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篇宏觀經濟因素，期待它們能激發您的靈感。

篇1

通過對圖1中的脈沖響應圖形進行分析，我們可以得到以下結論：⑴雖然總體上投資需求增加有助于解釋經濟增長變動，但通過對比我們可以發現，中央政府固定資產投資沖擊和地方政府固定資產投資沖擊對我國經濟有著完全不同的影響。中央政府投資沖擊短期內有助于經濟增長，對經濟影響的長期累積效應也較大；而地方政府的固定資產投資沖擊在短期對經濟的影響效果不明顯，并且出現了程度較小的累積負面效應。造成這種情況的可能原因是：首先，中央政府的財政支出等經濟政策和投資決策代表了政府決策層對當前經濟狀況的態度和看法，會對以后的經濟走勢起到很大的指示作用，而地方政府投資大多是為了響應中央政府號召，從而中央政府投資沖擊對產出的影響能力要大于地方政府投資沖擊。其次，中央項目的投資多是對當前經濟增長極其重要的基礎設施建設和關鍵行業領域，效率較高，而地方政府的投資卻往往忽視投資的質量和效率，造成資源和資金的極大浪費，從而對經濟的持續穩定增長產生不利的影響。最明顯的例子是2008年金融危機以后，我國中央政府出臺了“4萬億”投資刺激方案，地方政府配套的投資資金更是高達17萬億之多。雖然中央政府的資金支出大多投資于基礎設施建設和關系國計民生的關鍵行業領域（如交通、電力、科技、水利、節能減排等）保護了經濟的持續平穩增長，但是大多數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，造成了資源的極大浪費。這無疑會對經濟的持續穩定增長帶來不利的影響。⑵對外貿易沖擊雖然也會對我國的實體經濟造成沖擊，但影響程度不大。從DLnGDP對DLnEXP的累積脈沖響應可以看出，短期內的對外貿易沖擊對我國的經濟波動影響不明顯，但長期內有較小程度的正向效應?？梢姡m然我國經濟對外依存度較大，出口對GDP的貢獻度較高，但國外需求沖擊并不會對我國經濟波動產生較大的影響。一個可能的解釋是：加工貿易占我國出口貿易的比重過大。出口貿易一般分為一般貿易、加工貿易和其他貿易，其中加工貿易是指依賴進口的原材料、零部件，經過加工裝配后再出口到國外的貿易形式。加工貿易的特點是“中間在內，兩頭在外”，原材料和零部件是從國外進口的，在本國生產后又運到國外市場。在我國最常見的加工貿易形式是“三來一補”，即來料加工、來樣加工、來件裝配和補償貿易，其中補償貿易是指國外廠商提供或利用國外進出口信貸進口生產技術和設備，由我方企業進行生產，以返銷其產品的方式分期償還對方技術、設備價款或信貸本息的貿易方式。因此，雖然我國出口額占GDP的比重很大，但出口增加對我國經濟自身增長的貢獻并不是很大。⑶消費需求沖擊是決定我國經濟增長和波動的主要因素。從DLnGDP對DLnEXP的脈沖響應可以看出，1單位標準差的消費需求正向沖擊導致GDP出現了1.2個百分點的增長，隨后迅速下降，在8季度后基本消退。同時從DLnGDP對DLnEXP的動態累積脈沖響應圖形可以看出，正向的消費需求沖擊不僅造成經濟短期內的較大增長，而且長期內對經濟的持續增長起到了重要作用。這主要是因為一方面消費一般是短期行為，持續時間不長，對經濟的短期刺激較大；另一方面，消費需求的提高可以改變人們長期的消費習慣，從而對經濟的增長起到較大程度的長期影響。這充分說明了當前我國擴大內需拉動經濟增長的極端重要性。

2方差分解

為了測度各種內外因素對宏觀經濟波動的相對影響程度，本文對脈沖響應函數進行方差分解。方差分解通過分析每一個結構式沖擊對內生變量變化(以方差度量)的貢獻度，進一步評價不同結構式沖擊的重要性。表3列示了宏觀經濟波動方差分解結果。我國產出波動的方差分解表明：⑴在預測期內，由投資波動引起的我國產出的波動并不大，但卻有隨著滯后期逐漸增加的趨勢。一方面，中央政府投資沖擊對產出波動的解釋能力要大于地方政府投資沖擊，這說明了中央政府的經濟政策或投資決策代表了我國政府決策層對當前經濟狀況的態度和看法，會對以后的經濟形勢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出波動的速度也要快于地方政府投資沖擊。這說明中央投資政策的出臺大多是針對當時經濟形勢的短期行為。⑵與投資波動一樣，國外需求的波動對我國實際產出的波動影響并不大，其解釋能力隨滯后期的增加逐漸增大到穩定狀態時的8.7%。這說明雖然我國的經濟對外依存度較高，但國際經濟狀況對我國經濟的影響并不大。這可以歸因于我國國內較強的經濟活力和穩健的經濟增長。⑶國內消費需求波動在短期內解釋了我國實體經濟的絕大部分波動，雖隨滯后期的延長而有所下降，但得穩態時仍然有66.5%的解釋能力。這也再次驗證了擴大內需對我國經濟持續較快增長的極端重要性，同時也提示我們，通過擴大內需來推動經濟增長，應該作為一項長期政策來實施。

3穩健性檢驗

本文的實證分析結果受到我們根據一般經濟理論設定的約束條件和Cholesky分解強加給經濟變量的次序的影響，為了說明以上實證結果的可靠性，需要對模型的設定和估計進行穩健性檢驗。具體做法是：我們首先調整SVAR模型中的經濟變量順序，但不改變約束條件，依次進行模型估計、脈沖響應分析和方差分解；其次，我們對原有的約束條件作適當修正，但不調整SVAR模型中的經濟變量順序，再依次進行脈沖響應分析和方差分解；最后，我們既調整SVAR模型中的經濟變量順序又對約束條件作出適當修正，依次進行模型估計、脈沖響應分析和方差分解。經過多次模型調整和實證分析后，我們發現，實證結果并沒有大的變化(限于篇幅，具體檢驗過程省略)。這表明，本文所使用SVAR模型具有穩健性，得出的實證結果是比較穩定可靠的。

4結論與建議

篇2

[關鍵詞]國債收益率；宏觀經濟；主成分分析；通貨膨脹

[中圖分類號] F830.9 ［文獻標識碼］ A [文章編號] 1673-0461（2011）12-0084-04

一、引 言

2011年4月我國CPI同比上漲5.3%，食品價格上漲11.5%。根據美聯儲編制的美元對主要貨幣的匯率指數變化，2009年美元匯率貶8.5%，同時依據國際貨幣基金組織統計的全球儲備結構數據，非美元儲備資產占到近四成，2009年美元資產相對美元升值導致以美元計值的外匯儲備余額增加。采用市場上常用的巴克萊全球債券綜合指數收益率，2005年～2009年的年均收益率為4.8%。今年以來央行連續出臺上調存款準備金率和加息等政策，經濟增速放緩，通脹壓力未減，貨幣政策“偏緊”，新股融資也相對密集，股票市場難以尋找良好的系統性投資機會。在這樣的宏觀經濟緊縮背景下，債券市場尤其受到關注。通貨膨脹和緊縮政策對債券市場產生什么影響？在加息周期中，債券的收益率是否受到影響？

學者們已經對影響債券收益率的因素進行了一些研究，如王一鳴和李劍峰[1]將宏觀經濟變量對收益率曲線的幾個特征有如何影響進行了實證分析,發現宏觀經濟變量更多的是對整個收益率曲線的位置有影響。謝海玉[2]發現受經濟周期和通貨膨脹溢價要求的影響，超長期債券的利率敏感性應弱于短期債券。蔡躍明和平新喬[3]分析了經濟增長與環境的新型債券的相關性。王海靈和闞麗萍[4]分析了我國宏觀經濟因素對債券收益率的影響。莊嘩[5]分析了宏觀經濟信息對中國債券市場收益率結構的影響。白麗健[6]研究了近代中國債券市場價格變動的成因。

本文用主成分分析方法分析宏觀因素對政府債券收益的影響。債券收益來自三個方面，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。

宏觀經濟分析可以通過一系列經濟指標的計算、分析和對比來進行。選取了8個常用的經濟指標：生產者物價指數（PPI）、消費者信心指數（CCI）、消費者物價指數（CPI ）、國內生產總值（GDP）、貨幣供應量M1、匯率、利率、通貨膨

脹率。

主成分分析在分析宏觀經濟對國債收益率的影響方面有其獨特的優點。在實際問題的研究中，往往會涉及眾多有關的變量。但是，變量太多不但會增加計算的復雜性，而且也給合理地分析問題和解釋問題帶來困難。一般來說，雖然每個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。因而人們希望對這些變量加以“改造”，用為數較少的互不相關的新變量來反映原來變量所提供的絕大部分信息，通過對新變量的分析達到解決問題的目的。主成分分析便是在這種降維的思想下產生的處理高維數據的方法。

二、實證分析

（一）樣本選取

國債0213是財政部2002年發行的記賬式（十三期）國債，期限是15年。由于該國債的剩余期限較長，其屬于長期國債。而宏觀經濟增長對長期國債收益率的影響比較大。因此，本文研究宏觀經濟對國債0213到期收益率的影響。

一般來說，研究的區間長度越長越好，宏觀經濟中的某些因素對債券的收益影響大小越準確。但由于數據收集的困難，可供研究的時間區間長度有限。因此國債季度期的到期收益率時間段為2004年6月至2010年12月，對應的宏觀經濟指標也是季度數據。

（二）宏觀經濟指標分析

分析用因子分析的可能性。通過使用SPSS軟件分析，由表1可知KMO檢驗統計量值為0.656，說明進行因子分析的效果尚可，比較適宜做因子分析；Bartlett's球形檢驗的顯著性概率為

0.000

1. 確定提取因子數量

在確定可以用因子分析法后，確定因子的數量和方差解釋，如下圖所示。

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率和特征根。

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

2. 主成分表達式

再利用旋轉后的因子負荷矩陣和因子得分系數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的線性組合，主成分二為變量x1、x2、x8的線性組合。用SAS軟件進行主成分分析各因子的特征向量，據此可以寫出由標準化變量所表達的主成分的關系式為：

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

3. 因子解釋

Z1是反映消費者信心指數（CCI）、國內生產總值（GDP）、貨幣供應量M1、匯率、利率的綜合指標。其中貨幣供應量M1、匯率、利率都是中央銀行宏觀經濟調控的貨幣工具。CCI反映消費者信心強弱，綜合反映并量化消費者對當前經濟形勢評價和對經濟前景、收入水平、收入預期以及消費心理狀態的主觀感受，可以一定程度上衡量消費者對宏觀經濟調控的反應。而GDP是宏觀經濟調控的反應結果，反映一個國家一定時期內的經濟表現。綜上所述，將Z1定義為宏觀調控影響綜合指標。

Z2是反映PPI、CPI和通貨膨脹率的綜合指標。PPI、CPI和通貨膨脹率都在一定程度上反映一定時期內的通貨膨脹。通貨膨脹決定消費者花費多少來購買商品和服務，左右著商業經營的成本，極大地破壞著個人或企業的投資，影響著退休人員的生活質量。對通貨膨脹的分析有助于設立勞動合同和制定政府的財政政策。綜上所述，將Z2定義是通貨膨脹影響綜合指標。

（三）線性回歸分析

根據以上主成分關系式將8個宏觀經濟變量降低為兩個綜合指標變量，即宏觀調控影響綜合指標Z1、通貨膨脹影響綜合指標Z2。用Stepwise方法分別對國債0213的到期收益做線性回歸分析。

分別繪制國債與主成分Z1和Z2的散點圖（見圖2、圖3）。

通過觀察圖2和圖3中的散點布局可以判斷，國債0213的到期收益率與宏觀經濟綜合影響指標Z1，通貨膨脹影響綜合指標Z2都有一定的線性關系。

下面我們用逐步回歸方法對國債0213的到期收益率和Z1、Z2兩個指標進行回歸分析，得到結果如下表6所示：

由表6結果可以知道，國債0213的到期收益率與通貨膨脹影響綜合指標Z2線性回歸的負相關系數是0.62073，擬合優度為0.307。

通過表7結果可知，國債0213的到期收益率與通貨膨脹影響綜合指標Z2線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結果知道，國債0213的到期收益率與通貨膨脹影響綜合指標Z2線性回歸的模型為：y1=0.554Z2，其中Z2的顯著性概率為0.04。因此，國債0213的到期收益率與通貨膨脹影響綜合指標正相關。

近年來，由于經濟過熱，物價不斷上漲，通貨膨脹也越來越嚴重。而當期的通貨膨脹率對同期的國債收益率影響較大，國債0213雖是長期國債，由于通貨膨脹率持續上漲，通貨膨脹的期限較長，其到期收益率也受通貨膨脹的影響。因此，在所得到的計量經濟模型中，國債0213的到期收益率又受通貨膨脹影響綜合指標的影響，且影響果顯著。

篇3

關鍵詞：外匯占款；物價水平；協整檢驗

一、引言

宏觀經濟學中的匯率傳導機制指出，一國匯率發生變動，對本國物價水平的影響分直接和間接作用。該理論的假定前提為：整體世界價格水平保持不變，在現實生活中，這個假定前提并不成立，而且中國的外匯占款數量變化的影響因素也很多，導致人民幣匯率變動的因素更是繁多。中國的外匯占款持續增長，CPI增長幅度卻并沒有與其同步，當前的國際經濟環境中，人民幣升值預期不斷增加，本文運用2005年到2014年的年度數據，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對CPI增長的影響機制、影響程度。

二、文獻綜述

近年來，國內外學者對于外匯儲備的研究較多。朱孟楠、趙茜（2012）的研究表明，相比較外匯占款而言，匯率變動更能解釋國內物價波動，能解釋其波動的75%，外匯占款的貢獻度就相對較少，但是也能解釋10%。吉翔、陳曦（2012）的實證研究指出，外匯占款對宏觀經濟的影響不僅能從實踐得到證明，更存在堅定的理論基礎。其研究中運用協整檢驗、格蘭杰因果檢驗多種計量方法，選取2001年1季度至2011年4季度的季度數據，進行分析。在協整模型中，發現外匯占款和物價水平并非呈現正相關，這說明在中短期內，中國物價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中，再一次證明外匯占款規模和物價水平沒有直接關系。張開宇（2014）在其研究中進一步引入理論依據，利用拋補平價說和蒙代爾――弗萊明模型從理論出發，分析表明外匯占款對貨幣供應量的影響正在逐漸加強，但是外匯占款大幅增加使得整個市場流動性過度增加，對于貨幣政策的實施具有一定的阻礙作用。

本文準備在前人的研究基礎上進一步探究，采取2005年至2014年的年度數據，進行比較系統的宏觀分析驗證，探究近年來外匯占款與我國物價水平之間是否存在較明顯的關系。

三、模型建立與數據選取

（一）數據選取與說明。本文采用協整檢驗、格蘭杰因果檢驗等計量方法，分析外匯占款、人民幣匯率、CPI、GDP、M2的關系，對其進行實證研究。本分析時，根據前人經驗僅將人民幣與美元的匯率作為考慮對象，令美元兌人民幣匯率為E，考察其對外匯占款變化的影響。

為了剔除季節因素影響，文中采取的都是年度數據，分別對數據進行處理，GDPG是將每年的季度數據進行加權平均取得最終值，FX為年度外匯占款數據，CPI為年度同比消費者物價水平。為了減少FX和M2由于是時間序列而存在波動，且其絕對值相差較大，因此對其取對數，記為LOGFX、LOGM2。本文所有數據為2005年至2014年的年度數據，數據來源于中國國家統計局網站。

（二）序列平穩性檢驗。對于選取的變量，需要先確定是否平穩，在不存在單位根的情況下，才能進行協整檢驗，檢驗變量之間是否存在協整關系。因此下文對各變量進行ADF檢驗，檢驗的原假設是各變量存在單位根，得出的結果中LOGFX的P值為0.0015，ADF值為-6.288820，1%臨界值為-4.582648，原始數列平穩，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原始數列平穩，不存在單位根。而GDPG、LOGM2、E則要進行相應處理后，才能使其變為相應的平穩序列。通過ADF檢驗，確定了各變量的最優滯后期。

（三）協整檢驗。在建立模型時，通過上文檢驗，出廣義基礎貨幣M2的最優滯后期為2期外，其他變量的最優滯后期均為一期。得出協整方程如下：

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

從協整方程中可以看出，在長期均衡中，外匯占款FX、廣義貨幣M2、GDP增速是呈現正相關關系，而外匯占款FX、物價水平CPI、美元兌人民幣匯率并沒有呈現正相關關系。外匯占款和物價水平沒有呈現正相關，說明國內物價水平變化和外匯占款增加沒有直接聯系，2005年至2014年外匯占款數量持續增長，但是國內物價水平同比增長速度波動不大，從協整方程中也可以看出，國內物價水平上漲并非是外匯儲備增長推動的，物價水平變化的推動因素有多種。雖然外匯占款直接影響廣義貨幣，持續增長的外匯占款推動了M2的大量投放，但是在這個過程中，央行為了減小通貨膨脹的影響，也采取了一系列市場操作，比如提高準備金率，發行央票等，這些行為對外匯占款進行了一定程度的沖銷，一定程度上對外匯占款所釋放的過度流動性進行了稀釋，因此使之對國內物價水平并未造成直接的影響。

（四）格蘭杰因果檢驗

在上文得出外匯占款FX、廣義貨幣M2、居民消費水平CPI、GDP增速、人民幣匯率E，這五個內生變量在長期是存在線性關系的基礎上，對它們進行了格蘭杰因果檢驗，主要是為了考察它們之間是否存在先導滯后關系。

檢驗結果表明：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，外匯占款的增加會促進廣義貨幣M2的增長。第二，外匯占款為人民幣匯率的格蘭杰成因，隨著中國外匯占款數額的增大，國際上對人民幣升值的預期加強，在一定程度上使得人民幣的匯率有上升的壓力。表明外匯占款確實對人民幣匯率存在推動作用。第三，外匯占款同時還是GDP增速的格蘭杰成因，說明中國國內生產總值的增長中有外匯占款的一定程度的有利影響。第四，外匯占款和CPI并沒有互為格蘭杰成因，這一結果和前文提到的，外匯占款與中國國內的物價水平沒有直接聯系相呼應，表明物價水平上漲的內外推動原因多元化，外匯占款對其的影響因子過小，因此，沒有必要在分析物價水平變化時，對外匯占款賦予過多權重。第五，廣義貨幣是GDP增速的格蘭杰成因，按照宏觀經濟學理論可以推導，市場基礎貨幣增加，在某種程度上會促進投資，刺激消費，推動經濟發展。實證結果與理論相符。

四、實證結果與政策建議

實證結果表明，從2005年人民幣匯率改革之后，中國經濟始終保持穩健的增長趨勢，外匯占款持續增加，在貨幣乘數的作用下，市場投放的基礎貨幣增加，廣義貨幣，GDP均對其有正向推動作用；人民幣匯率對其也有影響，但是二者并不是正向變化的；更進一步地，在分析外匯占款和CPI的關系時，發現二者并沒有十分明顯的直接關系。這一點和宏觀經濟學的相關理論有些出入，深入研究后，發現在實際經濟環境中，存在央行為了維持國內物價水平穩定，減少通貨膨脹壓力而采取了一系列措施，對外匯占款進行了沖銷。實證研究結果和相關政策建議如下：第一，在我國目前的市場環境中，人民幣匯率并沒有實現完全的市場化，在很大程度上還是由政府進行主導。第二，外匯占款對經濟增長具有促進作用，在某種程度上，是通過貨幣傳導機制起的作用，因為廣義貨幣是GDP增速的格蘭杰成因。第三，外匯占款雖然對CPI沒有直接影響，但是中國的經濟發展比較特殊，整體經濟對于外部環境的依賴程度較高，因此持續增長的外匯占款對于國內的物價水平的影響還是值得注意的。

（作者單位：中國民航大學經濟與管理學院）

參考文獻：

[1] 吉翔，陳曦.外匯占款對中國宏觀經濟的影響探析[J].現代財經，2012（12）.

[2] 張開宇.我國外匯占款規模變動對貨幣政策影響研究[J].現代財經，2014（5）.

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

篇4

【關鍵詞】金融加速器 宏觀經濟波動 貨幣沖擊

我國金融政策積極地保障了我國宏觀經濟的快速發展，對實體經濟的促進作用也不斷增加。隨著我國經濟的開放程度逐步提高，國際市場對我國經濟的沖擊不容忽視。通過本文的我國的金融加速器效應實證研究，具體計算出各個金融變量對我國宏觀經濟波動的影響程度，全面分析我國金融加速器的特征與規律。以上研究結果為我國制定和實施準確合理的宏觀經濟政策，促進我國經濟增長提供了依據，具有較強的現實意義。

一、文獻綜述

（一）國外研究現狀

Bagehot（1873）提出了銀行信貸量是引發經濟周期波動的一個重要的金融因素。Aftelion（1913）第一次提出了像這樣經濟沖擊能夠被加速和放大的狀況。Haberler（1937）在對宏觀經濟波動周期的研究中，發現了金融市場中有可以放大沖擊的效應存在。muelson（1939）提出了傳統的金融加速器效應的觀點，增加消費或投資對國民收入的提升有推動作用。Christiano等人（2004）估計了大蕭條時期的美國的金融加速器效應。Jacobsen與Hammersland（2008）采用誤差修正模型，對金融加速器效應進行了檢驗。Nadeau和Wasmer（2011）驗證了在美國勞動力市場中存在金融加速器效應。Gatti和Gallegati（2012）建立了一個信貸網絡，該網絡包含了銀行體系以及上、下游企業。

（二）國內研究現狀

蔣冠（2004）在微觀基礎上，利用金融摩擦理論，分析了貨幣政策的傳導機制。龔六堂和杜清源于震，劉森以及趙振全（2007）對我國金融加速器效應進行了驗證。袁申國（2010）研究分析了我國不同省市的房地產信貸市場中的金融加速器效應的差異。崔光燦（2011）通過在BGG模型的基礎上建立包含金融加速器的兩部門動態宏觀經濟學模型研究了我國資產價格變動對我國宏觀經濟的金融加速器效應。汪川、周鎮峰以及黎新（2012）在DSGE模型中引入金融加速器機制，分析了我國信貸因素對宏觀經濟波動的影響。

二、理論模型

非參數模型

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

Yi=m（Xi）+σ（Xi）εi，i=1，2，…，n （1）

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

窗寬hn>0，核權函數K■（u）=h■■（uh■■），核函數K（u）？叟0?；貧w函數核估計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，非參數估計就是在估計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）最小的核函數為使式R■（K）μ■■（K）達到最小的核函數。

三、實證分析

金融加速器效應是一個復雜的系統，各個變量對宏觀經濟的影響既可能是線性的，也可能是非線性的。這時基于線性設定的回歸分析模型可能存在較大誤差。本文建立非參數模型來考察金融加速器機制中各金融變量對宏觀經濟波動的影響效應。

（一）變量選取與處理

本文中所采用的變量有：產出、消費、投資、價格水平、M1、M2以及金融機構貸款額。

（二）實證結果

1.貨幣市場沖擊對宏觀經濟的影響。產出（GDP）分別對M1、M2的線性以及非參數回歸結果如以下四圖所示：

圖1產出對M1的線性回歸 圖2產出對M1的非參數回歸

圖3產出對M2的線性回歸 圖4產出對M2的非參數回歸

圖1、3為產出對M1、M2的簡單線性回歸，圖2、4為非參數回歸。可以看出，非參數回歸的擬合效果明顯優于簡單的線性回歸，擬合值更接近于實際值，因此采用非參數回歸方法能夠得到更精確的回歸結果。

非參數回歸模型的斜率在不同的時點是變化的，因此以上非參數回歸方程在每個時間節點都對應一個相應的斜率估計值。產出對各個金融變量的平均彈性系數的估計值。M1增長所導致的產出增加的彈性系數為0.4094，即在其他條件不變的情況下，M1增長一單位，能夠導致產出增長0.4094個單位。而M2與金融機構貸款增長一單位，僅能分別帶動產出增長0.0027和0.0050個單位。這說明在我國金融市場中，M1的變動對產出的影響最為明顯，因此在制定宏觀經濟政策時應著重考慮M1因素，以更好的傳導貨幣政策，保證產出的平穩增長。

2.信貸市場沖擊對宏觀經濟的影響。產出、消費、投資以及價格水平分別金融機構貸款額的線性以及非參數回歸結果如以下圖：

圖5產出對貸款的線性回歸 圖6產出對貸款的非參數回歸

圖7消費對貸款的線性回歸 圖8消費對貸款的非參數回歸

以上圖分別為產出、消費、投資以及價格水平對金融機構貸款額的簡單線性回歸，同樣的，非參數回歸的擬合效果更優于線性回歸，其擬合值更接近于實際值，非參數回歸方法能夠估計出更為精確的回歸系數。

以上四個非參數回歸方程在不同的時間節點對應著不同的回歸系數，我國信貸市場對宏觀經濟的影響較貨幣市場更低。信貸規模增加一億，能夠分別拉動產出、消費和投資增加0.0050、0.0021和0.1676個單位，而信貸規模增加一萬億，能夠拉動價格水平增加0.0746個單位。因此，在促進我國宏觀經濟平穩快速發展的金融政策方面，應更多地考慮貨幣市場，特別是M1因素，而可以相對減少對信貸政策的依賴。

四、結論

第一，我國貨幣與信貸市場以及企業資產的變化能夠通過金融加速器效應對宏觀經濟產生影響，其中，企業資產的影響作用較貨幣和信貸市場更為明顯。政府部門在制定相關經濟政策中應更多地考慮企業因素。

第二，在我國的貨幣和信貸市場變量中，其中M1對產出、消費以及投資的影響相對較大，金融機構貸款額對價格水平的影響相對較大。因此對M1的宏觀調控應是我國貨幣政策中最先被考慮與重視的工具。

第三，我國貨幣、信貸市場以及企業因素對產出、消費、投資的影響相對較大，而對價格水平的影響很小。因此可主要通過對金融市場及企業資產的調控實現產出、消費以及投資的穩定增長，而不會使價格水平產生較大變化。

參考文獻

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篇5

關鍵詞：宏觀經濟；上證指數；VAR模型

中圖分類號：F015 文獻標識碼：A

文章編號：1005-913X（2015）11-0183-02

一、引言

金融發展和經濟增長之間的關系一直是經濟學中極富爭議的一個問題。作為金融市場重要組成部分的股票市場和經濟增長，以及由此引申而出的股票市場和宏觀經濟變量的關系，也是最近研究熱點之一。我國股票市場發展非常迅速，已經成為影響社會經濟生活的重要因素。在這種背景之下，研究股票市場表現和宏觀經濟變量的經驗關系，具有很大的理論意義和實踐意義。

國外學者對股票市場表現和宏觀經濟變量的關系進行了大量的經驗研究。這些研究大多數表明在宏觀經濟變量和股票價格之間存在明顯的相關關系， 但結論并非是完全一致的。例如，Chen， Rol和Ros（1986）研究發現可以顯著解釋股票收益率的因子有風險溢價變化以及通貨膨脹率等；但消費支出、原油價格和股票收益率之間卻沒有明顯關系。Mukherjee和Naka（1995）用誤差修正模型研究了東京股票交易所（TSE）和日本宏觀經濟變量之間的動態關系。

他們研究發現，TSE股票價格指數和六個宏觀經濟因子之間存在協整關系。而Binswanger （2000）對20世紀80年代以來的美國經濟，用子樣本滾動回歸方法研究發現，股票收益率和實質經濟活動之間的關系不成立。

國內學者也在這方面進行了一些經驗研究，談儒勇（1999）研究了中國金融發展和經濟增長之間的關系，其中涉及了股市發展和經濟增長之間的實證研究。研究表明，我國股市發展的三個指標（市價總值/GDP、成交金額/GDP和成交金額/市價總值） 在回歸模型中都不顯著， 這意味著我國股市發展對經濟增長的作用極其有限。鄭江淮、袁國良等（2000）的經驗研究認為，雖然我國股市規模對經濟增長的作用效果不明顯，但股市發展與儲蓄之間的正相關關系表明存在股票市場對經濟增長的作用機制。李廣眾（2002）的經驗研究認為中國銀行、股市發展的主要作用在于促進投資規模擴大，股市發展對經濟增長的作用并不顯著。

從上述國內研究文獻可以看出，研究重點大多放在金融發展和經濟增長關系上，股票市場發展和經濟增長之間的關系僅僅是研究中的一部分，很少涉及關于宏觀經濟和股票市場表現之間的經驗檢驗。

從研究方法上來看，大部分用的是比較簡單的回歸分析，很少考慮時間序列不平穩帶來的謬回歸問題?；谏鲜隹紤]， 研究將根據月度數據，在宏觀經濟變量與股市價格的理論關系和經驗研究結論的基礎上，利用VAR模型對上海股票市場表現和宏觀經濟變量的關系進行實證研究。結構如下：第二部分介紹模型形式、變量和數據選取， 第三部分給出實證結果， 第四部分是總結和結論。

二、模型設定及數據選取

宏觀經濟對股指波動的影響主要體現政府宏觀調控、市場變化以及消費者行為方面，因此建立一個包含貨幣政策、宏觀經濟情況、房屋價格變動、通貨膨脹及消費者信心指數的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表示常數項。其中AINDEX表示上證收盤綜合指數；R分別表示利率水平和M2同比增長率，用以衡量貨幣政策；GDP分別表示GDP增長率和HGINDES宏觀經濟景氣指數，兩者結合衡量宏觀經濟變動；HOUSEINDEX表示國房景氣指數，CPI衡量通貨膨脹，與宏觀經濟變量一起表示市場變化；CCT表示消費者信心指數。樣本區間為2001年1月―2013年12月共計156個樣本。

三、實證結果

建立VAR模型，先對數據進行平穩性檢驗。經過檢驗，所有的變量都可以通過平穩性檢驗，可以用來構建VAR模型，在此基礎上，為了保證模型的穩定性，進行AR根檢驗，檢驗結果表明模型具有穩定性，如圖1所示。

（一）滯后階的確定

進行VAR模型檢驗的最后一步就是確認滯后階，模型滯后階的選擇過程如表1所示（最大試算階數為2）。

根據表中所示，LR、FPE、AIC準則都顯示最優滯后階數為2，SC、HQ準則顯示最優滯后階數為1，根據少數服從多數原則，我們選取最優滯后階數為2。

（二）VAR模型和脈沖響應

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，較能對被解釋變量做出解釋。從估計結果中我們可以看出，上證指數具有較強的慣性特征，上一期對本期的解釋高達0.857，再前一期對被本期的解釋達到0.1265，二者結合就解釋了全部的0.98，表明上證指數受自身影響最強，而其他變量對其解釋力較弱，這也從一定程度上解釋了我國經濟連續增長多年而股票市場卻熊冠全球。再看其他變量，其余變量中，消費者信心指數影響最弱且負相關，幾乎可以忽略不計；前兩期的CPI對本期上證股指影響較強，達到0.02，且呈負相關，表明上兩期的CPI指數如果上升，則會一定程度上導致本期股票市場的下跌，而上一期的CPI指數則對本期股票市場呈微弱正相關；除此之外，宏觀經濟景氣指數的前一期和兩期也表現出明顯的分野現象，與CPI相同的是都是前兩期呈現明顯的負相關，而前一期呈現微弱的正相關，表明宏觀經濟指數與CPI相關性較強；前一期的GDP對本期股指影響呈現正相關，而且相關指數達到0.014，前兩期的相關就變得微弱，表明當期GDP的增加能明顯增強下一期的股指，但之后影響就逐漸減??；貨幣政策在前一期對本期呈正相關，前兩期對本期則呈負相關，也具有一定的分野現象。

四、結論與建議

通過利用VAR模型對宏觀經濟環境、政府調控政策、市場變化和中國股票市場波動性之間的關系進行實證研究，得到了如下的主要研究結果：宏觀經濟環境本身的發展狀況將對中國股票市場波動性產生顯著的正向影響，而宏觀經濟環境變化對中國股票市場波動性的影響是不確定的，這在一定程度上證明了中國股票市場價格變動對經濟基本面變化的反映功能的缺失；貨幣供應量變化將對中國股票市場波動性產生影響較為微弱，宏觀經濟環境不會對貨幣供應量調整政策調控中國股票市場的效果產生本質性的影響。這個結論既是中國股票市場資金拉動型特征的直接結果，同時也為中國股票市場具有的資金拉動型特征提供了實證證據；市場變化對中國股票市場波動性產生的負向影響更大，而且不會受到宏觀經濟環境因素的影響。中國股票市場的弱市場有效性特征和噪音交易特征為這個結論的合理性提供了依據，而且中國股票市場的政策調控實踐也反復證明了這個結論的正確性；利率調整政策對中國股票市場產生的調控效果受到宏觀經濟環境的明顯影響。宏觀經濟環境因素的存在使得利率調整政策調控股票市場的效果變得不確定和不可預測。產生這種結果的主要原因在于，不考慮宏觀經濟環境的理想情況下，投資者的入市決策和股票交易決策都會受到利率變化的顯著影響，而在考慮宏觀經濟環境的現實情況下，中國宏觀經濟環境狀況對中國股票市場條件波動性產生的顯著正向影響可能對利率調整政策調控股票市場的效果產生了替代作用，從而致使利率變化對中國股票市場波動性產生的影響不顯著。利率調整政策對中國股票市場影響的近似隨機的現實現象也證明了該結論與中國股票市場現實情況的一致性。研究結論啟示我們，加大理性市場主體的培育力度，改革政策機制、降低政策信息的獲取成本，建立和完善股票市場相關制度、特別是信用交易制度，加大金融衍生產品的開發和上市力度，科學制定調控政策、提高政策調控能力、規范政府調控行為是提高政策調控效率、保障中國股票市場健康、穩定、持續發展的有效途徑。當然，研究工作僅僅是筆者有關宏觀經濟環境、政府調控政策與中國股票市場關系研究的一項階段性實證研究成果，還有很多相關問題有待于進一步研究。

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