我国国债挤出效应的实证分析.docx
《我国国债挤出效应的实证分析.docx》由会员分享，可在线阅读，更多相关《我国国债挤出效应的实证分析.docx（13页珍藏版）》请在冰豆网上搜索。
我国国债挤出效应的实证分析
我国国债挤出效应的实证分析
一、引言
为了刺激需求，消除通货紧缩，保持经济持续增长，我国从2001-2003年已连续三年实行了增发国债，扩张政府支出的积极财政政策，并取得了明显的效果。
但是反过来看，积极财政政策的空间是有限的，因为积极财政政策主要是在经济周期的低谷时期，以其启动经济，但这种政策不能过分使用，搞不好很可能为以后的通货膨胀埋下祸根。
我国目前中央财政赤字占GDP比重增加，综合债务负担率提高，扩大发行国债的余地越来越小，积极的财政政策空间受到一定的制约。
仅就目前来看，由于我国经济结构的调整和产业升级刚刚开始，经济发展中还有许多不利因素，析根据世界银行专家的分，在这时期如果不采取有效措施，经济增长可能大幅下滑，这是我国社会现状所难以承受的。
但另一方面我们也看到，近两年的扩张性财政政策导致我国财政赤字率和国债依存度大大超过了国际公认的警戒线。
在财政能力较为脆弱的情况下，这种较高的赤字和国债比例引起了政府和百姓的普遍关注，特别是在经济学界有人提出国债发行规模的增大，可能产生挤出效应，从而抵消或削弱财政政策的效力，影响经济的恢复和增长。
针对这一问题，笔者拟结合我国实际作进一步的分析和探讨。
二、国债挤出效应及其学说
国债“挤出效应”（crowding-outeffect）是指为弥补政府预算赤字的国债发行会减少民间（非政府）部门的资金供给，同时形成金融市场上利率上升的压力，进而导致民间投资的减少。
国债挤出效应是近年来在西方财政学界引起广泛讨论的热点问题，也是我国实行积极财政政策所不能回避的一个问题。
按照西方大多数财政学者的观点，国债挤出效应是通过资金的供给和需求两个方面发挥作用的。
从资金供给来看，国债的发行直接减少了民间可用投资资金总额。
其原因在于人们购买国债，并不是减少消费基金，只不过是进行一次资产持有结构的调整，导致这部分资金的使用权由个人或企业让渡给国家。
因而大规模举借国债，所带来的最大问题是政府与企业，尤其是与民间企业争夺资金。
因为在任何经济中，如果不依赖通货膨胀，每年可供使用的资金总额是有限的，如果政府用得多了，企业所得必然不足。
从而“预算赤字直接减缓了资本积累的速度，因为用于公共开支的赤字可以将私人投资排挤出去，它的可预见的结果是造成经济中资本形成速度的减缓……”。
从资金需求来看，国债发行还会抬高金融市场利率水平，从而使企业筹资成本增加，相应地降低了企业的投资回报率。
在企业资本边际效率没有相应提高的情况下，就会抑制企业的投资欲望，从而减少私人部门对资本的需求，使资本市场处于一种较低的均衡水平。
基于上述两大理由，大多数西方学者认为，大量举借国债可能降低私人领域生产资本的投资。
三、我国国债挤出效应的实证分析
（一）数据说明
1986——1999年中国固定资产投资额、国债发行额及GDP情况
年份
固定资产投资额
国债发行额
GDP增长额
Y
1981
1982
1983
1984
1985
1986
1987
1988
1989
1990
1991
1992
1993
1994
1995
1996
1997
1998
1999
2000
2001
2002
2003
2004
961.000
1230.400
1430.100
1832.900
2543.200
3120.600
3791.720
4753.800
4410.400
4517.000
5594.500
8080.100
13072.30
17042.10
20019.30
22913.50
24941.11
28406.17
29876.00
32917.70
37213.50
43499.41
55566.61
70073.00
73.0800
83.8600
79.4100
77.3400
89.8500
138.2500
223.5500
270.7800
407.9100
375.4500
461.4000
669.6800
739.2200
1175.250
1549.760
1967.280
2476.820
3310.930
4015.000
4657.000
4884.000
5934.300
6282.980
6924.000
344.600
432.300
639.800
1236.500
1798.400
1238.100
1760.300
2965.800
1980.900
1638.700
3069.900
5020.300
7996.300
12125.00
11718.70
9406.500
6578.000
3882.600
3722.300
7400.600
7846.700
7857.500
12217.90
19124.80
数据来源：
《中国统计年鉴》（1981-2004），2004年数据通过中经专网数据库得到。
（二）、计量模型设定：
从图示可以看出，模型适宜于线性模型。
模型一：
设：
用最小二乘法作多元线性回归模型
DependentVariable:
Y
Method:
LeastSquares
Date:
06/05/05Time:
13:
36
Sample:
19812003
Includedobservations:
23
Variable
Coefficient
Std.Error
t-Statistic
Prob.
C
449.6430
609.4352
0.737803
0.4692
X1
6.468752
0.235198
27.50342
0.0000
X2
0.877141
0.122840
7.140485
0.0000
R-squared
0.988132
Meandependentvar
15988.41
AdjustedR-squared
0.986945
S.D.dependentvar
15775.30
S.E.ofregression
1802.447
Akaikeinfocriterion
17.95279
Sumsquaredresid
64976279
Schwarzcriterion
18.10089
Loglikelihood
-203.4570
F-statistic
832.6033
Durbin-Watsonstat
1.370830
Prob（F-statistic）
0.000000
回归分析报告如下：
Y=449.6429745+6.468752324*X1+0.8771405744*X2
（609.4352）（0.235198）（0.122840）
t=（0.737803）（27.50342）（7.140485）
SE=1802.447
DW=1.370830F=832.6033
模型二：
设
用最小二乘法作多元线性回归模型
DependentVariable:
LY
Method:
LeastSquares
Date:
06/05/05Time:
13:
59
Sample:
19812003
Includedobservations:
23
Variable
Coefficient
Std.Error
t-Statistic
Prob.
C
2.570744
0.239657
10.72677
0.0000
LX1
0.612417
0.032885
18.62281
0.0000
LX2
0.309281
0.048612
6.362267
0.0000
R-squared
0.990737
Meandependentvar
9.050938
AdjustedR-squared
0.989811
S.D.dependentvar
1.265980
S.E.ofregression
0.127789
Akaikeinfocriterion
-1.155761
Sumsquaredresid
0.326602
Schwarzcriterion
-1.007653
Loglikelihood
16.29125
F-statistic
1069.587
Durbin-Watsonstat
0.996152
Prob（F-statistic）
0.000000
回归分析报告如下：
LY=2.570743807+0.6124166283*LX1+0.3092808422*LX2
（0.239657）（0.032885）（0.048612）
t=（10.72677）（18.62281）（6.362267）
SE=0.127789
DW=0.996152F=1069.587
通过对两个回归模型的比较，第二个模型的t检验和拟合优度都好于第一个模型，同时考虑到对数线性模型的好处：
A减少各个变量的波动性；B便于计算弹性，所以我们采用第二个模型进行实证分析。
（三）、模型的检验：
1、经济意义的检验：
从经济意义上看，表明国债发行额每增加1%，固定资产投资额就增加0.6124%；GDP增加额每增加1%，固定资产投资额就增0.3093%，都符合经济理论。
2、统计意义检验：
t—检验：
在显著性水平a=0.05，自由度df=22时，t的临界值：
所有的回归系数均通过t一检验，表明所选的自变量是影响同期固定资产投资额的主要因素。
F检验：
F的临界值为，
，远小于回归模型所得的F=1069.587，因而F检验通过，表明方程的回归效果显著。
计算得到
，接近于1，表明回归线对样本数据点的拟合程度较高。
3、计量模型检验：
（1）多重共线性检验：
CorrelationMatrix
Lx1
Lx2
Lx1
1.000000
0.851267
Lx2
0.851267
1.000000
从表中可知，两个解释变量之间存在线性相关性。
（2）异方差性检验：
利用ARCH检验：
ARCHTest:
F-statistic
0.455071
Probability
0.718575
Obs*R-squared
1.634348
Probability
0.651627
TestEquation:
DependentVariable:
RESID^2
Method:
LeastSquares
Date:
06/05/05Time:
15:
29
Sample（adjusted）:
19882003
Includedobservations:
16afteradjustingendpoints
Variable
Coefficient
Std.Error
t-Statistic
Prob.
C
0.000330
0.000154
2.136495
0.0539
RESID^2（-1）
-0.219382
0.280733
-0.781464
0.4497
RESID^2（-2）
-0.216207
0.277639
-0.778733
0.4512
RESID^2（-3）
-0.214017
0.278025
-0.769774
0.4563
R-squared
0.102147
Meandependentvar
0.000204
AdjustedR-squared
-0.122317
S.D.dependentvar
0.000417
S.E.ofregression
0.000441
Akaikeinfocriterion
-12.40051
Sumsquaredresid
2.34E-06
Schwarzcriterion
-12.20737
Loglikelihood
103.2041
F-statistic
0.455071
Durbin-Watsonstat
1.974069
Prob（F-statistic）
0.718575
得到：
，给定
，自由度为P=3，
得到临界值
，
，
故表明模型随机误差项不存在异方差。
（3）自相关性检验：
从DW表中可以看到，对于n=23,k=2,在5%的显著水平下：
和
，所以
，表明存在一阶正自相关。
（四）、如果检验通不过，重新执行上述过程：
自相关性的修正：
（1）、用广义差分法进行修正：
由DW=0.996152，根据
，计算出
。
令：
DLY=LY-0.501924*LY（-1）；DLX1=LX1-0.501924*LX1（-1）；
DLX2=LX2-0.501924*LX2（-1）
修正之后的模型为：
再用OLS方法估计其参数。
DependentVariable:
DLY
Method:
LeastSquares
Date:
06/05/05Time:
14:
50
Sample（adjusted）:
19822003
Includedobservations:
22afteradjustingendpoints
Variable
Coefficient
Std.Error
t-Statistic
Prob.
C
1.446768
0.195925
7.384302
0.0000
DLX1
0.612339
0.042778
14.31434
0.0000
DLX2
0.271259
0.063869
4.247097
0.0004
R-squared
0.969052
Meandependentvar
4.650045
AdjustedR-squared
0.965794
S.D.dependentvar
0.591062
S.E.ofregression
0.109316
Akaikeinfocriterion
-1.463024
Sumsquaredresid
0.227050
Schwarzcriterion
-1.314246
Loglikelihood
19.09326
F-statistic
297.4646
Durbin-Watsonstat
1.868783
Prob（F-statistic）
0.000000
此时的DW=1.868783，由前面已知：
和
，
所以，
，表明不存在一阶自相关了。
同时t—检验和F检验都很显著，拟合优度也很好。
（2）Cochran—Orcutt法进行修正：
修正之后的模型为：
回归得到：
DependentVariable:
LY
Method:
LeastSquares
Date:
06/05/05Time:
15:
00
Sample（adjusted）:
19822003
Includedobservations:
22afteradjustingendpoints
Convergenceachievedafter6iterations
Variable
Coefficient
Std.Error
t-Statistic
Prob.
C
2.899434
0.403123
7.192439
0.0000
LX1
0.612841
0.045686
13.41405
0.0000
LX2
0.271421
0.065732
4.129186
0.0006
AR
（1）
0.493932
0.203527
2.426867
0.0260
R-squared
0.992502
Meandependentvar
9.150164
AdjustedR-squared
0.991252
S.D.dependentvar
1.200745
S.E.ofregression
0.112307
Akaikeinfocriterion
-1.372192
Sumsquaredresid
0.227032
Schwarzcriterion
-1.173820
Loglikelihood
19.09411
F-statistic
794.1742
Durbin-Watsonstat
1.857295
Prob（F-statistic）
0.000000
InvertedARRoots
.49
回归分析报告如下：
LY=2.899434+0.612840*LX1+0.2714206*LX2+[AR
（1）=0.4939324]
（0.403123）（0.045686）（0.065732）（0.203527）
t=（7.192439）（13.41405）（4.129186）（2.42686）
SE=0.112307
DW=1.857295F=794.1742
此时的DW=1.857295，由前面已知：
和
，
所以，，
，表明不存在一阶自相关了。
同时t—检验和F检验都很显著，拟合优度也很好。
（五）实证结果分析：
由此说明回归方程通过了模型的所有统计检验，表明以同期国债发行额和GDP增加额为解释变量来解释同期固定资产投资额的变化是适宜的，所建回归方程精确地表述了这种关系。
此方程证明，我国80年代发行国债以来，不断增长的国债发行额对固定资产投资起扩张效应，二者的弹性系数为0.6128。
这说明国债大规模发行对全社会固定资产投资不但没有挤出效应反而具有拉动效应。
但要证明国债发行是否排挤了非政府部门的投资，还需在此基础上进一步分析。
从我国的实际情况看，在全社会投资规模扩张的条件下，投资主体各自所占的比重也发生了变化。
尽管政府债务规模的增长速度很快，但政府用于投资的规模却在下降，说明财政支出结构已发生了明显的变化，即财政支出中用于消费性和转移性支出的比重在增大。
从1985-1997年政府投资比重由16%下降到2.8%，共下降了13.2%，与此同时非政府投资比重却由1985年的84%提高到1997年的97.2%。
1998-1999两年由干实施积极的财政政策.政府投资比重略有提高，但仍处于较低水平。
因此，可以认为国债的大量发行并没有产生对私人投资的排挤，相反，企业和个人等非政府部门投资比重却在不断提高。
对这一现象的解释仍需回到国债挤出效应产生的条件中去。
首先，我国非政府部门投资需求的利率弹性一直较低。
主要体现在两个方面:
一是从经济运行阶段看，80-90年代初期，我国国有企业正处于新旧体制转换时期，现代企业制度尚未建立，企业经营效益的提高不是企业经营者唯一的追求目标。
在这种情况下，利率水平的高低并不能左右经营者投资的选择。
利率的提高只是增加了投资成本，进而抬高商品的价格。
1996年以来，随着现代企业制度的建立与完善，面对有效需求不足的买方市场环境，企业投资和扩大生产活动都比较谨慎，对货币的需求量也相应减少，因而对利率杠杆反应并不敏感。
二是我国目前利率尚未实现市场化（官定利率），所以增发国债不会影响到利率水平，而且从1998年开始实施积极财政政策以来，利率水平一直处于下降之中，因而国债发行并没有提高社会融资成本，产生挤出效应。
其次，从国债资金的用途看，我国国债收人的很大比例用于支柱产业和基础设施建设。
根据财政部有关调查报告分析，截止1995年底，在3300亿元的国债余额中，约有2650亿元国债用于财政建设领域，比例高达80%，国家预算内直接安排的固定资产投资为5380亿元，其中国债资金投人占49.28%。
由此表明我国国债资金在财政建设性支出中占有重要地位。
特别是1998-2000年共有3650亿元长期建设国债用于为民间部门生产经营活动提供基础设施、技术进步和产业升级等方面，这些投资因其规模大、回收期长、收益比较低等，本来就很难通过市场配置资源，因此不会挤出民间部门投资。
相反，在我国目前私人投资对利率缺乏弹性，而经济又是长期持续增长的情况下，国债融资的赤字支出通过国民收人的增加而产生拉动效应。
再次，改革开放以来，我国国债规模的扩大伴随着税收收人占GDP比重下降的势。
国家对企业减税让利使国有企业的留利率逐年上升，从1978年的3.7%提高到1991年的61.3%,13年中年均递增4.5%。
国有企业留利额的增长为其投资活动提供了充分的资金来源，使其固定资产投资额从1978年到1991年增加了5倍。
由此可以得出这样的结论，国债的发行支持了减税让利政策，推动了企业的投资活动。
最后，我国国内储蓄及银行信贷资金的供给弹性较大。
80年代以来，我国城乡居民的储蓄增长很快，储蓄率1952-1978年仅为1.4%，而1979-1992年提高到14.1%，居民储蓄存款余额1995年高达30000亿元，1998年突破60000亿大关，2004年为119555亿元。
以上数据表明，我国商业银行具有充分的资金供应能力，增发国债不会导致资金供应紧张，从而也不会存在与民间部门争夺资金的问题。
从目前情况看，如果说国债有挤出效应的话，也仅仅是居民愿意持有利率较高的国债（国债利率高于一般储蓄存款利率1-2个百分点），商业银行把国债当作较好的资产持有，减少了增加贷款的动机与压力。
当前社会投资积极性不高的主要原因是有效需求不足，投资回报率预期不高，再加上很多投资领域是民间投资不准进人的，商业银行担心增加不良贷款而对企业放款谨慎等原因造成的。
四、优化国债政策效果的着力点
虽然我国国债的发行并未产生挤出效应，但要充分发挥国债刺激需求、拉动经济增长的作用，还应从以下几方面完善其运行机制。
（一）加强国债政策与货币政策的协调配合。
以国债融资的扩张性财政政策在刺激总需求时，无论是增加消费还是扩大投资，最终都表现为货币购买力的增加上。
如果此时没有相应的扩张性货币政策的配合，社会上的货币供应量保持不变或减少，那么扩张性的财政政策所导致的购买力的增加就难以实现，从而也就不能达到预期的调控目标，所以二者应配合使用。
在实际操作中，国债政策与货币政策的协调配合主要体现在两个方面:
一是财政发行国债需要银行积极承购，并对财政投资项目给予相应的配套贷款;二是中央银行通过公开市场业务大量吞吐国债量，可以调节货币流通，维护国债价格，防止利率水平的上升。
这就需要货币政策在国债发行流通上给予积极配合。
（二）调整国债投资的方向和方式，充分发挥财政杠杆作用。
为了使有限的政府投资创造出更多的社会需求，应讲究国债政策拉动经济增长的策略，使其发挥出“四两拨千斤”的功效。
为此，第一，要广泛地运用财政贴息、政府控股或参股等手段，充分调动和吸纳社会资金参与基础设施、基础产业、高新技术产业的投资。
第二，除必要基础设施建设外，要加强对传统产业特别是装备工业的技术改造和新兴高科技产业风险投资，以促进我国产业结构的优化和升级。
第三，应
升级会员 