胡海峰 陳世金

一、引言與文獻綜述

近年來，受新冠疫情、地緣沖突以及發(fā)達國家逆全球化貿(mào)易保護主義的影響，各國實體經(jīng)濟陷入困境，政府、金融機構(gòu)、企業(yè)部門的債務(wù)風(fēng)險不斷累積，宏觀杠桿率進一步攀升，加大了金融體系的脆弱性。過高的宏觀杠桿率可能會帶來資產(chǎn)價格泡沫和高通貨膨脹，從而引發(fā)新的債務(wù)危機，被視為系統(tǒng)性金融風(fēng)險的總源頭①。在美國頻繁加息的影響下，國際資本流動加劇，導(dǎo)致新興市場國家面臨外部需求減少、資本流出、本幣匯率貶值和資產(chǎn)價格縮水等問題。在過高的宏觀杠桿率與經(jīng)濟下行的雙重壓力下，容易引發(fā)流動性風(fēng)險，增加過度負債型企業(yè)的破產(chǎn)風(fēng)險，并對金融體系的穩(wěn)定性造成沖擊。防范化解金融風(fēng)險是金融工作的永恒主題。從中國的數(shù)據(jù)來看，中國的宏觀杠桿率（即居民債務(wù)、非金融企業(yè)債務(wù)、政府債務(wù)三者之和/名義GDP）從2009 年以后呈現(xiàn)加速上升的態(tài)勢，2021 年出現(xiàn)短暫的下降調(diào)整，目前仍處于較高的水平②。截至2023 年3月底，中國宏觀杠桿率為281.8%，非金融企業(yè)部門的杠桿率（非金融企業(yè)債務(wù)/GDP）從2002 年的91.1%增加到2022 年底的160.9%，不僅遠遠超過發(fā)達國家的平均水平（100.9%），也超過新興市場國家的平均水平（101.2%）。圖1為2006—2021年中國、印度、巴西、俄羅斯、美國、德國的宏觀杠桿率③。

圖1 中國與主要國家的宏觀杠桿率

盡管判斷一國的宏觀杠桿率高低并無統(tǒng)一的國際標準，但在外部需求環(huán)境惡化以及中美經(jīng)濟貿(mào)易摩擦不斷加劇的嚴峻形勢下，增強憂患意識、堅持底線思維、積極做好風(fēng)險防控的前瞻性工作是有效防范和化解金融風(fēng)險的前提。因此，在中國金融業(yè)高水平開放背景下，配合供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革，科學(xué)認識宏觀杠桿率的變化趨勢及其決定因素，有效控制非金融企業(yè)杠桿率的快速上升，提高中國金融服務(wù)實體經(jīng)濟的效率，做好平衡穩(wěn)增長和穩(wěn)杠桿的雙重任務(wù)，是目前中國統(tǒng)籌發(fā)展和安全、守住不發(fā)生系統(tǒng)性風(fēng)險的底線亟須解決的重要課題。

已有文獻對宏觀杠桿率的研究主要從宏觀、中觀和微觀三個視角展開。宏觀視角主要集中在貨幣政策、財政政策、儲蓄水平及經(jīng)濟增長速度等方面，研究其對宏觀杠桿率的影響。張曉晶等（2018）認為政府的跨周期調(diào)節(jié)政策會顯著影響宏觀杠桿率，比如，2008年國際金融危機爆發(fā)后，中國推出擴張性的財政政策和相對寬松的貨幣政策，提振經(jīng)濟增長的同時也推高了企業(yè)部門債務(wù)，導(dǎo)致產(chǎn)能過剩、融資平臺債務(wù)積累、引發(fā)宏觀杠桿率加速上升。郭長林等（2022）研究發(fā)現(xiàn)，寬松的貨幣政策對總需求的刺激效應(yīng)強于對企業(yè)實際債務(wù)的提升作用，適度寬松的貨幣政策能使企業(yè)營收能力得到提升，最終有利于穩(wěn)定杠桿率。紀敏等（2017）認為中國高儲蓄支撐的投資導(dǎo)向增長模式，決定了中國較高的宏觀杠桿率。劉哲希等（2022）論證了中國經(jīng)濟增速與宏觀杠桿率之間顯著的負相關(guān)性。中觀視角指從結(jié)構(gòu)因素的角度對宏觀杠桿率的分析。第一類文獻關(guān)注的是金融結(jié)構(gòu)對宏觀杠桿率水平的影響。Allen和Gale（2000）認為資本市場主導(dǎo)型金融結(jié)構(gòu)的不斷擴大是導(dǎo)致宏觀杠桿率變化的重要決定因素。譚小芬等（2019）延續(xù)了上述觀點，認為金融結(jié)構(gòu)的變化是影響宏觀杠桿率的關(guān)鍵因素，金融結(jié)構(gòu)和杠桿率之間存在負相關(guān)關(guān)系。第二類文獻從資本結(jié)構(gòu)調(diào)整的角度分析宏觀杠桿率的影響因素。Bolton 和Huang（2018）認為中國的高宏觀杠桿率只是趨向最優(yōu)資本結(jié)構(gòu)的過程。一國的貨幣發(fā)行規(guī)模與經(jīng)濟增長速度、預(yù)期通貨膨脹率和投資回報率有關(guān)，是國家對最優(yōu)資本結(jié)構(gòu)選擇的結(jié)果。第三類文獻從產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)角度分析一國宏觀杠桿率的影響因素。熊航和劉少波（2017）使用中國各省份的數(shù)據(jù)進行研究后認為，第二產(chǎn)業(yè)的發(fā)展會推高一地區(qū)的宏觀杠桿率，而第三產(chǎn)業(yè)則會降低該地區(qū)的宏觀杠桿率。胡恒強等（2018）認為，中國第二產(chǎn)業(yè)占比下降、服務(wù)業(yè)比重上升以及創(chuàng)新驅(qū)動引致的產(chǎn)業(yè)鏈升級是中國宏觀杠桿率由升轉(zhuǎn)降的重要原因。微觀視角主要從公司融資結(jié)構(gòu)決策的角度，研究企業(yè)的規(guī)模、盈利能力、融資約束、成長性等微觀個體因素對非金融企業(yè)杠桿率的影響。Robichek 和Myers（1966）在MM 理論中引入風(fēng)險和企業(yè)破產(chǎn)理論，認為公司通過杠桿債務(wù)融資可提高其市場價值，但隨著杠桿率上升，公司面臨的破產(chǎn)風(fēng)險也會增加，企業(yè)存在最優(yōu)的資本結(jié)構(gòu)和杠桿率。傳統(tǒng)的理論認為，最優(yōu)資本結(jié)構(gòu)是企業(yè)的杠桿融資實際邊際成本和權(quán)益融資的邊際成本相等。國內(nèi)學(xué)者的實證研究發(fā)現(xiàn)，企業(yè)金融化有利于企業(yè)資本結(jié)構(gòu)調(diào)整，對企業(yè)杠桿率有非線性的影響。當金融化程度較低時，企業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營和金融投資依賴外部借款提升了企業(yè)杠桿率；當金融化程度較高時，金融投資收益率遠高于實物投資收益率，企業(yè)偏向于加大杠桿率進行金融投資以獲得更高的回報。在金融化的中間階段，企業(yè)通過證券化提高內(nèi)部融資能力，減少銀行外部貸款，從而降低杠桿率。當企業(yè)資產(chǎn)流動性高、公司規(guī)模大、盈利能力強和成長性好時，杠桿率會降低（李程和趙一杰，2019；張成思和張步曇，2015）。

總之，前期文獻忽視了從金融開放和金融結(jié)構(gòu)相結(jié)合的視角分析一國宏觀杠桿率的影響，因此，本文試圖彌補這一缺陷，把金融結(jié)構(gòu)和金融開放綜合起來考慮，選用75個國家的面板數(shù)據(jù)進行實證分析，在分析一國的金融結(jié)構(gòu)對該國宏觀杠桿率水平影響的基礎(chǔ)上，從開放的視角，進一步研究國際資本流動和金融開放對一國宏觀杠桿率的影響；同時，考察不同的金融市場開放渠道對于宏觀杠桿率的影響，并結(jié)合影響機制的拓展性分析，提出深化中國金融市場開放、加快金融制度型開放和鼓勵“一帶一路”沿線投資、結(jié)構(gòu)性去杠桿等政策性建議，以便為中國未來貨幣政策、財政政策和金融監(jiān)管制度改革提供參考。

二、理論假說與計量模型設(shè)定

（一）理論假說

一國的金融結(jié)構(gòu)通常是資產(chǎn)在資本市場和信貸市場配置的結(jié)果，是一國宏觀杠桿率水平的重要影響因素。根據(jù)邁克爾-波特的國家競爭優(yōu)勢理論，各國在不同的發(fā)展階段，其產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和比較優(yōu)勢會動態(tài)演變，因而一國的金融結(jié)構(gòu)是動態(tài)的，隨著產(chǎn)業(yè)技術(shù)結(jié)構(gòu)的變遷，其金融結(jié)構(gòu)也會相應(yīng)改變。目前發(fā)達國家的金融結(jié)構(gòu)是以市場主導(dǎo)的直接融資體系為主，發(fā)展中國家金融結(jié)構(gòu)則以銀行主導(dǎo)的間接融資體系為主。發(fā)展中國家在致力于實現(xiàn)現(xiàn)代化的進程中，會大力發(fā)展股票市場等直接融資體系，因而其金融結(jié)構(gòu)會逐漸由銀行主導(dǎo)向市場主導(dǎo)轉(zhuǎn)變。Demirguc-kunt 和Maksimovic（1995）的研究認為，股票市場發(fā)展程度越高，越有利于降低企業(yè)與投資者之間的信息不對稱問題，同時市場化股權(quán)融資可降低企業(yè)融資成本。譚小芬等（2019）分析了不同行業(yè)和不同企業(yè)的異質(zhì)性表現(xiàn)，認為創(chuàng)新型行業(yè)、較大規(guī)模的、股權(quán)集中度較低的以及政企關(guān)聯(lián)較弱的企業(yè)，金融結(jié)構(gòu)的市場化發(fā)展對企業(yè)降杠桿作用更顯著。因此，我們提出如下假說：

假說1：市場主導(dǎo)的以直接融資為主的金融結(jié)構(gòu)有利于降低一國的宏觀杠桿率水平。

部分學(xué)者從貨幣持有成本和金融資產(chǎn)配置角度解釋了宏觀杠桿率水平的變化規(guī)律（Sutherland，1996；劉貫春等，2018）。金融開放對于一國宏觀杠桿率的影響存在兩種效應(yīng)，一種是交易效應(yīng)，即金融開放有利于增加貨幣的交易和支付需求，從而增加一國的宏觀杠桿率；另一種是替代效應(yīng)，即金融開放會使一國的金融資產(chǎn)多元化，增加金融產(chǎn)品創(chuàng)新，非貨幣性金融資產(chǎn)增加具有替代貨幣資產(chǎn)的效果。金融開放的最終效應(yīng)取決于交易效應(yīng)和替代效應(yīng)的綜合作用。在金融開放的初期，金融市場尚不發(fā)達、運行機制不完善，資本流入會增加銀行資金，金融中介風(fēng)險偏好增加會造成信貸快速擴張，金融資產(chǎn)價格上漲，抑制實體企業(yè)投資需求和引起借貸利率上升，導(dǎo)致杠桿率增加。伴隨著金融開放的深入，金融市場的發(fā)展和不斷完善，大量外資流入生產(chǎn)領(lǐng)域，降低實體經(jīng)濟的股權(quán)融資成本，減少對債務(wù)融資的依賴，推動宏觀杠桿率降低。從長期來看，金融結(jié)構(gòu)對宏觀杠桿率的影響呈現(xiàn)倒“U”型的非線性變動規(guī)律（梅冬州和宋佳馨，2021；Faia 和Eleni，2011）。因此，我們提出如下假說：

假說2：金融開放與一國宏觀杠桿率水平呈現(xiàn)倒“U”型非線性關(guān)系。

不同的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)具有不同的資本有機構(gòu)成和剩余價值率，而技術(shù)進步是提高剩余價值率和產(chǎn)業(yè)鏈升級的關(guān)鍵。王勇和范從來（2014）從馬克思內(nèi)生貨幣理論的角度，研究中國和美國兩國經(jīng)濟的差異，認為兩國經(jīng)濟差異主要不是在貨幣層面，而是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的差異。中國改革開放后經(jīng)濟結(jié)構(gòu)和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)主要體現(xiàn)為工業(yè)化進程的推進，第二產(chǎn)業(yè)比重較高和長期處于產(chǎn)業(yè)鏈低端是中國高宏觀杠桿率的重要原因，而美國等發(fā)達國家，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)在完成工業(yè)化后轉(zhuǎn)向服務(wù)業(yè)為主導(dǎo)，輕資產(chǎn)的服務(wù)業(yè)和信息技術(shù)產(chǎn)業(yè)對于貨幣需求明顯減低，技術(shù)進步、產(chǎn)品創(chuàng)新和產(chǎn)業(yè)鏈升級主要通過資本市場完成風(fēng)險融資，從而進一步降低了發(fā)達國家的宏觀杠桿率。張斌等（2018）對比分析了2010年以后中、美、日、韓四國杠桿率變化的原因，發(fā)現(xiàn)經(jīng)濟結(jié)構(gòu)從制造業(yè)向服務(wù)業(yè)轉(zhuǎn)型以及技術(shù)、勞動力、政策等多方面的因素，是導(dǎo)致中國經(jīng)濟增速慢于債務(wù)增速、引起杠桿率上升的關(guān)鍵因素。因此，需要實證分析檢驗一國的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)服務(wù)化轉(zhuǎn)型和經(jīng)濟效率的提升對宏觀杠桿率水平的影響效應(yīng)，我們提出如下假說：

假說3：產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)服務(wù)化轉(zhuǎn)型和經(jīng)濟效率的提升有助于降低一國的宏觀杠桿率水平。

（二）實證模型設(shè)計

實證分析采用系統(tǒng)廣義矩估計方法，因此杠桿率指標的滯后一期項作為解釋變量加入回歸方程的右邊?；鶞式?jīng)濟計量模型1主要設(shè)計如下：

模型中l(wèi)ev作為被解釋變量，代表宏觀經(jīng)濟各部門的杠桿率水平。參照國家資產(chǎn)負債表研究中心（CNBS）的數(shù)據(jù)，主要用非金融企業(yè)債務(wù)占GDP 比重（nfc）來表示非金融企業(yè)杠桿率水平，用居民債務(wù)占GDP 比重（hdl）代表居民部門杠桿率，用中央政府債務(wù)占GDP 比重（cgl）代表政府部門的杠桿率。參照張成思等（2022）的研究，用居民部門、非金融企業(yè)部門和政府部門的杠桿率之和來表示一國的宏觀杠桿率（lev）④。

參照史貞等（2022）的研究，核心解釋變量金融結(jié)構(gòu)指標（fin）用金融結(jié)構(gòu)指數(shù)⑤（fin=smc/pcb）衡量一國銀行信貸規(guī)模和資本市場在金融體系中的相對地位，其中私人信貸規(guī)模/GDP（pcb）代表商業(yè)銀行的間接融資規(guī)模，上市公司的股票市值占GDP 的比重（smc）代表證券市場的發(fā)展狀況。金融結(jié)構(gòu)指標值越小，表明金融體系越依賴銀行主導(dǎo)型，該值越大，代表一國金融體系結(jié)構(gòu)越趨向于市場主導(dǎo)型。根據(jù)理論假說1，如果該指標的回歸系數(shù)為負值，則說明市場主導(dǎo)的金融結(jié)構(gòu)有利于降低一國的宏觀杠桿率水平。

參照Chinn 和Ito（2006）的研究，核心解釋變量金融開放指標（kao）用構(gòu)建資本管理指數(shù)來衡量一國的資本項目管制程度，該指數(shù)越大，金融開放程度越高。金融全球化指數(shù)選用蘇黎世聯(lián)邦理工學(xué)院經(jīng)濟研究所（KOF）公布的世界金融全球化指數(shù)⑥，該指數(shù)（fig）涵蓋對外直接投資、證券投資、國際債務(wù)和國際儲備四個方面的開放程度，取值為0～100，取值越大代表金融全球化程度越高。

根據(jù)譚小芬等（2019）和史貞等（2022）的研究文獻，控制變量（X）主要包括總儲蓄率（sav）、GDP年均增長率（gg）（表示一國所處的經(jīng)濟發(fā)展階段）、人口年增長率（pop）、居民消費價格指數(shù)（cpi）。其他穩(wěn)健性檢驗指標參考茍琴等（2022）和陳旺等（2020）的變量選擇，對外貿(mào)易開放度指標（tra）用進出口貿(mào)易額占GDP 的比例來衡量，人力資本指數(shù)（hc）來源于格羅寧根增長和發(fā)展中心的佩恩表⑦，該指數(shù)越大代表人力資源質(zhì)量越高。政府一般消費支出占GDP的比重（govt）和稅收規(guī)模占GDP的比重（tax）來源于世界銀行世界發(fā)展指標數(shù)據(jù)庫（WDI）⑧。

根據(jù)理論假說2，金融開放對一國宏觀杠桿率水平的影響取決于交易效應(yīng)和替代效應(yīng)的相對大小，呈現(xiàn)倒“U”型非線性關(guān)系。因此加入金融開放指標的平方項（kao2），重點考察金融開放指標平方項的系數(shù)，如果其回歸系數(shù)顯著為負值，同時金融開放指標（kao）回歸系數(shù)顯著為正，則表明金融開放對杠桿率有倒“U”型的影響。實證中使用系統(tǒng)廣義矩估計（GMM）方法，因此設(shè)計實證模型2。

根據(jù)學(xué)者Khatun 和Prasad（2019）、陳旺等（2020）的研究，金融開放可能通過對外直接投資、股票投資、債券投資、銀行信貸和外匯市場等促進資本的跨國流動。金融開放的三個渠道分別用金融信貸開放指數(shù)（fcs，代表傳統(tǒng)的信貸投放渠道）、貨幣市場開放指數(shù)（mmo，代表利率和外匯匯率定價影響渠道）、股票市場開放指數(shù)（smo，代表資本市場對外開放、證券等股權(quán)投資影響渠道）來表示。

X代表各種控制變量，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)指標（chan）用第三產(chǎn)業(yè)增加值占GDP 的比重（ser）除以第二產(chǎn)業(yè)增加值占GDP 的比重（ind）來衡量。根據(jù)理論假說3，隨著國民收入水平的提高，一國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)將向服務(wù)業(yè)轉(zhuǎn)型。經(jīng)濟效率指標用全要素生產(chǎn)率（tfp）來衡量，數(shù)據(jù)來源于美國的佩恩表，用于衡量一國的生產(chǎn)技術(shù)水平，以美國為標準1 進行對比分析得到相應(yīng)的取值，取值越大，代表一國的生產(chǎn)技術(shù)水平越高。?i代表不同國家的個體效應(yīng)，εi,t作為隨機擾動項。

（三）數(shù)據(jù)來源及描述性統(tǒng)計

本文主要考察75個發(fā)達國家和發(fā)展中國家的樣本⑨，其中OECD 國家38個，主要是發(fā)達國家；37個發(fā)展中國家主要分布在亞洲、非洲和美洲中經(jīng)濟總量較大的新興經(jīng)濟體。主要數(shù)據(jù)來源于世界銀行世界發(fā)展指標數(shù)據(jù)庫、國際貨幣基金組織數(shù)據(jù)庫、國際清算銀行數(shù)據(jù)庫?？紤]到跨國面板數(shù)據(jù)的可得性和平衡性（包含2008年國際金融危機前后時間段），時間跨度選擇為1996年至2017年。為減少異常值對實證分析的影響，對主要核心變量如宏觀杠桿率及居民債務(wù)占GDP 比重進行±1%的縮尾處理。對應(yīng)的總量數(shù)據(jù)取自然對數(shù)處理以消除異方差和量綱的影響。樣本數(shù)據(jù)的描述性統(tǒng)計結(jié)果見表1所示。

表1 主要變量的描述性統(tǒng)計（1996—2017年）

三、實證分析

（一）模型1的實證結(jié)果對比分析

使用系統(tǒng)GMM估計可以克服內(nèi)生性問題，有效提高估計的精確度。具體實證分析的結(jié)果如表2所示。

表2 系統(tǒng)GMM估計的實證分析

首先，對于動態(tài)面板數(shù)據(jù)，使用被解釋變量的滯后一期項放到基準模型的右邊，表示解釋變量對被解釋變量影響的累積效應(yīng)。其次，考慮到核心解釋變量金融開放度和金融結(jié)構(gòu)指標可能存在內(nèi)生性問題，實證中對金融開放指標用其自身的滯后二期項和經(jīng)濟自由度指標（free）⑩作為其工具以克服內(nèi)生性影響，該指數(shù)來源于加拿大費雷澤研究所，主要根據(jù)私營企業(yè)能否在各國自由、高效地從事商業(yè)活動進行評級，得分越高，代表經(jīng)濟開放度越大。金融結(jié)構(gòu)指標采用其滯后二期項作為工具變量以克服內(nèi)生性影響。表2 的最后一行Sargan 檢驗P 值為1，說明工具變量滿足外生性，選擇合理有效。最后，擾動項差分的二階自相關(guān)檢驗AR（2）都大于0.05，說明不存在二階自相關(guān)。因此，基準模型1系統(tǒng)GMM估計的實證結(jié)果有效。

模型1 的被解釋變量分別選用非金融企業(yè)杠桿率（nfc）、居民債務(wù)占GDP 比重（hdl）、中央政府債務(wù)占GDP 比重（cgl）和總宏觀杠桿率（lev）。第一，金融開放指標（kao）的回歸系數(shù)都為正數(shù)，在1%和10%的統(tǒng)計置信水平上顯著，表明金融開放有利于提升一國的宏觀杠桿率水平，即驗證了理論假說2 金融開放的交易效應(yīng)大于替代效應(yīng)。第二，金融結(jié)構(gòu)指標（fin）的回歸系數(shù)在-0.002～-0.007 之間波動，統(tǒng)計上高度顯著且為負數(shù)，說明金融體系中資本市場越發(fā)達，企業(yè)越能通過證券市場獲得融資，從而可以降低融資成本，減少對傳統(tǒng)銀行信貸市場借貸和融資活動需求，可有效降低一國的宏觀杠桿率水平，驗證了理論假說1，說明資本市場主導(dǎo)的金融結(jié)構(gòu)是宏觀杠桿率下降的重要因素。第三，總儲蓄率（sav）的回歸系數(shù)為負數(shù)，在統(tǒng)計上高度顯著，說明居民儲蓄率的提高有利于降低一國的宏觀杠桿率。

（二）穩(wěn)健性檢驗和內(nèi)生性處理

1.遺漏變量的穩(wěn)健性檢驗。一國的宏觀杠桿率可能會受到各國不同的宏觀經(jīng)濟狀況，如一國的稅負水平（tax）、人力資本狀況（hc）、對外貿(mào)易開放程度（tra）、政府支出占GDP 比例（govt）、數(shù)字經(jīng)濟基礎(chǔ)設(shè)施發(fā)展狀況（mcel）等異質(zhì)性因素的影響（陳旺等，2020），因此，有必要加入更多的控制變量以考察基準模型結(jié)論的穩(wěn)健性。在穩(wěn)健性檢驗中，以非金融企業(yè)的債務(wù)總額占GDP的比例作為被解釋變量，表明非金融實體經(jīng)濟的宏觀杠桿率水平。系統(tǒng)GMM估計的穩(wěn)健性檢驗結(jié)果如表3所示。

從表3 可以看出，加入新的宏觀經(jīng)濟變量，主要解釋變量和控制變量的回歸結(jié)果沒有發(fā)生大的變化。核心解釋變量金融開放度指標（kao）系數(shù)在0.046～0.073之間波動，與基準模型系統(tǒng)GMM 估計的0.076保持了較好的一致性，并且統(tǒng)計上都高度顯著。金融結(jié)構(gòu)指標（fin）在穩(wěn)健性檢驗中系數(shù)處于-0.003～-0.004，與基準回歸結(jié)果較為一致。這說明從金融開放、金融結(jié)構(gòu)視角分析其對一國宏觀杠桿率水平的影響，兩類指標的實證檢驗結(jié)果是穩(wěn)健的，與理論分析預(yù)期一致。第一，表3 的第（2）列是加入各國的人力資本指數(shù)指標（hc）的回歸結(jié)果，回歸系數(shù)0.03，顯著為正，說明隨著一國人力資本質(zhì)量的提高，本國的教育、投資、金融服務(wù)及其他高層次需求會增加，從而信貸擴張、加大投資力度，將會提升一國的宏觀杠桿率水平。第二，第（3）列稅收占GDP 的比例指標（tax）的回歸系數(shù)為0.374，統(tǒng)計上高度顯著，說明各國企業(yè)的稅收負擔(dān)是影響宏觀杠桿率的重要因素，企業(yè)的稅收負擔(dān)越重，宏觀杠桿率就越高。第三，第（4）列對外貿(mào)易規(guī)模指標（tra）的回歸系數(shù)0.034，統(tǒng)計上顯著，表明一國的貨物進出口貿(mào)易及參與全球國際分工將增加一國的融資需求和增加宏觀杠桿率。第四，第（5）列政府支出占GDP的比例指標（govt）回歸系數(shù)為0.316，第（6）列數(shù)字基礎(chǔ)設(shè)施指標（mcel）回歸系數(shù)為0.021，統(tǒng)計上都顯著，表明政府干預(yù)經(jīng)濟活動越多，包括擴大財政支出及對數(shù)字經(jīng)濟基礎(chǔ)設(shè)施的支出越多，越是增加宏觀杠桿率。

2.測量誤差的穩(wěn)健性檢驗?？紤]到核心解釋變量金融開放指標（kao）、金融結(jié)構(gòu)指標（fsb）可能存在測量誤差問題，本文從以下幾個方面進行指標替換。首先，利用蘇黎世理工學(xué)院經(jīng)濟研究所發(fā)布的世界金融全球化指數(shù)中的金融全球化平均指數(shù)（fig）和事實指數(shù)（fgdf）替代金融開放指標（kao），該指數(shù)值為0～100，取值越大代表金融全球化程度越高，事實指數(shù)代表該國實際真實的全球化程度，以驗證核心解釋變量選擇的誤差問題。其次，使用存款貨幣銀行資產(chǎn)占GDP 的比例（bas）來代替金融結(jié)構(gòu)指標（fin）衡量銀行主導(dǎo)型的金融結(jié)構(gòu)指標（fst）。最后，使用宏觀總杠桿率（lev）替代非金融企業(yè)杠桿率指標。具體測量誤差的穩(wěn)健性分析如表4所示。

表4 測量誤差的穩(wěn)健性檢驗

第一，使用世界金融全球化平均指數(shù)（fig）替代核心解釋變量金融開放指標（kao）進行的解釋變量穩(wěn)健性分析，見表4中的（3）、（4）列所示。金融全球化實際指數(shù)（fgdf）的回歸系數(shù)為0.001，在1%的置信水平下統(tǒng)計顯著；金融全球化平均指數(shù)（fig）的回歸系數(shù)也為0.001，也在1%的置信水平下統(tǒng)計顯著；總體表明采用世界金融全球化指數(shù)進行的解釋變量選擇的測量誤差穩(wěn)健性，與基準回歸的系統(tǒng)GMM 估計金融開放指標（kao）的系數(shù)0.076相比，符號保持一致且統(tǒng)計上顯著。第二，使用存款貨幣銀行資產(chǎn)占GDP 比重的指標（bas）來替代解釋變量金融結(jié)構(gòu)指標（fin），得到新的銀行主導(dǎo)型的金融結(jié)構(gòu)指標（fst），實證分析結(jié)果見第（5）列所示，金融結(jié)構(gòu)指標（fst）的回歸系數(shù)為0.001，在1%的置信水平下統(tǒng)計顯著，說明銀行主導(dǎo)型的融資結(jié)構(gòu)對于一國宏觀杠桿率的提升作用顯著。最后，使用總宏觀杠桿率（lev）替代非金融企業(yè)杠桿率指標，回歸系數(shù)保持符號一致。

3.內(nèi)生性優(yōu)化處理。為充分處理金融開放指標可能存在的內(nèi)生性問題，實證中對金融開放指標用其自身的滯后二期項和制度質(zhì)量指標（zhid）作為其工具變量以克服內(nèi)生性影響。制度質(zhì)量指標來源于世界銀行的全球治理數(shù)據(jù)庫（WGI）。對上述穩(wěn)健性檢驗的金融開放指標使用工具變量，有效性相關(guān)檢驗見表4倒數(shù)第二行。工具變量Sargan 檢驗的P 值為1，通過了工具變量有效性檢驗。對金融結(jié)構(gòu)內(nèi)生性的處理，主要通過資本市場的股票交易規(guī)模和股票換手率替代上市公司市值變量，作為金融結(jié)構(gòu)指標的新分母，利用其滯后二期項進行工具變量Sargan檢驗，結(jié)果也通過了工具變量的有效性檢驗。

四、金融開放與金融結(jié)構(gòu)的拓展性分析

（一）金融結(jié)構(gòu)的拓展性分析

為驗證理論假設(shè)2，有必要進一步考察金融開放對于一國宏觀杠桿率影響是否具有非線性的關(guān)系，同時比較發(fā)達國家和發(fā)展中國家金融結(jié)構(gòu)和金融開放對于一國宏觀杠桿率水平的影響是否具有一致性。最后，考察產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對于宏觀杠桿率的影響效果，以檢驗理論假設(shè)3。具體分析結(jié)果如表5所示。首先，由于發(fā)展中國家和發(fā)達國家處于不同的發(fā)展階段，金融發(fā)展水平差異巨大，因此，要考察不同的資本市場成熟度是否對宏觀杠桿率水平有差異化的影響。表5 第（1）列是發(fā)展中國家的實證分析結(jié)果，第（2）列是發(fā)達國家的實證分析結(jié)果。結(jié)果表明：第一，從金融開放指標（kao）的回歸系數(shù)來看，發(fā)達國家的系數(shù)（0.146）小于發(fā)展中國家的系數(shù)（0.208），說明金融開放對于一國宏觀杠桿率初期都有正向影響，發(fā)展中國家金融開放對于一國宏觀杠桿率的提升效果更顯著。第二，考察金融開放指標是否與一國的宏觀杠桿率存在非線性關(guān)系。從表5第（3）列回歸結(jié)果可知，金融開放指標的平方項（kao2）對于宏觀杠桿率水平的影響系數(shù)為-0.193，在1%的置信水平統(tǒng)計上顯著。金融開放指標（kao）項的估計系數(shù)為0.303，統(tǒng)計上高度顯著。這說明金融開放指標與一國宏觀杠桿率水平呈倒“U”型的關(guān)系，驗證了理論分析假說2的非線性假設(shè)。第三，從產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)指標（chan）的回歸結(jié)果（4）來看，系數(shù)為-0.174，說明產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)服務(wù)化轉(zhuǎn)型有利于降低一國的宏觀杠桿率，也驗證了理論假說3的分析。第四，從經(jīng)濟效率指標（tfp）的回歸系數(shù)來看，發(fā)展中國家的回歸系數(shù)為-0.216，在5%的置信水平下顯著，而發(fā)達國家該指標統(tǒng)計上不顯著，這表明技術(shù)進步和經(jīng)濟效率的提升對于降低發(fā)展中國家的宏觀杠桿率水平效果更顯著。第五，從金融結(jié)構(gòu)指標來看，發(fā)展中國家的回歸系數(shù)為-0.0001，統(tǒng)計上不顯著，而發(fā)達國家的回歸系數(shù)為-0.005 統(tǒng)計上顯著。這表明資本市場是發(fā)達國家主要的融資渠道，而發(fā)展中國家是銀行主導(dǎo)的金融結(jié)構(gòu)，資本市場融資降低宏觀杠桿率的效應(yīng)還未充分發(fā)揮出來。

表5 金融開放影響宏觀杠桿率的渠道分析

（二）金融開放影響一國宏觀杠桿率的渠道分析

使用國際貨幣基金組織公布的2000年至2013年的金融市場開放指數(shù)進行金融開放的影響渠道分析。金融市場開放指數(shù)被標準化為0～1的數(shù)值，指數(shù)取值越大代表金融開放程度越高，該指數(shù)包含金融信貸開放指數(shù)（fcs）、貨幣市場開放指數(shù)（mmo）和股票市場開放指數(shù)（smo）。因此使用三個新的金融市場開放指標來代替基準模型中（kao），拓展性實證分析結(jié)果如表5 最后三列所示。從表5 的回歸結(jié)果來看，第（5）列代表金融信貸市場的開放程度，其開放指標（fcs）的回歸系數(shù)為0.045，在1%的置信水平上高度顯著，表明放松管制引入外國銀行和私營資本，將引起資本跨國流動的加劇、信貸規(guī)模增加，從而引致一國宏觀杠桿率水平的大量增加。第（6）列貨幣市場開放指數(shù)（mmo）回歸系數(shù)為0.059，在統(tǒng)計上顯著，說明貨幣市場開放促進了銀行間債券市場融資和外匯交易活躍度，外國資本的進入將提升提一國的宏觀杠桿率水平。第（7）列股票市場開放指數(shù)（smo）的回歸系數(shù)為0.033，統(tǒng)計上顯著，表明股票市場的開放有利于吸引國際資本，提升資本市場的交易活動，增加一國的貨幣交易資金需求。

五、結(jié)論與政策啟示

本文使用75個國家的面板數(shù)據(jù)，從金融開放、金融結(jié)構(gòu)的視角分析了宏觀杠桿率的主要影響因素。結(jié)論可概括為以下三個方面：（1）以銀行為主導(dǎo)的金融結(jié)構(gòu)相較于以資本市場為主導(dǎo)的金融結(jié)構(gòu)，對于一國宏觀杠桿率水平的提升影響更為顯著。大多數(shù)發(fā)展中國家以銀行主導(dǎo)的金融結(jié)構(gòu)為主，因而具有較高的宏觀杠桿率，而發(fā)達國家多是以資本市場為主導(dǎo)的金融結(jié)構(gòu)。（2）金融市場開放主要通過信貸市場、股票市場和貨幣市場三種渠道影響一國的貨幣需求和貨幣供給規(guī)模，并對宏觀杠桿率的影響呈現(xiàn)倒“U”型的非線性關(guān)系，表明隨著一國金融開放程度的提高，短期內(nèi)會提升一國的宏觀杠桿率水平。但隨著國內(nèi)金融體系的完善，以直接融資為主導(dǎo)的資本市場的發(fā)展有利于降低實體企業(yè)的杠桿率。（3）一國的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)特別是第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展對于宏觀杠桿率水平具有抑制效應(yīng)，擴大政府支出和加強數(shù)字基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)有利于促進投資需求，特別是在經(jīng)濟下行的壓力下，擴大財政赤字將提升一國的宏觀杠桿率。

在目前全球經(jīng)濟下行壓力加大和中國經(jīng)濟增速放緩的背景下，中國經(jīng)濟要實現(xiàn)穩(wěn)增長、穩(wěn)杠桿和防風(fēng)險的多重任務(wù)，必須統(tǒng)籌發(fā)展和安全，注重使用綜合性政策組合。第一，繼續(xù)擴大金融業(yè)對外開放。如可將粵港澳大灣區(qū)作為金融制度型開放的試點；可在自貿(mào)區(qū)開展本外幣合一的銀行賬戶試點、貿(mào)易投資人民幣結(jié)算便利試點和金融單一通行證制度等；應(yīng)加強資本市場基礎(chǔ)制度的改革，重點推進資本市場互聯(lián)互通和完善注冊制的上市制度，擴大跨境理財通、離岸股票衍生品交易、離岸綠色債券發(fā)行等直接融資渠道。第二，有序推進非金融企業(yè)結(jié)構(gòu)性去杠桿。一方面應(yīng)積極發(fā)揮政府財政資金的引導(dǎo)作用，加快企業(yè)綠色化和數(shù)字化轉(zhuǎn)型升級，繼續(xù)推行減稅降費措施，降低實體經(jīng)濟融資成本；另一方面，資本市場推進市場化債轉(zhuǎn)股和過剩產(chǎn)能兼并重組，盤活企業(yè)存量資產(chǎn)，擴大房地產(chǎn)信托投資基金等資產(chǎn)證券化規(guī)模。此外，還應(yīng)推進“一帶一路”倡議，鼓勵有實力的企業(yè)走出去，轉(zhuǎn)移部分過剩產(chǎn)能，利用國際市場和國際資本降低杠桿率。第三，加強宏觀審慎監(jiān)管，實施擴張性財政政策和適度寬松的貨幣政策，遏制資金“脫實向虛”，防止資金違規(guī)流入股市和房地產(chǎn)市場，防范系統(tǒng)性金融風(fēng)險的發(fā)生，守住金融安全和穩(wěn)定的底線。

注釋：

①參見：周小川.守住不發(fā)生系統(tǒng)性金融風(fēng)險的底線[N].人民日報，2017-11-22（06）。

②數(shù)據(jù)來源于國家資產(chǎn)負債表研究中心/宏觀杠桿率數(shù)據(jù).http://114.115.232.154:8080。

③此處的宏觀杠桿率使用國際貨幣基金組織（IMF）的統(tǒng)計口徑計算所得，即（居民債務(wù)總額+非金融企業(yè)債務(wù)額+一般政府債務(wù)額）/名義GDP。數(shù)據(jù)來源于國際貨幣基金組織數(shù)據(jù)庫：https://www.imf.org/external/datamapper/PS_DEBT_GDP@GDD。

④此處杠桿率與使用國際清算銀行（BIS）的統(tǒng)計口徑計算的宏觀杠桿率一致，即（居民債務(wù)總額+非金融企業(yè)債務(wù)額+政府債務(wù)額）/名義GDP。

⑤金融結(jié)構(gòu)指數(shù)為直接融資（股票融資）占總?cè)谫Y額（直接融資和間接融資）的比例。

⑥世界金融全球化指數(shù)來源于https://www.kof.ethz.ch/en/forecasts-and-indicators/indicators/kof-globalisation-index.html。

⑦參見：格羅寧根增長和發(fā)展中心.FEENSTRA C, ROBERT I, MARCEL P.The next generation of the Penn World Table［J］.American economic review，2015，105（10）：3150-3182。

⑧參見：世界銀行世界發(fā)展指標數(shù)據(jù)庫（WDI）：https://databank.worldbank.org/source/world-development-indicators。

⑨75個樣本國家分別是：澳大利亞、奧地利、比利時、加拿大、捷克、丹麥、芬蘭、法國、德國、希臘、匈牙利、冰島、愛爾蘭、意大利、日本、韓國、盧森堡、荷蘭、新西蘭、挪威、波蘭、葡萄牙、西班牙、瑞典、瑞士、英國、美國、以色列、斯洛伐克、斯洛文尼亞、愛沙尼亞、保加利亞、塞浦路斯、克羅地亞、立陶宛、拉脫維亞、哥斯達黎加、羅馬尼亞、摩洛哥、土耳其、新加坡、墨西哥、阿根廷、巴西、印度、南非、俄羅斯、中國、菲律賓、馬來西亞、泰國、印度尼西亞、秘魯、越南、阿爾及利亞、安哥拉、巴林、喀麥隆、智利、哥倫比亞、厄瓜多爾、埃及、洪都拉斯、牙買加、約旦、肯尼亞、毛里求斯、尼日利亞、巴基斯坦、斯里蘭卡、突尼斯、阿聯(lián)酋、委內(nèi)瑞拉、伊朗、孟加拉國。

⑩參 見：RYAN H, ROBERT L.Extending the economic freedom of the world index to the Cold War Era.［J］.Cato journal 2018.38（1）：265-284.加拿大費雷澤研究所，http://www.fraserinstitute.org/economic-freedom/dataset。