宏觀經濟動態精選(五篇)

序言：作為思想的載體和知識的探索者，寫作是一種獨特的藝術，我們為您準備了不同風格的5篇宏觀經濟動態，期待它們能激發您的靈感。

篇1

關鍵詞：勞動報酬份額；一經濟波動；沖擊

中圖分類號：F047 文獻標識碼：A 文章編號：1005-2674（2013）05-045-06

一、引言

勞動者報酬是指勞動者因從事生產活動所獲得的全部報酬，其在GDP中的份額反映著國民收入初次分配的格局，并與經濟增長、就業等宏觀經濟問題聯系在一起，因此受到了更多的關注。1939年，凱恩斯對20世紀20—30年代英、美的勞動報酬份額進行考察，發現了一個“奇跡”，即“勞動在國民收入中所占比例的穩定性與產出水平和經濟周期無關”。在后來的研究中，凱恩斯的發現被不斷印證。1953年，倫敦政治經濟學院學者Phelps Brown和Weber基于對1870～1938年英國的資本積累、生產效率和收入分配的相關數據進行研究后指出，資本增長率、資本回報率以及國民收入在資本和勞動之間的分配份額等都具有穩定性。1961年，英國經濟學家Kaldor在他的論文《資本積累和經濟增長》中提出這些長期中的穩定關系不僅存在于英國，而且在美國和其他工業化國家也普遍存在，并將其擴充為經濟發展中的六個典型事實，即著名的“卡爾多程式化事實”。此后，勞動報酬份額穩定性不僅被看作是經濟發展中一個不容忽視的“事實”，更成為對其長期變動趨勢的一個預言。

然而，20世紀50年代以來世界范圍內勞動報酬份額呈現出了波動特征，穩定性的預言失敗。學者們紛紛轉向對宏觀經濟發展中勞動報酬份額波動規律的研究。Young等人的研究表明，勞動報酬份額具有逆經濟周期波動的特點。李稻葵等指出，在經濟發展過程中，初次分配中勞動份額的變化呈現u型規律。而Xie的研究則表明，在長期發展過程中，勞動份額隨人均GDP呈三次曲線關系。

在世界范圍內勞動報酬份額波動的大背景下，我國的勞動報酬份額在近年來也顯現出下降的變動趨勢。2007年，我國的勞動報酬份額占GDP的比重為39.74%，較之20世紀90年代中期下降了10余個百分點。從對勞動報酬份額長期穩定性的預言到20世紀后半期世界范圍內勞動報酬份額的波動特征，再到20世紀90年代中后期以來我國勞動報酬份額占比的下降趨勢，勞動報酬份額到底具有怎樣的變動規律？它與宏觀經濟波動之間究竟存在著怎樣的關聯？鑒于這一問題的重要性和復雜性，本文將構建向量誤差修正模型（VEC），并運用1978～2008年中國勞動報酬份額和宏觀經濟要素的數據對這一問題進行實證分析。

二、文獻基礎

近年來，國外學者對勞動報酬份額的研究大體上是從三個維度展開的：一是勞動報酬份額的估計和測算；二是勞動報酬份額波動的描述和判斷；三是勞動報酬份額波動的誘因分析。

在勞動報酬份額的估計和測算方面，討論的重點集中在如何對待自營收入的問題上。Gollin指出，自營收入是勞動收入和資本收入的混合體，以往的研究通常忽略其中的勞動收入部分，這大大低估了勞動報酬在國民收入中所占的比重。針對這一難題，Gollin從宏觀層面提出了三種修正的方法，并對不同國家的勞動報酬份額數據進行了調整。結果顯示，調整之后的結果比調整之前具有更加穩定的特征。

對于勞動份額波動趨勢的研究和對其波動誘因的探討通常是聯系在一起的。Young指出，偏向型技術進步使得美國的勞動報酬份額在1959～2000年呈現出逆經濟周期波動的特征。Anastasia Guscina的研究表明，在過去的20年中OECD成員國家的勞動報酬份額具有下降趨勢，這主要歸因于資本擴張型的技術進步和全球化程度的加深。基于對以往30年歐洲國家勞動報酬份額下降的分析，Arpaia等人從宏觀和微觀兩個角度給出了解釋，即宏觀上是由于具有不同勞動占比的部門構成發生了變動，而微觀上是由于資本擴張性的技術進步和資本一技能互補性的假設。Bruno Decreuse和Paul Maarek則考察了FDI對發展中國家勞動份額的影響。此外，Samuel Bentolila等人的研究認為，勞動報酬份額的變動與資本-產出比相關。Nicola Giammarioli等人主張從制度的角度對勞動報酬份額的波動進行解釋，比如就業保護政策和工會的力量等。

國內的學者對于我國勞動報酬份額的研究在近年來掀起了熱潮，一個重要的原因是20世紀90年代中后期以來我國勞動報酬份額在初次分配中顯現出了下降趨勢。國內學者的研究集中于兩個方面：一是對我國勞動報酬份額的度量和測算。白重恩和錢震杰發現，2003年和2004年間統計核算方法上的變化高估了勞動收入份額在2004年的降幅，并根據2003年的統計口徑對2004年的數據進行了調整。張車偉等根據Gollin的方法把自雇者收入區分為勞動報酬和資本收益，進而對我國勞動報酬份額進行了重新測度。肖文和周明海比較分析了收入法GDP和資金流量表計算的勞動收入份額在1992～2007年的變動趨勢，并對2004年以后的勞動份額數據進行了修正。二是對我國勞動報酬份額下降原因的探討，內容包括：技術進步、產業結構變動、外資進入、二元經濟結構下無限勞動力供給、勞動力轉移、貿易模式轉變、全球化、人口年齡結構變化等等。

對于勞動報酬份額波動的誘因，現有文獻已提供了多元化的分析視角并給出了相應的實證分析。然而，作為國民收入初次分配的結果，勞動報酬份額的波動必然與表示國民收入變動的宏觀要素聯系在一起。在宏觀經濟的波動中考察勞動報酬份額的變動，并討論兩者的動態關聯，有助于從根本上摸清勞動報酬份額的長期變動趨勢，從而為相關政策的制定提供一定的依據。鑒于此，本文在已有研究的基礎上，將通過構建模型和經驗檢驗來重點討論勞動報酬份額與宏觀經濟波動的動態關系，以彌補現有文獻在這一領域的不足。

三、模型設定

1 變量說明

本文模型涉及到的經濟變量主要有我國的勞動報酬份額、經濟增長率、通貨膨脹率、產能利用率和失業率。勞動報酬份額（LS）目前可從三個途徑獲得：一是收入法核算地區生產總值；二是資金流量表；三是投入產出表。與后兩種方法相比，第一種方法“具有數據的連續性和利于技術分析的特點”，因而是國內學者普遍采用的核算方法。本文運用第一種方法對勞動報酬份額進行核算。此外，本文對于勞動報酬的計算并沒有把稅收和轉移支付等影響因素考慮進來，這是因為本文試圖探討初次分配和經濟波動之間的關系，初始的勞動報酬更能體現國民收入初次分配的格局。經濟增長率（GR）這里指真實產出的增長率，剔出價格變動的因素，以按照不變價格計算的國內生產總值指數的變動百分比來表示。通貨膨脹率（INFL）反映價格水平的變動情況。本文用居民消費價格指數（CPI）的變動率來表示該年度的通貨膨脹率。產能利用率（CU）是生產能力發揮作用的程度，本文特指宏觀層面的產能利用率，用實際產出與產能之比來表示。失業率（UNEM）選用城鎮登記失業率這一指標。

上述所有時間序列均采用1978～2008的年度數據。其中，1978—2007年勞動報酬份額的數據采用張車偉等的測算結果，2008年的勞動報酬份額數據根據相同的計算方法得出。產能利用率的數據運用王維國等估算的結果。經濟增長率、通貨膨脹率以及失業率的數據均源自《中國統計摘要2011》。

2 模型建立

對于非平穩的時間序列而言，如果它們之間具有協整關系，則可以利用具有協整約束的VAR模型，即VEC模型來構建分析框架，進行動態分析。本文正是借助于VEC模型在系統化和動態性研究方面的優勢，對我國國民收入初次分配所形成的勞動報酬份額和表示宏觀經濟運行的幾個相互關聯的時間序列進行考察，闡釋初次分配與經濟波動之間的動態關系，解析各種沖擊對勞動報酬份額所產生的影響。

在建立模型之前，先對各個變量的平穩性進行單位根檢驗，以避免時間序列分析中可能產生的偽回歸問題。ADF檢驗的結果表明，LS、GR、INFL、CU和UNEM等時間序列均為1階差分平穩序列，結果如表l所示。

由于所有變量的水平值均為非平穩的，但單整階數相同，因此它們之間可能存在協整關系。基于VAR模型所選擇的最優滯后期，進行滯后階數為2的Johansen協整檢驗。表2的結果顯示，無論是跡統計量還是最大特征值都表明在5%的顯著水平下存在3個協整關系。

非平穩變量之間存在協整關系意味著變量之間具有某種長期的均衡關系，可以進一步建立VEC模型。鑒于本文重點分析的是各宏觀經濟變量對勞動報酬份額的影響，因此，VEC模型只列出了勞動報酬份額的方程，而將其它方程暫且省去。

四、實證分析

1 脈沖響應函數

VEC模型建立以后，為考察宏觀經濟要素變動對勞動報酬份額產生的動態影響，通常要做脈沖響應函數分析。圖1至圖4顯示了勞動報酬份額對各宏觀經濟變量沖擊的不同響應。圖中橫軸表示脈沖作用的滯后期數，縱軸表示勞動報酬份額的變動，實線是勞動報酬份額對各宏觀經濟變量的脈沖響應函數。

如圖1所示，實際產出增長率對勞動報酬份額產生負向沖擊的作用。這說明，相對于產出的增長，勞動報酬的增長存在著滯后效應。勞動報酬滯后效應使得在經濟增長過程中實際產出的增速快于勞動報酬的增速，從而導致勞動報酬在總產出中的份額下降。勞動報酬的滯后效應越顯著，勞動報酬份額在經濟增長過程中下降的趨勢越明顯。從總體上看，目前的勞動報酬份額具有逆經濟周期波動的特征。

通貨膨脹對勞動報酬份額產生正向的沖擊作用。以CPI所表示的通貨膨脹率的提高意味著基本消費品價格的普遍上漲，而基本消費品行業多為勞動密集型產業，這些行業的發展必然會推動就業的增加以及勞動報酬的上升。勞動報酬既是勞動者的收入又構成企業的成本。當勞動報酬上升時，一方面，由于收入的增加導致對消費品需求的增加而拉動CPI進一步上升；另一方面，由于企業生產成本的上升導致利潤空間縮小而使得經濟轉入緩行。這兩方面的力量相互作用，共同決定著下一期的宏觀經濟波動。

產能利用率對勞動報酬份額產生正向的沖擊作用。宏觀經濟的周期性波動通常會引致產能利用率的變動，而產能利用率的變動又對宏觀經濟產生驅動作用。產能利用率的上升在規模經濟的作用下提升了企業的利潤空間，有助于改善供需關系和擴大就業。圖3所示的勞動報酬份額對產能利用率沖擊的響應表明，產能利用率的上升帶動就業的增長，推動勞動報酬份額的上升。本期給失業率一單位的正向沖擊，勞動報酬的份額在第二期開始呈負向響應并伴有小幅波動，除了第五和第六兩期出現微量正值之外，其它各期均為負向的響應。從總體上看，失業對于勞動報酬份額具有負向的沖擊作用。隨著失業率的下降，就業量將增大，勞動報酬份額將提升。

2 方差分解

從方差分解的結果來看，勞動報酬份額對自身的貢獻率最大達到約54.71%，這說明勞動報酬份額變動具有較強的慣性。產能利用率對勞動報酬份額變動的貢獻率逐漸增加，最大達到42.79%。產出增長和通貨膨脹對勞動報酬份額的貢獻率相差不多，基本在10%上下浮動。就業對勞動報酬份額的貢獻率最低，平均不到0.3%。

五、結論

根據本文所建模型的實證分析，得出的結論和相關政策建議如下。

1 改善勞動報酬的滯后效應，進行相關領域的配套改革。勞動報酬的滯后效應表明在經濟增長過程中，勞動報酬的上升滯后于實際產出的增長，致使勞動報酬份額下降。勞動報酬增長的滯后效應越顯著，在國民收入初次分配中勞動報酬所占比重則越小。導致勞動報酬增長滯后的因素有多種，除了市場自身的作用外，相關領域制度建設的不完善也不容忽視。為進一步改善我國收入分配的格局，并使經濟發展的成果得到充分的共享，黨的十報告明確指出要提高居民收入在國民收入分配中的比重，提高勞動報酬在初次分配中的比重。相關領域的配套改革，例如，進一步完善工資制度，積極推動建立工資正常增長機制等將有助于改善和緩解勞動報酬增長的滯后效應。此外，充分利用多種再分配的調節手段也有助于形成合理的勞動報酬占比，實現居民收入增長和經濟發展同步、勞動報酬增長和勞動生產率提高同步。

篇2

關鍵詞:經濟運行;貨幣政策;動態調控

Abstract:Confronting the complex situation of macroeconomy,the central bank needs to realize the dynamic optimization of monetary policy based on the change of macroeconomy. The paper probes deeply into the mechanism of dynamic optimization,then incorporates the theory with the practice in our country.

Key Words:the macroeconomic situation,monetary policy,the dynamic optimization

中圖分類號:F822.0文獻標識碼:A文章編號:1674-2265(2009)08-0037-05

一、前言

中央銀行貨幣政策的主要職能是要根據經濟運行態勢的變化,運用貨幣政策工具調節貨幣供給、利率等,進而影響宏觀經濟運行并最終實現既定的經濟目標。并且,貨幣政策的特點在于側重短期總量調節,熨平經濟波動。由于經濟活動的波動是一種常態,面對經濟運行態勢的復雜多變,中央銀行的首要任務就是要判明造成波動的原因,根據經濟形勢的變化采取靈活審慎的調控政策,及時適度調整貨幣政策操作,實現貨幣政策的動態調整優化,為經濟運行創造良好的宏觀環境。

上個世紀60、70年代西方國家普遍出現了經濟的“滯脹”局面,貨幣學派的代表人物弗里德曼把它歸因于凱恩斯主義“相機抉擇”的貨幣政策,并據此提出了“單一”規則的貨幣政策。但實際經濟運行總是復雜多變的,經濟波動也并非弗里德曼所言總是輕微的,因此在實踐中如何奉行“規則”是一件令人感到困惑的事情。由于現實世界的復雜性和不確定性,任何規則都不可能為每天具體的貨幣政策操作提供確切的量化指導,它仍需要依賴于貨幣政策決策者們的審時度勢和敏銳判斷。誠如格林斯潘(1997、2003)所強調的:一定程度的相機抉擇對于貨幣政策操作是不可避免的;自從貨幣供應量與最終目標的穩定性關系遭到破壞以后,美聯儲的貨幣政策操作,不可避免地,是變得更加復雜和相機抉擇了;正式的利率規則最好是僅被視作一種輔助的政策參考。

近年來,我國宏觀調控形勢復雜多變,通脹與通縮之間往往僅是“一線天”。隨著我國對外開放程度的提高、內外均衡矛盾的凸現、市場化進程的推進以及貨幣政策傳導機制的變化等等,新情況、新問題不斷出現,經濟活動中的復雜性、不確定性超過以往。在這種背景之下,我國貨幣政策的具體操作也將不可避免會變得更加復雜和相機抉擇。根據經濟運行態勢的變化,適時適度把握調控的方向、力度和節奏,實現貨幣政策的動態調整和優化,是經濟發展對我國貨幣政策所提出的更高要求。本文從理論上探討了貨幣政策的動態調控機制,并對中國貨幣政策的動態調控模式進行實證分析。

二、動態調控機制的理論分析

(一)貨幣政策的動態調控機制

設經濟系統為:

其中 為目標變量,如通貨膨脹水平、產出等系統的內生變量; 為系統的內部狀態變量,如目標變量的滯后變量、前瞻性變量以及消費、投資等其他內生變量; 為貨幣政策的工具變量; 為擾動變量。

設為的目標值,則貨幣政策的任務就是通過工具變量的操作在理想的時間段內實現目標變量的實際值趨近目標值,即:

一般情況下不僅要求實際值趨近目標值,還要求在實現的過程中盡量減小目標變量的起伏與波動,因此貨幣政策的目標函數可表示為:

對于如何通過工具變量 的選擇來實現貨幣政策的目標,一種選擇是只考慮輸入和輸出的關系,而不考慮經濟模型的具體結構,如圖1所示:

最初以弗里德曼為代表的貨幣主義者就認為,試圖搞清楚復雜的經濟運行只會徒勞無功,因此貨幣主義者用一個“黑箱”將貨幣政策的具體傳導掩蓋起來,并提出排除其他一切因素的“單一”規則貨幣政策。但誠如托賓所指出的,市場經濟的特征在于不確定性,如果不顧經濟運行態勢的變化,一意孤行地堅持固定的“單一規則”,只會離目標越來越遠。1979年美聯儲貨幣主義實驗的不成功充分說明,規則型貨幣政策同樣需要反饋機制,需要根據經濟運行態勢的變化而相應調整。

按照現代控制理論,圖1輸入-輸出關系的表達僅是對經濟系統的不完全描述,因為它沒有考慮黑箱即經濟系統內部的具體情況,因此也就難以對經濟系統進行有效的調控。現代控制理論要求深入到系統的內部,對系統的動態變化即狀態變量進行精確刻劃,如圖2所示:

按照現代控制理論的狀態空間描述,經濟系統可簡單表示為:

其中為狀態向量,狀態向量刻劃了經濟系統的內部行為,其組合構成或影響系統的輸出向量即目標向量。

設貨幣政策的最終目標為,并假設經濟系統(4)-(5)是可控的,并且是漸進穩定的,即陣特征根全具有負實部。此時根據經濟控制論①,可以給出一種最簡單的調控方法,即當輸入變量(政策工具變量)等于常向量時, 也將趨于常向量,從而也將最終趨于常向量。即:

,從而

由于,可求得:

只要 滿秩,則對于給定的常向量目標

必可找到輸入向量 ,最終實現政策的調控目標。

但是雖然終將趨于,但在逼近的過程中,不僅所花的時間可能很長,而且起伏也可能很大。如果 陣的特征根在左半復平面并靠近虛軸,那么在逼近 的過程中將會劇烈起伏。按照現代控制理論,優化的調控策略是采用反饋策略,實現政策變量 是狀態變量的線性反饋,即根據系統狀態的變化適時調整政策變量,即:

此時經濟系統(4)-(5)相應成為:

將(7)式代入(6)式,有:

根據(9)式,當陣的特征根均在復平面左半部時,狀態變量 最終將趨于常向量,此時

,可求得:

從而只要 滿秩,就可選擇政策變量: ,使得 時, 逼近最終目標 。

相比于“單一”控制策略 ,反饋調控規則

第一,當陣特征根不全在復平面左半平面時,經濟系統(4)-(5)不是漸進穩定的,此時采用“單一”控制策略將不能實現最終調控目標。而采用反饋調控規則使得系統的特征根成為的特征根,這樣就可以通過調整反饋系數來改變

的特征根值,進而最終實現系統的漸進穩定。

第二,通過調整反饋系數來改變 的特征根值,可以調控在逼近過程中的波動幅度。

第三,采用反饋調控規則可以更好地實現經濟系統的動態均衡。古典經濟學認為市場機制的自動調節可以實現充分就業的均衡,但問題的關鍵在于要花多長時間。在實際經濟運行中,由于宏觀經濟運行態勢復雜多變,貨幣政策調控目標 往往也處于動態變化當中,故而忽略時間因素的靜態均衡一般難以反映經濟現實。因此,根據宏觀經濟運行態勢的變化,適時調整政策變量,注重在時間變化過程中動態均衡狀態的實現過程,可以更好地實現經濟系統的動態優化。

(二)存在干擾變量時貨幣政策的動態調整優化

從貨幣政策傳導機制來看,由于從工具變量到最終目標之間的鏈條較長,面臨的不確定性較大,這使得經濟系統的參數值或難以精確估計,或隨著時間的變遷,系統參數值也處于動態變化之中。從實際經濟運行來看,經濟結構總是處于動態的變化之中,同時,模型當中連接政策工具和狀態變量的參數以及各變量間的影響關系也可能是不穩定的。此時即存在著干擾變量,設干擾變量為,則經濟系統(4)-(5)相應成為:

存在干擾變量時調控的思路在于:一方面考慮系統狀態變量的變化,同時密切關注目標變量的實現情況,即目標變量的實際值與目標值之差( )。設目標變量的實際值與目標值之差為 ,,則

隨時間的累計量為:

此時調控策略在于實現政策變量為系統狀態變量 和目標變量 的線性反饋,即:

如果干擾變量是常向量,或者有明確的變化規律,那么在一定時間之后可以實現經濟系統的魯棒調控(robust control)②。但在實際經濟運行中,由于經濟運行態勢等的復雜多變,對于干擾變量很難預先和明確認定,因此調控策略(12)式一般也沒有顯式解。這樣就更加凸顯了貨幣政策動態調整優化的必要性,即根據狀態變量以及實際調控效果( )的變化情況審時度勢和靈活把握,努力增強貨幣政策調控的預見性、針對性和靈活性。

由于干擾變量的存在,在實際貨幣政策調控中,各國中央銀行一般都不會一次調控到位而是多次漸進調控,實行平滑操作(smoothing)。誠如Sack(1998)、Sack和Wieland(2000)所指出的,由于貨幣政策效應的不確定性、關鍵宏觀經濟變量存在測算誤差以及相關結構性變量的不確定性,中央銀行的貨幣政策決策并不能保證都是正確的。利率平滑操作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,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機和幅度。

三、中國的實證研究

1996年中國人民銀行正式確定以貨幣供應量為貨幣政策中介目標,但貨幣供應量與價格水平之間的密切關系只是一種長期趨勢,短期內由于各種因素的影響其相關性總會存在一些波動。因此,貨幣供應量中介目標的調控機制是動態的,即需要根據經濟運行的變化及時進行調整。從我國現實來看,每年政府或央行會根據對經濟增長和通貨膨脹率的預測確定一個大致的貨幣供應量增長目標。但由于實際經濟運行是動態變化的,因此中央銀行在實際操作中不可能完全拘泥于最初的目標設定,而是根據經濟運行的具體狀況以及最終目標的實現情況靈活調控。判斷貨幣供應量與最終目標以及其他狀態變量的動態關系,可以通過協整檢驗來驗證。對于狀態變量,可以選擇固定資產投資和工業增加值作為代表變量,最終目標變量為國內生產總值和通貨膨脹率。

(一)貨幣供應量 與相關狀態變量的協整關系檢驗

選取2000年1月―2008年9月期間的貨幣供應量 同比增長率、固定資產投資同比累計增長率和工業增加值同比累計增長率的月度數據③。根據Engle和Granger(1987)的研究,檢驗因變量和解釋變量之間是否存在協整關系等價于檢驗回歸方程的殘差序列是否是一個平穩序列。因此,可以先求出回歸方程,再通過ADF檢驗來分析殘差序列的平穩性,進而判斷因變量和解釋變量之間的協整關系是否存在。

首先對貨幣供應量增長率 和固定資產投資增長率進行回歸分析,回歸結果為:

(21.49)(7.49)

對上式的殘差序列進行單位根檢驗,結果見表1:

檢驗結果顯示,殘差序列在1%顯著性水平下拒絕原假設,接受不存在單位根的結論,因此可以確定殘差序列是平穩序列。檢驗結果表明,貨幣供應量增長率和固定資產投資增長率 之間存在協整關系,即長期存在比較穩定的關系,協整向量為(1,0.17)。

再對貨幣供應量增長率 與工業增加值增長率

進行回歸分析,回歸結果為:

(13.85) (3.37)

對上式的殘差序列 進行單位根檢驗,結果見表2:

檢驗結果顯示,殘差序列在5%顯著性水平下拒絕原假設,接受不存在單位根的結論,因此可以認定殘差序列是平穩序列。檢驗結果表明,貨幣供應量增長率 和工業增加值增長率 之間存在協整關系,協整向量為(1,0.21)。

(二)貨幣供應量與最終目標變量的協整關系

由圖3可見,自1995年以來我國貨幣供應量增長率與通貨膨脹水平(CPI)及經濟增長率(GDPV)之間存在著比較明顯的趨同關系。進一步,可以使用協整方法來檢驗我國貨幣供應量增長率與經濟增長率和通貨膨脹之間是否存在比較穩定的長期關系。ADF檢驗表明,三個序列都是I(1)序列,符合進行協整檢驗的條件。使用Johansen協整檢驗方法進行分析,結果如表3:

根據檢驗結果,跡檢驗認為有兩個協整向量,最大特征值檢驗認為有一個協整向量,這可能是由于協整方程的定義而導致的。但其結果都表明存在協整關系,即我國貨幣供應量增長率與通貨膨脹水平及經濟增長之間存在長期的均衡關系。

四、結論與政策建議

貨幣政策是一門實證性很強的科學,不同條件、不同環境下貨幣政策的性質、特點和作用不盡相同,經驗主義的分析方法對于貨幣政策的制定與實行是遠遠不夠的。所幸的是,理論和實踐的發展已經使貨幣政策的制定和實施越來越具有科學性,從最優貨幣政策的一般性原則,到利用模型對貨幣政策沖擊進行模擬,中央銀行家們對于貨幣政策的理解和把握已有了長足的進步。但同時,我們也應充分認識到,盡管有了這些進步,貨幣政策的制定和實施還遠非機械式的程序化工作。面對經濟運行態勢的復雜多變,中央銀行必須將一般性科學原則與具體決策實踐相結合,根據經濟形勢的變化采取靈活審慎的調控政策,實現貨幣政策的動態調整與優化。

自1984年中國人民銀行正式行使中央銀行意義上的貨幣政策調控職能以來,我國的貨幣政策便一直處于不斷摸索的過程當中。隨著我國貨幣政策的不斷完善,貨幣政策最終目標的理性選擇、貨幣調控方式的間接化、貨幣調控手段的市場化、貨幣政策決策的前瞻化,以及與貨幣政策相關的制度建設和機制完善等等,都為我國貨幣政策決策的科學化打下了堅實的基礎。但同時,我國經濟、金融運行所發生的巨大變革,以及在開放條件下國外經濟、金融形勢的動蕩不定也不斷給我國的貨幣政策提出新的挑戰,諸如如何判斷現實經濟是冷是熱、怎樣才能既防通貨膨脹又不導致通貨緊縮等等,這些實際挑戰都不是一般性科學原則所能夠準確回答的問題,它仍主要依賴于我國政策決策者們的審時度勢和敏銳判斷。在當前復雜的國內外經濟環境之下,增強我國貨幣政策調控的預見性、針對性和靈活性,把握好調控的重點、節奏和力度,應著重以下幾方面的工作:

第一,加強對經濟形勢的分析,準確判斷造成經濟波動的根源。經濟活動的波動是一種經常性狀態,面對這種波動,重要的是要判明造成沖擊的原因,采取相應的政策措施,準確把握貨幣政策的尺度,對于何時降低利率,何時提高利率,何時實行政策的松緊搭配等必須做到心中有數。

第二,加強對經濟發展前景的預測。貨幣政策的效應具有滯后性,如果中央銀行等到已經出現通貨膨脹或通貨緊縮時才采取行動,必然容易使經濟在過熱和衰退的循環中來回波動,加大經濟振幅。所以,央行在制定和執行貨幣政策的過程中,不能采用“走一步看一步”的策略,而是必須要具有前瞻性。

第三,通過提高貨幣政策的透明性,加強與公眾的有效交流與溝通,努力提高貨幣政策的預期引導效應。從近年來我國貨幣政策的實踐來看,由于經濟運行態勢復雜多變,通貨緊縮與通貨膨脹之間往往僅是“一線天”,不僅加大了貨幣政策調控的難度,有時也使得公眾難以形成穩定的預期,而公眾預期的不穩定本身就有可能成為經濟擾動的因素之一。在這種復雜的經濟運行態勢之下,如果中央銀行能夠較好地穩定和引導公眾預期,那么用小的政策變化就有望實現調控經濟運行的宏觀目標,同時也可以降低政策調整本身對市場的沖擊程度,減緩經濟波動,引導經濟運行平滑過渡到中央銀行所期望的狀態。

注:

①此節經濟控制論的內容具體可參閱張金水:《經濟控制論――動態經濟系統分析方法與應用》,清華大學出版社,1999.12.

②參閱張金水:《經濟控制論――動態經濟系統分析方法與應用》,清華大學出版社,1999.12.

③數據取自國家統計局網站、《中國人民銀行統計季報》和《中國經濟景氣月報》相關各期。其中每年一月份的固定資產投資增長率根據工業增加值增長率按比例近似計算而得。

參考文獻:

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[8]Taylor,J.B.Discretion versus Policy Rules in Practice,Carnegie-Rochester Conference Series on Public Policy39:195-214,1993.

篇3

關鍵詞：宏觀經濟波動；投資；消費；出口；SVAR模型

中圖分類號：F0641文獻標識碼：A文章編號：2095-3283（2016）11-0083-05

[作者簡介]邢國繁（1963-），男，朝鮮族，吉林省吉林人，教師，經濟學博士，研究方向：國際貿易；王爽（1979-），女，蒙古族，遼寧朝陽人，教師，經濟學博士，研究方向：文化貿易，宏觀經濟學；王濤（1980-），男，安徽合肥人，副院長，研究方向：宏觀經濟學，國際金融。

[基金項目]海南省哲學社會科學規劃課題（項目編號：HNSK（YB）16-52）；三亞市哲學社會科學資助課題（項目編號：SYSK2016-22）。

一、變量選取、數據預處理與模型設定

（一）變量選取

本文以吉林省歷年國內生產總值的變動代表吉林省宏觀經濟的波動；鑒于數據的可得性，以全社會固定資產投資代表總投資需求；考慮到民間固定資產投資對宏觀經濟發展的重要影響，將民間固定資產占全社會固定資產投資的比重也作為模型的一個重要影響因子；用社會消費品零售總額代表消費需求；用出口總額代表出口需求。因此，本文共選取5個變量，分別是：國內生產總值（GDP）、全社會固定資產投資（SI）、民間固定資產投資占全社會固定資產投資的比重（MI）、社會消費品零售總額（SCP）和出口總額（EX）。

（二）數據預處理

本文采用的數據是1978―2014年吉林省年度數據，數據主要來源于《吉林統計年鑒2015》。為了消除價格變動的影響，根據吉林省歷年國內生產總值指數計算出實際GDP；采用固定資產投資價格指數對全社會固定資產投資額進行換算，其中1992年之前的固定資產投資價格指數缺失，以100進行補缺。采用居民消費價格指數對社會消費品零售總額、出口總額數據進行換算，消除價格因素的影響。為了降低序列中可能存在的自相關性和異方差性，對上述序列取自然對數，分別記作LnGDP、LnSI、LnMI、LnSCP、LnEX。

（三）模型設定

SVAR模型是結構向量自回歸模型的簡稱，是對向量自回歸模型的改進，這類模型采用多方程聯立的形式，在模型的每一個方程中用當期內生變量對模型中全部內生變量的滯后值進行回歸，從而估計全部內生變量的動態關系。本文采用SVAR模型，揭示吉林省宏觀經濟波動與投資、消費、出口之間的關系，一個含k個內生變量的p階SVAR模型可寫成如下形式：

Byt=C+Α1yt-1+Α2yt-2+…+Αpyt-p+μt， t=1，2，…，T（1）

其中，y為經濟變量向量，C為常數向量，B和A均為系數矩陣，且都為k×k方陣，B的主對角線的元素為1，下標t為時間變量，p為最大滯后階數，T為樣本個數，μ為結構式沖擊，且μ～VMN（0，I）。

二、實證檢驗與分析

（一）平穩性檢驗

SVAR模型要求時間序列數據是平穩的，因此，需要對5個經濟變量進行單位根檢驗以確定其平穩性。本文利用ADF檢驗對序列LnGDP、LnSI、LnMI、LnSCP、LnEX進行平穩性檢驗，檢驗結果如表1所示：

由表1可知，序列LnGDP、LnSI、LnMI、LnSCP、LnEX的ADF值均大于5%顯著性水平下的臨界值，且P值均大于005，因此，5個序列均是不平穩的。在一階差分之后，序列LnGDP、LnSI、LnMI、LnSCP、LnEX的ADF值均小于5%顯著性水平下的臨界值，且P值均小于005，因此，5個時間序列均是平穩的。從而可以將其帶入SVAR方程中進行模型估計與脈沖響應分析。

（二）滯后階數的選擇

SVAR模型的估計結果受到滯后階數選擇的影響，而滯后階數的選擇由其相對應的簡化式VAR模型決定，因此，首先需要構建變量的簡化式VAR模型，對其進行滯后長度標準的檢驗，結果如表2所示：

從表2可知，LR、FPE、AIC標準均認定應選取滯后長度為3。

（三）模型穩定性檢驗

模型的穩定性是判斷經濟理論與模型滯后階數選擇合理性的標準，同時也是脈沖響應函數分析的前提，圖1為AR特征根分布情況。

從圖1可知，被估計的模型所有根的倒數均小于1，即位于單位圓之內，則說明SVAR模型是穩定的，可以用于脈沖響應函數分析。

（四）施加限制性約束

如果SVAR模型能得到唯一的估計參數，則需要對結構變量進行限制性約束，否則會出現模型不可識別的問題。k元SVAR模型需要對結構式施加k（k-1）/2個約束條件才能識別出結構式沖擊。而本文SVAR模型中包含5個內生變量，因此，模型需要施加10個約束條件才能有效識別結構式沖擊。

（五）脈沖響應函數分析

本文選取滯后長度為20期，圖中橫坐標表示沖擊發生后的時間間隔，縱坐標表示GDP對4個變量沖擊的反應程度。

1全社會固定資產投資、民間固定資產投資、消費、出口對GDP的20期脈沖沖擊（見圖2―5）

（1）從圖2可以看出，GDP受到全社會固定資產投資的一個沖擊后表現為上升―下降―上升的趨勢，第3期受到的沖擊最大，響應為0011。第8期至第15期GDP受到沖擊后反應為負，但負效應在第10期達到最大，也僅為0003，16期之后，又恢復為正效應。

（2）從圖3可以看出，GDP受到民間固定資產投資的一個沖擊后在前10期響應波動幅度比較明顯，表現為上下波動。第10期之后波動幅度非常小。第3期正效應最大，為0010，第6期負效應最大，為0006。

（3）從圖4可以看出，GDP受到消費的一個沖擊后表現為上升―下降―上升的趨勢，在20期內波動幅度很小，第2期受到的沖擊最大，但響應僅為0004。

（4）從圖5可以看出，GDP受到出口的一個沖擊后在第6期響應達到最大，為0006，其余期幾乎沒有響應，幅度波動非常小。

2全社會固定資產投資、民間固定資產投資、消費、出口對GDP的20期累積脈沖沖擊（見圖6―9）

（1）從圖6可以看出，長期內，全社會固定資產投資是影響吉林省宏觀經濟波動的重要因素，對經濟影響的長期累積效應較大，第8期達到最大值0037，且全社會固定資產投資的增加對吉林省宏觀經濟的增長具有明顯的正向效應，即具有較大地促進作用。全社會固定資產投資短期內有助于吉林省經濟增長，長期內對經濟影響的累積正效應較大，說明全社會固定資產投資對吉林省經濟增長確實起到較大地的拉動作用。因此，吉林省應進一步地突出全社會固定資產投資對穩增長、調結構的關鍵作用，加大對三大產業的固定資產投資，特別是加大對新興戰略性產業，如新能源汽車、航天信息產業等領域的投資以及對服務業的固定資產投資，建設本省的服務外包基地、開展制造業信息服務、云計算及智慧城市云共享服務等業務?？傊?，吉林省仍處于典型的要素拉動階段，在產能與內需錯位、出口能力有限的情況下，全省經濟的持續穩定增長依然要依靠投資拉動，因此，全省應保持投資增長的連續性，全社會固定資產投資更要保持適度規模增長。

（2）從圖7可以看出，長期內，民間固定資產投資對吉林省宏觀經濟波動的影響小于全社會固定資產投資，這是因為民間固定資產投資是全社會固定資產投資的一部分，但其仍是吉林省宏觀經濟波動的重要影響因素。第4期響應達到最大，為0017，且民間固定資產投資的增加對吉林省宏觀經濟的增長具有明顯的正向效應，即具有一定程度的促進作用。而這與吉林省民間投資呈現出的增速快、占比大、結構優的特征相一致，近年來吉林省民間投資主要投向高技術制造業和技術改造業。因此，兩大投資熱點對經濟的拉動作用較顯著。且從2006年開始，吉林省先后設立了產業創新引導資金、服務業發展引導資金、科技創新、旅游發展等一批省級專項資金，引導民間投資進入重點領域，有力推動了全省民間投資的快速發展。從長期來看，民間固定資產投資確實拉動了吉林省經濟的增長。

（3）從圖8可以看出，長期內，消費對吉林省宏觀經濟波動的影響由正效應轉為負效應，第4期正效應達到最大，為0008，第12期負效應達到最大，為0004。從第9期開始，消費對吉林省經濟增長由拉動作用開始轉變為阻礙因素。究其原因，吉林省作為東北老工業基地，其主要是生產生產資料，而在生活消費品產業方面并不發達。因此，消費結構與本省資源與生產制造能力結構不符，存在錯位現象。在對生產資料消費低迷的情況下，吉林省資源不能得到充分利用，實際產量遠遠少于潛在的產量，生產能力就不會轉化為現實的經濟增長；而當吉林省對生活消費品消費過熱時，本省資源與生產能力與消費需求存在錯位，不能滿足其內在的消費需求，這種消費需求又超出了本省資源和生產能力的約束，則“欲速而不達”，表現為通貨膨脹式的經濟增長，其實質就是負增長，由此導致消費的增加對吉林省宏觀經濟的增長起到一定的阻礙作用?？傊质↓嫶蟮漠a能沒有對接本省的消費需求，消費端的需求不能在本省得到較好的滿足，這在傳統意義上是產能過剩，而本質上是市場形勢的變化帶來的產能與需求的錯位。因此，吉林省消費更多地是帶動省外經濟的發展，長期看，對吉林省經濟增長還起到反作用。

（4）從圖9可以看出，長期內，出口也會對吉林省宏觀經濟造成沖擊，但是影響較小。第7期達到最大值0009，出口增加對吉林省宏觀經濟的增長具有一定的正向效應，即促進作用。但沖擊效果較小的原因主要是吉林省出口總量過小，以至于難以對經濟產生足夠的拉動作用。1978―2014年吉林省出口總額占GDP的比重均值為59%，因此，吉林省應重視發展外向型經濟，在國家實施“一帶一路”戰略背景下，吉林省是向北開放的重要窗口，也是東北亞絲綢之路的源頭和起點，有多個城市沿邊近海，因此，吉林省要在國家“一帶一路”戰略布局中找到契合點；對外，打通向東出?？?，對內，向西拓展，構筑開發開放的戰略新格局，進一步提升外向型經濟的發展水平。

（六）方差分解

本文用于說明全社會固定資產投資、民間固定資產投資、消費、出口對吉林省宏觀經濟波動的貢獻程度。具體方差分解結果如表3所示：

從表3可知，產出沖擊對吉林省宏觀經濟波動的影響最大，其次是全社會固定資產沖擊和民間固定資產沖擊，二者是影響吉林省宏觀經濟波動的重要因素，而消費沖擊和出口沖擊的影響較小。根據20期沖擊均值可知，產出沖擊解釋了728%的自身波動，全社會固定資產沖擊解釋了124%的產出波動，民間固定資產投資沖擊解釋了108%的產出波動，消費沖擊解釋了19%的產出波動，出口沖擊解釋了18%的產出波動。由此可知，投資仍是拉動吉林省經濟增長的主要驅動力。以上方差分解的結果與脈沖響應函數分析所得的結論一致，互相印證。

三、對策建議

（一）保持投資增長的連續性。吉林省經濟發展仍處于典型的要素拉動階段。在產能與內需錯位、出口能力有限的情況下，全省經濟的持續穩定增長依然要依靠投資拉動。因此，全省應保持投資增長的連續性，全社會固定資產投資和民間固定資產投資更要保持適度規模增長，進一步優化二者的投資結構，不僅要加大對基礎設施、社會民生、科技創新等領域的政府投資，更要引導民間投資投向戰略性新興產業、現代服務業、重點制造業等新的領域，努力提高投資質量與效益。

（二）加快供給側結構性改革步伐，提高供給結構對本省消費需求變化的適應性和靈活性。吉林省龐大的產能沒有對接本省的消費需求，消費端的需求不能在本省得到較好的滿足，這在傳統意義上是產能過剩，而本質上是市場形勢的變化帶來的產能與需求的錯位，這也正是供給側結構性改革的主要內容，用改革的辦法推進結構調整，矯正要素配置扭曲，擴大有效供給，提高供給結構對需求變化的適應性和靈活性，提高全要素生產率，更好地滿足廣大人民群眾的需要，使消費拉動經濟發展。

（三）擴大出口對經濟的拉動作用。出口是影響吉林省宏觀經濟波動的次要因素，雖然表現為正效應，但總體影響效果較小。為了進一步提升出口對吉林省經濟的拉動作用，應該繼續堅定不移地實施“走出去”戰略，重點在裝備制造、農林牧生產、食品加工和冶金建材等領域開展國際產能合作。大力發展服務貿易，推進服務外包和跨境電子商務。完善出口服務體系，提升出口產品附加值。

[參考文獻]

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篇4

關鍵詞：景觀劃分研究

中圖分類號：U412.36+6文獻標識碼： A

一、景觀特色帶劃分一般原則

高速公路景觀呈序列性，在車輛行駛過程中司乘人員一般很難感受到周圍景觀的細部特征，僅能體驗到行駛過程中景觀序列的轉變。因此，在進行公路景觀設計時，可將這些景觀序列進行劃分，體現沿途景觀的變化之美。

景觀特色帶是指公路沿線具有同類景觀、視覺資源的區域，對在途公眾氣到視覺興奮和審美娛樂的功能。

在進行景觀特色帶劃分時，首先應確定高速公路沿線景觀設計的主要節點和序列行駛，根據主要節點劃分出主要景觀單元、次級景觀單元和景觀分水嶺等特征點；然后在景觀設計中結合各個層級景觀單元特點，考慮相鄰景觀單元之間類別（自然類、人文類等）差異的大小，對其進行組合、歸并，劃分出風格各異、協調統一的景觀特色帶。

其次，如有需要，可將其他小城鎮、立交橋、收費站等作為次要節點進行劃分，將各路段劃分成更細小的景觀單元，如景觀過渡帶和景觀特色點。同時，考慮景觀單元之間的差異性，從風格形式、質感色彩。比例尺度、協調統一等方面綜合考慮，進行詳細設計。

劃分出景觀特色帶后，各景觀帶沿線公路設計應與周圍環境相融合，必要時應設置休息區、觀景臺等輔助設施，為在途公眾提供休息、觀景的場所。

二、南京繞越高速東南段生態景觀廊道特色帶劃分

繞越高速東南段是規劃中的國家主干線的組成部分，同時是江蘇省高速公路網，南京市第二繞城公路的重要組成，圍繞城市由西南貫穿至東北，是南京城市的窗口區域。是江南地區出入交通、過境交通和城市間交通的重要樞紐，既是南京市的一條快速通道，又是國家規劃中滬蓉國道主干線的組成部分。

1根據前述的景觀特色帶劃分原則，對繞越高速公路東南段沿線多次考察和大量資料收集、分析基礎上，本文系統、深入分析了沿線景觀設計各節點和序列順序，繞將整條公路景觀設計分類如下

從路基形式上可分為：填方，挖方，橋梁段；從地域類型分為：牛首祖堂風景區；經濟開發區；科技園區；城鄉過渡區。

2景觀功能定位及設計理念:

2.1景觀建設的意義及必要性

1）提升道路自身品質：本項目作為國家主干線滬蓉國道的組成部分，同時是江蘇省高速公路網的組成部分，是南京城東南重要的展示窗口。全線經過了眾多風景名勝區、江寧經濟開發區、大學城、重要的城鎮等，是一條經濟命脈、一條優美、人文的大道。因此，必須引入高層次的景觀設計才能與其重要性相匹配，對提升道路的通達性、美觀性、生態性、以及駕乘舒適度等都有巨大幫助，對于提升道路的整體地位，提成城市形象也有巨大的推動力。

2）改善沿線居民生活環境：通過對沿線100米及以外的居民生活的調研，發現道路的建設以及通車后都對他們的生活帶來了負面的影響。通過對沿線細致調研的基礎上，運用各種景觀處理的手法及以人為本原則的指引下，將環境與居民生活的影響降至最低，此外，景觀設計更加注重沿線居民生活質量及工作環境的提高，宛如回歸美麗的大自然中一番。

3）改善城市生態環境：城市作為一個巨大的生態群落，人的行為對其影響越發明顯。本項目的景觀設計展現了遵循城市生態規律，提升城市生態環境的設計思路，為更多的建設做出樣板工程，將沿線生態環境，乃至城市生態群落提升到新的高度。

2.2景觀功能定位

本項目景觀功能多樣化，富有針對性，抓住以人為本的思路，服務更多的人群。

一類服務人群：道路上的司乘人員

繞越作為南京的外二環線，與多條高速相連，通達性強，是城市窗口區域，景觀設計定位為集環境恢復、綠化觀賞、文化休閑為一體的綜合型環城景觀帶。為司乘人員展示一條美觀、生態的景觀大道。

二類服務人群：沿線居民

充分利用沿線100米范圍內的景觀用地，改善沿線居民的生活品質，以生態綠廊設計為主軸，增設街頭游園、生態濕地園等景觀節點，進一步平衡城區綠地結構，增加城、郊居民的生態休閑場所，展示南京城市形象，營造綠色、繁榮、和諧的景觀。

三類服務人群：城市所有居民

改善環境品質，提高整個城市的生態效應，更帶來土地升值和投資環境的提升，加快了城市化、現代化的進程，提升了城市整體經濟、社會效益。

2.3設計理念

本次設計增加了景觀用地，使得微觀的道路景觀被提升為宏觀的景觀廊道，同時綠量的增加和豐富使得該廊道生態環保，所以我們將設計理念提升為：“生態景觀廊道”，既能強化和延伸原道路景觀設計，又響應了南京市“綠色南京”的環境建設目標。

2.4景觀處理手法

本次采用的景觀處理手法概括為“保、還、借、造、障”。

1）保：保護現有景觀資源，維持穩定的生態結構，合理規劃、因地制宜；

2）還：對于開挖和破壞的山體迎坡面和沿線原有植被采用生態恢復設計手法；

3）借：對于沿線景觀優美的丘陵、水體等路段采用開敞式布局方式，借景；

4）造：對于沿線景觀元素單一或景觀需要提升的路段，采用造景設計手法；

5）障：對于臨近住宅、廠房或景觀效果較差的區域，采用遮擋式障景設計。

3景觀方案設計

3.1景觀綠軸設計：

3.1．1道路紅線內景觀設計分析

道路紅線內景觀設計是根據原道路周邊環境進行的處理，特別是一些周邊景觀較差區域采用了遮擋的處理方式，邊坡、邊溝內外兩到三排種植喬灌木，現周邊建設了100米的景觀廊道，景觀處理上須紅線內、外協調、統一。

3．1.2景觀綠軸設計

1)、普通段：

①形式一

適用于低填淺挖方段

由于低填方路段行人視點較低，前排可采取用小喬木及低矮灌木整齊劃一種植或自然配置的形式，向后依次種植逐漸增高的喬木，形成整齊劃一的綠化背景，植物采取行列式栽植，常綠與落葉間植，形成層次鮮明、統一中有變化的植物群落景觀。

②形式二：

適用于高填方及主線橋梁段

基于路基高度和行人視線局限，高填方區路段沿線綠化形式以高大喬木種于前排，向后依次種植以喬木、灌木品種，以保證駕乘人員近遠視線效果。

2)、水域段：用于沿線大面積魚塘、水體、取土坑區域，設計通過將水體整合，岸線曲化，沿水種植垂柳等親水植物，通透式布置植栽，將優美的景色引入到駕乘人員的視線中，后側布置微地形及背景林，形成遠山近水的景觀效果。

3)、民居段：景觀設計主要為沿線居民提供良好的生活環境，采取隔音降噪的障景處理方式，在民居與主線間種植雪松、竹子等進行景觀遮擋；民居間的空地點植大規格的如銀杏、廣玉蘭、桂花等觀賞樹木，為居民營造新觀景點。

4)、工廠區段：對于大片密集的廠房處理手法同民居段，在植物配置上以大片抗污、隔塵喬木規則種植為主。

5)、陵園段：路線經過了多處陵園段落，景觀處理上以遮擋為主，配合區域的環境，采用較為規則的組團式種植，或呈矩形，或傾斜，或呈弧線狀，打破后側陵園成排種植的呆板，植物選擇松、柏類品種，以體現莊嚴肅穆的氛圍。

6)、沿鐵路段：道路中的部分段落與鐵路并行，對司乘人員和周圍居民干擾較大，設計主要采用遮擋手法。適當營造微地形，鐵路兩側中間采用林帶組團種植，兩側點綴花灌木，豐富司乘人員視線，減少公路、鐵路對居民的干擾。

7)、林地段：沿線有多處意楊、桃樹等林地，景觀設計可以結合林地的品種進行優化設計，如可在意楊林前增植常綠的喬木和色葉花灌木等，營造豐富的季相景觀。

3.2、景觀核心區設計：

景觀核心區的設計主要分為對原互通內側景觀提升，對新增互通外側用地進行加強設計兩部分內容。

1）互通內景觀設計：

a、在原背景林中點植幾棵大樹，增強氣勢。

b、原片植喬木區域大小規格搭配種植。

c、沿路基部分區域增加觀賞型小喬木。

d、水岸邊增加耐水濕灌木。

e、互通大區域的中心位置增加了成片常綠喬木，保證冬季效果。

2）互通外景觀設計：

結合原設計理念，采用自然及規則的布局相結合。在靠近村莊，廠區的一側用地到建筑邊緣，種植雪松和竹子對其進行遮擋。遇到附近有魚塘等水面的適當進行擴大，景觀處理上強化水系，營造蜿蜒曲折的水系，種植各種水生植物，形成主體景觀，同時結合地方區域原有的桃園和梨園，種植桃和梨形成自然的果園景觀。

4建筑立面改造設計：

4.1、建筑立面改造的必要性：

建筑立面改造的優勢主要可以歸納為：1）事半功倍，經濟節約；2）有助實現景觀理念；3）提升城市形象。

建筑立面改造可以在不改變建筑本身結構的基礎上，短時間內提升建筑的整體立面效果，是達到建筑風格統一，體現設計理念，提升城市形象，提高居民居住環境的便捷手段。如杭州、海口、哈爾濱等城市對一些街道的建筑立面進行統一改造，形成統一的風格，快速的提升了城市整體形象。

4.2、改造措施：

本項目路線主要分為牛首祖堂風景區、經濟開發區、科技園區、城鄉過渡區，針對這四種類型的區域提出想切合的改造建議。

本次設計基本以淺灰、黑、白色為主色調，配以點綴的朱紅和原木色，結合區域的不同，全線建筑風格統一中有細節變化。

牛首祖堂風景區以古色古香、風韻十足的古園林建筑形式為主題。民居外立面以粉墻黛瓦為主，窗子表面配以朱漆，在面向主線的墻體上鑲嵌類似于游廊的立柱，立柱配以朱漆，形成游廊的效果。

廠房的處理以簡潔明快的風格為主題。外立面同樣以白色為主調色，房頂以灰黑色勾邊形成輪廓，中間加以金屬防木框架，在面向主線一側做一面金屬材質的帶有中國元素的景墻使得立面更加豐富。

5結語

本文對公路沿線景觀帶的劃分及設計進行了研究，提出必須以分析沿線自然、人文景觀特色為基礎，同時結合全線各個主要節點的實際情況，在實施中針對現場實際用地情況及周邊情況對設計進行了優化和完善，以期營造出合理的公路景觀特色帶，帶給在途人員“人在畫中游”的感官感受，切實突出高速公路“生態路”、“旅游路”、“示范路”的特點，做到“一路一品牌”，“一路一特點”。

篇5

關鍵詞：資本結構動態調整 中外研究評述 宏觀經濟環境

一、引言

資本結構是指企業各種資本的價值構成及其比例關系，是企業一定時期籌資組合的結果。自1958年Modigliani和Miller提出MM結構理論，開創現代資本結構理論的研究體系后，國內外學術界對資本結構進行了深入和廣泛地研究，并且越來越多的學者從多學科交叉的角度對資本結構進行了大量的理論和實證研究，極大充實和豐富了相關研究成果。學術界的相關研究最初集中在微觀角度，從企業層面的特征角度來探討影響企業資本結構選擇的因素，這種靜態研究存在一定的局限性，即認為企業當前的資本結構是最優的。但實際上，企業目標資本結構并不是一成不變的，而是隨著企業內外部環境的不斷變化而進行調整的，而這種調整速度會因資本市場摩擦而變緩，最終導致企業形成最優資本結構的行為受阻。隨著計量經濟學的發展和面板數據的應用，學術界也逐漸利用動態模型來研究資本結構，并提出了動態權衡理論等。但大部分學者仍然是從企業微觀因素角度分析企業資本結構調整速度的影響因素。但有學者（如Welch，2004）通過深入研究發現，如果僅僅從企業特征等微觀層面來研究資本結構，其得出的分析結果與企業實際情況會產生偏差。

宏觀經濟環境是企業融資的基本環境，是企業在融資決策時要考慮的重要因素，因此近年來有些學者將研究視點轉向了探討宏觀經濟環境對企業資本結構的影響。宏觀經濟環境主要包括了國家經濟發展階段和發展水平、經濟制度和市場體系以及宏觀經濟政策等，其中經濟周期的變化是宏觀經濟環境中最重要的部分，影響著企業資本結構調整的方向，金融市場環境包括信貸市場和股票市場是我國企業融資的兩個最主要渠道，直接影響了我國企業資本結構的調整速度，因此本文將重點從經濟周期、信貸市場和股票市場這三個方面進行歸納總結國內外學者對其相關研究的成果。

二、國內外文獻綜述

近些年國內外學者開始研究宏觀經濟環境對資本結構動態調整的影響，有些學者甚至對不同國家企業的資本結構進行橫向比較分析，研究結果表明，企業宏觀經濟環境可以部分解釋不同國家企業資本結構存在的差異。

（一）國外文獻綜述

國外有關研究宏觀經濟因素對資本結構及其動態調整速度影響的文獻，主要有兩種形式，即問卷調查和實證研究，其中實證研究中又有兩種形式：用時間虛擬變量和經濟指標來來衡量宏觀經濟環境。

Graham和Harvey（2001）向300多家美國企業的CFO發放調查問卷，有2/3企業的CFO認為企業進行融資決策時，會認真考慮股票市場對企業股票價格是否存在高估或者低估；同樣地，Bancel和Mittoo（2004）對歐洲國家企業的問卷調查結果也表明，企業管理層在進行融資決策時會考慮資本市場的情況，具有明顯的擇時行為。Brau和Fawcett（2006）在對IPO進行問卷調查時，82.94%的企業CFO認為股票市場的總體情況是企業IPO決策時考慮的最重要的因素。

Booth和Laurence等（2001）以發展中國家和發達國家的混合數據為樣本，將宏觀經濟變量包括GDP實際增長率、銀行貸款/GDP、股票市場價值/GDP、通貨膨脹率以及Miller稅收項目，與資本結構的關系進行橫截面分析，研究結果表明：這些宏觀經濟變量可以解釋14個國家長期市場負債比率25.8%的變化，16個國家長期賬面負債比率22.4%的變化，以及17個國家總負債比率27.5%的變化。

Nejadmalayers（2001）利用Probit模型實證分析了宏觀經濟因素對企業融資選擇的影響，結果表明宏觀經濟因素能部分解釋企業融資決策問題：（1）隨著短期國庫券收益上升，企業更可能發行債券融資而不是權益融資；（2）當長期國庫券收益上升，收益曲線越陡，或者收益曲線越容易變動，收益曲線越彎曲，企業負債融資的可能性越大。

Korajczyk和Levy（2003）以違約差價、期限差價和三個月權益市場回報率為宏觀經濟環境的度量指標，對樣本公司基于是否存在融資約束進行分組，用二元Probit回歸模型，研究樣本企業在宏觀經濟環境發生波動時的融資變化。最終的研究結果表明：（1）宏觀經濟環境的變化對企業資本結構發生時間序列變化的解釋程度達12%至51%；（2）宏觀經濟環境對無融資約束企業的資本結構有顯著影響，且資本結構呈逆周期；（3）宏觀經濟因素對融資約束企業的資本結構影響不大，且其資本結構呈順周期的特征。

Drobetz和Wanzenried（2006）選用了90家瑞士企業1991-2001年間數據為樣本，以期限價差、違約風險溢價、短期利率和泰德價差等四個變量指標來度量宏觀經濟因素，建立實證模型測度宏觀經濟因素對企業資本結構調整速度的影響，面板數據結果表明：期限價差、泰德價差和違約風險溢價均對資本結構調整速度有正向影響，而短期利率則為負向影響，并且經濟環境良好時，資本結構調整速度更快。

Douglas和Tian Tang（2010）以美國企業1976-2006年間數據為樣本，選用實際GDP增長率、違約風險溢價、期限價差和股利收益率為宏觀經濟變量，采用整合局部動態模型和兩階段動態調整模型，測量了宏觀經濟因素對資本結構調整速度的影響，結果發現：（1）資本結構具有逆周期特征；（2）無論企業是否受到融資約束，只要宏觀經濟環境良好，企業資本結構調整速度就更快。

（二）國內文獻綜述

蘇冬蔚和曾海艦（2009）以1042家1994-2007年數據為觀測樣本，用實際GDP的自然對數和實際企業所得稅的自然對數衡量經濟周期，以銀行不良貸款衡量信貸違約風險、金融機構貸款總額自然對數衡量信貸規模、上證綜合指數的年化收益率和深證成份指數年化收益率衡量股市表現，運用面板數據分位數回歸和分數響應兩種非線性計量方法，研究結果表明，我國上市公司資本結構呈顯著的逆周期特征。

黃輝（2009）采用GMM模型，選用996家公司的1997-2006年數據，對宏觀經濟因素與企業資本結構調整的關系進行研究，該文除了以GDP實際增長率、國債息差衡量宏觀經濟環境外，還引入了制度因素和過度負債、股價高估兩個虛擬變量，實證結果表明：（1）企業資本結構在較好的宏觀經濟環境中有更快的調整速度，為0.7-0.8之間；（2）企業在融資時機和順序上有融資優序和市場擇時的動機；（3）宏觀經濟環境使得企業特征因素對資本結構的影響發生扭曲。

何靖（2010）以378家公司1998-2008年平衡面板數據為觀測樣本，采用GMM模型，直接將宏觀經濟指標內化到模型中進行估計，分析了宏觀經濟因素對我國上市公司資本結構調整速度的影響。研究發現，宏觀經濟環境不僅直接影響著樣本公司對目標資本結構的選擇，還作為外生沖擊，影響資本結構動態調整速度，并且在宏觀經濟環境上升時，資本結構調整速度更快。

閔亮和沈悅（2011）選取了1998-2009年共9268個觀測樣本，以是否支付股利為是否存在融資約束的判斷指標，將樣本公司進行分組，以1998年和2008年作為宏觀經濟衰退期的啞變量，通過建立動態模型，研究了宏觀沖擊下我國上市公司資本結構的動態調整問題，結果表明：（1）上市公司資本結構動態調整是宏觀沖擊與公司經營特征聯合作用的結果；（2）不管是否有融資約束，公司資本結構調整均對權益市場的規模效應較為敏感，而對信貸市場規模波動不敏感；（3）融資約束型公司資本結構調整速度更快，受到宏觀經濟環境影響更顯著。

于蔚等（2012）以855家A股上市公司1999-2008年的數據為樣本，以股利支付率為融資約束度量指標，將樣本數據分為融資約束較輕和融資約束嚴重兩組，建立非平衡面板數據模型，以信貸規模、股權擴容規模、貸款利率和股票市場整體收益率來衡量宏觀經濟環境，研究了經濟轉型下宏觀沖擊對我國上市公司資本結構調整的影響，實證結果表明：（1）從資金供給方面來看，信貸市場和股權再融資市場的容量性指標（信貸規模、股權擴容規模）和成本性指標（貸款利率和股票市場整體收益率）對公司融資決策和資本結構調整有重要影響；（2）宏觀沖擊的容量性指標和成本性指標對融資約束程度不同的公司資本結構調整的影響存在異質性，即融資約束較嚴重公司的資本結構調整更容易受到容量性指標的制約，而融資約束較輕的公司則對成本性指標的變化更敏感。

李勇（2014）以820家2001-2011年的數據為觀測樣本，選用實際GDP增長率、信貸規模、股權擴容規模、債券發行規模和實際貸款利率衡量宏觀經濟環境，并根據實際GDP增長率將宏觀經濟周期分為四個階段，作為宏觀經濟周期的啞變量，構建了資本結構動態調整模型，研究結果顯示，樣本公司資本結構調整呈順周期特征。

三、中外文獻評述

通過上述對國內外文獻的回顧，目前有關宏觀經濟因素對資本結構調整影響的研究，不同的學者從不同的角度進行了探討，而研究結果都表明宏觀經濟環境對企業資本結構選擇及其調整有重要影響，并且是通過企業微觀層面因素表現出來的。

第一，在研究方法上，國外文獻主要有問卷調查法和實證研究兩種，國內主要是實證研究，在實證研究中，一部分學者采用了以時間為啞變量或者以GDP增長率劃分樣本進行研究；另外一些學者則直接選取一些經濟指標作為宏觀經濟因素的變量進行實證研究，雖然選取的指標各有側重，但總體來說最終實證結果均表明宏觀經濟因素影響著資本結構調整。

第二，在選用實證模型上，除了采用常規的線性回歸模型外，還有些學者開始嘗試用其他的模型，國外學者傾向于Probit模型，如Korajczyk和Levy（2003）；國內學者則采用GMM模型，如何靖（2010）、黃輝（2009）。

第三，在研究結論上，一般從兩個方面進行討論：資本結構呈逆周期或者順周期變動，以及不同的宏觀經濟環境下資本結構調整的速度。目前關于前者的結論不統一，有些學者的研究表明，本國企業資本結構調整呈順周期特征，如李勇（2014）；而Korajczyk（2003）、孔慶輝（2010）則認為融資約束少的企業呈逆周期特征，融資約束嚴重的企業則有順周期特征，但更多的結論表明企業資本結構呈逆周期變動。關于后者，絕大多數研究結果表明，宏觀經濟環境良好時，企業資本結構調整速度更快；融資成本越高，調整速度越慢；融資約束型企業調整速度更容易受到“容量受限”的影響，非約束型則更容易受到融資成本的影響，如Drobetz（2006）、Douglas（2010）、黃輝（2009）、閔亮（2011）、于蔚（2012）等。

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