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    地方政府債務對區(qū)域經(jīng)濟增長的影響研究

    2017-04-08 15:28:24金紫怡黃創(chuàng)霞文鳳華
    經(jīng)濟數(shù)學 2017年1期
    關(guān)鍵詞:面板債務效應

    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.

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