波动关联性范文

波动关联性范文（精选4篇）

波动关联性 第1篇

客观事实表明, 经济周期波动与公司现金持有行为存在着紧密关联性, 也越来越受到学术研究的重视。[1]本文将在我国近一轮经济周期 (2002~2012) 背景下, 以近连续10年持续存在的上市公司的样本数据为研究对象, 对公司现金持有行为作一些尝试性的探讨。[2]

二、我国近一轮经济周期波动的特征分析

根据《中国55年统计资料汇编》、《中国统计年鉴》和“国内生产总值及其增长率”数据显示, 1997~2002年, 我国经济始终处于轻微通货膨胀和适速经济增长状态, 通货膨胀和经济周期阶段总需求不足导致经济周期波动有一定的惯性。我国经济终于从2003年开始加速, 并由此进入了一个缓慢扩张的状态。2005~2007年间我国经济增长率一直在10%之上运行, 而2008年仅一年的时间, 我国经济增长率下降到到9.4%, 2009年进一步下跌至8.9%;2010年我国经济周期目前已经形成稳定态势又回升到均值线10%, 2011~2012年间, 全球经济处于弱复苏阶段, 美国欧盟的经济复苏都没有达到理想的预期, 我国在世界经济的复苏过程中扮演了火车头的作用, 虽然没有达到10%的均线值, 但我国对于经济的发展已由原来的重速度转变为重质量, 调整经济发展方式, 转变经济结构, 保护环境以促进经济的可持续发展必然导致GDP回调至一个合理的区间。 (见图1) 。

根据上图发展趋势的分析, 我国近一轮经济周期主要呈现出以下三个特征:第一、我国经济没有负增长, 却有低于平均值的低速增长。我国经济呈周期性波动, 均值在10%左右。第二、在经济周期中的波动, 经济增长和通货膨胀率呈正相关。因为通货膨胀的过程具有一定的持续性, 所以经济周期就需要从通货膨胀率的趋势过程中来判断和识别。第三、从2000~2009年这个经济周期波动趋势来看, 上升阶段持续历时8年, 这在新中国成立以来的经济发展的历史上还是第一次。[3]

三、现金持有行为的界定

本文中的现金持有行为即是现金持有量, “现金持有”是指财务上的现金, 具体包括企业的库存现金、银行存款、其他货币资金、应收票据和短期投资等现金等价物。企业的现金流入和现金流出几乎无法达到平衡。因此, 企业必须要保持一定数量的现金, 这就是所说的现金持有量, 通常用所持有的现金持有比率和现金持有率的变化进行衡量企业的现金持有量。

四、研究假设

经济扩张时期, 上市公司的现金持有行为决策体现在减少手中的现金持有量。

经济下滑时期, 上市公司的现金持有行为决策体现在增加手中的现金持有量。

五、研究设计

(一) 样本选取

本文选取连续近10年 (2002~2012) 持续存在的沪深A股上市公司的数据为研究样本, 为了检验经济周期波动与上市公司现金持有量水平的关联性, 符合回归模型的假设。

(二) 变量定义和回归模型

1.变量定义

本篇论文将对以下经济因素与公司现金持有率之间的影响进行着重分析, 经济因素中的解释变量包括国内生产总值年增长率 (GRGDP) 、货币政策指标 (LOAN) 、资本市场成熟度 (SMGDP) 、控股类型 (TYPE) ;被解释变量包括现金持有率变化 (DCASH) ;控制变量包括营业收入增长率 (SGTH) 、资产负债率 (LEV) 、短期债务变化 (DSHORT) 、资本支出 (CAPEX) 、公司规模 (SIZE) 、股利支付哑变量 (DIV) 、净营运资本变化、 (DNWC) 净营运资本 (NWC) 。

2.回归模型

研究测试经济周期与上市公司现金持有行为。本文在借鉴OPSW (1999) 模型基础上, 建立了回归模型如下 (1) 进行检测, 其中Macro为第1期的宏观经济变量。

为了测试不同的宏观经济环境下公司现金积累的趋势, 本文在借鉴ACW (2004) 模型基础上, 建立了实证回归模型 (2) , 其中:Marcon为第n期的宏观经济变量;Marcom为经济周期环境虚拟变量, 当经济周期环境较差时取值为1, 较好或一般时取值为0;Marcom*CFi-t为经济周期环境虚拟变量与现金流的交互变量;∑Yearn为年度变量, 用于控制不可观测的时间效应。[4]

(三) 结果分析

为了检验经济周期与上市公司现金持有水平的联系, 本文在参考模型对宏观经济变量固定效应估计各个时期的基础上, 相关的试验结果如表1所示。表1 (1) 列模型, 普通最小二乘估计的基线模型检验, (2) 至 (4) 列模型估计宏观经济周期是不同的变量固定效应检验。从估计结果来看, 表明公司经济环境越好, 持有的现金量越低。上述分析验证了假设1提出的经济扩张时期, 上市公司的现金持有行为决策体现在减少手中的现金持有量。[5]

本文利用模型 (2) 进行多元统计分析, 因变量为公司现金持有率变化。从表2可以看出, 上市持股公司的现金利率是正的, 表明上市公司往往会增加现金持有有水平。从实证分析中证实了研究假设2的内容, 即经济下滑时期, 上市公司的现金持有行为决策体现在增加手中的现金持有量。

五、结论

通过实证检验分析, 本文得出如下结论: (1) 上市公司在经济下滑时期, 将面临较差的外部融资环境, 为应对宏观调控冲击的不利影响, 应增加手中的现金持有量; (2) 相反, 在经济扩张时期, 上市公司将面临较好的外部融资环境, 利用宏观调控有力的影响, 企业更倾向于减少手中的现金持有量。

参考文献

[1]ALMEIDA.H, CAMPELLO, M.S.WEISBACH.2004.The Cash Flow Sensitivity of Cash, Journal of Finance, 2006, 59:1777~1804.

[2]WARSH, K.M.Corporat e cash balances and economic activity:Adapting in the changing atmosphere.2006, pp.617~621.

[3]刘树成.新我国经济增长60年曲线的回顾与展望-兼论新一轮经济周期[J].经济学动态, 2009 (10) :18~20.

[4]江龙, 刘笑松.经济周期波动与上市公司现金持有行为研究[J].会计研究, 2011 (9) :43~45.

国内外植物油价格波动的关联分析 第2篇

关键词 中国 ；马来西亚 ；西北欧 ；植物油 ；价格关联

分类号 F321

植物油是人类最重要的油脂来源。棕榈油、豆油、菜籽油又是植物油最重要的组成部分。根据美国农业部的统计数据，2013～2014年度棕榈油（含棕榈仁油）、豆油、菜籽油的产量占世界主要植物油（包括椰油、棉花籽油、橄榄油、棕榈油、棕榈仁油、花生油、菜籽油、大豆油、葵花籽油）产量的比重分别为38.98%、26.47%、15.30%，合计为1.37亿t。棕榈油不仅是产量最大的植物油品种，还是出口量最大的品种，其出口占世界主要植物油的比重为61.94%，为全球提供大量的植物油脂。

中国和欧洲是植物油消费最大的2个地区，2013/2014年度中国和欧盟植物油消费量占世界植物油总量的比重分别达19.85%、14.72%；马来西亚是棕榈油第二大生产国，2013～2014年度占世界棕榈油总产的比重为33.56%，仅次于印度尼西亚（52.28%）。本研究客体的关联如图1所示，在中国和西北欧选择棕榈油、菜籽油、豆油作为植物油的代表，马来西亚则选择了毛棕榈油的价格、库存和产量，分析价格、库存量、产量的变化规律，研究价格之间以及库存量与价格之间的相互关系。接下来首先对数据来源和特征、模型作简要的说明，然后对计量模型的结果进行分析，最后是一些结论。

1 数据来源

收集中国国内棕榈油、豆油、菜籽油价格、马来西亚毛棕榈油（Crude Palm Oil）期末库存量、产量及价格、欧洲西北部毛棕榈油、豆油、菜籽油价格的数据。中国国内棕榈油、豆油、菜籽油价格来源于国储粮油信息中心，时间区间为2002年1月至2014年6月，棕榈油价格（CPO_Price）为天津港、山东日照港、江苏连云港、江苏张家港、浙江宁波港、广东黄埔港24度棕榈油交货价的平均值，豆油价格（C_SB_Price）为黑龙江哈尔滨、吉林长春、辽宁大连、河北秦皇岛、京津地区、河北霸州、山东博兴、山东日照、河南周口、江苏张家港、浙江宁波、广东湛江、广西防城国标一级豆油出厂价的平均价格，菜籽油价格（C_RS_Price）为河南信阳、安徽蚌埠、安徽马鞍山、江苏南通、浙江新市、湖北武汉、湖北荆州、湖南岳阳、湖南常德、江西九江、四川成都国标一级菜籽油出厂价的平均值。马来西亚毛棕榈油期末库存量（M_CPO_Stock）、产量（M_CPO_Prod）、价格（M_CPO_Price），前二者的时间区间为1980年1月至2014年6月，后者为1999年1月至2014年6月，数据来自马来西亚油棕局（MPOB）。

马来西亚是全球棕榈油最重要的2个生产国之一，该地区交易价格可以认为是棕榈油国际产区价格。棕榈油价格与世界和地区的经济形势走势较为一致，受亚洲金5融危机的影响，从1999年开始，价格持续下跌；从2001年开始回升，并进入到相对平稳的时期；2008年受金融海啸的影响，价格急剧下跌，并且波动幅度加大，如图2所示。

在中国国内市场，棕榈油价格始终都要低于国标一级豆油，而后者在大部分时间要低于国标一级菜籽油。2011年以来，中国国内棕榈油价格与马来西亚之间的差距在拉大，同时3种植物油价格的差距也有拉大的趋势。

欧洲是植物油消费的重要地区，对全球油脂市场具有一定的影响。西北欧市场毛棕榈油（E_CPO_price）、豆油（E_SB_price）、菜籽油（E_RS_price）价格数据来源于Oil World，时间区间为1980年1月至2014年6月。由图3可知，20世纪80年代中期，植物油价格曾发生较大幅度的波动；90年代价格都处于相对平稳阶段，而这一期间美国平稳增长，世界经济总体较为平稳，1998年亚洲金融危机发生之后，价格出现了一定幅度的下跌；最剧烈波动出现在美国次级信贷危机以来，主要植物油价格跟随大宗商品价格大起大落，并持续在高位振荡。

2 研究方法

经济指标的月度或季度时间序列一般包含4种成分，即趋势成分（Xt）、周期成分（Ct）、季节变动成分（St）和不规则变动成分（εt），即Yt=Xt+Ct+St+εt。一般情况下，这些成分均不可观测。为了简化处理，将不规则变动成分与周期成分合为一起，更详细的阐述可参见刘锐金等[1-2]。

为了消除可能存在的异方差性，在一定程度上降低序列的非平稳性，对时间序列进行取自然对数处理，这样不会改变时间序列的性质和相互之间的关系，另外取对数能够缩小不同时期的波动差异。季节性变动由气候的季节性、社会制度和风俗习惯等引起的，如油棕、油菜、大豆种植和采收具有一定的季节性，但由于油棕种植集中赤道附近的印度尼西亚和马来西亚，生产的季节性相对弱。国际通用、成熟的季节调整方法有：由加拿大统计局在X-11基础上改进推出的X-11-ARIMA、由美国劳工统计局推出的X-12-ARIMA、由西班牙央行研制推出的Tramo/Seats。本文选取X-12方法进行季节调整，得到季节性成分。

本文采用HP滤波法将去除季节性成分之后的序列分解为趋势成分和周期成分。HP滤波法是一种估计时间序列长期趋势的平滑技术，从（Yt）中将（Xt）分离的一种方法，问题可转化为求下面损失函数最小化问题的解：

min∑{[Yt-Xt]2+λ∑[（Xt+1-Xt）2-（Xt-Xt-1）2]}（1）

其中，λ是对趋势序列的折算因子。在HP滤波中，折算因子λ的取值对滤波效果非常重要，λ越大，趋势序列越光滑。对于年度数据，该参数的取值存在较大争议，较常见的是λ=100[3-4]，也有学者主张λ=25[5]，λ=6.25[6]。本文研究选取的月度数据，选择λ=14 400对各类生产数据进行HP滤波。使用HP滤波法得到趋势成分和周期成分后，将对趋势变化以及周期关联进行分析。

3 实证结果

3.1 季节性成分识别

如图4所示，相比20世纪80年代，马来西亚棕榈油产量和库存量的季节性变动幅度降低，但仍有较强的季节性变动趋势，价格的季节性波动则趋于增强，明显强于中国棕榈油价格的季节性波动。在西北欧市场上，植物油的季节性波动程度相比20世纪80年代降低了，但棕榈油价格的季节性变动相比于豆油和菜籽油还是较为明显；在中国国内市场，植物油价格的季节变动幅度相对较小，近几年豆油的季节性成分几乎趋于零，这可能是因为豆油对进口的依赖程度不断提高，而大豆的生产集中在北美洲和南美洲，而这2个地区的季节具有互补性；在西北欧市场上，豆油价格的季节变动也是明显偏弱。

表1是不同时期周期成分的方差，反映不同时期的波动程度。对去除季节性成分之后的序列进行HP滤波，将序列分成趋势成分和周期成分，分解结果如图5所示。从1980年以来马来西亚棕榈油产量呈稳步上升趋势，波动幅度较小，且方差不断降低，这表明马来西亚油棕种植发展较为平稳，逐步进入稳定阶段；期末库存量的波动也趋于平稳，但最近10年的库存量水平要高于20世纪80年代，这可能与产量提升以及投机的需求增强有关；马来西亚棕榈油价格呈现比较规整的周期变化，周期也相对长，2000～2012年价格逐步上涨趋势，但近2年开始呈下降趋势。从图5中的D、E、F可以发现，在西北欧市场3种植物油的价格变化趋势基本一致，1980～2000年期间，价格并没有明显地变化，但20世纪80年代的价格波动比较剧烈；2000年以后，价格呈上升趋势，在2008年爆发金融风暴之后，价格波动幅度变大。2002年以来，中国主要植物油的价格并没有呈现很明显的增长趋势，金融风暴的影响过后，价格变动也趋于平稳，如图5的G、H、I所示。

马来西亚棕榈油价格与西北欧、中国棕榈油价格的相关系数都大于0.92，与这2个地区的豆油和菜籽油的关联也较强。西北欧和中国之间，棕榈油价格的Pearson相关系数比豆油和菜籽油高，这可能是因为棕榈油来源地集中在马来西亚和印度尼西亚，所受影响的部分因素较为一致；2个地区之间菜籽油价格的关联度较弱，这可能是由于菜籽油的产地比较分散，进入国际贸易渠道的量较少，信息传输的媒介较少；豆油的关联程度要高于菜籽油，这可能源于豆油的贸易化程度要高于菜籽油（表2）。

存货变动与价格的关系均是负向关系，即从月度数据（表3）来看，当价格升高时，一般情况下存货会减少。因此，从总体上看，在马来西亚棕榈油市场的投机氛围不是很浓厚。但是2007年以来，棕榈油存货波动与部分植物油价格之间存在正相关。

4 讨论与结论

本文基于中国（2002年1月至2014年6月）、西北欧（1980年1月至2014年6月）的主要植物油价格以及马来西亚毛棕榈油价格（1999年1月至2014年6月）、库存、产量（1980年1月至2014年6月）的月度数据，分析了价格以及棕榈油库存和生产的变化规律，研究了不同市场、不同产品之间的波动关联性，以及存货变动与价格之间的关系。

研究结果表明，各类变量的季节性变动呈弱化趋势，豆油价格的季节性变动整体较弱；西北欧市场植物油价格在过去30多年中没有明显长期增长趋势，主要植物油价格在20世纪80年代价格波动剧烈，随后进入平稳期，但2007年以来处于较高位水平的波动，波动幅度较大；马来西亚棕榈油库存量和生产量的波动程度降低，但价格的波动依然比较大；中国国内植物油价格在2007～2011年期间波动较为剧烈，其余年份相对平稳；棕榈油市场的投机程度较低，存货与价格的规律总体上呈现负相关，但金融风暴以来，投机性成分在加强，应当采取一定的措施降低投机对价格波动的影响。

参考文献

[1] 刘锐金，魏宏杰，莫业勇. 基于小波分析的价格周期识别——以天然橡胶和合成橡胶价格为例[J]. 数学的认识与实践，2012，42（20）：38-46.

[2] 刘锐金，魏宏杰，杨 琳. 天然橡胶价格波动研究：规律发现、市场整合与形成机制[M]. 北京：中国经济出版社，2013.

[3] Backus D K，Kehoe P J. International Evidence of the Historical Properties of Business Cycles[J]. American Economic Review，1992，82（4）：864-888.

[4] 高铁梅.计量经济分析方法与建模：EViews应用及实例（第二版）[M].北京：清华大学出版社，2009.

[5] Giorno C P， Richardson P， Roseveare D， et al. Estimating Potential Output， Output Gaps and Structural Budget Balances[J]. OECD Economics Studies， 1995（24）： 167-209.

波动关联性 第3篇

一、文献述评

1. 产业结构变动对经济周期波动具有显著作用。

国民收入水平的不同引起消费结构、投资结构等差异会形成不同经济发展阶段的产业结构 (威廉配第, 17世纪) , 而产业结构变动差异也将带来经济增长差异 (库兹涅茨, 1971) 。以新古典增长模型为基础, 运用多国数据进行的实证研究表明, 劳动和资本从生产率较低的部门向生产率较高的部门转移, 能够加速经济增长, 与此同时, 经济增长也会促进产业结构的进一步转换 (Robinson&Syrquin, 1986) 。可以说, 经济增长本质上是一个部门发展的过程。经济增长植根于现代技术所提供的生产函数的累积扩散之中。这些发生在技术和组织中的变化只能从部门角度加以研究 (Ro Stow, 1971) 。

我国学者研究主要着重于一二三产业对于经济波动的影响, 基本一致的结论是:第二产业对经济的贡献率高, 第一、三产业对经济贡献率较低 (马建堂, 张新华) , 经济发展经历着从农业转向工业再到服务业的过程, 相应地产业人数也随之发生转移;对于整个经济社会来说, 各个生产部门技术、产量等的累积冲击导致了经济在某一时期实现经济增长, 而且这一产业结构变动趋势存在着循环递归规律性 (张新华, 1988) 。

2. 经济周期波动对产业结构变动的影响。

同样地, 经济周期波动对产业结构也会产生影响。历次经济周期中各个部门繁荣与萧条的时间与经济波动幅度不同 (门德尔逊) 。而且经济增长速度与生产结构变动之间具有相关性 (库兹涅茨) 。经济周期波动的不同表现指标, 诸如投资波动、产出波动和价格波动等会传递到各个生产部门, 从而引起结构的周期性变动 (马建堂) 。

由于经济周期波动与产业结构密切相关, 二者相互作用 (卢建、张守一、袁阡佑、宁晓青、陈柏福、孙广生) 。

以上两方面的研究主要是强调二者之间关系, 分析过程中也涉及到了影响因素, 但没有将影响因素、产业结构变动、经济周期波动结合起来分析。因此, 分析三者之间的传导机制有助于从更微观的层面了解经济运行规律, 使得宏观经济政策的制定和执行也在微观基础上更有规律可循。

二、产业结构与经济周期波动相关性分析

经济周期是经济系统中宏观的动态演化形式, 产业结构变动则是中观的动态演化形式, 二者只是经济系统变化的不同层面。不仅经济机体在经济波动和结构变动中实现着自身的增长, 而且两种变动之间也存在着影响因素这一逻辑联系中介。影响因素引起产业结构变动, 而产业结构变动导致经济周期波动, 同样地, 经济周期波动引起影响因素的流动进而产生经济周期波动, 形成了一个经济循环现象。

1. 影响因素到产业结构变动再到经济周期波动的传导机制。经济发展过程中, 资本、技术和劳动等影响因素在不同的部门间流动和重新配置, 导致不同产业发展速度的差异、不同产业在国民经济中地位的变化, 形成产业结构变动。而产业结构的平衡与失衡会引起其平稳发展和转换, 从而引发经济周期波动。

2. 经济周期波动到影响因素再到产业结构变动的传导机制。经济周期波动表现为社会总产值的波动, 而社会总产值的变动会伴随消费、投资、劳动力等影响因素的周期变动, 这些影响因素的周期变动会导致产业结构的平稳与转换。

综上所述, 影响因素的变动是产业结构与经济周期波动的一个逻辑中介, 因此, 产业结构与经济周期波动会由于影响因素的中介作用而形成一个循环的经济运行系统。

三、影响产业结构和经济周期波动的因素分析

从以上论述中可以十分清晰的看出产业结构的变动与经济的波动有着明显的相互作用。这种相互作用只是宏观和中观层面的, 需要借助其影响因素这一微观中介来进一步分析其传导机制。对影响产业结构和经济周期波动的因素分别进行归纳, 如下表所示:

从上表可以看出产业结构的变动和经济周期波动的共同影响因素有消费结构、投资结构、劳动力、全要素生产率、技术创新、净出口、制度因素等。

1. 消费结构。

在经济扩张期, 随着社会总产值的增加而引起消费需求的高涨, 相应地, 有些产业部门需求增加, 产业之间的结构进行升级转化, 促进经济实现高速增长。而经济高速增长又会引起消费进一步高涨, 推动产业结构进一步调整。同样地, 在经济收缩期, 会产生相反的作用。

2. 投资结构。

投资是国民收入分配和流量的运动。投资因素微观的周期波动表现为企业存量的变动, 又反应为中观层面的产业结构存量变动。投资结构的合理配置, 会引起设备生产、投资规模等极具扩张的产业结构优化, 促进经济持续增长。经济持续增长一段时间后, 会导致产业间的配置比例严重失调而引起经济增长速度减缓, 与此同时, 高速增长产业的投资退出与缓慢发展产业无法及时和有效地吸纳投资, 使经济陷入衰退期。

3. 劳动力。

劳动力是最基本的生产要素, 劳动力的数量和素质是产业结构演进的必要条件。一个新的或扩张中的产业部门拥有的劳动力越多, 该部门就能得到较快发展。随着产业结构由一二三二三一三二一的转变, 劳动力也随之转变。而这也会导致经济周期波动, 经济周期波动中, 产业的收缩与扩张会引起劳动力的流出和流入。

4. 技术创新。

技术创新是推动产业结构变动的最重要的因素之一。一定的产业结构表现为一定的技术结构。技术创新导致技术结构的变动, 进而引起产业结构的相应变动, 经济周期随之波动。在经济周期波动中, 处于上升期的产业进行生产和市场扩张, 积极吸纳技术创新, 而处于衰退的产业进行生产和市场收缩, 技术创新动力减弱, 引起技术结构变动。

5. 全要素生产率。

由于全要素生产率的不同导致了产业、行业之间的资金、劳动力等的生产要素的流动, 从而引起产业结构的变动。而在产业结构引起的经济周期波动中, 全要素生产率高的产业具有较强的吸收资金、劳动力等生产要素, 促进产业的进一步扩张;全要素生产率低的产业, 资金、劳动力等生产要素具有强的流出倾向。

6. 净出口的变动。

净出口的变动会对我国产业结构产生较大影响, 特别是我国长期以来都以出口为导向来促进经济增长。

事实上, 我国进口的产品大都作为某些企业投入要素的互补品, 形成生产要素投入的乘数效应, 进而通过出口增长率的提高对我国产出增长率产生净作用 (张鹤等, 2005) 。产出波动对净出口波动的冲击反应过程表明, 贸易差额的变动会引起宏观经济的波动。

7. 制度因素影响。

制度 (体制) 方面的冲击。体制变革成为中国经济经历的影响最深远的整体性、持久性的外生冲击之一。渐进式的经济体制改革中存在的短期激进性引起经济的震荡, 各项改革措施的出台又与经济周期的阶段相吻合, 这些都说明中国经济周期波动与制度的变迁有关。

四、总结

由影响因素、产业结构变动和经济周期波动组成的循环经济运行系统, 推动经济发展在繁荣与萧条更替中呈现上升趋势。

摘要：影响产业结构变动与经济周期波动的共同因素作为二者传导机制的中介, 使得影响因素、产业结构变动和经济周期波动组成一个循环运行的经济系统。

关键词：产业结构变动,经济周期波动,影响因素

参考文献

[1]刘金全.现代宏观经济冲击理论.吉林大学出版社.2000年10月.[1]刘金全.现代宏观经济冲击理论.吉林大学出版社.2000年10月.

[2]宁晓青, 陈柏福.中国经济周期波动与产业结构变动关系的实证分析.中央财经大学报.2008 (11) .[2]宁晓青, 陈柏福.中国经济周期波动与产业结构变动关系的实证分析.中央财经大学报.2008 (11) .

[3]刘金全, 王军.我国经济波动中的经济冲击特征.吉林大学社会科学学报.1999 (3) .[3]刘金全, 王军.我国经济波动中的经济冲击特征.吉林大学社会科学学报.1999 (3) .

[4]马建堂.周期波动与结构变动.经济研究.1988 (6) .[4]马建堂.周期波动与结构变动.经济研究.1988 (6) .

[5]孙广生.经济波动与产业波动 (1986—2003) ——相关性、特征及推动因素的初步研究.中国社会科学.2006 (3) .[5]孙广生.经济波动与产业波动 (1986—2003) ——相关性、特征及推动因素的初步研究.中国社会科学.2006 (3) .

[6]陈柏福.经济周期波动与产业结构变动:一个文献综述.湖南社会科学.2010 (6) .[6]陈柏福.经济周期波动与产业结构变动:一个文献综述.湖南社会科学.2010 (6) .

[7]姜彦福, 林盛, 张卫.我国产业结构及其变动因素分析.清华大学学报 (哲学社会科学版) .1998 (3) .[7]姜彦福, 林盛, 张卫.我国产业结构及其变动因素分析.清华大学学报 (哲学社会科学版) .1998 (3) .

[8]董琨, 原毅军.中国产业结构演变与经济波动关系研究.大连理工大学学报 (社会科学版) .2007 (6) .[8]董琨, 原毅军.中国产业结构演变与经济波动关系研究.大连理工大学学报 (社会科学版) .2007 (6) .

[9]干春晖, 郑若谷、余典范.中国产业结构变迁对经济增长和波动的影响.经济研究.2011 (5) .[9]干春晖, 郑若谷、余典范.中国产业结构变迁对经济增长和波动的影响.经济研究.2011 (5) .

波动关联性 第4篇

财政政策作为政府实施宏观调控的重要手段, 其主要是通过政府支出与税收进行宏观经济调控, 从而熨平经济周期波动, 确保宏观经济平稳, 以达到宏观调控的反周期扩张目的。而我国的财政政策, 主要包括:税收、专项补贴、国债、转移支付等。

自1992年, 我国开始市场经济体系改革以来, 可以将我国的财政政策动态演变描述为是紧缩与扩张相互循环的一个动态过程。其中, 从上个世纪80年代中后期开始, 政府就已经抓紧了对财政政策的紧缩, 从而将宏观经济回归到一个理性区位之上。而这一趋势直至1996年经济“软着陆”时期, 我国的整体经济发展受到东南亚金融危机的影响, 政府再度积极实施财政政策摆脱金融危机, 并成功实现了市场经济体制改革以来的首轮经济“软着陆”。2003年初始, 我国的宏观经济又进入到了新一轮的“软扩张”时期, 直至2007年, 我国的GDP年化同比增长率始终保持在10%以上。也正因如此, 我国政府也转换了对宏观经济的调控模式, 重新开始实施较为稳健的财政政策。然而, 突如其来的次贷危机使得我国的宏观经济遭受到了全所未有过的重创, 因此, 为了抑制经济持续性下滑, 我国政府再次改变宏观经济调控模式, 并采用积极的财政政策予以应用, 以期能够提升我国的经济活力, 拉动经济赠长, 加快宏观经济走出紧缩局面的步伐, 为我国经济复苏迎来新一轮的经济扩张提供有力的保障。但是好景不长, 2012年我国经济再次回落, 使得刚刚扩张的经济再次进入紧缩时期。而这些年, 正是因为我国始终处于经济增速换挡、改革开放镇痛、前期政策刺激消化等多重矛盾的交织之中, 使得我国宏观经济中的M2与GDP比例不合理, 且社会融资结构扭曲。因此, 研究财政政策与经济周期波动的非线性关联机制, 以及政府与经济增长的相依性, 对宏观经济紧缩风险的治理有着十分重要的现实意义, 也能够为我国经济体制改革、经济结构全面调整正确到更加充裕的时间。

二、财政政策与经济周期波动的非线性关联机制研究

(一) 财政政策与经济周期的相关理论

现代经济学之父亚当·斯密, 在其著作的《国富论》中, 曾明确的提出:人们都曾试图利用自己所拥有的资本换取最多的产品, 从而达到效用的最大化。人们只在乎自己的自身利益, 往往不会去增加公共福利, 也不在乎到底增加了多少公共福利。但是, 在某种动机的驱使下采取相应行动时, 就会有一双看不见的收指引着人们去实现另一个目标, 从而使社会的总体福利最大化。而这就是著名的“看不见的手”原理, 也就是市场机制。而早期以亚当·斯密为代表的古典经济学派认为, 政府不应该干预经济, 市场机制能够促使资源达到最优化配置, 从而使全社会的效用达到最大化。但是市场经济需要在完全竞争的市场条件之下才能够得以充分发挥。所以, 在信息不对称的情况下, 市场机制常常发生失灵问题。随后瓦格纳准则、内生增长理论、挤出效应理论和凯恩斯学派乘数模型等应运而生, 其中凯恩斯增长理论与财政政策, 对财政政策与经济增长的相依性进行了论证与分析, 从而为财政政策与经济周期关联机制领域内的相关研究奠定了坚实的基础, 也进一步证实了, 在经济发展中财政政策具有经济稳定器的重要作用。

(二) 财政政府与经济周期的区制关联性研究

正是凯恩斯增长理论与财政政策, 使我们清楚的看到, 私人投资调整系数θ1在很大程度上直接决定了财政政策对经济增长的影响方向与机制, 政府投资产能调整系数θ2, 政府投资占比δ。虽然, 目前我国无法准确对私人投资进行统计, 但是我们仍然可以准确度量政府财政政策、经济增长、经济波动之间的关联机制, 从而在不同经济周期、不同历史时期中识别出, 财政政策与经济周期之间存在的非线性关联机制, 进一步探索现阶段我国财政政策与经济增长、经济波动的相依特征, 从而为我国财政政策的选择听过一些相对合理的经验证据。

而为了能够对财政政策与我国经济增长之间存在的相依性进行验证, 则本文笔者以1996年第一季度到2014年第三季度的GDP同比增长率序列、GDP产出缺口序列, 财政支出与财政收入序列进行实证检验, 如下图所示。

通过上述4幅图则清楚的展示出财政收入、支出与GDP比例这一指标的动态走势图。而不难看出的是, 在上述样本期间, 我国的国生产总值与财政收入、财政支出的变动趋势高度耦合, 而这也进一步说明了, 财政收入与财政支出的变动之间具有明显的顺周期特性。尤其是从最后一幅图 (图4) , 财政支出与GDP中占比的走势图中能够清楚的看到, 我国的财政支出占比始终呈现出波动上升的势态, 并且随着我国经济的快速发展, 财政支出在宏观调控中显示出越来越重要的作用。可以说自我国进入2012年以来, 财政支出占比数据就始终呈现出直线上升的势态, 这是因为政府在宏观经济调控中始终保持着积极的财政政策以及稳健的货币政策, 使得财政支出占比在短时间内呈现出快速攀升的趋势。但与此同时, 实际的GDP同比增速却呈现出明显放缓的势态。基于此对财政政策这一特征用区制转移模型进行校验, 得出各变量的平稳性检验结论, 如下表所示。

而我们根据表1所给出的GDP同比增速、财政收入同比增速、财政支出同比增速的单位检验结果可以看出, GDP同比增速与财政支出同比增速都是非平稳的时间序列, 并且服从于1阶单整过程, 财政收入同比增速是平稳的时间序列。而这些都一致说明了在我国财政支出增速变动与GDP同比增速变动的相依性较高。

事实上, 我们如若仔细观察样本区间内财政政策与经济增长的关系, 就能够看到尽管政府积极的维护经济的可持续增长, 但2014年以来, 政府支出同比增速仍然呈现出下滑趋势, 就具体支出项目而言, 也较之往年大为不同, 更注重财政政策在稳定增粘, 惠民等方面的落实。同时, 在2015年财政工作也更加注重财政政策的局部着力特征, 在农民福利以及促进技术发展等领域给予了大力的支持, 就是为了能够促进我国经济的稳步增长。因此, 在未来的发展过程中, 我们政府以及相关部门应该加强对财政政策在经济结构调整之中的应用, 财政支出则应该着眼于收入分配格局的调整, 也只有如此, 才能够充分发挥我国财政支出最佳效能, 并且在长时间内稳定经济增长, 做好经济风险防范。

三、结束语

通过本文笔者的粗浅阐述, 我们能够清楚的认识到, 财政政策与经济增长之间存在着依存关系, 并且具备着明显的非对称特征。尤其是在经济高波动区制时, 财政政策更注重于对经济周期波动的熨平。而在低波动区制内时则能够起到经济稳定器的作用, 熨平外生产出冲击, 但是对经济增长的贡献度较低。所以, 我们在认识到宏观调控过程中存在的隐患问题的基础上, 应该加强对财政政策的重视程度, 做好财政政策的落实, 充分发挥经济稳定器的作用, 从而更好的为新时期内的宏观经济增长托底。

摘要：众所周知, 有关财政政策与经济周期波动非线性关联机制的研究始终是政策制定者与学者们关注与热议的重要话题。虽然, 不同学派对财政政策的作用机制持有的观点不尽相同, 但是在经济紧缩期所有国家的政府仍然会采取积极的政府政策予以应对。本文笔者则从这一视角出发, 对财政政策与经济周期波动的非线性关联机制进行粗浅的探讨, 以供参考。

关键词：财政政策,经济周期,非线性关联

参考文献

[1]付一平.刘金全.梁冰.我国财政政策作用机制与经济周期波动的相关性研究[J].当代经济科学.2005 (07)

[2]张小宇, 刘金全.规则型货币政策与经济周期的非线性关联机制研究[J].世界经济.2013 (11)

[3]刘金全, 梁冰.我国财政政策作用机制与经济周期波动的相依性检验[J].财贸经济.2005 (10)