經(jīng)濟(jì)政策不確定性、宏觀經(jīng)濟(jì)與資產(chǎn)價(jià)格波動(dòng)
——基于TVAR 模型及溢出指數(shù)的實(shí)證分析

胡成春，陳 迅

（1.重慶理工大學(xué)經(jīng)濟(jì)金融學(xué)院，重慶 400054；2.重慶大學(xué)經(jīng)濟(jì)與工商管理學(xué)院，重慶 400030）

1 引言

美國(guó)次貸危機(jī)以來(lái)，全球金融市場(chǎng)經(jīng)歷了前所未有的動(dòng)蕩，各國(guó)政府為應(yīng)對(duì)危機(jī)采取了一系列非常規(guī)的經(jīng)濟(jì)政策，導(dǎo)致不確定性增加并引發(fā)各方爭(zhēng)議，美國(guó)聯(lián)邦儲(chǔ)備委員會(huì)（FRB）和國(guó)際貨幣基金組織（IMF）認(rèn)為正是經(jīng)濟(jì)政策的不確定性阻礙了世界經(jīng)濟(jì)復(fù)蘇［1-2］。Baker等［3］將經(jīng)濟(jì)政策不確定性定義為因政府未來(lái)政策不明朗而造成的經(jīng)濟(jì)風(fēng)險(xiǎn)，并構(gòu)建了經(jīng)濟(jì)政策不確定性指數(shù)（Economic Policy Uncertainty，EPU），其指數(shù)顯示我國(guó)經(jīng)濟(jì)政策不確定性在近年來(lái)屢創(chuàng)新高。①當(dāng)前我國(guó)經(jīng)濟(jì)政策不確定性較高主要源于：一方面我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)進(jìn)入新常態(tài)，經(jīng)濟(jì)處在轉(zhuǎn)型時(shí)期，面臨較多的不確定性；另一方面世界經(jīng)濟(jì)復(fù)蘇緩慢、局部沖突不斷以及逆全球化思潮等外部沖擊，使得國(guó)內(nèi)經(jīng)濟(jì)政策不確定性不斷攀升。

黨的十九大報(bào)告指出，“我國(guó)經(jīng)濟(jì)已由高速增長(zhǎng)階段轉(zhuǎn)向高質(zhì)量發(fā)展階段，正處在轉(zhuǎn)變發(fā)展方式、優(yōu)化經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)、轉(zhuǎn)換增長(zhǎng)動(dòng)力的攻關(guān)期，宏觀調(diào)控應(yīng)當(dāng)健全財(cái)政、貨幣、產(chǎn)業(yè)、區(qū)域等經(jīng)濟(jì)政策協(xié)調(diào)機(jī)制”。而較高的經(jīng)濟(jì)政策不確定性不利于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)以及宏觀調(diào)控的實(shí)施效果［4-5］，因此，有效識(shí)別經(jīng)濟(jì)政策不確定性的影響及其作用機(jī)制，對(duì)保持宏觀經(jīng)濟(jì)政策的協(xié)調(diào)性與穩(wěn)定性具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。

Baker等［6］運(yùn)用PVAR 方法對(duì)美國(guó)及其他11個(gè)主要經(jīng)濟(jì)體的研究發(fā)現(xiàn)，經(jīng)濟(jì)政策不確定性的高企對(duì)美國(guó)和歐洲國(guó)家的宏觀經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生了顯著的負(fù)面影響。Mumtaz和Surico［7］利用SVAR 方程分別考察了政府支出、稅收變化、公共債務(wù)可持續(xù)性和貨幣政策四種類(lèi)型的不確定性對(duì)美國(guó)經(jīng)濟(jì)的影響，結(jié)果表明公共債務(wù)的可持續(xù)性對(duì)實(shí)體經(jīng)濟(jì)的影響最大，導(dǎo)致美國(guó)產(chǎn)出、消費(fèi)和投資在兩年內(nèi)分別減少0.5%、0.3%和1.5%。Pastor和Veronesi［8-9］通過(guò)貼現(xiàn)因子將政策不確定性引入到股價(jià)當(dāng)中構(gòu)建了PV 模型，發(fā)現(xiàn)當(dāng)經(jīng)濟(jì)政策不確定性較高時(shí)，公司的股票收益率變動(dòng)會(huì)趨于一致，這使得投資者難以識(shí)別風(fēng)險(xiǎn)因而面臨更大的風(fēng)險(xiǎn)敞口，并要求相應(yīng)的風(fēng)險(xiǎn)報(bào)酬。Villaverde和Quinatana［10］使用VAR 和DSGE模型，研究表明未被預(yù)期到的和暫時(shí)的財(cái)政政策波動(dòng)對(duì)經(jīng)濟(jì)活動(dòng)存在不利影響，而且在經(jīng)濟(jì)處于零利率下限時(shí)期這種影響更明顯，導(dǎo)致產(chǎn)出下降1.5%。然而，與以上研究結(jié)論不同的是，部分學(xué)者的研究表明經(jīng)濟(jì)政策不確定性對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)的影響被高估。例如，Benati［11］利用SVAR 方法對(duì)美國(guó)、加拿大、英國(guó)和歐盟等四個(gè)經(jīng)濟(jì)體的研究發(fā)現(xiàn)，在美國(guó)次貸危機(jī)后，經(jīng)濟(jì)政策不確定性沖擊對(duì)上述四個(gè)經(jīng)濟(jì)體的工業(yè)產(chǎn)出都造成了明顯的負(fù)面影響，但在這之前則不具有明顯的宏觀經(jīng)濟(jì)效應(yīng)；Born和Pfeifer［12］利用DSGE模型，研究政策風(fēng)險(xiǎn)對(duì)經(jīng)濟(jì)周期的影響，發(fā)現(xiàn)政策風(fēng)險(xiǎn)對(duì)產(chǎn)出影響較小，不足以引起經(jīng)濟(jì)的波動(dòng)。

國(guó)內(nèi)對(duì)于經(jīng)濟(jì)政策不確定性的研究尚處于起步階段。由于經(jīng)濟(jì)政策不確定性難以直接量化，學(xué)者們最初以官員更替代表經(jīng)濟(jì)政策的不確定性，例如楊海生等［4］、曹春方［13］等，他們的研究表明經(jīng)濟(jì)政策不確定性會(huì)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和企業(yè)投資產(chǎn)生不利影響。隨著B(niǎo)aker等編制的經(jīng)濟(jì)政策不確定性指數(shù)得到廣泛的認(rèn)可，越來(lái)越多的國(guó)內(nèi)學(xué)者開(kāi)始使用該指標(biāo)代表經(jīng)濟(jì)政策不確定性展開(kāi)研究。在宏觀經(jīng)濟(jì)方面，金雪軍等［14］利用該指數(shù)，研究表明我國(guó)經(jīng)濟(jì)政策不確定性對(duì)GDP、投資、消費(fèi)、出口和價(jià)格變動(dòng)都會(huì)帶來(lái)負(fù)面影響，并導(dǎo)致有效匯率貶值。黃寧和郭平［15］進(jìn)一步通過(guò)面板VAR 模型測(cè)度了經(jīng)濟(jì)政策不確定性對(duì)我國(guó)東中西各區(qū)域影響的差異。在微觀企業(yè)方面，王義中和宋敏［16］、李鳳羽和史永東［17］、饒品貴等［18］通過(guò)該指數(shù)研究發(fā)現(xiàn)，我國(guó)經(jīng)濟(jì)政策不確定性上升將抑制企業(yè)投資、增加現(xiàn)金持有。此外，夏婷和聞岳春［19］、林建浩等［20］分別考察了經(jīng)濟(jì)政策不確定對(duì)股票波動(dòng)與股票定價(jià)的影響。但是，相關(guān)研究結(jié)論還存在爭(zhēng)議。田磊和林建浩［21］利用脈沖響應(yīng)和歷史方差分解量化經(jīng)濟(jì)政策不確定性對(duì)重要經(jīng)濟(jì)變量的影響，發(fā)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)政策不確定性對(duì)我國(guó)的工業(yè)產(chǎn)出影響較小，只是對(duì)價(jià)格水平有明顯的負(fù)面沖擊。張玉鵬和王茜［22］通過(guò)區(qū)分經(jīng)濟(jì)繁榮與低迷的不同時(shí)期，發(fā)現(xiàn)在經(jīng)濟(jì)低迷時(shí)期，經(jīng)濟(jì)政策不確定性對(duì)產(chǎn)出存在正向沖擊，對(duì)經(jīng)濟(jì)是有利的；而在經(jīng)濟(jì)繁榮時(shí)期，經(jīng)濟(jì)政策不確定性對(duì)產(chǎn)出存在負(fù)向沖擊。羅知和徐現(xiàn)祥［23］通過(guò)區(qū)別我國(guó)企業(yè)的所有制偏向，發(fā)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)政策不確定性對(duì)國(guó)有企業(yè)與非國(guó)有企業(yè)投資的影響存在異質(zhì)性。

以上文獻(xiàn)顯示，近年來(lái)，經(jīng)濟(jì)政策不確定性對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)的影響引起了國(guó)內(nèi)外學(xué)者的廣泛關(guān)注，他們就此開(kāi)展了大量的研究，但仍然存在以下問(wèn)題：（1）國(guó)內(nèi)外學(xué)術(shù)界關(guān)于經(jīng)濟(jì)政策不確定對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)影響的研究結(jié)論還存在較大的分歧，這需要更多的理論和經(jīng)驗(yàn)研究；（2）從研究方法看，目前的研究多以線性模型為主，較少關(guān)注經(jīng)濟(jì)政策不確定性影響的非對(duì)稱(chēng)性；（3）已有的研究更多地關(guān)注了經(jīng)濟(jì)政策不確定性對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和企業(yè)投資的影響，但沒(méi)有關(guān)注在經(jīng)濟(jì)政策不確定性高低不同時(shí)期變量間的相互溢出效應(yīng)。與現(xiàn)有的文獻(xiàn)相比，本文的主要貢獻(xiàn)在于：（1）通過(guò)引入非線性的TVAR 模型，將經(jīng)濟(jì)政策不確定性分為高低兩個(gè)部分，研究經(jīng)濟(jì)政策不確定性在高低不同時(shí)期其影響的差異，關(guān)注了經(jīng)濟(jì)政策不確定性影響的非對(duì)稱(chēng)性。（2）通過(guò)構(gòu)建溢出指數(shù)測(cè)度經(jīng)濟(jì)政策不確定性、宏觀經(jīng)濟(jì)變量與資產(chǎn)價(jià)格間的相互影響及其動(dòng)態(tài)變化過(guò)程，從而判斷在影響機(jī)制中相對(duì)作用的大小及總體溢出效應(yīng)，彌補(bǔ)了相關(guān)研究的不足。（3）本文研究發(fā)現(xiàn)僅在經(jīng)濟(jì)政策不確定性較高時(shí)，其沖擊使得產(chǎn)出降低，并引起房?jī)r(jià)與股市大幅波動(dòng)；且經(jīng)濟(jì)政策不確定性對(duì)產(chǎn)出、房?jī)r(jià)和股市均存在正的凈溢出，在經(jīng)濟(jì)政策不確定性較高時(shí)變量間的聯(lián)動(dòng)性更強(qiáng)，豐富了相關(guān)研究成果。

2 研究設(shè)計(jì)

2.1 不確定性影響的傳導(dǎo)機(jī)制

經(jīng)濟(jì)政策不確定性是不確定性的一種類(lèi)別，因此有關(guān)不確定性對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)與資產(chǎn)價(jià)格的影響機(jī)制在一定程度上也適用于經(jīng)濟(jì)政策不確定性。不確定性影響宏觀經(jīng)濟(jì)與資產(chǎn)價(jià)格的傳導(dǎo)機(jī)制，主要包括實(shí)物期權(quán)效應(yīng)、預(yù)防性?xún)?chǔ)蓄與金融摩擦。

實(shí)物期權(quán)效應(yīng)傳導(dǎo)機(jī)制：實(shí)物期權(quán)效應(yīng)是指由于投資的不可逆性與管理者的風(fēng)險(xiǎn)厭惡，當(dāng)企業(yè)面臨較大的不確定性時(shí)，其投資行為將變得更為謹(jǐn)慎，往往會(huì)選擇延遲投資與雇傭。實(shí)物期權(quán)最早由Bernanke［24］等人提出，具體而言，實(shí)物期權(quán)效應(yīng)將投資視為一種看漲期權(quán)，不確定性上升將提高企業(yè)等待的期權(quán)價(jià)值，企業(yè)選擇當(dāng)前投資就意味著放棄了未來(lái)投資的權(quán)利，因而理性的投資者將選擇等待以獲取更多信息后再投資，從而造成當(dāng)前社會(huì)投資不足。Bloom 等［25］通過(guò)構(gòu)建結(jié)構(gòu)方程模型刻畫(huà)了實(shí)物期權(quán)效應(yīng)的影響機(jī)制，并量化了不確定性的影響，發(fā)現(xiàn)不確定性沖擊使得投資、就業(yè)下滑，進(jìn)而降低產(chǎn)出。

預(yù)防性?xún)?chǔ)蓄傳導(dǎo)機(jī)制：預(yù)防性?xún)?chǔ)蓄是指家庭為了預(yù)防未來(lái)的不確定性，從而減少消費(fèi)進(jìn)行儲(chǔ)蓄的行為。當(dāng)消費(fèi)者面臨較高的不確定性時(shí)，會(huì)推遲其商品購(gòu)買(mǎi)計(jì)劃尤其是耐用商品，從而減少當(dāng)期消費(fèi)。例如，面對(duì)較高的不確定性，人們往往推遲買(mǎi)車(chē)、買(mǎi)房或裝修等計(jì)劃，并且較高的不確定性使得消費(fèi)者對(duì)耐用消費(fèi)品的需求缺乏彈性、對(duì)商品的價(jià)格信號(hào)不再敏感［26］。Bansal和Yaron［27］發(fā)現(xiàn)不確定性通過(guò)提高消費(fèi)者的預(yù)防性?xún)?chǔ)蓄、減少消費(fèi)來(lái)影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，并且增加的儲(chǔ)蓄并不會(huì)在將來(lái)轉(zhuǎn)化為投資。因?yàn)?，在開(kāi)放的經(jīng)濟(jì)體中，消費(fèi)者增加的儲(chǔ)蓄可能會(huì)部分流失到國(guó)外。在Romer［26］的研究中，就認(rèn)為大蕭條時(shí)期較高的不確定性是導(dǎo)致需求下降的一個(gè)關(guān)鍵因素。

金融摩擦傳導(dǎo)機(jī)制：金融摩擦是指由于信息不完全和市場(chǎng)不完備導(dǎo)致融資成本增加的因素，信息的不對(duì)稱(chēng)導(dǎo)致金融中介要求資金回報(bào)率高于無(wú)風(fēng)險(xiǎn)利率，由此產(chǎn)生風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)。在股權(quán)融資方面，較高的不確定性容易導(dǎo)致金融資產(chǎn)收益出現(xiàn)趨同效應(yīng)，令投資者難以分散風(fēng)險(xiǎn)，從而對(duì)風(fēng)險(xiǎn)投資和風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)采取更加謹(jǐn)慎的態(tài)度，并要求更高的風(fēng)險(xiǎn)回報(bào)［9］，導(dǎo)致風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)上升，增加了企業(yè)的融資成本。在銀行信貸方面，不確定性增加了企業(yè)違約或破產(chǎn)的概率，因此銀行部門(mén)會(huì)通過(guò)提高利率以及收縮貸款規(guī)模來(lái)應(yīng)對(duì)；并且不確定性沖擊會(huì)引起資產(chǎn)價(jià)格下跌，從而使得企業(yè)凈資產(chǎn)貶值、杠桿率增大，進(jìn)而導(dǎo)致貸款標(biāo)準(zhǔn)和保證金提高，增加了企業(yè)的融資難度［28］。因此，不確定性沖擊通過(guò)加大金融摩擦，增加了企業(yè)的外部融資成本與融資難度，致使業(yè)績(jī)下滑，進(jìn)而影響股票市值，并傳導(dǎo)至實(shí)體經(jīng)濟(jì)。

2.2 Threshold VAR模型

Threshold VAR（以下簡(jiǎn)稱(chēng)TVAR）模型是對(duì)線性VAR 模型的擴(kuò)展，可以刻畫(huà)當(dāng)經(jīng)濟(jì)政策不確定性超過(guò)閾值時(shí)參數(shù)的變化。假設(shè)Y t= （y1t，…，y kt）′為維內(nèi)生變量向量，θs，k是k×k維系數(shù)矩陣，s=（1，2）表示區(qū)制，p為每個(gè)區(qū)制的最大滯后階數(shù)，I（·）為指示函數(shù)，γ為門(mén)檻變量，d為滯后期，若門(mén)檻值為γ，則當(dāng)ωt-d＞γ時(shí)，該函數(shù)為1，否則為0。一個(gè)兩區(qū)制的TVAR 模型具體可以表示為：

其中，εt為維擾動(dòng)向量，均值為零，方差-協(xié)方差矩陣為（，當(dāng)t≠l時(shí)，E（εs，tε′s，t）=0。

2.3 溢出指數(shù)

溢出指數(shù)最早由Diebold 和Yilmaz［29］提出，該指數(shù)基于VAR 模型的方差分解構(gòu)造，不僅能度量市場(chǎng)間整體的溢出強(qiáng)度，還能細(xì)分具有方向性的溢出強(qiáng)度以及特定市場(chǎng)間的溢出強(qiáng)度，從而直觀的反映變量間的相互關(guān)系。若將VAR 模型表達(dá)成無(wú)窮階的向量平均形式，并假設(shè)ωt-d小于門(mén)檻變值γ，則VAR 為可以重新表達(dá)成：

其中，Ak是N×N的系數(shù)矩陣，當(dāng)k＞0時(shí)，滿足以下遞歸方程：

為得到溢出指數(shù)，首先需要對(duì)沖擊進(jìn)行方差分解，這里使用廣義方差分解，因其不受變量排序的影響，結(jié)果更加穩(wěn)健。根據(jù)廣義誤差分解，向前H 步預(yù)測(cè)誤差方差的貢獻(xiàn)可以表示為：

上式（4）中（為預(yù)測(cè)誤差向量ε的方差矩陣，σij為第j條方程誤差項(xiàng)的標(biāo)準(zhǔn)差，ei表示除了第i個(gè)元素為1其余皆為0的列向量。

為了讓不同的方差貢獻(xiàn)（θij）具有可比性，對(duì)其標(biāo)準(zhǔn)化有：

總溢出指數(shù)構(gòu)造如下：

總溢出指數(shù)度量的是N 個(gè)變量間相互的溢出效應(yīng)對(duì)總預(yù)測(cè)誤差方差的貢獻(xiàn)，可以度量在不同經(jīng)濟(jì)政策不確定性背景下，市場(chǎng)整體溢出程度的差異。同時(shí)，可以計(jì)算某特定市場(chǎng)與其余所有市場(chǎng)之間的溢出方向與強(qiáng)度。例如，市場(chǎng)i受到來(lái)自其他所有市場(chǎng)j（i≠j）的溢出指數(shù)為：

相似地，市場(chǎng)i對(duì)其他所有市場(chǎng)j（i≠j）的溢出指數(shù)為：

于是有，市場(chǎng)i對(duì)其他所有市場(chǎng)j（i≠j）的凈溢出為：

此外，兩兩市場(chǎng)之間的凈溢出效應(yīng)的交叉凈溢出指數(shù)可以表示為：

3 實(shí)證分析

3.1 我國(guó)經(jīng)濟(jì)政策不確定性分析

本文使用Baker等［3］人構(gòu)建的中國(guó)經(jīng)濟(jì)政策不確定性指數(shù)（EPU）代表我國(guó)經(jīng)濟(jì)政策的不確定性，該指數(shù)目前已涵蓋了19 個(gè)世界主要經(jīng)濟(jì)體，被FRED、Bloomberg 及Reuters等知名機(jī)構(gòu)廣泛采用。我國(guó)EPU 指數(shù)是通過(guò)抓取《南華早報(bào)》有關(guān)經(jīng)濟(jì)政策不確定性的關(guān)鍵詞構(gòu)建，其時(shí)序圖如圖1所示。由圖1可知，1997年以來(lái)，我國(guó)經(jīng)濟(jì)政策不確定性指數(shù)經(jīng)歷了幾次較大的波動(dòng)時(shí)期：2001-2002年，EPU 指數(shù)明顯高于前幾年，這與當(dāng)時(shí)美國(guó)“9.11”事件的沖擊以及我國(guó)政府換屆選舉的事實(shí)相符；2008-2009年EPU 指數(shù)高企，這與金融危機(jī)期間我國(guó)出臺(tái)的“4 萬(wàn)億經(jīng)濟(jì)刺激計(jì)劃”事實(shí)相符；2012-2013年，歐洲的債務(wù)危機(jī)以及我國(guó)政府換屆選舉期間，EPU 指數(shù)迅速攀升，并維持了較長(zhǎng)時(shí)間；2015年，我國(guó)經(jīng)濟(jì)增速放緩以及股市的動(dòng)蕩，EPU指數(shù)小幅上升；2016-2017年，EPU 指數(shù)創(chuàng)新歷史新高，這與英國(guó)脫歐、美國(guó)大選以及我國(guó)政府換屆選舉的事實(shí)相吻合。通過(guò)EPU 指數(shù)時(shí)序圖發(fā)現(xiàn)，經(jīng)濟(jì)政策不確定性指數(shù)高企與我國(guó)經(jīng)濟(jì)政策調(diào)整、換屆選舉以及外部沖擊有關(guān)，并且在2008年后該指數(shù)出現(xiàn)高點(diǎn)的時(shí)間更加頻繁。以上說(shuō)明該指數(shù)能夠較好代表我國(guó)經(jīng)濟(jì)政策的不確定性。

圖1 1997-2017年我國(guó)經(jīng)濟(jì)政策不確定性指數(shù)

3.2 變量的選取

本文選取的變量包括：經(jīng)濟(jì)政策不確定性指數(shù)（EPU）、產(chǎn)出（IP）、房?jī)r(jià)增速（HP）、通貨膨脹率（CPI）、貨幣供給（M2）、股票收益率（SS）、消費(fèi)者信心（CCI），樣本期為1997年1月到2017年9月。由于GDP只有季度數(shù)據(jù)，參見(jiàn)田磊和林建浩［21］的做法，根據(jù)同比增長(zhǎng)率計(jì)算出2006年后的工業(yè)增加值的現(xiàn)價(jià)水平值代表產(chǎn)出；房?jī)r(jià)用“當(dāng)月商品房銷(xiāo)售額／當(dāng)月銷(xiāo)售面積”衡量；股票收益率用“上證綜指的月度收益率”來(lái)代表；貨幣供給用“M2”代表；消費(fèi)者信心用“當(dāng)月消費(fèi)者信心指數(shù)”衡量；通貨膨脹率采用以2005 年為基期的CPI定基環(huán)比指數(shù)。對(duì)產(chǎn)出、房?jī)r(jià)和M2利用基期為2005年1月的CPI環(huán)比指數(shù)剔除膨脹影響得到實(shí)際值，并進(jìn)行X12季節(jié)性調(diào)整。為使數(shù)據(jù)更加平滑與平穩(wěn)，對(duì)經(jīng)濟(jì)政策不確定性指數(shù)、通貨膨脹率和消費(fèi)者信心指數(shù)取其對(duì)數(shù)，對(duì)產(chǎn)出、房?jī)r(jià)和貨幣供給取對(duì)數(shù)差分得到增長(zhǎng)率。原始數(shù)據(jù)來(lái)源于Wind數(shù)據(jù)庫(kù)、中經(jīng)產(chǎn)業(yè)數(shù)據(jù)庫(kù)以及經(jīng)濟(jì)政策不確定性網(wǎng)站（www.policyuncertainty.com）。

3.3 數(shù)據(jù)及模型檢驗(yàn)

首先，為確?；貧w結(jié)果的穩(wěn)建性，對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，結(jié)果如表1所示，所有變量都在5%的置信水平上拒絕了單位根檢驗(yàn)，說(shuō)明各變量都是平穩(wěn) 的序列。

表1 變量的單位根檢驗(yàn)結(jié)果

其次，需對(duì)模型進(jìn)行非線性檢驗(yàn)，以考察非線性TVAR 模型是否優(yōu)于傳統(tǒng)的線性VAR 模型。本文采用Lo和Zivot［30］提出的LR test進(jìn)行非線性檢驗(yàn)，該檢驗(yàn)是對(duì)Hansen［31］提出的單變量門(mén)檻非線性F檢驗(yàn)的多變量擴(kuò)展，其原假設(shè)為方程（1）是線性VAR 模型，備擇假設(shè)是非線性TVAR 模型。LR test的統(tǒng)計(jì)量為：

最后，為避免人為分隔樣本的主觀性，采用網(wǎng)格搜索法尋找最優(yōu)閾值，同時(shí)為保證每個(gè)區(qū)制下都有足夠的數(shù)據(jù)用于模型估計(jì)，參照Balke［32］的做法，將門(mén)檻值的搜尋范圍設(shè)定在樣本數(shù)據(jù)15%分位數(shù)至85%分位數(shù)之間，最終通過(guò)網(wǎng)格搜尋確定的經(jīng)濟(jì)政策不確定性的門(mén)檻值為147.99（見(jiàn)表2）。

表2 閾值及非線性檢驗(yàn)結(jié)果

3.4 經(jīng)濟(jì)政策不確定性沖擊的脈沖響應(yīng)結(jié)果分析

圖2 呈現(xiàn)了經(jīng)濟(jì)政策不確定性在兩區(qū)制TVAR 模型下的脈沖響應(yīng)結(jié)果。由圖2可知，無(wú)論經(jīng)濟(jì)政策不確定性程度高低，其本身受沖擊的影響都是顯著下降的，且沖擊的影響都在第六期左右逐漸平息，并趨于零。具體而言：

首先，無(wú)論經(jīng)濟(jì)政策不確定程度高低，在沖擊發(fā)生的初期，經(jīng)濟(jì)政策不確定性對(duì)產(chǎn)出的影響都是負(fù)向的，這與金學(xué)軍等［14］、田磊和林建浩［21］的研究結(jié)論相一致。但是，在經(jīng)濟(jì)政策不確定性程度較高時(shí)，其一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差的正向沖擊使得產(chǎn)出增速迅速下降至最低點(diǎn)（-0.16%左右），直到第五期后才逐漸復(fù)蘇，總體影響約為負(fù)0.21%。而在經(jīng)濟(jì)政策不確定性程度較低時(shí)，沖擊使得產(chǎn)出在初期下降，但隨即復(fù)蘇，并且總體影響僅為0.03%。說(shuō)明在經(jīng)濟(jì)政策不確定性程度較高時(shí)，經(jīng)濟(jì)政策不確定性沖擊對(duì)產(chǎn)出的影響更強(qiáng)，且持續(xù)周期更長(zhǎng)。但對(duì)比美國(guó)等發(fā)達(dá)國(guó)家，我國(guó)經(jīng)濟(jì)政策不確定性（無(wú)論高低）對(duì)產(chǎn)出的影響較小，且影響持續(xù)的時(shí)間更短［3］。這可能是因?yàn)槲覈?guó)經(jīng)濟(jì)運(yùn)行方式不同于發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)體，加上政府對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的“底線思維”，弱化了經(jīng)濟(jì)政策不確定性對(duì)產(chǎn)出的負(fù)面影響，從而避免了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)出現(xiàn)大幅波動(dòng)。

其次，房?jī)r(jià)對(duì)經(jīng)濟(jì)政策不確定性沖擊的反應(yīng)因經(jīng)濟(jì)政策不確定性程度不同而呈現(xiàn)非對(duì)稱(chēng)的態(tài)勢(shì)。在經(jīng)濟(jì)政策不確定性程度較高時(shí)，其一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差的正向沖擊使得房?jī)r(jià)在初期迅速下跌0.47%，但隨后便出現(xiàn)猛漲，房?jī)r(jià)出現(xiàn)劇烈波動(dòng)，其總體影響為正，房?jī)r(jià)上漲0.67%左右。在經(jīng)濟(jì)政策不確定性程度較低時(shí)，一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差的正向沖擊使得房?jī)r(jià)總體上漲約0.31%，但其影響要平滑許多，并沒(méi)有造成房?jī)r(jià)大起大落。在張浩等［33］的研究中，也得到了經(jīng)濟(jì)政策不確定性使得房?jī)r(jià)出現(xiàn)大幅波動(dòng)的結(jié)論。理論上，政策不確定的沖擊引起未來(lái)經(jīng)濟(jì)形勢(shì)的不明朗，無(wú)論是從消費(fèi)還是投資的角度都會(huì)抑制房?jī)r(jià)。但是由于住房在我國(guó)居民家庭中的重要地位以及投機(jī)行為的存在，導(dǎo)致當(dāng)政策頻繁調(diào)整時(shí)容易引起市場(chǎng)參與者的恐慌，出現(xiàn)羊群效應(yīng)、過(guò)度買(mǎi)賣(mài)等非理性行為，從而引起房?jī)r(jià)無(wú)謂的波動(dòng)。說(shuō)明由于預(yù)期、恐慌與從眾等心理因素的存在，經(jīng)濟(jì)政策不確定性的沖擊并不一定致使房?jī)r(jià)下跌，而是導(dǎo)致房?jī)r(jià)波動(dòng)劇烈，房?jī)r(jià)總體略微上漲。

最后，股市在面對(duì)不同經(jīng)濟(jì)政策不確定性環(huán)境的沖擊時(shí)呈現(xiàn)出截然不同的結(jié)果。在經(jīng)濟(jì)政策不確定程度較高時(shí)，其一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差的正向沖擊令股市在第一期大跌之后迅速反彈，并隨后一直保持增長(zhǎng)，總體影響為正，約為0.51%。在經(jīng)濟(jì)政策不確定性程度較低時(shí)，沖擊對(duì)股市影響較小，總體影響為負(fù)0.30%。說(shuō)明較高的經(jīng)濟(jì)政策不確定性沖擊會(huì)造成股市波動(dòng)，但是對(duì)股市的總體影響是正向的。由于經(jīng)濟(jì)政策不確定性的負(fù)面影響具有不可分散性，因此投資者必然要求對(duì)不可分散的風(fēng)險(xiǎn)進(jìn)行補(bǔ)償，從而提高貼現(xiàn)率，這Pástor和Veronesi［9］基于美國(guó)股市以及陳國(guó)進(jìn)等［34］基于國(guó)內(nèi)股市的研究均得出了相同的結(jié)論。

圖2 經(jīng)濟(jì)政策不確定性沖擊的非對(duì)稱(chēng)影響

3.5 溢出效應(yīng)

由于經(jīng)濟(jì)政策不確定性具有一定的內(nèi)生性，如政府為擺脫經(jīng)濟(jì)蕭條或者防止出現(xiàn)資產(chǎn)價(jià)格泡沫等，往往會(huì)出臺(tái)相關(guān)政策措施來(lái)刺激經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)或者抑制價(jià)格過(guò)快上漲，但是頻繁的政策調(diào)整又容易引起經(jīng)濟(jì)政策不確定性攀升。為此，本文進(jìn)一步引入溢出指數(shù)來(lái)衡量經(jīng)濟(jì)政策不確定性與變量間的波動(dòng)溢出程度，從而判斷影響機(jī)制中的相對(duì)作用孰大孰小。表3呈現(xiàn)了通過(guò)式（6）～式（8）計(jì)算的溢出指數(shù)，揭示了全樣本變量間的波動(dòng)溢出情況，其中每行數(shù)據(jù)是各列變量對(duì)該行變量的方差預(yù)測(cè)誤差的貢獻(xiàn)值，預(yù)測(cè)步長(zhǎng)為12期。結(jié)果顯示：首先，變量自身解釋了最高份額的預(yù)測(cè)誤差方差，其中房?jī)r(jià)對(duì)自身變動(dòng)的解釋高達(dá)84.93%，股市對(duì)自身的影響為79.82%，經(jīng)濟(jì)政策不確定性對(duì)自身的影響為73.64%。其次，經(jīng)濟(jì)政策不確定性對(duì)資產(chǎn)價(jià)格的影響要高于對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)變量的影響，例如，經(jīng)濟(jì)政策不確定性對(duì)房?jī)r(jià)和股市的波動(dòng)溢出分別為8.4%和6.5%，對(duì)產(chǎn)出的波動(dòng)溢出為4.66%，這與脈沖響應(yīng)圖的結(jié)論相互印證。同時(shí)，經(jīng)濟(jì)政策不確定性對(duì)產(chǎn)出、房?jī)r(jià)和股市的影響要大于其受到產(chǎn)出、房?jī)r(jià)和股市的影響，說(shuō)明經(jīng)濟(jì)政策不確定性對(duì)產(chǎn)出和重要資產(chǎn)價(jià)格存在凈溢出（4.66%-1.79%、8.4%-6.73%、6.5%-3.31%），而經(jīng)濟(jì)政策不確定性受到消費(fèi)者信心指數(shù)的影響最強(qiáng)（11.25%）。最后，在整個(gè)樣本期內(nèi)總體溢出指數(shù)為30.45%，即在所有變量中方差預(yù)測(cè)誤差的波動(dòng)有30.45%來(lái)自于變量間的溢出效應(yīng)，說(shuō)明市場(chǎng)間的聯(lián)動(dòng)性較高。

表3 經(jīng)濟(jì)政策不確定性、宏觀經(jīng)濟(jì)與資產(chǎn)價(jià)格間的溢出指數(shù)

通過(guò)滾動(dòng)窗口的方法，本文進(jìn)一步分析變量間的動(dòng)態(tài)溢出效應(yīng)，滾動(dòng)的樣本容量為60個(gè)，預(yù)測(cè)步長(zhǎng)為12期，結(jié)果如圖3所示。從圖3可以看出，在2008年前，總體溢出指數(shù)大約在30%～35%左右，而金融危機(jī)后，總體溢出指數(shù)一度超過(guò)50%，且在隨后較長(zhǎng)時(shí)間里一直保持高位。對(duì)比經(jīng)濟(jì)政策不確定性指數(shù)走勢(shì)圖（圖1）可以發(fā)現(xiàn)，經(jīng)濟(jì)政策不確定性水平高企后往往伴隨溢出指數(shù)的攀升，滯后期大約為半年。例如，經(jīng)濟(jì)政策不確定性指數(shù)在2008年9月達(dá)到階段性高點(diǎn)298，溢出指數(shù)在2009年4月達(dá)到峰值54.24%；并在隨后歐債危機(jī)期間一直保持在45%左右的高位，直到2013年后溢出指數(shù)逐漸回落；但受到英國(guó)脫歐和美國(guó)大選等影響經(jīng)濟(jì)政策不確定性指數(shù)在2017年1月高企至694，總體溢出指數(shù)在2017 年4 月再度攀升至50%左右。因此，圖3不僅呈現(xiàn)了經(jīng)濟(jì)政策不確定性與宏觀經(jīng)濟(jì)變量之間的動(dòng)態(tài)溢出效應(yīng)，同時(shí)也為研究提供了穩(wěn)健性支持。

圖3 總體溢出指數(shù)動(dòng)態(tài)走勢(shì)圖

3.6 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為驗(yàn)證上述研究結(jié)論的可靠性，本文進(jìn)一步通過(guò)引入新變量、截取子樣本以及反事實(shí)分析法檢驗(yàn)了模型的穩(wěn)健性。

穩(wěn)健設(shè)定1：引入宏觀經(jīng)濟(jì)現(xiàn)行指數(shù)

由于經(jīng)濟(jì)政策不確定性在一定程度上取決于經(jīng)濟(jì)狀態(tài)以及行為主體對(duì)經(jīng)濟(jì)前景的預(yù)期，本文進(jìn)一步引入反映宏觀經(jīng)濟(jì)景氣情況的宏觀經(jīng)濟(jì)先行指數(shù)（MELI），將模型設(shè)定為：（EPU、IP、HP、M2、SS、CPI、CCI、MELI）。圖4呈現(xiàn)了模型穩(wěn)健設(shè)定1下經(jīng)濟(jì)政策不確定性沖擊的兩區(qū)制脈沖響應(yīng)圖，對(duì)比穩(wěn)健檢驗(yàn)圖4與前文的實(shí)證結(jié)果圖2可以發(fā)現(xiàn)，在控制宏觀經(jīng)濟(jì)先行指數(shù)變量后，除經(jīng)濟(jì)政策不確定性程度較高時(shí)沖擊對(duì)產(chǎn)出的負(fù)面影響周期更長(zhǎng)外，對(duì)其他變量的影響是微弱的，即并沒(méi)有改變總體的趨勢(shì)。

穩(wěn)健設(shè)定2：子樣本檢驗(yàn)

由于2008年金融危機(jī)以后，我國(guó)出臺(tái)了一系列經(jīng)濟(jì)刺激計(jì)劃以及目前我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)步入“新常態(tài)”，經(jīng)濟(jì)政策不確定性不斷攀升。因此通過(guò)考察2008年1月-2017年9月子樣本區(qū)間內(nèi)經(jīng)濟(jì)政策不確定性的影響，以此檢驗(yàn)?zāi)芊竦玫脚c前文一致的結(jié)論。圖5報(bào)告了子樣本區(qū)間內(nèi)與經(jīng)濟(jì)政策不確定性較高時(shí)期的脈沖響應(yīng)對(duì)比圖?？梢园l(fā)現(xiàn)，在子樣本中經(jīng)濟(jì)政策不確定行對(duì)產(chǎn)出、房地產(chǎn)與股市的影響與在經(jīng)濟(jì)政策不確定性較高時(shí)期的影響趨勢(shì)是一致的。不同的是，在子樣本中，經(jīng)濟(jì)政策不確定性的負(fù)面影響程度更大，這可能與我國(guó)近年來(lái)經(jīng)濟(jì)增速放緩、房地產(chǎn)價(jià)格上漲過(guò)快與股市波動(dòng)較大有關(guān)?？傮w而言，子樣本區(qū)間檢驗(yàn)證實(shí)了在經(jīng)濟(jì)政策不確定性較高時(shí)期對(duì)經(jīng)濟(jì)活動(dòng)的影響顯著的結(jié)論。

圖4 穩(wěn)健性檢驗(yàn)1：引入新變量

穩(wěn)健性檢驗(yàn)3：反事實(shí)分析法

由于消費(fèi)者信心和經(jīng)濟(jì)政策不確定性具有內(nèi)在關(guān)聯(lián)，即經(jīng)濟(jì)政策不確定性的負(fù)面影響部分可能是由于消費(fèi)者信心變化引起的。為此本文利用反事實(shí)分析法將消費(fèi)者信心的影響渠道關(guān)閉，以此考察經(jīng)濟(jì)政策不確定性產(chǎn)出、房地產(chǎn)與股市的影響是否會(huì)發(fā)生變化。借鑒Carriére-Swallow 和Céspedes［35］的做法，通過(guò)對(duì)TVAR 模型估計(jì)的殘差項(xiàng)方差-協(xié)方差矩陣以及系數(shù)的估計(jì)矩陣施加零限制條件得到受限制的脈沖響應(yīng)圖，對(duì)比前文中無(wú)限制的脈沖響應(yīng)圖，若兩者不存在顯著差異，則說(shuō)明經(jīng)濟(jì)政策不確定性的影響是并不是由于消費(fèi)者信心變化引起的。圖6報(bào)告了受限制與無(wú)限制的脈沖響應(yīng)圖，通過(guò)對(duì)比發(fā)現(xiàn)關(guān)閉消費(fèi)者信心的反應(yīng)渠道與否，對(duì)經(jīng)濟(jì)政策不確定性沖擊的造成的影響并無(wú)顯著差異。由此說(shuō)明，經(jīng)濟(jì)政策不確定性對(duì)產(chǎn)出以及資產(chǎn)價(jià)格的影響是經(jīng)濟(jì)政策不確定性自身引起的。

圖5 穩(wěn)健性檢驗(yàn)2：子樣本檢驗(yàn)

圖6 穩(wěn)健性檢驗(yàn)3：反事實(shí)分析

4 結(jié)語(yǔ)

本文采用Baker等人構(gòu)建的經(jīng)濟(jì)政策不確定性指數(shù)，結(jié)合1997年1月-2017 年9 月我國(guó)宏觀經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)，通過(guò)非線性TVAR 模型檢驗(yàn)了不同經(jīng)濟(jì)政策不確定性環(huán)境對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)和資產(chǎn)價(jià)格的沖擊影響的差異，并結(jié)合方差分解構(gòu)造的溢出指數(shù)，衡量了變量間相互溢出的程度，從而判斷影響機(jī)制中相對(duì)作用的大小。基于以上研究，本文得出了以下兩點(diǎn)主要結(jié)論：（1）經(jīng)濟(jì)政策不確定性對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)和資產(chǎn)價(jià)格的影響具有非對(duì)稱(chēng)性。在經(jīng)濟(jì)政策不確定性較高時(shí)期，經(jīng)濟(jì)政策不確定性沖擊將使得產(chǎn)出降低0.21%，并引起房?jī)r(jià)與股市大幅波動(dòng)，但是對(duì)房?jī)r(jià)與股市的總體影響是正向的，分別為0.67%、0.51%；而經(jīng)濟(jì)政策不確定性程度較低時(shí)，沖擊對(duì)于產(chǎn)出、房?jī)r(jià)及股市的影響都比較微弱，且不會(huì)引起市場(chǎng)的大幅波動(dòng)。（2）凈溢出指數(shù)表明，經(jīng)濟(jì)政策不確定性對(duì)產(chǎn)出、房?jī)r(jià)和股市均存在正的凈溢出，全樣本總體溢出指數(shù)為30.45%，但在經(jīng)濟(jì)政策不確定性較高時(shí)期總體溢出指數(shù)超過(guò)50%，說(shuō)明在經(jīng)濟(jì)政策不確定性較高時(shí)期變量間的聯(lián)動(dòng)性更強(qiáng)，存在較高的溢出性。最后，本文通過(guò)引入新變量、截取子樣本以及利用反事實(shí)分析法對(duì)研究結(jié)論進(jìn)行了穩(wěn)健性檢驗(yàn)，結(jié)果表明經(jīng)濟(jì)政策不確定性對(duì)產(chǎn)出、房?jī)r(jià)股市在具體影響大小上有細(xì)微差別，但總體趨勢(shì)是一致的，說(shuō)明本文的研究結(jié)論是可靠的。

本文的研究結(jié)論具有明確的政策涵義。具體而言：（1）政府在制定或者調(diào)整政策時(shí)，應(yīng)重視經(jīng)濟(jì)政策的頻繁變動(dòng)引發(fā)的不確定性可能給產(chǎn)出、房?jī)r(jià)與股市帶來(lái)的負(fù)面沖擊，并充分考慮產(chǎn)出、房?jī)r(jià)與股市等經(jīng)濟(jì)變量間的聯(lián)動(dòng)性，加強(qiáng)政策的前瞻性、保持政策的協(xié)調(diào)性，并避免政策朝令夕改。（2）由于較高的經(jīng)濟(jì)政策不確定性將降低產(chǎn)出并引起資產(chǎn)價(jià)格大起大落，而隨著我國(guó)市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)改革的深化，可以預(yù)期，未來(lái)經(jīng)濟(jì)政策的不確定性可能進(jìn)一步攀升。因此，相關(guān)部門(mén)在政策實(shí)施過(guò)程中，應(yīng)盡可能闡明其政策意圖并引導(dǎo)公眾形成合理的預(yù)期，從而減少市場(chǎng)的猜測(cè)與恐慌，將經(jīng)濟(jì)政策不確定性的不利影響降到最低。