對(duì)我國(guó)國(guó)債發(fā)行規(guī)模的計(jì)量經(jīng)濟(jì)分析

1、對(duì)我國(guó)國(guó)債發(fā)行規(guī)模的計(jì)量經(jīng)濟(jì)分析 內(nèi)容提要:國(guó)債是國(guó)家作為債務(wù)人憑借國(guó)家信用籌集資金的一種手段,是國(guó)家調(diào)控宏觀經(jīng)濟(jì)的重要政策工具.自1979年重新舉借國(guó)債,規(guī)模逐年增長(zhǎng),尤其自1998年我國(guó)實(shí)行積極財(cái)政政策以來,國(guó)債規(guī)模以每年近500億的速度上升.我國(guó)國(guó)債規(guī)模受到哪些因素的影響呢?其影響程度又如何呢?本文將從這些方面展開分析.關(guān)鍵詞:國(guó)債規(guī)模 線性回歸 模型擬合 經(jīng)濟(jì)意義一、理論分析國(guó)債是由國(guó)家發(fā)行的債券，由于國(guó)債的發(fā)行主體是國(guó)家，所以它具有最高的信用度，被公認(rèn)為是最安全的投資工具。 發(fā)行國(guó)債大致有以下幾種目的：1、在戰(zhàn)爭(zhēng)時(shí)期為籌措軍費(fèi)而發(fā)行戰(zhàn)爭(zhēng)國(guó)債。在戰(zhàn)爭(zhēng)時(shí)期軍費(fèi)支出額巨大，在沒有

2、其他籌資辦法的情況下，即通過發(fā)行戰(zhàn)爭(zhēng)國(guó)債籌集資金。發(fā)行戰(zhàn)爭(zhēng)國(guó)債是各國(guó)政府在戰(zhàn)時(shí)通用的方式，也是國(guó)債的最先起源。    2、為平衡國(guó)家財(cái)政收文、彌補(bǔ)財(cái)政赤字而發(fā)行赤字國(guó)債。一般來講，平衡財(cái)政收支可以采用增加稅收、增發(fā)通貨或發(fā)行國(guó)債的辦法。以上三種辦法比較，增加稅收是取之于民用之于民的作法，固然是一種好辦法但是增加稅收有一定的限度，如果稅賦過重，超過了企業(yè)和個(gè)人的承受能力，將不利于生產(chǎn)的發(fā)展，并會(huì)影響今后的稅收。增發(fā)通貨是最方便的作法，但是此種辦法是最不可取的，因?yàn)橛迷霭l(fā)通貨的辦法彌補(bǔ)財(cái)政赤字，會(huì)導(dǎo)致嚴(yán)重的通貨膨脹，其對(duì)經(jīng)濟(jì)的影響最為劇烈。在增稅有困難，又不

3、能增發(fā)通貨的情況下，采用發(fā)行國(guó)債的辦法彌補(bǔ)財(cái)政赤字，還是一項(xiàng)可行的措施。政府通過發(fā)行債券可以吸收單位和個(gè)人的閑置資金，幫助國(guó)家渡過財(cái)政困難時(shí)期。但是赤字國(guó)債的發(fā)行量一定要適度，否則也會(huì)造成嚴(yán)重的通貨膨脹。    3、國(guó)家為籌集建設(shè)資金而發(fā)行建設(shè)國(guó)債。國(guó)家要進(jìn)行基礎(chǔ)設(shè)施和公共設(shè)施建設(shè)，為此需要大量的中長(zhǎng)期資金，通過發(fā)行中長(zhǎng)期國(guó)債，可以將一部分短期資金轉(zhuǎn)化為中長(zhǎng)期資金，用于建設(shè)國(guó)家的大型項(xiàng)目，以促進(jìn)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。    4、為償還到期國(guó)債而發(fā)行借換國(guó)債。在償債的高峰期，為了解決償債的資金來源問題，國(guó)家通過發(fā)行借換國(guó)債，用

4、以償還到期的舊債，這樣可以減輕和分散國(guó)家的還債負(fù)擔(dān)。1998年，為應(yīng)付亞洲金融危機(jī)帶來的經(jīng)濟(jì)危機(jī)，我國(guó)開始實(shí)施以增發(fā)長(zhǎng)期建設(shè)國(guó)債為主要內(nèi)容的積極財(cái)政政策，6年來，共發(fā)行長(zhǎng)期建設(shè)國(guó)債8000億元，累計(jì)創(chuàng)造就業(yè)750萬(wàn)個(gè)，每年拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)1.52個(gè)百分點(diǎn)，同時(shí)也使國(guó)債規(guī)模達(dá)到近2萬(wàn)億，國(guó)家財(cái)政赤字壓力加大。于是，積極財(cái)政淡出的呼聲出現(xiàn)。這種呼聲雖未成為決策，對(duì)決策卻有一定修正。1998年到2002年，每年增發(fā)的國(guó)債規(guī)模從1000億一直增加到1500億，2003年則比上年減少了100億，降為1400億。國(guó)債規(guī)模影響因素分析1、 gdp對(duì)國(guó)債規(guī)模的影響。一國(guó)國(guó)債規(guī)模明顯的由該國(guó)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平所決定，一

5、般說來，經(jīng)濟(jì)規(guī)模越大，發(fā)展水平越高，則國(guó)債規(guī)模及其潛力就越大。2、 財(cái)政收支狀況對(duì)國(guó)債規(guī)模的影響。眾所周知，國(guó)債的一個(gè)主要目的就是彌補(bǔ)財(cái)政赤字。當(dāng)財(cái)政收入越多，財(cái)政支出越少時(shí)，用國(guó)債來彌補(bǔ)財(cái)政赤字的壓力就越小。由于在實(shí)證分析中，赤字對(duì)國(guó)債規(guī)模的影響不顯著，我們于是選取了財(cái)政收入與財(cái)政支出兩個(gè)變量來綜合考慮其對(duì)國(guó)債規(guī)模的影響。3、 預(yù)算內(nèi)投資規(guī)模對(duì)國(guó)債規(guī)模的影響。國(guó)債的另一目的是籌集資金，近幾年我國(guó)國(guó)債資金主要用于重大項(xiàng)目，重點(diǎn)項(xiàng)目的建設(shè)。一國(guó)預(yù)算內(nèi)投資規(guī)模越大，其對(duì)資金的需求越大。當(dāng)財(cái)政收入不足于財(cái)政支出時(shí)，政府的投資缺口一般要通過發(fā)行國(guó)債來彌補(bǔ)。因此，從經(jīng)濟(jì)意義上分析，兩者存在正相關(guān)性。4、

6、 還本付息支出對(duì)國(guó)債規(guī)模的影響。一方面，國(guó)債規(guī)模越大，還本付息支出越多，當(dāng)其支出額達(dá)到無(wú)法以當(dāng)年財(cái)政收入來償還時(shí)，不得不以發(fā)行新債來還舊債；另一方面，如果一國(guó)國(guó)債的還本付息支出過多，就必須會(huì)使國(guó)家減緩國(guó)債的發(fā)行，以減輕還債壓力。二、模型計(jì)量分析 我們用y表示國(guó)債規(guī)模,分別用x1、x2、x3、x4、x5表示國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值gdp、財(cái)政收入、財(cái)政支出、預(yù)算內(nèi)固定資產(chǎn)投資和還本付息支出。根據(jù)統(tǒng)計(jì)資料得如下數(shù)據(jù)： 對(duì)以上數(shù)據(jù)，我們采用多元線性回歸模型進(jìn)行了如下分析：1、模型估計(jì) 從模型的輸出結(jié)果可得模型如：=-388.0981+0.014256x1+0.011687x2+0.018813x3+0.8569

7、96x4+0.699939x5se=(43.33541) (0.004833) (0.045058) (0.057392) (0.207958) (0.089376)t=(-8.955679) (2.949578) (0.259383) (0.327807) (4.120998) (5.593673)r2=0.997374 f=1367.170 df=182、多重共線性分析及修正：.從模型的回歸結(jié)果看，模型的可決系數(shù)很大，說明模型擬合得較好。同時(shí)，統(tǒng)計(jì)量很大（遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于臨界值（，），說明解釋變量整體對(duì)y的影響顯著。但是,對(duì)每個(gè)解釋變量進(jìn)行t檢驗(yàn)時(shí),x2、x3的t值都很小，對(duì)y影響不顯著。而且，模

8、型的擬合結(jié)果與我們前面對(duì)經(jīng)濟(jì)意義的分析不同，這表明，模型存在多重共線性。為了證實(shí)這一結(jié)論，我們又對(duì)解釋變量進(jìn)行了相關(guān)系數(shù)距陣檢驗(yàn)，其結(jié)果如下：x1x2x3x4x5x110.9585340.9528820.8439330.962621x20.95853410.9954290.9507450.933575x30.9528820.99542910.9622780.925167588389x40.8439330.9507450.96227810.829081693252x50.9626210.9335750.9251680.8290821可以看出，解釋變量?jī)蓛芍g的相關(guān)系數(shù)很大，進(jìn)一步說明模型存在著嚴(yán)

9、重的多重共線性。于是，我們采用逐步回歸法對(duì)模型進(jìn)行了多重共線性的修正。首先用單一解釋變量對(duì)y進(jìn)行回歸，結(jié)果如下圖所示：=-400.1974 + 0.047525x1se=(138.4901) (0.002762)t=(-2.889719) (17.2080)r2=0.930843 f=296.1157 df=22=-401.3361 +0.326868x2se=(66.14905) (0.008954)t=(-6.067148) (36.50732)r2=0.983761 f=1332.785 df=22=-342.5222 + 0.281413x3se=(61.21599) (0.00725

10、8)t=(-5.595306) (38.77527)r2=0.985579 f=1503.521 df=22=-300.0975 + 2.057891x4se=(164.6951) (0.147972)t=(-1.822140) (13.90731)r2=0.897871 f=193.4133 df=22=-37.31999 + 1.874696x5se=(137.2052) (0.124257)t=(0.272001) (15.08727)r2=0.911868 f=227.6257 df=22從五個(gè)一元線性回歸模型的輸出結(jié)果和經(jīng)濟(jì)意義的分析，認(rèn)為財(cái)政支出x3對(duì)y的線性關(guān)系顯著，擬合程度好。

11、y與x3的一元線性回歸模型如下：=-342.5222 + 0.281413x3se=(61.21599) (0.007258)t=(-5.595306) (38.77527)r2=0.985579 f=1503.521 df=22將其余解釋變量逐一代入，得如下幾個(gè)模型-381.2919+0.010072x1+0.226180x3se=(55.45422) (0.003644) (0.020969)t=(-6.875795) (2.764278) (10.78651)r2=0.989426 f=982.5185 df=21=-390.7166+0.009022x1+0.064641x2+0.17

12、6596x3se=(57.28959) (0.003920) (0.083307) (0.067318)t=(-6.820027) (2.301368) (0.775936) (2.623325)r2=0.989735 f=642.8014 df=20=-498.7233+0.026375x1+0.050192x2-0.025673x3+0.951300x4se=(62.10552) (0.006959) (0.071720) (0.091545) (0.333844)t=(-8.030257) (3.790369) (0.699834) (-0.280437) (2.849537)r20.9

13、92809 f=665.7556 df=19由于引入x4后使得x3對(duì)模型影響的經(jīng)濟(jì)意義發(fā)生變化，應(yīng)舍棄。同時(shí)，x2的t統(tǒng)計(jì)量很小，對(duì)y的影響不顯著，也應(yīng)該舍棄，用余下的變量擬合方程如下：=-280.2606-0.001790x1+0.219523x3+0.536790x5se=(45.30312) (0.003665) (0.015051) (0.116740)t=(-6.186341) (-0.488472) (14.58573) (4.598181)r2=0.994860 f=1290.350 df=20因?yàn)閤5的引入，使得x1對(duì)模型的經(jīng)濟(jì)意義發(fā)生變化，應(yīng)舍棄。余下只有x1、x3對(duì)y的影響

14、顯著，擬合結(jié)果如下：-381.2919+0.010072x1+0.226180x3se=(55.45422) (0.003644) (0.020969)t=(-6.875795) (2.764278) (10.78651)r2=0.989426 f=982.5185 df=21模型的可決系數(shù)r2=0.989426 很大，模型擬合的比較好，f統(tǒng)計(jì)量和t檢驗(yàn)值都大于檢驗(yàn)臨界值，已經(jīng)沒有多重共線性了。 3、用分段檢驗(yàn)法檢驗(yàn)?zāi)Ｐ偷漠惙讲钚?。將?shù)據(jù)排序后，舍去中間的10組數(shù)據(jù)，分別對(duì)前后7組數(shù)據(jù)擬合得如下結(jié)果：對(duì)前7組數(shù)據(jù)擬合如下1979-1985=-98.31388-0.001033x1+0.1347

15、48x3se=(72.65816) (0.012396) (0.022799)t=(-1.353102) (-0.083369) (5.910169)r2=0.897375 f=17.48849 df=4 e12=3935.224對(duì)后7組數(shù)據(jù)擬合如下：1996-2002=-5554.487+0.117462x1-0.049305x3se=（3881.206）（0.076826） （0.189163）t=（-1.431124） （1.528948） （-0.260651）r2=0.977146 f=85.51114 df=4 e22=219722.5構(gòu)造統(tǒng)計(jì)量f=e22/ e12=219722.

16、5/3935.224=55.834814f0.05(4,4),所以，分段檢驗(yàn)法得模型存在異方差性，但由于我們所用樣本為小樣本，分段檢驗(yàn)的可信度不高，我們又采用了對(duì)時(shí)間序列適用的arch檢驗(yàn)法，結(jié)果如下：從輸出的輔助回歸函數(shù)中得r2,計(jì)算(n-p)r2=21×0.056657=1.189797,查2分布表,給定=0.05,自由度為p=3,得臨界值20.05(3)=7.81,因?yàn)?n-p)r2=1.189797<20.05(3)=7.81。所以接受h0，表明模型中隨機(jī)誤差項(xiàng)不存在異方差，即模型擬合的很好。4、自相關(guān)性檢驗(yàn)：d-w檢驗(yàn):由上表中得d統(tǒng)計(jì)量值為1.902872,樣本容量n=24,在有兩個(gè)解釋變量的條件下,給定顯著性水平=0.05,則查d-w表得:dl=1.188,du=1.546,由于d=1.902872> du=1.546,由上述判斷區(qū)域知,誤差序列不存在一階自相關(guān).即模型擬合優(yōu)度非常好.自相關(guān)性檢驗(yàn)從圖中可以看出殘差et不存在線性自回歸，表明隨機(jī)誤差ut不存在自相關(guān)，此時(shí)的模型擬合的非常好，即國(guó)債規(guī)模主要受國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值gdp、財(cái)政支出兩個(gè)因素的影響。三、結(jié)論通過對(duì)以上變量對(duì)國(guó)債規(guī)模的影響的線性回歸分析，得出結(jié)論：中國(guó)國(guó)債規(guī)模隨著經(jīng)