借贷约束、财政政策与经济波动

潘 超，程均丽

(西南财经大学中国金融研究中心，四川 成都 611130)

一、引言与文献综述

近年来我国受经济下行压力和中美贸易摩擦影响，经济波动程度增大，政府不断实施积极的财政政策，通过企业结构性减税降费、提高个人所得税征税起点、加大对中小企业财政支持稳定经济增长。但是财政政策也容易引起对私人投资和家庭消费的挤出，进而引起经济波动。近年来不断增长的房地产价格使得家庭部门杠杆率越来越高，我国家庭部门杠杆率已明显高于大多数新兴经济体，家庭债务压力的增加对消费产生了较为明显的抑制作用[1]。因此，随着我国宏观审慎监管框架的不断完善，金融去杠杆政策也可能是导致消费需求下滑的原因。2018年以来我国社会消费品零售总额增速创2015年来新低，消费拉动经济的作用和财政政策刺激投资的作用逐渐疲软，财政政策挤出效应还是家庭部门面临借贷约束导致消费低迷是本文研究的主要内容。具体而言，通过构建一个包含政府支出冲击的真实商业周期模型，本文将政府支出作为外生随机冲击变量，对改革开放后的中国经济特征进行政策模拟。

将政府部门引入真实商业周期模型的思想源于Christiano和Eichenbaum(1992)[2]的开创性工作。传统模型认为外部冲击中既有供给冲击也有需求冲击，但是技术冲击是最主要因素，占经济波动的三分之二以上。他们认为技术冲击只是经济波动的重要因素而不是主要因素，并且政府支出与居民消费具有某种替代关系，政府支出的外溢性会对经济波动产生影响，而King和Rebelo(2000)[3]也发现将政府部门引入真实商业周期模型后提高了模拟经济的解释能力。Iacoviello(2005)[4]又进行了进一步拓展，通过构建货币商业周期模型将房地产价格与家庭部门借贷约束挂钩，发现家庭首付比例受到约束时，住房抵押贷款会对其他消费品产生溢出效应。后续文献分别从实证和理论研究两方面进行了分析。在实证研究方面，Schclarek(2007)[5]发现发展中国家的政府消费冲击对私人消费的凯恩斯效应大于工业化国家；Tagkalakis(2008)[6]利用19个OECD国家数据进行实证研究，探讨了经济衰退和经济扩张时期财政政策变化对私人消费的影响,研究表明在家庭面临流动性约束的情况下，财政政策在经济衰退时期提振私人消费比在经济扩张时期更有效；Carmignani(2008)进一步发现财政政策在转型期国家具有凯恩斯主义效应[7]；Ilzetzki等(2013)[8]利用44个国家政府支出的季度数据，发现工业国家政府消费增长的产出效应大于发展中国家。因此实证表明财政政策对于家庭部门消费具有一定影响，但其效果会随着国家经济状况而有所差异。在理论研究方面，Dynan(2012)[9]发现在美国信贷繁荣时期家庭部门大量举债导致杠杆率升高，在金融危机期间房价大跌，这种“债务过剩”催生了家庭部门去杠杆化的需求，而去杠杆化又压抑了消费者支出，造成了经济大幅波动；Mian等(2013)[10]认为金融危机前的高杠杆率和房价崩盘对家庭净资产的负面冲击，使得家庭部门消费大幅下降，对于低净值家庭和高资产负债率家庭来说，消费对住房财富的边际倾向要大得多；Christiane和Andreas(2013)[11]从政府公共财政支出的边际效应来分析政府支出的效果，发现公共债务占GDP的比重较低时，财政政策的边际效应较高，财政刺激对宏观经济具有更大的正向影响，而当该比重超过30%—35%时，财政政策对消费的边际倾向就会下降，政府支出乘数随之变小。上述文献支持了家庭部门受到借贷约束时对消费产生影响的观点。

近年来我国家庭部门储蓄率降低和房地产行业的持续繁荣，促进了家庭部门杠杆率的升高，如何有效控制家庭部门杠杆率过快上升趋势，并促进消费以稳定经济增长成为亟待解决的问题。我国政府部门采取的一系列财政政策也是国内学者研究的热点问题。国内学者黄赜琳(2005)[12]首次将政府支出作为外生随机冲击引入真实商业周期模型来解释中国的经济波动以及政府支出与居民消费之间的效应关系。他发现在引入政府部门后，就业与生产率之间的相关性显著降低，这表明政府支出与居民消费二者相互替代，政府支出对居民消费产生了一定的挤出效应。吕朝凤和黄梅波(2011)[13]通过将居民消费的习惯形成和借贷约束引入真实商业周期模型对中国经济进行实证检验，发现我国经济波动是由技术冲击、劳动供给变动、借贷约束和居民消费习惯共同作用的结果，不能忽视习惯形成和借贷约束的作用。伍再华等(2017)[14]利用2005～2015年的季度数据，构建了一个包含家庭借贷约束和劳动市场摩擦的DSGE模型，他们发现家庭借贷行为对政府支出冲击的动态效应具有重要影响，建议政府在制定或实施扩张性支出政策时，应适当关注家庭部门的借贷行为。

通过梳理相关文献，本文发现已有文献还存在以下几点不足：第一，既有文献集中于财政政策对家庭部门消费的挤出和挤入效应的实证研究，对造成这种现象的背后逻辑研究不够深入，同时考虑到我国家庭部门的特征事实是由城市化进程中高房价带来的家庭债务负担，财政政策效应容易被放大，经济模型的解释力度需加强；第二，近年来研究政策冲击的文献多使用贝叶斯估计进行参数校准，然而贝叶斯参数估计的先验分布假设具有主观性，对于先验和后验分布差别较大的参数设置缺乏解释力度，从而导致参数估计的偏误。

有鉴于此，本文尝试从以下两个方面对现有文献进行补充：第一，尝试同时将家庭借贷约束与政府支出引入一个真实商业周期模型，通过构建包含政府部门的经济模型，来研究家庭面临借贷约束时，政府支出冲击与经济波动的内在逻辑；第二，在模型参数校准方面给与了详细的说明，大部分参数的校准值根据中国经济数据采用线性回归模型等方法得到，小部分参数取自相关文献，使得模型对经济波动的解释更具说服力。

本文剩余结构安排如下：第二部分构建包含家庭借贷约束和政府部门的真实商业模型并求解；第三部分对模型参数进行校准检验；第四部分进行财政政策冲击的效应分析；第五部分进行家庭借贷约束参数的敏感性分析；第六部分总结。

二、模型的构建与求解

(一)模型构建

1.假设条件

本文建立的模型遵循Kydland和Prescott(1982)[15]真实商业周期模型假设。首先，经济系统是由无限期同质的代表性家庭主体组成，这里家庭部门包括居民部门和企业部门，并且市场是完全竞争并出清。其次，在技术、政府支出冲击和家庭借贷约束下家庭部门对目标函数进行最优化，家庭代表性主体具有理性预期，并且所观察到的波动是帕累托最优的；最后，本文假设货币中性，即货币政策对实际变量没有影响。

2.具体设定

本文假设家庭部门代表性主体的效用函数服从常相对风险规避型(CRRA)，政府支出为外生的随机冲击变量，此时代表性家庭部门面临的规划问题为：

(1)

本文借鉴Kydland和Prescott(1982)[15]的研究，采用常相对风险规避型(CRRA)函数，并根据Ho(2001)[16]和黄赜琳(2005)[12]的研究，建立一个家庭消费与政府支出的联合消费形式，即TCt代表在第t期的有效消费，是一个关于家庭部门消费Gt和政府部门支出Gt的函数，方程如下：

(2)

其中,ω代表政府支出与消费的相对权值，表示两者的关系系数。本文把全部可用劳动供给正规化为1,1-Nt表示第t期的闲暇，β∈(0,1)为主观贴现率，η>0为相对风险规避系数，θ∈(0,1)为劳动与消费的相对权值。(1)这里参数θ的值根据模型设定计算，无需校准。

企业生产函数为：

(3)

资本存量动态方程为：

(4)

(5)

(6)

其中0<ψA<1为技术冲击的自回归系数，0<ψG<1为政府支出冲击的自回归系数,服从一阶自回归过程AR(1)过程，εA,t和εG,t均为独立同分布且非序列相关的白噪声扰动。

借鉴Guo和Zuzana(2009)[17]的研究，本文将代表性家庭预算约束方程设定为：

Ct+It+Gt+(1+rt-1)Dt-1=Yt+Dt

(7)

其中，Ct代表家庭人均消费，It代表家庭人均投资，Gt代表家庭人均政府公共财政支出，Dt代表家庭人均债务，rt代表金融市场借贷利率，Yt代表家庭人均产出。方程右边表示家庭代表性主体的收入，左边表示支出，市场出清。另外，参考Ilzetzki等(2013)[8]的借贷约束研究，假设家庭代表性主体具有如下借贷约束：

[EtDt+1-(1+rt)Dt]+[Dt-(1+rt-1)Dt-1]+WtNt≤κRtKt-1

(8)

其中，κ代表家庭进行借贷的资产抵押率(即杠杆率)，K代表家庭人均资产，Wt代表家庭人均工资水平，Nt代表家庭劳动力占家庭总人口比重，Rt代表家庭人均资产收益率，EtDt+1、Dt、Dt-1分别代表家庭部门在t+1期、t期、t-1期人均债务水平。不等式表示家庭两期部门净债务之和与工资收入水平均受到家庭资产水平的约束，不能超过家庭资产总量的抵押率水平。我们认为家庭未来的借贷仍然受当期资产水平约束。

(二)利用对数线性化求解模型

1.一阶条件

最大化问题的Lagranngian函数表达式为：

(9)

通过对各个变量求偏导，求解一阶条件得到如下方程：

(10)

(11)

(12)

(13)

其中，式(10)表示家庭代表性主体消费的最优条件，表明在均衡条件下,私人消费的边际效用水平等于影子价格；式(11)是关于资本边际效用最优条件；式(12)表示劳动力市场均衡；式(13)表示家庭债务的最优条件。

2.边界条件

初始时刻的资本存量满足如下横截面条件(TVC)：

(14)

无穷远期家庭债务现值(用市场借贷利率折现)满足如下非蓬齐条件(NPC)：

(15)

三、参数校准

(一)数据的选择与处理

本文样本区间为1981～2018年，包括国内生产总值(GDP)和固定资产投资、消费量年度数据，缺失数据采用估算，数据取自Wind数据库。本文将GDP调整为以1981年为基期，计算实际GDP和固定资产投资。家庭消费量计算公式为：

家庭消费=总人口×(城镇人口比重×城镇人均消费支出+农村人口比重×农村人均消费支出)

政府消费水平以政府公共财政支出计算。GDP、消费、投资分别用国内生产指数、CPI、固定资产投资指数进行调整，以反映真实经济波动水平。劳动供给水平以经济活动人口占总人口的比重计算。

(二)基年资本存量估算

借鉴Young(2003)[18]、金戈(2016)[19]的方法，这里假定基年(1981年)经济处于稳态增长。1981年为改革开放第二年，GDP增长率为5.1%，相比较临近年份增长率最低，资本变动率也较小，而1978年之前数据与改革开放后差异较大且数据获取较为困难，因此选择1981年为基年较为合适。由资本存量运动方程得到下式：

Kt+1/Kt=(1-δ)+It/Kt

(16)

假定基年资本增长率等于投资增长率，即Kt+1/Kt=It+1/It=1+g,其中投资增长率g取1981～1990年实际固定资产投资额平均增长率，通过计算得g=8.29%。年度折旧率δ按每年10%进行折旧。由此得到下式：

Kt=It/(δ+g)

(17)

其中1981年固定资产投资额为961亿元，则根据上式计算1981年资本存量约为5254.56亿元，根据永续盘存法(张军，2004)[20]运用公式

Kt=(1-δ)Kt-1+It-1/Pt-1

计算1981～2018年资本存量，当年资本存量为上一年资本存量折旧加上一年实际固定资产投资额。本文采用固定资产投资价格指数作为P，由于1981～1989年数据缺失，以消费者物价指数代替。

(三)资本产出弹性和技术冲击变量的估计

为了测算资本产出弹性及“索洛剩余”，本文对生产函数等式两边同时除以Nt，取自然对数后再进行HP滤波，去除趋势成份，保留波动成份，最后进行最小二乘回归分析得：

ln(Yt/Nt)=0.592ln(Kt-1/Nt)

(18)

即资本产出弹性为ρ=0.592，其中残差项为ln(At)，再对ln(At)进行一阶自回归，可得lnAt=0.586lnAt-1，ψA=0.586以及σA=0.0146。

(四)政府支出一阶自回归系数校准

ln(Gt)=0.719ln(Gt-1)

(19)

对于政府支出的计算，仍然取自然对数，再进行H-P滤波，去除趋势成份，保留波动成份，通过计量分析一阶自回归模型AR(1)得到上式，即政府支出冲击的一阶自回归系数校准为ψG=0.719及其标准差σG=0.039。

(五)均衡劳动供给系数的校准

对于劳动供给水平的确定，国外学者一般将居民的时间标准化为1，然后用每天的工作时间来确定劳动供给，一般将N校准为0.33；国内学者大部分用劳动人口来校准，黄赜琳(2005)[12]采用1978～2002年的就业人数与总人口的比例作为劳动供给水平。本文采用Wind数据库中的经济活动人口占总人口比例来衡量，计算得这一期间该比例序列平均值为0.552。因此均衡劳动供给N校准为0.552。

(六)相对风险规避系数的设置

关于相对风险规避系数η值的校准，由于这里假设瞬时效用函数为CRRA效用函数，因此相对风险规避系数θ是跨期消费替代弹性的倒数。本文用CPI指数作为两期消费价格之比。假设影响消费的主要因素为价格，扰动项满足球型假设且包含全部其他次要因素，因此不再设截距项。进行一元线性回归后，本文得到下式：

ln(Ct/Ct-1)=1.066ln(Pt/Pt-1)

(21)

通过跨期消费替代弹性的倒数计算得到η=0.938。

(七)政府支出与家庭消费支出的关系校准

参数ω表示第t期的政府与家庭消费的比例，本文通过计算1978～2013年我国公共财政支出与居民实际消费之比的平均值，将ω校准为0.496。

(八)贴现率β、抵押率κ和资本调整系数φ的校准

大部分国内学者一般将β设定在0.9～0.98，比如黄赜琳(2005)[12]设定为0.935，吕朝凤，黄梅波(2011)[13]设定为0.97。由于采用年度数据，本文借鉴吕朝凤和黄梅波(2011)[13]的方法，通过计算我国1981～2018年第二年度CPI的平均增长率，得到β=0.995。但是针对本文模型，由于在稳态时贷款利率r=1/β-1，而2018年第二季度我国个人住房贷款加权平均利率为5.6%，则此时β=0.947。本文认为第二种方法更为贴近中国目前现实经济情况，因此将β校准为0.947。

抵押率可以理解为抵押人愿意承担的债务金额与抵押物价值之比，计算公式为

抵押率=[担保债权本息总额/抵押物评估价值额]×100%

Mendoza等(2010)[17]将美国家庭抵押率校准为0.36。本文认为相对于中国家庭，美国家庭承受风险的能力更强一些，中国家庭抵押率应该高于0.36。对于抵押率κ的校准，国内相关文献较少，其中吕朝凤和黄梅波(2011)[13]将κ校准为0.65。本文采用0.65作为校准结果。由于在我国土地类别为出让住宅的抵押率最高为70%，该校准结果符合我国实际情况。

参数φ是净资本的调整成本系数，吕朝凤和黄梅波(2012)[21]的校准结果为φ=0.023，李浩等(2007)[22]校准为0.024，Craine(1975)[23]对美国经济的模拟，将φ校准为0.025。考虑到中国相对于美国投资率更高，王晋斌(2018)[24]认为我国正在面临越来越高的调整成本，φ的取值一般在0.023到0.028之间。本文把调整成本系数提高为0.026，略高于校准的美国调整成本系数。

由此本文所有参数都已校准完毕，结果如表1所示。

表1 模型参数校准

四、财政政策冲击效应分析

(一)财政支出冲击的波动率分析

通过将方程变量经过log-level处理，以及视模型变量受冲击时与稳态的偏离为相对偏离程度，该构建了包括共12个参数和12方程的经济系统，来模拟财政支出冲击的产出效应与挤出效应。本文模型可以模拟技术冲击、政府支出冲击对居民消费、产出、就业、投资的影响，也可以作为评价政府支出变化对我国经济运行影响效应的工具。通过对经济的模拟分析，本文发现：一方面，技术冲击对家庭消费、产出、就业、投资都产生正向影响，即技术冲击与这4个变量同方向变动，同期相关系数分别为0.2225、0.9934、0.9476和0.9038，这意味着技术冲击与产出和就业、投资的波动性相关程度很高，但对消费影响较小；另一方面，政府支出冲击对产出、就业产生正向影响，同期相关系数分别为0.1199和0.3569，而对消费与投资产生负向影响，同期相关系数分别为-0.6064和-0.3695，说明政府支出的增加对私人投资和消费产生了一定的挤出效应。

因此，在技术冲击持续存在的条件下，财政支出的提高会给我国实际经济周期带来以下两种效应：一是挤出效应，政府部门积极的财政政策提高了实际利率水平和投资边际成本，导致家庭部门实际投资减少，从而挤出家庭部门部分投资和消费，引致产出水平降低；二是产出效应，政府部门积极的财政政策比如增发国债、结构性减税、提高征税起点，相比货币政策的传导机制，能够更直接有效地刺激企业产出，自动稳定器的机制能够在更短的时间内熨平经济周期的波动。

接下来，通过模拟经济提高财政支出，本文比较财政政策的产出效应与挤出效应。将财政冲击参数σG分别提高30%(即σG=0.0507)和降低30%(即σG=0.0273)后，本文比较两种情况下我国财政政策的产出效应与挤出效应，结果见表2与表3。当财政支出冲击提高30%时，产出波动提高0.23%，投资波动提高5.06%，消费波动提高12.47%；在财政支出冲击降低30%时，产出波动降低0.18%，投资波动降低4.09%，消费波动降低13.52%，因此模拟经济进一步显示我国财政政策对私人消费和投资的冲击存在一定的挤出效应，财政支出对私人消费影响波动大于私人投资波动。

表2 政府支出冲击提高30%时经济变量波动

表3 政府支出冲击降低30%时经济变量波动

(二)财政支出冲击的脉冲响应分析

下面本文通过模拟经济来研究财政支出挤出和产出效应的规模效应。图1为各变量对财政支出冲击的脉冲响应。可以看出，1个单位标准差(σG=0.039)的财政支出冲击对就业、产出、资本回报率都产生正向影响：就业第一期偏离稳态0.24%；产出第一期偏离稳态约0.09%，随后在第8期达到最低点，而后逐渐趋于稳态；资本回报率偏离稳态0.026%。财政支出冲击对就业的正向影响大于产出和资本回报率。另一方面，1个单位标准差(σG=0.039)的财政支出冲击对资本存量、投资、消费、借贷利率都产生负向影响：在第一期资本存量偏离稳态0.1%，投资偏离稳态1.1%左右，消费偏离稳态约1%，借贷利率第一期偏离稳态7.3%。财政支出冲击对借贷利率的负向影响大于资本存量、投资和消费。

图1 各变量对财政支出冲击的脉冲响应

当σG=0.039提高到0.0507时，在第一期产生正向影响的变量有：财政支出对自身冲击稳态相对偏离程度增加3%，就业增加33.3%，产出增加30.3%，资本回报率增加30%。同时，在第一期产生负向影响的变量有：资本存量相对偏离程度增加30%，投资增加30%，消费增加28.6%，借贷利率增加29.6%。模拟经济表明我国财政政策有一定的挤出效应，但是财政政策的产出效应强于挤出效应。此外，当财政冲击波动降低30%时，各变量偏离稳态程度均有减少，但基本形态和趋于稳态的速度没有发生大的变化，这里不再赘述。

五、借贷约束参数的敏感性分析

(一)财政支出与家庭借贷约束的特征性事实

图2反映了2009～2018年我国政府支出、居民中长期贷款与住房贷款利率走势，其中居民中长期贷款反映我们家庭部门债务规模，个人住房贷款利率反映家庭部门借贷约束。从图2可见，个人住房贷款利率与家庭债务之间存在负相关性，这种负相关性在2012年表现得尤为明显：该年12月个人住房贷款利率上升至7.62%，借贷约束处于较高水平，而居民中长期贷款下降至788亿元，居民债务处于较低水平。事实上，在2011年1月至2012年12月，国家实施了积极的扩张性财政政策。模拟冲击表明家庭部门受到借贷约束越强，财政支出冲击对于家庭债务水平的正向影响越弱。这也与模型结果保持一致，说明本文模型能够较好地模拟经济变量相关性。

进一步来看，图3反映的特征性事实也表明我国财政政策存在明显的周期性，并且与家庭债务存在较强的正相关关系，而这一现象在2012～2016年表现尤为明显，表现为家庭部门受到借贷约束越弱，财政支出冲击对于家庭债务水平的正向影响越强。从图2可以看出，我国2012～2013年和2015～2017年共有五次经济调整期，PMI有较大幅度的连续下降，并且家庭借贷约束均处于由强到弱的转变阶段，即个人住房贷款利率处于下降通道，同时家庭债务趋于上升，即居民中长期贷款规模上升。近年来，我国家庭部门杠杆率的攀升速度过快。截至2017年末，家庭部门杠杆率在过去5年上升了18.7个百分点(2)数据来源：https://baijiahao.baidu.com/s?id=1604484630063982053&wfr=spider&for=pc，而此期间政府公共财政支出与居民中长期贷款走势保持了高度一致，具体表现为家庭部门受到借贷约束越弱，财政支出冲击对于家庭债务水平的正向影响越强。该结果支持了在经济调整期财政政策逆周期操作成为刺激经济的核心工具(赵萌和叶莉，2019)[25]的观点，也说明了本文模型对于中国实际经济特征具有一定的解释能力。

图2 2009～2018年政府支出、居民中长期贷款与住房贷款利率走势

(二)家庭借贷约束参数敏感性分析

在保证模型稳定性和稳态值存在的情况下，本部分将对模型中借贷约束方程参数κ的敏感性进行探讨。我们通过改变抵押率参数以研究经济结构对抵押率κ的敏感性。考虑到我国土地类别出让的住宅抵押率最高为70%，下面分别对κ取0.65、0.1和0.9进行模拟，研究在家庭相对较强的借贷约束和较弱的借贷约束下，财政支出冲击对有效消费TC和家庭债务D的不同影响。

图3为家庭借贷约束参数敏感性分析结果。可以看出，家庭部门受到不同借贷约束时，财政支出都对有效消费产生正向影响，随后以较快收敛速度下降，在第9期左右达到谷值，此时消费水平低于稳态，而后进入鞍点路径开始趋于稳态。家庭在面对正常约束和较弱约束时收敛于稳态的速度快于较强约束，并且受到借贷约束越弱，财政支出冲击对于有效消费的正向影响越强。此外，家庭部门受到不同借贷约束时，财政支出对家庭债务不产生瞬时影响，而是产生滞后的正向影响，随后以较快收敛速度下降。具体来看，家庭债务在第2期达到波峰，随后开始趋于稳态，趋于稳态的速度要快于有效消费收敛速度。并且，家庭部门受到借贷约束越强，财政支出冲击对于家庭债务水平的正向影响越弱，即居民越倾向于降低家庭部门杠杆率。反过来说，家庭部门受到借贷约束越弱，财政支出冲击对于家庭债务水平的正向影响越强，即居民越倾向于提高家庭部门杠杆率。这符合前述我国实际经济周期特征，尤其是我国非正规金融业务的发展迅速，家庭部门的民间借贷规模难以衡量，提高了家庭部门的杠杆率。

图3 有效消费、家庭债务对财政支出冲击的脉冲响应

(三)模拟经济与实际经济比较分析

为了判断我国家庭借贷约束目前是处于相对较强还是较弱的状态，我们进一步将模拟经济结果与实际经济作比较。当κ=0.65时，财政支出冲击下的经济变量波动如表4所示。

表4 实际经济与模拟经济比较(κ=0.65)

总体来看，模拟经济四个变量之间的波动与实际经济变量之间的波动保持一致，说明本文较好地模拟了实际经济。但是，实际经济波动比模拟经济波动幅度要大：从产出波动来看，模型预测产出波动幅度为1.61%，小于实际经济，后者为3.00%，其K-P比为53.65%，即模型解释了53.65%的实际产出波动。

当κ=0.1时，财政支出冲击下的经济变量波动如表5所示。

表5 实际经济与模拟经济比较(κ=0.1)

相比之下，在家庭面临较强的借贷约束水平时，消费和投资变量波动增大，就业和产出变量波动降低，模型预测产出波动幅度为1.56%，小于实际经济3.00%，K-P比率为51.97%。考虑到当κ=0.65时，其K-P比率为53.65%，表明设置较强的借贷约束参数降低了模型解释能力。

当κ=0.9时，财政支出冲击下的经济变量波动如表6所示。

表6 实际经济与模拟经济比较(κ=0.9)

在经济波动水平方面，从产出波动来看，模型预测产出波动幅度为1.62%，K-P比率为54.00%，与κ=0.65和κ=0.1相比，κ=0.9时产出K-P比率最高，解释实际经济波动能力更强，表明较弱的借贷约束更加符合我国实际经济周期特征。

六、结 论

本文通过构建一个包含政府支出冲击的真实商业周期模型，将政府支出作为外生随机冲击变量，对改革开放后的中国经济特征进行政策模拟。从模拟经济的结果来看，我国财政支出对于私人投资和消费具有一定的挤出效应，但是产出效应强于挤出效应。私人部门受到借贷约束越强，财政支出冲击对于有效消费和债务水平的正向影响会越弱，即居民越倾向于降低杠杆率。同时，本文发现在较弱的家庭借贷约束下，模拟经济与实际经济更为接近，表明模型预测了我国家庭部门杠杆率较高、但借贷约束较弱的特征事实，也体现了政府加强宏观审慎的必要性。

基于上述政策模拟，本文将主要结论与相应政策建议总结如下：第一，结论表明财政支出存在一定的挤出效应，因此政府公共财政支出应该提高公共基础设施建设的比例，更多投资于公共产品及民生支出保障，以增强其对私人投资的正外部效应，同时保持政策实施的持续性，稳定私人部门的政策预期，以减少财政支出对私人投资和消费的挤出。第二，结论表明私人部门在较强的借贷约束下，财政支出冲击对于有效消费的正向影响会越弱。当前我国经济形势面临下行压力，如果发生通货紧缩，将会有利于债权人而增加债务人的负担，而债务人的边际消费倾向往往高于债权人，因此由债务负担而导致的债务人边际消费倾向的降低会使社会总体消费水平下降而降低社会总需求，引起进一步的经济衰退，出现过度负债和通货紧缩的恶性循环。目前我国居民和企业部门杠杆率较高，容易陷入债务-通缩循环导致经济加速下行。因此，如果去杆杆进程过快，容易导致居民和企业部门抵押品价值下跌，陷入蓬齐博弈，触发“债务-通缩”风险。因此，政府应采取渐进阶段性去杠杆措施。第三，结论表明私人部门在较强的借贷约束下，财政支出冲击对于债务水平的正向影响会越弱，即越倾向于降低杠杆率。当前我国家庭部门债务主要集中于房地产(3)2019年10月由西南财经大学中国家庭金融调查与研究中心、蚂蚁金服集团研究院联合发布的《中国家庭金融调查专题-中国居民杠杆率和家庭消费信贷问题研究》报告指出，虽然中国家庭债务风险可控，但近6成债务集中在房贷上，结构性问题突出。，因此监管部门应加强房地产市场宏观审慎管理，稳定房地产市场价格走势，给予家庭业部门相对较强的借贷约束，降低对家庭部门债务的冲击进而实现稳定去杠杆目标。但是在去杠杆进程中要注意去杠杆力度，否则会导致家庭部门面临强迫性债务清偿而导致融资困境。总之，在经济下行和去杠杆进程中，政府应制定逆周期财政调控政策，稳定企业股权质押和居民房地产抵押价值，注重财政政策和货币政策的协调性和持续性，提振实体经济增长信心。