地方政府债务促进了区域经济增长吗？——基于地方政府“招拍挂”工具变量视角

(武汉大学 中国中部发展研究院，湖北 武汉 430072)

一、引言

2008年国际金融危机后，为应对国际市场对我国实体经济的冲击，中央采取了积极的财政刺激政策，地方政府也出台了巨额基础设施投资计划。然而，相伴而来的是地方政府债务的急剧扩张，截至2010年末，地方政府债务余额达到10.7万亿元(国家审计署，2011)，仅两年后地方政府债务规模就翻番，快速突破20万亿元(国家审计署，2013)。面对债务规模快速膨胀造成的经济风险，中央出台各项举措，有效抑制了地方政府过度举债的行为。

尽管地方债务已逐步由快速膨胀走向理性增长，但关于地方政府债务问题的讨论和反思仍然被学术界、决策层乃至全社会广泛关注。其中最引人注意的问题就是地方政府债务与经济增长的真实关系。地方政府债务促进了地区经济增长吗？这个疑问看似容易验证，但实证过程中却遇到了被大多数国内学者忽略的问题——内生性。地方政府债务能够促进当地经济增长，而当经济增长放缓时，地方政府是否会更多的举债以拉动经济？直觉上，相反的逻辑是存在的。对于这种互为因果的内生性问题，使用工具变量是一个行之有效的方法。可以使用哪些变量作为债务的工具变量?对此，少数留意到内生性问题

的国内学者使用债务的滞后期作为工具变量，但是使用滞后解释变量在面对互为因果关系造成的内生问题时，依然很可能因为债务变量的较强延续性而不能有效剔除内生性(Roberts和Whited, 2013)[1]。国外学者在寻找外来工具变量方面已进行了有益的探索(Checherita-Westphal和Rother, 2012; Checheritawestphal等, 2014)[3,4]。然而，由于研究问题的差异，国外学者寻找的都是一国整体债务水平的工具变量，而这些工具变量在应用于我国地方政府债务时则不能捕捉我国具有地方特色的债务特征，造成工具变量与地方政府债务的弱相关。

除了内生性问题，在地方债务与经济增长的研究中还面临数据难获得的困难。尽管中央审计署在2014年公布了《2013年地方政府债务审计结果》，但是该报告仅提供了2012年及2013年两年的债务数据，如果考虑部分省市仅提供2013年数据的情况，从报告中可获得的数据将更少。面对债务真实数据的匮乏，部分学者采用了估测的方法计算地方政府债务(黄春元和毛捷, 2015; 吕健, 2014; 蔡宁和刘勇, 2017)[5-7]，然而依据不同的估测思路及标准估计的债务数据差异较大，难以对其准确性进行评判。

本文的主要工作在于试图解决上述两个问题。首先，对于内生性问题，在既有文献的基础上，结合地方债务产生的机制和运作特征，使用“招拍挂”出让价款滞后第四期和第五期作为工具变量。其理由在于，以“招拍挂”出让收入作为代表的地方土地出让收入作为地方融资最重要的抵押品和担保品，决定了地方政府债务规模。同时，“招拍挂”出让价款与经济增长的直接联系较小，而在滞后四期和五期后该变量具备了完全外生性。其次，针对债务数据匮乏的问题，除了《地方政府性债务审计结果》，通过各省区在其财政厅、人民政府、人大网站公开的财政文件搜集整理得到2010年，2012至2015年分省各类债务数据，并按照财政部核算方法以负有偿还责任的债务为统一口径得到地方政府债务数据。在此基础上，本文使用两阶段最小二乘面板数据回归发现，在样本期间，地方政府债务对经济增长仍具有促进作用，但不同区域债务对经济增长的影响不尽相同。此外，债务率低的地区债务对经济增长的促进作用要比债务率高的地区更加显著。

本文的研究意义在于：一是着眼于“债务与增长”课题中互为因果的内生性难题，为地方政府债务找到了合适的工具变量，论证了债务对经济增长的促进作用。二是为避免使用代理变量和估测数据产生问题，使用了在政府公开网站整理搜集的地方政府债务真实数据。三是本文的结论对地方债务管理有政策意义，地方债务的使用在东部应弱化，在东北应合理运用，在中部应提高效率，在西部应控制和替代。低债务率地区可以在经济面临冲击时使用债务融资抵御经济波动，而对高债务率地区，债务控制和管理则是更为重要的内容。

二、文献回顾

2008年国际金融危机后，各国不同程度的财政扩张产生了大量的债务负担，政府债务问题逐步引起国外学者的重视，政府债务对经济的影响也由此成为了外国学者广泛讨论的话题。较多国外学者认为债务对经济增长的影响有较强的阈值效应和地区差异(Reinhart和Rogoff, 2010; Minea和Parent, 2012)[8,9]。对于债务率较低的、新兴市场中的国家而言，政府债务投资的增加能够“挤入”投资从而改善社会福利与促进经济增长，而债务率高的国家债务的增加对经济增长的长期影响则是负面的(Afonso和Jalles, 2013; Cecchetti等, 2011; Eden和Kraay, 2016)[10-12]。在我国，地方政府债务对经济增长的促进作用已在理论和实证中得到了广泛的验证(范剑勇和莫家伟, 2014; 吕健, 2015)[13,14]。然而二者间是否也存在国外研究中所发现的非线性效应和区域异质性？在非线性效应方面，国内学者对该问题的研究刚刚起步，但已取得了初步的成果。陈诗一和汪莉(2016)[15]通过构建三部门动态博弈模型，在理论上论证了当政府不受债务约束时,地方政府债务与经济增长间存在倒“U”型关系。然而，在实证研究中，由于对债务规模估测和实证研究方法的不同，地方债务与经济增长的影响是否存在非线性效应始终没有得到一致的结论。现有研究结论主要分为两类，第一类观点是地方政府债务促进了经济增长，但二者不存在倒“U”型关系(吕健, 2015; 胡奕明和顾祎雯, 2016)[14,16]，第二类观点是随着债务率上升，地方债务对经济增长的作用逐渐消失，甚至产生负向作用(刁伟涛, 2016)[17]。在区域异质性方面，现有文献较少给予重视。在少数注意到异质性问题的研究中也仅对东部和中西部地区地方债务影响差异进行了简单划分(陈诗一和汪莉, 2016)[15]。综合来看，现有研究都认可地方政府债务推动经济增长的积极作用，但对于不同债务率水平下地方债务的经济增长作用存在争议，同时对债务的经济增长影响区域异质性未予以足够关注。

另一个不容忽视的问题是，经济增长是否会反过来影响债务扩张？显然，这种作用机制是存在的。当一国经济增长受到负面冲击而面临下行压力时，政府会扩大债务融资，投资本国的基础设施建设以拉动经济增长。Woo和Kumar(2015)[18]基于发达国家与发展中国家四十年的面板数据进行实证分析，发现经济下行0.2%可能推动10%的债务率增长。因此，面对政府债务与经济增长的互为因果关系，如何消除其产生的内生性成为了学术界共同面临的难题。

消除互为因果关系产生的内生性的一个有效方法是使用工具变量。对于债务工具变量的选择，国外学者也进行了大量的探讨，Checherita-Westphal和Rother(2012)[3]在研究欧洲各国政府债务对经济增长的影响时，使用其余国家平均债务存量作为工具变量。Checheritawestphal等(2014)[4]则在探讨最优债务率的研究中采用公共资本比例作为债务率的工具变量。Woo和Kumar(2015)[18]在论证债务与长期经济增长的关系时，以滞后5至20期的政府债务数据为工具变量剔除模型的内生性。

在我国，地方政府债务与经济增长的内生关系更加明显，当地方经济受到不利冲击时，地方政府往往扩大债务融资以维持经济高速增长。首先，地方政府间政绩竞赛和晋升压力的存在促使地方政府有足够的动机维系经济增长速度(吕健, 2014)[6]，这构成了地方政府举债刺激经济的动力。其次，地方政府持有的大量可抵押存量土地确保了其土地融资潜力(郑思齐等, 2014)[19]，这构成了地方政府举债刺激经济的能力。再次，各种形式的地方融资平台的成立与扩张为地方政府融资提供了畅通的渠道(何杨和满燕云, 2012)[20]，这构成了地方政府举债刺激经济的条件。因此，面对经济困境，地方政府有动力、有能力、也有条件通过扩大债务融资影响地区经济增长。

然而，国外文献中国家政府债务的工具变量在应用于我国地方政府债务时存在诸多问题。一个重要的原因在于，国外文献中使用的一国债务的外部工具变量并不能反映我国地方政府债务的独特性，从而使得工具变量与地方政府债务的关系较弱，而地方债务本身的滞后5-20期又由于我国地方政府债务历史短暂和数据的缺失而难以应用。

目前，国内学者对地方政府债务与经济增长的关系已经进行了有益的探讨。然而，地方债务与经济增长互为因果的内生性问题还未引起足够重视。在少数注意到内生性问题的文献中，仅采用滞后一期的债务数据作为工具变量进行分析(范剑勇和莫家伟, 2014; 项后军等, 2017)[13,21]。但是作为具有较强稳定性和持续性的变量，地方债务的滞后期未必仅通过当期的债务作用于经济增长，因此滞后一期工具变量依然可能不满足外生性条件(Roberts和Whited, 2013)[1]。所以，寻找更合适的工具变量成为了当前研究地方政府债务与经济增长关系的重点。

综上所述，可以看到：(1)在研究方法上，尽管现有研究开始探讨地方债务与经济增长的整体作用及非线性关系，但一方面对债务与经济增长的内生性问题处理未给予足够重视，另一方面多采用的估测债务数据可靠性难以验证，以至研究结论可能存在偏误。(2)在研究视角上，国内学者较少涉及地方债务对经济增长影响的区域异质性。而对这个问题的回答，不仅对进一步理解我国地方债务的影响机制具有重要意义，也是中央和地方据此制定债务管理政策和提高债务投资效率的关键。基于此，本文尝试对以下问题进行探讨，采用省级债务真实数据，寻找合适的地方债务工具变量，使用面板数据两阶段最小二乘法剔除内生性，分析地方政府债务对区域经济增长的总体影响；考察地方债务对经济增长影响在不同债务率水平下的差异；分析地方债务对经济增长影响的区域异质性及其作用机理。

三、研究设计

(一)实证模型、变量说明与数据来源

本文参考刘生龙和胡鞍钢(2010)、邵帅和杨莉莉(2010)[22,23]的方法，在Islam (1995)[24]经济增长模型的基础上构建实证模型，模型设定如下

gprgdpit=α+βlnprgdpit-1+γdebtit+φXit+fi+εit

(1)

其中，i代表省区，t代表年度，解释变量gprgdp为人均实际gdp增长率。被解释变量中，lnprgdp代表人均实际gdp对数值，debt表示地方政府债务率，X为其它控制变量，f代表地区固定效应，ε则是随机误差项。受地方政府债务数据限制，本研究限于2010-2015年除西藏外30个省区。以下对研究的样本和数据进行具体说明。

1. 地方政府债务(debtit)

审计署分别于2010年和2013年对全国地方政府性债务进行了摸底工作，此后各地方政府陆续公开了其债务审计结果。而财政部在2014年以审计署审计口径，对地方债务规模再次进行调查，调查工作结束后各省份也在其官方平台上公布了调查结果。2015年后，地方政府债务数据普遍公开化。然而，各地公布地方政府债务的平台、文件各不相同，这增加了笔者搜集数据的困难性。但是，使用真实债务数据能够增强研究的可靠性，避免测量误差造成新的内生性问题。因此，不同于其它学者使用代理变量和估算的方法，通过各省区在其财政厅(局)、人民政府、人大网站公开的财政决算、预算执行情况、财政统计资料、地方政府债务相关说明等文件搜集整理得到2010-2015年分省各类债务资料*由于部分地方政府没有完全公开其债务数据，使得整理得到的数据存在缺漏和不连续性。，并按照财政部核算方法以负有偿还责任的债务*根据2011年审计署全国地方政府性债务审计结果报告的说明，政府负有偿还责任的债务的具体定义为：由政府或政府部门等单位举借，以财政资金偿还的债务。为统一口径得到地方政府债务数据。在此基础上，以当年地方政府债务/当年GDP计算债务率。

2. 其它控制变量

考虑到影响经济增长的其它一般性因素，添加7个在相关研究中普遍使用的控制变量：物质资本水平(lnK)，采用张军等(2004)[25]的估计方法进行测算；人力资本水平(lnL)，使用(彭国华, 2005)[26]的方法进行估计；对外开放度(OPEN)，以各省区进出口总额对汇率调整后的结果取对数衡量；技术创新能力(SE)，选取从事科技活动人数占就业人口比重反映；制造业投入(MI)，使用制造业从业人数占就业人口比重度量；产业结构(IS)，以第三产业占GDP比重反应；私营经济发展水平(PE)，使用城镇私营和个体人员数占人口比重衡量。以上控制变量反应了影响经济增长的主要因素，能较好地避免遗漏变量产生的估计偏误。此外，各变量方差膨胀因子均小于10，说明模型不存在多重共线性问题。上述控制变量中就业情况来源于各年《中国劳动统计年鉴》，其余变量来源于国泰安数据库和中经网统计数据库。所有变量的描述性统计及方差膨胀因子见表1。

(二)工具变量：“招拍挂”出让价款

有效的工具变量，需要与内生变量具有较强的相关性，同时在回归模型中不直接与被解释变量相关。然而在宏观经济模型中，各变量间互相影响的情况广泛存在。因此，寻找合适的工具变量存在诸多困难。使用“招拍挂”出让价款作为地方政府债务的工具变量，较好地剔除了模型中存在的内生性问题，以下进行详细说明。

表1 变量描述性统计与方差膨胀因子

为地方政府债务寻找有效的工具变量，首先要理顺地方政府债务产生的机制。1994年分税制改革后，地方政府与中央政府的财力分配发生了重大变化，地方政府收入相对减少，中央政府收入相对上升。然而，中央与地方事权的划分并没有随着财权分配的变化而改变，造成了地方政府投资需求和资金匮乏的矛盾，而这种矛盾随着城市化竞争的加速和官员晋升压力的产生愈演愈烈。2008年金融危机后，中央出台了4万亿经济刺激计划。然而这其中中央只出资1.18万亿，其余部分由各地自行筹措，地方政府巨额资金的刚性需求与自有财政资金有限的矛盾终于不可调和，迫切需要大量举债以取得新的资金来源，地方政府债务的高速增长由此产生。

然而，地方政府如何短时间获得如此多的融资？土地为地方政府巨额融资提供了保障。随着经营性用地“招拍挂”出让制度的确立，地方政府的资产价值快速上升。作为地方政府最为重要的资产，土地可以通过“抵押品效应”转化为地方政府的融资能力(郑思齐等, 2014; Barro, 1976; Stiglitz和Weiss, 1981)[19,27,28]。以土地收入作为抵押和担保，地方政府能够从银行、信托获得大量融资以快速筹集巨额建设资金，由此形成地方债务。根据国家审计署(2011，2013)年政府性债务审计结果，承诺以土地出让收入作为偿债来源的债务余额占负有偿还责任的债务余额的比重约40%-50%。而如果考虑政府融资平台的互保，这一比重将更大(范剑勇和莫家伟, 2014)[13]。

由此可见，以“招拍挂”出让收入作为代表的地方土地出让收入作为地方融资最重要的抵押品和担保品，决定了地方政府的可融资规模，即决定了地方政府债务规模。因此，选用“招拍挂”出让价款作为地方债务的工具变量，具备与内生变量地方政府债务的强相关性*考虑到财政分权程度、地方政府财政收入也可能影响地方政府债务规模。因此分别使用(李香菊和刘浩, 2016)[2]的方法计算财政分权程度以及国泰安数据库提供的地方财政收入作为工具变量进行检验。实证结果表明，这两类工具变量均存在弱工具变量的问题，故不适合作为地方政府债务的工具变量。。同时，“招拍挂”出让价款并不直接影响经济增长，因此工具变量具备了较强的外生性。

但是，仍然需要考虑一个相反的问题，经济增长的外生冲击是否会影响“招拍挂”出让价款？当经济增长速度放缓时，地方政府是否会通过出让更多土地来获取收入，从而影响“招拍挂”出让价款的金额？考虑到这种可能性的存在，使用“招拍挂”出让价款滞后四期和五期作为工具变量*不使用"招拍挂"出让价款短期滞后项的原因在于避免因为工具变量的延续性特征导致内生性依然存在(Roberts和Whited, 2013)[1]。不使用长期滞后项的原因在于避免工具变量和内生变量关系变弱产生弱工具变量的问题。，

从而使工具变量具备完全外生性*尽管滞后四、五期使得工具变量具备了完全的外生性，但是也有可能因为滞后期数多而可能有工具变量偏弱的潜在问题。对此，在加入控制变量的第一阶段回归中，检验工具变量的联合显著性，检验结果表明在0.05置信度下，拒绝了工具变量对内生变量没有显著影响的假设。。

表2 地方政府债务与经济增长

注：(1)系数值括号中为标准误；(2) ***,**,*分别表示在1%,5%和10%水平上显著；(3)Hausman检验项反应模型内生性检验结果；Cragg-Donald Wald F统计值括号里的值为弱工具变量检验10%水平标准值。

考虑到模型中其它控制变量也可能存在内生性问题，使用邵帅和杨莉莉(2010)[23]的方法，根据引入回归模型的顺序依次对各解释变量进行内生性检验，对存在内生性问题的其他控制变量使用滞后项作为工具变量替代，以消除其它控制变量带来的内生性偏误。

四、实证与结果分析

(一)基本回归结果

为进行对照，分别对回归方程(1)使用OLS、固定效应模型以及2SLS面板数据回归分析，回归结果见表2。

在表2中，第(1)、(2)列表示OLS单变量回归与加入控制变量回归的结果，第(3)列为固定效应回归结果，而第(4)、(5)列则反映了2SLS回归及其异方差稳健性估计的结果。从OLS和固定效应回归的结果可以发现，地方政府债务或是对经济增长的影响不显著，或是显著的阻碍经济增长。然而，OLS和固定效应模型的结果并不足以论证地方债务与经济增长的真实关系。在使用了工具变量进行2SLS估计后，第(4)、(5)列的结果均表明地方政府债务显著促进了经济增长。Hausman检验p值接近0，拒绝了不存在内生性的假设，而Anderson canon检验和异方差稳健性估计中的Kleibergen-Paap检验在5%的显著性下表明工具变量不存在识别不足问题，Cragg-Donald检验和异方差稳健性估计中Kleibergen-Paap Wald检验的结果反映了在5%的显著性下不存在弱工具变量的问题。以上工具变量合理性的检验说明了模型中内生性的存在以及所选工具变量是合适的。

控制地方政府债务与经济增长的内生性与否，回归结果呈现显著差异，这说明了文献中对该问题的顾虑是有道理的。OLS和固定效应回归中，地方政府债务的上升似乎并不影响经济增长甚至阻碍经济增长，实际是由于反向因果的存在而产生的。从各省区的实际情况也可以看到，经济增长放缓后，地方政府往往扩大基础设施投资刺激经济，从而导致政府债务的上升。基于这个事实，显然不能简单地认为是政府债务的增加导致了经济增长的放缓。

在剔除了地方政府与经济增长的内生性后，可发现地方政府债务的增加确实能够显著促进经济的增长，这和已有使用估测数据和代理变量文献的研究结论具有一致性(吕健, 2015；徐长生等, 2016)[14,29]。地方政府债务推动经济增长的逻辑在于：在地方官员政绩竞赛的激励和预算内财政资金匮乏的约束下，债务融资为地方政府刺激经济提供了有效工具。一方面，通过债务融资，地方政府得以扩大预算外收入，缓解分税制改革后因事权财权不匹配造成的地方财政困难，保证地方各项领域的财政支出以弥补市场缺陷和支持经济建设(吕健, 2015)[14]。另一方面，通过债务融资，在以GDP为核心的官员考核机制激励下，地方政府通过直接投资基础设施推动经济增长。并且，投资基础设施不仅本身作为固定资产投资增加GDP，还通过基础建设和压低工业地价对经济增长起到杠杆作用(范剑勇和莫家伟, 2014)[13]。此外，地方政府主导的基建投资还能产生一系列联动效应，带动房地产投资和制造业投资，增加社会总需求，推动固定资产投资整体上升和经济快速增长(徐长生, 2016)[29]。

其它变量方面，人均实际GDP系数为负但不显著，反映了样本期内地区经济增长存在收敛性但不明显。物质资本系数为负，可能的原因在于近年来我国物质资本存量已达到很高水平，其边际收益已经较低，物质资本存量增加带来的经济增长效应出现下降，进而降低经济增长率。根据其余控制变量回归结果可见，人力资本水平、制造业投入和私营经济发展水平构成了近年来经济增长的主要动力，符合转型期国家的特征。而对外开放度、技术创新能力和产业结构改善对经济驱动力不足，反映了我国外贸水平粗放，技术创新效率低和产业优化度不够，印证了供给侧结构性改革的必要性。

(二)不同条件下地方政府债务与经济增长

回归结果论证了地方政府债务能够促进经济增长的基本事实。然而，多数国外文献的研究都发现，政府债务对经济增长的影响在不同债务率水平的国家存在明显差异(Reinhart和Rogoff, 2010)[8]。债务率较低的国家和地区，政府债务能够促进经济增长和改善社会福利，而债务率高的国家和地区，政府债务对经济增长的作用可能变弱，甚至阻碍经济增长(Afonso和Jalles, 2013; Cecchetti等, 2011)[10,11]。与此对应，在我国，地方债务对区域经济增长的作用是否也因债务率不同而存在显著差异？此外，已有文献表明，尽管地方政府债务投资能够改善地区经济发展条件和投资环境以“挤入”社会投资来促进经济增长，但也有可能“挤出”私人投资或因为债务资金使用效率低下从而对经济增长产生不利影响，这取决于不同区域的具体情况(Eden和Kraay, 2016; Huang等, 2017)[12,30]。因此，进一步的问题是，地方政府债务对经济增长的作用在不同区域是否一致？

表3 地方政府债务与经济增长：不同债务率

注：(1)括号中为标准误;(2) ***,**,*分别表示在1%,5%和10%水平上显著。

针对以上两个问题，对研究样本进行细分，探讨不同条件下地方政府债务与经济增长的关系。先分析不同债务率条件下地方债务与经济增长关系，然后探讨不同区域地方债务对经济增长的作用。

1.不同债务水平下地方政府债务对经济增长的影响

为研究不同债务水平下地方债务与区域经济增长的关系，将所有数据根据期末债务率水平中位数将样本分割为债务率高的地区和债务率低的地区，分别使用2SLS估计，回归结果见表3。

由表3可知，低债务率地区地方政府债务对经济增长有显著促进作用，而高债务率地区这种作用不明显。这表明虽然地方政府债务对经济增长有显著促进作用，但二者呈现倒U型关系。随着债务率不断攀升，地方负债对经济增长的促进作用逐渐减弱以至消失。在地方政府债务规模适度时，扩大地方债务融资能为地方政府基础设施建设积累充足资金，优化地区经济环境，推动经济增长。然而，随着债务规模不断扩大，债务率提高，地方政府债务的负面作用逐渐显露。在公共投资方面，地方政府因偿债负担过重，被迫进行债务延期或借新还旧，从而减少公共服务和基础建设投入，影响资金合理流动和有效配置。钟辉勇和陆铭(2015)[31]的实证研究发现近年来随着我国地方债务规模快速上升，借新还旧的现象开始逐步凸显。而Checherita-Westphal和Rother(2010)[32]在分析政府债务对经济增长的非线性效应作用机制时则验证了过高负债率会迫使政府减少公共服务投入，进而不利于经济增长。在吸引社会投资方面，巨额存量债务的存在促使财政风险迅速上升，增加地区引资政策和区域经济发展的不确定性，造成社会资本对当地投资风险的上升。这种投资风险的提高将降低国内投资和外商投资的积极性，从而减少社会投资规模和效率(Pattillo等, 2011)[33]。由于负债水平过高导致的政府公共投资的减少、吸引社会投资能力的下降以及资源配置效率的降低共同减弱了地方政府债务对经济增长的推动作用。

2.不同区域地方政府债务对经济增长的影响

地方政府债务与经济增长的倒U型关系是否有助于考察地方债务与经济增长在不同区域的差异？同水平债务率地区地方债务的经济增长作用是否还存在区域异质性？对此，将研究样本划分为东部地区、中部地区、东北地区和西部地区分别进行回归分析 ，其中西部地区平均债务率显著高于其它地区，而其余三个地区平均债务率较为接近，回归结果见表4。

表4 地方政府债务与经济增长：分区域

注：(1)括号中为标准误;(2) ***,**,*分别表示在1%,5%和10%水平上显著。

由表4可知，负债水平明显较高的西部地区债务对经济增长的作用十分有限，这进一步验证了前文地方债务与经济增长的倒U型关系。然而，负债率不高且水平接近的东部、东北和中部地区，债务对经济增长的作用却存在明显区域异质性。东北地区地方债务显著促进了经济增长，东部地区债务系数为正但并不显著，而中部地区地方债务阻碍了经济增长。造成异质性的主要原因在于各区域民营经济发展水平所产生的公共投资对私人投资的挤出效应差异和政府投资的资源配置效率差异(徐长生, 2016; 张勇和古明明, 2011)[29,34]。在东北地区，国有经济居主体地位，民营经济较少，政府债务投资对占绝对主导地位的国有经济有明显促进作用，而对占比较少的民营经济的挤出效应很低，因此总体促进了经济增长。在东部地区，由于民营经济较为发达，尽管该地区政府投资效率相对较高，但政府债务公共投资对私人投资的挤出作用较为明显，因而政府债务的总体效果不显著。而在中部地区，民营经济发达程度仅次于东部地区，因而政府公共投资对私人投资的挤出效应也较为明显，同时，中部地区政府投资的资源配置效率较低，导致了地方债务对经济增长的整体效应是负面的。

根据其它控制变量的估计结果，驱动经济增长的其它因素在不同区域也呈现显著差异。东部地区经济增长显著依靠技术创新能力提高与私营经济发展，说明东部地区已较全面实现了产业升级与市场化；中部地区呈现制造业增长、人力资本积累以及私营经济扩张的经济驱动模式，反映了中部地区在发挥制造业优势的同时逐步增强市场建设，推动民营经济快速成长的方式已见初步成效；东北地区经济增长仍然延续资本积累推动的模式，可见经济体制改革和增长方式转变仍是该地区面临的关键课题；对于西部地区而言，对外开放逐步成为其新的增长极，这说明我国近年来西部地区开放政策诸如“一带一路”等战略已取得了一定成效。

表5 地方政府债务与经济增长:稳健性检验

注：(1)括号中为标准误;(2)***,**,*分别表示在1%,5%和10%水平上显著。

五、稳健性检验

通过上文的分析，已经得到了地方政府债务与经济增长关系的相关结论。但需要进一步验证，这些结论是否具有稳健性，工具变量的不同或者控制变量的改变是否会导致产生结果的不一致性？对此，变换不同的工具变量，改变模型中的控制变量来进行稳健性检验。

(一)工具变量滞后期的改变会影响结论吗？

在前面的分析中使用“招拍挂”出让价款滞后第四期和第五期作为工具变量进行分析。如果改变滞后期，回归结果是否有显著差别？对此，将工具变量替换为仅使用滞后四期和同时使用滞后三期和之后四期进行分析，回归结果分别列示于表5第(1)列和第(2)列。可以发现，改变了工具变量的滞后期后，地方政府债务依然对经济增长具有显著促进作用。

(二)使用其它工具变量会改变结论吗？

另一个可能影响结论稳健性的问题是，使用其它工具变量是否会导致结论不同？根据前文的分析，国有土地总体出让收入可能也与地方政府债务具有较强相关性，为保证工具变量的外生性，使用国有土地总体出让收入滞后四期作为地方政府债务的工具变量，再次使用2SLS估计进行回归，识别不足的Kleibergen-Paap检验和弱工具变量Kleibergen-Paap Wald检验统计值分别为4.59和2.65，均在5%的显著性下反映了工具变量的合理性。估计结果列于表5第(3)列。可发现，工具变量的改变并不影响前文的基本结论。

(三)增加其它控制变量

在以往的研究中，城市化率和政府财政收入比率有时也作为经济增长的控制变量加入模型。在原有控制变量的基础上，分别添加城市化率和财政收入比率作为新增控制变量，采用前文的实证方法再次进行回归发现，地方债务对经济增长的显著促进作用依然不变。回归结果分别列于表5第(4)、(5)列。

六、结论与政策建议

本文使用在各省区政府信息平台搜集整理得到的2010-2015年省级地方政府债务真实数据，以地方政府“招拍挂”出让价款作为工具变量剔除内生性，探讨了地方政府债务对区域经济增长的影响。研究结果表明:(1)地方政府债务总体上显著促进了经济增长，但二者存在倒U型关系，即随债务率逐渐上升，地方政府债务对经济的促进作用逐渐减弱以至消失；(2)在同等债务率水平下，地方政府债务对经济增长的影响因各地民营经济发展水平不同所产生的公共投资对私人投资的挤出效应差异和各区域政府投资的资源配置效率差异而存在区域异质性。具体而言，地方债务对经济增长的促进作用在东北地区显著，在东部和西部地区不显著，而在中部地区地方债务抑制了经济增长。

综上所述，本文的政策启示如下：(1)地方政府应考虑当地债务水平合理制定债务融资策略。在债务率水平较低，工业体系与投资环境不健全的地区，可适当增加债务融资，改善基础设施推动经济增长。而在债务率较高地区，减轻财政偿债负担，控制和防范地方政府债务风险则是更重要的内容。(2)地方政府应根据不同区域经济特征调整地方政府债务融资规模。具体而言。对于东部地区，地方政府债务投资对私人投资的挤出作用已十分明显，当地政府应从投资推动经济的方式转变为完善政府服务职能，提高服务效率和水平。对于中部地区，除了政府投资对私人投资挤出作用的存在，政府债务投资还存在资源错配和效率低下的问题，科学利用债务资金成为现实要求。在西部地区，政府负债已经很高，化解债务风险和减轻财政负担是核心工作。而对东北地区，可适当继续发挥政府债务投资的作用，但在资金配置上应更多投入新兴产业和改善民间投资环境。

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