基建投资扩张与地方债务风险——基于专项债发行改革的准自然实验

彭 飞 吴华清

一、引言

在新时代背景下，管控地方政府债务风险已经上升至国家发展的迫切需要之一。[1]2022年，《政府工作报告》强调，要有序推进化解地方政府债务风险，稳妥处置重大金融风险事件。截至同年末，全国地方政府债务余额仍高达35.1万亿元。在地方债务构成中，基建投资是地方债务风险的重要来源。[2]在2008年全球金融危机期间，中国出台了4万亿元经济刺激计划，其中投向基础设施建设的比重达到了66%，这直接导致的后果是地方政府债务规模迅速上升。[3]为了防范化解地方债务风险，2014年中央开始实行专项债政策，筹集到的资金主要用于城市基础设施建设等公共服务项目。作为地方基建债务融资制度的一次重大创新，专项债发行能否有效管控地方基建投资债务风险，尚待验证。[4]因此，以基建投资作为地方债务风险的切入点寻找对策，符合新时期提升中国经济发展质量的现实需求。

为了管控地方债务风险，早期主要采用政府审计的方式对其进行约束。自2010年中央经济工作会议正式提出“加强地方政府性债务管理”之后，国家审计署迅速对地方政府债务进行了两轮全国性审计。从审计效果来看，地方政府显性债务风险显著下降，但是通过融资平台举借的隐性债务风险显著升高。[5]究其原因，除了地方隐性债务的隐蔽性特点使审计机关难以全面系统摸清之外，地方官员在政绩考核压力下，公共服务和基础设施建设所需的财政资金难以从税收分成上获得补充[6]，显性债务融资也受到规范和管控，为了应对财政预算约束，地方政府依靠融资平台举借的隐性债务规模不断膨胀，导致地方政府隐性债务风险上升[7]。

规范地方债务发行，遏制地方官员举债冲动，已经成为管控地方政府债务风险的重要对策。《国务院关于加强地方政府性债务管理的意见》指出，加强地方政府性债务管理，赋予地方政府可通过债券方式依法举债的权限，并将政府债券划分为专项债券和一般债券，前者主要是用于具有一定收益的城市基础设施等公共服务项目，后者主要是为了缓解资金紧张或解决临时经费不足的问题。根据国家财政部公布的数据，截至2022年末，政府债券余额中专项债务为20.7万亿元，占比达到59%。随着专项债在地方政府融资中的地位日益凸显，国家从预算、发行、管理等各个环节对专项债券运作进行了必要规范和流程管理，初步搭建了地方政府专项债券管理的制度体系。

从既有研究来看，关于专项债发行的研究，主要讨论了其特征、优势及存在的问题。[4]财政分权理论认为，财权与事权的不对称所转化形成的财政压力对地方政府大规模举债产生了较强的激励效果。[8]官员晋升理论认为，地方官员晋升激励越强，政府举债融资的动力越强。[7]预算软约束理论认为，各级地方政府往往通过“自上而下”的资源索取来突破预算限制，引发地方政府超规模支出，并伴随着非理性的过度举债行为。[9]此外，债务管理制度的不完善和经济发展所需的资本性支出(基建投资支出)可能也是地方债务风险增加的重要原因。[10-13]为了降低地方债务风险，提高财政透明度和加强政府审计具有一定效果[14-15]，但是已有研究尚不清楚专项债发行政策能否减轻地方债务风险的压力。

与既有研究相比，本文的可能贡献主要体现在以下几个方面：第一，已有研究通常从财税体制、债务管理制度、官员晋升等角度讨论地方政府债务风险的来源，鲜有从债务融资方式变化角度来考察债务风险管控效果的研究，本文有助于丰富地方债务风险相关理论。第二，有关专项债的实证研究较为缺乏，本文利用地方政府债券自发自还试点政策作为准自然实验，将基础设施投资、专项债发行与地方政府债务风险纳入同一分析框架，基于双重差分法评估专项债发行对基建投资债务风险的影响，拓展了专项债的影响效果研究。第三，从官员晋升竞争角度揭示了专项债发行对基建投资债务风险的作用机制，为地方官员晋升机制和债务风险制度建设提供了经验启示。基于此，本文利用2014年债券自发自还试点政策，采用双重差分法实证考察专项债发行对基建投资债务风险的影响。

二、制度背景与研究假设

(一)制度背景

分税制改革之前，基础设施建设投资基本上是由中央承担的，地方主要负责地方国有企业的投资建设。分税制改革之后，《预算法》明确禁止地方政府发行债券。直至2008年，为了应对全球性金融危机，“四万亿”经济刺激计划出台，地方政府需自行筹集资金投资基础设施建设。为了解决地方政府的资金困难，稳定经济增长，中央不得不放松对地方发行债券的限制，规定由财政部为有融资需求的地区代为发行债券。2009年中国人民银行联合银监会发布了《关于进一步加强信贷结构调整，促进国民经济平稳较快发展的指导意见》，明确提出：“支持有条件的地方政府组建投融资平台，发行企业债、中期票据等融资工具，拓宽中央政府投资项目的配套资金融资渠道。”在这一背景下，地方融资平台公司迅猛发展，为基础设施建设注入了新的动力。

然而，融资平台公司举借的隐性债务问题日益凸显，债务风险不断增加。数据显示，与2010年相比，2012年融资平台债务增长了22.5%，其占2012年地方政府性债务余额的比重为45.67%，稳居负债组成第一。为了管控地方政府债务扩张引发的金融风险，迫切需要改变地方政府融资模式。为此，自2009年起，中央不断探索赋予地方政府举债权，先后进行了三种模式的探索：其一，代发代还。部分地方政府债券从发行到还本付息均由财政部代办。其二，自发代还。2011年国务院批准上海、浙江、广东三省市试点，在国务院批准的额度内自行发行债券，但仍由财政部代办还本付息。2013年江苏省和山东省被纳入试点地区。其三，自发自还。2014年5月，国务院批准了上海、浙江、广东、深圳、江苏、山东、北京、江西、宁夏、青岛十个省市试点地方政府债券自发自还。

与“自发代还”不同，“自发自还”的地方政府不仅自行组织债券发行，还需进行还本付息及信用评级，这体现了显性的地方政府信用与职责。2014年9月，国务院发布了《国务院关于加强地方政府性债务管理的意见》，指出要剥离地方投融资平台政府融资功能，融资平台不得新增政府债务，同时允许地方政府自行发行债券，自2015年起在全国实施。该文规定了政府债券包括专项债券和一般债券，前者主要用于具有一定收益的城市基础设施等公共服务项目，以政府性基金偿还；后者主要为了弥补一般公共财政赤字，缓解地方政府临时资金短缺，以一般公共预算收入偿还。

(二)研究假设

1. 基建投资与地方政府债务风险

地方政府债务规模及其风险的增加是国内外学者关注的热点话题，已有研究从不同角度进行了诠释。例如，财政分权制度改革所形成的财政压力对地方政府大规模举债产生了较强的激励效果。[8]地方政府官员晋升激励强度越高，越有动力通过投融资平台举债融资。[9]而财政预算软约束易于引发地方政府超规模支出，并伴随非理性的过度举债行为。[16]债务举借审批、使用监管和偿还约束等规范制度的严格缺乏也是地方政府债务规模扩大的重要原因。[10]与既往研究角度不同，本文重点关注经济发展方面，即基础设施等公共服务项目的资金，在需要地方政府举债进行融资，它是如何影响债务风险。[3，12]

在以往研究基础设施投资与地方政府债务关系的文献中，主要存在以下两种观点：一种观点认为，基础设施投资带来的经济增长有助于化解债务风险[12]；另一种观点认为，随着基础设施投资的不断加强，促进经济增长的效应不断减弱，并逐渐抬升地方政府债务风险[3，13]。Xu和Zhang从短期债务与长期基础设施投资的期限错配角度，阐明了基础设施投资是增加地方政府债务风险的原因。[11]地方债作为基础设施融资的重要来源[3]，近年来重举债、轻使用、轻效率的问题不断显现[12]。一方面，当进行基础设施投资时，由于债务资金使用效率低下，故需要更多的债务资金，即陷入“债务泡沫”困境；另一方面，当融资到政府债务资金后，基础设施投资效率并不高。城市基础设施作为支持和推动城市发展的重要公共资源和基本载体，利用效率整体上呈下降趋势。[17]基础设施投资不断扩张，不仅容易挤占民间投资[13]，而且容易加剧地方政府债务[3]，进而加重债务风险。据此，提出研究假设1。

研究假设1：基建投资扩张是地方政府债务风险增加的重要原因。

2.专项债发行、官员晋升竞争与地方基建投资债务风险

在经济分权改革推动下，经济增长成为考核地方政府的重要指标。面对晋升激励，地方政府有动力推动经济增长。[9]诸多学者从不同角度论证了晋升竞争对地方经济增长的促进作用。吕健认为，官员政绩竞赛提高了投资规模和投资机会，进而推动了经济增长。[18]范子英等认为，政治关联地区的基础设施投资优势，推动了该地区的较快经济增长。[19]张军等指出，基础设施建设的改善不仅有助于“招商引资”，而且有助于政府治理转型。[20]基础设施投资逐渐成为地方政府竞争的焦点。然而，基础设施投资离不开财政资金的长期支持，而一般公共预算收入又难以短期内获得满足，因此，融资平台举借债务成为突破财政约束、实现经济增长的选择策略。[1]

具体来说，在2014年以前，扩张表外债务既能将举债收益转化为个人发展前景的收益，提高晋升机会；也能在密集偿债期到来前，将偿债责任转嫁后移，强化地方政府卸责举债的道德风险。[21]因此，在以经济增长为目标的晋升考核机制下，官员晋升竞争增加了地方政府债务风险。[9，11]有学者便指出，财政困难并不是导致地方债务规模膨胀的根本原因，晋升激励下的地方政府竞争强化了地方官员的投资冲动，才是影响地方债务规模持续扩张的重要因素。[7]陈志勇和陈思霞也认为，地方官员为了实现上级下达的各项经济任务，获取晋升机会的相对优势，进行超过自有财力规模可承受的基础设施投资活动，从而难以保证预算支出效率。[16]按照此逻辑，晋升竞争激励可能是地方官员偏好对“大见成效”的城市基础设施投资的重要原因。虽然这能快速推动经济增长，但极有可能会导致地方政府竞争、重复建设、投资冲动等多重问题的出现，并且由于债务融资缺乏有效的监督和管理，很可能会加剧地方基建投资债务风险。[5]

随着中央剥离地方政府投融资平台的政府融资功能，专项债发行成为地方基建投资的主要融资途径。融资平台发债最大的特点是具有主观性和不可知性。而在地方政府被要求通过专项债券对基础设施等项目自主发债后，政府官员的举债行为被置于资本市场的监督之下[4]，金融市场能够根据基础设施融资需求的变化，动态评估地方专项债的配置、规模和使用效率，利用市场监督手段约束地方官员发债行为，从而实现有效管控债务规模的目标。与此同时，专项债自发自还有利于理顺中央与地方的权责和利益关系，明确地方政府收支责任划分，加强债务管理。[4]因此，在重复多次发债的博弈中，重举债、轻使用、轻效率问题得到有效缓解。地方官员出于对政治前途和违规惩罚的考量，规范融资行为有助于减弱为实现晋升而进行的基础设施投资债务扩张冲动。因此，利用专项债方式对基础设施投融资，有助于规范官员竞争动机，抑制地方债务风险。基于以上论述，提出研究假设2。

研究假设2：专项债发行通过约束地方官员竞争，进而有助于降低基建投资债务风险。

3.经济发展质量、专项债发行与基建投资债务风险

提升经济发展质量已成为中国顶层设计的重要指标。根据潘雅茹和罗良文的研究，基础设施作为经济发展质量提升的必要基础，既可以直接推动经济高质量发展，又可以通过影响产业结构、技术进步和资源配置间接促进经济高质量发展。[22]因此，经济发展质量较高的地区为了促进经济健康发展，会更加注重基础设施建设的质量和效率，而非片面追求政绩盲目投资，其增加基建投资债务风险的可能性较弱。笔者由此认为，作为管控基建投资债务风险的政策，专项债发行对于基建投资债务风险尚小的高质量发展地区的抑制作用不明显，对基建投资债务风险较大的低质量发展地区抑制作用较大。据此，提出研究假设3。

研究假设3：由于经济质量发展较强的地区，基建投资债务风险尚小，专项债发行的抑制作用不明显，而在经济发展质量较低的地区，专项债发行显著地抑制了基建投资债务风险。

4.财政压力、专项债发行与基建投资债务风险

财政压力虽然不是地方债务规模扩大的决定性因素，但是当财政压力较大的地区面临着经济发展、工业化、城镇化等方面的赶超时，可能会使晋升竞争对政府债务规模的刺激效应更为突出。[7]在融资平台主导的传统融资模式下，财政压力促使地方政府利用举借债务的隐蔽性、市场约束等方面的局限，易于形成举债发展经济的模式，最终难以有效管控基础设施举债规模，导致地方财政“雪上加霜”，债务风险高起。2014年专项债的出台，不仅让政府官员的举债行为置于公众的监督之下，加强了市场约束，强化了债务透明度，而且使得财政压力较大的地区更加注重财政预算管理和信用评级，加强了对过度融资行为的管控。换句话说，专项债发行可能会因为地区财政压力差异而呈现异质性效果。据此，提出研究假设4。

研究假设4：财政压力越大的地区，专项债发行对地方基建投资债务风险的治理效果更为明显。

三、研究设计

(一)模型构建

1. 初步模型

为了估计基建投资对地方政府债务风险的影响，模型设定为：

Debtriskit=α0+α1Infrastructureit+

α2∑Control+ut+Provincei+εit

(1)

其中，i和t分别表示省份和时间，Debtrisk表示地方政府债务风险，Infrastructure表示基建投资水平，Control表示一系列控制变量，Province和u分别表示地区和时间效应；ε表示随机扰动项。

2.基准模型

本文将基建投资、专项债发行及地方政府债务风险纳入同一分析框架，考察专项债发行能否调节基建投资对地方政府债务风险的影响。借鉴已有文献提出的有中介效应的调节模型，即自变量对因变量的效应受到调节变量的影响，而调节效应(至少部分地)通过中介变量起作用。[23]为了检验假设2，本文依次建立模型(2)、(3)和(4)。

步骤一为总效应检验，通过构建模型(2)来分析基建投资通过专项债方式能否抑制债务风险：

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

(2)

其中，reform表示债券自发自还试点政策，反映专项债发行对基建投资进行融资，如何影响地方政府债务风险。若β3显著小于0，意味着专项债发行能够显著抑制基建投资债务风险。

步骤二为中介效应检验，通过构建模型(3)和(4)分析专项债发行能否减弱地方官员晋升竞争扩大基建投资动机，进而减轻地方政府债务风险：

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表示官员晋升竞争。首先，检验系数δ3和η4，若两个系数都显著，则进一步检验η3；若η3显著，则说明官员晋升竞争在专项债抑制基建债务风险中发挥部分中介效应；若η3不显著，则说明官员晋升竞争在专项债抑制基建债务风险中发挥完全中介效应。然后，判断η4×δ3的符号是否与η3一致，若同号，则属于部分中介效应；若异号，则属于遮掩效应。

2014年，国务院批准了上海和浙江等十个省市地方政府债券自发自还试点政策，并自2015年起在全国实施。虽然试点时间较短，但是只要试点时间不一致，通过直接定义政策变量的方式，仍然可以解决这一问题。例如，以2012年9月至2013年8月的“营改增”试点政策为对象，既有研究考察了这一改革对企业非税负担及生产率的影响。[6，24]具体到自发自还的债券政策，可定义reform变量为：不同地区在改革之后取值为1，否则取值为0。

(二)变量定义

1. 被解释变量

地方政府债务风险(Debtrisk)为被解释变量，使用负债率来衡量。关于地方政府债务风险的测算，主要有两种方法：一是采用地方政府债务增量占GDP的比重衡量负债率[18]；二是以地方政府债务增量占地方政府综合财力的比重衡量债务率[10]。本文以债务率作为稳健性检验。

地方政府债务风险测度的难点在于地方债务数据的获取和处理。有研究将城投债作为地方政府债务规模的代理变量[8]，这种方法具有一定的合理性，但是城投债规模变化并不能完全代表地方债务整体变化，存在着低估债务规模的可能性。考虑到地方债务主要用于市政建设和公益项目领域，因此，本文借鉴吕健使用的地方政府债务资金恒等式方法来估算地方政府债务增量[18]，其公式为：

地方政府债务增量=市政领域固定资产投资-预算内资金投入-土地出让收入中用于投资的资金-投资项目盈利现金流入

(5)

2. 核心解释变量和中介变量

基建投资(Infrastructure)为核心解释变量。部分学者将电力、燃气及水的生产和供应业，交通运输、仓储和邮政业以及水利、环境和公共设施管理业等全社会固定资产投资作为基础设施投资额。[20，22]由于本文地方政府投资的现金平衡等式中，市政领域固定资产投资选取的七大行业固定资产投资额(不含农户)包含上述部分行业，为了避免重复计算，同时考虑到地方政府债务资金的投向主要用于市政建设等公共投资支出领域[8]，本文直接选取城市市政公用设施建设固定资产投资作为基建投资的代理变量，并对其进行标准化处理。

专项债发行(reform)为关注的核心解释变量。基于2014年国务院批准了十个省市试点地方政府债券自发自还，本文定义先行试点的地区自2014年起取值为1，非试点地区自2015年开始实施，故定义这类地区自2015年起取值为1，否则取值为0。

官员晋升竞争(OPC)为中介变量。现有文献中关于晋升竞争的测度方法并不统一，部分学者以官员年龄来刻画晋升激励。张军等选取各省实际利用外资额占实际GDP的比值衡量官员晋升竞争程度。[20]贾君怡和黄家明则构造了一个以GDP增长率、财政盈余与失业率为基础的官员晋升激励指数。[25]

为了考虑更多官员晋升竞争的重要特征，本文从GDP增长率、财政盈余与失业率这三个方面构造反映官员晋升压力的综合指数。在相对绩效评估办法下，本文将中国分为东部、中部和西部地区。由于各地区存在着资源禀赋差异，本文以其所包含的各省区的GDP为权重分别计算GDP增长率、财政盈余与失业率的加权平均数。针对每个省份，将以上三个变量分别与所在地区的加权平均数进行比较：当某省失业率大于其所在地区失业率的加权平均值时，赋值为1，否则为0；当某省GDP增长率或财政盈余小于其所在地区的加权平均值时，赋值为1，否则为0；然后将上述三个得分相加即可得到地方官员的晋升竞争指数OPC。该变量取值范围在0-3之间，分值越大，官员晋升竞争程度越高。同时考虑到政府对于晋升竞争指标的反应具有一定的滞后性，并且为了降低内生性干扰，本文对官员晋升竞争指标采用滞后一期的策略来估计。

3.控制变量

为了缓解遗漏变量带来的内生性问题，选取以下控制变量：第一，财政收入分权度(FD_lag)，以省级人均财政预算收入占全国人均财政预算收入的比重来衡量。第二，预算软约束(SBC_lag)，以土地出让金与财政收入的比值衡量。[5]第三，城镇化率(UR_lag)，采用城镇人口占总人口的比重衡量。第四，经济发展水平及其二次项(GDP_lag、GDP_lag2)，已有研究认为经济增长与地方债务规模存在着非线性关系。[26]第五，财政透明度(FT_lag)，以百分制换算的财政透明度得分衡量。第六，贸易开放度(Open_lag)，采用进出口总额占GDP的比值来衡量。第七，年末总人口数(TP_lag)，控制人口规模对地方财政支出进而对债务风险的影响，并对其进行标准化处理。为了避免多重共线性问题，以及考虑到部分控制变量可能会是基建投资或官员晋升竞争的结果变量，如财政收入分权、预算软约束等，故对所有控制变量进行滞后一期①。

(三)数据来源与处理

由于省级财政部门是专项债券的发行主体，市县级政府确需发行专项债券的，应纳入本省、自治区、直辖市专项债券规模内管理，由省级财政部门代办发行，并统一办理还本付息。考虑到基础设施的大规模发展源于2008年金融危机，2010年后陆续出现过度投资、重复建设等问题，本文选取2010-2018年全国30个省(区、市)的面板数据进行检验。本文所使用的地方政府债务风险数据，主要来自国家统计局、《中国国土资源统计年鉴》、《中国财政年鉴》等，基建投资数据来自《中国城市统计年鉴》，经济发展数据来自中经网和国家统计局等，贸易开放度数据来自国民经济与社会发展统计数据库和各省国民经济与社会发展统计公报，财政透明度数据来自历年上海财经大学披露的地区财政透明度报告，其他数据来自国家统计局和《中国国土资源统计年鉴》。

数据处理过程为：一是，由于数据的可获得性，剔除数据严重缺失的西藏自治区；二是，为了避免极端值对回归结果造成的干扰，对连续性变量进行1%和99%两端缩尾处理，为了充分利用样本信息，以及为了规避极端值的干扰，将样本缩尾处理放入稳健性检验中进行。

四、实证结果分析

(一)初步回归结果

根据模型(1)，主要采用LSDV方法估算基建投资对地方政府债务风险的影响。被解释变量为负债率，解释变量为基建投资，表1报告了初步回归结果。在未纳入其他控制变量的情形下，第(1)列结果显示，Infrastructure的系数在1%的统计水平上显著为正，表明基建投资扩张造成了地方债务风险的增加。第(2)列和第(3)列在逐步纳入了控制变量后，Infrastructure的系数在1%的统计水平上依然显著为正，说明基建投资扩张是地方债务风险扩大的重要原因，证实了研究假设1的正确性。虽然基础设施投资对于推动中国经济增长发挥着关键性作用，但不容忽视的是，这也扩大了地方政府债务规模[3]，增加了地方政府债务的风险。

表1 基建投资扩张与地方政府债务风险:初步回归结果

(二)基准回归结果

本部分主要考察专项债发行对地方基建投资债务风险的影响，表2报告了这一基准回归的结果。由于本文将基建投资、专项债发行及地方政府债务风险纳入同一分析框架，因此这里关注的核心变量是专项债发行与基建投资的交互项即reform×Infrastructure。在不考虑地方政府债务风险的其他影响因素下，第(1)列结果显示，交互项系数在1%的统计水平上显著为负，初步证实了专项债发行对地方基建投资债务风险具有显著的抑制效果。在此基础上，第(2)列和第(3)列逐步纳入了其他控制变量，交互项系数依然显著为负。随着地方投融资平台的政府融资功能被剥离，专项债发行成了地方基建投资的主要合法融资方式，并且专项债发行具有公开透明的特点，这可将政府官员的举债行为真正置于资本市场的监督之下，具有有效约束地方政府投资冲动的优势，从而有助于加强预算赤字控制和债务管理。

表2 基建投资、专项债发行与地方政府债务风险的回归结果

从控制变量的影响来看，经济发展水平(GDP_lag、GDP_lag2)与地方政府债务风险呈稳定的“倒U型”关系，这与已有研究得到的结论一致。[26]城镇化率(UR_lag)系数显著为正，说明随着城镇化水平的提升，地方政府需要提供更高的公共服务水平，从而可能会增加政府债务规模。贸易开放度(Open_lag)系数显著为正，说明贸易开放度越高，城市基础设施投资需求可能越高，为了顺利实现“招商引资”，可能会增加债务规模。其他控制变量系数不显著，说明对地方债务风险的影响较为复杂，可能存在着异质性抵消了显著影响的情况。

五、稳健性检验

(一)平行趋势检验

双重差分估计结果成立的前提是处理组和对照组满足平行趋势假设，即在没有政策干预的情况下，结果变量在处理组和对照组中的变化应具有一致性。对此，本文采用事件分析法和安慰剂两种检验策略。

1.事件分析法检验

为了进一步检验事前的平行趋势及事后的动态性特征，本文采用事件分析法考察专项债发行的动态效应[27]，构建以下模型：

(6)

其中，reform-3+、reform-2、reform-1、reform0、reform1、reform2、reform3+分别表示改革前3年及之前(-3+)、改革前2年(-2)、改革前1年(-1)、当年(0)、改革后1年(1)、改革后2年(2)、改革后3年及之后(3+)。换句话说，当地区处于改革前的τ年时，reform-τ取值为1，当地区处于改革开始后的τ年时，reformτ取值为1，否则取值为0。借鉴Li等的做法，以改革前3年及之前的变量reform-3+作为模型参照基准。[27]

图1绘制了95%置信区间下的估计结果。结果显示，在试点之前，reform×Infrastructure的系数均不显著，说明处理组和对照组在政策实施前不存在明显差异，满足平行趋势假定；而在试点之后，reform×Infrastructure的系数显著为负，意味着专项债发行对地方基建投资债务风险能够起到较好的抑制效果。

图1 事件分析法

2.安慰剂检验

借鉴Ferrara等的做法，通过改变政策实施时间的“反事实法”来检验平行趋势检验假设是否成立。[28]图2展示了500次蒙特卡洛模拟得到的“错误”的估计系数分布，垂直的实线表示 “真实”的估计系数(-0.030)。通过观察图2可以发现，模拟的回归系数均服从正态分布且均值位于0附近，与真实的回归系数有着较大差距。以上分析表明，本文观测的政策效应可以排除不可观测的随机性因素的干扰，证实了基准结论的稳健性。

图2 安慰剂检验

(二)其他稳健性检验②

1. 工具变量法

除了双重差分法所要求的平行趋势检验外，模型本身所存在的内生性问题可能也会导致估计结果的偏误。例如，地方基础设施投资的资金大部分来自地方政府负债，导致地方政府债务风险不断积累，不断累积的债务风险可能又会影响继续借债能力及基础设施投资。鉴于此，本文采用2SLS方法进行检验。考虑到相同地区在不同年份的基建投资存在着时间上的相关性和路径依赖，因此，本文将各省份上一期的基建投资额作为当期基建投资额的工具变量进行回归。2SLS回归结果显示，基准结论依然成立。从第一阶段回归结果来看，交互项系数显著为正，且F统计量大于10，说明工具变量满足相关性要求，且不存在弱工具变量的问题。

2.替换关键解释变量

借鉴张军等、潘雅茹和罗良文的做法，本文将电力、燃气及水的生产和供应业、交通运输、仓储和邮政业及水利、环境和公共设施管理业等全社会固定资产投资度量基础设施投资水平。[20，22]此外，各省物流业的发展体现了基础设施的完善[12]，本文也选取了快递业务量的自然对数作为基础设施投资的替代指标。两种结果显示，专项债发行对地方基建投资债务风险的抑制效果没有显著改变。

3.替换被解释变量

本文基准回归采用负债率来衡量地方政府债务风险。地方政府债务风险不仅反映在国民经济方面，而且反映在地方政府行为上，因此，本文利用地方政府债务占政府综合财力的比重(债务率)来衡量地方政府债务风险。结果表明，reform×Infrastructure的系数依然显著为负。

4. 排除极端值的影响

为了消除极端值的影响，对所有连续变量按照1%和99%的水平进行缩尾处理。结果显示，reform×Infrastructure系数的显著性未发生改变。

5. 更换估计方法

为了避免异方差和自相关对该模型回归结果的影响，本文进行了面板校正标准误的OLS检验。结果表明，专项债发行能够显著抑制地方基建投资债务风险，基准结果稳健性成立。

6. 排除“四万亿”投资计划

本文研究区间包含了“四万亿”投资计划政策窗口期，可能会造成地区间的基础设施投资波动，进而影响本文结论。为了排除该政策对结论的混淆影响，本文也剔除了2010-2011年的样本进行回归，基准结论没有发生改变。

7.考虑基建投资滞后期

基准回归方程采用当期基建投资，但可能存在之前基建投资带来的债务融资影响当前地方债务风险的情况。因此，本文在回归分析中考虑了基建投资的滞后期。结果显示，reform×Infrastructure的系数显著为负，说明结论没有受到前期基建投资的影响。

六、进一步讨论

(一)机制检验

在上述的实证分析中，初步证实了专项债发行对地方基建投资债务风险具有一定的抑制作用，但是其中的中间机制与传导过程是怎样的？是否通过改善某种对象可以抑制地方基建投资债务风险？这是本文要检验的核心问题。

在以经济增长为主的晋升竞争考核体系下，地方官员有动力扩大投资[18]，但是伴随而来的“大见成效”的城市基础设施也面临着过度投资、重复建设等方面的风险[5，16]。表3报告了以官员晋升竞争为机制传导的检验结果。以模型(3)为基础，第(1)列报告了中介效应模型的第二步回归结果，结果显示，reform×Infrastructure的系数显著为负，说明专项债发行显著减弱了通过扩大基础设施投资规模实现晋升竞争的动机。以模型(4)为基础，第(2)列报告了中介效应模型的第三步回归结果。结果显示，官员晋升竞争(OPC)的系数显著为正，说明晋升竞争程度越高，地方债务风险越大。reform×Infrastructure的系数显著为负，且系数绝对值小于基准回归系数(表2)，表明官员晋升竞争在专项债发行抑制地方基建投资债务风险中发挥了部分中介效应。

表3 官员晋升竞争机制检验

出现上述结果的原因可能在于，政府官员为了获得政治晋升优势，在大规模减税降费约束下，融资平台为地方政府突破财政收入约束，获得基础设施投融资资金提供了重要来源[1]，但是也增加了地方政府隐性债务的风险[5]。专项债发行作为地方基建债务融资制度的一次重大改革，不仅满足了基础设施等公共服务项目的融资需求，同时也约束了地方举债投资行为，债务风险得到了有效管控。另一个有价值的发现是，官员晋升考核机制是造成地方基建投资债务风险的直接原因，虽然专项债发行有效约束了地方官员晋升竞争，但是如果能优化官员晋升考核机制，那么这将有助于有效化解基建投资债务风险。

进一步地，对官员晋升竞争机制进行了平行趋势和安慰剂检验。图3(a)报告了动态效应检验结果。结果发现，在试点之前，各年度交互系数均不显著，满足平行趋势假定；而试点之后系数估计值开始显著为负，表明政策效果开始显现并具有持续性。图3(b)报告了安慰剂检验结果，垂直实线表示“真实”的估计系数(-0.258)。可以看出，模拟的回归系数服从正态分布且均值位于0附近，真实系数估计值明显偏离核密度分布均值，说明样本抽样差异或未观测的地区因素几乎不会对基准结果产生影响，处理组和对照组之间满足平行趋势要求。据此，本部分进一步证实了官员晋升竞争机制的成立。

(a)动态效应检验 (b)安慰剂检验图3 官员晋升竞争机制检验

(二)异质性分析

1. 经济发展质量、专项债发行与基建投资债务风险

基于经济发展质量相关理念，选取创新性、绿色性、协调性、共享性及开放性五个一级指标、十个二级指标，构建了经济发展质量评价指标体系③，然后利用熵值法测算出2010-2018年各省经济发展质量指数。[22]一般来说，经济发展质量较高的地区可能会更加注重基础设施建设质量和效率，不太可能为了追求政绩而盲目投资基础设施建设，形成“债务泡沫”。本文借鉴马文涛和张朋的做法，依据各省经济发展质量指数中位数进行分组检验。[14]

表4第(1)-(2)列结果显示，在经济发展质量较高的分组内，reform×Infrastructure的系数不显著，说明在经济发展质量较高的地区，专项债发行对基建债务风险没有体现显著的抑制效果。经济发展质量较高的地区更加关注基础设施投资质量和投资效率，存在过度投资的可能性较小，基建投资债务风险不高。而在经济发展质量较低的分组内，reform×Infrastructure的系数显著为负，说明在经济发展质量较低的地区，追求基建投资更容易增加债务风险。而专项债发行政策能够较为及时地约束地方基建投资行为，抑制债务风险，研究假设3得到验证。

表4 异质性分析

2. 财政压力、专项债发行与基建投资债务风险

财政压力较大的地区更易通过融资平台举借隐性债务扩大基建投资来拉动经济增长。借鉴彭飞等的做法，以“(地方财政支出-地方财政收入)/地方财政收入”来衡量地方财政压力。[6]表4考察了地区财政压力在专项债发行对地方基建投资债务风险的异质性效应。与经济发展质量指数做法类似，这里依据财政压力中位数进行分组检验。结果显示，在财政压力较小的分组内，交互项系数为正，且没有通过显著性检验。而在财政压力较大的分组内，reform×Infrastructure的系数在1%的统计水平上显著为负，意味着专项债发行对基建投资债务风险的管控效果在财政压力较大的地区更为明显，研究假设4得到验证。这可能是因为，专项债发行政策呈现的有效市场约束和债务透明度强化了对财政压力较大地区的监督功能，从而约束了该类地区对基础设施等项目的过度融资行为，减轻了基建投资债务风险。

七、结论与启示

本文基于2010-2018年30个省(区、市)面板数据，以2014年地方政府债券自发自还试点政策作为准自然实验，采用双重差分法考察了专项债发行对地方基建投资债务风险的影响，结果显示：基建投资扩张是地方政府债务风险增加的重要原因，而专项债发行能显著抑制基建投资债务风险，其中，官员晋升竞争在其中发挥着重要的机制作用。进一步研究发现，在经济发展质量较低和财政压力较大的地区，专项债发行能够有效抑制基建投资债务风险。基于此，本文提出以下政策启示。

第一，虽然基础设施投资推动了经济增长，但其作为地方政府负债的主要来源，带来的债务风险不容忽视，在对地方基础设施进行投融资时，应秉持“效率原则”，提高基建债务资金的使用效率。第二，地方债务整治要坚持“隐性债务显性化”，管控以专项债方式进行基建投资。利用专项债发行时所具备的公开透明、自发自还的特点，建立起从债券发行、流通及偿还等各个环节的监督机制，加大对过度举债、违规用债、逃废债务的地方官员惩罚力度，完善违规举债的问责机制。第三，官员晋升竞争是造成地方基建投资债务风险的直接原因，应不断创新地方官员考核制度。虽然专项债发行约束了地方官员竞争，降低了基建投资债务风险，但是如果破除传统的晋升考核办法，基建投资债务风险能够得到更有效的控制。第四，财政压力较高和经济发展质量较低的地区，体现了专项债发行对基建投资债务风险的显著治理效果，意味着这些地区更可能扩大债务规模，加重隐性债务风险。因此，一方面，要以实现地方财权与事权相匹配为目的，健全地方财税体系，尤其对财政压力较大的地区，增强其财政自给能力，使地方政府有足够信心进行基建融资方式变革。另一方面，在经济发展质量提升为目标的新时代背景下，应持续完善基建投资融资渠道，优化专项债适用范围和结构，有效化解地方债务风险。

注释：

①②③ 限于篇幅，相关统计或结果未报告，留存备索。