國債，又稱國家公債，是國家以其信用為基礎(chǔ)，按照債的一般原則，通過向社會籌集資金所形成的債權(quán)債務(wù)關(guān)系。本文是一篇經(jīng)濟類論文發(fā)表范文，主要論述了我國國債發(fā)行規(guī)模影響因素的實證分析。
　　【摘 要】 國債具有經(jīng)濟效應(yīng)，在財政政策實施中具有重要的功能。國債的發(fā)行是彌補財政赤字、籌集建設(shè)資金、調(diào)節(jié)經(jīng)濟的重要工具。然而我國國債的發(fā)行數(shù)量歷年來呈現(xiàn)增長的趨勢，國債發(fā)行規(guī)模是否適度既直接影響政府宏觀調(diào)控力度和效果，其研究具有重要的意義。本文使用實證分析法，運用1981一2014年的樣本數(shù)據(jù)，利用EviewS3.0軟件進行分析，找出影響我國國債發(fā)行規(guī)模的因素，對我國當前發(fā)行的國債做出評價。

　　【關(guān)鍵詞】 國債規(guī)模,影響因素,實證分析

　　引言：國債，是國家以其信用為基礎(chǔ)，[1]由于國債屬于財政政策的一部分，因此我們主要從宏觀的角度來尋找影響國債發(fā)行規(guī)模的因素。宏觀上來看， 影響國債規(guī)模的因素受到經(jīng)濟的發(fā)展水平、政府的財政收支水平、居民購買力以及國債本身等因素的制約。[2] 本文中利用回歸分析找出對國債發(fā)行量的影響最大的因素，并對得出的結(jié)果進行檢驗。[3]

　　一、數(shù)據(jù)收集

　　二.模型設(shè)定

　　經(jīng)過線性、倒數(shù)、指數(shù)、對數(shù)，雙對數(shù)模型的初步比較中，發(fā)現(xiàn)倒數(shù)模型中R2=0.579534，擬合優(yōu)度較低，且經(jīng)濟意義均不合理，X2、X4、X5的t檢驗不通過;指數(shù)模型中的R2=0.724044，擬合優(yōu)度不夠，X1、X4、X5的經(jīng)濟意義不合理，X2、X4、X5的t檢驗不通過;雖然對數(shù)模型中R2=0.938768，線性模型中R2=0.943918，擬合優(yōu)度均較高，但存在多個解釋變量經(jīng)濟意義不合理和t檢驗

　　不通過的情況;而雙對數(shù)模型中=0.992252，擬合優(yōu)度最高，接近于1，表明模型對樣本觀察值擬合程度高，即國債發(fā)行額Y的變化中有99.2252%可以由國內(nèi)生產(chǎn)總值、財政赤字、居民儲蓄量、還本付息額、國債余額來解釋。經(jīng)濟意義也相對合理，F(xiàn)檢驗通過。因此在本文中，選定雙對數(shù)模型作為回歸模型進行研究。

　　雙對數(shù)模型為：

　　，β1表示回歸系數(shù)，μt則表示隨機誤差項。隨機誤差項滿足期望為0，同方差，無序列相關(guān)，非隨機以及服從正態(tài)分布等假定條件。

　　2.運用最小二乘法(OLS)進行模型回歸，得到回歸方程，如圖1。

　　三、模型檢驗

　　1.多重共線性檢驗

　　R2回歸結(jié)果可見，可決系數(shù)為0.992252，校正的可決系數(shù)為0.990703，模型擬合很好。F統(tǒng)計量為640. 3517，說明在α=0.05水平下，回歸方程整體是顯著的。但t檢驗結(jié)果表明，國內(nèi)生產(chǎn)總值對國債發(fā)行額的影響顯著，但回歸系數(shù)的符號為負，與實際不符合。而且重要的解釋變量財政赤字和國債余額的t檢驗不顯著，由此可得，該方程可能存在多重共線性。

　　上述輔助回歸模型F統(tǒng)計量，其伴隨概率均接近于零或小于顯著性水平0.05，各方差膨脹因子(VIF)均大于10和容許度均小于0.1，表明模型存在嚴重多重共線性。

　　根據(jù)經(jīng)濟經(jīng)驗可知，國債發(fā)行額Y受國債余額X5的影響最大，故建立Y與X5的一元基本回歸模型：

　　t= (-3.043230)(37.74006)

　　R2=0.978027 F=1424.312

　　上述一元回歸模型為基本模型，順次引入其他變量估計二元回歸模型，結(jié)果如下：經(jīng)比較可知，新加入X1的回歸模型lnY=f(lnX5，lnX1) 、新加入X2的回歸模型lnY=f(lnX5，ln X2) 、新加入X3的回歸模型lnY=f(lnX5，lnX3)的回歸系數(shù)T檢驗不通過，新加入X4的回歸模型lnY=f(lnX5，lnX4)的經(jīng)濟意義合理，T檢驗通過，而且比一元回歸模型lnY=f(lnX5) 的提高，因此，lnY=f(lnX5，lnX4)估計的結(jié)果為最優(yōu)的二元回歸模型。

　　t=(-2.582333)(5.852520)(4.759600)

　　R2=0.987304 F=1205.385

　　上述二元回歸模型為基本模型，順次引入其他變量估計三元回歸模型。經(jīng)比較可知，新加入X2的回歸模型lnY=f(lnX5，lnX4，lnX2)，經(jīng)濟意義合理，T檢驗通過，而且比二元回歸模型lnY=f(lnX5，lnX4) 的提高，因此，lnY=f(lnX5，lnX4，lnX2)估計的結(jié)果為最優(yōu)的三元回歸模型。

　　t=(-1.793338)(1.888986)(4.726419)(2.505656)

　　R2=0.990891 F=979.0602 DW=1.490584

　　以上述三元回歸模型為基本模型，順次引入其他變量估計四元回歸模型，結(jié)果如下：經(jīng)比較可知，新加入X1的回歸模型lnY=f(lnX5，lnX4，lnX2，lnX1)中國內(nèi)生產(chǎn)總值X1的經(jīng)濟意義不合理，T檢驗不通過，新加入X3的回歸模型lnY=f(lnX5，lnX4，lnX2，lnX3)中居民儲蓄量X3的T檢驗不通過，因此不存在更優(yōu)四元回歸模型。

　　綜上所述，三元回歸模型為最優(yōu)模型。

　　2.異方差檢驗

　　運用White檢驗，使用無交叉乘積項，得到結(jié)果如下：在5%的顯著性水平下自由度為6的R2分布相應(yīng)的臨界值為12.5916，而統(tǒng)計檢驗值nR2只有10.08167，小于12.5916，因此模型中不存在異方差現(xiàn)象。

　　運用ARCH檢驗，當滯后期數(shù)為1時，(n-1)R2=0.141662小于χ0.052 (1) =3.84146 ;

　　當滯后期數(shù)為2時，(n-2)R2=0.237212小于χ0.052 (2) =5.99147; 當滯后期數(shù)為3時，(n-3)R2=0.200873小于χ0.052 (3) =7.81473，因此模型中不存在異方差現(xiàn)象。

　　3.序列自相關(guān)檢驗

　　DW檢驗：在回歸結(jié)果中可以看出DW=1.490584，對樣本數(shù)n為34，解釋變量個數(shù)k為3，若給定的顯著性水平α=0.05，查DW統(tǒng)計表得，dL=1.271，dL=1.652，而dL

　　高階自相關(guān)檢驗(偏相關(guān)系數(shù)檢驗)：其結(jié)果如圖2

　　圖2

　　從上圖可知，所有滯后期的偏相關(guān)系數(shù)PAC直方圖均未超過虛線，表明回歸模型不存在高階自相關(guān)性。

　　綜上所述，該回歸模型中不存在序列自相關(guān)現(xiàn)象。

　　因此，本文中最優(yōu)回歸模型為：

　　t=(-1.793338)(1.888986)(4.726419)(2.505656)

　　R2=0.990891 F=979.0602 DW=1.490584 n=34

　　四.模型結(jié)論分析

　　影響我國國債發(fā)行規(guī)模最主要因素是財政赤字X2、還本付息額X4、國債余額X5。

　　通過回歸模型可得，我國長期實行積極型財政政策，導(dǎo)致國家財政存在較大財政赤字，我國長期處于舉新債還舊債處境。當年國債到期的還本付息額與國債余額和國債的發(fā)行成正相關(guān)。

　　五.政策建議

　　1.改善財政收支狀況，控制財政赤字，進而控制國債發(fā)行規(guī)模。

　　2.完善國債管理制度，健全國債余額管理機制。

　　3.推進市場信息化技術(shù)和法治建設(shè)，進一步完善市場法規(guī)，加強市場監(jiān)督。

　　【參考文獻】

　　[1] 孫凡. 我國國債規(guī)模影響因素實證分析[J].中國市場，2012 (40) .

　　[2] 梅研. 我國國債規(guī)模實證研究[D]青島：山東大學(xué)，2009.

　　[3] 莊娟. 我國國債規(guī)模影響因素的實證分析[J]. 財經(jīng)視點，2011(4) .
　　經(jīng)濟類論文發(fā)表期刊推薦《南方金融》雜 志是由中國人民銀行廣州分行主管的大型金融月刊，在國內(nèi)外發(fā)行。雜志理論與實務(wù)并重，政策性，指導(dǎo)性，實用性強，深受讀者喜愛，讀者遍及銀行，證券，保 險，工商企業(yè)，黨政部門，經(jīng)濟管理部門和高等院校，科研單位等社會各界，幾年來發(fā)行量多達30萬份，立足華南，面向全國，立足金融，面向經(jīng)濟。目前，它已 成為華南地區(qū)首屈一指的金融理論與實務(wù)刊物，有力推動了金融改革與發(fā)展。

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