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摘 要 无论在理论层面还是实证层面，国内外关于政府债务与经济增长之间相关性的研究至今并无定论。结合我国实际情况，本文以我国31个省份1995-2014年18年间地方政府债务与经济增长数据为样本，首先对政府债务和经济增长这两个变量进行单位根检验以确保数据平稳性，在此基础上进行协整检验以判断政府债务和经济增长之间是否存在长期均衡的协整关系。最后，在前两步的基础上对政府债务和经济增长进行了Granger因果关系检验。结果表明：我国地方政府债务和经济增长序列是二阶单整序列，且二者之间可能不存在长期均衡的协整关系。短期来看，地方政府经济增长是地方政府债务的Granger原因，但地方政府债务不是地方政府经济增长的Granger原因；中期来看，地方政府经济增长仍然是地方政府债务的Granger原因且表现更为显著，但地方政府债务不是地方政府经济增长的Granger原因，但相比短期有弱化趋势；长期来看，地方政府经济增长和地方政府债务互为因果关系。根据中国31省份18年真实数据设计实证分析方案，运用计量经济学软件Eviews8进行Granger因果关系检验，是本文可能的创新之处。关键词：政府债务； 经济增长； 单位根检验； 协整检验； Granger因果关系检验ABSTRACT In both the theoretical and empirical levels, both at home and abroad about the re search of the relativity between government debt and economic growth is still inconclusive .combination with the practical situation of China,this article takes our country 3 1 provinces from 1995 to 2014, 18 (2005, 2013, rejecting) local government debt an d economic growth data as samples,at first conduct unit root test on two variables DEBT and GDP to ensure that data is stationary,and on this basis of unit root test,we conduct cointegration testto determine whether there is a long-term cointegration relation ship between DEBT and GDP.Finally, on the basis of the first two steps,we conduct Granger causality test on DEBT and GDP.The results show that the local government debt and economic growth in China is the second order sequences who are of single integer.and may not exist long-term cointegration relationship between DEBT and GDP.In the short term, the economic growth of local government is the Granger cause of local government debt, but the local government debt is not a Granger cause of economic growth of local government;In the medium term, the economic growth of local government is still the Granger cause of local government debt but and is more significant,but the local government debt is not Granger cause of economic growth of local government, but compared with the short-term,it is weakening;In the long term,economic growth and government debt of local government exit Reciprocal causation relationship. According to 18 years real data of 31 provinces in China,we design empirical scheme and conduct Granger causality test in using econometric software Eviews8,This is the possible innovation of this article.Key words:Government debt; Economic growth; unit root test; cointegration test; Granger causality test 目 录摘 要IABSTRACTII目 录III1. 引言11.1 研究背景和意义11.1.1 研究背景11.1.2 研究意义21.2 文献综述21.2.1 政府债务促进经济增长21.2.2 政府债务对经济增长的影响是中性的31.2.3 政府债务阻碍经济增长31.2.4 政府债务对经济增长的影响是不确定的41.2.5 政府债务对经济增长的影响是非线性的51.2.6 政府债务对经济增长的影响存在阈值51.2.7 政府债务与经济增长之间存在双向因果关系61.2.8 研究现状评述71.3 研究内容及框架81.4 研究方法及创新点102. 政府债务与经济增长相关理论102.1 债务抑制论102.2 李嘉图等价定理112.3 债务促进论123. 研究假设123.1 经济增长对政府举债的影响133.2 政府举债对经济增长的影响144. 我国地方政府债务与经济增长关系的实证分析154.1 数据来源与样本选取154.2 单位根检验154.3 协整检验174.4 Granger因果关系检验185. 结论与建议195.1 研究结论195.2 政策建议195.2.1 保持适度负债规模195.2.2 营造地方政府债务与经济增长互动的良性环境205.2.3 注重债务支出的供给效应20致 谢21参考文献221. 引言1.1 研究背景和意义1.1.1 研究背景改革开放前10年间，我国政府既无内债也无外债。但随着1978年改革开放大幕拉开，之后两年中央财政连续赤字，从此我国政府再次迈入举债快速发展时代1。而自改革开放尤其是1992年我国确立社会主义市场经济体制以来，市场经济发展迅猛，城镇化和工业化随之不断推进，由于我国的基础设施建设需要大量的资金投入，而我国地方政府资金紧缺，难以应付这种资金需求，便开始通过借款、担保或延期支付以及转贷国债资金等方式融资，各种各样的政府债务由此产生2。2008年国际金融危机爆发，中国地方政府债务规模急剧膨胀。根据国家统计局的数据，截止2014年底，地方政府债务规模已超出10万亿人民币，并且还有不断膨胀的趋势。与此同时，中国经济结束了改革开放30多年来的“奇迹式增长”，下行趋势逐渐显露，地方政府债务问题必然“难辞其咎”。图1-1:2005-2014十年间地方政府债务规模资料来源：中华人民共和国国家统计局（由于2013年数据未公布，故剔除）除此之外，在2014年以前，按照中华人名共和国预算法的规定，地方政府应该保持收支平衡，不留赤字，除非国家法律和国务院另有规定，否则不得发行地方政府债券3。2014年8月31日，新预算法被十二届全国人大常委会第十次会议表决通过，从2015年开始赋予地方适度举债权，这是从法律上首次允许地方政府有条件地举债，而这一举措也再次将政府债务问题拉向公众视野。新预算法扩大了地方政府的举债权，从而必将对地方政府经济发展产生一定的影响。1.1.2 研究意义本文的研究意义在于：多年以来，学术界一直将地方政府债务与经济增长问题视为关注的焦点问题之一，众多研究表明政府债务与经济增长之间存在着密不可分的关系，而专门针对我国地方政府债务与其经济增长之间关系进行Granger（格兰杰，下同）因果关系检验的文献寥寥无几。同时，近年来我国地方政府债务规模不断扩大，相应的债务风险不断加大，而中国经济逐渐步入“新常态”，下行压力逐步增大。在这种背景下研究地方政府债务与其经济增长之间的关系，对于提高地方政府债务在经济发展中的有效性，对于推动地方经济发展和防范地方政府债务风险有着极为重要的意义；此外，这也有利于我国有效应对经济下行压力，在“新常态”背景下实现中高速增长，顺利跨过“中等收入陷阱”。1.2 文献综述1.2.1 政府债务促进经济增长 20世纪30年代之后地方政府债务理论开始出现，第一代财政联邦主义理论主要以Tiebout4 、Stigler5、 Oates6为代表，他们关注地方政府发债权被赋予的原因，为后来的学者们对债务的研究打下了基础。他们指出，在经济增长上，使用地方政府借款是为地方投资项目融资的不二之选。在随后的半个世纪里，关于政府债务和财政风险的研究进一步丰富和发展了地方政府债务理论，这一时期主要以Stiglitz7、Brixi8、Easterly9等学者为代表。20世纪末期，针对一些转型国家出现的严重的地方债务问题，de Mello and Luiz10、Dafflon and Beer-Toth11的研究对其原因给予了解释，即在财政分权和分税制的背景下，地方政府为了投资基础设施以推动经济增长不得不大量举债。缪小林和伏润民（2013）利用CD生产函数和ISLM体系，以社会固定资产投资为传导路径，基于地方政府债务构建模型试图探讨地方政府债务对经济增长的影响，并且以西部Y省106个县域2005-2010年的面板数据为样本进行实证检验。研究表明，总体而言，地方政府债务能够促进县域经济增长20。 朱文蔚和陈勇（2014）根据两次债务审计数据（2011年底和2013年6月底），首先对地方政府债务对区域经济增长的作用机理进行了分析，然后对二者的关系采用描述性统计方法进行检验，发现政府举债有利于促进区域经济增长，且随着负债率的提高，区域经济增速也在加快，但具有收敛性特征1。 中国人民银行南昌中心支行青年联合课题组（2014）以新古典理论为基础，对我国政府债务与经济增长的可适性进行了实证检验，切入点为验证政府债务拉弗曲线是否存在，从中央政府债务和全国政府债务两个维度探讨了我国政府债务的阈值区间。研究表明，政府举债有效促进了经济的发展，并且政府债务对经济增长短期刺激效果显著，长期不可持续13。吕健（2015）从流动性视角出发，以地方政府债务规模的测算数据为基础，运用动态面板数据模型考察地方政府债务对经济增长影响的时空异质性，并做出稳健性检验。得出结论认为，地方政府通过举债可以增加经济中的流动性，并且官员政绩竞赛、基础设施投资和地方政府事权等渠道是地方政府增加投资机会，扩大投资规模的常用方式，其目的显而易见:推动地方经济增长26。1.2.2 政府债务对经济增长的影响是中性的早期的研究者Bailey(1962)认为，如果社会居民充分意识到政府债务所隐含的未来税收，则债务融资和征税这两种方式所产生的经济效应是完全等同的。Tobin(1971)进一步认为认为未来税收会因为偿还政府债务而增加，而这又会减少私人财富，从而净财富不会因为政府债务而增加21。Barro(1974)在以OLG模型为基础，引入后向跨代利他动机，证明了政府债务等价于税收融资。他指出如果人们拥有正的遗产动机，则无论政府债务规模怎么变化，经济的短期行为和长期均衡增长均不会受到影响12。Carmichael(1982)进一步证明，如果跨代利他动机存在，则“李嘉图等价定理”仍然成立。在实证领域，Kormendi(1986、1990、1995)通过研究发现，经济增长并不会被政府债务所影响15。1.2.3 政府债务阻碍经济增长 Ramey（1995）指出，政府债务很高，国家制定反周期政策的能力就会受到限制，产出的波动幅度便会增加，对经济增长起了减缓作用。Elmendorf和Mankiw(1999)认为，在长期，举债带来的公共储蓄的减少不足以被私人储蓄的增加所补偿，导致整体储蓄下降，降低了投资水平，会对GDP的增长产生负面影响，同时这个负面作用还可能通过扭曲税效应被扩大。据他们估算：政府债务每增加1，稳态总产出将减少10，其中9个百分点是由于资本存量降低引起的，1个百分点是由于未来的税收扭曲引起的，尤其是当债务/GDP的比值达到100%时，年均GDP 增长率在头20 年将下降20个基点。Cochrane（2011）进一步认为，如果政府债务较高，不确定性由此产生，预期未来税收增加，金融抑制和通货膨胀随之而来，此时政府债务将会对经济增长造成更大的负面影响，甚至在短期内就可能发生13。 尹恒（2006）在Barro(1991)关于经济增长实证研究的基础上，研究经济增长与政府债务间的关系，得出结论认为：政府债务阻碍长期经济增长，政府债务/GDP比率较高的国家,人均实际GDP增长率较低。并且还发现发展中国家政府债务对经济增长的消极影响更为常见18。1.2.4 政府债务对经济增长的影响是不确定的刘溶沧和马拴友（2001）、何志永（2008）认为政府债务的用途决定了政府债务究竟是促进经济增长还是阻碍经济增长，如果政府债务主要用于公共投资，则会促进经济增长；如果政府债务主要用于转移或者经常性支出，则会阻碍经济增长32。贾俊雪和郭庆旺（2011）认为，原始的赤字规则允许发行债务进行融资，从而可以为公共物质资本投资，这可以有效改善政府财政状况，长期来看也对经济增长更有利，但如果公共物质资本投资力度加大，经济均衡的稳定性将更为脆弱17。Checherita等(2012)认为，若是为公共投资融资而举债，如果公共债务规模最佳化，则经济增长能最大化，这一规模则取决于公共资本与私人资本的比率，而且资本存量的产出弹性也会影响这种债务水平。Greiner (2012)认为，经济中“刚性”的存在决定了债务如何影响经济，如果一个模型中不存在劳动力供给刚性，债务对投资、经济增长和劳动的供给都有负面影响。然而，如果工资刚性和失业存在，公债不会影响资源的分配，而如果公债是为生产性投资融资，债务则会促进经济增长1。程宇丹和龚六堂（2015）通过斯塔克伯格博弈，利用内生增长框架研究地方政府债务和中央政府债务各自如何影响经济增长。研究发现：地方政府如何获取税收决定了政府债务的改变如何影响经济。如果征收扭曲税，则在长期，随着地方政府债务的扩大，经济增长会受到损害；如果征收非扭曲税，随着地方政府债务的扩大，经济增长不会受到影响12。1.2.5 政府债务对经济增长的影响是非线性的 Krugman(1988)首次指出，政府债务与经济增长之间存在非线性关系。贾康与赵全厚（2000）以公债规模对经济的影响为切入点，指出公债效应与公债规模与之间存在着倒 U 型关系，即最优债务规模是存在的，并据此全面考察了中国政府债务规模是否适度17。Abbas和Christensen(2007) 通过建立一个时间跨度为19752004年，覆盖93个低收入国家的数据库研究经济增长的影响。结果发现，适度的债务水平能够促进经济增长，并且可以通过许多途径发挥作用，例如完善体制、改进货币政策，金融中介以及增加私人储蓄等。但他们还发现经济增长和政府债务之间不存在简单的线性关系，债务的挤出效应会随着国家金融体系的完善而增大14。Nickel和Tudyka(2013)基于动态面板VAR 模型，通过建立一个时间跨度为1970-2010年，覆盖欧洲17国的数据库来研究两者的关系，得出的结论类似。并进一步认为由于财政政策存在差异，导致在不同的债务水平下，经济表现也会有所不同。Greiner(2013)在一个内生增长模型下进行研究，也证明了经济增长与政府债务之间存在非线性关系，并且发现，政府债务越少，经济增长率越高16。刘洪钟、杨攻研等（2014）通过建立一个时间跨度为19802009年，覆盖61个国家的数据库，采用系统GMM方法实证检验了政府债务与经济增长之间的非线性关系。结果发现，经济增长与政府债务之间存在着倒U型关系，这种关系普遍存在于发展中国家和发达国家22。1.2.6 政府债务对经济增长的影响存在阈值 近年来，实证方法在检验政府债务与经济增长关系问题上得到了越来越多的发挥，主要集中于估计与检验债务阈值的高低。这样研究的方向就从债务能否促进经济增长转为了政府债务是低于债务阈值还是高于债务阈值。低于债务阈值可以促进经济增长，高于债务阈值就可能阻碍经济增长1。其中，研究成果最为显著的要数来自哈佛大学的经济学家罗格夫(Kenneth Rogoff)和来自马里兰大学的莱因哈特(Ms.Reinhart，以下简称“RR”)。RR(2010a、b)搜集了一个数据集，包含20个发达国家，时间跨度为1949-2009年，将其分为四组(分别是政府债务/GDP比重低于30%、30%-60%之间、在60%-90%之间以及高于90%)进行经验检验，发现存在门槛效应：当政府债务/GDP的比重小于90%，政府债务与经济增长之间的相关性并不显著；当这一比重高于90时，经济增长与政府债务之间的负相关关系较为显著。Baum、Checherita-Westphal和Rother(2013)通过建立一个时间跨度为19902010年，覆盖欧元区12国的数据库，利用动态阀值模型研究欧元区国家债务是否具备可持续性。研究发现，短期来看，政府债务能够促进经济增长，统计上具有显著性。但如果债务阈值超过67%，政府债务将无法影响经济增长，并失去统计显著性，结果具有统计稳健性15。Checherita-Westphal等(2014)通过建立一个理论模型，假设政府债务只能为公共投资融资，发现最大化经济增长率的政府债务/GDP的比重是资本产出弹性的函数。他们用这个模型估算出OECD国家的最优政府债务/GDP的比例在43%到63%之间。刘金林（2013）基于OECD 34个国家20002009年政府债务面板数据，利用动态面板模型实证研究了政府债务与经济增长之间的关系。结果表明，政府债务与经济增长之间的非线性关系较为显著，且88%为政府负债率的临界值。如果政府负债率超过88%，政府债务的边际经济增长效应将为负21。郭步超、王博（2014）以52个国家1970-2011年的面板数据为基础,分别估算新兴市场国家和发达国家政府债务对经济增长影响的转折点，研究发现，政府债务对经济增长的影响具有门槛效应，但新兴市场国家和发达国家的作用机制并不相同。且由于发达国家的资本回报率偏低，其政府债务转折点低于新兴市场国家23。朱文蔚（2014）对我国30个省市20092013年的面板数据，采用SYSGMM方法进行计量检验，发现我国地方政府性债务与区域经济增长之间存在 U 型关系。且通过面板门槛回归发现人均 GDP 增长率与负债率U 型关系的临界值范围处于0.250.30之间24。1.2.7 政府债务与经济增长之间存在双向因果关系 在政府债务与经济增长的因果关系方面，Ferreira(2009)认为，经济增长与政府债务之间存在显著的双向因果关系，即政府债务水平不仅会影响经济增长率，经济增长率也会影响政府债务的水平16。黄璟莉（2012）通过建立一个时间跨度为1998-2010年，覆盖我国31个省份的面板数据库，实证研究了财政赤字和经济增长之间的Granger 因果关系。研究发现：我国地方财政赤字和经济增长序列是一阶单整序列，且存在长期均衡的协整关系。短期来看，地方经济增长是地方财政赤字的Granger原因，但地方财政赤字不是地方经济增长的Granger原因；而长期来看，地方财政赤字与地方经济增长互为Granger因果关系19。张子荣（2014）以国内外相关研究为基础，结合我国地方政府债务现状，以滞后一期的地方政府固定资产投资为传导变量，运用统计数据，通过Granger因果检验、协整检验等计量分析方法，实证分析了我国地方政府债务和经济增长之间的关系，研究发现地方政府固定资产投资与 GDP相互影响，地方政府固定资产投资拉动了地方经济增长，同时地方经济增长又增加了地方政府固定资产的投资。并在此基础上提出了具有针对性的政策建议25。张启迪（2015）以欧元区16国19702012年的经济数据为样本研究政府债务与经济增长之间的关系，证明了政府债务对经济增长的影响存在阀值效应，并且这一阀值水平约54%78%。同时也证明了两者之间存在双向因果关系16。1.2.8 研究现状评述 通过梳理现有文献，可以发现，无论在理论层面还是实证层面，国内外关于政府债务与经济增长之间相关性的研究至今并无定论，且前人的研究基本都是以国家集合( 新兴市场国家或地区、发达国家或地区、欧元区成员、OECD成员等) 为样本，且时间跨度多为几十年甚至上百年，以中国的数据为基础的研究几乎没有27。然而中国有其特殊性所在，地方政府债务的发展历程较短，其在形成机制、支出投向、期限结构等方面也具有较明显的特殊性，因此其研究结果并不能直接套用于我国。 在国内，1994年的分税制改革才使得关于地方政府债务与经济增长关系的研究开始提上日程。国内当前对地方政府债务问题的研究主要集中于以下三个方面：一是对地方政府债务合理规模的估算；二是对地方政府债务形成原因的分析；三是对地方政府债务融资平台及融资方式的研究。研究地方政府债务与经济增长之间关系的文献不是很多，这可能是由于2010年前几乎没有全面的国内政府债务数据公布1。因此现有研究要么是研究国债的经济效应( 刘溶沧、马拴友，2001；王维国、杨晓华，2006)，要么“避开”政府债务数据，通过选取政府债务的一些代理变量或避开政府债务从财政赤字等角度间接研究地方政府债务与我国经济增长的关系，如黄璟莉（2012）选择财政赤字作为代理变量，张子荣（2014）选择固定资产投资作为代理变量。但是，无论是国债还是选择其他代理变量都不能严谨刻画债务与经济之间的关系，因为无论是国债还是财政赤字，其数额远远低于我国当前的政府债务。那么地方政府债务与经济增长之间究竟存在怎么的关系？仍然需要用最新的政府债务数据进行实证检验。1.3 研究内容及框架 本文结合我国实际情况，选取我国31个省份1995-2014年18年间（2005年、2013年剔除）地方政府债务与经济增长数据为样本，运用Granger因果检验研究了两者之间的因果关系。首先，按照Granger因果检验的思路，为了确保变量的平稳性，本文对DEBT（政府债务，下同）和GDP（经济增长，下同）这两个变量进行了单位根检验。然后，在单位根检验的基础上，运用多种方法进行了协整检验以判断DEBT和GDP之间是否存在长期均衡的协整关系。最后，在前两步的基础上对DEBT和GDP进行了Granger因果关系检验，并且按照时序分短期、中期和长期三个阶段得出研究结论并且提出相应的政策建议。本文主要包括四章内容，具体章节内容安排如下： 第1章：引言。首先提出本文的研究背景和研究意义，然后按历史顺序总结国内外学者关于政府债务与经济增长关系的相关理论及文献，在此基础上提出本文的研究思路、研究内容及框架、研究方法及创新点。第2章：政府债务与经济增长相关理论。主要介绍了国内外流行的关于政府债务与经济增长之间关系的三种理论：债务抑制论、李嘉图等价定理以及债务促进论。首先介绍了早期的债务抑制论，这一时期以大卫休谟、亚当斯密为代表的古典经济学占据主流，然后发展成为今天的以新古典宏观经济学派为代表的“抑制论”。然后介绍了李嘉图等价定理，这是19世纪的代表观点。最后是随着20世纪30年代经济危机应运而生的凯恩斯主义者的观点债务促进论，这种观点随后也受到了越来越多的欢迎，并且成为不少政府举债的缘由。 第3章：研究假设。从债务举债对经济增长的影响和经济增长对政府举债的影响两个方面提出本文的两个研究假设。 第4章：实证分析。首先介绍数据来源与样本选取；其次为了保证数据的平稳性，进行了单位根检验，这也是进行Granger因果关系检验的前提；再次在单位根检验结果的基础上为了判断DEBT和GDP之间是否存在长期均衡的协整关系而进行了协整检验；最后是本文的实证重点，即在前两步的基础上对DEBT和GDP进行了Granger因果关系检验并初步得出研究结果。 第5章：研究结论及政策建议。根据第3章的实证分析结果按照时序分短期、中期和长期三个阶段得出研究结论并提出相应的政策建议。 如上所述，本文的研究框架如图1-2所示。 引言 相关理论 债务抑制论 李嘉图等价定理 债务促进论 研究假设 实证分析数据来源与样本选取 单位根检验协整检验 Granger因果检验研究结论与政策建议图1-2本文的研究框架图1.4 研究方法及创新点 本文的研究方法包括归纳法、文献归纳法和实证研究等方法。首先对国内外相关文献进行分析，确定出本文的研究方法；再用归纳法总结研究现状及不足，在此基础上提出本文的创新点；其次在前者的基础上通过文献归纳提出本文的研究假设，最后是采用Granger因果关系检验。结合我国实际情况，选取我国31个省份1995-2014年18年间（2005年、2013年剔除）地方政府债务与经济增长数据为样本，进行实证研究。首先对DEBT和GDP这两个变量进行单位根检验以确保数据平稳性，在此基础上进行协整检验以判断DEBT和GDP之间是否存在长期均衡的协整关系。最后，在前两步的基础上对DEBT和GDP进行了Granger因果关系检验，并且按照时序分短期、中期和长期三个阶段得出研究结论并且提出相应的政策建议。本文所使用的计量软件为Eviews8。 本文可能的创新点如下：（1）前人的研究基本都是以国家集合( 新兴市场国家或地区、发达国家或地区、欧元区成员、OECD成员等)为样本，且时间跨度多为几十年甚至上百年，以中国的数据为基础的研究几乎没有。且由于数据限制，研究地方政府债务与经济增长关系的文献寥寥无几，也没有引入主流经济学理论中较为成熟的分析工具，如信息经济学、计量经济学等12。本文结合中国实际情况，根据中国31省份18年真实数据设计实证分析方案，运用计量经济学软件Eviews8进行Granger因果关系检验，分析地方政府债务与经增长之间可能存在的因果关系，更具有针对性，研究结果也更具有说服力。（2）由于缺乏数据，已有研究多“避开”政府债务数据，通过选取政府债务的一些代理变量或避开政府债务从财政赤字等角度间接研究地方政府债务与我国经济增长的关系，如黄璟莉（2012）选择财政赤字作为代理变量，张子荣（2014）选择固定资产投资作为代理变量。但是，无论是国债还是选择其他代理变量都不能严谨刻画债务与经济之间的关系，因为无论是国债还是财政赤字，其数额远远低于我国当前的政府债务。本文利用我国31省份18年真实数据进行实证研究，较好地克服了这一弊端，是一大亮点。2. 政府债务与经济增长相关理论2.1 债务抑制论关于债务抑制论，最早可以追溯到以大卫休谟、亚当斯密为代表的古典经济学。古典经济学家并不看好政府债务的作用。1750年大卫休谟谈到国债时明确指出“不必未卜先知，就能猜出即将发生的灾难，二者必居其一:不是国家毁了公共信贷，就是公共信贷毁了国家”。斯密认为，生产资本会被政府债务所侵蚀，国家经济也会因此而削弱，他指出:“巨额债务的增积过程，在欧洲各大国，差不多是一样的，目前各大国国民，都受此压迫，久而久之，说不定要因而破产！”(亚当斯密,1974年)18。古典经济学家普遍认为政府支出是非生产性的，政府举债会导致生产性资本转向非生产性支出，不利于资本形成与积累，进而损害经济增长。“抑制论”的典型代表是新古典宏观经济学派，他们奉行“谨慎财政”原则，认为不到万不得已政府不应该举借债务，认为举债会加剧产出和储蓄的波动并且增加税收预期，不利于经济增长。新古典宏观经济学派认为政府债务存在“挤出效应”,会排挤私人投资。他们认为市场和私人企业的效率要高于政府部门,可以更好地配置经济资源。政府举债会占用私人部门的资金，则市场上资金减少，利率因此升高，私人投资因为贷款利率的上升而减少，从而引发“挤出效应”，阻碍经济增长，且投资的利率弹性决定了挤出效应的大小，挤出效应会随着投资的利率弹性的增大而增大。这实际上延续了古典政府债务观点。一些学者还据此认为，政府债务增加容易导致利率升高，如要降低利率，必须增加货币供应，因此政府愤务增加会带来扩张性的货币政策，进而引发通货膨胀，使得名义利率偏高，也不利于长期经济增长18。2.2 李嘉图等价定理19世纪英国著名经济学家大卫李嘉图在其著作政治经济学及赋税原理中第一次提出举债与征税等价的命题，后世称之为“李嘉图等价定理”。更确切地说，无论政府发行公债还是征收一次性总付的税收，居民用户的消费均不会受到影响，资本的形成也不会受到影响，其效果都是相同的或者等价的。根据李嘉图的逻辑，如果政府减税，政府储蓄会等量下降，但同时减税会引起居民可支配收入提高，这又会增加居民储蓄，且增加的幅度恰好等于政府储蓄的下降。如此一来，整个社会的国民储蓄不变。由于社会储蓄不变，实际利率也就保持不变，也就不会影响到私人部门投资21。“李嘉图等价定理”的核心思想是政府债务仅仅是延迟的税收，将来必须通过征税偿还当前为弥补财政赤字发行的国债的本息，未来税收的现值将与当前的财政赤字相等。有预见性的居民意识到未来政府将通过增加税收或持续通胀(征收铸币税)来缓解债务压力，税收增加将导致居民的未来收入减少，个人永久收入也会减少，对于居民来说，增加劳动供给和减少消费最优选择。由于边际效应递减，如果政府支出和劳动供给增加，生产和资本的边际效率下降，会挤出私人投资28。因此，政府举债的积极财政政策既不会影响总需求，也不会促进经济增长。罗伯特巴罗1974年发表政府债券是净财富吗？一文，提出了“巴罗-李嘉图定理”。巴罗在标准的OLG模型中引入后向跨代利他动机，进一步证明了“李嘉图等价定理”，他指出，他指出如果人们拥有正的遗产动机,则无论政府债务规模怎么变化，经济的短期行为和长期均衡增长均不会受到影响。Carmichael后来也证实了这个结论。2.3 债务促进论债务促进论的典型代表是凯恩斯。面对1929-1933年的资本主义经济危机，凯恩斯认为，发生经济危机的原因是有效需求不足，要解决经济危机，就需增加有效需求。此时就应该实行赤字财政政策：减税增支。赤字财政政策可以利用乘数效应带动民间投资，保证充分就业、促进经济增长。国债可以弥补财政政策的赤字25。传统观点视财政为“政府出纳”，凯恩斯突破了这一定位，认为可以通过调节政府收支来管理宏观经济，赋予了财政新的职能,凯恩斯主义的财政政策将政府债务视为一个重要工具。凯恩斯主义认为，政府债务增加降低了税收，从而增加了居民可支配收人,这会刺激私人消费进而增加总需求。或者，私人部门非常短视，视政府债务为净财富，如果政府债务发行量增加，就会增加私人部门的净财富，也会增加其消费意愿。如此一来，政府支出以政府债务作为支撑，会带来乘数效应，可以解决私人部门需求不足的问题，能够促进经济增长18。债务促进论遵循凯恩斯主义的功能观点，视举债为扩张性财政政策，认为以政府债务支撑的政府支出的增加有利于经济走出衰退。从债务促进论的观点来看，在划分政府债务长期与短期经济效应问题上，传统的观点忽略了如下事实：持续的衰退会减少未来的潜在产出，均不利于组织资本和新的投资活动。因此，无论长短期，增加政府债务对产出都有积极作用。此外，经验证据也显示：衰退会持续影响未来的GDP水平，举债则能引领经济走向复苏13。3. 研究假设3.1 经济增长对政府举债的影响 根据财政部政府收支分类方案中所列“债务预算收支科目”以及贾康等（2010）对我国地方政府债务的研究结果，我国地方政府债务主要用于以下几类用途：一是高速公路建设；二是城市基础设施建设；三是教育投资，包括义务教育和高等教育；四是兴办公益事业；五是投资兴办企业的生产性支出。根据其调查研究结果显示，前三类投资占据主要地位。据他们的研究显示，陕西省2007年债务总额中，城市基础设施建设投资237亿元,占18.6%；高速公路建设投资427亿元,占33.6%；教育投资124亿元,占9.8%。而河南省省级债务构成中,交通部门占省级直接债务余额的60.6%；教育部门占26.1%(高等教育占教育部门的99.5%)29。另审计署的报告显示，地方政府有偿还责任义务负债的约4成在市政建设领域，政府负有担保责任的债务中有接近5成在交通运输领域中，部分地区高速公路、普通高校和医院债务规模大、偿债压力较大。即是说，政府各类投资支出构成了债务形成的主要原因。这背后的原因在于，就当前的经济环境而言，地方政府公共基础设施建设情况是考核地方政府官员政绩的主要指标之一，也是决定官员职务升迁的重要依据。在我国，由于干部考核任用制度很不完善，中央政府对地方政府的政绩考核主要依赖于单纯的经济指标，但是“上有政策，下有对策”，这就使得地方政府官员只注重眼前利益，在任期内大搞“政绩工程”。更有甚者，专门成立地方投资公司，负责地方项目建设。地发政府强烈的发展欲望、巨大的政绩压力以及不健全的政绩考核制度都在一定程度上加剧了地方政府债务的增长33。例如，张燕（2010）对我国地方政府债务的研究显示，交通运输、市政建设等项目不仅可以缓解就业、改善投资环境，而且这些大型项目建设不仅使城市“变美了”,而且使得长官有脸面了,腰包更鼓了,高升更有指望了。在巨大的利益面前,城市发展规划一扩再扩,城市规划定位一高再高,城市规模急速膨胀,城市投资也爆炸式增长，随之而来的则是大规模的地方政府债务34。因此，各地方政府为了提升政绩，往往大量举债，在地区GDP获得增长后，地方政府便有了更多基础设施建设投资等的原始资本，这时候地方政府便会利用手中持有的建设资金大量投资于以上几类建设，这种建设投资规模、速度以及增量在地方经济获得快速发展时尤为突出。并且由于政府投资行为的持续性以及一致性的存在，各地方政府的基础设施建设投资、公路建设投资等投资行为不会受到时间的波动性影响，因而会一直持续下去。基于以上分析，我们提出以下假设：假设1：无论从中短期还是长期来看，地方政府经济增长都构成地方政府债务的一个原因。3.2 政府举债对经济增长的影响 如上文所述，我国地方政府债务主要用于高速公路建设、城市基础设施建设以及教育投资等方面，这些都涉及到地方政府的投资行为。这就要求我们以投资为切入点考察政府举债可能对经济增长造成的影响。有观点认为,政府投资可以生产诸如公路等公用基础设施,能够作为民间资本的额外投入,从而有助于提高民间投入的边际产品。地方经济增长需要一定量的地方政府以上各项投资的支持，然而政府的投资对经济增长的作用不是立即凸显，而会持续存在于一段较长的时期里，即具有滞后性。具体来说，地方政府的投资行为对经济的影响不可能立竿见影，在这一过程中通常都存在时间的滞后性，需要通过一段时间才能完全作用于经济。即是说，由于经济活动存在惯性，投资活动以前的变化态势往往也会延续到本期，从而形成投资的当期变化同自身过去取值水平相关的情形。这种被解释变量受自身或其它经济变量过去值影响的现象在经济学上称为滞后效应30。 从地方政府投资对经济增长的滞后效应角度分析，根据投资滞后效应发生状况，地方政府投资活动这一过程可以细分为三个阶段。第一阶段为投资决策规则投资流向形成阶段，第二阶段为投资流向投资结构产业结构形成阶段，第三阶段为产业结构宏观经济目标形成阶段35。由此实现了由投资到宏观经济效果的飞跃。国内也有不少学者对投资的这种滞后效应进行了研究并得出了不同的结论。例如，刘进、丁伟等(2004)使用1981-2002年的时间序列进行分析,得出结论认为我国地方政府投资对经济增长有正向影响,且累积效应和相关滞后性较为明显。王天营（2004）通过研究发现，我国政府投资对经济的影响存在滞后性，这种滞后性自1988年以来尤为明显，并且这种滞后影响大约是一年左右，但是1999年以来，这种滞后影响期变的更长了36。孙群力（2005）通过协整分析得出结论认为滞后两期的政府投资是经济增长的原因，同时GDP的变化还受到滞后4年的政府消费的显著影响，从长期来看,政府消费对经济增长具有显著的积极影响。金凤君、戴特奇等（2005）通过研究政府交通投资对经济增长的影响发现，交通运输业建设投资对经济发展的作用随时间的变化而有所不同，有明显的滞后效应和累积释放现象，其滞后期大约为5年31。考虑到政府的投资项目都是大型的基础设施建设项目，投入资金规模大、建设周期长，投资的滞后性尤为明显，当年投入很难在短期内产生可观的经济效果，结合前人对滞后期的研究成果，本文从投资滞后性这一客观事实出发，提出如下假设：假设2：短期来看，由于投资的滞后性较为明显，地方政府债务不构成地方政府经济增长的原因；中期来看，投资效果逐渐显现但可能仍然不足以构成地方政府经济增长的原因；长期来看，投资效果显露无疑，地方政府债务构成地方政府经济增长的原因。4. 我国地方政府债务与经济增长关系的实证分析4.1 数据来源与样本选取本文选取的数据全部来源于中国国家统计局官方网站所公布的历年统计资料。选取的指标数据为我国31个省份（不含港、奥、台）的GDP和政府债务，样本期间为1995-2014共18年（需要说明的是，由于2004、2013和2015年数据均未公布，不可获得，故不在样本之内）。本文使用的是面板数据，因此样本数据总量为556个（时间序列数据18个，截面数据31个，其中由于重庆市1995、1996年度政府债务数据未公布，不可获得，故剔除），并使用计量经济学软件Eviews8进行相应的数据处理。在文中，用GDP表示地方政府经济，用DEBT表示地方政府债务，下表给出了DEBT和GDP这两个变量的描述性统计信息。表4-1：变量描述性统计信息变量均值中间值最大值最小值标准差截面数据样本量DEBT912.41352.9711878.542.051417.9431556GDP7315.463628.7467809.8556.119818.85315564.2 单位根检验 单位根检验是指检验序列中是否存在单位根，存在单位根就是非平稳序列。单位根就是指单位根过程，可以证明，序列中存在单位根过程就不平稳，会使回归分析中存在伪回归。2003年诺贝尔经济学奖得主克莱夫格兰杰（Clive W. J. Granger）在1980年提出了一种分析经济变量之间因果关系的方法Granger因果检验。在该检验方法刚开始问世的时候，Granger因果检验并不要求时间序列数据是平稳的，直到21世纪初期，He和Maekawa（2001）运用维纳过程推导出：如果变量为非平稳时间序列，该统计量的渐进分布将不再是F 分布19。因此，现在进行Granger因果检验都要以变量数据是平稳的为前提条件，否则可能出现伪回归问题，这就要求我们在对DEBT和GDP这两个变量进行Granger因果检验之前必须先对其进行单位根检验，以保证数据的平稳性。传统意义上的单位根检验和Granger因果检验都是围绕时间序列展开的，但随着计量经济学的发展，经济学家和统计学家开始发现时间序列单位根检验并不尽如人意：时间序列一般都是小样本，这种小样本会使单位根检验和Granger因果检验受限，进而将其发展为面板数据的单位根检验。通过蒙特卡洛模拟试验发现，与单变量时间序列单位根检验相比较，各种面板数据单位根检验都不同程度地提高了单位根检验的检验功效。本文使用面板数据进行单位根检验和Granger因果检验正是出于这种考虑。 根据截面单元是否具有相同的单位根过程，可以划分为同质单位根检验和异质单位根检验。同质单位根检验包括LLC检验法、Breitung检验法和Hadri检验法，都假定各截面序列有相同的单位根过程，前两种检验的原假设是“各截面序列具有一个相同的单位根”，而Hadri检验法的原假设是“各截面序列都没有相同的单位根”；异质单位根检验包括IPS检验法、Fisher-ADF检验法和Fisher-PP检验法，都假定各截面序列具有不同的单位根过程。Eviews8提供了全部6种检验方法，为了保证结果的稳健性和准确性，本文决定采用全部6种检验方法来检验我国地方政府DEBT和GDP之间的平稳性。 由表4-2中的检验结果可知，对于地方政府债务和经济增长来说，6种检验法的检验结果均不显著，则说明存在单位根。对DEBT进行一阶差分后的结果显示，LLC检验法和Fisher-PP检验法的检验结果在5的置信水平下显著，拒绝存在单位根的原假设，但Breitung检验法、Hadri检验法、IPS检验法和Fisher-ADF检验法的检验结果均不显著，不能拒绝原假设，因此，DEBT1不平稳的可能性较大；对GDP进行一阶差分后的结果显示，只有Breitung检验法和Hadri检验法的检验结果不显著，而LLC检验法、IPS检验法、Fisher-ADF检验法和Fisher-PP检验法的检验结果均在1的置信水平下显著，拒绝存在单位根的原假设，因此，GDP1平稳的可能性较大。鉴于DEBT1和GDP1的检验结果不够明确，故对其进行二阶差分后再来检验。对DEBT和GDP进行二阶差分后的结果显示，除了Breitung检验法和Hadri检验法的检验结果不显著以外，LLC检验法、IPS检验法、Fisher-ADF检验法和Fisher-PP检验法的检验结果均十分显著，可以否定存在单位根的原假设。因此，地方政府债务和经济增长序列一阶可能单整且二阶单整。检验结果也表明，DEBT和GDP之间可能存在长期均衡的协整关系，而这要通过以下进一步的协整检验才能予以说明。表4-2：我国地方政府政府负债（DEBT）与经济增长（GDP）序列单位根检验变量LLC检验法Breitung检验法Hadri检验法IPS检验法Fisher-ADF检验法Fisher-PP检验法DEBT50.2278（1.0000）21.3854（1.0000）17.3518（0.0000）48.3166（1.0000）0.08421（1.0000）0.00673（1.0000）GDP11.9507（1.0000）25.5477（1.0000）18.9369（0.0000）20.5587（1.0000）0.17629（1.0000）0.06378（1.0000）DEBT1-4.65128（0.0000）5.19503（1.0000）13.4961（0.0000）1.20637（0.8862）67.9805（0.1309）83.0896（0.0109）GDP1-10.2409（0.0000）3.07149（0.9989）14.6247（0.0000）-4.47439（0.0000）103.240（0.0001）147.138（0.0000）DEBT2-36.9755（0.0000）2.57261（0.9950）29.0206（0.0000）-15.1841（0.0000）207.638（0.0000）298.775（0.0000）GDP2-14.1463（0.0000）2.14351（0.9840）27.6271（0.0000）-6.96789（0.0000）137.813（0.0000）241.220（0.0000）注：括号中的数值表示单位根检验的p值；DEBT1表示DEBT一阶差分，DEBT2表示DEBT二阶差分，GDP类似；Hadri检验法p值判定方式与其他五种检验法相反。4.3 协整检验协整即存在共同的随机性趋势，协整检验的目的是决定一组非平稳序列的线性组合是否具有稳定的均衡关系，如果被解释变量和解释变量之间存在协整关系，则说明变量间存在稳定的均衡关系。传统的协整检验建立在时间序列数据的基础上，而面板数据的协整检验则是其扩展。无论是对于非平稳序列变量之间的模型建立而言还是对于其长期均衡关系而言，协整检验都意义重大，只有这些非平稳序列变量之间的线性组合是平稳的，他们之间的回归模型才有意义19。协整检验从检验的对象上可以分为两种：一种是基于回归系数的协整检验（Johansen检验）；另一种是基于回归残差的协整检验（单一方程协整检验），本文主要运用Engle和Granger（1987）提出的EG两部检验法。同样，为了保证结果的稳健性和准确性，本文决定采用全部7种检验方法来检验我国地方政府DEBT和GDP之间的协整关系。Pedroni 协整检验的原假设是不具有协整关系，由表4-3的检验结果可知，在7种协整检验方法中，除了Panel ADF-Statistic协整检验结果显著外，其他6种协整检验结果都是不显著的，即是说只有Panel ADF -St atis
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