發(fā)布時間：2023-10-10 10:36:58
序言：寫作是分享個人見解和探索未知領(lǐng)域的橋梁，我們?yōu)槟x了8篇的宏觀經(jīng)濟變化樣本，期待這些樣本能夠為您提供豐富的參考和啟發(fā)，請盡情閱讀。
一、國內(nèi)外經(jīng)濟環(huán)境變化對我區(qū)經(jīng)濟產(chǎn)生重大影響
從國際環(huán)境看，由美國次貸危機引發(fā)的全球性金融危機呈現(xiàn)出愈演愈烈之勢，加之原油、煤炭、鐵礦石等國際能源、原材料價格大幅上漲，給全球經(jīng)濟帶來了很大的不確定性，也使得我國宏觀經(jīng)濟外部環(huán)境越來越嚴峻，必將影響到我區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展。從國內(nèi)環(huán)境看，我國經(jīng)濟平穩(wěn)較快增長的基本面雖然沒有發(fā)生逆轉(zhuǎn)，但是經(jīng)濟增長速度放緩已是事實，加上人民幣升值過快、物價上漲壓力較大、節(jié)能減排形勢嚴峻、股市大幅震蕩下跌和房地產(chǎn)市場低迷等因素影響，我國當前和今后一個時期經(jīng)濟形勢不容樂觀。因此，面對復(fù)雜的外部經(jīng)濟環(huán)境和國內(nèi)經(jīng)濟運行中出現(xiàn)的問題，國家宏觀調(diào)控首要任務(wù)由年初的“兩防”調(diào)整為現(xiàn)在的“一保一控”，意味著國家將著力保持國民經(jīng)濟平穩(wěn)運行和較快增長。這些國內(nèi)外宏觀經(jīng)濟環(huán)境的變化，對我區(qū)當前和今后一個時期經(jīng)濟發(fā)展既有有利的方面，也有不利的方面，主要表現(xiàn)在：
(一)我區(qū)經(jīng)濟增長速度存在著回落的風險
我們預(yù)計，從今年開始到未來兩三年內(nèi)我國經(jīng)濟增長將呈逐步回落之勢。這一判斷基于如下理由：一是今年爆發(fā)的全球性金融危機不可能在短期內(nèi)得到化解，至少拖累世界經(jīng)濟3－5年，也就是說，我國經(jīng)濟發(fā)展的外部環(huán)境在可預(yù)見的未來難以好轉(zhuǎn)。二是我國經(jīng)濟已經(jīng)處于本輪經(jīng)濟增長周期的下行階段，今年以來的經(jīng)濟運行情況足以說明這一點。最新資料顯示，三季度全國企業(yè)景氣指數(shù)為128.6，比二季度回落8.8點，比上年同期回落16.1點。三季度中國國內(nèi)訂單景氣度創(chuàng)10年來最大降幅。預(yù)計我國全年經(jīng)濟增長率將回落到10％以下。全國經(jīng)濟增長乏力，必將導致我區(qū)經(jīng)濟增長速度隨之放緩。這是由我區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)特點和經(jīng)濟發(fā)展方式所決定的客觀趨勢。內(nèi)蒙古的優(yōu)勢特色產(chǎn)業(yè)基本屬于重化工業(yè)，經(jīng)濟增長主要靠投資拉動，說明我區(qū)經(jīng)濟發(fā)展方式基本上還處于外延式、粗放型階段。而這種發(fā)展模式如果缺少了外來資金和項目的支撐是難以為繼的。另一方面，隨著國內(nèi)需求的相對減少，我區(qū)能源、原材料等主要產(chǎn)品的市場需求也會隨之萎縮。因此，無論是從外因還是從內(nèi)因來看，我區(qū)經(jīng)濟增長都有放緩跡象，對此不能掉以輕心。
(二)對我區(qū)產(chǎn)業(yè)安全敲響了警鐘
“三鹿奶粉”事件所引發(fā)的全行業(yè)危機，使我區(qū)標志性優(yōu)勢特色產(chǎn)業(yè)――乳業(yè)損失慘重(直接經(jīng)濟損失加上間接品牌損失)，教訓慘痛。這次事件不僅暴露了我區(qū)乳產(chǎn)業(yè)鏈上游環(huán)節(jié)的薄弱性，而且對我區(qū)其它產(chǎn)業(yè)安全也敲響了警鐘。健康的產(chǎn)業(yè)鏈條是產(chǎn)業(yè)安全的基礎(chǔ)。我區(qū)要在深刻總結(jié)乳業(yè)產(chǎn)業(yè)安全教訓的同時，抓好其它領(lǐng)域的產(chǎn)業(yè)安全，以確保經(jīng)濟健康發(fā)展。
奶粉事件從另一個層面提醒我們，產(chǎn)業(yè)安全不僅決定于產(chǎn)品質(zhì)量，而且還決定于市場需求。今年以來，隨著我國經(jīng)濟外需和內(nèi)需的不斷下降，部分地區(qū)已出現(xiàn)煤炭庫存增加的跡象，9月初秦皇島存煤量創(chuàng)今年以來新高，南方幾個主要電廠、港口的煤炭庫存也達到歷史高位，致使我區(qū)能源、原材料等優(yōu)勢特色產(chǎn)業(yè)增長放緩。另外，受全國經(jīng)濟增長周期處于下行階段的影響，未來一到兩年內(nèi)對煤炭、電力等資源性產(chǎn)品的需求將有所下降。這些因素都在一定程度上加大了我區(qū)的產(chǎn)業(yè)風險。
(三)我區(qū)固定資產(chǎn)投資有可能進一步下滑
投資是拉動我區(qū)經(jīng)濟增長的主要動力。從2002年到2007年間，我區(qū)固定資產(chǎn)投資每增長1個百分點，拉動經(jīng)濟增長率0.46個百分點；我區(qū)全社會固定資產(chǎn)投資占GDP的比重從2000年的27.96％上升到2007年的71.79％。“十五”以來，我區(qū)抓住西部大開發(fā)和國家進入重化工業(yè)階段的重大歷史機遇，不斷加大投資力度，有力地拉動了全區(qū)經(jīng)濟的快速增長。但從2006年4月開始，我區(qū)固定資產(chǎn)投資增幅開始回落，今年以來投資下滑趨勢加劇，新開工項目數(shù)量明顯減少，1－8月份我區(qū)億元以上新開工項目數(shù)量比去年同期下降29.6％，總投資下降1.1％，完成投資下降4.8％。導致投資下滑的因素主要包括兩個方面：一是受全國經(jīng)濟增長放緩，對資源型產(chǎn)品需求下降的影響，能源、原材料產(chǎn)業(yè)投資明顯下降，1－8月份我區(qū)鋼鐵行業(yè)完成投資下降30.4％，電力行業(yè)重點項目增長8.4％，增幅低于全國平均水平；二是受從緊貨幣政策的影響，1－8月全區(qū)固定資產(chǎn)投資來源中，國內(nèi)貸款到位資金占全部到位資金的比重為6.7％，下降了7.8個百分點。
全區(qū)經(jīng)濟在投資放緩的情況下未出現(xiàn)太大波動，得益于前些年投資快速增長帶來的釋放效應(yīng)，但這個滯后效應(yīng)不會長期持續(xù)。如果不及時調(diào)整產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和投資結(jié)構(gòu)，將可能面臨固定資產(chǎn)投資增幅繼續(xù)下滑的風險。
(四)我區(qū)中小企業(yè)發(fā)展環(huán)境將有所好轉(zhuǎn)
近期，國家針對性地下調(diào)了貸款基準利率和中小金融機構(gòu)存款準備金率，粗略估算這將增加近1500億元信貸資金，透露出國家鼓勵、扶持中小企業(yè)，緩解中小企業(yè)融資難的政策意圖。另外，央行宣布自10月9日起下調(diào)存款類金融機構(gòu)人民幣存款準備金率和人民幣存貸款基準利率，旨在減輕企業(yè)利息負擔，降低生產(chǎn)成本，鼓勵居民消費，確保經(jīng)濟平穩(wěn)較快增長。銀根松動有利于我區(qū)中小企業(yè)加快發(fā)展。
(五)我國新一輪擴大內(nèi)需將有利于我區(qū)改善民生
在外需下降、內(nèi)需不足的情況下，國家有可能再次啟動內(nèi)需，以保持經(jīng)濟平穩(wěn)較快增長。1998年我國通過擴大投資、發(fā)行國債等擴大內(nèi)需的政策，成功消除了亞洲金融危機的影響。由于近些年我國投資率偏高，消費率過低，如果國家僅僅通過擴大投資、發(fā)行國債來啟動內(nèi)需，將使投資與消費的關(guān)系進一步失衡。因此，國家新一輪擴大內(nèi)需的著力點可能在擴大國債發(fā)行、促進投資的基礎(chǔ)上，更傾向于啟動消費。我區(qū)應(yīng)抓住機遇，積極調(diào)整消費結(jié)構(gòu)，完善消費環(huán)境，提高消費水平；同時積極爭取國債投資，進一步完善基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，擴大就業(yè)，增加收入，改善民生，推進社會和諧。
二、對當前和今后一個時期經(jīng)濟工作的幾點建議
根據(jù)我們對國內(nèi)外經(jīng)濟形勢和國家宏觀政策走向的分析判斷，結(jié)合我區(qū)發(fā)展實際，認為當前和今后一個時期經(jīng)濟工作的首要任務(wù)是：確保經(jīng)濟平穩(wěn)較快增長，確保投資合理增長，確保居民收入顯著增加。為實現(xiàn)這一目標，應(yīng)采取積極有效的應(yīng)對措施。
(一)努力保持我區(qū)經(jīng)濟平穩(wěn)較快增長
從以上分析可以看出，我區(qū)經(jīng)濟增長既面臨嚴峻挑戰(zhàn)，又面臨著難得的歷史機遇。我們必須善于在國內(nèi)外經(jīng)濟環(huán)境的變化中抓住發(fā)展機遇，繼續(xù)保持經(jīng)濟平穩(wěn)較快增長，繼續(xù)做大經(jīng)濟總量。我區(qū)經(jīng)濟雖然保持了連續(xù)6年多的高速增長，但經(jīng)濟總量依然相對較小，綜合經(jīng)濟實力仍然較弱。我們的很多
問題和困難還要依靠經(jīng)濟增長來解決，包括解決就業(yè)問題、提高居民收入問題，以及縮小城鄉(xiāng)差距、區(qū)域差距等諸多方面的問題。當然，我們不是一味求快求大，更要追求質(zhì)量和效益，做到“努力于快，服從于好”，從而實現(xiàn)又好又快發(fā)展。
在當前形勢下，要繼續(xù)保持我區(qū)經(jīng)濟的平穩(wěn)較快增長，除了作強作大優(yōu)勢特色產(chǎn)業(yè)，發(fā)揮其主導作用外，還必須積極培育新的經(jīng)濟增長點。如發(fā)揮我區(qū)勞動力資源和區(qū)位優(yōu)勢，積極承接東部沿海發(fā)達地區(qū)非資源性加工業(yè)的轉(zhuǎn)移。可考慮規(guī)劃建設(shè)一批特色勞動密集型產(chǎn)業(yè)園區(qū)，集中引進非資源性加工項目，并積極引導其按集群化方向發(fā)展。再如抓住新一輪擴大內(nèi)需的機遇，加快發(fā)展我區(qū)第三產(chǎn)業(yè)特別是新興服務(wù)業(yè)。又如發(fā)揮我區(qū)獨特而豐富的歷史文化底蘊和資源優(yōu)勢，發(fā)展動漫產(chǎn)業(yè)，培育一批規(guī)模大、自主創(chuàng)新能力強的龍頭企業(yè)，構(gòu)建動漫產(chǎn)業(yè)鏈。
(二)突出抓好產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的戰(zhàn)略性調(diào)整與產(chǎn)業(yè)升級
國內(nèi)對資源性產(chǎn)品需求下降的趨勢，對我區(qū)優(yōu)勢特色產(chǎn)業(yè)必將產(chǎn)生較大影響。面對新形勢，我區(qū)要以提升特色產(chǎn)業(yè)水平為重點，適時加快產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的戰(zhàn)略性調(diào)整和優(yōu)化升級步伐，以確保經(jīng)濟平穩(wěn)較快增長，同時為迎接下一輪經(jīng)濟增長周期做積極準備。
第一，著力提升優(yōu)勢特色產(chǎn)業(yè)水平。按照產(chǎn)業(yè)多元、產(chǎn)業(yè)延伸和產(chǎn)業(yè)升級的總體要求，堅持高起點、大規(guī)模、長鏈條發(fā)展，規(guī)劃布局和實施一批深加工項目，著力抓好鋼鐵、有色、煤化工、氯堿化工、硅產(chǎn)業(yè)等產(chǎn)業(yè)的延伸加工，提高資源精深加工水平，努力實現(xiàn)資源優(yōu)勢向產(chǎn)業(yè)優(yōu)勢的轉(zhuǎn)變。重點加大煤炭行業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整力度，進一步提高產(chǎn)業(yè)集中度，增強煤炭深加工和就地轉(zhuǎn)化能力，積極推進煤電一體化。發(fā)展壯大裝備制造業(yè)和高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)。進一步完善政策，加大重點項目建設(shè)，推動裝備制造產(chǎn)品上規(guī)模、上水平。加快稀土、生物制藥等高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)，擴大生產(chǎn)規(guī)模，提高在全區(qū)工業(yè)中的比重和對工業(yè)增長的貢獻率。加快發(fā)展面向生產(chǎn)的服務(wù)業(yè)，重點推進現(xiàn)代物流業(yè)和金融業(yè)的發(fā)展，提高服務(wù)業(yè)在國民經(jīng)濟中的比重。
第二，加大自主知識產(chǎn)權(quán)的培育。建立多元化、多渠道的科技投入體系，加大科技創(chuàng)新投入力度，提高全社會研究開發(fā)投入占生產(chǎn)總值的比重。依托優(yōu)勢特色產(chǎn)業(yè)的技術(shù)優(yōu)勢，精心篩選、儲備一批具有自主知識產(chǎn)權(quán)的重大項目，組織實施優(yōu)質(zhì)肉牛肉羊繁育技術(shù)、風機核心技術(shù)研制等重大自主創(chuàng)新項目。
第三，加強產(chǎn)業(yè)安全保障。進一步完善產(chǎn)業(yè)鏈條，逐步提升產(chǎn)業(yè)素質(zhì)，促進農(nóng)畜產(chǎn)品加工、能源、化工等優(yōu)勢特色產(chǎn)業(yè)健康發(fā)展。建立健全產(chǎn)業(yè)安全預(yù)警體系，對一些重點產(chǎn)業(yè)、敏感商品建立產(chǎn)業(yè)損害預(yù)警機制，加大監(jiān)管、預(yù)警力度，加強人員管理、設(shè)備配套。建設(shè)自治區(qū)產(chǎn)業(yè)安全和預(yù)警數(shù)據(jù)網(wǎng)絡(luò)，實現(xiàn)全國聯(lián)網(wǎng)，為企業(yè)提供更好更快的應(yīng)變服務(wù)。
第四，堅定不移地推進節(jié)能減排。這是促進產(chǎn)業(yè)升級，轉(zhuǎn)變發(fā)展方式的重要抓手。關(guān)鍵是加快節(jié)能減排重點工程建設(shè)。進一步調(diào)整投資結(jié)構(gòu)，加大對節(jié)能減排工程項目建設(shè)，重點支持節(jié)能技改、十大節(jié)能工程、淘汰落后產(chǎn)能、污水處理、環(huán)境執(zhí)法能力和推進全民節(jié)能行動等方面建設(shè)。
(三)著力做好迎接國家新一輪擴大內(nèi)需的準備
要抓住國家可能擴大內(nèi)需的機遇，通過擴大基礎(chǔ)設(shè)施投資規(guī)模，改善城鄉(xiāng)居民消費環(huán)境，夯實產(chǎn)業(yè)發(fā)展基礎(chǔ)，力保經(jīng)濟平穩(wěn)較快發(fā)展。加快重大項目的策劃、組織和儲備，積極申請國家用于基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)的國債投資，彌補由于需求不足導致的投資下滑。建議建設(shè)連接呼包鄂地區(qū)的高速軌道交通設(shè)施，為形成我區(qū)中部呼包鄂城市群提供便利的交通基礎(chǔ)條件。開展建設(shè)首府地鐵項目的前期論證和調(diào)研，通過項目的實施，提高城市規(guī)劃和建設(shè)的整體水平，加快城市現(xiàn)代化進程。進一步加強水利基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，加快病險水庫的改造和修復(fù)，加強水文地質(zhì)勘探，新建一批有利于改善地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展環(huán)境的大型水利樞紐，通過加強水資源管理促進經(jīng)濟社會可持續(xù)發(fā)展。全面改善科技、教育、文化、衛(wèi)生等行業(yè)的硬件環(huán)境條件，提高公共服務(wù)水平。
(四)發(fā)展壯大中小企業(yè)
加快發(fā)展中小企業(yè)不僅可以吸納就業(yè)、提高居民收入、釋放民間投資，而且在一定程度上可以彌補目前我區(qū)經(jīng)濟可能出現(xiàn)的下滑缺口，有利于保持經(jīng)濟平穩(wěn)快速發(fā)展。要抓住國家松動銀根、支持中小企業(yè)發(fā)展的機遇，加快我區(qū)中小企業(yè)發(fā)展。
首先，要牢固樹立藏富于民的思想，實行輕稅薄賦以啟動民間資本，加大財稅支持力度。財政方面，通過中小企業(yè)發(fā)展基金、財政貼息、補助資金、貸款優(yōu)惠等援助手段增強中小企業(yè)的融資力度。稅收方面，建議個體工商戶營業(yè)稅的起征點從3500元/月提高到1萬元/月。清理不合理的非規(guī)范性收費，切實減少稅外收費現(xiàn)象，減輕中小企業(yè)負擔。
其次，要抓緊實施全民創(chuàng)業(yè)工程。設(shè)立全民創(chuàng)業(yè)投資引導基金，以中小企業(yè)經(jīng)濟園區(qū)為載體建設(shè)創(chuàng)業(yè)基地，圍繞優(yōu)勢特色產(chǎn)業(yè)配套、農(nóng)牧業(yè)產(chǎn)業(yè)化、服務(wù)業(yè)、科技創(chuàng)新、公共產(chǎn)品經(jīng)營等重點領(lǐng)域推進創(chuàng)業(yè)。不斷完善創(chuàng)業(yè)孵化體系、信用體系及信息、中介等服務(wù)體系的建設(shè)，強化政府在財稅、金融、基礎(chǔ)設(shè)施及軟環(huán)境建設(shè)上對全民創(chuàng)業(yè)的支持，通過推廣“雙零企業(yè)”(零稅收、零收費)最大限度激活全民創(chuàng)業(yè)熱情和創(chuàng)業(yè)能量，從根本上增強我區(qū)經(jīng)濟發(fā)展內(nèi)生動力。
再次，拓寬融資渠道。大力發(fā)展面向中小企業(yè)提供服務(wù)的中小銀行，鼓勵外資銀行、股份制銀行來我區(qū)創(chuàng)辦分支機構(gòu)，探索建立地區(qū)性中小企業(yè)銀行、小額貸款公司、村鎮(zhèn)銀行、農(nóng)村資金互助社等地方中小金融機構(gòu)。加大中小企業(yè)直接融資步伐，適時推動其在中小板上市，支持中小企業(yè)通過發(fā)行中小企業(yè)集合債券進行融資。鼓勵風險投資基金拓寬中小企業(yè)尤其是從事高新技術(shù)領(lǐng)域中小企業(yè)融資渠道。合理運用民間資本，促使民間集資、私募基金等融資形式的公開化與合法化。引導區(qū)外資金，盡快搭建“南資北移”通道，把南方的融資中介和融資意向引導過來。建設(shè)中小企業(yè)信用擔保體系，加大對信用擔保公司的支持，增強信用擔保公司融資擔保實力。
(五)穩(wěn)步推進資源性產(chǎn)品價格形成機制改革
目前我國資源性產(chǎn)品價格改革正在加速推進，對我區(qū)資源型產(chǎn)業(yè)發(fā)展影響深遠。到2007年，我區(qū)規(guī)模以上煤炭、電力工業(yè)增加值已占全區(qū)工業(yè)增加值的33％左右，資源性產(chǎn)品價格的調(diào)整無疑會進一步提升我區(qū)資源型產(chǎn)業(yè)的發(fā)展空間，同時對于我區(qū)轉(zhuǎn)變發(fā)展方式、推進節(jié)能減排也將起到積極的推動作用。我區(qū)應(yīng)盡早謀劃，根據(jù)國家資源性產(chǎn)品價格改革的方向和重點，采取一些重大舉措，將國家政策用足用好，促進資源型產(chǎn)業(yè)健康發(fā)展。
一是以資源性產(chǎn)品價格改革為重要契機，積極爭取國家批準我區(qū)開征煤炭可持續(xù)發(fā)展基金。煤價上漲源于供求因素，并非成本因素導致，開征煤炭可持續(xù)發(fā)展基金不但不會對抑制通貨膨脹帶來壓力，反而是調(diào)節(jié)煤炭產(chǎn)銷利潤過高、解決煤炭開發(fā)負面問題的最好時機。建議由自治區(qū)有關(guān)部門開展前期調(diào)研論證，提出適合我區(qū)的基金征收標準、征收和使用辦法，積極做國家各相關(guān)部委的工作，爭取國家支持批準。
關(guān)鍵詞：紅利變化；經(jīng)濟發(fā)展方式轉(zhuǎn)變；供給管理
中圖分類號：F014.32
文獻標識碼：A
文章編號：1000—2731（2012）04—0010—04
一、紅利變化背景下中國經(jīng)濟發(fā)展面臨的供給約束
為了研究紅利變化背景下中國經(jīng)濟發(fā)展面臨的供給約束，我們有必要研究各種紅利空間的變化給中國經(jīng)濟發(fā)展方式轉(zhuǎn)變所帶來的影響，同時對需要中國當前經(jīng)濟發(fā)展的所處階段進行準確判斷，并概括總結(jié)該階段的新特征。
根據(jù)西方發(fā)展經(jīng)濟學家對經(jīng)濟發(fā)展階段的研究，劃分經(jīng)濟發(fā)展階段的標準觀點分為三類：（1）結(jié)構(gòu)主義觀點。認為經(jīng)濟發(fā)展的本質(zhì)是生產(chǎn)結(jié)構(gòu)的變動，通過設(shè)置結(jié)構(gòu)性指標體系劃分經(jīng)濟發(fā)展的階段，代表人物是霍夫曼和羅斯托。（2）總量主義觀點。認為經(jīng)濟發(fā)展過程最終是一個總量擴張的過程。因此，經(jīng)濟發(fā)展階段劃分的方法是采用諸如人均GDP等總量指標。代表人物是西蒙·庫茲涅茨。（3）綜合主義觀點。認為經(jīng)濟發(fā)展階段的劃分標準不應(yīng)該是唯一的，而是若干指標的綜合。代表人物是井村干男。另外，關(guān)于經(jīng)濟發(fā)展階段劃分的內(nèi)容因劃分的階段數(shù)不同，各階段的順序和名稱也不盡相同，分為三階段論、四階段論、五階段論和六階段論。而中國正處于經(jīng)濟總量不斷增長和經(jīng)濟結(jié)構(gòu)變化的總體擴張狀態(tài)，長期看來，宏觀經(jīng)濟發(fā)展已經(jīng)逐步由利用外生經(jīng)濟機會向利用內(nèi)生經(jīng)濟機會轉(zhuǎn)變，為了對這個經(jīng)濟發(fā)展階段進行準確界定，本文依據(jù)劃分經(jīng)濟發(fā)展階段的經(jīng)濟總量標準、經(jīng)濟結(jié)構(gòu)標準、制度水平標準和創(chuàng)新水平標準，構(gòu)建了一組指標體系來衡量經(jīng)濟發(fā)展階段的特征見表1。
通過計算指標的權(quán)重系數(shù)來計算經(jīng)濟發(fā)展度，其中經(jīng)濟發(fā)展度的計算公式為：
根據(jù)權(quán)重計算出各年的經(jīng)濟發(fā)展度并進行階段劃分得到結(jié)論：我國目前處于工業(yè)化逐漸成熟、開始邁進工業(yè)化高級階段和經(jīng)濟穩(wěn)定增長階段。目前中國經(jīng)濟發(fā)展新階段的特征：第一，當前經(jīng)濟發(fā)展具有“雙重制度變遷”的特征，一方面完成由貧窮落后向富裕狀態(tài)的發(fā)展，另一方面在加速實現(xiàn)傳統(tǒng)工業(yè)化的同時迎接信息化時代工業(yè)化的挑戰(zhàn)；第二，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、城鄉(xiāng)結(jié)構(gòu)、消費結(jié)構(gòu)、需求結(jié)構(gòu)等的調(diào)整成為新階段經(jīng)濟發(fā)展的主題；第三，以知識為基礎(chǔ)的相關(guān)產(chǎn)業(yè)均呈現(xiàn)明顯的規(guī)模報酬遞增現(xiàn)象；第四，就業(yè)服務(wù)、社會保障、醫(yī)療衛(wèi)生、食品安全等公共服務(wù)的需求進一步加強；第五，經(jīng)濟發(fā)展中短期需求因素的作用在下降，而長期供給因素的作用在進一步提升。
在目前經(jīng)濟發(fā)展新階段的背景下，中國體制轉(zhuǎn)軌紅利、投資紅利、人口紅利、資源紅利、外資紅利和外貿(mào)紅利等六大紅利變化對當前經(jīng)濟發(fā)展方式轉(zhuǎn)變提出了新要求。這些紅利空間的變化分析表明我國目前處在紅利變化的大背景下，而且紅利的增加或減少都是經(jīng)濟發(fā)展至特定階段的產(chǎn)物，因此隨著時間的推移，各種變化的紅利會對經(jīng)濟發(fā)展方式的轉(zhuǎn)變產(chǎn)生更新的要求，一些紅利的消退也為新紅利空間的創(chuàng)造提供了現(xiàn)實條件。
紅利變化背景下的中國經(jīng)濟發(fā)展呈現(xiàn)經(jīng)濟結(jié)構(gòu)變化速度快、物價波動不穩(wěn)定的局面，又由于中國經(jīng)濟發(fā)展新階段的“雙重制度變遷”“結(jié)構(gòu)調(diào)整”等特征。這些特征使中國經(jīng)濟發(fā)展方式面臨著一系列供給約束：第一，生產(chǎn)技術(shù)滯后造成技術(shù)供給缺乏，技術(shù)供給可以直接影響產(chǎn)品的生產(chǎn)質(zhì)量，從而約束經(jīng)濟增長質(zhì)量，不僅表現(xiàn)為高技術(shù)、人力資本投資的滯后，還嚴重表現(xiàn)在食品安全、環(huán)境衛(wèi)生等領(lǐng)域，因此在中國的經(jīng)濟發(fā)展方式轉(zhuǎn)變中，技術(shù)創(chuàng)新的要求迫在眉睫；第二，生產(chǎn)要素的供給約束，包括中小企業(yè)融資困難、電力供應(yīng)緊張、部分行業(yè)勞動力缺乏等；國家統(tǒng)計局2011年《農(nóng)民工調(diào)查監(jiān)測報告》顯示，超過30歲的農(nóng)民工比例高達61%，其中41—50歲占比24.7%，50歲以上農(nóng)民工占14.3%。勞動力供應(yīng)年齡結(jié)構(gòu)的變化，是導致十年民工荒的原因。制造業(yè)和服務(wù)業(yè)最需要的是年輕農(nóng)民工，而勞動力蓄水池中絕大部分是中老年農(nóng)民工。第三，制度供給缺乏導致生產(chǎn)效率低下，規(guī)模報酬遞增的經(jīng)濟效益不能完全發(fā)揮；第四，自然資源和環(huán)境的供給約束，粗放型經(jīng)濟增長方式帶來經(jīng)濟的高速增長的同時，中國在資源環(huán)境問題上付出了沉重的代價，在當前經(jīng)濟發(fā)展方式轉(zhuǎn)變中，自然資源和環(huán)境的供給約束成為制約我國經(jīng)濟長期可持續(xù)發(fā)展的重要因素。
二、紅利變化背景下經(jīng)濟發(fā)展方式轉(zhuǎn)變需求管理的局限性
股票市場作為金融市場的重要組成部分，最初產(chǎn)生的目的是為企業(yè)獲得融資，使企業(yè)獲得充足的資金，以促進宏觀經(jīng)濟更好的發(fā)展。自從1976年羅斯提出APT理論以來，宏觀經(jīng)濟變量與風險一起成為了影響股票市場的因素，使得股票市場與宏觀經(jīng)濟變量的相互關(guān)系有了理論依據(jù)。從此，股票市場與宏觀經(jīng)濟變量的相互影響關(guān)系就成為學者們研究的熱點問題。股票市場的發(fā)展壯大不僅增強了資本市場的活動能力，一定程度上也將反作用于實體經(jīng)濟，對各個宏觀經(jīng)濟變量產(chǎn)生影響，再由宏觀經(jīng)濟變量反作用于股票市場而起到循環(huán)作用。而政府采取宏觀經(jīng)濟調(diào)控手段，也是基于這樣的作用機制來對資本市場和實體經(jīng)濟進行調(diào)節(jié)。因而，在目前情況下對我國的股票市場和宏觀經(jīng)濟變量是否存在關(guān)聯(lián)性進行深入的研究，顯得十分必要。
世界上所有的新興證券市場都會不可避免的受到宏觀調(diào)控的干預(yù)，中國股票市場作為一個發(fā)展僅有二十余年的新市場，更是需要國家的宏觀調(diào)控。但是，國家對股票市場的宏觀調(diào)控不能盲目的進行，要實行有效的調(diào)控措施，對宏觀經(jīng)濟變量與股票市場的關(guān)系必須有明確的了解。由于宏觀經(jīng)濟變量眾多，且與股票市場的關(guān)系也各不相同，因此宏觀經(jīng)濟變量對股票市場的作用機制比較復(fù)雜。本文以實證的方式，通過運用多種計量方法建立模型來研究股票市場與宏觀經(jīng)濟變量之間是否存在關(guān)聯(lián)性，以及存在怎樣的關(guān)聯(lián)性。
二、文獻回顧
Chen等（1986）在APT的基礎(chǔ)上建立了一個向量自回歸（VAR）模型，他們研究發(fā)現(xiàn)宏觀經(jīng)濟變量通過影響貼現(xiàn)率成為股市風險因素之一，還發(fā)現(xiàn)宏觀經(jīng)濟變量和股票價格之間存在長期的均衡關(guān)系。Grange（r1981）提出了協(xié)整分析理論，為檢驗宏觀經(jīng)濟變量與股市的關(guān)聯(lián)性提供了的另一種方法。Fama（1990）用多因素模型證實了美國經(jīng)濟中貨幣供應(yīng)量與通貨膨脹率對股市收益率有顯著的影響，并指出貨幣供應(yīng)量、通貨膨脹是通過影響實體經(jīng)濟增長來對股市產(chǎn)生作用的。Benranke和Kuttne（2004）利用VAR方法，考察了未預(yù)期貨幣政策對股票市場的影響。實證結(jié)果表明，貨幣政策對股票市場有影響，但貨幣政策的變動只能解釋部分股票價格的變動。鐘小強（2008）利用VAR模型和協(xié)整理論對于貨幣政策對股市的有效性進行實證檢驗，結(jié)果表明股指和貨幣供應(yīng)量、利率之間存在穩(wěn)定的長期均衡關(guān)系；同時貨幣供應(yīng)量是股指的格蘭杰原因，利率不是股指的格蘭杰原因；相對于利率，貨幣供應(yīng)量對股市的影響更大。
孫云玉（2009）采用2000—2007年的數(shù)據(jù)分析中國股市價格波動與貨幣供應(yīng)量之間的關(guān)系，結(jié)果表明二者之間存在著長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，股市價格對不同層次貨幣供應(yīng)量影響程度不同，M1對股市價格影響最大，但反過來股市價格則對M0影響最大，對M1僅有一定程度的影響。
三、宏觀經(jīng)濟變量與股票市場關(guān)聯(lián)性的理論分析及研究假設(shè)
本文將以股票定價理論為基礎(chǔ)，分別從宏觀經(jīng)濟變量對股票市場產(chǎn)生的影響和股票市場對宏觀經(jīng)濟變量產(chǎn)生的影響這兩個方面進行簡要的理論分析，為實證分析提出相關(guān)的理論假設(shè)奠定基礎(chǔ)。
（一）股票定價理論
作為資本市場理論的核心內(nèi)容，股票定價理論經(jīng)歷了從傳統(tǒng)理論向現(xiàn)論轉(zhuǎn)變的過程。傳統(tǒng)股票定價理論主要指穩(wěn)固基礎(chǔ)理論，其基本思想是，股票具有內(nèi)在價值，它是股票價格穩(wěn)固的基點，股票價格決定于內(nèi)在價值。股票價格總是圍繞其內(nèi)在價值而上下波動的，當股票市價高于其內(nèi)在價值時，就出現(xiàn)賣出機會，反之亦然。傳統(tǒng)的定價理論著重于價值發(fā)現(xiàn)功能，即從企業(yè)角度入手考察股票價格決定因素。
現(xiàn)代定價理論則從投資者的角度出發(fā)，更多地考慮到投資者的現(xiàn)實情況，即投資者往往不是投資于一種股票，而是投資于由多種股票形成的組合。現(xiàn)代股票定價理論的代表人物Markowitz在1952年發(fā)表了《證券組合的選擇》一文，他根據(jù)統(tǒng)計學上的均值、方差和協(xié)方差等指標，將單個股票和股票組合的收益和風險進行量化，將復(fù)雜的投資決策問題簡化為收益-風險（期望值-方差）的二維問題，給出了投資者如何通過建立有效邊界，并根據(jù)自身風險承受能力選擇最優(yōu)投資組合，以實現(xiàn)投資效用最大化的一整套理論，即現(xiàn)代證券組合理論。
（二）宏觀經(jīng)濟變量對股票市場產(chǎn)生的影響
股價的波動取決于預(yù)期的未來現(xiàn)金流的波動性、未來貼現(xiàn)因子的波動性及兩者之間的相關(guān)性。而未來現(xiàn)金流、貼現(xiàn)因子直接受企業(yè)層面實體因素的影響，如企業(yè)的盈利能力、資本結(jié)構(gòu)、營運杠桿、管理水平等；企業(yè)的實體因素又受行業(yè)因素、宏觀經(jīng)濟基礎(chǔ)變量（如國內(nèi)生產(chǎn)總值、貨幣供應(yīng)量、通貨膨脹、實際利率、匯率與進出口等）及宏觀調(diào)控政策（如財政政策、貨幣政策）的影響。因此，股價的變動因素取決于上述經(jīng)濟實體變量及相關(guān)政策變量，股指的變化也應(yīng)由這些變量的變化所決定。如圖1所示所有因素都是通過作用于供求關(guān)系而影響股票價格。圖1
（三）股票市場對宏觀經(jīng)濟變量產(chǎn)生的影響
股票市場作為一種日益重要的投資方式，其在籌集資金、促進企業(yè)經(jīng)營機制的轉(zhuǎn)換和優(yōu)化資源配置這三方面對宏觀經(jīng)濟也產(chǎn)生越來越重要的影響。股票市場對宏觀經(jīng)濟的影響，主要是通過消費、投資、貨幣政策和匯率等渠道來產(chǎn)生作用的：（1）股票價格一般被認為是經(jīng)濟運行的先行指標，具有國民經(jīng)濟“晴雨表”的功能。股票市場對GDP的作用主要通過股票市場的消費和投資兩個渠道來推動。（2）股市市場對貨幣供應(yīng)量的影響主要體現(xiàn)在股市價格波動改變了貨幣需求的穩(wěn)定性,從而對貨幣供應(yīng)帶來沖擊，并推動貨幣供應(yīng)的存量和結(jié)構(gòu)發(fā)生相應(yīng)變化。（3）股票市場對匯率的影響主要體現(xiàn)在股價上升還將增加國內(nèi)投資者的財富，增加貨幣需求，推動國內(nèi)利率的上升，而國內(nèi)利率的上升還將進一步刺激資本流入，使本幣升值，匯率上升。
（四）研究假設(shè)
綜合已有的宏觀經(jīng)濟變量與股票市場關(guān)系的理論研究，我們可以看出二者之間的影響是相互的，并且是復(fù)雜的、不確定的。具體到我國的經(jīng)濟來說，這種影響也是不確定的。這種不確定性，一方面是由于影響機制本身的復(fù)雜性，另一方面也與我國股票市場的自身發(fā)展特點密切相關(guān)。本文關(guān)于宏觀經(jīng)濟變量和股票市場價格指數(shù)關(guān)聯(lián)性實證分析的理論假設(shè)如下：
假設(shè)1：股票市場價格指數(shù)和國內(nèi)生產(chǎn)總值正相關(guān)消費、投資和進出口都是總產(chǎn)出的組成部分，它們增加表明國內(nèi)總需求增加，并決定國內(nèi)生產(chǎn)總值增加，公司利潤也隨之增加。國內(nèi)生產(chǎn)總值的任何增加，都會影響國內(nèi)公司現(xiàn)金流同方向變化。一般來說，在其他條件不變的情況下,股票價格也會同方向變化。因此，股市表現(xiàn)和國內(nèi)市場總值，甚至和消費、投資、進出口之間應(yīng)存在正向關(guān)系。
假設(shè)2：股票市場價格指數(shù)和通貨膨脹率成負相關(guān)通常認為實際通貨膨脹率和非預(yù)期通貨膨脹率之間存在正相關(guān)關(guān)系。因此，在其他條件不變的情況下，通貨膨脹和資產(chǎn)價格之間就會存在一種反向關(guān)系。如果通貨膨脹使產(chǎn)品售價上升，導致公司利潤增加，從而使公司現(xiàn)金流增加且這種增加是同步的，上述關(guān)系可能不再成立。因此，通貨膨脹和股票價格存在一種不十分確定的負相關(guān)關(guān)系。
假設(shè)3：股票市場價格指數(shù)和利率正相關(guān)一般假設(shè)名義利率和價值模型的無風險利率之間存在一種正相關(guān)關(guān)系，因此名義利率的變化將會使資產(chǎn)價格向相反方向運動。因為利率降低一般使投資者要求貼現(xiàn)率下降，在預(yù)期股利不變的條件下，股票的內(nèi)在價值將會上升。
假設(shè)4：股票市場價格指數(shù)和貨幣供應(yīng)量關(guān)系不確定從長期來看，股市上漲根本動力應(yīng)該是經(jīng)濟增長和企業(yè)營利能力的增強。但在短期內(nèi)，資金是股市的物質(zhì)基礎(chǔ)，資金的流入流出是造成股市漲跌的直接因素。當貨幣供應(yīng)增加超過民眾因經(jīng)濟增長及支付習慣和制度等變動引起的需求增加時，市場利率會下降，就會存在部分資金流入股票市場，從而提高股市成交量和成交金額。當股市擴容有限時，股價將上漲?？梢?，貨幣變動領(lǐng)先于股價變動，且兩者之間是正相關(guān)關(guān)系，但同時貨幣供給增長會刺激經(jīng)濟增長，會使企業(yè)現(xiàn)金流增加，從而提高股票價格?？墒秦泿殴┙o增加有可能導致流通中的貨幣過多，這在一定程度上會導致通貨膨脹，從而使資產(chǎn)價格向相反的方向運動。這樣，股價指數(shù)和貨幣供給應(yīng)該反向變化。綜上所述,貨幣供給和股票價格變動方向更應(yīng)該由經(jīng)驗證據(jù)來決定。
四、宏觀經(jīng)濟變量與中國股票市場關(guān)聯(lián)性的實證分析
本文采用向量自回歸（VAR）模型對宏觀經(jīng)濟變量與股票市場的關(guān)聯(lián)性進行考察，主要遵循如下步驟：首先進行數(shù)據(jù)來源和變量的選擇，之后進行單位根檢驗，并以平穩(wěn)的時間序列數(shù)據(jù)構(gòu)造VAR模型進行結(jié)構(gòu)分析，最后從協(xié)整檢驗和Granger因果檢驗等角度來進一步驗證變量之間的關(guān)系。
（一）樣本選擇與數(shù)據(jù)處理
本文選取1998年1月至2009年9月的月度數(shù)據(jù)對中國股票市場進行實證分析，數(shù)據(jù)均來源于RESSET金融研究數(shù)據(jù)庫、大智慧系統(tǒng)軟件、中國統(tǒng)計年鑒和中國人民銀行的官方網(wǎng)站。由于月度數(shù)據(jù)會存在一定的季節(jié)性，因此，為了消除季節(jié)因素的影響，本文用X-n的方法對樣本數(shù)據(jù)進行調(diào)整，得到剔除季節(jié)因素的數(shù)據(jù)。
（二）變量定義
本文選取上海證券交易所股票價格綜合指數(shù)（SZ）作為股市指標；國內(nèi)生產(chǎn)總值GDP由于是年度數(shù)據(jù)，很難得到月度數(shù)據(jù)，故在實證分析中我們將采用工業(yè)增加值（GYZJZ）來代替GDP；貨幣供應(yīng)量本文采用M2來反映貨幣供應(yīng)量;通貨膨脹率用某一具有代表性的物價指數(shù)比如居民消費價格指數(shù)（CPI）來反映通脹情況；利率作為國家宏觀經(jīng)濟調(diào)控的中間目標之一，本文選用的是實際貸款利率并選6個月貸款利率作為短期利率的代表，以5年期貸款利率作為長期利率的代表；匯率本文選用外匯儲備（WHCB）作為匯率指標。
（三）實證檢驗
大部分有關(guān)宏觀經(jīng)濟的模型，都是利用經(jīng)濟理論來建立變量之間關(guān)系的聯(lián)立方程模型。但是，經(jīng)濟理論通常并不足以對變量之間的動態(tài)聯(lián)系提供一個嚴密的說明，而且內(nèi)生變量既可以出現(xiàn)在等式的左端又可以出現(xiàn)在等式的右端，這使得估計和推斷更加復(fù)雜。為解決這些問題，產(chǎn)生了一種用非結(jié)構(gòu)性方法來建立各個變量之間關(guān)系的模型，就是本章所采用的向量自回歸模型（VAR）。向量自回歸模型通常用于相關(guān)時間序列系統(tǒng)的預(yù)測和隨機擾動對變量系統(tǒng)的動態(tài)影響，對宏觀經(jīng)濟變量這一時間序列的相關(guān)分析具有較好的預(yù)測和解釋能力。由于宏觀經(jīng)濟中包含有許多的變量，無法明確的知道每一個變量是如何影響股票市場的，故本文將他們拆分開來進行研究。1.GDP、投資、儲蓄、消費、對外貿(mào)易與股票市場關(guān)聯(lián)性的研究。本節(jié)選取的宏觀經(jīng)濟變量有工業(yè)增加值（GYZJZ）、儲蓄額（CXE）、社會消費總額（SHXFE）、固定資產(chǎn)投資（GDZCWCE）、進出口額（JCKE）。
（1）單位根檢驗。由于Johansen協(xié)整檢驗，以及VAR模型的構(gòu)建是要求變量都是一階單整的，故本文要對所選的變量進行單位根檢驗。本文選取的檢驗方法是ADF檢驗。由表1可知，我們所選取的變量都是一階單整的。
（2）VAR模型的建立。建立VAR模型前也要先確定模型的滯后階數(shù)，本文參考了LR（極大似然比值）、SC值、AIC值，結(jié)合實際情況，選取滯后一階的VAR模型。由運算結(jié)果我們可以看到上證綜指擬合的方程擬合優(yōu)度為0.90，調(diào)整后的擬合優(yōu)度為0.89，說明模型擬合的還算是比較成功的。得到上證綜指與宏觀經(jīng)濟變量的數(shù)學公式：SZ=0.85*SZ（-1）-0.005*CXE（-1）+0.02*GDZCWCE（-1）-0.23*GYZJZ（-1）+0.44*JCKE（-1）+0.15*SHIXFZE（-1）+25.53由上述公式我們可以看到，上證綜指與自身前一期的指數(shù)成正向變化，與固定資產(chǎn)完成額、進出口額、社會消費總額的前一期值成正向變化。固定資產(chǎn)完成額的增加，表明實業(yè)投資的增加，實業(yè)投資與股票市場投資是相互促進的，實業(yè)投資的增加必然會帶動股票市場的發(fā)展。進出口的增加，則有利于國內(nèi)企業(yè)的發(fā)展，使得企業(yè)的利潤增加，同時使得企業(yè)的股票價格上揚。而消費的增加，一方面使得企業(yè)的銷售增加，另一方面消費還推動經(jīng)濟的發(fā)展。這兩方面的作用都將有利于股票市場的發(fā)展，體現(xiàn)在股票價格的上揚上。上證綜指與工業(yè)增加值的前一期變化成反向變化，在本期的關(guān)系中也是負向相關(guān)，這與我們前期理論分析結(jié)論有些出入，原因可能有以下幾點：第一，本文用工業(yè)增加值來替代GDP，替代性可能不夠。第二，我國股票市場的發(fā)展軌道與國外的股票市場很不一致。我國股票市場起步較晚，起步原因較特殊，而且還有中國股市自身特有的特點，這使得我國的股票市場的有效性不是很強，導致股票價格會經(jīng)常出現(xiàn)異常性的波動。
（3）Johansen協(xié)整檢驗。協(xié)整檢驗是檢驗變量之間是否存在著長期穩(wěn)定的關(guān)系。我們依然選用特征根檢驗法對上述模型進行了協(xié)整檢驗。檢驗結(jié)果表明這幾個變量之間存在三個協(xié)整關(guān)系見表2：這說明上證綜指和宏觀經(jīng)濟變量之間是存在著長期穩(wěn)定的關(guān)系的。同時也說明了宏觀經(jīng)濟變量之間也是存在著長期的相互關(guān)系的。這從另一方面為我們前面的理論假設(shè)中提到的宏觀經(jīng)濟變量之間相互傳導影響股市提供了實證支持。協(xié)整方程式如下：SZ=1.49CXE+2.90GDZCWCE-5.38GYZJZ+12.97JCKE-2.005SHXFZE從上述公式中得出，長期儲蓄額的增加，使得貨幣供給增加，更多的資金進入股市，讓股市資金充足，促使股價上升，因此股價與儲蓄額是正向波動的，這和我們前面的理論假設(shè)是一致的。固定資產(chǎn)投資長期的增加，意味著社會大環(huán)境的良好發(fā)展，增強股票投資者的信心，從而給股票市場良好的信號，使得股票價格上漲，這也和我們前面的理論假設(shè)是一致的。進出口額的增加表明我國對外貿(mào)易的良好發(fā)展，同時也表明國家大力發(fā)展對外經(jīng)濟。這至少對外貿(mào)企業(yè)是一個良好的發(fā)展機會，外貿(mào)企業(yè)的發(fā)展，也會帶動其他的提供原料和銷售的上下游的企業(yè)的發(fā)展。企業(yè)基本面發(fā)展良好，反映在企業(yè)股票上，促使股票價格上升。但我們也可以看到社會消費的增加會使股票價格下降。其可能原因為，消費的過快增加會使物價上漲過快，產(chǎn)生一定的通貨膨脹和投資心理恐慌，從而對股市產(chǎn)生不利影響。
（4）格蘭杰因果檢驗。對上述變量進行格蘭杰因果檢驗，來檢驗變量之間是否存在格蘭杰因果關(guān)系，見表3。由表3可知：工業(yè)增加值可以單向格蘭杰引起上證綜指的變化，社會消費總額的變化也可以單向格蘭杰引起上證綜指的變化。同時，上證綜指可以單向格蘭杰引起進出口額的變化。固定資產(chǎn)完成額和進出口額與上證綜指之間不存在格蘭杰因果關(guān)系。這說明上證綜指與宏觀經(jīng)濟變量之間是存在格蘭杰因果關(guān)系的，不僅宏觀經(jīng)濟變量會引起上證綜指的變化，而且上證綜指也會反作用于宏觀經(jīng)濟變量。最終我們可以發(fā)現(xiàn)，這五個變量可以同時格蘭杰引起上證綜指的變化，這與我們前面的理論假定相吻合，即宏觀經(jīng)濟變量可以通過錯綜復(fù)雜的相互關(guān)系來共同對股票市場產(chǎn)生作用。
2.貨幣政策、財政政策、匯率與股票市場關(guān)聯(lián)性的研究。
貨幣政策指標、財政政策指標和匯率是代表宏觀經(jīng)濟政策的傳統(tǒng)指標，建立它們與股票市場的計量模型并進行分析，可以更詳細的了解宏觀經(jīng)濟政策與股票市場之間的相互影響機制。本小節(jié)選取的宏觀經(jīng)濟變量有貨幣供給（M2）、財政收入（CZSR）、財政支出（CZZC）、外匯儲備（WHCB）等。
（1）單位根檢驗。由表4可知，上述的變量都是一階單整的。說明這些數(shù)據(jù)是符合我們進行協(xié)整檢驗的要求的。
（2）VAR模型的建立。建立VAR模型前，要先確定滯后階數(shù)。這里還是采用LR似然比和SC值、AIC值相結(jié)合的方法，綜合考慮，選取一個較合理的滯后階數(shù)。這里我們選取滯后一階的方式來構(gòu)建VAR模型。其方程式為：SZ=0.8352SZ（-1）+0.006CZSR（-1）+0.048CZZC（-1）-0.317WHCB（-1）+0.0169M2（-1）-2310.5由上面的公式我們也可以發(fā)現(xiàn)，上證綜指仍舊受自身前一期的影響。同時，短期財政支出和財政收入的變化均會引起上證綜指正向的變化。但從長期來看，財政收入的過多增加可能會不利于股市的發(fā)展，這和財政收入的來源有很大的關(guān)系。因為財政收入主要來源于稅收和國債，稅收的增加，加重了企業(yè)和投資者的負擔，減少了資金供給，長此以往，對資本市場將產(chǎn)生不利影響。M2將引起上證綜指的同向變化，這和我們前面關(guān)于貨幣供給量的理論假設(shè)是一致的。貨幣政策的預(yù)期效應(yīng)、資產(chǎn)組合效應(yīng)和內(nèi)在價值增長效應(yīng)都體現(xiàn)了貨幣供給量的變化將引起上證綜指的正向變化。短期外匯儲備將引起股票市場反方向的變化。外匯儲備雖然有利于貨幣供給量的增加，但是我國目前的外匯儲備量已經(jīng)過量，故而它的負面影響也開始顯現(xiàn)。這也和我們的理論是基本一致的。
（3）Johansen協(xié)整檢驗。對上述VAR模型進行協(xié)整檢驗，發(fā)現(xiàn)上述的模型中存在著協(xié)整關(guān)系。這說明了股票市場和宏觀經(jīng)濟變量之間存在著長期穩(wěn)定的關(guān)系。我們將上證綜指的協(xié)整方程式列出，詳細地分析變量之間的長期關(guān)系。SZ=-1.24CZSR+4.03CZZC+2.17M2-26.74WHCB由上面的協(xié)整方程式，我們可以得到變量間的長期關(guān)系，和我們分析VAR模型時提到的一樣，財政收入的系數(shù)在長期協(xié)整關(guān)系式中變?yōu)樨摂?shù)，即財政收入的增加，長期而言是不利于股市的。其余的變量的系數(shù)都沒有改變正負。這說明，在長期中，宏觀經(jīng)濟變量與股票市場之間的關(guān)系是符合我們的理論假設(shè)的。
（4）格蘭杰因果檢驗。我們需要分析這幾個宏觀經(jīng)濟變量與股價是否存在格蘭杰因果關(guān)系，因此我們要對它們進行格蘭杰因果檢驗。我們從表5中可以看出，外匯儲備的格蘭杰引起上證綜指的變動。而且，這些變量還能同時格蘭杰引起上證綜指的變動，說明貨幣政策、財政政策和匯率不但可以單方面影響股票市場，而且可以綜合起來對股票市場產(chǎn)生一定的影響。表5格蘭杰因果檢驗同時我們也看到，上證綜指不能格蘭杰引起財政政策變量的變化，不能格蘭杰引起貨幣供給量和匯率的變化。反過來看這也說明了就中國股市而言，匯率與股市是匯率導向模型的傳導機制。股票導向的傳導機制，在中國還沒有成熟的條件形成，股票市場對匯率的影響作用還沒有發(fā)揮作用。股票市場不能對貨幣供給量產(chǎn)生影響，這也和我國的實際國情有關(guān)，一般認為貨幣供給量是受中央控制來調(diào)節(jié)宏觀經(jīng)濟的。
[關(guān)鍵詞] 信用風險；宏觀經(jīng)濟環(huán)境；信用循環(huán)指標；違約概率
[中圖分類號] F830.2 [文獻標識碼] A [文章編號] 1006-5024(2008)01-0152-05
[基金項目] 國家自然科學基金重點項目“中國宏觀經(jīng)濟中期發(fā)展建模：預(yù)測方法與應(yīng)用研究”(批準號：70531010)；國家自然科學基金“創(chuàng)新研究群體科學基金基于行為的若干社會經(jīng)濟復(fù)雜系統(tǒng)建模與管理”(批準號：70521001)
[作者簡介] 曹漢平，北京航空航天大學經(jīng)濟管理學院博士生，中國銀行總行高級經(jīng)理，研究方向為金融工程與風險管理；任若恩，北京航空航天大學經(jīng)濟管理學院教授，博士生導師，研究方向為國際競爭力比較、金融工程與風險管理。(北京 100053)
一、問題的提出
近20年來，信用風險的研究如雨后春筍，取得了長足發(fā)展。但這些早期的信用風險模型大多集中對違約可能性(信用評分)的預(yù)測，主要強調(diào)對樣本截面數(shù)據(jù)，而不是從時間序列角度來分析辨別“好”或“壞”的公司，并且這些模型大部分僅僅考慮了公司本身的狀況與能力，而未將外在的環(huán)境因素納入其中。近年來，隨著經(jīng)濟的快速發(fā)展和經(jīng)營環(huán)境的快速變遷，公司必須面對許多不確定性，增加了公司經(jīng)營的風險。信用風險的時間序列或動態(tài)行為分析已經(jīng)廣受學術(shù)界、業(yè)界以及監(jiān)管機構(gòu)的重視。
首先，信用風險市場的流動性越來越大。抵押證券(ABS)，如債券抵押證券(CBO)與貸款抵押證券(CLO)，與信用衍生產(chǎn)品(Credit Derivatives)相似，都允許金融機構(gòu)在不用破壞客戶關(guān)系的情況下降低信用風險敞口。這些新信用工具的定價需要利率、違約率、回收率、以及信用利差等的動態(tài)行為的足夠數(shù)據(jù)。一般而言，可利用直接觀測這些變量的歷史數(shù)據(jù)，或者利用流動性信用敏感工具定價模型來計量這些相關(guān)經(jīng)濟變量的動態(tài)行為即為信用違約互換(credit default swaps)。其中信用衍生工具或證券有效性彌補了早期信用評分方法在管理信用風險時的適應(yīng)能力，同時它也使違約分析的重點從截面分析、時間點分析轉(zhuǎn)換到動態(tài)的信用風險管理。
其次，信用風險組合管理需要動態(tài)信用風險分析。雖然這些模型基本上都能作為分析信用風險組合的工具，但是對于不同風險種類的分析卻存在很大的差異。在可辨別的獨特性風險與系統(tǒng)風險情況下，絕大多數(shù)獨特性風險都能被分散，系統(tǒng)性風險對信用組合最重要。而目前的信用組合模型，如CreditMetrics、CreditRisk+都較少關(guān)注系統(tǒng)風險因素的行為。通常而言，系統(tǒng)信用風險因素經(jīng)常與宏觀經(jīng)濟環(huán)境有關(guān)。因此，如果能將宏觀經(jīng)濟環(huán)境與系統(tǒng)信用風險因素建立聯(lián)系，那么有關(guān)宏觀經(jīng)濟變量的趨勢與狀態(tài)的知識就可以幫助商業(yè)銀行評價組合信用風險。
第三，監(jiān)管的發(fā)展也需要對信用風險進行動態(tài)分析。新巴塞爾協(xié)議(Basel Committee on Bank Supervision (2003))建議銀行的資本需求(capital requirements)必須直接與交易雙方的履約能力(creditworthiness of the counterparties)相聯(lián)系。同時，新監(jiān)管架構(gòu)的一個主要關(guān)注點就是銀行資本需求的親周期性(pro-cyclical capital requirements)，并且按照這樣的方法來增加經(jīng)濟周期的沖擊，這可能會惡化經(jīng)濟周期波動。經(jīng)濟增長期間，銀行可能會降低經(jīng)濟資本水平，而經(jīng)濟資本水平的降低可能是受到基于近期違約概率估計的風險敏感性資本需求(risk sensitive capital requirements)的刺激。因此，在經(jīng)濟周期的波峰時，經(jīng)濟資本水平可能非常低以致于無法應(yīng)付后續(xù)的經(jīng)濟下降趨勢。而在經(jīng)濟下降期間，經(jīng)濟資本的積累同樣可能很低。此外，經(jīng)濟資本的增加可能會導致銀行信用緊縮(credit crunch)并且因此惡化已經(jīng)不利的經(jīng)濟環(huán)境。親周期(pro-cyclicality)的問題進一步凸現(xiàn)了對信用評級、違約概率、信用利差以及其它信用風險驅(qū)動因子進行動態(tài)分析的需要。
本論文主要嘗試將宏觀經(jīng)濟環(huán)境和行業(yè)競爭環(huán)境納入信用風險模型，來辨別外在因素對信用風險的影響程度。希望利用辨別出的外在因素對信用風險的影響，為投資者在評估投資時提供多一層的考量，并建立一個能夠納入外在因素的信用風險評估模式，以供后續(xù)研究與實務(wù)界應(yīng)用。
二、信用風險模型的發(fā)展歷程
信用風險分析最早起源于Beaver (1967) 和Altman (1968)的工作，并且在過去近四十年來取得了廣泛的研究與探討，發(fā)展出許多類型的信用風險模型。不同的模型具有不同的特性及相關(guān)的理論基礎(chǔ)，大致而言可以劃分為兩大類。第一類是基于會計信息與市場價值所發(fā)展出來的模型，如Altman，Haldeman and Narayanan(1977)的ZETA模型，第二類則是以股票價格為基礎(chǔ)的模型，如KMV、Moody’s等機構(gòu)用期權(quán)理論發(fā)展出來計算違約概率的模型。但到目前為止，并未有具體將宏觀經(jīng)濟因素納入信用風險模型的研究。不過，經(jīng)由Belkin，Suchower and Forest(1998)與Jongwoo Kim(1999)兩篇對信用轉(zhuǎn)移矩陣(credit transition matrix)的研究，替信用風險模型納入宏觀經(jīng)濟變量的方式提供了一個可行的研究方向。Belkin，Suchower and Forest(1998)首先將公司價值變動的因素分成兩部分，個別公司單獨面對的風險與所有公司共同面對的風險，前者可稱為個別風險，后者則為系統(tǒng)風險。Jongwoo Kim(1999)運用前述研究的概念，進一步建立較為具體的信用循環(huán)指標。
近年來，一些學者對違約概率與宏觀經(jīng)濟變量的相關(guān)性展開了研究，較具有代表性的是Pesaran等(2005)建立的全球自回歸宏觀經(jīng)濟矩陣模型GVAR。該模型以Merton(1974)的期權(quán)理論為基礎(chǔ)架構(gòu)，以經(jīng)濟的全球化為背景，用橫跨25個國家、時間段為1979―1999的季度相關(guān)數(shù)據(jù)，通過建立模型，分析國內(nèi)宏觀經(jīng)濟變量，包括GDP、CPI、短期利率、匯率、以及全球變量(如石油價格等)的沖擊對資產(chǎn)信用組合風險的影響，證明銀行沖銷壞帳損失與國內(nèi)外宏觀經(jīng)濟變量的變化具有重要關(guān)系。另一個比較有代表性的是Koopman等(2005)直接應(yīng)用時間序列模型研究違約概率的周期性變化。
綜合以上文獻，我們可以發(fā)現(xiàn)信用風險作為商業(yè)銀行業(yè)所面臨的主要風險，一直是銀行風險管理的核心內(nèi)容，同時也是監(jiān)管機構(gòu)及學術(shù)界研究的主要話題。目前我國商業(yè)銀行的信用分析和評估技術(shù)仍處于傳統(tǒng)的比率分析階段。隨著全球經(jīng)濟越來越相互依賴，商業(yè)銀行與中央銀行都必須面對并分析宏觀經(jīng)濟波動對信用風險(或損失分布)的影響。因此，在此領(lǐng)域，尤其是宏觀經(jīng)濟環(huán)境與信用風險相關(guān)性研究方面，將有大量的工作去做、值得深入研究。
三、基于宏觀經(jīng)濟因素的信用風險評估模型
考慮到本論文旨在嘗試將其忽略的外在因素(可分成宏觀經(jīng)濟環(huán)境和行業(yè)競爭環(huán)境兩部分)納入信用風險模型，來辨別外在因素對信用風險的影響程度，因此主要參照Jong-woo Kim(1999)的研究方法建立宏觀經(jīng)濟模型，并利用宏觀經(jīng)濟變量(GDP增長率，CPI通膨率、貨幣供應(yīng)量、失業(yè)率等)建立信用循環(huán)指標(Z)值，來表示宏觀經(jīng)濟情況，然后以此信用循環(huán)指標的結(jié)果搭配Belkin-Forest-Suchower(1998)的方法，去調(diào)整不同經(jīng)濟情況下企業(yè)信用質(zhì)量改變的概率，并修正研究期間銀行放款組合價值之信用風險的變動型態(tài)。希望利用辨別出的外在因素對信用風險的影響，為投資者在評估投資時提供多一層的考量，并建立一個能夠納入外在因素的信用風險評估模式，以供后續(xù)研究與實務(wù)界應(yīng)用。
(一)模型的建立
本論文假設(shè)影響公司價值的因素有三個方面，分別為宏觀經(jīng)濟風險(Z)、公司經(jīng)營績效(M)與個別公司風險(ε)。現(xiàn)將此三種變量定義如下：
1.宏觀經(jīng)濟風險
宏觀經(jīng)濟風險以Z表示，為所有公司都必須面臨的風險，可視為系統(tǒng)性的。這種整體且全面性的風險可能導因于國內(nèi)GDP的變動、貨幣供應(yīng)的變化、進出口成長或衰退、產(chǎn)值提升或下降等。為識別宏觀經(jīng)濟風險，首先需要辨別哪些宏觀經(jīng)濟變量可以合理仿真未來宏觀經(jīng)濟狀態(tài)。不同的國家，其經(jīng)濟狀態(tài)各有其特定的全局變量組合代表，Wilson(1997)建議至少應(yīng)有3個以上的宏觀經(jīng)濟變量。此外，隨著行業(yè)、評級的差異，其辨別的解釋變量亦隨之不同。再者，在模型估計方法上，隨著模型設(shè)定而有所差異，其共同處則在于利用過去的變量資料來預(yù)測未來變量的可能。
本論文主要是依據(jù)Jongwoo Kim(1999)的研究方法，運用宏觀經(jīng)濟變量建立信用循環(huán)指標(Z)，來表示整體經(jīng)濟情況，再依據(jù)信用循環(huán)指標的結(jié)果，去調(diào)整企業(yè)信用質(zhì)量改變的概率。以下是分析方法的介紹。
(1)建立復(fù)回歸模型
首先，分析投機級公司的違約概率與宏觀經(jīng)濟變量的線性回歸關(guān)系，再以變量分析(Analysis of variance)、系數(shù)估計(Parameter Estimates)、變量膨脹因子(Variance Inflation Fac-tors)三個方法作整體模型分析解釋。其中：變量分析(Analysis of variance)的主要目的是分析解釋變量與被解釋變量有無直線線性關(guān)系；而變量膨脹因子(Variance Inflation Factors，VIF)則作為該模型共線性(Multi-Collinearity)的判斷標準。
本研究先利用Probit函數(shù)對被解釋變量(投機級公司的違約概率)作轉(zhuǎn)換，得出的轉(zhuǎn)換值再與選定的宏觀經(jīng)濟變量做復(fù)回歸分析，并利用最小平方法(Ordinary Least Squares，OLS)推算宏觀經(jīng)濟變量的估計系數(shù)。
其中，Yt：表示第t期投機級公司的違約機率，Xi，t-1：表示第i個宏觀經(jīng)濟變量在t-1期的值，β：為未知的參數(shù)，εt：為隨機誤差項，h：為選定的宏觀經(jīng)濟變量個數(shù)。
(2)建立信用循環(huán)指標表示宏觀經(jīng)濟狀況
由公式(1)估計下一期的投機級公司違約機率的轉(zhuǎn)換值后，即可建立信用循環(huán)指標表示經(jīng)濟狀況。其公式可表示為：
其中，Zt表示第t期的信用循環(huán)指標，Φ-1為標準正態(tài)之累積分配的反函數(shù)，Yt表示第t期投機級公司的違約概率，μ為平均數(shù)，σ為標準差。
2.公司經(jīng)營績效
公司經(jīng)營績效以M表示，本論文以稅前息前資產(chǎn)報酬率作為經(jīng)營績效變量。Mt值的轉(zhuǎn)換主要應(yīng)用統(tǒng)計上標準差距離的計算公式：
其中，RAt表示t期公司資產(chǎn)報酬率，μ為平均數(shù)，σ為標準差。
為了符合Mt~N(0，1)的假設(shè)，本研究假定同行業(yè)內(nèi)各公司資產(chǎn)報酬率成標準正態(tài)分布。換句話說，即公司經(jīng)營績效的好壞概率呈標準正態(tài)分布。式(3)分子中的μRAt即為行業(yè)平均資產(chǎn)報酬率，也可用ITAt表示，用數(shù)字式表示為：
其中，RAt表示t期公司資產(chǎn)報酬率，IRAt表示t期行業(yè)平均資產(chǎn)報酬率，N為同行業(yè)內(nèi)公司數(shù)量。
從式(3)可知，本研究將資產(chǎn)報酬率作為衡量公司經(jīng)營績效的指標。為了將宏觀經(jīng)濟環(huán)境對資產(chǎn)報酬率的影響剔除，并消除行業(yè)特性差異，將其減去行業(yè)平均資產(chǎn)報酬率后再除以行業(yè)資產(chǎn)報酬率標準差，得到的經(jīng)營績效指標Mt就等于該公司經(jīng)營表現(xiàn)與行業(yè)平均間的標準差距離。若公司資產(chǎn)報酬率小于行業(yè)平均報酬率，則Mt0，表示有正面的經(jīng)營績效。若兩者相等，則Mt=0。
3.個別風險
個別風險以ε表示，此風險僅與個別公司相關(guān)，如新產(chǎn)品開發(fā)等。
根據(jù)以上分析，那么可以以下列回歸式來估計宏觀經(jīng)濟風險對公司價值變動的影響，并據(jù)此建立基于宏觀經(jīng)濟因素的信用風險評估模型。
Rt=w1Mt+w2Zt+w3εt(5)
其中，Rt為t期公司價值變動，Mt為t期公司的經(jīng)營績效指標，Zt為t期宏觀經(jīng)濟指標，εt為t期個別價值變動風險，w1、w2、w3分別為Zt、Mt、εt的權(quán)重。為了保證正態(tài)分布的假設(shè)，即Rt～N(0，1)，不失一般性，假設(shè)①Mt、Zt與εt也為N(0，1)的標準正態(tài)分布，即Mt、Zt、εt～N(0，1)；②Mt、Zt與εt間相互獨立；③w12+w22+w33=1。
除了以數(shù)學式表示本研究模型外，也可以圖形表示(如圖1)。從圖1中可以發(fā)現(xiàn)，公司價值變動可以區(qū)分為三部分，如同前文定義，分別為宏觀經(jīng)濟風險、公司經(jīng)營績效與誤差限。圖中V0代表0期公司資產(chǎn)價值，Nt則為t期公司可能價值概率函數(shù)，Vt則代表其期望值。V0至Vt的變動中，V0至V′為受公司經(jīng)營績效影響的部分，影響幅度為w1Mt；V′至Vt則是受宏觀經(jīng)濟影響的部分，影響幅度為w2Zt。
此圖的例子是當Mt為負，而Zt為正，且w2Zt大于w1Mt的情況。若Mt與Zt兩者均為正，Vt、V′皆會位于V0右邊；反之，則Vt、V′皆會位于V0左邊。換句話說，公司價值可能會因為Mt與Zt而變動，變動的幅度分別為wtMt與w2Zt，總變動幅度則為w1Mt+w2Zt。
(二)模型的求解
在期權(quán)模式的信用風險模型中，違約率的估計是以低于臨界值的累計概率加以表示。該概率為：
其中，t為期間，V0為0期公司資產(chǎn)價值，Dt為t期負債帳面價值，μ為平均數(shù)，σ為標準差。
違約概率也能夠在圖形上看出。圖2為期權(quán)模式下t期的公司可能價值分布圖，公司可能價值為標準正態(tài)分布，所以此公司價值線Nt代表的一樣是標準正態(tài)分布的概率函數(shù)。圖中的橫軸并非公司絕對價值表示，而是期望值的距離，以一個標準差為單位。此時只要求出臨界值b的數(shù)值，即能得到臨界值以下的累計概率，以τ表示。
此臨界值也可稱為違約點(default point)，根據(jù)公式(6)，可得臨界值b為：
公式(7)所計算的臨界值隱含的假設(shè)為公司價值低于負債面值就發(fā)生違約，但在現(xiàn)實生活中，違約不會在低過負債時即刻發(fā)生，而是已經(jīng)低過負債一定程度之后。其中KMV的EDF模型也不根據(jù)上式，而是以公司長期負債加上二分之一流動負債來作臨界點。
本研究為求出更精確的信用組合風險及違約概率，將依KMV的方式以公司長期負債加上二分之一流動負債來作臨界點。因此，每家公司的臨界點均不同。
bt=IDt+ SDt(8)
為了不失一般性，假設(shè)t期年底公司普通股市價為P(ST)t；CSt為t期期末流通在外普通股數(shù)，則公司t期末的價值與公司價值變動可分別表示為
Vt=P(ST)t×CSt(9)
根據(jù)Merton(1974)違約模型，在時間t-1的信息條件下，如果下式成立違約將在時間t發(fā)生：
假設(shè)：
那么λt將是正的違約門檻，它將隨著時間與企業(yè)的特定屬性(如行業(yè)區(qū)分)而變化。
因此，在末期t時的違約概率為：
τ=p(default)=p(Rt
綜合以上的敘述，本研究的信用風險模型將外在環(huán)境因素納入；外在環(huán)境因素又可以分成兩部分，一為宏觀經(jīng)濟因素，另一則為行業(yè)競爭因素。前者指的是宏觀經(jīng)濟狀況的影響，如資金是否寬松、進出口貿(mào)易興衰、GDP增減等因素對公司信用風險的沖擊。后者為行業(yè)特性因素，如行業(yè)競爭情況、行業(yè)特性等。
四、實證分析
本文選取的宏觀經(jīng)濟變量包括年度實際GDP、實際全社會總投資、信貸余額、匯率、全國實際零售總額、全國進出口總額等。各變量均以各個指標各年名義值除以各年相對于1985年的物價指數(shù)，折算為以1985年基準的可比值，并以上海證券交易所上市公司為研究對象。由于論文篇幅的限制，本論文在行業(yè)與公司的選擇上只選擇了IT行業(yè)作相關(guān)分析研究。根據(jù)前文分析，我們可以利用最小平方法(OLS)來計算出方程(1)中的相關(guān)參數(shù)(如表1)
那么，我們可以得到投機級公司(SG)的違約概率與信用循環(huán)指標的預(yù)測值(表2與圖3表示其預(yù)測值與實際的值非常接近)。
各風險因子的權(quán)重系數(shù)如表3所示。
因此，IT行業(yè)的條件信用風險模型(5)可以寫成：
Rt=0.277Mt-0.202Zt+0.939εt (14)
下面我們可選擇一家IT行業(yè)的上市公司進行具體分析。假設(shè)該公司在1999年度與2000年度的基本信息如表4所示。
因此，在考慮宏觀經(jīng)濟與行業(yè)風險因素后，該公司2000年的條件違約概率(PD)可表示為：
τ=p(default)=p(Rt
實證表明，利用本論文建立的信用風險模型，可以計算出公司的信用風險，即可能的違約概率，而且根據(jù)違約概率，也能看出信用風險的大小與其變動。
五、結(jié)束語
本研究通過信用循環(huán)指標表示宏觀經(jīng)濟景氣狀況，將宏觀經(jīng)濟周期因素納入到現(xiàn)有信用風險模型之中，分析了宏觀經(jīng)濟變量與行業(yè)競爭環(huán)境因素等對信用風險的影響，建立了能夠納入外在因素的信用風險評估模式。本論文的分析結(jié)果可以幫助我們思考在考慮宏觀經(jīng)濟與行業(yè)風險因素后信用風險的度量問題。在我國當前經(jīng)濟環(huán)境下，從信用風險管理的角度入手，將能夠測量到的不穩(wěn)定因素納入到信用風險計量模型中去，使商業(yè)銀行能夠按照新巴塞爾協(xié)議的資本要求，建立具有長遠性、穩(wěn)定性、前瞻性的更為有效的信用風險管理體系，對增強金融體系和宏觀經(jīng)濟的穩(wěn)定性將具有非?，F(xiàn)實的意義。需要指出的是：為了簡化分析，本論文以上市流通的普通股股票價格計算公司價值，除必須假設(shè)國內(nèi)股票市場為完全市場外，又忽略了其他影響因素；另外，本研究雖然盡力依文獻或?qū)崉?wù)界的經(jīng)驗去選擇合適的變量，并希望能找出最能解釋宏觀經(jīng)濟的經(jīng)濟變量，但由于宏觀經(jīng)濟變量的選取存在一定主觀性，容易遺漏重要的經(jīng)濟金融變量，使得選取變量與應(yīng)變量的關(guān)聯(lián)性不夠顯著，或多或少會影響模型的預(yù)測。
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關(guān)鍵詞：后金融危機 宏觀壓力測試 向量誤差修正模型
中圖分類號：F830.2文獻標識碼：A 文章編號：1006-1770(2010)011-022-05
引言
根據(jù)國際貨幣基金組織(2004)的定義，壓力測試是指評估金融體系承受“罕見但是仍然可能”的宏觀經(jīng)濟或金融市場波動沖擊能力的一系列方法與過程。根據(jù)關(guān)注范圍的不同，壓力測試可以劃分為宏觀和微觀兩類。宏觀壓力測試由于能模擬潛在金融危機等極端事件對銀行系統(tǒng)穩(wěn)定性的影響，在實踐中得到迅速推廣。國際貨幣基金組織和世界銀行(2006)于亞洲金融危機后聯(lián)合推出銀行部門評估規(guī)劃（FSAP），首次將宏觀壓力測試方法作為衡量銀行系統(tǒng)穩(wěn)定性分析工具的重要組成部分。
Erlenmaier(2004)和Gersbach(2005)利用宏觀經(jīng)濟模型RIMINI對總體審慎指標的趨勢與發(fā)展進行預(yù)測，并且建立了評估貸款違約率的宏觀信貸方程。Froyland和Larsen(2002)利用宏觀經(jīng)濟模型RIMINI對銀行不良貸款在宏觀經(jīng)濟波動情境下進行了壓力測試。
雖然國際上宏觀壓力測試已成為政策當局分析銀行穩(wěn)定性而廣泛使用的工具，但國內(nèi)宏觀壓力測試尚處在推廣初期。陳華、伍志文(2004)運用1978年-2000年間的數(shù)據(jù)對中國銀行體系脆弱性狀況進行了量化分析，結(jié)果發(fā)現(xiàn)宏觀經(jīng)濟變量是宏觀經(jīng)濟政策影響銀行穩(wěn)定的傳導路徑。徐光林（2008）利用線性壓力測試模型，分析GDP增長速度和CPI同時發(fā)生不同程度惡化對我國銀行業(yè)資產(chǎn)規(guī)模增長速度的影響。華曉龍(2009)通過假設(shè)情境法進行宏觀壓力測試，定量分析宏觀經(jīng)濟因素波動對中國銀行體系不良貸款率的影響。
目前，全球由美國次貸危機引發(fā)的金融危機進入到實體經(jīng)濟受到巨大沖擊的后金融危機時代，世界經(jīng)濟存在著很多的不確定性和不穩(wěn)定性，全球經(jīng)濟下我國宏觀經(jīng)濟亦不可避免的受到多方面的沖擊。因此，如何識別潛在的宏觀系統(tǒng)性風險對銀行系統(tǒng)穩(wěn)定性的影響受到越來越多的重視。我國宏觀經(jīng)濟運行有許多不同于發(fā)達市場經(jīng)濟的特點，能否尋求一種不嚴格依賴經(jīng)濟理論、從數(shù)據(jù)變化中尋找規(guī)律、把握動向的宏觀壓力測試方法，是具有現(xiàn)實緊迫性的課題。本文在借鑒國際經(jīng)驗的基礎(chǔ)上，結(jié)合中國國情，提出基于向量誤差修正模型（VECM）的宏觀壓力測試模型，定量評估分析宏觀經(jīng)濟因素波動對我國銀行系統(tǒng)穩(wěn)定性的影響，對防范和化解銀行體系系統(tǒng)性風險具有重要的現(xiàn)實意義。
一、 宏觀壓力測試原理
宏觀壓力測試通過宏觀壓力情境的構(gòu)建，預(yù)測極端但可能發(fā)生的宏觀經(jīng)濟變動對銀行系統(tǒng)穩(wěn)定性的影響。如圖1所示，宏觀壓力測試過程主要包括三個步驟：首先，定義壓力情景及強度，選擇能夠體現(xiàn)宏觀經(jīng)濟風險的主要因子；其次，構(gòu)建宏觀經(jīng)濟因素的關(guān)聯(lián)關(guān)系，確定壓力情景下各宏觀經(jīng)濟變量取值；最后，建立風險因子與內(nèi)部因素的沖擊路徑。
（一）定義壓力情景
壓力情景的定義方法有歷史情景法和假設(shè)情景法兩種。近二十年來中國的經(jīng)濟環(huán)境主體上還是呈良好的上升趨勢，缺乏較嚴重的經(jīng)濟衰退或壓力事件。因此，本文采用基于假設(shè)情景法進行情景設(shè)定。
1.定義壓力情景因素
基于國內(nèi)外實證研究及數(shù)據(jù)可得性，本文選取中國國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）增長率、消費者價格指數(shù)(CPI)、1年期銀行機構(gòu)人民幣貸款基準利率（IR）等三個宏觀經(jīng)濟變量作為外部宏觀經(jīng)濟因素，選取商業(yè)銀行貸款不良率作為內(nèi)部因素，即衡量銀行系統(tǒng)穩(wěn)定性的指標。本文選取上述四個指標1996年-2009年季度歷史數(shù)據(jù)進行分析，并采用PBC版X-12-ARIMA1年季節(jié)調(diào)整軟件剔除時間序列數(shù)據(jù)的季節(jié)因素影響。
2.設(shè)置壓力測試強度
選擇實際GDP增長率作為主因素，根據(jù)實際GDP增長率歷史數(shù)據(jù)擬合Beta分布，確定它在三種不同宏觀經(jīng)濟衰退情景的取值，代入壓力測試情景設(shè)置模型，確定其他宏觀經(jīng)濟因素取值。
參照FSA壓力情景設(shè)置標準，以所擬合的Beta分布上1/10分位數(shù)數(shù)值（6.69%）、1/25分位數(shù)數(shù)值（5.87%）、1/100分位數(shù)數(shù)值（4.89%）表示實際GDP增長率在溫和、嚴重、極端宏觀經(jīng)濟衰退情景下的取值，其發(fā)生概率分別是10年一遇、25年一遇、100年一遇。沈利生（2000）認為現(xiàn)階段我國 GDP 潛在增長率為 8.6%，2009年四季度我國 GDP 增長率為10.7%。因此，設(shè)定GDP在溫和、嚴重和極端壓力情景下取值為7%、6%和5%。
（二）宏觀壓力測試情景設(shè)置模型
Sims(1980) 提出了使用模型中的所有當期變量對所有變量的若干滯后變量進行回歸，用于相關(guān)時間序列系統(tǒng)的預(yù)測和分析隨機擾動對變量系統(tǒng)的動態(tài)影響，構(gòu)建非結(jié)構(gòu)化的多方程模型（VAR）。它不帶有任何事先約束條件，將每個變量均視為內(nèi)生變量，避開了結(jié)構(gòu)建模方法中需要對系統(tǒng)中每個內(nèi)生變量關(guān)于所有變量滯后值函數(shù)的建模問題，它突出的一個核心問題是“讓數(shù)據(jù)自己說話”。
大多數(shù)情況下，經(jīng)濟變量各自均為隨機游走時間序列。而長期來看，兩個或兩個以上經(jīng)濟變量之間的線性組合可能是平穩(wěn)的，即它們之間存在某種確定的變化比例關(guān)系，這時稱兩個或兩個以上經(jīng)濟變量之間存在長期均衡關(guān)系。經(jīng)濟變量之間的長期均衡關(guān)系由于其他因素的影響在短期內(nèi)可能出現(xiàn)失衡狀態(tài)，如果能從動態(tài)角度將它們之間的短期變動行為和它們之間的長期關(guān)系聯(lián)系起來考慮，分析結(jié)論會更具針對性。Johannes(1991)提出向量誤差修正模型（VECM）引入了協(xié)整關(guān)系方程的誤差項反映這種短期波動向長期均衡穩(wěn)定關(guān)系修正的機制。因此，本文在向量自回歸模型（VAR）的基礎(chǔ)上，構(gòu)建宏觀經(jīng)濟變量VECM模型（1）確定各變量之間的聯(lián)動關(guān)系。
計算自回歸模型殘差協(xié)方差矩陣S，對協(xié)方差矩陣進行柴可夫斯基分解。選擇主因素y1,t，如，實際情況下選擇GDP作為主因素，給定某宏觀風險因素的壓力值，代人基于向量自回歸模型第一個方程反解出殘差項m*1t，產(chǎn)生由偽隨機殘差m*1t以及蒙特卡洛模擬產(chǎn)生的其他兩個標準正態(tài)分布隨機數(shù)m*2t,m*3t組成的向量r=(m*1t，m*2t，m*3t),將m=r*A代入向量自回歸模型，計算出壓力情景下其他變量值。重復(fù)此過程，計算足夠次（大于100萬次）蒙特卡洛模擬下的變量值，然后求平均值作為壓力情景下宏觀因素取值。
（三）壓力測試傳導機制
本文借鑒Wilson(1997)研究框架中關(guān)于宏觀經(jīng)濟因素和貸款違約率之間的非線性關(guān)系設(shè)定，使用Logit模型將貸款違約率轉(zhuǎn)化為宏觀綜合指標Y，以指標Y作為因變量與宏觀經(jīng)濟因素進行多元線性回歸分析，以更好地利用各宏觀經(jīng)濟指標所提供的信息。
t= 1， 2 ……N (2)
NPL代表主要商業(yè)銀行貸款不良率，Y為反映銀行體系違約概率和各宏觀經(jīng)濟變量關(guān)系的“中介指標”，利用歷史數(shù)據(jù)進行模型估計，通過處理的貸款不良率值代人式(2)就可以得到估計的綜合指標Y的估計值。
1， 2 ……N(3)
式（3）反映了Y與宏觀經(jīng)濟因素之間的傳導關(guān)系?？紤]經(jīng)濟變量之間與商業(yè)銀行不良率之間可能存在協(xié)整關(guān)系，若對非平穩(wěn)序列進行差分，用差分后的序列建模，但差分往往使數(shù)據(jù)中包含的長期調(diào)整信息丟失，忽略了變量水平之中包含的信息。本文對具有協(xié)整關(guān)系的序列算出誤差修正項，并將誤差修正項的滯后一期看作一個解釋變量，連同其他反映短期波動關(guān)系的變量一起，從而能夠反映這種短期波動向長期均衡穩(wěn)定關(guān)系修正的機制，構(gòu)建宏觀經(jīng)濟因素X1、X2……Xm與銀行貸款不良率Y的傳導關(guān)系(3)，在執(zhí)行壓力測試的時候，將壓力情景下宏觀經(jīng)濟變量值代入估計出的式(3)就可以得到壓力情境下的Y，代入式(2)就估計出了壓力情境下銀行系統(tǒng)不良率。
二、 構(gòu)建宏觀壓力測試情景設(shè)置模型
（一）變量平穩(wěn)性檢驗
由于虛假回歸問題的存在，所以在進行動態(tài)回歸模型擬合時，必須先檢驗各序列的平穩(wěn)性。本文用擴展的單位根檢驗法(ADF)對數(shù)據(jù)進行平穩(wěn)性檢驗，檢驗結(jié)果如表1所示，GDP、CPI、IR的ADF序列在95%的置信水平下都是非平穩(wěn)的。進一步檢驗顯示，上述三個序列的一階差分序列，即DGDP、DCPI、DIR至少在95%的置信水平下都是平穩(wěn)
的。
（二）建立VAR模型
由于三個變量都是一階單整序列，可以建立VAR模型。首先，需要確定VAR模型的滯后階數(shù)。參考赤池信息準則AIC、施瓦茨準則SC，以及極大似然估計量，可以從統(tǒng)計意義上，確定模型的最優(yōu)滯后階數(shù)，結(jié)果如表2所示，從統(tǒng)計意義上，最優(yōu)的滯后階數(shù)為1階。從經(jīng)濟意義上考慮，壓力測試需要考慮銀行在經(jīng)濟衰退情景下一年內(nèi)每個季度的表現(xiàn)，因此將VAR模型的滯后階數(shù)設(shè)置為4階。
滯后期數(shù)為4階的VAR模型估計結(jié)果如下：
（三）建立VECM模型
在VAR模型的基礎(chǔ)上進行Johansen的多元協(xié)整檢驗，判斷多元變量間是否存在協(xié)整關(guān)系。表3列出Johansen多元協(xié)整檢驗的臨界值和似然比率。
由表3可知，在5%的顯著水平下存在一個協(xié)整方程。協(xié)整方程為：
令誤差修正項為：
VECM模型估計結(jié)果為：
（四）Grange因果關(guān)系檢驗
為了確定變量之間的相互關(guān)系，對變量進行Granger因果檢驗。如表4所示，在5%的顯著水平下，滯后階數(shù)為1和2時，GDP是CPI、IR的Granger成因，CPI是IR的Granger成因；滯后階數(shù)為3時，GDP是IR的Granger成因。
（五）壓力情景設(shè)置
將GDP在三種不同程度（溫和、嚴重，以及極端）的宏觀經(jīng)濟衰退情景的取值，代入VEMC壓力情景設(shè)置模型，即可確定CPI和利率在相應(yīng)宏觀經(jīng)濟衰退情景下的取值。由于模型所基于的宏觀因素數(shù)據(jù)為季度數(shù)據(jù)，因此，需要確定實際GDP增長率在每個季度的施壓路徑。徐光林（2008）假設(shè)宏觀因素指標呈指數(shù)增長或下降，具體形式如下：
其中，K表示施壓路徑的總季度數(shù)，i 的取值從1到K，b為總沖擊量。a 為待定參數(shù)，其計算公式為：。計算出壓力情景下各季度GDP取值，代入VECM模型，獲得壓力情景下各季度其他宏觀經(jīng)濟變量取值。
三、 構(gòu)建宏觀壓力情景與銀行不良率的傳導機制
（一）模型變量的單位根檢驗
在建立長期均衡模型之前，必須對各序列進行單位根檢驗，以判斷各序列的平穩(wěn)性，ADF檢驗結(jié)果如下表所示，模型相關(guān)變量都是I(1)過程，即一階單整的。
* 對于Y而言，其0.01和0.05相應(yīng)的臨界值分別為-3.83和-3.03。
（二）協(xié)整檢驗
金融危機發(fā)生后，國家出臺對應(yīng)政策促進經(jīng)濟增長，減少
金融危機對我國實體經(jīng)濟的影響，2008年第4季度我國商業(yè)銀行不良率相比于2008年第3季度有較為大幅度的下降。這段時
期不良率與宏觀因素之間的關(guān)系不反映它們長期均衡關(guān)系，另外我國利率還沒有完全市場化。因此，選取2005年第1季度和2008年第3季度數(shù)據(jù)構(gòu)建商業(yè)銀行貸款不良率與GDP，CPI之間的協(xié)整關(guān)系：
對殘差項進行單位根檢驗，T統(tǒng)計量p值為0.02說明殘差項在95%置信度是平穩(wěn)的，說明上述協(xié)整關(guān)系成立。
（三） ECM誤差修正模型
上述分析已證明，不良率與GDP和CPI之間存在(1,1)階協(xié)整關(guān)系，將回歸方程的殘差作為誤差修正項，可建立的誤差修正模型。在建立誤差修正模型之前，加入了啞變量，以反映金融危機期間外部政策的作用，誤差修正模型形式如下：
四、 結(jié)論與建議
理論上，在經(jīng)濟衰退時期，銀行不良率會升高。但是，在經(jīng)濟衰退時期，也可能出現(xiàn)其他因素，緩和銀行不良率的上升。緩和不良率上升的因素包括以下貨幣政策和財政政策兩方面。貨幣政策方面表現(xiàn)為在經(jīng)濟衰退期，國家往往會調(diào)低貸款利率，加大貨幣供給量，這些政策使得銀行不良率傾向于下降。如2008年金融危機的影響顯現(xiàn)后，央行自2008年9月以來9次調(diào)整利率水平；財政政策方面表現(xiàn)為經(jīng)濟衰退期，國家加大財政支出來促進經(jīng)濟增長，減少金融危機對我國實體經(jīng)濟的影響。如這次金融危機背景下我國政府出臺4萬億投資拉動內(nèi)需、十大產(chǎn)業(yè)調(diào)整振興規(guī)劃等政策。
因此，本文不僅分析理論壓力情景下商業(yè)銀行不良貸款率的變化，也分析實際上國家采取應(yīng)對政策進行調(diào)控下商業(yè)銀行不良率的變化，我們設(shè)計了三個壓力情景：壓力情景下國家保持貨幣政策和財政政策不變；壓力情景下國家保持貨幣政策不變，但不采取應(yīng)對的財政政策進行調(diào)控；壓力情景下，政府應(yīng)對的采取貨幣政策和財政政策進行調(diào)控。
情景一：假定在經(jīng)濟衰退期，利率水平保持不變，政府不采取類似于次債危機期間的管控手段（即將啞變量設(shè)置為0），結(jié)果顯示隨著經(jīng)濟衰退程度的加強，銀行不良貸款率升高的幅度增大。
情形二：假定在經(jīng)濟衰退期，利率水平保持不變，政府采取2008年－2009年金融危機時期的管控措施（即將啞變量設(shè)置為1），結(jié)果顯示隨著經(jīng)濟衰退程度的加強，銀行不良貸款率的水平值不斷上升。由于政府的管控措施，在經(jīng)濟衰退情景下，不良率水平相比當前時點，出現(xiàn)下降。
信用價差(creditspreads)是指為了補償違約風險，投資者要求公司債發(fā)行人提供的高于到期日相同的國債收益率的收益。從理論上來講，信用價差是由債券發(fā)行人可能發(fā)生違約而出現(xiàn)的，它反映了公司債的風險狀況，因此信用價差常常對應(yīng)著公司債券的預(yù)期違約損失?？傮w來說，公司債券預(yù)期違約損失與經(jīng)濟周期密切相關(guān):在經(jīng)濟繁榮時期，企業(yè)的生存環(huán)境好，違約的概率低，信用風險小;而在經(jīng)濟蕭條時期，企業(yè)的生存環(huán)境惡化，違約概率高，信用風險隨之加大。因而，信用價差實際上體現(xiàn)為宏觀經(jīng)濟預(yù)期的顯示器，即信用價差小時，意味著預(yù)期宏觀經(jīng)濟向上，反之當預(yù)期信用價差大時，即意味著宏觀經(jīng)濟向下。由于宏觀經(jīng)濟預(yù)期必然對宏觀的實際波動產(chǎn)生重要的影響，為此利用信用價差中所包含的信息預(yù)測宏觀經(jīng)濟的波動狀況，具備相當?shù)目尚行?。實際上，國內(nèi)外諸多學者對利用債券市場的信息把握宏觀經(jīng)濟的波動狀況做出了許多探索性的工作。比如，Harvey(1988)，Estrell和Hardouvel(1991)，StockandWatson(1989)等認為，長短期利率差不但包含了未來通貨膨脹的信息，還包含了貨幣政策的信息，因此能有效預(yù)測宏觀經(jīng)濟的波動。其實證結(jié)果表明長短期利率差對宏觀經(jīng)濟波動的確有一定的預(yù)測能力。BernankeandBlinder(1992)等用商業(yè)票據(jù)的溢價來解釋未來的產(chǎn)出波動，其實證結(jié)果表明商業(yè)票據(jù)的溢價對未來產(chǎn)出波動的預(yù)測能力較弱。事實上，商業(yè)票據(jù)溢價為信用價差的一種，其為商業(yè)票據(jù)相對國庫券的溢價。商業(yè)票據(jù)溢價對未來的產(chǎn)出波動預(yù)測能力較弱是因為其僅包含了短期的信用風險信息，無法反映長期的經(jīng)濟周期變化預(yù)期。國內(nèi)學者利用債券市場信息預(yù)測未來產(chǎn)出波動也依循利率期限結(jié)構(gòu)與信用價差兩條線索而展開。如，于鑫(2008)利用5年期與1年期的國債利率差額解釋中國未來的宏觀經(jīng)濟波動，其實證結(jié)果表明5年期與1年期的國債利率差對未來的產(chǎn)出波動具有一定的預(yù)測能力，特別是對中長期的產(chǎn)出波動預(yù)測效果較好;然而其對短期產(chǎn)出的預(yù)測效果較弱，回歸方程的擬合優(yōu)度不高。徐爽(2010)用國債收益率曲線的主成分作為因子，預(yù)測中國的消費、投資和出口等經(jīng)濟變量，其實證結(jié)果表明主成分模型相對簡單利差模型有著更好的預(yù)測效果。張燃(2010)利用10年期信用價差數(shù)據(jù)對宏觀經(jīng)濟變量進行了預(yù)測研究，其實證結(jié)果表明利用信用價差對未來宏觀經(jīng)濟變量中的消費、出口、投資、工業(yè)增加值與通貨膨脹的預(yù)測效果要優(yōu)于利用利率期限結(jié)構(gòu)中的長短期利率差的預(yù)測效果。然而其對信用價差的度量是直接基于企業(yè)債收益率曲線與國債收益率曲線而得出的，這種度量方法忽略了各企業(yè)債券的個體波動信息，將對真實的信用價差產(chǎn)生較大的測度誤差。通過上述文獻回顧發(fā)現(xiàn)，盡管債券市場上的信用差價包含著豐富的宏觀經(jīng)濟預(yù)期信息，其對宏觀經(jīng)濟的波動有著較強的解釋能力，但國內(nèi)外大部分學者都是基于債券市場上的利率期限結(jié)構(gòu)對宏觀經(jīng)濟波動進行預(yù)測。僅有少數(shù)學者利用信用價差來解釋宏觀經(jīng)濟的波動狀況，但其對信用價差的測度存在較大的偏誤。為此本文將對信用價差的測度方法進行優(yōu)化，并在此基礎(chǔ)上進一步檢驗其對我國宏觀經(jīng)濟波動狀況的預(yù)測能力，其結(jié)構(gòu)安排如下:在第2部分，本文基于Gilchrist(2009)提出的“自下向上”方法，構(gòu)建了中國債券市場的信用價差指數(shù)GZ指數(shù)。在第3部分，本文構(gòu)造實證模型對信用價差對宏觀經(jīng)濟變量的預(yù)測能力進行檢驗，并將其與忽略信用價差變量的模型的解釋能力進行對比。第4部分是結(jié)論。
二、測度信用價差的GZ指數(shù)的構(gòu)建方法
Gilchrist(2009)提出了測度信用價差的自下向上的方法，并用該方法構(gòu)建了測度信用價差的GZ指數(shù)。其具體的構(gòu)建方法如下所述:假設(shè)在時期t由企業(yè)i發(fā)行的公司債券k所承諾的現(xiàn)金流序列為(C(s):s=1，2，…，S)，這里的現(xiàn)金流包括了按期付息與到期時的本金償付。那么該債券價格可描述為:Pit［k］=ΣSs=1C(s)D(ts)(1)此處的D(t)=e－rtt為在時刻t的折現(xiàn)函數(shù)。為了計算與之相對應(yīng)的無風險債券價格Pft［k］，我們利用時刻t連續(xù)復(fù)利的國債收益率曲線對現(xiàn)金流序列(C(s):s=1，2，…，S)進行貼現(xiàn)。按此方法所得的無風險債券價格Pft［k］將被用來計算假定國債的收益率yft［k］，該國債產(chǎn)生的現(xiàn)金流序列同樣被假定為(C(s):s=1，2，…，S)。用yit［k］表示企業(yè)債券k的收益率，那么信用價差則可表示為Sit［k］=yit［k］－yft［k］。通常使用的計算信用價差的方法為將企業(yè)債券收益率減去與該企業(yè)債券到期日相同的國債收益率曲線上的收益率而得到的，而本文所采用的度量信用價差的方法與通常的方法相比將大大減少信用價差的計算偏誤。按上述方法，我們將得到微觀層面各個時期各種債券的信用價差。將微觀層面的信用價差進行簡單的綜合，就可得到各個時期的信用價差指數(shù)。具體計算方法可表示為:此處的Nt指時期t的樣本觀測數(shù)，式(2)即為各時期度量信用價差的GZ指數(shù)。從式(2)可以看出GZ信用價差指數(shù)實際上是各微觀個體債券的信用價差的簡單算術(shù)平均值。
三、數(shù)據(jù)描述與實證分析
(一)數(shù)據(jù)描述
在計算信用價差指數(shù)的時候，我們利用了中央國債登記結(jié)算中心的企業(yè)債收益率數(shù)據(jù)、國債收益率數(shù)據(jù)以及國債的收益率曲線數(shù)據(jù)。由于中央國債登記結(jié)算中心的利率期限結(jié)構(gòu)數(shù)據(jù)最早開始于2006年3月，因此本文所選取的樣本區(qū)間為2006年3月至2011年10月，數(shù)據(jù)頻率為月。在利用上述原始數(shù)據(jù)計算GZ信用價差指數(shù)的時候，為了保證計算結(jié)果不受極端觀測值的影響，我們將個體信用價差低于5個基點以及高于3000個基點的觀測值進行了刪除處理。在本文的實證分析中所涉及到的宏觀經(jīng)濟變量則主要包括產(chǎn)出、出口、投資、消費與通貨膨脹。其中的產(chǎn)出用工業(yè)增加值當月同比增速來代表，數(shù)據(jù)來源于國家統(tǒng)計局網(wǎng)站;出口用出口總額的當月同比增速來表示，數(shù)據(jù)來源于中國海關(guān)總署網(wǎng)站;投資則用固定資產(chǎn)投資完成額的當月同比增速來表示，數(shù)據(jù)來源于國家統(tǒng)計局網(wǎng)站;消費則用社會消費品零售總額當月同比增速來表示，數(shù)據(jù)來源于國家統(tǒng)計局網(wǎng)站;通貨膨脹則用居民消費價格指數(shù)(CPI)當月同比增速來表示，數(shù)據(jù)來源于國家統(tǒng)計局網(wǎng)站。為與上述信用價差指數(shù)相對應(yīng)，本文對宏觀經(jīng)濟變量所選取的樣本區(qū)間也為2006年3月至2011年10月。
(二)實證分析
為檢驗信用價差對宏觀經(jīng)濟變量的預(yù)測能力，本文所建立的實證模型如下:Yt+h=α+Σpi=0βiYt－i+γ1TSt+γ2RFFt+γ3CSt+εt+h(3)此處的Yt+h指在時期t+h的宏觀經(jīng)濟變量的取值;h指預(yù)測期數(shù)，其為大于0的整數(shù);TSt指利率期限價差，具體為從國債的收益率曲線中得出的5年期國債收益率與1年期國債收益率之差;RFFt指無風險的貨幣收益率，用1年期定期存款利率來表示;CSt則表示信用價差;εt+h指預(yù)測期的隨機擾動項。需要注意的是式(3)中的滯后期數(shù)p，我們用AIC信息準則來確定。在模型(3)中，我們首先令Yt代表工業(yè)增加值的同比增速，則相關(guān)實證結(jié)果簡要描述如表1所示。需要注意的是為簡化起見，我們忽略了對常數(shù)項與Yt滯后價值的回歸系數(shù)的報告。由表1可見信用價差對宏觀產(chǎn)出有著較好的預(yù)測效果。更具體的在表1內(nèi)，我們發(fā)現(xiàn)隨著預(yù)測期數(shù)的提升，預(yù)測模型的擬合優(yōu)度也在增長，這表明信用價差對工業(yè)增加值同比增速的長期預(yù)測能力要優(yōu)于短期預(yù)測。為了對比反映信用價差對宏觀經(jīng)濟變量的預(yù)測能力，我們將在模型中不考慮信用價差只考慮利率的期限結(jié)構(gòu)與無風險利率，那么此時的實證結(jié)果將如表2所示。將表1與表2進行對比可以發(fā)現(xiàn)，考慮信用價差的預(yù)測模型的擬合優(yōu)度在各種預(yù)測期內(nèi)都顯著高于不考慮信用價差的預(yù)測模型。令模型(3)中的Yt代表出口總額的同比增速，則相關(guān)實證結(jié)果如表3所示。由表3發(fā)現(xiàn)，考慮信用價差的預(yù)測模型對出口總額同比增速的預(yù)測能力整體上比較差，在各個預(yù)測期的擬合優(yōu)度都比較低，這顯示出出口變量是外生變量，利用國內(nèi)債券市場的信息無法對其進行準確的預(yù)測。令模型(3)中的Yt代表固定資產(chǎn)投資完成額的同比增速，則相關(guān)實證結(jié)果如表4所示。由表4發(fā)現(xiàn)，考慮信用價差的預(yù)測模型對固定資產(chǎn)投資完成額同比增速的預(yù)測能力整體上也比較差，在各個預(yù)測期的擬合優(yōu)度都比較低，這是由于固定資產(chǎn)投資是政府人為控制的變量，政府通過控制投資增速來對宏觀經(jīng)濟進行調(diào)控，因此利用債券市場的信息對投資變量進行預(yù)測的效果并不理想。令模型(3)中的Yt代表社會消費品零售總額的同比增速，則相關(guān)實證結(jié)果如表5所示。由表5可見信用價差對消費有著較好的預(yù)測效果。更具體的在表5內(nèi)，我們發(fā)現(xiàn)隨著預(yù)測期數(shù)的提升，預(yù)測模型的擬合優(yōu)度先上升后下降，當預(yù)測期數(shù)為6時，擬合優(yōu)度達到最高。這表明信用價差對未來消費的中期預(yù)測能力最強，短期預(yù)測能力次之，而長期預(yù)測能力最弱，這與對宏觀產(chǎn)出的預(yù)測效果恰好相反。此外，為了對比反映信用價差對消費的預(yù)測能力，我們同樣在模型中不考慮信用價差只考慮利率的期限結(jié)構(gòu)與無風險利率，那么此時的實證結(jié)果將如表6所示。將表5與表6進行對比可以發(fā)現(xiàn)，考慮信用價差的預(yù)測模型的擬合優(yōu)度在各種預(yù)測期內(nèi)都顯著高于不考慮信用價差的預(yù)測模型，這也充分顯示出信用價差變量的重要性。最后令模型(3)中的Yt代表通貨膨脹變量，即居民消費價格指數(shù)，則相關(guān)實證結(jié)果如表7所示。由表7可見信用價差對通貨膨脹有著較好的預(yù)測效果。更具體的在表7內(nèi)，我們也發(fā)現(xiàn)隨著預(yù)測期數(shù)的提升，預(yù)測模型的擬合優(yōu)度先上升后下降，當預(yù)測期數(shù)為6時，擬合優(yōu)度達到最高。這表明信用價差對未來通貨膨脹的中期預(yù)測能力最強，短期預(yù)測能力次之，而長期預(yù)測能力最弱，這與對消費的預(yù)測效果高度相似。
一、引言
改革開放三十多年來， 中國經(jīng)濟持續(xù)高速的增長舉世矚目， 衡量經(jīng)濟發(fā)展水平的宏觀經(jīng)濟統(tǒng)計數(shù)據(jù)成為了國內(nèi)外相關(guān)機構(gòu)和學者廣泛關(guān)注的熱點。中國國家統(tǒng)計局、中國人民銀行每季度、月、周都會對cpi、gdp、固定資產(chǎn)投資等重要宏觀經(jīng)濟變量的統(tǒng)計數(shù)據(jù)進行披露， 然而， 由于這些宏觀經(jīng)濟時間序列數(shù)據(jù)受多種因素（如非重復(fù)性突發(fā)事件、經(jīng)濟或者政治結(jié)構(gòu)變化以及自然災(zāi)害等）的影響， 公布后的實際數(shù)據(jù)與市場預(yù)測值常常會產(chǎn)生偏差， 這種偏差左右著金融市場參與者的行為， 特別是會對上市公司的未來現(xiàn)金流和風險貼現(xiàn)率產(chǎn)生作用， 進而對股票市場參與者的市場行為和股票市場的收益率及波動率產(chǎn)生巨大影響。因此， 探討和量化宏觀數(shù)據(jù)的公布以及市場預(yù)測值與實際公布值間的偏差對股票市場的影響程度， 具有重要的理論價值和實踐意義。
國外學者研究宏觀經(jīng)濟變量的對各種資產(chǎn)價格條件均值影響的文獻極為豐富，但對于宏觀經(jīng)濟公告對條件方差影響的研究成果卻很少。ederington和lee（1993，1996）創(chuàng)立了一整套研究程序， 專門研究新聞和宏觀經(jīng)濟信息對股票、外匯期貨、期權(quán)市場的影響。ederington和lee（1993，1995）發(fā)現(xiàn)宏觀經(jīng)濟信息的定期對利率和外匯期貨市場的價格和波動率有顯著影響。在國內(nèi)， 宏觀經(jīng)濟信息公告對金融市場影響的研究尚不多見。 馮玉梅等（2007）基于改進的ar（1）-egarch（1，1）-m模型， 通過研究宏觀信息宣告對股票市場價格行為的影響， 表明居民消費價格指數(shù)和商品零售價格指數(shù)對股票市場的收益有負向影響；國內(nèi)生產(chǎn)總值、社會消費品零售總額、公開市場操作利率變動率和企業(yè)景氣指數(shù)對股票市場的收益有正向影響； 公開市場操作公告會導致股票市場條件收益率顯著增加； 其余各類宏觀信息因素對股票市場收益的波動性并不存在顯著影響。王云升等（2008）分析了宏觀經(jīng)濟數(shù)據(jù)公布與預(yù)測值所產(chǎn)生的偏差， 并研究了其對金融市場收益及其波動率所產(chǎn)生的影響， 結(jié)果表明， 消費者價格指數(shù)統(tǒng)計數(shù)據(jù)的公布加大了股票市場日收益的波動率， 而固定資產(chǎn)投資增速和貨幣信貸信息數(shù)據(jù)的公布則減小了其波動率； 由于市場化程度較低， 宏觀經(jīng)濟統(tǒng)計數(shù)據(jù)的公布對債券市場和外匯市場參與者價格行為的影響較小。
二、數(shù)據(jù)選取與處理本文由收集整理
本文選取2009年3月21日至2012年3月21日間上證綜指日間交易收盤收益率為樣本數(shù)據(jù)來衡量股票市場收益率。選取消費者物價指數(shù)（cpi）、固定資產(chǎn)投資增速（fai）和中國人民銀行公布的貨幣信貸信息（m2&loan）三個經(jīng)濟變量作為宏觀經(jīng)濟統(tǒng)計數(shù)據(jù)樣本。由于宏觀經(jīng)濟統(tǒng)計數(shù)據(jù)常常受季節(jié)效應(yīng)的影響而失真， 因此，要對消費者物價指數(shù)、固定資產(chǎn)投資增速和貨幣信貸信息進行季節(jié)調(diào)整，通過采用相對值避免不同量綱對其的影響， 以消費者物價指數(shù)為例， 將絕對指標轉(zhuǎn)換為相對指標的計算公式為：cpi相對= ■，固定資產(chǎn)投資增速和貨幣信貸信息相對指標的計算方法與消費者物價指數(shù)相同。
對于宏觀經(jīng)濟變量的預(yù)測值， 我國目前還沒有專業(yè)的調(diào)查機構(gòu)對其進行如此規(guī)模的調(diào)查， 市場預(yù)測數(shù)據(jù)多是源自各個證券機構(gòu)出具的研究報告。本文選取北大朗潤的預(yù)測均值作為cpi， fai市場預(yù)測值， 原因是中信等眾多重要金融機構(gòu)都以它的宏觀經(jīng)濟變量數(shù)據(jù)預(yù)測值的平均值作為參考。由于預(yù)測值難以獲取， 且不具權(quán)威性， 本文在建立考慮市場預(yù)期的模型中剔除了貨幣信貸信息這個變量。
三、理論模型
garch模型又稱為廣義arch模型， 是arch模型的拓展。自從恩格爾提出arch模型分析時間序列的異方差性以后， 波勒斯列夫又提出了garch模型。 garch模型是專門針對金融數(shù)據(jù)的回歸模型， 除去和普通回歸模型的相同之處， garch對誤差的方差進行了進一步的建模， 特別適用于進行金融數(shù)據(jù)的波動性分析和預(yù)測， 這樣的分析對投資者的決策能起到非常重要的指導性作用， 其意義甚至超過了對數(shù)值本身的分析和預(yù)測。因此，本文選擇garch模型研究偏差對股票市場的影響。garch模型要求所研究的時間序列必須是平穩(wěn)的， 因而使用單位根檢驗 （unit root test） 對上證綜指收益率進行平穩(wěn)性檢驗。結(jié)果顯示在1%的顯著性水平下， 樣本數(shù)據(jù)不存在單位根， 是穩(wěn)定的序列。
（一）模型?。何纯紤]預(yù)期的實證檢驗?zāi)Ｐ?/p>
在不考慮實際公布值與市場預(yù)測值之間偏差的情況下， 建立股票市場的價格行為的garch模型：
rt=μ0+■μidi+μcpidcpi+μfaidfai+μm&loandm&loan+εi
ht=α0+α1ε2t-1+β1ht-1+■
αidi+αcpidcpi+αfaidfai+αm&loandm&loan
其中， rt為所測量的股票市場日收盤收益率，rt=■， pt表示第t 日的收盤收益率；di為虛擬變量，用以消除數(shù)據(jù)的“季節(jié)性影響”；dj為虛擬變量，消費物價指數(shù)、固定資產(chǎn)投資增率以及貨幣供應(yīng)量和新增貸款數(shù)據(jù)公布之日， 取值為1，反之為0；εi為服從正態(tài)分布的擾動項。
在模型ⅰ中， 均值方程中的截距項μ0代表樣本中宏觀經(jīng)濟統(tǒng)計數(shù)據(jù)未公布情況下股票市場在周五的日收益率，系數(shù)μi、μj衡量周一至周四以及消費物價指數(shù)、固定資產(chǎn)投資增率、貨幣供應(yīng)量和新增貸款數(shù)據(jù)公布后股票市場日收益率的變化。方差方程中的截距項α0代表宏觀經(jīng)濟統(tǒng)計數(shù)據(jù)未公布情況下股票市場在周五的波動率，系數(shù)αi、αj代表周一至周四以及消費物價指數(shù)、固定資產(chǎn)投資增率、貨幣供應(yīng)量和新增貸款數(shù)據(jù)公布后股票市場波動率的變化。
（二）模型ⅱ：考慮預(yù)期的實證檢驗?zāi)Ｐ?/p>
采用公式ln（實際公布數(shù)據(jù)/市場預(yù)測值）×100%代表市場預(yù)測值與實際公布數(shù)值之間偏差，建立股票市場的價格行為的garch模型：
rt=μ0+■μidi+μcpidcpi+μfaidfai+μm&loandm&loan+μ-cpid-cpi+μ-faid-fai+μ-m&loand-m&loan+εi
ht=α0+α1ε2t-1+β1ht-1+αidi+αcpidcpi+αfaidfai+αm&loandm&loan+α-cpid-cpi
+α-faid-fai+α-m&loand-m&loan+εi
其中， +cpi表示ln（cpi實際公布數(shù)據(jù)/市場預(yù)測值）>0， -cpi表示ln（cpi實際公布數(shù)據(jù)/市場預(yù)測值）0>0。同理， 其它宏觀經(jīng)濟變量的定義與之相似。
四、計量分析結(jié)果
（一）模型?。何纯紤]預(yù)期的測算結(jié)果
采用準極大似然估計（quasi-maximum likelihood，qml）方法對模型ⅰ進行估計。模型ⅰ顯示的回歸結(jié)果表明了未考慮市場預(yù)期的股票價格在一周五天交易日中的不同特征。均值方程的實證結(jié)果表明，μmon回歸系數(shù)為0.216，且z值為3.065，顯著為正， 說明股票市場一周五天的平均日收益率在周一要高于周五。方差方程的實證結(jié)本文由收集整理果表明，αtue和αwed的回歸系數(shù)分別是-0.781、 -1.032， z值分別為-3.957、-4.056， 顯著為負， 說明股票市場一周五天日收益率的波動率在周二和周三都低于周五。
固定資產(chǎn)投資、貨幣供應(yīng)量和新增貸款數(shù)額統(tǒng)計數(shù)據(jù)的公布對股票市場的日收益率和波動率的作用極為顯著。方差方程的實證結(jié)果中αfai和αm的回歸系數(shù)分別為-1.217和-2.154， z值分別為-3.808和-3.289，顯著為負， 說明宏觀經(jīng)濟變量統(tǒng)計數(shù)據(jù)中， 固定資產(chǎn)投資、貨幣供應(yīng)量和新增貸款數(shù)額的公布降低了股票市場日收益率的波動率。αcpi的回歸系數(shù)為3.095， 雖然為正， 但不顯著， z值僅為1.234， 沒有通過0.01水平的顯著檢驗， 表明cpi統(tǒng)計數(shù)據(jù)的公布僅在一定程度上對股票市場日收益率的波動率起正向作用，加大了波動率。 原因在于cpi作為重要的宏觀經(jīng)濟變量， 對股票市場的資產(chǎn)影響巨大， 因此， 參與者在進行資產(chǎn)估值時， 常常要根據(jù)其最新公布的數(shù)據(jù)來進行資產(chǎn)組合的調(diào)整， 而調(diào)整這種資產(chǎn)組合無疑會增加股票市場日收益率的波動。
（二）模型ⅱ：考慮預(yù)期的測算結(jié)果
由于當前我國的經(jīng)濟形勢復(fù)雜多變， 貨幣政策導向并不明朗， 因此無法得到貨幣信貸的預(yù)測數(shù)據(jù)， 所以模型ⅱ的研究未考慮貨幣信貸信息情況下的偏差對于股票市場價格行為的影響。運用準極大似然估計qml方法對模型ⅱ的參數(shù)進行估計。
模型ⅱ顯示的回歸結(jié)果表明了考慮市場預(yù)期后宏觀經(jīng)濟統(tǒng)計變量所產(chǎn)生的偏差對股票市場平均日收益率和波動率的影響。股票市場的均值方程中的回歸系數(shù)α+fai為-1.417， z值為-6.808，通過0.01水平的顯著檢驗， 說明當固定資產(chǎn)投資增速統(tǒng)計數(shù)據(jù)公布的實際值高于市場預(yù)測值時， 會對股票市場的平均日收益率產(chǎn)生負向影響， 日收益率降低，這主要是由于投資的替代性，投資的兩大重要組成部分是對實體經(jīng)濟和虛擬經(jīng)濟的投資， 當固定資產(chǎn)類的實體投資增加時， 股市類的虛擬經(jīng)濟自然隨之下降， 投資者預(yù)期投資在虛擬經(jīng)濟——股市上的資金會減少， 故降低了股票市場的平均日收益率。
方差方程的實證結(jié)果表明，α+cpi與α-cpi的回歸系數(shù)分別為3.076和6.921， 均為正， 且作用效果高于其它兩個宏觀經(jīng)濟變量， 說明cpi統(tǒng)計數(shù)據(jù)的公布對股票市場日收益率的波動率正向作用顯著，波動率增加，這與模型ⅰ的結(jié)論相同。另外，α-cpi的回歸系數(shù)顯著為正，說明當消費者物價指數(shù)的市場預(yù)測值高于統(tǒng)計數(shù)據(jù)公布值時， 股票市場參與者認為未來政府通過改變利率、存款準備金率等金融工具來實施貨幣政策的可能性較小， 使參與者看好股票市場的前景， 增加了其對未來股市的信心， 因此， 股票市場的平均日收益率顯著升高， 日收益率的波動率也隨之增大。方差方程的回歸系數(shù)α+fai和α-fai都為正，說明固定資產(chǎn)投資增長率的統(tǒng)計數(shù)據(jù)公布后，不論其與市場預(yù)測值之間的偏差是正或是負， 都會增加股票市場的日收益率波動率。原因在于不論固定資產(chǎn)投資增長率公布后的實際值和預(yù)測值孰高孰低， 二者之間產(chǎn)生的偏差都會影響參與者對股票市場的信心和其市場行為， 從而加大股票市場日收益率的波動。
五、結(jié)論
基于收益率和波動性兩個方面，本文運用garch模型測算了未考慮預(yù)期和考慮預(yù)期的宏觀經(jīng)濟數(shù)據(jù)對我國股票市場波動的影響，結(jié)果表明：
經(jīng)濟波動是經(jīng)濟運行過程中周期性出現(xiàn)的經(jīng)濟擴張與緊縮更迭交替、循環(huán)往復(fù)的現(xiàn)象。在市場經(jīng)濟的環(huán)境下，一個國家的經(jīng)濟通常會經(jīng)歷復(fù)蘇、繁榮、衰退、蕭條四個階段。1999年，我國實際國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）增長率與潛在GDP增長率的負缺口不斷擴大，經(jīng)濟衰退日益嚴重，以致出現(xiàn)蕭條，陷入了波谷。2000年以來，我國經(jīng)濟開始逐步回升，進入復(fù)蘇階段。在復(fù)蘇的不穩(wěn)定時期，經(jīng)濟出現(xiàn)了短暫的波動，2002年開始才真正走上穩(wěn)步增長與回升之路。2005年我國經(jīng)濟運行已超過產(chǎn)出正缺口0.2%的上限（謝太峰、王子博，2013），2007年接近波峰。2008年底，一場金融海嘯席卷全球，全球經(jīng)濟頓時處于低迷態(tài)勢。正處于高速平穩(wěn)發(fā)展階段的中國經(jīng)濟，也跌入了暫時性的發(fā)展低谷。2007年至2011年我國經(jīng)濟經(jīng)歷了過熱、衰退、低谷、復(fù)蘇又緩慢下行的波動，宏觀經(jīng)濟發(fā)展始終存在諸多的不確定性和復(fù)雜性。
宏觀經(jīng)濟的波動直接影響著微觀層面企業(yè)的生存與發(fā)展。當經(jīng)濟高速增長時，產(chǎn)品市場上需求比較旺盛，GDP增長較快，物價上漲，資本市場的繁榮使社會投資熱情高漲，銀行貨幣信貸較為活躍，資金需求量擴大，此時企業(yè)通常具有較高的盈利水平。宏觀經(jīng)濟的波動是微觀層面企業(yè)經(jīng)營的客觀環(huán)境。宏觀經(jīng)濟政策的調(diào)整與宏觀經(jīng)濟環(huán)境的變動不僅影響了公司的會計政策與會計業(yè)績，而且直接影響到公司管理層對未來的經(jīng)濟前景與企業(yè)發(fā)展的預(yù)期，關(guān)系到公司財務(wù)政策的選擇與理財行為的實施。如，陸正飛和祝繼高（2009）發(fā)現(xiàn)在貨幣政策緊縮時期，企業(yè)會增加現(xiàn)金持有量，以備不時之需。然而，鑒于宏觀經(jīng)濟分析的結(jié)果難以量化，宏觀經(jīng)濟政策對于微觀企業(yè)的影響缺乏直接的證據(jù)，因此對于我國宏觀經(jīng)濟政策的波動對企業(yè)微觀主體行為與業(yè)績之間關(guān)系的研究目前仍比較缺乏，從宏觀到微觀的傳導機制研究太少（姜國華、饒品貴，2011）。
股權(quán)資本成本是股東進行股權(quán)資本投資時要求的必要報酬率，股權(quán)資本成本水平關(guān)系到企業(yè)價值評估、經(jīng)營績效評價和股東利益保護等諸多方面，是公司管理層進行融資決策、投資決策、股利決策等財務(wù)決策的重要依據(jù)。目前國內(nèi)外學術(shù)界對于股權(quán)資本成本的研究大多集中于微觀層面，宏觀經(jīng)濟因素對股權(quán)資本成本的影響研究尚不多見?；谶@一事實，本文基于2000-2012年中國上市公司的數(shù)據(jù)，研究宏觀經(jīng)濟因素對于公司股權(quán)資本成本的影響。本文的研究結(jié)論將對投資者、政府監(jiān)管部門和公司財務(wù)政策制定者等具有重要的參考價值。
二、文獻綜述
（一）國外文獻 20世紀末以來，股權(quán)資本成本的一些研究開始關(guān)注企業(yè)外部的環(huán)境因素，特別是從宏觀經(jīng)濟和法律環(huán)境等方面來討論不同經(jīng)濟背景下股權(quán)資本成本的差異。套利定價理論（APT）首次將宏觀經(jīng)濟環(huán)境變量納入模型中。此后的研究將關(guān)注點集中于決定股權(quán)資本成本的宏觀經(jīng)濟因素方面。Chen等（1986）將股票收益作為宏觀經(jīng)濟變量的函數(shù)，發(fā)現(xiàn)收益曲線扭轉(zhuǎn)、未預(yù)期的通貨膨脹、工業(yè)產(chǎn)值以及破產(chǎn)風險溢價這四個宏觀經(jīng)濟變量對股票收益率具有顯著的系統(tǒng)性影響。此后的McElroy和Burmeister（1988 ）進一步改用多元非線性回歸模型，引入債券償付風險溢價、債券期限溢價、未預(yù)期通貨膨脹、未預(yù)期GDP增長率以及市場指數(shù)，構(gòu)建了宏觀經(jīng)濟五因素APT模型，并發(fā)現(xiàn)每個變量均得到APT的風險定價。借鑒這一思路，Golderberg和Robin（1991）將債券風險溢價、債券期限溢價、未預(yù)期通貨膨脹和未預(yù)期產(chǎn)出增長四個宏觀經(jīng)濟變量引入，建立資本成本估算的宏觀經(jīng)濟因素APT模型，并與資本資產(chǎn)定價模型（CAPM）、五因素APT模型等進行比較，結(jié)果顯示四因素APT模型的估算值比較準確。
Hammoudeh和Aleisa（2004）指出，通貨膨脹和與公共財政相關(guān)的變量是股票價格的基本決定因素。Daske等（2008 ）和Li（2010）在考察歐洲市場執(zhí)行IFRS后資本成本的變化時發(fā)現(xiàn)，國民生產(chǎn)總值、居民消費價格指數(shù)、通貨膨脹率等國家宏觀層面因素均在一定程度上影響資本成本水平。Apergis和Eleftheriou（2012）應(yīng)用廣義矩估計（GMM）方法對新興國家的研究發(fā)現(xiàn)，通貨膨脹、經(jīng)濟產(chǎn)出、貨幣供應(yīng)量、政府赤字、貿(mào)易赤字對股票收益有正面影響，而利率對股票收益產(chǎn)生負面影響。
除了上述研究以外，Stulz（1999）提出，一國經(jīng)濟全球化程度的提升可以通過分散風險與提高公司治理水平來降低公司股權(quán)資本成本，這一觀點得到了Bekaert 和Harvey（2000）的經(jīng)驗證據(jù)支持。Singh和Nejadmalayeri（2007）的研究結(jié)果也表明，企業(yè)的國際化程度與其資本成本呈負相關(guān)關(guān)系，即國際化程度越高的企業(yè)，其資本成本越低。Erb等（1996）利用135個國家的數(shù)據(jù)研究指出，影響股權(quán)資本成本的宏觀經(jīng)濟環(huán)境因素可能還包括匯率和國家信用等級等，對于發(fā)展中國家而言，以國家信用等級度量的國家信用風險是影響事前預(yù)期報酬率的重要因素。
綜觀以上國外相關(guān)研究可以發(fā)現(xiàn)，宏觀經(jīng)濟變量的選擇、研究方法的使用以及最終得到的結(jié)論均存在一定程度的不一致性。
（二）國內(nèi)文獻 國內(nèi)學者鮮有根據(jù)中國上市公司的數(shù)據(jù)進行宏觀經(jīng)濟因素與資本成本的相關(guān)研究。一些研究從宏觀、中觀（行業(yè)）層面進行了類似的分析。呂江林（2005）考察了我國上證綜指與實際國內(nèi)生產(chǎn)總值之間的動態(tài)關(guān)系；楊小軍（2007）研究認為影響股票價格指數(shù)的最顯著因素包括貨幣供應(yīng)量、股票供給、物價指數(shù)；曹勇和張卓（2009）則認為商品零售價格指數(shù)、固定資產(chǎn)投資總額、利率等宏觀經(jīng)濟變量對股票價格指數(shù)存在一定影響；金洪飛和金犖（2010）、溫彬等（2011）發(fā)現(xiàn)國際石油價格、人民幣匯率等宏觀經(jīng)濟變量對我國不同行業(yè)的股指報酬率具有一定的影響；戴沙（2011）則認為貨幣政策對股票市場的影響較顯著，其中利率政策最明顯。這些研究均以行業(yè)或A股綜指的實際數(shù)據(jù)研究股東作為一個整體的實際報酬水平，并未觀察宏觀經(jīng)濟因素對股東要求報酬率――股權(quán)資本成本的影響。
一個國家的宏觀經(jīng)濟運行態(tài)勢、經(jīng)濟發(fā)展階段以及金融體系變革等外部宏觀經(jīng)濟因素是股東進行投資的外部客觀環(huán)境，宏觀經(jīng)濟狀況的改變直接關(guān)系到企業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營的諸多方面，進而影響了企業(yè)的風險程度，股東根據(jù)這一風險程度提出的理性報酬率必然會反映出宏觀經(jīng)濟變量變動的結(jié)果。因此，忽視宏觀經(jīng)濟因素對股權(quán)資本成本的影響必將造成股權(quán)資本成本研究的片面性。筆者選取了6個主要的宏觀經(jīng)濟變量，詳細分析檢驗其對中國上市公司股權(quán)資本成本產(chǎn)生的影響。
三、研究設(shè)計
（一）樣本選取與數(shù)據(jù)來源本文關(guān)注研究期間的時間跨度，為了增強研究結(jié)果的可靠性與可比性，樣本期間為2000年至2012年。按照中國證券監(jiān)督管理委員會2012年公布的上市公司行業(yè)分類標準，將上市公司劃分為19個行業(yè)。由于金融行業(yè)的特殊性，宏觀經(jīng)濟變量如實際貸款利率等對金融行業(yè)的影響與其他行業(yè)相比較具有顯著的差異，為了確保數(shù)據(jù)結(jié)果的準確性與可比性，本文剔除了金融行業(yè)，選取其他18個行業(yè)的全部A股上市公司作為研究樣本。本文中各年度宏觀經(jīng)濟數(shù)據(jù)（GDP、CPI、M2、CM、INT、TUR）取自中國統(tǒng)計年鑒數(shù)據(jù)庫和銳思數(shù)據(jù)庫。股權(quán)資本成本估算中運用的數(shù)據(jù)以及實證分析中相關(guān)控制變量的數(shù)據(jù)均取自國泰安數(shù)據(jù)庫。
（二）變量定義與研究假設(shè)
被解釋變量。汪平等（2012）將股權(quán)資本成本的估算方法劃分為三類：內(nèi)含報酬率法、風險補償法和歷史平均報酬率法。李陽陽（2013）歸納了常見的及新興的15種股權(quán)資本成本估算技術(shù)，并針對不同的模型結(jié)果進行了對比分析。本文采用CAPM、OJ模型、Gordon模型、GLS模型、PEG比率和MPEG比率6種方法分別估算我國全部A股上市公司的股權(quán)資本成本，并將六種估算方法的估算值取均值，作為公司的股權(quán)資本成本Re。對于GLS模型、OJ模型、PEG比率和MPEG比率四種方法，本文分別采用了實際數(shù)據(jù)和預(yù)測數(shù)據(jù)兩種數(shù)據(jù)方法進行估算，并取兩者均值作為該方法的股權(quán)資本成本估算值。
解釋變量。筆者選取的宏觀經(jīng)濟因素包括：經(jīng)濟增長率、通貨膨脹率、貸款利率、資本市場發(fā)展情況、貨幣供應(yīng)量和股票市場流動性。
（1）經(jīng)濟增長率。GDP增長率可以在一定程度上反映一個國家宏觀經(jīng)濟狀況，是經(jīng)濟增長率最為直觀的衡量標準，本文選用GDP增長率表示經(jīng)濟增長率。經(jīng)濟增長率無疑是影響股票收益的一個重要因素。在經(jīng)濟繁榮階段，GDP增長率較高，國家總體經(jīng)濟運行環(huán)境較好，經(jīng)濟主體的平均獲利水平提高，股東對公司的預(yù)期提高，要求的必要報酬率提高，即股權(quán)資本成本上升。由此提出本文的假設(shè)1：
假設(shè)1：GDP增長率與股權(quán)資本成本正相關(guān)，即GDP增長率越高，股權(quán)資本成本越高。
（2）通貨膨脹率。消費者價格指數(shù)（CPI）是對一個固定的消費品籃子價格的衡量，主要反映消費者支付商品和勞務(wù)的價格變化情況，是一種度量通貨膨脹水平的工具，本文選用CPI增長率表示通貨膨脹率。通貨膨脹通常發(fā)生于經(jīng)濟繁榮時期，往往是經(jīng)濟上行至過熱的一種反映。在通貨膨脹的情況下，對于收入波動大的企業(yè)來說，債務(wù)融資所要面臨的固定利息支付無疑會帶來更高的財務(wù)風險和破產(chǎn)風險。因此，在通貨膨脹嚴重時，企業(yè)往往會回購部分債券，減少債務(wù)融資規(guī)模，提高股權(quán)融資比例。Clare和Thomas（1994）、Ibrahim和Aziz（2003）等研究將股票視為對沖通貨膨脹的工具，隨著通貨膨脹率的上升，公眾會把大量的資金投資于股票，為了補償通貨膨脹帶來的損失，股東往往會提高其所要求的報酬率水平，即股權(quán)資本成本上升。
假設(shè)2：CPI增長速度與股權(quán)資本成本正相關(guān)，即CPI增長率越高，股權(quán)資本成本越高。
（3）貸款利率。貸款利率是一個宏觀經(jīng)濟政策變量，在一定程度上預(yù)示了宏觀經(jīng)濟的走向。在經(jīng)濟過熱時國家會相應(yīng)提高貸款利率，經(jīng)濟疲軟時則會降低貸款利率。利率作為資本市場上資金使用權(quán)的轉(zhuǎn)移價格，在一定程度上影響著企業(yè)的股權(quán)資本成本。一方面，貸款利率直接決定了利息費用，間接決定了債務(wù)融資成本。利率的變動改變了資本市場上的資金供給量和資金流向。當利率上升時，大量資本回歸銀行導致企業(yè)舉債融資困難，貸款比例降低引起債務(wù)成本上升，財務(wù)風險的加大導致股東要求報酬率的上升。另一方面，利率代表了股票市場上投資的機會成本。Wasserfallen（1989），Abdullah和Hayworth（1993）等研究發(fā)現(xiàn)，利率負向調(diào)節(jié)股價，較高的利率吸引了其它的投資機會，進而降低了股票市價，股東要求的報酬率隨之提高。
假設(shè)3：實際貸款利率與股權(quán)資本成本正相關(guān)，即貸款利率越高，股權(quán)資本成本越高。
（4）資本市場發(fā)展情況。完善的資本市場可以提供多元化融資渠道，包括信貸融資、債券融資和股權(quán)融資等。根據(jù)優(yōu)序融資理論，企業(yè)一般遵循內(nèi)部融資、債務(wù)融資、股權(quán)融資的融資順序。西方發(fā)達國家的資本市場發(fā)展的比較成熟，而我國仍處于市場經(jīng)濟轉(zhuǎn)變時期，資本市場并不完善。在不成熟的資本市場中，證券價格不能真實全面地反映企業(yè)價值，融資工具的缺乏會阻塞企業(yè)的融資渠道。同時，我國股票市場規(guī)模較大，外部監(jiān)管機制和股權(quán)約束機制尚未完全建立，這使得我國上市公司更傾向于選擇約束少、無股息償付壓力的股權(quán)融資方式?；谖覈鴮嵡榈娜谫Y特色，如果股市處于利好的形勢，股票市場的綜合回報率比較高，市場風險溢價上揚，股東投資要求的必要報酬率就會提高。本文采用考慮現(xiàn)金紅利再投資的情況下，總市值加權(quán)平均法的A股市場年度綜合回報率作為股票市場發(fā)展狀況的變量。
假設(shè)4：股票市場回報率與股權(quán)資本成本正相關(guān)，即股票市場回報率越高，股權(quán)資本成本越高。
（5）貨幣供應(yīng)量。貨幣政策是國家宏觀調(diào)控的重要手段之一，廣義貨幣供給量（M2）反映了社會總需求的變化和未來通貨膨脹的壓力狀況，本文選用M2的增長率表示貨幣供應(yīng)量的增長率。
根據(jù)凱恩斯理論，貨幣供給量增加導致利率下降，貸款成本的降低會使企業(yè)提高債務(wù)融資的比例，而負債的增加會限制企業(yè)的自由現(xiàn)金量，增加企業(yè)的破產(chǎn)風險。同時，貨幣供給量的增加會提高公眾對未來通貨膨脹的預(yù)期，從而導致更高的貼現(xiàn)率，因此投資者會要求更高的預(yù)期報酬率，提高股權(quán)資本成本。
假設(shè)5：貨幣供給與股權(quán)資本成本正相關(guān)，貨幣供給量的增長率越大，股權(quán)資本資本越高。
（6）股票市場流動性。股票市場流動性會影響股東要求的報酬水平。一般而言，流動性好的市場，交易指令能迅速執(zhí)行，交易成本降低，而在缺乏流動性的交易市場，投資者的拋售行為會傳遞進而影響股票價格，投資者承擔的風險增大，股權(quán)資本成本上升。此外，流動性差的股票通常會倍受投資者冷落，股價相對較低，股權(quán)資本成本相應(yīng)提高。本文采用年平均換手率指標作為股票市場流動性的變量。換手率是反應(yīng)市場活躍程度和成熟程度的綜合指標，以百分比形式衡量一年內(nèi)股票的成交量占股票總數(shù)的比例。通常情況下，成熟資本市場的流通股年平均換手率在100%左右。我國股票市場尚不成熟，仍處于發(fā)展階段，投資者的專業(yè)知識儲備相對較少，投機現(xiàn)象比較嚴重，投資者多以短線差價投資為主，并不是進行真正意義上的長期投資。劉歡（2008）研究表明，1993年至2007年間，我國股票市場15年的平均年換手率為484%，明顯高于成熟市場的換手率。
假設(shè)6：股票市場流動性與股權(quán)資本成本負相關(guān)，即年平均換手率越高，股權(quán)資本成本越低。
（三）研究步驟 本文研究宏觀經(jīng)濟因素對上市公司股權(quán)資本成本的影響，由于既包括時間序列數(shù)據(jù)又含有截面數(shù)據(jù)，因此，本文分兩個步驟開展研究。第一步，建立面板數(shù)據(jù)，對6個宏觀經(jīng)濟變量以及股權(quán)資本成本進行平穩(wěn)性檢驗；第二步，在同一年份，由于對所有上市公司而言統(tǒng)一宏觀解釋變量取值相同，研究期間內(nèi)每個宏觀變量的有效數(shù)值有13個，且模型不同年份回歸系數(shù)都相同，為了保證樣本數(shù)量，提高模型的有效性，在建立線性回歸模型時，選擇混合橫截面模型，將13個年份的數(shù)據(jù)放在同一截面中進行檢驗，并且在線性回歸模型中增加了企業(yè)規(guī)模、股權(quán)結(jié)構(gòu)與公司成長性三個控制變量，分別用總資產(chǎn)（TA）、前十大股東控股比例（H10）、總資產(chǎn)增長率（GR）表示。
四、實證檢驗分析
（一）描述性統(tǒng)計
（1）宏觀經(jīng)濟因素的描述性分析。自2000年開始，我國經(jīng)濟駛?cè)肓诵乱惠喌膹?fù)蘇進程，經(jīng)過2003年和2004年經(jīng)濟得以穩(wěn)定與鞏固之后，從2005年開始高速增長，2007年末達到峰值。2008年，受到全球經(jīng)濟危機的沖擊，GDP增長率下降，宏觀經(jīng)濟進入衰退階段，且下降的幅度較大。為了緩解金融危機帶來的陣痛，2009年國家實行積極的財政政策和寬松的貨幣政策，以擴大內(nèi)需為主要目標。2009年至2010年實現(xiàn)了經(jīng)濟的緩慢回升，但2011年我國通貨膨脹加劇，經(jīng)濟出現(xiàn)短暫回落，國家繼續(xù)實施積極的財政政策和穩(wěn)健的貨幣政策，以管理通貨膨脹、調(diào)整經(jīng)濟結(jié)構(gòu)、保持經(jīng)濟平穩(wěn)較快發(fā)展為工作重心。圖1為2000-2012年我國GDP增長率折線圖，13年中，我國經(jīng)濟經(jīng)歷了增長、下降、回升再微降的一個過程。
圖2顯示樣本期間，我國CPI增長率波動顯著，尤其在2006年之后波動尤為劇烈。CPI代表了消費者的購買能力，也反映了宏觀經(jīng)濟的景氣程度。CPI溫和上升，表示經(jīng)濟平穩(wěn)增長；CPI大幅提高，說明發(fā)生了通貨膨脹，貨幣的實際購買能力降低；如果CPI下跌，則表明經(jīng)濟衰退。2009年CPI增長率發(fā)生了明顯下降，表明國家實施的積極的財政政策和穩(wěn)健的貨幣政策對宏觀經(jīng)濟調(diào)控產(chǎn)生了效果。
從圖3中可以看出，2000年至2006年期間，我國實際貸款利率稍有波動，但相對平穩(wěn)。2007年大幅上升，2008年由于國家宏觀政策的調(diào)控，又出現(xiàn)大幅回落，2009年以后，國家重視經(jīng)濟發(fā)展的穩(wěn)定性，為了防止經(jīng)濟大幅波動，通過利率調(diào)整對貨幣市場進行資金的控制。
圖4顯示，在2008年之前，我國廣義貨幣供應(yīng)量增長率相對平穩(wěn)。2008年經(jīng)濟危機期間，國家實施寬松的貨幣政策，使流通中的準貨幣基數(shù)不斷增加，因此2009年廣義貨幣供給量呈現(xiàn)高速增長。2010年以后M2增速逐漸減緩。
圖5顯示，2001-2005年期間，我國股票市場換手率較為穩(wěn)定，處于一個相對較低的水平上。2006年換手率大幅提升，2007年達到了峰值。2008年的經(jīng)濟危機使得股票市場受到嚴重沖擊，換手率急劇下降，但在2009年又大幅回升。伴隨股票市場的發(fā)展，2010年以后換手率緩慢降低，但與國外成熟的股票市場相比，仍然位于一個較高的水平。由此可見，我國股市的不穩(wěn)定性和非理性是毋庸置疑的。投資者往往將股票作為投機證券以獲取價差收益，由此引致我國股票市場上極其濃重的投機色彩。
圖6為2000年至2012年考慮現(xiàn)金紅利再投資的綜合市場回報率年度數(shù)據(jù)，波動趨勢十分顯著。2007年股票市場回報率達到峰值，2008年受國際金融危機影響，市場回報率跌至谷底，2009年國家相關(guān)干預(yù)政策使得市場回報率迅速回升，這些變動整體上與宏觀經(jīng)濟周期波動相一致。之后的幾年，隨著宏觀經(jīng)濟的波動，股票市場也振蕩下挫。
（2）股權(quán)資本成本的描述性分析。圖7為2000年至2012年A股上市公司平均股權(quán)資本成本折線圖。可以看出，股權(quán)資本成本的整體變動趨勢與宏觀經(jīng)濟周期是趨同的。大部分年份的平均股權(quán)資本成本在5%至10%之間波動，2007年達到最大值24.67%，2008年又迅速降低至1.96%，2009年出現(xiàn)較大幅度的反彈，達到22.01%，2010年之后逐漸平穩(wěn)，波動幅度減小。進一步觀察18個行業(yè)的平均股權(quán)資本成本，可發(fā)現(xiàn)，研究期間內(nèi)各個行業(yè)具有較為相似的時序變化――2005年之前行業(yè)平均股權(quán)資本成本均比較穩(wěn)定，多數(shù)行業(yè)的平均股權(quán)資本成本在5%-10%區(qū)間內(nèi)小幅度波動，2006年之后變動幅度較大，2007年上升到峰值，2008年又跌至谷底，隨后的2009年又大幅回升，此后呈現(xiàn)平穩(wěn)波動的趨勢。
2000-2012年各變量描述性統(tǒng)計見表2。
（二）平穩(wěn)性檢驗由于時間序列數(shù)據(jù)中包含經(jīng)濟的動態(tài)信息，在對時間序列進行回歸分析之前，本文首先采用三種方法――相同根單位根檢驗的LLC檢驗和不同根單位根檢驗的ADF檢驗及PP檢驗，對每個時間序列數(shù)據(jù)進行平穩(wěn)性檢驗。表3顯示，CPI增長率、貸款利率、A股市場回報率、M2增長率和股票市場年平均換手率以及企業(yè)股權(quán)資本成本均同時通過了LLC檢驗、ADF檢驗及PP檢驗，充分證明了他們不存在單位根，序列是水平平穩(wěn)的。GDP增長率變量沒有通過ADF與PP檢驗，但通過了LLC檢驗。因此認為所有變量都是同階單整的。
（三）回歸分析 為了更為準確地研究宏觀經(jīng)濟因素與股權(quán)資本成本的關(guān)系，需要剔除一些影響股權(quán)資本成本的微觀層面因素。本文在線性回歸模型中加入了3個控制變量：（1）采用總資產(chǎn)的自然對數(shù)（TA）代表公司規(guī)模，以控制規(guī)模因素對股權(quán)資本成本的影響；（2）采用前十大股東控股比例（H10）表示股權(quán)結(jié)構(gòu)，以控制公司股權(quán)結(jié)構(gòu)對股權(quán)資本成本的影響；（3）采用總資產(chǎn)增長率（GR）代表公司成長性，以控制處于不同發(fā)展階段的公司成長性因素對股權(quán)資本成本的影響。
基于此，本文建立如下回歸模型：
Rei=α+β1GDPi+β2CPIi+β3INTi+β4CMi+β5M2i+β6TURi+β7TAi+β8H10i+β9GRi+?著
其中，i表示第i個樣本上市公司；β1、β2、……、β9為各解釋（控制）變量的回歸系數(shù)；α為常數(shù)項，?著為殘差項。
從表4可以看出，回歸模型通過了F檢驗，回歸方程整體在1%的水平上存在顯著的線性關(guān)系。GDP增長率、CPI增長率、年平均實際貸款利率、M2增長率、股票市場回報率與股權(quán)資本成本呈顯著的正相關(guān)關(guān)系，與上文提出的假設(shè)1至假設(shè)5相一致；A股市場年平均換手率與股權(quán)資本成本均在1%的水平上顯著正相關(guān)，與假設(shè)6相反，說明樣本期間我國股票市場年平均換手率越高，股權(quán)資本成本越高。在本文選取的三個控制變量中，只有成長性變量沒有通過t檢驗，另兩個變量均與股權(quán)資本成本呈顯著的正相關(guān)關(guān)系，意味著企業(yè)規(guī)模越大、大股東持股比例越高，股東要求的必要報酬率越高，股權(quán)資本成本越高。
五、結(jié)論
本文結(jié)合我國經(jīng)濟制度背景，以2000-2012年中國A股上市公司為樣本，分年度采用6種方法對股權(quán)資本成本進行估算，選用混合回歸模型，對股權(quán)資本成本與經(jīng)濟增長率、通貨膨脹率、貸款利率、貨幣供應(yīng)量、股票市場流動性以及股票市場發(fā)展狀況等6個宏觀經(jīng)濟因素進行OLS回歸，得到如下兩個結(jié)論：
（1）我國上市公司的股權(quán)資本成本與宏觀經(jīng)濟走勢整體上具有趨同性，公司股權(quán)資本成本基本上能夠伴隨著國家宏觀經(jīng)濟政策的調(diào)整做出相應(yīng)的反應(yīng)。這一結(jié)果在2008年全球性經(jīng)濟危機之前表現(xiàn)尤為明顯。在我國經(jīng)濟整體向好的2007年，GDP增長率、CPI增長率、實際貸款利率、股票市場回報率均處于研究期間的相對高值，我國上市公司平均股權(quán)資本成本亦位于峰值，達到24.67%。貨幣供給量增長率與公司股權(quán)資本成本的正相關(guān)關(guān)系也比較顯著，2009年M2增長率達到高點，公司股權(quán)資本成本也繼2008年跌至谷底后于2009年大幅回升至22.01%。
（2）我國股票市場的換手率與股權(quán)資本成本呈正相關(guān)關(guān)系，這顯然有悖于財務(wù)理論。然而這一結(jié)論卻是我國股票市場不成熟、股票投資者投機心理嚴重的一個真實表現(xiàn)。換言之，我國的股票投資者并未通過成熟的投資理念引導自己真正意義上的長期投資，過分地追求短期資本利得的財富效應(yīng)致使我國股票市場交易異?；钴S。這種非理性的投資理念對股東期望的報酬水平――股權(quán)資本成本產(chǎn)生了扭曲的、甚至是完全逆向的影響。
站在公司財務(wù)視角，股權(quán)資本成本巧妙地聯(lián)結(jié)了股東、資本市場和上市公司三者的關(guān)系。股權(quán)資本成本是股權(quán)資本投資者根據(jù)其投資風險水平提出的報酬率要求，這一報酬率水平的高低程度與理性水平從根本上決定了一家公司的財務(wù)競爭實力，同時也在一定程度上反映了一國資本市場的發(fā)展狀況。宏觀經(jīng)濟狀況是公司財務(wù)的客觀環(huán)境，是公司一切財務(wù)政策賴以執(zhí)行的外部條件。宏觀經(jīng)濟因素的變動直接影響到股東投資的風險水平，進而導致股東要求報酬率的變化。如何全面洞察國內(nèi)外宏觀經(jīng)濟狀況的改變，科學理性地估算股權(quán)資本成本，進而積極主動地調(diào)整公司財務(wù)政策，是任何一家現(xiàn)代公司的財務(wù)經(jīng)理都必須考慮的重要問題。
應(yīng)當看到，我國股票市場經(jīng)歷了20余年的發(fā)展與壯大，目前仍屬于不成熟、不完善的新興市場，融資渠道單一、監(jiān)管措施失當、約束機制匱乏等嚴重地制約了股票市場的良性發(fā)展。與之相應(yīng)，上市公司股東利益保護觀念的淡薄直接導致了資本成本理念的闕如，作為公司財務(wù)核心概念的資本成本更是無法發(fā)揮其在財務(wù)決策中的基準作用。本文的研究較為全面地分析了宏觀層面的國家經(jīng)濟政策變動對微觀層面的公司股權(quán)資本成本水平產(chǎn)生的影響，結(jié)合財務(wù)理論與中國現(xiàn)實對這一影響進行了客觀評析。本文只是在宏觀經(jīng)濟與微觀財務(wù)的結(jié)合方面作出了初步的嘗試，未來這一方面的研究尚待更加細致、深入地進行下去。
［本文系教育部人文社科規(guī)劃基金資助項目“資本成本、價值創(chuàng)造與我國國企EVA考核研究”（編號：10YJA630146）和北京市屬高等學校高層次人才引進與培養(yǎng)計劃項目（The Importation and Development of High-Caliber Talents Project of Beijing Municipal Institutions）“基于資本成本錨定效應(yīng)的公司財務(wù)政策優(yōu)化研究”階段性研究成果］
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