地方性債務(wù)與區(qū)域經(jīng)濟增長的關(guān)系研究
——以陜西省為例

段東麗

(西安財經(jīng)大學經(jīng)濟學院 陜西西安 710100)

財政部發(fā)布的數(shù)據(jù)顯示，2015—2019年新增地方債發(fā)行規(guī)模不斷擴大，已經(jīng)由原來的0.64萬億元上升到3.06萬億元，其在地方債發(fā)行總規(guī)模中所占的比重大幅度上升，逐漸成為地方建設(shè)所需資金籌集的重要方式。地方政府債務(wù)規(guī)模不斷擴大，地方財政負擔加重的同時，也帶來了一系列問題。首先，我國地方債務(wù)大部分來自銀行等金融機構(gòu)，一旦地方財政出現(xiàn)問題，就會對銀行等金融機構(gòu)造成巨大威脅，破壞金融秩序。其次，如果地方政府財政出現(xiàn)問題，就會使債務(wù)無法按時還清，不僅不能促進地方經(jīng)濟的發(fā)展，還會導致經(jīng)濟停滯。最后，我國各地財政收入的大部分來自土地交易，地方舉債規(guī)模的快速膨脹，勢必使房地產(chǎn)的泡沫越來越大，最終引發(fā)金融危機。因此，我們不得不思考這樣的代價是否一定會加快地方經(jīng)濟的發(fā)展速度呢？日益膨脹的地方債務(wù)是否對經(jīng)濟發(fā)展產(chǎn)生正向作用？為此，本文以陜西省為例，深入探究地方政府性債務(wù)與區(qū)域經(jīng)濟增長之間的關(guān)系，以期為地方發(fā)展提供借鑒。

1 文獻綜述

目前，國外對地方政府性債務(wù)是否促進區(qū)域經(jīng)濟增長的觀點主要有三種：第一，前者會促進后者發(fā)展，代表人物為凱恩斯。在應(yīng)對1929年的資本主義危機時，凱恩斯認為實行赤字財政政策，減稅增支可以促進充分就業(yè)和經(jīng)濟增長。第二，政府債務(wù)會阻礙經(jīng)濟增長，代表人物為亞當·斯密。雖然前者對后者有積極作用，但當舉債規(guī)模日益增加時就會引起通貨膨脹，從而阻礙經(jīng)濟的發(fā)展。亞當·斯密曾在《國富論》提到，政府債務(wù)的不斷擴展會導致生產(chǎn)資本被侵蝕，從而削弱一國經(jīng)濟。第三，前者對后者的影響還不是很確定，代表人物為李嘉圖。他提出李嘉圖等價理論或稱債務(wù)中性理論，認為政府增稅與發(fā)債帶來的結(jié)果是相同的，國債只是延遲了的稅收，想要通過增發(fā)國債進而影響總需求的思路是行不通的。

2010年以前，我國幾乎沒有統(tǒng)一、全面的政府債務(wù)數(shù)據(jù)公布，所以有關(guān)分析此問題的文獻資料比較少。近兩年，國家相關(guān)部門對債務(wù)審計結(jié)果進行了公布，國內(nèi)學者對相關(guān)問題的研究才越來越多。閱讀近年來相關(guān)文獻資料，有關(guān)該問題的研究結(jié)論一般有三種：第一，前者對后者有促進作用。刁偉濤(2016)運用空間計量模型發(fā)現(xiàn)，在考慮了經(jīng)濟增長的空間關(guān)聯(lián)性之后，前者對后者仍具有促進作用，但是相關(guān)效果并不明顯。胡奕明和顧祎雯(2016)通過實證分析發(fā)現(xiàn)，地方政府債務(wù)可以推動區(qū)域經(jīng)濟增長,即地方政府債務(wù)與區(qū)域經(jīng)濟增長呈正相關(guān),但并未發(fā)現(xiàn)兩者之間存在拐點,即倒“U”型關(guān)系。姚洪心和李正宇(2017)對112個城市的政府債務(wù)數(shù)據(jù)進行分析發(fā)現(xiàn)，地方債務(wù)對經(jīng)濟增長具有顯著的促進作用，且直接債務(wù)對地區(qū)經(jīng)濟的推動力更強。第二，雖然前者對后者確實有促進作用，但是這種正向的作用會隨著負債壓力和償債壓力的增加而逐漸轉(zhuǎn)化為副作用。黃昱然等(2018)采用面板平滑轉(zhuǎn)換回歸模型PSTR,在非線性框架下對中國30個省份地方政府舉債的經(jīng)濟增長效應(yīng)進行深入研究后得出了這一結(jié)論。第三，前者與后者之間存在非線性的關(guān)系。邱櫟樺等(2015)利用動態(tài)隨機一般均衡模型和動態(tài)面板模型發(fā)現(xiàn)，短期內(nèi)政府債務(wù)對經(jīng)濟增長起到促進作用，但長期來看前者對后者無顯著作用。陳詩一和汪莉(2016)構(gòu)建三部門動態(tài)博弈模型發(fā)現(xiàn)，當政府不被債務(wù)約束時,經(jīng)濟增長與政府債務(wù)之間存在倒“U”型關(guān)系；當政府被債務(wù)約束時,隨著政府債務(wù)的增加，經(jīng)濟增長率反而逐漸降低。李丹丹(2017)運用LSTR實證模型發(fā)現(xiàn)兩者之間存在非線性關(guān)系，具有明顯區(qū)間轉(zhuǎn)換的動態(tài)特征。

2 實證分析

2.1 數(shù)據(jù)選擇與變量選取

本文選取能夠反映地方政府債務(wù)規(guī)模的相關(guān)變量固定資產(chǎn)投資作為解釋變量。但正常情況下，此變量對地方經(jīng)濟增長的作用存在滯后效應(yīng)，故本文選取固定資產(chǎn)投資總額的滯后一期作為解釋變量。由《陜西省統(tǒng)計年鑒2017》得知，陜西省1997—2016年的固定資產(chǎn)總額與GDP總量的數(shù)據(jù)，用變量H表示滯后一期的固定資產(chǎn)投資總額，用變量Y表示GDP總量。本文用Eviews7.2軟件繪出兩者的散點圖，如圖1所示。

圖1 固定資產(chǎn)總額與GDP總量的散點圖

由圖1可知，變量H與變量Y之間的相關(guān)關(guān)系很強，但滯后一期的兩個變量是否有協(xié)整關(guān)系和因果關(guān)系，還需進一步分析。針對數(shù)據(jù)進行自然對數(shù)變換，不僅可以消除可能存在的異方差影響，還不會影響變量間的協(xié)整關(guān)系。故對變量Y和變量H進行自然對數(shù)變換，分別用LnY和LnH表示變換后的新變量。

2.2 變量平穩(wěn)性檢驗

為避免導致偽回歸，本文首先運用ADF單位根檢驗方法對變量LnY和LnH的平穩(wěn)性進行檢驗。針對一階差分D(LNY)和D(LNH)的平穩(wěn)性，對二階差分D(LNY,2)和D(LNH,2)的平穩(wěn)性也進行了檢驗。單位根檢驗結(jié)果表明，在5%和10%兩個顯著性水平上，變量LNY和LNH單位根檢驗的檢驗統(tǒng)計量值均大于臨界值，故接受原假設(shè)，表明變量LNY和LNH存在單位根，不是平穩(wěn)序列。其次，對它們所對應(yīng)的一階差分序列D(LNY)和D(LNH)進行單位根檢驗，所得的檢驗統(tǒng)計量值均大于臨界值，故需要接受原假設(shè)，表明變量LNY和LNH的一階差分序列也存在單位根，不是平穩(wěn)序列。最后，進一步對它們所對應(yīng)的二階差分序列D(LNY，2)和D(LNH,2)進行單位根檢驗，得到的檢驗統(tǒng)計量值均小于臨界值，故拒絕原假設(shè)，表明變量LNY和LNH的二階差分序列是平穩(wěn)序列，變量LNY和LNH均為二階單整序列，符合協(xié)整檢驗的條件。

2.3 協(xié)整檢驗

本文運用EG兩步法進行協(xié)整關(guān)系檢驗。建立協(xié)整回歸模型為：LNY=α+βLNH+e，用OLS回歸方法估計回歸模型，估計的回歸模型為：LNY=3.282539+0.676583LNH+e，其中統(tǒng)計量分別為32.92739和54.44020，R為0.99，F(xiàn)統(tǒng)計值為2963.735。

由殘差項ADF檢驗結(jié)果可知，在10%的置信水平上檢驗值-1.616817小于臨界值-1.606129，故有90%的可能性殘差是平穩(wěn)的，表明變量LnY和LnH之間存在協(xié)整關(guān)系，即固定資產(chǎn)投資和地方經(jīng)濟增長之間存在長期的穩(wěn)定關(guān)系，且兩者之間存在同向變動關(guān)系。

2.4 誤差修正模型

由上述可知，變量LnY和LnH之間存在長期均衡關(guān)系，但從短期來看，兩者之間的關(guān)系可能出現(xiàn)失衡。將協(xié)整回歸式中的誤差項e當作均衡誤差，建立誤差修正模型將經(jīng)濟增長的短期行為和長期行為聯(lián)系起來，以便增強模型的精度。

(1)誤差修正模型。估計結(jié)果為：DLNY=0.025327+0.532852DLNH-0.133763e，其中統(tǒng)計量分別為0.412137、1.937392和-0.424756。估計結(jié)果表明，誤差項e估計的系數(shù)為-0.133763，小于零，其絕對值小于1，表明此模型中的變量之間存在短期的均衡關(guān)系。ECM模型中，用誤差修正項的系數(shù)大小表示對偏離長期均衡的調(diào)整力度，故反向的調(diào)整力度以13.4%的速度將非均衡狀態(tài)拉回到均衡狀態(tài)。

(2)基于VAR模型的脈沖響應(yīng)分析。圖2表明，變量LNH的變化對LNY的沖擊影響開始時為零，在第一年給LNH一個正向沖擊，會引起LNY的持續(xù)緩慢上升，并且到第10期還沒有達到?jīng)_擊的峰值，說明LNH對LNY的沖擊具有持久性并且作用力持續(xù)增加。脈沖響應(yīng)結(jié)果表明，固定資產(chǎn)投資總額增加會對國民生產(chǎn)總值的增加有拉動作用。

圖2 脈沖響應(yīng)分析結(jié)果

(3)方差分解。方差分析結(jié)果顯示，從第1期到第10期，LNH對LNY的貢獻率一直在增加，到第10期時為58.68%，表明固定資產(chǎn)投資額對國內(nèi)生產(chǎn)總值的影響存在很強的滯后效應(yīng)。

2.5 格蘭杰因果關(guān)系檢驗

格蘭杰因果關(guān)系檢驗結(jié)果表明，在連續(xù)滯后幾期的情況下，第一個F統(tǒng)計值通過了顯著性檢驗，說明經(jīng)濟增長是地方政府固定資產(chǎn)投資的格蘭杰原因。但第二個F統(tǒng)計值無論滯后多少期都無法通過顯著性檢驗，說明地方政府固定資產(chǎn)投資不是經(jīng)濟增長的格蘭杰原因。因此，地方經(jīng)濟增長可以促進政府固定資產(chǎn)投資增加，但政府固定資產(chǎn)投資不能推動地方經(jīng)濟增長。

3 結(jié)語

3.1 結(jié)論

(1)通過繪制固定資產(chǎn)投資總額與經(jīng)濟增長總量的散點圖發(fā)現(xiàn)，地方政府固定資產(chǎn)投資與經(jīng)濟增長之間存在很強的經(jīng)濟關(guān)聯(lián)。本文對選取的變量建立雙對數(shù)模型，檢驗結(jié)果顯示模型擬合的很好，通過單位根檢驗發(fā)現(xiàn)兩個變量均為二階單整，且兩者之間存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。由估計結(jié)果可知，固定資產(chǎn)投資總額每增加1%，GDP總量平均增加0.68%，表明當?shù)胤秸當U大投資時，國內(nèi)生產(chǎn)總值會增加，從而促進當?shù)亟?jīng)濟發(fā)展。

(2)誤差修正模型表明，誤差修正系數(shù)存在反向修正機制。GDP總量的變化不僅取決于固定資產(chǎn)投資總額的變化，還取決于上一期GDP總量對均衡水平的偏離，誤差項e估計的系數(shù)體現(xiàn)了對偏離的修正速度。上述結(jié)果表明，對上一期GDP總量的偏離修正速度為13.4%。

(3)格蘭杰因果檢驗表明，在連續(xù)滯后幾期的情況下，GDP都是地方政府固定資產(chǎn)投資的格蘭杰原因，而地方政府固定資產(chǎn)投資不是GDP的格蘭杰原因，所以它們之間存在單向因果關(guān)系。因此，我們可以利用GDP的歷史信息預測地方政府固定資產(chǎn)投資的未來變動。

3.2 建議

(1)雖然地方債對經(jīng)濟發(fā)展有正向的推動作用，但不合理的過度舉債會帶來很多問題，例如地方政府腐敗、債務(wù)危機等。所以，舉債規(guī)模一定要適應(yīng)當?shù)氐慕?jīng)濟發(fā)展需要，禁止盲目舉債，搞政績化工程。

(2)在不斷深化改革的背景下，地方政府應(yīng)不斷優(yōu)化經(jīng)濟結(jié)構(gòu)，轉(zhuǎn)變經(jīng)濟增長模式，推動經(jīng)濟平穩(wěn)健康可持續(xù)發(fā)展，避免因經(jīng)濟過快發(fā)展造成地方政府過度擴大投資和貸款，從而產(chǎn)生不必要的財政負擔。

(3)地方政府應(yīng)實事求是，制定符合當前自身情況的發(fā)展計劃，不應(yīng)為了發(fā)展經(jīng)濟而不斷擴大政府投資和債務(wù)，更不應(yīng)為了政績而大量舉債進行基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)。穩(wěn)定的經(jīng)濟發(fā)展可以降低地方債務(wù)規(guī)模，所以地方政府應(yīng)努力為經(jīng)濟的平穩(wěn)發(fā)展創(chuàng)造一個良好的環(huán)境。