银行家和企业家信心与经济增长率波动

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摘 要：银行家和企业家信心与经济增长率波动之间以非对称的方式相互影响，非预期的企业家与银行家信心变动能够加剧经济增长率波动，经济增长率波动仅稍微影响企业家和银行家信心，市场信心管理应成为宏观调控的重要内容和手段之一。激励银行家与企业家信心的政策既要讲究政策力度，又要注重政策的连续性与可持续性；因信心调整具有刚性及银行家信心的衰减速度快于企业家信心，同时激励银行家与企业家信心的宏观调控政策效果具有不确定性。

关键词：信心指数；经济增长率；非预期冲击

中图分类号：F831.7 文献标识码：A 文章编号：1003-9031（2013）03-0010-05 DOI：10.3969/j.issn.1003-9031.2013.03.02 一、引言

2008年的国际金融危机使得国内宏观经济出现了短暂的波动，2008―2009年经济增长速度分别比2007年下降4.6和5个百分点。由于海外需求骤减，许多外向型中小企业的日常经营面临困难，导致返乡农民工人数增加，就业压力增大。2010年以后，国际金融危机的后续影响还在继续，国际国内宏观经济依然存在诸多的不确定性，处于东部沿海较发达地区的一部分企业因为资金链断裂而被迫关闭。市场情绪逐渐扩散，银行家与企业家的信心指数都略有下降。

从理论上讲，银行家与企业家信心能够分别影响金融市场的供给与需求，并引起社会资源再分配。在这一过程当中，不仅市场利率、货币与实物资产之间的配置比率出现调整，而且未来收益现值、风险资产的在险价值（value at risk）、实物资产的重置价值等经济决策因素都会发生变化，并最终通过企业是否实施固定资产投资与更新等决策，大规模地改变社会生产的物质技术条件，影响宏观经济增长率的长期趋势及短期波动。

二、文献综述

信心的本质是一种情绪化的心理预期。随着行为经济学的兴起和发展，越来越多的学者支持市场信心影响经济波动的观点。首先，市场信心往往是非理性的，是造成宏观经济波动的重要原因之一。凯恩斯（1936）指出，人类本性的特点（例如动物精神）会引发经济的不稳定，企业家情绪对于未来投资的多寡具有重要影响。过度乐观导致过多投资，形成繁荣。一旦这种过度乐观情绪所造成的错误被觉察之后，又迅速转变成不合理的过度悲观情绪，并导致资本边际效率的突然断崖，经济活动由此进入萧条阶段[1]。Farmer和Guo（1994）将投资者动物精神视为经济波动的重要原因[2]。在Akerlof和Shiller（2009）看来，自信心暗示人们的决策有可能不再是理性的，并通过所谓的信心乘数（confidence multiplier）多倍地放大宏观经济波动[3]。

其次，市场信心具备自我实现和顺周期的特征。Chauvet和Guo（2003）、Harrison和Weder（2006）认为，自我实现的悲观情绪使得美国在1929―1932年、1937―1938年、1969―1970年、1973―1975年以及1981―1982年陷入经济衰退[4-5]。Taylor和McNabb（2007）的实证结果表明，信心指数往往具有顺周期性。它可以较好地预测英国、法国、意大利及荷兰等主要欧洲国家国内生产总值的周期性变动趋势[6]。陈彦斌和唐诗磊（2009）运用格兰杰因果关系检验和线性回归模型分析，发现企业家信心能够影响国内的宏观经济波动。他们参照Harrison和Weder（2006）等的做法将企业家信心分解为基本面信心与动物精神。其中，动物精神对经济增长、通货膨胀和利率都有显著的短期影响，符合总需求冲击的特征[7]。

第三，诱发公众信心变化的深层次原因往往是宏观经济基本面的调整。除了公允价值可能表现出顺周期特征，银行信贷与资产价格也具有顺周期性[8-9]。黄荣哲和农丽娜（2010）提出金融稳定反馈环的作用机制，包括金融稳定政策在内的一部分宏观调控政策有时也会助长金融市场的过度投机心理[10]。张荣武等（2011）在经济周期背景下研究投资者心理偏差，并认为经济周期能够引发投资者的心理偏差，进而出现行为偏差。在经济周期的不同阶段，投资者心理偏差会呈现出不同的态势[11]。

综上所述，市场信心与宏观经济波动互为因果。笔者认为，VAR模型比较适合研究此类问题。所以笔者将以银行家信心指数、企业家信心指数以及经济增长率波动之间的动态联系为例，借助VAR模型着重研究市场信心的非对称传递及其对宏观调控政策的影响。

三、实证分析

（一）模型设计与数据采集

依据文献综述，笔者首先假设银行家信心（bank）、企业家信心（biz）以及经济增长率波动（dy）之间存在反馈效应，如式1所示。A1，…，Ap等都是3行乘3列的待估参数矩阵，c1、c2、c3为常数项。

2004年第1季度至2012年第2季度银行家信心指数、企业家信心指数以及GDP同比增长率等统计资料来源于新浪财经（http：//.cn）。其中，GDP同比增长率记为y，而GDP增长率波动（即y的一阶差分）记为dy。企业家信心指数以100%为临界值，范围介于0～200%之间。企业家信心指数高于100%，表明企业家投资信心较强；企业家信心指数指数低于100，表明企业家投资信心较弱。银行家信心指数以50%为临界值，范围处于0～100%之间。银行家信心指数大于50%，反映出银行家眼中的宏观经济活动属于扩张性；银行家信心指数小于50%，说明银行家认定宏观经济活动正处于衰退之中。考虑到各个指数的临界值存在差异，不便于直观地进行比较，于是笔者令信心变量等于信心指数除以各自的临界值再减去1。例如，银行家信心变量（bank）等于银行家信心指数除以50%再减去1，企业家信心变量（biz）等于企业家信心指数除以100%再减去1。经过处理之后，所有数据都全部转换为小数形式，如图1所示。

（二）模型的参数估计

由表1可知，无论是1%、5%还是10%显著水平，笔者都无法拒绝“时间序列平稳”的原假设，所以dyt、bankt、bizt是平稳的时间序列。

如表2所示，当最大滞后阶数p分别等于1和2时，VAR模型的SC和AIC数值也分别达到最小，而相应的对数似然值Logl分别等于153.3330和160.9688。仅凭借SC和AIC准则难以确定VAR模型的最大滞后阶数。根据易丹辉（2002）介绍的LR检验方法，笔者可以在1%显著水平拒绝“最大滞后阶数为1”的原假设，VAR模型（即式1）的最大滞后阶数p应等于2[12]。

表3是VAR模型的回归结果。如图2所示，由于被估计的VAR模型所有特征根的模的倒数都小于1（即落在单位圆之内），VAR模型是稳定的，所以笔者可以信赖基于这个VAR模型的脉冲响应（impulse response）和方差分解（variance decomposition）等分析结果。

（三）回归结果的分析

1.如图3所示，经济增长率波动dy在第一期对自身扰动εdy，t的反应最强烈，dy提高约0.0089，而对源于银行家或者企业家信心的扰动εbank，t、εbiz，t并未做出任何反应。直至第二期，εbank，t、εbiz，t的影响力才出现了较为明显的上升，分别达到0.0045和0.0050，并超过了影响力迅速下降至-0.0002的εdy，t。从第三期开始，εdy，t与εbiz，t成为制约经济增长率进一步提高的因素。虽然εbank，t发挥着提高经济增长率的作用，但作用力逐渐减弱，在第七期转变为抑制经济增长率上升的因素。对于银行家信心施加一次性的激励措施，其作用于经济增长率的影响力最多大约只能维持6个季度。如图4所示，εdy，t的影响力衰减较快，但由于最初产生的影响力较大，它对dy预测误差的贡献度仍然高达50%左右。相比之下，εbank，t、εbiz，t对dy预测误差的贡献度分别只有大约14%和36%。从整体来看，虽然企业家信心对经济增长率波动的影响力大于银行家信心的影响，但后者的影响仍是不可忽视的因素。因此，在国际金融危机以及后危机时期，宏观经济政策不能仅仅刺激企业家信心，还应增强银行家信心。否则，那些被宏观经济政策激发出来的企业资金需求无法得到充分满足，尤其是面临资金供给不可持续的问题时，企业（尤其是中小企业）前一阶段的投资项目将被迫中止，已投入的资金无法收回，从而由于资金链条中断导致企业经营困难。

2.如图5所示，银行家信心的改变主要依靠自我调整实现，需要花费较长时间，而且受到经济增长波动和企业家信心的影响相对较小。银行家信心bank在第一期和第二期对自身扰动εbank，t的反应相当强烈。影响力随后逐渐衰减，并在第九期转变为负值，成为削弱银行家信心的因素。企业家信心扰动εbiz，t在第一期没有能够激励银行家信心，在第二期的激励作用也非常有限。从第三期开始，εbiz，t成为抑制银行家信心的因素，在第四期达到最强，数值约为-0.0775。可见，非预期的企业家信心扰动极有可能被大多数银行家解读为市场风险之一，结果不仅没有激励反而还抑制了银行家信心的提升。直到第十期，银行家认定由于企业家信心改变而引致的市场风险较小，εbiz，t才又重新成为激励银行家信心的因素。所以旨在通过增强企业家信心激励银行家信心的政策难以取得立竿见影的效果，而必须花费较长的时间。经济增长率波动dy的扰动项εdy，t最初也能够令bank增加约0.0188，但这种影响力仅仅过去一个季度之后就转变为负值，成为抑制银行家信心的因素。如图6所示，εbank，t对bank预测误差的贡献度高达82%左右，而εdy，t、εbiz，t对bank预测误差的贡献度分别只有大约3%和15%。非预期的经济增长率波动对于激励银行家信心的作用非常有限，甚至明显弱于非预期的企业家信心调整对银行家信心的刺激作用。从整体来看，银行家是比较谨慎的，短期内不容易受到非预期的经济增长率波动以及企业家冲动的干扰。

3.如图7所示，自我调整是企业家信心变动的主要力量，且需要耗费较长时间。与银行家信心冲击相比较，非预期的经济增长率波动对企业家信心的影响力较弱。企业家信心在最初两期对自身冲击εbiz，t的反应最强烈，biz分别提升0.0630和0.0715。随后，εbiz，t的影响力振荡衰减至零。其中，εbiz，t在第六期一度转变为削弱企业家信心的因素，而且抑制作用在第8期达到最强，数值约为-0.0196。此时，企业家信心可能出现过度调整的情况，需要回归正常水平。尽管εbiz，t在第十二期又重新成为激励企业家信心的因素，但这种激励作用已较弱。非预期的银行家信心在第一期对企业家信心的激励作用最强，使得biz提高大约0.0238。然后，εbank，t在第十一期转变为抑制企业家信心的因素。非预期的经济增长率波动εdy，t对企业家信心的影响几乎与银行家信心冲击对企业家信心的影响同步，只是前者的影响力相对较小。如图8所示，εbiz，t对biz预测误差的贡献度高达84%，而εbank，t、εdy，t对biz预测误差的贡献度分别只有10%和6%。从宏观调控政策的角度来看，企业家信心调整呈现出明显的刚性，短期内不容易受到非预期的经济增长率和银行家信心等冲击的干扰。

四、结论

笔者将VAR模型的分析简单地归纳为以下几点：

第一，银行家信心、企业家信心与经济增长率波动之间以非对称的方式相互影响。非预期的企业家信心与银行家信心变动能够加剧经济增长率波动，两者的影响力加在一起，可以解释经济增长率波动当中大约50%的预测误差。相反地，经济增长率波动仅仅能够解释银行家信心预测误差的3%，以及企业家信心预测误差的6%，解释能力合计不足10%。因此，扩张性的宏观经济政策既要激励企业家信心，也要增强银行家信心，市场信心管理应成为宏观调控的重要内容和手段之一。

第二，非预期的银行家信心与企业家信心变动显著影响经济增长率波动的时间通常只能持续6～8个季度。在此之后，他们对经济增长率波动的影响力已经变得很弱。所以通过激励银行家信心与企业家信心以促进经济增长的政策不仅要讲究足够的政策力度，而且还需要注重扩张性政策的连续性与可持续性。尤其是一次性的、非预期的企业家信心扰动极有可能被银行家解读为市场风险之一，结果不仅没有激励反而还抑制了银行家信心的提升。

第三，银行家信心与企业家信心之间也是以非对称的方式进行传导，后者对前者的影响力相对更强一些，然而这种非对称性并不十分明显。非预期的银行家信心变动能够解释企业家信心预测误差的10%，而非预期的企业家信心变动则可以解释银行家信心预测误差的15%。

第四，信心调整具有刚性。银行家信心与企业家信心的变动主要依靠自我调整来实现，而且一次性冲击的衰减速度比较慢，显著影响的持续时间大约为8～12个季度。与非预期的企业家信心变动相比较，非预期的银行家信心变动的衰减速度更快一些。特别是当宏观经济政策同时激励了银行家与企业家信心时，这种不同步的变化可能会增大宏观调控政策效果的不确定性。因为当非预期的银行家信心变动衰减殆尽时，信贷市场上必然有所反应，而此时非预期的企业家信心变动的影响仍在继续。在这时间差里，企业资金需求可能难以得到满足，进而引发产出、就业等其他问题。

参考文献：

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[2]Farmer R，J.T.Guo.Real Business Cycles and the Animal

Spirits Hypothesis[J].Journal of Economic Theory，1994，63（1）：42-72.

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