(yè)銀行。在傳統(tǒng)融資模式下，債務(wù)資金主要來自于商業(yè)銀行的貸款，而在新型融資模式下，債務(wù)資金主要來自于地方政府債券市場。我國地方政府債券市場上的投資者主要有商業(yè)銀行、證券公司和基金公司等機構(gòu)投資者，其中，商業(yè)銀行是最主要的地方政府債券持有者。事實上，在傳統(tǒng)融資模式下，財政投資項目的收益低、地方政府債務(wù)融資成本高以及金融資產(chǎn)的“剛性兌付”，是私營企業(yè)融資困難的重要原因。在新融資模式下，地方政府有著相對更好的信用，與企業(yè)相比，地方政府債券的信用評級顯然更高。因此，伴隨著地方政府債務(wù)規(guī)模的擴大，企業(yè)資金的可獲得性不斷降低，企業(yè)只能將有限的資金用于技術(shù)改造，使得地區(qū)生產(chǎn)技術(shù)的利用效率難以提升，進而降低地區(qū)的技術(shù)效率。

（2）從債務(wù)資金使用來看，部分地方政府債務(wù)資金由國有企業(yè)掌握。在管理制度上，相對于私營企業(yè)，國有企業(yè)機構(gòu)臃腫，靈活性不足，管理水平相對低下，因此，地方政府債務(wù)越高，國有企業(yè)越容易獲得資金，越缺乏提升管理水平的動力，進而不利于地區(qū)技術(shù)效率的提升。此外，地方政府債務(wù)資金主要用于基礎(chǔ)設(shè)施投資，過度的公共投資也可能會擠出企業(yè)在技術(shù)改造和開發(fā)等項目的投資，不利于生產(chǎn)技術(shù)利用效率的提升。

（3）地方政府在債務(wù)負擔過重的情況下可能會引發(fā)債務(wù)危機甚至金融經(jīng)濟危機，從而增加外資企業(yè)的投資風險，降低外商投資者的盈利預期，進而對外資流入產(chǎn)生擠出效應(yīng)，因此，地方政府債務(wù)對中國FDI具有顯著的負向抑制作用（冼國明等，2016）。然而，高的對外直接投資意味著更高的對外開放水平，在對外開放水平較高的情況下，國內(nèi)企業(yè)可以通過產(chǎn)品流通與國外企業(yè)進行交流，從而學習先進的生產(chǎn)技術(shù)、管理理念和組織模式，從而提高技術(shù)效率（劉貫春等，2017）。因此，地方政府過度負債可能弱化了對外直接投資的技術(shù)效率改善作用，從而對技術(shù)效率產(chǎn)生負面影響。

三、經(jīng)濟增長質(zhì)量評價

（一）測度方法

全要素生產(chǎn)率是經(jīng)濟長期增長的主要來源，可以用于衡量經(jīng)濟增長質(zhì)量（王兵和劉光天，2015）。此外，全要素生產(chǎn)率指標也是世界銀行等國際研究機構(gòu)考察中國經(jīng)濟可持續(xù)發(fā)展的重要依據(jù)（鄭玉歆，2007）?；诖?，本文用全要素生產(chǎn)率衡量經(jīng)濟增長質(zhì)量。計算全要素生產(chǎn)率的方法較多，其中包括含參數(shù)的生產(chǎn)函數(shù)法和隨機前沿生產(chǎn)函數(shù)法、非參數(shù)的數(shù)據(jù)包絡(luò)分析法（DEA）以及基于因素分解的增長核算法。DEA在計算全要素生產(chǎn)率時不需要假定生產(chǎn)函數(shù)的形式，可以避免函數(shù)形式的主觀設(shè)定產(chǎn)生測算偏誤。傳統(tǒng)的DEA-Malmquist沒有考慮資源環(huán)境的約束，而資源和環(huán)境已經(jīng)成為決定當前中國經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的重要因素，如果不正確考慮會對全要素生產(chǎn)率的估算產(chǎn)生偏誤。Hailu和 Veeman（2000）將資本、勞動、能源和環(huán)境污染一同作為投入要素，但與實際的生產(chǎn)過程不符。而Chung 等（1997）將環(huán)境污染作為具有負外部性的非期望產(chǎn)出，采用基于當期參考集構(gòu)建的方向性距離Malmquist-Luenberger 指數(shù)（DDF-ML）測算全要素生產(chǎn)率，但生產(chǎn)可能性集可能存在不可行解。本文進一步結(jié)合Oh 和 Heshmati（2010）提出的序列Malmquist-Luenberger （SML）生產(chǎn)率指數(shù)，采用DDF-SML計算中國省級全要素生產(chǎn)率。

1.環(huán)境技術(shù)

（二）投入和產(chǎn)出數(shù)據(jù)

按照上述方法計算全要素生產(chǎn)率，首先要確定中國各省份的投入產(chǎn)出數(shù)據(jù)?？紤]數(shù)據(jù)的可得性，我們剔除了香港、澳門、臺灣和西藏地區(qū)，選取其余30個省份為研究對象，并基于2009-2016年的面板數(shù)據(jù)計算2010-2016年的全要素生產(chǎn)率（TFP）增長率。以下數(shù)據(jù)均來源于歷年《中國統(tǒng)計年鑒》。

投入指標選取勞動、資本和能源投入。估算全要素生產(chǎn)率，除了需要確定估計方法外，關(guān)于要素投入的度量也比較關(guān)鍵。在衡量勞動投入時，僅僅考慮勞動力的數(shù)量不考慮人力資本因素，而將人力資本因素作為影響因素置于下文回歸分析的控制變量中，因此本文采用各省份年末就業(yè)人數(shù)指標衡量勞動投入的數(shù)量。資本投入指標用資本存量衡量，并采用永續(xù)盤存法進行估算。估算公式為：Kit=Iit+（1-α）Ki，t-1，其中i為省份，t為時間，K為資本存量，I為投資，α為折舊率。本文采用固定資本形成總額衡量當年的投資，折舊率設(shè)定為9.6%?；谫Y本存量的選取對資本存量的估算極為重要，但即便基期資本存量假設(shè)不同，只要選擇較長的時間跨度，估算的誤差不會太大。因此，本文選取張軍等（2004）估算的2000年資本存量，將其轉(zhuǎn)化為2000年的價格后作為本文的基期資本存量。關(guān)于能源投入，我們參考王兵和劉光天（2015）的研究，選取能源消費總量為能源投入指標。

產(chǎn)出指標有期望產(chǎn)出和非期望產(chǎn)出。期望產(chǎn)出以2000年為基期的實際地區(qū)生產(chǎn)總值表示。非期望產(chǎn)出指標的選取差異較大，李平（2017）以工業(yè)廢水、工業(yè)二氧化硫和工業(yè)煙塵排放量衡量;Zhang等（2016）選用二氧化硫、化學需氧量和二氧化碳排放量指標;林伯強和劉泓汛（2015）用二氧化碳排放量表示。本文參考王兵和劉光天（2015）的研究，選取地區(qū)二氧化硫和化學需氧量排放總量為非期望產(chǎn)出。

（三）測算結(jié)果分析

根據(jù)上文介紹的計算方法和數(shù)據(jù)，我們計算了中國2010-2016年各省份的TFP增長率。從全國范圍來看，TFP在整個樣本期間年均增長率為3.44%，而白重恩和張瓊（2015）估算的2008-2014年年均增長率為1.97%，蔡躍洲和付一夫（2017）估算的2010-2014年年均增長率為2.20%。我們的結(jié)論高于后兩篇文獻的結(jié)論，其原因主要有兩點：一是估算方法的差異，白重恩和張瓊以及蔡躍洲和付一夫使用基于統(tǒng)計分解的增長核算法，而本文采用基于產(chǎn)出的DDF-SML指數(shù);二是后者僅僅考慮了實際生產(chǎn)總值的期望產(chǎn)出，而本文還考慮了能源與環(huán)境因素，并將環(huán)境污染作為非期望產(chǎn)出。這也表明，近年來在全球金融危機沖擊、國內(nèi)資源環(huán)境約束趨緊的情況下，中國的綠色發(fā)展取得了一定的成效。

就省級TFP增長率而言，地區(qū)間TFP增長率還存在較大的差距。從樣本期間年均增長率來看，排名前五位的省份分別是北京、天津、江蘇、上海和山東，均為東部發(fā)達地區(qū)，而排名后五位的省份分別是湖南、貴州、甘肅、黑龍江與云南，全部是中西部地區(qū)。進一步地，我們發(fā)現(xiàn)全國有24個省份的TFP增長率大于1，呈現(xiàn)正增長的趨勢，但還有6個省份的TFP增長率小于1，呈現(xiàn)負增長的趨勢，均為中西部地區(qū)。因此，要牢固樹立綠色發(fā)展的理念，深化供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革，在創(chuàng)新引領(lǐng)、綠色低碳、共享經(jīng)濟、現(xiàn)代供應(yīng)鏈、人力資本服務(wù)等領(lǐng)域培育新增長點，提升全要素生產(chǎn)率，提高經(jīng)濟增長質(zhì)量，促進中國經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。

四、模型構(gòu)建與數(shù)據(jù)說明

（一）模型設(shè)定

為了從數(shù)量和質(zhì)量兩個角度來考察地方政府債務(wù)的經(jīng)濟增長效應(yīng)，本文構(gòu)建了以下實證模型：

式（7）參考呂建（2015）的實證分析框架，用于考察地方政府債務(wù)對經(jīng)濟增長數(shù)量的影響。式（8）用于檢驗地方政府債務(wù)對經(jīng)濟增長質(zhì)量的影響，該模型參考了郭家堂和駱品亮（2016）用于討論互聯(lián)網(wǎng)與全要素生產(chǎn)率關(guān)系的分析框架，同時也參考了余泳澤等（2018）用于考察財政分權(quán)對全要素生產(chǎn)率影響的實證分析模型。其中，i為省份，t為時間。pgdp是經(jīng)濟增長數(shù)量，growthq是經(jīng)濟增長質(zhì)量，debtpop是地方政府債務(wù)。X表示除地方政府債務(wù)之外其他可能影響經(jīng)濟增長數(shù)量的控制變量，包括地區(qū)投資水平、人力資本水平、國有化程度、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)水平、政府消費水平和對外開放水平等指標。Y表示除地方政府債務(wù)之外其他可能影響經(jīng)濟增長質(zhì)量的控制變量，包括國有化程度、人力資本水平、城鎮(zhèn)化水平、政府干預程度和金融發(fā)展水平等指標。表示不可觀測的省份固定效應(yīng)，εit和πit為誤差項。

從研究的問題來看，中國各省份地方政府債務(wù)和經(jīng)濟增長數(shù)量及質(zhì)量之間的關(guān)系，存在雙向因果問題。一方面，地方政府債務(wù)的來源會影響地區(qū)企業(yè)的融資，債務(wù)使用會影響地區(qū)的公共投資，而債務(wù)償還會造成土地財政依賴，進而影響各省份的經(jīng)濟增長數(shù)量和質(zhì)量;另一方面，各省份經(jīng)濟增長數(shù)量反映了地方經(jīng)濟發(fā)展水平，在某種程度上可以作為地區(qū)償債能力的代理變量，從而影響地方政府的債務(wù)規(guī)模（羅黨論和佘國滿，2015）。此外，經(jīng)濟增長數(shù)量是地方政府目標考核的重要指標，也會影響地方政府舉債的激勵;而各省地區(qū)增長質(zhì)量，特別是全要素生產(chǎn)率增長遇到其他負面因素的沖擊時，地方政府有動力采取舉債等擴張的財政政策。因此，地方政府債務(wù)內(nèi)生于經(jīng)濟增長數(shù)量和質(zhì)量，構(gòu)建了以下輔助方程：

其中，τi表示不可觀測的省份固定效應(yīng)，ηit為誤差項。Z表示除經(jīng)濟增長數(shù)量和質(zhì)量之外其他可能影響地方政府舉債行為的控制變量，包括地區(qū)財政缺口、金融發(fā)展水平、城鎮(zhèn)化水平和政府消費水平等指標。

于是，本文采用式（7）、式（8）和式（9）式構(gòu)成的聯(lián)立方程組來考察地方政府債務(wù)的經(jīng)濟增長效應(yīng)。

（二）變量說明和數(shù)據(jù)來源

本文選取中國大陸（西藏除外）30個省份2010-2016年的面板數(shù)據(jù)來進行實證分析，所有數(shù)據(jù)均來源于《中國統(tǒng)計年鑒》和各省份統(tǒng)計年鑒。

1.內(nèi)生變量

本文以地方政府負有償還責任的債務(wù)口徑手工收集整理地方政府債務(wù)數(shù)據(jù)。國家審計署在2011年和2013年對全國地方政府性債務(wù)情況進行了兩次全面審計，并公布了審計報告結(jié)果。此后，各省審計廳陸續(xù)發(fā)布了2014年1月的審計結(jié)果，據(jù)此可以查詢2010年、2012年和2013年6月底的數(shù)據(jù)。假設(shè)地方政府債務(wù)是勻速增長的，可以推算出2011年和2013年底的債務(wù)數(shù)據(jù)。自2015年起，地方政府開始發(fā)行地方政府債券，通過查詢一般債券或?qū)ｍ梻男畔⑴段募?，可以收集整?014-2016年地方政府債務(wù)數(shù)據(jù)。在本文中，采用人均地方政府債務(wù)（debtpop）來衡量地方政府債務(wù)，即地方政府債務(wù)余額與地區(qū)人口總數(shù)的比值。經(jīng)濟增長數(shù)量（pgdp），用2000年不變價進行平減處理的人均實際地區(qū)生產(chǎn)總值表示。經(jīng)濟增長質(zhì)量（growthq），采用基于產(chǎn)出導向的DDF-SML指數(shù)計算的全要素生產(chǎn)率來衡量。

2.控制變量

人力資本水平（hucap），以6歲及以上人口的人均受教育年限來衡量。國有化程度（soe_fix），用地區(qū)固定資產(chǎn)投資總額中國有經(jīng)濟固定投資額所占比重來表示。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)水平（ts_indus），用第三產(chǎn)業(yè)增加值與第二產(chǎn)業(yè)增加值之比來表示。政府消費水平（govcon_gdp），用政府消費支出占地區(qū)生產(chǎn)總值的比例來表示。對外開放水平（open_gdp），用進出口總額與當年地區(qū)生產(chǎn)總值的比值來衡量。由于進出口總額一般用美元計價，需要利用當年的平均匯率轉(zhuǎn)化為人民幣計價。地區(qū)投資水平（i_gdp），用固定資產(chǎn)投資額占當年地區(qū)生產(chǎn)總值的比重來表示。城鎮(zhèn)化水平（urban），用城鎮(zhèn)人口占總?cè)丝诘谋戎貋砗饬?。金融發(fā)展水平（loan_gdp），用各省金融機構(gòu)貸款余額與地區(qū)生產(chǎn)總值的比值來表示。政府支出規(guī)模（fisexp_gdp），用各省公共財政支出與地區(qū)生產(chǎn)總值的比值來表示。地方財政缺口（fisgap_gdp），用地方公共財政收入減去公共財政支出后除以地區(qū)生產(chǎn)總值來表示。

五、實證結(jié)果分析

（一）基準回歸結(jié)果

根據(jù)本文實證分析框架，本文考察地方政府債務(wù)對地區(qū)經(jīng)濟增長數(shù)量和質(zhì)量的影響。從所構(gòu)建聯(lián)立方程組的階條件和秩條件來看，該模型的三個方程均為過度識別。三階段最小二乘法（3SLS）是最常用的系統(tǒng)估計法，其在2SLS的基礎(chǔ)上使用廣義最小二乘法對整個聯(lián)立方程組進行估計，因此本文主要采用3SLS對模型進行估計?？紤]到回歸結(jié)果的穩(wěn)健性，本文也報告了OLS的計量結(jié)果。此外，為了減輕共線性和異方差的影響，本文對所有變量均取自然對數(shù)，而且考慮到中國省份之間經(jīng)濟發(fā)展狀況的差異，也為了減輕遺漏變量的偏誤，我們控制了省份個體效應(yīng)。

表1報告了地方政府債務(wù)影響經(jīng)濟增長數(shù)量和質(zhì)量的回歸結(jié)果。從表1中的模型（1）和模型（4）可以看到，無論是OLS估計，還是3SLS估計，地方政府債務(wù)的系數(shù)在1%的顯著性水平下為正，這表明地方政府債務(wù)與經(jīng)濟增長數(shù)量之間存在正相關(guān)關(guān)系，也就是說，近年來，地方政府舉債行為對維持地區(qū)經(jīng)濟增長起到了積極的推動作用。這一結(jié)論與徐長生等（2016）的結(jié)論一致，他們的解釋是地方政府舉債越多，會有更多的預算外收入用于地區(qū)交通基礎(chǔ)設(shè)施的建設(shè)，進而為地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展創(chuàng)造更好的環(huán)境，最終促進地區(qū)的經(jīng)濟增長。此外，GDP目標考核使得地方政府展開橫向競爭，地方政府官員只有取得比其他地區(qū)更快的經(jīng)濟增長才能獲得政治上的晉升，而分稅制改革帶來了地方政府財權(quán)與事權(quán)的不匹配，產(chǎn)生較大的財政資金缺口。內(nèi)在的動力與外在的壓力使得地方政府迫切需要通過舉債來緩解發(fā)展所需的資金壓力，從而提升地區(qū)經(jīng)濟增長速度。事實上，地方政府舉債用于地區(qū)公共投資，一方面直接推動了地區(qū)經(jīng)濟增長數(shù)量的提升，另一方面還可以通過應(yīng)對危機、抗擊自然災害、推動民生改善、生態(tài)環(huán)境保護、基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)等方面產(chǎn)生溢出效應(yīng)，從而間接推動經(jīng)濟增長。值得一提的是，在1998年的亞洲金融危機時，中央采用國債轉(zhuǎn)貸地方政府、代地方發(fā)行地方政府債券的形式替地方政府舉債;在2008年的國際金融危機中，地方政府借助融資平臺公司、地方政府部門和機構(gòu)、公用事業(yè)單位等方式籌集資金，有效地彌補了地方政府財政資金不足，為地區(qū)經(jīng)濟持續(xù)增長做出了巨大的貢獻。

從表1中的模型（2）和模型（5）可以看到，地方政府債務(wù)系數(shù)至少在10%的水平下統(tǒng)計顯著為負，這表明，不同于地方政府債務(wù)與經(jīng)濟增長數(shù)量的關(guān)系，地方政府的舉債行為降低了TFP增長率，不利于地區(qū)經(jīng)濟增長質(zhì)量的提升。我們對此的解釋是：第一，從債務(wù)資金來源看，地方政府債務(wù)資金占用了大量的社會融資，可能擠出了私人企業(yè)的信貸資金，阻礙企業(yè)為創(chuàng)新融資，不利于地區(qū)技術(shù)進步的提升。第二，從債務(wù)資金使用看，地方政府債務(wù)大量用于基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，盡管基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)能提升其他生產(chǎn)效率、交易效率、外部溢出效應(yīng)等提升經(jīng)濟增長質(zhì)量，但是過度的基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)可能會擠出企業(yè)在技術(shù)改造和創(chuàng)新項目的投資，進而不利于地區(qū)的技術(shù)進步和技術(shù)效率的提升。第三，從債務(wù)資金償還來看，地方政府債務(wù)存在較嚴重的資金來源和資金投向的期限錯配現(xiàn)象，使得地方政府高度依賴土地出讓收入來進行債務(wù)融資與償還，其結(jié)果是推高了地區(qū)的土地價格，從而導致房地產(chǎn)價格的上漲。由于存在房地產(chǎn)價格上漲的預期，中國實體經(jīng)濟部門的資金加速流向房地產(chǎn)部門，造成實體部門的創(chuàng)新研發(fā)活動資金短缺。第四，地方政府債務(wù)快速增長，導致地方政府債務(wù)負擔過重，可能會引發(fā)債務(wù)危機甚至經(jīng)濟危機，從而增加外資企業(yè)的投資風險，對外國投資者的盈利預期產(chǎn)生負面影響，進而擠出了外資，而FDI會影響外資企業(yè)的技術(shù)轉(zhuǎn)移與擴散對經(jīng)濟增長質(zhì)量具有正面作用（沈坤榮和耿強，2001）。此外，地方政府債務(wù)規(guī)模增長迅速，為地方政府投資籌集了大量的資金，必然會導致部分地區(qū)盲目投資以及出現(xiàn)低水平重復建設(shè)，從而降低債務(wù)資金的投資效率，這也會對經(jīng)濟增長質(zhì)量產(chǎn)生不利影響。

（二）考慮區(qū)域差異性的進一步分析

考慮到中國各地區(qū)在經(jīng)濟發(fā)展水平、資源環(huán)境稟賦、技術(shù)進步條件等方面存在較大的差異，可進一步按照區(qū)域劃分來考察地方政府債務(wù)的增長效應(yīng)。由于樣本量有限，傳統(tǒng)的三大區(qū)域劃分標準會使得樣本數(shù)量不足，影響回歸分析結(jié)果，本文參考郭家堂和駱品亮（2016）的劃分方法，將中國各省份劃分為東部和西部兩個區(qū)域進行回歸。估計結(jié)果見表2和表3。

從數(shù)量方程來看，無論東部還是西部，地方政府債務(wù)對經(jīng)濟增長數(shù)量都有正向的促進作用，且西部回歸系數(shù)的數(shù)值略大于東部，這說明地方政府債務(wù)的增長數(shù)量效應(yīng)與經(jīng)濟發(fā)展水平有著緊密的關(guān)系。地方政府債務(wù)用于公共投資促進經(jīng)濟增長數(shù)量增加，而地方政府債務(wù)也會存在私人投資的擠出效應(yīng)，當正效應(yīng)大于負效應(yīng)時，就表現(xiàn)為地方政府債務(wù)促進了經(jīng)濟增長，但東部區(qū)域的民營經(jīng)濟相比西部區(qū)域更發(fā)達，地方政府債務(wù)對東部區(qū)域的擠出效應(yīng)高于西部區(qū)域，因而出現(xiàn)西部區(qū)域的數(shù)量效應(yīng)略高于東部區(qū)域。

從質(zhì)量方程來看，在東部區(qū)域，地方政府債務(wù)對經(jīng)濟增長質(zhì)量的彈性系數(shù)為-0.3699，而且在1%的顯著性水平下統(tǒng)計顯著，這表明東部區(qū)域地方政府債務(wù)對經(jīng)濟增長質(zhì)量有顯著負作用。一方面，東部區(qū)域交通便利，當?shù)胤秸e債用于基礎(chǔ)設(shè)施投資時，容易造成投資過度，過高的基礎(chǔ)設(shè)施投資會擠出私人創(chuàng)新投資，不利于地區(qū)技術(shù)進步的提升;另一方面，東部區(qū)域私營經(jīng)濟發(fā)達，對市場環(huán)境的要求更高，地方政府舉債從某種側(cè)面反映了當?shù)卣深A和參與信貸資源配置的程度，舉債越多對市場環(huán)境的損害越大，越不利于私營企業(yè)在創(chuàng)新活動的投資。而在西部區(qū)域，地方政府債務(wù)的經(jīng)濟增長質(zhì)量效應(yīng)不顯著。這表明，相比東部區(qū)域，西部區(qū)域的發(fā)展程度相對較低，私人投資相對不足，公共資本補充了私人資本的投資，盡管基礎(chǔ)設(shè)施投資也會存在部分創(chuàng)新擠出效應(yīng)，但正負效應(yīng)相互抵消時就體現(xiàn)為地方政府債務(wù)對經(jīng)濟增長質(zhì)量的影響不顯著。

（三）穩(wěn)健性檢驗

為了檢驗結(jié)論的可靠性，本文進行了以下穩(wěn)定性檢驗。

1.考慮時間固定效應(yīng)

在基準回歸分析中，計量方程并未控制年份固定效應(yīng)，我們進一步考慮了年份固定效應(yīng)。一組回歸只控制年份固定效應(yīng)，另一組同時控制地區(qū)和年份固定效應(yīng)，兩組回歸均采用3SLS方法進行估計?；貧w結(jié)果都表明，地方政府債務(wù)提高了地區(qū)經(jīng)濟增長數(shù)量，但不利于經(jīng)濟增長質(zhì)量的提升。

2.考慮模型的設(shè)定方式

在模型設(shè)定部分，聯(lián)立方程組由3個回歸方程構(gòu)成，我們將方程（7）和（9）、方程（8）和（9）分別組成聯(lián)立方程組模型進行回歸。在數(shù)量方程和債務(wù)方程構(gòu)成的聯(lián)立方程組中，無論是OLS估計，還是3SLS估計，地方政府債務(wù)的回歸系數(shù)在1%的顯著水平下為正，這表明地方政府債務(wù)對地區(qū)經(jīng)濟增長數(shù)量的影響顯著為正。在質(zhì)量方程和債務(wù)方程構(gòu)成的聯(lián)立方程組中，OLS估計地方政府債務(wù)的回歸系數(shù)在10%的顯著性水平下為負，盡管3SLS估計地方政府債務(wù)的回歸系數(shù)不顯著，但系數(shù)符號依舊為負，這也表明地方政府債務(wù)對經(jīng)濟增長質(zhì)量具有抑制作用。

3.考慮滯后效應(yīng)

考慮到地方政府債務(wù)以及其他控制變量影響地區(qū)經(jīng)濟增長可能存在的時間滯后效應(yīng)，我們在基準模型中使用滯后項替換當期項。首先，我們將基準模型中地方政府債務(wù)的當期項替換為滯后一期項進行估計。從回歸結(jié)果中可以看出，數(shù)量方程地方政府債務(wù)的估計系數(shù)顯著為正，而質(zhì)量方程地方政府債務(wù)的估計系數(shù)顯著為負。進一步地，我們將模型中數(shù)量方程和質(zhì)量方程所有的自變量都滯后一期進行估計，從中也發(fā)現(xiàn)了數(shù)量方程中地方政府債務(wù)的估計系數(shù)顯著為正，而質(zhì)量方程中地方政府債務(wù)的估計系數(shù)顯著為負。因此，本文的回歸結(jié)果較為穩(wěn)健。

4.變換TFP增長率的估算方法

關(guān)于TFP的估算，不同學者基于不同數(shù)據(jù)和不同方法得到的TFP增長率存在較大差異。本文采用以下方法重新估算TFP增長率：

（1）基于非導向的DDF-SML計算TFP增長率（growthq_n）。第二部分考慮方向性導數(shù)時，假定了gx=0，即考慮產(chǎn)出方向的改進。我們放松了該假定，即假定gx≠0，考慮投入和產(chǎn)出兩個方向的改進，重新計算TFP增長率。

（2）基于非導向的DDF-SML計算TFP增長率（growthq_w），并考慮投入產(chǎn)出改進方向的權(quán)重。式（2）中，β表明投入產(chǎn)出改進比例的空間是相同的，進一步放松該條件，假設(shè)投入x、y、b改進的比例分別為α、β、γ，且投入產(chǎn)出權(quán)重設(shè)定為1，好產(chǎn)出、壞產(chǎn)出權(quán)重分別為1。具體的規(guī)劃式見成剛（2014）的介紹。

（3）參考Hailu和Veeman（2000）的方法，將勞動、資本、能源和環(huán)境污染都作為投入要素，采用DEA-M指數(shù)計算TFP增長率（growthq_i）。

將上述三種計算結(jié)果分別用于測度經(jīng)濟增長質(zhì)量，然后進行聯(lián)立方程組模型的估計。從回歸結(jié)果可以看出，地方政府債務(wù)系數(shù)符號和顯著性與基準回歸相比未發(fā)生明顯變化。

5.變換地方政府債務(wù)的度量方法

除了人均債務(wù)度量地方政府的債務(wù)規(guī)模，文獻中較為常用的指標還有地方政府負債率（debtgdp），即地方政府債務(wù)余額與地區(qū)生產(chǎn)總值的比值。因此，本文進一步采用替換核心解釋變量來進行穩(wěn)健性檢驗，即用地方政府負債率替換人均債務(wù)指標。從回歸結(jié)果可以看出，地方政府債務(wù)的回歸系數(shù)在符號和顯著性上沒有顯著的變化，表明實證結(jié)果穩(wěn)健。

六、影響機制的驗證

關(guān)于地方政府債務(wù)與地區(qū)經(jīng)濟增長數(shù)量和速度的關(guān)系，呂建（2015）利用空間計量模型檢驗了地方政府債務(wù)對經(jīng)濟增長產(chǎn)生影響的流動性渠道，而徐長生等（2016）基于面板分位數(shù)模型驗證了“地方政府債務(wù)-基礎(chǔ)設(shè)施投資-經(jīng)濟增長”的路徑，因此，本部分不再驗證地方政府債務(wù)對經(jīng)濟增長數(shù)量和速度的影響路徑，主要檢驗地方政府債務(wù)對全要素生產(chǎn)率的影響機制。事實上，參考劉貫春等（2017）關(guān)于金融體制改革對經(jīng)濟效率影響的傳導機制檢驗方法，我們可以籠統(tǒng)地檢驗地方政府債務(wù)對技術(shù)進步和技術(shù)效率的影響，以此探討其影響全要素生產(chǎn)率的路徑。

為此，我們首先將生產(chǎn)率指數(shù)SML分解為技術(shù)進步（TC）和技術(shù)效率（EC）：

其中，EC大于1表示技術(shù)效率提高， EC小于1表示技術(shù)效率降低;TC大于1表示技術(shù)進步，TC小于1表示技術(shù)退步。

其次，我們用技術(shù)進步和技術(shù)效率替換基準聯(lián)立方程組中的全要素生產(chǎn)率，回歸的結(jié)果見表4和表5。從表4中的模型（1）和模型（4）可以看到，無論是OLS估計，還是3SLS估計，地方政府債務(wù)的回歸系數(shù)在1%的顯著性水平下為正，這也驗證了地方政府債務(wù)對地區(qū)經(jīng)濟增長數(shù)量的正向作用。從表4中的模型（2）和模型（5）可以看到，地方政府債務(wù)系數(shù)在1%的顯著性水平下為負，這說明地方政府債務(wù)對技術(shù)進步具有顯著的抑制作用，即地方政府債務(wù)規(guī)模越大，越不利于地區(qū)技術(shù)進步水平的提升。進一步地，從表5的回歸結(jié)果也發(fā)現(xiàn)了地方政府債務(wù)對經(jīng)濟增長數(shù)量的促進作用，再一次證明了結(jié)論的穩(wěn)健性。關(guān)于技術(shù)效率方程， 表5中的OLS估計結(jié)果顯示地方政府債務(wù)系數(shù)為負但不顯著，而3SLS估計結(jié)果顯著地方政府債務(wù)系數(shù)在10%的顯著性水平下卻為正，這說明地方政府債務(wù)對技術(shù)效率的影響并不穩(wěn)健，即沒有證據(jù)表明地方政府債務(wù)對技術(shù)效率存在負向影響。事實上，技術(shù)效率的提升與企業(yè)內(nèi)部管理組織模式、企業(yè)員工素質(zhì)以及企業(yè)地理位置等因素相關(guān)（李平，2016），這些因素受地方政府債務(wù)的影響較為有限。綜合上述結(jié)果可知，地方政府債務(wù)對全要素生產(chǎn)率的負向作用主要通過地方政府債務(wù)對地區(qū)技術(shù)進步的抑制作用來實現(xiàn)。

七、結(jié)論與政策含義

本文從數(shù)量和質(zhì)量的雙重視角研究了地方政府債務(wù)的經(jīng)濟增長效應(yīng)。采用投入導向的DDF-SML指數(shù)計算了TFP增長率，并以此衡量經(jīng)濟增長質(zhì)量，然后構(gòu)建中國30個省份2010-2016年的面板數(shù)據(jù)集，采用聯(lián)立方程組模型，分析地方政府債務(wù)對經(jīng)濟增長數(shù)量和質(zhì)量的影響。結(jié)論表明，在樣本期間，地方政府債務(wù)的增長效應(yīng)存在兩種相反的結(jié)果：一方面，地方政府債務(wù)用于公共投資增加了經(jīng)濟增長數(shù)量和速度;另一方面，地方政府舉債融資也產(chǎn)生了效率損失，不利于經(jīng)濟增長質(zhì)量的提升。分區(qū)域的估計結(jié)果表明，地方政府債務(wù)對經(jīng)濟增長數(shù)量的促進作用既存在于東部，也存在于西部，但地方政府債務(wù)對經(jīng)濟增長質(zhì)量的抑制作用僅存在于東部，在西部區(qū)域未得到驗證。進一步的實證研究表明，地方政府過度負債對地區(qū)技術(shù)進步存在抑制作用，但沒有證據(jù)表明地方政府債務(wù)降低了地區(qū)的技術(shù)效率。地方政府合理舉債對經(jīng)濟增長數(shù)量通常具有積極的影響，舉債放松了地方政府預算約束，強化了地方政府對債務(wù)推動型經(jīng)濟增長方式的依賴，并對地方政府舉債沖動起到了正反饋作用。這種循環(huán)一方面導致了地方政府過度的公共支出，有可能形成產(chǎn)能過剩，或擠出了私人投資，不利于經(jīng)濟的長期增長;另一方面地方政府舉債沖動是政府干預經(jīng)濟的具體表現(xiàn)，也降低了地區(qū)經(jīng)濟效率。

基于上述結(jié)論，本文的政策含義是：（1）從增長數(shù)量和質(zhì)量的角度綜合評價地方政府債務(wù)的增長效應(yīng)，以確定地方政府負債的適度規(guī)模。地方政府舉債在短期內(nèi)固然可以增加經(jīng)濟增長數(shù)量和速度，但同時也會帶來效率損失，不利于經(jīng)濟增長質(zhì)量的提升，因此，要在數(shù)量增長與效率損失中尋找平衡，合理確定地方政府適度負債規(guī)模。（2）控制地方政府隱性債務(wù)規(guī)模。自2014年以來，在中央政府加強地方政府債務(wù)管理的情況下，地方政府債務(wù)治理取得了一定的成績，較好地控制了顯性債務(wù)規(guī)模。但持續(xù)的經(jīng)濟下行壓力下，再加上長期以來的債務(wù)驅(qū)動型增長方式，以及中央政府的隱性擔保使得地方政府依然有強烈的舉債沖動。有些地方政府借助政府投資基金、政府和社會資本合作和政府購買服務(wù)等形式，違法違規(guī)變相舉債，形成較嚴重的隱性債務(wù)風險。因此，需要加快融資平臺轉(zhuǎn)型，加大對變相舉債的懲處力度，嚴禁違法違規(guī)舉債，嚴控隱性債務(wù)規(guī)模。（3）鼓勵個人或企業(yè)參與地方政府債券投資，降低銀行機構(gòu)的持有量，優(yōu)化地方政府債券的投資者結(jié)構(gòu);加強債務(wù)資金使用過程的決策和監(jiān)管，防止資金低效使用，避免出現(xiàn)地方政府公共投資過度、不計生態(tài)代價等資源低效配置行為;確保地方政府債務(wù)資金及時得到償還，努力降低地方政府舉債行為對全要素生產(chǎn)率的消極影響。中國經(jīng)濟已轉(zhuǎn)向高質(zhì)量發(fā)展階段，更加注重效益與質(zhì)量，而地方政府仍然可以在其中發(fā)揮積極作用。限制地方政府債務(wù)總量，優(yōu)化地方政府債務(wù)結(jié)構(gòu)，防范地方政府債務(wù)風險，地方政府適度舉債并提高債務(wù)資金使用效率，以推動經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。

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Research on the Economic Growth Effect of Local Government Debt

—Based on the dual perspective of quantity and quality

Xiong Hu

（School of Accounting， Nanjing University of Finance and Economics）

Abstract：This paper first analyzes the mechanism of how local government debt affects the quantity and quality of economic growth and then uses the input-oriented DDF-SML index to measure the quality of economic growth. From the dual perspective of the quantity and quality of economic growth， we employ the simultaneous equations model to comprehensively examine the economic growth effects of local government debt using panel data of 30 provinces in China from 2010 to 2016.The conclusion shows that the scale expansion of local government debt increases the amount and speed of economic growth， but at the same time it has a negative impact on regional technological progress and the quality of economic growth during the sample period. Furthermore， the promoting effect of local government debt on the quantity of economic growth exists in both the east and the west， but the restraining effect of local government debt on the quality of economic growth only exists in the east and has not been verified in the western region. Therefore， we must consider not only the impact of local government debt on the amount of economic growth but the impact of local government debt on the quality of economic growth in order to more effectively judge the macro risks of local government debt in the process of formulating the debt management system.

Key Words：Local Government Debt; Quality of Economic Growth; Debt Risk; DDF-SML Index

責任編輯 郝 偉

熊虎，南京財經(jīng)大學會計學院，電子信箱：xionghu2013@qq.com。本文受江蘇高校哲學社會科學一般項目（2021SJA0287）的資助。感謝匿名審稿人對本文提出的意見，文責自負。