贺仁龙 钟 榴 芮明杰

1 引 言

2020年10月23日中国金融四十人论坛上海外滩金融峰会上，王岐山提出“金融是现代经济的核心，要坚持防范化解金融风险”。自十九大提出防范化解重大风险以来，地方政府有序推进政府债务风险的化解工作。根据相关公开数据，截至2020年9月末，全国地方政府债务余额达25.58万亿元，其中，一般债务12.82万亿元，专项债务12.76万亿元。可见，我国地方政府债务依然具有庞大的体量，地方债务风险依然巨大，防范化解工作任重而道远。宽松的经济政策不仅促进了地方政府投融资平台的快速发展，还刺激了地方政府的投资冲动，致使地方债快速积累（Azuma 和 Kurihara，2011［1］）。而近年来，由于国内外经济形势下行，地方政府为了保持经济增长，进一步出台各种金融宽松政策，金融发展水平进一步提高，进一步推高政府债务规模（刘志伟，2020［2］）。在现如今的财政金融体制下，地方政府债务的治理似乎进入了一个自相矛盾的境地，一方面加速膨胀，一方面加紧治理。探究地方政府债务增长的真正原因，是当前需要迫切解决的难题，也是地方政府债务风险防范化解的前提。

财政分权体制规范化后，尤其是分税制改革后，地方政府能够直接动用的财政收入有限。基于经济增长以及晋升考核压力下，地方政府急需获得更多的金融资源，因此便对地方金融机构的信贷投放施加不同程度的影响。毛捷等（2019）［3］兼顾财政金融双视角，从制度基础上分析地方债务的扩张原因，认为中国地方政府债务的扩张主要是因为金融体制的发展满足了地方政府的举债动机。地方债兼具财政和金融两方面属性，一部分学者考虑到了金融发展对政府债务的影响（刘锡良和李秋婵，2015［4］；庞晓波和李丹，2017［5］；侯世英和宋良荣，2020［6］），另一部分学者从财政分权的角度研究债务扩张的原因（Baskaran，2010［7］；龚强等，2011［8］；王杰茹，2016［9］）。考虑金融发展影响的解释主要从产业结构升级，数字金融以及金融生态环境方面进行讨论，考虑财政分权影响的解释主要从财政失衡和预算软约束等方面，仅仅考虑某一属性并不能很好地诠释地方政府债务的增长。为此，本文在金融发展与收入分权关联视角下研究地方政府债务问题。

地方政府债务融资实际上是政府主体与金融资本在市场上的一种金融联动行为，金融发展水平会影响地方政府债务融资（Graham等，2014［10］）。宽松的金融政策以及金融体制的改革加速了金融市场的发展，资本流动性增加，资源配置与融资结构进一步改善，推动了经济增长和产业结构升级（王立国和赵婉妤，2015［11］）。地方政府可选择的融资渠道变多，对债务性融资的依赖性减少，债务规模便会削减（马勇和田拓，2016［12］）。侯世英和宋良荣（2020）［6］从金融发展的新型业态视角出发，探究数字金融对地方政府债务融资的影响。研究发现，数字金融发展对地方政府债务融资效率具有积极作用，不仅提升了债务融资规模，还抑制了融资成本和风险。但是，潘俊和王亮亮（2015）［13］认为金融发展水平的提高改善了“金融生态环境”，较低的融资成本及利息负担会刺激地方政府的举债冲动。刘锡良和李秋婵（2015）［4］的研究也表明金融发展对地方政府债务存在一定的促进作用，但是这种促进作用仅限于在一定范围的债务率下，当债务率水平超过警戒线后，地方政府债务风险增加，金融机构收缩信贷，地方政府债务规模便难以维持。

地方政府债务问题内置于财政分权的经济体制中。财政分权下的财权是收入分权，而事权则是支出分权。一方面，财权与事权的不匹配不仅会造成地方政府财政收支不平衡，还会带来中央与地方间的纵向财政失衡（李永友和张帆，2019）［14］。财政赤字扩大，地方政府不得不通过投融资平台举债（龚强等，2011）［8］。另一方面，为了弥补地方财政收支缺口，地方政府会积极发展经济，展开税收竞争和债务竞争。财政分权迫使地方政府大量举债用于基础设施投资以推动经济增长（吴小强和韩立彬，2017）［15］。此外，地方政府面临预算软约束，易产生道德风险，过度支出和举债（王永钦等，2016［16］；姜子叶和胡育蓉，2016［17］）。但也有观点认为财政分权能够硬化预算软约束，地方政府在有限的转移支付下必须合理控制财政支出，减少赤字（Qian 和 Roland, 1996［18］；Ong,2012［19］）。

王杰茹（2016）［9］利用中国1998-2014年的省际面板数据进行实证检验，结果表明支出分权和纵向财政不平衡与地方政府债务呈正相关关系，收入分权与地方政府债务呈负相关关系。由此可见，研究角度与分权指标的不同对实证结果影响较大。陈宝东和邓晓兰（2017）［20］在财政分权和金融分权关联视角下利用中国2005-2014年的省际面板数据进行了实证检验，发现财政分权对地方债务增长有促进效应，金融隐性分权还增强了这一效应。洪源等（2020）［21］采用Global超效率DEA方法测度地方政府债务绩效，运用空间杜宾模型对地方竞争影响地方政府债务绩效的效果及空间外溢性进行实证检验。研究发现，在地方效用最大化目标导向下，无论是地方税收竞争还是公共投资竞争，都对债务增速产生了较为显著的正向影响和空间外溢效应。

综合上述文献，现有关于财政分权与政府债务以及金融发展与政府债务的研究均未达成统一的结论，而且尚无从二者关联角度去分析地方政府债务问题的研究。Zhang ＆ Jin（2006）［22］曾经提出国内学者在研究经济增长问题时只是单纯的从财政分权或金融发展的角度，应该在财政分权和金融发展之间建立起联系；陈宝东和邓晓兰（2017）［20］强调财政和金融在宏观经济体中是密不可分的，并基于财政分权—金融分权的视角研究地方政府债务增长问题。但是金融分权既然界定为一种分权，且受到财政分权的影响颇深（何德旭和苗文龙，2016）［23］，其体现更多的是一种金融权利分配的影响，并不能很好的诠释金融市场资本积累的效果。而且，金融市场作为公共资金供给的辅助渠道，其与财政分权体制中的收入分权都在资金供给方面深刻影响着地方政府债务。

基于此，本文试图将金融发展，收入分权与地方政府债务纳入统一框架进行分析，进一步挖掘金融发展，收入分权对地方政府债务的潜在效应。本文的边际贡献主要体现在：一是，在研究视角上，本文拓展金融发展，财政分权与地方政府债务融资的相关研究，从金融发展和收入分权的联合视角去分析地方政府债务的扩张的具体机制。二是，在研究理论上，本文将财政分权，金融发展以及地方政府债务引入内生增长理论框架，在两级政府系统中探究地方政府债务增长的动态均衡及其影响因素。三是，在研究方法上，本文首先通过求解Hamiltonian泛函得出地方政府债务均衡增长的显式解，然后采用GMM方法对我国2000-2018年30个省市的面板数据进行实证检验，得出最终结论并提出针对性意见。

2 理论模型

本文在Greiner 和 Semmler（2000）［24］的研究基础上，设计了一个包含中央和地方两级政府的经济系统，且此系统由四部门构成：家庭、政府、生产部门和金融部门。不同之处在于：第一，我们借鉴程宇丹和龚六堂（2015）［25］关于两极政府预算约束方程的设定，考虑了转移支付的存在。第二，我们借鉴Pagano（1993）［26］关于金融发展的设定，将金融发展引入到消费者预算约束函数。基于此，本文建立Hamiltonian泛函，构造出内生增长理论框架下金融发展、收入分权作用于地方政府债务的理论模型。

代表性厂商的生产函数采用Cobb−Douglas生产函数形式，生产函数是由两部分要素构成，物质资本存量k和一部分劳动力ul,则生产函数为:

其中，A表示技术进步率；u为投入生产部门的劳动力比例；α,β为弹性系数，表示资本和劳动在产出中的份额，且α+β=1；生产要素均符合边际报酬递减规律：yk>0,yl>0,ykk<0,yll<0。

关于政府预算约束，本文借鉴Gong 和 Zou（2002）［27］的研究，假定中央对地方的转移支付与地方政府财政支出呈一定的比例，且这一比例为φ，即Tr=φs。

其中，式（2）和式（3）的等式左边分别代表中央和地方政府的债务增加；d是中央政府债券存量；b是地方政府债券存量；f和s分别表示中央政府支出和地方政府支出；rd和rb分别代表中央和地方政府的债券回报率；τf和τs分别表示中央政府和地方政府征收所得税的税率，税率的比值则表明收入分权。

关于消费者预算约束，根据Pagano（1993）［26］关于金融发展的经典设定，储蓄转化为投资的程度与金融发展水平θ呈正相关关系，且θ∈（0, 1），θ越大表示金融发展水平越高。不考虑资本折旧，消费者预算约束方程可表示为：

借鉴韩廷春（2003）［28］的研究，假定金融发展水平θ的提高主要依赖于金融部门的工作效率λ以及投入到金融部门的劳动力比例（1-u），我们得到金融发展的运动方程：

家庭在现有预算约束下选择合理的消费路径使得贴现效用最大化。最大化效用函数为：

其中，ρ>0为时间偏好率；c为代表性家庭的消费；u（c,l）u(c,l)为消费者的效用函数。我们采用CRRA常相对风险厌恶效用函数：

其中，ς是大于0的常数；σ为风险规避系数，σ>1。

考虑以上因素，代表性家庭的决策是一个如下的动态最优化问题：

对式（8）构造Hamiltonian函数：

式（9）中η和µ是Hamiltonian乘子，通过求解最优化一阶条件可得：

综合式（10）和式（11），并令rb=rd=r，则平衡路径下的经济增长率可表示为：

对式（13）求关于θ的偏导数，可得：∂b/∂θ<0，即金融发展水平与地方政府债务是负相关关系。这可能是因为：资本积累效率增加，储蓄转化为投资较多，一方面提高了政府支出的投资效率，另一方面吸引民间资本进入政府投资领域，缓解地方政府支出压力，减少债务规模。

对式（13）求关于(τs/τf)的偏导数，可得：∂b/∂(τs/τf)<0，表明收入分权与地方政府债务呈现负相关关系。这可能是因为：随着收入分权程度的提高，地方政府的财政汲取能力与偿债能力增强，债务规模即相应减少（王杰茹，2016）。

对式（13）求关于(θτs/τf)的偏导数，可得：∂b/∂(θτs/τf)<0，表明金融发展与收入分权的联合项与地方政府债务呈现负相关关系。这可能是因为：收入分权与金融发展相互作用，财政收入与金融市场融资相互补充，扩大了财政收支回旋空间，对债务融资需求下降，进而产生良性循环，地方政府债务规模趋于下降。

3 实证分析

3.1 计量模型构建

在理论部分，我们用地方与中央的税率比来衡量收入分权，这体现的是地方政府从税收体系中获得财政收入的能力。税收收入是地方政府主要收入来源，金融市场是公共资金供给的辅助渠道，从资金供给的角度来探究地方政府债务增长问题也有一定的现实意义。因此，本文以金融发展、收入分权以及二者的联合项为核心解释变量，以地方政府债务为被解释变量，并添加一些影响地方政府债务的控制变量进行回归分析，具体的回归方程如下：

其中，i和t分别表示省份和年份；debt表示地方政府债务；finance表示金融发展水平；sfd表示收入分权；funance×sfd表示金融发展与收入分权的联合项；X是控制变量的集合；α,β1,β2,β3和β4是方程的回归系数；ci表示省份固定效应；ut表示时间固定效应；εit是随机扰动项。

3.2 变量选择与数据来源

3.2.1 被解释变量

对于被解释变量地方政府债务，鉴于地方政府债务余额以及城投债等绝对值数据匮乏，对实证研究样本选取有较大限制，我们借鉴王杰茹（2016）［9］的研究，尝试使用政府债务水平这个相对数据表示地方政府由于财政收支缺口而承担的债务压力，用本级政府预算内财政支出与预算内财政收入之差占各省GDP的比重表示。

3.2.2 核心解释变量

对于金融发展与收入分权的联合项，本文采用金融发展与收入分权的乘积项来衡量。在理论分析中，金融发展水平代表储蓄转化为投资的比例，所以本文从信贷规模的视角来度量金融发展，采用金融机构人民币各项贷款总额占GDP的比例来表示；对于收入分权，我们借鉴Wu 和 Heerink（2016）［29］的方法，用地方人均财政收入占全国（中央+地方）人均财政收入的比重来表示。

3.2.3 控制变量

本文主要从以下三个角度选取控制变量：（1）经济发展水平：由理论结果可知，地方政府债务会受到人均收入的直接影响，而且经济发展水平也会对地方政府债务产生重要影响。（2）财政收入水平：地方政府通过税收收入与举债融资起到了互相补充的作用，税收收入增加自然会降低举债的需求。而转移支付作为收入分权体制内地方政府收入的重要部分，对地方政府债务也有着重要影响，这一点在理论模型中也有所体现。（3）政府支出压力：城镇化进程中，地方政府的基础设施投资需求增高，政府支出压力增大；同时，失业率的提高也要求政府提高公共服务支出，这些支出压力最终将转化为地方政府债务。如表1所示，我们给出了各控制变量指标的测定方法。

表1 控制表量及其指标测定

3.2.4 数据来源与预处理

本文使用2000-2018年30个省、直辖市（除西藏）的面板数据进行实证检验，所有的原始数据均由《中国统计年鉴》、《中国财政年鉴》以及各省市统计年鉴计算整理，我们对实证所用数据进行对数化处理以防止异方差、多重共线性等问题的出现。表2是实证所用变量的描述性统计分析。

表2 变量的描述性统计分析

3.3 平稳性检验

传统的面板单位根检验（如LLC、ADF、IPS）均是在截面不相关的情况下才是有效的（曾五一和李想，2011）［30］。因此，本文首先使用Pesaran（2004）［31］提出的CD检验对各变量进行截面相关检验。检验结果表明，各变量原序列及其差分序列均存在显著的截面相关。基于此，传统的面板单位根检验将不再适用。为此，本文使用Pesaran（2007）［32］提出的CIPS检验对各变量进行平稳性检验。表3结果表明，除个别变量外，其他变量的原序列，CIPS检验均接受原假设，表明这些序列确实不平稳。当检验一阶差分序列时，CIPS检验均拒绝原假设，因此可认为各变量是一阶单整过程。由此，可进一步对变量进行协整检验。如果各变量之间具有协整性，则使用原变量进行回归分析的结果仍然可信，因为其反映的是变量之间的长期关系。

表3 截面相关性和单位根检验结果

3.4 实证结果及分析

3.4.1 基准回归结果

表 4 是金融发展、收入分权对地方政府债务的OLS和固定效应模型的回归结果，并没有考虑内生性问题，为了解决组内相关性导致的估算偏差问题，利用Cluster技术来估计系数的标准误。其中，模型（1）、（2）是地方政府债务对金融发展的回归结果；模型（3）、（4）考察了收入分权对地方政府债务的影响；模型（5）、（6）共同加入了金融发展和收入分权。根据F检验可知，回归模型均是显著的；Hausman检验结果表明，应采用固定效应模型进行估计。为了保证检验结果的可靠性，本文采用Kao-ADF方法来检验各回归方程中残差的平稳性，检验结果表明回归残差水平在1%显著性水平下不存在单位根，序列是平稳的。这说明回归方程中各变量之间存在有效的长期关系，这种协整关系的存在也表明本文的回归分析不存在伪回归的问题。

表4 金融发展、收入分权与地方政府债务

从实证结果来看，无论是OLS还是固定效应回归，金融发展与地方政府债务均呈现显著的正向关系，即金融发展水平越高，地方政府债务规模越大，这与理论模型推导的结果相反。说明在现实经济环境中，金融发展并没有很好地起到理论上的补充地方财力，缩小债务规模的效果，反而促进了地方债务规模进一步增长。原因可能是，地方政府追求政绩而有强烈的冲动提高本地区经济发展水平，金融发展并没有使得地方政府巨额的投资支出产生高的效率回报，反而是更低的利息与更便捷的融资进一步刺激了地方政府的举债冲动。此外，金融发展虽然降低了资产性、权益性等其他类型融资渠道的门槛，但地方政府显然更乐意于选择运作更娴熟的债务性融资方式。理论模型只能从理论上对金融发展与地方债务做出解释，通过实证检验，发现理论结果在现实经济中并不适用，其原因并非理论模型有误，而是因为在中国式财政分权情境下，经济增长是地方政府的首要目标，金融发展提供了更大的资本积累与资金便利，刺激地方政府过度扩大支出规模，从而导致了地方债务的增加。

在模型（3）、（5）的OLS估计中，收入分权与地方政府债务之间呈现并不始终显著的正向关系，可能是因为存在不随时间而变的遗漏变量。而在固定效应估计结果中，模型（4）、（6）均呈现显著的负相关关系，与理论结果相一致，也与以往学术研究以及社会舆论的相关认知保持一致。随着收入分权程度的提高，地方政府获得了更大的财政收入方面的自主权，这直接提高了地方政府的财政汲取能力，政府的财收收入增加不仅减小了其举债的需求，也提高了其偿债能力。

3.4.2 关联项回归结果

表5中我们加入金融发展与收入分权的关联项，考察二者的关联项对地方政府债务的影响。从模型（7）到模型（10），我们逐步加入控制变量，以减少由于遗漏变量而带来的内生性问题。Hausman检验结果表明，应采用固定效应模型进行估计。观察模型（7）—（10）中的核心解释变量，随着控制变量的加入，金融发展与收入分权的联合项的回归系数由不显著逐渐变为显著，表明在减少内生性的影响之后，金融发展和收入分权的联合项与地方政府债务呈显著的正相关关系，即联合项的值越大，地方政府债务规模越大，这与理论模型推导的结果相反。在排除内生性后，金融发展的系数显著为正，收入分权的系数始终显著为负，都与基准回归结果保持一致。

表5 金融发展与收入分权的关联项对地方政府债务的影响

3.4.3 稳健性检验

我们发现，在表5中金融发展的显著性变化与联合项一致，表明除了因为遗漏变量带来的内生性问题外，还可能存在变量之间的反向因果引发的内生性问题，即金融发展与地方政府债务之间可能存在因果倒置问题。因此，我们有必要运用广义矩估计方法进行稳健性检验。

Janda等（2017）［33］发现地方政府债务的增长在短期内会对私人信贷产生挤出效应，进而影响银行部门的效率与金融市场的稳定发展。这进一步说明金融发展与地方政府债务之间存在反向因果关系。此外，除了金融发展与联合项外，本文还将经济增长与失业率作为内生变量，即经济发展和失业率与地方政府债务之间可能也存在因果倒置，因为政府债务会通过影响私人储蓄、政府投资、全要素生产率和利率等来影响经济增长率（Rother，2010）［34］，地方政府也可能通过实施赤字财政来对付失业问题（Baskaran，2010）［7］。

本文分别对上述模型（8）、（9）、（10）进行差分GMM估计，检验结果如表6所示，金融发展与收入分权的联合项与地方政府债务仍然呈现显著的正相关关系，金融发展与地方政府债务保持显著的正相关关系，收入分权的估计系数也表明其与地方政府债务之间的负向关系，但是其显著性有所降低。AR（2）检验结果表明残差不存在二阶序列相关，Hansen检验p值结果表明不存在工具变量的过度识别问题，因此模型设定正确且估计结果是有效的。因此，本文的回归结果是稳健的。

表6 金融发展和财政分权的联合项与地反政府债务的系统GMM估计结果

观察各模型中的控制变量，在克服内生性后，经济增长变量显著为负，表明经济增长与地方政府债务呈现负相关关系，原因可能是经济发展水平高的地区财政收入状况也更好，其借债动机比较低。无论是固定效应分析还是差分GMM分析，转移支付变量始终显著为正，表明转移支付的增加导致地方政府债务增长，原因可能是中央政府对地方的专项转移支付引发了地方政府借债的道德风险，造成了预算软约束（钟辉勇和陆铭，2015）［35］。

4 结论与政策建议

本文从金融发展和收入分权关联视角出发探究地方政府债务问题。最初本文在内生增长理论框架下讨论了金融发展、收入分权及二者的联合项与地方政府债务的关系，通过建立Hamiltonian函数推导出关于金融发展、收入分权与地方政府债务关系的显式解，并通过求偏导数发现金融发展、收入分权及二者的联合项与地方政府债务均为负相关关系。接下来我们检验理论结果在实际经济中的适用性，利用中国2000-2018年30个省市的面板数据进行实证分析，结果表明金融发展和金融发展与收入分权的联合项均与地方政府债务呈现正相关关系，与理论结果相反，而收入分权与地方政府债务的实证结果与理论结果保持一致，都是负相关关系。最后我们用差分GMM进一步证实了实证结果的准确性。

金融发展和收入分权的联合项与地方政府债务呈现正相关关系。原因可能是：高财政分权（收入和支出分权）激励地方政府大力举债积极发展经济，而金融发展为地方政府举债提供了便利与动力。另一方面，收入分权越高，地方政府对税收的控制权较高。地方政府在支出压力下往往会实施“高税率、多税种”的政策，这往往会抑制企业的投资，抬高民间资本进入政府投资领域的门槛，这与金融发展的功能——引入社会投资缓解政府投资压力背道而驰，地方政府的投资支出压力会更大，依然要进行大规模的举债。

基于本文研究结论，我们提出如下政策建议：

第一，正确理解金融发展对地方政府债务的正向作用，合理明确金融支持地方政府债务的原则与标准。首先，在积极鼓励金融机构提供配套融资支持的同时，确保落实到期债务偿还责任，发挥专项债券带动作用和金融机构市场化融资优势，依法规范推进专项债券支持的重大项目建设，精准把握重点领域和重大项目，坚持高质量发展，按照偿还能力提高债务规模，加强财政、货币、投资等政策协调配合机制。其次，积极的财政政策要加力提效，充分发挥专项债券作用，支持有一定收益但难以商业化合规融资的重大公益性项目。稳健的货币政策要松紧适度，配合做好专项债券发行及项目配套融资，引导金融机构加强金融服务，按商业化原则依法合规保障重大项目合理融资需求。最后，政府在提高当地债务规模时要权衡项目收益，项目管理严格以及注意风险防控；同时要求金融机构要自主审批以及决策谨慎，做到风险控制。

第二，正确理解财政收入分权对地方政府债务的负向作用。首先，调整优化中央和地方的财权分配，适当提高收入分权度，给予地方政府适当的税收自主权，合理控制地方政府债务规模。其次，有必要加强部门监管合作，建立当地党委、政府协同领导小组，有效紧密协调当地财政、金融管理、发展改革等部门的协助机制，健全专项债券项目安排协调机制，加强地方财政、发展改革等部门与金融单位之间的沟通衔接，支持做好专项债券发行及项目配套融资工作。最后，进一步将地方政府债券发行市场化定价，禁止变相通过财政存款以及国库现金管理等手段干预政府债券发行，减少行政干预，促进债券发行利率合理反映地区差异和项目差异。同时严禁地方政府及其部门通过金融机构排名、财政资金存放、设立信贷目标等方式，直接或间接向金融机构施压。