宏觀經濟波動精選(九篇)

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第1篇：宏觀經濟波動范文

關鍵詞：房地產行業(yè)；經濟波動；宏觀經濟；影響

中圖分類號：F293.3 文獻識別碼：A 文章編號：1001-828X（2016）015-00000-01

引言

房地產有很強的產業(yè)資金鏈。如果市場發(fā)展繁榮，能帶動很多與之相關的產業(yè)發(fā)展。如提供建筑生產原料和材料的塑料制品、鋼筋玻璃、家具家裝行業(yè)；與房地產開發(fā)有關的物業(yè)管理、金融信貸行業(yè)；還能拉動內需，提高就業(yè)率?？陀^上講，房地產對整個宏觀經濟有著促進的作用。但是如果房地產出現過熱或者低迷的情況，會給經濟的發(fā)展帶來不利的影響。嚴重時還會引發(fā)經濟危機，造成國家宏觀經濟的崩潰。

一、房地產經濟波動的體現概述

房地產經濟的波動究其根本是房地產價格的變動。而價格是價值的物質表現形式，因此房地產的價格首先受價值的影響，此外市場需求也是影響價格變動的主要因素。在兩個因素的影響下，房地產價格出現上下浮動的變化[1]。另外，因為房地產行業(yè)耗時比較大，建造周期長，所以房地產行業(yè)的價格波動的幅度并沒有十分穩(wěn)定的規(guī)律，有時候影響范圍小，價格和價值相差不大，有時候波動劇烈，價格與價值偏離比較嚴重。隨著我國人口的快速增長，房地產的市場需求變得越來越大，不可避免地出現了很多投機需求的現象，當供給大于實際需求的時候，出現了房地產經濟泡沫，這時，房地產的不穩(wěn)定更加明顯的表現出來。

二、房地產經濟波動對宏觀經濟的影響分析

（一）房地產經濟波動對消費的影響

首先房地產市場是重要的消費市場，影響著消費需求的變化，并且影響人力財富的預期收入水平；其次房地產的本質屬性是商品，它通過產品的產出影響社會資產的變化。所以價格上的變動自然對社會財富產生影響，房地產對消費的影響機制歸根結底是通過財富效應來實現的。財富效應又叫做實際余額效應，是由于房地產價格變動，導致實際余額變動，從而對國民收入產生直接影響。具體的表現就是，當房地產價格發(fā)生變化時，擁有房地產的戶主或者業(yè)主自身的總資產增加，如果他們把并不需要的多余房產變賣掉，又或者進行抵押，諸如此類再融資的現象，這種做法無形中為他們賺得多余的利潤，簡言之，他們的收入增多，有利于個人或者家庭集體的消費增加。而且這種效應對不同的購房人群或購房對象產生不同力度的影響。特別是針對投資性的購買者來說，獲得的利潤空間更大，他們不管采用什么銷售方式，都可以獲得財富的增加。即使房產所有者不采取出租或出售的方式，在房地產整體價格偏高的背景下，他們的消費信心仍然不斷提升，信用水平也會相應的得到提高，那些擁有流動資金的居民更容易獲得信貸支持，就不用出售自己的住房來獲得需要的資金。

此外，房地產經濟波動會對家庭的借貸能力產生影響，因為銀行在發(fā)放貸款時，要對貸款行為存在的風險進行估計，還要評估抵押房子的現有價格，對抵押人的家庭總資產進行評估。從而影響消費水平。另外，當房價漲高時，在外面租房子的人的房租會超出預期水平，自己的個人消費就會受到影響。另外有些原本打算購房的人因為房價的上漲，不得不降低其他方面的消費比例。

（二）房地產經濟波動對投資的影響

我國房地產的發(fā)展形勢正處于繁盛時期。當房地產的價格上漲的時候，社會投資就會聞風而動，為了攫取更多的行業(yè)利潤，很多的企業(yè)或者個人就會參與購房的商業(yè)活動中去，把買房當做一種投資行為。這時房地產的規(guī)模不斷擴大，供給量會變得很大，這是房地產經濟波動對社會總投資的直接影響。除此之外，因為房地產是產業(yè)鏈條很長的行業(yè)，所以它的價格上漲，相應的也會帶動其他相關行業(yè)的生產的發(fā)展，比如建材業(yè)等。間接地增加了其它行業(yè)的總投資規(guī)模[2]。另外，因為房屋經常會被當做抵押的對象，所以房地產價格的上漲增加抵押產品的價值，人們融資的靈活度變大，自然無形中增加了他們進行其他投資的可能。反之，當房價過低時，會對投資產生“降溫”作用。

三、實現房地產和宏觀經濟協調發(fā)展的措施

穩(wěn)定房地產價格，是促進宏觀經濟平穩(wěn)發(fā)展的前提。因此我們可以從以下方面規(guī)范房地產市場的健康運行。政府要深化土地制度的改革，統(tǒng)一土地的產權性質，加強房地產投資方向的正確引導，限制壟斷，鼓勵正當合法的競爭，從根本上規(guī)避風險[3]。此外，要保障良好的金融信貸氛圍，對房產交易行為實行有力的監(jiān)控。最后，要增加經濟適用房的建設力度，保障居者有其屋，緩解市場上的房屋供需矛盾。

四、結束語

衣食住行是人們生活的根本。抑制房地產經濟的惡性波動，有利于人們生活質量的改善，國民經濟的發(fā)展。因此，中央政府應該根據形勢的變化制定出政策，因此制宜實行宏觀調控。

參考文獻：

[1]付喜明.房地產經濟波動對宏觀經濟的影響研究[J].文摘版：工程技術，2015（9）：258-258.

[2]張克忠.房地產經濟波動對我國宏觀經濟的影響[J].科技致富向導，2015（14）：127-127.

第2篇：宏觀經濟波動范文

本文的任務，就是要對”企業(yè)拖欠“這一現象產生和發(fā)展的原因，它對微觀經濟活動和宏觀經濟運行的影響，在經濟波動中所起的作用等問題進行定性與定量的分析，并對處理三角債問題的基本思路與具體做法，進行較深入的探討。

本文所討論的對象，是以企業(yè)財務報表當中的“人欠貨款”為數量界限的企業(yè)間債務。由于缺乏債務拖欠時間、企業(yè)債務中拖欠部分比例的數據調查，我們主要通過對企業(yè)間債務總量的分析來展開討論。除中國統(tǒng)計年鑒中的資料之外，我們還利用了兩個樣本數據，一個是國家統(tǒng)計局提供的“37萬家鄉(xiāng)以上工業(yè)企業(yè)”（以下簡稱37萬家）統(tǒng)計資料，另一個是工商銀行搜集整理的4000家大中型企業(yè)（其中絕大部分是國有企業(yè)，以下簡稱4000家）的統(tǒng)計資料。

一、企業(yè)間債務的一般原理

1．1　企業(yè)間正常信用關系的經濟基礎：最終產品銷售前景

從基本理論層次上說，企業(yè)之間的債務，無論是怎樣發(fā)生的，屬于社會總流通手段中的一個組成部分。

現代經濟中最經常使用也是最主要的交易手段是以國家信用為基礎、由政府貨幣當局發(fā)放的貨幣。但交易手段并非必然是由政府發(fā)行的，信用手段也不僅僅局限于政府信用或國家信用。從歷史上看，紙幣的最初形態(tài)是私人之間的信用票據以？quot；銀行券；而另一方面，商業(yè)票據，也就是企業(yè)之間的債務憑證，至今仍然是中介企業(yè)之間交易活動而廣泛使用的一種交易手段。在企業(yè)之間交易中，賣方根據對買方產品銷售前景的信任（這是信用的基礎），對其實行一定時間內的“賒銷”，買方則在一定時間之后再支付貨款，在市場經濟下是一種普遍存在的信用關系。

從個別企業(yè)的角度看，企業(yè)間債務取決于對債務方產品銷售前景的預期與信任，而從宏觀經濟的角度看，企業(yè)間債務的存在，取決于對最終產品（投資物品、消費物品以及出口產品）的銷售前景的預期。在現實中，多數企業(yè)之間的交易所涉及的只？quot；中間物品”；多數企業(yè)生產的也并非最終產品，或者（如鋼材）并不用作最終物品的目的，而是中間物品（鋼材并非用作投資的目的，建設廠房，而是用作原材料，加工出其他物品）；但是從經濟活動的全過程來看，只有最終產品的購買能夠由貨幣實現，中間產品的價值才能夠以貨幣形式實現；假定最終產品的購買是必須用貨幣實現的，①中間產品的價值也就可以最終由貨幣來實現支付，實現只不過需要一定的時間間隔。因此，企業(yè)事實上是以最終產品的銷售前景為信用保證，賒？quot；中間產品“。

由此可以看出：從整個經濟的角度看問題，企業(yè)之間的正常的信用規(guī)模，取決于”最終產品“的市場需求規(guī)模；一切對總需求（最終產品需求）產生影響的因素，都會影響到企業(yè)正常信用的規(guī)模。這也就意味著，企業(yè)間債務狀況，與宏觀經濟運行的狀況是密切相關的。這些基本關系在我們分析企業(yè)間債務與宏觀經濟波動的關系問題時十分重要。

1．2　總交易量與兩種不同的交易手段

雖然企業(yè)間債務最終一般還是要由貨幣來進行支付或結算從而完成交易的全過程，但在一定時間內（在一定的觀測時點上），一國在一定時期內存在的未付商業(yè)票據的價值總額，就是在這一時期內由商業(yè)票據為中介的交易活動的總額；企業(yè)債務的存在表明在一定時期內已經實現交易的商品，有一部分不是由貨幣中介的，而是由企業(yè)間商業(yè)信用中介的。公式（1）表達這一關系：

（1）　pt＝mv＋d

式中p代表物價水平，t代表交易總量（實物量），m代表貨幣量（政府信用），v為貨幣流通速度②，d為在本期內發(fā)生的未支付的企業(yè)間債務（增量）。等式右邊的總和表示的是以一定速度流通的交易手段或信用手段的總額。

在有的情況下，經濟現實中的企業(yè)間債務會達到或接近某種最大值，雖然還了舊債之后還會再欠新債，但總量基本穩(wěn)定下來，不再增長（d＝0），社會交易總量pt和經濟增長規(guī)模的變化，就主要由貨幣量m和其流通速度v所決定。這是人們通常忽略商業(yè)信用存在而只注意研究貨幣量變動的作用的原因。

但是，相反的情況也會發(fā)生，即：給定貨幣量和流通速度，企業(yè)間債務增加，經濟活動的規(guī)模（pt）也會發(fā)生相應的變化。這一重要關系是本文，特別是在后面幾節(jié)里所要討論的主要問題。

1．3　企業(yè)間債務總量無限增長的可能性

假定在一個封閉的經濟中（沒有進出口），也無需向政府交稅，只有工資（各種個人收入）是必須用貨幣支付的，只有消費品是必須用貨幣購買的（在假定工資只用于消費的前提下，這兩個假定是等價的）；所有中間物品以及投資物品都可以在支付相當于工資成本的那一數量的貨幣之后，用企業(yè)間債務的手段進行交易。我們就有了一個極限性質？quot；乘數”，即工資成本與總銷售額的比率的倒數。這一乘數與總貸款額的乘積，就是企業(yè)間債務的理論極限值。

而且，這一極限值并不是債務總量的極限，而只是債務增量的極限，因為這里的乘數是本期的工資成本與本期總交易量的比率。這就意味著，如果企業(yè)可以不還舊債的話，企業(yè)間債務的總量是可以無限地增長下去的，每年都可以增加不超過極限值的一部分債務（這也可以構成一？quot；穩(wěn)恒態(tài)“，steady－state）。這時，要想使企業(yè)間債務增長速度放慢，唯一的辦法就是增加貨幣的供給從而使可支付工資和消費品購買力規(guī)模下降并因此使整個經濟活動的規(guī)?？s小。

這一極限值對于任何一個現實經濟來說都顯得”太大“，實際債務增量總會小得多。這其實不說明別的，只是說明，人們是”還債的“，企業(yè)間的交易并不是只靠相互欠債，企業(yè)間信用并不是人人都可以在任何情況下接受的信用，一個企業(yè)也不可能無限地欠債不還再無限地借新債。

因此，問題歸結為，人們?yōu)槭裁匆€債和企業(yè)之間為什么不會無限地借債？從微觀經濟學的角度說，這無非是因為欠債和被欠債都是有成本的，而及時還債和不過多向外借債是有好處的。

1．4　企業(yè)間債務的微觀行為分析

現在暫時假定我們將要討論的企業(yè)都是”預算硬約束“的（下一節(jié)再放松這一假定），來看一下對于這樣的企業(yè)來說，它借給別人債時和欠別人債時所考慮的各種因素。

（1）債權方。作為債權人，進行賒銷對他的主要好處是與客戶保持長久的交易關系從而保有市場；同時也是為了避免

生產過程的波動所帶來的成本。在經濟不那么景氣的時候繼續(xù)給老顧客們發(fā)貨并給他們一些信貸，也能使生產持續(xù)不斷的進行，避免今天停產、明天再重新組織起來而引起的”生產重組成本“。

當然，這樣作是有代價的，最基本的就是付出隱含的資金利率。一般說來，在商定的時間內，企業(yè)間債務是沒有利息的，在各國實踐中，發(fā)生債務拖欠時一般也沒有利息懲罰（見alrandari and schaffer，　1995）。隱含在企業(yè)間債務中的利息通常表現為提前支付或直接用現金購買時賣方給予買方的價格折扣。如果發(fā)生”拖欠“，債權人除了利息損失加大之外，還可能發(fā)生資金周轉的困難，影響自己正常的生產經營。因此，當一個企業(yè)允許另一些企業(yè)延長還款時間的時候（明知對方要拖欠，還是發(fā)貨），可以視為一種”讓利“行為或”降價“行為，是由于產品滯銷或市場需求下降的時候企業(yè)不得不降價銷售，降價部分就相當于允許拖欠時額外讓出的利息（相反的情況是”搶手貨“得先支”預付款“）。一般說來，企業(yè)不會無限地讓不還債的人繼續(xù)賒購下去。別人長期拖欠不還債，債權人卻還繼續(xù)發(fā)貨，這種無法用正常經濟原因解釋的特殊情況當然只能由特殊的體制因素加以解釋（見下一節(jié)）。

債權人長期拖欠債務，債權人一方還會發(fā)生”追債成本“：派人出去追債本身是費時、費力、費錢的，而且在對方”耍賴“的情況下有時還得作出的債務減免之類的”讓步“；同時，債權人積極要債，可能使人們認為他自己的財務狀況不佳，影響自己在市場上的形象與信用。這是所謂”消極債主“現象的一個重要原因（見begg and portes，1992）。這些成本會從債權人一方阻止債務的無限增長。

（2）債務方。從債務人的角度看，他超過付款期拖欠債款的好處當然是多占有了一部分利息，更可以在無法獲得銀行貸款的情況下，擴大自己的”靈活性“，沒錢也能繼續(xù)投資、繼續(xù)生產，或將自己的資金周轉用于別的用途，”一塊錢當作兩塊錢用“。但拖欠債務的代價是落下”不講信用“的名聲而使以后再借債發(fā)生困難。在商業(yè)信用極為重要的經濟環(huán)境中，為了占一點利息的便宜喪失信用是很不值得的。這是市場經濟中不到萬不得已企業(yè)總是盡可能及時還債的基本原因。

1．5　企業(yè)間債務的規(guī)模與貨幣量（銀行貸款）的相關關系

企業(yè)間債務的增長和規(guī)模與貨幣量之間存在著復雜的關系。

一方面，貨幣越多、越便宜，大家越沒有必要相互欠債；而當政府采取宏觀緊縮政策的時候，貨幣供給量越少，企業(yè)之間相互拖欠會變得越嚴重。但是在另一方面，根據前面第1．3小節(jié)的分析，貨幣量越多，企業(yè)以貨幣為基礎所能創(chuàng)造出的企業(yè)間信用也會越多。就單個債務人的角度看，它越是能夠獲得較多的貨幣（銀行貸款），它就越是可能更多地欠債，別人會因為相信它可以較容易地獲得銀行貸款而較為放心地借債給它；從債權人的角度看，如果他可以較容易地獲得貸款，他就可能不那么積極地去”要債“，因為別人所欠債務雖然多一點，他仍可以從銀行借到錢維持生產的正常進行。從整個經濟的角度看，人們都是在一定量的貨幣基礎上”創(chuàng)造“企業(yè)間信用，貨幣量越多，以此為”準備金“所能創(chuàng)造出的企業(yè)間債務的規(guī)模就可以越大。

從統(tǒng)計經驗上看，西方主要市場經濟國家中企業(yè)間債務與企業(yè)貸款規(guī)模的比率一般為一比一（rostowski，　1994）。我國目前企業(yè)間債務與企業(yè)貸款的比率總的來說還較低，約為67％，所以債務增長還有”余地“。從個案情況看，當企業(yè)間債務與貸款比率較低的時候，債務仍會增長；當這一比率接近于一或大于一的時候，債務增長的速度明顯下降，企業(yè)本身也開始積極清理債務。這是值得引起注意的一個關系。

1．6　債務總量與債務增量

企業(yè)債務總量是指到某一時點為止經濟中全部未支付的企業(yè)間債務的總和（比如我國1995年末存在的8000億企業(yè)間債務），是一個存量概念；企業(yè)間債務增量是在一定時期內新增加的債務量（比如1995年一年間我國企業(yè)間債務增加了2000億元），是一個流量概念。

在一定時期中，企業(yè)會還舊債欠新債。新債是在本期發(fā)生的，但只要它沒有超出還舊債的數量，債務總量沒有增加，就可視為沒有發(fā)生新增債務，因為還舊欠新？quot；還”的過程使用了貨幣，相當于用貨幣進行交易，沒有用新增債務來中介本期的交易。正因如此，只有本期新增的債務，才與本期的經濟活動相關；其他債務存量屬于歷史遺留下來的問題。

但是，企業(yè)間債務的存量與增量是相關的：就一般趨勢而言，給定其他各種條件（包括宏觀經濟政策），企業(yè)間債務的增長速度會隨著債務總量的增大而發(fā)生遞減；存量相對于整個經濟活動以及貨幣總量的規(guī)模越大，增量的相對規(guī)模會越小。原因就在于，從宏觀的角度看，企業(yè)間已有的債務越多，建立在一定貨幣基礎上的信用關系越是脆弱，新的信用創(chuàng)造余地越小。就個別企業(yè)來說，欠債越多，再借新債；或者別人欠的賬越多，自己財務越難以再維持生產，進行更多？quot；賒銷“。

因此，盡管我們并不知道在現實中企業(yè)間債務的實際極限是什么，但是由于以上兩個小節(jié)所分析的種種原因，我們可以期待：給定貨幣供給的增長率（政策），給定經濟的增長速度，企業(yè)間債務的增量隨總量的擴大而遞減（若貨幣供給增長率發(fā)生較大變化，債務增量會突然以較大幅度增長），至少，債務與交易總量的比重會發(fā)生遞減。

企業(yè)間債務不會無限地增長，這個理論上的結論對于分析現實中債務的增長變動情況，也許是有用的。從我國的現實情況看，在宏觀政策發(fā)生變化、實行緊縮性貨幣政策的初期，債務增量數額很大（見表1，主要工業(yè)企業(yè)的數據）；但在這之后，隨著債務總量的進一步增大，債務增量下降，增幅遞減，而不是每年保持同樣的增長幅度。1988－1989年實行宏觀調控后主要企業(yè)間債務增量與工業(yè)總產值的比率從1987年的0.76％猛增至1989年的3.98％，但隨后逐步下降；1993年貨幣政策和宏觀經濟形勢發(fā)生變化之后，企業(yè)間債務與工業(yè)總產值的比率從前一年的0.3％一下子猛增至14.63％，但在1994年這一比率已經下降至10.91％，債務增量的絕對值也開始下降。

二、中國現階段企業(yè)間債務增長的特殊原因

2．1　經濟體制轉型時期企業(yè)間債務正常的”體制性增長“

國有企業(yè)的一個基本體制特征是”預算軟約束“。但這并不意味著國有企業(yè)就一定相互拖欠債務。在傳統(tǒng)的計劃體制下，企業(yè)僅與中央計劃當局發(fā)生”垂直的“經濟聯系，企業(yè)之間并不發(fā)生直接的財務往來，交易的支付直接通過統(tǒng)一的銀行帳戶進行劃撥，所以并不會發(fā)生所謂”三角債“現象。只有在由計劃經濟向市場經濟體制轉軌的過程當中，當集中計劃的經濟體制已經解體，生產經營決策權已經下放到企業(yè)，企業(yè)與企業(yè)之間發(fā)生橫向財務關系的情況下，”三角？quot；才會發(fā)生。這就是說，“三角債”是“改革了的國有企業(yè)之間發(fā)生的債務拖欠”現象。在現實中，所有實行體制改革的社會主義經濟，都發(fā)生了“三角債”從無到有、迅速膨脹的問題，就可以說明這一問題。

這就提出了一個問題：在轉軌時期，企業(yè)間債務總額的增長，在一定程度上屬于經濟“貨幣化”、“信用化”的

一種正常現象。我們稱這種因體制變化所引起的企業(yè)間債務增長為“體制性增長”。我們當然很難確切地在統(tǒng)計上確定已經發(fā)生的企業(yè)間債務中有多少屬于體制轉軌時期的“體制性增長”（在本文后面的分析中我們將忽略這個問題，但仍請讀者注意到這個問題的存在），但我們應該當作“問題”加以對待的只是超出正常的“體制性增長”的突發(fā)性“膨脹”或“額外增長”。

2．2　國有企業(yè)的特殊問題

國有企業(yè)“預算軟約束”的體制特征決定著企業(yè)間的債務，可能會大大超出“預算硬約束”條件下的債務水平。這是對于國有企業(yè)間債務過度增長的一個最基本的體制原因。這一基本原因具體表現在以下幾個方面：

第一，國有企業(yè)本身享有“國家信譽”的背景，借債較容易。法律上說，國有企業(yè)是國家作為所有者和債務人的“無限責任公司”，只要國家“不破產”，企業(yè)的“信用等級”就總會好于別的企業(yè)。這是人們較容易借錢、借債給國有企業(yè)的原因，無論它們是否欠債不還。從這個意義上說，國有企業(yè)債務，一定程度上具有與法定貨幣同樣的性質。

第二，在歷史上，國有企業(yè)一般不會破產，虧損由國家補貼。財務狀況不好的企業(yè)仍要生存下去，債務也就必然不斷增加，不會因破產清償而被勾銷。不能破產，企業(yè)欠債就沒有了最后的懲罰，債務的增長也就會“無所顧忌”，不良企業(yè)吃整個經濟的“大鍋飯”，占用盈利企業(yè)的資金，無法實現優(yōu)勝劣汰和資源的有效配置，最終也會將盈利企業(yè)拖垮。

第三，在歷史上，企業(yè)債務增加后，國家銀行注入新的償債資金“清理三角債”（1986年以后國家曾多次為清理三角債注入資金），更增強了人們對國有企業(yè)債務有國家作保證的預期。

正是在這種特殊制度背景下，國有企業(yè)之間的“三角債”很容易膨脹，超出企業(yè)自身的償債能力；而且，國有企業(yè)事實上能夠通過擴大企業(yè)間債務拖欠，擴大其事實上的“購買能力”，從而導致總需求的膨脹或減緩總需求縮減的速度。國有企業(yè)間“三角債”，在一定程度上相當于“企業(yè)以國家信用為背景自主先導發(fā)行的準貨幣”，也是貨幣發(fā)行“倒逼機制”的一個組成部分（見樊綱，1994，1995）。

假定d為企業(yè)間債務總額，δm為國家銀行事后為“清欠”而注入的貨幣，則

式中的m可以定義為“企業(yè)間債務引致貨幣供給的系數”。假如“為清欠三元債務注入一元貨幣”，則m的經驗值為3。

國家銀行“注資清欠”會在一定程度上影響人們對國有企業(yè)間債務行為的預期并因此而影響到目前與今后一段時期中企業(yè)的行為。國家銀行注入的資金越少，或者所承諾注入資金減少，m的“預期值”（em）越低。理論上說，em越低，“預算約束”越“硬”，企業(yè)間相互拖欠的數額會越小。所以，企業(yè)間債務在理論上是“預期貨幣供給系數”的函數：

（3）　d＝f［em］

任何經濟中企業(yè)都存在著一定程度的預算軟約束。國有企業(yè)與其他企業(yè)在體制上和行為上的差別，就在于em較高從而拖欠行為會較為嚴重。但這并不否定同樣是在國有經濟條件下，em仍會是一個可變的量，并且可以在一定范圍內作為政府的一個政策變量。這一點在理解解決企業(yè)間債務拖欠問題上具有重要的意義。

2．3　企業(yè)為什么被嚴重拖欠時還會繼續(xù)“發(fā)貨”

中國國有企業(yè)在被嚴重拖欠的情況下還會繼續(xù)給予其他企業(yè)“發(fā)貨”并繼續(xù)進行生產，除了前面所說過的（a）為了保持與客戶的長期關系，（b）為了防止生產停頓之后發(fā)生“生產重組成本”等一般性的經濟原因，以及（c）企業(yè)“預算軟約束”這一基本的體制性原因之外，還有以下一些較為具體的經濟原因與社會原因。

（1）為了能發(fā)放獎金與增加福利。對于國有企業(yè)來說，現行體制是，工資、獎金的發(fā)放和利潤提留取決企業(yè)是否在本期內有“銷售額”；而只要產品已經發(fā)出，就算作發(fā)生了“銷售”，就可以動用企業(yè)現有的資金或者有資格向銀行借款發(fā)工資、發(fā)獎金、提福利、提留利潤進行各種支出。企業(yè)可以不關心自己的實際財務狀況被債務人拖垮（在預算軟約束條件下，債權人對于借出債務的風險考慮也會小得多），但總是會出于管理者和工人的現實利益（不是所有者的利益）而關心是否發(fā)得出工資。因此，只有當企業(yè)間拖欠已經使企業(yè)可動用的資金（包括自有資金和銀行可能的貸款額度）“用完了”的時候，企業(yè)即使繼續(xù)生產也不再能發(fā)工資的時候，企業(yè)才會有較為強烈的動機，停止在收不到貨款的情況下還繼續(xù)發(fā)貨。

由此可見，在國有企業(yè)的體制條件下，企業(yè)間債務的增量，會更接近上一節(jié)所說的“理論極限”－－只有“工資成本”構成對企業(yè)間債務增長的限制。

這一因素，并不是在任何時候、任何企業(yè)都一直起重要的作用。在高漲期之后、緊縮剛開始的時候，許多企業(yè)還有利潤、也還有現金，還能發(fā)獎金，這一因素的作用就大些；一般地說，對于有利潤、有現金的好企業(yè)，這個因素的作用總會大一些，而對于其他一些企業(yè)，當問題已經是沒有現金、發(fā)不出工資的時候，這個因素當然談不上多大了。

（2）為了獲得更多的銀行貸款。在現行銀行體制下，國有銀行在分配貸款指標的時候，執(zhí)行一定的產業(yè)政策標準，其中重要的一個標準就？quot；企業(yè)的產品有市場“。在這種條件下，只要能夠”發(fā)貨“，無論是否收得到貨款，企業(yè)都似乎更便于證明自己的產品有市場，以此作為申請貸款的理由。

（3）為了”社會安定“。作為國有企業(yè)，不可避免地承擔著一些國家的社會職能。別人欠債不還，企業(yè)到頭來會拖欠工人的工資。但據企業(yè)管理者和地方政府官員的解釋，即使這樣，只要生產還在進行，工人每天能有事作（同時企業(yè)和政府承諾以后一定補發(fā)工資），也比工人無事可作要更有利于社會穩(wěn)定。這也構成”不付錢也發(fā)貨“的一個重要原因。

2．4　其他體制缺陷的作用

第3篇：宏觀經濟波動范文

關鍵詞：總債務；宏觀經濟波動 

一、 引言 

經濟波動一直是宏觀經濟研究的重要問題?？v觀世界經濟發(fā)展情況，從1929年美國泡沫經濟引發(fā)的全球經濟大蕭條到2008年美國次貸危機引發(fā)的全球經濟危機，再到2010年歐元區(qū)成員國爆發(fā)的主權債務危機，不難發(fā)現幾乎每一次的經濟危機都是與債務相關的。中國自改革開放以來，經濟經歷了長期的高速增長，與此同時，債務規(guī)模飛速擴大。我國總債務率從1997年的80.6%一路升至2013年的170.8%，總債務率年均上升7.4個百分點，債務累積速度不可謂不快。特別是，1997年亞洲金融危機和2008年次貸危機爆發(fā)后，我國總債務率都有一個較大幅度的抬升。近些年來，由于受到美國次貸危機的影響，總產出又表現出下行的跡象，2008年實質GDP同比增長率從第一季度的10.6%下降到第四季度的6.8%?；谶@種現象，那么我國總債務的快速增長對我國宏觀經濟波動具有什么樣的影響？影響程度有多大？影響機制又是怎樣？宏觀經濟水平對總債務又有怎樣的影響？中國政府面對這樣的情況又該采取什么樣的政策？ 

本文其他部分的結構安排如下：第二部分是文獻綜述；第三部分是結論及政策建議。 

二、 文獻綜述 

國內外學者對債務水平與宏觀經濟波動關系問題已做了較多的經驗研究。通過對已有的文獻進行梳理，發(fā)現國內外學者對于債務水平與宏觀經濟波動的研究是從三個方面開展的： 

（一）家庭債務與宏觀經濟波動的研究 

Cynamon and Fazzari （2008）認為不斷積累的家庭債務，為宏觀經濟的增長提供了一個實質性的刺激。之外，Mian and Sufi （2009）對美國縣巿級的截面數據進行分析，認為家庭債務是解釋宏觀波動性的重要原因。Yun K. Kim（2011）構建了一個VAR模型考察了美國的債務增長率和GDP、GDP凈值之間的關系，認為在短期內，總收入和債務之間存在著雙向并且積極反饋的關系，但是在長期中，家庭債務和總產出之間存在著消極的關系。Rajashri Chakrabarti（2011）考慮到模型本身固有的缺陷，采用描述性統(tǒng)計方法對美國2007年間家庭債務與儲蓄數據進行分析，結果表明在經濟環(huán)境惡劣的情況下，家庭部門就會減少消費增加儲蓄，消費者對整個信貸供應都持以悲觀態(tài)度，以致于經濟停滯不前。Stephen G Cecchetti（2011）不局限于對美國債務與經濟的研究，視角轉向全球?；?8個OECD國家1980-2010年間的家庭債務、非金融企業(yè)債務以及政府債務的數據，采用索洛新古典增長模型分析了三種債務與GDP之間的關系，他認為債務與GDP之間存在著一個閥值，只要超過這個閥值，債務就會成為經濟增長的累贅。Finn E. Kydland（2012）構建了動態(tài)隨機一般均衡模型探討英國、美國等發(fā)達國家的住房在經濟周期中的動力影響，研究發(fā)現：住房投資促進宏觀經濟的發(fā)展，非住宅投資阻礙經濟的發(fā)展。郭新華（2012）發(fā)現家庭債務和宏觀經濟波動存在長期均衡關系，家庭債務增長1 個單位，GDP 相應增長0.03個單位，在短期內家庭債務增加促進經濟增長。 

（二）企業(yè)債務與宏觀經濟波動的研究 

一些學者采用DSGE模型的方法進行研究。Bernake（1999）and Carlstrom（1997）假設企業(yè)都是風險中性者，構建了一個包含企業(yè)違約均衡的DSGE模型研究企業(yè)債務與經濟總波動的關系。Iacoviello（2005）and Gerali（2010）在Bernake的基礎上構建了包含金融摩擦的DSGE模型來考察它們之間的關系，他們認為金融摩擦同時影響家庭債務水平和企業(yè)債務水平，最終影響到宏觀經濟波動。另外一些學者采用相對常規(guī)的方法來進行研究。Ogawa（2003）提出，對于企業(yè)來說，高債務負擔會阻礙企業(yè)的發(fā)展速度和投資增長，進而影響宏觀經濟的穩(wěn)定增長。Hein（2006）在Lavoie（1995）的研究基礎上，考慮了企業(yè)債務利息在neo-KaleckinAlan增長模型中的作用，研究了長期利率的變化對經濟增長與宏觀經濟穩(wěn)定的影響。Charles（2008）探討了在neo-KaleckinAlan增長模型中，企業(yè)債務可能會造成金融不穩(wěn)定。 

（三）公共債務與宏觀經濟波動研究 

Mickel（1991）考察了美國公共債務利息支付的影響效應，研究表明：公共債務規(guī)模擴大會導致更多的利息收入向高收入家庭轉移。You and Dutt（1996）把經濟增長、公共債務、收入分配等變量，納入到其構建的后凱恩斯模型中，考察了公共債務對收入分配的影響，研究發(fā)現：公共債務的增加可能會提高工人的收入，且公共債務對收入分配差距的確切影響取決于政策實施時的外部環(huán)境。Ramos and Roca-Sagales（2007）采用VAR模型，考察了財政政策的收入再分配效應，研究結果表明：公共支出和直接稅有助于縮小收入分配差距，而間接稅會擴大收入分配不平等。Nisreen Salti（2011）利用面板數據，考察了公共債務的收入再分配效應，結果表明國內公共債務的增長與基尼系數的上升有著很大的關系。 

對國外相關研究成果的回顧，發(fā)現學者關于債務水平與宏觀經濟波動研究方法和內容上都取得了突破，從簡單的VAR模型到當下最主流的DSGE模型，從分離開單獨研究到結合一起來研究。但是他們的側重點都在各種債務類別與宏觀經濟波動的研究上，對于總債務水平與宏觀經濟波動的研究涉及較少。在對國內相關研究成果的梳理上，發(fā)現目前關于總債務水平與宏觀經濟波動的研究成果幾近空白，可能性原因是我國債務發(fā)展時間較短，學者忽略了其對宏觀經濟的波動影響，又或者是有學者進行了嘗試，但是由于數據獲取以及模型方法方面都存在著困難，因而進展緩慢。 

三、 政策建議 

面對日益嚴峻的債務問題，政府應當采取以下措施：第一，從源頭上厘清各種債務的風險類型，用政策來規(guī)范各種借貸行為；第二，制定債務風險防控標準，保證債務規(guī)模合理適當增長；第三，有選擇、有差別的區(qū)分借貸類型，不能一概而論，讓借貸行為程序化、規(guī)則化。（作者單位：湘潭大學商學院） 

參考文獻： 

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[2] 劉斌. 我國DSGE 模型的開發(fā)及在貨幣政策分析中的應用[J]. 金融研究，2008，（ 10） ： 1 - 21. 

[3] 劉斌. 中央銀行經濟模型的開發(fā)與應用[J]. 金融研究，2003，（ 4） ： 1 - 12. 

[4] Christiano L J，Motto R，Rostagno M. Financial Factors in Business Cycles[R]. Unpublished Manuscript，North western University，2007. 

第4篇：宏觀經濟波動范文

本文所討論的對象，是以企業(yè)財務報表當中的“人欠貨款”為數量界限的企業(yè)間債務。由于缺乏債務拖欠時間、企業(yè)債務中拖欠部分比例的數據調查，我們主要通過對企業(yè)間債務總量的分析來展開討論。除

但是，相反的情況也會發(fā)生，即：給定貨幣量和流通速度， 企業(yè) 間債務增加， 經濟 活動的規(guī)模（pt）也會發(fā)生相應的變化。這一重要關系是本文，特別是在后面幾節(jié)里所要討論的主要 問題 。

1．3　企業(yè)間債務總量無限增長的可能性

假定在一個封閉的經濟中（沒有進出口），也無需向政府交稅，只有工資（各種個人收入）是必須用貨幣支付的，只有消費品是必須用貨幣購買的（在假定工資只用于消費的前提下，這兩個假定是等價的）；所有中間物品以及投資物品都可以在支付相當于工資成本的那一數量的貨幣之后，用企業(yè)間債務的手段進行交易。我們就有了一個極限性質？quot；乘數”，即工資成本與總銷售額的比率的倒數。這一乘數與總貸款額的乘積，就是企業(yè)間債務的 理論 極限值。

而且，這一極限值并不是債務總量的極限，而只是債務增量的極限，因為這里的乘數是本期的工資成本與本期總交易量的比率。這就意味著，如果企業(yè)可以不還舊債的話，企業(yè)間債務的總量是可以無限地增長下去的，每年都可以增加不超過極限值的一部分債務（這也可以構成一？quot；穩(wěn)恒態(tài)“，steady－state）。這時，要想使企業(yè)間債務增長速度放慢，唯一的辦法就是增加貨幣的供給從而使可支付工資和消費品購買力規(guī)模下降并因此使整個經濟活動的規(guī)模縮小。

這一極限值對于任何一個現實經濟來說都顯得”太大“，實際債務增量總會小得多。這其實不說明別的，只是說明，人們是”還債的“，企業(yè)間的交易并不是只靠相互欠債，企業(yè)間信用并不是人人都可以在任何情況下接受的信用，一個企業(yè)也不可能無限地欠債不還再無限地借新債。

因此，問題歸結為，人們?yōu)槭裁匆€債和企業(yè)之間為什么不會無限地借債？從微觀經濟學的角度說，這無非是因為欠債和被欠債都是有成本的，而及時還債和不過多向外借債是有好處的。

1．4　企業(yè)間債務的微觀行為 分析

現在暫時假定我們將要討論的企業(yè)都是”預算硬約束“的（下一節(jié)再放松這一假定），來看一下對于這樣的企業(yè)來說，它借給別人債時和欠別人債時所考慮的各種因素。

（1）債權方。作為債權人，進行賒銷對他的主要好處是與客戶保持長久的交易關系從而保有市場；同時也是為了避免生產過程的波動所帶來的成本。在經濟不那么景氣的時候繼續(xù)給老顧客們發(fā)貨并給他們一些信貸，也能使生產持續(xù)不斷的進行，避免今天停產、明天再重新組織起來而引起的”生產重組成本“。

當然，這樣作是有代價的，最基本的就是付出隱含的資金利率。一般說來，在商定的時間內，企業(yè)間債務是沒有利息的，在各國實踐中，發(fā)生債務拖欠時一般也沒有利息懲罰（見alrandari and schaffer，　1995）。隱含在企業(yè)間債務中的利息通常表現為提前支付或直接用現金購買時賣方給予買方的價格折扣。如果發(fā)生”拖欠“，債權人除了利息損失加大之外，還可能發(fā)生資金周轉的困難， 影響 自己正常的生產經營。因此，當一個企業(yè)允許另一些企業(yè)延長還款時間的時候（明知對方要拖欠，還是發(fā)貨），可以視為一種”讓利“行為或”降價“行為，是由于產品滯銷或市場需求下降的時候企業(yè)不得不降價銷售，降價部分就相當于允許拖欠時額外讓出的利息（相反的情況是”搶手貨“得先支”預付款“）。一般說來，企業(yè)不會無限地讓不還債的人繼續(xù)賒購下去。別人長期拖欠不還債，債權人卻還繼續(xù)發(fā)貨，這種無法用正常經濟原因解釋的特殊情況當然只能由特殊的體制因素加以解釋（見下一節(jié)）。

債權人長期拖欠債務，債權人一方還會發(fā)生”追債成本“：派人出去追債本身是費時、費力、費錢的，而且在對方”耍賴“的情況下有時還得作出的債務減免之類的”讓步“；同時，債權人積極要債，可能使人們認為他自己的財務狀況不佳，影響自己在市場上的形象與信用。這是所謂”消極債主“現象的一個重要原因（見begg and portes，1992）。這些成本會從債權人一方阻止債務的無限增長。

（2）債務方。從債務人的角度看，他超過付款期拖欠債款的好處當然是多占有了一部分利息，更可以在無法獲得銀行貸款的情況下，擴大自己的”靈活性“，沒錢也能繼續(xù)投資、繼續(xù)生產，或將自己的資金周轉用于別的用途，”一塊錢當作兩塊錢用“。但拖欠債務的代價是落下”不講信用“的名聲而使以后再借債發(fā)生困難。在商業(yè)信用極為重要的 經濟 環(huán)境中，為了占一點利息的便宜喪失信用是很不值得的。這是市場經濟中不到萬不得已 企業(yè) 總是盡可能及時還債的基本原因。

1．5　企業(yè)間債務的規(guī)模與貨幣量（銀行貸款）的相關關系

企業(yè)間債務的增長和規(guī)模與貨幣量之間存在著復雜的關系。

一方面，貨幣越多、越便宜，大家越沒有必要相互欠債；而當政府采取宏觀緊縮政策的時候，貨幣供給量越少，企業(yè)之間相互拖欠會變得越嚴重。但是在另一方面，根據前面第1．3小節(jié)的 分析 ，貨幣量越多，企業(yè)以貨幣為基礎所能創(chuàng)造出的企業(yè)間信用也會越多。就單個債務人的角度看，它越是能夠獲得較多的貨幣（銀行貸款），它就越是可能更多地欠債，別人會因為相信它可以較容易地獲得銀行貸款而較為放心地借債給它；從債權人的角度看，如果他可以較容易地獲得貸款，他就可能不那么積極地去”要債“，因為別人所欠債務雖然多一點，他仍可以從銀行借到錢維持生產的正常進行。從整個經濟的角度看，人們都是在一定量的貨幣基礎上”創(chuàng)造“企業(yè)間信用，貨幣量越多，以此為”準備金“所能創(chuàng)造出的企業(yè)間債務的規(guī)模就可以越大。

從統(tǒng)計經驗上看，西方主要市場經濟國家中企業(yè)間債務與企業(yè)貸款規(guī)模的比率一般為一比一（rostowski，　1994）。我國 目前 企業(yè)間債務與企業(yè)貸款的比率總的來說還較低，約為67％，所以債務增長還有”余地“。從個案情況看，當企業(yè)間債務與貸款比率較低的時候，債務仍會增長；當這一比率接近于一或大于一的時候，債務增長的速度明顯下降，企業(yè)本身也開始積極清理債務。這是值得引起注意的一個關系。

1．6　債務總量與債務增量

企業(yè)債務總量是指到某一時點為止經濟中全部未支付的企業(yè)間債務的總和（比如我國1995年末存在的8000億企業(yè)間債務），是一個存量概念；企業(yè)間債務增量是在一定時期內新增加的債務量（比如1995年一年間我國企業(yè)間債務增加了2000億元），是一個流量概念。

在一定時期中，企業(yè)會還舊債欠新債。新債是在本期發(fā)生的，但只要它沒有超出還舊債的數量，債務總量沒有增加，就可視為沒有發(fā)生新增債務，因為還舊欠新？quot；還”的過程使用了貨幣，相當于用貨幣進行交易，沒有用新增債務來中介本期的交易。正因如此，只有本期新增的債務，才與本期的經濟活動相關；其他債務存量屬于 歷史 遺留下來的 問題 。

但是，企業(yè)間債務的存量與增量是相關的：就一般趨勢而言，給定其他各種條件（包括宏觀經濟政策），企業(yè)間債務的增長速度會隨著債務總量的增大而發(fā)生遞減；存量相對于整個經濟活動以及貨幣總量的規(guī)模越大，增量的相對規(guī)模會越小。原因就在于，從宏觀的角度看，企業(yè)間已有的債務越多，建立在一定貨幣基礎上的信用關系越是脆弱，新的信用創(chuàng)造余地越小。就個別企業(yè)來說，欠債越多，再借新債；或者別人欠的賬越多，自己財務越難以再維持生產，進行更多？quot；賒銷“。

因此，盡管我們并不知道在現實中企業(yè)間債務的實際極限是什么，但是由于以上兩個小節(jié)所分析的種種原因，我們可以期待：給定貨幣供給的增長率（政策），給定經濟的增長速度，企業(yè)間債務的增量隨總量的擴大而遞減（若貨幣供給增長率發(fā)生較大變化，債務增量會突然以較大幅度增長），至少，債務與交易總量的比重會發(fā)生遞減。

企業(yè)間債務不會無限地增長，這個 理論 上的結論對于分析現實中債務的增長變動情況，也許是有用的。從我國的現實情況看，在宏觀政策發(fā)生變化、實行緊縮性貨幣政策的初期，債務增量數額很大（見表1，主要 工業(yè) 企業(yè)的數據）；但在這之后，隨著債務總量的進一步增大，債務增量下降，增幅遞減，而不是每年保持同樣的增長幅度。1988－1989年實行宏觀調控后主要企業(yè)間債務增量與工業(yè)總產值的比率從1987年的0.76％猛增至1989年的3.98％，但隨后逐步下降；1993年貨幣政策和宏觀經濟形勢發(fā)生變化之后，企業(yè)間債務與工業(yè)總產值的比率從前一年的0.3％一下子猛增至14.63％，但在1994年這一比率已經下降至10.91％，債務增量的絕對值也開始下降。

二、

這就提出了一個問題：在轉軌時期，企業(yè)間債務總額的增長，在一定程度上屬于經濟“貨幣化”、“信用化”的一種正常現象。我們稱這種因體制變化所引起的企業(yè)間債務增長為“體制性增長”。我們當然很難確切地在統(tǒng)計上確定已經發(fā)生的企業(yè)間債務中有多少屬于體制轉軌時期的“體制性增長”（在本文后面的 分析 中我們將忽略這個問題，但仍請讀者注意到這個問題的存在），但我們應該當作“問題”加以對待的只是超出正常的“體制性增長”的突發(fā)性“膨脹”或“額外增長”。

2．2　國有企業(yè)的特殊問題

國有企業(yè)“預算軟約束”的體制特征決定著企業(yè)間的債務，可能會大大超出“預算硬約束”條件下的債務水平。這是對于國有企業(yè)間債務過度增長的一個最基本的體制原因。這一基本原因具體表現在以下幾個方面：

第一，國有企業(yè)本身享有“國家信譽”的背景，借債較容易。 法律 上說，國有企業(yè)是國家作為所有者和債務人的“無限責任公司”，只要國家“不破產”，企業(yè)的“信用等級”就總會好于別的企業(yè)。這是人們較容易借錢、借債給國有企業(yè)的原因，無論它們是否欠債不還。從這個意義上說，國有企業(yè)債務，一定程度上具有與法定貨幣同樣的性質。

第二，在 歷史 上，國有企業(yè)一般不會破產，虧損由國家補貼。財務狀況不好的企業(yè)仍要生存下去，債務也就必然不斷增加，不會因破產清償而被勾銷。不能破產，企業(yè)欠債就沒有了最后的懲罰，債務的增長也就會“無所顧忌”，不良企業(yè)吃整個經濟的“大鍋飯”，占用盈利企業(yè)的資金，無法實現優(yōu)勝劣汰和資源的有效配置，最終也會將盈利企業(yè)拖垮。

第三，在歷史上，企業(yè)債務增加后，國家銀行注入新的償債資金“清理三角債”（1986年以后國家曾多次為清理三角債注入資金），更增強了人們對國有企業(yè)債務有國家作保證的預期。

正是在這種特殊制度背景下，國有企業(yè)之間的“三角債”很容易膨脹，超出企業(yè)自身的償債能力；而且，國有企業(yè)事實上能夠通過擴大企業(yè)間債務拖欠，擴大其事實上的“購買能力”，從而導致總需求的膨脹或減緩總需求縮減的速度。國有企業(yè)間“三角債”，在一定程度上相當于“企業(yè)以國家信用為背景自主先導發(fā)行的準貨幣”，也是貨幣發(fā)行“倒逼機制”的一個組成部分（見樊綱，1994，1995）。

假定d為企業(yè)間債務總額，δm為國家銀行事后為“清欠”而注入的貨幣，則

式中的m可以定義為“企業(yè)間債務引致貨幣供給的系數”。假如“為清欠三元債務注入一元貨幣”，則m的經驗值為3。

國家銀行“注資清欠”會在一定程度上 影響 人們對國有企業(yè)間債務行為的預期并因此而影響到 目前 與今后一段時期中企業(yè)的行為。國家銀行注入的資金越少，或者所承諾注入資金減少，m的“預期值”（em）越低。 理論 上說，em越低，“預算約束”越“硬”，企業(yè)間相互拖欠的數額會越小。所以，企業(yè)間債務在理論上是“預期貨幣供給系數”的函數：

（3）　d＝f［em］

第5篇：宏觀經濟波動范文

隨著股市運作的逐步規(guī)范，上證綜指必將反映國民經濟的總量變化，2001年下半年股市變化已經有了反映國民經濟變化的端倪，即國民經濟處于一個大的下降通道中。

國有股減持、違規(guī)資金的查處、股指期貨的推出以及機構投資者的發(fā)展，對股市的變化會起到一定的作用，但作為一種政策或是一種工具，不可能起到決定性的作用，根本在于國民經濟的好轉，上市公司投資價值的提高。

股市是反映國民經濟狀況的一個窗口，股市的興衰直接反映國民經濟發(fā)展的好壞與快慢，同時，也在一定程度上影響國民經濟的發(fā)展。但是，從根本上來說，國民經濟的發(fā)展決定著股市的發(fā)展，而不是相反。因此，國家宏觀經濟狀況以及對國民經濟發(fā)展有重要影響的一些因素都將對股市及股市中存在著的各種股票發(fā)生顯著作用。

本報告從宏觀經濟的大背景出發(fā)，考察國民生產總值的變化對股市的影響程度，分析GDP構成中投資、消費、外貿對股市的作用力，同時對股市波動中的貨幣政策的影響因素及傳導機制加以描述，以期能從宏觀經濟的大背景中揭示股票市場的周期變化規(guī)律。

一、宏觀經濟周期與股票市場變化

1.1宏觀經濟與股票市場

為了盡可能全面的反映宏觀經濟與股票市場的變化，我們截取了十年的GDP季度資料和股市的月度資料以觀察其相關的變化，這里股市的波動以上海證券交易所的上證綜指作為觀察樣本。

從觀察的情況看，自94年開始，國民經濟處于一個大的下降通道中。從經濟周期的角度出發(fā)，機關年紀處于衰退階段。一般說來，在經濟衰退時期，股票價格會逐漸下跌；到危機時期，股價跌至最低點；而經濟復蘇開始時，股價又會逐步上升；到繁榮時，股價則上漲至最高點。這種變動的具體原因是，當經濟開始衰退之后，企業(yè)的產品滯銷，利潤相應減少，促使企業(yè)減少產量，從而導致股息、紅利也隨之不斷減少，持股的股東因股票收益不佳而紛紛拋售，使股票價格下跌。當經濟衰退已經達到經濟危機時，整個經濟生活處于癱瘓狀況，大量的企業(yè)倒閉，股票持有者由于對形勢持悲觀態(tài)度而紛紛賣出手中的股票，從而使整個股市價格大跌，市場處于蕭條和混亂之中。經濟周期經過最低谷之后又出現緩慢復蘇的勢頭，隨著經濟結構的調整，商品開始有一定的銷售量，企業(yè)又能開始給股東分發(fā)一些股息紅利，股東慢慢覺得持股有利可圖，于是紛紛購買，使股價緩緩回升；當經濟由復蘇達到繁榮階段時，企業(yè)的商品生產能力與產量大增，商品銷售狀況良好，企業(yè)開始大量盈利，股息、紅利相應增多，股票價格上漲至最高點。

從我國的情況看，93年實施宏觀調控政策以來，國民經濟的總量指標在11.2-7%之間波動，沒有出現大起大落的現象，經過三次統(tǒng)計平滑處理的資料顯示，國民生產總值的增長速度處在一個緩慢下降的通道中。而同期上證綜合指數僅在92、93年同國民生產總值有趨同的趨勢外，其它年份與國民生產總值的趨勢完全背離，以月份考察的上證綜指常常出現大幅震蕩的現象。但總體而言，上證綜指處于于大的上升通道中。我們以十年的年動態(tài)數據計算的國民生產總值與上證指數的相關關系表明，其相關系數僅為0.08。以季度動態(tài)數據測算的相關系數竟然為-0.245。經濟周期理論所闡述的觀點與現實情況完全不同。

二、GDP相關指標與股市變化

2.1固定資產投資

固定資產投資一直是拉動經濟增長的主要動力。從“六五”到“八五”時期，除1989、1990兩個特殊年份之外，其余年份投資和GDP均保持了高速增長態(tài)勢，而且投資增長速度在很多年份均高于甚至是大大高于同期GDP的增長速度。“六五”時期，投資增幅高出GDP增幅8.7個百分點；“七五”時期為8.6個百分點;“八五”時期為24.9個百分點。進入“九五”以來，這種狀況發(fā)生了很大變化。與固定資產投資增速持續(xù)下滑相對應，同期GDP可比增長速度也呈逐年下滑趨勢；另外，投資高出GDP的幅度也明顯縮小，1996年為5.2個百分點,1997年二者持平,1998年為6.1個百分點,1999年則呈逆趨勢，GDP增幅高出投資增幅2個百分點,成為改革開放以來繼1989、1990年之后的第三個投資增速低于GDP增速的特殊年份。2000年，為刺激經濟，政府加大了固定資產投資力度，同年投資增幅達到9.26%。進一步對影響2000年GDP增長的主要因素進行分析可以發(fā)現，2000年投資對經濟的促進作用比較明顯，這與1999年的情況截然不同。據我們測算，2000年投資對經濟的貢獻與消費對經濟的貢獻率基本持平達到40%左右。1999年消費對經濟增長的貢獻率為77.5%,拉動經濟增長5.5個百分點,比1998年分別高出20.5和1.1個百分點;而1999年全社會固定資產投資僅增長5.1%,低于同期GDP增幅2個百分點，比1998年下降8.8個百分點,對經濟增長的貢獻率為28.2%,比1998年下降10.9個百分點,對經濟增長的拉動作用為2個百分點,比1998年下降1.1個百分點。為擴大投資需求,政府連續(xù)出臺了一系列相關的經濟政策,包括繼續(xù)增發(fā)國債用于基礎設施建設以及對企業(yè)技術改造進行財政貼息;繼續(xù)降低利率,活躍股票市場,開征儲蓄存款利息所得稅；對投資方向調節(jié)稅實現減半征收；出臺《個人獨資企業(yè)法》等。尤其是1999年中央繼續(xù)發(fā)行國債用以擴大投資需求，其力度之大為改革開放以來的首次(全年共發(fā)行1100億元),而同期的固定資產投資增長速度仍然十分低迷,且低于同期GDP增長速度,成為制約經濟增長的主要矛盾。

從資本市場而言，我國目前的資本市場發(fā)育還很不成熟，政府、企業(yè)、居民各不同的投資主體之間的資金難以進行有效的調劑。政府、企業(yè)、居民作為固定資產投資的主體，在全社會固定資產投資中扮演的角色是不同的。其中企業(yè)投資是固定資產投資中最主要的組成部分，其次是政府投資，最后是居民個人。與投資地位相對照，全社會資金在各投資主體之間的分配則完全呈相反的格局。改革開放以來，部門之間的資金余缺狀況為：政府由資金結余部門轉變?yōu)橘Y金短缺部門，短缺資金占GDP的比重在1%以上；企業(yè)一直是資金短缺部門，且資金缺口不斷擴大；居民一直是資金結余部門，且結余份額越來越高。根據對2000年資金流量的測算，政府部門短缺資金為1000億元，非金融企業(yè)短缺資金為12100億元，居民個人結余資金為16000億元。不同投資主體之間的資金余缺狀況表明，要實現投資的快速增長，只有對不同投資主體間的資金進行合理調劑，也就是說，通過合理渠道，將相對次要投資主體居民的閑置資金轉化為主要投資主體企業(yè)和政府部門可使用的資金。而我國目前資本市場的格局顯然不能滿足有效調劑資金的需要，企業(yè)尤其是大量的中小企業(yè)很難從目前的資本市場上籌集到資金。首先是銀行貸款受到限制。銀行部門一般不愿意為民營企業(yè)或中小企業(yè)貸款，因為他們感到發(fā)放貸款的風險與收益不對稱。1998年以來,為擴大內需,刺激民間投資增長,政府陸續(xù)出臺了一系列有關政策,其中影響比較大的是1998年中央政府首次要求銀行系統(tǒng)“增加向中小企業(yè)貸款”,各個國有銀行先后成立了中小企業(yè)部,同時為鼓勵銀行將信貸資金向中小企業(yè)和民營企業(yè)傾斜,政府還相應提高了銀行向中小企業(yè)貸款利息的浮動范圍。但由于經濟運行過程中的諸多矛盾以及民營企業(yè)本身一些固有的缺陷,使銀行對其貸款存在抵押擔保難、跟蹤監(jiān)督難和債權維護難等問題，實施效果并不明顯。其次是直接融資渠道狹窄。我國的直接融資方式從一開始就主要面向國有大中型企業(yè),目前為了解決國有企業(yè)的困難,促進其機制的轉換,要求股票市場要優(yōu)先服務于國有大中型企業(yè),為國有企業(yè)的改革和發(fā)展創(chuàng)造條件。而中小企業(yè)的發(fā)展空間相對十分狹小，且市場進入門檻高?！豆痉ā芬?guī)定,股份有限公司申請上市必須已經連續(xù)三年盈利,上市公司所流通股本應在5000萬元以上。而大部分中小企業(yè)經營規(guī)模都較小,產業(yè)層次低,與國家對企業(yè)上市規(guī)模和優(yōu)先產業(yè)的要求存在著一定的距離,客觀上加大了中小企業(yè)上市的難度。我國上市公司中非國有經濟控股企業(yè)所占比例不到10%。三是缺乏風險投資機制。風險投資是一種將資金投向風險較大,具有較高技術含量以謀求高收益的特殊商業(yè)性投資活動。美國IT產業(yè)的崛起與風險投資業(yè)和NASDAQ系統(tǒng)的發(fā)展關系密切，20世紀80年代、90年代風險投資業(yè)在美國興起，極大地支持了計算機等高新技術產業(yè)的發(fā)展。我國的民營企業(yè)經過二十年的迅速發(fā)展,已經進入“二次創(chuàng)業(yè)”過程,一批高科技民營企業(yè)正處在起步和成長階段,需要相應的創(chuàng)業(yè)機制予以扶持,其中最為關鍵的是建立風險投資機制。而目前我國對風險投資的扶持還基本處于起步階段。

投資的增加主要表現在對宏觀經濟的影響，其傳導機制是投資增加經濟回升股票市場上漲。其對股票市場的直接影響在我國目前的市場狀況下可能的表現形式是部分以投資為理由的貸款違規(guī)進入股市，但由于資料的限制，我們無法對這部分資金的影響程度作出判斷。但就理論而言，固定資產投資不直接作用與股市。下表從固定資產投資的年度和月度變化也反映了這種現實。

2.2消費

在我們前面的論述中，已經表明GDP處于下降通道中，GDP的下降除投資的影響外，消費需求不足是另一因素。我國GDP的增長率在1992年達到14.2%的罕見高度之后呈現逐年回落態(tài)勢，到2000年，回落了6.2個百分點。這一周期的回落與1992年以前的增長率波動有著根本的區(qū)別：一是三大產業(yè)的增長率同時出現了回落，其中工業(yè)增長率回落11.3個百分點是主要因素。二是回落持續(xù)的時間比以往任何一個周期都長，而且目前仍無明顯回升的跡象。從國內消費方面來看，1992年之前，消費對GDP的貢獻率都在60%以上，但從1992年之后，消費貢獻率連續(xù)8年低于60%，平均貢獻率比前幾十年的年平均貢獻率低6個百分點左右。這一突出變化表明，需求不足是影響GDP回落的重要因素。對于消費需求不足，政府消費部分由于資料的限制，我們無法分析。這里僅就居民消費加以論述。影響居民消費不

足的因素有如下幾個方面：一是受居民收入差距擴大趨勢的影響。根據歷年的調查資料：1985年，我國城市居民中最高收入戶與最低收入戶的人均生活費收入之比為2.9﹕1，1990年這個比例為3.9﹕1。2000年為5﹕1，農村居民的收入差別雖然沒有城市的大，但其發(fā)展趨勢是一樣的。在這里，我們并不打算就收入差距的擴大對消費需求的影響進行量化研究，但有一點是明確的，收入差距的擴大不利于形成新的消費熱點，從而增加有效需求。二是傳統(tǒng)消費觀念和消費習慣的影響。人們的消費大都是量入為出，儲蓄增長率一直維持在30%以上，這在世界各國中是比較罕見的現象。三是經濟預期的不確定性。消費需求的形成不僅取決于即期收入，還取決于人們對未來收入的預期，而有關收入的預期又與人們對國家的經濟政策和經濟形勢的預期密切相關。目前，我國正在進行的經濟體制改革、機構改革、住房制度改革、社會保障制度改革、教育體制改革、醫(yī)療制度改革等等，都直接影響到人們的收入和支出水平，而唯一沒有正式提到國家議事日程上的是收入分配制度改革，這又無法使人們在收入和支出的增長之間劃上等號。人們可以預見的收入增長僅僅是工齡和職務工資等有限的幾項，面對人員的分流、下崗壓力以及日益與市場掛鉤的子女教育費用等等涉及切身利益的社會變化，都將加強居民儲蓄傾向。

為了刺激消費，目前我國的利率水平已經降到了歷史低點，低利率儲蓄政策在短期內對消費的影響并不是很顯著，但從一個較長的時期來看，其影響必然會逐漸增加。此外，實行低利率儲蓄對新增儲蓄的影響將隨時間的推移而逐漸增強，而且有利于一些儲蓄資金轉向股票、債券等投資領域，這些資金的流動將隨著金融市場的規(guī)范化和投機因素的減少，向消費領域回流。但是，就股票市場而言，低利率促使資金投向消費或股票市場的傾向并沒有顯現。從94年8月的325點到97年5月的1510點；97年9月的1025點到2001年6月的2245點；97年7月的2245點到目前的1680點，股票市場的變化獨立于消費和利率的變化。

2.3外貿

改革開放以來，中國的對外貿易獲得了迅速的增長，明顯地改變了在世界貿易中的地位。出口年平均增長13.2%，進口年平均增長11.2%。由于對外貿易的快速增長使得外貿依存度有了很大提高。在開放經濟中，凈出口是總需求的函數，以支出法計算的國民生產總值中，它直接構成對GDP的貢獻。實踐表明，貿易的高速增長是推動中國經濟增長的巨大力量，而貿易的下降則是導致目前中國通貨緊縮的重要因素。

由于外貿已經成為我國經濟的重要組成部分，而它的增長變化與國際形勢、匯率有直接的關系，不同于投資、國內消費。為此，我們將近年來我國進出口總額的絕對值與上證指數的變化加以對比，結果如下：

我們發(fā)現上證綜指的走勢竟然與外貿進出口總值的變化如此的趨同，（這里需要說明的是為了視覺上的直觀，我們將上證綜指做了放大一倍的處理）。我們計算的兩者的相關系數為0.72。我們用滯后一年的進出口總額計算的相關系數為0.81。這說明股市提前一年反映進出口的變化的強度要大于當年。這一意外的發(fā)現我們試圖做以下解釋：一是外貿進出口總額的增加勢必使得我國外匯儲備增加，由于外幣的國內不可流通性，這必然要求增加等值人民幣的供應量。資金的增量供應必然對股市產生影響。二是隨著開放政策的不斷深入和開放程度的明顯提高，對外貿易迅速增長是伴隨資本流動的規(guī)模不斷擴大而進行的。特別是1992年以來，中國資本國際化的進程明顯加快,“八五”時期平均增速為36.1%，“九五”期間，累計利用外資2894億美元，大量資本的流入，彌補了國內資本的不足，這使得國內的部分資金有了相對寬松的騰挪空間投資于證券市場。外貿形勢不樂觀時，情況正好相反，所以其波動趨于一致。三是1995年以來，中國經濟處于周期運行的下行階段，通貨緊縮加劇，大量產能過剩，職工下崗失業(yè)日增，宏觀環(huán)境的惡化影響了投資者的信心和預期。1998年實施擴張政策，大力啟動經濟，但擴張政策收效不大，經濟仍在波動中繼續(xù)下滑，人們的預期尚未改變，投資者的信心也未恢復，因而，消費依然看淡，投資也只是政府投資擴張，而民間投資仍不活躍。但此時，即97-2000年外貿進出口總額為27299、29153、31135、34153億美元，絕對量處于升勢，同期外資的利用為644、586、527、590億美元。從外資的情況看98、99兩年利用外資的增幅回落，2000年大幅增長。上證指數提前一年發(fā)生變化。這源于資本本性的決定，國內沒有好的投資機會，進入股票市場逐利成為必然。四是中國國際收支統(tǒng)計中的投資收益以1995年為界，之前采取的是收付實現制，之后實行的是權責發(fā)生制。前者反映的是資本收益的實際流出額，后者記錄的是全部的資本收益額。于是資本收益有兩個流向：一個作為資本收益換成外匯流向國外，第二作為利潤再投資記在資本項目的直接投資項下，這種利潤的再投資在記入利用外資的同時，資本項目下的投資進入股票市場存在現實的可能。五是與國際市場的接軌，我們的進出口主要來自美日，美日經濟向好，其股票市場繁榮，促使我國的進出口增加，股票市場呈現牛市。

2.4貨幣供應與股票市場

收入型貨幣數量理論認為，貨幣供應量與名義收入成有規(guī)則的正比關系。隨收入的提高貨幣發(fā)行量以一定的比例增加，對經濟總量的提高有顯著效用。但是隨貨幣流通速度的變化、金融市場自由化與國際化、電子信息技術發(fā)展，收入型貨幣數量論的準確性和可靠性日益下降，貨幣數量不再簡單地與物價和收入呈比例關系，而是與經濟體系中所有需貨幣媒介的交易（包括金融市場交易）有重要相關性。

證券市場交易包括發(fā)行新股交易，也包括市場主體在生命周期不同階段改變其持有的不同資產組合而導致的交易，但常見的大量交易，是源于二級市場上投資主體因信息不對稱、心理預期、新信息傳播及對其解釋等方面的不同而形成對市場的不同看法所導致的交易。與商品交易一樣，證券市場的資產交易也是通過貨幣媒介進行的，同樣不可避免要產生對貨幣的交易需求。這里我們通過對貨幣發(fā)行量的變化對我國股票市場與貨幣總需求關系進行實證分析：

年份M0M2M1上證指數

1993年586434879.816280833.8

1994年7288.646923.520540647.9

1995年7885.360750.523987555.3

1996年880276094.928514917

1997年1017790995.3348261194.1

1998年11204104498.5389531146.7

1999年13455119897.9458371366.6

2000年14652134610.3531472073.5

股票市場變化引起總的貨幣需求變化的途徑或機制體現在四個方面：一是股票市場價格的上漲意味著人們名義財富的增加，在收入比股價波動性更小的情況下，意味著財富/收入的比率上升。而貨幣需求函數認為，財富／收入比率越高，往往反映為貨幣/收入的比率越高，或者說收入流通速度越低。股票市場與貨幣需求的這種關系為財富效應。二是股價上漲反映了風險性資產的預期收益相對無風險性資產而言有所上升。在人們的風險偏好程度不變的情況下，這種相對價值的變化將導致風險性資產的風險程度增加，從而人們將會增加其資產組合中相對安全性資產的比重來抵消這種風險，比如說增大持有短期債券、貨幣等，從而引致貨幣需求增大。這種增大其實質是資產組合的貨幣表現。三是股價的上漲往往伴隨著股市交易量的擴張，這要求相應的貨幣供應來完成這些交易。四是股票市場價格上漲，交易量擴張，一般會使得股票吸引力增加，從而在人們的資產組合中比重增大，在一定程度上會對貨幣資產（主要是廣義貨幣，如居民儲蓄存款）有一種替代作用，從而降低貨幣需求。以上的股票與貨幣的傳導機制中，就理論而言，股票市場對貨幣需求的綜合作用有時是正向的，有時是反向的。我們用上表數據的回歸分析表明，股票市場與貨幣總需求具有統(tǒng)計顯著性，為正相關關系，股票市場價格上漲、交易量擴大，導致貨幣需求相應增加。

股票市場對貨幣的需求變化的同時，貨幣供應的變化又對股票市場產生作用。下圖直接反映了貨幣流通量與股市的變化。變化表明貨幣供應量的走勢完全同步于股市的變化，這里我們可以理解為股市的上漲與資金的推動是密切相連的。

三、關于股市背離宏觀經濟走勢相關問題的思考

在中國這個新興的證券市場中，證券融資的制度安排是在以政府為主導的情況下強制執(zhí)行的，由于經驗的缺乏和中國國企的傳統(tǒng)背景的原因，這種制度不可避免的與完全市場下的融資行為產生摩擦。

3.1上市公司股權失衡

與發(fā)達國家成熟證券市場相比，我國證券市場最突出的問題是股票市場內部結構的非均衡性，股票市場被嚴重分割，市場結構不健全，缺乏有效、統(tǒng)一的市場體系。股票市場結構缺陷首先表現為上市公司股權結構的嚴重分割。國有股一股獨大，且這些代表國家所有的股權又不能上市流通，這種股權結構被嚴重分割的狀況，不利于資源的有效配置，也降低了證券市場的效率。占67％的國家股、法人股主體代表的缺位，使得公司治理結構存在根本的利益動力機制和監(jiān)督約束機制。

3.2機構投資者發(fā)育不全

投資者結構以中小投資者為主，機構投資者比例過小,不但起不到穩(wěn)定市場的作用，反而可能造成操縱市場等不規(guī)范現象的發(fā)生，使得市場大起大落、坐莊投機等現象時有發(fā)生。股價與企業(yè)效益已經沒有匹配的效應。股票價格并不能有效反映市場信息，而信息失真和市場參與各方信息之間的不對稱，使得投資者不得不為之付出額外成本，在理性預期條件下，投資者的投資行為被演化為理性投機行為，從而使我國證券市場不但信息傳遞機制發(fā)生扭曲，而且價格形成機制也不可避免發(fā)生了扭曲。盡管國家的政策導向一直是大力發(fā)展機構投資者，以戰(zhàn)略投資者、封閉式基金為主的機構投資者在股票市場中得到了快速發(fā)展，但就股票市場本身的發(fā)展要求相比，但遠遠不能適應形勢的需要。

3.3上市公司缺乏投資價值

從縱向比較分析，我國上市公司歷年的業(yè)績呈整體劣化的趨勢，無論是每股收益還是凈資產收益率都呈下降態(tài)勢，通過對不同年度上市公司的考察，發(fā)現上市公司的上市時間越長，其效益越差。究其原因在于企業(yè)上市的目的不是促其建立適應市場運作機制要求的公司治理結構，而是樂于從二級市場圈錢，MM理論中的股權融資的成本高于債權融資的理論完全失效，關鍵在于董事會、經理層對股東的回報沒有制約，總認為二級市場圈的錢是沒有成本的美餐。不怕股東用腳投票。畢竟大股東代表國家利益，與個人利益沒有直接關系。有的上市公司為了在現行的制度下保住其融資的資格，不惜弄虛作假，愚弄二級市場的投資者。從這個意義上說，中國證券市場股份制改制的功能缺陷，致使公司的發(fā)展動力不足，缺乏應有的投資價值。

第6篇：宏觀經濟波動范文

關鍵詞：信貸資金分布；宏觀經濟波動；CF帶通濾波；穩(wěn)健性檢驗

中圖分類號：F830文獻標識碼：A文章編號：1001-6260(2009)03-0088-06

一、引言及文獻綜述

2008年12月，全國新增貸款達到7720億元，而2009年1月的新增貸款更是達到令人瞠目的1.6萬億，這是一個創(chuàng)紀錄的數字，超過自2002年開始的中國經濟增長周期的任何一個月的增長，并且接近今年預期新增貸款5.4萬億的30％。銀行業(yè)的集體努力正使信貸成為積極財政政策的最佳搭檔，如此高的信貸增速意味著短期內中國經濟得到強有力的支撐。毋庸置疑，如果銀行信貸不提供有力支撐，4萬億投資計劃就難以按進度完成，在民間投資恢復信心之前，銀行仍需持棒領跑一段時間。銀行業(yè)正在努力跟上保增長的步調，為疲弱的經濟輸血，這將使已經被中央政府點燃的投資火焰熊熊燃燒，也會使缺乏現金的企業(yè)得到及時的救助。

學術界就信貸對宏觀經濟的影響的論述已經非常充分。Bernanke等(1988)指出，GDP與信貸的關系比其他變量更密切，信貸也比其他貨幣量更能作為經濟活動的領先指標。Bernank等(1989)的金融加速器理論成功地解釋了外部噪音在經濟系統(tǒng)中如何被延續(xù)的問題，即通過加速器會被放大，使繁榮的經濟更加繁榮，蕭條的經濟更加蕭條。Bernanke等(1996)更是明確提出，信用會放大市場的真實狀況，從而改變了最初的小沖擊(包括實體和貨幣的沖擊)，即放大了沖擊效果。一些學者(Chami，2001；Lea，2005；Kishan，2006)研究了在雙重約束下，由于銀行的盈利能力、資產質量、抵押品價值和外部籌集資本的能力等因素具有與經濟周期平行的特征，從而導致商業(yè)銀行信貸政策本質上是加強景氣周期(即親周期，procyclical)，而資本監(jiān)管將會導致銀行信貸更為嚴重的親周期性(尤其是低水平的銀行對緊縮性貨幣政策更加敏感)，并放大經濟沖擊，強化金融系統(tǒng)的脆弱性，即貨幣政策傳導的“資本渠道”。

吳麗華(2008)闡述了我國具備Kashyap等(1993)提出的銀行信貸渠道必須滿足的三個基本條件①，并基于我國的實際驗證了信貸機制在我國是有效的，主張我國應該利用信貸規(guī)?？刂剖侄涡Ч?、針對性強、收放自如的特點，并實行差別的信貸政策，增加靈活性和彈性。

信貸與經濟確實存在密切的內在關聯，但是，信貸資金的各個組成部分對經濟的刺激作用是完全迥異的。當前，值得我們深思的一個問題是，如何合理分配大幅度增長的信貸資金，充分發(fā)揮其效應，才能更好地引導民間投資，從而促使經濟更快地實現V形反轉，避免U形，更不是L形情況的出現。所以，本文將驗證信貸資金的各個部分與宏觀經濟波動的關系，并提出針對性的建議。

二、商業(yè)銀行信貸變量描述與分析

在我國不斷進展的金融深化過程中，商業(yè)銀行的信貸狀況已經發(fā)生了很大變化。從表1我們可以看出，商業(yè)銀行貸款總額占名義GDP的比重由2000年的111.1％下降到2008年的100.9％，貸款總額占其資產的比重從2000年的74.5％下降到2008年的56.4％。貸款的構成中，中長期貸款占貸款總額的比例大幅度上升，而短期貸款則出現明顯的反差，9年下降了24.9％。另外，短期貸款中，除了農業(yè)貸款穩(wěn)中有升外，商業(yè)貸款、建筑貸款和工業(yè)貸款都有不同程度的下降。即便如此，商業(yè)銀行在融資體系中仍然占據最重要地位。

商業(yè)銀行信貸資金的波動與經濟增長率是否存在內在聯系呢?我們對貸款總額(LOAN)、中長期貸款(MLOAN)、短期貸款(SLOAN)、農業(yè)貸款(ALOAN)、建筑貸款(BLOAN)、商業(yè)貸款(CLOAN)和工業(yè)貸款(DLOAN)運用GDP平減指數進行調節(jié)數據來源于中國人民銀行網站和中經網數據庫。，然后將其與經濟增長率(RGDP)一起采用同類文獻中最常用的H-P濾波分離出各變量的趨勢要素與循環(huán)要素，并采用循環(huán)要素/趨勢要素×100％計算相對波動，進而得出各變量的周期性波動，如圖1。從該圖中我們可以看出，經濟增長率的波動周期大致為4.5年，波動幅度在15％以內；貸款總額的波動幅度較平穩(wěn)，周期長度差不多，但是經濟增長率大致提前兩個季度；短期貸款幾乎與經濟增長率同周期波動，但波動幅度在10％以內；中長期貸款的波動幅度與經濟增長率相差無幾，但從峰―谷的角度看，其提前經濟增長率大致3～4個季度；短期貸款中，農業(yè)貸款有其獨特的周期特征，波動幅度非常小，周期為1年，其與經濟增長率的關系比較松散；建筑類貸款的周期長度和波動幅度與經濟增長率大概一致，但比經濟增長率提前約兩個季度；商業(yè)貸款與經濟增長率幾乎是同周期波動，但波動幅度僅是后者的一半；工業(yè)貸款的波動滯后經濟增長率兩個季度，波動幅度也相對較小。因此，信貸變量與經濟增長率的周期性波動存在明顯的內在聯系，我們有必要對其進行精確的測算與驗證。

三、信貸變量與經濟增長率的先行/滯后關系測算

由于經濟周期理論集中關注1.5～8年之間的波動成分(Christiano et，al，2003；Rua，et al，2005)，而帶通濾波可分離出“恰好對應于研究關注的頻率區(qū)間”的周期成分，完全去除研究中不感興趣的頻率區(qū)間。所以，我們拋棄傳統(tǒng)的時域分析方法，運用帶通濾波分離循環(huán)要素。

本文以經濟增長率作為基準指標，將信貸變量與其比較，分析它們之間的先行滯后關系。首先，使用CF帶通濾波分離出實際GDP增長率中4～24季度的周期循環(huán)要素，暫且稱之為標準循環(huán)。圖2中是使用傅立葉變換，對2000～2008年經濟增長率的循環(huán)要素進行功率譜分析的結果。

為了利用變量間共變性上的頻率差異信息，我們將各信貸變量與經濟增長率循環(huán)要素之間的共變性和同步性研究劃分在幾個頻率區(qū)間上進行。根據經濟增長率循環(huán)要素功率譜的峰值界限，我們劃分出長期循環(huán)(14～24個季度的循環(huán)要素)、中期循環(huán)(8～14個季度幾個主要的峰值的循環(huán)要素)和短期循環(huán)(4～8個季度的循環(huán)要素)這里的長、中、短期循環(huán)僅是本文為描述方便而賦予的稱謂，異于經濟周期理論中所說的長、中、短周期概念。。它們的能量占整個標準循環(huán)分別為34％、26％和40％，比重相近，這也從另一角度驗證了頻帶劃分的合理性(劉俊生，2007)。

表2列出了信貸變量與經濟增長率循環(huán)要素的交叉相關性分析結果。顯然，這些變量在不同的頻帶上很少表現出完全相同的交叉相關性和先行滯后期。在每個頻帶上，挑選那些與經濟增長率循環(huán)要素時差的絕對值在1個季度以內，并且交叉相關系數大于0.5的指標作為一致指標。篩選的結果是：標準循環(huán)周期內，短期貸款、工業(yè)貸款和商業(yè)貸款是一致指標，貸款總額、建筑貸款與中長期貸款是領先指標；長期循環(huán)周期內，短期貸款、工業(yè)貸款和商業(yè)貸款是一致指標，貸款總額、建筑貸款與中長期貸款是領先指標；中期循環(huán)周期內，短期貸款、工業(yè)貸款和商業(yè)貸款是一致指標，貸款總額、建筑貸款與中長期貸款是領先指標；短期循環(huán)周期內，貸款總額、短期貸款、工業(yè)貸款和建筑貸款是一致指標，商業(yè)貸款是滯后指標，中長期貸款是領先指標。因此，總體上，短期貸款及其其中的工業(yè)貸款和商業(yè)貸款與經濟增長率是一致或滯后的，貸款總額、建筑貸款和中長期貸款則是提前于經濟增長率的波動，而農業(yè)貸款與經濟增長率的關聯度很低，這恰恰印證了我們在第二部分的看法。

四、穩(wěn)健性檢驗

為了檢驗信貸變量與經濟增長率之間的相互影響，我們需要將經濟增長率(信貸變量)基于常數、信貸變量(經濟增長率)和信貸變量(經濟增長率)波動性成分進行線性回歸?？紤]到我國季度數據的樣本較少，我們采用兩種方法計算各變量的波動性：其一是均值方程殘差或者波動成分的絕對值度量，即波動程度的絕對離差；其二是利用條件異方差模型(ARCH模型)分離出條件異方差成分(劉金全，2003)。

度量X的水平值和波動性對于變量Y的線性影響，需要估計下述方程：

無論采用哪種波動性度量，兩個模型估計在結論上都是穩(wěn)健的。從模型結構和參數估計看出，貸款總額的趨勢成分對經濟增長率趨勢水平存在顯著的正影響，其整體影響的系數和為(含不顯著的參數估計)為2.13；而貸款總額的波動性則對經濟增長率的整體影響系數為－0.189，即具有“抵消效應”。同樣的方法我們得出，中長期貸款、短期貸款、農業(yè)貸款、建筑貸款、商業(yè)貸款和工業(yè)貸款的趨勢成分對經濟增長率趨勢水平的整體影響系數分別為3.47、1.15、0.46、1.49、0.84和1.35，它們的波動性對經濟增長率的整體影響系數分別為－0.116、－0.327、－0.008、0.352、0.124和－0.185。因此，除了農業(yè)貸款外，各信貸變量的趨勢成分及其波動成分對經濟增長率的趨勢確實存在顯著的影響，其中貸款總額、中長期貸款和建筑貸款尤為明顯。

另外，我們可以利用ARCH 模型對信貸變量的波動性與經濟變量的波動性之間的關系進行檢驗。例如，貸款總額的波動性對經濟增長率的短期效應可以用式(16)表示為：

式(17)表明，信貸總額的波動性對于經濟增長率的波動形成了“溢出效應”，但是由于參數估計不顯著，這種效應尚未明顯體現出來。筆者認為，可能的原因是，2000―2008年是我國經濟快速增長階段，貸款總額和經濟增長率都處于相對平穩(wěn)階段。對剩余的信貸變量做同樣的分析，得到的結論是，雖然參數估計的t-統(tǒng)計量不顯著，但這些信貸變量的波動性對經濟增長率的波動都有不同程度的“溢出效應”，其中，建筑貸款與中長期貸款尤為明顯。

五、結論與政策建議

我國目前仍是投資主導型經濟，投資對經濟起決定作用，對投資而言最敏感的是信貸，個中緣由是間接融資處于主導地位，銀行信貸是投資資金的主要來源。因此，信貸規(guī)模及其分布狀況的經濟含義遠不止于金融層面，它可反映出經濟走勢、行業(yè)發(fā)展、市場風險、政策導向等諸多方面，因此，信貸規(guī)模及其合理分布對國民經濟的健康發(fā)展至關重要。

中國經濟要真正恢復快速增長仍需要數月甚至更長的時間，這意味著寬松的貨幣政策還將持續(xù)相對較長的時間，信貸劇增已無異議。根據本文前述的分析，持續(xù)放量的信貸資金，必須有合理的分布，否則將無法引導民間資金的投入，也不能促成經濟的V型反轉。筆者認為，中央銀行應該在這一關鍵時刻精確制導，鼓勵加大對民生工程、中小企業(yè)、“三農”、居民消費、節(jié)能減排、科技創(chuàng)新、兼并重組、區(qū)域協調發(fā)展等領域的信貸投入；同時，應該本著優(yōu)化經濟結構、提高經濟增長質量的宗旨，通過再貸款等方式引導金融機構調整信貸結構，增加中長期貸款，確保產業(yè)振興計劃的順利推進；強化對信貸資金流向的監(jiān)控，保證信貸資金進入實體經濟投放到生產領域，避免其在金融機構內部空轉，甚至通過違規(guī)渠道進入資本市場。當然，保增長、保企業(yè)是大局，銀行的風險防范也是大局。政策的實施不能犧牲金融體系資源配置的功能，異化商業(yè)銀行的行為，更不能破壞銀行的風險調控體系，否則，經濟刺激計劃完成之時，或許正是金融業(yè)危機的開始。

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Empirical Analysis on the Relationship between Distribution of Credit Funds

and Macroeconomic Fluctuations in China

PAN Zaijian

(Department of Finance， Xiamen University， Xiamen 361005)

Abstract： As China is a bank-oriented country， credit will provide economy with strong support to reverse in a short period. However， various parts of the credit funds have different macroeconomic effects. Econometric test on the relation between credit and its structure and economic cycle gives the following conclusions： there is obviously inherent contact between the distributions of credit funds； the cyclical fluctuation of medium and long-term loans and construction loans are in advance of economic groh， industrial loans and commercial loans are relatively consistent with economic groh. Therefore， macro-control departments should actively guide credit funds to flow into the field with obvious effect.

第7篇：宏觀經濟波動范文

摘 要： 根據中國A股市場數據，運用“非資產定價模型分解法”將個股風險分解為市場風險、行業(yè)層面風險和公司特質風險，在此基礎上，建立結構向量自回歸模型，考察個股不同層面的股價波動和宏觀經濟變量之間的相關性：發(fā)現A股市場特質波動水平的上升，使得公司層面的信息不確定性增加，導致信貸規(guī)模下降，從而間接降低了宏觀經濟的穩(wěn)定性。這表明公司特質波動與宏觀經濟之間存在顯著的負相關性。

中圖分類號： F123.16

文獻標志碼： A

文章編號： 10012435（2013）01008607

Macroeconomic Stability Can Be Affected by Idiosyncratic Volatility-Empirical Research Based on SVAR in Chinese A Stock Market

HUA Fengtao （1.College of Economics and Management， Anhui Normal University， Wuhu Anhui 241003， China；2. School of Public Economics & Administration， Shanghai University of Finance & Economics， Shanghai 200433， China）

Key words： idiosyncratic volatility； model-independent decomposition； macroeconomic stability； SVAR

Abstract： Based on data from China's A stock market， with the method of model-independent decomposition， break individual risk down into market risk， industry level risk and idiosyncratic risk. And on this basis， the SVAR model is established to study the causal link between the idiosyncratic volatility and macroeconomic stability， and bring out the following conclusion： The rise of idiosyncratic volatility in A stock market increases information uncertainty of corporations， cutting down the credit scale and indirectly reducing the macroeconomic stability. That shows notable negative correlation between idiosyncratic volatility and macroeconomic stability.

公司特質波動作為股價波動的重要組成部分[1]，對股價甄別、篩選和反饋公司價值，傳遞公司層面特質信息，以及資源配置都具有重要的影響[2]。Wurgler[3]發(fā)現公司特質波動程度對于資源配置效率的高低具有顯著性的解釋作用。既然公司特質波動與股價的信息效率密切聯系，那么，公司特質波動是否會影響宏觀經濟波動，以及如何影響宏觀經濟？這將從一個層面解釋股價波動與宏觀經濟穩(wěn)定之間的傳遞機制。

對于公司特質波動與宏觀經濟穩(wěn)定之間的相關性，鮮有學者涉及。Panousi和Papanikolaou[4]發(fā)現當公司特質波動較高時，公司投資行為趨于保守，即公司特質波動程度和公司投資行為存在明顯的負相關性。Portes和Ozenbas[5]利用“金融加速器”理論[6]研究發(fā)現，公司特質波動能夠有效的解釋“現代市場經濟之謎”[7]。他們將個股波動分為即市場波動和公司特質波動。在信貸市場上，銀行只能提供抵押貸款的條件下，信貸規(guī)模完全取決于公司資產凈值的影響。而公司特質波動則是公司凈資產價值變化向外界傳達信息的一種方式。當公司特質波動上升時，公司資產凈值的波動性進一步增加，意味著信貸市場的信息不對稱程度提高，企業(yè)的外部融資升水增加，信貸市場的“金融摩擦”加劇，造成信貸市場規(guī)模下降。國內學者主要集中在趨勢研究[8]和定價研究[9]，多圍繞資產價格與經濟波動之間展開。本文運用結構向量自回歸模型，考察公司特質波動對中國宏觀經濟穩(wěn)定的影響機制。

一、研究方法

（一）公司特質波動測度

公司特質波動測度方法主要分為間接分離法和因素模型法兩種。間接分離法是Campbell等[10]根據CAPM的思想，將個股收益波動分解為市場收益、行業(yè)層面收益以及公司特質收益三個部分，并根據這三個收益成分分別計算各自的方差，以求出市場波動、行業(yè)層面波動和公司特質波動。直接分解法則是直接利用Fama-French三因素模型的誤差項計算公司特質波動，而因素模型法是Malkiel和Xu[11]利用因素模型，尤其是三因素模型計算其誤差項用以測度公司特質波動。這兩種方法均是借助于不同的資產定價模型測度公司特質波動。模型的選擇均是在一定的條件下才具有適用性，如CAPM模型的適用條件中有兩個最為基本的規(guī)定，一是組合中的風險資產比例相同；二是投資者的風險偏好相同。但現實條件難以達到這種理想狀態(tài)。再如，運用模型進行計量分析時，只有當殘差g（i）獨立同分布時，分析結果計量實證意義，不同的模型所計算的結果，其誤差也各不相同。本文借鑒Bali，Cakici和Levy[12]，采用“非模型分解法”對我國證券市場中的公司特質風險進行測度。

“非模型分解法”是指在不依賴于任何資產定價模型的基礎上，基于組合分散收益的思想，借助于均值方差法，構建起測度整個證券市場平均公司特質風險的計算方法。構建過程如下：

假設在證券市場內存在n個行業(yè)，Rit為行業(yè)i在第t月內的行業(yè)平均收益，權重Wit為行業(yè)i的市值占證券市場總市值的比重。那么市場收益為：

Rm，t=ni=1Wi，tRi，t

而行業(yè)i在第t月內的平均收益為行業(yè)內個股收益的加權平均，其中，Rji，t為個股收益，Wji，t是按照個股市值占行業(yè)總市值的比重得到。那么行業(yè)i的平均收益為：

Ri，t=ni=1Wji，tRji，t

在以上市場收益和行業(yè)收益計算的基礎上，我們假定個股收益波動分為三個層面：市場波動、行業(yè)層面波動和公司特質波動。這一點與間接分離法較為類似，但在測度三個層面波動時所采用的方法則是基于組合分散收益的原理構建。首先，根據市場收益計算市場層面波動：

MKTNt=Var（Rm，t）=（Rm，t-μm）2

其中，μm為市場收益Rm，t的期望平均水平。我們把行業(yè)看作是一支理論上的“行業(yè)證券”，那么這個Rm，t就可以看作是一個“市場組合”的收益。在這樣的組合中，行業(yè)層面風險被看作非系統(tǒng)風險而被完全分散掉。我們再假定這些理論上的“行業(yè)證券”間的收益具有完全正相關性，那么它是一個沒有分散效果的“無分散組合”，在這個組合中，“行業(yè)證券”間的非系統(tǒng)風險——行業(yè)層面波動則完全保留。該組合方差則為各“行業(yè)證券”方差總合：

ni=1Wi，tσi，t2，其中，σi，t為行業(yè)i的標準差。組合方差與市場層面波動之差為行業(yè)層面波動：

IND=σ2ε，t=ni=1Wi，tσi，t2-Var（Rm，t）

假設行業(yè)i中有m家上市公司，針對行業(yè)i同樣也構造出兩個截然不同的組合，即行業(yè)內的“市場組合”和假定的行業(yè)內的“無分散組合”，同時可以求出各自的風險方差，其中行業(yè)內的“無分散組合”的方差為：（mj=1Wj，tσj，t）2，σji，t為行業(yè)i內的公司j的標準差。行業(yè)i內的特質波動平均水平為：

σ2εi，t=nj=1Wji，tσji，t2-Var（Ri，t）

nj=1Wji，tσji，t是指在行業(yè)i內所有個股的權重平均方差。再將行業(yè)內的平均公司特質風險按照行業(yè)權重再次加權平均，即nj=1Wi，tσεi，t乘方后，減去市場超額收益方差Var（Rm，t），便得到股票市場平均公司特質風險：

FIRM=σ2η，t=ni=1Wi，tσεi，t2-Var（Rindexm，t）

（二）結構向量自回歸模型（SVAR）

Sims[13]提出的向量自回歸模型（vector autoregressive model，VAR）采用多方程聯立的形式，在模型的每一個方程中，內生變量對模型的全部內生變量的滯后項進行回歸，從而估計全部內生變量的動態(tài)關系，它提供了一個刻畫多元時間序列動態(tài)特性以及分析隨機擾動對變量系統(tǒng)動態(tài)沖擊的簡單框架。但這種VAR模型不能反映變量之間當期相關性的確切形式，并且由于這些當期相關藏在誤差項的相關結構中，其經濟含義難以解釋。Sims[13]提出了結構向量自回歸模型（SVAR），可以通過建立非遞歸形式的短期約束，在同一模型中識別多個變量的結構沖擊。含有k個變量的p階結構向量自回歸模型SVAR（p）一般矩陣形式可表示為：

B0yt=Γ1yt-1+Γ2yt-2+…+Γpyt-p+ut

其中，

B0=1b12…b1k

b211…b2k

bk1bk2…1，

yt-j=y1t-j

y2t-j…ykt-j，j=0，1，2，…，n

ut=u1t

u2t…ukt，

Γ=

γi11γi12…γi1k

γi21γi22…γi2k

γik1γik2…γikk，

k=0，1，2，…，n

（三）基礎數據

本文中包括3個內生變量：經濟增長指標、信貸規(guī)模指標，以及公司特質波動。

1. 公司特質波動（IDIO），本文選擇深滬A股上市公司共1232家上市公司，其選擇標準為：剔除金融類、房地產類和ST類上市公司，另外計算波動率所需時間限制，同樣剔除上市公司不足5個月的上市公司。樣本期從1995.6-2010.6共15年間的樣本交易數據。行業(yè)分類是按照中國證券監(jiān)管委員會于2001年公布的《上市公司分類指引》共分為13大類共56個二級行業(yè)，剔除不足3家公司的行業(yè)。共選擇51個行業(yè)。無風險收益率選取人民幣一年期存款基準利率作為標準。以上數據均來自于Wind數據庫和CSMAR金融數據庫。

2.各項貸款總計，本文引入金融機構貸款余額（CREDI），選擇該指標是為了反映公司特質波動變化而導致的影響宏觀經濟穩(wěn)定的信貸渠道效應。數據來自于CCER數據庫和國研網，考慮到所取數據均是貨幣名義值度量，為取得其實際余額，將該數據名義值除以CPI計算得出。其中，通貨膨脹率指標采用消費者定基價格指數（CPI），數據來自RESSET金融數據庫。

3.經濟增長指標采用一致合成指數CSI。由于目前我國缺乏GDP的月度數據，再加上在考察宏觀增長涉及到多方面指標，如工業(yè)生產、就業(yè)、投資、消費、外貿、稅收、企業(yè)利潤、以及居民收入等方面因素，本文采用一致合成指數CSI，該指數由國家統(tǒng)計局制定并統(tǒng)一公布（.cn）。

本文SVAR模型中，定義如下假設：第一，假定一致合成指數CSI為前定變量，同期受到金融機構貸款（CREDI）“新息”（Innovation）的影響，這種“新息”即來自于公司特質波動的影響。假定公司特質波動對模型中其他變量反映存在黏性，因此公司特質波動受到自身沖擊的同期影響。第二，假定公司特質波動和金融機構貸款之間存在相互作用：一方面，公司特質波動的變化使得公司的凈資產值發(fā)生變化，使得公司擔保品發(fā)生變動從而影響銀行的信貸行為。另一方面，金融機構信貸的可獲得性通過公司凈資產值的變化影響公司特質波動的變化。

在選擇上述變量（IDIO、CSI、CREDI）的基礎上建立SVAR來考察這些變量之間的統(tǒng)計關系，相比于無約束VAR模型而言，SVAR模型不僅考慮了變量間的內生性問題，而且也包含了內生變量之間的當期關系。

個股波動經過“非模型測度法”分解為三個層面波動，即市場波動、行業(yè)層面波動和公司特質波動，各自所內涵的信息本質不同，為了綜合考察個股波動對宏觀經濟穩(wěn)定，以及信貸市場變化的影響，將這三個層面波動變量納入工具體系。在目標體系中，認為公司特質波動對于宏觀經濟穩(wěn)定的影響主要是通過信貸渠道發(fā)生的，因此在目標體系中主要設置了、一致合成指數CSI和信貸規(guī)模指數CREDI，并著重分析公司特質波動對于一致合成指數CSI和信貸規(guī)模的影響，以印證上文的理論分析。

（四）模型的設定

考慮到公司特質波動與宏觀經濟變量之間的關系主要表現在長期關系。為了保存數據中的互動信息，即便其時間序列非平穩(wěn)，也不采用差分法進行平穩(wěn)處理[15]，因此，本文選擇上述指標的水平變量構建SVAR模型。而SVAR利用殘差協方差進行Choleski分解來規(guī)避模型中的“新息”，這樣存在一個問題，即變量的排序有可能影響到因素的沖擊影響。按照Bjomland和Jacobsen[13]的方法，本文將一致合成指數CSI、通貨膨脹指數CPI和信貸變量CREDI排在序列的最前面，市場波動、行業(yè)層面波動和公司特質波動排在后面，具體排序為：

yt=（CSIt，CREDIt，IDIOt）

因此本文的SVAR模型可以表述為：

B0yt=b*+B1yt-1+ut（1）

其中，yt為（3×1）維內生變量向量；B0為可逆（3×3）維結構系數矩陣，表示變量間的當期關系；B1表示為（3×3）維反饋系數矩陣，代表變量滯后期與當期間的關系；ut為（3×1）維隨機擾動項向量，為白噪聲向量；b*為常數項。

（五）模型的識別

SVAR模型和VAR模型之所以不同，在于SVAR模型中包含了變量間的當期結構性關系，這種關系是通過殘差項相互傳遞，為了能夠對（1）式進行估計，需要將其轉化為VAR的簡約形式：

yt=a*+A1yt-1+εt（2）

其中，A1為（3×3）維系數矩陣，εt為（3×1）隨機擾動項向量，且Eεtε′t=∑ε為（3×3）維對稱正半定矩陣。根據（1）式和（2）式之間的隨機誤差項之間的關系，即ut=B0εt，由于Eεtε′t為對稱半正定矩陣，因此ut也為對稱半正定矩陣。至此，為了完全識別SVAR（1），需要對B0施加約束條件。這種約束條件是以公司特質波動、市場波動針對宏觀經濟變量的影響和傳導過程為基礎的。一般而言，對于具有k個內生解釋變量的SVAR模型，需要對B0施加k（k-1）/2個約束條件才能恰好識別出所有參數。

二、數據分析和實證檢驗

（一）時間序列平穩(wěn)性檢驗

本文首先用Eviews6.0對以上三個變量進行單位根檢驗，檢驗方法采用ADF方法進行處理，單位根檢驗的結果如表1所示：

（二）變量協整關系檢驗

本文采用Johansen協整檢驗對3個變量系統(tǒng)進行分析。假定數據中存在線性趨勢，協整向量含有截距但是沒有線性趨勢，選取2作為滯后階數，得到檢驗結果如表：

表2表明無論跡統(tǒng)計量還是最大特征值法，系統(tǒng)有3個協整向量，而根據Sims[13]的結論，當存在協整關系是，即便使用變量的水平值建立VAR模型是不會出現識別錯誤，且最小二乘法的結果都是一致估計，因此，本文采用水平值進行模型的估計和分析。

（三）模型參數估計

對于這3個變量形成的系統(tǒng)直接應用SVAR模型分析公司特質波動以及市場波動對宏觀經濟穩(wěn)定的影響時，關鍵是如何設定內生變量的同期相關矩陣，結合上面分析，并參考Kim和Roubini[7]的方法，本文的B0為：

uidioucrediucsi=

1b12b13b211b23b31b321

εidioεcrediεcsi

（3）

一般情況下，對B0參數的約束分為短期約束和長期約束之分，長期約束一般是指零約束，是指一個變量對另一變量的結構沖擊的長期相應為0，但三者間均存在長期關系，因此對于該矩陣應施加短期約束。在（3）式中的第1行，銀行信貸行為的變化是取決于公司凈資產值的變化，當公司資產凈值由于信貸市場的不確定性增加時，引起了公司現金流的變化而發(fā)生改變，因此信貸行為的變化在當期對于公司特質波動沒有影響，兩者的當期關系應該為零，則本文中可以設定b12=0。而公司特質波動對宏觀經濟穩(wěn)定變量CSI也是通過公司資產凈值的改變，引起公司投融資行為發(fā)生變化導致的，因此，公司特質波動的變化是取決于公司層面特質信息的改變，盡管從長期將公司層面經營狀況與宏觀因素密切相關，但宏觀經濟對于公司特質波動沒有當期影響。本文設定b13=0。而在（3）式的第2行，根據不完全信息理論以及效率工資理論，價格存在粘性，因此，信貸規(guī)模指數CREDI對一致合成指數CSI只存在滯后效應，因此b23=0。

在模型（3）中滿足可識別條件的情況下，我們可以使用回歸模型，并估計得到SVAR模型的所有未知參數，從而可得到矩陣B0，以及ut和εt的線性組合估計結果。首先，通過建立最小二乘回歸模型，得到公司特質波動對于我國信貸市場的當期關系為B21=-0.1194，說明兩者間呈現出負相關關系，也印證了公司特質波動其實是作為公司在信貸市場的金融摩擦存在的，其程度越高，那么公司的融資摩擦愈大，尤其在我國信貸市場信息不對稱狀況明顯，信貸配給嚴重的情況下，更是如此。其次，而公司特質波動IDIO對于一致合成指數CSI的影響，估計IDIO對CSI的系數為

B31=-0.2763，這意味著當證券市場平均公司特質波動上升一個百分點時，CSI指數則下降0.2763個百分點，盡管與Portes和Ozenbas[5]的研究結果認為，在美國證券市場上公司特質波動的上升能夠解釋40%的宏觀經濟波動下降原因相比，也說明在我國證券市場上，平均公司特質波動在長期內是影響宏觀經濟波動的一個重要因素。同時說明公司特質波動與宏觀經濟波動之間的關系呈現出明顯的負相關性。

三、實證結果分析

本文利用SVAR的目的是從公司特質波動、信貸規(guī)模、宏觀經濟變量三個內生變量間內在的動態(tài)關系，并發(fā)現三者信息傳遞的方式和特征，尤其是公司特質波動通過信貸市場對宏觀經濟變量的影響。在SVAR模型中，變量間的關系式相互的交錯發(fā)生，我們是通過脈沖響應函數來反映這一關系。而脈沖響應函數是分析當一個誤差項發(fā)生改變，或者說模型受到某種沖擊時對系統(tǒng)的動態(tài)影響，用以描繪在擾動項上施加沖擊，對內生變量當前值和未來值所帶來的影響，因此帶有一定的滯后性，本文在這里選取的滯后長度為10個月。在SVAR中，通過結構脈沖響應函數的分解可以得到系統(tǒng)中各個內生變量對自身以及其他內生變量單位變動的反應。根據本文的研究目的，主要考察公司特質波動對信貸規(guī)模以及宏觀經濟穩(wěn)定變量的動態(tài)影響。

（一）公司特質波動對信貸規(guī)模的脈沖反應函數

圖1中分別顯示了公司特質波動對信貸規(guī)模

的脈沖響應函數圖和積累響應函數圖。當公司特質波動自身結構新息的一個單位標準差擾動時（1%，為正向總沖擊，下同），信貸市場規(guī)模（圖中的D（CREDI），對數形式）在當期產生一個負向的響應，為-0.15個百分點，第二期產生-1.012個百分點的負向響應，在第三期這種負

向響應達到最大值，為-1.174個百分點，此后逐步下降，到第十期以后接近于零。通過積累脈沖響應圖中可以看到，從第十期以后逐步穩(wěn)定在4.5個百分點左右。說明公司特質波動對于信貸規(guī)模的沖擊均是具有長期性。通過兩者的脈沖反映函數，我們可以發(fā)現，在我國證券市場上公司特質波動的上升，意味著公司層面特質信息不確定性的上升，而這種信息不確定性加劇了信貸市

場上，銀行等金融機構觀察公司內部經營狀況的信息不確定性增加。這種狀況影響著企業(yè)的資產凈值的改變，企業(yè)若憑借流動資產或者抵押品獲得銀行信用，從公司的資產負債表來看就會負擔加重，償還能力變差，要想獲得銀行貸款就越困難。伴隨著這種金融摩擦的上升，企業(yè)外部融資升水增加，迫使企業(yè)的融資順序發(fā)生改變，逐步轉向內部融資，因此信貸規(guī)模開始下降，而且這種狀況是具有持久性。

（二）信貸規(guī)模對宏觀經濟穩(wěn)定的脈沖響應函數

圖2中，當信貸規(guī)模自身結構新息的一個單位標準差擾動時（1%，為正向總沖擊，下同），

宏觀經濟穩(wěn)定變量（圖中的D（GYZ），對數形式）在當期產生一個負的響應，為2.4個百分點，從第二期開始響應由負轉正，為1.7個百分點，在第八期響應值達到最大值為9.97個百分點，此

后開始逐步下降并趨近于零。而通過積累脈沖響應圖中可以看到，從第十五期以后逐步穩(wěn)定在15.2個百分點左右。說明信貸規(guī)模的增加對于宏觀經濟在短期具有較強的提升作用。

（三）公司特質波動對宏觀經濟穩(wěn)定的脈沖響應函數

圖3中，當公司特質波動自身結構新息的一個單位標準差擾動時（1%，為正向總沖擊，下同），宏觀經濟穩(wěn)定變量（圖中的D（GYZ），對數形式）在當期產生0.527個百分點的正響應，第二期響應由正變負，響應值為-1.77個百分點，在第七期該負響應值達到最大值，為-16.41個百分點，此后開始逐步下降，從第十五期開始逐步趨近于零。通過積累脈沖響應圖中可以看到，從第十五期以后逐步穩(wěn)定在24.89個百分點左右。由此看出，公司特質波動對于宏觀經濟變量CSI具有明顯的負相關性，而且這種沖擊響應具有持久性。另外結合圖1和圖2，也可以得知，這種負向沖擊效應是通過信貸市場行為的收縮而產生的。

四、研究結論與展望

Portes和Ozenbas（2009）在理論上驗證了公司特質波動對宏觀經濟穩(wěn)定的影響，本文采用結構向量自回歸計量方法，以我國證券市場A股收益數據和相關的宏觀經濟變量，研究了公司特質波動、信貸市場規(guī)模和宏觀經濟穩(wěn)定變量三者之間的因果關系。結果發(fā)現：第一，公司特質波動水平的變動是引起信貸規(guī)模發(fā)生變化的一個重要的因素，無論從影響程度和持續(xù)時間來講，都是非常重要，公司特質波動與信貸規(guī)模之間是顯著的負向關系，當公司特質波動越大時，信貸規(guī)模就會下降。公司特質波動在其信息內涵上，并非代表公司特質信息納入股價的程度，而是衡量信息不確定性程度的指代變量。

第二，公司特質波動與宏觀經濟波動之間呈現明顯的負相關性。這種相關性是通過信貸渠道產生的，即當公司特質波動的增加迫使公司外部融資升水增加，制約了外部融資規(guī)模，從而導致信貸市場萎縮，從而降低了宏觀經濟波動程度。

但據已有的文獻資料表明，資產價格尤其股票價格波動，除了公司融資渠道，更多是通過公司投資行為對宏觀經濟穩(wěn)定產生作用，而資產價格波動是通過信息機制來影響上市公司投資規(guī)模。那么公司特質波動的變化是否能夠影響公司投資行為，其影響機制和渠道是什么？這都是未來值得研究方向。

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第8篇：宏觀經濟波動范文

金融機構各項貸款、M2指標與上證指數呈完全同步的變化。

外貿進出口的三分之二來自美國、日本，美日經濟的衰退直接影響我國外貿總值，從這一指標考察，上證指數將是悲觀的預期。

隨著股市運作的逐步規(guī)范，上證綜指必將反映國民經濟的總量變化，2001 年下半年股市變化已經有了反映國民經濟變化的端倪，即國民經濟處于一個大的下降通道中。

國有股減持、違規(guī)資金的查處、股指期貨的推出以及機構投資者的發(fā)展，對股市的變化會起到一定的作用，但作為一種政策或是一種工具，不可能起到決定性的作用，根本在于國民經濟的好轉，上市公司投資價值的提高。

股市是反映國民經濟狀況的一個窗口，股市的興衰直接反映國民經濟發(fā)展的好壞與快慢，同時，也在一定程度上影響國民經濟的發(fā)展。但是，從根本上來說，國民經濟的發(fā)展決定著股市的發(fā)展，而不是相反。因此，國家宏觀經濟狀況以及對國民經濟發(fā)展有重要影響的一些因素都將對股市及股市中存在著的各種股票發(fā)生顯著作用。

本報告從宏觀經濟的大背景出發(fā)，考察國民生產總值的變化對股市的影響程度，分析GDP構成中投資、消費、外貿對股市的作用力，同時對股市波動中的貨幣政策的影響因素及傳導機制加以描述，以期能從宏觀經濟的大背景中揭示股票市場的周期變化規(guī)律。

一、宏觀經濟周期與股票市場變化

1.1宏觀經濟與股票市場

為了盡可能全面的反映宏觀經濟與股票市場的變化，我們截取了十年的GDP季度資料和股市的月度資料以觀察其相關的變化，這里股市的波動以上海證券交易所的上證綜指作為觀察樣本。

從觀察的情況看，自94年開始，國民經濟處于一個大的下降通道中。從經濟周期的角度出發(fā)，機關年紀處于衰退階段。一般說來，在經濟衰退時期，股票價格會逐漸下跌；到危機時期，股價跌至最低點；而經濟復蘇開始時，股價又會逐步上升；到繁榮時，股價則上漲至最高點。這種變動的具體原因是，當經濟開始衰退之后，企業(yè)的產品滯銷，利潤相應減少，促使企業(yè)減少產量，從而導致股息、紅利也隨之不斷減少，持股的股東因股票收益不佳而紛紛拋售，使股票價格下跌。當經濟衰退已經達到經濟危機時，整個經濟生活處于癱瘓狀況，大量的企業(yè)倒閉，股票持有者由于對形勢持悲觀態(tài)度而紛紛賣出手中的股票，從而使整個股市價格大跌，市場處于蕭條和混亂之中。經濟周期經過最低谷之后又出現緩慢復蘇的勢頭，隨著經濟結構的調整，商品開始有一定的銷售量，企業(yè)又能開始給股東分發(fā)一些股息紅利，股東慢慢覺得持股有利可圖，于是紛紛購買，使股價緩緩回升；當經濟由復蘇達到繁榮階段時，企業(yè)的商品生產能力與產量大增，商品銷售狀況良好，企業(yè)開始大量盈利，股息、紅利相應增多，股票價格上漲至最高點。

從我國的情況看，93年實施宏觀調控政策以來，國民經濟的總量指標在11.2-7%之間波動，沒有出現大起大落的現象，經過三次統(tǒng)計平滑處理的資料顯示，國民生產總值的增長速度處在一個緩慢下降的通道中。而同期上證綜合指數僅在92、93年同國民生產總值有趨同的趨勢外，其它年份與國民生產總值的趨勢完全背離，以月份考察的上證綜指常常出現大幅震蕩的現象。但總體而言，上證綜指處于于大的上升通道中。我們以十年的年動態(tài)數據計算的國民生產總值與上證指數的相關關系表明，其相關系數僅為0.08。以季度動態(tài)數據測算的相關系數竟然為-0.245。經濟周期理論所闡述的觀點與現實情況完全不同。

二、GDP相關指標與股市變化

2.1固定資產投資

固定資產投資一直是拉動經濟增長的主要動力。從“六五”到“八五”時期，除1989、1990兩個特殊年份之外，其余年份投資和GDP均保持了高速增長態(tài)勢，而且投資增長速度在很多年份均高于甚至是大大高于同期GDP的增長速度?！傲濉睍r期，投資增幅高出GDP增幅8.7個百分點；“七五”時期為8.6個百分點;“八五”時期為24.9個百分點。進入“九五”以來，這種狀況發(fā)生了很大變化。與固定資產投資增速持續(xù)下滑相對應，同期GDP可比增長速度也呈逐年下滑趨勢；另外，投資高出GDP的幅度也明顯縮小，1996年為5.2個百分點，1997年二者持平，1998年為6.1個百分點，1999年則呈逆趨勢，GDP增幅高出投資增幅2個百分點，成為改革開放以來繼1989、1990年之后的第三個投資增速低于GDP增速的特殊年份。2000年，為刺激經濟，政府加大了固定資產投資力度，同年投資增幅達到9.26%。進一步對影響2000年GDP增長的主要因素進行分析可以發(fā)現，2000年投資對經濟的促進作用比較明顯，這與1999年的情況截然不同。據我們測算，2000年投資對經濟的貢獻與消費對經濟的貢獻率基本持平達到40%左右。1999年消費對經濟增長的貢獻率為77.5%，拉動經濟增長5.5個百分點，比1998年分別高出20.5和1.1個百分點;而1999年全社會固定資產投資僅增長5.1%，低于同期GDP增幅2個百分點，比1998年下降8.8個百分點，對經濟增長的貢獻率為28.2%，比1998年下降10.9個百分點，對經濟增長的拉動作用為2個百分點，比1998年下降1.1個百分點。為擴大投資需求，政府連續(xù)出臺了一系列相關的經濟政策，包括繼續(xù)增發(fā)國債用于基礎設施建設以及對企業(yè)技術改造進行財政貼息;繼續(xù)降低利率，活躍股票市場，開征儲蓄存款利息所得稅；對投資方向調節(jié)稅實現減半征收；出臺《個人獨資企業(yè)法》等。尤其是1999年中央繼續(xù)發(fā)行國債用以擴大投資需求，其力度之大為改革開放以來的首次(全年共發(fā)行1100億元)，而同期的固定資產投資增長速度仍然十分低迷，且低于同期GDP增長速度，成為制約經濟增長的主要矛盾。

從資本市場而言，我國目前的資本市場發(fā)育還很不成熟，政府、企業(yè)、居民各不同的投資主體之間的資金難以進行有效的調劑。政府、企業(yè)、居民作為固定資產投資的主體，在全社會固定資產投資中扮演的角色是不同的。其中企業(yè)投資是固定資產投資中最主要的組成部分，其次是政府投資，最后是居民個人。與投資地位相對照，全社會資金在各投資主體之間的分配則完全呈相反的格局。改革開放以來，部門之間的資金余缺狀況為：政府由資金結余部門轉變?yōu)橘Y金短缺部門，短缺資金占GDP的比重在1%以上；企業(yè)一直是資金短缺部門，且資金缺口不斷擴大；居民一直是資金結余部門，且結余份額越來越高。根據對2000年資金流量的測算，政府部門短缺資金為1000億元，非金融企業(yè)短缺資金為12100億元，居民個人結余資金為16000億元。不同投資主體之間的資金余缺狀況表明，要實現投資的快速增長，只有對不同投資主體間的資金進行合理調劑，也就是說，通過合理渠道，將相對次要投資主體居民的閑置資金轉化為主要投資主體企業(yè)和政府部門可使用的資金。而我國目前資本市場的格局顯然不能滿足有效調劑資金的需要，企業(yè)尤其是大量的中小企業(yè)很難從目前的資本市場上籌集到資金。首先是銀行貸款受到限制。銀行部門一般不愿意為民營企業(yè)或中小企業(yè)貸款，因為他們感到發(fā)放貸款的風險與收益不對稱。1998年以來，為擴大內需，刺激民間投資增長，政府陸續(xù)出臺了一系列有關政策，其中影響比較大的是1998年中央政府首次要求銀行系統(tǒng)“增加向中小企業(yè)貸款”，各個國有銀行先后成立了中小企業(yè)部，同時為鼓勵銀行將信貸資金向中小企業(yè)和民營企業(yè)傾斜，政府還相應提高了銀行向中小企業(yè)貸款利息的浮動范圍。但由于經濟運行過程中的諸多矛盾以及民營企業(yè)本身一些固有的缺陷，使銀行對其貸款存在抵押擔保難、跟蹤監(jiān)督難和債權維護難等問題，實施效果并不明顯。其次是直接融資渠道狹窄。我國的直接融資方式從一開始就主要面向國有大中型企業(yè)，目前為了解決國有企業(yè)的困難，促進其機制的轉換，要求股票市場要優(yōu)先服務于國有大中型企業(yè)，為國有企業(yè)的改革和發(fā)展創(chuàng)造條件。而中小企業(yè)的發(fā)展空間相對十分狹小，且市場進入門檻高?！豆痉ā芬?guī)定，股份有限公司申請上市必須已經連續(xù)三年盈利，上市公司所流通股本應在5000萬元以上。而大部分中小企業(yè)經營規(guī)模都較小，產業(yè)層次低，與國家對企業(yè)上市規(guī)模和優(yōu)先產業(yè)的要求存在著一定的距離，客觀上加大了中小企業(yè)上市的難度。我國上市公司中非國有經濟控股企業(yè)所占比例不到10%。三是缺乏風險投資機制。風險投資是一種將資金投向風險較大，具有較高技術含量以謀求高收益的特殊商業(yè)性投資活動。美國IT產業(yè)的崛起與風險投資業(yè)和NASDAQ系統(tǒng)的發(fā)展關系密切，20世紀80年代、90年代風險投資業(yè)在美國興起，極大地支持了計算機等高新技術產業(yè)的發(fā)展。我國的民營企業(yè)經過二十年的迅速發(fā)展，已經進入“二次創(chuàng)業(yè)”過程，一批高科技民營企業(yè)正處在起步和成長階段，需要相應的創(chuàng)業(yè)機制予以扶持，其中最為關鍵的是建立風險投資機制。而目前我國對風險投資的扶持還基本處于起步階段。

投資的增加主要表現在對宏觀經濟的影響，其傳導機制是投資增加經濟回升股票市場上漲。其對股票市場的直接影響在我國目前的市場狀況下可能的表現形式是部分以投資為理由的貸款違規(guī)進入股市，但由于資料的限制，我們無法對這部分資金的影響程度作出判斷。但就理論而言，固定資產投資不直接作用與股市。下表從固定資產投資的年度和月度變化也反映了這種現實。

第9篇：宏觀經濟波動范文

[關鍵詞]股市波動；流通股票總市值；利率；貨幣供給量

中國股票交易市場建立至今，股市的大起大落似乎是一種常態(tài)。特別是近幾年，隨著我國股票市場股權分置改革的逐步完成，滬綜指從2005年6月6日的998.23點漲到2007年10月16日的6124高點，漲幅為513.49％。2007年5月30日股票交易印花稅從1‰調至3‰后5個交易日滬綜指下跌931點，跌幅為21.49％，而后滬綜指反轉上揚至6124高點，此點位又反轉一路下跌至3000點，最大下跌幅度高達50％多。在2007年6月5日當天上下波動幅度達364點，是上證綜合股指數有史以來波動幅度最大的一天，在2007年2月27日滬綜指大跌8.84％，是近十年來滬綜指跌幅最多的一天，從2008年1月15日至2月1日共14個交易日又下跌23.68％。中國股票市場波動幅度之大，在全球股市中也是少見的。管理層可操控的政策調控措施應當如何面對股市中非理性的大起大落作出反應，如何保持股市健康發(fā)展已成為管理層面臨的重要而緊迫的課題。文章著重分析宏觀經濟變量與中國股市波動的關聯度，以便在股市非理性的大起大落時，為管理層通過調節(jié)宏觀經濟變量進行調控股市提供可靠的、科學的辦法，這有利于防范資本市場危機，并對中國股市的長期健康發(fā)展有著重要的現實意義。

許多經濟學者對中國股票市場波動進行了深入研究，代表性的有：魯臻、鄒恒甫(21307)對中國股市的慣性與反轉效應進行了研究，結論是中國股市的反轉效應相對于慣性效應要更明顯一些，并且除了中期慣性與長期反轉外，還存在一個超短期的慣性與短期的反轉；同時，小公司股票相對于大公司股票，慣性趨勢弱，更容易發(fā)生反轉，成交量大的股票相對于成交量小的股票，慣性趨勢弱，更容易發(fā)生反轉。魏宇、余怒濤(2007)運用波動率預測模型分析了中國股市，結論是歷史波動率模型對市場波動率的預測精度要明顯低于基于高頻數據RV的波動率模型。呂江林等(2007)研究了人民幣升值對中國股市影響，得出人民幣升值后短期內，除了匯改日當日B股平均超常收益率為負值，中國所有類型股票基本上均顯示出了正的累積超常收益率。石建民(2001)運用一般均衡模型分析，認為股票市場與貨幣總需求具有統(tǒng)計顯著性，為正向關系。Friedman(1988)利用1961-1986年美國的季度數據，對股票價格的貨幣需求效應進行了實證分析，研究表明美國的股票價格與貨幣需求正相關。本文以滬深兩市流通股票總市值的變化來衡量中國股市的波動，選取狹義的貨幣供給量、每月股票總成交金額、國內生產總值增長率、居民消費價格指數、利率為變量因子，建立中國流通股票總市值計量模型，并進行綜合性實證分析。

一、中國流通股票總市值的計量模型

(一)中國流通股票市值計量模型的建立

1、流通股票總市值(CSV)。上海和深圳證券交易所全部上市公司流通股票市值的總和。以它作為因變量，分析各宏觀經濟變量變化對它的影響情況。

2、狹義貨幣供給量(M1)。狹義貨幣供給量與流通股票總市值在理論上正相關。一般來說，貨幣供給量增加，市場流動性增強，流入股市的資金越多，股票價格上漲，流通股票總市值增加。反之，則減少。

3、每月股票總成交金額(TSV)。成交量對股票的影響是復雜的。一般情況下，當股票上漲時，如果成交量有效放大，預期股票繼續(xù)上漲的動力就越強。反之，則弱；當股票下跌時，如果成交量有效放大，預期股票繼續(xù)下跌的動力就越強。反之，則弱。但在股市趨勢反轉時也可能出現與前面相反的情況。

4、國內生產總值增長率(GDPR)。它反映國內經濟總量增長的速度，是經濟運行環(huán)境的重要指標，并在一定程度上反映上市公司總體業(yè)績水平。

5、居民消費價格指數(CPI)。居民消費價格指數與通貨膨脹預期密切相關，且成正相關。它的變動會引起其它因素的變化，如實際利率水平和央行是否采取貨幣政策措施等。所以，它不是簡單直接影響股票市場，而是一個綜合性的影響因素。

6、利率(R)。一般來說，利率越高，人們持有貨幣的機會成本越大，投機性貨幣需求就越少，實際利率變動對股票市值影響是反方向的。

7、隨機因素(U)。包括未考慮到的影響流通股票總市值的其他因素。

綜上所述，我國流通股票總市值計量模型的基本形式為：

CSVt=f(M1t，TSVt，GDPRt，CPIt，Rt，Ut)

(二)對回歸分析數據的簡要解釋

回歸分析的數據是從中國國家統(tǒng)計局、中國人民銀行和中國證券監(jiān)督管理委員會官方網站上獲得，數據具有準確性、權威性。

1、流通股票總市值(CSV)是滬深流通股票市值總和。它的變動基本能反映中國股票市場波動情況。

2、狹義的貨幣供給量(M1)是中國人民銀行定期公布的M1。目前我國已經實行“銀證通”結算方式，我們主要研究Ml的變化對流通股票總市值的影響。

3、每月股票總成交量(TSV)數據來源于中國證券監(jiān)督管理委員會統(tǒng)計月報。它的變動與股市波動有密切聯系。

4、國內生產總值增長率(GDPR)數據來源于國家統(tǒng)計局公布的季度數據并修正所得，是衡量國家經濟增長最重要的指標。

5、居民消費價格指數(CPI)。它能反映通貨膨脹的變化情況，由中國國家統(tǒng)計局網站獲得，并以上年同月為基期，基期值為100。

6、利率(R)。我們采用一年期存款基準利率，由中國人民銀行網站獲得，既可采用短期利率，也可采用長期利率，由于目前我國利率結構較為合理，采用何種利率差別不大。

二、中國流通股票市值模型的回歸分析

對我國流通股票總市值計量模型中的所有變量取對數，再利用線性回歸方程來進行估計，并假設我國股票市值計量模型如下：

lnCSVt=a1+a2lnM1t+a3lnTSVt+a4lnGDPRt+a5lnCPIt+a6lnRt

式中，各變量含義如前，aj為截距，回歸系數j=1，2，3，4，5，6。

我們按以上的回歸方程，根據所查數據，利用：Eviews軟件進行回歸分析，并按如下步驟進行：第一步，根據假設的流通股票總市值模型進行回歸分析，得出各個變量的回歸系數；第二步，將系數不顯著的變量剔除，再進行第二次回歸，得出與股票市值關系最為顯著的變量所構成回歸方程。第一步結果表明，在方程回歸中，GDPR對CSV的統(tǒng)計不顯著。因此，在第二步回歸分析時剔除GDPR，回歸結果如下：

Ln(CSV)=-44.11293+0.999407Ln(M1)+0.277818Ln(TSV)+8.397819Ln(CPI)+1.101064Ln(R)

F=782.612；R=0.990194；AR=0.988929；DW=1.843195

對模型的回歸結果，做如下解釋：

(一)關于回歸結果的總體檢驗

1、方程回歸分析中R-squared和Adjusted R-squared的值接近1，表明各方程的擬合優(yōu)度很高。

2、方程回歸分析都通過了顯著水平為1％的F檢驗(各方程的F值遠遠大于查閱統(tǒng)計表的值4.02)，表明各方程在整體上都是高度顯著的。

3、方程回歸分析的DW值為1.843195，落在[1.513，2.487]區(qū)間，并且在2的附近，通過了1％的DW檢驗，再觀察方程的殘差圖，我們發(fā)現，殘差的分布是NCL的，因此可以確定方程不存在一階自相關問題。

4、方程的截距和回歸系數都通過了顯著水平為1％的T統(tǒng)計檢驗，T的絕對值均大于查表得出的值2.457，而且標準差都很小。因此，方程中的截距和回歸系數都是顯著的，且穩(wěn)定性好。

(二)對各回歸方程的分析

1、在回歸方程中，M1的回歸系數與理論預期一致，正相關。即隨著M1的增加，金融市場流動性增加，流入股票市場的資金越多，股價上升，股票流通市值增加。

2、在回歸方程中，TSV與CSV正相關。即滬深股市的月總交易量與股票市值是同向變動關系，說明CSV的增加伴隨著股票交易量的推動。

3、在回歸方程中，CPI與CSV正相關。即CPI上升，股票市值增長。對這一現象的解釋是：由于CPI的上升，實際利率相對下降，人們把資金投入股市的偏好增加，銀行儲蓄相對減少。

4、在回歸方程中，利率R與CSV都是正相關，與理論預期不一致。對中國股市長期觀測發(fā)現，央行宣布加息當天，大盤指數多數情況是上漲，其原因是當有加息利空信息時，股市就會有下跌動因的提前反應，每當加息公布后，對股市的利空已經釋放，在牛市基礎沒有發(fā)生根本性改變時，小幅加息后，并沒有改變實際利率為負的局面，股市仍向上。

5、在回歸方程中，GDP增長率不能反映在CSV中，主要原因是在2005年至2007年這三年中GDP的增長率差額并沒有大的變化，而流通股票總市值增長了8.41倍。表明：近幾年我國股市的牛市基礎是持續(xù)健康的經濟增長，以及上市公司業(yè)績的持續(xù)增長或超預期增長，而非經濟增長率一年比一年的增加。

三、回歸分析結論及政策調控建議

(一)回歸分析的結論

中國股票市場的波動與宏觀經濟變量有緊密聯系，變量的變動對股市趨勢影響是正向時，股市的慣性增加，逆著股市趨勢時，股市的慣性減弱，甚至反轉。所以，管理層可以通過調節(jié)宏觀經濟變量來增加或減弱股市的波幅，即在股市出現明顯泡沫時，可以適當減少貨幣供給量，穩(wěn)定物價，或者提高實際利率水平，減弱股市趨勢向上的慣性，使股市趨勢反轉；同樣，在股市持續(xù)低迷時，也可以適當采取相反的措施，實施管理或政策“救市”，穩(wěn)定市場和人心，這有利于我國股市長期健康發(fā)展。

1、狹義的貨幣供給量M1與流通股票總市值成正向關系。貨幣供給增加導致股票總市值增加，貨幣供給減少會引起股票總市值減少。從回歸方程可以看出，在其它變量不變時，M1變動一個單位，會引起股票總市值變動O.999407個單位。表明央行可以通過調控貨幣供給量影響股市。

2、每月股票成交總金額與流通股票總市值成正向關系，對股票總市值影響的彈性是0.277818。成交量的變化對股市的影響是復雜的，從回歸方程來看，我國股票上漲伴隨著成交量的放大，股票總市值也增加。

3、CPI在回歸方程中的彈性是8.397819，CPI的變動代表了居民消費物價的變動，CH增加越快，貨幣購買力下降越快。目前人們投資渠道比較少，在實際利率為負的情況下，有更多的人偏好股票投資，邊際儲蓄下降。

4、利率的變化與股票總市值成正向關系，結論與理論不一致，其原因：一是我國利率調整的重要依據是CH的變動，一般來說，利率的調整是在CPI公布之后，而CPI公布之前人們對它有一個預測，在股市中會提前反映出來，當利率調整時，股票市場的利空信息已經提前釋放；二是方程使用的是名義利率，央行每次加息后實際利率仍為負，所以人們偏好股票投資，部分資金可能流入到股市。

5、近幾年，我國經濟增長率一直處于高位。股市的變化主要是看經濟增長率的絕對值，而不是看每年增長率的增加。2006、2007年中國股票牛市基礎是：經濟仍保持高速增長，上市公司業(yè)績平穩(wěn)或有超預期增長，股權分置改革的成功，人民幣升值等。

(二)政策調控建議

央行貨幣政策的變化，會使股票投資的未來收益率和未來分紅的折現率發(fā)生改變，影響到股票的當前價格，貨幣供應量或者基準利率的變動，也會促使投資者對股票的價值進行重新估值。所以，貨幣政策的改變引起投資者金融資產調整，從而對股市運行趨勢產生影響；同樣，上市公司資金成本將發(fā)生變動，投資支出也將有所變動。最終，實體經濟和虛擬經濟都受到影響。印花稅的變化直接影響股票投資者成本，從而影響投資者投資的決策行為和參與熱情。印花稅抽取會影響到股市資金量，如果所有上市公司分紅總額小于股市交易的印花稅與傭金的總和，股市就是負和游戲，如果沒有資金流入，而是一味地抽取，股票市值就會縮水，股市只能下跌。印花稅作為調節(jié)股票的財政政策，在調節(jié)非理性的股市波動時，應該具有一定的靈活性。

1、利率是貨幣政策調控的重要手段。從2004年10月29日至今，我國已8次將一年期基準存款利率提高0.27個百分點，從1.98％提高到了4.14％，但并沒有使我們的實際利率變?yōu)檎?，也沒有達到抑制經濟偏熱的效果。在我國股票市場中，提高利率并沒有使股市向下，每當利率小幅提高的信息公布后，股市反而選擇向上攻。其原因：(1)雖然中央銀行連續(xù)加息，但是近期CPI的增長更快，并沒有改變負利率的事實，小幅度提高利率并不能對我國股票市場產生明顯的影響；(2)利率并非影響現實中人們投資行為的關鍵變量，對現實經濟的認知模式比利率更重要。政策建議：(1)我國要進一步推進利率市場化改革，提高利率杠桿的作用，增大利率變動對投資需求的彈性，充分發(fā)揮利率工具的政策效應；

(2)疏通貨幣政策的利率傳導渠道、金融資產價格傳導渠道，提高貨幣政策工具的市場化程度，提高利率傳導機制的成熟程度和傳遞速度，提高存貸期限的靈活性及利率水平的指數化程度，適度提高國際資本的流動性。

2、法定存款準備金率是央行操控貨幣供應的三大政策工具之一。2007年央行連續(xù)十次調高法定存款準備金率，2008年1月25日又再次調高至15％，央行較為頻繁地使用這一政策工具，其主要目的是解決目前我國商業(yè)銀行流動性過剩問題。在一定程度上阻止了資金流入股市，對抑制股市泡沫發(fā)揮了積極的作用。受美國次級債危機影響，美國經濟增長出現明顯放緩，全球股市出現普遍下跌，此次危機對全球經濟的影響會持續(xù)一定時期，為緩減對中國經濟和股市的負面影響，在2008年，管理層應考慮減少提高法定存款準備金這一緊縮性貨幣政策工具的頻率。