项目制治理模式与地方政府债务扩张*

冀云阳，付文林

（上海财经大学 公共经济与管理学院，上海 200433）

一、引 言

改革开放40年来，中国经济的高速增长得益于中国式财政分权体制对地方政府的有效激励（Qian和Roland，1998；Maskin等，2000）。1994年的分税制改革卓有成效地提高了财政的“两个比重”，继而增强了中央政府进行财政再分配和综合治理的能力，这集中体现为转移支付资金规模的逐年增大。亚洲金融危机之后，在外部需求疲软以及“公共财政”理念的影响下，中央各大部委试图通过竞争性分配“项目”的方式，激励地方政府积极推进“促增长、保民生”的治理目标。在这一背景下，转移支付资金“项目化”现象开始出现，中央政府逐渐以“项目”或“专项”的名义对地方进行转移支付，并成为主要的财政支出手段（折晓叶和陈婴婴，2011）。如在2003年，具有专项性质的转移支付明细项目就高达363项，仅“中央基建投资”这个明细专项就包含110个子项；以项目申请方式进行分配的专项转移支付也从1995年的375亿元迅速增至2014年的18 941亿元，年均增幅高达22.93%，占中央财政支出的比例从2000年的16%上升到2012年的29%，占地方总财力的比重在2009年达到了最高点的20.2%（见图1）。规模庞大的专项资金强化了中央政府及各部委依靠“条条”系统①条条指的是各级政府中业务内容和性质相同的职能部门系统。自上而下治理的作用，逐渐形成了独特的“项目制”治理模式（郑世林和应珊珊，2017）。

项目制模式以项目发包和专项补助资金分配为手段，确立了中央和地方政府之间的分级治理机制①渠敬东（2012）认为，项目制旨在通过“项目发包”和专项补助分配等手段，突破以单位制为代表的原有科层体制的束缚，遏制市场体制所造成的分化效应，一定程度上加大民生工程和公共服务的有效投入。。具体来说，中央政府通过发包项目工程和分配专项资金向地方政府传递政策重点和动员其配合完成自己的治理目标（张良，2013）；而地方政府则通过将基础设施建设、土地开发、特色产业扶持和招商引资等活动“打包”为项目，以有效运用项目政策和专项资金引导地区经济发展，诱导各路资金参与项目投入过程，大力发展“项目经济”（郑世林，2016）。由于项目制契合了地方政府追求GDP增长和官员晋升的需要，各地方政府积极开展“项目竞争”运动，并以争取“项目”的名义加大本地公共投资，成为“投资驱动发展模式”的助推器。可以说“项目输入”的过程也成为地方政府投资性支出增加的过程。但一方面，我国中央和地方政府之间“财权和支出责任”不匹配，“吃饭财政”现象较为普遍；另一方面，专项项目一般都有“配套资金”的要求，项目输入和投资支出的增加可能加重地方政府的财政压力，进而促使其债务融资需求的增加。对此，周飞舟（2012）指出，项目制形成了一个以项目为载体，中央专项资金为引导，地方政府资金配套，银行贷款和其他资金广泛参与的金融资本链条。

实际上，在项目制蓬勃发展的时期，地方政府债务的规模也保持了快速增长的态势。2013年国家审计署发布的《全国政府性债务审计结果》显示，1997−2012年，全国地方政府债务年均增幅为30.31%（见下图2）。2014年最后一次审计结果显示：地方政府负有偿还责任的债务规模为15.4万亿，较2013年6月底增幅高达46%，而且这些资金被用于城市公用设施和交通运输设施建设项目的比重高达51.3%。那么，项目制是否是促进地方政府债务扩张的重要因素呢？其作用机制是什么？对这些问题的回答，不仅可以为我国地方政府债务扩张提供制度解释，还可以为我国央地关系治理能力的提高和治理体系的完善提供政策参考。

图1 专项转移支付变化情况

图2 地方政府债务余额变化情况

现有文献中，基于央地关系视角对地方政府债务形成原因进行分析的研究，普遍强调以“块块主义”为特征的地方分权治理模式的影响（王叙果等，2012；吕健，2014；缪小林和伏润民，2015），却忽略了以“条条主义”为特征的项目制这一更加体现中央集权特征的新型央地关系治理模式可能具有的债务扩张效应。针对这一不足，本文首次对项目制的债务扩张效应进行了系统的理论和实证分析，不仅通过构建包含两级政府的动态博弈模型分析了项目制对地方政府融资决策的影响机制；还基于278个地级市政府获得的专项补助和债务数据，对项目制引发的地方政府债务扩张及其中介机制和地区异质性进行了实证分析。本文的研究表明：项目制显著促进了地方政府债务的扩张，这种效应一方面来自于项目制对地方政府公共投资的激励，另一方面则来自于专项补助导致的预算软约束诱发了地方政府在债务融资行为上的道德风险，且以上效应在财力基础较弱地区表现得更显著。

此外，在已有实证类文献中，大多利用省级政府债务数据或城投债数据来计算地方政府债务总额，但考虑到我国政府债务发行主体为省以下地方政府，债务资金主要来源为银行存款，债务投向主要为市政基础设施建设项目的事实，本文将各城市融资平台的各类长、短期债务和市政公用设施建设固定资产投资中来源于银行贷款部分加总，将其作为地方政府债务的代理变量，从而使实证结果更加可靠。文章后续的结构安排如下:第二部分介绍制度背景与文献综述；第三部分为理论模型与研究假设；第四部分是计量模型与实证结果分析；第五部分为地区异质性分析；第六部分为影响机制检验；最后是文章的结论。

二、制度背景与文献综述

（一）项目制治理模式的制度演化

改革开放之初，中央政府按照“放权让利”的思路实行了财政包干制改革，有效地刺激了地方政府发展辖区经济和争取财政收入“剩余所有权”的积极性。但随之而来的是中央财力和宏观调控能力不足、地方保护主义孕育出的“块块主义”和“诸侯经济”等问题。为了改变这种状况，1994年中央实行了“分税制”改革，从而提高了国家税收的汲取能力和中央财政的收入占比。全国财政收入占GDP的比重从1993年的12.24%上升到2016年的21.46%；中央和地方财政收入占比也分别从1993年的22%和78%变动为2016年的45.4%和54.6%。与此同时，财政转移支付制度也逐步完善，转移支付资金规模迅速增长，2016年中央对地方转移支付规模高达5.29万亿，占中央一般公共预算支出的60.9%。这些都表明，分税制改革后，中央政府“抽取”和“下放”财政资金的能力得到了加强。随之，中央进行宏观调控及动员地方贯彻执行总体治理理念的能力也得到了提高，从而为“项目制”的实施奠定了基础。受亚洲金融危机和“公共财政”理念的影响，为了激励地方政府着力推进“促增长、保民生”的治理目标，2002年之后中央逐渐将转移支付资金以“专项”和“项目”的形式向下分配。随着项目资金规模的日益增大，除了工资和日常性支出之外，几乎所有的建设和公共服务资金都“专项化”和“项目化”（折晓叶和陈婴婴，2011）。

最终，“项目”在成为向下转移支付重要手段的同时，也成为我国经济和社会治理体制机制运行中的一个独特现象。在以项目制为核心确立的国家治理体制下，中央、地方政府和企业各自通过项目发包、项目打包和项目抓包的形式实现自己的目标。中央政府依赖于自上而下的项目发包和专项补助资金分配，有效调动了地方政府发展经济和公共事务的积极性；地方政府在项目打包过程中加入地方意图，利用竞争来的项目“招商引资”，利用专项资金弥补财政缺口；企业则通过“抓包”各级政府的项目来提高市场竞争力和收益率，把专项项目当作“风向标”，项目制分级治理模式得以形成。这种模式还被延伸至各省及以下政府，围绕着地方经济发展计划，各部门（发改委、财政厅、科技厅等）也设置了一系列地方专项项目资金，通过项目申请方式来动员基层政府和企业。

项目制在改变各参与主体策略行为的同时，也对我国社会和经济发展产生了诸多影响。如郑世林和应珊珊（2017）的研究表明，项目制显著促进了地区经济增长，专项补助占比每提高1个百分点，地级市人均GDP增速将提高0.05个百分点。另外，项目制也对基层公共品供给和乡村治理产生了深远影响（陈家建，2013；李祖佩，2015）。然而，项目制治理模式在发挥积极作用的同时，其负面影响也逐渐暴露。在无规范、透明的审批程序的情况下，“项目包装”、“跑部钱进”现象盛行，在地方政府主导的投资驱动发展模式下，形成了产业同质化、产能过剩和地区腐败问题。项目制本身所具有的竞争和配套机制还进一步拉大了城乡和地区之间的差距，增加了地方财政压力（郑世林，2016）。

项目制发挥作用的基本手段是专项补助资金，中央通过专项补助引导地方政府资金流向和传递政策重点。按照拨付渠道，这类资金可分为三类:第一类是财政系统预算部门负责分配和管理的“专项转移支付”部分，2016年仅财政部上报的专项转移支付就有94个，执行中又细分为279个具体事项；第二类是财政预算拨付给中央部委并由各部委负责行使分配权的“部门资金”，如财政部门将一笔农业专项资金拨付给同级农业部门，再由农业部门在职能部门系统内部向下逐级拨付给基层职能部门，最终实现资金的“体外循环”，仅2005年参与中央转移支付资金分配的部门多达37个；第三类是财政部向有预算财政分配权的部门分配的专项资金，如发改委负责基本建设资金分配，而科技部负责科技三项费用资金拨付。值得注意的是，第三类专项资金的分配权虽属于发改委等部门，但资金拨付仍由财政部门负责①专项转移支付的常规流程大致为：首先由国务院划定相应的重点支持领域确立相应领域的专项项目，交由相关部委向外发布项目信息，基层的对口单位负责组织申报再逐级汇总到省级对口部门统一上交相应部委，最后由对口部委联合发改委对项目进行审批，通过审批的项目信息交给财政部，由财政部将资金逐级下划到基层财政（范子英和李欣，2014）。，但第二类资金的拨付仍由相关职能部门负责（周飞舟，2012）。以上三类资金统称为专项补助，其中专项转移支付是最主要的构成部分。规模庞大的专项转移支付在改变地方政府预算约束条件的同时，也促使其重新调整财政收支行为（Weingast等，1981）。对此，已有文献进行了大量研究，包括对地方政府征税努力（李永友和沈玉平，2009；胡祖铨等，2013；付文林和赵永辉，2016）、支出总量及结构（Oates，1999；杨龙见等，2015）、投资（苑德宇和宋小宁，2015）和公共品供给（范子英和张军，2013；李永友和张子楠，2017）等等。但基于项目制背景探讨中央专项补助对地方政府举债融资行为影响的实证研究②值得注意的是，钟辉勇和陆铭（2015）对转移支付和地方城投债发行的关系进行了检验，但并未对其影响机制展开研究，也不涉及项目制治理模式。还比较少见。

（二）地方政府债务扩张

近年来，我国地方政府债务的快速增长引起了社会各界的广泛关注与担忧。现有研究表明：“财权与事权不匹配”是地方债务扩张的直接诱因，而分权激励下的政府竞争则是其深层次原因（马海涛和吕强，2004；龚强等，2011；邱栎桦等，2015）。基于央地关系分析视角，一些学者认为：中国式分权体制下地区间竞争和官员晋升激励是导致地方政府债务扩张的主要原因（王叙果等，2012；吕健，2014；缪小林和伏润民，2015）。另有一些学者从理论上探讨了转移支付所导致的预算软约束对地方债务的影响（马恩涛和于洪良，2014；姜子叶和胡育蓉，2016）。但遗憾的是，上述文献普遍忽视了“项目制”这一经济社会治理模式对地方政府借债融资行为的影响。

就项目制模式和地方政府债务的关系而言，前者既引致了地方政府的融资需求，又为其债务融资提供了便利。这种融资需求主要来自于地方政府加大公共投资的需要。为了拉动辖区经济增长，地方政府会积极“跑项目”、“拉项目”，进而将批准的专项项目分解为各种投资建设活动，比如以项目的名义进行土地开发、城市建设、招商引资和产业扶持，因此，争取的项目越多也意味着地方政府投资性经营投入越多，最终体现为政府公共投资和债务规模共同增长。可以说，项目制在一定程度上强化了地方政府的“投资驱动发展模式”和“土地融资模式”。另外，按照“配套资金”的逻辑，项目输入可能增加财力基础较弱地区的财政负担。如中央审计发现，2013年6月底以来，4个市本级违反合同约定，将108.62亿元债务资金用于项目资本金或其他项目建设等。在形成融资需求的同时，中央财政支持的专项项目也间接提高了地方政府及其融资平台借贷的资质，为其取得大量预算外债务资金提供了信用基础（渠敬东，2012）。作为地方政府主要融资工具，地方融资平台之所以能够以土地抵押等方式获取银行贷款和发行债券，其中一个重要原因是它承担了城建项目和产业项目的融资、投资、建设及运营，而这些项目均得到了上级或本级政府批复，所投资项目的收益来源中也都包括政府的专项补贴①这反映在融资平台公司的债券发行说明书中，见中国债券信息网。，这相当于为其借贷提供了信用基础。

最后，中央专项补助作为额外的财政收入，在分配中具有偏向于老、少、边、穷的“扶弱”特征，这可能强化地方政府的“救助预期”，进而诱发其在借债融资行为上的道德风险。而专项补助资金在获取和使用上的可操作性以及来源上所具有的“公共池”性质，也会强化预算软约束的债务扩张效应。专项资金主要以专项转移支付的形式向下分配，其申请、立项、审批程序不够规范（孙开，2010），一方面中央政府具备一定的斟酌裁量权，又被称作“裁量性转移支付”（郭玉清等，2016），另一方面地方政府获取专项资金量的大小，在一定程度上取决于地方政府的谈判能力。而转移支付分配中的关系资本（卢洪友等，2011）和政治关联（范子英和李欣，2014）盛行，因此，在资金获取上具有可操作性。另外，在监管和审计不到位的情况下，地方政府采取挪用、套取和偷换用途等将资金用于地方政府更热衷的支出项目，引发专项转移支付“漏损”（汪冲，2007），因此使用中也具有可操作性。根据历年《中央预算执行和其他财政收支的审计工作报告》显示，专项资金申报过程中存在虚报冒领问题，使用中存在挤占挪用，且部分专项转移支付项目分配制度不够完善、透明②2013年重点抽查的“林业贷款贴息”、“成品油价格补助”、“农机具购置补贴”、“中央基建投资”、“县域金融机构涉农贷款增量奖励”和“农村金融机构定向费用补贴”6个专项的可疑项目中，有18.59亿元专项资金（占抽查金额的37.59%）被骗取套取；审计9个省发现，8个省及所属12个县挤占挪用专项资金31.33亿元。2015年中央补助地方基本建设专项资金和其他19项专项转移支付资金，没有具体的管理办法或办法没有公开，涉及金额111.72亿元。的问题。这些问题都易诱导地方政府采取策略性行为。为了更清晰地描述项目制对地方政府融资决策的影响机制，本文第三部分构建了一个反映央地关系的动态博弈模型。

三、理论模型

本文模型包含一个中央政府和N个地方政府，两级政府在两期中展开序贯博弈。第一期，各地方政府根据外生给定的专项补助确定最优公共品供给和项目投资决策，进而形成债务融资需求；第二期，为实现社会福利最大化，中央政府会根据地方政府在第一期的行为确定最优事后补助决策，而地方政府作为“斯塔克伯格”领导者，也会将中央的行为纳入行动决策，从而形成“救助预期”，这意味着面临预算软约束的地方政府将采取策略性行为。

（一）假设条件

在本模型中，地方政府负责提供公共产品，并投资于公共项目③公共产品主要是指非生产性公共品，如科教文卫等，这些公共产品与居民的效用密切相关；而公共项目主要是基础设施和市政建设等生产性公共品，与资本的产出关系更密切。。中央政府通过分享的税收收入为各地方公共项目建设提供专项资金补助，以实现对地方政府的激励，达到社会福利最大化。为分析简便，参照尹振东和汤玉刚（2016）的做法，本文仅考虑公共产品对居民效用和项目投资对产出的影响。在财政分权体制下，地方官员的效用既取决于当地居民福利，又依赖于辖区经济产出提升带来的政治晋升，故假设代表性地方政府的跨期目标函数为：其中，git代表政府的公共品供给支出，u（·）为居民的效用函数，是二阶连续可微的凹函数，β为跨期折现因子，λ为地方政府对GDP考核的重视程度，yit为地区生产总值。在第一期，地方政府决定公共项目投资额I，第二期形成产出yi2=f（Ii，Ki）。为分析简便，暂不考虑公共项目投资通过影响资本流动对产出的间接作用①如果考虑到公共项目投资对资本流动的影响会使地方政府对项目投资更加重视，进而增大债务融资需求，但这种情况对本文的结果不会产生实质性影响。另外假设各地区劳动力充足，故在生产函数中略去。，且 f′(·)>0，f′′( ·)<0。

代表性地方政府的两期预算约束为：

其中，Ti2=ατyi2，τ为比例税率，α为地方政府税收分享比例。为了体现资金的专项性质，本文参照马光荣等（2016）的设置，假设中央政府的补贴额度占地方总投资的比例为θ，剩余部分则需要地方政府自行配套，即Rit=θiIi，Di为地方政府的债务融资额。

中央政府的目标函数和预算约束分别为：

其中，φi代表中央政府对各地方政府的重视程度，由于专项补助等于各地区分享税收的总和，相当于补助的成本由各地区共同分担，这意味着专项资金是一种“公共池”资源，地方政府可以通过其转嫁成本。

（二）基准模型

在第一期，中央政府对代表性地方政府的专项补助为Ri1，在无、有专项补助两种情形下，比较地方政府的最优决策方程发现，公共品供给决策没有变化（结果见表1），但由于f′(I∗)I，即专项补助刺激了地方政府的公共投资。接下来，对代表性地方政府第一期的预算约束式（2）以及两个一阶条件（6−2）和（6−4）进行全微分，计算后可得：

表1 两种不同情形下的最优决策方程

综上所述，项目补助资金激励了地方政府的公共投资，进而增加了地方政府的融资需求。这主要是由于公共投资能够驱动经济增长，契合了地方政府官员追求晋升的需要；而且地方政府可以运用项目政策和专项资金来实现招商引资，通过将各项活动“打包”为综合项目，诱导各类资本参与投入过程，极大地推动了地方固定资产投资（郑世林，2016）。在地方政府投资驱动发展模式下，这种投资会增加地方财政压力，进而增加了地方政府的融资需求。

（三）预算软约束模型

在第二期，中央政府将根据地方政府在第一期的行为确定最优专项补助额Ri2，而地方政府作为“斯塔克伯格”领导者，也会将中央政府的行为纳入行动决策，从而形成“救助预期”，这意味着面临预算软约束的地方政府将采取策略性行为。此种情况下，通过比较地方政府的最优行为与基准模型的不同可以得知预算软约束下的最优债务融资决策。

采用逆推法求解序贯博弈，首先考察第二阶段中央政府的最优决策。当地方政府确定Di和Ii后，根据目标函数（4）式和预算约束（5）式，求得中央政府的最优事后救助Ri2满足（7）式，即一阶条件：

上式意味着，中央政府要实现社会福利最大化，必须满足第二期各地区公共品供给的边际效用相等的条件，也可以理解为实现各地区公共服务的均等化。

第二期，中央政府面临的总预算约束为：

接下来，分别对（4）、（7）和（8）式进行全微分，可得对 i地区的最优补助满足：

在以上补助预期作用下，中央政府的最优补助Ri2和地方政府的公共品供给量gi2都会受到债务D的影响。首先，对第二期地方政府预算约束条件（3）式全微分，可得：

与基准模型中地方政府的最优公共品跨期供给决策（6−2）相比，由于“救助预期的存在，两期之间公共品供给的边际替代率变小，或者说第一期公共品供给的相对价格降低，这会导致地方政府将公共品的供给责任前移，进而加重地方财政压力。

以上分析表明，在项目补助资金所导致的“救助预期”的作用下，面临预算软约束的地方政府的债务融资需求将进一步增加，再加上补助资金的“公共池”性质，可能诱发地方政府在举债行为上的道德风险。综上所述，可得以下两个命题：

命题1：项目补助资金激励了地方政府的借债行为，这表明项目制治理模式对地方政府债务具有显著的扩张效应。

命题2：上述债务扩张效应来自两个方面。一方面来自于项目发包和补助资金对地方政府公共投资的激励；另一方面，来自于预算软约束诱发的地方政府在债务融资行为上的道德风险。

四、计量模型设定与实证结果分析

（一）计量模型设定

本文构建了如下计量模型，用以检验项目制对地方政府债务的影响：

其中，debtit为被解释变量，表示i市第t年的债务规模；zxfundit为核心解释变量，表示i市在t年获得的专项补助资金数量；xit为控制变量，主要是一些地级市层面的可能影响地方政府债务融资需求的因素，包括人均GDP，人均财政缺口，第三产业占比，城镇化率和人均土地出让收入；λt和μt表示不随地区变化的时间效应和不随时间变化的地区效应，εit为随机扰动项。

（二）变量说明

（1）地方债务规模（debt）。现有研究地市级政府债务的文献，普遍将城投债作为地方政府债务的代理变量①如范剑勇和莫家伟（2014）、钟辉勇和陆铭（2015）等。，但从审计结果来看，银行贷款占比高达50.76%。在2015年新《预算法》生效以前，地方政府需要保持预算收支平衡，并不具备独立发行债券的权力。这期间地方政府负债主要通过设立地方投融资平台②地方政府融资平台是由地方政府及其部门和机构等通过财政拨款或注入土地股权等资产而设立，承担政府投资项目融资功能，并拥有独立法人资格的经济实体（国务院，2010） 。公司来获取银行贷款和发行城投债（魏加宁，2004）。据审计署2013年24号审计公告显示，2012年融资平台债务较2010年增长22.50%，其占2012年底地方政府性债务余额的比重高达45.67%，融资平台已成为地方政府债务融资最主要的举借主体（陈菁和李建发，2015）。因此，在计算过程中，本文加入了地方融资平台的主要有息债务。另外，从地方债务资金的投向来看，市政建设占比最高，达到了35%以上，考虑到银行存款在政府债务中的重要地位，本文将市政公用设施建设固定资产投资中来源于银行贷款的部分也加入核算。具体的计算公式如下：

地方融资平台债务总额=短期负债（短期借债+应付票据+一年内到期的非流动负债+其他流动负债+应付短期债券）+长期负债（长期借债+应付长期债券）

本年本市地方债务规模=市政公用设施建设投资银行贷款总额+地方融资平台债务总额

（2）专项补助（zxfund）③在《全国地市县财政统计资料》中，1998−2006年该项称为“专项补助”，2007−2009年称为“专项转移支付”。。根据上文论述，项目制治理模式发挥作用的基本途径是专项补助资金的分配，而在这类资金中专项转移支付所占比重最大。另外，项目制的发展也对应着政府间专项转移支付资金比重的上升（周飞舟，2012；周黎安，2014）。因此，本文参照郑世林和应珊珊（2017）的做法，用地级市政府所获得的专项转移支付来捕捉项目制对地方政府债务扩张的影响。此外，用专项转移支付占地级市财政总支出的比重做稳健性检验。

（3）控制变量。本文的控制变量包括：①用人均国民生产总值（GDP）的自然对数度量经济发展水平（gdp），经济发展水平越高的地区公共投资需求和未来的偿债能力越高，因此债务规模可能越大。②用第三产业增加值占GDP的比重衡量产业结构（Ind3）。一个地区的产业结构是影响税收和预算内收入，进而影响债务的重要因素。③用城镇人口占总人口的比重衡量城镇化水平（urban），地方融资平台为城镇化建设提供了资金支持。④用人均财政缺口（预算内支出减预算内收入）取自然对数度量财政压力（gap），财政压力是影响地方政府融资需求的直接因素。⑤用人均土地出让收入衡量土地财政（tdcr），如今土地出让收入既是地方政府预算外收入的重要组成部分，也是主要的偿债资金来源，因而也会影响地方债务。

（三）数据来源与描述性统计

为了保持数据完整性，以及在考虑数据可得性后，本文选择2002−2009年全国279个地级市的样本进行实证分析。一方面，2002年之前的市政建设资金来源数据不可得；另一方面，2009年之后的各地级市专项补助数据受限制。因此，选择了2002至2009年作为研究区间。本文中除地方融资平台数据来源于WIND资讯、市政公用设施建设固定资产投资银行贷款数据来源于《城市建设年鉴》外，其他指标来源于《中国城市统计年鉴》和《全国地市县财政统计资料》。本文中的名义绝对量指标，如人均地方政府债务、人均土地出让收入、人均地区生产总值和财政缺口等均以2002年为基期，根据GDP平减指数进行了平减。主要变量的描述性统计见表2。

表2 描述性统计

（四）基本实证结果分析

表3汇报了项目制影响地方政府债务扩张的基本回归结果。其中，模型1和模型2为不加入控制变量的情况下，分别使用ols和FE两种回归方法的基准回归结果；模型3和模型4为加入控制变量的回归结果。从回归结果来看，在两种模型设定下，中央专项补助与地方政府债务呈现显著的正相关关系，即地方政府获得的专项补助越多，其融资规模就越大，从而表明项目制显著促进了地方政府债务的扩张。以模型4的结果为例，平均而言，当人均专项补助增加10%时，人均债务额将增加3.52%。另外，经济越发达的地区人均债务额越高；而产业结构中第三产业的占比越高，人均债务额也越高。这表明经济发展和结构转型带来了更高的财政资金需求，也从侧面反映了我国地方政府在经济发展和结构转型过程中发挥了重要作用。以上基准回归结果证实了本文的主要结论：项目制对地方政府债务具有扩张效应。

在模型5中，考虑到可能存在的计量模型设定偏误和内生性问题，本文加入被解释变量的滞后项，并通过系统GMM方法得到变量的一致性估计。从回归结果来看，核心解释变量的系数依然显著为正，结果稳健。具体回归结果见下表3：

表3 项目制对地方政府债务扩张影响的实证结果

续表3 项目制对地方政府债务扩张影响的实证结果

（五）稳健性检验

本文将通过替换被解释变量、解释变量和样本范围进行稳健性检验：（1）将核心解释变量−人均专项补助额替换成专项补助占地方政府预算内财政总支出的比重ratio，以体现该地级市对专项补助资金的依赖程度，具体回归结果见模型1；（2）将每一年份每一个城市是否发行城投债进行赋值，如果当年发债记为1，否则为0，解释变量和控制变量不变，对其进行probit回归，结果见模型2；（3）将被解释变量变为债务额占GDP的比重，回归结果见模型3；（4）由于我国36个重点城市①中国的36个重点城市包括4个直辖市、22个省会城市、5个自治区首府和5个计划单列市。无论经济发展水平还是人均债务规模的占比都较高，为了排除极端样本的影响，将36个城市的样本排除后进行回归，结果见模型4的回归结果；（5）为了检验本文结论是否受到地方债务和专项项目之间可能存在的反向因果的干扰，即是否存在债务越多，专项补助会越多的现象，在模型5中将滞后一期的地方债务（L.debt）作为解释变量，专项补助作为被解释变量进行回归。

从以上模型1−4的回归结果来看，核心解释变量的系数都显著为正。具体来看，模型1中，专项补助占财政总支出的比重提高10%，地方债务将增加近3.5个百分点；从模型2结果看，人均专项补助提高1%，将使该地级市发行城投债的概率上升3.5个百分点；模型3中，人均专项补助提高10%，将使该地级市债务额占gdp的比重上升0.0387个百分点；模型4中，在去除36个重点城市的样本后，专项补助对地方政府债务的影响依然显著为正，从而验证了回归结果的稳健性。在模型5中，专项补助对滞后一期的地方债务的回归系数不显著，从而可以排除上述反向因果的可能。具体结果见表4。

五、项目制影响地方政府债务的异质性分析

在分析项目制的债务扩张效应时，一个不容忽视的现实情况是：我国地区间经济发展水平和自有财力基础存在较大差距，而且各地区对专项补助的依赖程度也存在很大差异。就区域差异而言，东部省份的经济发展水平和地方政府财力基础要显著优于中西部地区。①这里的东部地区包括江苏省、浙江省、福建省、山东省、广东省、海南省与河北省，其他省份的地级市均归为中西部地区。由于北京、上海、天津和重庆四市为直辖市，而本研究的样本为地级市，因此这里的样本不包括这四个直辖市的辖区。而且在2009年，东部地区地方政府获得的专项转移支付资金占本地公共财政支出的比重为26%，而中西部则达到66%，这表明中西部欠发达地区对中央专项补助的依赖度更大。以上事实是否会导致项目制的债务扩张效应存在地区异质性呢？本文按照预算内财政缺口占财政收入比重的均值和中位数作为标准，将各地级市划分为财政缺口较大地区和较小地区，以此反映各地区自有财力基础的强弱，进而通过分样本回归考察项目制影响地方债务扩张的地区差异。

从表5的回归结果来看，无论是以预算内财政缺口占财政收入比重的均值还是中位数作为划分标准，分样本回归结果均显示，虽然各市获得的专项补助和地方债务规模的相关关系都为正，但仅在自有财力基础较弱地区显著，且系数值也更大。说明项目制对财力基础较弱地区政府借债的激励作用更大。这可能是由于在向上争取项目时，往往需要配套资金保障和证明，而自有财力不足的地区更依赖于债务来筹集所需资金。而且这些地区对中央专项补助的依赖度更大，从而导致当地方政府想借中央政策“东风”加大本地公共投资时，对债务的依赖也更大。以2009年数据为例，财力基础较弱地区获得的专项转移支付资金占本地公共财政支出的比重是财力基础较强地区的4倍。另外，财力基础较弱地区对中央政府的救助预期更高，当出现债务危机时，这些地区更有可能得到中央政府的救助，而财力基础较强的地区则主要依赖于自身财力化解（钟辉勇和陆铭；2015）。

表4 稳健性检验结果

表5 不同财力基础地区的实证结果

六、项目制影响地方政府债务机制分析

表6 项目制影响地方政府债务的中介机制检验结果

以上的分析表明，项目制与地方政府债务呈现显著的正相关关系。那么项目制是如何引起地方政府债务扩张的呢？根据理论模型部分的分析，项目制治理模式及其依赖的专项补助资金增加了地方政府的融资需求，这一方面来自于对地方政府公共投资的激励，另一方面则来自于其带来的“救助预期”

和预算软约束，诱发了地方政府在债务融资行为上的道德风险。为了验证以上推论，本文利用中介效应逐步检验法（Baron和Kenny，1986）开展实证检验，结果在表6。

模型1为基准回归，模型2中加入了地方政府在市政建设方面的投资，具体包括供水、燃气、集中供热、轨道交通、道路桥梁、排水、污水处理、园林绿化和垃圾处理等，并以此作为地方政府公共项目投资的代表。模型3中加入了预算软约束的代理变量，这里主要参考汪冲（2015）的做法，选择滞后一期的其他城市获得的实际转移支付的空间加权变量作为代理变量，原因在于，根据“机会主义理论”，预算分配中存在着竞争和冲突，为了争取转移支付资金，本地将针对其他地区使用策略互补性竞争手段，其关键的检验变量是其他地区的转移支付分配水平。模型4中同时加入以上两个变量。

从回归结果来看，地方政府公共投资和预算软约束行为都会导致地方债务规模的扩大。而且在加入这两个变量后，模型2和模型3中的核心解释变量，即中央专项补助对地方政府债务的影响尽管仍显著为正，但相比于模型1的系数值变小，这表明地方政府公共投资和预算软约束行为对项目制的债务扩张作用具有非完全中介效应。当把两个中介变量同时加入模型4中时，回归结果显示，核心解释变量的系数进一步变小且不显著，但中介变量依然显著为正，这表明项目制是通过刺激地方政府公共投资和引发预算软约束行为来作用于地方政府举债融资行为的。另外，其他控制变量的系数值与基准回归结果近似，并无显著变化。经济发展水平和产业结构是影响地方政府债务的重要因素。

七、结论与政策建议

1994年分税制改革完成后，中央政府的财力和治理能力迅速提升，越来越注重通过项目发包和分配专项资金的形式，从“条条”系统上激励地方政府贯彻“促增长，保民生”的治理理念，逐渐形成了一种新型的央地关系模式−项目制。这种模式不仅充分调动了地方政府开展项目竞争运动、发展辖区经济的积极性，也增加了地方政府的债务融资需求。本文通过构建反映央地关系的动态博弈模型，分析了项目制对地方政府融资决策的影响机制，进而基于278个地级市政府获得的专项补助和债务数据，对两者之间的关系及其中间机制和地区异质性进行实证检验。

本文的研究结论表明：第一，项目制显著促进了地方政府债务的扩张，在使用工具变量解决内生性以及一系列稳健性检验后，核心解释变量系数依然显著为正，此外，经济发展水平和产业结构的影响也显著为正；第二，这种扩张效应一方面来自于对政府公共投资的激励增加了地方政府的融资需求，另一方面则来自于专项补助带来的“救助预期”和预算软约束诱发了地方政府在债务融资行为上的道德风险；第三，项目制对地方债务的影响仅在财力较为薄弱的地区表现得显著。

本文的政策含义包括以下几点：一是应构建透明、科学的项目申请审批机制，规定清晰的专项资金分类和适用范围，清理和整合不合理的专项项目和资金，以充分发挥其对基本公共服务均等化的促进作用；二是应尽快明确划分政府间事权与支出责任，除共同事权外，按照新《预算法》的规定，上级政府在安排财政专项资金时，不得要求下级政府予以配套；三是完善地方官员的政绩评价体系，强化地方政府预算约束和对官员违规举债行为的问责机制，中央应进一步明确对地方政府债务“不兜底”的态度，降低其“救助预期”，打消地方政府认为中央政府会“买单”的“幻觉”；四是积极推进预算绩效管理，开展项目预算支出绩效评价，做到项目全覆盖，调整优化评价指标体系，进而防止由于专项资金使用效率低而导致的债务风险。

* 作者感谢上海财经大学研究生创新基金（CXJJ-2017-386）的资助。

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