我国国债发行规模影响因素分析

我国国债发行规模影响因素 我国国债发行规模影响因素分析 【】本文从定性和定量相结合的角度出发, 运用EViews 软件分析影响国债发行规模的多种因素, 确定中央财政支出、还本付息额、城乡居民储蓄额、财政赤字是影响国债发行规 模的重要因素, 并对1985 —2004 年的国债规模进行了拟合，从而否定了国内生产总值是影 响国债发行规模最重要因素的普遍观点，最后，对我国国债发行的规模提出了几点思考和建 议。 【】国债；发行规模；城乡居民储蓄额;财政赤字; 建国半个世纪以来，我国在发行国债上可分五个阶段，一是1950-1958 年度 发行几亿元阶段；二是1959-1978 年度“一无内债，二无外债”的无债阶段；三 是在1981 年国家决定重新扩大利用国债进行经济建设以后，国债规模有了迅速 的发展，1979-1985 年度发行几十亿元阶段；四是1986-1993 年度发行几百亿元 阶段；五是1994-2001 年度发行几千亿元阶段。1981 年恢复发行国债以来，国 债规模从40 多亿元增加到2001 年的4604 亿元，其速度之快，规模之大在我国 经济发展史上绝无仅有。 本文的出发点是对1985 —2004 年的国债规模以及可能的相关因素进行分 析, 采用逐步回归法, 来确定最终列入回归方程的变量, 以确保可通过各类检 验。 影响国债规模的因素是多方面、多层次的,我们暂且不去考虑微观上国债的 管理水平与结构、筹资成本、期限安排、偿还方式等等因素,因为这些因素的影 响是个别的, 并且难以计量,我们只考虑宏观上的经济指标。很直观地我们可以 引入国内生产总值, 中央财政收入,中央财政支出, 国债还本付息额, 财政赤 字。因此, 财政支出、财政收入与国债规模、国债还本付息额分别都是线性相关 的。另外, 考虑到国债的认购能力关系到国债能否顺利发行以及发行的多少, 而 认购能力最终体现在社会资金的余缺状况上, 我们再引入城乡居民储蓄额。 表1 列出了1985 —2004 年间历年国债发行规模及各相关因素的具体数据。 年份 国债发行规模 GDP 中央财政收入 中央财政支出 还本付息额 城乡居民储蓄 财政赤字 1985 89.85 8964.4 769.63 834.81 39.56 1622.6 -0.57 1986 138.25 10202.2 778.42 886.52 50.16 2237.6 82.9 1987 223.55 11962.5 736.29 925.46 79.83 3073.3 62.83 1988 270.78 14928.3 774.76 921.79 76.76 3801.5 133.97 1989 407.97 16909.2 822.52 961.13 72.37 5146.9 158.88 1990 375.45 18547.9 992.42 1194.87 190.07 7119.8 146.49 1991 461.4 21617.8 938.2 1337.61 246.8 9241.6 237.14 1992 669.68 26638.1 979.51 1609.01 438.57 11759.4 258.83 1993 739.22 34634.4 957.51 1648.2 336.22 15203.5 293.35 1994 1175.25 46759.4 2906.5 2253.79 499.36 21518.8 574.52 1995 1549.76 58478.1 3256.6 2882.33 882.96 29662.2 581.52 1996 1967.28 67884.6 3661.07 3460.28 1355.03 38520.9 529.56 1997 2476.82 74462.6 4226.92 4450.87 1918.37 46279.8 582.42 1998 3310.93 78435.2 4892 5474.2 2352.92 53407.5 922.23 1999 3715.03 82067.4 6396 8193 1910.53 59621.8 1743.59 2000 4180.1 89468.1 7584.33 10182.54 1579.82 64332.4 2491.27 2001 4604 97314.8 9137.7 11769.97 2007.73 73762.4 2516.54 2002 5679 105172.3 11020 14118 2563.13 86910.6 3149.51 2003 6153.53 117251.9 12465 15663 2952.24 103617.7 2916 2004 6871.4 136515 15081.54 18274.39 3671.6 119555 2004.91 资料来源：《中国统计年鉴（1985—2004）》，中国统计出版社。 根据表1 中的数据,运用Eviews 软件,对国债发行规模及各影响因素进行相 关性分析,得到它们间的相关系数矩阵如下: 国债发行规模 GDP 中央财政收入 中央财政支出 还本付息额 城乡居民储蓄 财政赤字 国债发行规模 1 GDP 0.977380 1 中央财政收入 0.988644 0.957589 1 中央财政支出 0.986210 0.940212 0.994532 1 还本付息额 0.966626 0.973649 0.944184 0.925944 1 城乡居民储蓄 0.995829 0.985497 0.988900 0.980348 0.976549 1 财政赤字 0.931952 0.881447 0.912296 0.932479 0.824603 0.902953 1 构建计量经济模型?如下： YXXXXXXu,，，，，，，，,,,,,,,,112233445566i 其中，Y—国债发行规模，—GDP，—中央财政收入，—中央财政XXX123 支出，—还本付息额，—城乡居民储蓄额，—财政赤字。是常数，XXX,u0456i 为随即扰动项。 从表2来看，这些变量有较强的多重共线性，但我们首先还是先做一个包含 所变量的回归分析。结果如下： Dependent Variable: Y Method: Least Squares Date: 06/02/05 Time: 11:12 Sample: 1985 2004 Included observations: 20 Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. C -98.22061 81.23209 -1.209136 0.2481 X1 0.007141 0.006109 1.168935 0.2634 X2 0.002589 0.059426 0.043572 0.9659 X3 0.149792 0.065017 2.303900 0.0384 X4 0.659294 0.138536 4.758999 0.0004 X5 -0.000302 0.016610 -0.018192 0.9858 X6 0.396849 0.065972 6.015448 0.0000 R-squared 0.999199 Mean dependent var 2252.963 Adjusted R-squared 0.998829 S.D. dependent var 2232.576 S.E. of regression 76.40667 Akaike info criterion 11.77923 Sum squared resid 75893.73 Schwarz criterion 12.12774 Log likelihood -110.7923 F-statistic 2701.496 Durbin-Watson stat 1.949696 Prob(F-statistic) 0.000000 对该模型进行检验： 1、经济意义检验：从回归结果，我们可以看出，的系数为负值，也就是X5 说，城乡居民储蓄同国债发行规模呈负相关，这与经济意义相悖，因为居民储蓄 体现了国债的购买力，它应与国债发行规模呈正相关。 2、计量经济学检验：这一模型2R很大，F统计量也显著，但没有几个显著 的t统计量，这表明模型存在严重的多重共线性，即各影响因素间也存在着较强 的线性关系，从表2中也可以看出，各影响因素间具有很强的相关性。 一般情况下,消除多重共线性有两种,一是逐步淘汰法,即逐个删除次要变量,直到回归方程能通过所有检验;二是逐步引进法,即先从先相关性最大的变量开始,按照从大到小的顺序逐个引进变量,直到回归方程不能再多引进一个变量 为止。本文采用第二种方法,分别将被解释变量和每一个解释变量进行回归，对 每一个回归方程根据经济理论和统计检验进行综合分析判断，从中挑出一个最优 的基本回归方程。 Y与 回归： XY,62.47276+0.495715X21 2 t =(-4.158770) (19.60680) R=0.955271 F=384.4265 Y与回归： XY,62.47276+0.495715X22 2 t =(0.567935) (27.91147) R=0.977417 F=779.0501 回归： XY,160.8627+0.390894X33 2 t =(1.356958) (25.28169) =0.972610 F=639.1641 RY与Y与回归： XY,45.27292+1.901211X44 2 t =(0.237667) (16.00778) =0.934366 F=256.2490 RY与回归： XY,-42.41568+0.060693X55 2 t =(-0.622226) (46.30733) R=0.991676 F=2144.368 Y与回归： XY,363.8331+1.948974X66 2 t =(1.431537) (10.90492) =0.868534 F=118.9174 R由以上的回归结果，我们选定Y与作为基本方程，分别加入其他解释变X5 量，再次进行回归： Y与、回归： XXY,74.26793+-0.007739X+0.069049X1515 t =(0.951775) (-1.104549) (8.9945620) 2 R=0.992233 F=1085.900 Y与、回归： XXY,-31.24345+0.087866X+0.050131X2525 t =(-0.460547) (1.227745) (5.762794) 2 R=0.992354 F=1103.359 Y与、回归： XXY,-7.044720+0.101342X+0.045416X3535 t =(-0.117680) (2.735464) (7.972415) 2 R=0.99422 F=1462.076 Y与、回归： XXY,-38.25392+-0.248242X+0.068204X4545 t =(-0.570622) (-1.286346) (11.40554) 2 R=0.992414 F=1112.008 Y与、回归： XXY,-32.79418+0.050929X+0.371031X5656 t =(-0.850552) (29.54679) (6.273280) 2 R=0.997489 F=3376.45 由以上的回归结果，我们选定Y与、作为基本方程，再次分别加入其XX56 、、回归： XXXY,41.20463-0.004923X+0.056466X+0.362604X156156 他解释变量，进行回归： t =(0.585085) (-1.247224) (11.88164) (6.188609) Y与2 =0.997711 F=2325.048 RY与、、回归： XXXY,-31.54031+0.010827X+0.049752X+0.366296X256256 t =(-0.788526) (0.244501) (9.699256) (5.735964) 2 =0.997498 F=2126.492 RY与、、回归： XXXY,-25.53678+0.023112X+0.048266X+0.339817X356356 t =(-0.636531) (0.776473) (12.54565) (4.713419) 2 R=0.997580 F=2198.589 Y与、、回归： XXXY,-35.21969+0.294763X+0.039456X+0.468061X456456 t =(-1.207104) (2.347897) (7.704615) (6.999113) 2 R=0.998132 F=2850.319 由以上的回归结果，我们选定Y与、、作为基本方程，再次分别加XXX456 入其他解释变量，进行回归： Y与、、、回归： XXXX1456 Y,87.63362-0.008221X+0.382616X+0.045283X+0.482908X1456 t =(1.547859) (-2.545402) (3.364593) (9.097410) (8.32427) 2R=0.998696 F=2871.411 Y与、、、回归： XXXX2456 Y,-23.51956+0.119010X+0.547803X+0.016672X+0.499304X2456 t =(-0.815814) (2.846894) (3.993704) (1.838670) (8.802625) 2R=0.998787 F=3089.030 Y与、、、回归： XXXX3456 Y,-7.619478+0.095144X+0.571275X+0.017732X+0.430589X3456 t =(-0.300517) (4.065178) (5.084117) (2.740521) (8.873492) 2=0.999111 F=4216.236 DW=1.9792 R 由以上的回归结果，我们选定Y与、、、作为基本方程，再次分别XXXX3456 加入其他解释变量进行回归，都不会得到更好的结果，故我们选定此基本方程为 2模型?，这时模型中解释变量t统计量和F统计量均显著，极高，模型中已R 不存在多重共线性。 下面，对模型进行异方差和序列自相关的检验。 (1)异方差检验：采用WHITE检验法 White Heteroskedasticity Test: F-statistic 0.869114 Probability 0.568276 Obs*R-squared 7.745723 Probability 0.458695 Test Equation: Dependent Variable: RESID^2 Method: Least Squares Date: 06/05/05 Time: 14:15 Sample: 1985 2004 Included observations: 20 Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. C 2240.361 4450.795 0.503362 0.6246 X3 2.809598 7.285787 0.385627 0.7071 X3^2 -0.000582 0.000388 -1.501315 0.1614 X4 -30.71002 36.63919 -0.838174 0.4198 X4^2 0.007274 0.008265 0.880139 0.3976 X5 0.484246 1.210280 0.400111 0.6967 X5^2 6.97E-06 8.79E-06 0.792321 0.4449 X6 -5.261044 29.00556 -0.181381 0.8594 X6^2 0.002989 0.005312 0.562622 0.5850 R-squared 0.387286 Mean dependent var 4207.814 Adjusted R-squared -0.058324 S.D. dependent var 4913.438 S.E. of regression 5054.693 Akaike info criterion 20.19618 Sum squared resid 2.81E+08 Schwarz criterion 20.64426 Log likelihood -192.9618 F-statistic 0.869114 Durbin-Watson stat 2.450541 Prob(F-statistic) 0.568276 2,815.5073,查卡方分布表，得在0.05的显著性水平下的临界值 ，，, 由于 2Obs*R-squared=7.745723<,8=15.5073 ，，, 故可判定模型中不存在异方差。 ARCH Test: F-statistic 0.225719 Probability 0.640763 采用ARCH检验法： Obs*R-squared 0.248969 Probability 0.617802 Test Equation: Dependent Variable: RESID^2 Method: Least Squares Date: 06/06/05 Time: 18:39 Sample(adjusted): 1986 2004 Included observations: 19 after adjusting endpoints Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. C 4852.135 1546.946 3.136590 0.0060 RESID^2(-1) -0.113248 0.238366 -0.475099 0.6408 R-squared 0.013104 Mean dependent var 4371.670 Adjusted R-squared -0.044949 S.D. dependent var 4991.621 S.E. of regression 5102.572 Akaike info criterion 20.01218 Sum squared resid 4.43E+08 Schwarz criterion 20.11159 Log likelihood -188.1157 F-statistic 0.225719 Durbin-Watson stat 2.040709 Prob(F-statistic) 0.640763 2Obs*R-squared=0.248969< ,13.84146,，，, 故可判定模型中不存在异方差。 (2) 序列自相关检验：查德宾-沃森d统计量表,得=1.828,=0.894 dddLLu < DW=1.9792<4- dduu 故可判定模型中不存在序列自相关 1．结论 通过以上分析,我们认为,中央财政支出、还本付息额、城乡居民储蓄以及财 政赤字是国债发行规模最主要的影响因素。而通常所认为的国债发行规模由国内 生产总值决定的说法不能成立。两者虽然存在一定的相关性,但联系并不是最密 切的。国内生产总值的规模从长远看仍是制约国债发行规模的一个重要因素,只 是它不是最直接、最重要的因素。 近年来, 中央政府逐年扩大国债发行规模,很大程度上是源于其赤字财政政 策。弥补财政赤字的方式主要有两种:一是向中央银行借款或透支;二是发行国 债。但1987 年国务院做出了财政不得向中央银行透支的明确规定,1994 年为了 支持财政金融体制改革,理顺财政银行关系,我国又正式确定了财政赤字不得向 银行透支或不得用银行的借款来弥补的,至此,发行国债就成了弥补财政赤字和债务还本付息的唯一手段,从而导致了国债发行规模的飙升。 从财政支出的角度也应注意到，我国的财政支出平均增长率一直高于同期财 政收入和GDP的平均增长率，由此形成了连锁反应：财政支出膨胀——财政赤字 加大——国债发行规模增大，从而出现了财政赤字和债务规模同步扩大的局面。 因此，我国在严格控制财政支出总量增长的同时，按照市场经济的要求，转变政 府职能，科学界定财政的支出范围，着力优化支出结构，加强支出管理，提高财 政支出效益，缓解支出压力，加强政府采购制度的研究，尽早建立统一的采购制 度，使财政支出向科学化、规模化方向迈进。 从还本付息额的角度来说，国债发行之后,在其存在期间内,必须按时付息, 并形成一个财政支出项,即国债利息支出。国债到期后,偿还国债本金的费用形成财政的又一个支出项,即国债还本支出。支付国债本息的资金一般通过增税、预 算盈余或举借新债来筹措。由于我国财政收支状况一直未出现根本好转,只有采 取借新债还旧债，因此还本付息额就成为了是我国国债发行规模的重要影响因 素。 国债的购买主体有金融机构、企业和居民个人。在我国,企业由于各种历史的、体制的和自身机制等方面的原因,缺乏持有一定量的流动性资产的内在要求。 各金融机构也因目前国债品种单一、流动性差、二级市场发展滞后及本身机制和 政策限制等原因,使得以国债调整资产结构、增加流动性的尝试才刚刚起步。因 此,国债的认购主体在目前还是城乡居民。因此城乡居民储蓄额的大小，对于国 债的顺利发行有着至关重要的影响。 2．建议 国债作为一种特殊的政府借贷信用行为,无论是从社会应债能力或是从政府 偿债能力角度来看,都存在一个在一定时期的适度规模问。从国民经济长远发 展考虑，政府应该整顿财政收支，消除财政赤字，把财政建立在稳固平衡的基础 上。 在严格控制财政支出总量增长的同时，要按照市场经济的要求转变政府职 能，科学界定财政的支出范围，加强支出管理，提高财政支出效益，缓解支出压 力。 多年来,国债本息的偿付,我们一直采用的是举新债还旧债的方式,虽然简单,但由于利息也列入其中,这在相当程度上造成了国债规模像滚雪球一样,越滚越大。国债的还本付息应该通过国债收入的合理使用所产生的投资收益来偿还，而 不应该通过重新发债来解决。因此,建立合理的本息偿付机制,已引起了人们的广泛关注。 国债发债规模的影响因素甚多，在这里，我们只取了影响较大的六个因素作 为解释变量。 在经济萧条时，政府加大国债发行力度，刺激社会需求；通胀严重时，政府 缩小国债发行量，减小需求。说明政策环境与国债发行有直接的联系。但本文没 有考虑经济政策环境的影响。 另外，为简化分析，本文中没有考虑国债期限长短这一因素。 ?金峰. 国债规模分析与政策取向. 五邑大学学报 2004年01期 ?纪凤兰，张巍.国债规模的实证分析.财经问题研究 2004年7月 ?陈柳钦，赵敏敏.我国国债规模的实证分析.山东经济 2004年3月 ?戴捷，陈华.我国国债的适度规模研究.重庆三峡学院学报 2004年1期 ?邢大伟. 影响国债发行规模诸因素的实证分析. 当代财经 2003年09期