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浅析我国国债发行与货币供给的影响
<FONT
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()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,:
。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=,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。
。根据显著性水平α=,df[,1]=2,df[,2]=13,查F分布表得F[,(2,13)]=,小于回归本模型所得的F=;因而,F检验通过,表明:回归方程的回归效果显著。
。计算残差序列d统计量得d=,根据显著性水平α=,样本个数为n=16,自变量个数k=2,[,1]=,d[,u]=[,u]=
。计算得到R[2]=,aR[2]=,接近于1,表明:回归线对样本据点的拟合程度很高。同时,,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