宏觀經濟因素匯總十篇

序論：好文章的創作是一個不斷探索和完善的過程，我們為您推薦十篇宏觀經濟因素范例，希望它們能助您一臂之力，提升您的閱讀品質，帶來更深刻的閱讀感受。

篇（1）

[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。

篇（2）

引言

經濟發展最注重的就是經濟發展的協調性、可靠性以及穩定性，隨著近幾年來經濟的快速發展，經濟發展質量也受到了各國的高度重視。要想從根本上做好緊急發展，最主要的就是轉變經濟發展方式，根據實際需要促進其實現成功轉型。本文從不同的層面以及不同的社會視角對發展經濟學做了研究和探索，提出影響宏觀經濟發展波動的主要因素。

一、人口、資源、環境與經濟發展

一個國家經濟發展要想得到實質性的提升，基礎要素就是人口、資源與環境。尤其是人口發展，對現代經濟發展有著重要的現實意義。

1 .人口與經濟發展

一直以來，人口經濟的核心問題同發展經濟學的核心問題都是相同的，即經濟發展與人口因素之間的關系。最近幾年以來，人口質量、人口結構與經濟發展之間的關系隨著發展經濟學由經濟增長理論向經濟發展理論的轉變而逐漸受到了更高的重視。

（1）人口增長與經濟發展

1978年馬爾薩斯提出了“低水平均衡的人口陷阱”理論，表示人口數量的變化對一個國家的經濟發展有著重要影響，從此這也就成為了一個頗受各國關注的問題。直到目前為止，人類對于經濟發展和人口數量之間的關系主要表分為兩種觀點，一種是人口增長阻礙經濟發展；另一種是人口增長有助于經濟增長。這些結論并不適用于每個國家，但是從普遍上看來，不同國家、不同地區人口數量的波動對于經濟發展的影響也是不同的，由此可見，經濟發展所處的水平環境不同，人口增長對經濟的影響作用也就不同。

（2）人口質量與經濟發展

確定人口質量主要是從兩個方面來決定，一是人口身體健康素質，其中包括嬰兒出生死亡率、人口發病率、青少年營養狀況和發育狀況；二是人口的文化科學素質指，其中包括文盲率、各級院校畢業生數量等。相關數據顯示，人口質量對于經濟發展的影響也是十分重要的，很明顯，人口質量越高經濟發展越快。

（3）人口構成與經濟發展

人口結構包含了很多方面的內容，其中有經濟結構、自然結構、社會結構以及地域結構，每一種結構所涉及到的指征均不相同。隨著近幾年來相關研究的日益增多，可以發現其中人口的城鄉結構、性別結構、年齡結構以及區域問題是影響經濟發展最大的問題。

2 .自然資源與經濟發展

自然資源為人類生存提供了一定的物質條件。隨著人類社會的不斷發展，自然資源也在不斷的被消耗，由于并不是所有的自然資源都是可再生的，使得經濟發展和自然資源之間的矛盾逐漸加劇。主要表現為：

（1）自然資源的無限利用是實現可持續發展的基本條件。

（2）自然資源的利用與經濟發展有著密切關系，必須要合理利用，不能過度開采、盲目限制、或停止利用。

（3）實現可持續發展的關鍵問題就是實現資源的可持續利用。

3 .環境與經濟發展

環境與人類的生活與生產息息相關，不僅是人類賴以生存的空間與基本條件，也是人類生產活動產生的廢棄物和各種作用的結果，不可否認它在很大程度上關系著一個國家的經濟發展。

二、資本形成與經濟發展

發達國家早期經濟發展過程都經歷了持續的資本積累的過程。資本積累是一個國家經濟轉型的基本要素，由此可見，經濟發展的好壞離不開資本積累的影響，也是促進經濟學研究的重要內容。良性的資本積累機制可以有效促進一個國家經濟發展的速度和質量，成功實現經濟轉型。

三、對外貿易與經濟發展

眼下經濟發展呈現全球化趨勢發展，對外貿易在國家經濟發展中也就越來越重要，不同模式的對外貿易對經濟發展的影響也不盡相同。發展經濟學的國際貿易理論從不同的角度研究了發展中國家如何從對外貿易中獲得可持續發展的動力，國際貿易也體現了經濟發展質量的基本思想。發展經濟學理論中涉及到了多方面問題，其中包括貿易條件問題、貿易保護問題、剩余的出路問題等，通常發展中國家主要是從這幾個方面進行對外貿易研究。

四、結束語

對于目前我國的經濟狀況來說，經濟發展的根本目的所在就是經濟發展質量的提升，發展經濟學實際上一直基于發展中國家經濟發展的現實。綜合現有的經濟狀況來看，一個國家人口數量變化、人口結構變化、對外貿易模式、自然資源利用等是影響經濟發展水平的主要因素，因此必須要通過資本積累來實現經濟起飛，加大研究力度，提高科學技術，根據國家的實際情況選擇合理的經濟發展模式，這樣才能保證經濟發展質量，實現經濟可持續發展。除此之外也要適當加強發展經濟學理論研究，進行理論創新，根據一國經濟發展的實際，創建有利于各類要素促進經濟發展質量的機制，最終轉化成動自身經濟發展的動力，建立更為合理和完善的經濟發展模式，從根本上保證國家的經濟實現健康發展。

【參考文獻】

【1】任希麗，張兵，李可愛.中國經濟波動的影響因素分析[J].西安交通大學學報（社會科學版），2013（2）：9-14.

篇（3）

消費、投資和出口被稱為拉動經濟增長的三駕馬車，一國經濟保持持續增長的重要因素之一就是出口額的增長，本文結合最近十幾年來的相關數據，對影響我國出口額的一些主要因素做了分析。

一、人民幣匯率與出口額的關系

從1989年～2006年我國的匯率變化（見圖1）可以分為三個階段：第一階段從1989年～1994年，這段期間人民幣對美元持續貶值，從初期100美元對377元人民幣到期末100美元對862元人民幣；第二階段從1994年～2005年中期，人民幣對美元保持在100美元對825元人民幣左右；第三階段從2005年中期～2006年底，人民幣對美元升值，100美元在初期兌換820元人民幣到期末兌換781元人民幣。

圖11989年～2006年100美元兌人民幣數量的走勢圖

資料來源：國家外匯管理局

在第一階段，人民幣對美元貶值促進了我國出口額的增長。對1989年～1994年我國出口額和人民幣匯率數據（見圖2）進行簡單相關性分析（Pearson）得知，在0.01顯著性水下下，兩者存在顯著的相關性，其相關系數高達0.968。因此，這期間人民幣的持續貶值是我國出口額增長的一項重要因素。但從1995年開始人民幣對美元匯率保持穩定到2005年中期開始的人民幣升值說明在第二、第三階段我國出口額的不斷增長不是靠貨幣貶值起作用的。

圖21989年～2006年我國出口額和人民幣匯率數據

資料來源：國家統計局

二、國內物價水平與出口額的關系

國內物價水平的高低會直接影響出口商品的價格，進而影響出口額。如果國內的物價水平較高，在匯率一定的情況下，用外幣表示的出口商品價格較高，不利于出口；反之，則較低，有利于出口。從1989年～2006年期間，我國通貨膨脹率的變化有以下一些特點：

1.20世紀90年代前中期是經濟過熱時期，我國經歷了高通貨膨脹率，1994年達到高峰，通貨膨脹率將近25％左右。

2.從此之后通貨膨脹率開始下降，到1997年宏觀經濟成功實現軟著陸，該年通脹率降到5％以下，只有2.8%。

3.接下來的幾年通脹率維持較低的水平，有些年份甚至出現通貨緊縮的現象（見圖3）。

圖31989～2006年我國的通貨膨脹變動情況

資料來源：國家統計局

因此，我們可以發現在1994年后至新世紀初，在人民幣匯率保持穩定的情況下出口額仍然不斷擴大，說明穩定、甚至下跌的國內物價水平對這段時期出口的增長起到了重要作用，經過簡單相關性分析（Pearson）可知，在0.05顯著性水下下，兩者存在明顯的負相關，其相關系數為-0.707。

三、全球經濟增長與加入WTO對我國出口額的影響

從圖2可以看出，從2002年開始我國出口額開始快速增長，2006年的年均增長率達到30％左右，這期間的出口額增長與全球經濟復蘇有著密切的關系。2001年的911事件使美國經濟受到重創，世界經濟出現不景氣現象，但不久之后，美、日等國經濟開始復蘇，帶動全球經濟的增長。正是由于全球經濟的大好形勢，更重要的是我國成為了WTO的成員國后對出口的極大促進作用（有大量的文獻對此作過研究），使我國在最近的5年左右時間里，出口額取得了前所未有的高增長。

表1世界及美、日等國在2001年～2005年間經濟增長速度（％）

四、全球突發經濟事件對我國出口額的影響及結論

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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。基于上述考慮， 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小；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。

參考文獻：

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[4] 許均華，李啟亞.宏觀政策對我國股市影響的實證研究[J].經濟研究，2001（9）.

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一、引言

公司資本結構指的是公司各種資本，包括長期債務、普通股、優先股及留存收益的價值構成及其比例。狹義的資本結構即長期的股權資本與債權資本的構成及其比例關系。合理的資本結構對于降低公司加權平均資本成本，提高公司價值具有重要的意義。1952 年，美國財務學家 David Durand 在美國國家經濟研究局召開的“公司理財研究學術會議”上發表名為《企業債務和股東權益成本：趨勢和計量問題》的論文，拉開了資本結構理論研究的序幕。在隨后的 50 多年中，以著名的 MM理論為代表，有關資本結構的理論和實證研究的文章層出不窮，資本結構的研究成為了公司理財的焦點問題之一。國外對于資本結構的實證研究十分活躍，但是其研究主要集中在發達國家，對于發展中國家的探索較為局限。國內對于中國的資本結構研究也不甚完善。20 世紀 90 年代以來，隨著我國社會主義市場經濟體制的建立和不斷發展，以證券市場為代表的資本市場逐步發展壯大，我國的企業在資金來源的選擇上有了更多的自由和選擇余地。我國的公司也不僅僅可以通過銀行貸款的方式獲取資金，還可以通過發行股票和債券進行直接融資。新的形勢使我國的公司面臨著資本結構選擇和優化的新問題，也使得當前對資本結構進行新的以及進一步的研究成為一種必要。研究對于了解我國公司當前資本結構選擇狀況以及改善不合理資本結構具有重要的意義。

二、文獻綜述

（一）國外文獻 Marsh（1982）以 1959 到 1974 年間發行股票和債券的英國企業為樣本，采用 Logit 和 Probit 模型進行實證分析，證明公司資本結構的選擇受到市場狀況和歷史股價的嚴重影響，看起來公司在做財務決策時腦海里有目標的債務比率，且企業的目標債務比率與公司規模、破產風險和資產構成具有函數關系。Bradley等（1984）建立了一個綜合現代權衡理論的最優資本結構模型，并通過對 25 個行業 821 家企業和 21 個行業 655 家非管制企業進行回歸分析，考慮了使用行業虛擬變量和不使用行業虛擬變量兩種情況，證明行業因素對公司杠桿具有顯著影響，公司盈利的變化性、廣告研究開發費用與企業 杠桿顯著負相關，而非債務稅盾與企業杠桿顯著正相關。 Titman &Wessels（1988）采用因子分析模型，使用 1974 到 1982 年間 469 家公司的數據檢驗了 8 個屬性對公司資本結構的影響，發現公司獨特性、公司規模、盈利性與杠桿負相關，強調了交易成本對公司資本結構選擇的影響，沒有提供非債務稅盾、收入變異性、資產擔保價值或成長性對于負債比率影響的實踐支持。Harris &Raviv（1991） 通過總結相關資本結構影響因素的實證研究后得出固定資產、非債務稅盾、投資機會、公司規模與負債比率正相關，公司變異性、廣告費用、破產可能性、產品特殊性與負債比率負相關。Rajan & Zingales（1995）采用 1987 到 1991年間 G7 國家的數據做出對資本結構的國際比較研究，發現 G7 國家公司杠桿率比之前設想的更為相似；同時他們通過四個解釋變量分析 G7 國家資本結構的影響因素，得到結論：有形資產比率與杠桿比率正相關，投資機會與杠桿比率負相關，除少數國家外，公司規模與杠桿比率正相關，盈利能力與杠桿比率負相關。Booth 等（2001）對 10 個發展中國家的相關數據進行研究，用靜態權衡理論、融資順序理論和理論框架解釋資本結構差異，發現國家因素對資本結構選擇的影響與平均稅率、商業風險、資產有形性、公司規模等財務變量一樣重要。

（二）國內文獻 陸正飛和辛宇（1998）選取了機械及運輸設備業 35 家上市公司的橫截面數據進行多元線性回歸分析，發現企業獲利能力與資本結構顯著負相關，但企業規模、資產擔保價值、成長性對資本結構影響并不顯著。陳維云和張宗益（2002）發現，企業資本結構與企業規模、成長能力正相關，與盈利能力、資產流動性、資產運營能力負相關。肖作平（2004）采用 1995 到 2001 年間 239 家上市公司的面板數據，采用動態計量方法，得出有形資產比率、企業規模、產品獨特性與杠桿正相關，成長性、資產流動性、現金流量與杠桿負相關。

通過回顧公司資本結構決定因素相關文獻發現，國內外主流文獻在這方面的研究主要考慮公司特征、行業等因素，對于宏觀經濟因素的專門探討，尤其是對中國公司的實證研究比較罕見。尤其是以我國的公司為對象的研究，在宏觀經濟因素方面存在缺失，而一些學者又曾經在其文獻中證實宏觀經濟因素的影響性。促使筆者對此問題進行研究。為了排除行業因素的影響，研究只從房地產公司獲得了相關數據；選取房地產公司為研究對象的原因在于，房地產行業為資金密集型，資本結構的選擇對于該行業的公司來說具有特殊的意義。對房地產公司在變化的宏觀經濟狀況下選擇優化資本結構具有一定的實踐意義。

三、研究設計

（一）理論分析 （1）傳統資本結構理論。傳統資本結構理論由 David Durand（1952）總結提出，主要包括：凈收益理論、凈營業收益理論和傳統理論。凈收益理論認為，債務融資和權益融資的資本成本保持不變且債務融資的資本成本小于權益融資的資本成本，公司可以通過使用債務融資降低平均資本成本，因此最優的資本結構為 100%的負債。凈營業收入理論認為，雖然債務融資的資本成本小于權益融資的資本成本，但當債務融資的比例上升時，權益成本會隨之上升，加權平均資本成本將維持不變，而不會因為負債率提高而降低；因此公司不存在最優的資本結構。而傳統理論采取了折中的觀點，認為盡管權益成本隨著財務杠桿的增加而增加，然而這在一定的程度內不會抵消債務融資帶來的好處。隨著債務融資的增加，公司的加權資本成本是一個先下降后上升的過程，因此公司的價值先增加后減少。在一定的債務融資水平上公司達到最優的資本結構，實現價值最大化。（2）現代資本結構理論。MM 理論，Modigliani 和 Miller 1958 年出版的杰出文獻標志了現代資本結構理論的開端（Harris & Raviv， 1991）。最初的 MM 理論由 Modigliani 和 Miller 于 1958 年 6 月發表于《美國經濟評論》的“資本結構、公司財務與資本”一文中所闡述的基本思想構成。該理論認為，在不考慮公司和個人所得稅，沒有破產風險，資本市場有效等理想條件下，公司的市場價值與其資本結構無關。即杠桿公司的價值與無杠桿公司的價值相等，公司價值為未來期望收益按一個合適資本化比率的貼現，與財務杠桿無關。該模型的表達式為：VL=Vu=EBIT/K=EBIT/Ku （VL 為有杠桿公司的價值，Vu 為無杠桿公司的價值；K=Ku 為合適的資本化比率，即貼現率；EBIT 為息稅前凈利）。修正的 MM 理論由兩位教授于 1963 年提出，該理論放寬了初始模型的假設條件，將公司所得稅納入考慮范圍。他們發現，考慮公司所得稅之后，由于負債利息可以抵稅而產生稅收利益，公司價值會隨著債務融資的增加而增加。在其他因素保持不變的情況下，公司的債務融資越多，稅盾越大，公司價值越大。因此公司在 100%負債的情況下價值最大。該模型的表達式為：VL=Vu + DT（D 為債務總額，T 為公司所得稅率）。MM 理論進一步發展于 1977 年，Miller 進一步將個人所得稅引入模型，說明由于債券持有者需要支付個人所得稅，這將提高其所要求的利息率，在一定程度上會抵減債務的抵稅作用。Miller 模型的表達式為：VL=Vu + [1-（1-Tc）（1-Ts）/（1-Td）]D（Tc 為公司所得稅率，Ts 為股票所得稅率，Td 為債券所得稅率）。權衡理論，MM 理論對于債務融資只考慮到負債的稅收利益。而權衡理論的創新之處在于考慮到了負債可能帶來的風險與額外費用，把公司最優資本結構的決定看成是負債的稅收利益和負債的相關成本之間的權衡。公司的債務融資主要會帶來兩大類的成本，一是虧空破產所帶來的成本，二是破產風險的增加所導致的成本等。早期的權衡理論把公司最優資本結構的決定看成是負債的稅收利益和破產成本之間的權衡；而后期的權衡理論則擴大了稅收利益和成本的范疇，認為稅收利益除負債稅收利益之外還有非負債稅收利益，同時認為成本不但包括破產成本，還包括成本、非負債利益損失、財務困境成本等。后期的權衡理論把公司最優資本結構的決定建立在了一個更為全面的權衡的基礎之上。（3）新資本結構理論。除經典的 MM 理論以及權衡理論之外，新的資本結構理論不斷涌現。Jensen & Meckling（1986）提出了基于成本的資本結構理論。在該理論中，Jensen 和 Meckling 定義了兩類沖突，即股東和經營者之間的沖突以及股東和債權人之間的沖突。隨著負債率的增加，股權成本減小而債權成本增加，因此使得總成本最小的負債水平即最優負債水平。Ross（1977）提出了建立在信息不對稱基礎上的信號傳遞理論，認為公司資本結構的選擇將內部信號傳遞給了外部投資者。Myers & Majuf（1984）進一步考察了不對稱信息對于公司融資方式的影響，認為負債率上升表明公司對未來境況的預期較高，公司市場價值也會隨之增加。Myers 據此提出了著名的優序融資理論，認為公司在融資時一般遵循先進行內部股權融資，然后進行債務融資，最后進行外部股權融資的順序。近年來研究公司資本結構的理論不斷出現，包括控制權理論、產品/要素市場理論以及市場相機抉擇理論等。

（二）研究假設 隨著市場經濟以及資本市場的不斷完善，以上市公司為代表的我國微觀經濟主體對于市場經濟的適應能力不斷增強。地產作為強周期行業，同時也是資金密集型行業，其資本結構的調整必須考慮到宏觀經濟因素。宏觀經濟因素在地產公司的資本結構決定中，具有顯著影響。因此本文提出研究假設：

假設1：通貨膨脹率及實際貸款利率與公司杠桿率顯著負相關

假設2：股票市場規模與公司杠桿率顯著正相關

假設3：實際經濟增長率與公司杠桿率正相關

（三） 變量定義與模型構建 第一，被解釋變量。本文的研究目的在于探索宏觀經濟環境變化對于公司資本結構的影響，因此被解釋變量應當反映公司資本結構狀況。根據通行的研究方法，本文用負債-權益比來代表公司資本結構。第二，解釋變量。宏觀經濟因素所包含的范圍十分廣泛。根據前人的相關研究，本文選取通貨膨脹率、實際貸款利率、實際經濟增長率、股票市場價值與 GDP 之比等因素作為解釋變量，觀察其對公司資本結構選擇的影響。由于本文研究對象為房地產行業的所有上市公司，僅根據數據情況作出篩選而非隨機抽樣，因此應該選擇固定效應模型。建立模型如下：

B/Sit = α + u（i） + β1Pt-1 + β2R t-1 + β3GDP t-1 + β4K t-1 + εit

其中，i = 1， 2， 3，……37， t = 1994， 1995，1996，……2007。B/Sit 表示第 i 個公司在第 t 年的負債-權益比，α 為截距項，Pt-1 為第 t-1 年的通貨膨脹率，Rt-1 為第 t-1年的實際貸款利率，GDP t-1 為第 t-1 年的經濟實際增長率，K t-1 為第 t-1 年的股票市場價值與 GDP 之比。εit 為隨機誤差項。

（四）樣本選取與數據來源 本文的研究對象為我國的房地產業上市公司，查閱滬深交易所發現目前正常上市的房地產公司共有 68 家。由于各公司的上市時間不同，所能獲得的公司相關情況的年限也不同。經過篩選，去除上市時間較短以及年報中包含不正常極端值的樣本，最終選擇了 34 家公司從 1999 到 2012 年 14 年的年報數據作為實證分析所用數據。研究所用數據來源于中國統計年鑒及 RESSET 金融研究數據庫。

四、實證檢驗分析

（一）描述性統計 變量的描述性統計信息如表（1）所示。

（二）回歸分析 采用 Eviews3.1 對面板數據模型進行估計，為減少截面數據造成的異方差影響，在估計時采用了廣義最小二乘法（GLS）。具體估計結果如表（2）。從估計的結果可以看到，模型的 P 值為 0.000000，在整體上顯著性良好。雖然模型的 R2 值僅為 0.567908，但由于該模型的截面數據量大于時間序列的數據量，對于這種情況的模型來說，大于 0.5 的 R2 值已經說明模型的擬合度很高。同時除變量 K 以外，模型中各個解釋變量的系數符號符合經濟理論的預期。但是，解釋變量 GDP 的系數未能通過檢驗。將 GDP 從模型中刪除，得到修正的模型：

B/Sit = α + u（i） + β1Pt-1 + β2R t-1 + β4K t-1 + εit

重新進行回歸，得到結果如表（3）。改進后模型的估計結果 R2 值增加，擬合度更佳；且各個變量的系數都在顯著性 0.01 的水平上顯著。兩次回歸表明，通貨膨脹率及實際貸款利率與公司杠桿率顯著負相關，股票市場價值/GDP 與公司杠桿率顯著正相關，而實際經濟增長率與公司杠桿率正相關但不具有顯著性。股票市場規模與公司杠桿率的正相關與前人的實踐檢驗結果不一致，可能的解釋是在股票市場的公開上市提高了公司的透明度，因而反而為公司的債務融資提供了更多可能性。

五、結論

本文研究表明，隨著社會主義市場經濟以及資本市場的不斷完善，以上市公司為代表的我國微觀經濟主體對于市場經濟的適應能力不斷增強，已經基本能夠依據宏觀經濟環境的變化而調整企業的資本結構。但是，模型中 GDP變量的不顯著性，以及股票市場規模與公司杠桿率反常的呈現正相關，也說明公司資本結構的調整不僅受到宏觀環境的影響，更受到經濟制度等多方面因素的制約；我國的宏觀經濟制度及條件距離完善還有一定的發展空間。對于上市公司來說，在資本結構決策中充分考慮宏觀經濟因素十分必要。然而在根據市場變化而調整負債比率時，也應當把握好度，注意資本結構的平衡性，以免跟隨有利的經濟環境一味增加負債率導致破產風險增加，或者一味減少負債率導致稅收利益的流失。本文達到了預想的研究目的，但是由于不可避免的因素，仍然存在一些不足：由于數據的局限，模型所考慮的宏觀經濟變量較少，因此對于宏觀經濟環境的考察不夠全面；同時鑒于知識水平所限，構建的模型較為簡單，沒有控制公司自身因素，對于宏觀因素的估計也較為粗略。若條件允許，筆者將通過進一步的學習來完善相關模型以進行進一步的研究。

參考文獻：

[1]蔡男：《宏觀經濟因素與上市公司資本結構選擇》，《貴州財經學院學報》2013年第4期。

[2]陳維：《對資本結構財務影響因素的實證研究》，《財經理論與實踐》2012年第1期。

[3]李中海：《中國企業資本結構研究》，《經濟研究》2008年第12期。

[4]馮根福：《我國上市公司資本結構形成的影響因素分析》，《經濟學家》2009年第5期。

篇（6）

數據分析表明，國民收入的增長結構明顯向工業企業利潤和政府財政收入傾斜，居民收入項目的增長相對緩慢，這是一個對調控政策效率具有基本性制約的重要因素。

國民收入的增長結構，是影響和制約政府宏觀調控的一個基礎性因素。由此，我們選擇了國民收入中具有代表性的三組重要項目：工業企業利潤、中央財政和地方財政收入、城市單位報酬和城鄉居民收入，對它們1998年到2005年的平均增長水平進行了綜合比較。

統計數據顯示，從1998年到2005年，我國國民收入的增長在不同領域呈現出明顯的差異。這8年的平均年增長水平，工業企業利潤的年均增長為30．5％，高居榜首；中央財政和地方財政的年均增長分別為18．6％和16．6％，也具有相當高的增長水平；城鎮單位勞動報酬的年均增長為9．9％，遠低于前兩項的水平；城市居民和農村居民的年均收入增長分別為8．7％和4．6％，居于同期最低位。GDP的同期平均年增長為8．9％。從積累角度考察國民收入增長結構，這也同時可以顯示為是社會財富的增長結構。

另一項有關對勞動所得在國民經濟分配中比重的研究數據，也為上述狀況提供了一種印證。這個研究數據表明，勞動所得在國民經濟分配中的比重是持續下降的。1978年到1983年，勞動所得比重從42．1％上升到56．5％，之后從1983年到2005年持續下降，其中只在1993年到1996年中略有上升，2005年的比重為37％，比1983年下降了19．5個百分點。這項研究數據還顯示出，同期內資本收入在國民經濟分配中比重是持續大幅上升的。1978年，以經營盈余和折舊資本所得及生產稅凈額為代表的資本收入，在GDP的比例為57．9％，2005年上升到63．3％，加上其他因素，資本比重實際上升了大約20個百分點。

這種國民收入增長結構和社會財富積累增長結構的狀況，首先決定了政府管理當局最希望“提高內需拉動”，即較大幅度提高社會消費對國民經濟的增長拉力，是很難真正奏效的。1990年到2005年的15年間，國內投資率的年均增長為20．8％，同期消費率的增長只有4．1％。1980年1990年，最終消費占GDP的比例為62％，之后逐步下降，2005年僅為52．1％。1991年，居民消費率為48．8％，2005年下降為38．2％。這種情況，顯然是上述國民收入增長結構狀況的必然結果。因為，維持宏觀經濟高增長的主導力量，肯定只能是投資而不會是社會消費。經濟分析的基本學理告訴我們，拉動消費增長的第一個充分必要條件就是居民收入水平的增長狀態，而可供分配的國民收入在一定時期永遠是一個定量，當資本收入和政府財政收入增長大幅持續提高時，就決定了國民收入用于居民收入的增長不可能太多。

資本收入持續增長，特別是工業企業年均利潤增長30．5％的高位水平（盡管不同行業表現出差別），也足以解釋為什么貨幣當局屢屢用提高利率來抑制投資過快增長而屢屢收效甚微。在如此高水平的企業利潤增長激勵下，降低25個或27個基本點的利率調節，或者再高一點也罷，對企業投資沖動不可能起到具有實際約束力的降溫作用。再者，反過來說，有這種高水平的利潤增長激勵，企業又有什么理由要緊縮自己的投資活動呢？

居民家庭收入的等級結構差異越拉越大，中等和中高收入層的收入持續高速增長、中低收入層的增長明顯遲緩，這就使當前一些涉及消費活動的宏觀調控政策左右為難。

從2001年到2005年，按照國家統計局五等份分組的城鎮居民家庭收入增長統計：高收入、中高收入、中收入、中低收入和低收入的城鎮居民家庭年均收入增長，分別為15．23％、11％、9．31％、7．83％、5．35％。在這里，不但高收入層和低收入層之間的增長差距有3倍之多，而且高收入、中高收入和中等收入三個階層，同低收入和中低收入層的平均差距也相當明顯。據有關方面統計，2006年中等收入的居民家庭在2006年的年平均收入已經達到47000元，低收入家庭只有13000元，相差3．62倍。這種情況告訴我們，在經濟高速增長中，中高收入階層的收入持續高速增長、中等收入階層的收入持續較快增長、中低收入階層則明顯增長遲緩。

這種社會收入階層的明顯分化，常常使我們目前看到一些涉及消費活動的宏觀調控政策左右為難，甚至進退維谷。這里僅以政府有關部門對房地產的管理政策為例。近年來國內商品房的價格水平快速增長，引起普遍關注。這里的原因當然很復雜，確有房地產企業高額盈利問題、市場操作失范問題、政府財政資源過分依賴房地產開發問題、境外熱錢炒作問題，等等，但我的分析說明，對這種商品房價格高位增長的基本性支撐，可能還是來自市場內部的需求增長力量。以2004年和2005年為例，國內高檔住宅和普通住宅的銷售價格指數上升最快，兩年平均售價增長9．75％和9％，但同時高收入、中高收入和中等收入家庭在2001年－2005年的平均增長分別為15．23％、11％、9．31％，仍然高于前者。這就提供了一個支持高增長價格買房的高增長收入群體，應當不存在買房基礎的需求缺失的問題。這里的矛盾僅僅在于，中低收入和低收入家庭的同期收入增長只有7．83％和5．35％，完全不能適應房價高速增長。由此，政府限制房價增長就很難奏效，因為存在市場需求的基本支撐；政府用控制售房面積來滿足大多數人住房需求的辦法也很難奏效，因為只要還是市場性房價就不可能滿足大量中、低收入家庭的住房需求。

國內三次產業的結構變化相當緩慢，第二產業仍然是高速增長的最強大支持，其產值比重甚至出現了穩中微升的狀況，這就使加快轉變增長方式的各項調控政策執行難度很大。

中國經濟的高速持續增長主要依賴第二產業的強大支撐，這種基本增長格局不但沒有改變，而且還有進一步穩定和強化的趨勢。數據分析顯示，進入新世紀的2000年到2006年，第一產業的產值比重是下降的，從2000年的15％下降到2006年的12％；第三產業的產值比重變動極小，2000年為39％，之后在3個百分點上下變動，2006年又回位到39％。第二產業的產值比重在2000年為39％，2001年和2002年下降了一個百分點，2003年之后逐步微升，2006年上升到49％。結論是，中國三次產業的產值結構變化甚微，第二產業的產值比重穩中有升，對經濟高速增長繼續起著主導性支撐的作用。

這種三次產業結構增長格局的基本狀況，就可以在更深層的經濟原因上解釋，為什么政府宏觀調控關于加快轉變增長方式的各項政策，在執行力方面的難度很大。例如關于降低能耗和減少污染排放的政府調控目標很不理想，當然可以在法律法規、資源價格、生態補償等方面找到原因，但是，在目前第二產業如此強勁的增長勢頭背景下，在目前第二產業的增長還需要依賴我們最重要的比較優勢主要不是依賴技術進步而是依賴資源產品、初級產品和廉價勞動力大量投入的情況下，以高耗能和高污染為特征的增長活動可能發生根本性的改變嗎？再以控制土地開發政策為例，在第二產業的主導性產值拉動如此強大的吸引下，對土地資源的擴張開發必然成為地方政府（無論是東部地區還是中西部地區）拉動經濟增長最有效的手段之一。

進一步的深入研究還會告訴我們，中國的工業化進程可能仍然處在急劇擴張性發展時期，由此，目前三次產業的增長結構或許并非是不合理的，人為的改變結構恐怕很難，問題在于我們怎樣把這個過程的陣痛減少到最低限度。

既然增長結構已經成為影響宏觀調控效率的一個重要制約因素，改進的思路就應是：在調控政策實施中考慮增加結構性操作；積極改變目前增長結構中不合理的東西。

任何政府的宏觀調控操作，實際上都是在既定增長結構條件下進行的。當調控方向和工具的使用可以基本達到調控目標時，幾乎可以不考慮增長結構的問題，但如果這種調控工具的選擇和使用總是較多偏離調控目標，對增長結構的重新認識和由此考慮對調控方向和工具的使用進行新的選擇，或者進行部分新的選擇，就是一個應當認真研究的問題了。我認為思考當前政府的宏觀調控操作及其效率，就已到了這樣一個時候。

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一、引言

目前我國對于商業銀行的資產管理也越來越重視，自1999年起，政府曾多次出面對商業銀行進行壞賬剝離，國有銀行的壞賬數額在其中是占了絕大多數。目前四家國有商業銀行均已上市，資產狀況良好，同時我國的股份制商業銀行的發展也呈現出良好的態勢，不良貸款余額和比例連續保持“雙降”。本文將以一個不同的視角，從宏觀經濟的層面對不良貸款進行深度剖析，從而對其有一個更為深刻地了解，也對商業銀行貸款的管理提出相應建議。

二、文獻綜述

（一）傳統的不良貸款產生理論

銀行之間的貸款競爭模型是在1986年提出的，該理論的核心觀點可表述為，銀行在貸款市場開展的競爭，促使銀行通過貸款而獲取的利潤減少，降低了銀行的收益率和獲利能力，最終導致利潤為零，嚴重削弱了銀行的抗風險能力和謀求發展的能力。

勉強貸款是指銀行在一定利率水平下向借款人提供超過其意愿需求的貸款。勉強貸款形成的原因大致有兩個：一是能促進出口時，銀行傾向于提供超量跨國貸款；二是當銀行經理的升遷與其經營業績緊密相關，而衡量經營業績的一個重要指標是貸款量的情況下，銀行經理傾向于超量貸款。

（二）宏觀層面分析

中國人民銀行淮南市中心支行課題組針對淮南市這一特定的對象做了不良貸款與宏觀經濟的灰色關聯分析。

李紅梅、李劍采用國民生產總值、投資、消費、居民消費物價指數，分別對剔除政策性壞賬剝離因素的國有商業銀行不良貸款率以及股份制商業銀行不良貸款率進行實證分析，并提出了相應的對策及建議。

三、理論基礎與數據來源

（一）理論基礎

宏觀經濟指標是體現經濟情況的一種方式，主要指標包括國民生產總值、通貨膨脹與緊縮、投資指標、消費、金融以及財政指標等。

（二）數據來源

本文應用施華強《固有商業銀行賬面不良貸款、調整因素和嚴重程度》的統計方法進行調整得出調整后數據，即從2004年開始每年不良貸款余額均加上18756億元，2005年開始不良貸款余額再加7050億元，從而得到剔除剝離影響后的不良貸款余額及不良貸款率。

四、實證檢驗與結果分析

（一）相關性檢測

GDP和投資、消費有很強的相關性，7天同業拆借利率和貨幣供應量增長率有一定的相關性，CPI和失業率的相關性也較為顯著。以下，本文將嘗試用兩種不同的方法去除多重共線性，優化擬合曲線。

（二）逐步回歸分析去除多重共線性

在GDP、投資和消費中選擇擬合程度最好的GDP為這一組的代表性變量，而其余四個變量由于相關性不是很強，難以確定是否能夠相互替代，故本文將變量逐一加入，逐步回歸。

找出最簡單的回歸形式，作NPLR2與GDP的回歸：

NPLR2 = 53.85 – 0.0004GDP

選該方程為初始的回歸模型。

因此，最終的國有商業銀行不良貸款率函數應以NPLR2 = f （ GDP，I，UR ） 為最優，擬合結果如下：

NPLR2 = 54.27 – 0.0004GDP + 0.803I – 0.623UR （1）

（三）主成分分析去除多重共線性

解釋變量與主成分之間的線性方程組，假設提取出來的兩個主成分分別為F1、F2，則構造出來的線性方程組如下：

F1 = 0.3GDP + 0.124CPI + 0.296INVEST+

0.299CONSUME + 0.04I + 0.147M2R + 0.005UR

F2 =-0.008GDP - 0.341CPI + 0.03INVEST +

0.022CONSUME - 0.351I + 0.281M2R + 0.436UR

通過以上方程組可以看到，F1對于GDP、投資和消費的指標顯示出較強的關系，因此F1可以作為描述宏觀經濟發展趨勢的變量，而F2對于CPI、利率、M2增長率以及失業率顯示出較強的關系，F2則顯示出國家政策導向和宏觀經濟發展的波動情況。

五、總結與建議

根據實證分析表明，我國的國有商業銀行不良貸款間接受宏觀經濟因子的影響，因此，要降低商業銀行不良貸款余額，首先需要加大對宏觀經濟形勢及國家相關政策的研究，尤其是那些能夠提前反映宏觀經濟變動的指標，加強政府對經濟的宏觀調控。其次要大力發展經濟，擴大內需，拉動消費，間接降低不良貸款。另外，同時還要加強改善國有商業銀行外部環境，發揮政府在處理不良貸款中的引導作用，給予政策、資金等方面的支持，緩解不良貸款。最后，還要完善相關的法律制度，積極支持銀行部門保全資產，規范市場經濟秩序，完善社會信用體系，為商業銀行提供良好的信用環境。

參考文獻

[1]高鐵梅.計量經濟分析方法與建模——Eviews應用及實例（第二版）[M].北京：清華大學出版社，2011.

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美國經濟一向都是全球經濟的發動機，但是自去年九月至今，以次級房貸為誘因，美國經濟發生了大幅波動，由此造成了嚴重后果。實體經濟的惡化必將對商業銀行信用風險產生不利影響。回顧歷史，1929年10月的美國，20世紀80年代的日本，以及1997年亞洲金融危機之后的韓國等都在經歷了一個經濟快速增長、資產價格快速上揚和信用快速擴張的階段之后，金融體系卻遭遇了一場全面危機。我們可以看出，宏觀經濟周期的循環對商業銀行信用風險具有極其巨大的影響。對于經濟可能發生的轉變，我國商業銀行需要吸取各國之經驗教訓，提前做好準備，控制信用風險，防患于未然。宏觀經濟波動對商業銀行信用風險的影響并不是憑空產生的，而是通過一定的機制以及各個相關因素進行傳遞的。從宏觀的角度來看，一個國家的宏觀經濟條件、宏觀經濟政策以及金融監管等在很大程度上決定該國商業銀行風險的大小。宏觀經濟中的通貨膨脹和經濟周期等是商業銀行的主要風險來源之一。下面通過對數據進行分析評估宏觀經濟波動對我國商業銀行信用風險的影響。

（一）評估指標體系的初步選擇

在變量的選擇上，本文選取不良貸款率作為模型的被解釋變量，來反映我國歷年的信用風險狀況。由于眾多影響因素不可量化以及某些指標數據的可獲得性問題，本文根據《商業銀行風險監管核心指標(試行)》，從信用風險、宏觀經濟及影響因素等方面考慮選取了7個指標。統計年份從1993-2007年，由于我國銀行業起步比較晚，因此數據有限。具體如下:

（1）信用風險通過不良貸款率(Y)來反映：其反映商業銀行不良資產的沉淀情況。

（2）GDP增長率(X1)：反映我國經濟總體波動情況。

（3）全社會固定資產投資增長率(X2)：反映以貨幣表現的建造和購置固定資產活動的工作量的變化情況，從一方面反映我國企業生產經營狀況。

（4）進出口總額增長率(X3)：對外貿易活動規模變化情況，從一方面反映國際經濟波動對我國的影響。

（5）通貨膨脹率(X4)：從一方面反映原材價格變化情況。

（6）M2增長率(X5)：反映每年貨幣供應量的變化情況。

（7）全國規模以上企業利潤增長率(X6)：反映我國企業總體盈利變化情況。

注:本文的相關指標數據都來源于歷年的《中國統計年鑒》以及《中國金融年鑒》并加以整

理所得，部分來自施華強(2005)《國有商業銀行賬面不良貸款、調整因素和嚴重程度:1994-2004》。

根據所選的指標，本文建立多元線性回歸模型:

其中，由實際觀測值構成，為參數向量，為隨機誤差向量。

（二）研究假設的提出

需要說明的是：GDP增長率、全社會固定資產投資增長率、進出口總額增長率總是隨著經濟的變化而發生同向變化；由于我國體制的關系，我國政府總是在經濟向好時控制貨幣投放量，而在經濟出現向下的趨勢時加大貨幣投放量。且不良貸款率通常是滯后與經濟變化的。因此，本文假設:

H1:GDP增長率與不良貸款率呈負相關。

H2:全社會固定資產投資增長率與不良貸款率呈負相關。

H3:進出口總額增長率與不良貸款率呈負相關。

H4:通貨膨脹率與不良貸款率呈負相關。

H5:MZ增長率與不良貸款率呈正相關。

H6:全國規模以上企業利潤增長率與不良貸款率呈負相關。

（三）多元回歸及實證分析

用EVIEWS軟件進行回歸，在經過對方程一系列的檢驗之后，本文得到如下模型結果:

通過t檢驗發現：除X3（進出口總額增長率）以外其余解釋變量均通過了置信度5%的t檢驗，說明除了假設H3（進出口總額增長率與不良貸款率呈負相關）不支持外，其余假設都得到了支持。本文對歷年數據進行了相關性分析、Granger因果分析的結果得出：

(1)GDP增長率與不良貸款率呈負相關，假設H1成立，GDP增長率是影響我國商業銀行信用風險的重要因素。這表明，在我國總體經濟情況較好時，商業銀行信用風險比較小；而當經濟運行情況不良時，商業銀行信用風險高。我國商業銀行信用風險呈現一定的周期性，即經濟穩步增長時，隨著信貸不斷增加，風險在不斷積累，至經濟增長放緩時，風險逐漸釋放。我國商業銀行應防范在“好”的經濟環境下的風險積累，降低貸款集中度，控制風險。

(2)全社會固定資產投資增長率與不良貸款率呈負相關，假設H2成立。全社會固定資產投資增長率較高，說明企業投資意愿較強，反映出企業的生產經營狀況良好，有充足的資金進行擴大再生產，因此這一時期不良貸款率呈下降趨勢。反之，當全社會固定資產投資增長率較低時，說明企業沒有充足的資金擴大再生產，或者企業投資意愿不強，反映出企業的生產經營狀況可能惡化或者僅僅能維持當前水平，此一時期的不良貸款率可能出現上升趨勢。

(3) 進出口總額增長率對我國商業銀行不良貸款率之間沒有顯影響，假設H3不成立。當對兩者單獨分析時，兩者呈現出負相關。但是綜合各指標進行分析時，沒有進入最后的回歸方程。原因可能是因為，這一變量可能主要通過其它變量對我國商業銀行信用風險產生間接影響，直接的正向影響很小。我國貸款主要流向房地產業，交通運輸，倉儲和郵政等行業，導致國際經濟的變化對商業銀行信用風險產生不大影響。

(4)通貨膨脹率與不良貸款率呈負相關，假設H4成立，明通貨膨脹率是影響我國商業銀行信用風險的重要因素。這表明在通脹率高的時候，銀行信用風險比較低。不良貸款率對過去的違約事件進行統計。當政府對通貨膨脹率開始重視，并進行有效的調控時，通脹率趨勢開始向下，而總體經濟發展速度趨緩，違約概率開始呈現上升趨勢。因此，我國商業銀行應密切注意通脹率變化，一旦發現通脹率有異常變化，商業銀行就應進行適當的信貸政策調整。

(5)M2增長率與不良貸款率呈正相關，假設H5成立。當銀行的索取權受損的時候，銀行就會有更大的投機沖動。由于這種效應在經濟衰退的時候變得更加強烈，銀行的風險程度將會以一種不對稱的方式出現。我國商業銀行應該在經濟增長放緩，違約率增加的同時，制訂更加嚴格的信貸政策，以減少損失的發生。另一種可能是，由于我國的貨幣投放在更大程度上受到政策的影響，當經濟增速放緩，政府出于維持經濟穩定的考慮，采用更加積極的貨幣政策，加大貨幣投放，來刺激經濟。

(6)全國規模以上工業企業利潤增長率與不良貸款率呈負相關，假設H6成立，表明全國規模以上企業利潤增長率是影響我國商業銀行信用風險的重要因素。當企業生產經營狀況良好，盈利能力較強時，有充足的資金用于按期償還銀行貸款本息，所以銀行不良貸款率較低。當企業盈利能力減弱，利潤下降時，其償債能力隨之下降。

（四）研究結論與建議

通過對1993年至2007年數據的分析表明，在這15年間，在我國商業銀行信用風險與宏觀經濟密切相關。當我國宏觀經濟高速增長時往往伴隨著商業銀行信用風險的下降；當經濟速度緩慢時，信用風險也往往有所增加，即存在一種親周期性。

針對以上研究結論，現提出以下幾點建議以供我國商業銀行參考:

1.建立健全全社會范圍內的征信體系。我國商業銀行應該及早建立健全包括受信企業的歷史信用數據、項目效益、貸款用途及還款意愿在內的一系列數據，以便借鑒過去的經驗，將受信企業借款后一個階段的經濟波動影響完全考慮進去，降低貸款信用風險。2.完善內部管理機制。制定更加嚴格的內部風險控制和管理機制，不能隨著經濟的波動而盲目的放松或執行更加嚴格的信貸標準。3.加大對宏觀經濟形勢以及國家政策的研究。密切關注反映宏觀經濟波動的指標，特別是那些能夠提前反映宏觀經濟走勢的指標，將會對商業銀行下一步的信貸政策提供指引。4.進一步完善風險量化管理。商業銀行要將宏觀經濟波動因素考慮進去，最終要落實到風險度量上去，使風險控制做到量化和動態化。5.加快金融創新。我國商業銀行業務的單調，造成起受經濟波動的影響極大，要不斷進行金融創新探索出適應我國情況的新產品、新工具，以更好的適應經濟的波動。必須注意的是，在信貸衍生品開發運用的過程中，要防止出現類似美國次貸危機的情況。

參考文獻：

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一、引言

在企業行為中，履行企業的社會責任是一種獨特的行為方式，并且該行為的決策以及制定都是從企業的實際發展情況出發。因此當外部的宏觀環境產生變動時，企業就會根據環境變化，通過改變自身的一系列行為來應對外部環境變化帶來的潛在風險。具體來說就是企業會通過縮減開支等方式，應對宏觀環境變化帶來的風險，以此來減少企業的社會責任。

二、企業社會責任概述

企業社會責任指的就是企業在創造了利潤，以及對股東承擔相應法律責任的同時，還要承擔對企業員工、消費者以及社區的一系列責任。因此，企業的社會責任要求企業必須要改變傳統的管理理念，不再將經濟效益作為企業經營的唯一目標，在生產過程中應該重視企業員工的價值，并且關注企業對消費者、對社會的貢獻。因此企業在履行社會責任時就應該遵循以下原則：第一，企業應該在其所能影響的范圍內，尊重并支持對國際社會做出維護人權的宣言。第二，在生產過程中，不包庇、不隱藏侵犯人權的行為。第三，禁止任何形式的強制勞動行為。第四，切實有效的廢除童工。第五，杜絕在用工或者是職業方面的歧視行為。

三、我國宏觀經濟因素對企業社會責任的影響

1.宏觀經濟對企業資本結構的影響

在宏觀經濟背景下，企業的一系列行為必定會受到宏觀經濟因素的影響，并且我國的研究人員對此也進行不少研究。從企業自身的發展角度出發，通過分析企業資本結構與宏觀經濟兩者的關系我們可以知道，我國企業的資本結構與宏觀經濟因素之間具有極強的關聯性，并且上市企業的資本結構調整行為存在一定的反周期現象。此外，通過進一步分析，我們還可以發現包括實際貸款利率、通貨膨脹率在內的一系列宏觀經濟因素與我國上市企業的資本結構也具有一定關聯。

2.宏觀經濟對信貸風險的影響

根據具體事例可知，在發生金融危機的時候，企業以及廣大人民群眾關注的重點就是信貸風險。經過一系列的研究可以發現，在宏觀經濟因素的影響下，商業銀行的貸款質量呈現出了順周期性的現象。同時，還發現股份制商業銀行的不良貸款率與社會商品零售總額的增長率之間存在正相關關系。由此我們可以看出，在宏觀經濟因素的持續影響下，企業通常都會更加重視自身的經濟效率，并以增加自身權益為主要內容，從而忽略了通過改善外部環境應對經濟風險的方式，就像商業銀行在面臨宏觀經濟影響時，為了保證自身的貸款額度，而放寬對貸款質量的要求。

3.宏觀經濟與企業進出口行為

在企業的進出口貿易中，影響其增長率的宏觀經濟因素有許多，比如：第一，國民經濟的收入情況，以及外匯收入的情況等等。通常來說，從國外進口商品在一定程度上會增加企業的經濟收入，而外匯收入的增加會使國內的出口商增加。第二，國內商品價格的變化以及國外商品。假如國內商品的價格相對便宜，那么價格優勢就會在國際市場得以凸顯，出口量就會增加。反之，如果外國商品的價格相對較低，則國內的進口量就會增加。由此可見，宏觀經濟因素可以直接影響我國企業的進出口行為。

4.宏觀經濟因素與市場價格

在金融發展中，股票市場價格作為金融指標之一，宏觀經濟因素對其具有重要影響。在研究過程中，我們可以將宏觀經濟因素進行細分，從而分為固定資產投資、外商直接投資、生產者價格指數、工業增加值貨幣供應量以及制造業采購

指數，然后對以上幾點進行透徹分析就可發現上述指標都與股票市場價格有著十分緊密的聯系。同時，商品的零售價格指數、居民消費的價格指數、進出口貿易的順差值等相關變量對股票市場的收益都具有不利影響。而國民生產總值、企業景氣指數以及城鎮居民經濟收入等變量對于股票市場的收益具有積極影響。此外，不僅是股票價格，對于產品市場價格而言，宏觀經濟因素對其也有著一定的影響。

5.宏觀經濟對其他因素的影響

在企業行為的具體實施過程中，宏觀經濟因素不僅對上述行為具有一定的影響，對于企業的“股權債務”也有影響。在宏觀經濟上行時，企業的融資偏向于“股權-債務”；而在宏觀經濟下行時，企業的融資便會偏向于“債務-股權”。由此可見，宏觀經濟因素對企業的一系列行為具有非常重要的作用，并且在不同的宏觀經濟因素影響下會產生截然不同的后果，且影響程度并不一致。

四、結論

綜上所述，在宏觀經濟因素的影響下企業更好的履行社會責任可以使整個產業進一步提升，甚至還有可能促進國家的經濟發展。但是從我國的企業行為來看，大多數企業更愿意通過以縮減成本的方式來面對危機。這是因為我國企業對履行社會責任仍處在發展階段，并且對此并沒有詳細的了解，因此從發展角度來看，我國企業應該對履行社會責任進行全面的了解，從而促進企業健康發展。

參考文獻：

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一、引言

股票價格指數是指股價指數，動態地反映某個時期股市總價格水平的一種相對指標，它是由金融服務公司根據市場上一些有代表性的公司股票的價格加權平均后計算的平均數值編制而成的。宏觀經濟走勢是影響證券市場大盤走勢的最基本因素，股市的運行與宏觀的經濟運行應當是一致的，股份指數在影響著國內宏觀經濟的同時，也深受宏觀經濟因素的影響。進入2000年以后，我國股市經歷了四年的大熊市。但2005年4月30日股權分置改革試點正式啟動后，2005年夏天開始，我國股市開始進行股改。從2006年開始，股指一路上揚，到2007年10月16日達到6124.04的至高點。2008年，全球遭遇百年一遇的金融危機，全球股市暴跌，嚴重影響實體經濟，我國股市也遭遇長達半年多的大跌。所以宏觀經濟是影響股市的根本原因，本文通過量化通貨膨脹（居民消費指數和生產者價格指數）及貨幣政策（利率及貨幣供給量）來研究宏觀經濟對股價指數的影響。

二、文獻回顧

國外學者已有比較多的相關研究。Balduzzi(1995)和Bakshi(1996)等對美國以及其他工業同家的實證研究發現股票價格與通貨膨脹之問呈負相關關系。國內學者劉金全等(2004)對中國的實證研究認為我國股票價格與通貨膨脹率之間存在負相關關系。段軍山、鄒偉衛、白茜（2010）通過建立股價波動、通貨膨脹與固定資產投資的協整關系和VEC模型，得出我國固定資產投資的波動會受到上證綜合指數與存款利率水平自身變動的影響。由此可知股價指數的變動確實受到較為顯著的宏觀經濟的影響。

三、變量選取及數據處理

物價水平，用我國消費者價格指數（CPI）及生產者價格指數（PPI）來衡量；狹義貨幣供給量（M1）是經濟周期波動和價格波動的先行指標，人民銀行的基準利率采用中國人民銀行對金融機構收取的20天的利率，二者用來量化我國貨幣政策；以上變量的數據來源于中經網數據庫及中國人民銀行網站。股價指數采用上證綜合指數（SP），來源于上海證券交易所網站。所有序列對數處理消除序列的波動性，并對CPI、PPI和M1采用X12季節指數法進行處理以消除季節性。

四、實證分析

1.數據平穩性檢驗

在作實證分析前，為了避免出現偽回歸，首先針對每個變量的序列是否存在單位根進行檢驗，這里使用ADF檢驗方法。

經對數處理后，序列LSP、LCPI、LPPI、LR和LM1進行ADF檢驗的t檢驗值分別為0.261、2.688、-2.101、-1.415和-2.525，均大于5%顯著性水平下的臨界值，所以原序列均不平穩。而序列的五個差分形式的t檢驗值分別為-5.711、-11.316、-3.525、-14.251和-4.319，均小于臨界值，所以原序列的差分形式均平穩，說明這五個序列都為一階平穩。

2.協整檢驗

ADF檢驗結果表明，所有原序列都為一階平穩。然后用Johansen協整檢驗方法進行檢驗原序列間是否存在協整關系，這里零假設為協整關系的個數。

首先，確定模型的滯后階數。在Eviews軟件中，根據AIC和SC信息標準，選擇AIC和SC取最小值時的滯后階數。這里使最大滯后階數為4時AIC最小，而最大滯后階數為1時SC最小，所以采用LR檢驗進行取舍，所以選取CPI時合適的滯后階數為3，而選取PPI時合適的滯后階數為2。

從協整檢驗結果中看到，當選取CPI來描述物價指數時，零假設為不存在協整關系的P值為0.0001，至多存在一個協整關系的P值為0.017，而至多存在兩個協整關系的P值為0.170，大于0.1，所以存在兩個協整關系。

當選取PPI來描述物價指數時，不存在協整關系的P值為0.007，而至多存在一個協整關系的P值為0.147，大于0.1，所以只存在一個協整關系。

協整方程如下：

LSP=0.21LR+3.47LM1-22.00LCPI

(0.578)(0.588) (3.684)

LSP=15.70LR+20.17 LM1-103.08LPPI

(-6.956)(-5.014)

(-27017)

以上的協整關系表明上證綜指與基準利率和貨幣供應量之間長期為正相關關系，而與CPI和PPI之間長期呈負相關關系。表明基準利率和貨幣供給量的上升會促進上證綜合指數的上升，而物價指數（CPI和PPI）的上升會促使上證綜合指數下降。

五、結論和政策建議

從以上結果可以看出，股價包含有未來通貨膨脹的信息。股價可以作為未來通貨膨脹預期的一個先行指示器，因此。在經濟衰退時，中央銀行可以利用貨幣供給量、基準利率與上證綜指的正向關系，采取擴張性貨幣政策，即提高法定存款準備金率來提高貨幣供給量，或提高基準利率，穩定并推動股市價格的上漲，通過發揮股市的財富效應帶動實體經濟的復蘇。而股價指數與物價指數的反向關系則表明，當國內通貨膨脹較為嚴重時，抑制通貨膨脹也可以促進股指的上升。

參考文獻：

［1］Bakshi，G.S.and Chen，Z.Inflation，asset prices，and the term structure of interest rates in monetary economies［J］.Review of Financial Studies，1 996，9

［2］Granger，C.Investigating causal relations by econometric models and cross spectral methods［J］.Econometrica，1969，37，July