地方性债务与区域经济增长的关系研究——以陕西省为例

段东丽

(西安财经大学经济学院 陕西西安 710100)

财政部发布的数据显示，2015—2019年新增地方债发行规模不断扩大，已经由原来的0.64万亿元上升到3.06万亿元，其在地方债发行总规模中所占的比重大幅度上升，逐渐成为地方建设所需资金筹集的重要方式。地方政府债务规模不断扩大，地方财政负担加重的同时，也带来了一系列问题。首先，我国地方债务大部分来自银行等金融机构，一旦地方财政出现问题，就会对银行等金融机构造成巨大威胁，破坏金融秩序。其次，如果地方政府财政出现问题，就会使债务无法按时还清，不仅不能促进地方经济的发展，还会导致经济停滞。最后，我国各地财政收入的大部分来自土地交易，地方举债规模的快速膨胀，势必使房地产的泡沫越来越大，最终引发金融危机。因此，我们不得不思考这样的代价是否一定会加快地方经济的发展速度呢？日益膨胀的地方债务是否对经济发展产生正向作用？为此，本文以陕西省为例，深入探究地方政府性债务与区域经济增长之间的关系，以期为地方发展提供借鉴。

1 文献综述

目前，国外对地方政府性债务是否促进区域经济增长的观点主要有三种：第一，前者会促进后者发展，代表人物为凯恩斯。在应对1929年的资本主义危机时，凯恩斯认为实行赤字财政政策，减税增支可以促进充分就业和经济增长。第二，政府债务会阻碍经济增长，代表人物为亚当·斯密。虽然前者对后者有积极作用，但当举债规模日益增加时就会引起通货膨胀，从而阻碍经济的发展。亚当·斯密曾在《国富论》提到，政府债务的不断扩展会导致生产资本被侵蚀，从而削弱一国经济。第三，前者对后者的影响还不是很确定，代表人物为李嘉图。他提出李嘉图等价理论或称债务中性理论，认为政府增税与发债带来的结果是相同的，国债只是延迟了的税收，想要通过增发国债进而影响总需求的思路是行不通的。

2010年以前，我国几乎没有统一、全面的政府债务数据公布，所以有关分析此问题的文献资料比较少。近两年，国家相关部门对债务审计结果进行了公布，国内学者对相关问题的研究才越来越多。阅读近年来相关文献资料，有关该问题的研究结论一般有三种：第一，前者对后者有促进作用。刁伟涛(2016)运用空间计量模型发现，在考虑了经济增长的空间关联性之后，前者对后者仍具有促进作用，但是相关效果并不明显。胡奕明和顾祎雯(2016)通过实证分析发现，地方政府债务可以推动区域经济增长,即地方政府债务与区域经济增长呈正相关,但并未发现两者之间存在拐点,即倒“U”型关系。姚洪心和李正宇(2017)对112个城市的政府债务数据进行分析发现，地方债务对经济增长具有显著的促进作用，且直接债务对地区经济的推动力更强。第二，虽然前者对后者确实有促进作用，但是这种正向的作用会随着负债压力和偿债压力的增加而逐渐转化为副作用。黄昱然等(2018)采用面板平滑转换回归模型PSTR,在非线性框架下对中国30个省份地方政府举债的经济增长效应进行深入研究后得出了这一结论。第三，前者与后者之间存在非线性的关系。邱栎桦等(2015)利用动态随机一般均衡模型和动态面板模型发现，短期内政府债务对经济增长起到促进作用，但长期来看前者对后者无显著作用。陈诗一和汪莉(2016)构建三部门动态博弈模型发现，当政府不被债务约束时,经济增长与政府债务之间存在倒“U”型关系；当政府被债务约束时,随着政府债务的增加，经济增长率反而逐渐降低。李丹丹(2017)运用LSTR实证模型发现两者之间存在非线性关系，具有明显区间转换的动态特征。

2 实证分析

2.1 数据选择与变量选取

本文选取能够反映地方政府债务规模的相关变量固定资产投资作为解释变量。但正常情况下，此变量对地方经济增长的作用存在滞后效应，故本文选取固定资产投资总额的滞后一期作为解释变量。由《陕西省统计年鉴2017》得知，陕西省1997—2016年的固定资产总额与GDP总量的数据，用变量H表示滞后一期的固定资产投资总额，用变量Y表示GDP总量。本文用Eviews7.2软件绘出两者的散点图，如图1所示。

图1 固定资产总额与GDP总量的散点图

由图1可知，变量H与变量Y之间的相关关系很强，但滞后一期的两个变量是否有协整关系和因果关系，还需进一步分析。针对数据进行自然对数变换，不仅可以消除可能存在的异方差影响，还不会影响变量间的协整关系。故对变量Y和变量H进行自然对数变换，分别用LnY和LnH表示变换后的新变量。

2.2 变量平稳性检验

为避免导致伪回归，本文首先运用ADF单位根检验方法对变量LnY和LnH的平稳性进行检验。针对一阶差分D(LNY)和D(LNH)的平稳性，对二阶差分D(LNY,2)和D(LNH,2)的平稳性也进行了检验。单位根检验结果表明，在5%和10%两个显著性水平上，变量LNY和LNH单位根检验的检验统计量值均大于临界值，故接受原假设，表明变量LNY和LNH存在单位根，不是平稳序列。其次，对它们所对应的一阶差分序列D(LNY)和D(LNH)进行单位根检验，所得的检验统计量值均大于临界值，故需要接受原假设，表明变量LNY和LNH的一阶差分序列也存在单位根，不是平稳序列。最后，进一步对它们所对应的二阶差分序列D(LNY，2)和D(LNH,2)进行单位根检验，得到的检验统计量值均小于临界值，故拒绝原假设，表明变量LNY和LNH的二阶差分序列是平稳序列，变量LNY和LNH均为二阶单整序列，符合协整检验的条件。

2.3 协整检验

本文运用EG两步法进行协整关系检验。建立协整回归模型为：LNY=α+βLNH+e，用OLS回归方法估计回归模型，估计的回归模型为：LNY=3.282539+0.676583LNH+e，其中统计量分别为32.92739和54.44020，R为0.99，F统计值为2963.735。

由残差项ADF检验结果可知，在10%的置信水平上检验值-1.616817小于临界值-1.606129，故有90%的可能性残差是平稳的，表明变量LnY和LnH之间存在协整关系，即固定资产投资和地方经济增长之间存在长期的稳定关系，且两者之间存在同向变动关系。

2.4 误差修正模型

由上述可知，变量LnY和LnH之间存在长期均衡关系，但从短期来看，两者之间的关系可能出现失衡。将协整回归式中的误差项e当作均衡误差，建立误差修正模型将经济增长的短期行为和长期行为联系起来，以便增强模型的精度。

(1)误差修正模型。估计结果为：DLNY=0.025327+0.532852DLNH-0.133763e，其中统计量分别为0.412137、1.937392和-0.424756。估计结果表明，误差项e估计的系数为-0.133763，小于零，其绝对值小于1，表明此模型中的变量之间存在短期的均衡关系。ECM模型中，用误差修正项的系数大小表示对偏离长期均衡的调整力度，故反向的调整力度以13.4%的速度将非均衡状态拉回到均衡状态。

(2)基于VAR模型的脉冲响应分析。图2表明，变量LNH的变化对LNY的冲击影响开始时为零，在第一年给LNH一个正向冲击，会引起LNY的持续缓慢上升，并且到第10期还没有达到冲击的峰值，说明LNH对LNY的冲击具有持久性并且作用力持续增加。脉冲响应结果表明，固定资产投资总额增加会对国民生产总值的增加有拉动作用。

图2 脉冲响应分析结果

(3)方差分解。方差分析结果显示，从第1期到第10期，LNH对LNY的贡献率一直在增加，到第10期时为58.68%，表明固定资产投资额对国内生产总值的影响存在很强的滞后效应。

2.5 格兰杰因果关系检验

格兰杰因果关系检验结果表明，在连续滞后几期的情况下，第一个F统计值通过了显著性检验，说明经济增长是地方政府固定资产投资的格兰杰原因。但第二个F统计值无论滞后多少期都无法通过显著性检验，说明地方政府固定资产投资不是经济增长的格兰杰原因。因此，地方经济增长可以促进政府固定资产投资增加，但政府固定资产投资不能推动地方经济增长。

3 结语

3.1 结论

(1)通过绘制固定资产投资总额与经济增长总量的散点图发现，地方政府固定资产投资与经济增长之间存在很强的经济关联。本文对选取的变量建立双对数模型，检验结果显示模型拟合的很好，通过单位根检验发现两个变量均为二阶单整，且两者之间存在长期稳定的均衡关系。由估计结果可知，固定资产投资总额每增加1%，GDP总量平均增加0.68%，表明当地方政府扩大投资时，国内生产总值会增加，从而促进当地经济发展。

(2)误差修正模型表明，误差修正系数存在反向修正机制。GDP总量的变化不仅取决于固定资产投资总额的变化，还取决于上一期GDP总量对均衡水平的偏离，误差项e估计的系数体现了对偏离的修正速度。上述结果表明，对上一期GDP总量的偏离修正速度为13.4%。

(3)格兰杰因果检验表明，在连续滞后几期的情况下，GDP都是地方政府固定资产投资的格兰杰原因，而地方政府固定资产投资不是GDP的格兰杰原因，所以它们之间存在单向因果关系。因此，我们可以利用GDP的历史信息预测地方政府固定资产投资的未来变动。

3.2 建议

(1)虽然地方债对经济发展有正向的推动作用，但不合理的过度举债会带来很多问题，例如地方政府腐败、债务危机等。所以，举债规模一定要适应当地的经济发展需要，禁止盲目举债，搞政绩化工程。

(2)在不断深化改革的背景下，地方政府应不断优化经济结构，转变经济增长模式，推动经济平稳健康可持续发展，避免因经济过快发展造成地方政府过度扩大投资和贷款，从而产生不必要的财政负担。

(3)地方政府应实事求是，制定符合当前自身情况的发展计划，不应为了发展经济而不断扩大政府投资和债务，更不应为了政绩而大量举债进行基础设施建设。稳定的经济发展可以降低地方债务规模，所以地方政府应努力为经济的平稳发展创造一个良好的环境。