國債水平對產出增長影響的效應分析

單 飛(東北財經大學 數學與數量經濟學院，遼寧 大連 116025)

在1997年亞洲金融危機和2008年國際金融危機時，我國都通過增發國債穩定經濟，實現了經濟的迅速回升。目前地方政府隱性負債問題已經較為突出，如鐵道部負債、社保基金缺口等問題凸顯。因此，對國債與宏觀經濟關系的研究具有重要的理論與現實意義。

一、文獻評述

國債對宏觀經濟的影響，國內外學者從經濟增長、物價、消費等多維視角進行了理論與實證研究。Sutherland[1]發現富裕國家財政支出與經濟增長負相關。Gieiner和Semmler[2]認為 GDP關于財政支出的彈性系數為正，對經濟增長具有顯著正影響。Ganelli[3]通過實證研究分析了財政赤字與經濟增長的關系，并認為較高的國債余額在一定程度上使得財政赤字對宏觀經濟增長的促進作用下降。較新的研究還有Paul等[4]基于世代交疊模型的研究、Arnaud和Julien[5]基于國債風險分解方法和Kristine 等[6]針對國債不同期限結構的研究等。財政部財科所赤字與國債研究課題組[7]通過理論和實證研究，認為國債與宏觀經濟中財政收入的增長關系并不密切。羅嗣紅[8]、宋福鐵[9]以及楊文奇和李艷[10]指出公共投資的增加會對民間、私人等其他類型的投資產生帶動作用。王維國和楊曉華[11]建立了我國國債和宏觀經濟增長模型，認為我國國債用于公共投資時能夠促進宏觀經濟增長。

本文將國債與經濟增長的關系從以下方面進行擴展：(1)分國債余額(存量)、國債發行量(流量)兩個方面全面研究國債與經濟增長的關系。(2)以1994年我國預算制度改革為基準，考慮國債對宏觀經濟影響的結構變化。(3)采用向量自回歸模型(VAR)、協整與誤差修正模型(VEC)詳細分析國債與經濟增長的沖擊效應、國債與經濟增長的長期均衡與短期波動關系。

二、數據來源、處理與檢驗

1. 數據來源

本文中的數據均來自于《中國統計年鑒》和中國經濟信息網統計數據庫。本文選取國債余額S、國債發行量P、國內生產總值GDP、財政收入FI和居民消費價格指數CPI五個指標，計算GDP平減指數對名義值進行平減得到前四個指標實際值；居民消費價格指數是以1978年為100的基期值。

2. 單位根與協整檢驗

由于各變量所涉及的數據均是時間序列，在構建模型之前，需要先對所有的變量進行單位根檢驗，本文中采用的都是各變量的對數形式，單位根檢驗結果如表1所示。

表1 各變量對數的單位根檢驗結果

注：(c, t, k) 指常數項和時間趨勢以及滯后階數；***、*和**分別表示在1%、5%和10%水平下顯著。

表1的檢驗結果表明，各變量對數都不是平穩序列，但一階差分序列后成為平穩序列，可用于建模。這些變量是否存在協整關系是模型構建與經濟分析的重要前提，本文對兩組變量進行約翰遜協整檢驗，結果如表2所示。其結果表明，兩組變量間存在協整關系，即兩者存在長期的均衡關系。

表2 約翰遜協整檢驗結果

注：表中括號內為P值；*** 、**和*分別表示在1%、5%和10%水平下顯著。

3. 國債與GDP的相關性分析

相關性是進行計量模型設定前的變量關系檢驗的重要方法，本文計算了國債與GDP變量之間的相關系數矩陣，如表3所示。

表3 協整與宏觀經濟變量的相關性檢驗

表3顯示，經濟增長、國債余額和國債發行之間存在較強的相關關系，可以進行計量經濟建模與分析。

4. 國債與GDP的波動特征分析

我們利用H-P濾波法去除國債和GDP變量的趨勢，繪出兩組變量偏離趨勢的百分比，如圖1所示。從圖1中可以看出，國債余額的波動幅度遠大于國內生產總值的波動幅度，且表明國債余額與GDP都向上偏移，即存在微弱的正相關關系。國債發行的波動趨勢顯示了類似的結果。

圖1 國債與GDP的波動特征圖

三、方法選擇

Engle和Granger提出的協整與誤差修正模型，為國債與宏觀經濟的建模提供了一種重要方法。本文采用變量差分的線性組合，即誤差修正方程，解釋國債與宏觀經濟變量之間的短期、波動、動態關系[12]。

本文首先分析協整關系，在宏觀經濟系統中，國債與宏觀經濟增長變量具有高度的相關關系，這就為設定和檢驗協整模型建立了基礎。并且，由于國債和產出增長的穩定關系，在短期內，因為受到沖擊，國債和GDP變量都有可能偏離其增長趨勢。一般而言，這種偏離都是短暫的，隨著時間的推移，這些變量基本沿著均衡狀態增長。協整模型是描述國債和GDP序列之間平衡關系的重要方法。

協整模型設定和檢驗的基本步驟為：

y1t=β2y2t+…+βkykt+νt

(1)

(2)

現實中國債和宏觀經濟變量之間并不總是呈現長期均衡關系，兩者之間往往會產出偏離。因此，用國債和宏觀經濟數據的動態、非均衡模型來表達兩者關系也是必要的。

(3)

(4)

Δy1t=αecmt+γ2Δy2t+…+γkΔykt+ut

(5)

因此，模型(1)和模型(5)就構成了協整與誤差修正模型。

一般而言，模型(1)和模型(5)都是用普通最小二乘(OLS)方法估計其參數。且模型(5)不是模型(1)中變量的簡單差分變換，而是將調整機制和波動特征兩者有機結合的一種新模型，能夠充分表達國債與宏觀經濟變量之間的短期波動關系。

此外，模型(5)中誤差修正項前的系數 α< 0，也稱為調整系數，該系數表示在t時期y1t關于其t-1期長期均衡之間偏差的調整速度，其值越大，調整速度越快，其值越小，調整速度越慢。模型(1)和模型(5)中包含的關系是對等的，可以根據研究的需要使用這兩種模型來進行國債與宏觀經濟變量之間長短期關系的研究，本文采用上述兩個模型進行長短期不同關系的分析。

四、國債沖擊下宏觀經濟總產出的波動特征分析

1. 國債余額沖擊下GDP增長的變動分析

1994年，預算制度改革對國債產生了重要影響，為了保證結論的穩健性，不受到結構變化的影響，我們在利用lnGDP對lnS回歸之前，首先對1994年這一斷點給出理論上的檢驗(如表4所示)。

表4 國債余額結構變動的Chow檢驗

檢驗結果表明，lnGDP對lnS的回歸方程在1994年存在結構變動。因此，應分別考察1981—1994年和1995—2011年的國債沖擊對國內生產總值的影響。

采用1981—1994年和1995—2011年的子樣本數據對國債余額和GDP之間的脈沖響應函數分別如圖2和圖3所示。

圖2a lns沖擊lnGDP的脈沖響應函數 圖2b ln GDP沖擊lns的脈沖響應函數

圖3a lns沖擊lnGDP的脈沖響應函數 圖3b lnGDP沖擊lns的脈沖響應函數

圖2顯示， 1981—1994年期間國債余額lnS對lnGDP的沖擊并不大，即其對經濟的總體影響不太顯著，這主要是國家管制的原因。在該期間，利用國債資金進行的基建投資在一定程度上擠出了私人投資，國債一個單位的正向沖擊使GDP在第一期略微下滑，此后才逐漸恢復。圖3顯示，在1995—2011年期間國債余額lnS的沖擊對lnGDP開始出現了顯著的促進作用，這主要是由于國債受到我國政府的高度重視，其效用開始逐漸發揮。另外，對于lnGDP的沖擊，lnS出現了持續下降的態勢，這是我國政府為了保持經濟增長加大國債發行量刺激經濟的效應體現。

2. 國債發行沖擊下GDP增長的變動分析

整個生育期除試驗所需藥劑拌種外，不再使用任何殺菌劑，其他栽培管理同一般大田。10月18日播種(當地正常播期10月10～20日)，日平均氣溫15.2攝氏度，基肥每公頃使用復合肥(氮∶磷∶鉀=20∶10∶8)750公斤；12月中旬冬灌1次，每公頃用水量570立方米。小麥返青期進行化學除草，每公頃使用3%的甲基二磺隆450毫升，兌水450公斤進行均勻噴霧；小麥中后期，每公頃使用4.5%高效氯氟氰菊酯255毫升，對水450公斤均勻噴霧，防治麥穗蚜和紅蜘蛛。

與國債余額類似，我們首先對lnGDP 和lnP回歸方程是否在1994年存在斷點進行檢驗。

表5 國債發行方程的Chow檢驗

表5檢驗結果表明，lnGDP 對lnP的回歸方程在1994年并不存在斷點，因此，對1981—2011年的全樣本不進行分段考慮，對lnGDP與lnP變量建立VAR模型，并繪制脈沖響應函數，如圖4所示。

圖4a lnP沖擊lnGDP的脈沖響應函數 圖4b lnGDP沖擊lnp的脈沖響應函數

通過脈沖響應函數可以發現國債發行量的增長會導致lnGDP在第3期左右逐漸增長，并一直持續，這與lnP和lnGDP長期關系的結論類似。對于國內生產總值的沖擊，lnP在短期內會減少，在第4期開始增長，這種現象的原因主要是GDP增長增加了對貨幣供應量的需求，央行和政府投放貨幣的同時，通過公開市場開始收回國債導致的。

五、國債與GDP增長的長短期關系研究

1. 國債余額與GDP增長的長短期關系研究

協整檢驗表明，我國國內生產總值的對數值與國債余額的對數值之間存在協整關系，因此，本文選取國債余額等指標，建立長期模型(6)。

lnGDPt=α0+α1lnSt-1+α2lnCPIt+α3lnFIt+εt

(6)

其中，α0、α1、α2、α3為參數，εt為隨機擾動項。對模型(6)進行估計，得到誤差修正項為：

(7)

ΔlnGDPt=β0+β1ecmt-1+β2ΔlnSt-1+β3ΔlnCPIt+β4ΔlnFIt+ηt

(8)

lnGDPt= 10.14+0.51lnSt-1-0.32lnCPIt-0.36lnFIt+e1t

(9)

t= (3.69)(3.14)(-0.71) (-1.60) R2=0.98 D.W.=1.37

模型(9)顯示，1981—1994年，國內生產總值lnGDP的國債余額lnS彈性系數為0.51。再根據(8)式的形式得到如下誤差修正模型的估計：

ΔlnGDPt= 0.06-0.50ecmt-1+0.10ΔlnSt+0.01ΔlnCPIt-0.12ΔlnFIt+e2t

(10)

t= (1.05)(-0.98) (0.62) (0.02) (-0.61) R2=0.15 D.W.=1.73

短期模型中誤差修正項的系數為負，表明lnGDP一旦偏離均衡，會調整到均衡狀態，但調整速度比較慢。另外，國債余額lnP變量前的的短期系數并不顯著，在一定程度表明國債余額變動對GDP的沖擊影響有限。

選擇1995—2011年的子樣本進行考察，同樣根據(6)式得出的協整方程如下：

lnGDPt= 0.05-0.13lnSt-1+0.98lnCPIt+0.70lnFIt+e3t

(11)

t= (0.08)(-2.00)(7.37) (8.13) R2=0.99 D.W.=1.96

模型(11)表明，1995—2011年國債余額對國內生產總值的影響是負向的，這在一定程度上體現了國債發行對GDP的擠出效應。但需要說明的是，其他變量前的系數都是顯著的，并且都是正向的。此時短期方程如(12)式，其結果顯示，1994年后國債余額對GDP增長的短期影響和長期影響類似。

ΔlnGDPt= 0.07-0.22ecmt-1-0.09ΔlnSt+0.40ΔlnCPIt+0.21ΔlnFIt+e4t

(12)

t= (7.27)(-1.14) (-2.62)(3.41) (3.37) R2=0.62 D.W.=1.81

2. 國債發行量與GDP增長的長短期關系研究

本文首先建立國債發行的長期方程(13)式。估計模型(13)，根據殘差得到(14)。

lnGDPt=α0+α1lnPt-1+α2lnCPIt+α3lnFIt+εt

(13)

(14)

ΔlnGDPt=β0+β1ecmt-1+β2ΔlnPt-1+β3ΔlnCPIt+β4ΔlnFIt+εt

(15)

之前的Chow檢驗表明，我國國債發行量在1994年并不存在結構性突變，因此，在1981—2011年全樣本上估計模型(13)和(15)即可。根據(13)式得到如下長期均衡樣本回歸方程：

lnGDPt=0.74-0.27lnPt-1+1.66lnCPIt+0.16lnFIt+e5t

(16)

t =(0.89)(-2.26) (6.27) (1.38) R2=0.98 D.W.=1.51

模型(16)中的估計結果顯示，長期中lnGDP對lnP滯后一期的彈性系數是-0.27，也就是說，上期國債發行量的增加會導致國內生產總值的下降，這表明了國債對產出增長擠出效應的存在性。

由(15)式估計出的短期波動方程(17)式，其誤差修正項符號為負，與國債余額方程類似。

ΔlnGDPt=0.06-0.25ecmt-1-0.02ΔlnPt-1+0.49ΔlnCPIt+0.20ΔlnFIt+e7t

(17)

t =(4.84)(-1.15) (-1.76) (3.24) (2.91) R2=0.51 D.W.=1.85

六、結論與政策建議

國債規模、國債發行與GDP之間存在長期均衡和短期波動的影響關系。在1981—1994年期間，財政預算制度修訂前，國債發行量少，對GDP增長的促進作用并不顯著；在1995—2011年期間，國債發行量增大，但國債主要用于彌補財政赤字，對GDP經濟增長的促進作用仍然有限。此外，協整與誤差修正模型的結果表明，國債余額和GDP在偏離均衡的狀態下，可以自動調整到均衡狀態，但調整的速度有些緩慢。

目前，我國過度強調了國債的財政功能,忽略了其金融功能。并且，國債發行中還存在市場品種單一、國債期限分布不均等方面的問題,導致人民銀行利用公開市場業務進行貨幣政策微調難以達到預期的效果。此外，過多的國債資金投資對象不合理，在一定程度上導致了國債資源的浪費，合理的國債預算是解決上述問題的主要途徑。因此，國債發行應做好充分的預算，促進財政政策與貨幣政策的協調。為了保證國債對經濟增長作用的發揮，應充分考察并把握國債對宏觀經濟增長的傳導機制，理解其直接作用于總需求的典型特征。在國債流通方面，調整和完善國債的流通體系，建立健全國債再轉讓制度等；建立靈活機動的國債償還政策體系，針對宏觀經濟的運行狀況，建立動態、適時的償還體系，并保證足夠，即收益率高于利息率等條件；應注重國債總量與結構的協調關系，在控制國債規模的前提下，合理規劃安排國債的使用，特別注重國債在促進民生方面的投入，實現國債與宏觀經濟增長的協調，發揮國債在穩定我國經濟增長中的作用。

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