李正輝 鐘俊豪 董 浩

一、文獻述評

近年來，中國實體經(jīng)濟增速顯著放緩，經(jīng)濟杠桿率持續(xù)上升。一個國家的杠桿率增高可以促進投資、拉動經(jīng)濟發(fā)展，但過高的杠桿率會增加金融風險的發(fā)生，甚至有可能引發(fā)金融危機，不利于經(jīng)濟增長。2015年12月的中央經(jīng)濟工作會議提出“三去一降一補”五大任務(wù)，其中“去杠桿”首次在中央經(jīng)濟工作會議上被提出。2016年的中央經(jīng)濟工作會議明確，“去杠桿”要在控制總杠桿率的前提下，把降低企業(yè)杠桿率作為重中之重，要規(guī)范政府舉債行為等。2017年7月全國金融工作會議進一步明確，要把國有企業(yè)降杠桿作為重中之重。李揚等[1]、中國人民銀行杠桿率研究課題組[2]、國際貨幣基金組織(IMF)等研究都指出，中國宏觀杠桿率上升過快，杠桿率水平不僅顯著高于自身的歷史水平，也顯著高于其他國家。張斌等[3]指出,2009—2016年間中國杠桿率上升的原因在于債務(wù)擴張帶來真實GDP增速以及通貨膨脹增速邊際效力下降,并不是在于貨幣增速過高等原因。2018年7月，中共中央政治局會議重點強調(diào)“把防范化解金融風險和服務(wù)實體經(jīng)濟更好地結(jié)合起來，堅定做好去杠桿工作，把握好力度和節(jié)奏，協(xié)調(diào)各項政策出臺時機”，這也說明去杠桿是一項長期的工作，“去杠桿、嚴監(jiān)管”的政策大方向并不會發(fā)生很大變化。政府推出的供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革主要是通過推動企業(yè)的持續(xù)盈利增長來降低實體經(jīng)濟的杠桿率。隨著一系列去杠桿政策的出臺與實施，宏觀杠桿率的上升趨勢顯著趨于平緩。當前，我國的宏觀杠桿率已經(jīng)趨于穩(wěn)定，結(jié)構(gòu)性去杠桿不再一味地追求快速下降，主要是為了實現(xiàn)宏觀杠桿率的穩(wěn)定和逐步下降。

根據(jù)現(xiàn)有研究，學界對宏觀杠桿率的測算存在不同看法。不同的測算方法在經(jīng)濟含義上具有一定的相通性，而在視角上則存在差異。國外一些學者認為，杠桿率是負債與收入的比值，宏觀經(jīng)濟杠桿率可以用負債與國民收入的比值來衡量。將一國各部門加總的總債務(wù)與國民收入的比值用于測算宏觀杠桿率，其核心思想源于微觀資產(chǎn)負債比值的視角。在此基礎(chǔ)上，許多文獻利用各部門總債務(wù)之和作為一國的負債，用GDP作為國民收入，將兩者對比測算宏觀杠桿率[2,4-5]。許多跨國的實證研究采用“債務(wù)余額/GDP”這一測算方法來衡量宏觀杠桿率。在國內(nèi)，同樣也有不少文獻采用這一方法測算宏觀杠桿率[6-8]。債務(wù)與國民收入的比值并沒有區(qū)分債務(wù)的結(jié)構(gòu)性作用，且有些機構(gòu)部門之間的債務(wù)對系統(tǒng)性金融風險并不能造成實質(zhì)性的影響，所以，一些研究認為宏觀杠桿率的測算應(yīng)該考察社會融資狀況與國民收入之間的關(guān)系，在測算時考慮社會融資能更加真實地反映社會經(jīng)濟資金的供求狀況與實體經(jīng)濟融資狀況?；诖?，社會融資余額與GDP的比值成為IMF[9]，Barajas等[10]文獻中測算宏觀杠桿率的方法。從貨幣產(chǎn)出率的角度看，一國全部貨幣與該國經(jīng)濟活動總量的比值大小不僅可以用于衡量貨幣化程度，同時也可以說明貨幣產(chǎn)出比例高低，進而會對貨幣政策產(chǎn)生直接影響，這種影響就是由金融杠桿的本質(zhì)屬性決定的，故在測算宏觀杠桿率時，一些文獻用貨幣供應(yīng)量(通常采用M2的數(shù)據(jù))與GDP的比值對其進行測算[11-12]。這些不同的宏觀杠桿率衡量測算方法因為包含許多一致的數(shù)據(jù)內(nèi)容，所以在一定程度上有互為線性的關(guān)系。

宏觀杠桿率時變性也是學者關(guān)注的主要問題。國外學者Mendoza等[13]的研究發(fā)現(xiàn)，經(jīng)濟繁榮時企業(yè)杠桿率會上升，經(jīng)濟衰退時企業(yè)杠桿率則趨于下降。Mendoza[14]的后續(xù)研究認為，杠桿率的水平在經(jīng)濟擴張時期會出現(xiàn)上升。其實一個完整的經(jīng)濟周期存在繁榮、衰退、蕭條和復蘇四個階段，紀敏等[15]基于理論分析后提出，經(jīng)濟復蘇擴張和蕭條崩潰階段宏觀杠桿率會下降，當經(jīng)濟進入繁榮高漲和停滯衰退階段則會出現(xiàn)上升。裘麗等[16]利用上市公司的數(shù)據(jù)實證分析后認為，企業(yè)杠桿率會在經(jīng)濟周期上升期時有所增長，在經(jīng)濟周期下降期時有所降低。袁利勇等[17]的研究發(fā)現(xiàn)，杠桿增長率的動態(tài)變化有明顯的雙區(qū)制，即宏觀經(jīng)濟杠桿的增長率會發(fā)生結(jié)構(gòu)性變化，存在“高增長”到“低增長”或“低增長”到“高增長”的轉(zhuǎn)移過程。這就是說，現(xiàn)有的研究大部分都認為杠桿率會因為經(jīng)濟周期的影響而產(chǎn)生波動。

已有的研究為本文提供了非常豐富的文獻基礎(chǔ)，同時也為現(xiàn)有研究留下了一定的空間?；诂F(xiàn)有文獻，本文利用2002—2017年的月度數(shù)據(jù)，對如何測算宏觀杠桿率更為合適進行研究，在測算基礎(chǔ)上，進一步研究其時變特征。較之已有的文獻，本文的貢獻主要體現(xiàn)在兩個方面。一是對宏觀杠桿率測算方法的拓展?，F(xiàn)有衡量宏觀杠桿率基本采用單一的測算方法且大多屬于理論分析，本文則從整理測算宏觀杠桿率的四個不同視角，利用實證方法對宏觀杠桿率測算進行甄選。二是以遴選的宏觀杠桿率測算方法為基礎(chǔ)分析宏觀杠桿率的基本特征，特別是非線性特征。

二、宏觀杠桿率水平測算方法選擇與基本特征

(一)宏觀杠桿率測算的基本原則

許多文獻認為宏觀杠桿率是從微觀概念中引入的，但從微觀和宏觀杠桿的性質(zhì)與手段來看，兩者具有顯著差異。微觀杠桿主要是指企業(yè)在財務(wù)管理中的杠桿效應(yīng)，具體表現(xiàn)為當某一財務(wù)變量以較小幅度變動后，會引致另一相關(guān)財務(wù)變量以較大幅度發(fā)生變動。微觀杠桿的主要目標是運用杠桿原理來合理規(guī)避公司風險以及提高資金運營效率，具體形式包括經(jīng)營杠桿、財務(wù)杠桿、復合杠桿等。宏觀杠桿是國家或經(jīng)濟組織利用價值規(guī)律和物質(zhì)利益原則影響、調(diào)節(jié)和控制社會生產(chǎn)、交換、分配、消費等方面的經(jīng)濟活動，其主要手段包括價格、稅收、信貸、工資、獎金、匯率，等等。隨著市場經(jīng)濟的不斷完善，價格、稅收、工資、獎金等調(diào)控手段的目標有效性能夠充分實現(xiàn)，而信貸和匯率等相對于其他調(diào)控手段，其有效性則相對不足。

宏觀與微觀杠桿的功能和目標存在差異性。宏觀杠桿的功能就是根據(jù)國家或經(jīng)濟組織的既定目標，從生產(chǎn)、交換、分配、消費等方面對從事經(jīng)濟活動的經(jīng)濟單位和當事人造成有利條件或不利條件。利用這種經(jīng)濟利益的變動作為閥門，以影響、調(diào)節(jié)、控制相關(guān)經(jīng)濟活動，促進或保證既定目標的實現(xiàn)。從微觀角度引入宏觀杠桿忽略了宏觀杠桿的目標性和經(jīng)濟運行過程的復雜性。

宏觀杠桿的基本目標是實現(xiàn)經(jīng)濟的平穩(wěn)運行。企業(yè)商品交易價格指數(shù)(Corporate Goods Price Index，簡稱CGPI)能夠全面地反映經(jīng)濟平穩(wěn)運行情況。中共十六大強調(diào)：“完善國家計劃和財政政策、貨幣政策等相互配合的宏觀調(diào)控體系，發(fā)揮經(jīng)濟杠桿的調(diào)節(jié)作用。”十九大報告指出，“健全貨幣政策和宏觀審慎政策雙支柱調(diào)控框架，深化利率和匯率市場化改革”。貨幣政策和宏觀審慎政策雙支柱的目標之一是穩(wěn)定物價、調(diào)控通脹，目標之二是引入所謂逆周期的政策措施。這兩個目標的核心都是使經(jīng)濟平穩(wěn)運行，而CGPI恰好是反映經(jīng)濟運行的綜合性指數(shù)。

結(jié)合宏觀杠桿的功能與中國宏觀調(diào)控手段的演化，本文認為宏觀杠桿率測算方法與經(jīng)濟平穩(wěn)運行的綜合指標即CGPI應(yīng)該具有顯著且強的關(guān)聯(lián)性。

(二)宏觀杠桿率的測算與模型選擇

正如前所述，學界和實務(wù)界對宏觀杠桿率測算方法(主要是采用什么數(shù)據(jù))并沒有取得一致意見。本文基于所論述的宏觀杠桿率必須滿足的原則，故選取文獻中常用的不同測算方法(數(shù)據(jù))與CGPI的關(guān)聯(lián)性，通過實證得到關(guān)聯(lián)性強弱確定用于測算宏觀杠桿率的方法。常用的宏觀杠桿率測算方法主要有四種方式。

一是利用“總負債/GDP”測算宏觀杠桿率的水平。總負債指的是企業(yè)承擔并需要償還的所有債務(wù)，GDP是國內(nèi)生產(chǎn)總值。這里的總負債所選取的指標為貨幣當局總負債?？傌搨cGDP之比表示一個國家政府所承擔的債務(wù)(累計金額)與國內(nèi)生產(chǎn)總值(GDP)的比率。在2008年美國爆發(fā)金融危機后，總負債與GDP的比值是各種文獻比較各國或者各地區(qū)之間杠桿率高低的一種主要方法。國際清算銀行等國際機構(gòu)也根據(jù)該指標對不同國家或地區(qū)的杠桿率進行對比分析，部分學者更是將這一比值應(yīng)用到了衡量一個國家的實體企業(yè)、工業(yè)企業(yè)、金融等相關(guān)層面上?？梢?，這個測算結(jié)果能較為明顯地反映不同國家或者地區(qū)之間負債率的高低情況，進而能夠較好地把握債務(wù)風險的高低程度。

二是利用“貨幣供應(yīng)量/GDP”測算宏觀杠桿率的水平?！柏泿殴?yīng)量/GDP”最早是由麥金農(nóng)1973年提出，用來衡量一個國家金融和貨幣經(jīng)濟發(fā)展的發(fā)達程度，后來逐步被演化用于宏觀杠桿率。許多文獻在具體使用該指標測算宏觀杠桿率時，用廣義貨幣供給量M2代替原公式中的“貨幣供應(yīng)量”，即采用“M2/GDP”測算一個國家或者地區(qū)在一定時期內(nèi)金融深化程度或者宏觀杠桿率。

三是利用“對非金融部門債權(quán)/國內(nèi)信貸”測算宏觀杠桿率的水平。該方法構(gòu)造是利用國民經(jīng)濟核算中的核算資料測算宏觀杠桿率，構(gòu)造時“對非金融部門債權(quán)”和“國內(nèi)信貸”指標口徑均來自于國際貨幣基金組織發(fā)布的《貨幣與金融統(tǒng)計手冊》中的口徑。“對非金融部門債權(quán)”是指在金融性公司資產(chǎn)負債表中，其他機構(gòu)部門對非金融部門的債權(quán)；“國內(nèi)信貸”為金融性公司中國內(nèi)信貸總額?！皩Ψ墙鹑诓块T債權(quán)/國內(nèi)信貸”反映了非金融部門占全部機構(gòu)部門的債權(quán)比例，該比例的增大代表著實業(yè)部門負債率的增加。

四是利用“對非金融部門債權(quán)/GDP”測算宏觀杠桿率。對非金融部門債權(quán)與GDP的比例，即實體經(jīng)濟部門債權(quán)對國內(nèi)生產(chǎn)總值的占比，該指標是“貨幣供應(yīng)量/GDP”的引申指標，但分子部分更換為對非金融部門債權(quán)，考慮了貨幣供應(yīng)量在金融機構(gòu)部門內(nèi)部的循環(huán)，故做了相應(yīng)的處理，使用該指標做分子。

根據(jù)宏觀杠桿率與經(jīng)濟平穩(wěn)運行的綜合指標，即CGPI具有顯著且強的關(guān)聯(lián)性這一基本原則，本文通過構(gòu)建Copula模型來進行分析，通過Copula函數(shù)連接宏觀杠桿率不同測算方法與企業(yè)商品價格指數(shù)，進而研究不同測算方法與CGPI的關(guān)聯(lián)性強弱，選擇關(guān)聯(lián)性最強的結(jié)果用于測算宏觀杠桿率。

在Copula模型中，主要采用二元正態(tài)Copula函數(shù)來度量宏觀杠桿率與企業(yè)商品交易價格指數(shù)的關(guān)聯(lián)程度，函數(shù)的具體定義如式(1)所示。

對于?u，v∈[0,1],二元正態(tài)Copula定義為：

(1)

式(1)中，φ表示單變量的標準正態(tài)分布函數(shù)，θ為在(-1,1)之間的線性相關(guān)系數(shù)。

(三)中國宏觀杠桿率的基本特征

本文所選取的宏觀杠桿率的測算方法：總負債/GDP、貨幣供應(yīng)量/GDP、對非金融部門債權(quán)/國內(nèi)信貸和對非金融部門債權(quán)/GDP，所用的指標數(shù)據(jù)來源于中國人民銀行數(shù)據(jù)庫和國家統(tǒng)計局。需要特別說明的是，GDP的原始數(shù)據(jù)是季度GDP數(shù)據(jù)，因此本文采用了二次匹配平均法將GDP季度數(shù)據(jù)轉(zhuǎn)換成月度數(shù)據(jù)。該方法對季度GDP數(shù)據(jù)進行局部二次插值，從而填充GDP數(shù)據(jù)。由于GDP數(shù)據(jù)存在季節(jié)性問題，本文對總負債/GDP、貨幣供應(yīng)量/GDP和對非金融部門債權(quán)/GDP使用X-12方法季節(jié)調(diào)整。最終四種測算方法經(jīng)過以上預(yù)處理所得的數(shù)據(jù)是本文所特指的宏觀杠桿率指標數(shù)據(jù)。

為了遴選出與宏觀經(jīng)濟實際運行相關(guān)聯(lián)的宏觀杠桿率測算方法，本文通過構(gòu)建二元正態(tài)Copula模型來分別分析四種宏觀杠桿率測算方法與企業(yè)商品交易價格指數(shù)的關(guān)聯(lián)性，需要通過以下步驟來實現(xiàn)。首先，運用ARIMA-GARCH模型對四種宏觀杠桿率測算方法和企業(yè)商品價格指數(shù)進行修正，得到無序列自相關(guān)、無條件異方差的獨立同分布殘差序列，對殘差序列的相依性進行研究。在運用Copula函數(shù)測量相關(guān)性之前，需要對殘差序列轉(zhuǎn)換處理為(0,1)均勻分布。其次，運用二元Copula模型對經(jīng)處理的宏觀杠桿率測算方法和企業(yè)商品交易價格指數(shù)的殘差序列進行擬合。

Copula模型在測量宏觀杠桿率與企業(yè)商品交易價格指數(shù)相關(guān)性方面具有優(yōu)勢，其一就是為了克服傳統(tǒng)建模對宏觀杠桿率與企業(yè)商品交易價格指數(shù)服從正態(tài)分布的假設(shè)和它們之間的線性相關(guān)性[18-19]。在運用二元正態(tài)Copula函數(shù)進行關(guān)聯(lián)性分析時，本文用Kendall′s tau系數(shù)絕對值大小來分析宏觀杠桿率與企業(yè)商品交易價格指數(shù)之間的關(guān)聯(lián)性強弱。模型運行結(jié)果如表1所示。

表1 宏觀杠桿率與企業(yè)商品交易價格指數(shù)相關(guān)性系數(shù)

注：*表示5%顯著水平，括號內(nèi)數(shù)值為相應(yīng)的標準差

從表1可以發(fā)現(xiàn)，所選取的四個宏觀杠桿率測算方法與企業(yè)商品交易價格指數(shù)的Kendall′s tau相關(guān)系數(shù)絕對值從大到小依次為對非金融部門債權(quán)/GDP、貨幣供應(yīng)量/GDP、總負債/GDP和對非金融部門債權(quán)/國內(nèi)信貸。但是四個相關(guān)系數(shù)絕對值差異不大，都在0.9左右的水平。需要特別注意的是，只有貨幣供應(yīng)量/GDP在5%水平下顯著。從信息準則上看，貨幣供應(yīng)量/GDP所對應(yīng)的對數(shù)似然值、AIC和BIC分別為301.779，-601.558和-598.306，僅低于對非金融部門債權(quán)/GDP。這反映了貨幣供應(yīng)量/GDP與宏觀經(jīng)濟運行具有較強的關(guān)聯(lián)性，并且進一步說明選取貨幣供應(yīng)量/GDP用于測算宏觀杠桿率能夠最有效地反映宏觀杠桿率水平?；诖?，本文選取貨幣供應(yīng)量/GDP作為宏觀杠桿率測算方法。

為考察中國宏觀杠桿率的基本特征，以及宏觀杠桿率在國家經(jīng)濟運行過程中與經(jīng)濟事件的關(guān)聯(lián)性，本文將2002—2017年中國宏觀杠桿率與企業(yè)商品交易價格指數(shù)繪制成時序圖，如圖1所示。

圖1 中國宏觀杠桿率與企業(yè)商品交易價格指數(shù)時序圖

從圖1中可以看到，樣本期間內(nèi)，中國宏觀杠桿率變化情況大致可以分成兩個不同的階段。第一個階段是2002年到2008年，此階段為適度的宏觀杠桿率，該時期是適度杠桿促進國家經(jīng)濟高速發(fā)展的時期，宏觀杠桿率的數(shù)值大約在5—6的區(qū)間內(nèi)波動，2002年3月，中國宏觀杠桿率達到此階段的最小值，也是整個樣本期間內(nèi)的最小值，為5.322。2003年10月，中國宏觀杠桿率達到最大值6.030。整個階段宏觀杠桿率波動幅度不大，較為平緩適中，最大值與最小值之差為0.708。從國家經(jīng)濟運行層面來看，經(jīng)濟平穩(wěn)運行的綜合指標即企業(yè)商品交易價格指數(shù)(CGPI)持續(xù)上漲，客觀地反映出在此階段國家經(jīng)濟運行在適度的宏觀杠桿率調(diào)節(jié)下保持一個良好的發(fā)展勢頭，在經(jīng)濟事件上具體表現(xiàn)為中國于2001年12月成為世界貿(mào)易組織(WTO)成員。中國宏觀經(jīng)濟采取“穩(wěn)健”的政策，積極引導投資帶動經(jīng)濟，注重產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)性調(diào)整。這是在金融危機發(fā)生前的一個經(jīng)濟發(fā)展良好的時期。在此期間，中國股市經(jīng)歷了一段大牛市。例如，滬深300指數(shù)上漲了474%，從2006年初的940點上漲到2007年6月的5400點。第二個階段是2008年到2017年，國際金融危機爆發(fā)之后，快速上漲的宏觀杠桿率引發(fā)國家經(jīng)濟發(fā)展劇烈波動。在此階段，中國宏觀杠桿率一度從2008年7月的5.508，持續(xù)上升到2017年10月的8.253，達到一個創(chuàng)紀錄的水平，是整個樣本期間內(nèi)的最大值，宏觀杠桿率也一直處于上升的趨勢，直到2017年10月之后才有明顯的下降。期間宏觀杠桿率的最大值與最小值之差為2.745，上漲了150%。從國家經(jīng)濟運行層面來看，企業(yè)商品交易價格指數(shù)(CGPI)在此階段經(jīng)歷了下跌—上漲—再下跌—再上漲的波動循環(huán)期。由此反映出在此階段國家經(jīng)濟運行在不斷高漲的宏觀杠桿率的影響下，進入了一個漫長的震蕩期。在經(jīng)濟事件上具體表現(xiàn)為中國經(jīng)濟受2008年國際金融危機的影響，急速收縮。中國宏觀經(jīng)濟政策從“從緊”到“適度寬松”，政府宣布實施經(jīng)濟刺激計劃，例如“四萬億計劃”。經(jīng)濟刺激計劃啟動之后，宏觀杠桿率在2009年2月一度被拉高至6.232，相應(yīng)地CGPI跌落至谷底，創(chuàng)下2007年至2015年間的最低值119.093。在此階段，宏觀杠桿率一直居高不下，上漲勢頭明顯。但是2017年以來，隨著全面深化改革、“一帶一路”倡議等政策實施以及人民幣納入SDR貨幣籃子，中國宏觀杠桿率呈現(xiàn)出了下降的趨勢，國家經(jīng)濟運行也逐步趨于平穩(wěn)狀態(tài)。

綜上所述，中國宏觀杠桿率在很大程度上受到具體經(jīng)濟事件和國家宏觀經(jīng)濟政策的影響。國家經(jīng)濟運行是否平穩(wěn)，或者中國宏觀經(jīng)濟采取“從緊”“穩(wěn)健”和“適度寬松”的政策，都會具體地表現(xiàn)在宏觀杠桿率水平上。因此，本文的一個重要結(jié)論是，中國宏觀杠桿率具有顯著的階段性特征，且與具體經(jīng)濟事件和宏觀經(jīng)濟政策具有很強的相關(guān)性。

為了描述中國宏觀杠桿率在樣本期間內(nèi)的總體特征，本文給出了中國宏觀杠桿率的描述性統(tǒng)計，如表2所示。

表2 中國宏觀杠桿率描述統(tǒng)計特征

從表2可知，2002—2017年中國宏觀杠桿率的均值為6.568。與2002年至2008年國家經(jīng)濟高速發(fā)展期間內(nèi)的宏觀杠桿率最大值6.030相比，樣本均值仍然處于偏高的水平，其偏度為0.488，宏觀杠桿率呈現(xiàn)了正偏性，其峰度的數(shù)值低于3，宏觀杠桿率表現(xiàn)為矮峰，也進一步證實了宏觀杠桿率的非正態(tài)性，與本文所預(yù)期的結(jié)果一致。

三、中國宏觀杠桿率時變特征分析

(一)宏觀杠桿率時變特征模型選擇

宏觀杠桿率的時變特征模型選擇有賴于其相關(guān)的經(jīng)濟特征。作為衡量金融經(jīng)濟發(fā)展的重要指標之一，宏觀杠桿率是金融經(jīng)濟發(fā)展的重點研究內(nèi)容。宏觀杠桿有其積極作用，也不可避免地會存在潛在的負面影響。當杠桿使用得當時，有利于推動金融平穩(wěn)發(fā)展和經(jīng)濟較快增長；若是杠桿沒有處于穩(wěn)定狀態(tài)，很有可能會導致經(jīng)濟過熱，產(chǎn)生金融危機。杠桿率的變化通常與金融經(jīng)濟周期存在一定的相關(guān)性。金融經(jīng)濟周期是指在內(nèi)外部的沖擊下，金融經(jīng)濟活動通過金融體系的影響產(chǎn)生周期變化和持續(xù)性波動。金融經(jīng)濟周期可能會因為受到政策調(diào)控等因素影響而產(chǎn)生結(jié)構(gòu)突變的現(xiàn)象?；诤暧^杠桿的作用和金融經(jīng)濟周期的特征，宏觀杠桿率存在非線性區(qū)制特征。

宏觀杠桿率在不同的周期中呈現(xiàn)不一樣的狀態(tài)。當金融市場出現(xiàn)波動，例如出現(xiàn)次貸危機和金融危機時，為了應(yīng)對沖擊需要刺激經(jīng)濟，杠桿率會進入高速增長階段；當國家開始規(guī)范市場準則時，杠桿率的增長趨于平緩。在這樣的情況下，杠桿的增長率會出現(xiàn)從“高增長”到“低增長”的轉(zhuǎn)移過程。與此相反的是，當杠桿處于“低增長”狀態(tài)時，由于杠桿率過高會不利于經(jīng)濟增長甚至導致金融危機等原因，很少會出現(xiàn)從“低增長區(qū)制”轉(zhuǎn)為“高增長區(qū)制”。因此，宏觀杠桿率區(qū)制轉(zhuǎn)移存在非對稱性。

黃哲豪等[20]使用馬爾科夫區(qū)制轉(zhuǎn)移模型刻畫虛擬金融資產(chǎn)收益率在不同區(qū)制的動態(tài)特征?；诖耍从诤暧^杠桿率隨著時間變化具有非線性區(qū)制和非對稱性特征，本文選用馬爾科夫區(qū)制轉(zhuǎn)移(MS-AR)模型，用于中國宏觀杠桿率時變特征的考察。此外，選擇馬爾科夫區(qū)制轉(zhuǎn)移模型還基于以下原因：馬爾科夫區(qū)制轉(zhuǎn)移模型不必人為地設(shè)定閾值來確定區(qū)制的轉(zhuǎn)移閾值，也不用事先預(yù)估不同區(qū)制轉(zhuǎn)移的時間，而是通過狀態(tài)變量在不同狀態(tài)之間的平滑轉(zhuǎn)換來確定所處的區(qū)制。這種非線性形式的馬爾科夫模型通過狀態(tài)轉(zhuǎn)移變量來捕捉不同狀態(tài)之間轉(zhuǎn)換的動態(tài)性。

對于宏觀杠桿率構(gòu)成的單一時間序列模型，建立相應(yīng)的MS-AR模型基本形式如式(2)所示。

levt=c(St)+α1(St)levt-1+…+αp(St)levt-p+εt

(2)

式(2)中，εt～N(0,σ2)，levt表示t時期宏觀杠桿率，St為狀態(tài)變量，遵循具有短記憶性的馬爾科夫過程；α1(St)為狀態(tài)St下滯后i階對應(yīng)的系數(shù)值。

在給定條件下，宏觀杠桿率保持在高(低)狀態(tài)或者換到另外一種狀態(tài)是通過轉(zhuǎn)移概率來實現(xiàn)的，即從t-1期的狀態(tài)u過渡到t期狀態(tài)v的概率puv，可以用(3)式來表示。

puv=pr(St=v|St-1=u)

(3)

且滿足(4)

(4)

(二)中國宏觀杠桿率非線性區(qū)制特征分析

考慮到模型參數(shù)的可估計性，本文在估計結(jié)果前對數(shù)據(jù)進行預(yù)處理。對數(shù)據(jù)的預(yù)處理主要包括平穩(wěn)性檢驗。平穩(wěn)性檢驗用于考慮可能在模型擬合過程中出現(xiàn)的偽回歸以及驗證中國宏觀杠桿率序列生成過程是否具有可預(yù)測性和可延續(xù)性。本文平穩(wěn)性檢驗的方法選取ADF檢驗，ADF檢驗的原假設(shè)是存在單位根過程。檢驗前需要先判斷中國宏觀杠桿率序列是否存在趨勢項和截距項。由圖1可知，中國宏觀杠桿率序列既存在趨勢項，也存在截距項。檢驗結(jié)果如表3。

表3 中國宏觀杠桿率平穩(wěn)性檢驗結(jié)果

注：Lev為中國宏觀杠桿率序列，D-Lev為一階差分后中國宏觀杠桿率序列

由平穩(wěn)性檢驗結(jié)果可以看出，在不做差分的情況下，中國宏觀杠桿率序列的統(tǒng)計量為-1.626，P值為0.779>0.05，在一階差分后，ADF統(tǒng)計量的值為-2.577，P值為0.000<0.05。因此在一階差分后拒絕原假設(shè)，即認為一階差分后中國宏觀杠桿率序列是平穩(wěn)的。

解決平穩(wěn)性問題后，還需要確定MS-AR模型的區(qū)制數(shù)以及滯后階數(shù)。本文使用Log Likelihood 準則確定區(qū)制數(shù)和滯后階數(shù)，分別選取區(qū)制2—6和滯后1—5階，計算不同情況的Log Likelihood值，計算結(jié)果如圖2。

圖2 Log likelihood計算結(jié)果

由圖2可以看出，不同區(qū)制數(shù)和滯后階數(shù)的選擇，Log likelihood值具有差異性。固定同一滯后階數(shù)，當區(qū)制數(shù)選擇1—3時，Log likelihood值顯著增加；當區(qū)制數(shù)選擇3—6時，Log likelihood值趨于平穩(wěn)，且圍繞區(qū)制數(shù)3時取值在小范圍波動。同樣，當固定同一區(qū)制(大于3)時，Log likelihood值隨著滯后階數(shù)的選擇呈現(xiàn)出先上升后下降的趨勢，并在滯后階數(shù)為3時取得最大值。因此，考慮Log likelihood值最大準則，以及降低模型參數(shù)估計的個數(shù)等，本文對中國宏觀杠桿率序列擬合 MS(3)-AR(3)模型，參數(shù)估計結(jié)果見表4。

根據(jù)常數(shù)項的估計結(jié)果，劃分樣本期內(nèi)中國宏觀杠桿率的不同區(qū)制。由表4的估計結(jié)果可以看出，常數(shù)項最大是Regime 1，為0.172，最小是Regime 2，為-0.007。因此，本文將Regime 2定為低杠桿率區(qū)制，Regime 3為中等杠桿率區(qū)制，而Regime 1為高杠桿率區(qū)制。

表4 MS-AR模型參數(shù)估計結(jié)果

注：***、**、*、◆，分別表示0.1%、1%、5%、10%顯著水平

同一區(qū)制下，不同階數(shù)對中國宏觀杠桿率的影響具有差異性。在低杠桿率區(qū)制下，中國宏觀杠桿率的波動主要受滯后一階和滯后二階的影響，且滯后一階影響最大，分別為1.903和-0.171，而滯后三階對中國宏觀杠桿率影響不顯著。這說明在低宏觀杠桿率區(qū)制下，市場對宏觀杠桿率調(diào)節(jié)的有效性較強，市場通過經(jīng)濟和金融的運行狀況對宏觀杠桿率自主調(diào)節(jié)，因此在經(jīng)濟和金融運行狀況良好的情況下，適當增加宏觀杠桿率；相反，則適當降低宏觀杠桿率。在中等杠桿率區(qū)制下，宏觀杠桿率的波動具有較強的滯后效應(yīng),表現(xiàn)為宏觀杠桿率的波動主要受到滯后二階的影響，為0.192。這說明在該區(qū)制下，由于杠桿率的增加，導致市場對杠桿率的調(diào)節(jié)出現(xiàn)延后現(xiàn)象，宏觀杠桿率不能及時對經(jīng)濟與金融發(fā)展的狀況做出反映，通過對經(jīng)濟和金融發(fā)展的觀望，進而實現(xiàn)對宏觀杠桿率的調(diào)節(jié)。在高杠桿率區(qū)制下，滯后一到三階對宏觀杠桿率波動的影響出現(xiàn)正負交替現(xiàn)象。滯后一階和三階抑制宏觀杠桿率的發(fā)展，分別為-1.402和-2.580；而滯后二階促進宏觀杠桿率的調(diào)節(jié)，為2.762。這說明在高杠桿率區(qū)制下，經(jīng)濟過熱使得市場對宏觀杠桿率調(diào)節(jié)的有效性下降，企業(yè)對市場的把握度降低，企業(yè)投資者的投資信心不足，使得經(jīng)濟和金融發(fā)展緩慢，但由于投資對經(jīng)濟金融狀況的滯后性，所以宏觀杠桿率的調(diào)節(jié)具有較強的滯后性，且滯后三階對宏觀杠桿率的增長具有抑制作用。

在不同區(qū)制下，同一滯后階數(shù)對中國宏觀杠桿率的影響也具有差異性。滯后一階在低宏觀杠桿率區(qū)制下促進宏觀杠桿率的調(diào)節(jié)，在高宏觀杠桿率區(qū)制下抑制宏觀杠桿率的調(diào)節(jié)，而在中等宏觀杠桿率區(qū)制下對宏觀杠桿率的調(diào)節(jié)無顯著影響。滯后二階對不同區(qū)制的宏觀杠桿率均具有顯著的影響，分別是-0.171、0.192和2.762。此外，滯后三階對宏觀杠桿率的調(diào)節(jié)只在高杠桿率區(qū)制下具有顯著影響。這主要是因為不同的滯后期，對市場變動的敏感程度具有差異性。滯后一期對市場變動的敏感性最強，但由于在中等杠桿率區(qū)制下，市場對宏觀杠桿率的反映滯后效應(yīng)更強，因此宏觀杠桿率的變化并不能及時被經(jīng)濟和金融發(fā)展狀況反映，所以此時滯后一期對宏觀杠桿率的調(diào)節(jié)影響不顯著；此外，低宏觀杠桿率市場調(diào)節(jié)效率較高，高宏觀杠桿率區(qū)制下市場和政府的雙重作用提升了市場的調(diào)節(jié)效率，但由于不同區(qū)制下投資者的投資信心具有差異性，導致滯后一期對宏觀杠桿率的調(diào)節(jié)作用具有差異性。相反，滯后三期對市場變動的敏感性最弱，其對宏觀杠桿率的調(diào)節(jié)作用主要受投資者信心影響，而投資者信心又受到經(jīng)濟發(fā)展狀況的影響。當宏觀杠桿率處于低或者中等區(qū)制時，經(jīng)濟和金融發(fā)展狀況良好，此時投資者信心比較足，投資者只關(guān)注近期宏觀杠桿率的變化情況，因此滯后三期在此時對宏觀杠桿率的調(diào)節(jié)無顯著影響。而在高宏觀杠桿率區(qū)制下，投資者對市場的把握程度不足，導致投資者制定投資決策具有較強的滯后性，因此滯后三階對宏觀杠桿率的調(diào)節(jié)具有顯著影響。

(三)中國宏觀杠桿率非對稱性特征分析

樣本期內(nèi)中國宏觀杠桿率的區(qū)制圖見圖3。圖3中，Regime 2為低宏觀杠桿率區(qū)制，Regime 3為中等宏觀杠桿率區(qū)制，Regime 1 為高宏觀杠桿率區(qū)制。由圖3可以看出，樣本期內(nèi)，中國宏觀杠桿率出現(xiàn)多次高中低三個區(qū)制之間的轉(zhuǎn)換，且較多時間處于中等宏觀杠桿率區(qū)制下，較少處于高宏觀杠桿率區(qū)制，且在中和低區(qū)制之間的轉(zhuǎn)換較為頻繁。這說明政策在宏觀杠桿率調(diào)節(jié)過程中具有重要作用。當宏觀杠桿率處于低區(qū)制時，由于投資者對宏觀杠桿率的認識不足，且市場有效性較低，所以維持低杠桿率區(qū)制難度較大，容易發(fā)生由低到中等或者高杠桿率區(qū)制的轉(zhuǎn)換。又由于政策對宏觀杠桿率的調(diào)控，使得宏觀杠桿率更容易發(fā)生由低區(qū)制向中等區(qū)制轉(zhuǎn)換。當宏觀杠桿率處于高區(qū)制時，由于對宏觀杠桿率的監(jiān)控以及從經(jīng)濟和金融發(fā)展狀況的穩(wěn)健性出發(fā)，使得對宏觀杠桿率政策調(diào)節(jié)力度增強，因此高宏觀杠桿率區(qū)制的持續(xù)時間不久，且容易發(fā)生區(qū)制的跳躍，即更容易從高區(qū)制轉(zhuǎn)變?yōu)榈秃暧^杠桿率區(qū)制。這種宏觀杠桿率在不同區(qū)制之間的轉(zhuǎn)換也可由表5得出。

圖3 樣本期內(nèi)中國宏觀杠桿率區(qū)制圖

表5 轉(zhuǎn)移概率矩陣

表5為中國宏觀杠桿率不同區(qū)制之間的轉(zhuǎn)移概率矩[注]矩陣中每個元素表示由一個區(qū)制向另一個區(qū)制轉(zhuǎn)換的概率，其中Vi 中i = 1，2，3，代表當期所處區(qū)制，矩陣行代表可能轉(zhuǎn)換的區(qū)制; Regime 1，Regime 2，Regime 3 分別代表高、低、中三個宏觀杠桿率區(qū)制。。樣本期內(nèi)，宏觀杠桿率保持當前區(qū)制的概率具有差異性。由表5對角線元素可以看出，宏觀杠桿率保持中等區(qū)制的概率最高，為0.760；保持低區(qū)制的概率最低，為0.058。這主要是由于政策對宏觀杠桿率的調(diào)節(jié)以及市場的效率所引起的。

此外，宏觀杠桿率區(qū)制轉(zhuǎn)移具有非對稱性。由表5可以看出，宏觀杠桿率由高區(qū)制轉(zhuǎn)換為低區(qū)制的概率為0.436，而由低區(qū)制向高區(qū)制轉(zhuǎn)換的概率為0.104，這主要由于高宏觀杠桿率區(qū)制下，政策調(diào)節(jié)力度顯著增強，對宏觀杠桿率調(diào)節(jié)效應(yīng)較大，使得宏觀杠桿率發(fā)生區(qū)制跳躍的情況；而在低宏觀杠桿率區(qū)制時，市場的主要作用以及政府的輔助，使得發(fā)生區(qū)制跳躍的概率較低。同樣的非對稱性在宏觀杠桿率“中—低”和“中—高”區(qū)制的轉(zhuǎn)換過程中依然存在。宏觀杠桿率由中等區(qū)制向低區(qū)制轉(zhuǎn)換的概率為0.220，由低區(qū)制向中等區(qū)制轉(zhuǎn)換的概率為0.838；而宏觀杠桿率由中等區(qū)制向高區(qū)制轉(zhuǎn)換的概率為0.020，由高區(qū)制向中等區(qū)制轉(zhuǎn)換的概率為0.345。這說明政府在對宏觀杠桿率采取監(jiān)管措施時，要注重結(jié)合宏觀杠桿率存在的不同區(qū)制特征，避免宏觀杠桿率市場出現(xiàn)較大的波動，保護市場中企業(yè)投資者的合法利益，促進經(jīng)濟和金融平穩(wěn)健康發(fā)展。

四、結(jié) 論

本文利用2002—2017年的月度數(shù)據(jù)，從總負債/GDP、貨幣供應(yīng)量/GDP、對非金融部門債權(quán)/國內(nèi)信貸、對非金融部門債權(quán)/GDP這四個學術(shù)界廣泛使用的宏觀杠桿率測算方法入手，運用Copula函數(shù)建模遴選出樣本期內(nèi)宏觀杠桿率最優(yōu)測算方法，并分析宏觀杠桿率總體特征。同時，建立MS-AR模型對宏觀杠桿率的時變性特征進行深入挖掘分析，得出以下四個結(jié)論。

第一，在選取的四個宏觀杠桿率測算方法中，本文認為貨幣供應(yīng)量/GDP是宏觀杠桿率最優(yōu)測算方法。通過Copula函數(shù)建模，分析所得到的Kendall′s tau相關(guān)系數(shù)和顯著性水平，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，貨幣供應(yīng)量/GDP與企業(yè)商品交易價格指數(shù)的Kendall′s tau相關(guān)系數(shù)值為-0.920，并且只有該測算方法在5%水平下顯著。這反映了貨幣供應(yīng)量/GDP與宏觀經(jīng)濟運行具有較強的關(guān)聯(lián)性，并且進一步說明本文選取貨幣供應(yīng)量/GDP用于測量宏觀杠桿率能最有效地反映宏觀杠桿率水平。

第二，中國宏觀杠桿率具有顯著的階段性特征，且與具體經(jīng)濟事件和宏觀經(jīng)濟政策有很強的相關(guān)性。國家經(jīng)濟運行是否平穩(wěn)，或者中國宏觀經(jīng)濟采取“從緊”“穩(wěn)健”和“適度寬松”的政策，都會具體表現(xiàn)在宏觀杠桿率水平上。樣本期間內(nèi)，中國宏觀杠桿率變化情況大致可以分成兩個不同的階段。第一個階段是2002年到2008年，此階段為適度的宏觀杠桿率促進國家經(jīng)濟高速發(fā)展的時期，宏觀杠桿率的數(shù)值大約在5—6的區(qū)間內(nèi)波動；第二個階段是2008年到2017年，國際金融危機爆發(fā)之后，此階段為快速上漲的宏觀杠桿率引發(fā)國家經(jīng)濟發(fā)展劇烈波動的時期。

第三，中國宏觀杠桿率劃分為高、中、低三個不同的杠桿率區(qū)制，并且宏觀杠桿率具有非線性的區(qū)制特征。在同一區(qū)制下，不同階數(shù)對中國宏觀杠桿率的影響具有差異性。在低杠桿率區(qū)制下，中國宏觀杠桿率的波動主要受滯后一階和滯后二階的影響，且滯后一階影響最大，分別為1.903和-0.171，而滯后三階對中國宏觀杠桿率影響不顯著。在不同區(qū)制下，同一滯后階數(shù)對中國宏觀杠桿率的影響也具有差異性。滯后一階在低宏觀杠桿率區(qū)制下促進宏觀杠桿率的調(diào)節(jié)，在高宏觀杠桿率區(qū)制下抑制宏觀杠桿率的調(diào)節(jié)，而在中等宏觀杠桿率區(qū)制下對宏觀杠桿率的調(diào)節(jié)無顯著影響。滯后二階對不同區(qū)制的宏觀杠桿率均具有顯著的影響，分別是-0.171、0.192和2.762。此外，滯后三階對宏觀杠桿率的調(diào)節(jié)只在高宏觀杠桿率區(qū)制下具有顯著影響。

第四，中國宏觀杠桿率在時變過程中具有非對稱性。樣本期內(nèi)，中國宏觀杠桿率出現(xiàn)多次高中低三個區(qū)制之間的轉(zhuǎn)換，且較多時間處于中等宏觀杠桿率區(qū)制下，較少處于高宏觀杠桿率區(qū)制，且在中和低區(qū)制之間的轉(zhuǎn)換較為頻繁。另外，宏觀杠桿率保持當前區(qū)制的概率具有差異性。宏觀杠桿率保持中等區(qū)制的概率最高，為0.760；保持低區(qū)制的概率最低，為0.058。最后，宏觀杠桿率在不同區(qū)制之間的轉(zhuǎn)移概率也呈現(xiàn)非對稱性。