摘要：中国经济发展进入新常态后，评估公司,上海评估公司,评估机构提升资本配置效率是推动实体经济高质量发展的关键所在。地方政府债务融资作为地方政府发展地区经济的重要手段，对实体经济资本配置效率有着深刻而复杂的影响。本文利用土地评估,设备评估,固定资产评估,价格评估省级政府债务数据与中国工业企业数据库，分析地方政府债务扩张对实体经济资本配置效率的影响。研究发现，地方政府债务扩张与实体经济资本配置效率存在显著的倒“Ｕ”型关系，且在中西部地区、市场化水平低和财政独立性低的样本中更显著。机制分析显示，房地产价格在地方政府债务扩张与实体经济资本配置效率倒“Ｕ”型关系中起到了中介传导的作用。上述结论表明，地方政府过度举债无异于饮鸩止渴，优化地方政府债务规模管理对实体经济高质量发展有着重要意义。
关键词：地方政府债务；资本配置效率；房地产价格；实体经济；土地财政
中图分类号：Ｆ８１２．５ 文献标识码：Ａ 文章编号：１００３－５２３０（２０２２）０１－００９８－１２
DOI:10.19639/j.cnki.issn1003-5230.2022.0009
一、引言
实体经济是国民经济发展的基础与命脉，“十四五”规划明确提出：“坚持把发展经济着力点放在实体经济上”。提升资本配置效率是促进实体经济高质量发展的关键所在。目前，我国微观实体经济发展呈现较严重的“脱实向虚”趋势，资本具有逐利性的特征，这从侧面印证了实体经济资本配置效率低，投资回报率下降的事实。如何提高实体经济资本配置效率、促进资本流入生产率高的实体经济部门成为当前亟待解决的问题。市场是配置资源最有效的方式，同时也不能否认政府在资源配置中发挥的作用。以往研究政府影响资本配置的手段多从政府补助和政府竞争的角度出发，忽视了地方政府债务扩张这一政府行为的作用，本文从地方政府债务扩张入手，分析其对实体经济资本配置效率的影响。
地方政府债务是地方政府为地区经济发展争夺的金融资源，有别于依靠市场供需变化的价格机制对资本要素进行配置，更多的是按照地方政府官员的意愿作为一种行政权力干预资本要素的配置，
收稿日期：２０２１－１１－０１
基金项目：国家社会科学基金重点项目“重大突发事件下金融与实体经济间风险双向溢出效应研究”
（２１ＡＪＹ０１５）；２０２１年天津市研究生科研创新支持项目
作者简介：马亚明（１９７３— ），男，湖北赤壁人，天津财经大学金融学院教授，博士生导师；张立乐（１９９３— ），女，河北石家庄人，天津财经大学金融学院博士生。
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因此其规模大小、资金用途和使用效率均会对资本、劳动等要素资源的配置效率产生影响。１９９４年分税制改革后，财权重心向中央靠拢，事权重心向地方分散。在财政分权与中央政治集权体制背景下，一方面支出责任下移使得地方政府财权小于事权，存在巨大的财政缺口；另一方面政治晋升机制使地方政府官员具备强烈的投资动机，因此各级地方政府纷纷转向举借债务用于投资拉动经济增长的粗放型发展模式。截至２０２０年底，我国地方政府债务余额高达２５．６６万亿元，地方政府债务率约９３．６８％，已经逼近国际通行的警戒区间下限［１］。如果加上难以估计且不容忽视的隐性债务，地方政府债务规模与风险将更高① 。如此规模庞大的地方政府债务到底会对实体经济资本配置效率产生怎样的影响？是发挥弥补市场失灵的经济职能，促进资本配置效率，还是导致政府职能越位？如果有影响，传导机制又是什么？
针对以上问题，本文聚焦于地方政府债务与实体经济资本配置效率的关系，并厘清两者之间的传导机制。本文可能的边际贡献在于以下三方面：（１）拓宽实体经济资本配置效率影响因素的研究视角，并从资本配置效应的角度丰富地方政府债务的经济影响的相关研究。本文着重分析地方政府债务扩张与实体经济资本配置效率之间的非线性关系，深入探讨了地方政府债务扩张影响实体经济资本配置效率的内在机理，并利用省级政府债务数据和中国工业企业数据库测算的各地区实体经济资本配置效率，实证证明两者之间存在显著的倒“Ｕ”关系。（２）异质性分析中，发现地方政府债务与实体经济资本配置效率之间的非线性关系在中西部地区、市场化水平低的样本和财政独立性水平低的样本中更显著。（３）利用调节路径分析法，实证发现房地产价格是地方政府债务扩张与实体经济资本配置效率倒“Ｕ”型关系的中介传导机制② 。
二、文献综述
（一）实体经济资本配置效率
关于资本配置效率的研究维度可以按照层级高低分为：国家或地区、行业、企业三个层面。在国家或地区层面，Ｗｕｒｇｌｅｒ开创性的构建投资弹性系数模型测算资本配置效率，得到样本期间６５个国家资本配置效率均值为０．４２９，而且经济发达国家的资本配置效率水平更高［２］。国内学者大多借鉴Ｗｕｒｇｌｅｒ的方法，研究发现我国资本配置效率的水平远低于发达国家［３］，且具有东、中、西梯度递减的特点［４］。在行业研究层面，国内学者多对工业行业尤其制造业领域研究较多，认为我国工业行业资本配置效率整体趋势向好，工业子行业的资本配置效率整体水平较低且存在明显差异［５］［６］。在企业研究层面，大多数学者在Ｒｉｃｈａｒｄｓｏｎ建立的投资效率模型基础上，估算企业过度投资和投资不足的程度，进而判断企业资本配置效率［７］［８］。
关于资本配置效率的影响因素，国家或地区层面的研究中多数学者着重分析了金融发展水平对资本配置效率的影响。他们认为金融发展水平的提升促进了地区资本配置效率［９］［１０］，且存在显著的区域差异［１１］。也有学者得到不同结论，赵奇伟研究发现我国金融发展水平与资本配置效率呈现倒“Ｕ”型关系，但现阶段我国金融发展水平仍处于拐点左侧［１２］。除金融发展水平外，还有学者发现政府干预［１３］、财政分权［１４］、地方政府财政竞争［１５］、国有经济比重［１６］、市场化水平［１７］等因素均会显著影响实体经济资本配置效率。
（二）地方政府债务与实体经济资本配置效率
考虑到地方政府债务资金大多源于商业银行，一些学者研究了地方政府债务与金融发展之间的关系。有些学者认为地方政府债务对金融发展具有负向影响。地方政府通过融资平台、国有企业等干预商业银行，将辖区内金融资源财政化，导致金融资源错配，使得金融机构承接大量的政府债务风险，不利于金融发展［１８］。地方政府债务扩张推动影子银行发展，而影子银行规模的过度扩张对金融发展有抑制作用［１９］。也有学者得到了相反的结论，史亚荣和赵爱清研究发现，地方政府债务不断扩张，金融创新工具、融资方式日益丰富，金融机构与金融市场不断发展壮大，显著提高地区金融发展水平，改善金融资源配置效率［２０］。
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还有一部分学者从地方政府债务扩张动机角度研究对商业银行信贷资源配置效率的影响。在政治晋升压力和财政压力等激励下，地方政府官员具有强烈的动机通过举债拉动任期内经济增长，扩大了地方政府债务规模，且地方政府债务中商业银行信贷占比最大［２１］，地方政府会引导城市商业银行将信贷资金投入到可以提升政绩考核的基础设施、开发区建设、房地产和建筑业［２２］，以及可以承担更多政策性负担的国有企业，从而挤出高效率行业与民营企业的信贷资金，扭曲信贷资金配置效率［２３］［２４］。
目前，学者们已经开始关注地方政府债务扩张对资本配置效率的影响。熊虎和沈坤荣从企业层面研究，认为地方政府债务规模的不断扩张会通过挤占商业银行可用信贷，挤出非国有企业信贷规模，使得非国有企业投资不足，降低投资效率，严重影响企业层面的资本配置效率［２５］。Ｂａｉ等研究发现受“四万亿”经济刺激计划的影响，地方政府债务规模飞速扩张，地方政府将过多的金融资源配置到受其青睐的企业中，降低了资本配置效率［２６］。魏巍和夏连虎认为地方政府债务扩张应该量力而行，适度的地方政府债务水平可以显著提升工业行业资本配置效率，无序扩张地方债务则会产生显著抑制作用［２７］。从资源空间配置优化的角度，钟军委实证研究发现地方政府债务扩张加重了资本错配，对劳动错配无明显影响。在地区异质性分析时，发现在西部地区地方政府债务扩张加剧了资本的空间错配，东部地区地方政府债务扩张加剧了劳动的空间错配［２８］。
三、理论分析与研究假设
（一）地方政府债务扩张与实体经济资本配置效率
地方政府债务扩张对实体经济资本配置效率的影响，可以通过债务资金投向与来源两个方面进行分析。从地方政府债务资金投向方面来看，出于税收和政治晋升等原因，政府财政支出更偏好于生产性支出。据审计署公告可知，截止到２０１３年６月底，８６．７７％的债务支出被用于市政领域建设、交通运输建设、教科文卫等基础性、公益性项目。由此可见，地方政府债务资金大多被用于基础设施建设或公益性项目支出，而且这些领域由于具备前期固定成本高、建设周期长、收益性低等特征导致私人投资不愿触及。因此，地方政府债务适度扩张，可以为地区经济发展提供良好的基础设施建设和完备的公共服务，弥补市场机制的缺陷，优化投资环境，以此吸引大量外部资金与优质企业进入辖区内，为成长性高的企业提供良好的发展环境和充足的资金，使得实体经济资本配置效率上升。而且，在基础设施水平较低时，投入基础设施建设的债务资金边际使用效率较高。但是，由于地方政府举债主体任职期与债务偿还期限不一致，在客观意义上存在权责背离的现象，即地方官员举借债务却不必考虑债务期限结构、规模以及偿还风险等问题［２９］。因此，政府官员出于政治晋升的动机而片面追求 ＧＤＰ增长，过度举借债务并将其投入到政绩工程、形象工程或进行重复建设，这些投资规模动辄过亿，占用大量劳动和资金，造成资源浪费，而且使得那些成长性好、边际收益率高的实体经济可用于发展的资金减少，降低了实体经济资本配置效率。
从地方政府债务资金来源方面来看，地方政府的财政资源有限，为弥补财政收支不均衡以及追求经济增长，各级地方政府纷纷开始寻求其他财源，其中最主要的融资方式包括通过土地出让收入、土地质押获取商业银行贷款、发行城投债。无论以哪种方式融资，最终的资金提供者多为以商业银行为代表的金融中介机构，因此金融资源成为地方政府争相抢夺的对象。我国是以商业银行为主导的金融体系，银行体系最为发达，因此地方政府与实体企业的融资方式多为间接融资。一定时期内，银行信贷资源是有限的，按照需求竞争机制理论，地方政府债务融资会导致家庭、企业和地方政府代理人（如融资平台）之间的资金需求竞争。一方面，地方政府以资金或土地等资源注入融资平台进行抵押贷款或发行城投债方式进行债务融资，其依靠的是政府信用，拥有充足的抵押物和政府隐性担保兜底，商业银行出于自身资金安全性会更倾向对地方政府发放贷款；另一方面，地方政府掌握着城市商业银行的管理层任免权和行政控制权，因此，城市商业银行管理层出于晋升等目的，更倾向于配合地方政府宏观调控政策，使得信贷资源更多的流入地方政府。综上，在银行信贷资源有限的前提下，地方政府代理人能够获取更多的信贷资源，挤出实体企业信贷融资。同时根据“资产组合效应”理论，地
１００
方政府融资行为会提升融资成本，降低实体企业融资规模［３０］。地方政府债务体量庞大、期限长，在不断“借新还旧”过程中本息滚动后移造成越来越多的金融资源财政化。适度的金融资源财政化过程，会涌现越来越多的创新型金融工具，融资方式也不断增多，使得各地区的金融机构不断发展壮大，金融市场也日趋完善，提升金融发展水平，进而改善实体经济资本配置效率；但是过度的金融资源财政化，一方面会使得金融中介机构承担相应的债务风险，如商业银行的不良贷款率长期居高，阻碍了金融发展，进而降低实体经济资本配置效率；另一方面会过多地挤出实体企业信贷融资，加剧实体企业融资约束，降低实体经济资本配置效率。基于上述分析，提出研究假设１：
假设１：地方政府债务扩张与实体经济资本配置效率之间呈现倒“Ｕ”型的非线性关系。（二）房地产价格对地方政府债务扩张与资本配置效率关系的影响
土地作为优质资产，参与了地方政府债务融资的全过程，扮演着杠杆的角色，撬动地方政府债务融资规模［３１］。一方面，地方政府通过将储备土地使用权以抵押贷款、为地方政府融资平台征信或为城投债进行担保等方式进行债务融资；另一方面，地方政府还依靠土地出让收入偿还债务。因此地方政府债务与“土地财政”相依相辅。土地出让价格是抵押物、担保物等价值的体现，也是偿还政府债务能力的体现，因此地方政府有强烈的动机调整土地配置以此控制土地出让价格。土地出让价格的变动又会直接影响房地产价格。
如果地方政府债务规模未超过某一阈值，此时地方政府偿债压力和风险适度，对“土地财政”的依赖性较低，抬高土地出让价格的动机较小，而且通过举债融资的方式缓解了一部分地方财政压力，使得地方政府能够有更多的资金投入保障性住房建设中，对商品房价格有抑制作用［３２］。如果地方政府债务规模超过某一阈值，此时偿债压力加大，债务风险提升，对“土地财政”依赖会加深，地方政府往往会借助土地“限量供应，提高价格”的手段来缓解地方政府债务风险。由于地价与房价的联动关系，会使得房地产价格持续升高，引致“房价棘轮效应”的产生［３３］。
房地产作为实物商品和虚拟资产，具有双重属性。房地产价格上涨，导致房地产投资占比不断增高，深刻地影响实体经济的发展。行业层面来看，房地产价格持续上涨，使得房地产行业对金融资源产生“虹吸效应”，有限的金融资源大量流入利润率高但生产效率低的房地产及相关行业，挤占实体经济信贷资源，造成行业间信贷资源错配，进而降低实体经济资本配置效率［３４］［３５］［３６］。企业层面来看，房地产作为优质抵押物，房价上涨带来的抵押担保效应，会显著地挤入（挤出）有房（无房）企业的信贷融资规模［３７］。对于有房企业而言，房价持续上涨，其外部融资能力上升，融资约束降低，可能引发企业过度投资，降低企业资本配置效率［３８］。而对于无房企业来说，房地产价格上升，扩大了有房企业和无房企业的借贷能力差距，加剧无房企业融资约束程度，信贷资源在两类企业间发生错配，进而引发投资不足现象，降低企业资本配置效率。基于上述分析，提出研究假设２：
假设２：房地产价格对地方政府债务扩张与资本配置效率的倒“Ｕ”型关系具有中介效应。
四、研究设计
（一）基准回归模型设定
为检验地方政府债务扩张与我国地区实体经济资本配置效率之间的关系，并探寻两者之间是否存在非线性关系，设立如下模型：
２ （）
ηｐ，ｔ＝α０＋α１ＧｏｖＤｅｂｔｐ，ｔ＋α２ＧｏｖＤｅｂｔｐ，ｔ＋∑αＣｏｎｔｒｏｌｐ，ｔ＋μｐ＋φｔ＋εｐ，ｔ １
式（）中， 表示地区，代表年份，被解释变量 是由式（）测算的实体经济资本配置效率，解释
１ ｐ ｔ ηｐ，ｔ ５
变量 为地方政府债务规模， ２ 是地方政府债务规模的平方项， 和 α２ 是本文着重
ＧｏｖＤｅｂｔｐ，ｔ ＧｏｖＤｅｂｔｐ，ｔ α１
关注的系数，如果 α１ 显著大于 ， 显著小于 ，则证明地方政府债务扩张与实体经济资本配置效率之
０α２ ０
间存在倒“ ”型关系。 是包含省际层面控制变量的向量， 和 分别表示地区效应和时间
Ｕ Ｃｏｎｔｒｏｌｐ，ｔ μｐ φｔ
效应，εｐ，ｔ代表随机扰动误差项。考虑到地方政府债务与实体经济资本配置效率之间可能存在的双向因果关系带来的内生性问题，利用ＧｏｖＤｅｂｔｐ，ｔ－１代替 ＧｏｖＤｅｂｔｐ，ｔ作为核心解释变量，将其余控制变量
１０１
都进行滞后一期处理，模型如下：
２ （）
ηｐ，ｔ＝α０＋α１ＧｏｖＤｅｂｔｐ，ｔ－１＋α２ＧｏｖＤｅｂｔｐ，ｔ－１＋∑αＣｏｎｔｒｏｌｐ，ｔ－１＋μｐ＋φｔ＋εｐ，ｔ ２
（二）机制分析模型设定
由于本文需要对地方政府债务扩张与实体经济资本配置效率之间倒“Ｕ”型非线性关系的中介机制进行检验，考虑到变量间的非线性关系，参考Ｅｄｗａｒｄｓ和 Ｌａｍｂｅｒｔ构建的调节路径分析方法进行中介机制分析［３９］，模型的分析框架如下：
Ｍ＝γ０＋γ１Ｘ＋γ２Ｚ＋γ３ＸＺ＋∑γＣｏｎｔｒｏｌ＋λｔ＋ε （）
３
Ｙ＝β０＋β１Ｘ＋β２Ｍ＋β３Ｚ＋β４ＸＺ＋β５ＭＺ＋∑βＣｏｎｔｒｏｌ＋λｔ＋ε′ （）
４
在式（）和式（）中， 为因变量（实体经济资本配置效率）、 为自变量（地方政府债务规模）、
３ ４ Ｙ Ｘ Ｍ
为中介变量（房地产价格）、 为调节变量，此模型中 Ｘ 和 Ｚ 为同一变量，因此 ＸＺ 表示地方政府债务
Ｚ
规模的平方项， 为中介变量与调节变量的交互项。式（）用来检测地方政府债务与中介变量之间
ＭＺ ３
的非线性关系。式（）用来检验地方政府债务与实体经济资本配置效率之间的倒“ ”型关系以及房
４ Ｕ
地产价格在其中的中介效应。
（三）变量定义
实体经济资本配置效率。本文借鉴 的 投资弹性系数模型 ［２］
Ｗｕｒｇｌｅｒ ，采取分年度分地区普通
１．
最小二乘法（ ）估计我国各地区、年度实体经济资本配置效率，具体公式如下：
ＯＬＳ
Ｉｉ，，ｐｔ Ｖｉ．ｐ，ｔ （）
Ｌｎ ＝α＋ηｐ，ｔＬｎ ＋εｉ，，ｐｔ
５
Ｉｉ，，ｐｔ－１ Ｖｉ，，ｐｔ－１
表示 ｐ 省份、行业在 ｔ 年的固定资产净额， 代表省份 、行业 ｉ 在 ｔ 年的工业总产值。
Ｉｉ，，ｐｔ ｉ Ｖｉ，，ｐｔ ｐ
代表省份 ｐ 在 年的投资弹性系数，表示 ｐ 省在各行业资金追加（或撤出）对行业成长性变化的弹
ηｐ，ｔ ｔ
性水平，即实体经济资本配置效率， 则表示 ｐ 省在 年的资本配置是有效率的，该值越大，表示
ηｐ，ｔ＞０ ｔ
资本配置效率越高， 表示误差项。
εｉ，，ｔ
ｐ
２．地方政府债务规模。我国地方政府承担着基础设施投资和地方经济增长的重担，但是地方财
政收入在弥补经常性支出后往往很难满足巨大的投资需求，地方政府会选择通过举债来解决资金不足的问题。因此参考吕健运用地方政府投资现金平衡等式对地方政府新增债务规模进行估算，以此
表示地方政府债务规模［４０］。
房地产价格。利用各省商品房销售额／销售面积，得到商品房销售的平均价格，并除以 ２００４ 年
３．
为基期的 指数，以此来转换为不含价格因素的实际变量。
ＣＰＩ
控制变量。参考相关文献，本文选取政府干预市场的程度（ ）、人均受教育年限（ ）、
４． ＧｏｖＩｎｔ Ｅｄｕ
固定资产投资状况（ ）、经济开放程度（ ）、城镇化水平（ ）、外商直接投资情况（ ）、
Ｆｉｘｅｄ Ｏｐｅｎ Ｕｒｂａｎ ＦＤＩ
金融发展水平（ ）。具体变量定义见表 ：
Ｆｉｎａｎｃｅ １
表 １ 主要变量定义
变量名称 变量符号 衡量方法
因变量 实体经济资本配置效率 η 投资弹性系数模型
自变量 地方政府债务规模 ＧｏｖＤｅｂｔ 地方政府投资现金平衡等式（地方政府新增债务 ＝ 市政领域固定资产投资
减去地方政府可用收入）计算出地方政府新增债务并取自然对数
中介变量 房地产价格 ＨＰｒｉｃｅ 商品房平均销售价格／ （ 年基期）
ＣＰＩ２００４
政府干预市场的程度 ＧｏｖＩｎｔ 扣除教育和科技支出的政府财政支出／
ＧＤＰ
人均受教育年限 Ｅｄｕ 人均受教育年限＝小学受教育人口比重×６＋初中教育程度人口比重×９＋
高中教育程度人口比重×１２＋大专及以上教育程度人口比重×１６
固定资产投资状况 Ｆｉｘｅｄ 全社会固定资产投资／
控制变量 ＧＤＰ
经济开放程度 商品进出口贸易总额／
Ｏｐｅｎ
ＧＤＰ
城镇化水平 Ｕｒｂａｎ 城镇人口／总人口（包括农业与非农业）
外商直接投资情况 ＦＤＩ 实际利用外商直接投资额度／
ＧＤＰ
金融发展水平 Ｆｉｎａｎｃｅ 各地金融机构银行贷款额／
ＧＤＰ
１０２
（四）数据说明与描述性统计
本文中实体企业数据选自中国工业企业数据库，样本数据跨度为２００４～２０１３年。在对工业企业数据库进行处理时剔除掉以下这些不符合会计原则的企业观测值：（１）总资产低于流动资产；（２）总资产低于固定资产；（３）负债总额低于流动负债。我国３１个省份（自治区、直辖市）的省际层面的数据来源于各省份统计年鉴、《中国国土资源年鉴》、ＥＰＳ数据库和ＣＳＭＡＲ数据库。为了剔除极端值的影响，对所有连续变量进行１％的缩尾处理，具体描述性统计见表２。
表 ２ 描述性统计
变量 均值 标准差 最小值 ２５％ ５０％ ７５％ 最大值 样本量
分位数 分位数 分位数
η ０．７７２０ ０．４０１６ －０．２４０３ ０．５０８５ ０．８０３０ １．０２８８ １．８４７４ ３１０
ＧｏｖＤｅｂｔ ６．５９７８ １．００４０ ３．０４９９ ６．１０１６ ６．７７３６ ７．３０９３ ８．１２８９ ２９９
２ ４４．５３５３ １２．１８４７ ９．３０１６ ３７．２２９６ ４５．８８２３ ５３．４２６４ ６６．０７９１ ２９９
ＧｏｖＤｅｂｔ
ＧｏｖＩｎｔ ０．１８３９ ０．１３８７ ０．０６７９ ０．１１８５ ０．１５１２ ０．１９１５ ０．９６０７ ３１０
Ｅｄｕ ８．３８８１ １．１５７９ ４．３９７１ ７．８４２２ ８．４２４４ ８．９０２８ １１．３６３８ ３１０
Ｆｉｘｅｄ ０．６０６１ ０．１７６９ ０．２９７６ ０．４６５２ ０．６０２７ ０．７４６５ １．０２８５ ３１０
Ｏｐｅｎ ０．３３９４ ０．４２２１ ０．０３９５ ０．０９５８ ０．１３８１ ０．３５４１ １．６６７５ ３１０
Ｕｒｂａｎ ４９．０７８４ １４．９３９８ ２１．９０００ ３９．２０００ ４６．３６００ ５５．５０００ ８９．３０００ ３１０
ＦＤＩ ０．０２５７ ０．０２０２ ０．０００９ ０．０１０２ ０．０１９３ ０．０３６３ ０．０７９５ ３１０
Ｆｉｎａｎｃｅ １．０６７６ ０．３６５４ ０．５６７１ ０．８０５６ １．００１２ １．２２６４ ２．４１８１ ３１０
ＨＰｒｉｃｅ ４２．２１８０ ２８．２３７３ １５．１０５４ ２３．２７４９ ３４．７９９３ ４８．１２００ １６３．９６４９ ３１０
五、实证结果与分析
（一）基准回归分析
本文利用模型（２）实证分析地方政府债务扩张与实体经济资本配置效率的影响，回归结果见表３。表３中（１）～（３）列分别报告了混合 ＯＬＳ、个体固定效应、双向固定效应的回归结果。可以看出，无论哪种估计方法，地方政府债务规模ＧｏｖＤｅｂｔ显著为正，地方政府债务规模的平方项 ＧｏｖＤｅｂｔ２显著为负，因此认为地方政府债务扩张与实体经济资本配置效率存在倒“Ｕ”型的非线性关系，即随着地方政府债务扩张，实体经济资本配置效率经历了先增后减的过程，该结论验证了假设１。基于双向固定效应回归结果中地方政府债务规模ＧｏｖＤｅｂｔ的一次项系数０．８７０８和平方项系数－０．０７３８，可以估算地方政府债务扩张影响实体经济资本配置效率的阈值为５．９③ ，而样本范围内地方政府债务规模ＧｏｖＤｅｂｔ的２５％分位数为６．１０１６，因此大多数样本落在在阈值右侧，即地方政府债务规模扩张抑制了实体经济资本配置效率。
（二）稳健性检验
在基准回归分析中，本文已经采取混合ＯＬＳ、个体固定效应和双向固定效应对比的方式进行稳健性分析，为确保回归结果的稳健性，本文还通过更改指标衡量方法、改变样本容量等方法，发现地方政府债务扩张与实体经济资本配置效率之间的倒“Ｕ”型关系依然显著，基准回归结果稳健可靠。
１．替换核心解释变量的衡量方法。使用地方政府新增债务占 ＧＤＰ的比重来衡量地方政府债务规模，回归结果见表４第（１）列。可以看出，替换核心解释变量后，ＧｏｖＤｅｂｔ／ＧＤＰ的一次项在１％的水平上显著为正，平方项在１％的水平上显著为负，即地方政府债务扩张与实体经济资本配置效率之间的倒“Ｕ”型非线性关系仍然显著。
２．改变样本容量大小。（１）剔除新疆地区的数据，主要考虑到该地区国有企业大多为建设兵团控制，即使政府债务规模扩张，地方政府行为也对此难以施加影响。（２）剔除２０１０年数据。中国工业企业数据库中２０１０年数据质量差，为了规避低质量数据对回归分析的影响，本文剔除２０１０年观测值进行回归分析。回归结果见表４第（２）和第（３）列。无论是剔除新疆地区观测值还是剔除２０１０年观测值，地方政府债务与实体经济资本配置效率仍显著呈现倒“Ｕ”型非线性关系。
１０３
表 ３ 基准回归结果
（） （） （）
１ ２ ３
变量 ＯＬＳ ＿ ＿
ＬＳＤＶＯＷ ＬＳＤＶＴＷ
η η η
ＧｏｖＤｅｂｔｔ－１ ＊＊＊ ＊＊ ＊＊＊
０．９０３６ ０．７７８７ ０．８７０８
（ ） （ ） （ ）
４．４４９５ ２．５８８０ ２．９２８３
２ ＊＊＊ ＊＊ ＊＊＊
ＧｏｖＤｅｂｔｔ－１ －０．０７４５ －０．０６６９ －０．０７３８
（ ） （ ） （ ）
－４．２７５５ －２．５３４３ －２．８１４６
ＧｏｖＩｎｔｔ－１ ０．２２４６ ＊＊ １．０３１３
１．９３８３
（ ） （ ） （ ）
０．７４７９ ２．４１７５ １．２２２４
Ｅｄｕｔ－１ ０．０５１５ ０．０４６６ －０．４２６８＊＊＊
（ ） （ ） （ ）
０．９４２４ ０．３９０５ －３．０２２２
Ｆｉｘｅｄｔ－１ －０．３７７１ ０．２８２９ －０．２４２３
（ ） （ ） （ ）
－１．５６２１ ０．７６０１ －０．６５９４
Ｏｐｅｎｔ－１ －０．００８９ －０．７０９８＊＊＊ －０．４６８３
（ ） （ ） （ ）
－０．０７４２ －２．７２３６ －１．５９９２
Ｕｒｂａｎｔ－１ ＊＊ ０．００３１ －０．０１０８
－０．０１０２
（ ） （ ） （ ）
－２．０９２７ ０．２５０３ －０．８１４３
ＦＤＩｔ－１ ＊＊ ＊＊ ＊＊
４．４８５９ ８．９０２８ ８．３７１３
（ ） （ ） （ ）
２．４４３７ ２．５９５９ ２．３７５８
Ｆｉｎａｎｃｅｔ－１ ０．００４９ ＊＊＊ ０．２７１８
０．７１０７
（ ） （ ） （ ）
０．０４１３ ２．７１７５ ０．８８５２
Ｃｏｎｓｔａｎｔｓ ＊＊＊ ＊＊ ＊
－１．８６７９ －３．５４１０ ３．３７６７
（ ） （ ） （ ）
－３．３２７６ －２．２７５１ １．７３９６
Ｐｒｏｖｉｎｃｅ Ｎｏ Ｙｅｓ Ｙｅｓ
Ｙｅａｒ Ｙｅｓ Ｎｏ Ｙｅｓ
Ｎ ２７２ ２７２ ２７２
２ ０．２２１ ０．２８８ ０．３６５
Ｒ
注：括号内数据为ｔ统计值，＊＊＊、＊＊、＊分别表示在１％、５％和１０％的置信水平上显著，如无特殊说明，以下各表均相同。
表 ４ 稳健性分析回归结果
（） （） （）
１ ２ ３
变量 替换解释变量 剔除新疆地区 剔除２０１０年数据
η η η
／ ＊＊＊
ＧｏｖＤｅｂｔＧＤＰｔ－１ ４．２９１６
（ ）
２．９２１１
／ ２ ＊＊＊
ＧｏｖＤｅｂｔＧＤＰｔ－１ －１７．１０１３
（ ）
－２．９９３３
ＧｏｖＤｅｂｔｔ－１ ＊＊＊ ＊＊
０．８３１９ ０．６６６６
（ ） （ ）
２．７７４８ １．９７９８
２ ＊＊＊ ＊＊
ＧｏｖＤｅｂｔｔ－１ －０．０７０５ －０．０５８９
（ ） （ ）
－２．６５５６ －２．００２６
ＧｏｖＩｎｔｔ－１ ＊＊ １．０７８５ ０．９８７５
１．７２９７
（ ） （ ） （ ）
２．０８００ １．２６０１ １．０６６４
Ｅｄｕｔ－１ －０．４６２１＊＊＊ －０．４１９５＊＊＊ －０．４１３２＊＊＊
（ ） （ ） （ ）
－３．２６８７ －２．９３４６ －２．８８８８
Ｆｉｘｅｄｔ－１ －０．３６４６ －０．０９８４ －０．１７８５
（ ） （ ） （ ）
－０．９４９８ －０．２６４１ －０．４６４５
Ｏｐｅｎｔ－１ －０．３９６３ ＊ －０．１８４０
－０．５６３８
（ ） （ ） （ ）
－１．４８３４ －１．９１５２ －０．６４１４
Ｕｒｂａｎｔ－１ －０．０１６９ －０．０１０９ －０．０１２５
（ ） （ ） （ ）
－１．２９０６ －０．８０２１ －０．９６０４
ＦＤＩｔ－１ ＊＊ ＊＊ ＊
７．６５６７ ７．９９６３ ６．５１９６
（ ） （ ） （ ）
２．２３６１ ２．２６８７ １．８３６３
Ｆｉｎａｎｃｅｔ－１ ０．４６０２ ０．３４４６ ０．３５９１
（ ） （ ） （ ）
１．５４３７ １．０８９６ １．０７４６
Ｃｏｎｓｔａｎｔｓ ＊＊＊ ＊ ＊
６．１１１９ ３．３９５６ ３．４０１０
（ ） （ ） （ ）
３．５８０５ １．７１５６ １．７１８７
Ｐｒｏｖｉｎｃｅ Ｙｅｓ Ｙｅｓ Ｙｅｓ
Ｙｅａｒ Ｙｅｓ Ｙｅｓ Ｙｅｓ
Ｎ ２７９ ２６３ ２４１
２ ０．３５７ ０．３６５ ０．３８２
Ｒ
１０４
（三）异质性分析
本文将按照区域划分、市场化水平高低、财政独立性高低进行分组，进一步研究地方政府债务扩张与实体经济资本配置效率之间倒“Ｕ”型非线性关系的异质性影响。
１．区域分组。我国幅员辽阔，各地区在资源禀赋与经济发展水平存在较大的差异，东部地区的经济发展水平和经济结构相较于中西部地区更优异。东部地区，基础设施建设比较完善、金融发展水平较高、制度环境比较优异，地方政府债务扩张可能对实体经济配置效率影响不显著，同时得益于较高的经济发展水平，其债务风险较低，偿债压力较小。与东部地区相反，中西部地区基础设施建设的覆盖率低，有较大的建设资金需求，同时受西部大开发战略的影响，西部地区的基础建设投资强度一直领先全国，可是地区生产总值却始终低于全国平均水平，原因可能是基础设施建设投资挤占了其他类型投资。因此在中西地区，地方政府债务扩张初期，筹集大量资金用于基础设施建设，营商环境得到了显著提升，进而提升资本配置效率，而随着债务规模不断扩张，中西部地区经济发展水平仍处于低位，基础设施建设挤占大量资金，会对该地区实体经济资本配置效率产生显著负面影响。
按照国家统计局对我国中东西地区的划分，本文将样本划分为东部地区和中西部地区两个子样本，进一步研究不同区域地方政府债务扩张对实体经济资本配置效率的影响，回归结果见表５。在东部地区，地方政府债务规模ＧｏｖＤｅｂｔ的平方项系数虽然为负，但是在统计意义上并不显著；而在中西部地区，地方政府债务规模ＧｏｖＤｅｂｔ的一次项系数为１．５９１１，平方项系数为－０．１２４６，且显著性水平均为１％，经计算阈值为６．３８，大于全样本阈值水平，可能是因为中西部地区基础设施水平过低，需要的债务资金规模大，产生负面影响的阈值水平更高。综上，在中西部地区我国地方政府债务扩张与实体经济资本配置效率呈倒“Ｕ”型关系，而在东部地区两者之间的非线性关系不显著。
２．市场化水平分组。市场化改革进程的推进，一方面抑制了地方政府对银行信贷资源配置的干预，地方政府债务扩张最主要的资金来源就是银行贷款，因此市场化水平低时，地方政府能够通过干预银行信贷投放到大型企业、国有企业尤其政府融资平台等，导致地方政府债务规模扩张，加剧信贷配置扭曲，进而影响实体经济资本配置效率；另一方面，减轻了地方政府对微观企业投资决策的干预，地方政府债务扩张的背后是巨大的投资冲动，在市场化水平低时，地方政府干预企业的能力较强，会将其投资任务内化于辖区内企业尤其是国有企业，使得国有企业投资目标多样化，导致国有企业过度投资现象严重，进而影响实体经济资本配置效率。
利用王小鲁等测算的市场化指数［４１］，按照年度中位数进行分组，高于中位数的归为市场化水平高组，反之归为市场化水平低组，进一步研究不同市场化水平下，地方政府债务与实体经济资本配置效率的关系，回归结果见表５。在市场化水平高组，地方政府债务规模 ＧｏｖＤｅｂｔ的平方项系数为负，但不显著，因此地方政府债务规模与实体经济资本配置效率之间的非线性关系不显著；在市场化水平低组，地方政府债务规模ＧｏｖＤｅｂｔ的一次项系数在５％的水平上显著为正，平方项系数在１０％的水平上显著为负，即地方政府债务规模与实体经济资本配置效率存在显著的倒“Ｕ”型非线性关系。
３．财政独立性分组。地方财政独立性影响着地方政府对于上级政府“救助预期”。“救助预期”的存在，地方政府寄希望于上级政府承担自身公共投资的成本和陷入债务危机时进行事后救助，因此地方政府为片面地追求经济增长，举借大量政府债务，最终导致庞大的政府债务偿还压力与债务风险。地方财政独立性越强，对上级政府的“救助预期”越小，地方政府在举借债务时会更加注重债务风险，超额、低效的举债行为将减少，会更加合理安排债务资源的配置，资本等资源的浪费现象显著减少。
参考缪小林和赵一心用“１－中央补助收入占地方一般预算支出的比例”衡量地方财政独立性［４２］，该指标值越大，表示地方财政独立性越大，然后按照各地区均值的中位数进行分组，大于中位数的归为地方财政独立性高组，反之归为地方财政独立性低组，进一步考察不同地方财政独立性下，地方政府债务与实体经济资本配置效率的关系，回归结果见表５。可以看出，在财政独立性高组，地方政府债务ＧｏｖＤｅｂｔ的一次项系数和平方项系数均不显著，即地方政府债务与实体经济资本配置效率之间倒“Ｕ”型关系不显著；而在财政独立性低组，地方政府债务 ＧｏｖＤｅｂｔ的一次项系数在１％的显著性水平上为正，平方项系数在５％的显著性水平上为负，说明两者之间仍存在显著的倒“Ｕ”型关系。
１０５
表 ５ 异质性分组回归结果
变量 区域分组 市场化水平分组 财政独立性分组
东部地区 中西部地区 市场化水平高 市场化水平低 财政独立性高 财政独立性低
ＧｏｖＤｅｂｔｔ－１ ０．４５４７ ＊＊＊ ０．３０１５ ＊＊ ０．４９２３ ＊＊＊
１．５９１１ １．１４７７ １．１９１９
（ ） （ ） （ ） （ ） （ ） （ ）
０．８８１５ ４．７９２３ ０．７５８１ ２．０７４６ １．０９７７ ３．６５９２
２ －０．０３６７ ＊＊＊ －０．０１９１ ＊ －０．０３９５ ＊＊
ＧｏｖＤｅｂｔｔ－１ －０．１２４６ －０．０８９３ －０．０７８３
（ ） （ ） （ ） （ ） （ ） （ ）
－０．８０４５ －４．２７８８ －０．５４３６ －１．７９２５ －０．９９８９ －２．４５７０
ＧｏｖＩｎｔｔ－１ －２．０６８１ ０．４５２１ ＊ １．２６６９ －１．０７３２ ０．９８０４
－７．７８２７
（ ） （ ） （ ） （ ） （ ） （ ）
－０．４４４６ ０．４８６４ －１．９１９３ １．１８０４ －０．３７３７ ０．９９９５
Ｅｄｕｔ－１ －０．３８３５ ＊＊ －０．３２７７ ＊＊＊ －０．２８４７ ＊＊
－０．４６９９ －０．７６８６ －０．５４０３
（ ） （ ） （ ） （ ） （ ） （ ）
－１．４９７７ －２．５０１６ －１．６２７０ －２．９７２０ －１．３７２９ －２．３４３２
Ｆｉｘｅｄｔ－１ ０．７９００ －０．６４１８ ０．２８４０ －０．８１１８ ０．３９９１ ＊＊
－１．２９８７
（ ） （ ） （ ） （ ） （ ） （ ）
０．７５５５ －１．３９４５ ０．４４２１ －１．１６４８ ０．６５０７ －２．２５７８
Ｏｐｅｎｔ－１ －０．４８０７ ０．０９５３ －０．１７９０ １．０３６８ －０．４３２４ １．３４６３
（ ） （ ） （ ） （ ） （ ） （ ）
－１．１６８０ ０．１２１７ －０．５０５３ ０．８８９７ －１．２２４４ １．４１５１
Ｕｒｂａｎｔ－１ －０．０２４１ －０．０１１０ ０．０００５ －０．０１２０ ０．００８６ －０．０１１４
（ ） （ ） （ ） （ ） （ ） （ ）
－０．５９７０ －０．６８７６ ０．０１６１ －０．７４３４ ０．２８３８ －０．７４８４
ＦＤＩｔ－１ ９．２１７４ ６．３１０３ ＊＊＊ －１．８４３７ ＊＊＊ －４．１７８６
１４．５４７３ １１．９８０４
（ ） （ ） （ ） （ ） （ ） （ ）
１．２３９２ １．２５７６ ３．３３８８ －０．２５１７ ２．８７９１ －０．６２４８
Ｆｉｎａｎｃｅｔ－１ ０．８０９３ ０．１７２０ ０．６５２０ ０．０９２３ ＊＊ －０．０４２０
１．０８７３
（ ） （ ） （ ） （ ） （ ） （ ）
１．１１９３ ０．４００９ １．２５５４ ０．１８９１ ２．２０２０ －０．０８２０
Ｃｏｎｓｔａｎｔｓ ３．９０７４ ０．１８８８ ２．２４１０ ４．０７２６ －０．５７７５ ２．１１９１
（ ） （ ） （ ） （ ） （ ） （ ）
０．８４４３ ０．０８８６ ０．８１２４ １．４７１７ －０．２１９２ ０．８７５４
Ｐｒｏｖｉｎｃｅ Ｙｅｓ Ｙｅｓ Ｙｅｓ Ｙｅｓ Ｙｅｓ Ｙｅｓ
Ｙｅａｒ Ｙｅｓ Ｙｅｓ Ｙｅｓ Ｙｅｓ Ｙｅｓ Ｙｅｓ
Ｎ １０１ １７１ １３７ １３５ １３７ １３５
２ ０．３９１ ０．３９９ ０．４５２ ０．４６０ ０．３７７ ０．４４３
Ｒ
六、进一步研究：机制分析
基于上文分析，可以看出地方政府债务扩张与实体经济资本配置效率之间呈现倒“Ｕ”型关系。那么，究竟存在怎样的传导路径？按照本文理论分析部分，基于 “地方政府债务扩张→土地财政→房地产价格→实体经济资本配置效率”的逻辑路线，检验地方政府债务扩张影响实体经济资本配置效率的传导路径。
对模型（３）进行回归，检验地方政府债务与房地产价格之间的相关关系，回归结果见表６第（１）列。可以看出，地方政府债务规模ＧｏｖＤｅｂｔ的一次项系数和平方项系数在５％的显著性水平上分别为负、为正，即地方政府债务扩张与房地产价格之间呈现“Ｕ”型关系。当地方政府债务规模未超过一定阈值时，地方政府财政压力减缓、债务风险适中，加大对保障性住宅建设，使得商品房价格下跌；当地方政府债务规模扩张超过阈值，债务风险加剧，对土地财政依赖加强，导致房地产价格居高不下。对模型（４）进行回归，检验地方政府债务与实体经济资本配置效率以及房地产价格的中介效应，回归结果见表６的第（２）列。地方政府债务规模ＧｏｖＤｅｂｔ的一次项系数和平方项系数均在１％的水平上分别显著为正、为负，即地方政府债务扩张与实体经济资本配置效率的倒“Ｕ”型关系仍显著，研究假设１仍成立；房地产价格 ＨＰｒｉｃｅ的系数在１％的水平上显著为负，即随着房地产价格的上升，实体经济资本配置效率在逐渐下降；房地产价格与地方政府债务规模的交互项在１％的水平上显著为正，即房地产价格与实体经济资本配置效率之间的负向关系受地方政府债务规模的影响。综上分析，地方政府债务与房地产价格之间的“Ｕ”型关系会经由房地产价格的中介作用影响实体经济资本配置效率，即研究假设２得到验证。
七、结论与政策建议
本文在利用中国工业企业数据库测度各地区实体经济资本配置效率的基础上，分析了地方政府债
１０６
表 ６ 中介机制回归结果
被解释变量 被解释变量
变量 ＨＰｒｉｃｅ η
（） （）
１ ２
ＧｏｖＤｅｂｔｔ－１ ＊＊ ＊＊＊
－１５．７３５７ １．０９７６
（ ） （ ）
－２．３７９２ ４．２１７６
２ ＊＊ ＊＊＊
ＧｏｖＤｅｂｔｔ－１ １．１９５４ －０．０９３２
（ ） （ ）
２．１４６４ －４．３４０８
ＨＰｒｉｃｅ －０．００８０＊＊＊
（ ）
－２．７１６７
ＨＰｒｉｃｅ＊ＧｏｖＤｅｂｔ ＊＊＊
０．００１４
（ ）
３．３２８６
ＧｏｖＩｎｔｔ－１ ７．４２６６ ０．３２１６
（ ） （ ）
０．７５３０ ０．９７８９
Ｅｄｕｔ－１ ０．３２０９ ０．０４２０
（ ） （ ）
０．２０９５ ０．７７０３
Ｆｉｘｅｄｔ－１ －５１．９３２５＊＊＊ －０．３９０６
（ ） （ ）
－６．４８８７ －１．４１９４
Ｏｐｅｎｔ－１ ＊＊＊ －０．０３５３
１３．０１０３
（ ） （ ）
３．７９８７ －０．２７７６
Ｕｒｂａｎｔ－１ ＊＊＊ ＊＊
０．３８００ －０．０１０２
（ ） （ ）
２．９７６７ －２．０８５４
ＦＤＩｔ－１ ＊＊ ＊＊＊
８２．５５４３ ５．０２４２
（ ） （ ）
２．２１１５ ２．７１８９
Ｆｉｎａｎｃｅｔ－１ ＊＊＊ －０．０１４０
２７．６３２４
（ ） （ ）
８．５６０９ －０．０９４５
Ｃｏｎｓｔａｎｔｓ ＊＊ ＊＊＊
４４．６８４９ －２．２８２９
（ ） （ ）
２．１３５１ －３．０１０９
Ｙｅａｒ Ｙｅｓ Ｙｅｓ
Ｎ ２７２ ２６５
２ ０．８８０ ０．２３０
Ｒ
务扩张与实体经济资本配置效率之间的关系，得到如下主要结论：（１）地方政府债务扩张与实体经济资本配置效率之间呈现倒“Ｕ”型非线性关系，即地方政府适度举借债务可以通过完善基础设施建设、提高金融发展水平，为高成长性企业提供良好的发展环境，进而促进实体经济资本配置效率。一旦地方政府债务扩张超过某一阈值，其负面效应开始显现，如政府债务资金被用于政绩工程、形象工程和重复建设，过度挤占实体企业信贷资金，债务风险过高阻碍金融发展，降低实体经济资本配置效率。（２）异质性分析表明，地方政府债务扩张对实体经济资本配置效率的倒“Ｕ”型关系在中西部地区、市场化水平低以及财政独立性低的地区显著，即地方政府债务扩张影响微观经济的能力会因地区经济发展水平、政府干预微观经济能力和地方政府“救助预期”大小而存在显著差异。（３）进一步机制分析结果表明，地方政府债务扩张主要通过影响房地产价格影响实体经济资本配置效率。本文的研究结论具有如下政策启示：
第一，构建新型政绩考核机制。一方面，为抑制地方政府片面追求经济增长而不计后果举借债务用于投资扩张的动机，应当弱化经济增长率目标在政绩考核中的权重；另一方面，由于地方政府举债和偿债之间存在时间差，地方政府债务权责背离使得地方政府忽视债务资金使用效率，容易造成资源浪费，因此应强化地方政府债务从举债、使用到偿还的全生命周期绩效管理在政绩考核中的权重，并且建立“离任不离责”的终身问责机制。
第二，降低地方政府干预商业银行信贷配置的程度，构建良好的金融生态环境。不断提升地方商业银行的市场化运营水平，尤其是城商行等地方金融机构管理层选拔机制应逐渐归还于市场，只有这样才能让金融发挥配置资源的基本功能，资本要素才能按照价格机制进行有效配置。同时，还应提升地方政府债务发行市场化水平。通过市场化发债机制，可以有效地监督地方政府债务融资的合理性。
第三，加快健全地方税体系改革的进程，缓解地方政府财权与事权不匹配带来的财政压力。加快１０７
推进房地产税改革，积极探索从土地保有环节获取收益的新方式。同时，为摆脱地方政府长期捆绑“土地财政”的局面，一方面要逐渐瓦解地方政府对土地一级市场的垄断，有序推进市场参与集体经营土地交易，地方政府逐渐减少对土地流转过程的干预，进而改善房地产市场的运行效率，促使房价解绑“土地财政”。
注释：
①ＩＭＦ２０２０年第四条磋商报告，截止到２０１９年底我国地方政府隐性债务高达４２．１７万亿元，其中有可能被确认为地方政府融资平台额外债务为３４．７５万亿元，与专项建设基金和政府指导基金相关的额外债务为７．４２万亿元。
②部分地区在某些年份的地方政府新增债务为负值，因此在取对数后损失了１１个观测值。
③利用地方政府债务对实体经济资本配置效率影响的一次项系数和二次项系数粗略估算，估算公式：－０．８７０８／［２＊（－０．０７３８）］＝
５．９
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ＴｈｅＩｍｐａｃｔｏｆＬｏｃａｌＧｏｖｅｒｎｍｅｎｔＤｅｂｔＥｘｐａｎｓｉｏｎｏｎＣａｐｉｔａｌＡｌｏｃａｔｉｏｎＥｆｆｉｃｉｅｎｃｙｏｆＲｅａｌＥｃｏｎｏｍｙ：ＢａｓｅｄｏｎｔｈｅＭｅｄｉａｔｉｎｇＥｆｆｅｃｔｏｆＨｏｕｓｉｎｇＰｒｉｃｅＭＡＹａｍｉｎｇ ＺＨＡＮＧＬｉｌｅ
（ＳｃｈｏｏｌｏｆＦｉｎａｎｃｅ，ＴｉａｎｊｉｎＵｎｉｖｅｒｓｉｔｙｏｆＦｉｎａｎｃｅａｎｄＥｃｏｎｏｍｉｃｓ，Ｔｉａｎｊｉｎ，３００２２２，Ｃｈｉｎａ）
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Ｋｅｙｗｏｒｄｓ：ＬｏｃａｌＧｏｖｅｒｎｍｅｎｔＤｅｂｔ；ＣａｐｉｔａｌＡｌｏｃａｔｉｏｎＥｆｆｉｃｉｅｎｃｙ；ＨｏｕｓｉｎｇＰｒｉｃｅ；ＲｅａｌＥｃｏｎｏｍｙ；ＬａｎｄＦｉｎａｎｃｅ
（责任编辑：肖加元）
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