基建投資擴張與地方債務風險
——基于專項債發(fā)行改革的準自然實驗

彭 飛 吳華清

一、引言

在新時代背景下，管控地方政府債務風險已經(jīng)上升至國家發(fā)展的迫切需要之一。[1]2022年，《政府工作報告》強調(diào)，要有序推進化解地方政府債務風險，穩(wěn)妥處置重大金融風險事件。截至同年末，全國地方政府債務余額仍高達35.1萬億元。在地方債務構(gòu)成中，基建投資是地方債務風險的重要來源。[2]在2008年全球金融危機期間，中國出臺了4萬億元經(jīng)濟刺激計劃，其中投向基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)的比重達到了66%，這直接導致的后果是地方政府債務規(guī)模迅速上升。[3]為了防范化解地方債務風險，2014年中央開始實行專項債政策，籌集到的資金主要用于城市基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)等公共服務項目。作為地方基建債務融資制度的一次重大創(chuàng)新，專項債發(fā)行能否有效管控地方基建投資債務風險，尚待驗證。[4]因此，以基建投資作為地方債務風險的切入點尋找對策，符合新時期提升中國經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量的現(xiàn)實需求。

為了管控地方債務風險，早期主要采用政府審計的方式對其進行約束。自2010年中央經(jīng)濟工作會議正式提出“加強地方政府性債務管理”之后，國家審計署迅速對地方政府債務進行了兩輪全國性審計。從審計效果來看，地方政府顯性債務風險顯著下降，但是通過融資平臺舉借的隱性債務風險顯著升高。[5]究其原因，除了地方隱性債務的隱蔽性特點使審計機關(guān)難以全面系統(tǒng)摸清之外，地方官員在政績考核壓力下，公共服務和基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)所需的財政資金難以從稅收分成上獲得補充[6]，顯性債務融資也受到規(guī)范和管控，為了應對財政預算約束，地方政府依靠融資平臺舉借的隱性債務規(guī)模不斷膨脹，導致地方政府隱性債務風險上升[7]。

規(guī)范地方債務發(fā)行，遏制地方官員舉債沖動，已經(jīng)成為管控地方政府債務風險的重要對策。《國務院關(guān)于加強地方政府性債務管理的意見》指出，加強地方政府性債務管理，賦予地方政府可通過債券方式依法舉債的權(quán)限，并將政府債券劃分為專項債券和一般債券，前者主要是用于具有一定收益的城市基礎(chǔ)設(shè)施等公共服務項目，后者主要是為了緩解資金緊張或解決臨時經(jīng)費不足的問題。根據(jù)國家財政部公布的數(shù)據(jù)，截至2022年末，政府債券余額中專項債務為20.7萬億元，占比達到59%。隨著專項債在地方政府融資中的地位日益凸顯，國家從預算、發(fā)行、管理等各個環(huán)節(jié)對專項債券運作進行了必要規(guī)范和流程管理，初步搭建了地方政府專項債券管理的制度體系。

從既有研究來看，關(guān)于專項債發(fā)行的研究，主要討論了其特征、優(yōu)勢及存在的問題。[4]財政分權(quán)理論認為，財權(quán)與事權(quán)的不對稱所轉(zhuǎn)化形成的財政壓力對地方政府大規(guī)模舉債產(chǎn)生了較強的激勵效果。[8]官員晉升理論認為，地方官員晉升激勵越強，政府舉債融資的動力越強。[7]預算軟約束理論認為，各級地方政府往往通過“自上而下”的資源索取來突破預算限制，引發(fā)地方政府超規(guī)模支出，并伴隨著非理性的過度舉債行為。[9]此外，債務管理制度的不完善和經(jīng)濟發(fā)展所需的資本性支出(基建投資支出)可能也是地方債務風險增加的重要原因。[10-13]為了降低地方債務風險，提高財政透明度和加強政府審計具有一定效果[14-15]，但是已有研究尚不清楚專項債發(fā)行政策能否減輕地方債務風險的壓力。

與既有研究相比，本文的可能貢獻主要體現(xiàn)在以下幾個方面：第一，已有研究通常從財稅體制、債務管理制度、官員晉升等角度討論地方政府債務風險的來源，鮮有從債務融資方式變化角度來考察債務風險管控效果的研究，本文有助于豐富地方債務風險相關(guān)理論。第二，有關(guān)專項債的實證研究較為缺乏，本文利用地方政府債券自發(fā)自還試點政策作為準自然實驗，將基礎(chǔ)設(shè)施投資、專項債發(fā)行與地方政府債務風險納入同一分析框架，基于雙重差分法評估專項債發(fā)行對基建投資債務風險的影響，拓展了專項債的影響效果研究。第三，從官員晉升競爭角度揭示了專項債發(fā)行對基建投資債務風險的作用機制，為地方官員晉升機制和債務風險制度建設(shè)提供了經(jīng)驗啟示?；诖耍疚睦?014年債券自發(fā)自還試點政策，采用雙重差分法實證考察專項債發(fā)行對基建投資債務風險的影響。

二、制度背景與研究假設(shè)

(一)制度背景

分稅制改革之前，基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)投資基本上是由中央承擔的，地方主要負責地方國有企業(yè)的投資建設(shè)。分稅制改革之后，《預算法》明確禁止地方政府發(fā)行債券。直至2008年，為了應對全球性金融危機，“四萬億”經(jīng)濟刺激計劃出臺，地方政府需自行籌集資金投資基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)。為了解決地方政府的資金困難，穩(wěn)定經(jīng)濟增長，中央不得不放松對地方發(fā)行債券的限制，規(guī)定由財政部為有融資需求的地區(qū)代為發(fā)行債券。2009年中國人民銀行聯(lián)合銀監(jiān)會發(fā)布了《關(guān)于進一步加強信貸結(jié)構(gòu)調(diào)整，促進國民經(jīng)濟平穩(wěn)較快發(fā)展的指導意見》，明確提出：“支持有條件的地方政府組建投融資平臺，發(fā)行企業(yè)債、中期票據(jù)等融資工具，拓寬中央政府投資項目的配套資金融資渠道?！痹谶@一背景下，地方融資平臺公司迅猛發(fā)展，為基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)注入了新的動力。

然而，融資平臺公司舉借的隱性債務問題日益凸顯，債務風險不斷增加。數(shù)據(jù)顯示，與2010年相比，2012年融資平臺債務增長了22.5%，其占2012年地方政府性債務余額的比重為45.67%，穩(wěn)居負債組成第一。為了管控地方政府債務擴張引發(fā)的金融風險，迫切需要改變地方政府融資模式。為此，自2009年起，中央不斷探索賦予地方政府舉債權(quán)，先后進行了三種模式的探索：其一，代發(fā)代還。部分地方政府債券從發(fā)行到還本付息均由財政部代辦。其二，自發(fā)代還。2011年國務院批準上海、浙江、廣東三省市試點，在國務院批準的額度內(nèi)自行發(fā)行債券，但仍由財政部代辦還本付息。2013年江蘇省和山東省被納入試點地區(qū)。其三，自發(fā)自還。2014年5月，國務院批準了上海、浙江、廣東、深圳、江蘇、山東、北京、江西、寧夏、青島十個省市試點地方政府債券自發(fā)自還。

與“自發(fā)代還”不同，“自發(fā)自還”的地方政府不僅自行組織債券發(fā)行，還需進行還本付息及信用評級，這體現(xiàn)了顯性的地方政府信用與職責。2014年9月，國務院發(fā)布了《國務院關(guān)于加強地方政府性債務管理的意見》，指出要剝離地方投融資平臺政府融資功能，融資平臺不得新增政府債務，同時允許地方政府自行發(fā)行債券，自2015年起在全國實施。該文規(guī)定了政府債券包括專項債券和一般債券，前者主要用于具有一定收益的城市基礎(chǔ)設(shè)施等公共服務項目，以政府性基金償還；后者主要為了彌補一般公共財政赤字，緩解地方政府臨時資金短缺，以一般公共預算收入償還。

(二)研究假設(shè)

1. 基建投資與地方政府債務風險

地方政府債務規(guī)模及其風險的增加是國內(nèi)外學者關(guān)注的熱點話題，已有研究從不同角度進行了詮釋。例如，財政分權(quán)制度改革所形成的財政壓力對地方政府大規(guī)模舉債產(chǎn)生了較強的激勵效果。[8]地方政府官員晉升激勵強度越高，越有動力通過投融資平臺舉債融資。[9]而財政預算軟約束易于引發(fā)地方政府超規(guī)模支出，并伴隨非理性的過度舉債行為。[16]債務舉借審批、使用監(jiān)管和償還約束等規(guī)范制度的嚴格缺乏也是地方政府債務規(guī)模擴大的重要原因。[10]與既往研究角度不同，本文重點關(guān)注經(jīng)濟發(fā)展方面，即基礎(chǔ)設(shè)施等公共服務項目的資金，在需要地方政府舉債進行融資，它是如何影響債務風險。[3，12]

在以往研究基礎(chǔ)設(shè)施投資與地方政府債務關(guān)系的文獻中，主要存在以下兩種觀點：一種觀點認為，基礎(chǔ)設(shè)施投資帶來的經(jīng)濟增長有助于化解債務風險[12]；另一種觀點認為，隨著基礎(chǔ)設(shè)施投資的不斷加強，促進經(jīng)濟增長的效應不斷減弱，并逐漸抬升地方政府債務風險[3，13]。Xu和Zhang從短期債務與長期基礎(chǔ)設(shè)施投資的期限錯配角度，闡明了基礎(chǔ)設(shè)施投資是增加地方政府債務風險的原因。[11]地方債作為基礎(chǔ)設(shè)施融資的重要來源[3]，近年來重舉債、輕使用、輕效率的問題不斷顯現(xiàn)[12]。一方面，當進行基礎(chǔ)設(shè)施投資時，由于債務資金使用效率低下，故需要更多的債務資金，即陷入“債務泡沫”困境；另一方面，當融資到政府債務資金后，基礎(chǔ)設(shè)施投資效率并不高。城市基礎(chǔ)設(shè)施作為支持和推動城市發(fā)展的重要公共資源和基本載體，利用效率整體上呈下降趨勢。[17]基礎(chǔ)設(shè)施投資不斷擴張，不僅容易擠占民間投資[13]，而且容易加劇地方政府債務[3]，進而加重債務風險。據(jù)此，提出研究假設(shè)1。

研究假設(shè)1：基建投資擴張是地方政府債務風險增加的重要原因。

2.專項債發(fā)行、官員晉升競爭與地方基建投資債務風險

在經(jīng)濟分權(quán)改革推動下，經(jīng)濟增長成為考核地方政府的重要指標。面對晉升激勵，地方政府有動力推動經(jīng)濟增長。[9]諸多學者從不同角度論證了晉升競爭對地方經(jīng)濟增長的促進作用。呂健認為，官員政績競賽提高了投資規(guī)模和投資機會，進而推動了經(jīng)濟增長。[18]范子英等認為，政治關(guān)聯(lián)地區(qū)的基礎(chǔ)設(shè)施投資優(yōu)勢，推動了該地區(qū)的較快經(jīng)濟增長。[19]張軍等指出，基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)的改善不僅有助于“招商引資”，而且有助于政府治理轉(zhuǎn)型。[20]基礎(chǔ)設(shè)施投資逐漸成為地方政府競爭的焦點。然而，基礎(chǔ)設(shè)施投資離不開財政資金的長期支持，而一般公共預算收入又難以短期內(nèi)獲得滿足，因此，融資平臺舉借債務成為突破財政約束、實現(xiàn)經(jīng)濟增長的選擇策略。[1]

具體來說，在2014年以前，擴張表外債務既能將舉債收益轉(zhuǎn)化為個人發(fā)展前景的收益，提高晉升機會；也能在密集償債期到來前，將償債責任轉(zhuǎn)嫁后移，強化地方政府卸責舉債的道德風險。[21]因此，在以經(jīng)濟增長為目標的晉升考核機制下，官員晉升競爭增加了地方政府債務風險。[9，11]有學者便指出，財政困難并不是導致地方債務規(guī)模膨脹的根本原因，晉升激勵下的地方政府競爭強化了地方官員的投資沖動，才是影響地方債務規(guī)模持續(xù)擴張的重要因素。[7]陳志勇和陳思霞也認為，地方官員為了實現(xiàn)上級下達的各項經(jīng)濟任務，獲取晉升機會的相對優(yōu)勢，進行超過自有財力規(guī)?？沙惺艿幕A(chǔ)設(shè)施投資活動，從而難以保證預算支出效率。[16]按照此邏輯，晉升競爭激勵可能是地方官員偏好對“大見成效”的城市基礎(chǔ)設(shè)施投資的重要原因。雖然這能快速推動經(jīng)濟增長，但極有可能會導致地方政府競爭、重復建設(shè)、投資沖動等多重問題的出現(xiàn)，并且由于債務融資缺乏有效的監(jiān)督和管理，很可能會加劇地方基建投資債務風險。[5]

隨著中央剝離地方政府投融資平臺的政府融資功能，專項債發(fā)行成為地方基建投資的主要融資途徑。融資平臺發(fā)債最大的特點是具有主觀性和不可知性。而在地方政府被要求通過專項債券對基礎(chǔ)設(shè)施等項目自主發(fā)債后，政府官員的舉債行為被置于資本市場的監(jiān)督之下[4]，金融市場能夠根據(jù)基礎(chǔ)設(shè)施融資需求的變化，動態(tài)評估地方專項債的配置、規(guī)模和使用效率，利用市場監(jiān)督手段約束地方官員發(fā)債行為，從而實現(xiàn)有效管控債務規(guī)模的目標。與此同時，專項債自發(fā)自還有利于理順中央與地方的權(quán)責和利益關(guān)系，明確地方政府收支責任劃分，加強債務管理。[4]因此，在重復多次發(fā)債的博弈中，重舉債、輕使用、輕效率問題得到有效緩解。地方官員出于對政治前途和違規(guī)懲罰的考量，規(guī)范融資行為有助于減弱為實現(xiàn)晉升而進行的基礎(chǔ)設(shè)施投資債務擴張沖動。因此，利用專項債方式對基礎(chǔ)設(shè)施投融資，有助于規(guī)范官員競爭動機，抑制地方債務風險?；谝陨险撌觯岢鲅芯考僭O(shè)2。

研究假設(shè)2：專項債發(fā)行通過約束地方官員競爭，進而有助于降低基建投資債務風險。

3.經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量、專項債發(fā)行與基建投資債務風險

提升經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量已成為中國頂層設(shè)計的重要指標。根據(jù)潘雅茹和羅良文的研究，基礎(chǔ)設(shè)施作為經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量提升的必要基礎(chǔ)，既可以直接推動經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展，又可以通過影響產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、技術(shù)進步和資源配置間接促進經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。[22]因此，經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量較高的地區(qū)為了促進經(jīng)濟健康發(fā)展，會更加注重基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)的質(zhì)量和效率，而非片面追求政績盲目投資，其增加基建投資債務風險的可能性較弱。筆者由此認為，作為管控基建投資債務風險的政策，專項債發(fā)行對于基建投資債務風險尚小的高質(zhì)量發(fā)展地區(qū)的抑制作用不明顯，對基建投資債務風險較大的低質(zhì)量發(fā)展地區(qū)抑制作用較大。據(jù)此，提出研究假設(shè)3。

研究假設(shè)3：由于經(jīng)濟質(zhì)量發(fā)展較強的地區(qū)，基建投資債務風險尚小，專項債發(fā)行的抑制作用不明顯，而在經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量較低的地區(qū)，專項債發(fā)行顯著地抑制了基建投資債務風險。

4.財政壓力、專項債發(fā)行與基建投資債務風險

財政壓力雖然不是地方債務規(guī)模擴大的決定性因素，但是當財政壓力較大的地區(qū)面臨著經(jīng)濟發(fā)展、工業(yè)化、城鎮(zhèn)化等方面的趕超時，可能會使晉升競爭對政府債務規(guī)模的刺激效應更為突出。[7]在融資平臺主導的傳統(tǒng)融資模式下，財政壓力促使地方政府利用舉借債務的隱蔽性、市場約束等方面的局限，易于形成舉債發(fā)展經(jīng)濟的模式，最終難以有效管控基礎(chǔ)設(shè)施舉債規(guī)模，導致地方財政“雪上加霜”，債務風險高起。2014年專項債的出臺，不僅讓政府官員的舉債行為置于公眾的監(jiān)督之下，加強了市場約束，強化了債務透明度，而且使得財政壓力較大的地區(qū)更加注重財政預算管理和信用評級，加強了對過度融資行為的管控。換句話說，專項債發(fā)行可能會因為地區(qū)財政壓力差異而呈現(xiàn)異質(zhì)性效果。據(jù)此，提出研究假設(shè)4。

研究假設(shè)4：財政壓力越大的地區(qū)，專項債發(fā)行對地方基建投資債務風險的治理效果更為明顯。

三、研究設(shè)計

(一)模型構(gòu)建

1. 初步模型

為了估計基建投資對地方政府債務風險的影響，模型設(shè)定為：

Debtriskit=α0+α1Infrastructureit+

α2∑Control+ut+Provincei+εit

(1)

其中，i和t分別表示省份和時間，Debtrisk表示地方政府債務風險，Infrastructure表示基建投資水平，Control表示一系列控制變量，Province和u分別表示地區(qū)和時間效應；ε表示隨機擾動項。

2.基準模型

本文將基建投資、專項債發(fā)行及地方政府債務風險納入同一分析框架，考察專項債發(fā)行能否調(diào)節(jié)基建投資對地方政府債務風險的影響。借鑒已有文獻提出的有中介效應的調(diào)節(jié)模型，即自變量對因變量的效應受到調(diào)節(jié)變量的影響，而調(diào)節(jié)效應(至少部分地)通過中介變量起作用。[23]為了檢驗假設(shè)2，本文依次建立模型(2)、(3)和(4)。

步驟一為總效應檢驗，通過構(gòu)建模型(2)來分析基建投資通過專項債方式能否抑制債務風險：

Debtriskit=β0+β1Infrastructureit+β2reformit+β3reformit×Infrastructureit+β4∑Control+ut+Provincei+εit

(2)

其中，reform表示債券自發(fā)自還試點政策，反映專項債發(fā)行對基建投資進行融資，如何影響地方政府債務風險。若β3顯著小于0，意味著專項債發(fā)行能夠顯著抑制基建投資債務風險。

步驟二為中介效應檢驗，通過構(gòu)建模型(3)和(4)分析專項債發(fā)行能否減弱地方官員晉升競爭擴大基建投資動機，進而減輕地方政府債務風險：

OPCit=δ0+δ1Infrastructureit+δ2reformit+

δ3reformit×Infrastructureit+δ4∑Control+ut+

Provincei+εit

(3)

Debtriskit=η0+η1Infrastructureit+η2reformit+η3reformit×Infrastructureit+η4OPCit+η5∑Control+ut+Provincei+εit

(4)

其中，OPC表示官員晉升競爭。首先，檢驗系數(shù)δ3和η4，若兩個系數(shù)都顯著，則進一步檢驗η3；若η3顯著，則說明官員晉升競爭在專項債抑制基建債務風險中發(fā)揮部分中介效應；若η3不顯著，則說明官員晉升競爭在專項債抑制基建債務風險中發(fā)揮完全中介效應。然后，判斷η4×δ3的符號是否與η3一致，若同號，則屬于部分中介效應；若異號，則屬于遮掩效應。

2014年，國務院批準了上海和浙江等十個省市地方政府債券自發(fā)自還試點政策，并自2015年起在全國實施。雖然試點時間較短，但是只要試點時間不一致，通過直接定義政策變量的方式，仍然可以解決這一問題。例如，以2012年9月至2013年8月的“營改增”試點政策為對象，既有研究考察了這一改革對企業(yè)非稅負擔及生產(chǎn)率的影響。[6，24]具體到自發(fā)自還的債券政策，可定義reform變量為：不同地區(qū)在改革之后取值為1，否則取值為0。

(二)變量定義

1. 被解釋變量

地方政府債務風險(Debtrisk)為被解釋變量，使用負債率來衡量。關(guān)于地方政府債務風險的測算，主要有兩種方法：一是采用地方政府債務增量占GDP的比重衡量負債率[18]；二是以地方政府債務增量占地方政府綜合財力的比重衡量債務率[10]。本文以債務率作為穩(wěn)健性檢驗。

地方政府債務風險測度的難點在于地方債務數(shù)據(jù)的獲取和處理。有研究將城投債作為地方政府債務規(guī)模的代理變量[8]，這種方法具有一定的合理性，但是城投債規(guī)模變化并不能完全代表地方債務整體變化，存在著低估債務規(guī)模的可能性?？紤]到地方債務主要用于市政建設(shè)和公益項目領(lǐng)域，因此，本文借鑒呂健使用的地方政府債務資金恒等式方法來估算地方政府債務增量[18]，其公式為：

地方政府債務增量=市政領(lǐng)域固定資產(chǎn)投資-預算內(nèi)資金投入-土地出讓收入中用于投資的資金-投資項目盈利現(xiàn)金流入

(5)

2. 核心解釋變量和中介變量

基建投資(Infrastructure)為核心解釋變量。部分學者將電力、燃氣及水的生產(chǎn)和供應業(yè)，交通運輸、倉儲和郵政業(yè)以及水利、環(huán)境和公共設(shè)施管理業(yè)等全社會固定資產(chǎn)投資作為基礎(chǔ)設(shè)施投資額。[20，22]由于本文地方政府投資的現(xiàn)金平衡等式中，市政領(lǐng)域固定資產(chǎn)投資選取的七大行業(yè)固定資產(chǎn)投資額(不含農(nóng)戶)包含上述部分行業(yè)，為了避免重復計算，同時考慮到地方政府債務資金的投向主要用于市政建設(shè)等公共投資支出領(lǐng)域[8]，本文直接選取城市市政公用設(shè)施建設(shè)固定資產(chǎn)投資作為基建投資的代理變量，并對其進行標準化處理。

專項債發(fā)行(reform)為關(guān)注的核心解釋變量。基于2014年國務院批準了十個省市試點地方政府債券自發(fā)自還，本文定義先行試點的地區(qū)自2014年起取值為1，非試點地區(qū)自2015年開始實施，故定義這類地區(qū)自2015年起取值為1，否則取值為0。

官員晉升競爭(OPC)為中介變量。現(xiàn)有文獻中關(guān)于晉升競爭的測度方法并不統(tǒng)一，部分學者以官員年齡來刻畫晉升激勵。張軍等選取各省實際利用外資額占實際GDP的比值衡量官員晉升競爭程度。[20]賈君怡和黃家明則構(gòu)造了一個以GDP增長率、財政盈余與失業(yè)率為基礎(chǔ)的官員晉升激勵指數(shù)。[25]

為了考慮更多官員晉升競爭的重要特征，本文從GDP增長率、財政盈余與失業(yè)率這三個方面構(gòu)造反映官員晉升壓力的綜合指數(shù)。在相對績效評估辦法下，本文將中國分為東部、中部和西部地區(qū)。由于各地區(qū)存在著資源稟賦差異，本文以其所包含的各省區(qū)的GDP為權(quán)重分別計算GDP增長率、財政盈余與失業(yè)率的加權(quán)平均數(shù)。針對每個省份，將以上三個變量分別與所在地區(qū)的加權(quán)平均數(shù)進行比較：當某省失業(yè)率大于其所在地區(qū)失業(yè)率的加權(quán)平均值時，賦值為1，否則為0；當某省GDP增長率或財政盈余小于其所在地區(qū)的加權(quán)平均值時，賦值為1，否則為0；然后將上述三個得分相加即可得到地方官員的晉升競爭指數(shù)OPC。該變量取值范圍在0-3之間，分值越大，官員晉升競爭程度越高。同時考慮到政府對于晉升競爭指標的反應具有一定的滯后性，并且為了降低內(nèi)生性干擾，本文對官員晉升競爭指標采用滯后一期的策略來估計。

3.控制變量

為了緩解遺漏變量帶來的內(nèi)生性問題，選取以下控制變量：第一，財政收入分權(quán)度(FD_lag)，以省級人均財政預算收入占全國人均財政預算收入的比重來衡量。第二，預算軟約束(SBC_lag)，以土地出讓金與財政收入的比值衡量。[5]第三，城鎮(zhèn)化率(UR_lag)，采用城鎮(zhèn)人口占總?cè)丝诘谋戎睾饬俊５谒?，?jīng)濟發(fā)展水平及其二次項(GDP_lag、GDP_lag2)，已有研究認為經(jīng)濟增長與地方債務規(guī)模存在著非線性關(guān)系。[26]第五，財政透明度(FT_lag)，以百分制換算的財政透明度得分衡量。第六，貿(mào)易開放度(Open_lag)，采用進出口總額占GDP的比值來衡量。第七，年末總?cè)丝跀?shù)(TP_lag)，控制人口規(guī)模對地方財政支出進而對債務風險的影響，并對其進行標準化處理。為了避免多重共線性問題，以及考慮到部分控制變量可能會是基建投資或官員晉升競爭的結(jié)果變量，如財政收入分權(quán)、預算軟約束等，故對所有控制變量進行滯后一期①。

(三)數(shù)據(jù)來源與處理

由于省級財政部門是專項債券的發(fā)行主體，市縣級政府確需發(fā)行專項債券的，應納入本省、自治區(qū)、直轄市專項債券規(guī)模內(nèi)管理，由省級財政部門代辦發(fā)行，并統(tǒng)一辦理還本付息?？紤]到基礎(chǔ)設(shè)施的大規(guī)模發(fā)展源于2008年金融危機，2010年后陸續(xù)出現(xiàn)過度投資、重復建設(shè)等問題，本文選取2010-2018年全國30個省(區(qū)、市)的面板數(shù)據(jù)進行檢驗。本文所使用的地方政府債務風險數(shù)據(jù)，主要來自國家統(tǒng)計局、《中國國土資源統(tǒng)計年鑒》、《中國財政年鑒》等，基建投資數(shù)據(jù)來自《中國城市統(tǒng)計年鑒》，經(jīng)濟發(fā)展數(shù)據(jù)來自中經(jīng)網(wǎng)和國家統(tǒng)計局等，貿(mào)易開放度數(shù)據(jù)來自國民經(jīng)濟與社會發(fā)展統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫和各省國民經(jīng)濟與社會發(fā)展統(tǒng)計公報，財政透明度數(shù)據(jù)來自歷年上海財經(jīng)大學披露的地區(qū)財政透明度報告，其他數(shù)據(jù)來自國家統(tǒng)計局和《中國國土資源統(tǒng)計年鑒》。

數(shù)據(jù)處理過程為：一是，由于數(shù)據(jù)的可獲得性，剔除數(shù)據(jù)嚴重缺失的西藏自治區(qū)；二是，為了避免極端值對回歸結(jié)果造成的干擾，對連續(xù)性變量進行1%和99%兩端縮尾處理，為了充分利用樣本信息，以及為了規(guī)避極端值的干擾，將樣本縮尾處理放入穩(wěn)健性檢驗中進行。

四、實證結(jié)果分析

(一)初步回歸結(jié)果

根據(jù)模型(1)，主要采用LSDV方法估算基建投資對地方政府債務風險的影響。被解釋變量為負債率，解釋變量為基建投資，表1報告了初步回歸結(jié)果。在未納入其他控制變量的情形下，第(1)列結(jié)果顯示，Infrastructure的系數(shù)在1%的統(tǒng)計水平上顯著為正，表明基建投資擴張造成了地方債務風險的增加。第(2)列和第(3)列在逐步納入了控制變量后，Infrastructure的系數(shù)在1%的統(tǒng)計水平上依然顯著為正，說明基建投資擴張是地方債務風險擴大的重要原因，證實了研究假設(shè)1的正確性。雖然基礎(chǔ)設(shè)施投資對于推動中國經(jīng)濟增長發(fā)揮著關(guān)鍵性作用，但不容忽視的是，這也擴大了地方政府債務規(guī)模[3]，增加了地方政府債務的風險。

表1 基建投資擴張與地方政府債務風險:初步回歸結(jié)果

(二)基準回歸結(jié)果

本部分主要考察專項債發(fā)行對地方基建投資債務風險的影響，表2報告了這一基準回歸的結(jié)果。由于本文將基建投資、專項債發(fā)行及地方政府債務風險納入同一分析框架，因此這里關(guān)注的核心變量是專項債發(fā)行與基建投資的交互項即reform×Infrastructure。在不考慮地方政府債務風險的其他影響因素下，第(1)列結(jié)果顯示，交互項系數(shù)在1%的統(tǒng)計水平上顯著為負，初步證實了專項債發(fā)行對地方基建投資債務風險具有顯著的抑制效果。在此基礎(chǔ)上，第(2)列和第(3)列逐步納入了其他控制變量，交互項系數(shù)依然顯著為負。隨著地方投融資平臺的政府融資功能被剝離，專項債發(fā)行成了地方基建投資的主要合法融資方式，并且專項債發(fā)行具有公開透明的特點，這可將政府官員的舉債行為真正置于資本市場的監(jiān)督之下，具有有效約束地方政府投資沖動的優(yōu)勢，從而有助于加強預算赤字控制和債務管理。

表2 基建投資、專項債發(fā)行與地方政府債務風險的回歸結(jié)果

從控制變量的影響來看，經(jīng)濟發(fā)展水平(GDP_lag、GDP_lag2)與地方政府債務風險呈穩(wěn)定的“倒U型”關(guān)系，這與已有研究得到的結(jié)論一致。[26]城鎮(zhèn)化率(UR_lag)系數(shù)顯著為正，說明隨著城鎮(zhèn)化水平的提升，地方政府需要提供更高的公共服務水平，從而可能會增加政府債務規(guī)模。貿(mào)易開放度(Open_lag)系數(shù)顯著為正，說明貿(mào)易開放度越高，城市基礎(chǔ)設(shè)施投資需求可能越高，為了順利實現(xiàn)“招商引資”，可能會增加債務規(guī)模。其他控制變量系數(shù)不顯著，說明對地方債務風險的影響較為復雜，可能存在著異質(zhì)性抵消了顯著影響的情況。

五、穩(wěn)健性檢驗

(一)平行趨勢檢驗

雙重差分估計結(jié)果成立的前提是處理組和對照組滿足平行趨勢假設(shè)，即在沒有政策干預的情況下，結(jié)果變量在處理組和對照組中的變化應具有一致性。對此，本文采用事件分析法和安慰劑兩種檢驗策略。

1.事件分析法檢驗

為了進一步檢驗事前的平行趨勢及事后的動態(tài)性特征，本文采用事件分析法考察專項債發(fā)行的動態(tài)效應[27]，構(gòu)建以下模型：

(6)

其中，reform-3+、reform-2、reform-1、reform0、reform1、reform2、reform3+分別表示改革前3年及之前(-3+)、改革前2年(-2)、改革前1年(-1)、當年(0)、改革后1年(1)、改革后2年(2)、改革后3年及之后(3+)。換句話說，當?shù)貐^(qū)處于改革前的τ年時，reform-τ取值為1，當?shù)貐^(qū)處于改革開始后的τ年時，reformτ取值為1，否則取值為0。借鑒Li等的做法，以改革前3年及之前的變量reform-3+作為模型參照基準。[27]

圖1繪制了95%置信區(qū)間下的估計結(jié)果。結(jié)果顯示，在試點之前，reform×Infrastructure的系數(shù)均不顯著，說明處理組和對照組在政策實施前不存在明顯差異，滿足平行趨勢假定；而在試點之后，reform×Infrastructure的系數(shù)顯著為負，意味著專項債發(fā)行對地方基建投資債務風險能夠起到較好的抑制效果。

圖1 事件分析法

2.安慰劑檢驗

借鑒Ferrara等的做法，通過改變政策實施時間的“反事實法”來檢驗平行趨勢檢驗假設(shè)是否成立。[28]圖2展示了500次蒙特卡洛模擬得到的“錯誤”的估計系數(shù)分布，垂直的實線表示 “真實”的估計系數(shù)(-0.030)。通過觀察圖2可以發(fā)現(xiàn)，模擬的回歸系數(shù)均服從正態(tài)分布且均值位于0附近，與真實的回歸系數(shù)有著較大差距。以上分析表明，本文觀測的政策效應可以排除不可觀測的隨機性因素的干擾，證實了基準結(jié)論的穩(wěn)健性。

圖2 安慰劑檢驗

(二)其他穩(wěn)健性檢驗②

1. 工具變量法

除了雙重差分法所要求的平行趨勢檢驗外，模型本身所存在的內(nèi)生性問題可能也會導致估計結(jié)果的偏誤。例如，地方基礎(chǔ)設(shè)施投資的資金大部分來自地方政府負債，導致地方政府債務風險不斷積累，不斷累積的債務風險可能又會影響繼續(xù)借債能力及基礎(chǔ)設(shè)施投資。鑒于此，本文采用2SLS方法進行檢驗?？紤]到相同地區(qū)在不同年份的基建投資存在著時間上的相關(guān)性和路徑依賴，因此，本文將各省份上一期的基建投資額作為當期基建投資額的工具變量進行回歸。2SLS回歸結(jié)果顯示，基準結(jié)論依然成立。從第一階段回歸結(jié)果來看，交互項系數(shù)顯著為正，且F統(tǒng)計量大于10，說明工具變量滿足相關(guān)性要求，且不存在弱工具變量的問題。

2.替換關(guān)鍵解釋變量

借鑒張軍等、潘雅茹和羅良文的做法，本文將電力、燃氣及水的生產(chǎn)和供應業(yè)、交通運輸、倉儲和郵政業(yè)及水利、環(huán)境和公共設(shè)施管理業(yè)等全社會固定資產(chǎn)投資度量基礎(chǔ)設(shè)施投資水平。[20，22]此外，各省物流業(yè)的發(fā)展體現(xiàn)了基礎(chǔ)設(shè)施的完善[12]，本文也選取了快遞業(yè)務量的自然對數(shù)作為基礎(chǔ)設(shè)施投資的替代指標。兩種結(jié)果顯示，專項債發(fā)行對地方基建投資債務風險的抑制效果沒有顯著改變。

3.替換被解釋變量

本文基準回歸采用負債率來衡量地方政府債務風險。地方政府債務風險不僅反映在國民經(jīng)濟方面，而且反映在地方政府行為上，因此，本文利用地方政府債務占政府綜合財力的比重(債務率)來衡量地方政府債務風險。結(jié)果表明，reform×Infrastructure的系數(shù)依然顯著為負。

4. 排除極端值的影響

為了消除極端值的影響，對所有連續(xù)變量按照1%和99%的水平進行縮尾處理。結(jié)果顯示，reform×Infrastructure系數(shù)的顯著性未發(fā)生改變。

5. 更換估計方法

為了避免異方差和自相關(guān)對該模型回歸結(jié)果的影響，本文進行了面板校正標準誤的OLS檢驗。結(jié)果表明，專項債發(fā)行能夠顯著抑制地方基建投資債務風險，基準結(jié)果穩(wěn)健性成立。

6. 排除“四萬億”投資計劃

本文研究區(qū)間包含了“四萬億”投資計劃政策窗口期，可能會造成地區(qū)間的基礎(chǔ)設(shè)施投資波動，進而影響本文結(jié)論。為了排除該政策對結(jié)論的混淆影響，本文也剔除了2010-2011年的樣本進行回歸，基準結(jié)論沒有發(fā)生改變。

7.考慮基建投資滯后期

基準回歸方程采用當期基建投資，但可能存在之前基建投資帶來的債務融資影響當前地方債務風險的情況。因此，本文在回歸分析中考慮了基建投資的滯后期。結(jié)果顯示，reform×Infrastructure的系數(shù)顯著為負，說明結(jié)論沒有受到前期基建投資的影響。

六、進一步討論

(一)機制檢驗

在上述的實證分析中，初步證實了專項債發(fā)行對地方基建投資債務風險具有一定的抑制作用，但是其中的中間機制與傳導過程是怎樣的？是否通過改善某種對象可以抑制地方基建投資債務風險？這是本文要檢驗的核心問題。

在以經(jīng)濟增長為主的晉升競爭考核體系下，地方官員有動力擴大投資[18]，但是伴隨而來的“大見成效”的城市基礎(chǔ)設(shè)施也面臨著過度投資、重復建設(shè)等方面的風險[5，16]。表3報告了以官員晉升競爭為機制傳導的檢驗結(jié)果。以模型(3)為基礎(chǔ)，第(1)列報告了中介效應模型的第二步回歸結(jié)果，結(jié)果顯示，reform×Infrastructure的系數(shù)顯著為負，說明專項債發(fā)行顯著減弱了通過擴大基礎(chǔ)設(shè)施投資規(guī)模實現(xiàn)晉升競爭的動機。以模型(4)為基礎(chǔ)，第(2)列報告了中介效應模型的第三步回歸結(jié)果。結(jié)果顯示，官員晉升競爭(OPC)的系數(shù)顯著為正，說明晉升競爭程度越高，地方債務風險越大。reform×Infrastructure的系數(shù)顯著為負，且系數(shù)絕對值小于基準回歸系數(shù)(表2)，表明官員晉升競爭在專項債發(fā)行抑制地方基建投資債務風險中發(fā)揮了部分中介效應。

表3 官員晉升競爭機制檢驗

出現(xiàn)上述結(jié)果的原因可能在于，政府官員為了獲得政治晉升優(yōu)勢，在大規(guī)模減稅降費約束下，融資平臺為地方政府突破財政收入約束，獲得基礎(chǔ)設(shè)施投融資資金提供了重要來源[1]，但是也增加了地方政府隱性債務的風險[5]。專項債發(fā)行作為地方基建債務融資制度的一次重大改革，不僅滿足了基礎(chǔ)設(shè)施等公共服務項目的融資需求，同時也約束了地方舉債投資行為，債務風險得到了有效管控。另一個有價值的發(fā)現(xiàn)是，官員晉升考核機制是造成地方基建投資債務風險的直接原因，雖然專項債發(fā)行有效約束了地方官員晉升競爭，但是如果能優(yōu)化官員晉升考核機制，那么這將有助于有效化解基建投資債務風險。

進一步地，對官員晉升競爭機制進行了平行趨勢和安慰劑檢驗。圖3(a)報告了動態(tài)效應檢驗結(jié)果。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，在試點之前，各年度交互系數(shù)均不顯著，滿足平行趨勢假定；而試點之后系數(shù)估計值開始顯著為負，表明政策效果開始顯現(xiàn)并具有持續(xù)性。圖3(b)報告了安慰劑檢驗結(jié)果，垂直實線表示“真實”的估計系數(shù)(-0.258)?？梢钥闯?，模擬的回歸系數(shù)服從正態(tài)分布且均值位于0附近，真實系數(shù)估計值明顯偏離核密度分布均值，說明樣本抽樣差異或未觀測的地區(qū)因素幾乎不會對基準結(jié)果產(chǎn)生影響，處理組和對照組之間滿足平行趨勢要求。據(jù)此，本部分進一步證實了官員晉升競爭機制的成立。

(a)動態(tài)效應檢驗 (b)安慰劑檢驗圖3 官員晉升競爭機制檢驗

(二)異質(zhì)性分析

1. 經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量、專項債發(fā)行與基建投資債務風險

基于經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量相關(guān)理念，選取創(chuàng)新性、綠色性、協(xié)調(diào)性、共享性及開放性五個一級指標、十個二級指標，構(gòu)建了經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量評價指標體系③，然后利用熵值法測算出2010-2018年各省經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量指數(shù)。[22]一般來說，經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量較高的地區(qū)可能會更加注重基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)質(zhì)量和效率，不太可能為了追求政績而盲目投資基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，形成“債務泡沫”。本文借鑒馬文濤和張朋的做法，依據(jù)各省經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量指數(shù)中位數(shù)進行分組檢驗。[14]

表4第(1)-(2)列結(jié)果顯示，在經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量較高的分組內(nèi)，reform×Infrastructure的系數(shù)不顯著，說明在經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量較高的地區(qū)，專項債發(fā)行對基建債務風險沒有體現(xiàn)顯著的抑制效果。經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量較高的地區(qū)更加關(guān)注基礎(chǔ)設(shè)施投資質(zhì)量和投資效率，存在過度投資的可能性較小，基建投資債務風險不高。而在經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量較低的分組內(nèi)，reform×Infrastructure的系數(shù)顯著為負，說明在經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量較低的地區(qū)，追求基建投資更容易增加債務風險。而專項債發(fā)行政策能夠較為及時地約束地方基建投資行為，抑制債務風險，研究假設(shè)3得到驗證。

表4 異質(zhì)性分析

2. 財政壓力、專項債發(fā)行與基建投資債務風險

財政壓力較大的地區(qū)更易通過融資平臺舉借隱性債務擴大基建投資來拉動經(jīng)濟增長。借鑒彭飛等的做法，以“(地方財政支出-地方財政收入)/地方財政收入”來衡量地方財政壓力。[6]表4考察了地區(qū)財政壓力在專項債發(fā)行對地方基建投資債務風險的異質(zhì)性效應。與經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量指數(shù)做法類似，這里依據(jù)財政壓力中位數(shù)進行分組檢驗。結(jié)果顯示，在財政壓力較小的分組內(nèi)，交互項系數(shù)為正，且沒有通過顯著性檢驗。而在財政壓力較大的分組內(nèi)，reform×Infrastructure的系數(shù)在1%的統(tǒng)計水平上顯著為負，意味著專項債發(fā)行對基建投資債務風險的管控效果在財政壓力較大的地區(qū)更為明顯，研究假設(shè)4得到驗證。這可能是因為，專項債發(fā)行政策呈現(xiàn)的有效市場約束和債務透明度強化了對財政壓力較大地區(qū)的監(jiān)督功能，從而約束了該類地區(qū)對基礎(chǔ)設(shè)施等項目的過度融資行為，減輕了基建投資債務風險。

七、結(jié)論與啟示

本文基于2010-2018年30個省(區(qū)、市)面板數(shù)據(jù)，以2014年地方政府債券自發(fā)自還試點政策作為準自然實驗，采用雙重差分法考察了專項債發(fā)行對地方基建投資債務風險的影響，結(jié)果顯示：基建投資擴張是地方政府債務風險增加的重要原因，而專項債發(fā)行能顯著抑制基建投資債務風險，其中，官員晉升競爭在其中發(fā)揮著重要的機制作用。進一步研究發(fā)現(xiàn)，在經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量較低和財政壓力較大的地區(qū)，專項債發(fā)行能夠有效抑制基建投資債務風險?；诖?，本文提出以下政策啟示。

第一，雖然基礎(chǔ)設(shè)施投資推動了經(jīng)濟增長，但其作為地方政府負債的主要來源，帶來的債務風險不容忽視，在對地方基礎(chǔ)設(shè)施進行投融資時，應秉持“效率原則”，提高基建債務資金的使用效率。第二，地方債務整治要堅持“隱性債務顯性化”，管控以專項債方式進行基建投資。利用專項債發(fā)行時所具備的公開透明、自發(fā)自還的特點，建立起從債券發(fā)行、流通及償還等各個環(huán)節(jié)的監(jiān)督機制，加大對過度舉債、違規(guī)用債、逃廢債務的地方官員懲罰力度，完善違規(guī)舉債的問責機制。第三，官員晉升競爭是造成地方基建投資債務風險的直接原因，應不斷創(chuàng)新地方官員考核制度。雖然專項債發(fā)行約束了地方官員競爭，降低了基建投資債務風險，但是如果破除傳統(tǒng)的晉升考核辦法，基建投資債務風險能夠得到更有效的控制。第四，財政壓力較高和經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量較低的地區(qū)，體現(xiàn)了專項債發(fā)行對基建投資債務風險的顯著治理效果，意味著這些地區(qū)更可能擴大債務規(guī)模，加重隱性債務風險。因此，一方面，要以實現(xiàn)地方財權(quán)與事權(quán)相匹配為目的，健全地方財稅體系，尤其對財政壓力較大的地區(qū)，增強其財政自給能力，使地方政府有足夠信心進行基建融資方式變革。另一方面，在經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量提升為目標的新時代背景下，應持續(xù)完善基建投資融資渠道，優(yōu)化專項債適用范圍和結(jié)構(gòu)，有效化解地方債務風險。

注釋：

①②③ 限于篇幅，相關(guān)統(tǒng)計或結(jié)果未報告，留存?zhèn)渌鳌?/p>