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第一個就是改革的環(huán)境問題，我們要把這一輪改革按照初衷，按照原來的設計，按照目標導向，從問題入手來推進，首先是要有一個穩(wěn)定的宏觀環(huán)境，從我們了解的情況看，地方還是有一些壓力的，有些企業(yè)也感受到壓力，特別是進一步地去產能方面。另外一個就是市場的波動，產品的價格超預期地大起大落，怎么保證這個市場不出現(xiàn)急劇的波動？第三個就是職工的安置，債務處置等等，改革要順利推進，宏觀環(huán)境是很重要的。

第二個就是有效市場的問題，如何形成一個有效市場？怎么樣來保證市場在資源配置當中起決定性的作用，建立什么樣的機制？尤其在中國的地區(qū)之間發(fā)展不平衡，行業(yè)之間也不平衡的情況下，如何把這些問題處理好，強化市場化、法制化手段的運用，又不傷害到后發(fā)地區(qū)的發(fā)展，是個重要的問題。

第三個就是新舊動能的轉化，無論是舊動能的轉化升級還是新動能，實際都存在問題。舊動能轉變提升面臨一些負面的影響，新動能主要是面臨環(huán)境問題，尤其金融資源對新型動能，特別是創(chuàng)新的支持，是我們沒有解決好的。

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【關鍵詞】VAR模型；宏觀經濟；預警

宏觀經濟描述的是整個國民經濟總體的經濟活動和運行狀態(tài)，對宏觀經濟進行管理的主要目標是保持經濟高速的發(fā)展、較低的失業(yè)率和穩(wěn)定的價格水平。在實際中，整個國民經濟系統(tǒng)處于一個不斷變化的環(huán)境之中，宏觀經濟的運行和發(fā)展經常會出現(xiàn)起伏波動，要想保持經濟平穩(wěn)較快發(fā)展、抑制超常規(guī)的經濟波動，我國的管理部門就要對宏觀經濟進行調控和預警。河北省經濟結構發(fā)生了深刻變化，經濟快速發(fā)展，經濟運行機制和管理體制也在逐步向市場化方向過渡，要想實現(xiàn)河北省經濟“又好又快”的發(fā)展目標，就要密切關注全省的經濟走勢、制定宏觀經濟調控的重要手段。

一、研究現(xiàn)狀

我國宏觀經濟預警理論的研究是從經濟循環(huán)波動問題入手的，開始于20世紀80年代中期，顏德林、周鳴（1993）用經濟周期波動理論研究廣西經濟周期波動規(guī)律，對廣西宏觀經濟發(fā)展趨勢進行了預警、預測。王慧敏（1998）從討論和分析宏觀經濟預警系統(tǒng)的研究發(fā)展入手，引入西方理性預期的AD-AS模型作為宏觀經濟預警的基礎，構建了基于理性預期觀的經濟預警系統(tǒng)。賀京同和潘凝（2000）把模糊系統(tǒng)理論和神經網絡相結合，構建了宏觀經濟非線性預警模型。以往關于宏觀經濟的研究，只是局限于對宏觀經濟現(xiàn)狀的描述，無法實現(xiàn)對經濟的動態(tài)預警。采用VAR方法構建預警模型，它可以將變量當做相互影響的動態(tài)系統(tǒng)，符合經濟運行的實際情況。

二、VAR經濟預警系統(tǒng)的構建

1．建模思路。對于河北省宏觀經濟進行預警，實質就是對河北經濟運行中的“關鍵點”進行監(jiān)控，我省多年來經濟調控的目標就是“經濟增長、物價穩(wěn)定、就業(yè)充分”，所以本文選取了能充分反映三個目標的經濟變量：河北省的GDP、居民消費價格指數(shù)（CPI）和人均現(xiàn)金收入（PCCI）三項指標，河北省GDP反映的經濟增長速度，居民消費價格指數(shù)(CPI)和人均現(xiàn)金收入（PCCI）代表的是增長質量。在宏觀經濟預警中，要特別注意經濟增長速度和增長質量之間的關系。在河北省的宏觀經濟預警中，還要研究宏觀經濟增長的長期趨勢與短期波動具有怎樣的關系，也是需要進一步研究的問題。

2．指標選取及數(shù)據(jù)來源。預警依賴于監(jiān)測，監(jiān)測離不開指標，宏觀預警指標體系通常只選擇反映經濟運行特征的指標。本文從宏觀經濟運行穩(wěn)定的角度出發(fā)結合經濟增長、供需變化、內生增長動力等因素，最終選取了反映宏觀經濟增長情況的河北省GDP、居民消費價格指數(shù)（CPI）和人均現(xiàn)金收入（PCCI）三項指標來構建宏觀預警的VAR系統(tǒng)。

3．模型的建立。向量自回歸模型（Vector Auto regres

sion）通常用于相關時間序列系統(tǒng)的預測和隨機對變量系統(tǒng)的動態(tài)影響，模型避開了結構建模中需要對系統(tǒng)中每個內生變量關于所有內生變量滯后值函數(shù)的建模問題；應用樣本可以確定一個多變量VAR系統(tǒng)的參數(shù)，從而得到變量間的相互關系，因而向量自回歸模型是分析多變量時間序列的有力工具。一個n維隨機向量服從p階向量自回歸過程，記為VAR（P），其數(shù)學表達式為：

（1）

其中，yt是m維內生變量向量，是d維外生變量，A1…AP和B1…BR是待估的參數(shù)矩陣，內生變量和外生變量分別有p和r階滯后期。是隨機擾動項，其同時刻的元素可以彼此相關，但不能與自身滯后期和模型右邊的變量相關。鑒于本文中所選擇的指標為河北省生產總值（GDP）、居民消費價格指數(shù)（CPI）和商品零售價格指數(shù)(RPI），故這三個變量構成的p階VAR模型可以表示為：

（2）

三、分析過程及結果

傳統(tǒng)的回歸方法一般假定所使用的時間序列是平穩(wěn)的，然而許多經濟現(xiàn)象的時間序列都是非平穩(wěn)的，倘若采取傳統(tǒng)的普通最小二乘法，就會出現(xiàn)偽回歸和無意義回歸的現(xiàn)象。基于這一原因，恩格爾和格蘭杰首先提出了一種處理非平穩(wěn)序列的協(xié)整研究方法。這種方法的基本思想就是在兩個或多個非平穩(wěn)的變量之間尋找均衡關系。因此，對VAR模型中各個變量進行協(xié)整檢驗，是我們判斷地區(qū)生產總值（GDP）、居民消費價格指數(shù)（CPI）和人均現(xiàn)金收入（PCCI）之間是否存在長期均衡關系的基礎。

1．單位根檢驗。由于討論序列協(xié)整性的前提是各序列都是非平穩(wěn)時間序列，所以第一步應該分別對各個序列進行單位根檢驗。我們采用ADF檢驗法，檢驗的結果匯總在表1。

2．協(xié)整關系檢驗。為了檢驗上述三個變量之間是否存在協(xié)整關系，進行協(xié)整檢驗。本文采用多變量Johnsen協(xié)整檢驗方法對、和變量進行協(xié)整檢驗，檢驗的結果如表2。

經過協(xié)整檢驗可知三個變量間沒有協(xié)整關系的假設，且均通過至多一個協(xié)整關系的假設，故可斷定模型中的GDP、CPI和PCCI之間有且只有一個協(xié)整關系，將協(xié)整關系標準化后寫成數(shù)學表達式，并令其等于vecm，得到：

（3）

對序列vecm進行單位根檢驗，發(fā)現(xiàn)其已經是平穩(wěn)序列，并且取值在0附近上下波動，再次說明協(xié)整關系是正確的，即GDP、CPI和PCCI之間存在長期協(xié)整關系。通過協(xié)整關系（3）可是，社會消費品銷售額對地區(qū)生產總值有正向的拉動作用，而CPI對地區(qū)生產總值有反向的抑制作用。

3．VAR模型計量結果。根據(jù)以上對時間序列的檢驗可知，三個時間序列都是一階單整的，且協(xié)整檢驗證明三者存在協(xié)整關系，故可對三者建立向量自回歸模型。經過初步計算可以得知，在滯后期為1的時候，VAR模型的AIC值最小，故建立的向量自回歸模型為一階模型，系數(shù)估計結構和對單個方程的總結具體如下：向量自回歸方程總結：

從表可知，三個方程的F統(tǒng)計量都遠大于臨界值，故知三個方程式顯著的。同時，可以看出三個方程是顯著的。同時，可以看出三個方程調整的復相關系數(shù)分別為0.997670、0.747365、0.724552，說明三個方程的擬合效果都較好。且從參數(shù)的估計結果來看：GDP受上一期的GDP和商品零售價格的變化影響較大，且均為正相關，這說明經濟增長的較高基礎和商品零售價格的增加都會帶來下一時期經濟的增長。同時結果也顯示，CPI的增加會給下一期的經濟增長帶來負效應。

四、主要結論及政策建議

1．從長期來看，河北地區(qū)生產總值（GDP）、居民消費價格指數(shù)（CPI）和人均現(xiàn)金收入（PCCI）之間存在長期均衡的協(xié)整關系。在短時間內，這些變量可能會偏離均衡值，這主要是因為市場隨機干擾的存在，但這種偏離是暫時的，這些變量最終會回到均衡狀態(tài)。GDP受上一期的GDP和人均現(xiàn)金收入的影響比較大，都為正相關，這就說明人均收入的增加會刺激和加速經濟的發(fā)展，但是CPI的上升在一定程度上了不利于現(xiàn)在經濟的增長，所以當前的河北應該加大對物價的控制力度，增加人均收入。

2．人均收入對地區(qū)生產總值具有正向的拉動作用，積極的作用表現(xiàn)為人均收入每增加1％，會引起地區(qū)生產總值1.0965％的增長。CPI對地區(qū)生產總值的負面效應表現(xiàn)為：CPI增加1％，就會引起地區(qū)生產總值下降0.4986％。在長期均衡趨勢收斂的作用下，GDP、PCCI和CPI分別是以12.87％、16.97％和6.23％是速度想均衡狀態(tài)靠近，但是由于隨機擾動的存在，非均衡狀態(tài)向均衡狀態(tài)靠近的實際速度往往慢于理論速度。3．本文構建的VAR預警系統(tǒng)中，主要是描述的是變量之間的動態(tài)聯(lián)系，可以直接根據(jù)被解釋變量的過去值來進行預測。本文的模型預測結果表明經濟的發(fā)展具有慣性，人均的收入對經濟增長也有正相關的拉動作用，在當前CPI較高的情況下，應想方設法使物價逐步回落，以減小經濟波動，保持經濟的平穩(wěn)較快增長。

參 考 文 獻

[1]王慧敏．基于西方理性預期的宏觀經濟預警[J]．系統(tǒng)工程．

1998，16（3）

[2]陳守東，楊瑩，馬輝．中國金融風險預警研究[J]．數(shù)量經濟技術經濟研究．2006（7）

[3]易正?。暧^經濟預警模型[J]．重慶大學學報（自然科學版）．1998，21（6）

[4]萬正曉，吳孔磊．構建我國宏觀經濟預警模型的幾點建議[J]．統(tǒng)計與決策．2009（6）

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關鍵詞：宏觀經濟；上證指數(shù)；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(fā)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(fā)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(xiàn)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(xiàn)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(shù)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(fā)現(xiàn)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(tài)關系。

他們研究發(fā)現(xiàn)，TSE股票價格指數(shù)和六個宏觀經濟因子之間存在協(xié)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(fā)現(xiàn)，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(fā)展和經濟增長之間的關系，其中涉及了股市發(fā)展和經濟增長之間的實證研究。研究表明，我國股市發(fā)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(fā)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(guī)模對經濟增長的作用效果不明顯，但股市發(fā)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(fā)展的主要作用在于促進投資規(guī)模擴大，股市發(fā)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(fā)展和經濟增長關系上，股票市場發(fā)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(xiàn)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(wěn)帶來的謬回歸問題?；谏鲜隹紤]， 研究將根據(jù)月度數(shù)據(jù)，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(xiàn)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(shù)據(jù)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(shù)據(jù)選取

宏觀經濟對股指波動的影響主要體現(xiàn)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(shù)的VAR模型，模型形式如下：

Yt=C1Xt-1+……CnXt-n+ξt

其中，Yt=[AINDEXt]Xt=[AINDEXt，Rt，M2，GDPt，HGINDESt+HOUSEINDEXt，CPIt，CCIt]，C表示常數(shù)項。其中AINDEX表示上證收盤綜合指數(shù)；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(shù)，兩者結合衡量宏觀經濟變動；HOUSEINDEX表示國房景氣指數(shù)，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(shù)。樣本區(qū)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(shù)據(jù)進行平穩(wěn)性檢驗。經過檢驗，所有的變量都可以通過平穩(wěn)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(wěn)定性，進行AR根檢驗，檢驗結果表明模型具有穩(wěn)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(shù)為2）。

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

（二）VAR模型和脈沖響應

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(shù)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(shù)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(xù)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(shù)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(shù)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(shù)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(shù)的前一期和兩期也表現(xiàn)出明顯的分野現(xiàn)象，與CPI相同的是都是前兩期呈現(xiàn)明顯的負相關，而前一期呈現(xiàn)微弱的正相關，表明宏觀經濟指數(shù)與CPI相關性較強；前一期的GDP對本期股指影響呈現(xiàn)正相關，而且相關指數(shù)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(xiàn)象。

四、結論與建議

通過利用VAR模型對宏觀經濟環(huán)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(huán)境本身的發(fā)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(huán)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(huán)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(jù)；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(huán)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(jù)，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(huán)境的明顯影響。宏觀經濟環(huán)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(huán)境的理想情況下，投資者的入市決策和股票交易決策都會受到利率變化的顯著影響，而在考慮宏觀經濟環(huán)境的現(xiàn)實情況下，中國宏觀經濟環(huán)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(xiàn)實現(xiàn)象也證明了該結論與中國股票市場現(xiàn)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(fā)和上市力度，科學制定調控政策、提高政策調控能力、規(guī)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(wěn)定、持續(xù)發(fā)展的有效途徑。當然，研究工作僅僅是筆者有關宏觀經濟環(huán)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：

[1] 陸 蓉，徐龍炳.“牛市”和“熊市”對信息的不平衡性反應研究[J].經濟研究，2004（3）.

[2] 趙振全，張 宇.中國股票市場波動和宏觀經濟波動關系的實證研究[J].數(shù)量經濟技術經濟研究，2003（6）.

[3] 郭金龍，李文軍.我國股票市場發(fā)展與貨幣政策互動關系的實證分析[J].數(shù)量經濟技術經濟研究，2004（6）.

[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）.

[5] 謝 赤，吳 丹.論股票市場對擴張性貨幣政策效力的影響及相應對策[J]. 當代經濟科學，2002（4）.

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自我國在2010年成為全球第二大經濟體以來，市場經濟的開放程度不斷提高，經濟全球化的影響不斷加深，導致我國宏觀經濟的不確定性也與日俱增。在此背景下，我國商業(yè)銀行正在面臨著嚴峻的信貸風險。為了獲得穩(wěn)定的發(fā)展，搶占市場份額，我國商業(yè)銀行要革新管理方式，注重風險的防范。要注重宏觀經濟不確定下的信貸風險分析，完善我國銀行業(yè)信貸內部控制制度，提高宏觀經濟不確定條件下的行業(yè)信貸配置效率。

[關鍵詞]

宏觀經濟；商業(yè)銀行；不確定性；信貸風險

經過改革開放三十多年的飛速發(fā)展，我國市場經濟正在面臨著新的機遇與挑戰(zhàn)，增長速度放緩對經濟下行造成了一定的壓力，市場風險、貨幣政策與經濟走勢均處于不確定狀態(tài)。而作為現(xiàn)代金融體系的主題，商業(yè)銀行在不確定宏觀經濟環(huán)境下，將面臨更多的市場風險。一方面，銀行的信貸水平難以保持在較高的水準，貸款質量難以得到較高的評價，尤其是中長期貸款的基礎設施類項目中，信貸資金的安全問題備受考驗；另一方面，政府的監(jiān)管政策、貨幣政策與經濟全球化的發(fā)展動態(tài)等等，都對銀行的信貸業(yè)務帶來極大的影響。在此背景下，商業(yè)銀行亟需加強對信貸風險的防范，要避免在不確定性的宏觀經濟環(huán)境下受到諸多的影響。

一、我國商業(yè)銀行信貸資產風險管理現(xiàn)狀

根據(jù)穩(wěn)定運營原則與審核會計原則，商業(yè)銀行會對風險資產的質量進行全方位的鑒定，并產生貸款的分類，作為衡量資產真實性與壞賬準備金的前提條件。當前，我國銀行信貸體系中，貸款風險的分類由資金監(jiān)管者進行管理，采取科學化的方式判斷貸款的風險級別，并對貸款的質量給予客觀的評價。在我國商業(yè)銀行的發(fā)展進程中，針對不良貸款的分類情況，共經歷了三個時期。第一個時期是1994—1997年，在商業(yè)化改革時期，商業(yè)銀行采取四級分類法的方式，將貸款分為呆滯、呆賬、逾期及正常四個類別。其中，前三類代表著“不良貸款”。第二個時期是1998—2003年，在延續(xù)四級分類法的同時，我國的五級分類法也已經出現(xiàn)，根據(jù)中國人民銀行《貸款風險分類指導原則》內容，貸款分成了“正常、關注、次級、可疑、損失”五個類別（見表-1）。第三個時期是2003年至今，就是五級分類法的完善和使用。通過總結和借鑒國際化的貸款風險分類方法，五級分類法納入了諸多評估風險的綜合性因素，有著更真實的貸款風險評價表現(xiàn)。與不斷完善的信貸風險評級方法相對應的是，我國在多次的不良資產剝離過程中，也發(fā)現(xiàn)了信貸風險逐漸加大的情況。

二、我國商業(yè)銀行信貸風險管理的特點與不足

（一）我國商業(yè)銀行信貸風險管理的特點改革開放以來，我國逐漸從計劃經濟向市場經濟轉型，并逐漸認識到市場經濟規(guī)律及市場調節(jié)機制的重要性。在此期間，我國商業(yè)銀行不斷構建信貸風險管理機制，并表現(xiàn)出了明顯的特征。在信貸風險方面，我國的政府職能已經發(fā)生了明顯的變化，漸漸淡出微觀經濟領域，讓商業(yè)銀行真正開始自負盈虧，成為市場的自主經營主體。與此同時，深化改革的路徑中，伴隨著市場經濟的飛速發(fā)展，政府為商業(yè)銀行的制度革新與體制轉換，奠定了良好的支撐基礎。現(xiàn)階段我國商業(yè)銀行的主要信貸對象以國有企業(yè)為主，并有著突出性的問題。綜合觀察我國商業(yè)銀行信貸風險管理的特點，主要表現(xiàn)為以下幾個方面。第一，安全性方面，不合理的信貸結構，是我國商業(yè)銀行信貸管理所存在的特征之一。更多的貸款投向結構存在著趨同性，集中于公共設施領域、商業(yè)及服務業(yè)、房地產業(yè)與制造業(yè)，以及水利和環(huán)境、交通與物流領域等。與此同時，大量的不良資產漸漸顯現(xiàn)出壞賬本質，且信息披露的情況并不充分。如圖-1所示，自2008年全球金融危機以來，我國商業(yè)銀行的信貸資產增量不斷攀升，并且大部分屬于中長期貸款，其風險性難以預估。尤其在中國實體經濟發(fā)展下滑的背景下，更是值得關注“天量”級的貨幣信貸情況。第二，流動性方面，我國商業(yè)銀行的信貸資金存在著流動性差、運轉緩慢等特性。在我國市場經濟發(fā)展進程中，中長期的信貸風險不容易發(fā)現(xiàn)，并且在長期的貸款過程中，會阻礙銀行的信貸結構調整，導致銀行面臨更大的風險。與此同時，我國商業(yè)銀行的信貸集中度風險，也在不斷增大。根據(jù)《中國商業(yè)銀行發(fā)展報告》顯示，目前我國商業(yè)銀行的貸款投向，主要集中于五大行業(yè)，且比重達到90%。

（二）我國商業(yè)銀行信貸風險管理存在的不足對比西方發(fā)達國家的銀行，我國商業(yè)銀行由于長時間缺乏公司化的管理，以及存在體制化的深層次問題，導致在信貸風險管理方面，有很多不足之處。第一，粗放式的信貸管理模式。目前，我國市場經濟發(fā)展依舊存在著地域化的明顯貧富差距。在計劃經濟時代，商業(yè)銀行的統(tǒng)一化管理缺乏靈活性與有效性，忽略了地域性的差別。對于發(fā)達地區(qū)，商業(yè)銀行的信貸效率不高；對于資源相對匱乏區(qū)域，商業(yè)銀行也沒能夠做到信貸資源的合理配置。伴隨著我國市場化經濟體制改革的不斷深入，各個行業(yè)所存在的風險性大小不一，各個地區(qū)的經濟發(fā)展態(tài)勢也略有差別，面對這種情況，如果不能夠建立針對性的信貸風險管理體系，依舊采取“大一統(tǒng)”的粗放式管理辦法，則難以發(fā)揮信貸風險管理的效用。第二，缺乏獨立的信貸風險管理組織。我國商業(yè)銀行的治理結構，長期體現(xiàn)為行長責任制與部門分政式。所謂行長責任制，即將銀行的業(yè)務發(fā)展、內部審計與風險管理等責任，均歸結于行長一身，其弊端在于傳統(tǒng)體制下，行長同時扮演決策者與責任人，導致其難以發(fā)揮監(jiān)督及權力制衡作用。所謂部門分政式，即各個部門的風險管理政策，均表現(xiàn)為各自為政的情況，缺乏良好的溝通與銜接，沒能夠統(tǒng)一信貸風險管理制度與政策。第三，并未建立信貸風險預警機制。完整的風險管理體系，不僅需要事前的防范與事后的處理，更需要建立風險的預警機制，通過全面的制度建設，構建科學化的預警體系。目前，由于我國商業(yè)銀行的信貸風險預警機制還未建立，在遇到不良資產時，往往需要采取極端的事后控制方法來處理，不能完全發(fā)揮信貸風險管理的職能。第四，有待完善的內部控制制度。從客觀的情況看，我國商業(yè)銀行的內部控制制度，存在著多個層面的不健全情況，難以達到理想的內控效果。類似信用造假、員工監(jiān)守自盜、內外部勾結轉移資金等情況時有發(fā)生，不利于預防金融風險，無法滿足銀監(jiān)會監(jiān)管的根本要求。通過觀察發(fā)現(xiàn)，我國商業(yè)銀行的信貸內部控制情況，主要存在以下幾個方面的問題：缺乏良好的內控環(huán)境，形式主義盛行，缺乏權力的有效監(jiān)督與管理，評價與激勵機制有待完善；針對信貸風險的評估，在信貸風險管理的組織結構、內部評級方法、信貸風險評估技術以及信貸業(yè)務內部控制等方面都需要有所改善；信息溝通的缺乏，信息化的程度不足，嚴重信息披露失真等問題有待改善；監(jiān)督機制還有待改善，各級內審部門的監(jiān)督職能有待提升。

三、不確定宏觀經濟中商業(yè)銀行的信貸風險分析

（一）不確定性的風險所謂不確定性，從經濟學的角度而言，代表著不可度量的風險。而“風險”一詞在信息經濟學中，可以等同于“不確定性”概念。在金融領域，風險就是獲得經濟活動資金的同時，基于不確定性的情況，同時可能需要面對的經濟損失。簡單來說，在金融與經濟領域，“風險”就是不確定性?？陀^存在的“風險”，往往也存在著普遍的規(guī)律性，根據(jù)理性的判斷與決策，人們可以有效地規(guī)避風險，降低不確定性。隨著時代的飛速發(fā)展與科技的不斷革新，市場經濟社會生活也在發(fā)生明顯的變化，尤其是在信息化的發(fā)展進程中，信息不對稱的情況對人們的生活與工作存在著明顯的影響。以銀行信貸業(yè)務為例，銀行得到企業(yè)信息后，需要對照審核信息標準與流程發(fā)放貸款，而對于信貸的風險性，銀行可以透過專業(yè)的人才采取專業(yè)的手段，做出預見性的評估。但基于信息的不對稱性，則很可能引發(fā)貸款的道德風險與逆向選擇問題，造成市場秩序的紊亂，引發(fā)金融風險。無論是從宏觀經濟角度，還是從微觀經濟角度，銀行信貸風險的根源，就是市場的不確定性以及信息的不對稱性。

（二）銀行危機與信貸風險對于商業(yè)銀行而言，信貸業(yè)務的利潤十分豐厚，但信貸風險也隨之而來，成為了我國商業(yè)銀行的主要風險類別。時下，我國商業(yè)銀行正在面臨著三重發(fā)展危機，即國際金融市場的影響、國內經濟體制改革的附加風險以及市場經濟的自身運營風險。面對嚴峻的國際市場挑戰(zhàn)，商業(yè)銀行需要及時構建自身的風險防御力，結合自身發(fā)展特色，有針對性地借鑒國外成功經驗，根據(jù)我國市場經濟發(fā)展的特色，構建科學化的信貸風險管理體系。在我國市場經濟體制改革的進程中，我國銀行業(yè)的不良貸款率不斷攀升。在市場化的經濟發(fā)展路徑中，我國金融業(yè)正在不斷與國際接軌，宏觀經濟的不確定性愈加明顯。面對一系列的外部風險及內部風險，商業(yè)銀行能否強化信貸風險的管理與防范，將直接關系到社會金融資本的利用率及社會資源的配置效率。

（三）不確定宏觀經濟與金融風險傳導機制作為兼具企業(yè)與銀行特質的中介機構，商業(yè)銀行的發(fā)展受到多種要素的影響，不管是微觀經濟要素還是宏觀政策要素，都會對商業(yè)銀行的信貸業(yè)務產生影響與沖擊。在改革開放的市場化發(fā)展路徑中，我國宏觀經濟環(huán)境一直在不斷改變，包括經濟增速不穩(wěn)定、通貨膨脹及國際金融影響等不確定性問題，也一直在影響著商業(yè)銀行的發(fā)展。金融的不穩(wěn)定性，決定了市場發(fā)展的更多種可能?；诓淮_定宏觀經濟背景，過度負債與通貨緊縮成為了金融風險的傳導要素。市場經濟的一路上升，不僅僅取決于內在要素，同時也需要外部條件的引導。目前，全球范圍內，金本位制度依舊發(fā)揮著主要作用，而伴隨著經濟全球化的發(fā)展動態(tài)，一旦某一個國家出現(xiàn)經濟蕭條，就會造成金融風險的傳導。2008年的美國次貸危機就是典型的案例，這場危機引起了全球性的“金融海嘯”。

（四）我國商業(yè)銀行信貸風險形成機理分析在發(fā)展中國家，社會體制對于信貸風險有著十分明顯的影響作用，特別是對于產業(yè)升級轉型的我國商業(yè)銀行而言，其信貸風險與社會體制有著更緊密的關聯(lián)。剖析我國金融市場的信貸風險，主要源自于銀行內外兩個層面。從內部情況而言，銀行自身的體制不健全、產權主體地位缺失等情況，以及執(zhí)行力不足與人力資源狀況不佳等問題，都是引發(fā)信貸風險的潛在影響因素；從外部情況來說，我國宏觀經濟的變量波動，特別是房地產行業(yè)的巨大波動，直接影響到商業(yè)銀行的信貸資產質量與數(shù)量，很可能瞬間引發(fā)信貸風險。與此同時，有待完善的金融法律法規(guī)，也是導致信貸風險出現(xiàn)的根本原因。

四、不確定宏觀經濟環(huán)境下防范信貸風險的策略

（一）注重宏觀經濟不確定下的信貸風險分析通過對近些年商業(yè)銀行的貸款業(yè)務的觀察發(fā)現(xiàn)，在我國市場經濟處于發(fā)展期，人們對于市場前景普遍看好，且商業(yè)銀行對于信貸項目也有著足夠信心的情況下，商業(yè)銀行通過采取擴大信貸規(guī)模與放寬政策等方式，讓企業(yè)獲得了更多的貸款。然而，在顯著的順周期性背景下，這種信貸標準的降低，最終會導致通貨膨脹情況的發(fā)生，而政府為了避免通貨膨脹，保持經濟穩(wěn)定增長，便會采取宏觀經濟政策，通過增加利率的方式降低企業(yè)的投資需求，無形中加大了銀行的信貸風險。與此同時，在不確定宏觀經濟背景下，國內的金融市場與全球經濟周期也保持在較強的同步區(qū)域，這意味著各個國家的經濟波動，均會影響到國內的經濟與金融發(fā)展態(tài)勢。伴隨著我國近些年對外開放程度的不斷加深，我國市場經濟的對外依存度也越來越高。基于開放經濟環(huán)境，商業(yè)銀行不僅要注重國內的政策變化所產生的信貸風險，同時更要提前預判國際經濟的不確定動態(tài)作用。

（二）完善我國銀行業(yè)信貸內部控制制度第一，建立多項銀行內部控制制度，做好信貸風險管理工作。例如，建立以分級審批為核心的信貸授權授信制度，建立權責分明的信貸崗位責任制度，建立獨立運作且相互制衡的內部管理和控制機制，建立信貸風險的電子化控制制度。通過不斷完善內控制度，強化信貸風險的管理，通過明確責權利的各項要素，并迎合時代的發(fā)展，采取電子化的技術制衡內部管理的各個部門，有效避免“人為風險”與“道德風險”，均有益于對信貸風險的控制。第二，在完善制度的同時，更要采取有針對性的控制措施。例如，營造良好內部控制環(huán)境，健全法人結構，營造信貸控制環(huán)境；強化內部控制力度，推動制度建設，建立科學合理的授權制度和崗位責任制；完善信貸風險評估體系，全面強化風險管理部門的定位，強化信貸風險的評估技術實力。第三，良好的執(zhí)行離不開良好的監(jiān)督。商業(yè)銀行需要通過構建獨立的內部審核監(jiān)督體系，理順稽核體制，避免監(jiān)守自盜的風險的發(fā)生，做到“防患于未然”。

（三）提高宏觀經濟不確定條件下的行業(yè)信貸配置效率對于商業(yè)銀行的信貸資產配置而言，我國不確定宏觀經濟的影響十分明顯，所以通過提高行業(yè)信貸配置效率，強化配置決策，將有利于規(guī)避信貸風險。首先，要從行業(yè)角度出發(fā)，對于貸款企業(yè)的發(fā)展現(xiàn)狀及前景，商業(yè)銀行要有全面性的了解，要洞悉行業(yè)發(fā)展趨勢，通過對行業(yè)的全面性考核，辨別行業(yè)風險與企業(yè)基本風險。要結合實際情況，把握宏觀經濟周期的規(guī)律性，通過合理配置信貸資源，降低行業(yè)風險。其次，要根據(jù)國內外的宏觀經濟態(tài)勢，正確做出風險預警，在借助現(xiàn)代大數(shù)據(jù)、云計算等技術下，深入分析企業(yè)的有限信息，深入分析信貸風險，選擇成長型優(yōu)、發(fā)展?jié)摿Υ蟮男袠I(yè)或企業(yè)，作為優(yōu)質信貸資源配置首選，通過優(yōu)化配比降低風險性。需要特別注意的是，風險存在著波動性與聯(lián)動性特征，商業(yè)銀行在行業(yè)觀察與企業(yè)觀察過程中，要全面考量上下游企業(yè)的具體表現(xiàn)以及關聯(lián)度較高的行業(yè)所存在的風險情況，避免風險的蔓延與傳導，在宏觀經濟不確定條件下，更有針對性地提升行業(yè)信貸配置效率。

[參考文獻]

[1]陳坤,張丹丹.新常態(tài)下我國商業(yè)銀行信貸風險影響因素分析[J].市場周刊(理論研究),2015,(8):68-70+46.

[2]鄧奇.金融創(chuàng)新背景下商業(yè)銀行同業(yè)業(yè)務發(fā)展與風險防范研究[J].華北金融,2014,(5):32-36.

[3]馮芙蓉,崔娜.匯率不完全傳導、宏觀經濟波動與貨幣政策關系探討[J].商業(yè)經濟研究,2015,(29):66-69.

[4]梁詩杰.商業(yè)銀行個人住房貸款業(yè)務的風險防范研究[D].廈門:廈門大學碩士學位論文,2014.

[5]梁洪波,劉遠亮.我國商業(yè)銀行信貸風險與宏觀經濟不確定性關系實證研究[J].金融理論與實踐,2012,(3):81-84.

[6]王文峰,施慧洪.我國商業(yè)銀行合規(guī)風險管理體系構建[J].商業(yè)時代,2014,(24):80-81.

[7]王淼.我國銀行穩(wěn)健性與宏觀經濟的沖擊影響研究[D].長春:吉林大學博士學位論文,2013.

篇6

【關鍵詞】股票市場 ADF檢驗 格蘭杰因果關系檢驗

中國股票市場經歷了二十年的發(fā)展，從無到有，規(guī)模從小到大，上海證券交易所，深圳證券交易所成立之初，股票市價總值只有5億之多，截止2011年底，股票市值達到21.48萬億，增長幾萬倍，而上市公司數(shù)量增加到2342家。股票市場從最初的摸索嘗試性市場到成為我國市場經濟的重要組成部分，逐漸發(fā)揮著越來越重要的作用，同時發(fā)展中的弊端也日漸顯現(xiàn)。為此，中國在不斷的探索，其中經過漫長的四年調整期，2005年的股權分置改革，股票市場根本的制度性問題得以解決，股市發(fā)展逐漸進入正軌。中國的股市發(fā)展與經濟增長是否存在相互依存，相互增長的關系，股票市場的“經濟晴雨表”功能有沒有得到一定程度上的改正，引起了國內外眾多經濟學家的興趣，也對此進行了大量的理論和實證的研究。本文運用ADF檢驗，Johansen協(xié)整檢驗，格蘭杰因果檢驗對2007年至2012年的數(shù)據(jù)進行分析，以此驗證中國股票市場與宏觀經濟增長是否存在一定關系。

1.指標的選取

借鑒前人研究并考慮數(shù)據(jù)的可獲得性，本文選取2007年至2012年的數(shù)據(jù)作為樣本，這是因為截止到2006年12月20日，先后有1248家上市公司完成了股權分置改革或已經進入方案實施階段，占了應股改公司總數(shù)（1341家）的93%，標志股權分置改革基本完成。經濟增長的指標選取傳統(tǒng)的季度國內生產總值GDP來衡量，用資本化率，交易率和周轉率三個指標分別衡量股票市場的規(guī)模和流動性。其中數(shù)據(jù)來源于中國國家統(tǒng)計局網站，《中國人民銀行統(tǒng)計季報》和中國證監(jiān)會網站。

1.1經濟增長指標

（1）季度名義GDP。GDP無月度統(tǒng)計數(shù)據(jù)，而以年度數(shù)據(jù)作為樣本則會造成樣本數(shù)據(jù)過少，所以選取季度GDP作為衡量經濟規(guī)模的指標。

（2）固定資產投資增長率INV。固定資產投資率是衡量經濟增長的重要指標，等于每季固定資產投資增加額與季度名義GDP的比值。

1.2股票市場發(fā)展狀況指標

（1）資本化率CAP。該指標用以衡量股票市場的發(fā)展規(guī)模，同時也表示直接融資地位。等于上海證券交易所和深圳證券交易所每季平均市價總值與該季度的名義GDP的比值。

（2）交易率VAL。該指標反應股票市場流動性。等于每季度股票市場的總成交金額與該季度名義GDP的比值。

（3）換手率TOR。該指標反應股票市場流動性，數(shù)值越大就代表流動性越大，測度了相對于股票規(guī)模的股票交易程度。等于每年股市總成交額除以股票年市價總值。

1.3數(shù)據(jù)的季節(jié)調整

經濟統(tǒng)計數(shù)據(jù)具有較強的季節(jié)性，所以本文運用美國商務部的X-11法分別對各組樣本數(shù)據(jù)都進行了季節(jié)調整，如交易率等于經過季節(jié)調整的每季度股票市場的總成交金額與經過季節(jié)調整的該季度名義GDP的比值。

2.計量分析的結果

2.1ADF單位根檢驗

本文利用Eviews6.0對數(shù)據(jù)進行分析。結果顯示各組數(shù)據(jù)都是不平穩(wěn)的，因此再對序列進行一階差分分析，結果如表1所示，接受原假設，從而得到各組數(shù)據(jù)在1%顯著性水平為平穩(wěn)的，即可判斷各個變量均為一階單整I（1）變量，這為協(xié)整分析建立模型奠定了基礎。

表1 ADF單位根檢驗

說明：統(tǒng)計值大于臨界值則證明含有單位根，*，**，***分別為在90%，95%，99%的概率保證下拒絕含有單位根的零假設

2.2協(xié)整檢驗

由于所有序列是多變量且是一階單整I（1）過程，所以采用Johansen協(xié)整檢驗對序列國內生產總值、固定資產投資率與股票市場各指標之間是否存在長期均衡關系進行檢驗。檢驗結果如表2所示。

表2 LNGDP與CAPVALTOR之間的Johansen檢驗

由表2可以看出國內生產總值GDP與資本化率CAP、交易率VAL存在長期均衡關系，而與換手率TOR存在反向的均衡關系。

通過同樣的檢驗可以得出經濟增長指標固定資產投資率INV與資本化率CAP存在長期均衡關系，而與交易率VAL、換手率TOR之間沒有長期均衡關系。

2.3格蘭杰因果關系檢驗

為了進一步確認序列之間的關系，對LNGDP、INV、CAP、VAL、TOR進行格蘭杰因果檢驗，且取2階滯后，結果如表3所示。

表3 格蘭杰因果關系結果

從表3可以看出，在滯后期取2，5%的顯著性水平下，國內生產總值和資本化率互為因果，換手率、交易率是國內生產總值的Granger原因。而另一經濟增長指標固定資產增長率與所列股票市場發(fā)展率沒有Granger原因。

3.結果分析

對中國股票市場發(fā)展與宏觀經濟增長實證研究發(fā)現(xiàn)，雖然經濟增長指標GDP與股票市場發(fā)展指標VAL、CAP存在長期均衡的關系，但是在滯后2期的情況下，GDP增長和固定資產增長率對股票市場發(fā)展沒有起到明顯的促進作用。相反，從格蘭杰因果關系檢驗可以看出換手率和交易率是GDP的Granger原因，這在一定程度上說明股票市場發(fā)展對經濟增長起到了一定的促進作用，但是作用有限。究其原因，可能與股權分置以后國有股和法人股逐漸上市，股票逐步進入全流通時代有著一定關系。

參考文獻：

[1]Sims，C.Macroeconomicsandreality[J].Econometrica.VOL.48.Jan.1980，1-48

[2]LevineR，ZervosM.StockMarkets，Banks，andEconomicGrowth[J].AmericanEconomicReview.1998，88：37—58

[3]李凍菊.股票市場發(fā)展與經濟增長的關系研究——源自計量經濟學的解釋[J].金融研究，2006，（9）

[4]冉茂盛，張宗益，馮軍中國金融發(fā)展與經濟增長的影響程度分析[J].管理工程學報，2003，17（1）

篇7

關鍵詞：商品期貨價格指數(shù)；宏觀經濟；期貨市場

中圖分類號：F015；F830.91 文獻標識碼：A 文章編號：1003-3890（2014）01-0051-05

一、引言

期貨市場中所交易的商品品種一般為社會生產當中的基礎性原材料，例如石油、金屬、化工等商品，以及在國民生活中主要的食品和農產品――糧食作物、經濟作物、油脂等，這些商品的實際供求狀況與宏觀經濟運行狀況密切相關。而由于期貨市場相對于現(xiàn)貨市場具有摩擦小、效率高、規(guī)模大等特點，如果期貨市場有效，其價格所反映的信息與現(xiàn)貨市場相比應當更加豐富和及時。商品期貨價格指數(shù)是否能夠為通貨膨脹，甚至是未來經濟走勢提供信號，也成為國內外學者廣泛討論的論題。Bloomberg和Harris（1995）[1]描述了商品期貨價格與物價指數(shù)之間類似“龜兔賽跑”的相互影響關系，并給出了實證檢驗結果。Sadorsky（2000）[2]認為，能源商品期貨，如原油、燃料油、無鉛汽油等的價格與美元貿易量加權平均匯率之間存在穩(wěn)定的協(xié)整關系，同時指出外部市場的沖擊會通過匯率傳導給能源商品期貨價格。Acharya等（2010）[3]的研究表明，CBR指數(shù)可以被看作是通脹率的一個有效先行指標，但是隨著美國經濟的空心化，這一效應正在減弱，應該進一步對CRB指數(shù)的組成進行調整，以使其能夠更加準確地反映實體經濟。在商品價格對制定貨幣政策的參考價值方面，Cody和Mills（1991）[4]經過對CRB指數(shù)的實證研究，認為當聯(lián)邦政府的貨幣政策首要目標是控制通脹時，跟隨CRB指標做出政策反應比跟隨CPI指標能達到更好的效果――即使物價的波動最小。

近年來，隨著我國期貨市場的發(fā)展，我國的商品期貨價格指數(shù)與宏觀經濟之間的密切關系也逐步體現(xiàn)出來，國內學者也已經開始討論南華商品期貨價格指數(shù)與CPI、GDP等指標之間的關系。例如，王志強和王雪標（2001）[5]的研究結果表明，存在從商品期貨價格指數(shù)到消費價格指數(shù)、一只合成指數(shù)的單向格蘭杰因果關系，先行時間達到3個月。張樹忠等（2006）[6]編制了我國農產品期貨價格指數(shù)，并對其與CPI之間的關系做了實證研究，認為這一指數(shù)對CPI具有一定的先行指示作用。蔡慧和華仁海（2007）[7]的研究結果表明，我國商品期貨價格指數(shù)能夠先行GDP指標2個月，并與GDP指標之間存在長期均衡關系。鄒昆侖和張欣（2011）[8]編制了我國金屬商品期貨價格指數(shù)，論證該指數(shù)與PPI之間存在長期均衡關系，認為該指數(shù)能夠較好地反映出我國工業(yè)原材料未來出廠價格的走勢。在與國外市場聯(lián)動方面，根據(jù)中期研究院的研究結果，在2008年底到2009年初第一財經中期商品綜合指數(shù)領先CRB等國際權威指數(shù)反彈，體現(xiàn)出中國經濟先于全球經濟復蘇的宏觀基本面。

我國現(xiàn)有的商品期貨指數(shù)推出時間短，影響小，且不能上市交易，因此尚未被納入判斷實體經濟運行狀況的指標體系。在國外，商品期貨價格指數(shù)對于通貨膨脹的預警作用，以及其對于控制通脹的貨幣政策的參考價值，早已受到普遍關注。本文將著眼于國內的商品期貨市場，分析商品期貨價格反映經濟實體信息的機理，并探究商品期貨價格指數(shù)與主要宏觀經濟變量時間是否存在長期均衡關系以及相互影響情況，給出商品期貨價格指數(shù)與主要宏觀經濟變量之間關系的實證檢驗。最后，在商品價格指數(shù)能夠較好地反映實體經濟中原材料物價信息的基礎上，進而討論商品期貨價格指數(shù)作為宏觀經濟現(xiàn)行指標的可能性。

二、商品期貨價格指數(shù)與宏觀經濟變量關系的實證檢驗

如果我國的期貨市場是有效的，則其價格一定與現(xiàn)貨價格密切相關，因而期貨商品價格就能夠對宏觀經濟狀況有所反映。消費者物價指數(shù)和期貨價格指數(shù)都作為反映價格水平的宏觀經濟變量，分別側重于消費角度和生產角度，相比較而言后者具有準確、及時、連續(xù)和敏感等優(yōu)點。我國學者雖然對商品期貨價格指數(shù)與物價指數(shù)、GDP增速等宏觀經濟變量之間的關系做了探討，但所做的研究都未將商品期貨價格指數(shù)與各宏觀經濟指標作為一個整體進行考慮，也未將這兩個價格指數(shù)對宏觀經濟的反映程度做出比較。本文分別將CPI和商品期貨價格指數(shù)分別與其他主要宏觀經濟變量建立回歸模型，并進一步對實證結果作出比較和分析。

（一）變量選取和數(shù)據(jù)處理

1. 期貨市場價格。商品期貨指數(shù)發(fā)展較為遲緩，目前尚沒有可以上市交易的商品期貨價格指數(shù)。第一財經南華商品期貨指數(shù)由南華期貨公司于2004年6月開始編制并，是國內目前覆蓋時間最長的指數(shù)。選擇2004年6月至2012年7月的南華商品期貨指數(shù)（NH）作為代表商品期貨綜合價格的指標。期貨指數(shù)每日公布一次，由于大部分宏觀經濟指標為月度數(shù)據(jù)，需要計算月度期貨指數(shù)數(shù)據(jù)。將南華商品期貨指數(shù)每日的值相加，除以當月交易日數(shù)量，得到當月的平均指數(shù)值，表示為NHM，取自然對數(shù)后得到LnNHM。由于月度數(shù)據(jù)僅有98個，樣本數(shù)量較小，對本文的計量結果有一定影響。

2. 經濟增長。衡量經濟增長最合適的變量是國內生產總值，但自2003年11月之后，僅能獲得國內生產總值的季度數(shù)據(jù)。2012年上半年社會總消費占國內生產總值比重約43.2%，并可獲得月度數(shù)據(jù)，為了計算每月國內生產總值數(shù)據(jù)，參照徐挺、羅國慶（2009）[9]的做法，以社會消費品零售總額作為每月權重，將季度國內生產總值增加值拆分為每月增加值。國內生產總值數(shù)據(jù)往往具有較強的季節(jié)性特征，因此選擇X11-乘法模型對其進行季節(jié)性調整，調整后的序列表示為GDP，取自然對數(shù)后得到LnGDP。

3. 消費品價格。物價指數(shù)最常用的指標是CPI，本文也選擇這一指標作為物價的變量。為了將趨勢性波動納入分析范圍，使用CPI的環(huán)比數(shù)據(jù)作為分析序列。為分析方便，僅保留消費者物價指數(shù)與100之差的部分，記為CPI。

4. 利率。這里的利率是指由Black-Scholes公式導出的期貨定價公式當中資金的機會成本和無風險收益率，是貨幣供給量和商品定價的重要影響因素。常用銀行間同業(yè)拆借利率代表社會資金成本，本文選擇銀行間同業(yè)拆借利率每月平均值（RATE）作為變量。

5. 匯率。匯率所描述的是一國貨幣與外幣的相對價格變動。隨著我國市場開放程度不斷加深，來自國際市場的波動對國內經濟的沖擊也已經成為影響一國經濟的重要因素。我國一直以來所實行的匯率政策對市場干預較多，實行盯住一攬子貨幣、有管理的浮動匯率制度。2012年4月前，人民幣兌美元的波幅一直限制在5‰，4月后放寬至1%，但這一水平目前仍然小于其他幣種。因此人民幣兌美元匯率市場化程度仍然很低，并不是適和本研究的分析工具。本文選擇由國際清算銀行計算的人民幣實際有效匯率（REER），該指標按照各國與其他國家貿易額占貿易總額的比重作為權重計算得出，并經過國家間相對價格調整，每月公布一次。對REER取自然對數(shù)，表示為LnREER。

南華商品期貨指數(shù)數(shù)據(jù)來自Wind數(shù)據(jù)庫，GDP季度數(shù)據(jù)、CPI、銀行間同業(yè)拆借利率來自中經網統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫，人民幣實際有效匯率來自國際清算銀行網站。

為后文敘述方便，將（LnGDP，LnNHM，RATE，LnREER）稱為變量組A，將（LnGDP，CPI，RATE，LnREER）稱為變量組B。

（二）單位根檢驗與協(xié)整檢驗

首先對五個時間序列做ADF單位根檢驗。檢驗結果如表1所示。

變量均為非平穩(wěn)序列，對各變量取一階差分后，所有序列的ADF統(tǒng)計值均在1%、5%、10%的置信水平下小于臨界值，為平穩(wěn)序列。因此五個變量均為一階單整序列，滿足進行協(xié)整檢驗的條件。

由AIC信息準則得出兩個變量組的最大滯后階數(shù)均為3。分別對變量組A和變量組B做協(xié)整檢驗，結果顯示在1%的置信水平下，變量組A各變量之間存在2個協(xié)整關系，變量組B各變量之間存在1個協(xié)整關系。協(xié)整方程匯總如（1）～（3）式。

變量組A：

LnGDP=-3.058 038LnNHM+0.057 006RATE+2.335 186LnREER+ECM （1）

（0.61843） （0.14165） （0.91517）

LnGDP=-0.555 948RATE-2.638 007REER+ECM（2a）

（0.61175） （0.32549）

LnNHM=-0.200 440RATE-1.626 269LnREER+ECM（2b）

（0.08987） （0.16891）

變量組B：

LnGDP=-0.076 984CPI-0.262 187RATE-1.552 934LnREER-5.018 365+ECM（3）

（0.19038） （0.61952） （9.39648） （43.6120）

（三）誤差修正模型

由于兩組變量各自內部都存在協(xié)整關系，可以建立它們的誤差修正模型。誤差修正項記為VECMA和VECMB。A、B兩組變量之間的誤差修正模型如下：

A組VECM模型：

DLNGDP=-0.017 446 223 833 8VECMAt-1-0.412 559 540 109DLNGDP（-1）-0 . 337 257 121 208DLNGDP（-2）-0 . 031 208 925 369 8DLNNHM（-1）+0.121 505 756 198DLNNHM（-2）-0.001 648 412 068 08DRATE（-1）-0.000 411 646 460 143DRATE（-2）-0.120 294 282 264DLNREER（-1）+0.239 508 366 734DLNREER（-2）+0.020 744 143 433 6

DLNNHM=0.031 471 271 102 4VECMAt-1+0.145 678 641 636DLNGDP（-1）+0.142 331 758 126DLNGDP（-2）+0.396 939 527 123DLNNHM（-1）+0.203 190 796 699DLNNHM（-2）+0.014 507 316 593DRATE（-1）+0.000 547 763 459 493DRATE（-2）-0.694 321 596 539DLNREER（-1）-0.354 045 927 382DLNREER（-2）-0.002 371 146 436 18

B組VECM模型：

DLNGDP=-0.004 052 233 486 75（VECMBt-1）-0.378 989 970 938DLNGDP（-1）-0.367 109 143 686DLNGDP（-2）+0.001 854 308 849 1DCPI（-1）+0.012 338 216 503 3DCPI（-2）-0.004 700 459 710 19DRATE（-1）-0.001 768 893 839 86DRATE（-2）-0.039 408 480 433 8DLNREER（-1）+0.230 748 874 398DLNREER（-2）+0.021 368 157 464 5

DCPI=-0.542 909 553 179（VECMBt-1）+1.518 808 785 24DLNGDP（-1）+4.820 498 738 58DLNGDP（-2）+0.109 730 642 97DCPI（-1）+0.095 652 548 156 8DCPI（-2）+0.235 424 589 531DRATE（-1）+0.088 430 735 151 7DRATE（-2）-5.907 783 328 95DLNREER（-1）+4.015 239 564 48DLNREER（-2）-0.111 442 201 651

其中誤差修正項為：

VECMAt-1=ΔLnGDP-3.883845ΔLnNHM+0.267 478

ΔRATE+2.820 935ΔLnREER+3.929 092

VECMBt-1=ΔLnGDPt-1-0.000 325ΔCPIt-1-0.048 833

ΔRATE+13.662 31ΔLnREERt-1-73.312 31

經過比較兩個方程中LnNHM滯后項和CPI滯后項的系數(shù)，發(fā)現(xiàn)LnNHM滯后項系數(shù)和顯著性均比CPI滯后項要高。且A組VECM方程的可決系數(shù)均大于B組方程。說明期貨商品綜合價格指數(shù)作為描述宏觀經濟中價格水平的指標，要優(yōu)于CPI。

（四）格蘭杰因果關系檢驗

由于5個變量都是一階單整序列，內部存在協(xié)整關系，因此可以對其進行格蘭杰因果關系檢驗。依次將期貨價格指數(shù)與其他4個變量做格蘭杰因果檢驗。相應滯后期下拒絕原假設的概率匯總如表2所示。

由表2可以看出，NHM領先CPI變動5～7期，隨后CPI在9～12期內是NHM的格蘭杰原因。這與Bloomberg和Harris（1995）提出的用以描述商品價格與消費品價格關系的“龜兔賽跑假說”一致。由于期貨價格反應更加靈敏，通貨膨脹式的總需求上漲最初會先在商品期貨價格上表現(xiàn)出來，經過一段時間后，由需求上漲推動商品價格上漲，反過來又對商品期貨價格造成影響。

與CPI相比，NHM對IPG的影響在第3期就已經表現(xiàn)出來，并持續(xù)到滯后9期。而反過來IPG在滯后近一年半的時間內都不是NHM的格蘭杰原因，直到第18個月，在17%的概率下拒絕了原假設。說明商品期貨價格的波動對工業(yè)產值的影響更迅速、更直接，而來自工業(yè)生產內部的沖擊，要經過將近一年半的周期，才會對商品期貨價格造成影響。由于工業(yè)產值增加值所包含的不僅僅是商品價格這一單一因素，其變動情況反映了整個社會的生產狀況和經濟運行情況，該指標的變動必然要經過一個比較漫長的周期才會傳導到商品價格上。反過來也說明期貨商品價格能夠領先工業(yè)產值增加值較長時間反映宏觀經濟運行狀況。

NHM在2～5期內對FX有較顯著的影響，而FX在滯后11期左右對NHM影響相對最明顯。商品期貨價格與人民幣有效匯率主要通過商品貿易量這一中間變量互相影響。期貨作為商品貿易商主要的風險規(guī)避套保工具，當其價格發(fā)生變動，會很快影響現(xiàn)貨價格和國際貿易交易情況，從而影響人民幣有效匯率。反過來，人民幣有效匯率變動時也會對國內的商品期貨價格造成一定程度的影響。在參考國外相關研究（如Sadorsky，2000）[2]的結果后可以發(fā)現(xiàn)，在我國市場上匯率對期貨商品綜合價格的影響遠遠小于國外成熟市場，這是由于我國期貨市場中上市交易的品種結構不合理、能源類商品比重過小所造成的。隨著我國金融體系的不斷開放，國內外市場聯(lián)動性會逐步增強，匯率與商品期貨價格指數(shù)的關系會更加顯著。

NHM與R在3～9期內明顯地互為格蘭杰原因。利率作為除現(xiàn)貨價格之外的期貨定價因素，決定了社會資金成本并影響社會貨幣供給量，因此在短期內會對商品期貨價格造成直接影響。反過來，商品期貨價格的變動會通過影響物價指數(shù)而對利率造成影響，由于商品期貨價格能夠在一定程度上預先反映或引導通貨膨脹，而當通脹率上升時，利率作為社會資金成本必然隨之上升。商品期貨價格對利率的影響在滯后半年時最為明顯。期貨價格與利率的相互影響關系在第9期之后逐漸減弱。

上述結果表明，商品期貨價格指數(shù)可以一定程度地反映宏觀經濟運行當中的信息，與工業(yè)產值增速、物價指數(shù)、匯率、利率均有長期或短期的因果關系。

三、商品期貨價格指數(shù)作為宏觀經濟先行指標的可能性討論

由于商品期貨指數(shù)與物價指數(shù)的關系最為緊密，其對物價指數(shù)影響最為直接，商品期貨價格指數(shù)最有可能作為物價指數(shù)的先行指標，因此這里選擇CPI指標來進行檢驗。兩個時間序列在考察期內的變動情況如圖1所示：

從變動趨勢上看，NHM長期明顯地領先CPI變動，與第4部分中領先6個月左右的結論一致。為了進一步考察NHM作為CPI的先行指標的可行性，采取張樹忠等（2006）提出的方法，用NHM及其滯后項來擬合CPI的變動，并使用擬合出的方程預測CPI，將預測結果與實際值比較，若方程擬合度較高、預測值與實際值整體變動情況一致，則說明NHM能夠作為CPI的先行指標，對通貨膨脹有一定的預警作用。

取滯后1、3、6期的NHM，用最小二乘法擬合得到方程式（4）。

PCPI = 0.049 3NHM（-1） + 0.026 2NHM（-3） + 0.033 9NHM（-6） + 89.289 1（4）

（0.0180） （0.0019） （0.0013） （1.7920）

由（4）式對CPI進行預測，將算出的預測值序列記為PCPI，與CPI的實際值比較，結果如圖2：

兩條序列趨勢基本一致，（4）式擬合優(yōu)度為0.48。說明將商品期貨指數(shù)作為宏觀經濟的先行指標是可行的，能夠提前反映物價指數(shù)的波動趨勢。

四、總結

期貨市場是市場經濟有效運行的必要組成部分。期貨交易通過調節(jié)商品價格跨生產周期的波動，引導現(xiàn)貨價格逐步尋找均衡水平，提高社會資源的配置效率。因此商品品種結構合理、運行有效的期貨市場必然能夠一定程度地反映宏觀經濟的運行狀況。我國商品期貨價格指數(shù)的發(fā)展大大滯后于國外市場，已有的指數(shù)時間跨度小，未對市場形成廣泛的影響力，權威性和代表性不高。這與我國商品期貨市場品種數(shù)量不多、分類結構不均衡，以及商品期貨價格指數(shù)尚不能上市交易有關。但商品期貨價格指數(shù)對于宏觀經濟指標的緊密聯(lián)系與先導性已經在逐步顯現(xiàn)。本文通過實證分析，考察了商品期貨價格指數(shù)與主要宏觀經濟變量之間的相互影響關系，發(fā)現(xiàn)商品期貨價格指數(shù)對物價、國內生產總值、利率、人民幣匯率均有明顯的引導作用和直接影響，并且能夠領先CPI指標約5～7個月，說明在我國目前的市場狀況下，商品期貨價格指數(shù)能夠較好地反映國內宏觀經濟運行的主要方面。另外，商品期貨價格指數(shù)作為CPI的先行指標具有一定可行性。針對以上結論，本文給出如下政策建議。

1. 宏觀調控當局可以將商品期貨價格指數(shù)作為物價指數(shù)的先行指標。由于商品期貨價格指數(shù)與物價水平的直接聯(lián)系，以及商品期貨價格指數(shù)與物價指數(shù)相比具有反映迅速、價格連續(xù)等優(yōu)勢，因此制定以控制通脹為目的調控政策時，可以將商品期貨價格指數(shù)當作參考指標之一。

2. 我國應當考慮適時推行商品期貨價格指數(shù)上市交易，增加商品期貨價格指數(shù)的市場影響力，也使其能夠更充分地反映實體經濟與金融市場中的信息。國外研究顯示，商品期貨價格指數(shù)與股票價格指數(shù)之間基本上沒有聯(lián)動性，可交易的商品期貨價格指數(shù)還可以為市場提供新的分散風險的投資工具。

3. 我國期貨市場應當進一步完善商品結構，繼續(xù)增加在工業(yè)生產與國民生活當中扮演重要角色的原料商品。比較國內外商品價格指數(shù)對宏觀經濟運行情況的反映程度發(fā)現(xiàn)，我國商品期貨價格指數(shù)約領先CPI半年，而美國CRB指數(shù)領先CPI一年左右。這是由于我國商品期貨市場上市品種數(shù)量少，結構不合理，能源類商品比重太低，食品、農產品覆蓋面太小，造成我國期貨市場對實體經濟運行的調節(jié)作用仍不夠理想。

參考文獻：

[1]S.Brock Bloomberg，Ethan S.Harris.The Commodity-Consumer Price Connection：Fact or Fable[J].Economic Policy Review，1995，（10）：21-38.

[2]Perry Sadorsky.The Empirical Relationship Between Energy Futures Prices and Exchange Rates[J].Energy Economics，2000，（2）：253-266.

[3]Ram N.Acharya，Paul F.Gentle，and Krisha P.Paudel.Examining the CRB Index as a Leading Indicator for US Inflation[J].Applied Economics Letters，2010，（15）：1493-1496.

[4]Brian J.Cody，Leonard O.Mills.The Role of Commodity Prices in Formulating Monetary Policy[J].The Review of Economics and Statistics，1991，（5）：358-365.

[5]王志強，王雪標.中國商品期貨價格指數(shù)與經濟景氣[J].世界經濟，2001，（4）.

[6]張樹忠，李天忠，丁濤.農產品期貨價格指數(shù)與CPI關系的實證研究[J].金融研究，2006，（11）.

[7]蔡慧，華仁海.中國商品期貨指數(shù)與GDP指數(shù)的關系研究[J].金融理論與實踐，2007，（8）.

篇8

在方法使用方面，從基于辨別分析的開創(chuàng)性論文開始，就有大量關于預測企業(yè)失敗但是沒有引進宏觀經濟變量的辨別分析，由Shumway(2001)擴展的多時期Logit模型，加入了宏觀經濟變量，來測度宏觀經濟變量和企業(yè)破產率之間的動態(tài)相互關系，包括Bruneau（2012），使用法國的大樣本非財務公司的會計數(shù)據(jù)，在行業(yè)層次上使用多期logit模型來估計企業(yè)財務脆弱性指標，因為樣本大，跨度時間長，所以可以考慮到企業(yè)財務狀況逐步惡化至破產清算的過程。之后又有學者使用了持續(xù)期間模型，盡管這種模型有上面提到過的主要優(yōu)點，但由于左截斷問題仍然存在局限性，當觀察期很短時，資料庫里的絕大多數(shù)企業(yè)在觀察期之前就成立了。除了以上幾種模型外，還有很多計量方法估計企業(yè)的財務脆弱性指標，同時也包含了宏觀經濟變量，比如Hamerle等人使用了一個隨機效應的Logit模型來評估德國的破產企業(yè)；Bonfim使用了一喝隨機效應的Probit模型評估葡萄牙的破產，Pederzoli等評估了一個依賴靜態(tài)的相同的違約模型，區(qū)分了擴張時期和衰退時期。Qu使用的是一個固定影響的LSDV模型；而Jimenez等使用隨機效應Logit模型來測量銀行貸款增加對銀行違約的影響。

二、企業(yè)的財務脆弱性指標對宏觀經濟狀況的影響

文獻的第二條主線是關注企業(yè)財務脆弱性如何影響經濟周期，這樣的一個問題意圖在微觀層面上合并信息來進行宏觀經濟的預測，最初關于微觀企業(yè)對宏觀經濟的影響主要是通過銀行來研究的。關于銀行貸款渠道和資產負債表渠道那個是影響宏觀經濟的，其贊成和反對的證據(jù)在辯論中仍然是非常多的，但是恢復辯論的資產負債表渠道的研究成果之一是來自Bernanke，其論文中寫道銀行對這些變化所作出的反應就是停止向質量較低的投資者貸款，是對于那些他們以前已經借款過的企業(yè)來說，財務部門事件最終影響宏觀經濟的承受力，因為產生更高的有效成本的信貸減少了商業(yè)需求為當前期間貨物和服務.其開發(fā)了一個小的模型，他們利用借款人資產凈值和投資的成本之間的反比關系來解釋為什么在沒有任何的金融危機沖擊前，借款人資產負債表的變化可以是商業(yè)周期波動的來源，在相關的研究中Coe使用馬爾科夫切換模型來估算財務危機發(fā)生的條件概率，發(fā)現(xiàn)在實際產出模型這些估計的概率有額外的解釋力，支持了Bernanke的發(fā)現(xiàn)。在相同的論文中，Gertler通過證明借款人的信用變化如何影響投資支出、預期的收益和整體經濟，從而證明了企業(yè)的財務因素對宏觀經濟狀況可以有定量顯著的實際效果。Repullo等也開發(fā)一個宏觀模型，得出了企業(yè)的資產負債表可以對宏觀經濟有一定的解釋力。后來，F(xiàn)azzari等從公司財務結構方面也證明了微觀企業(yè)的財務信息對宏觀經濟宏波動有重要的影響。Lown也提供了證據(jù)表明了由企業(yè)失敗來衡量的財務脆弱性指標和信貸標準一起可以用來解釋銀行貸款的增長和國內生產總值。

三、企業(yè)的財務脆弱指標與宏觀經濟波動之間的相互影響機制

事實上，目前只有幾篇論文是真正考慮了企業(yè)的財務脆弱性與宏觀經濟波動之間的相互作用關系，而且主要都是來自國外，國內幾乎沒有相關研究。通過使用聚合的信用風險，隨著時間推移其近似于企業(yè)的破產頻率，并發(fā)現(xiàn)了在微觀和宏觀角度之間一個有用的鏈接。同時提出了一個向量自回回歸模型，將觀測到的破產作為內生變量引入到模型中，同時還包括其他的宏觀經濟變量。他們還使用一個微觀宏觀模型，從帶有微觀變量的logit模型中估計的破產作為額外的變量引入到外源性的VAR模型中。但是，在后一種情況下，企業(yè)破產不再完全是內生的。使用了一個無法觀察成分的多元模型揭示了國內生產總值和經濟失敗在高頻率下的周期性共同運作。使用了一個結構性信用風險模型來計算上市公司的EDF經驗值，并使用VECM模型來研究預期宏觀經濟發(fā)展的長期關系。和后面的兩個研究相比，Bruneau(2012)將Jacobson的宏觀模型應用到法國的例子當中，同時使用了向量自回歸模型，強調需要使用大量的微觀企業(yè)資料，不只是考慮那些在資本市場上運作的企業(yè)，把破產當作完全的內生變量，并在部門層面上考慮兩者的相互關系。同時提供了在持久性經濟周期沖擊下的第二輪效應的數(shù)據(jù)，從統(tǒng)計學角度和經濟學角度來解釋企業(yè)破產對產出缺口產生的巨大影響。

四、總結與展望

篇9

金融機構各項貸款、M2指標與上證指數(shù)呈完全同步的變化。

外貿進出口的三分之二來自美國、日本，美日經濟的衰退直接影響我國外貿總值，從這一指標考察，上證指數(shù)將是悲觀的預期。

隨著股市運作的逐步規(guī)范，上證綜指必將反映國民經濟的總量變化，2001 年下半年股市變化已經有了反映國民經濟變化的端倪，即國民經濟處于一個大的下降通道中。

國有股減持、違規(guī)資金的查處、股指期貨的推出以及機構投資者的發(fā)展，對股市的變化會起到一定的作用，但作為一種政策或是一種工具，不可能起到決定性的作用，根本在于國民經濟的好轉，上市公司投資價值的提高。

股市是反映國民經濟狀況的一個窗口，股市的興衰直接反映國民經濟發(fā)展的好壞與快慢，同時，也在一定程度上影響國民經濟的發(fā)展。但是，從根本上來說，國民經濟的發(fā)展決定著股市的發(fā)展，而不是相反。因此，國家宏觀經濟狀況以及對國民經濟發(fā)展有重要影響的一些因素都將對股市及股市中存在著的各種股票發(fā)生顯著作用。

本報告從宏觀經濟的大背景出發(fā)，考察國民生產總值的變化對股市的影響程度，分析GDP構成中投資、消費、外貿對股市的作用力，同時對股市波動中的貨幣政策的影響因素及傳導機制加以描述，以期能從宏觀經濟的大背景中揭示股票市場的周期變化規(guī)律。

一、宏觀經濟周期與股票市場變化

1.1宏觀經濟與股票市場

為了盡可能全面的反映宏觀經濟與股票市場的變化，我們截取了十年的GDP季度資料和股市的月度資料以觀察其相關的變化，這里股市的波動以上海證券交易所的上證綜指作為觀察樣本。

從觀察的情況看，自94年開始，國民經濟處于一個大的下降通道中。從經濟周期的角度出發(fā)，機關年紀處于衰退階段。一般說來，在經濟衰退時期，股票價格會逐漸下跌；到危機時期，股價跌至最低點；而經濟復蘇開始時，股價又會逐步上升；到繁榮時，股價則上漲至最高點。這種變動的具體原因是，當經濟開始衰退之后，企業(yè)的產品滯銷，利潤相應減少，促使企業(yè)減少產量，從而導致股息、紅利也隨之不斷減少，持股的股東因股票收益不佳而紛紛拋售，使股票價格下跌。當經濟衰退已經達到經濟危機時，整個經濟生活處于癱瘓狀況，大量的企業(yè)倒閉，股票持有者由于對形勢持悲觀態(tài)度而紛紛賣出手中的股票，從而使整個股市價格大跌，市場處于蕭條和混亂之中。經濟周期經過最低谷之后又出現(xiàn)緩慢復蘇的勢頭，隨著經濟結構的調整，商品開始有一定的銷售量，企業(yè)又能開始給股東分發(fā)一些股息紅利，股東慢慢覺得持股有利可圖，于是紛紛購買，使股價緩緩回升；當經濟由復蘇達到繁榮階段時，企業(yè)的商品生產能力與產量大增，商品銷售狀況良好，企業(yè)開始大量盈利，股息、紅利相應增多，股票價格上漲至最高點。

從我國的情況看，93年實施宏觀調控政策以來，國民經濟的總量指標在11.2-7%之間波動，沒有出現(xiàn)大起大落的現(xiàn)象，經過三次統(tǒng)計平滑處理的資料顯示，國民生產總值的增長速度處在一個緩慢下降的通道中。而同期上證綜合指數(shù)僅在92、93年同國民生產總值有趨同的趨勢外，其它年份與國民生產總值的趨勢完全背離，以月份考察的上證綜指常常出現(xiàn)大幅震蕩的現(xiàn)象。但總體而言，上證綜指處于于大的上升通道中。我們以十年的年動態(tài)數(shù)據(jù)計算的國民生產總值與上證指數(shù)的相關關系表明，其相關系數(shù)僅為0.08。以季度動態(tài)數(shù)據(jù)測算的相關系數(shù)竟然為-0.245。經濟周期理論所闡述的觀點與現(xiàn)實情況完全不同。

二、GDP相關指標與股市變化

2.1固定資產投資

固定資產投資一直是拉動經濟增長的主要動力。從“六五”到“八五”時期，除1989、1990兩個特殊年份之外，其余年份投資和GDP均保持了高速增長態(tài)勢，而且投資增長速度在很多年份均高于甚至是大大高于同期GDP的增長速度。“六五”時期，投資增幅高出GDP增幅8.7個百分點；“七五”時期為8.6個百分點;“八五”時期為24.9個百分點。進入“九五”以來，這種狀況發(fā)生了很大變化。與固定資產投資增速持續(xù)下滑相對應，同期GDP可比增長速度也呈逐年下滑趨勢；另外，投資高出GDP的幅度也明顯縮小，1996年為5.2個百分點，1997年二者持平，1998年為6.1個百分點，1999年則呈逆趨勢，GDP增幅高出投資增幅2個百分點，成為改革開放以來繼1989、1990年之后的第三個投資增速低于GDP增速的特殊年份。2000年，為刺激經濟，政府加大了固定資產投資力度，同年投資增幅達到9.26%。進一步對影響2000年GDP增長的主要因素進行分析可以發(fā)現(xiàn)，2000年投資對經濟的促進作用比較明顯，這與1999年的情況截然不同。據(jù)我們測算，2000年投資對經濟的貢獻與消費對經濟的貢獻率基本持平達到40%左右。1999年消費對經濟增長的貢獻率為77.5%，拉動經濟增長5.5個百分點，比1998年分別高出20.5和1.1個百分點;而1999年全社會固定資產投資僅增長5.1%，低于同期GDP增幅2個百分點，比1998年下降8.8個百分點，對經濟增長的貢獻率為28.2%，比1998年下降10.9個百分點，對經濟增長的拉動作用為2個百分點，比1998年下降1.1個百分點。為擴大投資需求，政府連續(xù)出臺了一系列相關的經濟政策，包括繼續(xù)增發(fā)國債用于基礎設施建設以及對企業(yè)技術改造進行財政貼息;繼續(xù)降低利率，活躍股票市場，開征儲蓄存款利息所得稅；對投資方向調節(jié)稅實現(xiàn)減半征收；出臺《個人獨資企業(yè)法》等。尤其是1999年中央繼續(xù)發(fā)行國債用以擴大投資需求，其力度之大為改革開放以來的首次(全年共發(fā)行1100億元)，而同期的固定資產投資增長速度仍然十分低迷，且低于同期GDP增長速度，成為制約經濟增長的主要矛盾。

從資本市場而言，我國目前的資本市場發(fā)育還很不成熟，政府、企業(yè)、居民各不同的投資主體之間的資金難以進行有效的調劑。政府、企業(yè)、居民作為固定資產投資的主體，在全社會固定資產投資中扮演的角色是不同的。其中企業(yè)投資是固定資產投資中最主要的組成部分，其次是政府投資，最后是居民個人。與投資地位相對照，全社會資金在各投資主體之間的分配則完全呈相反的格局。改革開放以來，部門之間的資金余缺狀況為：政府由資金結余部門轉變?yōu)橘Y金短缺部門，短缺資金占GDP的比重在1%以上；企業(yè)一直是資金短缺部門，且資金缺口不斷擴大；居民一直是資金結余部門，且結余份額越來越高。根據(jù)對2000年資金流量的測算，政府部門短缺資金為1000億元，非金融企業(yè)短缺資金為12100億元，居民個人結余資金為16000億元。不同投資主體之間的資金余缺狀況表明，要實現(xiàn)投資的快速增長，只有對不同投資主體間的資金進行合理調劑，也就是說，通過合理渠道，將相對次要投資主體居民的閑置資金轉化為主要投資主體企業(yè)和政府部門可使用的資金。而我國目前資本市場的格局顯然不能滿足有效調劑資金的需要，企業(yè)尤其是大量的中小企業(yè)很難從目前的資本市場上籌集到資金。首先是銀行貸款受到限制。銀行部門一般不愿意為民營企業(yè)或中小企業(yè)貸款，因為他們感到發(fā)放貸款的風險與收益不對稱。1998年以來，為擴大內需，刺激民間投資增長，政府陸續(xù)出臺了一系列有關政策，其中影響比較大的是1998年中央政府首次要求銀行系統(tǒng)“增加向中小企業(yè)貸款”，各個國有銀行先后成立了中小企業(yè)部，同時為鼓勵銀行將信貸資金向中小企業(yè)和民營企業(yè)傾斜，政府還相應提高了銀行向中小企業(yè)貸款利息的浮動范圍。但由于經濟運行過程中的諸多矛盾以及民營企業(yè)本身一些固有的缺陷，使銀行對其貸款存在抵押擔保難、跟蹤監(jiān)督難和債權維護難等問題，實施效果并不明顯。其次是直接融資渠道狹窄。我國的直接融資方式從一開始就主要面向國有大中型企業(yè)，目前為了解決國有企業(yè)的困難，促進其機制的轉換，要求股票市場要優(yōu)先服務于國有大中型企業(yè)，為國有企業(yè)的改革和發(fā)展創(chuàng)造條件。而中小企業(yè)的發(fā)展空間相對十分狹小，且市場進入門檻高?！豆痉ā芬?guī)定，股份有限公司申請上市必須已經連續(xù)三年盈利，上市公司所流通股本應在5000萬元以上。而大部分中小企業(yè)經營規(guī)模都較小，產業(yè)層次低，與國家對企業(yè)上市規(guī)模和優(yōu)先產業(yè)的要求存在著一定的距離，客觀上加大了中小企業(yè)上市的難度。我國上市公司中非國有經濟控股企業(yè)所占比例不到10%。三是缺乏風險投資機制。風險投資是一種將資金投向風險較大，具有較高技術含量以謀求高收益的特殊商業(yè)性投資活動。美國IT產業(yè)的崛起與風險投資業(yè)和NASDAQ系統(tǒng)的發(fā)展關系密切，20世紀80年代、90年代風險投資業(yè)在美國興起，極大地支持了計算機等高新技術產業(yè)的發(fā)展。我國的民營企業(yè)經過二十年的迅速發(fā)展，已經進入“二次創(chuàng)業(yè)”過程，一批高科技民營企業(yè)正處在起步和成長階段，需要相應的創(chuàng)業(yè)機制予以扶持，其中最為關鍵的是建立風險投資機制。而目前我國對風險投資的扶持還基本處于起步階段。

投資的增加主要表現(xiàn)在對宏觀經濟的影響，其傳導機制是投資增加經濟回升股票市場上漲。其對股票市場的直接影響在我國目前的市場狀況下可能的表現(xiàn)形式是部分以投資為理由的貸款違規(guī)進入股市，但由于資料的限制，我們無法對這部分資金的影響程度作出判斷。但就理論而言，固定資產投資不直接作用與股市。下表從固定資產投資的年度和月度變化也反映了這種現(xiàn)實。

篇10

關鍵詞：繼續(xù)教育；宏觀經濟；評估；經濟效益

中圖分類號：G72文獻標志碼：A文章編號：1673-291X（2020）16-0182-02

繼續(xù)教育是宏觀經濟背景下，立足高校發(fā)展現(xiàn)狀，窺見現(xiàn)代教育精粹，復合高等教育、遠程教育、學歷提升再教育發(fā)展規(guī)律的體現(xiàn)。從本質上來看，繼續(xù)教育秉持“計劃招生，擇優(yōu)錄取”的辦學原則，并與現(xiàn)代教育體制息息相關，且發(fā)揮社會職能，需遵循教育發(fā)展規(guī)律并在運作模式上與市場競爭間密不可分。立足宏觀經濟條件，需綜合評估其經濟效益，并剖析期間存在的問題，以通過問題解決路徑在夾縫中獲得對“風險”的最大掌控并獲得經濟效益成效最大化。

一、宏觀經濟視域下繼續(xù)教育發(fā)展現(xiàn)狀

繼續(xù)教育培養(yǎng)社會從業(yè)人員，主要招生類型以自主報考為主。從錄取比例來看，多以計劃性指導形式為主并與普通本科教育考試報考率持平。在培養(yǎng)目標上，主要面向崗位進行著力，以科技素質為參照物，注重崗位技能和應用。教學形式多樣，包括非全日制、遠程教學或“一對一”面授，在培養(yǎng)內容上，多于現(xiàn)代企業(yè)接軌，并以碎片化、模塊化或慕課教學等為主。師資力量上，多以校內空擋、退休教師、外聘教師、專業(yè)培訓師、研究生或企業(yè)成功人士為主。辦學方式上以開放式或校企合作、中外辦學等為主。在辦學資源上，多以學校部分投入（如學校品牌、管理人工和辦公設施和場所），主要靠吸納社會資源辦學，如建立學習中心、教學站為主。而國家政策的邊緣化、產業(yè)化，則成為繼續(xù)教育無以為繼的風險存在的基本因素[1～2]。

加之，國家在繼續(xù)教育上的辦學政策不明朗，網絡高等教育試點的展開舉步維艱、止步不前，且高校參與積極性不足，試點審批期間準入機制無法與全日制高等教育相持平，這也決定了高校觀望期間繼續(xù)教育經濟效益低迷的主因。

二、繼續(xù)教育經濟效益風險原因分析

宏觀經濟背景下，繼續(xù)教育產權明晰傾向趨于高風險境地，這就決定了繼續(xù)教育不得不從風險行為控制上加以補償，并將風險轉嫁。

1.生源經濟效益。以遠程教育為例，生源作為其生存發(fā)展的根基，也是其經濟效益風險存在的根本。從學員招生來看，網絡教育停止招收全日制學員，教育部頒發(fā)現(xiàn)代遠程教育試點政策。從學歷到能力的轉變中，遠程教育的規(guī)范化管理在不同地區(qū)所獲得經濟效益不一，并在競爭層面逐漸浮現(xiàn)出不同的效益結果。而現(xiàn)實情況是，包括網絡高等教育在內的低成本教學平臺建設中，受專業(yè)類型限制和公共基礎課、通識課一次性投入師資力量等因素影響，直接導致學生大規(guī)模涌入并呈現(xiàn)出驚人的擴張態(tài)勢[3]。而與之相反的是，經濟風險的危急值也愈高。單專業(yè)而言，需要融入市場研發(fā)、宣傳投資及其網頁制作等投入，而周期內招生規(guī)模效應受不可抗因素影響，無疑在整個網絡辦學周期內無法滿足既定投資要求，壟斷性試點同時又成為高校生源風險存在的主因，唯有無休止的招生才能彌補前期投產的虧空。

2.辦學質量經濟效益。教學狀態(tài)和校內資源受辦學期間的不穩(wěn)定性影響，指導、輔導、實驗、實訓路徑的何去何從，歸根結底在于辦學質量的高低。統(tǒng)觀現(xiàn)代化市場經濟發(fā)展中，繼續(xù)教育的培訓目標、模塊化教學形式、“快餐文化”的主宰喜愛，學科體系結構調整、知識體系結構追蹤、專業(yè)調研、跟蹤訪視和教科研等經濟效益風險與市場的“教學質量”，學員上線率、專業(yè)規(guī)模、教師導學、網上交互式討論等缺位和不足間關聯(lián)度甚廣。

3.規(guī)范化管理經濟效益。社會資源的穩(wěn)定性支持是繼續(xù)教育得以為繼的根本，也是評估其遠期經濟效益中不可估量的內容。遠程教育學習中心的函授中，在教學資源評估、招生宣傳及其線上線下互動之中，無不需要學習支持系統(tǒng)、代收學雜費系統(tǒng)、考務信息系統(tǒng)、實驗實訓基地基建設施等作為繼續(xù)教育成本管理的核心和重點[4]。誠然，繼續(xù)教育的功利性使得教育行政主管部門、民營企業(yè)合作部門、招生違規(guī)行為、隱性消費、非嚴肅考紀行為等為經管部門的信譽造成了極為惡劣的負面影響。統(tǒng)觀政策之于高校學生權益保護和學習社會星星塑造，無一不需要規(guī)范化管理作為經濟效益衡量的關鍵。

4.邊緣化地位經濟效益。繼續(xù)教育受現(xiàn)代高等教育影響，在辦學情感態(tài)度上，多處于邊緣化地位，且在辦學途徑中不予全日制高等教育沖突，并不擠占其資源環(huán)境，并在資源合作共享實踐中，受制于主管部門、辦學資質、文憑，產業(yè)鏈滾動舉步維艱。在創(chuàng)收指標的逼迫下，繼續(xù)教育辦學心態(tài)的衡量使得招生中介大撈一把。

三、繼續(xù)教育經濟效益評估理念及建議

1.經濟效益評估理念。從概念來講，教育經濟效益以統(tǒng)計計量的方法說明教育的經濟意義和社會效果，揭示教育在經濟增長和社會發(fā)展中的作用。經濟效益評估理念的誕生主要源自鼓勵競爭、避免急功近利的盲目操作辦學導致的辦學風險，從利益層面把握最佳經濟效益獲得時機。同時，將規(guī)避風險、合理轉嫁作為辦學目標、規(guī)模拓展、合同執(zhí)行及其風險預測評估、責任共擔作為司法條件的主要依據(jù)?；诖?，以該理念為基礎的預警機制建立之于繼續(xù)教育成本預算、立項選擇、媒體布置、上下級協(xié)調、主動權掌握和風險止損等態(tài)勢猛烈[5]。此外，合作辦學作為明確雙方責、權、利的依據(jù)，能最大限度地實現(xiàn)繼續(xù)教育的成本最低化和風險最小化。

2.經濟效益評估建議。辦學效率和效益的提高，主要得益于風險控制、目標辦學可承受范圍、戰(zhàn)略規(guī)劃等環(huán)節(jié)。各利益方間的信息交互、業(yè)務接洽、財務報表統(tǒng)計及其流程化管理，均需要以市場為知識提升關鍵，以行業(yè)企業(yè)轉型時期對人才的渴求和市場份額、優(yōu)質資源開發(fā)、理性消費等為動因。從優(yōu)勢作用分析來看，充分發(fā)揮資源盤點優(yōu)勢、調動優(yōu)質資源參與繼續(xù)教育辦學、謀求差異化發(fā)展，以政府政策為先導；規(guī)避短板，在體制和機制中引入外部資源并評估性價比后在學校整體承重范圍內降低學院包袱。堅持依法辦學的底線參與合作，能為主辦方、學生及其社會間謀求最佳社會效能。尋求資源優(yōu)勢互補、甄別并與法人（單位）合作、營設辦學的良好內環(huán)境如政策體制和運行機制上、合作辦學中，走司法路徑尋求最佳經濟庇護。拷問和審視市場和合作方誠信，需秉持全程監(jiān)管，摒棄效益分賬；嚴格招生宣傳、學籍信息審核、學習支持服務、網絡平臺運維、實驗實訓輔助、考務組織、經費往來等監(jiān)管細則[6]。量化評估須分階段進行，多在直觀性、可比性及其可行性指標體系中，做還初期、早期、后期的全程評估。為避免內部管辦分離，需要學校和其他職能部門各施其職。

四、宏觀經濟背景下提升繼續(xù)教育經濟效益評估體系的作用

1.基于繼續(xù)教育質量和經濟效益的評估路徑，須從轉變教育觀念開始，順應教育部號召，大力推行繼續(xù)教育，并在日益增多的培訓機構中達到滿意的培訓效果。在注重繼續(xù)教育學歷的同時，不忽略技能培訓之于個人素質提高的促進作用。在明確的辦學指導思想中，從培訓機構、辦學理念、辦學質量、教育評價體系上考慮學員的現(xiàn)實條件，并做到分層次教學。培訓機構重需重視辦學社會效益，并根據(jù)區(qū)域性和行業(yè)性確定服務方向。在評估環(huán)節(jié)將辦學合法化硬性條件和教學質量作為評估重點，并做好中期建議和后期更改。

2.優(yōu)化多元評價方法的應用，提升教師教學積極性，讓學員更好地參與教學活動，避免單一評價技術手段的滯后性和流于表面。在教學標準評價的同時，還需要通過調查走訪和學生綜合成績了解整體上提升評價的經濟性。積極的評價是繼續(xù)教育興趣化的源泉，也是教育工作的積極、主動性和教學效率及其職業(yè)責任感的表現(xiàn)。