区域竞争、晋升激励与地方政府债务——模型推导及基于省际面板数据的分析

赵 仑，杨 扬

(首都经济贸易大学 财税学院，北京 100070)

一、引言

在改革开放之初，中国经济基础薄弱，人口众多，更面临着新旧经济体制转型的各种困难。然而在最近40年中，中国一直是全世界经济增长速度最快的国家之一，引起了世界瞩目。中国的增长故事似乎违背了传统经济学理论。但如果从政府治理方面来看，我们会发现地方政府在地区经济增长中扮演了极为重要的角色，对于地区经济发展有很强的推动能力(Qian and Xu,1993; Qian and Weingast,1997; Xu,2011)[1～3]。20世纪90年代以来席卷全国的“经营城市”运动也是由地方政府发起，反映他们在地区城市化进程中也发挥了重要作用(赵燕菁,2002; 曹正汉和史晋川,2009; 李铁,2015; 陈建军和周维正,2016)[4～7]。

众所周知，融资渠道是地方政府在推动地区经济发展和城市化建设中一个迫切需要解决的问题。特别是1994年分税制改革，中央政府在将财权上收的同时却把大量支出责任赋予地方(周飞舟,2006)[8]。面对持续增长的财政支出需求，地方政府仅仅依靠一般预算收入是难以满足的，不得不寻求预算外收入以及其他融资渠道。债务融资因此成为地方政府的选择。尽管1994年《预算法》规定地方政府不得发行债券，但各地方仍然以各种变通手段和途径绕过预算法限制进行借债。据统计，1996年底全国所有省级政府、90.5%的市级政府和86.54%的县级政府都举借了债务。虽然中央政府前后出台了多项政策试图遏制地方债务扩张势头，但这些预算硬化措施的成效并不尽如人意。2017年末，财政部数据显示我国地方政府显性债务为16.51万亿元，国际货币基金组织经过估算认为我国地方政府隐性债务为27.8万亿元。近20年内地方债务规模年均增速超过30%，远高于同时期的GDP增长率。从债务组成结构看，银行等金融机构成为地方政府债务融资的主要来源，且大部分债务资金投向市政工程、交通运输设施和开发区建设这类项目。

在传统经济分析中，预算约束是经济行为主体的一个基本局限条件，处于竞争中的每一个行为主体都在局限条件约束下追求个体利益最大化。那么，为什么地方政府会有突破财政预算约束的冲动？如果这种行为与法律法规和中央政策相违背，是什么原因造成了这种现象长期存在？这些问题把我们的分析引到了微观层次上对政府行为的决定因素。在中国行政体制背景下，地方政府行为反映了地方主要官员的政策选择。人们的行为受到激励机制支配，激励机制必须与竞争环境相适应。由此我们可以得到一个基本立论：地方债务扩张表现出的政府行为背后必定存在稳定的激励机制与竞争环境。其中，激励机制促使地方官员追求超越政府财政能力的发展目标，导致突破预算约束的冲动。而竞争环境则是将债务资金的使用与地方政府追求经济利益的目的联系在一起。政府官员最为关心的利益之一，就是他们自身的仕途晋升。因而政治晋升构成地方官员最重要的激励因素。中国地方政府之间的竞争，主要表现为由土地承包所产生的同层级不同地区之间的经济竞争(张五常,2008)[9]。

本文认为，区域竞争和晋升激励是研究地方债务问题的重要突破点。通过构建一个一般化的理论框架，我们尝试结合这两方面来分析地方政府的举债投资行为，解释地方债务形成原因。本文余下部分作如下安排：第二部分为文献回顾；第三部分为理论分析与模型；第四部分为实证检验；第五部分为结论与意义。

二、文献回顾

公共债务与经济增长之间的关系是一个历史悠久的问题。地方政府债务因为具有区域性特征，它的影响方式和效果与国债存在一定差异。目前，国外关于地方政府债务与区域经济增长的研究相对较少。国内由于地方政府债务在最近几年中受到社会关注和热议，逐渐成为学界重视的一个议题。刘利刚和陈少强(2006)[10]基于公共财政理论肯定了地方政府债务对于公共产品融资和地区经济增长的促进作用。他们认为，私人资本一般不愿进入公共投资领域，债务融资能够为地方公共投资提供有力支撑，推动地区工业化和城市化发展。冯兴元和李晓佳(2005)[11]认为，在财政分权体制下，各地区之间普遍存在对于稀缺要素的竞争(特别是资本)，这促使地方政府采取发展型财税政策，导致地区公共支出超过最优水平。为在不增加税收甚至减税情况下筹集更多财政资金发展经济，举债成为地方政府很好的一个替代方案。范剑勇和莫家伟(2014)[12]从债务双重驱动角度分析了地方政府债务对于地区经济的影响。一是地方政府依靠债务融资推动基础设施建设，直接增加了地区GDP；二是地方政府通过债务调节工业用地价格，吸引工业投资，间接促进了地区经济增长。缪小林等(2014)[13]对2005—2010年中国西部某省106个县域面板数据进行实证检验，结果发现地方政府债务在总体上明显促进了县域经济增长，但相对于社会投资而言效果较弱。朱文蔚和陈勇(2014)[14]研究发现，地方债务对区域经济增长的促进作用从数据上能够得到佐证，并且地区经济增长率随着负债率升高而呈现收敛性特征。

如果说区域之间对于稀缺要素的竞争是造成地方债务增加的外在性因素，那么晋升激励则是导致地方政府财政赤字扩张的内在动因(周雪光,2005; 周黎安,2004,2007)[15～17]。分税制改革并没有就中央与地方政府之间的事权作出清晰划分，府际关系仍然沿用以属地化管理为基础的行政逐级代理制(周雪光和练宏,2012)[18]。在这种制度安排下，由于信息不对称，中央与地方之间不得不面对委托-代理关系以及逐级权力控制带来的各种困难和不可靠性。为解决行政逐级代理制中的激励问题，上级政府在对下级进行考核时，往往会聚焦于诸如GDP这类硬性的、容易测量的指标对象，以此作为官员晋升的评判标准。由于不同地区的同级别官员要为数量相对有限的晋升空间展开相互竞争，这使得地方政府从事公共建设或选择投资项目的活动，不是量入为出，而经常是以超出其预算承受能力的限度来加以实施(周雪光,2005)[15]。在政治晋升激励下，地方官员采取的主要策略是通过基础设施建设吸引外商直接投资，从而实现经济增长和改善政绩(张军等,2007)[19]。周黎安等(2005)[20]运用1979—2002年省级数据，乔坤元等(2014)[21]运用1999—2011年地市级面板数据，分别考察了地方官员晋升与经济绩效之间的关系。他们发现，辖区内GDP增长会显著增加地方官员晋升的概率。

总体而言，理论界关于上述两方面的研究较为深入，但没有针对区域竞争与晋升激励之间的关联及其对于地方政府举债投资行为的影响进行讨论。周黎安(2004)[16]提出“政治锦标赛”理论，用来分析官员晋升博弈如何造成地方政府的低水平重复建设投资。人们采用这一理论思路从晋升激励角度分析地方政府债务形成原因。但是即便地方官员可以从地区经济发展中获得仕途晋升，政治锦标赛机制只适用于地方政府个别主要官员。晋升激励单一因素不足以对地方政府包括举债在内的一系列行为给出令人满意的解释。范剑勇和莫家伟(2014)[12]构建的“工业投资者-地方政府模型”表明，处于区域竞争中的各地方政府增加负债和基建投资，是出于吸引外来工业资本这一目的而作出的选择。但是这一模型的推导结果表明，地方政府投入的基础设施资本数量是由竞争均衡水平决定的，它无法解释各地区普遍存在基础设施资本边际产出持续下降的过度投资现象以及由此导致的地方政府债务规模扩张。在下一节，我们通过构建一个“激励机制”与“竞争环境”兼容的分析框架，对地方政府举债投资行为进行理论解释。

三、理论分析与模型

1992年，中国确立以社会主义市场经济体制为目标的改革方向。在随后几年中，政府在制度建设方面完成了大量开创性工作，中国经济发展由此进入高速工业化和城市化阶段。其中，1994年分税制改革将中央与地方之间的财政关系稳定在分税的基础上。为平衡财政体制改革带来的利益格局变动，中央将土地出让收入和土地使用权的决定赋予地方政府。在这种财政分权和土地产权制度下，20世纪80年代盛行于农业领域的土地承包在90年代中期延伸至工业领域，并被应用到有地理界线划分的地区上去，形成了一种中国特有的区域竞争模式(张五常，2008)[9]。在地区间竞争中，政府由于掌握了关键资源成为区域经济发展的主导角色。为吸引外来资本流入本地，地方政府除了向投资者出让土地使用权以供其投资产出，同时还向投资者提供公共产品和服务(特别是基础设施)。作为回报，投资者向地方政府缴纳土地出让金和相应税收。外商投资带来地区GDP和财政收入的增长，使得地方官员追求政绩的动机与地方政府拓展财政收入的冲动相契合。在这种利益驱使下，招商引资、地权出让、城市和开发区建设、土地财政等因素耦合在一起，相互支持，形成一种不断自我强化的变动趋势，结果造成各地区基础设施投资过剩和政府债务规模的不断膨胀。

参照前人研究工作(Cournot,1897; Cheung,1968; Cai and Treisman,2005)[22～24]，我们通过构建一个理论框架解释地方政府举债投资行为。 假设地区非农业产值取决于三种同质的生产要素：基础设施资本、非农用土地、非基础设施资本。其中，基础设施是公共产品。为简化分析，假设任意租用土地的投资者i生产函数相同，即

yi=f(A,li,ki)

(1)

其中，li是投资者i租用的土地面积，ki是投资者i投入的生产要素(非基础设施资本)数量，A是所在地区基础设施资本存量，yi是投资者i的产值。因为生产函数相同，每一个投资者租用土地面积l等于地区非农用土地总量L除以投资者总数m，即

l=L/m

(2)

那么，地方政府土地收入总额R等于单个投资者缴纳的地租乘以投资者数量，即

R=m·r·y=m·r·f(A,l,k)

(3)

r是投资者的地租比率，即他所缴纳的地租与产值之比。具体而言，地方政府向租用土地的投资者收取地租，一是以固定租金形式收取的土地出让金，二是以分成比例租金形式收取的工商业税收。在竞争情况下，投资者收益等于投入生产要素数量乘以它的市场收益率，即

Pk·k=(1-r)·y=(1-r)·f(A,l,k)

(4)

Pk是非基础设施资本的市场收益率。这样，在竞争约束条件下，地方政府要解决的问题是：如何选择投资者数量m、地租比率r、每个投资者投入生产要素数量k和所在地区基础设施资本存量A，以使自己出让土地使用权所得的总收入R最大化，即

Maxm,r,k,AR=m·r·y

(5)

s.t. Pk·k=(1-r)·y

记Λ=m·r·y-λ[Pk·k-(1-r)·y],应用拉格朗日乘数法，可以得到上述最优化问题的必要条件

(6)

(7)

(8)

(9)

由式(7)可得

λ=m

(10)

根据式(2)得到

将上式代入式(6)可得

将式(10)代入上式，经过变换有

(11)

式(11)表明，在均衡状态下，非农用土地的平均地租等于它的边际产出。地租的最大化保证了非农用土地的边际产出等于它的边际成本，即

(12)

Pl是非农用土地的市场收益率(边际成本)。将式(10)代入式(8)得到

(13)

联立等式(9)和(11)求解r，可以得到

(14)

式(14)表明，在均衡状态下，土地产出弹性等于地租比率，等于投资者总产值减去投入生产要素成本之差除以总产值。从中我们发现，对于不同地区或同一地区不同地块，由于土地产出弹性不同，单位土地产值对应的地租水平会有很大变化。于是，在各地区吸引外来资本的竞争中，每个地区的政府会依据辖区内土地质量和地点的不同，采取包括税收优惠在内的各种方式调节地租比率。

假设投资者生产函数是齐次函数(即规模报酬不变)，根据欧拉定理可知，单个租用土地投资者的产值等于各种生产要素投入数量乘以各自边际产出，即

(15)

该地区非农业总产值Y为

(16)

记PA是基础设施资本的影子价格(边际成本)。基础设施的效用由于落在土地之上，地方政府可以通过辖区内土地边际产出的变化来判断基础设施资本边际产出与边际成本的关系，以实现基础设施的有效供给。由于基础设施在地区内是公共产品，所以有

(17)

将式(2)、(12)、(13)、(17)代入(16)，得到

Y=PA·A+Pl·L+Pk·K

(18)

K=m·k是地区非基础设施资本总量。联立等式(3)、(14)、(16)、(18)可以得到

R=PA·A+Pl·L

(19)

式(19)表明，地方政府出让土地所得租金是由基础设施资本和非农用土地共同贡献的。由此可以发现，区域经济竞争能够实现土地资源和基础设施资本的有效配置。

虽然拓展财政收入无疑构成地方政府行为的主要动力，但地方官员除关心财政收入以外，其自身仕途晋升也是影响政府行为的一个关键因素。中国政府治理的一个显著特点，是将地方官员晋升与所在辖区经济发展的绩效联系起来，让各地区官员在晋升激励作用下形成政治锦标赛(周黎安,2004,2007)[16～17]。基于此，我们需在模型中考虑晋升激励的影响。

假设一共存在N个行政区划，各个地区拥有相同质量和数量的土地，土地面积固定不变，全社会非基础设施资本存量固定不变，并且可以在地区间自由流动，即

考虑到我国非农业产值在GDP中占80%以上份额，它的规模是衡量一个地区经济发展最重要的经济指标。出于简化分析的需要，在分析中不考虑农业因素。同时假设不存在外部性问题，即任何一个地区基础设施的效用只落在当地范围之内。那么，整个社会的生产函数为

(20)

Aj是地区j的基础设施资本存量，A-j是除j以外的其他地区的基础设施资本存量之和。在政治锦标赛中，为追求更高的经济产值，N个地方政府在非基础设施资本的争夺上存在竞争关系，他们各自都以本地区基础设施资本存量作为决策变量。从中可知，地区j的生产函数可表示为

(21)

给定其他地区基础设施资本存量，地区j的最优选择为

(22)

PA是基础设施资本的影子价格(边际成本)。因为每个地方政府是同质决策者，所以各地区基础设施资本的均衡值相等，即

(23)

联立等式(22)和(23)可以得到

(24)

由边际产出递减规律可知，全社会基础设施资本的平均产出大于它的边际产出，即

(25)

综合式(24)、(25)可以得到

(26)

由式(17)可知，如果不存在官员晋升激励的影响，区域间经济竞争能够保证均衡状态下各地区基础设施资本的边际产出等于它的边际成本，即

(27)

因为各地区投资者的生产函数和最优选择相同，而且基础设施的效用只落在辖区范围内，所以在均衡状态下，全社会基础设施资本的边际产出等于它的边际成本，即

(28)

然而式(26)却表明，一旦引入官员晋升激励，在新竞争均衡状态下整个社会的基础设施资本边际产出会小于其边际成本。这反映出地方官员之间的晋升博弈造成基础设施投资整体过剩，导致经济效率的损失。由式(24)可知，随着政治锦标赛激烈程度的提升(N增加)，基础设施投资过剩现象会愈发严重。

由于基础设施项目投资规模较大、工程建设周期较长，完全依靠税收来筹集建设资金，在短期内不仅难以做到，而且在长期还会导致成本与收益在代际间分配不公平的问题。所以国际上一般采取债务形式为公共投资进行融资。20世纪90年代中期以来，中国各地区基础设施投资增长显著，且其中绝大多数是地方项目(张军等，2007)[19]。这些基础设施项目成为地方政府债务融资的主要需求。我们将地方政府债务融资需求函数表示为

Dj,t=g(Dj,t-1,Aj,t,MPAj,t,Wj,t),j=1,2,…,N

(29)

其中，Dj,t是地区j在t时期的政府债务融资需求，Dj,t-1是地区j在t-1期的政府债务余额，Aj,t是地区j在t时期的基础设施资本存量，MPAj,t是地区j在t时期的基础设施资本边际产出，Wj,t是地区j在t时期的政府公共福利支出需求。显然，地区j基础设施资本存量越大，它的政府债务融资需求越大，即

(30)

由于土地总量有限，加之为保障耕地面积，非农用土地的供给数量存在限值。在此约束下，基础设施资本会出现更明显的边际产出递减效应。这意味着，若生产技术(投资者生产函数)不变，每增加1单位基础设施投资能带来的产出增量会逐渐减少。地方官员为追求政绩，会在基础设施投资边际产出递减的情况下选择增大政府举债投资规模，即

(31)

这种做法不但进一步降低基础设施资本边际产出，而且政府还要为偿还债务利息举借新债。假设利率不变，上期债务余额越大，本期新增债务中需要支付利息的数额越多，即

(32)

除此之外，正如瓦格纳法则所描述的那样，工业化和城市化发展使得公众对教育、文化、医疗、公共卫生、社会保险等公共产品和服务需求增加。这些与民生相关的公共性福利支出，大部分是由地方政府来承担。许多地方政府一般预算收入只能用于国家机关、事业单位公务人员的工资以及一般性办公费用等方面支出，公共福利开支增加也就成为地方政府债务融资的另一个需求，即

(33)

通过以上理论分析，我们可以得出两项推论：

推论1：如果非农用土地面积和非基础设施资本存量保持不变，基础设施资本存量增加会导致非农用土地产出率和平均租金上升，同时还会导致基础设施资本边际产出减少。

推论2：当期地方政府债务融资需求主要受四个变量影响：上一期地方政府债务余额、当期基础设施资本存量、当期基础设施资本边际产出、当期地方政府公共福利支出需求。其中，当期地方政府债务融资需求与上一期政府债务余额、当期基础设施资本存量、当期地方政府公共福利支出需求正相关，与当期基础设施资本边际产出负相关。

本文利用2002—2016年中国省际面板数据，对推论1和推论2进行计量实证检验，以为理论分析提供经验证据支持。

四、实证检验

(一)计量模型设定

因为面板数据涵盖横截面、时间和变量三维信息，可以构造和检验比横截面数据和时间序列数据更接近真实情况的经济模型。并且由于面板数据拥有更大样本容量，可以提高估计精确度。本文采用省际面板数据进行实证检验，在选择计量分析模型时使用面板回归模型。

对于推论1，为检验基础设施资本存量对于非农用土地产出率、非农用土地平均租金、基础设施资本边际产出的影响，将计量模型设定如下：

Productperlandi,t=β0+β1Infrastructurei,t+γ1Capitali,t+γ2Landi,t+δt+θt+εi,t

(34)

Rentperlandi,t=β0+β1Infrastructurei,t+γ1Capitali,t+γ2Landi,t+δt+θt+εi,t

(35)

MPIi,t=β0+β1Infrastructurei,t+γ1Capitali,t+γ2Landi,t+δt+θt+εi,t

(36)

在以上三式中，Productperlandi,t表示非农用土地产出率；Rentperlandi,t表示非农用土地平均租金；Infrastructurei,t表示基础设施资本存量；MPIi,t表示基础设施资本边际产出；Capitali,t是作为控制变量的非基础设施资本存量；Landi,t是作为控制变量的非农用土地面积；β0代表常数项；i和t分别表示i省份和t年；εi,t表示随机误差项。

对于推论2，由于需要偿还债务利息，当期地方政府债务余额通常受到上一期政府债务余额影响。因此，选择动态面板回归模型。同时，为了考察不同基础设施资本存量情况下，基础设施资本边际产出对地方政府债务余额的影响，我们在模型中设置基础设施资本存量和边际产出的交乘项。具体计量模型如下：

Debti,t=β0+αDebti,t-1+β1Infrastructurei,t+β2MPIi,t+β3Infrastructurei,t×MPIi,t+γ1Urbani,t+γ2Loani,t+δt+θt+εi,t

(37)

其中，Debti,t表示当期的地方政府债务余额；Debti,t-1表示滞后一期的地方政府债务余额；Urbani,t是作为控制变量的城市化率，体现所在地区的公共福利支出需求；Loani,t是作为控制变量的地区信贷规模，体现对于地方债务融资的供给性因素；β0代表常数项；i和t分别表示i省份和t年；εi,t表示随机误差项。

为缓解由于样本数值波动引起的异方差现象，同时为了剔除各变量单位和数值不同对于回归系数产生的影响，我们对式(34)、(35)、(36)、(37)中所有变量取自然对数。

(二)变量选取

1．核心变量

(1)非农用土地产出率(Productperland)

按照产业结构变迁理论，工业在整个产业发展中处于关键地位。目前我国除东部发达地区以外，大多数地区仍然处于工业化中期阶段。区域经济竞争仍然聚焦于工业发展。为此，我们选择各省份工业产值与工业用地面积之比，用来体现地区的非农用土地产出率。

(2)非农用土地平均租金(Rentperland)

对于工业土地而言，地方政府抽取的地租包含两部分：固定租金和分成比例租金。前者是地方政府向租用土地的企业征收的土地出让金；后者是地方政府向租用土地的企业征收的增值税。我们选择各省份从工业行业中征收的增值税与工业土地面积之比，作为工业土地平均租金中属于分成比例租金的那一部分。由于统计资料没有对土地出让金来源做行业划分，因此，我们选择各省份当年土地出让金累计数值与当年土地出让面积累积数值之比，再除以土地出让年限，作为工业土地平均租金中属于固定租金的那一部分。将两者相加，可以得到地区的工业土地平均租金。

(3)基础设施资本存量(Infrastructure)

参照金戈(2012)[25]估算基础设施资本存量的方法，并根据《中国固定资产投资统计年鉴》的数据，本文将2002年以前中国基础设施投资的统计范围界定为社会用于“电力、煤气及水的生产和供应业”“地质勘查业、水利管理业”“交通运输、仓储及邮电通信业”三个项目的固定资产投资；将2003年以后中国基础设施投资的统计范围界定为社会用于“电力、煤气及水的生产和供应业”“交通运输、仓储和邮政业”“信息传输、计算机服务和软件业”“水利、环境和公共设施管理业”四个项目的固定资产投资。在此基础上，采用永续盘存法(Kamps,2006)[26],我们可以计算出各省份每年的基础设施资本存量。

(4)基础设施资本边际产出(MPI)

记基础设施资本的产出弹性为e，其定义等式为

变换上式可以得到

假设基础设施资本的产出弹性不变，Huang和Shi(2013)[27]应用非参数估计方法得到中国基础设施资本的产出弹性大约为0.289。根据各省份历年GDP和基础设施资本存量，我们可以计算出各地区基础设施资本的边际产出水平。

(5)地方政府债务余额(Debt)

根据国家审计署、财政部和国际货币基金组织提供的数据，我们可以得到2002—2016年全国地方政府债务余额。其中，不仅涉及显性债务，还包含了隐性债务。但是这些统计资料没有给出各省份地方政府债务在全国的占比。考虑地方政府债务资金主要投向基础设施项目，建设周期一般较长。因此，我们选择各省份近5年公共预算支出之和占全国近5年公共预算支出之和的比值，作为当年该省份地方债务占全国份额比重。

2．控制变量

理论模型出于简化分析之目的，假定其他变量保持不变，只对某些变量进行考察。但在实际中，其他变量也构成显著影响。在实证检验中，我们将理论模型中假设数值保持不变的经济变量设置为计量模型中的控制变量。

(1)非基础设施资本存量(Capital)

我们将固定资产分为三类：经济基础设施、社会基础设施和非基础设施。其中，经济基础设施是我们通常理解的基础设施。按照金戈(2016)[28]分类，2002年以前社会基础设施投资的统计范围为用于“卫生、体育和社会福利业”“教育、文化艺术和广播电影电视业”“科学研究和综合技术服务业”“国家机关、党政机关和社会团体”四个项目的固定资产投资；2003年以后社会基础设施投资的统计范围为用于“科学研究、地质服务和技术勘察业”“教育”“卫生、社会保障和社会福利业”“文化、体育和娱乐业”“公共管理和社会组织”五个项目的固定资产投资。全社会固定资产投资减去经济基础设施投资和社会基础设施投资，即是非基础设施投资。采用永续盘存法，可以计算出各省份每年的非基础设施资本存量。由生产函数定义和理论分析可知，非基础设施资本存量增加会导致非农用土地产出率和平均租金上升，并导致基础设施资本边际产出增加。

(2)非农用土地面积(Land)

为保持统计口径一致，我们选择各省份历年的工业用地面积，用来体现地区非农用土地面积。在实际中，地方政府可将农用土地转化为工业用地，租让给工业投资企业。由生产函数定义和理论分析可知，工业土地面积增加会导致非农用土地产出率和平均租金降低，并导致基础设施资本边际产出增加。

(3)城市化率(Urban)

瓦格纳法则认为工业化和城市化发展导致公共福利支出需求随之增加。我们选择各省份的城市化率，即城镇人口数量与人口总量之比，用来体现地区公共福利支出需求水平。一个地区城市化率越高，政府用于满足公共福利支出的债务融资需求也就越大。

(4)地区信贷规模(Loan)

地方政府债务余额是由需求和供给两方面共同决定的。在分析地方政府债务融资需求时，需要同时关注地方政府债务融资的供给因素。金融部门作为供给方，它的信贷规模决定地方政府债务融资需求能够在多大程度上得到满足。我们选择各省份金融机构信贷余额，用来体现地区信贷规模水平。从供求分析可知，在地方政府债务融资需求不变的情况下，金融机构信贷规模扩张会导致地方政府债务余额增大。

(三)数据来源与描述性统计

1．数据来源

本文采用2002—2016年中国省际面板数据。其中，计算非农用土地产出率、非农用土地平均租金、非农用土地面积的相关数据源于《中国统计年鉴》《中国税务年鉴》《中国国土资源年鉴》《中国城市建设统计年鉴》；计算基础设施资本存量、基础设施资本边际产出和非基础设施资本存量的相关数据源于《中国固定资产投资统计年鉴》和《中国统计年鉴》；地方政府债务余额的统计数据源于国家审计署2011年第35号公告《全国地方政府性债务审计结果》、2013年第32号公告《全国政府性债务审计结果》、中华人民共和国财政部和国际货币基金组织；计算各省份地方政府债务余额占全国份额比重的相关数据源于《中国统计年鉴》；计算各地区城市化率的相关数据源于《中国统计年鉴》和《中国人口与就业统计年鉴》；计算地区信贷规模相关数据源于各省份统计年鉴。由于个别数据缺失，在省际面板数据中将西藏剔除(另外，不包括港澳台)。

2．数据描述

从表1中各变量描述性统计可见，不同省份的非农用土地产出率、非农用土地平均租金、基础设施资本存量、基础设施资本边际产出、地方政府债务余额、非基础设施资本存量、非农用土地面积和地区信贷规模等存在较大差异。非农用土地产出率的均值是19.6888亿元/平方公里，变动范围是4.1334～45.0341亿元/平方公里；非农用土地平均租金的均值是0.5362亿元/平方公里，变动范围是0.1158～0.9137亿元/平方公里；基础设施资本存量的均值是8488.823亿元，变动范围是267.4275～42298.04亿元；基础设施资本边际产出的均值是0.5191，变动范围是0.143～1.4472；地方政府债务余额的均值是3925.043亿元，变动范围是78.5637～26425.78亿元；非基础设施资本存量的均值是24742.95亿元，变动范围是414.9972～187451.5亿元；非农用土地面积的均值是262.2945平方公里，变动范围是15.6～1375.75平方公里；城市化率的均值是0.5007，变动范围是0.2429～0.8961；地区信贷规模的均值是15687.8亿元，变动范围是443.2375～110928.4亿元。

表1各变量的描述性统计

(四)实证结果与分析

为验证推论1，我们使用静态面板模型对式(34)、(35)、(36)进行回归分析。

对于式(34)，使用固定效应模型和随机效应模型的静态面板估计结果如表2中模型(1)和模型(2)所示。豪斯曼检验P值为0.0024，强烈拒绝原假设。因此,我们接受固定效用模型估计结果。作为解释变量的基础设施资本存量和作为控制变量的非基础设施资本存量，它们的回归系数都在0.1% 的水平下显著为正；作为控制变量的非农用土地面积，它的回归系数在0.1%的水平下显著为负。从数量关系上，基础设施资本存量对非农用土地产出率的弹性系数为0.256，表明基础设施资本存量每增大1%，非农用土地产出率随之上升0.256%。

对于式(35)，使用固定效应模型和随机效应模型的静态面板估计结果如表2中模型(3)和模型(4)所示。豪斯曼检验P值为0.0681，接受原假设，显示随机效应模型比固定效应模型更有效。由于豪斯曼检验不适用于异方差情形，可能会因此而影响豪斯曼检验的准确性。我们选择自助法对式(35)的固定效应模型和随机效应模型再进行检验。结果显示，自助法检验P值为0.0004，强烈拒绝原假设，接受固定效应模型。作为解释变量的基础设施资本存量，它的回归系数在0.1%的水平下显著为正；作为控制变量的非基础设施资本存量，它的回归系数在1%的水平下显著为正；作为控制变量的非农用土地面积，它的回归系数在0.1%的水平下显著为负。从数量关系上，基础设施资本存量对非农用土地平均租金的弹性系数为0.351，表明基础设施资本存量每增大1%，非农用土地平均租金随之上升0.351%。

对于式(36)，使用固定效应模型和随机效应模型的静态面板估计结果如表2中模型(5)和模型(6)所示。豪斯曼检验P值为0.0001，强烈拒绝原假设。因此，我们接受固定效用模型估计结果。作为解释变量的基础设施资本存量，它的回归系数在0.1%的水平下显著为负；作为控制变量的非基础设施资本存量和非农用土地面积，它们的回归系数都在0.1%的水平下显著为正。从数量关系上，基础设施资本存量对基础设施资本边际产出的弹性系数为-0.643，表明基础设施资本存量每增大1%，基础设施资本边际产出随之减小0.643%。

表2推论1相关模型的估计结果

注：***、**和*分别代表0.1%、1%和5%的显著性水平；圆括号内数值是标准差，方括号内数值是P值水平

为验证推论2，我们使用动态面板模型进行回归分析，同时还使用静态面板模型作为对照组。

对于式(37)，使用固定效应模型和随机效应模型的静态面板估计结果如表3中模型(1)和模型(2)所示。作为解释变量的基础设施资本存量以及交乘项，它们的回归系数在0.1%的水平下显著为正。但作为解释变量的基础设施资本边际产出，它的回归系数却没有通过显著性检验。作为控制变量的地区信贷规模，它的回归系数在0.1%的水平下显著为正。作为控制变量的城市化率，模型(1)中的回归系数在5%的水平下显著为正，但模型(2)中的回归系数没有通过显著性检验。

我们采用动态面板模型，将被解释变量一阶滞后项作为解释变量，进行回归。对于式(37)，使用差分GMM和系统GMM的估计结果如表3中模型(3)和模型(4)所示。从AR(1) 和AR(2) 检验结果可知，模型(3)和模型(4)扰动项的差分存在一阶自相关，但不存在二阶自相关。作为解释变量的上一期地方政府债务余额、当期基础设施资本存量以及交乘项，它们的回归系数在0.1%的水平下显著为正。作为解释变量的当期基础设施资本边际产出，模型(3)中的回归系数在1%的水平下显著为负，模型(4)中的回归系数在0.1%的水平下显著为负。作为控制变量的地区信贷规模，它的回归系数在0.1%的水平下显著为正。作为控制变量的城市化率，模型(3)中的回归系数在5%的水平下显著为正，模型(4)中的回归系数没有通过显著性检验。

对比静态面板回归模型和动态面板回归模型，由于被解释变量滞后一期通过显著性检验，表明动态面板模型更为可取。比较动态面板模型的两种估计方法，会发现解释变量和控制变量的估计系数相差较大，这显示差分GMM和系统GMM的估计结果不满足稳健性。因为使用系统GMM的前提条件要求被解释变量滞后项与个体效应 δi不相关。如果这个条件无法满足，系统GMM就无法得到一致性估计结果。但目前还无法针对这一前提条件进行严格的统计检验，只能根据经济常识进行判断。如果作为被解释变量的地方政府债务余额的滞后项与个体效应 δi不相关，那么Debti,t的变化速度 {ΔDebti,t-1,ΔDebti,t-2,… }与个体效应 δi就不存在关联性。但从实际情况看，各省份政府债务余额的增长速度各不相同。因此，我们认为使用系统GMM的前提条件不成立，应当选择差分GMM进行估计。

表3推论2相关模型的估计结果

注：***、**和*分别代表0.1%、1%和5%的显著性水平；括号内数值是标准差

从数量关系上，滞后一期地方政府债务余额对当期地方政府债务余额的弹性系数为0.372，表明上一期地方政府债务余额每增大1%，当期地方政府债务余额随之增大0.372%。当期基础设施资本存量对当期地方政府债务余额的弹性系数为0.515，表明当期基础设施资本存量每增大1%，当期地方政府债务余额随之增大0.515%。当期基础设施资本边际产出对当期地方政府债务余额的弹性系数为-0.187，表明当期基础设施资本边际产出每减少1%，当期地方政府债务余额随之增大0.187%。当期基础设施资本存量与边际产出的交乘项对地方政府债务余额的弹性系数大于零(0.059)，表明随着基础设施资本存量增加，当期基础设施资本边际产出对当期地方政府债务余额的边际影响会逐渐增大。

五、结论与意义

本文在新古典生产函数基础上构造了一个包含多个地区和投资者的理论框架。分析表明，地方债务规模不断膨胀主要是由于各地区基础设施建设投资所导致。地方政府创造财政收入的冲动以及地方官员追求政绩的动机，共同推动各地区基础设施建设投资的持续增加。而且基建投资的增长带有自我强化趋势。从理论模型引出的推论，全都得到经验数据计量结果的验证。

中国政府间治理关系表现为以属地化管理为基础的行政逐级代理制，上级(中央政府)主要是以所在辖区经济发展绩效作为地方官员晋升的评判标准，这促使地方官员在行政过程中倾向于那些可以在最大程度上提升当地GDP的政策选项。从另一个方面看，在中国土地产权和财政分权制度下，各地区由于土地承包和招商引资形成了一种区域间经济竞争关系。每个地方政府为使本地区财政收入最大化，需要依据自身条件在土地出让、地租比率设置、地区公共产品和服务提供等事项上作出合理选择。

根据本文实证检验结果，增加地区基础设施资本投入，可以同时提高地区非农用土地产出率和平均租金。这表明基建投资既能满足地方政府拓展财政收入的要求，又能实现官员追求地区发展绩效的目标。区域经济竞争和官员晋升博弈在这一点上找到了契合点。各地区基础设施资本存量不断增加，造成地方债务融资需求的持续扩张。实证结果还显示，基础设施资本边际产出对地方政府债务融资需求的弹性系数为负，而且随着基础设施资本投入增加，它的边际影响会逐渐增大。究其原因，这种现象是官员晋升博弈导致的结果。这表明在晋升激励作用下，各地区会出现基建投资过剩现象——基础设施资本边际产出会小于边际成本，并且这种现象会伴随官员晋升博弈激烈程度的提升而逐渐增强，从而进一步扩大地方政府的债务融资需求。

本文对地方政府债务融资需求的分析也考虑到其他因素影响。实证结果显示，城市化率对地方政府债务融资需求的弹性系数为正。按照瓦格纳法则的解释，城市化发展引起人们对教育、文化、医疗、公共卫生、社会保险等公共产品和服务需求的增大。许多地方的一般预算收入只能用于国家机关、事业单位公务人员的工资以及一般性办公费用等支出，债务融资因此成为地方政府满足日益增大的公共福利支出的手段。特别是在一些省份地区，这类支出在地方债务中的份额虽然小于基建投资，但增长速度却呈现逐渐加快的趋势。

我们的研究结论能够为处理地方政府债务问题和完善地方政府治理提供有意义的思路。第一，地方政府之间的竞争虽然有效促进各地区基础设施建设，但由于基建投资过剩导致它的边际回报率下降以及地方债务规模膨胀，造成地方财政风险不断增大。在规范和落实地方政府全口径债务预算管理前提下，中央政府应考虑将所在辖区政府负债率纳入地方官员绩效考核范围，避免地方政府陷入到以GDP为标尺的政治锦标赛中，忽视政府债务风险。第二，中国地方政府债务问题本质上是一个单一制大国在建立现代化国家治理体系和财政分权制度过程中所遇到的困难。现行的分税制财政体制和以属地化管理为基础的行政逐级代理制之间的矛盾，是造成这一问题产生的制度性根源。未来国家需要致力于塑造适应现代财政分权体制的府际关系，明确各级政府事权划分。以使中央政府和地方政府形成一种“合作关系”，避免为应对政府间委托-代理关系和逐级权力控制不可靠性而采取扭曲地方政府经济行为的激励机制。