基于SVAR模型的中国家庭债务与企业债务对宏观经济波动的影响

郭新华，石朝辉，伍再华

(湘潭大学 商学院家庭金融研究中心，湖南 湘潭　411105)



基于SVAR模型的中国家庭债务与企业债务对宏观经济波动的影响

郭新华，石朝辉，伍再华

(湘潭大学 商学院家庭金融研究中心，湖南 湘潭411105)

采用1997—2013年季度数据，构建结构向量自回归模型(SVAR)，实证检验了中国家庭债务、企业债务与宏观经济波动的关系。结果表明：中国家庭债务、企业债务对宏观经济波动产生了不同程度的影响，家庭债务解释了近30%的产出波动，企业债务则解释了近40%的产出波动。在短期中，家庭债务与企业债务增长会促进总产出的扩张；长期中，高家庭债务规模会阻碍经济增长，企业债务对产出的影响趋于平缓。因此，政府部门应该加强金融市场监管，引导家庭部门与企业部门根据自身资源状况进行借贷，合理控制债务规模，降低宏观经济波动的风险。

家庭债务；企业债务；宏观经济波动；SVAR

一、问题的提出及文献回顾

经济波动是主流宏观经济学研究的重要领域之一(Kydland，Prescott，1982)。[1]1978年以来，中国经济运行态势总体呈现出高增长和高波动的特征(陈昆亭等，2004)。[2]在过去的30多年中，中国GDP增速最高超过15%，而最低仅有3.8%，两者相差了10多个百分点。通货膨胀和通货紧缩交替出现成为一种常态：1994年通货膨胀率超过了20%，1998年又开始出现通货紧缩，当年消费物价水平下降1.6%。

中国宏观经济波动的冲击因素是多方面的(Zhang，2005[3]；张伟进，2013[4])，金融市场的冲击是解释中国宏观经济波动的重要因素[5]，且快速增长的私人部门债务逐渐成为研究中国宏观经济波动的重要视角。截至2013年，中国家庭债务规模达到12.9万亿元①*①数据来源：中国人民银行官方网站，参见http://www.pbc.gov.cn。，非金融企业债务规模达到59.9万亿元②*②数据来源：中国人民银行官方网站，参见http://www.pbc.gov.cn。，私人部门债务规模(家庭债务与非金融企业债务规模之和)占GDP的比重达到127.7%。因此，值得思考的是，家庭债务和企业债务的快速增长对中国宏观经济波动产生了怎样的影响？其影响机理如何？为回答上述问题，本文采用1997—2013年季度数据，构建结构向量自回归模型(SVAR)，实证检验了家庭债务、企业债务与中国宏观经济波动的关系。

学者们关于宏观经济波动的研究，主要围绕波动因素来源以及实证研究模型来展开。宏观经济波动来源的理论研究成果颇丰，学者们把经济波动因素来源划分为供给型、需求型以及混合型。从供给层面，Christiano(2010)[6]和Ireland(2011)[7]认为投资效率、持久性技术、投资品价格以及偏好冲击是美国经济波动的主要原因。赵留彦(2007)[8]对驱动中国经济波动的总供给和总需求力量变化进行研究，发现供给冲击是产出波动的主要源泉。从需求层面，Nolan和Thoenissen(2009)[9]认为需求冲击特别是金融冲击是解释产出波动的最主要原因。李春吉(2006)[10]运用新凯恩斯主义垄断竞争模型，考察了中国经济波动问题，认为需求冲击是中国经济波动的主要来源。与供给和需求层面这种单一的冲击来源分析不同，持混合型因素观点的学者认为宏观经济波动是供求因素共同作用的结果(Bernard，2010[11]；高士成，2010[12])。

研究宏观经济波动的重要工作是开发与构建各种模型来刻画冲击源对产出的影响。Sim(1982)[13]认为宏观数量分析应该使用向量自回归(VAR)模型来避免结构约束问题。自此，向量自回归模型以及随后的向量误差修正模型成为宏观数量分析的重要工具。Adrian(2010)[14]构建SVAR模型，考察美国债务与宏观经济波动，发现总债务与GDP增长之间存在正向关系。Kim(2011)[15]构建VAR模型，考察了美国债务增长率和GDP的关系，发现在短期内，家庭债务对总产出存在积极影响，但是在长期中，家庭债务会对总产出产生消极影响。郭新华等(2013)[16]在Kim(2011)模型的基础上，增加了商品房销售总额与公共债务2个变量，考察了中国家庭债务与宏观经济波动之间的长期均衡关系与短期波动效应。近年来，有学者开始用DSGE模型研究家庭债务与宏观经济波动问题，如Iacoviello和Pavan(2009)[17]采用DSGE模型研究美国家庭债务与宏观经济波动的关系，发现家庭债务是美国宏观经济波动的主要因素，它能解释美国75%的产出波动。

从上述文献来看，国内外学者尽管对私人部门债务与宏观经济波动的关系进行了研究，但是偏重于研究家庭债务与宏观经济波动，对企业债务与宏观经济波动的研究较少，尤其缺乏把家庭债务、企业债务与宏观经济波动结合起来的研究。针对上述研究的不足，本文所做的贡献主要在于：(1)尝试把家庭债务、企业债务视为宏观经济波动的重要冲击因素，重点阐释了家庭债务与企业债务的相互关联性及其对宏观经济波动的影响机理，且区分了家庭债务与企业债务影响宏观经济波动的不同作用机制。(2)在借鉴Iacoviello(2005)[18]等学者核心思想的基础上，构建SVAR模型，检验了家庭债务、企业债务对中国宏观经济波动的影响，并对家庭债务与企业债务的不同冲击效果进行了合理的解释。

本文余下内容的结构安排为：第二部分为家庭债务、企业债务对宏观经济波动的机理分析，第三部分为变量选择、数据来源与模型设定，第四部分为实证分析，最后为结语。

二、家庭债务、企业债务与宏观经济波动的机理分析

家庭债务和企业债务在现代宏观经济中扮演着重要的角色。家庭债务主要通过住房抵押贷款和消费者信用影响宏观经济波动，而企业债务主要通过企业投资影响宏观经济波动。图1揭示了家庭债务、企业债务与宏观经济波动的作用机理。

图1　家庭债务、企业债务与宏观经济波动的作用机理

(一)家庭债务变动对宏观经济波动的影响

家庭债务的宏观经济效应通常是指家庭债务对消费、投资、收入、利率、通货膨胀率、资产价格、劳动投入等一系列宏观经济变量的影响。家庭部门主要通过对消费冲击、价格冲击等冲击的反应来影响宏观经济中的总产出。基于平滑消费的需要，家庭部门通过金融中介获得消费贷款，从而满足购买住房和其它消费所需。消费需求的变动引起了总需求的变动，最后导致了产出和物价水平的波动。

(二)企业债务变动对宏观经济波动的影响

企业部门的借贷行为非常复杂。从借贷的渠道、规模、用途等方面来看，企业借贷行为与家庭借贷行为存在较大差异，因此企业债务对宏观经济波动的影响机制有别于家庭债务。企业债务对宏观经济的影响主要是通过金融加速器的传导效应与乘数传导效应来实现的。当经济受到正向冲击时，金融加速器传导效应表现为企业投资回报率会提高，净资产将有所增加，从而改善企业的资产负债表状况，降低企业的财务杠杆率；乘数传导效应则表明企业资本品价格上涨，其抵押物价值将相应提高，由于企业的贷款额度取决于抵押物价值，因此企业信贷融资规模将会扩大。企业部门通过金融中介，通过对外发行的债券、银行借款等多种途径获得资金，来满足投资需求。企业的投资变动，直接造成了总需求的变动，最终导致宏观经济的波动。

(三)家庭债务与企业债务的关联及其对宏观经济波动的影响

家庭借贷行为与企业借贷行为之间存在着复杂关系，这是由家庭部门和企业部门各自面临的金融摩擦因素决定的。家庭部门和企业部门通过劳动力和就业机会两个途径相互影响。家庭部门给企业部门提供劳动力，获取工资收入。当家庭部门面临较低的融资约束时，较低的家庭金融摩擦会促使家庭减少劳动供给，劳动供给的减少又使得均衡工资增加以及企业产出减少，从而对企业借贷能力产生抑制作用。而当家庭部门面临较高的融资约束时，家庭会相应地增加劳动供给，劳动供给的增加使得均衡工资下降以及企业产出增加，导致企业可用于抵押的资产增加。所以，企业债务随着家庭借贷的减少呈现增加的趋势。同样，企业部门融资约束条件的改变也会影响家庭部门的债务水平。

家庭债务和企业债务的内在关联会影响宏观经济的波动。当家庭部门和企业部门面临的外部融资条件发生改变时，债务水平也会随之变化，这又直接导致消费和投资的变动，从而带来社会总需求的变动，进而最终影响整个社会的宏观经济的波动(Mian和Sufi，2009)[19]。

三、变量选择、数据来源与模型设定

(一)变量选择与数据来源说明

本文构建的SVAR模型包括家庭债务(HD)、家庭住宅投资(HI)、企业债务(FD)、企业固定投资(FI)以及国内生产总值(GDP)等五个变量，样本区间为1997年第一季度至2013年第四季度。下面是变量含义以及数据来源说明。

1.家庭债务(Household Debt，简称HD)。家庭债务主要指正规金融市场上的银行和非银行机构以及民间金融市场上所发生的债务。由于在民间金融市场上，家庭债务数据难以获取，因而本文采用正规金融市场上，银行和非银行机构向家庭发放的消费信贷数据来近似代替家庭债务数据。

2.家庭住宅投资(Housing Investment，简称HI)。家庭住宅投资是指资本所有者将其资本投入到房地产住宅产业，以期在将来获取预期收益的一种经济活动。本文选用商品房销售总额来近似替代家庭住宅投资，商品房销售总额=商品房房价×商品房销售面积。

3.企业债务(Firm Debt，简称FD)。企业债务主要指企业在正规金融市场上向银行或者非银行机构借贷以及在民间金融市场上所发生的借贷产生的债务。由于在民间借贷数据获取难度比较大，因此本文采用正规金融市场上，企业向银行和非银行机构的长短期借贷来近似代替企业债务数据。

4.企业固定投资(Business Fixed Investment，简称FI)。企业固定投资是以货币形式表现的在一定时期内全社会建造和购置固定资产的工作量以及与此有关的费用的总称。本文将全社会投资中建筑安装投资和设备工具投资相加，得到企业固定投资数据，即企业固定投资=建筑安装投资+设备工具投资。

5.国内生产总值(GDP)。国内生产总值是用来考察宏观经济波动的核心指标。国内生产总值是指一个国家或地区范围内的所有常住单位，在一定时期生产最终产品和提供劳务价值的总和。

上述变量中，商品房房价、商品房销售面积、全社会投资中建筑安装投资、设备工具投资以及国民生产总值的数据来源于国家统计局官方网站(http：//www.stats.gov.cn/)，家庭债务、企业债务的数据来源于中国人民银行官方网站(http://www.pbc.gov.cn/)，其中房地产住宅投资以及企业固定投资是通过计算得到的。之所以选择1997年作为起始点并且采用季度数据，一是因为1996年中国人民银行出台了《关于开展个人消费信贷的指导意见》(1996年2号令)，鼓励商业银行面向家庭开展住房抵押贷款业务，从1997年后，我国家庭债务规模处在快速增长中；二是因为以1997年为起点样本年跨度期较短，因此本文对五个变量的年度数据都进行季节性调整，以弥补年度数据量过少的缺陷。并且，本文对所有变量进行了对数化处理，减少了数据非线性变化对实证分析的影响。

(二)模型设定

SVAR模型是对VAR模型进行结构优化的一种方法，其最大优点就是可以识别多个变量之间的同期或滞后期的动态关系，方便对脉冲响应结果进行合理的经济意义解释。本文所构建的SVAR模型如下：

C0yt=B1yt-1+B2yt-2+……+Bpyt-p+ut(1)

其中y，C0，Bi，ut分别为：

四、实证分析

(一)实证过程

1.平稳性检验

SVAR模型要求时间序列数据是平稳的。采用ADF单位根检验方法对家庭债务、企业债务等五个变量进行序列平稳性检验，检验结果如下表1所示。lnHD、lnHI、lnFD、lnFI、lnGDP不能拒绝存在单位根的零假设，故为非平稳序列；ΔlnHD、ΔlnHI、ΔlnFD、ΔlnFI、ΔlnGDP拒绝存在单位根的零假设，故为平稳序列。因此，将ΔlnHD、ΔlnHI、ΔlnFD、ΔlnFI、ΔlnGDP作为内生变量系统，建立SVAR模型进行实证分析。

表1　变量平稳性检验结果

注：本文采用Eviews6.0软件，下同。*、**、***分别表示在1%、5%、10%的显著水平上通过统计性检验。检验形式(C,T,N)中C代表常数项，T代表趋势项，N代表滞后阶数并且在PP检验中代表对band-withd的选择。Δ表示一阶差分。

2．模型估计

向量自回归模型的估计结果受到滞后阶数选择的影响。因此，在估计过程中要确定恰当的滞后阶数。考虑到样本数据区间的局限性，从最大滞后阶数4阶开始，得到的最优滞后阶数的检验结果见表2。表2中五种检验方法显示的最优滞后阶数均为2阶，因此本文确定模型的最优滞后阶数为2阶。并且，模型特征多项式根的倒数全部小于1，位于单位圆内，证明本文所选择的SVAR(2)模型结构是稳定的。

表2　水平VAR最优滞后阶数检验结果

注：五个检验方法的评判标准是：最终预测误差、Akaike信息量、Schwarz信息量、修正的LR检测统计值以及Hannan-Quinn信息量；带*数值所在行显示的滞后阶数为该数值所在列检验方法显示的最优滞后阶数。

对k元SVAR模型进行估计，需要对结构式施加k(k-1)/2个约束条件才能识别出结构式冲击。本文使用的SVAR模型包括五个内生变量，因此需要施加10个约束条件才能有效识别结构式冲击。根据一般宏观经济理论来确定内生变量之间的短期约束条件，常规使用的短期约束条件就是0约束。约束条件设定的步骤为：(1)根据新古典经济增长理论，当期的家庭债务只受前一期的经济状况影响，与同期的消费、产出和投资无关，因此可以得出c13=c14=15=0；(2)当期的住房投资只受前一期的经济水平影响，因此可以得出c=23=c24=c25=0；(3)当期企业债务会影响到当期家庭债务水平以及当期住房投资，但是这种影响会因为投资时效而存在时滞效应，所以c31=c32=0；(4)当期的企业固定投资对当期的家庭债务和住房投资不会产生影响，因此可以得出c41=c42=0。

3.脉冲响应分析

脉冲响应函数用于衡量随机扰动项产生的标准差冲击对内生变量当前和未来取值的影响。本文采用Eviews6.0软件对SVAR中各变量进行脉冲响应分析，采用Generalized分解方法得到脉冲响应函数主要结果，如图2—图5所示。本文选取滞后长度为10期，图中横坐标表示冲击发生后的时间间隔，纵坐标表示总产出对各种冲击变量的反应程度。

图2　家庭债务变化对GDP的冲击　　 　　图3　家庭住宅投资变化对GDP的冲击

图4　企业债务变化对GDP的冲击图　　 　　图5　企业固定投资变化对GDP的冲击

图2至图5分别是家庭债务、家庭住宅投资、企业债务以及企业固定投资的变化对总产出的冲击。图2表示总产出受到1单位的正向家庭债务形成的消费冲击，第1季响应特别不明显，滞后2—5期呈现出正向并且逐渐增大的响应，从第6季开始，这种正向响应就以一种下降的态势呈现。图3表示，对于家庭住宅投资的正向冲击，总产出在前3季表现出快速上升的趋势，并且响应值在这个期间均表现出较大的正值，滞后4—10期响应值仍然为正值。图4表示，总产出受到1单位标准差的正向企业债务扰动后，滞后2—3期冲击效应为负，但是表现出的趋势是上升的。图5表示，对于企业固定投资的正向冲击，总产出在前3季呈现出负值的上升趋势，但从第3季开始冲击效应表现为正向的上升趋势。

4.方差分解

为了考察家庭债务、住房投资、企业债务、企业固定投资等因素对国内总产出的重要程度，本文对脉冲响应函数进行方差分解。所得结果如下表3所示。

表3　产出总额预测误差的方差分解结果　单位：%

表3的结果表明：(1)从整体来看，在我国产出总额波动中，有22.39%—34.98%可以通过家庭借贷冲击来解释，有3.66%—5.10%可以由住房投资冲击来解释，有39.37%—44.16%可以由企业借贷冲击解释，而企业固定投资冲击仅仅可以解释6.80%—8.84%的产出波动，除此之外，剩下的部分波动可以归结为产出本身的影响，这可以理解为“惯性”作用。(2)从单个冲击源来看，家庭借贷冲击对产出总额的冲击力度与季度的长短成反比关系，从第1季度的34.98%下降到第10季度的22.39%，在整个预测期内其解释比例始终处于前列；同时，这也说明家庭债务在短期内，能够促进产出的增长。但是随着时间的变化，这种正向的促进作用逐渐削弱。企业借贷冲击却与家庭借贷冲击截然不同，企业借贷冲击对产出总额的冲击力度和季度的长短成正比，季度越长，冲击力度就越大。企业借贷冲击从第1季度的39.37%上升到第10季度的44.16%。这说明企业债务与总产出存在积极关系，并且随着时间的变化，企业债务对增加总产出的作用也更重要，因而可以说企业借贷冲击对总产出的波动的影响最大，是影响总产出的最重要因素①*①这里的排位只涉及影响产出的相关因素,并没有将产出本身包括在里面,后文类同。。企业固定投资冲击对总产出波动的解释力度呈现出逐季下降的趋势。虽然住房投资冲击对总产出波动的影响最低，但是其解释力度呈现出逐季递增的态势，因此其作用也不容忽视。

5.稳健性检验

本文的实证分析结果受到一般宏观经济理论设定的约束条件和Cholesky分解强加给经济变量的次序的影响，因此，需要进行模型稳健性检验来排除上述实证分析结果的特殊性。一般来说，稳健性检验的方法是：首先，对约束条件作出适当修正，但不调整SVAR模型中的经济变量顺序，依次进行模型估计、脉冲响应分析和方差分解；其次，维持原有的约束条件，只调整SVAR模型中的经济变量顺序；再依，次进行脉冲响应分析和方差分解；最后，在对约束条件作出适当修正的同时，调整SVAR模型中的经济变量顺序，依次进行模型估计、脉冲响应分析和方差分解。经过多次模型调整和实证分析后，我们发现实证结果并没有大的变化(限于篇幅，具体检验过程省略)。这表明，本文所使用SVAR模型具有稳健性，得出的实证结果是稳定可靠的。

(二)结果分析与讨论

上述实证研究结果表明，中国家庭债务、企业债务与宏观经济变量的主要变量之间存在着相互影响：

1．从脉冲响应分析结果来看：(1)家庭债务、家庭住宅投资、企业债务以及企业固定投资与GDP之间都存在密切的关系，其中以家庭债务和企业债务最为突出。1997—2013年间，家庭债务占GDP的比重由2.17%上升到22.3%，企业债务占GDP的比重也由50.3%上升到97.5%。期间，我国GDP增长率经历了较大的波动。(2)家庭债务的增加在短期内促进经济的增长，但是在长期，家庭债务会抑制GDP的增长。对这一结论的可能解释是，家庭债务规模的扩大刺激了跨期消费增长，但是这种消费的实现需要一段时间，所以家庭债务规模扩大所引起的总产出增长呈滞后性。但是由于每个家庭的债务偿付能力不同，随着时间的增长，逐渐积压的债务负担直接抑制了消费，造成长期总产出的下降。(3)家庭住宅投资冲击短期内会造成总产出增长，但长期内作用不明显。这可能是由于家庭住宅投资推动了相关产业结构的优化升级，从而促进了经济的发展。但是，在长期内，这种优化后的产业结构和经济增长水平达到均衡状态，所以冲击效应曲线近似于一条直线，并且其响应值保持在一个较大区间内。(4)企业债务会对总产出增长产生持久的积极影响，且会逐渐扩大。出现这种情况可能是由于最初的企业借贷会造成社会需求的不平衡，从而影响总产出。但是这种企业债务投资需要一定的消化时期，所以就有了两到三期的滞后期。随着时间的推移，企业债务投资产生了正向的冲击效应，因而社会总产出呈现出扩大的态势。

2．从方差分解分析可知：我国产出波动有22.39%—34.98%可以通过家庭借贷冲击来解释，有3.66%—5.10%可以由住房投资冲击来解释，有39.37%—44.16%可以由企业借贷冲击解释，企业固定投资冲击仅能解释6.80%—8.84%的产出波动，而剩下的部分波动可以归结为产出本身的影响。企业借贷对宏观经济波动解释能力最强的原因在于，从企业债务、家庭债务等变量的规模来看，企业债务规模要远大于其他冲击因素的规模，从而企业债务冲击源对宏观经济波动的影响程度更大。

五、结语

本文采用1997—2013年统计数据，利用结构向量自回归模型，考察了我国家庭债务、企业债务与宏观经济波动的问题。研究结果表明：(1)家庭债务、企业债务是我国宏观经济波动的重要的冲击因素，对宏观经济波动产生影响的作用机制也存在差异。(2)家庭债务、家庭住宅投资、企业债务和企业固定投资都是影响我国经济总产出的主要因素，其中家庭债务和企业债务是最主要因素。(3)家庭债务对产出的贡献率起初有34.98%，这表明在短期内，家庭债务能够促进我国经济的增长，但是这种贡献率随着时间的变化降低到22.39%，这意味着随着时间的推移，家庭债务对经济增长的促进作用减弱。(4)企业债务对产出的贡献率由开始的39.37%上升到后来的44.16%，这表明企业债务和我国经济增长之间存在积极关系，但是随着时间的推移，这种促进作用会趋于平缓。

基于上述研究结果，本文得到以下几点启发：(1)政府部门应当加强金融市场监管，优化政府投资结构，健全企业融资借贷以及家庭消费信贷的制度环境，构建宏观经济波动的风险预警机制，减少宏观经济波动。(2)企业部门在不断完善财务制度的同时，还应该根据自身资源状况进行借贷，合理安排企业的投资计划，控制企业债务规模。(3)家庭部门应优化配置家庭资产结构，强化家庭债务管理风险意识，提高抵御外部风险的能力。

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责任编辑：张士斌

Effects of Household Debt and Firm Debt on Macroeconomic Fluctuation inChina Based on the SVAR Model

GUO Xin-hua，SHI Zhao-hui，WU Zai-hua

(Household Finance Research Center of Business School in Xiangtan University, Xiangtan, Hunan 411105，China)

This paper aims to prove the relations between China’s macroeconomic fluctuation and the household debts and firm debts by formulating the SVAR model with the seasonal data from 1997 to 2013. The results embody that both household debts and firm debts have different influences on China’s macroeconomic fluctuation. The household debts accounts for 30% of the output fluctuation while the firm debts accounts for 40%, a relatively bigger influence. In the short term, the growth of household debt and firm debt will promote the expansion of total output; and the long run, high household debt will hinder economic growth, the impact of firm debt to output leveling off. Therefore, the government should strengthen supervision of financial markets, and guide the household sector and the firm sector to borrow based on their own resources, the reasonable control of debt, reducing the risk of macroeconomic fluctuations.

household debt; firm debt; macroeconomic fluctuation; SVAR

2015-09-16

本文系国家社会科学基金项目“我国家庭债务增长的经济社会效应与可持续性研究”(项目批准号：14BJL029)；教育部项目“中国家庭债务与公共债务变动的关联机制研究”(项目批准号：12YJC790206)；湖南省社科规划办重点项目“中国收入不平等、金融创新与家庭债务：理论架构、数量测度及政策含义”(项目批准号：13ZDB069)；湖南省社科规划办项目“中国家庭债务的规模估算、决定因素与宏观调控机制研究”(项目批准号：11YBA283)等项目阶段性研究成果。作者简介：郭新华(1972—)，男，湖南常德人，湘潭大学商学院教授、博士、博士生导师，研究方向为家庭金融、收入分配理论;石朝辉(1990—)，男，湖南衡阳人，湘潭大学商学院硕士，研究方向为家庭金融理论；伍再华(1975—)，女，湖南常德人，湘潭大学商学院副教授，研究方向为家庭债务、公共债务理论。

2095-5960(2016)01-0001-09；

F015；

A