經濟政策不確定性視角下宏觀杠桿的調控效應及其策略選擇

劉金全 艾昕

摘 ? 要：新常態下保證宏觀杠桿穩步下降是供給側結構性改革的重要任務之一。以中國經濟政策不確定性為門限變量，構建了包括經濟政策不確定性、宏觀經濟政策以及宏觀杠桿在內的門限結構向量自回歸（T-SVAR）模型，研究高低兩種政策不確定性區制下我國需求端貨幣政策與財政政策以及供給端金融改革政策對宏觀杠桿的調控效應。結果顯示，三種政策均存在明顯的門限效應且在中長期內均出現逆轉，區別在于，雖然貨幣政策對宏觀杠桿的短期作用效果最為顯著，但當政策不確定性水平快速攀升時，其調控效果會略微降低，而此時財政政策和金融供給側結構性改革能有效平抑過高的杠桿率增速，且在長期依舊保持一定的調控效果。因此，央行在對宏觀杠桿進行調控時應依據各政策調控效應的階段性特征進行搭配使用，同時通過推進資本市場基礎性制度改革，優化融資結構，為實現宏觀政策調控效果的最大化奠定基礎。

關鍵詞：宏觀經濟政策;宏觀杠桿;經濟政策不確定性

中圖分類號：F202 ? ?文獻標識碼：A ? ?文章編號：1003-7543（2019）03-0074-11

“去杠桿”是防范和化解重大風險的一項重要舉措。2015年中央經濟工作會議提出“去杠桿”，2018年取得初步成效，實現了總體穩杠桿、局部去杠桿。相較于實體經濟部門，金融部門累積風險的可能性更高，一旦發生系統性風險，金融體系運轉失靈，將會對經濟的穩健運行構成威脅。

在此過程中，政府通過實施差異化的需求端貨幣政策與財政政策對杠桿率進行調控。就貨幣政策而言，根據央行數據，2019年1月廣義貨幣供給量（M2）同比增長8.4%，這主要是前期貨幣政策實施效果的集中體現，即前期央行通過下調金融機構人民幣貸款和存款基準利率適度增加了中長期流動性供應，再加上商業銀行提高資金運用，在信貸和投資的共同擴張下推高了M2增速。考慮到目前我國對銀行業表外業務加強監管，信用擴張速度自2017年以來出現顯著下降，因此，貨幣政策對宏觀杠桿的調控空間較為寬裕。就財政政策而言，一方面，2019年中央政府工作報告提出，全年將減稅降費近2萬億元用于減輕企業負擔、激發微觀主體活力，進而改善宏觀杠桿。另一方面，根據財政部數據，2018年全國一般公共預算支出同比增長8.7%，創下歷史新高。此外，自2008年金融危機至今，中國一貫實施積極的財政政策，赤字率從2008年的0.11%升至2017年的3%，2018年下降為2.6%。因此，財政政策對宏觀杠桿仍存在一定程度的調控空間。以金融供給側結構性改革為代表的供給端宏觀政策的積極推進，反映了政府由過去通過控制債務直接“去杠桿”向通過引導經濟脫虛向實間接“穩杠桿”的轉變。目前我國民營企業尤其是中小企業面臨融資難和融資貴的問題，通過制度改革可以完善企業資本金補充機制，擴大企業融資渠道，進而促進宏觀杠桿的平穩運行。

如何正確認識各經濟政策對宏觀杠桿的調控效應以及選擇新常態下的政策工具，是本文研究的重點。本文采用門限結構向量自回歸（T-SVAR）模型，將我國經濟政策不確定性指數作為門限變量，從而劃分出政策不確定性的高低兩種區制，以便考察各政策對宏觀杠桿調控的有效性與異質性，為新常態下政策選擇提供相應依據。

一、相關文獻綜述

學術界普遍認為，杠桿率的快速上升可能引發流動性風險，進而引致經濟的遠期福利成本，甚至最終導致金融危機的爆發。如何通過宏觀政策控制杠桿率，防止過高的杠桿率對經濟造成負面影響，是政策制定者和學者們關注的重點。

貨幣政策和財政政策雖然同為調節宏觀杠桿的需求端政策，但調控效應存在異質性。在貨幣政策方面，區別于主張僅貨幣供給影響經濟的傳統貨幣觀點，Mishkin與Bernanke等提出的信貸觀點逐漸受到重視，其認為貨幣政策在銀行貨幣渠道和信貸渠道共同推動下影響實體經濟，但在此過程中，需要注意貨幣政策對宏觀經濟杠桿的間接干預[1-2]。大量研究表明，適當放松的貨幣政策可以通過激發市場投資活力引導經濟杠桿下調，反之，過緊的貨幣政策則會推高經濟杠桿。例如，金融加速器理論強調，寬松的貨幣政策會降低外源性融資的風險補償（EFP），企業融資成本相應降低，投資經營活動水平隨之上升，但緊縮的貨幣政策則會提高EFP，進而抑制企業的生產經營。而姚余棟、李宏瑾的研究進一步表明，在社會負債水平較低的情形下，貨幣和信貸擴張能降低宏觀杠桿，但長期此效應將逐漸消失，這與新古典宏觀經濟學和新凱恩斯學派關于貨幣短期非中性而長期中性的觀點一致[3]。在此基礎上，劉穎通過在索洛模型中引入金融因素來探究貨幣政策對宏觀杠桿的沖擊反應，發現在一國經濟達到穩態之前，杠桿率存在上升趨勢，而過度緊縮的貨幣政策會導致更高的杠桿率[4]。

經濟環境的復雜多變以及貨幣政策目標的多種設定，使單純依靠貨幣政策來調控杠桿率的效果并不理想[5]。因此，研究者的焦點逐步轉向財政政策并考察其對宏觀杠桿的調控效應。從整體調控效果來看，Favero&Giavazzi通過在生產函數中引入財務風險約束，發現寬松的財政政策容易造成財政赤字，一旦社會資產收益率下降帶來經濟增速降低，持續攀升的財政赤字將引發更高的宏觀杠桿[6]。從不同調控手段來看，呂煒、高帥雄、周潮對比研究了投資建設性支出與保障性支出對企業杠桿率的影響，指出政府應優化財政支出結構，實施以保障性支出為核心的財政擴張政策，從而達到降低國有企業杠桿率水平的目的[7]。李建軍、張書瑤基于稅收和補貼兩個視角實證研究了財政政策對企業杠桿率的影響，結果顯示：相較于稅收，財政補貼對企業杠桿率的影響更大，可以通過減稅降費以及稅制結構性改革的深入推進來改善企業杠桿率高企的問題[8]。

在2008 年全球金融危機以及2009年歐洲主權債務危機爆發之后，一些學者也針對供給端金融改革政策對宏觀杠桿的作用機制以及兩者之間的關系進行了深入探討。顧永昆通過在生產函數中加入金融杠桿風險控制函數，分析了“二戰”后日本企業金融結構與企業杠桿率的關系，結果表明兩者之間存在顯著的負相關關系[9]。Lane & Milesi-Ferretti在對全球金融危機以來國際金融一體化的演變分析后發現，金融制度是影響杠桿率的重要因素，應該提高金融市場資源配置效率來優化社會風險分擔機制，通過引導企業合理使用金融杠桿，進而降低高杠桿所造成的金融風險[10]。

此外，宏觀杠桿受經濟政策影響程度較深，但由于政策發布的時點與內容均存在顯著的不確定性，因而在比較不同政策對宏觀杠桿的影響時，引入經濟政策的不確定性更符合當前的實際情況[11]。不少學者的研究也表明了經濟政策不確定性的提升會抑制宏觀政策的調控效果[12-13]。針對政策不確定性與宏觀杠桿的關系，Mumtaz & Surico指出約25%的產出波動是由政策的不確定性造成的，其中政府債務在長期中的波動最大[11]。紀洋、王旭、譚語嫣等從經濟政策不確定性角度出發解釋了杠桿率的走勢分化，發現兩者存在顯著的正相關關系，而且經濟政策不確定性對杠桿率的作用至少持續兩年以上[14]。

從上述文獻回顧來看，在探究各政策對宏觀杠桿的調控效應時，大部分研究僅從單個宏觀調控政策展開，沒有系統地對需求端與供給端政策進行對比研究，且學者們在引入經濟政策不確定性因素時，往往僅將其當作普通的內生變量，很少考慮將其作為門限變量。基于此，本文對上述三種政策在各不確定性區制下對宏觀杠桿的調控效應進行實證對比研究，并據以給出調節宏觀杠桿的政策建議。同時，本文將采用T-SVAR模型對問題展開探討，相比于傳統的VAR模型，該模型通過引入門限效應，能夠更為敏銳地捕捉到各變量的時變特征與結構性變化，對于經濟現象的解釋也更加合理。

二、各政策對宏觀杠桿調控效應的計量檢驗

（一）宏觀杠桿率指標的構建與數據選取

通常來說，主要有以下四種方法衡量宏觀杠桿率：一是國際清算銀行（BIS）統計的非金融部門總杠桿率;二是債務余額在總產出中的占比（債務余額/GDP）;三是社會融資規模在總產出中的占比（社會融資規模余額/GDP）;四是廣義貨幣供應量在總產出中的占比（M2余額/GDP）。這四種衡量方法內在邏輯相通，但各有利弊：第一種方法的數據來源主要為國際清算銀行，具有國際可比性與權威性，適用于比較不同國家杠桿率之間的差異化特征，而后三種方法數據來源主要為中國人民銀行或者國家統計局，不具有國際可比性。其中，第二種方法接受度最高，但債務余額的相關測算方法存在分歧且數據多有缺失;第三種方法雖然數據易得，但難以進行部門分解且接受度不高;第四種方法計算簡便，數據易得且頻率較高。為提高模型結果的準確性，參考劉金全、陳德凱的做法[12]，本文采用樣本數量較大的M2季度余額與GDP當季值比值的同比增長率來表示我國宏觀杠桿率，記為L。由于該季度指標存在明顯的季節性特征，本文采用Census-12方法對其進行季節調整。

對于需求端的貨幣政策與財政政策，考慮到我國國債市場規模較小且市場化程度不高，將7天銀行間同業拆借利率而非國債利率作為貨幣政策的代理變量更具有實際意義。需要說明的是，本文將該利率的月度數據通過交易量加權平均整理為季度數據，記為R。由于政府主要通過支出變動影響總需求，因而將財政支出同比增長率作為財政政策的代理變量，記為E。對于金融供給側結構性改革，考慮到改革以金融體系結構優化為重點，最終為實體經濟發展提供更高效的金融服務，因此本文選取反映微觀層面融資情況的社會融資規模同比增長率作為供給端政策的代理變量，記為F。以上數據均來源于WIND數據庫。

此外，作為門限變量的經濟政策不確定性指標的選取存在較大爭議，主要是由于其難以量化。一方面，若使用貨幣政策規則和財政政策規則時間序列模型估計出的時變標準差來代表政策不確定性，則僅顯示了單一宏觀政策的不確定性，沒有對多種政策進行綜合衡量[15-16]。另一方面，雖然國際上通常采用芝加哥期權交易所VIX指數表示政策不確定性，但由于我國股票市場發展程度較低，該指數無法全面地反映宏觀經濟的波動情況[17]。基于此，Baker于2013年構建了中國經濟政策不確定性指數（EPU）[18]。國內其他學者也相繼論證了該指數的科學性[19-20]，因此本文也選擇該指數衡量我國經濟政策不確定性，樣本區間設定為2007年第一季度至2018年第四季度。圖1為樣本期內季節調整后的宏觀杠桿率與經濟政策不確定性指數走勢圖。

由圖1可見，我國宏觀杠桿率在不同經濟時期存在明顯的階段性特征。具體來看，2010年以前杠桿率逐步攀升，于2012年巨幅下調至波谷，此后保持震蕩波動，并于2015年再度下滑至波谷，2017年企穩之后出現微弱下降。在2007—2010年的“加杠桿”階段，我國經濟潛在增速處于上升通道，無論是金融資產還是實業投資的回報率均存在較大的上升空間，此時國家加大基建投資力度推動了宏觀杠桿的不斷上升。在2010—2012年的“轉杠桿”階段，在全球金融危機的影響下，我國經濟增速出現回落并且面臨轉型，此時服務業比重上升而制造業比重下降，實業投資的高回報不再延續，宏觀經濟逐步“脫實向虛”，宏觀杠桿也出現了由實業轉向金融領域的結構性調整。在2015年至今的“去杠桿”階段，由于前期產能過剩、庫存積壓、金融資產估值虛高等問題亟待解決，因而我國將“去杠桿”作為重要經濟任務之一。對比2008年以來杠桿率的快速攀升，當前的杠桿率增速回落，總水平趨于平穩，局部存在結構性差異。

同時，2007年至今，我國經濟政策不確定性指數經歷了四次波幅較大的時期。一是2008年末至2010年初美國金融危機爆發并造成了全球金融危機。為緩解外部經濟環境惡化帶來的負面影響，我國頻繁調整經濟政策，這種做法雖然減輕了經濟下行壓力，但也增加了政策的不確定性。二是2011年末至2012年初的歐洲主權債務危機時期。在債務危機的不斷蔓延下，全球經濟復蘇的不確定性隨之增加，也造成我國出現人民幣被動升值、出口下降、國際資本流動頻繁等消極局面，政策不確定性進一步增強。三是2015年以來的中國經濟新常態時期。由于經濟下行壓力加大，我國開始推進供給側結構性改革，并提出了“三去一降一補”的五大經濟工作任務，為協調不同任務達成目標，宏觀經濟政策不確定性不斷上升。四是2018年我國面臨中美貿易摩擦等更為復雜嚴峻的國際形勢和國內艱巨繁重的改革發展任務，經濟政策需要不斷調整來應對國際環境的惡化以及自身經濟增速的下降，不確定性顯著提高。總體而言，2015年之后我國政策不確定性增強，新常態下各政策對宏觀杠桿的調控效果將會發生怎樣的轉變以及何種政策更具有效性，都是本文所要研究的重點。

（二）T-SVAR模型估計原理

結構向量自回歸模型（SVAR）能明確體現變量間的結構性關系，即每個變量除了受各自滯后項的影響外，還受到其他變量的當期影響，比傳統的VAR模型更具有經濟意義。本文首先構建包括宏觀杠桿率、宏觀經濟政策以及中國經濟政策不確定性指數在內的三維SVAR模型，具體形式如下：

yt=αyt+β（L）yt-1+vt（1）

其中，yt=（y1t，…，ykt）為K×1維包含各內生變量的向量，α為K×K維各內生變量同期系數矩陣，β（L）為K×K維滯后多項式矩陣，而vt為K×1維隨機干擾向量。

在此基礎上，為探究信貸規模和經濟增長之間的非線性關系，Balke 在SVAR模型中引入了門限效應，從而得到T-SVAR模型[21]。本文借鑒Balke提出的模型，通過引入門限變量將政策不確定性分為高低兩種區制，并比較各區制下需求端和供給端經濟政策對宏觀杠桿影響的有效性。

yt=α1yt+β1（L）yt-1+[α2yt+β2（L）yt-1]D（Zt-d>a）+εt（2）

其中，α1和α2分別為高低區制下內生變量同期系數矩陣，β1（L）和β2（L）為滯后多項式矩陣，εt為隨機干擾向量。Zt是門限變量，d是滯后階數，a表示門限值。當Zt-d>a時經濟政策不確定性程度較高，反之則較低。D（·）為指示函數，存在Zt-d>a，D（Zt-d）=1;反之，Zt-d≤a，D（Zt-d）=0。值得注意的是，（2）式中滯后多項式隨著區制變化的同時，內生變量同期相關系數α1和α2也會隨之改變。在Balke的假設下，α1和α2存在一種遞歸結構且并不針對內生變量進行排序。

（三）數據檢驗

為避免偽回歸現象的出現，本文首先對各變量進行平穩性檢驗。表1中各數據的ADF檢驗結果顯示：除7天銀行間同業拆借利率（R）和中國經濟政策不確定性指數（EPU）以外，其他數據均為平穩序列，對R和EPU進行一階差分處理后通過平穩性檢驗，說明這兩個序列均為一階單整，可以進行協整性檢驗。

進一步地，本文以7天銀行間同業拆借利率、財政支出以及社會融資規模分別作為需求端貨幣政策與財政政策以及供給端金融改革政策的代理變量，構建了三個類似的T-SVAR模型（模型1—3）。為判斷驗各時間序列之間是否存在長期協整關系，本文對三組數據進行Johansen協整性檢驗，結果如表2（下頁）所示。可以看出，三組數據均存在顯著協整關系。根據AIC準則，模型的最優滯后階數為2階，借鑒劉金全、陳德凱的做法[12]，將門限變量設定為經濟政策不確定性指數（EPU）的一階滯后。

此外，作為建立T-SVAR模型的前提條件之一，對于門限效應的檢驗最為關鍵。在理想情況下，若門限值a已知則只需檢驗原假設α2=β2（L）=0是否成立，但在通常情況下門限值 a未知，此時為了檢驗門限效應，需要采用Wald統計量對每個可能的門限值進行假設檢驗。本文將原假設設定為α2=β2（L）=0，即兩種區制的參數估計值沒有差異，此時門限效應不存在。為了提高檢驗結果的準確性，本文采用Hansen提出的模擬方法來進行推斷，并對各模型進行sub-Wald、avg-Wald和exp-Wald三種檢驗，即Wald統計量的最大值、平均值與總和。

從表3（下頁）可以看出，三個模型均在5%的顯著性水平下拒絕了原假設，即存在明顯的門限效應，表明我國經濟政策的不確定性程度超出某個臨界點時會引起各政策對宏觀杠桿調控效應的突變。同時，各模型的門限估計值a存在差異。其中，以需求端貨幣政策作為調控政策的模型1的門限值最小，僅為102.484，說明貨幣政策對宏觀杠桿的調控效應受政策不確定性水平變化的影響較大，即使經濟政策出現微弱調整，也會引發該調控效應的明顯變化。與之相反，以金融供給側結構性改革作為調控政策的模型3的門限值最大，高達114.357，表明其具有較強的抵抗力來應對政策不確定性，一般情況下能保持其調控效果不受外部政策環境的干擾。相比之下，以需求端財政政策作為調控政策的模型2的門限值居于中間，表明政策不確定性對財政政策調控效應的影響較為溫和，可以通過實施財政政策來應對政策不確定性的惡化。

（四）脈沖響應分析

在完成數據檢驗之后，本文將采用累積的廣義脈沖響應函數來研究各宏觀經濟政策在高低兩種政策不確定性區制下對宏觀杠桿的調控效應。

1.需求端貨幣政策在不同政策不確定性區制下對宏觀杠桿的調控效應

圖2（下頁）和圖3（下頁）分別顯示了高低政策不確定性區制下貨幣政策的一單位標準差正向沖擊（虛線）和負向沖擊（實線）對宏觀杠桿的影響。一方面，就調控效應的趨勢而言，兩個圖的走勢類似且均具有明顯的對稱性，在短期內顯著影響宏觀杠桿，并于第5期累積至最大值，但在長期中逐步衰減至0附近，之后小幅攀升，這不僅反映出該調控效應存在后期逆轉，會在較大程度上抵消前期的刺激或抑制效果，而且體現出明顯的階段性特征。究其原因，在短期內降低（提高）利率會降低社會融資成本，提高（降低）社會融資需求與市場流動性，從而拉升（抑制）宏觀杠桿。同時，利率降低（上升）也會影響社會通脹預期，提高（降低）資產估值，從而促進（抑制）社會信貸和投資的上漲，最終導致短期內宏觀杠桿迅速上升（下降）。但在長期中，由于大部分非金融企業及家庭主要通過銀行信貸渠道融資，因此擴大（減少）信貸、降低（提高）利率等寬松（緊縮）的貨幣政策雖然在短期內提高（降低）了負債主體的杠桿率，但是長期來看，隨著各主體投資、生產經營情況的好轉（惡化），資產負債率會逐步降低（上升），高負債問題將會得到緩解（加重），再加上名義 GDP 的增長（下降），最終過高（過低）的社會宏觀杠桿增速得以改善（惡化）。值得注意的是，由于貨幣政策在長期中的調控效果存在減弱趨勢，因而需要采取其他的宏觀政策加以配合來增強其調控效應。

另一方面，就調控效應的效果而言，高政策不確定區制下貨幣政策對宏觀杠桿的調控效應明顯弱于低政策不確定性區制，且前者后期刺激作用減弱，后者后期抑制作用加強。因此，我國應注重保障經濟政策的平穩性，進而保證貨幣政策對宏觀杠桿調控的順利實現。同時，在實施貨幣政策時應考慮到該調控效應的長期衰減特征，避免短期效應對政策工具的選取產生干擾。

2.需求端財政政策在不同政策不確定性區制下對宏觀杠桿的調控效應

圖4和圖5分別顯示了高低政策不確定性區制下財政政策的一單位標準差正向沖擊（虛線）和負向沖擊（實線）對宏觀杠桿的影響。

一方面，就調控效應的趨勢而言，實虛線走勢不具有完全的對稱性，財政緊縮對宏觀杠桿的抑制效果大于財政擴張對宏觀杠桿的刺激效果。與之前類似，該調控效應也存在顯著的階段性特征，即后期出現逆轉，長期中財政政策對宏觀杠桿的影響較為微弱。究其原因，寬松（緊縮）的財政政策意味著政府對企業的轉移支付、政策性貸款等補貼增加（減少），企業融資成本下降（上升），因而短期內杠桿率出現下滑（上升）。但是隨后財政政策的調控效應出現逆轉主要是以下三方面因素造成的：其一，伴隨著財政支出的不斷擴大（減少），社會總需求提高（降低），包括利率在內的要素成本會隨之上升（下降），進而提升（降低）了企業融資成本，推高（抑制）企業負債。其二，財政支出的擴張（緊縮）存在“信號效應”，使得社會對經濟前景出現繁榮（衰退）預期，社會融資需求進一步提升（減少），并刺激企業擴大（縮減）投資與生產規模，在此過程中杠桿率得以上升（下降）。其三，雖然長期內隨著企業自身生產經營活動的改善，財政政策對宏觀杠桿的促進作用得以抑制，但是由于我國財政支出主要集中于基礎設施建設、安居保障住房等項目，這些項目具有投入大、工期長、回收慢的特點，再加上財政支出資源主要集中于效率較低的國有企業，因此長期來看在擴張財政政策的作用下，宏觀杠桿仍會保持微弱上調趨勢。基于此，政府應該提高財政支出使用效率，控制支出規模，從而保證財政政策實現更高效的調控，以定向緩解國有企業結構性杠桿率高的問題。

另一方面，就調控效應的效果而言，雖然高政策不確定區制下財政政策對宏觀杠桿的調控效應的波峰低于低政策不確定性區制，但前者的總影響較大、持續時間較長且波動較小，說明高政策不確定區制下其調控效果更為顯著與平穩，即財政政策對政策不確定性的抵抗力較強。因此，在面臨政策預期不明朗時，政府可以考慮實施財政政策來調節宏觀杠桿，引導杠桿率在平穩區間內運行。

3.金融供給側結構性改革在不同政策不確定性區制下對宏觀杠桿的調控效應

圖6和圖7分別顯示了高低政策不確定性區制下金融供給側結構性改革的一單位標準差正向沖擊（虛線）和負向沖擊（實線）對宏觀杠桿的影響。

一方面，從調控效應的趨勢來看，實虛線走勢不具有完全的對稱性，社會融資規模擴大對宏觀杠桿的促進作用強于其縮小時對宏觀杠桿的抑制作用。同時，該調控效應在后期出現逆轉，長期中金融供給側結構性改革對宏觀杠桿的影響較初期更為穩定。究其原因，以正向沖擊為例，首先，金融供給側結構性改革的目的是改善金融供給，雖然改革給資本市場帶來了正面影響，在短期內降低了企業債務，但是在去杠桿、降債務的過程中由于社會信用收緊進而導致了資產縮水，因而在中長期內改革對杠桿率的影響表現為積極的促進作用。其次，由于信息不對稱，金融機構在采取金融刺激措施時難以對項目進行全面嚴謹的審核，這也可能導致更多的金融資源配置給低效企業，降低資金運用效率，進而間接推高宏觀杠桿率[22]。最后，2015年末我國企業高杠桿的問題主要集中于國有企業，此后“去杠桿”短期成果逐漸顯現，國有企業的盈利增速大幅上升，企業杠桿率水平也有所下降。但是金融機構在發放信貸時出于風險控制因素考量，傾向于貸款給國有企業或大型民營企業，這就造成了國有企業與大型民營企業基本沒有融資問題、中小型民營企業融資難融資貴、小微型民營企業缺乏資本啟動金的結構性失調局面。因此，在經濟增速下行伴隨著總需求下降的背景下，民營企業的融資困境難以解決，造成中長期內改革對宏觀杠桿的間接推高。基于此，金融供給側結構性改革應以改善企業資本金補充機制為切入點，通過建設更加規范高效的資本市場，為擴大企業直接融資，尤其是股權融資提供便利，真正做到讓金融為實體經濟服務[23]。

另一方面，從調控效應的效果來看，高低兩種區制下金融供給側結構性改革對宏觀杠桿的正向沖擊趨勢與強度基本一致，但是負向沖擊差別較大，具體體現在兩個方面：第一，高政策不確定性區制下改革對宏觀杠桿的總影響與波幅均更高;第二，高政策不確定性區制下其調控效應的持續時間更長。因此，在政策預期不明確程度較高時，金融供給側結構性改革可以被選取為影響宏觀杠桿的政策手段，發揮其對杠桿率的宏觀調控作用。

三、結論與政策建議

基于經濟政策不確定性視角，本文通過構建一個三維的門限結構向量自回歸（T-SVAR）模型，以7天銀行間同業拆借利率、財政支出以及社會融資規模分別作為需求端貨幣政策與財政政策以及供給端金融改革政策的代理變量，采用累積的廣義脈沖響應函數進行實證檢驗，以探究高低兩種政策不確定性區制下各政策對宏觀杠桿調控的有效性，得到如下結論：

第一，用不同政策工具構建的三個模型均存在明顯的門限效應，說明我國經濟政策的不確定性會影響各宏觀政策的調控效果。其中，以需求端貨幣政策作為調控政策的模型門限值最小，說明貨幣政策的調控效果對政策不確定性水平的變動最為敏感;而以金融供給側結構性改革作為調控政策的模型門限值最大，表明其具有較強的抵抗力來應對政策不確定性。

第二，各宏觀政策的調控效應在不同經濟政策不確定性區制下存在異質性。就整體趨勢而言，雖然寬松的宏觀政策在短期內緩解了高杠桿問題，但是中長期內均存在逆轉，階段性特征顯著。就局部走勢而言，當政策不確定性水平上升時，貨幣政策的調控效果會略微降低，而財政政策和金融供給側結構性改革對宏觀杠桿的總體影響更大且持續時間更長。

第三，通過橫向對比發現，三種宏觀政策各有利弊：貨幣政策對宏觀杠桿的短期刺激作用效果最強且持續時間最短;財政政策的調控效果整體較為穩定但前期波動較大;金融供給側結構性改革對宏觀杠桿的影響在前期也存在明顯波動，但其在長期中維穩效果較好，且調控力度略高于財政政策。

針對新常態下我國宏觀高杠桿問題亟待解決且經濟政策不確定性逐步增強的情況，需要選擇合適的經濟政策引導宏觀杠桿率平穩下降。基于前文分析與實證結論，本文提出如下政策建議：

第一，按照短期依靠貨幣政策“去杠桿”，長期通過財政政策與金融供給側結構性改革“穩杠桿”的政策思路，通過搭配使用多種宏觀政策來增強其調控效應。由于貨幣政策的調控效應存在短期顯著、長期衰減的特征，因而在采取中性偏松型貨幣政策緩解高杠桿問題的同時，也要配合使用長期維穩效果更好的其他兩種宏觀政策以保證調控效果的持續穩定。其中，財政政策的選取應堅持“總量寬松、結構優化”原則，通過適當擴張支出規模來降低企業的融資經營成本，同時也應注重改善財政支出使用效率，保障資金有效供給與企業融資需求的恰當匹配。而金融供給側結構性改革則應注重優化融資結構，通過增加直接融資比重，提高資產估值，最終降低宏觀杠桿率。在此過程中，需要推進資本市場基礎性制度改革加以輔助，只有資本市場退市制度與科創板“試點注冊制”得以成功推行，以市場化原則管理入口端和出口端，才能煥發資本市場活力，保證供給端金融改革政策對宏觀杠桿的調控得以順利實施。

第二，保證政策工具的平穩實施，且正確應對政策不確定性程度的提高。在調節宏觀杠桿率時應平緩穩健，若采取激進的宏觀政策進行去杠桿，就可能觸發“明斯基時刻”，甚至通過金融加速器效應引發資產價格暴跌與信用緊縮，最終導致系統性金融危機。此外，當政策不確定性程度較高時，政府應優先考慮實施抵抗力較強的財政政策和金融供給側結構性改革來調節宏觀杠桿，引導杠桿率在平穩區間內運行。綜上，靈活運用這三種宏觀調控政策以及政策穩定實施是應對宏觀杠桿增速過快的最佳選擇。

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The Regulation Effect and Strategy Choice of Macro Leverage from the Perspective of Economic Policy Uncertainty

LIU Jin-quan ?AI Xin

Abstract： Under the new normal economy， ensuring the steady decline of macro-leverage is one of the important tasks of supply-side structural reform. Taking the uncertainty of Chinas economic policy as the threshold variable， this paper constructs a threshold structure vector autoregressive（T-SVAR） model including the uncertainty of economic policy， macro-economic policy and macro-leverage， and studies the regulatory effect of demand-side monetary policy and fiscal policy and supply-side financial reform on macro-leverage under the high and low policy uncertainty zoning system. The results show that the three macro-policies have obvious threshold effect and reversal in the medium and long term. The difference is that ?although the short-term effect of monetary policy on macro-leverage is the most significant， when the level of policy uncertainty rises rapidly， its regulatory effect will be slightly reduced. At this time， fiscal policy and structural reform on the financial supply side can effectively suppress the excessive growth of leverage rate， and still retain a certain regulatory effect in the long run. Therefore， when regulating macro-leverage， the authorities should make use of it in accordance with the periodic characteristics of the regulation effect of each policy. At the same time， they should optimize the financing structure by promoting the reform of the basic system of capital market and lay a foundation for maximizing the effect of macro-policy regulation.

Key words： macroeconomic policy; macroeconomic leverage; economic policy uncertainty

基金項目：國家自然科學基金項目“中國非線性非對稱性貨幣政策規則的識別與形成：理論模型和計量框架”（71773079）;教育部人文社科重點研究基地重大項目“‘十三五期間中國增長型經濟波動態勢與宏觀調控模式研究”（16JJD790014）。

作者簡介：劉金全，吉林大學數量經濟研究中心教授、博士生導師，教育部長江學者特聘教授;艾昕，吉林大學數量經濟研究中心博士研究生。