政府債務(wù)對經(jīng)濟(jì)增長的影響存在閥值效應(yīng)嗎——來自歐元區(qū)的證據(jù)

張啟迪

一、引 言

全球的政府債務(wù)水平在近幾十年以來增長極為迅速，尤其是自2007 年次貸危機(jī)以及2009 年歐債危機(jī)之后，許多經(jīng)濟(jì)體都采取了大規(guī)模的財(cái)政刺激措施以應(yīng)對全球經(jīng)濟(jì)衰退。此外，為了穩(wěn)定金融市場，在危機(jī)期間政府為金融機(jī)構(gòu)注入了大量的流動性，這也使得政府債務(wù)規(guī)模急劇上升。例如，日本的政府債務(wù)/GDP 比率在2007 年為183%,，到2012 年末時(shí)迅速增長至238%,；美國的政府債務(wù)/GDP 比率在2007 年僅有64.4%,，到2012 年末時(shí)已達(dá)102.7%,。與美國和日本相比，歐洲的情況更是不容樂觀。次貸危機(jī)給歐洲國家的公共財(cái)政造成了極大的壓力，這也為之后的歐債危機(jī)埋下了伏筆。歐元區(qū)政府的赤字率從2007 年的0.6%,快速增長到2012 年的6.6%,，政府總體債務(wù)比率也從66%,上升到88.5%,。歐洲財(cái)政的長期持續(xù)能力已經(jīng)顯著惡化，并且這一影響會持續(xù)很長時(shí)間。由于高額的財(cái)政赤字、高債務(wù)水平、經(jīng)濟(jì)增長乏力以及人口老齡化所帶來的財(cái)政負(fù)擔(dān)等諸多因素，許多歐元區(qū)國家在財(cái)政可持續(xù)性上面臨高風(fēng)險(xiǎn)?！案邆鶆?wù)”已經(jīng)不再是像之前因?yàn)閼?zhàn)爭、經(jīng)濟(jì)或金融危機(jī)等原因引起的偶發(fā)現(xiàn)象，而逐漸成為了當(dāng)前世界經(jīng)濟(jì)的“新常態(tài)”。

歐債危機(jī)之后，歐盟在積極對爆發(fā)債務(wù)危機(jī)的希臘、意大利、西班牙等各國展開救助的同時(shí)，也在敦促他們采取緊縮措施削減債務(wù)。通過削減債務(wù)來實(shí)現(xiàn)促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的主要理論依據(jù)是萊因哈特和羅格夫及相關(guān)學(xué)者提出的“閥值論”，即政府債務(wù)/GDP比率超過一定水平時(shí)政府債務(wù)對經(jīng)濟(jì)增長有負(fù)效應(yīng)，因此必須降低債務(wù)水平使得該比率回歸到閥值以內(nèi)。然而，在經(jīng)歷了四年的緊縮之后，歐元區(qū)并未出現(xiàn)經(jīng)濟(jì)復(fù)蘇的跡象，緊縮政策失敗，失業(yè)率仍維持在高位。目前法國和西班牙已經(jīng)停止緊縮政策，開始采用擴(kuò)張性政策促進(jìn)經(jīng)濟(jì)復(fù)蘇。歐元區(qū)的政策實(shí)踐再一次促使學(xué)術(shù)界和政策制定者們重新研究和思考政府債務(wù)與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系。從全球范圍來看，歐洲、美國、日本、中國以及其他發(fā)展中國家，均不同程度的面臨債務(wù)問題。政府債務(wù)究竟是促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長還是阻礙經(jīng)濟(jì)增長以及如何解決高債務(wù)等問題，已經(jīng)成為目前國際經(jīng)濟(jì)學(xué)界研究的熱點(diǎn)問題之一了。

本文的貢獻(xiàn)主要有四點(diǎn)：第一，針對當(dāng)前學(xué)術(shù)界對閥值效應(yīng)是否存在以及是否穩(wěn)健的質(zhì)疑，本文以歐元區(qū)為樣本通過使用多種估計(jì)方法選取更多的控制變量，尤其是對大多數(shù)文獻(xiàn)之前并未考慮的《馬斯特里赫特條約》(以下簡稱“《馬約》”)頒布以及歐元區(qū)設(shè)立這兩個(gè)重要的控制變量進(jìn)行了檢驗(yàn)，證明了“穩(wěn)健”閥值的存在。第二，鑒于當(dāng)前因果關(guān)系的爭論大都是從理論角度說明兩者之間的因果關(guān)系，而實(shí)證文獻(xiàn)較少，本文使用近年來興起并不斷發(fā)展中的面板VAR 格蘭杰因果檢驗(yàn)法證實(shí)了兩者之間存在雙向因果關(guān)系。第三，指出了學(xué)術(shù)界及政策制定者們對于“閥值論”理解的一大誤區(qū)，鑒于兩者之間存在閥值效應(yīng)及雙向因果關(guān)系，單純依靠在短期內(nèi)削減債務(wù)不僅無法降低債務(wù)水平，還有可能加劇經(jīng)濟(jì)衰退。因此，“閥值論”的政策含義強(qiáng)調(diào)的是在“長期”內(nèi)控制債務(wù)水平以避免超過閥值危害經(jīng)濟(jì)增長，并不是短期內(nèi)大幅削減債務(wù)。第四，本文根據(jù)歐元區(qū)樣本得到的閥值水平低于當(dāng)前大多數(shù)研究得到的90%,閥值水平，這說明對于歐元區(qū)國家來說，在債務(wù)比率尚未達(dá)到90%,時(shí)，政府債務(wù)的增加可能已經(jīng)開始對經(jīng)濟(jì)增長有負(fù)作用，因此更要制定相對保守的債務(wù)政策，控制政府債務(wù)水平，以避免危害經(jīng)濟(jì)增長。

二、文獻(xiàn)回顧

歐債危機(jī)之后，為了挽救深陷債務(wù)泥潭的歐洲各國經(jīng)濟(jì)，經(jīng)濟(jì)學(xué)家針對政府債務(wù)與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系展開了大量的研究，并提出了多種應(yīng)對危機(jī)的解決方案。其中，尤以來自哈佛大學(xué)的經(jīng)濟(jì)學(xué)家羅格夫(Kenneth Rogoff)和來自馬里蘭大學(xué)的萊因哈特(Ms.Reinhart，以下簡稱“RR”)的研究成果最為顯著。RR 的研究成果引起了廣泛的討論，并形成了截然不同的兩大陣營。以RR 為代表的經(jīng)濟(jì)學(xué)家認(rèn)為，政府債務(wù)對經(jīng)濟(jì)增長的影響存在閥值效應(yīng)，當(dāng)超過這一閥值水平時(shí)政府債務(wù)對經(jīng)濟(jì)增長有負(fù)效應(yīng)，因此必須要采取緊縮措施削減債務(wù)，將政府債務(wù)/GDP 比率降低至閥值以內(nèi)，以此促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長。Reinhart 和Rogoff(2010,a)以44 個(gè)國家跨越200 年的面板數(shù)據(jù)為樣本，研究發(fā)現(xiàn)當(dāng)政府債務(wù)/GDP 比率低于90%,時(shí)政府債務(wù)與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系并不顯著；超過90%,時(shí)，經(jīng)濟(jì)增長率中位數(shù)每下降1%,，平均經(jīng)濟(jì)增長率下降將超過1%,。Reinhart和 Rogoff(2010,b)又重新論證了這一結(jié)論。當(dāng)債務(wù)比率超過90%,這一閥值水平時(shí)，高負(fù)債國家的經(jīng)濟(jì)增長率的中位數(shù)要低于低負(fù)債國家1%,，平均數(shù)低4%,。RR 的“閥值論”也得到了之后研究的支持。Woo 和 Kumar(2010)以發(fā)達(dá)國家和新興經(jīng)濟(jì)體為研究樣本，證明了政府債務(wù)對經(jīng)濟(jì)增長的非線性的影響，并且這一閥值水平也為90%,。Checherita 和Rother(2010)也得到了相似的結(jié)論，債務(wù)閥值介于90%～100%,之間。Baum 等(2013)以歐元區(qū)12 國1990—2010 年的數(shù)據(jù)為研究樣本，運(yùn)用動態(tài)閥值模型得出結(jié)論認(rèn)為，在短期內(nèi)債務(wù)比率小于67%,時(shí)政府債務(wù)對經(jīng)濟(jì)增長有明顯的促進(jìn)作用；介于67%,和95%,之間時(shí)，對經(jīng)濟(jì)的影響幾乎為零；超過95%,時(shí)，繼續(xù)增加債務(wù)就會對經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生負(fù)面影響，并且這一結(jié)論在動態(tài)和非動態(tài)模型下都是穩(wěn)健的。劉金林(2013)以O(shè)ECD 國家2000—2009 年政府債務(wù)數(shù)據(jù)為樣本構(gòu)建動態(tài)面板模型，也證明了政府債務(wù)與經(jīng)濟(jì)增長之間的非線性關(guān)系，并且認(rèn)為這一閥值水平為88%,。Nickel 和Tudyka(2013)以歐洲17 國1970 年至2010 年的數(shù)據(jù)為樣本，運(yùn)用動態(tài)面板VAR 模型也得到了相似的結(jié)論，并進(jìn)一步認(rèn)為不同政府債務(wù)水平下的經(jīng)濟(jì)表現(xiàn)存在差異主要是因?yàn)樨?cái)政政策乘數(shù)不同。Greiner(2013)運(yùn)用內(nèi)生增長模型也證明了政府債務(wù)與經(jīng)濟(jì)增長率之間存在非線性關(guān)系，并認(rèn)為赤字越小，政府債務(wù)水平越低，經(jīng)濟(jì)增長率越高。

以克魯格曼為代表的經(jīng)濟(jì)學(xué)家則認(rèn)為，在政府債務(wù)與經(jīng)濟(jì)增長之間并不存在穩(wěn)定的單一關(guān)系。此后又有多位經(jīng)濟(jì)學(xué)家發(fā)表文章反對RR 的觀點(diǎn)。Krugman(2010)研究表明，高債務(wù)與低增長的情況僅是在戰(zhàn)后才同時(shí)出現(xiàn)，并且那時(shí)低增長主要是因?yàn)閼?zhàn)后局勢的不穩(wěn)定。至于政府債務(wù)與經(jīng)濟(jì)增長之間有多少相關(guān)關(guān)系仍存在疑問。IMF(2012)也認(rèn)為，在政府債務(wù)與經(jīng)濟(jì)增長率之間并不存在單一的相關(guān)關(guān)系，存在許多因素來左右政府債務(wù)與經(jīng)濟(jì)增長的表現(xiàn)。而且，并不存在單一的閥值用以度量經(jīng)濟(jì)由好轉(zhuǎn)壞的臨界點(diǎn)。李剛等(2013)進(jìn)一步認(rèn)為，對經(jīng)濟(jì)增長貢獻(xiàn)最大的是勞動，其次是資本，而政府債務(wù)既對經(jīng)濟(jì)增長沒有顯著影響，也不存在滯后效應(yīng)。égert(2013)復(fù)制了RR 的運(yùn)算，雖然發(fā)現(xiàn)了政府債務(wù)與經(jīng)濟(jì)增長之間的非線性關(guān)系，但結(jié)果易受個(gè)體效應(yīng)、數(shù)據(jù)頻率和時(shí)間區(qū)間的影響，并且在政府債務(wù)/GDP 比率達(dá)到20%,～60%,時(shí)就發(fā)現(xiàn)了閥值效應(yīng)，認(rèn)為90%,并不是一個(gè)絕對的臨界水平。在不同樣本和不同設(shè)定的情況下，閥值和非線性關(guān)系均可發(fā)生變化。Herndon 等(2014)也對RR 論文的計(jì)算過程進(jìn)行了仔細(xì)的分析，發(fā)現(xiàn)RR 不僅有選擇性地排除了同時(shí)具備高債務(wù)和可觀的經(jīng)濟(jì)增長的年份，而且未考慮數(shù)據(jù)的跨年份差異，此外編程計(jì)算上也存在一定的錯(cuò)誤。如果按照正確的方法對數(shù)據(jù)重新計(jì)算，政府債務(wù)/GDP 比率大于90%,的國家平均GDP 增長率是2.2%,，而不是原結(jié)論的-0.1%,。因此RR 的論文不能夠證明存在明顯的債務(wù)閥值導(dǎo)致經(jīng)濟(jì)增長存在差異。

近期學(xué)術(shù)界關(guān)于政府債務(wù)與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的研究成果仍沒有一致結(jié)論。部分研究表明，政府債務(wù)對經(jīng)濟(jì)增長具有正效應(yīng)。Eberhardt(2013)以104 個(gè)發(fā)達(dá)國家、新興經(jīng)濟(jì)體和發(fā)展中國家1970—2009 年的數(shù)據(jù)為樣本，使用新古典經(jīng)濟(jì)增長模型的研究結(jié)果表明兩者之間呈現(xiàn)正相關(guān)關(guān)系。也有部分研究表明政府債務(wù)對經(jīng)濟(jì)增長具有負(fù)效應(yīng)。Calderón 和Fuentes(2013)以136 個(gè)國家1970—2010 年間的數(shù)據(jù)為樣本，使用系統(tǒng)GMM 方法，研究發(fā)現(xiàn)政府債務(wù)與經(jīng)濟(jì)增長存在負(fù)相關(guān)關(guān)系，并且進(jìn)一步認(rèn)為，政府債務(wù)的負(fù)面影響會隨著債務(wù)水平的提升而提升，但會隨著一國綜合實(shí)力的增強(qiáng)而下降。

在政府債務(wù)與經(jīng)濟(jì)增長的因果關(guān)系方面，學(xué)術(shù)界也存在較大的分歧，并且大都是作為一種觀點(diǎn)提出，理論及經(jīng)驗(yàn)研究結(jié)果均較少。Ferreira(2009)認(rèn)為，在政府債務(wù)與經(jīng)濟(jì)增長之間存在顯著的雙向因果關(guān)系，即政府債務(wù)水平不僅會影響經(jīng)濟(jì)增長率，經(jīng)濟(jì)增長率也會影響政府債務(wù)的水平。Krugman(2013)則認(rèn)為，究竟是高債務(wù)導(dǎo)致經(jīng)濟(jì)增長放緩還是因?yàn)榻?jīng)濟(jì)增長放緩導(dǎo)致債務(wù)水平提升，其因果關(guān)系難以確定。Kimball 和Wang(2013)運(yùn)用RR 的數(shù)據(jù)通過計(jì)算過去5～10 年及未來5～10 年的政府債務(wù)/GDP比率，并將兩者分別和經(jīng)濟(jì)增長率進(jìn)行描點(diǎn)分析，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，過去5～10 年的經(jīng)濟(jì)增長率與政府債務(wù)/GDP 比率呈現(xiàn)明顯的負(fù)相關(guān)關(guān)系，而后5～10 年的經(jīng)濟(jì)增長率與政府債務(wù)/GDP 比率則呈現(xiàn)弱相關(guān)關(guān)系，因此得出結(jié)論認(rèn)為是低增長率導(dǎo)致了高債務(wù)水平，而不是相反。

總的來說，無論是政府債務(wù)對經(jīng)濟(jì)增長究竟是何種影響，還是兩者之間的因果關(guān)系方面，學(xué)術(shù)界都存在較大的爭議。本文將針對這兩個(gè)問題重點(diǎn)展開研究。

三、理論分析

關(guān)于政府債務(wù)與經(jīng)濟(jì)增長之間關(guān)系的經(jīng)驗(yàn)研究結(jié)果較多，而理論研究結(jié)果較少。這主要是因?yàn)?，對于宏觀經(jīng)濟(jì)學(xué)家而言，如果從整體的角度構(gòu)建理論模型來分析經(jīng)濟(jì)，債務(wù)是不重要的。因?yàn)樵谝粋€(gè)封閉的經(jīng)濟(jì)體當(dāng)中，債務(wù)的凈值為零。借方的負(fù)債總是與貸方的資產(chǎn)是相對應(yīng)的。比較靜態(tài)宏觀經(jīng)濟(jì)模型亦或是動態(tài)模型均認(rèn)為，財(cái)政政策僅能對短期的經(jīng)濟(jì)增長率產(chǎn)生影響，而從長期來看，經(jīng)濟(jì)增長率將回歸至其最初的水平，這也給政府債務(wù)問題的理論研究帶來了較大的難度。隨著20 世紀(jì)80 年代“內(nèi)生經(jīng)濟(jì)增長理論”的發(fā)展，出現(xiàn)了部分基于內(nèi)生經(jīng)濟(jì)增長模型研究政府債務(wù)問題的文獻(xiàn)。然而，關(guān)于政府債務(wù)與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的理論研究結(jié)果仍舊偏少，對政府債務(wù)的理論研究仍然不夠深入，這也是學(xué)術(shù)界至今尚未達(dá)成共識的原因之一。有鑒于此，本文試圖從經(jīng)典凱恩斯主義出發(fā)，將IS-LM 模型進(jìn)行擴(kuò)展，在擴(kuò)展后的IS-LM 模型下研究政府債務(wù)與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系，為政府債務(wù)問題的研究提供新的理論成果。

（一）政府債務(wù)與經(jīng)濟(jì)增長的理論分析

從財(cái)政政策乘數(shù)的角度來說，在政府債務(wù)水平較低時(shí)，政府舉債對利率的提升幅度較低，財(cái)政政策乘數(shù)為正，此時(shí)實(shí)行擴(kuò)張性的財(cái)政政策對私人部門投資的擠出效應(yīng)較小，對經(jīng)濟(jì)的促進(jìn)作用較為明顯。隨著政府發(fā)債量的不斷增加，政府債務(wù)水平不斷提升，利率水平不斷提高，財(cái)政政策乘數(shù)不斷減小，甚至為負(fù)。擠出效應(yīng)不斷增大，最終將超過政府債務(wù)所帶來的正效應(yīng)，對經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生負(fù)面影響。下面本文將對經(jīng)典凱恩斯主義的IS-LM 模型進(jìn)行進(jìn)一步擴(kuò)展，在擴(kuò)展后的IS-LM 模型下從財(cái)政政策乘數(shù)的角度來研究政府債務(wù)與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系。

在不考慮稅收因素的情況下，凱恩斯模型可表示為：

其次，對投資決定函數(shù)進(jìn)行擴(kuò)展。在經(jīng)典凱恩斯主義框架下投資與利率之間的關(guān)系描述中，投資需求的利率系數(shù)主要與經(jīng)濟(jì)形勢有關(guān)。在經(jīng)濟(jì)高漲時(shí)期，投資需求的利率系數(shù)很大，利率微小的變動也會對投資需求產(chǎn)生很大影響；而在經(jīng)濟(jì)蕭條時(shí)期，投資需求的利率系數(shù)很小，此時(shí)私人部門對經(jīng)濟(jì)預(yù)期悲觀，投資需求對利率的變化不敏感。而另一種同樣合理的邏輯是，在其他條件不變時(shí)，對于低債務(wù)水平國家而言，由于經(jīng)濟(jì)面臨的債務(wù)風(fēng)險(xiǎn)較低，私人部門對經(jīng)濟(jì)有信心，投資需求的利率系數(shù)很大，即使利率出現(xiàn)微小變動也會對投資需求產(chǎn)生很大影響；而在債務(wù)比率較高時(shí)，由于經(jīng)濟(jì)爆發(fā)潛在債務(wù)危機(jī)甚至經(jīng)濟(jì)危機(jī)的風(fēng)險(xiǎn)加大，并且由于債務(wù)水平過高，極大的限制了能夠十分

其中，y 代表國民收入，c 代表消費(fèi)，i 代表投資，g 代表政府支出，r 代表利率，l 代表投資需求的利率系數(shù)，m 代表實(shí)際貨幣余額，k 代表交易和預(yù)防性動機(jī)的收入系數(shù)，h 是貨幣投機(jī)需求的利率系數(shù)。接下來本文將對IS-LM 模型進(jìn)行兩方面的拓展，以便于從財(cái)政政策乘數(shù)的視角證明“閥值”存在。

首先，對貨幣需求函數(shù)進(jìn)行拓展。在經(jīng)濟(jì)體中，不僅是居民對貨幣存在需求，經(jīng)濟(jì)體中其他部門也存在對貨幣的需求，如政府部門。政府發(fā)債進(jìn)行融資，同樣構(gòu)成社會對貨幣的需求。因此，本文在貨幣需求函數(shù)中加入政府債務(wù)因素，令消費(fèi)者對貨幣的需求和政府發(fā)債對貨幣的需求共同構(gòu)成貨幣的總需求。

經(jīng)擴(kuò)展后的貨幣需求函數(shù)為：有效的刺激經(jīng)濟(jì)復(fù)蘇的財(cái)政政策的使用空間。因此這會加劇私人部門對經(jīng)濟(jì)的憂慮，此時(shí)投資需求的利率系數(shù)很小，私人部門對經(jīng)濟(jì)預(yù)期悲觀，投資需求對利率的變化不敏感。并且從以上分析也可以看出，投資需求的利率系數(shù)與債務(wù)比率呈現(xiàn)負(fù)相關(guān)關(guān)系，即f ′(D/Y)＜0。

經(jīng)擴(kuò)展后的投資需求的利率系數(shù)函數(shù)為：

在對IS-LM 模型進(jìn)行以上兩方面的擴(kuò)展后，不考慮稅收因素，并假定政府支出的增加全部由發(fā)債資金支持，同時(shí)借鑒哈羅德—多瑪模型的思想，引入時(shí)間因素將經(jīng)典凱恩斯模型進(jìn)行動態(tài)化，提出一個(gè)新的分析政府債務(wù)與經(jīng)濟(jì)增長的理論模型，在此本文稱之為IS-LM-DG 模型，其中D 代表政府債務(wù)，G 代表經(jīng)濟(jì)增長率。具體模型形式如下：

將式(7)～式(11)化簡，可以得到IS-LM-DG 模型下的政府支出乘數(shù)：

下面本文將對該政府支出乘數(shù)進(jìn)行詳細(xì)的分析。分母部分因?yàn)閎＜1，并且lt=f(Dt/Yt)都大于零，因此dyt/dgt的符號取決于分子。當(dāng)f(Dt/Yt)＞h 時(shí)，dyt/dgt＜0；當(dāng)f(Dt/Yt)＜h 時(shí)，dyt/dgt＞0。f(Dt/Yt)是否大于h 取決于債務(wù)比率Dt/Yt的大小。當(dāng)Dt/Yt處于較低水平時(shí)，政府債務(wù)對于私人部門資金擠占并不明顯，利率處于較低水平，可供使用的財(cái)政政策空間較大，面臨的經(jīng)濟(jì)風(fēng)險(xiǎn)相對較小，私人部門投資意愿較強(qiáng)，故此時(shí)f(Dt/Yt)相對較?。徊⑶掖藭r(shí)由于居民更愿意持有現(xiàn)金，因此h 相對較大，此時(shí)f(Dt/Yt)＜h，dy/dg＞0。隨著債務(wù)比率Dt/Yt的逐漸增大，經(jīng)濟(jì)面臨的風(fēng)險(xiǎn)越來越大，私人部門的投資意愿會逐漸變?nèi)?，居民持有債券的意愿也會逐漸降低。當(dāng)Dt/Yt處于較高水平時(shí)，經(jīng)濟(jì)將面臨較高的債務(wù)風(fēng)險(xiǎn)，私人部門投資意愿較弱，故此時(shí)f(Dt/Yt)相對較大；并且此時(shí)由于居民更愿意持有債券，因此h 相對較小，此時(shí)f(Dt/Yt)＞h，dyt/dgt＜0。

綜上所述，IS-LM-DG 模型表明，在政府債務(wù)水平相對較低時(shí)，政府債務(wù)對利率的提升不明顯，由于私人部門投資意愿較強(qiáng)，并且居民的投機(jī)性需求較強(qiáng)，使得政府支出乘數(shù)為正，因此政府支出的增加，也就是政府債務(wù)的增加，對經(jīng)濟(jì)增長會有促進(jìn)作用；而隨著政府債務(wù)水平的不斷上升超過某臨界值時(shí)，由于私人部門投資意愿較弱，并且居民的投機(jī)性需求較弱，使得政府支出乘數(shù)為負(fù)，此時(shí)繼續(xù)增加政府債務(wù)將不會促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長，反而會阻礙經(jīng)濟(jì)增長。這表明，政府債務(wù)影響經(jīng)濟(jì)增長存在閥值效應(yīng)，即當(dāng)政府債務(wù)水平較低時(shí)促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長，而當(dāng)超過某一水平之后則會阻礙經(jīng)濟(jì)增長。

（二）政府債務(wù)與經(jīng)濟(jì)增長因果關(guān)系的理論分析

從經(jīng)濟(jì)學(xué)理論的角度出發(fā)，經(jīng)濟(jì)增長對政府債務(wù)水平也有影響。當(dāng)經(jīng)濟(jì)增長率較高時(shí)，政府債務(wù)水平會趨于下降，一方面是因?yàn)樨?cái)政收入增加，政府不再需要大量借債維持支出，甚至可以償還部分債務(wù)，使得政府債務(wù)/GDP 比率的“分子”減小；另一方面，經(jīng)濟(jì)增長率的提高也會使得GDP 總量增大，使得“分母”增大。以上兩個(gè)方面均會對降低債務(wù)水平有促進(jìn)作用。當(dāng)經(jīng)濟(jì)增長率較低時(shí)，政府債務(wù)水平將趨于上升。因?yàn)樵诮?jīng)濟(jì)不景氣時(shí)，政府的財(cái)政收入會因?yàn)槎愂战档投鴾p少。而且，由于失業(yè)的增加，政府的社會安全支出和轉(zhuǎn)移支付也會增加，導(dǎo)致支出加大，赤字增加，進(jìn)而使得債務(wù)水平上升。因此，政府債務(wù)與經(jīng)濟(jì)增長之間存在雙向因果關(guān)系，即不僅政府債務(wù)對經(jīng)濟(jì)增長存在影響，反過來說，經(jīng)濟(jì)增長也同樣會對政府債務(wù)水平產(chǎn)生影響。

是否存在雙向因果關(guān)系對于宏觀經(jīng)濟(jì)政策的制定也具有重要意義。尤其是在如何降低債務(wù)水平這一問題上，如果經(jīng)濟(jì)增長對政府債務(wù)水平也有影響，那就不能簡單的通過削減債務(wù)規(guī)模來達(dá)到降低政府債務(wù)水平的目的。因?yàn)橄鳒p債務(wù)規(guī)模勢必會降低經(jīng)濟(jì)增長率，而經(jīng)濟(jì)增長率的降低如果再反過來提高債務(wù)水平，那么削減債務(wù)規(guī)?？赡芫蜔o法達(dá)到提高經(jīng)濟(jì)增長率的目的。接下來本文將運(yùn)用面板數(shù)據(jù)模型和面板VAR 格蘭杰因果檢驗(yàn)方法分別對政府債務(wù)對經(jīng)濟(jì)增長是否存在閥值效應(yīng)以及兩者之間的因果關(guān)系進(jìn)行檢驗(yàn)。

四、研究設(shè)計(jì)

（一）樣本的選擇

鑒于1970 年以前個(gè)別國家數(shù)據(jù)缺失較多，為了保證數(shù)據(jù)的完整性，本文以歐元區(qū)16 個(gè)國家1970—2012 年的數(shù)據(jù)為樣本，分析政府債務(wù)/GDP 比率與經(jīng)濟(jì)增長率之間的關(guān)系。這16 個(gè)國家分別是奧地利、比利時(shí)、塞浦路斯、丹麥、芬蘭、法國、德國、希臘、愛爾蘭、意大利、盧森堡、馬耳他、荷蘭、葡萄牙、西班牙和瑞典。

（二）模型的設(shè)定與變量的定義

根據(jù)前文理論分析部分所述，政府債務(wù)對經(jīng)濟(jì)增長存在非線性影響，即當(dāng)政府債務(wù)水平相對較低時(shí)，支出乘數(shù)為正，政府債務(wù)的增加對經(jīng)濟(jì)增長具有促進(jìn)作用；而當(dāng)政府債務(wù)水平較高時(shí)，支出乘數(shù)為負(fù)，繼續(xù)增加政府債務(wù)就會對經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生阻礙作用。也就是說，政府債務(wù)對經(jīng)濟(jì)增長的影響表現(xiàn)為類二次函數(shù)效應(yīng)，因而本文在模型形式的選擇方面采用二次函數(shù)形式，以檢驗(yàn)政府債務(wù)對經(jīng)濟(jì)增長的非線性影響是否存在。

構(gòu)建的固定效應(yīng)模型如下：

其中，μi代表國家效應(yīng)，而νi代表年度效應(yīng)。

在控制變量的選擇方面，共選取了15 個(gè)控制變量的指標(biāo)。其中：1)固定資本形成總值指標(biāo)，分別選取了整體經(jīng)濟(jì)、中央政府部門以及私人部門三個(gè)口徑的固定資本形成總值，用以體現(xiàn)經(jīng)濟(jì)中的資本存量對經(jīng)濟(jì)增長的影響；2)凈貸款/借款量和周期性調(diào)節(jié)后的政府收入，以體現(xiàn)財(cái)政政策的影響；3)長期實(shí)際利率、消費(fèi)者價(jià)格指數(shù)，用以體現(xiàn)貨幣政策和價(jià)格指數(shù)的影響；4)產(chǎn)出缺口，用以捕捉經(jīng)濟(jì)體中實(shí)際產(chǎn)出與潛在產(chǎn)出的差額對經(jīng)濟(jì)增長的影響；5)人口增長率，用以體現(xiàn)人口對于經(jīng)濟(jì)增長的影響；6)儲蓄，采用政府儲蓄、私人部門儲蓄和總儲蓄三種口徑，用以衡量儲蓄水平的影響；7)全要素生產(chǎn)率，體現(xiàn)生產(chǎn)力對于經(jīng)濟(jì)增長的影響；8)開放度，用以表征該模型是在開放經(jīng)濟(jì)條件下的宏觀經(jīng)濟(jì)增長模型；9)匯率，用以體現(xiàn)匯率水平的影響；10)人均人力資本指數(shù)，用以體現(xiàn)人力資本對經(jīng)濟(jì)增長的影響。

Steinhaus（1955年）、Lloyd（1957年）、Ball&Hall（1965年）和McQueen（1967年）分別從不同的學(xué)科研究領(lǐng)域提出了K-means聚類算法，同時(shí)，McQueen總結(jié)了 Cox〔1〕、Fisher〔2〕、Sebestyen〔3〕等的研究成果，給出了K-means算法的執(zhí)行步驟，并利用數(shù)學(xué)方法進(jìn)行了理論論證。

表1 變量說明和數(shù)據(jù)來源

（三）描述性統(tǒng)計(jì)

表2 是主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)特征：歐元區(qū)16 國1970—2012 年的平均經(jīng)濟(jì)增長率達(dá)到了7.65%,，并且最小值與最大值差異很大，最低的經(jīng)濟(jì)增長率接近-20%,，而最高的經(jīng)濟(jì)增長率則超過了30%,。在政府債務(wù)水平方面，政府債務(wù)/GDP 比率的平均值為50.1%,，最高值達(dá)到了165.4%,。

表2 變量的描述性統(tǒng)計(jì)

圖1 1970—2012年歐元區(qū)各國政府債務(wù)水平情況

從國家的角度來看，在1970—2012 年這一時(shí)間區(qū)間，平均政府債務(wù)/GDP 比率最低的國家為芬蘭，只有27.2%,，最高的國家為意大利，達(dá)到了89%,，其次是比利時(shí)87.6%,、希臘70.7%,。2012 年政府債務(wù)/GDP 比率最高的國家為希臘，達(dá)到了165%,，其余政府債務(wù)/GDP 比率超過100%,的國家分別為比利時(shí)134.1%,、葡萄牙123.6%,、意大利127%,、愛爾蘭117%,。

五、實(shí)證檢驗(yàn)

本文采用stata 12.0 對模型進(jìn)行回歸分析。由于影響經(jīng)濟(jì)增長的因素較多，因此模型設(shè)定可能存在遺漏變量的問題。為了盡可能避免因遺漏變量產(chǎn)生的偏差，本文一方面在數(shù)據(jù)選取上采用面板數(shù)據(jù)，另一方面，在模型處理上通過加入盡可能多的控制變量和使用工具變量的方法來盡量避免遺漏變量對最終結(jié)果準(zhǔn)確性的影響。

（一）政府債務(wù)與經(jīng)濟(jì)增長之間非線性關(guān)系的檢驗(yàn)

1. 實(shí)證面臨的各種問題的處理

為了盡量保證回歸結(jié)果的準(zhǔn)確性，本文在實(shí)證檢驗(yàn)方面采用了以下四種方法對實(shí)證過程進(jìn)行了優(yōu)化。第一，由于極端數(shù)據(jù)可能會對回歸結(jié)果產(chǎn)生較大影響，因此本文使用winsor 命令對面板數(shù)據(jù)的極端值進(jìn)行了縮尾處理，將數(shù)據(jù)上5%,和下5%,的數(shù)據(jù)用相應(yīng)的分位數(shù)值進(jìn)行了替代，這樣可以最大限度的保存數(shù)據(jù)信息，保證回歸結(jié)果的可靠性。第二，因同一個(gè)國家不同期之間的擾動項(xiàng)一般存在自相關(guān)，而默認(rèn)的普通標(biāo)準(zhǔn)差計(jì)算方法假設(shè)擾動項(xiàng)為獨(dú)立同分布，因此普通標(biāo)準(zhǔn)差的估計(jì)并不準(zhǔn)確，本文采用聚類穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)差來進(jìn)行估計(jì)。第三，一般來說，由于政府債務(wù)具有一定的內(nèi)生性，本文采用工具變量法來解決這一問題。參考宏觀經(jīng)濟(jì)研究中的一般做法，本文使用政府債務(wù)/GDP 比率的滯后一期數(shù)據(jù)作為工具變量，運(yùn)用二階段最小二乘法(2,SLS)進(jìn)行回歸，以驗(yàn)證政府債務(wù)對經(jīng)濟(jì)增長的非線性影響。第四，在經(jīng)濟(jì)增長率數(shù)據(jù)的選擇方面，本文選擇了人均GDP 增長率、總量GDP 增長率以及人均GDP 增長率5 年迭代數(shù)據(jù)三種數(shù)據(jù)口徑。前兩者是出于測試回歸結(jié)果穩(wěn)健性的考慮，且因?yàn)槭悄甓葦?shù)據(jù)，所以可以捕捉政府債務(wù)的短期影響，而選用5 年迭代數(shù)據(jù)則是為了捕捉政府債務(wù)對經(jīng)濟(jì)增長的長期影響。

在回歸方式的選擇方面，本文使用了LSDV 法對應(yīng)該使用混合回歸模型還是固定效用模型進(jìn)行了驗(yàn)證。首先在不使用聚類穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)差回歸的前提之下，回歸結(jié)果中F檢驗(yàn)的P 值為0 表明，固定效應(yīng)模型明顯優(yōu)于混合回歸。然而，這種回歸方式由于未使用聚類穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)差，這一F 檢驗(yàn)的結(jié)果并不足夠可靠。通過進(jìn)一步使用LSDV 法，回歸結(jié)果顯示，大多數(shù)個(gè)體虛擬變量均很顯著，因此有足夠證據(jù)顯示可以拒絕“所有個(gè)體虛擬變量都為0”的原假設(shè)，即認(rèn)為存在個(gè)體效應(yīng)，不應(yīng)使用混合回歸。

另外，考慮到1991 年《馬約》的頒布以及1999 年歐元區(qū)的成立可能會對樣本國家的經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)產(chǎn)生影響，本文使用F 檢驗(yàn)來檢驗(yàn)?zāi)Ｐ偷臄?shù)據(jù)是否在1991 年及1999 年發(fā)生結(jié)構(gòu)變動。本文首先以歐元區(qū)的成立時(shí)間1999 年為斷點(diǎn)分別對整個(gè)樣本、1999年之前及之后的子樣本進(jìn)行回歸，獲得的殘差平方和分別記為e′e、e′1e1以及e′2,e2。本文的原假設(shè)H0為不存在結(jié)構(gòu)變動。在得到殘差平方和之后，顯然e′e≥e′1,e1+e′2,e2。如果H0成立，則(e′e-e′1,e1+e′2,e2)應(yīng)該比較小，但如果(e′e-e′1,e1+e′2,e2)比較大，則傾向于認(rèn)為H0不成立，即存在結(jié)構(gòu)變動。似然比檢驗(yàn)原理的F 統(tǒng)計(jì)量為：

表3 歐元區(qū)成立前后經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)變動的F檢驗(yàn)結(jié)果

經(jīng)計(jì)算，四個(gè)方程的F 值均小于F0.01(15，14)=3.66，因此無法拒絕原假設(shè)，證明了歐元區(qū)成立前后并未發(fā)生經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)的變化。同理也可以證明在1991 年《馬約》頒布前后歐元區(qū)國家也并未發(fā)生經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)的變化，限于篇幅相關(guān)計(jì)算過程省略。因此，在回歸模型中無需考慮經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)變化的因素。

2. 主要回歸結(jié)果

表4 列示了政府債務(wù)與經(jīng)濟(jì)增長之間關(guān)系的二次函數(shù)模型回歸結(jié)果。從表4 中可以看出，在對國家效應(yīng)和年度效應(yīng)進(jìn)行控制之后，在兩種經(jīng)濟(jì)增長率口徑之下，政府債務(wù)與經(jīng)濟(jì)增長之間都表現(xiàn)出了顯著的二次函數(shù)關(guān)系。在不使用工具變量的情況下，閥值水平最小值為54%,，最大值為75%,。而且，在選用不同控制變量的情況下，閥值水平和閥值區(qū)間均較為穩(wěn)健。R2均較高，顯示模型(1)～(4)的解釋力較強(qiáng)。

為了解決政府債務(wù)的內(nèi)生性問題，同時(shí)也是為了對模型進(jìn)一步進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，模型(5)～(7)使用工具變量法對政府債務(wù)與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系進(jìn)行進(jìn)一步的檢驗(yàn)。模型(5)～(7)回歸結(jié)果顯示，使用滯后一期政府債務(wù)/GDP 比率作為工具變量之后，回歸結(jié)果也較為顯著，而且在選用不同控制變量的情況下，主要解釋變量以及關(guān)鍵控制變量的顯著性水平均維持在較高水平，顯示政府債務(wù)與經(jīng)濟(jì)增長之間存在顯著并且穩(wěn)健的二次函數(shù)關(guān)系。

表4 模型回歸結(jié)果

表5 的估計(jì)結(jié)果顯示，在使用工具變量的情況下，模型(5)～(7)主要變量的系數(shù)也較為顯著，債務(wù)閥值水平最低為76%,，最高為78%,。債務(wù)閥值和置信區(qū)間均較為穩(wěn)定，顯示模型結(jié)果較為穩(wěn)健。

總的來說，所有模型的回歸結(jié)果均表明，在樣本區(qū)間內(nèi)歐元區(qū)16 國的政府債務(wù)與經(jīng)濟(jì)增長之間存在顯著的二次函數(shù)關(guān)系，并且這一閥值水平約為54%,～78%,。這意味著從平均來看，當(dāng)政府債務(wù)/GDP 比率超過78%,時(shí)，政府債務(wù)將會對經(jīng)濟(jì)增長有負(fù)面影響。從2012 年年底歐元區(qū)各國的債務(wù)數(shù)據(jù)來看，如果以最高債務(wù)閥值水平78%,為基準(zhǔn)，則包括法國、比利時(shí)、愛爾蘭、葡萄牙、意大利、希臘、西班牙、德國；而如果以最低閥值水平54%,來衡量，則還包括塞浦路斯、澳大利亞、馬耳他、荷蘭。

表5 面板數(shù)據(jù)工具變量回歸結(jié)果

（二）政府債務(wù)與經(jīng)濟(jì)增長之間因果關(guān)系檢驗(yàn)

經(jīng)濟(jì)研究的核心問題之一是判斷變量之間的因果關(guān)系，而格蘭杰因果檢驗(yàn)法就是一種普遍采用的檢驗(yàn)因果關(guān)系的方法。對于嚴(yán)格平穩(wěn)的二元時(shí)間序列過程(Xt，Yt)，如果X 的過去和現(xiàn)在只包含Y 的將來的信息，則Xt是Yt的格蘭杰原因。雖然傳統(tǒng)的格蘭杰因果檢驗(yàn)法得到了廣泛的應(yīng)用，但也存在自身的局限性，其中之一就是無法處理具有時(shí)間和個(gè)體雙重維度的面板數(shù)據(jù)。Venet 和Hurlin(2001)對面板數(shù)據(jù)的格蘭杰因果檢驗(yàn)進(jìn)行了較為系統(tǒng)的研究，提出了檢驗(yàn)的四個(gè)前提假設(shè)。隨后Hurlin(2004)提出了一個(gè)面板數(shù)據(jù)格蘭杰因果檢驗(yàn)的方法。Love 和Zicchino(2006)又根據(jù)上述方法編寫了基于stata 軟件的PVAR 程序，用于研究金融發(fā)展和投資行為之間的關(guān)系。然而，由于面板數(shù)據(jù)的格蘭杰因果檢驗(yàn)?zāi)Ｐ洼^為復(fù)雜，在參數(shù)估計(jì)和假設(shè)檢驗(yàn)方面都存在較大困難，近來并沒有取得較大的進(jìn)展，再加上這種方法牽涉到復(fù)雜的數(shù)學(xué)問題，還沒有成熟的軟件可供使用，需要編寫專門的程序，運(yùn)用面板數(shù)據(jù)格蘭杰因果檢驗(yàn)方法進(jìn)行研究的文獻(xiàn)相對較少。

需要指出的是，面板數(shù)據(jù)格蘭杰因果檢驗(yàn)方法與傳統(tǒng)的基于時(shí)間序列的格蘭杰因果檢驗(yàn)方法類似，也是基于數(shù)據(jù)的時(shí)間序列特征，并且檢驗(yàn)的是線性因果關(guān)系。但是，前文得出政府債務(wù)與經(jīng)濟(jì)增長之間存在非線性關(guān)系與后文基于線性假設(shè)的面板數(shù)據(jù)格蘭杰因果檢驗(yàn)方法并不矛盾。因?yàn)榍拔幕诿姘鍞?shù)據(jù)研究得出的非線性關(guān)系并非基于時(shí)間序列，而是基于數(shù)據(jù)自身的特征得出。也就是說，非線性關(guān)系并非指的是在數(shù)據(jù)的時(shí)間序列上存在某一個(gè)斷點(diǎn)使得前后數(shù)據(jù)之間存在某種結(jié)構(gòu)上的變化，而指的是政府債務(wù)/GDP 比率自身存在一個(gè)閥值水平，在閥值前后存在著經(jīng)濟(jì)機(jī)理上的變化，因此雖然前文得出了兩者之間存在非線性關(guān)系，但是仍然可以使用面板數(shù)據(jù)格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)的方法，Diks 和Panchenko(2006)提出的專門針對時(shí)間序列特征的非線性格蘭杰因果檢驗(yàn)方法并不適用。

據(jù)此前多項(xiàng)研究結(jié)果顯示，長期實(shí)際利率在政府債務(wù)與經(jīng)濟(jì)增長之間有重要作用(如Woo and Kumar(2010)、Schclarek(2004)等)，因此本文引入長期實(shí)際利率與政府債務(wù)水平及經(jīng)濟(jì)增長率組成面板VAR 系統(tǒng)對三者之間的關(guān)系進(jìn)行格蘭杰因果檢驗(yàn)。在進(jìn)行格蘭杰因果檢驗(yàn)之前，必須對面板數(shù)據(jù)進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。本文采用Levin-Lin-Chu 方法對相關(guān)變量進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。經(jīng)檢驗(yàn)，政府債務(wù)的數(shù)據(jù)及長期實(shí)際利率的數(shù)據(jù)為非平穩(wěn)序列，但經(jīng)一階差分后平穩(wěn)；經(jīng)濟(jì)增長率的數(shù)據(jù)本身即為平穩(wěn)序列，無需調(diào)整。變量的平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果如表6 所示。

對變量進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)之后，在正式估計(jì)面板VAR 模型之前，必須確定模型的滯后階數(shù)。根據(jù)施瓦茨信息準(zhǔn)則和赤池信息準(zhǔn)則，本文選用滯后三階模型：

由于本文模型中包含時(shí)間效應(yīng)和個(gè)體效應(yīng)，所以在估計(jì)時(shí)首先運(yùn)用橫截面上的均值差分去掉時(shí)間效應(yīng)，繼而采用Arellano 和 Bover(1995)建議的“前向均值差分法”去除固定效應(yīng)，隨后采用面板向量自回歸模型——系統(tǒng)廣義矩陣估計(jì)方法(系統(tǒng)GMM)獲得系數(shù)A、B、C 的一致估計(jì)量。其具體估計(jì)結(jié)果如表7 所示。

表6 變量的單位根檢驗(yàn)結(jié)果

表7 估計(jì)結(jié)果顯示，滯后一期經(jīng)濟(jì)增長率對政府債務(wù)水平增量在1%,的顯著性水平上有顯著的負(fù)效應(yīng)，即經(jīng)濟(jì)增長率對于政府債務(wù)水平的降低具有顯著的促進(jìn)作用；而滯后二期的政府債務(wù)水平則在10%,的顯著性水平上對經(jīng)濟(jì)增長率有顯著的正效應(yīng)，即政府債務(wù)水平對于經(jīng)濟(jì)增長率的提升也具有促進(jìn)作用。并且值得注意的是，經(jīng)濟(jì)增長率對于政府債務(wù)水平的降低要比政府債務(wù)對于經(jīng)濟(jì)增長率的提升效果更為顯著。以上結(jié)果表明，政府債務(wù)與經(jīng)濟(jì)增長之間存在雙向因果關(guān)系，經(jīng)濟(jì)增長率的提升對于債務(wù)水平的降低有顯著的作用，而政府債務(wù)對經(jīng)濟(jì)增長也有顯著的效果。

此外，估計(jì)結(jié)果也顯示，長期實(shí)際利率在政府債務(wù)與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系中也具有重要作用。長期實(shí)際利率的滯后一、二、三期均對政府債務(wù)水平具有顯著的正向促進(jìn)作用，表明長期實(shí)際利率的提升會提高一國的債務(wù)水平。長期實(shí)際利率的滯后一、三期也對經(jīng)濟(jì)增長率有負(fù)向的阻礙作用，顯示長期實(shí)際利率的提升會降低經(jīng)濟(jì)增長率。

表8 中面板VAR 格蘭杰因果檢驗(yàn)綜合估計(jì)結(jié)果也顯示，在5%,的顯著性水平上，經(jīng)濟(jì)增長率的滯后期對于政府債務(wù)水平的當(dāng)期有顯著的影響，即經(jīng)濟(jì)增長率是政府債務(wù)水平的格蘭杰因；而政府債務(wù)水平的滯后期對于經(jīng)濟(jì)增長率的當(dāng)期也有顯著影響，說明政府債務(wù)水平是經(jīng)濟(jì)增長率的格蘭杰因。而且，長期實(shí)際利率也是政府債務(wù)水平的格蘭杰因。綜上所述，以上結(jié)果支持政府債務(wù)與經(jīng)濟(jì)增長之間存在顯著的穩(wěn)定的雙向因果關(guān)系。

雙向因果關(guān)系的存在具有較強(qiáng)的政策含義，即由于政府債務(wù)與經(jīng)濟(jì)增長之間互為因果，不能簡單的通過高稅率或者減少政府支出等各種緊縮政策削減政府債務(wù)的絕對規(guī)模降低政府債務(wù)水平。因?yàn)橄鳒p債務(wù)同樣會對經(jīng)濟(jì)增長率產(chǎn)生影響，如果GDP 的下降速度快于政府債務(wù)的下降速度，那么結(jié)果將有可能是，雖然政府債務(wù)的絕對規(guī)模下降了，但是政府債務(wù)水平反而提升了。這種情況極容易在政府債務(wù)水平較高且財(cái)政政

策乘數(shù)較大的國家出現(xiàn)。歐元區(qū)的政策實(shí)踐表明，僅僅通過削減債務(wù)規(guī)模來達(dá)到促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的目的，不僅不能夠促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長，反而會適得其反。因此，在經(jīng)濟(jì)蕭條時(shí)期，由于財(cái)政政策乘數(shù)較大，更應(yīng)該采用擴(kuò)張性的財(cái)政政策刺激經(jīng)濟(jì)復(fù)蘇，凱恩斯主義仍然有效。雖然在短時(shí)間內(nèi)政府債務(wù)的絕對水平會出現(xiàn)一定的上升，但是經(jīng)濟(jì)增長率提高的幅度會更大，反而有利于政府債務(wù)水平的降低，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)復(fù)蘇，實(shí)現(xiàn)良性循環(huán)。

表7 面板VAR格蘭杰因果檢驗(yàn)結(jié)果1

表8 面板VAR格蘭杰因果檢驗(yàn)結(jié)果2

六、結(jié)論及政策建議

本文以歐元區(qū)16 國1970—2012 年的經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)為樣本研究政府債務(wù)與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系，證明了政府債務(wù)對經(jīng)濟(jì)增長的影響存在閥值效應(yīng)，并且這一閥值水平約為54%,～78%,。此外，在因果關(guān)系方面，政府債務(wù)與經(jīng)濟(jì)增長之間存在雙向因果關(guān)系，即不僅政府債務(wù)水平對經(jīng)濟(jì)增長率存在影響，反過來說，經(jīng)濟(jì)增長率也同樣會對政府債務(wù)水平產(chǎn)生影響。同時(shí)，長期實(shí)際利率的提升對于政府債務(wù)水平的提升以及經(jīng)濟(jì)增長率的下降均具有重要作用。

政策建議方面，首先，鑒于政府債務(wù)對經(jīng)濟(jì)增長存在閥值效應(yīng)，從長期來看，必須要對政府債務(wù)規(guī)模進(jìn)行嚴(yán)格的控制，避免因?yàn)槌^閥值水平而使得政府債務(wù)對經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生負(fù)面影響。其次，鑒于雙向因果關(guān)系的存在，在短期內(nèi)實(shí)行緊縮政策對經(jīng)濟(jì)的負(fù)面影響較大，單純依靠財(cái)政緊縮無法達(dá)到降低債務(wù)水平的目的，甚至可能加劇衰退。最后，考慮到長期實(shí)際利率在政府債務(wù)與經(jīng)濟(jì)增長之間關(guān)系中的重要作用，必須同時(shí)配套相應(yīng)的貨幣政策，以抵消長期實(shí)際利率水平的提升對于政府債務(wù)水平的提升以及經(jīng)濟(jì)增長率的下降所帶來的負(fù)面影響。

本文的結(jié)論有力的解釋了為什么歐元區(qū)國家按照“閥值論”的政策建議實(shí)行緊縮政策降低債務(wù)水平最終卻陷入了進(jìn)一步的衰退?！伴y值論”本身并沒有錯(cuò)誤，而是學(xué)術(shù)界和政策制定者們錯(cuò)誤的理解了它的政策含義，將一項(xiàng)“長期”的債務(wù)政策應(yīng)用在了短期，導(dǎo)致了政策出現(xiàn)偏誤?！伴y值論”成立并不意味著在短期內(nèi)要大幅削減債務(wù)，因?yàn)檎畟鶆?wù)與經(jīng)濟(jì)增長之間雙向因果關(guān)系的存在，在財(cái)政緊縮的同時(shí)也會伴隨著GDP 的下降，反過來又會導(dǎo)致債務(wù)水平升高，最終可能會陷入越緊縮債務(wù)水平越高經(jīng)濟(jì)增長率越低的惡性循環(huán)，這也是當(dāng)前歐元區(qū)發(fā)生債務(wù)危機(jī)的國家陷入的困境。因此，“閥值論”更深層的政策含義是在長期內(nèi)政府要控制其債務(wù)水平在閥值水平以下，避免危害經(jīng)濟(jì)增長，而不是在短期大幅削減債務(wù)。本文的研究結(jié)論既較好的解釋了為什么歐元區(qū)會陷入當(dāng)前的經(jīng)濟(jì)困境，同時(shí)也為歐元區(qū)國家放棄緊縮政策并重新采用擴(kuò)張性政策降低債務(wù)水平以促進(jìn)經(jīng)濟(jì)復(fù)蘇提供了新的證據(jù)。

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