一、引言与文献综述

自2017年7月全国金融工作会议正式提出地方政府隐性债务风险后，这一话题就备受关注。2020年12月，中央经济工作会议明确提出抓实化解地方政府隐性债务风险。稳妥化解地方政府隐性债务风险也被列入《中华人民共和国国民经济和社会发展第十四个五年规划和2035年远景目标纲要》，成为未来五年乃至更长时期财政可持续发展的重要目标。

实际上，地方政府隐性债务问题由来已久。如果以2015年新《预算法》赋予地方适度举债权为标志，2015年之前地方政府的举债均可归入隐性债务的范围，尤其是2008年为应对全球金融危机的冲击，以地方融资平台为载体的地方隐性举债迅速膨胀。2013年6月，为摸清地方政府债务底数，审计署按照偿还责任、担保责任、救助责任三类情形，对地方政府性债务进行了全面审计。2015年，财政部对纳入地方政府债务范围的隐性债务实施债务置换，由此切断政府信用与融资平台举债的联系，推动融资平台市场化转型。同时，通过限额管理和预算管理的方式使地方政府举债走上法制化、规范化轨道。然而，地方政府预算外举债并没有消失。地方拥有合法举债权后缘何隐性债务持续存在，引起了学界和业界的广泛关注。一种直观的解释是，发行地方政府债券融资“开前门”不够大，导致地方政府隐性举债的“后门”关不上（张立承，2018）。实质上，新《预算法》的实施并没有改变地方政府举债扩张的逻辑。在地方政府事权和财权不匹配造成的财政缺口未改变、地方政府热衷基建投资的激励未改变的背景下，地方政府举债的“财政体制”诱因和“官员行为”诱因成为解释隐性债务膨胀的两大主流学说。关于前者，马海涛和吕强（2004）、杨志勇（2009）、贾康等（2010）指出，分税制改革以来，政府间财政关系呈现出“财权上收、事权下移”的新财政集权特征，“财权与事权不匹配”导致的财政收支压力是地方政府被动举债的原因。洪源等（2018）、毛捷等（2020）、曹光宇等（2020）的研究证实，不论是省级、市级还是县级政府，财政压力都是各级地方政府债务扩张的重要根源。如果再考虑到地方政府对中央政府的救助预期（龚强等，2011）、“公共池”激励以及普遍存在的预算软约束，则进一步强化了地方债务扩张（郭玉清等，2016；王永钦等，2016）。此外，中央政府的转移支付助长地方债务扩张也得到了经验支持（钟辉勇和陆铭，2015）。

在官员行为研究方面，一方面，地方政府官员为晋升而举债的观点受到关注。如高然和龚六堂（2019）、冀云阳等（2019）的研究表明，官员晋升激励和地区竞争是地方以地生财和大幅举债的内在动因。贾俊雪等（2017）考察了多维晋升激励对地方政府举债行为的影响，发现官员增长绩效晋升激励对地方举债规模有显著正向影响。曹婧等（2019）运用地级市数据的研究发现，晋升压力和发展压力引发地方债扩张。缪小林和伏润民（2015）的研究指出，我国地方政府存在的“权责分离”为地方超常规举债提供了条件。另一方面，官员更替引发的新城建设（彭冲和陆铭，2019）、政策短视（周黎安，2018）、政策不确定性（罗党论和佘国满，2015）等因素也对地方举债产生重要影响。

如果说上述研究侧重强调地方政府举债的需求侧因素的话，那么，对举债供给侧的研究成为近年来研究的另一个重点。毛捷等（2019）、李一花和乔栋（2020）的研究证实，隐性金融分权使得地方扩大债务规模的动机更易实现。吕健（2014）、马恩涛等（2020）的研究表明，影子银行推动了地方债务增长。韩健和程宇丹（2020）指出，金融机构的非独立性和对融资平台的体制性偏好，对地方隐性债务扩张推波助澜。徐军伟等（2020）的研究认为，地方政府对融资平台公司存在资产延伸和风险联保，大大推动了地方隐性债务规模的扩张。钟宁桦等（2021）基于对融资平台“隐性担保”预期的新测度，发现债务置换强化了城投债“隐性担保”预期，妨碍了融资平台的市场化进程。张莉等（2018）、向辉和俞乔（2020）指出，地方举债多以土地为担保和偿还来源，土地出让收入的增长助长了债务扩张，但土地出让收入不稳定也加剧其风险。楼继伟（2019）明确指出，尽快实现融资平台市场化转型，是防范和化解地方隐性债务风险的关键。

此外，还有一些学者从地方投融资制度不完善（温来成和徐磊，2020）、地方政府债务监管制度不规范（杨灿明和鲁元平，2013）、债务不透明和中期预算制度未建立（肖鹏等，2015）等方面探讨了地方隐性债务难以控制的原因。

本文主要基于官员行为的视角，但与发展压力和官员晋升的思路有所不同，本文认为，现实中我国的各级党委实行的是“集体领导和个人分工负责相结合的制度”，典型的如常委会制度。以省级党委常委会制度为例，省级党委常委是省级领导干部中最为关键的群体，同时也是“中管干部”的重要组成部分。省委常委会在省区范围内对经济社会发展发挥着顶层设计的作用，当然也包括对地方政府债务的影响。正如《中共中央关于加强对“一把手”和领导班子监督的意见》（2021年3月27日）指出，“党的委员会是党执政兴国的指挥部，‘一把手’是党的事业发展的领头雁。党的十八大以来，推动落实党委（党组）主体责任、书记第一责任人职责，领导班子其他成员‘一岗双责’、纪检机关监督专责，形成了许多有效做法和经验”。在2017年7月召开的全国金融工作会议上，中央首次强调：各级地方党委和政府要树立正确的政绩观，严控地方政府债务增量，终身问责，倒查责任。2021年3月15日的国务院常务会议进一步提出落实省级党委和政府对本地区债务风险负总责的要求。因此，与以往文献侧重强调党政“一把手”（党委书记与政府正职）的作用不同，本文关注党内“集体领导”组织原则下实际权力结构对地方举债的影响。所谓实际权力，按照Acemoglu 和 Robinson (2008)的定义，意指社会各群体实际掌握的财富、武力与集体行动能力，与名义政治权力可能是无关的。现实中，实际权力对于政策制定和资源配置往往具有重要作用。高楠和梁平汉（2015）最早研究了省委常委集体决策结构对地方政府行为的影响。他们对省委常委集体决策结构的划分是以“新常委和旧常委”为标准，其中，旧常委是指常委会中省委书记任职前已经担任常委的人员，新常委是指省委书记任职后进入常委会的人员。由于新旧常委的资历、利益、话语权有所不同，因此，省委常委集体决策结构可能对地方政府行为产生不同的影响。本文同样基于省委“常委会决策”特色，但以省委常委“来源地”为特征，衡量实际权力结构的影响。之所以运用省委常委“来源地”特征研究地方政府隐性举债，是因为官员的不同来源决定了其行为特征的差异。从省级层面来看，省级党委常委会的来源可分为中央下派、外省调入、本省升迁，已有研究表明，这三种类型的常委具有鲜明的差异化行为倾向，是刻画集体决策影响的良好的切入点。目前从官员集体决策的视角对地方政府隐性举债的研究还比较鲜见，本文正是基于该视角对地方政府隐性举债进行探索性研究。

从省级党委常委会的不同来源看，由于不同来源省级党委常委，具有不同的任职经历、不同的资源和人脉关系，因此，对地方政府是利用隐性举债还是更多的从中央申请和调动资源，存在不同的机会和条件。具体而言，一方面，本省升迁的常委具有更丰富的本地工作经验，更为熟悉地方情况且具备更为浓重的乡土情结，更倾向于对家乡施以援助之手，对地方筹集更多的资源加快发展的支持意愿和支持能力更为突出，因此，对地方利用隐性举债的监管意愿放松，甚至利用自身的影响助力地方获取债务融资来源（如通过对金融资源的影响）。相对而言，外省调入或中央下派省委常委与中央联系紧密，因而从中央获取资源的能力相对较强。如果能从中央获取更多的合法资金（资源），如转移支付或显性债务限额，然后分配给市县政府，从而有益于地方经济发展，自然是更为理性和安全的做法。因此，相对而言，三类省委常委的自身优势和条件的差异，可能导致对地方隐性债务规模的影响不同。另一方面，按照我国地方政府债务管理制度，省级政府在地方政府债务管理中负有重要职责。从具体的管理制度来看，目前债务管理基本上可以分为中央和省级两级。中央对省级实施债务限额分配和债务监管，省级负责本省范围内的债务限额分配、债券发行和偿还，承担债务风险防控职责。在这种双层管理模式下，省级政府毫无例外地成为本省债务风险的重要责任人。本文关心的问题是省委常委会委员的不同来源对地方政府隐性债务规模有何影响？其背后的影响机制是什么？

本文与以往文献相比，有以下三方面的边际贡献：一是研究视角的创新。本文提出了不同于研究党政一把手对地方政府举债影响的新视角，弥补了党内“集体领导”的组织原则和实际权力结构影响研究的不足。通过采用省级党委常委集体决策权力结构的视角，实证研究了不同类型的常委对隐性债务扩张的影响，为研究地方隐性债务风险提供了新思路，对完善官员治理和国家治理体系现代化提供借鉴和参考。二是本文在研究官员集体决策结构基础上，引入财政压力和发展压力等政府举债的现实重要影响因素，通过两类压力与集体决策结构（三类常委）的交互影响，系统分析官员因素和制度因素对地方隐性债务的综合影响，试图揭示地方隐性举债的政治经济学机制。三是在实证策略上，本文通过采用全面FGLS模型、动态面板模型和中介效应模型，揭示省级党委常委会决策结构特征对隐性举债的影响并识别其作用机制。本文以下内容是这样安排的：第二部分是制度背景与典型事实；第三部分是实证策略与变量设置；第四部分是实证结果分析；最后一部分为结论与政策建议。

二、制度背景与典型事实 (一) 地方政府隐性债务

从时间脉络看，地方政府隐性债务肇始于1994年分税制改革，膨胀于2008年的全球金融危机。以后者为重点，2008年，中央政府实施“四万亿”财政刺激计划以应对金融危机的负面影响，其中有一半以上的资金需地方政府安排。为解决地方政府资金困难，财政部一方面代部分省份发行债券，另一方面支持有条件的地方政府试点组建融资平台，通过融资平台发债融资，地方政府债务迅速增加。为防范金融风险，中央政府在2010年开始实施债务整顿，并于2011年、2013年两次在全国范围内开展债务审计，《全国政府性债务审计结果》显示，截至2013年6月底，全国地方政府性债务余额达17.90万亿元，其中：政府负有偿还责任的债务为10.89万亿元；负有担保责任的债务为2.67万亿元；可能承担一定救助责任的债务为4.34万亿元。2014年9月，《关于加强地方政府性债务管理的意见》颁布实施，明确提出对地方政府债务进行限额管理，并对甄别后的地方政府性债务进行置换。2015年新预算法实施后，地方政府开始以发行债券的形式公开举债，但隐性债务并没有彻底消失，通过影子银行、政府购买服务、PPP项目、政府引导基金等形式变相举债，隐性债务规模迅速增加。2018年财政部启动对新一轮地方隐性债务的清查统计，对隐性债务的认定是未纳入地方政府债务限额管理，由国有企事业单位和融资平台通过贷款、拖欠工程款项、PPP模式、政府购买服务、政府投资基金等形式，承诺由财政性资金偿还或是违规担保构成的债务以及中长期财政支出责任。2015年后形成的隐性债务有以下特征：就举借主体而言，既涉及政府行政事业部门，也涉及肩负基础设施建设职能的地方国企、融资平台公司，呈现多主体特征；就债务资金投向而言，重点投向具有较强的公益性或准公益性领域，大部分属于政府的投资职责范围；就债务性质而言，既包括负有偿还责任的显性债务，甚至违法违规的显性债务，也包括政府负有一定担保与救助责任的或有债务。因此，本轮隐性债务相较于2015年之前的地方政府性债务，具有更强的隐蔽性、复杂性和规模更庞大。由于2015年后形成的地方隐性债务缺乏官方公开数据，因此，不同的机构和学者给出了自己的估计，由于估计范围、口径和方法等存在诸多差异，因此，结果差异也较大。部分估算结果如表1所示。

(二) 省委常委会制度

改革开放以来，一方面，中央加强了对地方党委的制度建设，如颁布和修订《中国共产党地方委员会工作条例》；推行“三重一大”制度，即重大事项决策、重要干部任免、重要项目安排、大额资金的使用，必须经领导班子集体讨论作出决定；削减地方党委副书记人数，确立“一正两副”的领导结构等。这使得地方党委常委会的组成结构发生了变化，像过去那种权力过分集中于书记的情况有所转变，集体领导的色彩有所增强。另一方面，与省级党委常委决策体制密切相关的一个问题是省级党委常委的产生方式。《中国共产党党章》规定：党的地方各级委员会全体会议，选举常务委员会和书记、副书记，并报上级党的委员会批准；在党的地方各级代表大会和基层代表大会闭会期间，当上级党组织认为有必要时，可以调动或者指派下级党组织的负责人。《中国共产党地方委员会工作条例》也规定：党的地方委员会换届时，书记、副书记和常委会其他委员由全会选举产生，并报上一级党委审批；在党代表大会闭会期间，上级党委可以根据工作需要，调动、任免下级党委书记、副书记和常委会其他委员，其数额在任期内一般不得超过常委会委员职数的二分之一。这表明，省级党委常委的产生方式主要有两种：一是“省级党委选举+中共中央批准”，二是“中共中央任命”。尽管这两种方式都反映了中共中央在省级党委常委产生过程中的决定性作用，但后一种方式显然更加凸显了中共中央在选人用人上的主动性。由此，本文将省级党委常委的产生，按照来源地不同，分为本省升迁、外省调入与中央下派三种类型，省级党委常委的不同来源对其行为特征差异存在重要影响。如刘海洋等（2017）认为，相对于外省调入官员而言，本省升迁的常委一方面具有更丰富的本地工作经验，更为熟悉地方情况且具备更为浓重的乡土情结，更倾向于对家乡施以援助之手，以照顾家乡利益；另一方面，本省升迁官员在当地的人脉和资源更为丰富，因而预算外融资能力更强。相反，外省调入或中央下派省委常委与中央联系紧密，因而从中央获取资源的能力相对较强；同时对中央调控政策的解读与把握更好，更有利于中央政策的贯彻与落实（向杨，2020）。

图1显示了2010−2018年间，除内蒙古外，其他所有省份的省委常委组成显示：浙江（83.9%）、北京（83.5%）、四川（79.2%）、上海（77.4%）、福建（76.2%）、山东（76.0%）等省份本省升迁比例较高；内蒙古（34.9%）、贵州（32.3%）、江西（28.9%）、重庆（25.6%）、宁夏（25.4%）、陕西（23.2%）等省份外省调入比例较高；广西（23.4%）、重庆（16.8%）、甘肃（16.1%）、福建（15.6%）、湖南（15.2%）、天津（15.1%）等省份中央下派比例较高。总体而言，本省升迁仍是省级党委常委的主要来源。

为进一步分析省委常委来源的地区差异和时间差异，本文按照四大区域（东、中、西与东北地区）与样本年份的划分标准，测算三类常委的区域差异与时间趋势。

图2显示了2010−2018年四大区域省级党委常委的结构。对本省升迁的省委常委而言，从高到低的顺序依次为东部地区（74.8%）、东北地区（72.9%）、中部地区（68.5%）和西部地区（67.2%）；对外省调入的省委常委而言，依次为西部地区（21.3%）、中部地区（21.1%）、东北地区（18.5%）和东部地区（16.0%）；对中央下派的省委常委而言，依次为西部地区（11.5%）、中部地区（10.5%）、东部地区（9.3%）和东北地区（8.6%）。这表明，对经济越发达或者政府治理能力越强的地区而言，中央越倾向于从本地选拔常委；反之，则更主张自外地或者中央调任常委。

图3显示了2010−2018年省级党委常委中各类型常委的变化趋势。可以看出，随着时间的推移，外省调入与中央下派常委的比例不断上升，本省升迁比例持续下降。^①②③

三、实证策略与变量设置 (一) 实证策略

1.基准模型。本文利用2010−2018年30个省级单位的面板数据，对集体决策权力结构对隐性债务规模的影响进行实证分析，基准模型如下：

式(1)中，下标i表示省份，t表示年份。被解释变量Debt_it表示各省份隐性债务规模。核心解释变量Power_it表示集体决策权力结构，根据省级党委常委来源分为本省升迁、外省调入与中央下派三种类型。α₁是解释变量的系数，X是控制变量向量，β代表各控制变量的回归系数。

2.动态面板模型。集体决策权力结构与地方政府隐性债务规模可能存在双向因果关系。同时，地方政府隐性债务规模也具有动态连续性，当期债务规模可能受前期债务水平的影响。因此，本文在式(1)基础上引入隐性债务的滞后项作为解释变量，建立动态面板模型，模型如(2)所示：

其中，Debt_i,t−1、Debt_i,t−2为被解释变量的滞后项，根据模型是否满足自相关和过度识别假设决定滞后阶数。 $\varphi_{1} $ 、 $\varphi_{2} $ 为其对应系数；Power_it为核心解释变量，γ为其系数；X是控制变量向量，η为参数向量。根据Blundell和Bond (1998)的研究，使用系统GMM方法（SYS_GMM）进行回归，同时将差分GMM方法（DIFF_GMM）的回归结果作为参照。

3.中介效应模型。地方政府借助金融资源进行隐性举债融资已得到一些研究的支持。本文认为，集体决策权力结构对隐性举债的影响，可能与金融资源的运用有关。正如毛捷等（2019）研究指出，商业银行的体制性偏好使地方债务规模的扩张得以实现。吕健（2014）的研究也表明，影子银行与金融预算软约束对地方政府债务规模膨胀发挥了推波助澜的作用。从三类省级常委来看，本省升迁常委与本地金融机构的关系更为紧密，更容易对金融资源的利用产生影响，因而支持地方预算外举债融资的能力和倾向可能更强。而外省调入或中央下派常委与中央联系紧密，从中央获取合法资源的能力相对较强，借助中央资源支持本省经济发展的优势更加明显，从而对控制地方隐性举债的倾向可能更强。为识别金融资源利用及其三类常委的行为差异，本文引入中介效应模型，以金融资源调动能力（商业银行信贷规模Loan_it）作为中介变量，采用人均化并取对数形式。模型如式(3)、式(4)所示：

中介效应的识别逻辑是，在集体决策权力结构对隐性债务存在影响的前提下，省级党委常委是否对金融资源调动产生影响，同时，金融资源调动是否又对隐性债务规模产生影响。如果上述传导机制存在，则证明省级党委常委通过金融资源调动影响地方隐性债务。因此，对中介效应模型的检验重点在于通过式(1)、式(3)和式(4)中集体决策权力结构的系数与中介变量的系数进行判断。若式(1)中的α₁通过显著性检验则进入下一步，若没有通过则结束。接下来考察式(3)中β₁与式(4)中ω₂是否显著，若二者同时通过显著性检验，可继续检验ω₁是否显著，若显著且小于α₁，则中介变量具备部分中介效应；若ω₁未能通过显著性检验，则中介变量具有完全中介效应；若β₁与ω₂至少一个不显著，则进行Sobel检验，通过显著性检验则中介效应存在，否则中介效应不存在。

(二) 变量设置

1.被解释变量（Debt）。本文的被解释变量为地方政府隐性债务规模，由于缺乏官方数据，本文对地方政府隐性债务规模进行了估算。估算方法是，首先测度全口径地方政府债务，然后扣减显性债务规模后得到隐性债务规模。其中，全口径地方政府债务规模的计算采用张忆东和李彦霖（2013）的做法，通过地方政府市政领域固定资产投资总额减去地方政府预算内投资金额后得到。估算样本和时间区间为我国30个省份2010−2018年的省级面板数据（不包括西藏）。为剔除价格影响，以居民消费价格指数（基期是2010年）进行平减，同时对各省地方政府隐性债务人均化并取对数处理。

2.核心解释变量（Power）。本文的核心解释变量为“集体决策权力结构”。具体做法是选取“省级党委常委来源”刻画集体决策权力结构，即该干部在成为省级党委常委前就职的地区−本省、外省和中央。由此，将省级党委常委按来源区分为三种类型：（1）本省升迁，即该干部在成为省级党委常委前于本省任职，记为Power^本；（2）外省调入，即该干部在成为省级党委常委前于外省任职，记为Power^外；（3）中央下派，即该干部在成为省级党委常委前于中央任职（包括中央层面党的机构、国家机构以及纳入中央管理的企事业单位与群众团体等），记为Power^央。干部来源不同，可能意味着对当地利益的感受和资源利用的不同，是否对地方隐性举债产生不同影响，是本文关心的核心问题。具体而言，本文预期省委常委中来自外省调入或中央下派的干部，与中央的联系更为紧密，更能体会中央的调控意图，相对于本省升迁的干部，在控制地方政府隐性债务问题上倾向性更强。

3.控制变量。参考同类文献的控制变量设置，本文选取以下8个控制变量。其具体含义和指标设定如下：（1）财政压力（Gap）。用地方财政缺口（地方财政支出减去地方财政收入）表示，采取人均化并取对数的形式。该数值越大，说明财政压力越大，越需要借助预算外举债融资来解决资金难题。（2）经济发展水平（Gdp）。用人均国内生产总值的对数刻画。一方面，随着经济发展水平的提高，债务偿付能力增强，地方政府更倾向举债融资；另一方面，较高的经济发展水平也意味着更高的财力水平，这会使得债务融资需求下降。因此，经济发展水平对举债的影响存在不确定性。（3）土地财政（Land）。用土地出让收入占地方一般公共预算收入的比重反映。一方面，土地财政收入作为地方自主性较强的财力来源，随着土地出让收入水平的提高，地方政府举债的偿还能力更强，更有利于隐性债务规模扩大；另一方面，土地财政收入增多也能在一定程度上缓解地方资金压力，降低地方政府预算外举债融资倾向。（4）经济增长压力（Pressure）。以经济发展水平较高的相邻省份为标杆，同时考虑全国范围内的赶超压力，将地区经济增长压力界定为：某省经济增长压力=（相邻省份最高人均GDP/本省人均GDP）×（全国省份最高人均GDP/本省人均GDP），该数值越大，说明经济增长压力越大，对预算外举债融资的需求越大（缪小林等，2017）。（5）产业结构（Industry）。利用第二产业增加值占GDP比例反映产业结构，该数值越大，一方面，说明地区经济发展水平越高，越能吸引更多人口流入，使公共服务需求增加，加剧债务融资压力；另一方面，地区经济发达意味着财源雄厚，预算外融资压力可能更小。因此，二者的净影响不确定。（6）市场化水平（Market）。采用王小鲁等（2019）测度的市场化指数表征地区市场化水平，该数值越大，说明市场化水平和法制规范性越强，市场和社会力量监督地方违规举债的能力更强，越能抑制隐性债务增长。（7）城市化水平（Urbanization）。用城市建成区面积占地区总面积比重反映。随着城市化进程不断发展，地方政府举债缓解城市化扩张的压力可能越大。（8）老年人口抚养比（Old）。以65岁老年人口在全部人口中的比重反映。预期老年人口抚养比越高，相应的养老和医疗服务支出更大，由此推动的债务融资需求越大。

以上数据来源于《中国统计年鉴》（2011−2019）、中国经济网地方党政领导人物库、人民网、中国地方政府债券信息公开平台、财政部网站等。表2为主要变量的描述性统计结果。

四、实证结果分析 (一) 基准模型回归结果

在对模型进行估计前，首先应当对扰动项中是否存在组间异方差、组内自相关与组间同期相关等进行检验。对于组间异方差与组内自相关问题，本文采用Greene及Wooldridge的沃尔德检验，而组间同期相关问题，则借助Pesaran的半参数检验。为保证检验结果的稳健性，本文对未考虑控制变量、考虑控制变量的模型都进行相关检验，结果见表3。相关的检验结果显示，无论是否考虑控制变量，检验结果均拒绝原假设，因此，按照文献的通行做法，使用全面FGLS方法进行回归。

表4是基准模型（1）的回归结果。表4的列（1）、列（3）、列（5）是控制了地区和年份固定效应的回归结果，列（2）、列（4）、列（6）是加入了控制变量的结果。加入控制变量的回归结果显示，本省升迁常委的系数显著为正，而外省调入和中央下派常委的系数显著为负。具体而言，本省升迁常委比例每增加1%，将引起隐性债务规模增长48.9%，而外省调入和中央下派常委比例每增加1%，则引起隐性债务规模分别降低36.8%、68.8%。这意味着本省升迁的省委常委对隐性负债扩张的影响更大，而外省调入或中央下派省委常委管控隐性债务的倾向较强。对比外省调入常委和中央下派常委，后者比前者管控地方隐性债务增长的倾向更强。

从控制变量的结果来看，财政压力的回归系数为正且在10%的水平上显著，说明财政压力越大，越需借助预算外举债融资来解决资金难题。经济发展水平的回归系数为正且在5%的水平上显著，说明随着经济发展水平的提高，债务偿付能力增强，地方政府更倾向举债融资。其余变量对地方政府隐性债务的影响不显著，不再详述。

(二) 动态面板模型回归结果

表5是动态面板模型回归结果。其中列（1）、列（3）、列（5）为采用SYS_GMM模型的估计结果，列（2）、列（4）、列（6）为采用DIFF_GMM模型的估计结果。地方隐性债务规模的滞后阶数确定为两阶，根据模型是否满足自相关和过度识别假设来看：AR(1)检验的P值都小于0.1，说明残差序列存在一阶自相关；AR(2)检验的P值都大于0.1，说明残差序列不存在二阶自相关。Sargan检验的P值都大于0.1，说明各模型都通过了工具变量有效性的过度识别检验。上述结果表明，表5中GMM模型的设置是合理的。

从表5可知，本省升迁常委对地方政府隐性债务规模具有显著正向影响，相对于基准回归结果，动态面板模型回归结果的显著性水平上升；外省调入和中央下派常委对地方政府隐性债务规模具有显著负向影响，相对于基准回归结果，动态面板模型回归结果显著性水平也有所上升。

从控制变量的回归结果看，以SYS_GMM的回归结果为例，加入控制变量后，财政压力每增加1%，引起隐性债务规模增长32.2%−37.1%，说明分税制后地方因事权-财权不匹配导致的财政缺口（财政压力）确实是解释地方政府举债冲动的重要依据，而且对于不同来源的省委常委均如此。土地财政收入占比每增加1%，将引起隐性债务规模下降6.9%−7.7%，说明土地财政收入占比的提高能缓解地方资金压力，降低地方政府预算外举债融资。经济增长压力每增加1单位，将引起隐性债务规模增长3.2%−3.7%，说明经济增长压力驱动地方预算外举债的趋势明显。老年人口抚养比每增加1%，引起隐性债务规模增长1.0%−1.7%，说明人口抚养负担越重，债务融资需求越大。

(三) 稳健性检验

稳健性检验主要包括替换被解释变量和解释变量两方面。首先，将被解释变量隐性债务规模替换为债务依存度（当年新增隐性负债与当年财政支出总额的比值）。回归结果如表6所示。回归结果与前述结果基本一致，其他变量的回归结果大体上与前述结果一致。这说明本文的实证结果比较稳健。其次，替换核心解释变量。由于军队系统的特殊性会影响“戎装常委”任职经历，本部分尝试去除该部分数据（省级军区司令员或者政委）进行估计。表7为回归结果。回归结果与前述结果基本一致。

(四) 中介效应模型回归结果

中介效应模型回归结果见表8。表8列（1）反映本省升迁常委对商业银行信贷规模的影响，回归结果显示，本省升迁常委比例每增加1%，将引起商业银行信贷规模增长5.0%。结合列（2）中商业银行信贷规模的系数显著为正，说明本省升迁常委影响金融资源利用，从而支持地方隐性举债的结论成立，该效应的大小为0.031（0.050×0.619）。表8列（3）反映外省调入常委对商业银行信贷规模的影响，回归结果显示，外省调入常委比例每增加1%，将引起商业银行信贷规模降低5.6%，结合列（4）中商业银行信贷规模的系数，可得到该效应为−0.039（−0.056×0.702）。表8列（5）反映中央下派常委对商业银行信贷规模的影响，回归结果显示，中央下派常委比例每增加1%，将引起商业银行信贷规模降低14.2%，结合列（6）中商业银行信贷规模的系数，可得该效应为−0.080（−0.142×0.564）。这意味着，相对于外省升迁与中央下派常委而言，本省升迁常委会影响金融资源利用，从而支持地方扩张隐性债务的猜想得到验证。

(五) 地区异质性分析

由于各省面临的财政压力、经济增长压力有所不同，是否由此对集体决策权力结构的作用产生影响，进而影响隐性债务规模？本文引入财政压力、经济增长压力进行分析。回归结果见表9和表10。

表9显示，在引入财政压力与集体决策权力结构的交互项后，三类来源的常委对隐性举债的倾向均受到财政压力的正向调节，从交互项系数看，呈现出外省调入、中央下派、本省升迁依次递增的关系。这意味着，在财政压力驱动下，外省调入、中央下派两类常委对隐性举债融资的容忍度大大提高。对本省升迁常委来说，引入财政压力后隐性举债的行为有所增强。

表10报告了引入经济增长压力与集体决策权力结构的交互项后的回归结果。结果显示，三类常委对隐性举债的倾向均受到经济增长压力的正向调节，从交互项系数上看，呈现出本省升迁、外省调入、中央下派依次递增的关系。这说明，在经济增长压力作用下，外省调入、中央下派常委对隐性举债的态度出现显著松动。对比表9和表10的回归结果可以发现，对外省调入和中央下派常委来说，经济增长压力比财政压力对其隐性举债的影响更为显著。

(六) 进一步考虑省委书记个人特征的补充分析

鉴于省委书记在省委常委会中的关键地位，且本文样本中，省委书记由本省提拔的比例较高，因此，本部分将省委书记的关键特征（年龄、受教育程度以及在该职位任职时间）纳入模型，设置本省升迁常委与省委书记年龄、受教育程度、任职时间三个交互项，以考察省委书记是否影响地方政府隐性债务规模。表11为回归结果。

从省委书记年龄的影响看，表11列（1）显示，本省升迁常委与省委书记年龄的交互项系数显著为正，说明随着省委书记年龄的增长，本省升迁常委对隐性举债的倾向有所提升。这说明，在中央注重领导干部年轻化的制度安排下，越年长的官员，越希望通过调动更多的资源，在短期内实现地区经济增长，显示个人政绩和谋求升迁的倾向更强。从省委书记受教育程度的影响看，表11列（2）显示，本省升迁常委与省委书记受教育程度的交互项系数显著为负，即随着省委书记受教育程度的提高，本省升迁常委对隐性举债的倾向性减弱，这意味着省委书记受教育程度越高，越注重举债的长期影响，而非短期激进举债。从省委书记在任时间的影响看，表11列（3）显示，本省升迁常委与省委书记在任时间的交互项系数显著为正，说明随着在任时间延长，官员任期内拼资源、出政绩、以获取晋升的动机更强烈。

五、结论与政策建议 (一) 结论

本文以省级党委常委集体决策权力结构为视角，利用2010−2018年30个省份的省级面板数据，将省委常委按照来源地划分为本省升迁、外省调入、中央下派三类，以此考察集体决策权力结构对地方隐性举债的影响。首先，使用全面FGLS和动态面板回归模型研究发现：本省升迁常委有激励和能力支持地方隐性债务规模扩张，外省调入与中央下派常委对地方隐性举债扩张的支持倾向较低。其次，借助中介效应模型的机制识别发现，相对于外省调入与中央下派常委而言，本省升迁常委影响金融资源的能力更强，支持地方扩张隐性债务的倾向得到验证。结合财政压力、经济增长压力的影响发现，在财政压力、经济增长压力面前，外省调入、中央下派常委对地方隐性举债的态度出现显著松动，并且经济增长压力比财政压力的影响更显著。最后，进一步引入省委书记个人特征后发现，随着省委书记年龄增长和在任时间延长，本省常委谋求升迁的压力加大，容忍地方隐性举债的倾向增强；但受教育程度的提高对该倾向会产生抑制作用。

(二) 政策建议

根据上述结论，本文提出以下政策建议：

第一，持续优化省级主要干部配置机制，选优配强省级党委常委会，不断完善干部异地交流和中央调配制度，规范地方政府隐性举债行为。一方面，针对不同类型省级常委和地区差异，合理配置中央下派、本省升迁、外省调入的省委常委结构，促进当地经济增长和民生改善，同时实现中央宏观调控意图。与此同时，加强对“一把手”和领导班子监督，强化对立足新发展阶段、贯彻新发展理念、构建新发展格局、推动高质量发展情况的监督。另一方面，对于地方隐性债务风险，应严格落实举债终身问责制和倒查机制，摒弃层级财政平衡观念，强化辖区债务责任意识，建立地方党政主要领导负责的隐性债务风险处置机制。改善人大对地方举借债务的全过程监督，积极发挥审计监督、媒体监督和社会监督的力量。

第二，加快发展型政府向服务型政府转变。一方面，应进一步厘清政府-市场-社会的边界，充分发挥市场在资源配置中的决定性作用，合理划分中央与地方政府的职责界限，使地方政府真正成为“有限的”服务型政府。在此基础上，地方政府应减少对微观事务的干预，全面贯彻新发展理念，树立正确的政绩观，切实改变依赖债务增长拉动经济增长的粗放式增长模式，从专注政府投资转向激励引导更多的社会资本投入，改善当地投资环境，创新融资模式，健全公益性投资的多元化、长期性、低成本融资体系，减轻对政府举债融资的依赖。另一方面，大力度实施政府采购，并加强政府与社会资本合作，不断创新地方财政支出方式，提高政府支出效率。

第三，加快建立现代财税金融体制。一是进一步完善政府间事权划分。适度加强中央财政事权、逐步减少并规范中央与地方共同事权。同时，加大共同事权中央支出的比重。通过中央适度扩大事权和债务发行，减轻地方投资事权和债务压力。二是加快建立政府间的财政救助机制。当前地方政府的债务风险主要集中在省级以下政府，尤其是财力严重依赖上级政府转移支付的县级政府，这就迫切需要加快完善中央对地方的财政救助机制，推动财力向基层政府倾斜，从而逐步提高基层政府化解债务风险的能力。三是健全完善地方税体系。一方面，扩大消费税征收范围，将高污染高耗能行业纳入其中并提高消费税税率；加快推进后移部分品目消费税征收环节改革并稳步下划地方。从壮大消费税作为地方主体税种的目标来看，未来有必要将更多的消费税目，如“烟、酒、油、车”的部分税目收入下划给地方。另一方面，积极稳妥推进房地产税立法和改革，为发挥房地产税积极作用和充实地方税体系打下基础。四是协调财税政策和金融政策，强化财政金融协同监管，从资金供给端严格约束金融机构的放贷行为，对隐性债务实行穿透式监管。

① 图1所示比例为全国30个省份在2010−2018年间省级党委常委的结构。以北京市为例，其计算方式为：北京2010−2018年本省升迁常委比例分别为93.3%、84.6%、84.6%、78.6%、100%、100%、100%、50%和60%，求其算数平均值，即得83.5%，如图1所示。

② 图2所示比例为全国四大地区在2010−2018年间省级党委常委班子中各类型常委的平均比例。以东部地区本省升迁占比为例，其计算方式为：参照统计局划分标准，将隶属东部地区的10个省份在各年内取本省份升迁比例的均值，继而计算9年平均值得到。

③ 图3所示比例为全国30个省份在2010−2018年间省级党委常委班子中各类型常委的平均比例。以2010年为例，其计算方式为：将2010年全国30个省份（除西藏外）的本省升迁比例取均值。