宏觀經濟利率精選(九篇)

前言：一篇好文章的誕生，需要你不斷地搜集資料、整理思路，本站小編為你收集了豐富的宏觀經濟利率主題范文，僅供參考，歡迎閱讀并收藏。

第1篇：宏觀經濟利率范文

關鍵詞:利率期限結構;通貨膨脹;經濟增長

Abstract:The yield curve contains abundant information about future economic growth and future rate of inflation. Using the spread with different maturities as the independent variable, this paper established three models and found that the spread between the ten-year and the three-year Treasury bond was the most useful predictor of economic growth with a horizon of four months in the future,and the spread between the ten-year and the seven-year Treasury bond had the most significant predictive power for the inflation up to future three months,by comparing with the benchmark model. In addition,the increase of the term spread was associated with the raise of future economic grow and the inflation rate.

Key Words:term structure of interest rates,inflation,economic growth

中圖分類號:F830文獻標識碼:A文章編號:1674-2265(2009)09-0012-05

一、引言

利率期限結構包含著豐富的經濟含義,從二十世紀90年代開始,已有大量學者開始從事利率期限結構對未來經濟活動預測的研究。通常認為利率期限結構與貨幣政策聯(lián)系相當緊密,并因此包含了未來利率變動趨勢、經濟增長的變化以及通貨膨脹率變化等信息。隨著我國利率市場化程度不斷加深,國債市場的不斷擴充,國債的發(fā)行量和交易量的不斷增加,完整的利率期限結構正在形成。近期,次貸危機的爆發(fā)引發(fā)宏觀經濟的波動幅度加大,如何準確把握宏觀經濟的走向,是企業(yè)和經濟政策制定者關心的課題,研究我國的利率期限結構是否能對未來宏觀經濟進行預測顯得很有必要。

利率期限結構對宏觀經濟的預測較早地引起了大量學者的關注,對宏觀經濟的預測主要包括對經濟增長和通貨膨脹的預測。國外在這方面的研究較多。Stock和Watson (1989)將一系列指數(shù)組合形成經濟先行指標,最后篩選挑出7個最重要的變量,其中一個就是10年期和1年期的美國國債利率差。Estrell和Hardouvelis(1991)選取了美國1955年到1988年期間10年期和3個月期國債收益率差,將其與國內生產總值以及其各組成部分做回歸分析,結果發(fā)現(xiàn)該利率差可以預測未來4年累積經濟增長,而邊際經濟增長的預測步長是7個季度。Plosser 和Rouwenhorst(1994)、Estrella和Mishkin(1997)、Bernard 和Gerlach (1998),以及Berk和VanBergeijk(2000)還對除美國之外的其他國家做了相關實證,尤其是歐洲國家,其檢驗結果也較顯著,他們均得出如果利率曲線斜率為正,未來宏觀經濟是增長的;反之,未來經濟將衰退。

也有一些研究結果與之不相一致。這些研究發(fā)現(xiàn),利率期限結構從二十世紀80年代開始已經失去了這種預測能力。例如,Dotsey(1998)、Haubrich 和Dombrosky(1996)、Stock 和Watson(2003)發(fā)現(xiàn)利率差未能預測出美國在1990-1991年的經濟衰退。Davis和Fagan (1997)在對歐洲國家進行研究時發(fā)現(xiàn),盡管樣本內預測效果比較顯著,但僅三個國家(比利時、丹麥和英國)在樣本外預測表現(xiàn)較好。因此,近幾年學者們關注的不僅僅是利率期限結構對宏觀經濟活動是否有預測作用,他們還研究這種預測效果的穩(wěn)定性問題。

此外,Estrella使用了一個動態(tài)的理性預期模型來研究收益率曲線對宏觀經濟有預測作用的條件,發(fā)現(xiàn)該預測力的有效程度部分取決于政策制定者是更偏重于達到防通脹目標還是更偏重于滿足經濟產出目標。如果貨幣當局更關心產出目標,那么利率差對未來經濟增長的預測作用就更強。

收益率曲線預測未來通貨膨脹的研究在國外已有較長歷史,最早提出此問題的是Fama (1975)。Fama (1975)使用美國1年和5年期國債數(shù)據對通貨膨脹做預測,發(fā)現(xiàn)不同期限利率差包含未來通脹變化的信息。Mishkin(1988)等證明了利率期限結構包含未來通貨膨脹的信息。

然而,國內在利率期限結構的宏觀經濟含義方面的研究卻相對較少,對利率期限結構的研究大多主要針對其相關理論、模型實證以及其與貨幣政策關系方面的研究。真正與利率期限結構對宏觀經濟增長預測比較相關的文獻有王媛、管錫展、王勇(2004),他們檢驗了收益率曲線與宏觀經濟的預測關系,并得出了存在較顯著的預測效力的結論;劉金全、王勇、張鶴(2007)使用向量自回歸模型研究利率期限結構與宏觀經濟的關系。此外,于鑫(2008)對我國利率期限結構與未來經濟變化之間的關聯(lián)性也進行了實證研究,并得出長短期利差與宏觀經濟增長為負相關的結論。而朱世武(2005)分析了在我國利率期限結構對通貨膨脹率的預測效用,結論為這種預測作用并不明顯,用收益率曲線來幫助預測通脹的思路是行不通的。

本文試圖選取幾個關鍵期限的利率差,選取銀行間國債市場上規(guī)定的做市商必須進行做市的3年期、7年期、10年期,以及其他短期利率1年期和半年期利率。使用三類模型進行實證研究,并使用樣本外預測方法,比較與基準模型的預測能力。

二、利率期限結構對經濟增長與通貨膨脹的預測

(一)利率期限結構對經濟增長的預測

為什么利率期限結構擁有預測經濟波動(增長)的能力?

第一種解釋是利率期限結構反映當前貨幣政策,從而在利率期限結構中反映未來經濟形勢。Estrella (1991)指出,一些學者認為利率期限結構的斜率反映了當前的貨幣政策的大量信息,當前短期的貨幣緊縮政策將會增加短期的實際和名義利率水平,由于價格存在剛性,長期利率水平在短期內不會發(fā)生太大變化,以致利率曲線的整體變化趨勢變平,收益率曲線斜率變小。短期名義和實際利率水平的增加也會打擊當前投資者的積極性,因為投資成本跟隨上升,致使當前投資機會減少,將來的經濟增長也會變緩,減少未來的產出水平。利率曲線的斜率和未來經濟增長的這種相同方向的變化,就使得這兩個變量之間呈正向相關關系。

但是,另外一種解釋是,利率期限結構反映的是預期未來貨幣政策信息,而非當前貨幣政策信息的反饋,因此,收益率曲線是通過未來貨幣政策反饋的信息來預測將來產出的變化。短期內,價格存在剛性,而未來長期的價格是可變的。如果人們預期未來貨幣供應量擴張,那么未來實際利率會下降,并且未來的經濟產出會增加。但同時如果人們預期通貨膨脹升水增加的幅度超過將來實際利率下降的絕對值,那么長期名義利率仍然呈現(xiàn)出上升的趨勢,利率期限結構曲線也會變陡,即長短期利差變大,而之前已經說明將來經濟產出會增加,這樣通過預期的未來貨幣政策作用的渠道,也可以解釋利率期限結構和未來經濟增長的正向關系了。

Estrella (1991)還提出了另外一種解釋這種預測能力的IS-LM模型。其認為IS和LM兩條曲線的相交點就代表著貨幣市場和商品市場達到的均衡點,如果人們預期未來宏觀經濟上的沖擊主要來自于實體部門,IS曲線移動的幅度就會大于LM曲線移動的幅度,并導致宏觀經濟產出的變化與利率水平同向變化,而縱軸的利率水平正好體現(xiàn)的就是人們現(xiàn)在對將來長期利率水平的預期(所以它的變化趨勢也體現(xiàn)了長短期利差的變化方向),因此,上述邏輯就可以簡單概括成利率期限結構的長短期利率差和宏觀經濟增長的變動方向是一致的。

第四個可供解釋這種預測作用的理論,涉及到研究投資者跨期的債券購買選擇問題。該理論認為大多數(shù)投資者偏好穩(wěn)定的收入,如果預期將來經濟即將面臨衰退,所得收入減少,那么他們將會購買長期債券并持有到期以增加未來收入,這樣的做法加大了對長期債券的需求,價格上漲,進而使其收益率下降,收益率曲線變平坦。此外,一些投資者為平均各期收入,甚至出售手中短期債券來購買長期債券,從而進一步加大了收益率曲線變平的力度。

最后,解釋理論中還有一種涉及到了真實經濟周期理論模型,該理論中,預期未來經濟高速增長就意味著未來實際利率的增加,也就是當前的長短期利率差變大,收益率曲線變陡;如果預期將來經濟放緩,那么未來實際利率預期將會下降,收益率曲線變平。這也意味著長短期利率差是可以先行預測到非貨幣沖擊因素引致的宏觀經濟變化。

(二)利率期限結構對通貨膨脹的預測

對于利率期限結構對通貨膨脹預測能力的解釋,也有幾種具有代表性的理論說明。其中最基本的解釋就是Mishkin (1990a,1990b,1991)從Fisher方程的角度展開,通過實證檢驗方法來說明是否收益率曲線包含通脹的信息。該模型將m期的名義利率分為兩個部分,一個為m期的實際利率 ,一個為接下來m期的預期通脹率 ,于是就得到

如果預期是理性的,那么現(xiàn)實的通脹率 可以寫成預期的通脹率加上一個誤差項 ,而且

將等式(1)中的代入到等式(2)后,

得

因此,接下來m年和n年(m>n)的預期通脹率之差可以寫成:

其中,而

是誤差項?，F(xiàn)在要分析利率期限結構包含的信息,就要通過檢驗是否 。如果可以拒絕這個假設,那么利率差就顯然可以預測通脹情況?？蓻Q系數(shù)R2越大,那么利率期限結構所包含的通脹信息就越多。

此外,站在預期的角度,我們也可以解釋這種預測效力。當短期通脹異常低(當前短期利率也相對較低)的時候,人們就會預期長期通脹會增加,并要求長期債券具有更高的收益率;同樣地,當短期通脹異常高的時候,市場參與者會預期通脹將會降低,便愿意以低于短期債券的收益率來持有長期債券。因此,通過這樣的渠道,利率差也包含了人們對未來通脹的預期。但是這種關系從理論上來講也不是完全沒有缺陷,因為長期限的收益水平高或低,也可能是因為蘊含了未來實際利率(或回報)的信息,一個上揚的利率曲線亦有可能說明未來實際利率的增加,它并不一定代表未來通脹的增加。

菲利普斯曲線模型也被用于利率期限結構對通脹預測作用的解釋。傳統(tǒng)的菲利普斯曲線描述的是失業(yè)率和通脹之間的關系,也被稱作“失業(yè)-物價”菲利普斯曲線。而且通脹率和失業(yè)率之間顯現(xiàn)出來的曲線是斜率向下的曲線。在經濟波動的上升期,失業(yè)率降低,通脹通常會隨之增加;而經濟下行時,失業(yè)率上升,經濟收縮伴隨通脹率隨之下降。在菲利普斯理論的不斷發(fā)展中,許多學者開始將經濟增長率來替代失業(yè)率,并形成了另外一種衍生的“產出―物價”菲利普斯曲線。這個替換最早是由美國的經濟學家奧肯提出,他認為經濟增長率在長期的經濟周期波動中與失業(yè)率之間表現(xiàn)出一種相反變動方向的關系,而失業(yè)率與通脹也是呈現(xiàn)出反向的關系,因此經濟增長率與通貨膨脹率便顯現(xiàn)出同向的相關關系。

三、實證研究

為了研究我國利率期限結構,特別是長短期利差對我國經濟增長和通貨膨脹的預測能力,由于銀行間國債市場交易量遠遠大于交易所市場的國債交易,所以我們選取銀行間市場的利率期限結構來度量長短期利差,數(shù)據來源于中國貨幣網。使用月度的消費物價指數(shù)(CPI)作為通貨膨脹指標,數(shù)據來源于國家統(tǒng)計局,一般使用GDP增長率代表經濟增長,但是我國沒有經濟增長的月度數(shù)據,所以使用國家統(tǒng)計局公布的月度經濟景氣指數(shù)中的一致性指數(shù),定義有關變量如下:

累計經濟增長率:

通貨膨脹率變化:

長短期利差:

其中: 表示t時期的一致指數(shù), 表示月度環(huán)比消費指數(shù), 表示t時刻的長期利率, 表示t時刻的短期利率,n表示預測時間的長度(月),l和s分別表示長、短期利率的期限長度。

(一)模型構建

建立回歸模型如下:

模型1:

考慮經濟增長和通貨膨脹的持續(xù)性,在解釋變量中加入被解釋變量的一階滯后項,于是有:

模型2:

作為衡量預測的基準,我們建立一個沒有利差因子的預測模型,簡單地使用滯后期變量來預測。

模型3:

考慮到貨幣政策對經濟的影響會在一段時間之后出現(xiàn),于是在原來簡單模型的自變量中加入當前的貨幣政策,這里選擇使用M1。

模型4:

(二)實證結果

實證中一個重要的變量選擇就是預測時間長度(n)和長短利差的期限(l,s)選擇,按照慣例,我們選擇:

為了比較模型的預測能力,我們使用樣本外預測的方法,將數(shù)據分為兩部分,第一部分用于估計參數(shù),第二部分用于樣本外預測,使用均方誤差(RMSE)來衡量樣本外預測效果。為了保證數(shù)據的充分,我們以2007年7月作為分界點,這樣樣本內有60個觀測值,樣本外有20個觀測值。

從圖1中,我們可以看到,不同期限間的利率差變化不盡相同,但總體趨勢基本一致,從2002年到2005年期間,多數(shù)利率差都呈現(xiàn)上升的趨勢,到2007年又重新回到初始的水平。

首先對基準模型(即模型3)進行參數(shù)估計和宏觀經濟預測(見表1)。

從實證結果來看,隨著預測步長的增加,擬合優(yōu)度上升,對于經濟增長來說,樣本外預測誤差總體下降,但是通貨膨脹的樣本外預測誤差呈現(xiàn)上升趨勢。

為了檢驗加入利率差后對宏觀經濟的預測效力,我們分別使用模型1和模型2進行估計①。

在模型1下,不同的長短期利差預測能力差別較大,10年利率與7年利率的差、10年與3年以及7年與3年的利率差在一定程度上具有預測能力。對經濟增長的預測中,預測步長在1到4個月時,樣本外預測誤差小于基準預測模型的樣本外預測誤差,同樣的情形也發(fā)生在4個月和3個月情形。而對通貨膨脹率的預測普遍不佳,僅在12月步長時比基準模型預測效果稍好。其他期限的利率差并未表現(xiàn)出較好的預測能力。從變動方向上看,利率差增加意味著未來出現(xiàn)經濟增長,這與經典理論相一致。

在加入預測變量的滯后項之后,10年期和3年期的利率差依然能較好地預測未來1到4個月的經濟表現(xiàn),且預測能力明顯強于模型1。另外加入滯后項之后,10年期和7年期利率差在2、3、4及6個月的經濟預測能力要強于基準模型。同時3、4個月的通貨膨脹預測能力也突顯出來。我們看到這些具有預測能力的情況下,利差與經濟增長、利差與未來的通貨膨脹都具有正向關系。

綜合考慮各種因素,我們可以得出結論:10年期利率與3年期利率的利差在對4個月后的經濟增長的預測能力最強,而通貨膨脹則應該由10年期與7年期的利率差來預測,該利差對3個月后的通貨膨脹的預測能力最強。

在加入政策變量之后的模型4中,10年期與3年期利率差對1到4個月的經濟增長依然具有較強的預測能力,且預測能力進一步提高,7年期與3年期的利率差同樣具有該預測能力。

四、結論

通過建立三類模型,簡單的利率差單因子預測模型,加入預測變量的滯后項的預測模型和加入政策變量的預測模型,同時建立基準預測模型即僅使用預測變量的滯后項來預測經濟增長,并使用樣本外預測誤差作為模型預測能力的判別標準,得出結論認為,利率差對經濟增長以及通貨膨脹有一定的預測能力,10年期與3年期利差對經濟增長的預測能力最強,且預測步長為未來4個月、10年期與7年期利率差對未來3個月的通貨膨脹預測能力最強。在加入預測變量的滯后項或者貨幣政策之后,預測能力有所提高,但并不影響預測的方向。利差的擴大意味著未來經濟增長加速,也意味著未來通貨膨脹加大。

通過對未來經濟增長情況的預測,企業(yè)可以提前預計未來生產的產量,政府通過這樣的預測也可以估計出未來預算盈余或者赤字規(guī)模;此外,央行根據此情況也可以更好地制定當前貨幣政策;最后,還可以為金融市場參與者提供對未來經濟走勢預期的依據。

注:

①為了節(jié)省篇幅,這里省略了估計結果。

參考文獻:

[1]James H. Stock,Mark W. Watson. New Indexes of Coincident and Leading Economic Indicators[R],NBER Chapters,in: NBER Macroeconomics Annual 1989,Volume 4, pages 351-409 National Bureau of Economic Research.

[2]Arturo Estrella,Gikas A.Hardouvelis. The Term Structure as a Predictor of Real Economic Activity [J]. The Journal of Finance,1991. 46(2): 555-576.

[3]Plosser,Charles I.,Geert Rouwenhorst, K., International term structures and real economic growth[J],Journal of Monetary Economics,1994.33(1): 133-155.

[4]Estrella,A. ,Mishkin, F.S.,The predictive power of the term structure of interest rates in Europe and the United States: implications for the European Central Bank?[J],European Economic Review,1997(41):1375-1401.

[5]Henri Bernard,Stefan Gerlach. Does The Term Structure Predict Recessions? The International Evidence[R]. Bank for International Settlements Monetary and Economic Department,working paper.1996,9.

[6]王媛,管錫展,王勇. 利率的期限結構與經濟增長預期[J].系統(tǒng)工程學報.2004,(2).

[7]劉金全,王勇,張鶴.利率期限結構與宏觀經濟因素的動態(tài)相依性―基于VAR 模型的經驗研究[J].財經研究. 2007(5):126-143.

第2篇：宏觀經濟利率范文

摘要:隨著國內外旅游的快速發(fā)展,我國旅游產業(yè)已成為國民經濟的重要產業(yè),迫切需要加強對旅游經濟的宏觀管理。本文首先分析了旅游經濟系統(tǒng)的內在聯(lián)系和動態(tài)運行過程,分析了宏觀旅游經濟的內容和特點,然后在此基礎上,重點論述了宏觀旅游管理的目標、職能、過程和特征,為加強我國宏觀旅游管理提供理論依據和實踐指導。

關鍵詞:旅游經濟;宏觀旅游經濟;宏觀旅游管理

隨著我國國際國內旅游的快速發(fā)展,特別是國家把旅游業(yè)作為國民經濟的重要產業(yè)加快培育和發(fā)展,迫切需要加強對旅游經濟的管理。在實踐中,旅游管理不僅涉及微觀旅游活動主體,包括旅游者和旅游企業(yè)的經濟行為和決策,而且涉及到宏觀旅游經濟管理主體,即國家旅游管理部門的宏觀決策與調控,而連接微觀旅游活動和宏觀旅游經濟運行的橋梁就是旅游市場。因此,旅游管理既包括對微觀旅游活動的微觀旅游管理,對旅游市場活動的市場管理,也包括對宏觀旅游經濟運行和發(fā)展的宏觀旅游管理,需要從理論上了解和掌握宏觀旅游管理的目標、職能、過程和特征,才能有效地加強和指導宏觀旅游管理的實踐。

一、宏觀旅游經濟的含義

現(xiàn)代旅游經濟,是一個包括旅游者消費活動、旅游企業(yè)經營活動、旅游市場活動和宏觀旅游經濟運行的經濟子系統(tǒng),是國民經濟系統(tǒng)的重要組成部分。從系統(tǒng)論角度分析,旅游經濟系統(tǒng),既體現(xiàn)了旅游活動相關的各組成要素的集合,以及它們之間的內在聯(lián)系和運行過程(見圖1),還從動態(tài)角度反映了整個旅游活動發(fā)生和發(fā)展的過程和規(guī)律性。

(一)旅游經濟活動

旅游經濟活動,一般包括三個層面的活動,即旅游者的旅游活動、旅游經營者的經營服務活動和旅游組織的管理活動。第一個層面是旅游者的旅游活動,通常包括旅游者從購買旅游產品并離開居住地開始,經過一定距離的空間移動而到達旅游目的地,通過在旅游目的地的活動而滿足其旅游需求,再返回居住地的全部過程。這個過程大致可以劃分為三個組成部分:一是旅游者在旅游客源地選擇、決定和購買旅游產品過程,只有當旅游者購買了旅游產品后才可能成為現(xiàn)實的旅游者;二是旅游者往返于旅游客源地和旅游目的地的空間移動過程,實質上就是旅游活動中必不可少的旅行消費過程;三是在旅游目的地所有旅游活動的消費過程,是滿足旅游者需求的主要內容,也是旅游活動的核心內容。第二個層面是旅游經營者的經營服務活動,主要指旅游企業(yè)為保證旅游者的旅游活動順利有效進行,直接提供各種旅游服務的所有經營活動過程。由于旅游活動內容復雜、涉及面廣,因此必然涉及旅游客源地和旅游目的地的許多企業(yè)。按照現(xiàn)代旅游經濟系統(tǒng)模型分析,旅游經營者的經營服務活動可大致分為旅行商、長途交通運輸企業(yè)、旅游接待企業(yè)三部分。旅行商的經營服務活動包括旅游客源地和旅游目的地兩部分,前者的主要職能是銷售旅游產品,招徠和組織旅游者的旅游活動;后者的主要職能是整合旅游目的地的旅游要素,做好旅游者的接待組織活動等。長途交通運輸企業(yè)、旅游接待企業(yè)則按照旅行商安排的旅游線路,做好旅游者空間運送及旅游活動的所有接待服務活動。主要從事旅游經濟研究、旅游規(guī)劃設計和旅游行政管理。第三個層面是旅游組織的管理活動,主要是指旅游目的地政府旅游組織和其它非政府旅游組織,通過旅游行政管理、宏觀調控、行業(yè)自律和中介咨詢等活動,提供旅游信息服務、規(guī)范旅游市場秩序、規(guī)范旅游企業(yè)行為,為旅游者的旅游活動和旅游經營者的經營服務活動創(chuàng)造良好的市場環(huán)境和社會環(huán)境,保證旅游者的旅游活動順利而有效地進行,實現(xiàn)旅游經營者的經營服務目的和旅游組織的管理目標。

(二)宏觀旅游經濟內容和特點

在旅游經濟系統(tǒng)中,宏觀旅游經濟體現(xiàn)了宏觀旅游經濟活動的內在聯(lián)系和運行過程,是旅游發(fā)展過程中各環(huán)節(jié)、各部門、各地區(qū)相互作用、相互制約而形成的綜合體,其主要包括以下三個方面的內容和特點。

1.宏觀旅游經濟,是旅游再生產過程中生產、分配、交換和消費等環(huán)節(jié)相互聯(lián)系、相互作用、相互制約而縱橫交錯形成的綜合體。從橫向看,宏觀旅游經濟活動表現(xiàn)為生產、分配、交換和消費各子系統(tǒng)活動同時并存的經濟活動過程;從縱向看,宏觀旅游經濟運行像一般社會再生產一樣,是按照生產、分配、交換和消費各子系統(tǒng)活動依次進行,并不斷循環(huán)往復的經濟運行過程。因此,這種縱橫交錯的旅游經濟總量和結構的運行和化,就形成了旅游經濟再生產過程中各環(huán)節(jié)相互聯(lián)系、相互作用、相互制約的宏觀旅游經濟系統(tǒng)。

2.宏觀旅游經濟,是旅游產業(yè)內部各行業(yè)之間相互聯(lián)系、相互作用、相互制約而構成的綜合體。旅游產業(yè)是由多種旅游服務要素構成的經濟產業(yè),其既包括直接為旅游者服務的旅行社業(yè)、旅游住宿業(yè)、旅游餐飲業(yè)、旅游運輸業(yè)、旅游景觀業(yè)、旅游娛樂業(yè)、旅游購物業(yè)等,也包括部分或間接為旅游者服務的郵電通訊、醫(yī)療衛(wèi)生、金融保險、文化科學、教育培訓、城市建設、環(huán)境保護及工農業(yè)等眾多行業(yè)。其從縱向上表現(xiàn)為各產業(yè)、行業(yè)和企業(yè)之間上下指導和執(zhí)行的經濟層次關系,從橫向上表現(xiàn)為各產業(yè)和行業(yè)之間相互聯(lián)系、相互作用和相互協(xié)調的經濟序列關系,從而形成多層次、多序列立體交叉的宏觀旅游經濟系統(tǒng)。

3.宏觀旅游經濟,是各區(qū)域旅游發(fā)展相互聯(lián)系、相互作用、相互制約的綜合體。任何旅游者、旅游企業(yè)和旅游行業(yè)的活動都必然是在一定的空間中進行的,因此一定的區(qū)域旅游布局構成了宏觀旅游經濟的空間表現(xiàn)形式。從縱向看,區(qū)域旅游布局主要表現(xiàn)為國家級、省級、地市級、縣級的上下聯(lián)系的區(qū)域旅游的層次布局結構,如不同級別的風景區(qū)、度假區(qū)、森林公園和景區(qū)景點等;從橫向看,區(qū)域旅游布局主要表現(xiàn)跨省區(qū)、跨地市區(qū)、跨縣區(qū)等相互聯(lián)系、相互作用和相互制約的空間布局結構,體的旅游景區(qū)等,從而構成多個旅游區(qū)域相結合的宏觀旅游經濟系統(tǒng)。

二、宏觀旅游管理的目標

宏觀旅游管理,是指國家旅游管理機構和相關部門,按照客觀經濟規(guī)律的要求和旅游發(fā)展的總體目標,運用決策、規(guī)劃、組織、調控、監(jiān)督和服務等職能,統(tǒng)籌協(xié)調旅游發(fā)展中各環(huán)節(jié)、各部門、各地區(qū)之間的關系,實現(xiàn)宏觀旅游經濟的良性運行與發(fā)展,不斷提高旅游產業(yè)的經濟效益、社會效益和生態(tài)環(huán)境效益,促進旅游的可持續(xù)發(fā)展。加強宏觀旅游管理,首先必須明確宏觀旅游管理的目標。所謂宏觀旅游管理目標,是指國家促進旅游發(fā)展和調控旅游經濟運行的總體目標。由于旅游活動是一種綜合性經濟社會活動,其涉及面廣、環(huán)節(jié)多、層次多,因此宏觀旅游管理目標也必然是多方面性和多層次性的。從總體上分析,宏觀旅游管理的目標通?？梢苑譃檎文繕?、經濟目標、社會目標和發(fā)展目標四個方面。

1.政治目標

宏觀旅游管理的政治目標,是按照“以人為本”的發(fā)展目標和要求,在實現(xiàn)全面建設小康社會的過程中,通過旅游活動的廣泛開展,不斷滿足人們日益增長的物質文化需求,不斷增強公民的愛國主義意識,不斷提高人民群眾的科學文化素養(yǎng),從而促進人的全面發(fā)展。同時,還要充分發(fā)揮旅游的“民間外交”功能,通過大力發(fā)展國際旅游(包括出入境旅游),促進與其他國家和地區(qū)之間的政治、經濟、文化和科技的交流與合作,提升國家的國際地位和政治影響力,提高我國在國際上的國家競爭力等。

2.經濟目標

宏觀旅游管理的經濟目標,是通過有效配置旅游資源和生產要素,提供質量高、數(shù)量多、類型全的旅游產精神文明的建設和協(xié)調發(fā)展。同時,在有效滿足國內外旅游者需求的同時,為旅游經營者帶來更多的收益,促進旅游目的地群眾收入增加,帶動相關產業(yè)發(fā)展,為國家增加更多的稅收和外匯收入,推動旅游服務貿易和國際服務貿易,從而促進整個國民經濟又快又好地發(fā)展。

3.社會目標

宏觀旅游管理的社會目標,是通過旅游活動和加強宏觀旅游管理,在滿足國內外旅游者跨文化交流、增進人們相互之間的友誼和理解的同時,引進先進的科學技術和文化知識,改變傳統(tǒng)落后的生活方式和消費觀念,促進旅游企業(yè)文化建設和旅游行業(yè)職工素質提高,增加旅游目的地的社會就業(yè),改善旅游目的地居民的生活水平和生活質量,推動與促進旅游目的地各項社會事業(yè)的繁榮興旺與發(fā)展等。

4.發(fā)展目標

宏觀旅游管理的發(fā)展目標,是通過加強旅游宏觀管理,不斷豐富旅游活動內容,為旅游者創(chuàng)造良好的旅游環(huán)境,促進旅游企業(yè)健康發(fā)展,推動旅游業(yè)和相關產業(yè)發(fā)展,促進生態(tài)環(huán)境和文化遺產保護,改善生活環(huán)境和生活質量,不斷提高人們的生活水平,為實現(xiàn)旅游目的地及整個國家經濟社會可持續(xù)發(fā)展創(chuàng)造良好的條件。從宏觀旅游管理的階段性目標看,一般可以分為近期目標、中期目標和遠期目標。近期目標主要是實現(xiàn)旅游總供給和總需求之間的總量平衡和結構平衡,更好地滿足人們的旅游需求;中期目標主要是實現(xiàn)旅游行業(yè)結構和旅游區(qū)域布局的合理化,實現(xiàn)旅游經濟持續(xù)健康地增長與發(fā)展;遠期目標是實現(xiàn)旅游經濟全面協(xié)調可持續(xù)發(fā)展,在滿足當代人的需求同時,還必須為后代人的發(fā)展創(chuàng)造良好的生存與發(fā)展的條件。

三、宏觀旅游管理的職能

宏觀旅游管理的主體是國家旅游管理組織,客體是宏觀旅游經濟活動、運行和發(fā)展,簡言之,宏觀旅游管理就是國家對宏觀旅游經濟運行和發(fā)展的管理。正確理解宏觀旅游管理的涵義,還必須注意宏觀旅游管理與微觀旅游管理、旅游市場管理之間的區(qū)別和聯(lián)系,并正確把握宏觀旅游管理的主要職能。

(一)宏觀旅游管理和微觀旅游管理的區(qū)別和聯(lián)系

宏觀旅游管理和微觀旅游管理的區(qū)別,主要是管理的對象不同。微觀旅游管理的對象,通常是指對旅游者活動和旅游企業(yè)經營活動的管理,是以個體旅游活動為客體的管理;而宏觀旅游管理則是對宏觀旅游經濟活動和運行的管理,是以旅游經濟總量和結構變化為客體的管理。宏觀旅游管理和微觀旅游管理的聯(lián)系,主要表現(xiàn)為兩者是互為前提的。微觀旅游活動是宏觀旅游經濟活動的細胞,宏觀旅游經濟活動和運行必須以微觀旅游活動為基礎,因此宏觀旅游管理是建立在微觀旅游管理基礎之上的;同時,由于宏觀旅游經濟活動和運行直接影響著個體旅游活動的進行,因此宏觀旅游管理又是微觀旅游管理的重要前提條件,并對微觀旅游管理具有重要的指導和協(xié)調作用。旅游市場是連接個體旅游活動和宏觀旅游經濟運行的橋梁,決定了宏觀旅游管理和市場管理既有區(qū)別又有聯(lián)系。旅游市場管理,不僅包括對微觀旅游活動的作用和影響,對旅游市場的規(guī)制、監(jiān)督和調控等,也包括在宏觀旅游管理指導下,對旅游市場機制和功能作用的有效發(fā)揮,因此旅游市場管理是宏觀旅游管理的對象。但是,在具體的旅游市場管理中,往往又包含了某些宏觀旅游管理的職能和內容,如對微觀旅游活動主體的監(jiān)管,對旅游市場供求的調控等,因此旅游市場管理與宏觀旅游管理又是密切聯(lián)系的。

(三)宏觀旅游管理的主要職能

宏觀旅游管理,通常是通過各種管理職能對宏觀旅游經濟活動和運行進行管理。從旅游管理的實踐看,宏觀旅游管理的職能主要包括決策、規(guī)劃、組織、調控、監(jiān)督和服務等方面。

1.旅游決策職能

是指政府對旅游發(fā)展目標、發(fā)展模式、發(fā)展重點和政策措施做出選擇和決定的職能,其貫穿于整個宏觀旅游管理的全過程。在現(xiàn)階段,由于我國社會主義市場經濟體制還處于完善過程中,因此政府決策職能在旅游發(fā)展中具有十分重要的地位和作用,由此形成了具有我國社會主義市場經濟特色的“政府主導型”旅游發(fā)展模式,各級政府在旅游發(fā)展目標、發(fā)展重點和促進旅游發(fā)展的各種措施方面,還發(fā)揮著重要的決策職能和主導作用。

2.旅游規(guī)劃職能

是根據旅游決策職能確定的

旅游發(fā)展目標和發(fā)展重點,對旅游資源配置和生產力要素進行統(tǒng)籌安排的職能。如政府通過制定旅游發(fā)展戰(zhàn)略和規(guī)劃,統(tǒng)籌安排和配置旅游資源要素;通過確定實現(xiàn)旅游發(fā)展目標的政策措施,促進宏觀旅游經濟健康持續(xù)地發(fā)展;通過采取各種宏觀調控方法和手段,促進宏觀旅游經濟有效地運行等。

3.旅游組織職能

是為了有效實現(xiàn)旅游決策目標和規(guī)劃的要求,建立旅游組織體系、配備相應人員、明確職責權力、調配旅游要素的職能。其包括建立旅游行政管理機構,促進旅游中介組織和旅游企業(yè)發(fā)展;形成合理的旅游管理體制,明確政府旅游部門、行業(yè)中介組織、旅游企業(yè)之間的權責利;開發(fā)和各種生產要素的有效配置等。

4.旅游調控職能

是對旅游決策目標和規(guī)劃實施過程中的內外關系、發(fā)展變化進行協(xié)調和控制,以保證旅游決策目標和規(guī)劃的順利實現(xiàn)。如政府通過制定產業(yè)政策,調控生產要素價格,實施各種稅收政策,實行轉移支付制度,采用合理的經濟杠桿等,調節(jié)旅游收入的分配和再分配,以縮小地區(qū)差別和貧富差距,實現(xiàn)旅游經濟統(tǒng)籌協(xié)調地發(fā)展。

5.旅游監(jiān)督職能

是通過建立健全法律體系,提供完善的法規(guī)和制度,規(guī)范旅游市場主體行為,保護各類產權主體的合法權益,規(guī)范旅游市場秩序,維護良好的旅游環(huán)境,限范不正當?shù)穆糜胃偁幮袨?創(chuàng)造公平、公開和公正的旅游競爭環(huán)境,促進旅游企業(yè)在競爭中優(yōu)勝劣汰,不斷提高旅游服務質量和經濟效益。

5.旅游服務職能

是政府通過提供各種旅游公共產品和服務,包括提供各種交通基礎設施、城市公共設施、供水供電等公共產品和安全救援、醫(yī)療衛(wèi)生、教育培訓等公共服務,為旅游者的旅游活動和旅游企業(yè)的經營服務活動創(chuàng)造良好的宏觀環(huán)境和外部條件。

四、宏觀旅游管理的過程

宏觀旅游管理過程,是作為管理主體的國家旅游管理機構,運用宏觀旅游管理職能作用于管理客體的過程,簡言之就是宏觀旅游管理系統(tǒng)的有效運轉和發(fā)揮作用的過程。宏觀旅游管理系統(tǒng)的運轉過程,是通過旅游的宏觀決策系統(tǒng)、宏觀執(zhí)行系統(tǒng)、宏觀調控系統(tǒng)和宏觀信息系統(tǒng),在時間上有序、在空間上并存的相互聯(lián)系、相互促進下,共同對宏觀旅游經濟運行和發(fā)展發(fā)揮作用的過程(圖2)。

1.旅游宏觀決策系統(tǒng)

是國家宏觀層面的決策系統(tǒng),其決策內容包括確定旅游管理體制的基本模式,制定旅游法律法規(guī)、旅游發(fā)展規(guī)劃和產業(yè)政策,調控旅游經濟總量和結構變化,實現(xiàn)區(qū)域旅游布局合理化,促進旅游經濟增長,統(tǒng)籌協(xié)調旅游發(fā)展等。由于旅游宏觀決策是一種高層次的決策,因此對旅游行業(yè)、旅游區(qū)域、旅游企業(yè)的決策具有重要的指導性。為了保證旅游宏觀決策的科學化,必須根據有關的政策規(guī)定和各種信息,按照科學的決策程序,在科學論證的基礎上做出科學的宏觀決策,以指導宏觀旅游經濟的有效運行和發(fā)展。

2.旅游宏觀執(zhí)行系統(tǒng)

是實現(xiàn)宏觀旅游經濟活動和運行的系統(tǒng),即完成旅游生產、分配、交換和消費的再生產過程。在社會主義市場經濟體制下,旅游宏觀執(zhí)行系統(tǒng)的有效實施,離不開計劃機制和市場機制的共同作用。計劃機制,是通過國家的旅游發(fā)展規(guī)劃和指導性計劃,保證宏觀旅游經濟活動和運行的方向和目標;而市場機制,則是通過市場配置資源的功能,促進宏觀旅游經濟活動按照客觀經濟規(guī)律有效地運行和發(fā)展。段綜合形成的調控系統(tǒng)和監(jiān)督機制,是正確執(zhí)行旅游發(fā)展戰(zhàn)略和規(guī)劃,促進宏觀旅游經濟有效運行的重要保障。旅游宏觀調控的手段,主要是法律手段、行政手段和經濟手段,三者有機結合而形成監(jiān)督和調節(jié)旅游宏觀旅游經濟活動的調控機制,并及時發(fā)現(xiàn)宏觀旅游經濟運行中的問題,反饋旅游宏觀決策系統(tǒng)和執(zhí)行系統(tǒng),及時進行調控,保證宏觀旅游經濟活動和運行的有效進行。

4.旅游宏觀信息系統(tǒng)

是有關宏觀旅游經濟活動和運行的旅游信息和信息工作系統(tǒng),是旅游政策子系統(tǒng)、旅游統(tǒng)計子系統(tǒng)、旅游會計子系統(tǒng)、旅游市場情報子系統(tǒng)及相關信息子系統(tǒng)的綜合體。旅游宏觀信息既來自于旅游宏觀調控系統(tǒng)的有關情況,又來自于宏觀旅游經濟系統(tǒng)運行的結果,不僅是旅游宏觀決策的重要依據,對宏觀旅游經濟活動和運行也具有十分重要的指導作用。因此,旅游宏觀信息工作貫穿于整個宏觀旅游管理的全過程。

五、宏觀旅游管理的特征

宏觀旅游管理,既是對旅游全行業(yè)的管理,也是對宏觀旅游經濟活動和運行的管理,因此,宏觀旅游管理具有不同于微觀旅游管理的特征,主要體現(xiàn)在以下幾方面。

1.宏觀旅游管理的權威性

宏觀旅游管理的依據是國家有關法律、法規(guī)和政策,因此宏觀旅游管理是國家意志的體現(xiàn),是政府行政管理的重要組成部分,具有強烈的行政權威性。一方面,宏觀旅游管理必須通過制定和實施各種法律、法規(guī)和政策,來促進和保障旅游活動和宏觀旅游經濟運行沿著正確的方向發(fā)展,實現(xiàn)國家發(fā)展旅游的目標和任務。另一方面,宏觀旅游管理又必須根據有關法律、法規(guī)和政策,完善旅游市場機制,規(guī)范旅游企業(yè)行為,保護旅游者合法權益,維護旅游市場秩序,確保旅游活動和宏觀旅游經濟運行有序地進行,促進旅游經濟健康持續(xù)地發(fā)展。如果宏觀旅游管理沒有權威性,則旅游活動和宏觀旅游經濟運行必將是盲目、混亂和低效率的,也就無法實現(xiàn)旅游發(fā)展的目標和任務。

2.宏觀旅游管理的政策性

宏觀旅游管理是政府有效管理旅游活動和調控旅游經濟運行的行為,因此其具有很強的政策性特點。主要表現(xiàn)在:一方面宏觀旅游管理必須體現(xiàn)政府鮮明的政策傾向,即體現(xiàn)國家發(fā)展旅游的意志和目標,認真貫徹落實國家對旅游發(fā)展的總方針和總決策,確保旅游活動和宏觀旅游經濟運行符合社會主義市場經濟的要求。另一方面,由于旅游活動廣泛性和旅游經濟的綜合性,要求宏觀旅游管理必須正確處理各部門、各層次、各環(huán)節(jié)的關系,而統(tǒng)籌這些關系具有較強的政策性,即必須依法行政,按照有關的法律、法規(guī)和政策進行合理的協(xié)調和正確的處理,才能使旅游發(fā)展獲得良好的經濟、社會和環(huán)境效益。

3.宏觀旅游管理的全局性

旅游活動是一種綜合性社會文化活動,為保障旅游活動的順利進行,宏觀旅游經濟運行必然涉及眾多的行業(yè)和部門,不僅協(xié)調范圍廣泛,而且協(xié)調難度也比較大,使宏觀旅游管理不同于一般的經濟管理,而是一種全局性、綜合性較強的宏觀管理活動。因此,在宏觀旅游管理中必須正確處理好全局與局部的關系,一方面必須遵循旅游活動規(guī)律和宏觀旅游經濟運行特點,從全局上統(tǒng)籌安排和合理配置食、住、行、游、購、娛等旅游素,確保旅游活動和宏觀旅游經濟運行順利地進行;另一方面,必須立足全局來協(xié)調處理好各局部的關系,使局部利益服從全局利益,盡量避免“政出多門,多頭管理”,不斷提高宏觀旅游管理的整體效率和效果。

4.宏觀旅游管理的服務性

宏觀旅游管理的服務性特點,強調宏觀旅游管理必須服務于旅游活動和宏觀旅游經濟運行的客觀需要。既要通過加強宏觀旅游管理,為旅游者活動和旅游企業(yè)經營活動提供良好的宏觀環(huán)境和公共服務,最大限度地滿足旅游者的消費需求和旅游企經營的需要;又要通過科學地引導旅游者的消費活動,規(guī)范旅游企業(yè)的經營行為,促進旅游市場機制作用的有效發(fā)揮,維護良好的旅游市場秩序,創(chuàng)造一種公平的市場競爭環(huán)境和條件,保障旅游活動有效地開展,促進宏觀旅游經濟正常地運轉,實現(xiàn)旅游的可持續(xù)發(fā)展。

第3篇：宏觀經濟利率范文

【關鍵詞】利率期限結構，宏觀經濟

一、引言

對利率期限結構的研究始終是經濟金融領域的熱點問題。從宏觀角度來看，國外的研究一般認為，利率期限結構包含著市場對未來實際經濟生活和通貨膨脹的預期；從微觀角度來看，利率是資產定價、金融產品設計、套利和利率風險管理的基礎。隨著我國金融市場的逐步加深和利率市場化的逐步推進，研究我國的利率期限結構顯得愈發(fā)緊迫和重要。因此，本文的目的是通過借鑒國內外已有的研究成果來加強對利率期限結構的理解。

二、國外研究現(xiàn)狀

國際上對于利率期限結構的研究繼續(xù)朝兩個方面不斷深入。一方面，是將經典模型不斷復雜化，來更加精確地擬合實際利率。另一方面，各國學者開始關注利率期限結構與宏觀經濟之間的關系，對宏觀經濟與微觀金融的相互作用進行分析。

Estrella & Mishkin（1997）通過對十年期國債利率與三個月國債利率的利差與GDP建立回歸模型，發(fā)現(xiàn)長短期利差可以對宏觀經濟增長做出預測。 Ang A. & M. Piazzesi（2003）通過將短期瞬時利率表示為受宏觀經濟變量和潛在狀態(tài)變量共同影響，首度將宏觀變量引入到無套利利率模型中來，從而提出VAR-ASTM模型。Wu Tao & Rudebush（2008）進一步將潛在狀態(tài)變量設定為由產出歐拉方程、通貨膨脹方程和貨幣政策方程共同決定，為利率期限結構中的狀態(tài)變量建立了宏觀經濟基礎。Diebold & Rudebusch & Aruoba（2006）將Nelson-Siegel模型參數(shù)動態(tài)化，進而提出動態(tài)Nelson-Siegel模型。Diebold & Canlin & Vivian（2008）進一步用動態(tài)Nelson-Siegel模型為德國、日本、英國和美國的利率期限結構聯(lián)合建模，其中潛在因子用全球收益因素和個體收益因素表示，實證研究表明，全球收益因素的確存在。Christensen & Diebold & Rudebush（2011）進一步提出動態(tài)Nelson-Siegel模型形式的仿射模型。

三、國內研究現(xiàn)狀

相對而言，國內更注重實證研究，基本分為以下幾個角度：一、對傳統(tǒng)利率期限結構的預期理論的假設檢驗。二、尋找更適合我國市場的利率期限結構模型。三、分析利率期限結構與宏觀經濟之間的關系。韓成棟（2011）對1個月期限及以上的SHIBOR利率用預期理論推導出的模型進行回歸檢驗，發(fā)現(xiàn)其背離了預期理論。李宏謹（2012）用回歸的方法檢驗我國銀行間國債市場的遠期利率對即期利率的預測作用，認為我國利率期限結構存在時變期限溢價的特征，進而對期限修正后的利率期限結構進行分析，得出無法拒絕預期理論的結論。

劉金全、鄭挺國（2006），將馬爾科夫區(qū)制轉移引入CKLS模型，并對六組不同到期期限的銀行間同業(yè)拆借市場利率做實證分析。周穎穎、秦學志和楊瑞成（2009）基于SHIBOR數(shù)據，利用粒子濾波方法對帶跳的Vasicek模型和帶跳的指數(shù)Vasicek模型的參數(shù)進行估計，并對兩模型的擬合優(yōu)度和預測精度做了比較分析。康書隆、王志強（2010）運用多種估計方法得到我國利率期限結構的模型，并將其與美國利率期限結構相對比，提出對我國國債發(fā)行的相關建議。王慶石、韓成棟（2012）用兩種非參數(shù)估計法，對擴散過程的漂移函數(shù)進行估計。談正達、胡海鷗（2012）對SHIBOR利率構建ARCH跳躍擴散模型，實證結果顯示只有綜合考慮ARCH效應和跳躍行為才能刻畫出SHIBOR利率劇烈波動的特征。

劉金全、王勇、張鶴（2007）通過對利率期限結構做二次逼近，估計出截距、斜率和曲率三個參數(shù)，進而對他們與工業(yè)產出和廣義貨幣供給建立結構VAR模型，實證研究發(fā)現(xiàn)宏觀經濟對短期利率產生持續(xù)顯著影響，對長期利率則沒有顯著作用效果。郭濤、宋德勇（2008）利用Nelson-Siegel模型，發(fā)現(xiàn)該模型可以對我國上交所的國債做精確定價，同時分析了央行實施貨幣政策前后的利率期限結構的情況，發(fā)現(xiàn)貨幣政策的實施對利率期限結構是有顯著影響的，但并不是滯后的影響，利率期限結構已經反映了市場對央行貨幣政策的預期。石柱鮮、孫皓、鄧創(chuàng)（2008），將經濟增長率、通貨膨脹率、短期利率和基準利差作為服從向量自回歸關系的狀態(tài)因子，再建立仿射利率期限結構模型，結果顯示：不同期限利差均對短期利率有較強的預測能力；不同期限利率對經濟增長、通貨膨脹和短期利率的沖擊均是正效應；不同利期限差對經濟增長和短期利率的沖擊是負效應，對通貨膨脹的沖擊則是正效應。 胡雪琴、陳勇（2010）利用主成分分析法，提取出三個主成分因子作為利率期限結構的代表，進而用SVAR分析其與宏觀經濟變量的關系。袁婧、薛偉（2012）通過對貨幣政策與仿射利率期限結構聯(lián)合建模，實證結果顯示該模型對樣本外的預測效果較好。

參考文獻：

[1]郭濤，宋德勇.中國利率期限結構的貨幣政策含義[J].經濟研究，2008年第3期.

[2]韓成棟.SHIBOR市場預期理論的實證檢驗[J].商業(yè)研究，2011，總第415期.

[3]胡雪琴，陳勇.宏觀經濟，貨幣政策與利率期限結構關系分析[J].現(xiàn)代財經.2010年第10期.

[4]林海，鄭振龍。中國利率期限結構：理論及應用.中國財政經濟出版社，2004.

[5]李宏謹.利率期限結構的遠期利率預測作用——經期限溢價修正的預期假說檢驗[J].金融研究，2012.

[6]劉金全，王勇，張鶴.利率期限結構與宏觀經濟因素的動態(tài)相依性——基于VAR模型的經驗研究 [J].財經研究，2007，第33卷第5期.

[7]劉金全，鄭挺國.利率期限結構的馬爾科夫區(qū)制轉移模型與實證分析[J].經濟研究，2006第11期.

[8]康書隆，王志強.中國國債利率期限結構的風險特征及其內含信息研究[J].世界經濟，2010第7期.

[9]談正達，胡海鷗.短期Shibor跳躍行為的利率模型解釋[J].運籌與管理，2012第21卷第2期.

第4篇：宏觀經濟利率范文

[關鍵詞]股市波動　宏觀經濟　文獻綜述

一　引言

自1991、1992年深圳、上海證券交易所成立以來，經過二十余年的發(fā)展，我國證券市場取得了輝煌的成績。然而，在我國宏觀經濟總體上高速增長時，股指走勢卻高低互現(xiàn)。尤其是20012005年問，在國民經濟持續(xù)向好的形勢下發(fā)展，股市卻疲弱不堪。顯然，我國證券市場還不能作為宏觀經濟的“晴雨表”。本文將從國內外兩個方面對研究股市波動與宏觀經濟關系的文獻進行綜述，期望能對進一步的研究提供有益的視角。

二　股市波動與宏觀經濟關系文獻綜述

(一)國外的相關研究

國外對于股票市場與實際經濟之間關系的最重要的研究來自于芝加哥大學的Fama，他利用美國1953―1987年月度、季度和年度的數(shù)據進行分析，發(fā)現(xiàn)股市收益率和未來產出的增長率之間有顯著的正相關關系，他認為這是投資者對于上市公司未來現(xiàn)金流的預期在現(xiàn)期股價上的反映，股市在美國起到了經濟晴雨表的作用。William Schwert(1990)在Fama的基礎上利用美國1889―1988年整整100年的數(shù)據進行實證，同樣證實了這一結論的可靠性。Harris(1997)的研究把發(fā)達國家和發(fā)展中國家做了區(qū)別，認為在發(fā)達國家中股票市場與經濟增長之間存在著相互促進的正向關系，但在發(fā)展中國家兩者之間的聯(lián)系非常弱。Chung(1999)等通過誤差糾正模型檢驗了韓國股票指數(shù)和產出指數(shù)、匯率、貿易收支、貨幣供給等宏觀變量的協(xié)整和因果關系，發(fā)現(xiàn)股票指數(shù)和宏觀變量之間具有長期的協(xié)整關系，但是股票指數(shù)并非實際經濟波動的領先變量，表現(xiàn)出和發(fā)達國家完全相反的結果。Maysami，Koh Tiong Sim(2000)則發(fā)現(xiàn)新加坡的股票指數(shù)和工業(yè)產出、貿易額這兩個宏觀變量之間根本就不具有相同的整合階數(shù)，而股票指數(shù)的變動和價格指數(shù)、貨幣供給、長一短期利率、匯率的變動具有協(xié)整的關系，但在線性模型中利率和匯率的變動是最顯著的因素，而價格指數(shù)和貨幣供給的變動卻不顯著。Christopher M.Bilson等(2001)則對整個發(fā)展中國家的情況進行了研究，發(fā)現(xiàn)影響股市收益的宏觀因素具有區(qū)域趨同的特征，國際投資者只能通過跨區(qū)域的分散化投資方能起到分散風險的作用。

(二)國內的相關研究

國內對股市的波動分析的大量文獻主要從基本面和政策面兩方面來進行。

1　將股市波動與基本面聯(lián)系起來進行分析

對國內數(shù)據進行計量檢驗的研究者主要是談儒勇(1999)。談儒勇對中國的研究提出了和哈里斯相同的觀點，認為我國股票市場對經濟增長的促進作用是非常有限的，即使有也可能是不利作用。顧嵐等對于中國滬、深股指與宏觀經濟景氣指標的相關關系進行了統(tǒng)計分析，并探討了兩者之間的協(xié)整關系，研究表明：滬、深股指與宏觀經濟景氣指標的協(xié)整關系不明顯。葉青等的研究結果表明：1994年7月以前的股價變動與宏觀經濟景氣變化不存在長期均衡關系。魯昌(2001)研究了中國城鎮(zhèn)居民消費增長與利率變動、股市收益率變動之間的關系，發(fā)現(xiàn)消費資本資產定價未能從中國數(shù)據中得到經驗支持。這說明了簡單地利用均衡定價理論難以解釋中國股市波動。

2　從政策面的變化來分析股市波動

許均華等(2001)把影響股市的宏觀政策分成長期的連續(xù)性政策和短期的離散性的政策，發(fā)現(xiàn)連續(xù)性政策與股市正相關，但解釋程度較小。股市受短期政策事件的影響很大，但是政策事件對股市的沖擊在逐步弱化，說明我國股市政策的調控日趨成熟。唐齊鳴、李春濤(2000)利用向量自回歸(VAR)發(fā)現(xiàn)股市收益和貨幣政策具有一定的相關關系，起到了貨幣政策傳導功能，已經初步具有宏觀經濟晴雨表的功能。王軍波、鄧述慧(1999)對我國利率政策的長短期的影響進行了實證研究，發(fā)現(xiàn)利率調整前股票市場對利率的調整往往都已經產生預期，利率真正調整當天的股市表現(xiàn)反常，而在長期里利率政策對股市的影響是穩(wěn)定的，反之則下降。劉瀾飚等(2001)則對1994 2000年的季度數(shù)據的多元回歸表明：狹義貨幣供應量、工業(yè)增加值、固定資產投資等都顯著地進入回歸模型，而且與上證指數(shù)正相關，而儲蓄則負相關。但這樣的模型致命的弱點就是無法消除宏觀變量之間的多重共線性。

第5篇：宏觀經濟利率范文

2002年以來，國際原油價格上漲趨勢明顯。受國際市場影響，國內油品價格不斷攀升，帶動了煤炭、電力等能源價格的上升，一定程度上推動了中國商品零售價格指數(shù)的升高，這勢必會對我國宏觀經濟產生深遠影響。國內外學者對能源價格與一國宏觀經濟的關系進行了廣泛而深入的研究，主要集中在石油價格與GDP(GNP)的關系，石油價格對宏觀經濟的影響途徑。在油價與GDP(GNP)關系方面，早期學者大多發(fā)現(xiàn)兩者之間存在負向關系。然而，到了80年代中期，伴隨著石油價格下降，這種線性的負向關系逐漸變得不顯著起來，一些學者開始研究油價與宏觀經濟活動之間的不對稱性。近年來，一些學者開始測量GNP的油價彈性。在石油價格對宏觀經濟的影響途徑方面，一般認為是通過需求層面和供給層面兩方面進行傳導。從需求層面上看：一方面石油價格的上漲會引起物價上漲，減少人們對其他商品的消費，抑制投資，假如貨幣當局不能滿足貨幣的同步提高，利率就會有升高的趨勢，從而影響總需求；另一方面油價的上升會使收入從石油進口國向石油出口國轉移，使石油進口國購買力惡化，影響其國際貿易。從供給層面上看，石油是主要的生產要素，其價格上升將導致生產成本提高，迫使企業(yè)縮減生產規(guī)?；蛳蚰茉疵芗鹊偷男袠I(yè)轉換，這會影響其產出，增加失業(yè)率，同時生產成本的提高會產生成本推動型的通貨膨脹。如果將成本上升轉移給下游產業(yè)，會對下游企業(yè)生產成本產生壓力，導致產出下降。因此油價上漲給各個行業(yè)會帶來不同程度的影響。Fan等利用一個CGE模型綜合研究了國際原油價格對中國GDP、投資、消費以及進出口等因素的影響。綜上所述，在一些發(fā)達國家已經實證了油價與宏觀經濟之間存在著一定的聯(lián)系，那么這種聯(lián)系在我國是不是也存在？這將成為我們關注的一個重點。本文以中國宏觀經濟為研究對象，選取適當?shù)闹笜?，構造了向量自回歸模型，并通過脈沖響應函數(shù)等技術分析了各個經濟變量與能源價格之間的互動關系。

一、研究方法與數(shù)據來源

（一）向量自回歸(VAR)方法在這里我們采用的是向量自回歸(VAR)方法。由于VAR模型的運用要求系統(tǒng)中的變量具有平穩(wěn)性，我們首先要對數(shù)據進行單位根檢驗。在這里選用了ADF方法。以油價時間序列(OILt)為例，ADF檢驗的基本原理為：其中p為最佳滯后階數(shù)，其確定可采用赤池信息準則(AIC)。原假設為：油價時間序列存在一個單位根，為非平穩(wěn)序列；備擇假設為：油價時間序列不存在單位根，是平穩(wěn)序列。對于非平穩(wěn)的時間序列，還需進一步檢驗其一階差分的平穩(wěn)性。VAR模型可以構造如下：如果在對被研究的序列進行平穩(wěn)性檢驗時，發(fā)現(xiàn)時間序列是同階單整的，則可以利用JJ檢驗方法檢驗序列之間是否存在協(xié)整關系。在VAR模型的基礎上，我們還可以利用脈沖響應函數(shù)對已經建立起來的模型做出解釋。脈沖響應函數(shù)用于考察來自隨機擾動項的一個標準差沖擊對內生變量和其未來取值的影響。由于VAR中不同方程的隨機誤差項之間存在同期相關，需要構造一個正交矩陣將同期相關的沖擊項轉換為同期不相關的沖擊項，在這里我們利用了Pesaran和Shin提出的不依賴于VAR模型中變量次序的廣義脈沖方法。

（二）數(shù)據來源本文中，我們參照Papapetrou的做法，選擇了對工業(yè)生產影響較大的燃料動力類購進價格指數(shù)。而我們之所以沒有采用國際石油市場現(xiàn)貨或期貨價格，主要是考慮我國油品價格尚未與國際市場完全接軌。根據焦建玲的研究表明，國內汽油價格對原油成本變化的均衡調整力度大約為78.4%，且存在長達四個月的滯后期。對于宏觀經濟數(shù)據，考慮到能源價格與工業(yè)的關系相對較密切，我們選擇的是工業(yè)增加值數(shù)據。同時，考慮貨幣政策的影響，本文引入了利率變量，選用銀行一年期整存整取利率，并剔除了利息稅和通貨膨脹率的影響。出于數(shù)據可獲得性的考慮，選取的是2000年1月到2010年12月的月度數(shù)據。因為利率變量是一個百分數(shù)，參考Huang等人的做法，我們把利率的對數(shù)定義為log(1+r/100)。同時，我們也考慮了宏觀經濟的虛擬形式-股票市場的中介作用，選擇了上海證券交易所的上證指數(shù)的月均收盤價格，并考慮了派息和拆股等因素。

二、結果分析

（一）數(shù)據的平穩(wěn)性檢驗ADF檢驗表明除工業(yè)增加值為2階單整序列外，其余變量均為1階單整變量（見表1）。

（二）滯后階數(shù)的確定通過對滯后階數(shù)1到5的實驗，得到其各自的AIC和SC值如表2。經過多次實驗，發(fā)現(xiàn)AIC當最大滯后期取3時最小，而SC則在滯后一期時最小，因此考慮用LR檢驗進行取舍。檢驗的原假設是模型的最大滯后期為1，即p=1，檢驗統(tǒng)計量其中，l1和l3分別表示p=1和p=3時模型整體的對數(shù)似然函數(shù)值。在零假設下，該統(tǒng)計量有漸近的2分布，其自由度為32。其檢驗的相伴概率為1.9*10-6，表明應拒絕原假設，即采用滯后期為3的VAR模型。

(三)模型估計與檢驗由于上述模型中的四個序列都是I(1)序列，滿足進行協(xié)整檢驗的條件。Johansen協(xié)整檢驗結果表明上述四個序列之間存在一個協(xié)整關系，表明宏觀經濟、能源價格和股票市場之間存在著長期穩(wěn)定的關系。協(xié)整關系表達式為：從上述協(xié)整關系式可以看出，長期來說，能源價格上漲1%，將對工業(yè)增加值增長率有-0.037%的影響，對股票市場有-0.54%的影響。由于通常難以直接根據VAR模型的參數(shù)估計結果來判斷變量之間的動態(tài)關系，因此接下來我們分別采用脈沖響應函數(shù)和方差分解來分析變量之間的互動關系。

（四）脈沖響應函數(shù)圖1是基于上述VAR模型和漸進解析法模擬的脈沖響應函數(shù)曲線，橫軸代表響應函數(shù)的追蹤期數(shù)，縱軸代表因變量對解釋變量的響應程度。在模型中，我們將響應函數(shù)的追蹤期數(shù)設定為12個月。我們重點考慮四個經濟變量各自對能源價格一個標準差新息的響應情況和響應路徑。對于能源價格的一個標準差擾動(約為能源價格指數(shù)上漲1.1個百分點)，利率改變率的反應較為明顯，3個月左右達到峰值(上漲0.2個百分點)，5個月左右這種影響基本穩(wěn)定下來，此時代表利率水平有了一個約為1個百分點的持久的增長。對于能源價格的一個標準差擾動，工業(yè)增加值增長率在2個月時，受到的負向影響達到最大，下降了大約0.2個百分點，隨后有一個震蕩的過程，但是長期來看是趨向于負向收斂的。面對一個標準差能源價格的沖擊，股票價格在3個月時，負向影響達到最大，為1個百分點，但是在6個月左右時，這種負向影響就基本消失了。接下來，我們考慮四個經濟變量的沖擊對能源價格指數(shù)的影響。對于利率改變率的一個標準差沖擊(約為利率上漲0.5個百分點)，能源價格在4個月時下降達到負向影響最大值，為0.5個百分點，且持續(xù)時間較長，1年時殘余方差仍為谷值的50%。對于工業(yè)增加值增長率的一個標準差沖擊(工業(yè)增加值增長率上漲3個百分點)，能源價格會有比較小程度的增長，同時這種影響持續(xù)時間較長。股票價格上漲5個百分點，三個月以后能源價格有下降的趨勢，20個月左右達到負向影響的最大值，為2個百分點。

三、實證討論

（一）宏觀經濟和能源價格之間存在著協(xié)整關系在本文中，通過加入股票市場和實際利率兩個中介變量，我們發(fā)現(xiàn)了中國宏觀經濟和能源價格之間存在著一種長期穩(wěn)定的相關關系。近期以來不斷上漲的能源價格不僅對我國的宏觀經濟影響較大，更推動了通貨膨脹率的上升。本文得到的這種協(xié)整關系證明了能源價格對中國宏觀經濟存在著比較明顯的影響，這是對以往文獻的一個補充。我們發(fā)現(xiàn)，從長期來看，能源價格與工業(yè)增長率負相關，即能源價格的上升使宏觀經濟受到負向影響。2011年WTI油價約為94.88$/barrel，2012年前三個月平均油價上漲約8%，在趨勢照常的情況下，油價的上漲給工業(yè)增加值帶來約5.5萬億元的經濟損失。

（二）能源價格的正向波動會推高實際利率，影響工業(yè)增長和抑制股票市場價格在認清能源價格與宏觀經濟長期關系的基礎上，我們進一步想知道宏觀經濟對能源價格波動短期的反應。通過脈沖響應函數(shù)，我們看到能源價格的正向波動會提高實際利率，影響工業(yè)增長和抑制股票市場價格。能源價格波動在一定程度上提高了實際利率。我國的工業(yè)結構中，對能源消費較多的化工、冶煉等行業(yè)所占比例較大，其受油價上漲的影響較大。但是隨著產業(yè)結構的優(yōu)化和技術的進步，這種影響在長期來看越來越小。股票市場對于能源價格的改變是不完全有效的，存在著“反應不足”的現(xiàn)象。這里，我們發(fā)現(xiàn)能源價格的上漲引起了股票市場滯后長度長達5個月的下降。

（三）工業(yè)需求和加息對能源價格的影響分析既然能源價格的變動會對工業(yè)產值、實際利率和股票市場產生顯著的影響，那么上述三者的波動會對能源價格產生什么樣的影響呢？通過加息等手段，提高實際利率，對能源價格上漲帶來的通貨膨脹進行調控，效果是很明顯的。這是因為：對消費者來說，高利率一方面改變凈儲蓄者和凈借款者的可支配收入，吸引人們增加儲蓄、減少對能源相關產品的消費；另一方面高利率導致資產價格下降，使個人財富減少，制約了消費。對企業(yè)來將講，高利率提高了資本成本，抑制了投資，從而減少了其對能源相關產品的使用。可以預見，未來幾年，伴隨物價進一步走高，央行還會繼續(xù)通過加息等貨幣政策手段穩(wěn)定通貨膨脹預期，維持物價總水平基本穩(wěn)定。工業(yè)增長率的波動對能源價格的影響較小，但是影響時期較長。因此，工業(yè)對能源需求的不斷提高，是能源價格上漲的一個原因，但是其對價格的推動幅度是很小的，這在一定程度上否定了“國際油價暴漲歸因于中國經濟增長”這一觀點。

四、主要結論與進一步工作通過對結果的分析和實證討論，可以得到以下幾點主要結論：

(一)能源價格、工業(yè)增加值、實際利率和股票價格之間存在著一個穩(wěn)定的長期關系。從長期來看，能源價格的上漲會推動實際利率的上升，并抑制工業(yè)增加值的增加。

第6篇：宏觀經濟利率范文

關鍵詞：上證指數(shù)；宏觀經濟；多元線性回歸

一、引言：研究目的和意義

2008年，世界金融危機的影響在中國蔓延開來，使中國股市經歷了其18年成長史上的又一次深度下跌，最大跌幅達到69.85%。在這一時期，我國政府曾在百日內連續(xù)5次下調利率并兩次股票交易印花稅，為穩(wěn)定股價打下了堅實的基礎。不僅如此，從中國股市發(fā)展的歷程來看，宏觀經濟政策對股價的漲跌起著至關重要的作用，它的走向決定了證券市場的長期趨勢。從理論角度來看，股票市場周期與宏觀經濟周期相關性的基本邏輯是宏觀經濟基本面決定上市公司經營業(yè)績，上市公司經營業(yè)績對股票價格有決定性影響。因此，可以認為，宏觀經濟周期是對股票市場運行具有重要影響的風險因子。同時，股市周期并非完全受宏觀經濟周期被動影響，股市一定程度上也對宏觀經濟運行具有反作用。

所以，把握好宏觀經濟發(fā)展的大方向，才能使我們精準的掌握證券市場的總體變動趨勢、正確判斷證券市場的價值。宏觀經濟狀況良好，大部分的上市公司經營業(yè)績表現(xiàn)良好，股價也相應會上漲。綜上，為了把握國內宏觀經濟的變動趨勢，我們有必要對一些重要的宏觀經濟運行變量進行研究。而本文則采用了文獻綜述法和多元線性回歸建模法對宏觀經濟變量對上證指數(shù)的影響進行了實證研究。

二、文獻綜述

2005年，周海燕采用相關性檢驗、協(xié)整檢驗、Granger因果檢驗等方法對宏觀經濟變量與股指波動的關系進行了實證分析。她證明出，長期來看，我國股價指數(shù)與宏觀經濟的發(fā)展是一致的，但在某些特殊時期，二者又是相互背離的關系。她認為，股指還不足以成為宏觀經濟的“晴雨表”。2006年，劉玲提出股票價格指數(shù)與企業(yè)景氣指標、工業(yè)增加值之間呈正相關關系，而與利率、貨幣供給之間是一種負相關關系，與通貨膨脹率之間的關系則不確定。在《對影響股票價格指數(shù)宏觀經濟變量的實證分析》中，周敏運用計量經濟學中的多元線性回歸的方法探尋出企業(yè)商品價格指數(shù)、股市成交量、匯率、貨幣供應量是影響股票價格指數(shù)的主要因素。2010年，董彩麗通過實證研究證明出中國股票市場與宏觀經濟的發(fā)展的一致性，股票價格指數(shù)能夠在一定程度上反映我國宏觀經濟發(fā)展的整體水平及趨勢。此外，她還提出，股價指數(shù)對于宏觀經濟變量的響應有一定的滯后性這一觀點。

三、宏觀經濟變量的選擇

1.居民消費價格指數(shù)

居民消費價格指數(shù)的變動率在一定程度上反映了通貨膨脹或緊縮的程度。通貨膨脹不僅對人們當前的決策有影響，還會使他們增加對通貨膨脹的預期。通貨膨脹時期，由于貨幣貶值所激發(fā)的通貨膨脹預期促使居民用貨幣去交換商品以獲得保值，這些保值工具中就包括股票。這一行為無疑擴大了對股票需求。此外，通貨膨脹率上升到一定階段，政府多會采取緊縮的財政和貨幣政策，此時企業(yè)為了籌措資金，便會發(fā)行股票來增加股票市場的供給，因而使股票市場需求增長小于供給的增長。

2.工業(yè)增加值

工業(yè)增加值是是企業(yè)全部生產的總成果扣除了在生產過程中消耗或轉移的物質產品和勞務價值后的余額，是企業(yè)生產過程中新增加的價值。增長率越高，說明實體經濟運行狀況越好，產生的社會財富越多。在其他條件不變情況下，增長率的變化會使國內公司現(xiàn)金流發(fā)生同方向變化，進而股票價格也會發(fā)生同方向變化。

3.貨幣供應量M2

貨幣供應量增加無疑增加了流通中的現(xiàn)金流、提升了上市公司貼現(xiàn)率從而使企業(yè)籌資成本降低，預期收益升高，因此公司股價將上升，反之則會下跌。不僅如此，貨幣供應量的增加代表國家實行擴張的宏觀經濟政策，這就增加了股市的預期收益，使股價攀升?？梢姡泿殴靠赡芘c上證綜合指數(shù)存在一定的正相關。

4.銀行同業(yè)拆借利率

同業(yè)拆借利率是短期持有貨幣的機會成本，它取決于資本市場的資金供求。儲蓄決定資金供給，投資決定資金需求，而投資和儲蓄均受利率影響。利率下調一般會使貼現(xiàn)率下降，盡管預期股利不變，但是股票內在價值將會提高。因此，股票價格指數(shù)與利率之間可能存在負相關。

5.商品零售價格指數(shù)

商品零售價格指數(shù)是一種反映城鄉(xiāng)商品零售價格的經濟指數(shù)。零售物價調整變動將對城鄉(xiāng)居民的支出以及國家的財政收入產生直接的影響。不僅如此，商品價格指數(shù)的變動也會對居民購買力和市場供需平衡造成不同程度的影響。因此，計算該指數(shù)可從一個側面對上述經濟活動影響進行觀察和分析。

6.企業(yè)商品價格指數(shù)

企業(yè)商品價格指數(shù)能較客觀地反映經濟變化軌跡、我國投資形勢的階段性變化與農產品、工業(yè)消費品供求關系的改變。企業(yè)商品價格指數(shù)上升一定程度上反映了我國經濟通貨膨脹增加，這時，居民就會用貨幣去交換商品以獲得保值，這些保值工具中也包括股票；此外，當通貨膨脹率達到一定程度時，政府傾向采取緊縮的財政和貨幣政策，這一舉動也會使股價下降。所以，企業(yè)商品價格指數(shù)對股價的影響值得更進一步的探討。

7.社會消費品零售總額增加值

該指標反映通過各種商品流通渠道向居民和社會集團供應生活消費品來滿足他們生活需要的情況，是研究人民生活、社會消費品購買力、貨幣流通等問題的重要指標。當社會消費品零售總額增長時，提高企事業(yè)單位的銷售額進而可能影響到上市公司業(yè)績，因此社會消費品零售總額增加值和上證綜合指數(shù)之間可能存在正相關。

8.匯率

匯率與一國的物價總水平和國際資本間的流動有密切聯(lián)系，而且它對國內各生產企業(yè)的經營狀況和產業(yè)結構的調整以及對外貿易、外匯儲備等方面都產生了一定的影響。匯率上升會導致外幣升值，促進出口、抑制進口，提高國內公司對收益的預期，一定程度上使股票價格提升。因此，股票價格指數(shù)與匯率之間可能存在正相關。

四、實證研究

本文選取了2008年2月到2014年10月的月度數(shù)據，其中，由于我國國家統(tǒng)計局的工業(yè)統(tǒng)計制度上沒有對一月份的工業(yè)統(tǒng)計做出要求，所以一月份的工業(yè)增加值是免報的。在去除了一月份數(shù)據的基礎上，對于剩下的75個月的月度數(shù)據進行回歸分析。首先，對于相對價格變量以原變量進入模型，而其他絕對數(shù)變量，為了消除模型的異方差去對數(shù)進入模型。接著，運用了逐步回歸的方法消除了多重共線性問題。在一系列逐步回歸后，居民消費價格指數(shù)、工業(yè)增加值、商品零售價格指數(shù)、人民幣對美元匯率進入模型。Eviews中顯示，該回歸方程可決系數(shù)較高，回歸系數(shù)均顯著模型中存在自相關。

針對模型存在的異方差問題，本文對模型又進行了進一步的調整，使用科克倫-奧科特迭代法做廣義差分回歸，結果如圖：

五、總結與結論

本文實證研究表明，部分宏觀經濟變量對股票價格存在影響，股票價格指數(shù)在某種程度上展現(xiàn)了中國經濟的整體發(fā)展態(tài)勢和發(fā)展水平。從模型中各變量對上證指數(shù)的影響來看，在進行一階差分后居民消費價格指數(shù)、工業(yè)增加值、人民幣對美元匯率這三個因素對上證綜合指數(shù)產生了正向的影響而居民消費價格指數(shù)對上證綜合指數(shù)產生了負向的影響，可見宏觀經濟變量的變動不能在當期傳遞到股票市場，從而對股價指數(shù)產生相應的影響，即股價受宏觀經濟變量的影響存在滯后性。

當前，中國股票市場仍然存在許多不足，這也為我國經濟的持續(xù)快速發(fā)展設置了障礙。人民幣利率和工業(yè)增加值對股票市場指數(shù)存在短期和長期正向影響的效應，而居民消費價格指數(shù)會對股票市場指數(shù)產生短期正向和長期負向的沖擊，居民消費價格指數(shù)會對股票市場產生長期的負向沖擊。因此，維持物價水平穩(wěn)定、防范持續(xù)的通貨膨脹仍是我國日后工作重中之重。

參考文獻：

[1]劉玲，謝赤，曾志堅.股票價格指數(shù)與宏觀經濟變量關系的實證研究[J].湖南師范大學社會科學學報，2006，05：82-86+104.

[2]王德勁.宏觀經濟變量與中國股市關系研究[D].西南財經大學，2002.

[3]董彩麗.股價指數(shù)與宏觀經濟變量關系的實證研究[D].東北財經大學，2010.

[4]周海燕.我國股價指數(shù)波動及其宏觀影響因素分析[D].重慶大學，2005.

[5]周敏，王飛躍.對影響股票價格指數(shù)宏觀經濟變量的實證分析[J].全國商情（經濟理論研究），2008，13：66-68.

第7篇：宏觀經濟利率范文

中國人民銀行于4月27日提高一年期貸款基準利率0.27個百分點,由原來的5.58%提高到5.85%,金融機構存款利率保持不變。此前,2004年10月28日,中國人民銀行上調金融機構一年期存貸款利率0.27個百分點,金融機構一年期存款基準利率由1.98%提高到2.25%,一年期貸款基準利率由5.31%提高到5.58%。再回顧從1996年到2004年10月,中央銀行連續(xù)8次下調商業(yè)銀行一年期存款利率以及其他相應市場利率,幅度最大為1.5%,最小為0.25%,并具有調整幅度逐漸減小的趨勢。2004年10月28日央行上調基準利率0.27個百分點,為8年來市場基準利率第一次向相反方向的調整,2006年4月27日中央銀行又以相同幅度上調市場基準利率,因此顯示出國際上各國中央銀行普遍采用的具有前瞻性和規(guī)則性的利率平滑操作模式正逐漸進入我國中央銀行的視野中來,成為我國中央銀行遵循貨幣政策操作規(guī)則進行貨幣政策操作的新范式。

一、利率平滑的操作機制

根據定義,可以把“interestratesmoothing”翻譯成利率平滑。筆者以為,較之翻譯成“微調”更為恰當,“微調”只能表達一次性的小幅調整,表達不出同一方向上連續(xù)調整的含義,而平滑不僅表達了每一次微幅調整利率的含義,還表達出利率調整的規(guī)則性、方向性和連續(xù)性。利率平滑的理論基礎或其操作機制是基于中央銀行進行貨幣政策操作以保持產出缺口和通貨膨脹的穩(wěn)定所形成的政策規(guī)則,即經過擴展的包含利率滯后項的泰勒規(guī)則,其模型表達式為:

it=ωit-1+(1-ω)(πt+int)+(πt-πT)+φ(yt-ypt)

其中,y-yp代表產出缺口,π代表每季度末的通貨膨脹率,πT代表目標通貨膨脹率,ω、和φ為政策反應結構參數(shù)。

根據這個貨幣政策操作的政策規(guī)則,當期市場基準利率決定于滯后一期的利率it-1,經濟達到均衡時的真實利率int,通貨膨脹率πt,通貨膨脹目標πT和產出缺口yt-ypt。規(guī)則中的系數(shù)0<ω<1稱為平滑系數(shù),測度的是賦予滯后利率項的權重,表達了市場基準利率對其他重要宏觀經濟變量發(fā)生變化后所做出的部分調整的反應程度,即產出缺口和通貨膨脹率的變化會引發(fā)市場基準利率在同一方向上做出一系列的調整以使得重要宏觀變量向潛在值或者目標值回歸。系數(shù)和φ則表達基準利率對通貨膨脹和產出缺口的整體反應程度。給定ω的值,系數(shù)和φ的值較小,則利率調整的幅度就可以較小,形成較小的利率波動方差。因此,政策規(guī)則中的系數(shù)ω與和φ就蘊含著利率平滑操作運行機制的兩個重要方面的含義:市場基準利率的漸進調整和對于重要宏觀經濟變量有限制約束的整體反應。

對各國中央銀行政策操作的實證研究表明,各國中央銀行對于利率平滑具有明顯的偏好,擴展的含有滯后利率項的泰勒政策規(guī)則能夠更好地擬合各國的實際經濟數(shù)據。

二、利率平滑操作的政策效應

從1960年代末期開始的金融創(chuàng)新和始自1970年代末期的金融自由化,使得各國中央銀行對貨幣供應量的控制越加困難。隨著金融全球化的快速推進,利率變動的“溢出效應”越來越明顯。這些促使美聯(lián)儲和其他國家中央銀行適應經濟形勢變化放棄貨幣總量政策,轉而將調控利率作為貨幣政策中介目標,通過市場價格調整將宏觀經濟逐漸引向均衡狀態(tài)。因應宏觀經濟形勢的變化,利率調整可以采用不同的調整方式,既可以采用“一步到位”,也可以分步漸進調整,不同方式給經濟運行會帶來不同的影響。中央銀行對經濟中的各種沖擊和變化做出反應,在實踐中逐漸地舍棄“一步到位”的大幅調整方式,而轉向以平滑方式調整基準利率,最主要的驅動力是經濟運行具有不確定性,是中央銀行對于經濟運行不確定性以及政策調整對經濟造成沖擊的不確定性的一種謹慎性反應,以降低政策調整本身對經濟造成的沖擊,降低經濟波動幅度,平滑經濟波動,使經濟運行狀態(tài)平滑過渡,平穩(wěn)運行。同時,利率平滑操作還是宏觀經濟總量資金的供給和需求的均衡價格發(fā)現(xiàn)機制,能夠穩(wěn)定金融市場,降低微觀主體的經濟行為調整成本,減少政策調整的動態(tài)不一致,增加貨幣政策可預測性,增進中央銀行信譽等。

(一)降低政策調整的不確定性

中央銀行政策變動所依據的數(shù)據是經過匯總統(tǒng)計出來的,所依據的宏觀經濟模型則是估計出來的,有可能存在數(shù)據和模型結構參數(shù)的不確定性,貨幣政策傳導機制及其效果因為市場成熟度的影響也具有不確定性。中央銀行并不能夠及時準確地了解經濟結構真實情況,也不能夠及時掌握經濟運行形勢,這樣貨幣政策就是在存在各種不確定的環(huán)境中執(zhí)行的,中央銀行利率調整對產出和通貨膨脹的影響并不確定,因此在經濟運行不確定的情況下,冒進的“一步到位”利率調整方式只會增加產出和通貨膨脹變化的不確定性,利率平滑就成為經濟不確定環(huán)境下中央銀行面對復雜而又不確定的經濟狀態(tài)進行貨幣政策操作,將宏觀經濟逐步引向均衡狀態(tài)的一種最優(yōu)操作方式。

中央銀行漸進平滑地調整市場基準利率,能夠使中央銀行觀察到利率微幅調整的作用和影響,掌握每次微幅漸進調整利率后的宏觀經濟運行發(fā)生變化的情況,獲得更多的有關產出和通貨膨脹的新信息,在新的經濟運行信息集內決定政策調整的時間和幅度,從而降低中央銀行政策調整對經濟運行影響的不確定性,降低政策調整本身對經濟運行造成的沖擊和波動。

假定中央銀行對經濟結構的估計以圖1中的實斜線表示,而實際的經濟結構斜率有可能如兩虛線,政策調整對經濟影響的不確定性在“一步到位”的調整方式下會隨著利率調整幅度的增加而增加。

圖1圖2圖2描繪的是一步調整和動態(tài)調整的區(qū)別。由于需求關系的斜率不確定,中央銀行期望由當前利率水平iC到i1的一步調整會帶來產出的很大的不確定性;而調整利率水平從初始點iC到i2的部分調整會降低產出的不確定性程度,特別是利率調整到i2以后,中央銀行會觀察或者了解到利率調整到i2對產出的作用和影響,能夠掌握更多關于需求關系的信息,對需求曲線的估計就更準確,真實需求曲線反映的需求關系的不確定性會降低,然后利率水平由i2再調整到i1,由于需求關系的信息掌握得更多,利率調整的幅度也減小了,產出的不確定性也縮小了。

(二)宏觀經濟引向均衡的價格發(fā)現(xiàn)機制

利率平滑操作方式是中央銀行在將宏觀經濟逐漸引向均衡狀態(tài)的過程中搜尋宏觀資金總量供給和需求的均衡價格——長期自然利率水平的價格發(fā)現(xiàn)機制,是一種均衡價格搜尋路徑逐漸收斂的價格發(fā)現(xiàn)機制。中央銀行調整市場基準利率,確定宏觀資金總量供給和需求的基準價格,就會通過利率傳導渠道改變整個宏觀經濟中的利率水平,影響市場中資金總量供給和資金總量需求的對比關系,使微觀主體調整各自的生產投資和消費等行為,改變宏觀經濟運行路徑,將宏觀經濟引向均衡狀態(tài)。但是,利率調整方式會極大地影響經濟趨向均衡的進程?；鶞世实拇蠓l繁反復的調整會使經濟在波動中難以確定經濟運行趨向均衡的方向,也難以確定市場中資金總量的供給和需求的余缺程度,確定宏觀經濟均衡的總量資金價格水平,微觀主體更加難以形成宏觀政策調整方向的預期,來進行生產投資和消費等決策,不利于宏觀經濟的發(fā)展和社會福利的整體提高。利率平滑操作則能夠使中央銀行觀察到每一次政策調整以后宏觀經濟變化的新情況,能夠獲得宏觀經濟運行面臨通貨膨脹或者通貨緊縮的壓力程度的新信息,并決定是否在同一方向上繼續(xù)調整利率,以漸進收斂的方式搜尋到經濟處于均衡狀態(tài)的宏觀總量資金的價格水平。

(三)穩(wěn)定金融市場,降低經濟波動幅度和市場參與者的調整成本

中央銀行進行利率平滑操作,微幅調整市場基準利率,可以降低政策調整本身對市場的沖擊程度,減少經濟波動,降低因經濟波動產生的福利成本,使得經濟運行由一種狀態(tài)平滑過渡到中央銀行所期望的狀態(tài);有利于保持金融市場穩(wěn)定,減少金融機構沒有預期到的因政策調整導致的資產價格變動,減少政策變化對商業(yè)銀行利率期限結構配置不合理甚至錯配所導致的經營風險,避免政策變化所帶來的金融市場、外匯市場的不穩(wěn)定,減少利率變化引起的匯率波動,避免公眾減少本幣持有意愿,導致私人和金融機構發(fā)生流動性危機。利率平滑操作還有利于消費者和企業(yè)在政策連續(xù)微幅變化的時間區(qū)間內有充分的時間和空間調整自己的消費和生產投資等行為,從而能夠降低因政策沖擊可能產生的微觀主體經濟行為調整的社會和經濟成本,降低因政策調整導致的福利損失。

(四)建立中央銀行規(guī)則操作形象,增加貨幣政策可預測性

中央銀行在政策規(guī)則指導下進行利率平滑操作,在同一方向上連續(xù)調整利率,能夠使基準利率的未來變化更具可預測性,有利于市場形成一致的預期,能夠更加有效地平穩(wěn)調控宏觀經濟,增強貨幣政策有效性,建立和增強中央銀行信譽。中央銀行進行利率平滑操作,避免頻繁進行逆向調整,是因為這樣會被具有前瞻性的市場參與者視為操作失誤或者成為貨幣政策動態(tài)不一致的證據。如果政策逆向調整頻繁,會造成市場預期混亂,不能對中央銀行的貨幣政策意圖做出準確的判斷和響應,市場中不同的預期和經濟行為會相互抵消,達不到貨幣政策操作的目的,降低貨幣政策的有效性,就會降低公眾對中央銀行操控經濟能力的信心,也會降低中央銀行目標的可信度,造成貨幣政策績效差的結果。所以,中央銀行對經濟變化謹慎反應,對沖擊的信息掌握得足夠多的時候,才會采取行動,以避免隨后短時間內再進行逆向調整。

一旦中央銀行為自己建立起平滑操作的形象之后,市場參與者在這種規(guī)則操作環(huán)境中會逐漸增強對經濟運行和經濟政策的前瞻性能力。中央銀行只需使目標利率在同一方向或者相反方向上做一微幅變動,就能將政策調整的意圖準確地傳達給市場,影響市場參與者的經濟行為和預期,用小的政策變化就能夠實現(xiàn)調整經濟運行態(tài)勢的宏觀目標,將經濟逐漸引向均衡狀態(tài)。

三、利率平滑與我國貨幣政策操作

平滑調整目標利率,實際上是一種“釘住利率”的貨幣政策,使名義目標利率靠近長期自然利率。美聯(lián)儲和其他中央銀行由調控貨幣總量轉向以平滑方式調整利率代表著各國貨幣政策操作理念的根本轉變,目的是追求“中性”的貨幣政策,以取代過去以刺激經濟為目標的貨幣政策,達到使實際利率對經濟既不起刺激作用也不起抑制作用的目的。利率平滑操作能否有效運用,依賴于很多市場和經濟條件的配合。經濟中具有影響廣泛的市場基準利率、市場成熟度高、通暢的貨幣政策傳導機制、市場主體對政策調整等經濟信號的敏感性、經濟的內生增長能力強和貨幣政策趨向中性等都會影響到利率平滑操作方式的實際效果。

我國1990年以來歷次市場基準利率調整對經濟的沖擊都很大,其中的一個重要原因就在于利率調整幅度大時間間隔長,利率調整本身又成為加劇經濟波動的一劑猛藥。近年來的幾次中央銀行首先從轉變利率調整方式入手,謹慎行事,微幅調整銀行存貸款利率,分別以0.27個百分點上調基準利率,這是中央銀行釋放政策調整信號、調整市場預期趨向一致、限制經濟增長速度、減少經濟波動,將經濟運行調至良性軌道的典型漸進操作,顯示我國中央銀行正在逐漸將利率平滑操作方式運用到貨幣政策的調整和執(zhí)行中來。

但由于我國目前處于經濟轉軌階段,經濟金融體制中很多重大關系尚未理順,對進一步運用利率平滑操作方式仍構成障礙:1)貨幣政策是以貨幣供應量而非利率為中介目標,市場基準利率還未形成,中央銀行以一年期商業(yè)銀行存貸款利率作為調控經濟的政策基準利率只是權宜之計,利率體系還沒有實現(xiàn)市場化;2)人民幣匯率形成機制正處于改革之中,人民幣利率與匯率的聯(lián)動關系還不順暢,開放經濟條件下,固定匯率制、資本自由流動和貨幣政策獨立性的三元悖論越發(fā)清楚地表現(xiàn)出來,制約著貨幣政策的操作空間;3)我國經濟仍處于轉軌期,經濟運行可能遭受來自供給、需求、體制和國內國際環(huán)境的各種沖擊,貨幣政策因應各種沖擊,需要進行相機抉擇和規(guī)則操作的權衡選擇;4)貨幣政策傳導機制還不順暢,利率變化等貨幣政策調整對國有經濟和私營經濟的效應不同,政策調整可能會給一些企業(yè)造成沖擊,而對另一些企業(yè)卻影響不大;5)我國經濟內生增長能力不強,地區(qū)分布也不均勻,貨幣政策在促進經濟保持持續(xù)穩(wěn)定快速增長的宏偉目標中仍要發(fā)揮推動作用,要求實際利率要低于自然利率,維持經濟發(fā)展的資金低成本,增加了經濟趨近于均衡的困難。這些不利條件勢必會制約中央銀行利率平滑政策的施行,影響利率平滑調整的政策效果。

我國中央銀行繼續(xù)采用利率平滑操作方式并逐漸形成我國貨幣政策的操作規(guī)則,是中央銀行建立適合我國的最優(yōu)貨幣政策體系的一個重要方面。系統(tǒng)運用利率平滑操作方式,中央銀行需要適當調整操作思路和方法,短期內繼續(xù)技術性地運用利率平滑操作,以培養(yǎng)市場預期能力,建立中央銀行規(guī)則操作形象,長期內系統(tǒng)性地建設市場和經濟環(huán)境,促進其他市場經濟條件的形成和改善,逐步形成我國中央銀行的貨幣政策操作規(guī)則,在規(guī)則指導下系統(tǒng)地執(zhí)行利率平滑操作方式。中央銀行應加快促進市場基準利率的形成,將利率平滑操作工具轉移到真正合適的市場基準利率上來;加快利率市場化改革,理順利率體系,簡化利率期限結構和層次,使貨幣政策傳導機制的利率渠道更加順暢;加強“窗口指導”,增強貨幣政策透明度,建立貨幣政策與公眾的溝通機制。另一方面,應繼續(xù)推進國有企業(yè)改革,增強各類企業(yè)對政策變化的敏感性,使各類企業(yè)在同一競爭環(huán)境中公平競爭,增強我國經濟內生增長能力,從微觀角度改善貨幣政策傳導機制的效果,在此基礎上執(zhí)行最優(yōu)的利率平滑操作政策,調控我國經濟平穩(wěn)健康發(fā)展。

參考文獻:

[1]Brainard,W.,1967,“Uncertaintyandtheeffectivenessofpolicy”,AmericanEconomicReview,58,411-425

[2]DavidCobham,2003,WhydoestheMonetaryPolicyCommitteesmoothinterestrates?OxfordEconomicPapers,OxfordUniversityPress,vol.55(3),pages467-493

[3]Goodfriend,M.,1991,Interestratesandtheconductofmonetarypolicy,Carnegie-RochesterConferenceSeriesonPublicPolicy34:7-30

[4]Levin,A.,Wieland,V.,andWilliams,J.,1999.Therobustnessofsimplemonetarypolicyrulesundermodeluncertainty.InMonetaryPoliyRules(J.B.Taylor,ed.).Chicago:NBERandChicagoPress

[5]Sack,BrianP.andVolkerWieland.2000.“Interest-RateSmoothingandOptimalMonetaryPolicy:AReviewofRecentEmpiricalEvidence.”JournalofEconomicsandBusiness,Vol.52,PP.205-228

第8篇：宏觀經濟利率范文

1古典宏觀經濟學的產生與發(fā)展

早期宏觀經濟學，或稱之為古典宏觀經濟學，萌芽于17世紀中葉，持續(xù)到20世紀30年代凱恩斯的《就業(yè)、利息和貨幣通論》發(fā)表之前。其代表人物是英國古典經濟學家威廉·配第，他首次從宏觀的角度觀察經濟運行狀況，并發(fā)表了西方經濟學中第一部以宏觀經濟為主要研究對象的學術著作——《賦稅論》[1]。

在此之前，由于新航路的開通，商品交換變得日益頻繁，交易半徑不斷擴大，商品交換產生了巨大的財富，由此產生了重商主義學說。重商主義認為，財富來源于商品交換，而貿易順差是財富的源泉，因此應鼓勵出口而抑制進口。但隨著資本主義工廠手工業(yè)的發(fā)展，英國迅速走向富強，尤其資產階級革命后，英國的資本主義經濟迅速發(fā)展。作為新興產業(yè)資本利益的代表，威廉·配第擺脫了重商主義的影響，對經濟的研究從流通領域轉向了生產領域，提出勞動價值論，認為是勞動創(chuàng)造了價值。

《賦稅論》深刻闡明了稅收對國家經濟發(fā)展的重要性。威廉·配第認為，稅收來源于農業(yè)生產中土地的租用。政府可以利用稅收實現(xiàn)資金在各領域的合理分配，從而刺激新興產業(yè)的發(fā)展，進一步增加社會財富。

同一時期，法國經濟學家魁奈發(fā)表著作《經濟表》，強調利益來源于農業(yè)，并對國民經濟結構做了系統(tǒng)描述。隨后，古典革命的爆發(fā)極大促進了古典經濟學的產生和發(fā)展。亞當·斯密的代表作《國富論》率先提出了“經濟人假設”這一經濟學研究的根本出發(fā)點，并指出：市場是一只“看不見的手”，調配著宏觀經濟的運行，使社會資源得到最優(yōu)配置。斯密之后的經濟學家如馬爾薩斯、大衛(wèi)·李嘉圖等，他們在各自的研究領域對宏觀經濟的運行提出深刻的見解，并對現(xiàn)行政策提出了中肯的建議，為后來宏觀經濟學的發(fā)展奠定了基礎。

2現(xiàn)代西方宏觀經濟學的產生與發(fā)展

2.1凱恩斯現(xiàn)代宏觀經濟學的創(chuàng)建

凱恩斯在1936年出版的《就業(yè)、利息和貨幣通論》是現(xiàn)代宏觀經濟學建立的主要標志。1929—1933年資本主義世界爆發(fā)了經濟危機，經濟陷入困境，新古典經濟學家們推崇的自由放任主義難以給出大蕭條合理的解釋，更無法提出有效的經濟措施使經濟回暖。這種情況下，凱恩斯適時地提出了應由國家來調控宏觀經濟的觀點。凱恩斯認為，人們的消費總是小于儲蓄，因此造成了有效需求的不足，而資本主義市場不能自動達到總供給與總需求的均衡，因此，需要國家參與宏觀經濟調控，積極實行財政赤字政策擴大需求，以政府的投資來彌補私人投資的不足。這種政府帶頭刺激消費的行為有利于帶動社會閑置資金投資于生產，使市場達到供需均衡的狀態(tài)，進而刺激經濟的發(fā)展。

凱恩斯主義的核心是解決就業(yè)問題，而就業(yè)問題來自有效需求的不足，也就是說，就業(yè)量的多少取決于有效需求，有效需求是指商品的總供給價格等于商品總需求價格時的商品需求量。當需求價格小于供給價格，需求量小于供給量，即供過于求時，資本家就會降價或減少生產，進而造成員工的失業(yè)。而在短期內，商品的成本變化幅度小，因而商品的總供給幾乎是不變的，這就會造成商品價格的下降。因此，是總需求量，也可以說是有效需求量的大小，決定著就業(yè)數(shù)量。一旦有效需求不足，就會出現(xiàn)失業(yè)問題。

另外，凱恩斯進一步提出三大心理規(guī)律，即：消費傾向規(guī)律、流動偏好規(guī)律和資本邊際效率規(guī)律。這三大規(guī)律決定了有效需求的大小，有效需求由消費需求和投資需求構成。消費傾向規(guī)律解釋了這樣一種狀況：當收入增加時，人們更傾向于將資金用于儲蓄，從而降低消費的百分比，引起消費需求的不足。投資需求則取決于人們對利益的追求，由于資本邊際效率是遞減的，即投資越多，收益率越小，當收益率低于利率時，投資者將停止投資轉而進行儲蓄。另一方面，利率又取決于流動性的大小，人們對流動性的追求，會造成利率的上升，這也阻礙了投資者的投資熱情。由此引發(fā)的投資需求不足會造成有效需求的不足，產生大量失業(yè)，從而爆發(fā)經濟危機。這時，最好的辦法就是國家干預經濟，利用宏觀調控采取擴張的貨幣政策，降低利率以刺激投資。

凱恩斯的《就業(yè)、利息和貨幣通論》正是當時經濟危機的產物，為解決經濟危機提供了良好的思路。而這次的“凱恩斯革命”，極大地促進了西方經濟學的發(fā)展，創(chuàng)立了宏觀經濟學理論體系。

2.2非凱恩斯主義宏觀經濟學的發(fā)展

20世紀70年代初西方國家出現(xiàn)了通貨膨脹和失業(yè)并存的“滯脹”局面，而凱恩斯主義宏觀經濟學的理論不足以解決這一問題。其中，以弗里德曼為代表的貨幣學派認為，凱恩斯提倡的政府宏觀調控政策很可能就是導致這次“滯脹”出現(xiàn)的根源。非凱恩斯主義宏觀經濟學由此得以迅速發(fā)展。

與凱恩斯主義相反的是，非凱恩斯主義的基本特點是反對國家干預經濟，主張發(fā)揮市場機制的作用，通過市場的自我調節(jié)來穩(wěn)定經濟，而不需要國家的過多干預。

貨幣主義是非凱恩斯主義的中堅力量。他們強調：市場在社會經濟中發(fā)揮著重要的作用，自由市場本身的調節(jié)機制會使資源得到合理的分配，而國家的干預打破了這一均衡，必定引發(fā)經濟的動亂。

同時，貨幣主義強調了貨幣的重要性：貨幣供應量決定了物價水平，影響了經濟活動的進行。因此，貨幣當局可以利用貨幣政策來調節(jié)流通中的貨幣量，從而保持經濟秩序的穩(wěn)定。貨幣政策的提出為國家解決“滯漲”提供了新的解決方案，促進了貨幣主義下宏觀經濟學的新發(fā)展。

2.3現(xiàn)代宏觀經濟學的發(fā)展

20世紀80年代以后至今，是現(xiàn)代西方宏觀經濟學的創(chuàng)新和發(fā)展時期。這一時期宏觀經濟學的發(fā)展主要得益于科學技術的進步。一方面，計算機技術的飛快發(fā)展帶動了社會經濟的進步，為宏觀經濟學的研究提供了非同尋常的技術支持，尤其是大量數(shù)學方法的使用和計量經濟模型的建立，促使宏觀經濟學的發(fā)展日趨成熟。技術因素作為學術研究的新手段，將進一步受到重視。

另一方面，宏觀經濟學的發(fā)展也趨于整合。首先是傳統(tǒng)各學派經過不斷的發(fā)展完善，其界限逐漸模糊，基本形成了以新凱恩斯主義為核心，其他理論百花齊放的局面。其次，宏觀經濟學微觀基礎的確立和博弈論的應用，為統(tǒng)一經濟學的產生奠定了基礎。同微觀經濟學一樣，宏觀經濟學在探究其微觀基礎的同時一直遵循著理性經濟人假設，這一理論基礎很可能是宏觀經濟學與微觀經濟學就此走向融合。另外，隨著宏觀經濟學的發(fā)展完善，這一理論被世界上越來越多的國家所認可，各國在對宏觀經濟學的實踐中總結出的經驗結論，將進一步豐富宏觀經濟學的理論內容。

然而，盡管新模型能更準確地解釋經濟現(xiàn)象，但對宏觀經濟運行的研究卻難以取得新進展。隨著市場機制的復雜化，越來越多的新問題開始顯現(xiàn)出來，例如收入分配問題，資源配置問題，以及如何提高宏觀政策有效性的問題，這些新問題的出現(xiàn)反映出現(xiàn)代宏觀經濟學的發(fā)展還不完全，在經濟進步的背后還存在思想突破的困難。宏觀經濟學的理論體系還面臨著很大的挑戰(zhàn)。

3西方宏觀經濟學在當代中國的運用

西方宏觀經濟學在我國的發(fā)展之路是曲折的。究其原因，主要有以下兩點：首先，我國以公有制為主體，多種所有制經濟共同發(fā)展的基本經濟制度，同西方國家以私有制為主體的市場經濟體制存在較大差別[2]。經濟制度的不同就決定了我們在運用西方宏觀經濟學來進行經濟調控時，要取其精華，去其糟粕，充分吸收有利于社會主義市場經濟發(fā)展的部分。另外，宏觀經濟學的運用還有一些前提條件，這就存在著適用性的問題，也決定了我們決不能照搬照抄，一定要結合本國社會的實際情況，加以有效利用。

就宏觀經濟學的理論與實踐研究而言，建設和完善社會主義市場經濟條件下的宏觀調控體系是首要的任務。我國一直致力于宏觀調控措施的完善，并進行了多次成功的宏觀調控實踐。例如，2008年金融危機背景下，我國國內相繼發(fā)生了雪災、地震等自然災害，沖擊了我國經濟的平穩(wěn)進程。在此嚴峻背景下，中國對宏觀調控政策做出了極大改變，實行積極的財政政策和寬松的貨幣政策，下調基準利率和存款準備金率，同時啟動四萬億資金強力拉動內需，這些政策在避免經濟衰退方面取得了一定成效，保持了經濟的平穩(wěn)發(fā)展。

綜上所述，在全球經濟一體化的今天，中國與世界的經濟聯(lián)系會更加緊密，中西方宏觀經濟理論的融合是經濟發(fā)展的必然趨勢。了解宏觀經濟的發(fā)展與起源是我們正確認識這門理論的基礎，也是學習并應用這一學科的前提。同時，我們也要將所學應用于實踐，這就要求我們要正確地吸收和借鑒現(xiàn)代西方宏觀經濟學的有益理論，緊密結合中國社會實際，努力探索中國經濟發(fā)展之路，不斷補充完善宏觀經濟學的理論體系，有效地解決當代經濟問題，促進世界經濟快速發(fā)展。

參考文獻：

[1]杜純布對現(xiàn)代西方宏觀經濟學的產生、形成和發(fā)展歷程的探析[J].新鄉(xiāng)學院學報：社會科學版，2009（12）

[2]崔保春現(xiàn)代西方宏觀經濟學理論在中國的運用初探[J].甘肅聯(lián)合大學學報：自然科學版，2011（10）

第9篇：宏觀經濟利率范文

關鍵詞：商業(yè)銀行；信用風險；宏觀壓力測試

一、引 言

自20世紀70年代末到21世紀初，全球有93個國家先后爆發(fā)了112次系統(tǒng)性銀行危機。尤其90年代以來頻頻爆發(fā)的金融危機——如1987年美國股市崩盤、1994年美國利率風暴及中南美洲比索風暴、1997年亞洲金融危機、1998年俄羅斯政府違約事件，特別是2007年春季開始的次貸危機最終演變?yōu)?008年的全球金融風暴，波及范圍之廣，影響程度之大，史無前例。它們不僅使一國多年的經濟發(fā)展成果毀于一旦，還危機到一國的經濟穩(wěn)定，對全球經濟也產生了強大的沖擊。［1］

收稿日期：2008-07-05

項目資助：本文受到西安交通大學“985工程”二期資助（項目編號：07200701），國家社會科學基金（08djy156）資助。

作者簡介： 李江（1962-），湖南省湘潭市人，金融學博士，西安交通大學經濟與金融學院副教授，

碩士研究生導師，研究方向：金融風險管理；劉麗平（1982-）,女，河北省承德市人，西安交通大學經濟與金融學院碩士研究生，研究方向：財務預警。

金融系統(tǒng)的宏觀壓力測試是一類前瞻性分析的工具，用于模擬“異常但合理” 宏觀經濟沖擊對金融體系穩(wěn)定性的影響，可以幫助中央銀行識別金融體系的薄弱環(huán)節(jié)，有助于各方理解金融部門與宏觀經濟之間的聯(lián)系，同時提高中央銀行和金融機構的風險評估能力。因此，受到各國金融監(jiān)管當局的重視，逐漸成為檢驗一國銀行體系的脆弱性，維護金融穩(wěn)定的首選工具。在金融全球化的趨勢下，隨著我國金融市場的完全開放，我國金融業(yè)和國際金融市場的逐步融合，是否擁有一個穩(wěn)定和富有競爭力的銀行體系對于中國而言顯得非常迫切。對銀行體系進行穩(wěn)定性評估，尤其是對銀行體系面對的信用風險

進行宏觀層面的壓力測試，對防范和化解系統(tǒng)性金融風險，維護中國金融穩(wěn)定和安全具有重要意義。

下面研究宏觀壓力測試在銀行信用風險評估中的應用，通過對國外已有的成熟模型理論成果分析比較的基礎上，根據我國的宏觀經濟及金融發(fā)展特點，經濟、金融數(shù)據統(tǒng)計及披露特點，模型的數(shù)據需求深度廣度要求，建立適用于我國的模型并以此進行實證分析。

二、文獻綜述

（一）宏觀經濟因素對銀行信貸違約風險的影響

mckinnon r［2］認為，宏觀經濟穩(wěn)定時，銀行經營行為非常保守，不會出現(xiàn)不顧風險單方面追求效益的現(xiàn)象。但在實際匯率波動、通貨膨脹出現(xiàn)等宏觀經濟不穩(wěn)定的情況下，政府或明或暗的存款擔保，導致銀行會產生以高利率對高風險項目貸款的風險行為。donald van deventer［3］通過線性回歸分析，確定了宏觀因素對銀行股價變動的解釋在統(tǒng)計上是顯著的。

對20 世紀80 年代以來各國銀行不穩(wěn)定尤其是銀行危機現(xiàn)象, 國際組織和國內外學者進行了大量研究, 積累了十分豐富的實證資料。尤其是來自美國、英國、澳大利亞、芬蘭的許多國外學者, 在對20 世紀80、90 年代全球銀行不穩(wěn)定事件的實證分析中發(fā)現(xiàn), 宏觀經濟因素波動在各國銀行不穩(wěn)定中扮演著重要角色。tom bernhardsen［4-5］建立起銀行破產與不良貸款和宏觀經濟因素的關系模型，并且利用歐洲國家的面板數(shù)據進行了實證檢驗。erlenmaier u［6］和gersbach h［7］利用挪威中央銀行的宏觀經濟模型rimini對總體審慎指標的趨勢與發(fā)展進行預測，并且建立了評估貸款違約率的宏觀信貸方程。froyland e和larsen k［8］利用rimini對銀行不良貸款在宏觀經濟波動情境下進行了壓力測試。pesola j［9］分析了銀行系統(tǒng)危機對宏觀經濟因素波動的敏感性，并

利用芬蘭的數(shù)據通過建立模型對兩者之間的關系進行定量分析。virolainen k［10］對芬蘭金融風險的實證評估，建立了宏觀信貸模型并進行宏觀壓力測試，揭示了芬蘭銀行系統(tǒng)貸款違約風險與宏觀經濟波動的相關性。

國內對于銀行體系的穩(wěn)定評估的實證研究，包括陳華，伍志文［11］運用1978～2000年間的數(shù)據對我國銀行體系脆弱性狀況進行了量化分析。結果發(fā)現(xiàn),中國整個銀行體系在1978～2000年之間有11年是不穩(wěn)定的,尤其是在1992年和1998年前后更為突出,銀行體系出現(xiàn)了不穩(wěn)健的征兆,存在較大的金融風險。

（二）宏觀壓力測試理論和實踐

在執(zhí)行宏觀壓力測試使用的宏觀信貸模型的研究領域，有兩個學者的模型框架占據舉足輕重的地位，并為日后的學者不斷的進行模型的拓展研究和實證應用奠定了良好的基礎。他們是wilson t c［12-13］和 merton r［14］。wilson對各工業(yè)部門違約概率對一系列宏觀經濟變量的敏感度直接建模。模型的思想是對違約概率和宏觀因素的關系進行建模，模擬將來違約概率分布的路徑，就可以得到資產組合的預期異常損失，進而模擬出在宏觀經濟波動沖擊下的違約概率值。相比較而言，merton模型則多加入了股價對宏觀要素的反映，將資產價格變動整合進違約概率評估模型。因此，前一種模型更直觀，計算量較小；而后一種方法對數(shù)據的廣度和深度的要求以及計算量要求都很高，其中有些市場數(shù)據也許是信貸風險的噪音指標。

世界各地的學者，運用上述模型框架進行了大量的實證研究。vlieghe g［15］對英國銀行體系累加的企業(yè)違約概率進行建模估計，發(fā)現(xiàn)gdp、實際利率和真實工資水平具有較顯著的解釋能力。bunn p,cunningham a和drehmann m［16］曾使用probit模型來測算英國企業(yè)部門的貸款違約風險。boss m［17］針對加總的企業(yè)違約概率估計出宏觀經濟信貸模型來分析澳大利亞銀行部門的壓力情境，結論說明工業(yè)產值，通貨膨脹率，股票指數(shù)，名義短期利率和油價都是違約概率的決定因素。marco m 、sorge、kimmovirolainen［18］利用wilson模型框架對芬蘭銀行系統(tǒng)的信貸違約概率進行了宏觀壓力測試分析。結果證明在壓力情境下，違約概率（pd, portability of default）的蒙特卡羅模擬分布明顯異于常態(tài)分布，其var值遠高于基期的測算值。jim wong,ka-fai choi和 tom fong［19］建立了香港零售銀行面對宏觀經濟波動的信貸風險宏觀壓力測試框架。模型框架中引入的宏觀經濟變量包括：國內生產總值（gdp），利率（hibor），房地產價格（re）和大陸的gdp。同時用宏觀壓力測試評估了香港銀行體系的貸款資產和住房抵押貸款風險暴露。壓力情境的設定模擬了亞洲金融危機時發(fā)生的宏觀經濟波動，并分別引入了測試模型。結果表明在置信水平90%時，在所有壓力情境下有些銀行仍然能夠盈利。這意味著目前銀行系統(tǒng)的信用風險較穩(wěn)和。當var取99%的置信水平這一極端情況時，一些銀行出現(xiàn)了巨額損失，但這類事件發(fā)生的概率極低。

hoggarth g和whitley j［20］與drehmann m hoggarth， g logan a， zecchino l［21］在他們的研究中引入了英國在fsap框架指引下宏觀壓力測試的執(zhí)行結果和方法，在壓力情境的設定方面采用在險價值框架下的蒙特卡羅模擬法。jones m t, hilbers p和slack g［22-23］提供了宏觀壓力測試的更一般的非線性的方法。worrell d［24-25］ 討論了一個將早期預警系統(tǒng)，金融健全性指標和宏觀壓力測試整合的方法。

一些學者研究將信用風險和市場風險整合測量，例如 allen l 和 saunders a［26］嘗試將宏觀經濟因素整合進信用風險的測量模型。而最近的一些文獻如pain d、vesala j［27］和gropp等人［28-29］則是引用wilson 的宏觀信用模型分析了宏觀要素對銀行的債務人的信用質量的影響。而wilson 的模型的一個替代選擇則是merton 的公司層面的結構模型. gray d、merton 和bodie［30］將這一框架擴展至研究主權違約風險。derviz a 和kadlcakova n ［31］將商業(yè)周期的影響整合進一個具有結構模型和簡化模型特征的復合模型。drehmann m、manning m［32］和pesaran m h等［33］在利用merton模型框架的宏觀壓力測試中研究了違約概率和宏觀經濟變量的非線性關系。benito a,whitley j和young g ［34］將基于衡量違約概率的merton模型融入針對模擬

個別企業(yè)違約的probit模型。他們發(fā)現(xiàn)merton模型方法比僅僅依靠企業(yè)的財務數(shù)據的模型效果更優(yōu)。

還有一些文獻使用不良貸款，貸款損失額或者復合指標與宏觀經濟因素整合成矩陣向量來測算金融體系的穩(wěn)定性。hanschel e和monnin p［35］針對瑞士銀行系統(tǒng)構建了一個復合壓力指標，該指標綜合了金融不穩(wěn)定的市場指標和銀行資產負債表上的衍生變形指標。kalirai h 和 scheicher m［36］針對對澳大利亞銀行體系累加的貸款損失，通過涉及廣泛的宏觀經濟變量的模型進行了時間序列的回歸估計。這些宏觀經濟變量包括國內生產總值、工業(yè)產值缺口、消費者價格指數(shù)、貨幣供給增速、利息率、股票市場指數(shù)、匯率、出口額和油價。

（三）國內外研究述評

目前國外開展的關于銀行穩(wěn)定性評估的實證研究十分豐富，其中挪威和芬蘭中央銀行的研究對金融系統(tǒng)的評估最具綜合性。穩(wěn)定性評估的目的在于，對銀行體系的健全狀況和抵御系統(tǒng)性金融危機的能力進行定量和定性的客觀評價。為此采用了金融穩(wěn)健指標分析（financial sound indi cators)和壓力測試的方法，對宏觀經濟環(huán)境中例外但有可能發(fā)生的沖擊（shock）情境進行模擬，來量度和評估銀行體系在遇到沖擊甚至遇到金融危機時，保持穩(wěn)定（即銀行保持基本運營不會發(fā)生突變）的能力。

而國內對于銀行體系的穩(wěn)定評估的實證研究都偏重于評價銀行體系的穩(wěn)定性，對在抵御不確定性風險的能力評估并未涉及。目前我國關于宏觀壓力測試的研究才剛剛涉及，孫連友［37］，高同裕、陳元富［38］等學者對宏觀壓力測試進行了理論上的探討，但多為國外文獻的整理或綜述，未能進一步的發(fā)展和深入。尤其在模型研究方面，僅僅停留在介紹早期國外學者的模型框架和較為成熟的各國宏觀壓力測試手冊指引中的操作流程。其內容多為宏觀壓力測試的必要性、目的作用、所用方法、國內外的具體實踐等，未能有很系統(tǒng)和深入的介紹，而對多種宏觀壓力測試模型的介紹和分析尚無涉及。

在實證方面，熊波［39］通過建立宏觀經濟因素的多元logit回歸分析，并對結果進行假設情境的壓力測試分析。得出的結論是， 國內生產總值和通貨膨脹率這樣的宏觀經濟變量的確是影響中國銀行體系穩(wěn)定性的重要因素。但是該文只是借鑒了壓力測試的思想，使用傳統(tǒng)的方法，通過模擬情境下宏觀經濟因素異動，由logit模型最終得出穩(wěn)定性指標期望值的點估計來評價銀行體系的穩(wěn)定性。這種方法不能有效地反映出宏觀變動沖擊對銀行體系的影響，不能看出壓力情境下銀行面臨的最主要的信用風險的分布狀況，即貸款違約率的概率分布。

三、宏觀壓力測試方法流程及模型設定

（一）方法流程

宏觀壓力測試是模擬“危機事件”來估計極端卻可能的壓力情境下金融體系的波動。在宏觀壓力測試的框架中，其模型表示為：

q(t+1｜t+1≥x=f(xt,zt)（1）

在（1）中 表示在模擬的壓力情境下評價金融體系的穩(wěn)定性的指標的表現(xiàn)。在宏觀壓力測試模型中衡量金融部門波動性的最一般的方法是資本的潛在損失率。q(·)表示衡量金融系統(tǒng)波動性的風險矩陣，衡量違約情況的指標例如貸款損失額主要通過模擬壓力情境下的點估計得到。在這種情況中，該條件概率值表示的風險矩陣較容易計算。而在險價值方法中，在任何給定的壓力情境下，資產組合的損失應產生概率分布，而不是前一種方法中的點估計值。框架中f(·)表示損失方程，該方程模擬了宏觀經濟沖擊對金融體系中加總的資產組合的影響關系。該方程可包含風險暴露，違約概率，相關性，回饋效應，以及宏觀經濟變量變動與系統(tǒng)層面金融穩(wěn)定性表現(xiàn)的相互關系。

壓力測試的執(zhí)行方式主要是通過情境設定，根據情境假設下可能的風險因子變動情形重新評估金融商品或投資組合的價值，整個程序通常分為兩大步：一是情境設定；二是重新評估。通常重新評估的方式不會有太大的差異，但是情境設定的方式卻有很多種選擇。情境分析（scenario analysis）是目前應用的主流。即利用一組風險因子定義為某種情境，分析在個別情境下的壓力損失，因此此類方法稱為情境分析，情境分析的事件設計方法有兩種：歷史情境分析（historical scenario）和假設性情境分析（hypothetical scenario）。其他方法還有敏感度分析（sensitive analysis）和極值理論法（extreme value theory, evt）。

本文根據信用風險壓力測試的相關文獻以及世界銀行和國際貨幣基金組織聯(lián)合開發(fā)的fsap（financial sector ass ess ment programme)的手冊，將壓力測試的執(zhí)行程序見圖1所示。

  圖

1 壓力測試流程圖

（二）模型的設定

本文將在wilson、boss和virolainen研究框架的基礎上建立適合我國銀行系統(tǒng)信用風險評估的宏觀壓力測試模型。首先借鑒國外研究成果中關于宏觀經濟因素和貸款違約率之間的非線性關系設定。在此基礎上使用logit方程將貸款違約率轉化為宏觀綜合指標，以指標作為因變量與宏觀經濟因素進行多元線性回歸分析，使得這一指標能夠很好地利用各宏觀經濟指標所提供的信息。在模型中宏觀經濟因素的選擇方面，參考國內外學者實證研究中模型的自變量，結合我國數(shù)據統(tǒng)計和披露特點等制約因素選取適合的宏觀經濟變量來構建模型。

yt=ln1-pdt[]pdt（t=1, 2…, n）（2）

yt=α0+α1xt+…α1+mx1-m+β1yt-1+…+βny1-n+μt（3）

xt=0+1xt-1+…+px1-p+φ1yt-1+…+φqyt-q+εt（4）

pdt代表t年度的貸款的平均違約率，y是一個反映宏觀經濟狀況的綜合性指標，也可以將它理解為是反映銀行體系違約概率和各宏觀經濟變量的關系的“中介指標”，x代表宏觀經濟變量。在利用歷史數(shù)據進行模型估計時，通過處理的違約概率值代入（2）就可以得到估計的綜合指標的估計值。將其帶入（3）就可以估計出宏觀方程的系數(shù)，并以此估計出的方程作為進行宏觀壓力測試的基礎。而在執(zhí)行壓力測試的時候，通過壓力情境的設定，用不同方法得到的各相關宏觀經濟變量值代入估計出的（3）就可以得到壓力情境下的y，再通過（2）就估計出了壓力情境下的銀行系統(tǒng)的違約概率。

公式（2）就是對貸款違約率進行logit回歸分析，pdt表示t年度的貸款的平均違約率，yt表示一系列宏觀經濟變量的綜合指標。

公式（3）是反映各宏觀經濟變量與綜合性指標yt的關系的方程，本文采用多元線性回歸的方法來模擬變量之間的關系。其中xt=(x1,t,x2,t…xl,t)′是l×1階列向量，代表l個宏觀經濟因素構成的列向量；μt是方程的隨機擾動項。截距α0是一個l×1階列向量；系數(shù)α1,α2…α1+m分別代表l×1階向量，系數(shù)β1…βn是l×n階矩陣向量。

公式（4）是關于各宏觀經濟變量的時間序列模型?？紤]到宏觀經濟因素采取的時間序列數(shù)據，可能存在變量的滯后性，因此對各宏觀經濟變量進行p階自回歸分析，剔除模型中的序列相關性。在（4）中，0是l×1階的列向量, 1,…,p都是l×1階矩陣向量，φ1,…φq是l×q階矩陣向量，隨機誤差εt都是l×1階列向量。

在這個模型中，假設μt和εt是序列不相關的，并且分別服從方差協(xié)方差為矩陣∑μ和∑ε的正態(tài)分布。其中μt和εt相關的方差協(xié)方差矩陣為∑μ,ε。

在 wilson（1997）和virolainen（2004）提出的框架中，yt僅僅與xt有關，而本文模型的設定更符合實際情況，yt不僅與xt相關，考慮到宏觀沖擊的時滯效應，yt還與其滯后期的值yt-1,…,yt-n有關。

從（4）可以看出，模型不僅考慮到了宏觀經濟變量值之間的相互影響，模型的設定考慮到了金融體系對宏觀經濟波動的回饋效應。將銀行的表現(xiàn)對經濟的反饋影響通過在宏觀因素變量的自回歸方程中引入綜合變量來實現(xiàn)。通過各行業(yè)綜合指標y的前期值對各宏觀經濟變量的影響設定來反映現(xiàn)實世界中的金融與經濟發(fā)展的相互影響關系。

（三）變量選取

1.解釋變量

根據各國的實證研究經驗和我國銀行體系業(yè)務發(fā)展特點，本文模型的變量選取1990～2006年的年度數(shù)據，主要考慮到數(shù)據的可得性、宏觀經濟統(tǒng)計的特征以及經濟沖擊發(fā)生的持續(xù)時間來決定的。鑒于研究的宏觀層面，從數(shù)據的可得性及計算量考慮，本文的宏觀模型是基于整個經濟體系的，因此各宏觀經濟變量將不采用各經濟部門的統(tǒng)計值，而是采用本國的整體水平的統(tǒng)計值。

本文選取八個宏觀經濟變量作為解釋變量：

ngdp—國內生產總值名義年增長率；

rgdp—國內生產總值實際年增長率；

nr—一年期存款的名義基準利率；

rr—一年期存款的實際基準利率；

nlr—一年期流動資金貸款的名義平均利率；

rlr—一年期流動資金貸款的實際平均利率；

cpi—居民消費價格指數(shù)；

re—房地產價格指數(shù)；

2.被解釋變量

本文選取違約概率作為評估信用風險的指標，銀行系統(tǒng)的信用風險主要表現(xiàn)為貸款資產的違約風險。違約率水平是評估銀行貸款質量的最直接的指標，違約風險可以用借款人在規(guī)定期限內的違約概率度量。vir

olainen k對芬蘭銀行系統(tǒng)的違約概率進行的宏觀壓力測試分析中，對違約概率指標采取如下方式賦值：在研究時段內，某行業(yè)的破產機構數(shù)量與總的機構數(shù)量的比率為銀行體系面對的違約率。jim wong、ka-fai choi和tom fong［19］建立的香港零售銀行面對宏觀經濟波動的信貸風險壓力測試框架中，違約概率是逾期3個月以上的貸款額與總貸款額的比率。本文選取四家國有商業(yè)銀行和交通銀行、招商銀行、光大銀行等十家股份制商業(yè)銀行的信貸數(shù)據作為樣本，以平均的逾期貸款率代表貸款違約率，即以年末樣本銀行的總逾期貸款額與總貸款余額的比率。其中，1990、1991、1992三年的各樣本銀行的詳細數(shù)據欠缺，因此本文根據各類媒體披露的總的逾期貸款的變動率和貸款額的變動率計算出了這三年的逾期貸款率，其他各年份的詳細數(shù)據均來自中國金融年鑒和各銀行的年報。

四、實證結果

（一）模型估計

代入1990～2006年的宏觀經濟數(shù)據對上述模型進行多元回歸分析和模型估計，先用宏觀經濟變量的名義指標值和實際值，與引入的綜合指標y的兩期滯后變量分別對y進行回歸。從兩個模型的t檢驗指標看出，模型中gdp、lr、r作為解釋變量的參數(shù)并不顯著，而引入的y的二階滯后變量對因變量的解釋性也不顯著。因此模型的參數(shù)需要進一步調適剔除。根據經驗和宏觀經濟沖擊的滯后性往往為一年，因此模型中只引入y的一階滯后變量。雖然兩個模型的擬合優(yōu)度統(tǒng)計檢驗指標和d-w指標略微下降，但兩個指標值分別為0.987和2，仍是非常理想的檢驗指標值。在剔除掉一年期存款利率后，兩個模型各參數(shù)的t檢驗指標都非常顯著。但是以模型解釋變量的參數(shù)符號來看，通貨膨脹率cpi在以名義宏觀經濟變量值為自變量的模型中的系數(shù)符號為負，這表明隨著cpi的增加，y值也會減小，經過logit變換后的違約概率pd將會增大，顯然符合經濟學原理。而在關于實際變量的模型中系數(shù)為正號，這是違背經濟學原理的。所以本文確定以名義變量作為模型解釋變量的方程為最佳的宏觀經濟模型（見表1）。這說明我國銀行的信貸違約率對名義的宏觀經濟因素的波動更敏感。marco sorge、 kimmo virolainen（2004）利用wilson（1997）模型框架對芬蘭銀行系統(tǒng)的違約概率進行了宏觀壓力測試分析，宏觀經濟模型估計結果與我國上述情況類似，即名義的宏觀經濟變量對違約概率的解釋能力更顯著。

根據回歸方程的t檢驗（5%的顯著性水平），各宏觀因素指標的實際值對綜合指標的影響并不顯著，所以剔除不列入表內。從表1中可以看出，綜合經濟指標和各宏觀經濟變量指標的名義值關系顯著。且綜合指標的一期滯后值對各宏觀經濟指標影響均顯著。從關于綜合指標的多元線性回歸方程也可以看出，國內生產總值增長率、貸款利率水平、通貨膨脹率和房地產價格的確是影響到我國銀行體系違約概率的顯著因素，而且綜合指標明顯受其一期滯后值的顯著影響。

（二）宏觀壓力情境的設定及其結果

本文選擇情境分析作為執(zhí)行壓力測試的方法。針對模型所選取的宏觀經濟變量，我們設定兩個壓力情境：一種是gdp增長突然放緩的情境；一種是cpi上升到較高的水平（5%以上）。對于各種壓力情境下，反映壓力的宏觀經濟變量的變動幅度，可以通過以往的歷史相似情境數(shù)據或歷史經驗直接進行人為的設定。而本文在對銀行體系遇到極端情境進行構建之前，利用時間序列模型對解釋變量ngdp、cpi進行了2008～2010年的簡單arma模型預測，作為我們構建的參考基準情境（baseline scenario）。

從表2可以看出，在設定的兩種壓力情境下，我國的銀行體系的信貸風險明顯增加，從模型預測估計出的貸款違約率都有不同幅度的增加。隨著國民生產總值增速的大幅降低，貸款違約概率增大，但幅度較緩。而隨著通貨膨脹率的驟增，違約概率出現(xiàn)大幅度的激增。這充分說明在壓力情境下，宏觀經濟變量對銀行系統(tǒng)信貸違約概率的沖擊效應非常顯著。從而判斷，通貨膨脹率的同等幅度波動對銀行體系信貸違約率值的影響更大。

五、結論及建議

本文在對比分析國外成熟模型的基礎上，構建了適合我國經濟環(huán)境的宏觀壓力測試模型。首先本文借鑒了國外研究成果中關于宏觀經濟因素和貸款違約率之間的非線性關系設定。在此基礎上使用logit方程將貸款違約率轉化為宏觀綜合指標y，以指標y作為因變量與宏觀經濟因素進行多元線性回歸分析，使得這一指標能夠很好地利用各宏觀經濟指標所提供的信息。在模型中宏觀經濟因素的選擇方面，參考國內外學者實證研究中模型的自變量，結合我國數(shù)據統(tǒng)計和披露特點等制約因素選取適合的宏觀經濟變量來構建模型。借鑒已有研究成果中在選擇信貸風險的評估指標方面的做法，以逾期貸款率作為模型中反映銀行體系信貸風險的指標。

結果發(fā)現(xiàn)：宏觀經濟變量名義國內生產總值，消費者價格指數(shù)，房地產價格指數(shù)和名義流動貸款利率對銀行體系貸款違約率影響是顯著的。特別是名義國內生產總值和通貨膨脹率指標，沖擊力較強。在關于名義國內生產總值大幅下降和通貨膨脹率驟升的壓力情境設定下，銀行體系的貸款違約率都出現(xiàn)了不同程度的大幅度提高。尤其在關于通貨膨脹率的壓力情境下，貸款違約率的增長幅度高于名義國內生產總值下降情境下的增幅。

本文研究結果對中國國情有著一定的解釋力，讓我們有信心支持這樣的研究思路的繼續(xù)開展。通過分析我們可以看出，中國的銀行體系穩(wěn)定性還有待進一步加強，在面臨假設的宏觀經濟沖擊時，化解風險的能力就顯得不足。當然我們構建的這些極端情形發(fā)生的概率都是極小的，畢竟中國經濟目前來看幾年內保持穩(wěn)定增長的態(tài)勢是確定的。

參考文獻：

［1］ 中國人民銀行金融穩(wěn)定分析小組.中國金融穩(wěn)定報告（2005）［eb/ol］. pbc.gov.cn/detail.asp?col=100&id=2257&keyword.

［2］ mckinnon r. financial growth and macroeconomic dtability in china.1978-1992: implications for russia and other transitional economies［j］. journal of comparative economics, 1994, 17(2): 438-469.

［3］ deventer d v, kenji i. credit risk models and the basel accords［m］. beijing: renmin university of china press, 2005: 14-56.

［4］ bernhardsen t. real-time data for norway: challenges for monetary policy［j］. the north american journal of economics and finance, 2005, 19(3): 333-349.

［5］ bernhardsen t. the relationship between interest rate differentials and macroeconomic variables: a panel data study for european countries［j］. journal of international money and finance, 2000, 18(2): 289-308.

［6］ erlenmaier u. correlations models in credit risk managem［d］. norway: university of heidelberg, 2004.

［7］ erlenmaier u. gersbach h.default probabilities and default correlations［d］. norway: university of heidelberg, 2005.

［8］ froyland e, larsen k. how vulnerable are financial institutions to macroeconomic changes? an analysis based on stress testing［j］. economic bulletin, 2002, 3(11): 127-169.

［9］ pesola j. the role of macroeconomic shocks in banking crises［j］. bank of finland discussion paper, 2000, 2: 457-504.

［10］ virolainen k. macro stress-testing with a macroeconomic credit risk model for finland［j］. bank of finland, mimeo, 2004, 19(1): 1-66.

［11］ 陳華，伍志文．銀行體系脆弱性：理論及基于中國的實證分析［j］．數(shù)量經濟技術經濟研究，2004(9)：34-51．

［12］ wilson t c. portfolio credit risk

i［j］. risk, 1997, 9(10): 111-170.

［13］ wilson t c. portfolio credit risk ii［j］. risk, 1997, 10(10): 56-61.

［14］ merton r. on the pricing of corporate debt: the risk structure of interest rates［j］. inance, 1974, 29(7): 449-470.

［15］ vlieghe g. indicators of fragility in the uk corporate sector［j］. bank of england working paper: on.146, 2001.

［16］ bunn p, cunningham a, drehmann m. stress testing as a tool for assessing systemic risk［j］. financial stability review: bank of england, 2005 (6): 116-260.