地方政府債務規模績效評估、影響機制及優化治理研究

地方政府債務規模績效評估、影響機制及優化治理研究

洪源1,2,秦玉奇1,王群群1

(1.湖南大學經濟與貿易學院，湖南長沙410006；2.財政部財政科學研究所，北京100142)

摘要：本文以公共需求偏好匹配標準為導向，設計出債務需求偏好匹配指數作為地方政府債務規模的績效評估指標，結合我國2002-2012年31個省(市)的相關樣本面板數據，對我國省域地方政府債務規模績效開展實證評估。在此基礎上，從地方政府行為視角出發，運用多元選擇Logit模型，實證檢驗了地方政府債務規模績效的影響機制。實證檢驗結果表明：地方政府舉債活動所處的中國式財政分權的制度環境，以及地方政府在舉債過程中面臨的晉升激勵機制和預算軟約束機制，共同顯著影響著地方政府債務規模績效的狀況和水平。據此，從改革財政分權制度環境，調整地方政府舉債激勵和約束機制的制度安排等方面，提出了優化治理我國地方政府債務規模績效的政策建議。

關鍵詞：地方政府債務規模；績效評估；影響機制；優化治理

收稿日期：2015-08-05修回日期：2015-10-15

基金項目：國家自然科學基金項目(71373073、71103060)；教育部人文社科研究基金項目(15YJC790027)、中國博士后科學基金特別資助項目(2014T70056)；中國博士后科學基金面上項目一等資助(2013M540072)。

作者簡介：洪源(1981-)，男，湖南永州人，湖南大學經濟與貿易學院副教授、碩士生導師，財政部財政科學研究所博士后。研究方向：財稅理論與政策，地方政府債務管理。

中圖分類號：F061.4

文獻標識碼：A

文章編號：1002-9753(2015)11-0161-15

Abstract：Guided by preference matching standards of public demand，this paper designs preference matching index of debt demand to be performance evaluation index for local government debt scale，and conducts empirical assessments of performance of local government debt scale by analyzing panel data in China.On this basis，this paper employs multivariate options logit model to empirically examine the influencing mechanism of performance of local government debt scale.The empirical results indicate that the institutional environment for Chinese fiscal decentralization，promotion incentives and budget soft constraints faced by local government debts jointly and significantly influences the performance situation and level of local government debt scale.Hence，this paper proposes several policy suggestions so as to regulate performance of local government debt scale in China in an optimal way.

A Study on Performance Evaluation，Influencing Mechanism

and Optimal Regulation of Local Government Debt Scale

HONG Yuan1, 2，QIN Yu-qi1，WANG Qun-qun1

(1.SchoolofEconomicsandTrade，HunanUniversity，Changsha410006，China;

2.ResearchInstituteforFiscalScience，MinistryofFinance，Beijing100142，China)

Key words:local government debt scale;performance evaluation;influencing mechanism;optimal regulation

一、引言

根據國家審計署的數據，截至2010年底，全國地方政府債務規模達到10.7萬億元。而到了2013年6月底，地方政府債務總額已迅速增至近18萬億元。1997-2013年地方政府債務年均增幅達27.38%，遠遠高于同期地區生產總值、地方財政收入等指標的年均增幅。地方政府債務快速增長顯然給國家財政和經濟安全帶來了嚴峻而緊迫的挑戰。如何在確定地方政府債務適度規模的前提下，對地方政府債務實行規模控制以有效防范地方政府債務風險，已經成為國家宏觀管理及發展戰略中急需解決的重要和關鍵性問題。

當前國內外對于地方政府債務適度規模的研究主要從以下三個視角出發：一是設立地方政府債務規模警戒線，通過將債務規模指標的監測值與警戒線進行比較，來分析債務規模是否處于適度范圍之內(Ma Jun，2003[1]；浙江省人民政府，2006[2])；二是借助可持續性概念構造地方政府債務可持續性框架對地方政府債務適度規模進行判斷(Keyder，2002[3]；Makin，2005[4]；繆小林和伏潤民，2014[5])；三是基于結構方法的KMV模型測算地方政府債務的違約概率，來確定地方政府的合理發債規模(徐占東，2014[6]；李臘生，2014[7])。

上述研究對于確定地方政府債務的適度規模以及判斷相應的債務風險有一定的參考價值。但從地方政府債務的“發行-使用-償還-發行”的這一不斷循環的運作過程來看，這些研究大都是基于債務的“發行”或者“償還”環節的規模風險分析。事實上，要使這個循環可持續，“使用”這個環節是最重要的。任何融資形成的負債，都是為了使用，不存在為融資而融資，為借債而借債的情況。同時，債務使用的績效體現未來的整體償債能力，反映未來償債的確定性程度，從而表明地方政府債務風險的狀況。因此，研究地方政府債務規模及及其風險問題的重點應從債務本身轉移到債務使用績效的評估上來(劉尚希，2014)[8]。考慮到地方政府債務一般用于公共用途，難以產生像企業債務那樣的現金流，因而不同于企業債務主要從微觀收益視角來開展績效評估，我們需要更多地從地方政府債務產生的宏觀的經濟和社會效益的視角出發來對其開展績效評估(洪源等，2014)[9]。本文擬從地方政府債務的宏觀績效視角出發，以公共需求偏好匹配標準為導向來開展地方政府債務規模績效的實證評估。在此基礎上，系統分析影響地方政府債務規模績效的關鍵因素和作用機制，據此有針對性地提出我國地方政府債務規模績效的優化治理建議。

二、需求偏好匹配標準下的地方政府債務規模績效評估指標設計

(一)需求偏好匹配與地方政府債務規模績效

從當前世界上發達國家的地方政府債務管理的實踐和經驗來看，需求偏好匹配標準已成為了地方政府債務規模績效管理中最重要的一項基本原則。根據Shah(1998)[10]標準(demand prefer-ence responsiveness)，如果政府提供的公共服務有效滿足了需求，則公共部門資源配置處于“偏好匹配”狀態。此時，無論政府在某一支出上投入多少都是合理的。同理，上述需求偏好匹配標準對于地方政府債務規模績效評估也有積極的啟示。由于從債務運行的代際承接上看，地方政府債務償還的最終來源于當地居民未來增加的稅收，因此，地方政府債務資金的使用必須以有效滿足當地居民的公共需求為約束條件。以美國市政債務為例，在財政分權的框架下，地方政府要求市政公司通過債券融資建設的公共項目要匹配轄區的公共需求，必要的情況下轄區居民可以對工程項目的債券融資進行投票(Otaviano和Liu，2013)[11]。這不僅是分權制度下實現公共品供給效率和債務規模最優績效的核心，也有利于防范市政債券因受制于政府主管決策導致的資金錯配及違約風險。

在當前我國地方政府債務的構成中，以地方政府信用為擔保的地方融資平臺債務成為了地方政府債務的主體。雖然地方融資平臺公司的建設職能與美國的市政公司類似，但是在項目決策權和債務管理約束機制上，卻有著很大的差異，具體表現在：地方融資平臺公司債務資金的籌集、配置和使用更多代表了地方政府的基礎設施投資意愿，政府主觀決策主導性很強，因而地方政府往往容易出于經濟競爭和滿足官員晉升需求的考慮要求融資平臺做出效率較低的債務融資決策，進而導致地方政府債務無序擴張、低效配置的現象(陳思霞和陳志勇，2015)[12。要改變這種現狀，顯然需要在地方政府債務管理中嵌入以需求偏好匹配為導向的績效評估因素，根據需求的變化來動態評估地方政府債務的配置和使用效率。具體來看，如果地方政府債務的實際規模匹配當地的公共需求，則表示債務資金被高效率配置，其債務規模的績效也處于高效水平上，此時的地方政府債務即使由于公益性而導致無法產生實際現金流，債務項目也應得到政府財政的支持。相反，如果地方政府債務的實際規模無法與當地公共需求匹配，大幅度偏離了實際需求，則表示債務資金被低效率配置，其債務規模的績效也處于低效水平上，債務規模就應該受到嚴格的管控。

(二)地方政府債務規模績效評估指標的設計思路

在以需求偏好匹配標準為導向的地方政府債務規模績效評估理念下，我們可以通過以下兩個步驟設計出具體的地方政府債務規模績效評估指標。

1.確定地方政府債務規模的需求函數

要構造地方政府債務規模需求函數，首先需要對導致地方政府債務規模需求變動的關鍵因素進行分析。國際經驗普遍認為，分稅制框架下地方政府更了解當地需求，除非地方政府擁有主要稅基的決定權，否則地方政府通過適當舉債進行基礎設施建設以促進當地經濟發展是合理的(陳思霞和陳志勇，2015)[12]。因此，我們認為經濟發展需求因素和公共投資需求因素是影響地方政府債務規模需求的最主要兩大因素。另外，除了上述兩大需求因素，由于在我國特有的財政分權模式下，地方政府沒有稅權，但卻在財權上移的同時承擔著大量諸如教育、醫療、社保以及環境保護等方面的公共福利產品供給職責。因此，為彌補這種財權與事權不匹配導致的公共福利產品供給缺口，地方政府需要舉借債務。這就構成了影響我國地方政府債務規模需求的第三大因素——公共福利需求因素。

在分析債務規模需求因素的基礎上，我們可以借鑒Bergstrom和Goodman(1973)[13]建立的公共產品需求函數，并假設當地對于債務規模的需求函數具有不變收入與價格彈性的Cobb-Douglas函數形式，將我國地方政府債務規模的需求函數表示為如式(1)所示的形式：

Debt =fd(Economic,Invest,Welfare)

=α0EconomicαInvestβWelfareφ

(1)

在式(1)中，Debt 代表地方政府債務規模需求變量，Economic代表當地經濟發展需求因素變量，Invest代表公共投資需求因素變量，Welfare代表公共福利需求因素變量。在此基礎上，為了實證分析的需要，我們可以對式(1)兩邊取對數，并加入擾動項，進而得到如式(2)所示的地方政府債務需求規模的基礎計量回歸模型：

(2)

在式(2)中Debtit以及Economicnit、Investnit以及Residentnit分別代表i地區t年的地方政府債務需求規模變量、經濟發展類需求因素變量、公共投資類需求因素變量以及公共福利類需求因素變量，εit代表模型殘差項或特征誤差項。

2.構造地方政府債務規模的需求偏好匹配指數

從計量經濟的角度來看，依據上文式(2)確定地方政府債務規模需求函數計量回歸模型后，在對模型的實證估計結果中，我們可以得出地方政府債務規模需求量的擬合值，即某地區對于地方政府債務規模的需求偏好均值。在此基礎上，就可以進一步通過比較該地區的地方政府債務規模實際值與模型中得出的債務規模需求擬合值之間的差異程度，來開展以需求偏好匹配標準為導向的地方政府債務規模績效評估了。具體來看，如果這個差異程度處于可以被認定的范圍之內，則可以認為地方政府債務規模績效是處于高效水平上的；反之，如果這個差異程度不在認定的范圍之內，則可以認為地方政府債務規模績效是處于低效水平上的。在實際中，顯然某地區地方政府債務規模的實際數與需求偏好數是很難完全一致的，因此為了使得上述差異程度的比較更具有可操作性，我們設計了如圖1所示的需求偏好匹配指數(preference match index，縮寫PMI)來作為具體的地方政府債務規模績效評估指標。

從圖1中可以看出，如果將債務規模需求函數的計量回歸模型擬合值作為某一地區政府債務規模的需求量，而把該地區政府債務的實際規模作為供給量，則通過后者與前者對比的差額，也就是式(2)所示的計量模型的殘差估計值εit，便可以作為我們構造債務需求偏好匹配指數的一個關鍵值。在這里我們需要進一步考慮的是，由于在債務規模需求函數的計量回歸模型設定過程中，往往不可避免會發生設定失誤以及樣本不合理等問題而導致擬合值和實際值之間出現不同程度的偏差，這種偏差不能完全歸因于政府債務供給決策的失誤，因而到底殘差估計值在多大一個范圍之內是一個正常的偏差呢？模型均方根誤差(RMSE)是一個較為理想的判斷標準，因為，如果模型的殘差估計絕對值大于均方根誤差，那么模型擬合值會落在置信水平為95%的預測區間外，從而在0.05的顯著性水平下認為這種偏離是顯著的。具體來看，我們可以將模型的均方根誤差(RMSE)作為殘差值εit的合理偏差范圍，進而通

過式(3)來構造出地方政府債務的需求偏好匹配指數(PMI)。同時，基于式(3)所示的殘差值處于均方根誤差的不同區間，我們可以最終獲得PMI的實際取值來作為地方政府債務規模績效評估的依據。

供求平衡：-RMSE<ε it

(3)

三、我國省域地方政府債務規模績效的實證評估

在設計出地方政府債務規模的績效評估指標之后，結合我國2002-2012年31個省(市)的相關樣本面板數據，可以通過以下步驟來對我國地方政府債務規模績效開展實證評估。

(一)面板數據模型構建

針對樣本數據為省域面板數據的特點，本文擬在前面式(2)設計的基礎計量回歸模型基礎上，采用面板數據模型來開展具體的省域地方政府債務規模績效實證評估。結合本文的具體情況，由

圖1　地方政府債務需求偏好匹配指數的設計思路

于我們需要通過構建面板數據模型來獲得各年份各省的不同樣本殘差值，并以此作為債務需求偏好匹配指數的取值依據。因此，構建的面板數據模型應該能夠有效地反映出不同省份和不同時期的個體差異，從而獲得更加準確的模型回歸結果。綜合考慮上述情況，我們將構建如(4)所示的個體時點雙固定效應模型作為我們開展債務績效實證評估的主要模型。同時，還構建了如(5)所示的混合效應模型，將該模型作為備選模型，用來檢驗模型回歸結果的穩定性。

LNDebtit=α0+ηi+γt+α1LNGdpit+α2LNIndustryit+β1LNUrbanit+β2LNUinvestit+φ1LNDensityit+φ2LNIncomeit+εit

(4)

LNDebtit=α0+α1LNGdpit+α2LNIndustryit+β1LNUrbanit+β2LNUinvestit+φ1LNDensityit+φ2LNIncomeit+εit

(5)

在式(4)和式(5)中，被解釋變量為Debtit，表示i地區t年的地方政府債務實際規模；解釋變量按照前面式(2)所示的基礎計量模型分為三類：第一類是經濟發展類需求因素變量，具體我們選取了i地區t年的經濟增長率(Gdpit)和工業化率(Industryit)來代表；第二類是公共投資類需求因素變量，具體我們選取了i地區t年的城市化率(Urbanit)和市政領域固定資產投資率(Uinvestit)來代表；第三類是公共福利類需求因素變量，具體我們選取了i地區t年的人口密度(Densityit)和城鎮居民人均可支配收入(Incomeit)來代表。此外，在式(4)所示的個體時點雙固定效應模型中，除了α0代表總體均值截距項之外，ηi為各個截面的個體固定效應，反映不同截面對于總體的偏離，γt為時期個體恒量，反映各個時期的固定影響差異。

(二)數據來源及說明

1.模型的被解釋變量—地方政府債務規模數據估算

由于缺乏2002年以來我國各年各省份的地方政府債務公開統計數據，因此，我們開展面板數據模型估計首先須解決的問題就是作為解釋變量的地方政府債務實際規模的樣本數據如何獲得。鑒于我國地方政府債務資金主要用于地方政府承擔的基礎設施建設和公益性項目建設等市政領域固定資產投資方面，彌補地方政府在此領域的自由可支配財力缺口，因此，參考張憶東和李彥霖(2013)[14]估算方法，我們認為根據地方政府債務的資金恒等式，當期地方政府在市政領域的固定資產投資減去當期地方政府當期自有可用于投資的財力，其差額就是當期地方政府需要通過舉債來彌補的財力缺口，也就是當期地方政府債務的新增債務規模。我們可以據此將其作為模型中被解釋變量的樣本數據，其具體公式如下：

地方政府新增債務規模(DB)=地方政府市政領域固定資產投資總額(UI)—地方政府自有可投資財力(PR)

由于從目前我國的情況來看，上式中的當期地方政府自有可投資財力主要來自于三個方面：一是地方政府公共財政預算內的投資資金(BG)；二是公共財政預算外的土地出讓收入中用于投資的資金(LA)；三是地方政府在市政領域投資項目的盈利現金流入(CA)。故上面公式可以進一步表示為：

地方政府新增債務規模(DB)=地方政府市政領域固定資產投資總額(UI)-公共財政預算內的投資資金(BG)-公共財政預算外的土地出讓金中用于投資的資金(LA)-市政領域投資項目的盈利現金流入(CA)

具體來看，上述公式中的各涉及的指標項目的數據說明如下：

(1)地方政府市政領域固定投資總額(UI)：根據《中國統計年鑒》中全社會固定資產按照行業的分類，我們選取了以下7個行業的固定資產投資作為政府市政領域的固定投資范圍：1電力、燃氣及水的生產和供應業；2交通運輸、倉儲和郵政業；3水利、環境和公共設施管理業；4科學研究、技術服務和地質勘探業；5教育；6衛生、社會保障和社會福利業；7公共管理和社會組織。與此同時，按照我國目前的中央與地方政府的事權劃分規定，我們可以認為上述行業的固定資產投資主要是由地方政府來承擔，故可將各地區當期上述7個行業的固定資產投資之和作為各地區當期地方政府市政領域固定資產投資總額。

(2)地方政府公共預算內的投資資金(BG)：根據《中國統計年鑒》中固定資產投資按照資金來源的分類，我們可以得出各地區的當期“全社會固定資產投資中國家預算內資金”。與此同時，通過考察《中國統計年鑒》的各行業實際到位資金的統計數據，我們發現國家預算內資金大部分都投入到了前述的市政領域7個行業中，故在此我們可以將各地區當期全社會固定資產投資中的國家預算內資金作為當期地方政府公共預算內投資資金的數額。

(3)公共財政預算外的土地出讓金中用于投資的資金(LA)：在當前分稅制框架下，地方政府投資有相當重要的一部分來源于土地出讓金收入(2007年以前該部分收入未納入預算內，2007年后納入政府性基金預算)。從實際操作來看，土地出讓金收入在填補拆遷費用和相關補貼之后都可用于地方政府的市政投資性用途。因而我們將各地區當期土地出讓金收入減去相關必要開支后的土地出讓純收益作為當期地方政府土地出讓金中用于投資的資金。

(4)市政領域投資項目的盈利現金流入。從整體視角來看，市政領域投資項目維持一種零利潤，相應的市政領域投資項目盈利現金流入僅來源于固定資產折舊(張憶東、李彥霖，2013)[14]。依據呂健(2014)[15]測算數據，我們把各地區當期市政領域行業的固定資產折舊率乘以上一期市政領域固定資產投資總額，得到當期市政領域的固定資產折舊額，并據此作為為當期市政領域投資項目的盈利現金流入。

上述指標中涉及的數據均來自于2003-2013年的《中國統計年鑒》、《中國國土資源統計年鑒》以及《中國固定資產統計年鑒》。根據上述樣本數據和公式，我們可以估算出2002-2012年我國31個省的地方政府新增債務規模數據。限于篇幅，在此我們通過圖2列出了經31個省份數據加總而來的2002-2012年地方政府市政領域固定投資總額、地方政府自有可投資財力以及地方政府新增債務規模。

圖2　2002-2012年我國地方政府新增債務規模估算情況

2.模型的解釋變量數據來源及說明

在模型的解釋變量中，經濟發展類需求因素變量中的經濟增長率(Gdpit)以各年各省份的GDP平減數的增長率來表示，工業化率(Industryit)以工業增加值占GDP的比重來表示；公共投資類需求因素變量中的城市化率(Urbanit)以城鎮人口占總人口的比重來表示，市政領域固定資產投資率以市政領域固定資產投資額占全社會固定資產投資額的比重來表示；公共福利類需求因素變量中的人口密度(Densityit)以各年各省份的每平方公里的人口數來表示，城鎮居民人均可支配收入(Incomeit)則是以國家統計局通過抽樣調查的方式得出的城鎮居民可支配收入數據來表示。上述解釋變量的數據來源均來自于2003-2013年的《中國統計年鑒》、《各省統計年鑒》以及《新中國統計資料60年匯編》。

(三)實證評估結果與分析

根據前面式(4)和式(5)所示的地方政府債務規模績效評估面板數據模型，我們運用EViews8.0對模型變量系數進行了估計，具體估計結果如表1所示。在具體估計過程中，除了表1中所示的模型1和模型4，分別代表著式(4)和式(5)所列的混合效應和個體時點雙向固定效應面板數據模型之外，為了檢驗模型估計結果的穩健性和合理性，我們還新增加了模型2和模型3所示的個體固定效應和時間固定效應面板數據模型的估計結果。

表1中混合模型的多余固定效應檢驗的F值較大，且伴隨概率為0，這意味著混合模型中存在著固定效應，采用固定效應模型更為合適。與此同時，根據聯合顯著性檢驗結果(參見表1中的J-sig.個體和J-sig.時點的檢驗值)顯示，個體時點雙向固定效應模型比單獨的個體固定效應模型或者時點固定效應模型更為合理。因此，下面我們也將主要采用個體時點雙向固定效應模型(表1中的模型4)的估計結果來開展地方政府債務規模績效的實證評估。

表1　地方政府債務規模績效評估面板數據模型估計結果

注：***、**、*分別代表在1%、5%和10%的顯著性水平下顯著，括號內為標準差。

具體從模型的估計結果來看：第一，模型1到模型4中各解釋變量的估計系數符號都為正，且絕大部分解釋變量都通過了至少10%的顯著性檢驗。這說明本文設定的地方政府債務的各類公共需求因素都較為顯著地影響了地方政府債務規模變動，即經濟發展類需求因素變量、公共投資類需求因素變量以及公共福利類需求因素共同導致了我國地方政府債務規模的變動，且隨著上述債務需求的不斷增長，地方政府債務規模也呈現不斷擴大的趨勢。

第二，從各類公共需求因素變量對于地方政府債務規模的影響程度來看，模型1到模型4中代表公共投資類需求因素的LNUrbanit和LNUinvestit變量都通過了1%的顯著性檢驗，而代表經濟發展類需求因素和公共福利類需求因素的四個變量則最多通過了5%的顯著性檢驗。例如，在模型4(個體時點雙向固定效應模型)中，代表公共投資類需求因素均通過了1%的顯著性檢驗，而代表經濟發展類需求因素則是分別通過了5%和10%的顯著性檢驗，代表公共福利類需求因素則都是僅通過了10%的顯著性檢驗。上述表明，在影響我國地方政府債務規模的各類公共需求因素中，公共投資類需求因素的回應度是最直接的，經濟發展類需求因素其次，而公共福利類需求因素的回應度則是最低的。這也說明，在目前我國地方政府債務舉借和使用主要由地方政府來決策主導的背景下，債務的公共投資類需求和經濟發展類需求更容易與地方政府官員自身的晉升需求相一致，從而能迅速得到回應。而代表居民意愿的公共福利類因素則并不是地方政府決策者舉債時首要考慮的因素，故其回應度也最低。

在上述估計結果的基礎上，我們可以進一步得出表1中模型4(個體時點雙向固定效應模型)中的均方根誤差(RMSE)和各年份各省的債務規模殘差估計值εit。然后依據式(3)來判斷殘差估計值處于均方根誤差的不同區間，進而得出各年份各省的地方政府債務需求偏好匹配指數(PMI)。表2顯示了2002-2012年我國31個省份的地方政府債務PMI值。

首先，在2002—2012年期間，PMI值一直保持為0的為江蘇、福建、甘肅、吉林等4個省份，占全國的比例為12.9%，其中東部地區占兩個，中部和西部地區各占一個；PMI值在大部分時期(不低于7年)保持為0的為遼寧、山東、安徽、湖北、貴州、陜西、新疆等7個省份，占全國的比例為22.58%。PMI值為0表示這些省份的債務規模處于供求平衡的狀態，即意味著債務規模績效處于高效水平上；其次，PMI值大部分時期保持為1(個別時期為0)的為天津、上海、重慶、西藏、青海、寧夏等6個省份。PMI值為1表示這些省份的債務規模處于供小于求的狀態，債務規模績效處于低效水平上，地方政府債務規模可針對債務公共需求而進一步提高。最后，PMI值大部分時期保持為2(個別時期為0)的為內蒙古、河南、湖南、廣東、廣西、四川、云南。PMI為2表示這些省份的債務規模處于供大于求的狀態，債務規模績效處于低效水平上，如何控制債務規模大幅度偏離實際公共需求而引致的快速膨脹是這些省份需要重點考慮的問題。

從圖3至圖6中可以進一步直觀地觀察出我國省域地方政府債務規模績效的時空變化特征。一方面，從空間分布特征來看，債務規模處于供求平衡的高績效水平狀態的省份更多位于東部地區，而債務規模處于供小于求的低績效水平狀態的省份更多位于西部地區，債務規模處于供大于求的低績效水平狀態的省份則更多位于西部和中部地區。可以說，東部地區省份的債務規模處于高績效水平狀態的比例更高，而西部地區省份的債務規模處于低績效水平狀態的比例更高；另一方面，從時間分布特征來看，在2002年—2007年期間地方政府債務規模處于供求平衡的高績效水平狀態的省份呈現出不斷增加的趨勢，而2008-2012年期間地方政府政府債務規模處于供求平衡的高績效水平狀態的省份基本保持穩定。與此同時，在2002-2012年期間，債務規模供大于求的省份在此期間是逐步減少的，這些省份大多由債務規模供大于求轉變為了供求平衡的狀態。

表2　 2002—2012年我國省域地方政府債務需求偏好匹配指數(PMI)

圖3　2002年地方政府債務規模績效區域分布

圖4　2005年地方政府債務規模績效區域分布

圖5　2008年地方政府債務規模績效區域分布

圖6　2012年地方政府債務規模績效區域分布

四、政府行為視角下地方政府債務規模績效影響機制的實證檢驗

(一)實證檢驗模型構建

在對我國地方政府債務規模績效開展實證評估之后，需要進一步分析影響地方政府債務規模績效的因素和作用機制，以便為今后優化地方政府債務規模績效提供科學的決策依據。近年來，地方政府之所以繞開《預算法》的規定舉借大量債務，可以從中國式財政分權體制下的地方政府行為視角出發做出解釋。首先，1994年分稅制改革后事權與財權不匹配的特征，導致地方政府面臨著體制內存在收支缺口的制度環境(周飛舟，2006)[16]，使得地方政府更加積極地尋求更多體制外的非正式資金的自主權，尤其是在舉債融資方面；其次，現行以“經濟發展水平”為核心的政績考核體系誘使地方政府官員通過在短期內突破預算限制開展那些投入大、短期產出高的“資源密集型”工程，進而向上級傳遞自己經濟政績的信號(王敘果等，2012)[17]。顯然，這種強激勵機制大大增強了地方政府(官員)為了短期提高政績而突破預算限制大規模進行舉債投資活動的主觀動機。最后，在我國預算管理體系中，地方政府債務資金多年來一直未納入預算管理，預算安排不能對地方政府舉債產生強有力的制約，由此形成的“預算軟約束機制”大大提高了地方政府舉債失去上級政府和同級人大監督的可能(楊燦明，2013[18])，對地方政府大規模舉債融資起到了進一步催化作用。可以說，地方政府舉債活動是地方政府在面臨中國式財政分權制度環境以及政績考核強激勵機制和預算軟約束機制的制度安排下的必然選擇。因此，我們在具體分析地方政府債務規模績效的影響機制時，也需要從地方政府行為視角出發來綜合考慮到上述可能的影響因素。

遵循上述思路，我們具體將影響地方政府債務規模績效的因素分為財政分權、晉升激勵和預算軟約束等三大類因素。其中，財政分權作為制度環境因素，而晉升激勵和預算軟約束分別作為地方政府舉債活動的激勵機制和約束機制，它們共同導致了地方政府舉債行為“變異”，從而對地方政府債務規模績效產生顯著影響。在此基礎上，以前面式(3)構造的債務需求偏好匹配指數(PMI)作為被解釋變量，以財政分權類變量、晉升激勵類變量以及預算軟約束類變量作為解釋變量，建立計量模型，實證檢驗地方政府債務規模績效的影響機制。然而，在實際操作中，由式(3)得出的我國省域地方政府債務需求偏好匹配指數(如表2所示)，屬于多值離散變量(multinomial data)，以此類變量為被解釋變量建立的回歸模型，采用 OLS 估計是不合意的。在此，如果將反映地方政府債務規模績效的債務需求偏好匹配狀況視為地方政府選擇的結果，則可以認為地方政府面臨的債務需求匹配選擇有三種：供求平衡(PMI=0)、供給不足(PMI=1)和供給過度(PMI=2)。那么，分析上述選擇問題需要建立多項選擇回歸模型，在此，我們擬采用多元選擇Logit模型來開展具體的實證檢驗分析。

令θij為第i個地區政府選擇第j種債務供需匹配狀態的概率，即θij≡Pr(Gi=j),j=0,1,2。假定共有財政分權、晉升激勵和預算軟約束等三大類影響因素變量對θij產生影響，分別用Xi1、Xi2和Xi3表示。則可以采用如下多元Logistic分布模型表示被解釋變量和解釋變量之間的關系：

(6)

由于施加了概率和為1 的約束，所以確定j個概率，只需要估計j-1個參數。式(6)是以地方政府選擇債務供求平衡(j=0)為基準類別(baseline category)，從而避免了因概率和為1帶來的參數過度識別問題。對式(6)進行代數運算，得到如下結果：

LNθij/θi0=α0j+α1jXi1+α2jXi2+α3jXi3

(7)

在式(7)中，LNθij/θi0代表在施加了概率和為1的約束下，其余選擇類別(PMI=1和PMI=2)分別與基準選擇類別(PMI=0)兩兩比較結果，即地方政府選擇其余選擇(債務供給不足和供給過度)相對于基準選擇類別(債務供求平衡)的相對概率；式(7)中的αij則代表模型中各影響因素變量(Xi1、Xi2和Xi3)對于第i種選擇相對于基準選擇的概率強度的影響程度。αij可以解釋為，在其他協變量保持不變的情況下，第i個協變量每增加1個單位，落入第j類選擇的LNθij/θi0將會增加多少。此外，在對式(7)的參數進行估計的過程中，由于θij和θi0是未知的，而且它們都取決于待估參數αij，因此，無法對式(7)進行直接估計。在此，我們擬運用極大似然估計法(ML)對模型中αij來開展具體估計。

(二)變量與數據來源

首先，從被解釋變量來看，由于本文構建的多元選擇Logit 模型本質是在施加了概率和為1 的約束下，其余選擇類別分別與基準類別比較的“二值”Logit 模型聯立估計的結果，具體來看，本文設定PMI=0(地方政府債務規模供需平衡)為基準類別，因此，在模型的回歸結果中應該包含兩個子方程的回歸結果，其中，一個方程是以LN(P(PMI=1)/P(PMI=0))為被解釋變量，另一個方程是以LN(P(PMI=2)/P(PMI=0))為被解釋變量[19]。上述兩個被解釋變量的數據則通過前面表2所示的2002-2012年我國省域地方政府債務PMI值測算獲得。

其次，從解釋變量來看，對于財政分權類影響因素變量，我們分別使用財政收入分權度(Rdec-entrait)和財政支出分權度(Edecentrait)來代表。其中，財政收入分權度用“各省預算內人均財政收入/全國預算內人均財政收入”來表示，財政支出分權度用“各省預算內人均財政支出/全國預算內人均財政支出”來表示；對于晉升激勵類影響因素變量，我們使用GDP排名(Gdprankit)作為其中的一項變量，該變量用以“各省人均GDP在所有省份中的名次”表示。另外，在當前我國仍然主要依靠投資來拉動經濟增長的大背景下，我們還選擇了市政領域固定資產投資總額增長率(Investgrowit)來反映地方政府(官員)為了短期提高政績而大規模開展投資活動的情況；對于預算軟約束類影響因素變量，我們首先選擇了公共預算內投資資金占比(Budgetproit)來反映出地方政府固定資產投資經費中來源于預算內經費的情況，該變量用“全社會固定資產投資中國家預算內資金/市政領域固定投資總額”來表示。與此同時，我們還設計了地方政府公開發行債券占比(Marketbondit)這一指標，該指標用“地方政府公開發行債券數額+融資平臺公開發債數額/地方政府債務總額”來表示。顯然，上述兩個指標的值越小，則表明地方政府債務中能夠公開接受預算和市場監督的債務比例就越小，債務資金預算軟約束情況也就越嚴重。除了上述三大類影響因素外，本文還選取了一個時間虛擬變量(DUM2008)作為政策外生變量，該虛擬變量在2008年以前取值為0，2008年以后取值為1，用以反映2008年后地方政府舉債面臨的政策環境變化因素影響。

上述解釋變量中財政收入分權度(Rdecen-trait)、財政支出度(Edecentrait)、各省GDP排名(Gdprankit)數據均來源于2003-2013年《中國統計年鑒》；各省市政領域固定資產投資總額增長率(Investgrowit)和公共預算內投資資金占比(Bud-getproit)數據來源于2003-2013年《中國固定資產統計年鑒》；各省地方政府市場公開發行債券占比(Marketbondit)數據中的地方政府公開發行債券數額來源于2003-2013年的《中國財政年鑒》，各省融資平臺公開發債數額則來源于Wind數據庫中2002-2012年期間所有在資本市場公開發債(包括企業/公司債、中票、短期融資券等)的地方融資平臺類企業中的應付債券數據。

(三)實證檢驗結果與分析

運用STATA 13.0軟件中的極大似然估計法對本文構建的多元選擇Logit 模型中解釋變量待估參數αij進行回歸估計，估計結果如表3所示。此外，為了進一步考察不同區域中地方政府債務規模績效影響機制是否存在差別，我們還在劃分東、中、西部地區的基礎上，通過模型2、模型3、模型4來分別顯示東、中、西部地區的估計結果。

從表3中各模型LR chi2報告的似然比檢驗統計量可以判斷，拒絕模型中方程所有系數同時為0的原假設，表明了模型估計結果的可信性。具體從各模型解釋變量的估計結果來看：

第一，從全國總體情況來看，代表財政分權類影響因素的Rdecentrait和Edecentrait都在方程2中通過了至少10%的顯著性檢驗，估計系數分別為-1.606和1.458。這表明Rdecentrait變量每變動一個單位，債務規模供給過度和供需平衡概率之比，即(P(PMI=2)/P(PMI=0))的自然對數將會減少1.606，而Edecentrait變量每變動一個單位，(P(PMI=2)/P(PMI=0))的自然對數將會增加1.458。上述結果說明財政收入分權度越高，地方政府自身可支配財力越多，則地方政府債務規模供給過度的可能性就越小；而財政支出分權度越高，地方政府承擔的事權和支出責任越重，面臨的支出缺口壓力使得地方政府過度舉債的可能性越高。

表3　多元選擇Logit模型的估計結果

注：***、**、*分別代表在1%、5%和10%的顯著性水平下顯著，括號內為標準差；PMI=0 為基準類別。

第二，從全國總體情況來看，代表晉升激勵類因素的Gdprankit和Investgrowit分別在方程1和方程2中通過了至少5%的顯著性檢驗，估計系數分別為-0.096和0.429。這表明Gdprankit變量每變動一個單位，(P(PMI=1)/P(PMI=0))的自然對數將會減少0.096，而Investgrowit變量每變動一個單位，(P(PMI=2)/P(PMI=0))的自然對數將會增加0.429。上述結果說明GDP排名越高，“GDP排位賽”下地方政府主動大幅舉債拉動投資的激勵就越弱，甚至會出現地方政府債務供給低于當地公共需求的情況，即債務規模供給不足的可能性加大。而地方政府固定資產投資增長率越高，地方政府突破預算限制大規模舉債彌補投資資金不足的動機就越強烈，債務規模供給過度的可能性就越大。

第三，從全國總體情況來看，代表預算軟約束類因素中的Budgetproit在方程2中通過了至少10%的顯著性檢驗，估計系數為-6.778。這表明Budgetproit變量每變動一個單位，(P(PMI=2)/P(PMI=0))的自然對數將會減少6.778。這說明地方政府固定資產投資資金中納入預算管理的資金比重越大，地方政府投資和舉債面臨的預算硬約束就越大，地方政府債務規模供給過度的概率也就越低。而Marketbondit在模型1中的兩個子方程中都至少通過10%的顯著性檢驗，且都為負，分別為-3.771和-2.569。這表明Marketbondit變量每變動一個單位，兩個概率之比，即(P(PMI=1)/P(PMI=0))的自然對數將會減少3.771，(P(PMI=2)/P(PMI=0))的自然對數將會減少2.569。因此，可以這樣理解，地方政府公開發行債券占債務總額的比例越高，地方政府債務中接受預算和市場公開監督和管理的部分就越大，則債務規模供給不足和供給過度的可能性就越小，債務規模處于供需平衡水平的概率就越高。

第四，從全國總體情況來看，代表外部政策環境的虛擬變量DUM2008在模型1的方程2中也通過了5%的顯著性檢驗，且估計系數為正。這說明2008年國際金融危機爆發后，在我國實施積極財政政策的背景下，大規模投資計劃的安排使得地方政府傾向于通過大幅舉債來滿足地方配套資金的需求，從而提高了地方政府債務規模出現供給過度的概率。

第五，從不同區域情況來看，模型2中的東部地區除了虛擬變量沒有通過顯著性檢驗之外，各解釋變量估計系數的顯著性檢驗以及正負符號與全國基本相同。而中部地區則在Edecentrait、Gdprankit兩個解釋變量的估計系數上都與全國范圍有所不同。其中，Edecentrait在模型3中的子方程1中通過了5%的顯著性檢驗，且估計系數為負。這說明與全國范圍中財政支出分權度主要影響債務規模供給過度的可能性不同，在中部地區，財政支出分權度主要影響債務規模供給不足的可能性，即財政支出分權度越高，債務規模供給不足的可能性就越小。Gdprankit在模型3中的子方程2中通過了5%的顯著性檢驗，且估計系數為正。這說明在中部地區當前“GDP排位賽”比較普遍的情況下，GDP排名越落后的省份，其地方政府為了短期提高政績而大規模舉債開展投資活動的激勵就越強，債務規模供給過度的可能性也就越大。與此同時，西部地區則在Investgrowit和Gdprankit兩個解釋變量的估計系數上也有本區域的特征。Investgrowit在模型4中的子方程1中通過了5%的顯著性檢驗，且估計系數為負。說明在西部地區，隨著市政領域固定資產投資增長加快，在預算內財力有限的情況下，地方政府債務彌補固定資產投資資金缺口的作用也將愈發重要，債務資金大幅增長也使得債務規模供給不足的可能性下降。Gdprankit在模型4中的子方程1和子方程2都通過了1%的顯著性檢驗。這說明在西部地區，GDP排名越落后的省份，其債務規模越有可能出現供需不匹配的低績效狀態，不是供給不足，就是供給過度。

總體來看，實證檢驗結果證明了本文前面提出的假設，即：財政分權、晉升激勵和預算軟約束共同作用于地方政府的舉債行為，從而最終對地方政府債務規模績效產生顯著影響。

五、結論與優化治理建議

本文以公共需求偏好匹配標準為導向，設計出地方政府債務規模績效評估指標，并結合我國2002-2012年31個省(市)的相關樣本面板數據，開展了地方政府債務規模績效的實證評估。在此基礎上，從地方政府行為視角出發，運用多元選擇Logit 模型，實證檢驗了地方政府債務規模績效的影響機制。從檢驗結果中可以看出：地方政府舉債活動所處的中國式財政分權制度環境，以及地方政府在舉債過程中面臨的晉升激勵機制和預算軟約束機制，共同顯著影響著地方政府債務規模績效的狀況和水平。因此，需要從上述影響因素的根源出發，通過改革財政分權制度環境，調整目前有關激勵和約束機制的制度安排，實現地方政府債務規模與當地實際公共需求的匹配，進而找到優化治理地方政府債務規模績效的長效路徑。

首先，應深化事權和財權相匹配、責任與支出劃分相適應的財政分權改革，為地方政府“理性”舉債融資營造制度環境。今后應采取專門立法的方式，對上下級政府之間的事權和財權進行清晰合理地的劃分，盡可能實現，在不同層級的政府，其事權與財權相匹配、責任與支出劃分相適應，從而遏制地方政府靠債務促增長的體制性沖動，避免地方政府非理性擴大債務規模。與此同時，在當前“營改增”稅制改革背景下，還需進一步完善地方稅體系。通過適時推出房地產稅、環境稅等適宜由地方征收的稅種，并提高共享稅地方分成的比例，以增強地方政府對地方稅收收入的剩余控制權和索取權，降低地方政府通過舉債融資等體制外非正式財權替代體制內稅收財源的動機，促進整個地方政府財政走向良性循環的格局。

其次，應切實轉變政府職能，建立科學的政府政績考核體系，優化地方政府舉債融資的激勵機制。將地方政府職能由經濟增長型轉變為公共服務型，并落到實處。今后地方政府應更多地以提供公共服務的角色出現在社會經濟生活中，盡早退出一般競爭性、盈利性領域。通過增加地方政府向公眾負責以及公眾合理表達其訴求的制度設計，逐步建立起“自下而上”的民主監督與問責機制，從體制上促使地方政府在舉債過程中更多考慮當地居民的意愿和需求。在此基礎上，堅決改變以 GDP增長為核心的政績考核體系，可考慮實行地方政府債務長期負責制，將其納入地方政府政績考核當中，并加大問責體系中地方政府債務績效和風險因素，從而避免地方政府通過過度舉債融資來獲得短期經濟增長，透支地方未來發展空間的短視行為，遏制地方政府債務規模無序膨脹。

最后，應賦予地方政府依法適度舉債融資權限，并將地方政府債務資金納入預算管理，硬化地方政府舉債融資的約束機制。一方面，在2015年開始實施的新《預算法》有關賦予地方政府適度舉債權的規定基礎上，除了發行一般地方政府債券和進行地方政府債券置換存量債務之外，還應加大有固定償債資金來源的專項債券發行力度，并大力推廣政府與社會資本合作(PPP)模式以及資產證券化來化解地方政府存量債務問題，從而使原來的“隱性”地方政府債務“顯性化”，接受社會公眾的監督，讓其在陽光下運行。另一方面，在今后對地方政府債務實施分類管理和規模控制的基礎上，應通過編制地方政府債務預算，將地方政府債務資金分類納入全口徑預算管理，確保地方政府債務從舉借、使用到償還都處于預算的監督和管理之下，切實提高地方政府債務資金的使用效率和安全性。

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(本文責編：辛城)