地方政府債務、地方政府投資與私人投資
——基于面板VAR模型的實證分析

萬其龍

(1.中南財經(jīng)政法大學 金融學院，湖北 武漢 430073；2.信陽師范學院 商學院，河南 信陽 464000)

一、引言

2008年以來，為應對全球金融危機導致的外部需求下降、經(jīng)濟增速放緩的形勢，我國實施了大規(guī)模經(jīng)濟刺激計劃，推動了經(jīng)濟穩(wěn)步復蘇。然而，付出的沉重代價是地方政府債務迅速擴張，財政部公布的數(shù)據(jù)顯示，2016年未經(jīng)預算會計審核的地方政府債務達15.32萬億元[1]。急劇膨脹的地方政府債務導致宏觀經(jīng)濟系統(tǒng)性風險迅速積累，不利于經(jīng)濟平穩(wěn)發(fā)展。近期召開的中央經(jīng)濟工作會議將防范和化解風險放在首要位置，著力推進“去杠桿”，反映出中央政府對包括地方政府債務風險在內(nèi)的金融風險的重視。與地方政府債務規(guī)?？焖贁U張形成鮮明對比的是，私人投資增速呈逐年下滑態(tài)勢，從2011年的34.3%一路下滑到2016年的3.2%[2]，同時，私人投資占全社會固定資產(chǎn)投資的比重從2015年起也開始下降。地方政府債務規(guī)模急劇膨脹、私人投資增速顯著下滑，使政府債務與私人投資之間的關系值得重新審視，有效廓清地方政府債務與私人投資之間的關系，對于嚴控地方政府債務規(guī)模、防范金融風險、促進私人投資增速回暖和經(jīng)濟平穩(wěn)增長無疑具有重要的現(xiàn)實意義。

國內(nèi)外學者對政府債務與經(jīng)濟增長關系研究較多，單純聚焦于地方政府債務與私人投資關系的文獻相對較少，結(jié)論也并不一致。較早的“巴羅—李嘉圖等價”理論認為政府債務并不是凈財富，債務融資僅僅推遲了稅收，在理性預期假設下，二者是等價的，政府負債不改變?nèi)藗兊南M水平，因而也不影響私人投資水平[3]。但這一論點由于過于嚴苛的前提假設而遭到諸多批判，Modigliani認為，人們并不關心生命以外的事情，由于發(fā)債帶來的減稅效應會刺激社會消費增加和社會儲蓄下降，社會利率提高，對私人投資形成擠出效應，不利于長期經(jīng)濟增長[4]；Mankiw等則從消費者短視、借債約束和代際財富再分配三個角度論證了“巴羅—李嘉圖等價”理論不成立的原因[5]，實證檢驗發(fā)現(xiàn)，“巴羅—李嘉圖等價”理論在現(xiàn)實中并不成立[6]。但學者對政府債務與私人投資關系究竟如何存在爭議，或認為政府債務對私人投資沒有影響[7]，或認為政府債務對私人投資存在擠出效應[8]，還有學者認為不同的政府債務投向?qū)λ饺送顿Y有不同影響，政府債務投向生產(chǎn)性支出對私人投資有擠入效應，投向消費性支出則對私人投資有擠出效應[9]。

由于政府債務融資主要用于政府投資，政府債務與私人投資關系受政府投資與私人投資關系的影響。遺憾的是，國內(nèi)外學者對政府投資與私人投資關系研究結(jié)論分歧較大，主要觀點分為四類：政府投資對私人投資存在擠入效應[10]；政府投資對私人投資存在擠出效應[11]；政府投資對私人投資擠入擠出效應在不同時間、不同地區(qū)存在差異[12]；政府投資與私人投資不相關[13]。

現(xiàn)有文獻雖然對政府債務、政府投資與私人投資關系做了相關研究，但仍存在以下不足：第一，基于我國地方政府債務與私人投資之間關系的研究尚未有學者進行深入探討；第二，地方政府債務對私人投資的影響機制是怎樣的尚未引起學者廣泛關注?；诖耍疚倪\用面板向量自回歸模型，對我國地方政府債務與私人投資之間動態(tài)變化關系進行深入探討，加入地方政府投資變量，探討其在地方政府債務影響私人投資中的作用，為當前我國供給結(jié)構調(diào)整的政策實踐提供有益啟示。

二、實證分析

(一)模型介紹

向量自回歸模型(Vector Auto-regression, 簡稱VAR)將多個變量組成一個系統(tǒng)，系統(tǒng)中每一個內(nèi)生變量作為所有內(nèi)生變量滯后項的函數(shù)，不需要區(qū)分內(nèi)生變量和外生變量，可以估計全部內(nèi)生變量的動態(tài)關系，精確預測內(nèi)生變量受到?jīng)_擊給整個系統(tǒng)帶來影響的程度[14]。但是傳統(tǒng)VAR對時間序列長度要求較高，受限于單一個體，無法觀測不同個體大樣本數(shù)據(jù)。面板向量自回歸(Panel Vector Auto-regression,PVAR)可以有效解決觀測樣本不足的問題，提高估計的信度和效度[15]，本文采用PVAR模型進行分析。

包含K個變量的PVAR模型形式如下：

Yit=Γ0+Yi,t-1A1+Yi,t-2A2+…+Yi,t-pAp+uit+εit

(1)

i∈{1,2,…,N},t∈{1,2,…,T}

Yit是1×k向量，p為自回歸階數(shù)，uit和εit分別為個體效應向量和隨機誤差向量。A1,A2,…,Ap為k×k待估系數(shù)矩陣。

(二)變量選取

1.地方政府債務(debt_ratio)

目前尚缺乏地方政府債務官方統(tǒng)計資料，學者對地方政府債務數(shù)據(jù)一般采取估計的方法，主要包括市政投資現(xiàn)金平衡式[16]、“招拍掛”土地出讓收入[17]和地方政府預算恒等式[18]等。鑒于前兩種方法可能低估地方政府債務規(guī)模，且本文意在估計全口徑地方政府債務總額①，本文通過地方政府預算恒等式來估算地方政府債務，即

Debtt=(1+rt)Debtt-1+GEt-GRt-TRt

(2)

其中，GEt表示地方政府財政支出，GRt表示地方政府財政收入，TRt表示中央對地方轉(zhuǎn)移支付，rt表示第t年的政府融資利率水平(以1年期人民幣貸款基準利率表示)。根據(jù)審計署2013年6月發(fā)布的各省市經(jīng)審計后的債務余額數(shù)據(jù)，以2013年作為基期，分別向前和向后推算。根據(jù)估計出的2010年地方政府債務數(shù)據(jù)，與審計署公布的2010年地方政府債務審計數(shù)據(jù)進行對比，平均誤差低于10%，證實了該方法的可靠性②。

2.政府投資(gi_ratio)

長期以來，我國政府投資規(guī)模的統(tǒng)計數(shù)據(jù)不足[19]。由于對政府投資內(nèi)涵與范圍界定不同，現(xiàn)有文獻對于政府投資的衡量存在較大差異，主要包括：以全社會固定資產(chǎn)投資按來源劃分國家預算內(nèi)資金作為代理變量[20]；以國有經(jīng)濟固定資產(chǎn)投資作為代理變量[21]；以財政支出扣除科教文衛(wèi)及維持性支出作為代理變量[22]；以財政支出相關項目加總作為代理變量[23]。

本文采用國有經(jīng)濟固定資產(chǎn)投資作為政府投資的代理變量。原因在于，一方面，在固定資產(chǎn)投資中，國有投資的分類與政府投資相近。另一方面，自稅制改革以來，在經(jīng)濟發(fā)展、公共服務等政績考核指標驅(qū)動下，地方政府通過各種手段(提供低價土地、稅收減免、融資擔保、審批便利等)從產(chǎn)權性質(zhì)[24]、政治關聯(lián)[25]、地方政府公共治理目標[26]等方面干預國有企業(yè)經(jīng)營管理活動，為自身政治目標服務。國有企業(yè)管理層出于私有收益考慮也熱衷于配合地方政府的投資“期望”[27]。因此，由于存在干預，國有企業(yè)可以視為地方政府可調(diào)用的經(jīng)濟資源之一，以國有經(jīng)濟固定資產(chǎn)投資作為政府投資代理變量更加合理。

3.私人投資(pi_ratio)

私人投資以全社會固定資產(chǎn)投資扣除國有經(jīng)濟固定資產(chǎn)投資后的余額表示。

(三)數(shù)據(jù)來源與處理

本文數(shù)據(jù)均來自于《中國統(tǒng)計年鑒》《中國固定資產(chǎn)投資統(tǒng)計年鑒》《中國財政年鑒》及中華人民共和國審計署網(wǎng)站公布的審計公告，部分數(shù)據(jù)來自于各省市歷年統(tǒng)計年鑒并做了甄別，對不同統(tǒng)計年鑒由于統(tǒng)計口徑不同造成的數(shù)據(jù)偏差做了調(diào)整。選取1994年—2014年30個省級行政區(qū)的面板數(shù)據(jù)(由于缺乏數(shù)據(jù)，樣本中剔除了西藏自治區(qū))，年限截止到2014年是由于2015年1月1日起實施的新修訂的《中華人民共和國預算法》使地方政府存量債務被鎖定在2014年12月31日。相關名義變量均以1994年為基期作平價處理。

引入“地方政府投資力度”的概念，以國有經(jīng)濟固定資產(chǎn)投資占GDP的比重衡量，對私人投資、地方政府債務均作相同處理，分別以私人投資力度(私人投資占GDP的比重)和地方政府債務相對規(guī)模(地方政府債務占GDP的比重)代稱。

(四)面板VAR模型估計

1.最優(yōu)滯后階數(shù)的確定

選擇面板VAR模型最大滯后4階并使用1-5階滯后值作為工具變量進行分析，結(jié)果如表1所示。

表1 最優(yōu)滯后階數(shù)的確定

由表1可知，赤池信息準則(AIC)表明應選擇3階滯后期，而貝葉斯信息準則(BIC)和漢南—昆信息準則(HQIC)表明應選擇1階滯后。當三者結(jié)論不一致時，通常BIC和HQIC優(yōu)于AIC，因而本文最優(yōu)滯后階數(shù)選擇滯后1期③。

2.面板VAR模型的廣義矩估計

在進行面板VAR模型的廣義矩估計(GMM Estimation)前，需要對(1)式進行前向均值差分變換，即Helmert變換以消除個體效應[28]。面板VAR模型估計結(jié)果如表2所示。

表2 面板VAR參數(shù)估計結(jié)果

注：括號里的數(shù)字為z統(tǒng)計量的值，*,**,***分別代表在10%，5%和1%的水平上顯著

鑒于面板VAR模型包含較多的待估參數(shù)，當樣本容量較小時，參數(shù)誤差較大，且面板VAR模型不以嚴格的經(jīng)濟理論為依據(jù)，對于模型的待估參數(shù)通常并不分析其經(jīng)濟意義，而是借助脈沖響應函數(shù)和方差分解來判斷變量之間的長短期均衡關系。

3.面板VAR模型脈沖響應函數(shù)

脈沖響應函數(shù)(impulse response function)描述當一個誤差項發(fā)生變化(沖擊)時對系統(tǒng)的動態(tài)影響程度。由回歸結(jié)果可知，地方政府債務、地方政府投資與私人投資對來自自身1個標準差大小的沖擊均呈現(xiàn)逐漸衰減態(tài)勢，最終收斂到0，表明整個系統(tǒng)是穩(wěn)定的④。

面對來自地方政府投資力度1個標準差大小的沖擊，地方政府債務相對規(guī)模先上升后下降，說明地方政府投資力度的擴大短期內(nèi)對地方政府財政收支形成較大壓力，需要依賴債務規(guī)模的擴張才能滿足地方政府投資的資金需求，這表明我國地方政府投資擴張的債務依賴性。面對私人投資力度沖擊，地方政府債務相對規(guī)模呈上升態(tài)勢，表明經(jīng)濟社會發(fā)展水平的不斷提升，地方政府為促進私人投資持續(xù)增長所需的財政支出不斷上升，地方政府財政壓力不斷上升，導致債務存量不斷擴大。

面對地方政府債務相對1個標準差大小的沖擊，私人投資力度短期內(nèi)顯著下降，然后緩慢回升，表明地方政府債務對私人投資的擠出效應明顯。長期以來，在GDP導向的驅(qū)動下，地方政府債務的盲目擴張，擠占了有限的資金，導致市場資金供應緊張，利率上升，私人投資成本上升，利潤空間受到擠壓，不得不退出市場，以致形成“國進民退”[29]。

面對地方政府投資力度沖擊，私人投資力度呈不斷下降態(tài)勢，表明這種債務驅(qū)動的地方政府投資對私人投資有明顯的擠出效應。地方政府投資規(guī)模的盲目擴大，可能會侵入競爭性領域，擠占私人投資機會，降低經(jīng)濟發(fā)展活力，對私人投資造成負面效應。

4.面板VAR模型方差分解

由表3可知，來自地方政府債務相對規(guī)模自身的沖擊強度對自身變化的相對貢獻度始終占據(jù)主導地位，在第10期約為79.5%，到第30期逐漸穩(wěn)定在71.3%。來自地方政府投資力度的沖擊強度對地方政府債務相對規(guī)模變化的相對貢獻度相對較小，第10期為8.5%，到第30期穩(wěn)定在7.6%。來自私人投資力度的沖擊強度對地方政府債務相對規(guī)模變化的影響在第10期為12%，到第30期上升到21%。

來自地方政府投資力度自身的沖擊強度對自身變化的相對貢獻同樣始終占主導地位，第30期穩(wěn)定在90%。來自地方政府債務相對規(guī)模的沖擊強度對地方政府投資力度變化的相對貢獻較小，第10期為6.8%，到第30期穩(wěn)定在8.3%。來自私人投資力度的沖擊強度對地方政府投資力度變化的相對貢獻最小，第10期僅為0.49%，到第30期穩(wěn)定在1.4%。

來自私人投資力度自身的沖擊強度對私人投資力度自身變化的相對貢獻度最高但并不占絕對主導地位，第10期為48.4%，到第30期穩(wěn)定在45%。來自地方政府債務相對規(guī)模的沖擊強度對私人投資力度變化的相對貢獻度較大，第10期為37.8%，到第30期穩(wěn)定為40%。來自地方政府投資力度的沖擊強度對私人投資力度變化的相對貢獻度一直穩(wěn)定在14%左右。

表3 面板VAR方差分解結(jié)果

總體而言，地方政府債務相對規(guī)模和地方政府投資力度主要受自身作用影響，而私人投資力度受地方政府債務相對規(guī)模和地方政府投資力度影響較大。反映出地方政府債務和地方政府投資可能存在某種路徑依賴，即當期地方政府債務和地方政府投資受自身前期影響較大，私人投資也受到此路徑的影響。這表明私人投資發(fā)展處于從屬地位，容易受到來自地方政府債務和地方政府投資的負面沖擊。

三、結(jié)論及政策建議

綜合上述分析可知，地方政府投資擴張依賴地方政府債務驅(qū)動，短期內(nèi)地方政府投資和地方政府債務對私人投資有顯著的擠出效應。私人投資在經(jīng)濟社會中地位較低，容易受到地方政府債務和地方政府投資的負面沖擊。這在相當程度上解釋了我國當前私人投資持續(xù)低迷的原因。私人投資的不斷發(fā)展是經(jīng)濟社會發(fā)展的活力和動力，以地方政府債務規(guī)模擴張為代價盲目推進地方政府投資拉動經(jīng)濟增長的模式不可持續(xù)。

這一結(jié)論對于我國當前正在推進的供給側(cè)結(jié)構調(diào)整有顯著的啟示作用。首先，為促進私人投資恢復，減輕地方政府債務和地方政府投資對私人投資的擠出效應，中央政府應采取強力措施控制地方政府債務規(guī)模，建立常態(tài)化、透明化的地方政府債務風險監(jiān)控機制；同時，應規(guī)范地方政府舉債行為，嚴格限定債務存量，把控債務增量，逐步有序放開地方政府債務發(fā)行權，防范盲目擴張債務造成的系統(tǒng)性風險。其次，應理順政府投資與私人投資之間的關系。在新常態(tài)下應發(fā)揮投資在供給側(cè)結(jié)構性改革中的關鍵作用，政府投資應著力改善各類軟硬件經(jīng)濟基礎設施和社會基礎設施，引導和服務私人投資，為私人投資提供良好的外部環(huán)境和基礎條件，積極采用PPP等創(chuàng)新投資形式吸引社會資本參與提供各類公共服務，促進政府投資和私人投資優(yōu)勢互補，良性互動。

注釋：

① 此處債務包括“政府負有償還責任的債務”“政府負有擔保責任的債務”和“政府可能承擔一定救助責任的債務”。

② 為防止重復計算，估算時將上年結(jié)余納入財政支出GEt中，而在財政收入GRt中則不包含上年結(jié)余收入；在財政支出GEt中扣除還本付息額，詳細估計結(jié)果可向作者索取。

③ 這里雖然希望最小化漢森J統(tǒng)計量，但由于其并不能糾正模型中的自由度，故不考慮。

④ 由于篇幅原因這里略去脈沖響應圖，如有需要可向作者索取。