貿易沖擊、經濟波動與結構性去杠桿

蘇帆 周藝琳

摘要：貿易不確定性日益加劇的背景下，中國政府如何有效推進結構性去杠桿值得深究。本文基于99個經濟體1980-2017年的跨國面板數據，運用系統GMM估計方法細致探討了宏觀杠桿率、部門（家庭、政府、非金融企業）杠桿率與經濟波動的作用關系，并進一步考察貿易沖擊的影響。研究發現：各類杠桿率與經濟波動之間均具有穩健的非線性“U型”關系，即分別存在一個維持經濟波動最小的均衡杠桿率水平。此外，貿易沖擊降低均衡杠桿率的影響在部門間具有非對稱性，其中政府與家庭部門反應最為敏感。在貿易摩擦升級的背景下，中國結構性去杠桿的重點在非金融企業部門，而家庭部門與政府部門仍存在謹慎加杠桿的空間。

關鍵詞：宏觀杠桿率;貿易沖擊;經濟波動;結構性去杠桿

一、引言

宏觀杠桿率與宏觀經濟之間的相互影響是一個經典問題。一部分研究認為債務高企會阻礙經濟增長[1～2]，加劇經濟波動[3～5]，另一部分研究則持相反觀點[6～7]。2008年國際金融危機后，越來越多的研究重點關注宏觀杠桿率與經濟發展間可能存在的非線性關系以及更為復雜的關聯影響機制。危機前的高宏觀杠桿率和危機后的快速“去杠桿化”過程容易引發周期性的“繁榮→崩潰”現象，更是引起學者們的廣泛關注[8～12]。但大多數研究忽略了宏觀杠桿率的結構問題，很少從經濟波動視角確定不同部門杠桿率的合理閾值區間。此外，僅考察宏觀杠桿率與宏觀經濟間的關系而忽略外在沖擊在其中的影響也是一個典型不足。尤其是在當前中美貿易摩擦升級、貿易保護主義抬頭的情景下，外在貿易沖擊很有可能放大杠桿率高企的不良影響。一般而言，經濟增長的波動主要來自以貿易沖擊為代表的外在因素[13]，貿易種類單一的國家更甚。因此不僅需要重新研究宏觀杠桿率、各部門杠桿率與經濟波動間的關系，更需要細致地考察貿易沖擊在杠桿率對經濟波動相互作用中的影響。

從各國實踐來看，去杠桿成為主要發達經濟體走出低迷，促進經濟復蘇的基本舉措。2020年中央經濟工作會議提出了“保持宏觀杠桿率基本穩定”的政策目標。從國內情況來看，2021年末的宏觀杠桿率為263.8%，雖然相比2020 年末的峰值270.1%略有下降，但仍屬于近十年來的第二高位水平，整體增長勢頭尚未完全控制①。過快上升的宏觀杠桿率給我國宏觀金融穩定帶來嚴峻挑戰，但“一刀切”地過度去杠桿又會導致利率上升、信貸緊縮，在加劇經濟波動的同時將阻礙經濟增長。2018年4月，中央財經委員會首次提出要以結構性去杠桿為基本思路，分部門和債務類型提出不同要求。在2019-2021年“穩杠桿”的實踐中，基本延續了整體穩杠桿、結構性去杠桿的工作思路。既有研究大多僅考察宏觀杠桿率或者單一政府部門債務對經濟增長或經濟波動的影響，鮮有學者對多部門杠桿率進行全面研究，這對結構性去杠桿具體實踐的借鑒意義是有限的。鑒于此，本文基于99個經濟體的跨國面板數據，從經濟波動視角切入，采用系統GMM估計的方法驗證各部門均衡杠桿率的存在性以及外在貿易沖擊對其產生的影響。

本文的創新點主要有三個方面：第一，較領先地計算出維持宏觀經濟穩定的各部門均衡杠桿率水平。研究發現，宏觀杠桿率、政府杠桿率、家庭杠桿率、非金融企業杠桿率與經濟波動均呈現“U型”關系，能夠保障經濟波動最小的各類均衡杠桿率分別為132.23%、240.16%、183.83%、129.60%。第二，考察了貿易沖擊對各部門均衡杠桿率的影響，驗證了杠桿率拐點位置的不穩定性。研究發現，隨著貿易沖擊程度逐漸升高，各類均衡杠桿率不斷減小，并且政府部門與家庭部門均衡杠桿率下降迅速且明顯，對貿易沖擊的敏感度較高。第三，結合中國杠桿率水平與結構的實際情況，指明中國結構性去杠桿的路徑選擇。結合實證結果發現，中國宏觀杠桿率的實際值2009年開始超過均衡值，非金融企業部門的杠桿率2013年超過均衡值，家庭部門與政府部門的杠桿率水平顯著低于對應的均衡值?？紤]到2018年以來中美貿易摩擦的情況，中國的各類均衡杠桿率水平要相應調低，所以非金融企業去杠桿壓力更大，家庭與政府部門加杠桿行為也須謹慎。

文章剩余部分安排如下：第二部分為文獻綜述與研究假設，在梳理相關文獻的基礎上進行機理分析，并提出本文的研究假設;第三部分為研究設計，將進行模型設定與測度指標選取;第四部分為實證檢驗，檢驗宏觀杠桿率水平與經濟波動間的非線性關系，并考察貿易沖擊對均衡杠桿率的影響;第五部分采用模型替換與變量替換兩種方式進行穩健性檢驗;第六部分確定部門均衡杠桿率，并進一步結合中國實際探討結構性去杠桿的路徑選擇;最后為本文的結論與啟示。

二、文獻綜述與研究假設

（一）宏觀杠桿率對宏觀經濟的影響

現有研究主要從經濟增長與經濟波動雙重視角探討宏觀杠桿率對宏觀經濟的影響。經濟增長視角下，部分學者認為宏觀杠桿率會抑制一國經濟增長，即債務累積與產出增長呈負相關關系[14]。也有學者認為宏觀杠桿率在特定條件下可以正向促進經濟發展[6～7]。2008年國際金融危機之后，學者更注重兩者間可能存在的非線性關系。諸多研究計算得到了宏觀杠桿率對經濟增長影響的不同門檻值，截至目前仍未達成共識[8～11]。經濟波動視角下，債務高企或過度金融化往往影響金融體系的穩定性[3～4]，嚴重時會引發系統性金融風險[5]。但宏觀杠桿率并非越低越好，一定水平的宏觀杠桿率有助于經濟金融體系的合理運轉，Bencivelli和Zaghini（2012）[15]、Dabla-Norris和Srivisal（2013）[16]、Manganelli和Popov（2015）[17]研究發現當宏觀杠桿率水平（私人部門信貸占GDP的比例）超過100%，宏觀杠桿率的上升將顯著增大宏觀經濟的波動性?；诖?，張成思和張步曇（2015）[18]提出了均衡宏觀杠桿率的概念，所謂均衡宏觀杠桿率是指金融系統在現有條件下正常充分運轉所達到的最有利于一國整體經濟發展的宏觀杠桿率水平。當金融體系的實際宏觀杠桿率水平正向偏離均衡值時，一國容易產生資產泡沫，經濟不確定性增加;而出現負向偏離又說明金融體系融資創造能力不足，容易造成經濟低迷。無論是正向偏離抑或是負向偏離，均衡宏觀杠桿率都會削弱一國經濟增長。既有研究較多從單個部門角度討論政府部門杠桿率[1～2]、企業部門杠桿率[19～20]對宏觀經濟的影響，但鮮有研究針對多部門杠桿率進行全面的實證檢驗與分析闡述?？傮w宏觀杠桿率包括了家庭、政府、非金融企業等實體經濟部門的債務水平，其內部存在結構性問題，杠桿率過低導致各部門運轉效率低下，杠桿率過高也伴隨著部門風險積累，所以理論上每個部門的杠桿率對于宏觀經濟的影響也應該是非線性的，存在各部門均衡杠桿率。由此提出本文的第一個假設：

H1a：宏觀杠桿率與經濟波動呈“U型”關系，存在維持經濟波動最小的均衡杠桿率;

H1b：家庭、政府、非金融企業等部門杠桿率與經濟波動同樣具有“U型”關系，存在維持經濟波動最小的各部門均衡杠桿率。

（二）貿易沖擊的調節作用

宏觀杠桿率對宏觀經濟的影響受到其他變量的調節。鄭智勇等（2022）[21]指出，去杠桿能夠通過“防風險”機制來平抑經濟波動。潘敏和袁歌騁（2018）[22]發現直接金融的發展會弱化金融去杠桿對經濟增長的抑制效應。張曉晶等（2019）[23]認為處于不同收入階段的國家，其宏觀杠桿率對宏觀經濟影響不盡相同。Wei和Kong（2016）[24]認為金融中介可以緩解摩擦，從而有效吸收外在沖擊造成的波動。但隨著一個國家的經濟發展與制度完善，銀行作為減震器的作用會逐漸弱化[12]。此外，宏觀杠桿率對經濟穩定性的作用關系還受到流動性需求[25～26]、金融周期[27]、金融結構和金融發展水平[28]等因素的影響。

可見，很少有研究關注到貿易沖擊的調節作用。作為造成經濟波動的重要因素，貿易沖擊增大時，宏觀杠桿率水平對經濟波動的影響很有可能被放大。Kpodar等（2019）[12]認為對外貿易波動通過對國內需求以及生產成本的沖擊，造成經濟波動。而經濟大幅波動會使借貸者凈資產價值下降，進而抵押能力下降，從而削弱企業或者個人的融資能力，在金融加速器效應下，投資與產出的下降幅度被放大，導致經濟波動加劇。事實上，貿易沖擊還可能通過貿易條件與要素成本變化引起杠桿率變動。例如，美國對華加增關稅導致中國貿易條件惡化，促使我國出口企業杠桿率上升，企業部門均衡杠桿率也會隨之下降。因此，本文認為較高的貿易沖擊會加劇經濟不確定性，經濟波動加劇導致國內債務攀升的負面影響進一步被放大。換言之，貿易沖擊會降低所能容納的總體債務水平以及各部門債務水平，使均衡宏觀杠桿率水平下降。由此提出本文的第二個假設：

H2a：隨著貿易沖擊程度增大，宏觀杠桿率的拐點左移，均衡宏觀杠桿率水平下降;

H2b：隨著貿易沖擊程度增大，家庭、政府、非金融企業等部門的均衡杠桿率水平下降。

三、研究設計

（一）系統GMM模型的設定

經濟增長與宏觀經濟穩定本身具有明顯的慣性特征，采用動態面板數據進行實證研究更具合理性。本文采用兩步系統廣義矩方法進行實證檢驗，并用Windmeijer（2005）[28]提出的估計方法得到穩健標準誤。結合馬勇和陳雨露（2017）[11]、Dabla-Norris和Srivisal（2013）[16]的研究，為考察杠桿率對經濟波動的影響，本文設定如下的動態面板模型：

（1）

其中，被解釋變量Yi，t表示國家i在t時期的經濟波動。LEVi，t表示宏觀杠桿率， 表示宏觀杠桿率的平方項，如果檢驗結果同時滿足β0 < 0且β1 > 0，則能夠確定宏觀杠桿率與經濟波動的非線性“U型”關系，并求解出“拐點”對應的均衡宏觀杠桿率水平;LVOLi，t為杠桿波動，Xi，t為其他控制變量，C為常數項，μi代表個體效應，εi，t為殘差項，i和t分別表示個體和時間，α、β、γ、δ為模型待估計系數。參考主流文獻的做法，本文對GMM估計的結果進行Sargan檢驗和序列相關檢驗，主要用來檢驗工具變量的有效性以及殘差是否存在二階序列相關。

（二）變量選取與說明

所有變量的具體定義和數據來源如表1所示。

被解釋變量。本文選用名義GDP增長率波動與人均名義GDP增長率波動對經濟波動進行度量。兩個指標分別采用名義GDP同比增長率、人均名義GDP同比增長率經HP濾波法處理后的周期項絕對值進行度量。該值越大則表示經濟增長偏離整體趨勢的幅度越大，經濟波動越明顯。其中，人均名義GDP增長率波動作為衡量經濟增長的替代指標用于穩健性檢驗。

核心解釋變量。宏觀杠桿率主要用私人部門信貸/GDP②進行衡量。主要考慮如下：首先，盡管通過微觀數據計算得到的宏觀杠桿率水平更為準確，但不同國家微觀層面的數據可得性較差且統計口徑各異。其次，經濟體系中私人部門總負債水平反映了金融活動中最活躍的部分，而GDP代表了一個國家或地區的總產出，因此，“私人部門信貸/GDP”可以有效反映整體的宏觀杠桿率水平[11]。本文結合世界銀行WDI數據庫、IMF的GDD數據庫、GFDD數據庫手工整理匯總了99個經濟體的家庭、政府、非金融企業的杠桿率數據，并進行數據清洗。為了檢驗宏觀杠桿率與經濟波動間的潛在非線性關系，變量中包括計算得到的各類杠桿率平方項。關于宏觀杠桿率波動，為有效避免樣本量的損失，本文舍棄求移動平均標準差方法，采用HP濾波處理保留周期項的方式，以其絕對值作為衡量宏觀杠桿率波動的指標。

調節變量。本文重點關注貿易波動這一外在沖擊對均衡宏觀杠桿率的影響，采用進出口貿易總額/GDP的波動度量，同樣采用HP濾波處理保留周期項并取絕對值的方法計算。

控制變量。經濟波動還受到其他經濟變量的影響。借鑒潘敏和袁歌騁（2018）[22]、Kpodar等（2019）[12]的做法，本文選取的控制變量包括通貨膨脹波動、對外開放度、經濟增長強度、人口老齡化。其中通貨膨脹波動的計算方法與宏觀杠桿率波動計算方法一致。

（三）樣本與數據處理

本文數據主要來源于世界銀行WDI數據庫、國際貨幣基金組織的（IMF）的GDD數據庫和GFDD數據庫?；跀祿目傻眯耘c完整性的考慮，實證分析的數據樣本為99個國家和地區③1980-2018年的跨國面板數據。主要數據處理包括：采用線性插值法補全時間維度上缺失值不超過10%的樣本，以保證時間維度上的連續性;然后對所有的連續變量在1%和99%分位上進行縮尾處理以消除極端值的影響。

四、均衡宏觀杠桿率的確定及其不穩定：實證檢驗

（一）描述性統計與相關性分析

表2是數據經縮尾處理后的描述性統計結果。樣本中名義GDP增長率波動與人均名義GDP增長率波動的數據特征較相似，說明HP濾波后的周期項很好地捕捉了經濟波動的基本特征。另外，我們發現，LVOL、PVOL、TVOL、OPEN、OLD的標準差都較大，說明樣本經濟體中宏觀杠桿率波動、通貨膨脹波動、貿易波動、對外開放程度、人口老齡化程度的數據特征存在較大差異，不同樣本國家之間表現出較大的異質性。

此外，本文計算了主要變量之間的Pearson相關系數并進行了方差膨脹因子（VIF）檢驗（見表3），結果表明，絕大多數變量間的相關系數均低于0.5;解釋變量的VIF均小于2，有效規避了多重共線性問題。

（二）均衡宏觀杠桿率的確定

基于模型（1）的設定，本文首先運用系統GMM估計驗證宏觀杠桿率與經濟波動之間的“U型”關系（H1a）。H1a的實證結果如表4所示，為使估計結果更具穩健性，采用逐步添加控制變量的方式列示。

表4的實證結果表明，在逐步加入控制變量的過程中，經濟波動一階滯后項的系數在1%的水平上顯著為正，說明經濟波動表現出慣性特征，所以采用動態面板估計是合理的。（1）～（6）列的結果中，宏觀杠桿率水平項（LEV）的系數均為負且在1%的水平上顯著，宏觀杠桿率平方項（LEV2）的系數至少在5%水平上顯著為正，表明經濟波動與宏觀杠桿率之間呈現“U型”關系。以列（6）的結果為例，當宏觀杠桿率水平較低時，隨著宏觀杠桿率的增加，經濟波動逐漸減弱，但當超過132.23%④這一拐點時，宏觀杠桿率進一步上升將導致經濟波動逐漸加劇，所以132.23%是維持經濟波動最小的均衡宏觀杠桿率水平。假設H1a得到驗證。研究還發現，加入全部控制變量后，宏觀杠桿率波動、貿易波動每增加一個單位分別使經濟波動加劇3.06%、3.90%，說明兩者是影響經濟波動的重要因素。而經濟增長每增加一個單位會稀釋經濟波動13.53%。這并不難理解，穩定的經濟增長會增強經濟運行的韌性，從而提升緩釋經濟波動的能力。最后，所有結果均通過Sargan檢驗和序列相關檢驗，說明擾動項的差分不存在二階自相關，且估計所選擇的工具變量有效，模型設定科學合理。

（三）貿易沖擊對均衡宏觀杠桿率的影響

前文實證研究已經確定了維持經濟波動最小的均衡宏觀杠桿率水平，但貿易沖擊是否會導致一國所能容忍的宏觀杠桿率水平有所降低？為考察不同貿易沖擊程度下均衡宏觀杠桿率水平的變動，本文依據貿易波動的25%、50%、75%分位數將其劃分為四個等級，0～25%分位數定義為低貿易沖擊，25%～50%分位數定義為中低貿易沖擊，50%～75%分位數定義為中高貿易沖擊，75%～100%分位數定義為高貿易沖擊。依此進行分樣本回歸，分別確定新的“U型”關系以及對應的新的“拐點”位置，以此來驗證H2a，檢驗結果如表5的Panel A所示。

四組分樣本的檢驗的結果表明，宏觀杠桿率水平項的系數至少在5%的水平上顯著為負，宏觀杠桿率平方項的系數至少在10%水平上顯著為正，經濟波動與宏觀杠桿率之間的“U型”關系仍然存在。另外，各控制變量的回歸結果與前文相近，不再贅述。上述分樣本檢驗的所有實證結果均通過Sargan檢驗和序列相關檢驗。

四組檢驗結果確定了新的“U型”關系以及對應的均衡宏觀杠桿率變動情況，如表5的Panel B所示。從低貿易沖擊變為中高貿易沖擊時，均衡宏觀杠桿率水平由136.91%下降到115.96%，下降了20.94%;當貿易沖擊進一步增大到中高貿易沖擊區間時，均衡宏觀杠桿率進一步下降到101.19%，再次下降了14.77%;最后，進入到高貿易沖擊區間，均衡宏觀杠桿率為109.59%，相較于低貿易沖擊區間，均衡宏觀杠桿率下降比例達到27.32%。上述變動表明，均衡宏觀杠桿率會隨著貿易沖擊逐步增大而不斷下降。H2a得到較好的驗證。這意味著，對于受到較高貿易沖擊的國家而言，其宏觀杠桿率的提高更容易造成更大的經濟波動，也會大幅降低維持經濟波動最小的均衡宏觀杠桿率水平。所以一個國家遭遇較大貿易沖擊時，必須更加嚴格地控制宏觀杠桿率以有效平抑經濟波動。

五、穩健性檢驗

本文將從兩方面進行穩健性檢驗。首先以人均名義GDP波動作為衡量經濟波動的替代指標，運用系統GMM估計再次檢驗宏觀杠桿率與經濟波動間的非線性“U型”關系以及貿易沖擊的影響。其次，將系統GMM模型替換為雙向固定效應模型再次進行檢驗，以規避模型選擇的不確定性。

（一）變量替換

將被解釋變量替換為人均名義GDP波動，控制變量的選取與前文保持一致，再次采用系統GMM方法對模型（1）進行實證檢驗。貿易沖擊程度的劃分方法和前文保持一致。檢驗結果如表6的Panel A所示。四組分樣本檢驗中，人均名義GDP波動與宏觀杠桿率也具有非線性的“U型”關系，并且這一結果也是統計上顯著的。

四組檢驗結果對應的均衡宏觀杠桿率變動情況如表6的Panel B所示。從低貿易沖擊區間上升至中低貿易區間時，均衡宏觀杠桿率水平由136.74%降至124.66%，下降幅度為12.08%。當進一步加大進入到中高貿易沖擊區間時，均衡宏觀杠桿率進一步下降到105.48%，下降幅度擴大至19.17%。在高貿易沖擊情境下，均衡宏觀杠桿率為111.87%，相較于低貿易沖擊區間，均衡宏觀杠桿率顯著下降了24.87%。上述變動的分析與名義GDP波動作為被解釋變量的實證結果基本一致，說明前文實證研究結果穩健性良好。

考慮到在基準回歸中，貿易沖擊代理變量為進出口貿易總額占GDP比重的波動，該指標與一國的GDP直接相關，可能引起互為因果的內生性問題。鑒于此，本文使用更具外生性的貿易不確定指數進行穩健性檢驗，結果見表7?？梢钥吹?，替換為貿易不確定指數之后，四組檢驗結果對應的均衡宏觀杠桿率變動規律仍然與基準回歸結論一致。

（二）模型替換——雙向固定效應模型

基于雙向固定效應模型的檢驗結果如表8的Panel A所示?？梢钥吹?，第（1）～（6）列的檢驗結果中宏觀杠桿率水平項（LEV）的回歸系數為負，而宏觀杠桿率平方項（LEV2）的系數為正，且均具有統計顯著性，宏觀杠桿率與經濟波動之間的“U型”關系再次得到驗證。列（6）加入全部控制變量后的回歸結果表明，“U型”的拐點值為104.95%⑤，這一數值略低于系統GMM的估計結果。

根據貿易沖擊程度進行分樣本檢驗的結果如表8的Panel B所示。（1）、（3）組中宏觀杠桿率水平項的系數均顯著為負，宏觀杠桿率平方項的系數均顯著為正，但（2）、（4）組中LEV與LEV2的均不再顯著。（1）、（3）組的檢驗結果再次說明經濟波動與宏觀杠桿率呈現出“U型”關系，存在使得經濟波動最小的均衡宏觀杠桿率。此外可以發現，從中高貿易沖擊區間進入到高貿易沖擊區間，均衡宏觀杠桿率的變動并不顯著。但從低貿易沖擊區間上升到中低貿易沖擊區間時，均衡宏觀杠桿率由103.65%下降到87.94%，下降了15.71%?？梢?，前文基于系統GMM估計的實證結果依然穩健。

六、進一步討論：部門均衡杠桿率與中國結構性去杠桿的路徑選擇

本文已經對宏觀杠桿率、經濟波動和貿易沖擊之間的關系進行了分析，然而，在我國政府推進結構性去杠桿的戰略背景下，宏觀杠桿率的結構問題更為關鍵。由此引發一個更為重要的問題：各部門杠桿率與經濟波動之間是否依然存在“U”型關系？如果存在，貿易沖擊對于各部門均衡杠桿率有怎樣的影響？接下來，本文將從家庭、政府、非金融企業三類實體經濟部門的杠桿率出發，探究各部門杠桿率與經濟波動之間的關系，以及貿易沖擊在其中的作用。并進一步結合我國實際情況探討結構性去杠桿的路徑選擇。

（一）各部門均衡杠桿率的確定及其不穩定性

1.各部門均衡杠桿率的確定

本文同樣基于模型（1）的設定，分別考察家庭、政府、非金融企業三個部門的杠桿率對經濟波動的影響，從而驗證H1b;再采用分樣本檢驗的方法考察貿易沖擊對各部門均衡杠桿率的影響，來驗證H2b。核心解釋變量由宏觀杠桿率依次替換為家庭杠桿率、政府杠桿率、非金融企業杠桿率。同時為保證結果穩健，分別采用GDP增長率波動和人均GDP增長率的波動衡量經濟波動，對H1b的檢驗結果如表9所示。其中GOVLEV、HOULEV、NFCLEV所對應的列分別代表以政府杠桿率、家庭杠桿率、非金融企業杠桿率作為核心解釋變量的實證結果。

表9所示的結果表明，政府杠桿率、家庭杠桿率、非金融企業杠桿率的系數至少在10%的水平上顯著為負，而三者對應的平方項至少在10%的水平上顯著為正，說明經濟波動與各部門杠桿率均存在非線性的“U型”關系。這意味著，政府部門、家庭部門、非金融企業部門均存在可以保障經濟波動最小的均衡杠桿率，當杠桿率低于均衡值時，隨著部門杠桿率的升高，經濟波動逐漸減弱，而超過“拐點”后，部門杠桿率上升將導致風險加速累積，加劇經濟波動。

各部門均衡杠桿率的計算結果如表10所示，其中（1）、（2）列對應的分別是以名義GDP增長率波動和人均名義GDP增長率波動為被解釋變量的回歸結果。我們發現政府部門、家庭部門和非金融企業部門的均衡杠桿率水平分別為240.16%（237.53%）、183.83%（200.74%）、129.60%（129.34%）。相比之下，政府部門均衡杠桿率水平最高，家庭部門次之，非金融企業部門最低。一般來講，政府部門的債務以國家信用作為擔保，可以容忍的債務水平相對較高，所以其均衡杠桿率水平最高，H1b得到驗證。家庭部門的現金流以人力資本為基礎，負債多為消費貸款和住房抵押貸款，財務穩健性也較好，其均衡杠桿率也較高。企業部門直面市場競爭，存在較大不確定性，因而其均衡杠桿率最小。

2.貿易沖擊對部門均衡杠桿率的影響

在研究得到各部門均衡杠桿率的基礎上，本文進一步檢驗不同程度貿易沖擊對家庭、政府和非金融企業部門均衡杠桿率的影響?？紤]到分部門考察時，子樣本的數據量明顯減少，所以按照貿易沖擊的50%分位數劃分為兩組，以區分貿易沖擊程度的高低。0～50%分位數的貿易波動定義為中低程度貿易沖擊，50%～100%分位數的區間定義為中高程度貿易沖擊。以名義GDP增長率波動衡量經濟波動的檢驗結果如表11的Panel A所示?？梢园l現經濟波動與部門杠桿率之間的“U型”關系依然成立，但“U型”的拐點發生明顯改變。

各列檢驗結果對應的“U型”關系以及均衡杠桿率計算結果如表11的Panel B所示?？梢钥吹?，當貿易沖擊從中低區間上升到中高區間時，政府部門均衡杠桿率水平由251.91%下降到90.09%，下降了161.82%，下降幅度較大;家庭部門均衡杠桿率水平由286.18%下降到150.68%，下降了135.50%;非金融企業部門均衡杠桿率水平由134.61%下降到129.64%，僅下降4.97%。這表明，貿易沖擊對各個部門均衡杠桿率的影響具有異質性，其中，政府部門和家庭部門均衡杠桿率對沖擊的敏感性較大，而非金融企業部門均衡杠桿率則不敏感。所以當一國面臨的貿易不確定較大時，要著重控制政府部門與家庭部門杠桿率水平上升。此外，本文以人均名義GDP增長率的波動作為被解釋變量進行了穩健性檢驗，上述結果依然穩健。H2b得到驗證。

（二）中國結構性去杠桿的路徑選擇

2008年國際金融危機以來，去杠桿成為主要發達經濟體走出低迷、修復經濟運行的基本舉措。中國為應對國際金融危機帶來的外部沖擊，啟動了包括“四萬億（元）”計劃在內的大規模刺激計劃，導致了十多年來宏觀杠桿率的快速攀升。我國的宏觀杠桿率以及各部門杠桿率的基本變動情況如圖1所示①。顯然，我國的宏觀杠桿率水平從2008年開始急劇攀升。從杠桿率結構來看，非金融企業部門的負債水平最高，而家庭部門與政府部門的杠桿率相對較低。2008-2018年，非金融企業部門杠桿率從95.20%攀升至153.55%，平均每年上升超過5%，家庭部門和政府部門的杠桿上升并不明顯。

圖1中的line1、lin2分別對應本文以名義GDP波動、人均名義GDP波動衡量經濟波動時確定的均衡宏觀杠桿率水平，對應數值為132.23%和144.18%?？梢钥吹?，中國在2009年之前的宏觀杠桿率低于144.18%，并且2004-2009年很好地控制杠桿率水平，將其維持在均衡杠桿率水平附近，這一時期的經濟波動較小。但2009年以后，宏觀杠桿率明顯開始正向偏離均衡水平，這很大程度上是因為中國政府于2008年11月推出“四萬億”刺激計劃，債務高企引發了一系列經濟金融問題。從2013年開始中國經濟發展進入新常態，經濟增速轉入“中低速增長”，經濟波動加劇，不確定性凸顯，經濟體系的穩定性大大降低。這也正驗證了本文的發現，即當宏觀杠桿率越過均衡水平后，宏觀杠桿率的上升將明顯加劇經濟波動，從而嚴重阻礙經濟發展。另外，中國家庭部門和政府部門的杠桿率水平始終遠遠低于本文計算得到的均衡杠桿率水平，考慮到貿易沖擊的影響后，兩者目前的實際水平仍然低于均衡水平，故存在一定的加杠桿空間。但非金融企業部門的杠桿率在2013年、2014年超過了132.23%、144.18%的均衡杠桿率水平，考慮到貿易沖擊的影響，當前非金融企業部門的實際杠桿率更是嚴重超出均衡杠桿率水平，說明宏觀杠桿率高企主要原因在于非金融企業部門的杠桿率過高，所以非金融企業部門的去杠桿是結構性去杠桿的重點。鑒于此，中國于2016年10月發布《國務院關于積極穩妥降低企業杠桿率的意見》，正式提出企業去杠桿。在中美貿易摩擦不斷升級的現實背景下，中國受到的貿易沖擊明顯增大，這種情況下維持宏觀經濟穩定的均衡宏觀杠桿率水平會進一步下降，企業去杠桿的任務也就更加嚴峻。

七、結論與啟示

本文從經濟波動的視角切入，基于全球99個經濟體1980-2017年的跨國面板數據;利用多種實證模型全面細致地分析了宏觀杠桿率、部門杠桿率與經濟波動間的非線性關系，計算出總體、家庭、政府、非金融企業等部門對應的均衡杠桿率，并進一步考察了貿易沖擊對均衡杠桿率的影響，最后結合中國杠桿率的實際情況剖析結構性去杠桿的路徑選擇。主要結論如下：

第一，宏觀杠桿率與經濟波動之間呈現出穩健的非線性的“U型”關系，存在一個拐點可以保證經濟波動最小。不同貿易沖擊程度下，均衡宏觀杠桿率表現出不穩定性，隨著貿易沖擊升高，均衡宏觀杠桿率顯著下降。因此，在分析維護宏觀經濟的適宜宏觀杠桿率水平時，貿易沖擊是不可忽略的重要因素。第二，對家庭、政府、非金融企業三個部門杠桿率進行考察后發現，各部門杠桿率與經濟波動之間依然表現出穩健的“U型”關系，各部門分別存在維持宏觀經濟穩定的均衡杠桿率水平。第三，貿易沖擊增大對各部門均衡杠桿率的影響表現出異質性，雖然隨著貿易沖擊增大各部門均衡杠桿率均有所下降，但政府部門與家庭部門的下降幅度和速度尤其明顯，相比之下，非金融企業部門敏感度不高。第四，將中國杠桿率的現實情況與本文的實證結果對比分析后發現，從2009年開始，中國已經顯著正向偏離均衡宏觀杠桿率水平。從部門結構來看，政府部門和家庭部門的杠桿率水平始終低于均衡值，但非金融企業部門的杠桿率水平在2014年超過了均衡宏觀杠桿率水平。所以中國杠桿率高企引起中國經濟波動的根源在于非金融企業部門。

基于上述實證結果，本文認為，監管部門應根據本國的具體情況從經濟波動視角確定更貼合本國實際情況的均衡宏觀杠桿率水平，而不能局限于經濟增長的單一視角。結構性去杠桿進程中非金融企業部門仍然是去杠桿的重點，家庭部門與政府部門存在加杠桿空間。值得注意的是，這一結構性去杠桿安排必須兼顧外在貿易沖擊的影響，在貿易摩擦升級、對外貿易波動加大的背景下，非金融企業部門去杠桿的壓力更大，而家庭部門與政府部門的加杠桿空間也被壓縮，加杠桿措施必須謹慎。最后，必須穩步推進去杠桿的進程，避免杠桿率過度波動加大經濟波動。

注釋：

① 數據來源：中國國家資產負債表研究中心（CNBS）。

② 根據世界銀行的定義，私人部門信貸指的是通過貸款、購買非股權證券、貿易信用和其他應收賬款等方式提供給私人部門并且確立了償還要求的金融資源。

③ 該樣本涵蓋了全球各收入類型（世界銀行標準）的主要發達國家與發展中國家，包括高收入國家和地區47個（阿根廷、阿曼、愛爾蘭、愛沙尼亞、奧地利、澳大利亞、巴巴多斯、巴林、巴拿馬、比利時、冰島、波蘭、韓國、丹麥、德國、法國、芬蘭、荷蘭、加拿大、捷克共和國、卡塔爾、科威特、克羅地亞、拉脫維亞、立陶宛、盧森堡、馬耳他、美國、挪威、葡萄牙、日本、瑞典、瑞士、塞浦路斯、圣基茨和尼維斯、斯洛伐克共和國、斯洛文尼亞、特立尼達和多巴哥、烏拉圭、西班牙、希臘、新西蘭、匈牙利、意大利、英國、智利、中國香港特別行政區），中高等收入國家和地區28個（巴拉圭、巴西、保加利亞、北馬其頓、俄羅斯聯邦、厄瓜多爾、斐濟、哥倫比亞、哥斯達黎加、圭亞那、黑山、黎巴嫩、羅馬尼亞、馬來西亞、毛里求斯、秘魯、墨西哥、納米比亞、南非、塞爾維亞、泰國、土耳其、委內瑞拉、牙買加、亞美尼亞、伊朗、約旦、中國），中低等收入國家和地區20個（埃及、巴基斯坦、玻利維亞、菲律賓、格魯吉亞、吉爾吉斯斯坦、加納、柬埔寨、科特迪瓦、肯尼亞、蒙古、孟加拉國、摩爾多瓦、摩洛哥、尼日利亞、斯里蘭卡、斯威士蘭、烏克蘭、印度、印度尼西亞），低收入國家和地區4個（津巴布韋、馬拉維、尼泊爾、烏干達）。

④ 宏觀杠桿率對經濟波動的邊際影響為β0+2β1×LEV=-1.6375+2×0.6192×LEV，出現拐點的LEV=1.6375/（2×0.6192）=132.23%。

⑤ 此時出現拐點的LEV=1.7819/（2×0.8489）=104.95%。

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Trade Shocks， Macroeconomic Fluctuations and Structural Deleveraging

Abstract： Against the background of increasing trade uncertainty， it is worth investigating how the Chinese government can effectively promote structural deleveraging. Based on the transnational panel data of 99 economies from 1980 to 2017， this paper uses the systematic GMM estimation method to carefully study the relationship between overall leverage ratio， sector （family， government， non-financial enterprise） leverage ratio and macroeconomic fluctuations， and further investigate the impact of trade shocks. We found that there is a robust non-linear “U-shaped” relationship between various leverage ratios and macroeconomic fluctuations， that is， there is a level of equilibrium leverage ratio that maintains minimum macroeconomic fluctuations. In addition， trade shocks reduce the equilibrium leverage ratios but the impact is asymmetry among different sectors， in which the government and the family sector are the most sensitive. After a comparative analysis， in the context of the escalation of trade frictions， the focus of China’s structural deleveraging process is still on non-financial enterprises， but the pressure is greater. Although there is room for increasing the leverage of household sector and government sector， the relevant leverage measures must also be cautious .

Key Words： Leverage; Trade Shocks; Macroeconomic Fluctuations; Structural Deleveraging