基于全口徑債務(wù)量的我國政府債務(wù)對經(jīng)濟增長的影響研究

江光輝，王剛貞，汪玉兵

基于全口徑債務(wù)量的我國政府債務(wù)對經(jīng)濟增長的影響研究

江光輝，王剛貞，汪玉兵

充分考慮中央政府發(fā)行的債務(wù)以及地方政府的或有債務(wù)和隱性債務(wù)，根據(jù)審計署的統(tǒng)計口徑，基于1986—2014年我國政府的全口徑債務(wù)規(guī)模數(shù)據(jù)，利用協(xié)整檢驗、格蘭杰因果檢驗、向量自回歸模型以及脈沖響應(yīng)分析等方法，對全口徑政府債務(wù)存量與經(jīng)濟增長的關(guān)系進行動態(tài)計量分析。結(jié)果表明：（1）全口徑政府債務(wù)存量與經(jīng)濟增長之間存在長期動態(tài)均衡關(guān)系，全口徑政府債務(wù)是GDP變動的格蘭杰原因。（2）經(jīng)濟增長的正沖擊會帶來全口徑政府債務(wù)的短期擴張，全口徑政府債務(wù)存量的正沖擊長期內(nèi)對經(jīng)濟增長具有明顯的驅(qū)動作用，前期反應(yīng)較平緩，后期的反應(yīng)程度逐漸增強，最后使GDP在一個較高的水平上重新回歸均衡。

全口徑政府債務(wù)；經(jīng)濟增長；向量自回歸模型；脈沖響應(yīng)；方差分解

當研究我國政府債務(wù)存量時，通常只涉及到中央政府名義發(fā)行的債務(wù)，因為原《預(yù)算法》規(guī)定地方政府不得借債，地方各級財政預(yù)算均量入為出，不列赤字，維持收支平衡，從而忽略了地方債務(wù)存量，但這并不能準確衡量我國的政府債務(wù)規(guī)模。然而，在現(xiàn)實情況下，地方政府在相關(guān)法律允許或國務(wù)院特殊規(guī)定的情況下也可以發(fā)行地方政府債券，更是不乏有地方政府繞過法律規(guī)定發(fā)行地方債的情形。自1994年我國正式實施分稅制改革以來，隨著政府債務(wù)規(guī)模的不斷擴大，地方債務(wù)存量也在不斷增加，對經(jīng)濟增長的影響也逐漸增大，其在應(yīng)對危機和促進地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展的過程中發(fā)揮了重要作用，成為研究我國政府債務(wù)時不可忽略的一個重要因素。

梳理國內(nèi)外學者關(guān)于政府債務(wù)對經(jīng)濟增長影響的研究，無論是從理論研究還是實證研究上來說都尚未達成一致性意見，仍然存在很多分歧，總體來看可以歸結(jié)為3類。第1類學者認為，政府債務(wù)對經(jīng)濟增長呈負相關(guān)關(guān)系，較高水平的政府債務(wù)會集中過多資本從而擠占私人投資，通過影響稅收、利率和通貨膨脹來阻礙經(jīng)濟增長。D.Cohen在研究中發(fā)現(xiàn)，政府債務(wù)本息總額與名義GDP之比每上升1%將會對投資率帶來0.3%的下降，導致社會私人投資的銳減，進而使得社會經(jīng)濟增長率下降［1］。R.Dombusch認為政府在負債增加時，會調(diào)控通脹水平，通過通貨膨脹所帶來的貨幣賠值收益進行債務(wù)償還，然而通貨膨脹率的提高又會促使價格上漲，從而導致消費減少，生產(chǎn)下降，最終帶來經(jīng)濟增長速度的下滑［2］。第2類學者強調(diào)政府債務(wù)對宏觀經(jīng)濟的積極作用，認為政府通過借債集中閑置資本進行投資有利于提高投資效率，從而促進經(jīng)濟增長。R.Siddiqiai等人以越南、印度尼西亞等發(fā)展中國家的數(shù)據(jù)為例，進行實證分析得出結(jié)論：一國債務(wù)率與經(jīng)濟增長率之間呈顯著的正相關(guān)關(guān)系［3］。U.Panizza等人認為政府舉債或?qū)嵤┴斦嘧终邔o論是短期產(chǎn)出還是長期產(chǎn)出都有積極的影響［4］。朱文蔚等人在分析政府債務(wù)影響經(jīng)濟增長的機理后，通過比較我國30個省市的政府債務(wù)規(guī)模以及GDP的增長速度，認為政府舉債對于促進區(qū)域經(jīng)濟增長產(chǎn)生了積極作用［5］。第3類學者研究發(fā)現(xiàn)政府債務(wù)對經(jīng)濟增長存在非線性影響，在政府發(fā)行債務(wù)的初期，隨著政府債務(wù)存量的增加，其對經(jīng)濟增長有著較強的促進作用；而當達到峰值之后，若政府繼續(xù)增加債務(wù)存量，其對經(jīng)濟增長的促進效應(yīng)將逐漸減弱，最終甚至出現(xiàn)負效應(yīng)。史朝陽分別選取我國東、中、西部地區(qū)的數(shù)據(jù)進行理論與實證分析，他將區(qū)域劃按市場發(fā)育程度分為2類。其中，東部地區(qū)市場化程度較高，其地方債務(wù)規(guī)模與經(jīng)濟增長之間呈現(xiàn)一種倒U型關(guān)系；而中、西部地區(qū)的市場化程度相對較低，其地方政府債務(wù)規(guī)模與經(jīng)濟增長之間呈現(xiàn)單調(diào)的線性關(guān)系［6］。林嘉興通過分位數(shù)回歸發(fā)現(xiàn)，在經(jīng)濟轉(zhuǎn)型期，我國的政府債務(wù)規(guī)模與經(jīng)濟增長之間存在著非線性關(guān)系，適當?shù)恼畟鶆?wù)規(guī)模對經(jīng)濟增長有著顯著的正向促進作用，但過高的政府債務(wù)存量對經(jīng)濟增長的促進作用并不顯著［7］。劉洪鐘等人基于61個國家1980—2009年的國債面板數(shù)據(jù)，采用系統(tǒng)GMM方法對政府債務(wù)與經(jīng)濟增長之間的關(guān)系進行了實證檢驗，發(fā)現(xiàn)政府債務(wù)與經(jīng)濟增長之間存在著非線性（倒U型）關(guān)系，這種關(guān)系普遍存在于發(fā)達國家和發(fā)展中國家［8］。

由于地方債務(wù)規(guī)模測度等方面的原因，包含我國中央債務(wù)和地方債務(wù)的全口徑政府債務(wù)量對經(jīng)濟增長影響的研究相對較少，大部分學者的研究都是僅就中央債務(wù)或地方債務(wù)的單一口徑來分析，無法真實反映我國政府債務(wù)與經(jīng)濟增長之間的關(guān)系。有鑒于此，我們基于中央政府債務(wù)存量和地方債務(wù)存量的加總，即全口徑債務(wù)存量，來分析我國政府債務(wù)與經(jīng)濟增長之間的動態(tài)關(guān)系。與已有研究相比，我們的創(chuàng)新之處在于：第一，基于全口徑債務(wù)量的我國政府債務(wù)數(shù)據(jù)更加合理，能全面科學地度量我國當前實際政府債務(wù)規(guī)模。國內(nèi)已有研究所利用的數(shù)據(jù)存在較大的缺陷，即集中于國債存量的規(guī)模估算，而忽視了地方債務(wù)存量，不能很好衡量我國政府實際債務(wù)率水平。第二，能客觀真實地反映政府債務(wù)與經(jīng)濟增長之間的動態(tài)關(guān)系。國外已有研究對政府債務(wù)與經(jīng)濟增長的關(guān)系做出的理論解釋，使用別國債務(wù)數(shù)據(jù)進行實證研究得出的結(jié)論，與我國實際情況相比可能存在較大差異，對于轉(zhuǎn)型期的中國來說，不能合理地解釋我國政府債務(wù)與經(jīng)濟增長的關(guān)系。

一、指標選取、數(shù)據(jù)描述及模型構(gòu)建

（一）指標選取、數(shù)據(jù)描述

我們采用1986—2014年我國國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）的年度數(shù)據(jù)來量化經(jīng)濟增長，數(shù)據(jù)均來源于《中國統(tǒng)計年鑒》，數(shù)據(jù)跨度為29年?？紤]到價格因素的影響，這里擬采用GDP平減指數(shù)來消除歷年GDP數(shù)據(jù)中的價格因素，以1986年為基期。

對于全口徑債務(wù)存量的估算，我們借鑒王立勇在《基于全口徑政府債務(wù)率數(shù)據(jù)的我國最優(yōu)債務(wù)率估算》一文中所使用的方法，充分考慮中央和地方政府隱性債務(wù)和或有債務(wù)，利用中央政府債務(wù)存量和地方政府債務(wù)存量的加總來詳細測算了1986—2014年我國政府的全口徑債務(wù)規(guī)模 （1994年分稅制改革之前的地方政府債務(wù)規(guī)模忽略不計），并采用居民消費指數(shù)來消除歷年全口徑政府債務(wù)存量數(shù)據(jù)中的價格因素［9］。最后，對所有數(shù)據(jù)取對數(shù)形式以消除異方差性，該處理不影響后文的實證部分。

（二）模型構(gòu)建

根據(jù)上述全口徑債務(wù)存量的數(shù)據(jù)，考察以1986年為基期的我國1986—2014年全口徑政府債務(wù)率。自1986年以來，我國全口徑政府債務(wù)率不斷攀升。特別是1994年我國實施分稅改革之后，由于地方債務(wù)規(guī)模突然擴大，增長速度加快，我國全口徑政府債務(wù)率的漲幅大幅增加。伴隨著1998年我國實施較大規(guī)模的擴張性財政政策，政府債務(wù)進入迅速增長階段，直到2014年債務(wù)率達到55%的最高點。但根據(jù)1992年歐洲制定的《馬斯特里赫特條約》中規(guī)定的赤字率3%和債務(wù)率60%的財政風險控制標準，我國全口徑政府債務(wù)率雖然逐年大幅攀升，但仍未超過60%的警戒線，也就是未達到國內(nèi)外學者研究普遍認為的政府債務(wù)對經(jīng)濟增長影響的閾值，仍然處于43%～63%的這個最優(yōu)債務(wù)比率之間［10］。故而，基于現(xiàn)階段的我國國情，為便于研究，可以簡化地認為，我國全口徑政府債務(wù)存量對經(jīng)濟增長的影響呈線性關(guān)系。

我們采用C-D生產(chǎn)函數(shù)的拓展形式：

Y=ALαKβDγ

式中：Y代表經(jīng)濟增長；A代表技術(shù)進步；L代表勞動力投入；K代表資本投入；D代表全口徑政府債務(wù)存量；α、β和γ為要素的影響系數(shù)。

我們主要考察全口徑政府債務(wù)（D）與經(jīng)濟增長（Y）的關(guān)系，假設(shè)技術(shù)進步（A）不變，那么原函數(shù)兩邊取對數(shù)可得到如下的簡化模型：

lnGDP=φ+γlnD+ε

式中：φ為常數(shù)項；γ為全口徑政府債務(wù)存量的影響系數(shù)；ε為誤差項，可以簡化衡量勞動投入（L）和資本投入（K）對經(jīng)濟增長的影響。

二、全口徑政府債務(wù)與經(jīng)濟增長關(guān)系的實證研究

本部分在前文分析的基礎(chǔ)上，對所選數(shù)據(jù)進行處理和統(tǒng)計檢驗，并通過計量軟件構(gòu)建向量自回歸（VAR）模型，最后在已構(gòu)建的VAR模型基礎(chǔ)上，通過脈沖響應(yīng)分析及方差分解，進一步描述全口徑政府債務(wù)與經(jīng)濟增長的動態(tài)變化關(guān)系。

（一）協(xié)整關(guān)系的建立與檢驗

1.相關(guān)性分析

根據(jù)所搜集到的統(tǒng)計數(shù)據(jù)整理，可以看出1986—2014年我國都呈現(xiàn)了“J”型的增長軌跡，實際GDP的增長路徑處于較高水平，全口徑政府債務(wù)存量的增長軌跡處于較低水平，且增長趨勢相同。全口徑政府債務(wù)存量和GDP之間具有較強的相關(guān)性，2個變量的相關(guān)系數(shù)為0.986 312，故而可以認為我國全口徑政府債務(wù)存量和GDP之間存在十分緊密的依存關(guān)系。

2.ADF單位根檢驗

我們使用ADF單位根檢驗來確定時間序列中各個變量的平穩(wěn)性，結(jié)果見表1。

從表1可以看出，在10%的顯著性水平下，lnGDP 和lnD的ADF單位根檢驗值均大于其臨界值，故兩變量的時間序列是非平穩(wěn)的，而在對兩者進行一階差分后，即ΔlnGDP和ΔlnD的ADF單位根檢驗值在10%的顯著性水平下均小于其臨界值，故序列l(wèi)nGDP 和lnD是一階單整的，兩者的線性組合可能具有長期穩(wěn)定關(guān)系，接下來進行協(xié)整關(guān)系分析。

3.協(xié)整關(guān)系分析

首先，用OLS法對上述2個經(jīng)濟變量進行線性回歸，得到DW值為0.423 895，在1%的顯著性水平上查n=29，k=2的DW統(tǒng)計表，DL=1.054，DU=1.331， 0＜DW=0.423 895＜1.27，發(fā)現(xiàn)回歸模型存在正相關(guān)性，故而可利用廣義差分法消除模型的自相關(guān)性，模型調(diào)整后檢驗結(jié)果見表2。

可以發(fā)現(xiàn)，在1%的顯著性水平上有DU＜DW= 1.504 466＜4-DU，故調(diào)整后的模型不存在自相關(guān)性，且調(diào)整后的可決系數(shù)R2=0.876 127，說明調(diào)整后模型擬合優(yōu)度較高，可以較好地解釋經(jīng)濟變量之間的關(guān)系。

再進行協(xié)整檢驗，殘差序列（E）一階差分后的ADF單位根檢驗值小于1%水平的臨界值，表明其不存在單位根，是平穩(wěn)序列，故而上述2個經(jīng)濟變量之間存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。

4.格蘭杰因果檢驗

對于上述2個經(jīng)濟變量之間是否構(gòu)成因果關(guān)系，需要進一步進行格蘭杰因果檢驗，結(jié)果見表3。

表1　各變量的ADF單位根檢驗結(jié)果

表2　調(diào)整后的模型檢驗結(jié)果

表3　格蘭杰因果檢驗結(jié)果

給定5%的顯著性水平，對于2個原假設(shè)，F(xiàn)統(tǒng)計量的相伴概率呈現(xiàn)出2個不同的結(jié)果。從表3中可以發(fā)現(xiàn)，由于0.564 0＞0.05，故接受lnGDP不是lnD的格蘭杰原因的假設(shè)，即經(jīng)濟增長不是全口徑政府債務(wù)變動的格蘭杰原因。同時，由于0.031 0＜0.05，故拒絕lnGDP不是lnD的格蘭杰原因假設(shè)，即全口徑政府債務(wù)是經(jīng)濟增長變動的格蘭杰原因。

綜上所述，可以得到全口徑政府債務(wù)存量和經(jīng)濟增長之間的一階滯后廣義差分模型為：

lnGDP=1.242 136+0.491 363lnD+0.799 945AR

模型表示，全口徑政府債務(wù)存量每增加1%，將促進我國GDP增長約為0.5%。故而可以認為，在債務(wù)率60%這個財政風險控制的標準以內(nèi)，適當增加全口徑政府債務(wù)存量能夠通過消費和投資有效拉動我國經(jīng)濟增長，而經(jīng)濟增長又能促使政府擴大債務(wù)規(guī)模，從而帶來新一輪的經(jīng)濟增長。

（二）VAR模型的建立與檢驗

由于lnGDP和lnD這2個變量通過了上述統(tǒng)計檢驗，且2個經(jīng)濟變量之間存在協(xié)整關(guān)系，因此，可以進一步建立兩變量序列的VAR模型。根據(jù)SC信息準則、AIC信息準則與HQ信息準則以及所選取數(shù)據(jù)指標的時限性，確定VAR模型的最大滯后階數(shù)為2階，結(jié)合2階滯后VAR模型的穩(wěn)定性檢驗，所有的單位根都落在單位根圓內(nèi)。

故所設(shè)定的VAR模型滿足狀態(tài)穩(wěn)定性條件，具體形式如下：

2個方程調(diào)整后的可決系數(shù)均在0.99以上，說明2個方程都能較好地解釋變量之間的線性關(guān)系。而根據(jù)AIC信息準則 （-1.303 176＞-3.766 947）、SC信息準則 （-1.063 207＞-3.526 977）及對數(shù)似然值（22.592 88＜55.853 78）來判斷，方程（2）均優(yōu)于方程（1），故方程VAR（2）能更好地體現(xiàn)lnGDP和lnD這2個變量之間的動態(tài)均衡關(guān)系，這也再一次證明了全口徑政府債務(wù)存量的變動是我國經(jīng)濟增長的動力。

（三）脈沖響應(yīng)分析

為進一步描述2個經(jīng)濟變量對不同沖擊的動態(tài)反應(yīng)程度以及動態(tài)均衡的重新建立過程，在已建立的VAR（2）模型的基礎(chǔ)上，對全口徑政府債務(wù)與經(jīng)濟增長進行脈沖響應(yīng)分析。結(jié)果表明，序列l(wèi)nD與序列l(wèi)nGDP對自身沖擊的反應(yīng)都較為敏感，在當期的反應(yīng)程度最大，經(jīng)過短期波動之后逐漸回歸初始的均衡水平。而在本期給GDP一個正向沖擊后，全口徑政府債務(wù)存量在短期內(nèi)較快攀升，在第6期達到了最大值后，基本上維持在不變的水平上，表明短期內(nèi)經(jīng)濟增長的沖擊會直接帶來全口徑政府債務(wù)規(guī)模的擴張，使政府債務(wù)規(guī)模上升至一個較高的水平。當在本期給全口徑政府債務(wù)存量一個正向沖擊后，GDP在長期內(nèi)呈現(xiàn)出緩慢上升的趨勢，在第8期達到最大值后，基本上維持在均衡的水平上，表明全口徑政府債務(wù)存量的一個正沖擊在長期內(nèi)對經(jīng)濟增長具有明顯的驅(qū)動作用，前期反應(yīng)較平緩，后期的反應(yīng)程度逐漸增強，最后能使GDP在一個較高的水平上重新回歸均衡。

（四）方差分解

方差分解是通過分析每一個結(jié)構(gòu)沖擊對內(nèi)生變量變化的貢獻程度，進一步評價不同結(jié)構(gòu)沖擊的重要性，以得出對VAR模型中的變量產(chǎn)生影響的每個隨機擾動的相對重要性的信息。在已建立的VAR（2）模型的基礎(chǔ)上進行方差分解，結(jié)果見表4。

表4　lnGDP與lnD序列方差分解結(jié)果

由表4可知，首先，lnGDP序列的隨機沖擊當期直接影響其自身序列，且通過當期的影響向后傳遞，lnGDP對自身的影響始終保持著很高的貢獻度（50%以上），可見初始的經(jīng)濟增長可能會較長時間地保持著一定的增長速度。lnD對lnGDP序列的影響從當期開始，貢獻度逐漸提高，對經(jīng)濟增長的促進效果日益明顯，其貢獻度到第12期已接近50%，說明全口徑政府債務(wù)對經(jīng)濟增長的長期貢獻度較大。其次，lnD對自身的貢獻度也較高，至第12期仍保持著78%以上的貢獻度，說明初始的全口徑政府債務(wù)存量的變動可能會長時間地保持影響。但lnGDP對lnD的貢獻度較小，不及l(fā)nD對lnGDP的貢獻度大，這與之前的檢驗結(jié)果相符。從長期來看，全口徑政府債務(wù)存量對經(jīng)濟增長的促進作用更為明顯。

三、結(jié)論與啟示

我們利用中央政府債務(wù)存量和地方政府債務(wù)存量的加總來測算得到我國政府的全口徑債務(wù)規(guī)模，基于1986—2014年我國政府的全口徑債務(wù)規(guī)模數(shù)據(jù)，對全口徑政府債務(wù)存量與GDP的關(guān)系進行動態(tài)計量分析，得出以下結(jié)論：第一，全口徑政府債務(wù)存量與經(jīng)濟增長之間存在長期動態(tài)均衡關(guān)系，全口徑政府債務(wù)存量每增加1%，將促進我國GDP增長約0.5%，全口徑政府債務(wù)存量是GDP變動的格蘭杰原因。第二，經(jīng)濟增長的正向沖擊會直接帶來全口徑政府債務(wù)的短期擴張；而全口徑政府債務(wù)存量的正向沖擊在長期內(nèi)對經(jīng)濟增長具有明顯的驅(qū)動作用，前期反應(yīng)較平緩，后期的反應(yīng)程度逐漸增強，最后能使GDP在一個較高的水平上重新回歸均衡。

雖然政府債務(wù)與經(jīng)濟增長的關(guān)系在學界仍存在很大爭議，但基于全口徑政府債務(wù)數(shù)據(jù)的實證分析顯示，現(xiàn)階段我國政府債務(wù)與經(jīng)濟增長之間存在明顯的正相關(guān)關(guān)系，在不觸及政府債務(wù)閾值的前提下，全口徑政府債務(wù)規(guī)模的適當擴張對于拉動經(jīng)濟的增長發(fā)揮了重要作用。盡管如此，我國仍需警惕與防范政府債務(wù)風險。近年來我國政府債務(wù)，尤其是地方政府債務(wù)的增長速度非?？?，債務(wù)結(jié)構(gòu)存在較大問題，特別是地方政府融資平臺存在著諸多不規(guī)范，如果不加以限制和管理，可能會累積更大的債務(wù)風險，對經(jīng)濟增長產(chǎn)生不利影響。由于數(shù)據(jù)的可得性問題和相關(guān)理論的欠缺，我們尚未考慮到我國東部地區(qū)與西部地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展的不平衡，就我國不同區(qū)域地方債務(wù)規(guī)模的異質(zhì)性作進一步的研究。同時，未能通過對比分析經(jīng)濟發(fā)展差異巨大的我國東部地區(qū)與西部地區(qū)地方債務(wù)水平，從區(qū)域經(jīng)濟均衡發(fā)展的角度把握現(xiàn)階段我國政府債務(wù)問題，未來還需要作更多、更深入的研究。

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（編輯：唐龍）

F810.5

A

1673-1999（2016）06-0033-05

江光輝（1993-），男，安徽財經(jīng)大學（安徽蚌埠 233030）2015級金融學院碩士研究生，研究方向為農(nóng)村金融；王剛貞（1978-），女，博士，碩士生導師，安徽財經(jīng)大學金融學院教授，研究方向為農(nóng)村金融和國際金融；汪玉兵（1991-），男，安徽財經(jīng)大學經(jīng)濟學院2014級碩士研究生，研究方向為宏觀經(jīng)濟政策研究。

2016-03-20

2015年安徽財經(jīng)大學研究生科研創(chuàng)新基金項目“互聯(lián)網(wǎng)金融與農(nóng)村普惠金融研究”（ACYC2015053）。