淺析我國國債發(fā)行與貨幣供給的影響

淺析我國國債發(fā)行與貨幣供給的影響<FONT

color=#0000ff>內(nèi)容提要:

自1981年我國重新發(fā)行國債以來，由于客觀實際的需求，國債的發(fā)行規(guī)模幾乎年年擴大。對此，理論界一直就我國國債規(guī)模適度的界限問題展開討論。同時，基于貨幣供給對許多宏觀經(jīng)濟運行所起的重大作用，探討的一個重點集中在國債的發(fā)行規(guī)模對貨幣供給的影響問題上。然而從現(xiàn)有的資料上看，這些論述大多采用定性的分析方法。為了配合這些討論，本文將擬合時間序列數(shù)學(xué)模型的基礎(chǔ)上，結(jié)合有關(guān)理論，對此問題進行實證分析。一、方法與結(jié)果貨幣作為“價值尺度和流通手段的統(tǒng)一”，其定義和范圍已引起人們持久而廣泛的爭論。一般講，各國對貨幣供應(yīng)量的劃分不盡相同。在我國，貨幣供應(yīng)量一般劃分為三個層次，一是流通中的現(xiàn)金，即Mo；二是Mo加企業(yè)單位活期存款、農(nóng)村存款和機關(guān)團體部隊存款，統(tǒng)稱M[，1]；三是M[，1]加企業(yè)單位定期存款、自籌基本建設(shè)存款、個人儲蓄存款和其他存款，俗稱M[，2]；由此可見，M[，2]基本上包括了所有存款和現(xiàn)金。在目前，銀行存款和現(xiàn)金是我國資金的主要來源，兩者幾乎覆蓋了國民經(jīng)濟的各個領(lǐng)域，因此，從宏觀經(jīng)濟管理的角度看，國家主要應(yīng)該控制M[，2].正是基于這種認識，下文中的貨幣供應(yīng)量皆指M[，2].在此前提下，本文將我國自1981年至1997年間的廣義貨幣量（M[，2]）與當年國債發(fā)行量（B）分別取對數(shù)（表1），然后使用Micro

TSP（6.5）計量經(jīng)濟分析軟件包，以同期國債發(fā)行量的對數(shù)（LnB）和前一期的廣義貨幣量的對數(shù)（LnM（-1））為解釋變量，作時間序列模型對同期廣義貨幣量的對數(shù)（LnM）進行回歸，考察廣義貨幣量（M[，2]）與當年國債發(fā)行量（B）之間的關(guān)系，結(jié)果見表2.對于這一結(jié)果做以下檢驗：1.回歸系數(shù)的顯著性檢驗。根據(jù)上述兩個非常數(shù)項的零系數(shù)概率值可以判定，在顯著性水平α=0.05，自由度df=16-2-1=13時，該非常數(shù)項的回歸系數(shù)均通過t-檢驗。表明：所選擇的自變量是影響同期廣義貨幣量的主要因素。2.回歸方程的顯著性檢驗。根據(jù)顯著性水平α=0.05，df[，1]=2，df[，2]=13，查F分布表得F[，0.05（2，13）]=3.81，小于回歸本模型所得的F=4952.42；因而，F(xiàn)檢驗通過，表明：回歸方程的回歸效果顯著。3.D.W檢驗。計算殘差序列d統(tǒng)計量得d=1.5701，根據(jù)顯著性水平α=0.05，樣本個數(shù)為n=16，自變量個數(shù)k=2，查D.W表得d[，1]=0.98，d[，u]=1.54.由于d[，u]=1.54

4.擬合程度和回歸標準差。計算得到R[2]=0.9987，aR[2]=0.9985，接近于1，表明：回歸線對樣本據(jù)點的擬合程度很高。同時，計算得到的回歸標準差數(shù)值為0.0449，表明：估計標準誤差很小。由此說明回歸方程通過了模型所有的統(tǒng)計檢驗，表明以同期國債發(fā)行量的對數(shù)（LnB）和前一期的廣義貨幣量的對數(shù)（LnM（-1））為解釋變量來解釋同期廣義貨幣量的對數(shù)（LnM）的變化是適宜的，所建立的回歸方程精確地表述了這種回歸關(guān)系。此方程證明我國自從1981年重新開始發(fā)行國債以來，新發(fā)行的國債對下年的廣義貨幣量有一定的收縮作用。二、討論為什么我國從1981年以來新發(fā)行的國債對下年的廣義貨幣量具有一定的收縮作用呢？本文將從這些年來的國債的品種和期限結(jié)構(gòu)、國債持有者結(jié)構(gòu)和國債發(fā)行規(guī)模三個方面加以考察。1.國債的期限結(jié)構(gòu)。從理論上講，所發(fā)行國債的品種和期限肯定會對貨幣供給施加擴張性或收縮性的影響。就發(fā)行的各品種和期限的國債對貨幣供給的收縮性影響而言，國庫券小于預(yù)付稅款券，后者則又小于中、長期國債及儲蓄債券和專用債券。在各國債品種中，一般只有隨著短期國庫券被商業(yè)銀行和中央銀行大量購進時，才會導(dǎo)致銀行信用規(guī)模的擴大。在1988年以前，我國所有的國債基本上都是不可流通和轉(zhuǎn)讓的。1988年以后，隨著國債流通市場的建立和發(fā)展，可轉(zhuǎn)讓國債的比重有所提高。我國不可轉(zhuǎn)讓國債的品種主要以國庫券和定向國債為主；可轉(zhuǎn)讓國債基本上以國庫券為主。有資料表明：我國各年發(fā)行的可轉(zhuǎn)讓國債的比重在30～80%之間，不可轉(zhuǎn)讓國債的比重在20～70%.但上述數(shù)據(jù)還不包括轉(zhuǎn)換債和1990年前中央財政向人民銀行透支的部分。若加上這二者，則不可轉(zhuǎn)讓國債的比重還要高得多，相應(yīng)的，可轉(zhuǎn)讓國債的比重要大幅度下降。同時，盡管從1994年起，我國國債的期限開始朝多樣化方向發(fā)展，但品種仍顯得過于單一，主要集中在3年期和5年期，而兌付期限在1年以內(nèi)的短期國債和10年以上的長期國債所占比例極低。這樣就造成我國國債種類設(shè)置上因可轉(zhuǎn)讓國債的比重過低而導(dǎo)致國債在總體上流動性不高。從這個意義上講，回歸方程的結(jié)果也反映了我國這些年來所發(fā)行國債的品種和期限結(jié)構(gòu)的情況。2.國債持有者結(jié)構(gòu)。應(yīng)該看到，設(shè)置不同品種、不同期限的國債還將導(dǎo)致國債認購對象的多樣化，不同認購主體的國債認購行為對貨幣供給所造成的影響也不盡相同。從理論上講，社會公眾（包括非銀行企業(yè)部門和家庭部門）和政府機構(gòu)作為應(yīng)債來源對全社會的貨幣供給量的影響是“中性”的；而當中央銀行購入國債后，就會造成貨幣供給量的倍數(shù)擴張。商業(yè)銀行（指整個系統(tǒng)）作為應(yīng)債來源對貨幣供給的最終性影響也大多可能是擴張性的，盡管這并不意味著其持企業(yè)的應(yīng)債潛力也有限，但就社會貨幣供給量而言，結(jié)合本模型的結(jié)果看，我國這些年以來的國債發(fā)行規(guī)模還是適當?shù)?。這不僅體現(xiàn)在我國每年發(fā)行的國債數(shù)額在當年的國民生產(chǎn)總值中所占份額并不大；而且還體現(xiàn)在每年新發(fā)行的國債數(shù)額均在各個應(yīng)債主體的承受能力之內(nèi)。三、結(jié)論由上述實證分析中不難發(fā)現(xiàn)，僅從社會貨幣供給量看，盡管財政，尤其是中央財政本身債務(wù)負擔較重；但就總體而言，我國這些年以來的國債發(fā)行規(guī)模還是適當?shù)摹牧炕治龅慕Y(jié)果看，在現(xiàn)有的國債發(fā)行體制下，國債的發(fā)行將在一定程度上減少下一年的社會廣義貨幣供應(yīng)量（M[，2]）。對此，本文認為：1.量化分析的結(jié)果反映了我國的企事業(yè)單位和個人仍然是國債市場的主要持有者，而商業(yè)銀行持有的國債數(shù)量則顯得過少的現(xiàn)實。這就為今后我國的商業(yè)銀行更多地參與國債市場提供了很大的余地?？梢灶A(yù)見：在今后的一段時期內(nèi)，適當放寬對商業(yè)銀行持有國債的限制，不但不會對貨幣供給造成實際的擴張性結(jié)果，而且還有利于保