“債務—通縮”理論在當前中國的實證研究
——基于2011-2018年非金融企業部門數據

(廣東財經大學金融學院 廣東 廣州 510320)

一、引言

1933年，經濟學家費雪(I.Fisher)基于1929—1932年美國經濟大蕭條時期的狀況提出了“債務—通縮”理論[1]。“債務—通縮”理論是指經濟主體的過度負債和通貨緊縮這兩個因素會相互作用、相互增強，從而導致經濟衰退甚至引起嚴重的蕭條。該理論認為當經濟處于繁榮階段時，舉債比較容易，企業通過大量負債來增大利潤，而在經濟不景氣時，高債務與通縮將形成自我循環并具有自我加速的特點。源自美聯儲前主席格林斯潘(A.Greenspan)于2004年提出的債務經濟運行模式在近15年全球的實際經濟運行中已經客觀存在。根據數據進行的分析顯示，全球債務規模2018年接近250萬億美元，創歷史最高水平，幾乎是20年前的三倍，10年前的兩倍。2008 年次貸危機之后，為了使世界經濟得以恢復，各國央行實施了近 10 年的量化寬松政策，該時段內，利率水平很低，幾乎是零利率甚至負利率。廉價且易獲得的貸款最終導致社會各部門負債累累。當今，世界經濟負債仍有愈演愈烈之勢，靠高債務為經濟增長提供資金支持已然成為推動經濟發展、緩解社會矛盾的一種被動但卻重要的手段。理論上，通過適度的積極負債可以達到促進經濟更好發展的效果，但債務的增長終究是存在極限的，且以債務驅動經濟增長的方式有悖于生產力決定生產關系的理論，過度依靠債務來刺激經濟并不能從本質上發展生產力，因而其經濟增長是不可持續的。幾次典型的債務危機，例如日本十年大衰退、2008年全球金融危機、以及歐洲主權債務危機等，一再警示世人，過度負債和過度使用杠桿不僅不會使經濟增長，往往還會導致新一輪危機的來臨。

近十年來，中國的債務水平也在不斷攀升，由此帶來的經濟隱患引發了許多學者關注。從企業部門杠桿率、非金融私人部門信貸/國內生產總值和債務償付率三個指標得出我國企業杠桿率近十年大幅提升，而且資本回報率下滑是杠桿率居高不下的主因。陳衛東等(2017)[3]以我國2000余家上市公司為樣本，對他們的非金融企業杠桿率進行了研究，結論表明我國企業的杠桿問題是結構性的，工業、材料、公用事業和能源行業、東北、西北和西南地區和國有企業負債壓力明顯加大。[4]用數據證明了我國非金融企業部門的債務高速增長，非金融企業信貸/GDP這個指標已經從150%增至超過200%，超過歷史均值水平的20%-25%。李晚晴等(2018)[5]認為我國企業部門的高負債特征在整體杠桿率水平中顯得尤為突出，并分析了造成企業部門杠桿率高企的主要原因。

當前中國面臨的各類重大風險中，經濟風險、金融風險尤顯突出。從金融服務實體經濟的本源理論出發，探討中國非金融企業部門債務對通縮的作用情況，分析費雪的“債務—通縮”理論在當前中國的適用性及可能變化，探究中國走出“債務—通縮”循環陷阱的相關對策，具有重要的現實意義。

下文安排如下：第2部分定性分析通貨緊縮的影響因素；第3部分分別對美國 2008 年次貸危機和中國 2011-2018 年期間的非金融企業部門債務對通縮的作用情況進行實證檢驗，比較闡述費雪“債務—通縮”理論在當前中國的不適用及其原因；第4部分提出中國預防掉入“債務—通縮”陷阱的對策建議。

二、通貨緊縮的影響因素

本文以通貨膨脹率作為因變量，以消費者物價指數CPI予以表征。若CPI為正，則代表該國通貨膨脹，反之，該國通貨緊縮。

由于本文研究的是非金融企業部門過度負債是否會誘發“債務—通縮”，因此自變量除了非金融企業部門的負債水平，還包括其他三個控制變量，即貨幣供應量M2、住宅價格水平和國內生產總值GDP。根據“債務—通貨緊縮”理論，非金融企業負債水平的上升會通過九步鏈式反應而導致通貨緊縮，因此，債務變量是影響通貨緊縮的一大關鍵因素。

貨幣供給量也是造成通貨緊縮的原因之一。一般而言，貨幣供應不足將對通貨緊縮造成直接影響。因為當貨幣供應量少于流通領域對貨幣的實際需求量時，貨幣會發生升值，人民的購買力下降，從而引起的商品和勞務的貨幣價格總水平的持續下跌。

住宅價格水平影響通貨緊縮。兩者呈負相關關系。蓄水池理論表明房產是貨幣蓄水池，一旦房價下跌，貨幣從房地產流出，涌入消費品和其他商品，從而造成通貨膨脹。然而，在實際中，房價下跌不但不會溢出貨幣，還會消滅信用貨幣，引發M2的收縮，反而會帶來通貨緊縮。

國內生產總值GDP也會對通貨緊縮造成影響。GDP的下降代表一年的總財富增速的減少，也就代表全年總的生產和消費同時降低，而一個社會生產和需求的降低勢必會引起經濟的加速下滑風險，進而引起通貨緊縮。反之，則會導致通貨膨脹。

三、實證檢驗

除了1929-1933年美國大蕭條，“債務—通縮”的典型案例還有美國2008年次貸危機。首先，本節對美國2008年次貸危機中非金融企業部門債務引致通縮的情況進行實證檢驗。其次，對中國2011-2018年期間非金融部門的債務引致通縮的情況進行實證檢驗，闡明當前中國非金融部門的債務上升對通縮的影響。最后，通過比較分析，說明“債務—通縮”理論在當前中國并不適用及其原因。

(一)美國2008年次貸危機中非金融企業部門債務引致通縮的實證檢驗

1.指標選取與數據來源

在漫長的冬天的夜晚，爸爸和媽媽常常談論西部的大草原。爸爸說西部的土地很平坦，那兒雖然沒有樹，可青草長得又高又密。大草原一眼望不到邊，各種動物就像生活在牧場里一樣自由自在地四處游蕩和覓食。那兒除了印第安人之外還沒有其他人居住。冬天就要過去了，有一天爸爸對媽媽說：“既然你不反對，我決定要把家搬到西部了。我已經為我們的小木屋找到一個買主，如果我們現在賣，可以賣到最好的價錢。這些錢足夠我們在一個新地方重新安家了。”

該檢驗的因變量為美國消費者物價指數(CPI)Y。該指標對應通貨膨脹率這一因變量。自變量為美國非金融企業負債總計(十億美元)X1。該指標對應非金融企業部門的負債水平這一自變量。美國貨幣供應量M2(十億美元)X2。該指標對應貨幣供應量因素。美國(OFHEO)房地產價格指數X3。該指標對應住宅價格水平因素。美國國內生產總值(十億美元)X4。該指標對應國內生產總值因素。選取以上指標2007年至2018年的年度數據，共計12個年度，數據均來源于wind數據庫。

2.模型建立和實證結果

在5%的顯著性水平下，對上述5個變量進行ADF檢驗，檢驗結果表明，X4序列是平穩的，X1、X2和X3的差分序列是平穩的。運用Stata軟件做多元線性回歸分析，得到以下結果：

lnY=-0.3264493lnX1+0.3124258lnX2+0.0356071lnX3+0.0000193X4+5.267977

(-1.51) (1.72) (0.28) (1.73) (5.60)

在5%的置信水平之下，此方程5個參數的p值分別為0.176，0.129，0.789，0.127，0.001，除了截距項外，其他系數的p值均大于0.05，因此這4個系數都不能通過t檢驗且沒有顯著性。此方程的F值為244.22，p值為0.0000，因此方程通過了總體線性的顯著性檢驗。

由于4個系數都不能通過t檢驗，所以在剔除美國(OFHEO)房地產價格指數X3因素之后，修正方程如下所示：

lnY=-0.2722486lnX1+0.2629538lnX2+0.0000213X4+5.359445

(-3.04) (7.41) (2.68) (6.46)

在5%的置信水平之下，此修正方程4個參數的p值分別為0.016，0.000，0.028，0.000，因此這4個變量都能通過t檢驗且具有顯著性。此修正方程的F值為368.05，p值為0.0000，因此方程通過了總體線性的顯著性檢驗。調整R2為0.9901，接近于1，因此方程的擬合程度非常高。美國非金融企業負債總計(十億美元)X1的對數的回歸系數為-0.2722486，顯著小于0，說明美國非金融企業負債總計的增長率與美國消費者物價指數(CPI)Y的增長率之間存在反向變動關系，與費雪“債務—通縮”理論”中的“債務引致通縮”是吻合的。

(二)中國2011-2018年期間非金融企業部門債務引致通縮的實證檢驗

1.指標選取與數據來源

該檢驗的因變量為中國消費者物價指數(CPI)Y。該指標對應通貨膨脹率這一因變量。自變量為中國非金融企業及機關團體貸款(萬億元)X1。該指標對應非金融企業部門的負債水平這一自變量。中國貨幣供應量M2(萬億元)X2。該指標對應貨幣供應量因素。中國百城住宅平均價格(元)X3。該指標對應住宅價格水平因素。中國國內生產總值(百萬億元)X4。該指標對應國內生產總值因素。選取以上指標2011年至2018年的季度數據，共計32個季度，數據均來源于wind數據庫。

在5%的顯著性水平下，對上述5個變量進行ADF檢驗，檢驗結果表明，X4序列是平穩的，X1、X2和X3的差分序列是平穩的。運用Stata軟件做多元線性回歸分析，得到以下結果：

lnY=0.1362031lnX1-0.215872lnX2+0.0920264lnX3+0.000633X4+4.244424

(2.16) (-3.66) (4.64) (0.82) (25.00)

在5%的置信水平之下，此方程5個參數的p值分別為0.040，0.001，0.000，0.420，0.000，其中X4的系數的p值大于0.05，因此只有4個系數都能通過t檢驗且具有顯著性。此方程的F值為33.79，p值為0.0000，因此方程通過了總體線性的顯著性檢驗。

由于X2的系數不能通過t檢驗，所以在剔除中國國內生產總值(百萬億元)因素之后，修正方程如下所示：

lnY=0.1285009lnX1-0.2041857lnX2+0.0994742lnX3+4.160767

(2.07) (-3.59) (5.68) (30.87)

在5%的置信水平之下，此修正方程4個參數的p值分別為0.047，0.001，0.000，0.000，因此這4個變量都能通過t檢驗且具有顯著性。此修正方程的F值為45.36，p值為0.0000，因此方程通過了總體線性的顯著性檢驗。調整R2為0.8111，接近于1，因此方程的擬合程度較高。中國非金融企業及機關團體貸款(萬億元)X1的對數的回歸系數為0.1285009，顯著大于0，說明中國非金融企業及機關團體貸款與中國消費者物價指數(CPI)Y的增長率之間存在正向變動關系，與費雪“債務—通縮”理論”中的“債務引致通縮”并不吻合。

(三)比較分析

實證檢驗表明：中國2011-2018年期間的非金融企業部門債務上升對其通縮尚未形成有效的驅動，至少還沒有達到美國次貸危機時期的嚴重程度。同時也說明：“債務—通縮”理論在當前中國并不適用。究其原因，應該包括以下三點：一是中國與美國經濟體制存在差異。美國是典型的資本主義市場經濟體制，以自由競爭為市場導向，政府基本不加以干預。為了建立有序的市場競爭，美國不僅直接制訂若干必要的調整競爭秩序的法規—例如美國的反托拉斯法，而且還間接地為建立有序競爭創造重要的條件—例如幣值穩定、市場開放、契約自由等[6]。中國當前運行的是建立在公有制為主體、多種所有制經濟共同發展基礎上的社會主義市場經濟體制，由市場有序競爭和國家宏觀調控相結合。因此，政府會適度干預其市場經濟運行。對比而言，美國和中國經濟體制的重要區別在于政府是否會對市場經濟進行調節和控制。而處于失靈狀態的市場其自動調節能力有限，也就無法避免掉進“債務—通縮”陷阱。在符合宏觀審慎經營要求的前提下對小微企業和“三農”領域實施定向降準，推動普惠金融的發展。2018年，中國人民銀行通過四次降準和增量開展中期借貸便利(MLF)操作等辦法增強對實體經濟的支持。毫無疑問，中國人民銀行這些舉措對保障市場流動性、化解企業債務以避免掉進“債務—通縮”循環陷進具有重要的積極意義。二是中國具有宏觀經濟決策后發優勢。有了美國的“債務—通縮”前車之鑒，中國在宏觀經濟決策時，通過“三去一降一補”、利率自由化逐步推進、宏觀審慎管理及創新驅動發展戰略等改革舉措，對“債務—通縮”循環九環節中可能出現的商品降價傾銷、企業產出全面下降、企業破產、市場悲觀情緒擴散等現象產生了客觀的抑制作用。三是中國宏觀經濟政策的貫徹執行力比美國占優。在國民經濟發展的長遠規劃及其貫徹執行方面，中國具有資源協調、階段承繼、集中力量辦大事、定點精準排困難等方面的效率優勢。

四、中國預防“債務—通縮”陷阱的對策建議

基于實證檢驗及“債務—通縮”理論在當前中國不適用的分析結論，并不能排除中國未來有可能掉進“債務—通縮”陷阱的隱憂。在國內經濟新舊動能轉換和國際經濟全球化去存之爭的新形勢下，針對“債務—通縮”陷阱，中國的應對至少應該把握以下五點。

第一，繼續保持中國在經濟體制、宏觀經濟決策后發和宏觀經濟政策的貫徹執行力方面 的優勢。

第二，努力降低非金融企業負債率。基于“債務—通縮”的作用機制，過度負債的主體 主要是非金融企業部門，因此預防掉入“債務—通縮”陷阱應從非金融部門入手，在源頭上 防止其過度負債的發生。企業應積極采取股權融資手段，降低債務融資比重，提高股權融資比重。這既可防止非金融企業債務風險的發生，也能阻止整體經濟陷入“債務—通縮”的境地。

第三，政府合理介入房地產市場，維持房價相對穩定，避免房價出現大起大落。作為實 體企業的重要組成部分，房地產企業在國民經濟行業中具有獨特的地位和影響力。如果房價一旦大幅下跌，房地產市場降溫，一方面開發商資金無法正常回籠歸還銀行貸款，另一方面 購房者資不抵債拖欠貸款。由此產生的房地產企業廉價銷售資產來歸還貸款，及個人開始減 少消費以減輕負債，將引起 M2的收縮，繼而給整體經濟帶來通貨緊縮。

第四，維持適度寬松的貨幣政策，運用擴張性財政政策，健全宏觀審慎管理。既要防止 因信用收縮引發債務通縮，同時也要預防掉入通脹的陷阱。貨幣政策和財政政策的協調配合，有助于刺激國內有效需求，降低通貨緊縮風險。

第五，促進經濟健康穩定增長，在優化經濟結構化的同時，保持一定增長速度，實現高 質量發展。債務經濟模式并不是刺激經濟的長久之計，維持穩定的經濟增長才是硬道理。可 以通過進一步實施創新驅動發展戰略、發展“三農”產業、提升消費質量等辦法來調結構并穩增長。