金紫怡 黃創(chuàng)霞 文鳳華

摘要我國(guó)的地方政府債務(wù)正處于快速膨脹的時(shí)期，其對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響引起了社會(huì)的廣泛關(guān)注.基于我國(guó)30個(gè)省份2004～2015年的面板數(shù)據(jù)，運(yùn)用空間面板模型對(duì)地方政府債務(wù)與區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的非線性影響關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證檢驗(yàn)，研究表明兩者關(guān)系存在明顯的區(qū)域差異性：就全國(guó)樣本和東部地區(qū)樣本而言，地方政府債務(wù)與區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間存在顯著的“倒U”型非線性影響關(guān)系；而在中西部地區(qū)，在考慮省份之間的經(jīng)濟(jì)空間相關(guān)性后，此種影響關(guān)系并不顯著.這說(shuō)明，由于我國(guó)區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展條件存在較大差異，地方政府債務(wù)對(duì)不同區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響也不盡相同，針對(duì)性的政府債務(wù)管理措施十分必要.

關(guān)鍵詞地方政府債務(wù)；經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)；非線性影響關(guān)系；空間面板模型

中圖分類號(hào)F812.7文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼A

1引言

金融危機(jī)過(guò)后，政府債務(wù)問(wèn)題成為世界經(jīng)濟(jì)關(guān)注的一個(gè)重要方面.希臘債務(wù)危機(jī)使其經(jīng)濟(jì)遭到嚴(yán)重打擊，希臘成為對(duì)國(guó)際貨幣基金組織債務(wù)違約的首個(gè)發(fā)達(dá)國(guó)家.而最近意大利政府公債規(guī)模持續(xù)攀升，其債務(wù)問(wèn)題成為繼希臘債務(wù)危機(jī)后歐洲經(jīng)濟(jì)關(guān)注的新焦點(diǎn).一直以來(lái)，學(xué)術(shù)界對(duì)于政府債務(wù)的合理水平存在爭(zhēng)論，各個(gè)國(guó)家也都在政府債務(wù)的決策上有著不同態(tài)度.然而，與國(guó)外深陷債務(wù)危機(jī)的國(guó)家不同的是，我國(guó)的地方債務(wù)主要表現(xiàn)為內(nèi)債，債權(quán)人以國(guó)內(nèi)機(jī)構(gòu)和個(gè)人為主.財(cái)政部披露的數(shù)據(jù)顯示，到2015年末，中國(guó)地方政府債務(wù)規(guī)模為16萬(wàn)億，當(dāng)年末地方政府債務(wù)率為89.2%；截至2016年12月14日，地方債發(fā)行已高達(dá)6.04萬(wàn)億.日漸突出的地方政府債務(wù)問(wèn)題成為熱點(diǎn)并受到較大的爭(zhēng)議：是否高速攀升的債務(wù)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)會(huì)產(chǎn)生正向作用.

對(duì)于債務(wù)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的影響關(guān)系，已有的文獻(xiàn)存在不同的結(jié)論.主流經(jīng)濟(jì)學(xué)領(lǐng)域?qū)⒄畟鶆?wù)加入增長(zhǎng)模型，認(rèn)為政府債務(wù)對(duì)經(jīng)濟(jì)的長(zhǎng)遠(yuǎn)發(fā)展存在著負(fù)面影響（SaintPaul，1992）[1].Friedman（1987）[2]、Borio等（2001）[3]的研究也都表明政府債務(wù)對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)運(yùn)行產(chǎn)生了顯著影響.Kumar和Woo（2015）[4]的研究發(fā)現(xiàn)在保持其他變量一定時(shí)，由于高度負(fù)債對(duì)投資與資本存量的影響，勞動(dòng)生產(chǎn)率的增長(zhǎng)率下降，得到初始債務(wù)存量與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)存在負(fù)相關(guān)性的結(jié)論.另外，還有一部分研究則是圍繞兩者的非線性關(guān)系展開.Reinhar和Rogoff（2010）[5]發(fā)現(xiàn)當(dāng)政府債務(wù)與GDP比率未超過(guò)90%時(shí)，二者相關(guān)性較弱，但若超過(guò)該轉(zhuǎn)折點(diǎn)時(shí)，債務(wù)對(duì)長(zhǎng)期經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)起消極作用.Cecchetti等（2011）[6]和Padoan等（2012）[7]選取OECD國(guó)家為樣本對(duì)其政府債務(wù)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)進(jìn)行研究，同樣發(fā)現(xiàn)政府債務(wù)占GDP比率超過(guò)85%時(shí)，政府債務(wù)的增長(zhǎng)將會(huì)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)起抑制作用；Checherita和Rother（2012）[8]、Baum等（2013）[9]以歐元區(qū)國(guó)家為樣本也得到了同樣的結(jié)論.OwusuNantwi和Erickson（2016）[10]通過(guò)實(shí)證對(duì)戛納1970～2012年政府債務(wù)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)間長(zhǎng)期及短期的相關(guān)關(guān)系進(jìn)行檢驗(yàn)，實(shí)證結(jié)果發(fā)現(xiàn)真實(shí)GDP增長(zhǎng)率與政府債務(wù)之間在長(zhǎng)期來(lái)看存在著顯著的正相關(guān)關(guān)系，而在短期顯示政府債務(wù)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間存在著雙向關(guān)系.值得注意的是，也有部分研究認(rèn)為政府債務(wù)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間并無(wú)聯(lián)系.Schclarek（2004）[11]以1970～2002年間24個(gè)工業(yè)國(guó)家為樣本，對(duì)其政府債務(wù)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響關(guān)系進(jìn)行驗(yàn)證，并未發(fā)現(xiàn)兩者之間存在相關(guān)關(guān)系.Ogunmuyiwa（2011）[12]選取尼日利亞1970-2007年時(shí)間序列數(shù)據(jù)，運(yùn)用VEC模型探討了尼日利亞的外債對(duì)其經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響，結(jié)果表明兩者關(guān)系很弱且不顯著.Herndon等（2014）[13]對(duì)Reinhar和Rogoff（2010）[5]的研究提出了質(zhì)疑，他們使用相同的數(shù)據(jù)重新計(jì)算未能得到相同結(jié)論，增長(zhǎng)率在政府債務(wù)超過(guò)90%的閾值前后并無(wú)明顯區(qū)別.

上述研究嘗試證明了兩者之間是否存在固定的影響關(guān)系，而還有部分文獻(xiàn)發(fā)現(xiàn)二者的關(guān)系并不是固定的，不同樣本中結(jié)果各異.賈康和趙全厚（2000）[14]認(rèn)為影響國(guó)債適度規(guī)模的因素復(fù)雜多變，不同國(guó)家之間并不存在一個(gè)單一的規(guī)模標(biāo)準(zhǔn)，且適度規(guī)模具有時(shí)變性，不同國(guó)家發(fā)展階段對(duì)應(yīng)的規(guī)模標(biāo)準(zhǔn)也會(huì)隨之發(fā)生變化，難以測(cè)算適度規(guī)模的具體值.劉洪鐘等（2014）[15]的研究基于1980～2009年的面板數(shù)據(jù)，分別對(duì)比了發(fā)達(dá)國(guó)家與發(fā)展中國(guó)家政府債務(wù)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響關(guān)系，其結(jié)果表明兩者經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平不同從而債務(wù)閾值存在差異，兩組國(guó)家具有不同的債務(wù)承受能力，并認(rèn)為從中長(zhǎng)期來(lái)看，政府債務(wù)的增加會(huì)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)起促進(jìn)作用，但隨著其規(guī)模的不斷膨脹，最終產(chǎn)生不利影響.繆小林和付潤(rùn)民（2014）[16]的研究發(fā)現(xiàn)地方政府債務(wù)總體上促進(jìn)縣域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，但地方債務(wù)的促進(jìn)作用在高社會(huì)投資率樣本中較小，在低社會(huì)投資率樣本中較大.Kourtellos （2013）[17]的研究發(fā)現(xiàn)民主政治水平較高的地區(qū)，政府債務(wù)與當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)增長(zhǎng)并不存在顯著的相關(guān)關(guān)系，而在民主水平較低的地區(qū)，政府債務(wù)的增加則會(huì)導(dǎo)致經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)放緩.Megersa和Cassimon（2015）[18]探究了公共部門管理效率對(duì)政府債務(wù)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間相互關(guān)系的影響，利用政府部門管理指標(biāo)將樣本分類為弱與強(qiáng)國(guó)家，發(fā)現(xiàn)在公共部門管理效率較低的國(guó)家，政府債務(wù)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，而在公共部門管理效率較高的國(guó)家呈正相關(guān)關(guān)系.Egert（2015）[19]運(yùn)用非線性閾值模型探究了政府債務(wù)是否在某一區(qū)間對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)存在負(fù)相關(guān)的非線性影響并發(fā)現(xiàn)，負(fù)線性相關(guān)關(guān)系只當(dāng)政府債務(wù)水平占GDP的20%～60%時(shí)顯著.Ghosh等（2013）[20]、Panizza（2014）[21]的研究認(rèn)為每個(gè)國(guó)家或地區(qū)存在著針對(duì)該國(guó)的特定閾值，在該國(guó)家的債務(wù)水平超過(guò)其特定閾值后，債務(wù)水平對(duì)該國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)產(chǎn)生負(fù)影響.

以上文獻(xiàn)針對(duì)發(fā)達(dá)國(guó)家及發(fā)展中國(guó)家的政府債務(wù)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響進(jìn)行了研究，但是結(jié)論尚存在較大爭(zhēng)議：部分研究表明兩者呈線性相關(guān)或非線性相關(guān)關(guān)系，另一部分研究認(rèn)為，政府債務(wù)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間并無(wú)顯著關(guān)系.此外，前人研究多集中于對(duì)國(guó)外債務(wù)、不同經(jīng)濟(jì)體之間的對(duì)比分析，對(duì)于中國(guó)地方政府債務(wù)的相關(guān)研究較少，缺乏對(duì)我國(guó)不同經(jīng)濟(jì)區(qū)域的分區(qū)討論.而我國(guó)國(guó)情決定了其地方債務(wù)問(wèn)題的特殊性.我國(guó)國(guó)土幅員遼闊，東部地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展起步較早，區(qū)域間經(jīng)濟(jì)發(fā)展不平衡，因而不同經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的地區(qū)債務(wù)承受能力不盡相同.那么，針對(duì)我國(guó)不同經(jīng)濟(jì)區(qū)域具體分析地方債務(wù)的增加對(duì)該區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響有其必要性.另外，根據(jù)Anselin（1988）[22]提出的空間相關(guān)性理論，可以認(rèn)為地方政府債務(wù)及其經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)問(wèn)題在各地區(qū)之間存在空間相關(guān)關(guān)系.李新光和胡日東（2016）[23]對(duì)地方政府債務(wù)的空間傳染效應(yīng)進(jìn)行了實(shí)證研究，結(jié)果表明我國(guó)省域政府的債務(wù)規(guī)模增長(zhǎng)存在明顯的空間相關(guān)性，且區(qū)域之間地方政府債務(wù)余額的空間依賴性逐漸加強(qiáng).而現(xiàn)有文獻(xiàn)對(duì)兩者關(guān)系的探究多使用普通面板模型，相較于傳統(tǒng)面板模型，空間面板模型考慮空間相關(guān)性和空間異質(zhì)性，從而使本文的研究結(jié)果體現(xiàn)更加準(zhǔn)確并體現(xiàn)個(gè)體差異.

綜上，本文基于我國(guó)省級(jí)面板數(shù)據(jù)，在全國(guó)30個(gè)省份的基礎(chǔ)上，將全國(guó)總體樣本劃分為東、中、西三大區(qū)域，并考慮省域經(jīng)濟(jì)之間的空間相關(guān)性，利用空間面板模型探究在中國(guó)經(jīng)濟(jì)環(huán)境下地方政府債務(wù)與區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響關(guān)系.本文的主要目的在于探究不同區(qū)域地方債務(wù)水平變量，究竟會(huì)對(duì)該區(qū)域經(jīng)濟(jì)起促進(jìn)作用還是抑制作用、抑或是兩者并不存在影響關(guān)系，從而為政策制定提供參考.

2模型設(shè)定與數(shù)據(jù)選擇

2.1標(biāo)準(zhǔn)面板模型

本文選取2004～2015年中國(guó)30個(gè)省份的面板數(shù)據(jù)，探究地方政府債務(wù)對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響關(guān)系.參考國(guó)家統(tǒng)計(jì)年鑒，在全國(guó)30個(gè)省份的基礎(chǔ)上，進(jìn)一步根據(jù)省份所在的地理位置劃分為東、中、西部3個(gè)地區(qū)，其中東部地區(qū)包括北京市、天津市、河北省、上海市、江蘇省、浙江省、福建省、山東省、廣東省、海南省、遼寧省、吉林省、黑龍江省，中部地區(qū)包括山西省、安徽省、江西省、河南省、湖北省、湖南省，西部地區(qū)包括內(nèi)蒙古自治區(qū)、廣西壯族自治區(qū)、重慶市、四川省、貴州省、云南省、陜西省、甘肅省、青海省、寧夏回族自治區(qū)、新疆維吾爾自治區(qū)，西藏自治區(qū)由于數(shù)據(jù)缺失本文特將其剔除.參照張晏和龔六堂（2005）[24]以及ChecheritaWestphal （2012）[8]，設(shè)定二次項(xiàng)形式，回歸方程為：

其中，i表示不同地區(qū)，t代表時(shí)間，ui代表不可觀測(cè)的個(gè)體效應(yīng)的隨機(jī)變量，εit代表隨機(jī)干擾項(xiàng).git表示 i 縣（市、區(qū)）在 t 時(shí)期的人均實(shí)際GDP增長(zhǎng)率，考慮到地方政府債務(wù)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響會(huì)有一定的時(shí)滯，同時(shí)為了避免逆向因果問(wèn)題，借鑒王文劍和覃成林（2008）[25]的處理方法，采用本年與滯后3年的人均GDP的增長(zhǎng)率的滑動(dòng)平均值代表t時(shí)期的人均實(shí)際GDP增長(zhǎng)率.Ln debt表示地方政府人均實(shí)際的債務(wù)水平，Ln debt2it為地方政府債務(wù)水平的二次項(xiàng)，用于分析債務(wù)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的非線性影響.Xit為一系列控制變量.

2.2空間面板模型

空間相關(guān)性的存在是由于數(shù)據(jù)測(cè)量上的誤差和相鄰地區(qū)經(jīng)濟(jì)的往來(lái)造成的（Anselin，1998）[22]，傳統(tǒng)面板模型忽視了不同地區(qū)存在空間相關(guān)性的問(wèn)題，可能會(huì)導(dǎo)致估計(jì)結(jié)果出現(xiàn)偏誤.一般而言空間相關(guān)性會(huì)體現(xiàn)出多種不同的形式，其中常用的兩種模型為空間自回歸模型（SAR）與空間誤差模型（SEM）（Anselin，2004）[26].空間滯后模型的形式如下表示：

2.3.2地方政府債務(wù)

考慮到我國(guó)實(shí)際國(guó)情，地方債務(wù)的復(fù)雜性和不透明機(jī)制，往年的地方政府債務(wù)的具體數(shù)據(jù)并沒有系統(tǒng)全面的進(jìn)行測(cè)算，各省市的審計(jì)結(jié)果沒有對(duì)外發(fā)布.近年來(lái)，地方政府債務(wù)的透明性受到關(guān)注，國(guó)家審計(jì)局公布了2011年地方政府債務(wù)統(tǒng)計(jì)結(jié)果，之后在2012公布了部分省市審計(jì)結(jié)果、2013年公布了全國(guó)各省市債務(wù)審計(jì)結(jié)果.學(xué)者們往往會(huì)根據(jù)網(wǎng)絡(luò)各渠道公布的零散的數(shù)據(jù)對(duì)長(zhǎng)期地方政府債務(wù)數(shù)據(jù)進(jìn)行推測(cè)，但是無(wú)法考證數(shù)據(jù)來(lái)源是否真實(shí)可靠，其次測(cè)算也存在一定的偏差；也有學(xué)者通過(guò)尋找合適的代理變量對(duì)地方政府債務(wù)進(jìn)行刻畫.本文參考張廷和趙艷朋（2016）[30]的做法，將基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)投資作為地方政府債務(wù)的代理變量，并以2004年為基期的各省固定資產(chǎn)投資價(jià)格指數(shù)進(jìn)行平減，再除以當(dāng)年常住人口得到實(shí)際人均債務(wù)，并對(duì)數(shù)據(jù)取對(duì)數(shù)消除異方差性.

2.3.3其他控制變量

參考Kourtellos（2013）[17]、劉洪鐘等（2014）[15]、OwusuNantwi和Erickson（2016）[10]等文獻(xiàn)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的實(shí)證研究.選取實(shí)際人均GDP水平的對(duì)數(shù)值（Ln gdp），以衡量經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)中的“趕超效應(yīng)”，這一指標(biāo)被大多數(shù)實(shí)證研究所采用.人口增長(zhǎng)率（popgr），是勞動(dòng)水平的重要指標(biāo)，是經(jīng)濟(jì)發(fā)展中的重要投入要素.宏觀稅負(fù)水平（tax），用每省當(dāng)年的財(cái)政收入占GDP的比重代替.對(duì)外開放程度（openness），為進(jìn)出口貿(mào)易總額占GDP的比重.城鎮(zhèn)化率（urban），使用城鎮(zhèn)人口占總?cè)丝诘谋戎乇硎?此外，考慮到人力資本（humanc）是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的重要因素，參照林毅夫和孫希芳（2008）[31]用中等學(xué)校和高等學(xué)校在學(xué)人數(shù)占全部人口的比例來(lái)衡量.變量描述性統(tǒng)計(jì)見表1.

原始數(shù)據(jù)來(lái)源于國(guó)家統(tǒng)計(jì)局分省年度數(shù)據(jù)庫(kù).從全國(guó)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)來(lái)看，我國(guó)過(guò)去十幾年里經(jīng)濟(jì)經(jīng)歷了高速的發(fā)展，年實(shí)際經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率近10%，創(chuàng)造了世界經(jīng)濟(jì)發(fā)展的奇跡，且全國(guó)整體的城鎮(zhèn)化率水平已超50%的中等水平.從東、中、西三大區(qū)域的比較來(lái)看，中西部地區(qū)實(shí)際經(jīng)濟(jì)率略高于東部地區(qū)，對(duì)數(shù)人均GDP水平卻相對(duì)較低，說(shuō)明我國(guó)區(qū)域經(jīng)濟(jì)的發(fā)展中中西部地區(qū)具有一定的后發(fā)優(yōu)勢(shì)，但整體的經(jīng)濟(jì)體量仍主要存在于東部地區(qū)，從而出現(xiàn)區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展不平衡的現(xiàn)象.其次，人均實(shí)際債務(wù)水平在東、中、西部地區(qū)依次增加，以此來(lái)看我國(guó)的地方債務(wù)問(wèn)題主要集中于中西部等經(jīng)濟(jì)發(fā)展相對(duì)落后的省份.此外，人力資本、經(jīng)濟(jì)開放度、人口增長(zhǎng)率、宏觀稅負(fù)及城鎮(zhèn)化率等與經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度密切相關(guān)的因素，都表現(xiàn)出在經(jīng)

3實(shí)證分析

3.1基本面板模型回歸

模型（1）的標(biāo)準(zhǔn)面板模型包含隨機(jī)效應(yīng)和固定效應(yīng)兩種形式.表2給分別出了全國(guó)及東部、中部和西部的隨機(jī)效應(yīng)和固定效應(yīng)估計(jì)結(jié)果，其中，豪斯曼檢驗(yàn)結(jié)果表明，固定效應(yīng)模型在不同地區(qū)都由于隨機(jī)效應(yīng)模型，除此之外，不同地區(qū)的固定效應(yīng)模型的可決系數(shù)都大于隨機(jī)效應(yīng)模型.故只針對(duì)固定效應(yīng)模型的估計(jì)結(jié)果進(jìn)行分析.

從固定效應(yīng)模型的估計(jì)結(jié)果可以看出，全國(guó)及各地區(qū)債務(wù)水平項(xiàng)系數(shù)顯著為正，表明地方政府債務(wù)確實(shí)能對(duì)經(jīng)濟(jì)起到推動(dòng)作用，而且債務(wù)水平的二次項(xiàng)系數(shù)都顯著為，表明債務(wù)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有倒U性的非線性效應(yīng)，而且劉金林（2013）[32]門檻值的測(cè)算公式debtthreshold=-b/2a（其中b為L(zhǎng)n debt估計(jì)系數(shù)，a為L(zhǎng)n debt2的估計(jì)系數(shù)）得出，東部地區(qū)的門檻值為5.813，高于中部和西部地區(qū)的債務(wù)門檻值，表明東部地區(qū)具有更強(qiáng)的債務(wù)承受能力.

此外，控制變量的估計(jì)結(jié)果表明，就全國(guó)而言，對(duì)外開放程度及人力資本能對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有顯著的正向作用，稅收會(huì)抑制經(jīng)濟(jì)發(fā)展，這與實(shí)際結(jié)果相符.而我國(guó)作為發(fā)展中國(guó)家，ln gdp的系數(shù)值為正，人口增長(zhǎng)率的系數(shù)為負(fù)，這與劉洪鐘等（2014）[15]的估計(jì)結(jié)果一直.此外，由于我國(guó)近年來(lái)經(jīng)濟(jì)的長(zhǎng)期增長(zhǎng)呈現(xiàn)出L型，而城鎮(zhèn)化率是逐年提高的，所以在回歸中城鎮(zhèn)化率的系數(shù)表現(xiàn)為負(fù).

3.2空間面板模型估計(jì)

空間相關(guān)性是運(yùn)用空間面板模型進(jìn)行計(jì)量實(shí)證的前提，本文選用常用的lmerr、moranI及Walds空間相關(guān)性測(cè)度方法，對(duì)全國(guó)及東、中、西部地區(qū)是否存在空間相關(guān)性進(jìn)行檢驗(yàn).表3的檢驗(yàn)結(jié)果表明，3種方法在全國(guó)及不同區(qū)域中都拒絕了截面?zhèn)€體之間不存在空間相關(guān)性的原假設(shè)，說(shuō)明本文運(yùn)用空間面板模型對(duì)債務(wù)影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的實(shí)證是合理且必要的.

出了基于空間誤差修正模型對(duì)全國(guó)數(shù)據(jù)的估計(jì)結(jié)果，對(duì)此使用了無(wú)固定效應(yīng)（1）、空間固定效應(yīng)（2）、時(shí)期固定效應(yīng)（3）和空間時(shí)期雙固定效應(yīng)（4）等方法進(jìn)行估計(jì).從表5中的（1）～（4）中模型的可決系數(shù)及模型似然值可以發(fā)現(xiàn)，兩者數(shù)值都依次增加，其中可決系數(shù)達(dá)到0.491，也明顯優(yōu)于普通固定效應(yīng)面板模型中的可決系數(shù)0.387，從而表明對(duì)空間效應(yīng)和時(shí)期效應(yīng)都進(jìn)行控制的模型（4）的表現(xiàn)更好.空間時(shí)期雙固定模型的估計(jì)結(jié)果表明，債務(wù)變量及債務(wù)的二次項(xiàng)都十分顯著，兩者系數(shù)與標(biāo)準(zhǔn)面板中的固定效應(yīng)模型一致，說(shuō)明債務(wù)對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有的非線性“倒U”型的影響關(guān)系具有一定的穩(wěn)定性，當(dāng)人均債務(wù)水平變動(dòng)1個(gè)單位會(huì)使得經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)0.052個(gè)單位，但4個(gè)模型的債務(wù)水平的門檻值范圍為4.6～5.2，換而言之，即當(dāng)債務(wù)水平低于門檻值時(shí)，債務(wù)的增加有利于我國(guó)經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)，當(dāng)債務(wù)水平超過(guò)門檻值時(shí)債務(wù)會(huì)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)產(chǎn)生負(fù)向作用.此外，空間自回歸項(xiàng)的系數(shù)為0.583，且十分顯著.在控制變量的系數(shù)估計(jì)結(jié)果中，實(shí)際人均GDP、人力資本對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)存在顯著的正向影響；宏觀稅負(fù)水平及城鎮(zhèn)化率對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響仍然表現(xiàn)出負(fù)向作用.在對(duì)全國(guó)樣本運(yùn)用SEM的估計(jì)中，最優(yōu)模型為空間及時(shí)期雙固定模型，為保持估計(jì)的一致性，在對(duì)東、中、西三大區(qū)域的空間面板模型估計(jì)中，仍選擇SEM空間、時(shí)期雙固定模型對(duì)三大區(qū)域進(jìn)行估計(jì).估計(jì)結(jié)果如表6所示.空間誤差模型結(jié)果表明，在考慮空間相關(guān)性后，對(duì)于東部地區(qū)而言，其債務(wù)門檻值從5.8下降到了5.1，表明對(duì)于東部省份而言經(jīng)濟(jì)關(guān)系的往來(lái)會(huì)使得債務(wù)門檻降低.同時(shí)，人均債務(wù)水平仍然對(duì)經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生正向作用，且仍具有線性的“倒U”型影響關(guān)系：在東部地區(qū)，二者呈顯著的非線性影響關(guān)系，保持適度債務(wù)規(guī)模，當(dāng)其不超過(guò)特定閾值時(shí)，地方政府債務(wù)的發(fā)展能為當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)發(fā)展提供動(dòng)力，刺激增長(zhǎng)；但若任由地方政府債務(wù)無(wú)限擴(kuò)張，當(dāng)債務(wù)規(guī)模超過(guò)臨界值時(shí)，反而對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)造成阻力，帶來(lái)巨大風(fēng)險(xiǎn).而對(duì)于中西部省份來(lái)說(shuō)，在考慮空間相關(guān)性后，地區(qū)人均債務(wù)水平對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)影響變得不再顯著，也表明債務(wù)對(duì)經(jīng)濟(jì)將不存在門檻效應(yīng).其中可能的原因在于，相比于東部地區(qū)而言，中西部地區(qū)由于經(jīng)濟(jì)體量較低、經(jīng)濟(jì)發(fā)展相對(duì)緩慢、基礎(chǔ)設(shè)施相對(duì)較差等原因，當(dāng)經(jīng)濟(jì)出現(xiàn)較長(zhǎng)期的下坡趨勢(shì)時(shí)（本文使用的是4年人均GDP增長(zhǎng)率滑動(dòng)平均值，能代表經(jīng)濟(jì)的中長(zhǎng)期增長(zhǎng)率），以非再生資源開采為經(jīng)濟(jì)發(fā)展導(dǎo)向的中西部省份之間的下行風(fēng)險(xiǎn)，具有明顯的趨同效應(yīng)，如山西、陜西的煤炭經(jīng)濟(jì)就是一個(gè)鮮明的例證.從實(shí)證的角度說(shuō)明了中西部省份地區(qū)基于高債務(wù)的基礎(chǔ)設(shè)施投資并不能有效促進(jìn)地區(qū)間的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng).所以不能對(duì)地方政府債務(wù)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用一概而論，兩者關(guān)系在東部地區(qū)和中西部地區(qū)有著很大差異.對(duì)于經(jīng)濟(jì)發(fā)展較為成熟、有著優(yōu)越的經(jīng)濟(jì)發(fā)展環(huán)境的東部城市來(lái)說(shuō)，保持合理的政府債務(wù)水平能夠有效的拉動(dòng)投資、刺激區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展；但過(guò)度膨脹的地方政府債務(wù)反而導(dǎo)致對(duì)民間資本的“擠出效應(yīng)”，帶來(lái)新的產(chǎn)能過(guò)剩，加劇經(jīng)濟(jì)發(fā)展的結(jié)構(gòu)性矛盾，對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)產(chǎn)生副作用.而對(duì)于經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)相對(duì)薄弱的中西部地區(qū)，債務(wù)承受能力較東部地區(qū)較弱，難以及時(shí)消化存量債務(wù)，因而政府債務(wù)對(duì)當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)的拉動(dòng)作用并不顯著.尤其是在我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展進(jìn)入新常態(tài)，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平放緩，傳統(tǒng)粗放的發(fā)展方式已經(jīng)不再適應(yīng)當(dāng)下經(jīng)濟(jì)環(huán)境，而中西部地區(qū)對(duì)于舉借債務(wù)、投資項(xiàng)目缺乏有效規(guī)劃和科學(xué)的項(xiàng)目論證，基于高債務(wù)的基礎(chǔ)設(shè)施投資容易造成資源浪費(fèi)、經(jīng)濟(jì)效益低下，從而政府債務(wù)的急劇增長(zhǎng)反而給經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)較弱的中西部地區(qū)造成巨大的償債壓力，占用流動(dòng)性，對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展沒有起到預(yù)期中的實(shí)際效果.4結(jié)論及政策建議

本文考察了2004～2015年我國(guó)省級(jí)人均地方政府債務(wù)水平對(duì)人均經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率的影響，在考慮我國(guó)東部、中部、西部省份的經(jīng)濟(jì)發(fā)展及債務(wù)水平具有差異性的基礎(chǔ)上，區(qū)別于以往研究，本文運(yùn)用了基本面板模型和空間面板模型（固定效應(yīng)空間誤差模型）分區(qū)域進(jìn)行實(shí)證分析，主要研究結(jié)論為：

就全國(guó)整體而言，人均地方政府債務(wù)水平對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響呈現(xiàn)顯著的非線性效應(yīng)，且具有明顯的“倒U”型影響關(guān)系，即當(dāng)人均地方政府債務(wù)水平超過(guò)特定值時(shí)，會(huì)抑制地方經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng).從分區(qū)域樣本的研究來(lái)看，東部地區(qū)的地方債務(wù)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響與全國(guó)樣本相同，也具有非線性的影響效應(yīng).這與現(xiàn)有研究從國(guó)家層面探討發(fā)達(dá)國(guó)家與發(fā)展中國(guó)家（劉洪鐘等（2014）[15]）、OECD國(guó)家（Cecchetti等（2011）[6]和Padoan等（2012）[7]）、歐元區(qū)國(guó)家（Checherita和Rother（2012）[8]、Baum等（2013）[9]）債務(wù)水平與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的結(jié)論一致.而中西部地區(qū)在考慮省份之間的經(jīng)濟(jì)空間相關(guān)性后，債務(wù)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)并不會(huì)產(chǎn)生顯著影響，表明經(jīng)濟(jì)發(fā)展相對(duì)滯后的中西部地區(qū)，基于高債務(wù)的基礎(chǔ)設(shè)施投資并不是拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)的有效方式.

研究結(jié)論表明，由于我國(guó)區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展條件存在差異，并不能對(duì)全國(guó)地區(qū)的地方政府債務(wù)問(wèn)題一概而論：東部地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較高，良好的經(jīng)濟(jì)運(yùn)行環(huán)境有利于債務(wù)融通、較快消化存量債務(wù)、及時(shí)化解風(fēng)險(xiǎn)，保持合理的債務(wù)比率，政府債務(wù)服務(wù)于當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)發(fā)展；而相對(duì)于東部地區(qū)，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較弱的中西部地區(qū)由于其抗整體經(jīng)濟(jì)的下行風(fēng)險(xiǎn)較弱，過(guò)高債務(wù)及其投資水平并不能促進(jìn)經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng).

以上結(jié)論可以為政策制定者提供一定的參考.首先，針對(duì)不同區(qū)域的實(shí)際情況，制定符合該區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的有效政策：對(duì)于東部地區(qū)，應(yīng)充分發(fā)揮地方政府債務(wù)對(duì)當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)的帶動(dòng)作用，使其更好地服務(wù)于當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)發(fā)展，但同時(shí)也要防止過(guò)高的債務(wù)水平給經(jīng)濟(jì)帶來(lái)抑制作用；對(duì)于中西部地區(qū)，也不能一味盲目增加地方政府債務(wù)，保持謹(jǐn)慎態(tài)度，對(duì)于地方政府債務(wù)過(guò)高的地區(qū)應(yīng)逐步減少舉債，尤其是在我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展步入新常態(tài)，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)水平整體放緩，應(yīng)逐步改變?cè)械慕?jīng)濟(jì)發(fā)展模式，推進(jìn)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革，減少無(wú)效和低端供給，勿因短時(shí)之利而以高債務(wù)拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，這對(duì)于中西部地區(qū)并不是經(jīng)濟(jì)發(fā)展的有效方式.

其次，政府應(yīng)加強(qiáng)監(jiān)管，建立健全地方政府債務(wù)限額管理、預(yù)算管理、風(fēng)險(xiǎn)預(yù)警和應(yīng)急處置機(jī)制，緊緊圍繞政府債務(wù)管理、違法違規(guī)融資擔(dān)保行為兩方面，明確專員辦監(jiān)督重點(diǎn)，全面覆蓋地方政府債務(wù)限額管理、預(yù)算管理、風(fēng)險(xiǎn)預(yù)警、應(yīng)急處置，以及地方政府和融資平臺(tái)公司融資行為.與此同時(shí)，地方政府作為地方債務(wù)管理的責(zé)任主體，應(yīng)加快推進(jìn)建立全方位、常態(tài)化監(jiān)督體系，督促落實(shí)管理責(zé)任，及時(shí)制止和查處違法違規(guī)融資和擔(dān)保行為，嚴(yán)肅財(cái)經(jīng)紀(jì)律，防范和化解地方政府債務(wù)風(fēng)險(xiǎn).

參考文獻(xiàn)

[1]Saintpaul G.Fiscal policy in an endogenous growth model[J].Quarterly Journal of Economics，1992，107（4）：1243-1259.

[2]Friedman B M.New directions in the relation between public and private debt[J]. Science，1987，236（4800）：397-404.

[3]Borio C， Furfine C，Lowe P.Procyclicality of the financial system and financial stability： issues and policy options[J]. BIS Papers Chapters，2001，1（6）：1-57.

[4]Woo J，Kumar M S.Public debt and growth[J]. Economica，2015，10（328）：9-13.

[5]Reinhart C M，Rogoff K S.Growth in a time of debt[J].American Economic Review，2010，100（100）：573-578.

[6]Cecchettl S G，Mohanty M S，Zampoll F.Achieving growth amid fiscal imbalances：the real effects of debt[J].Economic Policy Symposiumjack Son Hole，2011，68（3）：145-196.

[7]Padoan P C， Sila U， Noord P V D.Avoiding debt traps： fiscal consolidation，financial backstops and structural reforms[J].Journal Economic Studies，2012（1）：151-177.

[8]ChecheritaWestphal C，Rother P.The impact of high government debt on economic growth and its channels：an empirical investigation for the euro area[J].European Economic Review，2012，56（7）： 1392-1405.

[9]Baum A， ChecheritaWestphal C，Rother P.Debt and growth： New evidence for the euro area[J].Journal of International Money and Finance，2013，32（1）：809-821.

[10]OwusuNantwi V，Erickson C.Public debt and economic growth in ghana[J].African Development Review，2016，28（1）：116-126.

[11]Schclarek A.Debt and economic growth in developing and industrial countries[R].General Information，2005.

[12]Ogunmuyiwa M S.Does fiscal deficit determine the size of external debt in Nigeria？ [J]Journal of Economics and International Finance，2011，3（10）： 580.

[13]Herndon T，Ash M，Pollin R.Does high public debt consistently stifle economic growth？ A critique of Reinhart and Rogoff[J].Cambridge journal of economics，2014，38（2）：257-279.

[14]賈康，趙全厚.國(guó)債適度規(guī)模與我國(guó)國(guó)債的現(xiàn)實(shí)規(guī)模[J].經(jīng)濟(jì)研究，2000，10：46-54.

[15]劉洪鐘，楊攻研，尹雷.政府債務(wù)， 經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與非線性效應(yīng)[J].統(tǒng)計(jì)研究，2014，31（4）：29-38.

[16]繆小林，伏潤(rùn)民.地方政府債務(wù)對(duì)縣域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響及其區(qū)域分化[J].經(jīng)濟(jì)與管理研究，2014（4）：35-40.

[17]Kourtellos A， Stengos T，Tan C M.The effect of public debt on growth in multiple regimes[J].Journal of Macroeconomics，2013，38（4）： 35-43.

[18]Megersa K，Cassimon D.Public debt， economic growth and public sector management in developing countries：is there a link？ [J].Public Administration and Development，2015，35（5）： 329-346.

[19]gert B.Public debt， economic growth and nonlinear effects：myth or reality？[J].Journal of Macroeconomics，2015，43：226-238.

[20]Ghosh A R， Kim J I，Mendoza E G，et al. Fiscal fatigue， fiscal space and debt sustainability in advanced economies[J].The Economic Journal，2013，123（566）：4-30.

[21]Panizza U，Presbitero A F.Public debt and economic growth： is there a causal effect？ [J].Journal of Macroeconomics，2014，41（C）：21-41.

[22]Anselin L.Spatial econometrics： methods and models[M].Dorddrecht： Kluwer Academic Publishers，1988.

[23]李新光，胡日東，2016，地方政府債務(wù)影響因素及空間傳染效應(yīng)的實(shí)證，統(tǒng)計(jì)與決策，2016（16）：153-156.

[24]張晏，龔六堂.分稅制改革， 財(cái)政分權(quán)與中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)[J].經(jīng)濟(jì)學(xué) （季刊），2005，5（1）：75-108.

[25]王文劍，覃成林.地方政府行為與財(cái)政分權(quán)增長(zhǎng)效應(yīng)的地區(qū)性差異——基于經(jīng)驗(yàn)分析的判斷， 假說(shuō)及檢驗(yàn)[J].管理世界，2008（1）：9-21.

[26]Anselin L， Florax RJM，Rey S J.Advances in spatial econometrics：methodology，tools and applications[M]. Berlin：Springer Science & Business Media，2004.

[27]Elhorst J P.Spatial econometrics[J].Springerbriefs in Regional Science，2014，1（1）：310-330.

[28]Baltagl B H.Econometric analysis of panel data[M].New York：Wiley，2005：197-200.

[29]林光平，龍志和，吳梅.我國(guó)地區(qū)經(jīng)濟(jì)收斂的空間計(jì)量實(shí)證分析： 1978—2002 年[J].經(jīng)濟(jì)學(xué)（季刊），2005，4（S1）：67-82.

[30]張延，趙艷朋.預(yù)算軟約束與我國(guó)地方政府債務(wù)[J].經(jīng)濟(jì)問(wèn)題探索，2016（4）：8-13.

[31]林毅夫，孫希芳.銀行業(yè)結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)[J].經(jīng)濟(jì)研究，2008，9（3）：31-45.

[32]劉金林.基于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)視角的政府債務(wù)合理規(guī)模研究： 來(lái)自O(shè)ECD的證據(jù)[J].