王元月 李昭君

（中國海洋大學經(jīng)濟學院 山東青島 266100）

一、引言

自1997年東南亞金融危機發(fā)生之后，我國對虛擬經(jīng)濟與實體經(jīng)濟之間關(guān)系的研究也日漸增多，我國學者對虛擬經(jīng)濟的研究呈現(xiàn)蓬勃發(fā)展的態(tài)勢，虛擬經(jīng)濟也已經(jīng)在國民經(jīng)濟中占有舉足輕重的地位。在經(jīng)濟運行中，實體經(jīng)濟包括物質(zhì)的、精神的產(chǎn)品和服務的生產(chǎn)、流通等經(jīng)濟活動，包括農(nóng)業(yè)、工業(yè)、交通通信業(yè)、商業(yè)服務業(yè)、運輸業(yè)、文化產(chǎn)業(yè)等物質(zhì)生產(chǎn)和服務部門，也包括教育、文化等精神產(chǎn)品的生產(chǎn)和服務部門；而虛擬經(jīng)濟概念則是從虛擬資本衍生而來的，簡單說來，虛擬經(jīng)濟就是從具有信用關(guān)系的虛擬資本衍生出來并且隨著信用經(jīng)濟的高度發(fā)展而發(fā)展。在我國經(jīng)濟體系中，虛擬經(jīng)濟主要指金融行業(yè)，包括股票、債券、基金等資本市場。實體經(jīng)濟是虛擬經(jīng)濟產(chǎn)生和發(fā)展的基礎(chǔ)，虛擬經(jīng)濟同時對實體經(jīng)濟的發(fā)展具有反作用。虛擬經(jīng)濟的過慢或超前發(fā)展都會對實體經(jīng)濟產(chǎn)生不利的影響。據(jù)王愛儉、陳杰（2006）年相關(guān)統(tǒng)計顯示，2004年中國虛擬經(jīng)濟交易額在25萬億元人民幣以上，而當年的GDP約為13.65億元人民幣[1]。截止2014年，我國虛擬經(jīng)濟交易額超過460萬億元人民幣，而GDP只有63.6億元人民幣。相比而言，以國內(nèi)生產(chǎn)總值為代表的實體經(jīng)濟總量呈現(xiàn)緩慢增長態(tài)勢。虛擬經(jīng)濟快速發(fā)展的同時也使得我們反思虛擬經(jīng)濟的發(fā)展速度和規(guī)模是否適當，虛擬經(jīng)濟的發(fā)展是否會為我國實體經(jīng)濟發(fā)展服務。

我國現(xiàn)有對于虛擬經(jīng)濟的研究，主要集中在虛擬經(jīng)濟對實體經(jīng)濟的影響和虛擬經(jīng)濟與實體經(jīng)濟之間協(xié)調(diào)發(fā)展的研究：袁國敏、王亞鴿、王阿楠（2008）[2]等首先運用灰色關(guān)聯(lián)度模型對我國虛擬經(jīng)濟與實體經(jīng)濟之間的協(xié)調(diào)度進行測算并對測算結(jié)果與股市的發(fā)展之間的關(guān)系進行了相應的解釋。目前很少有人涉及虛擬經(jīng)濟與實體經(jīng)濟的協(xié)調(diào)發(fā)展與投資效率之間關(guān)系的研究。

本文首先運用灰色關(guān)聯(lián)度模型，對我國2000年至2014年間虛擬經(jīng)濟與實體經(jīng)濟發(fā)展的耦合協(xié)調(diào)度進行定量與定性的測算，然后運用VAR模型，對虛擬經(jīng)濟與實體經(jīng)濟間的耦合協(xié)調(diào)度與行業(yè)間投資效率之間的關(guān)系進行實證分析。結(jié)果顯示，我國虛擬經(jīng)濟與實體經(jīng)濟之間的發(fā)展未出現(xiàn)背離現(xiàn)象，并且虛擬經(jīng)濟與實體經(jīng)濟之間的耦合協(xié)調(diào)度與行業(yè)的投資效率之間具有較強的關(guān)聯(lián)性。這就為研究我國虛擬經(jīng)濟與實體經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展與投資效率之間的關(guān)系提供了強有力的證據(jù)。

二、理論分析

本文所界定的虛擬經(jīng)濟是指以貨幣的出現(xiàn)和信用的發(fā)展為前提，以銀行、資本市場等現(xiàn)代金融服務業(yè)為核心，以金融系統(tǒng)和金融衍生工具為依托進行的循環(huán)經(jīng)濟活動，通過相關(guān)的金融創(chuàng)新而使得資本脫離傳統(tǒng)實體經(jīng)濟而形成的一種新型的經(jīng)濟形式。

（一） 虛擬經(jīng)濟與實體經(jīng)濟間關(guān)系研究文獻綜述

1.國外研究現(xiàn)狀

在國外，虛擬經(jīng)濟一詞是從馬克思的著作《資本論》中虛擬資本一詞演化而來。他認為虛擬資本作為借貸資本的特殊的轉(zhuǎn)化形式，是以債券、股票等有價證券的形式存在的，其本身并不具有價值，但是卻可以給持有者帶來收益。對于虛擬經(jīng)濟的研究，最具代表性的當屬美國經(jīng)濟學家Raymond. W.Goldsmith（1969）[3]編寫的《金融結(jié)構(gòu)與金融發(fā)展》一書，該書分析了具有代表性的35個國家在100年間的國民生產(chǎn)總值的增長和金融部門的發(fā)展之間的關(guān)系，對金融結(jié)構(gòu)和金融發(fā)展進行了橫向和縱向的比較研究，他詳細地描述了金融資產(chǎn)與實物資產(chǎn)的概念，而他在其中提出的金融相關(guān)比率更是被之后的許多經(jīng)濟學家和金融學家所引用。金融相關(guān)率（FIR）是指一時期一國的金融資產(chǎn)總量與實體經(jīng)濟活動總量的比值?，F(xiàn)如今學者常用FIR衡量一國金融的發(fā)展水平，不少文章中也將FIR作為衡量虛擬經(jīng)濟發(fā)展的重要指標。Fama（1990）[4]通過對美國34年的股票回報率進行統(tǒng)計分析，結(jié)果顯示股票收益率能顯著解釋未來的實體經(jīng)濟活動，兩者之間有較高的相關(guān)性；Atje、Jovanovic（1993）[5]對于股票市場和經(jīng)濟增長的關(guān)系進行了實證研究，結(jié)果證明：股票市場的發(fā)展具有增長效應和水平效應。同時，該研究也發(fā)現(xiàn)，股票市場對GDP也有一定的影響作用；而 King 和 Levine（1993）[6][7]、Demirguc-Kunt（1996）和 Levine（1996）[8][9]等則從金融部門發(fā)展和經(jīng)濟增長的因果關(guān)系方面進行了研究。

2.國內(nèi)研究現(xiàn)狀

自1997年虛擬經(jīng)濟概念在我國提出之后，國內(nèi)學者對虛擬經(jīng)濟研究主要集中在虛擬經(jīng)濟與實體經(jīng)濟的關(guān)系及兩者之間的協(xié)調(diào)發(fā)展度上。成思危（2003）[10]從虛擬經(jīng)濟的定義、發(fā)展階段、特征等方面進行了詳細的論述；林兆木、張昌彩（2001）[11]對虛擬經(jīng)濟對實體經(jīng)濟的利弊兩個方面進行了分析總結(jié)；周瑩瑩（2010，2014）[12][13]則在其之前研究的基礎(chǔ)上，全方面地對虛擬經(jīng)濟與實體經(jīng)濟之間的關(guān)系進行了更深一步的研究；李曉西、楊琳（2000）[14]初步研究了泡沫經(jīng)濟產(chǎn)生的原因、虛擬經(jīng)濟與實體經(jīng)濟之間的關(guān)系以及泡沫經(jīng)濟對實體經(jīng)濟的影響；成思危（2003）[15]系統(tǒng)全面地對虛擬經(jīng)濟進行了初步的研究與解釋，對虛擬經(jīng)濟的發(fā)展情況進行了初步的探究，并且對虛擬經(jīng)濟發(fā)展階段和特征進行了定義，對我國虛擬經(jīng)濟的研究有舉足輕重的作用；成思危（2008）[16]再次對虛擬經(jīng)濟的產(chǎn)生與發(fā)展進行了系統(tǒng)地解釋，同時還對虛擬經(jīng)濟的研究方法進行了簡單的概括，為之后的研究指明了方向。在研究方法上，主要是應用多種方法對虛擬經(jīng)濟與實體經(jīng)濟之間的協(xié)調(diào)度進行測算，并提出發(fā)展的建議和意見。而對于虛擬經(jīng)濟與實體經(jīng)濟之間耦合度研究較為全面的則是周瑩瑩（2011）[17]，她在之前學者研究的基礎(chǔ)上不僅對虛擬經(jīng)濟與實體經(jīng)濟之間的耦合協(xié)調(diào)度進行了測算與解釋，并且還在此基礎(chǔ)上研究了虛擬經(jīng)濟與泡沫經(jīng)濟的關(guān)系、分析了虛擬經(jīng)濟與實體經(jīng)濟之間的溢出效應并且還較準確地預測了我國虛擬經(jīng)濟的發(fā)展趨勢；在其他的研究方法方面，劉駿民、伍超明（2004）[18]在修正后的貨幣函數(shù)的基礎(chǔ)上，構(gòu)建了貨幣、虛擬經(jīng)濟和實體經(jīng)濟三部門模型，對虛擬經(jīng)濟與實體經(jīng)濟的經(jīng)常性背離關(guān)系進行了分析；而其中最具有創(chuàng)新性的則是馬錚（2014）[19]選取具有代表性的虛擬經(jīng)濟指標，運用合理的比重，構(gòu)建了虛擬經(jīng)濟指數(shù)（VEI），并且對虛擬經(jīng)濟指數(shù)與通貨膨脹和經(jīng)濟增長之間的關(guān)系進行了實證研究，主要包括格蘭杰因果分析和對VEI的預測能力的分析。

（二） 虛擬經(jīng)濟對投資影響的文獻綜述

目前國內(nèi)外的文獻中，對于虛擬經(jīng)濟發(fā)展與投資之間關(guān)系的研究少之又少。Tobin（1965）[20]認為，貨幣資金不僅可以投資于實際生產(chǎn)中，也能投資于虛擬資產(chǎn)中，而當虛擬經(jīng)濟的回報率高于實體經(jīng)濟時，資金就會從實體經(jīng)濟流向虛擬經(jīng)濟部門，實體經(jīng)濟中用于投資的資金就會減少，這就會阻礙實體經(jīng)濟的發(fā)展，就會產(chǎn)生一系列的惡性循環(huán)；雷建（2003）[21]通過實證研究認為，虛擬經(jīng)濟有利于提高實體經(jīng)濟的資金融通功能，保證實體經(jīng)濟的資金來源；劉霞輝（2004）[22]利用資源轉(zhuǎn)換概率模型從靜、動態(tài)兩個方面分析了虛擬經(jīng)濟與實體經(jīng)濟之間的關(guān)系，他認為，從長期來看，任何一方面的偏離均對經(jīng)濟增長無益，從短期來看，投資的不均衡都會引起經(jīng)濟的大幅度波動；也有部分學者通過研究認為，虛擬經(jīng)濟在發(fā)展過程中，資本會不斷得到積聚，而其中的一部分資金將會用于實體經(jīng)濟領(lǐng)域的投資，從而會進一步促進實體經(jīng)濟投資規(guī)模的擴張。王愛儉、陳杰（2006）[23]認為虛擬經(jīng)濟能夠通過資本市場配置社會資源渠道來促進實體經(jīng)濟增長；彭劭志（2015）[24]提出虛擬經(jīng)濟會反作用于實體經(jīng)濟，并且認為虛擬經(jīng)濟可以通過配置金融資源來促進實體經(jīng)濟的發(fā)展；梁劍波（2015）[25]認為虛擬經(jīng)濟通過將資本轉(zhuǎn)移到效益較高的領(lǐng)域來實現(xiàn)對經(jīng)濟資源的優(yōu)化配置；魯保金，孫益全（2012）[26]在運用永續(xù)盤存法估算我國實體經(jīng)濟資本存量的基礎(chǔ)上，并借此進一步從三個維度分析了我國實體經(jīng)濟部門投資效率，結(jié)果表明我國實體經(jīng)濟部門投資效率呈下降趨勢。也有研究顯示，國內(nèi)對虛擬經(jīng)濟對投資影響的研究主要集中在提高投資的效率和促進資本的進程兩個方面：一方面，何問陶、王成進（2006）[27]認為虛擬經(jīng)濟能起到配置資源、引導生產(chǎn)和消費的作用，主要通過金融市場的價格信號作用引導資源流向，同時分散風險、平滑消費進而影響投資，達到提高投資效率的目的；另一方面，健康高效的虛擬經(jīng)濟運行系統(tǒng)會促進資本的發(fā)生與形成。但是就目前的研究來看，都只是單獨片面分析虛擬經(jīng)濟與投資或者是實體經(jīng)濟與投資之間的關(guān)系，并未考慮到虛擬經(jīng)濟、實體經(jīng)濟和投資效率三者之間的關(guān)系。本文將會從該方面進行相關(guān)的實證研究。

三、虛擬經(jīng)濟與實體經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展程度的測算

（一） 指標篩選及變量描述

為了較好的進行之后的虛擬經(jīng)濟與實體經(jīng)濟之間關(guān)聯(lián)度的計算，并充分反映虛擬經(jīng)濟與實體經(jīng)濟的發(fā)展水平、虛擬經(jīng)濟與實體經(jīng)濟的內(nèi)部特征、兩者之間的相互關(guān)系以及主要目標的實現(xiàn)程度和數(shù)據(jù)的可行性等方面。本文選取的指標體系如表1：

代表虛擬經(jīng)濟的指標體系選?。浩谪浛偝山活~（F1）、保險保費收入（F2）、證券投資基金成交額（F3）、債券余額（F4）、馬歇爾K值（F5）、金融機構(gòu)各項貸款（F6）和股票成交額（F7）。代表實體經(jīng)濟的指標體系選取：進出口總額（R1）、全社會固定資產(chǎn)投資（R2）、社會消費品零售總額（R3）、第一產(chǎn)業(yè)占GDP的比重（R4）、第二產(chǎn)業(yè)占GDP的比重（R5）、第三產(chǎn)業(yè)占GDP的比重（R6）、國內(nèi)生產(chǎn)總值（R7）、實際利用外商直接投資額（R8）、貨物周轉(zhuǎn)量（R9）。

在上述的指標體系中，實體經(jīng)濟系統(tǒng)的指標基本上涵蓋了實體經(jīng)濟發(fā)展的主要方面。虛擬經(jīng)濟系統(tǒng)的指標中，資本市場是構(gòu)成虛擬經(jīng)濟系統(tǒng)的主要組成部分，而資本市場中的股票市場、債券市場、期貨市場、基金市場等都包含在該指標體系中；另外，馬歇爾K值（M2/GDP）則代表著一國的貨幣化程度。以上指標數(shù)據(jù)來源中國國家統(tǒng)計局網(wǎng)站、中國債券網(wǎng)、《中國證券期貨統(tǒng)計年鑒》。

表1 虛擬經(jīng)濟與實體經(jīng)濟主要指標概覽

（二） 測算虛擬經(jīng)濟與實體經(jīng)濟協(xié)調(diào)度的基本模型

協(xié)調(diào)度是測量兩個系統(tǒng)或因素之間協(xié)調(diào)狀況好壞程度的指標。本文中我們將選用灰色關(guān)聯(lián)度模型計算兩個指標之間的關(guān)聯(lián)程度，在計算所選指標間協(xié)調(diào)相關(guān)度的基礎(chǔ)上，進一步計算虛擬經(jīng)濟與實體經(jīng)濟系統(tǒng)整體之間的年度協(xié)調(diào)度，同時還可以計算某一因素對某一系統(tǒng)的脅迫約束程度。

由于指標的原始數(shù)據(jù)量綱不同，在進行協(xié)調(diào)相關(guān)性分析之前，一般需要對數(shù)據(jù)進行無量綱化處理，無量綱化的公式如下：

首先運用SPSS軟件對進行標準化處理之后的虛擬經(jīng)濟與實體經(jīng)濟的各代表指標進行相關(guān)性分析。各指標間主成分分析的KMO檢驗和Bartlett檢驗的結(jié)果如表2所示：

由表2可以看出，虛擬經(jīng)濟與實體經(jīng)濟系統(tǒng)的KMO檢驗值分別是0.800和0.758，均大于0.5，滿足進行分析的條件；而Bartlett球形檢驗的顯著性水平值均明顯小于0.01，可以認為變量之間存在顯著的相關(guān)性。

表2 KMO檢驗和Bartlett球形檢驗

式3-2中分別代表t時刻虛擬經(jīng)濟與實體經(jīng)濟指標經(jīng)無量綱化之后的標準化值。ρ為標準化系數(shù)，取值在0到1之間，一般取值為0.5。ξ(j)( t )為t時刻的協(xié)調(diào)關(guān)聯(lián)度系數(shù)。

將協(xié)調(diào)關(guān)聯(lián)度系數(shù)按樣本數(shù)k 求其平均值可以得到一個協(xié)調(diào)關(guān)聯(lián)度矩陣?，反映了虛擬經(jīng)濟各指標與實體經(jīng)濟各指標之間的協(xié)調(diào)關(guān)聯(lián)度關(guān)系。通過比較各個協(xié)調(diào)關(guān)聯(lián)度?ij的大小，可以比較虛擬經(jīng)濟與實體經(jīng)濟各指標之間的相互作用關(guān)系的強弱。?ij的計算公式如下：

在協(xié)調(diào)相關(guān)度矩陣的基礎(chǔ)上分別求行或列的平均值，可以得到虛擬經(jīng)濟與實體經(jīng)濟之間的相互影響程度。具體的計算公式如下：

計算公式為：

同時，為了從整體上研究虛擬經(jīng)濟與實體經(jīng)濟系統(tǒng)之間協(xié)調(diào)關(guān)聯(lián)度的大小，可以在公式3-3的基礎(chǔ)上進一步構(gòu)造虛擬經(jīng)濟與實體經(jīng)濟之間的耦合度模型（3-5），通過該模型，可以直觀地反映出虛擬經(jīng)濟與實體經(jīng)濟之間的耦合協(xié)調(diào)度，其

在協(xié)調(diào)相關(guān)度分析中，一般把式3-5中的C（t）稱為虛擬經(jīng)濟與實體經(jīng)濟之間的耦合協(xié)調(diào)度，0≤C（t）≤1，它是對兩個系統(tǒng)或指標之間協(xié)調(diào)程度大小的度量。

（三） 協(xié)調(diào)度測算及分析

1.協(xié)調(diào)關(guān)聯(lián)度矩陣分析

通過計算得到虛擬經(jīng)濟與實體經(jīng)濟系統(tǒng)指標間的協(xié)調(diào)關(guān)聯(lián)度矩陣（表3）。協(xié)調(diào)關(guān)聯(lián)度矩陣?ij是通過求各年度指標間的均值得出，它能夠反映出虛擬經(jīng)濟與實體經(jīng)濟之間發(fā)展的相互關(guān)系。通過觀察協(xié)調(diào)關(guān)聯(lián)度矩陣中的各數(shù)值，可以判斷出兩個系統(tǒng)指標之間的相互作用強弱。一般?ij的取值介于0到1之間。?ij的值越大越能說明虛擬經(jīng)濟系統(tǒng)中某一指標Fi與實體經(jīng)濟系統(tǒng)某一指標Rj之間的關(guān)聯(lián)度越大，兩個指標間相互關(guān)系較強。本文計算出來的虛擬經(jīng)濟與實體經(jīng)濟之間的關(guān)聯(lián)度矩陣如表3：

表3 虛擬經(jīng)濟與實體經(jīng)濟之間的協(xié)調(diào)關(guān)聯(lián)度矩陣

從計算出來的協(xié)調(diào)關(guān)聯(lián)度矩陣可以發(fā)現(xiàn)，虛擬經(jīng)濟與實體經(jīng)濟系統(tǒng)各指標之間關(guān)聯(lián)度數(shù)值最大為0.956，最小為0.547。協(xié)調(diào)度數(shù)值大致位于0.35≤≤0.8 5之間，協(xié)調(diào)關(guān)聯(lián)度中等和較強。接下來計算虛擬經(jīng)濟與實體經(jīng)濟各指標之間的相互影響程度。

從行平均值上看，全社會固定資產(chǎn)投資（R2）、社會消費品零售額（R3）和國內(nèi)生產(chǎn)總值（R7）對虛擬經(jīng)濟的約束性較強，這三個因素對虛擬經(jīng)濟的影響力較大。因為消費、投資和出口是推動經(jīng)濟增長的“三駕馬車”，能夠促進經(jīng)濟的快速發(fā)展，而國內(nèi)生產(chǎn)總值（R7）則是衡量一國經(jīng)濟發(fā)展程度的重要指標，當消費、投資和產(chǎn)出處于較高水平時，就會有更多的資金涌入虛擬資本市場，追求更高的收益率。從列平均值上看，保險保費收入（F2）、債券余額（F4）和金融機構(gòu)各項貸款（F6）這三個指標在選取的虛擬經(jīng)濟指標中對實體經(jīng)濟系統(tǒng)的影響較大。主要因為，公司發(fā)行債券、國家發(fā)行國債和金融機構(gòu)的各項貸款，都是國家或者企業(yè)進行融資的一種手段，成功的融資將會使實體經(jīng)濟有充足的資金進一步發(fā)展。而股票市場作為虛擬經(jīng)濟的重要組成部分，卻沒有對實體經(jīng)濟達到預期的影響，其原因可能是股票市場由于是比較新興的金融工具，在我國發(fā)展迅速且股票市場波動幅度較大，而我國的經(jīng)濟一直處于穩(wěn)定增長狀態(tài)，這就使得股票市場與我國實體經(jīng)濟之間協(xié)調(diào)關(guān)聯(lián)度沒有之前預想的那么高。

2.虛擬經(jīng)濟與實體經(jīng)濟間的耦合協(xié)調(diào)度

從時序角度分析虛擬經(jīng)濟與實體經(jīng)濟間耦合協(xié)調(diào)度的變化可以更清楚地揭示虛擬經(jīng)濟與實體經(jīng)濟系統(tǒng)之間的相互作用關(guān)系。利用公式3-5可以計算出2000年—2014年之間我國虛擬經(jīng)濟與實體經(jīng)濟之間的耦合度數(shù)值，具體結(jié)果見表5。數(shù)值介于0到1之間，我們將不同協(xié)調(diào)度數(shù)值分為十個等級，具體分類見表4。

表4 耦合協(xié)調(diào)度等級劃分

可能由于所選取的指標不同以及選用的無量綱化方法不一致，本文所測算的虛擬經(jīng)濟與實體經(jīng)濟系統(tǒng)間的耦合協(xié)調(diào)度數(shù)值可能與之前學者所進行的研究存在差異。但是，從表5中可以很明顯的看出虛擬經(jīng)濟與實體經(jīng)濟系統(tǒng)之間耦合協(xié)調(diào)度數(shù)值的特點：首先兩個系統(tǒng)的耦合協(xié)調(diào)度在0.623和0.759之間，且在2004年到2010年之間波動較大；其次，在我國經(jīng)濟發(fā)展的不同時期，雖然虛擬經(jīng)濟與實體經(jīng)濟系統(tǒng)之間耦合協(xié)調(diào)度不同，但是二者的都呈現(xiàn)低度協(xié)調(diào)或者中度協(xié)調(diào)狀態(tài)，虛擬經(jīng)濟與實體經(jīng)濟系統(tǒng)之間的協(xié)調(diào)發(fā)展并未出現(xiàn)明顯的偏離態(tài)勢。同時我們可以看出，2000年到2002年的耦合協(xié)調(diào)度是上升的，而2004年到2009年的耦合協(xié)調(diào)度處于上下波動的狀態(tài)，從2010年2013年耦合協(xié)調(diào)度呈現(xiàn)小幅度的上升趨勢，而在2014年耦合協(xié)調(diào)度又有下降。

由于1997年的亞洲金融危機之后，我國政府加強了對金融的監(jiān)管，整頓信托投資行業(yè)、清理各種不規(guī)范行業(yè)組織以及規(guī)范拆借市場等，在一定程度上形成了一種緊縮效應。這就使得1997年—1999年間的虛擬經(jīng)濟發(fā)展相對緩慢，但是同時由于采取了相關(guān)應對措施，使得2000年到2004年間的兩個系統(tǒng)間的耦合協(xié)調(diào)度呈現(xiàn)一個緩慢上升的趨勢；而在2004年協(xié)調(diào)狀態(tài)明顯上升，而2005年又有所下降，這與這一時期我國資本市場的發(fā)展狀況相吻合。2004年2月份《國務院關(guān)于推進資本市場改革開放和穩(wěn)定發(fā)展的若干意見》等一系列的政策的出臺，都對資本市場的運作起到規(guī)范作用，促進了我國虛擬經(jīng)濟的發(fā)展；2005年和2006年虛擬經(jīng)濟與實體經(jīng)濟的協(xié)調(diào)度與我國股市的發(fā)展相吻合；而由于2007年的股票市場發(fā)展迅速，規(guī)模太過膨脹，這就使得虛擬經(jīng)濟發(fā)展與實體經(jīng)濟相背離；2008年的全球金融危機，使得我國股票、基金等虛擬經(jīng)濟發(fā)展受到較大的影響，在之后的兩年之間，虛擬經(jīng)濟與實體經(jīng)濟系統(tǒng)間的耦合協(xié)調(diào)度也呈現(xiàn)一個下降的趨勢；但是從2011年開始，我國虛擬經(jīng)濟與實體經(jīng)濟系統(tǒng)之間的耦合協(xié)調(diào)度呈現(xiàn)一個上升趨勢，主要是因為我國步入后經(jīng)濟危機時代，經(jīng)濟開始逐步復蘇，失業(yè)率也逐漸下降，資本市場也開始步入正軌，這就使得耦合協(xié)調(diào)度自2011年到2013年緩慢上升。

四、基于VAR模型的實證研究

為了進一步研究虛擬經(jīng)濟與實體經(jīng)濟系統(tǒng)的耦合協(xié)調(diào)度和投資之間的關(guān)系，我們選取兩個指標：虛擬經(jīng)濟與實體經(jīng)濟間耦合協(xié)調(diào)度（CO）和全社會固定資產(chǎn)投資效率（IN_Rate）進行實證分析，數(shù)據(jù)來均自國家統(tǒng)計局網(wǎng)站。

其中，投資效率的測算遵循以下規(guī)則：（1）此處的投資效率是行業(yè)投資效率；（2）涉及的行業(yè)主要有第一產(chǎn)業(yè)、工業(yè)、建筑業(yè)、交通倉儲郵政業(yè)、批發(fā)零售業(yè)、住宿餐飲業(yè)和其他七大類；（3）投資效率的測算用到了DEA，行業(yè)投入變量是全社會固定資產(chǎn)投資，產(chǎn)出變量是行業(yè)總產(chǎn)值和行業(yè)增加值。

（一） Pearson相關(guān)系數(shù)檢驗

為了檢驗所選取的兩個指標之間是否存在相關(guān)關(guān)系，首先對投資效率和耦合度進行了Pearson相關(guān)系數(shù)檢驗，檢驗結(jié)果如表6所示。

表6 耦合度與投資效率間的Pearson相關(guān)系數(shù)檢驗

由表6中我們可以看到，耦合協(xié)調(diào)度和投資效率之間的Pearson相關(guān)系數(shù)為0.654，p值為0.003，表明兩個指標變量在0.01水平上呈現(xiàn)中度相關(guān)。

（二） 指標變量的平穩(wěn)性檢驗及協(xié)整檢驗

對耦合協(xié)調(diào)度和投資效率數(shù)據(jù)分別進行序列平穩(wěn)性檢驗，結(jié)果如表7所示，其中最優(yōu)滯后階數(shù)選擇根據(jù)SC準則選擇默認滯后階。

從表7中所選指標變量的平穩(wěn)性檢驗結(jié)果可以看出，序列CO和序列IN_Rate是不平穩(wěn)序列。因此需要對兩個指標變量分別進行一階差分，一階差分后的指標變量分別記為X（X=DCO）和Y（Y=DIN_Rate），然后再對一階差分之后的指標變量序列進行ADF平穩(wěn)性檢驗。由表7可以看出，一階差分后的指標變量序列是平穩(wěn)的。因此，我們選取的虛擬經(jīng)濟與實體經(jīng)濟系統(tǒng)間耦合協(xié)調(diào)度變量和投資效率變量之間為一階單整序列，可以進行變量之間作用關(guān)系的實證檢驗。

在所選取的指標變量X和Y是一階單整序列的基礎(chǔ)上，可以進一步Johansen協(xié)整關(guān)系檢驗，以探究兩個變量之間是否存在協(xié)整關(guān)系。Johansen協(xié)整檢驗的檢驗結(jié)果如表8所示：

表7 耦合協(xié)調(diào)度與投資相關(guān)指標的序列平穩(wěn)性檢驗結(jié)果

通過表8的Johansen協(xié)整檢驗可以看出，序列X和Y之間至少存在兩組協(xié)整關(guān)系方程，這就說明了我們所選取的虛擬經(jīng)濟與實體經(jīng)濟系統(tǒng)的耦合協(xié)調(diào)度和全社會固定資產(chǎn)投資效率之間存在長期協(xié)整關(guān)系，可以進一步構(gòu)建VAR模型進行分析。

表8 Johansen協(xié)整關(guān)系檢驗

（三）Granger因果關(guān)系檢驗

由上一部分的協(xié)整檢驗我們可以得出變量X和Y之間存在協(xié)整關(guān)系，為了進一步探究選取的變量之間的因果關(guān)系及相互影響的方向，我們接下來將對X和Y進行Granger因果關(guān)系檢驗，檢驗的具體結(jié)果如表9所示：

表9 變量之間Granger因果關(guān)系檢驗

由表9的結(jié)果可以得出結(jié)論：在10%顯著性水平下，Y不是X的Granger原因，說明投資效率的變動不會引起耦合度的變動；X是Y的Granger原因，說明虛擬經(jīng)濟與實體經(jīng)濟間耦合協(xié)調(diào)度的變動會引起投資效率的變動。

（四）脈沖響應分析與預測方差分解

在前文對我們所選取的指標變量進行協(xié)整關(guān)系檢驗和因果分析的基礎(chǔ)上，需要進一步對兩個指標變量進行脈沖響應分析和預測方差分解分析，以說明兩個變量間相互作用的反應情況。但是在進行脈沖響應分析和預測方差分解之前，我們需要首先對選取的指標變量X和Y構(gòu)建VAR模型，并進行模型的穩(wěn)定性檢驗，以說明是否可以繼續(xù)進行脈沖響應分析和預測方差分解分析。根據(jù)AIC、SC準則，我們對VAR模型選擇滯后2階，所構(gòu)建VAR模型計算結(jié)果如表10：

通過表10我們可以得出結(jié)論，我們選取的指標所構(gòu)建的VAR（2）模型整體性狀良好，AIC值和SC值都較小。另外，我們構(gòu)建的耦合協(xié)調(diào)度（X）和全社會固定資產(chǎn)投資效率（Y）之間的VAR模型的系數(shù)的t值絕大部分都十分顯著，因此我們可以認為建立的VAR（2）模型是通過檢驗的。

表10 變量X1和Y1之間VAR（2）模型的回歸結(jié)果

為了能夠進行下一步的實證分析，我們需要對所建立的VAR（2）模型進行模型穩(wěn)定性檢驗。具體的輸出結(jié)果如圖1和表11所示：

通 過 圖1的AR Roots Graph和 表11的AR Roots Table可能我們可以判斷出所構(gòu)建的VAR（2）的穩(wěn)定性：沒有單位根落在單位圓之外，我們所構(gòu)建的X與Y的VAR（2）模型是平穩(wěn)的。因此，我們可以基于VAR（2）模型進行脈沖響應分析和預測方差分解分析，進一步分析虛擬經(jīng)濟與實

圖1 VAR（2）模型的穩(wěn)定性診斷結(jié)果

表11 VAR（2）模型的穩(wěn)定性診斷結(jié)果

體經(jīng)濟系統(tǒng)的耦合協(xié)調(diào)度（X）與全社會固定資產(chǎn)投資效率（Y）之間的關(guān)系。如圖2，就是對所構(gòu)建的VAR（2）模型進行脈沖響應分析所得出的虛擬經(jīng)濟與實體經(jīng)濟系統(tǒng)間耦合協(xié)調(diào)度（X）與全社會固定資產(chǎn)投資效率（Y）之間的脈沖響應圖。

從圖2的B圖中可以看出，給全社會固定資產(chǎn)投資效率（Y）一個沖擊，兩系統(tǒng)間耦合協(xié)調(diào)度（X）在第一期并沒有任何響應，之后在第二期有一個正向的反應。這是因為，虛擬經(jīng)濟依賴于實體經(jīng)濟，實體經(jīng)濟為虛擬經(jīng)濟的發(fā)展提供物質(zhì)基礎(chǔ)。初期給投資效率一個沖擊，首先會影響到實體經(jīng)濟的發(fā)展，然后會對虛擬經(jīng)濟產(chǎn)生影響，因此又會對虛擬經(jīng)濟與實體經(jīng)濟的耦合度有一個滯后的作用；但是同時我們還發(fā)現(xiàn)，給Y一個沖擊，X在第7期之后逐漸趨于平穩(wěn)，到第8期基本穩(wěn)定，這是因為虛擬經(jīng)濟和實體經(jīng)濟不可能完全獨立發(fā)展，當兩者發(fā)展出現(xiàn)偏差的時候，二者就會及時調(diào)整以達到穩(wěn)定發(fā)展狀態(tài)。

圖2 脈沖響應分析

通過圖2的C圖中我們可以看到，給X一個沖擊，Y在第一期就會立即做出反向變化，這可能是因為代表虛擬經(jīng)濟與實體經(jīng)濟之間的協(xié)同關(guān)系的變量X增加，說明虛擬經(jīng)濟與實體經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展情況良好，這就會直接促進實體經(jīng)濟規(guī)?？焖僭黾?，但是與此同時可能由于企業(yè)等融資等存在缺陷，造成資本跟不上經(jīng)濟發(fā)展的狀況，就會造成投資效率的短期下降；同時我們也發(fā)現(xiàn)，Y對X沖擊的脈沖響應在第5期就會趨于穩(wěn)定，作用期較短說明實體經(jīng)濟對虛擬經(jīng)濟的變化比較靈敏，反應迅速，同時也證實了我國虛擬經(jīng)濟目前對實體經(jīng)濟的影響程度較小。另外，該脈沖響應圖整體具有收斂的趨勢，說明整個實體經(jīng)濟與虛擬經(jīng)濟系統(tǒng)是穩(wěn)定的。

從表12中的預測方差分析可以看出，虛擬經(jīng)濟與實體經(jīng)濟系統(tǒng)耦合協(xié)調(diào)度（X）在第一期的自身貢獻率為100%，之后貢獻率逐漸下降，在第6期開始穩(wěn)定在92.5%左右，而全社會固定資產(chǎn)投資效率（Y）的變動對虛擬經(jīng)濟與實體經(jīng)濟系統(tǒng)耦合協(xié)調(diào)度（X）的貢獻率在第一期為0，之后呈現(xiàn)遞增趨勢，從第7期開始穩(wěn)定在7.5%左右。全社會固定資產(chǎn)投資效率（Y）在第一期對自身的預測誤差貢獻率為86.38%，之后呈現(xiàn)下降趨勢，從第4期開始，對自身貢獻率穩(wěn)定在85.66%左右，而虛擬經(jīng)濟與實體經(jīng)濟系統(tǒng)耦合協(xié)調(diào)度（X）對全社會固定資產(chǎn)投資效率（Y）的貢獻率在第一期就為13.62%，之后呈現(xiàn)緩慢上升趨勢，從第4期開始，該貢獻率維持在14.34%左右。經(jīng)過預測方差分析我們可以得出，虛擬經(jīng)濟與實體經(jīng)濟系統(tǒng)耦合協(xié)調(diào)度（X）對全社會固定資產(chǎn)投資效率（Y）影響較大，而全社會固定資產(chǎn)投資效率（Y）對虛擬經(jīng)濟與實體經(jīng)濟系統(tǒng)耦合協(xié)調(diào)度（X）的貢獻率相對較小，這與我們之前進行的Granger因果關(guān)系檢驗的結(jié)果一致：虛擬經(jīng)濟與實體經(jīng)濟的協(xié)調(diào)發(fā)展會促進全社會固定資產(chǎn)投資效率的提高。

五、結(jié)論

表12 指標變量X1和Y1的預測方差分解結(jié)果

本文在對虛擬經(jīng)濟與實體經(jīng)濟間協(xié)調(diào)相關(guān)度進行測算的基礎(chǔ)上，進一步分析了虛擬經(jīng)濟與實體經(jīng)濟之間的協(xié)調(diào)相關(guān)度與全社會固定資產(chǎn)投資效率的相互影響機制。基于所建立的耦合協(xié)調(diào)度與全社會固定資產(chǎn)投資效率之間的VAR模型，分別檢驗了指標變量之間的Granger因果關(guān)系、脈沖響應分析以及預測方差分解等，樣本區(qū)間選取2000年到2014年的年度數(shù)據(jù)。綜合對所選取的指標變量之間的相關(guān)計算，可以得出：盡管虛擬經(jīng)濟在我國發(fā)展的時間相對較短，但其發(fā)展卻尤為迅速，虛擬經(jīng)濟與實體經(jīng)濟之間的耦合協(xié)調(diào)度大致呈現(xiàn)波動上升態(tài)勢，兩系統(tǒng)間未呈現(xiàn)實質(zhì)性的背離狀態(tài)。通過VAR（2）模型的分析，我們可以發(fā)現(xiàn)：耦合協(xié)調(diào)度明顯影響投資效率，同時投資效率對耦合協(xié)調(diào)度也有一定程度的反作用。綜合脈沖響應分析和預測方差分解的實證分析結(jié)果來看，全社會固定資產(chǎn)投資效率對耦合協(xié)調(diào)度做出的反應短期來看迅速且劇烈，但是在長期又趨于穩(wěn)定；同時，兩系統(tǒng)間的耦合協(xié)調(diào)度對全社會固定資產(chǎn)投資效率的貢獻度較大，這也與我們在實證分析之前進行的理論分析相吻合?？傮w看來，我國虛擬經(jīng)濟與實體經(jīng)濟發(fā)展未出現(xiàn)背離，并且虛擬經(jīng)濟與實體經(jīng)濟協(xié)調(diào)相關(guān)度與行業(yè)投資效率間存在明顯地相互作用。

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