貨幣政策對宏觀杠桿率缺口的影響研究

劉 穎

(北京大學經濟學院，北京 100871)

一、引 言

近年來，我國宏觀杠桿率的快速上升引起了全社會的廣泛關注。分部門的分析發現，我國主要是企業部門的杠桿率過高，政府和居民部門的杠桿率雖在逐步上升，但仍低于國際水平。不少學者擔心過高的杠桿率可能增加金融風險，甚至引發金融危機。相對樂觀的分析雖然不認為我國會很快發生金融危機，但也認為宏觀杠桿率已經過高。如何降低中國宏觀杠桿率已成為政府部門和學界關心的重要問題。

一國宏觀杠桿率主要有三種衡量方式：一是各部門總債務與名義GDP的比值；二是社會融資余額與名義GDP的比值；三是廣義貨幣供應量與名義GDP的比值。三種杠桿率是相通的，因為它們的增長路徑往往較為類似[1]。

近年來不少文獻研究了杠桿率對經濟的影響，并提出了相應的降杠桿措施。Schularick和Taylor(2009)基于新的歷史數據分析了14個發達國家1870～2008年貨幣、信貸和金融危機的關系，發現過快的信貸增長是金融危機的有力預測指標[2]。Elekdag和Wu(2011)對歷史上發達國家和新興經濟體的99次信貸繁榮進行了事件研究，發現寬松貨幣政策可能導致信貸過快增長，而信貸的過快增長有可能引發金融危機[3]。Reinhart和Rogoff(2011)認為私人部門債務的迅速增長容易導致銀行危機[4]。Gertler 和Hofmann(2016)基于戰后46個經濟體的數據發現信貸增長是金融危機的重要領先指標[5]。

中國人民銀行杠桿率研究課題組(2014)認為，我國宏觀杠桿率總體可控，當前的最大風險是地方政府和非金融企業杠桿率較高的結構性風險以及經濟減速可能導致的償債風險。我國目前應警惕高杠桿帶來的風險，但不可盲目采取去杠桿措施，而應該利用仍然存在的杠桿率空間，優化杠桿結構，在經濟增長過程中逐漸降低杠桿率[6]。

紀敏、嚴寶玉、李宏瑾(2017)從MM定理的微觀視角和經濟增長方式的宏觀視角出發，研究了中國杠桿率結構和水平的經濟學機理及其與金融穩定的關系，認為投資主導型經濟增長模式導致了中國較高的杠桿率水平。盡管高杠桿可能影響金融穩定，但各國杠桿率水平的風險閾值不同，債務效率和債務內外結構對債務可持續性從而金融穩定有重要影響[7]。

宋國青(2000)研究了貨幣政策對于M2/GDP的影響，發現當積極貨幣政策導致M2增加時，GDP可能會增加得更快，從而導致M2/GDP下降；而緊縮的貨幣政策則可能導致M2/GDP上升[8]。宋國青將這一現象稱為“越少越多的貨幣”，原因在于以M2/GDP衡量的廣義貨幣流通速度具有順周期性。劉曉光、張杰平(2016)利用修正的動態隨機一般均衡(DSGE)模型分析了宋國青“越少越多的貨幣”的思想，理清了這一現象的作用機制，并發現在存在金融加速器效應的情況下，這一影響機制還會得到進一步加強[1]。宋國青(2013)認為貨幣產出比的長期趨勢與資本產出比有關，而短期貨幣增長率和貨幣產出比增長率可能有負的相關性[9]。

總結相關文獻可以看出，不少研究認為寬松的貨幣政策會導致信貸過快增長，從而引起宏觀杠桿率的上升。不過劉曉光、張杰平(2016)和宋國青(2000)從理論和實證兩方面證實了積極貨幣政策可能降低宏觀杠桿率[1][8]。為什么會有這種差別？這可能是由于信貸利用的方式不同造成的。若信貸被用于過度消費或資產投機，則新增信貸不會帶來名義GDP的增長，反而可能引發金融危機，這就導致了杠桿率上升和金融危機的相關性。而中國的信貸增長大多用于實體經濟生產，這帶來了名義GDP的增長，也就可能降低杠桿率。

然而劉曉光、張杰平(2016)和宋國青(2000)的研究忽視了一國宏觀杠桿率可能有著自己的趨勢，貨幣政策影響的實際是宏觀杠桿率圍繞其趨勢的波動[1][8]。宋國青(2013)認識到了貨幣產出比的長期趨勢與資本產出比有關，而短期貨幣增長率和貨幣產出比增長率可能有負的相關性，不過他沒有從模型和實證角度分析這一結論[9]。本文試圖在索洛增長模型中通過國家資產負債表的思想引入金融因素，以研究宏觀杠桿率的演化路徑以及貨幣政策對宏觀杠桿率缺口的影響。

二、從索洛增長模型看實際資本產出比趨勢

考慮加入產能利用率的索洛增長模型。設實際資本存量為K，總人口為L，產能利用率為α，因此生產函數為Y=F(αK，L)。設y=Y/L，k=K/L，這樣生產函數可寫為人均的形式y=f(αk)。經濟儲蓄率設為s，投資I=sY，人均投資為i=sy，經濟折舊率為δ。考慮一個經濟從很少的資本存量開始發展，逐漸達到穩態，則該經濟的投資先是一直大于折舊，有sf(αk)>δk，達到穩態時投資等于折舊，有i=sf(αk)=δk。這樣該經濟的資本產出比k/f(αk)將從某個小于s/δ的值逐漸變大，在穩定時等于s/δ，此后則保持穩定。為了更直觀地展示這一結論，我們設定具體的函數形式和參數值，并繪出資本產出比的動態路徑。不妨設α=0.8，s=0.29，δ=0.0975，k1=4.57，y=(αk)0.6，由此可計算每一期資本產出比的數值(圖1)。

從圖1可以看出，在一國經濟未達穩態時，其實際資本產出比有一個時間趨勢，達到穩態后資本產出比保持穩定。一國經濟如果從很少的資本存量開始發展，可能需要花費很長的時間才能達到穩態。中國在改革開放初期資本存量很低，所以中國資本產出比應當有著時間趨勢。我們簡單計算中國的實際資本產出比趨勢看是否符合理論預測。以1990年為基期，1990年的實際資本產出比設為2.1，固定資本折舊率取9.75%，所有數據取自《2016中國統計年鑒》，計算我國實際資本產出比趨勢(圖2)。

圖1 一國實際產出比時間趨勢

圖2 我國實際資本產出比

由圖2可知，我國資本產出比在1990～2007年保持略有上升的趨勢，2007年后變為迅速上升。比較中國實際資本產出比的趨勢值和模擬值，可以發現2007年后中國資本產出比的上升比較符合理論預測，但這之前中國資本產出比只是略微上升。為什么中國實際資本產出比在2007年之前可以在較長時間內基本保持穩定而2007年之后卻迅速上升？本文認為存在著三個重要原因：一是農業部門向非農部門勞動力轉移率的變化，二是國內投資占總儲蓄的變化，三是投資效率的變化。

先考慮勞動力轉移的作用。勞動力轉移相當于非農部門的人口在短期內可以大量增長，這使得非農部門的資本產出比的上升趨勢大為減緩。不妨在以上例子中設定一些參數模擬這一機制。假設上述例子的設定代表非農部門，并忽略農業部門，設由勞動力轉移導致的非農部門勞動力增長率為nt，這樣每期人均凈投資變為kt-kt-1=syt-(δ+nt)kt-1。可見勞動力轉移的存在使每期人均凈投資減少，減少的數量取決于勞動力轉移的速度。在城市化初期，一個近似的假設是農業部門在某一固定工資上有無限勞動力供給，這樣勞動力轉移速度取決于城市部門投資，并使得城市部門的人均凈投資不變。而隨著農業部門剩余勞動力越來越少，非農部門投資引起的勞動力轉移也越來越少，最終城市化完成，非農部門勞動力不再增長[10]。由此，我們設定初始資本產出比為2.1，由s/(δ+n)=21，得每期勞動力轉移率為4%。假設此后勞動力轉移率每期減少0.025%，分20期減小到3.5%，此后每期減少0.5%，分7期減少到0，由此計算每期的資本產出比(圖3)。

圖3 存在勞動力轉移時一國實際產出比時間趨勢

由圖3模擬結果可見，存在勞動力轉移時，一國資本產出比上升幅度要小于原來趨勢。當勞動力轉移率很高時，一國資本產出比上升緩慢，而隨著勞動力轉移率的下降，一國資本產出比會迅速上升。下面我們計算中國的勞動力轉移率，看是否符合這種假說。簡單將勞動力轉移率定義為第二和第三產業的勞動力增長率，數據來源于CEIC數據庫，計算結果見圖4。需要指出的是1990年的數據相對于其他年份比較反常，胡景北(2008)指出這可能是由純粹的統計原因導致的，因此1990年的數據和其他年份不可比[11]。

圖4 中國勞動力轉移率

由圖4可以看出，中國勞動力轉移率在2007年之后確實下降了一個臺階，正如上文分析的，這對于我國2007年后資本產出比的快速上升起到了重要作用。

再來考慮國內投資占GDP比例的變化。以上模型假設本國儲蓄全部用于國內投資，不過在開放經濟條件下，一國儲蓄除了用于國內投資還可用于出口。在儲蓄率不變的情況下，國內投資占儲蓄的比例越高，一國國內的資本產出比就越高。我國1990～2015年儲蓄率與投資率如圖5所示，數據取自《2016中國統計年鑒》。

圖5 我國儲蓄率與投資率

圖5顯示，2007年后我國儲蓄率較為穩定，但國內投資率大幅上升，這導致每一期的增量資本產出比上升。這些投資的資本持續存在于經濟中，促使經濟資本存量的大幅上升，對2007年后資本產出比的上升有重要促進作用。

第三則是投資效率的變化。2008年全球金融危機后我國采取了大規模的經濟刺激政策，導致經濟增長率的短期上升，但刺激政策的效果衰退后，產出開始下滑。特別是近幾年來，民間投資持續下滑，政府投資成為總需求的重要支撐。然而相對于民間投資，政府投資的效率較低，這也是近幾年中國資本產出比快速上升的重要原因。

當然，中國的資本產出比的上升可能還存在其他原因，不過以上三個原因可能是最重要的。本節的分析表明，中國的實際資本產出比確實存在著自己的趨勢，這是本文接下來研究的基礎。

以上分析沒有考慮金融因素，也就無法考慮宏觀杠桿率的變化。現我們從國家資產負債表的角度在上述模型中引入金融因素，建立宏觀杠桿率與實際資本產出比的關系。

三、從國家資產負債表看宏觀杠桿率

表1 初始經濟國家資產負債表 單位：元

現向經濟中引入銀行、企業。由于資本屬于家庭，企業部門要利用資本展開生產須先通過借貸方式從家庭獲得資本。企業有三種借貸方式，一是向家庭發行股票，設為St-1；二是向家庭發行企業債券，設為Bt-1；三是向銀行貸款，設為Dt-1。企業貸款后會得到相應數量的存款，再用銀行存款與家庭交換其資本。通過以上步驟，家庭手中的資本就全部轉到企業，家庭持有企業股權、債券、銀行存款作為企業的借貸憑證。資本轉移完成后國家資產負債表如表2所示。

表2 資本轉移后國家資產負債表 單位：元

由以上設定，所有債權資本的實際價值為Kdt-1，Dt-1+Bt-1=Kdt-1Pt-1，由此居民所得本期利息為：

Rt=(Dt-1+Bt-1)it

=Rdt+Rpt

(1)

由以上分析可知，若費雪效應完全成立，則居民債權資產不會貶值，也沒有工資損失。否則，債權資產會出現貶值，貶值的部分變為股票的價值。居民工資的損失也會變成企業利潤。由于企業屬于居民，所以無論費雪效應成立與否，居民的收入不變，都等于本期產出。居民的資產總值也不變，但會在股權和債權之間重新分配。

經過生產和分配，居民名義收入為YtPt，設本期儲蓄率為st，則本期投資為I=stYt=stF(αKt-1，Lt)。本期儲蓄以銀行存款、企業債券及股權形式持有，即stYtPt=D1t+B1t+S1t。假設企業貸款支付用于彌補家庭債權資產貶值的利息Rpt，這樣本期結束時企業貸款和居民存款都為Dt=Dt-1+D1t+Rpt，企業債券為Bt=Bt-1+B1t，企業股票為St=St-1+S1t。這樣一輪生產后國家資產負債表如表3所示。

表3 一輪生產后的國家資產負債表 單位：元

注：當費雪效應不完全時，債權人會有部分財富轉移到股權人，體現為股票St-1升值，以上資產負債表用的是股票的發行價St-1，沒有體現這種變化。

定義社會融資規模為AFt-1=Dt-1+Bt-1+St-1，包括債務融資和股權融資兩個部分，其中債務價值為DBt-1=Dt-1+Bt-1。注意到債務和股權融資比例的改變可以影響宏觀杠桿率，為了單純研究貨幣政策的影響，我們假設經濟中每一期債務融資的比例為θ始終不變，有θ=B1t/stYtPt。再假設預期是理性的，費雪效應始終成立，則存量債務也不會貶值，其和總資產的比例也一直為θ。這樣宏觀杠桿率為DBt-1/YtPt=Kdt-1Pt-1/YtPt=θKt-1Pt-1/YtPt=(Kt-1/Yt)(θPt-1/Pt)。

結合索洛模型的結論，若經濟不處于穩態，但通脹穩定，則宏觀杠桿率和實際資本產出比一樣，都會有一個趨勢，貨幣政策會導致宏觀杠桿率圍繞其趨勢波動。現考慮貨幣政策通過產能利用率和通貨膨脹渠道對宏觀杠桿率圍繞其趨勢波動的影響。積極貨幣政策會提高私人部門的產能利用率和經濟的通貨膨脹，這導致本期名義產出增加，從而使得宏觀杠桿率向下偏離其趨勢。同理可知，緊縮的貨幣政策將使宏觀杠桿率向上偏離其趨勢。

=θKt-1/Yt+1/vt

(2)

如果經濟繁榮時貨幣流通速度加快，則1/vt會減小。這樣等式右邊隨貨幣政策的寬松而減小，因此寬松貨幣政策會導致宏觀杠桿率向下偏離其趨勢。

四、實證分析

由上文分析可知一國擴張的貨幣政策將導致一國杠桿率向下偏離其趨勢，也即杠桿率缺口為負；相反，緊縮的貨幣政策則會產生正的杠桿率缺口。本節將利用VAR方法驗證這一結論。VAR模型設置如下：

(3)

其中，t代表時間，Yt為模型包括變量組成的向量，n為模型滯后階數，εt為服從標準正態分布的隨機擾動，Γj(j=0，1，…，n) 為待估計參數。進入VAR模型的變量為貨幣政策代理變量和杠桿率缺口。為了與劉曉光、張杰平(2016)和宋國青(2000；2013)的研究互相參照，本文選取M2增長率作為貨幣政策代理變量，選取M2/GDP作為杠桿率的衡量指標[1][8][9]。M2和GDP數據為1990～2016年的年度數據，數據來源于CEIC數據庫。M2增長率用對數差分法求得，記為gM2t。利用H-P濾波法得到M2/GDP的周期序列，根據M. O. Ravn和H. Uhlig(2002)的研究，年度數據可選參數λ等于6.25，這樣得到M2/GDP的周期序列，即為桿桿率缺口，記為(M2/GDP)ct[12]。中國M2環比與杠桿率缺口如圖6所示。可以看出，M2環比與杠桿率缺口之間可能有著負相關關系。

下面利用VAR方法分析貨幣政策對桿杠率缺口的影響。經檢驗，gM2t和(M2/GDP)ct都是平穩的，這樣兩個變量都可以直接進入VAR模型，Yt=(gM2t，(M2/GDP)ct)。利用Eviews軟件檢驗得到模型的最佳滯后階數為3階，最后得到杠桿率缺口對M2沖擊的脈沖響應函數(圖7)。

圖6 中國M2環比與杠桿率缺口

圖7 杠桿率缺口對M2沖擊的脈沖響應函數

從脈沖響應函數可以看出，當受到M2增長率一單位正向沖擊時，杠桿率缺口先是略微上升，然后迅速下降，在接近2.5期的時候變為0，此后逐漸負向增大，在第三期下降到最低值，然后再開始上升，逐步向0回歸。這證實了本文模型的結論，即積極的貨幣政策將導致杠桿率向下偏離其趨勢。

五、結 論

2008年金融危機以來，我國宏觀杠桿率迅速上升。本文通過國家資產負債表的思想，在索洛增長模型中引入了金融因素。分析表明，一國經濟在未達到穩態之前，其杠桿率會有一個上升的趨勢，而一國積極貨幣政策會導致該國宏觀杠桿率從趨勢向下偏離。實證研究證實了這種猜測。本文對于我國貨幣政策有一定的啟示：其一，不應貿然確定一個目標杠桿率，因為我國經濟可能并未達到穩態，這樣我國宏觀杠桿率的上升就是經濟的自然規律；其二，不應試圖用緊縮貨幣的方法來降低杠桿率，如本文所證實的，過度緊縮的貨幣政策只會導致更高的杠桿率。

需要強調的是本文的結論是在假設封閉經濟以及國家儲蓄率和融資結構不變的情形下得出的。那么儲蓄率以及融資結構的變化會如何影響本文的結論呢？先考慮儲蓄率的變化。如果我國經濟由投資驅動轉型為消費驅動，由索洛增長模型知，一國穩態資本產出比為k/f(αk)=s/δ，因此，即使融資結構不變，一國儲蓄率的長期下降也將導致一國宏觀杠桿率下降。不過這不意味著短期內通過改變儲蓄率來降低宏觀杠桿率是可行的，因為儲蓄率通常很難被短期政策改變。此外，儲蓄率下降導致的經濟穩態資本產出比的變化也可能需要較長時間。這是封閉經濟下的結論。當一國可以出口商品時其儲蓄率和投資率就不再一致。如果中國將來出口增大，這可能導致國內實際資本產出比上升趨勢減緩，相應的也會導致以國內總負債比GDP衡量的宏觀杠桿率的上升趨勢減緩。如果出口所得外匯在國內結匯形成貨幣，那么以M2/GDP衡量的杠桿率的上升趨勢就未必會因出口增加而減緩了。最后考慮融資結構的問題。如前文所分析的，不考慮交易貨幣的話，以市場價衡量的一國社會融資規模與名義產出的比等于實際資本產出比*這句話在采用市場價計算股票價值時才成立。本文定義的社會融資規模采用的是股票發行價，這樣定義的社會融資規模體現不出因費雪效應不完全導致的股票升值，會導致社會融資規模與固定資產市值不一致，社會融資規模與名義GDP之比也就不再等于實際資本產出比。。這樣，當股權融資占存量社會融資規模的比例越大，債權融資的比例就越小，一國宏觀杠桿率也就越小。未預期通貨膨脹將導致債權財富損失，并轉變為股權財富，實際上相當于存量股權融資增加，這也會導致杠桿率上升趨勢減緩。結合以上分析可知，長期來看降低我國宏觀杠桿率的合理方法是擴大總消費，減小國民儲蓄率并且逐步發展資本市場，擴大股權融資的比例。

一國在經濟發展的不同階段有著不同的最優融資結構。在我國勞動密集型產業具有巨大比較優勢的時候，對創新的需求并不緊迫，這使得以銀行為主的債權融資符合經濟的需要，也導致我國宏觀杠桿率不斷上升。隨著我國傳統產業比較優勢的逐漸喪失，產業升級的要求也越來越迫切，這就需要擴大股權融資的比例來支持經濟中的創新。因此從融資結構的角度看，我國確實需要不斷增加股權融資的比例。在我國出口增長潛力減小的情況下，這也是降低宏觀杠桿率最主要的方式。

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