运用动态债务理论对我国国债风险的考量，本文主要内容关键词为：国债论文,债务论文,风险论文,理论论文,我国论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
0 引言
早在上世纪90年代中期，我国学者就已经开始对我国财政面临的国债风险以及与之密切相关的国债适度规模问题进行了大量研究。如刘溶沧(1998)、孙敬水(2000)通过计算国债负担率、债务依存度、国债偿债率等指标对我国国债风险进行了实证分析；夏杰长(2000)对我国国债的发行规模进行了国际比较；杨大楷(2001)运用逐步回归方法对影响我国国债规模的因素作了实证研究；叶子荣、王琳(2001)联系国债本质和发行原因对我国当前国债风险问题进行了探讨等；江新昶(2003)对我国产生国债风险的路径问题进行了研究；吉淑英(2004)分析了我国国债风险的防范问题。总的来说，目前的大部分研究都是从静态或定性的角度研究我国国债风险。本文试图突破这种分析思路，从动态的角度分析国债风险，通过引入一个衡量国债风险的新指标——财政负债率(即国债余额与财政收入的比率)，建立一个分析国债风险的动态模型，并应用这一模型对我国国债风险进行实证研究。
1 动态债务理论模型
首先设B为国债余额，△B为国债余额的变化量，i为国债利率，X为基本财政赤字，它是通过增发国债来弥补，所以实际上是等于国债发行量，t代表时间，则可以得到下面的国债增量恒等式：
(1)式表示本期国债余额增加量由利息支付额和本期国债新增发行量两部分组成。
在传统上，衡量国债风险最常用的指标之一是国债负担率，这一指标是从整个国家对国债的承担能力角度来考察国债风险，它等于当年国债余额与当年国内生产总值之比。与传统的研究不同，本文从财政对国债的承担能力角度，引入财政负债率作为衡量国债风险的指标，它等于本期国债余额
上升，则表明财政的债务负担加重，国债风险增加，反之，如果z[,t]下降，表明财政的债务负担减轻，国债风险减少。另外，再设T为不包括国债发行收入的基本财政收入，g为基本财政收入的增长率，则
，于是有：
把(1)式代入(2)式，得：
移项并化简得：
其中，
，表示本期国债发行量与前一期财政收入的比率，可以作为反映国债的发行规模指标。从(3)式可以看出，当其他因素保持不变，利率升高或者增加国债发行，都会导致财政负债率z[,t]的增大，这就意味着财政面临的国债风险增加，而降低国债风险的办法是要么通过提高财政收入的增长速度，即g[,t]增大，从而使财政有更充足财力应对国债的兑付，要么减少国债发行，使国债余额的绝对数减少，或者降低利率，减轻财政偿还利息的压力。值得注意的是，当下面关系式：
这意味着当(4)式得到满足的时候，财政负债率将少于前一期的财政负债率，国债风险受到控制并开始降低，这具有深刻的政策含义，它将为化解我国国债风险指明了一个方向。为了便于对财政负债率及其影响因素之间的数量关系进行实证研究，我们假设(3)式各变量参数之间的关系是线性的，则有：
2 实证研究
2.1 样本数据
本文所涉及金融财政数据包括每年国债发行额、国债余额、国债利率和财政收入。由于国债的种类繁多，包括国库券、财政债券、特种国债等，为更好地反映国家财政实际承担的债务，我们用财政的每年国内债务收入代替国债发行额(国外债务收入因为还会受到进出口总额、汇率等因素的影响，所以本文不考虑国外债务收入)。国债余额则等于每年国内债务收入减去每年国内债务还本付息后的累计和。另外，国债的期限有长有短，利率是不一样的，但是经过笔者的粗略统计，我国已发行的国债的平均期限大约为3年，而且大部分的国债都属于一次还本付息的零息债券，其利率也是比照同期银行储蓄存款利率确定的，于是，我们用3年期整存整取的定期存款利率代替每年国债的平均利率。如果当年的利率发生调整，将以月份数为权重对利率作加权平均。财政收入有全国和中央财政收入之分，由于我国《预算法》规定地方财政不能发行债券，国债的兑付义务将主要由中央财政承担，因此，采用中央财政收入将更为合理。基于上述的考虑，我们根据2004年至1990年的《中国统计年鉴》和《中国金融年鉴》搜集原始数据并进行了整理。用(5)式进行参数估计时所需的全部比率数据将根据整理的数据计算得出并再乘以100。
2.2 估计方法
在实证分析时我们将采用最小二乘法(OLS)作为主要的参数估计方法，全部的计算将在统计分析软件SAS下进行，所用的过程包括REG、AUTOREG、UNIVARIATE等。
2.3 实证结果与分析
首先，我们对各变量进行一般的描述性统计分析，结果如表1所示。可以看出，近20年我国财政的平均财政负债率为57.87％，平均利率水平为7.87％，这表明国债余额平均已经超过中央财政收入的一半以上，而且每年面临的国债利息支付压力是相当沉重的，我国国债风险已成为不容忽视问题。其中的主要原因是每年的国债发行额不断增加，这从变量s的均值37.74％可以看得出来。不过，中央财政收入的平均增长率为22.49％，说明中央财政控制的可支配资源是不断增加的。另外，我们可以发现，i[,t]的均值与s[,t]的均值之和(45.61)要大于g[,t]的均值(22.49)，即(4)式的关系不满足，这就从另一个角度揭示了我国国债风险不断增加的原因。
其次，为了进行模型的比较，我们在不考虑滞后变量的情况下对(4)式进行OLS估计，得到的模型1：
可见，i[,t]、s[,t]和g[,t]的P值均少于显著性水平0.05，说明对z[,t]都有显著的影响，模型也通过F检验，具有总体显著性，且模型1的拟合效果不错，R[2]达到81％，z[,t]的总变异中有81％可以由i[,t]、s[,t]和g[,t]的变动来解释。但是，模型的均方根误差(Root MSE)比较大，达到14.4736，再对模型进行Durbin-Waston自相关检验，DW值等于0.7454，其P值＜0.0001，说明模型的确存在显著的自相关，需要进一步改进。
现在我们再对带一阶滞后因变量的(4)式进行OLS估计，得到模型2：
可以发现，
的影响都是显著的，模型同样具有总的显著性。与模型1相比，模型2的
有明显的提高，均方根误差(Root MSE)也大大减少，只有5.0002，说明模型2的拟合优度和精度都得到改善。另外，再对模型2进行自相关检验，由于模型的回归变量中含滞后变量，所以不能再用Durbin-Waston检验，而应该用Durbin-h检验，得到的检验值为0.5636，P值等于0.2865，显示模型2已经不存在自相关。再对模型2的残差进行正态性检验，得到的Shapiro-Wilk值等于0.9144，P值等于0.0772，Kolmogorov-Smirnov值等于0.174068，相应的P值等于0.1105，均大于0.05的显著性水平，因此可以认为残差已经基本服从正态分布。由此可见，模型2对样本数据的拟合程度是相当高的，得到的参数估计值是可信的。
再对模型2中各参数的经济含义进行分析，我们发现，
[,1]是大于零的，[,3]和[,4]都小于零，这与前面的理论假设是一致的，其经济含义是：①财政负债率具有比较强烈的“惯性”效应，前一期的财政负债率z[,t-1]增加1个百分点，将使本期财政负债率z[,t]增加0.8422个百分点，因此国债风险具有“螺旋”上升的倾向；②本期国债发行额与前一期财政收入的比率s[,t]增加1个百分点，将使z[,t]增加0.2613个百分点，可见，如果对国债发行进行控制将增加国债风险；③财政收入增长率提高1个百分点，财政负债率将下降0.2076个百分点，所以，增加财政收入是化解我国国债风险的重要途径。再对[,2]进行分析。由一般的经济理论，国债利率提高，会增加财政的利息支付压力，财政负债率应该是增加的，所以[,2]应该是大于零的。但是，实证得到的[,2]是小于零的，而且[,2]的t值也比较少，P值接近0.05的显著性水平，表明对z[,t]的影响不如其他因素显著。如果对财政负债率与利率的变动情况作一个比较，如图1所示，可以发现，在1993年以前，财政负债率z[,t]与利率i[,t]的变化基本上是同方向，利率越高，财政负债率也越高，这与前面的理论分析是一致的。但是到了1994年，尤其是1995年后，利率不断下降，而财政负债率反而不断攀升，究其原因在于自1995开始，特别是1997年亚洲金融危机之后，我国的经济形势发生了重大变化，物价持续下跌，内部需求萎缩，通货紧缩已经成为制约我国经济发展的重要因素。在这种特殊情况下，政府不得不一方面连续多次下调利率以刺激投资，另一方面借助积极财政政策，大量增发国债以保持经济的高速增长，因此导致了财政负债率与利率出现背离的现象，并影响了我们的实证结果。
3 结论和今后的研究方向
本文以财政负债率作为衡量国债风险指标，提出一个新颖的动态理论模型来分析国债风险，并且应用这一模型对我国的国债风险进行了实证研究。实证结果表明，我国目前面临的国债风险形势比较严峻，国债风险与国债利率、国债发行量和财政收入增长率有密切关系，而且国债风险具有比较强烈 “惯性”效应。因此，控制国债发行量和利率水平、提高财政收入的增长速度，尤其是中央财政收入增长速度将是降低和化解我国国债风险的主要途径。
运用财政负担率衡量国债风险并提出一个动态模型分析国债风险是本文的主要创新之处，今后还可以在财政负担率的国际比较研究及其合理水平、财政负担率与利率的关系等方面作进一步研究。