一、引言

补齐基础设施和公共服务领域短板，扩大有效投融资，是新发展阶段下深化供给侧结构性改革，提高我国经济增长质量的重要途径(沈坤荣、赵倩，2020)。然而，通过传统的政府投资来满足经济发展对高质量基础设施和公共服务需求的模式显然不可持续。一方面，随着城镇化进程的深入，土地财政模式难以维系，依靠地方融资平台公司提供基础设施建设和公共服务积累了巨大债务风险(李建发等，2021)，传统的政府投资模式已然受制于财政资金的约束；另一方面，传统模式下政府直接投资项目存在效率“漏损”(尹小剑，2012；殷强等，2019)，难以实现高质量管理基础设施和开展公共服务，无法真正意义上形成有效投资。在此情况下，政府和社会资本合作(PPP)模式作为健全市场化投融资机制、鼓励社会资本平等参与重要基础设施和民生领域投资建设的有效途径，在稳增长惠民生、调结构增后劲的“两新一重”领域作用尤为明显，有助于发挥投资关键性作用并有效扩大内需，从而成为补齐我国基础设施和公共服务领域短板、提高经济增长质量的可行方式^①。

① 曲哲涵, 2020, “PPP模式以高质量投资助推高质量发展”，光明日报，2020-12-21(18)。

自党的十八届三中全会决定允许社会资本通过特许经营等方式参与城市基础设施投资运营以来，PPP在我国全面推广，已经成为我国地方投融资的重要模式。截至2021年末，财政部PPP项目管理库在库项目达10204个，总规模逾16.1万亿^②。但是自2013年末推广至今，我国PPP发展并非一帆风顺，总体经历了两个阶段。第一阶段是2014—2016年间的快速扩张阶段，在此阶段中，我国PPP市场发展过热，加之立法问题悬而不决、政府主导下的约束机制不到位等原因，容易产生PPP模式下政府与社会资本机会主义行为(Valero，2015；牛耘诗等，2019；梅建明、张宽，2021)，导致我国PPP模式异化为融资工具、公共品负担(龚强等，2019；汪峰等，2020)，带来了民营企业参与率不高且逐年下降、地方隐性债务风险加剧等诸多问题。因此，自2017年开始，PPP市场开始降温，PPP项目数量和规模增速回落，一批伪PPP项目被清理退库，“严监管、规范化”成为了PPP市场主旋律，PPP模式在我国已经迈入规范发展、平稳运行阶段。

② 数据来源于明树数据《2021年中国PPP市场年报》第6页。

伴随着PPP实践层面问题的出现以及政策层面的降温，学界对于PPP模式的讨论似乎也随之减少，甚至对PPP模式经济效益的质疑声亦不绝于耳。然而本文认为，PPP模式推广中出现的问题主要源于制度环境的不适应性(陈婉玲、胡莹莹，2020)，PPP模式总体而言仍对我国经济发展作出重要贡献，国民经济和社会发展“十四五”规划、“十四五”公共服务规划等上位规划强调要继续规范有序地推广PPP模式，鼓励通过PPP模式参与公共服务供给^④⑤，陕西等地区也指出要借PPP模式助力高质量发展陕西省财政厅，《PPP模式助力我省高质量发展》。，说明PPP模式依然得到中央支持并受到地方青睐，PPP模式仍然在地方基础设施和公共服务供给中扮演重要角色。而且随着近年来PPP政策环境不断完善，PPP模式将在规范有序的推广过程中行稳致远。在此背景下，从经济效益角度对PPP模式的宏观效应进行客观评价，有助于打消对PPP模式的质疑，为PPP模式正名，同时对于推动PPP模式规范推广、更好地发挥PPP模式优势以促进经济高质量发展具有重要的现实意义。

④ 国务院, 《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》。

⑤ 国家发展和改革委员会，《“十四五”公共服务规划》。

目前，关于PPP模式经济效益的研究主要包含两个方面：一是评估PPP模式的效率提升效应。研究发现，相比于传统的政府投资模式，PPP模式能够凭借竞争效应、知识转移效应、合理的劳动力分配和资源调动带来成本节约，提高公共产品供给效率(Savas，1977；刘穷志、彭彦辰，2017；梅建明、罗惠月，2019)。二是评估PPP模式对经济发展的影响，主要从经济增长效应进行分析。研究发现，PPP模式在关键经济部门中表现出的改善和创新使其成为经济增长的良好催化剂并长期发挥积极影响(Abouzar and Adel, 2014；Wendrila，2016)，在区域经济层面，PPP模式不仅可以作为基础设施投资的主要模式显著拉动经济增长(Wei et al., 2020)，还能通过投资养老服务和产业新城开发等项目对地区经济发展发挥积极的促进作用(康蕊、朱恒鹏，2019；陈思霞、张冬连，2021)。

但是在高质量发展的时代背景下，经济发展不仅体现在经济增量效应，更体现在经济增长质量效应上。然而，在评估PPP模式对经济发展的影响时，PPP模式的经济增长质量效应却未得到学界充分重视。PPP模式作为地方投融资的重要方式能否提升地区经济发展质量？如果可以，其中的影响机制是什么？鉴于此，本文尝试填补现有研究空缺并给出经验证明。本文通过整理财政部PPP项目管理库2013—2019年已落地项目信息构成城市面板数据，实证检验PPP模式能否提升地区经济增长质量。研究表明，我国PPP模式的推广显著拉动各地区经济增长质量提升，缓解地方财政压力与促进市场化水平提升是PPP模式促进经济增长质量提升的主要机制，同时政府干预及地方财政透明度分别对发挥PPP模式的经济增长质量效应产生负向和正向调节作用。

本文的边际贡献在于：第一，尚无文献从经济增长质量效应视角对PPP模式的经济效应展开分析，本文从理论与实证角度对PPP模式的经济增长质量效应进行探讨，既填补了这一研究视角的空缺，拓展了PPP经济效应的研究维度，也是对经济增长质量相关研究的有效补充。第二，本文通过对PPP模式经济增长质量效应及其影响机制的探究，实现对PPP模式的正面评价，有助于打消对PPP模式的质疑，为PPP模式正名，也能为规范推广PPP模式提供一定的政策参考依据。第三，本文基于财政部PPP项目管理库的项目数据，将微观层面的项目信息与宏观层面的城市经济数据匹配，整理形成城市面板数据进行分析，提供了来自微观层面的PPP项目数据验证。第四，以往学者分析PPP模式经济效应时常采用项目数量或投资额等单一总量指标，忽略了PPP项目属性特征，本文基于所获得的项目层级微观信息，采用熵权法从8个方面构建起PPP综合指标以衡量地区PPP发展程度。

本文剩余部分安排如下：“理论分析与研究假说—研究设计—实证结果分析—结论与启示”。

二、理论分析与研究假说

按照财政部的定义，PPP模式是政府与社会资本在基础设施建设及公共服务供给中所形成的长期合作关系。社会资本主要承担项目建设、运营责任；政府主要负责项目监管并完善相应配套政策，通过双方合作努力实现公共利益最大化^①。在经济增速放缓、高质量发展成为经济主旋律的背景下，投资作为拉动经济的三驾马车之一，其主要矛盾已由规模与增速转向投资结构、质量与效率。与依靠土地财政、融资平台等方式的传统政府投资模式下难以发挥市场机制和竞争环境作用而造成投资、建设和管理的低效率相比，PPP模式实则构成政府与社会资本优势互补的重要制度载体，能够有效利用市场机制，使得社会资本在深入参与项目设计、建设、融资、运营维护等各环节中得以充分发挥其技术经验和创新优势，而政府将专注于政策协调与支持、质量监督等职责，并且PPP实施过程需要金融、法律、咨询等不同行业分工协作。因此，PPP模式能够将政府政策和企业管理的比较优势与特定领域专门机构的专业优势相结合，促进多方协同发展，形成相对最优的风险管理组合，有效降低成本，提高公共产品供给效率。同时，我国PPP项目涉及市政、交通、生态、教育及医疗卫生等多个有利于调结构、惠民生、强绩效的公益性项目，能够很好地配合补短板、促改革与稳增长，并利用混合所有制创新转化有效产能，形成大批有效投资来增加长远发展后劲^②。

① 此处援引财政部《关于推广运用政府和社会资本合作模式有关问题的通知》(财金〔2014〕76号文)的定义。

② 贾康, 2015, “PPP：制度供给创新及其正面效应”，光明日报，2015-05-27(015)。

具体来看，PPP模式对经济增长质量存在直接和间接效应。一方面，PPP模式作为稳增长的重要抓手，提供的基础设施和公共服务项目作为一种特殊的资本存量，能够以生产要素的形式进入生产函数，直接促进产出水平的提高(Hulten et al., 2006)，同时其明显的正外部性特征带来的溢出效应可以带动其他生产要素的流量增加以及存量生产要素的边际生产率提高，从而进一步发挥投资的乘数作用(方福前等，2020)。另一方面，与传统政府投资模式可能产生的“挤出效应”相比，PPP模式下开展的基础设施和公共服务项目投资可以凭借政企合作引入社会资本的竞争意识与技术创新以提高公共产品供给效率，同时发挥制度效益与多方协同效应优势，有效改善资源配置以实现动力转换与效率提升，间接为经济高质量发展提供支撑(贾康、孙洁，2009；潘雅茹、罗良文，2020；Wei et al., 2020；陈炳尧等，2021)。基于此，本文提出如下假设：

假设1：PPP模式能够显著促进我国地区经济增长质量提高。

进一步地，PPP模式经济增长质量效应的影响机制可以从我国PPP推行初衷得知，即PPP模式短期内可为地方政府建设基础设施和公共服务项目筹集资金，缓解地方政府财政压力，其更长远的意义在于构成充分发挥市场在资源配置中的决定性作用、助推政府职能转变、提升国家治理能力的一次体制与机制变革。因此，本文认为PPP模式经济增长质量效应的主要影响机制在于缓解地方政府短期财政压力与提升地区市场化水平两个方面。

首先，诸多研究证明财政压力是影响地区经济增长质量的重要因素，财政压力加大在一定程度上会扭曲地方政府行为，迫使地方政府在环境规制、产业结构等方面展开逐底竞争，导致产能过剩、资源错配、效率低下，降低地区经济增长质量(孔繁成, 2017；唐未兵、伍敏敏，2017；詹新宇、苗真子，2019)。而PPP模式下，面对投资额巨大的基础设施与公共服务项目，政府可以通过与社会资本的长期合作分摊建设运营成本，实现成本收益的代际匹配，平滑短期财政支出压力(孟巍、吴粤，2019)。据此，本文提出如下假设：

假设2a：短期内，PPP模式能够通过缓解我国地方政府财政压力来提高地区经济增长质量。

其次，市场化作为涵盖经济社会各个方面的制度变革，实质是让市场在资源配置中发挥决定性作用，刺激经济主体活力，改善资源配置效率和微观经济效率，从而提高全要素生产率、推动地区经济增长质量提升(樊纲等，2011；陈诗一、刘文杰，2021)。PPP更深远的意义在于利用市场机制优化政府决策机制，使市场主体在市场体系中更好地发挥其优势和创造力。PPP模式从根本上重构了政府和社会资本在提供基础设施和公共服务上的关系，政府和市场各归其位，将本该由市场主体承担的职能还给市场，利用市场看不见的手自发调节各方主体的权利义务和风险分担使其回到市场均衡水平，政府重新回归公共利益的代表者和监管者的角色。同时，进一步放松市场规制，在公共部门内部引入市场竞争机制，重建竞争结构和激励结构，以市场竞争的力量来实现有效的公共管理，提高公共部门效率。因此，PPP模式实则能够成为市场化改革的重要载体。基于此，本文提出如下假设：

假设2b：PPP模式能够通过促进市场化水平的提升而推动地区经济高质量发展。

但是本轮PPP推广至今，我国PPP移植过程中存在明显的制度不适应性(陈婉玲、胡莹莹，2020)。一方面，政府凭借其强势地位可能过度干预PPP项目，导致项目结构、收益分配失衡，影响PPP项目质量与效率，从而使得政府干预构成我国PPP模式主要风险因素之一(刘穷志、芦越，2016)，这不利于发挥PPP模式的经济增长质量效应。

另一方面，存在地方政府借用PPP模式获取补贴、变相违规举债等问题，PPP单一化为融资工具的趋势渐显，从而产生相应的预算软约束问题，影响PPP模式发挥其应有功效(贾康、吴昺兵，2020)。此时，保证预算文本与执行过程公开透明尤为重要。财政透明能够有效制约地方政府在基础设施和公共服务项目中的非理性投资，缓解预算软约束问题(Alt and Lassen, 2006)。同时PPP模式下，政企双方存在明显的信息不对称与逆向选择问题，提高财政透明度一方面可以使社会资本更加了解地方政府财政收支的可持续性、公共资源配置等诸多情况，缓解政企双方之间的信息不对称程度，搭建起互惠互利的信息互动共享机制，另一方面也能够让PPP参与各方了解更多地方政府的财政信息，有助于提升PPP项目“两评一案”的科学性，有效预防项目的前期规划风险，从而提高PPP项目整体质量，更好地发挥PPP模式的经济增长质量效应。

综上，本文提出如下假设：

假设3：政府干预较多会抑制PPP模式的经济增长质量效应。

假设4：地方财政透明度提高有利于发挥PPP模式的经济增长质量效应。

三、研究设计 (一) 样本选择与模型构建

考虑到2020年新冠肺炎疫情的外生冲击，本文采用python及手工整理方式，选取财政部PPP项目库2013—2019年已进入执行阶段且项目信息完全的项目为研究样本。同时，考虑到PPP项目发起的行政级别，本文剔除省级和中央级项目以及京、津、沪、渝四个直辖市和西藏地区样本，对市级和县级PPP项目以所在城市为标准进行汇总(张牧扬等，2019)，并与城市层面经济指标匹配后整理得到数据期间内253个城市的非平衡面板数据。为检验PPP模式对地区经济增长质量的影响，本文构建如下面板数据固定效应模型：

$ T F P_{i t}=\beta_0+\beta_1 * P P P_{i t}+\gamma * X_{i t}+\mu_i+\lambda_t+\xi_{i t} $

(1)

其中，被解释变量TFP_it代表城市i第t年的经济增长质量，核心解释变量PPP_it为城市i第t年的PPP发展程度，X_it为影响城市经济增长质量的一系列控制变量，μ_i和λ_t分别控制个体和时间固定效应，ξ_it为扰动项。

(二) 变量说明与数据来源 1. 被解释变量

关于经济增长质量这一被解释变量的度量，目前尚无统一标准，学界一般采取构建多元综合指标体系或全要素生产率(TFP)这两种方式。十九大报告明确强调：“推动经济发展质量变革，提高全要素生产率”，全要素生产率能够反映促进生产要素部门间合理流动与配置的程度，这对经济发展至关重要，是经济增长质量提升的核心呈现(蔡跃洲、付一夫，2017；徐现祥等，2018；陈诗一、刘文杰，2021)，因而本文采用全要素生产率作为衡量经济增长质量的指标。鉴于DEA-Malmquist指数法测算TFP时需获得能源和环境投入指标，这对于城市层面研究难以实现，故本文采用索洛余值法进行测算。具体方式是采用索洛余量的计算方法，以2000年为基期，总产出变量为通过GDP平减指数折算的各地区实际GDP，投入变量为劳动数量和资本存量，劳动数量为各地区社会总就业人数，资本存量通过永续盘存法计算，公式为K_t =K_t-1(1-δ_t)+I_t，K_t为资本存量，I_t是全社会固定资产投资总额，δ_t是固定资产折旧率，设为10.96%(单豪杰，2008)，参照柯善咨等(2012)的思路计算得到样本期内的实际资本存量(基期为2000年)。

2. 解释变量

关于解释变量PPP模式的度量，以往学者们在分析PPP模式经济效应时，通常直接采用PPP项目数量和投资额等单一总量指标(汪峰等，2020；沈言言等，2020)。然而，该方式忽略了PPP项目示范等级、回报机制等项目属性特征，难以凸显PPP模式有别于其他投融资方式的特征，特别是在学界普遍认为我国存在PPP“融资悖论”的情况下，经济相对落后、财政压力更大地区的PPP投资需求更大，而仅凭PPP投资需求大并不能真实反映一个地区的PPP发展状况。因此，本文参考北京大学发布的《中国PPP指数》以及梅建明、罗惠月(2019)采用综合指标方式衡量地区PPP发展的方式，结合目前我国财政部PPP项目管理库的项目信息公开情况，尝试采用熵值法从PPP项目数量和投资额、社会资本占比、合作期限、示范等级、回报机制、运营属性、采购方式和社会资本占比8个方面赋权加总，构建PPP综合指标以衡量地区PPP发展程度。具体计算过程为：首先，根据各城市各年度上述8各方面PPP项目具体信息形成原始矩阵，并对数据进行标准化处理，消除量纲：[X_ij－min{X_1j…X_8j}]/[max{X_1j…X_8j}－min{X_1j…X_8j}]，然后根据各指标比重值${Y_{ij}} = {X_{ij}}/\sum\limits_{i = 1}^8 {{X_{ij}}} $形成新矩阵；其次，计算指标信息熵${E_j} = - k\sum\limits_{i = 1}^8 {{Y_{ij}}} *{{Ln}} \left({{Y_{ij}}} \right)$以及信息熵冗余度D_j=1－E_j，其中，k=1/ln(8)；最后，计算各指标权重${W_j} = {D_j}/\sum\limits_2^8 {{D_j}} $，并据此计算各年各城市赋权后的PPP综合指标。

3. 中介变量

财政压力(fiscal)参照唐云锋、马春华(2017)的做法，使用地区一般公共预算收支差额除以财政收入来衡量。当前研究中市场化水平一般采用樊纲等发布的《中国分省份市场化指数报告》中的数据进行衡量，但该报告只公布省级层面得分情况，故本文借鉴纪玉俊(2021)等学者的测算方式从五个维度采用熵值法对市场化进程进行评价的方式计算得到各城市市场化水平(market)。

4. 调节变量

本文调节变量为政府干预(gi)和财政透明度(ft)。其中，衡量政府干预程度时，已有文献主要采用地方财政支出与GDP比值的方式，原因在于地方政府干预的动机主要源于政治晋升和财政收支压力，相比于政治晋升的度量，使用财政收支指标更为直接、准确(张璟、沈坤荣，2008)，因此，本文参照赵秋运等(2017)采用地方一般预算内支出与GDP的比值来衡量政府干预程度。由于本文研究的是城市层面数据，故财政透明度使用清华大学公共管理学院2013年至今发布的《中国市级政府财政透明度研究报告》中的全口径财政透明度评价得分进行度量。

5. 控制变量

参照以往关于经济增长质量的研究，本文选取的控制变量包括：人力资本(hc)，采用在校生平均受教育年限表示^①(李磊等，2019)；商业经济(commercial)，用社会消费品零售总额占GDP比值表示；技术水平(tech)，用科技支出占GDP比值表示；金融发展(fin)，年末金融机构各项贷款余额占GDP比值表示；环境规制(env)，用一般工业固体废物综合利用率表示；对外开放(open)，用实际利用外资占GDP比值表示。

① 采用小学、中学、大学在校生人数分别乘以6年、10.5年和16年进行折算后的数据加总，然后除以相应的在校生总人数得之。

本文PPP相关数据均取自财政部PPP项目管理库，城市财政透明度指标来源于清华大学2013年至今公布的各年度《中国市级政府财政透明度研究报告》。其余城市层面指标来源于EPS数据平台的《中国区域经济统计年鉴》《中国城市统计年鉴》以及各市统计年鉴和统计公报，部分缺失值采用插值法补充。为减少数据变化带来的异方差的影响，分析时对PPP指标、人力资本、财政透明度等数据进行对数化处理，主要变量描述性统计如表 1所示^①。

① 描述性统计表 1中commercial、tech和open三个指标的最小值为0是因为本文使用社会消费品零售总额、科技支出和实际利用外资各自与GDP比值的相对指标进行衡量，结果保留小数点后三位数字，实际的最小值分别为0.0000184、0.000128199和0.0001012。

四、实证结果分析 (一) 基准回归结果

本文基准回归采用双向固定效应模型探究PPP模式的经济增长质量效应，结果如表 2(1)-(2)列所示。其中(1)列未加入控制变量，结果显示PPP模式对地区经济增长质量存在正的边际效应，(2)列加入控制变量后发现，除影响系数有所下降外，PPP模式对于经济增长质量的影响仍然在5%的水平上显著为正。这表明，我国PPP模式的应用对地区经济增长质量总体产生显著的利好效应，假说1得到较好验证。

鉴于地区经济增长质量的动态惯性特征，当期经济增长质量可能受到上一期值的影响，因此进一步采用GMM方法进行动态面板回归，以缓解内生性问题。GMM估计包括差分GMM和系统GMM两种，由于差分GMM存在弱工具变量、有限样本偏差等问题，系统GMM能够更好地处理短面板、缺乏严格外生工具变量等、动态因变量问题(Roodman，2009)，其估计更加有效，因而本文采用两步系统GMM法。估计中，我们将解释变量(PPP)、人力资本(hc)和对外开放(open)作为内生变量，技术水平(tech)等其他控制变量为前定变量，以其一阶和二阶变量为工具变量，系统GMM的估计结果如表 2中(3)-(4)列所示。结果显示，AR(1)检验均拒绝原假设而AR(2)检验的P值均大于0.1，说明不存在二阶自相关。同时Hansen检验的P值也均大于0.1，无法拒绝工具变量有效的原假设，表明工具变量选取合理，证明模型设定可取。从影响系数看，经济增长质量的一阶滞后项显著为正，进一步证明经济增长质量存在动态惯性；控制了这一动态惯性后，PPP模式总体上仍在1%的水平上显著推动地区经济增长质量的提升，说明本文结果是稳健的。

(二) 稳健性检验 1. 改变被解释变量度量方式

为尽可能降低经济增长质量度量偏差对实证结果的干扰以保证结论的稳健性，本文参照詹新宇、苗真子(2019)的做法，将地区GDP与全社会劳动力数量的比值进行对数化处理计算劳动生产率(lp)并作为评价经济发展质量的指标。结果如表 3中第(1)列所示。可以发现，与基准回归结果相比，当采取劳动生产率(lp)的方式度量时，PPP模式对地区经济增长质量始终保持显著的正向效应，印证了本文结果的稳健性。

2. 选取竞争性采购方式的项目为估计样本

PPP模式更好地运用了市场竞争机制，但PPP项目的采购方式可以分为高竞争性方式(公开招标、竞争性谈判和磋商)和低竞争性方式(单一来源采购和邀请招标)，由于区域、行业等垄断限制，一小部分项目难以采用高竞争性方式采购，从而可能影响PPP模式发挥其竞争机制而对实证结果产生相应的偏误。本文进一步选取竞争性采购方式的PPP项目为样本重新估计PPP模式的经济增长质量效应，结果如表 3第(2)列所示。与基准回归相比，除影响系数略有增加外，PPP模式仍能明显促进地区经济增长质量提升，结论依然成立。

3. 输出省份层面的聚类标准误

基准回归使用城市层面聚类标准误进行回归分析，但考虑到同一省份内城市PPP模式的应用会受到省内PPP政策的影响，从而带来样本的组内自相关问题，本文通过计算省份层面聚类标准误进行稳健性检验，结果如表 3第(3)列，与基准回归保持高度一致，即在更严格的标准误条件下结论依然稳健。

4. 剔除省会城市样本

为排除高行政级别或发达城市的潜在偏误，表 3中列(4)剔除省会城市样本进行稳健性检验。结果显示，PPP模式的经济增长质量效应依然显著存在，表明不存在省会城市全要素生产率偏高的潜在替代性，再次证明实证结果是稳健的。

(三) 内生性检验

虽然基准回归中采用固定效应模型和系统GMM方法可以一定程度上缓解内生性问题，但是却难以解决PPP模式与经济增长质量之间可能存在的反向因果而带来的内生性问题，经济增长质量更高的地区也可能更多使用PPP模式。财政部PPP项目管理库数据显示，全国PPP项目总投资额排名前十的省份分别为：滇、黔、川、豫、浙、鲁、苏、鄂、冀和粤^①，其中包括了江苏、浙江、广东等相对发达地区，因此，有可能存在经济增长质量更高的地区更多使用PPP模式的反向因果问题。

① 此处数据根据财政部全国PPP综合信息平台项目管理库整理而得。

为解决这一反向因果造成的内生性问题，我们参照陈胜蓝、刘晓玲(2018)，李耀华、狄丹阳(2021)的处理方法，选取滞后一期、二期的PPP指标来构造工具变量并使用两阶段最小二乘法(2SLS)以缓解可能存在的内生性问题，在面板数据分析中，这是一种很常见的选取工具变量的方法，理由在于：滞后期的PPP指标与当期值具有很强的相关性，通过当期值对经济增长质量产生影响，而当期的经济增长质量对前一、二期的PPP指标则没有影响，这可以解决反向因果问题，满足工具变量的相关性和外生性条件。具体方式是使用滞后一期的工具变量和使用滞后一期、滞后二期的联合工具变量，结果如表 4所示。估计结果显示，PPP模式的经济增长质量效应依然显著为正，这说明在使用工具变量缓解内生性问题的干扰后，本文的实证结论依然不变。同时，Kleibergen-Paap Wald rk F统计量分别为36.685和237.29，远超过Stock-Yogo 10%临界值16. 38，拒绝存在弱工具变量存在的原假设，且LM统计量的P值分别为0.042和0.011，明显小于0.1，拒绝不可识别的原假设，证明本文工具变量选取较合理，本文结果在内生性检验后依然成立。

(四) 影响机制检验

根据本文理论分析，PPP模式能够通过缓解地方政府短期财政压力和促进市场化水平提升两种中间机制推动经济增长质量提高。因此，本文参考温忠麟、叶宝娟(2014)的中介效应模型检验方法，进一步构建如下模型进行分析：

$ T F P_{i t}=\beta_0+\beta_1 * P P P_{i t}+\gamma * X_{i t}+\mu_i+\lambda_t+\xi_{i t} $

(1)

$ { fiscal }_{i t}=\alpha_0+\alpha_1 * P P P_{i t}+\gamma * X_{i t}+\mu_i+\lambda_t+\xi_{i t} $

(2)

$ T F P_{i t}=\theta_0+\theta_1 * P P P_{i t}+\theta_2 * { fiscal }_{i t}+\gamma * X_{i t}+\mu_i+\lambda_t+\xi_{i t} $

(3)

$ {market}_{i t}=\kappa_0+\kappa_1 * P P P_{i t}+\gamma * X_{i t}+\mu_i+\lambda_t+\xi_{i t} $

(4)

$ T F P_{i t}=\psi_0+\psi_1 * P P P_{i t}+\psi_2 * { market }_{i t}+\gamma * X_{i t}+\mu_i+\lambda_t+\xi_{i t} $

(5)

其中，中介变量分别为fiscal_it和market_it，β₁为PPP对经济增长质量的总效应，θ₁和ψ₁分别在两种影响机制中表示PPP模式对经济增长质量的直接效应，那么两种机制下的中介效应则分别为θ₂*α₁和ψ₂*κ₁。对于中介效应的检验，一般采用逐步检验法进行，但是考虑到这一方法的检验力可能较低，学者们为提高中介效应检验力，通常采用统计效力较高的Bootstrap方法取代Sobel方法而对系数乘积直接进行检验(邓荣荣、张翱祥，2022)。因此，本文采用Bootstrap方法(500次抽样)检验中介效应的显著性，两种机制检验结果分别如表 5第(1)和(2)列以及第(3)和(4)列所示。

列(1)显示，PPP模式回归系数显著为负，说明PPP模式短期内确实能够缓解地方政府财政压力。列(2)显示财政压力与经济增长质量存在显著的负相关关系，即财政压力的降低有助于提升经济增长质量。同时，在财政压力的机制检验中，Bootstrap检验显著为正，且置信区间不包含0，中介效应约为0.251，占总效应的55.53%，这说明PPP模式通过缓解地方政府短期财政压力进而促进地区经济增长质量提升这一影响渠道是存在的，假设2a得以验证。

同理，从列(3)和(4)可知，PPP模式能够显著推动地区市场化水平提升，且市场化水平的提升有助于提高经济增长质量。机制检验中，Bootstrap检验显著为正，且置信区间不包含0，中介效应约为0.008，占总效应的16.95%，说明PPP模式通过促进市场化水平的提升而推动地区经济高质量发展，假说2b也得到验证。

(五) 进一步分析 1. 调节效应分析

前文分析结果初步证明了PPP模式的经济增长质量效应，为验证假说3和4，本部分进一步考察政府干预和财政透明度对PPP模式经济增长质量的调节效应。对此，我们在模型(1)的基础上，分别加入PPP与政府干预的交互项(pppef)以及PPP与财政透明度的交互项(pppef2)进行分析。表 6第(1)—(2)列分别为政府干预和财政透明度的调节效应估计结果。在PPP模式依然保持显著的经济增长质量效应下，政府干预与PPP的交互项系数在1%的水平上显著为负，且影响系数达到23.3%，说明政府干预在PPP模式促进地区经济增长质量提升的过程中发挥负向调节作用，政府干预较多会严重阻碍PPP模式功效发挥，抑制其经济增长质量效应；相反，财政透明度与PPP的交互项系数则显著为正，表明地方财政透明度的提高有利于促进发挥PPP模式的经济增长质量效应。据此，假说3和4均得到证实。

2. 异质性分析

(1) 行业异质性

我国PPP模式涉足市政工程、交通运输、教育等19个行业领域，为分析不同行业领域下，PPP模式对经济增长质量的异质性影响，本文将样本划分为市政工程、交通运输、社会事业以及其他生产性基础设施领域四个组别^①分别按模型(1)进行回归，结果如表 7第(1)—(4)列。可以发现，相比于交通运输以及生态建设等其他生产性基础设施领域，市政工程与社会事业领域PPP模式对于城市经济增长质量的影响效应更为明显。并且从回归系数的对比看，PPP模式在教育、医疗卫生、养老等社会事业领域下，对于经济增长质量的提升作用更强，这从侧面印证了在高质量发展与坚持扩大内需的战略基点下需要合理增加基本公共服务等公共消费，补齐社会事业领域短板，而PPP模式在其中大有作为。

① 财政部PPP项目库中不同行业PPP项目数量差异明显，其中市政工程、交通运输领域已进入执行阶段项目居多，因而对这两个行业单独列示。而对于其他行业PPP项目，根据生产性和非生产性项目划分，教育、医疗卫生、文化、保障性安居工程、体育、养老、社会保障、科技及政府基础设施类PPP项目均属于社会事业领域的非物质资料生产建设项目，用于满足人民物质和文化、福利等需要，而其他生产性基础设施则包括生态建设、城镇综合开发、水利建设、能源、农林业等其他行业PPP项目。

(2) 合作周期异质性

为分析政府与社会资本不同合作期限下，PPP模式对经济增长质量的异质性影响，本文按照各地区PPP项目平均合作周期的整数值(20年)为临界值将样本划分为中短期合作组与长周期合作组分别按模型(1)进行回归，结果如表 8第(1)—(2)列。两组结果对比发现，PPP模式在中短期合作时仍然保持对经济增长质量的显著正向影响，而长周期合作时这一影响不再显著。这说明中短期合作下PPP模式的经济增长质量效应相比于长周期合作更强，原因可能在于：相比于中短期合作，长达20年以上合作周期意味着PPP项目的不确定性更大，更难预估未来政策变更、市场变化、经营环境更迭等潜在风险因素，长周期合作下不确定的预期可能导致PPP模式难以发挥经济增长质量效应。

(3) 回报机制异质性

PPP模式的回报机制包括政府付费、可行性缺口补助和使用者付费三种，其中，政府付费机制适用于根据项目可用性、使用量等由政府财政直接付费的非经营性公共产品和服务；使用者付费机制适用于由最终消费者直接付费的市场化经营性项目，无需财政付费；而可行性缺口补助机制介于两者之间，适用于一些价格未完全市场化、行业竞争性较强的准经营性项目，当使用者付费不足以满足项目合理回报时，需要财政给予一定的经济补助。为分析不同回报机制下，PPP模式对经济增长质量的异质性影响，本文参照巴曙松等(2018)的方法，按照项目回报与财政资金的关联度，将回报机制设为虚拟变量，其中政府付费机制=1，可行性缺口补助机制=0.5，使用者付费机制=0，计算各城市各年PPP项目回报机制变量的均值，按照0.5为临界值将样本划分为偏向非使用者付费组和偏向使用者付费组分别按模型(1)进行回归，结果如表 8第(3)—(4)列。可以发现，PPP模式偏向非使用者付费时，其对经济增长质量的促进效应明显强于偏向于使用者付费时的PPP模式，即当某一地区PPP模式以政府付费和可行性缺口补助项目为主时，因为项目有更强的政府保障预期而使得PPP模式的经济增长质量效应更为明显。

五、结论与启示

PPP模式作为健全市场化投融资机制、鼓励社会资本平等参与重要基础设施和民生领域投资建设的有效途径，对我国地方经济发展具有重要作用。然而，PPP政策层面的降温以及实践运行中所面临的民营企业参与度不高、地方隐性债务加剧等问题，导致PPP模式推广遭受一些质疑。在高质量发展阶段，从经济增长质量视角对PPP模式的经济效益进行客观评价，一定程度上有助于打消对PPP模式的质疑，为PPP模式正名，同时对于推动PPP模式规范推广，更好地发挥PPP模式优势以促进经济高质量发展具有重要的现实意义。在此背景下，本文结合已有文献梳理PPP模式经济增长质量效应的理论机制，同时基于财政部PPP项目库2013—2019年已进入执行阶段的项目信息，整理得到数据期间内253个城市的非平衡面板数据，据此展开实证分析。结果显示：(1)我国PPP模式的运用能够有效促进地区经济增长质量提升，且该结论通过一系列稳健性检验后依然成立；(2)中介效应模型结果证明，缓解地方政府短期财政压力和促进地区市场化水平的提升是PPP模式发挥经济增长质量效应的主要渠道；(3)调节效应分析证明政府干预较多会抑制PPP模式的经济增长质量效应，而地方财政透明度的提高则有利于发挥PPP模式的经济增长质量效应；(4)异质性分析表明，市政工程以及教育、医疗卫生等社会事业领域PPP模式的经济增长质量效应更强，并且当某地PPP模式以中短期合作或以政府付费和可行性缺口补助项目为主时，其对地区经济增长质量的提升作用更为明显。

基于研究结论，本文可得到如下启示：

第一，鉴于我国PPP模式对经济增长质量的正向效应，以及其在补足基础设施和公共服务领域短板、健全市场化投融资机制形成有效投资中扮演的重要角色，未来仍应按照国家“十四五”规划要求继续规范有序地推广PPP模式，妥善安排“两新一重”、民生服务等不同领域PPP项目的建设，保持PPP项目合理投资力度，保证各类PPP项目规范化投资运营能够满足各地区对经济高质量发展的需求。

第二，虽然PPP模式能够通过缓解短期财政压力、促进市场化水平提升两个机制促进地区经济增长质量提升，但是地方政府不能仅关注到PPP模式对地方财政压力的缓解作用，更要注重其对于助推政府职能转变、公共治理能力以及地区市场化水平提升等核心内涵，真正发挥PPP模式的制度功效。同时，在我国PPP立法尚未完善的前提下，鉴于政府干预过多、地方财政透明度等对PPP模式经济增长质量效应的调节作用，未来需进一步完善PPP模式相关制度配套，如通过理顺央地财政关系、提高地方财政透明度、完善地方公共服务评价考核、减少政府干预、优化PPP模式下多元主体的利益协调机制与技术支撑等方式(陈婉玲、胡莹莹，2020)，进一步约束政府和社会资本机会主义行为，优化PPP实施环境。

第三，要注重PPP模式的差异化发展。一方面，本文研究发现非省会城市PPP模式的经济增长质量效应相比省会发达城市更大，考虑到我国不同地区发展差距较大，市场环境成熟度、PPP项目需求等存在明显差异，地方政府需因地制宜，结合地区实情寻求特色、差异化发展PPP模式的道路。另一方面，鉴于项目所处行业、合作期限、回报机制等不同项目属性下，PPP模式经济增长质量效应的异质性，为更好发挥PPP模式功效，我们仍应重视不同行业PPP项目结构平衡，把握好PPP模式的应用范围，并依据不同领域PPP项目需求开展“两评一案”前期研究，合理安排PPP模式合作周期、回报机制、采购方式和运营模式等，妥善选择合适的PPP方案。

不可否认的是，本文依然存在一定局限性：一是PPP模式发挥经济增长质量效应的关键在于PPP项目能否行之有效，即PPP项目的绩效评价问题，但是囿于我国PPP项目绩效管理尚不健全，缺乏相应的绩效信息，难以真正通过分析PPP的绩效来判断其是否发挥经济增长质量效应；二是衡量一个地区PPP发展状况尚无统一标准，本文虽然通过综合指标法进行度量，但还存在一定的改进空间。这些局限性证明本领域研究还有更为深入的空间，后续研究可以进一步深挖。