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文檔簡介
1、對我國國債發(fā)行規(guī)模的計量經(jīng)濟分析 內(nèi)容提要:國債是國家作為債務(wù)人憑借國家信用籌集資金的一種手段,是國家調(diào)控宏觀經(jīng)濟的重要政策工具.自1979年重新舉借國債,規(guī)模逐年增長,尤其自1998年我國實行積極財政政策以來,國債規(guī)模以每年近500億的速度上升.我國國債規(guī)模受到哪些因素的影響呢?其影響程度又如何呢?本文將從這些方面展開分析.關(guān)鍵詞:國債規(guī)模 線性回歸 模型擬合 經(jīng)濟意義一、理論分析國債是由國家發(fā)行的債券,由于國債的發(fā)行主體是國家,所以它具有最高的信用度,被公認為是最安全的投資工具。 發(fā)行國債大致有以下幾種目的:1、在戰(zhàn)爭時期為籌措軍費而發(fā)行戰(zhàn)爭國債。在戰(zhàn)爭時期軍費支出額巨大,在沒有
2、其他籌資辦法的情況下,即通過發(fā)行戰(zhàn)爭國債籌集資金。發(fā)行戰(zhàn)爭國債是各國政府在戰(zhàn)時通用的方式,也是國債的最先起源。 2、為平衡國家財政收文、彌補財政赤字而發(fā)行赤字國債。一般來講,平衡財政收支可以采用增加稅收、增發(fā)通貨或發(fā)行國債的辦法。以上三種辦法比較,增加稅收是取之于民用之于民的作法,固然是一種好辦法但是增加稅收有一定的限度,如果稅賦過重,超過了企業(yè)和個人的承受能力,將不利于生產(chǎn)的發(fā)展,并會影響今后的稅收。增發(fā)通貨是最方便的作法,但是此種辦法是最不可取的,因為用增發(fā)通貨的辦法彌補財政赤字,會導(dǎo)致嚴重的通貨膨脹,其對經(jīng)濟的影響最為劇烈。在增稅有困難,又不
3、能增發(fā)通貨的情況下,采用發(fā)行國債的辦法彌補財政赤字,還是一項可行的措施。政府通過發(fā)行債券可以吸收單位和個人的閑置資金,幫助國家渡過財政困難時期。但是赤字國債的發(fā)行量一定要適度,否則也會造成嚴重的通貨膨脹。 3、國家為籌集建設(shè)資金而發(fā)行建設(shè)國債。國家要進行基礎(chǔ)設(shè)施和公共設(shè)施建設(shè),為此需要大量的中長期資金,通過發(fā)行中長期國債,可以將一部分短期資金轉(zhuǎn)化為中長期資金,用于建設(shè)國家的大型項目,以促進經(jīng)濟的發(fā)展。 4、為償還到期國債而發(fā)行借換國債。在償債的高峰期,為了解決償債的資金來源問題,國家通過發(fā)行借換國債,用
4、以償還到期的舊債,這樣可以減輕和分散國家的還債負擔。1998年,為應(yīng)付亞洲金融危機帶來的經(jīng)濟危機,我國開始實施以增發(fā)長期建設(shè)國債為主要內(nèi)容的積極財政政策,6年來,共發(fā)行長期建設(shè)國債8000億元,累計創(chuàng)造就業(yè)750萬個,每年拉動經(jīng)濟增長1.52個百分點,同時也使國債規(guī)模達到近2萬億,國家財政赤字壓力加大。于是,積極財政淡出的呼聲出現(xiàn)。這種呼聲雖未成為決策,對決策卻有一定修正。1998年到2002年,每年增發(fā)的國債規(guī)模從1000億一直增加到1500億,2003年則比上年減少了100億,降為1400億。國債規(guī)模影響因素分析1、 GDP對國債規(guī)模的影響。一國國債規(guī)模明顯的由該國的經(jīng)濟發(fā)展水平所決定,一
5、般說來,經(jīng)濟規(guī)模越大,發(fā)展水平越高,則國債規(guī)模及其潛力就越大。2、 財政收支狀況對國債規(guī)模的影響。眾所周知,國債的一個主要目的就是彌補財政赤字。當財政收入越多,財政支出越少時,用國債來彌補財政赤字的壓力就越小。由于在實證分析中,赤字對國債規(guī)模的影響不顯著,我們于是選取了財政收入與財政支出兩個變量來綜合考慮其對國債規(guī)模的影響。3、 預(yù)算內(nèi)投資規(guī)模對國債規(guī)模的影響。國債的另一目的是籌集資金,近幾年我國國債資金主要用于重大項目,重點項目的建設(shè)。一國預(yù)算內(nèi)投資規(guī)模越大,其對資金的需求越大。當財政收入不足于財政支出時,政府的投資缺口一般要通過發(fā)行國債來彌補。因此,從經(jīng)濟意義上分析,兩者存在正相關(guān)性。4、
6、 還本付息支出對國債規(guī)模的影響。一方面,國債規(guī)模越大,還本付息支出越多,當其支出額達到無法以當年財政收入來償還時,不得不以發(fā)行新債來還舊債;另一方面,如果一國國債的還本付息支出過多,就必須會使國家減緩國債的發(fā)行,以減輕還債壓力。二、模型計量分析 我們用Y表示國債規(guī)模,分別用X1、X2、X3、X4、X5表示國內(nèi)生產(chǎn)總值GDP、財政收入、財政支出、預(yù)算內(nèi)固定資產(chǎn)投資和還本付息支出。根據(jù)統(tǒng)計資料得如下數(shù)據(jù): 對以上數(shù)據(jù),我們采用多元線性回歸模型進行了如下分析:1、模型估計 從模型的輸出結(jié)果可得模型如:=-388.0981+0.014256X1+0.011687X2+0.018813X3+0.8569
7、96X4+0.699939X5Se=(43.33541) (0.004833) (0.045058) (0.057392) (0.207958) (0.089376)T=(-8.955679) (2.949578) (0.259383) (0.327807) (4.120998) (5.593673)R2=0.997374 F=1367.170 df=182、多重共線性分析及修正:.從模型的回歸結(jié)果看,模型的可決系數(shù)很大,說明模型擬合得較好。同時,統(tǒng)計量很大(遠遠大于臨界值(,),說明解釋變量整體對Y的影響顯著。但是,對每個解釋變量進行T檢驗時,X2、X3的T值都很小,對Y影響不顯著。而且,模
8、型的擬合結(jié)果與我們前面對經(jīng)濟意義的分析不同,這表明,模型存在多重共線性。為了證實這一結(jié)論,我們又對解釋變量進行了相關(guān)系數(shù)距陣檢驗,其結(jié)果如下:X1X2X3X4X5X110.9585340.9528820.8439330.962621X20.95853410.9954290.9507450.933575X30.9528820.99542910.9622780.925167588389X40.8439330.9507450.96227810.829081693252X50.9626210.9335750.9251680.8290821可以看出,解釋變量兩兩之間的相關(guān)系數(shù)很大,進一步說明模型存在著嚴
9、重的多重共線性。于是,我們采用逐步回歸法對模型進行了多重共線性的修正。首先用單一解釋變量對Y進行回歸,結(jié)果如下圖所示:=-400.1974 + 0.047525X1Se=(138.4901) (0.002762)T=(-2.889719) (17.2080)R2=0.930843 F=296.1157 df=22=-401.3361 +0.326868X2Se=(66.14905) (0.008954)T=(-6.067148) (36.50732)R2=0.983761 F=1332.785 df=22=-342.5222 + 0.281413X3Se=(61.21599) (0.00725
10、8)T=(-5.595306) (38.77527)R2=0.985579 F=1503.521 df=22=-300.0975 + 2.057891X4Se=(164.6951) (0.147972)T=(-1.822140) (13.90731)R2=0.897871 F=193.4133 df=22=-37.31999 + 1.874696X5Se=(137.2052) (0.124257)T=(0.272001) (15.08727)R2=0.911868 F=227.6257 df=22從五個一元線性回歸模型的輸出結(jié)果和經(jīng)濟意義的分析,認為財政支出X3對Y的線性關(guān)系顯著,擬合程度好。
11、Y與X3的一元線性回歸模型如下:=-342.5222 + 0.281413X3Se=(61.21599) (0.007258)T=(-5.595306) (38.77527)R2=0.985579 F=1503.521 df=22將其余解釋變量逐一代入,得如下幾個模型-381.2919+0.010072X1+0.226180X3Se=(55.45422) (0.003644) (0.020969)T=(-6.875795) (2.764278) (10.78651)R2=0.989426 F=982.5185 DF=21=-390.7166+0.009022X1+0.064641X2+0.17
12、6596X3Se=(57.28959) (0.003920) (0.083307) (0.067318)T=(-6.820027) (2.301368) (0.775936) (2.623325)R2=0.989735 F=642.8014 df=20=-498.7233+0.026375X1+0.050192X2-0.025673X3+0.951300X4Se=(62.10552) (0.006959) (0.071720) (0.091545) (0.333844)T=(-8.030257) (3.790369) (0.699834) (-0.280437) (2.849537)R20.9
13、92809 F=665.7556 DF=19由于引入X4后使得X3對模型影響的經(jīng)濟意義發(fā)生變化,應(yīng)舍棄。同時,X2的T統(tǒng)計量很小,對Y的影響不顯著,也應(yīng)該舍棄,用余下的變量擬合方程如下:=-280.2606-0.001790X1+0.219523X3+0.536790X5Se=(45.30312) (0.003665) (0.015051) (0.116740)T=(-6.186341) (-0.488472) (14.58573) (4.598181)R2=0.994860 F=1290.350 DF=20因為X5的引入,使得X1對模型的經(jīng)濟意義發(fā)生變化,應(yīng)舍棄。余下只有X1、X3對Y的影響
14、顯著,擬合結(jié)果如下:-381.2919+0.010072X1+0.226180X3Se=(55.45422) (0.003644) (0.020969)T=(-6.875795) (2.764278) (10.78651)R2=0.989426 F=982.5185 DF=21模型的可決系數(shù)R2=0.989426 很大,模型擬合的比較好,F(xiàn)統(tǒng)計量和T檢驗值都大于檢驗臨界值,已經(jīng)沒有多重共線性了。 3、用分段檢驗法檢驗?zāi)P偷漠惙讲钚?。將?shù)據(jù)排序后,舍去中間的10組數(shù)據(jù),分別對前后7組數(shù)據(jù)擬合得如下結(jié)果:對前7組數(shù)據(jù)擬合如下1979-1985=-98.31388-0.001033X1+0.1347
15、48X3Se=(72.65816) (0.012396) (0.022799)T=(-1.353102) (-0.083369) (5.910169)R2=0.897375 F=17.48849 DF=4 e12=3935.224對后7組數(shù)據(jù)擬合如下:1996-2002SE=(3881.206)(0.076826) (0.189163)T=(-1.431124) (1.528948) (-0.260651)R2=0.977146 F=85.51114 DF=4 e22=219722.5構(gòu)造統(tǒng)計量F=e22/ e12=219722.5/3935.224=55.834814F0.05(4,4),所
16、以,分段檢驗法得模型存在異方差性,但由于我們所用樣本為小樣本,分段檢驗的可信度不高,我們又采用了對時間序列適用的ARCH檢驗法,結(jié)果如下:從輸出的輔助回歸函數(shù)中得R2,計算(n-P)R2=21×0.056657=1.189797,查2分布表,給定=0.05,自由度為P=3,得臨界值20.05(3)=7.81,因為(n-P)R2=1.189797<20.05(3)=7.81。所以接受H0,表明模型中隨機誤差項不存在異方差,即模型擬合的很好。4、自相關(guān)性檢驗:D-W檢驗:由上表中得d統(tǒng)計量值為1.902872,樣本容量n=24,在有兩個解釋變量的條件下,給定顯著性水平=0.05,則查D-W表得:dL=1.188,dU=1.546,由于d=1.902872> dU=1.546,由上述判斷區(qū)域知,誤差序列不存在一階自相關(guān).即模型擬合優(yōu)度非常好.自相關(guān)性檢驗從圖中可以看出殘差et不存在線性自回歸,表明隨機誤差ut不存在自相關(guān),此時的模型擬合的非常好,即國債規(guī)模主要受國內(nèi)生產(chǎn)總值GDP、財政支出兩個因素的影響。三、結(jié)論通過對以上變量對國債規(guī)模的影響的線性回歸分析,得出結(jié)論:中國國債規(guī)模隨著經(jīng)濟的
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