地方政府舉債對工業經濟水平的影響
——來自省級數據的實證研究

陳 瑞,齊天翔

(對外經濟貿易大學金融學院,北京 100029)

地方政府舉債對工業經濟水平的影響
——來自省級數據的實證研究

陳 瑞,齊天翔

(對外經濟貿易大學金融學院,北京 100029)

本文利用2010～2015年30個省份的面板數據,對地方政府舉債對工業經濟的影響進行了實證分析。結果表明:地方政府舉債對工業經濟水平產生顯著的正向影響,地方政府通過對國有建設用地的差異化配給,壓低工業建設用地價格,并將大部分債務收入用于加強基礎設施建設,實現招商引資,對工業經濟發展產生了杠桿效果,這一結論是穩健的。以債務推動工業經濟發展的模式面臨潛在風險、不可持續,應遵從經濟發展的基本規律;同時,應防范地方政府債務風險所引發的實體經濟風險,以及財政風險。

地方政府舉債;工業經濟;債務風險

一、引言和文獻回顧

為應對全球金融危機,中國政府實施了4萬億經濟刺激計劃,其中,由中央代發地方政府債券約為2000億元,國債發行規模預計在1.4萬億至1.6萬億。這些投資計劃雖然拉動中國經濟率先復蘇,但也存在不容忽視的重要問題——地方政府債務①嚴格來說,地方政府債務不等于地方政府性債務,后者還包含地方政府的或有責任債務,是相對廣義的統計口徑。的急劇膨脹。截至2014年底,國務院關于提請審議批準2015年地方政府債務限額的議案顯示,全國各級政府負有償還責任的債務15.4萬億元,或有債務8.6萬億元,地方政府的債務總量達到24萬億元,約為2014年名義國內生產總值68.3萬億元的35.1%。因此,地方債規模的擴張與經濟增長的關系值得關注,而地方政府舉債對工業經濟水平是否起到有效的促進作用更值得深入分析。

現有研究中,國內外學者已經注意到了地方政府債務對經濟增長的影響,Reinhart和Rogoff發現政府債務存在門檻效應,若債務的繼續增加超過這一門檻值,則會對經濟增長產生負向影響[1][2]。Baum和Greiner也得出類似的結論[3][4],來自中國的實證研究也得出了政府債務與經濟增長存在負效應的結論[5]。但也有不少學者提出了質疑,Egert和Herndon發現政府債務與經濟增長具有非線性的關系,主要表現為倒U型關系[6][7]。賈俊雪和郭慶旺構建的兩部門內生增長迭代模型[8],以及程丹宇和龔六堂在一個內生增長的框架下均得出了類似的結論[9][10]。郭步超和王博、劉洪鐘、呂健則證實了政府債務與經濟增長的倒U型關系[11][12][13]。

本文并不拘泥于地方政府債務規模擴張與經濟水平之間的經驗關系,而是從地方政府舉債角度分析對工業經濟水平的影響機制,中間渠道是地方政府對國有建設用地的差異化配給。地方政府作為財政分權過程中逐漸分化出來的一個相對獨立的利益主體[14],在預算軟約束條件下,一方面,地方政府壓低商品房建設用地面積,間接提高了商品房建設用地價格,導致房價快速上漲,從而獲得更多的土地財政收入,地方政府以土地為抵押或以土地財政收入為擔保,相應地容易獲得更大規模的債務收入,并且通過加強基礎設施建設*以2011年第35號全國地方政府性債務審計結果為例,2010年地方政府債務支出中約有70%投向市政建設、交通運輸等基建領域。將大部分債務直接轉化為政府投資,從而對地區工業經濟水平產生重要的推動作用。另一方面,為避開相關規定*指2009年頒發的《招標拍賣掛牌出讓國有土地使用權規定》,該規定明確各地嚴格實施工業用地“招拍掛”出讓制度。的限制,地方政府多通過“協議出讓”等措施,低價出讓工業建設用地[15],營造優良的投資環境,吸引外來投資流向工業,促進工業發展。此外,在“政治競爭錦標賽”的考核與激勵下,地方政府追求GDP增長,就必須大力發展工業,帶動上下游相關產業的發展,從而為獲得個人政治利益做鋪墊。

為了彌補已有研究的不足,從以下三個方面來完善地方政府舉債影響工業經濟水平的計量模型,使之更加精確。第一,由于地方政府債務數據的長期缺乏,現有文獻大多以地方政府發行的城投債作為測度地方政府債務的指標,但城投債并不能反映地方政府債務的全貌,且與地方政府債務的關系尚不明確*以2011年第35號全國地方政府性債務審計結果為例,2010年12月底政府負有償還責任的債務主要由銀行貸款構成,約為74.84%,說明城投債占比極小,不足以反映地方債的情況。,在此基礎上所得估計結果的可信性值得商榷。本文使用審計署發布的和債務限額議案決議中的地方政府債務數據,以及2016年8月公布的專項債券的信息披露文件和信用評估報告的數據,確保地方政府債務數據的真實有效。第二,分析了地方政府舉債對工業經濟水平的影響機制,并采用解釋變量的工具變量和被解釋變量的代理變量分別進行回歸,以作穩健性分析。第三,在計量方法上,將通過選擇不同的識別方法以及控制其他潛在影響工業經濟水平的因素,以證實這一制度性因素對工業經濟水平的影響是不可忽視的。

二、研究設計

(一)模型設定

(1)

其中,α>0,β>0,分別度量兩種效用函數的權重。Y為工業經濟產出水平,S為債務規模。不失一般性,假設地方政府的效用函數滿足柯布道格拉斯形式,得:

Un(Y,S)=Yα·Sβ

(2)

假設地方政府擁有的初始財富收入為S0,有三種收入來源,一是按照中央計劃者統一規定的稅率t征稅,獲得財政收入tY,二是通過出讓土地獲得土地出讓收入pa·Ta及pb·Tb,而Ta+Tb=T為出讓土地總面積,三是地方政府預算外收入,即發行的地方政府債務S。同時,地方政府有三種資金支出去向,第一種是維持地方政府自身基本運作,以及其他必要開支的費用T0,第二種是用于征收農民土地過程*由于土地產權是模糊的,農民在土地征收過程中幾乎沒有談判能力或存在較小的談判能力,通常情況下,農民一般只能接受地方政府制定的土地補償標準。支付的補償費用θ0·T,第三種是對征收的土地進行改造以及土地出讓后為滿足居民和企業的配套基礎設施建設費用θ·T;則地方政府的資金約束設定為:

T0+θ0·T+θ·T=S0+S+t·Y+pa·Ta+pb·Tb

(3)

構建拉格朗日函數:

Ln(Y,S)=Yα·Sβ+λ·((S0+S+t·Y+pa·Ta+pb·Tb)-(T0+θ0·T+θ·T))

(4)

解得:

(5)

(6)

聯立式(5)、(6)得:

(7)

上式(7)表明地方政府的舉債規模與工業經濟水平呈現正向相關的關系,其背后的邏輯是:在當前的經濟體制下,地方政府通過對國有土地的絕對壟斷來經營城市,并利用土地抵押融資來發展工業經濟。通過大規模舉債,解決當前城市基礎建設的融資問題,改善城市基礎設施吸引投資,促進工業經濟水平的發展*發展工業經濟可以理解為城市基礎設施建設的落腳點,而部分工業企業遷出城區可能是考慮到環境的因素。。

(二)變量定義

要研究地方政府債務對工業經濟水平的關系,又不能僅僅分析和考慮這兩個變量,因為影響工業經濟水平的因素是眾多的,忽略了這些因素,將會對實證結果的有效性產生嚴重影響。影響工業經濟水平的主要因素有產業結構、對外貿易與技術進步。不同的產業結構對工業企業形成不同的激勵機制,進而影響到工業全要素生產率及經濟增長增幅,從而可能會對工業經濟水平產生影響[16][17];商業服務業等第三產業的發展通常與工業化水平齊頭并進,能夠反映產業結構對工業經濟水平的影響,用第三產業水平衡量產業結構因素。外資一直以來都是我國工業經濟發展過程中不可或缺的角色,是我國工業化及工業經濟轉型升級的重要推力;趙文軍和于津平實證分析了貿易開放和FDI對我國工業經濟有重要影響[18],特別是進口對工業經濟水平起到顯著的促進作用[19],用進口額衡量對外貿易因素的影響。技術水平是全要素生產率提升的重要動因,因而可能會對工業經濟水平產生影響;參照張建華、孫百才和徐敬建,以地區研究生人數作為該地區技術水平的代理變量[20][21]。再加上地方債所代表的政府因素,這些變量基本涵蓋了影響工業經濟水平的主要因素。

模型中的解釋變量和被解釋變量是明確的,解釋變量是地方政府負有償還責任的債務規模,被解釋變量是工業經濟水平。國家發展改革委指出工業企業利潤是衡量工業經濟運行水平的重要指標,因此采用工業企業利潤來衡量工業經濟水平*被解釋變量采用工業企業利潤衡量工業經濟水平時所對應的模型稱為基準回歸模型。。根據上述分析和研究思路,將影響工業經濟水平的其他因素作為控制變量納入到模型中,剔除其對工業經濟水平的影響。由于考察各省份地方政府債務對工業經濟水平的影響,故采用面板數據模型。因此,設定基本回歸模型如下:

(8)

式(8)中,i表示省份,t表示時間,K表示控制變量個數,Dit表示各省份的地方政府債務,Iit表示各省份的工業經濟水平,μi表示不隨時間變化的省份個體效應,θt表示時間個體效應,控制每一年的整體外部沖擊,εit表示服從獨立同分布的誤差項,XK,it表示各省份的其他控制變量,θk(k=1,2……K)代表對應控制變量的系數。式(8)檢驗了省份i在時間t的地方政府債務對該地區工業經濟的影響,符號的值預期為正,表明地方政府債務對工業經濟水平起到促進作用。

此外,我們使用城鎮化率作為工業經濟水平的測度變量*為了防止可能出現的偽回歸,采用被解釋變量的測度變量重新回歸,是為了確保結果更穩健,結論更可靠。,其理由是,中國以工業化推動城鎮化的發展,城鎮化與工業化存在緊密的良性互動關系,通常兩者呈現顯著正相關關系。同時,我們還使用人均GDP作為工業經濟水平的測度變量,一般而言,工業經濟狀況越好的地區,人均GDP越高,兩者呈現正向相關關系。

進一步地,考慮到模型中可能存在的內生性問題*忽略了內生性問題,將會導致基本計量模型的估計結果整體可信度大為降低,原因是最小二乘估計根本的假設之一就是解釋變量與隨機誤差項不存在相關性。倘若研究的基本計量模型都是建立在錯誤假設的基礎之上,那所估計出來的結果無疑存在重大問題。,我們使用土地財政作為地方債規模的工具變量*若工具變量的個數多于內生解釋變量的個數還應進行過渡識別檢驗,此處無須考慮。。首先,有效的工具變量應滿足與內生解釋變量的強相關性;地方政府通過土地為抵押獲得銀行貸款,并且以土地出讓收益為抵押發行城投債,土地財政收入越高,地方政府越容易獲得債務收入,債務規模相應越高;即工具變量與內生變量地方債規模存在強相關關系,滿足有效性條件。其次,應滿足外生性條件,與擾動項不相關;土地財政*值得注意的是,中國的土地財政主要來源于土地出讓金,而土地出讓面積是主要影響因素。省內不同區域的人口密度、地理區位等因素可能會影響各區域的土地財政和工業經濟水平,但并不影響該省土地財政總收入;且下文將進行Sargan檢驗進一步分析是否滿足外生性條件。主要包括土地出讓金及房地產有關的稅收收入*房地產稅、城鎮土地使用稅、契稅、耕地占用稅與土地增值稅。,與影響工業經濟水平的其他擾動項因素無關,即滿足外生性條件。

(三)數據來源及描述性統計

地方債數據來源于各省、自治區(西藏除外)、直轄市和部分計劃單列市截至2016年1月發布的當地政府債務審計結果及2015年8月國務院審議批準地方政府債務限額的議案決議,還有2016年8月公布的專項債券的信息披露文件和信用評估報告,缺失數據按規律推算補齊,小數點后兩位結果四舍五入。將3個單獨發布審計結果的計劃單列市(青島市、寧波市、廈門市)的債務與所在省份合并計算。

工業企業利潤、進口額、第三產業水平、城鎮化率、人均GDP、消費者價格指數來源于各省市、自治區、直轄市統計年鑒,研究生人數來自WIND數據庫,土地財政來源于中國國土資源統計年鑒,個別缺失數據按規律推算補齊。考慮到統計數據都是以當期價格計算的名義變量,為消除物價變動對名義變量的影響,利用消費者價格指數將變量中的名義變量轉換為2009年的不變價格變量。各變量的描述性統計結果如表1所示。

表1 變量描述性統計結果

(四)實證分析策略

首先,上文式(8)更多的是一個理論性的模型,要真正用于實證分析,還需進一步處理。一方面,為了消除樣本數據中可能存在的異方差;另一方面,從相關變量的統計描述量知,其數值單位和大小有很大的不同,為了提出這個因素對回歸系數的影響,并得到更有經濟意義的彈性系數,因此,將上式中的被解釋變量、解釋變量、控制變量進行對數化處理,由于我國各個地區工業經濟水平可能存在結構性差別,個體效應仍應在回歸方程中體現出來,因此,將式(8)改寫為:

(9)

其次,在對面板模型估計前,先進行F統計量檢驗,以確定使用個體固定效應模型還是混合回歸模型。由于面板數據時間維度較小,故可不考慮隨機效應模型。

最后,考慮到模型中可能存在的內生性問題,用人均GDP、城鎮化率作為工業經濟水平的代理變量,以及用土地財政作為地方債的工具變量重新進行回歸分析,以作為穩健性檢驗。

三、實證分析

在正式回歸之前,分別對模型進行個體固定效應和混合OLS回歸,通過F統計量分析是應選擇個體固定效應模型還是混合OLS模型。模型1為混合OLS下的基準回歸模型,模型2為控制個體效應的基準回歸模型,檢驗得F統計量=23.2647>F0.01(29.145),拒絕原假設*原假設H0:模型中不同個體的截距相同,即真實模型為混合回歸模型。,故選擇個體固定效應模型。模型3為城鎮化率作為工業經濟代理變量時的回歸模型*F統計量為393.1107,拒絕原假設。,模型4為人均GDP作為工業經濟代理變量時的回歸模型*F統計量為289.0237,拒絕原假設。,進一步地,模型5為土地財政作為地方債規模工具變量的回歸模型*模型5中Sargan統計量對應的P(表中未給出)值為0.42,即工具變量與擾動項不相關。說明土地財政是地方債規模的有效工具變量。,各模型回歸結果如表2所示。

表2 各模型的回歸結果

注:*** 、** 和* 分別表示t值在1%、5%和10%的顯著性水平。

由表2知,模型1為混合OLS回歸結果,地方債系數約為0.07,但不顯著,這可能是由于未考慮個體異質性所導致。模型2中地方債的系數在5%的顯著性水平下約為0.28,說明地方政府舉債對工業經濟水平產生顯著的正向影響,地方債規模平均增長10%,相應地,該地區工業經濟水平增長約2.8%;這可解釋為地方政府通過控制土地供給而深度介入工業經濟的發展,一方面,在商品房建設用地價格上漲時,地方政府通過土地抵押獲得銀行貸款更多,也更容易獲取外部融資進行招商引資,另一方面,地方政府通過壓低工業建設用地價格,并將大部分的債務資金用于加強基礎設施建設,吸引外部投資,對工業經濟發展產生了杠桿效果。

如果看其他因素的回歸系數,對工業經濟水平具有顯著正向影響的因素還有進口額、第三產業水平以及研究生人數。進口額的彈性系數約為0.47,說明進口對工業經濟水平起到顯著的促進作用;第三產業水平的彈性系數約為0.47,說明商業服務業等第三產業的發展與制造業發展共同推動工業化進程;研究生人數的彈性系數約為0.01,這說明技術水平會促進工業經濟水平發展。

此外,與基準回歸模型相比,模型3顯示地方債與城鎮化率顯著正相關,地方債用于工業化投資、城鎮化建設,地方債規模越高的地區,城鎮化水平相對越高;模型4顯示地方債與人均GDP顯著正相關,地方債規模越高的地區,工業經濟越發達,人均收入也越高。進一步地,模型5顯示,地方債與工業經濟水平在5%的顯著性下正相關,這也驗證了地方債對工業經濟發展的促進作用。其他主要觀測變量的系數未發生明顯變化,即進口額、第三產業水平以及研究生人數與工業經濟水平顯著正相關。即使考慮了影響工業經濟水平的其他因素,本文的研究結論仍然是穩健的。

四、結論與思考

本文分析了地方政府舉債對工業經濟水平的影響,并采用2010～2015年全國30個省份的面板數據進行實證分析,得出以下結論:(1)地方政府舉債對工業經濟水平產生顯著的正向影響。地方政府通過壓低工業建設用地價格,并將大部分的債務收入用于加強基礎設施建設,對工業經濟發展產生了杠桿效果。(2)以城鎮化率、人均GDP作為工業經濟水平的代理變量及以土地財政作為地方債工具變量的回歸結果,進一步證實地方政府通過對國有建設用地的差異化配給實現促進工業經濟發展的引資效應。

本文的研究至少有三方面的思考:(1)由于城市化進程的加快,工業化進程不斷推進,使得公共基礎設施投資需求旺盛,中央政府的刺激政策助推了地方政府債務規模不斷攀升。以債務推動工業經濟發展的模式面臨潛在風險,違背了經濟發展的自身規律。經濟發展的基本規律是社會勞動生產率的提高,若偏離這一客觀規律,最終會導致工業經濟發展的不可持續。(2)地方政府獲得的債務收入大多投向中長期基礎設施建設項目,周期長、數額大。一旦出現債務風險,將會直接把風險傳遞給各建設項目,引發實體經濟風險。同時,銀行為了避免發放的貸款成為不良貸款,很難再繼續提供資金支持,地方政府的債務風險將有可能直接傳導至中央政府,從而危害國家財政體系的穩定和經濟社會的健康發展。(3)各地方政府應切實加強債務限額管理,建立健全債務風險防控機制,同時妥善處理存量債務。

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(責任編輯:風 云)

The Impact of Local Government Debts On Industrial Economic Level:An Empirical Study with Provincial Panel Data

CHEN Rui, QI Tianxiang

(University of International Business and Economics, Beijing 100029, China)

China’s provincial panel data from 2010 to 2015 are applied to analysis the impact of local government debts on industrial economic level. Results indicate that local government debts have positive influence on industrial economic level significantly. Local government made construction land prices lower by making differential distribution of state-owned construction land, and put most of the debt income into strengthening infrastructure construction which realize the investment promotion and industrial economic development. This conclusion is sound. It’s unsustainable that debts were used to promote the development of industrial economy which existed potential risk, and the basic law of economic development must be ordered. At the same time, we should guard against the real economy risks from local government debt risks, as well as the possible effects on country fiscal system.

Local Government Debts; Industrial Economic Level; Debt Risk

2016-07-13

國家自然科學基金項目(71603051);對外經濟貿易大學國內外聯合培養研究生資助項目

陳瑞(1990-),男,江西撫州人,對外經濟貿易大學金融學院博士生;齊天翔(1965-),男,黑龍江哈爾濱人,對外經濟貿易大學金融學院教授。

F812.4

A

1004-4892(2017)04-0019-07