“债务—通缩”理论在当前中国的实证研究——基于2011-2018年非金融企业部门数据

(广东财经大学金融学院 广东 广州 510320)

一、引言

1933年，经济学家费雪(I.Fisher)基于1929—1932年美国经济大萧条时期的状况提出了“债务—通缩”理论[1]。“债务—通缩”理论是指经济主体的过度负债和通货紧缩这两个因素会相互作用、相互增强，从而导致经济衰退甚至引起严重的萧条。该理论认为当经济处于繁荣阶段时，举债比较容易，企业通过大量负债来增大利润，而在经济不景气时，高债务与通缩将形成自我循环并具有自我加速的特点。源自美联储前主席格林斯潘(A.Greenspan)于2004年提出的债务经济运行模式在近15年全球的实际经济运行中已经客观存在。根据数据进行的分析显示，全球债务规模2018年接近250万亿美元，创历史最高水平，几乎是20年前的三倍，10年前的两倍。2008 年次贷危机之后，为了使世界经济得以恢复，各国央行实施了近 10 年的量化宽松政策，该时段内，利率水平很低，几乎是零利率甚至负利率。廉价且易获得的贷款最终导致社会各部门负债累累。当今，世界经济负债仍有愈演愈烈之势，靠高债务为经济增长提供资金支持已然成为推动经济发展、缓解社会矛盾的一种被动但却重要的手段。理论上，通过适度的积极负债可以达到促进经济更好发展的效果，但债务的增长终究是存在极限的，且以债务驱动经济增长的方式有悖于生产力决定生产关系的理论，过度依靠债务来刺激经济并不能从本质上发展生产力，因而其经济增长是不可持续的。几次典型的债务危机，例如日本十年大衰退、2008年全球金融危机、以及欧洲主权债务危机等，一再警示世人，过度负债和过度使用杠杆不仅不会使经济增长，往往还会导致新一轮危机的来临。

近十年来，中国的债务水平也在不断攀升，由此带来的经济隐患引发了许多学者关注。从企业部门杠杆率、非金融私人部门信贷/国内生产总值和债务偿付率三个指标得出我国企业杠杆率近十年大幅提升，而且资本回报率下滑是杠杆率居高不下的主因。陈卫东等(2017)[3]以我国2000余家上市公司为样本，对他们的非金融企业杠杆率进行了研究，结论表明我国企业的杠杆问题是结构性的，工业、材料、公用事业和能源行业、东北、西北和西南地区和国有企业负债压力明显加大。[4]用数据证明了我国非金融企业部门的债务高速增长，非金融企业信贷/GDP这个指标已经从150%增至超过200%，超过历史均值水平的20%-25%。李晚晴等(2018)[5]认为我国企业部门的高负债特征在整体杠杆率水平中显得尤为突出，并分析了造成企业部门杠杆率高企的主要原因。

当前中国面临的各类重大风险中，经济风险、金融风险尤显突出。从金融服务实体经济的本源理论出发，探讨中国非金融企业部门债务对通缩的作用情况，分析费雪的“债务—通缩”理论在当前中国的适用性及可能变化，探究中国走出“债务—通缩”循环陷阱的相关对策，具有重要的现实意义。

下文安排如下：第2部分定性分析通货紧缩的影响因素；第3部分分别对美国 2008 年次贷危机和中国 2011-2018 年期间的非金融企业部门债务对通缩的作用情况进行实证检验，比较阐述费雪“债务—通缩”理论在当前中国的不适用及其原因；第4部分提出中国预防掉入“债务—通缩”陷阱的对策建议。

二、通货紧缩的影响因素

本文以通货膨胀率作为因变量，以消费者物价指数CPI予以表征。若CPI为正，则代表该国通货膨胀，反之，该国通货紧缩。

由于本文研究的是非金融企业部门过度负债是否会诱发“债务—通缩”，因此自变量除了非金融企业部门的负债水平，还包括其他三个控制变量，即货币供应量M2、住宅价格水平和国内生产总值GDP。根据“债务—通货紧缩”理论，非金融企业负债水平的上升会通过九步链式反应而导致通货紧缩，因此，债务变量是影响通货紧缩的一大关键因素。

货币供给量也是造成通货紧缩的原因之一。一般而言，货币供应不足将对通货紧缩造成直接影响。因为当货币供应量少于流通领域对货币的实际需求量时，货币会发生升值，人民的购买力下降，从而引起的商品和劳务的货币价格总水平的持续下跌。

住宅价格水平影响通货紧缩。两者呈负相关关系。蓄水池理论表明房产是货币蓄水池，一旦房价下跌，货币从房地产流出，涌入消费品和其他商品，从而造成通货膨胀。然而，在实际中，房价下跌不但不会溢出货币，还会消灭信用货币，引发M2的收缩，反而会带来通货紧缩。

国内生产总值GDP也会对通货紧缩造成影响。GDP的下降代表一年的总财富增速的减少，也就代表全年总的生产和消费同时降低，而一个社会生产和需求的降低势必会引起经济的加速下滑风险，进而引起通货紧缩。反之，则会导致通货膨胀。

三、实证检验

除了1929-1933年美国大萧条，“债务—通缩”的典型案例还有美国2008年次贷危机。首先，本节对美国2008年次贷危机中非金融企业部门债务引致通缩的情况进行实证检验。其次，对中国2011-2018年期间非金融部门的债务引致通缩的情况进行实证检验，阐明当前中国非金融部门的债务上升对通缩的影响。最后，通过比较分析，说明“债务—通缩”理论在当前中国并不适用及其原因。

(一)美国2008年次贷危机中非金融企业部门债务引致通缩的实证检验

1.指标选取与数据来源

在漫长的冬天的夜晚，爸爸和妈妈常常谈论西部的大草原。爸爸说西部的土地很平坦，那儿虽然没有树，可青草长得又高又密。大草原一眼望不到边，各种动物就像生活在牧场里一样自由自在地四处游荡和觅食。那儿除了印第安人之外还没有其他人居住。冬天就要过去了，有一天爸爸对妈妈说：“既然你不反对，我决定要把家搬到西部了。我已经为我们的小木屋找到一个买主，如果我们现在卖，可以卖到最好的价钱。这些钱足够我们在一个新地方重新安家了。”

该检验的因变量为美国消费者物价指数(CPI)Y。该指标对应通货膨胀率这一因变量。自变量为美国非金融企业负债总计(十亿美元)X1。该指标对应非金融企业部门的负债水平这一自变量。美国货币供应量M2(十亿美元)X2。该指标对应货币供应量因素。美国(OFHEO)房地产价格指数X3。该指标对应住宅价格水平因素。美国国内生产总值(十亿美元)X4。该指标对应国内生产总值因素。选取以上指标2007年至2018年的年度数据，共计12个年度，数据均来源于wind数据库。

2.模型建立和实证结果

在5%的显著性水平下，对上述5个变量进行ADF检验，检验结果表明，X4序列是平稳的，X1、X2和X3的差分序列是平稳的。运用Stata软件做多元线性回归分析，得到以下结果：

lnY=-0.3264493lnX1+0.3124258lnX2+0.0356071lnX3+0.0000193X4+5.267977

(-1.51) (1.72) (0.28) (1.73) (5.60)

在5%的置信水平之下，此方程5个参数的p值分别为0.176，0.129，0.789，0.127，0.001，除了截距项外，其他系数的p值均大于0.05，因此这4个系数都不能通过t检验且没有显著性。此方程的F值为244.22，p值为0.0000，因此方程通过了总体线性的显著性检验。

由于4个系数都不能通过t检验，所以在剔除美国(OFHEO)房地产价格指数X3因素之后，修正方程如下所示：

lnY=-0.2722486lnX1+0.2629538lnX2+0.0000213X4+5.359445

(-3.04) (7.41) (2.68) (6.46)

在5%的置信水平之下，此修正方程4个参数的p值分别为0.016，0.000，0.028，0.000，因此这4个变量都能通过t检验且具有显著性。此修正方程的F值为368.05，p值为0.0000，因此方程通过了总体线性的显著性检验。调整R2为0.9901，接近于1，因此方程的拟合程度非常高。美国非金融企业负债总计(十亿美元)X1的对数的回归系数为-0.2722486，显著小于0，说明美国非金融企业负债总计的增长率与美国消费者物价指数(CPI)Y的增长率之间存在反向变动关系，与费雪“债务—通缩”理论”中的“债务引致通缩”是吻合的。

(二)中国2011-2018年期间非金融企业部门债务引致通缩的实证检验

1.指标选取与数据来源

该检验的因变量为中国消费者物价指数(CPI)Y。该指标对应通货膨胀率这一因变量。自变量为中国非金融企业及机关团体贷款(万亿元)X1。该指标对应非金融企业部门的负债水平这一自变量。中国货币供应量M2(万亿元)X2。该指标对应货币供应量因素。中国百城住宅平均价格(元)X3。该指标对应住宅价格水平因素。中国国内生产总值(百万亿元)X4。该指标对应国内生产总值因素。选取以上指标2011年至2018年的季度数据，共计32个季度，数据均来源于wind数据库。

在5%的显著性水平下，对上述5个变量进行ADF检验，检验结果表明，X4序列是平稳的，X1、X2和X3的差分序列是平稳的。运用Stata软件做多元线性回归分析，得到以下结果：

lnY=0.1362031lnX1-0.215872lnX2+0.0920264lnX3+0.000633X4+4.244424

(2.16) (-3.66) (4.64) (0.82) (25.00)

在5%的置信水平之下，此方程5个参数的p值分别为0.040，0.001，0.000，0.420，0.000，其中X4的系数的p值大于0.05，因此只有4个系数都能通过t检验且具有显著性。此方程的F值为33.79，p值为0.0000，因此方程通过了总体线性的显著性检验。

由于X2的系数不能通过t检验，所以在剔除中国国内生产总值(百万亿元)因素之后，修正方程如下所示：

lnY=0.1285009lnX1-0.2041857lnX2+0.0994742lnX3+4.160767

(2.07) (-3.59) (5.68) (30.87)

在5%的置信水平之下，此修正方程4个参数的p值分别为0.047，0.001，0.000，0.000，因此这4个变量都能通过t检验且具有显著性。此修正方程的F值为45.36，p值为0.0000，因此方程通过了总体线性的显著性检验。调整R2为0.8111，接近于1，因此方程的拟合程度较高。中国非金融企业及机关团体贷款(万亿元)X1的对数的回归系数为0.1285009，显著大于0，说明中国非金融企业及机关团体贷款与中国消费者物价指数(CPI)Y的增长率之间存在正向变动关系，与费雪“债务—通缩”理论”中的“债务引致通缩”并不吻合。

(三)比较分析

实证检验表明：中国2011-2018年期间的非金融企业部门债务上升对其通缩尚未形成有效的驱动，至少还没有达到美国次贷危机时期的严重程度。同时也说明：“债务—通缩”理论在当前中国并不适用。究其原因，应该包括以下三点：一是中国与美国经济体制存在差异。美国是典型的资本主义市场经济体制，以自由竞争为市场导向，政府基本不加以干预。为了建立有序的市场竞争，美国不仅直接制订若干必要的调整竞争秩序的法规—例如美国的反托拉斯法，而且还间接地为建立有序竞争创造重要的条件—例如币值稳定、市场开放、契约自由等[6]。中国当前运行的是建立在公有制为主体、多种所有制经济共同发展基础上的社会主义市场经济体制，由市场有序竞争和国家宏观调控相结合。因此，政府会适度干预其市场经济运行。对比而言，美国和中国经济体制的重要区别在于政府是否会对市场经济进行调节和控制。而处于失灵状态的市场其自动调节能力有限，也就无法避免掉进“债务—通缩”陷阱。在符合宏观审慎经营要求的前提下对小微企业和“三农”领域实施定向降准，推动普惠金融的发展。2018年，中国人民银行通过四次降准和增量开展中期借贷便利(MLF)操作等办法增强对实体经济的支持。毫无疑问，中国人民银行这些举措对保障市场流动性、化解企业债务以避免掉进“债务—通缩”循环陷进具有重要的积极意义。二是中国具有宏观经济决策后发优势。有了美国的“债务—通缩”前车之鉴，中国在宏观经济决策时，通过“三去一降一补”、利率自由化逐步推进、宏观审慎管理及创新驱动发展战略等改革举措，对“债务—通缩”循环九环节中可能出现的商品降价倾销、企业产出全面下降、企业破产、市场悲观情绪扩散等现象产生了客观的抑制作用。三是中国宏观经济政策的贯彻执行力比美国占优。在国民经济发展的长远规划及其贯彻执行方面，中国具有资源协调、阶段承继、集中力量办大事、定点精准排困难等方面的效率优势。

四、中国预防“债务—通缩”陷阱的对策建议

基于实证检验及“债务—通缩”理论在当前中国不适用的分析结论，并不能排除中国未来有可能掉进“债务—通缩”陷阱的隐忧。在国内经济新旧动能转换和国际经济全球化去存之争的新形势下，针对“债务—通缩”陷阱，中国的应对至少应该把握以下五点。

第一，继续保持中国在经济体制、宏观经济决策后发和宏观经济政策的贯彻执行力方面 的优势。

第二，努力降低非金融企业负债率。基于“债务—通缩”的作用机制，过度负债的主体 主要是非金融企业部门，因此预防掉入“债务—通缩”陷阱应从非金融部门入手，在源头上 防止其过度负债的发生。企业应积极采取股权融资手段，降低债务融资比重，提高股权融资比重。这既可防止非金融企业债务风险的发生，也能阻止整体经济陷入“债务—通缩”的境地。

第三，政府合理介入房地产市场，维持房价相对稳定，避免房价出现大起大落。作为实 体企业的重要组成部分，房地产企业在国民经济行业中具有独特的地位和影响力。如果房价一旦大幅下跌，房地产市场降温，一方面开发商资金无法正常回笼归还银行贷款，另一方面 购房者资不抵债拖欠贷款。由此产生的房地产企业廉价销售资产来归还贷款，及个人开始减 少消费以减轻负债，将引起 M2的收缩，继而给整体经济带来通货紧缩。

第四，维持适度宽松的货币政策，运用扩张性财政政策，健全宏观审慎管理。既要防止 因信用收缩引发债务通缩，同时也要预防掉入通胀的陷阱。货币政策和财政政策的协调配合，有助于刺激国内有效需求，降低通货紧缩风险。

第五，促进经济健康稳定增长，在优化经济结构化的同时，保持一定增长速度，实现高 质量发展。债务经济模式并不是刺激经济的长久之计，维持稳定的经济增长才是硬道理。可 以通过进一步实施创新驱动发展战略、发展“三农”产业、提升消费质量等办法来调结构并稳增长。