摘 要：銀行家和企業(yè)家信心與經(jīng)濟增長率波動之間以非對稱的方式相互影響，非預期的企業(yè)家與銀行家信心變動能夠加劇經(jīng)濟增長率波動，經(jīng)濟增長率波動僅稍微影響企業(yè)家和銀行家信心，市場信心管理應成為宏觀調(diào)控的重要內(nèi)容和手段之一。激勵銀行家與企業(yè)家信心的政策既要講究政策力度，又要注重政策的連續(xù)性與可持續(xù)性；因信心調(diào)整具有剛性及銀行家信心的衰減速度快于企業(yè)家信心，同時激勵銀行家與企業(yè)家信心的宏觀調(diào)控政策效果具有不確定性。

關鍵詞：信心指數(shù)；經(jīng)濟增長率；非預期沖擊

中圖分類號：F831.7 文獻標識碼：A 文章編號：1003-9031（2013）03-0010-05 DOI：10.3969/j.issn.1003-9031.2013.03.02 一、引言

2008年的國際金融危機使得國內(nèi)宏觀經(jīng)濟出現(xiàn)了短暫的波動，2008—2009年經(jīng)濟增長速度分別比2007年下降4.6和5個百分點。由于海外需求驟減，許多外向型中小企業(yè)的日常經(jīng)營面臨困難，導致返鄉(xiāng)農(nóng)民工人數(shù)增加，就業(yè)壓力增大。2010年以后，國際金融危機的后續(xù)影響還在繼續(xù)，國際國內(nèi)宏觀經(jīng)濟依然存在諸多的不確定性，處于東部沿海較發(fā)達地區(qū)的一部分企業(yè)因為資金鏈斷裂而被迫關閉。市場情緒逐漸擴散，銀行家與企業(yè)家的信心指數(shù)都略有下降。

從理論上講，銀行家與企業(yè)家信心能夠分別影響金融市場的供給與需求，并引起社會資源再分配。在這一過程當中，不僅市場利率、貨幣與實物資產(chǎn)之間的配置比率出現(xiàn)調(diào)整，而且未來收益現(xiàn)值、風險資產(chǎn)的在險價值（value at risk）、實物資產(chǎn)的重置價值等經(jīng)濟決策因素都會發(fā)生變化，并最終通過企業(yè)是否實施固定資產(chǎn)投資與更新等決策，大規(guī)模地改變社會生產(chǎn)的物質(zhì)技術(shù)條件，影響宏觀經(jīng)濟增長率的長期趨勢及短期波動。

二、文獻綜述

信心的本質(zhì)是一種情緒化的心理預期。隨著行為經(jīng)濟學的興起和發(fā)展，越來越多的學者支持市場信心影響經(jīng)濟波動的觀點。首先，市場信心往往是非理性的，是造成宏觀經(jīng)濟波動的重要原因之一。凱恩斯（1936）指出，人類本性的特點（例如動物精神）會引發(fā)經(jīng)濟的不穩(wěn)定，企業(yè)家情緒對于未來投資的多寡具有重要影響。過度樂觀導致過多投資，形成繁榮。一旦這種過度樂觀情緒所造成的錯誤被覺察之后，又迅速轉(zhuǎn)變成不合理的過度悲觀情緒，并導致資本邊際效率的突然斷崖，經(jīng)濟活動由此進入蕭條階段[1]。Farmer和Guo（1994）將投資者動物精神視為經(jīng)濟波動的重要原因[2]。在Akerlof和Shiller（2009）看來，自信心暗示人們的決策有可能不再是理性的，并通過所謂的信心乘數(shù)（confidence multiplier）多倍地放大宏觀經(jīng)濟波動[3]。

其次，市場信心具備自我實現(xiàn)和順周期的特征。Chauvet和Guo（2003）、Harrison和Weder（2006）認為，自我實現(xiàn)的悲觀情緒使得美國在1929—1932年、1937—1938年、1969—1970年、1973—1975年以及1981—1982年陷入經(jīng)濟衰退[4-5]。Taylor和McNabb（2007）的實證結(jié)果表明，信心指數(shù)往往具有順周期性。它可以較好地預測英國、法國、意大利及荷蘭等主要歐洲國家國內(nèi)生產(chǎn)總值的周期性變動趨勢[6]。陳彥斌和唐詩磊（2009）運用格蘭杰因果關系檢驗和線性回歸模型分析，發(fā)現(xiàn)企業(yè)家信心能夠影響國內(nèi)的宏觀經(jīng)濟波動。他們參照Harrison和Weder（2006）等的做法將企業(yè)家信心分解為基本面信心與動物精神。其中，動物精神對經(jīng)濟增長、通貨膨脹和利率都有顯著的短期影響，符合總需求沖擊的特征[7]。

第三，誘發(fā)公眾信心變化的深層次原因往往是宏觀經(jīng)濟基本面的調(diào)整。除了公允價值可能表現(xiàn)出順周期特征，銀行信貸與資產(chǎn)價格也具有順周期性[8-9]。黃榮哲和農(nóng)麗娜（2010）提出金融穩(wěn)定反饋環(huán)的作用機制，包括金融穩(wěn)定政策在內(nèi)的一部分宏觀調(diào)控政策有時也會助長金融市場的過度投機心理[10]。張榮武等（2011）在經(jīng)濟周期背景下研究投資者心理偏差，并認為經(jīng)濟周期能夠引發(fā)投資者的心理偏差，進而出現(xiàn)行為偏差。在經(jīng)濟周期的不同階段，投資者心理偏差會呈現(xiàn)出不同的態(tài)勢[11]。

綜上所述，市場信心與宏觀經(jīng)濟波動互為因果。筆者認為，VAR模型比較適合研究此類問題。所以筆者將以銀行家信心指數(shù)、企業(yè)家信心指數(shù)以及經(jīng)濟增長率波動之間的動態(tài)聯(lián)系為例，借助VAR模型著重研究市場信心的非對稱傳遞及其對宏觀調(diào)控政策的影響。

三、實證分析

（一）模型設計與數(shù)據(jù)采集

依據(jù)文獻綜述，筆者首先假設銀行家信心（bank）、企業(yè)家信心（biz）以及經(jīng)濟增長率波動（dy）之間存在反饋效應，如式1所示。A1，…，Ap等都是3行乘3列的待估參數(shù)矩陣，c1、c2、c3為常數(shù)項。

2004年第1季度至2012年第2季度銀行家信心指數(shù)、企業(yè)家信心指數(shù)以及GDP同比增長率等統(tǒng)計資料來源于新浪財經(jīng)（http：//finance.sina.com.cn）。其中，GDP同比增長率記為y，而GDP增長率波動（即y的一階差分）記為dy。企業(yè)家信心指數(shù)以100%為臨界值，范圍介于0～200%之間。企業(yè)家信心指數(shù)高于100%，表明企業(yè)家投資信心較強；企業(yè)家信心指數(shù)指數(shù)低于100，表明企業(yè)家投資信心較弱。銀行家信心指數(shù)以50%為臨界值，范圍處于0～100%之間。銀行家信心指數(shù)大于50%，反映出銀行家眼中的宏觀經(jīng)濟活動屬于擴張性；銀行家信心指數(shù)小于50%，說明銀行家認定宏觀經(jīng)濟活動正處于衰退之中?？紤]到各個指數(shù)的臨界值存在差異，不便于直觀地進行比較，于是筆者令信心變量等于信心指數(shù)除以各自的臨界值再減去1。例如，銀行家信心變量（bank）等于銀行家信心指數(shù)除以50%再減去1，企業(yè)家信心變量（biz）等于企業(yè)家信心指數(shù)除以100%再減去1。經(jīng)過處理之后，所有數(shù)據(jù)都全部轉(zhuǎn)換為小數(shù)形式，如圖1所示。

（二）模型的參數(shù)估計

由表1可知，無論是1%、5%還是10%顯著水平，筆者都無法拒絕“時間序列平穩(wěn)”的原假設，所以dyt、bankt、bizt是平穩(wěn)的時間序列。

如表2所示，當最大滯后階數(shù)p分別等于1和2時，VAR模型的SC和AIC數(shù)值也分別達到最小，而相應的對數(shù)似然值Logl分別等于153.3330和160.9688。僅憑借SC和AIC準則難以確定VAR模型的最大滯后階數(shù)。根據(jù)易丹輝（2002）介紹的LR檢驗方法，筆者可以在1%顯著水平拒絕“最大滯后階數(shù)為1”的原假設，VAR模型（即式1）的最大滯后階數(shù)p應等于2[12]。

表3是VAR模型的回歸結(jié)果。如圖2所示，由于被估計的VAR模型所有特征根的模的倒數(shù)都小于1（即落在單位圓之內(nèi)），VAR模型是穩(wěn)定的，所以筆者可以信賴基于這個VAR模型的脈沖響應（impulse response）和方差分解（variance decomposition）等分析結(jié)果。

（三）回歸結(jié)果的分析

1.如圖3所示，經(jīng)濟增長率波動dy在第一期對自身擾動εdy，t的反應最強烈，dy提高約0.0089，而對源于銀行家或者企業(yè)家信心的擾動εbank，t、εbiz，t并未做出任何反應。直至第二期，εbank，t、εbiz，t的影響力才出現(xiàn)了較為明顯的上升，分別達到0.0045和0.0050，并超過了影響力迅速下降至-0.0002的εdy，t。從第三期開始，εdy，t與εbiz，t成為制約經(jīng)濟增長率進一步提高的因素。雖然εbank，t發(fā)揮著提高經(jīng)濟增長率的作用，但作用力逐漸減弱，在第七期轉(zhuǎn)變?yōu)橐种平?jīng)濟增長率上升的因素。對于銀行家信心施加一次性的激勵措施，其作用于經(jīng)濟增長率的影響力最多大約只能維持6個季度。如圖4所示，εdy，t的影響力衰減較快，但由于最初產(chǎn)生的影響力較大，它對dy預測誤差的貢獻度仍然高達50%左右。相比之下，εbank，t、εbiz，t對dy預測誤差的貢獻度分別只有大約14%和36%。從整體來看，雖然企業(yè)家信心對經(jīng)濟增長率波動的影響力大于銀行家信心的影響，但后者的影響仍是不可忽視的因素。因此，在國際金融危機以及后危機時期，宏觀經(jīng)濟政策不能僅僅刺激企業(yè)家信心，還應增強銀行家信心。否則，那些被宏觀經(jīng)濟政策激發(fā)出來的企業(yè)資金需求無法得到充分滿足，尤其是面臨資金供給不可持續(xù)的問題時，企業(yè)（尤其是中小企業(yè)）前一階段的投資項目將被迫中止，已投入的資金無法收回，從而由于資金鏈條中斷導致企業(yè)經(jīng)營困難。

2.如圖5所示，銀行家信心的改變主要依靠自我調(diào)整實現(xiàn)，需要花費較長時間，而且受到經(jīng)濟增長波動和企業(yè)家信心的影響相對較小。銀行家信心bank在第一期和第二期對自身擾動εbank，t的反應相當強烈。影響力隨后逐漸衰減，并在第九期轉(zhuǎn)變?yōu)樨撝?，成為削弱銀行家信心的因素。企業(yè)家信心擾動εbiz，t在第一期沒有能夠激勵銀行家信心，在第二期的激勵作用也非常有限。從第三期開始，εbiz，t成為抑制銀行家信心的因素，在第四期達到最強，數(shù)值約為-0.0775?？梢?，非預期的企業(yè)家信心擾動極有可能被大多數(shù)銀行家解讀為市場風險之一，結(jié)果不僅沒有激勵反而還抑制了銀行家信心的提升。直到第十期，銀行家認定由于企業(yè)家信心改變而引致的市場風險較小，εbiz，t才又重新成為激勵銀行家信心的因素。所以旨在通過增強企業(yè)家信心激勵銀行家信心的政策難以取得立竿見影的效果，而必須花費較長的時間。經(jīng)濟增長率波動dy的擾動項εdy，t最初也能夠令bank增加約0.0188，但這種影響力僅僅過去一個季度之后就轉(zhuǎn)變?yōu)樨撝?，成為抑制銀行家信心的因素。如圖6所示，εbank，t對bank預測誤差的貢獻度高達82%左右，而εdy，t、εbiz，t對bank預測誤差的貢獻度分別只有大約3%和15%。非預期的經(jīng)濟增長率波動對于激勵銀行家信心的作用非常有限，甚至明顯弱于非預期的企業(yè)家信心調(diào)整對銀行家信心的刺激作用。從整體來看，銀行家是比較謹慎的，短期內(nèi)不容易受到非預期的經(jīng)濟增長率波動以及企業(yè)家沖動的干擾。

3.如圖7所示，自我調(diào)整是企業(yè)家信心變動的主要力量，且需要耗費較長時間。與銀行家信心沖擊相比較，非預期的經(jīng)濟增長率波動對企業(yè)家信心的影響力較弱。企業(yè)家信心在最初兩期對自身沖擊εbiz，t的反應最強烈，biz分別提升0.0630和0.0715。隨后，εbiz，t的影響力振蕩衰減至零。其中，εbiz，t在第六期一度轉(zhuǎn)變?yōu)橄魅跗髽I(yè)家信心的因素，而且抑制作用在第8期達到最強，數(shù)值約為-0.0196。此時，企業(yè)家信心可能出現(xiàn)過度調(diào)整的情況，需要回歸正常水平。盡管εbiz，t在第十二期又重新成為激勵企業(yè)家信心的因素，但這種激勵作用已較弱。非預期的銀行家信心在第一期對企業(yè)家信心的激勵作用最強，使得biz提高大約0.0238。然后，εbank，t在第十一期轉(zhuǎn)變?yōu)橐种破髽I(yè)家信心的因素。非預期的經(jīng)濟增長率波動εdy，t對企業(yè)家信心的影響幾乎與銀行家信心沖擊對企業(yè)家信心的影響同步，只是前者的影響力相對較小。如圖8所示，εbiz，t對biz預測誤差的貢獻度高達84%，而εbank，t、εdy，t對biz預測誤差的貢獻度分別只有10%和6%。從宏觀調(diào)控政策的角度來看，企業(yè)家信心調(diào)整呈現(xiàn)出明顯的剛性，短期內(nèi)不容易受到非預期的經(jīng)濟增長率和銀行家信心等沖擊的干擾。

四、結(jié)論

筆者將VAR模型的分析簡單地歸納為以下幾點：

第一，銀行家信心、企業(yè)家信心與經(jīng)濟增長率波動之間以非對稱的方式相互影響。非預期的企業(yè)家信心與銀行家信心變動能夠加劇經(jīng)濟增長率波動，兩者的影響力加在一起，可以解釋經(jīng)濟增長率波動當中大約50%的預測誤差。相反地，經(jīng)濟增長率波動僅僅能夠解釋銀行家信心預測誤差的3%，以及企業(yè)家信心預測誤差的6%，解釋能力合計不足10%。因此，擴張性的宏觀經(jīng)濟政策既要激勵企業(yè)家信心，也要增強銀行家信心，市場信心管理應成為宏觀調(diào)控的重要內(nèi)容和手段之一。

第二，非預期的銀行家信心與企業(yè)家信心變動顯著影響經(jīng)濟增長率波動的時間通常只能持續(xù)6～8個季度。在此之后，他們對經(jīng)濟增長率波動的影響力已經(jīng)變得很弱。所以通過激勵銀行家信心與企業(yè)家信心以促進經(jīng)濟增長的政策不僅要講究足夠的政策力度，而且還需要注重擴張性政策的連續(xù)性與可持續(xù)性。尤其是一次性的、非預期的企業(yè)家信心擾動極有可能被銀行家解讀為市場風險之一，結(jié)果不僅沒有激勵反而還抑制了銀行家信心的提升。

第三，銀行家信心與企業(yè)家信心之間也是以非對稱的方式進行傳導，后者對前者的影響力相對更強一些，然而這種非對稱性并不十分明顯。非預期的銀行家信心變動能夠解釋企業(yè)家信心預測誤差的10%，而非預期的企業(yè)家信心變動則可以解釋銀行家信心預測誤差的15%。

第四，信心調(diào)整具有剛性。銀行家信心與企業(yè)家信心的變動主要依靠自我調(diào)整來實現(xiàn)，而且一次性沖擊的衰減速度比較慢，顯著影響的持續(xù)時間大約為8～12個季度。與非預期的企業(yè)家信心變動相比較，非預期的銀行家信心變動的衰減速度更快一些。特別是當宏觀經(jīng)濟政策同時激勵了銀行家與企業(yè)家信心時，這種不同步的變化可能會增大宏觀調(diào)控政策效果的不確定性。因為當非預期的銀行家信心變動衰減殆盡時，信貸市場上必然有所反應，而此時非預期的企業(yè)家信心變動的影響仍在繼續(xù)。在這時間差里，企業(yè)資金需求可能難以得到滿足，進而引發(fā)產(chǎn)出、就業(yè)等其他問題。

（責任編輯：陳薇）

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