地方政府债务的信贷挤出：超越“平均效应”的新证据

王 博 刘 娟

一、引言

现代金融体系下国家金融发展战略要求构建金融有效支持实体经济的体制机制（王彩萍和李建平，2022），国家金融资源的布局需要着眼于中小企业发展等关键领域。2020年末，中国金融机构人民币贷款余额和社会融资规模存量分别为172．75万亿和284．83万亿，达到近年来的较高水平，适当的货币供应增速和扩大的信贷总规模为满足实体经济的融资需求、助力企业发展提供了有力支持。但是，金融资源的有限性意味着M2和信贷规模是一定的（马树才等，2020），尤其在中国以间接融资为主的金融体系中，企业部门、政府部门和居民部门的融资活动都与银行信贷紧密关联，彼此之间也因此形成竞争关系。图1将金融机构人民币贷款作为参照物，反映了政府融资平台借款和上市企业借款的规模差异。在2009年至2020年间，政府融资平台公司银行借款占同时期金融机构贷款的平均比例为19．54%，规模始终大于同时期上市公司银行借款的总和。若政府债务过度挤占了有限的信贷资源，私人部门和实体经济本应在宽松货币环境下获得的信贷支持可能被削弱，即政府债务扩张总体上可能会引起企业信贷融资规模的下降。本文将这种政府债务对企业信贷融资规模的总体负面影响定义为政府债务信贷挤出的“平均效应”，考虑到近年来地方债务治理行动的开展以及企业融资特点的差异，本文认为政府债务对企业信贷融资的影响会进一步体现时变性和截面异质性，从而将超越“平均效应”。

图1 融资平台贷款余额、上市公司贷款余额及金融机构人民币贷款余额

地方债务信贷挤出的“平均效应”根植于信贷资源的有限性以及政府债务在信贷资源分配中的竞争优势。中国资金市场的分割无法平衡不同地区的资金需求差异，无论从安全性角度还是受政府干预的角度来说，银行部门都会将有限的信贷资源优先满足政府融资，减少对企业部门的资金配置。而银行机构的地方债务占款不再进入货币创造系统，经济体系货币总供给的萎缩会进一步降低企业信贷资金可得性。最终，地方债务扩张影响企业信贷融资的“平均效应”可能体现为负向的挤出作用。

同时，这种“平均效应”掩盖了地方债务信贷挤出的时变性和截面异质性特点，需要对其进行外延扩展。一方面，2014年之后，中国地方政府债务治理逐渐规范化，《关于加强地方政府性债务管理的意见》（简称“43号文”）的出台更是从法律意义上终结了地方融资平台的政府融资职能。因此，伴随地方债务融资工具和融资方式的转变，融资平台债务在信贷资源分配中的竞争优势有可能受到削弱，那么其对企业信贷融资的影响理应也具有时变性特征。另一方面，从企业部门内部来看，其投融资活动也表现出明显的所有制差异。长久以来，国有企业债务因具有政府的显性或隐性担保而被认为可以实现刚性承兑，因此相比于民营企业，国有企业在资金获得方面更加便利。在此背景下，需要关注政府债务会通过何种机制如何差异化影响国有企业和非国有企业。通过对地方债务信贷挤出的“平均效应”进行外延扩展，在时间和截面维度进行更细致地考察，可以实现在地方债务治理、银行资产组合配置、国企转型等更多视域下，为解决企业融资难、融资贵问题提出更切实可行的对策。

与本文所关注的问题联系较为紧密的已有研究体现在两个方面。一是许多研究围绕政府债务对企业投融资的总体影响展开，即对“平均效应”本身进行识别。早期有部分学者认为，政府举债能够增加公共产品的投资支出，改善基础设施和投资环境，公共部门投融资与私人部门投融资之间存在互补关系（魏向杰，2015）。但此后许多针对中国地方政府债务的研究却表明，中国地方政府债务的扩张对企业投融资的“平均效应”往往体现为负向的挤出作用，且主要是通过政府债务资金的直接挤出和提升企业融资成本两个渠道产生影响。马树才等（2020）运用地方政府投资额现金平衡等式计算地方政府债务规模，发现政府债务融资减少了实体企业的信贷融资规模，公共投资和房地产投资是上述挤出效应的两个重要路径，但地方政府债务融资本身的直接挤出效应更为重要。梁虎和张珩（2020）基于中国省级城投债券和商业银行数据，发现地方债务扩张显著挤出了银行的企业贷款和实体行业贷款，这主要是由于地方政府债务扩张会增加影子银行流向地方融资平台的资金数量，并抬高银行贷款利率。二是部分文献开始对政府债务信贷挤出的“平均效应”进行截面维度的外延扩展，主要是基于“信贷歧视”理论，探讨企业银行信贷的所有制差异。在金融市场尚不发达的背景下，信贷配给制度成为银行部门进行资金配置的重要特征（刘小玄和周晓艳，2011）。国有企业和国有银行相同的产权性质被认为是中国目前特殊的制度背景，长期产权不清和政府“父爱主义”带来预算软约束，而中小民营企业在单位交易成本和信息不对称问题上处于劣势，因此有许多文献证实了中国信贷所有制歧视的存在（程六兵和刘峰，2013）。基于此，有相当一部分研究认为，地方债务对企业信贷的挤出作用会在所有制层面上产生差异，且政府债务对企业信贷融资的挤出效应会与信贷歧视产生叠加，进而对非国有企业的负向影响更大（汪金祥等，2020；余海跃和康书隆，2020）。但是，也有少数研究得到相反的结论，认为由于国有企业与当地政府关系紧密，一部分政府债务资金会直接流入国有企业，而且由于中国大型国有企业在转换融资方式时的摩擦更小，因此面对政府债务带来的资金市场变化，国有企业信贷融资的变化会更加敏感（范小云等，2017；车树林，2019）。

尽管上述已有文献为后续研究奠定了良好的基础，但这些研究大多围绕地方债务扩张影响企业投融资的“平均效应”展开，随着近年来一系列地方政府债务治理行动的开展，需要探讨上述地方政府债务的总体挤出效应是否因政策实施而有所改变。除上述时变性特征外，虽然已有文献开始关注地方债务挤出效应在企业所有制方面的异质性，但其往往基于“信贷歧视”的单一角度予以解释，其背后的机理有待进一步探究。从研究设计的角度看，考虑到地方债务口径多样，而不同种类的政府债务具有不同特征，目前尚缺乏对不同类型债务挤出效应的对比分析。此外，在探究政府债务与企业信贷融资两者关系时，由于企业信贷规模受到自身融资需求的影响，因此区分上述挤出效应的“主动性”与“被动性”亦十分必要。基于此，本文可能的边际贡献体现在四个方面。第一，本文以城投平台有息负债测度地方政府债务水平，在避免因口径过小引起偏差的同时，实现区分城投债和其余以银行贷款为主的非公开债务，进行对比分析。第二，通过构建包含时间虚拟变量交互项的固定效应模型，本文关注地方债务挤出效应的时变特征，以体现近年来地方债务治理行动的制度背景。第三，就政府债务挤出效应在企业所有制层面的差异而言，本文基于投资者的资产替代性理论对这一问题重新认知，将政府债务、国企负债与非国企负债纳入统一资产组合中，补充了仅从“信贷歧视”理论进行的机制分析。第四，在考虑企业的信贷决策时，本文利用现金—现金流敏感度模型进一步对信贷挤出的“被动性”与“主动性”进行区分。

二、理论分析与研究假说

（一）政府债务融资行为对企业信贷融资规模的影响

政府作为社会公共产品的主要提供者，其债务发行的本源目的是弥补财政支出缺口，进行公共投资。基础设施和投资环境的改善会提高私人投资的边际收益，促使企业有激励进行生产扩张，最终会扩大信贷规模（魏向杰，2015）。

但是，从已有研究和中国的实际情况来看，政府部门融资与企业部门融资之间更多表现为显著的竞争关系，具体包括资金数量竞争和价格竞争。前者出现的根源在于中国资金市场的地域分割（Huang et al．，2020），即使地方性商业银行在政策层面被允许跨区域经营之后，其主要业务仍然局限在本省域内或扩展到少数几个特大城市，银行的经营很大程度上受到所在地政府的干预。因此在贷款总量或贷款额度存在上限的情况下，这种地域分割无法平衡不同省份的资金需求差异，而无论是从银行部门对安全资产的追求来看，还是从政府主动干预银行信贷来看，银行都会优先满足政府债务融资需求，进而减少企业信贷规模。此外，从宏观角度看，地方债务资金是对银行系统可贷资金的占用，其不进入货币创造过程，而是计入银行货币创造环节的漏出（姚凯辛等，2022），从而会导致货币乘数减小，货币总供给的萎缩使得企业信贷资金可得性进一步降低。上述资金数量竞争也会间接加剧资金价格竞争，对企业融资成本带来负面影响。政府债的过量发行会推高市场资金的到期收益率，加之中国权益融资市场发展较为滞后，市场的不完美性致使企业融资方式转换困难，最终企业不得不以更高的收益率吸引投资者。因此，来自资金价格方面的竞争甚至会驱使企业寻求民间借贷，最终退出传统信贷市场。由此，作为本文的基础性检验，提出假说1。

假说1：就“平均效应”而言，总体上地方政府债务对本地企业信贷融资具有负向的挤出作用。

（二）“43号文”对地方政府债务挤出效应的纠偏作用

尽管平均而言，地方政府债务对企业信贷融资可能具有负向挤出作用，但此种影响会在时间维度上发生改变，尤其是面对地方政府债务可能带来的区域性金融风险，近年来中央政府会同有关部门开展了一系列地方政府债务治理行动，因此在本文的语境下，需要探讨上述地方政府债务的负面挤出效应是否因政策实施而有所缓解。

2014年10月2日，国务院发布《关于加强地方政府性债务管理的意见》（简称“43号文”），作为新预算法执行的过渡性文件，其从建立规范的地方政府举债融资机制、实行规模控制和预算管理、加强政府或有负债管理等方面提出未来地方政府债务管理的总体要求，被认为是下一步治理地方政府债务的纲领性文件，一出台便得到广泛关注。文件中明确指出要“划清政府和企业的界限”、“剥离融资平台公司的政府融资职能”，并强调地方政府债务融资要做到“谁借谁还，风险自担”、“中央政府实行不救助原则”。总的来说，“43号文”的目标是通过改变地方融资平台的职能和定位，限定并规范地方政府举债融资，进行地方政府债务治理。

在融资平台职能和角色转换方面，“43号文”终结了其政府融资功能，未来融资平台公司将逐渐作为一般性企业生存。在此背景下，其融资安全性无法因“金边属性”而得到有效保障，之前由政府隐性担保带来的竞争优势有所下降。在限定和规范地方政府举债融资方面，“43号文”要求对融资平台债务进行清理甄别，以分类处理的方法重新划分责任，债务来源和偿付责任的明确使得城投公司与地方政府之间的责任界限更加明晰。对地方举债融资机制的规范可以防止政府借助融资平台影响银行部门的投资决策，而对于地方债务的直接规模控制和对债务用途的严格限定，也可以直接缓和融资市场上政府与其他主体间的资金需求竞争。因此，“43号文”实施后，政府债务对银行可贷资金的过度侵占将得到缓解，这不仅直接提高了企业部门的信贷可得性，降低企业融资成本，还由于银行系统货币创造功能进一步得到充分发挥，企业的融资状况也会受到货币总供给带来的改善。

囿于数据可得性，目前大多数学者利用城投债的规模和价格数据来分析“43号文”对地方政府债务的政策治理效果以及融资平台的转型问题。但正如Huang et al．（2020）所指出的那样，尽管城投债券是融资平台的标准化融资工具，但其占平台负债的比重很低，仅关注于城投债可能会对分析结果带来严重偏差，需要额外考虑包括银行贷款等在内的更隐性部分。实际上，城投债与其余非公开发行的债务在监管难度、信息披露程度、地方政府可操作性、对本地资金市场的影响大小等方面都具有显著的差异。目前城投债券的发行主体信用评级均在AA－级及以上，其在发行审批方面比银行贷款要严格很多，以城投债渠道进行违规担保和违法融资的情况较少，银行贷款、BT融资和信托融资是政府隐性债务最可能的来源（李一花等，2021）。尤其近年来债券市场风险逐渐暴露，AA级以下融资主体的债券融资被迫收紧，即使在发行之后，其交易和资金使用也受到更严格的监管，因此相比之下，地方政府对融资平台银行贷款的依赖更加难以在短时间内消除。由于地方政府所面临的事权和财权不对等的矛盾依然存在，在当前正规融资渠道受限以及地方建设资金需求旺盛的背景下，平台借贷的规模可能会持续扩张（毛振华等，2018）。基于以上分析可以合理预期，相比于城投债，“43号文”对银行贷款等更具隐性化债务所带来的挤出效应的纠偏作用有限，由此可以提出假说2。

假说2：“43号文”的出台使得政府债务信贷挤出的“平均效应”具有时变性，且对不同类型政府债务挤出效应的影响存在差异，由城投债带来的信贷挤出将得到显著缓解，但对银行贷款等非公开债务的纠偏作用有限。

（三）不同所有制企业的信贷融资规模受政府债务的影响差异

探讨地方政府债务对企业信贷融资规模的影响，除了从“平均效应”及其在时间维度上的变化的角度之外，还有必要从截面角度分析政府债务对不同所有制企业的影响差异。

一方面，信贷歧视理论表明，中小民营企业在单位交易成本和信息不对称问题上具有天然的劣势。同时，由于中国国有银行和国有企业拥有相同的产权性质，利益关系更加紧密，在预算软约束下，双方没有严格履行参与贷款活动所应尽的审查和还款义务，这使得所有制歧视问题更加突出（Qian，1994）。而中国地方政府举债所获得的资金一般用于市政建设、交通运输、科教文卫等基础性和公益性项目，其主要的社会参与方为央企和地方国企，尤其在经济下行时期，国有企业更应发挥其“逆周期”调节作用。那么，当政府债务占据了更多的金融资源后，银行会对风险性更高的企业进一步收紧信贷，这些企业往往是抵押品更少、政治关联性较弱的中小民营企业，承载政府隐性信誉和公共职能的国有企业则几乎不受影响（马树才等，2020）。因此，从这个角度来看，政府债务对企业信贷融资的挤出效应会与信贷歧视产生叠加，最终使得非国有企业受到的影响更大。

另一方面，由于信贷歧视理论更加强调国有企业信贷和非国有企业信贷两者之间的竞争，但在探讨政府债务对不同所有制企业融资的影响差异时，关键在于政府债务与国有企业信贷、非国有企业信贷三者之间的关系，因此还需要从其他角度予以补充。Graham et al．（2014）基于投资者的资产组合效应，指出政府债务以及不同类型的企业债务对于投资者而言都是属性不同的资产，那么政府债务之所以会对企业债务融资产生影响，根本原因是投资者面对市场变化会动态调整其资产组合。在这一优化过程中，政府债务的发行会根据资产之间的替代性强弱来改变资产的相对价格，因此如果某种实体资本与政府债务的替代性更强，其资本成本将会提高更多，在财富效应作用下，表现出对该种实体资本更多的“挤出”（Friedman，2007）。例如相比于Baa级的企业债券，评级更高、更具安全性的企业债券与政府债务之间的替代性更强，因此其受政府债务的影响更大（Friedman，1978）。Krishnamurthy and Vissing－Jorgensen（2015）的研究同样发现，政府债务的供给增多会改变投资者为持有安全、高流动性资产所愿支付的价格。就中国的实际情况而言，范小云等（2017）认为国有企业与当地政府关系紧密，甚至一部分政府债务资金直接流入了国有企业，因此国有企业债务与政府债务之间替代性更强，且政府债务对国有企业债务融资成本的推动作用更大。此外，面对政府债务带来的资金市场变化，企业也会主动寻求融资方式上的转变，但中国大型国有企业和中小民营企业面对的融资摩擦有所差异，国有企业债务融资的变化会更加敏感（车树林，2019）。

总体来看，基于以上所有制歧视和资产替代性这两种视角，无法从理论上得到关于政府债务对企业融资异质性影响的一致结论，需要利用实际数据进行验证，并对机制进行考察，因此可先提出对立假说3a和3b。

假说3a：政府债务信贷挤出的“平均效应”具有企业产权异质性，挤出效应与信贷歧视会产生叠加影响，使得地方政府债务对非国有企业信贷融资的挤出效应更大；

假说3b：政府债务信贷挤出的“平均效应”具有企业产权异质性，由于国有企业债务与政府债务的相似性和替代性更高，地方政府债务对国有企业信贷融资的挤出效应更大。

三、研究设计

（一）数据说明与变量定义

本文旨在探究地方政府债务对企业融资规模的影响，而中国地方政府债务水平主要在2009年之后大幅提高，因此本文的研究区间选择2009年至2020年。实证检验所使用的数据包括省份层面数据和企业微观数据。其中，省份层面债务信息主要来源于万得数据库（Wind），经济指标数据来自各省历年统计年鉴、区域金融运行报告及中经网统计数据库。企业层面，本文采用国泰安数据库（CSMAR）中沪深A股、中小板和创业板的上市公司数据，且样本按下列标准进行筛选：剔除证券、银行和保险等金融行业企业；剔除关键数据缺失、数据异常和已退市的样本；剔除ST和PT类企业。参照中国证监会的行业分类标准，企业所属行业均取一位代码。此外，按照实际控制人性质将企业分为国有与非国有，相关信息来源于中国经济金融研究数据库（CCER）。根据企业注册地将企业信息与各省区数据进行匹配，最终组成共20658个样本观测值的非平衡面板数据。为排除变量极端值对模型结果的影响，本文对所有连续变量进行了1%和99%水平的winsorize缩尾处理。

企业信贷融资规模和地方政府债务水平是本文主要关注的两大变量，因此对其代理指标的选取尤为关键，为了回归结果的稳健性，本文基于已有文献，选用多个替代指标进行检验。

1．被解释变量。已有研究主要以长短期借款作为企业信贷融资水平的代理指标（张路等，2021），但由于该指标包含的是存量信息，因此在实证中用其增量值来反映企业当年的融资水平，并常以总资产对其进行标准化（记为Bank＿1）。同时，参照李军林和朱沛华（2020）的研究，还采用了（负债－应付账款）／总资产（Bank＿2）以及企业现金流量表中“借款收到的现金”除以总资产（Bank＿3）来重新定义借款比率。

2．核心解释变量。由于目前暂没有省级层面较长时间序列的政府债务官方数据，因此许多学者基于融资平台的“金边属性”，以城投债为研究对象来分析中国的地方政府债务问题。如前所述，仅关注于城投债可能会对分析结果带来严重偏差。在中国，发行债券的实体按规定必须披露当年以及至少前三年的资产负债表，因此最近一些学者开始将融资平台有息负债作为政府债务的代理指标（Huang et al．，2020；余海跃和康书隆，2020）。本文选用融资平台有息负债的另一个原因在于，通过对平台有息负债进行分解，可以探究城投债和其余以银行贷款为主的负债所带来的影响差异。最后需要考虑的问题是平台有息负债的口径差异，余海跃和康书隆（2020）在计算时未考虑应付票据，但实际上有些应付票据附带利息，因此本文借鉴Huang et al．（2020）和张路等（2021）的做法，在其基础上考虑了应付票据这一项①实际上由“应付票据”带来的计算差异并不大，最终本文基准回归中“融资平台有息负债”（Debt＿1）的计算方法为：长期借款＋短期借款＋应付债券＋应付票据＋一年内到期的非流动负债。。接着参照其做法，将平台有息债务减去城投债余额（Debt＿2），得到平台非公开债务（主要为银行贷款，记为Debt＿3），在实际回归时除以GDP获得相应负债率②为验证平台带息债务数据的合理性，本文将该数据与各省区审计部门公布的地方政府负有偿还义务的债务总额数据进行拟合，Pearson相关系数可以达到0．8，因此本文构造的债务指标与审计署口径下地方政府债务的地域分布情况具有较高的相关性。。

3．控制变量。这里主要考虑影响企业融资状况的企业特征因素和宏观经济因素。（1）企业偿债能力，包括企业规模（以总资产规模来指代，记为Size）、资产负债率（Lev）、固定资产净值比例（Tangible）、经营产生的现金流比例（Cash＿flow）；（2）企业盈利能力，以资产收益率（ROA）及其三年标准差（ROA＿sd）来指代；（3）企业发展能力，为了避免托宾Q值带来内生性以及本身的测度偏误问题，本文用营业收入增长率（G＿inc）来代表；（4）宏观经济因素，包括生产总值水平（Ln＿gdp）和通货膨胀水平（以消费者价格指数的年均增长率来衡量，记为G＿cpi）；（5）考虑到企业所处行业以及未控制的宏观经济环境因素会带来影响，在回归时，还固定了行业效应（Dum＿industry）和年度时间效应（Dum＿year）。

（二）基准模型设定

根据假说1，需要识别政府债务影响企业信贷融资规模的“平均效应”，本文构建式（1）作为基准回归的模型设定。其中，Bank表示企业i在t年度的信贷融资规模，Debt为其注册地当年的政府债务水平，X是所选取的控制变量，γt、μj和εi，t分别为时间固定效应、行业固定效应以及误差项。其中β1是本文重点关注的系数，若其显著为负，则表明地方政府债务对本地企业信贷融资的影响主要为负向的挤出效应，反之则反。

接着本文超越“平均效应”，探讨政府债务的影响在时间维度的变化和在截面维度的差异。首先，本文利用式（2）对“43号文”是否发挥纠偏作用进行探究。其中，Dt为时间虚拟变量，2014年及之前年份为0，2014年之后取1。因为模型已经固定了时间效应，所以未单独引入Dt变量。若回归后交互项系数显著，则表明在政策前后企业信贷融资对政府债务的敏感性发生了改变，尤其当其显著为正时，说明“43号文”对政府债务产生的挤出效应具有纠偏作用。

接着为了考察政府债务对不同所有制企业的异质性影响，本文构建式（3）进行验证。其中，虚拟变量SOE对应于国有企业和非国有企业分别取1和0，若交互项Debti，t×SOEi，t系数显著小于0，则表明政府债务对国有企业信贷融资规模的负向影响更大，从而假说3b得证，反之则假说3a得证。

四、实证结果分析

（一）对于假说1的验证：平均效应

表1展示了对假说1的验证过程，回归（1）～（3）为先后引入政府债务指标、公司特征指标和宏观经济指标的逐步回归结果，而回归（4）～（7）为替换被解释变量和主要解释变量代理指标后的结果。括号内为聚类稳健标准误，并以此得到相应的显著性水平。

表1 政府债务水平与企业信贷融资规模

由表1可知，在回归（1）～（7）的所有检验中，本文的核心解释变量基本上都在1%或5%的水平上显著为负，即以融资平台有息负债衡量的地方政府债务水平提高时，会挤出本地上市企业的信贷融资，假说1得证。当把政府债务区分为城投债和非公开债务时，可以得到类似的结果。

（二）对于假说2的验证：“43号文”的纠偏作用

上述对于假说1的验证仅是从整个研究区间内考察地方政府债务对企业信贷融资规模的“平均效应”，“43号文”的出台可能会使得该种影响有所缓解，为了验证这一点，本部分对式（2）进行回归。从表2可以看出，虽然交互项系数均为正，但债务总体Debt＿1和非公开债务Debt＿3的交互项在统计意义上不显著，Debt＿2的交互项在1%或5%的显著性水平上为正。这说明在“43号文”出台之后，从不同债务类型看，其对以银行贷款为主的非公开债务的政策纠偏作用有限，而城投债对企业信贷融资的挤出效应显著减弱，即“43号文”对城投债的负面影响具有显著的纠偏作用，假说2得证。而且通过对列（2）的Debt＿2系数和交互项系数进行计算，可以发现，“43号文”出台之后，此种挤出作用较之前下降了八成。

表2 43号文前后政府债务挤出效应的改变

“43号文”出台之后，市场对城投债具有的中央救助和地方兜底的双重预期有所减弱，再加上近年来债券市场风险逐渐暴露，不确定性增加，投资者的决策更加审慎。其在与企业融资的竞争中，之前由安全性和担保属性所带来的竞争优势显著下降，进而使得城投债发行对企业信贷融资的挤出随之缓解。但是，即使在政策出台后，地方融资平台与地方政府之间的双向依赖积重难返，地方融资平台的经营和管理长期受到地方政府的干预，财政补贴仍是其资金的重要来源。另一方面，目前地方政府的正规融资渠道有限，而资金需求有升未降，在城投债受到广泛关注和严格监管的情况下，更具隐性化的非公开债务被遏制的程度不足。因此相比之下，“43号文”对银行贷款等非公开债务的纠偏作用有限。同时，“43号文”对政府债务的总体纠偏作用同样符合直觉，因为城投债在平台负债中所占比重较低，最终其总体影响与非公开债务基本保持一致。

（三）对于假说3的验证：对不同所有制企业的影响差异

1．基准回归。为了探究政府债务对不同产权性质企业的影响差异，利用所构建的式（3）进行回归。从表3的结果可以看出，无论选用哪种政府债务和企业融资的代理指标，除回归（3）外，其余回归中交互项的系数都在1%或5%的水平上显著为负，这表明政府债务对国有企业信贷融资规模的负向作用更大，这与范小云等（2017）的分析更为吻合，假说3b得到验证。由于在银行等金融机构的资产组合中，政府债务与国有企业债务在安全性等方面具有更强的相似性和替代性，因此当政府债务水平激增时，国有企业信贷在投资者重新优化资产配置的过程中会受到更大的冲击。

表3 政府债务对不同产权性质企业的影响差异

2．机制检验：基于中介效应模型。基准回归结果表明，政府债务对国有企业信贷融资的挤出作用更大。根据前文的理论分析，一个可能的原因是资产间的相互替代性（Friedman，1978；Friedman，2007；Krishnamurthy and Vissing－Jorgensen，2015；范小云等，2017），当政府债务水平上升时，投资者会调整自身的资产组合，由于国有企业债务在安全性等方面与政府债务的相似性和替代性更高，其资本成本会提高更多，进而国有企业信贷融资规模会受到更大冲击。本部分将就该理论能否解释基准回归结果进行实证检验，这里选取企业融资成本作为中介变量，构建中介效应模型，从全样本、国有企业样本和非国有企业样本分别进行考察。这里选择最常用的逐步检验法来进行中介效应检验（Baron and Kenny，1986），本文中需要依次进行以下回归。

其中，企业融资成本Cost选取利息支出／平均借款作为代理变量（程六兵和王竹泉，2015）。如果上式中β1、α1和φ2均显著不为0，则中介效应成立，若在此基础上式（6）中φ1不显著，则完全中介效应成立。但如果式（5）、式（6）中α1和φ2有一个不显著，则暂定中介效应不成立，可以进行额外的检验以进一步确认。表4中（1）、（2）、（3）分别表示全样本、国有企业样本和非国有企业样本的中介效应结果。

表4 政府债务对不同产权性质企业异质性影响的中介效应检验

由表4可知，在全样本和国有企业样本中，式（5）的Debt＿1和式（6）中的Cost变量系数均显著不为0，中介效应成立，而且由于国有企业组中Debt＿1变量系数不显著，体现出完全中介效应。相比之下，民营企业组未通过中介效应检验。为了检验结果的准确性，进一步进行Sobel检验，并计算得出相应p值，最终得到了同样的结论。由此说明，面对政府债务水平的升高，投资者在动态优化资产组合的过程中，根据资产之间的替代性强弱改变了资产的相对收益，在此处表现为国有企业融资成本的提高，进而降低了其信贷融资规模，因此可以解释本文中政府债务对企业融资影响的异质性。

五、进一步说明与稳健性检验

（一）进一步说明：挤出效应或自主选择？

从上述实证结果来看，当政府债务水平上升时，总体上对企业信贷融资表现出挤出效应，尤其是相比于非国有企业，国有企业债务融资规模受此影响更大。但当探究其原因时，应当注意到，企业银行借款的减少并不一定归因于被动的信贷配给，还应该考虑是否是企业的一种自主决策（苟琴等，2014）。根据世界银行环境调查（World Bank Environment Survey）提供的“中国投资环境调查2003”数据，被调查企业中有68．4%没有银行贷款，其中37．5%是不需要银行贷款，30．9%才是受到信贷配给的部分。尽管企业信贷融资在其总融资活动中仍扮演着主要角色，但近年来中国债券市场和股票市场都得到了长足的发展，尤其对于上市企业，股权融资的权重在日益增多，那么地方政府债务对企业信贷的负向影响究竟是一种挤出还是一种企业自主决策？

由于企业对信贷资源的需求是由企业自身特征所决定，具有主观性，对其进行直接考察具有一定难度。本文选择从侧面进行验证，将企业融资的范围由信贷融资扩展到包括债券、股权、非正规金融机构融资、租赁融资等在内的整体外部融资，如果企业信贷融资的减少是因为具有其他外部融资渠道而导致不需要银行贷款，那么政府债务的上升不会导致企业整个外部融资状况的恶化。本文参照Almeida etal．（2004）的研究，选用现金—现金流敏感性作为融资约束的代理变量。具体模型设定如式（7）所示，当α3显著大于0时，说明政府债务水平越高，企业倾向于从其内部现金流中存储更多的现金，以应对未来的投资机会，即企业受到的外部融资约束程度加深。

在本文的语境下，如果系数α3不显著或者为负，那么政府债务对企业信贷融资的负向影响可能是由于企业可以进行债券或股权融资，而不再依赖银行借款，那么政府债务对微观主体的负面影响将被放大。而且本部分重点关注政府债务对国有企业信贷融资的影响，因为根据对假说3的验证，国有企业信贷融资受到的负向影响更大，考虑到一部分政府债务资金会直接流入国有企业（范小云等，2017），以及国有企业融资方式的转换更加灵活，其自主选择不依靠银行贷款的可能性更大。回归结果如表5所示，其中（1）和（2）为全样本回归，（3）和（4）为重点关注的分所有制回归。由表可知，在国有企业样本中，交互项系数在5%的水平上显著为正，表明政府债务的上升恶化了包括银行借款在内的企业外部融资状况，进一步说明本文所得到的“政府债务对企业信贷融资规模具有挤出效应”这一结论并不是由于企业自主选择其他外部融资方式而不依赖银行贷款。第（4）列非国有企业回归的交互项并不显著，实际上从分组回归的角度再一次验证了本文假说3的结论，即地方政府债务对国有企业信贷融资的挤出效应更大。

表5 政府债务对企业融资约束的影响

（二）稳健性检验

本文接着从不同角度进行稳健性检验，最终说明实证回归结论的准确性和可靠性①限于篇幅，稳健性回归结果未报告于正文中，备索。。

1．变更主要变量的度量方式。第一，参照国际货币基金组织（IMF）的做法，采用各地方政府债务率衡量地方政府债务水平，避免结果受GDP驱动而导致偏误。第二，基于基准回归中对融资平台带息负债的计算口径，这里首先除去“应付票据”项目，重新得到平台有息负债率，其次在Huang et al．（2020）的基础上，借鉴宋科等（2023）的补充，重新计算平台有息负债的广义口径①平台广义有息债务＝短期借款＋长期借款＋一年内到期非流动负债＋应付债券＋应付票据＋其他流动性负债＋长期应付款。，得到新的政府债务指标。结果表明，政府债务对企业信贷融资总体上仍表现出挤出效应，且政府债务对于国有企业的负向影响更强。

2．对样本进行修正。因为本文所选取的地方政府债务的代理指标是平台债务，而企业样本中包含部分平台企业，所以这里将总样本中的平台公司样本去除，重新进行检验。此外，由于国企按照国有资产管理权限又可进一步划分为中央国企和地方国企，两者具有不同的政治特性和业务范围，将央企仅仅按照注册地信息匹配可能会给结果带来偏误，因此这里进一步剔除国企中的央企重新进行考察。

3．改变回归方式。鉴于模型设定可能受其他遗漏变量的影响，从而产生内生性，这里选取地方债务指标的滞后一期作为工具变量（梁虎和张珩，2020），采用2SLS方法重新回归。而且根据Kleibergen－Paaprk LM统计量和第一阶段回归结果也拒绝了工具变量不可识别和弱工具变量的假设，由于工具变量与内生解释变量均为一个，不需要进行冗余检验。结果表明，假说1和假说3b依然得到验证，与基准回归的结果保持一致。

4．子样本回归与反事实分析。本部分在表2回归的基础上，以2014年为节点，将样本划分为2014年之前和之后，进行分组回归。分组回归的结果与主实证分析保持了一致，此外，由于上述政策纠偏作用可能是由其他遗漏变量或其他事件所引起，而与“43号文”本身没有关系，因此本文进一步引入反事实分析框架，即设定假想的政策出台时间（陈刚，2012），按照同样的方法对样本进行回归，如果交互项的符号和显著性与主实证分析一样，则本文的结论可能是由其他变量而非“43号文”导致。这里假定冲击发生在2010年和2011年，对2014年之前的样本进行回归，此时城投债交互项并不显著，这表明政府债务对企业信贷融资的负向作用是受到“43号文”的政策影响而得到缓解。

六、结论与政策启示

本文一方面识别政府债务影响企业信贷融资的“平均效应”，另一方面超越上述“平均效应”，还着重关注该影响如何受政策作用以及不同所有制企业所受影响的差异。主要研究结果包括：首先，在研究期内，地方政府债务水平影响企业信贷融资规模的“平均效应”体现为负向的挤出作用；其次，2014年之后，随着国务院“43号文”的出台，城投债扩张引起的信贷挤出效应较之前下降八成，但政策对债务总体和银行贷款类非公开债务的纠偏作用并不显著；再次，与传统信贷歧视的观点不同，从企业产权性质来看，政府债务扩张对国有企业信贷融资的负面影响更大，并通过构建中介效应模型发现，这主要是由于国有企业债务与政府债务之间具有更高的相似性和替代性，与“资产组合效应理论”更为吻合。最后，通过将企业融资的范围由信贷融资扩展到整体外部融资状况，进一步说明地方政府债务的上述挤出效应并不是因为企业自主选择其他外部融资渠道而不再依赖银行信贷。

对应于正文的三个假说，本文的研究结论具有以下政策启示。第一，从政府债务对企业信贷融资的挤出效应来看，尽管当前财政扩张是拉动经济增长的必要手段，但仍需稳控政府债务规模，在稳增长与债务所带来的微观负面影响之间取得平衡，通过优化地方政府及融资平台公司的资金投向，改善基础设施和投资环境，扩大外部性以推动企业生产扩张，这有利于经济长期增长。第二，从债务治理对挤出效应的纠偏作用来看，相比于被广泛关注的城投债，银行贷款、影子银行业务、信托基金等更具隐性化的政府债务可能带来的负向影响和风险问题值得警惕，因此应进一步推动地方债务显性化，规范地方政府融资渠道，坚决取缔各类违法违规融资行为，并加强债务置换、提高债务发行有关的信息披露程度。第三，从政府债务挤出效应的所有制差异来看，银行等投资者在配置金融资源时会从市场化的理性角度出发，动态优化自身的资产组合，而不是一味将资金优先给予国有企业，因此，应继续深化银行体系改革、优化信贷资源配置，防止信贷资金“脱实向虚”。国企本身也应加快转型步伐，规范地方政府、地方性银行与地方性国企之间的关系，为不同所有制企业提供良好的融资环境。