On the Impact of Local Government Special Bonds on Private Investment
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摘要: 基于地方政府债务增长与民间投资的数理模型, 利用省级层面的宏观数据分析地方政府专项债券发行对民间投资的影响。研究发现地方政府债务总体而言会抑制民间投资, 但考虑专项债政策的影响后, 专项债对民间投资并没有显著的线性关系; 且专项债规模低于一定水平时会拉动民间投资水平, 超过最优规模则会对民间投资产生抑制作用, 一般债券与民间投资存在类似的非线性关系, 两者的拐点分别是22.68%和29.95%。此外, 专项债券、一般债券对不同类别的民间投资水平存在异质性影响。当前应根据地方的经济实力, 合理安排地方政府专项债券和一般债券的规模, 缩小地方政府债务限额和余额的差额, 并通过改善宏观经济政策环境促进民间投资水平的提升。Abstract: Based on the mathematical model of local government debt growth and private investment, this paper analyzed the impact of the issuance of local government special bond on private investment by using macro data at the provincial level. The results show that the local government debt in general would inhibit private investment, but after considering the impact of special debt policy, the special debt has no significant linear relationship with private investment; when the scale of special debt is lower than a certain level, it will stimulate private investment; when exceeding the optimal scale, it inhibits private investment. There is a similar nonlinear relationship between general bond and private investment, at an inflection point 22. 68%and 29. 95% respectively. In addition, special bonds and general bonds have heterogeneous effects on different types of private investment. At present, according to the local economic strength, the government should reasonably arrange the scale of local government special bonds and general bonds, reasonably reduce the difference in debt limit and balance between local government, and improve the macroeconomic policy environment to promote the level of private investment.
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Key words:
- government debt /
- local government debt /
- special bond /
- general bond /
- social investment /
- private investment
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一、 引言及文献综述
地方经济增长离不开政府债务的支持。地方政府债券包括一般债券和专项债券①，专项债券于2015年在全国范围内公开发行，是地方政府以有一定收益的公益性项目为发行对象，与债券购买方约定在一定期限内使用项目对应的专项收入及政府性基金作为还款来源的政府债券。专项债券对于支持特定领域基础设施的建设有着积极作用，对于带动民间资本、实现经济稳定增长发挥了重要作用。在发行规模上，2015—2019年，地方政府债务限额从16.01万亿元增长到24.08万亿元，新增地方政府债券额度从0.6万亿元增长到3.08万亿元; 2016—2019年，地方政府专项债券新增限额分别比上年增长300%、100%、69%、59%，增速较快②。
① 各地专项债券、一般债券总和构成了其专项债务或一般债务。
② 根据财政部数据整理。
随着我国债务规模的不断扩大，地方政府专项债券的发行力度及规模也在加快扩张，专项债券对民间投资的拉动作用是否会受到限制目前尚存在疑问。经济增长速度放缓在一定程度上会导致公共债务不能得到及时的解决(Reinhart等，2012)[1]，久之则会对经济产生一定的负面影响，同时政府债务与经济增长并非是简单的线性关系(Checherita-Westphal和Rother, 2012;Mencinger等，2014)[2-3]。为此，在我国经济处于新常态的背景下，亟需明确政府债务中的地方政府专项债券对民间投资的影响，从而为今后持续利用专项债券稳定经济增长提供理论依据。
现将学界关于政府债务与投资之间关系的研究归纳如下:
首先，专项债是政府基建投资的重要资金来源，是体现积极财政政策更加积极有为、稳定经济增长的重要措施。部分观点认为地方政府债券是目前唯一规范可行的举债方式(刘孝斌和钟坚，2018)[4]，专项债不计入赤字并受地方政府基金的收支平衡约束，新增供给量相对灵活; 闫衍等(2019)[5]指出，在专项债的助力下财政积极力度显著加大; 闻之(2019)[6]认为专项债能有效保障重点项目的资金需求，对于缓解地方政府财政资金压力、扩大积极财政政策效果有着明显的影响效力; 娄洪等(2019)[7]认为，专项债券逐渐成为地方政府投融资的主渠道，且是保增长、促就业的重要的宏观调控措施。
其次，政府债务会抑制私人投资，产生挤出效应。Saint Paul和Gilles(1992)[8]的实证分析表明，由于存在挤出效应，公共债务的增加会使资本存量减少，从而不利于经济发展; Barro和Xavier(1995)[9]、Elder(1999)[10]认为政府过度举债会使政府活动效率降低、恶化经济发展、挤出私人投资; Ahmed和Miller(2000)[11]认为政府债务融资对私人投资的挤出效应小于税收融资的挤出效应; Reinhart等(2012)[12]分析了26次发生在发达国家的公共债务案例，发现财政恶化可能会影响民间经济主体的决策，致使民间经济活动效率低下，因此公共债务与经济发展之间呈非线性关系; 杨文奇和李艳[13](2005)基于投资主体的投资份额，采取总量的相关分析以及国债投资方向的聚类分析，研究发现国债对民间投资有较小的挤出作用，更多的则是促进效应; 周吉燕[14](2019)分析了中国的地方政府投融资平台，发现政府投资对民间投资短期内具有瞬间挤入效应，但长期来看则具有持续的挤出效应。
再次，提高政府债务会带动民间投资的增长，公共投资与私人投资之间存在互补关系。Marianne Baxter和Robert G King(1988)[15]、Glomm和Ravikumar(1994)[16]等认为，政府债务会增加公共投资，提高私人资本和劳动的生产性，进而带动私人投资; Lora(2007)[17]的实证分析发现债务的增加与公共基础设施投资有关，并且公共投资和私人投资具有互补性; 魏向杰(2015)[18]基于1995—2011年的时间序列数据，研究发现政府投资促进了私人资本的边际效率。
最后，政府债务对民间投资的影响并非单纯的“挤出”或“挤入”，而是存在一个“最优规模”，两者之间为非线性关系。Aschauer(1989)[19]认为政府投资对民间投资水平具有双向影响，较高的公共资本积累将国民投资率提高到理性代理选择的水平之上，并导致事前挤占私人投资; 但是，公共资本存量的增加也提高了私人资本的回报，从而吸引私人资本的积累。Eaton(1987)[20]的实证研究发现负债较重的发展中国家流出的大量私人资本(资本外逃)，主要是私人资本规避借款国政府的征税以及对未来偿还债务前景的担忧所致，因此，政府债务应维持适当的规模，否则会产生相反的效果。Traum和Yang(2015)[21]使用估计的新凯恩斯模型检验了政府债务挤出对美国经济投资的影响条件，认为短期内是挤入还是挤出主要取决于触发债务扩张的政策冲击，较高的债务可以挤入投资以降低资本税率或增加政府投资。Salotti和Trecroci (2016)[22]研究发现，当发达经济体的政府债务占GDP的比例达到85%~90%以上时，政府债务就会对总投资支出和生产率增长产生不利影响。此外，Apere(2014)[23]研究了1981—2012年间公共债务对尼日利亚私人投资的影响，发现内债对私人投资占GDP比重具有线性和正向影响，外债对私人投资占GDP比重产生U型影响。刘震和蒲成毅(2014)[24]基于三部门DSGE模型的分析表明，政府债务的短期扩张并没有挤出私人投资。齐红倩和庄晓季(2015)[25]使用我国1990—2013年的时间序列数据，研究发现公共债务对私人投资具有挤出效应，且这种影响具有非线性效应及滞后效应。陈虹和杨巧(2017)[26]基于1995—2015年间OECD国家的面板数据进行实证分析，发现这些国家的政府债务对私人投资具有显著的挤出效应，同时两者之间存在显著的倒U型关系。此外，国内部分研究表明，政府债务对私人投资没有直接影响，如宋福铁(2004)[27]基于1980—2000年的时间序列数据，分析发现国债对私人投资既无挤出效应也无促进作用。
通过梳理政府债务与投资之间关系的相关文献我们发现，绝大多数尤其是国内文献更多地是从国债角度，基于时间序列对国债和私人投资的关系进行研究，较少的实证分析也是基于地方层面的数据进行。另外，尚未有从地方政府专项债券和一般债的角度研究其对民间投资的影响。而根据财政部的规定，目前已形成土储、收费公路、棚改等基础设施领域和民生领域的专项债，专项债有专门的还款来源，并且要求做到收支平衡，而一般债投资的领域收益低，还款来源以地方一般公共预算的财政收入为主。由于两者发行目的、还款来源不同，对政府赤字率的影响自然存在差别，对民间投资的融资约束不同，对民间投资的影响也不同。同时，在地方政府债券余额占债券市场份额已位居榜首，地方政府专项债券逐步成为稳投资、稳增长的重要支撑背景下，研究地方政府债券特别是专项债对民间投资的影响具有重要意义。
为此，本文在现有文献的基础上建立数理模型，结合实证探析地方政府专项债券政策的实施对民间投资影响的具体效果，同时比较地方政府专项债券与一般债券对民间投资影响的具体差异。本文的创新点主要体现在两个方面: 一是从地方政府专项债券和一般债券的分类视角，研究这两类债券对民间投资影响的差异性，从而丰富了与地方政府债务相关的文献。研究发现专项债、一般债与民间投资水平之间具有显著的倒U型关系，从而为地方政府根据经济发展水平控制债务规模提供了一定的依据。二是本文研究发现政府专项债券、一般债券对不同类别的民间投资存在异质性影响，因此政府在促进不同类别的民间投资水平时需要区别对待，而这对于指导实践有着重要的现实意义。
二、 政府债务规模与民间投资水平的实证模型与机制分析
假定代表地方政府的效用函数为Uit=Et∑t=0∞βtu(cit)，其中i代表政府编号，取值为1, 2，…，31, t代表年份，取值为1, 2，…，∞。β为主观贴现因子，i代表地区，Et代表条件期望。由于债务最终会通过各种形式转移到居民身上，因此所有该地区居民将每个时期的产出Yt用于消费ct、投资It和偿还债务Dt上。假定该地区居民是风险中性的，即U(E(ct))=E(u(ct))。地区生产函数为Yt=AtF(Kt)，其中At代表企业的劳动生产率，满足Et(At)=1, At的概率密度函数为f(At)。为便于分析，假定投资要素完全折旧，即Kt+1=It。
通常来说，地方政府负债存在一定的违约风险，如果违约将会付出一定的成本。借鉴经典文献的做法(Krugman P, 1988)[28]，假定一个地区发生债务违约行为，那么其成本与地区产出构成一定的比例，即ηAtF(Kt)，其中0 < η≤1。为此，地方政府会在违约与不违约之间进行抉择，本文将这种“抉择”引入到地方政府的效用函数中，以分析地方政府举债的影响。地方政府会通过权衡债务违约的利弊得失来寻求效用最大化或者损失最小化。
一般来说，如果地方政府债务违约成本过高，比如高于地方负债规模本身，则地方政府违约的可能性相对较小，或者根本不可能发生债务违约的情况，则会选择偿还债务Dt; 反之，假如地方政府债务违约成本过低，比如低于地方负债规模本身，则地方政府违约的可能性相对较大。根据上述分析，可以将该地方政府的效用最大化问题表述如下:
$$ \begin{array}{l} {\rm{ma}}{{\rm{x}}_{{K_{t + 1}}}}u({K_{t + 1}}) = {E_t}\sum _{t = 0}^\infty [{\beta ^t}({A_t}F({K_t})) - {K_{t + 1}}{\rm{ - min}}\{ \eta {A_t}F({K_t}),{D_t}\} ]\\ {\rm{s}}.\;{\rm{t}}.\;\;\;\;{C_t} + {I_t} + {\rm{min}}\{ \eta {A_t}F({K_t}),{D_t}\} \le {A_t}F({K_t}) \end{array} $$ 考虑到At是连续的随机变量，根据期望函数的定义，设定:
$$ V({D_t}, {K_t}) = {E_t}{\rm{min}}\{ \eta {A_t}F({K_t}), {D_t}\} = \eta F({K_t})\int_{\underline A }^{\frac{{{D_t}}}{{\eta F({K_t})}}} {{A_t}} f({A_t})d{A_t} + {D_t}\int_{\frac{{{D_t}}}{{\eta F({K_t})}}}^{\underline A } {f({A_t})d{A_t}} $$ 其中，V(Dt, Kt)代表商业银行在各个年份获得的实际偿付额，包含债务违约成本和负债偿还额度两个部分，其中债务违约成本用债务违约受到的经济惩罚与发生债务违约之积$\eta F({K_t})\int_{\underline A }^{\frac{{{D_t}}}{{\eta F({K_t})}}} {{A_t}} f({A_t})d{A_t}$来衡量，负债偿还额度为负债额与不发生债务违约的概率乘积。由此可以得到效用函数关于Kt+1的一阶导数和二阶导数:
$$ \begin{array}{l} \frac{{\partial {U_t}}}{{\partial {K_{t + 1}}}} = \beta {F^\prime }\left( {{K_{t + 1}}} \right) - \beta \eta {F^\prime }\left( {{K_{t + 1}}} \right)\int_{\underline A }^{\frac{{{D_{t + 1}}}}{{\eta F({K_{t + 1}})}}} {{A_{t + 1}}} f({A_{t + 1}})d{A_{t + 1}} - 1\\ \frac{{{\partial ^2}{U_t}}}{{\partial {K^2}_{t + 1}}} = {\rm{ }}\beta F''({K_{t + 1}}) - \beta \eta F''({K_{t + 1}})\int_{\underline A }^{\frac{{{D_{t + 1}}}}{{\eta F({K_{t + 1}})}}} {{A_{t + 1}}} f({A_{t + 1}})d{A_{t + 1}} + \\ \beta \eta {({F^\prime }({K_{t + 1}}))^2}f(\frac{{{D_{t + 1}}}}{{\eta F({K_{t + 1}})}})(\frac{{{D^2}_{t + 1}}}{{{\eta ^2}{F^3}({K_{t + 1}})}}) \end{array} $$ 令一阶导数为0，可求解出最优的投资规模必要条件，表示为Kt+1=K(Dt+1)。进一步，根据最有解的充分条件，需满足$\frac{{{\partial ^2}{{\rm{U}}_t}}}{{\partial {\rm{K}}_{_{{\rm{t}} + 1}}^2}} < 0$，但是根据二阶导数表达式并不能判断其符号。为此，假定Kt+1=K(Dt+1)成立，并将其带入到一阶表达式之中，进一步求出关于Kt+1的一阶导数和二阶导数，即:
$$ \begin{array}{l} \beta F'\left( {{K_{t + 1}}} \right) - \beta \eta F'\left( {{K_{t + 1}}} \right){A_{t + 1}}f\left( {{A_{t + 1}}} \right)d{A_{t + 1}} - 1 = 0\\ \beta \frac{{{\partial ^2}{U_t}d{K_{t + 1}}}}{{\partial K_{t + 1}^2d{D_{t + 1}}}} - \beta \eta F'\left( {{K_{t + 1}}} \right)\frac{{{D_{t + 1}}}}{{{\eta ^2}{F^2}\left( {{K_{t + 1}}} \right)}}f\left( {\frac{{{D_{t + 1}}}}{{\eta F\left( {{K_{t + 1}}} \right)}}} \right) = 0 \end{array} $$ 可知，$\frac{{d{I_t}}}{{d{D_{t + 1}}}} = \frac{{d{K_{t + 1}}}}{{d{D_{t + 1}}}}$的符号实际上取决于U″(Kt+1)的符号，也就是说，若存在最优的投资规模，则需满足U″(Kt+1) < 0。
根据一阶导数的条件可知，地方政府的债务规模逐步增大，一方面会导致地方政府债务违约风险提高，信用水平受到质疑，另一方面会导致部分产出或者收入被用来偿还债务本金及利息，这两种力量共同作用会导致民间投资水平的降低。同时，当地方政府债务规模上升到一定水平后，地方政府债务水平具有突变效应(Obstfeld M等，1996;Arslanalp和Henry, 2005)[29-30]，即在$\frac{{d{I_t}}}{{d{D_{t + 1}}}} = \frac{{d{K_{t + 1}}}}{{d{D_{t + 1}}}} < 0$的条件下，地方政府债务水平的提高会在一定程度上降低民间投资水平。
另外，当地方政府债务水平偏低时，其偿债压力偏小。一般情况下，地方政府能按照约定的时限偿还债务本息。这是因为为了平滑消费的跨期波动，地方政府会降低当期的消费水平，从而提高投资水平; 同时，地方政府负债的增长会推动经济增长、产出增加，从而追加民间投资，投入更多的资本要素，进一步带动地方投资水平和债务增长的良性循环。Helpman (1989)[31]指出，在大多数情况下，随着地方政府负债规模的增加，私人投资水平也会随之提高。因此，在政府债务水平较低时，地方政府债务规模的提升会促进民间投资水平的增大。
综上，数理公式的推导表明政府债务规模与民间投资水平之间并非是简单的线性关系，而是存在着倒U型的非线性关系，具体可用图 1表示。图 1中，当地方政府负债程度低于临界值A时，随着地方政府债务规模的扩大，民间投资水平也会随之提高，即政府债务规模对民间投资具有“挤入作用”; 但是，当债务规模超过临界值A以后，随着债务规模的提升，民间投资规模会明显降低，即当政府债务水平足够高时，会对民间投资规模产生“挤出作用”。从发行规模看，专项债券主要受特定项目收益和政府性基金约束，一般债券主要受财政赤字约束。二者规模受限根源不一样，因此理论上二者对民间投资影响的“拐点”也存在差别。此外，专项债券过度发行可能会引发债务风险，从而抑制民间投资; 一般债券规模如果超过地方政府财政可承受的能力范围，同样会诱发债务违约风险。因此，综合考虑专项债券、一般债券的还款来源及预算管理的差异，可以认为专项债券对民间投资规模影响的“拐点值”低于一般债券。下面进一步结合我国政府专项债券、一般债券和政府债务的数据，对以上推论进行分析。
三、 模型构建与数据说明
（一） 模型构建
本文引入专项债虚拟变量，以观察地方政府专项债券发行之后对各地区民间投资水平是否有显著影响。由于当期民间投资水平可能会受到上一期民间投资水平的影响，存在路径依赖，故在模型中考虑民间投资水平的动态变化。为此，设定如下计量模型:
$$ marke{t_{it}} = {\alpha _{it}} + {\beta _{it}}marke{t_{it - 1}} + {\chi _{it}}deb{t_{it}} + {\gamma _{it}}\left( {{D_t} \times deb{t_{it}}} \right) + {\kappa _{it}}{X_{it}} + {\xi _{it}} $$ (1) 其中，marketit代表民间投资水平，marketit-1代表民间投资水平的滞后项，debtit代表政府债务规模，Dt代表专项债虚拟变量(2015年及之后取值为1，其他年份取值为0), X代表控制变量，α、β、χ、γ和κ代表待估计参数，ξ代表随机误差项，下标i和t代表省份和时间。
为验证地方政府专项债券发行是否与民间投资水平存在倒U型的关系，同时为了比较地方政府专项债券与一般债券对民间投资影响的差异，进一步构建如下的计量模型:
$$ marke{t_{it}} = {\alpha _{it}} + {\beta _{it}}marke{t_{it - 1}} + {\chi _{it}}specia{l_{it}} + {\gamma _{it}}special\_s{q_{it}} + {\kappa _{it}}{X_{it}} + {\xi _{it}} $$ (2) $$ marke{t_{it}} = {\alpha _{it}} + {\beta _{it}}marke{t_{it - 1}} + {\chi _{it}}ordinar{y_{it}} + {\gamma _{it}}ordinary\_s{q_{it}} + {\kappa _{it}}{X_{it}} + {\xi _{it}} $$ (3) 其中，special和special＿sq分别代表专项债的一次项和平方项，ordinary和ordinary＿sq分别代表一般债的一次项和平方项。
上述模型包括被解释变量的滞后项，如果利用普通最小二乘法(OLS)估计，将难以消除解释变量与个体固定效应之间的相关性，从而导致估计参数呈现有偏性与非一致性，削弱结论的可信度。因此，将进一步利用系统广义矩估计法(GMM)估计模型参数。
（二） 数据来源
文中数据主要来自CEIC数据库、Wind数据库和《中国统计年鉴》等，其中专项债券和一般债券的数据区间为2015—2018年，样本范围为我国31个省、直辖市和自治区(不含港澳台地区)。需要说明的是，县级和市级层面的专项债和一般债数据难以获取，因此仅能使用较为有限的省级数据进行分析。
被解释变量为民间投资水平，借鉴经典文献的做法(吴俊培和张斌，2013)[32]，使用“全社会固定资产投资减去国有资产投资、港澳台及外商投资”来衡量民间投资规模的大小，进一步使用民间投资规模占全社会固定资产投资比重作为本文的被解释变量。以上数据主要来自Wind数据库，部分缺失的数据由《中国固定资产统计年鉴》获得。需要说明的是，2018年的固定资产统计数据根据《中国统计年鉴》中各个类别固定资产增长速度计算而来。
核心解释变量为专项债规模，同时引入一般债规模和地方政府债务水平进行比较分析。其中，地方政府债务余额数据使用显性债务的统计口径，共包含四个部分，分别为地方政府债券余额、地方政府国债转贷收入、地方政府国有企业债务总额和地方政府投资债务余额。地方政府国债转贷收入、地方政府国有企业债务总额根据《中国财政统计年鉴》计算得出，地方政府债券余额、地方政府投资债务余额来源于财政部信息平台和债券信息平台。地方政府债务余额的时间区间为2010—2018年。专项债和一般债数据均采用各个地方政府债务限额数据，由于2014年的数据不全，故两者的时间区间为2015—2018年。分别采用地方政府债务总规模、专项债总额、一般债总额占GDP的比重来衡量政府债务、专项债、一般债水平。
控制变量方面，选取经济开放度、政府规模、经济发展水平、人口密度、城镇化水平和企业税收负担等指标。其中，经济开放程度使用的是各地区进出口总额占GDP的比重来衡量，进出口总额为按境内目的地和货源地分货物进出口总额，通过各个年份的平均汇率水平换算为以人民币计算的进出口总额; 政府规模一般采用各地区政府最终消费占GDP的比重来衡量，由于2018年各省级政府最终消费数据未统计，此处使用地区公共财政收入占GDP的比例来衡量; 经济发展水平采用人均GDP来衡量; 人口密度采用各地区城市人口密度来衡量; 城镇化水平采用城镇人口比重来衡量; 企业税收负担采用各地区企业所得税占GDP的比重来衡量。其中，经济开放程度、政府规模和经济发展水平均使用对数形式。
各个变量的描述性统计结果如表 1所示。从中可以看出，各地区民间投资占全社会固定资产投资比重的平均值为67.83%，其中最小值为21.88%，最大值为87.34%，表明民间投资水平在各地区存在一定的差距; 平均值略低于中位数69.26%，表明更多的样本处于平均数以右的位置。地方政府债务占GDP的比重，平均值和中位数分别为28.6%和25.3%，两者基本相当。专项债占GDP的比重平均为9.6%，明显低于一般债占GDP的比重18.1%，表明专项债务规模偏低。从控制变量的描述性统计结果来看，平均值与中位数都比较接近，表明所有变量分布比较均匀，不存在明显的变异。此外，通过相关性检验控制，绝大多数控制变量之间相关性系数低或者相关性不显著，表明不存在严重的多重共线性问题。
表 1 变量的描述性统计结果变量名称 平均值 标准差 最小值 中位数 最大值 民间投资比重 67.83 11.27 21.88 69.26 87.34 政府债务/GDP 0.286 0.154 0.0500 0.253 0.947 专项债/GDP 0.096 0 0.053 0 0.003 00 0.090 0 0.357 一般债/GDP 0.181 0.108 0.048 0 0.151 0.560 ln(经济开放度) 2.752 2.033 -2.160 2.708 7.491 ln(政府规模) 2.374 0.260 1.789 2.360 3.124 ln(人均GDP) 10.73 0.450 9.482 10.68 11.85 城市人口密度 2 825 1 168 764 2 626 5 821 城镇化 56.14 12.89 27.74 54.34 89.60 企业税收负担 1.247 0.859 0.334 1.005 4.744 四、 实证结果分析
（一） 专项债券政策实施对民间投资的影响
表 2反映了系统广义矩估计(GMM)的基准回归结果。AR(1)、AR(2)在模型中的相关性检验表明，模型残差序列不存在二阶序列相关，动态面板数据模型设计合理。(1)至(3)列的回归结果均表明民间投资水平显著受到上一期的影响，同时政府债务显著抑制了民间投资水平。从第(1)列可以看出地方政府债务余额对民间投资有一定的抑制作用，并通过了1%的显著性检验; 表明地方政府债务规模越大，民间投资规模在一定程度上会受到抑制。这主要是因为地方政府通过举债投资基础设施建设(比如过多地干预具有经营性的基础设施投资)，在一定程度上抑制了社会资本的投资空间。在第(2)列中加入专项债政策虚拟变量后，发现地方政府债务规模依然对民间投资水平有显著的抑制作用，专项债政策虚拟变量对民间投资规模的影响不显著，表明专项债实施后民间投资水平并没有发生显著的变化。第(3)列在第(1)列的基础上引入专项债虚拟变量与地方政府债务余额交叉项，交叉项回归系数不显著，地方政府债务规模仍然显著，进一步验证了专项债券政策的实施对民间投资规模没有显著线性影响。表 2的回归结果表明，专项债对民间投资规模的影响并非线性，而是可能存在非线性的关系，后文将重点对其加以验证。
表 2 专项债券政策实施对民间投资的影响变量 (1) (2) (3) L.民间投资 0.656 9*** 0.652 1*** 0.650 3*** (0.093 2) (0.096 1) (0.096 2) 政府债务占比 -10.417 7*** -10.125 7*** -10.058 6*** (3.607 1) (3.707 0) (3.743 5) D 0.000 8 (0.001 3) D×政府债务占比 0.001 8 (0.002 5) ln(经济开放度) 3.134 6* 3.091 1* 3.077 0* (1.764 8) (1.775 7) (1.780 3) ln(政府规模) -0.653 6** -0.696 8** -0.735 9** (2.922 1) (3.076 3) (3.120 5) ln(人均GDP) 5.083 2** 5.217 8*** 5.319 2*** (4.474 8) (4.494 7) (4.506 6) 人口密度 0.000 9*** 0.000 9*** 0.000 9*** (0.000 8) (0.000 8) (0.000 8) 城镇化率 -0.116 7 -0.129 1 -0.131 4 (0.128 7) (0.133 7) (0.132 7) 税收负担 -1.591 3 -1.498 6 -1.473 6 (1.536 2) (1.542 8) (1.551 0) AR(1) 0.001 0 0.015 5 0.077 4 AR(2) 0.721 0 0.247 5 0.625 9 Sargan检验 0.123 3 0.146 7 0.074 9 注：***、**、*分别代表 1%、5%、10%的显著性水平，各回归系数括号内为稳健性回归标准误。下表同。 控制变量方面，经济开放程度对民间投资规模的影响显著为正，并通过了10%的显著性检验，表明地区经济与国外的经贸联系越紧密，民间投资意愿越强烈。政府规模对民间投资在三个回归方程中均为显著的负向影响，并且都通过了5%的显著性检验，表明政府规模越大，挤占民间投资水平的作用越强。人均GDP的对数对民间投资水平有显著促进作用，并且均通过了1%的显著性检验，表明随着经济发展水平的提高，会在一定程度上激励民间资本，从而对民间投资有促进作用。城市人口密度对民间投资有显著的促进作用，并且在三个方程中均通过1%的显著性检验，这可能是因为城市人口密度越大，该地区对于各类投资的需求就会越大，从而吸引了更多的民间资本。城镇化水平、企业税收负担对民间投资规模的影响不显著，在三个回归方程中的系数也均不显著。
（二） 专项债券规模对民间投资的影响
以上实证结果表明，地方政府债务行为会在一定程度上抑制民间投资水平，同时地方政府专项债券政策的实施对民间投资的影响不是线性的，而是可能存在非线性的关系。为此，表 3将从专项债务和一般债务出发，从地方政府债务的内部结构来考察专项债券规模对民间投资的影响。其中，第(1)(2)列回归结果分别引入了专项债一次项及一次项和二次项，第(3)(4)列分别引入了一般债一次项及一次项和二次项，进一步将回归结果与专项债回归结果进行对比。
表 3 专项债券和一般债券规模对民间投资的影响变量 (1) (2) (3) (4) L.民间投资 0.402 3*** 0.269 1 0.352 2** 0.352 2** (0.079 9) (0.171 6) (0.139 6) (0.139 6) special 14.381 9 229.450 9* (36.743 3) (118.277 8) special_sq -505.826 8* (273.632 3) ordinary -25.835 5 43.979 4** (38.712 0) (88.242 4) ordinary_sq -73.418 5* (101.214 7) ln(经济开放度) 1.638 3 1.285 4 2.665 3 2.738 1 (4.352 1) (4.363 0) (4.186 7) (4.116 7) ln(政府规模) -1.277 2 -5.267 4 -1.200 2 -1.486 9 (6.323 7) (7.023 7) (5.399 2) (5.547 5) ln(人均GDP) -1.258 5 11.127 5 -6.895 3 -8.329 1 (7.708 3) (10.103 3) (10.683 8) (12.725 9) 人口密度 0.000 0 0.001 0 -0.000 1 -0.000 2 (0.001 1) (0.001 3) (0.001 1) (0.001 2) 城镇化率 -0.137 9 -1.010 0 -0.262 6 -0.307 0 (0.470 1) (0.671 8) (0.470 4) (0.439 7) 税收负担 -1.291 2 0.276 9 -1.166 0 -1.255 7 (1.469 6) (2.268 8) (1.548 1) (1.640 4) AR(1) 0.029 0 0.135 0 0.070 2 0.088 3 AR(2) 0.191 1 0.278 9 0.212 3 0.635 9 Sargan检验 0.233 2 0.152 1 0.118 7 0.083 2 第(1)列回归结果显示，专项债对民间资本的线性影响不显著，与表 2的回归结果形成呼应。从第(2)列回归结果可以看出，引入了专项债的一次项和二次项之后，两者的系数均通过了10%的显著性检验，并且一次项的系数符号为正，二次项系数符号为负，表明专项债券与民间投资之间存在显著的倒U型关系，即专项债与民间投资水平之间的关系是非线性的。通过专项债一次项和二次项系数可以求得倒U型关系的拐点为: 229.45/(2×505.83)=0.226 8，表明当专项债占GDP的比重低于22.68%时，增加专项债券的发行有助于促进民间投资规模，但是超过这一比例继续增加专项债，将会抑制民间投资规模。通过比较各地区专项债占GDP比重的均值可以发现，拐点值明显低于中位数和平均值，说明对于大部分省份而言，提高专项债务限额实际上促进了民间投资水平; 绝大多数省份专项债规模占比远远低于拐点水平，即适当提高专项债比例可以促进民间投资规模，且目前地方政府有进一步提高专项债的空间。原因主要在于，专项债在发行过程中一般要求自求平衡，有一定的规模限制，因此不会过度挤占民间投资规模。
与此类似，第(3)(4)列引入一般债一次项及二次项，将其与专项债的回归结果进行比较，可以发现一般债仅一次项对民间投资总体的影响不显著，但引入二次项之后可明显看出一般债务规模与民间投资水平同样存在显著的倒U型关系。一般债一次项和二次项系数符号分别通过了5%和10%的显著性检验。通过系数大小计算得出的拐点值为0.299 5，表明一般债占GDP的比重低于29.95%时，提高一般债务的比例会显著促进民间投资规模，反之则会明显抑制民间投资水平。这一拐点值明显超过了一般债占比平均值0.181和中位数0.151，表明对于绝大多数省份而言，提高一般债占比水平会显著抑制民间投资规模。除少数变量外，控制变量对民间投资水平的影响方向及显著性没有发生太大的变化，在此不进行分析。
通过比较专项债券与一般债券的拐点可知，专项债券的拐点明显更低，这主要是因为作为一般债券还款来源的一般公共预算收入更具有保障还款的确定性，作为专项债券还款来源的专项收入则具有更多的不确定性。因此，同等规模下专项债的违约风险会先暴露，从而更容易达到抑制民间投资水平的“拐点值”，这与中国的现实情况基本一致。
（三） 专项债券、一般债券规模对不同类别民间投资的影响
表 4报告了专项债券规模对不同类别民间投资影响的回归结果。根据《中国固定资产投资年鉴》的统计口径，按经济类型可以将民间投资分为集体企业、联营企业、私营企业和其他四个类别; 按照投资主体类型可以将民间资本分为个体、股份合作企业、内资企业和有限责任公司四个类别。这里重点分析专项券债规模对这8个类别民间投资水平的影响。
表 4 专项债对不同类别的民间投资的影响民间投资类别 (1) (2) (3) (4) (5) (6) (7) (8) 个体 股份 集体 联营 内资 私营 有限 其他 L.个体 0.413 1*** (0.053 7) L.股份 -0.002 8 (0.121 7) L.集体 0.382 3*** (0.051 6) L.联营 0.192 8*** (0.051 8) L.内资 -2.797 5* (1.519 5) L.私营 0.270 5 (0.173 5) L.有限 -0.068 8 (0.154 3) L.其他 0.085 7 (0.145 9) special -13.002 1 -2.112 4 28.108 0*** 5.388 7** 216.674 8 -43.012 4 399.893 9*** -18.471 5 (15.309 5) (4.098 1) (10.106 9) (2.360 1) (314.095 6) (97.376 5) (116.032 2) (23.831 1) special_sq 29.968 0 -3.284 5 -66.783 1*** -12.564 6** -218.009 6 135.558 5 -879.038 6*** 13.921 4 (26.822 8) (6.650 6) (23.176 9) (4.985 4) (527.120 6) (236.933 6) (204.143 0) (51.670 6) 控制变量 Yes Yes Yes Yes Yes Yes Yes Yes AR(1) 0.073 0 0.131 0 0.080 2 0.153 3 0.100 9 0.153 1 0.089 0 0.067 2 AR(2) 0.307 1 0.827 3 0.258 3 0.460 2 0.237 1 0.460 4 0.885 2 0.234 8 Sargan检验 0.121 1 0.227 6 0.296 1 0.140 9 0.209 3 0.140 8 0.129 3 0.359 2 根据回归结果，个体、股份合作企业和私营企业的固定资产投资水平与专项债券关系不显著，集体经济、联营企业、有限责任公司与专项债规模的倒U型关系显著，其他类别民间固定资产投资与专项债规模之间存在显著的正U型关系。这说明专项债首先会促进集体经济、联营企业、有限责任公司的固定资产投资水平，但超过临界点后，则产生会显著抑制作用。通过计算可以得到这几类民间投资与专项债券间倒U型关系的拐点，分别为21.04%、21.44%、22.74%。表 4的回归结果表明，专项债券对不同类别的民间投资水平存在异质性影响，并且存在不同的拐点。
与表 4类似，表 5显示了一般债券对不同类别民间投资影响的回归结果。相比专项债券，不同类别的民间投资与一般债券的关系更加紧密。具体来看，除股份合作企业、集体企业和私营经济与一般债券的关系不显著以外，其他类别的民间投资与一般债券之间存在相对显著的二次关系。且一般债的一次项与个体经济和有限责任公司的固定资产投资关系显著为正，二次项系数显著为负，表明一般债务规模与个体经济、内资企业、私营企业、有限责任公司及其他固定资产投资存在倒U型关系。即当一般债规模占比低于拐点值时，提高一般债占比会促进该类别的民间投资规模，反之则有抑制作用。
表 5 一般债券对不同类别民间投资的影响民间投资类别 (1) (2) (3) (4) (5) (6) (7) (8) 个体 股份 集体 联营 内资 私营 有限 其他 L.个体 0.409 0*** (0.053 2) L.股份 0.083 6 (0.105 3) L.集体 0.416 5*** L.联营 (0.049 1) L.内资 0.189 3*** (0.047 9) L.私营 -2.118 1 L.有限 (1.314 3) L.其他 0.222 9 (0.184 7) L.个体 0.183 4 L.股份 (0.146 0) 0.094 2 L.集体 (0.146 7) ordinary 39.979 3*** 4.562 2 -1.102 6 -2.466 9 756.554 4*** 256.440 2*** 204.815 9** 6.629 1* (12.492 4) (3.905 5) (13.706 8) (2.347 1) (233.994 9) (82.615 9) (99.163 8) (29.786 7) ordinary_sq -43.384 1*** -4.938 6 -2.801 0 2.338 3 -656.165 9*** -225.730 4*** -232.089 5** -8.256 4* (16.186 7) (4.777 4) (14.912 6) (2.614 0) (226.130 9) (86.954 7) (106.268 4) (32.892 0) 控制变量 Yes Yes Yes Yes Yes Yes Yes Yes AR(1) 0.078 1 0.080 2 0.025 2 0.084 4 0.022 1 0.113 9 0.033 2 0.067 1 AR(2) 0.425 5 0.511 8 0.180 2 0.303 0 0.625 5 0.898 3 0.198 7 0.226 3 Sargan检验 0.371 3 0.169 2 0.427 7 0.242 1 0.136 7 0.193 0 0.178 3 0.217 1 （四） 内生性问题
地方政府债务规模与民间投资水平之间的关系存在较为明显的内生性问题，其中最为突出的就是反向因果关系。一方面，地方政府债务规模会对民间投资水平产生影响; 另一方面，民间投资也会影响经济发展形势，并通过经济发展形势进一步影响地方政府发债规模。本文借鉴陆正飞等(2015)[33]的处理方法，对主要解释变量滞后一期进行重新估计。当期民间投资水平受到上一期债务水平、专项债水平、一般债水平的影响，但当期民间投资水平的增长无法对前一期债务水平、专项债水平、一般债水平造成影响，进而可有效解决反向因果问题。表 6报告了主要解释变量滞后一期的回归结果。(1)至(3)列表明民间投资水平受上一期政府债务的负向影响，但交互项仍不显著，说明民间投资水平与专项债政策并非简单的线性关系。同时，上一期的专项债、一般债规模与民间投资水平之间仍然为倒U型关系。
表 6 考虑内生性问题的回归结果变量 政府债务 专项债 一般债 (1) (2) (3) (4) (5) (6) (7) L.民间投资 0.663 1*** 0.674 0*** 0.675 9*** 0.003 9 0.060 2 0.030 8 0.036 3 (0.085 2) (0.084 7) (0.085 2) (0.068 6) (0.068 6) (0.077 3) (0.071 2) L.政府债务占比 -2.172 4* -2.569 4* -2.476 9* (3.828 6) (3.820 7) (3.813 3) L.D -0.001 8 (0.001 2) L.D×政府债务占比 -0.003 4 (0.002 4) L.special 39.350 6*** 32.273 4 (12.009 8) (34.365 2) L.special_sq -162.304 6** (75.844 2) L.ordinary 14.544 6 31.134 8* (11.576 2) (61.251 3) L.ordinary_sq -61.114 3* (70.200 8) 控制变量 Yes Yes Yes Yes Yes Yes Yes AR(1) 0.002 2 0.002 6 0.002 3 0.156 1 0.221 4 0.156 7 0.221 3 AR(2) 0.362 1 0.349 3 0.364 2 0.348 5 0.445 6 0.317 5 0.584 3 Sargan检验 0.532 3 0.426 9 0.416 0 0.274 9 0.226 6 0.378 3 0.474 2 （五） 稳健性检验
1. 剔除极端值的影响
由于部分样本值偏大或偏小均会对实证结果产生干扰，因此剔除专项债或一般债占GDP比例较大或较小的极端值(对这两个核心解释变量进行了1%的截尾处理)，进一步采用固定效应模型进行实证分析。可以发现，剔除极端值后，稳健性检验结果与基准检验结果保持一致，即专项债规模和一般债规模与民间投资水平存在倒U型关系(见表 7)。
表 7 稳健性检验Ⅰ: 剔除极端值变量 (1) (2) L.民间投资 0.057 6 0.029 4 (0.068 6) (0.080 6) L.special -11.636 7* (6.134 2) L.special_sq 7.820 9*** (2.498 2) L.ordinary 2.442 8* (4.970 7) L.ordinary_sq -10.233 3* (0.497 8) 控制变量 Yes Yes AR(1) 0.048 0 0.242 5 AR(2) 0.321 1 0.448 6 Sargan检验 0.178 2 0.164 9 2. 使用专项债券、一般债券占财政收入比重衡量被解释变量
基准回归部分使用的是专项债券或一般债券占GDP的比重作为核心解释变量，此处更改被解释变量的测度方式，采用限额指标占财政收入比重来衡量被解释变量，从而进一步观察回归结果的变化。表 8稳健性检验结果与基准回归结果一致，即当专项债或一般债占财政收入低于一定比例时，对民间投资规模的影响为负，当两者的比例高于临界值时，将会显著抑制民间投资水平。
表 8 稳健性检验Ⅱ: 改变被解释变量测度方式变量 (1) (2) L.民间投资 0.164 1*** 0.165 8*** (0.050 2) (0.048 3) L.special 11.662 7* (9.144 3) L.special_sq -6.050 2** (4.744 2) L.ordinary -0.307 7 (4.546 1) L.ordinary_sq -0.064 6* (0.459 2) 控制变量 Yes Yes AR(1) 0.044 2 0.241 3 AR(2) 0.307 8 0.335 2 Sargan检验 0.274 3 0.189 7 五、 结论与建议
本文主要研究了地方政府专项债券对民间投资的影响，并对比分析了地方政府专项债券与一般债券对民间投资影响的差异。结果显示: (1)地方政府债务规模总体上抑制了民间投资水平，但是引入专项债政策虚拟变量后，并没有发现专项债券对民间投资有显著的线性关系，表明地方政府专项债券与民间投资水平之间并没有显著的线性关系。(2)通过引入专项债一次项和平方项，发现专项债券与民间投资水平存在显著的倒U型关系，同时一般债券与民间投资存在类似的倒U型关系。两者促进民间投资水平的拐点分别为0.226 8和0.299 5，即当专项债和一般债占GDP的比重分别低于22.68%和29.95%时，提高其比重有助于拉动民间投资水平，当超过该临界值时，继续提高两者的占比将会对民间投资造成一定的挤出效应。(3)专项债券、一般债券对不同类别的民间投资水平存在异质性影响，即不同类别的民间投资与专项债券和一般债券之间的关系表现出不同的关系，表明提高专项债券和一般债券的比重对不同类别的民间投资的影响方向和影响程度都存在差异。
因此，本文的研究结论具有重要的政策启示，即若要合理促进民间投资水平，更好地发挥专项债、一般债的促进作用，应该从合理控制专项债和一般债规模两个角度进行系统性分析。为此，提出如下政策建议:
一是应根据地方的经济实力，合理安排地方政府专项债券和一般债券的规模。为了更好地促进民间投资水平，应将地方政府专项债务水平控制在合理范围内，要根据地方经济发展水平确定地方政府专项债券的发行规模。由本文的研究结论可知地方政府专项债务规模占GDP的比重不宜过高，否则会对民间投资产生抑制作用，因此，应根据各省的经济发展水平及财政可持续能力等因素，及时调整专项债券的规模。对于经济发展水平较好的省份，可以适度上调专项债券的发行规模; 对于经济下行的省份，应在合理评估该地区债务风险的基础上确定债券发行规模。总而言之，在合理控制地方政府债务的过程中不宜“一刀切”，而应根据各地的实际情况选择适宜的策略进行应对。
二是应合理缩小地方政府债务限额和余额的差额。当前各地政府都有明确的债务发行限额和余额规定，但是部分地区存在余额与限额不一致的情况，部分地区余额与限额基本接近，部分地区债务余额与限额之间存在较大差额，而这一差额可以用在下一年度的新增部分。因此，地方政府应根据民间投资的实际情况或冷热程度，合理调剂专项债务或一般债务的跨年度安排，以达到最好的政策效果。
三是应通过改善宏观经济政策环境促进民间投资水平的提升。如进一步改善营商环境，加大金融供给侧改革，继续推进减税降费，多措并举引导和促进民间投资水平的提高。
最后，在全球爆发新冠肺炎疫情的背景下，地方经济下行压力较大，财政压力也有所增大。从短期看，加快地方政府债券发行力度有助于缓解地方政府财政压力。从本文的研究结论来看，多数地方政府专项债占比相对较低，仍具备一定的发行优势，因而继续发行专项债对民间投资水平的拉动作用显著; 但由于一般债规模已经超过临界值水平，因此地方政府应根据实际情况有针对性的加以控制。
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表 1 变量的描述性统计结果
变量名称 平均值 标准差 最小值 中位数 最大值 民间投资比重 67.83 11.27 21.88 69.26 87.34 政府债务/GDP 0.286 0.154 0.0500 0.253 0.947 专项债/GDP 0.096 0 0.053 0 0.003 00 0.090 0 0.357 一般债/GDP 0.181 0.108 0.048 0 0.151 0.560 ln(经济开放度) 2.752 2.033 -2.160 2.708 7.491 ln(政府规模) 2.374 0.260 1.789 2.360 3.124 ln(人均GDP) 10.73 0.450 9.482 10.68 11.85 城市人口密度 2 825 1 168 764 2 626 5 821 城镇化 56.14 12.89 27.74 54.34 89.60 企业税收负担 1.247 0.859 0.334 1.005 4.744 
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表 2 专项债券政策实施对民间投资的影响
变量 (1) (2) (3) L.民间投资 0.656 9*** 0.652 1*** 0.650 3*** (0.093 2) (0.096 1) (0.096 2) 政府债务占比 -10.417 7*** -10.125 7*** -10.058 6*** (3.607 1) (3.707 0) (3.743 5) D 0.000 8 (0.001 3) D×政府债务占比 0.001 8 (0.002 5) ln(经济开放度) 3.134 6* 3.091 1* 3.077 0* (1.764 8) (1.775 7) (1.780 3) ln(政府规模) -0.653 6** -0.696 8** -0.735 9** (2.922 1) (3.076 3) (3.120 5) ln(人均GDP) 5.083 2** 5.217 8*** 5.319 2*** (4.474 8) (4.494 7) (4.506 6) 人口密度 0.000 9*** 0.000 9*** 0.000 9*** (0.000 8) (0.000 8) (0.000 8) 城镇化率 -0.116 7 -0.129 1 -0.131 4 (0.128 7) (0.133 7) (0.132 7) 税收负担 -1.591 3 -1.498 6 -1.473 6 (1.536 2) (1.542 8) (1.551 0) AR(1) 0.001 0 0.015 5 0.077 4 AR(2) 0.721 0 0.247 5 0.625 9 Sargan检验 0.123 3 0.146 7 0.074 9 注：***、**、*分别代表 1%、5%、10%的显著性水平，各回归系数括号内为稳健性回归标准误。下表同。
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表 3 专项债券和一般债券规模对民间投资的影响
变量 (1) (2) (3) (4) L.民间投资 0.402 3*** 0.269 1 0.352 2** 0.352 2** (0.079 9) (0.171 6) (0.139 6) (0.139 6) special 14.381 9 229.450 9* (36.743 3) (118.277 8) special_sq -505.826 8* (273.632 3) ordinary -25.835 5 43.979 4** (38.712 0) (88.242 4) ordinary_sq -73.418 5* (101.214 7) ln(经济开放度) 1.638 3 1.285 4 2.665 3 2.738 1 (4.352 1) (4.363 0) (4.186 7) (4.116 7) ln(政府规模) -1.277 2 -5.267 4 -1.200 2 -1.486 9 (6.323 7) (7.023 7) (5.399 2) (5.547 5) ln(人均GDP) -1.258 5 11.127 5 -6.895 3 -8.329 1 (7.708 3) (10.103 3) (10.683 8) (12.725 9) 人口密度 0.000 0 0.001 0 -0.000 1 -0.000 2 (0.001 1) (0.001 3) (0.001 1) (0.001 2) 城镇化率 -0.137 9 -1.010 0 -0.262 6 -0.307 0 (0.470 1) (0.671 8) (0.470 4) (0.439 7) 税收负担 -1.291 2 0.276 9 -1.166 0 -1.255 7 (1.469 6) (2.268 8) (1.548 1) (1.640 4) AR(1) 0.029 0 0.135 0 0.070 2 0.088 3 AR(2) 0.191 1 0.278 9 0.212 3 0.635 9 Sargan检验 0.233 2 0.152 1 0.118 7 0.083 2
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表 4 专项债对不同类别的民间投资的影响
民间投资类别 (1) (2) (3) (4) (5) (6) (7) (8) 个体 股份 集体 联营 内资 私营 有限 其他 L.个体 0.413 1*** (0.053 7) L.股份 -0.002 8 (0.121 7) L.集体 0.382 3*** (0.051 6) L.联营 0.192 8*** (0.051 8) L.内资 -2.797 5* (1.519 5) L.私营 0.270 5 (0.173 5) L.有限 -0.068 8 (0.154 3) L.其他 0.085 7 (0.145 9) special -13.002 1 -2.112 4 28.108 0*** 5.388 7** 216.674 8 -43.012 4 399.893 9*** -18.471 5 (15.309 5) (4.098 1) (10.106 9) (2.360 1) (314.095 6) (97.376 5) (116.032 2) (23.831 1) special_sq 29.968 0 -3.284 5 -66.783 1*** -12.564 6** -218.009 6 135.558 5 -879.038 6*** 13.921 4 (26.822 8) (6.650 6) (23.176 9) (4.985 4) (527.120 6) (236.933 6) (204.143 0) (51.670 6) 控制变量 Yes Yes Yes Yes Yes Yes Yes Yes AR(1) 0.073 0 0.131 0 0.080 2 0.153 3 0.100 9 0.153 1 0.089 0 0.067 2 AR(2) 0.307 1 0.827 3 0.258 3 0.460 2 0.237 1 0.460 4 0.885 2 0.234 8 Sargan检验 0.121 1 0.227 6 0.296 1 0.140 9 0.209 3 0.140 8 0.129 3 0.359 2
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表 5 一般债券对不同类别民间投资的影响
民间投资类别 (1) (2) (3) (4) (5) (6) (7) (8) 个体 股份 集体 联营 内资 私营 有限 其他 L.个体 0.409 0*** (0.053 2) L.股份 0.083 6 (0.105 3) L.集体 0.416 5*** L.联营 (0.049 1) L.内资 0.189 3*** (0.047 9) L.私营 -2.118 1 L.有限 (1.314 3) L.其他 0.222 9 (0.184 7) L.个体 0.183 4 L.股份 (0.146 0) 0.094 2 L.集体 (0.146 7) ordinary 39.979 3*** 4.562 2 -1.102 6 -2.466 9 756.554 4*** 256.440 2*** 204.815 9** 6.629 1* (12.492 4) (3.905 5) (13.706 8) (2.347 1) (233.994 9) (82.615 9) (99.163 8) (29.786 7) ordinary_sq -43.384 1*** -4.938 6 -2.801 0 2.338 3 -656.165 9*** -225.730 4*** -232.089 5** -8.256 4* (16.186 7) (4.777 4) (14.912 6) (2.614 0) (226.130 9) (86.954 7) (106.268 4) (32.892 0) 控制变量 Yes Yes Yes Yes Yes Yes Yes Yes AR(1) 0.078 1 0.080 2 0.025 2 0.084 4 0.022 1 0.113 9 0.033 2 0.067 1 AR(2) 0.425 5 0.511 8 0.180 2 0.303 0 0.625 5 0.898 3 0.198 7 0.226 3 Sargan检验 0.371 3 0.169 2 0.427 7 0.242 1 0.136 7 0.193 0 0.178 3 0.217 1
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表 6 考虑内生性问题的回归结果
变量 政府债务 专项债 一般债 (1) (2) (3) (4) (5) (6) (7) L.民间投资 0.663 1*** 0.674 0*** 0.675 9*** 0.003 9 0.060 2 0.030 8 0.036 3 (0.085 2) (0.084 7) (0.085 2) (0.068 6) (0.068 6) (0.077 3) (0.071 2) L.政府债务占比 -2.172 4* -2.569 4* -2.476 9* (3.828 6) (3.820 7) (3.813 3) L.D -0.001 8 (0.001 2) L.D×政府债务占比 -0.003 4 (0.002 4) L.special 39.350 6*** 32.273 4 (12.009 8) (34.365 2) L.special_sq -162.304 6** (75.844 2) L.ordinary 14.544 6 31.134 8* (11.576 2) (61.251 3) L.ordinary_sq -61.114 3* (70.200 8) 控制变量 Yes Yes Yes Yes Yes Yes Yes AR(1) 0.002 2 0.002 6 0.002 3 0.156 1 0.221 4 0.156 7 0.221 3 AR(2) 0.362 1 0.349 3 0.364 2 0.348 5 0.445 6 0.317 5 0.584 3 Sargan检验 0.532 3 0.426 9 0.416 0 0.274 9 0.226 6 0.378 3 0.474 2
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表 7 稳健性检验Ⅰ: 剔除极端值
变量 (1) (2) L.民间投资 0.057 6 0.029 4 (0.068 6) (0.080 6) L.special -11.636 7* (6.134 2) L.special_sq 7.820 9*** (2.498 2) L.ordinary 2.442 8* (4.970 7) L.ordinary_sq -10.233 3* (0.497 8) 控制变量 Yes Yes AR(1) 0.048 0 0.242 5 AR(2) 0.321 1 0.448 6 Sargan检验 0.178 2 0.164 9
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表 8 稳健性检验Ⅱ: 改变被解释变量测度方式
变量 (1) (2) L.民间投资 0.164 1*** 0.165 8*** (0.050 2) (0.048 3) L.special 11.662 7* (9.144 3) L.special_sq -6.050 2** (4.744 2) L.ordinary -0.307 7 (4.546 1) L.ordinary_sq -0.064 6* (0.459 2) 控制变量 Yes Yes AR(1) 0.044 2 0.241 3 AR(2) 0.307 8 0.335 2 Sargan检验 0.274 3 0.189 7
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