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        中國國債對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的非對(duì)稱影響效應(yīng)研究

        2019-05-17 10:12:04單飛鄭義汀
        財(cái)經(jīng)問題研究 2019年3期
        關(guān)鍵詞:經(jīng)濟(jì)增長

        單飛 鄭義汀

        摘 要:本文在回顧國內(nèi)外文獻(xiàn)的基礎(chǔ)上,利用國債負(fù)擔(dān)率為轉(zhuǎn)換變量的平滑轉(zhuǎn)換模型(STR)和面板平滑轉(zhuǎn)換模型(PSTR),對(duì)國家層面和省際層面國債負(fù)擔(dān)率對(duì)經(jīng)濟(jì)增長率的影響進(jìn)行了經(jīng)驗(yàn)研究。得到如下結(jié)論:(1)在國家層面,國債對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用處于低區(qū)間,即過重的國債負(fù)擔(dān)會(huì)降低國債對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用。(2)在省際層面,國債對(duì)經(jīng)濟(jì)增長具有正效應(yīng)且呈現(xiàn)非對(duì)稱性。不同地區(qū)、不同時(shí)期國債負(fù)擔(dān)率的階段轉(zhuǎn)換會(huì)導(dǎo)致國債負(fù)擔(dān)率對(duì)經(jīng)濟(jì)增長率的反應(yīng)系數(shù)具有地區(qū)異質(zhì)性和時(shí)變性。

        關(guān)鍵詞:國債負(fù)擔(dān)率;經(jīng)濟(jì)增長;GDP增長率;平滑轉(zhuǎn)換模型(STR);面板平滑轉(zhuǎn)換模型(PSTR)

        中圖分類號(hào):F810.5文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼:A

        文章編號(hào):1000-176X(2019)03-0083-07

        一、問題的提出

        隨著中國經(jīng)濟(jì)發(fā)展速度的日益加快,國債作為重要的宏觀經(jīng)濟(jì)變量與經(jīng)濟(jì)增長的聯(lián)系更加密切。因此,研究國債對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的影響效應(yīng),找出國債負(fù)擔(dān)率對(duì)經(jīng)濟(jì)增長率的作用渠道,探究適度的國債規(guī)模已是當(dāng)務(wù)之急。中國目前所面臨的地區(qū)之間發(fā)展不平衡問題日益嚴(yán)重,沿海地區(qū)與中西部地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展差距愈發(fā)懸殊,深入研究不同省際間國債對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的影響對(duì)于中央統(tǒng)籌兼顧調(diào)整經(jīng)濟(jì)政策具有重要的參考意義。

        西方學(xué)者對(duì)于國債問題的研究起步較早,有基于李嘉圖等價(jià)的國債無用論、強(qiáng)調(diào)擠出效應(yīng)的國債有害論和凱恩斯主義的國債有益論等。Kimbell和Mankiw[1]把政府舉債和征收所得稅對(duì)私人消費(fèi)的影響作為研究重點(diǎn),發(fā)現(xiàn)隨著樣本數(shù)據(jù)時(shí)間的變化,所得稅對(duì)私人消費(fèi)可能產(chǎn)生正面效應(yīng),也可能產(chǎn)生負(fù)面效應(yīng)。Pelagids和Desli[2]通過對(duì)歐洲數(shù)據(jù)進(jìn)行分析結(jié)果表明,國債能夠促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長。Gierner和Kauermann[3]認(rèn)為,GDP對(duì)于國債的彈性系數(shù)為正,對(duì)經(jīng)濟(jì)增長具有顯著正影響,但當(dāng)國債的規(guī)模超出一定范圍時(shí),正效應(yīng)明顯減弱。Panizza和Presbitero[4]研究發(fā)現(xiàn),國債與經(jīng)濟(jì)增長之間雖然呈現(xiàn)負(fù)相關(guān)關(guān)系但是并不存在因果關(guān)系。Forslund等[5]通過發(fā)展中國家和新型市場(chǎng)國家的數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn),國債與通貨膨脹之間相關(guān)性較弱。Borensztein等[6]在Eichengreen和Luengnaruemitchai[7]研究的基礎(chǔ)上發(fā)現(xiàn),股票市場(chǎng)的發(fā)展與貿(mào)易開放度和國債規(guī)模之間存在正相關(guān)關(guān)系。

        國內(nèi)對(duì)于國債的研究主要有以下三個(gè)方面:一是在國債對(duì)經(jīng)濟(jì)增長影響方面,劉溶滄和馬拴友[8]認(rèn)為,如果是由于加大公共投資而導(dǎo)致財(cái)政赤字,那么財(cái)政赤字和發(fā)行國債對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)的凈效應(yīng)顯著為正。王維國和楊曉華[9]支持劉溶滄和馬拴友[8]的看法,認(rèn)為當(dāng)國債主要進(jìn)行公共投資時(shí)呈現(xiàn)出對(duì)經(jīng)濟(jì)增長顯著的正效應(yīng)。李戎等[10]認(rèn)為,中國國債規(guī)?,F(xiàn)階段并未表現(xiàn)出明顯的閾值,且對(duì)經(jīng)濟(jì)增長未呈現(xiàn)出顯著的抑制作用。二是在國債對(duì)總需求影響方面,高培勇[11]認(rèn)為,發(fā)行國債會(huì)刺激社會(huì)總需求的增加,其結(jié)果是提高了社會(huì)總消費(fèi)和降低了社會(huì)總投資。羅嗣紅[12]、宋福鐵[13]以及楊文奇和李艷[14]指出,發(fā)行國債增加公共投資會(huì)對(duì)民間、私人等其他類型的投資產(chǎn)生帶動(dòng)作用。三是在國債規(guī)模及風(fēng)險(xiǎn)方面,陳共和類承曜[15]采用國債負(fù)擔(dān)率和債務(wù)依存度這兩個(gè)指標(biāo)通過分析發(fā)現(xiàn),當(dāng)前中國的國債規(guī)模仍處于可控制的范圍內(nèi)。劉邦馳[16]指出,度量國債規(guī)模的國際公認(rèn)指標(biāo)需與各個(gè)國家經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、時(shí)代背景緊密結(jié)合在一起,并且指出當(dāng)前中國政府舉債尚未達(dá)到極限,國債還有一定的增發(fā)空間。

        綜上所述,大部分學(xué)者認(rèn)為國債對(duì)于經(jīng)濟(jì)增長具有促進(jìn)作用,但普遍聚焦于國家層面的研究,由于缺少統(tǒng)一的省際國債負(fù)擔(dān)率指標(biāo),對(duì)于省際層面國債對(duì)經(jīng)濟(jì)增長影響的研究比較缺乏。同時(shí),部分學(xué)者研究了國債負(fù)擔(dān)率對(duì)經(jīng)濟(jì)增長率的非線性效應(yīng),但是所采用的閾值模型解釋能力有限,無法捕捉影響機(jī)制的平滑轉(zhuǎn)換趨勢(shì)。因此,在國內(nèi)外已有文獻(xiàn)的基礎(chǔ)上,本文采用國家層面及省際層面國債負(fù)擔(dān)率數(shù)據(jù),構(gòu)建了國債負(fù)擔(dān)變動(dòng)下國債負(fù)擔(dān)率對(duì)經(jīng)濟(jì)增長率的理論模型,利用平滑轉(zhuǎn)換模型研究了以國債負(fù)擔(dān)率為轉(zhuǎn)換變量條件下國債對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的非對(duì)稱效應(yīng)。

        本文從以下兩方面進(jìn)行了擴(kuò)展:首先,基于面板平滑轉(zhuǎn)換模型(PSTR)分析了省際國債的非對(duì)稱影響。其次,兼顧國家層面及省際層面國債對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的影響,分析具有代表性省份的國債對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的地區(qū)異質(zhì)性及時(shí)變性。本文剩余部分的結(jié)構(gòu)如下:第二部分是模型設(shè)定、變量選擇及數(shù)據(jù)來源。第三部分是國家層面國債負(fù)擔(dān)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長非對(duì)稱效應(yīng)分析。第四部分是省際國債負(fù)擔(dān)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長非對(duì)稱效應(yīng)的經(jīng)驗(yàn)分析。第五部分是結(jié)論與政策建議。

        二、模型設(shè)定、變量選取及數(shù)據(jù)來源

        (一)模型設(shè)定

        1.平滑轉(zhuǎn)換模型

        平滑轉(zhuǎn)換模型(Smooth Transition Regression Model,簡稱STR)是分析經(jīng)濟(jì)問題時(shí)經(jīng)常采用的一種非線性模型。經(jīng)濟(jì)變量相互之間影響機(jī)制的轉(zhuǎn)換往往不是一個(gè)突變過程,而是呈現(xiàn)出一種連續(xù)的漸變過程。平滑轉(zhuǎn)換模型通過引入轉(zhuǎn)換函數(shù)能夠較好地捕捉和解釋這一漸變過程。標(biāo)準(zhǔn)的STR模型由線性部分和非線性部分組成,模型的基本結(jié)構(gòu)如下:

        (二)變量選取及數(shù)據(jù)來源

        本文聚焦于國債對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的影響,國家層面國債負(fù)擔(dān)指標(biāo)選取國債負(fù)擔(dān)率(國債余額/GDP×100%),經(jīng)濟(jì)增長指標(biāo)采用實(shí)際GDP增長率。同時(shí),由于省際層面國債沒有明確指標(biāo),本文為了分析各省國債負(fù)擔(dān)情況,引用李戎等[10]的辦法,利用各省上交中央的稅額占中央稅收收入的比重來衡量各省份對(duì)國債的分擔(dān)程度,作為各省份國債負(fù)擔(dān)率指標(biāo)。數(shù)據(jù)處理過程中選取了中央稅收收入來源中的主要稅種,包括增值稅、消費(fèi)稅、企業(yè)所得稅和個(gè)人所得稅來計(jì)算各省國債分擔(dān)率[10]。經(jīng)濟(jì)增長指標(biāo)采用各省實(shí)際GDP增長率。

        本文經(jīng)驗(yàn)分析所采用的數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》、中經(jīng)網(wǎng)數(shù)據(jù)庫和Wind金融終端數(shù)據(jù)庫。在國家層面,時(shí)間區(qū)間為1985—2017年,共33年的年度數(shù)據(jù),以1985年為基年。本文采用字母y代表GDP增長率,debt代表國債負(fù)擔(dān)率。在省際層面,受制于稅收數(shù)據(jù)的可得性,時(shí)間區(qū)間為1998—2016年,共19年的年度數(shù)據(jù),以1998年為基年。受限于數(shù)據(jù),在本文的分析中不包括港、澳、臺(tái)在內(nèi),共31個(gè)省份,即N=31,用i代表省份,t代表年份。

        三、國債對(duì)經(jīng)濟(jì)增長非對(duì)稱效應(yīng)的經(jīng)驗(yàn)分析

        (一) 單位根檢驗(yàn)與協(xié)整檢驗(yàn)

        在進(jìn)行經(jīng)驗(yàn)分析之前,先需要對(duì)各時(shí)間序列變量進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。采用單位根檢驗(yàn)方法對(duì)各時(shí)間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn),具體的檢驗(yàn)結(jié)果如表1所示。由表1可知,GDP增長率、國債負(fù)擔(dān)率的原序列都是非平穩(wěn)序列即存在單位根。但是兩個(gè)變量在一階差分去除趨勢(shì)項(xiàng)之后全部都為平穩(wěn)序列,具備進(jìn)行下一步檢驗(yàn)的條件。

        對(duì)于沒有協(xié)整關(guān)系的單整變量進(jìn)行回歸分析仍然是偽回歸,需要在建模分析之前進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn),檢驗(yàn)結(jié)果如表2所示。由表2可知,國債負(fù)擔(dān)率與GDP增長率之間存在協(xié)整關(guān)系,即兩者之間存在長期均衡關(guān)系。

        (二)確定滯后階數(shù)

        在估計(jì)STR模型之前需要確定最大滯后階數(shù),可以借助VAR 模型中滯后階數(shù)的選取方法來實(shí)現(xiàn)。

        (三)轉(zhuǎn)換變量選擇

        由于我們確定的最大滯后階數(shù)為2階,因此,模型的潛在轉(zhuǎn)換變量有debt(t)、y(t-1)、debt(t-1)、 y(t-2)、debt(t-2)和趨勢(shì)項(xiàng)(trend),對(duì)模型的線性假設(shè)檢驗(yàn)和各潛在轉(zhuǎn)換變量及對(duì)應(yīng)的轉(zhuǎn)換函數(shù)形式的選擇結(jié)果如表3所示。

        (四)模型參數(shù)估計(jì)值

        在確定了c及γ的初始值后,就可以進(jìn)行非線性模型參數(shù)估計(jì),估計(jì)結(jié)果如表4所示。其中,AIC=-8.4940,SC=-7.9851,R2=0.8452,2=0.8502。

        根據(jù)轉(zhuǎn)換函數(shù)G(debt(t-1),γ,c)中的參數(shù)估計(jì)結(jié)果,斜率參數(shù) γ=24.1491,數(shù)值較大,說明模型轉(zhuǎn)換函數(shù)的調(diào)整速度較快,即模型在兩體制之間的轉(zhuǎn)換速度較快。從表4中位置參數(shù)估計(jì)結(jié)果c=0.0444來看,轉(zhuǎn)換函數(shù)G(debt(t-1),γ,c)呈現(xiàn)以參數(shù)c為對(duì)稱中心的機(jī)制轉(zhuǎn)化形式。當(dāng)轉(zhuǎn)換變量debt(t-1)較小,且小于位置參數(shù)c時(shí) (c=0.0444),此時(shí)轉(zhuǎn)換函數(shù)的值趨于零,模型的非線性部分約等于零,LSTR模型簡化為普通線性模型。當(dāng)期的國債負(fù)擔(dān)率debt(t)系數(shù)為-24.9490,說明當(dāng)期的國債對(duì)經(jīng)濟(jì)增長有負(fù)面效應(yīng)。滯后一期的國債負(fù)擔(dān)率debt(t-1) 與GDP增長率 y(t) 呈負(fù)相關(guān),系數(shù)為-0.8291,但系數(shù)較小,說明滯后一期國債負(fù)擔(dān)率對(duì)當(dāng)期GDP增長率的影響較小。滯后兩期國債負(fù)擔(dān)率debt(t-2)系數(shù)為34.7249,說明滯后兩期國債負(fù)擔(dān)率對(duì)GDP增長率有著較大的促進(jìn)作用。

        當(dāng)轉(zhuǎn)換變量debt(t-1)較大,大于位置參數(shù)c時(shí)(c = 0.0444),轉(zhuǎn)換函數(shù)趨于1,國債負(fù)擔(dān)率與經(jīng)濟(jì)增長率呈現(xiàn)明顯的非線性特征。此時(shí)當(dāng)期的 debt(t)和y(t)呈正相關(guān),系數(shù)為0.2609,當(dāng)期國債負(fù)擔(dān)率開始對(duì)經(jīng)濟(jì)增長率顯現(xiàn)正效應(yīng)。滯后兩期的debt(t-2)與y(t) 也呈現(xiàn)正相關(guān),系數(shù)為0.5558??傮w來看,當(dāng)國債負(fù)擔(dān)率高于位置參數(shù)時(shí),國債對(duì)于經(jīng)濟(jì)增長仍然保持促進(jìn)作用,但是與轉(zhuǎn)換變量小于位置參數(shù)的情況相比,其對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用要小得多,過重的國債對(duì)私人投資造成較大的擠出效應(yīng),降低了經(jīng)濟(jì)運(yùn)行效率,即過重的國債會(huì)降低國債負(fù)擔(dān)率對(duì)經(jīng)濟(jì)增長率的正面促進(jìn)作用。

        與傳統(tǒng)的線性模型相比,采用LSTR1模型來描述國債負(fù)擔(dān)率與GDP增長率之間的動(dòng)態(tài)關(guān)系時(shí)具有比較明顯的優(yōu)勢(shì)。首先,LSTR1所生成的擬合數(shù)據(jù)的曲線變化趨勢(shì)與原始序列的曲線變化趨勢(shì)非常吻合,說明本文采用LSTR1模型所估計(jì)出的非線性模型可以很好地解釋國債負(fù)擔(dān)率與經(jīng)濟(jì)增長率之間的動(dòng)態(tài)關(guān)系。其次,LSTR1模型由于轉(zhuǎn)換函數(shù)的存在,能夠更有效地洞悉到國債負(fù)擔(dān)率與經(jīng)濟(jì)增長率在不同國債負(fù)擔(dān)背景下的非線性動(dòng)態(tài)轉(zhuǎn)換關(guān)系,這是傳統(tǒng)線性模型所不能實(shí)現(xiàn)的。

        四、省際國債對(duì)經(jīng)濟(jì)增長非對(duì)稱效應(yīng)的經(jīng)驗(yàn)分析

        (一)非線性檢驗(yàn)

        本部分主要研究的是省際國債負(fù)擔(dān)率對(duì)各省GDP增長率是否存在非線性關(guān)系,并探究其影響變化的具體機(jī)制。因此,首先要對(duì)GDP增長率是否為非線性進(jìn)行檢驗(yàn)。

        LM_X表示基于漸進(jìn)卡方分布的LM檢驗(yàn)的統(tǒng)計(jì)值,LM_F表示基于漸進(jìn)F分布的LM檢驗(yàn)的統(tǒng)計(jì)值。由兩個(gè)統(tǒng)計(jì)量的P值檢驗(yàn)結(jié)果可知,這兩個(gè)統(tǒng)計(jì)量都在1%的顯著性水平下拒絕了模型為線性的原假設(shè)。因此,選擇國債負(fù)擔(dān)率作為轉(zhuǎn)換變量對(duì)GDP增長率存在非線性的影響。采用面板平滑轉(zhuǎn)換模型能夠較好地體現(xiàn)變量之間的非線性特征。

        (二)轉(zhuǎn)換函數(shù)個(gè)數(shù)檢驗(yàn)

        轉(zhuǎn)換函數(shù)個(gè)數(shù)檢驗(yàn)結(jié)果如表5所示。

        由表5第二行的統(tǒng)計(jì)量LM_X和統(tǒng)計(jì)量LM_F的結(jié)果和對(duì)應(yīng)的P值可以看出,LM_X統(tǒng)計(jì)量和LM_F統(tǒng)計(jì)量都在1%的顯著性水平下拒絕β3=0的原假設(shè)。從第三行統(tǒng)計(jì)量LM_X和統(tǒng)計(jì)量LM_F的結(jié)果和對(duì)應(yīng)的P值可以看出LM_X和LM_F統(tǒng)計(jì)量在10%顯著性水平下不拒絕β2=0 |β3=0的原假設(shè)。第四行統(tǒng)計(jì)結(jié)果表明LM_X和LM_F統(tǒng)計(jì)量在1%顯著性水平下拒絕β1=0 |β2=β3=0的原假設(shè),因此,應(yīng)該選擇轉(zhuǎn)換函數(shù)個(gè)數(shù)m=1,采用LSTR1模型,即面板平滑轉(zhuǎn)換模型存在一個(gè)轉(zhuǎn)換函數(shù)。

        (三)模型估計(jì)

        (四)轉(zhuǎn)換函數(shù)的特征分析及經(jīng)濟(jì)含義

        根據(jù)面板平滑轉(zhuǎn)換模型(PSTR)的形式和估計(jì)結(jié)果可知,當(dāng)期國債負(fù)擔(dān)率debt(t)對(duì)GDP增長率影響的反應(yīng)系數(shù)為α+β1G(·),反應(yīng)系數(shù)中線性部分的系數(shù)為α,非線性部分的系數(shù)為β1G(·),轉(zhuǎn)換函數(shù)G(·)滿足面板平滑轉(zhuǎn)換模型的LSTR1形式。為了便于分析不同國債負(fù)擔(dān)率對(duì)GDP增長率的轉(zhuǎn)換特征,轉(zhuǎn)換函數(shù)G(debt(t),γ,c)與轉(zhuǎn)換變量debt之間關(guān)系的圖形圖形省略,留存?zhèn)渌鳌?,如圖1所示。模型中可知,位置參數(shù)c=0.0512,當(dāng)國債負(fù)擔(dān)率debt小于0.0512時(shí),轉(zhuǎn)換函數(shù)G(debt(t),γ,c)小于0.5000,否則G(debt(t),γ,c)大于等于0.5000,并且當(dāng)debt大于0.0800時(shí),轉(zhuǎn)換函數(shù)G(debt(t),γ,c)約等于1。

        結(jié)合轉(zhuǎn)換函數(shù)圖形與表6的實(shí)證結(jié)果可得,在轉(zhuǎn)換函數(shù)中國債負(fù)擔(dān)率存在位置參數(shù)c=0.0512。并且該轉(zhuǎn)換機(jī)制中斜率參數(shù)為357.5260,狀態(tài)轉(zhuǎn)換十分迅速。說明中國國債負(fù)擔(dān)率對(duì)GDP增長率的影響隨著不同年份不同省份國債負(fù)擔(dān)率的變動(dòng)而有所不同。因此,中國各省份國債負(fù)擔(dān)率對(duì)經(jīng)濟(jì)增長率影響的反應(yīng)系數(shù)存在時(shí)變性和地區(qū)異質(zhì)性。在以上分析的基礎(chǔ)上,可以得出樣本數(shù)據(jù)中各省份隨著時(shí)間變化國債負(fù)擔(dān)率對(duì)經(jīng)濟(jì)增長率的反應(yīng)系數(shù)。

        為了描述不同國債負(fù)擔(dān)階段中,國債負(fù)擔(dān)率對(duì)GDP增長率的反應(yīng)系數(shù),本文將中國按國債負(fù)擔(dān)率程度大小劃分,并從全國范圍內(nèi)挑選出具有代表性的省份:北京、上海、甘肅和遼寧作為代表。據(jù)測(cè)算,上海的國債負(fù)擔(dān)率在0.0880—0.1300之間波動(dòng),位于高國債負(fù)擔(dān)區(qū)間,代表了最高國債負(fù)擔(dān)水平。北京的國債負(fù)擔(dān)率在0.0388—0.1813之間,國債負(fù)擔(dān)變化跨度較大。甘肅的國債負(fù)擔(dān)率在0.0060—0.0120之間,屬于國債負(fù)擔(dān)較低區(qū)間。遼寧的國債負(fù)擔(dān)率在0.0540—0.0260之間,國債負(fù)擔(dān)低于上海高于甘肅,但與其他三省份的一個(gè)顯著區(qū)別在于國債負(fù)擔(dān)隨時(shí)間而遞減。

        本文挑選這四個(gè)省份作為不同國債負(fù)擔(dān)程度的典型代表,考察不同國債負(fù)擔(dān)階段下,國債負(fù)擔(dān)率對(duì)GDP增長率的反應(yīng)系數(shù)的時(shí)變性、省份異質(zhì)性和各省的共性,能夠比較準(zhǔn)確地捕捉到中國不同國債負(fù)擔(dān)階段各省份的典型特征及影響機(jī)制。

        (五)國債負(fù)擔(dān)率對(duì)經(jīng)濟(jì)增長率具有差異化的影響

        由表6可知,當(dāng)期國債負(fù)擔(dān)率對(duì)GDP增長率的反應(yīng)系數(shù)為α+β1G(·),其中,α=0.7480,β=-0.5924,體現(xiàn)出國債負(fù)擔(dān)率對(duì)GDP增長率的促進(jìn)作用存在于反應(yīng)系數(shù)的線性部分,對(duì)GDP增長率的抑制作用存在于非線性部分,說明國債負(fù)擔(dān)率通過兩種渠道影響經(jīng)濟(jì)增長:第一種是直接效應(yīng),國債負(fù)擔(dān)直接提升經(jīng)濟(jì)增長;第二種是間接效應(yīng),根據(jù)國債負(fù)擔(dān)率的不同階段間接地對(duì)經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生抑制作用。因此,隨著國債負(fù)擔(dān)階段的轉(zhuǎn)換,國債負(fù)擔(dān)率對(duì)GDP增長率的影響呈現(xiàn)差異化的特征。

        1.上海處于高國債負(fù)擔(dān)階段,國債促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長作用最小

        上海國債負(fù)擔(dān)率對(duì)GDP增長率具有正的影響系數(shù),即國債負(fù)擔(dān)有利于提升經(jīng)濟(jì)增長率。上海國債負(fù)擔(dān)大于0.0800,轉(zhuǎn)換函數(shù)約等于1,此時(shí)反應(yīng)系數(shù)為0.1557。由于上海國債負(fù)擔(dān)已位于高機(jī)制區(qū)間,因此,繼續(xù)增加國債并不改變轉(zhuǎn)換函數(shù)及反應(yīng)系數(shù)的值,此時(shí)國債對(duì)于上海經(jīng)濟(jì)增長的作用最小。上海作為長三角的經(jīng)濟(jì)重鎮(zhèn),在經(jīng)濟(jì)發(fā)展中一直扮演著舉足輕重的角色,其稅收占比也一直居高不下,反映出其強(qiáng)大的經(jīng)濟(jì)實(shí)力。應(yīng)該注意到的是,作為高國債負(fù)擔(dān)的代表省份,國債對(duì)上海經(jīng)濟(jì)增長的作用雖然仍是正向,但已進(jìn)入最低值。較重的國債對(duì)上海私人投資的擠出效應(yīng)十分明顯,使得國債促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的作用降到最低值。

        2.甘肅處于低國債負(fù)擔(dān)階段,國債促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長作用最大

        甘肅國債負(fù)擔(dān)率對(duì)經(jīng)濟(jì)增長率具有正的影響系數(shù),即國債負(fù)擔(dān)率有利于提升經(jīng)濟(jì)增長率。甘肅國債負(fù)擔(dān)率小于0.0120,轉(zhuǎn)換函數(shù)約等于零,此時(shí)反應(yīng)系數(shù)為0.7481。甘肅國債負(fù)擔(dān)位于低機(jī)制區(qū)間,國債對(duì)于甘肅經(jīng)濟(jì)增長的作用顯著,且反應(yīng)系數(shù)最大。甘肅通過稅收分擔(dān)的國債水平也遠(yuǎn)低于東部省份。低水平的國債對(duì)甘肅私人投資的擠出效應(yīng)十分微弱,因此,國債對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用始終處于最高值。

        3.北京國債負(fù)擔(dān)加重,國債促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長作用減弱

        北京國債隨時(shí)間存在上升趨勢(shì)。在2006年之前,北京國債負(fù)擔(dān)率小于0.0675,轉(zhuǎn)換函數(shù)處于低區(qū)制向高區(qū)制轉(zhuǎn)換的區(qū)間,此時(shí)反應(yīng)系數(shù)處在下降區(qū)間。2007年之后,北京國債負(fù)擔(dān)率超過0.0981,此時(shí)轉(zhuǎn)換函數(shù)約等于1,反應(yīng)系數(shù)約為0.1557,達(dá)到最低值。在2006年以前北京經(jīng)濟(jì)水平處于高速增長階段,但由于初始經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較低,這一階段北京的稅負(fù)較輕,相應(yīng)的國債負(fù)擔(dān)也較輕,國債對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用較強(qiáng),但是隨著北京經(jīng)濟(jì)水平的發(fā)展和稅負(fù)的增加,2006年之后國債負(fù)擔(dān)率超過0.0800,國債對(duì)私人投資的擠出效應(yīng)明顯,因此,國債對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用下滑至最低值。

        4.遼寧國債負(fù)擔(dān)減輕,國債促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長作用增強(qiáng)

        自1998年起,遼寧國債總體呈現(xiàn)遞減的趨勢(shì),相應(yīng)的,2007年之前反應(yīng)系數(shù)呈現(xiàn)遞增狀態(tài),2008年之后基本持平,約等于0.7479。2000年之前遼寧國債負(fù)擔(dān)率較大,超過0.0515,此時(shí)反應(yīng)系數(shù)處于較低區(qū)間,國債對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用較小。隨著遼寧國債的減輕,反應(yīng)系數(shù)顯著增加,反應(yīng)出低國債對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的顯著促進(jìn)作用。隨著國家經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)調(diào)整轉(zhuǎn)型,遼寧面臨舊產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型淘汰,經(jīng)濟(jì)增長緩慢,經(jīng)濟(jì)總量全國占比下滑的情況。這一時(shí)期遼寧的國債持續(xù)降低,較低的國債減輕了其對(duì)私人投資的擠出效應(yīng),因此,提升了國債對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用。

        綜上可以看出,不論是高國債負(fù)擔(dān)的省份還是低國債負(fù)擔(dān)的省份,總體而言現(xiàn)階段國債對(duì)經(jīng)濟(jì)增長具有顯著的促進(jìn)作用,但是,對(duì)于不同省份不同程度的國債負(fù)擔(dān),其對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用呈現(xiàn)出顯著差別。過高的國債負(fù)擔(dān)使得國債的促進(jìn)作用始終位于低區(qū)間,此時(shí)再增加國債負(fù)擔(dān),對(duì)于經(jīng)濟(jì)增長并無進(jìn)一步的改善效果。較低的國債負(fù)擔(dān)使得國債對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用十分明顯。

        五、結(jié)論與政策建議

        (一)結(jié)論

        第一,在國家層面,國債對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用處于低區(qū)間。

        當(dāng)國債負(fù)擔(dān)率高于位置參數(shù)時(shí),國債對(duì)經(jīng)濟(jì)增長仍然具有促進(jìn)作用,但與轉(zhuǎn)換變量小于位置參數(shù)的情況相比,其對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用要小得多,即過重的國債負(fù)擔(dān)會(huì)降低國債對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用。因此,通過發(fā)行國債來促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的作用已大為弱化,重新評(píng)估和考慮適宜的國債規(guī)模已成為當(dāng)務(wù)之急。

        第二,在省際層面,國債對(duì)經(jīng)濟(jì)增長具有促進(jìn)作用但各省差異較大。

        不同省份、不同年份國債負(fù)擔(dān)的不同階段變化會(huì)導(dǎo)致國債負(fù)擔(dān)率對(duì)GDP增長率的反應(yīng)系數(shù)呈現(xiàn)出地區(qū)異質(zhì)性和時(shí)變性。國債負(fù)擔(dān)對(duì)上海經(jīng)濟(jì)增長的作用雖然仍是正向,但已進(jìn)入最低值。低水平的國債負(fù)擔(dān)對(duì)甘肅私人投資的擠出效應(yīng)十分微弱,因此,國債對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用始終處于最高值。隨著北京經(jīng)濟(jì)水平的發(fā)展和稅負(fù)增加,國債對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用下滑至最低值。遼寧在早期以其較大的國債負(fù)擔(dān),帶來較低的對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用,隨著遼寧經(jīng)濟(jì)總量全國占比下滑,較低的國債負(fù)擔(dān)減輕了其對(duì)私人投資的擠出效應(yīng),因此,提升了國債對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用。

        (二)政策建議

        第一,政府應(yīng)控制國債規(guī)模。

        從本文的經(jīng)驗(yàn)分析結(jié)果來看,雖然國債對(duì)于經(jīng)濟(jì)增長一直保持促進(jìn)作用,但是過重的國債負(fù)擔(dān)使得政府投資支出對(duì)私人投資的擠出效應(yīng)十分明顯,降低了政府發(fā)行國債進(jìn)行投資支出對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用。因此,控制國債規(guī)模以減少擠出效應(yīng)有利于保持國債對(duì)經(jīng)濟(jì)增長促進(jìn)作用的最大化。

        第二,調(diào)節(jié)稅收以平衡國債在各省份之間作用的差異。

        國債對(duì)各省份經(jīng)濟(jì)增長具有地區(qū)異質(zhì)性和時(shí)變性,以上海和北京為代表的發(fā)達(dá)地區(qū),其國債對(duì)經(jīng)濟(jì)增長雖然保持促進(jìn)作用,但已經(jīng)落入低區(qū)間。與此同時(shí),以甘肅為代表的欠發(fā)達(dá)地區(qū),國債對(duì)經(jīng)濟(jì)增長則具有顯著的促進(jìn)作用。因此,政府從全局出發(fā),調(diào)節(jié)稅收以平衡各省份國債負(fù)擔(dān),使其對(duì)經(jīng)濟(jì)增長促進(jìn)作用保持在較高水平,對(duì)于發(fā)揮發(fā)達(dá)地區(qū)帶頭作用,平衡各地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展具有重大意義。

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        (責(zé)任編輯:劉 艷)

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