地方政府債務對區(qū)域經(jīng)濟增長的影響研究

金紫怡 黃創(chuàng)霞 文鳳華

摘要我國的地方政府債務正處于快速膨脹的時期，其對經(jīng)濟增長的影響引起了社會的廣泛關(guān)注.基于我國30個省份2004～2015年的面板數(shù)據(jù)，運用空間面板模型對地方政府債務與區(qū)域經(jīng)濟增長之間的非線性影響關(guān)系進行了實證檢驗，研究表明兩者關(guān)系存在明顯的區(qū)域差異性：就全國樣本和東部地區(qū)樣本而言，地方政府債務與區(qū)域經(jīng)濟增長之間存在顯著的“倒U”型非線性影響關(guān)系；而在中西部地區(qū)，在考慮省份之間的經(jīng)濟空間相關(guān)性后，此種影響關(guān)系并不顯著.這說明，由于我國區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展條件存在較大差異，地方政府債務對不同區(qū)域經(jīng)濟增長的影響也不盡相同，針對性的政府債務管理措施十分必要.

關(guān)鍵詞地方政府債務；經(jīng)濟增長；非線性影響關(guān)系；空間面板模型

中圖分類號F812.7文獻標識碼A

1引言

金融危機過后，政府債務問題成為世界經(jīng)濟關(guān)注的一個重要方面.希臘債務危機使其經(jīng)濟遭到嚴重打擊，希臘成為對國際貨幣基金組織債務違約的首個發(fā)達國家.而最近意大利政府公債規(guī)模持續(xù)攀升，其債務問題成為繼希臘債務危機后歐洲經(jīng)濟關(guān)注的新焦點.一直以來，學術(shù)界對于政府債務的合理水平存在爭論，各個國家也都在政府債務的決策上有著不同態(tài)度.然而，與國外深陷債務危機的國家不同的是，我國的地方債務主要表現(xiàn)為內(nèi)債，債權(quán)人以國內(nèi)機構(gòu)和個人為主.財政部披露的數(shù)據(jù)顯示，到2015年末，中國地方政府債務規(guī)模為16萬億，當年末地方政府債務率為89.2%；截至2016年12月14日，地方債發(fā)行已高達6.04萬億.日漸突出的地方政府債務問題成為熱點并受到較大的爭議：是否高速攀升的債務對經(jīng)濟增長會產(chǎn)生正向作用.

對于債務與經(jīng)濟增長之間的影響關(guān)系，已有的文獻存在不同的結(jié)論.主流經(jīng)濟學領(lǐng)域?qū)⒄畟鶆占尤朐鲩L模型，認為政府債務對經(jīng)濟的長遠發(fā)展存在著負面影響（SaintPaul，1992）[1].Friedman（1987）[2]、Borio等（2001）[3]的研究也都表明政府債務對宏觀經(jīng)濟運行產(chǎn)生了顯著影響.Kumar和Woo（2015）[4]的研究發(fā)現(xiàn)在保持其他變量一定時，由于高度負債對投資與資本存量的影響，勞動生產(chǎn)率的增長率下降，得到初始債務存量與經(jīng)濟增長存在負相關(guān)性的結(jié)論.另外，還有一部分研究則是圍繞兩者的非線性關(guān)系展開.Reinhar和Rogoff（2010）[5]發(fā)現(xiàn)當政府債務與GDP比率未超過90%時，二者相關(guān)性較弱，但若超過該轉(zhuǎn)折點時，債務對長期經(jīng)濟增長起消極作用.Cecchetti等（2011）[6]和Padoan等（2012）[7]選取OECD國家為樣本對其政府債務與經(jīng)濟增長進行研究，同樣發(fā)現(xiàn)政府債務占GDP比率超過85%時，政府債務的增長將會對經(jīng)濟增長起抑制作用；Checherita和Rother（2012）[8]、Baum等（2013）[9]以歐元區(qū)國家為樣本也得到了同樣的結(jié)論.OwusuNantwi和Erickson（2016）[10]通過實證對戛納1970～2012年政府債務與經(jīng)濟增長間長期及短期的相關(guān)關(guān)系進行檢驗，實證結(jié)果發(fā)現(xiàn)真實GDP增長率與政府債務之間在長期來看存在著顯著的正相關(guān)關(guān)系，而在短期顯示政府債務與經(jīng)濟增長之間存在著雙向關(guān)系.值得注意的是，也有部分研究認為政府債務與經(jīng)濟增長之間并無聯(lián)系.Schclarek（2004）[11]以1970～2002年間24個工業(yè)國家為樣本，對其政府債務與經(jīng)濟增長的影響關(guān)系進行驗證，并未發(fā)現(xiàn)兩者之間存在相關(guān)關(guān)系.Ogunmuyiwa（2011）[12]選取尼日利亞1970-2007年時間序列數(shù)據(jù)，運用VEC模型探討了尼日利亞的外債對其經(jīng)濟增長的影響，結(jié)果表明兩者關(guān)系很弱且不顯著.Herndon等（2014）[13]對Reinhar和Rogoff（2010）[5]的研究提出了質(zhì)疑，他們使用相同的數(shù)據(jù)重新計算未能得到相同結(jié)論，增長率在政府債務超過90%的閾值前后并無明顯區(qū)別.

上述研究嘗試證明了兩者之間是否存在固定的影響關(guān)系，而還有部分文獻發(fā)現(xiàn)二者的關(guān)系并不是固定的，不同樣本中結(jié)果各異.賈康和趙全厚（2000）[14]認為影響國債適度規(guī)模的因素復雜多變，不同國家之間并不存在一個單一的規(guī)模標準，且適度規(guī)模具有時變性，不同國家發(fā)展階段對應的規(guī)模標準也會隨之發(fā)生變化，難以測算適度規(guī)模的具體值.劉洪鐘等（2014）[15]的研究基于1980～2009年的面板數(shù)據(jù)，分別對比了發(fā)達國家與發(fā)展中國家政府債務與經(jīng)濟增長的影響關(guān)系，其結(jié)果表明兩者經(jīng)濟發(fā)展水平不同從而債務閾值存在差異，兩組國家具有不同的債務承受能力，并認為從中長期來看，政府債務的增加會對經(jīng)濟增長起促進作用，但隨著其規(guī)模的不斷膨脹，最終產(chǎn)生不利影響.繆小林和付潤民（2014）[16]的研究發(fā)現(xiàn)地方政府債務總體上促進縣域經(jīng)濟增長，但地方債務的促進作用在高社會投資率樣本中較小，在低社會投資率樣本中較大.Kourtellos （2013）[17]的研究發(fā)現(xiàn)民主政治水平較高的地區(qū)，政府債務與當?shù)亟?jīng)濟增長并不存在顯著的相關(guān)關(guān)系，而在民主水平較低的地區(qū)，政府債務的增加則會導致經(jīng)濟增長放緩.Megersa和Cassimon（2015）[18]探究了公共部門管理效率對政府債務與經(jīng)濟增長之間相互關(guān)系的影響，利用政府部門管理指標將樣本分類為弱與強國家，發(fā)現(xiàn)在公共部門管理效率較低的國家，政府債務與經(jīng)濟增長呈負相關(guān)關(guān)系，而在公共部門管理效率較高的國家呈正相關(guān)關(guān)系.Egert（2015）[19]運用非線性閾值模型探究了政府債務是否在某一區(qū)間對經(jīng)濟增長存在負相關(guān)的非線性影響并發(fā)現(xiàn)，負線性相關(guān)關(guān)系只當政府債務水平占GDP的20%～60%時顯著.Ghosh等（2013）[20]、Panizza（2014）[21]的研究認為每個國家或地區(qū)存在著針對該國的特定閾值，在該國家的債務水平超過其特定閾值后，債務水平對該國經(jīng)濟增長產(chǎn)生負影響.

以上文獻針對發(fā)達國家及發(fā)展中國家的政府債務對經(jīng)濟增長的影響進行了研究，但是結(jié)論尚存在較大爭議：部分研究表明兩者呈線性相關(guān)或非線性相關(guān)關(guān)系，另一部分研究認為，政府債務與經(jīng)濟增長之間并無顯著關(guān)系.此外，前人研究多集中于對國外債務、不同經(jīng)濟體之間的對比分析，對于中國地方政府債務的相關(guān)研究較少，缺乏對我國不同經(jīng)濟區(qū)域的分區(qū)討論.而我國國情決定了其地方債務問題的特殊性.我國國土幅員遼闊，東部地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展起步較早，區(qū)域間經(jīng)濟發(fā)展不平衡，因而不同經(jīng)濟發(fā)展水平的地區(qū)債務承受能力不盡相同.那么，針對我國不同經(jīng)濟區(qū)域具體分析地方債務的增加對該區(qū)域經(jīng)濟增長的影響有其必要性.另外，根據(jù)Anselin（1988）[22]提出的空間相關(guān)性理論，可以認為地方政府債務及其經(jīng)濟增長問題在各地區(qū)之間存在空間相關(guān)關(guān)系.李新光和胡日東（2016）[23]對地方政府債務的空間傳染效應進行了實證研究，結(jié)果表明我國省域政府的債務規(guī)模增長存在明顯的空間相關(guān)性，且區(qū)域之間地方政府債務余額的空間依賴性逐漸加強.而現(xiàn)有文獻對兩者關(guān)系的探究多使用普通面板模型，相較于傳統(tǒng)面板模型，空間面板模型考慮空間相關(guān)性和空間異質(zhì)性，從而使本文的研究結(jié)果體現(xiàn)更加準確并體現(xiàn)個體差異.

綜上，本文基于我國省級面板數(shù)據(jù)，在全國30個省份的基礎(chǔ)上，將全國總體樣本劃分為東、中、西三大區(qū)域，并考慮省域經(jīng)濟之間的空間相關(guān)性，利用空間面板模型探究在中國經(jīng)濟環(huán)境下地方政府債務與區(qū)域經(jīng)濟增長的影響關(guān)系.本文的主要目的在于探究不同區(qū)域地方債務水平變量，究竟會對該區(qū)域經(jīng)濟起促進作用還是抑制作用、抑或是兩者并不存在影響關(guān)系，從而為政策制定提供參考.

2模型設(shè)定與數(shù)據(jù)選擇

2.1標準面板模型

本文選取2004～2015年中國30個省份的面板數(shù)據(jù)，探究地方政府債務對區(qū)域經(jīng)濟增長的影響關(guān)系.參考國家統(tǒng)計年鑒，在全國30個省份的基礎(chǔ)上，進一步根據(jù)省份所在的地理位置劃分為東、中、西部3個地區(qū)，其中東部地區(qū)包括北京市、天津市、河北省、上海市、江蘇省、浙江省、福建省、山東省、廣東省、海南省、遼寧省、吉林省、黑龍江省，中部地區(qū)包括山西省、安徽省、江西省、河南省、湖北省、湖南省，西部地區(qū)包括內(nèi)蒙古自治區(qū)、廣西壯族自治區(qū)、重慶市、四川省、貴州省、云南省、陜西省、甘肅省、青海省、寧夏回族自治區(qū)、新疆維吾爾自治區(qū)，西藏自治區(qū)由于數(shù)據(jù)缺失本文特將其剔除.參照張晏和龔六堂（2005）[24]以及ChecheritaWestphal （2012）[8]，設(shè)定二次項形式，回歸方程為：

其中，i表示不同地區(qū)，t代表時間，ui代表不可觀測的個體效應的隨機變量，εit代表隨機干擾項.git表示 i 縣（市、區(qū)）在 t 時期的人均實際GDP增長率，考慮到地方政府債務對經(jīng)濟增長的影響會有一定的時滯，同時為了避免逆向因果問題，借鑒王文劍和覃成林（2008）[25]的處理方法，采用本年與滯后3年的人均GDP的增長率的滑動平均值代表t時期的人均實際GDP增長率.Ln debt表示地方政府人均實際的債務水平，Ln debt2it為地方政府債務水平的二次項，用于分析債務對經(jīng)濟增長的非線性影響.Xit為一系列控制變量.

2.2空間面板模型

空間相關(guān)性的存在是由于數(shù)據(jù)測量上的誤差和相鄰地區(qū)經(jīng)濟的往來造成的（Anselin，1998）[22]，傳統(tǒng)面板模型忽視了不同地區(qū)存在空間相關(guān)性的問題，可能會導致估計結(jié)果出現(xiàn)偏誤.一般而言空間相關(guān)性會體現(xiàn)出多種不同的形式，其中常用的兩種模型為空間自回歸模型（SAR）與空間誤差模型（SEM）（Anselin，2004）[26].空間滯后模型的形式如下表示：

2.3.2地方政府債務

考慮到我國實際國情，地方債務的復雜性和不透明機制，往年的地方政府債務的具體數(shù)據(jù)并沒有系統(tǒng)全面的進行測算，各省市的審計結(jié)果沒有對外發(fā)布.近年來，地方政府債務的透明性受到關(guān)注，國家審計局公布了2011年地方政府債務統(tǒng)計結(jié)果，之后在2012公布了部分省市審計結(jié)果、2013年公布了全國各省市債務審計結(jié)果.學者們往往會根據(jù)網(wǎng)絡(luò)各渠道公布的零散的數(shù)據(jù)對長期地方政府債務數(shù)據(jù)進行推測，但是無法考證數(shù)據(jù)來源是否真實可靠，其次測算也存在一定的偏差；也有學者通過尋找合適的代理變量對地方政府債務進行刻畫.本文參考張廷和趙艷朋（2016）[30]的做法，將基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)投資作為地方政府債務的代理變量，并以2004年為基期的各省固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)進行平減，再除以當年常住人口得到實際人均債務，并對數(shù)據(jù)取對數(shù)消除異方差性.

2.3.3其他控制變量

參考Kourtellos（2013）[17]、劉洪鐘等（2014）[15]、OwusuNantwi和Erickson（2016）[10]等文獻對經(jīng)濟增長的實證研究.選取實際人均GDP水平的對數(shù)值（Ln gdp），以衡量經(jīng)濟增長中的“趕超效應”，這一指標被大多數(shù)實證研究所采用.人口增長率（popgr），是勞動水平的重要指標，是經(jīng)濟發(fā)展中的重要投入要素.宏觀稅負水平（tax），用每省當年的財政收入占GDP的比重代替.對外開放程度（openness），為進出口貿(mào)易總額占GDP的比重.城鎮(zhèn)化率（urban），使用城鎮(zhèn)人口占總?cè)丝诘谋戎乇硎?此外，考慮到人力資本（humanc）是經(jīng)濟增長的重要因素，參照林毅夫和孫希芳（2008）[31]用中等學校和高等學校在學人數(shù)占全部人口的比例來衡量.變量描述性統(tǒng)計見表1.

原始數(shù)據(jù)來源于國家統(tǒng)計局分省年度數(shù)據(jù)庫.從全國的經(jīng)濟增長來看，我國過去十幾年里經(jīng)濟經(jīng)歷了高速的發(fā)展，年實際經(jīng)濟增長率近10%，創(chuàng)造了世界經(jīng)濟發(fā)展的奇跡，且全國整體的城鎮(zhèn)化率水平已超50%的中等水平.從東、中、西三大區(qū)域的比較來看，中西部地區(qū)實際經(jīng)濟率略高于東部地區(qū)，對數(shù)人均GDP水平卻相對較低，說明我國區(qū)域經(jīng)濟的發(fā)展中中西部地區(qū)具有一定的后發(fā)優(yōu)勢，但整體的經(jīng)濟體量仍主要存在于東部地區(qū)，從而出現(xiàn)區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展不平衡的現(xiàn)象.其次，人均實際債務水平在東、中、西部地區(qū)依次增加，以此來看我國的地方債務問題主要集中于中西部等經(jīng)濟發(fā)展相對落后的省份.此外，人力資本、經(jīng)濟開放度、人口增長率、宏觀稅負及城鎮(zhèn)化率等與經(jīng)濟發(fā)展程度密切相關(guān)的因素，都表現(xiàn)出在經(jīng)

3實證分析

3.1基本面板模型回歸

模型（1）的標準面板模型包含隨機效應和固定效應兩種形式.表2給分別出了全國及東部、中部和西部的隨機效應和固定效應估計結(jié)果，其中，豪斯曼檢驗結(jié)果表明，固定效應模型在不同地區(qū)都由于隨機效應模型，除此之外，不同地區(qū)的固定效應模型的可決系數(shù)都大于隨機效應模型.故只針對固定效應模型的估計結(jié)果進行分析.

從固定效應模型的估計結(jié)果可以看出，全國及各地區(qū)債務水平項系數(shù)顯著為正，表明地方政府債務確實能對經(jīng)濟起到推動作用，而且債務水平的二次項系數(shù)都顯著為，表明債務對經(jīng)濟增長具有倒U性的非線性效應，而且劉金林（2013）[32]門檻值的測算公式debtthreshold=-b/2a（其中b為Ln debt估計系數(shù)，a為Ln debt2的估計系數(shù)）得出，東部地區(qū)的門檻值為5.813，高于中部和西部地區(qū)的債務門檻值，表明東部地區(qū)具有更強的債務承受能力.

此外，控制變量的估計結(jié)果表明，就全國而言，對外開放程度及人力資本能對經(jīng)濟增長有顯著的正向作用，稅收會抑制經(jīng)濟發(fā)展，這與實際結(jié)果相符.而我國作為發(fā)展中國家，ln gdp的系數(shù)值為正，人口增長率的系數(shù)為負，這與劉洪鐘等（2014）[15]的估計結(jié)果一直.此外，由于我國近年來經(jīng)濟的長期增長呈現(xiàn)出L型，而城鎮(zhèn)化率是逐年提高的，所以在回歸中城鎮(zhèn)化率的系數(shù)表現(xiàn)為負.

3.2空間面板模型估計

空間相關(guān)性是運用空間面板模型進行計量實證的前提，本文選用常用的lmerr、moranI及Walds空間相關(guān)性測度方法，對全國及東、中、西部地區(qū)是否存在空間相關(guān)性進行檢驗.表3的檢驗結(jié)果表明，3種方法在全國及不同區(qū)域中都拒絕了截面?zhèn)€體之間不存在空間相關(guān)性的原假設(shè)，說明本文運用空間面板模型對債務影響經(jīng)濟增長的實證是合理且必要的.

出了基于空間誤差修正模型對全國數(shù)據(jù)的估計結(jié)果，對此使用了無固定效應（1）、空間固定效應（2）、時期固定效應（3）和空間時期雙固定效應（4）等方法進行估計.從表5中的（1）～（4）中模型的可決系數(shù)及模型似然值可以發(fā)現(xiàn)，兩者數(shù)值都依次增加，其中可決系數(shù)達到0.491，也明顯優(yōu)于普通固定效應面板模型中的可決系數(shù)0.387，從而表明對空間效應和時期效應都進行控制的模型（4）的表現(xiàn)更好.空間時期雙固定模型的估計結(jié)果表明，債務變量及債務的二次項都十分顯著，兩者系數(shù)與標準面板中的固定效應模型一致，說明債務對我國經(jīng)濟增長具有的非線性“倒U”型的影響關(guān)系具有一定的穩(wěn)定性，當人均債務水平變動1個單位會使得經(jīng)濟增長0.052個單位，但4個模型的債務水平的門檻值范圍為4.6～5.2，換而言之，即當債務水平低于門檻值時，債務的增加有利于我國經(jīng)濟的增長，當債務水平超過門檻值時債務會對經(jīng)濟增長產(chǎn)生負向作用.此外，空間自回歸項的系數(shù)為0.583，且十分顯著.在控制變量的系數(shù)估計結(jié)果中，實際人均GDP、人力資本對經(jīng)濟增長存在顯著的正向影響；宏觀稅負水平及城鎮(zhèn)化率對經(jīng)濟增長的影響仍然表現(xiàn)出負向作用.在對全國樣本運用SEM的估計中，最優(yōu)模型為空間及時期雙固定模型，為保持估計的一致性，在對東、中、西三大區(qū)域的空間面板模型估計中，仍選擇SEM空間、時期雙固定模型對三大區(qū)域進行估計.估計結(jié)果如表6所示.空間誤差模型結(jié)果表明，在考慮空間相關(guān)性后，對于東部地區(qū)而言，其債務門檻值從5.8下降到了5.1，表明對于東部省份而言經(jīng)濟關(guān)系的往來會使得債務門檻降低.同時，人均債務水平仍然對經(jīng)濟產(chǎn)生正向作用，且仍具有線性的“倒U”型影響關(guān)系：在東部地區(qū)，二者呈顯著的非線性影響關(guān)系，保持適度債務規(guī)模，當其不超過特定閾值時，地方政府債務的發(fā)展能為當?shù)亟?jīng)濟發(fā)展提供動力，刺激增長；但若任由地方政府債務無限擴張，當債務規(guī)模超過臨界值時，反而對經(jīng)濟增長造成阻力，帶來巨大風險.而對于中西部省份來說，在考慮空間相關(guān)性后，地區(qū)人均債務水平對經(jīng)濟增長影響變得不再顯著，也表明債務對經(jīng)濟將不存在門檻效應.其中可能的原因在于，相比于東部地區(qū)而言，中西部地區(qū)由于經(jīng)濟體量較低、經(jīng)濟發(fā)展相對緩慢、基礎(chǔ)設(shè)施相對較差等原因，當經(jīng)濟出現(xiàn)較長期的下坡趨勢時（本文使用的是4年人均GDP增長率滑動平均值，能代表經(jīng)濟的中長期增長率），以非再生資源開采為經(jīng)濟發(fā)展導向的中西部省份之間的下行風險，具有明顯的趨同效應，如山西、陜西的煤炭經(jīng)濟就是一個鮮明的例證.從實證的角度說明了中西部省份地區(qū)基于高債務的基礎(chǔ)設(shè)施投資并不能有效促進地區(qū)間的經(jīng)濟增長.所以不能對地方政府債務對經(jīng)濟增長的作用一概而論，兩者關(guān)系在東部地區(qū)和中西部地區(qū)有著很大差異.對于經(jīng)濟發(fā)展較為成熟、有著優(yōu)越的經(jīng)濟發(fā)展環(huán)境的東部城市來說，保持合理的政府債務水平能夠有效的拉動投資、刺激區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展；但過度膨脹的地方政府債務反而導致對民間資本的“擠出效應”，帶來新的產(chǎn)能過剩，加劇經(jīng)濟發(fā)展的結(jié)構(gòu)性矛盾，對區(qū)域經(jīng)濟增長產(chǎn)生副作用.而對于經(jīng)濟基礎(chǔ)相對薄弱的中西部地區(qū)，債務承受能力較東部地區(qū)較弱，難以及時消化存量債務，因而政府債務對當?shù)亟?jīng)濟的拉動作用并不顯著.尤其是在我國經(jīng)濟發(fā)展進入新常態(tài)，經(jīng)濟發(fā)展水平放緩，傳統(tǒng)粗放的發(fā)展方式已經(jīng)不再適應當下經(jīng)濟環(huán)境，而中西部地區(qū)對于舉借債務、投資項目缺乏有效規(guī)劃和科學的項目論證，基于高債務的基礎(chǔ)設(shè)施投資容易造成資源浪費、經(jīng)濟效益低下，從而政府債務的急劇增長反而給經(jīng)濟基礎(chǔ)較弱的中西部地區(qū)造成巨大的償債壓力，占用流動性，對經(jīng)濟發(fā)展沒有起到預期中的實際效果.4結(jié)論及政策建議

本文考察了2004～2015年我國省級人均地方政府債務水平對人均經(jīng)濟增長率的影響，在考慮我國東部、中部、西部省份的經(jīng)濟發(fā)展及債務水平具有差異性的基礎(chǔ)上，區(qū)別于以往研究，本文運用了基本面板模型和空間面板模型（固定效應空間誤差模型）分區(qū)域進行實證分析，主要研究結(jié)論為：

就全國整體而言，人均地方政府債務水平對區(qū)域經(jīng)濟增長的影響呈現(xiàn)顯著的非線性效應，且具有明顯的“倒U”型影響關(guān)系，即當人均地方政府債務水平超過特定值時，會抑制地方經(jīng)濟的增長.從分區(qū)域樣本的研究來看，東部地區(qū)的地方債務對經(jīng)濟增長的影響與全國樣本相同，也具有非線性的影響效應.這與現(xiàn)有研究從國家層面探討發(fā)達國家與發(fā)展中國家（劉洪鐘等（2014）[15]）、OECD國家（Cecchetti等（2011）[6]和Padoan等（2012）[7]）、歐元區(qū)國家（Checherita和Rother（2012）[8]、Baum等（2013）[9]）債務水平與經(jīng)濟增長關(guān)系的結(jié)論一致.而中西部地區(qū)在考慮省份之間的經(jīng)濟空間相關(guān)性后，債務對經(jīng)濟增長并不會產(chǎn)生顯著影響，表明經(jīng)濟發(fā)展相對滯后的中西部地區(qū)，基于高債務的基礎(chǔ)設(shè)施投資并不是拉動經(jīng)濟的有效方式.

研究結(jié)論表明，由于我國區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展條件存在差異，并不能對全國地區(qū)的地方政府債務問題一概而論：東部地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平較高，良好的經(jīng)濟運行環(huán)境有利于債務融通、較快消化存量債務、及時化解風險，保持合理的債務比率，政府債務服務于當?shù)亟?jīng)濟發(fā)展；而相對于東部地區(qū)，經(jīng)濟發(fā)展水平較弱的中西部地區(qū)由于其抗整體經(jīng)濟的下行風險較弱，過高債務及其投資水平并不能促進經(jīng)濟的增長.

以上結(jié)論可以為政策制定者提供一定的參考.首先，針對不同區(qū)域的實際情況，制定符合該區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展水平的有效政策：對于東部地區(qū)，應充分發(fā)揮地方政府債務對當?shù)亟?jīng)濟的帶動作用，使其更好地服務于當?shù)亟?jīng)濟發(fā)展，但同時也要防止過高的債務水平給經(jīng)濟帶來抑制作用；對于中西部地區(qū)，也不能一味盲目增加地方政府債務，保持謹慎態(tài)度，對于地方政府債務過高的地區(qū)應逐步減少舉債，尤其是在我國經(jīng)濟發(fā)展步入新常態(tài)，經(jīng)濟增長水平整體放緩，應逐步改變原有的經(jīng)濟發(fā)展模式，推進供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革，減少無效和低端供給，勿因短時之利而以高債務拉動經(jīng)濟增長，這對于中西部地區(qū)并不是經(jīng)濟發(fā)展的有效方式.

其次，政府應加強監(jiān)管，建立健全地方政府債務限額管理、預算管理、風險預警和應急處置機制，緊緊圍繞政府債務管理、違法違規(guī)融資擔保行為兩方面，明確專員辦監(jiān)督重點，全面覆蓋地方政府債務限額管理、預算管理、風險預警、應急處置，以及地方政府和融資平臺公司融資行為.與此同時，地方政府作為地方債務管理的責任主體，應加快推進建立全方位、常態(tài)化監(jiān)督體系，督促落實管理責任，及時制止和查處違法違規(guī)融資和擔保行為，嚴肅財經(jīng)紀律，防范和化解地方政府債務風險.

參考文獻

[1]Saintpaul G.Fiscal policy in an endogenous growth model[J].Quarterly Journal of Economics，1992，107（4）：1243-1259.

[2]Friedman B M.New directions in the relation between public and private debt[J]. Science，1987，236（4800）：397-404.

[3]Borio C， Furfine C，Lowe P.Procyclicality of the financial system and financial stability： issues and policy options[J]. BIS Papers Chapters，2001，1（6）：1-57.

[4]Woo J，Kumar M S.Public debt and growth[J]. Economica，2015，10（328）：9-13.

[5]Reinhart C M，Rogoff K S.Growth in a time of debt[J].American Economic Review，2010，100（100）：573-578.

[6]Cecchettl S G，Mohanty M S，Zampoll F.Achieving growth amid fiscal imbalances：the real effects of debt[J].Economic Policy Symposiumjack Son Hole，2011，68（3）：145-196.

[7]Padoan P C， Sila U， Noord P V D.Avoiding debt traps： fiscal consolidation，financial backstops and structural reforms[J].Journal Economic Studies，2012（1）：151-177.

[8]ChecheritaWestphal C，Rother P.The impact of high government debt on economic growth and its channels：an empirical investigation for the euro area[J].European Economic Review，2012，56（7）： 1392-1405.

[9]Baum A， ChecheritaWestphal C，Rother P.Debt and growth： New evidence for the euro area[J].Journal of International Money and Finance，2013，32（1）：809-821.

[10]OwusuNantwi V，Erickson C.Public debt and economic growth in ghana[J].African Development Review，2016，28（1）：116-126.

[11]Schclarek A.Debt and economic growth in developing and industrial countries[R].General Information，2005.

[12]Ogunmuyiwa M S.Does fiscal deficit determine the size of external debt in Nigeria？ [J]Journal of Economics and International Finance，2011，3（10）： 580.

[13]Herndon T，Ash M，Pollin R.Does high public debt consistently stifle economic growth？ A critique of Reinhart and Rogoff[J].Cambridge journal of economics，2014，38（2）：257-279.

[14]賈康，趙全厚.國債適度規(guī)模與我國國債的現(xiàn)實規(guī)模[J].經(jīng)濟研究，2000，10：46-54.

[15]劉洪鐘，楊攻研，尹雷.政府債務， 經(jīng)濟增長與非線性效應[J].統(tǒng)計研究，2014，31（4）：29-38.

[16]繆小林，伏潤民.地方政府債務對縣域經(jīng)濟增長的影響及其區(qū)域分化[J].經(jīng)濟與管理研究，2014（4）：35-40.

[17]Kourtellos A， Stengos T，Tan C M.The effect of public debt on growth in multiple regimes[J].Journal of Macroeconomics，2013，38（4）： 35-43.

[18]Megersa K，Cassimon D.Public debt， economic growth and public sector management in developing countries：is there a link？ [J].Public Administration and Development，2015，35（5）： 329-346.

[19]gert B.Public debt， economic growth and nonlinear effects：myth or reality？[J].Journal of Macroeconomics，2015，43：226-238.

[20]Ghosh A R， Kim J I，Mendoza E G，et al. Fiscal fatigue， fiscal space and debt sustainability in advanced economies[J].The Economic Journal，2013，123（566）：4-30.

[21]Panizza U，Presbitero A F.Public debt and economic growth： is there a causal effect？ [J].Journal of Macroeconomics，2014，41（C）：21-41.

[22]Anselin L.Spatial econometrics： methods and models[M].Dorddrecht： Kluwer Academic Publishers，1988.

[23]李新光，胡日東，2016，地方政府債務影響因素及空間傳染效應的實證，統(tǒng)計與決策，2016（16）：153-156.

[24]張晏，龔六堂.分稅制改革， 財政分權(quán)與中國經(jīng)濟增長[J].經(jīng)濟學 （季刊），2005，5（1）：75-108.

[25]王文劍，覃成林.地方政府行為與財政分權(quán)增長效應的地區(qū)性差異——基于經(jīng)驗分析的判斷， 假說及檢驗[J].管理世界，2008（1）：9-21.

[26]Anselin L， Florax RJM，Rey S J.Advances in spatial econometrics：methodology，tools and applications[M]. Berlin：Springer Science & Business Media，2004.

[27]Elhorst J P.Spatial econometrics[J].Springerbriefs in Regional Science，2014，1（1）：310-330.

[28]Baltagl B H.Econometric analysis of panel data[M].New York：Wiley，2005：197-200.

[29]林光平，龍志和，吳梅.我國地區(qū)經(jīng)濟收斂的空間計量實證分析： 1978—2002 年[J].經(jīng)濟學（季刊），2005，4（S1）：67-82.

[30]張延，趙艷朋.預算軟約束與我國地方政府債務[J].經(jīng)濟問題探索，2016（4）：8-13.

[31]林毅夫，孫希芳.銀行業(yè)結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟增長[J].經(jīng)濟研究，2008，9（3）：31-45.

[32]劉金林.基于經(jīng)濟增長視角的政府債務合理規(guī)模研究： 來自O(shè)ECD的證據(jù)[J].