宏觀(guān)經(jīng)濟(jì)因素精選(五篇)

序言：作為思想的載體和知識(shí)的探索者，寫(xiě)作是一種獨(dú)特的藝術(shù)，我們?yōu)槟鷾?zhǔn)備了不同風(fēng)格的5篇宏觀(guān)經(jīng)濟(jì)因素，期待它們能激發(fā)您的靈感。

篇1

通過(guò)對(duì)圖1中的脈沖響應(yīng)圖形進(jìn)行分析，我們可以得到以下結(jié)論：⑴雖然總體上投資需求增加有助于解釋經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)變動(dòng)，但通過(guò)對(duì)比我們可以發(fā)現(xiàn)，中央政府固定資產(chǎn)投資沖擊和地方政府固定資產(chǎn)投資沖擊對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)有著完全不同的影響。中央政府投資沖擊短期內(nèi)有助于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，對(duì)經(jīng)濟(jì)影響的長(zhǎng)期累積效應(yīng)也較大；而地方政府的固定資產(chǎn)投資沖擊在短期對(duì)經(jīng)濟(jì)的影響效果不明顯，并且出現(xiàn)了程度較小的累積負(fù)面效應(yīng)。造成這種情況的可能原因是：首先，中央政府的財(cái)政支出等經(jīng)濟(jì)政策和投資決策代表了政府決策層對(duì)當(dāng)前經(jīng)濟(jì)狀況的態(tài)度和看法，會(huì)對(duì)以后的經(jīng)濟(jì)走勢(shì)起到很大的指示作用，而地方政府投資大多是為了響應(yīng)中央政府號(hào)召，從而中央政府投資沖擊對(duì)產(chǎn)出的影響能力要大于地方政府投資沖擊。其次，中央項(xiàng)目的投資多是對(duì)當(dāng)前經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)極其重要的基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)和關(guān)鍵行業(yè)領(lǐng)域，效率較高，而地方政府的投資卻往往忽視投資的質(zhì)量和效率，造成資源和資金的極大浪費(fèi)，從而對(duì)經(jīng)濟(jì)的持續(xù)穩(wěn)定增長(zhǎng)產(chǎn)生不利的影響。最明顯的例子是2008年金融危機(jī)以后，我國(guó)中央政府出臺(tái)了“4萬(wàn)億”投資刺激方案，地方政府配套的投資資金更是高達(dá)17萬(wàn)億之多。雖然中央政府的資金支出大多投資于基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)和關(guān)系國(guó)計(jì)民生的關(guān)鍵行業(yè)領(lǐng)域（如交通、電力、科技、水利、節(jié)能減排等）保護(hù)了經(jīng)濟(jì)的持續(xù)平穩(wěn)增長(zhǎng)，但是大多數(shù)地方政府的投資卻較多的投向了“三高一低”（高投入、高污染、高消耗、低效益）行業(yè)，造成了資源的極大浪費(fèi)。這無(wú)疑會(huì)對(duì)經(jīng)濟(jì)的持續(xù)穩(wěn)定增長(zhǎng)帶來(lái)不利的影響。⑵對(duì)外貿(mào)易沖擊雖然也會(huì)對(duì)我國(guó)的實(shí)體經(jīng)濟(jì)造成沖擊，但影響程度不大。從DLnGDP對(duì)DLnEXP的累積脈沖響應(yīng)可以看出，短期內(nèi)的對(duì)外貿(mào)易沖擊對(duì)我國(guó)的經(jīng)濟(jì)波動(dòng)影響不明顯，但長(zhǎng)期內(nèi)有較小程度的正向效應(yīng)。可見(jiàn)，雖然我國(guó)經(jīng)濟(jì)對(duì)外依存度較大，出口對(duì)GDP的貢獻(xiàn)度較高，但國(guó)外需求沖擊并不會(huì)對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)波動(dòng)產(chǎn)生較大的影響。一個(gè)可能的解釋是：加工貿(mào)易占我國(guó)出口貿(mào)易的比重過(guò)大。出口貿(mào)易一般分為一般貿(mào)易、加工貿(mào)易和其他貿(mào)易，其中加工貿(mào)易是指依賴(lài)進(jìn)口的原材料、零部件，經(jīng)過(guò)加工裝配后再出口到國(guó)外的貿(mào)易形式。加工貿(mào)易的特點(diǎn)是“中間在內(nèi)，兩頭在外”，原材料和零部件是從國(guó)外進(jìn)口的，在本國(guó)生產(chǎn)后又運(yùn)到國(guó)外市場(chǎng)。在我國(guó)最常見(jiàn)的加工貿(mào)易形式是“三來(lái)一補(bǔ)”，即來(lái)料加工、來(lái)樣加工、來(lái)件裝配和補(bǔ)償貿(mào)易，其中補(bǔ)償貿(mào)易是指國(guó)外廠(chǎng)商提供或利用國(guó)外進(jìn)出口信貸進(jìn)口生產(chǎn)技術(shù)和設(shè)備，由我方企業(yè)進(jìn)行生產(chǎn)，以返銷(xiāo)其產(chǎn)品的方式分期償還對(duì)方技術(shù)、設(shè)備價(jià)款或信貸本息的貿(mào)易方式。因此，雖然我國(guó)出口額占GDP的比重很大，但出口增加對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)自身增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)并不是很大。⑶消費(fèi)需求沖擊是決定我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和波動(dòng)的主要因素。從DLnGDP對(duì)DLnEXP的脈沖響應(yīng)可以看出，1單位標(biāo)準(zhǔn)差的消費(fèi)需求正向沖擊導(dǎo)致GDP出現(xiàn)了1.2個(gè)百分點(diǎn)的增長(zhǎng)，隨后迅速下降，在8季度后基本消退。同時(shí)從DLnGDP對(duì)DLnEXP的動(dòng)態(tài)累積脈沖響應(yīng)圖形可以看出，正向的消費(fèi)需求沖擊不僅造成經(jīng)濟(jì)短期內(nèi)的較大增長(zhǎng)，而且長(zhǎng)期內(nèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)的持續(xù)增長(zhǎng)起到了重要作用。這主要是因?yàn)橐环矫嫦M(fèi)一般是短期行為，持續(xù)時(shí)間不長(zhǎng)，對(duì)經(jīng)濟(jì)的短期刺激較大；另一方面，消費(fèi)需求的提高可以改變?nèi)藗冮L(zhǎng)期的消費(fèi)習(xí)慣，從而對(duì)經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)起到較大程度的長(zhǎng)期影響。這充分說(shuō)明了當(dāng)前我國(guó)擴(kuò)大內(nèi)需拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的極端重要性。

2方差分解

為了測(cè)度各種內(nèi)外因素對(duì)宏觀(guān)經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的相對(duì)影響程度，本文對(duì)脈沖響應(yīng)函數(shù)進(jìn)行方差分解。方差分解通過(guò)分析每一個(gè)結(jié)構(gòu)式?jīng)_擊對(duì)內(nèi)生變量變化(以方差度量)的貢獻(xiàn)度，進(jìn)一步評(píng)價(jià)不同結(jié)構(gòu)式?jīng)_擊的重要性。表3列示了宏觀(guān)經(jīng)濟(jì)波動(dòng)方差分解結(jié)果。我國(guó)產(chǎn)出波動(dòng)的方差分解表明：⑴在預(yù)測(cè)期內(nèi)，由投資波動(dòng)引起的我國(guó)產(chǎn)出的波動(dòng)并不大，但卻有隨著滯后期逐漸增加的趨勢(shì)。一方面，中央政府投資沖擊對(duì)產(chǎn)出波動(dòng)的解釋能力要大于地方政府投資沖擊，這說(shuō)明了中央政府的經(jīng)濟(jì)政策或投資決策代表了我國(guó)政府決策層對(duì)當(dāng)前經(jīng)濟(jì)狀況的態(tài)度和看法，會(huì)對(duì)以后的經(jīng)濟(jì)形勢(shì)起到很大的指示和影響；另一方面，中央政府投資沖擊引致產(chǎn)出波動(dòng)的速度也要快于地方政府投資沖擊。這說(shuō)明中央投資政策的出臺(tái)大多是針對(duì)當(dāng)時(shí)經(jīng)濟(jì)形勢(shì)的短期行為。⑵與投資波動(dòng)一樣，國(guó)外需求的波動(dòng)對(duì)我國(guó)實(shí)際產(chǎn)出的波動(dòng)影響并不大，其解釋能力隨滯后期的增加逐漸增大到穩(wěn)定狀態(tài)時(shí)的8.7%。這說(shuō)明雖然我國(guó)的經(jīng)濟(jì)對(duì)外依存度較高，但國(guó)際經(jīng)濟(jì)狀況對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)的影響并不大。這可以歸因于我國(guó)國(guó)內(nèi)較強(qiáng)的經(jīng)濟(jì)活力和穩(wěn)健的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。⑶國(guó)內(nèi)消費(fèi)需求波動(dòng)在短期內(nèi)解釋了我國(guó)實(shí)體經(jīng)濟(jì)的絕大部分波動(dòng)，雖隨滯后期的延長(zhǎng)而有所下降，但得穩(wěn)態(tài)時(shí)仍然有66.5%的解釋能力。這也再次驗(yàn)證了擴(kuò)大內(nèi)需對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)持續(xù)較快增長(zhǎng)的極端重要性，同時(shí)也提示我們，通過(guò)擴(kuò)大內(nèi)需來(lái)推動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，應(yīng)該作為一項(xiàng)長(zhǎng)期政策來(lái)實(shí)施。

3穩(wěn)健性檢驗(yàn)

本文的實(shí)證分析結(jié)果受到我們根據(jù)一般經(jīng)濟(jì)理論設(shè)定的約束條件和Cholesky分解強(qiáng)加給經(jīng)濟(jì)變量的次序的影響，為了說(shuō)明以上實(shí)證結(jié)果的可靠性，需要對(duì)模型的設(shè)定和估計(jì)進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。具體做法是：我們首先調(diào)整SVAR模型中的經(jīng)濟(jì)變量順序，但不改變約束條件，依次進(jìn)行模型估計(jì)、脈沖響應(yīng)分析和方差分解；其次，我們對(duì)原有的約束條件作適當(dāng)修正，但不調(diào)整SVAR模型中的經(jīng)濟(jì)變量順序，再依次進(jìn)行脈沖響應(yīng)分析和方差分解；最后，我們既調(diào)整SVAR模型中的經(jīng)濟(jì)變量順序又對(duì)約束條件作出適當(dāng)修正，依次進(jìn)行模型估計(jì)、脈沖響應(yīng)分析和方差分解。經(jīng)過(guò)多次模型調(diào)整和實(shí)證分析后，我們發(fā)現(xiàn)，實(shí)證結(jié)果并沒(méi)有大的變化(限于篇幅，具體檢驗(yàn)過(guò)程省略)。這表明，本文所使用SVAR模型具有穩(wěn)健性，得出的實(shí)證結(jié)果是比較穩(wěn)定可靠的。

4結(jié)論與建議

篇2

[關(guān)鍵詞]國(guó)債收益率；宏觀(guān)經(jīng)濟(jì)；主成分分析；通貨膨脹

[中圖分類(lèi)號(hào)] F830.9 ［文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼］ A [文章編號(hào)] 1673-0461（2011）12-0084-04

一、引 言

2011年4月我國(guó)CPI同比上漲5.3%，食品價(jià)格上漲11.5%。根據(jù)美聯(lián)儲(chǔ)編制的美元對(duì)主要貨幣的匯率指數(shù)變化，2009年美元匯率貶8.5%，同時(shí)依據(jù)國(guó)際貨幣基金組織統(tǒng)計(jì)的全球儲(chǔ)備結(jié)構(gòu)數(shù)據(jù)，非美元儲(chǔ)備資產(chǎn)占到近四成，2009年美元資產(chǎn)相對(duì)美元升值導(dǎo)致以美元計(jì)值的外匯儲(chǔ)備余額增加。采用市場(chǎng)上常用的巴克萊全球債券綜合指數(shù)收益率，2005年～2009年的年均收益率為4.8%。今年以來(lái)央行連續(xù)出臺(tái)上調(diào)存款準(zhǔn)備金率和加息等政策，經(jīng)濟(jì)增速放緩，通脹壓力未減，貨幣政策“偏緊”，新股融資也相對(duì)密集，股票市場(chǎng)難以尋找良好的系統(tǒng)性投資機(jī)會(huì)。在這樣的宏觀(guān)經(jīng)濟(jì)緊縮背景下，債券市場(chǎng)尤其受到關(guān)注。通貨膨脹和緊縮政策對(duì)債券市場(chǎng)產(chǎn)生什么影響？在加息周期中，債券的收益率是否受到影響？

學(xué)者們已經(jīng)對(duì)影響債券收益率的因素進(jìn)行了一些研究，如王一鳴和李劍峰[1]將宏觀(guān)經(jīng)濟(jì)變量對(duì)收益率曲線(xiàn)的幾個(gè)特征有如何影響進(jìn)行了實(shí)證分析,發(fā)現(xiàn)宏觀(guān)經(jīng)濟(jì)變量更多的是對(duì)整個(gè)收益率曲線(xiàn)的位置有影響。謝海玉[2]發(fā)現(xiàn)受經(jīng)濟(jì)周期和通貨膨脹溢價(jià)要求的影響，超長(zhǎng)期債券的利率敏感性應(yīng)弱于短期債券。蔡躍明和平新喬[3]分析了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與環(huán)境的新型債券的相關(guān)性。王海靈和闞麗萍[4]分析了我國(guó)宏觀(guān)經(jīng)濟(jì)因素對(duì)債券收益率的影響。莊嘩[5]分析了宏觀(guān)經(jīng)濟(jì)信息對(duì)中國(guó)債券市場(chǎng)收益率結(jié)構(gòu)的影響。白麗健[6]研究了近代中國(guó)債券市場(chǎng)價(jià)格變動(dòng)的成因。

本文用主成分分析方法分析宏觀(guān)因素對(duì)政府債券收益的影響。債券收益來(lái)自三個(gè)方面，債券的利息收益、資本利得和再投資收益。而到期收益率既考慮了利息收益，也考慮了資本損益和再投資收益。

宏觀(guān)經(jīng)濟(jì)分析可以通過(guò)一系列經(jīng)濟(jì)指標(biāo)的計(jì)算、分析和對(duì)比來(lái)進(jìn)行。選取了8個(gè)常用的經(jīng)濟(jì)指標(biāo)：生產(chǎn)者物價(jià)指數(shù)（PPI）、消費(fèi)者信心指數(shù)（CCI）、消費(fèi)者物價(jià)指數(shù)（CPI ）、國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）、貨幣供應(yīng)量M1、匯率、利率、通貨膨

脹率。

主成分分析在分析宏觀(guān)經(jīng)濟(jì)對(duì)國(guó)債收益率的影響方面有其獨(dú)特的優(yōu)點(diǎn)。在實(shí)際問(wèn)題的研究中，往往會(huì)涉及眾多有關(guān)的變量。但是，變量太多不但會(huì)增加計(jì)算的復(fù)雜性，而且也給合理地分析問(wèn)題和解釋問(wèn)題帶來(lái)困難。一般來(lái)說(shuō)，雖然每個(gè)變量提供了一定的信息，但其重要性有所不同，而在很多情況下，變量間有一定的相關(guān)性，從而使得這些變量所提供的信息在一定程度上有所重疊。因而人們希望對(duì)這些變量加以“改造”，用為數(shù)較少的互不相關(guān)的新變量來(lái)反映原來(lái)變量所提供的絕大部分信息，通過(guò)對(duì)新變量的分析達(dá)到解決問(wèn)題的目的。主成分分析便是在這種降維的思想下產(chǎn)生的處理高維數(shù)據(jù)的方法。

二、實(shí)證分析

（一）樣本選取

國(guó)債0213是財(cái)政部2002年發(fā)行的記賬式（十三期）國(guó)債，期限是15年。由于該國(guó)債的剩余期限較長(zhǎng)，其屬于長(zhǎng)期國(guó)債。而宏觀(guān)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)長(zhǎng)期國(guó)債收益率的影響比較大。因此，本文研究宏觀(guān)經(jīng)濟(jì)對(duì)國(guó)債0213到期收益率的影響。

一般來(lái)說(shuō)，研究的區(qū)間長(zhǎng)度越長(zhǎng)越好，宏觀(guān)經(jīng)濟(jì)中的某些因素對(duì)債券的收益影響大小越準(zhǔn)確。但由于數(shù)據(jù)收集的困難，可供研究的時(shí)間區(qū)間長(zhǎng)度有限。因此國(guó)債季度期的到期收益率時(shí)間段為2004年6月至2010年12月，對(duì)應(yīng)的宏觀(guān)經(jīng)濟(jì)指標(biāo)也是季度數(shù)據(jù)。

（二）宏觀(guān)經(jīng)濟(jì)指標(biāo)分析

分析用因子分析的可能性。通過(guò)使用SPSS軟件分析，由表1可知KMO檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量值為0.656，說(shuō)明進(jìn)行因子分析的效果尚可，比較適宜做因子分析；Bartlett's球形檢驗(yàn)的顯著性概率為

0.000

1. 確定提取因子數(shù)量

在確定可以用因子分析法后，確定因子的數(shù)量和方差解釋?zhuān)缦聢D所示。

下面利用方差解釋表2提取主成分因子。提取的原則是主成分的累積貢獻(xiàn)率和特征根。

分析表2可知：第一個(gè)因子的貢獻(xiàn)率為54.397%，第二個(gè)因子的貢獻(xiàn)率為28.238%，前兩個(gè)因子的累計(jì)貢獻(xiàn)率達(dá)到了82.636%，說(shuō)明提取前兩個(gè)主成分可以解釋原有變量82.636%的信息；第一個(gè)因子的特征根為4.352，第二個(gè)因子的特征根是2.259，其余因子的特征根均小于1，因此，選擇提取前兩個(gè)主成分。

2. 主成分表達(dá)式

再利用旋轉(zhuǎn)后的因子負(fù)荷矩陣和因子得分系數(shù)矩陣確定主成分變量。

由表3和表4得，主成分一為變量x3、x4、x5、x6、x7的線(xiàn)性組合，主成分二為變量x1、x2、x8的線(xiàn)性組合。用SAS軟件進(jìn)行主成分分析各因子的特征向量，據(jù)此可以寫(xiě)出由標(biāo)準(zhǔn)化變量所表達(dá)的主成分的關(guān)系式為：

由表5可知，成分1和成分2不相關(guān)，因此，可以分別研究每個(gè)成分的影響因素，而不考慮二者之間的相關(guān)因素。

3. 因子解釋

Z1是反映消費(fèi)者信心指數(shù)（CCI）、國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）、貨幣供應(yīng)量M1、匯率、利率的綜合指標(biāo)。其中貨幣供應(yīng)量M1、匯率、利率都是中央銀行宏觀(guān)經(jīng)濟(jì)調(diào)控的貨幣工具。CCI反映消費(fèi)者信心強(qiáng)弱，綜合反映并量化消費(fèi)者對(duì)當(dāng)前經(jīng)濟(jì)形勢(shì)評(píng)價(jià)和對(duì)經(jīng)濟(jì)前景、收入水平、收入預(yù)期以及消費(fèi)心理狀態(tài)的主觀(guān)感受，可以一定程度上衡量消費(fèi)者對(duì)宏觀(guān)經(jīng)濟(jì)調(diào)控的反應(yīng)。而GDP是宏觀(guān)經(jīng)濟(jì)調(diào)控的反應(yīng)結(jié)果，反映一個(gè)國(guó)家一定時(shí)期內(nèi)的經(jīng)濟(jì)表現(xiàn)。綜上所述，將Z1定義為宏觀(guān)調(diào)控影響綜合指標(biāo)。

Z2是反映PPI、CPI和通貨膨脹率的綜合指標(biāo)。PPI、CPI和通貨膨脹率都在一定程度上反映一定時(shí)期內(nèi)的通貨膨脹。通貨膨脹決定消費(fèi)者花費(fèi)多少來(lái)購(gòu)買(mǎi)商品和服務(wù)，左右著商業(yè)經(jīng)營(yíng)的成本，極大地破壞著個(gè)人或企業(yè)的投資，影響著退休人員的生活質(zhì)量。對(duì)通貨膨脹的分析有助于設(shè)立勞動(dòng)合同和制定政府的財(cái)政政策。綜上所述，將Z2定義是通貨膨脹影響綜合指標(biāo)。

（三）線(xiàn)性回歸分析

根據(jù)以上主成分關(guān)系式將8個(gè)宏觀(guān)經(jīng)濟(jì)變量降低為兩個(gè)綜合指標(biāo)變量，即宏觀(guān)調(diào)控影響綜合指標(biāo)Z1、通貨膨脹影響綜合指標(biāo)Z2。用Stepwise方法分別對(duì)國(guó)債0213的到期收益做線(xiàn)性回歸分析。

分別繪制國(guó)債與主成分Z1和Z2的散點(diǎn)圖（見(jiàn)圖2、圖3）。

通過(guò)觀(guān)察圖2和圖3中的散點(diǎn)布局可以判斷，國(guó)債0213的到期收益率與宏觀(guān)經(jīng)濟(jì)綜合影響指標(biāo)Z1，通貨膨脹影響綜合指標(biāo)Z2都有一定的線(xiàn)性關(guān)系。

下面我們用逐步回歸方法對(duì)國(guó)債0213的到期收益率和Z1、Z2兩個(gè)指標(biāo)進(jìn)行回歸分析，得到結(jié)果如下表6所示：

由表6結(jié)果可以知道，國(guó)債0213的到期收益率與通貨膨脹影響綜合指標(biāo)Z2線(xiàn)性回歸的負(fù)相關(guān)系數(shù)是0.62073，擬合優(yōu)度為0.307。

通過(guò)表7結(jié)果可知，國(guó)債0213的到期收益率與通貨膨脹影響綜合指標(biāo)Z2線(xiàn)性回歸模型的顯著性概率為0.04，在顯著性水平α=0.05上該模型顯著。

由表8結(jié)果知道，國(guó)債0213的到期收益率與通貨膨脹影響綜合指標(biāo)Z2線(xiàn)性回歸的模型為：y1=0.554Z2，其中Z2的顯著性概率為0.04。因此，國(guó)債0213的到期收益率與通貨膨脹影響綜合指標(biāo)正相關(guān)。

近年來(lái)，由于經(jīng)濟(jì)過(guò)熱，物價(jià)不斷上漲，通貨膨脹也越來(lái)越嚴(yán)重。而當(dāng)期的通貨膨脹率對(duì)同期的國(guó)債收益率影響較大，國(guó)債0213雖是長(zhǎng)期國(guó)債，由于通貨膨脹率持續(xù)上漲，通貨膨脹的期限較長(zhǎng)，其到期收益率也受通貨膨脹的影響。因此，在所得到的計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型中，國(guó)債0213的到期收益率又受通貨膨脹影響綜合指標(biāo)的影響，且影響果顯著。

篇3

關(guān)鍵詞：外匯占款；物價(jià)水平；協(xié)整檢驗(yàn)

一、引言

宏觀(guān)經(jīng)濟(jì)學(xué)中的匯率傳導(dǎo)機(jī)制指出，一國(guó)匯率發(fā)生變動(dòng)，對(duì)本國(guó)物價(jià)水平的影響分直接和間接作用。該理論的假定前提為：整體世界價(jià)格水平保持不變，在現(xiàn)實(shí)生活中，這個(gè)假定前提并不成立，而且中國(guó)的外匯占款數(shù)量變化的影響因素也很多，導(dǎo)致人民幣匯率變動(dòng)的因素更是繁多。中國(guó)的外匯占款持續(xù)增長(zhǎng)，CPI增長(zhǎng)幅度卻并沒(méi)有與其同步，當(dāng)前的國(guó)際經(jīng)濟(jì)環(huán)境中，人民幣升值預(yù)期不斷增加，本文運(yùn)用2005年到2014年的年度數(shù)據(jù)，旨在探究外匯占款、外商直接投資、人民幣名義有效匯率的變動(dòng)對(duì)CPI增長(zhǎng)的影響機(jī)制、影響程度。

二、文獻(xiàn)綜述

近年來(lái)，國(guó)內(nèi)外學(xué)者對(duì)于外匯儲(chǔ)備的研究較多。朱孟楠、趙茜（2012）的研究表明，相比較外匯占款而言，匯率變動(dòng)更能解釋國(guó)內(nèi)物價(jià)波動(dòng)，能解釋其波動(dòng)的75%，外匯占款的貢獻(xiàn)度就相對(duì)較少，但是也能解釋10%。吉翔、陳曦（2012）的實(shí)證研究指出，外匯占款對(duì)宏觀(guān)經(jīng)濟(jì)的影響不僅能從實(shí)踐得到證明，更存在堅(jiān)定的理論基礎(chǔ)。其研究中運(yùn)用協(xié)整檢驗(yàn)、格蘭杰因果檢驗(yàn)多種計(jì)量方法，選取2001年1季度至2011年4季度的季度數(shù)據(jù)，進(jìn)行分析。在協(xié)整模型中，發(fā)現(xiàn)外匯占款和物價(jià)水平并非呈現(xiàn)正相關(guān)，這說(shuō)明在中短期內(nèi)，中國(guó)物價(jià)上漲的大部分原因并非是外匯占款的急劇增加。而在之后的格蘭杰因果檢驗(yàn)中，再一次證明外匯占款規(guī)模和物價(jià)水平?jīng)]有直接關(guān)系。張開(kāi)宇（2014）在其研究中進(jìn)一步引入理論依據(jù)，利用拋補(bǔ)平價(jià)說(shuō)和蒙代爾――弗萊明模型從理論出發(fā)，分析表明外匯占款對(duì)貨幣供應(yīng)量的影響正在逐漸加強(qiáng)，但是外匯占款大幅增加使得整個(gè)市場(chǎng)流動(dòng)性過(guò)度增加，對(duì)于貨幣政策的實(shí)施具有一定的阻礙作用。

本文準(zhǔn)備在前人的研究基礎(chǔ)上進(jìn)一步探究，采取2005年至2014年的年度數(shù)據(jù)，進(jìn)行比較系統(tǒng)的宏觀(guān)分析驗(yàn)證，探究近年來(lái)外匯占款與我國(guó)物價(jià)水平之間是否存在較明顯的關(guān)系。

三、模型建立與數(shù)據(jù)選取

（一）數(shù)據(jù)選取與說(shuō)明。本文采用協(xié)整檢驗(yàn)、格蘭杰因果檢驗(yàn)等計(jì)量方法，分析外匯占款、人民幣匯率、CPI、GDP、M2的關(guān)系，對(duì)其進(jìn)行實(shí)證研究。本分析時(shí)，根據(jù)前人經(jīng)驗(yàn)僅將人民幣與美元的匯率作為考慮對(duì)象，令美元兌人民幣匯率為E，考察其對(duì)外匯占款變化的影響。

為了剔除季節(jié)因素影響，文中采取的都是年度數(shù)據(jù)，分別對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行處理，GDPG是將每年的季度數(shù)據(jù)進(jìn)行加權(quán)平均取得最終值，F(xiàn)X為年度外匯占款數(shù)據(jù)，CPI為年度同比消費(fèi)者物價(jià)水平。為了減少FX和M2由于是時(shí)間序列而存在波動(dòng)，且其絕對(duì)值相差較大，因此對(duì)其取對(duì)數(shù)，記為L(zhǎng)OGFX、LOGM2。本文所有數(shù)據(jù)為2005年至2014年的年度數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)來(lái)源于中國(guó)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站。

（二）序列平穩(wěn)性檢驗(yàn)。對(duì)于選取的變量，需要先確定是否平穩(wěn)，在不存在單位根的情況下，才能進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，檢驗(yàn)變量之間是否存在協(xié)整關(guān)系。因此下文對(duì)各變量進(jìn)行ADF檢驗(yàn)，檢驗(yàn)的原假設(shè)是各變量存在單位根，得出的結(jié)果中LOGFX的P值為0.0015，ADF值為-6.288820，1%臨界值為-4.582648，原始數(shù)列平穩(wěn)，不存在單位根；CPI的P值為0.0054，ADF值為-5.116556，1%臨界值為-4.582648原始數(shù)列平穩(wěn)，不存在單位根。而GDPG、LOGM2、E則要進(jìn)行相應(yīng)處理后，才能使其變?yōu)橄鄳?yīng)的平穩(wěn)序列。通過(guò)ADF檢驗(yàn)，確定了各變量的最優(yōu)滯后期。

（三）協(xié)整檢驗(yàn)。在建立模型時(shí)，通過(guò)上文檢驗(yàn)，出廣義基礎(chǔ)貨幣M2的最優(yōu)滯后期為2期外，其他變量的最優(yōu)滯后期均為一期。得出協(xié)整方程如下：

LOGFX=6.584875+0.137031LOGM2-0.009671CPI+3.209987GDPG-0.337692E

從協(xié)整方程中可以看出，在長(zhǎng)期均衡中，外匯占款FX、廣義貨幣M2、GDP增速是呈現(xiàn)正相關(guān)關(guān)系，而外匯占款FX、物價(jià)水平CPI、美元兌人民幣匯率并沒(méi)有呈現(xiàn)正相關(guān)關(guān)系。外匯占款和物價(jià)水平?jīng)]有呈現(xiàn)正相關(guān)，說(shuō)明國(guó)內(nèi)物價(jià)水平變化和外匯占款增加沒(méi)有直接聯(lián)系，2005年至2014年外匯占款數(shù)量持續(xù)增長(zhǎng)，但是國(guó)內(nèi)物價(jià)水平同比增長(zhǎng)速度波動(dòng)不大，從協(xié)整方程中也可以看出，國(guó)內(nèi)物價(jià)水平上漲并非是外匯儲(chǔ)備增長(zhǎng)推動(dòng)的，物價(jià)水平變化的推動(dòng)因素有多種。雖然外匯占款直接影響廣義貨幣，持續(xù)增長(zhǎng)的外匯占款推動(dòng)了M2的大量投放，但是在這個(gè)過(guò)程中，央行為了減小通貨膨脹的影響，也采取了一系列市場(chǎng)操作，比如提高準(zhǔn)備金率，發(fā)行央票等，這些行為對(duì)外匯占款進(jìn)行了一定程度的沖銷(xiāo)，一定程度上對(duì)外匯占款所釋放的過(guò)度流動(dòng)性進(jìn)行了稀釋?zhuān)虼耸怪畬?duì)國(guó)內(nèi)物價(jià)水平并未造成直接的影響。

（四）格蘭杰因果檢驗(yàn)

在上文得出外匯占款FX、廣義貨幣M2、居民消費(fèi)水平CPI、GDP增速、人民幣匯率E，這五個(gè)內(nèi)生變量在長(zhǎng)期是存在線(xiàn)性關(guān)系的基礎(chǔ)上，對(duì)它們進(jìn)行了格蘭杰因果檢驗(yàn)，主要是為了考察它們之間是否存在先導(dǎo)滯后關(guān)系。

檢驗(yàn)結(jié)果表明：第一，外匯占款為廣義貨幣M2的格蘭杰成因，表明，在某種程度上，外匯占款的增加會(huì)促進(jìn)廣義貨幣M2的增長(zhǎng)。第二，外匯占款為人民幣匯率的格蘭杰成因，隨著中國(guó)外匯占款數(shù)額的增大，國(guó)際上對(duì)人民幣升值的預(yù)期加強(qiáng)，在一定程度上使得人民幣的匯率有上升的壓力。表明外匯占款確實(shí)對(duì)人民幣匯率存在推動(dòng)作用。第三，外匯占款同時(shí)還是GDP增速的格蘭杰成因，說(shuō)明中國(guó)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的增長(zhǎng)中有外匯占款的一定程度的有利影響。第四，外匯占款和CPI并沒(méi)有互為格蘭杰成因，這一結(jié)果和前文提到的，外匯占款與中國(guó)國(guó)內(nèi)的物價(jià)水平?jīng)]有直接聯(lián)系相呼應(yīng)，表明物價(jià)水平上漲的內(nèi)外推動(dòng)原因多元化，外匯占款對(duì)其的影響因子過(guò)小，因此，沒(méi)有必要在分析物價(jià)水平變化時(shí)，對(duì)外匯占款賦予過(guò)多權(quán)重。第五，廣義貨幣是GDP增速的格蘭杰成因，按照宏觀(guān)經(jīng)濟(jì)學(xué)理論可以推導(dǎo)，市場(chǎng)基礎(chǔ)貨幣增加，在某種程度上會(huì)促進(jìn)投資，刺激消費(fèi)，推動(dòng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展。實(shí)證結(jié)果與理論相符。

四、實(shí)證結(jié)果與政策建議

實(shí)證結(jié)果表明，從2005年人民幣匯率改革之后，中國(guó)經(jīng)濟(jì)始終保持穩(wěn)健的增長(zhǎng)趨勢(shì)，外匯占款持續(xù)增加，在貨幣乘數(shù)的作用下，市場(chǎng)投放的基礎(chǔ)貨幣增加，廣義貨幣，GDP均對(duì)其有正向推動(dòng)作用；人民幣匯率對(duì)其也有影響，但是二者并不是正向變化的；更進(jìn)一步地，在分析外匯占款和CPI的關(guān)系時(shí)，發(fā)現(xiàn)二者并沒(méi)有十分明顯的直接關(guān)系。這一點(diǎn)和宏觀(guān)經(jīng)濟(jì)學(xué)的相關(guān)理論有些出入，深入研究后，發(fā)現(xiàn)在實(shí)際經(jīng)濟(jì)環(huán)境中，存在央行為了維持國(guó)內(nèi)物價(jià)水平穩(wěn)定，減少通貨膨脹壓力而采取了一系列措施，對(duì)外匯占款進(jìn)行了沖銷(xiāo)。實(shí)證研究結(jié)果和相關(guān)政策建議如下：第一，在我國(guó)目前的市場(chǎng)環(huán)境中，人民幣匯率并沒(méi)有實(shí)現(xiàn)完全的市場(chǎng)化，在很大程度上還是由政府進(jìn)行主導(dǎo)。第二，外匯占款對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有促進(jìn)作用，在某種程度上，是通過(guò)貨幣傳導(dǎo)機(jī)制起的作用，因?yàn)閺V義貨幣是GDP增速的格蘭杰成因。第三，外匯占款雖然對(duì)CPI沒(méi)有直接影響，但是中國(guó)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展比較特殊，整體經(jīng)濟(jì)對(duì)于外部環(huán)境的依賴(lài)程度較高，因此持續(xù)增長(zhǎng)的外匯占款對(duì)于國(guó)內(nèi)的物價(jià)水平的影響還是值得注意的。

（作者單位：中國(guó)民航大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院）

參考文獻(xiàn)：

[1] 吉翔，陳曦.外匯占款對(duì)中國(guó)宏觀(guān)經(jīng)濟(jì)的影響探析[J].現(xiàn)代財(cái)經(jīng)，2012（12）.

[2] 張開(kāi)宇.我國(guó)外匯占款規(guī)模變動(dòng)對(duì)貨幣政策影響研究[J].現(xiàn)代財(cái)經(jīng)，2014（5）.

[3] 張林杰.中國(guó)外匯占款和通貨膨脹的關(guān)系實(shí)證分析：2003―2010[J].時(shí)代金融，2011（5）.

篇4

【關(guān)鍵詞】金融加速器 宏觀(guān)經(jīng)濟(jì)波動(dòng) 貨幣沖擊

我國(guó)金融政策積極地保障了我國(guó)宏觀(guān)經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展，對(duì)實(shí)體經(jīng)濟(jì)的促進(jìn)作用也不斷增加。隨著我國(guó)經(jīng)濟(jì)的開(kāi)放程度逐步提高，國(guó)際市場(chǎng)對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)的沖擊不容忽視。通過(guò)本文的我國(guó)的金融加速器效應(yīng)實(shí)證研究，具體計(jì)算出各個(gè)金融變量對(duì)我國(guó)宏觀(guān)經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的影響程度，全面分析我國(guó)金融加速器的特征與規(guī)律。以上研究結(jié)果為我國(guó)制定和實(shí)施準(zhǔn)確合理的宏觀(guān)經(jīng)濟(jì)政策，促進(jìn)我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)提供了依據(jù)，具有較強(qiáng)的現(xiàn)實(shí)意義。

一、文獻(xiàn)綜述

（一）國(guó)外研究現(xiàn)狀

Bagehot（1873）提出了銀行信貸量是引發(fā)經(jīng)濟(jì)周期波動(dòng)的一個(gè)重要的金融因素。Aftelion（1913）第一次提出了像這樣經(jīng)濟(jì)沖擊能夠被加速和放大的狀況。Haberler（1937）在對(duì)宏觀(guān)經(jīng)濟(jì)波動(dòng)周期的研究中，發(fā)現(xiàn)了金融市場(chǎng)中有可以放大沖擊的效應(yīng)存在。muelson（1939）提出了傳統(tǒng)的金融加速器效應(yīng)的觀(guān)點(diǎn)，增加消費(fèi)或投資對(duì)國(guó)民收入的提升有推動(dòng)作用。Christiano等人（2004）估計(jì)了大蕭條時(shí)期的美國(guó)的金融加速器效應(yīng)。Jacobsen與Hammersland（2008）采用誤差修正模型，對(duì)金融加速器效應(yīng)進(jìn)行了檢驗(yàn)。Nadeau和Wasmer（2011）驗(yàn)證了在美國(guó)勞動(dòng)力市場(chǎng)中存在金融加速器效應(yīng)。Gatti和Gallegati（2012）建立了一個(gè)信貸網(wǎng)絡(luò)，該網(wǎng)絡(luò)包含了銀行體系以及上、下游企業(yè)。

（二）國(guó)內(nèi)研究現(xiàn)狀

蔣冠（2004）在微觀(guān)基礎(chǔ)上，利用金融摩擦理論，分析了貨幣政策的傳導(dǎo)機(jī)制。龔六堂和杜清源于震，劉森以及趙振全（2007）對(duì)我國(guó)金融加速器效應(yīng)進(jìn)行了驗(yàn)證。袁申國(guó)（2010）研究分析了我國(guó)不同省市的房地產(chǎn)信貸市場(chǎng)中的金融加速器效應(yīng)的差異。崔光燦（2011）通過(guò)在BGG模型的基礎(chǔ)上建立包含金融加速器的兩部門(mén)動(dòng)態(tài)宏觀(guān)經(jīng)濟(jì)學(xué)模型研究了我國(guó)資產(chǎn)價(jià)格變動(dòng)對(duì)我國(guó)宏觀(guān)經(jīng)濟(jì)的金融加速器效應(yīng)。汪川、周鎮(zhèn)峰以及黎新（2012）在DSGE模型中引入金融加速器機(jī)制，分析了我國(guó)信貸因素對(duì)宏觀(guān)經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的影響。

二、理論模型

非參數(shù)模型

設(shè)Y為被解釋變量，X=（X1，X2，…，Xd）為解釋變量，給定樣本檢測(cè)值，假定（Yi，Xi）獨(dú)立同分布，建立非參數(shù)回歸模型：

Yi=m（Xi）+σ（Xi）εi，i=1，2，…，n （1）

其中m（·）是未知的函數(shù)，m（Xi）=E（Yi|Xi），εi是均值為零，方差為1，且與Xi獨(dú)立的序列，隨機(jī)誤差項(xiàng)μi=σ（Xi）εi，其條件方差為σ2（Xi）=E（μ2i|Xi）。

窗寬hn>0，核權(quán)函數(shù)K■（u）=h■■（uh■■），核函數(shù)K（u）？叟0?；貧w函數(shù)核估計(jì)的漸近方差隨著窗寬減少而增大，漸近偏隨著窗寬減少而減少。所以，非參數(shù)估計(jì)就是在估計(jì)的偏和方差中尋求平衡，使得漸近均方誤最小，漸近均方積分誤差，AIMSE=？蘩AMSE（x）dx，最小化漸近均方積分誤差，得到最優(yōu)的全局窗寬為：

h■=■n■ （2）

其中，A=？蘩■dx，B=？蘩2D■■（x）D■（x）f（x）■+trH■（x）■dx。

使得AMSE（x）最小的核函數(shù)為使式R■（K）μ■■（K）達(dá)到最小的核函數(shù)。

三、實(shí)證分析

金融加速器效應(yīng)是一個(gè)復(fù)雜的系統(tǒng)，各個(gè)變量對(duì)宏觀(guān)經(jīng)濟(jì)的影響既可能是線(xiàn)性的，也可能是非線(xiàn)性的。這時(shí)基于線(xiàn)性設(shè)定的回歸分析模型可能存在較大誤差。本文建立非參數(shù)模型來(lái)考察金融加速器機(jī)制中各金融變量對(duì)宏觀(guān)經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的影響效應(yīng)。

（一）變量選取與處理

本文中所采用的變量有：產(chǎn)出、消費(fèi)、投資、價(jià)格水平、M1、M2以及金融機(jī)構(gòu)貸款額。

（二）實(shí)證結(jié)果

1.貨幣市場(chǎng)沖擊對(duì)宏觀(guān)經(jīng)濟(jì)的影響。產(chǎn)出（GDP）分別對(duì)M1、M2的線(xiàn)性以及非參數(shù)回歸結(jié)果如以下四圖所示：

圖1產(chǎn)出對(duì)M1的線(xiàn)性回歸 圖2產(chǎn)出對(duì)M1的非參數(shù)回歸

圖3產(chǎn)出對(duì)M2的線(xiàn)性回歸 圖4產(chǎn)出對(duì)M2的非參數(shù)回歸

圖1、3為產(chǎn)出對(duì)M1、M2的簡(jiǎn)單線(xiàn)性回歸，圖2、4為非參數(shù)回歸?？梢钥闯?，非參數(shù)回歸的擬合效果明顯優(yōu)于簡(jiǎn)單的線(xiàn)性回歸，擬合值更接近于實(shí)際值，因此采用非參數(shù)回歸方法能夠得到更精確的回歸結(jié)果。

非參數(shù)回歸模型的斜率在不同的時(shí)點(diǎn)是變化的，因此以上非參數(shù)回歸方程在每個(gè)時(shí)間節(jié)點(diǎn)都對(duì)應(yīng)一個(gè)相應(yīng)的斜率估計(jì)值。產(chǎn)出對(duì)各個(gè)金融變量的平均彈性系數(shù)的估計(jì)值。M1增長(zhǎng)所導(dǎo)致的產(chǎn)出增加的彈性系數(shù)為0.4094，即在其他條件不變的情況下，M1增長(zhǎng)一單位，能夠?qū)е庐a(chǎn)出增長(zhǎng)0.4094個(gè)單位。而M2與金融機(jī)構(gòu)貸款增長(zhǎng)一單位，僅能分別帶動(dòng)產(chǎn)出增長(zhǎng)0.0027和0.0050個(gè)單位。這說(shuō)明在我國(guó)金融市場(chǎng)中，M1的變動(dòng)對(duì)產(chǎn)出的影響最為明顯，因此在制定宏觀(guān)經(jīng)濟(jì)政策時(shí)應(yīng)著重考慮M1因素，以更好的傳導(dǎo)貨幣政策，保證產(chǎn)出的平穩(wěn)增長(zhǎng)。

2.信貸市場(chǎng)沖擊對(duì)宏觀(guān)經(jīng)濟(jì)的影響。產(chǎn)出、消費(fèi)、投資以及價(jià)格水平分別金融機(jī)構(gòu)貸款額的線(xiàn)性以及非參數(shù)回歸結(jié)果如以下圖：

圖5產(chǎn)出對(duì)貸款的線(xiàn)性回歸 圖6產(chǎn)出對(duì)貸款的非參數(shù)回歸

圖7消費(fèi)對(duì)貸款的線(xiàn)性回歸 圖8消費(fèi)對(duì)貸款的非參數(shù)回歸

以上圖分別為產(chǎn)出、消費(fèi)、投資以及價(jià)格水平對(duì)金融機(jī)構(gòu)貸款額的簡(jiǎn)單線(xiàn)性回歸，同樣的，非參數(shù)回歸的擬合效果更優(yōu)于線(xiàn)性回歸，其擬合值更接近于實(shí)際值，非參數(shù)回歸方法能夠估計(jì)出更為精確的回歸系數(shù)。

以上四個(gè)非參數(shù)回歸方程在不同的時(shí)間節(jié)點(diǎn)對(duì)應(yīng)著不同的回歸系數(shù)，我國(guó)信貸市場(chǎng)對(duì)宏觀(guān)經(jīng)濟(jì)的影響較貨幣市場(chǎng)更低。信貸規(guī)模增加一億，能夠分別拉動(dòng)產(chǎn)出、消費(fèi)和投資增加0.0050、0.0021和0.1676個(gè)單位，而信貸規(guī)模增加一萬(wàn)億，能夠拉動(dòng)價(jià)格水平增加0.0746個(gè)單位。因此，在促進(jìn)我國(guó)宏觀(guān)經(jīng)濟(jì)平穩(wěn)快速發(fā)展的金融政策方面，應(yīng)更多地考慮貨幣市場(chǎng)，特別是M1因素，而可以相對(duì)減少對(duì)信貸政策的依賴(lài)。

四、結(jié)論

第一，我國(guó)貨幣與信貸市場(chǎng)以及企業(yè)資產(chǎn)的變化能夠通過(guò)金融加速器效應(yīng)對(duì)宏觀(guān)經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生影響，其中，企業(yè)資產(chǎn)的影響作用較貨幣和信貸市場(chǎng)更為明顯。政府部門(mén)在制定相關(guān)經(jīng)濟(jì)政策中應(yīng)更多地考慮企業(yè)因素。

第二，在我國(guó)的貨幣和信貸市場(chǎng)變量中，其中M1對(duì)產(chǎn)出、消費(fèi)以及投資的影響相對(duì)較大，金融機(jī)構(gòu)貸款額對(duì)價(jià)格水平的影響相對(duì)較大。因此對(duì)M1的宏觀(guān)調(diào)控應(yīng)是我國(guó)貨幣政策中最先被考慮與重視的工具。

第三，我國(guó)貨幣、信貸市場(chǎng)以及企業(yè)因素對(duì)產(chǎn)出、消費(fèi)、投資的影響相對(duì)較大，而對(duì)價(jià)格水平的影響很小。因此可主要通過(guò)對(duì)金融市場(chǎng)及企業(yè)資產(chǎn)的調(diào)控實(shí)現(xiàn)產(chǎn)出、消費(fèi)以及投資的穩(wěn)定增長(zhǎng)，而不會(huì)使價(jià)格水平產(chǎn)生較大變化。

參考文獻(xiàn)

[1]Bagehot Walter.Lombard Street：A Deseription of the Money Market[J].London：Henry S King Co，1873.

[2]Wicksell Knut.Interest and Prices.New York： Augustus M Kelley[M].1898：11-44.

[3]趙振全，于震，劉森.金融加速器效應(yīng)在中國(guó)存在嗎？[J].經(jīng)濟(jì)研究，2007，（6）：27-37.

篇5

關(guān)鍵詞：宏觀(guān)經(jīng)濟(jì)；上證指數(shù)；VAR模型

中圖分類(lèi)號(hào)：F015 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A

文章編號(hào)：1005-913X（2015）11-0183-02

一、引言

金融發(fā)展和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系一直是經(jīng)濟(jì)學(xué)中極富爭(zhēng)議的一個(gè)問(wèn)題。作為金融市場(chǎng)重要組成部分的股票市場(chǎng)和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，以及由此引申而出的股票市場(chǎng)和宏觀(guān)經(jīng)濟(jì)變量的關(guān)系，也是最近研究熱點(diǎn)之一。我國(guó)股票市場(chǎng)發(fā)展非常迅速，已經(jīng)成為影響社會(huì)經(jīng)濟(jì)生活的重要因素。在這種背景之下，研究股票市場(chǎng)表現(xiàn)和宏觀(guān)經(jīng)濟(jì)變量的經(jīng)驗(yàn)關(guān)系，具有很大的理論意義和實(shí)踐意義。

國(guó)外學(xué)者對(duì)股票市場(chǎng)表現(xiàn)和宏觀(guān)經(jīng)濟(jì)變量的關(guān)系進(jìn)行了大量的經(jīng)驗(yàn)研究。這些研究大多數(shù)表明在宏觀(guān)經(jīng)濟(jì)變量和股票價(jià)格之間存在明顯的相關(guān)關(guān)系， 但結(jié)論并非是完全一致的。例如，Chen， Rol和Ros（1986）研究發(fā)現(xiàn)可以顯著解釋股票收益率的因子有風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)變化以及通貨膨脹率等；但消費(fèi)支出、原油價(jià)格和股票收益率之間卻沒(méi)有明顯關(guān)系。Mukherjee和Naka（1995）用誤差修正模型研究了東京股票交易所（TSE）和日本宏觀(guān)經(jīng)濟(jì)變量之間的動(dòng)態(tài)關(guān)系。

他們研究發(fā)現(xiàn)，TSE股票價(jià)格指數(shù)和六個(gè)宏觀(guān)經(jīng)濟(jì)因子之間存在協(xié)整關(guān)系。而B(niǎo)inswanger （2000）對(duì)20世紀(jì)80年代以來(lái)的美國(guó)經(jīng)濟(jì)，用子樣本滾動(dòng)回歸方法研究發(fā)現(xiàn)，股票收益率和實(shí)質(zhì)經(jīng)濟(jì)活動(dòng)之間的關(guān)系不成立。

國(guó)內(nèi)學(xué)者也在這方面進(jìn)行了一些經(jīng)驗(yàn)研究，談儒勇（1999）研究了中國(guó)金融發(fā)展和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系，其中涉及了股市發(fā)展和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的實(shí)證研究。研究表明，我國(guó)股市發(fā)展的三個(gè)指標(biāo)（市價(jià)總值/GDP、成交金額/GDP和成交金額/市價(jià)總值） 在回歸模型中都不顯著， 這意味著我國(guó)股市發(fā)展對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用極其有限。鄭江淮、袁國(guó)良等（2000）的經(jīng)驗(yàn)研究認(rèn)為，雖然我國(guó)股市規(guī)模對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用效果不明顯，但股市發(fā)展與儲(chǔ)蓄之間的正相關(guān)關(guān)系表明存在股票市場(chǎng)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用機(jī)制。李廣眾（2002）的經(jīng)驗(yàn)研究認(rèn)為中國(guó)銀行、股市發(fā)展的主要作用在于促進(jìn)投資規(guī)模擴(kuò)大，股市發(fā)展對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用并不顯著。

從上述國(guó)內(nèi)研究文獻(xiàn)可以看出，研究重點(diǎn)大多放在金融發(fā)展和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系上，股票市場(chǎng)發(fā)展和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系僅僅是研究中的一部分，很少涉及關(guān)于宏觀(guān)經(jīng)濟(jì)和股票市場(chǎng)表現(xiàn)之間的經(jīng)驗(yàn)檢驗(yàn)。

從研究方法上來(lái)看，大部分用的是比較簡(jiǎn)單的回歸分析，很少考慮時(shí)間序列不平穩(wěn)帶來(lái)的謬回歸問(wèn)題?；谏鲜隹紤]， 研究將根據(jù)月度數(shù)據(jù)，在宏觀(guān)經(jīng)濟(jì)變量與股市價(jià)格的理論關(guān)系和經(jīng)驗(yàn)研究結(jié)論的基礎(chǔ)上，利用VAR模型對(duì)上海股票市場(chǎng)表現(xiàn)和宏觀(guān)經(jīng)濟(jì)變量的關(guān)系進(jìn)行實(shí)證研究。結(jié)構(gòu)如下：第二部分介紹模型形式、變量和數(shù)據(jù)選取， 第三部分給出實(shí)證結(jié)果， 第四部分是總結(jié)和結(jié)論。

二、模型設(shè)定及數(shù)據(jù)選取

宏觀(guān)經(jīng)濟(jì)對(duì)股指波動(dòng)的影響主要體現(xiàn)政府宏觀(guān)調(diào)控、市場(chǎng)變化以及消費(fèi)者行為方面，因此建立一個(gè)包含貨幣政策、宏觀(guān)經(jīng)濟(jì)情況、房屋價(jià)格變動(dòng)、通貨膨脹及消費(fèi)者信心指數(shù)的VAR模型，模型形式如下：

Yt=C1Xt-1+……CnXt-n+ξt

其中，Yt=[AINDEXt]Xt=[AINDEXt，Rt，M2，GDPt，HGINDESt+HOUSEINDEXt，CPIt，CCIt]，C表示常數(shù)項(xiàng)。其中AINDEX表示上證收盤(pán)綜合指數(shù)；R分別表示利率水平和M2同比增長(zhǎng)率，用以衡量貨幣政策；GDP分別表示GDP增長(zhǎng)率和HGINDES宏觀(guān)經(jīng)濟(jì)景氣指數(shù)，兩者結(jié)合衡量宏觀(guān)經(jīng)濟(jì)變動(dòng)；HOUSEINDEX表示國(guó)房景氣指數(shù)，CPI衡量通貨膨脹，與宏觀(guān)經(jīng)濟(jì)變量一起表示市場(chǎng)變化；CCT表示消費(fèi)者信心指數(shù)。樣本區(qū)間為2001年1月―2013年12月共計(jì)156個(gè)樣本。

三、實(shí)證結(jié)果

建立VAR模型，先對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。經(jīng)過(guò)檢驗(yàn)，所有的變量都可以通過(guò)平穩(wěn)性檢驗(yàn)，可以用來(lái)構(gòu)建VAR模型，在此基礎(chǔ)上，為了保證模型的穩(wěn)定性，進(jìn)行AR根檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果表明模型具有穩(wěn)定性，如圖1所示。

（一）滯后階的確定

進(jìn)行VAR模型檢驗(yàn)的最后一步就是確認(rèn)滯后階，模型滯后階的選擇過(guò)程如表1所示（最大試算階數(shù)為2）。

根據(jù)表中所示，LR、FPE、AIC準(zhǔn)則都顯示最優(yōu)滯后階數(shù)為2，SC、HQ準(zhǔn)則顯示最優(yōu)滯后階數(shù)為1，根據(jù)少數(shù)服從多數(shù)原則，我們選取最優(yōu)滯后階數(shù)為2。

（二）VAR模型和脈沖響應(yīng)

我們得到VAR模型形式如下：

AINDEX=0.857088397461*AINDEX（-1）+

0.126504716401*AINDEX（-2）-0.00230273338677*CCI（-1）

-0.000963551505897*CCI（-2）+0.0093385588814*CPI（-1）

-0.0195604202722*CPI（-2）+0.00942041778789*HGINDEX（-1）-0.0140177132655*HGINDEX（-2）+0.0138781296713

*GDP（-1）+0.00954420314823*GDP（-2）-0.000221171008889

*HOUSEINDEX（-1）-0.00501632789264*HOUSEINDEX（-2）+

0.0043259281095*M2（-1）-0.00657125075722*M2（-2）+

0.00636285095489*R（-1）-0.00643171398778*R（-2）-

0.007661618

R2=0.96

模型的擬合效果較好，較能對(duì)被解釋變量做出解釋。從估計(jì)結(jié)果中我們可以看出，上證指數(shù)具有較強(qiáng)的慣性特征，上一期對(duì)本期的解釋高達(dá)0.857，再前一期對(duì)被本期的解釋達(dá)到0.1265，二者結(jié)合就解釋了全部的0.98，表明上證指數(shù)受自身影響最強(qiáng)，而其他變量對(duì)其解釋力較弱，這也從一定程度上解釋了我國(guó)經(jīng)濟(jì)連續(xù)增長(zhǎng)多年而股票市場(chǎng)卻熊冠全球。再看其他變量，其余變量中，消費(fèi)者信心指數(shù)影響最弱且負(fù)相關(guān)，幾乎可以忽略不計(jì)；前兩期的CPI對(duì)本期上證股指影響較強(qiáng)，達(dá)到0.02，且呈負(fù)相關(guān)，表明上兩期的CPI指數(shù)如果上升，則會(huì)一定程度上導(dǎo)致本期股票市場(chǎng)的下跌，而上一期的CPI指數(shù)則對(duì)本期股票市場(chǎng)呈微弱正相關(guān)；除此之外，宏觀(guān)經(jīng)濟(jì)景氣指數(shù)的前一期和兩期也表現(xiàn)出明顯的分野現(xiàn)象，與CPI相同的是都是前兩期呈現(xiàn)明顯的負(fù)相關(guān)，而前一期呈現(xiàn)微弱的正相關(guān)，表明宏觀(guān)經(jīng)濟(jì)指數(shù)與CPI相關(guān)性較強(qiáng)；前一期的GDP對(duì)本期股指影響呈現(xiàn)正相關(guān)，而且相關(guān)指數(shù)達(dá)到0.014，前兩期的相關(guān)就變得微弱，表明當(dāng)期GDP的增加能明顯增強(qiáng)下一期的股指，但之后影響就逐漸減?。回泿耪咴谇耙黄趯?duì)本期呈正相關(guān)，前兩期對(duì)本期則呈負(fù)相關(guān)，也具有一定的分野現(xiàn)象。

四、結(jié)論與建議

通過(guò)利用VAR模型對(duì)宏觀(guān)經(jīng)濟(jì)環(huán)境、政府調(diào)控政策、市場(chǎng)變化和中國(guó)股票市場(chǎng)波動(dòng)性之間的關(guān)系進(jìn)行實(shí)證研究，得到了如下的主要研究結(jié)果：宏觀(guān)經(jīng)濟(jì)環(huán)境本身的發(fā)展?fàn)顩r將對(duì)中國(guó)股票市場(chǎng)波動(dòng)性產(chǎn)生顯著的正向影響，而宏觀(guān)經(jīng)濟(jì)環(huán)境變化對(duì)中國(guó)股票市場(chǎng)波動(dòng)性的影響是不確定的，這在一定程度上證明了中國(guó)股票市場(chǎng)價(jià)格變動(dòng)對(duì)經(jīng)濟(jì)基本面變化的反映功能的缺失；貨幣供應(yīng)量變化將對(duì)中國(guó)股票市場(chǎng)波動(dòng)性產(chǎn)生影響較為微弱，宏觀(guān)經(jīng)濟(jì)環(huán)境不會(huì)對(duì)貨幣供應(yīng)量調(diào)整政策調(diào)控中國(guó)股票市場(chǎng)的效果產(chǎn)生本質(zhì)性的影響。這個(gè)結(jié)論既是中國(guó)股票市場(chǎng)資金拉動(dòng)型特征的直接結(jié)果，同時(shí)也為中國(guó)股票市場(chǎng)具有的資金拉動(dòng)型特征提供了實(shí)證證據(jù)；市場(chǎng)變化對(duì)中國(guó)股票市場(chǎng)波動(dòng)性產(chǎn)生的負(fù)向影響更大，而且不會(huì)受到宏觀(guān)經(jīng)濟(jì)環(huán)境因素的影響。中國(guó)股票市場(chǎng)的弱市場(chǎng)有效性特征和噪音交易特征為這個(gè)結(jié)論的合理性提供了依據(jù)，而且中國(guó)股票市場(chǎng)的政策調(diào)控實(shí)踐也反復(fù)證明了這個(gè)結(jié)論的正確性；利率調(diào)整政策對(duì)中國(guó)股票市場(chǎng)產(chǎn)生的調(diào)控效果受到宏觀(guān)經(jīng)濟(jì)環(huán)境的明顯影響。宏觀(guān)經(jīng)濟(jì)環(huán)境因素的存在使得利率調(diào)整政策調(diào)控股票市場(chǎng)的效果變得不確定和不可預(yù)測(cè)。產(chǎn)生這種結(jié)果的主要原因在于，不考慮宏觀(guān)經(jīng)濟(jì)環(huán)境的理想情況下，投資者的入市決策和股票交易決策都會(huì)受到利率變化的顯著影響，而在考慮宏觀(guān)經(jīng)濟(jì)環(huán)境的現(xiàn)實(shí)情況下，中國(guó)宏觀(guān)經(jīng)濟(jì)環(huán)境狀況對(duì)中國(guó)股票市場(chǎng)條件波動(dòng)性產(chǎn)生的顯著正向影響可能對(duì)利率調(diào)整政策調(diào)控股票市場(chǎng)的效果產(chǎn)生了替代作用，從而致使利率變化對(duì)中國(guó)股票市場(chǎng)波動(dòng)性產(chǎn)生的影響不顯著。利率調(diào)整政策對(duì)中國(guó)股票市場(chǎng)影響的近似隨機(jī)的現(xiàn)實(shí)現(xiàn)象也證明了該結(jié)論與中國(guó)股票市場(chǎng)現(xiàn)實(shí)情況的一致性。研究結(jié)論啟示我們，加大理性市場(chǎng)主體的培育力度，改革政策機(jī)制、降低政策信息的獲取成本，建立和完善股票市場(chǎng)相關(guān)制度、特別是信用交易制度，加大金融衍生產(chǎn)品的開(kāi)發(fā)和上市力度，科學(xué)制定調(diào)控政策、提高政策調(diào)控能力、規(guī)范政府調(diào)控行為是提高政策調(diào)控效率、保障中國(guó)股票市場(chǎng)健康、穩(wěn)定、持續(xù)發(fā)展的有效途徑。當(dāng)然，研究工作僅僅是筆者有關(guān)宏觀(guān)經(jīng)濟(jì)環(huán)境、政府調(diào)控政策與中國(guó)股票市場(chǎng)關(guān)系研究的一項(xiàng)階段性實(shí)證研究成果，還有很多相關(guān)問(wèn)題有待于進(jìn)一步研究。

參考文獻(xiàn)：

[1] 陸 蓉，徐龍炳.“牛市”和“熊市”對(duì)信息的不平衡性反應(yīng)研究[J].經(jīng)濟(jì)研究，2004（3）.

[2] 趙振全，張 宇.中國(guó)股票市場(chǎng)波動(dòng)和宏觀(guān)經(jīng)濟(jì)波動(dòng)關(guān)系的實(shí)證研究[J].數(shù)量經(jīng)濟(jì)技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究，2003（6）.

[3] 郭金龍，李文軍.我國(guó)股票市場(chǎng)發(fā)展與貨幣政策互動(dòng)關(guān)系的實(shí)證分析[J].數(shù)量經(jīng)濟(jì)技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究，2004（6）.

[4] 許均華，李啟亞.宏觀(guān)政策對(duì)我國(guó)股市影響的實(shí)證研究[J].經(jīng)濟(jì)研究，2001（9）.

[5] 謝 赤，吳 丹.論股票市場(chǎng)對(duì)擴(kuò)張性貨幣政策效力的影響及相應(yīng)對(duì)策[J]. 當(dāng)代經(jīng)濟(jì)科學(xué)，2002（4）.