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宏觀經(jīng)濟因素

時間:2023-10-12 09:45:40

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宏觀經(jīng)濟因素

第1篇

關(guān)鍵詞:匯率制度;多元排序logit模型;匯制選擇;人民幣

中圖分類號:F015 文獻標識碼:A 文章編號:1001-828X(2013)11-00-01

一、對于匯率制度選擇的研究綜述

匯率制度的選擇是全球宏觀經(jīng)濟里一個具有循環(huán)性熱度的問題,對它的研究由來已久。直到今天,對于匯率制度的最佳選擇、決定因素、匯率制度的可持續(xù)與否都沒有達成一致的意見,主要原因是在實證研究中缺乏對一個具體模型的一致認同,以及不同的研究采取橫截面或時間序列樣本的多樣性。

匯率制度選擇的實證研究始于19世紀70年代后期,早期的研究主要基于最優(yōu)貨幣區(qū)理論選取可能的決定因素,隨后的研究考慮加入能反映不同經(jīng)濟沖擊或穩(wěn)定化策略的變量,甚至把體制和政治變量作為可決變量進行研究。近些年的研究更是采取了包含范圍廣泛的決定因素的綜合性方法1,這篇文章里我們所做的探討也正是基于此種方法。

二、決定匯率制度選擇的變量選取

同多數(shù)的研究一樣2,我們根據(jù)最佳貨幣區(qū)域理論選擇了衡量貿(mào)易開放性、經(jīng)濟發(fā)達程度的經(jīng)濟變量,變量相應為貿(mào)易占GDP的比重、人均GDP。另外,選取GDP的增長率,衡量資本流動性的FDI以及通貨膨脹率和外匯儲備這兩個宏觀經(jīng)濟變量。結(jié)合IsamuKato(2007)把貨幣區(qū)域、地理區(qū)域作為匯制選擇影響因素的研究顯示,GDP作為匯率制度選擇的決定因素,在所有貨幣區(qū)域樣本中都一致顯著,通脹率這一決定因素在1985年之后的數(shù)據(jù)樣本中顯著;貿(mào)易開放性、資本流動性等也被作為決定因素進行了比較,也是重要決定因素。

以上是解釋變量選取的理論依據(jù),區(qū)別于以往的研究,本文側(cè)重點在于考察一個國家在匯率制度選擇時所受整體經(jīng)濟運行、及自身開放性等特質(zhì)的影響。

三、數(shù)據(jù)來源

自變量樣本數(shù)據(jù)選取主要來源于World Bank公布的各國每年經(jīng)濟運行數(shù)據(jù)。

因變量的數(shù)據(jù)選取,參考IMF2009-2011年公布的《Annual Report on Exchange Arrangements and Exchange Restrictions》。實證采用事實分類法而不是法定分類法的數(shù)據(jù),主要是為了探究這些解釋變量對各國實際的匯率制度安排的影響,Agnieszka Markiewicz(2006)關(guān)于轉(zhuǎn)軌經(jīng)濟中匯率制度選擇的決定因素所作的研究也指出,考慮到經(jīng)濟運行情況時,事實分類法能更好地描述運用的匯率策略。

四、模型簡介及數(shù)據(jù)處理

匯率制度的分類本身表現(xiàn)出從固定到浮動的有序排列,殘差的分布經(jīng)統(tǒng)計分析與邏輯分布擬合性較好,因此實證選取多元離散排序logit模型。

依據(jù)IMF的實際分類并基于研究的普適性意義,把事實分類法的十種分類重新歸為三類4,簡記為固定匯制、中間匯制和浮動匯制。結(jié)合IMF近三年的年度報告里的細致分類(2010年有些許調(diào)整,減少為九種),我們將分類中前兩類較為固定的安排歸為固定匯制,在實際建模中作為因變量(REG),記作1;同樣的,后兩類較為浮動的歸為浮動匯制,記作3;把中間的分類統(tǒng)一歸為中間匯制,記作2。

模型簡記為:

其中, DGDP為GDP的增長率、INF為通貨膨脹率、TRA為貿(mào)易占GDP的比重、PGDP為人均GDP、RES和FDI分別為外匯儲備和對外直接投資,運用Eviews對317個數(shù)據(jù)樣本進行非平衡面板處理,得到如下表1的估計結(jié)果:

(2)符號***、**、*分別表示參數(shù)的估計值在1%、5%與10%的顯著性水平下顯著。

表1離散排序logit模型輸出結(jié)果

模型各自變量顯著性檢驗結(jié)果良好,F(xiàn)DI統(tǒng)計量的p值未通過,但是其本身的系數(shù)過小,可以選擇忽略。并且我們首要關(guān)心的并不是各個自變量系數(shù)的大小,系數(shù)的大小可以用來衡量自變量變化對匯率在三種制度之間選擇的影響程度,而探究自變量與匯率制度選擇之間的相關(guān)性,主要關(guān)注系數(shù)本身的正負性。

依據(jù)高鐵梅5關(guān)于離散選擇模型的著作,可以看出,GDP的增長率、通貨膨脹率、人均GDP以及對外直接投資(FDI)與匯制安排的靈活性呈正相關(guān);外匯儲備和貿(mào)易占GDP比重與匯制安排的靈活性呈負相關(guān)。

簡單分析,通貨膨脹率相對較高的國家,如果采取固定匯率制度,為了保持其競爭力需不斷調(diào)整固定匯率,不如采用爬行釘住等一些中間匯率制度;貿(mào)易開放程度越高的國家越傾向于選擇固定匯制,可以減少由于外部沖擊所帶來的不利影響,保證本國進出口商的資本穩(wěn)定性等;而金融開放性程度越高的國家越傾向于選擇靈活的匯率制度,可以確保其貨幣政策的獨立性,從而實施穩(wěn)定性政策3;人均GDP和GDP增長率則反映出大部分經(jīng)濟實力較強發(fā)展前景較好的國家傾向于選擇靈活匯制,以減少通過匯率傳導的外部沖擊等;同樣的,外匯儲備較充裕的國家,有能力應對這些外部沖擊,并且自身穩(wěn)定性需要,可能更傾向于選擇相對固定的匯率制度。

五、結(jié)論及對人民幣匯率制度選擇的理論支持

通常來講,一個國家的GDP增長率、人均GDP、通貨膨脹率以及對外直接投資,與其做出相對較靈活的匯制安排的傾向呈正相關(guān);而較充裕的外匯儲備和較高的貿(mào)易開放性則會使一個國家傾向于做出相對較固定的匯制安排。本文的獨特之處在于,我們從國家的整體經(jīng)濟運行、及自身開放性等特質(zhì)這方面去探討其對匯率制度選擇的影響,并且從對近幾年的數(shù)據(jù)分析得出了與大多數(shù)學者基本一致的結(jié)論。

一些國內(nèi)學者對人民幣匯改問題做過探討,但是現(xiàn)階段要推行獨立浮動匯率制度卻不現(xiàn)實,我國當前的匯率制度是適合國情的,不存在某些國家所說的操縱匯率情況。我國的人均GDP處在不容樂觀的中等水平,作為一個發(fā)展中國家,我們的金融體制也還不夠完善,資本流動性不強,對外直接投資沒有想象中的高。雖然通貨膨脹現(xiàn)象一直存在,國家采取穩(wěn)健的貨幣政策,使通貨膨脹率在可控范圍內(nèi),并不算太高。再考慮上我國充實的外匯儲備以及貿(mào)易開放性的提升,綜合上述國情,以模型所得結(jié)論來看,中國現(xiàn)階段類爬行釘住匯制安排是符合國情、有利于經(jīng)濟穩(wěn)定與發(fā)展的。

參考文獻:

[1]Grace John and Paolo Mauro(2002),Long-Run Determinants of Exchange Rate Regimes: A Simple Sensitivity Analysis,IMF Working Paper No. 02/104

[2]Ahmet At1l As1c1, Exchange rate regime choice and currency crises[J]. Economic Systems, 2011, 35, P419-436.

[3]Shu Lin, Haichun Ye: The role of financial development in exchange rate regime choices [J]. Journal of International Money and Finance, 2011, 30, P641-659.

第2篇

關(guān)鍵詞:國際黃金價格;自回歸模型;美元指數(shù);嶺回歸

中圖分類號:F0 文獻標志碼:A 文章編號:1673-291X(2013)07-0011-03

引言

回顧歷史,黃金作為與現(xiàn)代信用貨幣對立的貨幣形態(tài),其美元價格的漲落很大程度上體現(xiàn)了美元國際地位相對強弱??v觀國際金價長期變遷的歷史,可將之大致劃分為四個階段,即1970 年以前的穩(wěn)定期、20 世紀70 年代的快速上升期、20世紀80年代至2001年的穩(wěn)定緩慢下降期、2002 年以來的再次快速上漲期(見圖1)。國外研究表明,金價與多數(shù)金融資產(chǎn)價格負相關(guān)。史密斯(2004)研究顯示,金價與主要工業(yè)國家的股指負相關(guān);卡派、米爾斯、伍德(2005)研究顯示,金價與主要貨幣匯率之間反向變動;萊文(2004)等發(fā)現(xiàn)金價與美國CPI存在長期穩(wěn)定的正相關(guān)。國內(nèi)學者有楊葉(2007)、宋蕊、劉月來(2008)認為金價和油價存在正向關(guān)系的主要原因是兩者都受美元匯率、通貨膨脹和國際重大事件等因素影響;張瑩、胥莉、陳宏民(2007)對金價和石油價格之間的關(guān)系進行格蘭杰檢驗,得出兩者同向變動,并由石油價格向金價單向傳導。以往文獻研究主要側(cè)重各種因素的影響分析,本文在此基礎上考察逐步回歸和嶺回歸方法處理多重共線性問題。

一、國際主要宏觀經(jīng)濟因素與國際黃金價格的關(guān)系分析

1.道瓊斯工業(yè)指數(shù)(DQS)。當證券市場繁榮時,黃金投資與之相比有明顯的不足。當股市泡沫破滅、虛擬經(jīng)濟走弱時,大量閑散資金和原來證券市場中的資金就極有可能轉(zhuǎn)向黃金等實物投資。因此兩者呈反向關(guān)系,但是這種反向關(guān)系也只應該在主要股票市場中得到反映,比如DQS。

2.美元貨幣發(fā)行量(M2)。美國總是在維護美元國際地位、穩(wěn)定購買力與超發(fā)美元占用世界資源之間搖擺。次貸危機以后,美聯(lián)儲進行了兩輪QE,向市場總計放出1.6萬億美元的資產(chǎn),貨幣供應量的增加超過經(jīng)濟基本面的承受能力。美元流動性過剩導致金價也加速上漲。

3.國際原油的價格(OP)。石油是重要的戰(zhàn)略和經(jīng)濟資源,是衡量世界經(jīng)濟發(fā)展的指標。石油價格過高往往會引發(fā)通貨膨脹。投資者就會買入黃金進行保值,從而使得金價上漲。此外,石油價格波動也會影響美國經(jīng)濟乃至世界經(jīng)濟,從而引發(fā)美元的漲跌,反過來對金價產(chǎn)生影響。

二、黃金價格模型的實證分析

(一)自回歸模型

數(shù)據(jù)的選取與處理。黃金期貨周末收盤價為被解釋變量,其滯后值為解釋變量,采用 COMEX黃金期貨價格,記為GP。時間選取2007年3月22日至2011年10月28日。根據(jù)ADF統(tǒng)計量可以判斷序列是非平穩(wěn)的,t值為0.05,p值為0.96。將GP序列取一階差分,得到序列DGP。根據(jù)ADF統(tǒng)計量,序列DGP平穩(wěn),t值為-14.72,p值為0.00,且DGP是白噪聲序列,其內(nèi)部信息已被完全提取。對GP序列的分析,在自回歸模型意義下已經(jīng)結(jié)束。

(二)建立多元回歸模型

1.國際各種宏觀經(jīng)濟因素對國際金價影響的模型構(gòu)建。

變量選擇及多重共線性檢驗。黃金期貨每周末的收盤價格作為被解釋變量,記為GP;解釋變量分別為DQS、美元指數(shù)(USI)、M2、CPI、OP。各變量都采用月度數(shù)據(jù),時間為2007年3月至2011年9月。根據(jù)經(jīng)濟理論分析,共選擇5個解釋變量。但是模型包含過多解釋變量易產(chǎn)生多重共線性。利用SPSS統(tǒng)計軟件的特征值檢驗可得如下結(jié)果:

由表1的方差比來看,第4個特征根既能解釋DQS的51%,也能解釋CPI的39%。第6個特征根既能解釋USI的90%,也可解釋DQS的38%,并從條件指數(shù)來看,變量間確實存在多重共線性。

2.逐步回歸方法。采用逐步回歸法建立模型得:GP=

-3017.524+0.412M2+0.062DQS+21.857CPI (1)

3.嶺回歸法。在SPSS統(tǒng)計軟件Syntax語法窗口輸入相應命令后,從結(jié)果可以看出,自變量X4嶺回歸系數(shù)比較穩(wěn)定且絕對值很小,應該刪除。我們再用y與其余4個自變量做嶺回歸。把嶺參數(shù)步長改為0.01,范圍減小到0.4,得圖2,發(fā)現(xiàn)當嶺參數(shù)k在0.10~0.15之間時,嶺回歸系數(shù)已經(jīng)基本穩(wěn)定,再參照復決定系數(shù)R2,當k=0.11時,R2=0.9057仍然很大,因此可以選擇嶺參數(shù)k=0.11。重新做嶺回歸,得到如下結(jié)果:

未標準化嶺回歸方程:GP=-2076.64+0.049DQS-3.69USI+

0.34M2+1.71OP (2)

標準化嶺回歸方程:GP=0.3443DQS-0.063USI+0.846M2+

0.127OP

三、計量結(jié)果分析

通過對比模型(1)和模型(2)有如下結(jié)果:運用不同回歸方法,得到的解釋變量會有所不同。逐步回歸模型中,CPI、DQS、M2對模型有顯著影響。而嶺回歸模型中,DQS、USI、M2、OP對模型有顯著影響。可見,多重共線性問題,會對模型產(chǎn)生結(jié)構(gòu)性變化。而且在逐步回歸的模型中,模型沒有考慮美元指數(shù)的影響;而在嶺回歸模型中,體現(xiàn)了美元指數(shù)的影響,且系數(shù)為負。結(jié)合實體經(jīng)濟各變量的聯(lián)系來看,由于美元指數(shù)下跌會顯示出美元疲軟,以美元計價的資產(chǎn)價格會大幅上升。因此,當美元指數(shù)下降時,很可能會帶動國際金價的上升,所以美元指數(shù)前系數(shù)為負可能更加符合實際情況,即采用嶺回歸模型更符合實際情況。而且在嶺回歸方法中,還包括了石油價格這一重要因素。從美國實體經(jīng)濟的發(fā)展來看,每次石油價格的變化都會引起一定程度的通貨膨脹,投資者會尋求避險工具,來減小通貨膨脹帶來的影響,而黃金是投資者通常的選擇。因此,嶺回歸模型更加符合實際經(jīng)濟狀況。

綜上所述,在本文中,在逐步回歸和嶺回歸兩者相比較時,我們傾向于選擇更加符合實際經(jīng)濟現(xiàn)象的嶺回歸結(jié)果作為最終的模型。采用標準化嶺回歸方程來具體分析,當在其他解釋變量不變的情況下影響最顯著的變量是M2,M2每增加1%,會使國際金價增加0.846%。

參考文獻:

[1] 劉曙光,胡再勇.黃金價格的長期決定因素穩(wěn)定性分析[J].世界經(jīng)濟研究,2008,(2).

[2] 張瑩,胥莉.石油與黃金產(chǎn)業(yè)價格聯(lián)動關(guān)系研究[J].財經(jīng)問題研究,2007,(7).

[3] 蔣立群.黃金價格波動的決定因素探討[J].時代經(jīng)貿(mào),2007,(12):117-119.

[4] 周華林.黃金價格影響因素的實證分析[J].重慶交通大學學報:社科版,2008,(6):42-46.

[5] 溫博慧,陳杰.國內(nèi)外黃金價格互動關(guān)系的分階段實證研究——以中國上海和英國倫敦黃金市場為例[J].華北金融,2008,(11):10-13.

[6] 范思琦,孫黎,白巖.影響黃金價格因素及應對策略[J].黃金,2006,(12):8-11.

[7] Graham Smith,The Price of Gold and Stock Price Indices for the United States (EB/OL).http://.au/pdf/gold_

第3篇

關(guān)鍵詞:資產(chǎn)負債率;銀行實際貸款利率;經(jīng)濟增長率;通貨膨脹率

中圖分類號:F2

文獻標識碼:A

doi:10.19311/ki.1672-3198.2016.29.005

1 問題的提出

相對于從微觀角度分析對上市公司的影響的研究,各國從宏觀經(jīng)濟角度考慮影響上市資本結(jié)構(gòu)研究的理論出現(xiàn)的比較晚。直到從20世紀80年代開始,國內(nèi)外學者才重視到宏觀經(jīng)濟條件下的經(jīng)濟發(fā)展狀況等因素對企業(yè)資本結(jié)構(gòu)的影響,并發(fā)現(xiàn)以下幾點:(1)在通貨膨脹的情況下會使企業(yè)的負債增多。一方面,通貨膨脹使物價上漲,貨幣貶值,實際的真實負債成本減少;而另一方面,通貨膨脹率降低,公司的債券收益高于股票收益,對債券需求上升。(2)銀行實際貸款利率變動對上市公司融資的選擇具有重大影響?;赑robit模型的實證研究表明,有時利率期限這種結(jié)構(gòu)也會影響公司的資本的。經(jīng)濟周期波動的情況體現(xiàn)在GDP增長率的波動,當經(jīng)濟增長速度較快時,上市公司預期會有較好的盈利,從而融資時偏向于債券,使得企業(yè)財務杠桿作用得到充分發(fā)揮。經(jīng)過江蘇省的上市公司與湖南民營上市公司的比較和財務杠桿效應的分析發(fā)現(xiàn),湖南民營上市公司存在很多不合理的地方,最顯著的問題是湖南民營上市公司的負債水平普遍偏低。當利潤率大于利率時,說明湖南民營上市公司的財務杠桿正面效應在融資過程中充分的發(fā)揮了作用,但從下表的實際情況看,大多數(shù)企業(yè)在利潤率高于利率時,實際的負債水平并沒有提高。說明湖南民營上市公司對財務杠桿效應的利用還不充分,負債水平需要提高。

2 相關(guān)研究成果

經(jīng)過探討發(fā)現(xiàn)利率和GDP的增長都會導致杠桿效應的降低。通貨膨脹與杠桿效應呈同向變化正相關(guān)。而且發(fā)達國家與發(fā)展中國家對杠桿效應的使用還存在明顯差異,新起的市場國家對杠桿比率的利用對于發(fā)達國家來說也還有很大的上升空間Cook和Tang(2010)以1977年至2006年以美國公司為研究對象,采用兩類二階段局部動態(tài)調(diào)整模型進行實證分析得出GDP增長率、期限利差和信貸利差等宏觀經(jīng)濟狀況都影響著公司資本結(jié)構(gòu)的調(diào)整,公司資本結(jié)構(gòu)的調(diào)整速度符合Hackbarth,MM(2006)建立的理論模型,處于良好宏觀經(jīng)濟環(huán)境中的公司向目標結(jié)構(gòu)調(diào)整的速度比處于惡劣宏觀經(jīng)濟環(huán)境中的公司要快。Chen(2010)認為不同商業(yè)周期中的預期增長率、經(jīng)濟不確定性和風險性是如何影響公司融資決定的,回歸結(jié)果表明宏觀經(jīng)濟條件是影響公司融資的重要因素之一。

3 研究方法

3.1 問題的提出和假設

根據(jù)相關(guān)文獻和各研究者的研究成果,我們可以明顯的看出湖南民營上市公司存在很多問題,其中最明顯的就是負債水平的明顯偏低,在宏觀經(jīng)濟條件下為了研究影響負債水平高低的因素是什么,本文假設影響負債水平高低的因素主要有:銀行實際貸款利率、經(jīng)濟增長率、通貨膨脹率、股票交易總額增長率、利率這些因素。但是在實證研究中,根據(jù)研究過的資本組成結(jié)構(gòu)中,大多數(shù)研究者的數(shù)據(jù)是采用的橫截面數(shù)據(jù),在社會經(jīng)濟發(fā)展不穩(wěn)定的情況下,這些數(shù)據(jù)也會受到經(jīng)濟的影響而上下波動。為了解決減少由于這些因素的變動而帶來的影響,本文采用SPSS的T檢驗的方法,采用控制變量的方法剔除變量的影響,使得變量影響最小化,使數(shù)據(jù)更真實可靠。根據(jù)數(shù)據(jù)的顯著性的影響來分析相關(guān)性,而且數(shù)據(jù)采用了連續(xù)五年,也剔除了年份的偶然性。采用T統(tǒng)計檢驗和線性相關(guān)性,假設資產(chǎn)負債率與的T檢驗是相關(guān)的。用負債/總資產(chǎn)比率表示公司的資本結(jié)構(gòu)資產(chǎn)負債率,變動指標包括:實際貸款利率、經(jīng)濟增長率、通貨膨脹率和利率的變動。T檢驗的相關(guān)性分析的置信度為95%,若顯著性值P小于α=0.05,則假設成立,反之則假設不成立。

3.2 被選擇變量的來源

本文中選取的42家作為樣本湖南民營上市公司,選取時間為2011年到2015年。現(xiàn)在大部分公司的財務杠桿系數(shù)都是由研究者從公司的賬面價值入手進行驗算得到,但是由于市場經(jīng)濟的變動,企業(yè)的賬面和實際價值經(jīng)常存在差異,不能真實的反映企業(yè)的現(xiàn)狀。本文聯(lián)系了宏觀經(jīng)濟條件下來確定資產(chǎn)負債率影響主要有哪幾個方面,以使得實證結(jié)果更加合理。在選擇被解釋變量的方面,本文從對資產(chǎn)負債率的影響大小選取了實際貸款利率、經(jīng)濟增長率、利率、通貨膨脹率和股票交易總額增長率這幾個數(shù)據(jù):

實際貸款利率=商業(yè)銀行3到5年期貸款利率-當年通貨膨脹率

通貨膨脹率=(現(xiàn)期物價水平―基期物價水平)/基期物價水平

經(jīng)濟增長率=(人均GDP-前年人均GDP)/前年人均GDP

股票市場年交易總額增長率=(股票市場年交易總額-前年股票市場年交易總額)/前年股票市場年交易總額

3.3 數(shù)據(jù)模型的建立

模型具體形式如下:

TDRnt=C0+LRt+CPIt+GDPt+TORt

其中t=1,2,…72;t=2011,2012,…2015。TDRt表示了第n個企業(yè)在第t年的資產(chǎn)-負債比。C0為截距項,CPI表示了第t年的通貨膨脹率(按物價實際通脹計算),Rt表示第t年的實際貸款利率(由名義貸款利率減去當年通貨膨脹率計算而得),LRt表示t-1年較t-2年的實際增長率(計算方法同R3t-1),GDPt表示第t年實際的GDP增長率(直接來自于《中國統(tǒng)計年鑒》)。LR、CPI、GDP、TOR均為宏觀經(jīng)濟變量,因此只隨時間變化而變化。

本文選定了42家湖南已經(jīng)上市的民營公司作為樣本單位,數(shù)據(jù)如表2。

3.4 檢驗結(jié)果

本文在接下來的分析中采用T檢驗方法檢驗經(jīng)濟增長、利率、分析通貨膨脹和銀行實際貸款利率對資本結(jié)構(gòu)的影響。在T檢驗方法中,將各觀測點所對應的通貨膨脹率和經(jīng)濟增長率用置信度的大小做出顯著性表格來確定誰的影響最大。從表中得出在不同的資產(chǎn)負債率水平下,假設通貨膨脹率、股票交易總額和銀行貸款利率對資產(chǎn)負債率有影響。在下表中,顯著性都是小于α=0.05有利率和通貨膨脹。所以,暫拒絕原假設,即通貨膨脹和利率對湖南民營上市公司資本結(jié)構(gòu)沒有顯著影響,而銀行貸款利率在對經(jīng)濟增長率的T檢驗結(jié)果中,假設經(jīng)濟增長率對資產(chǎn)負債率有影響,表中表示經(jīng)濟增長率的顯著性均大于α=0.05,即暫不拒絕原假設,經(jīng)濟對資本結(jié)構(gòu)有影響。

3.5 結(jié)果分析

企業(yè)的整體經(jīng)營業(yè)績大致與宏觀經(jīng)濟的增長呈同向變化,同時企業(yè)想要進一步發(fā)展也離不開宏觀經(jīng)濟的增長。而且財務杠桿效應也要求,流動資金中流動負債占大多數(shù),而長期資金中則是所有者權(quán)益和長期負債。從湖南民營上市公司資產(chǎn)負債表的結(jié)構(gòu)看,在已有資料的湖南民營上市公司中,公司的流動以負債為主,達到了總資產(chǎn)的38.7%,而長期負債的比例很低,僅占總資產(chǎn)的9.7%,所以要想增加企業(yè)的流動負債就必然伴隨著經(jīng)濟的增長,使得企業(yè)提高負債水平。

根據(jù)比率分析可以得到所研究的42家企業(yè)的近五年(2011年―2015年)的企業(yè)發(fā)展狀況,首先看股票市場對于資本結(jié)構(gòu)的影響。股票市場得總額無論是增多或是減少,所有GDP增長率的系數(shù)都顯著為正的公司都利用了杠桿效應,說明了股票市場會與公司債務水平呈現(xiàn)順周期,公司負債率的下降(上升)也會受到經(jīng)濟的下行(上行)的影響。

由表中數(shù)據(jù)可以看出資產(chǎn)負債率總體來說是下降的,說明企業(yè)的融資能力下降,而且經(jīng)濟的增長率也下降的,進一步說明了經(jīng)濟的上行或下行會造成資產(chǎn)負債率的上升或下降。實際貸款利率與通貨膨脹成反比,由于貸款利率會影響企業(yè)貸款,所以資產(chǎn)負債率基本與實際貸款利率呈同向變化。利率與股票交易總額也是反向關(guān)系利率越高則股票交易總額增長得越慢,說明投資受到收入影響.

4 總結(jié)及建議

通過本文的分析可以得出以下結(jié)論:在已有的宏觀經(jīng)濟條件下,影響湖南民營上市公司的資本結(jié)構(gòu)的最大因素是經(jīng)濟的增長,而銀行貸款利率對資本結(jié)構(gòu)的影響是次要的。雖然股票市場交易總額的大小不影響資本結(jié)構(gòu),但活躍程度會影響企業(yè)的資本結(jié)構(gòu):使湖南民營上市公司可以利用活躍的股票市場獲得更多的股票融資。民營上市公司從融資往往是更傾向于股權(quán)融資,其次是內(nèi)部融資,最后才是債務融資。并且在債務融資的次序中主要是銀行貸款、企業(yè)債券。而且公司的資本結(jié)構(gòu)更是受股票市場的直接影響,說明我國湖南民營上市公司在確定負債一權(quán)益融資的情況下會優(yōu)先選擇股權(quán)融資。因此在宏觀經(jīng)濟條件下,湖南民營上市公司想要優(yōu)化資本結(jié)構(gòu)主要從下幾個方面入手:一是增加長期借款,減少股權(quán)融資,充分發(fā)揮財務杠桿效。二是提高留存收益比率,增加資本內(nèi)部積累,從而擴大企業(yè)規(guī)模。三是加大公司的債務融資中債券融資,但是目前我國的債券市場還沒有取得很大的發(fā)展,所以不能充分利用債券籌資的避稅功能。因此,企業(yè)應該意識到選擇恰當?shù)馁Y本結(jié)構(gòu)的必然性,并且適當?shù)恼{(diào)整企業(yè)的資本結(jié)構(gòu);而且從宏觀經(jīng)濟條件下的環(huán)境講,應該把上市公司負債融資的渠道拓寬,特別是對于長期負債的融資信息更完善和及時發(fā)展、完善債券市場的信用。

參考文獻

[1]張婭.信貸政策影響企業(yè)資本結(jié)構(gòu)機理及實證研究[D].長沙:湖南大學,2014.

[2]姚瓊.宏觀經(jīng)濟環(huán)境下對農(nóng)業(yè)上市公司資本結(jié)構(gòu)的影響[J].經(jīng)濟問題探索,2004,(6):102-106.

[3]蘇錫寶.宏觀經(jīng)濟因素影響上市公司資本結(jié)構(gòu)的實證研究[J].金融經(jīng)濟,2011,(22):69-71.

[4]宮興國,于金鳳.股權(quán)融資與企業(yè)研發(fā)效率相關(guān)性研究―以創(chuàng)業(yè)板上市公司為例[J].會計之友,2015,(24):18-20.

第4篇

關(guān)鍵詞:宏觀經(jīng)濟波動;投資;消費;出口;SVAR模型

中圖分類號:F0641文獻標識碼:A文章編號:2095-3283(2016)11-0083-05

[作者簡介]邢國繁(1963-),男,朝鮮族,吉林省吉林人,教師,經(jīng)濟學博士,研究方向:國際貿(mào)易;王爽(1979-),女,蒙古族,遼寧朝陽人,教師,經(jīng)濟學博士,研究方向:文化貿(mào)易,宏觀經(jīng)濟學;王濤(1980-),男,安徽合肥人,副院長,研究方向:宏觀經(jīng)濟學,國際金融。

[基金項目]海南省哲學社會科學規(guī)劃課題(項目編號:HNSK(YB)16-52);三亞市哲學社會科學資助課題(項目編號:SYSK2016-22)。

一、變量選取、數(shù)據(jù)預處理與模型設定

(一)變量選取

本文以吉林省歷年國內(nèi)生產(chǎn)總值的變動代表吉林省宏觀經(jīng)濟的波動;鑒于數(shù)據(jù)的可得性,以全社會固定資產(chǎn)投資代表總投資需求;考慮到民間固定資產(chǎn)投資對宏觀經(jīng)濟發(fā)展的重要影響,將民間固定資產(chǎn)占全社會固定資產(chǎn)投資的比重也作為模型的一個重要影響因子;用社會消費品零售總額代表消費需求;用出口總額代表出口需求。因此,本文共選取5個變量,分別是:國內(nèi)生產(chǎn)總值(GDP)、全社會固定資產(chǎn)投資(SI)、民間固定資產(chǎn)投資占全社會固定資產(chǎn)投資的比重(MI)、社會消費品零售總額(SCP)和出口總額(EX)。

(二)數(shù)據(jù)預處理

本文采用的數(shù)據(jù)是1978―2014年吉林省年度數(shù)據(jù),數(shù)據(jù)主要來源于《吉林統(tǒng)計年鑒2015》。為了消除價格變動的影響,根據(jù)吉林省歷年國內(nèi)生產(chǎn)總值指數(shù)計算出實際GDP;采用固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)對全社會固定資產(chǎn)投資額進行換算,其中1992年之前的固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)缺失,以100進行補缺。采用居民消費價格指數(shù)對社會消費品零售總額、出口總額數(shù)據(jù)進行換算,消除價格因素的影響。為了降低序列中可能存在的自相關(guān)性和異方差性,對上述序列取自然對數(shù),分別記作LnGDP、LnSI、LnMI、LnSCP、LnEX。

(三)模型設定

SVAR模型是結(jié)構(gòu)向量自回歸模型的簡稱,是對向量自回歸模型的改進,這類模型采用多方程聯(lián)立的形式,在模型的每一個方程中用當期內(nèi)生變量對模型中全部內(nèi)生變量的滯后值進行回歸,從而估計全部內(nèi)生變量的動態(tài)關(guān)系。本文采用SVAR模型,揭示吉林省宏觀經(jīng)濟波動與投資、消費、出口之間的關(guān)系,一個含k個內(nèi)生變量的p階SVAR模型可寫成如下形式:

Byt=C+Α1yt-1+Α2yt-2+…+Αpyt-p+μt, t=1,2,…,T(1)

其中,y為經(jīng)濟變量向量,C為常數(shù)向量,B和A均為系數(shù)矩陣,且都為k×k方陣,B的主對角線的元素為1,下標t為時間變量,p為最大滯后階數(shù),T為樣本個數(shù),μ為結(jié)構(gòu)式?jīng)_擊,且μ~VMN(0,I)。

二、實證檢驗與分析

(一)平穩(wěn)性檢驗

SVAR模型要求時間序列數(shù)據(jù)是平穩(wěn)的,因此,需要對5個經(jīng)濟變量進行單位根檢驗以確定其平穩(wěn)性。本文利用ADF檢驗對序列LnGDP、LnSI、LnMI、LnSCP、LnEX進行平穩(wěn)性檢驗,檢驗結(jié)果如表1所示:

由表1可知,序列LnGDP、LnSI、LnMI、LnSCP、LnEX的ADF值均大于5%顯著性水平下的臨界值,且P值均大于005,因此,5個序列均是不平穩(wěn)的。在一階差分之后,序列LnGDP、LnSI、LnMI、LnSCP、LnEX的ADF值均小于5%顯著性水平下的臨界值,且P值均小于005,因此,5個時間序列均是平穩(wěn)的。從而可以將其帶入SVAR方程中進行模型估計與脈沖響應分析。

(二)滯后階數(shù)的選擇

SVAR模型的估計結(jié)果受到滯后階數(shù)選擇的影響,而滯后階數(shù)的選擇由其相對應的簡化式VAR模型決定,因此,首先需要構(gòu)建變量的簡化式VAR模型,對其進行滯后長度標準的檢驗,結(jié)果如表2所示:

從表2可知,LR、FPE、AIC標準均認定應選取滯后長度為3。

(三)模型穩(wěn)定性檢驗

模型的穩(wěn)定性是判斷經(jīng)濟理論與模型滯后階數(shù)選擇合理性的標準,同時也是脈沖響應函數(shù)分析的前提,圖1為AR特征根分布情況。

從圖1可知,被估計的模型所有根的倒數(shù)均小于1,即位于單位圓之內(nèi),則說明SVAR模型是穩(wěn)定的,可以用于脈沖響應函數(shù)分析。

(四)施加限制性約束

如果SVAR模型能得到唯一的估計參數(shù),則需要對結(jié)構(gòu)變量進行限制性約束,否則會出現(xiàn)模型不可識別的問題。k元SVAR模型需要對結(jié)構(gòu)式施加k(k-1)/2個約束條件才能識別出結(jié)構(gòu)式?jīng)_擊。而本文SVAR模型中包含5個內(nèi)生變量,因此,模型需要施加10個約束條件才能有效識別結(jié)構(gòu)式?jīng)_擊。

(五)脈沖響應函數(shù)分析

本文選取滯后長度為20期,圖中橫坐標表示沖擊發(fā)生后的時間間隔,縱坐標表示GDP對4個變量沖擊的反應程度。

1全社會固定資產(chǎn)投資、民間固定資產(chǎn)投資、消費、出口對GDP的20期脈沖沖擊(見圖2―5)

(1)從圖2可以看出,GDP受到全社會固定資產(chǎn)投資的一個沖擊后表現(xiàn)為上升―下降―上升的趨勢,第3期受到的沖擊最大,響應為0011。第8期至第15期GDP受到?jīng)_擊后反應為負,但負效應在第10期達到最大,也僅為0003,16期之后,又恢復為正效應。

(2)從圖3可以看出,GDP受到民間固定資產(chǎn)投資的一個沖擊后在前10期響應波動幅度比較明顯,表現(xiàn)為上下波動。第10期之后波動幅度非常小。第3期正效應最大,為0010,第6期負效應最大,為0006。

(3)從圖4可以看出,GDP受到消費的一個沖擊后表現(xiàn)為上升―下降―上升的趨勢,在20期內(nèi)波動幅度很小,第2期受到的沖擊最大,但響應僅為0004。

(4)從圖5可以看出,GDP受到出口的一個沖擊后在第6期響應達到最大,為0006,其余期幾乎沒有響應,幅度波動非常小。

2全社會固定資產(chǎn)投資、民間固定資產(chǎn)投資、消費、出口對GDP的20期累積脈沖沖擊(見圖6―9)

(1)從圖6可以看出,長期內(nèi),全社會固定資產(chǎn)投資是影響吉林省宏觀經(jīng)濟波動的重要因素,對經(jīng)濟影響的長期累積效應較大,第8期達到最大值0037,且全社會固定資產(chǎn)投資的增加對吉林省宏觀經(jīng)濟的增長具有明顯的正向效應,即具有較大地促進作用。全社會固定資產(chǎn)投資短期內(nèi)有助于吉林省經(jīng)濟增長,長期內(nèi)對經(jīng)濟影響的累積正效應較大,說明全社會固定資產(chǎn)投資對吉林省經(jīng)濟增長確實起到較大地的拉動作用。因此,吉林省應進一步地突出全社會固定資產(chǎn)投資對穩(wěn)增長、調(diào)結(jié)構(gòu)的關(guān)鍵作用,加大對三大產(chǎn)業(yè)的固定資產(chǎn)投資,特別是加大對新興戰(zhàn)略性產(chǎn)業(yè),如新能源汽車、航天信息產(chǎn)業(yè)等領(lǐng)域的投資以及對服務業(yè)的固定資產(chǎn)投資,建設本省的服務外包基地、開展制造業(yè)信息服務、云計算及智慧城市云共享服務等業(yè)務??傊?,吉林省仍處于典型的要素拉動階段,在產(chǎn)能與內(nèi)需錯位、出口能力有限的情況下,全省經(jīng)濟的持續(xù)穩(wěn)定增長依然要依靠投資拉動,因此,全省應保持投資增長的連續(xù)性,全社會固定資產(chǎn)投資更要保持適度規(guī)模增長。

(2)從圖7可以看出,長期內(nèi),民間固定資產(chǎn)投資對吉林省宏觀經(jīng)濟波動的影響小于全社會固定資產(chǎn)投資,這是因為民間固定資產(chǎn)投資是全社會固定資產(chǎn)投資的一部分,但其仍是吉林省宏觀經(jīng)濟波動的重要影響因素。第4期響應達到最大,為0017,且民間固定資產(chǎn)投資的增加對吉林省宏觀經(jīng)濟的增長具有明顯的正向效應,即具有一定程度的促進作用。而這與吉林省民間投資呈現(xiàn)出的增速快、占比大、結(jié)構(gòu)優(yōu)的特征相一致,近年來吉林省民間投資主要投向高技術(shù)制造業(yè)和技術(shù)改造業(yè)。因此,兩大投資熱點對經(jīng)濟的拉動作用較顯著。且從2006年開始,吉林省先后設立了產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新引導資金、服務業(yè)發(fā)展引導資金、科技創(chuàng)新、旅游發(fā)展等一批省級專項資金,引導民間投資進入重點領(lǐng)域,有力推動了全省民間投資的快速發(fā)展。從長期來看,民間固定資產(chǎn)投資確實拉動了吉林省經(jīng)濟的增長。

(3)從圖8可以看出,長期內(nèi),消費對吉林省宏觀經(jīng)濟波動的影響由正效應轉(zhuǎn)為負效應,第4期正效應達到最大,為0008,第12期負效應達到最大,為0004。從第9期開始,消費對吉林省經(jīng)濟增長由拉動作用開始轉(zhuǎn)變?yōu)樽璧K因素。究其原因,吉林省作為東北老工業(yè)基地,其主要是生產(chǎn)生產(chǎn)資料,而在生活消費品產(chǎn)業(yè)方面并不發(fā)達。因此,消費結(jié)構(gòu)與本省資源與生產(chǎn)制造能力結(jié)構(gòu)不符,存在錯位現(xiàn)象。在對生產(chǎn)資料消費低迷的情況下,吉林省資源不能得到充分利用,實際產(chǎn)量遠遠少于潛在的產(chǎn)量,生產(chǎn)能力就不會轉(zhuǎn)化為現(xiàn)實的經(jīng)濟增長;而當吉林省對生活消費品消費過熱時,本省資源與生產(chǎn)能力與消費需求存在錯位,不能滿足其內(nèi)在的消費需求,這種消費需求又超出了本省資源和生產(chǎn)能力的約束,則“欲速而不達”,表現(xiàn)為通貨膨脹式的經(jīng)濟增長,其實質(zhì)就是負增長,由此導致消費的增加對吉林省宏觀經(jīng)濟的增長起到一定的阻礙作用??傊?,吉林省龐大的產(chǎn)能沒有對接本省的消費需求,消費端的需求不能在本省得到較好的滿足,這在傳統(tǒng)意義上是產(chǎn)能過剩,而本質(zhì)上是市場形勢的變化帶來的產(chǎn)能與需求的錯位。因此,吉林省消費更多地是帶動省外經(jīng)濟的發(fā)展,長期看,對吉林省經(jīng)濟增長還起到反作用。

(4)從圖9可以看出,長期內(nèi),出口也會對吉林省宏觀經(jīng)濟造成沖擊,但是影響較小。第7期達到最大值0009,出口增加對吉林省宏觀經(jīng)濟的增長具有一定的正向效應,即促進作用。但沖擊效果較小的原因主要是吉林省出口總量過小,以至于難以對經(jīng)濟產(chǎn)生足夠的拉動作用。1978―2014年吉林省出口總額占GDP的比重均值為59%,因此,吉林省應重視發(fā)展外向型經(jīng)濟,在國家實施“一帶一路”戰(zhàn)略背景下,吉林省是向北開放的重要窗口,也是東北亞絲綢之路的源頭和起點,有多個城市沿邊近海,因此,吉林省要在國家“一帶一路”戰(zhàn)略布局中找到契合點;對外,打通向東出??冢瑢?nèi),向西拓展,構(gòu)筑開發(fā)開放的戰(zhàn)略新格局,進一步提升外向型經(jīng)濟的發(fā)展水平。

(六)方差分解

本文用于說明全社會固定資產(chǎn)投資、民間固定資產(chǎn)投資、消費、出口對吉林省宏觀經(jīng)濟波動的貢獻程度。具體方差分解結(jié)果如表3所示:

從表3可知,產(chǎn)出沖擊對吉林省宏觀經(jīng)濟波動的影響最大,其次是全社會固定資產(chǎn)沖擊和民間固定資產(chǎn)沖擊,二者是影響吉林省宏觀經(jīng)濟波動的重要因素,而消費沖擊和出口沖擊的影響較小。根據(jù)20期沖擊均值可知,產(chǎn)出沖擊解釋了728%的自身波動,全社會固定資產(chǎn)沖擊解釋了124%的產(chǎn)出波動,民間固定資產(chǎn)投資沖擊解釋了108%的產(chǎn)出波動,消費沖擊解釋了19%的產(chǎn)出波動,出口沖擊解釋了18%的產(chǎn)出波動。由此可知,投資仍是拉動吉林省經(jīng)濟增長的主要驅(qū)動力。以上方差分解的結(jié)果與脈沖響應函數(shù)分析所得的結(jié)論一致,互相印證。

三、對策建議

(一)保持投資增長的連續(xù)性。吉林省經(jīng)濟發(fā)展仍處于典型的要素拉動階段。在產(chǎn)能與內(nèi)需錯位、出口能力有限的情況下,全省經(jīng)濟的持續(xù)穩(wěn)定增長依然要依靠投資拉動。因此,全省應保持投資增長的連續(xù)性,全社會固定資產(chǎn)投資和民間固定資產(chǎn)投資更要保持適度規(guī)模增長,進一步優(yōu)化二者的投資結(jié)構(gòu),不僅要加大對基礎設施、社會民生、科技創(chuàng)新等領(lǐng)域的政府投資,更要引導民間投資投向戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)、現(xiàn)代服務業(yè)、重點制造業(yè)等新的領(lǐng)域,努力提高投資質(zhì)量與效益。

(二)加快供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革步伐,提高供給結(jié)構(gòu)對本省消費需求變化的適應性和靈活性。吉林省龐大的產(chǎn)能沒有對接本省的消費需求,消費端的需求不能在本省得到較好的滿足,這在傳統(tǒng)意義上是產(chǎn)能過剩,而本質(zhì)上是市場形勢的變化帶來的產(chǎn)能與需求的錯位,這也正是供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革的主要內(nèi)容,用改革的辦法推進結(jié)構(gòu)調(diào)整,矯正要素配置扭曲,擴大有效供給,提高供給結(jié)構(gòu)對需求變化的適應性和靈活性,提高全要素生產(chǎn)率,更好地滿足廣大人民群眾的需要,使消費拉動經(jīng)濟發(fā)展。

(三)擴大出口對經(jīng)濟的拉動作用。出口是影響吉林省宏觀經(jīng)濟波動的次要因素,雖然表現(xiàn)為正效應,但總體影響效果較小。為了進一步提升出口對吉林省經(jīng)濟的拉動作用,應該繼續(xù)堅定不移地實施“走出去”戰(zhàn)略,重點在裝備制造、農(nóng)林牧生產(chǎn)、食品加工和冶金建材等領(lǐng)域開展國際產(chǎn)能合作。大力發(fā)展服務貿(mào)易,推進服務外包和跨境電子商務。完善出口服務體系,提升出口產(chǎn)品附加值。

[參考文獻]

[1]趙留彥.供給、需求與中國宏觀經(jīng)濟波動[J].財貿(mào)經(jīng)濟,2008(3):59-65.

[2]任希麗,張兵,李可愛.中國經(jīng)濟波動的影響因素分析[J].西安交通大學學報(社會科學版),2013(2):9-14.

[3]袁吉偉.外部沖擊對中國經(jīng)濟波動的影響――基于BSVAR模型的實證研究[J].經(jīng)濟與管理研究,2013(11):27-34.

第5篇

2014年我國外貿(mào)進出口的主要特點如下:

1、由商品進出口貿(mào)易四個主要指標觀之

2014年商品進出口貿(mào)易額分為進出口各自貿(mào)易額與進出口總額、差額角度觀之,按美元計價,如下圖1-1換算為億元(人民幣,)[1]我國進出口總值43,030億美元即286,282億元人民幣,比2013年增長3.4%。[2]其中,2014年出口貿(mào)易額23,427億美元即155,861億元人民幣,比2013年22,100億美元增長6%;進口19603億美元即130,420億元人民幣,上升0.5%;貿(mào)易順差3824億美元即25,441.3億元人民幣,同比擴大47.27%。我國進出口、出口、進口貿(mào)易順差額分別增長3.4%、6%、0.5%和47.27%。[3]由此可見在四項類別中,中國對外貿(mào)易主要依賴于出口總額的增長,因而由出口增加6%,進而導致相對進口減少,所以貿(mào)易順差大致超過40%,相較之下進口總額只加了0.5%,說明2014年我國對外貿(mào)易政策以出口導向性型為主導。

2、由商品進出口貿(mào)易四個時間階段觀之

2014年四個季度觀之,2014年第1、2、3季度進出口值分別為9754.1億美元、10220.2億美元、10629.4億美元,同比分別增長13.5%、4.3%和6%。前三季度累計進出口總值3.06萬億美元,同比增長7.7%。其中出口1.61萬億美元,增長8%;進口1.45萬億美元,增長7.3%;貿(mào)易順差1694億美元,擴大14.4%。其中,7、8月份外貿(mào)增速分別為7.8%、7.1%,9月份回落至3.3%。前三季度,我國出口價格總體下跌0.6%,進口價格總體下跌1.8%。價格條件指數(shù)為1.01,表明我國對外貿(mào)易條件有所改善,對外貿(mào)易效益有所提升。[4]

二、固定匯率制國家宏觀經(jīng)濟政策對對外貿(mào)易層面

本處采用蒙代爾弗萊明模型,該模型相交于IS―LM模型考慮國際資本流動因素,如上圖AR直線為所代表的r0為世界利率平均水平,AR直線之上,代表本國利率高于r0,資金流入本國;AR直線之下,代表本國利率低于r0,資金流出本國,三線同時相交,表示經(jīng)濟達到均衡狀態(tài)。而政府發(fā)行貨幣量不變處于LM1時,單純采取財政政策,因此固定匯率制度下,財政政策比較有效。如下圖2-1固定匯率下財政政策的效果圖。財政政策可以通過控制利率,進而影響國際資金流動。

而政府發(fā)行貨幣量不變處于LM1時,單純采取財政政策,由上圖財政政策效果圖可得出以下可能情況

1、政府若采取擴張性的財政政策

政府投資增加,使IS1曲線向右移動IS2曲線,在貨幣政策不變即貨幣供給不變的前提下,短期內(nèi)本國利率高于世界平均利率,即資金大量流入國內(nèi),外匯流入量增加,即外匯在本國市場供過于求,國家應增加本國貨幣的供給,因此會出現(xiàn)LM1曲線向右移動至LM2曲線,本國貨幣供給量增加,在國民收入上升的同時,維持初始時的利率E,E'等于E,那么E'為新的經(jīng)濟均衡,財政政策的效果顯著。E上升至E''點,利率上升會吸引國際資金流入本國,給本國帶來升值壓力,政府必須賣出本幣,買進外幣,進而增加本國的貨幣供給,進而采取擴張性的貨幣政策的配合,因此使財政政策的擴張效果進一步增強。

2、政府若采取緊縮性的財政政策

政府投資減少,使IS2曲線向左移動至IS1曲線,在貨幣政策不變即貨幣供給不變的前提下,短期內(nèi)本國利率低于世界平均利率,即資金大量流出本國,外匯流出量增加,即外匯在本國市場上供不應求,中國應減少本國貨幣供給,因此會出現(xiàn)LM2曲線向左移動至LM1曲線位置,本國貨幣供給量減少,在國民收入下降的同時,維持初始時的利率E,即E為新的經(jīng)濟均衡,財政政策的效果顯著。E'上升至E''下降至E,利率水平會下降,這會使外國資本流出本國,政府需要減少本國的貨幣供給,相當于配合緊縮性的貨幣政策,可使財政政策的緊縮效果有所加強。

因此,固定匯率下,貨幣政策趨于被支配地位,財政政策比較有效,處于主導地位。若實行固定匯率制度,貨幣政策無法獨立發(fā)揮作用,必須以財政政策作為支撐,政府無法實際控制本國貨幣供應量。而政府可以通過對利率的影響進而引導國際資金流動,使財政政策效力增強。

財政政策具體體現(xiàn)層面在于:

(1)國際收支與國民收入層面。于是緊縮性的政策在貿(mào)易順差和國內(nèi)通貨膨脹并存的環(huán)境下,一般會導致順差的進一步強化也即國際收支的不平衡加?。贿@也符合米德沖突關(guān)于內(nèi)外均衡沖突矛盾的論斷,雖然有利于穩(wěn)定物價,同時也造成順差擴大;支出增減性政策有利于解決內(nèi)部均衡而對外部均衡不利的論斷也驗證了這種效果。國際收支順差程度的增加必然導致本國貨幣國內(nèi)供給量的增加,這會使國內(nèi)過熱的經(jīng)濟更加深化,價格上漲的趨勢進一步強化,人民幣內(nèi)貶外升造成國民收入水平的下降。

(2)人民幣幣值與國際進出口層面。加大了人民幣升值的壓力,有可能造成未來國際收支逆差的急劇增加,不利于未來出口。

(3)國際貿(mào)易條件層面。加劇了國際貿(mào)易間的摩擦,貿(mào)易條件惡化并且增加了未來國際間經(jīng)濟交流的不確定性,尤其對中國這樣的以出口需求為主而不是內(nèi)需拉動GDP的貿(mào)易大國更是加劇了未來經(jīng)濟發(fā)展的波動。

(4)機會成本層面。付出外匯儲備的機會成本,從而造成國民收入損失,降低貨幣政策的有效性;這對于未來的國際收支穩(wěn)定同樣不利。

三、浮動匯率制國家宏觀經(jīng)濟政策對對外貿(mào)易層面

1、政府若采取擴張性的貨幣政策

貨幣供給量的增加即順箭頭方向LM曲線向右移動到LM'曲線,只考慮貨幣政策的影響,政府的投資曲線IS不變的前提條件下,均衡利率從E點下降到E'點,利率降低會刺激投資需求,進而IS'曲線向右推至為IS'曲線,而IS'曲線與LM'曲線的交點為E'',即是政府投資增加,國民收入增加,而利率維持先前E點的均衡,達到世界利率的平均水平,利率下降導致本國貨幣大量外流,致使本國貨幣面臨貶值壓力,外幣由于數(shù)量相對較少,則出現(xiàn)外幣相對升值的局面,有利于本國出口增加,進口相對減少,從而增加經(jīng)濟中的凈出口需求,進而增強貨幣政策的擴張性。

2、政府若采取緊縮性的貨幣政策

貨幣供給量減少進而導致利率上升,抑制經(jīng)濟中的投資需求,并且利率提升,導致國外資金大量流入國內(nèi)市場,外幣貶值,本幣升值,降低經(jīng)濟中凈出口需求,加強貨幣政策的緊縮性。

若一國實行的浮動匯率制,則貨幣政策在宏觀經(jīng)濟政策中具有導向性的作用,貨幣政策利用中介利率工具,對于進出口貿(mào)易額產(chǎn)生影響,相較于財政政策相對有效。

【注 釋】

[1] 中美匯率1美元=6.65人民幣.

[2] 貿(mào)易額增長率=2014年貿(mào)易額-2013年貿(mào)易額/2013年貿(mào)易額(單位忽略).

第6篇

宏觀經(jīng)濟超預期反彈的表現(xiàn)

在強大的刺激政策與存貨調(diào)整周期的作用下,2009年中國宏觀經(jīng)濟成功走出了自2008年3季度以來深度下滑的低谷。雖然外貿(mào)形勢依然嚴峻,但在投資和消費擴張的引領(lǐng)下,實體經(jīng)濟出現(xiàn)超預期反彈,通脹預期開始抬頭,資產(chǎn)價格快速提升,宏觀經(jīng)濟景氣快速回升,中國宏觀經(jīng)濟整體開始進入“政策刺激性反彈階段”向“市場需求反彈階段”的過渡階段,2009年的宏觀經(jīng)濟在超預期反彈的表現(xiàn)下呈現(xiàn)出以下幾大特點:

第一,各種GDP、投資、消費、工業(yè)增加值、財政收入、企業(yè)利潤以及總體宏觀經(jīng)濟景氣指數(shù)等指標都出現(xiàn)了大幅度回升,遠遠超過各級經(jīng)濟主體的預期,中國宏觀經(jīng)濟成功擺脫了世界經(jīng)濟危機沖擊下的深度下滑,實現(xiàn)了超預期的觸底反彈。

第二,從總量來看,GDP同比增速逐季提升,呈現(xiàn)“V”型反彈的態(tài)勢,但從環(huán)比增速來看,呈現(xiàn)“v”+“倒V”型,中國宏觀經(jīng)濟并沒有出現(xiàn)2個季度以上的持續(xù)加速局面,環(huán)比增速的波動表明中國宏觀經(jīng)濟政策刺激效應已經(jīng)度過其加速階段,開始步入平穩(wěn)增長階段。

第三,從經(jīng)濟增長的因素來看,觸底回升與超預期反彈的因素是多元的,既有內(nèi)需擴張、存貨調(diào)整的因素、也有基數(shù)效應的因素,經(jīng)濟增長的核心動力源依然來源于政策刺激性反彈和存貨周期調(diào)整,市場性自發(fā)需求依然低迷,具有強烈的局部性和易變性,標志著經(jīng)濟全面復蘇的核心指標――“市場自我循環(huán)、自我驅(qū)動的內(nèi)生增長動力機制”還遠遠沒有形成。中國宏觀經(jīng)濟處于“政策刺激性反彈階段”向“市場需求反彈階段”的過渡階段,具有強烈的結(jié)構(gòu)不平衡性、動力不穩(wěn)定性、增長要素缺少互動性等特點。這決定了中國宏觀經(jīng)濟具有“易變性”,產(chǎn)出缺口依然存在大幅波動的可能。

第四,從經(jīng)濟結(jié)構(gòu)來看,經(jīng)濟下滑以及經(jīng)濟刺激的雙重作用使中國宏觀經(jīng)濟結(jié)構(gòu)出現(xiàn)了外需比重、重化工比重、東部比重以及單位GDP能耗等指標下降的重大變化,但這些變化大部分具有短暫性和過渡性的特點,中國重化工業(yè)的率先反彈、下游產(chǎn)業(yè)和出口產(chǎn)業(yè)的持續(xù)低迷意味著中國結(jié)構(gòu)性問題將進一步凸現(xiàn)。

第五,在極度寬松的貨幣政策與流動性向?qū)嶓w經(jīng)濟滲透性低下的雙重力量作用下,資產(chǎn)價格快速上漲,地產(chǎn)價格與房產(chǎn)價格同步提升的“正反饋機制”的形成將使房地產(chǎn)復蘇的可持續(xù)性受到挑戰(zhàn)。

第六,在貨幣極度擴張、中國經(jīng)濟率先反彈、全球大宗商品價格恢復性上漲等因素的作用下,中國通貨膨脹預期抬頭,在引領(lǐng)經(jīng)濟預期逆轉(zhuǎn)的同時,給中國宏觀經(jīng)濟復蘇帶來了巨大的沖擊。

第七,雖然由于基數(shù)效應、全球經(jīng)濟走出低谷等因素,自2009年第4季度起,進出口同比增速將大幅度改進,但進口增速的反彈力度將明顯超過出口反彈的速度,中國外需的形勢依然較為嚴峻。

上述七大方面說明了中國宏觀經(jīng)濟目前超預期反彈具有“政策主導性”、“結(jié)構(gòu)不平衡性”、“動力不穩(wěn)定性”、“增長要素缺少互動性”以及“總體發(fā)展方向的易變性”等特點,未來中國宏觀經(jīng)濟將發(fā)生以下幾種變化:

經(jīng)濟將會呈現(xiàn)“雙W輪動”的調(diào)整模式

在經(jīng)濟內(nèi)在慣性、政策持續(xù)刺激和世界經(jīng)濟反彈等多元因素的作用下,中國宏觀經(jīng)濟將在2010延續(xù)增長的態(tài)勢,但從周期角度來看,中國宏觀經(jīng)濟調(diào)整很可能呈現(xiàn)出“雙W輪動”模式,即從GDP同比增速來看,中國宏觀經(jīng)濟在短期為“V”型,但中期卻呈現(xiàn)為“W”型。中國宏觀經(jīng)濟在2010雖然沒有“二次探底”的可能,但內(nèi)在矛盾累積的作用下,在2011-2012年依然存在較強的中期下行力量;從環(huán)比增速來看,中國宏觀經(jīng)濟在2008-2010年將呈現(xiàn)“W”輪動的模式,內(nèi)生的、持續(xù)加速的力量還沒有形成,產(chǎn)出缺口存在強烈波動的趨勢。

2010年中國宏觀經(jīng)濟將步入經(jīng)濟增長動力機制轉(zhuǎn)換的關(guān)鍵階段,“政策刺激性反彈階段”向“市場需求反彈階段”的全面過渡決定了2010年中國宏觀經(jīng)濟及其政策選擇可能進入一個“進退兩難”的困境。一方面,刺激政策的持續(xù)或進一步放大很可能帶來短期的快速回升和經(jīng)濟的過熱,但卻可能使政策主導性反彈壓制市場復蘇力量的培育,未來投資驅(qū)動增長模式的內(nèi)在矛盾越來越激化,結(jié)構(gòu)惡化、產(chǎn)能過剩將進一步惡化,從而導致宏觀經(jīng)濟在中期的不可持續(xù),甚至出現(xiàn)在中期的“第二次探底”;另一方面,簡單采取退出政策將使政策刺激性需求急劇萎縮,剛剛啟動的局部的、還沒有形成自我循環(huán)的市場動力機制夭折,宏觀經(jīng)濟在短期內(nèi)出現(xiàn)“第二次探底”。因此,如何擺脫“進退兩難”的困境,避免宏觀經(jīng)濟在短期或中期內(nèi)出現(xiàn)“第二次探底”,成為考驗2010年宏觀經(jīng)濟政策組合和政策實施節(jié)奏的核心焦點。

“進退兩難”困境需要“以進為退”的策略

“進退兩難”困境還集中體現(xiàn)在以下幾個方面:一是重工業(yè)主導的經(jīng)濟復蘇與結(jié)構(gòu)調(diào)整力度加強之間的沖突;二是無就業(yè)復蘇與增加就業(yè)的刺激方案之間的困境;三是進一步出口刺激、出口快速回升與不平衡調(diào)整之間的沖突;四是房地產(chǎn)作為民生產(chǎn)業(yè)與作為經(jīng)濟支柱產(chǎn)業(yè)之間的沖突;五是作為地方政府核心財源的房地產(chǎn)土地與作為中央政府農(nóng)業(yè)基礎的土地之間的沖突;六是結(jié)構(gòu)調(diào)整進程中“存量調(diào)整”與“增量調(diào)整”之間的沖突;七是匯率政策調(diào)整中“貶”與“升”兩難選擇;八是被中長期投資項目和地方政府“雙重綁架”的貨幣政策在“數(shù)量主導型退出”與“價格主導型退出”上的兩難選擇;九是戰(zhàn)略調(diào)整問題在短期戰(zhàn)術(shù)層面進行獨立實施帶來的“長”與“短”之間的沖突。

第7篇

關(guān)鍵詞:宏觀經(jīng)濟政策;投資行為;投資效率

企業(yè)的投資活動既是公司權(quán)益價值創(chuàng)造的驅(qū)動力(Modigliani & Miller,1958),也是我國經(jīng)濟整體經(jīng)濟增長的驅(qū)動力。其投資效率的高低既關(guān)乎企業(yè)的成敗,也關(guān)乎一個國家的整體經(jīng)濟發(fā)展水平。

企業(yè)的投資效率受到內(nèi)外部環(huán)境的雙重影響,目前的大多數(shù)研究集中在內(nèi)部環(huán)境。例如公司治理水平、公司特征等等。改革開放以來我國經(jīng)濟取得了跨越式的巨大發(fā)展,對于微觀企業(yè)的投資效率,國家層面的宏觀經(jīng)濟政策發(fā)揮了一定的作用。宏觀經(jīng)濟政策是國民經(jīng)濟的“調(diào)節(jié)器”,尤其是我國正處于轉(zhuǎn)型時期,宏觀經(jīng)濟政策更是發(fā)揮著巨大的導向作用。然而目前對于宏觀經(jīng)濟政策是如何影響微觀企業(yè)投資效率的研究不是很多,出現(xiàn)了一定的割裂現(xiàn)象。本文基于國內(nèi)外的文獻,對于宏觀經(jīng)濟政策如何影響微觀企業(yè)投資效率的文獻進行了綜述。

一、宏觀經(jīng)濟政策

(一)宏觀經(jīng)濟政策的定義

宏觀經(jīng)濟政策是一個國家采取的對經(jīng)濟進行干預的手段,是政府為了協(xié)調(diào)和發(fā)展整個國民經(jīng)濟而制定和實施的一系列政策。主要有經(jīng)濟周期、財政政策、貨幣政策、信貸政策、稅收政策、匯率政策、產(chǎn)業(yè)政策、監(jiān)管政策以及收入分配政策等。

(二)宏觀經(jīng)濟政策的作用

國家實行宏觀經(jīng)濟政策就是為了實現(xiàn)經(jīng)濟的長期穩(wěn)定發(fā)展、穩(wěn)定物價水平、平衡國際收支以及實現(xiàn)充分就業(yè)。為應對2008全球金融危機對我國經(jīng)濟的巨大沖擊,緩和慘淡的經(jīng)濟局面,我國當局實施了積極的財政政策以及寬松的貨幣政策,推出了4萬億救市計劃并取得了預期效果,我國經(jīng)濟逐漸實現(xiàn)復蘇。自2010年以來我國GDP增速逐漸回落,進入經(jīng)濟發(fā)展新常態(tài)的重要戰(zhàn)略時期,宏觀經(jīng)濟政策正逐漸引領(lǐng)中國經(jīng)濟向集約型、質(zhì)量型轉(zhuǎn)變,不斷刺激需求,調(diào)整經(jīng)濟結(jié)構(gòu)。

二、企業(yè)投資效率

在新古典經(jīng)濟學中,企業(yè)的投資取決于投資項目的邊際價值,只有邊際收益大于邊際成本,企業(yè)的投資活動才是有效率的。在Modigliani等的完美市場假設中,投資機會是企業(yè)投資效率的決定性因素。抓住好的投資機會可以使企業(yè)獲得巨大的競爭優(yōu)勢。但是我國并不存在完美的市場機制,現(xiàn)實中的投資并不完全取決于投資機會,企業(yè)中的非效率投資即過度投資和投資不足現(xiàn)象也廣泛存在,影響企業(yè)價值最大化的實現(xiàn),從長遠利益上不利于企業(yè)的生存和發(fā)展。根據(jù)資本成本的錨定效應,企業(yè)進行投資項目的選擇應以資本成本為取舍率,只有企業(yè)的投資項目的預期報酬率大于企業(yè)的資本成本,投資才是有效率的,才應被管理層采納。改善投資效率是企業(yè)財務管理的主要目標,所以投資效率問題至關(guān)重要,引起了國內(nèi)外學者和實務界的廣泛關(guān)注。

(一)企業(yè)投資效率的衡量

投資效率的衡量是投資決策的核心問題。近年來國內(nèi)外學者運用數(shù)學、計量經(jīng)濟學等原理對企業(yè)投資效率的的衡量方法和測度模型進行了不斷地探索,主要有:(1)Fazzari等(1988)從融資約束角度提出的投資-現(xiàn)金流敏感度測量模型,基于信息不對稱理論,外源融資成本大于內(nèi)源融資成本。模型中的敏感性程度可以反映企業(yè)所受的外部融資約束情況。(2)Vogt(1994)在Fazzari等的測量模型基礎上提出了現(xiàn)金流與投資機會交互項測量模型,通過該模型中交互項的符號可以判斷企業(yè)是受融資約束出現(xiàn)了投資不足還是由于問題出現(xiàn)了過度投資情況。(3)Richardson(2006)基于自由現(xiàn)金流與過度投資的關(guān)系提出的殘差項度量模型,通過模型中殘差項的符號可以判斷企業(yè)非效率投資的類型。(4)Biddle等(2009)提出的無條件測試模型,首先通過模型測度企業(yè)的預期投資水平,然后分行業(yè)逐年進行回歸,再把殘差項按照小到大的順序分成四組,第一組是投資不足,中間兩組為正常的基準組,最后一組為投資多度,再采用Multinomial Logit模型來測度企業(yè)投資出現(xiàn)在投資不足或過度投資組的概率,以此來衡量企業(yè)的投資效率。

(二)企業(yè)投資效率的影響因素

對于企業(yè)投資效率影響因素的研究可以分為公司內(nèi)部因素和外部宏觀經(jīng)濟環(huán)境因素兩部分。

對于內(nèi)部環(huán)境因素,目前的研究主要有公司信息披露狀況、會計穩(wěn)健性、董事會以及管理者特征、公司治理水平、公司異質(zhì)性等方面。國內(nèi)外學者比較注重企業(yè)內(nèi)部對于其投資效率的研究,出現(xiàn)了一定程度的宏觀經(jīng)濟環(huán)境與微觀企業(yè)投資行為的割裂現(xiàn)象,然而隨著金融危機的爆發(fā)以及國家相關(guān)政策的頒布,宏觀經(jīng)濟政策對企業(yè)投資效率的影響越來越得到理論界以及實務界的重視。外部宏觀環(huán)境對于企業(yè)投資效率的影響主要有環(huán)境不確定性、外部治理水平、經(jīng)濟周期、貨幣政策,信貸政策、以及財政政策等因素。

三、宏觀經(jīng)濟政策與企業(yè)投資效率

(一)宏觀經(jīng)濟政策對企業(yè)投資效率影響的傳導路徑

一個國家的宏觀經(jīng)濟政策對微觀企業(yè)投資效率影響的傳導路徑主要有兩條:(1)通過宏觀經(jīng)濟政策導向作用改變企業(yè)對國家經(jīng)濟、行業(yè)經(jīng)濟的整體判斷和預期進而影響投資機會來影響企業(yè)投資行為(2)通過宏觀經(jīng)濟政策對利率等的影響進而改變企業(yè)的資本成本來以及融資約束影響企業(yè)投資行為

(二)宏觀經(jīng)濟政策對企業(yè)投資效率的影響

不同的發(fā)展階段,國家為了更好地促進企業(yè)的發(fā)展,采取了不同的宏觀經(jīng)濟政策來實施調(diào)控,但是這對企業(yè)的投資效率的影響效果到底如何,引起了學者的關(guān)注和研究。該部分依據(jù)劃分的宏觀經(jīng)濟政策影響微觀企業(yè)投資效率的兩條傳導路徑分別進行了梳理。

1.路徑一:宏觀經(jīng)濟政策通過改變企業(yè)對國家經(jīng)濟、行業(yè)經(jīng)濟的整體判斷和預期進而影響投資機會來影響企業(yè)投資行為

宏觀經(jīng)濟周期的變化會加大企業(yè)對未來預期的不確定性,影響企業(yè)投資機會的發(fā)現(xiàn),加大企業(yè)對未來經(jīng)濟活動狀況以及信息的判斷的難度,進而影響企業(yè)的投資支出。經(jīng)濟周期反映了一個國家總體經(jīng)濟發(fā)展的波動狀況,一般我們可把它劃分為擴張和緊縮兩個階段。在經(jīng)濟危機階段,一般來說企業(yè)對經(jīng)濟前景預期會比較差,國家就會相應實施寬松的財政貨幣政策來刺激投資和需求,緩解投資不足。在經(jīng)濟繁榮階段,一般來說企業(yè)對國家的經(jīng)濟前景預期會比較樂觀,國家也會相應實施緊縮的宏觀經(jīng)濟政策來抑制盲目以及過度投資來提高企業(yè)的投資效率。此外宏觀經(jīng)濟政策也會通過影響企業(yè)的資本成本和融資能力等因素來間接影響企業(yè)的投資機會。

Bloom 等(2007)研究認為宏觀環(huán)境的不確定性會影響企業(yè)管理層對企業(yè)信息的判斷能力,會更加保守和謹慎,從而影響投資。應惟偉(2008)通過研究證實了經(jīng)濟周期與企業(yè)投資的相關(guān)關(guān)系,不同階段不同的財政貨幣政策會影響企業(yè)的經(jīng)營活動和融資環(huán)境進而影響企業(yè)的投資-現(xiàn)金流敏感性。陳艷(2013)通過實證研究發(fā)現(xiàn)企業(yè)的投資機會和投資支出與經(jīng)濟危機負相關(guān),而寬松的宏觀貨幣政策會增加企業(yè)投資機會以及投資支出從而起到正的調(diào)節(jié)作用。邱靜(2014)實證研究證實了當貨幣政策比較寬松時,會有較好的投資機會,進而企業(yè)投資效率也會比較高。張超等(2015)研究了經(jīng)濟增長平穩(wěn)時期,貨幣供給和信貸供給與非效率投資的相關(guān)關(guān)系,貨幣政策會提高企業(yè)的投資效率。劉放等(2015)實證檢驗了投資效率的順周期效應,并且國有企業(yè)和處于低經(jīng)濟發(fā)展水平地區(qū)企業(yè)的投資效率的順周期效應更強。

2.路徑二:宏觀經(jīng)濟政策通過對利率等的影響進而改變企業(yè)的資本成本來以及融資約束來影響企業(yè)投資行為

資本成本是企業(yè)在投資時所考慮的必須要達到的最低報酬率,也是企業(yè)通過有效的管理必須應該達到的價值創(chuàng)造能力。國家的宏觀經(jīng)濟政策可以通過影響企業(yè)的資本成本來影響投資。而且企業(yè)投資與其外部融資能力密切相關(guān),宏觀經(jīng)濟政策也會通過緩解企業(yè)的融資約束來影響投資效率,其中我國貨幣政策主要通過企業(yè)的貨幣渠道(又稱利率渠道或資本成本渠道)和信用渠道來發(fā)揮作用,這兩種渠道都是通過影響企業(yè)的融資成本以及融資規(guī)模來對企業(yè)投資效率產(chǎn)生影響。

Mojon 等(2002)通過對歐盟中的法國、德國、意大利和西班牙的研究發(fā)現(xiàn)利率政策會通過影響資本成本影響企業(yè)的投資行為。我國的彭方平等(2007)研究發(fā)現(xiàn)宏觀經(jīng)濟政策通過改變政策利率和國債到期收益率等來影響企業(yè)的資本使用成本來影響投資,進而說明了我國宏觀經(jīng)濟政策微觀傳導機制的有效性。但是對于我國的資本成本與投資行為敏感性的問題卻一直存在著爭議,其投資行為與資本成本的敏感性關(guān)系并不十分明顯,特別是在國有企業(yè)中。徐明東等(2012)研究發(fā)現(xiàn)貨幣政策通過資本成本影響企業(yè)投資決策的的作用比較微弱,而國有企業(yè)對資本成本不敏感。喻坤等(2014)揭示了我國的投資效率之謎,認為我國貨幣政策加大了國有與非國有企業(yè)融資約束的不同,從而非國有企業(yè)的信貸資源被國有企業(yè)擠出,我國非國有企業(yè)的投資效率因此而降低。賀京同等(2015)通過對寬松的貨幣政策與企業(yè)非效率投資行為之間的關(guān)系進行的研究得出,寬松的貨幣政策是否對企業(yè)非效率投資行為有抑制作用要取決于企業(yè)的產(chǎn)權(quán)性質(zhì)和投資機會。

四、評述與展望

對于企業(yè)投資效率的影響因素,目前國內(nèi)外研究大多還是基于微觀層面,從而出現(xiàn)了一定程度的宏觀經(jīng)濟政策和微觀企業(yè)投資行為的割裂現(xiàn)象,但是對于宏觀經(jīng)濟政策的微觀效應也逐漸得到了學者們的重視與深入研究。鑒于此本文對宏觀經(jīng)濟政策影響微觀企業(yè)投資效率的傳導路徑內(nèi)分為兩條分別進行了梳理。未來對企業(yè)行為的研究應該更加注重宏觀政策的調(diào)控作用,并且應該在宏觀經(jīng)濟政策的具體傳導路徑方面應該更加明確與深化。

對于企業(yè)投資效率的衡量模型方面,目前大多采用投資-現(xiàn)金流敏感度測量模型,投資-投資機會敏感度模型以及Richardson的殘差項模型,但是這些模型都各有利弊,能否真正測度企業(yè)的投資效率,其合理性和準確性都有待于探討,期待能夠建立更加科學的測量模型。

對于企業(yè)來說,資本成本是其投資決策時必定要考慮的與其將擔負的風險相對應的必要報酬率率,其投資支出對資本成本的敏感性可以檢驗貨幣政策的資本成本傳導路徑是否順暢。資本成本在公司財務決策中具有錨定作用,但是在我國尤其是國有企業(yè)中,資本成本敏感性并不高。因此要深化我國國有企業(yè)改革,并且加強我國宏觀政策傳導的通暢性和落實的有效性。

宏觀經(jīng)濟政策要指導轉(zhuǎn)變經(jīng)濟發(fā)展方式的的同時要提高投資效率而不是投資率。在宏觀經(jīng)濟政策影響企業(yè)投資效率的同時,企業(yè)的投資效率也會影響宏觀經(jīng)濟的波動和宏觀經(jīng)濟政策的制定,所以在研究時也應注意投資效率的反作用機制。

宏觀經(jīng)濟政策在一定程度上會抑制或刺激企業(yè)的投資支出,從而影響企業(yè)的投資效率。由于我國正處于經(jīng)濟轉(zhuǎn)型的特殊階段,針對不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的企業(yè)、不同類型的行業(yè)、不同的市場化程度的地區(qū)以及不同的現(xiàn)實宏觀環(huán)境,宏觀經(jīng)濟政策的制定和實施不應出現(xiàn)“一刀切”的現(xiàn)象,而是應更加細化。同時中央和地方更應該有效的協(xié)調(diào)和配合,更好的建設服務型政府,更好地發(fā)揮財政政策和貨幣政策等的宏觀調(diào)控作用,以促進我國企業(yè)投資效率的提高,實現(xiàn)我國宏觀經(jīng)濟政策與微觀企業(yè)投資行為的更好融合以及協(xié)調(diào)運轉(zhuǎn)。

參考文獻:

[1]Steven M.Fazzari,R.G.Hubbard and B.C.Petersen.Financing constraints and corporate investment[J]. Brookings Papers on Economic Activity, 1988,19(1):141-206.

[2]Stephen C. Vogt.The Cash Flow /Investment Relationship:Evidence from U.S.Manufacturing Firms[J].Financial Management,1994,23(2):3-20.

[3]Scott Richardson.Over-Investment of Free Cash Flow [J].Review of Accounting Studies,2006,11(2):159-189.

[4]Gary C. Biddle,Gilles Hilary and Rodrigo S. Verdi.How Does Financial Reporting Quality Relate to Investment Efficiency?[J].Journal of Accounting and Economies,2009,48(2):112-131.

[5]姜國華,饒品貴.宏觀經(jīng)濟政策與微觀企業(yè)行為-拓展會計與財務研究新領(lǐng)域[J].會計研究,2011(3):9-18.

[6]應惟偉.經(jīng)濟周期對企業(yè)投資影響的實證研究-基于投資現(xiàn)金流敏感性視角[J].財政研究,2008(5):30-34.

[7]陳艷.宏觀經(jīng)濟環(huán)境、投資機會與公司投資效率[J].宏觀經(jīng)濟研究,2013(8):66-72.

[8]邱靜.貨幣政策與我國上市企業(yè)投資效率研究[J].財經(jīng)理論與實踐,2014 (5):34-39.

[9]張超,劉星,田夢可.貨幣政策傳導渠道、宏觀經(jīng)濟增長與企業(yè)投資效率[J].當代財經(jīng),2015(8):108-119.

[10]劉放,楊崢,楊曦.宏觀經(jīng)濟周期性波動與公司投資效率-基于金融危機的自然實驗[J].財會通訊,2014(7):85-88.

[11]彭方平,王少平.我國利率政策的微觀效應-基于動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型研究[J].管理世界,2007(1):24-29.

[12]徐明東,陳學彬.中國工業(yè)企業(yè)投資的資本成本敏感性分析[J].經(jīng)濟研究,2012(3):40-52.

[13]喻坤,李治國,張曉蓉,徐劍剛.企業(yè)投資效率之謎:融資約束假說與貨幣政策沖擊[J]. 經(jīng)濟研究,2014(5):106-120.

第8篇

【關(guān)鍵詞】營運資本管理 宏觀經(jīng)濟環(huán)境

一、引言

營運資本維持著企業(yè)日常的生產(chǎn)經(jīng)營,是企業(yè)的血液,但是長久以來并沒有得到與其地位相當?shù)闹匾暋鈱I運資本的研究早于我國,始于20世紀30年代,形成了一套比較完善的評價、管理體系,營運資本管理水平較高。營運資本管理現(xiàn)有的研究,主要集中在營運資本管理影響因素、營運資本管理評價指標、營運資本管理政策、營運資本管理與企業(yè)盈利的關(guān)系和營運資本管理與企業(yè)價值最大化的關(guān)系上。其中營運資本管理因素可分為企業(yè)獲利能力、發(fā)展能力、償債能力、企業(yè)規(guī)模等內(nèi)在微觀因素和融資環(huán)境、宏觀經(jīng)濟增長、貸款利率、行業(yè)等企業(yè)外在宏觀因素。2008年金融危機爆發(fā),營運資本的管理再一次引起國內(nèi)外學術(shù)界的關(guān)注。目前微觀環(huán)境對營運資本研究的影響研究較多,而宏觀環(huán)境對營運資本管理的影響及其作用機制研究相對較少。本文擬就國內(nèi)外宏觀環(huán)境對營運資本的相關(guān)研究進行歸納和整理。

二、國外營運資本關(guān)于宏觀經(jīng)濟對營運資本管理的研究

全球化的競爭壓力,資金的不確定性、融資的壓力,新的法規(guī)、新的政策和高昂的融資成本約束著營運資本的管理。尤其是2008年的金融危機后,職業(yè)經(jīng)理人發(fā)現(xiàn)合理高效地管理營運資本是一項艱巨的任務。

Merville和Tavis(1973)認為,影響公司營運資本管理策略的一個非常重要的因素是持續(xù)的經(jīng)濟周期。由于不同行業(yè)其業(yè)務性質(zhì)的差異,在應對經(jīng)濟周期時其采用的營運資本政策是不相同的。Nunn和Kenneth(1981)從企業(yè)所處行業(yè)環(huán)境就公司的應收賬款和存貨進行研究,認為處在不同行業(yè)的公司營運資金策略存在較大差異。

Chiou et al(2006)、Zariyawati et al(2010)發(fā)現(xiàn)在經(jīng)濟繁榮時企業(yè)營運資本需求高,企業(yè)會將更多資金投入營運資本。而Lamberson(1995)探討了小型企業(yè)如何改變營運資本管理以應對經(jīng)濟環(huán)境變化,他認為經(jīng)濟擴張期小型企業(yè)傾向于減少流動資產(chǎn)以較少流動性,在經(jīng)濟衰減期反之。該研究在理論上進行了解釋,由于實證上沒有得到驗證,且該研究只包含1980-1991年的50個樣本企業(yè),不具有普遍適用性,但Lamberson認為中小企業(yè)和大型企業(yè)在應對經(jīng)濟環(huán)境的變化時采取的營運資本管理政策是不同的,值得進一步研究。

Baum et al(2006)認為宏觀環(huán)境的波動性會影響非金融企業(yè)對流動資產(chǎn)的分配效率。環(huán)境的高度不確定性減弱經(jīng)理人員預測與公司相關(guān)信息的準確性,使得他們做出的決策與當前現(xiàn)金管理政策相似。相反,當宏觀環(huán)境的波動較為平和時,經(jīng)理人員有更強的意愿根據(jù)公司的具體需求調(diào)整流動資產(chǎn),使得資產(chǎn)的分配效率提高。而Sathyamoorthi et al(2008)調(diào)查發(fā)現(xiàn)經(jīng)濟波動較大的環(huán)境下,企業(yè)傾向于選擇保守的營運資金管理模式。

Baum et al(2008)以制造業(yè)上市公司為研究對象,在研究宏觀經(jīng)濟的不確定時,還加入公司本身的不確定性。實證發(fā)現(xiàn)無論是宏觀經(jīng)濟還是公司自身不確定性的提高,均使公司的現(xiàn)金持有量增加,反之減少現(xiàn)金持有量。這種在經(jīng)濟衰退期間對信息不對稱的更加敏感,使得公司囤積大量現(xiàn)金,失去了潛在的投資機會,這在一定程度上減緩了宏觀經(jīng)濟的復蘇。

三、國內(nèi)關(guān)于宏觀經(jīng)濟因素對營運資本管理的研究

姜國華(2011)認為宏觀經(jīng)濟政策研究與微觀企業(yè)行為研究普遍存在割裂現(xiàn)象。從宏觀經(jīng)濟出發(fā),宏觀經(jīng)濟政策與微觀企業(yè)行為的關(guān)系主要表現(xiàn)為以下步驟:第一步,一項宏觀經(jīng)濟政策的推出首先會影響企業(yè)的行為(如增加企業(yè)的融資成本);第二步,受到影響的企業(yè)影響其產(chǎn)出;第三步,企業(yè)產(chǎn)出的加總影響經(jīng)濟產(chǎn)出;第四步,政府通過經(jīng)濟產(chǎn)出的變化評估之前的宏觀政策并做出相應的改變。會計學、財務學研究第二個步驟,研究企業(yè)行為與企業(yè)產(chǎn)出的關(guān)系,但忽略了宏觀環(huán)境對微觀企業(yè)行為的重大影響,不利于更好地預測企業(yè)未來的行為和產(chǎn)出。

王治安、吳娜(2007)以2003-2005年滬深兩市的所有A股上市公司作為研究樣本,發(fā)現(xiàn)我國上市公司不同行業(yè)之間的營運資本管理具有普遍明顯差異,并且這種差異不是由個別行業(yè)的差異引起的。

吳娜、孫宇(2013)采用2002-2011年在我國滬深兩市上市的73家鋼鐵行業(yè)公司的面板數(shù)據(jù)為樣本,發(fā)現(xiàn)營運資本的管理與國家貨幣政策相關(guān),通過固定資產(chǎn)投資的調(diào)節(jié),營運資本占總資產(chǎn)的比例與貨幣流量增速之間存在負相關(guān)關(guān)系。

于博(2014)認為當企業(yè)面臨宏觀經(jīng)濟的沖擊式,營運資本往往通過降低營運資本的規(guī)模來減少現(xiàn)金流波動對固定資產(chǎn)的負面影響,產(chǎn)生“平滑”效應。這種平滑效應增強了企業(yè)投資對金融供給的敏感性及貨幣政策對投資規(guī)模和投資效率的影響能力。因此,內(nèi)生平滑對外生調(diào)控具有正向協(xié)同作用,企業(yè)內(nèi)生治理(營運資本平滑)程度越高,越會提升貨幣政策對投資效率的影響程度。

肖明等(2013)以2001-2011年滬深兩市843家上市公司的平衡面板數(shù)據(jù)為樣本,就宏觀經(jīng)濟環(huán)境對不同控股性質(zhì)上市公司現(xiàn)金持有行為的影響進行了實證研究。表明上市公司現(xiàn)金持有量與經(jīng)濟周期和財政政策呈顯著負相關(guān),而與貨幣政策呈顯著正相關(guān);現(xiàn)金持有量調(diào)整速度與經(jīng)濟周期變化和財政政策變化正相關(guān),而與財政政策變化顯著負相關(guān)。

張西征(2014)利用上市公司季度面板數(shù)據(jù)進行實證檢驗宏觀經(jīng)濟因素發(fā)展狀況、貨幣政策和通貨膨脹水平對中國上市公司商業(yè)信用周期性變化的影響機理。結(jié)果顯示,隨著宏觀經(jīng)濟擴張、貨幣政策寬松和通貨膨脹水平的增加,中國上市公司提供的商業(yè)信用凈額顯著降低。

第9篇

[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:預測方法與應用研究”(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)研究與實務界應用。

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,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)研究與實務界應用。

(一)模型的建立

本論文假設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)?,F(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,隨著模型設定而有所差異,其共同處則在于利用過去的變量資料來預測未來變量的可能。

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,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,即Rt~N(0,1),不失一般性,假設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:

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)指標的預測值(表2與圖3表示其預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)崉战绲慕?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,使得選取變量與應變量的關(guān)聯(lián)性不夠顯著,或多或少會影響模型的預測。

參考文獻:

[1] Altmen and Sironi.The link between default and re-covery rates:effects on the procyclicality of regulatory capital ra-tios,2002.

[2] Barry and Lawrence.A one-parameter representation of credit risk and transition matrices,1998.

[3] Basel Committee on Banking Supervision.Quantita

tive Study 3-Technical Guidance,Oct 2002.

[4] Jongwoo Kim.A way to condition the Transition Matrix on Wind,1998.

[5] Jose A. Lopez.The Empirical Relationship between Average Asset Correlation,F(xiàn)irm Probability of Default and Asset size,June 2002.

[6] Belkin-Forest -Suchower(1998). A One-Parame-ter Representation of Credit Risk and Transition Matrices.CreditMetrics Monitor,Third Quarter,JP Morgan,New York.

[7] Kim(1999).A Way to Condition the Transition Matrix on Wind, RiskMetrics Group.

[8]蔡方,孫文祥.信用風險的度量和實證分析[J].投資研究,2003,(7).

[9]龔樸,何旭彪.信用風險評估模型與方法最新研究進展[J].管理評論,2005,(5).

[10]趙玉旭.現(xiàn)代信用風險量化模型在我國銀行中的應用研究[D].長沙:中南大學管理科學與工程系,2003.