關(guān)于國(guó)債可持續(xù)性的實(shí)證檢驗(yàn)

1、關(guān)于國(guó)債可持續(xù)性的實(shí)證檢驗(yàn)    內(nèi)容摘要：本文根據(jù)政府的預(yù)算約束建立了檢驗(yàn)國(guó)債可持續(xù)性的數(shù)理方程；然后利用19782009年的數(shù)據(jù),運(yùn)用協(xié)整檢驗(yàn)、誤差修正模型分析了我國(guó)國(guó)債的可持續(xù)性及財(cái)政收支關(guān)系；實(shí)證檢驗(yàn)得出結(jié)論：我國(guó)國(guó)債是可持續(xù)的，但是存在風(fēng)險(xiǎn)；財(cái)政收入與財(cái)政支出間存在協(xié)整關(guān)系；我國(guó)的財(cái)政收支關(guān)系滿足 “以收定支”假說(shuō)。關(guān)鍵詞：國(guó)債可持續(xù)性 財(cái)政收入 財(cái)政支出 協(xié)整 誤差修正模型進(jìn)入2009年以來(lái)，全球性赤字現(xiàn)象日趨凸顯，美國(guó)的財(cái)政負(fù)債累計(jì)達(dá)到12萬(wàn)億美元，占美國(guó)GDP的82.5%；2009年日本發(fā)行的債務(wù)總額為GDP的10.3%左右，是由于長(zhǎng)期的

2、經(jīng)濟(jì)低迷以及稅收減少，人口老齡化導(dǎo)致社會(huì)福利保障支出急劇擴(kuò)大，日本歷年積累下來(lái)的債務(wù)總額接近國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的2倍；希臘2009年政府赤字占GDP比例超過(guò)12；愛(ài)爾蘭2009年政府赤字占GDP比例約為10.75；西班牙2009年政府赤字占GDP比例也超10，位居歐元區(qū)赤字前三位。從美國(guó)到日本以及希臘的財(cái)政狀況將導(dǎo)致過(guò)高的通貨膨脹率和債務(wù)危機(jī)。1998年，為了應(yīng)對(duì)亞洲金融危機(jī)，我國(guó)實(shí)行了積極的財(cái)政政策，增發(fā)國(guó)債。從此我國(guó)國(guó)債規(guī)模日趨增大，在拉動(dòng)國(guó)民經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、優(yōu)化經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)、增加就業(yè)崗位等方面扮演了重要角色，但同時(shí)也給我國(guó)經(jīng)濟(jì)帶來(lái)了負(fù)擔(dān)。2008年9月隨著美國(guó)金融危機(jī)對(duì)我國(guó)的影響不斷加深，財(cái)政部2009

3、年國(guó)債發(fā)行規(guī)模1.6萬(wàn)億，比2008年增加了7671億元，增長(zhǎng)率為89.6%，國(guó)債發(fā)行規(guī)模創(chuàng)歷史新高。國(guó)債規(guī)模的快速擴(kuò)張引起了學(xué)術(shù)界的關(guān)注，引發(fā)了專家和學(xué)者對(duì)國(guó)債政策可持續(xù)性問(wèn)題的廣泛討論。國(guó)內(nèi)學(xué)者對(duì)國(guó)債可持續(xù)性的研究普遍局限于指標(biāo)的角度，這容易得出兩種截然相反的結(jié)論。計(jì)量方法探討國(guó)債的可持續(xù)性，實(shí)際上就是探討我國(guó)財(cái)政的償付能力，必須以政府的預(yù)算約束為切入點(diǎn)。政府的預(yù)算約束為：Bt+2=Gt-Tt+(1+r)Bt+t+1 （1）Tt代表包括鑄幣稅的財(cái)政收入，Gt代表排除還本付息支出的財(cái)政支出，r代表真實(shí)利率，假設(shè)是固定的，Bt代表國(guó)債總額，t+1代表測(cè)量誤差。為了不失一般性我們把方程（1）化成

4、如下形式：Bt+1=Gt-Tt+Bt+t+1 （2）Gt=Gt+rBt是廣義的政府支出，它包括還本付息支出。忽略誤差項(xiàng)，可以得出：Bt+1-Bt=Gt-Tt=Deft （3）Deft是財(cái)政赤字。方程（3）是國(guó)債可持續(xù)性分析的基礎(chǔ)。如果Bt是差分平穩(wěn)的，那么國(guó)債就是可持續(xù)的。如果考慮政府每期的預(yù)算約束，并將期限延至無(wú)窮遠(yuǎn)則政府的預(yù)算約束為：Bt=j=0jETt+j-G*t+j-t+j+1 （4）是未來(lái)收入G*t和Tt支出的折現(xiàn)率。Trehan和Walsh證明了當(dāng)國(guó)債是差分平穩(wěn)時(shí)方程（4）是成立的。方程（3）最后的條件暗示著和是協(xié)整的，協(xié)整系數(shù)為（1，-1）。實(shí)際上如果財(cái)政收支存在協(xié)積關(guān)系，只要協(xié)

5、積矢量（1，-）存在，其中，0<<1國(guó)債也是可持續(xù)的,因?yàn)閮烧叽嬖趨f(xié)積關(guān)系，意味著財(cái)政收支之間存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系，只是越小，則政府違約的可能性越大。計(jì)量模型的設(shè)定與數(shù)據(jù)說(shuō)明（一）計(jì)量模型的設(shè)定本文采用的計(jì)量模型主要有ADF檢驗(yàn)、協(xié)整與誤差修正模型（ECM）。首先進(jìn)行ADF檢驗(yàn)；然后進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，從而建立單變量誤差修正模型。1.ADF檢驗(yàn)。若變量序列是平穩(wěn)序列，表示為I（0）；若變量序列經(jīng)一階差分后變?yōu)槠椒€(wěn)序表示為I（1），依此類推。檢查序列平穩(wěn)性的標(biāo)準(zhǔn)方法是單位根檢驗(yàn)。單位根檢驗(yàn)方法有： DF檢驗(yàn)、ADF檢驗(yàn)、PP檢驗(yàn)、KPSS檢驗(yàn)和NP檢驗(yàn)。DF檢驗(yàn)中，常常因?yàn)樾蛄写嬖诟唠A滯后相關(guān)

6、而破壞是誤差值的假設(shè)，AugmentedDickey-Fuller（ADF）檢驗(yàn)對(duì)此做了改進(jìn)。無(wú)漂浮項(xiàng)且無(wú)趨勢(shì)項(xiàng)：yt=yt-1+pi=2iyt-1+i+t含漂浮項(xiàng)但無(wú)趨勢(shì)項(xiàng)：yt=+yt-1+pi=2iyt-1+i+t含漂浮項(xiàng)與趨勢(shì)項(xiàng)：yt=+t+yt-1+pi=2iyt-1+i+t其中為t白噪聲。原假設(shè)H0為：=0即序列存在一個(gè)單位根；備則假設(shè)為H1： <0，即序列不存在單位根。ADF值是對(duì)上面的方程估計(jì)中得到系數(shù)的T檢驗(yàn)值。如果拒絕存在單位根的原假設(shè)，說(shuō)明該序列是平穩(wěn)的，即是I(0)的，否則是非平穩(wěn)的，這時(shí)可對(duì)其差分以后重新檢驗(yàn)。檢驗(yàn)過(guò)程中滯后項(xiàng)的確定采用AIC和SC準(zhǔn)則，是否包括

7、常數(shù)項(xiàng)和時(shí)間趨勢(shì)可以根據(jù)各變量的一階、二階差分序列線性圖來(lái)判斷。對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行單位根檢驗(yàn),得到一組穩(wěn)定的時(shí)間序列資料。假設(shè)數(shù)據(jù)是一組非穩(wěn)定的時(shí)間序列資料，如果序列的ADF檢驗(yàn)t統(tǒng)計(jì)量大于使用者要求的顯著性水平下的臨界值，則不能拒絕原假設(shè)，表明序列存在單位根，是一非平穩(wěn)序列。反之，如果檢驗(yàn)t統(tǒng)計(jì)量小于使用者要求的顯著性水平下的臨界值，則拒絕接受原假設(shè),序列是穩(wěn)定的。2.協(xié)整檢驗(yàn)。協(xié)整（Cointegration）分析理論是近年來(lái)處理非平穩(wěn)經(jīng)濟(jì)時(shí)間序列之間長(zhǎng)期均衡關(guān)系和短期波動(dòng)的有力工具。協(xié)整分析的經(jīng)濟(jì)意義在于，對(duì)于兩個(gè)或以上具有各自長(zhǎng)期波動(dòng)規(guī)律的變量，如果它們之間是協(xié)整的，則它們之間存在一個(gè)長(zhǎng)期的均

8、衡關(guān)系。反之，如果這兩個(gè)或以上變量不是協(xié)整的，則它們之間不存在一個(gè)長(zhǎng)期的均衡關(guān)系。協(xié)整檢驗(yàn)從檢驗(yàn)的對(duì)象上可以分為兩種：一種是基于回歸殘差的EG（Engle&Granger，1987）兩步法協(xié)整檢驗(yàn)；另一種是基于回歸系數(shù)的Johansen（I988）檢驗(yàn)，Johansen和Juselius（1990）提出了 一種在VAR系統(tǒng)下用極大似然估計(jì)來(lái)檢驗(yàn)多變量間協(xié)整關(guān)系的方法，即Johansen協(xié)整檢驗(yàn)。本文采用Engle & Grange協(xié)整檢驗(yàn)，主要步驟如下：第一步，確定變量的單整階數(shù)。 協(xié)整要求變量具有相同的單整階數(shù)。第二步，估計(jì)長(zhǎng)期均衡關(guān)系。 如果第一步結(jié)果指出變量都是一階單整，

9、則接下來(lái)用公式：y1t=1+2y2t+3y3t+kykt+et估計(jì)長(zhǎng)期均衡關(guān)系。如果變量間是協(xié)整的，則OLS回歸得到一個(gè)協(xié)整系數(shù)的超一致估計(jì)量。第三步，檢驗(yàn)殘差序列的平穩(wěn)性 。檢驗(yàn)序列et=y1t-(1+2y2t+3y3t+kykt)是否平穩(wěn)，也就是判斷序列et是否含有單位根。如果殘差序列是平穩(wěn)的，這可以確定回歸方程中y1t，y2t，y3t，y1t的之間存在協(xié)整關(guān)系，否則不存在協(xié)整關(guān)系。3.誤差修正模型。協(xié)整關(guān)系只是反映了變量之間的長(zhǎng)期均衡關(guān)系,誤差修正模型則可以建立短期動(dòng)態(tài)模型以彌補(bǔ)長(zhǎng)期靜態(tài)模型的不足,既能反映不同時(shí)間序列間的長(zhǎng)期均衡關(guān)系,又能反映短期偏離向長(zhǎng)期均衡修正的機(jī)制。誤差修正模型的

10、基本形式是由Davidson、Hendry、Srba 和Yeo于1978年提出的?；拘问饺缦拢簓1t=1+ECMt-1+tk=2ykt+t這個(gè)方程解釋了因變量的短期波動(dòng)y1t是如何被決定的。一方面，它受到自變量短期波動(dòng)的影響，另一方面，取決于ECMt-1。（二）數(shù)據(jù)說(shuō)明本文研究的樣本區(qū)間為19782009年，經(jīng)驗(yàn)分析中所采用財(cái)政收入和廣義財(cái)政支出均除以GDP，數(shù)據(jù)來(lái)自19962009年的中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒，如圖1所示。令T代表財(cái)政收入占GDP的比重，G代表廣義財(cái)政支出占GDP的比重。實(shí)證分析（一）單位根檢驗(yàn)單位根檢驗(yàn)t統(tǒng)計(jì)量的臨界值依賴于回歸方程是否包含常數(shù)項(xiàng)和趨勢(shì)項(xiàng)。由于T和G*具有明顯的趨勢(shì)和

11、截距，因此在ADF檢驗(yàn)中，檢驗(yàn)方程選擇“既有常數(shù)項(xiàng)又有趨勢(shì)項(xiàng)”；T和G*沒(méi)有明顯趨勢(shì)和截距，所以在檢驗(yàn)的方程中選擇“沒(méi)有常數(shù)項(xiàng)和趨勢(shì)項(xiàng)”。在進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)之前首先進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，具體檢驗(yàn)結(jié)果如表1所示。由表1可知，T和G*水平值均不能在5的顯著水平上拒絕有單位根的原假設(shè)，而其一階差分在5的顯著水平上拒絕了有單位根的原假設(shè)，因此它們均是I（1）單位根過(guò)程，可進(jìn)一步檢驗(yàn)它們之間的協(xié)整關(guān)系。（二）協(xié)整檢驗(yàn)財(cái)政收入和財(cái)政支出間的協(xié)整檢驗(yàn)。首先，運(yùn)用OLS法建立如下回歸方程：G*t=0.043+0.88*Tt+t其次，對(duì)上式的殘差進(jìn)行單位根檢驗(yàn)從表2可知?dú)埐钍瞧椒€(wěn)的，通過(guò)E-G檢驗(yàn)可知在5%的顯著性水平下

12、財(cái)政收支之間存在協(xié)積關(guān)系，協(xié)積矢量為（1，-0.88），因此國(guó)債是可持續(xù)的。（三）誤差修正模型財(cái)政收入和財(cái)政支出間的誤差修正模型為：G*t=-0.635*et-1+1.009*Tt-1+tT統(tǒng)計(jì)量 -3.263 5.723p值 0.003 0.000D-W統(tǒng)計(jì)量為1.810Tt=0.0511*et-1+0.709*Tt-1+tT統(tǒng)計(jì)量 0.396 6.072P值 0.695 0.000D-W統(tǒng)計(jì)量為1.865模型剔除了沒(méi)有通過(guò)顯著性檢驗(yàn)的變量，分析上述誤差修正模型我們發(fā)現(xiàn)：協(xié)整誤差對(duì)于財(cái)政支出的短期波動(dòng)存在著顯著的修正影響,這說(shuō)明財(cái)政支出受到共同趨勢(shì)作用的影響;財(cái)政支出的短期波動(dòng)的系數(shù)為-0.

13、635，呈反方向作用；在協(xié)整系統(tǒng)中，財(cái)政收入不受長(zhǎng)期均衡離差的響應(yīng)，速度調(diào)整參數(shù)沒(méi)有通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，因此該變量是弱外生變量，當(dāng)期財(cái)政收入決定當(dāng)期的財(cái)政支出；財(cái)政支出受財(cái)政收入滯后值的影響，而財(cái)政支出不受財(cái)政收入滯后值的影響，因此，財(cái)政收入是財(cái)政支出的Granger原因，財(cái)政支出不是財(cái)政收入的Granger原因，說(shuō)明我國(guó)的財(cái)政收支關(guān)系滿足 “以收定支”假說(shuō)。結(jié)論盡管近幾年我國(guó)的國(guó)債發(fā)行量比九十年代有了很大的提高，但是我國(guó)當(dāng)前的國(guó)債規(guī)模仍然是可持續(xù)的。但是考慮到財(cái)政赤字和國(guó)債負(fù)擔(dān)，并沒(méi)有完全反應(yīng)我國(guó)的實(shí)際情況。除了這些顯性的財(cái)政赤字和國(guó)債負(fù)擔(dān)外，我國(guó)還有巨額的潛在債務(wù)，例如國(guó)有企業(yè)及金融機(jī)構(gòu)的大量

14、不良資產(chǎn)、地方政府舉借各種債務(wù)、養(yǎng)老、醫(yī)療等社會(huì)保障資金上的缺額等。如果考慮到這些潛在的債務(wù)，政府違約的可能性在逐漸增加。為避免政府違約造成較大的經(jīng)濟(jì)震蕩，政府需要采取適當(dāng)?shù)拇胧?。?cái)政收入與財(cái)政支出間存在協(xié)整關(guān)系。也就是說(shuō)我國(guó)財(cái)政收入和財(cái)政支出之間存在長(zhǎng)期均衡的關(guān)系。二者之間保持在一個(gè)穩(wěn)定的水平上。當(dāng)然由于經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)的復(fù)雜性，二者在短期內(nèi)也會(huì)偏離長(zhǎng)期均衡關(guān)系，但是國(guó)家在下一年度會(huì)進(jìn)行調(diào)整。我國(guó)財(cái)政支出受財(cái)政收入滯后值的影響，而財(cái)政支出不受財(cái)政收入滯后值的影響，因此，財(cái)政收入是財(cái)政支出的Granger原因，財(cái)政支出不是財(cái)政收入的Granger原因，說(shuō)明我國(guó)的財(cái)政收支關(guān)系滿足 “以收定支”假說(shuō)。參考文獻(xiàn)：2.Joa?o Victor Issler ), Luiz Renato Lima.Public debt sustainability and endogenous seigniorage in Brazil: time-series evidence from1947-1992J.ournal of Development Economics Vol. 62_200