劉生龍 張鵬龍

(清華大學公共管理學院 北京 100084)

一、引 言

改革開放以來，外商直接投資(FDI) 一直被認為是中國經(jīng)濟增長奇跡背后的基礎(chǔ)性驅(qū)動因素。FDI 彌補了國內(nèi)經(jīng)濟發(fā)展過程中的資金缺口，并且通過溢出效應帶來了先進的生產(chǎn)技術(shù)和管理經(jīng)驗。不僅如此，F(xiàn)DI 還深刻影響了地方政府的財政收支行為。一方面，F(xiàn)DI 對當?shù)亟?jīng)濟的促進作用為地方政府進一步融資創(chuàng)造了有利條件。另一方面，為了吸引FDI，地方政府不斷加大經(jīng)濟建設(shè)的財政支出，加強基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)。然而，生產(chǎn)性支出的不斷增加加劇了地方政府的財政壓力，進而大幅提升了地方政府的融資需求。由于沒有發(fā)債的權(quán)力，為了彌補財政支出缺口，地方政府便通過地方融資平臺發(fā)行城投債來進行融資。2018 年，中國債券市場共發(fā)行2 841 只城投債，發(fā)行規(guī)模為2.4 萬億元，相比2017 年的發(fā)行數(shù)量和規(guī)模分別上升23.47%和24.56%。近年來，地方政府債務的高速擴張引起了社會各界不同程度的擔憂。2019 年《政府工作報告》 中也提出: “要防范化解重大風險，要強化底線思維，堅持結(jié)構(gòu)性去杠桿，防范金融市場異常波動，穩(wěn)妥處理地方政府債務風險，防控輸入性風險?！?/p>

無論是國外研究還是國內(nèi)研究，已有文獻都主要關(guān)注政府債務如何影響FDI，相反方向的討論非常缺乏。一般而言，高水平的政府債務使得外國投資者對本國未來經(jīng)濟的信心不足，預期下降，投資意愿不足，進而對FDI 的流入有顯著的負向作用。反過來，F(xiàn)DI 如何影響政府債務規(guī)模還未得到學術(shù)界的廣泛關(guān)注。另外，城投債是一種具有中國特色的融資方式，該種債券既具有一般企業(yè)債的部分特征，又與歐美一些國家的市政債券相類似，以政府提供隱性擔保為前提發(fā)行，其募集的資金主要投資于具有外部性的地方基礎(chǔ)設(shè)施、公益項目等。因此，F(xiàn)DI 與地方城投債的關(guān)系既不同于其與企業(yè)債務的關(guān)系，也不同于其與政府債務的關(guān)系。但是地方政府并沒有能力或條件對FDI 進行征用或國有化，因此該擠出效應在中國并不成立。不論是政府債務還是FDI 都涉及地方經(jīng)濟的長遠發(fā)展，因而關(guān)于地方政府城投債與FDI 關(guān)系的研究，對于地方經(jīng)濟的長遠發(fā)展具有重要意義。

作為吸引FDI 和發(fā)行城投債的實際主體，地方政府，尤其是地級市政府在這個過程中扮演了重要的角色。在目前的債券市場上，一般認為地方政府為本地融資平臺公司發(fā)行的城投債提供了“隱性擔?！?，這是因為地方融資平臺公司設(shè)立的主要目的是承擔地方政府的融資職能，其發(fā)行的城投債也是用于本應由地方政府承擔的市政基礎(chǔ)設(shè)施和公用事業(yè)建設(shè)支出。因此，當城投債出現(xiàn)兌付問題時，地方政府可能會用財政收入對城投債進行代償。而FDI 可以促進當?shù)刭Y本形成、經(jīng)濟增長、吸納就業(yè)，不僅會增加政府當前的財政收入，而且會保障未來的收入水平，因而會放大地方政府的融資能力，這就意味著FDI 與地方債之間存在正向關(guān)系。但同時FDI 本身是對當?shù)刭Y本形成的一種補充，在政府總支出不變的情況下，這會降低地方政府的融資需求并減少地方債，即FDI 與地方債之間存在負向關(guān)系。因此，實證檢驗FDI 如何影響地方政府債務水平，對于理解地方政府債務增長的原因及化解路徑有著重要的啟示作用。

本文提出，F(xiàn)DI 影響城投債發(fā)行規(guī)模的理論基礎(chǔ)是FDI 水平影響地方政府發(fā)行城投債的邊際效益。由于城投債多用于當?shù)鼗A(chǔ)設(shè)施建設(shè)，城投債的邊際收益體現(xiàn)為基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)的邊際收益。當本地FDI 投資水平相對較高時，良好的基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)有助于FDI在技術(shù)、管理等方面產(chǎn)生更大的外溢效應，促使當?shù)厝厣a(chǎn)率的提高，從而更加顯著地提高當?shù)氐慕?jīng)濟發(fā)展水平。因此，一般情況下，F(xiàn)DI 能夠推升城投債的邊際收益。在城投債發(fā)行成本不變的情況下，F(xiàn)DI 引入越多，地方政府的發(fā)行規(guī)模越大。

基于此，本文考察FDI 增加所帶來的經(jīng)濟紅利如何影響地方政府對城投債的融資能力。具體而言，本文通過收集2009—2016 年中國地市級面板數(shù)據(jù)，合并地級市層面城投債的發(fā)行數(shù)據(jù)，利用工具變量法檢驗地級市FDI 對城投債的因果關(guān)系。首先，本文利用倍差法(difference in differences，DID) 構(gòu)建FDI 的工具變量，以克服經(jīng)驗分析中可能存在的內(nèi)生性問題。具體而言，2012 年歐債危機爆發(fā)后，中國吸引的FDI 占GDP 比重開始明顯下降，然而歐債危機對中國沿海地區(qū)和非沿海地區(qū)FDI 的影響大小明顯不同，而且即使歐債危機發(fā)生之后，中國非沿海地區(qū)FDI 占GDP 的比重也沒有出現(xiàn)明顯下降?；谶@樣一個準自然實驗，本文先利用倍差法估計了歐債危機對中國沿海地區(qū)FDI 的影響。

其次，本文基于兩階段最小二乘法(2SLS) 估計了FDI 對中國地區(qū)城投債發(fā)行的因果效應。在盡量克服經(jīng)驗分析中可能存在的內(nèi)生性問題之后，基于2SLS 估計，本文發(fā)現(xiàn)FDI 對中國的城投債產(chǎn)生了正向的因果影響，F(xiàn)DI 占GDP 比重每上升1 個百分點會使得城投債占財政收入的比重上升約4.4 個百分點。接下來本文做了各種穩(wěn)健性檢驗。我們分別將被解釋變量改為城投債占GDP 比重和是否發(fā)行城投債。當被解釋變量發(fā)生改變之后本文發(fā)現(xiàn)FDI 占GDP 比重仍然對城投債產(chǎn)生顯著的正向影響。2SLS 估計結(jié)果表明FDI占GDP 比重每上升1 個百分點會使得城投債占GDP 比重提高約0.34 個百分點，會使得地級市發(fā)行城投債的概率增加約1.6 個百分點。穩(wěn)健性檢驗結(jié)果表明FDI 對城投債的影響既存在集約邊際也存在擴展邊際。

最后，本文對FDI 影響城投債的機制進行了實證分析和檢驗。本文發(fā)現(xiàn)，在債券層面，發(fā)債地區(qū)的FDI 水平顯著提升了發(fā)行主體的信用評級，降低了地方政府或平臺的違約風險，而且降低了城投債的發(fā)行成本，進而擴大了發(fā)債地區(qū)城投債的整體規(guī)模。在地區(qū)層面，F(xiàn)DI 主要通過兩個途徑來對城投債產(chǎn)生影響: 第一，吸引勞動力的流入使得勞動力數(shù)量增加，從而使得在發(fā)行城投債之后有更多的人口來分擔債務；第二，增加國有建設(shè)用地，F(xiàn)DI 引入會要求地方政府提供更好的城市基礎(chǔ)設(shè)施，因而地方政府會增加基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)用地，而城投債的主要目的也在于為當?shù)毓怖娣眨ɑA(chǔ)設(shè)施建設(shè)等。

本文主要有三個貢獻: 第一，在選題上，在我們目前的閱讀范圍，本文是第一篇研究FDI 對中國地方政府債務影響的文章，將有助于彌補文獻當中的這一不足，同時也為地方政府債務影響因素的研究做出重要的補充。第二，在方法上，本文以歐債危機為自然實驗，通過其對中國沿海地區(qū)和非沿海地區(qū)FDI 的影響大小構(gòu)建工具變量，以解決FDI 的內(nèi)生性問題。這一方法也為文獻當中尋找工具變量分析FDI 相關(guān)問題提供了一種新的思路。第三，在結(jié)論上，本文的實證研究有助于更好地理解中國地方政府的“國內(nèi)” 融資行為和融資能力如何受到“國外” 環(huán)境和資本的影響，為地方政府債務的管理和優(yōu)化提供了新的視角。

二、文獻回顧

中國地方政府發(fā)債的動機主要有兩類。第一類與財政分權(quán)有關(guān)。分稅制改革造成了財權(quán)與事權(quán)不平衡的分權(quán)格局，導致地方政府財政收支缺口大增(王敘果等，2012)。中國式分權(quán)導致地方政府出現(xiàn)過度重視基本建設(shè)、肆意膨脹基建支出的傾向(傅勇和張晏，2007；龔鋒和盧洪友，2009)。第二類與晉升激勵有關(guān)。與財政分權(quán)“被動負債” 不同，晉升激勵則是“主動負債” (陳菁和李建發(fā)，2015)。以經(jīng)濟指標為核心的晉升錦標賽導致地方官員表現(xiàn)出強烈的政績需求及明顯的GDP 政績動機(周黎安，2007；劉偉和李連發(fā)，2013)。官員短任期所產(chǎn)生的短視行為也加劇了地方債務的擴張 (錢先航等，2011)。官員更替引發(fā)的不確定性會顯著降低發(fā)債概率，減少發(fā)債規(guī)模(羅黨論和佘國滿，2015)。地方政府往往是“以收定支”，而非“以支定收”，這也是地方政府熱衷于舉債的重要原因(張莉等，2018)。

中國地方政府發(fā)債的融資能力主要與兩類因素有關(guān)。第一類因素是地方政府自身的償還能力。地方政府債務的償還主要依賴于未來的土地出讓收入，因此地方政府會采取各種政策來阻止房價下跌(何楊和滿燕云，2012)。土地出讓能夠影響債券投資者對城投債務償還能力的預期，進而通過抵押品機制影響債務發(fā)行，地方政府債務快速增長與土地抵押價值變化有關(guān)(楊繼東等，2018)。第二類因素是風險轉(zhuǎn)移。由于中國在政治上實行單一制的治理結(jié)構(gòu)，使得地方政府即使出現(xiàn)債務危機也不能破產(chǎn)。并且，一旦某地方政府債務出現(xiàn)實質(zhì)性違約，地方債務風險就會轉(zhuǎn)變?yōu)橹醒胝膫鶆诊L險(郭玉清，2011)。這種中央政府對地方債務的隱性擔保被視作一種債務的“軟約束”，而且在文獻中也得到了證實: 中國地方政府債務的違約風險并沒有在城投債的收益率價差中得到反映，而中國整體違約風險在其中得到了有效的定價(王永欽等，2015)。中央政府對地方政府在財政上有著大量的轉(zhuǎn)移支付，人均財政專項轉(zhuǎn)移支付會導致地方融資平臺公司城投債發(fā)行的增加，而包括稅收返還和一般性轉(zhuǎn)移支付在內(nèi)的非專項轉(zhuǎn)移支付對城投債的發(fā)行并無顯著影響(鐘輝勇和陸銘，2015)。不同于固定資產(chǎn)投資、財政收入、轉(zhuǎn)移支付、財政分權(quán)水平、官員晉升激勵等直接的“隱性擔?！?(羅榮華和劉勁勁，2016)，本文研究的FDI 可以理解為城投債一種相對間接的“隱性擔?！?，它既可以通過促進經(jīng)濟發(fā)展水平、增加勞動力流入和城市建設(shè)用地等宏觀層面提高地方政府城投債的發(fā)行能力，也可以通過降低債券風險和債券發(fā)行成本等微觀層面增強城投債在金融市場中的吸引力，進而擴大發(fā)行規(guī)模。

關(guān)于FDI 對中國地方經(jīng)濟影響的研究非常廣泛。利用省級面板數(shù)據(jù)，一些研究者發(fā)現(xiàn)了FDI 對技術(shù)進步的正向溢出效應(Fleisher 等，2010)。除了直接的經(jīng)濟影響，F(xiàn)DI對中國的腐敗、勞資關(guān)系、環(huán)境問題、收入分配、政府行為與收支結(jié)構(gòu)等方面也存在顯著影響。FDI 比例的提高會增加地區(qū)官員的腐敗水平(周黎安和陶婧，2009)。FDI 對地方政府支出效率的影響為負，但是并不顯著(陳詩一和張軍，2008)。外商通過直接投資渠道將國外淘汰的、嚴重污染環(huán)境的、禁止使用的產(chǎn)品、技術(shù)和設(shè)備轉(zhuǎn)移到中國，惡化了地方環(huán)境狀況(夏友富，1999)。

為了與其他國家或地區(qū)競爭吸引FDI，促進當?shù)亟?jīng)濟發(fā)展，中央政府或者地方政府經(jīng)常采用財政或政治手段來提高自身競爭力。發(fā)展中國家政府采用適當?shù)呢泿耪吆拓斦?，開放貿(mào)易和資本市場來吸引發(fā)達國家的直接投資(Calvo 等，1996)。營商環(huán)境有關(guān)的制度以及政治穩(wěn)定也是FDI 接收國努力提高的方向(Papaioannou，2009)。此外，知識產(chǎn)權(quán)保護的加強也有利于FDI 的流入(Daude 和Fratzscher，2008)。關(guān)于政府債務與FDI，國外有少量研究，并且主要關(guān)注發(fā)展中國家公共債務狀況對吸引FDI 的影響。一般而言，高水平的政府債務使得外國投資者對本國未來經(jīng)濟的信心不足，預期下降，投資意愿減少，進而對FDI 的流入有顯著負向作用。國內(nèi)研究則主要關(guān)注地方政府稅收減免等財政競爭對吸引FDI 的影響(楊曉麗和許壘，2011)。

然而，無論是國外研究還是國內(nèi)研究，已有文獻都主要關(guān)注地方政府債務如何影響FDI，鮮有文獻討論相反方向，即FDI 如何影響地方政府債務。因此，本文的研究將有助于彌補文獻當中的這一空白，同時也為影響地方政府債務影響因素的研究做出重要補充。

三、理論基礎(chǔ)、實證策略、變量及數(shù)據(jù)

(一) 理論基礎(chǔ)

地方政府發(fā)行城投債的規(guī)模是一種最優(yōu)化決策的結(jié)果。城投債的適度規(guī)模是指既可以促進地區(qū)經(jīng)濟穩(wěn)步協(xié)調(diào)發(fā)展，又能夠保證地方政府或者地方融資平臺到期如約履行義務的規(guī)模。作為一種準市政債，城投債的發(fā)行規(guī)模也符合公債的成本效益理論，即當舉債的邊際成本等于邊際效益時，地方政府發(fā)行城投債的規(guī)模為最優(yōu)。公債的收益一般具有邊際收益遞減的性質(zhì)，即每增加1 單位城投債券會產(chǎn)生更多的經(jīng)濟效益，但是這種效應呈下降趨勢。發(fā)行公債的收益和經(jīng)濟發(fā)展水平、市場化程度、宏觀調(diào)控的能力等因素相關(guān)，而發(fā)債的成本與債務管理的能力有著密切關(guān)系。

邊際效益與邊際成本決定發(fā)債規(guī)模的大小，因此凡是能夠影響城投債邊際效益或者邊際成本的因素都會對城投債發(fā)行規(guī)模產(chǎn)生影響。FDI 是影響城投債邊際效益的重要因素。由于城投債多用于當?shù)鼗A(chǔ)設(shè)施建設(shè)，城投債的邊際收益體現(xiàn)為基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)的邊際收益。當本地FDI 投資水平相對較高時，良好的基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)有助于FDI 在技術(shù)、管理等方面產(chǎn)生更大的外溢效應，通過助推全要素生產(chǎn)率(TFP) 的提高能夠更加顯著地提高當?shù)氐慕?jīng)濟發(fā)展水平。例如，經(jīng)濟開發(fā)區(qū)及其配套的水電和交通設(shè)施能夠更好地集聚內(nèi)資和外資企業(yè)，為內(nèi)資企業(yè)向外資企業(yè)學習先進技術(shù)和管理經(jīng)驗提供更好的平臺，進而更好地促進本地經(jīng)濟的增長。因此，一般情況下，F(xiàn)DI 能夠提升城投債的邊際收益。在城投債發(fā)行成本不變的情況下，地方政府的發(fā)行規(guī)模擴大。相反，當本地FDI 投資水平相對較低時，城投債發(fā)行的邊際收益下降，在城投債發(fā)行成本不變的情況下，地方政府的發(fā)行規(guī)模縮小。具體來說，我們可以通過以下內(nèi)生增長模型進行論證。

本文假定生產(chǎn)函數(shù)只包含兩類生產(chǎn)要素，分別是私人資本存量和公共支出，假定生產(chǎn)函數(shù)為柯布-道格拉斯形式:

其中，代表實際產(chǎn)出，是實際私人資本存量，是公共支出，是全要素生產(chǎn)率，即TFP?？梢钥吹剑a(chǎn)函數(shù)式(1) 是一次齊次且二次連續(xù)可微的，對于任意＝(，)，滿足f＞0 和f＜0。這里假定FDI 主要通過影響全要素生產(chǎn)率進而與產(chǎn)出產(chǎn)生聯(lián)系，為了簡化推導，這里假定FDI 與之間呈線性關(guān)系:＝×，＞0。

然而，公共支出主要通過稅收和舉債來融資。假定政府征收的是總量稅，假定政府按固定比例征稅，該比例為。此外，政府債務即城投債占政府收入比重為，于是公共投資總量為:

假定產(chǎn)出要么被消費，要么被投資，要么被用于還債，于是:

在穩(wěn)態(tài)增長路徑上，政府投資率(即) 是常數(shù)，那么通過對方程式(1)—(2)進行簡單操作就會發(fā)現(xiàn)也是一個常數(shù)，其表達式如下:

于是在均衡路徑上，政府投資的邊際產(chǎn)出為:

從方程式(4) 可以看到，穩(wěn)態(tài)下資本的邊際產(chǎn)出為:

由方程式(6)、式(7) 可知政府債務增加會導致政府支出的邊際產(chǎn)出下降，但同時會導致資本的邊際產(chǎn)出增加。當政府支出的邊際產(chǎn)出和私人資本的邊際產(chǎn)出相等時，穩(wěn)態(tài)下的產(chǎn)出達到最大，即

經(jīng)過數(shù)學推導可得:

根據(jù)方程式(9) 可以解析出外商直接投資與城投債之間的偏導數(shù)關(guān)系，在被正則化為1 之后，兩者之間的偏導數(shù)關(guān)系如下:

(二) 實證策略

本文主要研究的是FDI 對城投債的影響。前文已經(jīng)指出FDI 既有可能對債務產(chǎn)生正向影響，也有可能產(chǎn)生負向影響，這就需要通過嚴格的實證對這一影響進行檢驗。具體來說，本文首先建立如下實證方程:

其中，被解釋變量是城投債占財政收入的比重；核心解釋變量是FDI 占GDP 比重，不同年份FDI 都經(jīng)過當年人民幣對美元匯率進行調(diào)整，是其他控制變量向量。 f和v分別表示城市和年份虛擬變量， ε是殘差項。

本文最重要的就是對FDI 前面的系數(shù)進行準確的估計，然而OLS 估計或者面板數(shù)據(jù)的組內(nèi)差分估計都難以得到的無偏估計值。這是因為存在兩類非常重要的因素使得式(11) 中FDI 是內(nèi)生的解釋變量: 第一，雙向因果關(guān)系問題。城投債很可能反過來對FDI 產(chǎn)生影響，因為當東道國地方政府債務惡化時，外商投資者會因為對該地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展信心不足而減少投資或者拒絕投資。第二，一些重要的遺漏變量會同時影響FDI 和城投債，比如政府的信譽，或者地方政府官員的治理水平等。信譽度越高或者治理水平較高的地方政府往往能夠吸引更多的優(yōu)質(zhì)跨國企業(yè)投資，同時也更能夠?qū)⒌胤絺刂圃谳^為合理的水平。由于內(nèi)生性問題非常明顯，OLS 估計很可能有偏，這就需要尋找合適的工具變量對式(11) 進行估計。

為了對進行無偏估計，本文決定利用歐洲主權(quán)債務危機(以下簡稱“歐債危機”) 作為自然實驗，先估計歐債危機對中國FDI 的影響，進而識別出FDI 對城投債的因果效應。眾所周知，2008 年肇始于美國的金融危機爆發(fā)以后，冰島和中東一些國家的主權(quán)債務危機也慢慢浮出水面，期初這些爆發(fā)了主權(quán)債務危機的國家經(jīng)濟總量很小，對全球的經(jīng)濟影響也較小。2009 年底希臘開始出現(xiàn)主權(quán)債務危機，并且自2010 年3 月逐漸向歐洲其他國家擴散，到2011 年底歐債危機呈現(xiàn)全面爆發(fā)的態(tài)勢。本文以2011 年底歐債危機全面爆發(fā)為政策沖擊點，先檢驗歐債危機對中國FDI 的影響。從中國所有地級市、沿海和非沿海地級市FDI 占GDP 比重的發(fā)展趨勢可以看出，對所有地區(qū)雖然樣本期間FDI 占GDP 比重呈下降趨勢，但是這一下降趨勢只是在2014 年，也就是歐債危機全面爆發(fā)兩年以后才變得明顯，意味著歐債危機對中國FDI 的影響存在一定的滯后效應。而通過對比沿海和非沿海樣本則發(fā)現(xiàn)歐債危機主要影響了沿海城市的FDI，對非沿海城市的FDI 幾乎沒什么影響。這一點很容易理解，當初跨國公司進入中國時主要入駐沿海地區(qū)，金融危機和歐債危機全面爆發(fā)后受到影響最大的當然也是沿海地區(qū)。由于歐債危機對沿海和非沿海地區(qū)FDI 的影響程度明顯不同，這就類似于一個自然實驗，本文可以借助歐債危機對沿海地區(qū)和非沿海地區(qū)FDI 的不同影響來識別其對中國城投債的因果效應。

具體來說，本文先對如下方程進行估計:

其中，2012 是虛擬變量，由于歐債危機全面爆發(fā)于2011 年底，而且歐債危機對中國的影響存在明顯滯后效應，本文以2012 年作為歐債危機沖擊年份，當所處時間在2012年及以后時2012 取值為1，反之取值為0。也是一個虛擬變量，當所處地級市是沿海城市時取值為1，反之取值0。交互項2012×反映的是歐債危機對沿海城市FDI的影響。式(12) 其他變量與式(11) 中的定義相同。基于式(12) 可以對FDI 進行估計，然后進行2SLS 估計就可以得到FDI 對中國城投債的因果影響。

(三) 變量、數(shù)據(jù)及其描述性統(tǒng)計

本文利用2009—2016 年地級市面板數(shù)據(jù)進行實證研究，所使用的數(shù)據(jù)主要來自2010—2017 年《中國城市統(tǒng)計年鑒》 和《中國區(qū)域經(jīng)濟統(tǒng)計年鑒》。FDI 數(shù)據(jù)來自CEIC中國經(jīng)濟數(shù)據(jù)庫，各地級市城投債數(shù)據(jù)來自Wind 數(shù)據(jù)庫。各省份投資價格指數(shù)來自2004—2017 年分省統(tǒng)計年鑒，GDP 平減指數(shù)根據(jù)各省份GDP 指數(shù)計算得出，各省GDP指數(shù)來自各年份分省統(tǒng)計年鑒。在進行回歸分析時采用地市級面板數(shù)據(jù)，由于北京、天津、上海和重慶屬于直轄市，與其他地級市相比其行政級別更高，是一些典型的異常地區(qū)，因此在回歸分析中沒有包含這四個地區(qū)。一些變量的數(shù)據(jù)在某些地區(qū)某些年份存在缺失的問題，因此最終進入回歸分析的樣本容量在不同的情形下根據(jù)所引入的變量不同存在一定差異，但基本上都保持在2 000 以上。

從所有變量的定義及其描述性統(tǒng)計可以看出，平均來說，中國各地級市城投債占財政收入比重約為7.7%，這一比重似乎并不高，但是各地級市的債務比重差異性非常大，其方差超過了18%。有些地級市的城投債比重為0，而有些地級市的城投債占財政收入比重高達180%。經(jīng)過對比還可以看到中國非沿海地區(qū)城投債占財政收入的比重明顯更高，說明相較于沿海地區(qū)，中國非沿海地級市的償債壓力明顯更大一些。不過總體來說，中國城投債占GDP 比重并不高，僅為0.60%，而且樣本期間僅有26%的地級市發(fā)行了城投債，也就是說大部分地級市都沒有發(fā)行城投債。樣本期間中，F(xiàn)DI 占GDP 比重平均為1.8%，沿海地區(qū)為2.6%，非沿海地區(qū)為1.7%，沿海地區(qū)明顯高于非沿海地區(qū)。不過從前文可以看到2015 年之后，沿海城市和非沿海城市FDI 占GDP 比重已經(jīng)非常接近，說明歐債危機全面爆發(fā)之后，中國不同區(qū)域在吸引FDI 上逐漸趨于相同。此外，沿海地區(qū)的人均GDP 和總?cè)丝诙济黠@高于非沿海地區(qū)，財政赤字率明顯低于非沿海地區(qū)。

四、實證分析

(一) 描述性證據(jù)

根據(jù)2015 年城投債占財政收入比重和FDI 占GDP 比重在全國各地級市的分布狀況可知，在城投債分布方面，中國的城投債比重特別高的地級市既有可能在東部沿海省份，比如說浙江湖州，也可能在中部省份，比如湖北隨州，但更多地集中在西部省份，比如甘肅蘭州和酒泉。而FDI 比重則相對來說非常集中，主要在東部沿海地區(qū)，比如說廣東廣州、遼寧大連等。也就是說，僅僅從描述性證據(jù)可以說明城投債比重與FDI 比重之間并不存在相關(guān)關(guān)系。事實上，將城投債比重和FDI 比重在年份上取平均值之后的相關(guān)系數(shù)為0.13。不過簡單的觀測并不能反映FDI 對城投債的因果影響，需要更加嚴格的實證分析予以確定。

(二) OLS 估計

表1 列出了對式(11) 所進行的參數(shù)估計，即OLS 估計結(jié)果。為了緩解反向因果關(guān)系導致的內(nèi)生性問題，我們用滯后一期的FDI 和其他控制變量進行OLS 估計。第(1)列僅僅包含F(xiàn)DI 占GDP 比重變量，可以看到FDI 對中國地市城投債的影響為正，不過這一正向影響并沒有通過顯著性檢驗。第(2) 列在第(1) 列的基礎(chǔ)之上引入人均GDP、人均GDP 的平方項和對數(shù)總?cè)丝谧兞?。可以看到，人均GDP 對城投債的影響呈倒U 形，也就是說城投債比重隨著人均GDP 增長先是不斷增加而后隨之下降，說明經(jīng)濟發(fā)展最終可能還是會使得政府債務的比重下降。人口對城投債的影響不顯著。第(3) 列進一步引入產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變量，結(jié)果表明相對于第一產(chǎn)業(yè)，第二產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)比重越高，債務比重越低，不過它們的估計值都沒有通過顯著性檢驗。第(4) 列進一步引入政府的財政赤字率，該變量用政府支出減去財政收入之后占GDP 的比重來衡量。結(jié)果發(fā)現(xiàn)政府赤字率對城投債的影響也不顯著。

表1 所有的回歸模型都控制了地區(qū)固定效應和時間固定效應，以便控制區(qū)域和時間的影響。OLS 估計全部都沒有通過顯著性檢驗，結(jié)果似乎表明FDI 對債務根本不會產(chǎn)生影響，或者即使有影響也可以忽略不計。值得注意的是，表1 中關(guān)于FDI 對中國地市城投債影響的結(jié)論有賴于FDI 與誤差項不相關(guān)的假定。然而，根據(jù)前面的分析，基于模型(1) 進行的OLS 估計無法保證FDI 估計參數(shù)的無偏性。當核心解釋變量存在明顯的內(nèi)生性問題時，OLS 估計只能反映相關(guān)關(guān)系而不能反映因果關(guān)系，這就需要通過更加科學的研究設(shè)計進行細致的探討。后面本文將借助歐債危機對中國沿海和非沿海地級市FDI 比重影響的不同作為自然實驗，構(gòu)造本文中核心解釋變量的工具變量，然后通過2SLS 估計來識別FDI 對城投債的因果影響。

表1 基準回歸: OLS 估計

(三) 2SLS 估計

在論證FDI 對城投債的因果影響之前，第一步要檢驗歐債危機對FDI 的影響，具體來說，本文利用倍差法對式(2) 進行第一階段估計。歐債危機對沿海地市FDI 的影響結(jié)果中，從僅僅包含沿海地區(qū)與2012 年虛擬變量的交互項可以看出，與前文所展示的結(jié)果一樣，歐債危機顯著地降低了沿海地區(qū)的FDI 比重。隨后與OLS 估計一樣，逐步引入其他控制變量，進一步觀測在引入控制變量之后歐債危機對FDI 比重的影響。本文發(fā)現(xiàn)，在所有的設(shè)定下，歐債危機對沿海地市的FDI 有著負向影響，而且這些影響都在1%顯著性水平下通過了檢驗。當引入所有控制變量之后，本文發(fā)現(xiàn)歐債危機使得沿海地市的FDI 比重下降了約0.67 個百分點。

一般來說，工具變量的選擇需要滿足兩個最基本的條件: 第一，工具變量相對模型本身而言是外生的，即工具變量與式(11) 中的殘差項ε不相關(guān)；第二，工具變量與內(nèi)生性變量是高度相關(guān)的，即式(12) 中的交互項2012×與FDI 比重是高度相關(guān)的。由于歐債危機相對于中國經(jīng)濟發(fā)展來說是一種外部環(huán)境，它要想對中國經(jīng)濟產(chǎn)生影響只能夠通過外貿(mào)和FDI，不會對中國城投債產(chǎn)生直接影響。因此歐債危機作為工具變量其與式(11) 中的ε是不相關(guān)的，即其外生性條件是得以滿足的。作為工具變量的有效性檢驗，我們直接估計了歐債危機對城投債的影響，結(jié)果也發(fā)現(xiàn)歐債危機并不直接對城投債產(chǎn)生影響，再次說明本文工具變量外生性是滿足的。此外，交互項前面的系數(shù)非常顯著，這也說明用歐債危機的沖擊作為工具變量不存在弱工具變量問題。當然，本文實施了2SLS 估計后，通過第一階段排除性的統(tǒng)計值能夠判斷是否存在弱工具變量問題。當工具變量的有效性條件得到滿足之后，就可以基于式(12) 對FDI 進行預測，然后將FDI 預測值代入式(11) 中進行2SLS 估計，此時2SLS 估計值反映的就是FDI 比重對城投債占財政收入比重的因果影響。

FDI 對城投債影響的2SLS 估計結(jié)果中，僅包含核心解釋變量FDI 占GDP 比重的結(jié)果顯示，當采用工具變量克服核心解釋變量的內(nèi)生性問題以后，F(xiàn)DI 的影響不再為負，而是為正，并且通過了10%的顯著性水平。引入人均GDP、人均GDP 的平方和對數(shù)總?cè)丝诤?，F(xiàn)DI 的影響仍然為正，而且在數(shù)值上變得更大。與OLS 估計結(jié)果一樣，人均GDP 對城投債的影響為正，其二次方為負，不過其二次方的影響沒有通過顯著性檢驗。進一步引入產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變量后，第三產(chǎn)業(yè)比重對城投債的影響顯著為負。這一點并不難解釋，第三產(chǎn)業(yè)主要是服務業(yè)，與第一產(chǎn)業(yè)和第二產(chǎn)業(yè)相比，第三產(chǎn)業(yè)并不需要太高的資本投入，因此也就沒有更高的債務需求。加入產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變量之后，F(xiàn)DI 對城投債的影響還是顯著為正，在大小上也沒有發(fā)生很大變化。進一步引入財政赤字率變量后，赤字率的影響為負，不過并沒有通過顯著性檢驗。引入所有控制變量之后，本文發(fā)現(xiàn)FDI 比重對城投債的影響仍然顯著為正，F(xiàn)DI 占GDP 比重每上升1 個百分點使得城投債占財政收入比重上升4.4 個百分點。

從2SLS 估計結(jié)果可以看出，其與OLS 估計結(jié)果很不一樣，說明OLS 估計的確存在比較嚴重的內(nèi)生性偏誤，而一旦控制了內(nèi)生性偏誤，F(xiàn)DI 對城投債的影響顯著為正。工具變量第一階段統(tǒng)計值顯示，在所有的四種設(shè)定下，統(tǒng)計值都在10 以上，根據(jù)拇指法則(rule of thumb)，用歐債危機對沿海和非沿海地區(qū)的非對稱性沖擊作為FDI 的工具變量不存在弱工具變量問題。FDI 對城投債的影響顯著為正也能夠從經(jīng)濟學理論上獲得支持，對于許多發(fā)展中國家或地區(qū)來說，吸引外資是一種能力，能夠吸引更多的外資意味著當?shù)氐母鞣N軟硬環(huán)境都不錯，其中軟環(huán)境主要包括當?shù)氐姆ㄖ苇h(huán)境和政府的信用等。一個地區(qū)吸引的外資越多意味著地方政府的信用越好，以當?shù)卣庞脼榛A(chǔ)發(fā)行城投債越容易，城投債比重越高。當然，還有其他因素使得FDI 對城投債產(chǎn)生正向影響，比如促進人口流入或者提高當?shù)赝恋貎r格等，本文會在后面的機制分析進行進一步驗證。

2SLS 估計結(jié)果表明，歐債危機之后，沿海地區(qū)FDI 占比大幅下降，削弱了該地區(qū)地方政府的融資能力，減少了地方政府的城投債融資水平。當然，與非沿海城市相比，沿海城市在2012 年后發(fā)行城投債相對較少的另一個解釋很可能是得益于較好的財政狀況、發(fā)達的金融市場和較少的融資缺口，對城投債的需求較低，或者城投債的替代渠道較多。理想情況下，在2SLS 回歸當中應當加入直接衡量地方政府對城投債需求或者城投債替代渠道的控制變量，得出的結(jié)果才更加穩(wěn)健。然而，我國地方政府借助融資平臺的融資主要有三種形式，一是銀行項目貸款，二是發(fā)行城投債，三是融資租賃、項目融資、信托私募等資本市場融資(何楊和滿燕云，2012)。遺憾的是，上述債務數(shù)據(jù)在地級市層面大多是不公開的，我們目前唯一能獲得的公開數(shù)據(jù)是地方融資平臺發(fā)行的城投債數(shù)據(jù)(張莉等，2018)?；诖?，首先，我們在回歸模型中加入了財政赤字這一變量來簡單控制地方政府總的財政狀況或融資需求；其次，模型中的三產(chǎn)比重也能在一定程度上反映地方金融市場發(fā)展水平(城投債替代品情況)；最后，模型中的地級市固定效應可以部分控制各地區(qū)金融市場發(fā)展水平的影響，因為我國各地區(qū)金融市場發(fā)展水平在短期內(nèi)是比較穩(wěn)定的，較少隨時間大幅波動。另外，研究表明，我國地方政府對于城投債的融資規(guī)模主要取決于融資能力，而非融資需求，地方政府往往是“以收定支”，而非“以支定收”，這也是地方政府熱衷于舉債的重要原因(張莉等，2018)。這也意味著各地區(qū)對城投債的需求差異并不影響我們的核心結(jié)論，即歐債危機之后沿海地區(qū)FDI 水平的大幅下降減少了地方政府的城投債融資水平。

工具變量的排他性約束要求歐債危機必須只能通過隱性擔保渠道影響城投債。事實上，歐債危機也可能會通過其他渠道影響城投債發(fā)行規(guī)模。比如，歐債危機帶來的壓力可能會促使我國地方政府更加努力地改善營商環(huán)境，而更好的投資者保護和產(chǎn)權(quán)保護會提高城投債的發(fā)行水平。大量研究表明，優(yōu)越的營商環(huán)境可以保護私有財產(chǎn)和私人契約，從而增強投資者信心，增加資本市場規(guī)模(Herger 等，2008)。在理想情況下，在2SLS回歸中應當加入直接衡量地方營商環(huán)境的控制變量，得出的結(jié)果會更加穩(wěn)健。然而，當前有關(guān)營商環(huán)境的調(diào)查數(shù)據(jù)較少，被廣泛采用的是世界銀行集團營商項目提供的關(guān)于我國30 個省會城市營商環(huán)境的調(diào)查數(shù)據(jù)，樣本太少，無法支持本文的檢驗需求?；诖?，第一，模型中的人均GDP 變量能在一定程度上反映當?shù)貭I商環(huán)境的質(zhì)量及變化；第二，我國各地區(qū)營商環(huán)境質(zhì)量在短期內(nèi)是比較穩(wěn)定的，因此模型中的地級市固定效應也可以部分地控制各地區(qū)營商環(huán)境質(zhì)量的影響。更為重要的是，歐債危機能夠促進政府改革，改善營商環(huán)境，增加城投債發(fā)行，這與歐債危機通過FDI 渠道營銷城投債的作用方向相反。換言之，如果歐債危機會通過影響營商環(huán)境而正向影響城投債水平，那么本文構(gòu)造的工具變量會低估FDI 對城投債的影響，即真實效應會更加顯著為正。所以，本文基準回歸中FDI 提高城投債發(fā)行規(guī)模的核心結(jié)論并不會改變。

五、穩(wěn)健性檢驗

前文2SLS 估計結(jié)果表明FDI 占GDP 比重對城投債占財政收入的比重會產(chǎn)生正向的因果影響，這一部分將主要基于不同設(shè)計方案對先前實證結(jié)果進行穩(wěn)健性檢驗。

(一) 被解釋變量為城投債占GDP 比重

前文采用城投債占地方政府財政收入的比重來衡量債務問題，這一被解釋變量主要反映政府的償債壓力，現(xiàn)在我們采用城投債占地區(qū)GDP 的比重來衡量債務問題，它主要反映的是債務規(guī)模問題。

被解釋變量是城投債占GDP 比重的實證研究結(jié)果中，僅包含F(xiàn)DI 比重變量的結(jié)果顯示雖然估計值為正，但是沒有通過顯著性檢驗。引入人均GDP、人均GDP 的平方以及對數(shù)總?cè)丝谧鳛榭刂谱兞亢蠼Y(jié)果顯示，經(jīng)濟發(fā)展對城投債占GDP 比重產(chǎn)生倒U 形影響，這一結(jié)論與OLS 估計結(jié)果是一樣的。另外，本文還發(fā)現(xiàn)對數(shù)總?cè)丝诋a(chǎn)生了顯著的正向影響，說明人口數(shù)量越大，城投債占GDP 的比重傾向于越大。引入這幾個控制變量之后，F(xiàn)DI對城投債占GDP 比重的影響開始變得顯著為正。進一步引入產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變量后，本文再次發(fā)現(xiàn)第三產(chǎn)業(yè)比重越高，城投債占比越低。引入產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)之后，F(xiàn)DI 比重仍然顯著為正。進一步引入財政赤字率后，本文再次發(fā)現(xiàn)財政赤字率的影響不顯著。當引入所有控制變量之后，F(xiàn)DI 占GDP 比重對城投債占GDP 比重的影響為正，不過僅通過15%的顯著性水平。

從第一階段統(tǒng)計值可以看出，所有設(shè)定下統(tǒng)計值都大于10，再次說明工具變量是有效的。用城投債占GDP 比重作為被解釋變量之后，本文發(fā)現(xiàn)FDI 比重的影響仍然為正，說明FDI 對城投債的影響沒有發(fā)生改變。實證結(jié)果表明，F(xiàn)DI 占GDP 比重提高1 個百分點，城投債占GDP 比重將提高0.3—0.4 個百分點。本文再一次發(fā)現(xiàn)FDI 對城投債的債務規(guī)模產(chǎn)生了正向影響，與前文FDI 對城投債的債務壓力的影響在方向上是一致的?？赡艿脑蚴?，地方政府的財政收入往往與當?shù)谿DP 高度相關(guān)，二者對于城投債數(shù)量的調(diào)整在方向和分布上是基本一致的。綜上所述，如果用城投債占地區(qū)GDP 的比重來衡量債務問題，F(xiàn)DI 對地方政府的城投債融資規(guī)模的影響依然是穩(wěn)健的。

(二) 被解釋變量改為是否發(fā)行債務

前文被解釋變量要么是政府償債壓力，要么是債務規(guī)模，反映的是FDI 對城投債影響的集約邊際(intensive margin)，這里將被解釋變量變?yōu)槭欠癜l(fā)行城投債，檢驗FDI 比重對地方政府是否發(fā)債的影響，反映的是FDI 對城投債影響的擴展邊際(extensive margin)。地方政府是否發(fā)行了城投債為虛擬變量，如果發(fā)行取值為1，如果不發(fā)行取值為0。由于被解釋變量變成了二元變量，內(nèi)生變量是一個多值連續(xù)變量，這里本文采用二元模型的工具變量法進行參數(shù)估計。

從FDI 占比對是否發(fā)債影響的參數(shù)估計結(jié)果可以看到，F(xiàn)DI 比重對是否發(fā)債產(chǎn)生正向影響，而且在所有設(shè)定下這一正向影響都通過了1%的顯著性水平，意味著FDI 水平越高越容易促使地方政府發(fā)行城投債，這一估計結(jié)果與前文用城投債占財政收入比重或者占GDP 比重作為被解釋變量時在方向上一致。從結(jié)果可以看到，F(xiàn)DI 占GDP 比重每提高1 個百分點，地方政府發(fā)行城投債的概率會增加1.6 個百分點。這里反映的是FDI 比重對是否發(fā)債影響的邊際效應，根據(jù)公式() 計算得來。由于FDI 占GDP 比重既對城投債比重產(chǎn)生正向影響，又對是否發(fā)行城投債產(chǎn)生正向影響，因此本文的結(jié)果證實了FDI 對我國城投債的影響既存在集約邊際，又存在擴展邊際。

(三) 工具變量中歐債危機的度量

基準回歸中使用2012 年前后的虛擬變量作為歐債危機的度量來構(gòu)造工具變量。實際上同期國內(nèi)市場發(fā)生了許多沖擊，比如2012 年住房改造產(chǎn)生了大規(guī)模需求，2010 年國發(fā)19 號文關(guān)于城投債融資平臺的監(jiān)管等。因此，2012 年后的虛擬變量無法將結(jié)論完全歸結(jié)為歐債危機?；诖?，我們選取歐盟各國歷年平均政府債務水平(政府債務總額占GDP的比重) 作為衡量歐債危機沖擊的連續(xù)變量，重新構(gòu)造工具變量，再次運用兩階段最小二乘法檢驗FDI 對各地級市城投債的影響。結(jié)果顯示，加入控制變量之后，在所有設(shè)定下歐盟政府債務水平對沿海地市的FDI 均有顯著負向影響。在其他條件給定的情況下，歐盟國家政府債務占GDP 比重每上升1 個百分點，沿海地市的FDI 占GDP 比重下降約0.04 個百分點。基于沿海地區(qū)與歐盟政府債務水平交互項作為工具變量第一階段的統(tǒng)計值都在10 以上，說明不存在弱工具變量問題。而2SLS 估計結(jié)果再次發(fā)現(xiàn)FDI 對城投債產(chǎn)生顯著正向影響，其估計值比沿海地區(qū)與2012 虛擬變量交互項作為工具變量時的估計值略高，再次證明本文的結(jié)論經(jīng)得起穩(wěn)健性檢驗。

(四) 其他穩(wěn)健性檢驗

我們將時間樣本壓縮至2009—2014 年，檢驗在歐債危機爆發(fā)后更短時間內(nèi)FDI 對城投債的影響。通過結(jié)果我們再次發(fā)現(xiàn)FDI 比重對城投債的影響顯著為正，與前面的結(jié)論保持一致。

六、機制分析

前文研究結(jié)果表明FDI 對中國地級市城投債的影響是正向的，而且這一結(jié)論經(jīng)得起穩(wěn)健性檢驗。那么為什么FDI 引入會推高中國地方政府的債務規(guī)模呢? 下面從微觀和宏觀兩個層面來分析其影響機制。

(一) 債務微觀風險和定價機制

城投債是會違約的債務。雖然地方政府為本地融資平臺公司發(fā)行的城投債提供了“隱性擔保”，即當城投債出現(xiàn)兌付問題時，地方政府可能會用財政收入對城投債進行代償，但是當債務達到一定規(guī)模甚至超過地方政府財政償還能力時，城投債違約便可能出現(xiàn)。因此，研究FDI 對城投債的影響不僅要討論總量影響，而且要檢驗風險影響。

理想的變量是違約率，然而，迄今為止中國地方政府的城投債違約事件從未發(fā)生。因此本文選取城投債發(fā)行時的主體信用評級作為城投債的風險度量。城投債主要由大公國際資信評估有限公司、中誠信國際信用評級有限公司、聯(lián)合資信評估有限公司這三家國內(nèi)行業(yè)龍頭評級公司進行評級。評級公司對城投債進行評級的主要依據(jù)是城投企業(yè)的財務數(shù)據(jù)、地方政府的財政數(shù)據(jù)及地方經(jīng)濟發(fā)展狀況。樣本數(shù)據(jù)的主體信用評級范圍主要為AA-、AA、AA+、AAA 四個等級。由于AA-和AA+樣本相對較少，本文定義AAA為低風險城投債，違約概率較小，其他為高風險城投債，違約風險相對較大。與基準模型相似，核心解釋變量是FDI 占GDP 比重，工具變量為交互項2012×，即歐債危機對沿海城市FDI 的影響。不同的是，被解釋變量為城投債是否為低風險(AAA 信用評級)。因此，回歸樣本是債券而非地區(qū)，回歸方法是Probit 模型的2SLS。

FDI 對城投債信用評級影響的估計結(jié)果中，僅包含核心解釋變量發(fā)行該城投債地區(qū)的FDI 占GDP 比重的結(jié)果顯示，F(xiàn)DI 的影響并不顯著，原因是遺漏變量。引入人均GDP、人均GDP 的平方及對數(shù)總?cè)丝谶@些控制變量之后，F(xiàn)DI 的影響顯著為正。進一步引入債券層面變量后，本文發(fā)現(xiàn)發(fā)行期限和發(fā)行總額對城投債信用的影響均顯著為正，原因可能是大額或長期城投債往往用于建設(shè)大型或長期的基礎(chǔ)設(shè)施，能夠得到政府更有力的支持，因此債券安全更有保證。加入債券層面變量之后，F(xiàn)DI 對城投債的影響還是顯著為正，相對來說在大小上也沒有發(fā)生很大變化。進一步引入財政赤字率變量后的結(jié)果顯示赤字率對城投債風險的影響并不顯著。引入所有控制變量后，F(xiàn)DI 比重對城投債信用的影響仍然顯著為正。因此，結(jié)果證實了FDI 對中國城投債既有總量影響，也有風險影響。而風險的降低使得當?shù)卣l(fā)行的城投債券在市場上更具吸引力，從而進一步提升城投債的發(fā)行規(guī)模?？偠灾?，在債券層面，發(fā)債地區(qū)的FDI 顯著提升了發(fā)行主體的信用評級，降低了地方政府或平臺的違約風險，進而擴大了發(fā)債地區(qū)城投債的整體規(guī)模。

FDI 不僅可以通過信用評級對城投債產(chǎn)生影響，而且還可能通過債券定價的途徑影響城投債的發(fā)行。債券的發(fā)行利率(價格) 一般由兩部分構(gòu)成，一部分是市場決定的無風險利率，另一部分是債券風險狀況和流動性水平提供的風險溢價。地方政府的FDI 水平以及財力狀況越好，政府的擔保意愿和擔保能力越強，地方政府整體擔保水平的上升會顯著降低城投債的信用違約風險，進而降低城投債的融資成本(羅榮華和劉勁勁，2016；王永欽等，2016)。融資成本的降低使得地方政府可以在付出相同成本的情況下發(fā)行更多債券，從而刺激城投公司大規(guī)模發(fā)債。為了驗證FDI 可能產(chǎn)生的城投債定價效應，本文以城投債債券層面的票面利率數(shù)據(jù)進行回歸。由于城投債的期限不同會影響城投利率，并且不同時期發(fā)行的債券利率可能會隨宏觀環(huán)境變化，因此直接用票面利率不是很準確。沿用羅榮華和劉勁勁(2016) 等文獻中的一般做法，本文選取的因變量是城投債發(fā)行時的發(fā)行利差(spread)，即城投債發(fā)行時的票面利率與發(fā)行日同期國債到期收益率(無風險利率) 之差，其大小衡量了城投債的風險。以上數(shù)據(jù)均來自Wind 數(shù)據(jù)庫。與基準模型相似，核心解釋變量是FDI 占GDP 比重，工具變量為交互項2012×，即歐債危機對沿海城市FDI 的影響。不同的是，被解釋變量為城投債的發(fā)行利差。

基于2SLS 方法的FDI 對城投債發(fā)行利差影響的估計結(jié)果中，依次引入所有控制變量后，F(xiàn)DI 比重對城投債發(fā)行利差的影響均為負向，而且這些影響都在10%顯著性水平下通過了檢驗。因此，結(jié)果證實了FDI 對中國城投債的定價影響，即一個地區(qū)的FDI 比重越高，地方政府債券的風險溢價越低，城投債的融資成本越低，發(fā)行規(guī)模越大。此外，與已有文獻的研究結(jié)果一致，本文發(fā)現(xiàn)人口規(guī)模顯著降低了發(fā)行利差，財政赤字顯著提高了發(fā)行利差。債券期限越長，總額越大，發(fā)行成本越低，即發(fā)行利差越小。第一階段統(tǒng)計值顯示，所有設(shè)定下統(tǒng)計值都大于10，說明在債券層面的回歸中，工具變量依然是有效的。總而言之，在債券層面，發(fā)債地區(qū)的FDI 顯著提升了發(fā)行主體的信用評級，降低了地方政府或平臺的違約風險，節(jié)約了城投債券的發(fā)行成本，進而擴大了發(fā)債地區(qū)城投債的整體規(guī)模。

(二) 地區(qū)宏觀經(jīng)濟機制

在宏觀層面，本文認為FDI 可能通過兩個途徑來對城投債產(chǎn)生影響: 第一，吸引勞動力的流入增加勞動力的數(shù)量，從而在大量發(fā)行城投債之后能夠有更多的勞動力來分擔債務；第二，增加國有建設(shè)用地，F(xiàn)DI 的引入會要求地方政府提供更好的城市基礎(chǔ)設(shè)施，使得地方政府增加基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)用地，而城投債的主要目的是為當?shù)氐墓怖娣?，包括基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)等。

遵循Cutler 和Lieras-Muney (2010) 的方法，本文對上述兩種可能的機制進行實證檢驗。首先是勞動力的影響，本文首先檢驗了FDI 對勞動力密度的影響，發(fā)現(xiàn)FDI 顯著提高了當?shù)貏趧恿γ芏?，證實了FDI 吸引了更多勞動力流入的觀點。引入勞動力密度變量后結(jié)果發(fā)現(xiàn)FDI 比重對債務比重的影響不論是在數(shù)值還是在顯著性水平上都明顯下降，本文認為通過吸引更多的勞動力流入使得人口密度增加是FDI 影響城投債的途徑之一。FDI 對國有建設(shè)用地占比的影響檢驗結(jié)果顯示，F(xiàn)DI 顯著推高了國有建設(shè)用地占比。同時引入FDI 和國有建設(shè)用地占比后發(fā)現(xiàn)，F(xiàn)DI 對國有城投債的影響在數(shù)值和顯著性上都有所下降。

綜上所述，本文認為FDI 主要通過影響當?shù)氐膭趧恿θ丝诿芏群蛧薪ㄔO(shè)用地來推高城投債比重，而相對來說，吸引更多勞動力流入是最主要的機制，因為引入勞動力密度變量后FDI 對城投債的影響在數(shù)值上下降得更加明顯。當然，還有一些原因可以解釋為什么FDI 比重對城投債產(chǎn)生正向影響，比如FDI 的引入能夠在一定程度上反映當?shù)卣猩桃Y的能力。一般情況下，地方政府招商引資能力越強意味著當?shù)卣l(fā)展經(jīng)濟的能力越強，當?shù)卣抛u度越高，當?shù)胤ㄖ苇h(huán)境、基礎(chǔ)設(shè)施環(huán)境等也越完善。而城投債的發(fā)行是以地方政府的信用為隱性擔保的，地方政府發(fā)展經(jīng)濟的能力越強，信譽度越高，發(fā)行更多的城投債越容易。由于政府的信譽度、執(zhí)政能力或者發(fā)展經(jīng)濟的能力無法簡單量化，因此無法就此進行機制驗證。

七、結(jié)論及政策含義

2008 年美國次債危機引發(fā)了全球金融危機，歐洲主要國家陸續(xù)爆發(fā)了主權(quán)債務危機，這一危機在2012 年達到全面爆發(fā)狀態(tài)，對中國的FDI 產(chǎn)生了明顯影響。由于歐債危機對中國沿海城市和非沿海城市的FDI 產(chǎn)生顯著差異，利用這一差異作為自然實驗，本文探討了FDI 對中國城投債的因果影響。通過收集2009—2016 年中國地級市面板數(shù)據(jù)，本文發(fā)現(xiàn)，首先，歐債危機使得中國沿海城市的FDI 占GDP 比重下降了約0.67 個百分點。其次，基于2SLS 估計，F(xiàn)DI 對中國城投債產(chǎn)生了正向因果影響，F(xiàn)DI 占GDP 比重每上升1 個百分點，會使城投債占財政收入的比重上升約4.4 個百分點。接下來本文做了一系列穩(wěn)健性檢驗，分別將被解釋變量改為城投債占GDP 比重、是否發(fā)行城投債，以及對歐債危機進行量化等。改變被解釋變量之后本文發(fā)現(xiàn)FDI 占GDP 比重仍然對城投債產(chǎn)生顯著正向影響。2SLS 估計結(jié)果表明FDI 占GDP 比重每上升1 個百分點會使城投債占GDP 比重提高約0.34 個百分點，地級市發(fā)行城投債的概率增加約1.6 個百分點。穩(wěn)健性檢驗結(jié)果表明FDI 對城投債的影響既存在集約邊際也存在擴展邊際。最后，本文對FDI影響城投債的機制進行了實證分析和檢驗，發(fā)現(xiàn)FDI 可以通過提升當?shù)爻峭镀髽I(yè)信用評級和降低融資成本，或者吸引更多勞動力流入和擴大國有建設(shè)用地比重來推高城投債規(guī)模。

本文的研究存在一些明顯的政策含義。長期以來，F(xiàn)DI 被發(fā)展中國家認為是優(yōu)質(zhì)資本，不僅能夠彌補東道國資本的不足，還能夠帶來先進的技術(shù)和管理經(jīng)驗，對東道國的技術(shù)進步產(chǎn)生促進作用。由于認識到FDI 的重要性，很多發(fā)展中國家出臺了鼓勵吸引FDI 的政策，中國也不例外，改革開放之后中國政府發(fā)布了一些針對外資的優(yōu)惠政策，吸引了大量的外商直接投資。FDI 流入從1983 年的22.6 億美元增加到2017 年的1 310.4億美元，成為所有發(fā)展中國家中吸引FDI 最多的國家。大量的FDI 流入有力地促進了中國的經(jīng)濟增長和技術(shù)進步。雖然大量文獻發(fā)現(xiàn)FDI 的正外部性，但是對FDI 負外部性的認識明顯不足。由地方政府背書的投融資平臺公司成立的目的是為地方公益性或者準公益性項目進行融資、投資、建設(shè)和運營，在風險可控的情況下理應是有助于地方經(jīng)濟增長的。但是2009 年之后，中國城投債規(guī)模迅速膨脹，使得債務違約風險大大增加，為整體經(jīng)濟可持續(xù)發(fā)展帶來巨大金融風險。2012 年之后中國經(jīng)濟發(fā)展面臨下行壓力，債務風險如果轉(zhuǎn)化為金融風險將會為中國經(jīng)濟的復蘇帶來巨大阻力，從這個意義上來說，城投債規(guī)模的快速增加存在一定的潛在風險。而FDI 對城投債有著正向的因果影響，反映了FDI 本身存在一定可能的負外部性，意味著對于外資的引入應當有更加全面的認識。當然，需要指出的是，如果一個地方社會法治環(huán)境改善使得FDI 增加和經(jīng)濟增長加速，此時雖然城投債規(guī)模因為FDI 增加而增加，但是由于經(jīng)濟增長迅速，地方政府完全有能力償還新增債務，完全沒有必要對FDI 的引入產(chǎn)生過多擔憂。

最后需要說明的是，F(xiàn)DI 能夠促進城投債還有一個可能的原因是，政府的執(zhí)政能力或者政府的信用在發(fā)揮作用，但由于缺乏政府執(zhí)政能力或者信用方面的數(shù)據(jù)，我們沒有對此進行機制檢驗，不得不說這是本文的一大缺憾，也是關(guān)于這一問題進一步研究的方向。