地方政府債務對企業創新的門限效應

楊曉妹，劉文龍

（安徽財經大學財政與公共管理學院，安徽 蚌埠 233000）

一、引 言

中國日益嚴重的政府債務問題，引發社會各界對未來可能出現債務危機和金融危機的擔憂[1]。尤其是在財政分權的治理框架下，地方政府債務膨脹所引發的諸如影子銀行體系快速發展、非國有企業借貸困難和地方融資平臺債務歸屬不確定等一系列問題，已經成為政府、學術界和企業關注的重點。為有效防范地方政府債務危機和區域金融危機，2014年9月，國務院下發《關于加強地方政府性債務管理的意見》（簡稱“43號文”），對地方政府融資平臺作為融資渠道進行嚴格規范和約束，并采取地方債置換和規范城投債發行等配套措施以化解地方債可能衍生的風險。政府債務治理一直是世界各國政府面臨的普遍難題，地方債不僅會對宏觀經濟產生影響，對企業等微觀主體的經濟作用效果亦不容忽視。

在“穩增長、調結構、促改革”的經濟大背景下，地方政府債務膨脹降低了信貸配置效率[2]，加劇了地方政府的財政壓力和風險[3]，帶動了房價的持續上漲[4，5]，放大了影子銀行對區域金融市場秩序的不良干預[6]，造成宏觀經濟的不穩定。在銀行利率普遍偏低的背景下，地方政府借助融資平臺依靠“高利率”舉借債務，激發了銀行分割金融資源的強烈愿望，繼而將更多資金借貸給政府部門或與政府聯系緊密的國有企業，惡化了私有部門的融資約束狀況，擠占了民營制造業企業的投資[7]。最近時期，中美貿易摩擦的升級充分暴露出我國企業的自主創新能力不強已成為向產業鏈高端領域發展的掣肘因素[8]。地方政府行為和財政政策也會對企業創新效率產生長期影響[9-11]。

從現有文獻來看，對于地方政府債務的研究主要集中在以下三個方面：一是聚焦地方政府債務風險，其中主要包括融資平臺盈利能力不足導致的償付風險、“短存長貸”資產負債期限錯配問題引發的流動性風險以及債務積累導致的財政和貨幣政策穩定性風險[12-16]；二是結合中國地方政府預算軟約束國情，著重討論預算約束對地方政府債務融資規模、風險溢價等帶來的影響[17-18]；三是關注地方政府債務對區域經濟增長的作用效應[19-22]。

綜上所述，本文期望在如下幾個方面有所貢獻：（1）在地方政府債務問題日益凸顯背景下，論證出地方債增長對企業創新的非線性影響，發現地方債對企業創新具有門限效應，進一步豐富既有文獻對財政支出政策與企業創新關系的認識和理解。（2）對中國各省份政府負債情況進行研究，發現地方債在東部地區不存在門限效應，中、西部地區具有明顯的門限效應，并且門限回歸結果存在差異，這意味著降低地方政府債務負擔需要區別對待，有針對性地制定和出臺應對政策。（3）拓寬企業創新研究的維度，從宏微觀結合的視角，研究地方債對企業創新的影響，得出更具制度性特征的區域間企業創新差異的解釋。

二、理論分析

近些年，我國金融市場發展迅猛，作為信貸資金主要提供方的大型國有銀行及地方商業銀行受地方政府影響較為嚴重[16]。2005年以后，受國務院發改委和中國人民銀行啟動地方債券發行的影響，中國地方政府債務開始逐步發展。由于處在剛起步階段，較低的地方債水平對私人信貸資金的“擠出效應”相對較弱，政府通過逐步增加債務規模，擴大公共投資和引導私人投資，有力地促進了區域經濟的快速發展，具有顯著的“溢出效應”。這時地方債表現出一種“良性負債”性質。地方政府債務增加對企業創新的影響，主要有以下幾個方面：第一，大力支持基礎設施建設，提高城市化水平，完善地區投資條件，創造良好的企業創新環境，具有實現招商引資、促進地區產業聚集和經濟發展的作用[23]。第二，通過加大對地方教育投入力度，加強師資隊伍建設，改善教育教學環境，以促進區域人力資本數量和質量的提升，為企業創新與發展儲備大規模人才[24]。第三，地方政府債務資金的投向對企業投資來說具有風向標作用。例如，政府加大對環境治理力度，將有助于推動環保行業的發展，一方面能夠激勵環保設備生產企業的創新研發投入，另一方面可以督促部分重污染企業加大技術創新力度以改進生產工藝。基于上述理論分析，本文提出假設1。

假設1：在其他條件不變的情況下，地方政府債務處于較低水平時，地方債規模增加有利于企業創新。

為有效緩解金融危機引發的經濟增速放緩，2008年中央政府實施擴張性的財政政策，“四萬億”經濟刺激計劃加劇了地方融資平臺債務的急劇擴大。與國外健全的債務管理體系和完善的市政債券市場可將債務風險鎖定在合理范圍相比，我國地方債市場透明度較低，加之缺乏系統、完善的監督和管理機制，進而導致我國地方債風險難以控制。首先，地方債的急劇上升會加速通貨膨脹，提高利率，再加上各地方政府普遍存在的“借新債還舊債”現象，逐年遞增的地方政府債務會進一步推動利率上升，從此進入惡性循環。地方債負擔加重，投資者預期稅收收入上升，繼而降低投資意愿，企業創新活動受到嚴重限制。其次，地方債引發的宏觀經濟不穩定會造成政府未來行為的不確定性，并且這種不確定性將導致投資者偏向于短期、低風險投資，抑制中長期、高風險投資。由此造成的投資者“短利行為”不僅降低了經濟效率，更會抑制企業可持續創新能力的提升。另外，在我國市場經濟不斷發展和完善的特殊時期，由于市場與政府職能界定的不清晰，政府在一定程度上會左右金融機構資金走向，使得本應流向私人部門的資金被大量擠占，這種資本的錯配在降低經濟效率的同時也會影響企業創新投入。所以，當地方債積累到一定程度時，其對企業創新的積極效應就可能會轉變為消極效應。基于上述分析，故提出假設2。

假設2：在其他條件不變的情況下，當政府債務超過一定規模時，地方債膨脹會抑制企業創新。

我國區域經濟發展的不平衡，導致區域間經濟基礎存在顯著差異。在這種情況下，不同地區舉借債務規模進而影響企業創新的作用效應將存在異質性。對于經濟比較發達的東部地區而言，金融市場相對發達，因此金融機構會追求更高的借貸利潤。若此時地方政府通過城投債或地方融資平臺擴大債務規模，地方債較高的利潤率會促使更多信貸資源流向政府部門及其關聯單位，從而導致私人融資約束趨緊，不利于民間企業創新活動。對于經濟基礎薄弱的中西部地區，地方債資金成為經濟增長的初始資本保障，有利于完善本地區基礎設施條件，為企業創造良好的營商環境，這一階段地方債增長將有利于企業創新。隨著私人資本投資規模的擴大，資金需求逐漸增長，在金融市場相對不發達的情況下，地方政府債務膨脹會擠占較多金融資源，阻礙企業創新。基于以上分析，本文提出假設3。

假設3：在其他條件不變的情況下，對東部地區而言，地方債膨脹會抑制企業創新；對中、西部而言，地方債增長會先促進企業創新，而當地方債規模超過一定水平時會阻礙企業創新。

三、研究設計、數據來源及說明

（一）研究設計

為驗證地方政府債務與企業創新的相關假設，本文首先將構建單門限值的固定效應模型，令虛擬變量I（λ）＝{Qit≤λ}，其中I（·）為示性函數。當 Qit≤λ 時，I＝1；否則，I＝0，具體表達式如下：

其中，patentit是表示發明專利申請數量的被解釋變量，Qit是地方債務變量，λ是待估計的門限債務值；i和t分別表示地區和年份；εit為隨機擾動項。xit為選入模型的各控制變量。式（1）可以等價轉換如下表達式：

該模型實質上是一個分段函數，當Qit≤λ時，xit的回歸系數為β′1；當Qit＞λ時，xit的回歸系數為β′2。

傳統做法是，研究者主觀確定門限值，接著根據門限值將樣本分成多個子樣本，既不對門限值進行參數估計，也不對門限效應的顯著性進行相關檢驗，估計結果不可靠。本文根據Hansen提出的面板門限回歸理論，首先，給定取值，利用面板OLS進行一致估計（組內估計量），得到估計系數（λ）以及殘差平方和S（1λ）。其次，對λ∈{Qit}，選擇，使得S（1）最小，即獲得門限債務值＝argλminS（1λ）。最后，進行門限顯著性檢驗，以及在確定門限效應顯著存在的基礎上，檢驗門限估計值與真實門限值λ的是否具有一致性，并推算門檻估計值的置信區間。

在確定存在門限效應的基礎上，有必要進一步討論是否存在兩個或多個門檻值的情況。以雙門限模型為例，具體設定如下，其他模型以此類推：

多門限模型估計與檢驗方法與單門限模型類似，此處不再贅述。

（二）數據來源及說明

本文構建2005-2015年我國30個省級行政區的面板數據，考慮數據收集的限制及數據的完整性，研究剔除了香港、臺灣、澳門和西藏4個省級行政區。相關數據來自2006-2016年《工業企業科技活動統計年鑒》《中國固定資產統計年鑒》《中國財政統計年鑒》《中國金融統計年鑒》《中國教育統計年鑒》《中國工業經濟統計年鑒》和《中國固定資產統計年鑒》。本文對所有連續性變量進行Winsorize上下1%的縮尾處理，從而避免異常值的不良影響。

（1）被解釋變量。企業創新能力（patent）：借鑒已有文獻研究，為保證研究的合理性和可信度，故將發明專利申請數量作為被解釋變量[25]。相較于研發投入與技術成果轉化的不確定性，衡量資源投入和使用效率的技術創新，即專利申請數量更能體現出企業的創新能力。

（2）解釋變量。地方政府債務（Q）：由于各地方政府沒有對外公布地方債存量等具體情況，故本文以“政府負債率＝財政年度支出-財政年度收入/地方年度GDP”作為對地方債務增長規模的測度。

（3）控制變量。研究與開發支出（r&dzc）、采用企業所得稅（tax）占地區總產值的比重表示稅收程度、私人投資（iprivaterate）以私營企業固定資產投資占固定資產投資比例衡量、企業資產負債率（debt）用地區負債合計/企業總資產表示、企業盈利狀況（profit）以地區企業利潤總額/企業主營業務收入、以人均GDP增長率（rat&gdp）衡量地區發展經濟發展水平、以金融業增加值（finance）衡量該地區金融發展狀況、人力資本存量（hc）是通過將各類受教育年限勞動者的占比按照受教育年限加權求和得到，計算方法參照彭國華[26]的做法，對外開放程度（open）用進出口貿易總額兌換人民幣后金額占該地區GDP的比重衡量，匯率以當年美元對人民幣平均匯率計算、城市化率（urban）用各地區城鎮總人口數或非農人口除以該地區年末常住人口數。

四、地方政府債務對企業創新的全樣本估計

（一）描述性統計

表1是對上述各變量的描述性統計。省際地方政府的負債率（Q）在0.313%-106.72%之間，其均值約為11.419%。由此可見，我國地方政府債務的負債率區域差異懸殊。研究與開發支出（r&dzc）以及發明專利申請數量（patent）也存在顯著區別，這說明區域間企業創新能力參差不齊。此外，控制變量私人投資（iprivate）、企業資產負債率（debt）、企業盈利狀況（profit）、人均 GDP 增長率（rat&gdp）、金融發展狀況（finance）、人力資本存量（hc）、對外開放水平（open）和城鎮化率（urban）在各省之間都存在顯著差異，而企業稅收程度（tax）在各省之間的差異性則相對更不明顯。

表1 變量的描述性統計

（二）確定門限數和門限值

表2為全樣本門限效應的檢驗結果。單門限檢驗結果表明，在1%的顯著性水平上拒絕無門限效應的原假設。在雙門限檢驗中，接受只存在單一門限效應的原假設，即本部分將建立單門限回歸模型。在單門限回歸中，門限估計值為28.67%，其95%的置信區間為（27.81%，32.70%）。該置信區間較窄，表明門限估計值較為準確。函數圖1進一步驗證了上述觀點。

（三）單門限模型回歸結果分析

回歸結果如表3所示。該表同時列出了固定效應面板模型和二次非線性模型的回歸結果作為參照。在固定效應回歸中，地方債水平與企業創新呈負相關，但未通過顯著性水平檢驗。換言之，目前地方債的規模已經開始抑制企業創新，只不過作用強度較弱。地方債二次項回歸系數為負，且在10%水平下通過顯著性檢驗，再次證明地方債與企業創新之間存在非線性關系，由于非線性回歸的二次項回歸系數顯著性沒有門限效應強，故選擇單門限模型。考慮門限效應后，當地方政府負債率小于或等于28.67%時，地方債可在1%的顯著性水平上促進企業創新能力提升，且地方債每增加1%，企業創新將提高2.54個百分點。相反，一旦政府負債率超過28.67%，地方債將會抑制企業創新。此時，地方政府負債率每增加1%，企業創新下降0.08個百分點。估計結果支持了假設1和假設2。創新效應的這種結構性變化，反應出地方政府債務對企業創新是一把“雙刃劍”，簡單的“擴債促創新”難以長期維持，地方債的過渡膨脹會擠占更多的信貸資本間接阻礙企業創新。

表2 全樣本門限效應存在性檢驗

圖1 地方債的門限估計值與置信區間

控制變量的回歸結果在兩模型中基本類似。在控制其他因素不變的情況下，研究與開發支出、私人投資、企業稅收、企業盈利、融資狀況改善、地區經濟水平提升和城鎮化水平均能顯著推動企業創新。降低企業負債率對企業創新具有較強的促進作用。人力資本與對外開放對企業創新具有較弱的負向影響，產生這種現象的原因可能與我國當前人力資本質量偏低、引進技術水平不高有關。

五、地方政府債務對企業創新分樣本估計

（一）描述性統計

由表4描述性統計結果可以看出，代表企業創新的發明專利均值在東部地區最高、中部地區次之、西部地區最低。地方債水平變量（Q）在東部地區的均值為6.387，在中部地區為9.818，在西部地區更是達到17.616。該變量在三地區的最小值都在4%以下，而最大值則是在經濟發達地區更高，這主要是因為東部發達地區良好的經濟基礎以及軟硬件條件更有利于地方債發行。其他控制變量在東、中、西部地區均存在一定差異。

（二）確定門限數和門限值

本文對三個子樣本分別進行門限效應檢驗。表5結果顯示，我國東部地區不存在門限效應，這可能與東部地區已經渡過“以債促發展”階段有關。中、西部地區分別在10%和1%的顯著性水平上拒絕無門限效應的原假設，說明對中、西部而言，地方債水平都至少存在一個門限值。中、西部地區雙門限檢驗結果接受只存在單一門限的原假設。根據表6結果顯示，中部地區門限值為7.73%，其 95%的置信區間為[7.67%，7.94%]；西部地區門限值為28.27%，其95%的置信區間為[26.59%，28.67%]。門限值均在5%的顯著性水平上真實有效。

（三）模型回歸結果

根據表7的回歸結果，首先，對東部地區而言，地方債對企業創新具有負向影響，但作用效應并不顯著。換言之，地方債在一定程度上抑制了東部地區的企業創新。在經濟增速放緩、金融市場不穩定性增大的背景下，特別是在金融市場相對發

達的東部地區，金融機構會將更多信貸資本投向風險較小的政府部門，減少對私人部門貸款，使得私人融資約束趨緊繼而降低民間資本投資熱情、抑制企業創新活動。第（2）、（3）列回歸結果顯示，當地方債水平未超過門限值時，中部地區的地方債水平可在10%的顯著性水平上促進企業創新；西部地區的地方債雖然對企業創新有正向影響，但作用效果并不顯著，這說明地方債對企業創新的促進作用在中部地區表現更為突出。具體來看估計值，東部地區的地方債水平每增加1%，企業創新將下降0.12%。門限模型回歸顯示，當地方債水平不高于門限值時，中部地區的地方債水平每上升1%，企業創新增長8.35%；西部地區的債務水平每上升1%，企業創新增加1.08%。由此可見，在中部地區地方債對企業創新的激勵作用強度更大。該回歸結果支持本文假設3。當地方債水平超過門限值時，中部地區地方債創新激勵效應開始變得不明顯，在西部地區甚至顯著阻礙企業創新。

表3 全樣本回歸結果（被解釋變量：lnpatent）

表4 子樣本描述性統計

表5 子樣本門限效應存在性檢驗

表6 子樣本門限值估計結果

表7 子樣本回歸結果（被解釋變量：lnpatent）

（四）穩健性檢驗

為進一步提高本文研究結論的穩健性，故分別進行以下兩方面的穩健性檢驗。

1.本文以全樣本門限值（28.67%）為分界點，將樣本分為兩組。第一組地方債水平小于28.67%，第二組地方債水平大于28.67%，對兩組樣本進行面板固定效應回歸。結果顯示，第一組地方債水平估計系數在1%水平上顯著為正，第二組地方債回歸系數為負，且在1%水平上顯著。這說明當地方債水平不高于28.67%時，擴大地方債對企業創新有利；而當地方債水平高于28.67%時，地方債膨脹將阻礙企業創新。該結果進一步驗證了地方債對經濟增長的門限效應的穩健性。

2.考慮內生性問題。本文采用滯后一期的地方債水平進行回歸。穩健性檢驗中，本文滯后期延至兩期，采用滯后兩期的地方債水平進行回歸，與實證結果基本保持一致。

六、結論及政策建議

本文基于我國省際面板數據，采用面板門限效應模型和面板固定效應模型，從全國和分地區視角，就地方政府債務水平與企業創新之間關系進行了實證分析。研究發現，從全樣本視角看，地方債對企業創新具有顯著的門限效應，且只存在單一門限。在門限值以內，地方債增長能夠激勵企業創新。一旦超越門限值，地方債上升會約束企業創新能力。此外，地方債對企業創新的門限效應受區域經濟發展不平衡的影響。從分組樣本看，地方債對東部地區不存在門限效應，這與東部地區已經跨越以債務促發展階段有關；相較于西部地區，中部地區地方債對企業創新的促進作用更顯著且強度更大，門限值相對較低。一旦地方債水平超越該門限值，中部地區的地方債對企業創新的促進作用減弱，而西部地區的地方債會明顯阻礙企業創新。

針對上述結論，本文提出如下建議：第一，鑒于地方債膨脹可能會給企業創新帶來更大的融資困難并將長期威脅企業生存發展，地方政府應該在現有地方債治理框架下，繼續強化政策執行力度，加速存量債務置換，建立規范高效的地方債發行渠道，遏制違規舉債行為，防止債務規模進一步擴大。第二，一方面，政府要積極出臺支持民營企業創新的相關政策，激發私人投資熱情、鼓勵私人資本開展企業創新活動，例如：加大政府補助和稅收優惠力度；另一方面，鼓勵金融機構向積極開展創新活動的企業提供貸款，弱化企業融資約束，必要時可為企業提供相應擔保。第三，強化區域債務管理，重點加大對債務規模龐大地區、省份的監管力度，尤其是中、西部地區，要根據實際情況有針對性的制定、出臺應對措施，將債務規模控制在有利于地區政策目標實現的合理水平。第四，建立金融監管和預算監督的協調機制。金融市場的扭曲和不健全對企業創新具有破壞作用，在突破金融雙軌制瓶頸的同時，加強對影子銀行的監管以防范系統性金融風險，有利于提高財政預算透明度和可監控性，逐步完善對地方財政的監督預警機制。