宏巩锂济研完2013年第12期
基于经济增长视角的政府内外债
规模研究：来自OE C D的证据
刘金林
内容提要 除政府外债规模之外，政府内债规
模负担过度也是导致债务危机产生的重要原因。基
于欧债危机的现实，本文借鉴国外关于政府债务与
经济增长关系的研究成果 ，以OECD的34个成 员
国2000--2009年数据为样本，构建动态面板回归模
型对政府 内债、外债与经济增长关系进行了深入研
究，着重对政府内债、外债规模的合理性进行探讨，
以为OECD国家政府债务危机根源的探寻及发展
中国家政府债务危机的防范提供参考和依据。
关键词 政府外债规模 政府 内债规模 经
济增长 动态面板模型 合理性
历史经验和经济学原理告诉我们，政府可以
通过赤字融资在短期内提高经济增长率。但2O世
纪 8O年代拉美国家和 21世纪爆发的发达国家政
府债务危机也表明，长期财政赤字积累的政府债
务仍会严重影响经济的发展。政府债务规模超过
一 国财政负担与调控能力 ，必会引致其财政赤字
持续攀升、债台高垒，进而左右市场预期，导致社
会经济体融资成本急剧提高，增加国家融资难度，
降低经济增长速度，难以实现“保增长”、“保就业”
与“削赤字”三者之问的平衡。因此，降低政府债务
规模往往被大多数债务危机国视为缓解政府债务
危机的首要手段，但是并不代表政府债务规模的
非适度是政府债务危机产生的唯一病根。20世纪
80年代的拉美国家债务危机，正好警示和强调了
政府债务结构管理的重要性。数据显示 ，2O世纪
8O年代，发展中国家政府债务占GDP的比率低于
30％(Reinhart、Rogoff和Savastano，2003)，远远低于
某些发达国家，如 日本(超过150％)。如此看来，除
过度负债外，负债结构的不合理也可能是导致政
府债务危机产生的重要原因。
目前 ，学术界对发展中国家政府外债的关注
较多 ，而对于发达国家外债的研究则较少 ，因为
在欧债危机产生之前，似乎发展中国家是与债务
危机联系的特定词汇。另外 ，随着主权债务危机
的发生 ，部分发展中国家通过发行内债代替外
债 ，减少 了外债 的持有 量 (Guidotti和 Kumar，
1991)。在外债融资市场向大部分发展中国家开
放的情况下，发展中国家内债占GDP的比率却由
1994年的19％提高至2005年的23％。尤其是墨西
哥，2007年其内债占到总债务比例达到73％。但
无论是发展中国家还是发达国家的内债，国际上
研究都较少。当然，这也有可能与内债数据不易
获得有关 (IMF，2004；Jaimovich和Panizza，2009)。
基于目前欧债危机的现实，本文借鉴国外关于政
府债务与经济增长关系的研究成果，以OECD的
34个成员国2000--2009年数据为样本 ，将政府债
务分成内债与外债，构建动态面板回归模型对政
府 内债 、外债与经济增长关系进行了深入研究 ，
着重基于政府 内债 、外债规模对政府债务结构的
合理性进行探讨 ，以为OECD国家政府债务危机
根源的探寻及发展中国家政府债务危机的防范
提供参考和依据。
本文为教育部课题“开发性金融视角的西部地区地方政府投融资平台发展研究”和广西教育厅课题、广西财经学院课题“开发
性金融视角的西部地区地方政府投融资平台可持续发展路径选择”的系列研究成果，得到广西高校重点学科管理科学与工程、
金融学及广西硕士学位授权点建设学科管理科学与工程的资助。
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宏巩锃济研 2013年第12期
一
、文献综述
(一)基于政府外债规模视角
20世纪80年代，拉美国家外债危机引起了经
济学者对低收入与中等收入国家政府债务尤其是
政府外债的关注。Patillo、Poirson和Ricci(2002)分
析了发展中国家 l96O一1998年期间经济增长率随
着其负债水平演变的轨迹，发现外债水平与人均国
内生产总值之间的非线性关系(以倒u型形式出
现)：当外债占国内生产总值的比例高于35％_40
％，债务对经济增长呈负面影响。Cordella和Ricci
(2005)关于高债务率贫穷国家(HIPC)及非HIPC国
家的研究表明，外债与经济增长的关系取决于外债
规模、金融市场制度和政策完善程度。拥有良好政策
及制度的国家，当其外债占国内生产总值比例达到
15％一30％以上时会面临债务风险(debt overhang)，
债务对经济增长的边际效应为负；但当这一比值超
过70％一80％时，债务与经济增长相关关系不显著。
然而，缺乏良好政策及制度环境的国家，债务风险和
债务无关的临界值(treshold)较低。Presbitero(2Ol2)
等学者研究也强调了低收入及中等收入国家政策与
制度影响政府外债作用经济增长的这一机制。其他
一 些关于发展中国家外债对经济增长的非线性影
响的实证研究包括 ：Cohen(1997)关于非洲和拉丁
美洲国家的研究，Elbadawi(1997)关于撒哈拉以南
非洲国家的研究 ，以及 Checherita(2010)对 12个欧
元区国家的研究。
另外 ，Schclarek(2004)对发展中国家与发达国
家 1970--2002年面板数据的研究发现 ，发展 中国
家的政府外债对经济增长呈线性负相关关系，而发
达国家两者相关关系并不显著。与之相反，Kumar
和Woo(2010)以发达国家与新兴国家 1970--2002
年的数据为样本研究却发现，两类经济体外债规模
与经济增长均呈现线性负相关关系。
(二)基于政府内债规模视角
不完善的金融市场、金融压抑倾向、较低的债
务管理能力使得部分观点认为发展中国家发行内
债将对私人投资、财政可持续性具有负面影响
(Diamond，1965；Beaugrand、Loko 和 Mlachila，
2002)，甚至可能为银行机构带来持续的收益，导致
银行产生自满效应，以至于其开展私人信贷或者风
险较高项目贷款业务的积极性大大降低(Hauner，
2006)。然而，最近几年，一些学者开始关注内债融
资工具对货币与金融系统、政治制度完善的重要性
(Fabella和 Madhur，2003；Detragiache、Tressel和
Gupta，2005；Ndikumana，2001)。他们认为，与其他
的财政赤字融资工具相比，以市场为基础的内债融
资有利于宏观经济的稳定——低通胀、降低外债风
险和国内货币冲击等，从而能够增加国内储蓄，提
高私人投资率。
由于国际金融机构对于发展中国家与新兴国
家政府 内债的关注较少以及一些国家政府公布的
时 间序 列数 据 缺 乏 可靠 性 (Reinha~和 Rogoff，
2009)，大大限制了有关政府内债的实证研究。目
前，仅有Fry(1993)以66个低收入国家和新兴经济
体1979--1993年数据为样本，构建面板模型对政
府赤字融资策略和经济增长关系进行了研究，结论
认为，以市场为基础的国内债务发行是成本最低的
政府赤字融资模式。但有些经济学者还是试图通过
构建国内债务的代理变量来对内债的经济增长效
应进行研究。以商业银行持有的政府债务为政府债
务的代理变量，以73个中等收入国家1990--2005
年的银行经营数据为样本 ，Hauner(2o06)研究发
现，银行分配给政府的信贷资源越多，经营利润就
越高，但运营效率越低。然而，如果以所有中等收入
国家为样本，结果是好坏参半：只有国内债务达到
较高水平，才会阻碍金融发展。以82个低收入国家
和新 兴 经济 体 1990--2001年 数 据 为 样本 ，
Detragiache、Tressel和 Gupta(2005)研究发现，政府
内债(以政府内债利息支付作为国内债务的代理变
量)与银行贷款／存款的GDP比率(金融发展深度测
度指标)呈显著的正相关关系，因此政府内债存在
挤出效应，和Tanner(2005)的政府内债具有担保作
用的论点一致。但IMF(2005)以4O个低收入国家
(1993--2002年)为样本研究却发现，尽管国内债
务和公司贷款呈负相关关系，但并没有发现政府发
行的短期债券的实际利率与国内债务之间存在稳
健的负相关关系。而且，当对变量取一阶差分后，国
内债务与公司贷款负相关关系消失。
综合来看，受拉美国家政府债务危机的影响，
国外对于发展中国家政府外债的关注较多，而对于
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宏巩锂济研宏2013年第12期
其政府内债的研究较少，尤其是关于发达国家的政
府内债与外债研究均为罕见。大量文献对于外债的
关注并不能证明政府外债(与内债相比较)或发展
中国家和债务危机更相关 。Reinhart和 Rogoff
(2009)研究表明，无论是从长期来看(1800--2006
年)还是短期(1940--2006年)来看，由于政府外债
发生危机的可能性和因为政府内债而产生危机的
概率在统计上的区别并不显著，实证研究对于政府
外债较多的关注可能是因为其可信数据较容易获
得 。
二、数据来源与描述
本文主要以OECD的34个成员国2000--2009
年政府债务数据为样本，构建动态面板模型对政府
内债、外债规模与经济增长的关系进行回归研究。
变量数据来源于IMF、WDI、HPDD等数据库。被解
释变量人均实际GDP增长率及解释变量人均实际
GDP(经购买力评价转换，2005年为基期)数据来源
于OECD官方网站的“statistics from A—Z”和世界银
行的WDI数据库；考虑到与政府政策的关联性，模
型主要考虑债务中政府债务(即公共债务)与经济
增长的关系。因此，与大部分关于外债研究的文献
(Schclarek，2004；Patillo、Poirson和 Ricci，2002)不
同，本文研究的外债范围仅仅包括政府本身借债以
及政府为各级政府与公共企业担保所形成的债务，
而不包括私人部门的外债。为了验证政府债务规模
结构对经济增长的影响，选择政府外债率(政府外
债余额与GDP比率)、政府内债率(政府内债余额
与GDP比率)作为解释变量。解释变量政府外债余
额数据主要来源于OECD的中央政府债务统计年
鉴(2010)、欧洲中央银行及世界银行的GDF数据
库，比利时、土耳其两国数据来源于国际统计年鉴
(2009)及世界银行的GDF数据库，而韩国、瑞士两
国数据由IMF的政府财政统计年鉴及欧洲中央银
行的有关数据计算得到。政府内债余额数据主要来
源于OECD官方网站的“statistics from A—Z”和世界
银行的GDF数据库。
随着经济增长实证研究文献的拓展与增加，经
济增长回归模型也暴露出了一些明显缺陷(Durlauf
和Johnson，2005)，其中较为关注的是关于稳健性
检验的问题(Sala—i—Martin，1997)。出于这方面的考
虑，Bosworth和Collins(2003)等建议经济增长的回归
模型只需关注与经济增长紧密相关的变量，验证这
些关键变量对经济增长的影响即可。Sala—i—Martin
(2004)通过构建跨国面板数据对影响经济增长的67
个变量进行了稳健性检验，并依据回归系数的显著
性程度对相关变量进行排名。排在前 18位的变量被
认为与经济增长具有显著和稳健的相关性，涉及到
经济因素的变量包括滞后一期的人均实际GDP、政
府消费比率、初等教育毛入学率、贸易依存度以及投
资相对价格等。其实，上述研究结论早在1997年已
被Sala—i—Martin所证实。
借鉴Barr0的经济增长模型，选择滞后一期的人
均实际GDP作为控制变量，以验证不同国家人均实际
GDP随时间而收敛某一共同水平的趋势；人口增长率
作为生产过程中劳动力要素投入变量。参考Reinhart
和Rogoff(2010)关于不同政府负债率f青况下通货膨胀
与经济增长之间关系的研究，模型设定选择通货膨胀
率作为控制变量。选择贸易依存度作为控制变量主要
是因为大量文献证明贸易依存度与人均实际GDP增
长率呈正相关关系(Sachs和Warner，1995)。同时，鉴
于 Barro(1991)、Sala—i—Martin(2004)及 Pattillo、
Poirson和Ricci(2002)的研究成果，选择中等教育毛
入学率、固定资产投资率分别作为人力资本与物质
资本衡量指标加入模型。另外，还选择金融发展程
度的变量加入模型，以反映金融发展对经济增长的
影响。
综合起来，除了政府债务有关变量外，模型所涉
及的解释变量包括人均实际GDP、通货膨胀率、人口
增长率、固定资产投资率、金融发展水平、中等教育
毛入学率、贸易依存度。金融发展指标数据(LLY、
PRIVO、BTOT)主要来源于 Beck和 Demirguc—Kunt
(2010)所设计的WB数据库。其他宏观经济变量，如
人均实际GDP、通货膨胀率、人口增长率、固定资产
投资率、中等教育毛入学率、贸易依存度等变量数据
均来源于世界银行的世界发展指标数据库。
尽管 Sala—i—Martin(2004)研究结果表明，投资
的价格水平是影响经济增长的重要要素(排在前
18位因素的第三)，但由于此指标与汇率有着很重
要的关系，而按照凯恩斯等观点，开放经济条件下
汇率是财政赤字、政府债务影响经济增长的一条重
宏观锂湃研 2013年第12期
要渠道。因此，出于上述考虑，尚未将投资价格水平
作为重要控制变量加入模型。这可能也是迄今为止
关于政府债务与经济增长的研究文献中，尚未有一
篇将投资价格水平作为控制变量的原因吧。
各变量的定义和数据来源、数据描述性统计如
表1、表2所示。总体来看，OECD成员国政府外债率
均值为23．3％，最高的国家为希腊(65．93％)，其次
为 意 大 利 (53．17％ )、奥 地 利 (50．63％ )、冰 岛
(50．23％)、比利时(48．54％)。政府内债率均值为
34．2％，最高的国家为日本(155．14％)，其次为以色
列 (67．15％)、意大利(65．74％)、加拿大(64．12％)、
比利时(52．02％)。
三、模型的设定
为了分析政府 内、外债对经济增长的影响 ，将
传统的索罗模型(1956)进行拓展，不仅重点考虑索
罗模型所包含的主要变量，同时考虑政府债务与其
表1 数据描述及来源
变量 数据描述 数据来源
比利时、土耳其两国数据来源于国际统计年鉴(2009)及世界
银行的GDF数据库；韩国、瑞士的数据由IMF的政府财政统
政府外债率 政府外债余额占GDP的比率 计年鉴和欧洲中央银行的有关数据计算得到；其他国家数据
来源于OECD的中央政府债务统计年鉴(2010)和欧洲中央银
行、世界银行的GDF数据库
OECD的官方网站的“statistics form A—Z”和世界银行的GDF 政府内债率 政府内债余额占GDP的比率
数据库
政府内债的总债务率 政府内债余额占总债务余额的比率 依据政府内债余额与政府债务余额数据计算得到
以2005年为基期的人均GDP(经过购买力平价转 世界银行的WDI数据库和OECD官方网站的“statistics form 人均实际
GDP 换
，美元) A—Z”
人均实际GDP增长率 人均实际GDP的年增长率 世界银行的WDI数据库
通货膨胀率 消费物价指数的年增长率 世界银行的WDI数据库
人口增长率 人口年增长率 世界银行的WDI数据库
贸易依存度 服务与贸易的出13和进口总额与GDP比率 世界银行的WDI数据库
固定资产投资率 固定资产投资形成额与GDP比率 世界银行的WDI数据库
中等教育毛入学率 中等教育在校生数占相应学龄人13总数比率 世界银行的WDI数据库
金融系统的流动性负债额与GDP的 比
LLY 值
，约等于M 与GDP的比率 金融发展水平 WB数据库
商业银行总资产与商业银行和中央银行
B rOT 资产总额的比率
表 2 变量的描述性统计
变量 样本 均值 中值 标准差 最小值 最大值
人均实际GDP增长率(RGDG) 340 2．4966 2．7859 3．2503 一l3．8993 10．5617
人均实际GDP(RGDP，美元) 340 28254．18 28801．69 11160．42 9053．256 74143．75
政府内债率(D9) 340 34．1584 30．76 27．34 0 l82．22
政府外债率(ED) 340 23．3391 19．175 17．84 O 91．4
政府内债的总债务率(DT) 340 59．1324 59．195 22．7121 0 100
通货膨胀率(INF) 340 3_422 2．5446 5．1835 --4。4799 54．9154
贸易依存度(TRO) 340 93．979 75．745 53．9328 20．49 32433
中等教育毛入学率(SOS) 34O 1o4．2938 100．655 15．1597 70．491 161．781
固定资产投资率(GFR) 340 21．8631 21．245 3．5987 13．91 36．43
人口增长率(PGR) 340 0．6736 0．5774 0．6466 -0．8349 2．8628
流动性负债 比率(LLY) 340 88．4272 72．7558 65．1563 19．5185 478．1O25
商业银行资产占有率(BTOT) 340 96．6618 98．8985 6．7572 27．4575 101．9615
4l
宏巩锃济研完2013年第12期
他控制变量。构建的模型如下：
RGDG．=otlRGDP l+卢lED☆一l+y1E0—2 l+ l +
X1DT,¨+71 l+ l+ (1)
RGDGi =ozzRGDP~“ 2DD l+ 2DD一2 l+ 2 +
D c_l+ f2+t， 2+ (2)
其中，RGDGi,表示国家i(i=1，⋯，Ⅳ)在t年的人均
实际GDP增长率(人均实际GDP取自然对数的差值)；
RGDP 表示国家 (i=1，⋯，Ⅳ)在 一1年的人均实际
GDP(以2005年为基期，经过购买力平价转换)，以反
映不同国家人均实际GDP随着时间变化的收敛趋势。
借鉴Pattillo、Poirson和Ricci(2002)的研究思想，采用
滞后一期的政府债务变量以避免可能产生的回归元
内生性问题。同时，政府债务变量滞后一期可以避免
相反因果关系的产生，毕竟除了高额的政府债务可能
会导致经济增长放缓外，经济的衰退也会导致政府债
务的增加。ED 、DD 。表示国家i(i=1，⋯，Ⅳ)在 一1年
的政府外债率与政府内债率。ED 、DD：一 表示t-1年
政府外债率与内债率的平方，主要考察政府内债、外
债与经济增长是否存在二次曲线关系，即政府债务拉
弗曲线是否存在。选择政府内债率与外债率的平方为
变量的主要思想来源于Reinhaa和Rogoff(2010a)、
Savastano(2003)、Krugman(1988)等人的研究。这些研
究认为政府债务与经济增长之间存在临界值，即可能
存在债务拉弗曲线。因此，参考Presbitero(2011)，
Abbas和 Christensen(2010)，Kumar和 Woo(2010)，
Pattilo、Pofirson和Ricci(2002)等研究，选择肋 ：_l、
002．
一 作为变量。DT, 为滞后一期的政府内债总债务
率，反映政府内债融资(占总融资额的比例)对经济发
展的影响。思想主要来源文献包括Panizza(2008)、
Kutivadze(2011)等。作者认为内债对总债务余额的占
比对于一国的债务风险进而经济发展具有重要的影
响。 表示控制变量向量，包括中等教育毛入学率、贸
易依存度、通货膨胀率、固定资产投资率。为了降低模
型的异方差，对人均实际GDP、中等教育毛入学率、贸
易依存度、固定资产投资率均采用自然对数形式，而
对于人口增长率与通货膨胀率，考虑到其数值较小，
均值经过百分比转化后为3．4％和0．67％，有的数值甚
至为负数，因此，两者不采用对数的形式。政府内债总
债务率、政府内债率、政府外债率最小值为0，也不宜
采用对数形式。 —77 ：均表示国家特定效应，Vtl— 表
示时期特定效应， 为随机扰动项。
42
考虑到金融体系对于经济增长的影响，模型还考
虑了其他控制变量：流动陛负债比率LLY和商业银行
资产占有率BTOT两个指标。同时，考虑到金融发展指
标的内生I生，参考Kutivadze(201 1)，Pattillo、Poirson和
Ricci(2002)的做法，将金融发展指标滞后一期。
与大量实证研究文献一致，首先对各解释变量与经
济增长关系作出判断。根据索罗模型经济增长收敛 假
设，人均实际GDP(滞后一期)与经济增长呈负相关关
系，反映经济增长收敛的效果；依据Krugman(1988)关
于债务过剩假说(debt overhang hypothesis)、Reinhart
和 Rogoff(2010b)，Imbs和 Ranciere(2009)，Pattillo、
Poirson和Ricei(2002、2004)等有关政府外债临界值的
实证分析结论，政府外债与经济增长“可能”呈二次『生关
系。对于政府内债，国内外研究的文献较少，尤其是关于
发达国家的研究更是凤毛麟角，尚无法判断政府内债与
经济增长的关系。较低的通货膨胀率是经济长期增长的
前提条件，较高的通货膨胀率与人口增长率将制约经济
增长的速度。较高的贸易依存度意味着较高的贸易开放
程度，可以通过促进资源与知识的充分流动而提高生产
效率进而促进经济增长；固定资产投资率、中等教育毛
人学率分别作为物质资本与人力资本投资的测度指标
有利于经济的增长。金融发展水平对经济增长的影响可
能会随着国家收 水^平、经济发展阶段的不同而存在差
异(林毅夫和孙希芳，2009)。
四、回归方法的选择
对于面板模型来讲 ，估计方法的选择主要取决
于三个方面的因素：截面固定效应与回归元的相关
性、滞后因变量及回归元的潜在内生性问题 ，估计
方法包括三种 ：固定效应模型 、随机效应模型与广
义矩估计。固定效应模型与随机效应模型的主要区
别在于估计回归元系数所运用信息的不同。固定效
应估计主要考虑每个个体在时间维度的信息；而随
机效应则相对比较有效，因为它同时考虑到了个体
与时问维度的双重信息。随机效应的主要缺陷在于
关于“非观测固定效应与回归元不相关”的假定。
Hausman检验可以检验此假定是否满足。在动态面板
模型中，尽管固定效应回归方法通过差分变换消除了
个体效应，但因变量滞后项的差分项依然和随机误差
项存在相关性，从而导致系数估计有偏且非一致。为
宏观锂济研 2013年第12期
了克服动态面板方程中的滞后因变量所带来的内生
性 问题 ，Arellano和 Bond(1991)、Arellano和 Bover
(1995)、Blundell和Bond(1998)提出了广义矩估计方
法(GMM)。GMM方法能够有效解决上述提到的遗漏
变量偏误、内生性偏误、测量偏误等动态面板模型估
计量的非一致性问题。因此，本文重点采用三种方法
对所构建的模型进行回归：(1)固定效应回归(FE)。尽
管动态面板模型中滞后因变量的存在容易导致其估
计量向下偏误，但其充分考虑到了特定国家固定效应
的影响。(2)随机效应方法(RE)。随机效应方法可以充
分考虑个体与时间的双重维度信息，在“个体效应与
解释变量无关”的情况下，会产生更有效的估计结果。
(3)广义矩估计方法 (GMM)。Caselli和 Esquivel
(1996)认为对于动态面板回归模型，GMM估计可以
得到一致估计量。它可以有效克服截面回归与面板
回归中可能产生的个体效应和解释变量相关、回归
元内生性等问题。因此GMM估计方法被广泛应用于
经济增长的研究文献中。在运用GMM方法估计时，
为保证模型回归结果的科学性，采用Arellano—Bond
test(1991)与Sargan—Hansen test分别对回归残差进
行无二阶自相关检验和工具变量有效性进行检验。
Sargan—Hansen统计量服从p-k个自由度的 分布。
其中，P为工具变量的秩，k为估计系数的个数。
Roodman(2006)研究认为，若差分(一阶)误差项存在
一 阶序列相关，不会影响工具变量的有效性，但差分
(一阶)误差项存在二阶自相关，则会导致工具变量无
效。因而，Arellano和Bond(1991)提出了通过检验差分
误差项是否存在二阶序列相关检验来识别工具变量
的有效性，其虚拟假设为差分误差项不存在二阶序列
相关。本文选择AR(1)和AR(2)分别表示差分误差项
的一阶和二阶序列相关检验。
通常情况下，一阶差分广义矩估计与系统广义矩
估计都较适合于动态面板模型的估计，因为在回归模
型含有解释变量滞后项及存在解释变量内生性等隋形
下两者都可以得到一致估计量。而且，尽管系统广义矩
较差分广义矩相比可以提高估计的效率，但同时必须
满足一条新的假设，即工具变量的一阶差分与固定效
应无关。此外，由于系统广义矩同时对原方程与差分方
程进行估计，需要更多的工具变量，因此必须以大样本
数据为基础。鉴于研究样本相对较小，借鉴Forbes
(2000)、Benhabib和Spiege(2000)等众多学者的研究，
模型选择一阶差分广义矩估计方法进行估计。
五、回归结果分析
(一)政府内债规模与经济增长
表3显示了模型(1)、(2)各种估计方法的回归结
果，各回归方法第1、2列分别表示以政府外债、政府内
债为自变量的回归结果。回归结果显示，政府内债率与
人均实际经济增长率呈非线性关系(拉弗曲线)。政府
内债率系数均在1％的显著性水平下为正(除RE回归
外)，而政府内债率平方系数均在5％的显著性水平下
为负。因此，对OECD国家来讲，同Reinhaa和Rogoff
(2010)、Panizza(2008)的 研 究 观 点 及 Abbas和
christensen(2010)的实证研究结论一致，政府内债融
资有利于国内金融市场、银行等金融机构的发展，但是
高额的政府内债负担易导致金融拟制的强化及私人部
门信贷的挤出效应，从而遏制经济增长。
根据测算公式debt =一b／2a(b为DD(一1)的估
计系数，a为DD(一1) 的估计系数)，可以计算得出政府
内债率的临界值为60％—93％(即政府内债的经济增
长边际效应为零，大于此值对应的政府内债率，政府
内债的经济增长边际效应将为负)之间。如果只考虑
GMM的估计结果，政府内债率的临界值为60．6％。
而且，无论是FE还是GMM回归方法估计结果均
表明，政府债务中内债的比率与经济增长在5％(GMM
回归结果为l％)的水平下呈显著的负相关关系。这意
味着即使政府内债率尚未达到临界值，政府内债占总
债务比率的提高也会对经济增长产生负面影响。这从
某种程度上证明了Panizza(2008)及Reinhart和Rogoff
(2010)的论点，即过高的内债比例同样会形成债务风
险或通过影响外债来对经济增长产生负面影响。
与预期一致，经济增长表现较为显著(在 1％的显
著性水平下)的收敛趋势。贸易依存度、固定资本形成
率均与经济增长在1％的水平下呈显著正相关关系，
而通货膨胀率却与经济增长呈显著的负相关关系。中
等教育毛入学率及人口增长率均与经济增长关系不
显著。同时，回归结果表明，作为金融发展深度的流动
性负债指标较为稳健，与经济增长呈显著的负相关关
系。这说明，OECD成员国经济增长可能面临着流动眭
过剩，流动性过剩会形成资产泡沫、降低资金利用效
率、增加银行贷款风险等，进而对经济增长产生负面
43
宏巩锂济研完2013年第12期
影响。同时，反映商业银行在整个金融体系中重要性
的指标(BTOT)与经济增长相关性并不显著，这可能
是因为OECD成员国金融体系较为完善，商业银行在
社会融资中的重要性相对较不明显，因而对经济增长
的作用也不显著。两指标的研究结论均与 Kutivadze
(201 1)的研究结论一致。
从各种检验统计量来看，LR检验拒绝引入固定
效应多余的原假设，说明固定效应回归较混合OLS更
有效；Hausman检验拒绝随机效应与解释变量无关的
原假设 ，表明固定效应 回归较随机效应回归有效；
Arellano—Bond检验表明差分误差项存在一阶序列相
关，而不存在二阶序列相关；Sargan—Hansen p-value
为1．00，接受工具变量整体有效的原假设，说明我们在
广义矩估计方法中采用的工具变量是有效的。
(二)政府外债规模与经济增长
表3显示，与政府内债率相比，无论采用RE、FE、
GMM回归方法，政府外债率的估计系数均在 10％的显
著性水平下为负，政府外债率平方的估计系数均不显
表3 模型回归结果(Dependent variable：per capita real GDP gro~h)
independent variables FE RE DGMM
- 24．118l -20．7017"} 一l6．5605 } 一l5．4l18 -21．76613 -17．3999***
log(rgdp(一1)) f2
．50591 (5．2905) (2．7133) (4．9928) (8．1005) (4．9544)
一 O．105145" 0．080266*** 一O．10238* 0．086674** -0．292472* 0．136845***
肋 (一1)，DD(一1)
(0．0574) (0．0297) (0．0611) (0．0419) (0．1598) fO．0518)
0．000108 -0．0o0596 0．000121 一O．0O0465籼 0．0002069 一O．o0l 129 B
ED(一1) ／DD(一1) (O
．0006) (0．0002) (0．0007) (0．0002) (0．0011) (0．0004)
- 0．038428* 一0．044999** _o．024313 -(3．038993 -0．226234 } -0．1961 12
DT(一1) (0
．021 o) (0．0181) (0．0258) f0．02381 (0．1070) (0．0479)
1 1．00808*** 10．96445** 8．308253*** 8．3226*** 16．65437*** l2．02206***
log(tro) (1
．3233) (1．7447) (1．5921) (2．7498) (3．9217) (2．5799)
一 0．493469 0．354016 2．724063 1．9l2171 1．425469 1．837676
log(scs) r2
．2004) (2．8725) (2．7263) (3．31 16) (3．5576) (3．6893)
l5．947l1 { 16．10369** 16．64209*** 16．78463*** 8．882108 } l 8．80229***
log(~ ) (1
．51 18) (1．7785) (2．0830) (3．1402) (2．4282) (2．0658)
- 0．150346*** 一O．156438*** 一O．127497** 一O．122923** -0．467938** 一0．294Ol5籼
inf
(0．0527) (0．055 1) (0．0521) (0．061 4) (0．2205) (0．1242)
0．345421 0．379404 0．2903l 0．3189l2 0．1352873 0．052603
pgr f0
．3153) f0．31lO) (0．4376) fO．3986) fo．3924) fo．3842)
- 0．024797*** -0．026252* -0．O211 18} -0．022064*** -0 034523 -0．028622***
llr(一1)
(0．0069) f0．00421 f0．00891 f0．0059) (0．0111) f0．0052)
0．025328 一0．000665 -0．039276 -0．039606 -0．o01402 -0．015983
btot(一1)
(0．0313) f0．0335、 (0．0365) (O．0363) (0．0506) (0．0436)
l55_3217 $ 1 16．989** 77．31O44 B 68．O4O57
C0118 tan t
(25．2974) f47．07501 (28．5608) (51．9350)
R2／ajustedR O．7O，0．65 0．79／0．76 0．45／0．43 O．46／0．44
Likelihood ratio (LR)test p-value 0．O0 O．OO
Hausman test p-value 0．0073 0．0099
Sargan—Hansen p-value 0．9697 1．00
AR(1)p—vallie O．OO 0．0001
AR(2)p—value 0．5962 0．4559
debt overhang threshhold 67．34 93．20 60．6O
注：表内数值为回归系数，括号里的数值为标准误；“ 、“ ”、“ 分别表示1％、5％、10％的显著性水平；Debt overhang
threshold为政府内债率临界值(拐点)的测算；由于回归结果显示，政府外债与经济增长之间无显著的非线性关系，因
此，也无法测算相应的临界值。
宏巩锃济研 2013年第12期
著，即政府外债与经济增长不存在非线性关系。与
Reinhart和 Rogoff(2010)，Pattillo、Poirson和 Ricci
(2002)，Cordela和Ricci(2005)的研究结论存在较大
差异，上述研究结果均表明政府外债与经济增长呈非
线性关系(倒 u型)。同时，也与Hansen(2OO1)、
Savvides(1992)、Claessens(1990)、Desphande(1997)、
Cohen(1993)、Kutivadze(2011)的研究结论不一致 ，这
些研究认为政府外债与经济增长不具有显著的负相
关关系或确定的相关关系。
另外，关于“政府外债”研究范畴的不同是形成大
量实证研究文献结论不一致的原因。“政府外债”范畴
有广义和狭义之分。广义的“政府外债”包括三个部
分：长期外债、短期外债、国际货币基金组织(IMF)贷
款。长期外债主要包括政府债务、政府担保的私人部
门的债务及政府无担保的私人部门外债，短期外债主
要包括期限少于一年的外债和长期外债的利息两部
分。而狭义的“政府外债”并不包括长期外债中的“政
府无担保的私人部门外债”。本文的“政府外债”主要
是基于狭义层面 ，Reinha~和Rogoff(2010)，Patillo、
Poirson和Rieci(2002、2004)，Cordella和Ricei(2005)，
Kumar和woo(20l0)等学者均是以广义的“政府外债”
为研究对象。实际上，为了考察政府外债对经济增长
的影响，经济学家Panizza(2008)认为狭义的“政府外
债”而不是广义的“政府外债”应作为主要解释变量，
因为前者反映了政府对于私人储蓄(或融资市场)的
依赖程度。毕竟正是由于政府与私人部门在债务融资
市场的竞争而导致市场利率的上升，进而对私人投资
产生挤出效应。在此意义上，私人部门债务则不会产
生相同效果。这也是本文选择狭义“政府外债”作为研
究对象的根本原因。
尽管政府内债占总债务的比率这～变量的回归
系数并不是很稳健，但GMM回归结果依然表明，此变
量与经济增长在10％的显著性水平下负相关。这就意
味着，即使政府外债对经济增长的负面作用不存在，
政府内债占总债务比率的提高也会遏制经济增长。从
其他控制变量来看，回归结果与政府内债率的回归结
果类似。从各种检验统计量来看，LR检验拒绝引入固
定效应多余的原假设，说明固定效应回归较混合OLS
更有效；Hausman检验统计值为0．0073，拒绝随机效应
与解释变量无关的原假设，表明固定效应回归较随机
效应回归有效；Arellano—Bond检验表明差分误差项存
在一阶序列相关 ，而不存在二阶序列相关 ；
Sargan—Hansen p-value为0．9697，接受工具变量整体
有效的原假设，说明模型估计所选择的工具变量是有
效的。
1、政府内债与经济增长呈显著的非线性关系，且
政府内债率的临界值为60％。即当政府内债率超过
60％，政府内债的边际经济增长效应将为负。政府外债
与经济增长呈负相关关系，这与 Reinha~和 Rogoff
(2009)的研究结论一致，即政府外债发生危机的可能
性和由于政府内债而产生危机的概率在统计上的区别
并不显著。截至2010年，日本、加拿大、以色列等国家政
府内债率均超过了60％。因此，除实施紧缩财政政策、
控制外债规模外，降低政府内债规模也是缓解政府债
务危机的必要举措。如此看来，欧洲央行应改变以往盯
住币值稳定、不持有国家债券的做法，通过在金融市场
上购买国家债券与非公债券实施金融救助对欧盟成员
国缓解危机具有重要的意义。
2、政府内债占总债务比率与经济增长呈负相关关
系。这就意味着，即使政府内债率或政府外债率保持不
变，政府内债占总债务比率的提高也会导致经济增长
速度放缓。因而，危机国在努力降低政府债务规模的同
时，应关注政府债务结构的变化，尤其是政府内债占总
债务比率，毕竟过高的内债比例同样会形成债务风险。
3、经济增长表现较为显著的收敛趋势；贸易依存
度、固定资本形成率均与经济增长呈显著正相关关系，
而通货膨胀率却与经济增长呈显著的负相关关系；中
等教育毛入学率及人口增长率均与经济增长无显著相
关关系。因此，除了控制政府债务规模及优化政府债务
结构之外，适当增加“生产眭”领域的支出，提高固定资
本形成率，保证经济的可持续增长是危机国提高其债
务偿还能力的重要举措。另外，反映金融发展程度的流
动性负债与经济增长呈显著的负相关关系。这说明降
低流动性负债水平是OECD国家加快经济复苏的有效
举措，这可能也是对欧美国家最近采取量化宽松货币
政策、欲通过降低利率来刺激经济增长的举措的否定。
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