我国国债适度规模的影响因素分析

1、我国国债适度规模的影响因素分析一、国债发行规模的主要影响因素在现实经济中，影响或决定国债规模的因素是多层次、多方面的。一个国家在不同的历史时期维持经济良性发展的债务规模是不同的，同一历史时期不同国家所需的合理的债务规模也是不同的。从宏观上看，国债规模的大小受到许多经济条件的约束和影响，这其中既包括经济总量及其景气水平，又包括国家财政状况、国债发行对象的承受能力、政府的政策取向等因素。 经济发展水平一国政府举债规模，从根本上说，取决于社会生产力发展水平。因为政府通过举债方式筹集财政资金，实质上是对社会产品和国民收入在全国范围内的分配和再分配。经济发展水平较低时，社会所创造的物质财富较少，政府从整

2、个社会的角度举借的债务不可能是大规模的。随着经济的飞速发展，社会财富也以前所未有的速度和规模创造出来，政府举借债务的规模也会随之增大。因此说，较低的经济发展水平决定了较低的国债规模；较高的经济发展水平决定了要有较高的国债规模与之相适应。本文选取国内生产总值GDP作为代表经济发展水平的指标。财政政策选择国家实行何种财政政策将在一定程度上影响国债的适度规模。如果一国在一定时期实行紧缩性的财政政策，财政赤字的缺口就小，国债规模也会相应减小。但若实行扩张性的财政政策，拉动总需求必然要以较大规模的国债发行为代价。这从国债的历史发展和各国的历史实践也可以得到证明。1929-1933年资本主义经济危机之后，

3、凯恩斯学派主张通过扩大政府的财政支出以拉动有效需求，主张实行赤字财政政策，反对传统的预算平衡观点，通过赤字预算扩大财政赤字主要是靠发行国债来解决。为缓和经济危机带来的恶果，凯恩斯的财政政策被很多国家采纳，从而扩大了西方国家的国债规模。我国近几年来实行积极的财政政策主要也是靠发行国债来支撑的。本文选取中央财政收入GFI、中央财政支出GFE和财政赤字FD三个指标来反映我国财政政策的选择。金融市场状况国债是财政政策与货币政策的结合点，因此国债规模不但受财政政策的影响，而且还受货币政策的影响。国债作为货币政策的一种重要工具，主要是通过公开市场业务来操作的，而公开市场业务能否顺利进行有赖于金融市场的发育

4、状况。中央银行开展公开市场业务要以国债的适度规模为条件。当市场货币供应量过多时，中央银行可以卖出国债，回笼货币，紧缩银根。当经济处于萧条状态，市场货币供应量偏紧，中央银行可以买进国债，扩大市场货币供应量。就公开市场业务操作而言，如果国债规模过大导致国债难以卖出，这时中央银行就难以开展公开市场业务，起不到调节货币供应量的作用；如果国债规模过小，中央银行吞吐的国债量不足以影响货币供应量，公开市场业务也难以发挥作用。本文选择信贷规模L来说明金融市场的状况。国债管理水平国债规模是债务管理的一个重要方面，但政府的债务管理水平也会影响国债的规模。从国债本身看，国家举债时获得了债务收入，但偿债时却体现为一种

5、增量支出。因此，借债和偿债的过程本身就是国债规模的形成过程，从量上看，国债余额及当年国债发行额越大，利率越高，国家还本付息的压力也就越大。我们认为决定国家对国债规模的承受能力和偿还能力，并最终决定国债适度规模的关键在于国债使用方向、使用结构、使用效率与效益之间的关系处理，以及能否形成有物质保证的偿还能力。合理的国债使用及其产生的良好效益是国家对国债规模的偿债能力的支撑，是保持国债适度规模的关键所在。因此，国债使用效率与效益不仅决定国家对国债的最大承受能力和偿付能力，而且决定国债规模年度适度增长率。本文选择国债还本付息PD和国债累计余额CB来反映我国的国债管理水平。居民应债能力在市场信用证券多样

6、化和居民一定时期内可支配收入相对有限的前提下，居民（应债人）在多种信用证券中选择购买国债，客观上存在一定的限度。也就是说，应债人购买国债虽然是资金使用权让渡，且有国家信用和国债收益率的支撑，但居民认购者的认购能力、认购量受认购者可支配收入及其他信用证券投资的资金分散的影响，存在一个客观的限度。因此，国债信用的安全性、可靠性、收益的稳定性决定了人们认购国债的积极性，而居民（应债人）应债能力的有限性及可支配资金使用的分散性决定了客观上存在国债规模的一定限度，这个限度就是国债规模的适度性。本文选取居民储蓄总额S来反映居民应债能力的高低。二、影响因素的统计检验根据理论分析，本文选取以下几个对国债规模产

7、生重要影响的要素来考察1981年以来各因素对国债规模影响的可靠性。所选变量及具体说明如下：GDP为当年国内生产总值，反映当时经济发展水平；GFI为当年中央财政收入，GFE为当年中央财政支出，FD为当年财政赤字，这三个指标反映了当时的国家财政政策的选择；L为信贷规模，反映金融市场的状况；S为居民储蓄总额，反映了一国居民的总体应债能力的大小；PD为当年国债还本付息额，CB为当年国债余额，反映一国国债的偿还情况和管理水平；B为当年国债发行规模，作为被解释变量。原始数据见附录A。Granger(1988)指出，如果变量之间是协整的，那么至少存在一个方向上的Granger原因；在非协整情况下，任何原因的

8、推断将都是无效的。因此，在进行格兰杰因果分析之前，首先要对各变量进行单位根检验，以考察变量的平稳性。序列的平稳性是指序列的均值与时间无关，同时其方差是有限的，并不随着时间的推移发生系统的变化。如果一个序列在成为平稳序列之前经过d次差分，则该序列被称为d阶单整序列，记作I(d)。可以证明，只有在两个时间序列为同阶单整序列时，才可能存在协整关系，即虽然两变量自身非平稳，但其某种线性组合却平稳，这个线性组合反映了变量之间长期均衡关系。若两变量存在协整关系，则可以进一步分析两变量是否存在格兰杰因果关系。变量的平稳性检验根据历年中国统计年鉴所公布的19812003年数据，对所选变量时序数据B、GDP、G

9、FI、GFE、FD、L、S、PD、CB，采用ADF（Angmented Dickey-Fuller）单位根检验方法来检验各变量的平稳性。 对时间序列进行ADF检验的一般形式为： (1) 即 (2)零假设，即；备择假设，即。接受，意味着序列含有单位根，即序列非平稳。用ADF检验来考察B、GDP、GFI、GFE、FD、L、S、PD、CB各个变量的单整性，得到如表1所示的结果。变量GFI和GFE的水平序列是非平稳的，而把它们进行一阶差分后都变成平稳的，即它们是I(1)序列。而变量B、GDP、FD、L、S、PD和CB 一阶差分后仍然不平稳，再经过一次差分后才平稳，属于I(2)序列。因此B与GFI、GF

10、E不存在协整关系，对其进行因果分析将是无效的，即B与GFI、GFE之间不存在Granger因果关系。由于变量B、GDP、FD、L、S、PD和CB均是I(2)序列，从而可以进一步考察各变量与B之间是否存在协整关系。协整(co-integration)分析如果时间序列都是d阶单整，即，存在一个向量，使得，这里，则称序列是阶协整，记为，为协整向量。目前，关于协整关系的检验和估计有许多具体的模型和技术，常用的有EG两步法(Enger-Granger)和JJ(Johansen-Jusdius)迹统计量法（最大特征值法）。EG两步法在分析两个时间序列是否有协整关系时特别有效。EG两步法：序列若都是单整的，

11、用一个变量对另一个变量回归，即 (3)用表示回归系数的估计值，则模型的残差估计值为： 若，则具有协整关系，且（）为协整向量，式(3)为协整回归方程。本文采用EG两步法对国债规模B与几个影响因素分别进行协整检验。表1各变量ADF单位根检验结果变量ADF检验值检验类型（c，t，k）临界值结论D.W.值B3.803890（c，t，1）-3.6454不平稳1.950426DB-2.644622（c，t，2）-3.6746不平稳1.897112DDB-7.854258（0，0，0）-1.9592平稳2.093078GDP-0.878908（c，t，0）-3.6591不平稳1.815799DGDP-3.0

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

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

14、稳1.593485DDPD-4.030424（0，0，0）-1.9592平稳1.910714CB4.434765（c，t，3）-3.6746不平稳2.176932DCB-1.024109（c，t，2）-3.6746不平稳1.988820DDCB-2.342483（0，0，0）-1.9592平稳2.048041注：（1）检验类型中的c和t表示常数项和趋势项，k表示所采用的滞后阶数。（2）表中的临界值是由Mackinnon给出的数据计算出来的，*表示10%显著性水平下的临界值，其余为5%显著性水平下的临界值。表2两变量间的协整关系检验结果被检验变量对残差的ADF检验值检验类型（c，t，k）临界值平

15、稳性两变量是否具有协整关系B与GDP-2.828836（c，t，4）-3.6920不平稳不具有B与FD-2.042877（0，0，0）-1.9574平稳具有B与L-3.370845（0，0，1）-2.6756*平稳具有B与S-3.384516（c，t，4）-3.2856平稳具有B与PD-3.689989（0，0，1）-2.6819*平稳具有B与CB-0.880582（c，t，1）-3.6451不平稳不具有注：（1）检验类型中的c和t表示常数项和趋势项，k表示所采用的滞后阶数。（2）表中的临界值是由Mackinnon给出的数据计算出来的，*表示1%显著性水平下的临界值，其余为5%显著性水平下的临

16、界值。由表2的协整检验结果可知，B与GDP和B与CB两个回归方程残差估计值的ADF检验值大于临界值，说明该估计残差序列均为非平稳序列，而B与S 、B与FD、 B与L和 B与PD四个回归方程残差估计值的ADF检验值均小于临界值，说明该估计残差序列均为平稳序列。表明解释变量FD、L、S、PD与被解释变量B之间具有协整关系。格兰杰因果检验(Granger Test)由协整检验结果可知，国债规模与财政赤字、信贷总额、居民储蓄存款、国债还本付息之间存在长期的均衡关系，但是这种均衡关系是否构成因果关系及因果关系的方向如何，尚需要进一步验证。本文采用Granger(1969)和Sims(1972)提出的因果

17、关系检验法解决这一问题。Granger因果检验是用于检验两个变量之间因果关系的一种常用方法。于1969年由J.Granger提出，20世纪70年代中Hendry和Richard等加以发展。1.定义给定一个信息集，它至少包含，如果利用的过去比不利用它时可以更好地预测，称为的Granger原因。2.检验模型如果、为平稳过程，对于模型为白噪声。存在下列情况： 如果，则、互相独立；如果，则为的原因；如果，则为的原因；如果，则、互为因果。3.F检验对于进行假设检验，设置首先对模型应用OLS，记残差平方和为；再对模型用OLS，记残差平方和为。构造统计量给定置信水平，查临界值，如果，拒绝，接受。实际应用时，

18、需要对模型(4)、(5)同时检验，才能作出判断。在应用软件中给出了具体的存在因果关系的概率值。由于为“不是的Granger原因”，所以严格讲，该检验应该是“Granger非因果检验”。4. 模型中、的确定利用Akaike最终预测差（FPE）标准为基础确定最优滞后期。 对进行估计，给定不同的m值，得到使下列最小的值，为的最优滞后期， (6)为观测值总数。 将的最优滞后期值作为给定值代入模型求得使下列最小的值，为的最优滞后期。 (7)在实际检验中，本文对滞后1期到滞后4期都给出检验结果，再根据F值或概率确定最优滞后期。表3 FD、L、S、PD与B的因果关系检验结果假设条件时滞F检验值P概率值检验结

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

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