小议国债发行与货币供给的影响

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microtsp（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]=1.544.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。