1、我國國債適度規(guī)模的影響因素分析一、國債發(fā)行規(guī)模的主要影響因素在現(xiàn)實經(jīng)濟中，影響或決定國債規(guī)模的因素是多層次、多方面的。一個國家在不同的歷史時期維持經(jīng)濟良性發(fā)展的債務規(guī)模是不同的，同一歷史時期不同國家所需的合理的債務規(guī)模也是不同的。從宏觀上看，國債規(guī)模的大小受到許多經(jīng)濟條件的約束和影響，這其中既包括經(jīng)濟總量及其景氣水平，又包括國家財政狀況、國債發(fā)行對象的承受能力、政府的政策取向等因素。 經(jīng)濟發(fā)展水平一國政府舉債規(guī)模，從根本上說，取決于社會生產(chǎn)力發(fā)展水平。因為政府通過舉債方式籌集財政資金，實質上是對社會產(chǎn)品和國民收入在全國范圍內的分配和再分配。經(jīng)濟發(fā)展水平較低時，社會所創(chuàng)造的物質財富較少，政府從整

2、個社會的角度舉借的債務不可能是大規(guī)模的。隨著經(jīng)濟的飛速發(fā)展，社會財富也以前所未有的速度和規(guī)模創(chuàng)造出來，政府舉借債務的規(guī)模也會隨之增大。因此說，較低的經(jīng)濟發(fā)展水平?jīng)Q定了較低的國債規(guī)模；較高的經(jīng)濟發(fā)展水平?jīng)Q定了要有較高的國債規(guī)模與之相適應。本文選取國內生產(chǎn)總值GDP作為代表經(jīng)濟發(fā)展水平的指標。財政政策選擇國家實行何種財政政策將在一定程度上影響國債的適度規(guī)模。如果一國在一定時期實行緊縮性的財政政策，財政赤字的缺口就小，國債規(guī)模也會相應減小。但若實行擴張性的財政政策，拉動總需求必然要以較大規(guī)模的國債發(fā)行為代價。這從國債的歷史發(fā)展和各國的歷史實踐也可以得到證明。1929-1933年資本主義經(jīng)濟危機之后，

3、凱恩斯學派主張通過擴大政府的財政支出以拉動有效需求，主張實行赤字財政政策，反對傳統(tǒng)的預算平衡觀點，通過赤字預算擴大財政赤字主要是靠發(fā)行國債來解決。為緩和經(jīng)濟危機帶來的惡果，凱恩斯的財政政策被很多國家采納，從而擴大了西方國家的國債規(guī)模。我國近幾年來實行積極的財政政策主要也是靠發(fā)行國債來支撐的。本文選取中央財政收入GFI、中央財政支出GFE和財政赤字FD三個指標來反映我國財政政策的選擇。金融市場狀況國債是財政政策與貨幣政策的結合點，因此國債規(guī)模不但受財政政策的影響，而且還受貨幣政策的影響。國債作為貨幣政策的一種重要工具，主要是通過公開市場業(yè)務來操作的，而公開市場業(yè)務能否順利進行有賴于金融市場的發(fā)育

4、狀況。中央銀行開展公開市場業(yè)務要以國債的適度規(guī)模為條件。當市場貨幣供應量過多時，中央銀行可以賣出國債，回籠貨幣，緊縮銀根。當經(jīng)濟處于蕭條狀態(tài)，市場貨幣供應量偏緊，中央銀行可以買進國債，擴大市場貨幣供應量。就公開市場業(yè)務操作而言，如果國債規(guī)模過大導致國債難以賣出，這時中央銀行就難以開展公開市場業(yè)務，起不到調節(jié)貨幣供應量的作用；如果國債規(guī)模過小，中央銀行吞吐的國債量不足以影響貨幣供應量，公開市場業(yè)務也難以發(fā)揮作用。本文選擇信貸規(guī)模L來說明金融市場的狀況。國債管理水平國債規(guī)模是債務管理的一個重要方面，但政府的債務管理水平也會影響國債的規(guī)模。從國債本身看，國家舉債時獲得了債務收入，但償債時卻體現(xiàn)為一種

5、增量支出。因此，借債和償債的過程本身就是國債規(guī)模的形成過程，從量上看，國債余額及當年國債發(fā)行額越大，利率越高，國家還本付息的壓力也就越大。我們認為決定國家對國債規(guī)模的承受能力和償還能力，并最終決定國債適度規(guī)模的關鍵在于國債使用方向、使用結構、使用效率與效益之間的關系處理，以及能否形成有物質保證的償還能力。合理的國債使用及其產(chǎn)生的良好效益是國家對國債規(guī)模的償債能力的支撐，是保持國債適度規(guī)模的關鍵所在。因此，國債使用效率與效益不僅決定國家對國債的最大承受能力和償付能力，而且決定國債規(guī)模年度適度增長率。本文選擇國債還本付息PD和國債累計余額CB來反映我國的國債管理水平。居民應債能力在市場信用證券多樣

6、化和居民一定時期內可支配收入相對有限的前提下，居民（應債人）在多種信用證券中選擇購買國債，客觀上存在一定的限度。也就是說，應債人購買國債雖然是資金使用權讓渡，且有國家信用和國債收益率的支撐，但居民認購者的認購能力、認購量受認購者可支配收入及其他信用證券投資的資金分散的影響，存在一個客觀的限度。因此，國債信用的安全性、可靠性、收益的穩(wěn)定性決定了人們認購國債的積極性，而居民（應債人）應債能力的有限性及可支配資金使用的分散性決定了客觀上存在國債規(guī)模的一定限度，這個限度就是國債規(guī)模的適度性。本文選取居民儲蓄總額S來反映居民應債能力的高低。二、影響因素的統(tǒng)計檢驗根據(jù)理論分析，本文選取以下幾個對國債規(guī)模產(chǎn)

7、生重要影響的要素來考察1981年以來各因素對國債規(guī)模影響的可靠性。所選變量及具體說明如下：GDP為當年國內生產(chǎn)總值，反映當時經(jīng)濟發(fā)展水平；GFI為當年中央財政收入，GFE為當年中央財政支出，F(xiàn)D為當年財政赤字，這三個指標反映了當時的國家財政政策的選擇；L為信貸規(guī)模，反映金融市場的狀況；S為居民儲蓄總額，反映了一國居民的總體應債能力的大小；PD為當年國債還本付息額，CB為當年國債余額，反映一國國債的償還情況和管理水平；B為當年國債發(fā)行規(guī)模，作為被解釋變量。原始數(shù)據(jù)見附錄A。Granger(1988)指出，如果變量之間是協(xié)整的，那么至少存在一個方向上的Granger原因；在非協(xié)整情況下，任何原因的

8、推斷將都是無效的。因此，在進行格蘭杰因果分析之前，首先要對各變量進行單位根檢驗，以考察變量的平穩(wěn)性。序列的平穩(wěn)性是指序列的均值與時間無關，同時其方差是有限的，并不隨著時間的推移發(fā)生系統(tǒng)的變化。如果一個序列在成為平穩(wěn)序列之前經(jīng)過d次差分，則該序列被稱為d階單整序列，記作I(d)?？梢宰C明，只有在兩個時間序列為同階單整序列時，才可能存在協(xié)整關系，即雖然兩變量自身非平穩(wěn)，但其某種線性組合卻平穩(wěn)，這個線性組合反映了變量之間長期均衡關系。若兩變量存在協(xié)整關系，則可以進一步分析兩變量是否存在格蘭杰因果關系。變量的平穩(wěn)性檢驗根據(jù)歷年中國統(tǒng)計年鑒所公布的19812003年數(shù)據(jù)，對所選變量時序數(shù)據(jù)B、GDP、G

9、FI、GFE、FD、L、S、PD、CB，采用ADF（Angmented Dickey-Fuller）單位根檢驗方法來檢驗各變量的平穩(wěn)性。 對時間序列進行ADF檢驗的一般形式為： (1) 即 (2)零假設，即；備擇假設，即。接受，意味著序列含有單位根，即序列非平穩(wěn)。用ADF檢驗來考察B、GDP、GFI、GFE、FD、L、S、PD、CB各個變量的單整性，得到如表1所示的結果。變量GFI和GFE的水平序列是非平穩(wěn)的，而把它們進行一階差分后都變成平穩(wěn)的，即它們是I(1)序列。而變量B、GDP、FD、L、S、PD和CB 一階差分后仍然不平穩(wěn)，再經(jīng)過一次差分后才平穩(wěn)，屬于I(2)序列。因此B與GFI、GF

10、E不存在協(xié)整關系，對其進行因果分析將是無效的，即B與GFI、GFE之間不存在Granger因果關系。由于變量B、GDP、FD、L、S、PD和CB均是I(2)序列，從而可以進一步考察各變量與B之間是否存在協(xié)整關系。協(xié)整(co-integration)分析如果時間序列都是d階單整，即，存在一個向量，使得，這里，則稱序列是階協(xié)整，記為，為協(xié)整向量。目前，關于協(xié)整關系的檢驗和估計有許多具體的模型和技術，常用的有EG兩步法(Enger-Granger)和JJ(Johansen-Jusdius)跡統(tǒng)計量法（最大特征值法）。EG兩步法在分析兩個時間序列是否有協(xié)整關系時特別有效。EG兩步法：序列若都是單整的，

11、用一個變量對另一個變量回歸，即 (3)用表示回歸系數(shù)的估計值，則模型的殘差估計值為： 若，則具有協(xié)整關系，且（）為協(xié)整向量，式(3)為協(xié)整回歸方程。本文采用EG兩步法對國債規(guī)模B與幾個影響因素分別進行協(xié)整檢驗。表1各變量ADF單位根檢驗結果變量ADF檢驗值檢驗類型（c，t，k）臨界值結論D.W.值B3.803890（c，t，1）-3.6454不平穩(wěn)1.950426DB-2.644622（c，t，2）-3.6746不平穩(wěn)1.897112DDB-7.854258（0，0，0）-1.9592平穩(wěn)2.093078GDP-0.878908（c，t，0）-3.6591不平穩(wěn)1.815799DGDP-3.0

12、81617（c，t，0）-3.6591不平穩(wěn)1.852902DDGDP-2.178794（0，0，0）-1.9592平穩(wěn)1.467835GFI1.319966（c，t，1）-3.6465不平穩(wěn)2.034984DGFI-3.394141（c，t，1）-3.2602*平穩(wěn)2.039211GFE0.13862（c，t，2）-3.6591不平穩(wěn)2.020834DGFE-3.989539（c，t，0）-3.6454平穩(wěn)2.031662FD-1.035474（c，t，1）-3.6454不平穩(wěn)1.938554DFD-2.353447（c，t，1）-3.6591不平穩(wěn)1.717103DDFD-6.602580

13、（0，0，0）-1.9592平穩(wěn)1.910714L2.229013（c，t，1）-3.6454平穩(wěn)1.786390 DL-0.702933（c，t，1）-3.6591不平穩(wěn)1.847879DDL-3.596808（0，0，0）-1.9592平穩(wěn)1.807846S1.646954（c，t，3）-3.6746不平穩(wěn)2.27928DS-2.630320（c，t，1）-3.6591不平穩(wěn)2.388397DDS-1.693935（0，0，0）-1.6246平穩(wěn)1.891859PD -2.276770（c，t，1）-3.6454不平穩(wěn)1.537258DPD-2.937893（c，t，0）-3.6454不平

14、穩(wěn)1.593485DDPD-4.030424（0，0，0）-1.9592平穩(wěn)1.910714CB4.434765（c，t，3）-3.6746不平穩(wěn)2.176932DCB-1.024109（c，t，2）-3.6746不平穩(wěn)1.988820DDCB-2.342483（0，0，0）-1.9592平穩(wěn)2.048041注：（1）檢驗類型中的c和t表示常數(shù)項和趨勢項，k表示所采用的滯后階數(shù)。（2）表中的臨界值是由Mackinnon給出的數(shù)據(jù)計算出來的，*表示10%顯著性水平下的臨界值，其余為5%顯著性水平下的臨界值。表2兩變量間的協(xié)整關系檢驗結果被檢驗變量對殘差的ADF檢驗值檢驗類型（c，t，k）臨界值平

15、穩(wěn)性兩變量是否具有協(xié)整關系B與GDP-2.828836（c，t，4）-3.6920不平穩(wěn)不具有B與FD-2.042877（0，0，0）-1.9574平穩(wěn)具有B與L-3.370845（0，0，1）-2.6756*平穩(wěn)具有B與S-3.384516（c，t，4）-3.2856平穩(wěn)具有B與PD-3.689989（0，0，1）-2.6819*平穩(wěn)具有B與CB-0.880582（c，t，1）-3.6451不平穩(wěn)不具有注：（1）檢驗類型中的c和t表示常數(shù)項和趨勢項，k表示所采用的滯后階數(shù)。（2）表中的臨界值是由Mackinnon給出的數(shù)據(jù)計算出來的，*表示1%顯著性水平下的臨界值，其余為5%顯著性水平下的臨

16、界值。由表2的協(xié)整檢驗結果可知，B與GDP和B與CB兩個回歸方程殘差估計值的ADF檢驗值大于臨界值，說明該估計殘差序列均為非平穩(wěn)序列，而B與S 、B與FD、 B與L和 B與PD四個回歸方程殘差估計值的ADF檢驗值均小于臨界值，說明該估計殘差序列均為平穩(wěn)序列。表明解釋變量FD、L、S、PD與被解釋變量B之間具有協(xié)整關系。格蘭杰因果檢驗(Granger Test)由協(xié)整檢驗結果可知，國債規(guī)模與財政赤字、信貸總額、居民儲蓄存款、國債還本付息之間存在長期的均衡關系，但是這種均衡關系是否構成因果關系及因果關系的方向如何，尚需要進一步驗證。本文采用Granger(1969)和Sims(1972)提出的因果

17、關系檢驗法解決這一問題。Granger因果檢驗是用于檢驗兩個變量之間因果關系的一種常用方法。于1969年由J.Granger提出，20世紀70年代中Hendry和Richard等加以發(fā)展。1.定義給定一個信息集，它至少包含，如果利用的過去比不利用它時可以更好地預測，稱為的Granger原因。2.檢驗模型如果、為平穩(wěn)過程，對于模型為白噪聲。存在下列情況： 如果，則、互相獨立；如果，則為的原因；如果，則為的原因；如果，則、互為因果。3.F檢驗對于進行假設檢驗，設置首先對模型應用OLS，記殘差平方和為；再對模型用OLS，記殘差平方和為。構造統(tǒng)計量給定置信水平，查臨界值，如果，拒絕，接受。實際應用時，

18、需要對模型(4)、(5)同時檢驗，才能作出判斷。在應用軟件中給出了具體的存在因果關系的概率值。由于為“不是的Granger原因”，所以嚴格講，該檢驗應該是“Granger非因果檢驗”。4. 模型中、的確定利用Akaike最終預測差（FPE）標準為基礎確定最優(yōu)滯后期。 對進行估計，給定不同的m值，得到使下列最小的值，為的最優(yōu)滯后期， (6)為觀測值總數(shù)。 將的最優(yōu)滯后期值作為給定值代入模型求得使下列最小的值，為的最優(yōu)滯后期。 (7)在實際檢驗中，本文對滯后1期到滯后4期都給出檢驗結果，再根據(jù)F值或概率確定最優(yōu)滯后期。表3 FD、L、S、PD與B的因果關系檢驗結果假設條件時滯F檢驗值P概率值檢驗結

19、果FD不是B變化的原因13.047610.09701*28.372450.00325*34.082680.03020*42.650840.09624*B不是FD變化的原因111.65410.0291*216.28450.00014*38.755380.00194*411.93470.00080*L不是B變化的原因131.83280.000019*213.14980.00042*315.01670.00016*411.62940.00089*B不是L變化的原因12.854470.10746*21.238980.31603*31.26560.32793*41.039110.43409*S不是B變化

20、的原因129.64530.00003*219.11810.00005*331.50530.000003*419.75070.00009*B不是S變化的原因11.598920.22135*22.883240.08524*31.648410.022675*42.080160.15847*PD不是B變化的原因12.476590.13206*26.231300.00997*34.397290.02414*42.812090.08420*B不是PD變化的原因12.253670.14973*25.099260.01935*30.941880.44869*45.351270.01443*注：“*”表示前者是后者變化的明顯原因；“*”表示前者是后者變化的原因，但不是明