穩(wěn)增長與防風(fēng)險：我國宏觀經(jīng)濟政策重心轉(zhuǎn)換的實踐與效果評估

毛振華，等

（中誠信國際信用評級有限責(zé)任公司，北京 100000）

一、引言

2008年金融危機使各國相繼推出量化寬松的經(jīng)濟政策，其后世界主要經(jīng)濟體的債務(wù)水平不斷刷新歷史高位，據(jù)國際清算銀行（BIS）數(shù)據(jù)，2008—2019年全球債務(wù)占GDP的比例從208%上升至322%，宏觀經(jīng)濟學(xué)者也由此加強了對于金融穩(wěn)定的研究。在2020年新冠肺炎疫情沖擊下，各國新一輪的經(jīng)濟刺激引發(fā)金融泡沫和經(jīng)濟危機的概率在不斷上升，特別是在歐美國家政策利率已經(jīng)接近為零的背景下，提高或降低債務(wù)水平的政策操作都將對經(jīng)濟產(chǎn)生較大擾動，因此，債務(wù)擴張與經(jīng)濟增長之間的關(guān)系成為當(dāng)前宏觀調(diào)控理論研究的熱點和重點。

毛振華等（2016）提出宏觀調(diào)控應(yīng)堅持“穩(wěn)增長、防風(fēng)險”雙底線思維，第一次對2008年金融危機以來我國宏觀經(jīng)濟政策的實踐進行了總結(jié)，指出宏觀經(jīng)濟政策重心應(yīng)視情況在穩(wěn)增長與防風(fēng)險之間轉(zhuǎn)換[1]，這一論斷與2016年以來中央宏觀調(diào)控實踐具有高度的一致性。究其緣由，一方面，次貸危機沖擊下中國經(jīng)濟運行的基本邏輯從出口拉動快速轉(zhuǎn)換到“債務(wù)-投資”驅(qū)動，此后隨著債務(wù)規(guī)模逐漸積累以及地方政府隱性負債等結(jié)構(gòu)性問題凸顯，單純以穩(wěn)增長為目標(biāo)的宏觀經(jīng)濟政策操作日益放大債務(wù)風(fēng)險，宏觀經(jīng)濟政策有必要加大對防風(fēng)險的關(guān)注。另一方面，2008年開始的宏觀刺激政策在2011年退出后，我國經(jīng)濟增速整體呈現(xiàn)單邊下降的趨勢，且尚未達到穩(wěn)定，增速下滑的風(fēng)險仍在不斷暴露，穩(wěn)增長目標(biāo)同樣不容忽視?？梢哉f，我國當(dāng)前面臨的宏觀經(jīng)濟形勢頗為復(fù)雜，單純以穩(wěn)增長為目標(biāo)，或?qū)⒊掷m(xù)推高債務(wù)水平，甚至誘發(fā)系統(tǒng)性金融風(fēng)險；單純以防風(fēng)險為目標(biāo)，則可能落入“債務(wù)-通縮”陷阱，從而帶來經(jīng)濟快速衰退。如何理解債務(wù)與經(jīng)濟增長之間的關(guān)系，理論研究與實證研究存在較大爭論，無論是對2008年實施的4萬億元經(jīng)濟刺激計劃，還是對2016年以來的去杠桿與金融嚴監(jiān)管措施，均有質(zhì)疑的聲音。因此，通過對我國近十幾年的宏觀經(jīng)濟政策重心轉(zhuǎn)換與實踐進行回溯和評價，研究為何以及如何在宏觀層面堅持穩(wěn)增長與防風(fēng)險的雙底線思維，具有一定的理論意義和現(xiàn)實意義。

二、文獻綜述

經(jīng)典的宏觀經(jīng)濟理論和模型將解釋和穩(wěn)定經(jīng)濟增長作為核心目標(biāo)，主張通過財政政策或貨幣政策手段維持經(jīng)濟增長，熨平經(jīng)濟周期波動，但對經(jīng)濟和金融危機產(chǎn)生機制解釋不足。Fisher（1933）提出的“債務(wù)-通縮”理論將過度負債與通貨緊縮的相互作用看作“大蕭條”的誘因，揭示了債務(wù)杠桿影響經(jīng)濟增長的路徑[2]。隨后大量學(xué)者基于債務(wù)杠桿、資產(chǎn)泡沫與經(jīng)濟危機之間的關(guān)聯(lián)展開研究，用以改進宏觀經(jīng)濟調(diào)控理論，特別是針對“債務(wù)-通縮”問題提出政策建議[3-4]。2008年金融危機之后，全球經(jīng)濟下行壓力加大，各國政府不得不在宏觀債務(wù)杠桿上升與穩(wěn)定經(jīng)濟增長之間做出選擇，最終全球宏觀杠桿迅速上升。圍繞經(jīng)濟增長與債務(wù)杠桿的相關(guān)關(guān)系，現(xiàn)有研究對穩(wěn)增長與防風(fēng)險雙重目標(biāo)的討論主要有以下兩種觀點。

一種觀點肯定債務(wù)增長對經(jīng)濟發(fā)展的正向作用，認為盲目去杠桿會導(dǎo)致經(jīng)濟衰退。辜朝明（2006）對日本20世紀90年代以來采取的去杠桿政策進行研究發(fā)現(xiàn)，不恰當(dāng)?shù)厝ジ軛U導(dǎo)致該國經(jīng)濟陷入資產(chǎn)負債表衰退[5]。Devlin等（2008）對不同國家去杠桿政策進行梳理，提出金融去杠桿化不利于世界經(jīng)濟的發(fā)展，特別是對新興市場國家，能否去杠桿取決于危機前的外部融資安排[6]。馬勇等（2016）基于91個國家的面板數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，去杠桿化對經(jīng)濟增長具有顯著負效應(yīng)，同時伴隨去杠桿進程，金融危機發(fā)生的概率會明顯增加[7]。還有研究認為我國2016年采取去杠桿政策是不恰當(dāng)?shù)?，認為去杠桿會使產(chǎn)出幅度下降更大，杠桿率可能“越去越大”[8]。

另一種觀點認為宏觀杠桿與經(jīng)濟增長率之間存在非線性關(guān)系，其中一些研究認為存在債務(wù)規(guī)模拐點導(dǎo)致杠桿率與經(jīng)濟增速關(guān)系轉(zhuǎn)向，因而著重對杠桿最優(yōu)規(guī)模或最優(yōu)比例的闕值進行測算[9-11]，但劉曉光等（2018）提出杠桿率和經(jīng)濟增長之間的非線性關(guān)系受經(jīng)濟動態(tài)平衡約束，需要滿足產(chǎn)出增長率高于債務(wù)增長率這個條件[12]。égert（2015）的研究表明債務(wù)規(guī)模拐點受計量模型影響較大而難以確定[13]。王學(xué)凱等（2020）研究發(fā)現(xiàn)金融杠桿率與經(jīng)濟增長率的“倒U型”關(guān)系只在低杠桿規(guī)模下較為顯著[14]。一些研究還認為宏觀杠桿控制與穩(wěn)定經(jīng)濟增長之間會在操作層面出現(xiàn)一定沖突，尋找穩(wěn)增長與防風(fēng)險的平衡是非常困難的[15-16]。此外，一些學(xué)者提出在債務(wù)風(fēng)險凸顯、經(jīng)濟下行壓力不減的背景下，穩(wěn)增長和防風(fēng)險兩個目標(biāo)必須要同時兼顧，宏觀調(diào)控要堅持雙底線思維[1，17-19]。

除此之外，在第三方變量影響下，杠桿率與經(jīng)濟增長的關(guān)系會發(fā)生不同變化，資本產(chǎn)出比[20]、債務(wù)期限結(jié)構(gòu)[21]、不同部門杠桿結(jié)構(gòu)[22]等都是導(dǎo)致杠桿率與經(jīng)濟增速關(guān)系發(fā)生轉(zhuǎn)折的重要因素。

綜上所述，現(xiàn)有文獻對宏觀杠桿與經(jīng)濟增長關(guān)系的研究較為豐富，不論是線性還是非線性關(guān)系，都有相關(guān)理論和實證研究佐證，但較少有研究關(guān)注兩者的時變關(guān)系。特別是利用這些相關(guān)理論和實證研究對我國幾輪政策重心轉(zhuǎn)換的分析尚存在一定空白。為彌補現(xiàn)有研究的不足，本文基于引入債務(wù)因素的RCK模型，從理論層面推導(dǎo)負債與經(jīng)濟增長的關(guān)系，提出資產(chǎn)回報率與潛在經(jīng)濟增速之間的差值影響了負債與經(jīng)濟增長的作用方向，為宏觀操作雙底線思維的提出提供了理論依據(jù)；基于TVPSV-VAR模型進行實證分析，驗證債務(wù)杠桿率與經(jīng)濟增速之間的時變關(guān)系，評價我國近十幾年來宏觀經(jīng)濟政策重心轉(zhuǎn)換的時機是否合適，并對宏觀經(jīng)濟政策實施的效果進行評估。通過理論和實證分析，本文證明了我國堅持穩(wěn)增長與防風(fēng)險雙底線的重要意義，并嘗試為未來政策重心轉(zhuǎn)換的時機提供建議與指導(dǎo)。

三、理論模型推導(dǎo)：將債務(wù)因素引入RCK模型

近年來，DSGE分析框架逐漸成為當(dāng)前宏觀經(jīng)濟學(xué)的主流研究范式，通過構(gòu)建以一般均衡為前提的理論模型，探討各經(jīng)濟變量之間的相互作用與聯(lián)動關(guān)系，具有邏輯自洽、市場出清、易于政策實驗等優(yōu)點。但該分析范式主要建立在美國經(jīng)濟運行的特征事實之上，比如消費在經(jīng)濟中比重較高，宏觀經(jīng)濟政策以貨幣政策為主，財政政策主要表現(xiàn)為稅收調(diào)整而非政府投資，經(jīng)濟運行的制度條件沒有大幅變化等。而中國自1978年以來歷經(jīng)數(shù)次制度變革，經(jīng)濟運行的外部條件與內(nèi)部邏輯出現(xiàn)了多次調(diào)整，經(jīng)濟運行呈現(xiàn)出顯著的階段性特征，經(jīng)濟變量間的系數(shù)關(guān)系在不同研究時點是完全不同的。這意味著，利用當(dāng)前數(shù)據(jù)估計出的DSGE模型系數(shù)，不適合解釋較長時期的經(jīng)濟運行。因此，本文選擇從相對傳統(tǒng)的拉姆齊-卡斯-庫普曼斯模型（RCK模型）出發(fā)，從理論角度分析債務(wù)與經(jīng)濟增長的關(guān)系。

（一）模型推導(dǎo)：引入債務(wù)因素

在RCK模型的均衡分析框架下，宏觀層面的經(jīng)濟增長都對應(yīng)著各個經(jīng)濟體追求利益最大化的微觀基礎(chǔ)，能夠在動態(tài)時間視角以及資源跨期最優(yōu)配置的設(shè)定下，對宏觀經(jīng)濟增長進行解釋。本文在基礎(chǔ)的RCK模型中引入債務(wù)因素，假定企業(yè)部門可通過向家庭部門發(fā)行債券獲取融資，家庭部門擁有的初始金融資產(chǎn)為債券形式，這樣將債務(wù)變動引入經(jīng)濟增長方程。在本模型中，由于并沒有引入銀行等金融中介部門，家庭儲蓄直接以債券形式轉(zhuǎn)化為企業(yè)投資，因此企業(yè)發(fā)行的債券對應(yīng)了現(xiàn)實中的信貸和債券之和，代表了模型中經(jīng)濟系統(tǒng)的總負債水平。

1.家庭部門

假設(shè)代表性家庭目標(biāo)仍然是消費帶來的效用最大化，家庭擁有一定的初始金融資產(chǎn)，其形式為持有企業(yè)的債券。由于家庭是永續(xù)存在的，因此持有的貨幣或債券收益最終還是用于消費。從約束上看，在某時點上，家庭的消費支出，將來源于持有債券（存量）的收益、工資收入和賣出部分債券的收入。那么家庭部門的目標(biāo)函數(shù)可用以下方程表示：

其中，Ct為個人消費為風(fēng)險規(guī)避系數(shù)，ρ、B、r、W分別為效用的貼現(xiàn)率、債券存量、債券利息率以及勞動的工資率。

通過家庭消費約束條件可推得人均有效勞動持有債券的變動路徑為：

其中，n、g分別代表人口增長率和技術(shù)進步率。定義有效勞動消費ct=Ct/A，Γ=A（0）1-θL（0），β=ρ-n-（1-θ）g＞0，可以構(gòu)造Hamilton函數(shù)：

推導(dǎo)出人均有效勞動的最優(yōu)消費路徑為：

上述推導(dǎo)結(jié)果表明，引入債務(wù)因素后人均有效勞動的消費選擇路徑與典型RCK模型相同。

2.企業(yè)部門

對于企業(yè)部門來說，本文放松企業(yè)為完全競爭的假設(shè)，這樣企業(yè)不必受到零利潤的約束。假設(shè)廠商處在壟斷競爭市場，自身面臨著向下的需求曲線，企業(yè)擁有一定的（少量的）初始固定資產(chǎn)，用K來表示。企業(yè)如果繼續(xù)生產(chǎn)或擴大生產(chǎn)，則需要通過向家庭發(fā)行債券融資，籌集的資金用于增加固定資產(chǎn)投入。此外，企業(yè)租用家庭的勞動進行生產(chǎn)，目標(biāo)是利潤最大化。這樣，企業(yè)的生產(chǎn)計劃與家庭持有或賣出債券的活動聯(lián)系在一起。

按照當(dāng)前假設(shè)，廠商先根據(jù)固定資產(chǎn)和勞動投入計劃以利潤最大化為目標(biāo)進行生產(chǎn)，其中自有固定資產(chǎn)投入不足的部分由負債轉(zhuǎn)化而來，此時用于生產(chǎn)的總資產(chǎn)為Kbt=Kt+Bt，人均有效勞動的固定資產(chǎn)則為kbt=kt+bt，那么企業(yè)的生產(chǎn)函數(shù)為：Yt=F（Kbt，AtLt），利潤函數(shù)為：π=F（Kbt，AtLt）-rBt-wLt。

企業(yè)利潤最大化目標(biāo)下需要支付的債券利息為：rt=f＇（kbt），債券利息由所投入的固定資產(chǎn)存量的邊際產(chǎn)出決定。如果放松代表性企業(yè)的假設(shè)，比如一些企業(yè)并沒有初始固定資產(chǎn)，而是直接靠負債購買的固定資產(chǎn)，那么其實際支付的債券利息便小于債券的邊際產(chǎn)出，從而使得該企業(yè)獲得了正的利潤。同樣，根據(jù)廠商利潤最大化目標(biāo)，有效勞動所得為：wt=f（kbt）-f＇（kbt）kbt，將其代入（2）式得到消費者的債券持有路徑，即：

3.系統(tǒng)均衡

首先是產(chǎn)品市場的出清與均衡。即經(jīng)濟總產(chǎn)出由消費和投資構(gòu)成，這要求廠商的投資變動路徑等于真實投資減去持平投資，廠商的部分固定資產(chǎn)投入來自于向家庭部門的負債，那么固定資產(chǎn)的演化路徑為：

其次是債券市場的均衡。家庭愿意持有的債券數(shù)量與企業(yè)愿意追加投資的數(shù)量應(yīng)當(dāng)是相等的，即經(jīng)濟系統(tǒng)還要滿足（4）式與（5）式相等。

此外，市場均衡時經(jīng)濟系統(tǒng)也滿足消費者和廠商的目標(biāo)最大化選擇，即滿足（3）式和rt=f＇（kbt），這樣，引入債務(wù)因素后RCK模型所描述的經(jīng)濟系統(tǒng)將由變量（c，b，r）所決定，滿足：

在RCK模型中經(jīng)濟的穩(wěn)態(tài)和最優(yōu)增長路徑容易取得，即很容易證明由c和k構(gòu)成的動態(tài)方程存在非零解。由于假設(shè)家庭也同時擁有企業(yè)，只要首先確保家庭消費達到穩(wěn)態(tài)，即只要滿足r=ρ+θg，通過調(diào)整資產(chǎn)投入就可以使得市場達到均衡，經(jīng)濟進入穩(wěn)態(tài)。在模型中引入債務(wù)因素后，只有當(dāng)r=n+g=ρ+θg時經(jīng)濟才能達到穩(wěn)態(tài)，但在家庭具有時間偏好的情況下，一般有β=ρ-n-（1-θ）g＞0，這意味著，債務(wù)因素的存在使得經(jīng)濟難以達到穩(wěn)態(tài)，并可能持續(xù)處在不斷波動的過程中。

本模型實際上是從企業(yè)最優(yōu)化行為出發(fā)考慮資產(chǎn)投入與債券利息，因此，用（7）式減去（8）式，可得：k˙bt-b˙t=rtkt-（n+g）kt。這表明，如果固定資產(chǎn)的邊際回報率大于n+g，企業(yè)持平投資的需求大于家庭持有債券的需求，即企業(yè)愿意借入資產(chǎn)擴大固定資產(chǎn)的投入，隨著固定資產(chǎn)投入增加和產(chǎn)出增加，消費者也更愿意增加債券持有。而實際上，n+g一般被視作經(jīng)濟體的潛在增長率或穩(wěn)態(tài)增速，因此固定資產(chǎn)的邊際回報率高于潛在經(jīng)濟增速時企業(yè)有意愿擴大資產(chǎn)投入。其中當(dāng)ρ+θg＞r＞n+g時，企業(yè)借債意愿較強，而家庭需要通過減少消費去增加債券的持有，此時經(jīng)濟仍然維持較快增長，但是家庭消費處于相對低迷的階段。只有當(dāng)r＞ρ+θg＞n+g時，家庭消費才有可能跟隨債務(wù)的擴張而增長。這表明，如果要使消費增加、經(jīng)濟增長、負債增加同時得以實現(xiàn)，固定資產(chǎn)的邊際產(chǎn)出不僅需要高于經(jīng)濟的潛在增長率，而且從數(shù)值上來看，兩者之差需要高于β。

此外，由（7）式及（8）式可知，對應(yīng)于每一單位的資產(chǎn)投入，當(dāng)資產(chǎn)的產(chǎn)出比率更高，或者說生產(chǎn)函數(shù)因生產(chǎn)技術(shù)等原因帶來的產(chǎn)出水平更高時，企業(yè)投資處于穩(wěn)態(tài)時所決定的債券利率也較高，家庭也更愿意持有債券，經(jīng)濟增長也實現(xiàn)正向擴張，這一點與李艷軍（2020）[20]的實證研究所揭示的結(jié)論一致。

綜上，從理論推導(dǎo)可以得出以下結(jié)論：引入債務(wù)因素后，經(jīng)濟系統(tǒng)穩(wěn)態(tài)性大大減弱甚至被破壞，經(jīng)濟將持續(xù)處于波動狀態(tài)中；在生產(chǎn)函數(shù)不變的情況下，資產(chǎn)的邊際回報率高于經(jīng)濟的潛在增長率是增加負債能夠推高經(jīng)濟增長率、擴大經(jīng)濟規(guī)模的必要條件，如果考慮到保持消費也能持續(xù)增加，資產(chǎn)的邊際回報率與潛在經(jīng)濟增速的差值應(yīng)大于某個數(shù)值（理論中為β）；當(dāng)因生產(chǎn)函數(shù)整體上移，資產(chǎn)產(chǎn)出比率較高時，增加負債是經(jīng)濟規(guī)模擴大、經(jīng)濟增速提高的充分條件。

4.關(guān)于β的進一步討論

根據(jù)楊旭等（2017）[23]、馮銀虎等（2008）[24]、陳彥斌（2005）[25]對效用貼現(xiàn)率、風(fēng)險厭惡系數(shù)及技術(shù)進步率的估算和研究，效用貼現(xiàn)率取值一般在1%～5%，風(fēng)險厭惡系數(shù)一般取值1～3，技術(shù)進步率在不同年份之間差距較大，但大多取值在2%～6%，近年來我國人口自然增長率下滑較大，當(dāng)前不足4%。由于上述部分變量年度間差值較大，較難給出β的穩(wěn)定取值。一般的，高儲蓄率經(jīng)濟體中的居民雖然對未來更為看重，風(fēng)險厭惡程度也往往較高（不希望消費水平出現(xiàn)大幅波動），根據(jù)上述經(jīng)驗或理論取值區(qū)間，假設(shè)效用貼現(xiàn)值為2%，風(fēng)險厭惡系數(shù)為2，人口自然增長率為4%，技術(shù)進步率為5%，那么β的取值為3%。

3%無論對于經(jīng)濟增長率還是對于資產(chǎn)回報率來說都是一個不小的取值，這意味著當(dāng)資產(chǎn)的邊際回報率顯著高于潛在經(jīng)濟增速時，債務(wù)擴張、消費增長與經(jīng)濟增速加快才能同時實現(xiàn)。實際上，資產(chǎn)邊際回報率相較潛在經(jīng)濟增速高是產(chǎn)出增長率高于債務(wù)增長率的必要條件，這在理論上也符合劉曉光等（2018）[12]的經(jīng)驗研究結(jié)論。如果資產(chǎn)的邊際回報率與潛在經(jīng)濟增速相同或僅僅略高，債務(wù)擴張同樣可以維持經(jīng)濟增長（在潛在經(jīng)濟增速水平上），甚至帶來實際經(jīng)濟增速的短期提高，但實際增速的提高是以擠出消費為代價。以“負債-投資”方式拉動經(jīng)濟有可能帶來低效率固定資產(chǎn)的快速形成，從而對后續(xù)的經(jīng)濟增長形成透支。

（二）資產(chǎn)邊際回報率對于債務(wù)與經(jīng)濟增長關(guān)系的作用機制

模型推導(dǎo)所揭示的道理其實并不復(fù)雜，杠桿率與經(jīng)濟增長的互動關(guān)系受資產(chǎn)回報率高低的影響。當(dāng)資產(chǎn)邊際回報率相對于潛在經(jīng)濟增長率顯著較高時（在本文推導(dǎo)中應(yīng)高于β），一方面，通過負債追加固定資產(chǎn)投入帶來的產(chǎn)出較高，新增產(chǎn)出不僅可以繼續(xù)用于追加投資，消費者從中獲得的利息收入還可以促進消費；另一方面，隨著總產(chǎn)出擴大，消費者在增加消費之后還有更多剩余用于增持債券。這樣，由于新增產(chǎn)出被用于消費增加和投資增加（本模型中也即債務(wù)增加），實際上意味著產(chǎn)出增長快于債務(wù)增長，因此整個經(jīng)濟所有部門都處在擴張過程之中，經(jīng)濟整體正向循環(huán)，但這種正向循環(huán)將因資產(chǎn)回報率的邊際降低而逐步收斂。

而當(dāng)資產(chǎn)邊際回報率稍高于潛在經(jīng)濟增速時，企業(yè)仍然有繼續(xù)擴大生產(chǎn)的動機，但單位有效勞動的消費實際上是減少的，家庭消費的減少帶來對債券的增持，在此階段經(jīng)濟增速仍有可能因投資增加而加快，但消費將處于較低迷的狀態(tài)。消費低迷進一步使投資在經(jīng)濟系統(tǒng)中的比重增加，隨著資產(chǎn)投入的增加資產(chǎn)邊際效率遞減，最終資產(chǎn)的邊際回報率持平甚至低于潛在經(jīng)濟增速，企業(yè)傾向于減少固定資產(chǎn)投入，消費者也因利息收入過低而拋售債券，此時經(jīng)濟各部門將處于收縮狀態(tài)，經(jīng)濟走進“債務(wù)-通縮”陷阱。

在現(xiàn)實中，還有其他一些因素放大了過度負債的問題，從而使債務(wù)與經(jīng)濟增長之間的關(guān)系更加脆弱。第一，資產(chǎn)邊際回報率相對于穩(wěn)態(tài)增速較低時，企業(yè)為了獲得利潤最大化應(yīng)減少負債，但在實際中，如果企業(yè)不遵從利潤最大化約束，比如以投資規(guī)模最大化為目標(biāo)而持續(xù)增加負債，這將使得產(chǎn)出中支付給資產(chǎn)的報酬偏離均衡路徑，產(chǎn)出分配給無效投資相對更多報酬，使得消費者的工資報酬持續(xù)減少，從而擠出了消費，帶來“高負債-低收入”陷阱，對長期增長產(chǎn)生負面影響。第二，上述理論模型中并未加入政府部門的行為，當(dāng)政府通過稅收獲得收入并將收入用于固定資產(chǎn)投資時，由于經(jīng)濟均衡路徑上資產(chǎn)投入的規(guī)模是有限的，所以可能使更有效率的私人投資被擠出，間接影響長期經(jīng)濟增長。第三，本模型并未考慮金融中介機構(gòu)的影響，在理論假設(shè)推導(dǎo)下企業(yè)對于債券的利息支出直接轉(zhuǎn)化為居民的債券持有收入，此處的利率實際上是從資產(chǎn)回報的角度來定義。但在實際當(dāng)中，利率更多反映的是企業(yè)增加資產(chǎn)投入的成本，資產(chǎn)的邊際回報率與實際利率之間存在一定的差異，雖然兩者在長期中都呈現(xiàn)出遞減的趨勢。由于金融中介的資金融通服務(wù)存在，金融中介的收入實際上分流了消費者所獲得的一部分資產(chǎn)投入的收入，金融中介之間的競爭也使利息成本低于資產(chǎn)回報，因此實際利率成本一般低于資產(chǎn)的邊際回報，低融資成本又成為債務(wù)增加的推動力。最后，經(jīng)濟體系當(dāng)中還存在一部分投機性和龐氏融資性經(jīng)濟主體，為了融資而融資，會加大資產(chǎn)預(yù)算的軟約束，形成一定的過度負債。

綜上所述，引入債務(wù)因素的RCK模型表明，債務(wù)規(guī)模與經(jīng)濟增速之間存在非線性關(guān)系，資產(chǎn)回報率的高低影響著債務(wù)水平對于經(jīng)濟增長作用的效果。其中，當(dāng)資產(chǎn)邊際回報率相較潛在經(jīng)濟增長率之差大于β時，增加負債可以將經(jīng)濟增長引至更高水平，當(dāng)資產(chǎn)回報率較低時，特別是低于潛在經(jīng)濟增速時，增加負債或?qū)?dǎo)致經(jīng)濟衰退。

（三）理論推論：對我國宏觀調(diào)控政策的一個先驗性評判

按照理論模型的結(jié)論，通過回溯歷年的資產(chǎn)邊際回報率與潛在經(jīng)濟增長率之間的差值變動，并結(jié)合不同時間段宏觀調(diào)控政策下的債務(wù)水平變動，可以大體上判斷我國宏觀調(diào)控是否堅持了雙底線思維，是否在恰當(dāng)?shù)臅r點進行了政策重心轉(zhuǎn)換，即：當(dāng)資產(chǎn)邊際回報率較潛在經(jīng)濟增長率較高時，應(yīng)以穩(wěn)增長為重心；當(dāng)資產(chǎn)邊際回報率與潛在經(jīng)濟增速一致甚至略低時，應(yīng)以防風(fēng)險為重心。

在這里，計算資產(chǎn)回報率的方法是多元的，特別是在計算資產(chǎn)存量時，包括以永續(xù)盤存法在內(nèi)的絕大多數(shù)研究估算的是存量財富的規(guī)模，但本文的理論模型實際上蘊含的資產(chǎn)口徑，是能夠投入到生產(chǎn)中的生產(chǎn)性資產(chǎn)能帶來的回報價值?？紤]到上述因素，本文采用王開科等（2020）[26]對資產(chǎn)回報率的統(tǒng)計數(shù)據(jù)，由于該文主要以具有生產(chǎn)能力的資產(chǎn)存量進行估算，較為符合本文的理論含義，其中缺失的2018—2020年的資產(chǎn)回報率數(shù)據(jù)用工業(yè)企業(yè)營業(yè)利潤與總資產(chǎn)之比進行補齊。另外，潛在經(jīng)濟增速也有多種估算方法，包括生產(chǎn)函數(shù)法、DSGE估算法、趨勢濾波法等，本文此處采用趨勢濾波方法計算潛在經(jīng)濟增速，也在一定程度上符合穩(wěn)態(tài)增速的含義。經(jīng)過上述處理，便可得到有數(shù)據(jù)統(tǒng)計的范圍內(nèi)我國資產(chǎn)回報率與潛在經(jīng)濟增速之差。

從圖1可以看到不同年份我國資產(chǎn)回報率與潛在經(jīng)濟增速之間的差值存在顯著差別，區(qū)分階段來看：

圖1 我國資產(chǎn)回報率與潛在經(jīng)濟增速的時序變化

1996—2001年我國入世之前，特別是1998年亞洲金融危機爆發(fā)期間，資產(chǎn)回報率大幅下降，與潛在經(jīng)濟增速之差為負，那么，根據(jù)理論推導(dǎo)的結(jié)論，這一時期的債務(wù)擴張對經(jīng)濟增長的拉動作用并不顯著，甚至?xí)秦撓蛴绊懀@同時也意味著該階段宏觀經(jīng)濟政策對于經(jīng)濟的刺激作用應(yīng)當(dāng)不會那么顯著。

2001年之后我國經(jīng)濟正式融入世界經(jīng)濟體系，資產(chǎn)回報率迅速上升，直至2008年爆發(fā)金融危機，全球經(jīng)濟陷入低迷。在2008年當(dāng)年，資產(chǎn)回報率較潛在經(jīng)濟增速依然較高，從理論推導(dǎo)的結(jié)論來看，2008年的債務(wù)擴張對經(jīng)濟增長應(yīng)有很好的拉動作用，以穩(wěn)增長為目標(biāo)的宏觀經(jīng)濟政策應(yīng)當(dāng)會取得較好的效果。

隨著2011年宏觀刺激政策退出，以及融入世界經(jīng)濟體系之后的經(jīng)濟紅利逐步消退，我國在2012年之后進入“經(jīng)濟新常態(tài)”階段。這一階段的顯著特征便是潛在經(jīng)濟增速和資產(chǎn)回報率的緩慢下行，特別是2015年兩者之差幾乎被抹平，根據(jù)前述理論模型的推導(dǎo)，顯然地，這一階段的債務(wù)擴張對于經(jīng)濟的帶動作用是有限的，應(yīng)當(dāng)適時控制債務(wù)擴張，并對經(jīng)濟結(jié)構(gòu)進行調(diào)整。也正是在這一階段，宏觀經(jīng)濟政策開始注重供給側(cè)調(diào)整，并在2016年下半年開始，宏觀經(jīng)濟政策重心從穩(wěn)增長轉(zhuǎn)入防風(fēng)險，這一調(diào)整在直觀上也符合本文的理論推論。

經(jīng)過2015年的供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革和2016年開始的去杠桿政策調(diào)整，從2016年開始我國的經(jīng)濟增長得以穩(wěn)定，資產(chǎn)回報率也有所企穩(wěn)，但2018年中美貿(mào)易摩擦開始并向全面大國博弈升級，地緣政治波動擾動經(jīng)濟預(yù)期下行，我國宏觀經(jīng)濟開始出現(xiàn)加速下滑的趨勢，資產(chǎn)回報率與潛在經(jīng)濟增速之差進入了負值區(qū)間，此時的債務(wù)擴張應(yīng)對經(jīng)濟增長的拉動作用較弱，至少長期來看效果有限。2020年新冠肺炎疫情爆發(fā)，全球經(jīng)濟因此遭遇巨大沖擊，得益于疫情防控得力，中國成為2020年全球惟一的經(jīng)濟正增長的主要經(jīng)濟體，在此背景下，2020年我國資產(chǎn)回報率相較潛在經(jīng)濟增速略微為正，也在一定程度上支撐了杠桿率再次提高對于經(jīng)濟的穩(wěn)定作用。

為了對上述理論推論進一步驗證，后文將基于TVP-SV-VAR模型進行實證研究，驗證實際經(jīng)濟運行是否與理論推導(dǎo)相一致。

四、實證檢驗：評估我國宏觀經(jīng)濟政策重心轉(zhuǎn)換的實踐

根據(jù)理論模型的推導(dǎo)結(jié)果可知，經(jīng)濟增長與債務(wù)規(guī)模變動之間存在非線性關(guān)系，且對應(yīng)于不同階段資產(chǎn)回報率的高低而出現(xiàn)動態(tài)變化。結(jié)合我國資產(chǎn)回報率與潛在增長率的交替變化，前文給出先驗判斷指出，我國宏觀經(jīng)濟政策從2008年的以穩(wěn)增長為重心向2016年的以防風(fēng)險為重心轉(zhuǎn)換，是符合宏觀理論邏輯的。同時，2018年重新回到以穩(wěn)增長為重心的政策調(diào)整作用有限，并不能長期提振經(jīng)濟增長內(nèi)在動能。為了驗證上述判斷，本文選擇TVP-SV-VAR模型進行實證檢驗，共分三步開展：第一步，通過短期、中期和長期的等間隔脈沖響應(yīng)結(jié)果，驗證債務(wù)杠桿與經(jīng)濟增速之間存在時變關(guān)系是否符合理論推論；第二步，選取2008年第4季度、2016年第4季度和2018年第4季度三個特殊時期進行時點脈沖響應(yīng)，評估我國三次重要的宏觀調(diào)控政策重心轉(zhuǎn)換的效果，以及不同時期貨幣政策和財政政策對經(jīng)濟的影響差異；第三步，對如何提前判斷資產(chǎn)回報率與潛在經(jīng)濟增速的差值變化加以分析，提高相關(guān)政策實踐的參考性。

（一）TVP-SV-VAR模型設(shè)定

首先建立基本的VAR模型，將納入模型中的變量列為m×1維的列向量，記為yt，各變量根據(jù)前k期的信息集進行演化，系數(shù)矩陣用m×m維的Ai來表示，VAR模型可以表示為：

為了引入變量間的當(dāng)期相互作用，并且得到正交沖擊，則需要通過SVAR模型對VAR模型進行改進，SVAR模型可以表示為：

其中，假設(shè)et=Bμt，E（μtμ＇t）=I。為使得參數(shù)能夠識別，通過Cholesky分解，令A(yù)為一個下三角矩陣，令B=∑，SVAR模型可簡化為：

其中，i=1，…k，Bi=A-1Ci，∑=diag（σ1，…，σm）。

另外，將Bi行向量元素重新排列成m2k×1維的列向量，記為α，將I?（y＇t-1，…，y＇t-k）記為Xt，SVAR模型則可以寫為：

最后，假設(shè)SVAR模型中的參數(shù)具有時變性，使得模型具有非線性特征，從而建立了TVP-SVVAR模型，表示為：

參照Nakajima（2011）[27]對相關(guān)參數(shù)的處理方法，假定At為下三角矩陣，該假設(shè)不僅可以保證模型系統(tǒng)的遞歸識別，而且減少了待估參數(shù)的個數(shù)。At和∑t分別為如下k×k維的下三角矩陣和對角矩陣，各個參數(shù)都是時變的，時變矩陣At意味著第i個變量沖擊對第j個變量的影響是隨時間變化的。

因此，本文采用馬爾可夫蒙特卡洛（MCMC）估計方法對參數(shù)進行估計，利用OxMetrics軟件（版本為6.0）進行參數(shù)回歸。

（二）變量選擇與參數(shù)估計

為反映不同時間段經(jīng)濟增長、宏觀經(jīng)濟政策、債務(wù)水平的相互關(guān)系，選取GDP同比增速、非金融企業(yè)部門債務(wù)杠桿率、社會融資規(guī)模/GDP之比、財政支出/GDP之比，分別作為經(jīng)濟增長、債務(wù)水平、貨幣政策與財政政策的代理變量。根據(jù)數(shù)據(jù)可得性，樣本選取2002年第1季度到2020年第4季度的季度數(shù)據(jù)。對樣本數(shù)據(jù)進行平穩(wěn)性檢驗、最優(yōu)滯后階數(shù)檢驗，檢驗結(jié)果表明，數(shù)據(jù)可在滯后2階的情況下進行TVP-SV-VAR模型建模。

設(shè)定MCMC抽樣次數(shù)為10000，從表1的參數(shù)結(jié)果來看，在5%的置信水平下參數(shù)非有效因子皆小于100，說明本文基于MCMC算法對時變參數(shù)模型系統(tǒng)的模擬估計結(jié)果是有效且顯著的。

表1 參數(shù)估計結(jié)果

（三）等間隔脈沖響應(yīng)：債務(wù)杠桿與經(jīng)濟增速的時變關(guān)系

將上述4個變量依次代入TVP-SV-VAR模型，設(shè)定時間間隔分別為2個季度、4個季度、6個季度，代表短期、中期和長期的脈沖走勢，實證結(jié)果如圖2至圖4所示。由圖2可知，等間隔給予非金融企業(yè)部門杠桿率一個正向沖擊，經(jīng)濟增速對沖擊的反應(yīng)在不同時點發(fā)生變化，不僅影響程度的大小發(fā)生變化，影響方向也在不同時期存在差異，但短期、中期和長期走勢基本一致，債務(wù)杠桿率與經(jīng)濟增速之間的關(guān)系會隨時間發(fā)生改變。

圖2 GDP增速對債務(wù)杠桿的等間隔脈沖響應(yīng)

具體來說，2003年之后至2011年，債務(wù)杠桿與經(jīng)濟增速之間在短、中、長期皆存在一定正向波動關(guān)系，特別是2008年的短、中期脈沖響應(yīng)系數(shù)達到最高值，長期的脈沖響應(yīng)系數(shù)滯后至2011年達到最大值。如前所述，入世之后我國融入世界經(jīng)濟體系，資產(chǎn)回報率顯著高于潛在經(jīng)濟增速，與上文理論預(yù)期一致，該階段的債務(wù)擴張與經(jīng)濟增速之間正向相關(guān)，這意味著2005—2007年的緊縮政策壓降了債務(wù)杠桿率的同時，也帶來經(jīng)濟增速的一定損失，而2008年的4萬億元刺激計劃雖帶來了杠桿率的快速攀升，但同時也帶來了顯著的穩(wěn)增長效果。

2012—2017年，隨著融入世界經(jīng)濟體系帶來的技術(shù)與貿(mào)易紅利消退，疊加2011年經(jīng)濟刺激政策退出，2012年我國進入“經(jīng)濟新常態(tài)”階段，資產(chǎn)回報率與潛在經(jīng)濟增速之間的差額開始逐漸降低。與之對應(yīng)，等間隔脈沖響應(yīng)提示該階段債務(wù)杠桿率與經(jīng)濟增速之間負向相關(guān)，即該階段是采取降杠桿政策的合理時間段。特別是2015年資產(chǎn)回報率與潛在經(jīng)濟增速之間的差值降至階段性低點，而當(dāng)年我國恰巧推出了供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革，其中“三去一降”政策實際上是減少了投入到生產(chǎn)的固定資產(chǎn)，控制因負債及過度投資帶來無效資產(chǎn)的投入，反而使資產(chǎn)回報率在2016年、2017年有所回升。

2018年是特殊的一年，中美貿(mào)易摩擦不斷升級，加劇了全球經(jīng)濟的不確定性，也加大了中國經(jīng)濟的下行壓力，2018年底宏觀經(jīng)濟政策重新轉(zhuǎn)向穩(wěn)增長，2020年新冠肺炎疫情沖擊更是使我國經(jīng)濟實際增速跌至低谷，但2018年之后至今我國資產(chǎn)回報率相對潛在經(jīng)濟增速處在較低水平，脈沖響應(yīng)系數(shù)提示該階段的債務(wù)擴張在短時期（半年內(nèi)）可以起到一定的穩(wěn)增長作用。但以一年及以后的時間間隔來看，債務(wù)擴張對經(jīng)濟增長的拉動作用有限，而我國2021年整體宏觀經(jīng)濟政策取向也是從超常規(guī)的穩(wěn)增長政策平穩(wěn)轉(zhuǎn)彎，并未放棄防風(fēng)險的政策導(dǎo)向。

總之，等間隔脈沖響應(yīng)的實證結(jié)果對理論預(yù)期形成了有力的支持。

結(jié)合貨幣政策和財政政策的實證表現(xiàn)來看（見圖3、圖4），等間隔脈沖響應(yīng)函數(shù)提示，2009年之前財政政策對經(jīng)濟增長的正向作用是顯著的，經(jīng)濟進入“新常態(tài)”之后我國在財政政策方面保持穩(wěn)健，財政政策對經(jīng)濟增速的直接影響也隨之降低，直至2020年財政政策在新冠肺炎疫情的沖擊下重新發(fā)力，對經(jīng)濟增速形成了一定托底作用。但從長周期來看，2020年的財政政策對經(jīng)濟增長的作用依然是有限的。貨幣政策對經(jīng)濟增速的直接影響與財政政策并不完全相同，特別是經(jīng)濟進入供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革及去杠桿階段之后，貨幣政策對經(jīng)濟增速的影響有所加強。從貨幣政策對杠桿率的影響來看（見圖5），近年來貨幣政策對杠桿率的脈沖響應(yīng)呈現(xiàn)減弱的趨勢，這意味著杠桿率的單位上升所需要的貨幣規(guī)模增長在提高，從單位M2帶來的名義GDP來看，GDP/M2從2008年的0.67下降到2019年的0.50，說明貨幣政策的效果在進一步弱化?？傊?jīng)濟新常態(tài)以來，財政政策和貨幣政策傳導(dǎo)至非金融企業(yè)部門的鏈條在延長，特別是貨幣政策通過基礎(chǔ)貨幣投放轉(zhuǎn)化為實體經(jīng)濟信貸的過程出現(xiàn)了一定阻滯，表明拉動單位經(jīng)濟增長所需的貨幣與財政刺激在增強，因此宏觀經(jīng)濟政策堅持穩(wěn)健的必要性在提高。

圖3 GDP增速對貨幣政策的等間隔脈沖響應(yīng)

圖4 GDP增速對財政政策的等間隔脈沖響應(yīng)

圖5 杠桿率對貨幣政策的等間隔脈沖響應(yīng)

（四）時點脈沖響應(yīng)：宏觀調(diào)控政策重心轉(zhuǎn)換后的實證效果

在時點脈沖響應(yīng)的選擇上，本文分別以2008年第4季度、2016年第4季度以及2018年第4季度作為橫截面，分別對應(yīng)2008年4萬億元刺激計劃、2016年防風(fēng)險與去杠桿政策、2018年“六穩(wěn)”政策調(diào)整，這個階段經(jīng)歷了完整的一輪政策重心轉(zhuǎn)換，即從以穩(wěn)增長為重心轉(zhuǎn)向以防風(fēng)險為重心又回到以穩(wěn)增長為重心的政策轉(zhuǎn)換。這一輪宏觀調(diào)控政策重心的轉(zhuǎn)換也較完整地代表了我國近十幾年來政策調(diào)整方向，同時也是穩(wěn)增長與防風(fēng)險雙底線思維的重要實踐，對其進行分析與評估有助于更好地理解我國宏觀政策調(diào)控理論，為未來把控政策調(diào)整時機提供借鑒與指導(dǎo)。

實證結(jié)果顯示，2008年、2016年和2018年三次政策重心轉(zhuǎn)換，政策對經(jīng)濟的影響以及債務(wù)杠桿與經(jīng)濟增長的表現(xiàn)符合此前的理論推論，也與等間隔脈沖響應(yīng)的回歸結(jié)論一致。由圖6可知，2008年非金融企業(yè)部門杠桿率與經(jīng)濟增速之間呈現(xiàn)顯著、長期的正向關(guān)系，而2016年兩者之間呈現(xiàn)出短期、較弱的正向關(guān)系，并在兩個季度之后轉(zhuǎn)變?yōu)樨撓蜿P(guān)系，2018年則為顯著的負向關(guān)系。由圖7和圖8可知，財政政策和貨幣政策在短期內(nèi)都能正向影響經(jīng)濟增長，但長期內(nèi)貨幣政策的正向影響減弱，而財政政策卻因擠出效應(yīng)等有可能給經(jīng)濟帶來負面影響。

圖6 GDP增速對債務(wù)杠桿的時點脈沖響應(yīng)

圖7 GDP增速對貨幣政策的時點脈沖響應(yīng)

圖8 GDP增速對財政支出的時點脈沖響應(yīng)

圖9 GDP增速對貨幣供給的時點脈沖響應(yīng)

從三次宏觀經(jīng)濟政策轉(zhuǎn)換的具體操作過程來看，政策操作的時機、力度和影響總體與理論判斷一致，證明近十年來宏觀經(jīng)濟政策操作秉持了雙底線思路，較好地做到了穩(wěn)增長和防風(fēng)險的兼顧，并且依據(jù)實際情況有所合理調(diào)整。

2008年，為應(yīng)對全球金融危機，我國宏觀經(jīng)濟政策取向發(fā)生重大逆轉(zhuǎn)，提出“保持經(jīng)濟平穩(wěn)較快發(fā)展”的政策目標(biāo)，并出臺了“四萬億元”投資計劃，實施積極的財政政策和適度寬松的貨幣政策。積極的宏觀調(diào)控措施促使經(jīng)濟形勢在2009年出現(xiàn)好轉(zhuǎn)，但隨之而來的通貨膨脹壓力、資產(chǎn)泡沫開始顯現(xiàn)，政策力度隨之調(diào)整。對應(yīng)實證結(jié)果中，2008年加杠桿有助于推動經(jīng)濟增長，且持續(xù)時間較長（約7個季度）。這意味著2008年的穩(wěn)增長政策，無論是貨幣政策刺激還是財政政策刺激，較快推升杠桿率的同時有力地抵御了經(jīng)濟下行風(fēng)險。此外，杠桿抬升的正向影響于2年后逐漸消失，也對應(yīng)著經(jīng)濟刺激計劃實施2年之后于2011年退出?？梢哉f，2008年的經(jīng)濟刺激計劃實施及退出的操作是合乎時宜的。

2016年下半年至2017年，我國經(jīng)濟出現(xiàn)回暖勢頭，穩(wěn)中趨緩，基于對風(fēng)險的擔(dān)憂，從2016年下半年開始，宏觀調(diào)控重心由穩(wěn)增長向防風(fēng)險轉(zhuǎn)變。在防風(fēng)險、去杠桿的基調(diào)下，宏觀經(jīng)濟政策全面收緊，貨幣政策穩(wěn)健中性、邊際收緊，加快推動金融去杠桿的同時，對房地產(chǎn)調(diào)控也明顯收緊。雖然去杠桿政策帶動杠桿率增長邊際放緩，宏觀風(fēng)險有所釋放，但不可否認，也造成了金融市場波動加劇，信用風(fēng)險集中爆發(fā)，一定程度上增加了經(jīng)濟下行壓力。杠桿率下降對經(jīng)濟的負面影響是短暫的，長期來看，杠桿率下降讓金融系統(tǒng)性風(fēng)險得到一定的釋放，降低了金融風(fēng)險沖擊導(dǎo)致經(jīng)濟增長減速甚至陷入衰退的可能性，有利于經(jīng)濟可持續(xù)增長。對應(yīng)實證結(jié)果，2016年去杠桿政策先對經(jīng)濟增速有一個短期的負面影響，只持續(xù)了不到3個季度，此后對經(jīng)濟增長的影響轉(zhuǎn)為正面?？偟膩碚f，2016年以來的防風(fēng)險、去杠桿政策對我國經(jīng)濟增長的影響是利大于弊。

2018年，我國經(jīng)濟“穩(wěn)中有變”，外部不確定性上升，經(jīng)濟下行壓力加大，宏觀經(jīng)濟政策“變中求穩(wěn)”，對穩(wěn)增長的關(guān)注加大。中共中央政治局會議提出“六個穩(wěn)”方向，政策思路出現(xiàn)邊際調(diào)整，穩(wěn)增長政策力度加大。但這次政策調(diào)整并不是徹底轉(zhuǎn)向，貨幣政策堅持“穩(wěn)監(jiān)管、寬貨幣、結(jié)構(gòu)性寬信用”，財政政策擴張力度較大，基建和房地產(chǎn)投資增速上升。2018年底以穩(wěn)增長為重心雖然保障了宏觀經(jīng)濟短期回穩(wěn)，但也導(dǎo)致2019年第1、2季度非金融企業(yè)杠桿率再度攀升。對應(yīng)實證結(jié)果，2018年第4季度之后杠桿率上升對經(jīng)濟增長的短期拉動作用并不顯著。

（五）疫情沖擊以來的宏觀經(jīng)濟政策操作節(jié)奏或存在一定“錯位效應(yīng)”

Cholesky分解對于變量順序較為敏感，通過改變變量順序作為穩(wěn)健性檢驗的手段，發(fā)現(xiàn)脈沖響應(yīng)結(jié)果所顯示的變量間關(guān)系并未改變，因此本文認為前述實證模型具有一定的穩(wěn)健性，有助于解釋我國宏觀經(jīng)濟政策選擇和經(jīng)濟增長表現(xiàn)之間的動態(tài)關(guān)系。在此基礎(chǔ)之上，本文嘗試對疫情以來我國宏觀經(jīng)濟政策及效果加以述評。

2020年第1季度我國宏觀經(jīng)濟遭遇新冠肺炎疫情重大沖擊，但得益于對疫情的較快控制，當(dāng)年第2季度開始我國在全球范圍內(nèi)率先走向經(jīng)濟修復(fù)區(qū)間，特別是海外疫情蔓延對我國出口部門形成了錯峰拉動效應(yīng)，經(jīng)濟主體在經(jīng)過調(diào)整和出清之后資產(chǎn)回報率出現(xiàn)邊際回升。與此同時，潛在經(jīng)濟增速則因內(nèi)生經(jīng)濟動能不足、外部中美貿(mào)易摩擦以及經(jīng)濟結(jié)構(gòu)調(diào)整等因素承受較大下行壓力，因此2020年或許并不是從穩(wěn)增長轉(zhuǎn)為防風(fēng)險的良好時機。但實際上自2020年下半年開始我國宏觀調(diào)控政策開始邊際收緊式“轉(zhuǎn)彎”，M2同比增速與社會融資規(guī)模存量同比增速自第3、4季度起開始回落，此外對房地產(chǎn)等領(lǐng)域的政策趨嚴也帶來了一定的經(jīng)濟下行壓力?？傮w上來看，2020年下半年擴張性政策的邊際收緊以及對于房地產(chǎn)領(lǐng)域的“擠泡沫”操作在節(jié)奏上或存在一定的過快過早問題，收縮性政策的疊加使自2021年第2季度開始經(jīng)濟增速的回調(diào)幅度變得陡峭，需求收縮、供給沖擊、預(yù)期轉(zhuǎn)弱三重壓力成為影響經(jīng)濟運行的突出問題。

在此背景下，2021年第4季度中央經(jīng)濟工作會議調(diào)整了宏觀經(jīng)濟政策取向，穩(wěn)增長重新成為宏觀調(diào)控的主線，但新一輪的疫情沖擊、房地產(chǎn)市場的深度下滑疊加俄烏沖突的暴發(fā)等超預(yù)期因素，使得經(jīng)濟運行的三重壓力向中長期演化，并由此對資產(chǎn)回報率和潛在經(jīng)濟增長形成了一定的負面拖累。2022年宏觀經(jīng)濟增長下行的壓力進一步加大，當(dāng)務(wù)之急應(yīng)是通過擴張性的宏觀經(jīng)濟政策調(diào)節(jié)使宏觀經(jīng)濟盡快企穩(wěn)，避免落入“通縮-債務(wù)”陷阱。

五、結(jié)論與建議

本文從理論和實證兩個角度探討了穩(wěn)增長與防風(fēng)險之間的邏輯關(guān)系，并對我國宏觀調(diào)控政策進行了評估與分析。通過將債務(wù)問題引入RCK模型，推導(dǎo)得到資產(chǎn)回報率較高時增加負債可以推動經(jīng)濟增長的結(jié)論。具體的，當(dāng)資產(chǎn)回報率持續(xù)高于潛在經(jīng)濟增速時，企業(yè)增加固定資產(chǎn)投入的需求高于消費者增持債券的需求，增加負債對于經(jīng)濟增長具有穩(wěn)定和促進的作用；而在資產(chǎn)回報率低于潛在經(jīng)濟增速時，增加杠桿反而不利于穩(wěn)定經(jīng)濟增長，更有可能落入“債務(wù)-通縮”陷阱。通過實證模型檢驗，本文發(fā)現(xiàn)2008年的經(jīng)濟刺激政策與2016年的去杠桿政策對長期經(jīng)濟增長實際上都起到了正面的作用，2018年重新以穩(wěn)增長為目標(biāo)的操作并不能在長期取得較好的穩(wěn)增長效果，即便當(dāng)年宏觀操作在穩(wěn)增長過程中是謹慎的、注重經(jīng)濟結(jié)構(gòu)的，但等間隔及時點脈沖響應(yīng)提示穩(wěn)增長的效果是非常短暫的。

通過理論推斷與實證模型的結(jié)合，本文研究認為我國的宏觀經(jīng)濟政策選擇，特別是2008年以來宏觀操作的實施在時點上大體是合適的，符合資產(chǎn)回報率相較潛在經(jīng)濟增速上升時加杠桿，下降時去杠桿的理論推導(dǎo)。2020年疫情的出現(xiàn)嚴重干擾了我國經(jīng)濟運行實現(xiàn)再平衡的調(diào)整過程，疫情迅速得以控制和防范系統(tǒng)性金融風(fēng)險的目標(biāo)，是2020年下半年我國宏觀經(jīng)濟政策邊際收緊的重要原因。但從本文的分析結(jié)論來看，經(jīng)濟刺激政策的調(diào)整在節(jié)奏上或有所超前，2021年下半年經(jīng)濟增速回調(diào)的幅度過大，2022年疫情反復(fù)以及俄烏沖突等超預(yù)期事件發(fā)生使得穩(wěn)增長的壓力再次加大。

基于上述背景以及本文的論證，提出如下建議：一方面，建議我國未來的宏觀經(jīng)濟政策在較長時間段內(nèi)仍要堅持穩(wěn)增長與防風(fēng)險的雙底線思維。雖然短期來看避免房地產(chǎn)市場“硬著陸”以及經(jīng)濟增速持續(xù)回落是更為緊迫的目標(biāo)，但在經(jīng)濟完全走出疫情沖擊的影響之后，仍需要將防范風(fēng)險放在更突出的位置。另一方面，應(yīng)通過積極降低企業(yè)成本、加大經(jīng)濟結(jié)構(gòu)調(diào)整以及促進科創(chuàng)要素發(fā)揮作用等措施加快引導(dǎo)資產(chǎn)回報率上行。資產(chǎn)回報率的提高不僅有助于擴大我國宏觀經(jīng)濟政策的操作空間，也有助于為化解系統(tǒng)性風(fēng)險爭取時間，創(chuàng)造空間。