我國國債發行規模對經濟增長的影響實證研究

高沙爾?巴扎爾 江旭

摘要：本文通過運用協整檢驗、Granger 因果檢驗和通過最小二乘估計分析我國1981—2017年國債發行規模與經濟增長的協整關系，探索了國債發行對于經濟增長的影響，實證結果顯示我國經濟增長是國債發行規模的原因，國債發行對于經濟增長長期存在正向的拉動效應。

關鍵詞：經濟增長;國債規模;GDP

政府需要大量的資金發揮其職能，維持國民經濟正常運轉，資金的來源即為財政收入，而政府會由政策目標合理安排財政支出。財政收支在時間和數量的不一致，會引起財政赤字或盈余。隨著財政職能范圍擴大，財政支出需要的增長與財政收入產生矛盾，導致多數國家執行赤字預算。

彌補財政赤字的常規辦法有4種：增發貨幣、增稅、減支和發債。其中，以國家信用為擔保發行國債，可以使社會資金使用權暫時發生轉移，既不造成通貨膨脹與擠出效應，又可成為中央銀行公開市場操作的重要工具。因此發行國債成為彌補財政赤字的最基本方式。

一、我國國債發行規模對經濟增長影響的實證檢驗

1.1?? 模型建立

國債發行在一定程度上發揮著緩解經濟周期波動帶來的負面影響，刺激經濟增長的作用。除了1998年和2007年由于特殊的政策原因增發特別國債使得國債發行量在當年激增以外，國債發行量和當年 GDP 呈現了基本相同的增長走勢，從趨勢上判斷二者應該存在正向相關關系。

因此，由以上判斷建立以下計量經濟模型，并就該模型進行檢驗：

GDPt=α+β×GZt+μt （1）

GDPt：t 期的經濟增長;GZt：t 期的國債發行，α為待估常數項，β：待估系數，μt：隨機干擾項。

1.2?? 數據來源

研究的樣本區間為1981～2017年，所有數據均來自《中國統計年鑒》和《中國國債市場統計年報》。為使趨勢線性化，消除時間序列的異方差，對數據取自然對數，將 GDP 和國債規模表示為：LNGDP、LNGZ。

1.3?? 變量平穩性檢驗

時間序列數據在進入模型之前首先進行單位根檢驗和平穩檢驗，以考察變量間是否存在長期穩定的均衡關系。單位根檢驗結果見表1：兩變量都含單位根（非平穩序列），而兩個變量的一階差分序列在5%的置信水平上都拒絕原假設（平穩序列），即兩變量一階單整。

備注：c：方程中含有截距，T：時間趨勢，d：滯后階數;△（X）：X 的一階差分。

1.4?? 變量協整檢驗

協整檢驗可判斷變量之間是否存在長期的穩定關系。由于 LNGZ 和LNGDP 都是一階單整序列，故滿足協整檢驗前提條件。本文采用 Johansen 協整檢驗，由表2可得，協整檢驗結果在5%水平下拒絕了沒有協整關系、至多一個協整關系的假設，因此兩變量間存在長期穩定的均衡關系，并存在一個以上協整方程，變量選取合理。

1.5?? 格蘭杰因果關系檢驗

由圖1可知，GDP 與國債規模的走勢在1981-2010年、2010-2017年，分別呈現明顯線性關系;為了結果更加準確，采取了分階段進行格蘭杰因果關系檢驗的方法，其結果如下：

從表3中我們可以看出：第一，在1981年 -2010年之間國債規模與國內生產總值互為格蘭杰原因，但經濟增長對國債發行規模的影響較國債發行規模對經濟增長的影響強烈。經濟增長是國債發行規模大小的原因。第二，在2010年 -2017年 GDP 不是國債規模的格蘭杰原因，但國債規模是 GDP 的格蘭杰原因，因此，國債規模是我國經濟增長的格蘭杰原因。

1.6?? 回歸分析

為了更加清楚、直觀的了解國債規模與我國經濟增長的關系，應用最小二乘法進行回歸分析得：

lngdpt=2.6624+0.6931lnpdt+μt （39.5371） （29.0788）

R2=0.9583F=803.91

由回歸結果可以看出，R2=0.9583，F 統計量的p 值和回歸系數 t 統計量的p 值都為0，方程和系數均通過顯著性檢驗。國債發行量系數為0.69，說明國債對經濟增長存在正向的拉動效應。

二、結論與建議

本文分析了國債發行量、財政支出、財政收入之間數量及占比關系。在此基礎上通過實證分析檢驗了國債發行對經濟增長的影響，結果顯示我國國債發行對于經濟增長長期存在正向的拉動效應。筆者認為應當發揮國債對于經濟增長的拉動效應，彌補財政赤字，有效調節經濟，促進我國經濟建設;其次，應合理安排國債發行規模和結構，一方面充分發揮其財政和金融功能，提升政府宏觀調控能力，另一方面有效規避債務風險;最后，要監管機制，改善財政支出范圍和內容嚴懲違法違紀、貪污腐敗行為，使國債更好地為市場經濟服務。