虚拟经济发展对中国经济可持续发展的影响研究

徐凤菊+张怀进+于泳波+杜运潮

摘要：在虚拟经济快速发展背景下，本文利用EVIEWS6.0对我国虚拟经济和经济可持续发展进行研究。在时间序列分析基础上，本文通过单整检验、协整检验、格兰杰因果检验、VAR模型、脉冲函数和方差分解等过程分析得到以下结论：我国经济可持续发展与虚拟经济存在协整关系。长期均衡回归结果表明了当虚拟经济增加1%时，我国国内生产总值平均增长1.515%；在1%显著性水平上，虚拟经济的自然对数与我国经济可持续发展的自然对数具有双向的格兰杰因果关系，即是相互影响的；脉冲函数和方差分解均证实了虚拟经济对我国经济可持续发展的正影响作用大于我国经济可持续发展对虚拟经济的正反馈作用。

关键词：虚拟经济；中国经济可持续发展；均衡关系

一、引言

随着经济全球化和信息化影响的不断深入，在世界范围内，虚拟经济的规模已经超过实体经济。当代国际经济关系发生了由实体经济的“物质关系”到虚拟经济的“价值关系”的根本变化。国际经济关系的核心不再是以贸易和实际投资这种物质关系为主导，而是以虚拟资产流动这种价值关系为导向的虚拟经济的全球化。虚拟经济所带来的巨大的货币流通量和货币流通速度，势必会极大地促进我国经济的可持续发展。但是，虚拟经济的发展却同样带来了实体经济的萎靡，资产价格的波动，以及金融危机的频繁爆发，这又为虚拟经济对我国经济的可持续发展的影响打上了一个问号。

为了进一步阐述我国当前虚拟经济发展现状，本文利用上证综合指数作为虚拟经济的代表指标（SCI）（曹源芳，2008），GDP作为我国经济可持续发展状况的代表指标，通过数据搜集和统计，将GDP和SCI用HP滤波去除季节波动性因素后，利用其趋势序列得到其环比增长率如下图1。

由图l可知，在最近二十年的发展中，我国国民生产总值的环比增长率几乎稳点在10%以下，而虚拟经济代表指标上证综合指数的环比增长率几乎维持在30%以上，虚拟经济的增长速度是惊人的。并且从2012年到2014年的趋势可以看出，虚拟经济增长速度仍然在不断加快。此外，我们再以货币投放总量M2作为虚拟经济的代表指标（刘金全，2004；仲崇文，2011），对2008年3月份至25015年6月份的货币投放总量M2的同比增长率做如下柱状图。由图2可知，近年来货币投放总量M2的同比增长率维持在10%-15%，随着基数规模的不断加大增速较前期有放缓趋势，但仍保持10%以上的速度快速发展。

从以下虚拟经济发展现状来看，研究快速发展的虚拟经济对我国经济的可持续发展影响作用具有重要的理论现实意义。近年来，东西方学者对虚拟经济的发展的研究不断深入，但是一直没有得到一致的结论。本文拟通过对我国虚拟经济发展的研究，利用理论结合实际的方法探究虚拟经济的发展对我国经济的可持续发展的影响作用，研究成果可以为我国虚拟经济发展以及我国经济可持续发展政策制定提供参考。

二、文献综述

一般认为，虚拟经济的概念由马克思提出的虚拟资本衍生而来。刘骏民（1998，2004，2011）最早将虚拟经济的概念分为广义和狭义两种，广义虚拟经济是除物质生产活动及其有关的一切劳务以外的所有的经济活动，包括体育、文艺、银行、保险、其他金融机构的活动、房地产（除去建筑业）、教育、广告业等等。狭义的虚拟经济仅指所有的金融活动和房地产业。之后的学者大多是在此基础上进行的补充或解释（成思危，2003；李晓西、杨琳，2000等）。

从国内外相关文献的研究结果可以看出，国内外学者关于虚拟经济对我国经济可持续发展影响的研究较少。国内学者对虚拟经济的研究主要集中在探索虚拟经济与实体经济关系方面。研究的结论两级分化较严重，一部分学者认为虚拟经济和实体经济是相对独立的两个经济范畴，二者之间是相互依存、相互制约的关系，二者相互会产生“溢出效应”（李晓西、杨琳，2000；吴德礼，2009）；另一部分学者则认为虚拟经济与实体经济是相互偏离的关系，股票市场与实体经济发展的非均衡性比较突出（刘骏民、伍超明，2003，2004；刘金全，2004；王爱俭等，2007；曹源芳，2008；张晓朴等，2014；刘洋，2015）。

而国外关于虚拟经济的研究主要集中在货币金融与实际产出、金融体系与实体经济关系以及相互影响等方面。早期的国外学者已经利用统计方法证明了金融创新、金融发展与经济增长之间存在着确定的因果关系（John Gurley、Goldsmiths，1969；Edward S.Shaw，1960）King、Levine，1993；Susman，1993；Stiglitz，1997）Kapur，1998）。明确提出“虚拟经济”就是促进经济增长的内生要素，并且学者们通过理论和实证研究相结合的方法证明了金融危机、货币危机，以及泡沫经济的产生是虚拟经济偏离实体经济，且虚拟经济监管不力而导致的道德风险、金融脆弱性或过度投资行为等综合形成的（Krugman，1979；Mickinnon、Pill，1996，1998；Crochane，2005，2006；Fredj，2014 Hsu，2011）。

从国内外相关文献的研究结果可以看出，国内外学者关于虚拟经济对我国经济可持续发展影响的研究较少，但是已经有较多学者针对虚拟经济与实体经济关系进行了系统性的研究。本文认为实体经济的发展是我国经济可持续发展的重要组成部分。本文拟在相关学者研究基础之上，通过计量经济学方法对虚拟经濟进行研究，深入剖析虚拟经济对我国经济可持续发展的影响作用机理，所得结论将极大地丰富虚拟经济理论的研究内涵，对指导我国虚拟经济与经济可持续发展具有重要的意义。

三、实证分析

（一）数据样本的来源和选择

近年来，随着我国市场化和国际化进程的加快，虚拟经济在我国经济可持续发展中起着重要的作用。为深入研究虚拟经济发展和我国经济可持续发展的关系及其影响作用机制，结合相关学者理论及实证研究成果，本文以国内生产总值（GDP）作为中国经济可持续发展的代理变量（国家统计局统计科学研究所、中国21世纪议程管理中心课题组提出的可持续发展指标体系中以国内生产总值GDP作为衡量经济可持续发展的综合指标），以上证综合指数为虚拟经济的代理变量（曹源芳，2008等）。由于考虑到GDP以季度为单位公布，本文数据选取1991年至2014年季度数据，其中，为保证数据平稳性，上证综合指数选取的是每季度最后一个交易日的收盘价。最终本文实证分析样本数量为96。上证综合指数数据来源于锐思数据库整理，GDP数据来源于中国统计年鉴整理。很明显，数据样本为时间序列数据，为消除异方差的影响，所有变量均取实际值的自然对数形式。其中，LGDP代表国内生产总值的自然对数，LSCI代表上证综合指数的自然对数。endprint

（二）单位根检验

为探究虚拟经济对我国经济可持续发展的长期均衡关系，需要对相关变量做平稳性检验。本文采用ADF检验法对样本数据进行平稳性检验，单位根检验可以较好的判断时间序列平稳性，结果如下表1。

从表l检测结果看，经济可持续发展（LGDP）和虚拟经济（LSCI）均是非平稳的，对LGDP和LSCI的一阶差分做单位根检验，其结果如下表，知差分序列dLGDP与dLSCI均在1%显著水平上平稳，所以可以判定，原序列LGDP和LSCI是一阶单整序列。

（三）协整检验

由于LGDP与LSCI均为一阶单整序列，则可能存在协整关系。通过对LGDP和LSCI做OLS回归，可以得到表2结果，

由表2回归结果可知，变量回归系数在1%显著水平上通过t检验，R2=0.568，DW=1.296，很有可能存在自相关。下面利用LM检验来确定和消除自相关问题。

如表3所示，LM检验结果，NR2的p值为0。滞后变量一、四、五、六、八、十分别在1%和5%水平上显著，方程存在一、四、五、六、八、十阶自相关。本文通过添加AR项来消除自相关，回归结果如表4。

结果显示，模型拟合优度较高R2=0.9，各变量回归系数均在1%或5%显著水平上通过t检验。回归结果经过LM二次检验已经不存在自相关。输出模型结果得到我国经济可持续发展与虚拟经济的长期均衡关系表达式：

LGDP=1.515*LSCI

通过对模型回归结果计算残差项序列e，对其进行ADF检验，得到如表5，残差序列检验结果。

从上表结果看，可知残差项是平稳的。因此，LGDP与LSCI存在协整关系。表中的回归结果及长期均衡表达式表明了虚拟经济对我国经济可持续发展具有正的影响作用，并且当虚拟经济增加1%时，我国国内生产总值平均增长1.515%，这个影响作用是非常大的。

（四）格兰杰因果关系检验

为了继续探究虚拟经济对我国经济可持续发展的影响作用，我们通过格兰杰因果检验来检测二者之间的因果关系。在进行Granger Causality之前，我们需要确定适当的滞后长度，下面利用VAR模型滞后长度选择准则加以确定，得到结果如表6。

由VARN型滞后期结果可知，滞后六期时，LR、FPE、AIC、SC、HQ准则均标出“*”，即五个指标都表明建立VAR（6）模型比较合理，因此滞后期长度应选择滞后6期。在确定滞后期基础上，通过evicws中Granger Causality功能给出了下表7的格兰杰因果关系检验结果。

由表7結合AIC准则可以看出，滞后六阶的格兰杰检验模型具有最小的AIC，我们可以判断：在1%显著性水平上，虚拟经济的自然对数与我国经济可持续发展的自然对数具有双向的格兰杰因果关系，即是相互影响的。

（五）脉冲函数

由图3所示，我国经济可持续发展对虚拟经济的一个标准差新息逐渐有较大反应，在第4期达到最大值0.176，以后逐渐减少到第40期趋于0。由图4所示，虚拟经济对我国经济可持续发展的一个标准差新息的反应比我国经济可持续发展对虚拟经济的一个标准差新息的反应要小，其反应过程在第4期达到最大值0.055，之后在40期趋于0。

（六）方差分解

为了描述新息冲击在变量变化中的相对重要性，对上述模型进行方差分解。下图分别为我国经济可持续发展与虚拟经济的方差分解图。

由图5可以看出，在接受冲击的第1期，我国经济可持续发展的波动100%来自于自身引起，在第15期时趋于平稳，来自自身的误差贡献度为76%，而来自虚拟经济的误差贡献度为24%。图6虚拟经济的方差分解给出了几乎相同的趋势，也是在第15期趋于平稳，不同的是在平稳期虚拟经济来自自身的误差贡献度为86%，而来自我国经济可持续发展的误差贡献度为14%。由误差分解结果也可以看出虚拟经济对我国经济可持续发展的正影响作用大于我国经济可持续发展对虚拟经济的正影响作用。

四、结论及建议

本文通过对我国经济可持续发展和虚拟经济发展的研究，选取1991年至2014年共96个季度数据，利用EVIEWS对代理变量国内生产总值（GDP）和上证综合指数（scI）做时间序列分析得出以下结论：从协整检验的结果可以得到残差项平稳的结论。因此，我国经济可持续发展（LGDP）与虚拟经济（LSCI）存在协整关系。回归结果表明了当虚拟经济增加1%时，我国国内生产总值平均增长1.515%，这个影响作用是相当大的。从格兰杰因果检验检验结果可以看出，在滞后六阶的格兰杰检验模型具有最小的AIC，我们可以判断：在1%显著性水平上，虚拟经济的自然对数与我国经济可持续发展的自然对数具有双向的格兰杰因果关系，即是相互影响的。通过脉冲函数测试，得出我国经济可持续发展对虚拟经济的一个标准差新息逐渐有较大反应，在第4期达到最大值0.176，以后逐渐减少到第40期趋于0。相较而言，虚拟经济对我国经济可持续发展的一个标准差新息的反应较小，其反应过程在第4期达到最大值0.055，之后在40期趋于0。所以，我们可以给出虚拟经济对我国经济可持续发展的正影响作用是明显的，并且其影响作用要大于我国经济可持续发展的正反馈作用。为进一步探究二者影响程度的具体情况，本文对模型进行了方差分解，得出了我国经济可持续发展与虚拟经济的相互正作用效果作用时间都较长，均在第15期左右时趋于平稳。平稳时，对我国经济可持续发展的方差分解结果来自自身的误差贡献度为76%，而来自虚拟经济的误差贡献度为24%；对虚拟经济的方差分解结果为来自自身的误差贡献度为86%，而来自我国经济可持续发展的误差贡献度为14%。所以，由方差分解结果也可以看出虚拟经济对我国经济可持续发展的正影响作用大于我国经济可持续发展对虚拟经济的正影响作用。

在当下虚拟经济如火如荼的发展中，本文的研究结论无论是对于近年多发的金融危机的防范，还是正在不断深入的我国国有企业混合所有制改革都有着重要的指导借鉴意义。首先，在虚拟经济与金融危机方面。虚拟经济是一把双刃剑，既能够促进实体经济发展，又可能导致流动性膨胀，引发金融危机。因此，要大力挖掘虚拟经济服务功能，同时要加强虚拟经济的风险防范，以便更好地促进我国经济建设。此外，从实证分析的结果可知虚拟经济与我国经济可持续发展的相互正影响作用，所以在风险控制基础上，大力发展虚拟经济将有效地促进我国经济的快速发展。其次，在虚拟经济与国企混合所有制改革方面。混合所有制改革的目的就是利用虚拟经济的活力来带动国有企业的发展。混合所有制这一重要决策正是虚拟经济与经济可持续发展相互影响促进作用的有力实践。最后，虚拟经济的发展离不开我国市场经济的更进一步的深化改革，完善证券资本市场，深化利率市场化，加快外汇市场改革，促进汇率市场化等。endprint