影子银行推动地方政府债务增长了吗，本文主要内容关键词为：地方政府论文,债务论文,影子论文,银行论文,增长了论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
中图分类号：F812.7 文献标识码：A 文章编号：1002-8102(2014)08-0038-11 一、引言及文献回顾 改革开放以来，中国地方政府债务经历了从严格控制到大规模膨胀的过程。1994年财政分权改革之后，地方政府债务规模迅速膨胀。2008年以来，面对国际金融危机和经济转型的挑战，各级地方政府“稳增长”的压力不断加大；在积极的财政政策和适度宽松的货币政策出台后，各个地方出现了债务增长的新态势。众所周知，中国的地方政府不能像西方国家那样直接发行市政债券来融资，必须通过其他渠道为地方经济发展谋取资金。在金融抑制和金融资源错配的大背景下，产生于中国金融体系中的影子银行体系(Shadow Banking System)恰好满足了这种需求。因为，政府与金融机构都是影子银行中的主角，信托公司等金融机构将基于政府项目(资产)的现金流打包进行证券化，再加上以土地作为抵押的项目及其证券化资产可以充当安全资产，这既满足了地方政府的融资需求，又为投资者提供了优良资产。因此，作为一种适应中国制度现状的融资安排，影子银行的发展为地方政府融资提供了极大便利。所以，研究中国地方政府债务问题，不能不讨论影子银行(王永钦，2013)。 (一)地方政府债务的研究回顾 地方政府债务理论源于20世纪30年代，以Tibeout(1956)等人为代表的第一代财政联邦主义理论为地方政府举债提供了理论基础。之后，Stiglitz(1974)等在资产和债务方面的研究使得政府债务理论获得了新的突破；Eichengreen和Mody(2003)等学者关于地方债务和财政风险的研究进一步拓展了政府债务理论。同时，Akai和Sato(2009)等指出了地方债务的形成原因和影响因素，Dafflon和Beer-Toth(2009)等则对转型国家的地方政府债务进行了分析。由于西方的理论不适用于尚处于转型期的中国，许多学者开始基于中国现实展开理论研究，其观点主要可以分为两类：一是被动负债的观点，如财政部财科所(2009)指出财政分权使得地方政府不得不举债维持运转；马昊、周孟亮(2010)认为，地方政府承担了过多的本应由市场机制完成的事务，从而增加了负债；魏加宁(2010)等人的研究发现，积极财政政策和宽松货币政策鼓励了地方政府的举债行为。二是主动负债的观点，如周黎安(2007)、郭剑鸣(2011)指出，在“政治锦标赛”模式下，地方政府为促进经济发展而大规模举债；林毅夫等(1999)、陈志勇和陈思霞(2014)认为，预算软约束导致地方政府普遍过度的负债；曹飞(2013)的研究表明，土地财政有力地支持了地方政府的借债行为；而范剑勇、莫家伟(2014)从债务的双重引资作用入手，分析了地方政府举债冲动难以遏制的原因。 (二)影子银行及其与宏观经济的关系 影子银行一词最早由McCully(2007)提出，Geithner(2008)等人对这一概念进行了具体化，最终，金融稳定理事会(FSB，2011)从广义角度把影子银行定义为游离于传统银行体系之外的信用中介组织和信用中介业务。Nersisyan和Wray(2010)指出，在放松金融管制的背景下，非银行金融机构的迅速发展催生了影子银行。Kenc和Dibooglu(2010)发现，由于对影子银行的监管缺位，高杠杆率的业务使得风险积聚更为迅速。因此，Pozsar等(2010)警告说，影子银行系统崩溃可能会引起相当严重的金融危机。但是，Feng和Wang(2011)则认为，虽然可能诱发金融危机，但是影子银行的扩大也促进了经济发展。在中国，影子银行一直未有明确的界定。周小川(2011)等认为，中国的影子银行包括私募股权基金、私募投资基金、开展银信理财合作的投资公司以及民间借贷机构等。李波、伍戈(2011)又进一步指出，影子银行具有信用创造功能，并能够对货币政策构成挑战。在影子银行与宏观经济的关系上，毛泽盛、万亚兰(2012)发现，当影子银行规模低于阀值时，它的发展有利提高银行体系的稳定性。裘翔、周强龙(2014)认为，影子银行的风险偏好和代理问题能够对宏观经济变量产生明显的影响。张世强等(2013)则基于对影子银行规模的估算，发现其对经济增长具有较强的促进作用。 (三)空间经济学的研究启示 20世纪80年代以来，地方经济活动中的空间问题逐渐成为研究焦点。Besley和Case(1995)基于政治标尺竞争假设，发现地方政府财政政策容易受到相邻地区的影响。Schaltegger和Küttel(2002)认为，地方政府在支出、税收收入、资源性收入等方面的空间相互影响更加积极和显著。Revelli(2006)等人基于欧美国家的研究也表明，在选举之年，税收设置、公共支出等财政政策具有空间正相关性。进一步地，不少学者的研究发现，两区制的划分更加有利于对空间相互作用的分析，如Elhorst和Fréret(2009)采用两区制空间模型分析后指出，面临选举的地方政府在公共支出上的空间作用明显大于那些没有选举的地方政府。此外，考虑到空间模型的稳定性和空间协整，Lee和Yu(2010)提出了动态空间面板数据模型及其估计方法。之后，Elohorst等(2013)运用动态空间滞后面板模型分析了金融改革的空间影响，推动了动态模型在空间计量中的应用。这些都表明，在公共经济学中，税收、财政开支等政府公共经济行为除了受到一些重要的经济因素影响之外，还受到来自其他地区的空间影响。虽然已有文献多是分析政府支出或税收的空间作用，鲜有对地方政府债务空间效应的讨论，但是，我们依然可以从中得到方法论上的启示，即如果脱离了空间相互作用这一前提，可能难以准确判断地方政府债务增长的空间特性。 与目前已有研究不同的是：(1)本文放弃了传统的地理同质性计量方法，按照Lee和Yu(2010)的方法，采用动态空间面板模型对全国和东、中、西部地方政府债务规模进行比较研究。(2)本文测算了地方政府债务和影子银行的规模，并基于此考察影子银行对地方政府债务的推动作用，及其在不同地区产生的影响和空间效应。 二、地方政府债务与影子银行的规模测算 (一)地方政府债务规模测算 根据张忆东、李彦霖(2013)的计算方法，我们认为地方政府在市政基础设施上的投资支出，减去地方政府可用的收入，其差额就是通过负债来弥补的建设资金。具体的公式如下： 地方政府债务=市政领域的固定资产投资-地方政府可用收入=市政领域的固定资产投资-预算内资金投入-土地出让收入中用于投资的资金-投资项目的盈利现金流入 公式中各个项目的数据按如下方法选取： 1.市政领域的固定资产投资。在国家统计局的分类标准中有7个行业的政府投资以地方政府为主，即：(1)电力、燃气及水的生产和供应业；(2)交通运输、仓储和邮政业；(3)科学研究、技术服务和地质勘查业；(4)水利、环境和公共设施管理业，(5)教育；(6)卫生、社会保障和社会福利业；(7)公共管理和社会组织。我们把这些行业统称为市政领域，并计算出其固定资产投资额。 2.预算内资金投入。按照经济分类，地方政府财政支出可以分为经常性支出和资本性支出，这里的资本性支出是指用于购买或生产使用年限在1年以上的耐久品所需的支出。因此，我们可以首先计算出资本性支出占预算支出的比例，再乘以市政领域预算支出，近似地得到地方政府对市政领域固定投资的预算内投入。 3.土地出让收入中用于投资的资金。由于地方政府预算内收入的绝大部分要用于经常性支出，留给资本性项目的支出少之又少，而土地出让收入在弥补了拆迁补偿等支出之后，都可以用于地方政府的资本性支出，是地方政府极为重要的基础建设资金来源。因此，我们把土地出让收入减去各项必要支出后的余额作为地方政府用于投资的资金。 4.投资项目的盈利现金流入。地方政府在市政领域的投资中，大约50%的资金用于非盈利性项目，如科学研究、社会保障和福利等；另外50%的资金投资于电力、燃气、交通运输等项目，其盈利仅能维持利息支出和下一轮扩张支出。因而，地方政府项目的盈利现金流入仅来源于固定资产折旧(张忆东、李彦霖，2013)。根据张军等(2004)测算的不同行业固定资产折旧率，我们把市政领域各个行业固定资产投资所占的比重作为权重，估算出各个省份每年的折旧率，再乘以上一年度市政领域固定资产投资额，得到折旧额，即被投资项目的盈利现金流入。 根据历年全国及各省份《统计年鉴》、《固定资产统计年鉴》、《国土资源统计年鉴》的数据，我们计算出全国31个省份2001-2012年地方政府新增债务数额。限于篇幅，表1中仅报告了各省份历年市政领域固定资产投资、政府可用收入、地方政府新增债务等指标的加总数。
(二)影子银行规模测算 考虑到影子银行活动主要集中于各类借贷市场，信贷规模可以反映其业务活动规模，而未观测信贷(Non-observed Loan，NOL)是最重要的反映影子银行活动的指标。与正规金融机构贷款统计不同，未观测信贷隐蔽性强，难以从信贷供给者角度进行统计，只能从借款人角度进行测算(李建军，2010)。未观测信贷的借款者主要有农户、私营企业和个体工商户等中小经济主体。由于他们的经济规模小，无法从正规金融机构融资，不得不依赖非正规金融机构。 由于GDP的实现离不开金融机构的信贷支持，我们可以把全社会未偿还贷款余额与GDP的比率称作“单位GDP的贷款系数”，记作
。相应地，农户、私营企业和个体经济主体创造的产值与其获得的正规贷款之间的系数分别记作
。显然，正规金融机构的贷款无法满足这类经济主体的借贷资金需要，因此，我们以他们的单位产值贷款系数与全社会单位GDP贷款系数的比值衡量正规金融机构信贷对他们的贷款满足程度，即农户、私营和个体经济单位的正规贷款满足率，记作
。设农户、私营企业和个体经济主体创造的GDP分别为
，则农户获得的未观测信贷为：
；私营企业和个体经济主体获得的未观测信贷为：
；这样，全社会未观测信贷总额(即影子银行规模)为：
。 在测算数据的选取上，需要说明的是：(1)关于GDP数据。全社会GDP采用地区生产总值当年数表示；农户实现的产值则直接采用第一产业创造的生产总值当年数表示；而私营企业和个体经济主体实现的产值以第二、三产业人均产值乘以私营企业和个体经济的从业人数表示。(2)关于信贷数据。全社会未偿还信贷余额以国内金融机构人民币贷款余额表示；农户获得的正规信贷数以农业贷款当年余额表示；私营企业和个体经济主体获得的正规信贷数以私营企业与个体贷款当年余额表示。(3)为了与地方政府债务规模的测算保持一致，我们把样本时期同样设定为2001-2012年。(4)测算数据来自各个省份历年《统计年鉴》，以及《中国民营经济统计年鉴》、《中国非公有制经济年鉴》相关各期。 根据测算公式和样本数据，我们计算出全国31个省份2001-2012年的影子银行规模。限于篇幅，表2中仅报告了历年各省
、影子银行规模的加总数。
三、研究方法与样本数据 (一)研究方法 1.基本模型 Elhorst(2003)认为，当样本回归分析局限于特定地区时，固定效应面板模型更优。该模型中控制了个体和时点固定效应，能够较好地解决估计的有偏问题。以个体时点双固定效应的空间滞后模型为例，设μ为个体固定效应，φ为时点固定效应，则该模型的表达式可以写作：
其中，y为被解释变量，X为外生的解释变量矩阵，ρ为空间回归系数，W为n阶空间权重矩阵，β反映了解释变量X对被解释变量y的影响；ε为随机误差向量。在此基础上，Elhorst等(2013)引入被解释变量的滞后项，提出了动态空间面板数据模型：
LeSage和Pace(2009)曾指出，如果一个模型满足空间滞后模型或空间误差模型之中任意一个或同时满足两者时，需要进一步考察更加广义的空间杜宾模型(SDM)，其表达式为： y=ρWy+βX+θWX+ε (3) 其中，WX表示解释变量的空间滞后项。Elhorst和Fréret(2009)的研究认为，如果模型中存在遗失变量，且这些变量又恰好和解释变量相关，那么该模型只有包括了空间滞后解释变量才能得到无偏估计。因此，我们尝试在空间杜宾模型的基础上构建动态空间面板数据模型，即：
2.直接效应和空间溢出效应 根据LeSage和Pace(2009)的建议，我们通过对空间模型变量变化冲击求偏导数检验直接效应和空间溢出效应。具体地说，首先将公式(4)作差分变换，不难得到：
这样，
中第k个解释变量的偏导数矩阵则可以写为：
在公式中间的偏导数矩阵中，对角线上元素代表本地区解释变量对被解释变量变化的影响，即直接效应；对角线以外的元素代表其他地区解释变量对本地区被解释变量变化的影响，即空间溢出效应，或间接效应。另外，总效应=直接效应+空间溢出效应。 3.内生性问题 鉴于工具变量估计有可能使空间效应的系数估计值落到参数空间之外(Elhorst和Fréret，2009)，我们主要通过以下方法来处理内生性问题：(1)采用动态空间杜宾模型，由于该模型中引入了解释变量的空间滞后项，能够在一定程度上与模型中空间自相关的遗失变量相关，从而可以较好地解决由遗失变量产生的内生性问题。(2)模型中包含个体固定效应和时点固定效应，能够控制随个体(时点)变化但不随时点(个体)变化的背景因素对被解释变量的影响，因而，也可以部分地消除遗失变量带来的内生性问题。(3)在利用极大似然估计方法做出一致无偏估计时，空间项系数将会受到对数似然函数中雅可比项(Jacobian Term)的约束，从而可以有效解决内生性问题(Elhorst和Fréret，2009)。(4)动态空间面板数据模型中含有被解释变量一阶滞后项，也可以从一定程度上消除模型的内生性问题。 (二)样本数据 根据“被动负债”理论，为了应对城市化发展、对外贸易水平变化以及经济结构调整，地方政府不得不大幅举借资金；而“主动负债”理论认为，经济增长、“GDP排位赛”也会激发地方政府借债的主动性。因此，除了把影子银行规模作为首要的解释变量之外，我们将引入经济增长、城市化率、对外贸易水平、GDP排名和第二产业比重作为控制变量。各个变量的定义如下：地方政府债务规模(debt)：采用上文测算的各省份历年地方政府新增债务数额。影子银行规模(sbank)：采用上文测算的各省份历年影子银行规模的数据。经济增长(gdp)：以人均GDP的平减数表示。城市化率(urban)：以城镇人口占总人口数的比重表示。对外贸易水平(trade)：参照对外依存度指标，以进出口总额与GDP的比值表示。GDP排名(rank)：以本省份人均GDP在所有省份中的名次表示。第二产业比重(sip)：以第二产业产值与GDP的比值表示。 需要说明的是：(1)为了消除异方差和量纲上的差异，我们对所有原始数据进行自然对数处理。(2)回归变量的原始数据主要来自全国和各省份《统计年鉴》各期；少数省份个别年份的缺失数据，则根据其变化规律推算补齐。(3)选取中国内地31个省份，并按国家统计局的标准划分为东、中、西部三个地区。(4)我们分别以全国、东、中、西部(下文简称4类地区)为研究对象，逐一检测后未发现多重共线性问题。(5)空间权重矩阵元素采用两地中心位置距离平方的倒数(Paas和Schlitte，2006；吕健，2012)。 四、实证研究 (一)普通计量分析 首先，我们进行普通动态面板模型分析，以检验是否存在空间相关性，并判断空间关联的具体形式。这里主要选取两类动态面板数据模型：一是无固定效应模型，表达式为：
二是个体时点双固定效应模型，表达式如下：
实证结果表明，对4类地区的无固定效应模型进行多余的固定效应检验之后，发现F值和
值均较大，且伴随概率均为0，这意味着模型中存在着固定效应，应予舍弃。根据联合显著性检验结果，我们发现4类地区的个体固定效应和时点固定效应动态面板模型均不及双固定效应动态面板模型合理，因此不拟采用。表3报告了4类地区双固定效应动态面板模型的估计结果，而其他不合理或不拟采用的模型估计结果不再给出。根据表3中的回归结果，模型1～4估计残差的LM检验结果表明，每个模型的4个LM检验指标几乎都通过了10%水平的显著性检验，这说明这4个模型的残差中均存在空间相关性，普通动态面板模型无法准确刻画被解释变量与解释变量之间的关系。另外，4个模型也同时满足了空间滞后模型和空间误差模型的要求，因此，需要进一步检验空间杜宾模型的合理性。 (二)空间计量分析 我们根据上文的分析，构建个体时点双固定效应动态空间杜宾模型，其表达式为：
根据Lee和Yu(2010)的误差修正的最小平方虚拟变量(BCLSDV)估计方法，以及LeSage和Pace(2009)关于直接效应、空间溢出效应的计算方法，我们分别对4类地区的个体时点双固定效应动态空间杜宾模型进行估计，结果如表4和表5所示。不难发现，模型5～8在
、logL和
等指标上均优于表3中与之对应的模型1～4，说明普通双固定效应动态模型由于忽略了空间相关性，估计结果存在偏差，而双固定效应动态空间杜宾模型考虑空间相关性，在很大程度上修正了这种偏差。此外，4个模型的Wald检验和Hausman检验的结果也支持了我们对于固定效应动态空间杜宾模型的设定。
根据表4，我们可以得到以下结论： 1.所有模型的lnsbank系数均为正，表明影子银行发展推动了地方政府债务的增长。但是，东部地区的系数没有通过显著性水平检验，这意味着影子银行发展对东部地方政府债务增长的作用不显著。但在全国和中、西部地区，这种推动作用非常显著。就全国和东部而言，其他省份影子银行的发展对本省债务规模没有明显影响，其他地区则存在负向影响。 2.模型5、6、8中的被解释变量一期滞后项的系数通过了显著性水平检验，且均为正数。说明中部地区以外的各个省份在地方政府债务增长上均具有明显的惯性，即对举债发展模式的依赖性。此外，在全国和东部，其他省份本年债务规模对本省具有正向的影响，说明地方政府举债具有示范、带动和学习作用。 3.除中部地区之外，经济增长有力地刺激了地方政府的举债规模，这说明经济增长增加了地方政府还债的信心和保障。在GDP排名上，全国和中、西部均存在着排名下降便增加地方政府举债的现象，表明“GDP排位赛”仍然激战正酣。而在经济较为发达的东部地区，为排名而举债的情况并不明显。 4.在中、西部，地方政府债务随着城市化水平的提高而快速增长，弹性分别高达3.368和2.724。不难看出，地方政府在快速的城市化进程中，举借了大量资金投入城市基础设施建设。虽然东部与之相反，但就全国而言，这种情况依然较为明显。 5.全国和东、中部地区的地方政府债务与对外贸易水平呈反方向变化，与第二产业比重呈同方向变化。这意味着对外贸易水平下降能够引起地方政府债务的增长，而第二产业比重下降则使得地方政府债务规模有所减小。 另外，根据表5可知，影子银行发展对地方政府债务的推动作用主要表现为直接效应，且西部最大，东部次之，全国最小；本地上年债务规模对本年也有直接影响；西部地区经济增长在推动债务增长上具有正的溢出效应；GDP排名在中、西部地区的溢出效应说明该地区为排名而举债的现象突出；城市化和对外贸易水平对债务的推动作用大多具有负的溢出效应，而第二产业水平在所有地区均存在正的溢出效应。
五、结论及启示 纵观全文，我们的研究立足于回答影子银行是否推动地方政府债务增长的重要命题，同时，紧扣经济增长与经济转型这两大因素，重塑对债务增长的认识。我们通过动态空间杜宾模型实证后发现：(1)从全国总体上看，影子银行发展有力地推动了地方政府债务的增长，具体地说，这种推动作用在西部最大，中部次之，但是东部地区并不显著。(2)中部地区以外的各个省份在地方政府债务增长上均具有明显的惯性，即对举债发展模式的依赖性；此外，在全国和东部，地方政府举债行为具有示范、带动和学习作用。(3)经济增长能够明显地刺激地方政府的举债规模；全国和中、西部均存在着排名下降便增加地方政府举债的现象，表明“GDP排位赛”并未得到有效的遏制。(4)在中、西部，地方政府债务随着城市化水平的提高而快速增长；西部之外的地区，地方政府债务与对外贸易水平呈反方向变化，与第二产业比重呈同方向变化。(5)影子银行发展对地方政府债务的推动作用主要表现为直接效应，且西部最大，东部次之，全国最小；本省上年债务规模对本年也有直接的影响。 通过实证分析，我们认为，中国经济转型的深入使得经济下行的压力不断加大，地方经济发展更加依赖于政府在固定资产投资领域的刺激。影子银行发展为地方政府提供了一个极为便利的融资渠道，让地方政府具有“加杠杆”冲动，更加积极、主动地筹集资金用以投资拉动经济，从而导致债务增长。那么，应该如何根除地方政府债务增长的动力？实证结果带给我们的政策启示是：(1)影子银行之所以能够为地方政府提供融资便利，主要依靠透明度较低的证券化方法，因此，尽早出台和完善资产证券化方面的法律法规，有助于制定最优的透明度管理政策，遏制影子银行不适当地为地方政府项目打包证券化，从而抑制地方政府融资冲动，消除举债惯性。(2)从根本上改变以GDP为中心的“排位赛”模式，完善地方政府官员的激励约束机制，譬如，实行地方债务长期负责制，或把其纳入政绩考核之中，杜绝过度融资、透支地方未来发展空间的短视行为。(3)彻底纠正把城市化等同于“扩城”或“造城”的错误思想，虽然城市化发展离不开基础设施建设，但是，盲目建造的“新城”、“空城”、“债城”绝不是城市化的应有之义，只有树立对城市化的正确认识，才能控制地方政府为之举债的行为。(4)在经济转型中加快发展高端制造业和现代服务业。当前，中国第二产业中低端制造业比例过大，第三产业(特别是现代服务业)水平不高，都导致了地方政府的配套投资过大，只有克服产业结构调整中的这一瓶颈，才能有效减少政府债务。
标签：政府债务论文; 固定效应模型论文; 经济模型论文; 经济研究论文; 银行信贷论文; 政府支出论文; 国内宏观论文; 空间分析论文; 信贷规模论文; 收入效应论文; 银行论文; 解释变量论文; 宏观经济论文; 动态模型论文; 金融论文; 经济学论文; 经济论文; 债务论文;
