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宏观经济分析研究范文1
关键词：宏观经济，股市发展，协整分析
一、前言
宏观经济发展水平与股票价格波动之间的关系一直是金融经济研究中一个重要论题。国外许多学者的大量研究表明股票市场价格波动主要是由经济周期、货币供给、利率、通货膨胀率等经济变量所决定的。fama(1990)研究了美国证券市场收益率与宏观经济之间的关系,得出的结论是股票价格和实际经济增长存在正相关关系。世界银行经济学家德米尔居斯·孔特和莱文(1996)等人通过实证检验发现人均实际gdp较高的国家,其股票市场发展程度也较高。而harris (1997)对发达国家和发展中国家的上述关系分别进行了研究,得出的结论是在发达国家中股票市场与经济增长之间存在着相互促进的正向关系,但在发展中国家两者之间的联系非常弱。所以可以说,当股价波动与宏观经济因子变化存在协整关系时,说明股票市场趋于成熟,市场正向理性和有效的方向迈进;反之,如果二者不存在协整关系,可能预示市场依然不成熟,市场需要法律等外部环境对交易主体进行进一步规范。
在本文中，作者主要研究中国股市波动与宏观经济因素波动之间的协整关系,并利用granger因果检验,以分析股票价格与宏观经济因子之间是否存在因果关系及因果关系的方向,为决策及投资者提供有效的决策依据。
二、数据选取和样本空间的确定
为了提高建模和推断的准确性，本文选取1999-2005年的季度数据作为样本数据，有关数据均来自个年度的《中国统计年鉴》以及中国统计信息网，具体的变量选取如下：
（1）宏观经济方面的变量选择。我们决定选取人均名义季度gdp，人均值可以在一定程度上消除由于劳动力规模的扩张引起的经济总量的增长，并且实际值能消除物价波动的影响。另外我们对名义gdp通过官方公布的全国零售价格指数加以调整得出。
（2）股市发展方面的变量选择。上证指数和深圳指数均可以代表股市的大体发展趋势，但是为了方便，我们只选上证指数作为指标，它比深圳指数更加具有代表性，去每季度的值用shanghai表示。所以本文决定采用shanghai作为衡量股市发展的指标变量。
三、模型建立与实证分析
1、模型的选择。
1.1 单位根检验（unit root test）
检验单位根通常有3种方法。（1）df（adf）检验法（dickey-fuller,1979）、（2）crdw（cointegration regression dw）检验法（sargan-bhargava,1983）、（3）pp（或z）检验法（phillips,1987）。最常用的是df（adf）检验法,本文我们选取这种方法，以下简称为adf法。
1.2协整检验（cointegration test）
协整检验主要有两种方法：一种是engle-granger两步法，另外一种是基于向量自回归（var）系统的极大似然估计检验方法。本文采用基于向量自回归（var）系统的极大似然估计检验方法。
1.3兰杰因果关系检验（granger causality test）
这是著名计量经济学家2003年诺贝尔经济学奖获得者克莱夫格.兰杰于1969年提出了格兰杰因果关系检验，住要是针对两个平稳变量或者两个不平稳但是却有显著的协整关系的变量之间进行的一种因果检验，已经受到广泛的认可。
2 、实证分析
我们可以看出：1999-2005年共28个季度值，估计到二者的相关性应该比较明显。我们将两组数据通过eviews3.0整理得出下面的结果：
variable
coefficient
std. error
t-statistic
prob.
c
0.475318
0.036067
13.17892
0.0000
y
0.564756
0.048716
11.59271
0.0000
r-squared
0.837896
mean dependent var
0.762596
adjusted r-squared
0.831661
s.d. dependent var
0.337964
s.e. of regression
0.138663
akaike info criterion
-1.044786
sum squared resid
0.499916
schwarz criterion
-0.949629
log likelihood
16.62701
f-statistic
134.3910
durbin-watson stat
0.376733
prob(f-statistic)
0.000000
图表1
由上图可以看出：（1）r-squared=0.84，adjusted r-squared=0.83，且系数c=0.47大于0，那么可以断言两组数据间存在较强的正相关关系；（2）dw值为0.38，通过查取dw检验临界值表，结合判别规则可以断言：两组数据之间存在一阶正相关。
我们还对着两组数据进行了戈德菲尔德-夸特（goldfeld-quandt）检验，得到f=0.1582/0.0069=22.9，这个数值要远远大于f的临界值4.85（ ），所以可以断定存在比较严重的异方差，为了消除序列中存在的异方差，我们对人均gdp和shanghai分别取自然对数，并分别用lnagdp和lnshanghai表示。
注：在这里我们考虑到人均gdp和shanghai的数据去自然对数之后会小于零，这样会给我们的研究带来不便，所以在计算lnagdp和lnshanghai时我们采取将原有数据全部扩大100倍，这样是不影响我们的实证结果的。
2.1对数据进行单位根检验
利用eviews5.0进行adf检验，由于eviews5.0的功能强大，所以在滞后阶的考虑方面，我们选取了lag length中的automatic selection,最后得出的结果是
图表2lnagdp和 lnshanghai的平稳性检验结果
变量
afd统计值
临界值
临界值
dw值
lnagdp
水平值
-0.8204
-3.7529
-2.9981
2.04
一阶差分
-3.1713
-3.7529
-2.9981
2.00
lnshanghai
水平值
-1.1658
-3.6999
-2.9763
1.31
一阶差分
-3.4683
-3.7115
-2.9810
1.96
我们看到在临界值 的情况下，两者的水平值均大于临界值，不能拒绝时间序列具有单位根的假设，一阶差分的统计值是小于对应的临界值的，可以拒绝假设。我们可以判断lnagdp和lnshanghai的时间序列均是非平稳但却是一阶单整的，针对lnagdp和lnshanghai的时间序列数据非平稳这一情况，我们决定采取协整检验法，来验证两组变量之间是否存在长期稳定的均衡关系。
2.2协整检验
我们利用eviews5.0里面的jehansen cointegration test，去验证两组变量间是否存在长期稳定关系，得出的结论有些令人不太满意。
图表3协整检验结果
trace
0.05
statistic
critical value
11.70419
15.49471
0.488755
3.841466
max-eigen
0.05
statistic
critical value
11.21544
14.26460
0.488755
3.841466
在 的情况下，0.4888小于3.8415，但是11.7042小于15.4947，11.2154小于14.2646，这说明我们无法拒绝两个变量之间不存在协整关系的假设，即lnagdp和lnshanghai之间不存在长期的稳定关系。
笔者尝试将1999-2005这28个季度的数据均分为两部分，并分别对其进行协整检验，得出的结论为：前14个的协整检验结果是lnagdp和lnshanghai之间存在长期的稳定关系，但是后14个季度的协整检验结果是lnagdp和lnshanghai之间并不存在长期的稳定关系。
2.3 格兰杰因果关系检验
在这里我们结合上面协整分析的结果发现先将28季度间的数据进行格兰杰因果检验已没有太大意义，原因在于两个变量之间并无显著的协整关系。我们可以将其分为前14年和后14年，然后只对前14季度的数据进行格兰杰因果检验，得出的结论是前14个季度，股市发展较为显著得不能促进经济的增长，并且经济的增长对股市的发展带动也极小。
图表四1999-2005年间格兰杰因果检验
原假设
f值
p值
结论
h1:股市发展不是宏观经济的原因
0.022
0.978
接受h1
h2:宏观经济不是股市发展的原因
3.232
0.092
拒绝h2
四、结论和建议
针对前面的实证分析结果，本文得出以下结论和政策方面的建议：
（一）我们的实证研究表明上证股指在特定时期与宏观经济因子之间存在协整关系,股指可在一定程度上反映我国经济发展的整体趋势及水平,但是就整体而言，其与gdp之间联系较弱,所以它们仍不能充当我国经济发展的“晴雨表”。这意味着我国股市目前的发展还不够成熟,股市受到主力庄家操纵、行政干预、过度投机、信息不对称等不规范非经济因素的噪音干扰较大。
（二）中国股市的结构性矛盾是其不能与国民经济同步发展的症结。理论上,应先解决结构性矛盾,建立符合国际规范的资本市场。应放慢短期扩张速度并以结构性调整为主注重股市长期发展。政府应调整其对股票市场的功能定位,把政策着眼点放在流通股上,只有流通股才代表了中国股市真实有效的规模;积极推进股权分置改革,让国有股和法人股在流通中实现增值,提高股市流动性,扩大有效规模。
（三）政府监管部门应采用更多的市场化取向政策调控股票市场,减少政府这只“看得见的手”的直接干预。在完备各种外部条件的基础上,积极进行股市中的制度创新,同时,完善和完备相关的法律、法规。完善监管机制,增大违规者的违规成本,将投资者赔偿机制提上日程,并加强新闻舆论监督的作用,形成社会化和制度化的监管。还有就是要提高券商及其他投资者的自律意识。
[参考文献]：
[1]englere,grangercwj.cointegrationanderrorcorrection:representation,estimationandtesting[j].econometics,1987,(55):251~276.
[2]特里.j.沃特沙姆,基思.帕拉莫尔.金融数量方法[m]陈工孟,陈守东,译.上海:上海人民出版社,2004:209-218.
宏观经济分析研究范文2
（一）国民经济核算的经济形势分析价值
国民经济核算信息对国民消费支出的贡献作用。反映国民消费支出的指标有很多，如居民最终消费占GDP中的比重、劳务支出指标等。这些指标数据可以有效的作为国民消费支出核算的原始数据，有很强的参考价值，能够很好的反映我国居民的消费水平。另外，消费核算信息可以很好的反映居民消费中的构成比例，如食品以及通信类的支出份额。有了这种信息，就可以更好的倡导居民进行适当的消费支出，从而扩大内需，促进经济稳步增长。国民经济核算信息的详实科学，能够促进我国的税务改革，了解当下消费热点，树立居民理性科学的消费观。核算信息对宏观经济管理中居民的储蓄与投资有很大的贡献作用。在国民经济中，投资储蓄率、固定资本形成总额、库存增加等指标，可以很好的分析当前的各种货币供给与需求状况，了解我国的居民储蓄在国内储蓄中的地位，以及储蓄对投资的贡献率。在这种情况下，就可以很直观的了解政府投资与居民投资的比例关系，更科学的实施货币政策与财政政策。实际上，储蓄、投资、税收是联系很密切的三个环节，对储蓄与投资信息的严格审读，有助于税务部门采取相应的应对措施，制定合理的税收政策。除此之外，储蓄的变化状况还可以反映我国公有制经济的发展状况以及相关的住房制度和医疗制度的改革成果。比如，在1991-1999年短短的9年间，我国城乡居民的储蓄倾向增长超过40％、农村居民的储蓄倾向增长超过120％。
预期心理对消费需求的制约作用是显而易见，分析其深层次原因：工人就业状况糟糕、医疗制度以及住房制度不够完善导致居民对未来隐忧加剧而让银行储蓄增加。对此，相关的部门对我国的各个体制进行了适度的改革，让居民放心消费。虽然，我国的社保制度不够完善，这种局面在短时间内不可能得到很大的改善。但是，毕竟居民的消费心理需求有了适当的提高。国民经济的核算，可以让统计部门与政府部门有很好的参考依据，各个职能部门也据此制定出更加科学合理的政策，从而促进我国居民储蓄与投资的良性发展。国民经济核算信息可以让收入分配更加的科学合理。国民经济的循环是一个系统而长期的过程，生产只是一个阶段，对于最终成果的消费才是目的。不过，成果的消费并不是生产者一个人“享有”，而是要经过“分配与交换”的多个环节，才到达消费者手中。而国民经济的核算就是要对消费品在“分配与交换”的各个环节进行统计与核算，这其中也包括对最终产品的使用情况。国民经济的核算可以让收入的分配更加的高效与科学，提升人们生产的积极性，促进社会公平与正义，让全体人民共享改革开放的经济成果。收入分配与国民经济核算的框架要清晰合理，收入的分配要分层展开，有次序的进行。为了让收入的分配更加的科学合理，核算的信息应该包含更多的机构部门，应用SNA在核算整个收入分配时，就应该按照“初次分配”与“再次分配”两个阶段进行。在收入分配增长动态分析的基础上，可以让宏观收入分配的结构更好的得到调整，初次分配可以让收入结构得到很好的转移，调整个人可支配收入的结构状况。国民经济核算一定程度上影响了我国对外与对内经济政策的制定。国民经济核算一定程度上影响到了我国在世界上享有的经济待遇与政治待遇，也就间接的影响到了我国对内对外经济政策的制定。例如，联合国根据连续六年的国民生产总值和人均国民生产总值来决定一个国家的会费；世界银行业根据相应的人均国民生产总值来决定一个国家能否享受到相应的优惠待遇。所以，国民经济核算还深层次的影响到了我国的国际影响力，也间接影响到了我国与外国的经济往来。
（二）国民经济核算的投入产出分析价值
国民经济核算对投入产出分析的贡献很大。也有相应的投入产出方法，用于国民经济的核算。投入产出方法又称为投入产出分析，以一定的国民经济产业分类为基础，结合比例系数与结构分析，从数量上研究经济系统内部各个部门之间的关系。最后利用相关的经济模型来分析国民经济结构以及原因和影响。投入产出的方法在国民经济的核算中有一个漫长的历史。1950年，投入产出分析第一次被建议纳入到国民经济核算体系中。1968年，SNA就吸纳了投入产出分析法。1993年，SNA就把投入产出纳入到了整个核算体系。实际上，我国的投入产出分析研究有五十余年的历史了。1974年，我国就编制出了第一张实物性的投入产出表，涵盖了61种产品。20世纪80年代末，我国更是编制出了大型的“1987年投入产出表”。2004年，“2002年投入产出表的编制”更是让投入产出的核算方法上了一个崭新的台阶。投入产出表考虑了两个很重要的因素，就是“投入来源”与“使用去向”，是一种棋盘式的平衡表。它可以很好的反映国民经济各个部门的“投入”与“产出”，同时能够很准确的表明“投入的来源”与“产出的去向”。另外，对于各个部门之间很复杂的技术经济关系，投入产出表也能够很好的把握。投入产出表的样式多样，分类齐全，结构清晰明了。如“实物性”与“价值型”投入产出表，就充分考虑了计量单位的特点，便于审核统计工作。另外，也有根据地域划分的投入产出表，如“全国投入产出表”与“地方投入产出表”。“投入产出数据结构表”，可以直观地反应国民经济各个部门之间的关系，广泛应用于经济分析中。“对称性投入产出表”用于预测和制定计划。因此，被广泛应用于各个领域。
（三）国民经济核算对宏观经济效益分析的贡献价值
宏观经济效益能够很好的反映各个产业的投入与产出之间的关系，受到行业的高度关注。在当今的经济发展状况下，很多人片面的追求经济的增长，一味追求GDP的量与速度，却忽视了对环境的保护。因为，在宏观经济的背景下，国内生产总值GDP可以很好的衡量社会总产出。一定的情况下，GDP的数字越大，就代表这个国家的产品以及服务的增加值就越大。目前，在国民经济的核算中，很多的人意识到了不能一味的以财富数字的增长来衡量GDP。如果牺牲了环境与浪费掉了大量的资源，虽然换取了经济财富的增长，GDP指数的上升。但是，GDP并不体现资源的掠夺以及对环境的破坏。实际上，这种GDP的数字是一个虚假的数字，过度的夸大了“财富”，却忽视了对成本的折算。鉴于此，一味的追求财富GDP的增长不是一个很明智的办法，要考虑环境与资源的因素，减去相应的成本。很多年前，就有学者提出了绿色GDP这样一个概念，随着人们环保意识的提高，绿色国民经济核算也是受到了人们的高度重视。这一个“绿色GDP”概念的产生，是人们思想观念转变的结果，也是人们在权衡了环保与经济发展两者关系以及利弊后的一个结果。
二、国民经济核算是宏观经济分析及宏观经济模型建立的基础
在宏观的经济管理中，涉及到很多的统计数据以及模型，而国民经济核算就可以为这种数理统计以及模型的搭建提供范本和奠定基础。作为基本框架，国民经济核算确定了很多宏观经济统计的基本概念、指标设置以及基本分类。这样的功能让经济统计成为一个有机的整体，大大的提高了宏观经济分析的效率，增强了其应用功能。
三、国民经济核算是一种科学的制定与检验国民经济的方法
国民经济计划涉及到很多的宏观经济指标，这些经济指标所反映的现象，不是一个个孤立的个体，而是相互之间有着千丝万缕的内在经济联系。为了更好的遵循经济发展的客观规律，计划与规划的指标数量也必须满足这种经济联系。国民经济核算的手段非常科学，也正反应了这种内在的经济关系。因而，国民经济核算是一种科学的制定与检验国民经济的方法。
四、目前我国国民经济核算存在的问题及改善方法
宏观经济分析研究范文3
关键词：经济波动；VAR模型；格兰杰因果检验；脉冲响应函数
Abstract： In the macro economic research， the leading index and the consistent index are of great value. Previous studies have focused on the use of statistical data to compile such indices， which are used to describe the process of macroeconomic changes. On the basis of the existing research. In this paper， we establish leading index and coincident index VAR model of index between the various elements， and use Granger-causality and the impulse response function， to explore the causal relationship between the first index and key macroeconomic variables. The study found that： the total investment growth rate of fixed assets， total import and export volume and the first index change has a long-term equilibrium relationship， the first index can be used to predict the trend of the latter.
Key words： economic fluctuation；VAR model；Granger-causality；Impulse response function
1 引言
在宏观经济研究中，先行指数和一致指数具有重要的作用与价值。基于对宏观经济先行指数和一致指数的理论探索，众多学者从不同角度开展了大量理论研究与经验研究。目前，既有文献对宏观经济先行指数和一致指数的研究，主要集中在指数编制和景气指数应用两大方面。
在指数编制方面，陈磊、高铁梅（1994）运用状态空间模型方法，分别构建先行Stock-Watson景气指数和一致Stock-Watson景气指数，进而开展模型预测。吴桂珍（1996）对我国近50个经济指标进行分类，利用多元统计方法确定先行指标和一致指标，并构建景气指数。晏露蓉、吴伟（2005）对中国宏观经济景气先行指标和一致指标的选取方法做了国际对比。
在宏观经济景气指数应用方面，东北财经大学宏观经济分析与预测课题组（2006）利用多维数据结构框架，通过建立物价等宏观经济变量景气指数系统，监测和预测宏观经济运行波动。
综上可见，先行指数与一致指数存在较为稳定的均衡关系这一结论被多数人认同并在实际中得到广泛的应用。然而，先行指数对我国其他重要经济变量是否存在稳定的均衡关系，能否用先行指数对它们进行有效的预测这一问题仍待解决。因此本文重点考察先行指数与主要宏观经济变量之间的因果关系，利用VAR模型、格兰杰因果检验等方法，探讨先行指数能否对主要宏观经济变量进行有效预测？
2 数据收集与处理
2.1 指标选取与数据说明
本文选用中国经济景气监测中心（CEMAC）的先行指数。同时，本文将CEMAC编制一致指数时对应的各类指标作为考察变量，以上数据均为月度数据，数据跨度为2010年1月至2015年9月。根据国家统计局经济景气监测中心公布的数据，宏观经济先行指数平均领先一致指数6.5个月。本文取滞后7阶的先行指数与一致指数各构成指标进行分析。
2.2 数据处理
正式分析之前，需要对数据进行预处理。本文运用发展速度推算法对缺失值进行插补，采用X11方法对各指标数据做了季节调整。结果显示：财政收入和社会零售额呈现出较为明显的季节变化模式，尤其是财政收入各月波动很大。
3 先行指数与一致指数构成指标的关系检验
3.1 平稳性检验
对先行指数、固定资产投资完成额增长率、财政收入、工业生产指数、零售商品总销售额、进出口总额6个时间序列进行平稳性检验。检验结果表明，此6个序列在0.05的显著性水平下均不具有平稳性。
VAR模型的使用条件要求样本数据为平稳的时间序列。为此，采用差分法对先行指数等进行差分处理，所得差分序列分别记为y、x1、x2、x3、x4、x5。ADF检验表明，6个序列在0.01的显著水平下均为平稳时间序列。
3.2 建立VAR模型
为揭示先行指数和一致指数各构成变量之间的相关关系，分别用序列x1至x5与y建立VAR模型。
3.2.1 确定VAR模型滞后阶数
本文分别运用LR、FPE、AIC、SC、HQ检验准则，确定各模型的滞后阶。然后，综合各种准则给出选定的最优滞后阶。根据检验结果，本文分别建立y与X1至X5序列的VAR（3）模型。
3.2.2 VAR模型的平稳性检验
采用AR根估计方法，对上述VAR（3）模型估计的结果进行平稳性检验。经检验，各模型所有根模的倒数都小于1，所以相应的VAR模型均具有平稳性。
3.2.3 Granger因果检验
VAR模型平稳性表明，先行指数与一致指数各构成变量之间存在长期均衡关系。为进一步揭示这种长期均衡关系的因果方向，对y与X1至X5分别进行Granger因果关系。
结果显示：在0.1的显著性水平下，Y是X1和X5的Granger原因；在常见的各种显著水平下，Y都不是X2、X3、X4的Ganger原因。
究其原因，先行指数由多项重要经济指标所构成，代表着一国经济景气程度的前景。Granger因果检验结果与理论预期相符。但表4结果显示，先行指数并非财政收入、工业生产指数和零售商品销售总额的Granger原因，这似乎有悖于理论预期与经验直觉，故需分别具体分析。
首先讨论财政收入。每年国家会编制财政收入和支出预算，为满足经济发展和人民生活水平提高的需要，财政支出一直保持快速增长。为满足财政支出需要，我国的财政收入（税收总额为主）也必须保持较快的增长速度。这导致我国财政收入增长的制度刚性较大，受先行指数（景气程度）的影响较小。
再看工业生产。近年来，中国经济通货膨胀较明显，导致工业生产指数持续上升；另一方面，企业通过创新改革，使其产品供求关系发生明显改变。如果编制工业生产指数时未对产品权重做出及时调整，则一定程度会影响工业生产指数的有效性。
最后，考察零售商品销售总额。在零售商品中，生活必需品占很大比重。对生活必需品的需求，通常不会因为景气程度发生重大变化。因此经济景气程度对零售商品销售总额的影响较弱，难以灵敏地决定和预测零售商品销售总额的变化。
3.3 脉冲响应函数
3.3.1 先行指数对固定资产投资的脉冲响应分析
结果显示，先行指数对投资影响在前3.5个月呈抑制作用，在3.5至8.5月之间呈正向影响，对8.5月之后的影响较小。其变化模式，可由如下角度解释。固定资产投资一般数额巨大、流动性较差，投资准备期较长，有较强的滞后性。当景气度提高时，社会资金往往先会向股市等反应比较灵敏的市场流动。导致投资固定资产的资金相对的减少。因此在前3.5个月，对固定资产投资反而产生抑制作用。在此以后，当股市价格较高时会形成资金回流，固定资产投资将受到一个较长时期的正向影响。
3.3.2 先行指数对进出口总额的脉冲响应分析
结果显示，先行指数对进出口总额增长率在前4个月呈抑制作用，在4至8月呈促进作用，在8月以后影响较小。一国经济景气程度高时，市场平均收益率一般较高，外国资本在利益的驱使下，会加大对该国的投资。外资流入的过程会导致该国货币汇率提高，进而会促进进口、抑制出口，汇率降低则效果相反。我国长期处于贸易顺差，在进出口总额中出口通常高于进口。因此景气度提高时，伴随汇率提高时，进出口总额受到的抑制作用强于促进作用。
4 基本结论
本文通过分析宏观经济先行指数与一致指数构成指标的时序数据，发现固定资产投资总额增长率，进出口总额均与先行指数关系紧密，具有长期稳定的均衡关系；而财政收入、社会零售总额、工业生产指数则与先行指数关系疏远，先行指数对于其没有预测作用。这一结果，可由三类指标自身变化的政策刚性或经济刚性所解释。
脉冲响应分析发现，先行指数对固定资产投资增长率的影响较为显著，其影响持续8个月左右，并呈先抑制后促进的模式。这一模式，体现了固定资产投资对经济景气指数变化具有较强的滞后性，可以由资本市场和实体投资之间反映速度差异予以解释。相比之下，先行指数对进出口总额的影响机制更为复杂。景气指数提高会促进本币汇率提升，从而抑制出口增加进口，我国长期存在巨额贸易顺差（出口主导），故其综合效果会引发进出口总额下降。
基于以上发现，形成如下判断：其一，对市场主导性较强的宏观经济指标，其与景气指数之间具有更密切的联系，并可较好地由先行指数进行预测；第二，对具有较强制度刚性（如财政收入）或经济刚性（如社会零售总额）的宏观经济指标，其对景气程度的反映较弱，无法利用先行指数进行预测。
参考文献
[1]高铁梅，孔宪丽，王金明.国际经济景气分析研究进展综述[J].数量经济技术经济研究，2003（11）：158～160.
[2]晏露蓉，吴伟.借鉴和思考.内外经济运行先行指标体系比较[J].金融研究，2005（9）：39～50.
[3]陈磊，高铁梅.利用Stock-Watson型景气指数对宏观经济形势的分析和预测[J].数量经济技术经济研究，1994（5）：53～59.
[4]高铁梅，孔宪丽，刘玉.中国钢铁工业景气指数的开发与应用研究[J].中国工业经济，2003（11）：71～77.
宏观经济分析研究范文4
关键词：时间序列；ARMA模型；居民消费价格指数
一、引言
居民消费价格指数(CPI)是用来测定一定时期内居民支付所消费商品和服务价格变化程度的相对数指标。它既是反映通货膨胀程度的重要指标，也是国民经济核算中缩减指标。这一指标影响着政府制定货币、财政、消费、价格、工资、社会保障等政策，同时，也直接影响居民的生活水平及评价[2-4]。居民消费价格指数反映的市场价格信号真实，带动价格舆论导向正确，有利于改善价格总水平调控。首先，它有利于维护正常的经济生活和市场价格信息秩序。其次，有利于引导消费形成合理的消费价格，促进有效需求。目前，医疗、教育、交通等垄断行业价格上涨过快，导致居民大量增加储蓄，使正常消费受到压抑，消费结构变形，影响经济增长。再次，它有利于综合运用价格和其他经济手段，实现价格总水平调控目标。所以，对该指标的分析与预测是非常有意义的工作。
二、实证
根据中国国家统计局网站的居民消费价格指数时间序列数据(2002年1月至2007年3月)。原始数据为同比价格指数(与上年同期相比)，通过处理转换为以2001年为基期的定基价格指数(见表1)。
使用Eviews软件对我国居民消费价格指数进行分析，从消费价格指数的曲线图(图1)可以看出，2002年初到2003年中期消费价格指数在一个比较小的空间里波动，且一度探到100以下，这说明政府在这期间动用了许多积极的财政政策和货币政策，但经济没有走出通货紧缩；至2003年后期，积极政策开始奏效，投资持续升温、经济增长势头强劲，CPI以较快速度上扬，政府与学者关注的焦点也逐渐由通货紧缩转向通货膨胀。
从图1可以看出数据具有明显的递增趋势，再运用数组窗口View/Unit Root Text对序列CPI进行单位根检验，从表2中知|t统计值|
在Eviews中，可利用命令计算序列均值和均值标准误，经计算得出DCPI的均值为0.182，均值标准误是0.048，即平均数落入正负两倍标准误差范围之间，因此不能拒绝均值为0的原假设即满足零均值假设，表明差分后序列不必再进行变换。
从序列DCPI的自相关和偏相关图看出：偏自相关函数在k=1后很快趋于0，所以取p=1；自相关函数在后k=1很快趋于0，取q=1。综合考虑，我们建立ARIMA(1，1，1)，ARMA(1，1，0)和ARIMA(0，1，1)模型，综合比较比较三个模型的AIC和SC值。
三、结论
时间序列分析的ARMA模型预测问题，实质上是通过对社会经济发展变化过程的分析研究，找出其发展变化的量变规律性，用以预测经济现象的未来。预测时不必考虑其它因素的影响，仅从序列自身出发，建立相应的模型进行预测，这就从根本上避免了寻找主要因素及识别主要因素和次要因素的困难；和回归分析相比，可以避免了寻找因果模型中对随机扰动项的限定条件在经济实践中难以满足的矛盾。实际上这也是ARMA模型预测与其它预测方法相比的优越性所在。
本文将时间序列分析方法应用到我国居民消费价格指数短期预测中。首先对样本序列进行平稳性判别，若非平稳则对该序列进行平稳化处理；其次，对已识别模型进行估计，这里包括模型系数的估计和阶数的判别；然后白噪声检验显示得到的模型是合理的；最后，通过参数的估计值建立相应的模型并计算出序列短期的点预测与区间预测。在整个建模的过程中，对数据的选取要求比较高，为了选取适应ARMA模型的时间序列需对大量数据中选取比较有规律的部分，通过Eviews5.0软件可以很方便地得出序列的模型并且有较高的拟合精度。
(上海市科委基金(071605123))
参考文献：
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[5]苏月中.我国居民消费价格指数的历史演变及其发展趋势[J].统计研究，2003，(83)：10
宏观经济分析研究范文5
当前我国正值金融改革时期，利率市场化改革顺应渐进式发展的趋势呈现出新的发展局面。基于利率在货币政策传导机制中的影响作用，构建时间序列数据模型来测定利率市场化与货币政策有效性之间的关联性。回归结果显示，从长期来看不完全的利率市场化将阻碍货币政策有效性地发挥，由此提出推进我国利率市场化的进程的相关政策建议。
关键词：
利率市场化；货币政策传导；货币政策有效性；实证分析
一、货币政策对经济增长的主要作用途径
第一，利率传导途径。随着凯恩斯《通论》的面世以及宏观经济分析模型IS-LM模型的建立，使得利率传导机制正式受到学术界的关注。该理论认为，在货币政策传导中，利率发挥着中间枢纽的作用。扩大货币供应量导致较低的实际利率，从而增加投资，最终导致产量增加。涵盖消费和投资两个层面的该传导过程是对实际利率水平到总产出的作用过程的扩充。
第二，信贷传递途径。伯南克研究显示，在货币政策传导的过程中，信贷途径的传递也可以对国民生产总值产生作用，即便没有通过利率传导途径的作用。信贷传导的基本途径可以表示为:货币供应量的增加会扩大贷款供应引起投资的增加，并最终扩大总产出。在金融市场不发达的前提下，信贷传递渠道能够发挥重要作用。
第三，资产价格传导途径。莫迪利亚尼对此传导渠道提出了新的观点，作出新的诠释。他们对资产的相对价格与真实经济间的相关性做出了突出解释与说明。资产价格传递的基本途径再次可以表现为：货币供应量的增加会带来实际利率的下降，从而导致资产价格下浮，带来投资的增加，最终增加总产出。第四，汇率传递途径。该汇率传导理论的主要观点是，货币政策的使用会调节一国的利率水平，进而对汇率产生冲击，汇率的变动带来一国贸易的改善或恶化，从而对一国的产出水平带来影响。它的基本传递途径可表示为：扩大货币供应量会降低实际利率水平，进而导致汇率的下降，从而减少净出口量，引起总产出的增加。
二、利率与货币政策传导机制
2012年6月8日，存款利率首次上浮，利率市场化改革因开启存款利率浮动上限而发生了本质的进展。货币政策利率渠道的传导过程为：货币政策的作用对市场利率水平产生影响，进而带来消费和投资经济主体行为的变动，从而最后引起总产出的变化。从这个传导过程来看,要想使利率传导渠道发生作用，对货币供应量进行的调节必须要能影响到真实利率，实际利率的变动要能进一步影响市场以及消费和投资，最终影响社会总产出的调节以使货币政策在这一过程中逐步显现出效果。央行要想有效的影响真实利率，需要有一个发达的成熟的货币市场，使得央行制定的利率能够充分地反映市场的供求关系。从长期来看,当央行存贷款利率发生变化时，银行间同业拆借利率也会相应出现波动，并且二者波动的总体趋势相同。但是短期内，就幅度与频率来看，后者的波动性要远远高于前者。同业拆借利率的波动并不总是与央行利率保持正向一致的波动趋势，很多情况下它与央行利率的波动呈反向相关关系。从二者波动的差异性可以看出长期内，央行利率的调节能够一定程度地反映真实利率，但在短期对真实利率的影响力则较弱。此外，从央行调节利率对投资支出带来的影响效果来看，我国货币政策传导机制中的利率传导过程不通畅。
三、货币政策有效性的实证分析
1.变量选取和数据整理宏观经济变量选取国内生产总值GDP进行衡量，货币政策调控则选取金融机构一年期贷款利率LR、狭义货币供应量M1、外汇储备FR三个变量。金融机构一年期贷款利率表示货币政策的价格调控工具，狭义货币量则代表货币政策的数量调控工具。而间接采用外汇储备而非人民币汇率本身来衡量是因为人民币汇率受到过多的政府管理，无法充分反映中国对外经济交往的全面情况。而外汇储备的波动却更能反映我国在与外国贸易往来以及经济交往中，汇率实际水平变动的情况。基于2003-2013年的数据，运用Eviews7.2软件，采用ADF检验法，Granger因果关系检验法，Johansen协整检验法和误差修正模型ECM，最终建立了一年期金融机构贷款利率对国民生产总值的协整方程。在建模时，原先的数据采取对数变化的处理形式以消除异方差对建模的影响。
2.货币政策有效性的实证检验过程
⑴单位根检验。对DLGDPSA、LR、DLM1、DLFR四组数据进行单位根检验，ADF检验结果如下：
⑵因果关系检验。通过Granger因果关系检验方法来检验LR、DLM1、DLFR与DLGDPSA之间的因果关系。检验结果如表2所示：验结果表明，金融机构一年期贷款利率、狭义货币量和外汇储备与国内生产总值数据序列之间的因果关系均成立。⑶协整分析。协整分析研究的是变量之间稳定的一种动态的长期均衡关系。本文采用“Johansen协整检验”，结果如下表所示：表3的检验结果表明，在5%的置信水平下数据序列之间存在着标准化协整关系，其表现见公式1。如公式（1）所示，一年期贷款利率每变动一个单位，将分别引起国内生产总值当期变动0.8390个单位，滞后2期反向变动0.8459个单位。这种结果表明，利率的上涨对经济增长有一定的减缓作用且通常二者间的变化存在一定时滞。在我国的货币政策中，利率的上升在同期会对经济的增长产生正向的促进作用，在滞后2期时，利率变化对经济增长的影响又回归到与原本的经济理论相符合的状态。当货币供应量变动一个单位时，滞后2期、3期和4期的国内生产总值将分别变动0.1675、0.1662、0.1012个单位，这表明，货币供给与经济增长之间的正相关关系在于货币供应量的增加可以促进经济的增长。外汇储备每增加一个单位，将带来国内生产总值增加0.1756个单位。⑷误差修正模型。通过以上协整方程的建立，我们得出协整方程来表示这些变量之间的长期均衡关系，但是从短期来看，变量间的关系可能会失衡，因此，为了提高货币政策有效性模型的精确度，可以建立有约束的向量自回归VAR模型，即误差修正模型。将协整方程（公式1）的残差序列作为误差修正项以校正残差序列，令ECMt=u，来建立相应的误差修正模型，如公式2所示。公式（2）直观地表明了短期内变量波动的影响。在短期，金融机构一年期贷款利率、货币供给量和外汇储备的变化对经济增长的影响与长期保持基本一致的关系。反映在误差修正系数的大小调整，从长期均衡偏离模型。从系数估计值反映出系统调节模型至均衡状态的能力强弱。由此我们可以看出，在模型短期波动偏离了长期均衡的情况下，系统会凭借0.9%的强度大小使非均衡状态经过调节回归到均衡时的状态。
3.实证结论
第一，2003至2013年，我国货币政策的运用取得了一定的效果，对我国经济的持续快速增长起到了促进作用，从国内生产总值这个被解释变量与多个解释变量间的正向相关变动可以看出；
第二，从长期来看，货币供给量M1与经济增长GDP间有着均衡且稳定的关系，滞后2期、3期和4期的长期弹性系数分别为0.1675、0.1662、0.1012，表明长期中货币供应量每增加1%，滞后2期、3期和4期的国民生产总值将分别增加0.1675%、0.1662%和0.1012%，说明在长期中货币供应量的增加为有效的货币政策的实施；
第三，从长期来看，国内生产总值对一年期贷款利率的弹性系数为0.8390，说明利率当期便能对经济的增长产生正向影响。这种异常情况的发生可能是由不完全的利率市场化造成的。货币政策调控中使用的利率并非完全市场化的利率，其波动仍受到较大程度上的政府管制，导致当期贷款利率的降低无法促进经济增长；而在滞后期，利率水平的变化对GDP的影响又回归到正常且这种回归程度正好修正了当期的不合理情况。因此，要想充分发挥货币政策的有效性，务必努力推进利率市场化的进程。
四、政策建议
第一，正确处理政府与市场的关系，使得真正意义上的"金融分权”得以实现。将政府作为调控与领导的主要载体，处理好政府与市场的关系，促进资本市场与货币市场间的良流，协调各部门的利益关系。央行对法定存款准备金率以及信贷规模的调控模式应当经逐步过渡而达到货币市场价格调控模式。银监会、保监会和证券会也应当形成货币市场的监管框架，来共同推进货币市场的发展。
第二，充分运用现代信息技术优势，弥补我国货币市场建设起步晚的劣势。发达国家的金融发展经验表明，一个成熟的金融市场需要一个强大的基础经济制度为支撑。就我国来看，社会主义市场经济体系建设起步晚。作为市场基准利率基础设施的货币市场，还需要加强对市场参与者、信息透明度的有效监管。互联网技术的快速发展为货币市场在技术上提供有效的支持。
第三，规范货币市场产品的宣传，增强货币市场的公众认知度。要想发挥市场基准利率在货币市场中的引导作用，一方面，应完善市场信息机制，便捷金融机构专业人士以及相关研究人士获取研究数据的途径。另一方面，应加强引进与培养货币市场的专业人才，进而使从业人员的综合素质得到提升。第四，适时建立金融机构市场化退出机制、为利率市场化提供良性竞争机制。在经济不断发展的过程中，利率市场化的持续推进必将带来一系列改革的实施，各金融机构为了提升自身实力与竞争力也必将进行相应地整改以优化制度、扩大盈利，他们之间的竞争也因此而日益激烈。作为防范系统性风险的金融部门的关键支撑，适时建立合理可行的金融市场化退出机制逐渐发展成为至关重要的一个环节，在利率市场化改革的政策框架中发挥着不可或缺的作用。
参考文献
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宏观经济分析研究范文6
关键词：广义货币；影响因素
一、引言
货币需求量是制定政策需要重要考虑的变量，能否准确估计货币需求函数关系到能否正确制定政策计划。随着中国金融市场的发展和中国对外开放程度的越来越高，影响中国货币需求的因素也越来越复杂，受到国内多种因素的影响也受国外因素的影响，当前预期美联储开始退出量化宽松，亚洲新兴国家多家央行的紧急储备锐减，资本撤离亚洲新兴市场的趋势下，中国外汇占款也大降，2013年6月中国银行间市场闹“钱荒”，6月20日上海银行间同业拆放利率最高达到13.44%，同时引发了中国股票市场大幅度震荡，实体经济中中小企业贷款难等问题日益突出，影响我国货币需求的因素进一步复杂。
我国制定货币政策主要是以货币数量和信贷规模为调控目标，近年随着我国利率市场的发展，开始研究利率对经济调控的作用，从数量型调控目标转为价格型调控，但是我国利率市场化是一个渐进的过程，在当前的经济背景下货币供应量还是我国调控经济的一个重要的中介目标，在利率完全市场化之前，还是要重视货币供应与需求，对于宏观经济分析和货币政策实施有着重要的意义，
国外学者对于货币需求进行了广泛的研究，货币需求理论主要有：
（一）传统货币需求理论
1、费雪的现金交易学说，可以用费雪方程式表示为 ：，通过此方程可以得到：
由于表示平均货币流通速度，可以看作常数，因此费雪方程式的含义是货币需求取决于名义国民收入，需求量与收入水平之间存在稳定的关系。
（二）凯恩斯的货币需求理论
凯恩斯传统货币需求理论的基础上提出了新的货币需求理论即流动性偏好理论。从货币需求的动机进行货币需求分析，把公众持有货币的动机分为三方面：交易性货币需求、预防性货币需求、投机性货币需求。但凯恩斯货币需求理论中只考虑了长期利率对货币需求的影响，鲍莫尔、托宾等人对这些不足进行了完善和发展。
（三）现代货币需求理论
弗里德曼把货币认为货币需求是稳定的，把货币视为一种资产或提供生产性劳务的资本，弗里德曼的货币需求函数可表示为：
国内外学者们对货币需求研究大都在货币需求理论的基础上进行扩展研究国内外学者的研究主要有：
谢富平等（2000）[1]通过实证研究证实货币需求存在利率弹性，对证券资产的需求影响货币需求。李健（2007）[2]通过研究得出中国货币结构的变化导致货币运行发生了重大变化，政策调控的重点要转为总量与结构并重。伍戈（2009）[3]研究指出股票价格对我国货币需求影响不显著，实物资产仍然是中国居民资产组合中的重要组成部分。万晓莉等（2010）[4]通过研究得出在开放条件下虽然我国资本账户未完全开放，但是货币替代和资本流动的效应明显，汇率变化影响货币需求。张雪峰等（2009）[5]研究显示货币需求有着高利率弹性和高收入弹性，贷款利率对货币有显著的影响。项后军等（2011）[6]研究得出研究货币需求需要在开放经济条件下考虑汇率和利率因素。Field（1984）[7]对分析了股票对货币需求的影响，得出美国1925年以后股票交易对货币需求产生了较大的影响，而美国货币的紧缩性货币政策导致实体经济的流动性的不足够，并导致了1929的股市崩盘。Arango 等（1981）构建了小国开放框架下的货币需求模型，通过实证分析发现货币需求与国外利率及预期汇率之间呈负相关关系，与汇率正相关。
二、本文模型
本文根据货币需求理论及现有的研究成果，考虑到我国对外开放程度越来越高，我国商品房销售额也逐年增加，金融市场快速发展的房地产市场对我国货币需求产生巨大的影响，考虑到当前我国外汇占款大幅度减少，构建包括工业总产值、外汇占款、国内利率、国外利率、我国股票市值、人民币汇率的货币需求模型，因为自2007年中央银行不以作为货币总量控制目标，因此以作为名义的货币需求总量。文中对广义货币，工业总产值、外汇占款、股票市值、房地产销售额进行对数化处理。
模型如下： （1）
其中，表示我国实际货币需求，表示工业总产值，表示股票市值，表示房地产销售额。cpi为我国季度通货膨胀率，表示外汇占款，，表示我国一年期存款利率，表示美国存款利率，表示人民币兑美元汇率，是间接法表示，上升则表示人民币贬值，反之表示人民币升值。
三、实证分析
1、数据来源
货币供应量来源于中国人民银行网站，股票市值、美国存款利率、人民币兑美元汇率、我国一年期存款利率来源于wind数据库，工业总产值、房地产销售额、外汇占款来源于和讯网宏观数据。
2、数据处理
（1）平稳性检验
在建立广义货币余额的需求函数方程之前进行数据平稳性检验，对于、、、、、、、各变量进行平稳性检验采用ADF方法检验，结果如表1所示：
由表1检验结果知：、、、、、、、各变量的ADF检验值都大于5%显著水平下的临界值，因此都是非平稳序列，各个变量的一阶差分是平稳过程，各变量都是一阶单整序列，它们之间可能存在协整关系，因此可以进行协整检验。
3、协整检验
下面采用Engle-Granger的两步检验法来检验、、、、、、M1、M2 这些变量之间是否有协整关系，首先用最小二乘法估计长期货币需求方程（1），再检验两个变量回归后的残差序列是否平稳，回归残差ADF的值为-3.2763，表明存在协整关系，因此几个变量之间存在长期均衡关系。
4、回归结果见表2：
结果解释：根据回归结果可知：
1、判决系数为说明、、、、、、几个变量能够很好的解释广义货币的变化，各个变量的系数都显著。
2、工业总产值的系数为0.698583，即工业总产值增加1%广义货币增加0.698583%，说明影响广义货币需求的主要因素是工业总产值，即国民收入对广义货币需求的影响最大。
3、外汇占款的系数为0.172420，即外汇占款增加广义货币增加0.172420，说明外汇占款是影响广义货币需求的重要因素，由于我国外汇非自由兑换，央行不得不购买外汇资产而被动的投放人民币，同时由于国际热钱流入及流出中国及中国外贸和进出口投资的变动，外汇占款也随之变动对我国货币供应量变动带来比较大的影响。
4、人民币汇率的系数为-0.250745，因为是以间接法表示汇率所以系数为负，表明人民币汇率升值一个单位则广义货币需求增加0.250745%，人民币升值会吸引外资投资和热钱流入，因此对我国货币需求有比较大的作用。
5、本国利率的系数为-0.090916，系数符号为负符合货币需求理论，利率上升则持有货币的成本增加，导致货币需求减少，系数比较小，说明我国利率对货币影响比较小，利率不能很好的反映我国货币供求关系。
6、股票市值的系数为-0.063268，说明我国居民的主要资产还是实物资产，股票对货币需求的影响不大，而且系数为负表明这说明我国股票市值通过财富效应、资产组合效应、交易效应以及替代效应对货币需求产生的影响中，减少货币需求的效应超过了增加货币的效应。
7、美国利率的系数很小，说明由于我国的资本管制，资本不能自由流动，因此国外利率对我国的货币影响比较小。
8、房地产交易额系数为正说明我国对地产的旺盛需求增大了对广义货币的需求。
