On the Expansion Root of Local Government Debt Scale From the Perspective of Tax Competition
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摘要: 中国地方政府债务规模扩张在地区间呈现出空间联动特征，而财政分权与政治晋升锦标赛激励下的税收竞争又成为地方政府举债的内生动力。基于2014年新《预算法》颁布的政策背景，将地方政府债务区分为纳入预算管理的显性债务和具有政府担保属性的隐性债务(城投债)，构建债务空间相关模型和税收竞争影响模型，分别探究两种政府债务规模扩张的空间相关性及其来自税收竞争的异质性影响。研究发现：政府显性债务和隐性担保债务的规模扩张均呈现出显著的地区间空间联动特征，其中隐性债务规模扩张的空间相关性更显著且程度更高；税收竞争显著刺激地方政府举债的积极性，而隐性债务规模增长更快，对于税收竞争策略的弹性系数更高；地区经济发展水平的提高有利于缓解税收竞争对政府举债的刺激作用，经济欠发达地区更容易“为竞争而举债”；2014年一系列政府举债规范政策的实施显著缓解了地区间债务规模扩张的空间联动性，同时提高了隐性债务对税收竞争反应的敏感度。这说明在地方政府显性债务纳入预算管理后，面临税收竞争带来的财政压力，地方政府更倾向于为投融资平台提供隐性担保以寻求债务资源，从而激发了隐性债务规模的快速扩张。基于此，应从全局视域下防范化解地方政府债务风险，完善和优化地方政府政绩评价体系，兼顾地方政府显性债务和隐性债务，尽快实现融资平台公司的市场化转型。Abstract: The scale expansion of local government debt in China presents the characteristics of spatial linkage, and the tax competition stimulated by fiscal decentralization and political promotion tournament has become the endogenous driving force of local government borrowing. Under the background of the promulgation of the new Budget Law in 2014, dividing local government debt into government debt that is included in budget management and implicit government debt (urban investment debt), this paper builds a debt spatial correlation model and a tax competition influence model, and explores the spatial correlation of the scale expansion of the two kinds of government debt and their heterogeneity characteristics influenced by tax competition. It is found that the scale expansion of government bonds and urban investment bonds is characterized with significant spatial linkage growth, but the spatial correlation of urban investment bonds is more significant; tax competition has significantly stimulated the expansion of government debt scale, with the scale of urban investment bonds growing faster and the response coefficient higher; the improvement of economic development level is conducive to alleviating the stimulating effect of tax competition on debt growth, while economically underdeveloped areas are more likely to "get into debt due to competition". The implementation of the series of debt regulation policies in 2014 reduced the spatial linkage of regional debt scale expansion, but increased the elasticity coefficient of urban investment bonds to tax competition. When the local government debt brought into budget management is constantly regulated, and faced with the financial pressure brought by tax competition, local governments may tend to seek debt resources from more hidden investment and financing platforms, which has stimulated the rapid expansion of urban investment bonds. After replacing the measurement method of tax competition proxy variables, the above conclusions are still robust. This study suggests that local government debt risks should be prevented and resolved from a global perspective; the performance evaluation system of local governments should be improved and optimized, and explicit and implicit debts of local governments should be considered to realize the market-oriented transformation of financing platform companies as soon as possible.
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Key words:
- government bond /
- implicit debt /
- urban investment bond /
- tax competition /
- New Budget Law /
- debt scale /
- local government
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一、 引言与文献回顾
中国地方政府债务规模呈现指数式增长态势。据财政部统计数据显示，截至2021年1月末，全国地方政府债务余额为26.02万亿元，地方政府债务余额快速累积，使得地方政府债务率不断攀升，逼近100%国际警戒线区间下限。在“四万亿计划”政策的刺激下，城投债规模迎来全面爆发式增长，虽然2014年中央印发的《国务院关于加强地方政府性债务管理的意见》将城投债从地方政府显性债务剥离出来，但城投债实际是地方政府隐性债务的观念已达成共识。根据Zhang和Xiong(2020)[1]的测算，2017年底，我国地方融资平台债务存量高达30万亿，地方融资平台债务与GDP的比率达到36%，地方政府隐性债务规模管控成为风险控制不容忽视的重要方面。同时，各地竞相举债引发债务风险累积，风险打破地域和部门界限呈现出复杂的多线程空间特征(Li等, 2021)[2]。空间风险波及与之存在密切财政、金融或经贸关系的其他地区，危及整个宏观经济体系(朱军和邹韬略，2022)[3]。党的十九大报告指出，为决胜全面建成小康社会，以习近平同志为核心的党中央做出重大决策部署，打好防范化解重大风险、精准脱贫、污染防治三大攻坚战。其中，化解地方政府债务风险是防范重大风险的题中之义。如何防范化解地方政府债务风险已成为我国顺利推进全面深化改革的一项关键内容，是社会各界共同关注的焦点问题。
晋升锦标赛激励下的地方政府间竞争刺激地方政府债务规模快速扩张。地方政府间存在围绕GDP的“标尺竞争”，且竞争的根源是相对绩效考核体系，同时地方政府官员也有追求自身利益最大化的动机(Yu等，2016)[4]。中国式分权与晋升激励机制相结合，强化了地方政府基于自身利益的无序竞争，加重了地方政府的债务负担。有学者研究发现地方政府竞争对地方债务规模扩张具有显著影响(马文涛和马草原，2018；唐云锋和刘清杰，2018；Arcaelan, 2016; Eckhard和Maximilian，2018)[5-8]；另有学者从博弈论的角度研究地方政府竞争行为对政府债务的影响，利用“囚徒困境”这一典型的博弈模型来审视地方政府债务问题，并指出政府竞争中的囚徒困境会导致地方政府债务增加，政府间的合作是解决地方政府负债中囚徒困境问题的核心(Hildreth和Miller，2010)[9]。已有研究少有就中国地区间税收竞争对债务规模扩张的影响进行探索。事实上，地方政府围绕资本要素展开税收竞争，伴随着地区间竞相降低税负的策略行为，这在短期内导致政府财政收入缩减，面临支出刚性压力或晋升竞争驱动，地方政府迫切需要通过其他渠道扩大融资，以弥补竞争带来的财政收支缺口，软预算约束激励地方政府以举债融资为优先选择。而Breuille等(2006)[10]研究发现，随着政府债务负担加重，税收竞争行为将进一步强化这种软预算约束。因此本文提出的问题是，地方政府间税收竞争的策略互动行为对于政府举债会产生怎样的影响？要回答此问题，将从政府债务规模快速扩张的风险入手，区分显性债务和隐性债务，探究税收竞争对两种债务规模的影响，从政府间竞争行为的角度厘清债务规模扩张的制度性根源，为全局视域下的风险防控提供政策借鉴。
相比以往文献，本文的边际贡献主要体现在如下方面：第一，与以往以城投债为主要研究对象不同，本文同时关注了显性和隐性政府债务，模型中不仅涉及城投债，也基于2014年新《预算法》政策颁布的背景，将地方政府发行债券的因素纳入模型，考察地方政府直接发行债券的行为是否存在空间联动特征以及是否受到税收竞争的影响，进一步与城投债相应特征进行对比分析，对于多维度把握政府举债行为特征具有重要意义；第二，与以往研究政府竞争对债务规模扩张影响的文献相比，本文以中国地区间经济发展的显著异质性特征为事实基础，在模型中纳入经济发展水平作为中介变量，考察税收竞争影响地方政府债务规模扩张的过程中，地区经济发展水平差异引起的反应系数变化，从而体现了“大国、开放、多区域、发展不平衡”的中国现实，有利于针对性地提出具有参考价值的风险防范对策；第三，本文考察了2014年新《预算法》及同年度一系列债务规范相关政策的实施效果，探索债务规模扩张的空间联动特征及税收竞争对债务规模扩张的影响，是否因为政策的实施产生显著变化，追踪政策效果对于防控地方政府债务规模扩张风险具有重要的政策启示。在更改税收竞争强度这一关键指标的测算方法，引入新的税收竞争代理变量后结论仍然稳健。本文从税收竞争的视角探究地方政府显性和隐性债务规模扩张的制度性动因，对于继续推进地方政府债务制度改革，全面防控地方政府债务风险具有重要意义。
二、 地方政府债务规模扩张与税收竞争行为的特征性事实
（一） 地方政府债务规模扩张的现实特征
改革开放以来，我国经济快速发展，但地方政府也面临逐渐加大的财政压力，如何拓宽城市建设的融资渠道成为地方政府亟需解决的重要问题。各级地方政府逐步将财政收入的重点由预算内收入(以税收收入为主)转到预算外或体制外收入(周飞舟，2006)[11]，突出的表现就是地方政府债务规模持续扩张①。其中地方政府债是经国务院批准，以省、自治区、直辖市和计划单列市政府为发行和偿还主体的债券，这属于显性债务。而城投债是地方投融资平台作为发行主体公开发行的企业债和中期票据，由于这种债务由地方政府提供担保，因此是一种隐性的地方政府债务(徐军伟等，2020)[12]。2008—2020年间，我国地方政府的财政赤字规模总量由2.02万亿增至10.78万亿，同时期地方政府直接发行的政府债券和隐性担保下融资平台发行的城投债余额总量从0.19万亿增至36.48万亿。
① 2014年国务院颁布的新《预算法》以及《国务院关于加强地方政府性债务管理的意见》等文件，将地方政府债纳入预算管理。
受到欧洲主权债务危机的警示，我国中央政府将梳理和整治地方性债务提上空前重要的议事日程。2014年8月31日通过的新《预算法》赋予了地方政府的发债权限，并明确了地方政府自发自还的责任，目的是提升地方债发行的市场化程度，降低交易成本。同年9月21日又出台了《国务院关于加强地方政府性债务管理的意见》，以通过剥离地方投融资平台的政府融资功能，明确地方债务边界，整治城投债乱象。同时也通过创造宽松的流动性和较低的长期利率环境，以帮助地方政府将到期的城投债置换为成本较低的长期地方债(牛霖琳等，2021)[13]。这一系列政策的实施为地方政府举债打开了闸门，地方政府债自2015年开始迅猛增长，并快速超过地方财政赤字规模。与此同时，城投债规模并没有出现显著下降，仍然以较快的速度增长。图 1显示，无论是城投债发行数量还是余额都表现出较快增长态势，截至2020年底，城投债发行规模总量达到1.36万只，余额达到11.05万亿，相比于2015年的0.50万只和5.28万亿，分别增长1.72倍和1.09倍，其中如债券代码I580013.IB、127160.SH、1580140.IB等城投债仍然具有地方政府担保属性。隐性债务未能得到有效遏制，根据审计署公布的《2018年第三季度国家重大政策措施落实情况跟踪审计结果》显示，有4个省违规新增隐性债务30.01亿元。
债务负担率是国际上公认的政府债务警戒线，债务规模除以GDP得到的结果反映的是一个地区的偿债能力，债务负担越高，对应的地区债务偿债风险越高。2020年底，我国地方债与城投债的债务规模总和占GDP比重已达到37.02%，债务规模相对于GDP规模来说非常巨大，这也预示着未来地方政府财政面临非常大的偿债压力和系统性风险。而同时各地区的债务负担又表现出异质性特征，提高了风险防控的复杂性和困难度。从图 2可发现，多数地区2008—2020年城投债负担均保持了持续增长态势，如天津、江苏、贵州、重庆等地的城投债负担持续快速增长，其中天津的城投债负担从2008年的1.31%上升到2020年的34.02%，江苏则从0.86%上升到21.76%，这些地区没有因为政府显性债规模的提高而显著下降，反而持续快速提升。随着新《预算法》的实施，城投债这种地方政府性隐性债务依法不再属于政府债务，但是由于其金额巨大、方式多样且风险关联复杂，依然是影响我国经济社会发展的重大隐患。
（二） 地区间税收竞争强度分析
国内学者通常利用相对实际税负的概念直观反映地区间的税收竞争强度。最早提出这一思路的是傅勇和张晏(2007)[14]，其首先逐年计算各省份的实际税率均值，再用其除以该年各省的税率，得到相对税负强度指数，该指数值越低，表示税收竞争强度越激烈。后续学者们多沿用这一做法来测算中国各地区的税收竞争强度指数(蒲龙和杨高举，2020；魏志华和卢沛，2021)[15-16]。因此参考已有研究，本文构建税收竞争强度的测算公式如下：
$$Taxcom{p_{it}} = \frac{{TA{X_t}/GD{P_t}}}{{TA{X_{it}}/GD{P_{it}}}} $$ (1) 其中：Taxcompit表示第i个地区t年的税收竞争强度，TAXt表示t年整个样本地区的总体税收收入，GDPt表示t年整个样本地区的总体GDP，TAXit表示i地区t年的税收收入，GDPit表示i地区t年的GDP。Taxcompit值越大，表明i地区的实际税率在整个样本地区处于较低的水平，反映税收竞争强度越高。由公式(1)测算得到2008—2019年我国各地区的税收竞争强度指数，结果见图 3。
从图 3近十年我国各地区税收竞争强度的动态变化来看，2019年税收竞争强度最高的湖南省长期维持在1.5~1.7之间；广西、湖北、四川的税收竞争指数近十年未发生显著变化，持续处于较高水平；税收竞争强度最低的上海和北京长期处于0.4~0.6之间；海南和天津虽然在2008年超过0.8，但其后快速下降，分别从0.870、0.858下降到2019年的0.635、0.674；云南和福建的税收竞争强度近年来变化较大，分别从0.806、1.072上升到1.250、1.499，其中云南的上升幅度超过55%，应引起足够的重视；内蒙古和河北的税收竞争指数下降幅度明显，河北从1.492下降到1.042，尤其是从2016年开始快速下降，内蒙古2008—2014年的税收竞争强度指数变化平稳，其后快速下降，从1.227迅速下降到2019年的0.873；贵州和江西的税收竞争强度经历了先下降后上升的U型趋势，分别在2014年和2015年降到低点，其后快速上升，竞争强度不断扩大。
三、 税收竞争对地方政府债务规模扩张的影响机理
已有研究将地方政府债务规模扩张的原因主要归结为三点：一是恢复和促进经济发展的各种体制或制度安排，二是政府间财政关系及预算软约束引起的地方政府财力减少和支出扩张，三是缺乏严格的债务举借审批、使用监管和偿还约束等规范制度。有学者认为，对地方政府债务成因或形成机制的延伸思考应聚焦于政府间财政关系(毛捷和曹婧，2019)[17]。财政分权制度下财政收支矛盾引起的财政压力是地方政府债务快速扩张的制度性根源(王永钦等，2016；毛捷等，2020)[18-19]。分税制改革以来，地方政府的财权上移，支出责任下移，由此形成收支缺口不断扩大，导致地方财力普遍不足。再加上政府作为经济参与人和政治参与人双重角色，以及银行业对政府的软预算约束，都是地方政府举债过度的重要原因(王叙果等，2012)[20]。与此同时，致力于发展经济的各项制度安排也是地方政府债务增长的动因(Islam和Hasan，2010)[21]。基于此逻辑，本文分别从地方政府债务空间联动及税收竞争影响的视角进行债务扩张的制度性分析。
（一） 地方政府债务扩张的空间联动增长特征
地方政府债务的空间联动特征是指地区间的政府举债行为存在策略互动特征。早在1991年就有学者关注这一问题(Jensen和Toma，1991)[22]，Borck等(2015)[23]认为如果一个行政辖区具有将公共支出成本转移到未来的自由裁量权，那么债务的空间维度就不应该被忽视，其研究发现德国州与州之间存在显著的举债竞争策略互动行为。我国地方政府债务在空间上具有相关特征的原因主要在于：一是出于地区间融资合作的需要。伏润民等(2017)[24]研究发现地方政府债务的主要来源是金融机构，而当地的金融机构隶属于地方政府，地方政府为了转移债务风险，往往通过建立政府融资平台进行融资，但是考虑到现实需要，也有动机与其他地区建立合作伙伴关系，这就导致地区之间的举债存在必然的联系。二是转移支付制度原因。转移支付制度建立的目的是帮助地方政府平衡财政收支，促进各地区协调发展，也有助于避免地方政府债务规模过大而导致财政崩盘，因此，欠发达地区往往需要借助转移支付资金来谋求本地区的发展。但是，转移支付制度在操作过程中随意性比较大，导致各地方政府之间需要通过各种关系寻求债务转移，进而形成错综复杂的债务关系。三是地方举债的模仿行为。地理位置相近且文化习俗相近的地区之间，若地方政府官员在债务问题管理方面缺失经验，会导致其在举债时存在明显的模仿行为。
除了以上三点可能因为地区间合作而产生的地方政府举债行为空间联动以外，各地区之间将债务作为一种金融资源进行竞争也使地方政府债务规模扩张呈现出显著的空间相关性。官员政治晋升激励下地方政府之间的竞争主要是围绕财政资源、金融资源和地区经济发展等方面而展开，这种竞争尤其更加显著地发生在资源环境相近的省份之间。吴小强和韩立彬(2017)[25]通过构建空间模型研究发现，我国地方政府之间存在显著的举债竞争行为。金融资源的稀缺性决定了一个地区债务资源的增加必然导致另一个地区的资源减少，因此在地方政府之间就形成围绕债务资源的竞争。地方政府直接或变相举债获得的资金，可以投资于基础设施等方面以拉动地区经济，也可以通过完善公共支出以提高对流动生产要素的吸引力，从而进一步促进经济增长。由此来看，张军(2005)[26]“为增长而竞争”的逻辑或周黎安(2007)[27]的晋升锦标赛竞争理论都适用于地方政府之间的举债策略互动分析。地方政府之间的举债行为策略互动，是晋升考核机制下追求地区经济增长的结果，这种竞相举债的行为被学者定义为地方政府债务竞争。刁伟涛(2016)[28]的研究发现官员晋升激励机制下中国省级政府之间存在债务竞争，相邻省份的政府债务规模具有显著的空间相关性。并且，中国地方政府间的债务竞争主要受到地理距离和经济发展差距的影响，地区间地理距离越近，经济发展差距越小，举债竞争就越激烈。钟腾等(2021)[29]研究发现地方政府存在主动举债行为，具体表现为地级市是否决定发行城投债以及发债规模均存在显著的“同群效应”，这也为本文基于债务规模空间联动基础上的研究提供了启发。基于上述分析，提出如下假设：
假设1：地方政府举债具有显著的空间联动增长特征。
（二） 地方政府“为竞争而举债”
地方政府间税收竞争将显著促进地区债务规模扩张，原因如下：
首先，税负逐底的税收竞争引起的财政压力驱动地方政府举债以维持竞争力。官员之间为争夺晋升位次，倾向于采取以发展经济为目的的资源争夺行为，而在竞争过程中需要充足的资金支持。在税收竞争中，地方政府为了从其他地区吸引流动生产要素，同时防止本地区内流动性资源的流失，往往采取税收优惠或放松征管等方式减少对这两部分资源的过度征税，降低流动要素的实际税负，从而提高本地区在税收竞争中的比较优势。地区间逐底税收竞争的结果是税负不断降低引致收入减少，财政收支缺口拉大，进而无法提供充足的公共品。要想在这种税收竞争模式下继续维持本地区的经济发展、优化投资环境、保持高水平的福利供给，就需要扩大融资渠道，从非税角度提高地方政府收入，举债是地方政府的重要手段之一。因此，税收竞争带来了地方政府对债务资金的高需求，引致地方政府债务规模持续扩大。债务资金的不断充实，使地方政府得以增强发展实力，进一步在税收竞争中获得优势。
其次，地方政府降低实际税负以争夺流动性资源，破坏了税收的中性地位，弱化了市场的作用，导致生产性资料的流动过多受到各地区实际税负的影响。资源流动以及资源配置应是市场行为，而非税收在起作用，税收竞争导致资源原本的流动方式被改变，由此产生额外的资源配置成本，从而加剧了地区间的发展差异，税负逐底竞争激烈的欠发达地区为了弥补发展差距又会更加依赖融资举债发展经济。
再次，税收竞争过程中利用各种优惠政策降低实际税负，提高资源流动的吸引力，但是地方政府所采用的税收优惠大多不是普惠型的，而是在地区、对象、经济行为、税种等方面设置了各种限制。分税制背景下，地方政府在中央制定的税收优惠政策基础上加大优惠力度，必然导致事权与税收减免不一致，进一步导致地方税收减免幅度大于事权承担程度，收支差距的扩大更加显著，加大了地方政府财政压力，也扩大了其通过举债进行融资的需求。
综合来看，税收竞争对地方政府债务规模扩张的影响主要在于因逐底竞争造成的税收降低，再加上地方政府竞争过程中希望扩大支出规模以吸引资本，由此形成剪刀差，导致收支差距不断扩大。而地方政府软预算约束的存在(李尚蒲等，2015)[30]，又使其倾向于通过举债扩大融资渠道。由此提出以下假设：
假设2：税负逐底的地方政府间税收竞争显著促进了地区债务规模快速扩张。
四、 模型构建与实证检验
（一） 策略识别模型的构建
1. 模型的构建
构建如下动态空间模型对地区间债务规模的空间联动性(假设1)进行检验：
$$deb{t_{it}} = \lambda deb{t_{it - 1}} + \rho \sum\nolimits_{j = 1}^N {{w_{ij}}deb{t_{jt}}} + {\sum\nolimits_{i = 1}^N \chi _{it}}{x_{it}} + {\mu _i} + {\upsilon _t} + {\varepsilon _{it}} $$ (2) 其中：debtit表示地区i在第t年末的政府债务规模；debtit-1表示政府债务的一阶时间滞后项，其系数反映政府债务的路径依赖特征；wijdebtjt是与i地区空间相邻的j地区的债务规模，即i地区债务规模的空间滞后项；ρ是核心系数之一，表示地区间债务规模的策略互动特征，当其不等于0时，说明地区间的债务规模存在空间相关性，大于0时则地区间债务具有正向空间相关；xit是影响债务规模的其他控制变量，参数μi表示地区的固定效应，υt表示时间效应，εit是随机扰动项。
在模型(2)的基础上引入税收竞争指数及其与地区经济发展水平的交叉项，构建空间计量经济模型对假设2进行检验，探究税收竞争对地方政府债务规模扩张的影响是否显著，对应公式如下：
$$deb{t_{it}} = \lambda deb{t_{it - 1}} + \rho \sum\nolimits_{j = 1}^N {{w_{ij}}deb{t_{jt}}} + \eta Taxcom{p_{it}} + \varphi Taxcom{p_{it}} \times pgd{p_{it}} + {\sum\nolimits_{i = 1}^N \chi _{it}}{x_{it}} + {\mu _i} + {\upsilon _t} + {\varepsilon _{it}} $$ (3) 其中：Taxcompit表示i地区在第t年的税收竞争强度，其系数η表示的是税收竞争强度的变化对地区债务规模的影响；Taxcompit×pgdpit为税收竞争与经济发展水平的交叉项，其系数φ考察的是经济水平对于税收竞争影响的中介效应。其他变量或参数的含义参见模型(2)。
2. 主要变量
模型中包含的关键变量有：(1)政府债务规模。参考现有文献，采用债务负担率作为债务规模的代理变量(毛捷等，2020；王韧等，2021)[19, 31]。政府债务负担的测算方法为：政府显性债务负担为政府债务余额除以GDP，而城投债负担为城投债余额除以GDP。(2)税收竞争强度，计算方法见前文所述。(3)控制变量。为了缓解遗漏变量有可能产生的偏误，选择经济发展水平、城镇化水平、人口密度作为地区层面的控制变量(罗党论和佘国满，2015；钟辉勇和陆铭，2015)[32-33]。其中经济发展水平采用人均GDP的自然对数值进行衡量，地方政府债务规模在一定程度上受到经济景气状况的影响(庞晓波和李丹，2015)[34]，经济发展为地方政府债务偿还奠定了经济基础，同时经济发展越快的地区对投资的需求也越高；城镇化水平使用城镇常住人口比重来衡量，城镇化高速发展阶段也是地方政府债务的凸显期(庄佳强和陈志勇，2017)[35]，卢洪友和朱耘婵(2020)[36]研究发现城镇化对地方政府债务负担率具有显著的正向刺激作用；人口密度采用人口规模除以行政辖区的土地面积得到，并做取对数处理，陈菁和李建发(2015)[37]研究发现一个地区的人口密度越大，对应的承担事权越多，需要大量的资金满足支出需求，因此越有可能刺激地方政府债务增长。
3. 空间权重矩阵的构建
模型(2)(3)中wij为空间权重矩阵，通常为二元对称空间矩阵，空间权重矩阵表征了空间单位间的相互依赖性与关联程度。参考刁伟涛(2016)[28]的研究，本文从地理位置特征与社会经济特征两个角度分别建立空间加权矩阵，以便更准确地把握地区间债务规模扩张的区域相关关系。
首先构建“地理相邻”权重矩阵。在空间经济学中，距离是衡量区域间的运输成本和经济关系最直观的指标，地区间距离越近，市场互动越强。矩阵元素是两地是否相邻，在处理时设定海南在空间上与广东、广西相邻。因此构建的地理邻接权重矩阵为：
$${W_{1ij}} = \left\{ {\begin{array}{*{20}{l}} {1, }&{i与j地理相邻}\\ {0, }&{i与j地理不相邻或i=j} \end{array}} \right. $$ (4) 其次构建“经济相邻”权重矩阵。设定“经济相邻”权重矩阵的考虑是，地方政府在举债行为方面的策略互动不是绝对竞争，而是“左顾右盼”“相机抉择”的相对竞争，参照与本地区处于“标尺竞争”中相同位置的其他地区的行为决策。经济距离通过地区i和地区j人均收入水平差距的倒数进行衡量，即：
$${W_{2ij}} = \left\{ {\begin{array}{*{20}{l}} {1/\left| {PGD{P_i} - PGD{P_j}} \right|, }&{i \ne j}\\ {0, }&{i = j} \end{array}} \right. $$ (5) 本文以省级行政区作为研究对象，债务数据来自Wind数据库，其他原始数据来自历年《中国统计年鉴》和《中国财政年鉴》等。由于2014年新《预算法》实施以后地方政府才被赋予发债权限，因此对于地方政府显性债务的研究时间区间是2015—2019年。对于地方政府隐性债务(城投债)，结合数据发现2008年后各地城投债规模陆续扩张，因此将时间区间选定为2008—2019年。研究样本为中国除西藏、港澳台外的30个省级地区平衡面板数据。
（二） 地方政府显性债务的空间相关性及税收竞争的影响检验
结合模型(2)(3)分别构建债务空间相关模型和税收竞争影响模型，参考Han等(2010)[38]的研究，利用GMM广义矩估计方法进行空间滞后的Han-Philips线性动态面板数据回归，结果如表 1所示。
表 1 政府显性债务为被解释变量的回归模型估计结果变量 债务空间相关模型 税收竞争影响模型 空间地理权重 空间经济权重 空间地理权重 空间经济权重 政府显性债务的一阶滞后 2.144*** (14.92) 2.158*** (17.41) 2.289*** (17.49) 2.247*** (15.56) 政府显性债务的空间滞后 0.167*** (10.91) 0.446*** (7.27) 0.172*** (11.86) 0.491*** (8.47) 税收竞争强度 161.543 (1.61) 216.407* (1.88) 税收竞争×经济发展 -15.857* (-1.73) -20.919** (-1.98) 控制变量 控制 控制 控制 控制 常数项 是 是 是 是 Adj.R2 0.778 0.799 0.783 0.794 F-test 83.39*** 94.33*** 61.57*** 65.83*** 空间效应检验 Moran=0.927***
LM=10.294***Moran=1.132***
LM=30.994***Moran=0.917***
LM=4.078**Moran=1.139***
LM=18.650**面板模型选择诊断标准 AIC=5.552
SC=5.691AIC=5.503
SC=5.643AIC=5.749
SC=5.935AIC=5.670
SC=5.856样本量 120 120 120 120 注：*、**、***分别表示通过了10%、5%和1%的显著性检验, 括号内为t值。下表同。 表 1中空间地理权重和经济权重下的空间效应检验结果表明，本文构建的动态空间模型是合适的。首先，模型的空间Moran指数分别为0.927、1.132、0.917、1.139，均通过了1%的显著性检验，进一步对空间模型的LM检验结果也通过了5%的显著性检验，表明空间效应模型的选择是合理的。其次，估计结果显示政府债务负担的一阶滞后项均为正值，4个模型中系数均大于2，且通过了1%的显著性检验，说明地方政府举债存在明显的路径依赖特征，本期的债务负担受到往期债务负担的显著正向影响，即在模型中引入政府债务的时间滞后项以构建动态模型是合适的。由债务空间相关模型和税收竞争影响模型回归结果可以得出如下主要结论：
第一，地区之间政府债务负担具有显著的空间相关性。表 1的回归结果显示，地理相邻或经济相近的地区之间表现出显著正向的举债策略互动行为，这与刁伟涛(2016)[28]的研究结论一致，即空间距离越近、经济发展水平越相似，省级政府间的举债关联性越强。同时，本文还发现经济相当地区之间的策略互动更强烈。在债务空间相关模型中，地理权重下债务负担的空间滞后项系数为0.167，经济权重下为0.446，均通过了1%的显著性检验，即地理相邻的地区政府债务负担每增加1个单位，将导致本地区债务负担增加0.167个单位；而经济相当地区的债务负担每增加1个单位，将导致本地区债务负担增加0.446个单位。从系数绝对值来看，经济相近地区间政府举债的空间联动效应更强。在税收竞争影响模型中，地理权重和经济权重下债务负担的空间滞后项系数分别为0.172和0.491，均通过了1%的显著性检验，系数略高于债务空间相关模型，不过地方政府债务空间联动性特征及经济相当地区表现更强的结论未发生显著变化，从而论证了假设1，符合政治晋升锦标赛下地方政府间举债行为策略互动的逻辑解释。
第二，税收竞争显著刺激地方政府举债，且地区经济发展水平的提高在其中起到有效的缓解作用，欠发达地区更倾向于“为竞争而负债”。由表 1可知，在税收竞争影响模型中，税收竞争对政府债务负担的影响系数为正，且在经济权重下通过了10%的显著性检验，反映出税收竞争强度的提高对于地方政府举债的显著刺激作用。而观察经济发展水平与税收竞争的交叉项系数，可发现无论是在地理权重下还是经济权重下，这种影响系数均为负，且分别通过了10%和5%的显著性检验，说明税收竞争虽然刺激了地方政府大规模举债，然而当一个地区经济发展水平提高时，这种刺激作用得到了有效缓解。原因可能是地区经济越发达，税负逐底的竞争对地区的财政收支缺口影响越小，从而具有更好的经济基础以应对竞争带来的不利影响。根据这一研究结论，经济发展在税收竞争刺激地方政府举债的影响中起到了重要的缓解作用，同时也体现出欠发达地区“为竞争而负债”的强烈动机，而这又进一步加剧了地区间不平衡，欠发达地区经济脆弱伴随债务规模扩张，有可能引发系统性经济金融风险。
（三） 地方政府隐性债务的空间相关性及税收竞争的影响检验
以城投债负担作为地方政府隐性债务规模的代理变量，分别引入债务空间相关模型和税收竞争影响模型，得到的估计结果如表 2所示。从表 2中Moran值和LM检验结果及其显著性来看，采用含有空间效应的空间模型是合适的；从城投债债务负担的路径依赖特征来看，债务负担的一阶滞后项系数均为正且通过了1%的显著性检验，说明引入动态模型也是合适的。
表 2 以政府隐性债务(城投债)为被解释变量的模型估计结果变量 债务空间相关模型 税收竞争影响模型 空间地理权重 空间经济权重 空间地理权重 空间经济权重 隐性债务(城投债)的一阶滞后 1.639*** (21.44) 1.699*** (26.95) 1.717*** (20.64) 1.752*** (25.69) 隐性债务(城投债)的空间滞后 0.138*** (10.64) 0.323*** (6.01) 0.144*** (11.24) 0.353*** (6.59) 税收竞争强度 70.264*** (4.64) 65.764*** (3.91) 税收竞争×经济发展 -6.719*** (-4.71) -6.262*** (-3.95) 控制变量 控制 控制 控制 控制 常数项 是 是 是 是 Adj.R2 0.850 0.850 0.847 0.842 F-test 373.36*** 373.28*** 259.31*** 251.31*** 空间效应检验 Moran=0.972***
LM=15.956***Moran=0.958***
LM=12.479***Moran=1.049***
LM=86.477***Moran=0.920***
LM=87.119***面板模型选择诊断标准 AIC=3.457
SC=3.526AIC=3.382
SC=3.451AIC=3.597
SC=3.689AIC=3.502
SC=3.594样本量 330 330 330 330 结合表 2的回归结果，可得出以下结论：
第一，城投债作为地方政府隐性债务表现出显著的空间联动增长特征，并且在经济发展水平相近的地区之间更加显著。在债务空间相关模型中，空间地理权重下城投债负担的空间滞后项系数为0.138，空间经济权重下城投债负担的空间滞后项系数为0.323，均通过1%的显著性检验，说明无论是地理相邻的地区之间还是经济发展水平相近的地区之间，城投债负担均具有显著的空间相关性，从系数绝对值大小来看，经济相近地区间的债务负担空间联动性更高。这与地方政府显性债务的空间联动特征一致，对比来看，政府直接发行债券的空间联动特征无论是在地理权重还是经济权重下都高于城投债，这种强空间互动行为可能与地方政府拥有举债权利后举债主动性增加有关，再加上地方政府债务人行为动机下较强的同群效应[29]，从而表现出比城投债更高的空间联动性。
第二，税收竞争对城投债规模增长具有显著促进作用，经济发展水平的提高缓解了这种正向影响。表 2显示，税收竞争对城投债负担的影响显著为正，在空间地理权重下为70.264，在空间经济权重下为65.764，均通过了1%的显著性检验。经济发展的中介效应为抑制作用，也即经济发展水平越高的地区，税收竞争对城投债规模增长的刺激作用越弱。这与地方政府显性债务的特征一致，不过对比来看，城投债对税收竞争的弹性系数更加显著。原因一方面可能是纳入预算管理的政府债的发行更加规范，面对税收竞争带来的财政压力时规模扩张的弹性相对较小，甚至不明显；另一方面可能是城投债这种隐性债务规范性较低，增长空间较大，对于税收竞争的反应也更敏感；还有可能是地方政府2015年之后才能发行债券，因时间较短，税收竞争对政府债的影响尚未完全体现，再加上政策的滞后性，地方政府举债受到税收竞争的影响尚不显著。
五、 政策效应检验与稳健性分析
（一） 税收竞争对政府隐性债务(城投债)规模影响的政策效应检验
2014年是地方政府债务的关键之年，新《预算法》的实施以及地方政府举债权力的放开，同时将举债主体限定于省级政府，体现了立法机关对我国国情的全面考虑以及对地方政府债务风险的审慎对待。同年《国务院关于加强地方政府性债务管理的意见》下发，明确划清了地方政府与融资平台公司的界限，规定政府部门不得通过企事单位等渠道举债。此后，国务院、财政部和银监会陆续发布了一系列文件①来规范地方政府通过企业举债的行为，管控融资平台公司的债务风险。但牛霖琳等(2021)[13]研究发现，该政策实施后城投债规模持续增长，并且新增城投债仍存在以政府信用为担保的情况。本部分将尝试探讨政策实施后城投债债务负担的空间联动效应是否依然存在，程度是否有所缓解，以及税收竞争对城投债这一隐性政府债务的影响又将产生怎样的变化。
①详见：国办发[2015]40号、财预[2015]225号、财预[2017]50号、财预[2017]87号、银监发[2017]6号、财金[2018]23号、保监发[2018]6号等。
在模型(2)(3)的基础上，分别引入政策效应与政府债务、税收竞争的交叉项，构建债务空间模型和税收竞争影响模型：
$$deb{t_{it}} = \lambda deb{t_{it - 1}} + \rho \sum\nolimits_{j = 1}^N {{w_{ij}}deb{t_{jt}}} + \mu \sum\nolimits_{j = 1}^N {{w_{ij}}deb{t_{jt}}} \times refor{m_{jt}} + {\sum\nolimits_{i = 1}^N \chi _{it}}{x_{it}} + {\mu _i} + {\upsilon _t} + {\varepsilon _{it}} $$ (6) $$\begin{array}{c} deb{t_{it}} = \lambda deb{t_{it - 1}} + \rho \sum\nolimits_{j = 1}^N {{w_{ij}}deb{t_{jt}}} + \varphi \sum\nolimits_{j = 1}^N {{w_{ij}}deb{t_{jt}}} \times refor{m_{jt}} + \eta Taxcom{p_{it}} + \\ \varphi Taxcom{p_{it}} \times pgd{p_{it}} + \gamma Taxcom{p_{it}} \times refor{m_{it}} + {\sum\nolimits_{i = 1}^N \chi _{it}}{x_{it}} + {\mu _i} + {\upsilon _t} + {\varepsilon _{it}} \end{array} $$ (7) 分别在空间地理权重和空间经济权重下对债务空间相关模型和税收竞争影响模型进行回归，结果如表 3所示。
表 3 引入政策效应后的模型回归结果变量 债务空间相关模型 税收竞争影响模型 空间地理权重 空间经济权重 空间地理权重 空间经济权重 隐性债务(城投债)规模的一阶滞后 1.629*** (21.99) 1.672*** (27.94) 1.651*** (21.18) 1.583*** (24.45) 隐性债务(城投债)规模的空间滞后 0.130***(8.33) 0.283***(4.4) 0.152*** (9.61) 0.407***(6.49) 隐性债务(城投债)规模的空间滞后×政策实施 0.008(0.97) 0.050(1.29) -0.030** (-2.02) -0.152*** (-2.61) 税收竞争强度 80.431***(5.22) 78.736***(4.73) 税收竞争×经济发展 -7.809*** (-5.35) -7.682***(-4.89) 税收竞争×政策实施 1.454***(2.94) 1.953***(4.37) 控制变量 控制 控制 控制 控制 常数项 是 是 是 是 Adj.R2 0.848 0.846 0.845 0.837 F-test 304.96*** 301.99*** 198.78*** 187.66*** 空间效应检验 Moran=0.975***
LM=14.903***Moran=0.978***
LM=13.809***Moran=0.930***
LM=8.126***Moran=0.905***
LM=5.157***面板模型选择诊断标准 AIC=3.467
SC=3.548AIC=3.373
SC=3.453AIC=3.546
SC=3.661AIC=3.339
SC=3.454样本量 330 330 330 330 从模型的空间效应检验结果可以看出，Moran值和LM检验结果均通过了1%的显著性检验，说明选择空间效应模型是合适的；债务负担的一阶滞后项也通过了1%的显著性检验，表现出显著的路径依赖特征，表明选择动态空间模型是合适的。根据表 3的检验结果可以得出如下主要结论：
第一，政策实施后，城投债负担在空间上的联动性被抑制，尤其是经济相当地区间的城投债举债行为同群效应有所降低。城投债债务负担的空间滞后项与政策实施的交叉项系数，反映的是债务负担的空间相关性是否受到政策实施的影响。表 3结果显示，城投债债务负担在空间地理和经济相近地区间具有同群效应，空间相关性系数为正且显著，然而其与政策实施的交叉项系数在债务空间模型中不显著，在税收竞争影响模型中显著为负，通过了5%的显著性检验，说明政策的实施能够抑制地区间举债行为的空间联动性，尤其是在经济相当地区之间的城投债空间联动方面这种抑制作用更强。可见，一系列政策的实施对于规范地区间竞相围绕城投债进行的债务竞争提供了有效的协调路径。
第二，税收竞争对城投债规模扩张具有显著刺激作用，政策的实施强化了这种促进作用。观察交叉项系数的估计结果可以看出，税收竞争强度对城投债规模扩张的影响显著为正，经济发展的中介效应显著为负，而引入税收竞争与政策实施变量交叉项后，系数为正且通过了1%的显著性检验。说明相关政策的实施提高了地区城投债举债行为对税收竞争的敏感度，税收竞争强度的提高刺激了城投债举债规模的快速扩张。出现这种情况可能的原因是新《预算法》实施后，地方政府举债行为更加法治化、市场化，其中隐性债务依法不属于政府债务，但城投债作为政府隐性债务，具有金额巨大、方式多样且风险关联复杂等特征[12]。在政府显性债务不断规范，而地区间恶性税收竞争导致财政收支缺口不断扩大的情况下，地方政府可能会寻求预算外的城投债规模扩张，这种隐性债务已成为影响我国经济社会发展的重大风险隐患，并且有可能引发系统性的财政金融风险。
（二） 稳健性检验
为保证研究结论的稳健性，参考洪源等(2020)[39]、唐飞鹏和叶柳儿(2020)[40]的研究，使用增值税、营业税以及企业所得税等三类与企业资本密切相关税种的税收收入总和代替总体税收收入，使用二、三产业增加值之和代替GDP总体规模，代入公式(1)测算得到税收竞争强度，并引入模型考察税收竞争对债务规模扩张影响的稳健性。回归结果如表 4所示。
表 4 稳健性检验结果变量 政府显性债务 政府隐性债务(城投债) 城投债的政策效应检验 空间地理权重 空间经济权重 空间地理权重 空间经济权重 空间地理权重 空间经济权重 债务规模的一阶滞后 2.168***
(14.96)2.153***
(16.53)1.615***
(19.35)1.674***
(25.27)1.549***
(19.7)1.502***
(24.5)债务规模的空间滞后 0.169***
(11.09)0.469***
(7.67)0.142***
(10.99)0.341***
(6.36)0.146***
(9.35)0.387***
(6.18)债务规模的空间滞后×政策实施 -0.021
(-1.44)-0.127**
(-2.3)税收竞争强度 47.255
(1.39)42.323
(1.08)16.191***
(2.91)15.949**
(2.60)17.823***
(3.17)17.657***
(2.94)税收竞争×经济发展 -4.431
(-1.41)-4.044
(-1.12)-1.531***
(-2.94)-1.504***
(-2.62)-1.723***
(-3.26)-1.738***
(-3.07)税收竞争×政策实施 0.489**
(2.29)0.774***
(3.99)控制变量 控制 控制 控制 控制 控制 控制 常数项 是 是 是 是 是 是 Adj.R2 0.772 0.791 0.843 0.841 0.841 0.838 F-test 58.03*** 64.50*** 251.96*** 249.42*** 193.84*** 189.49*** 空间效应检验 Moran=0.924***
LM=9.281***Moran=1.131***
LM=3.995**Moran=0.958***
LM=21.272***Moran=0.949***
LM=4.098**Moran=0.957***
LM=24.669***Moran=0.944***
LM=5.998**面板模型选择诊断标准 AIC=5.623
SC=5.808AIC=5.557
SC=5.743AIC=3.463
SC=3.555AIC=3.388
SC=3.480AIC=3.403
SC=3.518AIC=3.184
SC=3.299样本量 120 120 330 330 330 330 根据表 4，空间相关性的Moran值、LM值分别通过了1%、5%的显著性检验，债务负担的一阶滞后项也通过了1%的显著性检验，表明选择空间效应模型和动态空间模型是合适的。从主要变量系数来看，无论是政府债负担还是城投债负担均表现为显著的空间联动特征，且空间经济相近的地区间相关性更加显著、程度更高。税收竞争对债务负担的增长具有正向刺激作用，相对于地方债，城投债负担受到税收竞争的影响更加显著。此外，经济发展水平的提高有利于缓解税收竞争对债务规模扩张的刺激作用，而经济欠发达地区则更有可能因受到税收竞争的影响而扩大债务规模。从政策效应的评估结果来看，新《预算法》及后续一系列债务规范相关政策的实施，有利于降低地区间债务规模扩张的空间联动性，这从债务空间滞后项与政策实施的交叉项系数可以看出，而政策的实施反过来促进了税收竞争对债务规模扩张的刺激作用。因此，替换税收竞争代理变量后得到的结果与前文基本一致，从而证明了本文结论的稳健性。
六、 研究结论与政策含义
2014年新《预算法》以及其后一系列文件的颁布与实施，其目的是规范地方政府的举债行为，防范债务风险，但在此背景下，中国的地方政府债务规模仍然持续扩张，且不乏有以政府信用为担保的新增城投债。本文尝试从地方政府举债行为的同群效应以及地区间税收竞争的角度挖掘债务规模增长的制度性根源。
税收竞争对地方政府债务规模扩张的影响主要在于因税负逐底竞争造成的税收收入降低，以及地方政府竞争过程中希望扩大支出规模以吸引资本，由此形成财政收支剪刀差。再加上软预算约束，地方政府通过举债扩大融资渠道的动机更加强烈。本文通过构建债务空间相关模型和税收竞争影响模型，以中国除西藏、港澳台外的30个省级地区为样本，分别以2015—2019年的地方政府显性债务规模、2008—2019年的地方政府隐性债务(城投债)规模为研究对象，尝试探讨债务规模增长是否存在空间联动特征以及税收竞争在其中扮演了怎样的角色？研究发现：一方面，政府显性债务与隐性债务的规模增长间表现出显著的空间联动特征；另一方面，税收竞争对地方政府债务增长又具有显著的刺激作用，而城投债无论是空间相关性还是对税收竞争的反应系数，都具有相比于政府债更高且更显著的特征。进一步研究发现，经济欠发达地区“为竞争而负债”的动机更强。2014年债务规范系列政策的实施，有效降低了地方政府债务规模增长的空间联动程度，但也激化了城投债对于税收竞争的反应强度。在地方政府显性债务被纳入预算管理的背景下，面对税收竞争带来的财政压力，地方政府尝试寻求隐性债务资源，从而加大了地方政府债务风险防控的难度。以上研究结论在替换税收竞争代理变量测算方法后依然稳健。
基于上述研究结论的政策启示在于：一是应从全局视域下关注地方政府债务规模扩张的空间外溢问题。由于地方政府债务规模的扩张表现出显著的空间联动增长特征，地理相邻地区间或经济相近地区间的政府举债行为具有同群效应，因此区域性债务规模增长问题不容忽视，债务空间外溢必然加剧系统性金融风险。二是应继续完善和优化地方政府政绩评价体系。税收竞争对债务规模扩张具有显著的刺激作用，在经济欠发达地区更加明显，这可能会加剧地区间的发展不平衡。而缓解地区间竞争需要多方面举措，完善和优化地方政府政绩评价体系是一个可行路径，应在维持地方政府发展经济积极性的同时，引导地方政府间理性竞争与举债。三是要加强对投融资平台及其相关债务的管理。新《预算法》及一系列债务规范管理政策的实施，有利于缓解地区间举债行为的空间联动性，起到了稳定地方政府举债行为的政策效果，但也应注意到地方政府间竞争引致的财政压力，可能迫使地方政府从城投债这种预算外的隐性政府债务中寻求财政资源。因此，如何清理规范融资平台公司及其相关债务，尽快实现融资平台公司的市场化转型，是防范化解地方政府隐性债务风险的关键。
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表 1 政府显性债务为被解释变量的回归模型估计结果
变量 债务空间相关模型 税收竞争影响模型 空间地理权重 空间经济权重 空间地理权重 空间经济权重 政府显性债务的一阶滞后 2.144*** (14.92) 2.158*** (17.41) 2.289*** (17.49) 2.247*** (15.56) 政府显性债务的空间滞后 0.167*** (10.91) 0.446*** (7.27) 0.172*** (11.86) 0.491*** (8.47) 税收竞争强度 161.543 (1.61) 216.407* (1.88) 税收竞争×经济发展 -15.857* (-1.73) -20.919** (-1.98) 控制变量 控制 控制 控制 控制 常数项 是 是 是 是 Adj.R2 0.778 0.799 0.783 0.794 F-test 83.39*** 94.33*** 61.57*** 65.83*** 空间效应检验 Moran=0.927***
LM=10.294***Moran=1.132***
LM=30.994***Moran=0.917***
LM=4.078**Moran=1.139***
LM=18.650**面板模型选择诊断标准 AIC=5.552
SC=5.691AIC=5.503
SC=5.643AIC=5.749
SC=5.935AIC=5.670
SC=5.856样本量 120 120 120 120 注：*、**、***分别表示通过了10%、5%和1%的显著性检验, 括号内为t值。下表同。 
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表 2 以政府隐性债务(城投债)为被解释变量的模型估计结果
变量 债务空间相关模型 税收竞争影响模型 空间地理权重 空间经济权重 空间地理权重 空间经济权重 隐性债务(城投债)的一阶滞后 1.639*** (21.44) 1.699*** (26.95) 1.717*** (20.64) 1.752*** (25.69) 隐性债务(城投债)的空间滞后 0.138*** (10.64) 0.323*** (6.01) 0.144*** (11.24) 0.353*** (6.59) 税收竞争强度 70.264*** (4.64) 65.764*** (3.91) 税收竞争×经济发展 -6.719*** (-4.71) -6.262*** (-3.95) 控制变量 控制 控制 控制 控制 常数项 是 是 是 是 Adj.R2 0.850 0.850 0.847 0.842 F-test 373.36*** 373.28*** 259.31*** 251.31*** 空间效应检验 Moran=0.972***
LM=15.956***Moran=0.958***
LM=12.479***Moran=1.049***
LM=86.477***Moran=0.920***
LM=87.119***面板模型选择诊断标准 AIC=3.457
SC=3.526AIC=3.382
SC=3.451AIC=3.597
SC=3.689AIC=3.502
SC=3.594样本量 330 330 330 330
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表 3 引入政策效应后的模型回归结果
变量 债务空间相关模型 税收竞争影响模型 空间地理权重 空间经济权重 空间地理权重 空间经济权重 隐性债务(城投债)规模的一阶滞后 1.629*** (21.99) 1.672*** (27.94) 1.651*** (21.18) 1.583*** (24.45) 隐性债务(城投债)规模的空间滞后 0.130***(8.33) 0.283***(4.4) 0.152*** (9.61) 0.407***(6.49) 隐性债务(城投债)规模的空间滞后×政策实施 0.008(0.97) 0.050(1.29) -0.030** (-2.02) -0.152*** (-2.61) 税收竞争强度 80.431***(5.22) 78.736***(4.73) 税收竞争×经济发展 -7.809*** (-5.35) -7.682***(-4.89) 税收竞争×政策实施 1.454***(2.94) 1.953***(4.37) 控制变量 控制 控制 控制 控制 常数项 是 是 是 是 Adj.R2 0.848 0.846 0.845 0.837 F-test 304.96*** 301.99*** 198.78*** 187.66*** 空间效应检验 Moran=0.975***
LM=14.903***Moran=0.978***
LM=13.809***Moran=0.930***
LM=8.126***Moran=0.905***
LM=5.157***面板模型选择诊断标准 AIC=3.467
SC=3.548AIC=3.373
SC=3.453AIC=3.546
SC=3.661AIC=3.339
SC=3.454样本量 330 330 330 330
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表 4 稳健性检验结果
变量 政府显性债务 政府隐性债务(城投债) 城投债的政策效应检验 空间地理权重 空间经济权重 空间地理权重 空间经济权重 空间地理权重 空间经济权重 债务规模的一阶滞后 2.168***
(14.96)2.153***
(16.53)1.615***
(19.35)1.674***
(25.27)1.549***
(19.7)1.502***
(24.5)债务规模的空间滞后 0.169***
(11.09)0.469***
(7.67)0.142***
(10.99)0.341***
(6.36)0.146***
(9.35)0.387***
(6.18)债务规模的空间滞后×政策实施 -0.021
(-1.44)-0.127**
(-2.3)税收竞争强度 47.255
(1.39)42.323
(1.08)16.191***
(2.91)15.949**
(2.60)17.823***
(3.17)17.657***
(2.94)税收竞争×经济发展 -4.431
(-1.41)-4.044
(-1.12)-1.531***
(-2.94)-1.504***
(-2.62)-1.723***
(-3.26)-1.738***
(-3.07)税收竞争×政策实施 0.489**
(2.29)0.774***
(3.99)控制变量 控制 控制 控制 控制 控制 控制 常数项 是 是 是 是 是 是 Adj.R2 0.772 0.791 0.843 0.841 0.841 0.838 F-test 58.03*** 64.50*** 251.96*** 249.42*** 193.84*** 189.49*** 空间效应检验 Moran=0.924***
LM=9.281***Moran=1.131***
LM=3.995**Moran=0.958***
LM=21.272***Moran=0.949***
LM=4.098**Moran=0.957***
LM=24.669***Moran=0.944***
LM=5.998**面板模型选择诊断标准 AIC=5.623
SC=5.808AIC=5.557
SC=5.743AIC=3.463
SC=3.555AIC=3.388
SC=3.480AIC=3.403
SC=3.518AIC=3.184
SC=3.299样本量 120 120 330 330 330 330
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