歐陽勝銀，駱書侶，蔡美玲

(湖南科技大學 商學院，湖南 湘潭 411201)

地方隱性債務是地方政府出于政治壓力、晉升激勵和救助責任，以擔保形式存在、承諾以財政收入償還的債務，一般屬于法定債務限額以外的地方政府債務[1]。2018年國務院下發(fā)的《關于防范化解地方政府隱性債務風險的意見》掀起了學界對地方隱性債務研究的熱潮，隱性債務是地方政府融資的重要工具，但基于其巨額規(guī)模和金融屬性，地方隱性債務極易觸發(fā)系統(tǒng)性金融風險。2022年的國務院《政府工作報告》中要求“防范化解地方債務風險，處置重大金融風險事件”，防范化解地方隱性債務風險的核心途徑便是從債務規(guī)模入手，嚴格控制債務增量，同時化解已有的債務存量。

隨著變相違規(guī)舉債方式不斷涌現(xiàn)，地方隱性債務規(guī)模劇增，其強大的隱蔽性使測算地方隱性債務具體數(shù)額變得異常艱難。蔡利等發(fā)現(xiàn)2015―2017年地方融資平臺僅從中信集團就獲得205億元融資，2018年以政府購買服務的方式生成的隱性債務規(guī)模達到了88.63億元[2]；吉富星通過政府付款、城投債和政府補貼支付等測算口徑估計出2017年的隱性債務規(guī)模約為22.2萬億元[3]；李一花等研究發(fā)現(xiàn)2018年我國地方隱性債務規(guī)模為30.9萬億元[4]。雖然不同學者從不同測算口徑估算出的隱性債務規(guī)模不盡相同，但地方隱性債務規(guī)模已接近政府債務總規(guī)模的50%[5]，適當舉債有利于區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展，而過度舉債不僅會破壞地方財政金融結構，還將威脅到實體經(jīng)濟的健康發(fā)展。

地方性債務又與貨幣政策密切相關，2008年為了應對國際金融危機，我國推出了“四萬億”的財政計劃來恢復經(jīng)濟發(fā)展，各類地方融資平臺也應運而生，而央行實行的寬松貨幣政策也加大了商業(yè)銀行的放貸額度，融資平臺利用政府擔保背景向商業(yè)銀行等金融機構融資，極大程度上助長了地方隱性債務規(guī)模。

一、文獻綜述

貨幣政策和財政政策往往是協(xié)調配合來實現(xiàn)宏觀調控的目標，Sargent提出持續(xù)擴張的財政政策勢必會帶來持續(xù)擴張的地方財政缺口，最后財政赤字難以為繼，在財政部門和金融部門不斷博弈的過程中，最終往往是中央銀行選擇妥協(xié)，以發(fā)行貨幣的方式為財政部門融資來結束博弈[6]。也有學者研究發(fā)現(xiàn)，大規(guī)模的政府債務會制約貨幣政策的選擇，引發(fā)通貨膨脹，通貨膨脹反過來也可能刺激政府債務的生成，由此形成惡性循環(huán)[7]。但貨幣政策對地方政府債務的調控可能不是直接的，因而，學術界從不同層面探討了貨幣政策影響地方政府債務的渠道。一些學者利用上市公司的貸款數(shù)據(jù)進行實證研究，發(fā)現(xiàn)政府在舉債融資過程中同其他企業(yè)的融資行為有著不可避免的競爭關系，政府可以接受的融資成本在其他企業(yè)之上，所以在地方政府選擇向商業(yè)銀行等金融機構進行債務融資時，會間接抬高商業(yè)銀行的融資利率，使部分原屬于其他企業(yè)的信貸份額被擠占，從而阻礙貨幣政策的信貸傳導渠道[8]。李雪俏等認為，地方政府通過地方融資平臺獲得資金進行經(jīng)濟建設，強勁的財政政策帶動了地方隱性債務的形成，央行通過商業(yè)銀行發(fā)行的基礎貨幣并沒有直接流向實體經(jīng)濟，而是由融資平臺承接之后再流向實體經(jīng)濟[9]。張敏認為，商業(yè)銀行向融資平臺提供信貸時往往持有“政府兜底”的想法，從而放寬借款條件，由此極易產生銀行不良貸款，為了防止發(fā)生系統(tǒng)性金融風險，央行不得不采取貨幣化的手段應對大規(guī)模的政府債務[10]。因此，可以認為貨幣政策在很大程度上是通過金融市場的信貸渠道對地方隱性債務產生影響。類似的研究還有鄧曉蘭和陳晉[11]、歐陽勝銀和蔡美玲[12]、熊琛和金昊[13]等。

此外，不少學者發(fā)現(xiàn)適當舉債可以促進當?shù)亟?jīng)濟發(fā)展[14]，而我國地方政府債務規(guī)模與經(jīng)濟波動幅度之間也存在正相關關系[15]，但這種積極作用大多是建立在土地財政的基礎之上，因為土地財政是政府債務影響經(jīng)濟波動的催化劑[16]。而Tusi通過研究土地財政在政府基礎設施投資建設中發(fā)揮的作用，發(fā)現(xiàn)土地財政收入不僅可以補充地方財政收入，還是地方債務形成的優(yōu)質擔保[17]。由于土地財政收入一方面可以提高地方政府用來償還債務的預期收入，另一方面又是撬動大額信貸資金的杠桿，因此，政府債務在很大程度上離不開土地財政，土地價格的高低影響著地方政府的信貸約束力度[18]。馬樹才等認為土地財政和房地產市場有密切關系，通過土地財政傳導渠道形成的政府債務是房地產泡沫形成的推力之一，畢竟房價上漲能直接提高土地財政收入[19]。

梳理已有的研究文獻發(fā)現(xiàn)，當前較多學者對地方政府債務與貨幣政策、地方政府債務與信貸規(guī)模、地方政府債務與房地產的關系進行了多角度的分析，但仍然存在以下不足：一方面，如何科學測算地方隱性債務的統(tǒng)計方法還沒有形成一致的認可，地方隱性債務的省際數(shù)據(jù)也缺乏系統(tǒng)測算；另一方面，現(xiàn)有研究大多關注貨幣政策與地方政府債務之間的關系，而貨幣政策與地方隱性債務之間的關系則鮮有關注，而且兩者之間的影響機制也沒有得到系統(tǒng)研究。因此，本文試圖系統(tǒng)測算省際地方隱性債務規(guī)模數(shù)據(jù)，并通過中介效應深入探索信貸渠道和房地產渠道在其間發(fā)揮的作用，借此為防控地方隱性債務治理提供參考。

二、理論分析與研究假設

我國財政體系職能與貨幣體系職能并非各行其是而毫無交集，金融機構的資產業(yè)務為財政部門債務杠桿率的攀升創(chuàng)造了條件，而龐大的債務風險又加劇了金融市場的不穩(wěn)定性[20]。具體地，貨幣政策能夠通過調控基礎貨幣供應量影響流動性變化，流動性和社會融資成本存在顯著的因果關系，當社會融資成本降低時，地方政府將更容易進行隱性舉債[21]，特別是在經(jīng)濟不景氣時期，中央銀行進行逆周期的貨幣政策調控模式，各地政府不僅可以獲得財政撥款用于經(jīng)濟建設，地方融資平臺還能以更低的融資成本獲得資金用于實體經(jīng)濟投資，這可在極大程度上誘發(fā)地方隱性債務的形成。因此，如果實行寬松的貨幣政策，地方政府就會有足夠強的動機進行逆周期基礎設施投資，從而增加地方隱性債務規(guī)模。綜合上述分析提出假設1。

假設1：寬松的貨幣政策對地方隱性債務有正向影響。

地方隱性債務很大一部分是通過地方投融資平臺、政府和社會資本合作項目(PPP)等方式形成的，當?shù)胤饺谫Y平臺或PPP項目需要向銀行等金融機構融資時，其政府背景會使銀行等金融機構基于“政府兜底”的想法而愿意提供貸款[3]。此外，那些通過商業(yè)銀行向地方融資平臺發(fā)放貸款形成的政府債務，也能影響到商業(yè)銀行的放貸結構，因為地方融資平臺或PPP項目往往能夠比其他企業(yè)承受更高的貸款利率，商業(yè)銀行為了實現(xiàn)最大化盈利，自然更加愿意向這類企業(yè)和項目提供貸款，商業(yè)銀行的放款意愿不斷地向地方政府傾斜，進一步擴大了地方隱性債務的規(guī)模。信貸規(guī)模的大小是可以通過貨幣政策的信貸傳導機制進行調節(jié)的，當貨幣政策改變了商業(yè)銀行的存款準備金率時必定會影響到銀行的信貸供給[22]。因此，實行寬松的貨幣政策，有助于擴大信貸規(guī)模，使得地方政府融資平臺等借貸主體更容易獲得低成本的信貸資金，由此刺激地方隱性債務的擴張。因此，提出假設2。

假設2：信貸是貨幣政策影響地方隱性債務的渠道之一，且信貸渠道可以發(fā)揮正向的中介效應。

從地方財政收入的結構來看，2018年國有土地出讓收入在政府性基金收入中的占比高達91.2%[23]，不難看出，土地出讓收入是除稅收收入以外地方財政收入中重要的組成部分，其不僅可以為地方隱性債務提供擔保，也可以補充地方政府的財政收入，進而減小地方政府通過隱性債務融資的意愿[24]。土地出讓收入的變動和房價的變動具有高度的一致性，而地方政府欲從土地出讓收入中取得巨額收益，高漲的房價起到了至關重要的推動作用，房地產市場的繁榮不僅具有拉動經(jīng)濟增長的作用，同時也是提高地方政府財政收入的關鍵因素。可以推測，貨幣政策的實施通過調控市場利率來影響整個社會進入房地產市場的資金，并通過影響房價最終影響到土地財政收入及地方隱性債務。因此，如果實行寬松的貨幣政策，市場利率將下調，社會融資成本降低，經(jīng)濟升溫導致房價上漲，地方政府的土地財政收入增加，在財政支出不變的情況下，地方政府不需要通過增加地方隱性債務來補充收入。因此，提出假設3。

假設3：房地產是貨幣政策影響地方隱性債務的渠道之一，且房地產渠道可以發(fā)揮負向的中介效應。

三、實證檢驗

(一)模型設計

本文不僅要證實貨幣政策對地方隱性債務的影響，同時還要檢驗是否存在信貸渠道和房地產渠道，以及兩個渠道的作用方向與大小，因而需要建立多重中介效應模型，用于判斷貨幣政策對地方隱性債務的總影響，利用中介效應模型探討信貸渠道和房地產渠道發(fā)揮的中介作用。式(1)—(5)是本文使用的五個模型，其中式(1)表示貨幣政策對地方隱性債務的總影響，式(2)、式(3)表示信貸渠道發(fā)揮的中介作用，式(4)、式(5)表示房地產渠道發(fā)揮的中介作用。

lnghdit=c1+a1lnm2it+Contralit+εit

(1)

lnzbxcit=c2+a2lnm2it+Contralit+εit

(2)

lnghdit=c3+a3lnm2it+b1lnzbxcit+Contralit+εit

(3)

lnhdit=c4+a4lnm2it+Contralit+εit

(4)

lnghdit=c5+a5lnm2it+b2lnzbxcit+Contralit+εit

(5)

式(1)—(5)中，Contralit為模型的控制變量，a1—a5為貨幣政策的回歸系數(shù)，b1、b2分別為信貸規(guī)模和房價的回歸系數(shù)，c1—c5分別為五個模型的截距項。a1即為貨幣政策對地方隱性債務的總效應系數(shù)；a3為信貸渠道的直接效應系數(shù)，a2b1為信貸渠道的中介效應系數(shù)；a5為房地產渠道的直接效應系數(shù)，a4b2為房地產渠道的中介效應系數(shù)。

(二)數(shù)據(jù)說明

首先利用間接法測度地方隱性債務規(guī)模[25]，依托“支出=收入”這一等式，建立公式：隱性債務規(guī)模=地方基建總支出-預算內基建投資資金-基建投資收益-顯性債務，通過以上公式就能夠估算出地方政府在投資端通過隱性債務的方式籌得的資金規(guī)模。由于不存在貨幣供應量的省級數(shù)據(jù)，因此采用丁文麗的方法[26]，將各省貨幣供應量替換為各省金融機構各項存款余額。其余變量定義如表1所示，所有數(shù)據(jù)均來自Wind、國家統(tǒng)計局及網(wǎng)絡公開資料。本文選取全國30個省市自治區(qū)(不含西藏自治區(qū)和港澳臺地區(qū))2010―2020年的面板數(shù)據(jù)進行實證分析。

表1 變量說明

(三)描述性統(tǒng)計

表2展示了變量描述性統(tǒng)計的結果，其中，測算發(fā)現(xiàn)地方隱性債務規(guī)模(lnghd)的標準差為1.687 7，最大值和最小值分別為10.723 1和0，二者相差較大，表明不同地區(qū)在不同年份存在的地方隱性債務有著很大差異，各省份對地方隱性債務的需求與管控也不盡相同。其次，貨幣供應量(lnm2)的標準差為0.918 1，僅次于地方隱性債務規(guī)模的標準差，表明不同地區(qū)的存款規(guī)模也有著不小的差異，這和各地的經(jīng)濟發(fā)展水平密不可分，一般經(jīng)濟越發(fā)達的省份，其金融機構存款余額也越大。其余變量的統(tǒng)計結果如表2所示，此處不再做過多解釋。

表2 變量的描述性統(tǒng)計

(四)回歸結果分析

以式(1)—(5)為回歸模型，采用Stata 16.0進行中介效應檢驗，貨幣政策影響地方隱性債務的回歸結果如表3所示。

表3 貨幣政策影響地方隱性債務的回歸結果

1.總影響效應分析

第(1)列展示了貨幣政策對地方隱性債務的總影響，貨幣供應量(lnm2)的回歸系數(shù)是3.792 1，在1%的顯著性水平上顯著，說明在現(xiàn)有的樣本范圍內，貨幣政策對地方隱性債務的總體影響系數(shù)為3.792 1。不難看出，寬松的貨幣政策對地方隱性債務的擴張在總體上有明顯的促進作用，貨幣供應量每上漲1個單位，地方隱性債務會顯著地增加3.792 1個單位。從經(jīng)濟周期的角度分析，在經(jīng)濟繁榮時期，社會融資成本較高，但企業(yè)往往會選擇在這個時期增加投資企圖提高收益，卻忽略了在此后的經(jīng)濟衰退期可能會放大企業(yè)虧損的可能性，這種情況屬于順周期操作，典型的逆周期調控政策是2008年我國為了應對金融危機實行積極的財政政策和寬松的貨幣政策。在我國目前的經(jīng)濟體制和投資機制下，當經(jīng)濟發(fā)展放緩時，央行實行寬松的貨幣政策會促進地方政府采取逆周期操作，并利用地方隱性債務的方式為基礎設施建設提供融資支持。假設1得以證實。

第(1)列的控制變量中，勞動力(lnlf)的回歸系數(shù)顯著為正，說明勞動力數(shù)量增加能夠促進本地隱性債務規(guī)模的擴大，更大的勞動力數(shù)量要求更多的社會保障支撐，導致地方財政支出增大，刺激了隱性舉債。地方顯性債務規(guī)模(lngd)的回歸系數(shù)顯著為負，說明顯性債務規(guī)模增加能夠減少隱性債務規(guī)模，顯性債務和隱性債務同屬于地方政府債務，皆是地方政府的融資手段，當?shù)胤秸ㄟ^更多的顯性債務額度擴大融資時，將不再需要額外的隱性債務補充財政收入，因此，顯性債務和隱性債務的規(guī)模呈此消彼長的趨勢。金融發(fā)展水平(lnfdl)的回歸系數(shù)顯著為正，意味著金融創(chuàng)新和技術發(fā)展為隱性債務融資提供了更多渠道，促進了隱性債務規(guī)模的增長。老年人人口(lnep)的回歸系數(shù)顯著為負，主要是由于老年人人口增加帶來的養(yǎng)老金逐漸在財政支出中顯性化，從而降低了隱性債務的形成速度。顯性債務管制(d)對隱性債務規(guī)模有正向影響，因為在2015年修訂的《中華人民共和國預算法》(以下簡稱新《預算法》)全面實施之前，地方政府不具備舉債權利，此時，地方政府不得不通過隱性舉債獲得資金支持，2015年新《預算法》全面實施之后，地方政府可以通過適當合法舉債來獲得一部分用于基礎設施建設的資金，隱性舉債規(guī)模將相應減少。

2.信貸渠道的中介效應分析

表3第(2)列中貨幣供應量的回歸系數(shù)為0.711 9，在1%的顯著性水平上顯著。由此可以表明，貨幣供應量的增加對銀行信貸規(guī)模具有顯著的推動作用，這點通過貨幣政策的傳導機制很容易理解?？傮w上貨幣供應量每增長1個單位，可以顯著地帶動銀行信貸規(guī)模增長0.711 9個單位。

根據(jù)第(2)列和第(3)列的回歸結果，可以明確信貸渠道的中介作用在貨幣政策影響地方隱性債務的過程中客觀存在且顯著為正。從第(2)列的回歸結果看，貨幣供應量對銀行信貸規(guī)模產生了正向影響。再看第(3)列結果，當貨幣供應量和銀行信貸規(guī)模都置于同一個模型時，貨幣供應量的影響系數(shù)為2.066 6，依舊在1%的顯著性水平上顯著，說明信貸渠道存在部分中介效應。由于信貸規(guī)模對地方隱性債務的促進系數(shù)為2.423 8，因而在貨幣政策影響地方隱性債務的過程中，信貸渠道發(fā)揮的中介效應系數(shù)為：

0.711 9*2.423 8=1.725 5

與此同時，貨幣政策對地方隱性債務的直接效應系數(shù)為2.066 6，貨幣政策對地方隱性債務的總體影響系數(shù)為3.792 1。計算可得，在貨幣政策影響地方隱性債務的過程中，信貸渠道發(fā)揮的中介效應占比貨幣政策總效應的份額為：

1.725 5/3.792 1*100%=45.50%

由此可見，寬松貨幣政策在促進地方隱性債務方面起到了關鍵性作用，在這一作用中，銀行的信貸渠道在其中發(fā)揮了重要的正向中介效應。主要是因為在央行實行寬松貨幣政策的背景下，信貸額度會增加，地方融資平臺等借貸主體更容易獲得低成本的信貸資金，刺激地方隱性債務的擴張。因此，信貸渠道是貨幣政策影響地方隱性債務的渠道之一，且信貸渠道發(fā)揮了正向的中介效應。假設2得以證實。

3.房地產渠道的中介效應分析

第(4)列中貨幣供應量的回歸系數(shù)為0.354 3，且在1%的顯著性水平上顯著。由此表明，貨幣供應量的增加對房價具有顯著的推動作用，一方面是由于經(jīng)濟上行帶來的房價上漲，另一方面市場利率下降，社會資金不再傾向于涌入商業(yè)銀行，更多地是流入房地產市場，這無疑會促使房價上漲?？傮w上貨幣供應量每增加1個單位，可以顯著地帶動房價增長0.354 3個單位。

根據(jù)第(4)列和第(5)列的回歸結果可以推斷，在貨幣政策影響地方隱性債務的過程中，房地產渠道的中介作用存在且顯著為負。從第(5)列結果來看，當貨幣供應量和房價都置于同一個模型時，貨幣供應量的影響系數(shù)為4.223 6，在1%的顯著性水平上顯著，說明房地產渠道存在部分中介效應。由于房價對地方隱性債務的削弱系數(shù)為-1.217 8，可知在貨幣政策影響地方隱性債務的過程中，房地產渠道發(fā)揮的中介效應系數(shù)為：

0.354 3*(-1.217 8)=-0.431 4

在第(5)列中，貨幣政策對地方隱性債務的直接效應系數(shù)為4.223 6，貨幣政策對地方隱性債務的總體影響系數(shù)為3.792 1。計算可得，在貨幣政策影響地方隱性債務的過程中，房地產渠道發(fā)揮的中介效應占貨幣政策總效應的份額為：

-0.431 4/3.792 1*100%=-11.38%

由此可見，寬松貨幣政策在促進地方隱性債務方面發(fā)揮了重要的作用，但是這一作用中，房地產渠道在其中發(fā)揮了負向的中介效應。主要是因為央行實行寬松貨幣政策的背景下，市場利率下調，社會融資成本降低，經(jīng)濟升溫導致房價上漲，地方政府的土地財政收入增加，在財政支出不變的情況下，地方政府不需要通過增加地方隱性債務來補充財政收入。因此，房地產渠道是貨幣政策影響地方隱性債務的渠道之一，且房地產渠道發(fā)揮了負向的中介效應。假設3得以證實。

(五)穩(wěn)健性檢驗

為了避免樣本極端值對實證結果的干擾，本文對樣本數(shù)據(jù)進行上下1%的縮尾處理，除此以外，還用金融機構貸款余額(lnxd)代替核心解釋變量貨幣供應量(lnm2)重新進行回歸，表4是運用這兩種方法得到的穩(wěn)健性檢驗回歸結果。由表4可以看出，無論是進行縮尾處理還是替換核心解釋變量，寬松的貨幣政策對地方隱性債務依舊具有正向顯著作用，且信貸渠道的正向中介效應和房地產渠道的負向中介效應也依舊顯著，說明本文的實證結果穩(wěn)健。

表4 穩(wěn)健性檢驗回歸結果

(六)內生性檢驗

寬松的貨幣政策會推動地方隱性債務擴張，而地方隱性債務規(guī)模的持續(xù)增長也可能反過來影響央行實行寬松的貨幣政策，由此可能產生反向因果關系的內生性問題。為了解決這一問題，本文在使用多重中介效應模型時采用了滯后一階的貨幣供應量來控制內生性影響，實證結果如表5所示。表5中第(1)列表示貨幣政策總效應，第(2)、第(3)列表示信貸渠道的正向中介效應，第(4)、第(5)列表示房地產渠道的負向中介效應，均在5%的顯著性水平上顯著，說明本文的實證結果穩(wěn)健。

表5 內生性檢驗

四、結論與對策建議

(一)研究結論

本文基于2010―2020年的省級數(shù)據(jù)，實證研究了貨幣政策對地方隱性債務的影響，并利用多重中介效應模型，深入考察了信貸渠道和房地產渠道在中介效應中起到的作用大小及方向。得出以下結論：第一，我國貨幣政策的選擇對地方政府隱性債務具有顯著影響，實行寬松的貨幣政策會促進地方隱性債務規(guī)模的擴張；第二，在央行實行寬松貨幣政策的背景下，信貸額度會增加，地方融資平臺等借貸主體更容易獲得低成本的信貸資金，刺激地方隱性債務的擴張，因此，銀行的信貸渠道在貨幣政策影響地方隱性債務過程中發(fā)揮了正向的中介效應；第三，央行實行寬松貨幣政策的背景下，經(jīng)濟升溫導致房價上漲，地方政府的土地財政收入增加，在財政支出不變的情況下，地方政府將減少地方隱性債務融資來補充財政收入，因此，房地產渠道在貨幣政策影響地方隱性債務過程中發(fā)揮了負向的中介效應。

(二)政策建議

結合上述結論，本文認為有效遏制地方隱性債務增速，防控地方隱性債務風險，應當從以下幾個方面予以思考。

第一，改善財政收入分配機制，適當提高地方政府的可支配收入，減小地方政府對信貸資金的依賴性。地方隱性債務存在的根本原因在于地方政府的財權與事權不匹配，不斷收緊的地方財政收入和經(jīng)濟建設要求，使地方政府更加依賴通過變相獲取信貸資金的方式來補充財政缺口。可以通過健全政府預算管理體系，加強預算監(jiān)管工作，協(xié)調地方專項稅和中央地方共享稅的關系，進一步明確地方主體稅種，還可以通過專項撥款等轉移支付方式，加大中央對地方財政的支持力度，增加地方政府的可支配收入，減小地方政府對信貸資金的依賴程度，不僅可以控制地方隱性債務的增量，也是形成健康高效的信貸結構、守住不發(fā)生系統(tǒng)性金融風險的重要保障。

第二，通過完善土地改革和市場化運作，增加土地資源相關的其他收入，減小地方政府對土地出讓收入的依賴性。由實證結果可知，房地產渠道在寬松貨幣政策促進地方隱性債務規(guī)模方面具有負向的中介作用，這是由于房價的上漲提高了土地出讓收入，從而起到補充地方政府財政收入的作用，然而土地資源的數(shù)量是有限的，僅靠土地出讓收入控制地方隱性債務規(guī)模不是長久之策。應緊跟土地財政改革的步伐，在土地出讓金劃轉為稅收部門征收后，加強中央對土地收入、支出等信息的統(tǒng)籌管理，嚴查地方政府通過推高房價獲取巨額土地出讓收入的行為。此外，在通過信息化管理技術推動土地市場化運作的同時，也應加大監(jiān)管力度，提高土地利用水平，增加與土地資源相關的其他收入，例如土地財產稅、土地所得稅。

第三，穩(wěn)健型貨幣政策與結構性調控齊頭并進，力促商業(yè)銀行等金融機構對各行業(yè)的資金流向加以調整，加大對其他實體行業(yè)特別是中小型企業(yè)的支持。由于扭曲現(xiàn)象的阻礙，寬松的貨幣政策無法從根本上推動實體經(jīng)濟的發(fā)展，相比之下穩(wěn)健的貨幣政策更能真正服務于經(jīng)濟建設的要求。同時商業(yè)銀行等金融機構也應調整其信貸業(yè)務的資金流向，鼓勵其加大對實體行業(yè)特別是中小型企業(yè)的支持，引導信貸資金流向企業(yè)的主營業(yè)務、技術創(chuàng)新、產業(yè)升級等領域，可以利用金融科技手段為實體企業(yè)提供申請貸款的平臺，這為金融機構提供了企業(yè)資金需求的第一手資料，解決信息不對稱問題。這種結構性的貨幣政策配合相應的激勵機制能從根本上控制地方隱性債務增量。