一、引　言

近年来，我国经济面临的下行压力在持续增加，GDP增速已经从2010年的10.6%下降至2019年的6.1%，而2020年新冠疫情的出现使得经济增速进一步放缓。面对经济下行压力，财政政策需要更加积极有为，但是，近年来政府债务压力也在不断攀升（政府债务是指内债+外债，下同）。截至2019年末，我国政府部门杠杆率（政府部门债务/GDP）已经达到54.2%，过去10年间翻了一倍，已高于新兴经济体的平均水平（52.1%）。^①根据国际货币基金组织（International Monetary Fund，IMF）的测算，如果进一步考虑地方政府的隐性债务问题，2019年我国政府部门的总体债务率已经高达 80.1%。因此，我国政府部门能否进一步加杠杆，以满足扩大财政支出实现“稳增长”的需要，就成为了各界广泛关注与讨论的问题。部分学者持反对观点，他们认为政府高债务不仅不利于经济增长，而且会显著加大系统性金融风险（Cecchetti 等，2011；Gennaioli 等，2014；郭步超和王博，2014；毛捷和黄春元，2018；赵新泉和陈旭，2018）。另一部分学者持支持观点，他们认为我国政府债务中的外债占比较低，这有助于防范政府高债务所带来的风险，从而使得政府部门具备进一步加杠杆的空间。截至2019年，我国外债占政府债务的比重仅为3.3%，与世界主要经济体存在明显差距。例如，发达国家中，澳大利亚为45.7%、英国为38.1%、美国为32%；新兴市场国家中，墨西哥为43.5%、南非为33.8%。因此，相关学者认为，在经济下行压力加大的情况下，我国可以较大幅度地增强财政政策的力度，而无需过于担忧政府债务问题。^②

那么，外债占比偏低究竟是不是我国政府部门防范债务风险的一大优势？换言之，外债占比偏低会对政府债务风险以及政府债务对经济增长的作用起到哪些影响？从已有研究来看，虽然有关政府债务对经济增长与金融风险影响的研究不断增多，但从外债视角展开分析的文献相对较少，^③而且相关文献主要关注外债规模过高对经济增长与金融风险的影响。比如，国外研究中，Pattillo等（2011）基于93个发展中国家1960—1998年的面板数据研究发现，外债水平与经济增长之间存在非线性关系，当外债与国内生产总值之比达到35%—40%或与出口总额之比达到160%—170%时，外债对经济增长呈负面影响；Reinhart 和 Rogoff（2010）通过梳理1800—2009年全球发生的300多次政府债务违约事件发现，其中外债违约至少发生了250次，是引发政府债务风险的核心要素。国内研究中，刘金林（2013）通过对比内债与外债对经济增长的影响后发现，内债与经济增长存在非线性关系，外债与经济增长呈现负向关系；程宇丹和龚六堂（2015）则基于107个国家1960—2010年的数据，研究发现总体上外债对经济增长、全要素生产率与资本积累的影响均呈现显著的“倒U形”关系，不过对于发达经济体而言，外债对经济增长的影响为负。

本文将要讨论的核心问题是政府债务中外债占比偏低这一典型特征所带来的影响，与已有研究相比，本文的侧重点有以下两点不同：第一，本文不聚焦于考察外债规模或外债占GDP比重过高的影响，而是聚焦于政府债务中的外债占比偏低所带来的影响。比如，与政府债务中外债占比偏高的情形相比，外债占比偏低会不会显著地降低政府债务风险爆发的可能性，并且同时减轻政府债务对经济增长的负面影响。如果这一结论成立，那么就意味着在当前外债占比偏低的情况下，我国政府部门可以进一步采取加杠杆的举措，实施更为积极的财政政策以稳增长，而不必过于担忧政府债务问题。第二，已有研究或主要聚焦于外债对金融风险的影响，或聚焦于外债对经济增长的影响。相比之下，本文将从金融风险和经济增长两个维度，剖析外债占比对政府债务问题的影响，从而更为全面地评估外债占比偏低所带来的正面与负面影响。

为此，本文收集了全球35个主要经济体2001—2018年的季度数据进行实证研究，主要得到以下两点结论：一是，从金融风险的维度看，外债占比偏低能够显著地降低政府高债务状态下系统性金融风险爆发的概率。主要原因在于，外债只能由外币偿还，当一个国家的政府债务以外债为主时，会削弱本国政府的偿债能力，从而加大本国政府处理债务问题的难度。相比之下，当一个国家的政府债务以内债为主时，政府可以通过货币政策等多种手段予以应对，从而降低系统性金融风险爆发概率。二是，从经济增长的维度看，当政府部门处于高债务状态时，外债占比偏低经济体的政府债务对经济增长的负面影响更为明显，这是已有研究较少关注的一点。究其原因，外债本质上是国外资金的流入，而内债则是占用国内资金。因此，在政府债务较高的情况下，如果内债占比过高，容易对私人部门资金形成过度挤占，既会对投资增速产生抑制，也会扭曲资源配置方向并降低资源配置效率，最终加剧高债务负担对经济增长的抑制作用。基于以上两点结论，本文认为，外债占比偏低是我国防范政府高债务风险的一大优势，使得中央政府部门具有进一步加杠杆的空间。不过，由于我国政府债务过度依赖于内债，这在一定程度上制约了政府债务在“稳增长”方面的作用，未来可以适当增加政府债务中的外债规模，将其作为中央政府加杠杆的可选择手段，从而更好地在“防风险”与“稳增长”中寻求动态平衡。

本文的主要贡献与创新体现在两个方面：一是，已有研究虽然形成了外债占比偏低可能有助于降低政府债务风险的初步认识，但实证研究较为匮乏。本文通过实证数据印证了政府债务中外债占比偏低确实有助于降低系统性金融风险爆发的概率，可以视为政府债务问题的“安全垫”，因此本文的实证研究是对已有研究的一个有益补充。二是，本文从金融风险与经济增长两个维度，更加全面系统地剖析了政府债务中的外债占比偏低所带来的影响，发现政府债务中的外债占比偏低这一特征将会加大政府部门高债务负担对经济增长的抑制作用。因此，针对我国政府债务中外债占比偏低的典型特征，既要看到其在防范金融风险过程中的优势，也要重视其在经济增长方面可能会带来的潜在不利影响，这也是已有研究忽视的一点。

二、文献综述与研究假设

（一）相关文献述评

2008年全球金融危机爆发之前，多数观点认为债务规模的扩张或者宏观杠杆率的上升不会对经济运行产生太大影响，这主要有两方面原因：一是，全球金融危机之前宏观经济理论研究对金融因素的重视程度本身就不够，所以对高债务问题自然容易忽视。二是，当时的主流观点认为一个人的债务同时也是另一个人的资产，所以从宏观层面来看不需要对债务规模的增加过于担忧。不仅如此，当时私人部门的信贷规模（即债务规模）占GDP的比重反而被视为一国金融深化程度的替代变量，进而得到了信贷规模占GDP比重越高越有利于经济增长的结论（Levine等，2000）。然而，2008年全球金融危机的爆发使宏观经济学者不仅意识到高债务对经济的重要影响，而且深刻体会到去杠杆对实体经济与金融体系造成的巨大冲击。因此，Fisher（1932）提出的“债务—通缩”理论与Minsky（1986）的“金融内在不稳定”假说等经典理论重新受到重视，高债务对宏观经济的影响开始受到前所未有的重视（Reinhart和Rogoff，2011）。

在2008年全球金融危机之后，有关高债务与经济增长和金融风险之间关系的研究大量增加。就经济增长而言，学界逐步形成了债务与经济增长之间呈现“倒U形”关系的初步共识，即适当的债务扩张有利于促进经济增长，但是高债务则会对经济增长产生抑制作用，甚至引发经济的长期衰退（Reinhart和Rogoff，2010；Cecchetti等，2011；马勇和陈雨露，2017）。就金融风险而言，个别机构由高债务所触发的去杠杆进程，容易导致整个部门陷入资产价格下跌与资产抛售的恶性循环，从而促使金融系统的不稳定性上升，诱发系统性金融风险（Tepper和Borowiecki，2014）。因此，“债务/GDP缺口”被国际清算银行（BIS）作为系统性金融风险的重要预警指标，一旦该指标超过10%，则意味着该经济体很可能在三年内发生银行业危机（Drehmann和Juselius，2014）。

在此基础上，越来越多的研究开始更深入地聚焦于政府债务对经济增长以及金融风险的影响。贾俊雪和郭庆旺（2011）研究认为，政府债务可以为私人资本不愿意介入的公共投资项目提供融资，因此政府债务规模扩张在一定程度上有助于促进经济增长。不过，地方政府债务扩张对经济增长的负面影响也不容忽视（王永钦等，2016）。更多研究趋向于认同地方政府债务规模与经济增长之间存在着“倒U形”的关系（吕健，2015；毛捷和黄春元，2018）：在一定范围内，地方政府债务规模的增长有助于促进经济增长；但是，当债务规模过大时，债务规模的增加则会加大经济下行压力，从而不利于经济增长。这与国际经验相一致（Reinhart和Rogoff，2010；Afonso和Jalles，2013）。与此同时，由于我国存在地方政府隐性债务问题，不少文献聚焦于对隐性债务问题的研究。例如，陈诗一和汪莉（2016）指出，地方政府隐性债务不仅会抑制经济增长，而且使财政风险容易传导至金融体系，不利于金融稳定；刘哲希等（2020）研究发现，当地方政府的隐性债务占比过高时，地方政府债务扩张会对经济增长产生更为显著的负向影响，这主要是因为隐性债务对民间投资的挤出作用更强。

相比之下，已有文献对于外债占比偏低会带来哪些影响的研究还存在不足。虽然外债占比过高容易引发金融风险，且容易对经济增长产生负面影响，但是这是否意味着政府债务中外债占比应该越低越好？目前，学界对这一点还没有形成共识。举借外债是一国融资不可或缺的重要方式，适度的外债能够促进一国经济平稳发展（李超和马昀，2012）。因此，已有研究虽然对政府债务进行了不少研究，但如何更全面地看待外债占比对政府债务问题的影响，仍需进一步完善，这也是本文的主要研究工作。

（二）研究假设的提出

针对外债占比偏低究竟是不是我国政府防范债务风险的一大优势这一问题，结合已有研究，本文主要从两个维度展开，即金融风险维度和经济增长维度。从以往研究来看，外债对金融风险会产生怎样的影响是一个重要的研究领域。Eichengreen和Hausmann（1999）指出，政府不能以本币向国外借款，是外债与内债的最本质区别。这一区别会导致货币错配，影响国内货币政策的有效性，容易对汇率形成冲击而加大金融体系的脆弱性，从而加大金融危机的爆发概率。Dalio（2018）指出，决定一个经济体债务风险的因素主要在于债务是否以决策者能够控制的货币计价，以及决策者能否对债权人和债务人施加影响。由于外债只能由外币偿还，并且政府部门难以对国外借贷者施加影响，^④因此外债相比于内债存在更大的风险隐患。除了货币错配之外，期限错配也是外债引发金融危机的重要渠道。在借贷成本与信息不对称等因素影响下，外债更偏好于短期债务的形式（Brunnermeier和Oehmke，2013）。但短期负债过多会带来更大的不稳定性，从而更易于引发金融危机。过去几十年的国际经验也表明，诸如20世纪80年代拉美债务危机和90年代末的东亚金融危机等典型危机案例，都是由外债占比过高引发的。以拉美债务危机为例，1970年拉美国家的外债规模总额仅为290亿美元，到1978年上升至1590亿美元，1982年更是超过了3000亿美元。其中，巴西、阿根廷和墨西哥的外债规模最大，其外债占拉美国家外债总额的比重高达2/3，这也成为日后拉美债务危机爆发的导火索。^⑤因而直观上看，政府债务中的外债占比偏高会加剧金融风险。这是因为，外债只能由外币偿还，主要依靠的是一国长期积累的外汇储备，政府的应对空间也较为有限，从而更加容易出现主权债务违约的问题。这就会使国外投资者信心下降，引发大规模的资本外流，触发更大面积的系统性金融危机。相应地，如果政府债务中的外债占比偏低，政府拥有更加充裕的手段应对债务问题，回旋空间更大，这就会减轻系统性金融风险。因此，我们提出如下研究假设：

H1：相比于政府债务中外债占比偏高的情况，如果外债占比偏低，那么将会降低政府债务引发金融风险的概率。

但随之而来的问题是，既然外债过高会加剧系统性金融风险，那么为什么一些经济体愿意增加外债？这就需要从经济增长层面进行分析。债务的本质是借贷，借贷会在当期增加借贷主体的购买力，但会增加借贷主体的未来偿债压力（Turner，2015）。这一点对于外债同样适用，外债的增加意味着一个经济体当期可以借助国外资金提高购买力，不过未来需要偿还这些债务。因此，债务本身没有好坏之分，关键在于通过债务增加的购买力是否创造了足够多的收入去偿还债务（陈彦斌等，2019）。尤其对于发展中国家来说，在一国经济发展的过程中，可能面临储蓄缺口（储蓄小于投资需求）和外汇缺口（出口创汇小于进口支付需求）并存的“双缺口”时期（Chenery和Strout，1966），在此情况下，有效利用外债可以同时打破储蓄缺口和外汇缺口，有助于国家经济发展实现更高的产出水平（李超和马昀，2012；程宇丹和龚六堂，2015）。事实上，如果进一步分析20世纪80年代拉美债务危机和90年代末的东亚金融危机等典型危机案例的发展过程，可以看到在初期外债的增加都对经济增长起到了一定的促进作用，不过随后外债过度增长导致了危机的发生。反过来看，如果一个国家的外债占比过低，那么政府债务的扩大主要依靠国内资金的支撑，内债的资金还是来源于国内的储蓄，偏高的政府债务规模就会对私人部门投资等产生更为明显的挤出效应。尤其是在政府债务本已较多的情况下，债务率的攀升就会显著弱化其对经济增长的推动作用（Reinhart和Rogoff，2011；Afonso和Jalles，2013；毛捷和黄春元，2018），而外债占比偏低则会进一步降低政府债务对经济增长的推动作用。因此，我们提出如下研究假设：

H2：相比于外债占比偏高的情况，如果外债占比偏低，那么将会减弱政府债务对经济增长的推动作用。

因此，对于外债的影响需要辩证地看待，不能因为金融风险就忽视外债的正向作用。外债本质上仍是债务，其适度增长能够起到促进经济增长的作用，当本国存在资金缺口时这一作用更为明显，而外债占比偏低不利于政府债务对经济增长作用的发挥。就具体影响机制而言，需要结合政府债务问题对经济增长的影响机制进行分析。偏高的政府债务规模会对私人部门投资产生更为明显的挤出作用，对私人部门投资增速产生显著的抑制作用，从而降低整个社会的投资增速。同时，由于私人部门的资金使用效率往往较高，政府债务对私人部门资金的过多挤占会降低资源配置效率，导致资源配置扭曲问题（Baldacci和Kumar，2010）。具体影响机制体现为：第一，在政府高债务状态下，外债占比偏低是否会对投资增速产生更为明显的抑制作用，从而不利于经济增长，本文将其概括为“外债占比偏低—对投资的拉动作用减弱—政府债务对经济的推动作用减弱”机制。第二，在政府高债务状态下，外债占比偏低是否会对全要素生产率产生更为明显的负面影响，从而不利于经济增长，本文将其概括为“外债占比偏低—对全要素生产率的拉动作用减弱—政府债务对经济的推动作用减弱”机制。因此，我们提出如下研究假设：

H3：政府债务中的外债占比偏低会通过“外债占比偏低—对投资的拉动作用减弱—政府债务对经济的推动作用减弱”和“外债占比偏低—对全要素生产率的拉动作用减弱—政府债务对经济的推动作用减弱”两条机制，降低政府债务对经济增长的推动作用。

三、实证模型设定与数据说明

（一）实证模型设定

本文的核心目标是，通过实证研究探寻外债占政府债务比重的高低会对政府债务问题产生怎样的影响。在研究方案的设计上，如前所述，本文主要从金融风险和经济增长两个维度进行实证检验。在数据选取上，本文将采用跨国面板数据。之所以采用跨国数据，是因为改革开放以来我国的外债占比始终处于较低水平，仅靠国内数据无法考察外债占比高低对金融风险和经济增长的影响。相比之下，跨国数据则较好地涵盖了全世界范围内诸多国家因为外债占比过高所引发的政府债务风险等问题，从而更好地实现本文的研究目标。

从金融风险的维度来看，本文旨在探究外债占比偏低是否有助于降低政府高债务状态下金融危机爆发的概率。为此，本文首先分析政府债务率的上升是否会增加金融系统爆发危机的概率，主要借助面板Logit模型加以实现，具体如式（1）所示：^⑥

其中， $ i $ 表示国家， $ t $ 表示年份；被解释变量 $crisi{s_{i,t}}$ 代表金融危机的二值变量，当国家 $ i $ 在时期 $ t $ 发生金融危机时取值为1，否则取值为0；解释变量 $deb{t_{i,t}}$ 表示国家 $ i $ 在 $ t $ 时期的政府债务率（政府部门债务占GDP的比重）； $hig{h_{i,t}}$ 是衡量政府债务率高低的虚拟变量，当政府债务率较高时， $hig{h_{i,t}}$ 取值为1，否则 $hig{h_{i,t}}$ 取值为0。在基准回归中，本文首先以政府债务率的前30%分位数为临界值进行分组，在后文的稳健性检验中，将进一步选取不同的临界值，验证结果的稳健性。 ${X'_{i,t}}$ 代表一系列控制变量， $\alpha $ 为常数项， ${u_i}$ 代表个体效应， ${\varepsilon _{i,t}}$ 为残差项。需要说明的是，除了个体效应，本文也尝试了在面板Logit模型中加入时间趋势项，结果显示时间趋势项系数不显著。这表明一国是否会发生金融危机与该国整体经济运行情况密切相关，而与具体时间没有直接联系。因此，本文基准的面板Logit模型只包含个体效应而没有包含时间效应。为了确保实证结果稳健可靠，本文还在稳健性检验中加入了时间趋势项，发现加入时间趋势项后的结果与基准回归结果保持一致，可见基准回归中暂不加入时间效应具有一定合理性。

从回归系数的含义来看，如要分析政府债务率所带来的边际影响，主要是考察 ${\beta _1}$ 与 ${\beta _2}$ 的正负。根据上文的理论分析，预期 ${\beta _1}$ 为负，而 ${\beta _2}$ 为正，两者的符号方向相反，也即：在政府债务率偏低时，政府债务率上升有助于降低金融风险；而在政府债务率偏高时，政府债务率对金融风险的降低作用会边际减弱。为了进一步探究外债占比偏低是否会在边际上降低政府高债务状态下金融系统发生风险的概率，本文在式（1）的基础上进一步加入外债占比的虚拟变量，从而得到式（2）：

其中， $exlo{w_{i,t}}$ 是衡量一国外债占比偏高和偏低的虚拟变量，外债占比偏低时取值为1，否则为0。在基准回归中，按照政府债务率最高的30%和外债占比最低的30%进行分组。在分析政府债务率较高的情况下，如要分析外债占比高低所带来的边际影响，主要考察 ${\beta _2}$ 与 ${\beta _3}$ 的正负。根据理论分析，预期 ${\beta _2}$ 为正，而 ${\beta _3}$ 为负，也即：在政府债务率偏高时，如果外债占比也较高，那么政府债务率对金融风险的降低作用会边际减弱；如果政府债务率较高而外债占比较低，那么政府债务率对金融风险的降低作用会边际增强。也就是说，外债占比较低可以充当政府高债务的“安全垫”。

从经济增长的维度来看，本文旨在探究外债占比偏低是否会在边际上加剧政府高债务问题对经济增长的负面影响。为此，本文首先设定回归方程如式（3）所示：

其中，被解释变量 $gd{p_{i,t}}$ 表示国家 $ i $ 在 $ t $ 时期的人均GDP增长率。不同于式（1）中的 $crisi{s_{i,t}}$ 为二值变量，受时间变化的影响较小， $gd{p_{i,t}}$ 呈现显著的时间序列特征，因而式（3）中加入时间效应 ${\upsilon _t}$ ，其余变量含义与式（1）相同。 ${\beta _2}$ 为 $deb{t_{i,t}}$ 与 $hig{h_{i,t}}$ 的交互项系数，预期 ${\beta _2} < 0$ ，这意味着相比于政府债务率偏低的情况，在政府债务率偏高的情况下，政府债务对经济增长的推动作用会边际减弱。在此基础上，本文进一步建立式（4）：

式（4）中，本文主要关注系数 ${\beta _{\text{3}}}$ 的正负。根据研究假设H2，预期 ${\beta _{\text{3}}}$ 为负。由此表明，在政府债务率较高的情况下，如果外债占比偏低，那么政府债务率对经济增长的推动作用会边际减弱。

（二）变量选取和数据说明

1.被解释变量：经济增长和金融风险。就经济增长而言，本文选取人均GDP增速作为一国经济增长的代理变量，数据来源于世界发展指标数据库（WDI）。度量经济与金融危机的虚拟变量从Reinhart（2010）统计的70个国家经济与金融危机数据中提取得到。^⑦Reinhart（2010）识别了银行业危机、公共债务危机和外债危机，由于这三类危机中的任何一种都会对经济和金融稳定产生影响，通常被认为是系统性金融风险爆发的主要原因，因此本文认为只要一个国家或者地区在某一时期发生了这三类危机中的任何一种危机，就可以被视为发生了系统性金融风险。

2.核心解释变量：政府债务率和外债占比。本文根据刘洪钟等（2014）、郭步超和王博（2014）的做法，采用政府债务占GDP的比重衡量政府债务率，并进一步在方程中引入衡量政府债务率高低的虚拟变量（high）。在基准回归中，当政府债务率位于前30%时，high取值为1，否则为0。外债占比指的是政府部门外债占政府部门总债务的比重，各主要经济体政府总体债务规模与外债规模的数据分别源自BIS和世界银行（WB）数据库，这两个数据库均是在债务研究领域广泛使用的数据库。^⑧需要说明的是，在实证检验中，本文没有直接将外债占比（exdebt）的具体数值引入方程，而是将衡量外债占比高低的虚拟变量（exlow）引入方程。基准回归中，当外债占比位于后30%时，exlow取值为1，否则为0。之所以将衡量外债占比高低的虚拟变量引入方程，主要是因为政府债务率等于政府债务与GDP之比，外债占比等于外债与政府债务之比，如式（2）和式（4）所示，如果直接将外债占比的具体数值引入方程，那么政府债务率×外债占比=政府债务/GDP×外债/政府债务=外债/GDP。这相当于直接使用外债占GDP比重的数据进行回归，不能很好地识别出外债占政府债务比重偏高或偏低时政府债务对系统性金融风险与经济增长造成的异质性影响。

3.控制变量。根据程宇丹和龚六堂（2015）、赵新泉和陈旭（2018）的研究，本文主要从以下几个方面对影响经济增长和金融风险的因素进行控制：（1）纳入投资率以控制经济发展方式的影响，投资率以各主要经济体的资本形成总额占GDP的比重来衡量。（2）纳入赤字率以刻画财政政策对政府债务的影响。（3）纳入通货膨胀率以控制价格因素的影响，通货膨胀率以各主要经济体的GDP平减指数来衡量。（4）考虑到汇率是影响一国经济增长与金融风险的重要因素，所以纳入汇率波动的影响，汇率以各主要经济体货币兑美元汇率来衡量。（5）纳入GDP水平和城镇化率以控制经济发展水平的影响，GDP水平以各主要经济体的实际人均GDP规模的对数值来衡量，城镇化率以城镇人口占总人口的比重来衡量。（6）纳入失业率和老龄化率以控制社会因素对经济增长和金融风险的影响。本文控制变量的数据均来源于WDI数据库和佩恩表9.1版。

考虑到世界银行（WB）的外债数据从1998年开始公布，而且最初的几年数据缺失较多，所以本文选择2001—2018年的季度数据作为样本。该样本主要涵盖了中国、美国、日本、德国、英国、法国、印度、巴西、南非等35个全球较为重要的经济体，^⑨具有较好的代表性。这是因为：（1）本文选取的2001—2018年这一时段基本上能够涵盖20世纪末东亚金融危机、2008年全球金融危机与2010年发生的欧债危机，具有较强的代表性。需要强调的是，虽然20世纪末东亚金融危机爆发于1998年前后，但对韩国等经济体的影响延续至21世纪初。从Reinhart（2010）的数据来看，21世纪初这些经济体均处于危机状态，因此本文选取的时间段能够较好地涵盖20世纪末东亚金融危机的深远影响。（2）本文选取的数据样本一共包含35个经济体，这些经济体的运行系统较为完善，受政治环境等因素的影响较小。^⑩同时，这些经济体的GDP总量能够占到全球GDP总量的80%以上，表明本文选取的样本具有较好的代表性。^⑪

四、实证检验结果分析

（一）政府债务、外债占比与系统性金融风险

本部分主要检验研究假设H1是否成立。表1展示了式（1）所构建的面板固定效应Logit模型的检验结果。在列（1）中，政府债务率（debt）的系数显著为负，这表明政府债务率适度上升有助于降低金融风险。这主要是因为政府债务率适度上升有助于带动经济增长，从而增强市场信心与乐观预期。考虑到全样本回归不能很好地识别出政府债务率对金融风险影响的非线性特征，因此本文进一步在回归中加入政府债务率与代表政府债务率处于较高状态的虚拟变量的交互项（debt×high）。从列（2）的结果可以看出，政府债务率较高一组的系数显著为正，与政府债务率的系数相反，符合之前的理论分析。这表明相比于政府债务率偏低的情况，当政府债务率处于较高水平时，政府债务对金融风险的抑制作用会边际减弱。考虑到当期政府债务率与当期金融风险之间可能存在着反向因果关系，因此本文进一步使用滞后一期的政府债务率作为核心解释变量重新进行回归，回归结果如表1的列（3）所示。^⑫从结果可以看出，当核心解释变量滞后一期时，政府债务率较高一组（debt×high）的系数依然显著为正，这再次表明相对于政府债务较低的情况，政府债务率较高时政府债务对金融风险的抑制作用会边际弱化。

为了进一步检验研究假设H1，本文将衡量外债占比的虚拟变量引入回归方程，外债占比偏低时（处于样本的后30%）取值为1，反之为0，进而对式（2）进行实证检验。从表2的列（1）结果可以看出，政府债务率与外债占比偏低的虚拟变量交互项（debt×exlow）的系数显著为负。这一回归结果表明，在政府债务率较高的情况下，如果一国的政府债务中的外债占比偏低，那么政府债务率对金融风险的降低作用会边际增强，从而有助于降低金融危机的爆发概率。表2的列（2）是将政府债务率滞后一期的回归结果，从结果同样可以看出，外债占比偏低一组的系数显著为负。由此可见，外债占比偏低有助于降低金融危机爆发的概率。这一结果与前文的理论分析是一致的，即较低的外债占比有助于增强经济体抵御外部风险的能力，从而维持金融稳定。

究其原因，当一个国家的政府债务以外债为主时，该国发展主要依靠于国外资本的流入，而一旦该国出现经济下滑或金融风险爆发迹象，就容易出现资本外流与货币贬值叠加的情况。此时，政策制定者就会陷入左右为难的困局，如果要遏制资本外流与货币快速贬值的情况，就需要动用外汇储备并提高国内利率，但外汇储备规模相对有限，而提高利率又会加剧经济下滑态势。如果任由货币贬值，那么在债务以外债为主的情况下，货币贬值就会导致国内的真实债务负担迅猛攀升，从而触发一系列系统性金融风险。相比之下，如果一国政府债务以内债为主，债务可以大多数通过本国货币进行偿还，从而政府可以采取增发货币、制造通胀等手段予以应对，而不会陷入两难之中。因此，当一国政府债务以内债为主时，发生系统性金融风险的概率也较低。比如，日本的政府债务率虽然长期处于高位，2019年末已高达217.8%，在全球主要经济体中居于首位，但由于政府债务主要以内债为主，外债占比仅为13.3%，因此政府高债务并没有显著提高日本的系统性金融风险水平（陈小亮等，2020）。

为了确保式（1）和式（2）回归结果的稳健性，本文从三个方面进行稳健性检验。一是，替换核心解释变量。在基准回归中，本文使用一国政府债务占GDP的比重作为政府债务率的代理变量，在稳健性检验中则使用政府债务占政府收入比重作为核心解释变量。二是，更换分组标准。考虑到不同的分组标准可能会对最终的回归结果产生影响，本文对于式（1）进一步采用政府债务率前35%、前25%、前20%和前15%的分位数作为临界值进行分组，对于式（2）进一步采用外债占比偏低的35%分位数、25%分位数、20%分位数和15%分位数作为临界值进行分组。三是，加入时间趋势项。基准回归的模型中控制了个体固定效应，考虑到模型设定可能存在不随个体变化但随时间变化的遗漏变量问题，本文进一步在模型中加入时间趋势项。从稳健性检验的结果来看，核心解释变量的显著性和正负号均与相应的基准回归相同，这表明本文结论具有较好的稳健性。^⑬

（二）政府债务、外债占比与经济增长

本部分主要考察研究假设H2是否成立。表3展示了关于式（3）的回归结果。其中，表3的列（1）是没有加入政府债务率高低分组交互项的结果，结果显示政府债务率与经济增长之间显著正相关，说明政府债务率的上升有助于推动经济增长。这主要是因为，政府债务可以更多地为公共投资项目提供融资，弥补私人投资的短缺，进而对经济增长能够起到一定的推动作用（贾俊雪和郭庆旺，2011）。然而，不加入交互项的结果可能难以较好地体现政府债务率高低对经济增长的非线性影响，因此本文进一步将交互项（debt×high）加入其中进行检验。根据式（3），采取面板固定效应模型，按照政府债务率的前30%分位数将其分为两组进行回归。从表3列（2）的结果可以看出，政府债务率（debt）的系数均显著为正，而政府债务率较高分组虚拟变量与政府债务率交互项（debt×high）的系数显著为负。由此表明，政府债务率对经济增长的影响是非线性的，相比于政府债务率较低的情形，当政府债务率较高时，其进一步上升会使得政府债务率对经济增长的推动作用边际减弱。为了避免政府债务与经济增长之间可能存在的反向因果关系而导致的内生性问题，本文进一步使用滞后一期的政府债务率作为核心解释变量，回归结果如表3的列（3）所示。从中可以看出，政府债务率较高一组与经济增长之间的关系依然显著为负，这再次表明政府债务率过高的确会弱化政府债务对经济增长的推动作用。

在此基础上，本文进一步将外债占比的虚拟变量引入回归方程之中，通过式（4）考察外债占比的影响。从表4的结果可以看到，一方面，列（1）中政府债务率较高一组虚拟变量与政府债务率交互项（debt×high）的系数依然显著为负，这表明当政府债务率较高时，政府债务率上升会弱化其对经济增长的推动作用[列（2）中滞后一期的结果虽然显著性有所下降，但系数依然为负]；另一方面，外债占比偏低一组虚拟变量与政府债务率交互项（debt×exlow）的系数也显著为负，这表明在政府债务率较高时，外债占比偏低会进一步降低政府债务对经济增长的推动作用。研究假设H2得证。客观上，对于一个经济体而言，政府债务中的外债占比过高或内债占比过高都不是最优的。截至2019年，我国外债占政府债务的比重仅为3.3%，远低于主要经济体的平均水平，处于外债占比偏低的状态。根据之前结果可知，这有助于防范系统性金融风险，但会导致政府债务对经济增长推动作用的边际弱化，需要有所警惕。

为了进一步检验式（3）和式（4）回归结果的稳健性，我们同样进行三个方面稳健性检验。一是，替换核心解释变量。将核心解释变量替换为政府债务占政府收入的比重。二是，更换分组标准。对于式（3）进一步采用政府债务率前35%、前25%、前20%和前15%的分位数作为临界值进行分组，对于式（4）进一步采用外债占比偏低的35%分位数、25%分位数、20%分位数和15%分位数作为临界值进行分组。三是，采用系统广义矩估计（SYS-GMM）方法进行稳健性检验，进一步避免模型中可能存在的遗漏变量等内生性问题。从回归结果来看，政府债务率较高分组的系数依然显著为负，政府债务率与外债占比偏低虚拟变量的交互项的系数也显著为负，这与基准回归的结果是一致的，表明本文核心结论是稳健的。

五、影响机制分析

根据第四部分的实证结果可知，外债占比偏低会进一步弱化政府高债务对经济增长的推动作用，这也是被以往研究忽视的一点。那么，这一结论背后的影响机制是什么呢？本部分主要检验两条影响机制。一是，外债占比偏低是否会降低对投资的拉动作用，从而不利于经济增长，本文将其概括为“外债占比偏低—对投资的拉动作用减弱—政府债务对经济的推动作用减弱”机制。二是，外债占比偏低是否会降低对全要素生产率的拉动作用，从而不利于经济增长，本文将其概括为“外债占比偏低—对全要素生产率的拉动作用减弱—政府债务对经济的推动作用减弱”机制。

1.对第一条影响机制的检验。本文首先分别将各主要经济体的投资增速（capital）作为被解释变量，采取式（4）重新进行回归，^⑭结果如表5列（1）和列（2）所示，相关结果是符合预期的。外债占比低虚拟变量与政府债务率交互项（debt×exlow）的系数显著为负，与政府债务率的系数相反。这表明相比于外债占比较高的情况，外债占比较低会使得政府债务对投资增速的拉动作用边际减弱，从而弱化了政府债务对经济增长的拉动作用。

2.对第二条影响机制的检验。与检验第一条影响机制所用的方法类似，我们首先分别将各主要经济体的全要素生产率作为被解释变量（tfp），^⑮采取式（4）重新进行回归。回归结果如表5列（3）和列（4）所示，相关结果同样符合预期。衡量外债占比偏低的虚拟变量与政府债务率交互项（debt×exlow）的系数同样显著为负；同时，政府债务率较高一组虚拟变量与政府债务率交互项（debt×high）的系数显著为负。这说明当政府债务率处于较高水平时，相比于外债占比较高的情况，外债占比较低会使得政府债务对全要素生产率的拉动作用边际减弱，从而降低政府债务对经济增长的推动作用。

为了进一步检验这两条影响机制的存在性，本文借鉴钱雪松等（2015）、杨兴全等（2015）的做法，采用中介效应检验的方法进行考察。回归结果表明，相比于外债占比偏高的情况，外债占比偏低会通过对投资的拉动作用边际下降进而对整体经济增速产生影响，并且外债占比偏低还会通过对全要素生产率的抑制进而对经济增速产生负向影响。因此，“外债占比偏低—对投资的拉动作用减弱—政府债务对经济的推动作用减弱”以及“外债占比偏低—对全要素生产率的拉动作用减弱—政府债务对经济的推动作用减弱”这两条影响机制均是存在的。^⑯

六、主要结论与政策建议

近年来，我国经济下行压力持续存在，政府债务压力又不断攀升，政府部门能否进一步加杠杆来应对经济下行压力，成为各界讨论的重要问题。部分观点认为，我国政府债务中的外债占比偏低，有助于防范政府高债务所带来的风险，使政府部门具备进一步加杠杆的空间。针对这一观点，本文收集了全球35个主要经济体2001—2018年的季度数据进行实证研究。研究发现，从金融风险的维度来看，外债占比偏低能够显著降低政府债务引发系统性金融风险的概率。不过，从经济增长的维度来看，政府债务中的外债占比偏低将通过“外债占比偏低—对投资的拉动作用减弱—政府债务对经济的推动作用减弱”和“外债占比偏低—对全要素生产率的拉动作用减弱—政府债务对经济的推动作用减弱”两条机制，弱化政府债务对经济增长的促进作用。究其原因，外债本质上是国外资金的流入，而内债是占用国内资金，因此，如果内债过多，则容易对私人部门资金形成过度挤占，扭曲资源配置方向并降低资源配置效率，从而加大对经济增长的抑制作用。

综上所述，外债占比偏低在防范系统性金融风险方面，的确是政府债务问题的“安全垫”。不过，当政府债务处于偏高状态时，外债占比偏低会弱化政府债务对经济增长的拉动作用。这一结论是用跨国面板数据分析所得到的一般规律，对我国未来的财政政策操作也具有较为重要的启示。结合对我国的当前情况，本文主要提出以下几点针对性的政策建议：一是，由于我国存在政府债务中的外债占比偏低的典型特征，因此政府债务风险总体可控，在经济下行压力较大时，财政政策可以适当地加大力度，同时要保证积极财政政策的可持续性。二是，实施积极财政政策很难再继续依靠地方政府部门加杠杆，而是需要依靠中央政府部门加杠杆。对于中央政府部门加杠杆而言，适度增加外债规模是可选途径之一。三是，在适度增加外债的同时，应建立统一的外债管理制度体系，深化外债管理体制机制改革，提高外债服务实体经济的能力和效率。

① 如无特殊说明，本文的杠杆率数据均来源于国际清算银行（Bank for International Settlements，BIS）。

② 参见余永定：《今年政府必须大胆加杠杆，保证经济实现一定增长》，新浪财经，http://finance.sina.com.cn/jjxw/2020-05-08/doc-iircuyvi1953765.shtml。

③ 政府债务主要分为内部债务和外部债务两类，其中内部债务主要是指政府在国内市场向本国债权人发行的以本国货币计价的债券，而外部债务主要是指政府对外举借的债务，包括国际金融组织贷款、外国政府贷款和境外发行的主权外币债券等。

④ 如果一国政府债务以内债为主，债务以本国货币计价，决策者能够很大程度地控制债务风险。当贷款无法偿还而产生实际的坏账损失时，决策者可以通过货币政策和财政政策处理损失，甚至可以用通货膨胀的形式稀释债务，以减轻债务压力，这也是文中所指的“决策者对债务人施加影响”。然而，如果一国政府债务以外债为主，债务的偿还往往只能依靠外汇储备。一旦发生债务难以偿还的情况，决策者不能通过增发本国货币来偿还外债，而且增发货币可能会导致货币贬值，从而进一步增加以外币计价的外债负担。

⑤ 为了应对20世纪70年代的经济“滞胀”，1979年美联储采取了紧缩的货币政策，联邦基金利率从1979 年底的13.78%大幅提升至1980年底的18.90%。英格兰银行也在20世纪70年代后期将利率水平从低于10%提高至17%。英美等国家利率的提升，使得拉美国家外债的偿付压力进一步显著提升。

⑥ 需要说明的是，面板Logit模型和面板Probit模型均是面板二值选择模型，其中面板Logit模型假定随机误差项服从Logistic分布，而面板Probit模型假定随机误差项服从标准正态分布。在本文的实证检验中，豪斯曼检验支持使用固定效应回归方法，而固定效应的面板Probit模型不能有效解决伴生参数问题，无法得到一致的估计量（尹雷和卞志村，2016），因此本文使用面板Logit模型进行回归。

⑦ 由于这些数据只到2010年，因此本文参考Reinhart（2010）的方法，将经济与金融危机相关的数据拓展到2018年，以更好地与本文所选取的样本期相匹配。

⑧ 按照国家外汇管理局发布的《外债统计监测暂行规定》和《外债统计监测实施细则》，在我国公布的外债数据中，外债是指“中国境内的机关、团体、企业、事业单位、金融机构或者其他机构对中国境外的国际金融组织、外国政府、金融机构、企业或者其他机构用外国货币承担的具有契约性偿还义务的全部债务”。可以看出，我国公布的外债数据统计口径主要针对境内机构在境外发行的具有契约性偿还义务的全部债务。而本文使用的外债规模数据来源于世界银行Quarterly External Debt Statistics（QEDS），这些数据通常由符合IMF特殊数据发布标准（SDDS）的国家单独发布，由世界银行进行维护。这一外债数据是包含所有期限、所有债务工具的广义的政府外债。根据IMF在2014年发布的《外债统计：编制者和用户指南》中的定义，其统计口径并没有限定境内机构在境外发放债券，还包含境内发行但外资持有的债券，因此本文使用的外债数据统计口径相对于国内公布的数据要大一些。由于本文使用的是跨国面板数据，为了让各主要经济体外债数据的统计口径一致，因此本文选取了QEDS数据库中的数据。

⑨ 本文样本中的35个经济体分别为：奥地利、澳大利亚、比利时、巴西、加拿大、瑞士、中国、哥伦比亚、捷克、德国、丹麦、西班牙、芬兰、法国、英国、希腊、匈牙利、印度尼西亚、爱尔兰、印度、意大利、日本、韩国、墨西哥、马来西亚、荷兰、挪威、波兰、葡萄牙、瑞典、新加坡、泰国、土耳其、美国和南非。

⑩ 从以往国内外研究来看，与外债相关的研究主要采取OECD国家作为研究样本（刘金林，2013；Romer和Romer，2019），与本文选取的样本基本一致。这是因为，国际金融市场具有一定的门槛，GDP规模较小或者发展程度较为落后的国家很难参与到国际金融市场之中以进行主权债券的发放。因此，纳入其他一些规模偏小或发展程度较为落后的国家虽然会使得观测值数量增多，但借鉴意义较小，而且还会对实证结果产生一定的扰动。

⑪ 限于篇幅，此处省略了各主要变量描述性统计的结果。

⑫ 取滞后一期的解释变量，能够在一定程度上避免潜在的反向因果关系导致的内生性问题。具体而言，一方面，根据前文的分析，政府债务会对经济增长产生影响；另一方面，经济增长也会反过来影响政府债务。一国的经济发展程度较好能够为政府扩大债务规模营造良好的宏观环境，同时也能够吸引更多的国外资金流入。本文使用滞后一期的政府债务率作为核心解释变量，能够解决反向因果导致的内生性问题。这是因为，当期人均GDP的增长会影响当期和未来的政府债务率，而不会对滞后期的政府债务率造成影响。钟辉勇和陆铭（2015）、刘晓光等（2018）也使用了类似做法。除此之外，本文还借鉴Maestas 等（2016）的做法，分别将政府债务率滞后1期和2期的数值作为工具变量，通过两阶段最小二乘法进行回归，发现结果依然是稳健的。

⑬ 限于篇幅，本文没有给出稳健性检验的具体结果，如有需要可向作者索取。

⑭ 本文使用的投资增速以资本形成总额增速（capital）来衡量，数据来自世界银行数据库，样本均值为0.036，标准差为0.216，最大值为4.356，最小值为−1.376。

⑮ 本文使用的全要素生产率（tfp）数据来自于佩恩表9.1版，样本均值为0.999，标准差为0.054，最大值为1.212，最小值为0.710。

⑯ 限于篇幅，本文没有给出中介效应检验的具体结果，如有需要可向作者索取。