郭新華，唐 榮，伍再華

(湘潭大學(xué) 商學(xué)院， 湖南 湘潭 411105)

收入不平等與私人債務(wù)對(duì)金融穩(wěn)定性的影響
——基于KGM模型的實(shí)證分析

郭新華，唐 榮，伍再華

(湘潭大學(xué) 商學(xué)院， 湖南 湘潭 411105)

構(gòu)建包括家庭、企業(yè)和資本生產(chǎn)部門的KGM宏觀經(jīng)濟(jì)模型，利用1997～2013年的相關(guān)數(shù)據(jù)，采用Routh-Hurwitz穩(wěn)定性檢驗(yàn)法，實(shí)證檢驗(yàn)收入不平等和私人債務(wù)對(duì)中國(guó)金融系統(tǒng)穩(wěn)定性的影響。研究結(jié)果表明：1997～2013年，中國(guó)金融系統(tǒng)存在不穩(wěn)定性，收入不平等程度的惡化、私人債務(wù)規(guī)模過(guò)度擴(kuò)張等是造成金融系統(tǒng)不穩(wěn)定的重要原因。因此，政府必須縮小不斷擴(kuò)大的收入鴻溝，完善金融工具的創(chuàng)新以及居民的消費(fèi)信貸政策，維護(hù)金融系統(tǒng)的穩(wěn)定與經(jīng)濟(jì)的有效運(yùn)行。

收入不平等；私人債務(wù)；金融穩(wěn)定性

一、引言

金融系統(tǒng)是一個(gè)復(fù)雜開(kāi)放的系統(tǒng)，也是一個(gè)遠(yuǎn)離平衡的動(dòng)態(tài)系統(tǒng)。金融不穩(wěn)定性早在Fisher(1933)[1]的“債務(wù)-通縮”理論以及Keynes(1936)[2]的《就業(yè)、利息與貨幣通論》中就有所談及，而系統(tǒng)性地提出這一理論的是Minsky(1982)[3]的“金融不穩(wěn)定性假說(shuō)”，該假說(shuō)認(rèn)為資本主義的性質(zhì)決定了金融體系的不穩(wěn)定，當(dāng)經(jīng)濟(jì)中抵補(bǔ)型企業(yè)和蓬齊企業(yè)比重過(guò)大，金融體系的脆弱性將顯著增強(qiáng)。1929年經(jīng)濟(jì)大蕭條與2008年美國(guó)次貸危機(jī)，堪稱美國(guó)歷史上最大的兩次金融危機(jī)，這兩次危機(jī)都發(fā)生在美國(guó)金融監(jiān)管相對(duì)寬松的時(shí)期，私人債務(wù)規(guī)模不斷高漲，而且嚴(yán)重衰退之前都發(fā)生了嚴(yán)重的收入及財(cái)富不平等(Kumhof & Ranciere，2010)。[4]由此，金融市場(chǎng)動(dòng)蕩與金融危機(jī)頻發(fā)，促使人們?cè)絹?lái)越關(guān)注收入不平等以及私人債務(wù)規(guī)模(Ezuho，2011)。[5]近期，我國(guó)居民收入差距不斷擴(kuò)大和私人債務(wù)規(guī)模不斷高漲，已成為較嚴(yán)重的社會(huì)經(jīng)濟(jì)問(wèn)題。截至2013年，我國(guó)基尼系數(shù)高達(dá)0.473①基尼系數(shù)數(shù)據(jù)來(lái)源于國(guó)家統(tǒng)計(jì)局，參見(jiàn)http://www.stats.gov.cn。，已遠(yuǎn)超0.4的國(guó)際警戒線標(biāo)準(zhǔn)；而且私人債務(wù)規(guī)模②這里的私人債務(wù)包括家庭債務(wù)和企業(yè)債務(wù)，考慮到數(shù)據(jù)的難獲性，家庭債務(wù)數(shù)據(jù)采用金融機(jī)構(gòu)向家庭發(fā)放的消費(fèi)信貸數(shù)據(jù)近似代替，企業(yè)部門債務(wù)采用正規(guī)金融市場(chǎng)上企業(yè)向銀行和非銀行機(jī)構(gòu)的長(zhǎng)短期借貸近似代替。數(shù)據(jù)來(lái)源：中國(guó)人民銀行官方網(wǎng)站，參見(jiàn)http://www.pbc.gov.cn。迅猛增長(zhǎng)，從1997年的6.9萬(wàn)億元上升至2013年的72.9萬(wàn)億元。那么，我國(guó)金融系統(tǒng)的穩(wěn)定性如何？收入不平等程度及私人債務(wù)規(guī)模的變動(dòng)是否影響了金融系統(tǒng)的穩(wěn)定性？本文試圖回答上述問(wèn)題。

關(guān)于金融危機(jī)成因的探討中，比較有共識(shí)的觀點(diǎn)是過(guò)度的私人債務(wù)規(guī)模引發(fā)了金融危機(jī)(Bernanke & Gertler，1990；[6]Rajan，2010；[7]徐璐等，2013[8])。Reich(2010)[9]認(rèn)為，美國(guó)家庭借貸的上升使得中低收入者在他們真實(shí)收入緩慢增長(zhǎng)時(shí)保持了消費(fèi)增加，這是導(dǎo)致危機(jī)爆發(fā)的重要原因。Oscar等(2011)[10]發(fā)現(xiàn),私人債務(wù)規(guī)模越大，經(jīng)濟(jì)衰退程度越深，復(fù)蘇也越緩慢。也有學(xué)者將收入不平等作為影響金融系統(tǒng)穩(wěn)定性的因素，如Fitoussi 和Stiglitz(2009)[11]認(rèn)為,收入不平等是造成美國(guó)次貸危機(jī)的深刻根源。Kumhof和Ranciere(2010)通過(guò)分析美國(guó)在1929年大蕭條和2008年大衰退期間的特征事實(shí)，揭示出兩次危機(jī)發(fā)生之前都存在嚴(yán)重的收入及財(cái)富不平等。楊楠等(2010)[12]認(rèn)為，貧富差距導(dǎo)致債務(wù)經(jīng)濟(jì)異化，是形成美國(guó)經(jīng)濟(jì)危機(jī)的社會(huì)基礎(chǔ)。李珍等(2013)[13]認(rèn)為，美國(guó)初次分配領(lǐng)域貧富差別擴(kuò)大，再分配力度不夠是金融危機(jī)的深層次原因，而希臘債務(wù)危機(jī)的產(chǎn)生，是初次分配中貧富差距擴(kuò)大且依靠超過(guò)經(jīng)濟(jì)負(fù)擔(dān)能力的再分配來(lái)調(diào)節(jié)的共同結(jié)果。

20世紀(jì)90年代以來(lái)，一些學(xué)者紛紛構(gòu)建開(kāi)發(fā)宏觀經(jīng)濟(jì)模型刻畫金融系統(tǒng)穩(wěn)定性問(wèn)題。Bernanke和Gertler(1998)等[14]構(gòu)建了動(dòng)態(tài)一般均衡模型，研究了信貸市場(chǎng)摩擦與商業(yè)波動(dòng)的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)信貸市場(chǎng)能夠傳播并放大外部沖擊，從而對(duì)經(jīng)濟(jì)周期產(chǎn)生顯著影響。Kumhof和Ranciere(2010)構(gòu)建了一個(gè)包括資本家與工人兩個(gè)主體的宏觀經(jīng)濟(jì)模型，探討了不平等、杠桿率與經(jīng)濟(jì)危機(jī)之間的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)低收入者持續(xù)增長(zhǎng)的“債務(wù)-收入比”導(dǎo)致了金融脆弱性并最終引發(fā)了金融危機(jī)。Ezuho(2011)在Keynes-Goodwin模型與Minsky金融不穩(wěn)定性假說(shuō)的基礎(chǔ)上，構(gòu)建了包括家庭、企業(yè)及資本生產(chǎn)部門三個(gè)經(jīng)濟(jì)主體的Keynes-Goodwin-Minsky宏觀動(dòng)態(tài)經(jīng)濟(jì)模型(以下簡(jiǎn)稱KGM模型)，引入基尼系數(shù)、家庭債務(wù)率、企業(yè)債務(wù)率及總需求四個(gè)主要變量，考察了收入不平等通過(guò)私人債務(wù)規(guī)模對(duì)金融系統(tǒng)穩(wěn)定性的影響。馬亞明和溫博慧(2013)[15]基于貨幣量值模型，對(duì)資產(chǎn)價(jià)格與宏觀經(jīng)濟(jì)金融系統(tǒng)穩(wěn)定性的關(guān)系進(jìn)行了理論與仿真分析。

通過(guò)對(duì)上述文獻(xiàn)的梳理可以發(fā)現(xiàn)，國(guó)內(nèi)外學(xué)者從私人債務(wù)或者收入不平等等方面，探討了其對(duì)金融系統(tǒng)穩(wěn)定性的影響，但已有文獻(xiàn)很少將三者結(jié)合起來(lái)進(jìn)行研究，或者只是單方面考慮了家庭債務(wù)或企業(yè)債務(wù)對(duì)金融系統(tǒng)穩(wěn)定性的影響；另外，在研究方法上，國(guó)內(nèi)學(xué)者基于宏觀動(dòng)態(tài)經(jīng)濟(jì)模型，研究收入不平等、私人債務(wù)與金融系統(tǒng)穩(wěn)定性關(guān)系的成果還是空白。本文嘗試從收入不平等和私人債務(wù)視角出發(fā)，根據(jù)中國(guó)國(guó)情對(duì)KGM模型進(jìn)行適當(dāng)修正，構(gòu)建包括家庭、企業(yè)及資本生產(chǎn)部門三個(gè)經(jīng)濟(jì)主體的宏觀動(dòng)態(tài)經(jīng)濟(jì)模型，采用1997～2013年的相關(guān)數(shù)據(jù)，使用Routh-Hurwitz穩(wěn)定性檢驗(yàn)法，檢驗(yàn)我國(guó)金融系統(tǒng)的穩(wěn)定性。本文的研究結(jié)論對(duì)政府部門采用有效的政策或手段，維護(hù)金融市場(chǎng)的穩(wěn)定，減少金融市場(chǎng)的震蕩具有一定參考價(jià)值。

本文余下內(nèi)容的結(jié)構(gòu)安排：第二部分為理論模型的推導(dǎo)；第三部分為數(shù)據(jù)來(lái)源說(shuō)明；第四部分為系統(tǒng)穩(wěn)定性檢驗(yàn)；第五部分為結(jié)論與啟發(fā)。

二、理論模型推導(dǎo)

本文在借鑒Ezuho(2011)推導(dǎo)的KGM模型的基礎(chǔ)上，根據(jù)中國(guó)國(guó)情對(duì)模型進(jìn)行適當(dāng)修正，構(gòu)建包括家庭、企業(yè)及資本生產(chǎn)部門三個(gè)經(jīng)濟(jì)主體的宏觀動(dòng)態(tài)經(jīng)濟(jì)模型，考察收入不平等、私人債務(wù)與金融系統(tǒng)穩(wěn)定性之間的關(guān)系，首先介紹KGM模型的特征，并說(shuō)明模型修正的理由；其次推導(dǎo)出修正后的模型。

(一)KGM模型及特征

Ezuho構(gòu)建的KGM模型，主要考察了收入不平等通過(guò)過(guò)度負(fù)債渠道影響金融系統(tǒng)的穩(wěn)定性。相較于Keynes-Goodwin與Minsky金融不穩(wěn)定性模型，該模型具有兩個(gè)特點(diǎn)：(1)將收入不平等看作一個(gè)動(dòng)態(tài)的狀態(tài)變量；(2)將私人債務(wù)納入模型中。該模型是包括基尼系數(shù)、家庭債務(wù)率、企業(yè)債務(wù)率與總需求變量的四維動(dòng)力系統(tǒng)模型。

該模型的基本形式為：

(二)修正后的模型

為了使模型更貼近中國(guó)的實(shí)際情況，對(duì)KGM模型存在的一些問(wèn)題進(jìn)行修正和拓展：

第一，模型中增加了物價(jià)水平的影響。原模型中假定市場(chǎng)上的物價(jià)水平是不變的，這不符合我國(guó)市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展實(shí)情。改革開(kāi)放以來(lái)，我國(guó)曾經(jīng)出現(xiàn)過(guò)6次顯著的通貨膨脹過(guò)程，通貨膨脹率分別在1985年、1988年、1994年、2004年、2008年以及2011年達(dá)到峰值，其中1994年的通貨膨脹率更是高達(dá)24.1%，遠(yuǎn)超3%的警戒線標(biāo)準(zhǔn)。通貨膨脹一直是影響我國(guó)經(jīng)濟(jì)正常運(yùn)行的重要因素，因此在模型中考察物價(jià)水平的影響似乎更合理。

第二，模型中加入了政府部門的影響。原有模型假設(shè)市場(chǎng)處于無(wú)政府自由狀態(tài)，缺少政府稅收、利率等財(cái)政政策及貨幣政策的調(diào)節(jié)。政府的宏觀調(diào)控在我國(guó)市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)運(yùn)行中有著重要地位。一方面，國(guó)有經(jīng)濟(jì)占據(jù)主導(dǎo)地位，控制著國(guó)家經(jīng)濟(jì)命脈；另一方面，政府通過(guò)財(cái)政政策、貨幣政策等手段干預(yù)經(jīng)濟(jì)活動(dòng)，因而模型中引入政府部門的作用顯得更切合我國(guó)現(xiàn)實(shí)。

第三，模型簡(jiǎn)化了投資函數(shù)表達(dá)式。原模型借鑒了Uzawa(1969)及Asada(2001)的投資函數(shù)，該投資函數(shù)是一個(gè)復(fù)合函數(shù)形式，不便于數(shù)據(jù)處理。因此，本文采用凱恩斯產(chǎn)品市場(chǎng)均衡理論，即運(yùn)用公式C+I+G= C+S+T，簡(jiǎn)化了投資函數(shù)表達(dá)式，易于進(jìn)行數(shù)據(jù)分析。

經(jīng)過(guò)修正后的KGM模型推導(dǎo)過(guò)程分三步：

第一步，推導(dǎo)出家庭債務(wù)與收入不平等的動(dòng)態(tài)變化。

引入Keynes-Goodwin模型，它是一個(gè)包括家庭債務(wù)與工資份額的捕食動(dòng)態(tài)系統(tǒng)模型，其中家庭部門的收入、消費(fèi)與債務(wù)分別由式(1)、式(2)、式(3)決定：

Yh=wpY-iDh-Th

(1)

Ch=Yh+Dh=chYh

(2)

Dh=(ch-1)(wpY-iDh-Th)

(3)

其中，Y為總收入，W為平均工資額，w=WL/Y=w/l為工資占總收入份額，L為就業(yè)水平，l=Y/L表示勞動(dòng)生產(chǎn)率，p為物價(jià)水平，i為貸款利率，ch為家庭的邊際消費(fèi)傾向，Dh代表家庭債務(wù)，Th代表家庭的稅收支出，th=Th/Y為稅收占總收入比重。

隨著收入不平等程度的上升，邊際消費(fèi)傾向?qū)幢壤黾樱虼?，假設(shè)邊際消費(fèi)傾向是收入不平等的增函數(shù)，并根據(jù)dh=Dh/pY，經(jīng)過(guò)線性對(duì)數(shù)化得到家庭債務(wù)率的動(dòng)態(tài)表達(dá)式：

(4)

引進(jìn)線性菲利普斯曲線方程式，假設(shè)就業(yè)率E的變動(dòng)取決于生產(chǎn)力水平，Y*和E*分別代表完全產(chǎn)出水平下的總產(chǎn)出和就業(yè)率，并根據(jù)Y=Yd=C+I+G，結(jié)合式(1)，得到工資率的動(dòng)態(tài)表達(dá)式(其中，φ，δ，ξ為大于零的常數(shù))：

將基尼系數(shù)作為收入不平等的衡量指標(biāo)，假設(shè)經(jīng)濟(jì)體中存在兩組人群，收入分別為Yh，Yc，根據(jù)yh=Yh/Y=(wpY-iDh-Th)/Y=w-idh-th，得到基尼系數(shù)的表達(dá)式：

Gini=μ[1-2w+2idh+2th]

(6)

進(jìn)而得到一個(gè)包括收入不平等與家庭債務(wù)的動(dòng)態(tài)變化系統(tǒng)：

(I)

第二步，推導(dǎo)出企業(yè)債務(wù)與總需求的動(dòng)態(tài)變化。

資本生產(chǎn)部門是家庭和企業(yè)部門資金獲取的主要來(lái)源。資本生產(chǎn)部門收入水平的表達(dá)式為：

Yc=(1-sf)[(1-w)Y-iDf-Tf]+ρ(B/p)+i(D/p)-Tc

(7)

其中，D=Dh+Df，B為政府債券數(shù)量，且B=λD，ρ為政府債券利率。

對(duì)于企業(yè)部門來(lái)說(shuō)，Pnet=P-iDf-Tf=sf[P-iDf-Tf]+(1-sf)[P-iDf-Tf]

其中，P為企業(yè)利潤(rùn)總額，sf為企業(yè)留存收益率，Df為企業(yè)債務(wù)規(guī)模，Tf為企業(yè)所得稅。企業(yè)投資總額中不能由自籌資金滿足的部分往往通過(guò)借入債務(wù)來(lái)滿足，因此企業(yè)債務(wù)規(guī)模的表達(dá)式為：

Df=I-sf[(1-w)Y-iDf-Tf]

(8)

根據(jù)凱恩斯產(chǎn)品市場(chǎng)均衡理論確定投資函數(shù)表達(dá)式：

I=S+T-G =sf[(1-w)Y-iDf-Tf]+sc[(1-sf)[(1-w)Y-iDf-Tf]+ρ(B/p)+i(D/p)-Tc]+T-G

將上式帶入式(8)，并根據(jù)df=Df/pK，得到企業(yè)債務(wù)率的動(dòng)態(tài)表達(dá)式：

(9)

其中，y=Y/K表示產(chǎn)出資本比率，tf=Tf/K為企業(yè)所得稅占總資本的比率，tc=Tc/K為資本生產(chǎn)部門稅收占總資本的比率，v=G/K為政府支出率，sc為資本生產(chǎn)部門的儲(chǔ)蓄率。

其中，β>0，表示商品市場(chǎng)的調(diào)整速度，c=C/K表示消費(fèi)支出資本比率，C=Ch+Cc表示總消費(fèi)支出，u=I/K表示企業(yè)投資率。將上述等式帶入并化簡(jiǎn)，可得產(chǎn)出資本率的動(dòng)態(tài)表達(dá)式：

(10)

假定yd=y，得到包括企業(yè)債務(wù)與總需求的動(dòng)態(tài)變化系統(tǒng)如下：

(II)

第三步，推導(dǎo)出收入不平等、私人債務(wù)與總需求的動(dòng)態(tài)變化。

由于產(chǎn)出資本率y=Y/K,因此：

將上式代入家庭債務(wù)率的動(dòng)態(tài)變化表達(dá)式(4)，最終得到一個(gè)包括收入不平等、私人債務(wù)及總需求的動(dòng)態(tài)變化系統(tǒng)(III)：

(III)

三、數(shù)據(jù)來(lái)源說(shuō)明

本文主要考察收入不平等、私人債務(wù)對(duì)金融系統(tǒng)穩(wěn)定性的影響，涉及到的變量有：Gini，dh，α，w，c0，th，μ，K，π，yd，sf，df，sc，i，ρ，λ，β，φ，ξ。下面具體說(shuō)明各變量的數(shù)據(jù)來(lái)源。

(一)家庭部門相關(guān)變量

1.基尼系數(shù)(Gini)?；嵯禂?shù)是國(guó)際上用來(lái)綜合考察居民內(nèi)部收入分配差異狀況的重要指標(biāo)。其中，1997～2002年的數(shù)據(jù)來(lái)自何婭(2007)的《基尼系數(shù)：城鄉(xiāng)歷史政策的解構(gòu)》;[16]2003～2012年的數(shù)據(jù)來(lái)源于國(guó)家統(tǒng)計(jì)局中《馬建堂就2012年國(guó)民經(jīng)濟(jì)運(yùn)行情況答記者問(wèn)》提供的數(shù)據(jù)；2013年的數(shù)據(jù)來(lái)源于國(guó)家統(tǒng)計(jì)局中《馬建堂就2013年全年國(guó)民經(jīng)濟(jì)運(yùn)行情況答記者問(wèn)》提供的數(shù)據(jù)(http://www.stats.gov.cn)。

2.家庭債務(wù)(dh)。家庭債務(wù)是家庭為平滑消費(fèi)而產(chǎn)生的，主要由長(zhǎng)期住房抵押貸款和短期消費(fèi)者信用兩部分構(gòu)成。考慮到非正規(guī)金融市場(chǎng)上民間借貸數(shù)據(jù)的難獲性，采用金融機(jī)構(gòu)向家庭發(fā)放的消費(fèi)信貸數(shù)據(jù)近似代替家庭債務(wù)數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)來(lái)源于中國(guó)人民銀行官方網(wǎng)站(http://www.pbc.gov.cn)。

3.基期邊際消費(fèi)傾向(c0)。邊際消費(fèi)傾向=居民人均消費(fèi)性支出增加值/居民人均可支配收入增加值。根據(jù)《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》(1998-2013)公布的居民人均消費(fèi)性支出及居民人均可支配收入數(shù)據(jù)(http://www.stats.gov.cn)，可計(jì)算出1998～2013年邊際消費(fèi)傾向(ch)，為剔除1997年亞洲金融危機(jī)的影響，將1998年的邊際消費(fèi)傾向設(shè)為基期邊際消費(fèi)傾向(c0)。

4.邊際消費(fèi)傾向?qū)κ杖氩黄降鹊拿舾卸?α)。據(jù)式(4)易得α=LN(ch-c0)/LNR。由于(ch-c0)有可能為負(fù)數(shù)，所以計(jì)算過(guò)程中對(duì)其取絕對(duì)值。其中，ch為邊際消費(fèi)傾向，c0為基期邊際消費(fèi)傾向，R為收入不平等。根據(jù)上述有關(guān)ch，c0，Gini的數(shù)據(jù)來(lái)源，從而計(jì)算出邊際消費(fèi)傾向?qū)κ杖氩黄降鹊拿舾卸圈林怠?/p>

5.工資占總收入份額(w)。工資占總收入份額(w)=工資總額/總收入。根據(jù)《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》(1998-2013)公布的城鎮(zhèn)單位就業(yè)人員工資總額與國(guó)民總收入的數(shù)據(jù)(http://www.stats.gov.cn)，從而計(jì)算出工資占總收入份額(w)的數(shù)據(jù)。

6.個(gè)人所得稅占總收入比值(th)。個(gè)人所得稅占總收入比值(th)=個(gè)人所得稅/國(guó)民總收入。根據(jù)《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》(1998-2013)公布的個(gè)人所得稅與國(guó)民總收入數(shù)據(jù)(http://www.stats.gov.cn)，易得個(gè)人所得稅占總收入比值的數(shù)據(jù)。

7.乘數(shù)效應(yīng)(μ)。據(jù)式(6)得μ=Gini/[1-2w+2idh+2th]。其中，i為貸款利率，采用世界銀行官方網(wǎng)站(http://www.worldbank.org.cn)公布的貸款利率數(shù)據(jù)表示，根據(jù)上述有關(guān)工資份額(w)、家庭債務(wù)(dh)的數(shù)據(jù)來(lái)源，可計(jì)算出乘數(shù)效應(yīng)(μ)的數(shù)據(jù)。具體如表1所示：

表1 家庭部門相關(guān)變量

注：其中Gini，dh，w，th，μ的單位為百分比，由于本文選取1998年的邊際消費(fèi)傾向作為基期，LN(ch-c0)是不存在的，因此1998年的邊際消費(fèi)傾向?qū)κ杖氩黄降让舾卸?α)的值無(wú)法計(jì)算。

(二)非金融企業(yè)部門相關(guān)變量

1.企業(yè)債務(wù)(df)。企業(yè)債務(wù)主要指企業(yè)通過(guò)銀行貸款或發(fā)行債券等方式向企業(yè)的債權(quán)人籌集資金而產(chǎn)生的債務(wù)?？紤]到民間借貸數(shù)據(jù)的難獲性，采用企業(yè)在正規(guī)金融市場(chǎng)上發(fā)生的長(zhǎng)短期債務(wù)來(lái)近似代替企業(yè)債務(wù)數(shù)據(jù)。數(shù)據(jù)來(lái)源于中國(guó)人民銀行官方網(wǎng)站(http://www.pbc.gov.cn)。

2.總資本(K)。總資本指某一經(jīng)濟(jì)實(shí)體擁有或控制的，能夠帶來(lái)經(jīng)濟(jì)效益的全部資本。該變量數(shù)據(jù)采用《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》(1998-2013)公布的全社會(huì)固定資產(chǎn)投資額數(shù)據(jù)近似代替(http://www.stats.gov.cn)。

3.企業(yè)留存收益率(sf)。企業(yè)留存收益率(sf)=企業(yè)自留資金額/總資本。其中，企業(yè)自留資金額采用中國(guó)人民銀行官方網(wǎng)站(http://www.pbc.gov.cn)公布的非金融企業(yè)存款數(shù)據(jù)近似代替，根據(jù)上述有關(guān)總資本數(shù)據(jù)來(lái)源，可計(jì)算出企業(yè)留存收益率(sf)的數(shù)據(jù)。

4.通貨膨脹率(π)。通貨膨脹率是貨幣超發(fā)部分與實(shí)際需要的貨幣量之比，用以反映通貨膨脹、貨幣貶值的程度。該變量數(shù)據(jù)采用世界銀行官方網(wǎng)站公布的按消費(fèi)者價(jià)格指數(shù)衡量的通貨膨脹率表示(http://www.worldbank.org.cn)。

5.總需求占總資本的比值(yd)?？傂枨笳伎傎Y本的比值(yd)=y=總產(chǎn)出/總資本。其中，總產(chǎn)出采用《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》(1998-2013)公布的國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值數(shù)據(jù)近似代替，根據(jù)上述有關(guān)總資本數(shù)據(jù)來(lái)源，可計(jì)算出總需求占總資本的比值(yd)的數(shù)據(jù)。具體如表2所示：

表2 非金融企業(yè)部門相關(guān)變量

注：df，sf，yd，π的單位為百分比；K的單位為億元；“-”代表缺失的數(shù)據(jù)。

(三)資本生產(chǎn)部門相關(guān)變量

1.資本生產(chǎn)部門儲(chǔ)蓄率(sc)。資本生產(chǎn)部門儲(chǔ)蓄率(sc)=資本生產(chǎn)部門儲(chǔ)蓄額/總資本。其中，資本生產(chǎn)部門儲(chǔ)蓄額采用《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》(2010-2013)公布的貨幣當(dāng)局不計(jì)入儲(chǔ)備貨幣的金融性公司存款數(shù)據(jù)近似代替(http://www.stats.gov.cn)，進(jìn)而可以計(jì)算出資本生產(chǎn)部門儲(chǔ)蓄率(sc)的數(shù)據(jù)。通過(guò)分析2009～2013年資本生產(chǎn)部門儲(chǔ)蓄率(sc)的數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)它們基本維持在0.025這一平衡點(diǎn)。因此，將資本生產(chǎn)部門儲(chǔ)蓄率(sc)的值設(shè)為0.025。

2.貸款利率(i)。貸款利率指借款期限內(nèi)利息數(shù)額與本金額的比例。該變量數(shù)據(jù)采用世界銀行官方網(wǎng)站公布的貸款利率數(shù)據(jù)表示(http://www.worldbank.org.cn)。

3.政府債券利率(ρ)。政府債券利率即國(guó)債票面利率。其中，1998年、2008年及2009年的數(shù)據(jù)來(lái)源于銀行信息港提供的國(guó)債利率表(http://www.yinhang123.net)，其他年份的數(shù)據(jù)來(lái)源于上海證券交易所官方網(wǎng)站(http://www.sse.com)。

5.政府債券與私人債務(wù)的比值(λ)。政府債券與私人債務(wù)的比值(λ)=政府債券規(guī)模/私人債務(wù)規(guī)模。由于缺乏我國(guó)地方政府融資的準(zhǔn)確數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)，采用中央政府債務(wù)數(shù)據(jù)近似代替政府債券數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)來(lái)源于歷年《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》(http://www.stats.gov.cn)、《中國(guó)財(cái)政年鑒》(http://www.mof.gov.cn) ，并根據(jù)上述有關(guān)家庭債務(wù)和企業(yè)債務(wù)數(shù)據(jù)來(lái)源，計(jì)算出政府債券與私人債務(wù)比值(λ)的數(shù)據(jù)。具體如表3所示：

表3 資本生產(chǎn)部門相關(guān)變量

注：ρ，λ，i的單位為百分比。

四、穩(wěn)定性檢驗(yàn)

(一)檢驗(yàn)方法

勞斯(Routh)和霍爾維茨(Hurwitz)分別于1877年和1895年獨(dú)立提出了判斷系統(tǒng)穩(wěn)定性的代數(shù)判據(jù)，稱為Routh-Hurwitz穩(wěn)定性判據(jù)。其根據(jù)是：系統(tǒng)穩(wěn)定時(shí)，必須滿足系統(tǒng)特征方程式的根全部具有負(fù)實(shí)部。該判據(jù)并不直接對(duì)特征方程式求解，而是利用特征方程式(即高次代數(shù)方程)根與系數(shù)的代數(shù)關(guān)系，由特征方程中已知的系數(shù)間接判別出方程的根是否具有負(fù)實(shí)部，從而判定系統(tǒng)是否穩(wěn)定。因此又稱作代數(shù)穩(wěn)定性判據(jù)。本文正是采用Routh-Hurwitz穩(wěn)定性判別法對(duì)系統(tǒng)的穩(wěn)定性進(jìn)行檢驗(yàn)。

本文構(gòu)建的宏觀動(dòng)態(tài)系統(tǒng)(III)可以寫為如下形式：

(i)=F1(Gini,dh,df,yd)

(ii)=F2(Gini,dh,df,yd)

(iii)=F3(Gini,dh,df,yd)

(iiii)=F4(Gini,dh,df,yd)

該系統(tǒng)的Jacobian矩陣J′及其特征方程式如下：

其中，a1, a2，a3，a4的值分別為：

(11)

(F11F22-F12F21)

(12)

(13)

(14)

Routh-Hurwitz穩(wěn)定性檢驗(yàn)法有兩個(gè)判別標(biāo)準(zhǔn)：(1)系統(tǒng)特征方程式的各項(xiàng)系數(shù)全部為正值，即ai>0(i=1,2,3,4)；(2)a1a2a3-a12a4-a32>0。如果系統(tǒng)特征方程式的系數(shù)同時(shí)滿足上述兩個(gè)判別標(biāo)準(zhǔn)，那么系統(tǒng)便是穩(wěn)定的，否則系統(tǒng)便是不穩(wěn)定的。因此，可以根據(jù)Routh-Hurwitz穩(wěn)定性判據(jù)，并結(jié)合相關(guān)數(shù)據(jù)，判定我國(guó)金融系統(tǒng)的穩(wěn)定性狀況。

(二)檢驗(yàn)過(guò)程

為了更直觀地分析1997～2013年間我國(guó)金融系統(tǒng)的穩(wěn)定性狀況，根據(jù)Routh-Hurwitz穩(wěn)定性檢驗(yàn)法的具體步驟，結(jié)合我國(guó)1997～2013年的相關(guān)數(shù)據(jù)，實(shí)證檢驗(yàn)本文四維動(dòng)力系統(tǒng)的穩(wěn)定性，進(jìn)而判定我國(guó)金融系統(tǒng)的穩(wěn)定性。

首先通過(guò)四維動(dòng)力系統(tǒng)(III)中的四個(gè)函數(shù)，分別對(duì)四個(gè)變量(Gini，dh，yd，df)求偏導(dǎo)，得到四維動(dòng)力系統(tǒng)Jacobian矩陣中各個(gè)元素(F11，F(xiàn)12…F44)的表達(dá)式；其次代入相關(guān)數(shù)據(jù)，從而得到各個(gè)元素(F11，F(xiàn)12…F44)的具體數(shù)值；再次將元素值代入式(11)、式(12)、式(13)和式(14)，分別計(jì)算出Jacobian矩陣特征方程式的各項(xiàng)系數(shù)a1，a2，a3，a4的具體數(shù)值(如表4所示)，進(jìn)而計(jì)算出a1a2a3-a12a4-a32的值;最后檢驗(yàn)該四維動(dòng)力系統(tǒng)是否滿足Routh-Hurwitz的兩個(gè)穩(wěn)定性判據(jù)，判定其穩(wěn)定性，進(jìn)而了解1997～2013年間我國(guó)金融系統(tǒng)的穩(wěn)定性狀況(具體計(jì)算過(guò)程全部通過(guò)Excel軟件進(jìn)行)。

表4 穩(wěn)定性檢驗(yàn)結(jié)果

注：由于1998年邊際消費(fèi)傾向?qū)κ杖氩黄降让舾卸?α)的值缺失，故表中1998年的數(shù)據(jù)缺失。

表4列出了Routh-Hurwitz穩(wěn)定性檢驗(yàn)的具體結(jié)果。其中，除了1998年數(shù)據(jù)缺失外，其他年份Jacobian矩陣特征方程式的各項(xiàng)系數(shù)值a1>0，a2>0，a3<0，a4<0，且根據(jù)a1，a2，a3，a4的具體數(shù)值計(jì)算得出的a1a2a3-a12a4-a32<0，可見(jiàn)，本文的四維動(dòng)力系統(tǒng)并沒(méi)有滿足Routh-Hurwitz的兩個(gè)穩(wěn)定性判據(jù)，從而可以判定該系統(tǒng)是不穩(wěn)定的。這就意味著，在1997～2013年間，我國(guó)的金融系統(tǒng)處在不穩(wěn)定狀態(tài)中。

(三)結(jié)果分析

以上穩(wěn)定性檢驗(yàn)結(jié)果表明：在1997～2013年間，我國(guó)的金融系統(tǒng)存在不穩(wěn)定性。綜合第二部分的理論分析可知，我國(guó)金融系統(tǒng)的穩(wěn)定性主要受收入不平等、家庭債務(wù)及企業(yè)債務(wù)規(guī)模等因素的影響。下面將對(duì)收入不平等、家庭債務(wù)、企業(yè)債務(wù)等因素的動(dòng)態(tài)變化引發(fā)的金融系統(tǒng)不穩(wěn)定作出解釋：

1.收入不平等程度的惡化加重了金融系統(tǒng)的不穩(wěn)定性。收入不平等通過(guò)影響家庭債務(wù)、通貨膨脹及房?jī)r(jià)等因素的變動(dòng)間接帶來(lái)金融不穩(wěn)定(Dornbusch&Edwards，1991;[17]Atkinson&Morelli，2010;[18]Kim，2011；[19]歐陽(yáng)遠(yuǎn)芬等，2014[20])。隨著收入不平等程度的上升，社會(huì)相對(duì)貧困率升高，社會(huì)總需求不足，為了刺激中低收入人群的消費(fèi)，政府采取一系列降息政策，導(dǎo)致中低收入群體通過(guò)借貸來(lái)維持消費(fèi)的增長(zhǎng)，正是降息政策帶來(lái)家庭債務(wù)的高漲及市場(chǎng)貨幣供應(yīng)量的激增，導(dǎo)致了經(jīng)濟(jì)震蕩，并最終釀成金融危機(jī)的惡果。另外，上升的收入不平等，致使高收入群體擁有大量的閑散資金，在我國(guó)投資渠道不暢的環(huán)境下，大量閑散資金涌入房地產(chǎn)市場(chǎng)，使得房地產(chǎn)市場(chǎng)出現(xiàn)過(guò)熱的景象，推動(dòng)房地產(chǎn)價(jià)格走高，進(jìn)而給整個(gè)金融系統(tǒng)帶來(lái)巨大影響。

2.家庭債務(wù)積累率的上升危及金融系統(tǒng)的穩(wěn)定性。這一觀點(diǎn)已得到眾多學(xué)者的支持(Debelle，2004；[21]Kang&Ma，2009；[22]Georgarakoset.al.，2009[23]等)。根據(jù)Minsky的金融理論，信貸支出具有雙面性：當(dāng)經(jīng)濟(jì)處于上升周期，債務(wù)的增加可以通過(guò)刺激消費(fèi)來(lái)促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，但當(dāng)經(jīng)濟(jì)處于繁榮周期，債務(wù)規(guī)模的擴(kuò)大將加重金融系統(tǒng)的脆弱性。隨著我國(guó)家庭債務(wù)規(guī)模的高漲，家庭的還債負(fù)擔(dān)加重，債務(wù)的違約率隨之升高，家庭債務(wù)的風(fēng)險(xiǎn)逐漸演變?yōu)榻栀J部門的資產(chǎn)風(fēng)險(xiǎn)，借貸部門遭受過(guò)多損失造成的資產(chǎn)負(fù)債結(jié)構(gòu)不合理，將影響它們資金的流動(dòng)性，進(jìn)而危及金融穩(wěn)定性。

3.企業(yè)債務(wù)高漲是金融系統(tǒng)不穩(wěn)定的重要來(lái)源。金融不穩(wěn)定性假說(shuō)認(rèn)為,經(jīng)濟(jì)的大蕭條是由于過(guò)度負(fù)債所導(dǎo)致的。當(dāng)經(jīng)濟(jì)中投機(jī)性融資和龐氏融資比例明顯高于保值性融資時(shí)，金融體系將無(wú)法正常運(yùn)轉(zhuǎn)，信貸供給大幅縮小，企業(yè)被迫靠變賣資產(chǎn)來(lái)償還到期債務(wù)。企業(yè)變賣資產(chǎn)導(dǎo)致資產(chǎn)價(jià)格降低，這就意味著企業(yè)還債負(fù)擔(dān)加重，最終出現(xiàn)大部分企業(yè)資不抵債，甚至破產(chǎn)，借貸部門壞賬率上升，金融系統(tǒng)穩(wěn)定性受到影響。2013年底，我國(guó)非金融類企業(yè)債務(wù)占GDP比重為105.4%，相較于1997年的87.5%上升近18個(gè)百分點(diǎn)。截至2013年末，商業(yè)銀行總體不良貸款余額上升至5921億元，較2012年末的4929億元，其增幅達(dá)20.1%*數(shù)據(jù)來(lái)源于中國(guó)銀行業(yè)監(jiān)督管理委員會(huì)官方網(wǎng)站，參見(jiàn)http://www.cbrc.gov.cn。。這說(shuō)明我國(guó)企業(yè)債務(wù)的快速增長(zhǎng)已經(jīng)影響到了商業(yè)銀行的經(jīng)營(yíng)效率和資產(chǎn)安全，從而危及到我國(guó)金融系統(tǒng)的穩(wěn)定性。

五、結(jié)論與啟發(fā)

從收入不平等和私人債務(wù)視角出發(fā)，根據(jù)我國(guó)國(guó)情對(duì)KGM模型進(jìn)行適當(dāng)修正，構(gòu)建了包括家庭、企業(yè)及資本生產(chǎn)部門三個(gè)經(jīng)濟(jì)主體的宏觀動(dòng)態(tài)經(jīng)濟(jì)模型，采用1997～2013年間的相關(guān)數(shù)據(jù)，使用Routh-Hurwitz穩(wěn)定性檢驗(yàn)法，檢驗(yàn)我國(guó)金融系統(tǒng)的穩(wěn)定性。研究結(jié)果表明：(1)1997～2013年間，我國(guó)金融系統(tǒng)存在不穩(wěn)定性。四維動(dòng)力系統(tǒng)Jacobian矩陣特征方程式的各項(xiàng)系數(shù)值：a1>0，a2>0，a3<0，a4<0，且a1a2a3-a12a4-a32<0，該系統(tǒng)并沒(méi)有滿足Routh-Hurwitz的兩個(gè)穩(wěn)定性判據(jù)。(2)收入不平等程度的惡化、家庭債務(wù)及企業(yè)債務(wù)規(guī)模過(guò)度擴(kuò)張等因素是造成我國(guó)金融系統(tǒng)不穩(wěn)定的重要原因。

基于上述研究結(jié)果，得到以下幾點(diǎn)啟發(fā)：(1)政府必須加快收入分配制度改革，縮小不斷擴(kuò)大的收入鴻溝，同時(shí)應(yīng)采取有效的政策工具穩(wěn)定市場(chǎng)上的貨幣供應(yīng)量，從而維護(hù)金融系統(tǒng)的穩(wěn)定與經(jīng)濟(jì)的正常運(yùn)行。(2)金融部門應(yīng)加快金融工具創(chuàng)新的步伐，豐富企業(yè)融資渠道，降低企業(yè)融資成本。同時(shí)，企業(yè)部門應(yīng)建立健全財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)預(yù)警機(jī)制，合理控制債務(wù)規(guī)模，提高自身債務(wù)風(fēng)險(xiǎn)管理能力。(3)政府部門應(yīng)重視對(duì)居民家庭資產(chǎn)、負(fù)債等情況的統(tǒng)計(jì)與研究，引導(dǎo)家庭部門合理配置家庭資產(chǎn)結(jié)構(gòu)，防范家庭部門債務(wù)過(guò)快增長(zhǎng)所引發(fā)的金融危機(jī)。

[1]IrvingFisher.TheDebtDeflationTheoryofGreatDepressions[J].Econometrica,1933，(4):57-337.

[2]KeynesJohnM.TheGeneralTheoryofEmployment,InterestandMoney[M].London:MacmillanPress,1936.

[3]MinskyH.Can“it”HappenAgain?EssaysonInstabilityandFinance[M].NewYork:M.E.Sharpe，1982.

[4]KumhofM,RRanciere.Inequality,LeverageandCrises[R].IMFWorkingPaper,WP/10/268, 2010:1-37.

[5]ElomKEzuho.IncomeInequality,Over-indebtednessandFinancialInstabilityEssayonaKeynes-Goodwin-MinskyMacrodynamicModel[R].WorkingPaper,2011:1-17.

[6]BernankeB,GertlerM.FinancialFragilityandEconomicPerformance[J].TheQuarterlyJournalofEconomics,1990,105(1):87-114．

[7]RajanR.FaultLines:HowHiddenFracturesStillThreatentheWorldEconomy[M].Princeton:PrincetonUniversityPress，2010.

[8] 徐璐,錢雪松.信貸熱潮對(duì)銀行脆弱性的影響——基于中國(guó)的理論與實(shí)證研究[J].國(guó)際金融研究，2013,(11):84-96.

[9]ReichR.Aftershock:theNextEconomyandAmerica’sFuture[M].NewYork:RandomHouse，2010.

[10]OscarJ，SchularickM,TaylorM.WhenCreditBitesBack:Leverage，BusinessCycles，andCrises[R].NBERWorkingPaper,2011．

[11]FitoussiJ,JStiglitz.TheWaysOutoftheCrisisandtheBuildingofaMoreCohesiveWorld[R].WorkingPaper，2009:17.

[12] 楊楠,孫元欣.貧富差距、債務(wù)經(jīng)濟(jì)與金觸危機(jī)——基于資產(chǎn)分布視角的美國(guó)金融危機(jī)成因探討[J].經(jīng)濟(jì)管理,2010,(1):1-8.

[13] 李珍,王雯.金融危機(jī)、債務(wù)危機(jī)背景下分配政策的思考[J].武漢大學(xué)學(xué)報(bào):哲學(xué)社會(huì)科學(xué)版,2013,(1):37-43.

[14]BernankeB,GertlerM,GilchristS.TheFinancialAcceleratorinaQuantitativeBusinessCycleFramework[R].NBERWorkingPapers,1998：6455．

[15] 馬亞明,溫博慧.資產(chǎn)價(jià)格與宏觀經(jīng)濟(jì)金融系統(tǒng)的穩(wěn)定性——基于貨幣量值模型的理論與仿真分析[J].金融經(jīng)濟(jì)學(xué)研究，2013,(5):49-63.

[16] 何婭.基尼系數(shù):城鄉(xiāng)歷史政策的解構(gòu)[J].中國(guó)國(guó)情國(guó)力,2007,(4):23-27.

[17]DornbuschR,EdwardsS.MacroeconomicPopulisminLatinAmerica[R].NBERWorkingPaper，1991:2986.

[18]AtkinsonT,MorelliS.InequalityandBankingCrises:AFirstLook[M].Mimeo:OxfordUniversity,2010.

[19]Kim.TheMacroeconomicImplicationsofHouseholdDebt：AnEmpiricalAnalysis[R].WorkingPaper,2011.

[20] 歐陽(yáng)遠(yuǎn)芬,李璐.逆房地產(chǎn)周期調(diào)控政策對(duì)抑制銀行危機(jī)的有效性分析[J].國(guó)際金融研究,2014,(9):52-60.

[21]DebelleG．HouseholdDebtandtheMacroeconomy[J].BISQuarterlyReview,2004，(3):51-64．

[22]KangT，MaG．CreditCardLendingDistressinKoreain2003[C]//HouseholdDebt:ImplicationsforMonetaryPolicyandFinancialStability,2009:95-106．

[23]GeorgarakosD，LojschovaA，Ward-WarmedingerM.MortgageIndebtednessandHouseholdFinancialDistress[EB/OL].http://ssrn.com/abstract=1456593，2009-12-04．

責(zé)任編輯、校對(duì)：陸為群

The Influence of Income Inequality and Private Debt on Financial Stability ——An Empirical Analysis Based on the KGM Model

GUO Xin-hua, TANG Rong, WU Zai-hua

(BusinessSchool,XiangtanUniversity,Xiangtan, 411105，China)

A KGM macroeconomic model including family, enterprise and capital production department is constructed by the authors, and by using the relative data from 1997 to 2003 and Routh-Hurwitz stability test method, an empirical test is made on the influence of income inequality and private debt on financial stability. The results show that from 1997 to 2013, the financial system of China was unstable, mainly due to the deterioration of income inequality and the excessive expansion of private debt. Therefore, the government should narrow the expanding income gap, improve the innovation of financial tools and the consumption credit policy of residents to maintain the stability of the financial system and the effective operation of the economy.

Income Inequality;Private Debt;Financial Stability

2015-06-24

國(guó)家社會(huì)科學(xué)基金項(xiàng)目“我國(guó)家庭債務(wù)增長(zhǎng)的經(jīng)濟(jì)社會(huì)效應(yīng)與可持續(xù)性研究”(14BJL029)；教育部人文社科青年項(xiàng)目“中國(guó)家庭債務(wù)與公共債務(wù)變動(dòng)的關(guān)聯(lián)機(jī)制研究”(12YJC790206)；湖南省社科規(guī)劃辦重點(diǎn)項(xiàng)目“中國(guó)收入不平等、金融創(chuàng)新與家庭債務(wù)：理論架構(gòu)、數(shù)量測(cè)度及政策含義”(13ZDB069)；湖南省社科規(guī)劃辦項(xiàng)目“中國(guó)家庭債務(wù)的規(guī)模估算、決定因素與宏觀調(diào)控機(jī)制研究”(11YBA283)

郭新華(1972-)，男，湖南常德人，湘潭大學(xué)商學(xué)院教授，博士，博士生導(dǎo)師，研究方向?yàn)榧彝ソ鹑?、收入分配理論；唐榮(1991-)，女，湖南常德人，湘潭大學(xué)商學(xué)院碩士研究生，研究方向?yàn)榧彝ソ鹑诶碚?；伍再華(1975-)，女，湖南常德人，湘潭大學(xué)商學(xué)院副教授，研究方向?yàn)榧彝鶆?wù)、公共債務(wù)理論。

F832.5

A

1674-4543(2015)06-0067-11