宏观经济变量范文

宏观经济变量范文（精选12篇）

宏观经济变量 第1篇

关键词：上证综合指数,宏观经济,协整检验

1 引言

随着经济的发展, 股票市场在我国经济中的地位日益突出, 已经成为国民经济不可缺少的一部分。在发达国家, 股票市场作为一种成熟完善的市场经济制度, 对宏观经济的运行发挥着至关重要的作用, 历来被看作是宏观经济的“晴雨表”, 股票市场的价格指数可以真实反映宏观经济运行状况。但在我国, 作为新兴市场, 股市成立的时间较短, 又经历了一系列摸索和改革阶段, 我国股市有其独特性, 股票市场能否起到“晴雨表”作用, 一直是一个颇有争议的问题。学者们关于我国股票市场和宏观经济增长之间关系的研究还处在探索和发展阶段, 虽然也取得了一些宝贵的研究成果, 但仍存在一些分歧和争议, 如股票市场和宏观经济增长之间是否存在相关关系, 这种关系的强度如何;如果两者之间存在因果关系, 因果关系的方向如何?对这些问题的正确回答直接关系到我国宏观经济政策的制定, 也关系到对我国股票市场的分析和预测。因此, 很有必要对我国股票市场与经济增长之间的关系进行深入分析, 探讨我国股票市场与经济增长之间是否存在着相互促进作用, 二者通过什么样的渠道相互影响。本文从实证的角度分析我国股票市场与宏观经济变量之间的相互关系, 以事实为依据提出中国股票市场发展和国家宏观调控的建议, 在理论研究和实践应用方面都具有重要意义。

2 宏观经济变量对上证综合指数影响的实证分析

2.1 指标的选取和数据说明

能影响宏观经济的指标有很多, 本文在选取宏观经济变量指标时, 在参考国内外学者的研究结论和我国实际情况的基础上, 为了较为客观全面地分析我国股票市场发展与宏观经济增长之间的关系, 本文选取工业增加值增速、货币供应量M1、居民消费价格指数CPI、城乡居民储蓄存款余额、进出口总额, 银行间7天内同业拆借加权平均利率和社会消费品零售总额作为宏观经济变量。

股票市场变幻莫测, 每种股票的价格无时无刻不在变化, 股价指数是一个可以综合反映市场总体波动的指标。沪市和深市是两个相互影响的市场, 研究发现上证综合指数和深圳成分指数有很强的相关性, 所以选择其中的任何一个作为我国股市价格的代表都是可以的, 没有根本性的影响;另一方面, 沪市在综合性能方面优于深市。所以本文研究股票市场与宏观经济增长之间的关系时, 选择上证综合指数月度收盘价作为研究对象, 代表股票市场的发展水平。

本文采用2011年1月到2013年12月之间的月度数据。本文所用的宏观经济数据来源于中经网和中国人民银行官方网站, 而上证综指数据来源于上证交易所网站。

2.2 实证分析

本文选用Eviews7.0软件进行分析, 且为了叙述和实证的方便简单, 将所用的变量一律用字母符号代替, 工业增加值增速、货币供应量M1、居民消费价格指数CPI、城乡居民储蓄存款余额、进出口总额、银行间7天内同业拆借加权平均利率、社会消费品零售总额和上证综合指数分别用a1, a2, a3, a4, a5, a6, a7和sh来表示, 而它们的对数分别用lna1, lna2, lna3, lna4, lna5, lna6, lna7和lnsh来表示。

2.2.1 变量的单位根检验。

为了得到有效的检验统计量, 避免造成虚假回归, 须保证各序列是平稳的, 所以首先应对原始时间序列进行单位根检验, 以确定这些变量序列是否平稳, 本文采用ADF检验方法对上证综指和宏观经济变量进行平稳性检验, 检验结果见表1:

对各相关变量进行单位根检验后, 可知所有变量在股改后的时间区间内也都是非平稳的, 对这些变量进行差分, 在5%的显著性水平下, 除了lnb3的二阶差分才能平稳外, 其余变量的一阶差分都是平稳的。因此, lnb1, lnb2, dlnb3, lnb4, lnb5, lnb6, lnb7, lnsh是一阶单整的, 它们之间可能存在协整关系, 即上证综指与工业增加值增速、货币供应量、CPI增速、城乡居民储蓄存款余额、进出口总额、银行间7天内同业拆借加权平均利率和社会消费品零售总额之间可能存在协整关系。

2.2.2 协整检验与误差修正模型。

经过差分后的变量序列都是一阶单整的, 这样就可以对它们之间的关系进行协整检验, 本文运用Johansen协整检验来分析上证综指与宏观经济变量之间的长期均衡关系。验结果如表2所示:

即统计量显示在5%的显著性水平下, 上证综指和宏观经济变量之间存在5个协整方程, 本文仅考虑第一种情况建立反映上证综指与宏观经济变量之间长期关系的协整方程为:

由协整检验可知, 从变量间的长期变化趋势来看, 上证综指与各宏观经济变量之间存在长期均衡关系, 且上证综合指数与货币供应量和进出口总额呈负相关;而与工业增加值增速、CPI增速、居民储蓄存款余额、银行间7天内同业拆借加权平均利率和社会消费品零售总额正相关。

之后建立上证综合指数与宏观经济变量之间的误差修正模型。取滞后阶数为2, 仍是仅列出系数在5%水平下显著的变量, 建立误差修正模型如下:

可以看出, 股改后, 上证综指的短期波动与货币供应量滞后一期的增速正相关, 而与自身滞后一期的增速、CPI增速一期滞后值的增长率及零售总额一期滞后值的增速负相关, 且CPI增速的增长率对上证综指的负向影响最大, 其次为货币供应量增速的正向影响。再者, 误差修正项对上证综指的波动的反向调整作用显现出来。

2.2.3 Granger因果关系检验。

由前面的检验已知上证综指与工业增加值增速、货币供应量、CPI增速、城乡居民储蓄存款余额、进出口总额、银行间7天内同业拆借加权平均利率和社会消费品零售总额是一阶单整的, 而且它们之间存在协整关系, 所以可以对它们进行Granger因果关系检验。

从表3可以看出, 在5%的显著水平下, LNSH是LNB2、DLNB3、LNB4、LNB5的Granger原因, 而只有LNB6是LNSH的Granger原因。即上证综指是货币供应量、CPI增速、城乡居民储蓄存款余额和进出口总额的Granger原因, 而只有银行间7天内同业拆借加权平均利率是上证综指的Granger原因。说明股改后, 宏观经济变量并不是引起上证综指变动的直接原因, 而股市却是某些宏观经济变量变化的直接原因。

2.3 结论

2.3.1从协整检验可得出, 从长期变化趋势来看上证综指与各宏观经济变量之间存在协整关系, 具体而言, 上证综合指数与货币供应量和进出口总额呈负相关;而与工业增加值增速、CPI增速、居民储蓄存款余额、银行间7天内同业拆借加权平均利率和社会消费品零售总额正相关。从短期波动来看, 上证综指的短期变化与货币供应量增速正相关, 与自身滞后值增速、CPI增速的增长率及零售总额增速负相关, 且CPI增速的增长率对上证综指的负向影响最大, 其次为货币供应量增速的正向影响。再者, 误差修正项对上证综指波动的反向调整作用显现出来。

2.3.2 Granger因果检验得出, 上证综指是货币供应量、居民消费价格指数增速、城乡居民储蓄存款余额和进出口总额的Granger原因, 而只有银行间7天内同业拆借加权平均利率是上证综指的Granger原因。

3 对策建议

(1) 改变我国股票市场的“政策市”格局, 让市场成为经济和股市的主导, 将政府角色转为监管者, 创造良好的市场环境。在制定相应政策时, 要兼顾对宏观经济的调控作用和对股市的影响, 保持政策的稳定性和连续性, 提高政策效率, 规范股市运行, 降低政策性风险。我国股市发展尚不规范, 还不能成为真正意义上的投资场所, 股票价格经常脱离基本经济因素而波动, 央行在制定宏观调控政策时应把股价的波动作为相关因素考虑进来。同时政府应密切注意各单位和机构投资、货币供应量和居民存款的资金流向, 通过各种货币政策组合来调控现金流通, 使得股市能够健康平稳发展。

(2) 提高上市公司质量, 完善上市公司的治理结构, 建立有效的内外部监督体制。督促上市公司建立现代企业制度, 完善公司股权结构, 健全以董事会为中心的内部监督机制, 并让公司股东方便有效参与公司的治理和监督。尤其是现在随着恢复IPO的发行, 非流通股的解禁, 已经上市的公司增发新股, 还有推出不久的创业板, 使得股票市场规模逐步扩大, 这就要求在注重数量的同时更要把好质量关。除了建立有效合理的上市公司退市机制, 还可以结合市场选择和政府监管来双管齐下, 让这些公司在压力和竞争下规范发展, 从而避免因上市公司的质量问题而让投资者遭受损失, 破坏了股票市场的稳定。

(3) 完善我国的股市监管体制, 提高监管效率, 保证股市健康稳定发展。加强股市的规范性管理, 建立强制性信息披露制度, 加大对信息披露的监管力度, 保证投资者全面、准确、及时的了解上市公司信息, 消除信息不对称现象, 提高股票市场的效率。目前我国证券公司管理上还存在一些问题, 比如虽然主要以经纪业务为主, 但也参与自营和资产管理业务, 这在一定程度上损害了中小投资者的利益, 所以要加强证券公司的自律管理。另外, 要加强对信息中介机构的监督力度, 使其充分发挥其应担负的职能, 严厉查处弄虚作假行为。

参考文献

宏观经济变量 第2篇

摘要：以我国1980-2005年实际数据为样本对我国煤炭消费进行协整分析,协整检验结果说明煤炭消费与国内生产总值(GDP)、结构变化和效率之间存在长期均衡关系.建立的误差修正模型符合反向修正机制,说明煤炭消费短期波动不会影响其长期均衡关系,该模型适合于煤炭消费的短期预测.Granger因果关系检验揭示了GDP、效率分别对煤炭消费量存在单向的Granger因果关系.正交脉冲响应和方差分解分析说明GDP和产业结构变化对煤炭消费具有持续的`正影响,而效率对煤炭消费具有持续的负影响. 作者： 张兴平赵旭顾蕊 Author： ZHANG Xing-ping  ZHAO Xu  GU Rui 作者单位： 华北电力大学工商管理学院,北京,102206 期 刊： 煤炭学报   ISTICEIPKU Journal： JOURNAL OF CHINA COAL SOCIETY 年，卷(期)： 2008, 33(6) 分类号： F407.21 关键词： 煤炭消费    经济增长    协整分析    Granger检验    机标分类号： X75 X51 机标关键词： 煤炭消费    经济增长    多变量    协整分析    因果关系检验    均衡关系    结构变化    效率    误差修正模型    方差分解分析    实际数据    生产总值    脉冲响应    检验结果    反向修正    短期预测    短期波动    正影响    消费量    负影响 基金项目： 国家自然科学基金，国家社会科学基金

★ 我国煤炭消费与经济增长关系的多变量协整分析

★ 我国经济增长模式转型与对策的研究论文

★ 三农经济新模式分析论文

★ 论文我国商业银行改革对策分析

★ 高中低收入国家经济综合分析论文

宏观经济变量 第3篇

关键词：宏观经济变量 信用利差 定量分析

信用利差的含义及影响因素

信用利差（Credit Spread，CS）是具有违约风险的信用债与无违约风险债券收益率之间的差额，一般认为国债不存在违约风险，因此，信用利差可以理解为信用债收益率与国债收益率之差。

从理论上讲，信用利差存在的根本原因是债券存在违约风险，而宏观经济形势变化对债券的违约率起重要作用。Giesecke et al.（2011）研究结果显示，在1866-2008年的150年间，股票收益率、股票收益波动率、GDP增长率对违约率具有较强的预测作用。一般而言，经济低迷时，债券发行人的盈利能力及现金流一般会减少，其偿债能力下降，违约风险增加；投资者资产组合也会根据市场风险情况进行重新配置，不考虑风险偏好的变化，一般会增加低风险、高流动性资产配置，即投资者资产组合向“质量”及“流向性”转移（flight-to-quality and flight-to-liquidity）。因此，经济低迷时，信用利差有扩大的趋势；相反，在经济扩张、商业交易蓬勃发展时，信用利差会缩小。

但是，即便是美国，违约风险对信用利差的解释力也不强。Giesecke et al.（2011）发现，长期而言，信用利差大致是违约损失的两倍，并且，信用利差没有根据实现的违约率进行调整。Huang and Huang（2012）指出，当校准违约率及回收率（recovery rate）后，传统结构模型在解释投资级及以上债券的信用利差方面仍然存在较大困难。

由于截至目前国内信用债没有出现事实上的违约，因此在债券投资实务中，往往根据宏观经济形势（如GDP增速、市场资金面状况等）来判断信用利差的走向。然而，今年6月份以来，信用利差走势超过市场的普遍预期。经历6月份“钱荒”之后，市场资金利率中枢整体上行，刺激性经济政策出台的可能性不大，经济增长中枢下移已成为市场的共识，并且当时企业债、中票和短融的信用利差整体处于历史相对低位，因此，从逻辑上讲，信用利差会扩大。但是，从事后的角度看，信用利差直至9月份才开始上升（见图1），特别是中低评级信用利差的上升比预期来得更晚一些；而且，截至9月底，除1年期品种外，中票和短融的信用利差基本都处于50%的分位数水平之下（即小于历史均值），而企业债信用利差分位数最高也仅为64%（即略高于历史平均水平，见表1）。

准确判断信用利差走势是债券精细化投资的基础，但是从目前投资实务看，定性分析较多而定量分析较少，因此本文尝试从定量角度来分析宏观经济变量对企业债信用利差的影响。

图1 企业债信用利差维持相对低位

资料来源：Wind资讯

（编辑注：图例后的“3年”后都加上“期”）

表1 企业债、中票和短融信用利差分位数水平（截至2013年9月30日）

品种1年期3年期5年期7年期

AAA企业债88%60%55%61%

AA+企业债88%62%58%64%

AA企业债88%62%60%59%

AAA中票和短融89%51%40%36%

AA+中票和短融86%48%38%35%

AA中票和短融88%54%47%18%

数据来源：Wind资讯

变量选取和数据描述

虽然微观层面的债券流动性1、提前赎回或回售权、违约率及回收率等因素均是影响债券定价的重要变量，但是考虑到数据的可得性及中国债券市场实质上违约事件没有出现等实际因素，本文在分析企业债券信用利差变化时，所选择的变量均为宏观经济变量。

借鉴Collin， et al.（2001）等的研究，本文选择七个指标对信用利差变化进行分析：消费者物价指数（CPI）、相同期限的国债收益率（GB）、狭义货币供给的对数Ln（M1）、国债收益率曲线的斜率（Slope）、上证综合指数收益的年化波动率（Volatility）、上证综合指数年化收益率（Stock_return）以及银行间7天质押式回购利率（R007）。其中，国债收益率曲线的斜率根据国内外文献的普遍做法，以10年期国债收益率减去3年期国债收益率计算得出；上证综合指数年化波动率为历史波动率，基于25个日收益率变化的日标准差，使用250天年化日收益率标准差；债券收益率均为银行间固定利率债券到期收益率；考虑到数据结构的一致性，各变量均取用月度数据，其中GB、Slope、Volatility、Stock_return以及R007取月度均值。样本债券为AAA、AA+及AA三个不同信用等级的企业债，债券期限为收益率曲线上1年、3年、5年以及7年等关键期限2。样本时间区间：AAA级企业债为2006年3月至2013年9月，AA+级企业债为2007年11月至2013年9月，AA级企业债为2007年6月至2013年9月。所有数据均来自Wind资讯数据库，或根据Wind资讯相关数据计算得出。

实证分析

由于Ln（M1）等时间序列数据是非平稳的，本文采用变量的一阶差分表示宏观经济变量变化对信用利差变化的影响。对一阶差分后的数据分别进行ADF检验，发现在1%的显著性水平下序列不存在单位根，即时间序列是平稳的。因此，可建立如下回归模型：

式中：CS表示信用利差，t表示月度。

对样本区间内的AAA、AA+、AA三个不同评级的品种分别进行回归，结果显示，对于AAA、AA+级企业债而言， Durbin-Watson统计量位于1.5至1.9区间内，即残差不存在显著的一阶自相关，回归模型和回归结果（见表2和表3）是有效的；但是对于AA级企业债而言，Durbin-Watson统计量显示存在一阶自相关，在回归模型中加入被解释变量的一阶滞后项（）后，重新回归的结果（见表4）显示，残差不存在显著的一阶自相关，因此，AA级企业债信用利差的回归模型调整为：

表2 AAA级企业债信用利差变化

指标名称1年期3年期5年期7年期

C0.002841

（0.8787）-0.001843

（0.9072）-0.006320

（0.7153）-0.004866

（0.7572）

△GB-0.357330

（0.0013）***-0.196774

（0.0231）**-0.221494

（0.0083）***-0.158354

（0.0472）**

△CPI0.055175

（0.0292）**0.063832

（0.0029）***0.059715

（0.0104）**0.042566

（0.0425）**

△Ln（M1）0.747327

（0.3433）0.893076

（0.1849）1.206027

（0.1019）1.043288

（0.1196）

△Slope-0.504845

（0.0109）**-0.157946

（0.3043）-0.289356

（0.0466）**-0.276369

（0.0283）**

△Volatility-0.265385

（0.2754）-0.313560

（0.1320）-0.452608

（0.0481）**-0.561596

（0.0075）***

△Stock_return0.140189

（0.3719）0.140582

（0.3087）0.135780

（0.3699）0.225355

（0.1031）

△R0070.018555

（0.3917）-0.014503

（0.4225）-0.017215

（0.3848）-0.022419

（0.2138）

Adjusted R-squared0.09690.10800.12420.1357

注：1.表中括号内数值表示对应系数的p值，下同；

2.***代表显著水平为1%；**代表显著水平为5%；*代表显著水平为10%，下同。

表3 AA+级企业债信用利差变化

指标名称1年期3年期5年期7年期

C0.009959

（0.6852）0.006773

（0.7275）0.000189

（0.9928）-0.002180

（0.8975）

△GB-0.313129

（0.0323）**-0.088097

（0.4322）-0.209864

（0.0461）**-0.165263

（0.0731）*

△CPI0.080101

（0.0169）**0.067065

（0.0108）**0.041269

（0.1374）0.018763

（0.4024）

△Ln（M1）0.549378

（0.5867）0.635268

（0.4277）0.615818

（0.4729）0.616700

（0.3773）

△Slope-0.458983

（0.0889）*-0.140175

（0.4978）-0.381495

（0.0400）**-0.328772

（0.0209）**

△Volatility-0.182062

（0.6226）-0.099722

（0.7379）-0.437302

（0.1712）-0.564595

（0.0319）**

△Stock_return0.187302

（0.3831）0.209744

（0.2167）0.133031

（0.4641）0.267364

（0.0730）*

△R007-0.002346

（0.9378）-0.046851

（0.0485）**-0.031653

（0.2125）-0.024881

（0.2269）

Adjusted R-squared0.05380.07790.03490.0774

表4 AA级企业债信用利差变化

指标名称1年期3年期5年期7年期

C0.012168

（0.6327）-0.001388

（0.9434）-0.002002

（0.9226）-0.000141

（0.9936）

△GB-0.264611

（0.0840）*-0.117743

（0.2934）-0.254370

（0.0139）**-0.156635

（0.1033）

△CPI0.045775

（0.1755）0.049854

（0.0526）*0.025986

（0.3346）0.014435

（0.5288）

△Ln（M1）-0.030566

（0.9767）1.058170

（0.1886）0.798381

（0.34420.600122

（0.4060）

△Slope-0.329954

（0.2424）-0.124338

（0.5412）-0.396290

（0.0265）**-0.318864

（0.03260）**

△Volatility-0.510657

（0.1830）-0.190397

（0.5122）-0.591259

（0.0554）*-0.544234

（0.0420）**

△Stock_return0.410969

（0.0651）*0.420351

（0.0146）**0.286447

（0.1077）0.407132

（0.0092）***

△R0070.055034

（0.0676）*-0.018476

（0.3971）-0.027183

（0.2424）-0.023273

（0.2422）

△CSt-10.540881

（0.0000）***0.510139

（0.0000）***0.338231

（0.0022）***0.355058

（0.0012）***

Adjusted R-squared0.27280.29020.18380.2263

从回归结果得到以下几方面的结论：

（1）宏观经济变量对信用利差走势的解释力整体偏低。从表2、表3可以看出，所选变量变化对AAA、AA+级企业债收益率变化的调整拟合优度最高仅为13%左右；而对于AA级企业债而言，在加入一阶滞后项后，调整拟合优度也低于30%。这与国外实证研究结论具有一致性，如Collin， et al.（2001）等发现美国宏观层面经济数据也仅能解释25%左右的信用利差变化。

（2）国债收益率变化、国债收益率曲线斜率变化的回归系数显著为负。国债收益率变化与信用利差变化呈反向关系，这个结论与Collin， et al.（2001）、黄文涛（2012）等的经验发现一致。国债收益率曲线斜率增加将提高未来短期利率的预期，导致信用利差缩小；同时，收益率曲线斜率的降低可能意味着经济将走软，企业债券在经济衰退时违约回收率将下降。因此，从理论上讲，国债收益率曲线斜率增加将降低信用利差，本文研究结论与理论分析一致。

（3）股市变化对较低评级的AA级企业债、中长期债券信用利差影响更为明显，可能与跨市场资金风险偏好相对较强有关。股指收益率的回归系数为正，特别是对较低评级的AA级企业债有显著影响，表明当股市走弱时，资金可能从股市分流向债市，从而出现股债“跷跷板效应”，并且这些资金可能主要投资于风险相对较高的债券。股市波动率的回归系数为负，并且对5年、7年期债券信用利差变化的影响在5%的显著性水平下显著。股市波动率越高，显示股市的风险较大，出于避险目的，市场对债券（特别是中长期债券）的需求增加，信用利差缩小。由于AA级企业债、中长期债券的风险相对较大，而回归结果表明从股市流出的资金对这些券种收益率影响更为明显，估计与跨市场资金风险偏好相对较强有关。

（4）CPI的回归系数为正，并对AAA级企业债信用利差在5%的显著水平下有显著影响。CPI对信用利差的影响主要是通过消费、投资、利率和投资者对未来的预期实现的。CPI上扬会增加消费支出，投资者投资策略趋于保守，对相同风险水平的资产会要求更高的溢价补偿，并且对企业债的需求下降，信用利差增大。

（5）AA级企业债信用利差一阶滞后项的回归系数在1%的显著性水平下显著，表明其信用利差变化具有一定的惯性。

结语

囿于学识水平，本文没有对税收、债券供给以及微观层面的企业经营状况等因素进行研究；从技术层面讲，样本区间内可能存在某些因素（如投资者的风险偏好发生变化等）导致回归系数发生结构性突变，从而降低了对信用利差的解释能力。

而且，从国外信用利差理论与实证研究的趋势看，债券流动性风险越来越受到重视。从美国次贷危机演变过程看，债券市场流动性恶化使得许多金融企业融资发生困难，反过来加剧了信用风险，因此，债券流动性风险与信用风险相互影响。

笔者认为，由于国内债市尚未有违约事件的发生，并且，短期内系统性违约风险发生的可能性仍然不大，因此，通过对部分宏观经济变量的预测来判断企业债收益率走势，进而指导债券投资实践可能存在一定的偏颇。目前影响信用利差的主要因素可能是债券在二级市场的流动性，而这与市场的资金成本、机构的杠杆率以及风险偏好等有关，短期内信用利差大幅走高的可能性不大。长期而言，信用债违约是必然事件，但是信用利差是否趋势性上涨仍然面临较大的不确定性。

注：1.本文所指债券流动性，是指微观层面的与债券自身买卖难易程度及买卖价格相关的流动性，区别于宏观层面的与资金面相关的市场流动性。相对于国债而言，信用债的流动性较差，因此，信用利差一方面反映信用风险，另一方面也是对低流动性的补偿。目前，评估债券流动性的指标有债券收益率波动性、收益率买卖价差、对数价格变化的协方差等。

2.考虑到7年期以上（如8年期、9年期……）的品种无论是发行量还是成交量均稀少，本文没有对7年期以上的品种进行分析。

作者单位：顺德农商银行

责任编辑：罗邦敏 刘颖

参考文献：

[1]黄文涛. 信用利差和国债收益率相关性研究——以中美两国为例[J]. 债券， 2012（12）：19-25.

[2]Collin-Dufresne， P.， R. Goldstein， and S. Martin. The Determinants of Credit Spread Changes[J]. Journal of Finance， 2001，56（6）：1927-1957.

[3]Giesecke， K.， F. Longstaff， S. Schaefer， and I. Strebulaev. Corporate Bond Default Risk： A 150-year Perspective[J]. Journal of Financial Economics， 2011（102）：233-250.

[4]Huang， Jing-zhi， Ming Huang. How Much of the Corporate-Treasury Yield Spread Is Due to Credit Risk？[J]. Review of Asset Pricing Studies， 2012， 2（2）：153-202.

宏观经济变量 第4篇

2008年, 世界金融危机的影响在中国蔓延开来, 使中国股市经历了其18年成长史上的又一次深度下跌, 最大跌幅达到69.85%。在这一时期, 我国政府曾在百日内连续5次下调利率并两次股票交易印花税, 为稳定股价打下了坚实的基础。不仅如此, 从中国股市发展的历程来看, 宏观经济政策对股价的涨跌起着至关重要的作用, 它的走向决定了证券市场的长期趋势。从理论角度来看, 股票市场周期与宏观经济周期相关性的基本逻辑是宏观经济基本面决定上市公司经营业绩, 上市公司经营业绩对股票价格有决定性影响。因此, 可以认为, 宏观经济周期是对股票市场运行具有重要影响的风险因子。同时, 股市周期并非完全受宏观经济周期被动影响, 股市一定程度上也对宏观经济运行具有反作用。

所以, 把握好宏观经济发展的大方向, 才能使我们精准的掌握证券市场的总体变动趋势、正确判断证券市场的价值。宏观经济状况良好, 大部分的上市公司经营业绩表现良好, 股价也相应会上涨。综上, 为了把握国内宏观经济的变动趋势, 我们有必要对一些重要的宏观经济运行变量进行研究。而本文则采用了文献综述法和多元线性回归建模法对宏观经济变量对上证指数的影响进行了实证研究。

二、文献综述

2005年, 周海燕采用相关性检验、协整检验、Granger因果检验等方法对宏观经济变量与股指波动的关系进行了实证分析。她证明出, 长期来看, 我国股价指数与宏观经济的发展是一致的, 但在某些特殊时期, 二者又是相互背离的关系。她认为, 股指还不足以成为宏观经济的“晴雨表”。2006年, 刘玲提出股票价格指数与企业景气指标、工业增加值之间呈正相关关系, 而与利率、货币供给之间是一种负相关关系, 与通货膨胀率之间的关系则不确定。在《对影响股票价格指数宏观经济变量的实证分析》中, 周敏运用计量经济学中的多元线性回归的方法探寻出企业商品价格指数、股市成交量、汇率、货币供应量是影响股票价格指数的主要因素。2010年, 董彩丽通过实证研究证明出中国股票市场与宏观经济的发展的一致性, 股票价格指数能够在一定程度上反映我国宏观经济发展的整体水平及趋势。此外, 她还提出, 股价指数对于宏观经济变量的响应有一定的滞后性这一观点。

三、宏观经济变量的选择

1.居民消费价格指数

居民消费价格指数的变动率在一定程度上反映了通货膨胀或紧缩的程度。通货膨胀不仅对人们当前的决策有影响, 还会使他们增加对通货膨胀的预期。通货膨胀时期, 由于货币贬值所激发的通货膨胀预期促使居民用货币去交换商品以获得保值, 这些保值工具中就包括股票。这一行为无疑扩大了对股票需求。此外, 通货膨胀率上升到一定阶段, 政府多会采取紧缩的财政和货币政策, 此时企业为了筹措资金, 便会发行股票来增加股票市场的供给, 因而使股票市场需求增长小于供给的增长。

2.工业增加值

工业增加值是是企业全部生产的总成果扣除了在生产过程中消耗或转移的物质产品和劳务价值后的余额, 是企业生产过程中新增加的价值。增长率越高, 说明实体经济运行状况越好, 产生的社会财富越多。在其他条件不变情况下, 增长率的变化会使国内公司现金流发生同方向变化, 进而股票价格也会发生同方向变化。

3.货币供应量M2

货币供应量增加无疑增加了流通中的现金流、提升了上市公司贴现率从而使企业筹资成本降低, 预期收益升高, 因此公司股价将上升, 反之则会下跌。不仅如此, 货币供应量的增加代表国家实行扩张的宏观经济政策, 这就增加了股市的预期收益, 使股价攀升。可见, 货币供应量可能与上证综合指数存在一定的正相关。

4.银行同业拆借利率

同业拆借利率是短期持有货币的机会成本, 它取决于资本市场的资金供求。储蓄决定资金供给, 投资决定资金需求, 而投资和储蓄均受利率影响。利率下调一般会使贴现率下降, 尽管预期股利不变, 但是股票内在价值将会提高。因此, 股票价格指数与利率之间可能存在负相关。

5.商品零售价格指数

商品零售价格指数是一种反映城乡商品零售价格的经济指数。零售物价调整变动将对城乡居民的支出以及国家的财政收入产生直接的影响。不仅如此, 商品价格指数的变动也会对居民购买力和市场供需平衡造成不同程度的影响。因此, 计算该指数可从一个侧面对上述经济活动影响进行观察和分析。

6.企业商品价格指数

企业商品价格指数能较客观地反映经济变化轨迹、我国投资形势的阶段性变化与农产品、工业消费品供求关系的改变。企业商品价格指数上升一定程度上反映了我国经济通货膨胀增加, 这时, 居民就会用货币去交换商品以获得保值, 这些保值工具中也包括股票;此外, 当通货膨胀率达到一定程度时, 政府倾向采取紧缩的财政和货币政策, 这一举动也会使股价下降。所以, 企业商品价格指数对股价的影响值得更进一步的探讨。

7.社会消费品零售总额增加值

该指标反映通过各种商品流通渠道向居民和社会集团供应生活消费品来满足他们生活需要的情况, 是研究人民生活、社会消费品购买力、货币流通等问题的重要指标。当社会消费品零售总额增长时, 提高企事业单位的销售额进而可能影响到上市公司业绩, 因此社会消费品零售总额增加值和上证综合指数之间可能存在正相关。

8.汇率

汇率与一国的物价总水平和国际资本间的流动有密切联系, 而且它对国内各生产企业的经营状况和产业结构的调整以及对外贸易、外汇储备等方面都产生了一定的影响。汇率上升会导致外币升值, 促进出口、抑制进口, 提高国内公司对收益的预期, 一定程度上使股票价格提升。因此, 股票价格指数与汇率之间可能存在正相关。

四、实证研究

本文选取了2008年2月到2014年10月的月度数据, 其中, 由于我国国家统计局的工业统计制度上没有对一月份的工业统计做出要求, 所以一月份的工业增加值是免报的。在去除了一月份数据的基础上, 对于剩下的75个月的月度数据进行回归分析。首先, 对于相对价格变量以原变量进入模型, 而其他绝对数变量, 为了消除模型的异方差去对数进入模型。接着, 运用了逐步回归的方法消除了多重共线性问题。在一系列逐步回归后, 居民消费价格指数、工业增加值、商品零售价格指数、人民币对美元汇率进入模型。Eviews中显示, 该回归方程可决系数较高, 回归系数均显著模型中存在自相关。

针对模型存在的异方差问题, 本文对模型又进行了进一步的调整, 使用科克伦-奥科特迭代法做广义差分回归, 结果如图:

由于使用了广义差分数据, 样本容量减少了一个, 为74。查5%显著水平的DW统计表可知=1.51, du=1.74, , 模型中DW=1.952742, <DW<4-du, 说明在5%显著性水平下不存在自相关。变量中的t检验的sig值均小于0.05, 效果显著。sig值为0.0000, 通过检验。异方差检验通过。由此, 得到了最终的模型方程:

五、总结与结论

本文实证研究表明, 部分宏观经济变量对股票价格存在影响, 股票价格指数在某种程度上展现了中国经济的整体发展态势和发展水平。从模型中各变量对上证指数的影响来看, 在进行一阶差分后居民消费价格指数、工业增加值、人民币对美元汇率这三个因素对上证综合指数产生了正向的影响而居民消费价格指数对上证综合指数产生了负向的影响, 可见宏观经济变量的变动不能在当期传递到股票市场, 从而对股价指数产生相应的影响, 即股价受宏观经济变量的影响存在滞后性。

当前, 中国股票市场仍然存在许多不足, 这也为我国经济的持续快速发展设置了障碍。人民币利率和工业增加值对股票市场指数存在短期和长期正向影响的效应, 而居民消费价格指数会对股票市场指数产生短期正向和长期负向的冲击, 居民消费价格指数会对股票市场产生长期的负向冲击。因此, 维持物价水平稳定、防范持续的通货膨胀仍是我国日后工作重中之重。

参考文献

[1]刘玲, 谢赤, 曾志坚.股票价格指数与宏观经济变量关系的实证研究[J].湖南师范大学社会科学学报, 2006, 05:82-86+104.

[2]王德劲.宏观经济变量与中国股市关系研究[D].西南财经大学, 2002.

[3]董彩丽.股价指数与宏观经济变量关系的实证研究[D].东北财经大学, 2010.

[4]周海燕.我国股价指数波动及其宏观影响因素分析[D].重庆大学, 2005.

[5]周敏, 王飞跃.对影响股票价格指数宏观经济变量的实证分析[J].全国商情 (经济理论研究) , 2008, 13:66-68.

物理中自变量和因变量各是什么 第5篇

1、自变量概念

自变量是指研究者主动操纵，而引起因变量发生变化的因素或条件，因此自变量被看作是因变量的原因。自变量有连续变量和类别变量之分。如果实验者操纵的自变量是连续变量，则实验是函数型实验。如实验者操纵的自变量是类别变量，则实验是因素型的。

2、因变量概念

实验中由于实验变量而引起实验对象的变化和结果叫做因变量。例如，在探究光照强度对光合速率影响的实验中，由于光照强度不同，使得实验对象的光合速率有所变化，这个光合速率的变化就叫做因变量。

3、因变量种类

1、反应的潜伏期(反应时)：指刺激开始到反应开始间的时间，反应心理过程的速度，可以探测被试记忆保持的状况，也可以分析和测量被试的内部过程。

2、反应的`持续时间：指反应开始到反应结束之间的时间。如完成一定工作所需的时间。

3、反应量：指反应本身的变化量。如条件反射建立的巩固程度，要通过测量狗分泌的唾液量来计算，就是反应量。

4、反应频率：指在一定时限内被试做出反应的次数。

营销的技术变量 第6篇

Gartner的最新研究报告表明，67%的营销组织将在两年内增加与技术相关的预算，预计到2017年，CMO花在技术上的时间和精力将超过CIO。

那么，在IT的驱动下，营销在发生怎样的变化？

营销变革的三个阶段

时趣Social Touch是国内领先的数字营销策略、软件和数据解决方案提供商，CEO张锐认为，企业营销核心工作流程迄今大致经历了三个不同发展阶段：广告投放时代、数字营销时代以及移动社交时代。

在广告投放时代，最关键的事情就是媒介购买。品牌要能找到、买到强势的媒体，同时要有一定的谈判权。在数字营销时代，创意内容和媒介渠道依然至关重要，但此时强势媒体变为几大门户网站和搜索引擎等流量入口。

而在当下的移动社交时代，消费者每个人手里都有智能手机或其他数字设备，微信微博强势社交应用占据了消费者的大部分时间。相应的，消费者的行为也发生了变化，他们使用媒体的方式变得更加碎片化，他们通过移动社交媒体来建立自己的社交关联关系，把数字世界里自己关注的所有信息都拉进自己的信息流。

这些技术和消费者行为层面的变化要求营销的核心工作流程发生相应的变化和调整。当然，广告投放和数字营销的传统工作流程依旧存在，也能继续发挥重要的价值，但总体的营销模型发生了变化。现在营销的关键课题是如何建立起品牌与消费者之间点到点的数字渠道关系，以及建立起海量的数字渠道关系之后，如何去加以管理来让企业获得最大效益。

与传统的媒介购买不同，移动社交渠道的使用基本上是免费的。一个企业在一个社交平台上面，不论是有百万级的粉丝，千万级的粉丝，还是数亿的粉丝，都不需要为之付费。有了海量的粉丝，品牌就能够高效地送达营销信息，并转化产生销售价值。而如果消费者中有一部分人愿意参与到营销扩散过程，或者愿意与企业在产品上进行更多的沟通，营销将会呈现出惊人的效果。

更多“三只松鼠”将走向成功

小米就是利用海量粉丝实现营销奇迹的一个经典案例，在移动社交时代，接下来会有更多的小公司像小米一样取得成功，比如“三只松鼠”。

三只松鼠，是安徽芜湖的一家食品电子商务公司，主要销售坚果、干果、茶叶等森林食品。在2014年“双十一”，三只松鼠通过社会化营销在3小时内吸金3000万。

有趣的是，三只松鼠并非是拥有巨量粉丝的大号，当时仅有11万粉丝，当他们对这些粉丝人群进行实时大数据分析之后，细分成6个类型，然后针对不同的细分群体投放更有针对性的营销信息，取得了很好的效果。

在社会化营销的组织架构上，三只松鼠把1000人的团队分成后端和前端，各有500人左右。前端的500人里包括300人的客服团队，他们不单单是接电话，而是在线上和消费者做沟通;另外的200人里1/3做自己品牌内容和消费者社区运营，1/3做电商运营，另外1/3人做客户体验管理。

如果把小米、三只松鼠这些公司的成功经验和方法总结抽象出来变成一种利用社会化平台来撬动市场的工具，这就是Social CRM。

在张锐看来，Social CRM已经于传统的CRM大异其趣。CRM主要是销售过程的管理，而Social CRM是对企业所有数字渠道上发生的沟通互动行为和数据进行管理。

现在企业的数据来源渠道非常非常丰富，比如微信、微博、官网、论坛、App、电商、线下的POS、店内的Wi-Fi等等。SCRM要做的是把所有这些数字渠道上的数据打通，对每一个个体消费者做长期数字行为追踪、标签累积和消费者画像。在此基础上，才能更好地理解消费者，把握每个消费者的期待，才能形成对消费者自动化的服务能力和沟通能力，以及更好地去做营销规划。这样企业就会变成聪明的、懂消费者的企业，能够满足每一个消费者的个性化需求。

未来属于CMT

在技术驱动的营销时代，对营销主管提出了怎样的要求？

在广告投放时代，用右脑来思考的文科背景的人更有用武之地。在移动社交时代，市场营销的趋势是实现与消费者一对一的沟通，为ta提供个性化的服务，其中技术在扮演关键的角色，企业于是需要更多用左脑思考的技术人才加入到营销团队中来。

但目前一个常见的麻烦就是，“懂营销的人不懂IT，懂IT的人不懂营销”。要做好移动社交时代的营销，我们需要既懂营销，又懂技术的主管，可以称之为CMT（Chief Marketing Technologist，首席技术营销官）。只有这样的复合型人才，才能把企业的营销部门、IT部门、外部的软件和服务提供商很好地联通起来。

张锐认为，在营销团队建设方面，未来客服、电商、CRM、调研等几个职能应该整合在一个大的体系里面，他们需要共用一套企业营销管理的IT解决方案，数据打通，消费者ID打通，每一个营销活动和消费者的变化都是透明的。

但现实的状况是，当前数字营销人才紧缺，既懂营销又懂技术的复合型的人才更是难以寻觅。那么如何为CMT职位培养后备人才？以下几类人才可以重点考虑：

▲互联网产品负责人，他们对业务和技术都有清楚的理解;

▲社区运营负责人，他们会更多地从运营的观点和角度来看待营销;

▲电商负责人，他们更能够看清楚整个营销的闭环。

宏观经济变量 第7篇

一、操作风险的识别与管理

操作风险, 主要是指由于银行系统内部管理不完善, 由人为的因素或者是系统内部以及外部事件而致使银行遭受损失的风险。道德风险、法律风险以及计算机风险, 都属于是操作风险。从风险程度上来看, 操作风险所造成的损失时非常巨大的, 而且还会造成连锁反应。即便操作风险的严重性已经备受各个金融机构的关注, 但是鉴于其所存在的特殊性, 使得收集和分析有关数据成为了金融机构所面对的一大难题。

(一) 操作风险识别

操作风险识别是指对于操作风险的各种因素进行识别。对于银行来讲, 能够影响到经营绩效的, 就是在银行的业务流程以及经营活动中出现了失误, 并造成了重大的损失。当对银行所造成的财务以及非财务的损失的全部内部或者外部的风险因素操作可以实现风险识别的时候, 那么操作风险识别就发挥了其控制和管理作用。

那么, 为了操作风险识别的实施更为有效而及时, 相关的管理制度和运行机制需要被建立起来。那么, 无论是银行的内部环境, 还是起外部因素, 只要具备了造成巨大损失的可能性, 就需要对其进行严谨的判断。在操作风险识别的过程中, 这是最基本的一环。当银行业中引进了新的产品, 建立新的系统以及操作流程上需要更新的时候, 都需要首先对与其相关的各种因素进行风险识别。特别是那些威胁到银行业, 并很有可能或者是已经有风险事件发生的产品, 即便是已经采取了操作风险评估, 鉴于其危险系数比较高, 所以, 对其还要进行操作风险重检。在各级机构和部门要开展与银行业务相关的活动的时候, 操作风险识别更是必不可少的。

(二) 操作风险管理

1. 国外对于操作风险管理的方法

与中国不同, 国外的有关专家研究操作风险管理, 主要重视两个方面, 即操作风险的度量技术以及监管的资本要求。而在度量操作风险上, 包括有自上而下法和自下而上法两种思路。从宏观经济的角度对操作风险进行估算, 但是对于损失事件及其原因并不确认, 这就是“自上而下法”。这种方法对于监管者执行任务的时候比较实用。自下而上法, 则比较适用于金融机构的负责风险管理和控制的部门, 从经营者的角度出发, 来识别内部事件, 并采取计算的方式来说明问题。

2. 实施操作风险监测

操作风险监测室一种持续而动态的监测方式。其所采用的参考项包括有操作风险的状况以及缓释或者控制措施, 日常监测过程中所获得的各类风险指标也成为了操作风险监测的一个参考条件。

在银行都会设有操作风险损失数据库提供准确而真实的资料。这是银行在操作风险监测中所需要的重要工具。在损失数据库中所提供的报告要具有时效性和完整性, 一旦发现在数据库中出现误差, 各级机构和相关部门都要对此负责。对银行操作风险进行检测, 除了风险指标作为参照之外, 损失数据库也是最重要的工具之一。

实施操作风险监测的主要目的, 就是要建立有效的风险预测机制, 为规避风险提供有效依据, 实现风险预测的前瞻性。当操作风险的管理提供了预测信息之后, 采取有效的措施, 就可以将操作风险中所存在的潜在问题加以处理。从而达到风险机制的主要目的, 将可能出现的损失消灭, 将灾难系数降到最低。

3. 操作风险报告及评估

操作风险报告的目的, 旨在体现操作风险的整体状况。整个的过程即将一些操作风险信息进行收集、加工、整理, 并传输汇总。那么, 具体而言, 操作风险报告主要提供操作风险整体过程的同时, 还要提供重大操作风险识别的有效信息, 以及其所采取的优化措施, 或者是以哪种有效的方式降低了操作风险的系数, 最后还要提供执行效果。从识别, 到优化控制, 最后将效果呈现出来, 整个记录过程, 其实就是操作风险事件的历史记录, 为将来的处理类似事件提供了有价值的参考材料。

二、操作风险的管理现状

(一) 案例

1.2005年, 深圳发展银行总行由于在贷款业务上出现了违规操作, 数额已经超过了10亿元人民币。

关于贷款业务的操作风险所涉及到的数额之巨大, 是令人触目惊心的。南海华光曾经发生过一起骗取贷款的大案, 其数额已经超过了70亿元人民币。这样的巨额数字, 听起来都会令人感到震撼。

另外, 交通银行锦州支行也发生过不良贷款案件, 其数额超过了2亿元人民币。

在银行出现这种骗贷大案, 都说明了操作风险机制上还不够健全, 管理上也出现了漏洞。从下面的一个案例中更能够体会到管理问题所导致的银行业巨大损失。即是工商银行上海外高桥支行姚康达7000多万元的个人住房贷款案。由于成都的某支行系统出现了故障, 结果导致了错误转账数额达到了2000多万元人民币。

(二) 操作风险管理

银行业作为一个高风险的行业, 对于提高风险的防范意识, 并实施有效风险管理是化解风险的核心。世界上的许多大银行都意识到, 在银行业建立风险机制, 并实施有效的风险管理已经势在必行了。

从银行业的一些历史案例上来分析, 操作风险的破坏力几乎是业内人士所无法承受的。同时也说明了, 传统金融特征被结构性金融资产所改变。操作风险衡量从中所起到的作用已经明显不足了。那么, 无论是金融服务机构, 还是金融股监管部门, 都有责任针对金融风险管理提出新的挑战, 以加大操作风险对于金融市场的控制力度。

对于操作风险管理的滞后性, 并不可小看, 因为从历史的角度来看, 由于操作风险而造成的巨额损失并不在少数。可见, 相比较于市场风险和信用风险, 操作风险所造成的损失是非常严重的。

基于宏观变量的影响, 当综合操作风险数据在脱离了传统的市场风险、信用风险以及流动性风险后所获得。虽然就极端操作风险而言, 中资银行在宏观经济的影响下不如国外, 但是其稳定的风控能力大型的金融危机没有出现的情况下, 整个金融市场还是趋于稳定的。

三、常见度量模型的分析与运用

l、基本指标法

基本指标法, 是一种对于计算资本要求不是很高的一种方法。

如果用公式来计算, 就是银行前三年总收入的平均值与在总收入中所提取的一个固定比例之间的乘积。其中所提到的“总收入”, 就是操作风险暴露程度的单一指标, 其等于净收入与非利息收入之和。

2.标准法

标准法是将银行的业务范围分成为公司金融、零售银行业务、交易和销售、支付和清算、商业银行业务、资产管理、零售经纪、代理服务八个标准化业务线。每一个业务线都对应着一个系数。而用银行的总收入乘以该产品线所适应的系数, 就是计算产品线资本要求的方法。

3.银行操作风险指标描述性统计

从银行业的操作风险总体描述性统计结果来分析, 可以说明, 外资银行在中国特有的制度管理之下, 国际银行对于操作风险的控制程度还是非常有效的。从宏观上来看, 按照操作风险所带来的损失来衡量, 外资银行与中资银行是不相上下的。从宏观经济因素影响的角度来检验, 对受到宏观经济影响的操作风险损失进行比较, 中资银行显然是占有优势的。

总结:

综上所述, 当金融危机袭击银行业的时候, 对于抵抗操作风险的能力, 中资银行显然是要强于外资银行的。那么, 就可以说明在宏观经历变量的影响下, 中国的银行在操作风险出现剧烈波动的时候, 会更趋于稳定。

参考文献

[1]杨青, 张亮亮, 魏立新.电宏观经济变量影响下的银行极端操作风险研究[N].管理科学学报, 2012.15 (06) .

[2]葛彦灏.宏观经济变量影响下的银行极端操作风险研究[N].管理科学学报, 2012 (50) .

宏观经济变量 第8篇

国内外对期货价格与宏观经济变量相关性研究,特别是有关期货价格指数先行性方面的研究较为匮乏。该主题实质上指的是虚拟经济和实质经济之间相互作用机制的问题。国外学者Halpern和Warsager(1998)研究了商品期货指数与通货膨胀之间的相关性,以论证商品期货指数用于宏观经济景气预测的贡献。国内学者王志强和王雪标(2001)使用Granger因果分析法,研究商品期货价格指数对经济景气的引导作用,其先行达3个月。蔡慧(2007)基于1998-2005年的小麦、大豆、铜、铝和橡胶期货的日数据,编制了我国商品期货指数,分析了该指数与GDP指数之间的关系,指出二者存在长期均衡关系,商品期货指数到GDP指数有因果关系,先行时间达2个月。

二、理论模型

由于期货市场的价格发现功能,它通过对大量市场信息的摄取和加工,形成了具有统一性、超前性、真实性的价格。这种综合信号融合了影响总体或部门供求关系变化的各种因素,不仅在空间上,尤其独特地能在时间上促进实物资源有效配置。

现在我们考虑一个两期模型:假设在两期生产中的需求曲线保持一致。第一期生产情况较好,第二期生产由于自然气候、重大事件等因素,产量明显减少,并且第一期的产量至少比第二期的产量多一个单位。在没有相应的期货价格作为指导的前提下,产品的供给量不会发生总体转移,两期之间产品整体价格的大幅波动会造成资源的不合理配置。但是如果编制商品期货指数并及时公布,由于其是反映总体商品价格的超前指标,生产者或经营商自然会很清楚地预见第二期的价格高于第一期的价格(假如不计储存、利息和保险成本),根据这一价格信息,将会有第一期产品的一部分转移到第二期。即会将一部分边际效用较低的第一期产品转移到边际效用较高的第二期,所以商品期货指数可以通过形成有效的远期综合价格信号,提高产品分配效率,从而增加总体效用。

综上所述,有期货价格信号作为指导时的市场资源配置一般是优于没有期货价格信号作为指导时的市场资源配置。商品期货指数可以通过形成有效的远期综合价格信号,提高产品分配效率,从而增加总体效用。既然期货指数形成的综合价格可以作为调节现货供求关系的基础,那么对处于经济改革和经济转型中的我国,其宏观经济功能便显得尤为重要。本文以下部分从实证角度考察金属期货指数与我国宏观经济变量之间的超前滞后关系,试图了解金属期货指数变化对我国经济的影响程度,研究金属期货指数是否可以作为监测我国经济景气的指示器,为我国经济发展服务。

三、研究方法与实证结果

1、样本数据与变量

我国目前发布的商品期货指数,如南华指数由于时间较短,难以满足本文定量分析的要求。为了深入了解金属期货指数与宏观经济变量之间的关系,本文选用2001年1月1日2009年12月31日铜、天胶、铝和橡胶期货的连续天数据的收盘价,利用这些数据来编制我国金属期货指数(FPI)。我们在选择宏观经济变量时,坚持如下原则:一是指标的代表性,即能够充分代表我国经济整体运行的状况;二是指标的影响性,即能够对经济生活的各方面产生充分的影响;三是数据的可得性。通过综合比较,选取了以下指标作为我国宏观经济运行状况的代理变量:汇率(FX)以及银行同业拆借利率(R)。

2、金属期货指数的编制

将当月所有交易日的每日收盘价进行算术平均.就分别得到各金属期货的月平均价。然后将各个月的铜、天胶、铝和橡胶期货的价格几何平均,得到当月的综合价格。本文将2001年1月定为基期,计算时用当月综合价格除以2001年1月平均价格,然后再乘以100,得到的数值就是当月的金属期货指数。

3、单位根检验

本文使用ADF检验方法来检验序列的平稳性。从表1中可以看出未经差分的序列ln FX,ln F,ln R存在单位根,但经过一阶差分的序列不存在单位根问题。所以,ln FX,ln F,ln R这两个序列都是一阶单整I(1)的,满足协整检验的条件。

4、协整检验(cointegration test)

根据AIC值最小原则,本文采用滞后阶数为2,然后借助Johansen协整检验,检验ln FX,ln F和ln R之间是否存在协整关系,协整性反映的是它们经过线性组合之后非平稳程度的变动性质。

*表示在5%的显著水平下拒绝原假设

如表2所示:上半部分是迹统计量检验结果,下半部分是极大特征值统计量检验结果。迹统计量检验表明,在5%的显著性水平下,我们所考察的变量存在着协整关系。极大特征值统计量检验结果也表明存在协整关系。统一上面的结果,金属期货价格与宏观经济变量存在着长期均衡关系。

5、Granger因果关系检验

Granger因果关系检验由Granger提出的,它建立在Granger因果关系的定义之上,Granger从预测可能性的观点来定义因果关系(检验结果表3)。

从表3中可以看出,当滞后阶数为2时,在10%的显著性水平下,ln F与ln FX、ln R存在着单向的因果关系,金属期货指数的变动影响汇率变动;银行同业拆借利率的变动影响金属期货指数的变动。

四、结论

本文通过对国外商品期货指数编制方法的研究分析,使用铜、天胶、铝和橡胶等编制出金属期货指数,借助Johansen协整检验,发现我国金属期货指数与汇率、银行同业拆借利率之间存在着长期均衡关系,金属期货指数的变动在一定程度上影响着整个经济发展,说明伴随着我国期货市场的不断发展,其为经济发展服务,调节资源优化配置的功能在逐渐显现。同时通过Granger因果检验,发现在样本区间内,存在从金属期货指数到同业拆借利率的Granger因果关系,其先行时间达到2个月,客观上能反映我国经济发展的未来走势,可以作为监测我国经济景气的指示器,并适合作为一项衍生品创新。

但是国内商品期货指数与国外商品期货指数仍存在着一些差距。我国现行的商品期货市场规模仍然比较小,期货交易品种比较少,相对而言在整体经济中所占的比重较小,还无法全面实行其市场功能。因此,我们应该进一步完善和规范我国的期货市场,增加我国期货市场交易品种,使其价格发现功能能够充分地发挥。同时应该适时完善我国的商品价格指数,这样不仅可以为宏观经济预警服务,而且可以作为一项衍生品创新,促进我国金融市场的不断完善。

摘要：本文在借鉴国内外商品期货指数编制方法的基础上,编制了我国金属期货指数,并对其与利率,汇率之间的超前滞后关系进行了实证研究。研究结果表明在样本区间内我国金属期货指数与宏观经济变量之间存在长期均衡关系,但是期货市场的价格发现功能依然存在某些缺陷。

关键词：金属期货指数,银行同业拆借利率,汇率,协整检验,因果检验

参考文献

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[2]张扬.商品期货指数研制与实证分析[D].中南大学硕士论文2003:20-75.

宏观经济变量 第9篇

一、指标的选择与处理

1、股票市场变动的度量

上证综合指数的编制以上海证券交易所的所有上市股票为样本,由上海证券交易所编制,在总体上可以反映整个股票市场的变动情况。 在我国股票市场中,上证指数和深证指数的变动具有同步性和联动性,所以可以用上证指数的变动来代表整个股票市场的变动情况。 本文选取上证指数每月最后一个交易日的收盘价参与分析( 用szzs表示) 。 本文选取2005年1月至2014年8月共计116个月度数据进行分析。

2、宏观经济变量

本文所选取的经济指标有广义货币供应量( M2) 、消费者物价指数( CPI) 、贸易进出口额( JCK) 、固定资产投资完成额( TZ) 、社会消费品零售总额( XF) ,均为全国性的月度数据。 本文不采用GDP作为变量,因为只有季度或年度数据样本量小,且与上述的宏观经济变量存在较强的相关性,故暂不采用。

3、数据处理

( 1) 季节性变动的处理: 由图1可知,贸易进出口额( JCK)、固定资产投资完成额( TZ)、消费者物价指数( CPI) 、社会消费品零售总额( XF) 这些变量有季节性因素,本文的季节调整方法用到移动平均方法,调整后的变量名加后缀sa。

( 2) 序列不平稳的处理: 对进过季节调整的变量取对数后一阶差分,具有良好的经济意义,表示变量的变化率,对研究具有现实意义。 处理后的变量名加前缀dlg。

( 3) 单位根检验:由表1,可知对于经过季节性处理后的序列进行差分,序列变得平稳,上文对数据的处理是恰当的。

二、模型简介

传统的计量经济方法需要建立在经济理论基础上,要求对变量之间关系有相对严格的说明,当变量之间存在动态关系时比较复杂。 Sims在1980年提出的向量自回归模型( VAR) 作为一种非结构化的动态模型。 为了考虑上证指数与所选的宏观经济变量之间的动态关系,而这种关系之间的内生外生性暂无法精确确定,使用VAR模型比较适合。 VAR模型是将自回归的想法用于多变量情况,所有解释变量均为各变量的滞后项,通过将不同的滞后项纳入其他变量的方程,来体现变量间的相互关系。

三、建立模型

1、变量间的相关分析

求出上证指数( szzs) 对数序列与上述5个经济变量对数序列之间的相关系数矩阵( 表2) 。 可见上证指数与其余5个宏观经济变量之间都存在一定的相关关系,其中进出口额的相关性最为明显。

2、建立VAR模型

对于变量本文运用的分析方法是基于VAR模型,脉冲响应函数、格兰杰因果关系检验。依据LR和AIC准则, 选择4阶作为滞后阶数。

( 1) 格兰杰因果检验

选取消费者物价指数、进出口额、广义货币供应量、固定资产完成额及社会消费品零售总额对上证指数,做双变量的格兰杰因果检验( 表3) 。 在0.05的置信水平下,广义货币供应量是上证指数的格兰杰原因;上证指数是cpi、进出口总额和固定资产投资完成额的格兰杰原因。 同时也表明, 上证指数可以反映cpi、进出口总额和固定资产投资完成额等宏观经济变量的涨落,有经济晴雨表的功能。

( 2) 脉冲响应

分析当系统( 上证指数) 受到外部冲击后系统序列的变动路径,描述在随机误差项施加一个标准差大小的冲击后对内生变量的当期值和未来值带来的影响。

上证指数对于广义货币供应量( M2) 冲击的响应:

正向的M2冲击,如扩张性的货币政策,使得上证指数在第2期上升,表现为促进作用,而后逐渐收敛,到第10期之后几乎没有影响,见图2。

上证指数对于进出口额( jck) 冲击的响应:

负向的外贸冲击,我国面临更不利的外贸形势,上证指数在1—2期迅速下降,而后缓慢回升,逐渐收敛在第8期之后影响基本消失,见图3。

上证指数对固定资产投资完成额( TZ) 冲击的响应:

当有正向投资冲击情况下,第1期上证指数有稍微上升,随后下降,但总体影响不大,很快就收敛到0,见图4。

上证指数对消费者物价指数( cpi) 冲击的响应:

当有一个cpi冲击,物价上涨,上证指数略微下降,在第5期后波动增大,最后趋于稳定收敛,见图5。

上证指数对社会消费品零售总额( XF) 冲击的响应:

当有一个消费冲击,上证指数略微下降,总体来看没有太大影响,最后趋于稳定收敛。

(3)方差分解

对模型结果进行方差分解( 表4) ,不考虑上证指数自身的贡献率,贸易进出口额( JCK) 对上证指数的贡献率最大,2期达到了4%,第5期之后上升到7%以上;其次是广义货币供应( M2)对上证指数的贡献率在2期达到了2.44%, 在第6期之后接近3%;CPI对上证指数的贡献率是逐步增加的,10期达到了1.46%,投资对上证指数的贡献率最低。

四、总结

以上实证模型说明从2005年1月到2014年8月之间中国股票市场与宏观经济的关联,其中包括:CPI与上证指数之间的关系表明在中国通胀下无牛市的经济现象;进出口与上证指数之间关系不够明显,主要是因为中国的外汇都用来储备,支出渠道过于受到限制;M2与上证指数的关系说明了货币政策的实施可以对股票市场起到一定积极的作用。

上证指数与CPI有着双向较弱的因果关系,由于外部变量的冲击作用,CPI对上证指数的冲击具有反向作用, 上证指数对CPI的冲击具有正向作用,即存在高通胀无牛市、牛市中伴随着高通胀的经济现象。 中央银行调节货币供应量( 本文以M2为指标) ,货币供应量增大,流向股票市场的货币增多,股价指数上涨。 股价指数上涨到一定程度,出现经济过热,会促使央行实行紧缩的货币政策以来抑制资本市场的虚假繁荣。 固定资产投资完成额与上证指数没有显著的格兰杰因果关系,固定资产投资完成额对上证指数的变化没有多大影响。 社会消费品零售总额的增加会抑制上证指数的上涨,而上证指数的变化对社会消费品零售总额的影响呈波动状态。

摘要：文章利用Eviews统计软件对2005年1月至2014年8月我国上证指数与广义货币供应量、贸易进出口额、固定资产投资完成额、CPI等宏观经济变量进行VAR建模,从而探讨宏观经济与我国股市之间的关系。通过分析认为,CPI与上证指数之间的关系表明在中国通胀下无牛市的经济现象;进出口与上证指数之间关系不够明显,M2与上证指数的关系说明了货币政策的实施可以对股票市场起到一定积极的作用。

关键词：VAR模型,上证指数,M2,CPI

参考文献

[1]胡丽琴:金融时间序列分析实验教程[M].武汉大学出版社,2012.

[2]任晓靖:中国股市指数与宏观经济运行关系实证研究[D].首都经济贸易大学,2008.

[3]张培源:中国股票市场与宏观经济相关性研究[D].中共中央党校,2013.

世界经济发展的变量分析与对策 第10篇

一、世界经济发展的五大变量分析

经济复苏步伐的加快并不是在常态经济周期下产生的,而是在政策的强力刺激下或者是采取了一些超常的政策手段而带来的。因此,这种经济复苏的基础还很脆弱,世界经济还存在着很多的风险和不确定性。笔者认为,2014年(包括2015年),影响世界经济的重要变量,可能更长的一段时间里,主要有五个方面需要引起各方面关注。

(一)发达经济体从军事结盟、外交结盟向经济结盟的步伐加快,对非经济结盟国家和地区形成了新的战略挤压

2008年国际金融危机之前,发达经济体一直是引领世界经济增长的主要动力,以美国最为突出。2008年国际金融危机之后,新型经济体的发展、增长幅度都大大地快于发达经济体,以中国为首的新兴市场经济体和发达国家引领世界经济走出困境,成为世界经济增长的主要动力,可以说在某种程度上支撑了世界经济的缓慢复苏。美国经济受到重创,欧洲遭受主权债务危机,日本处在高债务风险二十年的衰退期,如果没有中国为首的新型经济体的快速增长,世界经济将走向深渊。中国和新兴经济体的快速发展,拉动了世界经济的增长,支撑了世界经济渡过了最困难的时期。中国提高了自己的国际威望,增强了国际竞争力,迅速成为世界第二大经济体、第一大制造业国家和第一大贸易体。2013年我国已经超过美国,成为第一大贸易体、第一大外汇储备国。中国的创新能力也在迅速提高。在这种情况下,世界格局由于中国的崛起发生了很大变化。以美国为首的发达经济体不甘于退居次要位置,对于中国为首的快速崛起的新兴经济体,采取一方面合作, 另一方面打压,一方面将我国作为战略合作伙伴,一方面又作为竞争对手的策略。

美国在强政策刺激下,经济稍微恢复之后, 加快了经济结盟的步伐。其一体两翼战略还是与北美结盟,两翼一个是PPT,一个是跨大西洋伙伴关系。PPT现在发展到了12个成员国,预计2014年年底完成PPT的谈判。与欧盟的跨大西洋伙伴关系,2012年6月份启动,预设时间为18个月,刚好至2014年底。尽管在谈判过程中受阻,或者有一些不同的看法,但是美国和欧盟的目标是一致的。即2013年年底或2014年上半年,跨大西洋投资伙伴关系的协议也会进行。这两个谈判完成之后,美国将成为世界上最大规模的自由贸易体国家,并且随着自由贸易区、自由贸易谈判进程的加快,以自贸区为载体,完成发达国家从军事结盟、 外交结盟向经济结盟的华丽转身。比如劳工标准、 环境标准、市场准入标准、知识产权标准、信息安全标准,都会发生一系列变化。国际商报消息, 美国和欧盟就汽车标准达成一致意见,就汽车的尾气排放、汽车的零件标准化等方面提高了标准。 我国是汽车的第一生产大国,2011年汽车的生产销售都达到了1800万辆,2012年超过2000万辆, 目前也在2000万辆以上。世界上制造业生产大国、 消费大国现在是中国,欧洲的汽车标准使中国汽车出口遭遇到了非常大的标准问题。

过去将标准、规则称为非技术贸易壁垒,但现在并非技术贸易壁垒问题,也不是TTP问题, 而是通过自贸区谈判、结盟的关系把标准变为制度化、常态化、合法化。自1978年改革开放以来, 我国逐渐成为了第一大贸易体。目前,正在成为第三大投资国家。但第一大贸易体依靠国际市场, 国际市场的需求对于拉动中国经济增长起着非常重要的、不可替代的作用。我国在国际市场受到挤压时,将会给中国经济市场带来非常大的影响。 不仅是中国,新型经济体或是发达国家,凡是达不到结盟标准的,都会被挤出市场。2014年、2015年, 将可能更长的推出,这种变量发生的机会将越来越大。

(二)创新驱动成为世界潮流,特别是创新引发了全球制造业分工和布局的演化是世界经济发展中很大的变量

创新的能力、创新的竞争、创新的布局,特别是创新引发的全球制造业分工和布局的演化, 将是世界经济发展中很大的变量。关于建立创新型国家,国务院曾制定了未来15-20年的科技中长期创新规划,正在制定下一个15-20年的中长期创新规划。习近平主席在中国科技创新大会上明确提出“创新驱动”,创新要作为国家大的战略。未来的经济不取决于常规发展,而取决于创新发展, 能否通过创新引发产业革命,激发生产力、带动生产力、解放生产力,形成新的生产力,这可能是引起世界变量的非常重要的一个因素。

1. 创新发展使中国在国际上形成了竞争力产业

目前,中国占世界制造业的份额已经超过了1/5。根据联合国工业组织2011年的统计,美国制造业产值占世界制造业总值的比重下降到19.4%, 中国制造业产值占世界制造业产值的比重上升到了19.8%。2012年中国制造业产值超过了20%,比重仍在继续上升。创新发展使中国在国际上形成了一些有竞争力的产业。中国高铁通过创新已经形成了自己的产业输出能力,目前运行的高铁历程已经超过1万公里,2020年,预计达到6万多公里, 将形成网络体系。2013年在和美国彼得森做中美基础设施双向投资研究的过程中,美国土木结构行业协会的报告对美国的状况进行了分析。美国的道路、水库、电网、及铁路等基础设施相当陈旧, 提出双向投资要在政策上进行调整。而我国航天能力、深海、探海的能力,在某些方面都有了重大突破。

2.美国、欧洲、日本三大经济体的创新驱动策略

从总体上来看,美国、欧洲、日本这三大经济体均将重中之重放在了创新驱动上。

(1)美国的创新策略

美国提出再工业化,美国国家科技委员会先进制造业发展政策措施中,还有创新技术推动下的页岩气革命、3D打印技术。最近,美国发布未来20年将通过快速发展的人工智能,机器人和数字制造技术重构制造业竞争格局,用新技术击败中国的制造业。

(2)欧盟的创新策略

欧盟在发展新技术、新产业也作为欧盟目前到2020年战略的主要支撑。按照欧盟的创新计划, 至2020年欧洲获得的电力中将有20% 来自于可再生能源,2030年将达到30%。

(3)日本的创新策略

日本的科技创新发展也非常快,特别是日本的智能电动汽车、智能机器。日本女性平均寿命89岁,男性为79岁。日本目前已步入老龄化社会, 65岁以上占到人群的23.7%,在世界上最突出的。 因此,他们预测2015年目前发展的物理性机器人市场规模将会达到167万亿日元。日本发展新能源的主攻目标是海洋中的可燃冰,从可燃冰里提取天燃气。在2014年或者更长一段时间,机器人的技术、 3D打印机的技术、人工智能的技术、新型材料这些技术正在引发新的产业革命或者工业革命。

3. 第三次工业革命的步伐正在加快

第三次工业革命步伐正在加快。现在,凡是用新材料粉末可以打印的东西,包括一些军事武器的零件,均可以用3D技术打印成标准零部件。这种标准零部件的使用寿命比人工锻压的零部件长, 精确度要高得多。三维技术在生活应用上,也已经无所不在。在这次革命中数字化、信息化、个性化生产方式都在取代传统的人工机器的方式、生产线的方式,制造业开始走向数字化。这场革命也源于美国。

美国和日本的竞争,为什么日本最终落后于美国?原因在于技术路线、技术选择战略上发生了很大的落差。20世纪数字化革命开始时,日本由于发展的是高清技术,利用加密手段提高显示手段和清晰度(如电视机),而美国选择的是数字化,直接用数字化替代显示方式。当时,日本不肯放弃这种方式,因为日本的政府决策很大程度上取决企业的投资。如果放弃了这种技术选择的话,就会导致整个投资的损失。而当美国的数字化技术走到世界前列时,日本不得不放弃了很多传统产业。最具有说服力的就是数字化照相机取代了胶片照相机。技术革命导致了市场的重大变化。 在新一轮技术革命中,中国能否跨越式发展,跟上或者超过新技术、新材料、新工艺、新商业模式、 新产业组织形态,决定了我国在未来的竞争中或者在未来世界经济发展中能否保持目前的地位。

创新驱动和创新发展是世界经济很大的变量, 如果哪个国家在这方面有革命性的突破,那么这个国家的经济产业就会有突破性的发展。现在,世界经济还有一种焦灼状态,新型经济体过去有人口红利、资源红利,还有市场红利等。而未来如何使世界经济能够重新走向辉煌,各国都在做努力, 也要看我国的战略选择,如果创新方面是否能够继续走在前列,引领世界革命,中国也将在未来的竞争中立于不败之地。

(三)新兴经济体经济增长整体下行,全球经济增长动力正在发生转变

2008-2011年是新型经济体的黄金发展期。这几年中国GDP年均增幅是10.7%,2012年中国的经济增长为7.7%,下行的态势开始显现。我国目前经济下行的压力仍然比较大。2008-2011年,全球经济总量增量90% 来自于新型经济体,当时世界经济的主要动力是以中国为代表的新型经济体。 从2010年开始,新型经济体占GDP的总值已经超过50%,贸易量超过40%,外汇储备量超过70%。 当然,新型经济体一直是外汇储备量的主体。中国和一些发展中国家主要储备美元。据2013年数据,俄罗斯、印度、巴西、南非等的经济大幅度下降, 尤其是俄罗斯下降的幅度最大。

2013年开始,世界上近来复苏比较快的第一是美国,第二是日本,第三是欧盟。

美国经济复苏的态势是发展的最快的,房地产市场全面复苏,就业率上升,失业率下降,GDP增速在提升。使新型经济体在下行压力加大的同时,显示出发达经济体对世界经济带动的作用在加大。

日本经济因为进入了衰退的20年,20年经济增长甚至是负的,2013年经济增长超过了2%, 2014年有可能在2% ~ 3% 之间。

欧盟的经济从2013年之前的负数转为正(虽然是0.4%)。欧盟预计,2014年增长幅度可能提高0.6% ~ 0.7% 的百分点,最近预测达到1% 左右。 但根据原来各个国际组织的预测,将在1% ~ 4% 之间。

2008年以前,发达经济体是推动世界经济发展的主要动力,2008-2011年新型经济体以“金砖五国”为代表,中国为首,是拉动世界经济增长主要的动力,2012年相持。2013年开始变化,2014年发达经济体开始逐步走出困境,复苏。

新型经济体的整体下行是两方面的因素:一是发达经济体为了走出困境,以邻为壑,各自为政, 强政策刺激。比如,采取宽松的货币政策,向货币的注水;债台高筑、高借债、缓还债或不还债。 高标准的经济结盟,国际上排斥其他国家的做法, 使自己加快复苏,同时把流动性泛滥导致的大宗商品市场风险、经济下行的风险主资本流出流入的风险,转嫁给新型经济体和发展中国家。

宽松的货币政策确实使美国走出了低迷,但是给世界经济带来了极大的不确定性,这是一种强政策刺激下的复苏。世界经济发展动力的转换, 也是一个很大的变量。当然,新型经济体整体下行的态势,一方面还要靠内部的调整、靠创新、 靠转变经济发展方式,寻找新的发展模式,另一方面也还是要靠国际上的宏观经济政策进行协调, 这样才有利于世界经济的发展,协调政策不应当光是有利于发达国家。

(四)区域经济一体化发展迅猛,甚至有局部替代全球化的趋势

经济全球化基本趋势仍未改变,但区域经济一体化发展迅猛,甚至有局部替代全球化的趋势。 这个变量对2014年国际经济也会有很大的影响。 除了美国、欧盟、日本几大经济体之外,几个自贸区也是作为一种打压新型经济体的战略。2013年12月多哈回合谈判达成了一致,取得了一些进展。但总体上没有大的突破,目前全球形成的自由贸易协定、自由贸易区、经济共同体和共同市场,这几种形势的区域贸易关系的协定已经超过300多个。世界主要经济体都已融入了全球化和区域经济一体化的大潮中,特别是区域经济一体化的大潮中。据WTO组织统计,90% 以上的WTO成员国都参加1个以上的区域贸易协定,没有加入任何区域经济合作组织的国家和地区是极少数的。 所以,区域经济一体化的发展步伐是非常之快的。

如果40个成员国谈成以后,将占到世界总量的60% ~ 70%。中国也在加快自贸区的战略,目前中国在建和谈判的自贸区是18个,已经签署的自贸协定是12个,主要还是和东盟、智利、巴基斯坦、秘鲁、新西兰、新加坡等涉及20个国家和地区。现在正在推动的几大自贸区的谈判,将来这个谈判的进程也会产生很大的影响,比如中日韩的自贸区的谈判、东盟10国加6国谈判。中国国际经济交流中心正在推动中美贸易投资谈判,而且在第四轮中美二轮工商领袖对话和第五轮工商领袖和相关方对于提出的建议,而且第五轮形成了共同声明,中方和美国经过磋商形成了共同声明,提出要推动两国政府启动中美贸易投资谈判。 其实贸易投资就是自贸区的代名词,所以,中国实施自贸区战略也是国家大的战略选择。如果把中美自贸区的谈判作为美国TTP的协议完成之后和整个亚洲的RCET两个桥梁的话,可能会对亚洲的经济布局乃至世界的布局带来很大影响。对中国和美国的经济也会带来很大的影响。

据美国彼得森研究所的测算数据,如果中国和美国两国能谈成自贸区,那么将使中美两国的贸易额增加4000亿美元至5000亿美元。这也是世界经济发展的一个很大的变量。2012年我国的贸易额是3.6万亿美元,2013年超过4万亿美元,如果按照这样一个比重来算,4000亿美元、5000亿美元差不多超过了我国10% 的贸易量。因此,区域经济一体化发展迅速,各个国家采取的自贸区战略,都会使世界经济的布局发生很大的变化。日本在2012年3月份提出加入TTP之后,马上启动了和欧盟的自贸区谈判。韩国在和美国建立韩美自贸区谈判进程之后,启动了和欧盟的自贸区谈判。 所以,全世界的竞争、这种区域经济一体化有替代WTO全球规则制定、全球贸易自由化、便利化的趋势,而且这种自贸区的谈判将改变一个区域甚至世界的格局。

(五)全球能源的生产重心和消费重心正在加快转移,受到美国页岩气革命蝴蝶效应的影响日益扩大

目前,全球能源供应中心正在向西转移,而全球能源需求重心则正在向东转移。

1. 全球能源供应中心向西转移

全球能源供应的中心是向西转移,就是向美国转移。美国曾经是世界上最大的石油进口国,石油的对外依存度一直保持在60% 以上,我国现在也已达到了60% 以上,2012年接近70%,2013年石油对外的依存度已经超过70%。美国主要的石油来源是中东,美国参与的竞争,包括“两伊”战争和科威特战争都是因为有利益所在,是为了获取能源而进行的军事布局,甚至是战争。现在能源供应中心发生了非常大的变化,重心正在向美国转移,美国石油对外依存度现在已经从历史最高的67% 降低到50%。预计未来十年,还可能再降10个百分点,从美洲进口的石油比重已经上升到53%,从中东进口的比重已经下降到16%,预计将下降到10% 以下。所以,美国的军事力量会逐步的从中东撤出。

我国面临很大的石油风险。从中东进口石油, 海上通道要经过马六甲海峡,印度、印度尼西亚、 菲律宾这些国家。菲律宾是美国的盟国,美国的两艘航母都进入了菲律宾,其中有一艘是世界上最大的航母,守住马六甲海峡。我国还从缅甸修建了一个石油管道。缅甸的政局不稳,又由于美国的势力渗透,面临堵塞的风险。所以,对世界能源的布局产生非常大的影响,由此会改变全世界的经济布局、军事布局,甚至战争的布局。

2. 全球能源需求重心向东转移

全球能源需求的重心是在向东,主要还是向亚洲,需求量最大第一位是中国,第二位是印度。 国际能源署2013年的11月12日在北京发布《世界能源展望(2013)》报告中指出,世界能源领域的供需格局正发生深刻变化,原来主要的能源进口国正在变成出口国,如北美国家。曾经的能源出口国则变成了全球能源需求增长的中心,如中东国家。从总体而言,全球能源消费的重心正在向以中国为代表的新型经济体转移,而供给以美国为代表的西半球或者以美洲为代表的西半球所占的比重越来越大。

这个变量对世界影响也很大,因为石油美元、 黄金美元、美元的货币贸易结算,美元的国际地位很大程度上和石油美元、黄金美元是联系在一起的。现在的能源供给西移和能源需求东移的变局会对美国产生非常大的影响,也是美国经济加快复苏而且未来可能会持续发展的一个非常重大的变量。

2013年一季度,黄金从1800美元/ 盎司下降到1400美元/ 盎司,一季度黄金销售量达到300多亿。我国成为世界上黄金消费第一大国,但储备并不是第一。美国的能源革命会带来能源价格的降低,从而使美元的石油美元、黄金美元的比价会发生新的调整。而且美国储藏的黄金中90% 以上是2008年以前储存的,当时价格极低。

二、世界经济发展变量与风险对我国经济影响与对策

世界经济不确定性和风险仍然表现为“五高”, 一是高债务问题,二是高失业风险,三是高金融市场风险,四是高大宗商品市场的风险,五是高龄化风险。

此处主要谈高债务问题。美国高债务风险是在2013年10月18日美国政府关门、政府停摆的结束第一天,美国主权债务首次超过17万亿美金, 美国人每个人对负债是5.37万美元,按照汇率来说人均负债约40万元人民币。美国国会在债务上把债务上限约束反停到了2014年2月7日,就是说2月7日还有一场关于债务的纷争。美国财政的不确定性,可能会对美国和世界经济带来一些风险,欧洲的债务风险也没有真正解决,虽然现在有一些国家有一些好转,但是从总体紧缩的压力依然严重,财政赤字和公共债务处于较高的水平, 欧洲国家公共债务不断增长的势头可能到今年的下半年才会真正有所改变。亚洲债务国负债最高的还是日本,日本按照AMF的预计,2013年政府债务率可以达到243.5,2014年仍将处于较高的水平,现在是全球负债比重最高的国家,现在印度的政府债务率也高达68.1%,财政赤字占GDP比重也达到了6%,2014年仍处于比较高的水平。中国的政府债务虽然在可控范围,但也积聚着很大的风险。所以在这个问题上,债务问题正在向全球弥漫, 债务危机是2014年经济发展风险和不确定性的非常重要的表现。

一是深入认识我国经济已经进入了换挡期, 但又同时处于国内改革的攻坚期和国际经济变局的调整期,经济下行的风险依然存在。

二是我国整个宏观经济政策应该更加具有主动性和战略性,注重在深化改革和防御外部风险、 短期政策与中长期战略之间求得平衡。

三是在新的形势下,中国应该积极参与并且推动全球经济合作与全球治理,争取国际舞台上更大的话语权和舆论的主导权,努力改善中国经济发展的外部环境。既要形成与新型经济体和发展中国家更加紧密的经济关系,以整体的力量来应对当前面临的传统和非传统的风险。特别是在当前进出市场还比较紊乱,国际市场部分萎缩,国际秩序不稳定的情况下,新型经济体和发展中国家要通过加强合作,比肩而立,形成命运共同体。 以整体力量来规避风险,破解发展的困局,促进经济持续增长。与此同时,与发达经济体既要加强合作,又要加强战略风险的防御和必要的监管。 中国应该做大胆维护自身权益、性格鲜明的新型大国,而不是在重大国家利益面前模棱两可。我们一方面要积极地探索与发达的新型大国关系, 坚持竞争性共存,我觉得不是忍让性共存,包容性共存不是无原则的斗争,合作性共存不是破坏, 准确把握与大国的战略共同点、利益交互点和潜在的需求点。还要准确地把握与主要大国的不同的利益诉求,在激烈国际竞争中实现非对称性均衡。 另一方面对发达国家,有些发达国家的基本竞争战略也应该保持清醒的头脑。不能指望发达经济体不再遏制中国和新兴经济体加速发展,不再对我们实施围追堵截,不再继续进行以邻为壑转嫁危机的经济政策。在一些重大国际问题上,特别在重大经济、战略、政策上要表明自己的存在和立场, 要敢于维护中国自身的权益,要善于积极引导和主导世界舆论,为中国在国际市场上的竞争创造良好的舆论氛围。

四是要积极地推进和构建多层次的全球治理机制,加强中国提出国际议题和维护自身权利的能力,提高掌握话语权和制定规则权的能力。应该通过多层次的全球治理机制,建设合理反映中国、 亚洲乃至发展中国家共同声音和诉求的机制,提升我国和发展中国家在全球经济中的话语权。当然, 区域经济一体化,还要加大战略作用,同时更是要推进经济的全球化,积极参与世界银行、IMF、 、 WTO、G20等全球经济治理机制的建设,积极推动在WTO框架下建立自由开放、公平公正的全球贸易环境和全球贸易体制,不断推动贸易和投资的便利化。要积极参与推动国际货币贸易体制改革, , 为中国迈向金融大国创造良好的国际环境。

宏观经济变量 第11篇

【摘 要】施耐德Premium系列PLC在我国自动化行业的使用十分广泛，明确定位变量和非定位变量的使用范围对控制系统的安全稳定运行至关重要。本文通过对施耐德Premium系列PLC中定位变量与非定位变量的分析，结合其在糯扎渡电厂机组技术供水控制系统中的应用，提出了关于定位变量和非定位变量的使用范围以供参考。

【关键词】PLC；定位变量；非定位变量

0.引言

糯扎渡水电站位于云南省思茅县与澜沧县交界处的澜沧江下游干流上，系澜沧江中下游河段规划八个梯级中的第五级。糯扎渡水电站是澜沧江上一个以发电为主，同时兼顾防洪、改善下游航运、渔业、旅游和环保作用并对下游电站起补偿作用的特大型水电工程，水库具有多年调节能力。

糯扎渡水电站为地下厂房，电站装机容量5850MW，装机9台，单机容量650MW。电站以500kV电压等级接入电力系统，在系统中担任调峰、调频和事故备用。电站按无人值班（少人值守）设计。

机组技术供水中的冷却水对电站机组的安全运行起着至关重要的作用，冷却水运行不正常，会造成机组温度升高，报警、甚至事故停机。在机组运行的3个月内，出现3次因机组技术供水控制系统参数丢失导致机组技术供水冷却水中断。因此，提高控制系统的可靠性刻不容缓。

1.机组技术供水系统配置及控制要求

1.1系统配置

糯扎渡电厂机组技术供水采用单元供水方式，全厂共配置9套机组技术供水控制系统，每台机组1套，每套设有2台水泵。机组技术供水控制系统设有1块控制盘和2块启动盘，每套机组技术供水控制系统使用施耐德Premium系列PLC作为核心控制元件。

1.2控制要求

（1）机组技术供水采用单元供水方式，设有水泵供水和顶盖取水两种供水方式。

（2）水泵供水设有两路，均取自尾水管，两路取水分别经供水泵、自动滤水器后向机组供水。顶盖取水通过电动三通阀切换实现向机组供水或向尾水排水。

（3）顶盖取水总管上设有一个压力变送器，用于监视顶盖取水压力，在顶盖取水管路上设有安全阀，若出现水压过高，安全阀自动打开排水并报警。

（4）每台机技术供水总管上装有一个电磁流量计和一个压力变送器，用于监视和控制，供水总管上装有一个温度变送器。

（5）流量信号和压力信号、温度信号除参与水泵控制和现地显示。

（6）顶盖取水方式需在电站机组投产后进行试验，若试验成功，则将顶盖取水作为主供水方式，另外两路水泵供水作为备用水源。若顶盖取水不成功，则两路水泵供水设为一主、一备，且互为备用。

（7）冷却水系统设有反冲功能，反冲时现地手动、远方手动或自动控制电动四通切换阀，实现进出水的换向。反冲完成后恢复正向供水。

（8）机组开机时，以顶盖取水作为主供水源时，开机前确认电动三通阀位置，若在供水位置，可发开机指令，根据冷却水出水管路上的流量开关是否有水流进行判断，若有水流则继续开机流程。以一路水泵供水作为主供水源时，开机前发送信号启动主供水源上的水泵，判断冷却水出水管路上的流量传感器水流信号再发开机指令。

（9）当以顶盖取水作为主水源时，三通阀处于供水位置，若供水总管上的压力变送器发出压力过低信号时，启动水泵供水方式的一路水泵并报警，同时将顶盖取水管路上的三通切换阀自动切换至排水位置。当以一路水泵供水作为主水源时，若供水总管上的压力变送器发出压力过低信号时，自动启动备用水泵供水管路上的水泵并报警，三通阀处于排水位置。

（10）机组停机时，先发停机指令，机组停止运转后再自动关闭开启的水泵，从而切断机组技术供水。顶盖取水方式时，无阀门启闭操作。

2.PLC硬件配置及重要控制逻辑

2.1硬件配置

2.2重要控制逻辑

定位变量：DI[43]（%M43）三通阀远控方式

定位变量：DI[50]（%M50）导叶空载态以下

定位变量：DI[58]（%M58）顶盖取水方式

定位变量：DI[59]（%M59）水泵供水方式

非定位变量：KJL：开机令

非定位变量：TJL：停机令

非定位变量：Start_Pump_Num：系统需要启动水泵台数

非定位变量：Pump_Running_Num：当前运行水泵台数

非定位变量：Start_Pump：启动水泵流程

非定位变量：Stop_Pump：停止水泵流程

3.原因分析

3.1故障前技术供水运行方式

1号供水泵控制方式在“自动”位，2号水泵控制方式在“自动”位，监控系统发出机组自动开机令，启动开机流程，流程启动机组技术供水。

3.2故障现象

现场 2号供水泵运行时间为5天，达到时间切换条件，机组技术供水控制系统停止2号供水泵，延时5s启动 1号供水泵。2号供水泵正常停止，1号供水泵未自动启动，1、2号供水泵切换失败。

3.3原因分析

（A）运行人员现地检查未发现异常报警，随后点击触摸屏“手动启泵”软按钮，1号泵未自动运行，手动启动 1 号泵运行正常。

结论：手动启动1号供水泵硬回路正常。

（B）使用调试机连接控制系统PLC，通过动态数据表监视非定位变量Start_Pump_Num，参数为0。

结论：Start_Pump_Num参数丢失（机组技术供水控制系统未接到停止命令之前，该参数应保持为1）。

（C）查阅施耐德Unity pro编程手册，确认定位变量与非定位变量使用注意事项。

结论：非定位变量，不带硬件地址的标签名称，不能周期设定，适合存储临时数值或逻辑运算的中间结果，如果在项目中需要周期设定变量，使用定位变量；定位变量，带硬件地址的标签名称 （静态 RAM），适合存储重要参数。

3.4结论

在未发停机令的工况下，系统需要启动水泵台数Start_Pump_Num须长期保持为1，实际值为0，参数丢失，且程序中Start_Pump_Num为非定位变量。根据施耐德Unity pro编程手册中关于定位变量与非定位变量使用注意事项，将Start_Pump_Num由非定位变量改为定位变量，即对该参数明确地址。

4.整改措施

通过查看程序中未使用的数据存储区，确定对Start_Pump_Num赋予地址为%MW200，数据类型：INT。

5.结束语

糯扎渡电厂机组技术供水控制程序自2012年10月20日改造、调试完毕，正式投入使用近一年来，机组技术供水系统运行稳定，未发生因参数丢失导致1、2号供水泵自动切换失败而影响机组安全稳定运行的不安全事件。真正找到了导致该系统运行不稳定的根本原因，提高了水轮发电机安全稳定运行系数。同时，也真正掌握了施耐德Premium系列PLC中定位变量与非定位变量的使用范围，为降低广大施耐德Premium系列PLC用户安全风险奠定坚实基础。 [科]

【参考文献】

[1]UnityPremium&Atrium;硬件参考手册.

宏观经济变量 第12篇

协整理论是由格兰杰 (Granger) 和恩格尔 (Engle) 于八十年代末正式提出的, 随后这一理论在国际上得到了日益广泛的应用, 并在实践中得到进一步发展。经济时间序列在建立模型时, 对协整关系的检验已经成为必不可少的一步。关于协整关系的检验, 我们用的是EG—AEG两步法:第一步, 先用单位根检验法检验经济时间序列的平稳性及阶数, 如果序列非平稳并且是同阶单整, 则可以继续进行下一步。第二步, 估计回归方程, 对回归方程的残差做单位根检验, 如果残差是平稳的, 我们就说两经济变量间存在协整关系, 如果残差非平稳, 则说明两变量间不存在协整关系。

上面是两个变量情况的做法, 但当遇到多变量情况应该怎么做呢?现在我们主要来讨论多变量情况下协整关系的检验及与之相关的问题。

2 经济中的多变量协整分析

首先我们定义:

(1) 设yt是一个随机过程, 若经过d次差分后, 过程△dyt平稳, 则称yt过程是d阶单整过程, 记为yt~I (d) 。

(2) 设过程xt~I (d1) , yt~I (d2) , 且d1﹥d2。

构造xt, yt的线性组合zt=axt+byt, 将zt差分d2次得:

△d2zt=a△d2 xt+b△d2 yt, 现在等式右边的第二项是平稳的, 但是第一项不是, 所以△d2 zt仍是非平稳序列。

通过上面这个简单的分析, 我们可以得出一般情况下有:

zt=axt+byt~I (max (d1, d2) , 同样的情况我们可以推广到k个变量的过程。

但是这里当xt, yt具有某种特殊关系时, 会不会出现例外, 我们所分析的协整就是研究这个线性组合后的变量单整阶数会不会下降。分析多变量情况下的协整关系, 同样遇到一个问题, 是否所有变量都要求是相同阶数的单整, 阶数不相同是否也存在着协整关系。对于这个问题, 可分成两种情况, 即一种是阶数不相同情况下的协整关系, 另一种是阶数相同情况下的协整关系。

2.1 单整阶数不相同情况下的经济多变量分析

判断协整关系的前提条件是变量是同阶单整过程, 如果经济变量过程的阶数不相同, 那么他们是不可能协整的。

对于两个经济变量的系统, 比如xt~I (0) , yt~ (1) , 则xt~I (0) 过程具有常数均值, 而yt~I (1) 过程的均值随时间漂移, 则xt, yt的线性组合将随时间变化不规则变化, 所以它们是不可能协整的。

但当经济系统中的变量过程的个数超过两个的时候, 有可能发生另外一种情况。假设xt~I (1) , yt~I (2) , zt~I (2) , 如果zt与yt是协整的, 比如vt=ayt+bzt~I (1) , 那么vt有可能与剩余的过程xt~I (1) 是协整的, 这样就有wt=cvt+ext~I (0) 。

所以能否研究多变量情况下, 阶数不相同经济时间序列的协整关系, 这是一个值得我们讨论的话题。从上面的例子可以看出有存在协整关系的可能, 但是具体情况怎样, 有待我们深入研究。

2.2 单整阶数相同情况下的经济多变量分析

经济系统的协整过程的定义:若Yt= (y1t, y2t, …, ykt) ’为k阶列向量, 其中每一个元素表示一个定义在概率空间上的随机时间序列。如果满足:

(1) yit~I (d) , i=1, 2…, k, Yt中每个分量的单整阶数全部都为d。

(2) 存在一个k阶列向量β= (β1, β2, …, βk) ’, (β≠0) 使得vt=β’Yt=~I (d-b) , 则称经济变量存在协整关系。

也就是说在两变量情况下, 我们检验一个变量与另一个变量回归的残差是否是平稳的来确定变量之间是否存在协整关系。但是当我们碰到多变量情况的时候, 就可以通过上面的定义来检验。只要其线性组合的单整阶数有减少, 我们就认为存在协整关系, 不一定非要线性组合的阶数下降为0才认为存在协整关系。所以, 在多变量经济分析中, 协整理论的概念范围有了很大的扩展。

3 宏观经济中的多变量协整关系实证研究:

为了说明上面分析的问题, 我们以简单的国民经济发展GDP、消费支出与投资形成总额关系例子来研究这三个经济变量是否存在协整关系。

3.1 确定这三个变量的单整阶数

在进行定量分析之前, 我们先做出时序图如下:

用Eviews5对GDP、消费支出 (C01) 和资本总额 (I) 分别进行单位根检验:

结果如下图所示:

得出的结论是GDP、消费支出 (C01) 和资本总额 (I) 全部都是二阶单整。此情况满足我们进行下一步的条件, 然后进行协整分析。

3.2 协整分析

我们先建立GDP与消费支出C01、资本总额I的回归模型:

我们可以得到下面模型表达式

回归模型估计效果很好, 但这个模型是不是伪回归, 他们是否存在协整关系?如果存在协整关系, 此模型就不是伪回归, 如果不存在协整关系, 则这个模型是伪回归。

此处虽然是三变量问题, 我们仍然可以直接检验回归模型的残差看是否平稳, 如果平稳则GDP与消费支出、资本总额存在协整关系, 如果残差不平稳, 则认为他们之前没有协整关系。下面是对残差的检验:

可以看出残差检验不拒绝协整的零假设, 所以认为GDP与消费支出C01, 资本总额I之间存在协整关系。

但这里有问题要注意, 当只有两个变量的时候, 我们通过残差单位根检验可以直接知道变量之间是否存在协整关系。如果是多于两个经济变量时, 就像上面的三个变量, 我们通过残差检验存在协整关系, 说的是三个变量整体之间存在协整关系, 并不能确定因变量与每个自变量都存在协整关系, 或是两个自变量间存在协整关系。通过此例, 只能说明GDP与消费支出, 资本总额整个系统之间存在协整关系, 但是不能确定其中两两之间是否存在协整关系。

4 总结

两变量协整关系检验, 原理及方法都比较简单。本文在两变量协整理论的基础上简单探讨了多变量情况下的协整关系及其检验。首先我们参考了多变量协整关系的一个定义, 即存在一个列向量使经济变量的线性组合单整阶数比之前有下降, 我们就说这些变量之间存在协整关系。当出现变量单整阶数不相等情况下, 是否依然存在协整关系问题, 本文只是从叙述上说明有存在协整关系的可能, 其具体理论证明有待进一步研究。

本文的重点是研究多变量单整阶数相同情况下协整关系的特点及检验。并且通过一个简单例子来说明检验协整关系的方法。当然经济序列中多变量协整关系问题仍有很多, 由于时间和精力的问题, 有待进一步的深入研究。

参考文献

[1]达摩达尔.M.古扎拉蒂.计量经济学基础[M].中国人民大学出版社, 第四版.

[2]国家统计局.中国统计年鉴2007[M].中国统计出版社, 2007.

[3]马微.协整理论与应用[M].南开大学出版社, 2004 (02) .