债务水平经济增长论文

摘要：本文在对公共债务对经济增长传导效应进行理论分析的基础上，运用协整分析和误差修正模型对1981—2013年中国公共债务对经济增长的影响进行经验检验。结果表明：公共债务对经济增长在长期和短期中皆具有促进作用，但公共债务对经济增长的长期促进作用存在下降的趋势；公共债务对经济增长的促进作用要低于私人资本对经济增长的促进作用。下面是小编精心推荐的《债务水平经济增长论文(精选3篇)》的文章，希望能够很好的帮助到大家，谢谢大家对小编的支持和鼓励。

债务水平经济增长论文 篇1：

中国分部门债务水平与经济增长的动态关联性分析：1997～2013

摘 要 采用1997～2013年中国家庭债务、非金融部门企业债务、公共债务及国内生产总值等宏观经济变量的季度数据，通过构建VECM模型，检验了中国分部门债务水平与经济增长的动态关联性。结果显示：家庭债务、非金融部门的企业债务与国内生产总值的关系为正相关，公共债务与国内生产总值关系为负相关。基于实证结果，政府应保持家庭债务规模的适度增长，企业需合理控制其债务规模，政府及相关机构应严控公共债务规模尤其是地方政府债务的进一步增大，促进经济的稳定与发展。

关键词 分部门债务；经济增长；VECM；动态关联

一、引 言

社会总债务主要是由家庭债务、企业债务和公共债务三大部门构成。自1997年以来，我国社会总债务规模不断增长，债务总量由1997年的7.7万亿元上升至2013年106万亿元，年均增长率约为16.6%。其中，我国家庭债务总量约为13万亿元，非金融部门企业债务总量约为60万亿元，公共债务约为33万亿元。与此同时，我国国内生产总值也呈现出高速增长态势，1997年约为7.8万亿元，2013年12月约为56万亿元，年均增长率为13.55%。中国分部门债务与GDP的增长几乎是同步的，分部门债务水平与经济增长的动态关联性如何？是本文研究的中心问题。

现有的文献已经从不同角度开展了单一债务部门与经济增长的关系研究。国内外学者普遍认为家庭债务过度增长将影响家庭还债能力，而过高的还债压力将导致家庭破产从而影响金融市场的稳定性（Kask，2003[1]；Kang，2009[2]；Campbell & Hercowitz，2005[3]；）。 Debelle（2004）[4]对英国近20年的家庭债务数据进行了分析，研究表明在低利率和宽松的流动性约束条件下，家庭债务是有助于经济的增长的。关于企业债务与经济增长的关系文献中，部分学者认为企业高负债将使企业在市场竞争中处于不利地位，增大了企业债务违约的可能性并会导致企业无法按时偿债而破产，最终影响社会的产出水平（Philips，1994[5]；Warner，1977[6]；陈德球，2013[7]）。另外也有学者得出了不同的结论，如Rotembelg和Scharfstein （1988）[8]他们认为企业债务的发行，负债比例的上升可以使得企业在产品市场竞争中更为强硬、更具进攻性，从而增强其在产品市场上的竞争力。Panizza和Presbitero（2012）[9]认为公共债务与经济增长的关系是复杂的，公共债务并不一定会对经济增长产生明显的影响。也有学者认为：公共债务对私人投资存在挤出效应，以债务支撑的公共投资将会降低投资平衡增长率，并且认为严格的限制赤字和公债规模对经济增长有着重要的积极意义（Moraga and Vidal，2004[10]；Gong and Greiner，2001[11]；吴盼文等，2013[12]）。

近期学者们开始将两个及两个以上的债务部门结合之后研究其与经济增长的关系。将企业债务与家庭债务结合之后（私人债务），Randveer & Uusküla（2011）[13]认为经济衰退不会影响私人债务总量的增长，债务水平变动对GDP增长的影响较小。Cecchetti（2011）[14]发现，对于不发达国家，私人债务规模过小同样会降低GDP的增长速度，从而导致这些国家继续处在贫困陷阱中。Ribeiro（2012）[15]将13个欧盟成员国的公共债务和企业债务结合进行分析，认为公共债务有可能对经济产生负面影响，而企业债务和个人的信用流动对每个国家都有正面的影响。 Berlin（1996）[16]等认为公共债务与家庭债务存在一定的关系，经济增长、通货膨胀、财政政策和社会年龄构成等因素共同影响着公共债务和家庭债务的规模。Schclarek（2004）[17]考察59个发展中国家社会总债务和GDP的数据后强调：较低的社会总债务水平能促进GDP高速增长，总债务与GDP的负相关关系主要是由公共债务所引起。钟正生（2013）[18]则对1994～2012年中国分部门债务数据进行了估算及简单的统计分析。

综上所述，学者们对于单一或两个债务部门的研究已经取得一定成果，但针对三个债务部门的研究成果还很少，国内的研究更是刚刚起步。造成这一现象的原因主要是我国刚开展家庭债务研究工作不久，并且随着企业债务风险不断扩大，对于企业债务的研究才逐渐得到重视。本文的主要贡献在于：通过构建VECM模型，结合我国债务数据，考察了中国分部门债务与经济增长的动态关联性。

本文余下内容结构安排为：第二部分为分部门债务和经济增长的变动分析；第三部分为变量选择与模型构建；第四部分为实证过程及结果讨论；第五部分为结语。

二、 中国分部门债务和经济增长的变动分析

（一）中国总债务规模与国内生产总值的变化

从总体规模上看，随着国内生产总值的不断扩大，社会总债务规模也在不断的增大。由图1可知，社会总债务规模由1997年77 780.45亿元增长到2013年1 059 457.021亿元，年均增长率为16.6%。与此同时，国内生产总值在1997年至2013年之间由78 973亿元增长到568 845亿元，年均增长率为13.55%。截止到2013年底社会债务总额占GDP的比重约为186.24%，已经接近发达国家平均水平。

另外，由图1还可以看出，我国总债务水平的增长分为两个阶段，在1997～2007年之间，我国债务总额的增长趋势较为平滑，自2008年之后出现了明显的陡峭上扬。而国内生产总值一直都表现为平滑的增长。

（二） 中国分部门债务规模的变化

从分部门债务角度上看，近十余年来，各分部门债务总额都出现明显地增加。家庭债务从172亿元增长到129 721亿元，净增值为129 549亿元；企业债务从69 104.7亿元增长到599 575.15亿元，净增值为530 470.45亿元；公共债务从1997年的8 503.75亿元增长到2013年的330 160.85亿元，净增值为321 657.1亿元。

通过图2可以看出，在1997～2013年之间，中国分部门债务的变化大致可以分为两个阶段。1997～2007年为第一阶段，在这期间，分部门债务增长相对平缓，无论是家庭债务、企业债务或公共债务，增长曲线都比较平滑。第二阶段为2008～2013年，在这个阶段，家庭债务仍然保持较为平滑的增长趋势；而企业债务和公共债务则出现了陡峭上升。

（三）中国分部门债务结构的变化

从图3可以看出，随着时间的变化社会总债务中各分部门债务所占比例也在发生相应地变动。其中企业债务在社会总债务中占有重要地位。以1997年为例，企业债务占总债务的比重约为88.84%，而公共债务所占比重为10.93%，家庭债务仅为0.22%。在此之后公共债务和家庭债务在总债务中所占规模不断增大，截止到2013年底公共债务占总债务的比重为31.16%，家庭债务为12.24%，企业债务为56.59%。社会债务组成结构的变化说明我国债务结构日渐趋于合理，家庭债务所占比重的增加反映了我国居民消费信贷的增加以及居民消费观念的改变，而公共债务所占比的加大则反映了政府以及公共部门逐渐重视通过信贷手段弥补财政问题。

（四）中国分部门债务增长率的变化

从图4可知，我国分部门债务的环比增长率数值一直在变动，但总体处于正值，说明分部门债务每年都保持较快增长。其中家庭债务方面，1998～2001年环比增长率均超过50%，2002～2005年其增长率不断降低，2006年之后增长率呈现波动变化趋势。非金融部门企业债务环比增长率也表现出波动情况，其平均环比增长率为14.6%，相较家庭债务和公共债务而言企业债务的增长率较低，但由于其债务总量较大，仍然需要提高对企业债务的重视。我国公共债务环比增长率一直较为稳定，平均环比增长率为24.09%，但是同时也可以看出我国公共债务增长速度较快，存在着债务规模过大的风险。

通过上文分析可知，1997～2013年间，中国社会总债务水平和国内生产总值的规模不断扩大。具体到分部门方面，企业债务占中国总债务比重最大，而家庭债务和公共债务所占的比重也呈现出上升的趋势，对于分部门债务与国内生产总值之间的动态关系，下面将通过实证探求。

三、 变量选择、数据来源与模型构建

（一）变量选择及数据来源

本文旨在考察中国分部门债务与经济增长的动态关联性，选因变量为国内生产总值，自变量为家庭债务、非金融部门企业债务、公共债务、全社会固定资产投资。由于1997年之前国家没有正式的家庭债务统计数据，因此选取变量区间为1997～2013年，变量选择的区间较短，为了能获得更准确的实证结果，作者采用Eviews6.0软件将年度数据转化为季度数据。各变量的含义以及数据来源如下：

（1）国内生产总值（Gross Domestic Product，简写为GDP）。国内生产总值是指在一定时期内（一个季度或一年），一个国家或地区的经济中所生产出的全部最终产品和劳务的价值，常被公认为衡量国家经济状况的最佳指标。核算国民经济活动的核心指标是国内生产总值（GDP）。数据来源于中国统计局官方网站（http：//www.stats.gov.cn/）。

（2）家庭债务（Household debt，简写为Hd）。家庭债务是指一般居民家庭为了购买长短期耐用品以及其他消费品和服务而产生的债务。它一般由住房抵押贷款和短期消费者信贷组成，而前者占主要部分。由于家庭在民间金融市场借贷的数据难以获得，因此本文用正规金融市场上，银行和非银行机构向家庭发放的消费信贷数据近似代替家庭债务数据。数据来源于中国人民银行官方网站（http：//www.pbc.gov.cn/）。

（3）非金融部门企业债务（Corporate debt，简写为Cd）。企业债务是指企业在资金不足的情况下，为了满足其生产和企业自身战略发展的需要，通过发行债券等筹资行为获得资金的行为。由于企业债务的构成项目繁多，而本文所研究的是非金融部门企业债务，故本文企业债务数据选用中国人民银行对非金融机构债权数据处理后近似替代（http：//www.pbc.gov.cn/）。

（4）公共债务（Public debt，简写为Pd）。公共债务是指的是政府为筹措财政资金，凭其信誉按照一定程序向投资者出具的，承诺在一定时期支付利息和到期偿还本金的一种格式化的债权债务凭证。本文的公共债务数据由中央政府债务加省级地方政府债务所替代，其中1997～2004年中央债务数据由历年国债余额替代（数据来源中国证券期货统计年鉴2010）；2005～2010数据来自于中央财政债务余额（数据来源：中国统计年鉴2011）。地方债务年度数据根据中华人民共和国审计署结果公告2011第35号（总第104号）计算所得。2011～2013年数据由中华人民共和国审计署结果公告2013第32号（总第174号）所得。

（5）全社会固定资产投资（Fixed Assets Investment，简写为Fai）。固定资产投资（FAI）是评价国家或地区在一年内在固定资产方面投资总量的指标，是反映固定资产投资规模、速度、比例关系和使用方向的综合性指标。我国的信贷市场很大程度上是为投资所服务，债务规模对经济增长的影响也是由投资所体现。另外我国经济具有明显的投资主导的特点，因此在研究中将全社会固定资产投资容纳到模型中。数据来源于中国统计局官方网站（http：//www.stats.gov.cn/）。

（二）模型构建

本文模型方面出于了解各变量之间动态变化规律的需要选用VAR模型。模型通常用于多变量时间序列系统的预测和描述性随机扰动对变量系统的动态影响。模型表达式为：

yt=A1yt-1+...+Apyt-p+B1xt+...+Brxt-r+εt （1）

其中，yt是m维内生变量向量，xt是d维外生变量向量；A1...Ap和B1...Br是要估计的参数矩阵，内生变量和外生变量分别有p和r阶滞后期；并且假定εt是白噪声序列。

在实际运用VAR模型时格兰杰因果检验以及平稳性检验都需要确定模型的滞后阶数，有多种信息准则能确定滞后阶数。本文选用赤池信息准则（AIC）以及施瓦茨准则（SC）两者来确定滞后期。

系统的变量之间存在协整关系，简单的差分VAR将损失掉许多有用的信息，同时也会使得分析结果出现误差，而VECM模型可以较好地克服VAR的不足，同时也可以反映出短期内各变量之间的关系。本文变量为国内生产总值、家庭债务、非金融部门企业债务、公共债务、全社会固定资产投资五个变量，通过单位根检验我们发现变量之间存在协整关系，所以本文通过建立VECM模型来探索中国分部门债务与经济增长的关系。本文构建VECM模型如下：

？驻yt=α+■■βi，j？驻xi，t-j+λecmt-1+εt （2）

其中：

Yt=GDPHdPdCdFai α=α1α2α3α4α5 βi=β11，i β12，i β13，i β14，i β15，iβ21， i β22，i β23，i β24，i β25，iβ31，i β32，i β33，i β34，i β35，iβ41，i β42，i β43，i β44，i β45，iβ51，i β52，i β53，i β54，i β55，i （3）

四、实证分析及结果讨论

（一）实证过程

1. 单位根检验

单位根检验法包括ADF检验、DFGLS检验、PP检验、NP检验。由于本文有较多变量，所以选用ADF法检验上述5个变量的时间序列的平稳性。在进行单位根检验之前对所有数据取对数，消除异方差的影响。检验结果如表1所示：

由表1中可知，除家庭债务外，各变量的水平值均存在单位根，而一阶差分检验结果都为平稳，所以可以判定所有变量的时间序列都是一阶单整序列，各变量之间可能存在协整关系。

2. 协整检验

协整检验方法主要有Engle-Granger检验Johansen检验，考虑到本文有5个变量，变量较多，所以选用Johansen检验。在进行协整检验之前，VAR模型中需要确定变量的滞后阶数，一般采用最大似然比检验与AIC和SC准则，从表2可以看出，检验结果一致表明变量的最佳滞后阶数为2阶。

滞后阶数确定之后，对各变量进行Johansen检验，得到结果如表3。

结果表明，在5%临界值水平上各变量之间至少存在4个协整方程，Johansen检验说明国内生产总值、家庭债务、公共债务、非金融部门企业债务、全社会固定资产投资之间确实存在协整关系，各变量具有长期均衡关系。

3. 向量误差修正模型

由协整检验可知，5个变量之间存在协整关系，基于此，本文构建VAR模型进行VECM检验。根据反复操作实验，当滞后期为1时拟合度最佳。VECM检验结果如下：

VECM参数方程式如下：

GDP=0.207FAI+0.345CD+0.268HD-1.41PD-5.73

（4）

公式（4）是由VECM检验输出的协整方程式。通过此式可知，国内生产总值与中国总债务变化存在长期均衡关系，其中家庭债务、企业债务和全社会固定资产投资对国民生产总值的影响为正相关关系，即家庭债务每增长一个单位，国民生产总值上升0.268个单位；企业债务每增长一个单位则国民生产总值上升0.345个单位；公共债务对国内生产总值的影响为负相关，公共债务比每上升一个单位，国内生产总值下降1.41个单位。

4. 脉冲响应分析

脉冲响应函数用于衡量来自随机扰动项的一个标准差冲击对内生变量当前和未来取值的影响。通过脉冲响应函数，可以知道VAR 模型其中一个随机误差项的冲击对各个内生变量当前和未来产生怎样的影响。建立 VAR 模型之后，本文采用 Generalized分解方法，分别给VAR 模型中各变量一个标准差大小的冲击，可以得到关于各变量的脉冲响应函数图（横轴表示滞后期数，纵轴表示冲击力度），脉冲响应得出结果如图5～图12。

图5～图8是家庭债务、企业债务、公共债务以及全社会固定资产投资对GDP的冲击。由图5～图8可以看出，给企业债务一个正冲击，在0～3期，其对GDP的影响为负相关并一直扩大，在3～8期其负相关影响逐渐减小，从第8期开始其对GDP的影响转变为正相关并且最终稳定在0.005左右；当给家庭债务一个正冲击，在0～4期其对GDP的影响为正相关但一直缩小，在第4期其之后影响转变为负相关，并最终稳定在-0.001左右；给公共债务一个正冲击，在0～5期，其对GDP的影响为负相关并且一直在缩小，在5期之后，其对GDP的影响为正相关，并且稳定在0.005左右；最后给固定资产投资一个正冲击，在0～3期，其对GDP的影响由负相关向正相关转变，3期之后转为正相关并最终稳定在0.01左右。

图9～图 12是GDP的变化对家庭债务、企业债务、公共债务以及全社会固定资产投资的冲击。由图9～图12可知，给GDP一个正冲击之后，对家庭债务、企业债务、公共债务和社会固定资产投资的影响都是正方向。这其中对企业债务的影响逐渐增大并稳定在0.006左右；对公共债务和家庭债务的冲击较小，分别稳定在0.002和0.001左右；对社会固定资产投资的冲击一直增长并最终稳定在0.01左右。

5. 方差分解

通过方差分解我们可以更好的分析各变量冲击对GPD的影响，判断各变量的冲击对于内生变量的重要性。图13～图16是方差分解的结果，其中横轴表示冲击作用的滞后期数（单位：年），纵轴表示变量变化的贡献率（%）。

图13～图16表示企业债务、家庭债务、公共债务及社会固定资产投资对GDP变化的贡献率。由图可知，在短期内，给企业债务、家庭债务、公共债务以及全社会固定资产投资这些变量一个正冲击后，社会固定资产投资对GDP的贡献率最大，其贡献率一直上升，贡献率由1%上升到30%；企业债务的贡献率次之，则稳定在20%左右；公共债务和家庭债务则维持在10%以下。

（二）结果讨论

（1）家庭债务与经济增长有正相关关系。家庭债务每上升1个单位GDP将上升0.268个单位。1997年以来，随着金融市场改革的推进，银行等金融机构放宽了家庭借贷条件，是家庭债务规模增加的主要原因，而家庭债务对宏观经济的增长效用是积极的。实证结果与金融不稳定性假说所提出的家庭债务会妨碍经济增长的观点相违背，可能是由于我国金融市场自1997年才出现正式的居民借贷，家庭债务的负效应还未体现的缘故。

（2）企业债务对经济的增长有显著影响。通过VECM检验可知在1997～2013年之间企业债务对GDP产生了正相关的影响，其系数约为0.34，而脉冲检验显示企业债务在长期将逐渐稳定的对GDP产生正向冲击，方差检验说明了企业债务对GDP冲击的贡献率在三个部门中最大（约为20%左右）。造成这一现象原因可能是因为企业债务的增长往往促进企业的投资和再生产，企业借贷行为很大程度上是为了弥补短期资金链的不足，有效合理的企业债务规模能一定程度上的刺激宏观经济的增长。

（3）公共债务对GDP的影响最为显著。公共债务与GDP变动存在负相关关系，公共债务每增加一个单位将使GDP下降1.41个单位。而脉冲检验显示公共债务在长期将逐渐稳定的对GDP产生正向冲击，方差检验显示公共债务对GDP冲击作用较小。实证结果表明，长期以来公共债务积累所产生的负效应已经逐渐体现，而政府实行财政刺激政策对国家财政带来了较大的偿债压力，过多的政府支出所产生的挤出效益也导致私人消费和投资的减少，从而引起国内生产总值的下降。

五、结 语

本文采用1997～2013年的国民生产总值、家庭债务、非金融部门企业债务、公共债务、全社会固定资产投资的季度数据，实证检验了中国分部门债务水平与经济增长的动态关联性。实证研究结果表明：①国民生产总值与中国社会总债务存在长期均衡关系。②公共债务的下降将促进国民生产总值的增长。③企业债务和家庭债务的上升都将促使国民生产总值的增加。④社会固定资产投资的上升将会促使国民生产总值的增长。

基于上述研究结果，本文提出的政策建议为：①政府和金融机构应出台相应措施，完善消费信贷的政策法规，保持家庭债务规模的合理增长，达到扩大内需以实现经济增长的目的。②企业应根据市场机制合理的调整其负债规模，防止恶性增值等行为的产生，以保证自身财务情况的稳定。③政府及相关部门必须严格控制公共债务规模特别是地方政府债务的进一步增长，以防止类似欧洲主权债务危机等问题的出现。

作者：郭新华　廖知航

债务水平经济增长论文 篇2：

中国公共债务对经济增长的传导效应

摘 要：本文在对公共债务对经济增长传导效应进行理论分析的基础上，运用协整分析和误差修正模型对1981—2013年中国公共债务对经济增长的影响进行经验检验。结果表明：公共债务对经济增长在长期和短期中皆具有促进作用，但公共债务对经济增长的长期促进作用存在下降的趋势；公共债务对经济增长的促进作用要低于私人资本对经济增长的促进作用。对此，中国政府应合理调控公共债务规模，提高公共债务的投资效率，有效发挥公共债务对经济增长的促进作用。

关键词：公共债务；经济增长；协整分析；误差修正模型

一、引 言

公共债务与经济增长的关系是学术界争论已久的问题。2008年全球金融危机以及2010年欧洲主权债务危机的相继爆发，世界各国纷纷实施扩张性财政政策，使得公共债务规模迅速攀升。从中国实际来看，虽然公共债务规模可控，但公共债务总量的快速膨胀以及地方政府性债务的不平衡增长将引起经济发展的风险性和不确定性。因此，在全球经济缓行及中国经济“新常态”的背景下，公共债务对经济增长的影响更加成为目前学术界普遍关注的重要问题。

早期的西方公债理论一直存在着两种对立的观点，以亚当·斯密为代表的古典经济学派对公债持否定态度，强烈反对公债的发行，认为政府举债必然使民间生产资金移向和充当财政用途，妨碍工商业的发展；公债的发行会引起市场利率上涨、阻碍企业生产规模的扩大；同时，用公债来弥补政府财政收支的赤字，将使政府形成不负责任的开支风气，降低市场经济的配置效率。随着20世纪末经济危机的出现，以凯恩斯为代表的宏观经济学派对公债则持肯定的态度，认为以公债为基础实施的赤字财政政策，可以直接或间接地扩大社会需求，从而消除经济危机和失业，使经济得以平稳发展并稳定就业。因此，凯恩斯学派将公债视为经济危机时期刺激经济增长的必要条件。

常态”的背景下，公共债务能否促进经济增长的问题得到更广泛的关注，而且在学术界存在很大的分歧。一方面，有学者认为政府发行公共债务会抑制经济增长，如Greiner[1]从理论上系统地论述了公共债务与长期经济增长之间的关系，指出公共债务和稳态增长率之间存在单调的负相关关系，长期内政府可通过减债来提高稳态增长率。Cochrane[2]认为通过构建政府债务估算方程，详细讨论了政府债务、通货膨胀以及货币政策之间的关系，其结果表明如果高的公共债务导致的不确定性或对未来税收预期的增加，以及由其带来的通货膨胀和金融抑制，那么，公共债务对经济增长的负面影响将更大，甚至在短期对经济增长也会产生负面影响。另一方面，一部分学者则对政府发行公共债务持积极的态度，如DeLong[3]认为对于长期衰退或停滞的经济状态，人们在分析债务对经济增长的影响时，忽略了由于衰退导致的未来潜在产出下降的可能性。在此情况下，无论短期还是长期，提高债务比率对于经济增长的影响均是正向的。DeLong和Summers[3]进一步指出，在低利率的金融环境中，财政扩张有可能实现财政自给（Self-Financing）。此外，还有部分学者认为公共债务对经济增长的影响是不确定的，如Elmendorf和Mankiw[4]认为短期内总产出是由总需求决定的，财政赤字（高债务比率）对总产出增长具有促进作用，对潜在产出的偏离越大，这种促进作用越明显；而从长期来看，高预算赤字导致公共储蓄减少，而私人储蓄不足以对此进行完全的补偿，高债务比率导致了国民储蓄减少进而投资降低。投资降低引致资本存量增长放缓，从而经济增长也相应下降，同时伴随着高利率和低工资。刘溶沧和马拴友[5]以及何志永[6]认为公共债务对经济增长是正向影响还是负向影响取决于公共债务的用途，若公共债务主要用于转移或经常性支出，则对经济增长具有负向影响；若用于公共投资，则对经济增长会产生正向影响。

在实证方面，由于学者们在变量及样本选取、模型设定及估计检验等方面处理的不同，其研究结论各显差异，因而目前就公共债务对经济增长影响的研究尚未形成统一的结论。有学者支持公共债务抑制经济增长观点，如Balassone等[7]以意大利1861—2009年的政府债务为研究对象，建立政府债务占GDP的比例和实际人均收入增长之间关系模型，并对标准生产函数进行回归分析。实证研究结果表明公共债务与经济增长之间存在负相关关系，并且在第一次世界大战之前，外债比内债对经济增长有更大的影响。DePeitro和Anoruo[8]利用固定效应和随机效应技术对175个国家所组成的样本进行回归分析，建立实体经济增长和政府规模与公共债务的关系模型，实证结果表明，政府的规模和政府负债的程度对经济增长会产生负向影响。当局应该采取必要措施，以缩减过多的政府开支和公共债务，促进经济增长。也有学者支持公共债务促进经济增长观点，如Kustepeli[9]利用1994—2001年间的面板数据的分析政府债务规模与经济增长之间的关系。实证结果表明，规模相对较小的政府支出是不利于经济增长的，而中等规模的政府支出对经济增长产生正向影响。王维国和杨晓华[10]在Greiner模型的基础上进行了计量检验，其结果表明中国公共债务显著地促进了经济增长。邓晓兰等[11]也得出了相似的结论。此外，贾俊雪和郭庆旺[12]则构建了一个两部门内生增长迭代模型，通过数值模拟考察不同财政规则下财政政策变化对长期经济增长和政府债务规模的影响，并认为允许发行公债为公共物质资本投资融资的原始赤字规则，将更有利于长期经济增长和改善政府财政状况，但经济均衡的稳定性将随公共物质资本投资力度增加而变得较为脆弱。李刚等[13]使用面板数据模型对OECD中19个主要国家的债务与经济增长关系进行研究，发现公债规模对经济增长没有显著的影响，也不存在滞后效应。上述研究多是基于线性关系的前提下展开，然而这一假定存在过度简化的倾向，Krugman[14]在研究发展中国家债务问题时最先提出政府债务与经济增长之间存在更为复杂的非线性关系的观点。Reinhart和Rogoff[15]深入研究了发达国家公共债务与经济增长的关系，研究表明当债务占GDP比重大于90%时，公共债务对经济增长起到了抑制作用，而该比重小于这一界限时，公共债务与经济增长之间没有体现出负相关关系。Reinhart和Rogoff[16]搜集了1946—2009年之间20个发达经济体的债务和产出增长率数据，首先按债务GDP比率的高低将样本分为4组，每组的比率依次为：30%以下、30%—60%、60%—90%、90%以上；然后分别计算各组产出增长率的中位数和算术平均数，结果表明前三组的产出增长率没有很大区别，而第四组产出增长率的中位数和平均数均明显低于前三组。因此该研究认为债务占GDP比重小于90%时，债务与经济增长关系并不明显，而债务占GDP比重大于90%时，债务与经济增长是负相关的。随后又有许多学者在Reinhart和Rogoff[15]的基础上对公共债务与经济增长是否存在稳定的非线性影响进行深入研究，并得出公共债务与经济增长之间存在倒U型关系的结论。

综合现有研究，学者们大多基于不同理论视角和实证方法考察公共债务对经济增长的影响效应，而鲜有研究就公共债务对经济增长的传导途径进行详细分析。因此，公共债务影响经济增长的内在机制以及二者之间确定性影响关系还有待进一步考察。此外，多数研究热衷于选取发达国家或加入一些发展中国家的样本数据来考察公共债务对经济增长的影响，但由于公共债务与一个国家的国民经济和财政收支状况密不可分，因此，我们更不能简单地照搬发达国家的经验，而应结合中国实际系统地研究该问题。

与此同时，我国债务负担率较低，在实证方面仍然无法检验其非线性关系。因此，与以往研究的侧重点不同，本文将在理论探讨公共债务对经济增长影响的基础上，对公共债务影响实体经济增长的内在机制进行进一步细致的分析，并且在对二者间的确定性影响关系的考察基础上展开实证分析。此外，本文的研究重点是我国公共债务对实体经济增长的影响，从我国实际来看，近年来债务的快速增长以及债务负担率的不断提高对实体经济发展的长远影响如何，将直接导致我国实体经济能否稳定地持续发展，因此，在我国经济新常态背景下，本文的研究将对公债政策的管理与实施提供一些有益的思路。

二、公共债务对经济增长的传导途径

Greiner和Semmler[19]提出包含公共债务的内生增长模型，为分析债务与经济增长之间的影响关系提供了有效的框架，使得相关理论研究成为可能。此后，Greiner[1]和Checherita-Westphal等[17]对该模型进行了拓展，均得出了有益的结论。对此，我国学者王维国和杨晓华[10]也进行了相关的研究，将公共资本或公共债务引入生产函数进而得出其对产出的影响。但是，上述

以往的研究均没有对公共债务影响经济增长的传导途径展开分析；而且，本文认为应该将公共资本引入生产函数而非直接引入公共债务。因此，本文构建包含公共资本的内生增长模型，研究公共债务影响经济增长的传导途径。

1.传导途径的理论分析

本文借鉴Greiner[1]和Checherita等[17]的思路，进一步假定经济体服从公共赤字全部用于公共投资的财政规则，并采用如下柯布—道格拉斯生产函数形式：

Y（t）=A（t）L（t）αK（t）βG（t）1-α-β （1）

其中，Y（t）表示经济总产出，A（t）表示生产技术水平，L（t）表示劳动力投入，K（t）表示私人资本存量，G（t）表示公共资本存量，α和β分别为劳动和资本的产出弹性。可见，影响产出的变量为A（t）、L（t）、K（t）和G（t），我们假定公共债务DB（t）可以通过影响上述四个变量进而影响产出，即A（t）、L（t）、K（t）和G（t）均为DB（t）的隐函数。事实上，公共债务对这四个变量的影响较为复杂，目前仍无法通过具体的函数关系刻画其关系，因而本文使用隐函数进行分析。我们将Y（t）对公共债务DB（t）求导可得：

dY（t）dDB（t）=L（t）αK（t）βG（t）1-α-βdA（t）dDB（t）+αA（t）

L（t）α-1

K（t）βG（t）1-α-βdL（t）dDB（t）+βA（t）L（t）αK（t）β-1

G（t）1-α-βdK（t）dDB（t）+（1-α-β）A（t）L（t）αK（t）βG（t）-α-βdG（t）dDB（t）（2）

式（2）表明，公共债务主要通过四种途径影响经济增长：一是公共债务通过影响生产效率（劳动和资本使用效率）以影响产出增长；二是通过影响劳动力投入进而间接影响经济总产出；三是通过影响私人资本投入进而间接影响经济增长；四是公共债务用于投资直接形成公共资本影响经济增长。

2.公共债务影响生产效率的途径

公共债务通过影响生产效率进而对总产出的影响可表示为：

L（t）αK（t）βG（t）1-α-βdA（t）dDB（t）（3）

公共债务对生产效率的影响体现在两个方面，即资本运作效率和劳动生产率。从提高资本运作效率来看，政府投资于铁路和公路等大型基础设施建设，明显改善了民间投资环境，由此产生的外部性效应会对民间投资产生积极影响，从而提高私人资本边际生产率，刺激民间投资积极性，提高私人资本的投资水平。从提高劳动生产率来看，政府通过公债融资增加在科研教育等方面的公共投资，使受到良好教育的技术人员更加高效地工作，从而提高劳动生产率。同时，在经历产业调整和技术变革等其他调整时，对高素质人才的需求更大，因而受到良好教育的技术人员也更容易就业，对总产出的影响将更为明显。

3.公共债务影响劳动力投入的途径

公共债务通过影响劳动力投入进而对总产出的影响可表示为：

αA（t）L（t）α-1K（t）βG（t）1-α-βdL（t）dDB（t）（4）

从提高劳动供给来看，政府利用公债资金扩大政府支出，投资建设一些公用项目，能够为劳动者创造更多的就业机会，从而增加劳动力的供给；政府用于医疗、卫生和失业等方面的社会保障支出使劳动者能够保持健康的状态，延长劳动者的劳动时间，提高劳动的有效供给。

4.公共债务影响私人资本投入的途径

公共债务通过影响民间投资进而对总产出的影响可表示为：

βA（t）L（t）αK（t）β-1G（t）1-α-βdK（t）dDB（t）（5）

一般而言，公共债务可以通过挤出效应影响民间投资。政府发行公共债务是通过向公众借款来实现的，其直接后果是引起政府和私人部门在借贷资金需求上的竞争，由于政府在竞争中占有优势地位，从而在一定程度上对民间投资产生消极影响，导致私人资本投入下降。

5.公共债务影响公共资本投入的途径

公共债务通过影响公共资本投入进而对总产出的影响可表示为：

（1-α-β）A（t）L（t）αK（t）βG（t）-α-βdG（t）dDB（t）（6）

公共债务不仅可以通过政府支出和投资影响劳动力投入，而且可以直接通过有效的公共投资形成公共资本。如以实施基础建设投资和促进科技发展为核心的公共资本积累，不但可以扩大投资需求与消费需求，而且能够促进总供给增加，对经济发展起了较大的推动作用。因此，政府可以利用公债资金直接进行公共投资，通过直接增加公共资本存量，从而促进经济增长。

综合来看，公共债务可以通过不同的途径影响实体经济增长，但由于不同途径的影响方向存在差异，公共债务对实体经济增长的总体影响方向也表现出一定的不确定性。与此同时，公共债务对实体经济增长影响的强度以及短期和长期影响的差异也需要确定。因此，需要对其进行进一步实证研究。

三、公共债务对经济增长影响的经验检验

本文首先分析中国公共债务对经济的传导效应，在经典生产函数形式基础上，将资本投入变量细化为公共资本投入和私人资本投入，即将产出Y视为劳动力投入L、公共资本投入G、私人资本投入K和生产效率A的函数。同时，基于上文分析，公共债务是影响经济增长的重要变量，因而本文将公共债务变量纳入回归方程，定量分析其对经济增长的影响。

1. 变量选取、数据来源与模型

本文以中国1981—2013年时间序列为样本。本文将经济总产出作为被解释变量，用实际国内生产总值（GDP）表示（以1978年为基期）；将各个投入要素作为解释变量，其中，劳动力投入（LABOR）用就业人数代表；对于公共资本（GI）和私人资本（PI）的选取，我们按照全社会固定资产资金来源划分，用国家预算内投资代表公共资本，用国内贷款、利用外资、自筹及其他资金代表私人资本。由于中国所公布的数据均为流量数据，而生产函数中的资本为存量概念，因而本文利用1981—2013年投资流量数据，根据永续盘存法来构造资本存量：Kt=1-δKt-1+It，其中，Kt和It分别是t时期的资本存量和投资，δ是几何折旧率，假定折旧率为5%，基期的资本存量按以下国际常用方法计算：K0=I0/g+δ，其中，g是样本期投资的年均增长率。公共债务（DEBT）用各年的国债期末余额表示，除了劳动投入外，各变量指标价值量均按1978年为基期的全国GDP平减指数调整为实际价值。数据源于《2014年中国证券期货统计年鉴》、国家统计局网站和中国国债协会网站。

2. 数据描述

我国从1981年恢复发行国债以来，随着经济发展与筹资建设的需要，国债规模逐年扩增。在我国发行国债的初始阶段，国债的主要作用是为弥补财政赤字，期间国债发行额较低（1981年仅发行48.66亿元）。1987年国务院明确规定财政支出不得向中央银行透支，随着财政赤字的扩大，在1991年我国国债余额突破1 000亿元，达到1 059.99亿元。1994年，为了遏制通货膨胀，我国正式建立财政赤字不得向银行透支或用银行的借款来弥补的制度，国债成了弥补财政赤字以及债务还本付息的唯一来源，于是国债发行规模开始了第二轮的大幅上升，当年年末的国债余额达到2 286.40亿元。此后，由于改革开放的不断深入，经济活力不断释放，基础设施建设投资需求持续增加，为了筹资国家经济建设资金，国债的发行规模继续扩大，1998年国债发行额占财政赤字比重以及国债发行额占财政收入的比重均创下历史最高，而1999年的国债余额达到10 524.00亿元。到了2009年，我国国债余额已经达到57 949.98亿元。总体来看，1981年恢复发行国债以来，为增加公共投资促进经济增长或者控制通货膨胀，我国债务规模持续扩大，截至2013年，我国国债余额规模已达到95 471.00亿元。

从我国历年的国债期末余额与GDP走势情况可以看出，除个别年份外，我国国债规模和GDP基本呈现相同的增长走势，并且从趋势上可以判断二者存在着正向相关关系。而我国公共债务对实体经济的影响效应如何，还需对其进一步的实证检验。

根据前文公共债务对经济增长影响的理论分析，本文基于包含公共债务变量的回归模型进行实证分析。为保证变量间的协整关系不变并使其趋势线性化，且在一定程度上消除时间序列中的异方差，本文对各变量进行自然对数变换处理，建立如下模型分析公共债务对经济增长的影响：

2.平稳性检验与协整关系检验

首先检验各个变量时间序列的平稳性，使用计量软件Eviews8.0对其进行ADF单位根检验，检验过程中滞后项的确定采用AIC准则和SC准则，各变量的单位根检验结果如表1所示。

表1单位根检验结果显示，各个变量在5%显著水平上都是非平稳的时间序列，而它们的一阶差分序列在5%显著水平上均是平稳的时间序列。这说明各个变量均为一阶单整序列，即为I（1），符合同阶单整序列要求，因而可以进一步进行协整关系检验。

由于各个变量均为一阶单整序列，所以可以判断它们之间可能存在长期的均衡关系，即协整关系，本文利用Johansen检验方法进行协整检验，根据AIC准则和SC准则确定合理的滞后阶数为2，在检验过程中考虑了含有常数和时间趋势的情况，检验结果如表2所示。

表2的检验结果显示，在5%显著水平上拒绝了没有协整关系、最多1个协整关系、最多2个协整关系和最多3个协整关系。迹统计量在5%显著水平上存在4个协整方程。因此，可以表明变量之间确实存在长期的均衡关系，变量及回归模型具有一定的合理性。

3.长期均衡关系分析

本文对回归模型（7）进行计量检验，确定其是否违背经典回归模型的假定，进而选取合适的回归方法。由于对数据进行了对数化处理，模型并不存在异方差问题，但有可能存在自相关和内生性问题。其中，由于公共债务及资本存量会影响经济产出，而经济反过来也会影响债务发行和资本。因此，本文采用Hausman检验方法检验内生性问题，即选取滞后一期的债务变量作为工具变量构造辅助回归，将辅助回归得到的残差加入模型（7）判断其是否具有内生性问题。经检验，加入残差模型的回归结果中，残差项的t统计量为-0.30，即显著为零。由此我们判断该模型并不存在内生性问题。更进一步，本文检验可能存在的自相关问题，相应的DW值为0.65，即存在一阶自相关。鉴于此，本文运用Newey-West方法进行自相关稳健标准误估计以修正相关统计量。修正后，本文对模型（7）进行回归分析，最终得到五个变量的长期均衡关系可表示为：

从模型回归结果看，拟合优度和修正后的拟合优度都接近于1，说明回归模型拟合效果很好，并且模型整体通过F统计量的显著性检验。同时，各变量回归系数对应的t统计量均较大，所有的P值都远远小于0.05，说明系数至少在5%显著水平上显著。另外，对模型的残差项进行ADF检验，结果表明该模型的残差项在1%显著水平上是平稳的。因此，模型总体的回归结果较为理想。

从变量系数来看，由于变量采用的都是对数形式，因DMJ 回归方程的斜率系数的实际意义是产出弹性。其中，私人资本的产出弹性最大为0.76，可以看到公共资本和劳动力投入的实际产出弹性系数为负，而这与一般经济理论不符，主要是由于随着资金的投入以及技术水平的提高，社会对劳动力的需求开始呈现下降的趋势，加之中国部分行业（例如农业）或地区存在着大量剩余劳动力，由于要素的边际收益递减规律导致其系数为负；而公共资本的产出弹性为负说明公共资本的投入会对私人投资产生一定的挤出效应，从而导致其对经济增长产生不利影响。公共债务的产出弹性为0.07，表明在假定其他投入不变的情况下，公共债务增加1%，会促进经济增长0.07%。

4.短期非均衡关系分析

由以上分析可知，本文所选取的变量之间存在协整关系，表明变量间有长期均衡关系。但从短期来看，可能会存在非均衡情况，为了使模型能够反映短期内的动态调整，将模型（8）中的残差作为均衡误差ecm，对其取滞后一期并连同其反映短期波动的解释变量一起，建立误差修正模型（9），估计结果如表3所示。

误差修正模型的分析结果表明，中国经济增长不仅取决于各要素投入，还取决于上一期经济产出对均衡水平的偏离，误差项ecm体现了对偏离的修正，符合反向修正机制，且通过了1%显著水平的t检验，说明经济产出受到长期均衡关系的显著影响，上一期非均衡误差ecmt-1对本期经济波动的修正速度为0.78，说明了短期非均衡向长期均衡状态调整的速度较快。模型中除了公共资本投资外，其他变量都通过了1%显著水平的t检验，从短期看，私人资本的产出弹性最大，公共债务投资对经济产出的产出弹性为0.10，表明在假定其他投入不变的情况下，公共债务增加1%，会促进经济增长0.10%。

四、结论及启示

本文选取中国1981—2013年时间序列数据，运用协整分析方法和误差修正模型，考察了中国公共债务对经济增长的长期影响和短期影响，得出以下结论和启示：

第一，经济总产出、劳动力投入、公共资本投资、私人资本和公共债务之间存在着长期均衡关系和短期非均衡关系，虽然中国公共债务对经济增长的贡献相对较小，但无论在长期还是短期，公共债务对经济增长都起到促进作用。因此，政府应当重视公共债务对经济增长的促进作用，适度实行扩张性财政政策。但需要注意的是，近几年来中国国债发行规模的迅速扩张，债务依存度偏高的问题逐渐呈现，所以在积极发行国债的同时还需考虑将规模控制在警戒范围内，避免债务危机问题的出现。

第二，中国公共债务投资对经济总产出的短期弹性要大于长期弹性，说明公共债务对经济增长的长期促进作用存在下降的趋势，就中国国情而言，债务负担率仍处于合理范围之内，城镇化发展带来的基础设施投资需求仍一定程度依赖财政扩张，因而公共债务的继续增长具有现实可行性，但应密切关注其发展动态尤其是地方债务问题。从长远来看，中国公共债务规模也应随着经济增长和市场机制的完善而逐步扩大，因而中国政府可以继续实施积极财政政策，进行公共债务投资，除了保证必要的基础设施建设外，还应重点加大对科技创新和社会保障的投资力度。

第三，无论长期均衡还是短期非均衡状态下，公共债务的产出弹性都小于私人资本的产出弹性，因而公共债务投资对经济增长的贡献要小于民间投资。由此可见，私人资本对中国经济增长起着至关重要的促进作用。虽然公共债务对经济增长具有一定促进作用，但是其贡献远小于私人资本。因此，应该继续鼓励私人资本进行投资，逐步放开其对国家重大项目的投资准入，进一步激发私人资本的活力，一方面，政府可以借此合理调整公共债务发行规模与投资力度，防止挤占私人部门投资；另一方面，政府可以更多地利用债务融资加大对重点行业的投资，尤其是具有强外部性并且私人资本无法也不愿进入的领域，从而为经济提供持续增长的动力。

当然，增加公共债务进而扩张财政仅是进行宏观调控的手段之一，应该审时度势，灵活运用，既要避免关系国计民生的重点领域的投资不足，也要合理控制债务的规模和结构，避免地方政府局部债务风险发生。同时，应当将财政政策和货币政策以及相关社会政策相结合，协同发力，更好地为“稳增长、调结构、促改革、惠民生、防风险”服务。

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（责任编辑：韩淑丽）

作者：齐红倩　庄晓季

债务水平经济增长论文 篇3：

地方政府债务对区域经济增长的影响研究

摘要：从改革开放直到现在，我国的经济实力、国家地位不断提高。与此同时，我国地方政府债务对区域经济增长的影响作用也越来越大，随之而来的是日益暴露的债务问题与风险。本文以我国东部七省三市地区为研究对象，采用Eviews面板数据模型的方法，研究其地方政府债务对区域经济增长的影响。结果表明：我国东部七省三市地区的政府债务在一定范围内会对区域经济增长产生正效应，当人均政府债务超过一个临界值时，政府债务对区域经济增长产生负效应，即两者关系呈现出倒“U”型。

关键词：地方政府债务;经济增长;东部七省三市

近年来，在我国经济进入新常态后，经济增长已经由高速转为中高速，并伴随着地方政府债务规模的快速扩张。近几年来井喷式扩张的政府债务规模带来了越来越多的问题和风险。在地方政府债务问题上，学者们各有研究和看法。但是，被大多数学者所认可的是适度的地方政府债务既可以筹集到所需的资金，同时也可以促进区域经济的发展，过度的债务规模则会对经济增长产生负面影响。但就我国地区经济发展而言，地方政府债务到底是如何影响区域经济发展的呢？本文将从我国东部地区入手，使用一定的研究手段，对两者之间的内在关系进行研究讨论，并针对问题提出建议。

1.我国地方政府债务现状

目前我国正处于经济新常态发展的重要时期，为了更好地促进经济和社会发展，地方政府需要越来越多的资金进行地方经济建设，这样使得地方政府不得不进行大规模的举债，这也直接使得我国各地方政府债务的规模越来越大。

我国各政府债务资金的使用流向十分不科学，使用效率也极其低下。有以下几点原因：第一，目前地方政府债务的种类繁多，发行的方式也大不相同且难以进行有效统计。第二，地方政府对取得的地方政府债务管理不严，但同时却是多个部门需要融资。即获取政府债务来源复杂不易，却使用众多。第三，地方政府对债务的使用流向、规模等方面的规定不够统一和规范，地方政府债务循环机制也尚未建立。

虽然大规模的地方政府债务会造成各种各样经济和社会方面的问题，但是地方政府债务的使用回报也是相对可观的。过多的债务会造成一定的风险，没有债务也是万万不能的，因为政府债务在对经济建设、社会基础建设、公共民生项目建设等方面的贡献也是巨大的。从地方政府债务使用流向可以看出，必要的政府债务规模是需要的，区域的经济发展所需的资金也需要政府债务的支持。当地方政府债务使用流向更加科学时，地方政府债务使用回报也会更高些。

2. 地方政府债务对经济增长影响的实证研究

本文选取我国东部地区七省三市，包括北京、天津、河北、上海、江苏、浙江、福建、山东、广东、海南2008-2017年的相关数据，并进行Eviews面板数据分析。

本文参考张启迪（2015）的方法，在实证分析中采取二次函数形式的模型，观察检验我国东部地区地方政府性债务对经济增长的非线性影响，为了消除异方差性的影响，对模型各数据取对数。

其中，pdgp表示人均GDP，作为经济增长的参考指标;debt是估算出来的人均地方政府债务余额，作为地方政府债务规模的指标，debt2为debt的平方项，主要是为了构造出二次函数的模型;参数α表示常数项;X表示其他变量，代表影响经济增长的其他因素，包括人均资本存量、人均教育水平、人均经济开放程度、人均科技创新以及人均税收收入。ηi代表对经济增长有影响的不可观测因素;εit为均值为零的误差项;i代表不同地区，反映了不同地区之间影响经济增长率的差别;t表示随时期改变的因素。

回归结果如下：

以上一共有4组面板数据模型，带*代表的是在5%显著。根据表5的检验结果来看，第三种剔除经济开放程度的模型表现较为良好，相应的估计式为：

3.关于我国东部七省三市政府债务的政策建议

3.1总结

经过研究后，本文主要得到以下几点结论：

第一，我国东部七省三市地方政府债务与经济增长的关系是复杂的非线性关系，其地方政府债务在一定范围内会对区域经济增长产生正效应，即存在一个临界点，该临界点值为28.59%，当人均地方政府债务超过一个临界值时，政府债务对区域经济增长产生负效应，即两者关系呈现出倒“U”型。我国东部地区各省市的截距也各不相同，在经济较发达的江浙沪地区，他们的债务作用要比其他地区好得多，而像海南等经济较弱的地区则更需要债务的支持。

第二，通过对东部七省三市相关数据的实证分析发现：在一定范围内，我国东部地区的地方政府债务能够有效促进区域经济增长。其中，人均固定资产投资的系数显著为正，说明现阶段我国东部地区固定资产投入越多时，效率越高时，对东部地区经济的增长就越有利。人均教育水平的系数也显著为正，说明教育水平越高时，产生的各方面的人才专家数量就会越多，从而为促进经济增长提供了大量人力资本保障。人均科技创新系数显著为正，说明我国东部地区技术进步促进了技术创新、资源节约，实现了区域经济的可持续发展，对经济增长产生积极效应。

3.2政策建议

3.2.1合理控制地方政府债务规模，防范风险

虽然地方政府通过各种各样的方法筹措到了经济发展急需的资金，并在一定程度上促进了当地经济的发展。但同时不容忽视的是，有的地方政府只知道一味大量地借款举债，而不考虑后果风险，急于求成，加大了地方政府债务风险。由于我国各地区经济发展水平各不相同，各政府应该根据本地区的实际情况对债务规模进行有效的预估和管理，同时防范好债务风险。在我国东部地区，区域经济发展相对成熟，合理控制地方政府债务规模并防范其风险是推进其经济更好地发展的必要条件。

3.2.2提高债务资金使用效率，规范使用流向

当借来的债务使用效率变高，使用流向更加透明规范时，地方政府债务就会在一定程度上达到最佳的科学使用效果，对经济增长起到更好地推动作用。就我国东部七省三市而言，地方政府要有一套对地方政府债务合理的规划管理的方案，要有有效的资金管理系统，能够充分彻底了解各项有效信息，准确全面地将债务资金使用到应该用的地方，并进行有效地监督、管理和控制。政府各部门之间也需要更加协调地合作，这样才能将债务提供的资金用对地方，有效避免造成地方政府债务资金使用效率低下、使用流向不规范和债务规模越借越多的问题。

3.2.3加强地方政府部门监管，建立规范融资机制

在地方政府债务问题上，只有狠抓监管，才能从根本上解决债务资金使用效率不高、使用流向不规范等问题。地方政府必须严格管理融资平台公司的政府融资功能，明确规定融资平台公司不得增加政府债务。当政府部门的监管能力上升并具备完善的债务风险和绩效评估体系时，一系列的债务问题和风险都会被预先管理。作为地方债务管理的责任主体，我国东部地方政府应当做好相关监管工作，如加快建立全面规范的监管体系，加快建立更加规范的融资机制，一定要严惩举债中存在的违法违规行为，这是有效防范和化解债务风险的重要底线和前提。

参考文獻：

[1]艾锦龄.中国地方政府债务问题的成因与对策[J].公共管理，2018，（06）：50-53.

[2]关颖哲.丹东市地方政府债务成因及对策[J].合作经济与科技，2018，（08）：148-149.

[3]高晓鹤.地方政府债务风险成因与规避[J]. 财政探索与研究，2016，（07）：7-9.

作者：潘晓亮