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浅析我国国债发行与货币供给的影响

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color=#0000ff内容提要:

自1981年我国重新发行国债以来，由于客观实际的需求，国债的发行规模几乎年年扩大。对此，理论界一直就我国国债规模适度的界限问题展开讨论。同时，基于货币供给对许多宏观经济运行所起的重大作用，探讨的一个重点集中在国债的发行规模对货币供给的影响问题上。然而从现有的资料上看，这些论述大多采用定性的分析方法。为了配合这些讨论，本文将拟合时间序列数学模型的基础上，结合有关理论，对此问题进行实证分析。

一、方法与结果

货币作为“价值尺度和流通手段的统一”，其定义和范围已引起人们持久而广泛的争论。一般讲，各国对货币供应量的划分不尽相同。在我国，货币供应量一般划分为三个层次，一是流通中的现金，即Mo；二是Mo加企业单位活期存款、农村存款和机关团体部队存款，统称M[，1]；三是M[，1]加企业单位定期存款、自筹基本建设存款、个人储蓄存款和其他存款，俗称M[，2]；由此可见，M[，2]基本上包括了所有存款和现金。在目前，银行存款和现金是我国资金的主要来源，两者几乎覆盖了国民经济的各个领域，因此，从宏观经济管理的角度看，国家主要应该控制M[，2].正是基于这种认识，下文中的货币供应量皆指M[，2].

在此前提下，本文将我国自1981年至1997年间的广义货币量（M[，2]）与当年国债发行量（B）分别取对数（表1），然后使用Micro

TSP（6.5）计量经济分析软件包，以同期国债发行量的对数（LnB）和前一期的广义货币量的对数（LnM（-1））为解释变量，作时间序列模型对同期广义货币量的对数（LnM）进行回归，考察广义货币量（M[，2]）与当年国债发行量（B）之间的关系，结果见表2.对于这一结果做以下检验：

1.回归系数的显著性检验。根据上述两个非常数项的零系数概率值可以判定，在显著性水平α=0.05，自由度df=16-2-1=13时，该非常数项的回归系数均通过t-检验。表明：所选择的自变量是影响同期广义货币量的主要因素。

2.回归方程的显著性检验。根据显著性水平α=0.05，df[，1]=2，df[，2]=13，查F分布表得F[，0.05（2，13）]=3.81，小于回归本模型所得的F=4952.42；因而，F检验通过，表明：回归方程的回归效果显著。

3.D.W检验。计算残差序列d统计量得d=1.5701，根据显著性水平α=0.05，样本个数为n=16，自变量个数k=2，查D.W表得d[，1]=0.98，d[，u]=1.54.由于d[，u]=1.54

4.拟合程度和回归标准差。计算得到R[2]=0.9987，aR[2]=0.9985，接近于1，表明：回归线对样本据点的拟合程度很高。同时，计算得到的回归标准差数值为0.0449，表明：估计标准误差很小。

由此说明回归方程通过了模型所有的统计检验，表明以同期国债发行量的对数（LnB）和前一期的广义货币量的对数（LnM（-1））为解释变量来解释同期广义货币量的对数（LnM）的变化是适宜的，所建立的回归方程精确地表述了这种回归关系。此方程证明我国自从1981年重新开始发行国债以来，新发行的国债对下年的广义货币量有一定的收缩作用。

二、讨论为什么我国从1981年以来新发行的国债对下年的广义货币量具有一定的收缩作用呢？本文将从这些年来的国债的品种和期限结构、国债持有者结构和国债发行规模三个方面加以考察。

1.国债的期限结构。

从理论上讲，所发行国债的品种和期限肯定会对货币供给施加扩张性或收缩性的影响。就发行的各品种和期限的国债对货币供给的收缩性影响而言，国库券小于预付税款券，后者则又小于中、长期国债及储蓄债券和专用债券。在各国债品种中，一般只有随着短期国库券被商业银行和中央银行大量购进时，才会导致银行信用规模的扩大。

在1988年以前，我国所有的国债基本上都是不可流通和转让的。1988年以后，随着国债流通市场的建立和发展，可转让国债的比重有所提高。我国不可转让国债的品种主要以国库券和定向国债为主；可转让国债基本上以国库券为主。有资料表明：我国各年发行的可转让国债的比重在30～80%之间，不可转让国债的比重在20～70%.但上述数据还不包括转换债和1990年前中央财政向人民银行透支的部分。若加上这二者，则不可转让国债的比重还要高得多，相应的，可转让国债的比重要大幅度下降。同时，尽管从1994年起，我国国债的期限开始朝多样化方向发展，但品种仍显得过于单一，主要集中在3年期和5年期，而兑付期限在1年以内的短期国债和10年以上的长期国债所占比例极低。这样就造成我国国债种类设置上因可转让国债的比重过低而导致国债在总体上流动性不高。从这个意义上讲，回归方程的结果也反映了我国这些年来所发行国债的