潘 超，程均麗

(西南財經(jīng)大學中國金融研究中心，四川 成都 611130)

一、引言與文獻綜述

近年來我國受經(jīng)濟下行壓力和中美貿(mào)易摩擦影響，經(jīng)濟波動程度增大，政府不斷實施積極的財政政策，通過企業(yè)結(jié)構性減稅降費、提高個人所得稅征稅起點、加大對中小企業(yè)財政支持穩(wěn)定經(jīng)濟增長。但是財政政策也容易引起對私人投資和家庭消費的擠出，進而引起經(jīng)濟波動。近年來不斷增長的房地產(chǎn)價格使得家庭部門杠桿率越來越高，我國家庭部門杠桿率已明顯高于大多數(shù)新興經(jīng)濟體，家庭債務壓力的增加對消費產(chǎn)生了較為明顯的抑制作用[1]。因此，隨著我國宏觀審慎監(jiān)管框架的不斷完善，金融去杠桿政策也可能是導致消費需求下滑的原因。2018年以來我國社會消費品零售總額增速創(chuàng)2015年來新低，消費拉動經(jīng)濟的作用和財政政策刺激投資的作用逐漸疲軟，財政政策擠出效應還是家庭部門面臨借貸約束導致消費低迷是本文研究的主要內(nèi)容。具體而言，通過構建一個包含政府支出沖擊的真實商業(yè)周期模型，本文將政府支出作為外生隨機沖擊變量，對改革開放后的中國經(jīng)濟特征進行政策模擬。

將政府部門引入真實商業(yè)周期模型的思想源于Christiano和Eichenbaum(1992)[2]的開創(chuàng)性工作。傳統(tǒng)模型認為外部沖擊中既有供給沖擊也有需求沖擊，但是技術沖擊是最主要因素，占經(jīng)濟波動的三分之二以上。他們認為技術沖擊只是經(jīng)濟波動的重要因素而不是主要因素，并且政府支出與居民消費具有某種替代關系，政府支出的外溢性會對經(jīng)濟波動產(chǎn)生影響，而King和Rebelo(2000)[3]也發(fā)現(xiàn)將政府部門引入真實商業(yè)周期模型后提高了模擬經(jīng)濟的解釋能力。Iacoviello(2005)[4]又進行了進一步拓展，通過構建貨幣商業(yè)周期模型將房地產(chǎn)價格與家庭部門借貸約束掛鉤，發(fā)現(xiàn)家庭首付比例受到約束時，住房抵押貸款會對其他消費品產(chǎn)生溢出效應。后續(xù)文獻分別從實證和理論研究兩方面進行了分析。在實證研究方面，Schclarek(2007)[5]發(fā)現(xiàn)發(fā)展中國家的政府消費沖擊對私人消費的凱恩斯效應大于工業(yè)化國家；Tagkalakis(2008)[6]利用19個OECD國家數(shù)據(jù)進行實證研究，探討了經(jīng)濟衰退和經(jīng)濟擴張時期財政政策變化對私人消費的影響,研究表明在家庭面臨流動性約束的情況下，財政政策在經(jīng)濟衰退時期提振私人消費比在經(jīng)濟擴張時期更有效；Carmignani(2008)進一步發(fā)現(xiàn)財政政策在轉(zhuǎn)型期國家具有凱恩斯主義效應[7]；Ilzetzki等(2013)[8]利用44個國家政府支出的季度數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)工業(yè)國家政府消費增長的產(chǎn)出效應大于發(fā)展中國家。因此實證表明財政政策對于家庭部門消費具有一定影響，但其效果會隨著國家經(jīng)濟狀況而有所差異。在理論研究方面，Dynan(2012)[9]發(fā)現(xiàn)在美國信貸繁榮時期家庭部門大量舉債導致杠桿率升高，在金融危機期間房價大跌，這種“債務過?！贝呱思彝ゲ块T去杠桿化的需求，而去杠桿化又壓抑了消費者支出，造成了經(jīng)濟大幅波動；Mian等(2013)[10]認為金融危機前的高杠桿率和房價崩盤對家庭凈資產(chǎn)的負面沖擊，使得家庭部門消費大幅下降，對于低凈值家庭和高資產(chǎn)負債率家庭來說，消費對住房財富的邊際傾向要大得多；Christiane和Andreas(2013)[11]從政府公共財政支出的邊際效應來分析政府支出的效果，發(fā)現(xiàn)公共債務占GDP的比重較低時，財政政策的邊際效應較高，財政刺激對宏觀經(jīng)濟具有更大的正向影響，而當該比重超過30%—35%時，財政政策對消費的邊際傾向就會下降，政府支出乘數(shù)隨之變小。上述文獻支持了家庭部門受到借貸約束時對消費產(chǎn)生影響的觀點。

近年來我國家庭部門儲蓄率降低和房地產(chǎn)行業(yè)的持續(xù)繁榮，促進了家庭部門杠桿率的升高，如何有效控制家庭部門杠桿率過快上升趨勢，并促進消費以穩(wěn)定經(jīng)濟增長成為亟待解決的問題。我國政府部門采取的一系列財政政策也是國內(nèi)學者研究的熱點問題。國內(nèi)學者黃賾琳(2005)[12]首次將政府支出作為外生隨機沖擊引入真實商業(yè)周期模型來解釋中國的經(jīng)濟波動以及政府支出與居民消費之間的效應關系。他發(fā)現(xiàn)在引入政府部門后，就業(yè)與生產(chǎn)率之間的相關性顯著降低，這表明政府支出與居民消費二者相互替代，政府支出對居民消費產(chǎn)生了一定的擠出效應。呂朝鳳和黃梅波(2011)[13]通過將居民消費的習慣形成和借貸約束引入真實商業(yè)周期模型對中國經(jīng)濟進行實證檢驗，發(fā)現(xiàn)我國經(jīng)濟波動是由技術沖擊、勞動供給變動、借貸約束和居民消費習慣共同作用的結(jié)果，不能忽視習慣形成和借貸約束的作用。伍再華等(2017)[14]利用2005～2015年的季度數(shù)據(jù)，構建了一個包含家庭借貸約束和勞動市場摩擦的DSGE模型，他們發(fā)現(xiàn)家庭借貸行為對政府支出沖擊的動態(tài)效應具有重要影響，建議政府在制定或?qū)嵤U張性支出政策時，應適當關注家庭部門的借貸行為。

通過梳理相關文獻，本文發(fā)現(xiàn)已有文獻還存在以下幾點不足：第一，既有文獻集中于財政政策對家庭部門消費的擠出和擠入效應的實證研究，對造成這種現(xiàn)象的背后邏輯研究不夠深入，同時考慮到我國家庭部門的特征事實是由城市化進程中高房價帶來的家庭債務負擔，財政政策效應容易被放大，經(jīng)濟模型的解釋力度需加強；第二，近年來研究政策沖擊的文獻多使用貝葉斯估計進行參數(shù)校準，然而貝葉斯參數(shù)估計的先驗分布假設具有主觀性，對于先驗和后驗分布差別較大的參數(shù)設置缺乏解釋力度，從而導致參數(shù)估計的偏誤。

有鑒于此，本文嘗試從以下兩個方面對現(xiàn)有文獻進行補充：第一，嘗試同時將家庭借貸約束與政府支出引入一個真實商業(yè)周期模型，通過構建包含政府部門的經(jīng)濟模型，來研究家庭面臨借貸約束時，政府支出沖擊與經(jīng)濟波動的內(nèi)在邏輯；第二，在模型參數(shù)校準方面給與了詳細的說明，大部分參數(shù)的校準值根據(jù)中國經(jīng)濟數(shù)據(jù)采用線性回歸模型等方法得到，小部分參數(shù)取自相關文獻，使得模型對經(jīng)濟波動的解釋更具說服力。

本文剩余結(jié)構安排如下：第二部分構建包含家庭借貸約束和政府部門的真實商業(yè)模型并求解；第三部分對模型參數(shù)進行校準檢驗；第四部分進行財政政策沖擊的效應分析；第五部分進行家庭借貸約束參數(shù)的敏感性分析；第六部分總結(jié)。

二、模型的構建與求解

(一)模型構建

1.假設條件

本文建立的模型遵循Kydland和Prescott(1982)[15]真實商業(yè)周期模型假設。首先，經(jīng)濟系統(tǒng)是由無限期同質(zhì)的代表性家庭主體組成，這里家庭部門包括居民部門和企業(yè)部門，并且市場是完全競爭并出清。其次，在技術、政府支出沖擊和家庭借貸約束下家庭部門對目標函數(shù)進行最優(yōu)化，家庭代表性主體具有理性預期，并且所觀察到的波動是帕累托最優(yōu)的；最后，本文假設貨幣中性，即貨幣政策對實際變量沒有影響。

2.具體設定

本文假設家庭部門代表性主體的效用函數(shù)服從常相對風險規(guī)避型(CRRA)，政府支出為外生的隨機沖擊變量，此時代表性家庭部門面臨的規(guī)劃問題為：

(1)

本文借鑒Kydland和Prescott(1982)[15]的研究，采用常相對風險規(guī)避型(CRRA)函數(shù)，并根據(jù)Ho(2001)[16]和黃賾琳(2005)[12]的研究，建立一個家庭消費與政府支出的聯(lián)合消費形式，即TCt代表在第t期的有效消費，是一個關于家庭部門消費Gt和政府部門支出Gt的函數(shù)，方程如下：

(2)

其中,ω代表政府支出與消費的相對權值，表示兩者的關系系數(shù)。本文把全部可用勞動供給正規(guī)化為1,1-Nt表示第t期的閑暇，β∈(0,1)為主觀貼現(xiàn)率，η>0為相對風險規(guī)避系數(shù)，θ∈(0,1)為勞動與消費的相對權值。(1)這里參數(shù)θ的值根據(jù)模型設定計算，無需校準。

企業(yè)生產(chǎn)函數(shù)為：

(3)

資本存量動態(tài)方程為：

(4)

(5)

(6)

其中0<ψA<1為技術沖擊的自回歸系數(shù)，0<ψG<1為政府支出沖擊的自回歸系數(shù),服從一階自回歸過程AR(1)過程，εA,t和εG,t均為獨立同分布且非序列相關的白噪聲擾動。

借鑒Guo和Zuzana(2009)[17]的研究，本文將代表性家庭預算約束方程設定為：

Ct+It+Gt+(1+rt-1)Dt-1=Yt+Dt

(7)

其中，Ct代表家庭人均消費，It代表家庭人均投資，Gt代表家庭人均政府公共財政支出，Dt代表家庭人均債務，rt代表金融市場借貸利率，Yt代表家庭人均產(chǎn)出。方程右邊表示家庭代表性主體的收入，左邊表示支出，市場出清。另外，參考Ilzetzki等(2013)[8]的借貸約束研究，假設家庭代表性主體具有如下借貸約束：

[EtDt+1-(1+rt)Dt]+[Dt-(1+rt-1)Dt-1]+WtNt≤κRtKt-1

(8)

其中，κ代表家庭進行借貸的資產(chǎn)抵押率(即杠桿率)，K代表家庭人均資產(chǎn)，Wt代表家庭人均工資水平，Nt代表家庭勞動力占家庭總?cè)丝诒戎兀琑t代表家庭人均資產(chǎn)收益率，EtDt+1、Dt、Dt-1分別代表家庭部門在t+1期、t期、t-1期人均債務水平。不等式表示家庭兩期部門凈債務之和與工資收入水平均受到家庭資產(chǎn)水平的約束，不能超過家庭資產(chǎn)總量的抵押率水平。我們認為家庭未來的借貸仍然受當期資產(chǎn)水平約束。

(二)利用對數(shù)線性化求解模型

1.一階條件

最大化問題的Lagranngian函數(shù)表達式為：

(9)

通過對各個變量求偏導，求解一階條件得到如下方程：

(10)

(11)

(12)

(13)

其中，式(10)表示家庭代表性主體消費的最優(yōu)條件，表明在均衡條件下,私人消費的邊際效用水平等于影子價格；式(11)是關于資本邊際效用最優(yōu)條件；式(12)表示勞動力市場均衡；式(13)表示家庭債務的最優(yōu)條件。

2.邊界條件

初始時刻的資本存量滿足如下橫截面條件(TVC)：

(14)

無窮遠期家庭債務現(xiàn)值(用市場借貸利率折現(xiàn))滿足如下非蓬齊條件(NPC)：

(15)

三、參數(shù)校準

(一)數(shù)據(jù)的選擇與處理

本文樣本區(qū)間為1981～2018年，包括國內(nèi)生產(chǎn)總值(GDP)和固定資產(chǎn)投資、消費量年度數(shù)據(jù)，缺失數(shù)據(jù)采用估算，數(shù)據(jù)取自Wind數(shù)據(jù)庫。本文將GDP調(diào)整為以1981年為基期，計算實際GDP和固定資產(chǎn)投資。家庭消費量計算公式為：

家庭消費=總?cè)丝凇?城鎮(zhèn)人口比重×城鎮(zhèn)人均消費支出+農(nóng)村人口比重×農(nóng)村人均消費支出)

政府消費水平以政府公共財政支出計算。GDP、消費、投資分別用國內(nèi)生產(chǎn)指數(shù)、CPI、固定資產(chǎn)投資指數(shù)進行調(diào)整，以反映真實經(jīng)濟波動水平。勞動供給水平以經(jīng)濟活動人口占總?cè)丝诘谋戎赜嬎恪?/p>

(二)基年資本存量估算

借鑒Young(2003)[18]、金戈(2016)[19]的方法，這里假定基年(1981年)經(jīng)濟處于穩(wěn)態(tài)增長。1981年為改革開放第二年，GDP增長率為5.1%，相比較臨近年份增長率最低，資本變動率也較小，而1978年之前數(shù)據(jù)與改革開放后差異較大且數(shù)據(jù)獲取較為困難，因此選擇1981年為基年較為合適。由資本存量運動方程得到下式：

Kt+1/Kt=(1-δ)+It/Kt

(16)

假定基年資本增長率等于投資增長率，即Kt+1/Kt=It+1/It=1+g,其中投資增長率g取1981～1990年實際固定資產(chǎn)投資額平均增長率，通過計算得g=8.29%。年度折舊率δ按每年10%進行折舊。由此得到下式：

Kt=It/(δ+g)

(17)

其中1981年固定資產(chǎn)投資額為961億元，則根據(jù)上式計算1981年資本存量約為5254.56億元，根據(jù)永續(xù)盤存法(張軍，2004)[20]運用公式

Kt=(1-δ)Kt-1+It-1/Pt-1

計算1981～2018年資本存量，當年資本存量為上一年資本存量折舊加上一年實際固定資產(chǎn)投資額。本文采用固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)作為P，由于1981～1989年數(shù)據(jù)缺失，以消費者物價指數(shù)代替。

(三)資本產(chǎn)出彈性和技術沖擊變量的估計

為了測算資本產(chǎn)出彈性及“索洛剩余”，本文對生產(chǎn)函數(shù)等式兩邊同時除以Nt，取自然對數(shù)后再進行HP濾波，去除趨勢成份，保留波動成份，最后進行最小二乘回歸分析得：

ln(Yt/Nt)=0.592ln(Kt-1/Nt)

(18)

即資本產(chǎn)出彈性為ρ=0.592，其中殘差項為ln(At)，再對ln(At)進行一階自回歸，可得lnAt=0.586lnAt-1，ψA=0.586以及σA=0.0146。

(四)政府支出一階自回歸系數(shù)校準

ln(Gt)=0.719ln(Gt-1)

(19)

對于政府支出的計算，仍然取自然對數(shù)，再進行H-P濾波，去除趨勢成份，保留波動成份，通過計量分析一階自回歸模型AR(1)得到上式，即政府支出沖擊的一階自回歸系數(shù)校準為ψG=0.719及其標準差σG=0.039。

(五)均衡勞動供給系數(shù)的校準

對于勞動供給水平的確定，國外學者一般將居民的時間標準化為1，然后用每天的工作時間來確定勞動供給，一般將N校準為0.33；國內(nèi)學者大部分用勞動人口來校準，黃賾琳(2005)[12]采用1978～2002年的就業(yè)人數(shù)與總?cè)丝诘谋壤鳛閯趧庸┙o水平。本文采用Wind數(shù)據(jù)庫中的經(jīng)濟活動人口占總?cè)丝诒壤齺砗饬?，計算得這一期間該比例序列平均值為0.552。因此均衡勞動供給N校準為0.552。

(六)相對風險規(guī)避系數(shù)的設置

關于相對風險規(guī)避系數(shù)η值的校準，由于這里假設瞬時效用函數(shù)為CRRA效用函數(shù)，因此相對風險規(guī)避系數(shù)θ是跨期消費替代彈性的倒數(shù)。本文用CPI指數(shù)作為兩期消費價格之比。假設影響消費的主要因素為價格，擾動項滿足球型假設且包含全部其他次要因素，因此不再設截距項。進行一元線性回歸后，本文得到下式：

ln(Ct/Ct-1)=1.066ln(Pt/Pt-1)

(21)

通過跨期消費替代彈性的倒數(shù)計算得到η=0.938。

(七)政府支出與家庭消費支出的關系校準

參數(shù)ω表示第t期的政府與家庭消費的比例，本文通過計算1978～2013年我國公共財政支出與居民實際消費之比的平均值，將ω校準為0.496。

(八)貼現(xiàn)率β、抵押率κ和資本調(diào)整系數(shù)φ的校準

大部分國內(nèi)學者一般將β設定在0.9～0.98，比如黃賾琳(2005)[12]設定為0.935，呂朝鳳，黃梅波(2011)[13]設定為0.97。由于采用年度數(shù)據(jù)，本文借鑒呂朝鳳和黃梅波(2011)[13]的方法，通過計算我國1981～2018年第二年度CPI的平均增長率，得到β=0.995。但是針對本文模型，由于在穩(wěn)態(tài)時貸款利率r=1/β-1，而2018年第二季度我國個人住房貸款加權平均利率為5.6%，則此時β=0.947。本文認為第二種方法更為貼近中國目前現(xiàn)實經(jīng)濟情況，因此將β校準為0.947。

抵押率可以理解為抵押人愿意承擔的債務金額與抵押物價值之比，計算公式為

抵押率=[擔保債權本息總額/抵押物評估價值額]×100%

Mendoza等(2010)[17]將美國家庭抵押率校準為0.36。本文認為相對于中國家庭，美國家庭承受風險的能力更強一些，中國家庭抵押率應該高于0.36。對于抵押率κ的校準，國內(nèi)相關文獻較少，其中呂朝鳳和黃梅波(2011)[13]將κ校準為0.65。本文采用0.65作為校準結(jié)果。由于在我國土地類別為出讓住宅的抵押率最高為70%，該校準結(jié)果符合我國實際情況。

參數(shù)φ是凈資本的調(diào)整成本系數(shù)，呂朝鳳和黃梅波(2012)[21]的校準結(jié)果為φ=0.023，李浩等(2007)[22]校準為0.024，Craine(1975)[23]對美國經(jīng)濟的模擬，將φ校準為0.025?？紤]到中國相對于美國投資率更高，王晉斌(2018)[24]認為我國正在面臨越來越高的調(diào)整成本，φ的取值一般在0.023到0.028之間。本文把調(diào)整成本系數(shù)提高為0.026，略高于校準的美國調(diào)整成本系數(shù)。

由此本文所有參數(shù)都已校準完畢，結(jié)果如表1所示。

表1 模型參數(shù)校準

四、財政政策沖擊效應分析

(一)財政支出沖擊的波動率分析

通過將方程變量經(jīng)過log-level處理，以及視模型變量受沖擊時與穩(wěn)態(tài)的偏離為相對偏離程度，該構建了包括共12個參數(shù)和12方程的經(jīng)濟系統(tǒng)，來模擬財政支出沖擊的產(chǎn)出效應與擠出效應。本文模型可以模擬技術沖擊、政府支出沖擊對居民消費、產(chǎn)出、就業(yè)、投資的影響，也可以作為評價政府支出變化對我國經(jīng)濟運行影響效應的工具。通過對經(jīng)濟的模擬分析，本文發(fā)現(xiàn)：一方面，技術沖擊對家庭消費、產(chǎn)出、就業(yè)、投資都產(chǎn)生正向影響，即技術沖擊與這4個變量同方向變動，同期相關系數(shù)分別為0.2225、0.9934、0.9476和0.9038，這意味著技術沖擊與產(chǎn)出和就業(yè)、投資的波動性相關程度很高，但對消費影響較小；另一方面，政府支出沖擊對產(chǎn)出、就業(yè)產(chǎn)生正向影響，同期相關系數(shù)分別為0.1199和0.3569，而對消費與投資產(chǎn)生負向影響，同期相關系數(shù)分別為-0.6064和-0.3695，說明政府支出的增加對私人投資和消費產(chǎn)生了一定的擠出效應。

因此，在技術沖擊持續(xù)存在的條件下，財政支出的提高會給我國實際經(jīng)濟周期帶來以下兩種效應：一是擠出效應，政府部門積極的財政政策提高了實際利率水平和投資邊際成本，導致家庭部門實際投資減少，從而擠出家庭部門部分投資和消費，引致產(chǎn)出水平降低；二是產(chǎn)出效應，政府部門積極的財政政策比如增發(fā)國債、結(jié)構性減稅、提高征稅起點，相比貨幣政策的傳導機制，能夠更直接有效地刺激企業(yè)產(chǎn)出，自動穩(wěn)定器的機制能夠在更短的時間內(nèi)熨平經(jīng)濟周期的波動。

接下來，通過模擬經(jīng)濟提高財政支出，本文比較財政政策的產(chǎn)出效應與擠出效應。將財政沖擊參數(shù)σG分別提高30%(即σG=0.0507)和降低30%(即σG=0.0273)后，本文比較兩種情況下我國財政政策的產(chǎn)出效應與擠出效應，結(jié)果見表2與表3。當財政支出沖擊提高30%時，產(chǎn)出波動提高0.23%，投資波動提高5.06%，消費波動提高12.47%；在財政支出沖擊降低30%時，產(chǎn)出波動降低0.18%，投資波動降低4.09%，消費波動降低13.52%，因此模擬經(jīng)濟進一步顯示我國財政政策對私人消費和投資的沖擊存在一定的擠出效應，財政支出對私人消費影響波動大于私人投資波動。

表2 政府支出沖擊提高30%時經(jīng)濟變量波動

表3 政府支出沖擊降低30%時經(jīng)濟變量波動

(二)財政支出沖擊的脈沖響應分析

下面本文通過模擬經(jīng)濟來研究財政支出擠出和產(chǎn)出效應的規(guī)模效應。圖1為各變量對財政支出沖擊的脈沖響應?？梢钥闯?，1個單位標準差(σG=0.039)的財政支出沖擊對就業(yè)、產(chǎn)出、資本回報率都產(chǎn)生正向影響：就業(yè)第一期偏離穩(wěn)態(tài)0.24%；產(chǎn)出第一期偏離穩(wěn)態(tài)約0.09%，隨后在第8期達到最低點，而后逐漸趨于穩(wěn)態(tài)；資本回報率偏離穩(wěn)態(tài)0.026%。財政支出沖擊對就業(yè)的正向影響大于產(chǎn)出和資本回報率。另一方面，1個單位標準差(σG=0.039)的財政支出沖擊對資本存量、投資、消費、借貸利率都產(chǎn)生負向影響：在第一期資本存量偏離穩(wěn)態(tài)0.1%，投資偏離穩(wěn)態(tài)1.1%左右，消費偏離穩(wěn)態(tài)約1%，借貸利率第一期偏離穩(wěn)態(tài)7.3%。財政支出沖擊對借貸利率的負向影響大于資本存量、投資和消費。

圖1 各變量對財政支出沖擊的脈沖響應

當σG=0.039提高到0.0507時，在第一期產(chǎn)生正向影響的變量有：財政支出對自身沖擊穩(wěn)態(tài)相對偏離程度增加3%，就業(yè)增加33.3%，產(chǎn)出增加30.3%，資本回報率增加30%。同時，在第一期產(chǎn)生負向影響的變量有：資本存量相對偏離程度增加30%，投資增加30%，消費增加28.6%，借貸利率增加29.6%。模擬經(jīng)濟表明我國財政政策有一定的擠出效應，但是財政政策的產(chǎn)出效應強于擠出效應。此外，當財政沖擊波動降低30%時，各變量偏離穩(wěn)態(tài)程度均有減少，但基本形態(tài)和趨于穩(wěn)態(tài)的速度沒有發(fā)生大的變化，這里不再贅述。

五、借貸約束參數(shù)的敏感性分析

(一)財政支出與家庭借貸約束的特征性事實

圖2反映了2009～2018年我國政府支出、居民中長期貸款與住房貸款利率走勢，其中居民中長期貸款反映我們家庭部門債務規(guī)模，個人住房貸款利率反映家庭部門借貸約束。從圖2可見，個人住房貸款利率與家庭債務之間存在負相關性，這種負相關性在2012年表現(xiàn)得尤為明顯：該年12月個人住房貸款利率上升至7.62%，借貸約束處于較高水平，而居民中長期貸款下降至788億元，居民債務處于較低水平。事實上，在2011年1月至2012年12月，國家實施了積極的擴張性財政政策。模擬沖擊表明家庭部門受到借貸約束越強，財政支出沖擊對于家庭債務水平的正向影響越弱。這也與模型結(jié)果保持一致，說明本文模型能夠較好地模擬經(jīng)濟變量相關性。

進一步來看，圖3反映的特征性事實也表明我國財政政策存在明顯的周期性，并且與家庭債務存在較強的正相關關系，而這一現(xiàn)象在2012～2016年表現(xiàn)尤為明顯，表現(xiàn)為家庭部門受到借貸約束越弱，財政支出沖擊對于家庭債務水平的正向影響越強。從圖2可以看出，我國2012～2013年和2015～2017年共有五次經(jīng)濟調(diào)整期，PMI有較大幅度的連續(xù)下降，并且家庭借貸約束均處于由強到弱的轉(zhuǎn)變階段，即個人住房貸款利率處于下降通道，同時家庭債務趨于上升，即居民中長期貸款規(guī)模上升。近年來，我國家庭部門杠桿率的攀升速度過快。截至2017年末，家庭部門杠桿率在過去5年上升了18.7個百分點(2)數(shù)據(jù)來源：https://baijiahao.baidu.com/s?id=1604484630063982053&wfr=spider&for=pc，而此期間政府公共財政支出與居民中長期貸款走勢保持了高度一致，具體表現(xiàn)為家庭部門受到借貸約束越弱，財政支出沖擊對于家庭債務水平的正向影響越強。該結(jié)果支持了在經(jīng)濟調(diào)整期財政政策逆周期操作成為刺激經(jīng)濟的核心工具(趙萌和葉莉，2019)[25]的觀點，也說明了本文模型對于中國實際經(jīng)濟特征具有一定的解釋能力。

圖2 2009～2018年政府支出、居民中長期貸款與住房貸款利率走勢

(二)家庭借貸約束參數(shù)敏感性分析

在保證模型穩(wěn)定性和穩(wěn)態(tài)值存在的情況下，本部分將對模型中借貸約束方程參數(shù)κ的敏感性進行探討。我們通過改變抵押率參數(shù)以研究經(jīng)濟結(jié)構對抵押率κ的敏感性?？紤]到我國土地類別出讓的住宅抵押率最高為70%，下面分別對κ取0.65、0.1和0.9進行模擬，研究在家庭相對較強的借貸約束和較弱的借貸約束下，財政支出沖擊對有效消費TC和家庭債務D的不同影響。

圖3為家庭借貸約束參數(shù)敏感性分析結(jié)果?？梢钥闯觯彝ゲ块T受到不同借貸約束時，財政支出都對有效消費產(chǎn)生正向影響，隨后以較快收斂速度下降，在第9期左右達到谷值，此時消費水平低于穩(wěn)態(tài)，而后進入鞍點路徑開始趨于穩(wěn)態(tài)。家庭在面對正常約束和較弱約束時收斂于穩(wěn)態(tài)的速度快于較強約束，并且受到借貸約束越弱，財政支出沖擊對于有效消費的正向影響越強。此外，家庭部門受到不同借貸約束時，財政支出對家庭債務不產(chǎn)生瞬時影響，而是產(chǎn)生滯后的正向影響，隨后以較快收斂速度下降。具體來看，家庭債務在第2期達到波峰，隨后開始趨于穩(wěn)態(tài)，趨于穩(wěn)態(tài)的速度要快于有效消費收斂速度。并且，家庭部門受到借貸約束越強，財政支出沖擊對于家庭債務水平的正向影響越弱，即居民越傾向于降低家庭部門杠桿率。反過來說，家庭部門受到借貸約束越弱，財政支出沖擊對于家庭債務水平的正向影響越強，即居民越傾向于提高家庭部門杠桿率。這符合前述我國實際經(jīng)濟周期特征，尤其是我國非正規(guī)金融業(yè)務的發(fā)展迅速，家庭部門的民間借貸規(guī)模難以衡量，提高了家庭部門的杠桿率。

圖3 有效消費、家庭債務對財政支出沖擊的脈沖響應

(三)模擬經(jīng)濟與實際經(jīng)濟比較分析

為了判斷我國家庭借貸約束目前是處于相對較強還是較弱的狀態(tài)，我們進一步將模擬經(jīng)濟結(jié)果與實際經(jīng)濟作比較。當κ=0.65時，財政支出沖擊下的經(jīng)濟變量波動如表4所示。

表4 實際經(jīng)濟與模擬經(jīng)濟比較(κ=0.65)

總體來看，模擬經(jīng)濟四個變量之間的波動與實際經(jīng)濟變量之間的波動保持一致，說明本文較好地模擬了實際經(jīng)濟。但是，實際經(jīng)濟波動比模擬經(jīng)濟波動幅度要大：從產(chǎn)出波動來看，模型預測產(chǎn)出波動幅度為1.61%，小于實際經(jīng)濟，后者為3.00%，其K-P比為53.65%，即模型解釋了53.65%的實際產(chǎn)出波動。

當κ=0.1時，財政支出沖擊下的經(jīng)濟變量波動如表5所示。

表5 實際經(jīng)濟與模擬經(jīng)濟比較(κ=0.1)

相比之下，在家庭面臨較強的借貸約束水平時，消費和投資變量波動增大，就業(yè)和產(chǎn)出變量波動降低，模型預測產(chǎn)出波動幅度為1.56%，小于實際經(jīng)濟3.00%，K-P比率為51.97%?？紤]到當κ=0.65時，其K-P比率為53.65%，表明設置較強的借貸約束參數(shù)降低了模型解釋能力。

當κ=0.9時，財政支出沖擊下的經(jīng)濟變量波動如表6所示。

表6 實際經(jīng)濟與模擬經(jīng)濟比較(κ=0.9)

在經(jīng)濟波動水平方面，從產(chǎn)出波動來看，模型預測產(chǎn)出波動幅度為1.62%，K-P比率為54.00%，與κ=0.65和κ=0.1相比，κ=0.9時產(chǎn)出K-P比率最高，解釋實際經(jīng)濟波動能力更強，表明較弱的借貸約束更加符合我國實際經(jīng)濟周期特征。

六、結(jié) 論

本文通過構建一個包含政府支出沖擊的真實商業(yè)周期模型，將政府支出作為外生隨機沖擊變量，對改革開放后的中國經(jīng)濟特征進行政策模擬。從模擬經(jīng)濟的結(jié)果來看，我國財政支出對于私人投資和消費具有一定的擠出效應，但是產(chǎn)出效應強于擠出效應。私人部門受到借貸約束越強，財政支出沖擊對于有效消費和債務水平的正向影響會越弱，即居民越傾向于降低杠桿率。同時，本文發(fā)現(xiàn)在較弱的家庭借貸約束下，模擬經(jīng)濟與實際經(jīng)濟更為接近，表明模型預測了我國家庭部門杠桿率較高、但借貸約束較弱的特征事實，也體現(xiàn)了政府加強宏觀審慎的必要性。

基于上述政策模擬，本文將主要結(jié)論與相應政策建議總結(jié)如下：第一，結(jié)論表明財政支出存在一定的擠出效應，因此政府公共財政支出應該提高公共基礎設施建設的比例，更多投資于公共產(chǎn)品及民生支出保障，以增強其對私人投資的正外部效應，同時保持政策實施的持續(xù)性，穩(wěn)定私人部門的政策預期，以減少財政支出對私人投資和消費的擠出。第二，結(jié)論表明私人部門在較強的借貸約束下，財政支出沖擊對于有效消費的正向影響會越弱。當前我國經(jīng)濟形勢面臨下行壓力，如果發(fā)生通貨緊縮，將會有利于債權人而增加債務人的負擔，而債務人的邊際消費傾向往往高于債權人，因此由債務負擔而導致的債務人邊際消費傾向的降低會使社會總體消費水平下降而降低社會總需求，引起進一步的經(jīng)濟衰退，出現(xiàn)過度負債和通貨緊縮的惡性循環(huán)。目前我國居民和企業(yè)部門杠桿率較高，容易陷入債務-通縮循環(huán)導致經(jīng)濟加速下行。因此，如果去桿桿進程過快，容易導致居民和企業(yè)部門抵押品價值下跌，陷入蓬齊博弈，觸發(fā)“債務-通縮”風險。因此，政府應采取漸進階段性去杠桿措施。第三，結(jié)論表明私人部門在較強的借貸約束下，財政支出沖擊對于債務水平的正向影響會越弱，即越傾向于降低杠桿率。當前我國家庭部門債務主要集中于房地產(chǎn)(3)2019年10月由西南財經(jīng)大學中國家庭金融調(diào)查與研究中心、螞蟻金服集團研究院聯(lián)合發(fā)布的《中國家庭金融調(diào)查專題-中國居民杠桿率和家庭消費信貸問題研究》報告指出，雖然中國家庭債務風險可控，但近6成債務集中在房貸上，結(jié)構性問題突出。，因此監(jiān)管部門應加強房地產(chǎn)市場宏觀審慎管理，穩(wěn)定房地產(chǎn)市場價格走勢，給予家庭業(yè)部門相對較強的借貸約束，降低對家庭部門債務的沖擊進而實現(xiàn)穩(wěn)定去杠桿目標。但是在去杠桿進程中要注意去杠桿力度，否則會導致家庭部門面臨強迫性債務清償而導致融資困境。總之，在經(jīng)濟下行和去杠桿進程中，政府應制定逆周期財政調(diào)控政策，穩(wěn)定企業(yè)股權質(zhì)押和居民房地產(chǎn)抵押價值，注重財政政策和貨幣政策的協(xié)調(diào)性和持續(xù)性，提振實體經(jīng)濟增長信心。