郭新華，唐 榮，伍再華

（湘潭大學(xué) 商學(xué)院，湖南 湘潭 411105）

0 引言

20世紀(jì)80年代，西方發(fā)達(dá)國家大力推行赤字財(cái)政、借款消費(fèi)的“債務(wù)依賴型”經(jīng)濟(jì)發(fā)展模式，債務(wù)高漲對(duì)各國經(jīng)濟(jì)的發(fā)展帶來了嚴(yán)重的負(fù)面影響。1997年亞洲金融危機(jī)、2008年美國次貸危機(jī)以及2011年希臘主權(quán)債務(wù)危機(jī)，都表明公共債務(wù)與家庭債務(wù)快速增長所引發(fā)的債務(wù)風(fēng)險(xiǎn)，已經(jīng)成為全球十分敏感的社會(huì)經(jīng)濟(jì)問題。近年來，中國政府及私人部門的債務(wù)水平也經(jīng)歷了一個(gè)迅速增長的過程。截至2013年底，中國公共債務(wù)規(guī)模達(dá)到91208.35億元（約占GDP的16.03%），中國家庭在正規(guī)金融市場(chǎng)上的消費(fèi)信貸余額達(dá)到129721.02億元（約占GDP的22.8%）。實(shí)際上，由于缺乏我國民間消費(fèi)借貸和地方政府融資的準(zhǔn)確數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)，中國公共債務(wù)和家庭債務(wù)總體規(guī)模被大為低估。那么，在全球金融危機(jī)頻發(fā)的背景下，中國公共債務(wù)與家庭債務(wù)不斷高漲的背后是否存在一些共同的影響因素？這些因素如何影響公共債務(wù)與家庭債務(wù)規(guī)模？因此，識(shí)別、判定出公共債務(wù)與家庭債務(wù)變動(dòng)的共同決定因素，對(duì)于構(gòu)建我國有效的公共債務(wù)和家庭債務(wù)風(fēng)險(xiǎn)預(yù)警機(jī)制與宏觀調(diào)控機(jī)制，維護(hù)金融系統(tǒng)的穩(wěn)定性具有重要意義。

1 中國公共債務(wù)與家庭債務(wù)的變動(dòng)分析

1.1 公共債務(wù)與家庭債務(wù)的規(guī)模變動(dòng)

20世紀(jì)90年代以來，公共債務(wù)規(guī)模不斷擴(kuò)大。截至2013年底，公共債務(wù)規(guī)模突破9萬億大關(guān)，達(dá)到91208.35億元，相較于1997年的5508.93億元，增長了近17倍。期間，為了有效應(yīng)對(duì)金融危機(jī)的不利影響，2007年，政府出臺(tái)了4萬億元經(jīng)濟(jì)刺激方案，公共債務(wù)規(guī)模達(dá)到52074.65億元，約占GDP的19.59%，達(dá)到增速峰值。同期，我國家庭債務(wù)規(guī)模增長迅猛。1997年我國家庭債務(wù)為172億元，2013年飆升至129721.02億元，是1997年債務(wù)額的754倍。為了應(yīng)對(duì)國內(nèi)外經(jīng)濟(jì)環(huán)境的變化，政府出臺(tái)了一系列刺激消費(fèi)需求的政策，促使家庭債務(wù)增加，我國2000年的家庭債務(wù)為4235億元，相當(dāng)于1999年債務(wù)額的4倍，達(dá)到相鄰年份增幅的最大值。

1.2 公共債務(wù)與家庭債務(wù)的增長率變動(dòng)

我國公共債務(wù)與家庭債務(wù)的增長率變動(dòng)不平穩(wěn)，但在絕大多數(shù)年份的走勢(shì)相仿。具體來看，我國公共債務(wù)的增長率基本維持在50%以下。1997～2013年間均增長率為19.2%，伴隨著寬松財(cái)政政策的實(shí)施，2007年的增長率高達(dá)48.7%，達(dá)到增速峰值。家庭債務(wù)在1997～2013年間平均增長率為51.3%，其中，1997～2004年，家庭債務(wù)的增長速度很快，年均增長率達(dá)到112.2%，2000年更是高達(dá)286.1%，隨著2005年國家宏觀經(jīng)濟(jì)政策的調(diào)整及金融機(jī)構(gòu)收緊銀根等原因，2005～2006年的增幅縮小，年平均增長率僅為9.7%，2007年增長率又上升到35.7%，家庭債務(wù)的規(guī)模又開始迅速擴(kuò)大。

2 變量選取、數(shù)據(jù)來源與模型設(shè)定

2.1 變量選取與數(shù)據(jù)來源

國內(nèi)外研究表明：經(jīng)濟(jì)增長、通貨膨脹、實(shí)際利率、財(cái)政政策、社會(huì)地位等是影響公共債務(wù)與家庭債務(wù)變動(dòng)的重要因素。相較于其它國家而言，我國人口基數(shù)大，人口老齡化現(xiàn)象不斷加劇，人口結(jié)構(gòu)變化對(duì)我國社會(huì)總債務(wù)規(guī)模變動(dòng)有著重要影響；另外，房地產(chǎn)市場(chǎng)是我國國民經(jīng)濟(jì)的重要組成部分，房地產(chǎn)市場(chǎng)運(yùn)行狀況與財(cái)政收入密切相關(guān)，同時(shí)房價(jià)升降對(duì)居民的購房決策產(chǎn)生重要影響，因此，本文特引入老年人占社會(huì)總?cè)丝诒戎?、房價(jià)變量，考察它們對(duì)我國公共債務(wù)與家庭債務(wù)變動(dòng)的影響。本文最終選擇的變量為：國內(nèi)生產(chǎn)總值、稅收、居民儲(chǔ)蓄、貸款利率、房價(jià)、基尼系數(shù)及老年人占社會(huì)總?cè)丝诒戎氐?。每個(gè)變量的樣本期間為1997～2013年。本文采用Eviews6.0軟件，把各變量的年度數(shù)據(jù)轉(zhuǎn)化為季度數(shù)據(jù)，表1對(duì)上述變量做了具體描述：

表1 變量描述

其中，公共債務(wù)數(shù)據(jù)來源于歷年《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國財(cái)政年鑒》；國內(nèi)生產(chǎn)總值、稅收、居民儲(chǔ)蓄、房價(jià)、基尼系數(shù)及老年人占社會(huì)總?cè)丝诒戎氐茸兞康臄?shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》（1998～2014）；家庭債務(wù)的數(shù)據(jù)來源于中國人民銀行官方網(wǎng)站（www.pbc.gov.cn）；貸款利率的數(shù)據(jù)來源于世界銀行官方網(wǎng)站（www.worldbank.org.cn）。

2.2 模型設(shè)定

本文采用向量自回歸模型考察公共債務(wù)與家庭債務(wù)變動(dòng)的共同決定因素。VAR（P）模型一般的數(shù)學(xué)表達(dá)式為:

式中,Yt=(Dit，Tt，HSt，GDPt，LRt，HPt，Ginit，Oldt),其中，Dit（i=1，2，D1，D2分別表示公共債務(wù)與家庭債務(wù)）為債務(wù)規(guī)模，Tt為稅收，HSt為居民儲(chǔ)蓄，GDPt為國內(nèi)生產(chǎn)總值，LRt為貸款利率，HPt為房價(jià)，Ginit為基尼系數(shù)，Oldt為老年人占社會(huì)總?cè)丝诒戎?；Xt=(X1t，X2t···Xdt) 為D維外生變量向量；P為模型滯后階數(shù),一般根據(jù)AIC、SC準(zhǔn)則和 LR 檢驗(yàn)來確定；A1，A2，···Ap和B為K×K和K×D維系數(shù)矩陣；εt為K維隨機(jī)擾動(dòng)向量,且滿足cov(εt，εs)=0(t≠s)，表示影響公共債務(wù)與家庭債務(wù)變動(dòng)的其他因素。為避免數(shù)據(jù)的劇烈波動(dòng)并消除時(shí)間序列中存在的異方差現(xiàn)象，在不改變?cè)甲兞块g關(guān)系基礎(chǔ)上，對(duì)變量進(jìn)行自然對(duì)數(shù)變換，記為：LNPDt，LNHDt,LNTt，LNHSt,LNGDPt,LNLRt,LNHPt,LNGinit，LNOldt。

3 長期均衡關(guān)系分析

3.1 序列平穩(wěn)性檢驗(yàn)

本文采用ADF檢驗(yàn)法對(duì)各變量進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，據(jù)表2檢驗(yàn)結(jié)果可知：所有變量序列在經(jīng)過1階差分后均拒絕有單位根的假設(shè)，為平穩(wěn)序列?？梢耘卸ㄋ凶兞康臅r(shí)間序列都是1階單整序列，各變量之間可能存在協(xié)整關(guān)系。

表2 各變量ADF檢驗(yàn)結(jié)果

3.2 協(xié)整檢驗(yàn)

JJ協(xié)整檢驗(yàn)法適用于多變量的協(xié)整檢驗(yàn)過程，因本文有9個(gè)變量，所以選用JJ考察各影響因素與公共債務(wù)（家庭債務(wù)）間的協(xié)整關(guān)系，根據(jù)AIC和SC信息準(zhǔn)則確定的最優(yōu)滯后階數(shù)為2階，因此，JJ檢驗(yàn)采用的滯后階數(shù)為1階。JJ協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果如表3所示：

表3 Johansen最大似然跡檢驗(yàn)結(jié)果

Johansen最大似然跡檢驗(yàn)結(jié)果表明：在5%的臨界值水平上，各影響因素與公共債務(wù)之間存在8個(gè)協(xié)整向量，各影響因素與家庭債務(wù)之間存在5個(gè)協(xié)整向量，因此，各影響因素與公共債務(wù)（家庭債務(wù)）之間確實(shí)存在協(xié)整關(guān)系，各變量之間具有長期均衡關(guān)系。

3.3 格蘭杰因果檢驗(yàn)

由于協(xié)整檢驗(yàn)只能說明變量之間至少有單向的因果關(guān)系，但不能具體反映出因果關(guān)系的方向，因此，本文采用Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)進(jìn)一步考察變量間的傳導(dǎo)機(jī)制，檢驗(yàn)結(jié)果表明，在10%的顯著性水平下，各影響因素與公共債務(wù)互為因果關(guān)系，居民儲(chǔ)蓄、國內(nèi)生產(chǎn)總值、貸款利率、房價(jià)、基尼系數(shù)及老年人占社會(huì)總?cè)丝诒戎嘏c家庭債務(wù)之間存在雙向反饋機(jī)制，而稅收與家庭債務(wù)之間只存在單向因果關(guān)系，其中稅收是帶動(dòng)家庭債務(wù)變動(dòng)的格蘭杰原因，而家庭債務(wù)不是稅收的格蘭杰成因。總之，稅收、居民儲(chǔ)蓄、國內(nèi)生產(chǎn)總值、貸款利率、房價(jià)、基尼系數(shù)及老年人占社會(huì)總?cè)丝诒戎厥怯绊懝矀鶆?wù)與家庭債務(wù)變動(dòng)的重要因素。

4 短期波動(dòng)關(guān)系分析

4.1 向量誤差修正模型

表4 各影響因素與公共債務(wù)VECM參數(shù)估計(jì)表

由協(xié)整檢驗(yàn)可知，各影響因素與公共債務(wù)（家庭債務(wù)）之間存在協(xié)整關(guān)系?；诖?，本文構(gòu)建VAR模型進(jìn)行VECM檢驗(yàn)。具體結(jié)果見表4。

由表4可知，公共債務(wù)誤差修正項(xiàng)的系數(shù)為-0.03，說明公共債務(wù)的短期波動(dòng)與長期均衡的偏離有3%將會(huì)在下個(gè)季度得以修正，即各影響因素與公共債務(wù)之間具有長期均衡關(guān)系，使得短期內(nèi)這些變量關(guān)系的非均衡狀態(tài)逐漸向長期均衡狀態(tài)趨近，-0.03的誤差修正系數(shù)處于（-1，0）之間，符合反向修正機(jī)制。

由表5可看出，家庭債務(wù)誤差修正項(xiàng)的系數(shù)為-0.023，說明家庭債務(wù)的短期波動(dòng)與長期均衡的偏離有2.3%將會(huì)在下個(gè)季度得以修正。即各影響因素與家庭債務(wù)之間具有長期均衡關(guān)系，使得短期內(nèi)這些變量關(guān)系的非均衡狀態(tài)逐漸向長期均衡狀態(tài)趨近，-0.023的誤差修正系數(shù)處于（-1，0）之間，符合反向修正機(jī)制。

4.2 脈沖響應(yīng)分析

本文采用Generalized分解方法，分析了稅收、居民儲(chǔ)蓄、國內(nèi)生產(chǎn)總值、貸款利率、房價(jià)、基尼系數(shù)及老年人占社會(huì)總?cè)丝诒戎貙?duì)于公共債務(wù)與家庭債務(wù)的脈沖響應(yīng)。

結(jié)果顯示：

（1）公共債務(wù)、家庭債務(wù)對(duì)于稅收一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差沖擊的響應(yīng)分別在19、25期前為正，之后為負(fù)。短期內(nèi)稅收的增加使政府的負(fù)債能力增強(qiáng)，促使政府?dāng)U大公共債務(wù)規(guī)模，但稅收的長期增加將壓低政府赤字水平，有利于降低政府對(duì)國債的依賴性。短期中稅收的提升會(huì)使中低收入家庭通過借貸行為平滑消費(fèi)，從而帶動(dòng)家庭債務(wù)的上升，但稅收的不斷增加削弱了中低收入家庭資產(chǎn)積累的能力，會(huì)阻礙長期中家庭債務(wù)規(guī)模的擴(kuò)張。公共債務(wù)、家庭債務(wù)對(duì)于居民儲(chǔ)蓄一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差沖擊的響應(yīng)均為正向。當(dāng)居民的儲(chǔ)蓄存款增加時(shí)，可用于購買國債的社會(huì)資金越多，國債的潛在購買力就越強(qiáng)，促使國債規(guī)模的上升。居民儲(chǔ)蓄高低一定程度上代表居民償債能力的大小，擁有高儲(chǔ)蓄率的家庭，具有較高的借貸能力，他們更傾向于負(fù)債，致使家庭債務(wù)規(guī)模高漲。

表5 各影響因素與家庭債務(wù)VECM參數(shù)估計(jì)表

（2）給房價(jià)一個(gè)正向沖擊后，公共債務(wù)在0～10期出現(xiàn)微弱的正效應(yīng)，之后為負(fù)，并逐漸遞增，而家庭債務(wù)在0～7出現(xiàn)微弱的負(fù)效應(yīng)，之后轉(zhuǎn)為正效應(yīng)。中國的高房價(jià)提高了企業(yè)活動(dòng)和商務(wù)活動(dòng)的成本，成本的上升會(huì)降低企業(yè)的當(dāng)期利潤，導(dǎo)致企業(yè)納稅額的減少，在政府稅收收入下降的同時(shí),財(cái)政支出并未伴隨著稅收收入同步下降,致使公共債務(wù)規(guī)模擴(kuò)大；長期來看，我國房價(jià)的高位運(yùn)行并非長久，隨著房價(jià)的日益增長，政府將出臺(tái)相應(yīng)措施，如2010的“新國十條”及2011年的“新國八條”等，隨著上述政策的實(shí)施，經(jīng)濟(jì)發(fā)展穩(wěn)步上升，政府逐漸降低對(duì)國債的依賴性。房價(jià)上升，家庭所居住的房屋價(jià)值增加，潛在抵押價(jià)值增加，從而促進(jìn)家庭債務(wù)增長。公共債務(wù)對(duì)于國內(nèi)生產(chǎn)總值一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差沖擊的響應(yīng)在25期前為正，之后為負(fù)，而家庭債務(wù)在0～5期出現(xiàn)微弱的正效應(yīng)，之后為負(fù)，到第24期重新轉(zhuǎn)為正效應(yīng)。當(dāng)經(jīng)濟(jì)長期持續(xù)增長的時(shí)候，會(huì)降低對(duì)公共債務(wù)的需求，使得公共債務(wù)發(fā)行量減少，而經(jīng)濟(jì)的持續(xù)發(fā)展，居民消費(fèi)需求增加，家庭借貸隨之上升。

（3）給貸款利率一個(gè)正向沖擊后，公共債務(wù)在15期前并無明顯響應(yīng)，之后出現(xiàn)由弱到強(qiáng)，再由強(qiáng)到弱的正相關(guān)，而家庭債務(wù)的響應(yīng)均為負(fù)向。國債利率越高，支付利息額增加，促使政府借更多的資金來彌補(bǔ)，公共債務(wù)規(guī)模增加。目前由于居民獲得資金的渠道有限，家庭只能通過正規(guī)的金融市場(chǎng)獲得借貸資金，利率的上升在一定程度上抑制了家庭的借貸需求。公共債務(wù)與家庭債務(wù)對(duì)于基尼系數(shù)一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差沖擊的響應(yīng)在25期前為負(fù)，之后為正。短期內(nèi)收入不平等使資源集中，會(huì)對(duì)經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生一定的推動(dòng)作用，財(cái)政收入和居民可支配收入的增加，在一定程度上會(huì)降低政府與家庭的借貸沖動(dòng)，但長期中收入差距的擴(kuò)大將嚴(yán)重制約經(jīng)濟(jì)增長，進(jìn)而增加公共債務(wù)與家庭債務(wù)規(guī)模。

（4）公共債務(wù)對(duì)于老年人占社會(huì)總?cè)丝诒戎匾粋€(gè)標(biāo)準(zhǔn)差沖擊的響應(yīng)在24期前為負(fù)，之后為正，而家庭債務(wù)在23期前為正，之后為負(fù)。我國目前仍處于勞動(dòng)年齡人口最豐富的時(shí)期，數(shù)量龐大的農(nóng)村人口仍然能夠在相當(dāng)長的時(shí)間內(nèi)為城鎮(zhèn)提供勞動(dòng)力資源，短期內(nèi)不會(huì)出現(xiàn)人口老齡化造成的勞動(dòng)力短缺問題。從長期看，中國總?cè)丝谥袆趧?dòng)人口比重將減少，中國經(jīng)濟(jì)所享有的“人口紅利”的黃金時(shí)代正在消失，勞動(dòng)人口減少，人口撫養(yǎng)比逐漸提高，老齡化帶來的社會(huì)保障支出的大幅上升，將提高赤字水平，擴(kuò)大公共債務(wù)規(guī)模。從短期看，老年人比重的上升降低家庭收入水平的同時(shí)加重了居民家庭負(fù)擔(dān)，老人贍養(yǎng)、醫(yī)療費(fèi)用等支出越高，對(duì)借貸的需求越大；長期來看，隨著人口老齡化不斷加劇，老年人融資能力下降，家庭借貸規(guī)模隨之縮小。何麗芬等（2012）也得出類似的結(jié)論。

4.3 方差分解

為了更好地考察各影響因素沖擊對(duì)公共債務(wù)（家庭債務(wù)）變化的貢獻(xiàn)度，需要進(jìn)一步利用方差分解。方差分解的結(jié)果如下（其中橫軸表示沖擊作用的滯后期數(shù)，縱軸表示變量變化的貢獻(xiàn)度）：

圖1 各變量沖擊對(duì)公共債務(wù)的貢獻(xiàn)度

圖2 各變量沖擊對(duì)家庭債務(wù)的貢獻(xiàn)度

圖1、圖2分別反映了各變量沖擊對(duì)公共債務(wù)與家庭債務(wù)影響的貢獻(xiàn)度大小。方差變化趨勢(shì)圖表明：如果不考慮債務(wù)自身的增長貢獻(xiàn)，老年人占社會(huì)總?cè)丝诒戎貙?duì)公共債務(wù)的貢獻(xiàn)度最大（貢獻(xiàn)度約為38%），其次是貸款利率對(duì)公共債務(wù)的貢獻(xiàn)（貢獻(xiàn)度在20%左右），然后是稅收和基尼系數(shù)（貢獻(xiàn)度分別在16%、14%左右），國內(nèi)生產(chǎn)總值、房價(jià)和居民儲(chǔ)蓄對(duì)公共債務(wù)的貢獻(xiàn)度相對(duì)于其他影響因素而言作用效應(yīng)最?。毁J款利率對(duì)家庭債務(wù)的貢獻(xiàn)度最大（貢獻(xiàn)度約為20%），其次是老年人占社會(huì)總?cè)丝诒戎貙?duì)家庭債務(wù)的貢獻(xiàn)（貢獻(xiàn)度在15%左右），然后是基尼系數(shù)（貢獻(xiàn)度在10%左右），國內(nèi)生產(chǎn)總值、稅收、房價(jià)及居民儲(chǔ)蓄對(duì)家庭債務(wù)的貢獻(xiàn)度相對(duì)較小。

不難看出，房價(jià)對(duì)我國公共債務(wù)與家庭債務(wù)變動(dòng)的貢獻(xiàn)度并不高?？赡艿脑蚴牵河捎谌狈ξ覈胤秸谫Y的準(zhǔn)確數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)，本文的公共債務(wù)指中央政府債務(wù)，而房價(jià)主要影響地方政府的財(cái)政收入水平，對(duì)中央政府債務(wù)規(guī)模的積累影響有限；另外，近年來，我國住房價(jià)格漲幅大于收入漲幅，導(dǎo)致房價(jià)-收入比不斷擴(kuò)大，抑制了部分中低收入水平家庭購房的剛性需求，所以，住房價(jià)格的過快增長并沒有導(dǎo)致家庭債務(wù)的劇增。

5 結(jié)語

本文采用1997～2013年統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，利用向量自回歸模型，考察了我國公共債務(wù)與家庭債務(wù)變動(dòng)的共同決定因素問題。實(shí)證研究結(jié)果表明：（1）稅收、居民儲(chǔ)蓄、國內(nèi)生產(chǎn)總值、貸款利率、房價(jià)、基尼系數(shù)及老年人占社會(huì)總?cè)丝诒戎氐仁枪矀鶆?wù)與家庭債務(wù)變動(dòng)的共同決定因素；（2）房價(jià)的上漲將帶來家庭借貸規(guī)模的擴(kuò)大，而其對(duì)公共債務(wù)的影響是復(fù)雜的：短期內(nèi)會(huì)擴(kuò)大公共債務(wù)規(guī)模，長期會(huì)降低公共債務(wù)的增長；老年人比重的上升，短期內(nèi)有利于縮小公共債務(wù)規(guī)模而擴(kuò)大家庭債務(wù)規(guī)模，但長期卻促進(jìn)公共債務(wù)的增長而緩解家庭借貸；（3）拋開債務(wù)自身的增長貢獻(xiàn)，老年人占社會(huì)總?cè)丝诒戎貙?duì)公共債務(wù)變動(dòng)的貢獻(xiàn)度最大（貢獻(xiàn)度約為38%），貸款利率對(duì)家庭債務(wù)變動(dòng)的貢獻(xiàn)度最大（貢獻(xiàn)度約為20%），而房價(jià)對(duì)我國公共債務(wù)與家庭債務(wù)變動(dòng)的貢獻(xiàn)度并不高。

基于以上分析結(jié)果，本文建議：①政府應(yīng)放寬計(jì)劃生育政策，有效緩解老齡化為經(jīng)濟(jì)發(fā)展帶來的沖擊,同時(shí)制定合理的財(cái)政政策，完善各項(xiàng)配套措施，保證“適度”稅收水平的同時(shí)努力縮小收入差距，并保持對(duì)房地產(chǎn)市場(chǎng)的平穩(wěn)調(diào)控，警惕和防止資產(chǎn)價(jià)格泡沫，合理控制房價(jià)上漲速度；②政府及金融機(jī)構(gòu)應(yīng)不斷完善金融制度，繼續(xù)推動(dòng)借貸利率市場(chǎng)化改革，落實(shí)利率市場(chǎng)化改革措施，保持公共債務(wù)與家庭債務(wù)規(guī)模的合理增長，達(dá)到擴(kuò)大內(nèi)需與實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)增長的目的；③居民應(yīng)合理配置家庭資產(chǎn)結(jié)構(gòu)，強(qiáng)化家庭債務(wù)管理風(fēng)險(xiǎn)意識(shí)，提高抵御外部風(fēng)險(xiǎn)的能力。

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