中国最优国债规模实证研究

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我国国债的发行规模影响因素实证研究

我国国债的发行规模影响因素实证研究

金融天地我国国债的发行规模影响因素实证研究谢婧芸 梁 虎 项墩伟 西南财经大学金融学院摘要:本文在理论的基础上进行实证研究,定量与定性分析相结合。

基于多元线性回归模型,运用ADF检验、协整检验、OLS估计,多重共线性检验,异方差检验,自相关检验等一系列计量经济分析方法,对1992-2014年我国国债发行规模的影响因素进行实证分析,说明了居民储蓄存款、信贷规模的变化是影响我国国债发行规模变化的重要因素,居民储蓄存款对国债发行产生正效应,信贷规模对国债发行产生负效应。

其它因素变化的影响不太明显。

关键词:国债发行规模;居民储蓄存款;信贷规模;财政支出;GDP;多元线性回归模型中图分类号:F812 文献识别码:A 文章编号:1001-828X(2017)006-0297-03一、模型设定(一)变量选取在一定时期内,国债发行规模受政策,经济,市场等诸多方面的影响。

从宏观的角度来看,国债发行规模主要受两个大方面因素的影响,我们从国债的供给方和需求方分别讨论:1.影响国债供给的因素:GDP、财政支出、中央财政债务余额GDP:作为一个国家国民经济发展的综合衡量指标,GDP越大,说明一国经济综合实力较强,那么一国的债券市场发展较为领先,国债的发行规模就越大。

财政支出:国家的财政收入来源主要依靠税收和国债,用国债来弥补财政支出是国家经常采用的方法,因此,财政支出的大小直接影响国债发行规模。

理论上来讲,财政支出越多,国债发行规模就较大。

中央财政债务余额:它是国家将来要偿还的债务,国债余额越高,国家债务负担就越重,国家的还债能力是有限的,因此国家不能在债务余额较大时,增加国债发行规模,但同时,增加发行国债也可以偿还以前的债务,两者共同的作用影响国债发行规模。

2.影响国债需求的因素:国债还本付息额、居民储蓄存款和信贷规模国债还本付息额:它是政府到期时必须偿还的本金和利息。

它越大,国债负担越重,而国家的偿还能力有限,在安全范围内,国债的发行规模越小;但是当财政收入余额不足以偿还本金和利息时,它又是一个很好的手段让国家来偿付旧的债务。

我国国债需求影响因素的实证分析

我国国债需求影响因素的实证分析

我国国债需求影响因素的实证分析【摘要】我国国债需求受多方面因素影响,包括宏观经济环境、货币政策、市场利率、投资者结构和外部环境等。

本文通过实证分析发现,宏观经济环境的稳定与国债需求呈正相关,货币政策的松紧程度对国债需求有显著影响,市场利率的波动也会影响投资者对国债的需求,而投资者结构的变化和外部环境的不确定性也对国债需求产生一定影响。

在总结分析结果的基础上,提出了相关政策建议,并展望了未来研究方向,有助于更好地了解我国国债需求的影响因素。

【关键词】国债需求、宏观经济环境、货币政策、市场利率、投资者结构、外部环境、实证分析、政策建议、研究方向。

1. 引言1.1 研究背景我国国债作为政府发行的债务工具,广泛应用于国家债务融资和货币政策传导。

国债市场的稳定与发展对于维护金融市场的健康运行和促进经济稳定增长具有重要意义。

国债需求受多种因素的影响,其中包括宏观经济环境、货币政策、市场利率、投资者结构以及外部环境等因素。

近年来,随着我国经济转型升级和金融市场改革不断深化,国债需求受到的影响因素日益多元化和复杂化。

为了更好地把握我国国债市场的动态变化,有必要对各种因素对国债需求的影响进行实证分析,为相关政策制定提供科学依据。

开展本研究对于深化对我国国债市场的认识,提高国债市场运行效率,促进金融市场稳定发展具有重要意义。

1.2 研究意义国债作为国家债务的主要来源,对国家经济和财政稳定具有重要意义。

国债需求的变动受多种因素的影响,而深入研究这些因素对国债需求的实证影响,可以为政府制定有效的债务管理和金融政策提供重要参考。

对我国国债需求影响因素的实证分析具有重要的理论和实践意义。

通过探究宏观经济环境因素、货币政策因素、市场利率因素、投资者结构因素以及外部环境因素对国债需求的影响,能够更全面地了解国债市场的运行规律,为国债市场的发展提供依据。

深入分析这些因素对国债需求的实证影响,有助于加深对金融市场的理解,提升宏观经济管理的精准度和科学性。

中国国债规模:现状、趋势及对策

中国国债规模:现状、趋势及对策

中国国债规模:现状、趋势及对策导读:本文中国国债规模:现状、趋势及对策,仅供参考,如果觉得很不错,欢迎点评和分享。

内容提要:本文认为自1981年我国发行国债以来,国债规模日趋增大。

它的变化出现了3个明显的阶段性特征。

本文认为“九五”时期国债的理论规模保持在2200亿元到2800亿元是可行的。

文章在对中国国债规模进行分析以后得出了一个看似矛盾的结论:从财政收支角度看,我国的财政债务规模已明显偏大,没有进一步拓展的余力;但从国民经济的大范围看,继续扩大国债发行规模的潜力却十分可观。

认为矛盾的根源在于“两个比重”过低,解决这个矛盾的关键是“振兴财政”。

本文拟对中国的国债规模及其发展趋势进行实证分析,阐释我们的观点与看法,并提出相关的政策建议。

一、中国国债规模的实证分析(一)17年来中国国债的规模及阶段性特征我国从1981年恢复发行国债到1996年底,累积发行国债近6000亿元,到1996年底,国债余额达3803亿元。

年度人民币国债发行额增长率相当高,从1981年的40多亿元增加到1996年的近2000亿元。

另外,值得注意的是,我国国债规模的变化还表现出明显的阶段性、阶梯式上升的特征。

表1不同时期国债发行情况单位:亿元资料来源:(1)根据《中国统计年鉴(1997)》第256页数据计算。

(2)国家计委课题组,1996:《“九五”时期国债总量调控与提高国债资金使用效益分析》,《经济改革与发展》第4期。

从表1可以看出,改革开放以来,我国国债发行规模的变化经历了三个阶段:第一阶段是1981-1990年,年均发行额仅为39.5亿元,占同期财政收入规模很小。

第二阶段是1991-1993年,从1991年起发行规模第一次跃上了200亿元的台阶,年均发行额大体在303.1亿元左右。

前13年的发行总量为1304亿元。

应该说,这一时期的国债总量问题并不突出。

第三阶段是1994-1996年,1994年国债的发行额首次突破了1000亿元大关,实际发行额达1028.6亿元,比上年的395.6亿元剧增了260%。

我国国债需求影响因素的实证分析

我国国债需求影响因素的实证分析

我国国债需求影响因素的实证分析摘要:根据年度数据建立我国国债发行规模的长期均衡和动态调整模型,对我国国债发行规模与相应经济变量之间的影响关系进行实证分析。

我国国债需求量是由财政赤字、国债还本付息额两个因素所决定,我国国债实际发行量向需求量进行调整的速度为0.75,即国债需求量与年初发行量之间的缺口有75%的部分在年度内得到调整。

说明我国国债还有一定的发行空间以满足经济快速发展的需要。

关键词:国债,适度规模,动态调整模型一、引言国债是以国家财政为债务人,以国家财政承担还本付息为前提条件,通过借款或发行有价证券等方式向社会筹集资金的国家信用行为。

自从1981年我国政府重新发行国债以来,每年国债发行的规模从数十亿元提高到数千亿元,国债发行累计余额在2000年就已突破1万亿元人民币,目前已超过2万亿元。

如此大的国债规模是否适度,国债市场的容量与空间还有多大,是当前财经研究方面的一个热点问题,也是国债研究的中心问题之一。

总体而言,对于国债发行规模的研究,可以分为定性和定量两大类研究方法,定性研究(规范研究)方法提供了很好的思想,但不能得出较为准确的数量结论。

现有的几种定量方法(实证研究)试图对国债发行规模进行比较准确的预测,但其方法的采用有待改善,预测的精度有待提高。

本文根据年度数据建立我国国债发行规模的长期均衡和动态调整模型,对我国国债发行规模与相应经济变量之间的影响关系进行实证分析。

二、实证分析与结果(一)我国国债的长。

期均衡模型国债规模的大小在客观上受到很多宏观经济因素的制约和影响,根据Granger因果检验的结果,本文得到与国债规模(C),具有长期的协整关系的四个影响因素,即财政赤字(FD)、信贷规模(L)、居民储蓄(S)和国债还本付息(PD)。

本文采用这四个因素作为国债规模回归模型中的解释变量,根据198 1~2003年的历史数据,运用OLS回归法,建立我国国债的需求模型。

运用Eviews3.1软件,建立回归方程,结果如表1所示:从回归系数上看,我国国债规模(C)与财政赤字(FD)、信贷规模(L)、居民储蓄(S)和国债还本付息(PD)都呈正相关关系。

浅析我国国债规模

浅析我国国债规模

浅析我国国债规模近年来,我国政府采取积极的国债政策,扩大国债发行规模,筹集资金用以加大公共投资支出。

国债政策作为积极财政政策的重要组成部分发挥了很大作用,对经济增长的拉动作用毋庸置疑。

但与此同时,我们不得不考虑实施国债政策可能带来的后果,防止国债规模过大所带来的风险,避免陷入财政信用危机。

一、我国国债规模现状(一)我国国债规模的演变。

我国国债规模的演变大致可以分为五个阶段:第一阶段:1949年至1958年。

为了筹集国家建设资金,发展国民经济,我国在这一阶段发行了几亿元的人民胜利折实公债和经济建设公债,发行规模不大,每年的国债发行额在当年GDP中比重小到1%。

第二阶段:1958年至1980年。

我国坚持财政平衡的思想,没有发行国债,大多数年份预算保持平衡,即便有赤字,规模也很小,主要靠向中央银行透支解决。

第三阶段:1981年至1993年。

我国为了弥补财政赤字,筹集经济建设资金,于1981年恢复国债的发行。

但国债发行额较小,在这一阶段年平均发行量为198亿元,累计发行量为2106亿元,国债增幅比较平稳。

第四阶段:1994年至1997年。

由于国家预算体制改革,不再允许财政向中央银行透支解决赤字而改为发行国债,加之过于集中的还本付息,国债发行量呈现较大增幅。

1994年国债发行量突破1000亿元,1995年以后每年发行量均比上年增长30%以上,远高于同期财政收入年均增长速度和GDP年均增长速度。

第五阶段:1998年至今。

为拉动内需和应对亚洲金融危机对我国经济的冲击,保持一定的经济增长,我国实行积极的财政政策,扩大政府投资,国债发行量陡升,导致1998年国债发行额高达3310.9亿元,比上年增长了33.7%,此后国债年发行量就一直节节攀升。

直到2005年,国债发行总量达到6923.4亿元,创下国债发行总量的新高。

(二)国债对经济的作用1、从目前国债的经济效应来看,我国的国债规模扩张并没有产生明显的负效应;相反,以增发国债为主要内容的积极财政政策促进了经济发展。

中国国债规模:现状、趋势及对策

中国国债规模:现状、趋势及对策

中国国债规模:现状、趋势及对策中国国债规模:现状、趋势及对策内容提要:本文认为自1981年我国发行国债以来,国债规模日趋增大。

它的变化出现了3个明显的阶段性特征。

本文认为“九五”时期国债的理论规模保持在2200亿元到2800亿元是可行的。

文章在对中国国债规模进行分析以后得出了一个看似矛盾的结论:从财政收支角度看,我国的财政债务规模已明显偏大,没有进一步拓展的余力;但从国民经济的大范围看,继续扩大国债发行规模的潜力却十分可观。

认为矛盾的根源在于“两个比重”过低,解决这个矛盾的关键是“振兴财政”。

本文拟对中国的国债规模及其发展趋势进行实证分析,阐释我们的观点与看法,并提出相关的政策建议。

一、中国国债规模的实证分析(一)17年来中国国债的规模及阶段性特征我国从1981年恢复发行国债到1996年底,累积发行国债近6000亿元,到1996年底,国债余额达3803亿元。

年度人民币国债发行额增长率相当高,从1981年的40多亿元增加到1996年的近2000亿元。

另外,值得注意的是,我国国债规模的变化还表现出明显的阶段性、阶梯式上升的特征。

表1不同时期国债发行情况单位:亿元资料来源:(1)根据《中国统计年鉴(1997)》第256页数据计算。

(2)国家计委课题组,1996:《“九五”时期国债总量调控与提高国债资金使用效益分析》,《经济改革与发展》第4期。

从表1可以看出,改革开放以来,我国国债发行规模的变化经历了三个阶段:第一阶段是1981-1990年,年均发行额仅为39.5亿元,占同期财政收入规模很小。

第二阶段是1991-1993年,从1991年起发行规模第一次跃上了200亿元的台阶,年均发行额大体在303.1亿元左右。

前13年的发行总量为1304亿元。

应该说,这一时期的国债总量问题并不突出。

第三阶段是1994-1996年,1994年国债的发行额首次突破了1000亿元大关,实际发行额达1028.6亿元,比上年的395.6亿元剧增了260%。

中国国债合理规模探讨

中国国债合理规模探讨

[摘要]国债是中央政府以信用形式有偿筹集财政资金的一种方式,是国家信用的重要体现。

理论上,国债作为政府信用工具,是财政政策与货币政策的协调配合机制,具有弥补财政赤字,筹集建设资金,调整宏观经济运行等多种功能。

自1998 年以来以国债政策为主体的积极财政政策使我国的国债规模又进入了一个历史性的增长阶段。

国债规模的不断扩大和国债政策的有效使用要求我们应当对中国的国债规模有一个适合中国国情的合理的客观分析。

[关键词]国债;规模;改革思路(一)我国国债规模1998年为拉动内需和应对亚洲金融危机对中国经济的冲击,为了保持一定的经济增长,我国实行了积极的财政政策,扩大政府投资,国债发行量陡升,此后国债年发行量就一直节节攀升。

2003年国债发行总量达到63550.00亿元, 2009年中国国债实际发行量已达12541.2亿元人民币。

这一规模,接近超过2008全年发行规模的一倍,并将超过2000年以来除2007年之外的所有年份发行量。

2010年国债发行17900.00亿元,2011年国债发行15446.50亿元。

(二)合理规模重要性随着国债发行规模越来越大,国债政策逐步成为我国宏观经济政策的一个重要的子系统,作为一项财政性的信用工具,国债既有助于实现财政调控,也有助于实现金融调控我国持续多年不断攀升的国债规模是不正常的,它实际上意味着政府替代了市场、国债替代了税收,折射出财政支出的“越位”、税收的“缺位”,其结果是国债的“越位”。

而这种替代却未必是有效的。

我们知道,国债=财政支出-(税收+收费),这个等式表明政府非债务收入既定时,国债决定于政府与市场的分工、决定财政支出制度的构建;财政支出=税收+收费+国债,这个等式表明财政支出既定时,国债决定于财政收入制度的构建。

经济学至今还没有给出一个关于最优或恰当赤字和债务规模的理论,有些国家因较高的债务引发了债务危机,但也有些国家在更高债务比率下获得持续的经济增长,我国的财政管理体制和债务管理模式与西方有很大的差别, 国债发行规模偏大与国债的累积规模不大的现象应当重视。

关于中国国债规模的协整分析

关于中国国债规模的协整分析

关于中国国债规模的协整分析一、国债发行规模主要影响因素的选择国际上通行的衡量债务规模的指标主要包括国债负担率(=国债累积金额/国内生产总值)、国债依存度(=国债规模/财政支出)、国债偿债率(=国债还本付息额/财政收入)及居民负担率(=国债余额/当年城乡居民储蓄存款余额),主要从应债能力和偿债能力去界定一国的国债规模,是比较科学和客观的。

我们可以发现,作为其中的影响变量,限制国债规模的影响因素主要包括:国内生产总值、国债还本付息支出、财政收入、财政支出、居民储蓄存款。

由于用国内生产总值的增量变化更能体现出对国债规模的影响,所以用国内生产总值增量替代国内生产总值作为影响变量;国家投资是经济发展的重要推动力,预算内固定资产投资的规模大小也应进入自变量。

因此,以GDI代表国债规模,本文考虑了六个影响因素:GDP代表国内生产总值的增量、GPPID代表国债还本付息支出、GR代表财政收入、GE代表财政支出、SD代表城乡居民储蓄存款、SBA代表预算内固定资产投资。

为了消除通货膨胀的影响,分别对它们进行商品价格指数平减。

然后取对数,以排除异方差的影响。

为选出影响国债发行规模的主要因素,本文又对国债发行规模及相关影响变量进行了GRANGER因果关系检验,以确定确实与国债发行规模存在因果关系的变量,同时剔除掉由于时间序列的非平稳性所造成的虽与国债发行规模高度相关,但实际上并不存在因果关系的变量。

运用EVIEWS3.1分析软件,利用1979-2003年间的统计数据进行成对GRANGER因果关系检验,检验结果见表1。

表1国债发行规模及相关因素的GRANGER因果关系零假设F-StatisticProbabilityLGDP不是LGDI的Granger因LGD不是LGDP的Granger因5.852722.092770.011010.15234LGE不是LGDI的Granger因LGDI不是LGE的Granger因0.462574.877780.636940.02029LGR不是LGDI的Granger因LGDI不是LGR的Granger因0.333603.155780.720680.06686LSBA不是LGDI的Granger因LGDI不是LSBA的Granger因0.464102.773130.08916LSD不是LGDI的Granger因LGDI不是LSD的Granger因3.306730.428110.059830.65820LGPPID不是LGDI的Granger因LGDI不是LGPPID的Granger因5.365910.614620.01561根据GRANGER因果关系判定准则,若x是y的GRANGER原因,则必须同时具备两个条件:第一,能够根据x预测y;第二,不能够根据y预测x。

国债规模对货币供给量影响的实证分析

国债规模对货币供给量影响的实证分析

一、绪论 自 2011 年开始,我国财政支出便面临着巨大压力,同
时经济增速的放缓也在一定程度上考验着财政收入的长 期稳定性,由此国债规模的扩大便不可避免。国债作为财 政政策、货币政 策 的 结 合 点,在 面 临 经 济 环 境 下 行 的 难 题 中,愈发凸显其功能所在。因此,本文建立在我国现阶段 经济发展“新常态”大背景下,以货币供给量为视角,针对 我国国债规模的合理化水平展开实证分析,在一定程度上 对我国相关国债管理理论进行补充与完善。 二、实证分析
( 一) 国债规模对货币供给量的影响分析 本文选取 代 表 国 债 规 模 的 变 量 有 NBt ( 国 债 发 行 规 模) NBst( 国债发行期限结构) NBDt( 国债余额) NBDst( 国 债余额期限结构) ; 代表货币供应量的变量为 M2( 货币及 准货币) 。脉冲响应结果如下图所示:
化( CPI) 货币供应量对数( LNM2) 。选取上述数据进行门 限效应检验,自助法抽取次数为 500 次,结果如下图所示:
图 2 门限效应检验结果( 门限变量: 国债余额)
三、结论与建议 国债余额对货币供应量的影响较为显著,因此在一定
程度上启发我国政府对于国债余额的变动引起的货币政 策传导机制应给予高度重视,使两者共同配合达到效用最 大化。我国接下来应围绕保持合理适度的国债规模水平、 提升国债收益率曲线的有效性、提高国债二级市场的流动 性、促进国债期货等衍生金融工具的创新等方面展开国债 科学管理。
图 1 国债规模对货币供应量的脉冲响应图
( 二) 利率型中介目标下国债余额对货币政策传递效 率影响研究
本文选取时间区间范围为 2010- 2017 年的数据,使用 一年期存款利率( DPR) 作为货币政策利率; 使用国债 1 年 ( b1) 5 年( b5) 10 年( b10) 期的到期收益率作为政策利率 对不同期限国债发挥货币政策传递效用的基准; 分别选择 国债余额( NBDt) 与国债余额期限结构( NBDst) 作为门限 变量; 控制变量有工业增加值同比变化( IND) CPI 同比变

我国国债适度规模的实证分析

我国国债适度规模的实证分析
供保 障。
[ 关键 词] 国债依 存 度 ; 国债 负 担 率 ; 国债 偿 债 率 ;时 间指 数 模 型 ;AR MA 模 型 ;K MV
模 型
[ 中图分类号]F 8 1 0 . 5 [ 文献标识码]A[ 文章编号]l o o o -5 9 6 X( 2 0 1 3 )1 o —O o 5 0 一l 1
化 的最 主要 因 子 。 【 1 1 ] 胡 晖 首 先 引 入 了评 价 我 国 国
在前人的研 究 中,关 于国债规模 的讨论历来 是 一个 热 点 问题 。古 典 经 济 学 对 于 国债 一 直 持 否 定 态度 ,很多 学 者 都 曾 阐 述 了 国债 危 害 经 济 发 展
的理论 。而 2 O世 纪 3 O年 代 后 , 随着 经 济 大 萧 条 以及 凯 恩 斯 主义 的 盛 行 ,学 界 普 遍 认 为 国债 发 行 对 于 经 济 增 长 具 有 关 键 性 的促 进 作 用 。 [ 1 ] 之 后 西 方 学 者 对 于 国债 规 模 决 定 因素 的研 究 主 要 集 中 在 三 个 方 面 :一 是 跨 期 理 论 ,汉 密 尔 顿 ( Ha mi l t o n )
模 是否 位 于合 理可 控 的范 围 内 ,并分 析 未来 的走 势
其一直呈现增长的态势 。在预算管理体制改革规定 政府 不 能 向中央银 行透 支 弥补财 政赤 字 以后 ,国债
顺理 成 章地成 为 了筹 集 财 政 资 金 、平 衡 财 政 收 支 、 弥补 财政 赤字 的最主要 途 径 。然而 ,在 刺激 经济 增 长 、支持 经济 建设 和 维持 政府有 效 运转 的 同时 ,逐 [ 收 稿 时 间]
通 过 拉 美 国 家债 务 危 机 的研 究 得 出结 论 ,一 国 的

我国国债发行规模对经济增长的影响实证研究

我国国债发行规模对经济增长的影响实证研究

我国国债发行规模对经济增长的影响实证研究作者:高沙尔•巴扎尔江旭来源:《科学与财富》2020年第20期摘要:本文通过运用协整检验、Granger 因果检验和通过最小二乘估计分析我国1981—2017年国债发行规模与经济增长的协整关系,探索了国债发行对于经济增长的影响,实证结果显示我国经济增长是国债发行规模的原因,国债发行对于经济增长长期存在正向的拉动效应。

关键词:经济增长;国债规模;GDP政府需要大量的资金发挥其职能,维持国民经济正常运转,资金的来源即为财政收入,而政府会由政策目标合理安排财政支出。

财政收支在时间和数量的不一致,会引起财政赤字或盈余。

随着财政职能范围扩大,财政支出需要的增长与财政收入产生矛盾,导致多数国家执行赤字预算。

弥补财政赤字的常规办法有4种:增发货币、增税、减支和发债。

其中,以国家信用为担保发行国债,可以使社会资金使用权暂时发生转移,既不造成通货膨胀与挤出效应,又可成为中央银行公开市场操作的重要工具。

因此发行国债成为弥补财政赤字的最基本方式。

一、我国国债发行规模对经济增长影响的实证检验1.1;; 模型建立国债发行在一定程度上发挥着缓解经济周期波动带来的负面影响,刺激经济增长的作用。

除了1998年和2007年由于特殊的政策原因增发特别国债使得国债发行量在当年激增以外,国债发行量和当年 GDP 呈现了基本相同的增长走势,从趋势上判断二者应该存在正向相关关系。

因此,由以上判断建立以下计量经济模型,并就该模型进行检验:GDPt=α+β×GZt+μt (1)GDPt:t 期的经济增长;GZt:t 期的国债发行,α为待估常数项,β:待估系数,μt:随机干扰项。

1.2;; 数据来源研究的样本区间为1981~2017年,所有数据均来自《中国统计年鉴》和《中国国债市场统计年报》。

为使趋势线性化,消除时间序列的异方差,对数据取自然对数,将 GDP 和国债规模表示为:LNGDP、LNGZ。

浅谈我国国债规模现状、问题与对策

浅谈我国国债规模现状、问题与对策

浅谈我国国债规模现状㊁问题与对策张自强摘㊀要:国债是弥补政府财政赤字的有效工具,而国债政策是一个国家进行宏观调控的强有力武器㊂自改革开放几十年以来,国债规模快速增长㊂基于相关概念的深入研究和总结许多学者的代表性观点,文章对影响因素进行总结,研究国债的规模,分析了国债规模的绝对和相对价值,发现国债规模存在的问题,并分析和评估国家债务的规定,提出一些政策建议㊂关键词:国债规模国债负担率国债偿债率;国债借债率;国债依存度一㊁我国国债发行概况在1997年之后,中国为了应对亚洲突如其来的金融危机所带来的不利影响,开始实施积极的财政政策,通过大量增加财政赤字,扩大政府债券的发行,以刺激需求,达到促进经济增长的目的㊂这在过去几年中效果是显而易见的㊂2016年,中国总共发行国债规模高达88986亿元,是2005年发行国债规模的13倍㊂中国政府债券发行的规模一直在波动中保持增长,但发行规模在过去两年略有下降,不过国债规模总量仍然很大㊂目前,国债规模的问题越来越突出,已成为影响国民经济发展的重要因素,在国际上引起了政府和学术界的高度关注㊂二㊁我国国债规模分析本节将从宏观上把握我国国债发行规模状况,采用国际上通行的四个相对指标:国债负担率㊁国债依存度㊁国债借债率㊁国债偿债率来对我国国债的规模进行分析㊂(一)国债负担率其公式为:国债负担率=债务余额/当年GDP,即整个国民经济和生产水平对国家债务的承受能力㊂依据‘马斯特里赫特条约“的规定,国债负担率应低于60%㊂事实上,不只是欧盟成员国西方许多国家也都遵守这一标准,他们将本国的国债负担率限制在60%以内,只有少数国家在少数时期超过这一警戒线㊂随着国家债务的扩张,我国的债务占GDP的比率表现出快速增长的趋势,历年来国债负担率均不高于20%,远低于60%的国际警戒线,基于该指数的分析,中国的国债负担率不能简单地直接与西方发达国家的负担率相比较,因为要考虑中国人均GDP水平相对较低,并且发行国债的历史并不长,只有短暂的30年左右,偿还债务能力不能与发达国家相比,所以不能简单地直接参照60%的标准,如果以我国的国债按照目前的发展势头,那么我国的债务负担将逐步上升,这不利于经济发展㊂(二)国债依存度其公式为:国债依存度=当年债务收入/财政收入,即一国的财政支出中有多少是依靠发债筹集的㊂要概括一国对公共债务支出的依赖程度究竟以何为标准,多少为适宜,要结合各个国家的具体国情㊂为避免财政预算的过度扩张,一般认为国债依存度不应过高㊂当国债的发行规模过高㊁国债依存度过大时,说明财政支出过度依赖于债务收入,财政状况是非常脆弱的㊂从国际上看,中央政府对债务的依赖程度为25% 30%㊂2007年我国中央政府国债依存率达到46.48%,2005年至2018年国债依存率都高于国际公认的警戒线㊂我国财政支出的一半以上依赖于政府债券的发行,这必然削弱了中央政府的法律监督能力和宏观调控能力,潜在风险是非常明显的㊂(三)国债借债率其公式为:国债借债率=当年新发债务/当年GDP,反映一国经济总量对新增国债的承担能力㊂目前西方各国的国家国债借债率大多数稳定在5% 10%左右㊂因为我国必须要依靠发行国债来弥补财政赤字,因此,只要能够控制这个指标,就能在一定程度上控制了财政赤字的规模㊂所以中国应严格控制国债借债率,严格按照安全警戒线为3% 5%的标准㊂2015年我国的国债借债率达到了12.04%,未来几年的国债借债率也在国际安全警戒线之上㊂一般来说,国债借债率应该与国债负担率相匹配,如果国债负担率高,就应该适当降低国债借债率;如果国债负担率较低就可以适当提高国债借债率㊂我国目前国债借债率呈逐步上升趋势,所以我国国债借债率应受到严格控制㊂(四)国债偿债率其公式为:国债偿债率=当年债务还本付息支出/财政收入,反映一国的偿债能力㊂它与国债依存度是互为因果的,一国国债发行规模越大,债务依存度越高,就会加大政府后续年份的国债偿债率,为了募集偿债资金,政府往往又会 借新换旧 ,进一步提高未来年份的国债依存度,如此储环往复㊂为了保障财政安全,国际经验安全范围是7% 15%㊂近些年来我国国债偿债率迅速增长,1989年以前国债偿债率维持在3%左右,因为我国从1986年才开始进行国债的还本付息㊂1990年以来国债偿债率呈快速迅速上升趋势,到1998年达到了46%的最高水平㊂这表明国债已经处于还本付息的高峰期,进入了 发新债还旧债 的恶性循环阶段,国家偿还债务的能力在逐渐下降㊂三㊁国债规模的问题通过分析许多学者的理论和实验研究,我认为衡量国债规模的四个指标都在不同程度上暴露出我国目前国债规模的不合理性以及未来走势的风险性㊂首先,通过对基本公式的求导和变换,并代入实际数据从而建立国债负担率的时间函数的拟合结果显示,我国实际的国债负担率将会在2025年左右突破实际的警戒线水平(25%)㊂而且,随着经济条件的变化,时间函数的系数也会发生变化,从而导致债务负担率的增长㊂其次,通过研究可以预测出未来15年内,中央财政国债依存度将保持在100%以上,并于2024年达到150%的惊人水平㊂最后,过度的国债规模和债务负担会导致财政预算收支失衡,特别严重的话会影响政府的宏观调控能力,甚至加速经济负增长使国民经济处于衰退状态㊂世界各国的经验表明,过去许多政府被短期的借贷带来的繁荣所迷惑,一直在不断扩大财政支出,实施扩张性的财政政策,用于政府投资或者财政补贴㊂因此,政府债台高筑,财政支出长期居高不下㊂其结果是当繁荣过后,财政收入急剧下降,更大的赤字压力导致政府无法实施补偿性财政政策,不仅财政由此陷入困难之中,而且国民经济发展形势也由此恶化㊂政府债台高筑必然使违约风险扩大,使政府信誉下降㊂四㊁研究结论面对不合理的国债规模以及蕴含的潜在风险,我认为未来应该从以下方面采取措施㊂(一)针对国债负担率,根据时间函数模型的推导过程中各指标与国债负担率的相关性,应该提高经济增长速度并降低基本赤字率,从而改变时间函数的系数,并最终减小国债07金融观察Һ㊀负担率㊂这在当下经济增长速度放缓㊁赤字规模扩大的情况下,控制好债务的总体规模就显得尤为重要㊂(二)针对国债依存度,应该减少财政支出对于国债的依赖性,一方面要控制财政支出的总量,防止刚性支出对于国债发行的倒逼机制;另一方面要优化财政支出的结构,进一步压缩行政性的开支,提高财政资金利用效率㊂(三)针对国债借债率,一方面要严格控制国债发行,分散偿债风险规模,减少债务风险;另一方面要着眼于国债资金的使用效率,优化国债结构,将国债进行最大化的利用㊂(四)完善整个国债市场,彻底改变割裂局面,形成统一的国债市场㊂同时,进一步改善国债的定价和发行方式,扩宽市场范围,通过改善和丰富国债市场定价和发行方式等措施使我国的国债市场健康有序地发展㊂五㊁政策建议(一)长期关注经济,相机抉择在发行国债的时候,首先应当了解市场经济的情况,根据当年经济情况,判断市场中投资者的积极性,预估未来发行的数量,从而将国债的效用发挥最大;同时我们参考之前年度的财政收支㊁还本付息额,预估当年应当偿债的数额,从而不会造成债务过大而导致还款压力过大㊁信用受损而导致的金融危机㊂(二)建立保证金账户在发行国债的时候建立一个保证金账户,避免无法偿还以及信用受损的风险,对于以国家信用为担保的债券,建立这样一个账户的措施是可行的㊂(三)丰富国债期限结构丰富国债期限结构,合理分配不同期限比例,一方面,能够有效地缓解规模不当而导致短期内的还款压力;另一方面,国债期限的丰富能够丰富投资者类型以及资金来源㊂六㊁我国国债发展前景(一)人民币国际化进程的加快推动着国债市场的稳定发展人民币通过对外贸易㊁国际结算等多种方式在国际间的使用率大大提高,人民币国际化水平也有了很大程度的推进㊂由于货币发展是国债市场稳定发展的基础,所以,人民币国际化进程的加快对我国国债市场的稳定发展,中国国债信用度安全性的提升都有着非常重要的意义㊂总的来看,尽管我国国债市场相较于发达国家而言仍处于萌芽时期,但随着人民币国际化进程的推进,我国国债市场将会发展得更加完善和稳固㊂(二) 一带一路 建设带来国债的国际化发展契机一方面,区域经济一体化的发展为我国经济注入了更多的发展活力,GDP总额的提高以及科技发展下我国产业结构的不断优化,意味着我国国债规模的不断扩大㊂另一方面, 一带一路 建设在增强沿线国家对我国经济文化认同感的同时,加深了各国金融市场成员对我国债券市场的了解,这也给我国国债的发展带来了新的契机,提升了我国国债对国际资金的吸引力㊂(三)亚洲基础设施投资银行挖掘债券市场巨大潜力亚投行的存在为项目金额大㊁资金回收期长的基础设施建设项目带来了更多的融资渠道和机会,因此可以看出,我国债券市场也将随着亚投行的发展注入更多的活力,在对外投资㊁区域经济发展领域发挥自身的国际影响力,从而进一步推进人民币国际化进程,对我国国际地位的提升以及世界多极化的发展有重要意义㊂参考文献:[1]田金莹,付晓媛.国债风险成因分析与有效防范对策[J].现代商业,2018(33):90-91.[2]崔惠清.浅析我国国债现状与前景[J].全国流通经济,2018(32):102-103.[3]胡绍雨,申曙光.我国国债风险指标及其可持续性分析[J].辽宁大学学报(哲学社会科学版),2013,41(6):73-80.[5]王婕佳.我国国债规模及其影响因素的研究[D].杭州:浙江大学,2015.作者简介:张自强,西安交通大学㊂(上接第62页)㊀㊀(四)规范资产的核算随着社会进步,技术的进步,对于原有的固定资产不能是简单核算,特别是金额巨大,对于企业有巨大贡献的设备,需要每年年度终了进行系统的评估㊂在公司内部开展资产核算期间,就要财务人员确保账实相符,定期地对资产开展清查盘点㊂在资产注入㊁资产转让过程中,要及时地将这些资产变动信息记录在会计报表中㊂在核算资产期间,要明确好资产核算的范围,之后要取消对资产价值量化的评判具体标准㊂资产管理人员也要正确地区分单位内部资产的种类,以及将容易损耗的资产与大型资产进行分离,避免核算不够清晰㊁不准确㊂之后,也要开展公司内部资产盘点清查,由公司内部的专人来到业务的运营现场去开展资产盘点,避免固定资产在使用中,存在一些问题,这样才能够帮助管理人员去优化设计固定资产制度流程,助推公司的稳定运营㊂(五)涉及固定资产内控机制公司内部的资产管理部门要根据单位的实际资产使用状况,来编制资产的内控制度㊂公司的高层人员也要在资产管理机构内部配备专业的工作岗位,以及招聘高端的资产管理人员来执行资产的控制工作㊂由于资产部门内部的管理混乱㊁管理职责不够清晰,而造成资产管理出现较大的风险和漏洞,所以要优化设计资产管理体系,提高资产的控制效率,并且减少资产使用过程中的人力㊁物力的投入,进而为公司减轻负担㊂另外,也要给单位内部的相关管理人员,去制定工作的权利和义务以及明确工作的职责,并建立相应的工作责任机制㊂此外,还要给资产的管理工作制定相应考核指标,例如设计资产的收益率指标㊁止损率指标,将这些资产管理考核指标纳入员工的绩效考核体系中㊂在单位内部引入奖励处罚的机制,来提高现有人员的工作积极性㊂四㊁结语固定资产是公司运营的一个关键资源,高效的资产管理体系是公司稳健运营的基础㊂因而,公司就要根据单位内部实际的资产使用状况,来优化设计资产管理制度,建立资产内控体系㊂高层人员也要提高对资产管理工作的重视,优化现有资产管理制度㊂应用信息化技术,来开展资产的维修盘点工作,也需要财务人员对资产进行及时的核算记录,确保内部的实物资产与账目资产信息相对应㊂参考文献:[1]刘玲芳.企业固定资产管理风险分析与控制研究[J].中国乡镇企业会计,2018(2):131-132.[2]杨姝欣.国有企业固定资产管理存在的问题及对策[J].现代营销,2018(3):45.[3]浦绍开.关于加强企业固定资产管理的思考[J].中国商论,2018(3):94-95.作者简介:杨琦,成都华乾科技有限公司㊂17。

中国地方政府债务最优规模研究

中国地方政府债务最优规模研究

2022年第4期双月刊总第253期中南财经政法大学学报J O U R N A LO FZ H O N G N A N U N I V E R S I T Y O FE C O N OM I C SA N DL AWN o .4,2022B i m o n t h l y S e r i a lN o .253中国地方政府债务最优规模研究刘穷志㊀崔㊀邦(武汉大学经济与管理学院,湖北武汉430072)摘要:政府债务是地方政府实现经济稳增长的重要政策工具,但能否实现这一预期政策目标,取决于政府债务规模是否适度.理论模型表明,促进经济增长的最优政府债务规模是存在的,而实证研究也验证了这一理论命题.基于2003~2017年样本数据研究发现,促进中国省级政府经济增长的最优债务规模转折点大致在20%~25%之间,东中西部地区政府债务规模的增长效应的转折点分别是25.2%㊁23.3%和20.1%.在当前经济增速放缓的背景下,地方政府可以通过发债实现经济阶段性增长,但应该控制其合理规模,并理顺地方政府债务作用机制,防范地方政府债务风险.关键词:经济增长;地方政府债务;非线性关系;最优债务规模中图分类号:F 810.5㊀㊀文献标识码:A㊀㊀文章编号:1003G5230(2022)04G0054G13收稿日期:2022G03G02基金项目:国家社会科学基金重点项目 兼顾经济增长目标的财政再分配机制研究 (21A J Y 005)作者简介:刘穷志(1967 ),男,湖北浠水人,武汉大学经济与管理学院教授,博士生导师;崔㊀邦(1983 ),男,山东济南人,武汉大学经济与管理学院博士生.一㊁引言近年来,中国地方政府债务规模越来越大,但从国家统计局公布的各省市自治区(以下简称 省份 )数据看,政府债务率(以政府债务与G D P 之比表示)与人均G D P 增长率之间的关系并非是单一变化的.北京㊁上海㊁江苏㊁浙江㊁福建和海南等部分省份近年实现了预期增长目标,在这些省份,高负债率带来了高G D P 增长,但在青海㊁内蒙和广西等不少省份的高负债率却未能带来较高的G D P 增长率,这表明,政府债务与经济增长之间可能存在更为复杂的非线性关系.根据凯恩斯理论,政府债务扩张可以在短期内提供更多基础设施和互补性公共产品,有效改善私人部门的投资环境,促进经济增长.但是,近来一些理论和经验研究表明,过多政府债务资金投资可能阻碍经济增长.这是因为,过多政府债务资金投资会扭曲资源配置,导致寻租,甚至增加私人部门的税收负担.因此,研究政府债务对经济增长的影响时,需要研究二者之间的非线性关系.具体理由如下:(1)评估中国当前积极财政政策的增长效应.如果政府债务的经济增长效应由正变为负,则表明政府债务的挤出效应阻碍经济增长,因此,应该对债务的增长效应给予更多关注,特别是在中国政府当前债务水平接近国际警戒线水平时.(2)政府债务最优规模对于政府决策具有重要意义.财政部长刘昆提出,要根据财政政策逆周期调节的需要以及财政可持续的要求,合理确定政府债务规45模[1].从近年政府工作报告中专项债数据看,20192021年度专项债规模分别是2.15万亿元㊁3.6万亿元和3.65万亿元,这一政府债务水平已经较高.(3)创新现有地方债理论.近年一些理论文献以政府投资等中介变量为媒介构建政府债务与经济增长关联的数理理论模型[2];另有一些实证研究方面文献使用二次方程和门槛模型估计最优政府债务规模[3].本文则在理论上构建政府债务与经济增长更直接关联的数理模型,在实证上使用面板回归模型,理论模型更直接反映二者之间的非线性关系,克服异质性问题和宏观经济环境因素变化对估计值的影响.(4)探讨了接近政府债务最优规模的具体路径.本研究提出了激励经济增长最大化的最优政府债务规模作用机制,为实现政府债务最优化和有效激励经济增长提供若干具体政策手段.二、文献综述现有文献证明,政府债务与经济增长之间的非线性关系以及政府债务最优规模是存在的,但中介因素及传导机制过程非常复杂.D i a m o n d构建世代交叠模型,认为经济主体优化配置其年轻时期和老年时期消费水平,导致过度储蓄,减少投资.如果政府向当代人举债融资,增加当前支出,并通过对下一代人征税来偿还债务,将降低经济主体年轻时期的储蓄率,提升消费水平.当经济增长处在帕累托最优状态时,政府债务规模达到最优[4].B a r r o以李嘉图等价定理为前提,构建政府债务理论,认为政府债务上限由政府支出规模决定[5].放松李嘉图等价定理假设后,内生增长理论引入政府生产性支出,发现政府债务资金支出增加了基础设施的供给,提高了私人投资的边际生产力,促进经济增长,但也挤出私人投资,阻碍经济增长,因此,政府债务与经济增长之间可能存在非线性关系[6][7].针对理论上政府债务与经济增长之间的非线性关系及最优政府债务规模存在的可能性,一些文献进行了实证研究.R e i n h a r t和R o g o f f证明了政府债务与经济增长之间非线性关系及最优政府债务规模的存在[8].对R e i n h a r t和R o g o f f的研究结论,多篇文献对其进行验证,C h e c h e r i t aGW e s t p h a l 和R o t h e r发现债务与经济增长之间存在 倒U型 关系.当债务占G D P比重在90%~105%时,债务的边际效应开始变为负数.当债务占G D P比重在90%~100%时,经济增长率达到最高[9].B a u m等利用12个欧元区国家19902010年数据,研究发现债务对经济增长的短期影响显著为正,但当债务达到阈值67%时,对经济增长的影响下降为0,研究结果是稳健的[10].C h e n等研究发现,最优政府债务率是存在的,如中国2014年政府债务占GD P之比的最优值是41.14%[11].但是,也有一些实证文献认为,政府债务与经济增长之间并不存在稳定的单一非线性关系.以K r u g m a n为代表的多位经济学家反对R e i n h a r t和R o g o f f的观点,K r u g m a n研究发现,高债务与低增长仅仅在战后同时出现,而且低增长原因是战后局势不稳定,尚不清楚政府债务与经济增长之间存在何种相关关系[12](P120).Ég e r t拓展了R e i n h a r t和R o g o f f的研究样本,使用内生门限回归模型,发现债务与G D P之间存在微弱的负相关关系,他估算的债务阈值低于90%,并发现债务阈值的稳健性较差[13].Ég e r t基于R e i n h a r t和R o g o f f的研究方法,发现政府债务与经济增长之间的非线性关系受到个体效应㊁样本范围㊁数据频率和时间区间等因素的影响,在政府债务占G D P之比处在20%~60%时存在阈值效应,90%并不是唯一的临界水平[14].H e r n d o n等发现当政府债务占G D P之比为90%时,G D P增长率并无阈值效应,R e i n h a r t和R o g o f f无法证明导致经济增长率变化的债务阈值的存在[15].A r c㊅a b i c'等使用不同计量方法和数据,研究跨期政府债务与经济增长之间的关系,发现在非线性面板模型中政府债务占G D P的门槛值并非唯一,而在结构面板模型和简约形式面板V A R模型中,政府债务的经济增长效应并不显著[16].还有国外学者认为,最优政府债务规模根本不存在,政府债务对经济增长的影响轨迹是单调递增或者单调递减的,而不是非线性的.一些学者认为政府债务正向影响经济增长,E b e r h a r d t和P r e sGb i t e r o使用104个发达国家㊁新兴经济体和发展中国家19702009年数据,构建新古典经济增长模型,研究发现两者之间呈现正相关关系[17].另一些学者认为政府债务对经济增长呈现负向影响, W h a j a h等使用固定效应模型,对54个非洲国家20002016年数据进行计量分析,发现政府债务负55向影响经济增长[18].与国外文献类似,国内文献同样存在理论论证的复杂性问题和实证检验的不稳健问题.在理论分析上,贾俊雪和郭庆旺构建一个两部门内生增长迭代数理模型,考察不同财政规则下财政政策对长期经济增长和政府债务规模的影响.研究发现,允许政府债务为公共资本投资融资的原始赤字规则更有利于长期经济增长,但经济均衡的稳定性将随公共资本投资力度增加变得较为脆弱[19].程宇丹和龚六堂改进S t a c k e l b e r g 博弈模型,在一国内生增长框架下研究中央和地方债务对经济增长的影响,发现地方政府债务水平的提高在短期促进经济增长,但在长期却损害经济增长[20].马文涛和马草原构建多层级政府动态随机一般均衡模型,证明了稳增长目标在地方政府债务中的作用[21].在实证研究上,刘洪钟等采用61个国家19802009年面板数据,分析发现政府债务与经济增长之间存在 倒U 型 非线性关系,证明了政府债务门限值的存在,但这一门限值并没有表现出唯一性和确定性[22].郭步超和王博基于31个发达国家和21个新兴市场国家19702011年面板数据,实证研究发现政府债务对经济增长具有门槛效应[23].吕健实证研究了中国政府债务与经济增长之间的关系,发现当新增地方政府债务占G D P 的比重小于6%时,地方政府债务通过地方政府事权㊁基础设施投资㊁官员政绩竞赛等三种方式推动地方经济增长,但举债过高只会阻碍经济增长[24].毛捷和黄春元证明了中国地方政府债务对经济增长的影响呈现 倒U 型 轨迹,而且具有明显的区域异质性,相比于经济较发达的东部地区,中西部和东北地区的债务平衡点较低[25].综上所述,现有文献存在以下不足:在理论上,政府债务与经济增长之间非线性关系论证过程过于复杂,即在两者关联的论证中,使用了过多的中介变量.在实证上,政府债务与经济增长之间的非线性关系及最优规模是不确定的,未能通过稳健性检验.本文可能的边际贡献在于:(1)构建了一个内含政府部门的数理模型,证明了最优政府债务规模的存在性,减少了政府债务与经济增长非线性关联过程中的中介变量.(2)依据中国最新面板数据,采用面板回归方法及多种稳健性检验方法,检验了二者间存在的非线性关系,估算了最优政府债务规模.实证研究显示,当政府债务率超过某一点(比如23.9%)时,政府债务的经济增长效应由正变负;实际债务率越高,最优政府债务率越低;实证结果更加稳健.(3)发现了中国经济增长决定因素及其对经济增长的影响方向.初始G D P ㊁财政支出㊁投资以及对外开放与经济增长正向相关,而人口和财政收入与经济增长负向相关,文章依此提出了逼近最优政府债务规模的具体路径.三、理论模型本部分依据家庭㊁生产部门㊁均衡到最优化的思路,构建政府债务与经济增长关系的理论模型,揭示二者非线性关联轨迹及最优规模的存在性.(一)家庭部门以柯布 道格拉斯函数形式定义凯恩斯有效需求函数:C ∗t =C θt G 1θc ,t(1)式(1)中,C θt 是私人消费,G 1θc ,t 是政府消费,q 为私人消费弹性.代表性家庭的效用函数定义为:U (C ∗t)=ʏ¥0(C ∗t )1σ11σéëêêùûúúe ρt d t (2)式(2)中,ρ是主观贴现率,σ是相对风险规避系数,当且仅当σ=1时,(C ∗t )1σ/(1σ)=l n C ∗t .假设W t 是家庭在t 时刻所持有的财产,Y t 是t 时刻的随机劳动收入,r 是t 时刻的真实利率,则家庭的预算约束为:W t +1=(1+r )W t +Y t +r D t C t G c ,t(3)构造拉格朗日方程解决优化问题,假设政府支出的边际效用等于私人消费的边际效用,则C t =θG c ,t /(1θ).65(二)生产部门设生产函数为Y t =A K αt G βk ,t L 1αβ,其中Y 是产出,K 是私人资本存量,L 是劳动力,G k ,t 是政府资本支出,α和β分别表示私人资本和政府投资对产出的弹性,0<α+β<1.考虑中国政府债务投融资实际,为简化起见,与C h e n 等[11]和G r e i n e r [26]预算恒等式不同,本文汲取M i t s u r uU e s h i n a 的预算思想[27],设定政府投资的资本仅由发债来筹集,则政府支出的预算约束为:Dt r D t =G t =G c ,t +G k ,t(4)式(4)中,D t 是政府债务,Dt 是政府债务增长率,r 是政府债务收益率,则政府资本积累方程可表示为:Gk ,t =φG t δG k ,t =φ(Dt r D t )δG k ,t (5)式(5)中,δ是资本折旧率,φ是政府总支出中用于投资支出的比例.由式(5)可知,政府能够通过增加债务,进而增加政府投资,促进经济增长,但同时,政府债务增长,政府投资随之增长,挤出私人投资,抑制经济增长.因此,只有当政府投资的边际生产率等于私人投资的边际生产率时,财政政策的净效应才是中性的.此外,政府资本积累与政府投资占政府总支出的比例φ正相关.私人资本积累取决于私人储蓄和资本折旧:Kt =Y t +r D t C t δK t(6)由于C t =θG c ,t /(1θ),G c ,t =(1φ)G t ,则Kt =Y t +r D t θ1θ(1φ)G t δK t .定义d t =D t Y t ,η=DtD t,则:Kt =(1+r d t )θ1θ(1φ)(ηd t r d t )éëêêùûúúY t δK t (7)从式(7)可知,政府可以通过降低政府债务,激励私人投资增加,从而促进经济增长.私人消费与政府消费之间的替代弹性(θ/(1θ))越大,政府债务变化对私人资本积累的作用效果越小.以单位劳动(L )形式改写式(5)和式(7),得到:gk t =φ(ηd t r d t )y t (δ+n )g k ,t (8)kt =(1+r d t )θ1θ(1φ)(ηd t r d t )éëêêùûúúy t (δ+n )k t (9)式(9)中,n 是劳动力增长率.单位劳动(L )产出为:y t =A k αt g βk ,t(10)在稳态均衡下,g=0,k=0,gk =0.当gk =0时,φ(ηd t r d t )y (δ+n )g k ,t =0,则g ∗k ,t =φ(ηd t r d t )δ+n y t ;当k =0时,有k ∗=(1+r d t )θ1θ(1φ)(ηd t r d t )éëêêùûúúδ+ny t ;又由于y t =A k αt g βk ,t ,所以:y ∗=A (δ+n )α+β1αβ(1+r d t )θ1θ(1φ)(ηd t r d t )éëêêùûúúα1αβ [φ(ηd t r d t )]β1αβ(11)由式(11)可知,产出与政府债务之间存在非线性关系.(三)最优政府债务规模以y/y 对d t 求一阶导数,并令其为0,再求二阶导数,得到:d o pt =β(α+β)θ1θ(1φ)(ηr )r éëêêùûúú(12)由式(12)可知,理论上而言,在长期经济增长中存在一个最优政府债务规模,下文实证分析政府债务与经济增长之间的非线性关系,并估算政府债务最优规模.四、实证分析过程本部分实证研究政府债务与经济增长之间的非线性关系,估算最优政府债务规模.考虑到200375年以前地方政府债务规模较小,且难以获取,本文样本基期确定在2003年,又因为2020年前几年经济增速持续放缓以及2020年暴发新冠疫情,本文将样本末期确定在2017年.由于西藏地区数据缺失,从样本中予以剔除.考虑到中国现行省以下财政支出责任主要是加强省级在维护本地经济社会协调发展㊁防范和化解债务风险等方面的责任,省级政府切实担负起保基本民生㊁保工资㊁保运转 三保 主体责任[1],本文选取20032017年中国内地30个省级面板数据作为样本.省级政府债务数据来自当地预决算报告㊁政府性债务审计报告㊁地方政府债券发行信息披露文件㊁国民经济和社会事业统计公报以及中国债券信息网等,其他变量数据来自历年«中国统计年鉴»«中国人口统计年鉴»«中国人口与就业统计年鉴»«新中国六十年资料汇编»以及各省份统计年鉴.考虑到理论模型是以二阶导数求解最优规模,本文设定二次项实证模型如下:g i t+k=α+βl n(G D P_c a p)i t+γ1D e b t i t+γ2D e b t2i t+φS a v e/I n v e s t i t+θP o p i t+o t h e r(f i s c a l;i n t e r e s t;o p e n)+μi+v t+εi t(13)式(13)中,g i t+k表示人均G D P增长率,k=1或者5,g i t+k取三种不同的测度方法,即年度增长率g i t+1㊁5年累积叠加增长率g i t/t+5(t取年度值)和5年累积非叠加增长率g i t+5(t取每5年的初始值).G D P_c a p为人均G D P初始水平,D e b t为以政府发行的债券表示的政府债务占G D P的比重.正如A r c㊅a b i c'等所指出的,完整识别政府债务增长效应的唯一方法是排除一些常规控制变量[16],为此,本文选取有限数量的控制变量,S a v e和I n v e s t分别表示储蓄和投资(固定资产形成总额)占G D P的比重.S a v e_p u b和S a v e_p r i v分别为公共部门储蓄和私人部门储蓄,I n v e s t_t o t a l㊁I n v e s t_g o v 和I n v e s t_p r i v分别为总投资㊁政府投资和私人投资.省级储蓄率和投资率用于总量估计,公私储蓄率和投资率用于分类估计.P o p为人口增长率,R e v e n为财政收入占G D P的比重,E x p e n为财政支出占G D P的比重,I n t e r e s t为贷款额占G D P比重.μ是省份固定效应,v是时间固定效应,e是误差项.g i t+k与G D P_c a p㊁S a v e㊁I n v e s t㊁P o p构建的增长方程是条件收敛方程,D e b t2用于检验政府债务对经济增长是否存在非线性影响.考虑到中国地方政府债务特殊情况[28],本文选取其他控制变量: (1)财政指标f i s c a l,包括R e v e n和E x p e n,这些变量是调整经济增长周期性的工具;(2)金融指标I nGt e r e s t,反映货币政策的影响;(3)对外开放与对外竞争力指标o p e n,以进出口额占G D P比重表示,该变量的设置使模型不仅仅适用于封闭经济.省级虚拟变量包含了各省份不随时间改变的经济和社会的个体特征,年度虚拟变量控制了省份之间的冲击及财政经济制度的改变.基本估计方法是异方差修正㊁二阶自相关修正(年度增长率和5年累积非叠加增长率)和五阶自相关修正(5年累积叠加增长率)下的固定效应面板模型.表1报告了不同模型的回归结果.如果仅使用线性形式的债务变量,则模型的契合性稍弱,线性形式的债务变量不产生显著性结果,但其他控制变量的显著性基本不受影响,表2比较了线性形式债务模型与二次式债务模型的回归结果.各估计模型在控制变量方面存在差异,采用年度增长率时,考虑到短期内投资的增长效应比储蓄的增长效应强,模型1和模型1(a)分别采用总投资和分投资作为控制变量,而不采用储蓄作为控制变量.采用5年增长率时,考虑到经济增长的长期性,投资和储蓄对增长均有可能存在影响,从而投资和储蓄都作为控制变量;再考虑到投资与储蓄存在替代效应,故在投资和储蓄中二选一,因此,模型(3)和模型(3a)㊁模型(5)和模型(5a)均分别采用分类投资或者分类储蓄作为控制变量.较低或者负的人均G D P增长率很可能导致高的地方债务负担,考虑债务变量的潜在内生性,本文采用了多个工具变量估计,估计结果见表3.正如H i e b e r t等所述,不少面板数据增长回归文献使用工具变量法(I V)解决联立性偏误问题[29].本文使用的估计方法是2S L S和GMM.借助GMM,本文使用一致性估计来纠正误差结构中可能存在的异方差性和自相关性.传统I V/2S L S方法源于最优加权矩阵的使用㊁过度识别约束和独立同分布假定,相比而言,两步GMM估计法提供更有效的估计结果[30].只有对于经过严格识别的模型,有效GMM估计与传统I V/2S L S估计结果才是一致的.85㊀表1政府债务对经济增长的固定效应模型①变量年度增长率模型1模型2累计5年叠加增长率模型3模型4累计5年非叠加增长率模型5模型6D e b t0.0239∗∗∗0.0252∗∗∗0.1214∗∗∗0.0950∗∗0.1473∗∗∗0.1245∗∗(0.0420)(0.0432)(0.1394)(0.1658)(0.1491)(0.2089)D e b t20.0005∗∗∗0.0005∗∗∗0.0024∗∗∗0.0019∗∗∗0.0029∗∗∗0.0025∗∗(0.0002)(0.0003)(0.0007)(0.0009)(0.0008)(0.0013)R e v e n0.05090.00880.31090.19040.32890.2231E x pe n 0.2491∗∗∗0.3092∗∗∗1.1761∗∗∗0.9391∗∗1.3131∗∗∗1.1239l n (G D P _c a p )0.54010.00359.70120.5174∗∗7.983914.2002P o p 1.3091∗∗∗1.1996∗∗3.6192∗∗∗2.7677∗3.6533∗∗3.9631∗I n v e s t _t o t a l0.0079I n v e s t _g o v 0.3992∗∗∗0.64790.4317I n v e s t _p r i v 0.03780.4019∗∗0.4035∗S a v e _p u b 0.45690.4534S a v e _p r i v 0.05980.0258O p e n 0.0306∗∗0.0342∗∗0.1981∗∗∗0.1651∗∗∗0.1621∗0.1329I n t e r e s t 0.02290.00160.19730.19310.07490.3479年份哑变量包含(15)(20032017年)包含(15)(20032017年)包含(13)(20032015年)包含(13)(20032015年)包含(3)(20072017年)包含(3)(20072017年)省份哑变量包含(30)包含(30)包含(30)包含(30)包含(30)包含(30)c o n s 0.82040.022937.1959∗∗61.3609∗∗33.932846.2408N4504503903909090R 2w i t h i n0.610.610.720.750.840.86A Rc o r r e c t i o nl a g (2)l a g (2)l a g (5)l a g (5)l a g (2)l a g (2)债务转折点(%)23.925.225.325.025.424.9195%C I b o o t s t r a p n o r m a l b a s e dC I (16.2:31.4)(18.8:31.2)(20.6:30.3)(18.9:31.2)pe r c e n t i l eC I (15.9:27.7)(17.8:32.8)(20.5:30.2)(18.6:31.4)(16.1:34.6)b i a s c o r r e c t e dC I(15.6:32.3)(17.1:33.4)(16.2:34.6)(19.1:30.7)(16.3:34.2)95%C I n l c o m(16.5:31.2)(18.6:31.7)(18.8:31.3)(18.2:31.9)(18.9:31.6)(16.2:33.4)㊀㊀注:(1)∗㊁∗∗㊁∗∗∗分别表示10%㊁5%和1%水平上显著;(2)系数下方括号内表示主要解释变量政府债务及其平方项的标准误;下表同.㊀表2固定效应模型比较:线性形式债务与二次式债务②变量年度增长率模型1模型1(a )累计5年叠加增长率模型3模型3(a )累计5年非叠加增长率模型5模型5(a )D e b t 0.0239∗∗∗0.00280.1214∗∗∗0.03780.1473∗∗∗0.0709D e b t20.0005∗∗∗0.0024∗∗∗0.0029∗∗∗R e v e n0.05070.0110.31060.03480.32880.0489E x pe n 0.2494∗∗∗0.1219∗∗1.1764∗∗∗0.6178∗∗1.3131∗∗∗0.7153∗l n (G D P _c a p )0.53922.93519.70123.4629∗∗∗7.983822.6857∗∗P o p1.3092∗∗∗1.4776∗∗∗3.6193∗∗∗4.2541∗∗∗3.6535∗∗4.3527∗∗I n v e s t _t o t a l0.00780.0046I n v e s t _g o v 0.64790.51480.43160.1828I n v e s t _p r i v 0.4017∗∗0.4264∗0.4033∗0.5013∗O p e n 0.0308∗∗0.0356∗∗0.1988∗∗∗0.2132∗∗∗0.1621∗0.1567∗I n t e r e s t 0.02280.0050.19690.0790.07570.2077年份哑变量包含(15)(20032017年)包含(15)(20032017年)包含(13)(20032015年)包含(13)(20032015年)包含(3)(20072017年)包含(3)(20072017年)省份哑变量包含(30)包含(30)包含(30)包含(30)包含(30)包含(30)_c o n s 0.81971.489837.1958∗∗73.5075∗∗∗33.932678.2894∗∗∗N4504503903909090R 2_w i t h i n0.610.580.720.680.850.76A Rc o r r e c t i o nL a g (2)L a g(2)L a g (5)L a g (5)L a g (2)L a g (2)债务转折点(%)23.925.325.495㊀表3政府债务对经济增长影响的工具变量模型变量年度增长率模型1模型2累计5年叠加增长率模型3模型4模型5工具/估计方法O t ha v g de b t (n i )2S L S L (1/5).d e b t2S L SO t ha v g de b t (n i )2S L SL (1/5).d e b t GMMO t ha v g de b t (n i )GMM (h .a)D e b t0.0062∗0.0216∗∗∗0.0702∗∗∗0.1792∗∗∗0.3345∗∗∗(0.0292)(0.0381)(0.0842)(0.1172)(0.4933)D e b t20.0002∗∗0.0005∗∗∗0.0015∗∗∗0.0036∗∗∗0.0075∗∗∗(0.0002)(0.0003)(0.0004)(0.0007)(0.0031)R e v e n0.06650.00780.10760.5661∗∗∗0.9869E x pe n 0.1831∗∗0.2332∗∗∗0.8771∗∗∗1.2782∗∗∗1.2472∗∗∗l n (G D P _c a p )0.18692.279823.702∗∗∗13.2095∗∗45.803∗∗∗P o p1.8431∗∗∗1.7011∗∗∗3.0012∗∗∗2.0013∗∗∗2.396S a v e _p u b 0.01690.00680.4772∗0.4698∗0.2317S a v e _p r i v 0.1471∗∗∗0.1170∗∗0.10790.08820.3329O p e n 0.0211∗∗∗0.0171∗∗0.1651∗∗∗0.1382∗∗∗0.1432∗∗I n t e r e s t 0.2302∗∗∗0.2182∗∗∗0.23480.23490.3718年份哑变量包含(15)(20032017年)包含(15)(20032017年)包含(13)(20032015年)包含(13)(20032015年)省份哑变量包含(30)包含(30)包含(30)包含(30)包含(30)_c o n s 4.5198.7637∗67.8252∗∗∗55.1886∗∗∗140.0323∗∗∗N450450390390390R 2a d j0.660.660.750.8790.22s h e a p a r t i a lR20.900.630.890.64债务转折点(%)15.621.623.424.922.395%C I n l c o m(10.9;20.8)(18.7;24.9)(19.3;27.7)(23.6;25.9)(19.5;25.7)变量累计5年非叠加增长率模型6模型7模型8工具/估计方法O t ha v g de b t (n i )2S L SO t ha v g de b t (n i )GMML (1/2).d e b t2S L SD e b t0.0949∗∗∗0.0949∗∗∗0.1842∗∗∗(0.1583)(0.1691)(0.2922)D e b t20.0021∗∗∗0.0021∗∗∗0.0037∗∗∗(0.0009)(0.0007)(0.0015)R e v e n0.15390.15390.6948E x pe n 1.1134∗1.1134∗1.1391∗l n (G D P _c a p )4.0706∗∗∗4.0706∗∗∗2.8749∗∗P o p3.9642∗∗∗4.0704∗∗∗2.8749∗∗S a v e _p u b 0.52990.52990.2392S a v e _p r i v 0.06880.06880.3447O p e n 0.1352∗∗∗0.1352∗∗∗0.1201∗∗∗I n t e r e s t 0.37130.37130.4629年份哑变量包含(3)(20072017年)包含(3)(20072017年)包含(3)(20072017年)省份哑变量包含(30)包含(30)包含(30)_c o n s 54.6589∗∗54.6589∗∗35.5588N909090R20.760.760.82s h e a p a r t i a lR20.850.850.34债务转折点(%)22.622.624.995%C I n l c o m(18.4;26.5)(18.5;26.4)(19.6;30.4)㊀㊀注:(1)债务变量选择时间滞后债务(最高有5阶滞后,L (1/5)d e b t )或者其他省级平均水平债务(o t ha v g d e b t (n i ))作为工具变量;(2)模型1㊁2㊁3㊁6㊁8是2S L S 估计,模型4和7是异方差有效的两步GMM 估计,模型5是异方差和自相关一致的GMM 估计.06本文选择时间滞后债务和其他省级平均水平债务作为债务的工具变量.按照省份和年份计算其他省份该宏观变量的平均值,并作为工具变量.本文所有自变量相对于因变量都滞后了1年或者5年,内生性问题因而得以一定程度解决.正如表1和表3所报告的,所有模型的估计结果均显示,30个省级样本的政府负债率与人均G D P增长率之间存在显著的非线性关系.使用上文没有列于表中的控制变量后,实证结果没有变化.在所有模型中,债务与G D P之比的 倒U型 的转折点大致在20%~25%之间,这意味着,对于30个省份来说,高于这个门槛水平的政府债务与G D P之比对经济增长产生负向影响.在此,债务转折点是二次方程最优化的债务率③.五、稳健性检验本部分从异质性㊁潜在变量和多项式形式等方面检验实证分析结果的稳健性,并探讨债务转折点的置信区间.(一)横截面和时间维度的样本异质性本文样本数据时长15年,横跨30个省份.在15年时间序列中,经济呈现阶段性波动特征,政府债务政策常有变化.在不同省份之间,中东西部相关变量差异也较大.本文首先考虑横截面样本的稳健性检验,选取样本的方法是,删除部分省份样本,使剩余省份样本变量数据相近.考虑到中东西部各地区省份平均负债占G D P比重相近,本文首先是排除中西部地区,然后排除东西部地区,最后排除中东部地区数据,先后得到东部㊁中部和西部地区的样本.表4报告了以年度增长率为因变量㊁采用固定效应模型的估计结果,所有模型均保持稳健,债务线性形式变量和债务平方变量的系数符号相同,均呈现统计显著,证实了 倒U型 反应函数的存在性.债务转折点变化不大,东中西部债务转折点分别是25.2%㊁23.3%和20.1%.当因变量数据为5年平均值数据时,与年度数据相比,实证结果仍然保持统计上的显著性,转折点变化相对有限.㊀表4横截面样本的回归结果被排除地区无中西部东西部中东部d e b t0.0239∗∗∗0.0202∗∗0.0280∗∗∗0.0201∗∗d e b t20.0005∗∗∗0.0004∗∗0.0006∗∗∗0.0005∗∗∗l n(G D P_c a p)0.05092.46861.16280.5437R e v e n0.2491∗∗∗0.03490.03180.0479E x p e n0.53980.1227∗0.2641∗∗∗0.2142∗∗∗p o p1.3091∗∗∗1.2607∗∗1.1585∗∗1.4232∗∗∗I n v e s t_t o t a l0.00790.01890.00730.0049o p e n0.0306∗∗0.01750.0312∗∗0.0361∗∗I n t e r e s t0.02280.00980.02530.0289年哑变量包含包含包含包含地区哑变量包含(30)包含(11)包含(8)包含(11)_c o n s0.81987.24983.48292.2561N450330240330债务转折点(%)23.925.223.320.1本文还在时间维度上对样本进行稳健性检验,以年度增长率为因变量,采用固定效应模型,结果见表5.对于始于2003年的样本期,本文首先考虑2015年«关于对地方政府债务实施限额管理的实施意见»(财预﹝2015﹞225号)颁布,地方债全面自发自还,有鉴于此,本文剔除20152017年数据.为了更好地检验相对于20152017年的稳健性,本文消除了年份哑变量,取而代之的是单一的20152017哑变量,始于2015年时,该哑变量取值为1,始于其他年份时取值为0.结果显示二次项 倒U型 关系仍然稳健,但债务转折点略有上升,即由22%上升到22.5%.本文缩短样本年限,样本基期分别为2008年(删除前5年)㊁2013年(删除前10年)和2015年(地方政府债务政策发生重大变化).仅在最后一种情况下,线性形式债务变量和债务平方变量的系数才会缺乏统计显著性,这是由16于样本量缩小造成的.㊀表5时间序列样本的回归结果④起始年份2003年全周期/(20152017年)哑变量20032014年2008年2013年2015年D e b t0.0990∗∗∗0.0836∗∗∗0.1728∗∗∗0.0874∗∗∗0.0712D e b t20.0022∗∗∗0.0019∗∗∗0.0036∗∗∗0.0019∗∗∗0.0006l n (G D P _c a p)19.1988∗∗∗25.0771∗∗∗10.275224.6238∗∗∗79.3022∗∗∗R e v e n0.2159∗0.11890.4488∗0.21080.3629∗E x pe n 1.0769∗∗∗1.1015∗∗∗1.1541∗∗∗0.4046∗∗0.1480P o p2.9738∗∗1.21612.8941∗∗3.9691∗∗∗5.2549∗∗∗I n v e s t _t o t a l 0.5711∗∗0.8652∗∗∗0.17780.08090.1759O pe n 0.1431∗∗∗0.2395∗∗∗0.1551∗∗∗0.1012∗∗∗0.0611I n t e r e s t 0.12380.04510.29030.7189∗∗0.3459∗年份哑变量唯一20152017年哑变量6.2971∗∗∗包含(12)(20032014年)包含(10)(20082017年)包含(5)(20132017年)包含(3)(20152017年)省份哑变量包含(30)包含(30)包含(30)包含(30)包含(30)_c o n s 71.3842∗∗∗85.6431∗∗∗17.600551.9366282.0521∗∗∗N45036030015090R 2w i t h i n 0.540.710.760.860.93债务转折点(%)22.522.024.023.0(二)控制其他潜在变量在研究政府债务与经济增长关系时,需要关注的一个重要变量是存量私人债务.在私人债务负担较高的地区,政府债务对经济增长的负向影响较大.遗憾的是,在时间跨度内,各省级地区私人债务数据不能完整获取.为此,本文代之以国内私人部门信贷总额,以年度平均值占G D P 的比重表示.本文没有发现该变量在模型中对经济增长具有统计上的显著影响,该变量的引入也没有改变政府债务影响经济增长的显著性.另一个需要关注的重要变量是隐性债务.隐性债务与显性政府债务相关,没有反映在政府债务存量中,但它们会通过各种途径影响经济增长.由于隐性负债数据不能完整获取,也难以寻找替代变量,因此,不能直接在模型中考虑该变量.(三)多项式函数形式的稳健性除了政府债务与G D P 之比的二次函数形式,本文还检验了其他多项式函数形式.因为债务变量的线性形式不能产生显著性结果,所以,本文的检验从高于1的高次幂开始,以0.2递增,直到3次幂的多项式.使用不同的多项式没有改变本文的结论,变量之间仍然是 倒U 型 关系,债务变量的转折点仍然大致保持在G D P 的20%~25%之间.使用较低次幂得到的债务转折点较高,而使用较高次幂得到的债务转折点较低,例如,固定效应模型下二次函数形式债务的转折点是G D P 的23.9%,1.2次幂多项式的债务转折点则是26.9%,3次幂多项式的债务转折点是21.4%.随着高次幂趋近于3,高次幂项的系数在1%水平上显著.随着本文提高幂的次数,系数值变得越来越小,并且收敛于0.进一步验证了本文结论的稳健性.(四)政府债务对潜在G D P 增长率的影响研究政府债务对潜在G D P 增长率的影响有三个目的:一是更好地探索政府债务对经济增长的长期影响,剔除周期性经济波动影响;二是解决变量间内生性问题,尤其是逆向因果关系;三是检验债务转折点的稳健性.但是,潜在G D P 增长率只是一个估计变量,可能带来统计结果的失真.运用B a y e s 计量分析,本文估计出潜在G D P 增长率,分别取年度数据和5年平均数据,回归模型是前述人均实际G D P 增长率使用的工具变量模型,结论仍然成立:相同的 倒U 型 关系,债务和债务平方变量高度显著,债务转折点在大致相近范围内.如果采用5年非叠加增长率数据,以趋势G D P 增长率作为因变量,分析结果发现,模型转折点变得相对低一些,大致在G D P 的16.0%~21.0%之间.26。

我国国债发行规模的实证分析

我国国债发行规模的实证分析

分 析 。根据 相 关性 分析 图可 以建 立模 型 :
作者 简介 :黄佳丹 ,女 ,浙 江工业 大学 经贸管 理学 院,本科 研究方 向:金 融。
( 三 )经济 意义检 验 通 过经 济 意义 检 验 ,只 有预 算 内投 资B I 未通 过检 验 ,
- 金 融 论 苑
表i
提 高 N2 o 1 0 年1 7 , 7 7 8 . 2 亿 元 ,足 足 增 加 了5 0 0 多 倍 。截 至
利 用E v i e w s 对 上述 模型 进行 多元 线 性 回归得 到 :
B = 一 2 . 5 0 7 8 . G F I +1 . 8 4 2 8 . F D + 0 . 2 9 4 9 . S + O . 0 2 5 3 * G N P
B O( C)
现代物业 ・ 现代经济 2 0 1 3 年第l 2 卷第4 期
B i( G N P) B 2( G F I ) B 3( F D) B 4( S ) B 5 ( P D) B 5( C B) R 2 a — R 2
( 1 . 4 7 8 9 )
a — R 2 = 0 . 8 8 8 6 F = 3 4 . 0 4 0 5
债 规模 的经济 因素进 行 了定 量分 析 ,从 而 引发对 我 国适 度
的 国债 规模 的思考 。
( 一 )拟 合优 度检 验
本 模 型 中R 2 = 0 . 9 1 5 5 ,模 型拟合 优 度 较高 ,说 明国债
如 此之 快 ?面 对 日益 庞大 的国债 规模 ,本文 对影 响我 国 国
0 . 3 7 0 7 . BI + 1 . 01 5 8 * P D +1 . 4 4 4 9 . C B +3 6 4 8 . 5 6 4

中国国债规模:现状、趋势及对策

中国国债规模:现状、趋势及对策

中国国债规模:现状、趋势及对策【摘要】中国国债作为政府债务工具在中国经济中发挥着重要作用。

本文从介绍国债基本概念和国债规模对经济重要性入手,分析当前中国国债的规模现状并预测未来趋势。

针对国债规模扩大带来的挑战,提出了相应的对策措施。

同时探讨了国债规模对经济发展的影响及管理上的挑战。

总结指出国债规模对中国经济的影响和强调加强国债管理的重要性。

展望未来,提出加强国债管理、规范发行和使用的重要性。

在当前经济环境下,正确处理国债规模问题,将有助于维护经济稳定和提升国家信用。

【关键词】中国国债、规模、经济、现状、趋势、对策、影响、管理、挑战、发展、未来、重要性、引言、正文、结论1. 引言1.1 介绍中国国债的基本概念中国国债,是指中国政府为筹集国家资金所发行的一种债券。

国债通常是政府向公众借款的一种方式,发行国债的目的是为了筹集资金来支持政府的支出,包括用于基础设施建设、社会福利、教育医疗等方面的支出。

持有国债的投资者可以获得固定的利息收入,并在国债到期时获得本金回报。

中国国债是中国政府发行的主权债务工具,具有国家信用背书,被视为相对低风险的投资工具。

中国国债的发行主要分为政府债和地方政府债两种,用途包括国防建设、教育事业、医疗卫生事业等。

国债的发行主要由中国人民银行和中国财政部负责监管。

持有国债的投资者可以在国债到期时选择返还本金或者续持续债,同时享受国债提供的固定利息收入。

国债的发行和管理对维护国家金融稳定和促进经济发展具有重要意义,是国家财政运作的关键环节之一。

1.2 说明国债规模对经济的重要性国债作为国家的债务工具,可以为政府提供资金来源。

政府债券是政府进行国债发行的主要形式,通过国债的发行,政府可以筹集资金用于基础设施建设、社会福利投入等公共事业,从而推动经济增长和社会发展。

国债规模对货币政策的实施也具有重要影响。

通过控制国债的发行规模和利率水平,央行可以对货币供应量和信贷市场进行调控,实现宏观经济调控的目标。

浅谈国债规模合理性

浅谈国债规模合理性

浅谈我国国债规模合理性[摘要]国债是以国家为债务人,还本付息为条件,通过发行有价证券或借款等方式向社会筹集财政资金的一种形式, 是政府弥补财政赤字的工具。

国债政策作为政府的财政政策和货币政策的意图结合,越来越多地引起世界各国的重视,发挥了政府宏观经济调控的重要职能。

在我国,国债是由财政部代表中央政府发行的以人民币支付的国家公债。

我国在1994 年前的国债发行处在探索阶段,年发行额均比较小。

随着经济的发展,我国国债市场从无到有且规模不断扩大,国债品种不断丰富,发行方式不断创新,其后国债的年发行额大幅攀升。

同时,其负面效应也逐渐显现出来,因为如果国债发行规模不当,必会加重政府财政负担,给经济发展带来不利影响。

根据李嘉图的“等价原理”,国债会将税收负担进行代际转移,加重后代人的税收负担,不利于一国经济的可持续发展。

所以,对国债发行规模的研究具有重要的理论和现实意义。

一般来说,各国政府发行国债,主要有五个目的: (1)弥补财政赤字。

与向中央银行借款或透支和增加税收相比,发行国债对经济健康发展所产生的副作用较小。

(2)平衡季节性收支。

(3)偿还到期债务。

(4)筹集建设资金。

(5)作为宏观调控手段调控经济。

所以,合理利用国债这一调控手段和筹资手段,对应对当前国际金融危机,保持我国经济健康发展是非常有利的。

因此,我们必须合理规划国债的发行规模。

[关键词]国债,规模,合理性(一)我国国债规模1998年为拉动内需和应对亚洲金融危机对中国经济的冲击,为了保持一定的经济增长,我国实行了积极的财政政策,扩大政府投资,国债发行量陡升,此后国债年发行量就一直节节攀升。

2003年国债发行总量达到63550.00亿元, 2009年中国国债实际发行量已达12541.2亿元人民币。

这一规模,接近超过2008全年发行规模的一倍,并将超过2000年以来除2007年之外的所有年份发行量。

2010年国债发行17900.00亿元,2011年国债发行15446.50亿元,2012年国债发行80688.68亿元(二)合理规模重要性随着国债发行规模越来越大,国债政策逐步成为我国宏观经济政策的一个重要的子系统,作为一项财政性的信用工具,国债既有助于实现财政调控,也有助于实现金融调控我国持续多年不断攀升的国债规模是不正常的,它实际上意味着政府替代了市场、国债替代了税收,折射出财政支出的“越位”、税收的“缺位”,其结果是国债的“越位”。

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中国最优国债规模的实证研究
摘要:国债是政府凭借其信用,为筹集资金而公开发行的到期需还本付息的一种有价证券;是政府用来缓解财政压力、实施宏观经济调控和现代金融管理的重要手段。

一方面,国债的发行促进了我国经济的发展,为经济建设做出了巨大贡献,这方面国债所起的作用是积极的;另一方面,国债规模的迅速增加,使政府还本付息的压力越来越大,如果不进行控制,将会产生很大的风险。

国债规模是我国国债研究的核心问题,并且影响到我国金融市场运行的稳定,当前国家提出进一步发展金融业,在这种情况下对国债规模的研究又有了新的意义。

本文定义的最优国债规模是在国民感受到的经济效益和社会公平总效用最大下的国债规模。

文章对中国1991
年至2011年的经济财政数据进行了研究,建立相关模型,并利用eviews 软件的最小二乘法对模型的系数进行估计和检验,得出最终的模型。

通过本文的初步研究,可以得出的结论为:1.在已知最优国债规模和值(税收收入与国债发行量的比值)时,可以简单估算出国家对社会公平与经济效益的侧重程度;2.在已定的财政收支预算下,国家可以在一定的对经济效益与社会公平的侧重程度下,可以大致估算出最优国债规模。

关键词:国债规模;社会公平;经济效应
中图分类号:f123.7 文献标识码:a 文章编号:1001-828x(2013)06-000-03
一、本模型的理论基础
国债在经济运行过程中,既表现出正面经济效应,又反映出负面经济效应。

如从我国目前国债产生的正面经济效应主要表现在通过发行国债来弥补财政赤字并有效拉动经济增长方面,而负面经济效应则表现在国债可能导致的挤出效应、通货膨胀效应等方面。

而正负抵消的结果使得在某一个特定条件下,存在某种适度的国债数量关系,即在该规模下,国债功能可以得到最充分的发挥,对整个经济的正面影响作用最大。

如图1所示,x轴表示国债规模,y轴表示正负经济效应,国债的正面经济效应最终趋向于一条水平线上。

因为在某一个特定时期内,国债的正面经济效应的发挥也不是随着规模的扩大而无限扩张来实现的,效应的发挥程度还有赖于社会相应配套经济资源的状况。

因而,一定时期内国债的正面效应随着规模的扩大是不断增长并有界线的。

而国债的负面经济效应是一条加速递减的曲线,即国债规模越大,起负面经济效应的作用力度也越强。

结合上述的正负效应得出一条国债规模的综合效应曲线,在达到a点规模之前,表现为上升的曲线,说明随着国债规模的扩大,其综合效应是不断上升的;在达到a点之后,随着国债规模的扩大,其综合效应反而下降,因而表现为一条下滑的曲线。

a点代表着国债规模效应的最大点,因而,a点即为理论上最适度的国债规模。

超过a点规模,表示国债的正面经济效应的增长速度急剧下降,国债负面经济效应起着主要支配国债综合效应的结果,社会经济资源的配置与运行受到国债规模的干扰。

当国债规模达到b点时,表明由于国债发行产生
了严重的经济波动、通货膨胀和挤出效应,政府债务融资的成本将增大,政府继续举债的合理性也就不存在了,政府举债诱发的财政风险将给整个国民经济带来破坏性的影响。

1.国债对经济发展的促进效应
国债的发行,国债政策的实施主要通过需求扩张效应来拉动国内经济的增长。

具体来看,国债政策通过需求扩张效应拉动经济增长的作用机制可通过图2来表示,它说明了在短期内由于政府通过增发国债扩大政府投资支出使得总需求曲线ad向外推;在短期总供给曲线as不变的情况下,经济将达到一个新的均衡点,促进了经济的发展。

2.国债对经济的负面效应
国债的发行,国债政策的实施对经济增长的负面效应主要是对经济的挤出效应。

挤出效应的基本的作用机制可通过is-lm模型进行分析。

按照投资乘数原理,在原有的利率水平上,较高的政府支出水平提高了总需求水平,为满足增加的产品需求,产量必须上升。

若利率保持不变,政府支出的增加在经济未达到充分就业之前会按照政府支出增加的倍数(政府支出乘数效应)扩大总产出,但是由于产量和收入的增加,资本市场出现了不均衡,收入已经增加,货币需求量因而上升,利率将由于超额的实际余额需求而上升。

在较高的利率水平上,私人的投资支出和消费支出下降(主要是投资支出下降),总需求也相应下降,这就是所谓的挤出效应(见图3)。

由于挤出效应,部分产出增加的效果可能被抵消。

挤出效应的大小
取决于货币需求对收入和利率的弹性。

货币需求对收入和利率的弹性越弱,同样数量的政府支出引起利率上升的幅度就越小,挤出效应就越小。

特别是当经济陷入流动性陷阱,从而lm曲线变为水平时,此时利率并不会随着政府支出的增加而增加,因而不存在挤出效应(见图4)。

相反,当经济处于充分就业状态时,lm曲线是垂直的,政府支出的增加不会影响总产出水平,只能提高利率,此时发生完全的挤出效应(见图5)。

此外,如果政府增加的支出用于投资性支出时,如政府在基础设施、科研开发和教育方面增加投入,这可以为私人投资创造良好的投资环境和条件,此时政府投资性支出的增加,不但不会挤出私人投资,相反有可能促进私人投资的增加。

二、建立模型
1.模型假设
(1)税收对社会公平有促进作用,即税收收入越多,社会公平程度越大
(2)国债发行对社会公平有促进作用,即债务收入越多,社会公平程度越大
(3)国民的总效用包括经济效益和社会公平程度
(4)国家国债发行量近似等于一国债务收入
(5)财政收入近似等于税收收入与国债收入之和
(6)国债发行量对经济增长的作用呈倒u型
(7)税收收入对经济增长的作用呈倒u型
(8)财政收支预算与实际的财政收支近似相等
2.变量解释
s:一国债务发行量
t:一国税收收入
f:一国社会公平程度(用财政支出量反映)
e:一国经济状况(用国内生产总值反映)
u:一国国民感受到的经济发展与社会公平的总效用
m:一国的财政收入预算
k:一国税收收入与国债发行量之比
3.模型的建立
三、数据选择
本文选择了1991年至2011年间,中国的国内生产总值,国家财政总支出,国家财政总收入,税收收入和国家国债发行量。

具体的相关数据均做了无量纲化,详见表1。

四、模型求解
1.对式1求解
2.对式2求解
3.求解最优国债规模
五、模型结论及其解释
1.利用模型估算经济效益与社会公平间的侧重度
2.利用模型估算最优国债规模
六、结论
此模型可以根据式17,在已知最优国债规模和值时,简单估算出国家对社会公平与经济效益的侧重程度。

当然这样估算出来的值是要有条件的,即在实际国债规模为最优或较优时,值才会比较准确,才能较准确反映国家对经济效益与社会公平的侧重程度。

同样,本模型可以用式22,在已定的财政收支预算下,国家可以根据其对经济效益与社会公平的侧重程度,大致估算出最优国债规模。

当然,由于模型假设财政收支预算与实际的财政收支近似相等,而实际上财政收支预算与实际的财政收支还是会有差距的,所以根据假设估算出来的最优国债规模可能不够精准,只能大致反映情况。

国债既属于财政范畴,也属于金融范畴,既是一种调控手段,也是一种筹资手段。

国债作为财政性信用工具,既能实现财政调控,促进经济增长和有利于社会公平,又能实现金融调控。

无论是财政政策还是货币政策,其实施过程都同国债有着不可分割的联系。

国债是政府将相对独立的财政政策和货币政策有机结合、协调运用,实现宏观调控,促进经济增长的重要工具。

另一方面,国债是政府进行公共设施建设,公共商品生产的资金来源,是促进社会公平的有利保证。

在一定时期内,国债客观上存在一个适度的数量规模,在这一规模上,国债既能大力的促进经济的发展,也能够照顾到社会的公平与平等。

本文通过对此模型的建立和实际数据的推演,希望能够从量化理论角度上,为国家在国债发行规模上找出优化的途径。

既要在不挤出私人投资的基础上取得足够的资金以扩大经济需求,促进经济发展,又要有充足资金用于社会福利和国家基础设施建设,以改善社会民生,让全国人民都享受到经济发展的好处,构建和谐社会。

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