張?jiān)?王 瑩

1 引 言

分稅制改革背景下地方政府債務(wù)問(wèn)題日益突出。據(jù)資料顯示，2002年初地方政府債務(wù)總額約2萬(wàn)億元，截止2019年中國(guó)地方政府債務(wù)已擴(kuò)張至24萬(wàn)億元（黃春元和劉瑞，2020［1］）。雖然中央政府頒布了一系列政策性文件加強(qiáng)對(duì)地方政府負(fù)債的管控力度，但地方政府債務(wù)擴(kuò)張規(guī)模與速度仍居高不下，且隱性債務(wù)越來(lái)越成為地方政府青睞的舉債方式。在財(cái)政權(quán)力上繳但事權(quán)下放的政策背景下，地方政府因面臨政績(jī)考核和官員升遷具有持續(xù)的舉債動(dòng)機(jī)。一方面，地方政府債務(wù)可以有效彌補(bǔ)財(cái)政收支缺口，加強(qiáng)地方基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)以及促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展（毛捷和黃春元，2018［2］），但也有一些研究表明地方政府債務(wù)存在擠占資源、政府干預(yù)以及資源錯(cuò)配等現(xiàn)象（汪金祥等，2020［3］），且償債能力的不確定性帶來(lái)的債務(wù)違約風(fēng)險(xiǎn)的聯(lián)動(dòng)性很有可能波及整個(gè)金融系統(tǒng)（Oet et al.，2013［4］；毛銳等，2018［5］；鄧淑蓮和劉瀲滟，2019［6］）。因此研究政府隱性債務(wù)與金融市場(chǎng)之間的關(guān)系，并從政府層面防范金融動(dòng)蕩具有十分重要的現(xiàn)實(shí)意義。

現(xiàn)有研究基本認(rèn)同地方政府債務(wù)會(huì)影響金融穩(wěn)定的假說(shuō)。有學(xué)者指出地方政府在面臨較大的財(cái)政壓力時(shí)，會(huì)通過(guò)融資方式干預(yù)地方金融機(jī)構(gòu)，政府對(duì)銀行等金融機(jī)構(gòu)的過(guò)度依賴使商業(yè)銀行的風(fēng)險(xiǎn)不斷累積，導(dǎo)致資源錯(cuò)配以及資金使用效率低下等問(wèn)題（紀(jì)志宏等，2014［7］）；尤其在經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較低的地區(qū)，政府債務(wù)的擴(kuò)張會(huì)阻礙該地區(qū)的金融發(fā)展（Ismihan和Gulcin,2012［8］）。也有學(xué)者認(rèn)為地方政府行為可以有效彌補(bǔ)市場(chǎng)失靈的情況、促進(jìn)資源的再分配從而對(duì)于金融穩(wěn)定有正向效應(yīng)（余明桂和潘紅波，2008［9］；伍艷，2009［10］）。分析已有研究可知目前對(duì)于政府債務(wù)與金融穩(wěn)定之間的關(guān)系還存在一定的爭(zhēng)議，對(duì)于地區(qū)之間的相互影響考慮不全面，且多數(shù)基于宏觀和跨國(guó)層面的數(shù)據(jù)也并不適用于現(xiàn)階段中國(guó)各省的實(shí)際發(fā)展?fàn)顩r，這為本文的研究提供了一定的切入點(diǎn)。

本文基于2009-2018年中國(guó)30個(gè)省份的面板數(shù)據(jù)，運(yùn)用門檻模型和空間計(jì)量模型檢驗(yàn)地方政府隱性債務(wù)對(duì)于金融穩(wěn)定的影響。研究發(fā)現(xiàn)：①地方政府債務(wù)與金融穩(wěn)定性的分布具有明顯的空間自相關(guān)性；②地方政府隱性債務(wù)與金融穩(wěn)定存在非線性的關(guān)系，總體來(lái)看二者之間存在倒U型關(guān)系，即當(dāng)政府隱性債務(wù)規(guī)模小于門檻值時(shí)，地方政府隱性債務(wù)對(duì)金融穩(wěn)定起到促進(jìn)作用，當(dāng)政府債務(wù)達(dá)到一定規(guī)模時(shí)，便會(huì)對(duì)金融穩(wěn)定產(chǎn)生降低作用。③提高支出效率以及減少對(duì)金融體系的干預(yù)可以緩解政府債務(wù)對(duì)于金融穩(wěn)定的影響。

本文的貢獻(xiàn)主要有以下幾點(diǎn)：①已有地方政府債務(wù)與金融發(fā)展的研究主要集中于宏觀層面以及跨國(guó)層面，對(duì)于政府債務(wù)與金融穩(wěn)定的關(guān)系并未達(dá)成統(tǒng)一的意見(jiàn)。本文從省級(jí)層面檢驗(yàn)政府債務(wù)對(duì)金融穩(wěn)定性的影響，增加了地方政府債務(wù)與金融穩(wěn)定關(guān)系的區(qū)域性證據(jù)，同時(shí)豐富了地方政府債務(wù)的后果研究。②已有文獻(xiàn)對(duì)于地方政府債務(wù)與金融發(fā)展之間的關(guān)系大多基于面板數(shù)據(jù)或截面數(shù)據(jù)，鮮少考慮空間地理因素對(duì)于二者關(guān)系的影響，本文的檢驗(yàn)同時(shí)納入了門檻模型以及空間計(jì)量模型，更加全面科學(xué)的檢驗(yàn)地方政府債務(wù)與金融穩(wěn)定的關(guān)系，在方法的選擇以及研究體系上較為豐富。③進(jìn)一步檢驗(yàn)政府支出效率和政府干預(yù)在政府債務(wù)與金融穩(wěn)定關(guān)系中發(fā)揮的治理作用，對(duì)于地方政府化解債務(wù)風(fēng)險(xiǎn)和防范金融風(fēng)險(xiǎn)具有一定的參考價(jià)值。

2 研究假設(shè)與研究設(shè)計(jì)

2.1 研究假設(shè)

對(duì)于政府債務(wù)與金融穩(wěn)定的關(guān)系一直存在較大爭(zhēng)議。一部分學(xué)者認(rèn)為政府在金融市場(chǎng)中發(fā)揮“資源掠奪”的功能，政府機(jī)關(guān)可能會(huì)通過(guò)財(cái)政權(quán)利惡意壓榨地方金融機(jī)構(gòu)及下屬經(jīng)濟(jì)實(shí)體，擠占金融資源，造成資源錯(cuò)配（馮濤等，2007［11］；史亞榮和趙愛(ài)清，2020［12］），地方政府對(duì)金融系統(tǒng)的干預(yù)會(huì)導(dǎo)致銀行等機(jī)構(gòu)產(chǎn)生信貸錯(cuò)配現(xiàn)象，引發(fā)相應(yīng)的債務(wù)風(fēng)險(xiǎn)與流動(dòng)性風(fēng)險(xiǎn)，最終不利于整體的金融發(fā)展（Ismihan et al,2012［8］；紀(jì)志宏等，2014［7］；張軍，2016［13］）。有學(xué)者研究表明地方政府的融資行為對(duì)于微觀企業(yè)的投融資顯著存在擠出效應(yīng)，且對(duì)于民營(yíng)企業(yè)和小型企業(yè)的擠出效應(yīng)更為顯著（徐彥坤，2020［14］；馬樹(shù)才等，2020［15］）。因此一部分學(xué)者認(rèn)為地方政府債務(wù)對(duì)于金融發(fā)展存在負(fù)面影響。另外一部分學(xué)者認(rèn)為政府在金融發(fā)展中起到“助力”作用，從政府行為的角度出發(fā)，在金融市場(chǎng)尚不完善的階段，政府行為可以有效引導(dǎo)金融資源的合理配置、促進(jìn)金融市場(chǎng)的發(fā)展（蔡陳晨，2015［16］；潘俊等，2015［17］）。地方政府債務(wù)可以進(jìn)行資源的再整合，可能導(dǎo)致金融發(fā)展具有正面效應(yīng)（毛捷和徐軍偉，2019［18］；史亞榮和趙愛(ài)清，2020［12］）。梳理現(xiàn)有文獻(xiàn)可知，已有研究對(duì)于政府債務(wù)與金融發(fā)展的關(guān)系并未達(dá)成一致的結(jié)論，并沒(méi)有經(jīng)驗(yàn)證據(jù)表明地方政府債務(wù)對(duì)金融發(fā)展的作用方向。

對(duì)于政府債務(wù)我們需要重點(diǎn)關(guān)注其來(lái)源與償還。地方政府主要的籌資工具為地方債與城投債（史亞榮和趙愛(ài)清，2020［12］），地方政府債務(wù)規(guī)模的加大會(huì)導(dǎo)致通貨膨脹，資產(chǎn)價(jià)格被進(jìn)一步抬高形成泡沫經(jīng)濟(jì)；另一方面，作為政府隱性債務(wù)的主要來(lái)源，商業(yè)銀行為融資平臺(tái)和國(guó)有企業(yè)提供大部分的貸款業(yè)務(wù)，其信貸資源被政府過(guò)度擠占則容易引發(fā)流動(dòng)性風(fēng)險(xiǎn)和系統(tǒng)性風(fēng)險(xiǎn)，久而久之不利于金融穩(wěn)定。對(duì)于地方債務(wù)的償還，政府除了可以依靠穩(wěn)定的稅收收入獲取可償債資金外，還可通過(guò)項(xiàng)目回收款、出讓土地使用權(quán)，即土地財(cái)政等方式彌補(bǔ)資金缺口。當(dāng)政府債務(wù)規(guī)模較小時(shí)，政府債務(wù)可因其資源再分配以及部分被應(yīng)用于金融領(lǐng)域建設(shè)，造成金融穩(wěn)定的假象，但若政府債務(wù)規(guī)模過(guò)度擴(kuò)張，勢(shì)必影響金融體系的整體平穩(wěn)性，久而久之積累一定的金融風(fēng)險(xiǎn)。根據(jù)國(guó)家審計(jì)署發(fā)布的數(shù)據(jù)，地方政府債務(wù)的資金主要用于交通運(yùn)輸、基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)以及保障性住房等（馬樹(shù)才等，2020［15］；史亞榮和趙愛(ài)清，2020［12］）。這些項(xiàng)目大多屬于項(xiàng)目周期長(zhǎng)、資金回籠慢且利潤(rùn)薄弱的基礎(chǔ)市政建設(shè)，地方政府在短期之內(nèi)極大概率無(wú)法收回資金且項(xiàng)目暫停施工等情況時(shí)有發(fā)生。另一方面，出讓土地使用權(quán)是政府彌補(bǔ)財(cái)政缺口、支持財(cái)政建設(shè)的有力手段，但隨著房地產(chǎn)市場(chǎng)近年來(lái)的快速發(fā)展以及該行業(yè)的暴利現(xiàn)象，土地招標(biāo)價(jià)往往被過(guò)分哄抬導(dǎo)致資產(chǎn)價(jià)格急劇上升，我國(guó)的經(jīng)濟(jì)體系往往牽一發(fā)而動(dòng)全身，最后的連環(huán)效應(yīng)導(dǎo)致房地產(chǎn)商進(jìn)一步抬高房?jī)r(jià)，房地產(chǎn)市場(chǎng)的急速波動(dòng)通過(guò)“溢出效應(yīng)”影響整個(gè)經(jīng)濟(jì)體系，由地方政府土地財(cái)政帶來(lái)的催化劑效應(yīng)在整個(gè)經(jīng)濟(jì)體系和金融市場(chǎng)蔓延，因此本文認(rèn)為當(dāng)政府債務(wù)過(guò)度擴(kuò)張達(dá)到一定的規(guī)模后，對(duì)金融穩(wěn)定最終表現(xiàn)為負(fù)向影響?；谝陨戏治霰疚奶岢黾僭O(shè)1：

H1：地方政府債務(wù)對(duì)金融穩(wěn)定存在非線性影響。

部分學(xué)者也開(kāi)始關(guān)注地方政府債務(wù)和金融穩(wěn)定均存在的空間效應(yīng)。有學(xué)者研究指出政府債務(wù)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)都存在空間效應(yīng)，且政府債務(wù)相鄰地區(qū)的政府競(jìng)爭(zhēng)對(duì)本地區(qū)的政府債務(wù)規(guī)模存在顯著的空間溢出效應(yīng)，對(duì)地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)存在空間外溢效應(yīng)（王寶順和劉京煥，2011［19］；刁偉濤，2016［20］；鄭威等，2017［21］）。有學(xué)者運(yùn)用空間計(jì)量模型研究地方財(cái)政壓力和政府支出競(jìng)爭(zhēng)對(duì)于地方政府債務(wù)的影響（王術(shù)華，2017［22］），發(fā)現(xiàn)東西部地區(qū)財(cái)政壓力對(duì)于地方政府債務(wù)的擴(kuò)張起到一定的抑制作用，空間分布以及溢出效應(yīng)會(huì)影響政府的債務(wù)治理問(wèn)題（吳健梅等；2018［23］）。也有部分學(xué)者關(guān)注金融穩(wěn)定的空間效應(yīng)研究，2008年金融危機(jī)的爆發(fā)充分體現(xiàn)了金融系統(tǒng)聯(lián)結(jié)的復(fù)雜性與風(fēng)險(xiǎn)的高度傳染性。銀行間市場(chǎng)會(huì)通過(guò)流動(dòng)性貯存與間接渠道資產(chǎn)出售兩種渠道風(fēng)險(xiǎn)傳染，且二者間相互加強(qiáng)，極易造成系統(tǒng)性風(fēng)險(xiǎn)。任曉怡等（2017）［24］基于空間杜賓模型研究區(qū)域杠桿率對(duì)金融穩(wěn)定的影響，結(jié)果表明金融杠桿波動(dòng)所導(dǎo)致的金融不穩(wěn)定會(huì)引致去杠桿效應(yīng)且兩者具有顯著的空間溢出效應(yīng)。通過(guò)梳理已有文獻(xiàn)可知地方政府債務(wù)與金融穩(wěn)定可能存在空間相關(guān)性，因此本文提出假設(shè)2：

H2：政府債務(wù)與金融增長(zhǎng)均存在空間相關(guān)性，而且考慮空間效應(yīng)后，政府債務(wù)與金融穩(wěn)定之間的非線性關(guān)系仍然是成立的。

2.2 變量定義與樣本來(lái)源

①因變量。對(duì)于金融穩(wěn)定性的衡量，已有研究大多采用不良貸款率、金融杠桿波動(dòng)、Z指數(shù)、銀行破產(chǎn)風(fēng)險(xiǎn)以及存貸比等指標(biāo)衡量金融穩(wěn)定性（曲昭光等，2016［25］；商文磊，2019［26］）。Z指數(shù)、銀行破產(chǎn)風(fēng)險(xiǎn)等指標(biāo)更適用于銀行個(gè)體，且我國(guó)的金融體系決定銀行破產(chǎn)的概率微乎其微，所以這些指標(biāo)并不適宜衡量地區(qū)的金融穩(wěn)定性。少數(shù)學(xué)者也嘗試構(gòu)建綜合性的金融穩(wěn)定指標(biāo)體系衡量地區(qū)的金融穩(wěn)定（韓谷源和朱辰，2019［27］；逯進(jìn)和王金濤，2020［28］）。然而已有研究對(duì)于指標(biāo)的選取意見(jiàn)不一，且不同地區(qū)的發(fā)展?fàn)顩r不同導(dǎo)致統(tǒng)一的指標(biāo)體系缺乏一定的適用性。參考Kauko（2011）的做法，選取不良貸款率（BLR）作為地區(qū)金融穩(wěn)定的代理變量。該數(shù)值越大，代表銀行的不良貸款額越多，金融穩(wěn)定性越差。此外參考任曉怡等（2017）［24］以及沈悅等（2020）［29］的做法，將貸款余額與地區(qū)GDP的比值求HP濾波，得到波動(dòng)項(xiàng)（VOL）后取絕對(duì)值。顯然，金融杠桿波動(dòng)越大，金融系統(tǒng)穩(wěn)定性越差。將該指標(biāo)作為金融穩(wěn)定的另一代理變量進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

②自變量。對(duì)于地方政府債務(wù)衡量，已有學(xué)者主要基于城投債余額、顯性債務(wù)與隱性債務(wù)以及債務(wù)負(fù)擔(dān)率等角度。而地方政府債務(wù)不僅包含地方政府債券，也包含國(guó)有企業(yè)以及各融資平臺(tái)代發(fā)的政府債券，因此對(duì)于地方政府債務(wù)數(shù)據(jù)的獲取難度較大。參考曹光遠(yuǎn)和張?jiān)彛?020）［30］的做法，將政府債務(wù)劃分為直接債務(wù)、間接債務(wù)、顯性債務(wù)與隱性債務(wù)。因?yàn)榈胤秸⒉荒苤苯酉驀?guó)內(nèi)商業(yè)銀行等金融機(jī)構(gòu)借款，而且地方政府債務(wù)的額度均有嚴(yán)格的上限，地方政府直接債務(wù)風(fēng)險(xiǎn)較?。坏胤秸梢酝ㄟ^(guò)城投債、PPP、政府購(gòu)買服務(wù)、政府投資基金等各種明股實(shí)債的方式增加隱性負(fù)債。因此，地方政府直接債務(wù)對(duì)金融穩(wěn)定的影響相對(duì)較小，而地方政府的隱性債務(wù)，尤其是違法違規(guī)舉借的隱性債務(wù)風(fēng)險(xiǎn)相對(duì)而言大得多。近年來(lái)隨著中央政府對(duì)地方政府債務(wù)限額管控力度的不斷加強(qiáng)，地方機(jī)構(gòu)越來(lái)越傾向于隱性債務(wù)的方式獲取融資，隱性債務(wù)更加大了金融體系的脆弱性。因此通過(guò)測(cè)算得到隱性債務(wù)總額（DEBT1）作為地方政府債務(wù)的代理變量，具體計(jì)算過(guò)程參見(jiàn)曹光遠(yuǎn)和張?jiān)彛?020）［30］。此外參考冼國(guó)明等（2016）［31］的做法，將債務(wù)負(fù)擔(dān)率（DEBT2），即地方政府債務(wù)余額占地區(qū)GDP比重，作為地方政府債務(wù)的另一代理變量進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

③控制變量。參考陳憲等（2020）［32］、寇宏偉等（2020）［33］的研究，選取經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)速度（GROW）、通貨膨脹水平（CPI）、城市化率（OPEN）、對(duì)外開(kāi)放水平（OPEN）、投資水平（INV）、金融發(fā)展程度（FIN）以及市場(chǎng)化指數(shù)（MARKET）作為控制變量，具體計(jì)算方式見(jiàn)表1。

本文以2009-2018年中國(guó)30個(gè)省份為樣本，分析地方政府債務(wù)對(duì)金融穩(wěn)定的影響。西藏地區(qū)由于數(shù)據(jù)缺失被剔除，考慮到2008年發(fā)生金融危機(jī)對(duì)我國(guó)的金融市場(chǎng)造成較大的沖擊，可能影響結(jié)果的準(zhǔn)確性，因此將樣本區(qū)間劃分為2009-2018年。地方政府債務(wù)的數(shù)據(jù)主要來(lái)源于《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》、WIND數(shù)據(jù)庫(kù)、EPS數(shù)據(jù)庫(kù)等，其他變量的數(shù)據(jù)主要來(lái)源于國(guó)家統(tǒng)計(jì)局官網(wǎng)以及CCER數(shù)據(jù)庫(kù)等。后續(xù)分析主要采用STATA15.1軟件。

2.3 描述性統(tǒng)計(jì)分析

表2是主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果，不良貸款率的均值為1.49，而最小值與最大值分別為0.35、4.4，說(shuō)明各地區(qū)的金融穩(wěn)定性差距較大；金融杠桿波動(dòng)的均值與最大值分別為0.04與0.22，也支持了各地區(qū)金融穩(wěn)定性差距大的特點(diǎn)。各地區(qū)金融穩(wěn)定性差距大的原因離不開(kāi)地方政府隱性債務(wù)規(guī)模的不一致，隱性債務(wù)最大值10.87，而最小值僅為4.31，也從側(cè)面表現(xiàn)出各省的債務(wù)水平存在較大差異。通貨膨脹水平、對(duì)外開(kāi)放程度以及市場(chǎng)化指數(shù)的標(biāo)準(zhǔn)差分別為2.37、1.02以及3.45，說(shuō)明各省的通脹率、對(duì)外貿(mào)易額以及市場(chǎng)化程度分布較為離散，各省的發(fā)展水平存在較大差距，有可能對(duì)各省的金融穩(wěn)定性產(chǎn)生影響。

表2 描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果

續(xù)表

3 地方政府債務(wù)對(duì)金融穩(wěn)定的基本非線性分析

在不考慮空間效應(yīng)以及門檻效應(yīng)的情況下，先設(shè)定普通的面板回歸模型檢驗(yàn)政府債務(wù)與金融穩(wěn)定之間的關(guān)系，在模型中加入平方項(xiàng)以檢驗(yàn)二者之間是否存在非線性關(guān)系：

在上述模型中，不良貸款率（BLR）為被解釋變量金融穩(wěn)定的代理變量，DEBT1代表政府隱性債務(wù)規(guī)模，DEBT1_P代表政府債務(wù)的平方項(xiàng)，控制時(shí)間固定效應(yīng)，下標(biāo)i和t分別代表省份與年度，指隨機(jī)誤差項(xiàng)。根據(jù)前文的假設(shè)，預(yù)計(jì)地方政府債務(wù)對(duì)金融穩(wěn)定存在先增加后降低的作用，即地方政府債務(wù)與不良貸款率之間存在U型關(guān)系，二次型系數(shù)預(yù)計(jì)為正，即地方政府債務(wù)與金融穩(wěn)定之間存在倒U型關(guān)系。

表3為式（1）的回歸結(jié)果，第（1）列只包含地方政府債務(wù)的一次項(xiàng)，第（2）列在第（1）列的基礎(chǔ)上加入了地方政府隱性債務(wù)的平方項(xiàng)。第（3）-（6）列依次加入控制變量?？梢钥闯?，第（1）列地方政府債務(wù)的回歸系數(shù)為0.227，在1%的水平上顯著，表明在不考慮非線性影響的前提下，政府債務(wù)對(duì)不良貸款率總體表現(xiàn)為正向影響，即地方政府債務(wù)規(guī)模的擴(kuò)張會(huì)增加不良貸款率，從而降低金融穩(wěn)定性。在考慮非線性影響的前提下，第（2）-（9）列的平方項(xiàng)系數(shù)均顯著為正，表明地方政府隱性債務(wù)與金融穩(wěn)定之間存在著倒U型的關(guān)系。地方政府債務(wù)對(duì)金融穩(wěn)定的影響存在一個(gè)臨界值，地方債規(guī)模沒(méi)有超過(guò)臨界值之前，對(duì)金融穩(wěn)定起到促進(jìn)的作用，而一旦超過(guò)臨界值，地方政府債務(wù)便會(huì)對(duì)金融穩(wěn)定產(chǎn)生一個(gè)不利影響。第（3）列在模型中加入經(jīng)濟(jì)增速后，平方項(xiàng)系數(shù)變?yōu)?.035，在5%的水平上顯著，表明經(jīng)濟(jì)增速可以提高政府債務(wù)規(guī)模的臨界值。這與寇宏偉等（2020）［33］的觀點(diǎn)一致，即政府債務(wù)風(fēng)險(xiǎn)取決于地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)水平，經(jīng)濟(jì)增速越高，債務(wù)風(fēng)險(xiǎn)越小。其他控制變量的加入表明通貨膨脹越高、城鎮(zhèn)化水平越低、對(duì)外開(kāi)放程度以及市場(chǎng)化程度越低，地方債務(wù)擴(kuò)張?jiān)饺菀滓l(fā)金融風(fēng)險(xiǎn)，與前人的研究結(jié)論均保持一致。

表3 帶有平方項(xiàng)的基本模型回歸結(jié)果

為了檢驗(yàn)結(jié)果的穩(wěn)健性，采用如下方式進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

①考慮到內(nèi)生性問(wèn)題的影響。地方政府隱性債務(wù)的內(nèi)生性主要來(lái)源于兩方面原因，一是地方政府隱性債務(wù)與金融穩(wěn)定之間存在反向因果關(guān)系；二是遺漏變量問(wèn)題也會(huì)導(dǎo)致地方政隱性債務(wù)成為內(nèi)生變量。內(nèi)生性的存在很可能使得上述估計(jì)結(jié)果是有偏的，從而對(duì)地方政府隱性債務(wù)究竟是否影響以及在多大程度上影響地方金融穩(wěn)定產(chǎn)生誤判。鑒于此，需要考慮內(nèi)生性，進(jìn)一步分析地方政府隱性債務(wù)對(duì)金融穩(wěn)定的影響。

首先使用2SLS工具變量法消除內(nèi)生性。使用2SLS方法的關(guān)鍵在于尋找工具變量，有效工具變量需要滿足兩個(gè)條件：與內(nèi)生解釋變量相關(guān)，與擾動(dòng)項(xiàng)不相關(guān)。已有研究對(duì)于地方政府債務(wù)與金融穩(wěn)定引入的工具變量并不常見(jiàn)，但冼國(guó)明（2016）［31］在研究中曾使用人均居民收入（REV）作為地方政府債務(wù)的工具變量，本文借鑒其研究思路，選擇人均居民收入作為地方政府隱性債務(wù)的工具變量分析。結(jié)合表4的回歸結(jié)果可知，使用工具變量法后平方項(xiàng)的系數(shù)依然顯著為正，可見(jiàn)地方政府隱性債務(wù)與金融穩(wěn)定之間確實(shí)存在著倒U型的關(guān)系。

表4 工具變量法回歸結(jié)果

另一種緩解內(nèi)生性的方法是將被解釋變量不良貸款率（BLR）滯后一期進(jìn)行回歸分析，結(jié)果見(jiàn)表5。列（1）-（9）為依次加入控制變量的結(jié)果，結(jié)果顯示地方政府債務(wù)的二次項(xiàng)系數(shù)均為正，且至少在5%的水平上顯著，與前文的回歸結(jié)果一致，表明地方政府債務(wù)對(duì)金融穩(wěn)定有倒U型的非線性影響是穩(wěn)健的。

表5 滯后被解釋變量的穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果

②采用替換變量的衡量方式進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，用金融杠桿波動(dòng)替代不良貸款率、債務(wù)負(fù)擔(dān)率替換隱性債務(wù)規(guī)模重新進(jìn)行回歸分析，結(jié)果見(jiàn)表6第（1）-（2）列。其中第（1）列為未加入控制變量的結(jié)果，第（2）列為加入控制變量的結(jié)果，地方政府債務(wù)負(fù)擔(dān)率的二次項(xiàng)系數(shù)至少在10%的水平上顯著為正，表名地方政府債務(wù)與金融杠桿波動(dòng)呈U型關(guān)系，與金融穩(wěn)定呈倒U型關(guān)系。支持了我們的假設(shè)。

③考慮到選取的樣本區(qū)間也可能對(duì)結(jié)果產(chǎn)生影響，中央銀行于2013年取消了貸款利率下限管制，標(biāo)志著我國(guó)的貸款利率市場(chǎng)化改革基本完成，因此基于替換變量的穩(wěn)健性檢驗(yàn)的基礎(chǔ)上又截取2013-2018年的樣本為子樣本區(qū)間，回歸結(jié)果列示于表6的（3）-（4）列。其中第（1）列未加入控制變量，政府債務(wù)負(fù)擔(dān)率的二次項(xiàng)系數(shù)為0.011，在1%的水平上顯著，表明在縮小樣本區(qū)間后地方政府債務(wù)依然與金融穩(wěn)定呈倒U型關(guān)系。第（2）列為加入控制變量后地方政府債務(wù)的二次項(xiàng)系數(shù)為0.01，在5%的水平顯著為正，表明之前的回歸結(jié)果是穩(wěn)健的。

表6 替換變量與縮小樣本區(qū)間的穩(wěn)健性檢驗(yàn)

4 地方政府債務(wù)對(duì)金融穩(wěn)定影響的空間效應(yīng)分析

4.1 空間計(jì)量模型

以上分析僅僅考慮了各自地區(qū)的經(jīng)濟(jì)、社會(huì)等因素對(duì)于地方政府債務(wù)與金融穩(wěn)定的影響，而現(xiàn)實(shí)情況中不同地區(qū)往往存在復(fù)雜的連接紐帶，其他地區(qū)的債務(wù)水平以及經(jīng)濟(jì)狀況等也會(huì)對(duì)本地區(qū)的金融穩(wěn)定以及政府債務(wù)產(chǎn)生影響，“同群效應(yīng)”和“外溢效應(yīng)”是研究二者關(guān)系不可忽略的因素。因此構(gòu)建空間計(jì)量模型來(lái)進(jìn)一步探究政府債務(wù)與金融穩(wěn)定的關(guān)系。目前常見(jiàn)的空間計(jì)量模型主要包括三種：空間自回歸模型（SAR）、空間誤差模型（SEM）以及空間杜賓模型（SDM），根據(jù)研究?jī)?nèi)容構(gòu)建以下三個(gè)空間計(jì)量模型：

4.2 空間存在性檢驗(yàn)

式（2）為空間自回歸模型（SAR），其中α為截距項(xiàng)，ρ為空間自回歸系數(shù)，X代表各控制變量，ui,t為空間特質(zhì)效應(yīng)，εi,t為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。式（3）為空間誤差模型（SEM），γ為空間相關(guān)系數(shù)，度量相鄰地區(qū)因變量的誤差沖擊對(duì)本地的影響程度，為空間滯后誤差變量，其他變量的含義同式（2）。式（3）為空間杜賓模型（SDM），在式（2）的基礎(chǔ)上加入解釋變量與控制變量的空間滯后變量。W代表空間權(quán)重矩陣。構(gòu)建兩種權(quán)重矩陣：①0-1相鄰空間權(quán)重矩陣。如果i和j省份有相鄰的邊界，則矩陣元素Wij取值為1，否則為0；用于基準(zhǔn)回歸。②地理距離權(quán)重矩陣。根據(jù)省份i和j的地理距離的倒數(shù)值構(gòu)建權(quán)重矩陣，用于穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

為檢驗(yàn)地方政府債務(wù)與金融穩(wěn)定是否存在空間自相關(guān)性，利用0-1相鄰空間矩陣分別計(jì)算2009-2018年不良貸款率與地方政府隱性債務(wù)的莫蘭指數(shù)，結(jié)果見(jiàn)表7。兩者的莫蘭指數(shù)估計(jì)值均大于0，P值顯示估計(jì)值均通過(guò)了顯著性檢驗(yàn)，表明地方政府債務(wù)與金融穩(wěn)定均存在正向的空間相關(guān)性，地區(qū)的金融穩(wěn)定性與政府債務(wù)均存在正向的空間外溢效應(yīng)。

表7 全局Moran’s I指數(shù)

接下來(lái)進(jìn)行金融穩(wěn)定的局域空間關(guān)聯(lián)性分析。根據(jù)金融穩(wěn)定的均值繪制局部莫蘭指數(shù)散點(diǎn)圖，結(jié)果如圖1所示a限于篇幅僅列示了每隔三年的局部莫蘭指數(shù)散點(diǎn)圖，但這并不會(huì)對(duì)我們的結(jié)論產(chǎn)生影響。。結(jié)果顯示大部分省份位于第一、三象限，說(shuō)明金融穩(wěn)定存在顯著的正向空間集聚效應(yīng)，即金融穩(wěn)定性較好的省份周圍的省份金融穩(wěn)定性也較好（高高集聚），而金融穩(wěn)定性較差的省份周圍省份的穩(wěn)定性也較差（低低集聚）。

圖1 2009—2018年金融穩(wěn)定局域Moran’s I指數(shù)散點(diǎn)圖

4.3 空間效應(yīng)回歸結(jié)果分析

表8給出了以不良貸款率（BLR）為被解釋變量，地方政府債務(wù)（DEBT1）為解釋變量，基于三種空間計(jì)量模型進(jìn)行面板數(shù)據(jù)回歸的結(jié)果。第（1）-（3）列為利用0-1相鄰空間矩陣進(jìn)行回歸的結(jié)果，可以看出考慮空間效應(yīng)后，地方政府債務(wù)與金融穩(wěn)定之間的關(guān)系更加顯著。政府債務(wù)的平方項(xiàng)系數(shù)分別為0.066、0.025以及0.038，至少在10%的水平上顯著，表明地方政府債務(wù)與不良貸款率呈U型關(guān)系，與前文的分析一致。檢驗(yàn)空間關(guān)聯(lián)性的變量在1%的水平上顯著為正，表明金融穩(wěn)定在空間上存在明顯的正相關(guān)性。空間杜賓模型的回歸結(jié)果顯示，經(jīng)濟(jì)增速與金融發(fā)展程度的空間滯后項(xiàng)系數(shù)均在1%的水平上顯著為正，表明一省的金融穩(wěn)定性會(huì)由于其他省份的經(jīng)濟(jì)和金融發(fā)展的加快而提升。第（4）-（6）列是將0-1相鄰矩陣替換為地理距離矩陣進(jìn)行回歸的結(jié)果。政府債務(wù)一次項(xiàng)的系數(shù)基本顯著為負(fù)、二次項(xiàng)系數(shù)基本顯著為正，表明考慮省份地理距離時(shí)，地方政府債務(wù)對(duì)于金融穩(wěn)定的非線性關(guān)系仍然成立，證明了上述結(jié)論的穩(wěn)健性。

表8 空間面板回歸結(jié)果

除了上述替換權(quán)重矩陣的穩(wěn)健性檢驗(yàn)外，還采取以下兩種穩(wěn)健性檢驗(yàn)方式：①替換解釋變量。以債務(wù)負(fù)擔(dān)率（DEBT2）替換隱性債務(wù)規(guī)模的自然對(duì)數(shù)重新進(jìn)行空間效應(yīng)分析，結(jié)果見(jiàn)表9第（1）-（3）列，結(jié)果表明：雖然空間自回歸模型（SAR）以及空間杜賓模型（SDM）的回歸結(jié)果不顯著，但空間誤差模型（SEM）中平方項(xiàng)的回歸系數(shù)在5%的水平上顯著為正，支持了我們的假設(shè)，與前文的結(jié)論一致。②替換被解釋變量。用金融杠桿波動(dòng)（VOL）代替不良貸款率，結(jié)果見(jiàn)表9第（4）-（6）列，空間杜賓模型（SDM）中平方項(xiàng)的回歸系數(shù)為0.005，且在10%的水平上顯著，表明政府隱性債務(wù)與金融穩(wěn)定存在倒U型關(guān)系，與前文的假設(shè)一致。

表9 替換變量的穩(wěn)健性檢驗(yàn)

續(xù)表

5 地方政府債務(wù)對(duì)金融穩(wěn)定影響的門檻效應(yīng)分析

5.1 門檻效應(yīng)模型

根據(jù)前文的分析，地方政府債務(wù)對(duì)于金融穩(wěn)定存在非線性關(guān)系，為了進(jìn)一步分析二者之間的非線性形式以及債務(wù)轉(zhuǎn)折點(diǎn)，采用門檻模型檢驗(yàn)地方政府債務(wù)對(duì)金融穩(wěn)定的影響。該模型可以將解釋變量劃分為多個(gè)區(qū)間，在每個(gè)區(qū)間內(nèi)研究解釋變量與被解釋變量之間的關(guān)系。

上述（5）（6）（7）分別為單門檻、雙門檻和三門檻模型，BLR代表不良貸款率，下標(biāo)i為省份，t為年份，X為控制變量，代表對(duì)應(yīng)的門檻值，為隨機(jī)誤差項(xiàng)，I（·）代表指標(biāo)函數(shù)，若門檻變量符合括號(hào)里的條件則I（·）取值為1，否則為0。

5.2 門檻效應(yīng)存在性檢驗(yàn)

首先檢驗(yàn)地方政府債務(wù)對(duì)金融穩(wěn)定的影響是否存在門檻效應(yīng)，并對(duì)門檻值的個(gè)數(shù)進(jìn)行判斷。表10是門檻效應(yīng)存在性檢驗(yàn)結(jié)果。以不良貸款率為被解釋變量的單門檻、雙門檻以及三門檻對(duì)應(yīng)的P值分別為0.017、0.313以及0.203，只有單門檻模型通過(guò)了檢驗(yàn)，因此后續(xù)應(yīng)該選擇單門檻模型進(jìn)行回歸分析。以金融杠桿波動(dòng)作為被解釋變量的門檻存在性檢驗(yàn)結(jié)果位于表10下半部分，可以看出單門檻模型最為顯著，因此后續(xù)選擇單門檻模型、以金融杠桿波動(dòng)作為被解釋變量進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

表10 門檻存在性檢驗(yàn)

表11列示了估計(jì)出的門檻值以及對(duì)應(yīng)的置信區(qū)間，以不良貸款率作為被解釋變量的單門檻的門檻值為9.077，置信區(qū)間為［8.865,9.301］。因此后續(xù)以9.077為臨界點(diǎn)將樣本劃分為左右兩個(gè)區(qū)間進(jìn)行分析。用于穩(wěn)健性檢驗(yàn)的單門檻模型的門檻值為1.649，置信區(qū)間為［0.176,1.701］，因此后續(xù)以1.649作為臨界點(diǎn)進(jìn)行門檻效應(yīng)檢驗(yàn)。

表11 門檻估計(jì)值與置信區(qū)間

表12第（1）-（2）列是以不良貸款率（BLR）為被解釋變量的單門檻模型的回歸結(jié)果，第（1）列為常規(guī)固定效應(yīng)回歸結(jié)果，第（2）列是考慮異方差后的固定效應(yīng)模型。當(dāng)?shù)胤秸[性債務(wù)規(guī)模的對(duì)數(shù)小于門檻值9.077時(shí)，地方政府債務(wù)對(duì)不良貸款率表現(xiàn)為負(fù)向影響，即地方政府債務(wù)越多，不良貸款率越低，金融系統(tǒng)越穩(wěn)定。當(dāng)?shù)胤秸畟鶆?wù)規(guī)模大于9.077時(shí)，地方政府債務(wù)的系數(shù)為0.054，在1%的水平上顯著，表明當(dāng)?shù)胤秸畟鶆?wù)達(dá)到一個(gè)臨界值時(shí)，地方政府債務(wù)對(duì)金融穩(wěn)定性顯著起降低作用。地方政府隱性債務(wù)對(duì)于金融體系風(fēng)險(xiǎn)具有一定的積聚效應(yīng)，與顯性債務(wù)相比，政府隱性債務(wù)規(guī)模更大、舉債方式更加多元化，因其多數(shù)是違背國(guó)家政策而設(shè)立，因此具有高風(fēng)險(xiǎn)的特征。在未達(dá)到一個(gè)爆破點(diǎn)時(shí)，地方債從銀行體系擠占資源并干預(yù)市場(chǎng)破壞一定的資源配置，政府可以通過(guò)再舉債或者其他收入緩解還款壓力，一旦地方債的投資項(xiàng)目資金無(wú)法回收，而獲得的稅收收入又無(wú)法抵償債務(wù)，地方政府便會(huì)無(wú)力償付融資平臺(tái)的債務(wù)導(dǎo)致金融體系缺乏必要的資金應(yīng)對(duì)流動(dòng)性風(fēng)險(xiǎn)，一系列的傳染效應(yīng)導(dǎo)致整個(gè)金融體系的動(dòng)蕩。

將被解釋變量不良貸款率替換為金融杠桿波動(dòng)、解釋變量隱形債務(wù)規(guī)模替換為債務(wù)負(fù)擔(dān)率進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。表12第（3）-（4）列是替換變量后的穩(wěn)健性檢驗(yàn)回歸結(jié)果。由上文的分析可知單門檻的門檻值為1.649可以看出，當(dāng)債務(wù)負(fù)擔(dān)率大于1.649時(shí)，地方政府債務(wù)的系數(shù)為0.021，且在1%的水平上顯著，表明政府債務(wù)規(guī)模越大，金融杠桿波動(dòng)越大，金融越不穩(wěn)定。因此地方政府債務(wù)對(duì)于金融穩(wěn)定的負(fù)向作用總體表現(xiàn)為由輕微到深度。

表12 門檻效應(yīng)估計(jì)結(jié)果

續(xù)表

6 進(jìn)一步分析

地方政府債務(wù)風(fēng)險(xiǎn)的關(guān)鍵在于收支兩個(gè)方面，若政府的收入足以抵償已經(jīng)到期的政府債務(wù)，則不會(huì)發(fā)生債務(wù)危機(jī)。政府的收入主要來(lái)源于稅收以及投資收入等，稅收收入一般是長(zhǎng)期固定的；政府的資金一般用于建設(shè)周期長(zhǎng)、回收期慢的基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，債務(wù)償還的關(guān)鍵在于投資項(xiàng)目的獲利能力與回報(bào)率。若要避免債務(wù)危機(jī)的發(fā)生，提升財(cái)政資金的支出效率是緩解財(cái)政壓力的必要途徑。提升財(cái)政支出效率不僅可以有效規(guī)避政府的資源錯(cuò)配現(xiàn)象、防止官員腐敗和資金浪費(fèi)等現(xiàn)象，更重要的是支出效率的提升所引發(fā)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)可以為整個(gè)經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)帶來(lái)良性循環(huán)，最終起到防范金融風(fēng)險(xiǎn)的作用。對(duì)于支出效率的衡量，國(guó)內(nèi)學(xué)者大多采用數(shù)據(jù)包絡(luò)分析法（DEA）進(jìn)行測(cè)算aDEA包含CCR和BCC兩種模型，考慮到政府支出規(guī)模不滿足規(guī)模報(bào)酬不變的前提，且政府支出主要在預(yù)算編制的情況下執(zhí)行，具有較強(qiáng)的投入導(dǎo)向性，因此選取投入型BCC模型。。參考劉柏源等（2019）［34］的研究，構(gòu)建產(chǎn)出與投入指標(biāo)體系b投入型指標(biāo)：狹義的一般公共服務(wù)和公共安全兩者之和。產(chǎn)出型指標(biāo)包括經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r、社會(huì)收入狀況、人口與環(huán)境、經(jīng)濟(jì)調(diào)節(jié)、公共基礎(chǔ)設(shè)施、社會(huì)管理、國(guó)有資產(chǎn)管理和政府管理。，運(yùn)用Deap2.1軟件測(cè)算得到各省2009-2018年政府支出綜合效率（TE）。按照年度中位數(shù)的高低將綜合支出效率分成高低兩組，以不良貸款率（BLR）為被解釋變量、政府隱性債務(wù)規(guī)模（DEBT1）為解釋變量的回歸結(jié)果見(jiàn)表13。第（1）列為支出效率較低的組別，地方政府債務(wù)規(guī)模很小時(shí)，對(duì)金融穩(wěn)定的影響不顯著；DEBT1_1表示政府債務(wù)規(guī)模小于門檻值時(shí)，其回歸系數(shù)為0.049，在1%的水平上顯著，表明當(dāng)政府債務(wù)積累到一定的規(guī)模時(shí)，地方政府債務(wù)對(duì)金融穩(wěn)定性產(chǎn)生降低作用。在支出效率較高的組別，DEBT1_1的回歸系數(shù)為0.043，在10%的水平上顯著，對(duì)比兩組結(jié)果可知，支出效率低的組別政府債務(wù)的系數(shù)比支出效率高的組顯著，即支出效率的提升可以顯著降低政府債務(wù)對(duì)于金融穩(wěn)定性的降低作用。

此外，在地方政府融資過(guò)程中，政府與銀行往往存在一種博弈關(guān)系，與企業(yè)存在一種競(jìng)爭(zhēng)關(guān)系。而雙方地位的不對(duì)等導(dǎo)致政府在競(jìng)爭(zhēng)與博弈中占據(jù)顯著的優(yōu)勢(shì)地位，因此有可能導(dǎo)致銀行被動(dòng)貸款以及資金的流向扭曲。有研究指出銀行的決策常常受到地方政府的干預(yù)，政府通過(guò)干預(yù)和指導(dǎo)國(guó)有企業(yè)實(shí)現(xiàn)干預(yù)經(jīng)濟(jì)運(yùn)行的目的（方軍雄，2007［35］）。一方面政府可通過(guò)頒布一系列政策改善市場(chǎng)失靈時(shí)的經(jīng)濟(jì)困境，另一方面政府出于獲得融資目的干預(yù)金融市場(chǎng)的正常運(yùn)轉(zhuǎn)會(huì)改變資金合理流向，加劇金融體系的風(fēng)險(xiǎn)。根據(jù)“金融深化理論”，若要實(shí)現(xiàn)金融與經(jīng)濟(jì)的相互促進(jìn)，管理當(dāng)局應(yīng)減少對(duì)金融市場(chǎng)的干預(yù)和壓制，推行金融自由化政策。因此本文假設(shè)政府干預(yù)會(huì)加劇地方政府債務(wù)對(duì)于金融穩(wěn)定性的降低作用。根據(jù)張治棟和廖常文（2019）［36］的研究，用政府支出扣除教育支出后的部分來(lái)衡量政府干預(yù)程度a政府干預(yù)程度=（財(cái)政支出-教育支出）/GDP。，按照年度-中位數(shù)的大小分成高低兩組進(jìn)行回歸。表13第（3）-（4）列是分組后的回歸結(jié)果。當(dāng)政府債務(wù)規(guī)模較小時(shí)，兩組回歸系數(shù)都不顯著，當(dāng)政府債務(wù)規(guī)模超過(guò)門檻值時(shí)，干預(yù)度較高的組中地方政府債務(wù)的回歸系數(shù)為0.051，在1%的水平上顯著；干預(yù)度較低的組中地方政府債務(wù)的回歸系數(shù)為0.045，在5%的水平上顯著。與我們的預(yù)期相符，即政府干預(yù)度越高，地方政府債務(wù)對(duì)于金融穩(wěn)定的影響越顯著。

表13 支出效率與政府干預(yù)度的調(diào)節(jié)效應(yīng)

7 結(jié)論與建議

本文利用2009-2018年中國(guó)30個(gè)省份的面板數(shù)據(jù)檢驗(yàn)地方政府債務(wù)對(duì)金融穩(wěn)定性的影響。運(yùn)用空間計(jì)量模型發(fā)現(xiàn)，地方政府債務(wù)與金融穩(wěn)定在各地區(qū)的分布存在明顯的空間相關(guān)性，且考慮了空間效應(yīng)后，地方政府債務(wù)與金融穩(wěn)定之間的倒U型關(guān)系仍然成立?；陂T檻模型發(fā)現(xiàn)，地方政府債務(wù)規(guī)模突破臨界值時(shí)會(huì)影響金融穩(wěn)定。當(dāng)政府隱性債務(wù)的對(duì)數(shù)小于9.077時(shí)，政府債務(wù)對(duì)金融穩(wěn)定起到短暫的提升作用，當(dāng)政府債務(wù)的對(duì)數(shù)值超過(guò)門檻值，政府債務(wù)便會(huì)降低金融穩(wěn)定性。進(jìn)一步考慮支出效率與政府干預(yù)在二者關(guān)系中發(fā)揮的調(diào)節(jié)作用，結(jié)果表明支出效率的提升可以顯著改善政府債務(wù)對(duì)金融穩(wěn)定的負(fù)向作用；政府干預(yù)越多，政府債務(wù)對(duì)金融穩(wěn)定的負(fù)向影響越顯著。

通過(guò)研究得到的政策啟示：①理性客觀的看待地方政府債務(wù)發(fā)揮的作用，政府債務(wù)不是越少越好，而是應(yīng)該將地方政府債務(wù)規(guī)?？刂圃谝粋€(gè)合理的區(qū)間，盡量發(fā)揮政府在金融體系運(yùn)行中的幫扶作用。②考慮各省之間的空間相關(guān)性，各省在控制和防范債務(wù)風(fēng)險(xiǎn)與金融風(fēng)險(xiǎn)時(shí)可以相互合作，發(fā)揮正向的空間溢出效應(yīng)。③要減輕財(cái)政壓力、縮減債務(wù)規(guī)模，應(yīng)盡量提升政府的支出效率，保證資金的合理配置與高效流轉(zhuǎn)，提高投資回報(bào)率。政府應(yīng)減少對(duì)金融體系的干預(yù)，深化金融自由改革。④政府在頒布政策時(shí)應(yīng)當(dāng)考慮到不同地區(qū)的發(fā)展情況的差異，因地制宜選擇合適的監(jiān)管政策，在經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量較好的地區(qū)，金融風(fēng)險(xiǎn)發(fā)生的概率較高，因此應(yīng)更加審慎的控制政府債務(wù)的規(guī)模。