段東麗

(西安財(cái)經(jīng)大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院 陜西西安 710100)

財(cái)政部發(fā)布的數(shù)據(jù)顯示，2015—2019年新增地方債發(fā)行規(guī)模不斷擴(kuò)大，已經(jīng)由原來(lái)的0.64萬(wàn)億元上升到3.06萬(wàn)億元，其在地方債發(fā)行總規(guī)模中所占的比重大幅度上升，逐漸成為地方建設(shè)所需資金籌集的重要方式。地方政府債務(wù)規(guī)模不斷擴(kuò)大，地方財(cái)政負(fù)擔(dān)加重的同時(shí)，也帶來(lái)了一系列問(wèn)題。首先，我國(guó)地方債務(wù)大部分來(lái)自銀行等金融機(jī)構(gòu)，一旦地方財(cái)政出現(xiàn)問(wèn)題，就會(huì)對(duì)銀行等金融機(jī)構(gòu)造成巨大威脅，破壞金融秩序。其次，如果地方政府財(cái)政出現(xiàn)問(wèn)題，就會(huì)使債務(wù)無(wú)法按時(shí)還清，不僅不能促進(jìn)地方經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，還會(huì)導(dǎo)致經(jīng)濟(jì)停滯。最后，我國(guó)各地財(cái)政收入的大部分來(lái)自土地交易，地方舉債規(guī)模的快速膨脹，勢(shì)必使房地產(chǎn)的泡沫越來(lái)越大，最終引發(fā)金融危機(jī)。因此，我們不得不思考這樣的代價(jià)是否一定會(huì)加快地方經(jīng)濟(jì)的發(fā)展速度呢？日益膨脹的地方債務(wù)是否對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展產(chǎn)生正向作用？為此，本文以陜西省為例，深入探究地方政府性債務(wù)與區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系，以期為地方發(fā)展提供借鑒。

1 文獻(xiàn)綜述

目前，國(guó)外對(duì)地方政府性債務(wù)是否促進(jìn)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的觀點(diǎn)主要有三種：第一，前者會(huì)促進(jìn)后者發(fā)展，代表人物為凱恩斯。在應(yīng)對(duì)1929年的資本主義危機(jī)時(shí)，凱恩斯認(rèn)為實(shí)行赤字財(cái)政政策，減稅增支可以促進(jìn)充分就業(yè)和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。第二，政府債務(wù)會(huì)阻礙經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，代表人物為亞當(dāng)·斯密。雖然前者對(duì)后者有積極作用，但當(dāng)舉債規(guī)模日益增加時(shí)就會(huì)引起通貨膨脹，從而阻礙經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。亞當(dāng)·斯密曾在《國(guó)富論》提到，政府債務(wù)的不斷擴(kuò)展會(huì)導(dǎo)致生產(chǎn)資本被侵蝕，從而削弱一國(guó)經(jīng)濟(jì)。第三，前者對(duì)后者的影響還不是很確定，代表人物為李嘉圖。他提出李嘉圖等價(jià)理論或稱(chēng)債務(wù)中性理論，認(rèn)為政府增稅與發(fā)債帶來(lái)的結(jié)果是相同的，國(guó)債只是延遲了的稅收，想要通過(guò)增發(fā)國(guó)債進(jìn)而影響總需求的思路是行不通的。

2010年以前，我國(guó)幾乎沒(méi)有統(tǒng)一、全面的政府債務(wù)數(shù)據(jù)公布，所以有關(guān)分析此問(wèn)題的文獻(xiàn)資料比較少。近兩年，國(guó)家相關(guān)部門(mén)對(duì)債務(wù)審計(jì)結(jié)果進(jìn)行了公布，國(guó)內(nèi)學(xué)者對(duì)相關(guān)問(wèn)題的研究才越來(lái)越多。閱讀近年來(lái)相關(guān)文獻(xiàn)資料，有關(guān)該問(wèn)題的研究結(jié)論一般有三種：第一，前者對(duì)后者有促進(jìn)作用。刁偉濤(2016)運(yùn)用空間計(jì)量模型發(fā)現(xiàn)，在考慮了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的空間關(guān)聯(lián)性之后，前者對(duì)后者仍具有促進(jìn)作用，但是相關(guān)效果并不明顯。胡奕明和顧祎雯(2016)通過(guò)實(shí)證分析發(fā)現(xiàn)，地方政府債務(wù)可以推動(dòng)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng),即地方政府債務(wù)與區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)呈正相關(guān),但并未發(fā)現(xiàn)兩者之間存在拐點(diǎn),即倒“U”型關(guān)系。姚洪心和李正宇(2017)對(duì)112個(gè)城市的政府債務(wù)數(shù)據(jù)進(jìn)行分析發(fā)現(xiàn)，地方債務(wù)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有顯著的促進(jìn)作用，且直接債務(wù)對(duì)地區(qū)經(jīng)濟(jì)的推動(dòng)力更強(qiáng)。第二，雖然前者對(duì)后者確實(shí)有促進(jìn)作用，但是這種正向的作用會(huì)隨著負(fù)債壓力和償債壓力的增加而逐漸轉(zhuǎn)化為副作用。黃昱然等(2018)采用面板平滑轉(zhuǎn)換回歸模型PSTR,在非線性框架下對(duì)中國(guó)30個(gè)省份地方政府舉債的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)進(jìn)行深入研究后得出了這一結(jié)論。第三，前者與后者之間存在非線性的關(guān)系。邱櫟樺等(2015)利用動(dòng)態(tài)隨機(jī)一般均衡模型和動(dòng)態(tài)面板模型發(fā)現(xiàn)，短期內(nèi)政府債務(wù)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)起到促進(jìn)作用，但長(zhǎng)期來(lái)看前者對(duì)后者無(wú)顯著作用。陳詩(shī)一和汪莉(2016)構(gòu)建三部門(mén)動(dòng)態(tài)博弈模型發(fā)現(xiàn)，當(dāng)政府不被債務(wù)約束時(shí),經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與政府債務(wù)之間存在倒“U”型關(guān)系；當(dāng)政府被債務(wù)約束時(shí),隨著政府債務(wù)的增加，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率反而逐漸降低。李丹丹(2017)運(yùn)用LSTR實(shí)證模型發(fā)現(xiàn)兩者之間存在非線性關(guān)系，具有明顯區(qū)間轉(zhuǎn)換的動(dòng)態(tài)特征。

2 實(shí)證分析

2.1 數(shù)據(jù)選擇與變量選取

本文選取能夠反映地方政府債務(wù)規(guī)模的相關(guān)變量固定資產(chǎn)投資作為解釋變量。但正常情況下，此變量對(duì)地方經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用存在滯后效應(yīng)，故本文選取固定資產(chǎn)投資總額的滯后一期作為解釋變量。由《陜西省統(tǒng)計(jì)年鑒2017》得知，陜西省1997—2016年的固定資產(chǎn)總額與GDP總量的數(shù)據(jù)，用變量H表示滯后一期的固定資產(chǎn)投資總額，用變量Y表示GDP總量。本文用Eviews7.2軟件繪出兩者的散點(diǎn)圖，如圖1所示。

圖1 固定資產(chǎn)總額與GDP總量的散點(diǎn)圖

由圖1可知，變量H與變量Y之間的相關(guān)關(guān)系很強(qiáng)，但滯后一期的兩個(gè)變量是否有協(xié)整關(guān)系和因果關(guān)系，還需進(jìn)一步分析。針對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行自然對(duì)數(shù)變換，不僅可以消除可能存在的異方差影響，還不會(huì)影響變量間的協(xié)整關(guān)系。故對(duì)變量Y和變量H進(jìn)行自然對(duì)數(shù)變換，分別用LnY和LnH表示變換后的新變量。

2.2 變量平穩(wěn)性檢驗(yàn)

為避免導(dǎo)致偽回歸，本文首先運(yùn)用ADF單位根檢驗(yàn)方法對(duì)變量LnY和LnH的平穩(wěn)性進(jìn)行檢驗(yàn)。針對(duì)一階差分D(LNY)和D(LNH)的平穩(wěn)性，對(duì)二階差分D(LNY,2)和D(LNH,2)的平穩(wěn)性也進(jìn)行了檢驗(yàn)。單位根檢驗(yàn)結(jié)果表明，在5%和10%兩個(gè)顯著性水平上，變量LNY和LNH單位根檢驗(yàn)的檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量值均大于臨界值，故接受原假設(shè)，表明變量LNY和LNH存在單位根，不是平穩(wěn)序列。其次，對(duì)它們所對(duì)應(yīng)的一階差分序列D(LNY)和D(LNH)進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，所得的檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量值均大于臨界值，故需要接受原假設(shè)，表明變量LNY和LNH的一階差分序列也存在單位根，不是平穩(wěn)序列。最后，進(jìn)一步對(duì)它們所對(duì)應(yīng)的二階差分序列D(LNY，2)和D(LNH,2)進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，得到的檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量值均小于臨界值，故拒絕原假設(shè)，表明變量LNY和LNH的二階差分序列是平穩(wěn)序列，變量LNY和LNH均為二階單整序列，符合協(xié)整檢驗(yàn)的條件。

2.3 協(xié)整檢驗(yàn)

本文運(yùn)用EG兩步法進(jìn)行協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)。建立協(xié)整回歸模型為：LNY=α+βLNH+e，用OLS回歸方法估計(jì)回歸模型，估計(jì)的回歸模型為：LNY=3.282539+0.676583LNH+e，其中統(tǒng)計(jì)量分別為32.92739和54.44020，R為0.99，F(xiàn)統(tǒng)計(jì)值為2963.735。

由殘差項(xiàng)ADF檢驗(yàn)結(jié)果可知，在10%的置信水平上檢驗(yàn)值-1.616817小于臨界值-1.606129，故有90%的可能性殘差是平穩(wěn)的，表明變量LnY和LnH之間存在協(xié)整關(guān)系，即固定資產(chǎn)投資和地方經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間存在長(zhǎng)期的穩(wěn)定關(guān)系，且兩者之間存在同向變動(dòng)關(guān)系。

2.4 誤差修正模型

由上述可知，變量LnY和LnH之間存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系，但從短期來(lái)看，兩者之間的關(guān)系可能出現(xiàn)失衡。將協(xié)整回歸式中的誤差項(xiàng)e當(dāng)作均衡誤差，建立誤差修正模型將經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的短期行為和長(zhǎng)期行為聯(lián)系起來(lái)，以便增強(qiáng)模型的精度。

(1)誤差修正模型。估計(jì)結(jié)果為：DLNY=0.025327+0.532852DLNH-0.133763e，其中統(tǒng)計(jì)量分別為0.412137、1.937392和-0.424756。估計(jì)結(jié)果表明，誤差項(xiàng)e估計(jì)的系數(shù)為-0.133763，小于零，其絕對(duì)值小于1，表明此模型中的變量之間存在短期的均衡關(guān)系。ECM模型中，用誤差修正項(xiàng)的系數(shù)大小表示對(duì)偏離長(zhǎng)期均衡的調(diào)整力度，故反向的調(diào)整力度以13.4%的速度將非均衡狀態(tài)拉回到均衡狀態(tài)。

(2)基于VAR模型的脈沖響應(yīng)分析。圖2表明，變量LNH的變化對(duì)LNY的沖擊影響開(kāi)始時(shí)為零，在第一年給LNH一個(gè)正向沖擊，會(huì)引起LNY的持續(xù)緩慢上升，并且到第10期還沒(méi)有達(dá)到?jīng)_擊的峰值，說(shuō)明LNH對(duì)LNY的沖擊具有持久性并且作用力持續(xù)增加。脈沖響應(yīng)結(jié)果表明，固定資產(chǎn)投資總額增加會(huì)對(duì)國(guó)民生產(chǎn)總值的增加有拉動(dòng)作用。

圖2 脈沖響應(yīng)分析結(jié)果

(3)方差分解。方差分析結(jié)果顯示，從第1期到第10期，LNH對(duì)LNY的貢獻(xiàn)率一直在增加，到第10期時(shí)為58.68%，表明固定資產(chǎn)投資額對(duì)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的影響存在很強(qiáng)的滯后效應(yīng)。

2.5 格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)

格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果表明，在連續(xù)滯后幾期的情況下，第一個(gè)F統(tǒng)計(jì)值通過(guò)了顯著性檢驗(yàn)，說(shuō)明經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)是地方政府固定資產(chǎn)投資的格蘭杰原因。但第二個(gè)F統(tǒng)計(jì)值無(wú)論滯后多少期都無(wú)法通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，說(shuō)明地方政府固定資產(chǎn)投資不是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的格蘭杰原因。因此，地方經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)可以促進(jìn)政府固定資產(chǎn)投資增加，但政府固定資產(chǎn)投資不能推動(dòng)地方經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。

3 結(jié)語(yǔ)

3.1 結(jié)論

(1)通過(guò)繪制固定資產(chǎn)投資總額與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)總量的散點(diǎn)圖發(fā)現(xiàn)，地方政府固定資產(chǎn)投資與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間存在很強(qiáng)的經(jīng)濟(jì)關(guān)聯(lián)。本文對(duì)選取的變量建立雙對(duì)數(shù)模型，檢驗(yàn)結(jié)果顯示模型擬合的很好，通過(guò)單位根檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)兩個(gè)變量均為二階單整，且兩者之間存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。由估計(jì)結(jié)果可知，固定資產(chǎn)投資總額每增加1%，GDP總量平均增加0.68%，表明當(dāng)?shù)胤秸當(dāng)U大投資時(shí)，國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值會(huì)增加，從而促進(jìn)當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)發(fā)展。

(2)誤差修正模型表明，誤差修正系數(shù)存在反向修正機(jī)制。GDP總量的變化不僅取決于固定資產(chǎn)投資總額的變化，還取決于上一期GDP總量對(duì)均衡水平的偏離，誤差項(xiàng)e估計(jì)的系數(shù)體現(xiàn)了對(duì)偏離的修正速度。上述結(jié)果表明，對(duì)上一期GDP總量的偏離修正速度為13.4%。

(3)格蘭杰因果檢驗(yàn)表明，在連續(xù)滯后幾期的情況下，GDP都是地方政府固定資產(chǎn)投資的格蘭杰原因，而地方政府固定資產(chǎn)投資不是GDP的格蘭杰原因，所以它們之間存在單向因果關(guān)系。因此，我們可以利用GDP的歷史信息預(yù)測(cè)地方政府固定資產(chǎn)投資的未來(lái)變動(dòng)。

3.2 建議

(1)雖然地方債對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展有正向的推動(dòng)作用，但不合理的過(guò)度舉債會(huì)帶來(lái)很多問(wèn)題，例如地方政府腐敗、債務(wù)危機(jī)等。所以，舉債規(guī)模一定要適應(yīng)當(dāng)?shù)氐慕?jīng)濟(jì)發(fā)展需要，禁止盲目舉債，搞政績(jī)化工程。

(2)在不斷深化改革的背景下，地方政府應(yīng)不斷優(yōu)化經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)，轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模式，推動(dòng)經(jīng)濟(jì)平穩(wěn)健康可持續(xù)發(fā)展，避免因經(jīng)濟(jì)過(guò)快發(fā)展造成地方政府過(guò)度擴(kuò)大投資和貸款，從而產(chǎn)生不必要的財(cái)政負(fù)擔(dān)。

(3)地方政府應(yīng)實(shí)事求是，制定符合當(dāng)前自身情況的發(fā)展計(jì)劃，不應(yīng)為了發(fā)展經(jīng)濟(jì)而不斷擴(kuò)大政府投資和債務(wù)，更不應(yīng)為了政績(jī)而大量舉債進(jìn)行基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)。穩(wěn)定的經(jīng)濟(jì)發(fā)展可以降低地方債務(wù)規(guī)模，所以地方政府應(yīng)努力為經(jīng)濟(jì)的平穩(wěn)發(fā)展創(chuàng)造一個(gè)良好的環(huán)境。