導(dǎo)語：如何才能寫好一篇宏觀經(jīng)濟(jì)影響，這就需要搜集整理更多的資料和文獻(xiàn)，歡迎閱讀由公務(wù)員之家整理的十篇范文，供你借鑒。

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通?？梢杂谩皠?dòng)態(tài)復(fù)雜性”和“結(jié)構(gòu)復(fù)雜性”兩個(gè)概念描述經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)的復(fù)雜性。動(dòng)態(tài)復(fù)雜性是指隨著時(shí)間延續(xù)，經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)的行為也隨之發(fā)生變化，經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)的變動(dòng)趨勢(shì)越難以預(yù)測(cè)，運(yùn)行越來越不規(guī)則，那么整個(gè)經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)的復(fù)雜性也就越高；而結(jié)構(gòu)復(fù)雜性是指某一時(shí)間點(diǎn)，經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)的構(gòu)成狀態(tài)，結(jié)構(gòu)復(fù)雜性假設(shè)經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)由若干小部分組成，這些小部分既相互獨(dú)立，又相互依存。數(shù)量越多，說明經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)的結(jié)構(gòu)復(fù)雜性越高。然而，無論是基于動(dòng)態(tài)復(fù)雜性角度分析，還是基于結(jié)構(gòu)復(fù)雜性角度分析，我國(guó)的經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)都朝著日益復(fù)雜化的方向發(fā)展。

二、我國(guó)經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)復(fù)雜性的特點(diǎn)

（一）我國(guó)經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)的構(gòu)成變化速度加快

目前，我國(guó)經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)的構(gòu)成變化速度日益加快，結(jié)構(gòu)復(fù)雜性日益增加，變動(dòng)規(guī)律難以預(yù)測(cè)。市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)的本質(zhì)是優(yōu)勝劣汰，每年都會(huì)有數(shù)以萬計(jì)的經(jīng)濟(jì)單位在重組、破產(chǎn)、兼并過程中消失，但每年也會(huì)有數(shù)以萬計(jì)的經(jīng)濟(jì)單位注冊(cè)成立。與此同時(shí)，經(jīng)濟(jì)單位的所有制形式隨著經(jīng)濟(jì)體制改革的日益深入也變得較為復(fù)雜。無論是在經(jīng)濟(jì)總量中所占的比例還是數(shù)量，我國(guó)國(guó)有企業(yè)都呈現(xiàn)較為明顯的下降趨勢(shì)。而個(gè)體企業(yè)、民營(yíng)企業(yè)、合資企業(yè)、外資企業(yè)卻得到了較快發(fā)展。此外，從表1可以看出，我國(guó)第三產(chǎn)業(yè)對(duì)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的貢獻(xiàn)率日益提高，從1990年僅占國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的17.3%提高到2013年的46.8%，主要原因在于第三產(chǎn)業(yè)是溝通物質(zhì)產(chǎn)品最終消費(fèi)者和生產(chǎn)者的中介產(chǎn)業(yè)。第三產(chǎn)業(yè)所占比重越高，說明各產(chǎn)業(yè)之間的經(jīng)濟(jì)聯(lián)系越密切，各個(gè)產(chǎn)業(yè)之間的結(jié)構(gòu)也越復(fù)雜。

（二）經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)構(gòu)成部分的異質(zhì)性明顯提高

我國(guó)經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)中存在較多的異質(zhì)性表現(xiàn)，如消費(fèi)者需求日益多樣化、企業(yè)規(guī)模分布不均勻、行業(yè)規(guī)模分布不均勻、地區(qū)經(jīng)濟(jì)差異較大、居民收入不均勻等。從地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展情況看，東部地區(qū)與西部地區(qū)、中部地區(qū)的差異日益增大，由表2可以看出，東部地區(qū)的江蘇省2011年生產(chǎn)總值為49110.27億元人民幣，2012年生產(chǎn)總值為54058.22億元人民幣，2013年生產(chǎn)總值為59161.75億元人民幣；而西部地區(qū)的貴州省2011年生產(chǎn)總值為5701.84億元人民幣，2012年生產(chǎn)總值為6852.20億元人民幣，2013年生產(chǎn)總值為8006.79億元人民幣，僅占同期江蘇省生產(chǎn)總值的12%左右。基于企業(yè)規(guī)模來看，企業(yè)與企業(yè)之間的規(guī)模差距日益加大，尤其是在電力、石油等壟斷性行業(yè)，少數(shù)占支配地位的大型企業(yè)幾乎完全壟斷了整個(gè)行業(yè)的市場(chǎng)銷售活動(dòng)和生產(chǎn)活動(dòng)，使企業(yè)與企業(yè)之間的內(nèi)部效率差異與經(jīng)濟(jì)行為差異日益增大。

三、經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)復(fù)雜性對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)管理的影響

（一）促進(jìn)政府制定細(xì)致的、針對(duì)性強(qiáng)的宏觀經(jīng)濟(jì)政策

經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)的各個(gè)構(gòu)成部分之間差異越大，就需要越多信息協(xié)調(diào)經(jīng)濟(jì)運(yùn)行，這會(huì)增加整個(gè)經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)的結(jié)構(gòu)復(fù)雜性。而經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)的結(jié)構(gòu)越復(fù)雜，越會(huì)使經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)構(gòu)成部分呈現(xiàn)出高度多元化或高度異質(zhì)性特點(diǎn)。在這種情況下，政府若要開展有效的宏觀經(jīng)濟(jì)管理，就必須在采集大量數(shù)據(jù)的基礎(chǔ)上，制定細(xì)致的、針對(duì)性強(qiáng)的宏觀經(jīng)濟(jì)政策，而不能再采用過去統(tǒng)一的、簡(jiǎn)單的經(jīng)濟(jì)政策。

（二）對(duì)政府的宏觀調(diào)控能力提出了更高要求

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關(guān)鍵詞：互聯(lián)網(wǎng)金融；宏觀經(jīng)濟(jì)；經(jīng)濟(jì)發(fā)展

在宏觀經(jīng)濟(jì)發(fā)展期間，互聯(lián)網(wǎng)金融能夠?qū)暧^經(jīng)濟(jì)造成非常大的影響，所以必須充分意識(shí)到互聯(lián)網(wǎng)金融與宏觀經(jīng)濟(jì)的關(guān)系，以此來促進(jìn)互聯(lián)網(wǎng)金融的進(jìn)一步發(fā)展。

一、互聯(lián)網(wǎng)金融的發(fā)展分析

（一）以互聯(lián)網(wǎng)為核心的傳統(tǒng)金融互聯(lián)網(wǎng)金融其本質(zhì)，就是傳統(tǒng)金融與互聯(lián)網(wǎng)技術(shù)相互之間的融合。人們通過互聯(lián)網(wǎng)，便可以完成金融產(chǎn)品的購(gòu)買。我國(guó)以互聯(lián)網(wǎng)為核心的傳統(tǒng)金融業(yè)務(wù)，多數(shù)都是由各大金融機(jī)構(gòu)引導(dǎo)的金融互聯(lián)網(wǎng)，在發(fā)展初期，很多金融機(jī)構(gòu)都在互聯(lián)網(wǎng)中找到了今后的發(fā)展方向。在1996年，招商銀行優(yōu)先在國(guó)內(nèi)開通了網(wǎng)上銀行，而在后續(xù)幾年，其他銀行也陸續(xù)完善了網(wǎng)上銀行業(yè)務(wù)?，F(xiàn)如今，我國(guó)電子銀行體系已經(jīng)逐漸接近于完善，據(jù)不完全統(tǒng)計(jì)，以個(gè)人、企業(yè)、手機(jī)網(wǎng)上銀行為核心的電子銀行體系，已經(jīng)覆蓋了我國(guó)約75%的人口。除此之外，諸如騰訊、阿里巴巴等企業(yè)也成功獲批了民營(yíng)銀行的資格，第三方電子商務(wù)以及網(wǎng)絡(luò)金融平臺(tái)也成為了互聯(lián)網(wǎng)金融中不可或缺的一部分。

（二）第三方支付我國(guó)的第三方支付運(yùn)營(yíng)模式通?？梢苑譃閮煞N，第一種屬于獨(dú)立在電商之外的第三方支付，這種支付模式本身并不具備擔(dān)保功能，屬于為用戶提供支付功能的一種方式，如快錢、易寶等。而另一種則是以支付寶為首的第三方支付模式，因?yàn)槠渥陨硪劳杏陔娚唐脚_(tái)，所以具有一定程度的擔(dān)保功能。這也是我國(guó)當(dāng)前使用最為廣泛的一種第三方支付模式，其中支付寶、微信支付占據(jù)了第三方交易金額的85%以上。

（三）互聯(lián)網(wǎng)信用業(yè)務(wù)互聯(lián)網(wǎng)金融中的信用業(yè)務(wù)，包括眾籌、P2P網(wǎng)貸等功能，其中網(wǎng)絡(luò)屬于通過網(wǎng)絡(luò)平臺(tái)實(shí)現(xiàn)借貸雙方資金融通，可以滿足人們對(duì)于資金的使用需求，提高社會(huì)中各類閑散資金的利用率。而眾籌則能夠通過大規(guī)模集中閑散資金，來完成項(xiàng)目資金的聚集。

（四）虛擬貨幣虛擬貨幣的本質(zhì)就是由計(jì)算機(jī)生成的各種復(fù)雜代碼，其中新幣能夠在P2P網(wǎng)絡(luò)節(jié)點(diǎn)中按照既定程序運(yùn)算而成。虛擬貨幣設(shè)定有總量上限，在虛擬貨幣不斷增加的過程中，新幣的制造速度將會(huì)大幅降低，比特幣便是當(dāng)前最為火爆的一種虛擬貨幣。

（五）互聯(lián)網(wǎng)金融的優(yōu)勢(shì)互聯(lián)網(wǎng)金融就是通過互聯(lián)網(wǎng)、信息技術(shù)開展融資、投資的一種現(xiàn)代化金融模式。當(dāng)前的互聯(lián)網(wǎng)金融與傳統(tǒng)金融存在著一致性，兩者都可以歸納在金融產(chǎn)品的范疇中，但是因?yàn)榛ヂ?lián)網(wǎng)金融的覆蓋范圍遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于傳統(tǒng)金融，所以互聯(lián)網(wǎng)金融的受眾群體往往會(huì)更大。人們?cè)谑褂没ヂ?lián)網(wǎng)金融時(shí)，其便捷的金融服務(wù)模式將會(huì)使服務(wù)效果得到優(yōu)化?；ヂ?lián)網(wǎng)金融與傳統(tǒng)金融兩者之間的關(guān)系非常特殊，既屬于競(jìng)爭(zhēng)關(guān)系，又可以實(shí)現(xiàn)優(yōu)勢(shì)互補(bǔ)。不同于傳統(tǒng)金融，互聯(lián)網(wǎng)金融在運(yùn)營(yíng)期間，其所需要的成本更低，這也是互聯(lián)網(wǎng)金融的一項(xiàng)核心優(yōu)勢(shì)，因此可以通過線上采集、整理客戶信息，線下開展客戶跟蹤與服務(wù)。

二、互聯(lián)網(wǎng)金融對(duì)于宏觀經(jīng)濟(jì)的積極影響

（一）經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)改革在互聯(lián)網(wǎng)金融出現(xiàn)之后，我國(guó)的傳統(tǒng)金融經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)便出現(xiàn)了轉(zhuǎn)變，由于我國(guó)相關(guān)法律有所約束以及金融產(chǎn)業(yè)的持續(xù)發(fā)展，所以經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)的轉(zhuǎn)變將會(huì)變得非常明顯。在互聯(lián)網(wǎng)金融的影響下，我國(guó)整體經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)會(huì)逐漸變得愈發(fā)穩(wěn)定，而且傳統(tǒng)金融經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)也會(huì)與互聯(lián)網(wǎng)金融經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)實(shí)現(xiàn)融合，兩者相互之間形成優(yōu)勢(shì)互補(bǔ)，從而實(shí)現(xiàn)宏觀經(jīng)濟(jì)的可持續(xù)發(fā)展。在優(yōu)勢(shì)融合之后，互聯(lián)網(wǎng)金融能夠?yàn)槿藗兲峁└颖憬莸慕鹑跇I(yè)務(wù)，而線下傳統(tǒng)金融則能夠在業(yè)務(wù)售后層面，提供足夠優(yōu)質(zhì)的業(yè)務(wù)跟進(jìn)，從而提高用戶對(duì)于金融業(yè)務(wù)的滿意度。

（二）金融產(chǎn)品的豐富與創(chuàng)新互聯(lián)網(wǎng)金融作為金融產(chǎn)業(yè)的新模式，在發(fā)展過程中已經(jīng)逐漸得到了人們的認(rèn)同，這也代表著互聯(lián)網(wǎng)金融從宏觀經(jīng)濟(jì)角度存在積極正面的影響。相較于原本的金融投資模式而言，從線下金融轉(zhuǎn)移到了線上金融。此時(shí)的用戶利用手機(jī)便可以完成對(duì)金融產(chǎn)品的投資，并實(shí)現(xiàn)個(gè)人的經(jīng)濟(jì)管理，多樣化的金融產(chǎn)品將會(huì)為客戶提供更多的選擇。即便每一位用戶其自身的需求各不相同，依然可以通過對(duì)比選出更加適合自己的金融產(chǎn)品。例如阿里巴巴旗下的余額寶，便是很多人最常使用的一種活期金融產(chǎn)品，通過簡(jiǎn)單的儲(chǔ)存便可以看到每天的收益不斷增加，在提高金融產(chǎn)品服務(wù)品質(zhì)的同時(shí)，降低了金融產(chǎn)品的投資難度。

（三）優(yōu)化傳統(tǒng)金融的缺陷在傳統(tǒng)金融行業(yè)的發(fā)展過程中，因?yàn)橥饨缬绊懸蛩剌^多，所以傳統(tǒng)金融服務(wù)在一段時(shí)間內(nèi)其主要面對(duì)的用戶群體屬于大型企業(yè)，而中小型企業(yè)與個(gè)人則無法購(gòu)買金融產(chǎn)品，而且因?yàn)榻鹑跇I(yè)務(wù)辦理難度較高且繁瑣，所以開展的金融業(yè)務(wù)往往無法滿足用戶的實(shí)際需求。然而在互聯(lián)網(wǎng)金融的影響下，傳統(tǒng)金融自身的缺陷將會(huì)得到彌補(bǔ)，利用互聯(lián)網(wǎng)平臺(tái)便可以完成中小企業(yè)以及個(gè)人的金融交易，提高整體交易量。使金融業(yè)務(wù)的覆蓋面變得更加廣泛。除此之外，在金融業(yè)務(wù)辦理中，互聯(lián)網(wǎng)金融的流程將會(huì)變得更加簡(jiǎn)單，而且在大數(shù)據(jù)技術(shù)的協(xié)同下，還能夠根據(jù)用戶數(shù)據(jù)信息來了解用戶需求，以此將更加個(gè)性化的服務(wù)內(nèi)容傳遞給用戶，進(jìn)而促使宏觀經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。

（四）強(qiáng)化國(guó)民的消費(fèi)能力互聯(lián)網(wǎng)金融的高速發(fā)展，能夠有效集中各個(gè)地區(qū)的消費(fèi)資本，人們?cè)谌粘Ｉ钪羞M(jìn)行購(gòu)物消費(fèi)時(shí)，傳統(tǒng)現(xiàn)金的使用量將會(huì)出現(xiàn)大幅度降低，而互聯(lián)網(wǎng)金融則以其便捷性得到了人們的青睞。各個(gè)年齡層的人們會(huì)更加傾向于手機(jī)快捷支付。而且互聯(lián)網(wǎng)金融還能夠有效超越時(shí)間與空間，任何時(shí)間都可以在24小時(shí)營(yíng)業(yè)的商家中進(jìn)行消費(fèi)。在互聯(lián)網(wǎng)金融的作用下，廣大民眾的消費(fèi)能力將會(huì)有所上升，因?yàn)榛ヂ?lián)網(wǎng)金融在消費(fèi)期間無需排隊(duì)，消費(fèi)效率也會(huì)因此而上升。除此之外，利用互聯(lián)網(wǎng)金融還可以隨時(shí)關(guān)注到自己當(dāng)前的金融信息，減少現(xiàn)金的攜帶，在提升支付效率的同時(shí)提高資金安全性。

三、互聯(lián)網(wǎng)金融對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)造成的負(fù)面影響

（一）信用風(fēng)險(xiǎn)上升在互聯(lián)網(wǎng)金融的發(fā)展過程中，借貸逐漸成為一種普遍的消費(fèi)情況，依托于虛擬交易平臺(tái)，網(wǎng)絡(luò)交易將會(huì)變得非常簡(jiǎn)單，但是網(wǎng)絡(luò)交易卻很難同時(shí)考慮到各個(gè)方面，因此在交易期間存在一定程度的信貸風(fēng)險(xiǎn)。在網(wǎng)絡(luò)階段過程中，貸款人很難及時(shí)掌握借貸人的資金使用情況，如果借貸人將貸款資金使用在了風(fēng)險(xiǎn)投資中，就會(huì)促使貸款違約風(fēng)險(xiǎn)進(jìn)一步上升。在互聯(lián)網(wǎng)金融的不斷發(fā)展中，各類網(wǎng)絡(luò)借貸平臺(tái)的數(shù)量正在逐漸增多，其中大部分借貸平臺(tái)在開展借貸業(yè)務(wù)時(shí)，往往只會(huì)針對(duì)資金供需方面提供一定的業(yè)務(wù)引導(dǎo)，而在借貸雙方交易中并不能直接核查具體信息，當(dāng)借貸平臺(tái)無法順利掌握資金情況時(shí)，就會(huì)導(dǎo)致信用違約的風(fēng)險(xiǎn)發(fā)生概率得到大幅度提升。

（二）征信體系風(fēng)險(xiǎn)在互聯(lián)網(wǎng)金融中，只有妥善控制金融風(fēng)險(xiǎn)，才能夠促使金融產(chǎn)業(yè)長(zhǎng)久發(fā)展下去。在整個(gè)互聯(lián)網(wǎng)金融產(chǎn)業(yè)中，征信系統(tǒng)的重要性毋庸置疑，政府是否完善將會(huì)直接影響到金融風(fēng)險(xiǎn)的控制質(zhì)量。就實(shí)際情況而言，我國(guó)當(dāng)前主要流行的征信體系依然存在風(fēng)險(xiǎn)問題。處于金融市場(chǎng)中的部分小微型企業(yè)，并沒有完全融入到征信體系的管控中，所以需要通過強(qiáng)化現(xiàn)存的征信體系，來保證互聯(lián)網(wǎng)金融在發(fā)展過程中的安全性。

（三）高風(fēng)險(xiǎn)經(jīng)營(yíng)項(xiàng)目增多現(xiàn)如今，互聯(lián)網(wǎng)金融已經(jīng)成為信貸金融行業(yè)中不可或缺的重要環(huán)節(jié)，通過互聯(lián)網(wǎng)金融不僅能夠有效降低業(yè)務(wù)成本，還能夠?qū)碡?cái)業(yè)務(wù)做出優(yōu)化。這也導(dǎo)致眾多想要投資的用戶將原本存儲(chǔ)于銀行中的存款，投入到了互聯(lián)網(wǎng)理財(cái)產(chǎn)品中，而銀行為了保證運(yùn)營(yíng)效果，就必須調(diào)整自身原有的資金獲取方式，通過結(jié)合當(dāng)前貨幣市場(chǎng)的特點(diǎn)來優(yōu)化資金的獲取方式。所以商業(yè)銀行會(huì)選擇開發(fā)部分風(fēng)險(xiǎn)相對(duì)較高的理財(cái)項(xiàng)目，以此來集中資金，這部分風(fēng)險(xiǎn)相對(duì)較高的互聯(lián)網(wǎng)金融產(chǎn)品，將會(huì)對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)發(fā)展帶來一定程度的消極影響。

四、互聯(lián)網(wǎng)金融經(jīng)濟(jì)與實(shí)體經(jīng)濟(jì)的互動(dòng)發(fā)展策略

（一）合理調(diào)整金融融資標(biāo)準(zhǔn)金融機(jī)構(gòu)在貫徹相關(guān)金融政策時(shí)，因?yàn)樾袠I(yè)自身具有一定的特殊性，所以在融資標(biāo)準(zhǔn)存在問題時(shí)，就會(huì)對(duì)實(shí)體經(jīng)濟(jì)造成影響。所以需要定期針對(duì)當(dāng)前的宏觀金融政策來開展經(jīng)濟(jì)調(diào)整，并設(shè)置金融融資標(biāo)準(zhǔn)，只有金融標(biāo)準(zhǔn)足夠合理，才能夠帶動(dòng)實(shí)體經(jīng)濟(jì)的穩(wěn)定發(fā)展。在實(shí)體經(jīng)濟(jì)市場(chǎng)中，材料價(jià)格、投資決策變動(dòng)都有可能對(duì)企業(yè)的資金管理帶來影響。而此時(shí)由金融機(jī)構(gòu)提供的借貸業(yè)務(wù)，將成為解決資金問題的重要方式。所以在完善互聯(lián)網(wǎng)金融融資標(biāo)準(zhǔn)時(shí)，需要考慮得更加全面，在滿足國(guó)家當(dāng)前的宏觀經(jīng)濟(jì)政策的同時(shí)實(shí)現(xiàn)融資標(biāo)準(zhǔn)合理化。進(jìn)而滿足實(shí)體企業(yè)的實(shí)際需求。

（二）完善互聯(lián)網(wǎng)金融風(fēng)險(xiǎn)控制手段我國(guó)互聯(lián)網(wǎng)金融目前所面對(duì)的主要風(fēng)險(xiǎn)，來自于金融市場(chǎng)，而產(chǎn)業(yè)自身的高速發(fā)展也會(huì)促使金融風(fēng)險(xiǎn)的形成。所以在遇到不同種類的互聯(lián)網(wǎng)金融風(fēng)險(xiǎn)時(shí)，需要結(jié)合實(shí)際情況選擇更加適合的金融風(fēng)險(xiǎn)控制手段。金融機(jī)構(gòu)可以通過大數(shù)據(jù)、云計(jì)算等新興技術(shù)，來實(shí)現(xiàn)風(fēng)險(xiǎn)的預(yù)測(cè)與實(shí)時(shí)監(jiān)管。對(duì)于金融行業(yè)而言，因?yàn)榻鹑诋a(chǎn)業(yè)本身便具備一定程度的波動(dòng)性，所以金融機(jī)構(gòu)需要提前落實(shí)金融風(fēng)險(xiǎn)的評(píng)價(jià)指標(biāo)，以此來完成客戶信用等級(jí)的客觀評(píng)價(jià)，進(jìn)而發(fā)掘出優(yōu)質(zhì)的金融客戶群體。

（三）互聯(lián)網(wǎng)借貸模式的管控在互聯(lián)網(wǎng)金融的影響下，我國(guó)的金融支付方式正在逐漸增多，卻導(dǎo)致傳統(tǒng)銀行的柜面業(yè)務(wù)受到了一定程度的影響。而且互聯(lián)網(wǎng)金融的出現(xiàn)還降低了借貸業(yè)務(wù)門檻，借貸業(yè)務(wù)的風(fēng)險(xiǎn)程度也因此不斷上升。對(duì)于網(wǎng)絡(luò)借貸業(yè)務(wù)而言，雖然表面上有著相對(duì)較低的借貸利率，但是借貸平臺(tái)卻會(huì)通過手續(xù)費(fèi)等方式來提高收款金額，此類借貸機(jī)構(gòu)嚴(yán)重影響到了我國(guó)宏觀經(jīng)濟(jì)的穩(wěn)定發(fā)展。為了解決非法借貸等問題，需要合理加強(qiáng)網(wǎng)絡(luò)約束，強(qiáng)化對(duì)于互聯(lián)網(wǎng)借貸公司的資格審批與監(jiān)管，維護(hù)人們應(yīng)有的合法權(quán)益。除此之外，從客觀角度出發(fā)，互聯(lián)網(wǎng)金融與實(shí)體金融會(huì)隨時(shí)出現(xiàn)波動(dòng)，因?yàn)榻鹑诮?jīng)濟(jì)在發(fā)展時(shí)往往需要面對(duì)各種不確定因素，所以需要強(qiáng)化風(fēng)險(xiǎn)監(jiān)管體系，以此來維護(hù)宏觀經(jīng)濟(jì)的可持續(xù)發(fā)展。

篇3

此次印度洋海嘯奪去成千上萬人的生命，再一次把亞洲卷入極度悲痛之中。幸運(yùn)的是，盡管海嘯破壞了數(shù)百萬家庭的正常生活，但它對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)的影響可能非常有限，而且這遠(yuǎn)遠(yuǎn)小于2003年SARS造成的破壞。這里有四點(diǎn)理由支持該論斷。

四大理由

首先，海嘯的影響主要是海濱城鎮(zhèn)和村莊。到目前為止，還沒有關(guān)于大城市或工業(yè)/港口設(shè)施受到嚴(yán)重?fù)p害的相關(guān)報(bào)道。海濱地區(qū)有巨大的人員傷亡，而內(nèi)陸地區(qū)基本安然無恙。海嘯已經(jīng)對(duì)這些地區(qū)的觀光旅游業(yè)造成極大的經(jīng)濟(jì)損失，但這在受災(zāi)國(guó)家和地區(qū)GDP的總額中只占很少份額。在遭遇海嘯的東南亞各國(guó)中，（編者注：除馬爾代夫外，）泰國(guó)可能是經(jīng)濟(jì)上遭受打擊最大的國(guó)家，因?yàn)樘﹪?guó)的GDP中有6%由旅游業(yè)創(chuàng)造，而在其中占有重要地位的普吉島地區(qū)旅游業(yè)受到了最為嚴(yán)重的影響。在印尼，受海嘯影響最大的是亞齊省，那里的旅游業(yè)并不發(fā)達(dá)，而是擁有豐富的石油資源。該地區(qū)的石油業(yè)設(shè)施在海嘯中得以保存，并且在第二天就重新開始運(yùn)作了。與泰國(guó)和印尼相比，海嘯對(duì)馬來西亞的影響就更小了，檳榔嶼等旅游景點(diǎn)都沒有太大的破壞。

其次，與SARS的破壞力曾持續(xù)數(shù)月不同的是，這次海嘯所造成的破壞可能是短期的，而隨后的工作也會(huì)減少災(zāi)害對(duì)旅游業(yè)造成的消極影響。的確，國(guó)外許多旅游者取消了旅游計(jì)劃和預(yù)定的酒店客房，但隨著廢墟的清理和旅游設(shè)施的重建，到那些受災(zāi)地區(qū)觀光的游客很可能會(huì)更多。而且，在國(guó)內(nèi)和國(guó)外會(huì)產(chǎn)生一些短期的(甚至有些是持久的)替代效應(yīng)。例如，泰國(guó)、斯里蘭卡以及馬來西亞的那些未受影響的旅游景區(qū)可能將面對(duì)日益增加的需求，就像印尼的巴厘島和菲律賓的宿務(wù)島這些并未受到影響的亞洲重要旅游景點(diǎn)一樣。

第三，觀光旅游業(yè)以及漁業(yè)出口的損失也許能部分地(或者甚至能超過補(bǔ)償值)通過重建加以補(bǔ)償，而且，由此對(duì)GDP帶來的整體影響也不一定很大，消極作用不會(huì)很明顯。歷史證明，自然災(zāi)難后的重建工作往往成為強(qiáng)大的發(fā)展動(dòng)力。1995年1月在日本海濱城市神戶的大地震就是很好的例子。那次地震奪去了6400人的生命，造成的資產(chǎn)損失更大，達(dá)950億美元。但這對(duì)1995年日本的GDP影響卻并不明顯，這主要得益于緊隨其后的大規(guī)模重建。

第四，大規(guī)模國(guó)外財(cái)政債務(wù)減免行動(dòng)正在進(jìn)行中，這將為受災(zāi)地區(qū)提供重建資金，并緩解食物和藥品的缺乏狀況。1月6日，世界各國(guó)首腦在印度尼西亞召開會(huì)議，商討災(zāi)后重建、地區(qū)海嘯預(yù)警系統(tǒng)創(chuàng)建以及國(guó)際化合作等事項(xiàng)。到目前為止，已有40多個(gè)國(guó)家承諾對(duì)受災(zāi)國(guó)家給予援助，援助金額達(dá)36億美元。

篇4

關(guān)鍵詞：并購(gòu)；宏觀經(jīng)濟(jì)環(huán)境；VAR模型

中圖分類號(hào)：F830.91 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A 文章編號(hào)：1003-3890（2014）06-0087-08

一、引言

關(guān)于并購(gòu)活動(dòng)的動(dòng)因，西方學(xué)者通常是根據(jù)新古典經(jīng)濟(jì)理論和行為理論進(jìn)行解釋的。新古典經(jīng)濟(jì)理論認(rèn)為并購(gòu)浪潮一般由經(jīng)濟(jì)、管制和科技等因素的沖擊所導(dǎo)致（Mitchell and Mulherin，1996；Brealey and Myers，2003；Harford，2005；Martynova and Renneboog，2008）[1-4]；而行為理論則認(rèn)為并購(gòu)浪潮是由管理者的問題、自負(fù)及羊群行為所引起（Shleifer and Vishny， 1991； Bikhchandani， Hirshleifer and Welch，1992；Milbourn，Boot and Thakor，1999）[5-7]。此外，還有一些學(xué)者認(rèn)為并購(gòu)浪潮是資本市場(chǎng)的發(fā)展、公司管理者利用資本市場(chǎng)的過高估價(jià)而擇時(shí)并購(gòu)的結(jié)果（Shleifer and Vishny，2003；Rhodes-Kropf and Vishwanatan，2004；Rhodes-Kropf，Robinson and Vishwanathan，2005）[8-10]。盡管我國(guó)與西方發(fā)達(dá)國(guó)家的經(jīng)濟(jì)環(huán)境不同，但并購(gòu)活動(dòng)總體上也呈浪潮式發(fā)展，并且具有周期性（唐紹祥，2006；劉淑蓮，2010；張秋生，2010）[11-13]。對(duì)這一現(xiàn)象的研究，國(guó)內(nèi)學(xué)術(shù)界主要運(yùn)用歸納性假設(shè)分析方法來研究并購(gòu)浪潮的驅(qū)動(dòng)因素（劉淑蓮，2010；張秋生，2010）[12-13]，在采用實(shí)證方法研究中，唐紹祥（2007）運(yùn)用協(xié)整檢驗(yàn)和誤差修正模型檢驗(yàn)了1998―2006年我國(guó)總體性并購(gòu)活動(dòng)與宏觀經(jīng)濟(jì)變量之間的關(guān)聯(lián)性，發(fā)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)周期、利率及股價(jià)與總體性并購(gòu)活動(dòng)存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系[14]。

總體而言，采用實(shí)證方法檢驗(yàn)并購(gòu)與宏觀經(jīng)濟(jì)的關(guān)系，特別是運(yùn)用中國(guó)公司并購(gòu)的時(shí)間序列數(shù)據(jù)檢驗(yàn)宏觀經(jīng)濟(jì)沖擊的影響還存在很大的研究空間。本文以我國(guó)上市公司于1998年1月至2012年12月發(fā)起的并購(gòu)事件為研究樣本，運(yùn)用協(xié)整檢驗(yàn)、VAR模型、脈沖響應(yīng)函數(shù)、方差分解及Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)方法，研究發(fā)現(xiàn)：經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平及股價(jià)與總體性并購(gòu)活動(dòng)存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系，而利率與總體性并購(gòu)活動(dòng)并不存在長(zhǎng)期的均衡關(guān)系；經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平與股價(jià)是總體性并購(gòu)活動(dòng)的Granger原因，而利率并不是總體性并購(gòu)活動(dòng)的Granger原因；短期內(nèi)，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平波動(dòng)與股票價(jià)格波動(dòng)對(duì)總體性并購(gòu)活動(dòng)波動(dòng)存在正向影響，利率波動(dòng)對(duì)總體性并購(gòu)活動(dòng)波動(dòng)存在負(fù)向影響。與其他研究中國(guó)并購(gòu)活動(dòng)的實(shí)證論文不同，本文的研究樣本時(shí)間跨度長(zhǎng)，采用協(xié)整檢驗(yàn)、平穩(wěn)時(shí)間序列數(shù)據(jù)的向量自回歸模型以及Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)方法檢驗(yàn)并購(gòu)動(dòng)因，一方面可以克服多元線性回歸在刻畫經(jīng)濟(jì)變量之間的長(zhǎng)期關(guān)系時(shí)可能存在的偽回歸問題，另一方面也可以與非平穩(wěn)時(shí)間序列數(shù)據(jù)的向量誤差修正模型相比較。本文研究結(jié)果與唐紹祥（2007）的結(jié)論有所不同，得出了一些新的研究結(jié)論。本文的研究不僅有助于檢驗(yàn)我國(guó)已取得的各種歸納性假設(shè)，而且還有助于理解我國(guó)上市公司總體性并購(gòu)活動(dòng)的發(fā)展趨勢(shì)，明確影響并購(gòu)活動(dòng)的宏觀驅(qū)動(dòng)因素，為公司預(yù)測(cè)與選擇并購(gòu)時(shí)機(jī)、提高并購(gòu)協(xié)同效應(yīng)提供有價(jià)值的參考依據(jù)。

二、文獻(xiàn)回顧

關(guān)于并購(gòu)活動(dòng)的驅(qū)動(dòng)因素，西方學(xué)者大多是側(cè)重于微觀經(jīng)濟(jì)個(gè)體研究并購(gòu)的形成動(dòng)因，至今尚未得出一致的結(jié)論。盡管對(duì)并購(gòu)動(dòng)因的理論研究尚存較大分歧，但一些學(xué)者研究發(fā)現(xiàn)大部分并購(gòu)活動(dòng)幾乎在不同的行業(yè)、不同的公司同時(shí)發(fā)生，這表明并購(gòu)活動(dòng)可能存在共同的驅(qū)動(dòng)因素（Harford，2005）[3]，即不同于微觀經(jīng)濟(jì)個(gè)體的宏觀經(jīng)濟(jì)動(dòng)因，這些因素可能是經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、資本市場(chǎng)、產(chǎn)業(yè)沖擊、科技進(jìn)步等，本文主要從前兩個(gè)方面作一個(gè)簡(jiǎn)要的回顧。

Reid（1968）提出了并購(gòu)活動(dòng)-經(jīng)濟(jì)繁榮理論[15]，為更好地理解并購(gòu)活動(dòng)與宏觀經(jīng)濟(jì)的關(guān)系作出了開創(chuàng)性的工作。在此基礎(chǔ)上，一些學(xué)者研究發(fā)現(xiàn)并購(gòu)活動(dòng)與經(jīng)濟(jì)周期存在著相關(guān)性，即并購(gòu)活動(dòng)存在順周期特征（Melicher，Ledolter and D’Antonio，1983；Becketti，1986；Makaew，2011）[16-18]；并購(gòu)活動(dòng)的強(qiáng)度與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)及資本市場(chǎng)狀況的變化正相關(guān)（Nelson，1966；Liu and Wen，2010；Palmquist and Sandberg，2012）[19-21]。Maksimovic and Philips（2001）研究發(fā)現(xiàn)并購(gòu)活動(dòng)通常在經(jīng)濟(jì)繁榮時(shí)期升溫，而在經(jīng)濟(jì)衰退時(shí)期放緩[22]。Lambrecht（2004）采用實(shí)物期權(quán)方法研究表明并購(gòu)活動(dòng)與產(chǎn)品市場(chǎng)需求正相關(guān)，當(dāng)產(chǎn)出價(jià)格處于高位時(shí)觸發(fā)并購(gòu)[23]。因此，并購(gòu)活動(dòng)與產(chǎn)品市場(chǎng)周期相關(guān)。從宏觀經(jīng)濟(jì)指標(biāo)與并購(gòu)活動(dòng)的關(guān)系分析，Steiner（1975）研究發(fā)現(xiàn)并購(gòu)交易數(shù)量與GNP正相關(guān)，且并購(gòu)活動(dòng)的增加與經(jīng)濟(jì)環(huán)境的改善相關(guān)[24]。Golbe and White（1988）也證實(shí)并購(gòu)交易數(shù)量與GNP正相關(guān)，但與實(shí)際利率負(fù)相關(guān)[25]。

Harford（2005）不僅認(rèn)為并購(gòu)活動(dòng)是應(yīng)對(duì)經(jīng)濟(jì)環(huán)境變化的結(jié)果，而且還認(rèn)為資本市場(chǎng)的繁榮所帶來的足夠的資本流動(dòng)性是驅(qū)動(dòng)并購(gòu)的必要因素[3]。Shleifer and Vishny（1992）認(rèn)為并購(gòu)活動(dòng)與經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的關(guān)聯(lián)性由資產(chǎn)流動(dòng)性價(jià)值與債務(wù)融資能力的關(guān)聯(lián)性所驅(qū)動(dòng)[26]。Eisfeldt and Rampini（2006）也認(rèn)為公司之間資產(chǎn)重新配置的順周期緣于資本重新配置成本的反周期[27]。Melicher、Ledolter and D'Antonio（1983）將并購(gòu)作為股票價(jià)格和債券利率的函數(shù)來解釋并購(gòu)活動(dòng)，他們的研究發(fā)現(xiàn)：（1）股票價(jià)格上漲（下跌）后一個(gè)季度內(nèi)出現(xiàn)并購(gòu)活動(dòng)的增加（減少），由于并購(gòu)談判往往在并購(gòu)?fù)瓿蓛蓚€(gè)季度前才開始，所以并購(gòu)談判可能比股票價(jià)格的變化領(lǐng)先一個(gè)季度；（2）并購(gòu)活動(dòng)與先前的債券利率負(fù)相關(guān)，但其相關(guān)程度弱于并購(gòu)活動(dòng)與股票價(jià)格的相關(guān)程度[16]。這些結(jié)論表明融資可獲得性是主并公司進(jìn)行并購(gòu)活動(dòng)的重要驅(qū)動(dòng)因素，當(dāng)資金較容易獲得時(shí)（股票價(jià)格上升、利率下跌），并購(gòu)活動(dòng)增加。這與資本市場(chǎng)狀況或其背后的原因可以解釋并購(gòu)活動(dòng)的觀點(diǎn)是一致的。李瑞海、陳宏民和鄒禮瑞（2006）認(rèn)為中國(guó)的兼并活動(dòng)與GDP增長(zhǎng)率和市場(chǎng)化程度正相關(guān)，而與股票指數(shù)存在較弱的相關(guān)性[28]。唐紹祥（2006）研究發(fā)現(xiàn)中國(guó)總體并購(gòu)活動(dòng)呈浪潮式發(fā)展，并購(gòu)活動(dòng)具有周期性，而非遵循隨機(jī)游走過程[11]。唐紹祥（2007）認(rèn)為經(jīng)濟(jì)周期和利率是中國(guó)并購(gòu)浪潮形成的主要原因[14]。潘勇輝（2007）通過對(duì)中美兩國(guó)1991―2005年跨國(guó)并購(gòu)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，驗(yàn)證兩者之間存在著長(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系和短期修正關(guān)系[29]。

行為金融學(xué)的發(fā)展使股票市場(chǎng)與并購(gòu)活動(dòng)的關(guān)系得到了新的注釋。Brealey and Myers（2003）認(rèn)為引發(fā)并購(gòu)的原因是部分股票的價(jià)值被錯(cuò)估，特別是當(dāng)股票市場(chǎng)處于繁榮期時(shí)，股票價(jià)值被高估公司的管理層更傾向進(jìn)行并購(gòu)交易活動(dòng)[2]。從行為學(xué)的角度分析，股票市場(chǎng)錯(cuò)誤定價(jià)與管理者的過度樂觀與自信的交互作用共同推動(dòng)了并購(gòu)活動(dòng)。Shleifer and Vishny（2003）明確將這種觀點(diǎn)概括為“股票市場(chǎng)驅(qū)動(dòng)并購(gòu)”[8]。Rhodes-Kropf and Viswanathan（2004）（R-KV）認(rèn)為繁榮的股票市場(chǎng)使得主并公司可以通過被市場(chǎng)高估的股票去收購(gòu)被市場(chǎng)低估的目標(biāo)公司[9]。雖然R-KV給出了收購(gòu)者行為的解釋，但仍然存在一個(gè)問題，即既然主并公司的股票被高估，為何目標(biāo)公司會(huì)接受股票對(duì)價(jià)并購(gòu)交易呢？R-KV認(rèn)為主并公司與目標(biāo)公司之間存在信息不對(duì)稱問題，目標(biāo)公司不足以正確估計(jì)并購(gòu)行為本身的價(jià)值。他們對(duì)股票價(jià)格的總估價(jià)錯(cuò)誤導(dǎo)致了對(duì)并購(gòu)協(xié)同效應(yīng)的估價(jià)錯(cuò)誤。因而接受了主并公司被市場(chǎng)過高估價(jià)的股票。Rhodes-Kropf、Robinson and Viswanathan（2005）將公司的市場(chǎng)賬面價(jià)值比率拆分成公司成分與市場(chǎng)成分，認(rèn)為市場(chǎng)層面的錯(cuò)誤定價(jià)是并購(gòu)浪潮發(fā)生的顯著影響因素[10]。Rosen（2006）檢驗(yàn)了并購(gòu)對(duì)主并公司股票價(jià)格的影響，研究發(fā)現(xiàn)相比于其他時(shí)期的并購(gòu)活動(dòng)，并購(gòu)市場(chǎng)繁榮時(shí)期的并購(gòu)活動(dòng)給主并公司帶來的收益較高，但是從長(zhǎng)期來看，并購(gòu)收益較低[30]。這表明過度樂觀的投資者誤判了并購(gòu)所能帶來的協(xié)同效應(yīng)。股票市場(chǎng)雖然是并購(gòu)活動(dòng)的一個(gè)顯著驅(qū)動(dòng)力，但不能完全解釋并購(gòu)活動(dòng)的出現(xiàn)。由于受到其他經(jīng)濟(jì)因素的影響，股票市場(chǎng)的繁榮可以刺激更多并購(gòu)活動(dòng)的發(fā)生，但并不是并購(gòu)浪潮唯一顯著的驅(qū)動(dòng)力。

除上述經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、資本市場(chǎng)等宏觀經(jīng)濟(jì)因素外，Mitchell and Mulherin（1996）、Harford（2003）的研究不僅證明并購(gòu)活動(dòng)和經(jīng)濟(jì)環(huán)境中的股票市場(chǎng)有關(guān)，同時(shí)他們發(fā)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)、制度、產(chǎn)業(yè)沖擊等因素都會(huì)引發(fā)集聚的并購(gòu)活動(dòng)[1，31]。也有的學(xué)者分析技術(shù)進(jìn)步對(duì)并購(gòu)的影響，他們認(rèn)為技術(shù)沖擊對(duì)產(chǎn)業(yè)環(huán)境、經(jīng)濟(jì)環(huán)境的影響，改變了市場(chǎng)上要素的平衡關(guān)系，通過并購(gòu)手段可以實(shí)現(xiàn)資源的優(yōu)化配置和新的平衡（Jovanovic and Rousseau，2002）[32]。

綜上所述，我們發(fā)現(xiàn)并不存在唯一的并購(gòu)活動(dòng)驅(qū)動(dòng)因素，并購(gòu)浪潮的出現(xiàn)是各個(gè)因素綜合作用的結(jié)果。正如Ali-Yrkk？（2002）所認(rèn)為的那樣，宏觀層面的因素諸如經(jīng)濟(jì)繁榮、技術(shù)發(fā)展、全球化與規(guī)制等引起行業(yè)沖擊，為了有效應(yīng)對(duì)這種沖擊，微觀層面的管理者出于經(jīng)濟(jì)動(dòng)機(jī)、管理動(dòng)機(jī)與自負(fù)動(dòng)機(jī)而作出并購(gòu)決策[33]。因此，我們認(rèn)為雖然并購(gòu)更像是公司層面的事件，然而這種微觀層面的并購(gòu)交易活動(dòng)的發(fā)生往往具有聚類的趨勢(shì)，形成一種浪潮，這種現(xiàn)象表明從宏觀上來看，可能存在著一種普遍的長(zhǎng)期均衡環(huán)境驅(qū)動(dòng)著并購(gòu)活動(dòng)。本文主要從宏觀經(jīng)濟(jì)環(huán)境層面來研究我國(guó)總體性并購(gòu)活動(dòng)的驅(qū)動(dòng)因素，檢驗(yàn)宏觀經(jīng)濟(jì)環(huán)境與總體性并購(gòu)活動(dòng)是否存在著長(zhǎng)短期關(guān)系。

三、理論分析與研究假設(shè)

（一）經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平與并購(gòu)活動(dòng)

根據(jù)“并購(gòu)―經(jīng)濟(jì)繁榮理論”，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和資本市場(chǎng)繁榮與并購(gòu)活動(dòng)呈同方向變化，如果以國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）代表總體經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)水平，那么，GDP越大，并購(gòu)活動(dòng)的交易量與交易額就越大。這是因?yàn)镚DP絕對(duì)規(guī)模越大或者GDP增長(zhǎng)率水平越高，意味著總體經(jīng)濟(jì)需求越大，因而可能導(dǎo)致經(jīng)濟(jì)資源的重新配置以達(dá)到最佳使用。而這種經(jīng)濟(jì)資源重新配置的需要又觸發(fā)了并購(gòu)活動(dòng)。在美國(guó)、英國(guó)和歐盟其他地區(qū)，并購(gòu)浪潮總是發(fā)生在經(jīng)濟(jì)強(qiáng)勁增長(zhǎng)、股票市場(chǎng)高漲時(shí)期，并購(gòu)浪潮與經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平關(guān)系緊密，全球并購(gòu)的興起與衰退伴隨著世界經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平高峰與低谷的輪回而交替。同時(shí)，隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的變動(dòng)，宏觀經(jīng)濟(jì)因素的變化對(duì)公司并購(gòu)活動(dòng)也產(chǎn)生周期性變動(dòng)。GDP對(duì)并購(gòu)活動(dòng)的正向影響也得到了Resende（2008）的支持，他們認(rèn)為國(guó)內(nèi)總體并購(gòu)活動(dòng)與GDP之間存在正相關(guān)關(guān)系[34]。另一方面，Healy and Palepu（1993）認(rèn)為GDP規(guī)模越大，公司現(xiàn)金持有水平越高，而公司則會(huì)利用這些超額現(xiàn)金去并購(gòu)當(dāng)?shù)氐钠渌疽栽黾庸疽?guī)模及獲得市場(chǎng)支配力[35]?；谏鲜龇治觯覀兲岢鋈缦麓龣z驗(yàn)的假設(shè)。

假設(shè)1：經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平（GDP）對(duì)并購(gòu)活動(dòng)存在正向影響。

（二）市場(chǎng)利率水平與并購(gòu)活動(dòng)

并購(gòu)作為一種投資行為，需要大量的資金作保證。由于并購(gòu)公司的內(nèi)部資金有限，完成并購(gòu)交易所需要的資金一般是通過債務(wù)融資支付對(duì)價(jià)，因此，并購(gòu)活動(dòng)可能會(huì)受到現(xiàn)行實(shí)際利率水平的影響。較高的利率水平將意味著較高的資本成本以及緊縮的貨幣政策，將不利于并購(gòu)活動(dòng)的發(fā)生。結(jié)果，并購(gòu)活動(dòng)與現(xiàn)行實(shí)際利率水平之間存在負(fù)相關(guān)關(guān)系（Golbe and White，1988；Weston，Mitchell and Mulherin，2004）[25，36]。融資約束可能會(huì)阻礙公司的并購(gòu)交易活動(dòng)，而較低的利率放松了公司的融資約束，當(dāng)公司持有更多的現(xiàn)金或更容易進(jìn)入外部資本市場(chǎng)融資時(shí)，就會(huì)更容易發(fā)起并購(gòu)活動(dòng)（Harford，2005）[3]。已有的研究表明并購(gòu)水平與經(jīng)濟(jì)環(huán)境及資本市場(chǎng)狀況的變化相關(guān)，并購(gòu)活動(dòng)為主并公司的融資可獲得性所驅(qū)動(dòng)，較低的利率降低了融資成本，當(dāng)資金較容易獲得時(shí)，并購(gòu)活動(dòng)增加（Melicher，Ledolter and D'Antonio，1983）[16]。Yagil（1996）研究發(fā)現(xiàn)利率與并購(gòu)活動(dòng)之間存在負(fù)相關(guān)關(guān)系[37]?；谏鲜龇治?，我們提出如下待檢驗(yàn)的假設(shè)。

假設(shè)2：市場(chǎng)利率水平對(duì)并購(gòu)活動(dòng)存在負(fù)向影響。

（三）股票市場(chǎng)狀況與并購(gòu)活動(dòng)

根據(jù)預(yù)期理論，股票市場(chǎng)狀況直接影響人們對(duì)未來經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)前景的預(yù)期。股票市場(chǎng)越繁榮，股票價(jià)格越高，越容易引發(fā)公司的并購(gòu)活動(dòng)。Geroski （1984）、Guerard（1989）考察了股票價(jià)格與并購(gòu)活動(dòng)之間的關(guān)系，認(rèn)為股票價(jià)格對(duì)并購(gòu)活動(dòng)具有兩方面的影響：一是高股票價(jià)格降低了公司的資本成本，提高了并購(gòu)活動(dòng)所能帶來的未來回報(bào)的凈現(xiàn)值；二是現(xiàn)行的股票價(jià)格在預(yù)測(cè)未來經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的變化方面在統(tǒng)計(jì)上顯著[38-39]。Gort（1969）提出了用以解釋并購(gòu)活動(dòng)與股票價(jià)格之間關(guān)系的“經(jīng)濟(jì)突變理論”（Economic Disturbance Theory）[40]。他認(rèn)為外部經(jīng)濟(jì)因素的變化（如股價(jià)的上升）會(huì)引起持股股東和非持股股東對(duì)公司價(jià)值的不同預(yù)期，從而引起并購(gòu)活動(dòng)水平的增加，變動(dòng)的股市比靜止的股市能產(chǎn)生更多價(jià)值被低估的公司，促使公司去收購(gòu)價(jià)值被低估公司的股票，從而解釋在股市上升或下降過程中產(chǎn)生并購(gòu)活動(dòng)的出現(xiàn)。當(dāng)一國(guó)股票市場(chǎng)進(jìn)入蕭條期時(shí)，股票價(jià)格往往被嚴(yán)重低估，就會(huì)出現(xiàn)較多的跨國(guó)并購(gòu)現(xiàn)象。Shlerfer and Vishny（2003）、Rhodes-Kropf and Viswanathan（2004）認(rèn)為股票市場(chǎng)估值驅(qū)動(dòng)并購(gòu)浪潮。他們認(rèn)為繁榮的股票市場(chǎng)導(dǎo)致主并公司用過高估價(jià)的股票去并購(gòu)被市場(chǎng)低估的目標(biāo)公司的資產(chǎn)[8-9]?；谏鲜龇治?，我們提出如下待檢驗(yàn)的假設(shè)。

假設(shè)3：股票價(jià)格指數(shù)對(duì)并購(gòu)活動(dòng)存在正向影響。

四、研究設(shè)計(jì)

（一）樣本選取與數(shù)據(jù)來源

由于中國(guó)較為頻繁的上市公司并購(gòu)起始于1997年，所以，本文采用的數(shù)據(jù)起止日期為1998年1月至2012年12月。為了保持?jǐn)?shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)口徑的一致性，將各變量數(shù)據(jù)調(diào)整為季度數(shù)據(jù)，并對(duì)明顯具有季節(jié)性的變量數(shù)據(jù)利用X12方法進(jìn)行了季節(jié)調(diào)整。并購(gòu)數(shù)據(jù)來源于CSMAR中國(guó)上市公司并購(gòu)重組研究數(shù)據(jù)庫，GDP、利率與股票價(jià)格指數(shù)數(shù)據(jù)來源于中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫及Wind資訊。

（二）變量定義與模型設(shè)定

1. 變量定義。（1）并購(gòu)交易數(shù)量。衡量并購(gòu)交易活動(dòng)的方法有兩種：一是根據(jù)并購(gòu)交易的數(shù)量，二是根據(jù)并購(gòu)交易的總金額。單獨(dú)考慮并購(gòu)交易的數(shù)量，可以做到對(duì)所有并購(gòu)交易活動(dòng)一視同仁，是對(duì)發(fā)生在中國(guó)的并購(gòu)活動(dòng)廣度的一個(gè)明顯度量。相對(duì)地，單獨(dú)關(guān)注并購(gòu)交易的總金額，是對(duì)大規(guī)模交易的深度或重要性的度量。但由于不少中國(guó)上市公司的并購(gòu)交易金額并未披露，考慮到數(shù)據(jù)的可獲得性問題，本文決定采用并購(gòu)交易數(shù)量的季度數(shù)據(jù)來衡量中國(guó)上市公司的總體性并購(gòu)活動(dòng)。根據(jù)CSMAR中國(guó)上市公司并購(gòu)重組研究數(shù)據(jù)庫的重組類型標(biāo)準(zhǔn)，將并購(gòu)限定為資產(chǎn)收購(gòu)、股權(quán)轉(zhuǎn)讓、吸收合并以及資產(chǎn)置換，而不包括資產(chǎn)剝離、債務(wù)重組與股份回購(gòu)等形式的廣義并購(gòu)活動(dòng)。在實(shí)證研究之前，利用X12方法進(jìn)行了季節(jié)調(diào)整。變量用M&A表示。

（2）GDP。為了研究經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平對(duì)中國(guó)上市公司總體并購(gòu)活動(dòng)的影響，本文采用實(shí)際GDP的季度數(shù)據(jù)進(jìn)行度量。變量用GDP表示。

（3）利率。本文利率指標(biāo)采用六個(gè)月期貸款實(shí)際利率的季度數(shù)據(jù)。變量用R表示。

（4）股票價(jià)格指數(shù)。由于綜合反映股票市場(chǎng)狀況的滬深300指數(shù)只能獲得2005年及以后的數(shù)據(jù)，且國(guó)內(nèi)沒有其他反映滬深股價(jià)綜合水平的指數(shù)，同時(shí)考慮到深圳綜合指數(shù)與上證綜合指數(shù)的波動(dòng)幾乎保持同步，因此，采用深圳綜合指數(shù)的季度數(shù)據(jù)來反映股票市場(chǎng)狀況。數(shù)據(jù)在使用之前采用X12進(jìn)行了季節(jié)調(diào)整。變量用StockPrice表示。

2. 模型設(shè)定。為了研究宏觀經(jīng)濟(jì)環(huán)境對(duì)中國(guó)上市公司總體性并購(gòu)活動(dòng)的影響，本文建立（1）式的基本模型，以分別考察經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、股票市場(chǎng)狀況以及市場(chǎng)利率水平與并購(gòu)活動(dòng)之間的關(guān)聯(lián)性?？紤]到各宏觀經(jīng)濟(jì)變量之間可能存在相關(guān)性，我們將對(duì)1998年1月至2012年12月的變量數(shù)據(jù)進(jìn)行時(shí)間序列分析。采用的研究方法具體包括協(xié)整分析以及建立VAR模型，通過運(yùn)用脈沖響應(yīng)函數(shù)與方差分解，檢驗(yàn)各宏觀經(jīng)濟(jì)變量對(duì)總體性并購(gòu)活動(dòng)的動(dòng)態(tài)影響關(guān)系及其影響程度，最后對(duì)各宏觀經(jīng)濟(jì)變量與總體性并購(gòu)活動(dòng)進(jìn)行Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)。

M&At=？琢+？茁1GDPt+？茁2Rt+？茁3StockPricet+？著t（1）

（1）式中，M&At為并購(gòu)交易數(shù)量，GDPt為國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值，Rt為利率，StockPricet為上證綜合指數(shù)，εt為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

五、假設(shè)檢驗(yàn)與結(jié)果

（一）宏觀經(jīng)濟(jì)變量與并購(gòu)活動(dòng)的長(zhǎng)期關(guān)系檢驗(yàn)

1. 單位根檢驗(yàn)。Chowdhury（1993）認(rèn)為大多數(shù)宏觀經(jīng)濟(jì)變量與并購(gòu)活動(dòng)的替代變量為非平穩(wěn)變量[41]。因此，在模型的構(gòu)建過程中，為避免時(shí)間序列出現(xiàn)偽回歸的現(xiàn)象，本文利用Augment Dickey Fuller（ADF）檢驗(yàn)以及Phillps-Perron檢驗(yàn)，以檢驗(yàn)時(shí)間序列的平穩(wěn)性。

從表1可以看出，這些序列都是一階單整序列I（1），即它們本身都是非平穩(wěn)時(shí)間序列，而其一階差分序列都為平穩(wěn)時(shí)間序列，滿足協(xié)整檢驗(yàn)的前提。

2. 協(xié)整檢驗(yàn)。Johansen檢驗(yàn)和用于單方程的基于回歸殘差檢驗(yàn)的ADF檢驗(yàn)不同，它是基于回歸系數(shù)的協(xié)整檢驗(yàn)，用于檢驗(yàn)變量之間的長(zhǎng)期穩(wěn)定關(guān)系。單位根檢驗(yàn)結(jié)果表明，M&A、GDP、R與StockPrice這四個(gè)變量在5%的顯著性水平上均為I（1）過程，從而采用Johansen檢驗(yàn)法分別檢驗(yàn)M&A與GDP、R及StockPrice之間的協(xié)整關(guān)系。表2至表4的跡統(tǒng)計(jì)量和最大特征值統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)方法的結(jié)果同時(shí)表明，M&A與GDP及StockPrice之間在5%的顯著性水平上至少存在一個(gè)協(xié)整關(guān)系，而M&A與R之間在5%的顯著性水平上不存在協(xié)整關(guān)系。表明并購(gòu)活動(dòng)與經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平及股票價(jià)格之間存在長(zhǎng)期的均衡關(guān)系，而并購(gòu)活動(dòng)與利率之間不存在長(zhǎng)期的均衡關(guān)系。

（二）宏觀經(jīng)濟(jì)變量隨機(jī)波動(dòng)影響并購(gòu)活動(dòng)的動(dòng)態(tài)過程分析

由協(xié)整檢驗(yàn)確定了M&A、GDP、R與StockPrice四個(gè)變量之間是否存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系之后，我們利用VAR模型考察變量間的短期動(dòng)態(tài)關(guān)系。在VAR模型中，它直接把系統(tǒng)中的每一個(gè)內(nèi)生變量作為系統(tǒng)中所有內(nèi)生變量的滯后值的函數(shù)來構(gòu)造模型，分析隨機(jī)擾動(dòng)對(duì)變量系統(tǒng)的動(dòng)態(tài)沖擊，從而解釋各種經(jīng)濟(jì)沖擊對(duì)經(jīng)濟(jì)變量造成的影響。為了考察并購(gòu)活動(dòng)、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、利率及股票市場(chǎng)狀況之間的短期動(dòng)態(tài)關(guān)系，我們建立了包括并購(gòu)交易數(shù)量、實(shí)際GDP、六個(gè)月期貸款利率以及深圳綜合指數(shù)的VAR模型，見方程（2）。由于平穩(wěn)時(shí)間序列在建立VAR模型時(shí)效果較好及各變量均為一階單整序列，因此在下文中將使用各變量的一階差分序列進(jìn)行分析。

AiM&AtGDPtRtStockPricet=？椎i+？著it（2）

其中，Ai為i維矩陣，i為滯后階數(shù)，？椎i為常數(shù)項(xiàng)向量，εit為白噪聲擾動(dòng)向量。

1. VAR模型滯后階數(shù)的確定。建立VAR模型的一個(gè)重要問題是最佳滯后階數(shù)的確定，滯后期的選擇可能會(huì)影響VAR模型估計(jì)的結(jié)果。因?yàn)槟Ｐ偷慕忉屪兞慷嗔耍忉屃鸵笠恍?，而解釋變量的增多?huì)帶來自由度的損失。因此，在選擇滯后階數(shù)時(shí)，既要有足夠數(shù)目的滯后項(xiàng)，又要保證足夠數(shù)目的自由度。而各種信息準(zhǔn)則考慮了自由度的損失，可以作為判斷模型階數(shù)的依據(jù)。本文采用常用的LR檢驗(yàn)、AIC信息準(zhǔn)則以及SC信息準(zhǔn)則等來判斷恰當(dāng)滯后期（見表5），由結(jié)果我們可以看到，滯后1期的VAR模型最為合適，因此，建立VAR（1）模型。

2. VAR模型的平穩(wěn)性檢驗(yàn)。VAR模型具有穩(wěn)定性是模型適用的前提，模型穩(wěn)定的充分必要條件是所有特征值的模都在單位圓以內(nèi)（小于1），本文通過VAR單位根表對(duì)模型進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，得出模型中不存在大于1的單位根（見表6），所以建立的VAR（1）模型是非常平穩(wěn)的。在此基礎(chǔ)上，我們可以進(jìn)行脈沖響應(yīng)和方差分解，檢驗(yàn)宏觀經(jīng)濟(jì)變量波動(dòng)對(duì)并購(gòu)活動(dòng)的影響。

3. 脈沖響應(yīng)函數(shù)。VAR模型的系數(shù)通常難以解釋，而脈沖響應(yīng)函數(shù)描述了在隨機(jī)誤差項(xiàng)上施加一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差大小的沖擊或新息（Innovation）對(duì)內(nèi)生變量的當(dāng)期和未來值所帶來的影響。因此，研究者通常運(yùn)用脈沖響應(yīng)來推斷VAR的內(nèi)涵。在VAR模型基礎(chǔ)上，本文采用Cholesky分解技術(shù)，通過脈沖響應(yīng)函數(shù)來進(jìn)一步分析并購(gòu)活動(dòng)對(duì)GDP、R與StockPrice的一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差新息的脈沖響應(yīng)。

從圖1來看，對(duì)GDP的一個(gè)沖擊，M&A在初始階段呈正向影響，之后這種擾動(dòng)沖擊對(duì)并購(gòu)的影響緩慢減小，在第三期后，并購(gòu)的波動(dòng)趨于零。說明中國(guó)并購(gòu)活動(dòng)的波動(dòng)與反映經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的GDP的波動(dòng)正相關(guān)，處于擴(kuò)張或繁榮階段的宏觀經(jīng)濟(jì)環(huán)境有利于并購(gòu)活動(dòng)的開展。然而GDP沖擊對(duì)M&A的影響較為微弱。原因在于，中國(guó)市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展不如西方國(guó)家那么成熟，并購(gòu)重組活動(dòng)大多在行政主導(dǎo)下完成，帶有政策性色彩，真正通過市場(chǎng)化運(yùn)作完成并購(gòu)交易的較少。

從圖2來看，對(duì)R的一個(gè)沖擊，M&A在短期內(nèi)有較小幅度的下降，在三期之后趨于穩(wěn)定。可見，并購(gòu)活動(dòng)的波動(dòng)與利率的波動(dòng)之間存在著負(fù)相關(guān)關(guān)系，說明在短期內(nèi)融資成本的高低直接影響并購(gòu)交易活動(dòng)的發(fā)生。

從圖3來看，對(duì)StockPrice的一個(gè)沖擊，M&A在短期內(nèi)有較小幅度的上升，在三期之后趨于穩(wěn)定。說明并購(gòu)活動(dòng)的波動(dòng)與反映股票市場(chǎng)狀況的股票價(jià)格指數(shù)的波動(dòng)正相關(guān)。但StockPrice沖擊對(duì)M&A的影響較為微弱。原因在于中國(guó)政策性的股票市場(chǎng)不能完全有效地反映宏觀經(jīng)濟(jì)的發(fā)展?fàn)顩r，股市不能真正成為經(jīng)濟(jì)發(fā)展的晴雨表；另一方面由于中國(guó)上市公司長(zhǎng)期以來股權(quán)分置，存在股權(quán)高度集中，“一股獨(dú)大”現(xiàn)象，不利于股票在并購(gòu)交易中充當(dāng)支付工具的角色，同時(shí)，由于政策制度等方面的限制，也不利于主并公司利用股票市場(chǎng)的錯(cuò)誤定價(jià)而擇時(shí)并購(gòu)。最后，從并購(gòu)交易支付方式的角度，我們也可以看出股票市場(chǎng)狀況對(duì)并購(gòu)交易的影響較為微弱。劉淑蓮（2010）根據(jù)CSMAR數(shù)據(jù)庫對(duì)并購(gòu)支付方式的分類標(biāo)準(zhǔn)，統(tǒng)計(jì)了1998―2008年共20 647起并購(gòu)案，發(fā)現(xiàn)采用內(nèi)部資金支付方式的并購(gòu)案為90%以上，股票支付等方式占的比例非常小。這說明中國(guó)主并公司較少利用股權(quán)融資來完成并購(gòu)交易活動(dòng)。

4. 方差分解。分析了并購(gòu)活動(dòng)波動(dòng)對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、利率及股票市場(chǎng)狀況擾動(dòng)沖擊變化的響應(yīng)之后，我們將利用方差分解方法分析經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、利率及股票市場(chǎng)狀況的波動(dòng)對(duì)并購(gòu)活動(dòng)波動(dòng)的貢獻(xiàn)度，從而了解各新息對(duì)并購(gòu)活動(dòng)變化的相對(duì)重要性。

從表7可以看出，在對(duì)并購(gòu)活動(dòng)波動(dòng)的影響中，如果不考慮并購(gòu)活動(dòng)自身的貢獻(xiàn)率，利率波動(dòng)對(duì)并購(gòu)活動(dòng)波動(dòng)的貢獻(xiàn)率雖然最大并且長(zhǎng)期保持穩(wěn)定，但也只達(dá)到0.8%左右；而反映經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的GDP的波動(dòng)對(duì)并購(gòu)活動(dòng)波動(dòng)的貢獻(xiàn)率較小，一直在3%左右；股票價(jià)格指數(shù)的波動(dòng)對(duì)并購(gòu)活動(dòng)波動(dòng)的貢獻(xiàn)率也同樣較小，一直在0.2%左右?？傊?，在短期內(nèi)，GDP、利率及股票價(jià)格的波動(dòng)對(duì)并購(gòu)活動(dòng)波動(dòng)的影響均較為微弱。

5. 基于VAR（1）的Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)。由單位根檢驗(yàn)的結(jié)果可知所有變量均為I（1）序列，即原序列是非平穩(wěn)時(shí)間序列。Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)要求變量序列是平穩(wěn)的，且滯后期的選擇很重要。而基于VAR模型的Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)卻可以運(yùn)用于具有協(xié)整關(guān)系的非平穩(wěn)時(shí)間序列，滯后期的選擇也是確定的。基于VAR（1）的Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)的檢驗(yàn)結(jié)果如表8所示。

檢驗(yàn)結(jié)果表明，反映經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的GDP與反映股票市場(chǎng)狀況的股票價(jià)格指數(shù)是并購(gòu)活動(dòng)的Granger原因，而貸款利率并不是并購(gòu)活動(dòng)的Granger原因。說明繁榮的經(jīng)濟(jì)發(fā)展與股票市場(chǎng)狀況確實(shí)有助于并購(gòu)活動(dòng)的發(fā)起，而貸款利率對(duì)并購(gòu)活動(dòng)發(fā)起的影響不甚明顯。

六、研究結(jié)論與展望

本文運(yùn)用時(shí)間序列數(shù)據(jù)深入地研究了經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、利率與股價(jià)指數(shù)對(duì)我國(guó)總體性并購(gòu)活動(dòng)的影響。研究結(jié)果表明：（1）總體性并購(gòu)活動(dòng)與經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平及股票市場(chǎng)狀況存在長(zhǎng)期的均衡關(guān)系，而總體性并購(gòu)活動(dòng)與貸款利率并不存在長(zhǎng)期的均衡關(guān)系。從因果關(guān)系看，存在著經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平與股票價(jià)格指數(shù)到總體性并購(gòu)活動(dòng)的單向因果關(guān)系，而利率與總體性并購(gòu)活動(dòng)不存在因果關(guān)系。說明經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平與股票價(jià)格指數(shù)是我國(guó)并購(gòu)浪潮形成的重要原因。（2）在短期動(dòng)態(tài)調(diào)整過程中，各宏觀經(jīng)濟(jì)變量波動(dòng)的沖擊對(duì)并購(gòu)活動(dòng)波動(dòng)的影響程度存在差異。GDP波動(dòng)在短期內(nèi)對(duì)并購(gòu)活動(dòng)波動(dòng)有著正向影響，但這種影響幅度較小。影響程度雖然沒有達(dá)到西方發(fā)達(dá)國(guó)家的水平，但隨著我國(guó)市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)的不斷發(fā)展，宏觀經(jīng)濟(jì)的繁榮與否確實(shí)影響著公司的投資行為。雖然利率與總體性并購(gòu)活動(dòng)并不存在長(zhǎng)期的均衡關(guān)系，但利率波動(dòng)在短期內(nèi)對(duì)并購(gòu)活動(dòng)波動(dòng)有著一定幅度的負(fù)向影響。說明融資成本在一定程度上阻礙了并購(gòu)活動(dòng)的發(fā)生。股票價(jià)格指數(shù)波動(dòng)在短期內(nèi)對(duì)并購(gòu)活動(dòng)波動(dòng)也存在正向影響，影響幅度同樣較小。其原因可能在于：一方面，我國(guó)證券市場(chǎng)還不是很成熟，為典型的政策市場(chǎng)，而且股改前后，我國(guó)股票市場(chǎng)均存在大量的國(guó)有股與法人股，這使得股票價(jià)格指數(shù)的波動(dòng)很難對(duì)總體性并購(gòu)活動(dòng)波動(dòng)產(chǎn)生顯著的短期動(dòng)態(tài)影響。通過以上分析發(fā)現(xiàn)，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平與股票價(jià)格指數(shù)的波動(dòng)是形成并購(gòu)浪潮的重要原因，而利率波動(dòng)雖然短期內(nèi)對(duì)總體性并購(gòu)活動(dòng)有影響，但并不存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的影響。

本文僅研究了反映宏觀經(jīng)濟(jì)環(huán)境的幾個(gè)主要因素對(duì)總體性并購(gòu)活動(dòng)的影響，而進(jìn)一步地研究需要在此基礎(chǔ)上，結(jié)合微觀層面與行業(yè)層面的因素來分析總體性并購(gòu)活動(dòng)的影響因素，及其分析驅(qū)動(dòng)總體性并購(gòu)活動(dòng)的各層面影響因素的相對(duì)重要性。隨著全球經(jīng)濟(jì)一體化的逐漸深入，對(duì)不同國(guó)家的總體性并購(gòu)活動(dòng)的主要驅(qū)動(dòng)因素進(jìn)行比較分析，將進(jìn)一步加深對(duì)全球性并購(gòu)活動(dòng)驅(qū)動(dòng)因素的理解。

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The Impact of the Macroeconomic Environment on M&A Activity

――Empirical Research Based on Time-series Data

Li Jinglin1，2

（1. School of Accounting， Hubei University of Economics，Wuhan 430205， China；

2. Hubei Accounting Development Research Center， Hubei University of Economics， Wuhan 430205， China）

篇5

【關(guān)鍵詞】宏觀經(jīng)濟(jì)發(fā)展；影響要素

引言

經(jīng)濟(jì)發(fā)展最注重的就是經(jīng)濟(jì)發(fā)展的協(xié)調(diào)性、可靠性以及穩(wěn)定性，隨著近幾年來經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展，經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量也受到了各國(guó)的高度重視。要想從根本上做好緊急發(fā)展，最主要的就是轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式，根據(jù)實(shí)際需要促進(jìn)其實(shí)現(xiàn)成功轉(zhuǎn)型。本文從不同的層面以及不同的社會(huì)視角對(duì)發(fā)展經(jīng)濟(jì)學(xué)做了研究和探索，提出影響宏觀經(jīng)濟(jì)發(fā)展波動(dòng)的主要因素。

一、人口、資源、環(huán)境與經(jīng)濟(jì)發(fā)展

一個(gè)國(guó)家經(jīng)濟(jì)發(fā)展要想得到實(shí)質(zhì)性的提升，基礎(chǔ)要素就是人口、資源與環(huán)境。尤其是人口發(fā)展，對(duì)現(xiàn)代經(jīng)濟(jì)發(fā)展有著重要的現(xiàn)實(shí)意義。

1 .人口與經(jīng)濟(jì)發(fā)展

一直以來，人口經(jīng)濟(jì)的核心問題同發(fā)展經(jīng)濟(jì)學(xué)的核心問題都是相同的，即經(jīng)濟(jì)發(fā)展與人口因素之間的關(guān)系。最近幾年以來，人口質(zhì)量、人口結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)發(fā)展之間的關(guān)系隨著發(fā)展經(jīng)濟(jì)學(xué)由經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)理論向經(jīng)濟(jì)發(fā)展理論的轉(zhuǎn)變而逐漸受到了更高的重視。

（1）人口增長(zhǎng)與經(jīng)濟(jì)發(fā)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(shù)量的變化對(duì)一個(gè)國(guó)家的經(jīng)濟(jì)發(fā)展有著重要影響，從此這也就成為了一個(gè)頗受各國(guó)關(guān)注的問題。直到目前為止，人類對(duì)于經(jīng)濟(jì)發(fā)展和人口數(shù)量之間的關(guān)系主要表分為兩種觀點(diǎn)，一種是人口增長(zhǎng)阻礙經(jīng)濟(jì)發(fā)展；另一種是人口增長(zhǎng)有助于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。這些結(jié)論并不適用于每個(gè)國(guó)家，但是從普遍上看來，不同國(guó)家、不同地區(qū)人口數(shù)量的波動(dòng)對(duì)于經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響也是不同的，由此可見，經(jīng)濟(jì)發(fā)展所處的水平環(huán)境不同，人口增長(zhǎng)對(duì)經(jīng)濟(jì)的影響作用也就不同。

（2）人口質(zhì)量與經(jīng)濟(jì)發(fā)展

確定人口質(zhì)量主要是從兩個(gè)方面來決定，一是人口身體健康素質(zhì)，其中包括嬰兒出生死亡率、人口發(fā)病率、青少年?duì)I養(yǎng)狀況和發(fā)育狀況；二是人口的文化科學(xué)素質(zhì)指，其中包括文盲率、各級(jí)院校畢業(yè)生數(shù)量等。相關(guān)數(shù)據(jù)顯示，人口質(zhì)量對(duì)于經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響也是十分重要的，很明顯，人口質(zhì)量越高經(jīng)濟(jì)發(fā)展越快。

（3）人口構(gòu)成與經(jīng)濟(jì)發(fā)展

人口結(jié)構(gòu)包含了很多方面的內(nèi)容，其中有經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)、自然結(jié)構(gòu)、社會(huì)結(jié)構(gòu)以及地域結(jié)構(gòu)，每一種結(jié)構(gòu)所涉及到的指征均不相同。隨著近幾年來相關(guān)研究的日益增多，可以發(fā)現(xiàn)其中人口的城鄉(xiāng)結(jié)構(gòu)、性別結(jié)構(gòu)、年齡結(jié)構(gòu)以及區(qū)域問題是影響經(jīng)濟(jì)發(fā)展最大的問題。

2 .自然資源與經(jīng)濟(jì)發(fā)展

自然資源為人類生存提供了一定的物質(zhì)條件。隨著人類社會(huì)的不斷發(fā)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(jīng)濟(jì)發(fā)展和自然資源之間的矛盾逐漸加劇。主要表現(xiàn)為：

（1）自然資源的無限利用是實(shí)現(xiàn)可持續(xù)發(fā)展的基本條件。

（2）自然資源的利用與經(jīng)濟(jì)發(fā)展有著密切關(guān)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(shí)現(xiàn)可持續(xù)發(fā)展的關(guān)鍵問題就是實(shí)現(xiàn)資源的可持續(xù)利用。

3 .環(huán)境與經(jīng)濟(jì)發(fā)展

環(huán)境與人類的生活與生產(chǎn)息息相關(guān)，不僅是人類賴以生存的空間與基本條件，也是人類生產(chǎn)活動(dòng)產(chǎn)生的廢棄物和各種作用的結(jié)果，不可否認(rèn)它在很大程度上關(guān)系著一個(gè)國(guó)家的經(jīng)濟(jì)發(fā)展。

二、資本形成與經(jīng)濟(jì)發(fā)展

發(fā)達(dá)國(guó)家早期經(jīng)濟(jì)發(fā)展過程都經(jīng)歷了持續(xù)的資本積累的過程。資本積累是一個(gè)國(guó)家經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型的基本要素，由此可見，經(jīng)濟(jì)發(fā)展的好壞離不開資本積累的影響，也是促進(jìn)經(jīng)濟(jì)學(xué)研究的重要內(nèi)容。良性的資本積累機(jī)制可以有效促進(jìn)一個(gè)國(guó)家經(jīng)濟(jì)發(fā)展的速度和質(zhì)量，成功實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型。

三、對(duì)外貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)發(fā)展

眼下經(jīng)濟(jì)發(fā)展呈現(xiàn)全球化趨勢(shì)發(fā)展，對(duì)外貿(mào)易在國(guó)家經(jīng)濟(jì)發(fā)展中也就越來越重要，不同模式的對(duì)外貿(mào)易對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響也不盡相同。發(fā)展經(jīng)濟(jì)學(xué)的國(guó)際貿(mào)易理論從不同的角度研究了發(fā)展中國(guó)家如何從對(duì)外貿(mào)易中獲得可持續(xù)發(fā)展的動(dòng)力，國(guó)際貿(mào)易也體現(xiàn)了經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量的基本思想。發(fā)展經(jīng)濟(jì)學(xué)理論中涉及到了多方面問題，其中包括貿(mào)易條件問題、貿(mào)易保護(hù)問題、剩余的出路問題等，通常發(fā)展中國(guó)家主要是從這幾個(gè)方面進(jìn)行對(duì)外貿(mào)易研究。

四、結(jié)束語

對(duì)于目前我國(guó)的經(jīng)濟(jì)狀況來說，經(jīng)濟(jì)發(fā)展的根本目的所在就是經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量的提升，發(fā)展經(jīng)濟(jì)學(xué)實(shí)際上一直基于發(fā)展中國(guó)家經(jīng)濟(jì)發(fā)展的現(xiàn)實(shí)。綜合現(xiàn)有的經(jīng)濟(jì)狀況來看，一個(gè)國(guó)家人口數(shù)量變化、人口結(jié)構(gòu)變化、對(duì)外貿(mào)易模式、自然資源利用等是影響經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的主要因素，因此必須要通過資本積累來實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)起飛，加大研究力度，提高科學(xué)技術(shù)，根據(jù)國(guó)家的實(shí)際情況選擇合理的經(jīng)濟(jì)發(fā)展模式，這樣才能保證經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量，實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)可持續(xù)發(fā)展。除此之外也要適當(dāng)加強(qiáng)發(fā)展經(jīng)濟(jì)學(xué)理論研究，進(jìn)行理論創(chuàng)新，根據(jù)一國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的實(shí)際，創(chuàng)建有利于各類要素促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量的機(jī)制，最終轉(zhuǎn)化成動(dòng)自身經(jīng)濟(jì)發(fā)展的動(dòng)力，建立更為合理和完善的經(jīng)濟(jì)發(fā)展模式，從根本上保證國(guó)家的經(jīng)濟(jì)實(shí)現(xiàn)健康發(fā)展。

【參考文獻(xiàn)】

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篇6

股票市場(chǎng)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的直接促進(jìn)作用雖較不明顯，但這并不防礙股票市場(chǎng)通過其他機(jī)制對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)進(jìn)行間接影響，因?yàn)楣善笔袌?chǎng)資金的流動(dòng)已經(jīng)在一定程度上改變了宏觀經(jīng)濟(jì)中的資金分配格局，這是一個(gè)不爭(zhēng)的事實(shí)。這尤其是2000年股市的再次火爆，使得宏觀經(jīng)濟(jì)中更多的資金量流向股市，加速了資金分配格局的改變。資金分配結(jié)構(gòu)的改變會(huì)相應(yīng)影響到各經(jīng)濟(jì)主體的市場(chǎng)行為，這些主體包括居民住戶、上市企業(yè)與非上市企業(yè)和中央銀行。下面，依次分析股市資金流動(dòng)對(duì)這些方面的影響。

1．對(duì)社會(huì)消費(fèi)總額的影響

對(duì)社會(huì)消費(fèi)的影響實(shí)際上就是探討中國(guó)股票市場(chǎng)的財(cái)富效應(yīng)。中國(guó)股市有沒有財(cái)富效應(yīng)，是中國(guó)股票市場(chǎng)10年來發(fā)展中的一個(gè)主要爭(zhēng)論問題。據(jù)廣東中誠(chéng)信公司的一份研究報(bào)告，在宏觀經(jīng)濟(jì)政策、形式?jīng)]有發(fā)生大變化的前提下，1996年8月后，我國(guó)東部地區(qū)及市場(chǎng)社會(huì)消費(fèi)品零售總額出現(xiàn)大幅上升，與當(dāng)年3月啟動(dòng)的大牛市有直接關(guān)系；在股票投資者最為集中的上海市，自1996年1月至1999年5月，全社會(huì)消費(fèi)品零售總額與深滬兩市指數(shù)的正相關(guān)系數(shù)分別為0．717和0．638。

筆者以年度數(shù)據(jù)初步估計(jì)了近10年中國(guó)股票市場(chǎng)的財(cái)富效應(yīng)。取對(duì)數(shù)后的計(jì)量結(jié)果顯示：

Ct=1．17Y+0．0246SW

(0．022)(0．026)

R2=0．99D．W=1．44F=521.19

下步，我們?cè)賹颖緟^(qū)間縮小至1995-1999年。因?yàn)檫@幾年不論從規(guī)模、市值還是投資者人數(shù)、上市公司數(shù)等指標(biāo)來看，都是股市的快速發(fā)展時(shí)期。因此選擇這幾年的數(shù)據(jù)再做深入分析，將對(duì)我們認(rèn)識(shí)中國(guó)股市存在的財(cái)富效應(yīng)會(huì)有較大幫助。樣本區(qū)間縮小后的計(jì)量結(jié)果顯示：

Ct=1．15Y+0，0479SW

(0．0107)(0．011)

R2=0．996 D.W=2．17F=776．1617

以上計(jì)量結(jié)果初步顯示，在我國(guó)影響居民消費(fèi)最主要的一個(gè)因素是收入。股票市場(chǎng)的財(cái)富效應(yīng)整體來看影響效應(yīng)較弱。但可喜的是通過對(duì)近10年樣本數(shù)據(jù)的再細(xì)分，當(dāng)我們著重于1995年以后時(shí)間段的分析，我們發(fā)現(xiàn)了明顯的股市財(cái)富，即邊際消費(fèi)傾向提高：從整體的0．026上升了近兩倍，達(dá)到0．0479。

中國(guó)股票市場(chǎng)自1995年以來迅猛發(fā)展，住戶證券資產(chǎn)也自此時(shí)快速增長(zhǎng)；與此相比，城鎮(zhèn)居民人均收入增長(zhǎng)相對(duì)較緩。我們作出如下解釋：當(dāng)證券資產(chǎn)快速增長(zhǎng)時(shí)，人均持有的證券財(cái)富增加，這在一定程度上改變了居民的資產(chǎn)結(jié)構(gòu)比例，也就是說，總財(cái)富中收入占比下降，股票財(cái)富占比上漲。因此，1995年以后中國(guó)股票市場(chǎng)的財(cái)富效應(yīng)雖然相比于收入而言影響仍較弱，但比之于以前，則有了突飛猛進(jìn)的影響效應(yīng)。由此我們得出，雖然目前我國(guó)股票市場(chǎng)的財(cái)富效應(yīng)整體來說較不明顯，但其影響程度和發(fā)展速率卻呈逐年快速上漲的態(tài)勢(shì)。

對(duì)2000年繼續(xù)做股票市場(chǎng)發(fā)展和社會(huì)消費(fèi)總額的相關(guān)分析。股票市價(jià)總額和社會(huì)消費(fèi)總額總體上呈現(xiàn)上漲趨勢(shì)，其中，股票市價(jià)總值為攀升趨勢(shì)，社會(huì)消費(fèi)則略顯緩慢。股票市價(jià)總值在1～7月份中一直呈現(xiàn)穩(wěn)步攀升，而此時(shí)社會(huì)消費(fèi)總額增長(zhǎng)緩慢，但當(dāng)股票市價(jià)總額在隨后下降的兩個(gè)月份中，社會(huì)消費(fèi)則加速上升。由此推斷，2000年下半年的社會(huì)消費(fèi)增加與 2000年上半年股市的穩(wěn)步增長(zhǎng)相關(guān)。

2.對(duì)企業(yè)融資的影響

股票市場(chǎng)為企業(yè)提供了更廣的融資渠道，這一點(diǎn)在股票市場(chǎng)處于牛市的行情中反映的最為明顯。這里將集中分析2000年股票市場(chǎng)中股價(jià)總值不斷升高的情況下，企業(yè)和金融機(jī)構(gòu)整體的資金流動(dòng)情況。

股票市場(chǎng)中籌得的資金主要存放在企業(yè)存款中，我們采用企業(yè)存款和貨幣資金占用系數(shù)兩個(gè)指標(biāo)來說明企業(yè)整體的資金寬松程度。2000年上半年企業(yè)資金相對(duì)較為寬松，企業(yè)存款繼續(xù)增加，反映企業(yè)貨幣資金松緊程度的貨幣資金占用系數(shù)則達(dá)到近幾年的最高值。在2000年1—10月之間，金融機(jī)構(gòu)中企業(yè)存款一項(xiàng)平均同比增長(zhǎng)率達(dá)19．15％，其中最為集中的月份是5—9月，平均同比增長(zhǎng)率達(dá)到21.42％。這些均說明2000年整體企業(yè)的運(yùn)營(yíng)資金較為寬松。

企業(yè)貨幣資金較為寬松的主要原因是由于股票市場(chǎng)籌資金額的急劇擴(kuò)大。因?yàn)?，就整體金融機(jī)構(gòu)貸款量來看，2000年金融機(jī)構(gòu)各項(xiàng)貸款雖同比增長(zhǎng)，但其增速是下降的，且第二個(gè)季度中金融機(jī)構(gòu)貸款量呈環(huán)比負(fù)增長(zhǎng)，同比增長(zhǎng)下降4．38個(gè)百分點(diǎn)。這一點(diǎn)似乎與2000年宏觀經(jīng)濟(jì)出現(xiàn)“拐點(diǎn)”的事實(shí)較為矛盾，因?yàn)楹暧^經(jīng)濟(jì)向好，金融機(jī)構(gòu)貸款量應(yīng)該是增加。因此，這里再繼續(xù)分析金融機(jī)構(gòu)資金運(yùn)用的去向。

在金融機(jī)構(gòu)各項(xiàng)貸款中，降幅最大的是短期貸款。2000年第一季度金融機(jī)構(gòu)短期貸款余額為65456．1億元，第二季度下降到63711.1億元，同比增長(zhǎng)僅1.6％，比1999年降低了7個(gè)百分點(diǎn)。金融機(jī)構(gòu)對(duì)工業(yè)、建筑業(yè)、商業(yè)貸款的降幅也較大，其中最大的是建筑業(yè)，其次為商業(yè)，這兩項(xiàng)的貸款同比增幅均已呈負(fù)數(shù)增長(zhǎng)。而2000年上半年在股票市場(chǎng)中建材業(yè)板塊成為最為閃耀的明星，因?yàn)楹暧^經(jīng)濟(jì)趨好，建材業(yè)必須先行。在股票市場(chǎng)籌資金額的產(chǎn)業(yè)分布中得知，農(nóng)業(yè)在股票市場(chǎng)中融資處于相對(duì)薄弱地位，但在金融機(jī)構(gòu)2000年上半年貸款中，農(nóng)業(yè)貸款仍然保持7％-8％的同比增長(zhǎng)率。

那么2000年金融機(jī)構(gòu)的資金到底運(yùn)用到了何方，我們?cè)賮砜唇鹑跈C(jī)構(gòu)有價(jià)證券及投資一欄。金融機(jī)構(gòu)有價(jià)證券及投資在2000年1—10月份保持了平均65．89％的同比增長(zhǎng)率，其中金融機(jī)構(gòu)證券業(yè)務(wù)款項(xiàng)平均同比增長(zhǎng)達(dá)46．57％。

因此，可以認(rèn)為，2000年我國(guó)股票市場(chǎng)的牛市行情不僅是企業(yè)貨幣資金較為寬松的主要原因，同時(shí)間接影響了我國(guó)金融機(jī)構(gòu)的信貸業(yè)務(wù)行為和信貸結(jié)構(gòu)。這一年直接融資渠道，即股市資金量的增加，影響了宏觀經(jīng)濟(jì)中的各個(gè)主體行為。

3、結(jié)論與政策建議

10年來，我國(guó)股票市場(chǎng)取得了很大發(fā)展，在國(guó)有企業(yè)融資結(jié)構(gòu)中日益發(fā)揮的重要作用。但不可忽視的是，我國(guó)股票市場(chǎng)在整體宏觀經(jīng)濟(jì)中的地位和作用目前仍顯有限，其中最主要的是表現(xiàn)在宏觀資金格局上。目前我國(guó)經(jīng)濟(jì)仍主要是以貨幣市場(chǎng)為主，貨幣市場(chǎng)中的間接融資是國(guó)民經(jīng)濟(jì)賴以融資的主要渠道。要想使股票市場(chǎng)持續(xù)、健康地發(fā)展下去，在一定意義上就需要逐步改變目前的宏觀資金格局。使各方面可行的資金逐步、有序地進(jìn)入股市，例如，股票質(zhì)押貸款、社保資金和開放式基金等。但這些資金要進(jìn)入股票市場(chǎng)需要相關(guān)的法律、制度進(jìn)行約束，以合理化的步伐與次序進(jìn)入股市，促使證券市場(chǎng)持續(xù)、穩(wěn)步發(fā)展。

流入股票市場(chǎng)中的資金之所以要進(jìn)行合理化的安排，主要原因在于目前我國(guó)股票市場(chǎng)籌資的使用效率太低。僅有30％的企業(yè)按照初始的投資方向進(jìn)行投資，并最終取得經(jīng)濟(jì)效益，也就是股票市場(chǎng)中有70％左右的企業(yè)可能會(huì)濫用募集得的資金。這不僅會(huì)造成了整體國(guó)民經(jīng)濟(jì)的損失，更會(huì)無形中增大股票市場(chǎng)的風(fēng)險(xiǎn)。因此，對(duì)于流入的資金要進(jìn)行合理的次序安排。

篇7

關(guān)鍵詞：IS-LM-BP模型 加息 熱錢

我國(guó)IS-LM-BP模型

IS曲線的斜率主要取決于投資對(duì)利率的敏感程度d與邊際消費(fèi)傾向β。對(duì)于d，可以從以下三點(diǎn)進(jìn)行分析：一是我國(guó)利率市場(chǎng)化改革尚未完成，占比最大的人民幣存貸款利率依然受到中央銀行比較嚴(yán)格的控制。二是現(xiàn)階段我國(guó)商業(yè)銀行貸款的主要對(duì)象是國(guó)有大中型企業(yè)，這類企業(yè)國(guó)有化程度高，且受到政策保護(hù)，使這類企業(yè)的投資對(duì)利率基本無彈性，而對(duì)利率敏感程度較高的民營(yíng)企業(yè)相對(duì)國(guó)有企業(yè)依然比較薄弱。三是我國(guó)金融市場(chǎng)還不夠發(fā)達(dá)，資本市場(chǎng)規(guī)模不大，金融產(chǎn)品單一。因此從這三點(diǎn)可以看出我國(guó)d值較低。而對(duì)于β，2005年我國(guó)政府出臺(tái)了提高最低工資標(biāo)準(zhǔn)，提高失業(yè)人員補(bǔ)貼，社會(huì)保障制度不斷完善，居民收入增幅提高，消費(fèi)結(jié)構(gòu)進(jìn)一步升級(jí)；而且隨著通貨膨脹逐步上升，人們預(yù)期價(jià)格會(huì)繼續(xù)上漲，從而增加當(dāng)期消費(fèi)。因此我國(guó)β值最近幾年逐步上升。因此認(rèn)為我國(guó)IS曲線從傾斜趨于平坦。

LM曲線的斜率主要取決于貨幣需求對(duì)利率的敏感程度h與貨幣需求對(duì)收入的敏感程度k。對(duì)于h，雖然我國(guó)近年來證券市場(chǎng)不斷發(fā)展，各種法律法規(guī)的出臺(tái)使證券市場(chǎng)更加規(guī)范，投資渠道拓寬，使得投機(jī)性貨幣對(duì)利率的敏感程度不斷上升。但由于我國(guó)金融市場(chǎng)還不夠發(fā)達(dá)，資本市場(chǎng)規(guī)模太小，金融產(chǎn)品比較單一等緣故，投機(jī)性貨幣需求對(duì)利率的敏感程度較低。而對(duì)于k，各個(gè)學(xué)者的觀點(diǎn)均比較一致：中國(guó)的預(yù)防性貨幣需求比例占收入比例比較大。其中原因歸納為我國(guó)居民預(yù)防性貨幣需求占比過大乃是由居民對(duì)未來收入預(yù)期的不確定性所決定。由于這種不確定性導(dǎo)致我國(guó)預(yù)防性貨幣需求對(duì)收入的敏感程度大為加深，因此認(rèn)為我國(guó)LM曲線比較陡峭。

BP曲線的斜率主要取決于國(guó)際資本流動(dòng)對(duì)利率變動(dòng)的敏感程度σ以及邊際進(jìn)口傾向γ。我國(guó)沒有開放資本項(xiàng)目，因此多數(shù)人認(rèn)為由于σ值較少導(dǎo)致我國(guó)BP曲線較為陡峭。但是隨著我國(guó)經(jīng)濟(jì)體系的市場(chǎng)化程度加深和金融體制改革進(jìn)一步推進(jìn)，尤其是外匯管制和資本項(xiàng)目的逐步取消和大范圍開放，σ值將傾向于增大。馮彩（2008）通過采用非貿(mào)易和非FDI作為我國(guó)國(guó)際資本流動(dòng)性統(tǒng)計(jì)口徑，采用實(shí)證分析得出結(jié)論：我國(guó)雖然存在資本管制，但是國(guó)際資本流動(dòng)事實(shí)上可以繞過資本管制流入或者流出中國(guó)，而且規(guī)模大于國(guó)際收支平衡表中資本和金融項(xiàng)目的國(guó)際資本流動(dòng)情況，這反映出很多國(guó)際資本混入了經(jīng)常項(xiàng)目這一途徑進(jìn)入中國(guó)的事實(shí)。因此認(rèn)為中國(guó)的BP曲線較于陡峭的LM曲線更為平坦。

假設(shè)我國(guó)IS-LM-BP模型在金融危機(jī)時(shí)處于均衡處E0點(diǎn)，Y0處于較低水平。2008年我國(guó)實(shí)施適當(dāng)寬松的貨幣政策和積極的財(cái)政政策，目標(biāo)是通過IS曲線、LM曲線與BP曲線向右分別移動(dòng)到IS1、LM1與BP1，推動(dòng)均衡點(diǎn)從E0移動(dòng)到內(nèi)部經(jīng)濟(jì)均衡點(diǎn)E1，使得收入水平從Y0增加到Y(jié)1。通過考察2008年到2010年第三季度的宏觀數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)：一是貨幣增長(zhǎng)速度過快，廣義貨幣增速超過GDP的增長(zhǎng)。2008年我國(guó)M2增長(zhǎng)率為17.8%，M2對(duì)GDP的比值（M2/GDP）為1.58，而2009年M2增長(zhǎng)率達(dá)到23.5%的高位，M2/GDP更是到達(dá)1.85的新高，2010年前3季度M2平均增長(zhǎng)率為21.2%，比GDP增速快一倍。二是投資增長(zhǎng)率過高。2008年我國(guó)固定資產(chǎn)投資額為172291億元，比同期增長(zhǎng)25.5%，而2009年固定資產(chǎn)投資額為225701.4億元，增長(zhǎng)幅度到達(dá)了31%，2010年前3季度有所回落，增幅為24.5%。較之2010年前3季度GDP同比增長(zhǎng)10.6%還是多出14.5個(gè)百分點(diǎn)。三是繼續(xù)保持雙順差格局。我國(guó)2008年，2009年均呈現(xiàn)雙順差格局。2010年上半年，我國(guó)資本和金融項(xiàng)目順差900億美元，同比增長(zhǎng)48%，國(guó)際儲(chǔ)備資產(chǎn)增加1780億美元，增長(zhǎng)8%。在持續(xù)順差和外匯儲(chǔ)備大幅提升的情況下，中央銀行為維持匯率基本穩(wěn)定增發(fā)基礎(chǔ)貨幣以中和外匯，導(dǎo)致貨幣供給進(jìn)一步增加。四是人民幣有升值空間。2008年人民幣雖然得到一定程度的升值，但由于調(diào)整力度不足導(dǎo)致BP曲線不能到達(dá)均衡位置。9月初以來人民幣升值速度較快，截至10月18日，人民幣兌美元匯率中間價(jià)報(bào)6.6541，自6月21日人民幣匯改重啟三個(gè)半月時(shí)間內(nèi)，人民幣累計(jì)升值幅度達(dá)2.76%。

根據(jù)上述分析，流動(dòng)性過剩、產(chǎn)能過剩、巨額順差和外匯儲(chǔ)備導(dǎo)致的外部經(jīng)濟(jì)不平衡致使我國(guó)IS曲線、LM曲線與BP曲線分別向右移動(dòng)至更偏右的位置，分別為IS`、LM`與BP`，IS`曲線與LM`曲線的交點(diǎn)為E`點(diǎn)，對(duì)應(yīng)于較高的產(chǎn)出Y`和較高的實(shí)際利率水平i`，表示內(nèi)部經(jīng)濟(jì)不平衡；E`處于BP`點(diǎn)左上方，表示我國(guó)國(guó)際收支處于順差水平，即外部經(jīng)濟(jì)不平衡（見圖1）。

對(duì)現(xiàn)行加息政策的分析與建議

中央銀行決定自2010年10月19日起上調(diào)金融機(jī)構(gòu)人民幣存貸款利率。由于加息幅度不大，因此該政策會(huì)帶動(dòng)LM`曲線移動(dòng)到LM2，而由于投資過熱情況嚴(yán)重，0.25個(gè)百分點(diǎn)的基準(zhǔn)利率對(duì)投資影響有限，因此在短期內(nèi)IS`曲線不會(huì)有較大幅度的移動(dòng)，因此LM2曲線與IS`曲線相交于新均衡點(diǎn)E2，對(duì)應(yīng)的均衡產(chǎn)出為Y2，產(chǎn)出回到了初始均衡收入Y1，表明經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)速度得到抑制，并逐漸實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)軟著陸。均衡利率為i2，利率得到了提高，從而有效地抑制了部分對(duì)利率敏感的私人投資，源于貨幣供給膨脹的流動(dòng)性過剩和通貨膨脹也可以得到一定程度的解決（見圖2）。

本文認(rèn)為這次加息政策可能導(dǎo)致熱錢大量流入，原因?yàn)椋阂皇侨嗣駧派殿A(yù)期是吸引熱錢流入的直接原因，而熱錢大規(guī)模流動(dòng)增加了外匯市場(chǎng)上的外匯供給，加上中國(guó)面臨的巨額雙順差和外匯儲(chǔ)備，人民幣升值壓力進(jìn)一步強(qiáng)化，從而增強(qiáng)了匯率上升的信心與預(yù)期，形成了一個(gè)“預(yù)期―升值壓力―預(yù)期”的一個(gè)自我實(shí)現(xiàn)機(jī)制，增大了匯率調(diào)控的難度。二是從國(guó)際上講，不但美聯(lián)儲(chǔ)在推行量化寬松的貨幣政策，近期日本也有意繼續(xù)加大量化寬松的力度。在國(guó)際上普遍采取零利率政策的情況下，加息將會(huì)導(dǎo)致利差加大，對(duì)利率異常敏感的熱錢將會(huì)大量涌入中國(guó)。

熱錢的流入將會(huì)使加息政策產(chǎn)生負(fù)面影響。一是熱錢流動(dòng)增加了央行調(diào)控貨幣政策的難度。熱錢大規(guī)模的流入造成了國(guó)內(nèi)巨大的通脹壓力，一方面，熱錢流入會(huì)增加基礎(chǔ)貨幣的投放，央行不得不通過公開市場(chǎng)業(yè)務(wù)進(jìn)行沖銷操作。從IS-LM-BP模型上看，表現(xiàn)為L(zhǎng)M2反向向右移動(dòng)到LM3；另一方面，熱錢在資本市場(chǎng)的套利活動(dòng)會(huì)導(dǎo)致投資過熱。熱錢偏向于流入房地產(chǎn)和股票、債券等金融市場(chǎng)，引起這些資產(chǎn)價(jià)格的飆升。由于這些資金并不流向生產(chǎn)部門，因此對(duì)實(shí)際經(jīng)濟(jì)發(fā)展的積極作用不大，卻導(dǎo)致資產(chǎn)價(jià)格不斷上升形成泡沫經(jīng)濟(jì)，加大了央行調(diào)節(jié)通貨膨脹的壓力。從IS-LM-BP模型上看，表現(xiàn)為IS`向右移動(dòng)到IS3，與LM3曲線相交于E3點(diǎn)，對(duì)應(yīng)均衡產(chǎn)出為Y3，均衡利率為i3（見圖3）。從圖3可以看到，LM3曲線由于熱錢的大量流入導(dǎo)致中央增發(fā)基礎(chǔ)貨幣的投放，IS3曲線由于對(duì)資本市場(chǎng)投資過熱導(dǎo)致過量向右移動(dòng)，導(dǎo)致經(jīng)濟(jì)再度過快增長(zhǎng)（Y3>Y2）。而泡沫經(jīng)濟(jì)的進(jìn)一步發(fā)展導(dǎo)致通貨膨脹進(jìn)一步加大。在這種情況下，為了抑制通貨膨脹，央行可能再次采取加息策略，這將會(huì)導(dǎo)致加息―熱錢流入―再加息的死循環(huán)。而且一旦由于某種原因，熱錢從資本市場(chǎng)大量撤出和回流以求獲利了結(jié)或回避風(fēng)險(xiǎn)，必然導(dǎo)致資產(chǎn)價(jià)格的暴跌，從而導(dǎo)致金融風(fēng)暴。二是熱錢的大量流入將會(huì)進(jìn)一步增大我國(guó)外匯儲(chǔ)備，導(dǎo)致貿(mào)易順差進(jìn)一步加大，人民幣升值壓力進(jìn)一步強(qiáng)化。從IS-LM-BP模型上看，新均衡點(diǎn)E3更大程度的偏離了BP曲線。而人民幣的升值預(yù)期將導(dǎo)致熱錢進(jìn)一步流入。另外，熱錢大量流動(dòng)會(huì)造成貿(mào)易虛假繁榮，掩蓋貿(mào)易結(jié)構(gòu)失衡的問題。

從上述分析可知，如今的加息政策必須配合政策防止熱錢的流入才能實(shí)現(xiàn)其抑制流動(dòng)性過剩和通貨膨脹的目標(biāo)。郭田勇（2010）認(rèn)為，防治熱錢應(yīng)該堵疏結(jié)合。從防治熱錢流入角度看，有關(guān)部門應(yīng)加強(qiáng)國(guó)際收支統(tǒng)計(jì)分析和檢測(cè)預(yù)警，對(duì)異常的外匯流入要跟蹤調(diào)查。同時(shí)，增加熱錢進(jìn)出風(fēng)險(xiǎn)和成本，從而抑制其進(jìn)入，如考慮在必要時(shí)征收托賓稅。對(duì)資本項(xiàng)目下人民幣的自由兌換應(yīng)持更加謹(jǐn)慎的態(tài)度。從疏通熱錢流出的角度看，有以下建議：一是改善巨額貿(mào)易順差和外匯儲(chǔ)備狀況，緩解人民幣升值壓力。二是深化人民幣匯率形成的市場(chǎng)化機(jī)制改革，增強(qiáng)人民幣匯率彈性。人民幣長(zhǎng)期升值趨勢(shì)無法避免，而一次性升值過快會(huì)招致熱錢流入。深化匯率形成機(jī)制改革目的在于避免一次性重估調(diào)整，堅(jiān)持以市場(chǎng)供求為基礎(chǔ)，提高人民幣匯率彈性和浮動(dòng)空間。從IS-LM-BP模型上看，若可以有效防止熱錢在我國(guó)實(shí)行適當(dāng)從緊貨幣政策時(shí)大量流入我國(guó)，IS`曲線與LM2曲線在短期內(nèi)將不會(huì)發(fā)生很大程度的變化，有效地疏通熱錢流出渠道將推動(dòng)BP`曲線逐步左移至BP2，并且通過均衡點(diǎn)E2，實(shí)現(xiàn)內(nèi)部經(jīng)濟(jì)和外部經(jīng)濟(jì)的均衡。這時(shí)，加息政策才會(huì)真正達(dá)到抑制流動(dòng)性過剩與通貨膨脹的目的，以實(shí)現(xiàn)我國(guó)經(jīng)濟(jì)平穩(wěn)發(fā)展（見圖4）。

參考文獻(xiàn)：

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篇8

關(guān)鍵詞：房地產(chǎn)價(jià)格；宏觀經(jīng)濟(jì)；脈沖分析

中圖分類號(hào)：F293.3

一、研究背景和意義

2012年上半年，我國(guó)多個(gè)大中城市的房地產(chǎn)價(jià)格停止上漲，房?jī)r(jià)在政策調(diào)控下有回落趨勢(shì)，房地產(chǎn)成交量下滑。與此同時(shí)，我國(guó)宏觀經(jīng)濟(jì)也面臨較大上漲壓力。部分學(xué)者認(rèn)為，若房?jī)r(jià)大幅下跌，將會(huì)對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生負(fù)面沖擊。進(jìn)入2012年以來，受4萬億投資效應(yīng)減弱、歐債危機(jī)等因素影響，拉動(dòng)我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)“三駕馬車”中的國(guó)內(nèi)投資和出口都出現(xiàn)不同程度的回落，在此形勢(shì)下，我國(guó)住房?jī)r(jià)格可能大幅下跌，這會(huì)否對(duì)經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生巨大的沖擊成為決定我國(guó)未來經(jīng)濟(jì)走勢(shì)的另一個(gè)至關(guān)重要的因素。在這種情形下，對(duì)我國(guó)近年來住房?jī)r(jià)格波動(dòng)的特征進(jìn)行全面分析，并對(duì)房地產(chǎn)價(jià)格波動(dòng)對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)及部門經(jīng)濟(jì)的影響進(jìn)行全面系統(tǒng)的研究，不但具有重要的理論價(jià)值，而且可以為國(guó)家對(duì)國(guó)民經(jīng)濟(jì)及房地產(chǎn)業(yè)的調(diào)控提供決策參考。

二、實(shí)證研究

本部分主要從以下幾個(gè)方面研究。

（一）數(shù)據(jù)來源與變量說明

我們選取2005年7月至2011年12月這段時(shí)間的全國(guó)70個(gè)大中城市房屋銷售價(jià)格指數(shù)（HP）月度數(shù)據(jù)作為房?jī)r(jià)的變量，數(shù)據(jù)來源于國(guó)家統(tǒng)計(jì)局?jǐn)?shù)據(jù)庫。同時(shí)，選取經(jīng)濟(jì)增速（Y）、住房投資（HI）、固定資產(chǎn)投資（TI）、消費(fèi)（SC）、通貨膨脹（CPI）作為房?jī)r(jià)（HP）為宏觀經(jīng)濟(jì)運(yùn)行的主要變量。盡管GDP增速是衡量經(jīng)濟(jì)增速的最好指標(biāo)，但由于無法取到GDP月度數(shù)據(jù)，因此本文選取工業(yè)增加值增速替代（兩者的相關(guān)系數(shù)達(dá)到0.9以上）。

（二）模型建立

本文選擇向量自回歸模型（VAR）對(duì)各指標(biāo)間的關(guān)系進(jìn)行分析。向量自回歸模型是基于數(shù)據(jù)的統(tǒng)計(jì)性質(zhì)建立模型，把系統(tǒng)中每一個(gè)內(nèi)生變量作為系統(tǒng)中所有內(nèi)生變量的滯后值的函數(shù)來構(gòu)造模型，從而將單變量自回歸模型推廣到由多元時(shí)間序列變量組成的“向量”自回歸模型。

（三）模型擬合

在實(shí)證分析之前，我們首先檢驗(yàn)了各時(shí)間序列的平穩(wěn)性。對(duì)各變量及其一階差分后的變量進(jìn)行單位根檢驗(yàn)的結(jié)果表明，住房投資HI、通貨膨脹率CPI是平穩(wěn)序列，而房?jī)r(jià)HP、固定資產(chǎn)投資TI、經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)Y、消費(fèi)SC是非平穩(wěn)序列，一階差分后的DHP、DTI、DY、DSC都是平穩(wěn)序列。因此，我們將HP、TI、Y、SC進(jìn)行一階差分得到平穩(wěn)序列。本文將分為房?jī)r(jià)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響、房?jī)r(jià)對(duì)住房投資的影響、房?jī)r(jià)對(duì)通貨膨脹的影響、房?jī)r(jià)對(duì)固定資產(chǎn)投資的影響、房?jī)r(jià)對(duì)消費(fèi)的影響等五個(gè)部分進(jìn)行分析。

1.房?jī)r(jià)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響

房?jī)r(jià)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響可從以下四方面研究。

（1）兩變量的協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)

要研究?jī)勺兞恐g是否具有長(zhǎng)期均衡關(guān)系，就要進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。首先，以經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)變量Y為因變量，以房?jī)r(jià)HP為自變量，進(jìn)行回歸分析，將分析結(jié)果的殘差進(jìn)行單位根平穩(wěn)性檢驗(yàn)，殘差序列的ADF值為-3.0107，在5%的顯著水平下通過檢驗(yàn)，說明殘差是平穩(wěn)的時(shí)間序列，說明房?jī)r(jià)HP和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)Y之間存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系。

兩者的回歸公式為：

Y=-18.0517+4.4487HP

（-5.9158）（6.7863）

回歸系數(shù)為正，說明房?jī)r(jià)上漲可以促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。但模型的整體擬合優(yōu)度僅為0.3773，說明影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的因素有很多，房?jī)r(jià)因素僅解釋了37.73%，這與實(shí)際情況是相符合的。

（2）格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)

格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)表明，在5%的顯著水平下，只有在滯后1期的情況下，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)變量是導(dǎo)致房?jī)r(jià)上漲的格蘭杰原因。但不管在滯后幾期的情況下，房?jī)r(jià)都不是導(dǎo)致經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)變量的格蘭杰原因。

（3）房?jī)r(jià)影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的脈沖分析

在建立VAR模型的基礎(chǔ)上，求出模型特征方程根的倒數(shù)值，如圖1所示。由于全部根的倒數(shù)值都在單位圓內(nèi)，說明VAR模型是穩(wěn)定的，可以做脈沖影響函數(shù)分析。要進(jìn)行脈沖分析，首先應(yīng)建立關(guān)于房?jī)r(jià)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)變量的VAR模型，進(jìn)而進(jìn)行脈沖分析。

圖2是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)Y對(duì)于房?jī)r(jià)沖擊的響應(yīng)函數(shù)。來自房?jī)r(jià)增速的正向沖擊，即房?jī)r(jià)增速的提高會(huì)使經(jīng)濟(jì)增速在第1期開始上升，并在第3期達(dá)到最大影響。此后，影響效應(yīng)逐步減弱，在第8期時(shí)，正向影響趨于消失，可見，房?jī)r(jià)上漲對(duì)于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有短期的正向影響效應(yīng)。另外，脈沖分析還發(fā)現(xiàn)（篇幅有限，圖略），住房投資對(duì)于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有1～2期的極短期負(fù)面影響，在5～20期進(jìn)入正面影響，之后影響逐漸消失。但正面影響很小，最高值僅為0.20%左右。在各項(xiàng)指標(biāo)中，對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)影響最為持久的是固定資產(chǎn)投資和消費(fèi)。固定資產(chǎn)投資對(duì)于房?jī)r(jià)的影響在1～25期一直為正向，在25期后逐漸消失。消費(fèi)在第20～45期對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響最為明顯，在45期后逐漸消失。

（4）方差分解

通過方差分解可以對(duì)各種沖擊的影響大小進(jìn)行分析比較。如表1，從對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響大小來看，在第1期時(shí)，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)Y自身的影響是主要因素，占比57%，其次是住房投資HI，最后才是房?jī)r(jià)HP和CPI；從第二期起，房?jī)r(jià)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響份額逐漸上升，直到第5期達(dá)到最高值9.42%，之后逐月遞減。但住房投資在第1期對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響為19%，之后迅速下降。在第1期，房?jī)r(jià)與住房投資對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響僅為22%，之后逐期遞減。

2.房?jī)r(jià)對(duì)住房投資的影響

房?jī)r(jià)對(duì)住房投資的影響可從以下兩方面研究。

（1）兩變量的協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)

首先對(duì)兩變量做回歸分析，以房?jī)r(jià)HP為因變量，以住房投資HI為自變量，將分析結(jié)果的殘差進(jìn)行單位根平穩(wěn)性檢驗(yàn)，ADF值為-1.3485，在10%的顯著顯著水平下未通過檢驗(yàn)，說明兩變量之間不存在協(xié)整關(guān)系。由于不存在協(xié)整關(guān)系，因此無法進(jìn)行格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)。

（2）房?jī)r(jià)影響住房投資增長(zhǎng)的脈沖分析

由于圖1中的單位根都在圓內(nèi)，因此兩者可以建立VAR模型分析，現(xiàn)在將兩個(gè)變量建立VAR模型，并進(jìn)行脈沖分析。

從脈沖圖3可以看出，房?jī)r(jià)對(duì)于房地產(chǎn)投資的影響不穩(wěn)定，先是有較短的負(fù)面沖擊，接著有10期的正面沖擊，然后進(jìn)入10期的負(fù)面沖擊，在35期后影響趨于消失，說明房?jī)r(jià)對(duì)于房地產(chǎn)投資的影響沒有規(guī)律。此外，通過脈沖圖還發(fā)現(xiàn)，消費(fèi)、通貨膨脹率對(duì)于房地產(chǎn)投資的影響也沒有規(guī)律。固定資產(chǎn)投資增速對(duì)于房地產(chǎn)投資有正面影響，但影響極小，低于0.020%。經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)于房地產(chǎn)投資有正面影響，且在1～20期影響較大，之后逐漸消失。

3.房?jī)r(jià)對(duì)通貨膨脹的影響

房?jī)r(jià)對(duì)通貨膨脹的影響可從以下四方面進(jìn)行分析。

（1）兩變量的協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)

首先，以通貨膨脹變量CPI為因變量，以房?jī)r(jià)HP為自變量，進(jìn)行回歸分析，將分析結(jié)果的殘差進(jìn)行單位根平穩(wěn)性檢驗(yàn)，殘差序列的ADF值為-3.3847，在5%的顯著水平下通過檢驗(yàn)，說明殘差是平穩(wěn)的時(shí)間序列，進(jìn)一步說明房?jī)r(jià)HP和物價(jià)水平CPI之間存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系。

兩者的回歸公式為：

CPI=3.6018+0.2222HP

（10.4806）（3.0109）

但模型的整體擬合優(yōu)度僅為0.1065，說明影響通貨膨脹的因素有很多，房?jī)r(jià)因素僅解釋了10.65%，這與實(shí)際情況是相符合的。

（2）格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)

格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)表明，在滯后1期和2期的情況下，房?jī)r(jià)和通貨膨脹率互為格蘭杰因果關(guān)系。但在2期以上的情況下，房?jī)r(jià)都不是導(dǎo)致通貨膨脹的格蘭杰原因。

（3）房?jī)r(jià)影響通貨膨脹的脈沖分析

通過脈沖圖4可以看出，來自房?jī)r(jià)增速的正向沖擊，即房?jī)r(jià)增速的提高會(huì)使物價(jià)水平在第1期開始上升，并在第6期達(dá)到最大影響。此后，影響效應(yīng)逐步減弱，在第15期時(shí)，正向影響趨于消失，可見，房?jī)r(jià)上漲對(duì)于物價(jià)增長(zhǎng)具有約15個(gè)月的正向影響效應(yīng)。但與其他因素的脈沖圖相比（篇幅有限，圖略），房?jī)r(jià)對(duì)于物價(jià)水平的影響小于經(jīng)濟(jì)增速Y和CPI自身的影響。經(jīng)濟(jì)增速對(duì)于物價(jià)上漲影響較大，且時(shí)間較長(zhǎng)，正面影響期達(dá)25個(gè)月，影響最大值為0.005，而房?jī)r(jià)對(duì)其影響的最大值僅為0.0025。

（4）方差分解

通過方差分解可以對(duì)各種沖擊的影響大小進(jìn)行分析比較。方差分解結(jié)果顯示，從對(duì)通貨膨脹的影響大小來看，在第1期時(shí)，通貨膨脹自身的影響是主要因素，占比100%；從第2期起，房?jī)r(jià)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響份額逐漸上升，直到第9期達(dá)到最高值9.82%。但經(jīng)濟(jì)增速在第2期對(duì)通貨膨脹的影響為2.14%，之后迅速上升，一直遞增至10期的23%。

4.房?jī)r(jià)對(duì)固定資產(chǎn)投資的影響

本部分可從三方面分析。

（1）兩變量的協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)

首先，以固定資產(chǎn)投資TI為因變量，以房?jī)r(jià)HP為自變量，進(jìn)行回歸分析，將分析結(jié)果的殘差進(jìn)行單位根平穩(wěn)性檢驗(yàn)，殘差序列的ADF值為-2.8678，在5%的顯著水平下通過檢驗(yàn)，說明殘差是非平穩(wěn)的時(shí)間序列，進(jìn)一步說明房?jī)r(jià)HP和固定資產(chǎn)之間不存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系，因此無法進(jìn)行格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)。

（2）房?jī)r(jià)影響固定資產(chǎn)投資的脈沖分析

通過脈沖圖5可以看出，房?jī)r(jià)對(duì)于固定資產(chǎn)投資的影響不穩(wěn)定，無規(guī)律可循。在1～15期內(nèi)產(chǎn)生負(fù)面沖擊，在15～40期內(nèi)產(chǎn)生正面影響，之后逐步消失。

（3）方差分解

通過方差分解可以對(duì)各種沖擊的影響大小進(jìn)行分析比較。從對(duì)通貨膨脹的影響大小來看，在第1期時(shí)，固定資產(chǎn)投資自身的影響是主要因素，占比95%，之后逐漸遞減；從第1期起，房?jī)r(jià)對(duì)固定資產(chǎn)投資增長(zhǎng)的影響份額逐漸上升，直到第10期達(dá)到最高值，但各期影響均很小，即使到第10期也僅為4.27%。

5.房?jī)r(jià)對(duì)消費(fèi)的影響

本部分可從三方面進(jìn)行分析。

（1）兩變量的協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)

首先，以社會(huì)消費(fèi)品零售總額增長(zhǎng)率SC為因變量，以房?jī)r(jià)HP為自變量，進(jìn)行回歸分析，將分析結(jié)果的殘差進(jìn)行單位根平穩(wěn)性檢驗(yàn)，殘差序列的ADF值為-2.2936，在5%的顯著水平下通過檢驗(yàn)，說明殘差是非平穩(wěn)的時(shí)間序列，進(jìn)一步說明消費(fèi)SC和房?jī)r(jià)HP之間不存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系，也無法進(jìn)行格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)。

（2）房?jī)r(jià)影響消費(fèi)的脈沖分析

圖6是消費(fèi)SC對(duì)于房?jī)r(jià)沖擊的響應(yīng)函數(shù)。房?jī)r(jià)對(duì)于消費(fèi)的影響較為明顯，在1～20期均產(chǎn)生正面影響，且影響的最高值達(dá)到0.5%，超過了其他四個(gè)指標(biāo)。在20期后，影響消失。房?jī)r(jià)對(duì)消費(fèi)的影響并不直接，但存在間接影響。當(dāng)房?jī)r(jià)上漲較快時(shí)，居民的購(gòu)房意愿會(huì)出現(xiàn)下降，將收入資金用于消費(fèi)或者其他投資渠道。另外，中國(guó)消費(fèi)額在2008-2010年間得到快速增長(zhǎng)，主要是受到家電下鄉(xiāng)等政策刺激影響，而這段時(shí)期也正是房?jī)r(jià)快速上漲的時(shí)期。時(shí)間上的巧合也使得其相關(guān)關(guān)系較為明顯。

（3）方差分解

通過方差分解可以對(duì)各種沖擊的影響大小進(jìn)行分析比較。從對(duì)消費(fèi)的影響大小來看，在第1期時(shí)，消費(fèi)自身的影響是主要因素，占比64%，之后逐漸遞減；從第1期起，房?jī)r(jià)對(duì)消費(fèi)增長(zhǎng)的影響份額逐漸上升，直到第10期達(dá)到最高值，解釋程度為21%，僅次于CPI。

三、主要結(jié)論

本文研究發(fā)現(xiàn)，房?jī)r(jià)與經(jīng)濟(jì)增速、物價(jià)指數(shù)存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系，而與房地產(chǎn)投資、固定資產(chǎn)投資和消費(fèi)不存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系。根據(jù)各變量間分析結(jié)果，得出如下結(jié)論：

（一）房?jī)r(jià)若下跌，會(huì)在半年內(nèi)對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)產(chǎn)生負(fù)面影響，但不存在長(zhǎng)期影響

脈沖分析和方差分析均顯示，房?jī)r(jià)上漲和住房投資增長(zhǎng)均能促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。但房?jī)r(jià)上漲對(duì)于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)影響的最佳滯后期為2個(gè)月，即房?jī)r(jià)上漲對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響在第2個(gè)月發(fā)揮最大效果，時(shí)間不長(zhǎng)。另外，脈沖分析中，房?jī)r(jià)上漲對(duì)于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的正面沖擊僅持續(xù)6個(gè)月后便消失，在第3個(gè)月達(dá)到最大值。在方差分解中，房?jī)r(jià)對(duì)于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的解釋程度僅為8%，住房投資僅為6%，遠(yuǎn)低于消費(fèi)21%和物價(jià)水平12%的水平，說明從長(zhǎng)期看，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)仍主要依靠消費(fèi)拉動(dòng)。同時(shí)，本文分析發(fā)現(xiàn)，房?jī)r(jià)并不是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的格蘭杰原因，因此以上結(jié)論可以相互印證。據(jù)此預(yù)測(cè)，2012年，若房地產(chǎn)價(jià)格出現(xiàn)明顯下降，房地產(chǎn)投資明顯放緩，會(huì)在1～6個(gè)月左右的時(shí)間內(nèi)會(huì)對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)產(chǎn)生負(fù)面影響，但從長(zhǎng)期看影響不大，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)仍將需要依靠消費(fèi)拉動(dòng)。

（二）房?jī)r(jià)對(duì)消費(fèi)有明顯影響，在房?jī)r(jià)下跌預(yù)期中，刺激消費(fèi)政策亟待出臺(tái)

在脈沖分析中，房?jī)r(jià)對(duì)于消費(fèi)的影響較為明顯。在方差分解中，房?jī)r(jià)對(duì)于消費(fèi)的影響居于第三位，解釋程度高達(dá)21%，且隨著時(shí)間變化呈遞增趨勢(shì)。依據(jù)經(jīng)濟(jì)學(xué)中的資產(chǎn)財(cái)富效應(yīng)，房?jī)r(jià)上漲可以帶動(dòng)消費(fèi)增長(zhǎng)，主要有以下幾個(gè)途徑：一是直接財(cái)富效應(yīng)，房地產(chǎn)所有者因?yàn)榉康禺a(chǎn)價(jià)格的上漲而導(dǎo)致實(shí)際凈財(cái)富增加，所有者可以出售此房地產(chǎn)或者進(jìn)行再融資，從而增加當(dāng)期消費(fèi)。二是間接財(cái)富效應(yīng)，消費(fèi)者在房地產(chǎn)升值時(shí)，即便沒有出售房產(chǎn)或再融資，同樣會(huì)因?yàn)橄M(fèi)者的預(yù)期心理認(rèn)為未來財(cái)富會(huì)增加，而擴(kuò)大消費(fèi)。三是預(yù)算約束效應(yīng)，房地產(chǎn)價(jià)格的上升對(duì)于擁有房地產(chǎn)的消費(fèi)者來說可以促進(jìn)財(cái)富的增加，但是對(duì)于租房者來說，房?jī)r(jià)上漲會(huì)推動(dòng)房租的上升，對(duì)他們的個(gè)人消費(fèi)就有負(fù)的效應(yīng)。

（三）房?jī)r(jià)波動(dòng)與通貨膨脹互為因果關(guān)系，房?jī)r(jià)對(duì)通脹的影響較為平穩(wěn)、長(zhǎng)期

本文研究發(fā)現(xiàn)，房?jī)r(jià)與通貨膨脹互為格蘭杰因果關(guān)系。脈沖分析和方差分解發(fā)現(xiàn)，房?jī)r(jià)對(duì)于通貨膨脹在1～15個(gè)月內(nèi)具有正向沖擊作用，房?jī)r(jià)上漲對(duì)于通貨膨脹的解釋程度達(dá)到9%。通貨膨脹之所以會(huì)促進(jìn)房?jī)r(jià)上漲，主要是因?yàn)槌杀疽蛩?，近幾年來，?gòu)成住房成本的土地、鋼鐵、水泥、化工等原材料設(shè)備和提高住房水平等因素都在全面上漲，受其影響，房?jī)r(jià)必然會(huì)持續(xù)地上漲。當(dāng)今，宏觀調(diào)控要穩(wěn)定居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)，穩(wěn)定相關(guān)行業(yè)的物價(jià)上漲水平，重點(diǎn)抑制生產(chǎn)資料價(jià)格過快上漲，從而抑制房?jī)r(jià)遠(yuǎn)離價(jià)值的不合理上漲。另一方面，當(dāng)物價(jià)持續(xù)上漲并引發(fā)通貨膨脹時(shí)，消費(fèi)者持有貨幣的意愿會(huì)下降，購(gòu)買房產(chǎn)的意愿會(huì)上升。在其他條件不變的情況下，會(huì)使得住房?jī)r(jià)格上升。

（四）房?jī)r(jià)波動(dòng)并未對(duì)房地產(chǎn)投資和固定資產(chǎn)投資產(chǎn)生明顯影響

依據(jù)托賓的Q效應(yīng)理論，在房地產(chǎn)市場(chǎng)上，托賓的Q比率指的是房地產(chǎn)價(jià)格和建造成本的比值。在建造成本不變的條件下，若住房?jī)r(jià)格上升，那么Q值也會(huì)隨之上升。而Q值越高說明在房地產(chǎn)市場(chǎng)上進(jìn)行投資的機(jī)會(huì)就越好，越有利可圖。因此，房地產(chǎn)投資也會(huì)有較大的增幅。由于房地產(chǎn)投資占總投資的比重相對(duì)較大，總投資的也會(huì)有一定的增幅，并最終帶動(dòng)產(chǎn)出的增加。但脈沖結(jié)果和方差分解顯示，房?jī)r(jià)與房地產(chǎn)投資、固定資產(chǎn)投資均沒有長(zhǎng)期均衡關(guān)系，且房?jī)r(jià)上漲并不會(huì)引起房地產(chǎn)投資和固定資產(chǎn)投資的增加。固定資產(chǎn)投資更多依靠經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)（解釋程度為17%）、物價(jià)水平（13%），而不是房?jī)r(jià)水平（僅為4%）。這也說明，抑制房?jī)r(jià)大幅上漲，并不會(huì)造成固定資產(chǎn)投資的萎縮，進(jìn)而造成經(jīng)濟(jì)增速的放緩。

四、政策建議

綜上分析后，本文提出三點(diǎn)政策建議。

（一）應(yīng)堅(jiān)持房地產(chǎn)調(diào)控不動(dòng)搖，遏制過快上漲的房?jī)r(jià)，并處理好與保增長(zhǎng)的關(guān)系

房?jī)r(jià)上漲在短期對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的拉動(dòng)作用十分明顯，現(xiàn)行房地產(chǎn)調(diào)控政策面臨著控房?jī)r(jià)與保增長(zhǎng)之間的兩難選擇困局，即在房?jī)r(jià)過快上漲勢(shì)頭得到控制時(shí)，經(jīng)濟(jì)增速也會(huì)受到抑制。但從長(zhǎng)期看，房?jī)r(jià)下降并不會(huì)對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生明顯影響。因此，中央應(yīng)繼續(xù)加大房地產(chǎn)調(diào)控力度，保住現(xiàn)有調(diào)控成果，使房?jī)r(jià)合理回歸。當(dāng)然，在房地產(chǎn)調(diào)控中，應(yīng)當(dāng)最大限度的平衡控房?jī)r(jià)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系，并探索跳出這一兩難困局的解決方案。

（二）房地產(chǎn)價(jià)格應(yīng)成為中央銀行分析通貨膨脹預(yù)期變動(dòng)中不能忽視的因素

房地產(chǎn)價(jià)格可以為中央銀行提供有用信息，準(zhǔn)確預(yù)測(cè)未來通貨膨脹趨勢(shì)，這將有效降低貨幣政策認(rèn)識(shí)時(shí)滯。但是，目前在我國(guó)居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù) （CPI）的構(gòu)成中只占14%權(quán)重的居住類消費(fèi)價(jià)格指數(shù)中，并不包括房地產(chǎn)價(jià)格，而只包括建房及裝修材料、房租、物業(yè)費(fèi)及其他與居住有關(guān)的服務(wù)、水、電、燃?xì)獾?。即使房租價(jià)格在居住類消費(fèi)價(jià)格指數(shù)中也僅占20%的權(quán)重。由于不能充分利用房地產(chǎn)市場(chǎng)提供給貨幣政策決策的重要信息，將可能使人民銀行錯(cuò)失對(duì)房地產(chǎn)市場(chǎng)調(diào)控的最佳時(shí)機(jī)，從而直接影響貨幣政策的預(yù)期效果。因此在應(yīng)對(duì)當(dāng)前的通貨膨脹問題上，央行在貨幣政策調(diào)控中應(yīng)當(dāng)對(duì)以房地產(chǎn)價(jià)格為代表的資產(chǎn)價(jià)格進(jìn)行關(guān)注。同時(shí)，應(yīng)當(dāng)管理好通脹預(yù)期。

（三）要管理好房?jī)r(jià)上漲預(yù)期，正確引導(dǎo)市場(chǎng)

通貨膨脹并未對(duì)房?jī)r(jià)產(chǎn)生明顯的沖擊，房?jī)r(jià)自身的沖擊則對(duì)房?jī)r(jià)上漲的影響效應(yīng)十分明顯且對(duì)房?jī)r(jià)預(yù)測(cè)方差的解釋力在90%以上。這說明通貨膨脹預(yù)期并不是推動(dòng)房?jī)r(jià)上漲的主要因素，房?jī)r(jià)上漲預(yù)期才是影響房?jī)r(jià)上漲的關(guān)鍵。因此，要取得房地產(chǎn)價(jià)格調(diào)控的實(shí)效，必須管理好房?jī)r(jià)上漲預(yù)期。

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篇9

關(guān)鍵詞：房地產(chǎn)市場(chǎng)；虛擬性；宏觀經(jīng)濟(jì)。

房地產(chǎn)業(yè)作為我國(guó)發(fā)展最快的產(chǎn)業(yè)之一，不僅為城鎮(zhèn)居民提供了安居樂業(yè)的居所，推進(jìn)了城市化進(jìn)程，也有力地促進(jìn)了國(guó)民經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，對(duì)實(shí)現(xiàn)土地資源優(yōu)化配置和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整發(fā)揮著重要作用，作為一種導(dǎo)向性產(chǎn)業(yè)，其連帶效應(yīng)為國(guó)民經(jīng)濟(jì)整體發(fā)展提供了契機(jī)。房地產(chǎn)業(yè)與鋼鐵、水泥、木材、玻璃、塑料、家電等上下游60多種產(chǎn)業(yè)直接或間接相關(guān)，據(jù)統(tǒng)計(jì)，每100元的房地產(chǎn)銷售能帶動(dòng)相關(guān)產(chǎn)業(yè)170元的銷售。另外，房地產(chǎn)業(yè)的發(fā)展也能促使一些新興行業(yè)的產(chǎn)生、發(fā)展，譬如物業(yè)管理、法律咨詢、房地產(chǎn)評(píng)估、房地產(chǎn)中介等等。

與此同時(shí)，我國(guó)房地產(chǎn)業(yè)的發(fā)展也暴露出許多問題，尤其房?jī)r(jià)持續(xù)飛漲已經(jīng)越來越偏離經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)速度和普通百姓的收入水平，使之成為社會(huì)輿論關(guān)注的焦點(diǎn)。由美國(guó)次貸危機(jī)引發(fā)的全球金融危機(jī)，引起全世界對(duì)金融監(jiān)管以及房地產(chǎn)市場(chǎng)虛擬性的高度關(guān)注。虛擬經(jīng)濟(jì)是產(chǎn)生經(jīng)濟(jì)泡沫的根源，房地產(chǎn)泡沫也是由房地產(chǎn)市場(chǎng)具有的虛擬特性引發(fā)的。如何解釋房地產(chǎn)所具有的虛擬特性，以及它對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)的影響，是本文要討論的主要內(nèi)容。

一、虛擬資本與虛擬經(jīng)濟(jì)。

馬克思在《資本論》第三卷第五篇中對(duì)虛擬資本進(jìn)行分析，提出“人們把虛擬資本的形成叫作資本化。人們把每一個(gè)有規(guī)則的會(huì)反復(fù)取得的收入按平均利息率來計(jì)算，把它算作是按這個(gè)利息率貸出的一個(gè)資本會(huì)提供的收益，這樣就把這個(gè)收入資本化了”[1]493。生息資本的運(yùn)動(dòng)和信用制度的發(fā)展創(chuàng)造出了虛擬資本，包括股票、債券、匯票、不動(dòng)產(chǎn)抵押?jiǎn)蔚?，“所有這些證券實(shí)際上都只是代表已積累的對(duì)于未來生產(chǎn)的索取權(quán)或權(quán)利證書，它們的貨幣價(jià)值或資本價(jià)值，或者像國(guó)債那樣不代表任何資本，或者完全不決定于它們所代表的現(xiàn)實(shí)資本的價(jià)值”[1]494。

虛擬資本本身沒有價(jià)值，但虛擬資本可以通過循環(huán)運(yùn)動(dòng)產(chǎn)生利潤(rùn)，獲取某種形式的“剩余價(jià)值”，它不能直接作為現(xiàn)實(shí)生產(chǎn)要素或資本在生產(chǎn)活動(dòng)中發(fā)生作用，而只是所有權(quán)證書，是“現(xiàn)實(shí)資本的紙制復(fù)本”，反映著債權(quán)債務(wù)關(guān)系?！暗牵鳛榧堉茝?fù)本，這些證券只是幻想的，它們的價(jià)值額的漲落，和它們有權(quán)代表的現(xiàn)實(shí)資本的價(jià)值變動(dòng)完全無關(guān)，盡管它們可以作為商品來買賣，因而可以作為資本價(jià)值來流通?！盵1]530當(dāng)金融發(fā)生動(dòng)蕩時(shí)，虛擬資本的價(jià)格可以數(shù)倍于它們所代表的實(shí)際資本價(jià)值，也可以大大低于實(shí)際資本價(jià)值，甚至一文不值。

（一）虛擬資本對(duì)社會(huì)經(jīng)濟(jì)運(yùn)行的積極影響。

1.加快財(cái)富的集中和資本的積累，促進(jìn)資本的社會(huì)化進(jìn)程。虛擬資本的出現(xiàn)改變了資本積累的方式，資金集中更加迅速、快捷，促進(jìn)了資本的社會(huì)化，為高效率的社會(huì)化大生產(chǎn)奠定基礎(chǔ)。

2.促進(jìn)了資源的合理配置。虛擬資本在各部門之間的轉(zhuǎn)移更加自由靈活，從而能表現(xiàn)出明顯的優(yōu)化資源配置的效應(yīng)和導(dǎo)向性，帶動(dòng)了勞動(dòng)力、技術(shù)、自然資源在實(shí)體經(jīng)濟(jì)部門之間的優(yōu)化配置。

3.促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。虛擬資本的繁榮，能增加投資者財(cái)富，刺激消費(fèi)增長(zhǎng)，改變短期邊際消費(fèi)傾向，擴(kuò)大經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的乘數(shù)效應(yīng)，虛擬資本中的股票債券，如果絕大部分是生產(chǎn)性的，也有利于經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)。

4.促進(jìn)利潤(rùn)率平均化?！靶庞弥贫鹊谋厝恍纬?，以便對(duì)利潤(rùn)率的平均化或這個(gè)平均化運(yùn)動(dòng)起中介作用?！盵1]5325.減少流通費(fèi)用?！耙豁?xiàng)主要的流通費(fèi)用，就是貨幣本身，因?yàn)樨泿抛陨砭哂袃r(jià)值?！蓖ㄟ^信用，“A相當(dāng)大的一部分交易完全用不著貨幣。B流通手段的流通加速了。……一方面，這種加速是技術(shù)性的；也就是說，在現(xiàn)實(shí)的、對(duì)消費(fèi)起中介作用的商品流轉(zhuǎn)額保持不變時(shí)，較小量的貨幣或貨幣符號(hào)，可以完成同樣的服務(wù)。這是同銀行業(yè)務(wù)的技術(shù)聯(lián)系在一起的。另一方面，信用又會(huì)加速商品形態(tài)變化的速度，從而加速貨幣流通的速度?！盵1]541（二）虛擬資本對(duì)社會(huì)經(jīng)濟(jì)運(yùn)行的消極影響。

虛擬資本如果發(fā)展過度，就會(huì)對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生嚴(yán)重的消極影響：

1.虛擬資本的過度發(fā)展會(huì)擠占生產(chǎn)部門的資金供給。在高投資回報(bào)預(yù)期下，大量資金從實(shí)體經(jīng)濟(jì)領(lǐng)域流向金融市場(chǎng)和房地產(chǎn)市場(chǎng)，造成經(jīng)濟(jì)虛假繁榮。如果流進(jìn)虛擬經(jīng)濟(jì)領(lǐng)域的資金過多，就會(huì)造成實(shí)體經(jīng)濟(jì)部門資金不足，發(fā)展乏力，出現(xiàn)生產(chǎn)性投資的擠出效應(yīng)。

2.虛擬資本是經(jīng)濟(jì)泡沫產(chǎn)生的根源。虛擬資本的過度增長(zhǎng)和相關(guān)交易持續(xù)膨脹，與實(shí)際資本脫離越來越遠(yuǎn)，形成泡沫經(jīng)濟(jì)。經(jīng)濟(jì)泡沫的成分不斷增加，人們對(duì)虛擬利潤(rùn)的追逐導(dǎo)致大量資金非正常涌入虛擬資本市場(chǎng)，人們熱衷于炒作股票、期貨等“金錢游戲”活動(dòng)。

3.在虛擬資本的積累快于現(xiàn)實(shí)資本積累的情況下，生息的貨幣資本不僅不反映現(xiàn)實(shí)貨幣資本的積累，而且自我擴(kuò)張，這樣就導(dǎo)致了現(xiàn)實(shí)資本供求和生息貨幣資本的供求出現(xiàn)明顯差別，生息貨幣的過?；虿蛔?，不反映或不完全反映現(xiàn)實(shí)資本的過剩或不足，增大了調(diào)控宏觀經(jīng)濟(jì)的難度。

虛擬經(jīng)濟(jì)是與實(shí)體經(jīng)濟(jì)相對(duì)應(yīng)的概念。成思危認(rèn)為，虛擬經(jīng)濟(jì)是指與虛擬資本以金融系統(tǒng)為主要依托的循環(huán)運(yùn)動(dòng)有關(guān)的經(jīng)濟(jì)活動(dòng)。簡(jiǎn)單地說，虛擬經(jīng)濟(jì)就是直接以錢生錢的活動(dòng)。[2]劉駿民認(rèn)為，虛擬經(jīng)濟(jì)是以資本化定價(jià)行為為基礎(chǔ)的價(jià)格系統(tǒng)，其運(yùn)行的基本特征是具有內(nèi)在的波動(dòng)性。[3]

二、房地產(chǎn)市場(chǎng)虛擬性的表現(xiàn)。

房地產(chǎn)市場(chǎng)具有虛擬經(jīng)濟(jì)和實(shí)體經(jīng)濟(jì)的二重屬性，虛擬性是指房地產(chǎn)是一種虛擬資產(chǎn)，其特性介于普通商品和金融資產(chǎn)之間。具體表現(xiàn)在：

其一，以房地產(chǎn)的權(quán)屬證書開出的匯票或發(fā)行的抵押證券實(shí)質(zhì)上是一種虛擬資本。根據(jù)馬克思的解釋，房地產(chǎn)權(quán)屬證書“實(shí)際上都只是代表已積累的對(duì)于未來生產(chǎn)的索取權(quán)或權(quán)利證書”，它本身沒有價(jià)值，但可以通過循環(huán)運(yùn)動(dòng)產(chǎn)生利潤(rùn)，獲取某種形式的剩余價(jià)值。諸如房地產(chǎn)抵押貸款以及抵押貸款的證券化（MBS）、房地產(chǎn)公司的上市融資、發(fā)行債券以及股票等有價(jià)證券（REITs），依托金融系統(tǒng)的循環(huán)運(yùn)動(dòng)使得這些房地產(chǎn)金融工具不經(jīng)過實(shí)體經(jīng)濟(jì)的循環(huán)就可以取得盈利的經(jīng)濟(jì)活動(dòng)，就是一種虛擬經(jīng)濟(jì)，這充分體現(xiàn)了房地產(chǎn)市場(chǎng)的虛擬性。

其二，資本化定價(jià)。作為不動(dòng)產(chǎn)的土地，土地價(jià)格就是“地租的資本化”，它使土地資產(chǎn)成為一種具有虛擬資本屬性的資產(chǎn)。實(shí)際上，在現(xiàn)代房地產(chǎn)投資、融資實(shí)務(wù)中，根據(jù)房地產(chǎn)產(chǎn)生的現(xiàn)金流量進(jìn)行估價(jià)的收益資本化法仍是決定房地產(chǎn)投資的最主要估價(jià)方式，只是在估算現(xiàn)金流量時(shí)需要考慮更多的因素，以求達(dá)到更好的預(yù)測(cè)效果。

其三，投資者并不直接參與生產(chǎn)和消費(fèi)等實(shí)體經(jīng)濟(jì)活動(dòng)。在現(xiàn)代經(jīng)濟(jì)生活中，房地產(chǎn)已經(jīng)成為一種重要的投資品，由于對(duì)土地需求不斷增加而土地存量不變，因此，從長(zhǎng)期來看，房地產(chǎn)價(jià)格必呈上升趨勢(shì)。投資者為了資產(chǎn)保值增值而取得房地產(chǎn)所有權(quán)，其投資的目的在于盈利，投資者并沒有直接參與生產(chǎn)和消費(fèi)等實(shí)體經(jīng)濟(jì)活動(dòng)。

三、房地產(chǎn)虛擬性質(zhì)與宏觀經(jīng)濟(jì)。

房地產(chǎn)的虛擬資產(chǎn)性質(zhì)使其成為聯(lián)系實(shí)體經(jīng)濟(jì)與虛擬經(jīng)濟(jì)的紐帶，它像一把雙刃劍，對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)發(fā)揮著正負(fù)兩方面作用。郭金興認(rèn)為，在現(xiàn)代經(jīng)濟(jì)中，房地產(chǎn)是一種重要的虛擬資產(chǎn)，并且隨著虛擬經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，其虛擬性也在不斷增強(qiáng)，這在成熟的市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)國(guó)家體現(xiàn)得尤為明顯。經(jīng)驗(yàn)表明，房地產(chǎn)市場(chǎng)波動(dòng)并不一定會(huì)對(duì)實(shí)體經(jīng)濟(jì)造成破壞性影響。[4]劉駿民、王千也認(rèn)為，實(shí)際上，一個(gè)發(fā)達(dá)而完善的房地產(chǎn)市場(chǎng)有可能在經(jīng)濟(jì)發(fā)展和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)中起到穩(wěn)定作用。[5]

（一）完善的房地產(chǎn)市場(chǎng)的積極作用。

1.促進(jìn)金融市場(chǎng)擴(kuò)大。房地產(chǎn)以其不動(dòng)產(chǎn)的特點(diǎn)成為商業(yè)銀行發(fā)放貸款的重要抵押品，再加上房地產(chǎn)抵押貸款及其證券化等金融工具的不斷創(chuàng)新，也擴(kuò)大了銀行和金融市場(chǎng)的范圍和規(guī)模。通過向銀行抵押貸款，企業(yè)和個(gè)人可以獲得資金用于房地產(chǎn)的生產(chǎn)、交易，而房地產(chǎn)市場(chǎng)交易的活躍進(jìn)一步刺激房?jī)r(jià)上漲。抵押品價(jià)格的上漲改善了銀行的資產(chǎn)負(fù)債表，并吸引過剩資金流向房地產(chǎn)金融市場(chǎng)，進(jìn)而使得信貸規(guī)模以及金融市場(chǎng)的規(guī)模和范圍進(jìn)一步擴(kuò)大。

2.支持實(shí)體經(jīng)濟(jì)發(fā)展。房地產(chǎn)以及房地產(chǎn)金融市場(chǎng)既可以吸收大量社會(huì)過剩閑散的資金，從而化解實(shí)體經(jīng)濟(jì)物價(jià)不穩(wěn)定的壓力，在很大程度上消化實(shí)體經(jīng)濟(jì)的風(fēng)險(xiǎn)；也可以為房地產(chǎn)市場(chǎng)上企業(yè)和個(gè)人的投資需求提供資金支持。

3.優(yōu)化社會(huì)資源配置。房地產(chǎn)金融市場(chǎng)將資源從低效率利用部門轉(zhuǎn)移到高效率部門，使社會(huì)的經(jīng)濟(jì)資源能更有效地配置在效率更高或效用更大的部門，實(shí)現(xiàn)稀缺資源的合理配置和有效利用。房地產(chǎn)增強(qiáng)資金的配置效應(yīng)從而引導(dǎo)實(shí)體經(jīng)濟(jì)對(duì)資源的優(yōu)化配置。隨著金融改革的深化，虛擬經(jīng)濟(jì)的資源配置功能越來越強(qiáng)，極大地促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。

所以說房地產(chǎn)這種虛擬經(jīng)濟(jì)成分適當(dāng)?shù)牟▌?dòng)對(duì)實(shí)體經(jīng)濟(jì)是有益的，一方面它可以緩解對(duì)實(shí)體經(jīng)濟(jì)的沖擊，另一方面也可以優(yōu)化資金配置，為實(shí)體經(jīng)濟(jì)能更好地配置資源服務(wù)，從而促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，改善國(guó)民福利。

（二）房地產(chǎn)市場(chǎng)虛擬性的負(fù)面作用。

1.它是房地產(chǎn)泡沫產(chǎn)生的根源。一方面，在高投資回報(bào)預(yù)期下，大量資金從實(shí)體經(jīng)濟(jì)領(lǐng)域流向金融市場(chǎng)和房地產(chǎn)市場(chǎng)，房地產(chǎn)價(jià)格飛漲，造成經(jīng)濟(jì)虛假繁榮，經(jīng)濟(jì)泡沫不斷增加。同時(shí)，自上世紀(jì)80年代以來，全球范圍內(nèi)的金融自由化、資本市場(chǎng)管制放松以及先進(jìn)通訊技術(shù)的應(yīng)用使得資本流動(dòng)更方便、更快捷，國(guó)際資本可以更容易地跨國(guó)界流向收益高的房地產(chǎn)市場(chǎng)，大大增加了房地產(chǎn)市場(chǎng)的泡沫。另一方面，房地產(chǎn)和其他虛擬資產(chǎn)之間結(jié)構(gòu)失衡，發(fā)展速度參差不齊，同樣可能由于大量貨幣資金積聚于房地產(chǎn)市場(chǎng)而造成房地產(chǎn)泡沫。

2.房地產(chǎn)業(yè)與銀行貨幣發(fā)行、金融證券市場(chǎng)緊密聯(lián)系在一起，使房地產(chǎn)波動(dòng)通過貨幣供給和信貸總量等傳導(dǎo)機(jī)制對(duì)金融市場(chǎng)和宏觀經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生影響。市場(chǎng)繁榮時(shí)，利率水平較低，貸款規(guī)模和信貸總量不斷增加，居民收入預(yù)期增加，購(gòu)房者對(duì)房地產(chǎn)的需求增加，從而促進(jìn)經(jīng)濟(jì)加速增長(zhǎng)；在加息過程中，人們對(duì)于經(jīng)濟(jì)前景持樂觀態(tài)度，居民收入預(yù)期進(jìn)一步增長(zhǎng)。而一旦由于政策變動(dòng)或投資者預(yù)期變化等原因引發(fā)信貸規(guī)模驟減時(shí)，購(gòu)房成本增加，居民收入預(yù)期下降，便會(huì)抑制房地產(chǎn)需求，經(jīng)濟(jì)增速便會(huì)下降。同時(shí)房?jī)r(jià)的下跌也促使居民觀望乃至拋售房產(chǎn)，進(jìn)一步促進(jìn)房?jī)r(jià)的下跌。人們對(duì)經(jīng)濟(jì)預(yù)期普遍持悲觀態(tài)度時(shí)，如果投資者資金鏈斷裂，就很容易引發(fā)金融危機(jī)。

因此，防止大量貨幣積聚在房地產(chǎn)市場(chǎng)，打擊房地產(chǎn)投機(jī)，是治理房地產(chǎn)過度虛擬產(chǎn)生泡沫的關(guān)鍵。我國(guó)目前由于金融或資本不發(fā)達(dá)，投資渠道少，房地產(chǎn)往往被作為一種優(yōu)質(zhì)的投資品，在流動(dòng)性過剩、資本逐利的本性推動(dòng)下，就會(huì)引發(fā)房地產(chǎn)投機(jī)、房?jī)r(jià)迅速上漲的不良局面。而房地產(chǎn)又是對(duì)政策，尤其是對(duì)土地、金融、稅收等政策依賴性很強(qiáng)的行業(yè)，資金松緊對(duì)房地產(chǎn)運(yùn)行有決定性的影響。引起2007年美國(guó)次貸危機(jī)的直接原因就是貸款利率的上升和房地產(chǎn)市場(chǎng)的降溫。從2004年6月到2006年8月美國(guó)基準(zhǔn)利率先后上調(diào)17次，從1%上升到5·25%。利率上升使信用不好的借款人還款壓力增大，違約現(xiàn)象大量出現(xiàn)；房地產(chǎn)市場(chǎng)降溫則使借款人難以將房屋出租、出售，即使出售了房屋也不足以償還購(gòu)房貸款本金和利息，從而產(chǎn)生了商業(yè)銀行貸款虧損等連鎖反應(yīng)，最終導(dǎo)致了次貸危機(jī)的發(fā)生。

四、我國(guó)房地產(chǎn)市場(chǎng)現(xiàn)狀及建議。

國(guó)人對(duì)住房有特殊情結(jié)。由于人多地少、經(jīng)濟(jì)高速增長(zhǎng)、城市化進(jìn)程加速、信用工具不斷出新、超前消費(fèi)意識(shí)形成等因素的相互作用，導(dǎo)致我國(guó)需求膨脹，且具有相當(dāng)?shù)膭傂?，再加上境?nèi)外投資、投機(jī)的炒作，尤其是當(dāng)前我國(guó)人民幣升值預(yù)期的高漲，熱錢正在快速進(jìn)入我國(guó)，使我國(guó)房地產(chǎn)市場(chǎng)呈現(xiàn)極不正常的狀態(tài)。一方面，形成了虛假的房市需求，推動(dòng)房?jī)r(jià)不斷上漲，投資者購(gòu)房時(shí)不考慮自己的真實(shí)消費(fèi)能力，包括按揭貸款后的還貸能力，而是考慮投資收益和成本，只要房?jī)r(jià)漲幅超過銀行還貸利息成本，投資性購(gòu)房的需求便會(huì)不斷增加；另一方面，造成社會(huì)資源的極大浪費(fèi)，許多城市房子空置率很高，而中低收入人群越來越買不起房子，極易引發(fā)社會(huì)矛盾，影響和諧社會(huì)的建設(shè)。

從房地產(chǎn)市場(chǎng)的供求關(guān)系看，目前我國(guó)存在著結(jié)構(gòu)性失衡。房地產(chǎn)結(jié)構(gòu)性的供不應(yīng)求與供過于求同時(shí)并存：一方面，大量的商品房積壓，這主要是因?yàn)殚_發(fā)商沒有充分分析市場(chǎng)，對(duì)市場(chǎng)有效需求估計(jì)不足，過多投資高檔住宅，導(dǎo)致了空置；另一方面，大多數(shù)居民的住房還十分緊張，普通住宅尤其是經(jīng)濟(jì)適用房供給短缺、增長(zhǎng)緩慢。要解決結(jié)構(gòu)性失衡，就需要增加開發(fā)經(jīng)濟(jì)適用房的比例，而且嚴(yán)格限制以經(jīng)濟(jì)適用房名義開發(fā)超大面積住宅或?qū)⒔?jīng)濟(jì)適用房轉(zhuǎn)變?yōu)槠胀ㄉ唐贩?。由于我?guó)的房地產(chǎn)市場(chǎng)還處于發(fā)育的初期階段，政府的主要職責(zé)就是通過制定科學(xué)、有效、競(jìng)爭(zhēng)的規(guī)則，促進(jìn)房地產(chǎn)市場(chǎng)的正常發(fā)育，充分運(yùn)用經(jīng)濟(jì)手段調(diào)節(jié)房地產(chǎn)市場(chǎng)的供給和需求，抑制房地產(chǎn)投機(jī)或炒作。為此，筆者提出以下具體建議：

第一，進(jìn)一步完善我國(guó)的住房保障制度。政府應(yīng)進(jìn)一步加大對(duì)保障性住房建設(shè)的投入力度，優(yōu)先保證供應(yīng)廉租房和經(jīng)濟(jì)適用房建設(shè)用地；同時(shí)，要建立科學(xué)規(guī)范的準(zhǔn)入機(jī)制，使住房保障制度真正保障買不起商品房和無力自行解決住房問題（包括無能力租市場(chǎng)價(jià)住房）的貧困家庭或中低收入家庭。

第二，加強(qiáng)對(duì)熱錢的跟蹤和管制，控制熱錢大量流入房地產(chǎn)市場(chǎng)。當(dāng)前人民幣在境外壓力下升值預(yù)期不斷高漲，吸引大量熱錢涌入境內(nèi)，房地產(chǎn)尤其是豪宅是熱錢投資的主要對(duì)象。所以，一方面要穩(wěn)定幣值尤其是預(yù)期；另一方面，要從根本上完善我國(guó)的市場(chǎng)體制、金融制度以及貨幣政策等。

第三，增加投資渠道，使資金分流。采取住房抵押貸款證券化、建立房地產(chǎn)信托基金等措施，當(dāng)股票、基金、債券以及抵押貸款證券化這些投資渠道發(fā)展后，融資方式的多樣化可以讓投資行為轉(zhuǎn)向購(gòu)買虛擬房產(chǎn)，減少樓市的投資行為，也可以減少銀行承受的金融風(fēng)險(xiǎn)。

第四，加強(qiáng)政策的針對(duì)性和有效性。房地產(chǎn)由于受多種因素影響，是個(gè)復(fù)雜的市場(chǎng)體系，政府應(yīng)該有的放矢地制定地方房地產(chǎn)政策，而不能搞“一刀切”。同時(shí)，加強(qiáng)房地產(chǎn)市場(chǎng)分析研究，建立健全房地產(chǎn)市場(chǎng)信息系統(tǒng)，完善市場(chǎng)監(jiān)測(cè)分析和預(yù)警機(jī)制，準(zhǔn)確把握房地產(chǎn)市場(chǎng)走勢(shì)，及時(shí)發(fā)現(xiàn)市場(chǎng)運(yùn)行中的新情況、新問題，提高調(diào)控措施的預(yù)見性、針對(duì)性和有效性，正確引導(dǎo)房地產(chǎn)的投資和消費(fèi)。

第五，加強(qiáng)稅收、信貸等政策對(duì)房地產(chǎn)市場(chǎng)的監(jiān)管和調(diào)控作用。加強(qiáng)、調(diào)整房地產(chǎn)市場(chǎng)交易稅收，加強(qiáng)物業(yè)立法。同時(shí)，貨幣政策制定者應(yīng)該增加對(duì)發(fā)展中的按揭市場(chǎng)基本結(jié)構(gòu)的關(guān)注，并提高信貸條件，加強(qiáng)對(duì)經(jīng)營(yíng)家庭債務(wù)相關(guān)的金融實(shí)體的監(jiān)管，以保證其健康運(yùn)行。

第六，充分認(rèn)識(shí)房地產(chǎn)業(yè)的虛擬特性，綜合考慮房地產(chǎn)金融問題，而不是單獨(dú)從銀行信貸管理、信托政策、企業(yè)債券或股票等金融工具的角度來考慮房地產(chǎn)金融。同時(shí)，進(jìn)一步完善立法，使房地產(chǎn)企業(yè)股票發(fā)行和交易規(guī)范化，把企業(yè)通過股份制而籌集的資金納入健康發(fā)展的軌道。

總之，解決住房問題需要政府這只看得見的手與市場(chǎng)這只看不見的手兩者的密切配合。一方面，要發(fā)揮市場(chǎng)在資源配置方面的基礎(chǔ)性作用，利用市場(chǎng)的力量來使住宅商品適應(yīng)各種不同的需求，以實(shí)現(xiàn)供需之間的動(dòng)態(tài)平衡；另一方面，市場(chǎng)和政府兩只手是互相配合的，政府應(yīng)該更多地考慮保障社會(huì)公平。

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[4]郭金興。房地產(chǎn)的虛擬資產(chǎn)性質(zhì)及其中外比較[J].

篇10

摘 要： 根據(jù)中國(guó)A股市場(chǎng)數(shù)據(jù)，運(yùn)用“非資產(chǎn)定價(jià)模型分解法”將個(gè)股風(fēng)險(xiǎn)分解為市場(chǎng)風(fēng)險(xiǎn)、行業(yè)層面風(fēng)險(xiǎn)和公司特質(zhì)風(fēng)險(xiǎn)，在此基礎(chǔ)上，建立結(jié)構(gòu)向量自回歸模型，考察個(gè)股不同層面的股價(jià)波動(dòng)和宏觀經(jīng)濟(jì)變量之間的相關(guān)性：發(fā)現(xiàn)A股市場(chǎng)特質(zhì)波動(dòng)水平的上升，使得公司層面的信息不確定性增加，導(dǎo)致信貸規(guī)模下降，從而間接降低了宏觀經(jīng)濟(jì)的穩(wěn)定性。這表明公司特質(zhì)波動(dòng)與宏觀經(jīng)濟(jì)之間存在顯著的負(fù)相關(guān)性。

中圖分類號(hào)： F123.16

文獻(xiàn)標(biāo)志碼： A

文章編號(hào)： 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.

公司特質(zhì)波動(dòng)作為股價(jià)波動(dòng)的重要組成部分[1]，對(duì)股價(jià)甄別、篩選和反饋公司價(jià)值，傳遞公司層面特質(zhì)信息，以及資源配置都具有重要的影響[2]。Wurgler[3]發(fā)現(xiàn)公司特質(zhì)波動(dòng)程度對(duì)于資源配置效率的高低具有顯著性的解釋作用。既然公司特質(zhì)波動(dòng)與股價(jià)的信息效率密切聯(lián)系，那么，公司特質(zhì)波動(dòng)是否會(huì)影響宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)，以及如何影響宏觀經(jīng)濟(jì)？這將從一個(gè)層面解釋股價(jià)波動(dòng)與宏觀經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定之間的傳遞機(jī)制。

對(duì)于公司特質(zhì)波動(dòng)與宏觀經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定之間的相關(guān)性，鮮有學(xué)者涉及。Panousi和Papanikolaou[4]發(fā)現(xiàn)當(dāng)公司特質(zhì)波動(dòng)較高時(shí)，公司投資行為趨于保守，即公司特質(zhì)波動(dòng)程度和公司投資行為存在明顯的負(fù)相關(guān)性。Portes和Ozenbas[5]利用“金融加速器”理論[6]研究發(fā)現(xiàn)，公司特質(zhì)波動(dòng)能夠有效的解釋“現(xiàn)代市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)之謎”[7]。他們將個(gè)股波動(dòng)分為即市場(chǎng)波動(dòng)和公司特質(zhì)波動(dòng)。在信貸市場(chǎng)上，銀行只能提供抵押貸款的條件下，信貸規(guī)模完全取決于公司資產(chǎn)凈值的影響。而公司特質(zhì)波動(dòng)則是公司凈資產(chǎn)價(jià)值變化向外界傳達(dá)信息的一種方式。當(dāng)公司特質(zhì)波動(dòng)上升時(shí)，公司資產(chǎn)凈值的波動(dòng)性進(jìn)一步增加，意味著信貸市場(chǎng)的信息不對(duì)稱程度提高，企業(yè)的外部融資升水增加，信貸市場(chǎng)的“金融摩擦”加劇，造成信貸市場(chǎng)規(guī)模下降。國(guó)內(nèi)學(xué)者主要集中在趨勢(shì)研究[8]和定價(jià)研究[9]，多圍繞資產(chǎn)價(jià)格與經(jīng)濟(jì)波動(dòng)之間展開。本文運(yùn)用結(jié)構(gòu)向量自回歸模型，考察公司特質(zhì)波動(dòng)對(duì)中國(guó)宏觀經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定的影響機(jī)制。

一、研究方法

（一）公司特質(zhì)波動(dòng)測(cè)度

公司特質(zhì)波動(dòng)測(cè)度方法主要分為間接分離法和因素模型法兩種。間接分離法是Campbell等[10]根據(jù)CAPM的思想，將個(gè)股收益波動(dòng)分解為市場(chǎng)收益、行業(yè)層面收益以及公司特質(zhì)收益三個(gè)部分，并根據(jù)這三個(gè)收益成分分別計(jì)算各自的方差，以求出市場(chǎng)波動(dòng)、行業(yè)層面波動(dòng)和公司特質(zhì)波動(dòng)。直接分解法則是直接利用Fama-French三因素模型的誤差項(xiàng)計(jì)算公司特質(zhì)波動(dòng)，而因素模型法是Malkiel和Xu[11]利用因素模型，尤其是三因素模型計(jì)算其誤差項(xiàng)用以測(cè)度公司特質(zhì)波動(dòng)。這兩種方法均是借助于不同的資產(chǎn)定價(jià)模型測(cè)度公司特質(zhì)波動(dòng)。模型的選擇均是在一定的條件下才具有適用性，如CAPM模型的適用條件中有兩個(gè)最為基本的規(guī)定，一是組合中的風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)比例相同；二是投資者的風(fēng)險(xiǎn)偏好相同。但現(xiàn)實(shí)條件難以達(dá)到這種理想狀態(tài)。再如，運(yùn)用模型進(jìn)行計(jì)量分析時(shí)，只有當(dāng)殘差g（i）獨(dú)立同分布時(shí)，分析結(jié)果計(jì)量實(shí)證意義，不同的模型所計(jì)算的結(jié)果，其誤差也各不相同。本文借鑒Bali，Cakici和Levy[12]，采用“非模型分解法”對(duì)我國(guó)證券市場(chǎng)中的公司特質(zhì)風(fēng)險(xiǎn)進(jìn)行測(cè)度。

“非模型分解法”是指在不依賴于任何資產(chǎn)定價(jià)模型的基礎(chǔ)上，基于組合分散收益的思想，借助于均值方差法，構(gòu)建起測(cè)度整個(gè)證券市場(chǎng)平均公司特質(zhì)風(fēng)險(xiǎn)的計(jì)算方法。構(gòu)建過程如下：

假設(shè)在證券市場(chǎng)內(nèi)存在n個(gè)行業(yè)，Rit為行業(yè)i在第t月內(nèi)的行業(yè)平均收益，權(quán)重Wit為行業(yè)i的市值占證券市場(chǎng)總市值的比重。那么市場(chǎng)收益為：

Rm，t=ni=1Wi，tRi，t

而行業(yè)i在第t月內(nèi)的平均收益為行業(yè)內(nèi)個(gè)股收益的加權(quán)平均，其中，Rji，t為個(gè)股收益，Wji，t是按照個(gè)股市值占行業(yè)總市值的比重得到。那么行業(yè)i的平均收益為：

Ri，t=ni=1Wji，tRji，t

在以上市場(chǎng)收益和行業(yè)收益計(jì)算的基礎(chǔ)上，我們假定個(gè)股收益波動(dòng)分為三個(gè)層面：市場(chǎng)波動(dòng)、行業(yè)層面波動(dòng)和公司特質(zhì)波動(dòng)。這一點(diǎn)與間接分離法較為類似，但在測(cè)度三個(gè)層面波動(dòng)時(shí)所采用的方法則是基于組合分散收益的原理構(gòu)建。首先，根據(jù)市場(chǎng)收益計(jì)算市場(chǎng)層面波動(dòng)：

MKTNt=Var（Rm，t）=（Rm，t-μm）2

其中，μm為市場(chǎng)收益Rm，t的期望平均水平。我們把行業(yè)看作是一支理論上的“行業(yè)證券”，那么這個(gè)Rm，t就可以看作是一個(gè)“市場(chǎng)組合”的收益。在這樣的組合中，行業(yè)層面風(fēng)險(xiǎn)被看作非系統(tǒng)風(fēng)險(xiǎn)而被完全分散掉。我們?cè)偌俣ㄟ@些理論上的“行業(yè)證券”間的收益具有完全正相關(guān)性，那么它是一個(gè)沒有分散效果的“無分散組合”，在這個(gè)組合中，“行業(yè)證券”間的非系統(tǒng)風(fēng)險(xiǎn)——行業(yè)層面波動(dòng)則完全保留。該組合方差則為各“行業(yè)證券”方差總合：

ni=1Wi，tσi，t2，其中，σi，t為行業(yè)i的標(biāo)準(zhǔn)差。組合方差與市場(chǎng)層面波動(dòng)之差為行業(yè)層面波動(dòng)：

IND=σ2ε，t=ni=1Wi，tσi，t2-Var（Rm，t）

假設(shè)行業(yè)i中有m家上市公司，針對(duì)行業(yè)i同樣也構(gòu)造出兩個(gè)截然不同的組合，即行業(yè)內(nèi)的“市場(chǎng)組合”和假定的行業(yè)內(nèi)的“無分散組合”，同時(shí)可以求出各自的風(fēng)險(xiǎn)方差，其中行業(yè)內(nèi)的“無分散組合”的方差為：（mj=1Wj，tσj，t）2，σji，t為行業(yè)i內(nèi)的公司j的標(biāo)準(zhǔn)差。行業(yè)i內(nèi)的特質(zhì)波動(dòng)平均水平為：

σ2εi，t=nj=1Wji，tσji，t2-Var（Ri，t）

nj=1Wji，tσji，t是指在行業(yè)i內(nèi)所有個(gè)股的權(quán)重平均方差。再將行業(yè)內(nèi)的平均公司特質(zhì)風(fēng)險(xiǎn)按照行業(yè)權(quán)重再次加權(quán)平均，即nj=1Wi，tσεi，t乘方后，減去市場(chǎng)超額收益方差Var（Rm，t），便得到股票市場(chǎng)平均公司特質(zhì)風(fēng)險(xiǎn)：

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

（二）結(jié)構(gòu)向量自回歸模型（SVAR）

Sims[13]提出的向量自回歸模型（vector autoregressive model，VAR）采用多方程聯(lián)立的形式，在模型的每一個(gè)方程中，內(nèi)生變量對(duì)模型的全部?jī)?nèi)生變量的滯后項(xiàng)進(jìn)行回歸，從而估計(jì)全部?jī)?nèi)生變量的動(dòng)態(tài)關(guān)系，它提供了一個(gè)刻畫多元時(shí)間序列動(dòng)態(tài)特性以及分析隨機(jī)擾動(dòng)對(duì)變量系統(tǒng)動(dòng)態(tài)沖擊的簡(jiǎn)單框架。但這種VAR模型不能反映變量之間當(dāng)期相關(guān)性的確切形式，并且由于這些當(dāng)期相關(guān)藏在誤差項(xiàng)的相關(guān)結(jié)構(gòu)中，其經(jīng)濟(jì)含義難以解釋。Sims[13]提出了結(jié)構(gòu)向量自回歸模型（SVAR），可以通過建立非遞歸形式的短期約束，在同一模型中識(shí)別多個(gè)變量的結(jié)構(gòu)沖擊。含有k個(gè)變量的p階結(jié)構(gòu)向量自回歸模型SVAR（p）一般矩陣形式可表示為：

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）基礎(chǔ)數(shù)據(jù)

本文中包括3個(gè)內(nèi)生變量：經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)指標(biāo)、信貸規(guī)模指標(biāo)，以及公司特質(zhì)波動(dòng)。

1. 公司特質(zhì)波動(dòng)（IDIO），本文選擇深滬A股上市公司共1232家上市公司，其選擇標(biāo)準(zhǔn)為：剔除金融類、房地產(chǎn)類和ST類上市公司，另外計(jì)算波動(dòng)率所需時(shí)間限制，同樣剔除上市公司不足5個(gè)月的上市公司。樣本期從1995.6-2010.6共15年間的樣本交易數(shù)據(jù)。行業(yè)分類是按照中國(guó)證券監(jiān)管委員會(huì)于2001年公布的《上市公司分類指引》共分為13大類共56個(gè)二級(jí)行業(yè)，剔除不足3家公司的行業(yè)。共選擇51個(gè)行業(yè)。無風(fēng)險(xiǎn)收益率選取人民幣一年期存款基準(zhǔn)利率作為標(biāo)準(zhǔn)。以上數(shù)據(jù)均來自于Wind數(shù)據(jù)庫和CSMAR金融數(shù)據(jù)庫。

2.各項(xiàng)貸款總計(jì)，本文引入金融機(jī)構(gòu)貸款余額（CREDI），選擇該指標(biāo)是為了反映公司特質(zhì)波動(dòng)變化而導(dǎo)致的影響宏觀經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定的信貸渠道效應(yīng)。數(shù)據(jù)來自于CCER數(shù)據(jù)庫和國(guó)研網(wǎng)，考慮到所取數(shù)據(jù)均是貨幣名義值度量，為取得其實(shí)際余額，將該數(shù)據(jù)名義值除以CPI計(jì)算得出。其中，通貨膨脹率指標(biāo)采用消費(fèi)者定基價(jià)格指數(shù)（CPI），數(shù)據(jù)來自RESSET金融數(shù)據(jù)庫。

3.經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)指標(biāo)采用一致合成指數(shù)CSI。由于目前我國(guó)缺乏GDP的月度數(shù)據(jù)，再加上在考察宏觀增長(zhǎng)涉及到多方面指標(biāo)，如工業(yè)生產(chǎn)、就業(yè)、投資、消費(fèi)、外貿(mào)、稅收、企業(yè)利潤(rùn)、以及居民收入等方面因素，本文采用一致合成指數(shù)CSI，該指數(shù)由國(guó)家統(tǒng)計(jì)局制定并統(tǒng)一公布（.cn）。

本文SVAR模型中，定義如下假設(shè)：第一，假定一致合成指數(shù)CSI為前定變量，同期受到金融機(jī)構(gòu)貸款（CREDI）“新息”（Innovation）的影響，這種“新息”即來自于公司特質(zhì)波動(dòng)的影響。假定公司特質(zhì)波動(dòng)對(duì)模型中其他變量反映存在黏性，因此公司特質(zhì)波動(dòng)受到自身沖擊的同期影響。第二，假定公司特質(zhì)波動(dòng)和金融機(jī)構(gòu)貸款之間存在相互作用：一方面，公司特質(zhì)波動(dòng)的變化使得公司的凈資產(chǎn)值發(fā)生變化，使得公司擔(dān)保品發(fā)生變動(dòng)從而影響銀行的信貸行為。另一方面，金融機(jī)構(gòu)信貸的可獲得性通過公司凈資產(chǎn)值的變化影響公司特質(zhì)波動(dòng)的變化。

在選擇上述變量（IDIO、CSI、CREDI）的基礎(chǔ)上建立SVAR來考察這些變量之間的統(tǒng)計(jì)關(guān)系，相比于無約束VAR模型而言，SVAR模型不僅考慮了變量間的內(nèi)生性問題，而且也包含了內(nèi)生變量之間的當(dāng)期關(guān)系。

個(gè)股波動(dòng)經(jīng)過“非模型測(cè)度法”分解為三個(gè)層面波動(dòng)，即市場(chǎng)波動(dòng)、行業(yè)層面波動(dòng)和公司特質(zhì)波動(dòng)，各自所內(nèi)涵的信息本質(zhì)不同，為了綜合考察個(gè)股波動(dòng)對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定，以及信貸市場(chǎng)變化的影響，將這三個(gè)層面波動(dòng)變量納入工具體系。在目標(biāo)體系中，認(rèn)為公司特質(zhì)波動(dòng)對(duì)于宏觀經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定的影響主要是通過信貸渠道發(fā)生的，因此在目標(biāo)體系中主要設(shè)置了、一致合成指數(shù)CSI和信貸規(guī)模指數(shù)CREDI，并著重分析公司特質(zhì)波動(dòng)對(duì)于一致合成指數(shù)CSI和信貸規(guī)模的影響，以印證上文的理論分析。

（四）模型的設(shè)定

考慮到公司特質(zhì)波動(dòng)與宏觀經(jīng)濟(jì)變量之間的關(guān)系主要表現(xiàn)在長(zhǎng)期關(guān)系。為了保存數(shù)據(jù)中的互動(dòng)信息，即便其時(shí)間序列非平穩(wěn)，也不采用差分法進(jìn)行平穩(wěn)處理[15]，因此，本文選擇上述指標(biāo)的水平變量構(gòu)建SVAR模型。而SVAR利用殘差協(xié)方差進(jìn)行Choleski分解來規(guī)避模型中的“新息”，這樣存在一個(gè)問題，即變量的排序有可能影響到因素的沖擊影響。按照Bjomland和Jacobsen[13]的方法，本文將一致合成指數(shù)CSI、通貨膨脹指數(shù)CPI和信貸變量CREDI排在序列的最前面，市場(chǎng)波動(dòng)、行業(yè)層面波動(dòng)和公司特質(zhì)波動(dòng)排在后面，具體排序?yàn)椋?/p>

yt=（CSIt，CREDIt，IDIOt）

因此本文的SVAR模型可以表述為：

B0yt=b*+B1yt-1+ut（1）

其中，yt為（3×1）維內(nèi)生變量向量；B0為可逆（3×3）維結(jié)構(gòu)系數(shù)矩陣，表示變量間的當(dāng)期關(guān)系；B1表示為（3×3）維反饋系數(shù)矩陣，代表變量滯后期與當(dāng)期間的關(guān)系；ut為（3×1）維隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)向量，為白噪聲向量；b*為常數(shù)項(xiàng)。

（五）模型的識(shí)別

SVAR模型和VAR模型之所以不同，在于SVAR模型中包含了變量間的當(dāng)期結(jié)構(gòu)性關(guān)系，這種關(guān)系是通過殘差項(xiàng)相互傳遞，為了能夠?qū)Γ?）式進(jìn)行估計(jì)，需要將其轉(zhuǎn)化為VAR的簡(jiǎn)約形式：

yt=a*+A1yt-1+εt（2）

其中，A1為（3×3）維系數(shù)矩陣，εt為（3×1）隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)向量，且Eεtε′t=∑ε為（3×3）維對(duì)稱正半定矩陣。根據(jù)（1）式和（2）式之間的隨機(jī)誤差項(xiàng)之間的關(guān)系，即ut=B0εt，由于Eεtε′t為對(duì)稱半正定矩陣，因此ut也為對(duì)稱半正定矩陣。至此，為了完全識(shí)別SVAR（1），需要對(duì)B0施加約束條件。這種約束條件是以公司特質(zhì)波動(dòng)、市場(chǎng)波動(dòng)針對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)變量的影響和傳導(dǎo)過程為基礎(chǔ)的。一般而言，對(duì)于具有k個(gè)內(nèi)生解釋變量的SVAR模型，需要對(duì)B0施加k（k-1）/2個(gè)約束條件才能恰好識(shí)別出所有參數(shù)。

二、數(shù)據(jù)分析和實(shí)證檢驗(yàn)

（一）時(shí)間序列平穩(wěn)性檢驗(yàn)

本文首先用Eviews6.0對(duì)以上三個(gè)變量進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，檢驗(yàn)方法采用ADF方法進(jìn)行處理，單位根檢驗(yàn)的結(jié)果如表1所示：

（二）變量協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)

本文采用Johansen協(xié)整檢驗(yàn)對(duì)3個(gè)變量系統(tǒng)進(jìn)行分析。假定數(shù)據(jù)中存在線性趨勢(shì)，協(xié)整向量含有截距但是沒有線性趨勢(shì)，選取2作為滯后階數(shù)，得到檢驗(yàn)結(jié)果如表：

表2表明無論跡統(tǒng)計(jì)量還是最大特征值法，系統(tǒng)有3個(gè)協(xié)整向量，而根據(jù)Sims[13]的結(jié)論，當(dāng)存在協(xié)整關(guān)系是，即便使用變量的水平值建立VAR模型是不會(huì)出現(xiàn)識(shí)別錯(cuò)誤，且最小二乘法的結(jié)果都是一致估計(jì)，因此，本文采用水平值進(jìn)行模型的估計(jì)和分析。

（三）模型參數(shù)估計(jì)

對(duì)于這3個(gè)變量形成的系統(tǒng)直接應(yīng)用SVAR模型分析公司特質(zhì)波動(dòng)以及市場(chǎng)波動(dòng)對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定的影響時(shí)，關(guān)鍵是如何設(shè)定內(nèi)生變量的同期相關(guān)矩陣，結(jié)合上面分析，并參考Kim和Roubini[7]的方法，本文的B0為：

uidioucrediucsi=

1b12b13b211b23b31b321

εidioεcrediεcsi

（3）

一般情況下，對(duì)B0參數(shù)的約束分為短期約束和長(zhǎng)期約束之分，長(zhǎng)期約束一般是指零約束，是指一個(gè)變量對(duì)另一變量的結(jié)構(gòu)沖擊的長(zhǎng)期相應(yīng)為0，但三者間均存在長(zhǎng)期關(guān)系，因此對(duì)于該矩陣應(yīng)施加短期約束。在（3）式中的第1行，銀行信貸行為的變化是取決于公司凈資產(chǎn)值的變化，當(dāng)公司資產(chǎn)凈值由于信貸市場(chǎng)的不確定性增加時(shí)，引起了公司現(xiàn)金流的變化而發(fā)生改變，因此信貸行為的變化在當(dāng)期對(duì)于公司特質(zhì)波動(dòng)沒有影響，兩者的當(dāng)期關(guān)系應(yīng)該為零，則本文中可以設(shè)定b12=0。而公司特質(zhì)波動(dòng)對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定變量CSI也是通過公司資產(chǎn)凈值的改變，引起公司投融資行為發(fā)生變化導(dǎo)致的，因此，公司特質(zhì)波動(dòng)的變化是取決于公司層面特質(zhì)信息的改變，盡管從長(zhǎng)期將公司層面經(jīng)營(yíng)狀況與宏觀因素密切相關(guān)，但宏觀經(jīng)濟(jì)對(duì)于公司特質(zhì)波動(dòng)沒有當(dāng)期影響。本文設(shè)定b13=0。而在（3）式的第2行，根據(jù)不完全信息理論以及效率工資理論，價(jià)格存在粘性，因此，信貸規(guī)模指數(shù)CREDI對(duì)一致合成指數(shù)CSI只存在滯后效應(yīng)，因此b23=0。

在模型（3）中滿足可識(shí)別條件的情況下，我們可以使用回歸模型，并估計(jì)得到SVAR模型的所有未知參數(shù)，從而可得到矩陣B0，以及ut和εt的線性組合估計(jì)結(jié)果。首先，通過建立最小二乘回歸模型，得到公司特質(zhì)波動(dòng)對(duì)于我國(guó)信貸市場(chǎng)的當(dāng)期關(guān)系為B21=-0.1194，說明兩者間呈現(xiàn)出負(fù)相關(guān)關(guān)系，也印證了公司特質(zhì)波動(dòng)其實(shí)是作為公司在信貸市場(chǎng)的金融摩擦存在的，其程度越高，那么公司的融資摩擦愈大，尤其在我國(guó)信貸市場(chǎng)信息不對(duì)稱狀況明顯，信貸配給嚴(yán)重的情況下，更是如此。其次，而公司特質(zhì)波動(dòng)IDIO對(duì)于一致合成指數(shù)CSI的影響，估計(jì)IDIO對(duì)CSI的系數(shù)為

B31=-0.2763，這意味著當(dāng)證券市場(chǎng)平均公司特質(zhì)波動(dòng)上升一個(gè)百分點(diǎn)時(shí)，CSI指數(shù)則下降0.2763個(gè)百分點(diǎn)，盡管與Portes和Ozenbas[5]的研究結(jié)果認(rèn)為，在美國(guó)證券市場(chǎng)上公司特質(zhì)波動(dòng)的上升能夠解釋40%的宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)下降原因相比，也說明在我國(guó)證券市場(chǎng)上，平均公司特質(zhì)波動(dòng)在長(zhǎng)期內(nèi)是影響宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的一個(gè)重要因素。同時(shí)說明公司特質(zhì)波動(dòng)與宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)之間的關(guān)系呈現(xiàn)出明顯的負(fù)相關(guān)性。

三、實(shí)證結(jié)果分析

本文利用SVAR的目的是從公司特質(zhì)波動(dòng)、信貸規(guī)模、宏觀經(jīng)濟(jì)變量三個(gè)內(nèi)生變量間內(nèi)在的動(dòng)態(tài)關(guān)系，并發(fā)現(xiàn)三者信息傳遞的方式和特征，尤其是公司特質(zhì)波動(dòng)通過信貸市場(chǎng)對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)變量的影響。在SVAR模型中，變量間的關(guān)系式相互的交錯(cuò)發(fā)生，我們是通過脈沖響應(yīng)函數(shù)來反映這一關(guān)系。而脈沖響應(yīng)函數(shù)是分析當(dāng)一個(gè)誤差項(xiàng)發(fā)生改變，或者說模型受到某種沖擊時(shí)對(duì)系統(tǒng)的動(dòng)態(tài)影響，用以描繪在擾動(dòng)項(xiàng)上施加沖擊，對(duì)內(nèi)生變量當(dāng)前值和未來值所帶來的影響，因此帶有一定的滯后性，本文在這里選取的滯后長(zhǎng)度為10個(gè)月。在SVAR中，通過結(jié)構(gòu)脈沖響應(yīng)函數(shù)的分解可以得到系統(tǒng)中各個(gè)內(nèi)生變量對(duì)自身以及其他內(nèi)生變量單位變動(dòng)的反應(yīng)。根據(jù)本文的研究目的，主要考察公司特質(zhì)波動(dòng)對(duì)信貸規(guī)模以及宏觀經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定變量的動(dòng)態(tài)影響。

（一）公司特質(zhì)波動(dòng)對(duì)信貸規(guī)模的脈沖反應(yīng)函數(shù)

圖1中分別顯示了公司特質(zhì)波動(dòng)對(duì)信貸規(guī)模

的脈沖響應(yīng)函數(shù)圖和積累響應(yīng)函數(shù)圖。當(dāng)公司特質(zhì)波動(dòng)自身結(jié)構(gòu)新息的一個(gè)單位標(biāo)準(zhǔn)差擾動(dòng)時(shí)（1%，為正向總沖擊，下同），信貸市場(chǎng)規(guī)模（圖中的D（CREDI），對(duì)數(shù)形式）在當(dāng)期產(chǎn)生一個(gè)負(fù)向的響應(yīng)，為-0.15個(gè)百分點(diǎn)，第二期產(chǎn)生-1.012個(gè)百分點(diǎn)的負(fù)向響應(yīng)，在第三期這種負(fù)

向響應(yīng)達(dá)到最大值，為-1.174個(gè)百分點(diǎn)，此后逐步下降，到第十期以后接近于零。通過積累脈沖響應(yīng)圖中可以看到，從第十期以后逐步穩(wěn)定在4.5個(gè)百分點(diǎn)左右。說明公司特質(zhì)波動(dòng)對(duì)于信貸規(guī)模的沖擊均是具有長(zhǎng)期性。通過兩者的脈沖反映函數(shù)，我們可以發(fā)現(xiàn)，在我國(guó)證券市場(chǎng)上公司特質(zhì)波動(dòng)的上升，意味著公司層面特質(zhì)信息不確定性的上升，而這種信息不確定性加劇了信貸市

場(chǎng)上，銀行等金融機(jī)構(gòu)觀察公司內(nèi)部經(jīng)營(yíng)狀況的信息不確定性增加。這種狀況影響著企業(yè)的資產(chǎn)凈值的改變，企業(yè)若憑借流動(dòng)資產(chǎn)或者抵押品獲得銀行信用，從公司的資產(chǎn)負(fù)債表來看就會(huì)負(fù)擔(dān)加重，償還能力變差，要想獲得銀行貸款就越困難。伴隨著這種金融摩擦的上升，企業(yè)外部融資升水增加，迫使企業(yè)的融資順序發(fā)生改變，逐步轉(zhuǎn)向內(nèi)部融資，因此信貸規(guī)模開始下降，而且這種狀況是具有持久性。

（二）信貸規(guī)模對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定的脈沖響應(yīng)函數(shù)

圖2中，當(dāng)信貸規(guī)模自身結(jié)構(gòu)新息的一個(gè)單位標(biāo)準(zhǔn)差擾動(dòng)時(shí)（1%，為正向總沖擊，下同），

宏觀經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定變量（圖中的D（GYZ），對(duì)數(shù)形式）在當(dāng)期產(chǎn)生一個(gè)負(fù)的響應(yīng)，為2.4個(gè)百分點(diǎn)，從第二期開始響應(yīng)由負(fù)轉(zhuǎn)正，為1.7個(gè)百分點(diǎn)，在第八期響應(yīng)值達(dá)到最大值為9.97個(gè)百分點(diǎn)，此

后開始逐步下降并趨近于零。而通過積累脈沖響應(yīng)圖中可以看到，從第十五期以后逐步穩(wěn)定在15.2個(gè)百分點(diǎn)左右。說明信貸規(guī)模的增加對(duì)于宏觀經(jīng)濟(jì)在短期具有較強(qiáng)的提升作用。

（三）公司特質(zhì)波動(dòng)對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定的脈沖響應(yīng)函數(shù)

圖3中，當(dāng)公司特質(zhì)波動(dòng)自身結(jié)構(gòu)新息的一個(gè)單位標(biāo)準(zhǔn)差擾動(dòng)時(shí)（1%，為正向總沖擊，下同），宏觀經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定變量（圖中的D（GYZ），對(duì)數(shù)形式）在當(dāng)期產(chǎn)生0.527個(gè)百分點(diǎn)的正響應(yīng)，第二期響應(yīng)由正變負(fù)，響應(yīng)值為-1.77個(gè)百分點(diǎn)，在第七期該負(fù)響應(yīng)值達(dá)到最大值，為-16.41個(gè)百分點(diǎn)，此后開始逐步下降，從第十五期開始逐步趨近于零。通過積累脈沖響應(yīng)圖中可以看到，從第十五期以后逐步穩(wěn)定在24.89個(gè)百分點(diǎn)左右。由此看出，公司特質(zhì)波動(dòng)對(duì)于宏觀經(jīng)濟(jì)變量CSI具有明顯的負(fù)相關(guān)性，而且這種沖擊響應(yīng)具有持久性。另外結(jié)合圖1和圖2，也可以得知，這種負(fù)向沖擊效應(yīng)是通過信貸市場(chǎng)行為的收縮而產(chǎn)生的。

四、研究結(jié)論與展望

Portes和Ozenbas（2009）在理論上驗(yàn)證了公司特質(zhì)波動(dòng)對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定的影響，本文采用結(jié)構(gòu)向量自回歸計(jì)量方法，以我國(guó)證券市場(chǎng)A股收益數(shù)據(jù)和相關(guān)的宏觀經(jīng)濟(jì)變量，研究了公司特質(zhì)波動(dòng)、信貸市場(chǎng)規(guī)模和宏觀經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定變量三者之間的因果關(guān)系。結(jié)果發(fā)現(xiàn)：第一，公司特質(zhì)波動(dòng)水平的變動(dòng)是引起信貸規(guī)模發(fā)生變化的一個(gè)重要的因素，無論從影響程度和持續(xù)時(shí)間來講，都是非常重要，公司特質(zhì)波動(dòng)與信貸規(guī)模之間是顯著的負(fù)向關(guān)系，當(dāng)公司特質(zhì)波動(dòng)越大時(shí)，信貸規(guī)模就會(huì)下降。公司特質(zhì)波動(dòng)在其信息內(nèi)涵上，并非代表公司特質(zhì)信息納入股價(jià)的程度，而是衡量信息不確定性程度的指代變量。

第二，公司特質(zhì)波動(dòng)與宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)之間呈現(xiàn)明顯的負(fù)相關(guān)性。這種相關(guān)性是通過信貸渠道產(chǎn)生的，即當(dāng)公司特質(zhì)波動(dòng)的增加迫使公司外部融資升水增加，制約了外部融資規(guī)模，從而導(dǎo)致信貸市場(chǎng)萎縮，從而降低了宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)程度。

但據(jù)已有的文獻(xiàn)資料表明，資產(chǎn)價(jià)格尤其股票價(jià)格波動(dòng)，除了公司融資渠道，更多是通過公司投資行為對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定產(chǎn)生作用，而資產(chǎn)價(jià)格波動(dòng)是通過信息機(jī)制來影響上市公司投資規(guī)模。那么公司特質(zhì)波動(dòng)的變化是否能夠影響公司投資行為，其影響機(jī)制和渠道是什么？這都是未來值得研究方向。

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