○譚雪芹 （江蘇省交通工程建設(shè)局 江蘇 南京 210004）

股票市場是已經(jīng)發(fā)行的股票按時價進(jìn)行轉(zhuǎn)讓、買賣和流通的市場，包括交易所市場和場外交易市場兩部分。由于它是建立在發(fā)行市場基礎(chǔ)上的，因此又稱作二級市場。股票市場是建立社會主義市場經(jīng)濟的內(nèi)在要求，是推動經(jīng)濟體制改革、完善市場機制、建立健全現(xiàn)代企業(yè)制度的重要手段之一。在過去的十幾年間，我國的股票市場從無到有，從小到大，今天已發(fā)展成為我國國民經(jīng)濟的重要組成部分，并在國民經(jīng)濟發(fā)展中發(fā)揮了積極的作用。十幾年來，股票市場為國民經(jīng)濟建設(shè)籌集了大量資金，對推動國有企業(yè)改革、建立現(xiàn)代企業(yè)制度、促進(jìn)經(jīng)濟結(jié)構(gòu)的調(diào)整起到了十分重要的作用。

房地產(chǎn)市場是有關(guān)房地產(chǎn)開發(fā)、生產(chǎn)經(jīng)營、流通和消費的內(nèi)在運行機制，是房地產(chǎn)經(jīng)濟運行的樞紐，是社會主義市場體系中的一個相對獨立并且具有明顯特征的專門化市場。房地產(chǎn)經(jīng)濟的發(fā)展，直接影響到宏觀經(jīng)濟的健康運行，因而研究房地產(chǎn)市場與我國經(jīng)濟之間的關(guān)系很有現(xiàn)實意義。1998年以來，房地產(chǎn)投資在我國經(jīng)濟和投資增長中起著重要作用。房地產(chǎn)投資額和銷售額年均增長率達(dá)20%以上，房地產(chǎn)業(yè)對經(jīng)濟的拉動作用已達(dá)到2個百分點左右，成為我國國民經(jīng)濟支柱產(chǎn)業(yè)之一。

20世紀(jì)80年代以來，隨著全球經(jīng)濟的不斷發(fā)展，股票市場和房地產(chǎn)市場的規(guī)模不斷擴大，資產(chǎn)價格的波動對經(jīng)濟政策不斷提出新的挑戰(zhàn)。特別是在20世紀(jì)90年代，許多國家資產(chǎn)價格極度膨脹引發(fā)了金融危機，對經(jīng)濟的長期發(fā)展造成了不利的影響，股票市場和房地產(chǎn)市場與經(jīng)濟發(fā)展的關(guān)系日益受到學(xué)者們的重視。在我國，隨著股票市場和房地產(chǎn)市場規(guī)模的不斷擴大和完善，這兩個市場的變動對國民經(jīng)濟的影響也越來越重要。但是，由于股票市場的不成熟和制度性缺陷，股票市場的發(fā)展與宏觀經(jīng)濟的發(fā)展產(chǎn)生了背離，股價指數(shù)波動幅度較大。股票市場的不成熟使得大量的資金流入房地產(chǎn)市場，房地產(chǎn)市場成為重要的投資場所，中國的房地產(chǎn)市場出現(xiàn)了過熱的現(xiàn)象。目前中國股票市場、房地產(chǎn)市場同中國宏觀經(jīng)濟的變化關(guān)系比較復(fù)雜，二者在我國的宏觀經(jīng)濟政策傳導(dǎo)中起著重要的作用，房地產(chǎn)價格和股票價格的不斷波動對于通貨膨脹的影響也較其他經(jīng)濟變量明顯，尤其是近兩年來，房地產(chǎn)價格和股票價格都出現(xiàn)了過熱的趨勢，這必然對經(jīng)濟發(fā)展產(chǎn)生一定的影響。因此，分析股票市場和房地產(chǎn)市場與經(jīng)濟增長的關(guān)系，揭示二者對我國經(jīng)濟增長的作用，是客觀認(rèn)識股票市場和房地產(chǎn)市場在我國國民經(jīng)濟中的地位以及進(jìn)一步發(fā)展這兩個市場的前提。

一、變量選取與數(shù)據(jù)來源

通常情況下，股市發(fā)展?fàn)顩r是以股票價格指數(shù)來衡量的。股票價格指數(shù)是觀察、分析和研究各國或各地區(qū)經(jīng)濟形勢和經(jīng)濟周期的重要指標(biāo)。盡管十幾年來深滬股市在波動的幅度上有所差異，但總體趨勢是一致的，滬市和深市股票波動走勢有較強的相關(guān)性，比較而言，滬市更具代表性，因而本文選取上證綜合指數(shù)來代表我國股票市場價格的總水平。本文以季度平均股價指數(shù)（滬市月度收盤指數(shù)的平均值）代表股票市場的發(fā)展。2006、2007、2008年數(shù)據(jù)來源于上海證券交易所網(wǎng)站上公布的統(tǒng)計月報，其余年份來源于大智慧軟件數(shù)據(jù)。在數(shù)據(jù)處理上，考慮到股票市場的不確定性和波動性，我們?nèi)∩献C綜合指數(shù)季度數(shù)據(jù)的對數(shù)，這不僅能使數(shù)據(jù)更加平滑，也能在檢驗中消除數(shù)據(jù)的異方差，同時將指數(shù)趨勢轉(zhuǎn)換為線性趨勢，記為LNSHZ。

本文以房屋銷售價格指數(shù)代表房地產(chǎn)的發(fā)展。我國公布的房屋銷售價格指數(shù)為同比指標(biāo)，同比指數(shù)以前一年的同期為基期，需要將其轉(zhuǎn)化為以2001年為基期的指數(shù)。具體的處理方法為：第一期的房屋銷售價格指數(shù)=第一期的房屋銷售價格同比指數(shù)；其他期的房屋銷售價格指數(shù)=本期房屋銷售價格同比指數(shù)*上期房屋銷售價格指數(shù)。再對指標(biāo)取對數(shù)，記為LNFZ。數(shù)據(jù)來源于中國資訊行高校財經(jīng)數(shù)據(jù)庫數(shù)據(jù)整理結(jié)果。

本文以國內(nèi)生產(chǎn)總值代表經(jīng)濟發(fā)展水平。由于在中國公布GDP季度數(shù)據(jù)為季度累計值，所以由兩季的差值來代表每季的GDP。數(shù)據(jù)來源于中國資訊行高校財經(jīng)數(shù)據(jù)庫。對季節(jié)調(diào)整后的數(shù)據(jù)取對數(shù)值，對數(shù)變換的好處是其一階差分能近似表示變量的變動率，用lnGDP表示。在本文研究中將以2001年第1季度到2008年第2季度的房地產(chǎn)銷售價格指數(shù)、上證綜合指數(shù)和國內(nèi)生產(chǎn)總值的季度數(shù)據(jù)為樣本進(jìn)行實證分析，共選取了30組數(shù)據(jù)。

本文擬采用VAR模型來對股票市場價格指數(shù)、房地產(chǎn)價格指數(shù)和經(jīng)濟增長的關(guān)系進(jìn)行研究。在進(jìn)行VAR 模型分析之前，首先對各變量進(jìn)行單位根檢驗。為了增強檢驗結(jié)果的穩(wěn)定性，本文采用ADF統(tǒng)計量對變量序列進(jìn)行單位根檢驗。其次，采用Johansen極大似然法對變量序列進(jìn)行協(xié)整檢驗，由于VAR模型對滯后長度的選擇非常敏感，而傳統(tǒng)的信息準(zhǔn)則（如AIC等）無法確保VAR模型的殘差項是白噪聲，本文通過拉格朗日乘數(shù)檢驗（LagrangeMultipliertest）來選取能夠使VAR模型的殘差項沒有顯著自相關(guān)的最短滯后長度作為解釋變量的滯后期。最后，在變量序列存在協(xié)整關(guān)系的基礎(chǔ)上，建立反映長期均衡和短缺調(diào)整關(guān)系的VECM模型并對變量序列進(jìn)行Granger因果關(guān)系檢驗，對股票市場價格指數(shù)、房地產(chǎn)價格指數(shù)和經(jīng)濟增長的關(guān)系進(jìn)行研究。

二、實證分析

對時間序列的分析是通過建立以因果關(guān)系為基礎(chǔ)的結(jié)構(gòu)模型進(jìn)行的。這種分析背后隱含的假設(shè)就是數(shù)據(jù)是平穩(wěn)的。因此往往需要對時間序列的平穩(wěn)性進(jìn)行檢驗，在不平穩(wěn)的時候盡量進(jìn)行轉(zhuǎn)換使之變成平穩(wěn)的序列，以保證t檢驗、F檢驗的可信性。

但是如果兩列時間序列數(shù)據(jù)表現(xiàn)出一致的變化趨勢，即使他們之間沒有任何經(jīng)濟關(guān)系，進(jìn)行回歸也可以表現(xiàn)出較高的可決系數(shù)。也就是說，這些經(jīng)濟變量之間可能存在一定的長期均衡關(guān)系，也就是所謂的協(xié)整關(guān)系。本部分將在這一思想的基礎(chǔ)上進(jìn)行實證分析。

1、各變量的平穩(wěn)性檢驗（ADF檢驗）

首先，對LNFZ做ADF檢驗。因為ADF=0.373755，分別大于不同檢驗水平的三個臨界值，所以LNFZ是一個非平穩(wěn)序列。此情形下，應(yīng)該繼續(xù)對其差分序列進(jìn)行單位根檢驗。

LNFZ的差分序列（△LNFZ）做ADF檢驗的結(jié)果見表1。

因為此時ADF=-3.750799，分別小于不同檢驗水平的三個臨界值，所以差分序列△LNFZ是一個平穩(wěn)序列，因此LNFZ～I(xiàn)（1），為一階非平穩(wěn)序列。

表1 對LNFZ做ADF檢驗的結(jié)果

然后，對LNSHZ做ADF檢驗。因為ADF=0.232099，分別大于不同檢驗水平的三個臨界值，所以LNFZ是一個非平穩(wěn)序列。此情形下，應(yīng)該繼續(xù)對其差分序列進(jìn)行單位根檢驗。

LNSHZ的差分序列（△LNSHZ）做ADF檢驗結(jié)果見表2。

因為ADF=-1.969125，分別小于5%和10%檢驗水平的臨界值，所以在5%的顯著性水平下，差分序列△LNSHZ是一個平穩(wěn)序列。因此LNSHZ～I(xiàn)（1），為一階非平穩(wěn)序列。

表2 對LNSHZ做ADF檢驗的結(jié)果

最后，同理對LNGDP做ADF檢驗。因為ADF=2.414514，分別大于不同檢驗水平的三個臨界值，所以LNGDP是一個非平穩(wěn)序列。此情形下，應(yīng)該繼續(xù)對其差分序列進(jìn)行單位根檢驗。

LNGDP的差分序列（△LNGDP）做ADF檢驗結(jié)果見表3。

因為ADF=-5.921555，分別小于不同檢驗水平的三個臨界值，所以差分序列△LNFZ是一個平穩(wěn)序列，因此LNGDP～I(xiàn)（1），為一階非平穩(wěn)序列。

表3 對LNGDP做ADF檢驗的結(jié)果

Variable Coefficient Std.Error t-Statistic Prob.D（LNGDP（-1）） -3.412598 0.576301 -5.921555 0.0000 D（LNGDP（-1），2） 1.480319 0.446264 3.317138 0.0031 D（LNGDP（-2），2） 0.636671 0.267013 2.384422 0.0262 C 0.162548 0.067296 2.415431 0.0245 R-squared 0.843008 Meandependentvar -0.001930 AdjustedR-squared 0.821600 S.D.dependentvar 0.711700 S.E.ofregression 0.300604 Akaikeinfocriterion 0.574590 Sumsquaredresid 1.987977 Schwarzcriterion 0.768144 Loglikelihood -3.469674 F-statistic 39.37825 Durbin-Watsonstat 2.110938 Prob（F-statistic） 0.000000

從上述LNFZ、LNSHZ、LNGDP的ADF檢驗結(jié)果可以看出，它們都不是平穩(wěn)的，但是它們的一階差分都是具有平穩(wěn)性的，即是I（1）型，因此，可以考慮考察三者之間的協(xié)整關(guān)系。

2、協(xié)整檢驗（Johansen檢驗）

正如我們前面所提到的，雖然一些經(jīng)濟變量的本身是非平穩(wěn)序列，但是，它們的線性組合卻有可能是平穩(wěn)序列。這種平穩(wěn)的線性組合被稱為協(xié)整方程，且可解釋為變量之間的長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。

這里我們采用Johansen極大似然法檢驗三個指標(biāo)之間是否存在協(xié)整關(guān)系。關(guān)于滯后期的選擇，本文根據(jù)拉格朗日乘數(shù)檢驗（LagrangeMultipliertest）來選取能夠使VAR模型的殘差項沒有顯著自相關(guān)的最短滯后長度作為解釋變量的滯后期，最后確定滯后期為3。Johansen檢驗的結(jié)果見表4。

表4 Johansen檢驗的結(jié)果

LNGDP LNFZ LNSHZ C 1.000000 -1.497129 0.5198940 7.567522（0.02184） （0.00987）Loglikelihood 117.7925 NormalizedCointegratingCoefficients:2CointegratingEquation（s）LNGDP LNFZ LNSHZ C 1.000000 0.000000 1.020572 -18.32934（0.37725）0.000000 1.000000 0.041543 -4.948784（0.01258）Loglikelihood 123.2157

可知，在5%的顯著性水平下接受協(xié)整向量個數(shù)r=1的假設(shè)。由于協(xié)整關(guān)系度量系統(tǒng)的長期穩(wěn)定性，因此以上定義的宏觀經(jīng)濟系統(tǒng)是一個穩(wěn)定系統(tǒng)，說明LNGDP、LNSHZ、LNFZ 三個指標(biāo)存在長期穩(wěn)定關(guān)系。

從對LNGDP標(biāo)準(zhǔn)化的協(xié)整方程來看，協(xié)整方程中LNFZ對LNGDP的影響最大，即房地產(chǎn)價格指數(shù)對宏觀經(jīng)濟的影響更大；而LNSHZ對LNGDP的影響相對較小。從具體的長期數(shù)量關(guān)系來看，LNGDP對LNFZ的彈性為1.497129，在5%的水平下顯著，具有較大的彈性，該估計結(jié)果表明，在房價指數(shù)與國內(nèi)生產(chǎn)總值的長期均衡關(guān)系中，LNFZ增加1%，將使LNGDP增加1.497129%，二者之間存在著正向的長期均衡關(guān)系，房地產(chǎn)市場的發(fā)展對經(jīng)濟增長的發(fā)展有正向的作用。LNGDP對LNSHZ的彈性是-0.5198940，在1%的水平下顯著，說明LNGDP和LNSHZ成弱的負(fù)相關(guān)關(guān)系。該估計結(jié)果表明，在上證綜合指數(shù)與國內(nèi)生產(chǎn)總值的長期均衡關(guān)系中，LNSHZ增加1%，將使LNGDP減少0.519894%，二者之間存在著反向的長期均衡關(guān)系。說明股票市場的發(fā)展不但沒有促進(jìn)經(jīng)濟的發(fā)展，反而在一定程度上阻礙其發(fā)展。

3、向量誤差修正模型（VEC）

由于LNGDP、LNFZ、LNSHZ存在協(xié)整關(guān)系，因此建立修正模型（VEC），反映短期和長期動態(tài)均衡關(guān)系的誤差，具體結(jié)果見表5。

誤差修正模型度量了長期穩(wěn)定性對短期波動產(chǎn)生的抑制作用。誤差修正模型可以看出，被解釋變量LNGDP的波動有兩部分引起。

一是△LNGDP、△LNFZ、△LNSHZ短期波動的直接影響，其中△LNFZ對△LNGDP的短期影響彈性為-4.54367（-3.045748，-1.497922），房地產(chǎn)價格的短期波動會對經(jīng)濟發(fā)展造成不利影響，而△LNSHZ對△LNGDP的短期影響彈性為-0.8443（-0.135020，-0.709281），股價短期波動也會對經(jīng)濟發(fā)展造成影響，而且房地產(chǎn)價格的影響可能更高一些，這可能源于房地產(chǎn)在經(jīng)濟發(fā)展中的作用更大的緣故。

二是長期均衡關(guān)系的調(diào)整。方程誤差修正系數(shù)為0.011016，在5%的水平下顯著。說明長期均衡趨勢偏離的收斂機制在起作用。當(dāng)短期波動偏離長期均衡時，經(jīng)濟系統(tǒng)將以0.011016的調(diào)整力度將非均衡狀態(tài)拉回到均衡狀態(tài)，協(xié)整關(guān)系或長期穩(wěn)定關(guān)系對當(dāng)期的LNGDP產(chǎn)生刺激作用。

表5 修正模型（VEC）反應(yīng)的誤差結(jié)果

D（LNFZ（-2）） -1.497922 0.318014 -0.091840（5.50488） （0.20153） （2.10048）（-0.27211） （1.57797） （-0.04372）D（LNSHZ（-1）） -0.135020 0.000377 0.659625（0.57035） （0.02088） （0.21763）（-0.23673） （0.01807） （3.03098）D（LNSHZ（-2）） -0.709281 -0.009062 -0.082948（0.61288） （0.02244） （0.23386）（1.15729） （-0.40386） （-0.35470）C 0.091005 0.001595 0.023897（0.07623） （0.00279） （0.02909）（1.19385） （0.57167） （0.82158）R-squared 0.456405 0.572590 0.435915 Adj.R-squared 0.256133 0.415123 0.228094 Sumsq.resids 2.277092 0.003052 0.331528 S.E.equation 0.346189 0.012674 0.132094 F-statistic 2.278929 3.636261 2.097549 Loglikelihood -4.926681 84.37411 21.08703 AkaikeAIC 0.957532 -5.657341 -0.969410 SchwarzSC 1.341484 -5.273389 -0.585458 Meandependent 0.038745 0.001179 0.021758 S.D.dependent 0.401389 0.016572 0.150349 DeterminantResidualCovariance 9.83E-08 LogLikelihood 102.8882 AkaikeInformationCriteria -5.621349 SchwarzCriteria -4.325513

4、Granger因果檢驗（Grangercausalitytests）

Granger因果檢驗的前提要求是平穩(wěn)的時間序列，從理論上講，直接對非平穩(wěn)的時間序列GDP、FZ、SHZ進(jìn)行因果檢驗會導(dǎo)致F檢驗的無效，由此得到的結(jié)論也就缺乏置信度，所以應(yīng)該用差分后形成的平穩(wěn)時間序列進(jìn)行因果檢驗。在本文中，由于已用X-11方法消除了季節(jié)性因素和隨機因素，且三個變量之間存在協(xié)整關(guān)系，因此可以進(jìn)行變量間的Granger因果關(guān)系檢驗。Granger因果檢驗對滯后長度的敏感度很大，如前所述，從實證上看，股票市場、房地產(chǎn)市場作為宏觀經(jīng)濟的“晴雨表”，其波動周期要比宏觀經(jīng)濟周期提前約半年的時間，因此選擇滯后期為3。Granger因果檢驗結(jié)果如表6所示。

表6 Granger因果檢驗結(jié)果

從表6可得出以下結(jié)論：

其一，房地產(chǎn)銷售價格是引起GDP指數(shù)的granger原因。

其二，房地產(chǎn)銷售價格指數(shù)與股指之間不存在Granger因果關(guān)系。

其三，上證綜合指數(shù)與GDP指數(shù)之間不存在Granger因果關(guān)系。

向量誤差修正模型揭示的長期關(guān)系顯示，股價指數(shù)和經(jīng)濟增長指標(biāo)之間有著負(fù)向相關(guān)關(guān)系，但在因果關(guān)系檢驗中卻不存在股價指數(shù)與GDP指數(shù)的雙向因果關(guān)系，這就說明股市的總體發(fā)展并沒有導(dǎo)致經(jīng)濟的增長，股市的發(fā)展對我國經(jīng)濟的貢獻(xiàn)很小。這一方面可能源于我國股市的不成熟和它的制度性缺陷，另一方面也可能是由我國股市的總量規(guī)模較小導(dǎo)致。房地產(chǎn)價格指數(shù)與經(jīng)濟增長指標(biāo)之間的相關(guān)關(guān)系為正，且存在雙向的因果關(guān)系，這說明在樣本期間內(nèi)，房地產(chǎn)發(fā)展已經(jīng)成為中國經(jīng)濟增長的一個源泉，而且經(jīng)濟增長也會促進(jìn)房地產(chǎn)業(yè)的發(fā)展。

三、結(jié)論及建議

國外學(xué)者在股票市場發(fā)展和經(jīng)濟增長關(guān)系上的主流看法——股票市場發(fā)展和經(jīng)濟增長相互促進(jìn)——并不適用于我國。回歸結(jié)果顯示，在過去幾年間，我國股票市場發(fā)展對經(jīng)濟增長的作用是相當(dāng)有限的，更有甚者，股票市場發(fā)展可能不利于經(jīng)濟增長。盡管我國股市具有很強的投機性，但它的發(fā)展也并非完全脫離宏觀經(jīng)濟發(fā)展?fàn)顩r，宏觀經(jīng)濟的發(fā)展與股票市場存在長期的均衡關(guān)系。但因目前股票市場的發(fā)展還不成熟，中國股票市場的發(fā)展與經(jīng)濟增長之間的相關(guān)性十分微弱，經(jīng)濟的增長并沒有促進(jìn)股票市場的繁榮，相反在一定程度上阻礙了其發(fā)展。所以，我們眼下不應(yīng)該過分地強調(diào)股票市場在經(jīng)濟發(fā)展中的作用。其次，股價指數(shù)與國內(nèi)生產(chǎn)總值之間沒有任何因果關(guān)系，說明在這段時期股票市場并沒有充分發(fā)揮其應(yīng)有的功能，在考慮促進(jìn)我國股票市場健康運作，推動經(jīng)濟發(fā)展的政策上，應(yīng)致力于長久的結(jié)構(gòu)和制度性的調(diào)整。改善股票市場對宏觀經(jīng)濟增長作用的途徑，根本還在于證券市場本身的完善和規(guī)范，提高上市公司質(zhì)量，擴大市場規(guī)模；調(diào)整政府角色，減少政府對股票市場的直接干預(yù)，加強政府的監(jiān)管與引導(dǎo)功能；改善股市結(jié)構(gòu)，培育機構(gòu)投資者，把理性投資者培養(yǎng)成為市場的主導(dǎo)力量，減少股市的投機行為，同時應(yīng)該規(guī)范股票市場的發(fā)展，不應(yīng)該一味地促其發(fā)展；重點發(fā)展金融中介體，特別是存款貨幣銀行，讓存款貨幣銀行在資源配置過程中起主導(dǎo)性作用。

房地產(chǎn)銷售價格指數(shù)和國內(nèi)生產(chǎn)總值之間存在著顯著的正相關(guān)關(guān)系，說明兩者之間存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，且二者之間還存在著雙向的因果關(guān)系，這說明我國房地產(chǎn)業(yè)的發(fā)展與經(jīng)濟增長之間存在正向的相互影響作用。一方面，房地產(chǎn)銷售價格的變化可以由國家宏觀經(jīng)濟發(fā)展?fàn)顩r來解釋，房地產(chǎn)市場的變化和經(jīng)濟基本相協(xié)調(diào)；另一方面，房地產(chǎn)發(fā)展已經(jīng)成為中國經(jīng)濟增長的一個源泉。但是，過高的相關(guān)系數(shù)必須引起注意，近年來，中國經(jīng)濟快速增長，基于對經(jīng)濟增長的良好預(yù)期，房地產(chǎn)開發(fā)投資迅速增長，海外資金也大量涌入中國房地產(chǎn)市場。同時，房地產(chǎn)發(fā)展資金依賴銀行信貸、市場規(guī)范性較差、市場信號傳導(dǎo)不暢、市場主體難以清晰地把握市場信息，這些都潛伏著很大的風(fēng)險。因此，政府應(yīng)主要考慮對房地產(chǎn)價格的調(diào)控，加強市場的規(guī)范、促進(jìn)信息的透明、建全信用體系、推動市場的自發(fā)調(diào)節(jié)、降低系統(tǒng)性風(fēng)險，使我國的房地產(chǎn)價格保持在正常的軌道之中，防止房地產(chǎn)泡沫的產(chǎn)生。

房地產(chǎn)銷售價格指數(shù)和股票價格指數(shù)之間也存在一個長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，二者存在著微弱的反向關(guān)系，表明房地產(chǎn)和股票作為居民可供選擇的投資工具，對于二者的投資仍存在一定的相互替代關(guān)系；二者沒有任何的因果關(guān)系，這說明股價指數(shù)的波動并不會引起房地產(chǎn)價格指數(shù)的波動。這一實證結(jié)果的政策意義是，雖然虛擬經(jīng)濟的影響力正在不斷提升，但我國虛擬經(jīng)濟的調(diào)整并不會引起實體經(jīng)濟的變化。

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