我國國債擠出效應(yīng)的實證分析

1、我國國債擠出效應(yīng)的實證分析一、引言為了刺激需求，消除通貨緊縮，保持經(jīng)濟持續(xù)增長，我國從2001-2003 年已連續(xù)三年實行了增發(fā)國債，擴張政府支出的積極財政政策，并取得了明顯的效果。但是反過來看，積極財政政策的空間是有限的，因為積極財政政策主要是在經(jīng)濟周期的低谷時期，以其啟動經(jīng)濟，但這種政策不能過分使用，搞不好很可能為以后的通貨膨脹埋下禍根。我國目前中央財政赤字占 GDP比重增加，綜合債務(wù)負擔率提高，擴大發(fā)行國債的余地越來越小，積極的財政政策空間受到一定的制約。僅就目前來看，由于我國經(jīng)濟結(jié)構(gòu)的調(diào)整和產(chǎn)業(yè)升級剛剛開始， 經(jīng)濟發(fā)展中還有許多不利因素，析根據(jù)世界銀行專家的分， 在這時期如果不采取有效

2、措施， 經(jīng)濟增長可能大幅下滑，這是我國社會現(xiàn)狀所難以承受的。但另一方面我們也看到，近兩年的擴張性財政政策導致我國財政赤字率和國債依存度大大超過了國際公認的警戒線。在財政能力較為脆弱的情況下，這種較高的赤字和國債比例引起了政府和百姓的普遍關(guān)注，特別是在經(jīng)濟學界有人提出國債發(fā)行規(guī)模的增大，可能產(chǎn)生擠出效應(yīng)，從而抵消或削弱財政政策的效力，影響經(jīng)濟的恢復和增長。針對這一問題，筆者擬結(jié)合我國實際作進一步的分析和探討。二、國債擠出效應(yīng)及其學說國債“擠出效應(yīng)” (crowding -out effect)是指為彌補政府預算赤字的國債發(fā)行會減少民間 ( 非政府 ) 部門的資金供給，同時形成金融市場上利率上升的

3、壓力，進而導致民間投資的減少。國債擠出效應(yīng)是近年來在西方財政學界引起廣泛討論的熱點問題，也是我國實行積極財政政策所不能回避的一個問題。按照西方大多數(shù)財政學者的觀點，國債擠出效應(yīng)是通過資金的供給和需求兩個方面發(fā)揮作用的。 從資金供給來看， 國債的發(fā)行直接減少了民間可用投資資金總額。其原因在于人們購買國債，并不是減少消費基金，只不過是進行一次資產(chǎn)持有結(jié)構(gòu)的調(diào)整，導致這部分資金的使用權(quán)由個人或企業(yè)讓渡給國家。 因而大規(guī)模舉借國債，所帶來的最大問題是政府與企業(yè)， 尤其是與民間企業(yè)爭奪資金。 因為在任何經(jīng)濟中，如果不依賴通貨膨脹，每年可供使用的資金總額是有限的，如果政府用得多了，企業(yè)所得必然不足。從而“

4、預算赤字直接減緩了資本積累的速度，因為用于公共開支的赤字可以將私人投資排擠出去，它的可預見的結(jié)果是造成經(jīng)濟中資本形成速度的減緩 ”。從資金需求來看， 國債發(fā)行還會抬高金融市場利率水平，從而使企業(yè)籌資成本增加，相應(yīng)地降低了企業(yè)的投資回報率。在企業(yè)資本邊際效率沒有相應(yīng)提高的情況下，就會抑制企業(yè)的投資欲望，從而減少私人部門對資本的需求，使資本市場處于一種較低的均衡水平?；谏鲜鰞纱罄碛?，大多數(shù)西方學者認為，大量舉借國債可能降低私人領(lǐng)域生產(chǎn)資本的投資。三、我國國債擠出效應(yīng)的實證分析（一）數(shù)據(jù)說明1986 1999 年中國固定資產(chǎn)投資額、國債發(fā)行額及GDP 情況固定資產(chǎn)投資額國債發(fā)行額GDP增長額年份Y

5、X 1X 21981961.00073.0800344.60019821230.40083.8600432.30019831430.10079.4100639.80019841832.90077.34001236.50019852543.20089.85001798.40019863120.600138.25001238.10019873791.720223.55001760.30019884753.800270.78002965.80019894410.400407.91001980.90019904517.000375.45001638.70019915594.500461.4000306

6、9.90019928080.100669.68005020.300199313072.30739.22007996.300199417042.101175.25012125.00199520019.301549.76011718.70199622913.501967.2809406.500199724941.112476.8206578.000199828406.173310.9303882.600199929876.004015.0003722.300200032917.704657.0007400.600200137213.504884.0007846.700200243499.41593

7、4.3007857.500200355566.616282.98012217.90200470073.006924.00019124.80數(shù)據(jù)來源：中國統(tǒng)計年鑒 （1981-2004 ）， 2004 年數(shù)據(jù)通過中經(jīng)專網(wǎng)數(shù)據(jù)庫得到。6000040000Y20000002000400060008000X111109YL876456789LX1（二）、計量模型設(shè)定：從圖示可以看出，模型適宜于線性模型。模型一：設(shè)： Yt12X23 X 3用最小二乘法作多元線性回歸模型Dependent Variable: YMethod: Least SquaresDate: 06/05/05 Time: 13:36

8、Sample: 1981 2003Included observations: 23VariableCoefficienStd. Errort-StatisticProb.tC449.6430609.43520.7378030.4692X16.4687520.23519827.503420.0000X20.8771410.1228407.1404850.0000R-squared0.988132Mean dependent15988.41varAdjusted R-squared0.986945S.D. dependent var 15775.30S.E. of regression1802.

9、447Akaike info17.95279criterionSum squared resid64976279Schwarz criterion18.10089Log likelihood-203.4570F-statistic832.6033Durbin-Watson stat1.370830Prob(F-statistic)0.000000回歸分析報告如下：Y = 449.6429745 + 6.468752324*X1 + 0.8771405744*X2（609.4352）（0.235198）（0.122840）t =(0.737803)(27.50342)(7.140485)R20.

10、 988132R20. 9 8 6 9 4 5 SE=1802.447DW=1.370830F=832.6033模型二：設(shè) lnYt12 ln X 23 ln X 3用最小二乘法作多元線性回歸模型Dependent Variable: LYMethod: Least SquaresDate: 06/05/05Time: 13:59Sample: 1981 2003Included observations: 23VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.C2.5707440.23965710.726770.0000LX10.6124170.032

11、88518.622810.0000LX20.3092810.0486126.3622670.0000R-squared0.990737Mean dependent var9.050938Adjusted R-squared0.989811S.D. dependent var1.265980S.E. of regression0.127789Akaike info criterion-1.155761Sum squared resid0.326602Schwarz criterion-1.007653Log likelihood16.29125F-statistic1069.587Durbin-

12、Watson stat0.996152Prob(F-statistic)0.000000回歸分析報告如下：LY = 2.570743807 + 0.6124166283*LX1 + 0.3092808422*LX2（0.239657）（ 0.032885）（ 0.048612）t =（10.72677）（18.62281）（6.362267）R20.990737R20.989811SE= 0.127789DW=0.996152F=1069.587通過對兩個回歸模型的比較，第二個模型的t 檢驗和擬合優(yōu)度都好于第一個模型，同時考慮到對數(shù)線性模型的好處： A 減少各個變量的波動性； B 便于計算彈性

13、，所以我們采用第二個模型進行實證分析。（三）、模型的檢驗：1、經(jīng)濟意義的檢驗 ：從經(jīng)濟意義上看，表明國債發(fā)行額每增加1% ，固定資產(chǎn)投資額就增加0.6124% ；GDP 增加額每增加 1% ，固定資產(chǎn)投資額就增0.3093% ，都符合經(jīng)濟理論。2、統(tǒng)計意義檢驗：t 檢驗：在顯著性水平 a = 0. 05，自由度 df=22 時，t 的臨界值：t0.025 (21)2.080 ,所有的回歸系數(shù)均通過t 一檢驗，表明所選的自變量是影響同期固定資產(chǎn)投資額的主要因素。F 檢驗：F 的臨界值為， F0.05 (2,21)3.44 ，遠小于回歸模型所得的F=1069.587 ，因而 F 檢驗通過，表明方程

14、的回歸效果顯著。計算得到 R20.990737 ,R20.989811，接近于 1，表明回歸線對樣本數(shù)據(jù)點的擬合程度較高。3、計量模型檢驗：（ 1）多重共線性檢驗：Correlation MatrixLx1Lx2Lx11.0000000.851267Lx20.8512671.000000從表中可知，兩個解釋變量之間存在線性相關(guān)性。（ 2）異方差性檢驗：利用 ARCH檢驗：ARCH Test:F-statistic0.455071Probability0.718575Obs*R-squared1.634348Probability0.651627Test Equation:Dependent V

15、ariable: RESID2Method: Least SquaresDate: 06/05/05Time: 15:29Sample(adjusted): 1988 2003Included observations: 16 after adjusting endpointsVariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.C0.0003300.0001542.1364950.0539RESID2(-1)-0.2193820.280733-0.7814640.4497RESID2(-2)-0.2162070.277639-0.7787330.4512R

16、ESID2(-3)-0.2140170.278025-0.7697740.4563R-squared0.102147Mean dependent var0.000204Adjusted R-squared-0.122317S.D. dependent var0.000417S.E. of regression0.000441Akaike info criterion-12.40051Sum squared resid2.34E-06Schwarz criterion-12.20737Log likelihood103.2041F-statistic0.455071Durbin-Watson s

17、tat1.974069Prob(F-statistic)0.718575得到： Obs* R21.634348 ，給定0.05 ，自由度為 P=3，得到臨界值0.205 (3)7.81473 ， Obs* R21.6343480.052 (3) 7.81473，故表明模型隨機誤差項不存在異方差。（3）自相關(guān)性檢驗：從DW表中可以看到，對于n=23,k=2, 在 5%的顯著水平下：dL 1.168 和 dU1.543 ，所以 d0.996152dL1.168，表明存在一階正自相關(guān)。（四）、如果檢驗通不過，重新執(zhí)行上述過程：自相關(guān)性的修正：（1）、用廣義差分法進行修正：1DW由 DW=0.9961

18、52，根據(jù)2，計算出0.501924 。令： DLY=LY-0.501924* LY（-1） ；DLX1= LX1-0.501924* LX1（-1）；DLX2= LX2-0.501924* LX2（-1）修正之后的模型為： D ln Yt12 D ln X 23 D ln X 3再用 OLS方法估計其參數(shù)。Dependent Variable: DLYMethod: Least SquaresDate: 06/05/05Time: 14:50Sample(adjusted): 1982 2003Included observations: 22 after adjusting endpoin

19、tsVariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.C1.4467680.1959257.3843020.0000DLX10.6123390.04277814.314340.0000DLX20.2712590.0638694.2470970.0004R-squared0.969052Mean dependent var4.650045Adjusted R-squared0.965794S.D. dependent var0.591062S.E. of regression0.109316Akaike info criterion-1.463024Sum

20、 squared resid0.227050Schwarz criterion-1.314246Log likelihood19.09326F-statistic297.4646Durbin-Watson stat1.868783Prob(F-statistic)0.000000此時的 DW=1.868783 ， 由前面已知 ： dL 1.168和 dU1.543 ，所以，dU1.543d1.8687834- U 2.457 ， 表明不存在一階自相關(guān)了。同時td檢驗和 F 檢驗都很顯著，擬合優(yōu)度也很好。（2）CochranOrcutt 法進行修正：修正之后的模型為： ln Yt12 ln X

21、23 ln X 3AR( 1)回歸得到：Dependent Variable: LYMethod: Least SquaresDate: 06/05/05Time: 15:00Sample(adjusted): 1982 2003Included observations: 22 after adjusting endpointsConvergence achieved after 6 iterationsVariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.C2.8994340.4031237.1924390.0000LX10.6128410.045686

22、13.414050.0000LX20.2714210.0657324.1291860.0006AR(1)0.4939320.2035272.4268670.0260R-squared0.992502Mean dependent var9.150164Adjusted R-squared0.991252S.D. dependent var1.200745S.E. of regression0.112307Akaike info criterion-1.372192Sum squared resid0.227032Schwarz criterion-1.173820Log likelihood19

23、.09411F-statistic794.1742Durbin-Watson stat1.857295Prob(F-statistic)0.000000Inverted AR Roots.49回歸分析報告如下：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 )R20.992502R20. 991252SE= 0.112307DW=1.857295F

24、=794.1742此時的DW=1.857295，由前面已知： dL 1.168 和 dU 1.543 ，d1.543d1.8572954-d2.457所以，UU，表明不存在一階自相關(guān)了。（五）實證結(jié)果分析：由此說明回歸方程通過了模型的所有統(tǒng)計檢驗，表明以同期國債發(fā)行額和 GDP 增加額為解釋變量來解釋同期固定資產(chǎn)投資額的變化是適宜的，所建回歸方程精確地表述了這種關(guān)系。此方程證明，我國 80 年代發(fā)行國債以來，不斷增長的國債發(fā)行額對固定資產(chǎn)投資起擴張效應(yīng)，二者的彈性系數(shù)為 0.6128 。這說明國債大規(guī)模發(fā)行對全社會固定資產(chǎn)投資不但沒有擠出效應(yīng)反而具有拉動效應(yīng)。但要證明國債發(fā)行是否排擠了非政府部

25、門的投資，還需在此基礎(chǔ)上進一步分析。從我國的實際情況看，在全社會投資規(guī)模擴張的條件下，投資主體各自所占的比重也發(fā)生了變化。盡管政府債務(wù)規(guī)模的增長速度很快，但政府用于投資的規(guī)模卻在下降，說明財政支出結(jié)構(gòu)已發(fā)生了明顯的變化，即財政支出中用于消費性和轉(zhuǎn)移性支出的比重在增大。從 1985-1997 年政府投資比重由 16%下降到 2.8%，共下降了13.2%，與此同時非政府投資比重卻由 1985 年的 84%提高到 1997 年的 97. 2% 。 1998-1999 兩年由干實施積極的財政政策 . 政府投資比重略有提高，但仍處于較低水平。因此，可以認為國債的大量發(fā)行并沒有產(chǎn)生對私人投資的排擠，相反，

26、企業(yè)和個人等非政府部門投資比重卻在不斷提高。對這一現(xiàn)象的解釋仍需回到國債擠出效應(yīng)產(chǎn)生的條件中去。首先，我國非政府部門投資需求的利率彈性一直較低。主要體現(xiàn)在兩個方面 : 一是從經(jīng)濟運行階段看， 80-90 年代初期，我國國有企業(yè)正處于新舊體制轉(zhuǎn)換時期，現(xiàn)代企業(yè)制度尚未建立，企業(yè)經(jīng)營效益的提高不是企業(yè)經(jīng)營者唯一的追求目標。在這種情況下，利率水平的高低并不能左右經(jīng)營者投資的選擇。利率的提高只是增加了投資成本，進而抬高商品的價格。 1996 年以來，隨著現(xiàn)代企業(yè)制度的建立與完善，面對有效需求不足的買方市場環(huán)境，企業(yè)投資和擴大生產(chǎn)活動都比較謹慎，對貨幣的需求量也相應(yīng)減少，因而對利率杠桿反應(yīng)并不敏感。二是

27、我國目前利率尚未實現(xiàn)市場化 ( 官定利率 ) ，所以增發(fā)國債不會影響到利率水平， 而且從 1998 年開始實施積極財政政策以來，利率水平一直處于下降之中，因而國債發(fā)行并沒有提高社會融資成本，產(chǎn)生擠出效應(yīng)。其次，從國債資金的用途看，我國國債收人的很大比例用于支柱產(chǎn)業(yè)和基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)。根據(jù)財政部有關(guān)調(diào)查報告分析，截止 1995 年底，在 3300 億元的國債余額中，約有 2650 億元國債用于財政建設(shè)領(lǐng)域，比例高達 80%，國家預算內(nèi)直接安排的固定資產(chǎn)投資為 5380 億元，其中國債資金投人占 49.28%。由此表明我國國債資金在財政建設(shè)性支出中占有重要地位。 特別是 1998-2000 年共有 3

28、650 億元長期建設(shè)國債用于為民間部門生產(chǎn)經(jīng)營活動提供基礎(chǔ)設(shè)施、技術(shù)進步和產(chǎn)業(yè)升級等方面，這些投資因其規(guī)模大、回收期長、收益比較低等，本來就很難通過市場配置資源，因此不會擠出民間部門投資。相反，在我國目前私人投資對利率缺乏彈性，而經(jīng)濟又是長期持續(xù)增長的情況下， 國債融資的赤字支出通過國民收人的增加而產(chǎn)生拉動效應(yīng)。再次，改革開放以來，我國國債規(guī)模的擴大伴隨著稅收收人占GDP比重下降的勢。國家對企業(yè)減稅讓利使國有企業(yè)的留利率逐年上升，從 1978 年的 3.7%提高到 1991 年的 61.3%,13 年中年均遞增 4.5%。國有企業(yè)留利額的增長為其投資活動提供了充分的資金來源，使其固定資產(chǎn)投資額

29、從 1978 年到 1991 年增加了 5 倍。由此可以得出這樣的結(jié)論，國債的發(fā)行支持了減稅讓利政策，推動了企業(yè)的投資活動。最后，我國國內(nèi)儲蓄及銀行信貸資金的供給彈性較大。80 年代以來，我國城鄉(xiāng)居民的儲蓄增長很快，儲蓄率 1952-1978 年僅為 1.4%，而 1979-1992 年提高到 14.1%，居民儲蓄存款余額1995 年高達 30000 億元， 1998 年突破 60000 億大關(guān)， 2004 年為119555 億元。以上數(shù)據(jù)表明，我國商業(yè)銀行具有充分的資金供應(yīng)能力，增發(fā)國債不會導致資金供應(yīng)緊張，從而也不會存在與民間部門爭奪資金的問題。從目前情況看，如果說國債有擠出效應(yīng)的話，也僅

30、僅是居民愿意持有利率較高的國債 ( 國債利率高于一般儲蓄存款利率 1-2 個百分點 ) ，商業(yè)銀行把國債當作較好的資產(chǎn)持有，減少了增加貸款的動機與壓力。當前社會投資積極性不高的主要原因是有效需求不足，投資回報率預期不高，再加上很多投資領(lǐng)域是民間投資不準進人的，商業(yè)銀行擔心增加不良貸款而對企業(yè)放款謹慎等原因造成的。四、優(yōu)化國債政策效果的著力點雖然我國國債的發(fā)行并未產(chǎn)生擠出效應(yīng)， 但要充分發(fā)揮國債刺激需求、 拉動經(jīng)濟增長的作用，還應(yīng)從以下幾方面完善其運行機制。( 一 ) 加強國債政策與貨幣政策的協(xié)調(diào)配合。以國債融資的擴張性財政政策在刺激總需求時， 無論是增加消費還是擴大投資，最終都表現(xiàn)為貨幣購買力的增加上。如果此時沒有相應(yīng)的擴張性貨幣政策的配合，社會上的貨幣供應(yīng)量保持不變或減少，那么擴張性的財政政策所導致的購買力的增加就難以實現(xiàn)，從而也就不能達到預期的調(diào)控目標，所以二者應(yīng)配合使用。在實際操作中，國債政策與貨