金融周期、經濟增長與 金融穩定性研究

支俊立 曾康霖 王 宇

一、引 言

金融是經濟的血液，金融業的發展不僅加大了經濟血液的流動性，同時也增強了血液流通的良性循環，為實體經濟的生產和擴大再生產提供必要的貨幣資金支持。金融的發展對于經濟增長和穩定都起到至關重要的作用。如果金融行業發展不當，可能會導致貨幣資金脫實向虛，從而對實體經濟產生副作用。如果金融循環脫節，也將增大運作貨幣資金的成本等，加大實體經濟的融資成本。我國經濟進入新常態以后，經濟從過去的高速增長轉型為中高速增長，金融業如何健康發展，如何增強對實體經濟支持的力度，都需要系統的研究。這方面的研究，既要關注總體，也要關注結構，更要關注效率。這里所涉及的關鍵因素是金融周期現象。對金融周期與經濟增長和金融穩定性的相關研究，國際上是個薄弱環節，國內的相關研究也才剛剛開始。本文力圖在回顧總結已有研究成果的基礎上，從金融周期發展階段的視角出發進行分析，以拋磚引玉。

2008 年的全球金融危機給現代宏觀經濟理論帶來了前所未有的沖擊，學術界也開始對傳統經濟理論進行批判與反思(Blanchard 等，2010)。這類反思的一個重要支點在于探討貨幣金融環境對宏觀經濟的影響。在傳統兩分法的框架內，貨幣和信用都是中性的，并不會影響到經濟增長。馬歇爾在1924 年依據信用的擴張與收縮提出了商業周期理論，但在他的理論中信用并不影響實體經濟(馬歇爾，1997)。Friedman 和Schwartz(1963)用美國貨幣歷史數據說明通貨膨脹完全屬于貨幣現象，與實體經濟無關。貨幣供給被視為外生變量，受貨幣政策及金融發展階段的影響，與實體經濟是分 離的。

然而，現實世界中屢屢發生的金融危機和經濟衰退現象對這種兩分法觀點形成了挑戰。Reinhart 和Rogoff(2009)先是通過全球主要國家800 年金融歷史數據說明過高的政府債務總是伴隨著各類形式的金融危機，幾乎沒有例外。進而，他們用簡單劃分的方式來研究政府債務與GDP 增速的關系，發現當政府杠桿率低于90%時，其與GDP增速呈現弱相關關系；但當政府杠桿率高于90%后，杠桿率每上升1 個百分點，GDP增速會下降1 個百分點(Reinhart 和Rogoff，2010)。危機后更多文獻發現了債務對經濟增長的拖累作用。Dynan(2012)認為，在衰退中，高杠桿率的美國居民往往會過度削減消費以降低債務水平，主動去杠桿，從而拉低經濟增速。Mian 等(2017)認為這種居民債務上升對消費的拖累作用主要體現在3 年之后。Eggertsson 和Krugman(2012)將居民劃分為耐心者和非耐心者，前者將儲蓄轉化為對后者的貸款，這類債務將周而復始的產生作用，使經濟產生繁榮和蕭條的周期。

更為嚴重的是，高債務水平往往意味著金融危機發生概率的增大。Jordà 等(2016)認為居民部門的高額債務可以起到預示金融危機的作用，同時對于危機之后的衰退程度起到決定性作用。Drehmann 和Juselius(2014)發現居民部門的償債負擔對于已經發生了銀行體系衰退國家的金融穩定性來說最為關鍵，償債負擔加大是導致金融危機的重要力量。Schularick 和Taylor(2012)用14 個國家1870—2008 年的數據實證分析說明雖然在二戰之后貨幣政策對金融危機的對沖反應更為強烈，但金融危機所導致的產出損失依舊很大，并且認為信貸增長是預測金融危機的最佳變量。深入探討由債務所形成的金融周期現象(尤其是探討金融周期對于經濟增長的作用機制)是至關重要的。

余下的結構安排如下:第二部分對有關金融周期機制的各類假說進行簡要評述并引出本文的主要關注點；第三部分主要探討對金融周期的測度方法，并對我們將要用到的數據進行描述；第四部分報告實證檢驗結果；第五部分為結論和政策建議。

二、文獻綜述

完整的金融周期理論，始于費雪的“債務-通縮理論”。1933 年美國經濟學家費雪在《大蕭條的債務通縮理論》一文中，首次提出了“債務-通縮”理論，形成了一個金融周期與經濟增長關系的理論假說。該理論的邏輯是:(1)在經濟發展的一定時期，企業家認為投資前景極好從而過度負債；(2)當經濟發展到一定階段，債權人會出于謹慎而高壓式清收債務；(3)清收債務使得存款貨幣減少，貨幣流通速度下降，通貨緊縮；(4)存款貨幣減少、通貨緊縮使得資產價格大幅下降；(5)資產價格大幅下降使得企業利潤下降或虧損；(6)企業利潤下降轉為虧損，引發破產和失業；(7)企業破產和失業使人們的信心喪失；(8)人們的信心喪失，使得貨幣和商品的流通速度繼續下降；(9)在以上8 個進程中，利率受到影響，名義利率下降，實際利率上升。由于利率最直接影響到企業家的投資決定，這樣的債務通縮循環并不能自我調整回充分就業的均衡狀態，只能逐漸走入經濟蕭條，爆發經濟危機(Fisher，1933)。過度負債與通貨緊縮之間的相互作用，尤其增加了債務人的多重負擔:一是債權人催收負債——還本付息的負擔；二是資產價值萎縮，實際債務價值更高；三是實際利率上升——企業財務成本上升。費雪計算了20 世紀大蕭條時期美國社會的債務變化情況，到1933 年3 月由于價格下降和資產價值萎縮，整個社會的真實負債比1929 年初大約增加了40%。所以，他說“債務人還的越多，欠的也越多”，這是經濟危機的根本原因。

與費雪理論相對應的是凱恩斯用金融因素解釋宏觀經濟方面的嘗試。凱恩斯認為20 世紀30 年代的危機的主要原因不是過度負債和通貨緊縮，而是30 年代時在生產和投資領域的投機風潮。這樣的認知也是從這場大危機的實際出發的:(1)這場危機持續的時期長達5 年，造成了長期蕭條的局面，生產下降，失業增加；(2)不僅是一場生產危機，而且是一場金融危機，表現為股票暴跌，股票交易破產，向銀行擠提存款，搶購黃金，銀行倒閉，貨幣政策失靈。面對這種狀況，他認為導致蕭條的根源不是需求的缺乏，而是信心的缺乏。他主張要恢復經濟就必須恢復金本位的信心，同時削減政府開支(Keynes，1936)。凱恩斯沒有僅局限于債務-通縮，而是更強調對心理活動的分析。

明斯基的理論從某種意義上說是費雪與凱恩斯的綜合(Desmedt 等，2010)。他在1985 年出版的《穩定不穩定的經濟——一種金融不穩定視角》一書中提出“在我們這種類型的經濟中，是什么因素使經濟運行狀況產生如此劇烈的變化？” “要回答這個問題，就需要弄清楚那些追逐利潤的商人和銀行家如何把一個最初穩定的金融體系(不易引發金融危機)變成一個脆弱的金融體系(容易導致金融危機)。決定融資關系和資產價值的市場機制所發出的信號促進發展那些容易產生不穩定性的融資關系，并最終使不穩定性變為現實”(Minsky，1986)。明斯基強調不穩定的融資關系直接造成了投資“現金流”的波動性，這會對企業資產負債活動造成影響，從而形成周期現象。對于“決定融資關系和資產價值的市場機制所發出的信號”，明斯基的認知是:“資本主義市場機制不能產生持續的、價格穩定的以及充分就業的均衡”，“嚴重的經濟周期是源于對資本主義至關重要的內生特性”。這兩點是明斯基認識金融不穩定的兩個假定前提。前者指出由于市場機制的不均衡，“現金流”波動改變著企業家和銀行家的行為，尤其是其融資方式；后者強調這種不穩定是內生的，而且這種不穩定呈周期性。明斯基特別關注在經濟“高漲時期”人的經濟行為，他指出:人的經濟行為為什么向較容易發生金融危機的方向轉化？因為在繁榮的經濟中危機容易被抑制住，在這種狀況下“高危機，是正確的”。所以，這種傾向發生在投機性繁榮中，有著內在的、本質的不穩定性。現行經濟的不穩定性源于金融的不穩定，或者說金融的脆弱性，這是明斯基在經濟學領域的巨大貢獻，也是他繼承發展了前人學術思想和研究成果的體現。

沿著明斯基的這一思路，一些經濟學家也在嘗試在宏觀經濟分析中更多地納入金融因素。特納(2016)認為，需要將金融資產和債務納入更為宏觀的視野，在更基礎的層面上構建宏觀金融理論體系。國內也不斷有學者呼吁要在宏觀經濟學中加入金融因素，重新構建理論模型，實現金融與實體經濟的統一(曾康霖，2014；陳雨露，2015；李揚，2017；張曉晶和劉磊，2020)。本文的一個主要出發點是從實證角度探討金融周期對實體經濟的影響，并通過對微觀企業的觀察來分析其具體機制，以此來回應明斯基的主要觀點，即一個不穩定的金融體系會影響企業的融資行為和經營業績，從而影響經濟增長和金融穩定性。

這里涉及的一項重要工作是如何描述金融周期。討論金融周期的前提是有一套客觀的標準來衡量金融周期。這方面具有代表性的探索是由國際清算銀行(Bank of International Settlement)的幾位經濟學家完成的。Drehmann 等(2012)通過對金融周期現象做了大量實證性分析，推薦采用信用規模、房地產價格和股票市場價格波動來描述金融周期變量，并使用設定頻率的濾波分析和拐點分析來構造指標。他們描繪了美國、德國、英國、挪威、瑞典、澳大利亞和日本這七個國家的金融周期現象，并總結出各國金融周期的三大普遍特征，包括:(1)金融周期的跨度和波幅都大于經濟周期，經濟周期的一般為1～8 年，而金融周期平均長達16 年；(2)金融周期的波峰一般對應著金融危機，即在金融繁榮期頂端出現拐點時，往往會發生一定規模的金融危機；(3)股票價格、房地產價格和宏觀杠桿率總是按照一致的順序先后見頂，這一現象被稱為“未完成的衰退”(Unfinished Recession)，即當股市和房地產價格先后見頂后，貨幣當局總是喜歡采取逆周期的貨幣政策，使得信貸規模繼續上升，從而推遲了去杠桿過程。

隨著國際上研究文獻的逐漸豐富，國內學者也開始重視這一問題，并進行了較多維度的探索。張曉晶和王宇(2016)強調了金融周期現象對于宏觀調控所形成的挑戰，認為在估算經濟潛在增速及促進金融服務實體經濟等方面都將考慮納入金融周期因素。陳雨露等(2016)則是在經驗事實方面討論了金融周期不同狀態對于經濟增長和金融穩定性的影響。眾多實證分析都表明了金融周期獨立于經濟周期的存在性，并因此強調了宏觀審慎監管的重要性。總的來看，現有文獻還存在著兩方面不足:一是經驗分析部分普遍選用的時間跨度過短，絕大部分文獻都是用1970 年以來的跨國數據進行分析，而每輪金融周期平均長達16年，短期數據所得出的研究結論難免會出現偏差；二是缺乏對金融周期具體作用機制的實證分析，盡管從費雪到明斯基對金融周期發揮作用的假說都是基于企業的微觀行為，但當前大部分實證分析文獻仍停留在宏觀層面，對于周期的微觀作用機制鮮有涉及。基于這些考慮，本文嘗試以更長的歷史時間段來考察金融周期對經濟增長和金融風險的影響，并探索其內在影響機制，以彌補這兩項不足。

三、實證設計與數據描述

（一）理論背景

有關金融周期的研究者一直以來都關注信用規模和房地產價格相互作用帶來的順周期性(Borio 等，2014)。前者表示融資條件，后者表示投資者對風險認知的程度，而房地產又是信貸的重要抵押品，這種相互作用又會使得順周期性強化(在繁榮時期向上動力強，貸款意愿增加，債務規模隨著增加，并且股市向好；在衰退時期向下的動力增加，人們的貸款意愿下降，且伴隨著股市的不確定性增加)。從宏觀層面來看，抵押品的機制又會使得房地產價格上升，從而使得經濟的杠桿加大，而房地產價格下跌則與去杠桿相聯系。

從發達國家的經驗來看，金融周期上半場的早期時，杠桿率較低，信用擴張對經濟增長的拉動作用較大。到了繁榮期的后半段時，信用刺激經濟增長的作用會下降，但是通貨膨脹壓力會使得央行加息，在宏觀層面表現為“寬信用、緊貨幣”的態勢。利率的上升最終會使得債務調整，金融周期進入到下半場，表現為房地產價格的下跌和去杠桿帶來的信用緊縮(市場機制引起或政策主動調控的結果)。

從非金融部門(負債方)來看，去杠桿會使得開支削減，消費或實體投資需求減少，從而使得經濟增長下行壓力增大。這也意味著儲蓄會超出實體投資需求，過剩儲蓄又會導致均衡利率的下降，央行將會放松貨幣并引導市場利率趨向于均衡水平。此外，財政擴張會使得總需求增加(主要表現為對私人部門的刺激)。金融周期下半場中的宏觀環境會呈現出“緊信用、松貨幣、寬財政”的特征。

除此之外，金融周期還會影響經濟結構。金融周期上半場中，房地產市場的繁榮會拉動房地產商開發投資以及相關的上下游行業，從而刺激需求增長。然而，從供給角度來看，土地價格以及房地產價格上升會增加其他行業的運營成本，信用的擴張又會有利于金融部門占據更多的社會資源，從而惡化經濟結構。同時，房地產價格的上升和信用擴張也會加大社會的貧富差距，使得總體消費和人力資本積累得到抑制。到了金融周期下半場時，這個過程反了過來，雖然房地產價格下跌和信用的緊縮會使得經濟增長總量降低，但是經濟的結構會得到改善，有利于中長期的可持續發展。

（二）實證設計

本文的主要目標是考察金融周期因素對經濟增長和金融穩定性的影響方向，并探討其影響機制。實證檢驗分為兩步:第一步的被解釋變量是宏觀經濟指標，我們選取了分別表示經濟增長和金融穩定性的實際GDP 增速和金融危機指標(二元虛擬變量)；第二步為考察具體的微觀影響機制，被解釋變量為企業的微觀財務指標，包括反映企業經營能力和融資能力的兩組變量(因為不管是金融周期的繁榮期還是衰退期在理論上都是通過影響企業信貸進而直接影響到企業的經營和融資能力)。在這兩步中，反映金融周期狀態的指標都是核心解釋變量。

對于企業的經營能力，采用上市公司的總資產收益率(ROA)和銷售毛利率(Profit)來表示；對于其融資能力，采用資產負債率(DtoA)和借款資產比(LtoA)來表示。總資產收益率(ROA)和凈資產收益率(ROE)都是表示企業經營盈利能力的變量，但ROE 除了受到企業經營能力的影響外，還會受到其杠桿水平的影響，此處只需要考慮金融周期對企業經營能力的影響，故采用總資產收益率(ROA)。銷售毛利率和銷售凈利率也都反映了企業的盈利能力，但凈利率會受到財務費用、管理費用等多方面因素的影響，因此采用銷售毛利率來表示另一個維度的盈利能力。對于企業的融資能力，最有效的變量是資產負債率，尤其是負債中的借款與總資產之比，本文采用總負債與總資本之比(DtoA)和總負債中的借款與總資本之比(LtoA)來表示企業融資能力。

除以上核心解釋變量外，我們還引入了一些控制變量來消除其他外生因素的影響。對于第一步關于宏觀經濟的實證，參照陳雨露等(2016)的研究，我們選擇經濟層面、金融層面和社會層面三個維度的控制變量。經濟層面的控制變量包括人均GDP、投資率和貿易條件，金融層面的控制變量包括短期利率、長期利率和房地產租金率，社會層面的控制變量為衡量社會人口狀況的總人口增速。對于第二步上市公司層面的實證，我們選取公司性質層面、收入增長層面和公司治理層面三個維度的變量。公司性質層面的變量包括公司規模與國有股占比，收入增長層面的控制變量包括主營業務收入增速和凈利潤增速，公司治理層面的變量包括高管持股占比和獨立董事占比。

第一步考察金融周期對經濟增長的影響，設立如下跨國面板模型:

其中，下標i 表示國家，t 表示時間，被解釋變量為實際經濟增速Y ，核心解釋變量為表示金融周期繁榮和衰退狀態的兩個虛擬變量Boom 和Bust，控制變量(Control)包括人均GDP、投資率等影響經濟增長的其他因素。l 表示各類控制變量指標，βl為控制變量的回歸系數。,itu 指代未被觀測到的個體(國家)固定效應和時間(年度)固定效應參數，,itε 為服從正態分布的隨機誤差項。由于經濟增長存在自相關性，我們在自變量中加入經濟增長的一階滯后項。

為考察金融周期對金融穩定性的影響，我們設立了如下二元跨國面板離散選擇 模型:

其中，下標i 表示國家，t 表示時間，被解釋變量為表示金融危機發生概率的隱含變量*Crisis ，核心解釋變量和控制變量不變。現實中無法觀測出表示概率的隱含變量Crisis*，但可以觀測到金融危機真實發生與否的虛擬變量Crisis，我們利用Probit 模型進行處理。在虛擬變量賦值方面，C risisi,t= 1表示i 國在t 年發生了危機，C risisi,t= 0表示i 國在t 年沒有發生危機。

實證檢驗第二步的主要目的是找到這種影響的具體機制，考察其對微觀企業行為的影響，我們采用了A 股上市公司的財務數據，以中國上市公司企業作為一個樣本來為金融周期產生影響的具體機制找到一個可能的解釋。設立A 股上市公司的面板模型如下:

其中，下標i 表示三千余家上市公司，t 表示時間(1993—2018 年的季度數據)，被解釋變量Y 表示反映企業經營能力和融資能力的總資產收益率(ROA)、銷售毛利率(Profit)、資產負債率(DtoA)和借款資產比(LtoA)，核心解釋變量為描述中國金融周期繁榮和衰退狀態的兩個虛擬變量Boom 和Bust ，控制變量(Control)包括公司規模、國有股占比等影響上市公司財務數據的其他因素。,itu 指代未被觀測的個體(公司)固定效應和時間(季度)固定效應參數，,itε 為服從正態分布的隨機誤差項。

（三）金融周期的測度

對金融周期的測度主要包括兩個步驟，首先是構造出可以有效反映出金融周期特征的時間序列變量，第二步則是在該變量中提取出能夠反映金融周期的繁榮、衰退及正常時期的虛擬變量。

第一步構建刻畫金融周期的時間序列變量。Claessens 等(2011)在這一方面率先做出嘗試，選取了信貸、房地產價格和股票這三個指標構建金融周期變量。Drehmann 等(2012)對信用規模、宏觀杠桿率(信用規模與名義GDP 之比)、房地產價格、股票價格和綜合資產價格等幾個指標分別考察，并認為信貸規模、宏觀杠桿率和房地產價格對于金融周期的描述最為一致，而股票價格則在某些時候與金融周期的走勢出現分化。Borio 等(2014)進一步總結認為信用規模與房地產價格是反映金融周期最重要的指標。由于我國可以形成金融周期變量的時間范圍相對較短，且具有一些特殊的金融結構特征，一些文獻也針對可以描述中國金融周期特征的指標進行考察，包括貨幣數量、社融規模、銀行利差、風險溢價、國際資本流動、匯率等指標(馬勇等，2016、2017；伊楠和張斌，2016；王博和李昊然，2018；朱太輝和黃海晶，2018；苗文龍等，2018)。

為保持數據的一致性，參考Drehmann 等(2012)的結論，本文用一套指標來構建描述17 個主要發達國家和中國的金融周期時間序列。主要選取的指標為信用規模、宏觀杠桿率、房地產價格和股票價格①加入股票價格的主要原因是這一數據在全樣本時間范圍內較為完整，同時也是反映金融市場環境的重要指標。在穩健性分析部分，我們也嘗試將股票價格去掉，所得結論并未受到影響。。

用主成分分析法提取出信用規模、宏觀杠桿率、房地產價格和股票價格的主成分，之后對這一指標用BP 濾波法提取出反應周期的時間序列指標(此處周期參數設定為32～120 季度，與Drehmann 等(2012)所推薦的參數一致)。

第二步是提取出將金融周期狀態界定為繁榮期、衰退期和正常期的虛擬變量指標。第一步所提取出來的金融周期時間序列主要衡量的是金融變量相對于其趨勢值的偏離度，并沒有描述出周期的繁榮和衰退以及拐點等指標。為提取出這類狀態變量，需要對這幾個時期的特征進行描述。陳雨露等(2016)借鑒了Braun 和Larrain(2005)等相關文獻的方法，利用周期變量與標準差進行比較的方法定義了相應的繁榮期、衰退期和正常期。具體來說，當周期值大于其時間序列上的一個標準差時，將其定義為繁榮期的頂峰，從頂峰沿時間線向前推直到找到一個局部低點，則將這個局部低點與頂峰之間的時間段定義為“繁榮期”；當周期值小于時間序列上的一個負標準差時，將其定義為衰退期的低谷，同樣從這個低谷沿時間線向前推找到一個局部高點，將這個局部高點與低谷之間的時間段定義為“衰退期”；除這兩個時期之外的時期被定義為“正常期”。這種方法基本可以劃分出金融周期中的不同狀態，但也可能存在某些重合時期，即一段時期既被標識為繁榮期，又被標識為衰退期。如圖1 所示，左面方框中是從一個局部低點到高于一個標準差的“頂峰”之間的繁榮期，右面的方框是從一個局部高點到低于一個標準差的“低谷”的衰退期，由于最近的頂峰在一個標準差以上，這兩個時期存在著部分重合。正因為這個原因，陳雨露等(2016)在實證分析部分同時將“繁榮期”“衰退期”和“正常期”三個“0-1 變量”同時代入回歸方程中，而不必擔心多重共線性問題。

從現實邏輯來說，將繁榮和衰退這兩個截然相反的屬性賦予到同一段時期是毫無意義的。對于一段時期，我們不可能同時認為其既繁榮又衰退。因此，我們對劃分方法進行了微調，即將高于一個標準差和低于一個標準差的階段嚴格定義為“繁榮期”和“衰退期”。如果從一個“頂峰”或“低谷”向前回溯尋找局部低點或高點的時候，觸碰到相反方向的一個標準差界限，則停止搜尋，以這個標準差所形成的界限劃定為相應周期的起點，如圖2 所示。我們通過這種方法構建出描述金融周期三種狀態的虛擬變量完全互補，在回歸分析中，只需代入兩種狀態即可，第三種狀態的加入會導致完全的共線性。

圖1 存在重合的金融周期狀態識別

圖2 不存在重合的金融周期狀態識別

除此之外，還有很多方式可以被用來描述周期的不同狀態。為增強本文的穩健性，我們還采用了特定閾值的方法來劃分金融周期的不同狀態。具體來說，在用主成分分析法分離出關于信用規模、宏觀杠桿率、房地產價格和股票價格的合成變量后，不再采用BP 濾波法提取周期變量，而是簡單定義其同比增速大于30%時為“繁榮期”，小于-30%時為“衰退期”，其余時間段為“正常期”。通過后面的實證檢驗結果可以看出，這兩種對金融周期的測度方法所得出的結論基本一致。

（四）變量描述

本文從宏觀層面上的考察方法與陳雨露等(2016)的相關方法基本一致，其文中選擇了26 個發達國家和42 個發展中國家1981 年以來的數據進行回歸分析，樣本寬度較大但時間略短。根據Drehmann 等(2012)的觀察，金融周期平均長達16 年，且自20世紀80 年代后期以來，周期的長度和波幅都有所拉長；自20 世紀70 年代至今，美國僅走完了3 輪完整的金融周期。我們認為，選擇1981 年以來的數據進行實證觀察，難免會丟失更為一般性的規律。國際貨幣基金組織前首席經濟學家羅格夫認為只有通過長時間段的歷史考察，才能更好地把握債務和危機的本質(Reinhart 和Rogoff，2009)。Jordà 等(2017)認為近一個半世紀以來主要發達國家實際上僅經歷了兩次大的債務高漲過程，只有把時間維度拉長，才能發現更普遍的規律。因此，本文參照Jordà 等(2017)的研究，選取17 個率先完成工業化的國家自1870 年以來的數據來展開這項分析。我們所覆蓋的時間維度接近150 年，由此也得出了部分不同于陳雨露等(2016)的結論。相關變量的符號、含義及描述性統計在表1 和表2 中列出。

然后，通過中國上市公司的財務數據來討論金融周期對經濟增長影響的具體機制。合成中國1993—2018 年金融周期的季度數據，與第一步數據一致，采用了信用規模、宏觀杠桿率、房地產價格和股票價格四個變量。信用規模和宏觀杠桿率來自國家金融與發展實驗室(www.nifd.cn)公布的數據，房地產價格由國家統計局公布的商品房銷售面積和銷售額計算得出，股票價格采用上證綜指。被解釋變量和控制變量采用3734家A 股上市公司財務報表所公布的季度數據，數據來源于Wind 數據庫。相關變量符號、含義及描述性統計在表3 和表4 中列出。

表1 國際宏觀層面檢驗變量的解釋

表2 國際宏觀層面檢驗變量的描述性統計

表3 中國微觀層面檢驗變量的解釋

續表3

表4 中國微觀層面檢驗變量的描述性統計

四、實證分析結果

（一）金融周期對宏觀經濟的影響

首先考察金融周期對經濟增長和金融穩定性的作用，對公式(1)進行回歸。根據由簡單到復雜的建模策略，回歸結果如表5 所示。模型1 為只包含經濟增速的一階滯后變量和金融周期變量的回歸結果，模型2～模型4 分別加入了不同層面的控制變量。

表5 金融周期對經濟增長的影響

續表5

表5 非常明顯地表現出金融繁榮對于經濟增長的促進作用，大部分結果都在1%的置信水平下顯著；而金融衰退對于經濟增長起到抑制作用，前兩個模型都在1%的置信水平下顯著。這一結果與現實經驗感覺是較為一致的:在信用水平、房價或者股票指數上升較快的時期中，宏觀經濟一般也處于繁榮期，經濟增速往往較快；反之，當金融體系處于收縮狀態時，宏觀經濟也較為艱難。從繁榮期和衰退期系數的絕對值水平來看，衰退期對經濟增長的抑制作用更強。這也符合Borio 等(2014)所總結的金融周期一般性規律，即繁榮和衰退并不對稱，金融周期的衰退期往往會伴隨著金融危機或經濟危機，對宏觀經濟造成的負面影響較大。當逐步加入控制變量后，模型的基本結論未發生變化，且控制變量的方向與經驗事實較為吻合，此處不再贅述。

值得一提的是，這一結論與陳雨露等(2016)所得結論略有不同。其實證檢驗的結果顯示，金融繁榮和衰退都會對經濟增長產生抑制作用，而繁榮期的抑制作用更強。我們猜測這一反差主要源自國家范圍和時間跨度的不同。陳雨露等(2016)的樣本中發展中國家的數量大于發達國家的數量(42∶26)，且數據自1981 年開始，這段時期，很多國家出現了金融放松監管和自由化的傾向，也伴隨著發展中國家的危機頻發。這段樣本時期的規律更多地反映了金融放松和自由化過程的環境下金融周期狀態對經濟增長的影響，金融監管放松這一特殊因素在此起到了更大的作用。本文的回歸檢驗全部采用早期工業化國家樣本，且時間維度拉長到近一個半世紀削弱了金融監管這一外生因素的影響。我們認為金融周期和經濟增長在更為一般的環境下，應表現為同步性規律，金融繁榮往往都是與經濟快速增長相伴隨的。

為驗證這一猜測，我們將本文研究的樣本時期細分為四段，每段大約三四十年。具體來說，包括第一次全球化繁榮時期(1870—1914 年)，大部分國家都在這一時期實現了快速工業化；戰爭非常時期(1914—1946 年)，大部分國家在這段時期都曾放棄過金本位制度，金融體系出現大量創新，危機頻繁，大蕭條達到了危機的頂點；戰后黃金時代(1946—1975 年)，基本上由布雷頓森林體系主導，金融危機極為罕見；金融全球化時期(1975—2016 年)，布雷頓森林體系崩潰，金融資產迅速增長，并且伴隨著危機的回歸。這四段時期的回歸結果如表6 所示。模型6 所表示的戰爭時期中，金融繁榮對經濟增長的作用方向由正轉負，且非常顯著。模型5 所代表的工業化初期中，雖然金融周期對經濟增長的作用方向為正，但僅在10%的水平下顯著，作用的幅度較小。這一結果符合我們的猜測，即在工業化初期(與1980 年之后的發展中國家類似)和金融過度放松的時期，金融繁榮對經濟增長的正向作用關系減弱，甚至為負；而如果從長歷史時期或者從戰后發達國家的正常時期來看，這一關系應該是正向的。尤其是在戰后由布雷頓森林體系為主導的時期(模型7)，金融危機幾乎不曾出現，金融繁榮對于經濟增長的正向促進作用最強。

表6 金融周期對經濟增長的影響(分區間)

繼續考察金融周期狀態對金融穩定性的影響，我們對公式(2)進行回歸，結果如表7 所示。與表5 類似，模型9 只包含表示金融周期的變量，模型10～模型12 逐步增加不同層面的控制變量。

模型9～模型12 顯示金融繁榮和衰退都會增加金融危機發生的概率，但只有在衰退期才具有一定顯著性。在全部模型中，繁榮對金融危機發生概率的貢獻在10%的置信水平下都沒有顯著性，而衰退期則全部在5%的置信水平下顯著。雖然Borio 等(2014)認為金融周期的頂點往往會伴隨著金融危機的發生，但金融繁榮期的跨度一般較長，從全部繁榮期的維度來看，其對金融危機發生概率的貢獻并不顯著。相反，金融衰退對金融危機發生概率的貢獻高度顯著。這一結論與現實經驗是吻合的:當金融環境發生緊縮和金融處于衰退周期時，往往會直接導致金融危機的發生。增加控制變量并不影響結論，且控制變量的符號方向與經驗事實相符。人均GDP、投資率和貿易條件的增加都會有效降低金融危機發生的可能性，而利率、房租率及人口增速并不影響金融危機發生的概率。

表7 金融周期對金融危機的影響

綜合表5 和表7 的結果，我們可以得出三點結論。第一，經濟增長與金融周期具有同步性特征。具體來說，金融繁榮期經濟增速加快，衰退期則增速變慢。第二，金融周期的繁榮與衰退對金融危機的爆發普遍具有正面影響(繁榮期的顯著性不高，但影響方向大部分都為正)。這意味著金融周期的相對穩定有利于增強金融體系穩定性，降低金融風險。第三，金融周期對經濟增長和金融穩定具有非對稱影響。繁榮時期對經濟增長的促進作用以及對金融穩定的破壞作用都相對較小。

（二）金融周期對經濟增長作用機制的考察

在明確金融周期對經濟增長的正向作用后，我們通過中國A 股上市公司的數據來具體識別這種影響的作用機制，對公式(3)進行回歸。金融周期對企業經營能力的回歸結果如表8 所示。模型13 和模型14 的被解釋變量為總資產收益率(ROA)，模型15 和模型16 的被解釋變量為銷售毛利率(Profit)。沿用之前的方法，我們還是首先只考慮金融周期這一核心解釋變量的影響，之后再加入控制變量來觀察其對回歸顯著性的影響。

表8 金融周期對企業經營能力的影響

回歸結果顯示金融繁榮期對于企業經營效率有正面影響，但顯著性普遍較低。尤其是對于企業的總資產收益率，只有在未加入控制變量的情況下才有10%置信水平下的顯著性。金融衰退對企業盈利能力的負面作用非常顯著，且系數的絕對值更大。這一結果與表5 中所表現出的金融周期對經濟增長的非對稱性影響是一致的，即金融周期的繁榮階段對企業盈利能力的促進作用有限，但金融衰退則顯著降低了企業的盈利能力。

繼續觀察另一個維度，即金融周期對企業融資能力的影響，表9 展示了回歸結果。模型17～模型20 的被解釋變量為代表企業自身杠桿率的資產負債率(DtoA)和貸款與總資產之比(LtoA)。資產負債率是企業融資能力最直接的表現，這個比率越高表示企業主動負債能力越強，在相同經營能力的情況下對業績的影響就越大。另一方面，企業總負債中的核心是貸款，貸款主要表現了企業從銀行等金融機構獲得融資的能力，其受金融周期的影響更為直接，既表現了企業主動加杠桿進行負債經營的需求，也表現了金融機構進行信用擴張、增強信貸供給的意愿。模型17～模型18 展示了金融周期對企業資產負債率的影響，模型19～模型20 展示了金融周期對企業貸款與總資產之比的影響。

表9 金融周期對企業融資能力的影響

回歸結果顯示，金融周期對于企業融資能力的作用全部具有較強的顯著性，所有模型中的金融繁榮和金融衰退對被解釋變量的影響均在1%的置信水平下顯著。同時，回歸結果仍然表現出了金融繁榮和金融衰退的非對稱性，衰退對企業資產負債表的負面影響要大于繁榮的正面影響，與之前的結論完全一致。將兩個被解釋變量的結果進行對比，可以發現金融周期變量對于企業資產負債率影響的系數絕對值更大。基于此，我們可以認為盡管銀行貸款更容易反映出金融機構信貸擴張的意愿，且這種擴張意愿與宏觀上的金融周期狀態更為同步，但金融周期對企業整體資產負債率的影響更大。換句話說，在金融繁榮和衰退時期，企業主動加杠桿或降杠桿的意愿更為明顯，金融機構信貸供給約束的變化只是企業調整杠桿率的一部分原因。

綜合表8 和表9 的結果，我們可以得出三點結論。第一，金融周期對于經濟增長同時存在兩個作用機制，企業的經營能力和融資能力都具有一定的順周期性。在繁榮期企業的經營效率提高，同時杠桿率也相應提高，共同推動經濟增長。反之，在衰退時期則同時下降。第二，相對于企業經營能力，企業融資能力受金融周期狀態的影響更為顯著。金融周期對融資能力的影響，在所有模型中均表現為1%水平下的顯著；而對經營能力的影響，只有衰退期才能表現出1%水平下的顯著。這說明金融周期對企業融資能力的影響是最為直接的。第三，金融周期對企業經營能力和融資能力的影響具有非對稱性，衰退期的負面作用要高于繁榮期的正向作用。

（三）穩健性分析①作者感謝評審專家的建議，本文加入更多角度的穩健性分析。

1. 調整金融周期時間序列中變量的構成

我們在構造金融周期時間序列時用到了信用規模、宏觀杠桿率、房地產價格和股票價格這四組變量進行主成分分析。陳雨露等(2016)所采用的是私人部門信貸/GDP和M2/GDP 這兩個單一變量分別進行檢驗，Drehmann 等(2012)則沒有考慮股票價格，用其他三個變量合成金融周期。在此，我們分別采用三種方法重新構建反映金融周期的時間序列:(1)用宏觀杠桿率表示金融周期；(2)用M2/GDP 表示金融周期；(3)用信用總量、宏觀杠桿率和房地產價格重新合成金融周期。對各變量的其他處理方式不變，分別用新生成的周期狀態對經濟增長和金融危機進行回歸，所得結論如表10、表11 所示。所有結論均不受影響，對比來看，采用宏觀杠桿率變量的模型解釋力度最強。國際貨幣基金組織和我國央行都極為重視宏觀杠桿率的走勢，自2017 年以來我國的結構性去杠桿過程也主要是針對宏觀杠桿率水平，其對金融周期的描述是非常準確的(中國人民銀行，2019)。

表10 金融周期對經濟增長的影響(穩健性分析)

表11 金融周期對金融危機的影響(穩健性分析)

2. 采用特定閾值法定義金融周期中的不同狀態

我們更改描述金融周期狀態的虛擬變量的構建方法，采用簡單的特定閾值法來定義金融周期。通過前述的主成分分析法合成金融周期的時間序列后，不再進行BP 濾波，而是直接觀察這一序列的同比增速，定義增速大于30%時為“繁榮期”，而其小于-30%時為“衰退期”，其余時間段為“正常期”①這一閾值的選擇具有較大的隨意性，我們選擇30%的主要原因在于盡量讓繁榮期和衰退期合計占到樣本總量的一半左右。。與原始模型的對比結果如表12 所示，基本結論未受到影響，回歸系數的符號保持不變，但顯著性有所下降。

表12 金融周期對經濟增長和金融危機的影響(穩健性分析)

3. 在A 股上市公司中去除金融機構

金融企業一般具有天然的高杠桿率，且經營方式與非金融企業有較大的區別，我們從3734 家A 股上市公司中去掉110 家金融類公司，再檢驗本文結論的穩健性。表13 是分別對ROA 和DtoA 為被解釋變量的回歸結果對比，全部符合原始結論，且顯著性和解釋力度都有所增強，尤其是對融資能力的作用更為顯著。可見金融周期狀態對于非金融企業融資能力的影響更大，這是由于金融企業的資產負債率指標并不能有效反映其真實的融資意愿。對銀行來說，信用創造的過程同時在其資產負債表兩端增加了相應的貸款和存款，這對銀行整體資產負債率的影響極小，大部分銀行的資產負債率都在90%以上。將金融類公司去掉，使得本文所描述的影響機制更為清晰。

表13 金融周期對企業經營能力和融資能力的影響(穩健性分析)

五、結論與政策建議

本文基于1870—2016 年全球17 個發達國家的數據，進行國際面板回歸，考察了金融周期對經濟增長和金融穩定的影響；進而基于中國1993—2018 年宏觀經濟和上市公司的季度數據，考察了金融周期因素對經濟增長的作用機制。概括來說，本文得出了三點結論。

第一，金融周期與經濟增長和金融穩定性的關系密切。金融周期與經濟增長具有同步效應，繁榮期經濟增長加速，衰退期減速。金融周期的繁榮和衰退都不利于金融穩定，金融變量的快速上漲或下跌都會增加發生危機的概率。

第二，金融周期對經濟增長的微觀作用機制表現為對企業經營能力的影響和對企業融資能力的影響，這兩方面作用機制同時存在，且對融資能力的影響度更大。這意味著金融周期對企業資產負債率具有最為直接的作用機制，信貸規模和宏觀杠桿率等因素與企業的資產負債率直接相關，當經濟處于加杠桿的繁榮周期時，企業的資產負債率也會相應擴張。

第三，金融周期具有明顯的非對稱性，衰退時期的影響相對更大。對于經濟增長，衰退期對經濟增長的阻礙作用更強；對于金融穩定性，衰退期發生危機的概率更高。

基于以上理論分析和實證結論，我們提出如下兩條政策建議。

第一，保持金融體系穩定性的關鍵是保持金融周期變量的穩定性，中國當前應堅持結構性去杠桿的政策。宏觀杠桿率增長過快或者下跌過快都會破壞金融體系的穩定性，極易造成危機的發生。美國次貸危機前10 年居民部門杠桿率以每年4 個百分點的速度高速增長，國際貨幣基金組織的研究表明信貸激增將大概率導致危機的發生(IMF，2017)。另一方面，激烈的去杠桿過程更容易導致金融風險。Drehmann 等(2012)發現美國、德國、英國、挪威、瑞典、澳大利亞和日本這七個國家自1985 年以來共出現過12 次激烈去杠桿過程(金融周期變量從波峰快速下降)，其中僅有3 次沒有爆發金融危機(1998 年的德國、2009 年的澳大利亞和挪威)，而這三次例外，實際上也伴隨著銀行業的巨大壓力。德國的銀行系統，尤其是互助銀行系統在2000 年左右面臨了巨大壓力；挪威當局在2009 年向28 個銀行注入4.1 萬億挪威克朗以緩解其壓力；澳大利亞當局也在2008 年采取了相應的穩定舉措。可見，激烈的加杠桿和去杠桿政策都是不可取的。2018 年中央財經委員會首次提出了“結構性去杠桿”的目標，即在總體杠桿率穩定的環境下有針對性地降低國有企業債務和地方政府隱性債務。這本質上是在保持金融周期平穩的環境下調整金融杠桿結構，以此來實現穩增長、防風險和調結構目標的平衡。

第二，協同各方，實行雙支柱調控政策，穩定金融。本文發現金融周期對經濟周期的影響甚為重要，傳統以經濟增長和通貨膨脹為主要目標的貨幣政策并沒有充分考慮金融周期因素。2014 年國際貨幣基金組織在一篇題為《新常態下的貨幣政策》的報告中認為，以單一通脹目標為核心的傳統貨幣政策框架存在問題，既無法避免金融危機的發生，也不能適應新常態下貨幣政策所面臨的新約束(Bayoumi 等，2014)。目前各國央行在如何選擇新貨幣政策框架來避免金融危機的觀點上還存在分歧，但已經達成的共識更為重要，即需要將金融穩定性納入新的貨幣政策的目標之中，在傳統貨幣政策的基礎上加入宏觀審慎政策。我們國家實踐探索的是由央行發展出了“貨幣政策+宏觀審慎政策”雙支柱政策框架，將過去的差別準備金動態調整機制“升級”為宏觀審慎評估(MPA)。從組織結構上也形成以一行三會、財政部和發改委構成的國務院金融穩定發展委員會，從而形成了我國的金融監管體系。為了加強金融穩定性、防范金融風險，應加強金融穩定發展委員會對宏觀審慎政策的操作和管理，并協調好央行的宏觀審慎與銀監會所主導的微觀審慎之間關系。同時，還應繼續豐富和發展宏觀審慎的框架，以加強動態管理機制來應對不同類型的金融風險。