銀行家和企業家信心與經濟增長率波動

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

關鍵詞：信心指數；經濟增長率；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宏觀經濟出現了短暫的波動，2008—2009年經濟增長速度分別比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的日常經營面臨困難，導致返鄉農民工人數增加，就業壓力增大。2010年以后，國際金融危機的后續影響還在繼續，國際國內宏觀經濟依然存在諸多的不確定性，處于東部沿海較發達地區的一部分企業因為資金鏈斷裂而被迫關閉。市場情緒逐漸擴散，銀行家與企業家的信心指數都略有下降。

從理論上講，銀行家與企業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、貨幣與實物資產之間的配置比率出現調整，而且未來收益現值、風險資產的在險價值（value at risk）、實物資產的重置價值等經濟決策因素都會發生變化，并最終通過企業是否實施固定資產投資與更新等決策，大規模地改變社會生產的物質技術條件，影響宏觀經濟增長率的長期趨勢及短期波動。

二、文獻綜述

信心的本質是一種情緒化的心理預期。隨著行為經濟學的興起和發展，越來越多的學者支持市場信心影響經濟波動的觀點。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）會引發經濟的不穩定，企業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（confidence multiplier）多倍地放大宏觀經濟波動[3]。

其次，市場信心具備自我實現和順周期的特征。Chauvet和Guo（2003）、Harrison和Weder（2006）認為，自我實現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年陷入經濟衰退[4-5]。Taylor和McNabb（2007）的實證結果表明，信心指數往往具有順周期性。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生產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，發現企業家信心能夠影響國內的宏觀經濟波動。他們參照Harrison和Weder（2006）等的做法將企業家信心分解為基本面信心與動物精神。其中，動物精神對經濟增長、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，誘發公眾信心變化的深層次原因往往是宏觀經濟基本面的調整。除了公允價值可能表現出順周期特征，銀行信貸與資產價格也具有順周期性[8-9]。黃榮哲和農麗娜（2010）提出金融穩定反饋環的作用機制，包括金融穩定政策在內的一部分宏觀調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）在經濟周期背景下研究投資者心理偏差，并認為經濟周期能夠引發投資者的心理偏差，進而出現行為偏差。在經濟周期的不同階段，投資者心理偏差會呈現出不同的態勢[11]。

綜上所述，市場信心與宏觀經濟波動互為因果。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、企業家信心指數以及經濟增長率波動之間的動態聯系為例，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控政策的影響。

三、實證分析

（一）模型設計與數據采集

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

2004年第1季度至2012年第2季度銀行家信心指數、企業家信心指數以及GDP同比增長率等統計資料來源于新浪財經（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。企業家信心指數以100%為臨界值，范圍介于0～200%之間。企業家信心指數高于100%，表明企業家投資信心較強；企業家信心指數指數低于100，表明企業家投資信心較弱。銀行家信心指數以50%為臨界值，范圍處于0～100%之間。銀行家信心指數大于50%，反映出銀行家眼中的宏觀經濟活動屬于擴張性；銀行家信心指數小于50%，說明銀行家認定宏觀經濟活動正處于衰退之中。考慮到各個指數的臨界值存在差異，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除以50%再減去1，企業家信心變量（biz）等于企業家信心指數除以100%再減去1。經過處理之后，所有數據都全部轉換為小數形式，如圖1所示。

（二）模型的參數估計

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”的原假設，所以dyt、bankt、bizt是平穩的時間序列。

如表2所示，當最大滯后階數p分別等于1和2時，VAR模型的SC和AIC數值也分別達到最小，而相應的對數似然值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。根據易丹輝（2002）介紹的LR檢驗方法，筆者可以在1%顯著水平拒絕“最大滯后階數為1”的原假設，VAR模型（即式1）的最大滯后階數p應等于2[12]。

表3是VAR模型的回歸結果。如圖2所示，由于被估計的VAR模型所有特征根的模的倒數都小于1（即落在單位圓之內），VAR模型是穩定的，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）等分析結果。

（三）回歸結果的分析

1.如圖3所示，經濟增長率波動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成為制約經濟增長率進一步提高的因素。雖然εbank，t發揮著提高經濟增長率的作用，但作用力逐漸減弱，在第七期轉變為抑制經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，雖然企業家信心對經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，宏觀經濟政策不能僅僅刺激企業家信心，還應增強銀行家信心。否則，那些被宏觀經濟政策激發出來的企業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的問題時，企業（尤其是中小企業）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經營困難。

2.如圖5所示，銀行家信心的改變主要依靠自我調整實現，需要花費較長時間，而且受到經濟增長波動和企業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，并在第九期轉變為負值，成為削弱銀行家信心的因素。企業家信心擾動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，數值約為-0.0775。可見，非預期的企業家信心擾動極有可能被大多數銀行家解讀為市場風險之一，結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變為負值，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家信心調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，短期內不容易受到非預期的經濟增長率波動以及企業家沖動的干擾。

3.如圖7所示，自我調整是企業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，非預期的經濟增長率波動對企業家信心的影響力較弱。企業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在第六期一度轉變為削弱企業家信心的因素，而且抑制作用在第8期達到最強，數值約為-0.0196。此時，企業家信心可能出現過度調整的情況，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在第十一期轉變為抑制企業家信心的因素。非預期的經濟增長率波動εdy，t對企業家信心的影響幾乎與銀行家信心沖擊對企業家信心的影響同步，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%。從宏觀調控政策的角度來看，企業家信心調整呈現出明顯的剛性，短期內不容易受到非預期的經濟增長率和銀行家信心等沖擊的干擾。

四、結論

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、企業家信心與經濟增長率波動之間以非對稱的方式相互影響。非預期的企業家信心與銀行家信心變動能夠加劇經濟增長率波動，兩者的影響力加在一起，可以解釋經濟增長率波動當中大約50%的預測誤差。相反地，經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，擴張性的宏觀經濟政策既要激勵企業家信心，也要增強銀行家信心，市場信心管理應成為宏觀調控的重要內容和手段之一。

第二，非預期的銀行家信心與企業家信心變動顯著影響經濟增長率波動的時間通常只能持續6～8個季度。在此之后，他們對經濟增長率波動的影響力已經變得很弱。所以通過激勵銀行家信心與企業家信心以促進經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性與可持續性。尤其是一次性的、非預期的企業家信心擾動極有可能被銀行家解讀為市場風險之一，結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家信心預測誤差的10%，而非預期的企業家信心變動則可以解釋銀行家信心預測誤差的15%。

第四，信心調整具有剛性。銀行家信心與企業家信心的變動主要依靠自我調整來實現，而且一次性沖擊的衰減速度比較慢，顯著影響的持續時間大約為8～12個季度。與非預期的企業家信心變動相比較，非預期的銀行家信心變動的衰減速度更快一些。特別是當宏觀經濟政策同時激勵了銀行家與企業家信心時，這種不同步的變化可能會增大宏觀調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家信心變動的影響仍在繼續。在這時間差里，企業資金需求可能難以得到滿足，進而引發產出、就業等其他問題。

（責任編輯：陳薇）

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