公共債務(wù)規(guī)模與經(jīng)濟增長關(guān)系的經(jīng)驗研究

常 盛，柏滿迎

(北京航空航天大學(xué) 經(jīng)濟管理學(xué)院，北京 100191)

公共債務(wù)規(guī)模與經(jīng)濟增長關(guān)系的經(jīng)驗研究

常 盛，柏滿迎

(北京航空航天大學(xué) 經(jīng)濟管理學(xué)院，北京 100191)

本文選取來自IMF的世界經(jīng)濟展望數(shù)據(jù)庫(WEO)中G20集團全部國家及地區(qū)在2001—2016年的實際人均GDP增長率、國家財政赤字或盈余率和公債規(guī)模占GDP比率三個變量，對其做平穩(wěn)性檢驗、協(xié)整檢驗以及Granger因果檢驗，其結(jié)果顯示公共債務(wù)與經(jīng)濟增長雙向互為Granger原因，更重要的是二者的這一因果關(guān)系主要表現(xiàn)在長期經(jīng)濟發(fā)展中。同時，本文對20個國家資本形成總額、實際人均GDP、公共債務(wù)負(fù)擔(dān)率、實際人均GDP增長率、人口增長率、私營部門信貸總額占GDP的比率、老年人撫養(yǎng)比率、城市人口占總?cè)丝诘谋嚷室约百Y本形成額占GDP的比率等變量對經(jīng)濟增長的影響進(jìn)行橫截面及面板回歸，結(jié)果顯示公共債務(wù)規(guī)模對經(jīng)濟增長存在負(fù)效應(yīng)。

公共債務(wù)規(guī)模；經(jīng)濟增長；G20集團；協(xié)整檢驗；Granger因果檢驗

一、引 言

公共債務(wù)與經(jīng)濟增長的內(nèi)在聯(lián)系長久以來一直是眾多學(xué)者樂于討論與研究的熱點。公共債務(wù)對于生產(chǎn)資本具有侵蝕作用這一想法就曾經(jīng)被斯密[1]提出。李嘉圖[2]雖然在某種程度上也贊同斯密的觀點，然而對于強調(diào)政府不應(yīng)該大量舉債的原因他有著不一樣的看法，他提出了政府增加稅收和發(fā)行公債在社會產(chǎn)生的經(jīng)濟效應(yīng)其實是相似的甚至相同的，而這一觀點被人叫作“李嘉圖定價”或者也叫作債務(wù)中性理論。但是在20世紀(jì)30年代的經(jīng)濟蕭條之后，加之凱恩斯[3]對于政府干預(yù)對經(jīng)濟積極作用的大肆推廣，對于政府是否應(yīng)該舉債，學(xué)者們的看法也發(fā)生了很容易被察覺到的轉(zhuǎn)變，從以往的國債危害論抑或說國債無用論變?yōu)閷⒅攸c放在國家公共債務(wù)對于一個國家宏觀經(jīng)濟的積極作用上。

鑒于現(xiàn)今學(xué)術(shù)界對于公共債務(wù)規(guī)模和經(jīng)濟增長的關(guān)系仍舊存在爭議，本文擬采用G20的宏觀經(jīng)濟數(shù)據(jù)對于二者的關(guān)系進(jìn)行研究。研究結(jié)果可以說明當(dāng)今經(jīng)濟狀況下公共債務(wù)對經(jīng)濟增長影響的具體方向，亦有利于中國下一步發(fā)展方向以及制定合理債務(wù)規(guī)模。

二、文獻(xiàn)綜述

在理論研究方面，Greiner[4]通過從理論上研究公共債務(wù)與經(jīng)濟增長之間的關(guān)系是否可以用一個逆U型函數(shù)形式表示來對二者之間的關(guān)系進(jìn)行探究，以Checherita-Westphal和Rother[5]提出的包括公共資本以及公共債務(wù)在內(nèi)的內(nèi)生增長模型為基礎(chǔ)的研究顯示,經(jīng)濟增長與公共債務(wù)之間的駝峰型關(guān)系對研究起到了啟發(fā)作用。Greiner[1]強調(diào)了產(chǎn)生這一結(jié)果的運行機制以及通過提出更具一般性的公共債務(wù)政策來概括這一模型在實際應(yīng)用中起到的重要作用,通過論述二者之間的非單調(diào)關(guān)系，他提出只有當(dāng)財政赤字能夠保持穩(wěn)定且正好在每一時期都等于公共投資時，這種關(guān)系才能穩(wěn)定存在。同時，利用更加具有一般性的公共債務(wù)政策，也可以得出較低的財政赤字以及較低的公共債務(wù)水平，可以帶來更高的穩(wěn)定的經(jīng)濟增長率，因此，政府可以在財政赤字與公共投資相等的情況下盡可能地降低財政赤字來提高長期經(jīng)濟增長率。朱文蔚和陳勇[6]認(rèn)為在理論分析上公共債務(wù)對經(jīng)濟增長的促進(jìn)作用存在較大爭議，主要集中于是否存在債務(wù)閾值以及如何準(zhǔn)確描述政府債務(wù)規(guī)模等問題，大多數(shù)學(xué)者都主張公共債務(wù)與經(jīng)濟增長的關(guān)系尚不確定，更準(zhǔn)確地說這一關(guān)系更多地取決于經(jīng)濟周期以及其他經(jīng)濟因素的共同作用，而現(xiàn)如今對于二者的關(guān)系探究越來越偏向?qū)嵶C研究，在債務(wù)閾值的臨界值問題上很多學(xué)者對萊因哈特提出的90%這一數(shù)字持有懷疑態(tài)度，雖然這一問題眾說紛紜，但毋庸置疑的是這一問題還要根據(jù)不同國家的具體情況進(jìn)行具體分析。

在經(jīng)驗研究方面，公共債務(wù)對經(jīng)濟增長的影響方向具有爭議性，對二者關(guān)系系統(tǒng)的研究比較少并且得出的結(jié)果存在較大差異。Schclarek[7]新興國家以及工業(yè)化國家的面板型變量作為研究對象，提出公共債務(wù)對國民經(jīng)濟持續(xù)發(fā)展的影響要分新興國家和發(fā)達(dá)國家來考慮，對于發(fā)展中國家，二者存在明顯的負(fù)相關(guān)關(guān)系，而這一結(jié)果與Patillo等[8]的相關(guān)結(jié)論具有相似性。對于發(fā)達(dá)國家及地區(qū)，國民經(jīng)濟發(fā)展與政府公共債務(wù)水平二者間可能并沒有恒定不變的因果聯(lián)系，這也就是說在較為發(fā)達(dá)的國家，較大規(guī)模的公共債務(wù)并不能保證對國民經(jīng)濟發(fā)展起到阻礙效應(yīng)。Presbitero[9]以面板數(shù)據(jù)為研究對象進(jìn)行估計分析，得出公共債務(wù)水平會對經(jīng)濟發(fā)展造成阻礙作用的結(jié)論。Mehrotra和Peltonen[10]就歐盟中幾個具有代表性的國家進(jìn)行分析發(fā)現(xiàn)，適度降低公共債務(wù)的水平對整個社會的經(jīng)濟發(fā)展具有積極作用。趙志耘和郭慶旺[11]則將重點放在了與公共債務(wù)息息相關(guān)的一個變量——財政赤字對經(jīng)濟增長的影響，研究表明排擠作用并不存在于中國較為積極的財政政策所帶來的赤字中。齊紅倩等[12]通過數(shù)理分析以及實證研究，對公共債務(wù)水平對國家人均產(chǎn)出持續(xù)增加趨勢的作用方向進(jìn)行了研究，選取的樣本是28個發(fā)達(dá)國家及地區(qū)以及欠發(fā)達(dá)國家從2001—2013年的平行數(shù)據(jù)，利用面板平滑門限回歸模型得出了二者的影響具有非線性特征的結(jié)論，同時，這種關(guān)系存在著門限效應(yīng)且門限值穩(wěn)定在百分之一百五十左右，異質(zhì)性問題也存在于此模型中，除此之外，通過對動因的分析，提出影響系數(shù)也由投資、通脹率決定。他們認(rèn)為中國現(xiàn)階段的公共債務(wù)規(guī)模較為合理，但部分地方債務(wù)的快速發(fā)展可能存在潛在風(fēng)險值得關(guān)注。

三、公共債務(wù)與經(jīng)濟增長因果關(guān)系的經(jīng)驗研究

(一)研究方法及基本框架

在對于公共債務(wù)規(guī)模與經(jīng)濟增長的實證研究方面， VAR模型曾經(jīng)被采用于探究二者的數(shù)量關(guān)系，這種方法能夠充分考慮政府負(fù)債與經(jīng)濟增長關(guān)系的內(nèi)生性，但是因為有著待定系數(shù)的不同國別的線性約束導(dǎo)致體系內(nèi)的研究結(jié)果不是非常準(zhǔn)確，同時回歸研究以及時間序列協(xié)整法也被用來研究二者之間的聯(lián)系，本文擬采用協(xié)整法以及Granger檢驗探究二者是否互為Granger原因?？梢酝ㄟ^以下表達(dá)式表示公共債務(wù)規(guī)模與經(jīng)濟增長之間可能具有的因果聯(lián)系：

(1)

(2)

其中，i表示不同的國家編號，n表示滯后期，t表示不同時期，μi,t、νi,t均服從獨立同分布，ZZi,t表示不同國家在不同時期的經(jīng)濟增長率，GZi,t表示不同國家在不同時期的公共債務(wù)規(guī)模。當(dāng)要檢驗ZZ與GZ之間是否互為因果關(guān)系時，等同于檢測方程(1)中的H0:αk=0，?k∈[1,n]，?i∈[1,N]；H1:αk≠0，?k∈[1,n]，?i∈[1,N]。以及方程(2)中的：H0:λk=0，?k∈[1,n]，?i∈[1,N]；H1:λk≠0，?k∈[1,n]，?i∈[1,N]。此方法的基礎(chǔ)是受約束的F檢驗，原假設(shè)H0表示GZ并非是ZZ的Granger原因，單獨計算包括與不包括GZ滯后項的線性回歸分析，用RSSU表示考慮GZ滯后項時的殘差平方和，RSSR則表示不包括GZ滯后項的殘差平方和，計算F統(tǒng)計量：

(3)

其中，p表示GZ的滯后項數(shù)，Q表示樣本觀測數(shù)，k表示涵蓋了常數(shù)項以及除核心變量外的變量不存在約束條件的研究框架下的待估計參數(shù)數(shù)量。當(dāng)F統(tǒng)計量超過給定顯著性水平下F分布的臨界值時，原假設(shè)不成立，即GZ可以作為ZZ的Granger因素。

(二)數(shù)據(jù)說明

本文數(shù)據(jù)均來自IMF的世界經(jīng)濟展望數(shù)據(jù)庫(WEO)，為保證面板數(shù)據(jù)的平衡，選取的國家是G20集團中的全部國家以及地區(qū)在2001—2016年的960個觀測值。通過考察數(shù)據(jù)庫中能夠得到的數(shù)據(jù)以及研究中需要用到的變量，本文使用實際人均GDP增長率(ZZ)表示經(jīng)濟的增長速度，而表示公共債務(wù)規(guī)模的變量本文選取兩個，其中一個是財政赤字或盈余率(CZ)，這一比率通過計算財政余額占實際國內(nèi)生產(chǎn)總值的比率得到；另一個變量是公債規(guī)模占GDP比率(GZ)，這一變量通過計算國家凈債務(wù)額度占實際國內(nèi)生產(chǎn)總值的比率得到。本文使用的計量軟件是Eviews7.0。

(三)檢驗結(jié)果及分析

1.面板數(shù)據(jù)平穩(wěn)性檢驗

非平穩(wěn)數(shù)據(jù)未列入Granger檢驗剛出現(xiàn)時的考慮范疇是因為當(dāng)時其沒有得到充分重視，如果數(shù)據(jù)為非平穩(wěn)數(shù)據(jù)，則該統(tǒng)計量的分布將不再服從傳統(tǒng)的F分布，這會使檢驗結(jié)果不準(zhǔn)確，這也是在Granger檢驗的步驟中加入數(shù)據(jù)平穩(wěn)性檢驗的原因。但因為這種檢驗方法對樣本容量有一定的要求，所以二者在應(yīng)用中存在一定的局限性，而面板數(shù)據(jù)具有克服多重共線性的特點，使其比時間序列數(shù)據(jù)在操作中更為簡便，且面板數(shù)據(jù)可以通過同時在時間以及截面兩個緯度提供信息的方式提升估計速度，比其他種類數(shù)據(jù)有著更強的可操作性及廣泛性，對其進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗有很多不同方式，考慮到排除各個方式自身存在的問題可能給研究結(jié)果帶來的負(fù)面影響，本文選取LLC-T、BR-T、IPS-W、ADF-FCS以及PP-FCS五種方法對實際人均GDP增長率、公債規(guī)模占GDP比率以及財政赤字或盈余率進(jìn)行單位根檢驗。檢驗結(jié)果如表1所示。

表1 面板數(shù)據(jù)單位根檢驗

注：*、**和***分別表示在10%、5%和1%顯著性水平下拒絕原假設(shè)，Δ表示一階差分。下同。

從表1結(jié)果可以得到經(jīng)濟增長指標(biāo)ZZ以及財政赤字或盈余率CZ的數(shù)據(jù)序列在五種方法中均能夠在大于或等于5%的顯著性水平下拒絕存在單位根的原假設(shè)，即二者均為平穩(wěn)序列，可表示為I(0)；而另一個變量公債規(guī)模占GDP比率GZ則因為無法拒絕原假設(shè)所以為存在單位根，其一階差分能夠在5%顯著性水平下拒絕原假設(shè)所以其為一階單整，可以表示為I(1)。因此，ZZ與CZ可能存在長期均衡關(guān)系，即協(xié)整關(guān)系，但ZZ是否與ΔGZ存在協(xié)整關(guān)系，要通過進(jìn)一步的協(xié)整檢驗才能確定。

2.面板數(shù)據(jù)協(xié)整檢驗

面板數(shù)據(jù)由時間序列數(shù)據(jù)以及橫截面數(shù)據(jù)組成，檢驗是否具有長期均衡關(guān)系的理論基礎(chǔ)是將兩組數(shù)據(jù)組成方程后檢驗形成的殘差序列是否平穩(wěn)來判斷長期均衡關(guān)系的存在與否，具體方法雖然很多但基本可以分成兩類：一類是以EG兩步法為基礎(chǔ)的檢驗方法；另一類是以向量自回歸為基礎(chǔ)的Johanson檢驗及其衍生的檢驗方法。這兩種方法推廣到面板數(shù)據(jù)領(lǐng)域之后也得到了廣泛應(yīng)用，Pedroni[13]就指出，標(biāo)準(zhǔn)化的統(tǒng)計量的共同特點是趨于服從正態(tài)分布，Pedroni協(xié)整檢驗的原假設(shè)為變量間不具有協(xié)整關(guān)系，所以本文采用Pedroni[13]使用的面板數(shù)據(jù)協(xié)整檢驗方法對三組面板數(shù)據(jù)進(jìn)行協(xié)整檢驗，因為這種檢驗方法具有處理帶有截距以及時間趨勢樣本的能力，并且也能夠用來處理非平衡面板數(shù)據(jù)。具體結(jié)果如表2所示。

表2 ZZ與CZ、ZZ與ΔGZ之間的協(xié)整檢驗

方 法ZZ與CZ檢驗ZZ與ΔGZ檢驗統(tǒng)計量P值統(tǒng)計量P值v面板統(tǒng)計-2.23750.9874-0.82750.7960rho面板統(tǒng)計-5.85380.0000-5.11010.0000PP面板統(tǒng)計-9.68550.0000-8.66790.0000ADF面板統(tǒng)計-8.87560.0000-5.23060.0000rho組統(tǒng)計-2.90330.0018-2.75310.0030PP組統(tǒng)計-15.17640.0000-10.87970.0000ADF組統(tǒng)計-9.93510.0000-5.76200.0000

從表2可以看出，七種方法的共同點是原假設(shè)均為變量間不存在不變的協(xié)整關(guān)系，若拒絕原假設(shè)則表示二者有著不變的長期均衡關(guān)系，區(qū)別在于前四種方法的備擇假設(shè)是同組內(nèi)的變量存在相同的自回歸系數(shù)，而后三種的備擇假設(shè)則是不同組之間存在相異的個體自回歸系數(shù)，從檢驗結(jié)果來看ZZ與CZ的協(xié)整檢驗結(jié)果中不包括v面板統(tǒng)計的其余方法得到的統(tǒng)計量均指出了二者存在協(xié)整關(guān)系，而ZZ與GZ的一階差分的協(xié)整檢驗結(jié)果顯示二者同樣也是不包括 v面板統(tǒng)計的其余所有統(tǒng)計量都顯示了二者存在協(xié)整關(guān)系，所以從水平來看，ZZ與CZ、ZZ與ΔGZ兩組變量之間均具有協(xié)整關(guān)系，即長期均衡關(guān)系。

在此基礎(chǔ)上，因為變量之間存在較強協(xié)整關(guān)系，還需要考慮到不同國家存在異質(zhì)性的問題，通過運用全面修正的普通最小二乘法檢驗是否存在個體效應(yīng)差異，得到表3的回歸結(jié)果。

表3 回歸結(jié)果

由表3可知，不同國家間存在異質(zhì)性，有個體效應(yīng)存在于變量的回歸結(jié)果中，同時由于回歸結(jié)果良好，可以在1%的顯著性水平下拒絕自變量系數(shù)為零的原假設(shè)，可以得出CZ與ZZ有著較強的正相關(guān)關(guān)系，而財政赤字或盈余率與經(jīng)濟增長有較強的統(tǒng)計上的負(fù)相關(guān)關(guān)系。

3.面板數(shù)據(jù)Granger因果檢驗

Granger提出，如果兩組變量數(shù)據(jù)在統(tǒng)計上顯示出長期均衡特征即協(xié)整關(guān)系，則二者至少存在著一方是另一方的Granger原因，而這一結(jié)論在面板數(shù)據(jù)中同樣成立。本文通過運用Eviews7.0對實際人均GDP增長率、財政赤字或盈余率以及公債規(guī)模占GDP比率分組進(jìn)行Granger因果檢驗，導(dǎo)出了如表4的檢驗結(jié)果。

表4 Granger因果檢驗結(jié)果

從表4可以看出，無論是實際人均GDP增長率與財政赤字或盈余率還是公債規(guī)模占GDP比率之間均有著明顯的雙向因果關(guān)系，但是這種雙向因果關(guān)系在短期來看并不明顯，影響的效果需要較長時期才能表現(xiàn)出趨勢。同時這一研究結(jié)果也證實了Granger對于協(xié)整關(guān)系以及Granger因果關(guān)系之間聯(lián)系的結(jié)論，經(jīng)濟增長與財政情況以及經(jīng)濟增長與債務(wù)變動情況的協(xié)整關(guān)系確實反映在了雙向的因果關(guān)系中。

四、公共債務(wù)對經(jīng)濟增長影響的經(jīng)驗研究

(一)估計方法和數(shù)據(jù)說明

1.估計方法

近些年回歸分析逐漸增多，其中不乏有著明顯缺陷的回歸分析，而缺乏穩(wěn)健性是主要問題所在，用潛在的變量作為經(jīng)濟增長的解釋變量越來越受到詬病，因為參數(shù)的估計值很可能對變量本身變化較為敏感，正因如此，為了解決類似的問題，Bosworth和Collins[14]提出保持已經(jīng)證明與被解釋變量有著密不可分關(guān)系的變量不變，作為被解釋變量的核心變量，通過不斷地加入其他待評估變量觀察回歸結(jié)果是否顯著來判斷待估計變量對被解釋變量的重要性，而下文正是運用了這種方法以求探究公共債務(wù)規(guī)模以及其他變量對經(jīng)濟增長的影響大小以及影響方向，在考察影響經(jīng)濟增長的核心變量之外，經(jīng)濟增長及高負(fù)債的互相影響也應(yīng)該納入考慮之中，這其中也包括研究經(jīng)濟增長與公共債務(wù)規(guī)模的共同決定因素是否存在等問題，通過考慮解釋變量的初始狀態(tài)，內(nèi)生性問題也得到解決，公共債務(wù)規(guī)模以及經(jīng)濟增長速度均有可能由外生變量共同決定，通過采用混合最小二乘法以及固定效應(yīng)回歸法排除了個別回歸方法的局限性，保證了回歸結(jié)果的普適性。

2.數(shù)據(jù)說明

本文選取G20集團中的全部國家及地區(qū)從2001—2014年的數(shù)據(jù)，選擇的原因一方面是代表性問題，一方面是為了數(shù)據(jù)的完整性，某些數(shù)據(jù)在近兩年的統(tǒng)計結(jié)果并不完全，所以不做考慮，樣本中的國家及地區(qū)都基于數(shù)據(jù)的可獲得性選取。其中，資本形成總額以及實際人均GDP均以2005年美元為計量單位，目的在于排除通貨膨脹對研究結(jié)果的影響，單位為百分號的變量有公債負(fù)擔(dān)率，即公債規(guī)模占GDP的比率(de)、實際人均GDP增長率(ZZ)、人口增長率(pop)、私營部門信貸總額占GDP的比率(cred)、老年人撫養(yǎng)比率(old)、城市人口占總?cè)丝诘谋嚷?urb)以及資本形成額占GDP的比率(cap)，其中除了公共債務(wù)負(fù)擔(dān)率來自國際貨幣基金組織世界展望數(shù)據(jù)庫(WEO)之外，其他數(shù)據(jù)均來自世界銀行官方網(wǎng)站數(shù)據(jù)庫，分析軟件為Eviews 7.0。

(二)計量分析

1.橫截面數(shù)據(jù)回歸分析

增長模型以經(jīng)濟增長速度作為被解釋變量，以各個變量的初始數(shù)值作為解釋變量，用人均GDP的增長率表示經(jīng)濟增長速度，解釋變量包括初始資本額、初始人口數(shù)量增長率以及初始人均GDP的自然對數(shù)，組成條件收斂方程，目的在于探究公共債務(wù)對經(jīng)濟增長的影響，所以公債負(fù)擔(dān)率也被納入方程中，作為解釋變量中的核心變量，橫截面數(shù)據(jù)回歸模型表示如下：

g2012=α+βln2008+γde2008+δcap2008+θpop2008+μZ2008+ε2008

(4)

其中，g表示經(jīng)濟增長率，用實際人均GDP增長率的數(shù)據(jù)計算，ln為2008年起始人均GDP的對數(shù)，取對數(shù)的原因在于保持?jǐn)?shù)量級的一致，使系數(shù)的位數(shù)更加標(biāo)準(zhǔn)以方便觀察回歸結(jié)果；de表示公債規(guī)模占GDP的比率，由政府債務(wù)余額占國內(nèi)生產(chǎn)總值的比率計算；pop表示人口增長率；cap表示資本形成額占GDP的比率；Z表示在回歸中會用到的其他變量，包括城市人口占總?cè)丝诒嚷蕌rb、老年人撫養(yǎng)比率old以及私營部門信貸總額占GDP的比率cred，ε2008表示可能產(chǎn)生的隨機誤差；α表示常數(shù)項。

從表5的回歸結(jié)果可以看出，公債負(fù)擔(dān)率(de)對經(jīng)濟增長的影響在六個方程中系數(shù)均為負(fù)數(shù)，結(jié)果是較為穩(wěn)定的，也都在10%的顯著性水平下拒絕了原假設(shè)，回歸結(jié)果較為顯著，這一結(jié)果可以說明在控制了本文提到的對經(jīng)濟增長速度可能造成影響的變量后，公債負(fù)擔(dān)率(de)與經(jīng)濟增長呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，即公共債務(wù)會對經(jīng)濟增長造成負(fù)向影響(其中絕對值最大是0.0820，極小值為0.0216，平均值為0.0348)，可知，公債負(fù)擔(dān)率變動1%，經(jīng)濟增長率的平均變化值為0.0348%，且二者變動方向相反。

除了能夠得出公共債務(wù)規(guī)模對經(jīng)濟增長的影響效應(yīng)，表5結(jié)果中還可以看出，人口增長率(pop)對經(jīng)濟增長的影響具有負(fù)效應(yīng)，說明人口增長速度加快會阻礙經(jīng)濟增長，這對于人口基數(shù)較大、人口增長速度較快的發(fā)展中國家可以起到警示作用；老年人撫養(yǎng)比率(old)對經(jīng)濟增長同樣存在拖拽效應(yīng)，減緩經(jīng)濟增長的速度；資本形成總額占GDP的比率(cap )能夠?qū)?jīng)濟增長起到促進(jìn)作用，加快資本的積累速度可以成為國家經(jīng)濟增長的原動力。公共債務(wù)規(guī)模加大造成經(jīng)濟增長減緩的影響途徑可能與私營部門的債務(wù)負(fù)擔(dān)有緊密聯(lián)系，私營部門的債務(wù)負(fù)擔(dān)越重，公共債務(wù)對經(jīng)濟增長的負(fù)向影響也就越大，雖然無法通過分析私營部門債務(wù)初始數(shù)據(jù)來驗證這一推斷，但是私營部門信貸總額對經(jīng)濟增長的影響可以在一定程度上說明這一問題，cred對經(jīng)濟增長的影響從結(jié)果來看是負(fù)值，也就是說信貸總額會加劇公債規(guī)模對經(jīng)濟增長的降低作用。

因為發(fā)達(dá)國家與發(fā)展中國家的國情不同，在研究時考慮不同國家之間的異質(zhì)性是必要的，所以通過引入國家是否為發(fā)達(dá)國家這一虛擬變量力求解決以及探究不同國家類別是否對經(jīng)濟增長與公債規(guī)模之間的關(guān)系造成影響，首先引入類別變量d，對于發(fā)達(dá)國家d=1，而對于發(fā)展中國家d=0，其他變量保持與式(3)相同，將虛擬變量d與公債負(fù)擔(dān)率de的乘積作為新的虛擬變量xn放入最后的橫截面回歸分析中，從表5結(jié)果可以看出，發(fā)展中國家的公共債務(wù)規(guī)模對經(jīng)濟增長的負(fù)向影響比發(fā)達(dá)國家要大0.0631，這一結(jié)果在5%的顯著性水平下拒絕原假設(shè)，具有較好的回歸效果。上文的橫截面回歸結(jié)果是針對2008年這一較為具有代表性的年份進(jìn)行的分析與探究，由于橫截面數(shù)據(jù)本身的局限性使得這一研究結(jié)果可能在代表性問題上有爭議，所以下文采用面板數(shù)據(jù)回歸分析進(jìn)一步說明公共債務(wù)規(guī)模與經(jīng)濟增長存在的影響。

表5 橫截面數(shù)據(jù)回歸結(jié)果

注：括號內(nèi)為P值。

2.面板數(shù)據(jù)回歸分析

本部分對G20集團中20個國家的2001—2014年樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，考慮到發(fā)展中國家與發(fā)達(dá)國家的具體情況不同，國家與國家之間存在異質(zhì)性問題。因此，采用面板數(shù)據(jù)，回歸結(jié)果如表6所示。

表6 人均GDP增長率的面板數(shù)據(jù)回歸結(jié)果

從表6可以看出，兩種方法下公共債務(wù)規(guī)模對經(jīng)濟增長的影響均為負(fù)值，說明公共債務(wù)規(guī)模增大對經(jīng)濟增長有阻礙作用，且這種影響會隨著時間的推移逐漸趨于明顯且長期存在，從結(jié)果看，政府在選用公共債務(wù)手段調(diào)節(jié)經(jīng)濟時要尤為謹(jǐn)慎，盡量避免出現(xiàn)始料不及的效果。

五、結(jié)論與建議

本文通過單位根檢驗驗證了變量的平穩(wěn)性，進(jìn)而通過協(xié)整檢驗及Granger因果檢驗，證明公共債務(wù)與經(jīng)濟增長存在長期的均衡關(guān)系且存在雙向因果關(guān)系，進(jìn)而引入資本形成總額占GDP比率、實際人均GDP的對數(shù)、債務(wù)率、人口增長速率、私營部門信貸總額占GDP的比率、老年人撫養(yǎng)比率以及城市人口占總?cè)丝诘谋嚷实茸兞孔鳛楣矀鶆?wù)這一核心變量的輔助變量對經(jīng)濟增長率進(jìn)行橫截面回歸、面板數(shù)據(jù)分析，結(jié)果表明無論是在2008年經(jīng)濟危機背景下的橫截面回歸結(jié)果還是面板數(shù)據(jù)分析結(jié)果都證明了公共債務(wù)對經(jīng)濟增長有著持續(xù)的負(fù)效應(yīng)，這種負(fù)向影響顯著且能夠反映在長期的經(jīng)濟發(fā)展中，無論是發(fā)展中國家還是發(fā)達(dá)國家都存在這種負(fù)向效應(yīng)。通過引入?yún)^(qū)分發(fā)達(dá)國家及發(fā)展中國家的虛擬變量進(jìn)行回歸分析，結(jié)果表明公共債務(wù)對經(jīng)濟增長的負(fù)向效應(yīng)在發(fā)展中國家更加顯著，因為線性回歸效果較為顯著，也否定了理論分析部分二者存在非線性關(guān)系的結(jié)論，但是這兩種結(jié)論實際也不沖突。通過前人的研究結(jié)果不難發(fā)現(xiàn)公共債務(wù)與經(jīng)濟增長可能呈倒U型分布，所以可能存在公共債務(wù)對經(jīng)濟增長影響的轉(zhuǎn)折點，本文選取的數(shù)據(jù)可能正是處于曲線的下降部分，沒有橫跨駝峰型曲線的最高點，研究結(jié)果并未表現(xiàn)出明顯的公共債務(wù)與經(jīng)濟增長的非線性關(guān)系，二者的線性回歸效果較為顯著也足以說明以上觀點，這也印證了單純的面板數(shù)據(jù)回歸存在一定的疏漏，數(shù)據(jù)的局限性導(dǎo)致分析結(jié)果所推得的結(jié)論可能是片面的，要得到更加有說服力的結(jié)果需要結(jié)合理論分析與經(jīng)驗研究從而完善得到的結(jié)論。

在國家的經(jīng)濟活動中，公共債務(wù)與經(jīng)濟增長的這種雙向因果關(guān)系對政府決策以及制定財政政策具有指導(dǎo)意義，公共債務(wù)對經(jīng)濟增長的影響長久以來都頗具爭議，但是考慮經(jīng)濟增長可以反過來影響公共債務(wù)的研究卻不多見，本文認(rèn)為，正是因為這種雙向因果關(guān)系的存在使得從近年來的宏觀數(shù)據(jù)研究得到的結(jié)果表明李嘉圖定價模型的債務(wù)中性論已經(jīng)無法使用，高水平的債務(wù)規(guī)模使得民眾對政府的財政狀況有著較差的預(yù)期，私人投資比率較低導(dǎo)致儲蓄率的升高，使得經(jīng)濟增長放緩。正因為這種潛在的復(fù)雜的負(fù)反饋調(diào)節(jié)的存在，使得政府的財政政策特別是對債務(wù)使用方面的態(tài)度直接影響了國家的經(jīng)濟發(fā)展趨勢，政府在選用或積極或消極的債務(wù)政策時都需倍加謹(jǐn)慎，合理控制公共債務(wù)規(guī)模是一個國家健康發(fā)展經(jīng)濟必須要考慮的問題。

[1] 亞當(dāng)·斯密.國民財富的性質(zhì)和原因的研究(上)[M].郭大力譯，北京：商務(wù)印書館,1972.10.

[2] 大衛(wèi)·李嘉圖.李嘉圖著作和通信集(第一卷)[M].郭大力,王亞南譯，北京：商務(wù)印書館，1997.21.[3] 約翰·梅納德·凱恩斯. 就業(yè)利息和貨幣通論[M].高鴻業(yè)譯，北京：商務(wù)印書館,2005.28.

[4] Greiner,A. Debt and Growth：Is There a Non-Monotonic Relation?[J].Ssrn Electronic Journal，2013,33(4):340-347.

[5] Checherita-Westphal,C. D.，Rother,P. The Impact of High and Growing Government Debt on Economic Growth：An Empirical Investigation for the Euro Area[R].ECB Working Paper No.1237，2010.

[6] 朱文蔚，陳勇.公共債務(wù)與經(jīng)濟增長關(guān)系研究的新進(jìn)展[J].經(jīng)濟體制改革,2014，(3):34-37.

[7] Schclarek,A. Consumption and Keynesian Fiscal Policy[R].Cesifo Working Paper No.1310，2004.

[8] Patillo,C.,Poirson,H.,Luca，R. External Debt and Growth[R].IMF Working Paper No.69,2002.

[9] Presbitero,A.F.The Debt-Growth Nexus：A Dynamic Panel Data Estimation[J]. Working Papers,2005,3(3):417-462.

[10] Mehrotra,A.N.,Peltonen,T.A.Socio-Economic Development and Fiscal Policy： Lessons From the Cohesion Countries for the New Member States[R]. ECB Working Paper No.467，2005.

[11] 趙志耘,郭慶旺.論公債融資對經(jīng)濟增長的影響[J].財貿(mào)經(jīng)濟,1997，(2):14-19.

[12] 齊紅倩,席旭文,莊曉季.公共債務(wù)對經(jīng)濟增長影響的非線性特征——基于PSTR模型的國際經(jīng)驗分析[J].世界經(jīng)濟研究,2015,(6)：33-42.

[13] Pedroni,P. Critical Values for Cointegration Tests in Heterogeneous Panels With Multiple Regressors [J].Oxford Bulletin of Economics & Statistics,1999,61(S1):653-670.

[14] Bosworth,B.P.，Collins,S. M. The Empirics of Growth: An Update[J].Brookings Papers on Economic Activity，2003，68(2):113-206.

(責(zé)任編輯：巴紅靜)

F810.5

：A

：1000-176X(2017)09-0067-07

2017-06-15

常 盛(1993-)，男，遼寧大連人，碩士研究生，主要從事金融市場與投資研究。E-mail：csheng@yahoo.com 柏滿迎(通訊作者)(1962-)，男，安徽宣城人，教授，博士生導(dǎo)師，主要從事金融經(jīng)濟學(xué)研究。E-mail： baimy@buaa.edu.cn