地方政府債務與房價雙向影響關系分析

●王子林 許淑慧

一、引言

1994 年分稅制改革的施行使得大部分稅收收入集中在中央， 地方政府在獲得較小部分收入的同時承擔著本地區大部分的事務， 面臨著財權和事權不匹配的問題 （馬恩濤和任海平，2023；張曾蓮和王瑩，2023），為了緩解財政壓力， 地方政府不得不依賴土地抵押、地方融資等渠道獲得資金。 這種融資方式使得地方政府傾向于提高土地出讓金的方式進而促進房價上漲（梅東州等，2021），而不斷上漲的房價又推動了地方政府以土地為抵押向銀行進行舉債（葛成唯等，2017）。 我國自1998 年房改制度以來， 房地產業得到了快速發展，房地產業在過去20 多年推動了我國的經濟發展。 然而，房價的快速上升超過了居民人均收入水平、遏制了居民消費， 同時也給地方政府債務帶來了潛在的風險， 一旦房價泡沫破裂， 地方政府可能會面臨債務危機。 另外，地方政府債務資金主要從銀行獲得， 地方政府違約可能還會引發系統性金融風險（熊琛和金策，2018）。目前， 我國地方政府債務數額不斷增長（朱軍，2022），2021 年，地方政府債務余額為30.47 萬億元，盡管還未達到國際公認的警戒線， 但是地方政府債務規模不容小覷。 二十大報告指出要健全宏觀經濟治理體系， 強化金融穩定保障體系， 守住不發生系統性風險的底線。 2023 年政府工作報告進一步提出，房地產市場隱患較多，發展仍有不少體制機制障礙， 要有效防范化解重大風險。 由此可以看出，守住系統性風險底線是我國關注的重要方面，如何規范地方政府債務、 促進房地產市場健康發展對于有效防范化解系統性金融風險、 穩定經濟發展具有重要的意義。

關于研究地方政府債務和房價的文獻，國內外研究內容較為廣泛。 對于房價， 很多學者致力于研究房價上漲的因素， 包括地方政府債務（Martin，2022；葉菁菁和唐榮，2021）、信貸政策（尹中立，2021；Chong，2023）、 財政不平衡（宮汝凱，2015）、官員晉升（朱英姿和許丹，2013）等方面。 對于地方政府債務， 國內外主要集中于地方政府債務的成因（Ouyang & Li，2023；滕菲，2021）、風險管理（胡吉亞，2022）以及經濟增長 （Wojtasiak－Terech，2019）等內容。 近年來，越來越多的學者開始關注地方政府債務與房價之間的影響關系， 國外對于地方政府債務與房價影響關系的研究較少，在國內，大部分學者認為地方政府債務與房價具有相互促進的作用。 在地方政府債務對房價的影響方面，趙大利（2014）運用面板數據分析得出，34 個大中型城市平均意義上的城投債規模的增大會推動房價上漲；刁偉濤（2015）運用30個省份2009—2021 年的面板數據分析得出，地方政府債務和土地財政兩個因素對房價都有正向的推動作用。 在房價對地方政府債務的影響方面，謝穎琦（2019）通過建立VAR 模型指出住房價格對地方政府債務規模具有正向反饋作用； 陳瑞等（2023） 使用2019—2020 年30 個省際面板數據采用POLS、個體固定效應、差分GMM 等方法進行回歸，發現房價的上漲會帶來地方政府債務的上漲。對于二者之間的相互關系， 葛成唯和陳瑞（2017）通過格蘭杰因果檢驗以及構建面板向量自回歸模型證明了地方政府債務與房價之間具有相互促進的影響關系；唐云鋒和劉清杰（2020）從風險的雙向疊加視角， 使用面板數據得出房價的上漲降低了地方債風險， 而債務風險的提高反過來會促使地方政府推高房價；田新民和夏詩圓（2017）通過總量分析和面板分析證明了地方政府債務與房價之間存在長期正向影響關系；李中南（2022）認為，房價和地方政府債務具有雙向促進作用， 地方政府債務負擔會推高房價，高房價抑制非住房消費、促進住房消費。

綜合以上分析可以看出，學術界對于房價與地方政府債務的相互影響關系進行了較為深入的研究， 且普遍認為二者之間存在相互影響的正向關系，但是大部分學者只是集中于房價與地方政府債務二者的關系研究， 而沒有對二者之間的關系進行更細致地分析。 相較于已有研究，本文通過構建面板固定效應以及PVAR 模型分析了房價與地方政府債務之間的相互影響關系， 同時對地方政府債務與房價之間的關系進行了異質性分析， 并構建面板門檻效應模型實證分析地方政府債務與房價之間的非線性影響關系，剖析地方政府債務和房價面臨的問題，為如何更好地穩經濟、防風險提出一些建議。

二、理論分析與研究假設

1994 年分稅制改革使得中央獲得了大部分的稅收， 地方政府在事權不變的情況下面臨較大的資金壓力，使得我國地方政府債務規模不斷擴大。 而地方政府對土地財政的依賴帶來土地出讓金的提高以及房價的上漲，從而產生了房地產泡沫，房價的上漲使得地方政府更有信心進行舉債， 進而形成更大的房地產泡沫，房地產泡沫如果破裂，將會帶來地方政府債務無法償還的風險，制約著中國經濟的發展。 綜上所述，本文提出假設H1：地方政府債務與房價相互之間存在著正向影響關系。

由于我國各區域在經濟發展水平、 人口規模、城鎮化、科教文化等方面存在較大的差異，特別是東西部發展差距較大，房價和地方政府債務之間的影響關系在不同的地區可能并不相同。 根據各地區的地理位置以及參考1986 年通過的“七五計劃”的劃分方法， 本文將30 個省份分為三個部分， 即東部、中部、西部地區①。 鑒于以上分析，本文提出假設H2：地方政府債務和房價之間的影響在不同地區可能會有差異。

前文分析了房價的上漲會促進土地出讓金的提高，從而使得地方政府更有信心依賴土地財政進行抵債，進而帶來地方政府債務的增多，并進一步促進房價的上漲。 因此，本文認為地方政府債務的增多與房價的上漲之間存在門檻效應，且房價和地方政府債務值越大，對彼此的影響也越大。 因此，本文提出假設H3： 房價和地方政府債務之間存在門檻效應，這種正向關系隨著房價的上漲和地方政府債務的增多而增大。

三、模型設計與變量說明

（一）數據說明

本文選取了30 個省、自治區、直轄市17 年的數據（因為西藏地區的數據缺失被剔除）， 通過構建2005—2021 年的面板數據模型進行分析， 變量數據來源于國家統計局、各省的統計年鑒。 為使樣本更有代表性以及消除變量之間存在的異方差，本文對一些變量進行了對數化， 得到了共3060 個樣本值。

（二）主要變量說明

1.解釋變量和被解釋變量。 本文的解釋變量和被解釋變量分別用房價和地方政府債務來表示，對于房價，衡量房價的指標有很多，大部分文章運用房地產銷售平均價格進行衡量。 因此，本文選擇30 個省、自治區和直轄市的房地產平均銷售價格作為核心解釋變量。 對于地方政府債務，現有研究大致有五類衡量方法，第一種是以城投債的發行規模作為地方政府債務的代理變量（鄭金宇和鐘偉，2022；郝其榮，2018）；第二種是城市建設資金中國內貸款與債券之和（聶丹蕾，2020；張曾蓮和王艷冰，2016）；第三種是政府發行的負有償還責任的債務，主要根據當地地方政府發布的債務審計結果得出（刁偉濤，2015；張歡，2018；謝穎琦，2019；葛成唯等，2017；楊易偉和陸波，2019）；第四種是采用地方政府財政缺口除以當年GDP 得到， 即地方政府預算收入減去預算支出的差額除以當年GDP（葛堃等，2018）；第五種是運用地方政府投資額形成的現金平衡等式來計算的地方政府債務規模 （呂健，2015；葉菁菁和唐榮，2021；石子印和孫榕，2023；顧海峰和朱慧萍，2023）。考慮到面板數據的可獲得性以及財政赤字是地方政府債務形成的主要原因，本文采用葛堃等（2018）的方法，使用各個省、自治區和直轄市的地方政府一般預算收入減去一般預算支出的差值除以當年的GDP 得到地方政府債務值。

2.控制變量和門檻變量。 由于人均GDP 和城鎮化率與地方政府債務和房價有相關關系， 房屋竣工面積和房地產開發貸款二者對房價產生影響。因此，本文選擇人均GDP、城鎮化率、房屋竣工面積以及房地產開發貸款作為控制變量。在異質性檢驗中，對東中西部分別取值為1 進行分析。 同時分別采用地方政府債務和房價作為門檻變量進行門檻效應分析。 具體變量說明見表1。

表1 具體變量說明

（三）模型設定

1.基準回歸模型。 基于上述分析，為了驗證假設H1，本文設定如下分析模型：

（1）、（2）為房價和地方政府債務之間關系的模型組，其中下標i（i=1，2，…，30）代表著省份，t（t=2005，2006，…，2021）表示年份，μi、θi表示個體擾動項，μt、θt表示時間擾動項，εi,t表示隨機擾動項。α0、b0表示常數截距項，Xi,t表示控制變量， 包括城鎮化水平（CZH）、人均GDP（RDI）、房屋竣工面積（HC）和房地產開發貸款（LOCAN）。

2.面板門檻模型。 在基準回歸模型的基礎上，為避免忽視地方政府債務對房價影響的非線性特征，驗證假設H3 是否成立，借鑒劉成杰等（2022）的研究方法， 分別選取房價和地方政府債務為門檻變量設定如下模型：

I（·）表示門檻效應的指示性函數，當括號內符合條件時，I 的值為1， 否則為0；σ 是待檢驗的門檻變量值，其余變量的意義和公式（1）相同。

四、實證分析

（一）描述性統計

由于人均GDP 和城鎮化水平都是由比重構成，本文對其余變量均進行對數化處理，如表2 所示，處理之后，各變量的描述性統計結果均未發現異常，表明數據分布良好。

表2 各變量的描述性統計

（二）基準回歸分析

為了驗證房價與地方政府債務的實際影響效果，本文借助stata17 軟件，對面板數據進行了回歸，在回歸過程中， 隨機效應模型假設隨機誤差項和解釋變量不相關， 固定效應模型假設隨機誤差項和解釋變量相關， 由于我國地方政府債務受當地經濟發展、產業體系結構、城鎮化等因素的影響，很難假設解釋變量與隨機誤差項不相關。 另外，Hausman 檢驗對固定效應和隨機效應模型進行結果檢驗，p 值與0接近。 因此，本文選擇使用固定效應模型來進行實證分析。

表3 顯示了固定效應的回歸結果，（1）（2） 列是時間未固定的個體固定效應的回歸結果，（3）（4）列表示時間和個體均固定的雙固定效應回歸結果。 其中（1）（4）列為地方政府債務對房價的影響關系的基準回歸結果，（2）（3）列為房價對地方政府債務的影響關系的基準回歸結果。 可以看到二者之間存在正向的影響關系，這與前面的分析一致，因此，假設H1 成立。 從（1）（4）列可以看出，房屋竣工面積的系數為負，這是符合邏輯的，房屋竣工面積越多，說明房屋的供給量越大，因此，房屋的價格下降。 而人均GDP 的值都為正， 這說明人均GDP 的增加會增加人們對于房屋的需求，從而促進房價上漲，房價上漲會進一步使土地出讓金增多，進而促進地方政府債務增加。

表3 基準回歸結果

（三）穩健性檢驗

1.PVAR 模型回歸結果。 為了避免偽回歸問題，本文運用PVAR 模型對地方政府債務和房價之間的關系進行穩健性檢驗，模型如下：

對房價和地方政府債務取一階差分進行回歸，模型通過了穩健性檢驗。 且一階差分代表增長率的變化，即ln(FJi,t)-ln(FJi,t-1)=，具有較好的實際意義。 從表4 中可以看出，滯后一期的房價對地方政府債務產生0.582%的顯著正向影響， 滯后一期的地方政府債務對房價產生0.17%的顯著正向影響。 這一結果符合前面的分析。

表4 PVAR 模型回歸結果

表5 格蘭杰因果檢驗

2. 格蘭杰因果檢驗。 從格蘭杰因果關系檢驗來看，地方政府債務和房價互為格蘭杰原因，即地方政府債務的增多會帶來房價的上漲， 房價上漲反過來也會促進地方政府債務的增多。

3.脈沖效應分析。 圖1 是脈沖效應分析結果，如圖所示，橫坐標表示沖擊作用的滯后期間數，縱坐標表示被解釋變量的變化，IRF 表示脈沖響應函數，黑色部分表示正負兩倍標準差偏離帶。 從右上角的圖形可以看出， 地方政府債務對房價影響先上升后下降， 說明地方政府債務對房價在未來一期有一個較大的沖擊，隨后沖擊力逐漸減小，在第5 期之后沖擊影響逐漸消失。 左下角圖形展示了房價對地方政府債務的影響， 房價對地方政府債務的影響也呈現同樣的特征， 說明房價的上漲在短期內會給地方政府帶來較多的資金，而長期這種影響會逐漸消失。

圖1 脈沖效應分析

（四）異質性檢驗

表6（1）（2）（3）列分別表示雙固定效應下東中西部地區地方政府債務對房價的影響關系， 從中可以看出， 在中部地區地方政府債務對房價的影響最大且顯著， 這表明中部地區房價對于地方政府債務的變化更敏感， 東部和西部地區則影響較小且結果不顯著， 這可能是因為東部地區經濟發達程度較高， 地方政府對土地財政的依賴并不是那么強烈。西部地區地方政府債務對房價的影響不顯著，這可能是因為西部地區城鎮化水平還需進一步提高，地方政府債務帶來的資金可能更多地投入到道路、交運設施、工業化建設之中，對住宅市場的需求推動強度不深。 另外國家對西部地區的轉移支付較多，地方政府可能對土地財政的依賴不強，進而對房價的敏感度較小。

表6 異質性檢驗

從表6（4）（5）（6）列中可以看出，房價對地方政府債務的影響在東中西部地區都是顯著的，影響系數仍然是中部地區最大，東西部地區較小， 可能是因為東部地區經濟較為發達，房價的上漲并不一定都反映在地方政府債務的增多上。中部地區房價的增長會帶來地方政府債務的較大變動，相較于東部地區，中部地區的城鎮化依然有進步的空間，因此，房價的上漲可能會促進地方政府舉債進行城鎮化建設。 對于西部地區，房價對地方政府債務的促進作用顯著但系數相對于中部地區較小，其原因和地方政府債務對房價的影響大致相同， 與東中部地區相比，西部地區較多地進行工業化建設，同時轉移支付資金較多，因此，對地方政府債務依賴較少。

（五）門檻回歸分析

1.門檻效應檢驗。 為了進一步檢驗房價與地方政府債務之間的非線性影響， 分別以房價和地方政府債務為門檻變量，利用自助法（Bootstrap）重復抽樣300 次進行檢驗， 結果見表7，可以看出，在1%的顯著性水平下， 房價和地方政府債務之間單一門檻和雙門檻都通過了顯著性檢驗，而三門檻均未通過顯著性檢驗， 說明地方政府債務與房價之間具有雙門檻效應。

表7 門檻效應自抽樣檢驗結果

2. 門檻值估計。 在確認存在門檻效應的情況下，進一步確定門檻估計值和置信區間。如表8 和圖2 所示，圖2 橫坐標表示被解釋變量的門檻值，可知樣本范圍內LN(FJ) 的第一門檻估計值為8.7151，其95%的置信區間為[8.6648，8.7166]；第二門檻估計值為8.9566，95% 的置信區間為[8.9511，8.9664]。樣本范圍內LN(DFZ)的第一門檻估計 值 為 1.7757， 其95% 的 置 信 區 間 為[1.7154，1.8297]； 第二門檻估計值為2.5211，95%的置信區間為[2.4853，2.5239]。

圖2 門檻估計值及置信區間

表8 門檻估計值檢驗

地方政府債務對房價的影響如表9 所示，表（1）（2）列為門檻效應之前的回歸結果，表（3）（4）列表示門檻效應之后的回歸結果，由表（1）（3）列可知，地方政府債務對房價的影響系數顯著為正。 從影響系數來看，地方政府債務對房價的影響系數隨著階段的增加而不斷增大。 從表（2）（4）列可以得知，房價對地方政府債務的影響系數也是顯著為正且不斷增大。 由此可以看出，無論是地方政府債務對房價還是房價對地方政府債務，二者對于彼此的促進作用是在不斷擴大的。 這表明從全國范圍來看，地方政府債務與房價之間呈現邊際遞增的促進作用。

表9 門檻模型估計結果分析

五、研究結論與政策建議

（一）主要結論

黨的二十大報告指出，我國發展進入戰略機遇與風險挑戰并存時期，必須增強憂患意識，同時要加快構建新發展格局，著力推動高質量發展。 為防范化解重大風險以及更好地提高經濟發展質量，本文基于房價與地方政府債務具有相互影響的事實，首先從理論層面分析了地方政府債務與房價相互影響的機制，其次使用2005 年到2021 年的面板數據，構建了固定效應以及面板門檻模型，實證分析了房價與地方政府債務之間的相互影響關系以及可能存在的非線性影響，研究發現：（1）地方政府債務與房價之間存在顯著正向的影響關系，即房價的上漲會促進地方政府債務增多，而地方債的增多反過來也會進一步促進房價的上漲，從而驗證假設H1 成立。 （2） 分區域來看，地方政府債務與房價的相互影響關系呈現出顯著的地區差異，其中中部地區房價對地方政府債務、地方政府債務對房價的影響大于東部和西部地區，即研究假設H2 成立。（3）地方政府債務對房價存在基于地方政府債務的雙門檻作用，房價對地方政府債務也存在基于房價的雙門檻作用，在跨過相應的門檻過程中， 隨著地方政府債務和房價的增多，他們對彼此的影響也在不斷增加，即房價對地方政府債務、地方政府債務對房價呈現一個遞增的正向影響關系，研究假設H3 成立。

（二）政策啟示

基于以上研究結論， 本文得出如下政策啟示：第一，優化各級政府財權和事權分配關系。 由上文分析可知，地方政府財權和事權不匹配的現狀使地方政府傾向于增加債務，因此，建議首先根據公共產品的受益范圍和供應義務，賦予地方政府尤其是承擔更多公共服務職能的市縣一級政府更多的財權，使之與事權相匹配。 另外，為了促進提供更好的公共服務以及降低地方政府的財政負擔，可以適當在教育、醫療保險、衛生以及保障性住房等領域引入私人機制，增加合理供應。 其次，要完善中央對地方的轉移支付制度，進一步加強對中部以及欠發達地區的轉移支付，此外，各地方政府也要提高資金的使用效率，對財政資金進行精細化管理，盤活財政資金，做到物盡其用，同時提高財政資金透明度，加大對財政資金的監管力度，防止轉移支付資金被濫用。

第二，地方政府要積極開拓新的財源，規范融資平臺的管理。一方面，要繼續推進稅制改革。經濟的高質量發展主要依賴于人力資本的提升、資本的進入以及企業的發展。 因此，地方政府要把眼光放長遠，選擇從長期來看更有利于當地經濟發展的措施，想辦法提高當地經濟發展水平，積極招商引資、發展實體經濟和高新技術產業、吸引人才，促進經濟高質量發展。 另一方面，進一步規范地方政府舉債融資機制，創新融資項目管理方式方法，吸引更多的民間資本投入到社會項目中來。

第三， 穩定房價與防控地方政府債務風險雙管齊下。 一方面控制居民的炒房行為，引導房價有序上漲，鼓勵年輕人理性消費，保證房地產滿足人們的合理而非投資需求，確保房價穩定，促進房地產市場平穩運行， 發揮房價在促進地方政府收入和社會穩定方面的積極作用。 另一方面地方政府要充分利用財政資金，做好預算規劃，力求在合適的范圍內盡可能減少地方債，并對債務規模進行適當地控制，同時提高債務資金的配置效率，對于東部較為發達的地區，債務資金應更多地投入到改善民生的公共服務領域以及有利于科技發展的創新領域； 對于中西部一些對地方政府債務依賴較高的地區， 要加強債務資金績效管理， 積極推進地方政府債務資金管理體制改革，注意防范和化解地方政府債務風險。

總之， 地方政府債務和房地產市場對我國經濟的穩定和發展具有重要作用，如果把控不當可能會帶來不可預估的風險。 因此，地方政府要根據實際情況對二者審慎利用，同時地方政府要開辟更多的財源，把更多的財力投入到實體、中小微高科技產業等基礎行業的發展上來，促進經濟高質量以及長遠發展。