国债是以国家或政府为债务人,以国家财政承担还本付息为前提条件,通过借款或发行有价证券等方式向社会筹集资金的国家信用行为。
自1981年恢复发行国债至今,我国累计发行国债近32927亿元。
随着国债规模的日益扩大,国债政策正逐步成为中央政府进行宏观调控的重要手段,成为国家财政政策和货币政策的重要传导工具,也日益成为维持我国国民经济持续快速增长的重要因素。
据统计,1998年的千亿元国债投资拉动ＧＤＰ增长个百分点,1999、2000年国债投资拉动经济增长分别为2个百分点和个百分点,2002年我国建设国债有效地带动了各方面的投入,项目总投资规模达到亿元,为我国经济社会的长远发展打下了坚实的基础。
但由于国债余额增长速度过快，偿债能力和国债依存度指标都已处于高位，所以我们认为：应当适度控制国债发行规模。
一、理论基础要控制国债发行规模，就要研究影响国债发行规模的因素。
影响国债规模的因素是多方面、多层次的,我们暂且不去考虑微观上国债的管理水平与结构、筹资成本、期限安排、偿还方式等等因素,因为这些因素的影响是个别的,并且难以计量,我们只考虑宏观上的经济指标。
首先很直观地我们可以引入国内生产总值,在国内生产总值一定的条件下，国债累计余额超大，国债的负担率就越高，增发国债就应越要引起警惕。
而且政府的偿债能力也主要体现在国内生产总值上，它衡量了一国国民经济总体的运行状况，国内生产总值越高，政府的偿债能力就越强，国债的可发行规模就越大。
其次是中央财政收入、中央财政支出、财政赤字，而财政赤字是由中央财政支出减去中央财政收入计算所得。
从财政收入角度看，一般认为低的财政收人需要国债的发行来弥补，但高的财政收人并不意味着不需要或减少国债的发行，这要根据国债发行的目的来定。
如果发行国债仅仅为了弥补财政赤字，高的财政赤字将减少国债的发行;如果发行国债的目的是为了对经济运行进行宏观调控，聚集社会闲散资金，调整分配，进行国家大规模项目的建设，那么高的财政收入还可能要增发国债。
所以，我们在定量分析的时一半以上依赖于债务收入,这对财政产生了许多负面影响,最直接的就是偿债的沉重压力和逐渐积累的高风险。
这一看似矛盾的现象,只能说明中国经济转型时期国民收入分配格局的扭曲,即国民收入分配过分向个人倾斜,财政集中的国民收入份额太少,财政收入的基础十分脆弱,从而造成在财政依存度不断扩大的同时,国民经济的债务应债能力却只为世界平均水平的1 /4。
原因是受财政收入规模限制,财政支出的增加只能通过赤字财政来实现,而财政赤字的弥补,又造成了国债规模的扩张,进而又导致国债依存度的加大。
从财政支出的角度看，我国的财政支出平均增长率一直高于同期财政收入和GDP的平均增长率，由此形成了支出膨胀－赤字加大－国债发行规模增大这样一种连锁反应。
由此会导致财政赤字和债务规模同步扩大的局面，使财政风险进一步加大。
同时我们要看到，实施积极财政政策后，由于连续5年发行特种国债，我国财政的国债依存度呈现较高水平，财政赤字率基本上是逐年提高，2002年已达到了国际上认定的欧盟的警戒标准赤字率，即3％。
尽管有分析认为我国连年的赤字并未导致通货膨胀的发生，但当债务规模累积到一定程度后，远期的通货膨胀的风险还是存在的。
这应引起我们足够的重视。
国债累计余额计算公式如下:ｔ年国债累积余额=(ｔ-1)年国债累积余额+ｔ年国债发行规模-ｔ年国债还本付息额因此,财政赤字、中央财政支出、中央财政收入与国债累积余额、国债规模、国债还本付息额分别都是线性相关的。
事实上，与发行规模最直接相关的是国债余额。
债务余额是发行者在一个会计年度终了时的总负债额，它反映发行者在一定时点上当年和历年从社会融人并正在使用的尚未偿还的债务规模。
存量规模的形成与每个年度的发行规模和债务流动量紧密相关。
存量具有刚性，增量具有弹性，因而年度发行规模受制于债务余额。
历年国债的还本付息额与国债的发行规模呈同方向变动关系。
由于我国的财政状况仍未出现根本好转,所以,日益增长的债务规模加大了财政的偿还负担,特别是1994年以后,国家规定只能以举借国债的方式来弥补财政赤字,使发新债还旧债成为推动国债规模不断扩张的因素之一。
另外,考虑到国债的认购能力关系到国债能否顺利发行以及发行的多少,而认购能力最终体现在社会资金的余缺状况上,我们再引入居民储蓄。
居民储蓄存款迅速增长是推动国债规模不断扩大的基础。
我国的居民储蓄现在已突破6亿大关，为国债的发行创造了潜在的资金条件:一方面，银行利率低于同期国债利率。
银行储蓄利率1年期只有%，而国债3年期利率是%，5年期利率是%，而且国家比其他公司债券有更高的信用。
与其存人银行，还不如购买国债。
另一方面，国家有必要集中这6亿元社会闲置资金，把它用于经济建设的各个领域，所以近几年来我国居民储蓄额的膨胀带动了我国国债规模的膨胀。
以上各因素相关关系如下图：二、对影响国债发行规模多种因素的计量分析本文利用EVIEWS软件建立计量经济模型，通过实证性分析，从定量的角度研究影响国债发行规模的相关因素对国债的发行量的影响程度及影响力度。
通过对影响国债发行规模的理论分析，我们以国债发行规模为被解释变量，引入相关经济因素：国内生产总值、中央财政收入、中央财政支出、国债还本付息、国债累积余额、居民储蓄六个经济变量，利用最小二乘法等方法量化分析。
（一）我们利用1979——2002年国债发行规模及相关因素的具体数据，进行回归分析（详见表1）。
利用输出结果得回归分析报告：ˆYt= se=t= （1）2R= 2R= F= df=17其中，Y为国债发行规模，X1为国内生产总值，X2为中央财政支出，X3为中央财政收入，X4为国债还本付息，X5为国债累积余额，X6为居民储蓄。
由回归分析报告可看出，X2 X4 X6 的T统计量显著，而X1 X3 X5的T统计量很小，说明国内生产总值、中央财政收入、国债累积余额三个因素对国债发行规模的线性关系不显著；模型的F统计量、可决系数2R和修正可决系数2R都很大，说明方程的总体拟合程度较好。
经过经济意义检验并根据变量显著性和方程显著性的综合判断法可知，模型可能存在多重共线性。
因此，利用简单相关系数矩阵法作出判断，输出结果如下：YX1X2X3X4X5X6可见模型存在高度线性相关。
由于经济、社会资料大都为时间序列，这些序列都有随着时间增长的趋势，所以，它们之间的相关性很高，利用逐步回归法对模型进行修正。
（二）利用逐步回归法修正多重共线性利用OLS方法逐一对国债发行规模的各个解释变量进行回归。
（详见表2-7）结合经济意义和统计检验，从六个一元回归模型中可以看出，国债发行规模y对居民储蓄x6的拟合程度最好，即：ˆYt=+ （2）se=t=2R= 2R= F= df=22在此基础上，再逐一引入其他解释变量，重新做回归。
1、由于在（1）式中，中央财政支出X2的T值较大，说明中央财政支出对国债发行规模存在显著影响，故首先引入中央财政支出X2。
（见表8）回归分析报告如下：ˆYt=++（3）se=t=2R= 2R= F= df=21可见，模型的T统计量、F统计量均显著, 可决系数2R和修正可决系数2R接近于1，因此，引入X2回归方程拟合程度依然好，保留X2。
2、在模型（3）中引入新的解释变量中央财政收入X3（见表9）ˆYt=++t=2R= 2R= F= df=20由于X3的T统计量绝对值很小，同时结合经济意义，财政支出和财政收入之间存在高度相关。
因此，剔除中央财政收入X3。
3、在模型（3）中引入国内生产总值X1（见表10）ˆYt=++t=2R= 2R= F= df=21从经济理论上来看，国内生产总值是影响国债发行规模的因素，具体而言，国内生产总值越大，国债发行规模可以越大。
而模型中X1的系数为负，经济意义检验不符合故舍去。
4、在模型（3）中引入国债还本付息X4（见表11）ˆYt=++＋（4）se=t=2R= 2R= F= df=21从上面的回归方程看出，引入X4后，X4对X的影响显著，同时F统计量显著以及可决系数2R和修正可决系数2R更好。
因此，保留X4。
5、在模型（3）中引入国债累积余额x5（见表12）ˆYt=++＋se=t=2R= 2R= F= df=21由于X5的T统计量很小，X5对Y的影响不显著，所以剔除变量国债累积余额X5。
6、在（4）式基础上引入其他解释变量回归，它们都对Y的影响不显著。
所以，选择模型ˆYt=++＋做进一步分析。
（三）对所采用的模型进行异方差检验由于存在样本数据的观测误差等诸多因素，对上述回归方程（4）进行异方差检验。
首先，利用图示法进行检验。
在回归方程输出框中点击resid保存残差，如图所示：-150-100-500501001500200040006000808284868890929496980002从图中看出，残差没有分布在－50到50的水平带内，说明异方差存在。
其次，用样本分段法对其进行检验：将观测值按x2进行排序，将排列在中间的6个样本删除，首尾两段各留9个样，即分为1979－1987和1994－2002两段。
对1979－1987年9个样本进行回归，输出结果如下：Dependent Variable: Y Method: Least Squares Date: 12/03/04 Time: 15:28 Sample: 1979 1987 Included observations: 9VariableCoefficien t Std. Error t-StatisticProb.C X2 X4 X6R-squaredMean dependent var Adjusted R-squared . dependent var . of regression Akaike info criterionSum squared resid Schwarz criterion Log likelihoodF-statisticDurbin-Watson stat Prob(F-statistic)21e∑＝对1994－2002年9个样本进行回归，输出结果如下：Dependent Variable: Y Method: Least Squares Date: 12/03/04 Time: 15:29 Sample: 1994 2002 Included observations: 9VariableCoefficien t Std. Error t-StatisticProb.C X2 X4 X6R-squaredMean dependent var Adjusted R-squared . dependent var . of regression Akaike info criterionSum squared resid Schwarz criterion Log likelihood F-statistic Durbin-Watson statProb(F-statistic)22e∑＝0H ：i u 为同方差性 1H ：i u 为异方差性21110.052222/()31316.0817.0384065(5,5) 5.05/()1837.97e n k F F en k -===>=-∑∑所以，拒绝0H ，回归方程存在异方差性。