宏观经济波动精选(九篇)

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第1篇：宏观经济波动范文

关键词：房地产行业；经济波动；宏观经济；影响

中图分类号：F293.3 文献识别码：A 文章编号：1001-828X（2016）015-00000-01

引言

房地产有很强的产业资金链。如果市场发展繁荣，能带动很多与之相关的产业发展。如提供建筑生产原料和材料的塑料制品、钢筋玻璃、家具家装行业；与房地产开发有关的物业管理、金融信贷行业；还能拉动内需，提高就业率。客观上讲，房地产对整个宏观经济有着促进的作用。但是如果房地产出现过热或者低迷的情况，会给经济的发展带来不利的影响。严重时还会引发经济危机，造成国家宏观经济的崩溃。

一、房地产经济波动的体现概述

房地产经济的波动究其根本是房地产价格的变动。而价格是价值的物质表现形式，因此房地产的价格首先受价值的影响，此外市场需求也是影响价格变动的主要因素。在两个因素的影响下，房地产价格出现上下浮动的变化[1]。另外，因为房地产行业耗时比较大，建造周期长，所以房地产行业的价格波动的幅度并没有十分稳定的规律，有时候影响范围小，价格和价值相差不大，有时候波动剧烈，价格与价值偏离比较严重。随着我国人口的快速增长，房地产的市场需求变得越来越大，不可避免地出现了很多投机需求的现象，当供给大于实际需求的时候，出现了房地产经济泡沫，这时，房地产的不稳定更加明显的表现出来。

二、房地产经济波动对宏观经济的影响分析

（一）房地产经济波动对消费的影响

首先房地产市场是重要的消费市场，影响着消费需求的变化，并且影响人力财富的预期收入水平；其次房地产的本质属性是商品，它通过产品的产出影响社会资产的变化。所以价格上的变动自然对社会财富产生影响，房地产对消费的影响机制归根结底是通过财富效应来实现的。财富效应又叫做实际余额效应，是由于房地产价格变动，导致实际余额变动，从而对国民收入产生直接影响。具体的表现就是，当房地产价格发生变化时，拥有房地产的户主或者业主自身的总资产增加，如果他们把并不需要的多余房产变卖掉，又或者进行抵押，诸如此类再融资的现象，这种做法无形中为他们赚得多余的利润，简言之，他们的收入增多，有利于个人或者家庭集体的消费增加。而且这种效应对不同的购房人群或购房对象产生不同力度的影响。特别是针对投资性的购买者来说，获得的利润空间更大，他们不管采用什么销售方式，都可以获得财富的增加。即使房产所有者不采取出租或出售的方式，在房地产整体价格偏高的背景下，他们的消费信心仍然不断提升，信用水平也会相应的得到提高，那些拥有流动资金的居民更容易获得信贷支持，就不用出售自己的住房来获得需要的资金。

此外，房地产经济波动会对家庭的借贷能力产生影响，因为银行在发放贷款时，要对贷款行为存在的风险进行估计，还要评估抵押房子的现有价格，对抵押人的家庭总资产进行评估。从而影响消费水平。另外，当房价涨高时，在外面租房子的人的房租会超出预期水平，自己的个人消费就会受到影响。另外有些原本打算购房的人因为房价的上涨，不得不降低其他方面的消费比例。

（二）房地产经济波动对投资的影响

我国房地产的发展形势正处于繁盛时期。当房地产的价格上涨的时候，社会投资就会闻风而动，为了攫取更多的行业利润，很多的企业或者个人就会参与购房的商业活动中去，把买房当做一种投资行为。这时房地产的规模不断扩大，供给量会变得很大，这是房地产经济波动对社会总投资的直接影响。除此之外，因为房地产是产业链条很长的行业，所以它的价格上涨，相应的也会带动其他相关行业的生产的发展，比如建材业等。间接地增加了其它行业的总投资规模[2]。另外，因为房屋经常会被当做抵押的对象，所以房地产价格的上涨增加抵押产品的价值，人们融资的灵活度变大，自然无形中增加了他们进行其他投资的可能。反之，当房价过低时，会对投资产生“降温”作用。

三、实现房地产和宏观经济协调发展的措施

稳定房地产价格，是促进宏观经济平稳发展的前提。因此我们可以从以下方面规范房地产市场的健康运行。政府要深化土地制度的改革，统一土地的产权性质，加强房地产投资方向的正确引导，限制垄断，鼓励正当合法的竞争，从根本上规避风险[3]。此外，要保障良好的金融信贷氛围，对房产交易行为实行有力的监控。最后，要增加经济适用房的建设力度，保障居者有其屋，缓解市场上的房屋供需矛盾。

四、结束语

衣食住行是人们生活的根本。抑制房地产经济的恶性波动，有利于人们生活质量的改善，国民经济的发展。因此，中央政府应该根据形势的变化制定出政策，因此制宜实行宏观调控。

参考文献：

[1]付喜明.房地产经济波动对宏观经济的影响研究[J].文摘版：工程技术，2015（9）：258-258.

[2]张克忠.房地产经济波动对我国宏观经济的影响[J].科技致富向导，2015（14）：127-127.

第2篇：宏观经济波动范文

本文的任务，就是要对”企业拖欠“这一现象产生和发展的原因，它对微观经济活动和宏观经济运行的影响，在经济波动中所起的作用等问题进行定性与定量的分析，并对处理三角债问题的基本思路与具体做法，进行较深入的探讨。

本文所讨论的对象，是以企业财务报表当中的“人欠货款”为数量界限的企业间债务。由于缺乏债务拖欠时间、企业债务中拖欠部分比例的数据调查，我们主要通过对企业间债务总量的分析来展开讨论。除中国统计年鉴中的资料之外，我们还利用了两个样本数据，一个是国家统计局提供的“37万家乡以上工业企业”（以下简称37万家）统计资料，另一个是工商银行搜集整理的4000家大中型企业（其中绝大部分是国有企业，以下简称4000家）的统计资料。

一、企业间债务的一般原理

1．1　企业间正常信用关系的经济基础：最终产品销售前景

从基本理论层次上说，企业之间的债务，无论是怎样发生的，属于社会总流通手段中的一个组成部分。

现代经济中最经常使用也是最主要的交易手段是以国家信用为基础、由政府货币当局发放的货币。但交易手段并非必然是由政府发行的，信用手段也不仅仅局限于政府信用或国家信用。从历史上看，纸币的最初形态是私人之间的信用票据以？quot；银行券；而另一方面，商业票据，也就是企业之间的债务凭证，至今仍然是中介企业之间交易活动而广泛使用的一种交易手段。在企业之间交易中，卖方根据对买方产品销售前景的信任（这是信用的基础），对其实行一定时间内的“赊销”，买方则在一定时间之后再支付货款，在市场经济下是一种普遍存在的信用关系。

从个别企业的角度看，企业间债务取决于对债务方产品销售前景的预期与信任，而从宏观经济的角度看，企业间债务的存在，取决于对最终产品（投资物品、消费物品以及出口产品）的销售前景的预期。在现实中，多数企业之间的交易所涉及的只？quot；中间物品”；多数企业生产的也并非最终产品，或者（如钢材）并不用作最终物品的目的，而是中间物品（钢材并非用作投资的目的，建设厂房，而是用作原材料，加工出其他物品）；但是从经济活动的全过程来看，只有最终产品的购买能够由货币实现，中间产品的价值才能够以货币形式实现；假定最终产品的购买是必须用货币实现的，①中间产品的价值也就可以最终由货币来实现支付，实现只不过需要一定的时间间隔。因此，企业事实上是以最终产品的销售前景为信用保证，赊？quot；中间产品“。

由此可以看出：从整个经济的角度看问题，企业之间的正常的信用规模，取决于”最终产品“的市场需求规模；一切对总需求（最终产品需求）产生影响的因素，都会影响到企业正常信用的规模。这也就意味着，企业间债务状况，与宏观经济运行的状况是密切相关的。这些基本关系在我们分析企业间债务与宏观经济波动的关系问题时十分重要。

1．2　总交易量与两种不同的交易手段

虽然企业间债务最终一般还是要由货币来进行支付或结算从而完成交易的全过程，但在一定时间内（在一定的观测时点上），一国在一定时期内存在的未付商业票据的价值总额，就是在这一时期内由商业票据为中介的交易活动的总额；企业债务的存在表明在一定时期内已经实现交易的商品，有一部分不是由货币中介的，而是由企业间商业信用中介的。公式（1）表达这一关系：

（1）　pt＝mv＋d

式中p代表物价水平，t代表交易总量（实物量），m代表货币量（政府信用），v为货币流通速度②，d为在本期内发生的未支付的企业间债务（增量）。等式右边的总和表示的是以一定速度流通的交易手段或信用手段的总额。

在有的情况下，经济现实中的企业间债务会达到或接近某种最大值，虽然还了旧债之后还会再欠新债，但总量基本稳定下来，不再增长（d＝0），社会交易总量pt和经济增长规模的变化，就主要由货币量m和其流通速度v所决定。这是人们通常忽略商业信用存在而只注意研究货币量变动的作用的原因。

但是，相反的情况也会发生，即：给定货币量和流通速度，企业间债务增加，经济活动的规模（pt）也会发生相应的变化。这一重要关系是本文，特别是在后面几节里所要讨论的主要问题。

1．3　企业间债务总量无限增长的可能性

假定在一个封闭的经济中（没有进出口），也无需向政府交税，只有工资（各种个人收入）是必须用货币支付的，只有消费品是必须用货币购买的（在假定工资只用于消费的前提下，这两个假定是等价的）；所有中间物品以及投资物品都可以在支付相当于工资成本的那一数量的货币之后，用企业间债务的手段进行交易。我们就有了一个极限性质？quot；乘数”，即工资成本与总销售额的比率的倒数。这一乘数与总贷款额的乘积，就是企业间债务的理论极限值。

而且，这一极限值并不是债务总量的极限，而只是债务增量的极限，因为这里的乘数是本期的工资成本与本期总交易量的比率。这就意味着，如果企业可以不还旧债的话，企业间债务的总量是可以无限地增长下去的，每年都可以增加不超过极限值的一部分债务（这也可以构成一？quot；稳恒态“，steady－state）。这时，要想使企业间债务增长速度放慢，唯一的办法就是增加货币的供给从而使可支付工资和消费品购买力规模下降并因此使整个经济活动的规模缩小。

这一极限值对于任何一个现实经济来说都显得”太大“，实际债务增量总会小得多。这其实不说明别的，只是说明，人们是”还债的“，企业间的交易并不是只靠相互欠债，企业间信用并不是人人都可以在任何情况下接受的信用，一个企业也不可能无限地欠债不还再无限地借新债。

因此，问题归结为，人们为什么要还债和企业之间为什么不会无限地借债？从微观经济学的角度说，这无非是因为欠债和被欠债都是有成本的，而及时还债和不过多向外借债是有好处的。

1．4　企业间债务的微观行为分析

现在暂时假定我们将要讨论的企业都是”预算硬约束“的（下一节再放松这一假定），来看一下对于这样的企业来说，它借给别人债时和欠别人债时所考虑的各种因素。

（1）债权方。作为债权人，进行赊销对他的主要好处是与客户保持长久的交易关系从而保有市场；同时也是为了避免

生产过程的波动所带来的成本。在经济不那么景气的时候继续给老顾客们发货并给他们一些信贷，也能使生产持续不断的进行，避免今天停产、明天再重新组织起来而引起的”生产重组成本“。

当然，这样作是有代价的，最基本的就是付出隐含的资金利率。一般说来，在商定的时间内，企业间债务是没有利息的，在各国实践中，发生债务拖欠时一般也没有利息惩罚（见alrandari and schaffer，　1995）。隐含在企业间债务中的利息通常表现为提前支付或直接用现金购买时卖方给予买方的价格折扣。如果发生”拖欠“，债权人除了利息损失加大之外，还可能发生资金周转的困难，影响自己正常的生产经营。因此，当一个企业允许另一些企业延长还款时间的时候（明知对方要拖欠，还是发货），可以视为一种”让利“行为或”降价“行为，是由于产品滞销或市场需求下降的时候企业不得不降价销售，降价部分就相当于允许拖欠时额外让出的利息（相反的情况是”抢手货“得先支”预付款“）。一般说来，企业不会无限地让不还债的人继续赊购下去。别人长期拖欠不还债，债权人却还继续发货，这种无法用正常经济原因解释的特殊情况当然只能由特殊的体制因素加以解释（见下一节）。

债权人长期拖欠债务，债权人一方还会发生”追债成本“：派人出去追债本身是费时、费力、费钱的，而且在对方”耍赖“的情况下有时还得作出的债务减免之类的”让步“；同时，债权人积极要债，可能使人们认为他自己的财务状况不佳，影响自己在市场上的形象与信用。这是所谓”消极债主“现象的一个重要原因（见begg and portes，1992）。这些成本会从债权人一方阻止债务的无限增长。

（2）债务方。从债务人的角度看，他超过付款期拖欠债款的好处当然是多占有了一部分利息，更可以在无法获得银行贷款的情况下，扩大自己的”灵活性“，没钱也能继续投资、继续生产，或将自己的资金周转用于别的用途，”一块钱当作两块钱用“。但拖欠债务的代价是落下”不讲信用“的名声而使以后再借债发生困难。在商业信用极为重要的经济环境中，为了占一点利息的便宜丧失信用是很不值得的。这是市场经济中不到万不得已企业总是尽可能及时还债的基本原因。

1．5　企业间债务的规模与货币量（银行贷款）的相关关系

企业间债务的增长和规模与货币量之间存在着复杂的关系。

一方面，货币越多、越便宜，大家越没有必要相互欠债；而当政府采取宏观紧缩政策的时候，货币供给量越少，企业之间相互拖欠会变得越严重。但是在另一方面，根据前面第1．3小节的分析，货币量越多，企业以货币为基础所能创造出的企业间信用也会越多。就单个债务人的角度看，它越是能够获得较多的货币（银行贷款），它就越是可能更多地欠债，别人会因为相信它可以较容易地获得银行贷款而较为放心地借债给它；从债权人的角度看，如果他可以较容易地获得贷款，他就可能不那么积极地去”要债“，因为别人所欠债务虽然多一点，他仍可以从银行借到钱维持生产的正常进行。从整个经济的角度看，人们都是在一定量的货币基础上”创造“企业间信用，货币量越多，以此为”准备金“所能创造出的企业间债务的规模就可以越大。

从统计经验上看，西方主要市场经济国家中企业间债务与企业贷款规模的比率一般为一比一（rostowski，　1994）。我国目前企业间债务与企业贷款的比率总的来说还较低，约为67％，所以债务增长还有”余地“。从个案情况看，当企业间债务与贷款比率较低的时候，债务仍会增长；当这一比率接近于一或大于一的时候，债务增长的速度明显下降，企业本身也开始积极清理债务。这是值得引起注意的一个关系。

1．6　债务总量与债务增量

企业债务总量是指到某一时点为止经济中全部未支付的企业间债务的总和（比如我国1995年末存在的8000亿企业间债务），是一个存量概念；企业间债务增量是在一定时期内新增加的债务量（比如1995年一年间我国企业间债务增加了2000亿元），是一个流量概念。

在一定时期中，企业会还旧债欠新债。新债是在本期发生的，但只要它没有超出还旧债的数量，债务总量没有增加，就可视为没有发生新增债务，因为还旧欠新？quot；还”的过程使用了货币，相当于用货币进行交易，没有用新增债务来中介本期的交易。正因如此，只有本期新增的债务，才与本期的经济活动相关；其他债务存量属于历史遗留下来的问题。

但是，企业间债务的存量与增量是相关的：就一般趋势而言，给定其他各种条件（包括宏观经济政策），企业间债务的增长速度会随着债务总量的增大而发生递减；存量相对于整个经济活动以及货币总量的规模越大，增量的相对规模会越小。原因就在于，从宏观的角度看，企业间已有的债务越多，建立在一定货币基础上的信用关系越是脆弱，新的信用创造余地越小。就个别企业来说，欠债越多，再借新债；或者别人欠的账越多，自己财务越难以再维持生产，进行更多？quot；赊销“。

因此，尽管我们并不知道在现实中企业间债务的实际极限是什么，但是由于以上两个小节所分析的种种原因，我们可以期待：给定货币供给的增长率（政策），给定经济的增长速度，企业间债务的增量随总量的扩大而递减（若货币供给增长率发生较大变化，债务增量会突然以较大幅度增长），至少，债务与交易总量的比重会发生递减。

企业间债务不会无限地增长，这个理论上的结论对于分析现实中债务的增长变动情况，也许是有用的。从我国的现实情况看，在宏观政策发生变化、实行紧缩性货币政策的初期，债务增量数额很大（见表1，主要工业企业的数据）；但在这之后，随着债务总量的进一步增大，债务增量下降，增幅递减，而不是每年保持同样的增长幅度。1988－1989年实行宏观调控后主要企业间债务增量与工业总产值的比率从1987年的0.76％猛增至1989年的3.98％，但随后逐步下降；1993年货币政策和宏观经济形势发生变化之后，企业间债务与工业总产值的比率从前一年的0.3％一下子猛增至14.63％，但在1994年这一比率已经下降至10.91％，债务增量的绝对值也开始下降。

二、中国现阶段企业间债务增长的特殊原因

2．1　经济体制转型时期企业间债务正常的”体制性增长“

国有企业的一个基本体制特征是”预算软约束“。但这并不意味着国有企业就一定相互拖欠债务。在传统的计划体制下，企业仅与中央计划当局发生”垂直的“经济联系，企业之间并不发生直接的财务往来，交易的支付直接通过统一的银行帐户进行划拨，所以并不会发生所谓”三角债“现象。只有在由计划经济向市场经济体制转轨的过程当中，当集中计划的经济体制已经解体，生产经营决策权已经下放到企业，企业与企业之间发生横向财务关系的情况下，”三角？quot；才会发生。这就是说，“三角债”是“改革了的国有企业之间发生的债务拖欠”现象。在现实中，所有实行体制改革的社会主义经济，都发生了“三角债”从无到有、迅速膨胀的问题，就可以说明这一问题。

这就提出了一个问题：在转轨时期，企业间债务总额的增长，在一定程度上属于经济“货币化”、“信用化”的

一种正常现象。我们称这种因体制变化所引起的企业间债务增长为“体制性增长”。我们当然很难确切地在统计上确定已经发生的企业间债务中有多少属于体制转轨时期的“体制性增长”（在本文后面的分析中我们将忽略这个问题，但仍请读者注意到这个问题的存在），但我们应该当作“问题”加以对待的只是超出正常的“体制性增长”的突发性“膨胀”或“额外增长”。

2．2　国有企业的特殊问题

国有企业“预算软约束”的体制特征决定着企业间的债务，可能会大大超出“预算硬约束”条件下的债务水平。这是对于国有企业间债务过度增长的一个最基本的体制原因。这一基本原因具体表现在以下几个方面：

第一，国有企业本身享有“国家信誉”的背景，借债较容易。法律上说，国有企业是国家作为所有者和债务人的“无限责任公司”，只要国家“不破产”，企业的“信用等级”就总会好于别的企业。这是人们较容易借钱、借债给国有企业的原因，无论它们是否欠债不还。从这个意义上说，国有企业债务，一定程度上具有与法定货币同样的性质。

第二，在历史上，国有企业一般不会破产，亏损由国家补贴。财务状况不好的企业仍要生存下去，债务也就必然不断增加，不会因破产清偿而被勾销。不能破产，企业欠债就没有了最后的惩罚，债务的增长也就会“无所顾忌”，不良企业吃整个经济的“大锅饭”，占用盈利企业的资金，无法实现优胜劣汰和资源的有效配置，最终也会将盈利企业拖垮。

第三，在历史上，企业债务增加后，国家银行注入新的偿债资金“清理三角债”（1986年以后国家曾多次为清理三角债注入资金），更增强了人们对国有企业债务有国家作保证的预期。

正是在这种特殊制度背景下，国有企业之间的“三角债”很容易膨胀，超出企业自身的偿债能力；而且，国有企业事实上能够通过扩大企业间债务拖欠，扩大其事实上的“购买能力”，从而导致总需求的膨胀或减缓总需求缩减的速度。国有企业间“三角债”，在一定程度上相当于“企业以国家信用为背景自主先导发行的准货币”，也是货币发行“倒逼机制”的一个组成部分（见樊纲，1994，1995）。

假定d为企业间债务总额，δm为国家银行事后为“清欠”而注入的货币，则

式中的m可以定义为“企业间债务引致货币供给的系数”。假如“为清欠三元债务注入一元货币”，则m的经验值为3。

国家银行“注资清欠”会在一定程度上影响人们对国有企业间债务行为的预期并因此而影响到目前与今后一段时期中企业的行为。国家银行注入的资金越少，或者所承诺注入资金减少，m的“预期值”（em）越低。理论上说，em越低，“预算约束”越“硬”，企业间相互拖欠的数额会越小。所以，企业间债务在理论上是“预期货币供给系数”的函数：

（3）　d＝f［em］

任何经济中企业都存在着一定程度的预算软约束。国有企业与其他企业在体制上和行为上的差别，就在于em较高从而拖欠行为会较为严重。但这并不否定同样是在国有经济条件下，em仍会是一个可变的量，并且可以在一定范围内作为政府的一个政策变量。这一点在理解解决企业间债务拖欠问题上具有重要的意义。

2．3　企业为什么被严重拖欠时还会继续“发货”

中国国有企业在被严重拖欠的情况下还会继续给予其他企业“发货”并继续进行生产，除了前面所说过的（a）为了保持与客户的长期关系，（b）为了防止生产停顿之后发生“生产重组成本”等一般性的经济原因，以及（c）企业“预算软约束”这一基本的体制性原因之外，还有以下一些较为具体的经济原因与社会原因。

（1）为了能发放奖金与增加福利。对于国有企业来说，现行体制是，工资、奖金的发放和利润提留取决企业是否在本期内有“销售额”；而只要产品已经发出，就算作发生了“销售”，就可以动用企业现有的资金或者有资格向银行借款发工资、发奖金、提福利、提留利润进行各种支出。企业可以不关心自己的实际财务状况被债务人拖垮（在预算软约束条件下，债权人对于借出债务的风险考虑也会小得多），但总是会出于管理者和工人的现实利益（不是所有者的利益）而关心是否发得出工资。因此，只有当企业间拖欠已经使企业可动用的资金（包括自有资金和银行可能的贷款额度）“用完了”的时候，企业即使继续生产也不再能发工资的时候，企业才会有较为强烈的动机，停止在收不到货款的情况下还继续发货。

由此可见，在国有企业的体制条件下，企业间债务的增量，会更接近上一节所说的“理论极限”－－只有“工资成本”构成对企业间债务增长的限制。

这一因素，并不是在任何时候、任何企业都一直起重要的作用。在高涨期之后、紧缩刚开始的时候，许多企业还有利润、也还有现金，还能发奖金，这一因素的作用就大些；一般地说，对于有利润、有现金的好企业，这个因素的作用总会大一些，而对于其他一些企业，当问题已经是没有现金、发不出工资的时候，这个因素当然谈不上多大了。

（2）为了获得更多的银行贷款。在现行银行体制下，国有银行在分配贷款指标的时候，执行一定的产业政策标准，其中重要的一个标准就？quot；企业的产品有市场“。在这种条件下，只要能够”发货“，无论是否收得到货款，企业都似乎更便于证明自己的产品有市场，以此作为申请贷款的理由。

（3）为了”社会安定“。作为国有企业，不可避免地承担着一些国家的社会职能。别人欠债不还，企业到头来会拖欠工人的工资。但据企业管理者和地方政府官员的解释，即使这样，只要生产还在进行，工人每天能有事作（同时企业和政府承诺以后一定补发工资），也比工人无事可作要更有利于社会稳定。这也构成”不付钱也发货“的一个重要原因。

2．4　其他体制缺陷的作用

第3篇：宏观经济波动范文

关键词：总债务；宏观经济波动 

一、 引言 

经济波动一直是宏观经济研究的重要问题。纵观世界经济发展情况，从1929年美国泡沫经济引发的全球经济大萧条到2008年美国次贷危机引发的全球经济危机，再到2010年欧元区成员国爆发的主权债务危机，不难发现几乎每一次的经济危机都是与债务相关的。中国自改革开放以来，经济经历了长期的高速增长，与此同时，债务规模飞速扩大。我国总债务率从1997年的80.6%一路升至2013年的170.8%，总债务率年均上升7.4个百分点，债务累积速度不可谓不快。特别是，1997年亚洲金融危机和2008年次贷危机爆发后，我国总债务率都有一个较大幅度的抬升。近些年来，由于受到美国次贷危机的影响，总产出又表现出下行的迹象，2008年实质GDP同比增长率从第一季度的10.6%下降到第四季度的6.8%。基于这种现象，那么我国总债务的快速增长对我国宏观经济波动具有什么样的影响？影响程度有多大？影响机制又是怎样？宏观经济水平对总债务又有怎样的影响？中国政府面对这样的情况又该采取什么样的政策？ 

本文其他部分的结构安排如下：第二部分是文献综述；第三部分是结论及政策建议。 

二、 文献综述 

国内外学者对债务水平与宏观经济波动关系问题已做了较多的经验研究。通过对已有的文献进行梳理，发现国内外学者对于债务水平与宏观经济波动的研究是从三个方面开展的： 

（一）家庭债务与宏观经济波动的研究 

Cynamon and Fazzari （2008）认为不断积累的家庭债务，为宏观经济的增长提供了一个实质性的刺激。之外，Mian and Sufi （2009）对美国县巿级的截面数据进行分析，认为家庭债务是解释宏观波动性的重要原因。Yun K. Kim（2011）构建了一个VAR模型考察了美国的债务增长率和GDP、GDP净值之间的关系，认为在短期内，总收入和债务之间存在着双向并且积极反馈的关系，但是在长期中，家庭债务和总产出之间存在着消极的关系。Rajashri Chakrabarti（2011）考虑到模型本身固有的缺陷，采用描述性统计方法对美国2007年间家庭债务与储蓄数据进行分析，结果表明在经济环境恶劣的情况下，家庭部门就会减少消费增加储蓄，消费者对整个信贷供应都持以悲观态度，以致于经济停滞不前。Stephen G Cecchetti（2011）不局限于对美国债务与经济的研究，视角转向全球。基于18个OECD国家1980-2010年间的家庭债务、非金融企业债务以及政府债务的数据，采用索洛新古典增长模型分析了三种债务与GDP之间的关系，他认为债务与GDP之间存在着一个阀值，只要超过这个阀值，债务就会成为经济增长的累赘。Finn E. Kydland（2012）构建了动态随机一般均衡模型探讨英国、美国等发达国家的住房在经济周期中的动力影响，研究发现：住房投资促进宏观经济的发展，非住宅投资阻碍经济的发展。郭新华（2012）发现家庭债务和宏观经济波动存在长期均衡关系，家庭债务增长1 个单位，GDP 相应增长0.03个单位，在短期内家庭债务增加促进经济增长。 

（二）企业债务与宏观经济波动的研究 

一些学者采用DSGE模型的方法进行研究。Bernake（1999）and Carlstrom（1997）假设企业都是风险中性者，构建了一个包含企业违约均衡的DSGE模型研究企业债务与经济总波动的关系。Iacoviello（2005）and Gerali（2010）在Bernake的基础上构建了包含金融摩擦的DSGE模型来考察它们之间的关系，他们认为金融摩擦同时影响家庭债务水平和企业债务水平，最终影响到宏观经济波动。另外一些学者采用相对常规的方法来进行研究。Ogawa（2003）提出，对于企业来说，高债务负担会阻碍企业的发展速度和投资增长，进而影响宏观经济的稳定增长。Hein（2006）在Lavoie（1995）的研究基础上，考虑了企业债务利息在neo-KaleckinAlan增长模型中的作用，研究了长期利率的变化对经济增长与宏观经济稳定的影响。Charles（2008）探讨了在neo-KaleckinAlan增长模型中，企业债务可能会造成金融不稳定。 

（三）公共债务与宏观经济波动研究 

Mickel（1991）考察了美国公共债务利息支付的影响效应，研究表明：公共债务规模扩大会导致更多的利息收入向高收入家庭转移。You and Dutt（1996）把经济增长、公共债务、收入分配等变量，纳入到其构建的后凯恩斯模型中，考察了公共债务对收入分配的影响，研究发现：公共债务的增加可能会提高工人的收入，且公共债务对收入分配差距的确切影响取决于政策实施时的外部环境。Ramos and Roca-Sagales（2007）采用VAR模型，考察了财政政策的收入再分配效应，研究结果表明：公共支出和直接税有助于缩小收入分配差距，而间接税会扩大收入分配不平等。Nisreen Salti（2011）利用面板数据，考察了公共债务的收入再分配效应，结果表明国内公共债务的增长与基尼系数的上升有着很大的关系。 

对国外相关研究成果的回顾，发现学者关于债务水平与宏观经济波动研究方法和内容上都取得了突破，从简单的VAR模型到当下最主流的DSGE模型，从分离开单独研究到结合一起来研究。但是他们的侧重点都在各种债务类别与宏观经济波动的研究上，对于总债务水平与宏观经济波动的研究涉及较少。在对国内相关研究成果的梳理上，发现目前关于总债务水平与宏观经济波动的研究成果几近空白，可能性原因是我国债务发展时间较短，学者忽略了其对宏观经济的波动影响，又或者是有学者进行了尝试，但是由于数据获取以及模型方法方面都存在着困难，因而进展缓慢。 

三、 政策建议 

面对日益严峻的债务问题，政府应当采取以下措施：第一，从源头上厘清各种债务的风险类型，用政策来规范各种借贷行为；第二，制定债务风险防控标准，保证债务规模合理适当增长；第三，有选择、有差别的区分借贷类型，不能一概而论，让借贷行为程序化、规则化。（作者单位：湘潭大学商学院） 

参考文献： 

[1] 李春吉，孟晓宏. 中国经济波动—基于新凯恩斯主义垄断竞争模型的分析[J]. 经济研究，2006，（ 10） ： 72 - 82. 

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第4篇：宏观经济波动范文

本文所讨论的对象，是以企业财务报表当中的“人欠货款”为数量界限的企业间债务。由于缺乏债务拖欠时间、企业债务中拖欠部分比例的数据调查，我们主要通过对企业间债务总量的分析来展开讨论。除

但是，相反的情况也会发生，即：给定货币量和流通速度， 企业 间债务增加， 经济 活动的规模（pt）也会发生相应的变化。这一重要关系是本文，特别是在后面几节里所要讨论的主要 问题 。

1．3　企业间债务总量无限增长的可能性

假定在一个封闭的经济中（没有进出口），也无需向政府交税，只有工资（各种个人收入）是必须用货币支付的，只有消费品是必须用货币购买的（在假定工资只用于消费的前提下，这两个假定是等价的）；所有中间物品以及投资物品都可以在支付相当于工资成本的那一数量的货币之后，用企业间债务的手段进行交易。我们就有了一个极限性质？quot；乘数”，即工资成本与总销售额的比率的倒数。这一乘数与总贷款额的乘积，就是企业间债务的 理论 极限值。

而且，这一极限值并不是债务总量的极限，而只是债务增量的极限，因为这里的乘数是本期的工资成本与本期总交易量的比率。这就意味着，如果企业可以不还旧债的话，企业间债务的总量是可以无限地增长下去的，每年都可以增加不超过极限值的一部分债务（这也可以构成一？quot；稳恒态“，steady－state）。这时，要想使企业间债务增长速度放慢，唯一的办法就是增加货币的供给从而使可支付工资和消费品购买力规模下降并因此使整个经济活动的规模缩小。

这一极限值对于任何一个现实经济来说都显得”太大“，实际债务增量总会小得多。这其实不说明别的，只是说明，人们是”还债的“，企业间的交易并不是只靠相互欠债，企业间信用并不是人人都可以在任何情况下接受的信用，一个企业也不可能无限地欠债不还再无限地借新债。

因此，问题归结为，人们为什么要还债和企业之间为什么不会无限地借债？从微观经济学的角度说，这无非是因为欠债和被欠债都是有成本的，而及时还债和不过多向外借债是有好处的。

1．4　企业间债务的微观行为 分析

现在暂时假定我们将要讨论的企业都是”预算硬约束“的（下一节再放松这一假定），来看一下对于这样的企业来说，它借给别人债时和欠别人债时所考虑的各种因素。

（1）债权方。作为债权人，进行赊销对他的主要好处是与客户保持长久的交易关系从而保有市场；同时也是为了避免生产过程的波动所带来的成本。在经济不那么景气的时候继续给老顾客们发货并给他们一些信贷，也能使生产持续不断的进行，避免今天停产、明天再重新组织起来而引起的”生产重组成本“。

当然，这样作是有代价的，最基本的就是付出隐含的资金利率。一般说来，在商定的时间内，企业间债务是没有利息的，在各国实践中，发生债务拖欠时一般也没有利息惩罚（见alrandari and schaffer，　1995）。隐含在企业间债务中的利息通常表现为提前支付或直接用现金购买时卖方给予买方的价格折扣。如果发生”拖欠“，债权人除了利息损失加大之外，还可能发生资金周转的困难， 影响 自己正常的生产经营。因此，当一个企业允许另一些企业延长还款时间的时候（明知对方要拖欠，还是发货），可以视为一种”让利“行为或”降价“行为，是由于产品滞销或市场需求下降的时候企业不得不降价销售，降价部分就相当于允许拖欠时额外让出的利息（相反的情况是”抢手货“得先支”预付款“）。一般说来，企业不会无限地让不还债的人继续赊购下去。别人长期拖欠不还债，债权人却还继续发货，这种无法用正常经济原因解释的特殊情况当然只能由特殊的体制因素加以解释（见下一节）。

债权人长期拖欠债务，债权人一方还会发生”追债成本“：派人出去追债本身是费时、费力、费钱的，而且在对方”耍赖“的情况下有时还得作出的债务减免之类的”让步“；同时，债权人积极要债，可能使人们认为他自己的财务状况不佳，影响自己在市场上的形象与信用。这是所谓”消极债主“现象的一个重要原因（见begg and portes，1992）。这些成本会从债权人一方阻止债务的无限增长。

（2）债务方。从债务人的角度看，他超过付款期拖欠债款的好处当然是多占有了一部分利息，更可以在无法获得银行贷款的情况下，扩大自己的”灵活性“，没钱也能继续投资、继续生产，或将自己的资金周转用于别的用途，”一块钱当作两块钱用“。但拖欠债务的代价是落下”不讲信用“的名声而使以后再借债发生困难。在商业信用极为重要的 经济 环境中，为了占一点利息的便宜丧失信用是很不值得的。这是市场经济中不到万不得已 企业 总是尽可能及时还债的基本原因。

1．5　企业间债务的规模与货币量（银行贷款）的相关关系

企业间债务的增长和规模与货币量之间存在着复杂的关系。

一方面，货币越多、越便宜，大家越没有必要相互欠债；而当政府采取宏观紧缩政策的时候，货币供给量越少，企业之间相互拖欠会变得越严重。但是在另一方面，根据前面第1．3小节的 分析 ，货币量越多，企业以货币为基础所能创造出的企业间信用也会越多。就单个债务人的角度看，它越是能够获得较多的货币（银行贷款），它就越是可能更多地欠债，别人会因为相信它可以较容易地获得银行贷款而较为放心地借债给它；从债权人的角度看，如果他可以较容易地获得贷款，他就可能不那么积极地去”要债“，因为别人所欠债务虽然多一点，他仍可以从银行借到钱维持生产的正常进行。从整个经济的角度看，人们都是在一定量的货币基础上”创造“企业间信用，货币量越多，以此为”准备金“所能创造出的企业间债务的规模就可以越大。

从统计经验上看，西方主要市场经济国家中企业间债务与企业贷款规模的比率一般为一比一（rostowski，　1994）。我国 目前 企业间债务与企业贷款的比率总的来说还较低，约为67％，所以债务增长还有”余地“。从个案情况看，当企业间债务与贷款比率较低的时候，债务仍会增长；当这一比率接近于一或大于一的时候，债务增长的速度明显下降，企业本身也开始积极清理债务。这是值得引起注意的一个关系。

1．6　债务总量与债务增量

企业债务总量是指到某一时点为止经济中全部未支付的企业间债务的总和（比如我国1995年末存在的8000亿企业间债务），是一个存量概念；企业间债务增量是在一定时期内新增加的债务量（比如1995年一年间我国企业间债务增加了2000亿元），是一个流量概念。

在一定时期中，企业会还旧债欠新债。新债是在本期发生的，但只要它没有超出还旧债的数量，债务总量没有增加，就可视为没有发生新增债务，因为还旧欠新？quot；还”的过程使用了货币，相当于用货币进行交易，没有用新增债务来中介本期的交易。正因如此，只有本期新增的债务，才与本期的经济活动相关；其他债务存量属于 历史 遗留下来的 问题 。

但是，企业间债务的存量与增量是相关的：就一般趋势而言，给定其他各种条件（包括宏观经济政策），企业间债务的增长速度会随着债务总量的增大而发生递减；存量相对于整个经济活动以及货币总量的规模越大，增量的相对规模会越小。原因就在于，从宏观的角度看，企业间已有的债务越多，建立在一定货币基础上的信用关系越是脆弱，新的信用创造余地越小。就个别企业来说，欠债越多，再借新债；或者别人欠的账越多，自己财务越难以再维持生产，进行更多？quot；赊销“。

因此，尽管我们并不知道在现实中企业间债务的实际极限是什么，但是由于以上两个小节所分析的种种原因，我们可以期待：给定货币供给的增长率（政策），给定经济的增长速度，企业间债务的增量随总量的扩大而递减（若货币供给增长率发生较大变化，债务增量会突然以较大幅度增长），至少，债务与交易总量的比重会发生递减。

企业间债务不会无限地增长，这个 理论 上的结论对于分析现实中债务的增长变动情况，也许是有用的。从我国的现实情况看，在宏观政策发生变化、实行紧缩性货币政策的初期，债务增量数额很大（见表1，主要 工业 企业的数据）；但在这之后，随着债务总量的进一步增大，债务增量下降，增幅递减，而不是每年保持同样的增长幅度。1988－1989年实行宏观调控后主要企业间债务增量与工业总产值的比率从1987年的0.76％猛增至1989年的3.98％，但随后逐步下降；1993年货币政策和宏观经济形势发生变化之后，企业间债务与工业总产值的比率从前一年的0.3％一下子猛增至14.63％，但在1994年这一比率已经下降至10.91％，债务增量的绝对值也开始下降。

二、

这就提出了一个问题：在转轨时期，企业间债务总额的增长，在一定程度上属于经济“货币化”、“信用化”的一种正常现象。我们称这种因体制变化所引起的企业间债务增长为“体制性增长”。我们当然很难确切地在统计上确定已经发生的企业间债务中有多少属于体制转轨时期的“体制性增长”（在本文后面的 分析 中我们将忽略这个问题，但仍请读者注意到这个问题的存在），但我们应该当作“问题”加以对待的只是超出正常的“体制性增长”的突发性“膨胀”或“额外增长”。

2．2　国有企业的特殊问题

国有企业“预算软约束”的体制特征决定着企业间的债务，可能会大大超出“预算硬约束”条件下的债务水平。这是对于国有企业间债务过度增长的一个最基本的体制原因。这一基本原因具体表现在以下几个方面：

第一，国有企业本身享有“国家信誉”的背景，借债较容易。 法律 上说，国有企业是国家作为所有者和债务人的“无限责任公司”，只要国家“不破产”，企业的“信用等级”就总会好于别的企业。这是人们较容易借钱、借债给国有企业的原因，无论它们是否欠债不还。从这个意义上说，国有企业债务，一定程度上具有与法定货币同样的性质。

第二，在 历史 上，国有企业一般不会破产，亏损由国家补贴。财务状况不好的企业仍要生存下去，债务也就必然不断增加，不会因破产清偿而被勾销。不能破产，企业欠债就没有了最后的惩罚，债务的增长也就会“无所顾忌”，不良企业吃整个经济的“大锅饭”，占用盈利企业的资金，无法实现优胜劣汰和资源的有效配置，最终也会将盈利企业拖垮。

第三，在历史上，企业债务增加后，国家银行注入新的偿债资金“清理三角债”（1986年以后国家曾多次为清理三角债注入资金），更增强了人们对国有企业债务有国家作保证的预期。

正是在这种特殊制度背景下，国有企业之间的“三角债”很容易膨胀，超出企业自身的偿债能力；而且，国有企业事实上能够通过扩大企业间债务拖欠，扩大其事实上的“购买能力”，从而导致总需求的膨胀或减缓总需求缩减的速度。国有企业间“三角债”，在一定程度上相当于“企业以国家信用为背景自主先导发行的准货币”，也是货币发行“倒逼机制”的一个组成部分（见樊纲，1994，1995）。

假定d为企业间债务总额，δm为国家银行事后为“清欠”而注入的货币，则

式中的m可以定义为“企业间债务引致货币供给的系数”。假如“为清欠三元债务注入一元货币”，则m的经验值为3。

国家银行“注资清欠”会在一定程度上 影响 人们对国有企业间债务行为的预期并因此而影响到 目前 与今后一段时期中企业的行为。国家银行注入的资金越少，或者所承诺注入资金减少，m的“预期值”（em）越低。 理论 上说，em越低，“预算约束”越“硬”，企业间相互拖欠的数额会越小。所以，企业间债务在理论上是“预期货币供给系数”的函数：

（3）　d＝f［em］

第5篇：宏观经济波动范文

随着股市运作的逐步规范，上证综指必将反映国民经济的总量变化，2001年下半年股市变化已经有了反映国民经济变化的端倪，即国民经济处于一个大的下降通道中。

国有股减持、违规资金的查处、股指期货的推出以及机构投资者的发展，对股市的变化会起到一定的作用，但作为一种政策或是一种工具，不可能起到决定性的作用，根本在于国民经济的好转，上市公司投资价值的提高。

股市是反映国民经济状况的一个窗口，股市的兴衰直接反映国民经济发展的好坏与快慢，同时，也在一定程度上影响国民经济的发展。但是，从根本上来说，国民经济的发展决定着股市的发展，而不是相反。因此，国家宏观经济状况以及对国民经济发展有重要影响的一些因素都将对股市及股市中存在着的各种股票发生显著作用。

本报告从宏观经济的大背景出发，考察国民生产总值的变化对股市的影响程度，分析GDP构成中投资、消费、外贸对股市的作用力，同时对股市波动中的货币政策的影响因素及传导机制加以描述，以期能从宏观经济的大背景中揭示股票市场的周期变化规律。

一、宏观经济周期与股票市场变化

1.1宏观经济与股票市场

为了尽可能全面的反映宏观经济与股票市场的变化，我们截取了十年的GDP季度资料和股市的月度资料以观察其相关的变化，这里股市的波动以上海证券交易所的上证综指作为观察样本。

从观察的情况看，自94年开始，国民经济处于一个大的下降通道中。从经济周期的角度出发，机关年纪处于衰退阶段。一般说来，在经济衰退时期，股票价格会逐渐下跌；到危机时期，股价跌至最低点；而经济复苏开始时，股价又会逐步上升；到繁荣时，股价则上涨至最高点。这种变动的具体原因是，当经济开始衰退之后，企业的产品滞销，利润相应减少，促使企业减少产量，从而导致股息、红利也随之不断减少，持股的股东因股票收益不佳而纷纷抛售，使股票价格下跌。当经济衰退已经达到经济危机时，整个经济生活处于瘫痪状况，大量的企业倒闭，股票持有者由于对形势持悲观态度而纷纷卖出手中的股票，从而使整个股市价格大跌，市场处于萧条和混乱之中。经济周期经过最低谷之后又出现缓慢复苏的势头，随着经济结构的调整，商品开始有一定的销售量，企业又能开始给股东分发一些股息红利，股东慢慢觉得持股有利可图，于是纷纷购买，使股价缓缓回升；当经济由复苏达到繁荣阶段时，企业的商品生产能力与产量大增，商品销售状况良好，企业开始大量盈利，股息、红利相应增多，股票价格上涨至最高点。

从我国的情况看，93年实施宏观调控政策以来，国民经济的总量指标在11.2-7%之间波动，没有出现大起大落的现象，经过三次统计平滑处理的资料显示，国民生产总值的增长速度处在一个缓慢下降的通道中。而同期上证综合指数仅在92、93年同国民生产总值有趋同的趋势外，其它年份与国民生产总值的趋势完全背离，以月份考察的上证综指常常出现大幅震荡的现象。但总体而言，上证综指处于于大的上升通道中。我们以十年的年动态数据计算的国民生产总值与上证指数的相关关系表明，其相关系数仅为0.08。以季度动态数据测算的相关系数竟然为-0.245。经济周期理论所阐述的观点与现实情况完全不同。

二、GDP相关指标与股市变化

2.1固定资产投资

固定资产投资一直是拉动经济增长的主要动力。从“六五”到“八五”时期，除1989、1990两个特殊年份之外，其余年份投资和GDP均保持了高速增长态势，而且投资增长速度在很多年份均高于甚至是大大高于同期GDP的增长速度。“六五”时期，投资增幅高出GDP增幅8.7个百分点；“七五”时期为8.6个百分点;“八五”时期为24.9个百分点。进入“九五”以来，这种状况发生了很大变化。与固定资产投资增速持续下滑相对应，同期GDP可比增长速度也呈逐年下滑趋势；另外，投资高出GDP的幅度也明显缩小，1996年为5.2个百分点,1997年二者持平,1998年为6.1个百分点,1999年则呈逆趋势，GDP增幅高出投资增幅2个百分点,成为改革开放以来继1989、1990年之后的第三个投资增速低于GDP增速的特殊年份。2000年，为刺激经济，政府加大了固定资产投资力度，同年投资增幅达到9.26%。进一步对影响2000年GDP增长的主要因素进行分析可以发现，2000年投资对经济的促进作用比较明显，这与1999年的情况截然不同。据我们测算，2000年投资对经济的贡献与消费对经济的贡献率基本持平达到40%左右。1999年消费对经济增长的贡献率为77.5%,拉动经济增长5.5个百分点,比1998年分别高出20.5和1.1个百分点;而1999年全社会固定资产投资仅增长5.1%,低于同期GDP增幅2个百分点，比1998年下降8.8个百分点,对经济增长的贡献率为28.2%,比1998年下降10.9个百分点,对经济增长的拉动作用为2个百分点,比1998年下降1.1个百分点。为扩大投资需求,政府连续出台了一系列相关的经济政策,包括继续增发国债用于基础设施建设以及对企业技术改造进行财政贴息;继续降低利率,活跃股票市场,开征储蓄存款利息所得税；对投资方向调节税实现减半征收；出台《个人独资企业法》等。尤其是1999年中央继续发行国债用以扩大投资需求，其力度之大为改革开放以来的首次(全年共发行1100亿元),而同期的固定资产投资增长速度仍然十分低迷,且低于同期GDP增长速度,成为制约经济增长的主要矛盾。

从资本市场而言，我国目前的资本市场发育还很不成熟，政府、企业、居民各不同的投资主体之间的资金难以进行有效的调剂。政府、企业、居民作为固定资产投资的主体，在全社会固定资产投资中扮演的角色是不同的。其中企业投资是固定资产投资中最主要的组成部分，其次是政府投资，最后是居民个人。与投资地位相对照，全社会资金在各投资主体之间的分配则完全呈相反的格局。改革开放以来，部门之间的资金余缺状况为：政府由资金结余部门转变为资金短缺部门，短缺资金占GDP的比重在1%以上；企业一直是资金短缺部门，且资金缺口不断扩大；居民一直是资金结余部门，且结余份额越来越高。根据对2000年资金流量的测算，政府部门短缺资金为1000亿元，非金融企业短缺资金为12100亿元，居民个人结余资金为16000亿元。不同投资主体之间的资金余缺状况表明，要实现投资的快速增长，只有对不同投资主体间的资金进行合理调剂，也就是说，通过合理渠道，将相对次要投资主体居民的闲置资金转化为主要投资主体企业和政府部门可使用的资金。而我国目前资本市场的格局显然不能满足有效调剂资金的需要，企业尤其是大量的中小企业很难从目前的资本市场上筹集到资金。首先是银行贷款受到限制。银行部门一般不愿意为民营企业或中小企业贷款，因为他们感到发放贷款的风险与收益不对称。1998年以来,为扩大内需,刺激民间投资增长,政府陆续出台了一系列有关政策,其中影响比较大的是1998年中央政府首次要求银行系统“增加向中小企业贷款”,各个国有银行先后成立了中小企业部,同时为鼓励银行将信贷资金向中小企业和民营企业倾斜,政府还相应提高了银行向中小企业贷款利息的浮动范围。但由于经济运行过程中的诸多矛盾以及民营企业本身一些固有的缺陷,使银行对其贷款存在抵押担保难、跟踪监督难和债权维护难等问题，实施效果并不明显。其次是直接融资渠道狭窄。我国的直接融资方式从一开始就主要面向国有大中型企业,目前为了解决国有企业的困难,促进其机制的转换,要求股票市场要优先服务于国有大中型企业,为国有企业的改革和发展创造条件。而中小企业的发展空间相对十分狭小，且市场进入门槛高。《公司法》规定,股份有限公司申请上市必须已经连续三年盈利,上市公司所流通股本应在5000万元以上。而大部分中小企业经营规模都较小,产业层次低,与国家对企业上市规模和优先产业的要求存在着一定的距离,客观上加大了中小企业上市的难度。我国上市公司中非国有经济控股企业所占比例不到10%。三是缺乏风险投资机制。风险投资是一种将资金投向风险较大,具有较高技术含量以谋求高收益的特殊商业性投资活动。美国IT产业的崛起与风险投资业和NASDAQ系统的发展关系密切，20世纪80年代、90年代风险投资业在美国兴起，极大地支持了计算机等高新技术产业的发展。我国的民营企业经过二十年的迅速发展,已经进入“二次创业”过程,一批高科技民营企业正处在起步和成长阶段,需要相应的创业机制予以扶持,其中最为关键的是建立风险投资机制。而目前我国对风险投资的扶持还基本处于起步阶段。

投资的增加主要表现在对宏观经济的影响，其传导机制是投资增加经济回升股票市场上涨。其对股票市场的直接影响在我国目前的市场状况下可能的表现形式是部分以投资为理由的贷款违规进入股市，但由于资料的限制，我们无法对这部分资金的影响程度作出判断。但就理论而言，固定资产投资不直接作用与股市。下表从固定资产投资的年度和月度变化也反映了这种现实。

2.2消费

在我们前面的论述中，已经表明GDP处于下降通道中，GDP的下降除投资的影响外，消费需求不足是另一因素。我国GDP的增长率在1992年达到14.2%的罕见高度之后呈现逐年回落态势，到2000年，回落了6.2个百分点。这一周期的回落与1992年以前的增长率波动有着根本的区别：一是三大产业的增长率同时出现了回落，其中工业增长率回落11.3个百分点是主要因素。二是回落持续的时间比以往任何一个周期都长，而且目前仍无明显回升的迹象。从国内消费方面来看，1992年之前，消费对GDP的贡献率都在60%以上，但从1992年之后，消费贡献率连续8年低于60%，平均贡献率比前几十年的年平均贡献率低6个百分点左右。这一突出变化表明，需求不足是影响GDP回落的重要因素。对于消费需求不足，政府消费部分由于资料的限制，我们无法分析。这里仅就居民消费加以论述。影响居民消费不

足的因素有如下几个方面：一是受居民收入差距扩大趋势的影响。根据历年的调查资料：1985年，我国城市居民中最高收入户与最低收入户的人均生活费收入之比为2.9﹕1，1990年这个比例为3.9﹕1。2000年为5﹕1，农村居民的收入差别虽然没有城市的大，但其发展趋势是一样的。在这里，我们并不打算就收入差距的扩大对消费需求的影响进行量化研究，但有一点是明确的，收入差距的扩大不利于形成新的消费热点，从而增加有效需求。二是传统消费观念和消费习惯的影响。人们的消费大都是量入为出，储蓄增长率一直维持在30%以上，这在世界各国中是比较罕见的现象。三是经济预期的不确定性。消费需求的形成不仅取决于即期收入，还取决于人们对未来收入的预期，而有关收入的预期又与人们对国家的经济政策和经济形势的预期密切相关。目前，我国正在进行的经济体制改革、机构改革、住房制度改革、社会保障制度改革、教育体制改革、医疗制度改革等等，都直接影响到人们的收入和支出水平，而唯一没有正式提到国家议事日程上的是收入分配制度改革，这又无法使人们在收入和支出的增长之间划上等号。人们可以预见的收入增长仅仅是工龄和职务工资等有限的几项，面对人员的分流、下岗压力以及日益与市场挂钩的子女教育费用等等涉及切身利益的社会变化，都将加强居民储蓄倾向。

为了刺激消费，目前我国的利率水平已经降到了历史低点，低利率储蓄政策在短期内对消费的影响并不是很显着，但从一个较长的时期来看，其影响必然会逐渐增加。此外，实行低利率储蓄对新增储蓄的影响将随时间的推移而逐渐增强，而且有利于一些储蓄资金转向股票、债券等投资领域，这些资金的流动将随着金融市场的规范化和投机因素的减少，向消费领域回流。但是，就股票市场而言，低利率促使资金投向消费或股票市场的倾向并没有显现。从94年8月的325点到97年5月的1510点；97年9月的1025点到2001年6月的2245点；97年7月的2245点到目前的1680点，股票市场的变化独立于消费和利率的变化。

2.3外贸

改革开放以来，中国的对外贸易获得了迅速的增长，明显地改变了在世界贸易中的地位。出口年平均增长13.2%，进口年平均增长11.2%。由于对外贸易的快速增长使得外贸依存度有了很大提高。在开放经济中，净出口是总需求的函数，以支出法计算的国民生产总值中，它直接构成对GDP的贡献。实践表明，贸易的高速增长是推动中国经济增长的巨大力量，而贸易的下降则是导致目前中国通货紧缩的重要因素。

由于外贸已经成为我国经济的重要组成部分，而它的增长变化与国际形势、汇率有直接的关系，不同于投资、国内消费。为此，我们将近年来我国进出口总额的绝对值与上证指数的变化加以对比，结果如下：

我们发现上证综指的走势竟然与外贸进出口总值的变化如此的趋同，（这里需要说明的是为了视觉上的直观，我们将上证综指做了放大一倍的处理）。我们计算的两者的相关系数为0.72。我们用滞后一年的进出口总额计算的相关系数为0.81。这说明股市提前一年反映进出口的变化的强度要大于当年。这一意外的发现我们试图做以下解释：一是外贸进出口总额的增加势必使得我国外汇储备增加，由于外币的国内不可流通性，这必然要求增加等值人民币的供应量。资金的增量供应必然对股市产生影响。二是随着开放政策的不断深入和开放程度的明显提高，对外贸易迅速增长是伴随资本流动的规模不断扩大而进行的。特别是1992年以来，中国资本国际化的进程明显加快,“八五”时期平均增速为36.1%，“九五”期间，累计利用外资2894亿美元，大量资本的流入，弥补了国内资本的不足，这使得国内的部分资金有了相对宽松的腾挪空间投资于证券市场。外贸形势不乐观时，情况正好相反，所以其波动趋于一致。三是1995年以来，中国经济处于周期运行的下行阶段，通货紧缩加剧，大量产能过剩，职工下岗失业日增，宏观环境的恶化影响了投资者的信心和预期。1998年实施扩张政策，大力启动经济，但扩张政策收效不大，经济仍在波动中继续下滑，人们的预期尚未改变，投资者的信心也未恢复，因而，消费依然看淡，投资也只是政府投资扩张，而民间投资仍不活跃。但此时，即97-2000年外贸进出口总额为27299、29153、31135、34153亿美元，绝对量处于升势，同期外资的利用为644、586、527、590亿美元。从外资的情况看98、99两年利用外资的增幅回落，2000年大幅增长。上证指数提前一年发生变化。这源于资本本性的决定，国内没有好的投资机会，进入股票市场逐利成为必然。四是中国国际收支统计中的投资收益以1995年为界，之前采取的是收付实现制，之后实行的是权责发生制。前者反映的是资本收益的实际流出额，后者记录的是全部的资本收益额。于是资本收益有两个流向：一个作为资本收益换成外汇流向国外，第二作为利润再投资记在资本项目的直接投资项下，这种利润的再投资在记入利用外资的同时，资本项目下的投资进入股票市场存在现实的可能。五是与国际市场的接轨，我们的进出口主要来自美日，美日经济向好，其股票市场繁荣，促使我国的进出口增加，股票市场呈现牛市。

2.4货币供应与股票市场

收入型货币数量理论认为，货币供应量与名义收入成有规则的正比关系。随收入的提高货币发行量以一定的比例增加，对经济总量的提高有显著效用。但是随货币流通速度的变化、金融市场自由化与国际化、电子信息技术发展，收入型货币数量论的准确性和可靠性日益下降，货币数量不再简单地与物价和收入呈比例关系，而是与经济体系中所有需货币媒介的交易（包括金融市场交易）有重要相关性。

证券市场交易包括发行新股交易，也包括市场主体在生命周期不同阶段改变其持有的不同资产组合而导致的交易，但常见的大量交易，是源于二级市场上投资主体因信息不对称、心理预期、新信息传播及对其解释等方面的不同而形成对市场的不同看法所导致的交易。与商品交易一样，证券市场的资产交易也是通过货币媒介进行的，同样不可避免要产生对货币的交易需求。这里我们通过对货币发行量的变化对我国股票市场与货币总需求关系进行实证分析：

年份M0M2M1上证指数

1993年586434879.816280833.8

1994年7288.646923.520540647.9

1995年7885.360750.523987555.3

1996年880276094.928514917

1997年1017790995.3348261194.1

1998年11204104498.5389531146.7

1999年13455119897.9458371366.6

2000年14652134610.3531472073.5

股票市场变化引起总的货币需求变化的途径或机制体现在四个方面：一是股票市场价格的上涨意味着人们名义财富的增加，在收入比股价波动性更小的情况下，意味着财富/收入的比率上升。而货币需求函数认为，财富／收入比率越高，往往反映为货币/收入的比率越高，或者说收入流通速度越低。股票市场与货币需求的这种关系为财富效应。二是股价上涨反映了风险性资产的预期收益相对无风险性资产而言有所上升。在人们的风险偏好程度不变的情况下，这种相对价值的变化将导致风险性资产的风险程度增加，从而人们将会增加其资产组合中相对安全性资产的比重来抵消这种风险，比如说增大持有短期债券、货币等，从而引致货币需求增大。这种增大其实质是资产组合的货币表现。三是股价的上涨往往伴随着股市交易量的扩张，这要求相应的货币供应来完成这些交易。四是股票市场价格上涨，交易量扩张，一般会使得股票吸引力增加，从而在人们的资产组合中比重增大，在一定程度上会对货币资产（主要是广义货币，如居民储蓄存款）有一种替代作用，从而降低货币需求。以上的股票与货币的传导机制中，就理论而言，股票市场对货币需求的综合作用有时是正向的，有时是反向的。我们用上表数据的回归分析表明，股票市场与货币总需求具有统计显著性，为正相关关系，股票市场价格上涨、交易量扩大，导致货币需求相应增加。

股票市场对货币的需求变化的同时，货币供应的变化又对股票市场产生作用。下图直接反映了货币流通量与股市的变化。变化表明货币供应量的走势完全同步于股市的变化，这里我们可以理解为股市的上涨与资金的推动是密切相连的。

三、关于股市背离宏观经济走势相关问题的思考

在中国这个新兴的证券市场中，证券融资的制度安排是在以政府为主导的情况下强制执行的，由于经验的缺乏和中国国企的传统背景的原因，这种制度不可避免的与完全市场下的融资行为产生摩擦。

3.1上市公司股权失衡

与发达国家成熟证券市场相比，我国证券市场最突出的问题是股票市场内部结构的非均衡性，股票市场被严重分割，市场结构不健全，缺乏有效、统一的市场体系。股票市场结构缺陷首先表现为上市公司股权结构的严重分割。国有股一股独大，且这些代表国家所有的股权又不能上市流通，这种股权结构被严重分割的状况，不利于资源的有效配置，也降低了证券市场的效率。占67％的国家股、法人股主体代表的缺位，使得公司治理结构存在根本的利益动力机制和监督约束机制。

3.2机构投资者发育不全

投资者结构以中小投资者为主，机构投资者比例过小,不但起不到稳定市场的作用，反而可能造成操纵市场等不规范现象的发生，使得市场大起大落、坐庄投机等现象时有发生。股价与企业效益已经没有匹配的效应。股票价格并不能有效反映市场信息，而信息失真和市场参与各方信息之间的不对称，使得投资者不得不为之付出额外成本，在理性预期条件下，投资者的投资行为被演化为理性投机行为，从而使我国证券市场不但信息传递机制发生扭曲，而且价格形成机制也不可避免发生了扭曲。尽管国家的政策导向一直是大力发展机构投资者，以战略投资者、封闭式基金为主的机构投资者在股票市场中得到了快速发展，但就股票市场本身的发展要求相比，但远远不能适应形势的需要。

3.3上市公司缺乏投资价值

从纵向比较分析，我国上市公司历年的业绩呈整体劣化的趋势，无论是每股收益还是净资产收益率都呈下降态势，通过对不同年度上市公司的考察，发现上市公司的上市时间越长，其效益越差。究其原因在于企业上市的目的不是促其建立适应市场运作机制要求的公司治理结构，而是乐于从二级市场圈钱，MM理论中的股权融资的成本高于债权融资的理论完全失效，关键在于董事会、经理层对股东的回报没有制约，总认为二级市场圈的钱是没有成本的美餐。不怕股东用脚投票。毕竟大股东代表国家利益，与个人利益没有直接关系。有的上市公司为了在现行的制度下保住其融资的资格，不惜弄虚作假，愚弄二级市场的投资者。从这个意义上说，中国证券市场股份制改制的功能缺陷，致使公司的发展动力不足，缺乏应有的投资价值。

第6篇：宏观经济波动范文

关键词：信贷资金分布；宏观经济波动；CF带通滤波；稳健性检验

中图分类号：F830文献标识码：A文章编号：1001-6260(2009)03-0088-06

一、引言及文献综述

2008年12月，全国新增贷款达到7720亿元，而2009年1月的新增贷款更是达到令人瞠目的1.6万亿，这是一个创纪录的数字，超过自2002年开始的中国经济增长周期的任何一个月的增长，并且接近今年预期新增贷款5.4万亿的30％。银行业的集体努力正使信贷成为积极财政政策的最佳搭档，如此高的信贷增速意味着短期内中国经济得到强有力的支撑。毋庸置疑，如果银行信贷不提供有力支撑，4万亿投资计划就难以按进度完成，在民间投资恢复信心之前，银行仍需持棒领跑一段时间。银行业正在努力跟上保增长的步调，为疲弱的经济输血，这将使已经被中央政府点燃的投资火焰熊熊燃烧，也会使缺乏现金的企业得到及时的救助。

学术界就信贷对宏观经济的影响的论述已经非常充分。Bernanke等(1988)指出，GDP与信贷的关系比其他变量更密切，信贷也比其他货币量更能作为经济活动的领先指标。Bernank等(1989)的金融加速器理论成功地解释了外部噪音在经济系统中如何被延续的问题，即通过加速器会被放大，使繁荣的经济更加繁荣，萧条的经济更加萧条。Bernanke等(1996)更是明确提出，信用会放大市场的真实状况，从而改变了最初的小冲击(包括实体和货币的冲击)，即放大了冲击效果。一些学者(Chami，2001；Lea，2005；Kishan，2006)研究了在双重约束下，由于银行的盈利能力、资产质量、抵押品价值和外部筹集资本的能力等因素具有与经济周期平行的特征，从而导致商业银行信贷政策本质上是加强景气周期(即亲周期，procyclical)，而资本监管将会导致银行信贷更为严重的亲周期性(尤其是低水平的银行对紧缩性货币政策更加敏感)，并放大经济冲击，强化金融系统的脆弱性，即货币政策传导的“资本渠道”。

吴丽华(2008)阐述了我国具备Kashyap等(1993)提出的银行信贷渠道必须满足的三个基本条件①，并基于我国的实际验证了信贷机制在我国是有效的，主张我国应该利用信贷规模控制手段效果好、针对性强、收放自如的特点，并实行差别的信贷政策，增加灵活性和弹性。

信贷与经济确实存在密切的内在关联，但是，信贷资金的各个组成部分对经济的刺激作用是完全迥异的。当前，值得我们深思的一个问题是，如何合理分配大幅度增长的信贷资金，充分发挥其效应，才能更好地引导民间投资，从而促使经济更快地实现V形反转，避免U形，更不是L形情况的出现。所以，本文将验证信贷资金的各个部分与宏观经济波动的关系，并提出针对性的建议。

二、商业银行信贷变量描述与分析

在我国不断进展的金融深化过程中，商业银行的信贷状况已经发生了很大变化。从表1我们可以看出，商业银行贷款总额占名义GDP的比重由2000年的111.1％下降到2008年的100.9％，贷款总额占其资产的比重从2000年的74.5％下降到2008年的56.4％。贷款的构成中，中长期贷款占贷款总额的比例大幅度上升，而短期贷款则出现明显的反差，9年下降了24.9％。另外，短期贷款中，除了农业贷款稳中有升外，商业贷款、建筑贷款和工业贷款都有不同程度的下降。即便如此，商业银行在融资体系中仍然占据最重要地位。

商业银行信贷资金的波动与经济增长率是否存在内在联系呢?我们对贷款总额(LOAN)、中长期贷款(MLOAN)、短期贷款(SLOAN)、农业贷款(ALOAN)、建筑贷款(BLOAN)、商业贷款(CLOAN)和工业贷款(DLOAN)运用GDP平减指数进行调节数据来源于中国人民银行网站和中经网数据库。，然后将其与经济增长率(RGDP)一起采用同类文献中最常用的H-P滤波分离出各变量的趋势要素与循环要素，并采用循环要素/趋势要素×100％计算相对波动，进而得出各变量的周期性波动，如图1。从该图中我们可以看出，经济增长率的波动周期大致为4.5年，波动幅度在15％以内；贷款总额的波动幅度较平稳，周期长度差不多，但是经济增长率大致提前两个季度；短期贷款几乎与经济增长率同周期波动，但波动幅度在10％以内；中长期贷款的波动幅度与经济增长率相差无几，但从峰―谷的角度看，其提前经济增长率大致3～4个季度；短期贷款中，农业贷款有其独特的周期特征，波动幅度非常小，周期为1年，其与经济增长率的关系比较松散；建筑类贷款的周期长度和波动幅度与经济增长率大概一致，但比经济增长率提前约两个季度；商业贷款与经济增长率几乎是同周期波动，但波动幅度仅是后者的一半；工业贷款的波动滞后经济增长率两个季度，波动幅度也相对较小。因此，信贷变量与经济增长率的周期性波动存在明显的内在联系，我们有必要对其进行精确的测算与验证。

三、信贷变量与经济增长率的先行/滞后关系测算

由于经济周期理论集中关注1.5～8年之间的波动成分(Christiano et，al，2003；Rua，et al，2005)，而带通滤波可分离出“恰好对应于研究关注的频率区间”的周期成分，完全去除研究中不感兴趣的频率区间。所以，我们抛弃传统的时域分析方法，运用带通滤波分离循环要素。

本文以经济增长率作为基准指标，将信贷变量与其比较，分析它们之间的先行滞后关系。首先，使用CF带通滤波分离出实际GDP增长率中4～24季度的周期循环要素，暂且称之为标准循环。图2中是使用傅立叶变换，对2000～2008年经济增长率的循环要素进行功率谱分析的结果。

为了利用变量间共变性上的频率差异信息，我们将各信贷变量与经济增长率循环要素之间的共变性和同步性研究划分在几个频率区间上进行。根据经济增长率循环要素功率谱的峰值界限，我们划分出长期循环(14～24个季度的循环要素)、中期循环(8～14个季度几个主要的峰值的循环要素)和短期循环(4～8个季度的循环要素)这里的长、中、短期循环仅是本文为描述方便而赋予的称谓，异于经济周期理论中所说的长、中、短周期概念。。它们的能量占整个标准循环分别为34％、26％和40％，比重相近，这也从另一角度验证了频带划分的合理性(刘俊生，2007)。

表2列出了信贷变量与经济增长率循环要素的交叉相关性分析结果。显然，这些变量在不同的频带上很少表现出完全相同的交叉相关性和先行滞后期。在每个频带上，挑选那些与经济增长率循环要素时差的绝对值在1个季度以内，并且交叉相关系数大于0.5的指标作为一致指标。筛选的结果是：标准循环周期内，短期贷款、工业贷款和商业贷款是一致指标，贷款总额、建筑贷款与中长期贷款是领先指标；长期循环周期内，短期贷款、工业贷款和商业贷款是一致指标，贷款总额、建筑贷款与中长期贷款是领先指标；中期循环周期内，短期贷款、工业贷款和商业贷款是一致指标，贷款总额、建筑贷款与中长期贷款是领先指标；短期循环周期内，贷款总额、短期贷款、工业贷款和建筑贷款是一致指标，商业贷款是滞后指标，中长期贷款是领先指标。因此，总体上，短期贷款及其其中的工业贷款和商业贷款与经济增长率是一致或滞后的，贷款总额、建筑贷款和中长期贷款则是提前于经济增长率的波动，而农业贷款与经济增长率的关联度很低，这恰恰印证了我们在第二部分的看法。

四、稳健性检验

为了检验信贷变量与经济增长率之间的相互影响，我们需要将经济增长率(信贷变量)基于常数、信贷变量(经济增长率)和信贷变量(经济增长率)波动性成分进行线性回归。考虑到我国季度数据的样本较少，我们采用两种方法计算各变量的波动性：其一是均值方程残差或者波动成分的绝对值度量，即波动程度的绝对离差；其二是利用条件异方差模型(ARCH模型)分离出条件异方差成分(刘金全，2003)。

度量X的水平值和波动性对于变量Y的线性影响，需要估计下述方程：

无论采用哪种波动性度量，两个模型估计在结论上都是稳健的。从模型结构和参数估计看出，贷款总额的趋势成分对经济增长率趋势水平存在显著的正影响，其整体影响的系数和为(含不显著的参数估计)为2.13；而贷款总额的波动性则对经济增长率的整体影响系数为－0.189，即具有“抵消效应”。同样的方法我们得出，中长期贷款、短期贷款、农业贷款、建筑贷款、商业贷款和工业贷款的趋势成分对经济增长率趋势水平的整体影响系数分别为3.47、1.15、0.46、1.49、0.84和1.35，它们的波动性对经济增长率的整体影响系数分别为－0.116、－0.327、－0.008、0.352、0.124和－0.185。因此，除了农业贷款外，各信贷变量的趋势成分及其波动成分对经济增长率的趋势确实存在显著的影响，其中贷款总额、中长期贷款和建筑贷款尤为明显。

另外，我们可以利用ARCH 模型对信贷变量的波动性与经济变量的波动性之间的关系进行检验。例如，贷款总额的波动性对经济增长率的短期效应可以用式(16)表示为：

式(17)表明，信贷总额的波动性对于经济增长率的波动形成了“溢出效应”，但是由于参数估计不显著，这种效应尚未明显体现出来。笔者认为，可能的原因是，2000―2008年是我国经济快速增长阶段，贷款总额和经济增长率都处于相对平稳阶段。对剩余的信贷变量做同样的分析，得到的结论是，虽然参数估计的t-统计量不显著，但这些信贷变量的波动性对经济增长率的波动都有不同程度的“溢出效应”，其中，建筑贷款与中长期贷款尤为明显。

五、结论与政策建议

我国目前仍是投资主导型经济，投资对经济起决定作用，对投资而言最敏感的是信贷，个中缘由是间接融资处于主导地位，银行信贷是投资资金的主要来源。因此，信贷规模及其分布状况的经济含义远不止于金融层面，它可反映出经济走势、行业发展、市场风险、政策导向等诸多方面，因此，信贷规模及其合理分布对国民经济的健康发展至关重要。

中国经济要真正恢复快速增长仍需要数月甚至更长的时间，这意味着宽松的货币政策还将持续相对较长的时间，信贷剧增已无异议。根据本文前述的分析，持续放量的信贷资金，必须有合理的分布，否则将无法引导民间资金的投入，也不能促成经济的V型反转。笔者认为，中央银行应该在这一关键时刻精确制导，鼓励加大对民生工程、中小企业、“三农”、居民消费、节能减排、科技创新、兼并重组、区域协调发展等领域的信贷投入；同时，应该本着优化经济结构、提高经济增长质量的宗旨，通过再贷款等方式引导金融机构调整信贷结构，增加中长期贷款，确保产业振兴计划的顺利推进；强化对信贷资金流向的监控，保证信贷资金进入实体经济投放到生产领域，避免其在金融机构内部空转，甚至通过违规渠道进入资本市场。当然，保增长、保企业是大局，银行的风险防范也是大局。政策的实施不能牺牲金融体系资源配置的功能，异化商业银行的行为，更不能破坏银行的风险调控体系，否则，经济刺激计划完成之时，或许正是金融业危机的开始。

参考文献：

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Empirical Analysis on the Relationship between Distribution of Credit Funds

and Macroeconomic Fluctuations in China

PAN Zaijian

(Department of Finance， Xiamen University， Xiamen 361005)

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

第7篇：宏观经济波动范文

摘 要： 根据中国A股市场数据，运用“非资产定价模型分解法”将个股风险分解为市场风险、行业层面风险和公司特质风险，在此基础上，建立结构向量自回归模型，考察个股不同层面的股价波动和宏观经济变量之间的相关性：发现A股市场特质波动水平的上升，使得公司层面的信息不确定性增加，导致信贷规模下降，从而间接降低了宏观经济的稳定性。这表明公司特质波动与宏观经济之间存在显著的负相关性。

中图分类号： F123.16

文献标志码： A

文章编号： 10012435（2013）01008607

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

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

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

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

公司特质波动作为股价波动的重要组成部分[1]，对股价甄别、筛选和反馈公司价值，传递公司层面特质信息，以及资源配置都具有重要的影响[2]。Wurgler[3]发现公司特质波动程度对于资源配置效率的高低具有显著性的解释作用。既然公司特质波动与股价的信息效率密切联系，那么，公司特质波动是否会影响宏观经济波动，以及如何影响宏观经济？这将从一个层面解释股价波动与宏观经济稳定之间的传递机制。

对于公司特质波动与宏观经济稳定之间的相关性，鲜有学者涉及。Panousi和Papanikolaou[4]发现当公司特质波动较高时，公司投资行为趋于保守，即公司特质波动程度和公司投资行为存在明显的负相关性。Portes和Ozenbas[5]利用“金融加速器”理论[6]研究发现，公司特质波动能够有效的解释“现代市场经济之谜”[7]。他们将个股波动分为即市场波动和公司特质波动。在信贷市场上，银行只能提供抵押贷款的条件下，信贷规模完全取决于公司资产净值的影响。而公司特质波动则是公司净资产价值变化向外界传达信息的一种方式。当公司特质波动上升时，公司资产净值的波动性进一步增加，意味着信贷市场的信息不对称程度提高，企业的外部融资升水增加，信贷市场的“金融摩擦”加剧，造成信贷市场规模下降。国内学者主要集中在趋势研究[8]和定价研究[9]，多围绕资产价格与经济波动之间展开。本文运用结构向量自回归模型，考察公司特质波动对中国宏观经济稳定的影响机制。

一、研究方法

（一）公司特质波动测度

公司特质波动测度方法主要分为间接分离法和因素模型法两种。间接分离法是Campbell等[10]根据CAPM的思想，将个股收益波动分解为市场收益、行业层面收益以及公司特质收益三个部分，并根据这三个收益成分分别计算各自的方差，以求出市场波动、行业层面波动和公司特质波动。直接分解法则是直接利用Fama-French三因素模型的误差项计算公司特质波动，而因素模型法是Malkiel和Xu[11]利用因素模型，尤其是三因素模型计算其误差项用以测度公司特质波动。这两种方法均是借助于不同的资产定价模型测度公司特质波动。模型的选择均是在一定的条件下才具有适用性，如CAPM模型的适用条件中有两个最为基本的规定，一是组合中的风险资产比例相同；二是投资者的风险偏好相同。但现实条件难以达到这种理想状态。再如，运用模型进行计量分析时，只有当残差g（i）独立同分布时，分析结果计量实证意义，不同的模型所计算的结果，其误差也各不相同。本文借鉴Bali，Cakici和Levy[12]，采用“非模型分解法”对我国证券市场中的公司特质风险进行测度。

“非模型分解法”是指在不依赖于任何资产定价模型的基础上，基于组合分散收益的思想，借助于均值方差法，构建起测度整个证券市场平均公司特质风险的计算方法。构建过程如下：

假设在证券市场内存在n个行业，Rit为行业i在第t月内的行业平均收益，权重Wit为行业i的市值占证券市场总市值的比重。那么市场收益为：

Rm，t=ni=1Wi，tRi，t

而行业i在第t月内的平均收益为行业内个股收益的加权平均，其中，Rji，t为个股收益，Wji，t是按照个股市值占行业总市值的比重得到。那么行业i的平均收益为：

Ri，t=ni=1Wji，tRji，t

在以上市场收益和行业收益计算的基础上，我们假定个股收益波动分为三个层面：市场波动、行业层面波动和公司特质波动。这一点与间接分离法较为类似，但在测度三个层面波动时所采用的方法则是基于组合分散收益的原理构建。首先，根据市场收益计算市场层面波动：

MKTNt=Var（Rm，t）=（Rm，t-μm）2

其中，μm为市场收益Rm，t的期望平均水平。我们把行业看作是一支理论上的“行业证券”，那么这个Rm，t就可以看作是一个“市场组合”的收益。在这样的组合中，行业层面风险被看作非系统风险而被完全分散掉。我们再假定这些理论上的“行业证券”间的收益具有完全正相关性，那么它是一个没有分散效果的“无分散组合”，在这个组合中，“行业证券”间的非系统风险——行业层面波动则完全保留。该组合方差则为各“行业证券”方差总合：

ni=1Wi，tσi，t2，其中，σi，t为行业i的标准差。组合方差与市场层面波动之差为行业层面波动：

IND=σ2ε，t=ni=1Wi，tσi，t2-Var（Rm，t）

假设行业i中有m家上市公司，针对行业i同样也构造出两个截然不同的组合，即行业内的“市场组合”和假定的行业内的“无分散组合”，同时可以求出各自的风险方差，其中行业内的“无分散组合”的方差为：（mj=1Wj，tσj，t）2，σji，t为行业i内的公司j的标准差。行业i内的特质波动平均水平为：

σ2εi，t=nj=1Wji，tσji，t2-Var（Ri，t）

nj=1Wji，tσji，t是指在行业i内所有个股的权重平均方差。再将行业内的平均公司特质风险按照行业权重再次加权平均，即nj=1Wi，tσεi，t乘方后，减去市场超额收益方差Var（Rm，t），便得到股票市场平均公司特质风险：

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

（二）结构向量自回归模型（SVAR）

Sims[13]提出的向量自回归模型（vector autoregressive model，VAR）采用多方程联立的形式，在模型的每一个方程中，内生变量对模型的全部内生变量的滞后项进行回归，从而估计全部内生变量的动态关系，它提供了一个刻画多元时间序列动态特性以及分析随机扰动对变量系统动态冲击的简单框架。但这种VAR模型不能反映变量之间当期相关性的确切形式，并且由于这些当期相关藏在误差项的相关结构中，其经济含义难以解释。Sims[13]提出了结构向量自回归模型（SVAR），可以通过建立非递归形式的短期约束，在同一模型中识别多个变量的结构冲击。含有k个变量的p阶结构向量自回归模型SVAR（p）一般矩阵形式可表示为：

B0yt=Γ1yt-1+Γ2yt-2+…+Γpyt-p+ut

其中，

B0=1b12…b1k

b211…b2k

bk1bk2…1，

yt-j=y1t-j

y2t-j…ykt-j，j=0，1，2，…，n

ut=u1t

u2t…ukt，

Γ=

γi11γi12…γi1k

γi21γi22…γi2k

γik1γik2…γikk，

k=0，1，2，…，n

（三）基础数据

本文中包括3个内生变量：经济增长指标、信贷规模指标，以及公司特质波动。

1. 公司特质波动（IDIO），本文选择深沪A股上市公司共1232家上市公司，其选择标准为：剔除金融类、房地产类和ST类上市公司，另外计算波动率所需时间限制，同样剔除上市公司不足5个月的上市公司。样本期从1995.6-2010.6共15年间的样本交易数据。行业分类是按照中国证券监管委员会于2001年公布的《上市公司分类指引》共分为13大类共56个二级行业，剔除不足3家公司的行业。共选择51个行业。无风险收益率选取人民币一年期存款基准利率作为标准。以上数据均来自于Wind数据库和CSMAR金融数据库。

2.各项贷款总计，本文引入金融机构贷款余额（CREDI），选择该指标是为了反映公司特质波动变化而导致的影响宏观经济稳定的信贷渠道效应。数据来自于CCER数据库和国研网，考虑到所取数据均是货币名义值度量，为取得其实际余额，将该数据名义值除以CPI计算得出。其中，通货膨胀率指标采用消费者定基价格指数（CPI），数据来自RESSET金融数据库。

3.经济增长指标采用一致合成指数CSI。由于目前我国缺乏GDP的月度数据，再加上在考察宏观增长涉及到多方面指标，如工业生产、就业、投资、消费、外贸、税收、企业利润、以及居民收入等方面因素，本文采用一致合成指数CSI，该指数由国家统计局制定并统一公布（.cn）。

本文SVAR模型中，定义如下假设：第一，假定一致合成指数CSI为前定变量，同期受到金融机构贷款（CREDI）“新息”（Innovation）的影响，这种“新息”即来自于公司特质波动的影响。假定公司特质波动对模型中其他变量反映存在黏性，因此公司特质波动受到自身冲击的同期影响。第二，假定公司特质波动和金融机构贷款之间存在相互作用：一方面，公司特质波动的变化使得公司的净资产值发生变化，使得公司担保品发生变动从而影响银行的信贷行为。另一方面，金融机构信贷的可获得性通过公司净资产值的变化影响公司特质波动的变化。

在选择上述变量（IDIO、CSI、CREDI）的基础上建立SVAR来考察这些变量之间的统计关系，相比于无约束VAR模型而言，SVAR模型不仅考虑了变量间的内生性问题，而且也包含了内生变量之间的当期关系。

个股波动经过“非模型测度法”分解为三个层面波动，即市场波动、行业层面波动和公司特质波动，各自所内涵的信息本质不同，为了综合考察个股波动对宏观经济稳定，以及信贷市场变化的影响，将这三个层面波动变量纳入工具体系。在目标体系中，认为公司特质波动对于宏观经济稳定的影响主要是通过信贷渠道发生的，因此在目标体系中主要设置了、一致合成指数CSI和信贷规模指数CREDI，并着重分析公司特质波动对于一致合成指数CSI和信贷规模的影响，以印证上文的理论分析。

（四）模型的设定

考虑到公司特质波动与宏观经济变量之间的关系主要表现在长期关系。为了保存数据中的互动信息，即便其时间序列非平稳，也不采用差分法进行平稳处理[15]，因此，本文选择上述指标的水平变量构建SVAR模型。而SVAR利用残差协方差进行Choleski分解来规避模型中的“新息”，这样存在一个问题，即变量的排序有可能影响到因素的冲击影响。按照Bjomland和Jacobsen[13]的方法，本文将一致合成指数CSI、通货膨胀指数CPI和信贷变量CREDI排在序列的最前面，市场波动、行业层面波动和公司特质波动排在后面，具体排序为：

yt=（CSIt，CREDIt，IDIOt）

因此本文的SVAR模型可以表述为：

B0yt=b*+B1yt-1+ut（1）

其中，yt为（3×1）维内生变量向量；B0为可逆（3×3）维结构系数矩阵，表示变量间的当期关系；B1表示为（3×3）维反馈系数矩阵，代表变量滞后期与当期间的关系；ut为（3×1）维随机扰动项向量，为白噪声向量；b*为常数项。

（五）模型的识别

SVAR模型和VAR模型之所以不同，在于SVAR模型中包含了变量间的当期结构性关系，这种关系是通过残差项相互传递，为了能够对（1）式进行估计，需要将其转化为VAR的简约形式：

yt=a*+A1yt-1+εt（2）

其中，A1为（3×3）维系数矩阵，εt为（3×1）随机扰动项向量，且Eεtε′t=∑ε为（3×3）维对称正半定矩阵。根据（1）式和（2）式之间的随机误差项之间的关系，即ut=B0εt，由于Eεtε′t为对称半正定矩阵，因此ut也为对称半正定矩阵。至此，为了完全识别SVAR（1），需要对B0施加约束条件。这种约束条件是以公司特质波动、市场波动针对宏观经济变量的影响和传导过程为基础的。一般而言，对于具有k个内生解释变量的SVAR模型，需要对B0施加k（k-1）/2个约束条件才能恰好识别出所有参数。

二、数据分析和实证检验

（一）时间序列平稳性检验

本文首先用Eviews6.0对以上三个变量进行单位根检验，检验方法采用ADF方法进行处理，单位根检验的结果如表1所示：

（二）变量协整关系检验

本文采用Johansen协整检验对3个变量系统进行分析。假定数据中存在线性趋势，协整向量含有截距但是没有线性趋势，选取2作为滞后阶数，得到检验结果如表：

表2表明无论迹统计量还是最大特征值法，系统有3个协整向量，而根据Sims[13]的结论，当存在协整关系是，即便使用变量的水平值建立VAR模型是不会出现识别错误，且最小二乘法的结果都是一致估计，因此，本文采用水平值进行模型的估计和分析。

（三）模型参数估计

对于这3个变量形成的系统直接应用SVAR模型分析公司特质波动以及市场波动对宏观经济稳定的影响时，关键是如何设定内生变量的同期相关矩阵，结合上面分析，并参考Kim和Roubini[7]的方法，本文的B0为：

uidioucrediucsi=

1b12b13b211b23b31b321

εidioεcrediεcsi

（3）

一般情况下，对B0参数的约束分为短期约束和长期约束之分，长期约束一般是指零约束，是指一个变量对另一变量的结构冲击的长期相应为0，但三者间均存在长期关系，因此对于该矩阵应施加短期约束。在（3）式中的第1行，银行信贷行为的变化是取决于公司净资产值的变化，当公司资产净值由于信贷市场的不确定性增加时，引起了公司现金流的变化而发生改变，因此信贷行为的变化在当期对于公司特质波动没有影响，两者的当期关系应该为零，则本文中可以设定b12=0。而公司特质波动对宏观经济稳定变量CSI也是通过公司资产净值的改变，引起公司投融资行为发生变化导致的，因此，公司特质波动的变化是取决于公司层面特质信息的改变，尽管从长期将公司层面经营状况与宏观因素密切相关，但宏观经济对于公司特质波动没有当期影响。本文设定b13=0。而在（3）式的第2行，根据不完全信息理论以及效率工资理论，价格存在粘性，因此，信贷规模指数CREDI对一致合成指数CSI只存在滞后效应，因此b23=0。

在模型（3）中满足可识别条件的情况下，我们可以使用回归模型，并估计得到SVAR模型的所有未知参数，从而可得到矩阵B0，以及ut和εt的线性组合估计结果。首先，通过建立最小二乘回归模型，得到公司特质波动对于我国信贷市场的当期关系为B21=-0.1194，说明两者间呈现出负相关关系，也印证了公司特质波动其实是作为公司在信贷市场的金融摩擦存在的，其程度越高，那么公司的融资摩擦愈大，尤其在我国信贷市场信息不对称状况明显，信贷配给严重的情况下，更是如此。其次，而公司特质波动IDIO对于一致合成指数CSI的影响，估计IDIO对CSI的系数为

B31=-0.2763，这意味着当证券市场平均公司特质波动上升一个百分点时，CSI指数则下降0.2763个百分点，尽管与Portes和Ozenbas[5]的研究结果认为，在美国证券市场上公司特质波动的上升能够解释40%的宏观经济波动下降原因相比，也说明在我国证券市场上，平均公司特质波动在长期内是影响宏观经济波动的一个重要因素。同时说明公司特质波动与宏观经济波动之间的关系呈现出明显的负相关性。

三、实证结果分析

本文利用SVAR的目的是从公司特质波动、信贷规模、宏观经济变量三个内生变量间内在的动态关系，并发现三者信息传递的方式和特征，尤其是公司特质波动通过信贷市场对宏观经济变量的影响。在SVAR模型中，变量间的关系式相互的交错发生，我们是通过脉冲响应函数来反映这一关系。而脉冲响应函数是分析当一个误差项发生改变，或者说模型受到某种冲击时对系统的动态影响，用以描绘在扰动项上施加冲击，对内生变量当前值和未来值所带来的影响，因此带有一定的滞后性，本文在这里选取的滞后长度为10个月。在SVAR中，通过结构脉冲响应函数的分解可以得到系统中各个内生变量对自身以及其他内生变量单位变动的反应。根据本文的研究目的，主要考察公司特质波动对信贷规模以及宏观经济稳定变量的动态影响。

（一）公司特质波动对信贷规模的脉冲反应函数

图1中分别显示了公司特质波动对信贷规模

的脉冲响应函数图和积累响应函数图。当公司特质波动自身结构新息的一个单位标准差扰动时（1%，为正向总冲击，下同），信贷市场规模（图中的D（CREDI），对数形式）在当期产生一个负向的响应，为-0.15个百分点，第二期产生-1.012个百分点的负向响应，在第三期这种负

向响应达到最大值，为-1.174个百分点，此后逐步下降，到第十期以后接近于零。通过积累脉冲响应图中可以看到，从第十期以后逐步稳定在4.5个百分点左右。说明公司特质波动对于信贷规模的冲击均是具有长期性。通过两者的脉冲反映函数，我们可以发现，在我国证券市场上公司特质波动的上升，意味着公司层面特质信息不确定性的上升，而这种信息不确定性加剧了信贷市

场上，银行等金融机构观察公司内部经营状况的信息不确定性增加。这种状况影响着企业的资产净值的改变，企业若凭借流动资产或者抵押品获得银行信用，从公司的资产负债表来看就会负担加重，偿还能力变差，要想获得银行贷款就越困难。伴随着这种金融摩擦的上升，企业外部融资升水增加，迫使企业的融资顺序发生改变，逐步转向内部融资，因此信贷规模开始下降，而且这种状况是具有持久性。

（二）信贷规模对宏观经济稳定的脉冲响应函数

图2中，当信贷规模自身结构新息的一个单位标准差扰动时（1%，为正向总冲击，下同），

宏观经济稳定变量（图中的D（GYZ），对数形式）在当期产生一个负的响应，为2.4个百分点，从第二期开始响应由负转正，为1.7个百分点，在第八期响应值达到最大值为9.97个百分点，此

后开始逐步下降并趋近于零。而通过积累脉冲响应图中可以看到，从第十五期以后逐步稳定在15.2个百分点左右。说明信贷规模的增加对于宏观经济在短期具有较强的提升作用。

（三）公司特质波动对宏观经济稳定的脉冲响应函数

图3中，当公司特质波动自身结构新息的一个单位标准差扰动时（1%，为正向总冲击，下同），宏观经济稳定变量（图中的D（GYZ），对数形式）在当期产生0.527个百分点的正响应，第二期响应由正变负，响应值为-1.77个百分点，在第七期该负响应值达到最大值，为-16.41个百分点，此后开始逐步下降，从第十五期开始逐步趋近于零。通过积累脉冲响应图中可以看到，从第十五期以后逐步稳定在24.89个百分点左右。由此看出，公司特质波动对于宏观经济变量CSI具有明显的负相关性，而且这种冲击响应具有持久性。另外结合图1和图2，也可以得知，这种负向冲击效应是通过信贷市场行为的收缩而产生的。

四、研究结论与展望

Portes和Ozenbas（2009）在理论上验证了公司特质波动对宏观经济稳定的影响，本文采用结构向量自回归计量方法，以我国证券市场A股收益数据和相关的宏观经济变量，研究了公司特质波动、信贷市场规模和宏观经济稳定变量三者之间的因果关系。结果发现：第一，公司特质波动水平的变动是引起信贷规模发生变化的一个重要的因素，无论从影响程度和持续时间来讲，都是非常重要，公司特质波动与信贷规模之间是显著的负向关系，当公司特质波动越大时，信贷规模就会下降。公司特质波动在其信息内涵上，并非代表公司特质信息纳入股价的程度，而是衡量信息不确定性程度的指代变量。

第二，公司特质波动与宏观经济波动之间呈现明显的负相关性。这种相关性是通过信贷渠道产生的，即当公司特质波动的增加迫使公司外部融资升水增加，制约了外部融资规模，从而导致信贷市场萎缩，从而降低了宏观经济波动程度。

但据已有的文献资料表明，资产价格尤其股票价格波动，除了公司融资渠道，更多是通过公司投资行为对宏观经济稳定产生作用，而资产价格波动是通过信息机制来影响上市公司投资规模。那么公司特质波动的变化是否能够影响公司投资行为，其影响机制和渠道是什么？这都是未来值得研究方向。

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第8篇：宏观经济波动范文

金融机构各项贷款、M2指标与上证指数呈完全同步的变化。

外贸进出口的三分之二来自美国、日本，美日经济的衰退直接影响我国外贸总值，从这一指标考察，上证指数将是悲观的预期。

随着股市运作的逐步规范，上证综指必将反映国民经济的总量变化，2001 年下半年股市变化已经有了反映国民经济变化的端倪，即国民经济处于一个大的下降通道中。

国有股减持、违规资金的查处、股指期货的推出以及机构投资者的发展，对股市的变化会起到一定的作用，但作为一种政策或是一种工具，不可能起到决定性的作用，根本在于国民经济的好转，上市公司投资价值的提高。

股市是反映国民经济状况的一个窗口，股市的兴衰直接反映国民经济发展的好坏与快慢，同时，也在一定程度上影响国民经济的发展。但是，从根本上来说，国民经济的发展决定着股市的发展，而不是相反。因此，国家宏观经济状况以及对国民经济发展有重要影响的一些因素都将对股市及股市中存在着的各种股票发生显著作用。

本报告从宏观经济的大背景出发，考察国民生产总值的变化对股市的影响程度，分析GDP构成中投资、消费、外贸对股市的作用力，同时对股市波动中的货币政策的影响因素及传导机制加以描述，以期能从宏观经济的大背景中揭示股票市场的周期变化规律。

一、宏观经济周期与股票市场变化

1.1宏观经济与股票市场

为了尽可能全面的反映宏观经济与股票市场的变化，我们截取了十年的GDP季度资料和股市的月度资料以观察其相关的变化，这里股市的波动以上海证券交易所的上证综指作为观察样本。

从观察的情况看，自94年开始，国民经济处于一个大的下降通道中。从经济周期的角度出发，机关年纪处于衰退阶段。一般说来，在经济衰退时期，股票价格会逐渐下跌；到危机时期，股价跌至最低点；而经济复苏开始时，股价又会逐步上升；到繁荣时，股价则上涨至最高点。这种变动的具体原因是，当经济开始衰退之后，企业的产品滞销，利润相应减少，促使企业减少产量，从而导致股息、红利也随之不断减少，持股的股东因股票收益不佳而纷纷抛售，使股票价格下跌。当经济衰退已经达到经济危机时，整个经济生活处于瘫痪状况，大量的企业倒闭，股票持有者由于对形势持悲观态度而纷纷卖出手中的股票，从而使整个股市价格大跌，市场处于萧条和混乱之中。经济周期经过最低谷之后又出现缓慢复苏的势头，随着经济结构的调整，商品开始有一定的销售量，企业又能开始给股东分发一些股息红利，股东慢慢觉得持股有利可图，于是纷纷购买，使股价缓缓回升；当经济由复苏达到繁荣阶段时，企业的商品生产能力与产量大增，商品销售状况良好，企业开始大量盈利，股息、红利相应增多，股票价格上涨至最高点。

从我国的情况看，93年实施宏观调控政策以来，国民经济的总量指标在11.2-7%之间波动，没有出现大起大落的现象，经过三次统计平滑处理的资料显示，国民生产总值的增长速度处在一个缓慢下降的通道中。而同期上证综合指数仅在92、93年同国民生产总值有趋同的趋势外，其它年份与国民生产总值的趋势完全背离，以月份考察的上证综指常常出现大幅震荡的现象。但总体而言，上证综指处于于大的上升通道中。我们以十年的年动态数据计算的国民生产总值与上证指数的相关关系表明，其相关系数仅为0.08。以季度动态数据测算的相关系数竟然为-0.245。经济周期理论所阐述的观点与现实情况完全不同。

二、GDP相关指标与股市变化

2.1固定资产投资

固定资产投资一直是拉动经济增长的主要动力。从“六五”到“八五”时期，除1989、1990两个特殊年份之外，其余年份投资和GDP均保持了高速增长态势，而且投资增长速度在很多年份均高于甚至是大大高于同期GDP的增长速度。“六五”时期，投资增幅高出GDP增幅8.7个百分点；“七五”时期为8.6个百分点;“八五”时期为24.9个百分点。进入“九五”以来，这种状况发生了很大变化。与固定资产投资增速持续下滑相对应，同期GDP可比增长速度也呈逐年下滑趋势；另外，投资高出GDP的幅度也明显缩小，1996年为5.2个百分点，1997年二者持平，1998年为6.1个百分点，1999年则呈逆趋势，GDP增幅高出投资增幅2个百分点，成为改革开放以来继1989、1990年之后的第三个投资增速低于GDP增速的特殊年份。2000年，为刺激经济，政府加大了固定资产投资力度，同年投资增幅达到9.26%。进一步对影响2000年GDP增长的主要因素进行分析可以发现，2000年投资对经济的促进作用比较明显，这与1999年的情况截然不同。据我们测算，2000年投资对经济的贡献与消费对经济的贡献率基本持平达到40%左右。1999年消费对经济增长的贡献率为77.5%，拉动经济增长5.5个百分点，比1998年分别高出20.5和1.1个百分点;而1999年全社会固定资产投资仅增长5.1%，低于同期GDP增幅2个百分点，比1998年下降8.8个百分点，对经济增长的贡献率为28.2%，比1998年下降10.9个百分点，对经济增长的拉动作用为2个百分点，比1998年下降1.1个百分点。为扩大投资需求，政府连续出台了一系列相关的经济政策，包括继续增发国债用于基础设施建设以及对企业技术改造进行财政贴息;继续降低利率，活跃股票市场，开征储蓄存款利息所得税；对投资方向调节税实现减半征收；出台《个人独资企业法》等。尤其是1999年中央继续发行国债用以扩大投资需求，其力度之大为改革开放以来的首次(全年共发行1100亿元)，而同期的固定资产投资增长速度仍然十分低迷，且低于同期GDP增长速度，成为制约经济增长的主要矛盾。

从资本市场而言，我国目前的资本市场发育还很不成熟，政府、企业、居民各不同的投资主体之间的资金难以进行有效的调剂。政府、企业、居民作为固定资产投资的主体，在全社会固定资产投资中扮演的角色是不同的。其中企业投资是固定资产投资中最主要的组成部分，其次是政府投资，最后是居民个人。与投资地位相对照，全社会资金在各投资主体之间的分配则完全呈相反的格局。改革开放以来，部门之间的资金余缺状况为：政府由资金结余部门转变为资金短缺部门，短缺资金占GDP的比重在1%以上；企业一直是资金短缺部门，且资金缺口不断扩大；居民一直是资金结余部门，且结余份额越来越高。根据对2000年资金流量的测算，政府部门短缺资金为1000亿元，非金融企业短缺资金为12100亿元，居民个人结余资金为16000亿元。不同投资主体之间的资金余缺状况表明，要实现投资的快速增长，只有对不同投资主体间的资金进行合理调剂，也就是说，通过合理渠道，将相对次要投资主体居民的闲置资金转化为主要投资主体企业和政府部门可使用的资金。而我国目前资本市场的格局显然不能满足有效调剂资金的需要，企业尤其是大量的中小企业很难从目前的资本市场上筹集到资金。首先是银行贷款受到限制。银行部门一般不愿意为民营企业或中小企业贷款，因为他们感到发放贷款的风险与收益不对称。1998年以来，为扩大内需，刺激民间投资增长，政府陆续出台了一系列有关政策，其中影响比较大的是1998年中央政府首次要求银行系统“增加向中小企业贷款”，各个国有银行先后成立了中小企业部，同时为鼓励银行将信贷资金向中小企业和民营企业倾斜，政府还相应提高了银行向中小企业贷款利息的浮动范围。但由于经济运行过程中的诸多矛盾以及民营企业本身一些固有的缺陷，使银行对其贷款存在抵押担保难、跟踪监督难和债权维护难等问题，实施效果并不明显。其次是直接融资渠道狭窄。我国的直接融资方式从一开始就主要面向国有大中型企业，目前为了解决国有企业的困难，促进其机制的转换，要求股票市场要优先服务于国有大中型企业，为国有企业的改革和发展创造条件。而中小企业的发展空间相对十分狭小，且市场进入门槛高。《公司法》规定，股份有限公司申请上市必须已经连续三年盈利，上市公司所流通股本应在5000万元以上。而大部分中小企业经营规模都较小，产业层次低，与国家对企业上市规模和优先产业的要求存在着一定的距离，客观上加大了中小企业上市的难度。我国上市公司中非国有经济控股企业所占比例不到10%。三是缺乏风险投资机制。风险投资是一种将资金投向风险较大，具有较高技术含量以谋求高收益的特殊商业性投资活动。美国IT产业的崛起与风险投资业和NASDAQ系统的发展关系密切，20世纪80年代、90年代风险投资业在美国兴起，极大地支持了计算机等高新技术产业的发展。我国的民营企业经过二十年的迅速发展，已经进入“二次创业”过程，一批高科技民营企业正处在起步和成长阶段，需要相应的创业机制予以扶持，其中最为关键的是建立风险投资机制。而目前我国对风险投资的扶持还基本处于起步阶段。

投资的增加主要表现在对宏观经济的影响，其传导机制是投资增加经济回升股票市场上涨。其对股票市场的直接影响在我国目前的市场状况下可能的表现形式是部分以投资为理由的贷款违规进入股市，但由于资料的限制，我们无法对这部分资金的影响程度作出判断。但就理论而言，固定资产投资不直接作用与股市。下表从固定资产投资的年度和月度变化也反映了这种现实。

第9篇：宏观经济波动范文

[关键词]股市波动；流通股票总市值；利率；货币供给量

中国股票交易市场建立至今，股市的大起大落似乎是一种常态。特别是近几年，随着我国股票市场股权分置改革的逐步完成，沪综指从2005年6月6日的998.23点涨到2007年10月16日的6124高点，涨幅为513.49％。2007年5月30日股票交易印花税从1‰调至3‰后5个交易日沪综指下跌931点，跌幅为21.49％，而后沪综指反转上扬至6124高点，此点位又反转一路下跌至3000点，最大下跌幅度高达50％多。在2007年6月5日当天上下波动幅度达364点，是上证综合股指数有史以来波动幅度最大的一天，在2007年2月27日沪综指大跌8.84％，是近十年来沪综指跌幅最多的一天，从2008年1月15日至2月1日共14个交易日又下跌23.68％。中国股票市场波动幅度之大，在全球股市中也是少见的。管理层可操控的政策调控措施应当如何面对股市中非理性的大起大落作出反应，如何保持股市健康发展已成为管理层面临的重要而紧迫的课题。文章着重分析宏观经济变量与中国股市波动的关联度，以便在股市非理性的大起大落时，为管理层通过调节宏观经济变量进行调控股市提供可靠的、科学的办法，这有利于防范资本市场危机，并对中国股市的长期健康发展有着重要的现实意义。

许多经济学者对中国股票市场波动进行了深入研究，代表性的有：鲁臻、邹恒甫(21307)对中国股市的惯性与反转效应进行了研究，结论是中国股市的反转效应相对于惯性效应要更明显一些，并且除了中期惯性与长期反转外，还存在一个超短期的惯性与短期的反转；同时，小公司股票相对于大公司股票，惯性趋势弱，更容易发生反转，成交量大的股票相对于成交量小的股票，惯性趋势弱，更容易发生反转。魏宇、余怒涛(2007)运用波动率预测模型分析了中国股市，结论是历史波动率模型对市场波动率的预测精度要明显低于基于高频数据RV的波动率模型。吕江林等(2007)研究了人民币升值对中国股市影响，得出人民币升值后短期内，除了汇改日当日B股平均超常收益率为负值，中国所有类型股票基本上均显示出了正的累积超常收益率。石建民(2001)运用一般均衡模型分析，认为股票市场与货币总需求具有统计显著性，为正向关系。Friedman(1988)利用1961-1986年美国的季度数据，对股票价格的货币需求效应进行了实证分析，研究表明美国的股票价格与货币需求正相关。本文以沪深两市流通股票总市值的变化来衡量中国股市的波动，选取狭义的货币供给量、每月股票总成交金额、国内生产总值增长率、居民消费价格指数、利率为变量因子，建立中国流通股票总市值计量模型，并进行综合性实证分析。

一、中国流通股票总市值的计量模型

(一)中国流通股票市值计量模型的建立

1、流通股票总市值(CSV)。上海和深圳证券交易所全部上市公司流通股票市值的总和。以它作为因变量，分析各宏观经济变量变化对它的影响情况。

2、狭义货币供给量(M1)。狭义货币供给量与流通股票总市值在理论上正相关。一般来说，货币供给量增加，市场流动性增强，流入股市的资金越多，股票价格上涨，流通股票总市值增加。反之，则减少。

3、每月股票总成交金额(TSV)。成交量对股票的影响是复杂的。一般情况下，当股票上涨时，如果成交量有效放大，预期股票继续上涨的动力就越强。反之，则弱；当股票下跌时，如果成交量有效放大，预期股票继续下跌的动力就越强。反之，则弱。但在股市趋势反转时也可能出现与前面相反的情况。

4、国内生产总值增长率(GDPR)。它反映国内经济总量增长的速度，是经济运行环境的重要指标，并在一定程度上反映上市公司总体业绩水平。

5、居民消费价格指数(CPI)。居民消费价格指数与通货膨胀预期密切相关，且成正相关。它的变动会引起其它因素的变化，如实际利率水平和央行是否采取货币政策措施等。所以，它不是简单直接影响股票市场，而是一个综合性的影响因素。

6、利率(R)。一般来说，利率越高，人们持有货币的机会成本越大，投机性货币需求就越少，实际利率变动对股票市值影响是反方向的。

7、随机因素(U)。包括未考虑到的影响流通股票总市值的其他因素。

综上所述，我国流通股票总市值计量模型的基本形式为：

CSVt=f(M1t，TSVt，GDPRt，CPIt，Rt，Ut)

(二)对回归分析数据的简要解释

回归分析的数据是从中国国家统计局、中国人民银行和中国证券监督管理委员会官方网站上获得，数据具有准确性、权威性。

1、流通股票总市值(CSV)是沪深流通股票市值总和。它的变动基本能反映中国股票市场波动情况。

2、狭义的货币供给量(M1)是中国人民银行定期公布的M1。目前我国已经实行“银证通”结算方式，我们主要研究Ml的变化对流通股票总市值的影响。

3、每月股票总成交量(TSV)数据来源于中国证券监督管理委员会统计月报。它的变动与股市波动有密切联系。

4、国内生产总值增长率(GDPR)数据来源于国家统计局公布的季度数据并修正所得，是衡量国家经济增长最重要的指标。

5、居民消费价格指数(CPI)。它能反映通货膨胀的变化情况，由中国国家统计局网站获得，并以上年同月为基期，基期值为100。

6、利率(R)。我们采用一年期存款基准利率，由中国人民银行网站获得，既可采用短期利率，也可采用长期利率，由于目前我国利率结构较为合理，采用何种利率差别不大。

二、中国流通股票市值模型的回归分析

对我国流通股票总市值计量模型中的所有变量取对数，再利用线性回归方程来进行估计，并假设我国股票市值计量模型如下：

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

式中，各变量含义如前，aj为截距，回归系数j=1，2，3，4，5，6。

我们按以上的回归方程，根据所查数据，利用：Eviews软件进行回归分析，并按如下步骤进行：第一步，根据假设的流通股票总市值模型进行回归分析，得出各个变量的回归系数；第二步，将系数不显著的变量剔除，再进行第二次回归，得出与股票市值关系最为显著的变量所构成回归方程。第一步结果表明，在方程回归中，GDPR对CSV的统计不显著。因此，在第二步回归分析时剔除GDPR，回归结果如下：

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

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

对模型的回归结果，做如下解释：

(一)关于回归结果的总体检验

1、方程回归分析中R-squared和Adjusted R-squared的值接近1，表明各方程的拟合优度很高。

2、方程回归分析都通过了显著水平为1％的F检验(各方程的F值远远大于查阅统计表的值4.02)，表明各方程在整体上都是高度显著的。

3、方程回归分析的DW值为1.843195，落在[1.513，2.487]区间，并且在2的附近，通过了1％的DW检验，再观察方程的残差图，我们发现，残差的分布是NCL的，因此可以确定方程不存在一阶自相关问题。

4、方程的截距和回归系数都通过了显著水平为1％的T统计检验，T的绝对值均大于查表得出的值2.457，而且标准差都很小。因此，方程中的截距和回归系数都是显著的，且稳定性好。

(二)对各回归方程的分析

1、在回归方程中，M1的回归系数与理论预期一致，正相关。即随着M1的增加，金融市场流动性增加，流入股票市场的资金越多，股价上升，股票流通市值增加。

2、在回归方程中，TSV与CSV正相关。即沪深股市的月总交易量与股票市值是同向变动关系，说明CSV的增加伴随着股票交易量的推动。

3、在回归方程中，CPI与CSV正相关。即CPI上升，股票市值增长。对这一现象的解释是：由于CPI的上升，实际利率相对下降，人们把资金投入股市的偏好增加，银行储蓄相对减少。

4、在回归方程中，利率R与CSV都是正相关，与理论预期不一致。对中国股市长期观测发现，央行宣布加息当天，大盘指数多数情况是上涨，其原因是当有加息利空信息时，股市就会有下跌动因的提前反应，每当加息公布后，对股市的利空已经释放，在牛市基础没有发生根本性改变时，小幅加息后，并没有改变实际利率为负的局面，股市仍向上。

5、在回归方程中，GDP增长率不能反映在CSV中，主要原因是在2005年至2007年这三年中GDP的增长率差额并没有大的变化，而流通股票总市值增长了8.41倍。表明：近几年我国股市的牛市基础是持续健康的经济增长，以及上市公司业绩的持续增长或超预期增长，而非经济增长率一年比一年的增加。

三、回归分析结论及政策调控建议

(一)回归分析的结论

中国股票市场的波动与宏观经济变量有紧密联系，变量的变动对股市趋势影响是正向时，股市的惯性增加，逆着股市趋势时，股市的惯性减弱，甚至反转。所以，管理层可以通过调节宏观经济变量来增加或减弱股市的波幅，即在股市出现明显泡沫时，可以适当减少货币供给量，稳定物价，或者提高实际利率水平，减弱股市趋势向上的惯性，使股市趋势反转；同样，在股市持续低迷时，也可以适当采取相反的措施，实施管理或政策“救市”，稳定市场和人心，这有利于我国股市长期健康发展。

1、狭义的货币供给量M1与流通股票总市值成正向关系。货币供给增加导致股票总市值增加，货币供给减少会引起股票总市值减少。从回归方程可以看出，在其它变量不变时，M1变动一个单位，会引起股票总市值变动O.999407个单位。表明央行可以通过调控货币供给量影响股市。

2、每月股票成交总金额与流通股票总市值成正向关系，对股票总市值影响的弹性是0.277818。成交量的变化对股市的影响是复杂的，从回归方程来看，我国股票上涨伴随着成交量的放大，股票总市值也增加。

3、CPI在回归方程中的弹性是8.397819，CPI的变动代表了居民消费物价的变动，CH增加越快，货币购买力下降越快。目前人们投资渠道比较少，在实际利率为负的情况下，有更多的人偏好股票投资，边际储蓄下降。

4、利率的变化与股票总市值成正向关系，结论与理论不一致，其原因：一是我国利率调整的重要依据是CH的变动，一般来说，利率的调整是在CPI公布之后，而CPI公布之前人们对它有一个预测，在股市中会提前反映出来，当利率调整时，股票市场的利空信息已经提前释放；二是方程使用的是名义利率，央行每次加息后实际利率仍为负，所以人们偏好股票投资，部分资金可能流入到股市。

5、近几年，我国经济增长率一直处于高位。股市的变化主要是看经济增长率的绝对值，而不是看每年增长率的增加。2006、2007年中国股票牛市基础是：经济仍保持高速增长，上市公司业绩平稳或有超预期增长，股权分置改革的成功，人民币升值等。

(二)政策调控建议

央行货币政策的变化，会使股票投资的未来收益率和未来分红的折现率发生改变，影响到股票的当前价格，货币供应量或者基准利率的变动，也会促使投资者对股票的价值进行重新估值。所以，货币政策的改变引起投资者金融资产调整，从而对股市运行趋势产生影响；同样，上市公司资金成本将发生变动，投资支出也将有所变动。最终，实体经济和虚拟经济都受到影响。印花税的变化直接影响股票投资者成本，从而影响投资者投资的决策行为和参与热情。印花税抽取会影响到股市资金量，如果所有上市公司分红总额小于股市交易的印花税与佣金的总和，股市就是负和游戏，如果没有资金流入，而是一味地抽取，股票市值就会缩水，股市只能下跌。印花税作为调节股票的财政政策，在调节非理性的股市波动时，应该具有一定的灵活性。

1、利率是货币政策调控的重要手段。从2004年10月29日至今，我国已8次将一年期基准存款利率提高0.27个百分点，从1.98％提高到了4.14％，但并没有使我们的实际利率变为正，也没有达到抑制经济偏热的效果。在我国股票市场中，提高利率并没有使股市向下，每当利率小幅提高的信息公布后，股市反而选择向上攻。其原因：(1)虽然中央银行连续加息，但是近期CPI的增长更快，并没有改变负利率的事实，小幅度提高利率并不能对我国股票市场产生明显的影响；(2)利率并非影响现实中人们投资行为的关键变量，对现实经济的认知模式比利率更重要。政策建议：(1)我国要进一步推进利率市场化改革，提高利率杠杆的作用，增大利率变动对投资需求的弹性，充分发挥利率工具的政策效应；

(2)疏通货币政策的利率传导渠道、金融资产价格传导渠道，提高货币政策工具的市场化程度，提高利率传导机制的成熟程度和传递速度，提高存贷期限的灵活性及利率水平的指数化程度，适度提高国际资本的流动性。

2、法定存款准备金率是央行操控货币供应的三大政策工具之一。2007年央行连续十次调高法定存款准备金率，2008年1月25日又再次调高至15％，央行较为频繁地使用这一政策工具，其主要目的是解决目前我国商业银行流动性过剩问题。在一定程度上阻止了资金流入股市，对抑制股市泡沫发挥了积极的作用。受美国次级债危机影响，美国经济增长出现明显放缓，全球股市出现普遍下跌，此次危机对全球经济的影响会持续一定时期，为缓减对中国经济和股市的负面影响，在2008年，管理层应考虑减少提高法定存款准备金这一紧缩性货币政策工具的频率。