對虛擬經(jīng)濟與實體經(jīng)濟關(guān)系的實證分析

(西北師范大學(xué) 甘肅 蘭州 730070)

亞洲金融危機發(fā)生之后，我國學(xué)者開始關(guān)注虛擬經(jīng)濟，對于虛擬經(jīng)濟與實體經(jīng)濟關(guān)系的研究日漸增加。受國際金融危機影響，同時國內(nèi)外市場相對疲軟，實體經(jīng)濟盈利能力下降，大量的資金從實體部門抽離，這又進一步加劇了實體經(jīng)濟的下行壓力。社會資本出現(xiàn)了“脫實向虛”，企業(yè)也出現(xiàn)了“棄實投虛”的現(xiàn)象。總書記在十九大報告中高度重視這個問題，特別強調(diào)了要建立現(xiàn)代化經(jīng)濟體系，把發(fā)展經(jīng)濟的著力點要放在實體經(jīng)濟上。著力解決“脫實向虛”問題，目的在于防止虛擬經(jīng)濟與實體經(jīng)濟背離，防止出現(xiàn)資本市場大幅度波動引發(fā)系統(tǒng)性金融風(fēng)險和經(jīng)濟風(fēng)險。

一、概念界定

虛擬經(jīng)濟目前尚無統(tǒng)一的定義?，F(xiàn)代經(jīng)濟詞典當中的定義為：實體經(jīng)濟是由由商品和服務(wù)的生產(chǎn)、交換、分配和消費的運動過程所形成的經(jīng)濟系統(tǒng)。虛擬經(jīng)濟是由虛擬資本的產(chǎn)生、交易和流通所形成的經(jīng)濟系統(tǒng)。秦曉(2000)認為虛擬經(jīng)濟是指信用膨脹形成的金融資產(chǎn)及與實體經(jīng)濟沒有聯(lián)系的交易活動,并指出金融市場的信用膨脹始于貨幣的信用化和資本化。劉駿民(2004)將虛擬經(jīng)濟表述為經(jīng)濟主體在追求利潤的目的下,采用單純的買賣、資本化運作或價值“炒作”等會脫離“物質(zhì)生產(chǎn)過程”的價值增殖活動。

二、虛擬經(jīng)濟與實體經(jīng)濟關(guān)系的研究

吳德禮(2009)研究表明，虛擬經(jīng)濟并未對實體經(jīng)濟產(chǎn)生明顯的促進作用。沐年國(2011)認為，虛擬財富擴張的財富效應(yīng)、q效應(yīng)等對居民和企業(yè)的消費和投資行為有重要的影響，從而對實體經(jīng)濟的增長產(chǎn)生重要的影響。王晉斌(2000)通過對虛擬經(jīng)濟與經(jīng)濟增長關(guān)聯(lián)機制的分析表明,我國虛擬經(jīng)濟發(fā)展與經(jīng)濟增長之間存在一種雙向的因果關(guān)系。劉駿民和伍超明通過構(gòu)建三部門模型,包括貨幣、虛擬與實體經(jīng)濟,推算出貨幣供應(yīng)量的增長率是實體經(jīng)濟的增長率和虛擬經(jīng)濟的增長率的函數(shù),并進一步地闡述了虛擬經(jīng)濟與實體經(jīng)濟兩者間經(jīng)常性背離關(guān)系。劉金全(2004)通過定量分析虛擬經(jīng)濟與實體經(jīng)濟兩者間的相互作用關(guān)系,證實了虛擬經(jīng)濟對實體經(jīng)濟存在明顯的“溢出效應(yīng)”,反之,實體經(jīng)濟對虛擬經(jīng)濟也存在明顯的反饋效應(yīng)。

三、實證分析

(一)樣本及數(shù)據(jù)收集

選取虛擬經(jīng)濟的主要代表變量為股票成交額(S)和債券成交額(B)，選取實體經(jīng)濟的代表變量為全社會固定資產(chǎn)投資，用G表示。樣本區(qū)間 為1997年-2016年的年度數(shù)據(jù)，全部數(shù)據(jù)資料來源于國家統(tǒng)計局。取對數(shù)消除異方差，此時的全社會固定資產(chǎn)投資、股票成交額、股票成交額和債券成交額(B)分別記為LNG、LNS、LNB。

(二)數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性檢驗

時間序列其統(tǒng)計規(guī)律不隨時間推移而發(fā)生相應(yīng)的變化就是時間序列的平穩(wěn)性，本文采用ADF檢驗，結(jié)果如下：

變量數(shù)據(jù)形式ADF值1%臨界值5%臨界值10%臨界值結(jié)論LNF原數(shù)據(jù)1.248542-2.699769-1.961409-1.606610非平穩(wěn)一階差分-1.741251-3.857386-3.040391-2.660551非平穩(wěn)二階差分-7.154337-4.616209-3.710482-3.297799以1%的水平平穩(wěn)LNB原數(shù)據(jù)1.486082-2.692358-1.960171-1.607051非平穩(wěn)一階差分-2.532239-3.857386-3.040391-2.660551非平穩(wěn)LNS二階差分-6.941418-4.616209-3.710482-3.297799以1%的水平平穩(wěn)原數(shù)據(jù)1.235529-2.692358-1.960171-1.607051非平穩(wěn)一階差分-4.535174-3.857386-3.040391-2.660551以1%的水平平穩(wěn)二階差分-5.593536-4.616209-3.710482-3.297799以1%的水平平穩(wěn)

檢驗發(fā)現(xiàn)變量 LNF、LNB和 LNS均為非平穩(wěn)數(shù)據(jù)，一階差分之后，LNS以1%的水平平穩(wěn)，LNF和LNB序列仍為非平穩(wěn)序列，二階差分之后，三個變量的差分序列均以1%的水平平穩(wěn)，因此，LNF 和 LNB均為二階單整序列，LNS為一階單整序列。

(三)協(xié)整檢驗

本文采用EG兩步法進行協(xié)整檢驗，現(xiàn)用OLS 法對 LNF、LNS和LNB作協(xié)整回歸，之后保留殘差，然后檢驗殘差et的平穩(wěn)性，對方程的殘差進行ADF單位根檢驗，檢驗結(jié)果如下：

變量數(shù)據(jù)形式ADF值1%臨界值5%臨界值10%臨界值結(jié)論et原數(shù)據(jù)-2.477514-3.831511-3.029970-2.655194非平穩(wěn)

在三個顯著性水平下，殘差的ADF值均大于對應(yīng)的t值，說明殘差序列是不平穩(wěn)的，則接受不存在協(xié)整關(guān)系的原假設(shè)。因此，我國的全社會固定資產(chǎn)投資與股票成交額、債券成交額之間并不存在長期均衡關(guān)系，就是說實體經(jīng)濟與虛擬經(jīng)濟之間的關(guān)系并不明顯。

(四)Granger 因果關(guān)系檢驗

不平穩(wěn)時間序列之間不存在長期穩(wěn)定的協(xié)整關(guān)系，對于它們之間的因果關(guān)系檢驗就需要

先將變量差分平穩(wěn)化處理后，再使用傳統(tǒng)的 Granger 因果關(guān)系檢驗法，檢驗結(jié)果如下：

NullHypothesis:ObsF-StatisticProb.LNBdoesnotGrangerCauseLNF151.057340.4922LNFdoesnotGrangerCauseLNB1.374420.3902LNFdoesnotGrangerCauseLNS153.357250.1320LNSdoesnotGrangerCauseLNF0.435860.8066

從上表看出，F(xiàn) 值都小于 10%、5%、1%置信水平下的臨界值，故接受二者不是彼此Granger 原因的原假設(shè)，即我國全社會固定資產(chǎn)投資不導(dǎo)致股票成交額、債券成交額的波動，股票成交額、債券成交額也無法引起我國全社會固定資產(chǎn)投資的變化，我國虛擬經(jīng)濟和實體經(jīng)濟的發(fā)展是相背離,嚴重脫鉤的。

四、結(jié)論

本文運用Granger因果關(guān)系檢驗對我國實體經(jīng)濟與虛擬經(jīng)濟的關(guān)系進行了實證分析，發(fā)現(xiàn)我國實體經(jīng)濟與虛擬經(jīng)濟存在嚴重的背離關(guān)系。全社會固定資產(chǎn)投資與股票成交額、債券成交額之間不存在長期穩(wěn)定的協(xié)整關(guān)系，實體經(jīng)濟與虛擬經(jīng)濟兩者相互背離，實體經(jīng)濟與虛擬經(jīng)濟不是彼此的Granger原因。雖然我國股票市場至今獲得了巨大的發(fā)展，但并不是基于我國實體經(jīng)濟巨大變化的基礎(chǔ)之上的，而是由于虛擬資本獨立的運動規(guī)律及虛擬經(jīng)濟中的投機心理造成的“虛假繁榮”，虛擬經(jīng)濟遠未成為實體經(jīng)濟的“晴雨表”。因此，一些學(xué)者所說的實體經(jīng)濟與虛擬經(jīng)濟之間的雙向促進機制在我國并不存在。我國虛擬經(jīng)濟與實體經(jīng)濟背離的問題若不能解決，可能造成泡沫經(jīng)濟的出現(xiàn)，不利于實體經(jīng)濟健康發(fā)展。