2026第52卷第5期
一、引 言
2015年，修订后的《中华人民共和国预算法》开始实施，明确提出“开前门、堵后门”的债务管理思路，旨在通过规范举债方式、强化监管约束等来降低地方债务风险。央地财政关系也启动了新一轮改革。2016年，国务院颁布的《关于推进中央与地方财政事权和支出责任划分改革的指导意见》强调，不再单纯依据行政隶属关系划分政府间事权与支出责任，而是结合不同层级政府的职能定位与比较优势，按照公共产品和公共服务的性质及其受益范围，重新配置政府间事权与支出责任（李森等，2022）。这两项改革举措涉及城镇化转型如何影响经济高质量发展的问题，具体可分解为两个相互关联的问题：一是债务治理如何弱化地方政府对传统土地城市化的依赖，并促使其采取哪些差异化举措？二是打破财政纵向失衡问题将如何影响公共支出变化，能否提高政府层级的效率，进而为实体经济提供支撑？回答上述问题对于发挥地方债务治理的经济效果、促进产业升级以及推动城镇化有序转型都具有重要的现实意义。
2014年出台的《国家新型城镇化规划（2014—2020年）》提出，要“以人为核心”推进城镇化，并且强调地方政府在公共服务供给中的支出责任，推动财政支出以经济建设为主逐步转向更加重视民生保障。然而，加强债务管理不仅会给地方政府带来一定的财政压力，也可能激励其调整规模、优化结构和提升效率。依据财政分权框架下地方政府的财政约束等式（龚强等，2011），当新增债务渠道收紧且转移支付具有不确定性时，有效应对公共服务支出的刚性增加，保障财政收入的稳定增长就显得尤为重要。这正是本文探究地方债务治理对城市产业升级影响的出发点。
随着中国市场化进程持续推进，源于生产要素流动性、基础设施和经济集聚的外部性问题日益明显（Agrawal等，2022），这对国家治理体系和治理能力现代化提出了更高要求。债务扩张的传导依赖传统的土地城市化及城市建设的投融资模式，而债务治理则服务于“以人为核心”的新型城镇化。国家层面的制度变革促使地方政府进行举债来弥补市场失灵、增强财政韧性和提高政府效能。因此，本文从新型城镇化战略出发，尝试将债务治理的制度供给与地方政府的行为选择纳入分析框架，从公共支出的角度探究地方债务治理的产业升级效应。
现有研究地方债务治理效应的文献大多聚焦于微观企业的经济绩效，较少分析债务治理对地方发展模式和产业结构调整的作用机制。实际上，地方债务扩张源于地方政府对传统城镇化模式的高度依赖，债务治理会对该模式造成较大的冲击，并将导致地方政府行为转变。因此，本文的研究有助于分析城镇化转型、地方政府行为变化和产业升级之间的联动关系。本文认为，地方债务治理是国家和区域治理现代化的制度系统性建设的重要组成部分，通过将其引入城镇化转型发展框架，探讨了地方债务治理对城市产业升级的作用，并提出了符合中国客观国情的政策建议。
本文基于2010—2019年210个地级市的面板数据，通过构建双重差分模型，考察地方债务治理对城市产业升级的作用，重点探究地方政府的支出行为及变化在两者间的作用机制，为地方债务治理的效应评价、政策适应性创新的绩效、过渡性路径约束等提供实证支持和政策依据。本文的经验分析结果表明，地方债务治理能够显著推动城市产业结构升级；机制分析表明，地方债务治理主要通过公共支出的“提质增效”推动城市产业升级，并以“新基建”与“软支出”的规模增长以及总支出的结构优化与效率提升为典型特征，而“产城融合”模式的路径依赖、支出端的政策适应性创新和转移支付则在地方债务治理对城市产业升级的影响中发挥调节作用；异质性分析表明，在常住人口300万以下、东部地区、财政压力较小以及显性比较优势较高的城市中，地方债务治理具有显著的产业升级效应。
相较于既有研究，本文从理论框架构建与经验证据深化两个层面，对地方债务与产业升级问题进行了探讨：第一，在研究视角方面，本文通过构建“战略环境—制度供给—政府行为”的分析框架，从公共支出规模、结构与效率的传导机制出发，揭示了地方债务治理影响城市产业升级的作用路径；第二，在研究内容方面，本文对财政资源配置过程中的地方政府行为反馈进行了分析，并通过调节机制与异质性检验探讨了地方债务治理对产业升级的作用与条件。
二、文献述评、制度背景与特征事实
（一）相关研究及述评
从现有文献来看，学术界对地方债务治理经济效应的讨论多集中于微观经济领域。有学者认为，债务治理能够改善企业的融资环境、降低系统性风险和优化投资决策（刘贯春等，2022；李小林等，2023；徐晓珠和李增福，2024），并能够激励企业创新、促进企业高质量发展（刘莉等，2024；洪源等，2024），扩大企业雇佣规模、优化人力资本结构（胡玥等，2022；李增福等，2024）等。然而，地方债务治理或许对产业升级有积极影响，但尚未有研究证据来支持此观点。
围绕产业升级问题，部分研究从地方债务与公共支出配置角度展开讨论（贾敬全和殷李松，2015；严成樑和徐翔，2016），也有学者从企业进入市场的角度进行解释。张清俊等（2025）指出，以基础设施投资为依托的地方债务能够提升服务业企业进入市场的比例，从而带动产业结构转型升级。在公共支出方面，虽然不少研究肯定了生产性支出对产业结构升级的促进作用，但支出偏向导致社会性公共产品供给不足。随着地区经济分化和老龄化程度加深，公共支出的结构效应和生产效率具有时空差异性（张国建等，2020；缪小林等，2023）。
近年来，关于公共支出的研究更多地关注城镇化转型与财政制度、支出结构之间的矛盾，主要涉及财政垂直失衡、财政压力、财政透明度等内容（刘俸奇等，2021；李永友等，2021；马海涛和秦士坤，2022）。区域尺度的研究则聚焦于地方债务和公共支出的空间异质性。有学者认为，财政支出责任变化可能推动地方债务规模扩大，其中东部地区政府债务的增长与地区间竞争密切相关（冀云阳等，2019）。地方政府政策目标的差异也会影响公共支出在不同地区之间的均衡配置，经济产出的目标导向将导致大城市公共支出水平增加（周慧珺和龚六堂，2024）。也有学者发现，与扩大公共支出规模相比，优化财政支出结构更有助于促进区域协调发展，并提升整体经济产出水平（万一方和黄文彬，2024）。
（二）制度背景与特征事实
中央在推进地方债务管理体制改革的同时，同步加强了对公共支出的管控，进而引导相关社会资本优化配置，具体可概括为：合理界定支出范围、推动支出结构优化、强化支出管理和规范支出责任。其中，前三者对地方政府之间的横向关系产生了重要影响，不仅要求财政资源与其进行匹配并发挥地区比较优势，而且要求政府应主导公共投资，因地制宜发展新质生产力。2023年，国家发展改革委和财政部发布的《关于规范实施政府和社会资本合作新机制的指导意见》明确提出，PPP项目应以使用者付费为主要模式，并严格限制通过财政资金弥补项目建设和运营成本，以防止PPP模式成为地方政府新增隐性财政支出的渠道。在规范政府支出责任方面，中央政府近年来也出台了一系列制度文件，以理顺不同层级之间的财政关系，为财政资源在纵向层级之间的合理配置提供制度依据。各省级政府相继出台了多个政策文件，并参照中央改革思路对省以下各级政府在基本公共服务领域的财政事权与支出责任进行规定（李森等，2022）。
在地方债务治理深入推进与公共支出管控加强的制度背景下，地方债务的空间分布、公共支出的结构以及全国和各地区产业升级指数均呈现新的变化特征。从综合债务总量与人均维度的表现能够清晰地看出地方债务的空间分布特点。根据图表分析结果，在总量层面，东部地区债务余额整体较高，2016年后增长显著，在全国债务规模中占重要比重；中部和西部地区债务余额持续增加，已成为全国债务增长的重要来源；东北地区债务余额相对较小，整体变化较为平稳。总体来看，全国地方债务余额呈现持续增长趋势。在人均层面，东部人均债务余额较高，2016年后快速上升；中部和西部地区的人均债务余额虽有所上升，但增幅明显低于东部；东北地区则维持在较低水平，增长变化相对有限。根据图表分析结果，“软支出”与“硬支出”的增速基本持平，而“新基建”支出增速在2015年后明显加快，与传统基建增速放缓形成了鲜明的对比。产业升级指数在2013—2015年缓步上升，2016年后加速上升并维持较高水平。上述特征揭示了以下基本事实：一方面，债务治理导致地方债务的空间分化，地区比较优势对债务规模的影响逐步增强；另一方面，公共支出的结构变化为地区产业升级创造了有利条件。
三、理论分析与假说提出
（一）地方债务治理对城市产业升级的影响
2015年，中国开始从制度上转变地方债务的治理模式，加强地方预算约束、破除中央刚性兑付，以“提质增效”为政绩标准的导向原则，推进国家治理体系和治理能力的现代化（郭玉清和毛捷，2019）。在此背景下，地方政府不仅约束其扩张性举债行为，还将提高债务资金的使用效率，以使其充分服务于经济社会发展。因此，本文从微观和宏观政府治理能力两方面，对地方债务治理的产业升级效应展开理论分析。在微观方面，债务治理有助于缓解信贷资金错配、降低企业融资成本和提高企业投资效率，并结合战略性新兴产业等国家重点产业发展需求，对企业研发融资和创新活动提供支持，从而为城市技术创新和产业结构升级提供动力（丁一兵等，2014）。债务治理通过优化公共支出结构，重点支持创新创业活动和完善民生服务供给以及通过财政资源优化配置和提高城镇化质量，推动城市产业升级。在政府治理能力建设方面，债务治理通过将地方债务纳入预算管理，增强地方政府的财政自主性和财政体系的整体韧性，为市场主导的企业创新与产业升级营造良好的制度环境。综上所述，本文提出假说1：
假说1：地方债务治理对城市产业升级具有促进作用。
（二）机制分析
本文重点从地方债务治理的战略环境与制度供给出发，围绕地方政府的行为选择、支出倾向及二者之间的关系，探讨地方债务治理影响产业升级的传导机制。这有利于进一步理解城镇化转型与地方债务治理之间的内在联系。
1. 地方债务治理的战略环境与制度供给：支出端的影响
在中国特定的背景下，地方债务风险加剧的主要原因是土地城市化快于人口城市化导致的失衡问题。其形成既与中央和地方财政关系的不对称有关，也与地方政府在资源配置中的干预较强、市场机制作用不足等制度性矛盾密切相关，故需要通过完善“有为政府”与“有效市场” 相结合的治理体系来解决。基于此，本文将新型城镇化视为地方债务治理的战略环境，分析债务治理对地方政府的行为选择和支出倾向产生的影响，如图1所示。
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| 图 1 地方债务治理影响城市产业升级的作用机制 |
新型城镇化应“以人为核心”，强调基本公共服务均等化。因此，需要通过完善“人、地、财”挂钩机制强化制度保障，同时推进政府间财政事权与支出责任划分改革，从而逐步形成权责明确、财力协调、区域均衡的中央与地方财政关系（李森等，2022）。在此前提下实施的地方债务治理有利于引导地方政府形成更加符合战略转型和政策目标的支出倾向。世界银行（2009）强调指出，在城市化发展的高级阶段，要确保基础设施、健康和教育服务等政策与劳动力流动政策相契合。这意味着，地方政府不仅需履行公共服务的支出责任，而且还要优化公共支出的规模与结构，并提高公共支出效率。地方债务治理有助于建立地方政府与公共利益之间的激励相容机制（张思涵等，2022），推动地方政府在城市资源生成、
假说2：地方债务治理通过优化公共支出规模、提高公共支出效率和优化公共支出结构来促进城市产业升级。
2. 地方债务治理下政府行为选择的变化特点
（1）具有土地城市化路径依赖的“产城融合”模式
“产城融合”模式的核心在于推动产业与城市发展的共同繁荣（谢呈阳等，2016），在工业化与城市化进程中形成产业升级和空间结构优化的良性循环。然而，现实中“产城融合”模式与土地开发和新城建设相结合，对债务融资平台的依赖性较强。随着土地要素价值重估，围绕建设商务中心和住宅区并进行招商引资的“产城融合”模式兴起（丛海彬等，2017）。这一模式在一定程度上提高了地方政府的负债率（常晨和陆铭，2017）。公共服务供给不足导致新建设的城镇对人口与产业集聚的促进作用较为有限（陈勇兵等，2025），这加剧了资源错配。当地方债务治理加强债务规模控制时，既有的“产城融合”模式势必会受到冲击，从而对产业升级产生影响。
（2）地方政府在支出端的政策适应性创新
本文以PPP模式为对象，分析公共支出规模管理的政策创新在债务治理影响产业升级中的作用。2014年《国务院关于加强地方政府性债务管理的意见》出台，PPP模式被正式纳入地方政府公共项目融资体系，并在基础设施建设和公共服务投资领域中得到广泛运用。对于地方政府而言，PPP模式通过引入社会资本，优化了债务结构和降低了对短期高成本债务的依赖（刘薇，2015），有助于缓解资本配置失衡，并增加新型基础设施投资与提高基础设施建设效率（王群群等，2024）。同时，PPP模式还能够提高地方治理能力（吴卓瑾和乔宝云，2014），有利于催生新技术、新产业（郭凯明等，2020）。当然，PPP模式在应用中也存在一些问题（汪峰等，2025），这对城市产业升级产生不利影响。
本文以“行政发包制”的优化为例，分析公共支出结构优化与效率提升的政策创新在债务治理影响产业升级中的作用。“行政发包制”融合了科层规范与市场机制，构建“政策下发—目标拆解—任务包干”的层级治理体系，既为地方政府保留了较大的操作灵活性，也能够实现政策目标与基层执行之间有效衔接（周黎安，2022）。具体而言，地方政府会按照中央政府发布的全国性政策文件，逐级落实中央设定的治理目标，确保地方行动与中央战略同步推进（阮睿等，2023）。可见，在高质量发展的国家治理导向下，“行政发包制”能够根据任务特点和下级政府的信息优势，通过优化支出结构和提高支出效率促进城市产业升级。
（3）财政转移支付的影响
当中央加强地方债务治理时，财政压力较大和发展水平相对落后的城市更倾向于通过获得更多的财政转移支付来缓解资金压力（储德银和张鹭月，2023）。一方面，转移支付有助于减少政府间的资源竞争行为，降低要素市场扭曲程度，实现资源有效配置（韦东明等，2021）；另一方面，转移支付增加也可能导致财政激励扭曲，推动公共支出规模过快增长（赵永辉等，2019），导致投资性支出偏高、公共服务支出不足（Keen和Marchand，1997）以及预算软约束等问题（储德银等，2019）。此外，转移支付的不确定性和波动性也可能导致地方政府的公共支出偏向生产性活动，“挤出”社会性公共品供给（刘贯春和周伟，2019）。综上所述，本文提出假说3：
假说3：地方债务治理对城市产业升级的促进作用受到“产城融合”模式的路径依赖、政策适应性创新和转移支付的影响。
四、研究设计与数据说明
（一）模型设定
本文基于2010—2019年城市层面的面板数据，构建双重差分（DID）模型，并在估计中加入城市和年份固定效应，以识别地方债务治理对城市产业升级的影响。具体模型设定如下：
| $ {struc}_{ct}={\alpha }_{0}+{\alpha }_{1}{debt}_{c}\_ {post}_{t}+\beta {X}_{ct}+{\mu }_{c}+{\varphi }_{t}+{\varepsilon }_{ct} $ | (1) |
其中，strucct为城市产业升级指数；debtc_postt由债务治理政策时点虚拟变量与地方政府融资平台债务规模特征变量的交互项构成，表示地方债务治理政策的冲击强度；
（二）变量说明
1. 被解释变量：城市产业升级。为保证研究结论的稳健性，本文在基准回归中以城市产业技术复杂度为核心指标。本文主要参考 Hausmann等（2007）、周茂等（2018）的思路选择城市产业技术复杂度的衡量指标。
本文利用海关数据计算产业技术复杂度（Prodyk，2006），并将2006年设定为基期。具体计算公式如下：
| $ {Prody}_{k,2006}=\sum\limits_{m}\frac{\left({Export}_{mk}/{Export}_{m}\right)\times {Y}_{m}}{\sum\limits_{m}\left({Export}_{mk}/{Export}_{m}\right)} $ | (2) |
其中，Prodyk，2006表示2006年k行业的技术复杂度；Exportmk代表m国k行业内HS四位编码产品的出口额；Exportm为m国总出口额；Ym为m国人均GDP。本文将prody固定在2006年是为了减少外部技术环境变化的干扰。本文通过固定全球层面各产业的技术复杂度，确保后续观测的城市技术复杂度的年度变动主要是源于城市内部产业结构的调整，而不是由全球产业技术水平的自然变化导致。
本文以城市生产结构为权重，构建城市层面的技术复杂度指标（sophct），具体计算公式如下所示：
| $ {soph}_{ct}=\frac{\sum\limits_{i}{Output}_{kct}\times {Prody}_{k,2006}}{\sum\limits_{i}{Output}_{kct}} $ | (3) |
其中，Outputkct表示t年c城市k行业产出。
2. 核心解释变量：地方债务治理。参考胡玥等（2022）的研究方法，本文通过构建双重差分交互项刻画地方债务治理的衡量指标。该指标具体设定为debtc_postt=debtc×postt。其中，postt为政策时间虚拟变量，以2015年《中华人民共和国预算法》实施作为地方债务管理体制改革的政策冲击时点，当样本期处于2015年及以后时，postt取值为1，否则为0。debtc为地方政府融资平台债务强度指标，通过政策实施前三年融资平台债务余额平均值与地区GDP之间的比例衡量。
3. 中介变量。根据公共支出的功能属性，本文将公共支出划分为“软支出”和“硬支出”两类。“软支出”主要包括教育、医疗卫生、社会保障和就业等公共服务支出；“硬支出”主要包括传统与新型基础设施建设支出。在此基础上，本文构建三类中介变量：（1）公共支出规模。以各地级市公共支出占GDP的比重衡量；（2）公共支出结构，以各项细分支出占财政总支出的比重衡量；（3）公共支出效率，采用数据包络分析（DEA）方法测算，其中，投入指标为人均公共支出，产出指标为地方政府当年的公共服务供给水平，并据此得到公共支出效率值。在此基础上，本文进一步区分测算“软支出”效率与“硬支出”效率。
4. 调节变量
（1）“产城融合”
本文借鉴丛海彬等（2017）的研究思路，从产业支撑、功能匹配和以人为本导向构建“产城融合”指标，
（2）政策适应性创新
鉴于统计数据的可得性，本文采用PPP项目强度指标与时间虚拟变量的交互项构建指标衡量社会资本引入强度。具体而言，对于PPP项目强度指标，本文基于全国PPP综合信息平台项目库数据，通过计算地级市落地PPP项目投资额与常住人口之间的比例进行衡量。时间虚拟变量则以2015年为政策冲击时点，2015年及以后的年份取值为1，其余年份则取值为0。
本文参考阮睿等（2023）的研究思路，首先根据《全国主体功能区规划》的区域划分，对城市发展能力进行界定：首先，若某地级市辖区内超过半数县级单位属于优化开发区或重点开发区，则将该城市划分为“能力优越地市”，并将相应政策虚拟变量设定为1，其余城市设定为0。其次，以2015年为政策时点构建时间虚拟变量来识别中央科技创新政策强化后的制度环境变化。最后，本文引入支出偏离度，以地级市“新基建”与科技支出相对于省内平均水平的偏离程度来刻画地方政府对创新任务的响应能力。
（3）转移支付
受数据可得性限制，现有地市级政府转移支付信息主要来源于《全国地市县财政统计资料》，且仅覆盖1994—2009年。因此，在本文样本期内难以获得地级市的转移支付数据。因此，本文参考张静和缪小林（2024）的做法，以地级市政府转移支付偏向系数（tpi）作为度量指标，用以反映省级政府对地级市转移支付的倾斜程度，该指标根据城市人均转移支付与人均财政收入之间的比例关系计算得出。其中，关于地级市人均转移支付的测算方法，本文参考彭曦和陈仲常（2016）的做法：根据地级市一般公共预算支出与一般公共预算收入之间的差额，对地级市转移支付总额进行测算。以户籍人口为基数，将估算得到的转移支付总额与各地级市年末总人口数进行比值测算，得到人均转移支付数据。若计算得到的tpi值大于1，则转移支付变量赋值为1，反之则赋值为0。
5. 控制变量。（1）经济发展水平（lgdp）：以地区人均GDP的对数衡量；（2）市场化指数（lmkt）：采用樊纲等（2011）构建的市场化指数并取对数；（3）外商投资水平（lfdi）：以实际使用外资金额与地区生产总值的比重取对数衡量；（4）金融发展水平（fin）：以金融机构存贷款余额占GDP比重衡量；（5）高等教育水平（edu）: 以普通高校在校生人数占城市常住人口比重衡量；（6）城镇化率（ur）：以非农业人口在总人口中的比重衡量；（7）生产性服务业集聚度（aggps）：采用区位熵方法测算，以地级市生产性服务业从业人员占当地总从业人员的比重与全国层面该比重的比值衡量。
（三）数据说明及来源
本文选取2010—2019年地级市层面的面板数据作为研究样本。数据来源包括《中国城市统计年鉴》、各地级市《城市国民经济和社会发展统计公报》以及地方政府官方网站。针对少量缺失观测值，本文采用线性插值方法进行处理，以提高样本数据的完整性。主要变量的描述性统计结果如表1所示。
| 变量 | 观测值 | 平均值 | 标准差 | 最小值 | 最大值 |
| struc | |||||
| debt_post | 0 | ||||
| lgdp | |||||
| lmkt | |||||
| lfdi | |||||
| fin | |||||
| edu | |||||
| ur | 1 | ||||
| aggps | 0 |
五、实证结果及分析
（一）基准回归结果
本文基于计量模型（1）的全样本估计结果如表2所示。列（1）为未控制任何固定效应的估计结果，列（2）仅加入了年份固定效应，列（3）在列（2）基础上进一步加入城市固定效应，列（4）则在列（3）基础上补充了城市层面控制变量。从这四列的估计结果来看，核心解释变量的估计系数都显著为正。这表明地方债务治理对城市产业升级具有显著促进作用，初步验证了假说1。
| 变量 | （1） | （2） | （3） | （4） |
| debt_post | ||||
| （12.23） | （19.91） | （1.92） | （2.20） | |
| 控制变量 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 |
| 城市固定效应 | 控制 | 控制 | ||
| 年份固定效应 | 控制 | 控制 | 控制 | |
| 样本量 | |
|
|
|
| R2 | 0.067 | 0.762 | 0.852 | 0.854 |
| 注：***、**和*表示在1%、5%和10%的水平上显著，下表同。 | ||||
（二）估计有效性分析
1. 平行趋势检验。本文采用事件研究方法考察地方债务治理实施前后不同债务依赖程度下城市产业升级的动态变化。以2015年《中华人民共和国预算法》实施为政策冲击时点，构建政策实施前后的多期交互项，并以政策实施前一年为基准期。根据回归结果，在政策实施前，各期交互项系数整体接近于零，并且不显著，这表明在政策出台前处理组与控制组之间并没有系统性趋势差异，因此平行趋势假设成立。在政策实施后，回归系数逐步转为正值，说明地方债务治理对产业升级的影响具有一定滞后性。
2. 安慰剂检验。具体做法是通过500次随机模拟重新设定政策实施时间，并据此重复估计模型，从而获得虚拟处理效应的系数分布。根据分析结果，随机估计得到的系数大多在0附近波动，且对应P值并不显著，而真实估计值明显偏离该分布中心，说明基准结果并非由随机扰动导致。
（三）稳健性检验
1. 替换变量。本文将《中华人民共和国预算法》实施前两年和前四年地方融资平台债务规模的平均值作为处理强度变量，并重新进行回归估计。由于政策可能存在滞后效应，本文将解释变量滞后一期后重新估计。本文参考袁航和朱承亮（2018）的做法，将各产业产值份额与对应产业劳动生产率的乘积进行加权汇总，以此构建产业结构高度化质量指标，替代原被解释变量并进行回归。估计结果表明本文的基准结论是稳健的。
2. 剔除直辖市样本。考虑到直辖市在资源配置和政策支持上具有一定特殊性，本文在样本中剔除北京、天津、上海和重庆四个直辖市，并重新进行回归估计。根据分析结果，解释变量系数符号与显著性均未发生变化。
3. 排除其他政策冲击的干扰。本文控制省级开发区升级与撤县设区两个外生政策冲击，以排除其他政策冲击的干扰。根据回归结果，地方债务治理对产业升级的促进作用依然显著，基准结论未发生改变。
（四）内生性检验
本文选取债务治理政策实施前三年（2012—2014年）的财政透明度指标作为工具变量。财政透明度通过信息披露与监督机制影响地方政府举债行为，从而与历史债务依赖程度有关联。该指标在政策实施前已确定并在样本期内保持稳定，因而具有较强外生性。在此基础上，本文以“财政透明度均值×政策虚拟变量”的交互项作为工具变量，并采用两阶段最小二乘法进行回归估计。根据回归结果，地方债务治理对城市产业升级的促进作用是稳健的。
（五）机制检验
1. 公共支出“提质增效”的中介效应
（1）公共支出规模
表3汇报了公共支出规模中介作用的检验结果。可以发现，不同领域的公共支出规模具有明显的差异。当以新基建规模、“软支出”规模为被解释变量时，解释变量的估计系数显著为正。而以总支出规模、总基建规模、传统基建规模为被解释变量时，解释变量估计系数未通过显著性检验。该结果表明，地方债务治理对公共支出规模的影响主要是通过结构调整来实现，在强化总支出规模管理的同时，政府倾向于增加民生性和新基建支出规模。而且，债务治理未显著提高传统基建支出规模，说明原有的财政资源配置模式正在发生改变，城市产业升级的制度环境得到了优化。
| 变量 | （1）总支出规模 | （2）“硬支出”规模 | （3）“软支出”规模 | ||
| ①总基建规模 | ②传统基建规模 | ③新基建规模 | |||
| debt_post | − |
||||
| （1.56） | （0.19） | （−0.92） | （3.73） | （2.50） | |
| 样本量 | 2 100 | 2 100 | 2 100 | 2 100 | 2 100 |
| R2 | 0.946 | 0.710 | 0.715 | 0.703 | 0.954 |
| 变量 | （1）总支出结构 | （2）“硬支出”结构 | （3）“软支出”结构 | ||
| ①总基建结构 | ②传统基建结构 | ③新基建结构 | |||
| debt_post | |||||
| （1.95） | （1.04） | （0.90） | （1.76） | （1.99） | |
| 样本量 | 2 100 | 2 100 | 2 100 | 2 100 | 2 100 |
| R2 | 0.814 | 0.748 | 0.747 | 0.769 | 0.828 |
| 变量 | （1）总支出效率 | （2）“硬支出”效率 | （3）“软支出”效率 | ||
| ①总基建效率 | ②传统基建效率 | ③新基建效率 | |||
| debt_post | |||||
| （2.66） | （0.94） | （0.86） | （2.66） | （1.73） | |
| 样本量 | 2 100 | 2 100 | 2 100 | 2 100 | 2 100 |
| R2 | 0.520 | 0.170 | 0.134 | 0.831 | 0.226 |
| 控制变量 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 |
| 城市和年份固定效应 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 |
（2）公共支出结构和效率
公共支出结构和效率的中介作用呈现显著的领域分化特征。表3的回归结果显示，当分别以总支出、新基建和“软支出”的结构与效率作为被解释变量时，解释变量估计系数显著为正。该结果再次证明了债务治理对支出结构的“靶向性”作用。总支出的结构优化和效率提升反映了预算约束强化下地方政府整体资源配置能力的提高。对“软支出”和新基建支出的结构倾斜，契合了城镇化进入中高级阶段的生产效率提升需求，从而能为城市产业转型升级提供重要支撑（Peneder，2003）。“硬支出”和传统基建支出的结构与效率变化均未通过显著性检验，这与传统基建存量规模庞大、在“硬支出”中占比较高以及投资的边际产出效率递减具有较大关系，表明地方债务治理一定程度上抑制了公共支出的低效扩张及资源错配。
综上所述，地方债务治理通过优化公共支出规模、提高公共支出效率和优化公共支出结构来促进城市产业升级，这证明了本文假说2。
2. 政府行为选择的调节效应
（1）“产城融合”模式的路径依赖
表4列（1）、列（2）汇报了在既定传导路径下，“产城融合”模式对地方债务治理产业升级效应的调节回归结果。其中，列（1）以熵值法构建的“产城融合”综合指标作为调节变量，列（2）则以产业协同集聚程度作为调节变量，调节变量用mv表示。根据回归结果，无论采用哪种衡量方法，交互项debt_post×mv的估计系数均显著为负，表明“产城融合”模式在地方债务治理影响城市产业升级的过程中存在负向调节效应。
| 变量 | （1）产城融合1 | （2）产城融合2 | （3）社会资本引入 | （4）“行政发包” | （5）转移支付 |
| debt_post | − | − | − | ||
| （−0.58） | （1.36） | （1.15） | （−1.03） | （−0.11） | |
| mv | − | − | |||
| （4.33） | （4.33） | （−2.61） | （2.56） | （−1.06） | |
| debt_post×mv | − | − | |||
| （−3.33） | （−3.81） | （1.70） | （1.76） | （4.20） | |
| 控制变量 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 |
| 城市和年份固定效应 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 |
| 样本量 | | | | ||
| R2 | 0.857 | 0.856 | 0.843 | 0.827 | 0.855 |
这一结果背后的原因为：在城镇化失衡条件下形成的“产城融合”仍高度依赖土地供给，这是以土地要素推动城镇化的代表性路径之一（李扬和张晓晶，2015）。由于缺乏比较完善的顶层规划与战略设计，政府与市场可能双重失灵（贾康和吴昺兵，2019），现实中的“先城后产”往往变为新城扩张的土地开发融资模式，具有增长目标短期化的典型特点（彭冲和陆铭，2019）。当实施地方债务治理时，这种过度依赖资金驱动型的“产城融合”模式将受到较大冲击，从而对产业升级产生不利影响。
从理论上来看，产业协同集聚通常反映要素自由流动条件下产业生态体系的发展程度。然而，在本文所考察的时期内，政策干预推动的过早“去工业化”进程（魏后凯和王颂吉，2019）导致制造业和生产性服务业之间的供需关系出现一定的脱节。在土地融资主导的城市建设模式下，地方政府往往通过低价供给工业用地与高价出让商服用地（范剑勇和莫家伟，2014）来提高生产性服务业企业进入市场的成本，从而进一步加剧了市场扭曲与空间资源错配。即使产业协同集聚水平有所提升，也未必能够优化产业结构。
（2）政策适应性创新
①规模维度的支出政策创新。表4列（3）报告了社会资本引入强度（PPP）的调节效应。本文将社会资本引入强度变量的滞后一期纳入模型。结果显示，交互项估计系数显著为正，说明社会资本引入强度在地方债务治理影响产业升级中发挥了正向调节作用。这是因为：PPP模式推动的项目建设周期往往跨期较长，社会资本引入的效应释放需要一个过程；同时，在债务治理约束政府支出规模的背景下，引入社会资本有助于缓解财政资金约束，并通过政府投资的带动效应推动产业升级。
②结构与效率维度的支出政策创新。表4列（4）汇报了“行政发包”政策的调节效应。当将“行政发包”虚拟变量的滞后两期纳入模型作为调节变量时，交互项估计系数在10%的水平上显著为正，这表明“行政发包”政策在地方债务治理影响产业升级中发挥了滞后的正向调节作用。该结果说明，随着地方债务治理的推进，省级政府作为承上启下的行政层级，尝试优化“行政发包”政策，根据城市比较优势实施差异化创新任务配置，通过提高科技支出的产出效率为产业升级提供动力。然而，由于这一过程涉及多层级政府之间的协调，同时各省份在治理能力、产业基础和政策经验等方面均存在差异，“行政发包”政策的实施与扩散成本相对较高，这导致相关政策效应在滞后两期后逐步显现。
③转移支付。表4列（5）汇报了转移支付的调节效应回归结果。在模型中引入相关交互项后，其估计系数显著为正，表明转移支付在地方债务治理影响产业升级中存在正向调节作用。这一结果说明转移支付能够缓解地方财政收支矛盾与短期偿债压力，为财政资源的优化配置创造了空间。一方面，转移支付有助于填补地方财力缺口，能避免地方政府为偿还债务而“挤占”产业升级相关的资金投入，以保障研发、高技术产业等领域的资金供给；另一方面，转移支付具有明确的政策导向性，能够引导地方政府将财政重心从短期转向长期，同时向市场释放稳定的政策信号，增强市场主体对高技术产业发展和创新领域的投资意愿，进而推动产业结构升级。
综上所述，地方债务治理对城市产业升级的促进作用受到“产城融合”模式的路径依赖、政策适应性创新和转移支付的影响，这验证了假说3。
六、异质性分析
（一）城市规模
本文参考国务院印发的《关于调整城市规模划分标准的通知》，将样本中城区常住人口划分为300万以上（Ⅰ类）和300万以下（Ⅱ类）两组城市，并进行分组回归。根据分析结果，Ⅱ类城市所对应的解释变量估计系数显著为正，而Ⅰ类城市对应的解释变量估计系数未通过显著性检验。这说明地方债务治理对规模较小城市的产业升级促进作用更为明显。可能原因为：央地纵向财政关系改革缓解了规模较小城市的财权与事权不匹配问题，而Ⅰ类城市具有规模经济显著和创新资源集聚的特点，这使得地方债务治理的边际影响较小。
（二）财政压力
本文采用城市一般公共预算支出与一般公共预算收入之比衡量财政压力。若样本高于75%分位数，则划分为财政压力较大组；若样本低于25%分位数，则划分为财政压力较小组。根据分析结果，对于财政压力较小的城市，解释变量估计系数显著为正；对于财政压力较大的城市，解释变量估计系数未通过显著性检验。可能原因是：财政压力较大的城市在地方债务治理背景下，倾向于以保障基本民生、偿还到期债务等刚性支出为主。
（三）区域差异
本文将样本城市划分为东部和非东部进行分组检验。根据分析结果，东部地区解释变量的估计系数显著为正，非东部地区解释变量的估计系数不显著。这表明，在产业基础良好、市场化水平较高及财政能力较强的东部地区，债务治理更有利于推动产业升级；非东部地区受限于自身的资源禀赋，传统产业占比相对较高，新兴产业发展基础较薄弱，而且市场化程度和要素资源配置效率均与东部地区存在差距，这使得地方债务治理在影响产业升级的过程中面临较大约束。
（四）比较优势
本文参照周沂等（2022）的方法测算显性比较优势（RCA），并在此基础上根据RCA的四分位数进行分组，以显性比较优势指标的75%分位数作为分组标准，将城市划分为较高比较优势组与较低比较优势组。根据分析结果，在显性比较优势较高的城市，解释变量的估计系数显著为正，而在比较优势较低的组中并不显著。
七、结论与政策建议
本文结合央地财政事权的配套改革，从公共支出管控的视角，分析了地方债务治理影响城市产业升级的理论机制，并以2010—2019年全国210个地级市为样本进行了实证检验，得出以下结论：（1）地方债务治理对城市产业升级具有促进作用；（2）机制分析表明，地方债务治理主要通过公共支出的“提质增效”推动城市产业升级，并以“新基建”与“软支出”的规模增长以及总支出的结构优化与效率提升为典型特征；（3）“产城融合”模式的土地城市化路径依赖以及支出端的政策适应性创新和转移支付均在债务治理影响城市产业升级的过程中发挥了重要的调节作用；（4）进一步的异质性分析显示，在常住人口300万以下、财政压力较小、东部地区以及显性比较优势较高的城市，地方债务治理对产业升级的促进作用尤为显著。
基于上述结论，本文提出以下政策建议：
第一，应关注公共支出的规模调整、结构优化和效率提升，引导社会资源流向城市产业升级领域，推动地方债务治理逐步由规模约束转向绩效导向。在此过程中，应建立完善的公共支出管理监督体系，逐步消除地方债务扩张对土地城市化的路径依赖。例如，对于“产城融合”的模式，可考虑引入“人、地、财”协调发展的综合评估机制，重点围绕土地供给改革和产业发展需求，建立地方创新实践试点案例库，跟踪、比较和评价其实施效果。
第二，根据地方债务治理服务国家战略的目标原则，梳理纵向的政府间层级关系和横向的政府与市场间关系，营造“债税替代”的制度空间和政策体系。在多层级复杂治理结构下，应发挥不同层级政府的功能分工与信息优势，重点加强省级政府在统筹协调和效率考核等方面的职能。在横向的政府与市场关系层面，应推动政府维护市场秩序、提供公平竞争环境和加强政策监管（刘志彪和孔令池，2024）。应围绕项目特点拓宽PPP模式的分类应用场景，为推进地方债务治理提供制度保障。
第三，根据各地区禀赋条件、产业基础与财政能力的不同，实施差异化和弹性化的地方债务治理配套举措，处理好债务风险防范、支出管理与产业升级之间的关系。首先，对比较优势明显、产业升级潜力大、财政可持续性强的地区，可适度放宽专项债额度限制，允许其根据产业培育周期灵活调整还款节奏，对投向基础研究、关键核心技术攻关的债务资金放宽短期收益考核，促使这些地区率先形成创新引领和技术扩散的产业升级示范效应；其次，对债务风险较高、财政压力大以及城市收缩的地区，可尝试建立债务重组和支出优化的管理机制，盘活低效闲置资源以提高债务资金使用效率；最后，结合产业布局优化与产业链发展需求进行改革，从而促进区域产业结构调整与转型升级。
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