時間：2022-08-14 02:16:34
開篇：寫作不僅是一種記錄，更是一種創造，它讓我們能夠捕捉那些稍縱即逝的靈感，將它們永久地定格在紙上。下面是小編精心整理的12篇宏觀經濟數據，希望這些內容能成為您創作過程中的良師益友，陪伴您不斷探索和進步。
9月宏觀經濟數據令人期待。首先，9月CPI到底是向下、持平還是反彈，是判斷下一步政策會否放松、何時放松的重要信號。其次，9月工業增加值是延續下滑勢頭，還是在定向寬松政策刺激下企穩甚至回升，是考驗決策者對經濟增速下滑容忍闕值的重要依據。總體而言，我們認為9月CPI通脹率將與8月持平，增長仍會在緊縮政策調控下繼續溫和放緩。
CPI不會反彈，PPI明顯下行
從總體上看，今年8月CPI同比和PPI同比與7月相比均有小幅回落。就9月食品價格而言，估算各品種的環比價格，雖然仍是漲多跌少，漲幅最大的是蔬菜，平均漲幅達8-9%；其次是雞蛋，漲幅達到3%；最后是食用油，也有2%左右漲幅。而下跌品種主要為水產品和水果，但跌幅不大。就9月工業品出廠價格而言，煤炭價格有所上漲，而化工產品、水泥、有色金屬價格有所下跌，但漲跌幅均不大。因此，我們認為，9月食品價格周環比漲幅明顯高于8月，預計9月CPI不會回落，而會與8月持平于6.2%。
最近3月PPI同比之所以保持在7%之上，主要是因為去年同期PPI環比曾明顯通縮，留下了很低的基數。未來幾月，隨著基數效應的過去PPI將會明顯下行。我們預計9月PPI為5.8%。
投資總體穩健，經濟溫和放緩
預計9月社會消費品零售總額同比降至16.5%，這部分是因為高通脹之下居民消費意愿的持續走低。預計前9月固定資產投資增長保持穩健，增速微降至24.7%。原因是，短期內相應的項目審批沒有出現松動，整體基建增速還將持續回落。房地產銷售面積增速持續低迷，地產資金鏈繼續惡化，雖然保障房具有一定的對沖效果，但整體房地產投資可能出現快速回落。
由于商品房銷售增速保持低位，基本電器的農村普及性需求高峰已經過去，新增的家電家具等更新需求相對偏弱，我們預期社會零售總額的真實增速略有小幅回落，9月社會消費品零售總額同比增長16.5%。
制造業投資繼7月明顯下滑后再度回升。9月匯豐中國制造業PMI初值較8月小幅回落，已連續三月位于榮枯分界線之下，顯示緊縮政策對經濟增長的制約效應在逐漸顯現。因此我們預計9月規模以上工業增加值同比增速將下滑至13.3%。預計3季度GDP同比增速降至9.1%。
信貸投放回歸常態，貨幣增速繼續走低
最近數月央行信貸投放持續向2006-08年的“常態”節奏回歸，我們預計9月新增人民幣貸款5500億元。由于監管層對商業銀行資金的監管趨于嚴格，預計9月M2增速會繼續走低至13.0%。
政策變化的時間窗口或在11月中央經濟工作會議前后打開，如果經濟硬著陸，可能采用積極財政和適度寬松貨幣政策組合，政策將向戰略性新興產業、水利建設、民生和消費傾斜。如果經濟軟著陸，則積極財政、穩健貨幣政策將貫穿四季度，但在資金緊張的中小企業和政策支持的水利建設等方面或實行定向寬松。
進出口均將明顯回落
出口方面，歐元區經濟持續低迷，美國經濟復蘇依然疲弱，雖然新興市場國家增速相對較高，但難以抵消發達國家經濟下滑對國內出口的沖擊，預計9月出口將環比下行，同比增速降至22%。進口方面，國內整體需求仍處于下降通道，企業補庫存動力偏弱，即國內偏緊政策基調未變，預計8月進口也將環比下行，同比增速降至22%。估計9月貿易順差為206億美元。
關鍵詞：大數據時代；宏觀經濟；機遇；挑戰；對策
一、前言
基于互聯網經濟時代背景下，計算機技術的廣泛運用促使數據信息能夠得到有效的收集與處理，但隨著計算機網絡體系的逐步完善，面對海量信息數據，如何實現對數據的高效快捷處理，以實現對信息資源的充分利用，成為各行業領域所面臨的一大挑戰。在此背景下，大數據技術的應運而生，為實現對這一問題的有效解決提供了出路，對于宏觀經濟分析而言，同樣離不開大數據的支撐，因此，這就需要針對宏觀經濟分析之需，實現對大數據的完善運用。
二、在宏觀經濟分析中大數據所呈現出的價值
主要表現在如下兩方面：第一，提供更加全面的數據信息。對于宏觀經濟分析而言，因所分析的內容多且廣，加上會受到諸多因素的影響，進而使得在實際開展這一工作的過程中，因數據信息的不全面、獲取信息的時效性低等，使得宏觀經濟分析的結果缺乏科學性。而將大數據進行運用，則能夠借助計算機網絡技術的支撐，實現對數據實時動態獲取，并以豐富數據的獲取來支撐該項分析工作得以實現高質高效落實。第二，豐富了分析方法。在傳統宏觀經濟分析中，主要財通的方法為統計分析模型，借助抽樣分析法來獲得樣本數據，并以此來作為整體，進而使分析結果難以與事實相符；而借助大數據技術的運用，則能夠借助海量數據信息的獲取，以計算機為支撐來實現對數據信息的自動分析，進而以總體分析法來提升分析結果的可靠性。第三，分析技術水平得以提高。在實施大數據分析的過程中，離不開計算機技術的支撐，借助結算及技術的運用則能夠以多種分析模型的搭建與多種識別技術的融入，來取代大部分人工分析工作，以技術的全面支撐來提高分析的準確性與效率性。
三、基于大數據時代下宏觀經濟分析所迎來的機遇與面臨的挑戰
1.機遇
在大數據時代下，大數據技術的融入使得該項分析工作的開展能夠獲得豐富數據支撐，并以相應分析方法與分析技術的創新，為提升宏觀經濟分析的效率與質量奠定了基礎。從所迎來的機遇角度看，對于宏觀經濟分析而言，借助大數據的融入，能夠實現對海量信息的實施動態化獲取，進而提升了信息獲取能力，同時，借助智能化獲取與分析的實現，能夠為實現準確的預測分析奠定基礎，同時，也在降低分析人員工作壓力與難度的基礎上，提升了分析的效率，為充分實現宏觀經濟分析的作用與價值提供了保障。
2.所面臨的挑戰
機遇與挑戰并存，對于宏觀經濟分析工作的實際開展而言，同樣面臨著巨大的挑戰，具體而言：第一，在互聯網時代下，信息的傳播打破了時間與空間的束縛，面對海量信息數據，對于該項分析工作的實際開展而言，要想能夠從中選取中有價值的信息，且能夠充分服務于該項工作的實際開展之需，難度極大；第二，在運用計算機網絡技術的過程中，需要確保數據信息的安全，但是，從數據安全保障工作開展的實際狀況看，相應能力還有待進一步提升；第三，在運用大數據來開展宏觀經濟分析工作，需要確保具備完善的專業人才隊伍，進而才能夠為充分發揮出大數據的作用與價值提供保障，但目前現有行業專業人才匱乏，難以滿足該項工作的實際開展之需，進而使得大數據的價值與作用無法得到充分實現。
四、充分發揮大數據在宏觀經濟分析中價值與作用的對策
大數據技術為當前宏觀經濟分析工作得以實現順利且高效開展提供了技術支撐，但是，從目前運用大數據的實際狀況看，一系列挑戰的存在，使得大數據難以實現作用的充分發揮，因此，這就需要結合實際所存在的問題，落實針對性的解決措施：
1.營造良好的發展環境
要想促使大數據能夠在該項工作中得到充分且完善運用，首先就需要從大數據運用的宏觀環境著手，因此，這就需要充分發揮出政府的作用。在實際踐行的過程中，政府要充分發揮出自身的主導作用，以大數據收集體系的完善打造為基礎，并針對經濟發展的重點領域，實現相應數據收集工作的有計劃落實，進而才能夠為宏觀經濟分析工作實現順利開展提供基礎性前提。具體而言：一方面，政府相關部門要進一步提升對大數據的重視程度，針對大數據給該項工作的開展所帶來的優勢作用進行全面分析，在此基礎上，從政策、資金等多方面加大對實施大數據的支撐力度，進而為實現大數據網絡環境的打造奠定基礎。另一方面，要加大對相關科研領域的重視程度，加大投入力度，確保相應研究機構能夠為實現大數據的進一步發展提供支撐。此外，對于政府而言，為了能夠促使大數據在宏觀經濟分析領域中實現充分運用，可鼓勵企業積極踐行信息化該該，進而以企業全面信息化管理的實現，為大數據的應用與發展創造良好發展空間與環境。
2.加大對數據采集與管理的力度
對于宏觀經濟分析工作的實際開展而言，需要以大數據的完善采集為支撐，并加強對數據信息的管理力度，進而才能夠為實現大數據價值的充分發揮奠定基礎，因此，在實際踐行的過程中，需要以完大數據采集與管理體系的搭建為支撐。從實際該項工作工作開展的現狀看，由于人員能力素質不足、技術水平偏低以及管理漏洞的存在等，使得難以充分發揮出大數據的優勢作用，而要想實現對這些問題的解決，則就需要針對大數據采集流程，以完善采集體系的制定為支撐，促使在開展宏觀經濟分析工作的過程中，能夠具備全面數據信息；同時，要加大對相應企業與個人，加大管理力度，制定完善的監管體系，針對不配合行為加大懲處力度，進而為實現數據信息采集工作的順利開展奠定基礎，此外，加大對相關人員的培訓力度，促使其能夠具備與之相適應的技能水平，以實現對大數據技術的規范且合理運用。
3.加大專業人才的培養力度
在借助大數據來開展宏觀經濟分析工作的過程中，由于行業專業人才匱乏，進而給該項工作的開展帶來了極大的阻力，因此，這就需要加大對行業人才的培養力度。在實際踐行的過程中，對于政府相關部門而言，需要以專項人才培養政策的制定與實施為基礎，促使全社會能夠提高對該領域人才培養工作的重視程度。同時，高校作為培養專業人才的主要陣地，應結合當前該行業領域對人才所提出的實際要求與需求，以相關專業的開設為基礎，實現專業課程體系的完善打造，進而來滿足社會對人才的實際需求。此外，對于企業而言，要針對大數據管理人員，加大培訓教育力度，以提升其專業能力與信息化技能素養，為該項工作得以順利開展提供有效支撐。
五、總結
綜上，基于大數據時代背景下，對于宏觀經濟分析工作的實際開展而言，需要在明確大數據在該項工作中所呈現出的價值與作用的基礎上，明確大數據所帶來的優勢，并針對在運用大數據于該項工作中所存在的問題，實現有針對性解決對策的落實。具體而言，要針對大數據的運用營造良好的環境，并在加大對大數據采集與管理力度的基礎上，加強對專業人才的培養力度，進而為充分實現大數據運用于宏觀經濟分析中的價值并提升該項工作的效率與質量提供保障。
參考文獻：
[1]徐寅.論大數據時代背景下宏觀調控決策的法治化[J].學術探索，2014，11：51-55.
[2]申紅艷，吳晨生，鐵梅，滕飛.大數據時代宏觀經濟分析面臨的機遇與挑戰[J].經濟研究參考，2014，63：19-25.
[3]劉濤雄，徐曉飛.大數據與宏觀經濟分析研究綜述[J].國外理論動態，2015，01：57-64.
【關鍵詞】宏觀經濟統計分析；發展；基本問題；宏觀經濟學
什么是宏觀經濟統計分析？宏觀經濟統計分析是以宏觀經濟理論為基礎，為指導國民經濟運行過程及其整體情況所進行的實證經濟。
一、宏觀經濟統計分析的產生
宏觀經濟統計分析產生的背景是我國特有的社會主義市場經濟體制，它是根據我國現有的經濟體制而誕生的專業性術語和知識體系。宏觀經濟統計分析在發展的過程當中，逐漸將統計學和經濟學融合到一起。但是，宏觀經濟統計分析的出發點卻與兩個知識體系完全不同，其具體表現出來的是計量經濟學的學科存在和作用。
在計劃經濟階段，單純使用統計學就可以衡量我國的國民經濟水平，但是當我國開始經濟體制改革之后，原有的統計學就不能準確地衡量出我國的國民經濟水平，但是原有的統計方式也并沒有完全被取代，而是調整為市場經濟體制下的宏觀經濟分析方法。所以說，經濟體制改革催生了宏觀經濟統計分析，同時宏觀經濟統計分析也為國民經濟的發展做出了巨大的貢獻。
二、宏觀經濟統計分析的特點
1.實證性
宏觀經濟統計分析是建立在現實客觀的基礎之上的經濟分析方法，具體有三個方面的表現特征：一是從現實出發，分析經濟運行規律；二是以具體的時間和空間為約束，也就是說，宏觀經濟統計分析所使用的統計變量是有時間下標和空間范圍的；三是依據事物本身的發展規律與統計分析方法相結合進行的分析。
2.綜合性
宏觀經濟統計分析的綜合性特征表現在四個方面：一是總量綜合，是指宏觀經濟總量、結構、經濟關聯度的綜合；二是數據綜合，是指總括性數據、結構性數據和關聯性數據的綜合；三是方法綜合，是指統計方法、邏輯方法和辯證方法的綜合；四是學科綜合，是指經濟學、管理學、統計學和計量經濟學的綜合。
3.假定性
從現實出發進行的宏觀經濟統計分析，不能排除微規因素的影響，但是為了更好地分析宏觀經濟，一般把微規因素作為條件假定不變，這是宏觀經濟統計分析的一個特點。
三、宏觀經濟統計分析的發展問題
雖然宏觀經濟統計分析的產生和發展為我國的國民經濟統計分析做出了巨大的貢獻，但是在發展和實踐當中也遇到了一些問題。首先就是摸著石頭過河，宏觀經濟統計分析是在我國特有的社會主義經濟體制下演變而來的，沒有實際經驗可以借鑒，可以說它的發展也是在摸著石頭過河，在不斷的探索前進當中難免會犯錯誤。其次國民經濟具有整體性和層次性的特征，想要對國民經濟進行既整體又分層次的分析，是一個很困難的難題，這就需要不斷地發展和完善宏觀經濟統計分析。
四、宏觀經濟統計分析的發展方向
面對著宏觀經濟統計分析自身的缺陷以及國內外經濟的不斷變化，宏觀經濟統計分析必須要不斷地發展和完善，才能繼續更好地為我國的國民經濟發展做出貢獻。
1.建立科學的信息數據搜集整理體系
隨著互聯網的不斷發展，進入二十一世紀以來，信息技術的發展已經成為時代的大背景，所以只有建立科學的信息數據搜集整理體系才能運用海量的數據進行更佳的宏觀經濟統計分析，這對于進行更全面的國民經濟分析來說是至關重要的。
如果想要充分地利用互聯網發展時代下的大數據，就必須從政府各部門的信息數據做起，必須大力發展政府公共數據共享平臺，讓這一個數據基礎作為宏觀經濟統計分析的發展基石。一旦數據平臺搭建完善，全國的信息可以共享，那么宏觀經濟統計分析就可以充分發揮其作用，更加準確地衡量出國民經濟發展情況。
2.以創新型國家為目標的統計分析
2006年，我國提出了創新型國家建設目標，這就說明創新能力的重要性，所以宏觀經濟統計分析也必須以創新能力為重要內容。創新是第一生產力，所以即便是宏觀經濟統計分析也必須不能一成不變。事實上，科技統計如何融入經濟統計并且讓創新分析能力建立在經濟體系中成為核心要素，是分析研究發展上一個大的發展方向。
3.產業結構分析和金融統計分析
我國的產業結構調整一直是近些年經濟發展的重點，也是我國經濟社會全面轉型的重要核心內容。所以從發展的角度來看，產業結構的統計分析將是我國宏觀經濟統計分析的重要內容之一。
除此之外，金融統計分析也十分重要。因為金融體系在我國的經濟發展當中有非常重要的地位。我國改革開放之后，金融改革和發展對經濟的發展起到了很大的促進作用，所以必須要進行金融統計分析，保證宏觀經濟統計分析的準確性。
五、結束語
我國改革開放三十多年來經濟得到了突飛猛進的發展，而這當中宏觀經濟統計分析功不可沒。但是隨著內外部環境的變化，必須充分完善宏觀經濟統計分析，這樣才能讓宏觀經濟統計分析繼續為中國的發展做出貢獻。
參考文獻：
[1]趙彥云.宏觀經濟統計分析的基本問題[J].經濟理論與經濟管理，2013：23～33.
關鍵詞：宏觀沖擊；股票收益率；有效市場
中圖分類號：F8325文獻標識碼：A
文章編號：1000176X（2014）10006507
一、 引言
股市是實體經濟的晴雨表。金融市場從業人員普遍認為，宏觀經濟因素會對資產的價格和回報率產生重要影響。資產定價的中心任務是識別資產的風險定價因子。在金融理論經典的多因子資產定價模型中，Merton[1]和Breeden[2]認為，任何影響未來消費和投資機會的變量都可以成為資產定價因子。顯然，宏觀經濟的變化是整個股票市場中最重要的資產定價因子。
本文利用中國A股市場日度數據研究了宏觀經濟沖擊對于股票收益率的影響，同時使用金融機構的預測數據計算了市場對未來宏觀經濟的預期，從而可以準確識別宏觀經濟沖擊對股票收益率的影響。具體而言，本文的研究分如下兩步進行：
第一，使用機構預測數據度量市場對未來宏觀經濟的預期，并以此構建超預期的宏觀經濟沖擊。本文使用Fit表示在t期第i個宏觀經濟指標的預測值，Ait表示在t期第i個宏觀經濟指標的實際值，指標i超預期沖擊定義為：
Sit=Ait-Fit（1）
本文一共構建了九個宏觀經濟指標：國內生產總值（GDP）、居民消費價格指數（CPI）、生產者物價指數（PPI）、固定資產投資（Fixed）、社會消費品零售總額（COS）、工業增加值（IND）、廣義貨幣供應量（M2）、國際貿易進口額（Import）和國際貿易出口額（Export）。
第二，匹配宏觀數據公布日期，設定建立在日度收益率之上的計量模型，檢驗宏觀信息公布時股票市場對于超預期宏觀經濟沖擊的反應。這樣可以有效避免以往使用月度數據因包含信息過多而無法識別宏觀經濟沖擊影響的問題。
二、文獻回顧
在國外的相關研究中，現有的文獻普遍都認可宏觀經濟沖擊對股票收益率有十分顯著的影響。例如，通過研究紐約交易所上市的股票收益率與宏觀經濟變量的關系，Chen等[3]認為，宏觀經濟變量諸如工業生產、可預期的與不可預期的通貨膨脹率、期限息差（長短期利率差）、信用息差（高低級債券利差）會通過未來股息和貼現率系統性地影響股票收益率。Dhakal等（1993）通過建立向量自回歸模型，研究了貨幣供應、工業生產、三個月國庫券利率（TBR）、CPI與美國的股票價格之間的相互關系，研究表明，貨幣供應量的變化會通過影響利率與通貨膨脹率間接導致股價發生明顯變化。Boyd等[4]研究了股票市場對于失業信息的反映情況，他們使用事件研究的方法研究了失業信息對美國標準普爾指數和債券市場的影響，并認為失業信息確實會對股票和債券市場產生影響。
而在中國國內的相關研究中，對于宏觀經濟變化如何影響股票市場研究的結論分歧較大。
一部分研究認為，股票市場變化能夠反映宏觀經濟變化，股市是實體經濟的晴雨表。例如，靳云匯和于存高[5]通過將股票價格與中國工業生產指數回歸分析發現，反應中國經濟周期變化的中國工業生產指數滯后于8個月的滬市和深市股票價格指數，能夠提前反映經濟周期的變化，中國股票市場已經基本具備經濟“晴雨表”功能。余明桂等[6]認為，貨幣供應量與股票收益率有正向顯著關系。曾志堅和江洲[7]認為，短期內股票價格指數受到通貨膨脹、利率等因素的影響，工業增加值和貨幣供應量的變化對股票價格指數的影響較小。解洪濤和周少甫[8]用貝葉斯向量自回歸的方法研究了1998―2007年上證指數與六個宏觀經濟變量之間的關系，結果發現股票指數與工業增加值正相關，與CPI和利率負相關。
而另一部分研究認為，中國股市不能很好地反映宏觀經濟的變化，相比于國外市場，中國股市的投機氛圍更濃。例如，錢小安[9]以股票市場指數變化度量股票資產的整體價格變化，他認為資產價格與貨幣供應量之間沒有顯著的關系，并且相互關系的穩定性也很差，因此，股票市場不能很好地反映宏觀經濟。孫華妤和馬躍[10]運用動態滾動的方法研究了股票市場與貨幣政策的關系，他們的結論是貨幣數量對股票市場沒有顯著影響。李凍菊[11]研究了股市與宏觀經濟之間的關系，認為中國股市不但不能成為經濟發展的“晴雨表”，反而被稱之為市場經濟缺失問題的“晴雨表”。孫洪慶和鄧瑛[12]研究了中國股市和宏觀經濟之間的協整關系，他們發現中國股市與GDP和投資之間完全沒有協整關系，并檢驗了中國股市所謂的“政策市”現象，他們認為中國金融市場反經濟周期現象嚴重、股市投機色彩濃、與宏觀經濟相背離。李燕平和呂巖（2010）運用向量自回歸VAR方法研究了上海A股市場，結果發現宏觀經濟對股市的影響非常有限，市場本身的影響是主導股市走勢的主要因素。
筆者認為，研究方法是造成國內研究結論不一致的重要原因之一。目前國內研究宏觀經濟與股票市場關系的方法概括起來包含如下兩點：
第一，不考慮市場的預期或者使用統計方法計算市場預期。金融市場顯然會對未來的預期提前反應，不考慮市場對未來宏觀經濟的預期很可能導致無法發現市場在宏觀經濟數據之后有沒有進一步的反映，因為這些信息已經在事前有了反映。在實證研究中，如果簡單使用實際宏觀經濟數據而非超預期宏觀經濟數據則明顯違背了最基本的金融學原理。
另外，如何度量市場對宏觀經濟的預期是實證研究中的一大難點。國內的相關研究一般使用統計方法來度量市場預期。其中，最常見的是使用向量自回歸（Vector Autoregression，簡稱VAR）方法計算回歸的殘差值度量超預期宏觀經濟沖擊。但是，使用如VAR等統計方法計算市場預期的做法，由于模型假設的不同會造成結果很大不同，因此，很可能造成結論出入很大，這也是造成不同研究結果大相徑庭的主要原因。
第二，使用月度數據作為研究的樣本觀測值。一般來說，宏觀經濟數據公布的最小時間周期是月度，因此，絕大多數文獻采用月度數據作為基本的樣本觀測值。然而，月度數據中包含了大量的宏觀經濟以外的信息，這使得研究者很難從中準確識別出宏觀經濟信息的作用。
本文試圖解決上述兩大問題。在本文的研究中，我們使用金融機構的預測數據而非統計方法計算市場對未來宏觀經濟的預期。同時，本文使用日度而非月度數據來檢驗市場對宏觀經濟沖擊的反映，這樣可以較為準確地識別出宏觀經濟因素的影響。
三、研究設計
1計量模型設定
本文首先研究了宏觀經濟數據公布時，宏觀經濟沖擊對于市場整體收益率的影響，不同于以往的多數研究，本文的計量模型是基于日度數據設定的。
本文構建了如下的計量模型：
rt=Et-1（rt）+∑9i=1βiAit-Fit+ut（2）
Et-1（rt）=ψrt-1+∑4i=1θidayit+γ1ytmt-1+γ2tmspt-1+γ3crspt-1（3）
其中，rt表示在t期的股票收益率，本文將分別考慮上海A股、深圳A股和創業板市場。在回歸方程中，本文的一日樣本記錄是特定市場當天的收益率。
在方程（2）中，Et-1（rt）表示在t-1期時t期股票收益率的期望值。Ait和Fit分別表示本文所采用的九個宏觀經濟變量的實際值和預期值。九個宏觀經濟變量分別為：國內生產總值（GDP）、居民消費價格指數（CPI）、生產者物價指數（PPI）、固定資產投資（Fixed）、社會消費品零售總額（COS）、工業增加值（IND）、廣義貨幣供應量（M2）、國際貿易進口額（Import）和國際貿易出口額（Export）。Ait-Fit表示市場沒有預期到的宏觀經濟沖擊。因此，βi分別度量了不同宏觀經濟變量沖擊對于當日股票收益率的影響，這是本文所重點關心的結果。對于當日沒有宏觀經濟數據公布的交易日，Ait和Fit均取值為零，自然其差也是零，表示該交易日沒有宏觀經濟方面的沖擊發生。
方程（3）是期望收益率決定方程。參照國際相關研究的模型，如Flannery和Protopapadakis[13]的設定，本文設定期望收益率影響因子的第一項是前一期的收益率，即rt-1。從時間序列上來說，這樣的計量模型設定意味著本文假設期望收益率服從一個AR（1）的過程。
此外，很多研究發現某些變量會系統性地影響股票收益率，本文將這些變量作為控制變量進行考慮。
dayit是一組日期虛擬變量，分別表示星期一至星期五。在回歸方程中，本文將星期三作為基準日予以省略。Gibbons和Hess[14]，以及French和 Roll（1986）都認為股票市場存在周內效應（Day of The Week Effect）異象。所謂周內效應異象是指，在一周內某些天的收益率顯著高于或者低于其他時間，海外市場發現星期一的收益率顯著偏低而星期五的收益率顯著偏高。史代敏[15]以及趙留彥和王一鳴[16]都認為中國股票市場在不同程度上存在周內效應。
同時，本文控制了如Fama 和French[17]的文獻中用來預測期望收益率的常見變量，即方程（3）中使用的一系列變量，具體包括，ytmt-1是在t-1期的一年期國債到期收益率。tmspt-1是t-1期利率期限結構變量，本文使用十年期國債到期收益率減去一年期國債到期收益率。crspt-1是t-1期信用利差變量，本文使用AA-級企業債券到期收益率減去AAA級企業債券到期收益率度量。所有債券到期收益率數據來自中央國債登記結算有限責任公司。
將方程（3）帶入方程（2）就可以得到：
rt=ψrt-1+∑4i=1θidayit+γ1ytmt-1+γ2tmspt-1+γ3crspt-1+∑9i=1βiAit-Fit+ut（4）
方程（4）是本文將要估計的主要方程。系數βi度量預期以外的宏觀經濟沖擊是否會對股票市場收益率造成影響，哪些宏觀沖擊會有顯著的影響以及影響的方向和程度。
2數據來源
本文選用的宏觀經濟預測數據來自萬得（Wind）金融證券數據庫。Wind的宏觀預測數據是根據各家券商研究機構公布的研究報告中得來。數據庫中的宏觀經濟預測數據始自2008年2月。宏觀經濟預測數據一般在宏觀實際數據公布之前一周至兩周。
宏觀經濟預測數據包括國內生產總值（GDP）、居民消費價格指數（CPI）、生產者物價指數（PPI）、固定資產投資（Fixed）、社會消費品零售總額（COS）、工業增加值（IND）、廣義貨幣供應量（M2）、國際貿易進口額（Import）和國際貿易出口額（Export）等九項。基于數據，本文將使用這九個宏觀經濟指標來度量宏觀經濟沖擊對資本市場的影響。這九個指標包含了宏觀經濟運行中生產、貨幣、物價、進出口、消費和投資等最重要的各個方面，因此，本文認為使用這九個指標能夠很好地把握整體宏觀經濟對資本市場的影響，而不會造成很大的遺漏。
為了使宏觀經濟預測數據與宏觀經濟實際數據統計口徑保持一致，本文將相關指標的度量單位調整成統一口徑。具體而言，本文九個宏觀經濟指標的統計單位分別為：
（1）國內生產總值（GDP）：累計同比增長速度（%）與上一年同期相比。
（2）居民消費價格指數（CPI）：當月同比增長速度（%）與上一年同月相比。
（3）生產者物價指數（PPI）：當月同比增長速度（%）與上一年同月相比。
（4）工業增加值（IND）：當月同比增長速度（%）與上一年同月相比。
（5）固定資產投資（Fixed）：累計同比增長速度（%）與上一年同期相比。
（6）社會消費品零售總額（COS）：累計同比增長速度（%）與上一年同期相比。
（7）國際貿易進口額（Import）：當月同比增長速度（%）與上一年同月相比。
（8）國際貿易出口額（Export）：當月同比增長速度（%）與上一年同月相比。
（9）廣義貨幣供應量（M2）：累計同比增長速度（%）與上一年同期相比。
任何使用經濟預測數據的研究者首先必須確保預測數據在整個樣本期內是否是實際數據的無偏（Unbiased）估計。根據理性預期假說，經濟主體可能會對未來經濟運行情況產生暫時性預期偏差，但不會產生系統性的偏差。如果預測數據與實際數據有很大的系統性偏差，那么預測數據本身的質量是否可靠就很值得懷疑。 為此，本文檢驗了預測數據與實際數據是否存在系統性的偏差。如表1的結果所示，所有的p值都無法拒絕原假設（原假設是預測均值=實際均值），換言之。本文使用的機構數據是無偏的、可用的。
股票市場收益率是本文使用的最重要的金融市場變量。本文的股票收益率數據來自國泰安（CSAMR）金融數據庫。除此以外，本文使用的變量還包括股票市場交易量、國債到期收益率、利率期限結構信用利差等。股票市場交易量包括市場成交量（股數）和成交金額兩種度量方式。利率期限結構變量，本文使用十年期國債到期收益率減去一年期國債到期收益率。信用利差變量，本文使用AA-級企業債券到期收益率減去AAA級企業債券到期收益率度量。所有債券到期收益率數據來自中央國債登記結算有限責任公司。
四、實證結果
1收益率單位根檢驗
表2報告了上海A股、深圳A股和創業板市場日度收益率利用上述三種方法進行單位根檢驗的結果，本文分別對等權平均計算的收益率和流通市值加權平均計算的收益率進行了單位根檢驗。如果收益率的時間序列存在單位根，則有必要對其進行差分處理。DF-GLS、ADF檢驗和Phillip-Perron單位根檢驗三種方法的原假設均為時間序列存在一個單位根。從結果中我們發現，在三種檢驗方法下，上海A股、深圳A股和創業板市場日度收益率無論是等權平均還是流通市值平均均顯著地拒絕了原假設，即收益率不存在單位根問題。因此，在后續的計量分析中，本文可以直接使用日度收益率數據。
在后續部分，本文的基本結果是基于等權平均市場收益率完成的。同時，筆者也嘗試了使用流通市值加權平均收益率作為因變量，改變收益率的權數不會影響本文的基本結果。
2上海A股市場
表3報告了上海A股市場方程的估計結果。從第（1）列到第（5）列我們依次加入了不同的控制變量。在第（1）列，除九個宏觀經濟變量的超預期沖擊外，回歸方程中只加入了收益率本身的滯后項。在九個宏觀經濟沖擊中，生產者物價指數（PPI）和工業增加值（IND）的超預期沖擊對股市收益率具有顯著影響。其中，工業增加值（IND）的超預期增加會使得股票收益率顯著增加，而生產者物價指數（PPI）的超預期增加則會使得股票收益率有顯著減少。而國內生產總值（GDP）、居民消費價格指數（CPI）、固定資產投資（Fixed）、社會消費品零售總額（COS）、廣義貨幣供應量（M2）、國際貿易進口額（Import）和國際貿易出口額（Export）的超預期沖擊對股票收益率沒有顯著影響。
在第（2）列中，回歸方程中加入了周內效應的控制，本文以星期三為基準日期，四個虛擬變量分別代表星期一、星期二、星期四和星期五。第（2）列的結果基本和第（1）列保持一致，在九個宏觀經濟沖擊中，只有生產者物價指數（PPI）和工業增加值（IND）這兩個變量的超預期沖擊對股市收益率具有顯著影響。同時，我們也發現周內效應在我們的樣本期內顯著存在。相比于星期三，交易日為星期二和星期四的日度收益率顯著為負。而且，周內效應的方向、顯著程度甚至是影響程度在第（3）列至第（5）列不同的模型設定中都表現出非常穩健。
在第（3）―（5）列中，我們依次加入了另外三個文獻中經常使用的控制變量，一年期國債到期收益率、利率期限結構和信用利差的滯后項。結果發現，第（1）列和第（2）列的結果沒有太大改變。宏觀經濟變量中，表現出對股票收益率有顯著影響的依然是生產者物價指數（PPI）和工業增加值（IND）這兩個變量。從影響的程度來看，以第（5）列為例，實際生產者物價指數（PPI）如果超過市場預期1%，則會使當日股票收益率降低127%。而工業增加值（IND）如果高于市場預期1%，則會增加股票收益率約024%。
3深圳A股市場
表4報告了深圳A股市場使用方程估計的結果。表4的結構與表3是一致的，從第（1）列至第（5）列我們依次加入了不同的控制變量。表4的結果與表3的結果基本是完全一致的。在九個宏觀經濟沖擊變量中，只有生產者物價指數（PPI）和工業增加值（IND）這兩個變量的超預期沖擊會對股票收益率有顯著影響，而其他七個變量都不顯著。從沖擊影響的程度來看，以表4的第（5）列為例，在深圳A股市場生產者物價指數（PPI）與股票收益率呈現出負向顯著關系，實際數據每超出預期數據1%會使得股票收益率下降138%。工業增加值（IND）與股票收益率呈現出正向顯著關系，實際數據每超出預期數據1%，會使得日度股票收益率增加022%。
綜合表3和表4的結果來，宏觀經濟沖擊對于上海A股市場和深圳A股市場影響的方向和程度是一致的。在上海和深圳這兩個主板市場中，市場會對生產者物價指數（PPI）和工業增加值（IND）這兩個宏觀經濟變量的超預期變化做出顯著反應。其中，生產者物價指數（PPI）與股票收益率負向相關而工業增加值（IND）與股票收益率正向相關。從沖擊造成的影響程度來看，兩個市場差距也不大。而對于國內生產總值（GDP）、居民消費價格指數（CPI）、固定資產投資（Fixed）、社會消費品零售總額（COS）、廣義貨幣供應量（M2）和國際貿易進口額（Import）和國際貿易出口額（Export）的超預期沖擊，無論上海還是深圳，市場都沒有顯著的反映。
4創業板市場
表5報告了宏觀經濟沖擊對創業板市場收益率影響。
表5的結構與表3和表4相同，從第（1）列至第（5）列我們依次加入了不同的控制變量。然而，結果與表3和表4完全不同。在創業板市場，九個宏觀經濟變量的超預期沖擊對股票收益率都沒有顯著的影響。而且，即使不考慮估計的統計顯著性，相比于上海和深圳主板市場，宏觀經濟沖擊對創業板市場股票收益率影響的系數也小了很多。在相關的控制變量中，創業板市場也表現出顯著的周內效應，相比于星期三，交易日為星期二和星期四的日度收益率顯著為負。
從表5的結果中我們可以看出，宏觀經濟沖擊對于創業板市場收益率沒有顯著的影響。換句話說，創業板市場股價的走勢并不是宏觀經濟的反映。這在一定程度上是由于創業板本身的特性所決定的，創業板市場往往比主板市場具有更強的投機性。由于中國創業板市場開始的時間還不長，目前學術上對創業板市場的研究還不多。但關于海外市場的研究也發現資產價格會受到投機行為的明顯影響，例如，李云鶴和李湛（2009）基于美國數據的研究認為，在創業資本市場上存在很明顯的羊群效應行為（Herding Behavior），從而助推了資產的價格泡沫。
五、結語
宏觀經濟與股票市場的關系具有很強的理論和實踐意義。在理論層面上，對風險的定價是金融學的核心議題之一，通過投資組合可以消除資產的個體風險但無法消除系統性風險，而宏觀經濟變量是影響系統性風險的最重要因素。在實踐層面上，從宏觀經濟變量的角度去認識股票市場的整體收益率可以提高投資的績效。
研究結果發現在上海A股市場和深圳A股市場，宏觀經濟的超預期沖擊會對股票市場的收益率產生顯著影響。具體而言，工業增加值的超預期沖擊會對市場收益率產生顯著的正向影響，而生產者物價指數的超預期沖擊會對收益率有顯著的負向影響。在創業板市場中，所有宏觀經濟變量的超預期沖擊對收益率均沒有顯著影響。
參考文獻：
[1]Merton，RCAn Intertemporal Capital Asset Pricing Model[J]Econometrica，1973，41（5）： 867-887
[2]Breeden，DTAn Intertemporal Asset Pricing Model with Stochastic Consumption and Investment Opportunities [J]Journal of Financial Economics，1979，7（3）：265-296
[3]Chen，NF，Roll，R，Ross，SAEconomic Forces and the Stock Market[J]The Journal of Business，1986，59（3）：383-403
[4]Boyd，JH，Hu，J，Jagannathan，RThe Stock Markets Reaction to Unemployment News： Why Bad News Is usually Good for Stocks[J]The Journal of Finance，2005，60（2）：649-672
[5]靳云匯，于存高中國股票市場與國民經濟關系的實證研究[J]金融研究，1998，（3）： 40-45
[6]余明桂，夏新平，汪宜霞我國股票市場與貨幣政策互動關系的實證分析[J]金融與經濟，2003，（9）：22-25
[7]曾志堅，江洲宏觀經濟變量對股票價格的影響研究[J]財經理論與實踐，2007，（1）： 40-45
[8]解洪濤，周少甫中國宏觀經濟與股市動態關系研究：1998―2007[J]統計與決策，2009，（3）： 112-113
[9]錢小安資產價格變化對貨幣政策的影響[J]經濟研究，1998，（1）： 72-78
[10]孫華妤，馬躍中國貨幣政策與股票市場的關系[J]經濟研究，2003，（7）：44-53
[11]李凍菊股票市場發展與經濟增長的關系研究――源自計量經濟學的解釋[J]金融研究，2006，（9）： 75-80
[12]孫洪慶，鄧瑛股票價格、宏觀經濟變量與貨幣政策――對中國金融市場的協整分析[J]經濟評論，2009，（4）： 50-57
[13]Flannery，MJ，Protopapadakis，AAMacroeconomic Factors do Influence Aggregate Stock Returns[J]Review of Financial Studies，2002，15（3）：751-782
[14]Gibbons，MR，Hess，PDay of the Week Effects and Asset Returns[J]The Journal of Business，1981，54（4）：579-596
[15]史代敏上海股票市場波動的周內效應[J]數量經濟技術經濟研究，2003，（6）：154-157
關鍵詞：典型相關分析；股票；宏觀經濟；中國經濟制度
中圖分類號：F830 文獻識別碼：A 文章編號：1001-828X（2017）009-0-02
引言
股票對我們來說并不陌生，它對于普通民眾來說只是一種投資工具。事實上，股票并沒有這么簡單，它被西方經濟學家稱為是宏觀經濟的晴雨表，而這一論斷也被西方國家的實例所證實。近些年來，關于中國股市的研究不斷興起，眾多學者認為中國股市不是宏觀經濟的晴雨表，這不僅僅是對我國宏觀經濟數據透明度，也是對我國金融經濟體制的懷疑。基于此，本文決定選題“股市是宏觀經濟的晴雨表”，親自實驗，得出自己的結論。
一、股票是宏觀經濟的晴雨表
1.觀點的提出
股市的波動是投資者經濟行為的表現，可以說股市運行本質也是經濟大環境的傳遞，經濟周期就是股市的能量。股市波動和宏觀經濟密不可分，股市的價格曲線某種程度上是宏觀經濟運動的表現。如果宏觀經濟運行良好，股市就會產生劇烈的上漲，而經濟運行下滑又會導致股市大幅度下跌。如果宏觀經濟沒有明顯的變化，股市則顯得相對平靜。關注宏觀經濟的變化對于股市投資最為重要，羅杰?沃德?巴布森（RogerWardBabson）最先注意到了這個規律。
巴布森第一個提出了股市是經濟的晴雨表理論――巴布森晴雨表。他認為：“緩慢下滑的市場通常意味著，最優秀的投機者們認為整體的商業狀況將會在不久的將來出現一個蕭條時期；而緩慢上升的市場通常意味著一個繁榮時期，除非這種上升或下降是人為的，由操縱行為造成的。實際上，如果沒有操縱行為，商人們幾乎可以把股票市場視為一個晴雨表，讓這個大市場中的經營者們花費力氣收集決定基本狀況所需的資料，他們自己坐享其成。然而不幸的是，研究股票市場本身并不能把人為的運動和自然的運動區別開來，因此盡管銀行家和商人們可以把股票市場視為一種晴雨表，他們仍然應該對其有限的重要性有個公正的評價。”[1]
2.西方經濟的論證
1907年，巴布森比較了國民經濟發展和證券市場價格變化的規律，開始利用他提出的“巴布森圖表”預測進行專項分析。根據巴布森先生的預測，1907年將會是熊市的結束和新一輪牛市的開端，而此時的熊市已經形成并持續了11個月，直到當年12月份才結束。他隨后得出結論：牛市區域直到1908年7月末才在市場中表現出來。這次牛市產生于1907年12月，在1909年8月達到頂峰。根據資料記載，1929年的大崩盤也充分的驗證了巴布森的理論，在經濟并沒有出現明顯問題的情況下，股市率先預測了經濟的急劇衰落。查詢美國40年代到近代股票價格與經濟走勢的關系，根據美國戰后股市波動與經濟波動的時間差異可以發現，股市波動與經濟波動存在時間差異，股市波段高點比經濟擴張頂峰提前2-6個月。
這一現象說明了股市是經濟的晴雨表，起碼在市場化程度很高的美等國家，股市大致可以作為經濟增長的“晴雨表”。股票指數很多時候是經濟的先行指標，時間上的差異并不能掩蓋兩者整體運行的一致性。
二、中國股市與經濟的初步判斷
不管是從歷史原因還是中國數據透明度角度來講，很多學者都提出“在中國，股市不是宏觀經濟的晴雨表”。將90年代以來我國GDP增長波動曲線和上證指數運行圖疊加，可以發現我國宏觀經濟多數情況下是在政府調控政策下總供給與總需求平衡的結果，而被引進的資本主義市場工具股票市場在發展過程中有它自身的軌跡，其間并沒有完全反映宏觀經濟變化的狀況，有時甚至與宏觀經濟運行相背離。雖然相比西方上百年的歷史而言，二十年的歷史很短暫，但股市相對于較平穩的GDP，波動幅度非常大，而且很多時候趨勢難以琢磨。所以中國股市能不能很好的體現經濟增長的趨勢，是不是中國經濟的晴雨表，有待于數據的進一步驗證。
三、基于中國經濟數據的實證分析
1.研究方法
為了進一步驗證中國股票與宏觀經濟的關系，本文決定采用典型性分析的方法。典型性相關的基本原理：找到兩組變量線性組合的系數使得這兩個由線性組合生成的變量之間的相關系數最大。
2.樣本描述
為了研究中國股市與宏觀經濟的關系，選取人均GDP、發電量、銀行貸款、鐵路運貨量作為反映宏觀經濟的指標；選取上證指數、深成指數、上證成交量、深成成交量、上證市盈率作為反映中國股市的指標。樣本數據為中國加入WTO后，2001年-2011年上述指標的季度數據。
在宏觀經濟指標的選擇中，人均GDP能直觀反映經濟情況，而發電量、銀行貸款、鐵路運貨量的選擇則參考《經濟學人》政經雜志在2010年推出的用于評估中國GDP增長的指標：耗電量、鐵路貨運量和貸款發放量，并根據已有的、可查找的數據進行選取。發電量、銀行貸款、鐵路運貨量與其他反應GDP的官方數據相比，人為因素少，真實性高。針對股票指標，選擇已有的、可查找的主要指標進行反映。樣本選擇在2001年-2011年的原因是，中國2001年加入WTO，相關制度法規與國際接軌，經濟發展國際化，社會主義市場經濟改革也走向正規，這11年的數據能較準確的反應我國股市與宏觀經濟的變化趨勢。
3.中國股市與宏觀經濟實證研究
（1）同期比較
首先，將人均GDP與上證指數、深成指數進行標準化處理，處理后的數據通過折線圖（圖2）反映如下：
從圖2可以看出，上證指數與深成指數的變化趨勢大體相同，人均GDP與這兩個指標的變化在大部分時間段上相反，而仍有部分時間段上同趨勢變化。因此，中國股市變化可能起到預測宏觀經濟的作用。假設股票市場是中國宏觀經濟的晴雨表，單純從圖2不能看出股市指標會提前幾個季度反應我國宏觀經濟預期變化，但可以肯定的是，股市的這種預測會在一年之內，因此將分別對股市與宏觀經濟指標數據沒有時間偏移、偏離一個季度、偏離兩個季度、偏離三個季度、偏離四個季度進行典型相關分析，驗證股票市場是否是中國宏觀經濟的晴雨表。
股市與宏觀經濟數據無時間偏移的典型相關分析，得出結果sig
V1反應人均GDP、發電量、銀行貸款、鐵路貨運量的情況，與這些指標都是負相關關系，并且相關性很強。
W1反應了深成指數、上證成交量、深成成交量的情況，與這些指標都是負相關關系。其中，與成交量的相關性較強，與深成指數的相關性較弱。
由于V1與W1有很強的相關性，所以在無時間偏差時，人均GDP、發電量、銀行貸款、鐵路貨運量與深成指數、上證成交量、深成成交量有關。
（2）時間偏移一個季度比較
股市與宏觀經濟數據偏移一個季度的典型相關分析，得到sig
V1反應了人均GDP、發電量、銀行貸款、鐵路貨運量的情況的情況，與這些指標都是正相關關系，并且相關性很強。
W1反應了深成指數、上證成交量、深成成交量的情況，并與這些指標都是正相關關系。其中，W1與成交量的相關性較強，而與深成指數的相關性較弱。由于V1與W1有很強的相關性，所以在有一個季度的時間偏差時，人均GDP、發電量、銀行貸款、鐵路貨運量與深成指數、上證成交量、深成成交量有關。
（3）時間偏移兩個季度比較
股市與宏觀經濟數據偏移兩個季度的典型相關分析，得到sig
V1反應了人均GDP、發電量、銀行貸款、鐵路貨運量的情況的情況，與這些指標都是正相關關系，并且相關性很強。
W1反應了深成指數、上證成交量、深成成交量的情r，并與這些指標都是正相關關系。其中，W1與成交量的相關性較強，而與深成指數的相關性較弱。
由于V1與W1有很強的相關性，所以在有一個季度的時間偏差時，人均GDP、發電量、銀行貸款、鐵路貨運量與深成指數、上證成交量、深成成交量有關。
（4）時間偏移三個季度比較
股市與宏觀經濟數據偏移三個季度的典型相關分析，得到sig
V1反應了人均GDP、發電量、銀行貸款、鐵路貨運量的情況的情況，與這些指標都是正相關關系。其中V1與人均GDP、銀行貸款的相關性很強，與發電量、鐵路貨運量的相關性稍弱。
W1可以反應深成指數、上證成交量、深成成交量、上證市盈率的情況，并與這些指標都是正相關關系。其中，W1與成交量的相關性較強，而與深成指數、上證市盈率的相關性較弱。
由于V1與W1有很強的相關性，所以在有一個季度的時間偏差時，人均GDP、發電量、銀行貸款、鐵路貨運量與深成指數、上證成交量、深成成交量、上證市盈率有關。
（5）時間偏移四個季度比較
股市與宏觀經濟數據偏移四個季度的典型相關分析，得到sig
V1反應了人均GDP、發電量、銀行貸款、鐵路貨運量的情況，與這些指標都是正相關關系，并且相關性很強。
W1反應了深成指數、上證成交量、深成成交量的情況，并與這些指標都是正相關關系。其中，W1與深成成交量的相關性較強，而與上證成交量、深成指數的相關性較弱。
由于V1與W1有很強的相關性，所以在有一個季度的時間偏差時，人均GDP、發電量、銀行貸款、鐵路貨運量與深成指數、上證成交量、深成成交量有關。
四、結語
將上述結果整理如下：
通過表中數據的比較，發現，偏移兩個季度時，兩組變量的貢獻率最大，典型相關性強，并且典型變量與原始變量相關系數的數值相對較大，即相關性較強。值得一提的是，在偏移三個季度時，W1與上證市盈率與其他幾組相比，相關性較強。因此可以得出結論：
股票市場與宏觀經濟密切相關，在某種程度上可以預測宏觀經濟，通過實證研究發現，股票變化趨勢與宏觀經濟的變化趨勢的時間差基本為兩個季度，而且，提前三個季度時，上證市盈率開始出現變化的苗頭，可以作為簡單的參考，但上述研究由于數據量、數據范圍小，數據可靠性有待考證等多方原因，因此，這一結論有待進一步驗證。總之，股票市場基本可以作為中國宏觀經濟的晴雨表。
參考文獻：
[1]羅杰?沃德?巴布森.用于致富的商業睛雨表.
[2]1982年世界發展報告.
【關鍵詞】資本外逃；經濟穩定；向量自回歸；脈沖響應
一、數據選擇
（1）資本外逃數據。本文采用被廣泛運用的世界銀行（World Bank）提出的間接測算方法，計算公式為：CF=FDI+TB+=Debt-=FR，其中CF表示資本外逃數額，FDI為凈國外直接投資，TB為貿易盈余，=Debt表示外債增長額，=FR表示外匯儲備的增量。資本外逃被定義為資本的來源與運用之差。本文在考慮數據可得性的基礎上采用季度數據。（2）經濟穩定指標。經濟穩定需要一系列指標來進行刻畫，考慮到數據的代表性與可得性，選擇季度貨幣供應量（m2）增長率、直接標價法下人民幣匯率變動率（ex）、上證綜指變動率（sz）以及國內生產總值（gdp）的波動率分別代表貨幣政策、匯率政策、資本市場與實體經濟的變動情況，所有季度數據均已經過X-12方法進行了調整。本文采用SPSS17.0進行主成分分析法（Principal components analysis，PCA）合成用以代表經濟穩定的指標，雖然原始數據不存在量綱差異，但數量級存在較大異同，應先將原始數據標準化，分析結果（如表1所示）。
表1主成分分析結果
根據表1主成分分析結果可知，第一、二主成分的累積貢獻率已經達到75.896％。因此本例提取第一、二主成分來刻畫經濟穩定狀態，即如（1）、（2）所示：
以方差貢獻率為權重進行加總可以得到總的主成分得分，如（3）所示。
至此，通過主成分分析從一系列指標中提取了總的主成分PC來代表宏觀經濟穩定狀態。下文將對資本外逃數額與PC定量分析。
二、定量分析
為了定量分析我國資本外逃對宏觀經濟穩定狀態的沖擊，采用非限制性向量自回歸模型（unrestricted vector autoregression，VAR）來進行分析。其基本形式如（4）所示：
其中yt是內生變量的列向量，A是待估計的系數矩陣，et是誤差向量。
（1）ADF檢驗。為了檢驗時間序列的平穩性，對資本外逃數額CF，PC進ADF檢驗，判斷其平穩性。結果如表2所示，可知CF、PC均是平穩序列。
表2ADF檢驗結果
（2）Granger因果關系檢驗。Granger因果關系檢驗實質上是檢驗一個變量是否受到其他變量的滯后影響，若受到影響，則它們之間存在Granger因果關系。選擇滯后期p=6進行的Granger因果關系檢驗結果如表3。
表3 Granger因果關系檢驗結果
由結論可知，PC能夠Granger引起CF的變動。即宏觀經濟的波動對資本外逃具有滯后影響。
（3）VAR模型的設定及估計。通常為了估計VAR模型，必須合理設定其滯后期。這里采用AIC和SC信息準則，結果如表3所示。AIC準則支持選擇滯后期p=1；SC準則支持選擇滯后期p=1。因此建立滯后期為1的VAR模型。
表4 VAR滯后期選擇
（4）脈沖響應函數。在做脈沖響應分析之前，應當先判定所構建的VAR系統的穩定性。如圖1所示，所有根的倒數值均在單位圓內，因此該VAR系統是穩定的。脈沖響應函數刻畫了在誤差項上加一個標準差大小的沖擊對內生變量的當期值和未來值所帶來的影響。如圖1表示的是資本外逃波動時，對宏觀經濟狀況的影響。當在本期給CF一個正的沖擊后，會在當季引起PC負向達到最大值，此后直至第八季影響消失。這表明資本外逃數額會即時沖擊宏觀經濟穩定狀態，造成較長時間的負面影響。圖3表示給PC本期一個正的沖擊后，對資本外逃的影響。它會在當季引起熱錢流入，在第二季左右引起資本外逃，并直到第十季資本外逃數額趨于零，表明宏觀經濟穩定狀態發生波動時對資本外逃的影響消失。
圖3 CF對PC一個標準差沖擊的響應
（5）方差分解。方差分解通過分析每一個結構沖擊對內生變量變化（通常用方差來衡量）的貢獻度，以評價不同結構沖擊的相對沖擊的重要性。如圖4、5所示，PC的沖擊對CF變動的貢獻度在25％左右，并且是隨著時間推移逐漸穩定的；而CF的沖擊對PC的變動的貢獻度低了許多。表明資本外逃對宏觀經濟波動貢獻率較小。
圖5 CF沖擊對PC的貢獻度
三、結論與建議
根據現階段資本外逃與宏觀經濟穩定狀態之間的關系，結合未來的發展趨勢。首先，保持宏觀經濟穩定狀態的持續。保持宏觀經濟穩定狀態絕非維持當前經濟增長方式一成不變。而應當在資本與金融賬戶尚存在管制的階段盡快完成我國經濟增長模式的轉變，即變依靠投資拉動模式為依靠消費驅動，變依靠簡單外貿為依靠自主創新增長模式；其次，加大對資本外逃數額的監控。人民幣自由可兌換最終將實現，應當盡早建立健全對資本外逃的監控，以利于評估資本外逃可能帶來的危害，預防其沖擊，保證宏觀經濟的穩定。
參考文獻
宏觀經濟學的基本原理分析
宏觀經濟學主要包括了基礎性理論知識、宏觀經濟政策以及相配套的模型建立，而這些方面的內容都是為了國家能制定出良好的經濟政策做指導的，因此本文分析宏觀經濟學的基本原理將從三個方面展開。
1.宏觀經濟主要衡量指標分析
要想了解宏觀經濟，就需要知道哪些指標是可以衡量宏觀經濟的。首先是國內生產總值，這個指標被全球很多國家所采用，主要是由于他反映的是一個國家的生產力水平，可以衡量一個國家的國力。在計算國內生產總值時需要核算消費總數、個人投資額度、政府的支出額以及國家的凈出口額四個方面，并將這四個方面相加，得出的結果，其結果如果為正數，表示目前國家的經濟狀況是處于發展的，這個方面包括人們的收入、消費能力都在增加，如果為負數，則表示目前的經濟狀況不太理想，由此國家需要采用相關政策來加強重視。其次消費物價指數，通過這個指數可以了解到一個國家各個不同地區的價格情況，物價水平的高低影響人們的購買能力，購買能力的大小又影響了商品的生產商、經銷商以及投資者的利益，因此國家需要了解這一指標的數據，為制定相關政策提供一定的參考價值。最后是失業率，失業率與物價和經濟發展狀況是存在一定關聯的，如果一個國家的失業率較高，則意味著通貨膨脹率低，從而說明了物價水平低，反之，如果失業率高，則表示經濟不景氣。
2.宏觀經濟的主要分析方法
（1）通過數據收集并統計的方法進行分析。一般而言是收集衡量指標的數據，在收集和統計完數據后可以采取三種方式進行分析，一是以物價水平的變化為依據，進行前后數據結果的年度、季度和月度對比；二是通過經濟增長速度快慢來進行年度、季度以及月度的分析；三是各個因素的權重進行對比，看哪個因子能占據影響數據結果的重要比例，從而研究數據結果的結構變化。（2）通過經濟預測的方式進行分析。經濟預測一般是在理論基礎上，依靠眾多專家的討論和調查進行預測；通過數據收集進行先后時間對比分析，并剔除其中的客觀因素，從而能減少一定的誤差；另外就是采取建立模型的方式進行預測，這種方式進行預測的結果較為客觀和準確。
3.宏觀經濟的主要宏觀政策分析
國家根據宏觀經濟的主要衡量指標，收集相關數據后進行數據分析，最后根據結果來制定改善經濟現狀的政策，其主要是依靠貨幣政策和財政政策來調節國家的需求和供給。國家的財政政策是通過增加或是減少購買和支出能力，調整個人、企業或個體等方面的納稅比例來制定財政政策，調整政策狀況。比如當經濟不景氣時，沒有足夠的能力進行支付，政府就要出面購買，反之，在經濟發展比較快速的時候，政府就要減少購買力度。對于支付能力同樣是在經濟不景氣時，通過對喪失勞動能力或是退伍軍人發放補助，或是對特定的農產品給予一定的補助，來增加政府的支出，反之則減少補助比例或是延長補助時間。貨幣政策是為了實現國家既定的宏觀經濟目標服務的，通過調節利率、發行貨幣的總量等措施來進行控制和調節市場經濟，比如出現通貨膨脹現象時，可以采用制定貨幣的發行量來調節市場的需求和供給，當需求不足時就可以增加貨幣的發行量來平衡經濟。由于貨幣政策中含有更改利率的部分，因此也能通過利率來保證物價的穩定。此外還能吸引人們合理地將多余的資金用來投資或是儲蓄，從而使資源得到合理的配置。
結語
研究宏觀經濟學的基本原理是很有必要的，因為它不僅可以為國家制定相關經濟政策提供理論基礎，而且也能對將來的經濟發展狀況進行預測。本文對其原理的研究，以期能為國家制定良好地經濟政策提供一定的指導性。
本文作者：李迪 單位：貴州大學人民武裝學院
關鍵詞：均等性轉移支付；宏觀經濟波動；地方財政
中圖分類號：F8104 文獻標識碼：A
文章編號：1000176X（2016）01007206
一、引 言
分稅制改革以來，中央政府的均等性轉移支付已成為地方政府的重要收入來源，一方面，均等性轉移支付促進了地區之間的財力均等化；另一方面，均等性轉移支付也是中央政府調節經濟的重要政策工具。現有的研究成果較好地考察了均等性轉移支付對宏觀經濟的影響。馬拴友和于紅霞[1]分析了1994 年財稅體制改革以后轉移支付與地區經濟收斂的關系， 發現轉移支付總體上沒有達到縮小地區差距的效果。尹恒等[2]的研究發現，上級財政均等性轉移支付不但沒有起到均等縣級財力的作用，反而拉大了財力差異，特別是在分稅制改革后，轉移支付造成了近一半的縣級財力差異。Huang 和Chen[3]的研究也發現，中央轉移支付并沒有實現地區之間的財力均等化。郭慶旺和賈俊雪[4]認為，中央財政轉移支付有助于中國省級公共醫療衛生服務的均等化，但抑制了其發展；促進了公共交通基礎設施服務發展，但加劇了省級差異；對公共基礎教育服務則不具有顯著影響。李永友和沈玉平[5]的研究表明，地方財政收支決策對大規模轉移支付的反應存在明顯差異，支出決策反應顯著高于收入決策；地方財政支出決策對大規模轉移支付的周期變化反應并不對稱，支出決策對轉移支付增加的反應要弱于對轉移支付減少的反應。范子英和張軍[6-7]的研究發現，轉移支付比重每增加1個百分點，將使得地方經濟的長期增長率降低003個百分點， 這種無效率的水平在西部地區更是達到037個百分點。付文林[8]的研究發現，轉移支付影響了地方政府征稅的積極性，也導致了欠發達地區財政支出偏向行政性支出。范子英和張軍[6]利用1995―2005 年中國省級面板數據研究發現，轉移支付能夠顯著促進國內市場整合，且三大轉移支付中的專項轉移支付的作用最顯著，而財力性轉移支付和稅收返還的作用并不明顯。另外，解堊[9]考察了轉移支付對公共品均等化的影響，研究發現轉移支付對各地城鄉公共品差距的縮小作用不大。付文林和沈坤榮[10]考察了轉移支付對地方不同類型財政支出結構的影響，研究發現中國目前的轉移支付制度不僅會帶來粘蠅紙效應，而且會產生可替換效應。
宏觀經濟波動會帶來社會福利損失，如何減少宏觀經濟波動是政策制定者和學術界關注的重要問題。當前，均等性轉移支付已成為地方政府的重要收入來源，其又會通過影響地方政府行為直接或間接地影響宏觀經濟波動。例如，中央政府均等性轉移支付越多，地方政府財力越充足，地方政府越有可能實施積極的財政政策，增加基礎設施投資、教育支出等以對經濟增長和經濟波動產生影響。再如，中央政府均等性轉移支付越多，地方政府對轄區內稅費的依賴程度越低，這會影響地方政府征稅的積極性，從而影響經濟波動。需要說明的是，已有研究主要考察技術沖擊、金融發展、產業結構升級、財政分權和預期等對經濟波動的影響，據筆者所知，尚沒有文獻考察均等性轉移支付對經濟波動的影響，為此，本文擬補充和完善這方面的工作。
本文運用1995―2012年中國31個省份的數據，通過面板數據模型考察均等性轉移支付對宏觀經濟波動的影響，研究發現，均等性轉移支付規模越大，宏觀經濟波動越小，且這一結論是穩健的。這可能是因為，無論是出于政績考慮，還是處于改善轄區內居民的福利考慮，地方政府有激勵維持轄區內的宏觀經濟穩定。均等性轉移支付放松了地方政府的預算約束，使地方政府維持宏觀經濟穩定的能力增強，從而有利于宏觀經濟穩定。考慮到中國東部沿海地區和中西部地區經濟發展水平差別較大，對均等性轉移支付的依賴程度也差別較大，本文以東部沿海地區和中西部地區為樣本，分別考察了均等性轉移支付對宏觀經濟波動的影響，研究發現，在東部沿海地區和中西部地區，均等性轉移支付都有利于減少宏觀經濟波動。考慮到2002年所得稅分享制度改革之前，中國均等性轉移支付以稅收返還為主，2002年之后稅收返還減少，而主要以專項均等性轉移支付和一般性均等性轉移支付為主，本文分別以1995―2002年和2003―2012年為兩個時間段做以考察，研究發現，在這兩個區間內均等性轉移支付都有利于減少宏觀經濟波動。
二、中國均等性轉移支付特征事實
根據《中國財政年鑒》公布的數據，中國均等性轉移支付的總額逐年增加，從1995年的025億元增加到2012年的454億元；均等性轉移支付占中央財政支出的比重從1995年的5595%下降到2000年的4580%，而后又上升到2012年的7074%，即中央政府財政支出中70%以上都是對地方政府的均等性轉移支付。均等性轉移支付占地方財政收入的比重一直保持在40%以上（某些年份甚至超過50%）說明均等性轉移支付是地方政府的重要收入來源。
均等性轉移支付主要包括稅收返還、一般性轉移支付和專項轉移支付。稅收返還是1994年分稅制財政管理體制改革和2002年所得稅收入分享改革時，為保護地方既得利益，將原屬于地方政府的收入劃為中央固定收入或共享收入后，給予地方政府的補償。一般性轉移支付是指為彌補財政實力薄弱地區的財力缺口，均衡地區間財力差距，實現地區間基本公共服務能力的均等化，中央財政安排給地方財政的補助支出，由地方政府統籌安排。目前，一般性轉移支付包括均衡性轉移支付和民族地區轉移支付等。專項轉移支付是指中央財政為實現特定的宏觀政策及事業發展戰略目標，以及對委托地方政府的一些事務或對中央地方共同承擔事務進行補償而設立的補助資金，需按規定用途使用。專項轉移支付重點用于教育、醫療衛生、社會保障、支農等公共服務領域。本文分別用稅收返還、一般性轉移支付和專項轉移支付占均等性轉移支付總額的比重表示均等性轉移支付結構。根據《中國財政年鑒》公布的數據，一般性轉移支付占均等性轉移支付的比重從1995年的115%增加到2012年的4720%；專項轉移支付占轉移支付的比重從1995年的1480%增加到2012年的4150%；稅收返還占均等性轉移支付的比重從1995年的7370%下降到2012年的1130%，即中國均等性轉移支付結構已經由稅收返還為主向一般性轉移支付和專項轉移支付為主調整。
表1給出了2012年中國31個省份的均等性轉移支付總額、人均均等性轉移支付值以及均等性轉移支付占地方財政支出的比重。從表1中可以看出，四川和河南獲得的均等性轉移支付最多，分別為2 91562億元和2 82417億元；天津、上海和北京獲得的均等性轉移支付最少，分別為36978億元、43065億元和51231億元。總體而言，西部地區省份人均均等性轉移支付值和均等性轉移支付占財政支出的比重高，而東部沿海地區省份的人均均等性轉移支付值以及均等性轉移支付占財政支出的比重較低。例如，人均均等性轉移支付值最高的3個省份是、青海和寧夏，分別為26 13907元、14 64330元和8 32167元；人均均等性轉移支付最低的3個省份是廣東、江蘇和浙江，分別為1 15481元、1 43931元和1 51309元。均等性轉移支付占財政支出比重最高的3個省份是、甘肅和青海，分別是8882%、7304%和7241%；均等性轉移支付占財政支出比重最低的3個省份是上海、北京和江蘇，分別是1029%、1390%和1622%。通過上述數據可以看出，中國不同地區對均等性轉移支付的依賴程度差別較大，中西部地區財政支出主要依賴于均等性轉移支付，而東部經濟發達省份對均等性轉移支付的依賴程度較低。
中國不同省份對中央均等性轉移支付依賴程度的變化趨勢也差別較大。本文用各省份2012年均等性轉移支付占地方財政支出的比重減去1995年均等性轉移支付占地方財政支出的比重，衡量從1995―2012年地方政府對中央政府均等性轉移支付依賴程度的變化趨勢。我們發現，11個省份對均等性轉移支付的依賴程度在下降，20個省份對均等性轉移支付的依賴程度在增加。對均等性轉移支付依賴程度下降的省份主要集中在東部沿海地區，其中，北京對均等性轉移支付的依賴程度下降最大，而對均等性轉移支付依賴程度增加的省份幾乎都是中西部省份。
三、模型設定和指標選取
（一）模型設定
本文通過構建回歸方程考察均等性轉移支付對中國經濟波動的影響，方程如下：
Volatilityit=α+βTransferit+∑Nj=1γjXjit+εit（1）
其中，Volatilityit表示第i省份第t年的經濟波動；Transferit表示第i省份第t年的均等性轉移支付；Xit表示對經濟波動有影響的其他變量，根據通常的設定，這里主要包括政府規模、技術創新、金融發展水平、產業結構變遷和開放性程度等指標；εit表示隨機擾動項。
（二）指標選取
本文關注的被解釋變量是經濟波動。現有研究通常用經濟增長率的標準差來表示經濟波動，一些學者認為經濟增長標準差不能有效反映經濟波動，Tang等[11]以標準差衡量經濟波動時，選取樣本期間內經濟波動差別很大，標準差值只能反映整體情況，并不能反映全部樣本期間內經濟波動路徑的差異，也有研究通過HP濾波來計算經濟波動。本文結合以上兩種思路，通過兩種方法來衡量經濟波動。
本文通過HP濾波來估算經濟波動。借鑒干春暉等[12]的方法，通過如下的方法估計經濟波動：
Volatilityit，t+T=∑Tt=1lnyit-lnyit2+λ∑T-1t=2[lnyit+1-lnyit-lnyit-lnyit-1]2（2）
其中，lnyit表示實際GDP取自然對數；lnyit表示潛在產出，即增長的趨勢成分；lnyit-lnyit為產出缺口，表示經濟增長的周期成分；λ表示趨勢成分波動的懲罰因子，由于是年度數據，借鑒Ravn 和Uhlig[13]的研究成果，本文取λ值為100。
借鑒Ramey 和Ramey[14]、周業安和章泉[15]的思路，本文用經濟增長率的標準差表示經濟波動。將1995―2012年劃分為3個時間段：1995―2000年、2001―2006年、2007―2012年，每個時段跨度為6年，計算6年人均GDP增長率的標準誤用以表示經濟波動。
借鑒付文林和沈坤榮[10]的思路，本文用地方得到的中央補助收入減去地方上解中央支出得到中央對地方的凈均等性轉移支付，再用凈均等性轉移支付除以地方財政支出表示均等性轉移支付規模，這反映了地方政府對均等性轉移支付的依賴程度。該值越大，表明地方政府對均等性轉移支付的依賴程度越高。根據通常的設定，用政府支出除以GDP表示政府規模；用進出口總額除以GDP表示開放性水平；用每萬人的專利申請數表示技術創新；用第三產業增加值除以GDP表示產業發展水平；用金融機構貸款余額除以GDP表示金融發展水平。均等性轉移支付數據根據歷年《中國財政年鑒》各省份公共財政預算收支決算總表中提供的數據整理計算而得；其他數據根據歷年《中國統計年鑒》提供的原始數據整理計算而得。基于數據的可得性，本文選取的樣本區間是1995―2012年。
四、經驗分析與結果
由于是面板數據模型，本文分別通過固定效應方法和隨機效應方法進行分析，結果如表2中的回歸（1）和回歸（2）所示。可以看出，均等性轉移支付對應的系數顯著為負，這說明均等性轉移支付對經濟波動始終具有負向影響。可能的原因是，地方政府出于政績考核或是維護社會穩定的考慮，其有激勵動機維持轄區內宏觀經濟穩定；均等性轉移支付放松了地方政府的預算約束，使地方政府維持宏觀經濟穩定的能力增強，地方政府會采取一系列措施維持宏觀經濟穩定。例如，當經濟衰退時，均等性轉移支付使地方政府有充足的財力，可以實施擴張性財政政策以應對經濟衰退，減緩經濟下行給社會帶來的負面沖擊，熨平經濟波動。為考察均等性轉移支付對宏觀經濟波動的影響是否穩健（Robust），本文用經濟
增長率的標準差表示經濟波動，進行穩健性
分析，結果如表2中的回歸（3）和回歸（4）所示。可以看出，均等性轉移支付對應的系數仍顯著為負，即均等性轉移支付規模越大，經濟波動越小，這說明本文的結論是穩健的。
不同省份經濟發展水平差別較大，地方政府對政府均等性轉移支付的依賴程度也差別較大。Checherita-Westphal和Rother[16]以及Devarajan等[17]的研究都發現，財政政策對經濟增長的影響和經濟發展程度密切相關。一個重要的問題是，均等性轉移支付對中國經濟波動的影響在不同地區之間是否差別較大？為此本文區分了東部沿海地區和中西部地區，分別考察均等性轉移支付對東部沿海地區和中西部地區宏觀經濟波動的影響。其中，東部沿海地區包括北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東和海南；中西部地區包括山西、內蒙古、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖北、湖南、廣西、重慶、四川、貴州、云南、、陜西、甘肅、青海、寧夏和新疆。如表3的回歸（1）―回歸（4）所示，無論是東部地區還是中西部地區，均等性轉移支付對應的系數均顯著為負，這說明均等性轉移支付對經濟波動有抑制作用。
付文林和沈坤榮[10]的研究表明，在2002 年所得稅分享制度改革之前，以稅收返還為主的轉移支付制度傾向于保護各地區既得的財政利益，總體上中央對地方的均等性轉移支付規模較為有限，2002年之后隨著一般性均等性轉移支付的不斷增加，均等性轉移支付在平衡不同地區之間財力均衡時發揮了重要作用。這里的問題是，維護地方既得利益為主的均等性轉移支付和協調地區財力均衡為主的均等性轉移支付對經濟波動的影響是否存在差異？本文將樣本區間劃分為1995―2002年和2003―2012年兩個時間段，分別考察兩個樣本時間段內均等性轉移支付對宏觀經濟波動的影響，結果如表3的回歸（5）―回歸（8）所示。可以看出兩個樣本區間內均等性轉移支付的系數都顯著為負，即均等性轉移支付有利于減緩宏觀經濟波動。需要說明的是，現有的研究大多發現均等性轉移支付沒有實現預期設定的目標。例如，馬拴友和于紅霞[1]發現均等性轉移支付不利于地區之間的經濟收斂，尹恒等[2]發現均等性轉移支付不利于地區之間的財力均等化，范子英和張軍[6-7]發現均等性轉移支付并沒有達到促進經濟發展的目的，而本文的研究發現均等性轉移支付有利于減緩宏觀經濟波動，這為均等性轉移支付的合理化提供了一個可能的解釋和依據。
五、結 語
分稅制改革后，中央政府和地方政府的財權和事權發生了較大的調整，中央政府通過對地方政府均等性轉移支付協調中央和地方之間事權和財權的不匹配問題。中央政府的均等性轉移支付已成為地方政府財政收入的重要組成部分。一方面，均等性轉移支付有利于平衡地區之間的財力不均衡；另一方面，其也是財政政策的體現，對整個經濟有系統性的影響。通過數據分析發現，東部沿海地區省份對均等性轉移支付的依賴程度較低，而中西部省份對均等性轉移支付的依賴程度較高。本文運用1995―2012年中國31個省份的數據考察了均等性轉移支付對宏觀經濟波動的影響。研究發現，均等性轉移支付占財政支出的比重越高，宏觀經濟波動越小，這說明均等性轉移支付有利于平抑宏觀經濟波動。可能的原因是，地方政府有激勵維持轄區內的宏觀經濟穩定，均等性轉移支付放松了地方政府的預算約束，使地方政府維持宏觀經濟穩定的能力增強，熨平了宏觀經濟波動。分區域的回歸結果表明，無論是東部沿海地區還是中西部地區，均等性轉移支付均有利于抑制經濟波動。分時間段的分析表明，1995―2002年的樣本區間和2003―2012年的樣本區間，均等性轉移支付均有利于減緩宏觀經濟波動。
本文的政策建議包括如下三個方面：第一，改變以GDP、經濟增長、財政收入為主的地方政府官員績效考核體系，加強對維持轄區內宏觀經濟穩定的考核，使得地方政府有足夠的激勵和動力維持轄區的宏觀經濟穩定。第二，增加中央政府對地方政府的均等性轉移支付力度，尤其是對中西部地區均等性轉移支付的力度，以更好地實現不同地區之間的財力均等化和區域協調發展，減緩宏觀經濟波動。第三，通過立法、行政等手段，監督和約束地方政府，提高均等性轉移支付資金使用效率。
本文還存在一些可能的拓展：第一，均等性轉移支付包括稅收返還、一般性轉移支付和專項轉移支付，在數據可得的前提下，可以運用省級層面的數據考察不同類型轉移支付對經濟波動的影響。第二，本文主要運用了靜態面板數據模型，現實經濟中宏觀經濟波動具有持續性，可以將本文的模型拓展為動態面板數據模型，運用系統廣義矩（GMM）方法考察均等性轉移支付對經濟波動的影響。第三，本文主要考察了均等性轉移支付對宏觀經濟波動影響效果，進一步的研究可以通過考察均等性轉移支付對全要素生產率、投資率、人力資本水平、產業結構和通貨膨脹率等宏觀指標的影響，進而探討均等性轉移支付影響經濟波動的傳導機制。第四，本文主要運用中國數據做了實證分析，進一步的研究可以通過構建與中國現實經濟相一致的動態隨機一般均衡模型（DSGE），在現實經濟的參數環境下，數值模擬轉移支付的宏觀經濟效應。
參考文獻：
[1] 馬拴友， 于紅霞轉移支付與地區經濟收斂[J] 經濟研究， 2003， （3）：26-33
[2] 尹恒， 康琳琳， 王麗娟 政府間轉移支付的財力均等化效應――基于中國縣級數據的研究[J] 管理世界， 2007， （1）：48-55
[3] Huang， B， Chen， K Are Intergovernmental Transfers in China Equalizing？ [J] China Economic Review， 2012， 23 （3）： 534-551
[4] 郭慶旺， 賈俊雪 中央財政轉移支付與地方公共服務提供[J] 世界經濟， 2008， （9）：74-84
[5] 李永友， 沈玉平轉移支付與地方財政收支決策――基于省級面板數據的實證研究[J] 管理世界， 2009， （11）：41-53
[6] 范子英， 張軍 財政分權、轉移支付與國內市場整合[J] 經濟研究， 2010， （3）：53-64
[7] 范子英， 張軍 中國如何在平衡中犧牲了效率：轉移支付的視角[J] 中國經濟學， 2010， （6）：117-138
[8] 付文林 均等化轉移支付與地方財政行為激勵初探[J] 財貿經濟， 2010， （11）：58-62
[9] 解堊轉移支付與公共品均等化分析[J] 統計研究， 2007， （6）：63-66
[10] 付文林， 沈坤榮均等化轉移支付與地方財政支出結構[J] 經濟研究， 2012， （5）：45-57
[11] Tang， S， Groenewold， N， Leung， C The Link between Institutions， Technology Change and Macroeconomic Volatility [J] Journal of Macroeconomics， 2008， 30 （4）： 1520-1549
[12] 干春暉， 鄭若谷， 余典范 中國產業結構變遷對經濟增長和波動的影響[J] 經濟研究， 2011， （5）：4-16
[13] Ravn， M， Uhlig， H On Adjusting the Hodrick-Prescott Filter for the Frequency of Observations [J] Review of Economics and Statistics， 2002， 84 （2）： 371-380
[14] Ramey， G， Ramey， V Cross Country Evidence on the Link between Volatility and Growth [J]The American Economic Review， 1995， 85 （5）： 1138-1151
[15] 周業安， 章泉 財政分權、經濟增長和波動[J] 管理世界， 2008， （3）：6-15
[關鍵詞]：湖南省季度經濟模型（HQEM） 區域經濟 經濟預測
一、前言
金融危機過后，中國發展面臨的國際國內環境依舊復雜嚴峻，全球經濟復蘇艱難曲折，國內經濟下行壓力持續加大。過去一年，中國通過主動適應經濟發展新常態，全力穩增長促改革調結構惠民生，保持了經濟穩定增長。但同時也需要清醒認識到面臨的問題。一是受宏觀經濟形勢下行、市場需求疲軟等影響，固定資產投資、規模工業增加值等經濟指標嚴重下滑；二是經濟轉型進程緩慢，傳統產業發展面臨較大困難；三是經濟運行風險加大，部分企業經營困難，房地產、地方債務、金融等方面累積的風險有待化解。在這種形勢下，有必要根據不同區域經濟特征，有針對性地制定并改善宏觀經濟政策，藉此保證各省經濟又好又快發展。本文開發了一個較為完善的、反映湖南省區域經濟特征的季度經濟計量模型（簡稱HQEM），以便在新形勢下提高宏觀經濟政策的有效性，并填補在區域季度經濟模型方面的研究空白。
目前，我國已成功地開發出一些能實際應用的宏觀經濟模型，如清華大學的“中國宏觀經濟年度模型CEMT_Ⅰ”，中國人民大學經濟研究所課題組的“中國宏觀經濟分析與預測模型CMAFM”等。近年來，隨著我國季度數據的可以獲得，非結構式的宏觀模型開始得到發展。何新華等（2005）首次嘗試建立了一個中國宏觀經濟季度模型。這是一個以需求為導向、用于揭示經濟運行長期規律與短期波動特征的小型模型。但它也存在一些不足：模型偏重數據生成過程以及長期均衡關系，這種方法不適用于經濟結構正在劇烈變化的中國經濟，且模型的非結構式特點也使其不能有效進行政策分析（Diebold， 1998）。高鐵梅等（2007）則構建了由7個模塊、32個方程組成的中國季度宏觀經濟模型，用于政策模擬分析。而通過建立模型專門研究區域經濟運行的文獻很少，僅有孫丹、馮文斌（2005）建立了一個河北省的經濟多部門動態模型。
全文內容安排如下：第一部分介紹研究目的以及模擬結構計量模型的發展；第二部分說明HQEM的基本結構以及重要數據的處理；第三部分利用HQEM進行預測和政策模擬；第四部分為主要結論。
二、模型簡介
1.模型的基本結構
鑒于供給面數據的缺乏及低頻，唯有采用需求型分析框架才能較好地利用最新區域經濟數據展開分析。因此，本模型立足于湖南省季度經濟數據，從需求面構建出HQEM。HQEM從需求面將GDP分為四個主要部分：居民最終消費，政府最終消費，資本形成（包括固定資本形成和存貨增加），以及凈流出，由每一個部分所涉及到的行為方程可將整個模型分為五個大模塊，即居民行為模塊、政府行為模塊、投資行為模塊、貿易行為模塊和價格模塊。全國變量如貨幣供應量M2，人口數據如地區總人口和地區城鎮人口也設為外生變量，表示國際市場環境的OECD的GDP，美國消費價格指數，以及美元兌人民幣匯率均為外生變量。
2.地區模型季度數據的處理
數據主要來自CEIC，部分來自于統計局。數據處理主要分為以下幾個類別：第一類別支出法GDP各項采用插值法從年度值得到季度值，城鎮居民最終消費用城鎮人均消費支出季度數據引導插值，農村居民最終消費用農村人均現金消費支出季度數據引導插值，政府最終消費用地方財政支出月度稻藎ㄏ茸化成季度數據再引導）引導插值，固定資本形成總額利用固定資產投資額數據引導插值，人口數據直接用人口插值方式得到，存貨的季度數據通過存貨/固定資本形成額的年度比例推算；第二類別為直接可以利用或者簡單加總和平均處理可得到的季度數據，例如城鎮居民人均可支配收入，農村人均現金收入，地方財政收入，地方財政支出，進口，出口，平均工資等；第三類別全國數據和國際市場數據；第四類別具有地區間聯結作用的重要指標的處理，地區居民消費價格指數（CPI）和地區凈流出。
三、湖南省2016年經濟預測與政策模擬
課題組預測和分析了2016年湖南省經濟運行情況以及相應的政策效應。2015年湖南省GDP實現了8.6%的穩定增長。在主要OECD國家經濟溫和復蘇，人民幣持續貶值的背景下，模型預測，2016年湖南省GDP增長率將維持在7.7%水平。而受經濟下行影響，投資增速將呈下滑態勢，全年增速為14%。居民消費則保持穩定，全年增速為11.9%。
四、結論
本文構建了一個模擬湖南省季度經濟的結構計量模型HQEM。模型從需求面設立基本框架，以季度數據為基礎，分居民、政府、投資、地區貿易、價格五個模塊，通過行為方程模擬了湖南省宏觀經濟的運行規律。經過檢驗，模型穩定性較好，對湖南省經濟具有代表性。在對外生變量進行合理假設下，模型對湖南省2016年經濟走勢進行了預測。作為政策模擬，模型對人民幣匯率未來走勢進行了對比預測，結果顯示匯率變動對湖南省經濟增長不顯著。
參考文獻：
【關鍵詞】宏觀經濟；財務約束；資本結構
宏觀經濟因素和財務狀況會對企業資本結構產生顯著影響的觀點已經得到了許多研究的支持。Korajczyk和Levy（2003）的實證研究指出財務狀況良好的企業其目標杠桿逆周期變化，而財務狀況差的企業其目標杠桿則順周期變化。在國內研究中，原毅軍和孫曉華（2006）使用了包括實際經濟增長率在內的一系列宏觀經濟變量對企業資本結構進行了解釋，其研究支持宏觀經濟因素對資本結構產生顯著影響的結論。而蘇冬蔚和曾海艦（2009）則以企業特征因素和行業因素為控制變量，運用非線性計量方法考察了宏觀經濟因素對資本結構的影響，其結論說明我國上市企業的資本結構呈顯著的逆周期變化。就目前國內研究而言，并未深入研究不同財務狀況的企業其資本結構對宏觀經濟的反應是否一致。針對這一問題，文章將以中國上市企業為樣本，研究在我國的經濟體制下宏觀經濟對不同財務狀況企業的資本結構的影響。
一、研究模型、變量設計和樣本選取
（一）研究模型
文章在Korajczyk & Levy（2003）等的模型基礎上經過調整，將資本結構與解釋變量設定為如下的線性關系：
企業的財務狀況如何有不同的判斷標準，文章將采用現金流來企業的財務狀況。計算方式采用Byoun（2008）的標準，即將現金流（FDit）定義為資金的使用減去資金的來源，資金的使用包括三項，營運資本增加額（Wit）、投資活動產生的現金流量凈額（Iit）和分配的股利和利潤（DIVit），資金的來源則用經營活動產生的現金流量凈額（OCFit）來表示。如果FDit大于0，則企業i在t年現金流短缺，小于0則現金流充足。現金流（FDit）的計算公式如：
（二）變量設計
資本結構變量。在我國的上市企業中流動負債占到了企業負債總額的大部分，結合我國的實際情況和已有的研究（Korajczyk & Levy（2003），蘇冬蔚、曾海艦（2009）等），文章將使用流動負債占總資產的比例來企業的資本結構，其計算公式如下：LEVit=CLit/TAit。其中LEVit表示企業i在第t期的資本結構，CLit表示企業i在第t期的流動負債，TAit則表示企業i在第t期的總資產。
宏觀經濟變量：國內生產總值（GDP）。宏觀經濟狀況最具代表性的指標就是GDP，文章采用實際GDP的自然對數來表示。
一年期貸款利率（I）。貸款利率是央行進行宏觀經濟調控的工具之一，它的上下浮動會影響到企業的貸款成本，進而影響到企業的融資決策。
股票市場回報率（RE）。借鑒蘇冬蔚和曾海艦（2009）的研究，文章采用了深滬兩市流通市值加權市場指數的總回報率來表示股票市場的表現。如果樣本企業是在上海上市則采用滬市的回報率，如果在深圳上市則采用深市的回報率。
企業特征變量。根據已有研究，文章選擇以下企業特征變量作為控制變量：（1）企業規模（SIZE），文章中使用主營業務收入的自然對數來表示；（2）資產有形性（PPE），本指標使用總資產中固定資產所占比例來表示，其比例越高，負債的擔保能力就越強，因此越容易獲得貸款；（3）盈利能力（ROA），文章中用資產收益率來表示企業的盈利能力；（4）成長能力（Q），文章中用托賓Q值來成長能力；（5）非債務稅盾（NDTS），負債擁有節稅效應，但是由折舊等導致的非債務稅盾同樣會產生避稅效果，因此非債務稅盾的增大會減少企業的負債，文章中使用累計折舊除以總資產來表示；（6）股權結構（LARGE）。由于我國的經濟體制不同于西方國家，很多上市企業存在國有股“一股獨大”的情況。文章中用大股東持股比例來做為股權結構的變量。
（三）樣本選取和估計方法
文章樣本選擇的是在2002年底之前上市的企業1998年至2009年之間的財務數據。樣本的處理原則如下：不包括金融保險類企業；刪除了連續三年被PT和ST的企業；刪除了數據缺失的企業；刪除資產負債率大于1的企業以及在計算各項指標時出現奇異值的企業。最后共獲得893家企業的9450個樣本點。其中現金流充足樣本點為6810個，現金流短缺樣本點為2640個。以上數據均來自于中國經濟研究中心數據庫（CCER）。估計方法是廣義矩估計（GMM），工具變量選擇解釋變量的滯后一階。
二、實證結果分析
模型（1）的回歸結果（如表1所示）：
從表1的回歸結果中可以看出，財務狀況不同的企業對于宏觀經濟的反應是完全不同的，對于現金流充足的企業而言，GDP和利率的回歸系數均顯著，股票市場回報的系數不顯著。其中GDP的系數顯著為負，說明財務狀況良好的企業其資本結構具有逆周期效應。而對于受到財務約束的企業而言，不論是GDP，利率還是股票市場回報其系數均無法通過顯著性檢驗，這說明宏觀經濟對現金流短缺企業的資本結構的影響不顯著，其資本結構不具有周期性，同時也與財務狀況良好的企業形成了鮮明的對比。回歸方程的R-squared為0.6889，說明方程擬合程度較好，sargan-p值達到1，說明工具變量的選擇是有效的。
實證結果表明，財務狀況良好的企業其資本結構的選擇表現出了逆周期效應，即在宏觀經濟繁榮時其資本結構下降，宏觀經濟衰退時資本結構上升；而財務狀況差的企業其資本結構的調整不具有周期性，宏觀經濟對其影響不顯著。
參考文獻
[1]Robert A．Korjczyk， Amnon Levy． Capital structure choice：macroecnomic conditions and financial constriaints[J]．Journal of Financial Economics．2003（68）：75～109
[2]Soku Byoun．How and When Do Firms Adjust Their Capital Structures toward Targets？[J]．The Journal Of Finance．2008（6）：3069～3096
[3]原毅軍，孫曉華．宏觀經濟要素與企業資本結構的動態優化[J]．經濟與管理研究．2006（5）：39～42
關鍵詞：消費者信心指數 ARMA模型 宏觀經濟景氣指數 CensusX12季節調整法 SVAR模型
消費者信心（Consumer Confidence，CCI）是指消費者根據國家或地區的經濟發展形勢，對就業、收入、物價、利率等問題進行綜合判斷后得出的一種看法和預期。消費者信心指數是反映消費者信心強弱的指標，是綜合反映并量化消費者對當前經濟形勢評價和對經濟前景、收入水平、收入預期以及消費心理狀態的主觀感受。宏觀經濟景氣指數中的一致指數包括了生產、就業、收入分配、需求等經濟活動各方面的情況，可以綜合反映總體經濟的變動情況。
通常認為，消費者信心將會影響其消費欲望，而消費欲望則會通過作用于消費需求進而影響到整體經濟的發展。居民消費需求的增強，會直接刺激相關生產者的投資生產，擴大就業機會，增加居民可支配收入，從而宏觀經濟景氣指數會隨之上升，進而會反作用于消費者信心。如此就形成一種良性循環。但是這之間的傳導關系是否成立，消費者信心的增強是否能轉化為實體的消費來拉升宏觀經濟景氣指數，促進經濟的持續走好，宏觀經濟景氣指數的走高能否有效刺激消費者信心指數的上升，本文將通過對數據處理并建立SVAR模型進行兩者之間的關系分析，之后建立脈沖響應函數并運用方差分解的方法確定彼此受到沖擊后另一指標發生變化的具體情況。
數據處理
本文選取1999年1月至2003年12月的數據進行分析。對于居民消費信心指數，從1999年1月開始到2003年3月左右，呈現規則的上升趨勢，但是在2003年3月到2003年12月出現了一次明顯不規則的振動，究其原因，2003年爆發了“SARS”危機，導致消費者信心出現了不規則的躍動。反觀宏觀經濟景氣指數走勢，在該段時間未呈現出明顯的不規則的振動，而縱觀整個圖形走勢，宏觀經濟景氣指數具有比較明顯的季節變動和周期循環變動等影響。鑒于以上問題，分別利用ARMA模型對消費者信心指數進行相應調整，剔除“SARS”造成的不規則點；而利用CensusX12季節調整法對宏觀經濟景氣指數進行調整，消除其中的不規則要素。
首先，選取1999年1月到2003年3月的居民消費信心指數數據，并取對數，進行單位根檢驗，檢驗結果的t值對應的p值為0.0018，遠小于5%的檢驗水平，所以該數列為平穩數列，可以建立ARMA模型來預測2003年4月到2003年12月的消費者信心指數。通過觀察數列的自相關系數與偏相關系數，可以看出，消費者信心指數序列的自相關系數是拖尾的，偏相關系數是1階截尾，所以建立一階滯后并利用EVIEWS進行回歸，接著采用LM統計量對殘差序列進行檢驗（p=2），F統計量對應的p值為0.0022，T×R2統計量對應的p值為0.0029。結果顯示，回歸方程的殘差序列存在明顯的序列相關性，殘差序列的自相關系數呈震蕩式遞減，偏相關系數在4階以后，均接近于0，因此，殘差序列存在四階序列相關。用AR（4）來修正上述回歸模型，得到的回歸估計結果為：
此時LM檢驗結果的F統計量對應的p值為0.6177，T×R2統計量對應的p值為0.5622，不能拒絕原假設，經過AR（4）修正后的回歸方程的殘差序列不存在序列相關性，因此，可以用該修正后的方程對2003年3月到2003年12月之間的消費者信心指數進行預測。將預測的值代入到原來的序列當中，生成新的消費者信心指數序列。
由于消費者信心指數是對消費的主觀反映，不存在明顯的季節性變化，所以，只對宏觀經濟景氣指數利用CensusX12季節調整法進行調整，得到調整后的序列。
消費者信心指數與宏觀經濟景氣之間關系分析
（一）單位根與協整檢驗
利用ADF單位根檢驗對調整后的兩組序列進行檢驗，兩則皆為一階單整過程；為進一步探究兩者之間長期關系，對兩組序列進行協整檢驗。首先建立兩者之間的回歸方程，然后保存殘差，對殘差進行單位根檢驗，檢驗結果顯示兩者不存在協整關系，說明在消費者信心指數與宏觀經濟景氣指數之間，長期中并無聯系。
（二）SVAR模型的建立
1.滯后階數的選擇。在這里選擇SC信息準則所確定的滯后階數，通過eviews軟件的分析，當滯后2階時，SC信息準則值最小，所以滯后2階建立VAR對象。
2.模型的建立。在上述分析的基礎上建立如下SVAR模型：
其中
為保證模型的可識別性，必須對C0施加相關限制條件。接著進行Granger因果檢驗，結果顯示，在滯后2階的情況下，當期的宏觀經濟景氣指數是消費者信心指數的Granger原因，反之不成立。當滯后長度為3、4時，結果相同。可以認為，宏觀經濟的運行狀況是造成消費者信心波動的Granger原因，反之則不成立。所以回到所需要建立的SVAR模型當中，假設當期的宏觀經濟景氣指數會對消費者信心指數產生影響，而消費者信心指數則不能影響到當期的宏觀經濟景氣指數，所以添加限制條件為c21=0，估計相關參數，得到，將該矩陣代入所建立的VAR對象中，得到最后SVAR模型的估計結果為：
估計所得模型的AR特征多項式有四個根，分別為0.97，0.88，0.61和0.01，都為實數，且都小于1，所以所建立的模型滿足穩定性條件。而滯后排除檢驗中，滯后階數分別為1和2時，檢驗結果顯示所有滯后項都是聯合顯著的，從而估計的方程有效。
從模型結果可以看出，宏觀經濟的良好運行給消費者帶來的信心水平有限，而消費者信心給宏觀經濟帶來的作用微乎其微。值得注意的是，在方程（1）中，當宏觀經濟景氣指數對數值滯后兩期時，系數為負，并且絕對值大于當期和滯后一期的值。結合方程（2）滯后兩期時候的系數來看，它們同時為負，這說明當經濟過熱時候，政府采取的一些緊縮等政策，給消費者信心造成的損失要大于經濟運行良好時候給消費者信心帶來的鼓勵。同時也說明，若經濟處于相對蕭條狀態時，采取一系列恢復性政策將給消費者帶來長遠的信心支持。
（三）脈沖分析與方差分解
1.脈沖分析。通過格蘭杰因果檢驗可知，宏觀經濟的運行態勢是造成消費者信心變化的原因，而反之則不成立，所以主要考察宏觀經濟的波動對消費者信心的沖擊。在上面所建立的VAR對象基礎上，利用結構分解法方法建立脈沖響應函數，得到如圖1所示結果。 由圖1可以看出，消費者信心對擾動立即做出反應，并且逐漸增大，到第三期和第四期的時候達到最大，之后逐漸下降并趨近于0。圖1顯示出了宏觀經濟對消費者信心的影響，當利好刺激經濟走好時，消費者的信心并不會突然走強，而是一個緩慢走強過程，這可能是由于擔心經濟是否能夠持續走強。從開始反應到信心達到最高點，即消費達到最大化水平時候，這個時間大約為三到四個月，之后消費者會對該正向沖擊的反應趨于平淡，再加上隨著經濟過熱，政府會采取一系列的防治通脹等措施，所以消費者的總體消費欲望會隨之下降。
2.方差分解。消費者消費信心以及水平的變化，除了受經濟環境的影響，還會受到自身諸如消費習慣等約束，這些約束獨立于宏觀經濟之外，也許是長期以來所處的文化所造成的，比如消費者在經濟不景氣與景氣的時候可能選擇購買不同品牌的同一種商品，消費者信心的變化將使得他在這之間做選擇，有多少是由于經濟環境變化所引起的，而多少是由消費習慣等主觀因素引起的，即消費者信心本身所引起的。通過對消費者信心指數變化的方差分解可以衡量這種差異。繼續通過上述建立的SVAR模型，利用結構分解法對消費者信心指數進行方差分解，得到如圖2所示結果。其中shock1指消費信心指數， shock2指宏觀經濟景氣指數。圖2顯示，隨著預測期的推移，消費者信心指數預測方差中由其自身，即一些消費的習慣等獨立于經濟變量以外的主觀因素所引起的部分的百分比緩慢下降，而由其自身之外的宏觀經濟運行態勢所引起的部分的百分比則緩慢增加，并且在第五期左右保持穩定。
結論
歷史的數據以及分析表明，短期內，消費者信心與宏觀經濟之間存在著單向的關系，消費者信心的增強并不能很好地帶動經濟轉為景氣，這也間接說明我國的消費者信心并不能實質性的轉化為實體的消費，并且在衡量經濟狀況當中，消費所占的比重不大。綜合這兩方面因素，消費者信心的提高并不能較大程度地提高宏觀經濟景氣水平。在結構調整當中，還存在較大的改進空間。一方面，要建立更為廣泛和穩健的社會保障體系，讓居民無后顧之憂地進行消費；另一方面，也可通過稅收等政策鼓勵消費行為，引導居民形成更為開放的消費觀。反過來，在宏觀經濟對消費者信心的影響當中，前者扮演了重要的角色。宏觀經濟的正向或負向沖擊都會造成相同方向的消費者信心的變化，尤其值得注意的是受到負向沖擊時，其絕對水平大于正向沖擊時的值，這說明在經濟受不好沖擊的時候，居民的消費行為會更加謹慎，此時政府采取相應的應對措施，并不能夠相同程度地恢復損失的消費者信心，這也從另一方面佐證了在中國，只注重宏觀經濟的高速發展并不能很好地解決居民消費不足的問題，宏觀經濟的高速發展對提高居民消費信心有限，從而拉升消費在經濟發展當中的比重能力有限。
參考文獻：
1.楊茂.中國消費者信心與消費需求拉動效應的實證分析[J].經濟經緯，2006（1）
2.李雪松，張瑩，陳光炎等.中國經濟增長動力的需求分析[J].數量經濟技術經濟研究， 2005，22（11）
3.歐廷皓.基于ARMA模型的房地產價格指數預測[J].統計與決策，2007（14）
4.王云，趙斌.基于SVAR模型的居民消費、固定資產投資與經濟增長研究[J].商業研究， 2010（12）
宏觀經濟學的理論高度抽象、派別林立、模型復雜、實踐性很強，學生普遍學習起來非常困難，學習的主動性較差，缺乏興趣。當前，許多高校宏觀經濟學教學依然采用了赫爾巴特的以“課本為中心，教師為中心，課堂為中心”的教學范式，教師始終處于絕對權威中心，以課本為依據，傳授知識為目標，主要采取灌輸式講授法。傳統教學范式的缺陷日益凸現，因此，必須推進高校教學范式的根本轉變，構建以教師為主導、學生為主體，以研究、探索、協作等為特點的，師生互動的教學范式。
二、宏觀經濟學教學范式改革的具體實踐
筆者認為，在宏觀經濟學教學范式改革中，不妨可以采用自主學習教學法。自主學習是指學生自己主宰自己的學習方式。自主學習具有主動性、獨立性學習的基本特征。人們一般認為宏觀經濟學比較抽象，難以進行自主學習的教學實踐。但筆者認為只要精心設計，采取行之有效的具體方法，宏觀經濟學能夠進行課程自主學習教學實踐，并且能夠取得較好的教學效果。
（一）嘗試教學
嘗試教學是一種讓學生在舊知識基礎上先來嘗試練習，引導學生進行討論的教學程序結構。其基本特征是“先試后導、先練后講”。嘗試教學法能充分發揮學生在課堂教學中的主體作用，改變傳統的注入式教法。例如，宏觀經濟學中投資這個概念對初學者來說很容易造成困惑，而投資問題在宏觀經濟學中十分重要。對投資的正確理解，是掌握宏觀經濟學基本原理的關鍵。在教學中，如果教師講、學生聽，學生還是難以把握投資這一概念。因此，筆者在教學中用嘗試教學法，先一開始要求學生進行嘗試練習，使學生處于主動的地位。一旦學生在嘗試練習中遇到困難，發現投資與日常生活中投資的含義不同，學生便會主動地自學課本或尋求教師的幫助，學習便成為學生自身的需要。然后教師導入新課，在新授課過程中使學生把握投資與資本的含義及其相互關系，投資與日常生活中投資的含義不同，懂得經濟學中的投資是指廠商購買資本或對資本的需求，是廠商增加或更換資本資產的支出，明確要從資本的角度來理解投資。最后，教師再次進行課堂作業并給予課堂小結，以此鞏固對投資的理解。
采用嘗試教學的關鍵是兩次嘗試題的設計，達到“溫故知新”的效果。嘗試題以發散型的多元思考題型呈現，與課本或學習材料的例題相似，便于學生藉以自學課本或學習材料，共同討論和嘗試解決問題。進行第二次嘗試練習時，可配合課本的題目來進行，利于學生鞏固所學知識。
（二）自學輔導教學
自學輔導教學強調學生在教師的指導下自學教材內容，自己練習、檢查并改正錯誤，培養學生的自學能力。自學輔導教學的具體步驟包括：啟發引導、閱讀課本、自做練習、知道練習結果、教師小結。自學輔導教學模式打破了傳統的滿堂灌，把教學從著重灌輸知識、技能轉變為著重培養學生獨立的閱讀能力、審題能力、思維能力和操作能力。
例如，宏觀經濟政策的實踐這章內容，理論性強，沒有什么數學模型，同時對學生來說并不是全新的內容，如果在教學中采用滿堂灌的方式，教師講、學生聽，課堂教學必定顯得枯燥乏味、學生缺乏學習主動性。因此，筆者在教學中嘗試用自學輔導教學法，先從舊知識引發新問題，提出問題：你們在上章中了解了財政政策和貨幣政策的效果，那么財政政策和貨幣政策的具體內容是什么？在實踐中是如何實施的呢？由此激發學生的求知欲；再讓學生閱讀課本，該做練習時做練習，并核對答案。最后，教師小結，糾正錯誤，解決疑難問題。再比如，GDP的問題也難以把握，在教師講授GDP的概念之后，為使學生全面把握和增強理解GDP，以及有關GDP的評價問題，可以在教師的幫助下，由學生自己查閱相關文獻，搜集資料，制作成PPT，來講授相關內容。在學生講述之后，教師進行總結和點評，最后要求學生提交學習心得。
采用自學輔導教學的關鍵是將課堂大部分的時間交給學生，教師只需巡視課堂，不打斷學生的思維，只對有問題的學生進行個別輔導并發現共性的問題。小結時，做到有的放矢，糾錯解疑，規范學生做題，梳理知識使之系統化。
（三）專題討論教學
專題討論教學是通過專題討論的方式實現對學生知識的傳授和思維能力鍛煉的一種教學模式。專題討論教學有助于培養學生自主獲取知識的能力，能夠挖掘學科魅力，調動學生的學習興趣和積極性，并能激活學生的思維，增強綜合知識的能力。
對于一些學生相對熟悉的、比較感興趣的內容，專題討論教學法可以達到好的教學效果。專題討論教學的具體做法是：首先將學生分成若干個小組，教師設計好多個專題，讓每個小組選擇感興趣的專題，由小組成員共同完成。然后給學生1～2周的時間收集資料，并利用本章學習的知識進行分析討論。接下來將每個小組討論的結果用PPT的形式展示，派1～2代表做演講。同時，課堂隨機抽取幾位同學做評委，對每個小組的表現點評打分。最后由老師做總結發言，分析討論的結果，并對該專題進行更深入的陳述。同時要求每個小組根據課堂討論對專題報告進行修改，每個組員提交1份個人研究報告，小組提交1份總報告。例如，在講失業與通貨膨脹理論時，可以先讓學生收集這方面的資料，在課堂討論當前我國通貨膨脹產生的原因，以及通貨膨脹對我國勞動者、企業主等階層的影響。在講消費理論時，要求學生查閱中國儲蓄資料，分析中國老百姓為什么喜歡儲蓄？在講宏觀經濟政策分析時，要求學生查閱資料，以我國上世紀90年代至今為時代背景，討論政策組合的實際應用情況等。
采用專題討論教學的關鍵是教師應該精選專題，控制好學生陳述的時間，把握課堂節奏，帶動氣氛才能收到較好的效果。
三、自主學習教學中注意的問題
自主學習教學方法優勢明顯，體現了以學生為本、師生平等的教育理念，有助于培養學生的學習獨立性和非智力因素的發展。但也有其局限性，比如，教學難度增大、教學結構松散、教師的指導地位難以保證等等。筆者認為，要揚長避短，在宏觀經濟學自主學習教學安排中應考慮以下幾個方面。
（一）保證足夠的授課學時
自主學習教學不否定理論講授的作用，宏觀經濟學課程的難度和復雜性，使得宏觀經濟學的本科教學應當以理論講授為主。目前，國內大部分高校《宏觀經濟學》本科課程的授課時數約51學時，這只能保證講授最基本的宏觀經濟學理論。為順利實施教學范式改革，運用自主學習教學方式，發揮學生的主體作用，調動學生的積極性，拓展教學內容，必須在原有授課學時的基礎上至少增加16課時，即每學期至少達到68學時。
（二）培養學生數據收集和處理能力
實證分析是宏觀經濟學最重要的分析方法，要想做好實證分析，學生必須具備收集和處理數據的基本能力，這也是宏觀經濟學教學范式改革順利實施的保證。因此，在宏觀經濟學教學中，教師應當指導學生利用國家統計局、中國人民銀行統計數據庫等公共資源收集數據，并傳授一些基本的處理原始數據的方法等。例如，在講“國民收入核算”、“失業與通貨膨脹”時，可以指導學生利用國家統計局數據庫，搜集中國名義GDP、GDP平減指數、GDP增長率、失業率、CPI、PPI等數據，讓學生對中國經濟的運行有總體的認識。在講“宏觀經濟政策分析”、“宏觀經濟政策實踐”時，其中涉及貨幣政策問題時，則可以指導學生利用中國人民銀行統計數據庫，搜集中國歷年貨幣供應量的相關數據，讓學生大體了解中國貨幣政策的執行情況。
（三）建立科學的學生考核機制
實施教學范式改革，應當糾正以考試成績衡量學生優劣的唯一標準的偏差，擴大評價的內涵和范圍，形成性評價和終結性評價并重。因此，《宏觀經濟學》課程科學考核的標準應是多重的，豐富學生平時成績的考核方式。在考核中應注重學生在日常學習過程中的表現，如課堂研討與辯論的表現、自主查文獻講課的表現、課程作業的表現等。著重評價學生掌握方法和能力的程度，考察學生團隊合作能力。
（四）加強教學團隊建設
實施宏觀經濟學教學范式改革，其教學難度超出一般意義上的教學方式，增大教師的工作量，對教師本身提出了更高要求。教師既要精心設計、策劃，提供相關的學習資料，又要對學生的學習內容、分析方法、觀點建議及時給予指導，由課堂任課教師一人獨自難以承擔。因此，《宏觀經濟學》教學范式改革，應加強教學團隊建設，在具體實施過程中，由任課教師負責課堂講授，每一章的自主學習教學改革方案的實施由課程教學團隊的每一位主講教師分別負責，充分利用不同教師的興趣愛好、專業特長、專業背景等以便達到更好的效果。
參考文獻：
[1]徐懷禮.淺析宏觀經濟學教學中課題研究式教學的運用[J].課程教育研究，2012，（24）.
[2]成新華.宏觀經濟學教學中研究性教學的探討[J].大學教育科學，2008，（05）.
[3]伍穎.《宏觀經濟學》實踐教學環節設計初探——基于應用型本科院校學生的思考[J].成功（教育），2012，（02）.
[4]百度文庫.自主學習教學方法評述[EB/OL].（2011-12-29）.http//wenku.baidu.com.
