一、引言
金融危机之后，世界经济持续遭受政府债务的困扰，“财政紧缩”这剂苦药正在欧洲遭受广泛而强烈的质疑，美国两党关于中期减赤方式的严重分歧将长期持续，债务迷雾中全球政策制定者面临着财政紧缩抑或是凯恩斯主义式财政刺激的艰难抉择。对于如何寻找削减债务和重启增长的平衡之路，各国至今仍然缺乏清晰的思路，政府债务问题日益成为全球经济不能承受之重。
回顾历史，当前骇人的政府债务规模并非现代金融领域的新景象，自1800年以来此种情形已经反复重演。亚历山大·汉密尔顿（Alexander Hamilton）如是说，“国债如果不过分的话，这将是全国的幸运”①。金融是构建现代社会的基石，政府债务不但能够平滑个人生命周期中的消费，而且可以进行代际之间、地区之间的财富转移，极大改善社会整体福利。然而伴随对该问题理解的深入，人们发现这一切并非是免费的午餐，当政府债务规模不断积累时，宏观经济的均衡路径随之改变。这一判断进一步得到了理论层面的支持：主流经济学领域（尤其是新凯恩斯主义者）开始将政府债务这一曾经被忽略的变量加入增长模型，发现政府债务对宏观经济运行产生了显著影响②。然而，在实证领域却未能同步而行，尤其对于政府债务与经济增长的关系这一核心问题始终未能达成共识。
全球危机之后学术界开始重新审视政府债务这一古老命题，Reinhart和Rogoff（2010）[1]的研究成为该领域研究的新起点，他们所进行的开创性分析表明政府债务超过90%就会阻碍经济增长，欧洲各国政府已成为这种观点的信奉者；但该结论受到包括Krugman在内的大批学者的强烈质疑，引发了当前围绕高债务与增长的一场大辩论。本文在借鉴前人研究的基础之上，首先揭示了政府债务与经济增长之间存在的非线性关系，并从多个角度对此进行稳定性检验，对政府债务是否存在“阈值”做出判断；其次，进一步分析非线性关系及债务阈值如何因其他宏观经济变量的变化而变化，同时指出发达国家与发展中国家的异同。具体章节安排如下：第二部分是对现有研究的文献综述；第三部分是基础模型的设定与相关变量说明；第四部分是对基础模型的经验分析；第五部分是对基础模型的扩展，对债务阈值的动态性进行检验；最后是本文的结论。
二、文献综述
从古典主义者（亚当·斯密、大卫·李嘉图）的政府债务有害论，到凯恩斯主义者政府债务有益论，再到备受争议的李嘉图等价（中性论），政府债务理论一直处于动态演化过程中③。尽管政府债务一直是主流经济学界持续关注的话题，但直接探讨它与经济增长之间相关性的文献（尤其是实证研究）仍然相对较少，如今这一问题正在受到越来越多的重视。
在理论层面，多数学者认为长期中政府债务规模（以占比GDP衡量）与人均GDP的稳态增长率之间存在负相关关系。如Saint-Paul（1992）[2]假设资本回报率不变的条件下发现内生增长模型中政府债务的增加将损害稳态的经济增长率，这一结论也分别得到了Aizenman等（2007）[3]及Greiner（2012）[4]的支持；这种负相关的关系并非一成不变，内生增长模型中由于政府债务支出类别的不同，在经济向均衡点动态调整过程中，也可能出现短暂的促进增长的情形（Aschauer，2000）。上述研究大多在线性关系的前提下展开，然而这一假定存在过度简化的倾向，Krugman（1988）[5]在研究发展中国家债务问题时最先提出政府债务与增长之间存在更为复杂的非线性关系的观点，Checherita-Westphal等（2012a）[6]在推导如何通过选择政府债务水平以实现经济最快增长过程中，发现政府债务与经济增长之间存在着倒U型的关系。尽管理论层面的进展较为缓慢，但两者之间的非线性关系与人们的直觉相一致，且更为贴近现实，因此日益受到人们的重视，近期沿着这一思路分析政府债务与增长问题的文献开始出现。
在实证领域，危机之前对这一问题的研究多见于发展中国家，讨论重点集中于外债而非政府债务。危机之后，尽管仍有学者坚持认为政府债务的增长必然伴随增长率的下降（Kumar和Woo，2010）的研究引起了学术界的震惊，他们指出了Reinhart等人的研究存在明显的代码错误，利用原始数据重新计算发现政府债务超过90%的水平时，增长率与之前并无明显的区别。
从上述文献看出，无论在理论还是实证层面，政府债务与增长之间相关性的研究至今无清晰结论。尽管多数实证研究肯定了债务与增长的非线性关系，但非线性关系的具体形式、非线性关系的稳定性等问题仍悬而未决，同时政府债务阈值是否存在更是成为最具争议的话题，对此进行更为深入探讨具有重要的理论与现实意义，因此本文尝试对上述问题做出回答，可能的创新点如下：
首先，前人的研究大多数集中发达经济体（或者在研究中加入发展中国家样本之后作为整体进行实证分析），本文则将样本分为两组进行对比研究（36个发展中经济体和25个发达经济体），试图寻找政府债务与经济增长之间更为普遍性的联系。
其次，尽管F104Y446.jpg（2012）和Herndon等（2013）的最新研究指出了上述非线性关系和债务阈值受到时间跨度和样本选择的影响，但没有进一步寻找其他更为重要的宏观经济变量（如利率、通货膨胀、经常账户及金融发展等），本文的研究发现上述变量的变化显著影响了政府债务对增长的偏效应，债务阈值出现动态性特征，同时不同变量对于两组
国家债务阈值的影响存在区别，在当前的文献中尚无类似研究出现。
最后，由于政府债务通常用政府债务绝对量与GDP之比来衡量，因此如何解决内生性问题变得尤为重要，仅仅通过统计的方法来考察二者之间的关系也是Reinhart等人的结论饱受诟病的原因之一，内生性问题并未引起他们的足够重视，但批评者同样未能解决这一难题，本文在模型设定过程中竭力避免政府债务与增长之间互为因果的情形，并尝试利用系统GMM方法对此进行估计以尽可能确保结果的无偏性和一致性。
三、基本模型的设定与变量说明
（一）计量模型设定
通常而言，政府债务对经济增长的影响只有在中长期方能显现，因此在本文分析中我们选取时间跨度为1980～2009年的61个国家研究其对增长的中长期效应，样本几乎涵盖了所有典型发达国家和发展中国家。在已有的研究增长问题的文献基础之上，同时借鉴Checherita-Westphal（2012b）[11]的方法将模型设定为非线性关系中最为常见的二项式形式，基本回归方程如下：
F104Y4131.jpg
对经济增长进行估计的过程中通常存在一个问题：待估参数经常表现出对控制变量选取的敏感性和不稳定性，因此为确保结果的稳健，Sala-i-Martin等（2004）[12]在广泛的跨国样本回归中对67个在文献中出现过的解释变量进行检验，最终选定18个与中长期增长高度相关的核心变量，本文对控制变量的选取参照上述研究结果并经甄别选定如下：不变价人均GDP（以1980年为基期）、人口增长率、教育水平、贸易开放度、储蓄、人口结构、国家特征虚拟变量；以往被人们忽视的危机对于经济增长同样产生了显著影响，因此本文将危机作为虚拟变量引入模型中，以增强模型的解释力。
（二）数据与变量说明
1.经济增长（F104Y447.jpg）。
本文利用自1980年算起采取交叠方式计算的未来5年的不变价人均GDP的平均增长率作为衡量中长期经济增长的指标，这已经成为现有文献中的标准做法。在模型中我们采取两种方式计算增长率的平均值：第一种即为利用不变价人均GDP的绝对量进行计算，而后取平均值，记为F104Y4132.jpg。第二种计算方式则是国外学者最常用的方式：在对人均GDP的绝对值取对数的基础上计算多年平均增长率，这种方法最早由Bekaert等（2001）[13]提出，并逐步为大多数学者所使用（如Kumar和Woo，2010；Cecchetti等，2011），因此作为本文研究的重点。计算公式如下所示：
F104Y448.jpg
为简化表达形式，我们用y替代不变价人均GDP取对数之后的值。在本文中，取k=4，采取交叠的方式计算每5年的不变价人均GDP的平均增长率（如1980～1984年、1981～1985年、1982～1986年……）。不变价人均GDP的年度数据来源于PWT7.0数据库。
2.政府债务（Debt）。
按照现有文献的通常做法，本文所使用的政府债务指标是指政府债务总量与当年GDP之比（百分比），其中GDP为购买力平价条件下国内生产总值。数据来源于IMF最新建立的Historical Public Debt Database，该数据库覆盖了自1880年至今的全球大多数国家的政府债务历史数据，是目前该领域最全面的统计数据。
3.其他控制变量。
本文所引入的控制变量如下：不变价人均GDP（1980年价）水平的对数值（Ln GDP），以此来衡量经济增长过程中由于不同的初始条件所带来的“赶超效应”或“收敛性”，经过长期的实证检验，该指标已为多数学者所使用；人口增长率（Popg），是劳动力供给的重要衡量指标，同样在众多经济增长模型中扮演重要角色，上述两个指标的数据均来自PWT7.0数据库；教育水平（Schooling），作为人力资本的替代，它代表着一个国家对新技术的吸收和创新能力，对经济增长有着显著影响，我们利用15岁以上的人口平均受教育年数（包括初等及高等教育）对此进行衡量，数据来源于Barro和Lee（2000）所建立的数据库，该数据每5年统计一次，最新数据截止到2010年；贸易开放度（Openness），即为进出口贸易总额与GDP之比，数据同样来自PWT7.0数据库；储蓄（Save），利用总储蓄占GDP的百分比来衡量，数据来自世界银行WDI数据库；人口抚养率（Old），体现了一国的人口结构，该比率越高，意味着相对于工作人口来说，被抚养的人口越多，人口老龄化趋势也更为严重，长期增长率也随之降低，数据同样出自世界银行WDI数据库；危机（Crisis），Reinhat和Rogoff（2010）根据危机爆发的根源及性质将危机分为以下五类：银行业危机、股票市场危机、货币危机、通胀危机和主权债务危机，但无论何种危机均会影响未来数年的经济增长，因此模型中引入该虚拟变量：有1种或几种危机发生即设定为1，无危机爆发则设为0，数据源自Reinhart和Rogoff所建立的数据库，其统计覆盖了全球70多个国家自1880年至今的几乎所有危机；在整体样本的回归分析中，本文加入了控制国家特征的虚拟变量（Adv_coun），当国家属于发展中国家时设为0，属于发达国家则设为1，两组国家按照世界银行的定义进行划分。
四、估计方法和结果
（一）估计方法的选择
政府债务水平是以债务总量占GDP的百分比进行衡量，这里存在着明显的内生性问题：不仅仅是高债务会降低增长，低增长同样会提高债务水平。多数学者提出包括Reinhart等人在内的数篇极具影响力的研究文献中均混淆了相关性与因果关系的区别，内生性问题已经成为众多争论的焦点④。这就决定了估计方法选择的最重要依据即为能否化解上述难题。
本文将因变量的滞后项作为解释变量引入模型中，所建立的经济计量模型即为动态面板数据模型，内生性问题因此而变得更为突出：作为自变量的滞后因变量与各截面上的个体效应和误差项相关，固定效应估计（FE）虽然可以消除个体效应，但因变量的滞后项与不可观测的截面异质性效应产生的相关性仍然存在，估计结果是不一致的。如果存在着随时间变化而改变的遗漏变量，而这些遗漏变量同时影响了债务和增长的话，这一估计结果也是有偏的。工具变量方法（IV）能够在一定程度上识别模型估计的内生性问题，估计偏误较小，然而寻找恰当的工具变量却是极其困难的，因此模型的稳健性受到考验。综上所述，我们考虑使用对于动态面板估计更有效的广义矩估计（GMM）方法来解决上述问题。
Arellano和Bond（1991）[14]首先提出了差分GMM方法，即使用所有可能的滞后变量作为工具变量，对一阶差分后
的原方程进行GMM估计，以克服残差的异方差性以及变量的内生性。但Blundell和Bond（1998）[15]证实时间序列数量较小时，一阶差分GMM估计结果仍是有偏的，同时差分转换会导致样本信息的损失，变量在时间上的持续性也会导致弱工具变量问题。为此他们将初始的水平方程与一阶差分方程相结合，进一步采用差分变量的滞后项作为水平值的工具变量，相当于增加了可用工具变量的数量，相应的方法称为系统GMM估计（System-GMM estimator），这就使估计量具有更好的有限样本性质，提高了估计的有效性⑤，成为解决动态面板数据模型内生性问题、遗漏变量、度量误差和弱工具变量问题的可行之道。但在进行GMM估计时，工具变量的有效性、差分残差的二阶序列相关性问题决定着估计的有效性。因此我们使用Hansen检验和Sargan检验来甄别GMM估计中工具变量的过度识别约束是否有效：对于Hansen检验，如果不能拒绝零假设就意味着工具变量的设定是恰当的；当Sargan统计量不能拒绝工具变量与内生变量相关而与误差项无相关性的原假设时，同样说明工具变量的选取是有效的。对于残差项则需要构建AR（2）统计量以检验一阶差分方程所得出的残差项是否接受不存在二阶序列相关的原假设。
（二）估计结果与分析
考虑到处于不同发展阶段的国家的债务与增长的关系可能存在差异，我们按照世界银行的划分标准将样本分为发达国家和发展中国家以期得出更为清晰的结论。针对大多数学者未进行分组的通常做法，本文亦对总体样本进行了估计，我们主要利用xtabond2指令对动态面板数据模型进行两阶段系统GMM估计，其中选择Schooling作为内生变量，而将其他控制变量视作外生变量，并依据Hansen检验和Sargan检验来甄别工具变量的适用性。在表1中，分别汇报了发达国家、发展中国家以及整体的估计结果，根据前文所提到的经济增长的不同衡量方式，将其分别作为被解释变量进行计量分析（模型1中被解释变量为F104Y447.jpg，模型2中则为F104Y4132.jpg）。
F104Y449.jpg
由表1可以看出，所有估计中AR（2）统计量接受一阶差分方程所得出的残差项不存在二阶自相关的原假设，满足系统GMM估计的要求，Hansen统计量和Sargan统计量不能拒绝过度识别的原假设，表明工具变量是有效的。结果显示无论发达国家、发展中国家抑或整体样本中，核心解释变量Debt的回归系数均为正且在1%的显著性水平下显著，二次项F104Y450.jpg的系数为负，这表明政府债务与经济增长存在着倒U型的非线性关系，即为在债务水平较低的阶段，政府债务的增加对中长期的经济增长起到了促进作用，但伴随其规模的不断膨胀，最终产生不利影响。这一结论与Checherita-Westphal和Rother（2012b）对欧元区12国的研究结论具有相似性，但同时本文的结论也揭示了政府债务与经济增长之间倒U型的非线性关系具有普遍性（既同样存在于发展中国家和非欧元区的发达国家）。与此同时，对于当前的关于政府债务是否存在阈值或临界点的争论，本文给出了肯定的回答：在理论上，无论是发达国家，还是发展中国家，政府债务与经济增长的倒U型关系意味着临界点必然存在；同时，由两组国家F104Y4133.jpg、F104Y4134.jpg的值比较可以得出结论：发达国家与发展中国家的债务阈值存在差别，表明两者具有不同的债务承受能力，这与Reinhart和Rogoff（2010）的结论一致，差异在于我们的结果并不支持两位学者所说的债务阈值到来之前政府债务无关紧要的观点，本文的计量结果显示两者呈现正相关关系。
对于其他控制变量，发达国家中Openness的系数为负，而发展中国家则为正，贸易开放度在解释增长过程中往往因时间跨度不同而产生截然相反的效应，这在某种程度上能够解释为何当前发达国家日益走向贸易保护主义，发展中国家却日益成为自由贸易区的拥护者，该结论仅仅从增长的角度对其进行考察，并未否定传统贸易理论中贸易开放对一国整体福利的提升作用；Popg在发达国家产生了积极影响，这似乎与经典文献中的结论有所背离，而在我们所考察的时间段内欧美老龄化问题日益严重，因此这一结果的出现也在情理之中；Schooling在两组样本之间的差异则反映出发展中国家人才的流失；对于Ln GDP的系数则进一步论证了发达国家组中存在条件收敛趋势，但在由发展中国家组成的世界中更多地体现出“后发优势”：面对与发达国家在技术领域的差距，收入相对更高的发展中国家具有更强的信息优势和学习吸收能力。全球金融危机已经充分证明其对经济增长的负面影响持续时间也许比我们预想的更长，因此Crisis这一虚拟变量的系数在两组国家中均显著为负。
（三）稳定性检验
为确保前文估计结果的可靠性，我们从以下三个方面对两组国家进行稳定性检验（由于篇幅限制，下文未给出检验结果，并且被解释变量为F104Y447.jpg）。
首先，剔除异常样本。由于本文所用样本量相对较大，样本国家之间债务水平的巨大差异、某些样本国债务水平的异常（持续过高或过低）是否会影响估计结果也是需要考虑的问题。我们首先计算样本期内政府债务这一变量的均值及其10%和90%的分位数值，并将债务水平均值小于10%分位数和大于90%分位数的样本去除，最终留下21个发达国家和30个发展中国家样本。对新样本组再次进行系统GMM估计，结果显示，在发达国家中，Debt的系数仍然显著为正（0.22），而二次项系数则显著为负（-0.17），其他控制变量符号均与前文保持一致：Openness的回归系数为-0.05，显著性为5%，而Popg、Schooling及L.F104Y447.jpg三个变量的系数显著为正；而对于Save和Ln GDP的显著性发生了变化，对经济增长的影响不再显著。在发展中国家中，Debt以及二次项系数的符号及显著性同样未发生变化，但二次项的系数大小变化较大，由-0.003变为-0.04；控制变量中，Openness的系数仍然为正，显著性略有变化，同样Crisis在保持回归系数符号的同时变得不再显著，其余变量则未发生根本性的改变。总体上异常样本并未对估计结果产生实质影响，计量结果是稳健的。
其次，替换政府债务（Debt）的衡量方式。尽管我们尝试着消除债务与增长之间互为因果所导致的估计偏差，但仍会使人心存疑虑。在这里我们将所使用的期初债务水平替换为5年期的政府债务平均值，以此作为处理政府债务内生性问题的另一种方式，估计结果显示，两组国家均通过了AR（2）、
Hansen检验和Sargan检验。对于发达国家，尽管核心解释变量的显著性略有下降，但Debt的回归系数仍然在5%的水平上显著为正，而二次项的系数则显著为负，与此同时，Openness的系数保持为负的同时，显著性提升至1%的水平；尽管Crisis与增长的相关性仍然为负，但影响不再显著；Schooling的回归系数由0.4提升至0.74，Popg的系数则由2.49下降为1.32。发展中国家，Debt及二次项的系数大小均未发生变化，均保持高度显著；控制变量Save原本对增长的影响不显著，在新模型中显著性提升至1%，Crisis则相反，对增长的影响由显著变为不显著，其余变量的归回系数仅数值发生了细微变化。上述结果进一步验证了政府债务与经济增长倒U型的非线性关系，估计结果具有很强的稳定性。这也在一定程度上说明了前文所建立模型的合理性。
最后，增加政府规模（Gov）变量。在基本模型中，政府的影响并未得到直接的体现，尽管一直存在着争议并且至今仍无清晰的结论，但政府在经济增长所扮演的角色却是不容忽视的。不同学者所进行的实证研究中，对于是否加入政府规模莫衷一是，为避免可能存在的疏漏，本文将其引入模型再次对结论进行验证，数据来源于PWT7.0数据库。结果显示，在发达国家中，尽管Debt及其二次项回归系数的显著性出现了一定程度的下降，但其符号仍然与前文保持一致；Openness在新变量加入之后，其对增长的影响仍然显著为负，Ln GDP的回归系数变得不再显著，其余控制变量的符号与显著性乃至绝对值均未发生大的变化；发展中国家中，模型的改变几乎没对Debt及二次项的系数产生任何影响，但Save对增长的影响由不显著变为显著，与之相反，Crisis的回归系数则从显著变为不显著。总体而言，回归结果并未发生实质性的改变。但对于政府规模这一解释变量与经济增长的关系，两组国家存在显著差别：在发达国家组，回归系数为1.43，即为Gov对经济增长产生了积极影响，但发展中国家，这一系数为-0.12，说明政府规模的增加阻碍了经济的长期发展。究其原因，这一结论更多地体现了两组国家政府不同的宏观干预能力、政府效率等。
此外，本文还利用固定效应和随机效应对模型再次估计，虽然估计结果中个别控制变量的影响表现出一定程度的差异，但在两组国家中政府债务与增长之间的倒U型关系却是高度显著，鉴于这一估计方法的缺陷及篇幅限制，本文并未将结果列出。总体而言，我们所进行的估计是有效和稳定的。
五、基础模型的扩展
正如前文所揭示，无论发达国家还是发展中国家，政府债务与经济增长之间存在倒U型的非线性关系，因此理论上政府债务存在阈值。然而债务阈值是否稳定却是一个被多数学者忽略的重要议题，面对各国迥异的通货膨胀水平、利率水平等因素，是否存在统一的政府债务阈值，我们通过引入交叉项对此进行验证。参考施炳展和齐俊妍（2011）[16]的分析思路，对基础模型修改如下：
F104Y451.jpg
我们依次将真实利率（RR）、通货膨胀（Inf）、经常账户（CA）和金融发展（Fin）作为交叉项引入方程，并再次利用系统GMM进行估计，通过考察F104Y452.jpg的符号及显著性即可观察政府债务阈值的变动，具体结果如下页表2所示。
F104Y453.jpg
（一）真实利率
利率的变化会极大地改变一国经济运行的路径和均衡状态，因此将其纳入模型中以考察它对债务与增长之间相关性和债务阈值的影响。本文所使用的真实利率数据主要来源于世界银行数据库和IFS数据库，统一定义为经过GDP平减指数衡F104Y454.jpg
这对于深陷债务困境的国家而言并不是好消息。发达国家自1980年代开始，真实利率水平持续下降，危机之后已经达到创纪录的水平，但是如此之低的真实利率水平所带来的风险却往往为人们所忽略，对于其未来将持续多久也难以做出准确的判断。可以肯定的是，伴随各国央行量化宽松政策的退出，真实利率提升的概率逐步增加，提升的速度也许会超出人们的预期。如果这种情形发生，当前各国仍然可以勉力维持的政府债务问题将愈发严重，其对经济的负面影响也将更快显现。从定量的角度来看，真实利率对F104Y4135.jpg的影响在两组国家之间也存在巨大差异，发达国家中F104Y452.jpg的值为-0.155，而发展中国家仅为-8.05e-07，这也就意味着真实利率变动所带来的政府债务风险在发达国家更为严重。
（二）通货膨胀
通货膨胀在两组国家中显示出了本质的区别，如模型2与模型2a所示，在发达国家中，通货膨胀的系数F104Y452.jpg为正，且在5%的水平下显著，因此通货膨胀的升高使得经济增长对债务的偏效应（F104Y4135.jpg）增加，政府债务阈值F104Y4136.jpg提升，政府债务与增长曲线向右移动；而在发展中国家组，该系数显著为负，其最终结果与发达国家正好相反。因此通货膨胀的提升推迟了发达国家债务临界点的到来，在发展中国家则产生了加速的效果。
这一结果在很大程度上能够从两组国家央行的信誉和稳定公众预期的能力角度进行解释。就整体而言，相比发展中国家，发达国家拥有更为独立的央行和更为透明的货币政策框架，尤其自1990年代以来，通货膨胀目标制的建立极大提高了货币政策的有效性，央行在稳定物价领域获得了崇高声誉。在通货膨胀温和提高时，公众并不会立即提高通货膨胀预期，从而为各国央行赢得了更多的政策操作空间，一国政府甚至能够将通货膨胀作为一种宏观调控手段，利用它悄然降低了政府债务的真实成本和规模（主要指国内债务）。因此通货膨胀在发达国家能够暂时缓解债务问题，提高其债务承受能力。然而，在发展中国家中，各国央行独立性和信誉相对较差，通货膨胀较小幅度的提高往往就会带来公众预期的急剧变化，对宏观经济运行造成干扰与威胁，通货膨胀的失控对于政府债务而言无疑雪上加霜，阈值的加速到来也就在情理之中了。
（三）经常账户
经常账户在新开放宏观经济学中扮演着重要角色，它往往与一国的汇率、利率水平息息相关，同样会对一国宏观经济运行及均衡产生重要影响。利用来自IMF数据库的数据进行估计，结果如模型3与模型3a所示，无论是发展中国家还是发达国家，经常账户交叉项的系数均在1%的水平下显著，系数β5为正。该结果意味着在两组国家中经常账户的改善均能增加经济增长对政府债务的偏效应（F104Y4135.jpg），提高政府债务阈值F104Y4136.jpg。
经常账户的改善通常意味着一国
财政状况的改善，IMF就认为克服经常项目赤字最好的方式即为减少预算赤字。因此它一方面直接减少一国政府债务的积累，稳定市场的预期，保持一国通过市场为政府债务融资的能力，降低政府债务对一国经济所带来的不确定性与风险，防止增长的逆转与危机的爆发。与此同时，长期内保持经常账户盈余能够为一国带来巨额的外汇储备，这往往代表着一国政府对自身债务的偿还能力，降低政府债务的风险溢价和融资成本，在相同的政府债务水平下，一国政府为自身债务支付了更低的成本。因此，经常账户的确能够提高一国政府债务阈值。通过观察可以发现当前大多数债务危机国家均呈现出财政、贸易“双赤字”状态（如美国、欧元区的危机国等），而日本则面对200%的政府债务水平仍然能够保持金融市场平稳的现象在很大程度上也能从其经常账户顺差和巨额外汇储备中得到解释。
（四）金融发展
考虑到所需数据的时间跨度与样本数，我们利用来自世界银行数据库所提供的一国银行部门所提供的国内信贷规模（占GDP的百分比）来衡量金融发展。估计结果显示这一指标在两组国家中同样产生了截然相反的效果，如模型4和模型4a所示。在发达国家组，金融发展交叉项的系数F104Y452.jpg在5%的水平下显著为正，金融发展提高了增长对债务的偏效应（F104Y4135.jpg）和政府债务阈值F104Y4136.jpg；发展中国家组中则在1%的显著水平下显著为负，因此对上述两数值产生了相反的影响。
金融发展往往与资本市场自由化紧密联系，对一国经济的影响是复杂的：一方面它提高了一国的资本配置效率，拓展了资本市场，居民能够更多地通过购买国债进行风险分担，降低了外国居民购买本国债券的交易成本，刺激了市场参与者对政府债券的需求，为政府债务融资创造便利。另一方面，它同时也带来了跨境资本流动规模的激增，增强经济的波动，边际债务上升所导致的脆弱性随之增加。金融自由化的积极影响取决于完善和高质量的制度环境，对于发达国家而言，由于拥有相对成熟的监管体系、制度支持和国际化程度更高的本币，因此在很大程度上能够做到趋利避害，利用发达的金融市场增加政府债务对经济增长的边际效用，提高政府债务阈值。但是对于发展中国家而言，金融发展所引发的资本的流入和资本的骤停已经越来越多地给本国带来困扰，当大多数发展中国家的政府债务以外债为主时，不确定性会进一步增加，不仅会大大降低债务阈值，甚至还会引发严重的主权债务违约。
六、结论
本文利用61个国家1980～2009年的面板数据，采用系统GMM方法分组考察了政府债务与经济增长的关系，并对政府债务阈值的动态性进行了检验。主要研究结论如下：
一方面，政府债务与经济增长之间存在着非线性（倒U型）关系，这种关系普遍存在于发达国家和发展中国；证明了债务阈值的存在性，但两组国家中政府债务阈值的大小存在差异。另一方面，政府债务阈值并不具有唯一性和确定性，它随利率、通货膨胀、经常账户和金融发展的变化而显示出动态性的特征：利率的提高减少了两组国家债务阈值，经常账户的改善则提高了债务阈值；通货膨胀和金融发展提高了发达国家的债务阈值，但对发展中国家则产生了截然相反的影响。此外值得一提的是利率对于发达国家的影响要远远大于发展中国家。
围绕政府债务的争论仍未停止，如常识所言：政府债务是把双刃剑，没有任何政府能够永无止境的举债。尽管当前我们仍然无从精准地判断各国的债务水平距离阈值有多远，但从政府债务问题正日益引发市场的担忧可以推断大多数发达经济体已经接近这一临界点，举债所带来的政治经济层面的边际成本正在超过其边际收益。尽管发达国家的超低利率政策、量化宽松等措施能够在一定程度上推迟债务阈值的到来，但这一系列的政策是建立在公众预期稳定的基础之上，未来政府债务所造成的经济下行风险仍然存在，同时为缓解政府债务问题各国的央行及政府究竟付出了多大的代价恐怕短期内我们仍无从知晓。包括中国在内的新兴经济体似乎在这场债务风暴中置身事外，这在很大程度上得益于长期谨慎的财政政策以及巨额的经常账户顺差和外汇储备，然而，债务与增长之间的法则在新兴经济体同样适用，相比发达国家，新兴经济体可用来规避政府债务负面影响的政策工具更少，未来保持一份谨慎是极其必要的。
注释：
①这一表述最先出现在1781年5月30日亚历山大·汉密尔顿（Alexander Hamilton）写给莫里斯的信中，在美国财政部公共债务办公室网站亦有提及。
②如Friedman（1987）、Kiyotaki和Moore（1997），Borio等（2001）等人。
③传统的观点认为短期内政府债务能够增加总需求和总产出，但长期内则挤出投资减少产出（Elmendorf和Mankiw，1999），并通过长期利率（如Gale和Orzag，2003）、税收（Barro，1979，Dotsey，1994）、通货膨胀（Sarent和Wallace，1981；Barro，1995）等与宏观经济运行息息相关的指标来定性探讨政府债务的影响。
④在模型建立过程中，本文选择利用期初的债务水平检验对随后5年的增长的影响，避免了债务与增长互为因果的情形。但问题尚无完全解决（如债务与增长也可能同时由第三个变量所决定）。
