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[關鍵詞]國債收益率；宏觀經濟；主成分分析；通貨膨脹
[中圖分類號] F830.9 ［文獻標識碼］ A [文章編號] 1673-0461（2011）12-0084-04
一、引 言
2011年4月我國CPI同比上漲5.3%，食品價格上漲11.5%。根據美聯儲編制的美元對主要貨幣的匯率指數變化，2009年美元匯率貶8.5%，同時依據國際貨幣基金組織統計的全球儲備結構數據，非美元儲備資產占到近四成，2009年美元資產相對美元升值導致以美元計值的外匯儲備余額增加。采用市場上常用的巴克萊全球債券綜合指數收益率，2005年～2009年的年均收益率為4.8%。今年以來央行連續出臺上調存款準備金率和加息等政策，經濟增速放緩，通脹壓力未減，貨幣政策“偏緊”，新股融資也相對密集，股票市場難以尋找良好的系統性投資機會。在這樣的宏觀經濟緊縮背景下，債券市場尤其受到關注。通貨膨脹和緊縮政策對債券市場產生什么影響？在加息周期中，債券的收益率是否受到影響？
學者們已經對影響債券收益率的因素進行了一些研究，如王一鳴和李劍峰[1]將宏觀經濟變量對收益率曲線的幾個特征有如何影響進行了實證分析,發現宏觀經濟變量更多的是對整個收益率曲線的位置有影響。謝海玉[2]發現受經濟周期和通貨膨脹溢價要求的影響，超長期債券的利率敏感性應弱于短期債券。蔡躍明和平新喬[3]分析了經濟增長與環境的新型債券的相關性。王海靈和闞麗萍[4]分析了我國宏觀經濟因素對債券收益率的影響。莊嘩[5]分析了宏觀經濟信息對中國債券市場收益率結構的影響。白麗健[6]研究了近代中國債券市場價格變動的成因。
本文用主成分分析方法分析宏觀因素對政府債券收益的影響。債券收益來自三個方面，債券的利息收益、資本利得和再投資收益。而到期收益率既考慮了利息收益，也考慮了資本損益和再投資收益。
宏觀經濟分析可以通過一系列經濟指標的計算、分析和對比來進行。選取了8個常用的經濟指標：生產者物價指數（PPI）、消費者信心指數（CCI）、消費者物價指數（CPI ）、國內生產總值（GDP）、貨幣供應量M1、匯率、利率、通貨膨
脹率。
主成分分析在分析宏觀經濟對國債收益率的影響方面有其獨特的優點。在實際問題的研究中，往往會涉及眾多有關的變量。但是，變量太多不但會增加計算的復雜性，而且也給合理地分析問題和解釋問題帶來困難。一般來說，雖然每個變量提供了一定的信息，但其重要性有所不同，而在很多情況下，變量間有一定的相關性，從而使得這些變量所提供的信息在一定程度上有所重疊。因而人們希望對這些變量加以“改造”，用為數較少的互不相關的新變量來反映原來變量所提供的絕大部分信息，通過對新變量的分析達到解決問題的目的。主成分分析便是在這種降維的思想下產生的處理高維數據的方法。
二、實證分析
（一）樣本選取
國債0213是財政部2002年發行的記賬式（十三期）國債，期限是15年。由于該國債的剩余期限較長，其屬于長期國債。而宏觀經濟增長對長期國債收益率的影響比較大。因此，本文研究宏觀經濟對國債0213到期收益率的影響。
一般來說，研究的區間長度越長越好，宏觀經濟中的某些因素對債券的收益影響大小越準確。但由于數據收集的困難，可供研究的時間區間長度有限。因此國債季度期的到期收益率時間段為2004年6月至2010年12月，對應的宏觀經濟指標也是季度數據。
（二）宏觀經濟指標分析
分析用因子分析的可能性。通過使用SPSS軟件分析，由表1可知KMO檢驗統計量值為0.656，說明進行因子分析的效果尚可，比較適宜做因子分析；Bartlett's球形檢驗的顯著性概率為
0.000
1. 確定提取因子數量
在確定可以用因子分析法后，確定因子的數量和方差解釋，如下圖所示。
下面利用方差解釋表2提取主成分因子。提取的原則是主成分的累積貢獻率和特征根。
分析表2可知：第一個因子的貢獻率為54.397%，第二個因子的貢獻率為28.238%，前兩個因子的累計貢獻率達到了82.636%，說明提取前兩個主成分可以解釋原有變量82.636%的信息；第一個因子的特征根為4.352，第二個因子的特征根是2.259，其余因子的特征根均小于1，因此，選擇提取前兩個主成分。
2. 主成分表達式
再利用旋轉后的因子負荷矩陣和因子得分系數矩陣確定主成分變量。
由表3和表4得，主成分一為變量x3、x4、x5、x6、x7的線性組合，主成分二為變量x1、x2、x8的線性組合。用SAS軟件進行主成分分析各因子的特征向量，據此可以寫出由標準化變量所表達的主成分的關系式為：
由表5可知，成分1和成分2不相關，因此，可以分別研究每個成分的影響因素，而不考慮二者之間的相關因素。
3. 因子解釋
Z1是反映消費者信心指數（CCI）、國內生產總值（GDP）、貨幣供應量M1、匯率、利率的綜合指標。其中貨幣供應量M1、匯率、利率都是中央銀行宏觀經濟調控的貨幣工具。CCI反映消費者信心強弱，綜合反映并量化消費者對當前經濟形勢評價和對經濟前景、收入水平、收入預期以及消費心理狀態的主觀感受，可以一定程度上衡量消費者對宏觀經濟調控的反應。而GDP是宏觀經濟調控的反應結果，反映一個國家一定時期內的經濟表現。綜上所述，將Z1定義為宏觀調控影響綜合指標。
Z2是反映PPI、CPI和通貨膨脹率的綜合指標。PPI、CPI和通貨膨脹率都在一定程度上反映一定時期內的通貨膨脹。通貨膨脹決定消費者花費多少來購買商品和服務，左右著商業經營的成本，極大地破壞著個人或企業的投資，影響著退休人員的生活質量。對通貨膨脹的分析有助于設立勞動合同和制定政府的財政政策。綜上所述，將Z2定義是通貨膨脹影響綜合指標。
（三）線性回歸分析
根據以上主成分關系式將8個宏觀經濟變量降低為兩個綜合指標變量，即宏觀調控影響綜合指標Z1、通貨膨脹影響綜合指標Z2。用Stepwise方法分別對國債0213的到期收益做線性回歸分析。
分別繪制國債與主成分Z1和Z2的散點圖（見圖2、圖3）。
通過觀察圖2和圖3中的散點布局可以判斷，國債0213的到期收益率與宏觀經濟綜合影響指標Z1，通貨膨脹影響綜合指標Z2都有一定的線性關系。
下面我們用逐步回歸方法對國債0213的到期收益率和Z1、Z2兩個指標進行回歸分析，得到結果如下表6所示：
由表6結果可以知道，國債0213的到期收益率與通貨膨脹影響綜合指標Z2線性回歸的負相關系數是0.62073，擬合優度為0.307。
通過表7結果可知，國債0213的到期收益率與通貨膨脹影響綜合指標Z2線性回歸模型的顯著性概率為0.04，在顯著性水平α=0.05上該模型顯著。
由表8結果知道，國債0213的到期收益率與通貨膨脹影響綜合指標Z2線性回歸的模型為：y1=0.554Z2，其中Z2的顯著性概率為0.04。因此，國債0213的到期收益率與通貨膨脹影響綜合指標正相關。
近年來，由于經濟過熱，物價不斷上漲，通貨膨脹也越來越嚴重。而當期的通貨膨脹率對同期的國債收益率影響較大，國債0213雖是長期國債，由于通貨膨脹率持續上漲，通貨膨脹的期限較長，其到期收益率也受通貨膨脹的影響。因此，在所得到的計量經濟模型中，國債0213的到期收益率又受通貨膨脹影響綜合指標的影響，且影響果顯著。
摘 要 在當前的經濟形勢下，我國的土地經濟的財政政策及土地經濟規模逐步擴大，成為了社會各個階層和各個領域中議論的焦點。本文通過分析土地所有權的二進制，透視土地作為財產的所有權與政府征收權的矛盾，闡述土地財政和土地經濟的實質，總結土地政策和土地經濟引起的各種社會經濟現象。
關鍵詞 土地經濟 土地財政 宏觀經濟 土地使用權
一般說來，土地經濟政策指的是作為主體的政府，在土地分配、經營和征收等活動中進行的財政活動、收支活動、利益分配活動和統籌等活動。在我國特有的國情來看，土地財政主要是依靠農用土地的征收權獲取土地出讓金以及其他形式的與土地經濟稅收相關的資金收入。我國政府，尤其是地方政府，已經依賴土地財政收入作為財政收入的主要來源。通過近年來土地經濟的數據分析，2008年我國土地財政的收入為9600億元人民幣，2009年迅速增長為15000億元人民幣，增長了56%，2010年較2009年更是增長了93%，達到了29000億元人民幣。由于我國土地財政的經濟形勢迅速膨脹，其對社會和經濟的影響愈發的明顯和深遠。
一、土地財政的經濟學和社會學本質
我國的城市市區用地由國家統一所有，屬于國有土地使用權。出讓國有土地的使用權的權利由地方政府掌握，獲得土地出讓金的出讓利益的基礎源自土地所有權的二元制。二元制是土地征收作為集體土地轉為國有的唯一途徑的生存土壤。這種途徑被現有制度完全鎖定，地方政府由此對農地征收權形成極高的壟斷。農用土地產權失去了對其財產收入規則的保障。私有的財產權和政府的征收權出現了實質性的分離，土地所有權二元制的實行根本目的在于保護耕地出現高度集中，保障農民的農戶權益，不過現階段地方政府不斷追求更大利益，致使不健康的，甚至違規的過低價格征收儲備土地，再以高價出售定期的土地使用權獲得高額土地出讓金帶來的收入。這樣就可以順利把土地資產轉變為土地資本。這兩種行為主體構成的是對抗關系。土地財政的急劇膨脹說明在現階段國內征收權與財產權之間的關系不再保持平衡，一方面財產權沒有相對應的法律保護，而征地權又失去了財產權的制衡。我國土地財政是一種利益輸出游戲，游弋于失去平衡的居民土地財產權和政府征收權，游弋于失去約束和監管的政府權力。這就是現階段我國土地財政及依賴土地經濟現象的實質。
二、土地財政影響宏觀經濟的走向趨勢
1.土地財政收入作為地方政府的主要財政收入來源，雖然暫時穩定了地方財政，消除了財政收支赤字，但土地資源有限，缺乏可以替代的財政收入來源，存在著風險與隱患。通過最近一屆的政府換屆，暴露出很多地方政府出現無地可賣，同時由于基礎建設欠下大量銀行貸款的情況。從1994年開始的分稅制度改革到今天，地方政府財政的“財權上移”、“事權留置”等現象致使地方政府的財政收入與支出之間出現規模巨大的缺口。通過幾年的土地財政增長，全國土地出讓收入已經占到了地方財政收入的60%，成為地方政府收入的最主要來源。導致了地方政府對于土地出讓的收入的病態依賴。土地財政與現階段的土地經濟確實匯聚了大量的城市、鄉鎮的建設資金，極大程度地支持了城市的運行、規劃和發展，也極大地促進了周邊農村經濟的快速轉型。
2.二元經濟的擴大拉開城鄉差距。
首先，城鄉的“二元土地制度”對于農村集體土地和城市的國有土地的使用、流通、分配等方面有著非常大的差別。城市和農村有巨大的價格差。大量的農用土地在征收后，對其補償基本是統一定價，農民沒有自己的話語權。而且，由于配套設施和勞動特點，農民“被上樓”后生活成本加劇，勞動效率降低，生活質量出現降低。農民的土地權益和生活水平沒有得到應有的保障。
其次政府的土地出讓金獲取的大量資金，基本上都是用在了城市基礎建設，對于農用土地的開發和深度利用遠遠不夠，沒有引起足夠的重視。農村經濟發展、農民的生活和社會保障、鄉鎮基礎建設、農村的環境資源保護、農業科技生產支持等方面投入的非常少，造成了農村資源逆流向城市，在統籌城鄉建設的今天，甚至出現了城鄉差距加大的情況。
三、扭曲的城市化進程導致逆向城市化
現階段土地資產的資本化成為推動城市化的運行體制，這是一種透支行為，是要由后代來為我們買單的。土地財政膨脹和土地經濟的大熱透視出土地出讓金最大化竟然成為了政府財政的最終目的，扭曲的城市化進程將有限的土地資源使得城市化發展越來越缺乏動力，引發經濟層面和社會層面的矛盾。不僅城鄉距離加大了而且資源從窮人流向富人，拉大貧富差距，誘發社會矛盾，激起社會不安定因素。
土地財政是城市擴張的動力，無限制無秩序的土地財政無疑導致地方政府陷入“征-賣-征”的惡性循環。2009年土地出讓面積是2008年16.3萬公頃的138%，2010年是2009年土地出讓面積的205%。這種急劇的循環后果是惡性的侵占耕地，降低了土地利用率。土地尋租現象增多，圍繞低價征地，高價買房引發的社會矛盾愈演愈烈。規范的法制體制是解決這一社會問題的唯一的手段。
四、高房價激起多種民生問題
（一）做細第一產業，提高農業附加值
第一，糧食深加工，培育本土品牌我市擁有豐富的糧食資源，我們可以抓住糧食深加工這條產業鏈條，給我們收成的糧食進行“大變身”，而不要只是簡單的處理和裝袋，為我們的糧食換上“新裝”的過程，也將使我市的糧食附加值大幅增加，銷售額節節攀升。我們可以對各種糧食作物進行有針對性的深加工處理，大幅提升各種糧食作物的附加值。大米精加工，使生產規模化，品質高端化。可以重點發展小包裝精制大米、米糠深加工、米糠精煉油、稻殼綜合利用、碎米深加工等。玉米作為粗纖維食品，受到越來越多健康人士的喜愛，我們可以將玉米進行精深加工，加快發展玉米飲品、玉米油、休閑食品等健康食品系列和淀粉糖、變性淀粉、生物發酵等深加工產品。除此之外，大豆也是我們當前可以大力宣傳、打開銷路的一種糧食作物，當下非轉基因、有機大豆制品在國內外市場日益受到消費者歡迎，我們可以以此為契機，以非轉基因和有機品質為抓手，突出發展綠色非轉基因大豆品牌，提高產品的科技含量。在此過程中，應引導當地有實力的糧食企業進行自主品牌的研發和推廣，自有品牌的推出，還要依靠暢通的銷售渠道銷往外省市，以精品糧食產品的形式面世，必然會引起更廣泛的關注和收益回報。第二，主打綠色食品及食品安全牌隨著人民生活水平的不斷提高，人們對生活品質的要求也越來越高，對食品安全的要求也日益高標準。在這種形勢下，我們可以搶占先機，主打綠色食品及食品安全牌，走出一條綠色食品的農業發展之路。借此，我們可以強力推出放心奶、放心肉等綠色產業，將食品安全放在第一位，生產出放心食品，不斷打開市場銷路。奶源充足和優質安全可以成為我市乳品加工業發展的優勢和潛力。肉類精深加工也是我們主打綠色食品的有力工具，我們可以優化肉類加工結構，開發生產熟食、速食等高附加值精深加工產品，這將是我市肉類加工產業優化升級的主要方向，也是我市發展肉類加工的最大潛力。以品質為基礎，用質量來說話，成就我市綠色食品的產業鏈條發展。在此過程中，要建立起全程的質量控制機制。通過制度創新，切實完善“從土地到餐桌”的質量管理機制，不斷鞏固和提升產品質量。今后一個時期，要重點建立和完善基礎性管理、驗收管理、監督管理三個層面的制度建設，同時探索建立退出制度，建立產品的質量追溯體系。讓質量成為綠色食品產業發展的高壓線，誰碰誰觸電。第三，提高農產品與龍頭企業的“對接率”培育出優質綠色健康的農產品還不是最終目的，還需要與龍頭企業合作聯營，對接成功，打開市場銷路，才能完成我們綠色農產品的自我宣傳與推廣。我市與經濟發達地區的一個重大差別就是農產品加工企業的實力弱，產業鏈條短，能力有限，遠遠不能滿足綠色食品原料精深加工的需求。而龍頭企業則擔負著開拓市場、打造品牌、技術創新、引導和組織生產與農戶經營等重任。今后，可按照高科技、外向型、新機制的原則，堅持多輪驅動，多元化籌措資金，大力發展和培育綠色食品龍頭加工企業，不斷擴大龍頭企業群體規模；大膽探索和創新龍頭企業與原料生產基地的利益聯接機制，引導龍頭企業和本地企業結成利益共享、風險共擔的利益“共同體”，進而提升整個產業發展的層次和水平。
（二）做深原有的煤炭、石墨等支柱產業
雞西市因煤而立、因煤而興，是典型的煤炭資源型城市。隨著工業經濟的快速發展，煤炭資源面臨枯竭、生態環境遭到破壞等矛盾問題日益凸顯，城市經濟發展滯緩、后勁不足，呈現出典型的衰退特征，城市可持續發展受到嚴重挑戰和制約，但我市并不能因此而放棄整個煤炭產業，而應該發散思維，將我市原有的煤炭產業做深做廣。我市的資源類產業還處于產業層次低、鏈條短的粗放階段。面對這種形勢，一要加強煤質管理，提質增效。二要加強內部管控，降低成本。三要加大市場開拓力度。借鑒國內外成功轉型煤炭城市經驗，轉型升級，走出我市“一煤獨大”的局面。第一，編織煤炭深加工產業鏈多年來，煤炭企業形成的單一粗放的產業很難在大的市場環境下長久發展。目前，受下游焦炭、鋼鐵、電力產業需求下降影響，煤炭庫存積壓成倍增加，直接影響煤炭企業經濟效益，這種單一的產業結構一旦市場發生變化，沖擊不僅大而且損失嚴重。因此，煤炭企業在發展煤炭開采的同時，要按照“多聯產、全循環、抓高端”的思路，多措并舉，建立坑口發電、洗煤等一體化產業，全方位推進企業循環發展，提高市場的抗御能力和風險，實現經濟增長方式的轉變。我市還要徹底改變“挖煤—賣煤”的產業發展現狀,打造高效益、高技術、高附加值、長產業鏈的煤炭深加工工藝。將地下開采出來的原煤經過工藝加工，增加其使用價值、提高煤炭的綜合利用率。依托煤炭深加工，我市可以通過構建"煤-電-鋁"、"煤-鐵-鋼"、"煤-焦-化"等方式，向產業鏈的下游產品發展，提高我市煤炭行業的整體效益。第二，利用煤電化推進能源產業轉型我們可以借鑒山西的成功經驗，利用煤電化推進能源產業轉型，實現從燃燒煤炭到成為化工原料的歷史性跨越。從發展低熱值煤發電到推進煤電一體化，以能源改革為突破口，探尋資源型地區經濟轉型的有效路徑，破解轉型難題。在我市，多年的煤炭開采洗選，產生了大量的煤矸石、煤泥等低熱值煤，因為發熱量低、灰分高，被大量廢棄。目前我市煤矸石堆積總量約1.7億噸，且每年新增煤矸石400萬噸左右。煤矸石占土地面積達1200公頃，一半以上是耕地或林地，這一方面占用了土地，另一方面，由于自燃還污染了空氣，還通過雨水的淋融污染了土壤。利用煤電化這一有效途徑，既可以實現煤炭資源的分級利用，延長產業鏈條，增加煤炭附加值，同時還可以節約土地，減少污染。在政府的有效引導之下，可以讓原本背靠背的煤電企業變成一家親，使火電企業與煤炭企業實現聯營，共享發展成果，產業轉型也將初見效果。第三，大力發展現代煤化工產業大力發展現代煤化工產業，延伸拓展特色煤化工產業，優化提升傳統煤化工產業，力爭形成現代煤化工為主導、傳統煤化工為基礎、精細化工、化工新材料為特色的產業格局。做強做大石化、煤化工及下游產業，是構建具有雞西特色的現代產業體系、推進我市新型工業化進程的重要選擇。與大企業集團開展合作，大力發展現代煤化工產業，延長煤氣化—甲醇—烯烴，褐煤提質—燃料油、乙二醇等產業鏈。密切跟蹤新技術發展，積極謀劃煤制天然氣、煤炭地下汽化、液化項目。利用先進技術整合焦化多聯產，實現規模化發展，提高焦化產品附加值。延長煤焦化—焦油及焦爐氣—工業綜合利用、煤焦化—電石及聚氯乙烯樹脂等產業鏈。第四，開拓石墨產業新前景———將“石墨烯”生產線落戶雞西雞西市石墨儲量8.5億噸，品位高（平均品位7.97%，最高品位22%），是我國優質大鱗片石墨主產區。依托資源優勢，我們提出了打造“中國石墨產業之都”的目標。但為了達成此目標，我們僅靠簡單開采石墨資源是遠遠不夠的，還需要借助石墨資源來生產具有高附加值的石墨產品，而石墨烯則可以成為我市資源產業的后起之秀、明日之星。石墨烯是一種由碳原子構成的單層片狀結構的新材料。目前，石墨烯是世界上最薄卻也是最堅硬的納米材料，同時它也是世界上導電性最好的材料。由于其獨有的特性，石墨烯被稱為“神奇材料”，這種材料僅替代市場的潛力就有數十億甚至上百億元。此外，新型石墨烯材料將不依賴于鉑或其他貴金屬，可有效降低成本和對環境的影響。石墨烯的應用范圍之廣可以說是無法估量的。雞西市坐擁石墨資源，我們應將石墨烯上升至戰略高度，建設全國乃至世界高科技、尖端石墨產業城。充分開發利用我市的石墨資源，大力引進先進技術、科技人才，申請國家政策支持和重大立項，早日開發出一條屬于我們雞西市的石墨烯生產線，這樣將大大提高我市石墨資源的附加值。
（三）做強第三產業，進一步挖掘服務業潛力
關鍵詞：財務管理；目標要求；宏觀經濟；重要作用
1 財務管理的目標
廣大的企業利用財務管理的目標是從整體上提高企業的效益和推動企業的進步發展的，這是廣大企業進行財務管理工作的落腳點。不管企業進行什么樣的營運活動，企業基本上全是大力的圍繞財務管理的工作進行的。國家利用統計，分析企業的大致數據信息就可以利用財務管理工作辨別現在企業所處的經濟形勢，讓應該進行的宏觀調控可以更好的發揮出它現實的作用和效果，而且也可以決定怎樣行之有效的優化資源配置，助力企業全面平穩的發展。
2 財務管理工作在經濟中的重要作用
（1）企業的財務管理幫助和保證了企業發展的目標制定，監督企業以最佳的狀態去服務社會的經濟發展。因為一個企業，它最本質的目標就是盈利，企業通常都是以自身最小的投入取得最大收益的一類經濟組織。這樣的性質也在本質上決定了企業管理的目標是生存發展的。而對企業自己來說，企業的財務管理工作有著非常重要的作用，不但是存在于企業管理的每個部門里，并且它會在很大的程度上影響著企業的進步和發展。企業的財務管理工作應該為企業自己的生存保證需要的全部資金，如果企業在財務管理上入不敷出，很大的可能就是該企業不能在它的經營的活動中取得相應的利益，讓企業不再繼續的生存，得不到任何的發展。所以，怎樣讓企業以最小的投入獲得最大的利益，是企業管理的基礎目標。財務管理是所有企業在管理工作的活動最有效的方式，使用它的會計核算系統可以助力企業的負責人精準的和及時的發現企業在全部的活動中與經營的活動中的實際情況。企業的運營情況通常會在某些層面上影響著中國經濟的發展，企業負責人需要對優化企業自身的財務管理工作，在態度上需要重視起來，讓這個工作以最佳的狀態去服務中國的經濟發展。
（2）財務管理的數據和信息，它的綜合性應該要適應社會經濟的發展，應該要達到和滿足社會上對財務管理數據的要求。當下建立現代化的企業制度的活動已經越來越變得完善了，所以在同一時間的財務管理的信息服務對象在范圍上也漸漸的擴大了，而且趨勢是非常的明顯。財務管理的數據和信息在國家的宏觀調控管理里發揮了重要的作用，它具有諸如綜合性比較高的特點，它為國家的宏觀調控經濟提供了非常準確的參考信息。企業的負責人利用財務的管理工作可以取得及時有價值的財務數據和信息。債權人使用財務管理提供的數據和信息可以迅速的判斷投資風險的高低，這樣可以保護投資人自己的利益。通過效果顯著的財務管理工作系統可以很好的為稅務政府部門提供財務的信息，保證國家的財政收入呈現穩定性，促進其快速的發展。
（3）企業的財務管理在中國的經濟發展過程中是具有相當重要的地位的。企業的營運風險通俗的來講就是財務上的風險，所以強化企業的財務管理就顯得比較的重要和迫切了，它是企業穩定發展的前提條件，企業的財務管理水準持續的提高是保證中國經濟穩定的發展，實現國家宏觀調控目標的主要方法和方式。企業應該優先從財政的方面開始降低成本，例如需要滿足國家的各種稅收的優惠政策，借此降低企業的納稅金額；還有就是要使用借貸還有負債的合理性降低企業的成本等等，這樣就可以增加廣大企業的利潤。企業管理的中心是財務的管理，這是需要廣大的企業負責人要認清和記住的事實。不管企業進行的是什么樣的市場戰略，它的每項決定出現的結果最后全部都會集中的反映到財務的成果中來，因此企業一定要重視財務管理的相關工作，必須要自始至終的堅持把財務管理當作企業管理的優先內容，大力的提高企業的財務管理的水準。企業需要結合國家的宏觀調控的相關經濟數據和社會的趨勢進行改變，利用穩定的投資策略，大力的提升企業自己的管理水準，迎接更大的挑戰。
（4）對國家的宏觀調控政策有著積極的推動效果。中國政府在社會主義的市場經濟里發揮著宏觀調控的作用，政府運用經濟職能進行調控市場經濟的時候會依據社會主義市場經濟的運行情況做出比較科學和合理的論證和判斷，并且會明確市場經濟今后的大致趨勢，讓每個企業都可以及時的改變戰略的發展目標，好順應市場經濟的發展趨勢，最大限度的確保企業的效益還有國家的財政穩定。市場經濟受企業經營情況好壞的制約，所以企業的財務管理工作在企業的管理中或是市場經濟里都是處在中心的地位，這一點是不能否認的。財務的管理數據和信息可以直觀的反映出一個企業的真實發展情況，這對企業和國家的宏觀調控政策都有著非常重要的促進作用。
3 結語
總而言之，廣大的企業在以后的發展過程中需要持續的提高財務管理的工作水平，要創造性的發展企業財務的管理模式，適合社會經濟的快速改革和進步，這樣就可以提升企業自己的核心競爭力，更好的為人民和國家服務。
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關鍵詞：金融脫媒 脫媒指標 資本市場 FAVAR模型
20世紀末，由于金融改革的逐漸深入以及資本市場的大力發展，我國也逐漸顯現出了金融脫媒的跡象。宋旺（2010）首先開始了這方面的實證研究，通過MS-AR模型對金融脫媒進行了度量之后，她認為1979-2005年間我國為緩慢脫媒狀態，2006-2007年間為高速脫媒狀態，并提出未來幾年高速金融脫媒會得到緩解。然而，她采用的是年度數據，數據量較少，分析會存在一定缺陷；胡紅葉（2011）選取了五年多的月度數據，運用多元線性回歸模型從證券市場方面對金融脫媒進行了研究，她指出脫媒對銀行的存款結構影響最為顯著，但其并沒有對模型的自相關性和異方差性進行檢驗和修正，也沒有考慮滯后期的影響；徐奕晗（2012）通過分析2001年以來的月度新增信貸比和月度融資比，認為金融脫媒可以提高資源利用效率，增強金融價格敏感性，雖然其會對銀行傳統業務產生一定沖擊，但合理應對可以帶動我國資本市場有效發展，然而其論文只是基于相關數據的理論分析而缺乏實證研究。本文選取了2002年1月-2011年12月十年間我國相關宏觀經濟指標的月度數據，所有數據均來自于中國經濟網統計數據庫和中國人民銀行官方網站，運用FAVAR模型分析了金融脫媒深化對我國宏觀經濟的影響。
模型構建
本文考察的是金融脫媒對我國宏觀經濟的影響。如果采用多元線性回歸模型則不能夠有效地檢驗出滯后項的影響，而使用VAR模型雖然可以有效地檢驗各期的脈沖反應，但是當所選用的因子過多時會丟失自由度。所以本文引用伯南克（Ben S.Bernanke）等人提出的因素增強型向量自回歸（FAVAR）模型來進行分析，其具體模型如下：
首先假設我國的經濟狀況無法準確地被直接觀測到，其中各宏觀經濟狀態用K×1維向量Ft表示，由于這些經濟狀態無法直接觀測，所以用可以得到的大量宏觀經濟指標來衡量。用M×1維向量Yt來表示這些可以被觀察到的指標，這些指標與宏觀經濟緊密聯系并且可以產生符合經濟規律的影響。假設Ft、Yt的動態關系由式（1）給出：
（1）
其中，φ（L）表示一個滯后期為d的多項式；υt為一個隨機誤差項，其均值為零，協方差矩陣為Q；Ft表示的是不可觀測的宏觀模糊變量，包含了Yt中沒有的信息；而Yt表示可以觀測到的宏觀指標。由于式（1）不能直接估計，但是如果把因子解釋為可以影響宏觀經濟的變量，那么就可以從大量的可以觀測到的指標中了解各因子。即可以用N×1維的向量Xt表示大量背景性時間序列。該時間序列的期數N大于Ft和Yt時間期數T，同時假設公共因子與不可觀測因子Ft和可觀測因子Yt都相關且因子數（K+M）是遠小于N。則其之間的關系如式（2）所示：
Xt=AfFt+AyYt+εt （2）
其中，Af表示N×K的負荷因子矩陣；Ay是N×M的向量矩陣；誤差項εt是N×1階均值為零的向量；各載荷因子之間是弱相關或者不相關的。但是不可觀測因子Ft和可觀測因子Yt之間是相關的，并且表示了引起時間序列Xt動態變動的主要力量。式（2）意味著Xt只依賴當前信息，而與各種因子的滯后期沒有關系。
可以理解，直接從Xt中提出的主成分不可避免地含有Yt的成分，直接讓這樣的Ft和Yt進入VAR模型會降低模型的有效性。從Ft中分離Yt成分有多種方法，本文選取了Boivin在2009年提出的反復迭代法，該方法避免了兩步主成分分析法中對慢速和快速變量的分類，其步驟如下：第一步：從Xt中抽取前面K個主成分，將其作為迭代的初值，記為Ft（0）；第二步：將Xt對Ft（0）和Yt進行回歸，從而獲得Yt的回歸系數λ0；第三步：計算Xt（0）=Xt-λ0Yt；第四步：從Xt（0）中提取前面K個主成分Ft（1），然后返回第二步。迭代一定次數后可以得到不含Yt成分的Ft，然后執行標準的VAR程序即可。
實證分析
（一）金融脫媒指標的選取
本文根據Harmes（2001）的觀點，將金融脫媒定義為投資者或金融工具的購買者繞過中介機構通過直接融資的方式進行交易。因此運用直接融資額占社會融資總額的比例來衡量我國金融脫媒的程度。本文選取的120個數據均來自中國人民銀行官方網站。從圖1（1）中可以看出，金融脫媒指標波動比較大，因此本文運用EVIEWS6.0對數據進行HP濾波來除去季度波動對于金融脫媒指標的影響，從而得出近十年來金融脫媒的趨勢圖，濾波后的圖形如圖1（2）所示。由圖1可以看出，2002-2008年期間金融脫媒不斷深化，六年內金融脫媒指標上升了10%以上。其中2006-2007年期間金融脫媒現象加劇明顯，2008年左右脫媒現象開始緩解，之后，脫媒指標維持在14%水平附近。這與宋旺基于MS-AR模型的我國金融脫媒趨勢分析中所得到的結論基本相符合，一定程度上反映了我國金融脫媒的發展趨勢。
（二）因子分析
首先，本文運用EVIEWS6.0對數據進行ADF檢驗。經過檢驗，其中14組數據一階平穩，而進出口額、貨幣供應量、金融機構人民幣存款及貸款額等5組數據二階平穩，所以將其處理為增長率，處理之后的數據表示進出口增長率、貨幣供應增長率、金融機構人民幣存貸款增長率。經過處理后所有數據都一階平穩。
其次，本文運用SPSS19.0對所有數據進行標準化處理以消除不同量綱的影響，然后用標準化后的數據來分析。對各序列進行KMO和巴特利特球度檢驗，其KMO檢驗值為0.788大于0.7，說明各因子題項數足夠多。巴特利特球度檢驗伴隨概率小于0.05，說明相關系數矩陣與單位矩陣有顯著差異，所以時間序列適合進行因子分析。用主成分分析法進行因子分析，由主成分分析結果可知，第五個因子的特征值開始明顯變小（小于1），同時通過對碎石圖進行判定，從第五個因子開始，坡度逐漸變緩。前五個因子的貢獻率達到了84.6%，說明這五個主因子基本包括了19個序列的總信息量。
最后，本文運用MATLAB對五個主因子進行反復迭代，迭代三次過后，所提取的因子變化不大，基本可以確定結果不含有金融脫媒因素的成分。再使用正交旋轉法對因子進行旋轉，采用最大方差法，經過9次旋轉之后方差達到最大，停止旋轉。根據旋轉后各因子的特征值貢獻率的大小進行排序，其中前兩個因子基本包含了大部分的因素，然后根據相關因素的特征對五個主因子進行命名，第一因子包含了總發行股本、股票境內籌資額、股票成交額、成交量以及上證和深證大盤收盤指數等，將其命名為證券因子；第二因子包括了宏觀經濟景氣指數、消費者信心指數、物價指數、國債成交量、美元兌人民幣的加權平均匯率等，將其命名為宏觀因子；第三因子包括了金融機構人民幣存貸款增長率、新增信貸、貨幣供應量增長率等，將其命名為信貸因子；第四因子為進出口增長率，將其命名為進出口因子；第五因子為銀行間加權平均拆借利率，將其命名為利率因子。將五個因子與可觀變量相結合，做脈沖響應分析。
（三）VAR模型建立
通過AC和AIC準則判定其最佳滯后期為四期，建立滯后期為四期的VAR模型，經過VAR穩定性分析可以確定其特征根都在單位圓內，說明VAR模型穩定，可以進行脈沖分析。
（四）脈沖響應分析
1.金融脫媒對證券因子的影響。分析第一因子（F1）即證劵市場因子對金融脫媒（FD）的脈沖響應，其脈沖響應結果如圖2（1）所示，通過脈沖響應結果可以看出，對于金融脫媒的一個標準沖擊，證券市場因子立即有一個較大的負向反應。第五個月左右證券市場因子達到最低值-0.05個單位左右，五個月后開始上升，七個月之后開始有一個持續的正向反應，在一年之后這種正向反應逐漸趨于穩定，保持在0.1個單位左右。
在短期內，受制于我國資本市場的結構性失衡以及利率市場化進程的滯后，企業以及居民的資產結構并沒有實現從銀行儲蓄向多元化金融產品的轉變，所以金融脫媒深化在短時期內會壓制大盤的上行空間，影響股市估值體系，使股市市盈率、融資量等有一定下滑；但從長遠來看，金融脫媒會促進更多的企業以直接融資的手段進行融資，加速企業資產證券化的進程，使得資本市場的籌資總額、活躍度都有大幅提升，推動我國證券市場的進一步發展。
2.金融脫媒對宏觀因子的影響。分析宏觀因子（F2）對金融脫媒（FD）的脈沖響應，其脈沖響應結果如圖2（2）所示，通過結果可以看出，對于金融脫媒的一個標準沖擊，宏觀因子立即有一個正向反應。兩個季度內，1個單位的金融脫媒沖擊最高使宏觀因子上升了約0.03個單位，之后反應力度逐漸下降，第七個月左右時宏觀因子開始出現負向反應，一年半左右達到谷底，產生了-0.13個單位左右的反應值，之后這種負向反應一直持續，維持在-0.1個單位左右。一方面，我國企業的上市條件較為苛刻，不少中小企業無法達到上市標準，而金融脫媒使得中小企業融資更為困難，進而影響了經濟景氣指數、消費者信心指數等；另一方面，投資者盲目的跟風，加上證券市場缺少有利的監管，造成了證券市場的過度投資，從而產生泡沫經濟，繼而導致物價升高，會對私人消費和投資有一定的擠出效應。
3.金融脫媒對信貸因子的影響。分析信貸因子（F3）對金融脫媒（FD）的脈沖響應，其脈沖響應結果如圖2（3）所示，經過分析可以得出，對于金融脫媒的一個標準沖擊，信貸因子立即有一個較大的負向反應。在第一個月時直接達到最低值-0.3個單位，之后，這種負向反應逐漸緩解，在第三個月時開始出現正向反應，在第五期時達到最高值1.8個單位左右，之后又逐漸降低，在三個季度左右又出現負向反應，在一年半左右這種反應逐漸消失，金融脫媒對信貸的沖擊逐漸平穩。金融脫媒使得金融機構的存貸款業務相對減少，導致了信貸市場的萎縮；同時本文為了避免信貸數據不平穩而選取了信貸增長率數據，由于增長率的數學特征，當信貸保持穩定的時候增長率會維持在零水平。所以雖然整個信貸水平相對于基期仍然維持在負水平，但只要數據逐漸平穩，最后增長率會恢復到零左右。
4.金融脫媒對進出口因子的影響。分析進出口因子（F4）對金融脫媒（FD）的脈沖響應，其脈沖響應結果如圖2（4）所示，通過結果可以看出，對于金融脫媒的一個標準沖擊，在第一個月進出口因子立即有一個-0.1左右的負向反應，在一年以內，進出口因子的脈沖響應呈現出周期性，其中，在第四個月達到最低值-0.23個單位左右，在半年時出現最高值0.1個單位左右，一年后這種波動逐漸平穩，一年半時開始出現持續的負向反應，這種負向反應維持在-0.02個單位左右。根據曼昆的開放經濟下的宏觀經濟理論，在外匯市場中資本凈流出等于凈出口，而在可貸資金市場中儲蓄等于國內投資加上資本凈流出。金融脫媒的產生會減少可貸資金的需求，降低國內投資和資本凈流出，減少凈出口。因為選擇了增長率數據而非進出口原始數據，結果可能略有偏差。總體來說，金融脫媒導致了我國對外貿易的減少。
5.金融脫媒對利率因子的影響。分析利率因子（F5）對金融脫媒（FD）的脈沖響應，其脈沖響應結果如圖2（5）所示，通過結果可知，對于金融脫媒一個標準沖擊，利率因子在第一個月時立即有一個負向反應，這種負向反應逐漸增大，第七個月份下降到最低值-2.1個單位，之后這種負向反應逐漸緩解，一年半左右之后開始有很微弱的正向反應。出現上述結果的主要原因是，金融脫媒對利率的影響是雙方面的。由凱恩斯理論可知，在信貸市場上，儲蓄代表著資金的供給，貸款表示資金的需求。從短期來看，當貸款需求減少，即對信貸資金的需求減少時，會導致利率下降，所以利率立即有了一個負向反應。而長期來看，金融脫媒會使儲蓄逐漸下降，從而又會刺激利率回升。所以金融脫媒對利率的影響取決于這兩種效果的大小，顯然短期內負向影響更加劇烈。
結論與建議
通過上述分析可以得出以下結論：在一年以內，金融脫媒對證券市場和宏觀經濟的影響相對較小，而對信貸、外貿以及利率等影響很大，使這些因素的波動幅度達到20%以上；兩至三年后，隨著金融脫媒的逐漸深化，其對證券市場和宏觀經濟的影響則會逐漸顯現，雖然脫媒有效地刺激了我國資本市場的發展，使資本市場活躍度、融資量、市盈率上升了10%左右，但其導致了我國大部分宏觀指標一定程度的下降，從而對我國宏觀經濟產生了一定的負面影響。筆者認為，金融脫媒在刺激證券市場發展的同時，卻對我國宏觀經濟產生負面影響的原因與我國金融脫媒的一些特有的特征有關。首先，我國銀行存款流出后部分涌入了民間借貸市場或者非正規的金融市場而非全部進入證券市場，脫媒并沒有有效刺激股市，反而降低了有效的企業投資。其次，證券市場中的過度投資造成了股市泡沫，使股市呈現出一種表面繁榮的經濟現象，影響了我國物價水平，對貿易產生了負面影響。再次，我國的金融脫媒更突出地表現在中小企業貸款融資難的問題上，而與融資方式轉變關聯不大，中小企業發展困難，進一步阻礙了我國經濟的轉型。最后，融資方式的多樣性，使得我國官方利率與民間利率有很大差距，這種特有的脫媒會對利率市場化產生不利影響。
“脫媒”是我國改變融資現狀，發展直接融資過程中的一個必然現象。以銀行中介為主導的間接融資已經引發了我國金融體系中的諸多弊端，這樣一種體系無法支持我國以投資增長為主的經濟增長模式，并造成了銀行儲蓄與投資的期限結構錯配，同時還關系到人民幣匯率調整的諸多問題。因此，為了有效應對具有中國特征的金融脫媒現象，筆者在此提出一些個人見解：首先，政府應該加強法律法規建設，提高監督效率，健全資本市場的相關秩序，營造一個良好的市場環境；同時減少對于市場的過度干預，加強對于中小企業的關注。其次，央行應該強化金融體制改革，逐步完善市場經濟制度，繼續推進商業銀行改革，在完善其傳統業務的同時調整資產負債規模和客戶結構，積極拓展金融業務；同時適當放松利率管制，調整利率政策，加強利率市場化，這樣可以有效地避免負利率的產生而引發存款額度大幅下降的現象。最后，商業銀行要加強改革，轉變傳統的經營方式，開拓出更多的以提供咨詢服務、理財服務等為核心的業務，不斷地調整資產負債結構，積極應對金融脫媒所帶來的沖擊。
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一、準確掌握互聯網金融的涵義
對于互聯網金融而言，其融合了互聯網的優勢以及金融行業的各種功能，是新興行業的一種，實現了對互聯網行業業務種類的拓展，同時，發揮了對金融行業的補充作用，因此，極具發展空間，潛力巨大。與此同時，互聯網金融將網絡平臺作為背景，為金融領域涉及的資金融通、支持以及投資提供有效的保障。因此，發展互聯網金融，能夠有效應對傳統金融中的不足和缺陷，更加貼近大眾，受到人們的關注和信任，積極推廣和使用，為互聯網近視的持續發展提供條件。但是，隨著互聯網金額的快速發展，問題也比較突出，加之互聯網金融本身風險較大，在風險規避和管理方面缺乏完善性，因此，在未來的發展中，要有針對性地提升互聯網金融抵抗風險的能力，強化監督管理，推動互聯網金融的健康、穩定發展。
二、全面分析互聯網金融對宏觀經濟積極影響
（一）互聯網金融有助于國家經濟整體水平的提升
立足金融結構，互聯網金融明顯優于傳統金融方式，同時，金融功能更加全面和多元化。為此，對國家經濟整體水平的提升意義重大。同時，在互聯網金融的發展中，線上平臺作用被全面激發，與此同時，線下平臺又發揮了對其某些功能的彌補作用，如支付效率低以及成本高的問題。同時，在較短時間內完成加多資金的籌措，更好地滿足用戶對資源的需求，為企業資金活動的開展提供保障，營造更加穩定的金融環境，彰顯資金支持力度的強大，在促進企業發展中發揮更大作用，推動企業經濟的可持續發展。
（二）互聯網金融有助于促進資金配置效率的提升
隨著整個金融行業的不斷發展，為了維護大眾權利、有效降低企業以及大眾的金融投入風險，國家重視對金融利率的有力控制。但是，與此同時，也誘發了資金滯留、貨幣流通緩慢的問題，誘發經濟出現膨脹或者緊縮現象。在互聯網金融的影響下，有效實行了對這一問題的緩解，提升資金配置效率，促使資金能夠最大限度發揮作用，在根本上推動宏觀經濟的發展。在金融業務開展中，有效發揮互聯網的平臺作用，使得企業資金獲取渠道增加，有效縮短資金籌措的時間，將零散資金進行有效的集中和利用，為各種經濟活動提供有力的資金援助。
（三）互聯網金融有利于促進經濟的有效增長
對于傳統的資金借貸，其模式彰顯成本高、流程復雜、時間較長的缺點。在資金借貸中，無法直接建立資金與借貸者的關系，需要借助資金機構來實現，發揮第三方協助的功能，推動借貸關系的形成。立足互聯網金融模式，能夠有效解決傳統借貸模式中的不足，促使流程和環節更加便捷，有助于資本投入的降低。另外，互聯網金融對中小企業資金缺口的解決作用重大，為其持續發展提供資金支持。
三、互聯網金融對宏觀經濟產生的消極影響
（一）違約風險較高
在全球化影響下，互聯網金融發展中需要承受更大的風險。互聯網金融的發展與網絡息息相關，離不開網絡傳播媒介的作用。雖然網絡能夠突破時空限制，有效降低交易中的成本，但是，為了實現地個人隱私的保護，網絡活動能夠在匿名下進行，因此，促使整個網絡的隱秘性增強，彰顯網絡這一媒介的風險性。
（二）商業銀行中高風險業務類型較多
在互聯網金融中，比重比較大的業務類型是互聯網理財，其發展狀態對互聯網金融發展意義重大。但是，隨著互聯網理財在互聯網金融比重的不斷提升，風險呈現上升的趨勢。借助互聯網這一功能，互聯網金融能夠獲取大量投入低、風險小的資金，因此，立足這一平臺，投資者為了實現個人投資收益的增加，不懼冒險，將大量個人資金，甚至是所有存款進行互聯網金融產品的購買，一定程度上加大了商業銀行資金壓力，因此，急需進行資金獲取渠道的擴展。借助這種方式，雖然有效解決了商業銀行的資金壓力，但是，也增加了商業銀行資金交易過程中的成本投入，因此，為了保證收支平衡，保證資金業務的繼續開展，需要開展高風險的銀行業務。在這種情況的影響下，商業銀行的主要資金收益停留在客戶短期資金投入活動中。
（三）影子銀行的風險被增大
互?網金融除了自身具有的風險外，給影子銀行也帶來風險。影子銀行不受銀行監管，同時，有可能誘發系統性風險，是一種信用中介，其利益的形成極具不穩定性。在互聯網金融的影響下，商業銀行發展迅速，對整個資金市場影響巨大。但是，一些實力薄弱的商業銀行會借助影子銀行進行貸款活動的開展，為投資提供保障，鑒于互聯網金融中存在的不足，監督缺乏完善性，使得影子銀行的利益遭受損害，使得違約風險增大。
四、如何有效發揮互聯網金融對宏觀經濟的推動作用
首先，加強對互聯網金融的監管與規范。要立足投資金融機構、融資中介服務機構，加強對互聯網金融行業的全面管理，提升治理水平，強化統一管理，確保互聯網金融的良性發展。其次，不斷完善立法，對相關職責進行細化。重視對互聯網金融消費者權益的保護，構建健全的司法保護制度。再次，將互聯網金融歸屬為反洗錢監管，對相關法律進行完善。結合經濟發展實際，制定切實可行的發展方案。最后，重視互聯網金融行業協會的成立，強化自身監督，推動互聯網金融的可持續發展。
關鍵詞:CPI指數;宏觀經濟;協整分析;平穩性分析;granger因果檢驗
1CPI指數和宏觀經濟走勢之間關系的時間序列分析
1.1 CPI指數與宏觀經濟走勢的協整分析在分析中，經濟增長變量采用“全國生產總值(GDP)” 來度量。1978-2008年，全國生產總值(GDP)和全國消費物價指數(CPI)的原始數據如表1所示:
本文采用ADF檢驗進行平穩性檢驗，并為消除經濟變量中存在的異方差性引起的不利的影響，我們將變量進行對數化處理。對lnGDP和lnCPI序列及它們的差分序列進行ADF檢驗，變量lnGDP和lnCPI是非平穩的，一階差分后是平穩的，表明lnGDP和lnCPI是一階單整序列。兩者之間可能存在著協整關系。
本文采用EG法對變量進行協整分析。首先用OLS法對原數列進行協整回歸，發現存在自相關，對模型進行自相關處理后最終得到的協整方程為:LnC=1.419422+0.3924lnG+[ar(1)= 1.424909，ar(2)=-0.521498](1)
Dependent Variable: LNC
Method: Least Squares
Date: 04/22/10 Time: 15:28
Sample(adjusted): 1980 2008
Included observations: 29 after adjusting endpoints
Convergence achieved after 100 iterations
Backcast: 1979
回歸結果顯示，模型(1)的擬合度較高，能以99.86%的概率保證程度來解釋原始序列的波動，說明整個方程的擬和優度較好，F檢驗通過1%的顯著性，證明所有自變量對因變量的總體解釋力度很強，并且通過了自相關性檢驗和異方差檢驗，表明模型不存在自相關和異方差。據此，lnGDP和lnCPI之間存在長期協整關系，協整方程如(1)所示。
1.2 我國CPI和GDP之間的誤差修正機制本文采用EG兩步法來建立模型，在模型(1)的基礎上將殘差項引入模型作為解釋變量，并將長期關系模型中的各變量以一階差分的形式表示，對短期動態關系進行逐個檢驗，比較其顯著程度，最終確定的誤差修正模型如下:LnC=1.419422+0.392496lnG+1.424909DlnC-0.521498DlnG+0.989862MA(2)
擬合結果顯示，模型通過了顯著性檢驗，變量符號與長期均衡關系一致，誤差修正項系數為負，符合反向修正機制，從系數估計值(-0.521498)來看，當短期波動偏離長期均衡時，將以(-0.521498)的調整力度將非均衡狀態拉回到均衡狀態。
1.3 經濟開放度與經濟增長的因果關系檢驗對CPI和GDP的原數列及其差分序列進行VAR系統穩定性檢驗，根據AIC和SC越小越好的準則，經過1-6滯后階數的比較最后確定原序列在5階時VAR系統穩定，而其差分序列在6階時VAR系統穩定，在此基礎上分別對CPI指數和GDP的原數列及其差分序列進行Granger因果關系檢驗，檢驗結果如表4所示，Granger因果檢驗結果表明，在短期lnGDP與lnCPI之間存在著單向的因果關系，是我國經濟增長促進了我國的CPI指數，而在長期來看，經濟增長與CPI指數之間具有相互的促進作用。
2本文的結論和政策建議
2.1 本文的結論通過對我國CPI與我國GDP、各個相關因素的分析中，我們可以得出結論:①長期來看，我國CPI與我國宏觀經濟走勢之間存在長期穩定的動態均衡關系，我國GDP增長1%，我國CPI指數增長0.3924%;②短期來看，我國CPI指數對我國的GDP存在正向影響，本期CPI每增加1%，本期GDP則增加0.2743%。短期波動對長期均衡趨勢偏離的程度也較高，表明CPI指數對反映我國的經濟增長的穩定性具有重要意義，同時上年度GDP與CPI指數之間的非均衡誤差以(-0.5446)的調整力度將非均衡狀態拉回到均衡狀態;③從Granger因果檢驗結果來看，在長期我國CPI指數和我國的經濟增長存在相互的促進作用，但是在短期，經濟增長是我國CPI的Granger原因而我國CPI并不是經濟增長的Granger原因。
2.2 政策建議從以上分析得出，我國應在努力提升CPI指數的同時，防止CPI指數過快過高而引起通貨膨脹現象。并且建立以CPI指數為中心的價格體系。筆者認為，我國應從擴大內需入手，避免國家應采取擴張化的貨幣政策而引起通貨膨脹。并且通過貨幣政策即提高銀行房屋貸款利率方法有效抑制“房地產泡沫”繼續膨脹。
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【關鍵詞】人民幣匯率 人民幣升值 中國經濟 宏觀經濟運行
隨著經濟的發展，近年來，人民幣的匯率問題已經得到了全世界的關注。國際社會和學術界已經對人民幣的匯率問題進行了深入的探究。當前人民幣的升值，不僅是經濟問題，國際政治關系也在其中起到了重要的作用。我國是世界第二大經濟體，人民幣匯率將影響到全世界的經濟，牽動各國的神經。我們要特別關注人民幣升值對中國宏觀經濟運行的影響，找出對策來促進經濟平穩健康發展。
一、人民幣升值的原因
人民幣升值牽涉到兩個方面的原因，首先是經濟原因對人民幣升值的影響：1、改革開放以來，我國經濟高速增長，不僅改變了人民的生活水平，而且還提高了我國的綜合國力。在高速增長的同時，我國的對外需依賴更加嚴重。我們的貿易順差日益突出，我國的外匯儲備超常增長，給人民幣帶來了較大的升值壓力。2、最近幾年，西方國家經濟衰退，投資機遇減少，而我國確依舊保持著較快的經濟增長。國際熱線持續流入我國，人民幣升值也進一步增強了國際熱線流入的速度。與此同時，發達國家經濟持續的不景氣，經濟持續衰退，進一步加速了國際熱線的流入，使我國面臨的人民幣升值壓力進一步增大。3、名義匯率與實際匯率的差異。我國已經對匯率制度進行了改革。但是，西方國家特別是美國的一些經濟學家認為，人民幣名義匯率與實際匯率仍然存在著差異。任何貨幣在不同國家對同一商品的購買力應該是相同的，中國與發達國家相比，商品和勞務價格水平低，也就是說人民幣的購買力被低估了，所以這也成了發達國家要求人民幣升值的有力武器。
二、人民幣升值對中國宏觀觀經濟的影響以及未來人民幣的走勢
我國現在仍是發展中國家，投資、消費、凈出口仍然是帶動我國經濟發展的三駕馬車。我們觀察我國東南沿海的加工產業，其中多數為對外出口，其他產業很少。再加上在我國只允許用人民幣來進行交易，產業多為工業附加值很低的加工業。所以說，美元價格極大影響我國的加工業進出口。
人民幣升值的話題已經被多數人所討論，也成為全球討論的熱點問題。討論它就要研究美國的經濟體制。自從美國次貨危機之后，美國乃至全球都陷入了經濟危機之中，到現在美國依然沒有完全走出金融危機的影響，致使美國制造業疲軟，對于低端的商品，美國無法與低廉的中國制造抗衡，美國的高端制造業同樣也受到了嚴重的打擊。由于這些原因，美國的制造業員工向美國政府施壓。其次，中國自從改革開放以來，經濟蓬勃發展，西方發達國家看到中國的發展前景都想來中國獲得自己的利益。
人民幣升值的影響，現如今，我國處于出口外向型國家，交易又以人民幣作為單一貨幣來進行，從而導致出口企業對人民幣匯率極其敏感。然而人民幣匯率的升降將直接影響到企業的利潤。國內經濟體制弊端導致實體經濟投資環境惡化。使許多企業退出實體經濟產業鏈。另一方面，人民幣升值將給中國制造業造成政府意想不到后果，美國不將中國列入匯率操縱國，其中國做出的讓步就是，2020年以前中國的新能源市場讓給美國。
對國內物價水平的影響。目前國內物價持續上漲，國際大宗商品價格持續走高，我國是大宗商品進口國，價格的增高勢必會對我國企業造成巨大的壓力。但是，人民幣升值也會減輕國內原油進口的成本壓力。油價下跌，對緩解當前通貨膨脹壓力自然也會產生正面影響。
對我國進出口貿易的影響。人民幣升值就像一把雙刃劍，有利必有弊。有利的一面就是人民幣升值將會使出口企業更加重視品牌建設，優化出口產品的結構，增強我們自身的競爭力。人民幣升值還會減少國家貿易的摩擦。人民幣升值會抬高出口產品價格，可以減少貿易摩擦，改善貿易環境。
人民幣升值回事進口產品更加便宜，使許多進口企業緩解壓力。可以減少進口成本，增加進口量。
三、應對人民幣升值的策略選擇
人民幣升值的原因之一是我國的貿易順差過大，嚴重依賴外需，所以擴大內需是緩解人民幣升值的有效對策。然而，如何才能擴大內需呢？要想擴大內需，我們必須雙管齊下，完善國內的收入分配制度，控制收入差距擴大，健全社保制度等。要想實現這些，我們必須要在科學發展觀的指導下，從大局出發，是政策發揮它應有的作用。其次，我國大部分企業是勞動密集型企業，技術含量低，競爭力弱。所以我們應該借力人民幣升值的正面效應，力促我國產業升級，增強產品的競爭力。緊緊依靠科技，淘汰不利于可持續發展的設備企業。政府應該發揮它的調節作用，加大監管力度。重視人才作用，引導人才合理流動，發揮人才的能動作用，為產業升級提供智力支持。優化對外貿易結構，推動人民幣的兌換的自由化。以上這些策略都可以解決人民幣升值所帶來的不利效果。
目前，可計算一般均衡模型評價人民幣升值的宏觀影響成為主要的模型，它比其他模型有其自己獨到的優點。模型中具有多個相互作用的經濟主體和市場；主體行為由最優化條件突出；具有非常詳細的部門劃分等。因此這種模型是研究這一問題的合理選擇。
四、結束語
未來人民幣的走勢將會是怎樣的呢？通過全球經濟的發展，結合我國現階段的政策，人民幣匯率短期內不會再有大的浮動，因為美國在華利益已經得到了滿足。所以我們應趁短暫的喘息以轉型中國產業，由出口外向型轉為服務內向型。因為美國與歐洲對中國證虎視眈眈，為了中國的自立自強，我們必須進行企業的轉型，這些已經被寫進了十二五計劃，未來我國會有更好的發展。
參考文獻：
[1]石尊龍.人民幣匯率的變動對我國物價水平的變動[D].西南大學，2009.
關鍵詞：宏觀經濟政策；益貧式增長；政策模型
中圖分類號：F120文獻標識碼：A文章編號：1000-176X（2011）04-0017-10
一、引 言
20世紀90年代以來，關注發展中國家問題的國外學術界和國際機構已從單純強調“經濟增長”，轉而重視“益貧式增長（pro-poor growth，PPG）”。益貧式增長要求發展中國家政府不僅要確保經濟的持續穩定增長，而且要關注窮人能否參與到經濟增長過程中，并合理地分享經濟增長成果。這意味著發展中國家需要重新審視以往的發展戰略和增長模式，科學地制定益貧式增長的經濟政策。
基于經濟增長益貧性以及有利于窮人的經濟政策來研究發展與減貧問題是當前國際上比較前沿的課題。國外學者就經濟政策對益貧式增長的影響作了大量的經驗研究，得出了一些有價值的結論。跨國經驗分析發現，宏觀經濟一攬子政策對于益貧式增長有顯著效果，Essama -Nssah［1］通過模擬宏觀經濟政策對總福利和貧困的影響，發現結構調整政策和分配政策對福利影響非常顯著。Klasen［2］通過跨國比較分析，指出提高農業生產率、縮小地區差距、減少性別差異、提高窮人資產儲備的一攬子政策有助于實現益貧式增長。Dollar和Kraay［3］、Lundberg和Squire［4］結合財政、貨幣以及匯率政策，創建了一個宏觀政策指數，以更寬泛的角度度量宏觀經濟穩定性，其應用非洲國家樣本的實證分析表明，宏觀政策對低收入群體福利有顯著的正向影響。開放的貿易政策是否會促進益貧式增長，結論尚不明確。Dollar和Kraay［3-5］以進出口額占GDP比重來衡量貿易開放度，研究發現開放的貿易政策有利于益貧式增長；但Winters［6］采用同樣的衡量標準對巴西、海地、墨西哥、秘魯和贊比亞的研究卻發現，當這些國家經歷快速貿易開放時，卻保持著較慢的經濟增長和貧困減少水平。Ernesto［7］指出，有效利用勞動力的政策以及對教育醫療進行合理投資可以實現益貧式增長。Shenggen等［8］的研究表明目前在印度，政府農業科研、教育和道路投資是促進益貧式增長的有效政策措施。
目前，國內關于經濟政策對益貧式增長影響的研究還比較少，筆者考察所及只有徐俊武［9］、羅小芳和盧現祥［10］等幾項研究。他們都提出有利于窮人的秩序對于益貧式增長的重要性，此外，徐俊武還對二元結構下政府公共支出對益貧式增長的關系進行了闡釋，指出政府對農村的公共支出比例與窮人向現代部門的遷移能力密切相關。此外，杜志雄、肖衛東和詹琳［11］進一步研究了益貧式增長的引申概念包容性增長的政策內涵，指出實現包容性增長同時蘊涵著培育和提升人力資本、增強制度設計與政策制定的公平性、建立公平的防護性保障體系三個層面的宏觀政策，并對這一政策體系中的政策措施做了分類，但對政策措施對包容性增長的可能影響沒有做進一步的分析。當窮人向現代部門的遷移能力較強時，可以通過不斷減少對農村的支出比例，增加對城市的支出比例來促進益貧式增長；當窮人向現代部門的遷移能力不足時，必須增加政府對農村的公共支出比例才能實現益貧式增長。
基于上述分析可知，各種政策對于經濟增長的影響是同時起作用的，不論基于益貧式增長理念的改革重點關注何種政策（如財政政策、貨幣政策、政府支出、貿易自由化、金融領域的自由化等），都要求我們說明這些政策對經濟增長的綜合影響，及其對不同的社會群體福利的綜合影響。而就筆者所及文獻來看，很少有研究系統地討論經濟政策和中國益貧式增長問題，據此，本文擬開發一個小型的中國益貧式增長“宏觀―微觀”政策分析模型，并在此基礎上以中國為樣本開展經驗研究。
二、理論框架與測量模型
（一）益貧式增長政策分析模型的理論基礎
宏觀經濟政策對經濟增長的影響早已在學界基本達成共識，但是宏觀經濟政策對窮人福利的影響至今仍是充滿爭論的課題。Lal和Myint［12］研究了增長、不平等和貧困的關系之后發現各國的經驗差異較大，差異主要來自于政策選擇的不同。同時，也有證據表明分配政策較公平的國家經濟增長更快，經濟政策可以對初始收入分配中窮人福利的不利狀況進行修補。Demery和Squire［13］指出，在執行改革政策的國家，貧困人頭指數降低，而在沒有實施政策調整的國家，貧困狀況改善很小，甚至更為惡化。此外，有研究表明，減貧策略的各種要素還包括：建立在勞動力密集型制造業基礎上的，出口導向的外向型增長策略；鼓勵采用新技術的早期的農業和農村發展；基礎設施投資和人力資本投資；能夠對農民和企業家提供激勵的有效的制度；促進醫療衛生、教育和社會資本以及為窮人提供社會安全網的社會政策都可以促進益貧式增長［14］；此外，還包括改善經濟增長的微觀環境的各種要素，例如通過更好的信貸市場作用來改善資本通道，以及更加公平的資產分配等要素。
基于以上文獻提供的經驗證據，本文將重點討論宏觀經濟政策影響貧困人口福利的各種途徑（例如，通脹、總需求、收入分配和宏觀經濟不穩定，這些途徑可以按直接影響和間接影響加以區分），以及周期和危機的非對稱效應和勞動力市場的重要作用。上述各種公共經濟政策對益貧式增長的影響和相互作用的關系可以用圖1來描述。
宏觀經濟政策調整影響窮人的最直接途徑就是公共部門凍結工資，政府轉移支付和補貼支出的削減和公共部門價格的提高。宏觀經濟政策對窮人的間接效應可以通過許多方面起作用，包括總需求、總產出（假設起初存在超額生產的能力）以及就業的變化；經濟增長速度的變化；通脹的變化和對窮人的相關消費價格平減指數的變化；真實匯率的變化；宏觀經濟的不穩定性及分配效應。此外，穩定政策帶來的產出和就業效應也可能是不對稱的。同時，越來越多的經驗數據表明，周期性衰退和經濟危機對貧困會產生非對稱效應：衰退或急劇的產出縮減可能會大大提高貧困水平，然而擴張卻傾向于產生非常有限的影響。
（二）益貧式增長“宏觀―微觀”政策分析模型框架
本文所設計的益貧式增長政策分析模型分三個層級。第一層級使用的是一個靜態的、加總的、具有宏觀經濟內在一致性的框架。這一模型的優點在于，它能夠將財政賬戶、國際收支賬戶和貨幣賬戶聯系起來，從而確保具有一個內在一致性的國民核算帳戶。而絕大部分的宏觀經濟政策，諸如政府支出水平、稅收水平和赤字融資的結構等等，都可以被整合到這些模塊之中。而后，宏觀一致性框架中的政策信息就會在各個模型之中運行，在此我們選擇了兩個增長模型：一個是屬于長期增長模型的“真實值”模型，另一個是反映短期增長效應的三變量VAR模型。增長模型反映了在相對價格、工資以及產出構成沒有改變的情況下，政策對經濟增長的影響。
第二層級是該框架的核心部分，是一個靜態的、多部門的、具有一般均衡性質的模型。模型假定經濟的總產出水平是固定的，因此，它主要反映的是宏觀經濟政策以及宏觀經濟震蕩對相關價格和工資造成的影響。在此，首先借鑒了世界銀行開發的1-2-3CGE模型。簡而言之，從某特定宏觀經濟政策的國民核算賬戶開始，運用1-2-3CGE模型，可以得到一系列相互之間保持內在一致的商品的工資、特定部門的利潤以及相對價格的數據。但是，1-2-3CGE模型存在一個明顯的不足，即宏觀經濟政策與貧困的因果鏈條是單向的，而沒有考慮到宏觀政策對微觀模型變量的反饋效應，另外，我們所應用的簡單1-2-3CGE模型也缺乏對勞動力市場更為令人滿意的描述。第三層級是微觀數據（家庭數據或分組數據）。當模型對價格、工資、利潤和增長進行的預期變動被整合進代表性組群的有關工資、利潤以及商品需求的家庭數據時，就在微觀和宏觀之間建立起了溝通的橋梁。理論上，通過該框架，就可以在有限的時間里，在可以運用的數據資源的情況下，得到與一系列宏觀經濟政策和沖擊具有內在一致性的家庭福利指標以及益貧式增長水平的預測值。
三、變量選擇與計量檢驗設計
（一）“真實值”模型
“真實值”模型的增長回歸方法已被證明在解釋跨國的增長率變化時非常成功，因此也很可能在解釋增長的跨期變化時非常有用，大量文獻使用該方法進行了綜合研究。本文將在對中國主要經濟政策（金融發展、通貨膨脹、匯率、對外貿易、FDI、公共支出等）進行理論分析的基礎上，應用209個國家的面板數據進行增長回歸分析，考察各個宏觀經濟變量對增長的影響，以及在控制其他經濟政策和變量后，某項經濟政策的變化趨勢是否顯著地促進了經濟增長。
為確定上述經濟政策對增長的影響，筆者通過對世界各國的增長數據進行回歸分析，結合世界范圍內真實值模型的增長系數，討論中國上述經濟政策對增長的影響。本部分主要的數據來源是WDI和IMF的世界各國宏觀經濟數據庫。選取的樣本包含了全世界209個國家和地區的1970―2003年的相關信息，即包括7072個有效樣本點的國際面板數據。在回歸分析中，對各國的基礎設施情況采用每百人電話線這一國際通用變量進行度量；在已有的實證研究中，M2/GDP度量金融發展的作用已得到了有力的證實，因此采用M2/GDP來衡量一國的金融發展水平。
此外，考慮到增長回歸中金融發展等變量可能存在的內生性問題，本文借鑒了已有文獻中的方法。構建回歸方程時，假設Y表示被解釋變量，X表示解釋變量，由多個解釋變量組成的一個列向量，方程中的下標i和t（t=1970，…，2003）分別代表第i個國家和第t年，b表示截距項，于是一個表示X對Y的影響的總模型可以寫作：
其中，β即需要確定的真實值模型中各個影響經濟增長變量的增長系數，是一個行向量。
增長回歸模型中，第一組解釋變量包括決定增長的政策：（i）金融發展的衡量（M2/GDP）；（ii）通貨膨脹；（iii）實際匯率；（iv）小學教育完成率；（v）每百人電話線（基礎設施的變量）；第二組變量在前一部分的基礎上，還考慮了可能受到沖擊影響而發生較大變動的進出口貿易和資本流動的因素，即：（i）進出口貿易占GDP的比例；（ii）資本流動；最后，考慮到1998年是中國經濟增長性質發生改變的重要分界點［15］，為更好地考察中國經濟政策對益貧式增長的影響，嘗試將1998年前后的國別數據分別進行分析，并將側重點放在1998年以后中國的益貧式增長階段。
通過對方程一中第一組解釋變量的回歸（見表1所示）可以發現，較高的M2/GDP、較低的通貨膨脹水平、完善的基礎設施供給都與較高的增長率相關，而真實匯率及小學完成率對增長的影響并不顯著。
在第二組回歸中（如表2所示），加入了表示外部沖擊的變量，即進出口貿易、資本流動。二個變量加入方程，得到了以下回歸結果（如表2）
表1、表2均為固定效應（FE，fixed effects）估計結果，因為Hausman檢驗拒絕了隨機效應（random effects）模型，因此沒有報告隨機效應的估計結果。根據解釋變量的R2值，加入了外部因素的“方程二”比“方程一”更有解釋力。通過對兩個方程的綜合考察，可以得出以下估計結果：第一，在固定效應估計中，M2/GDP顯著地影響GDP的增長率變化，并且，與資本積累、貿易與經濟增長的關系研究一樣，金融發展與經濟增長也存在著雙向的因果關系。第二，不論是否考慮外部沖擊，通貨膨脹對增長率的負向影響都十分顯著，但需要注意的是，雖然研究發現高通貨膨脹往往伴隨著產出的下降，然而一旦通貨膨脹得到遏制，產出又會重新回復到原來的長期增長路徑。第三，當引入外部沖擊變量如貿易及資本流動以后，M2/GDP即以貨幣表示的金融政策發展對GDP增長率的作用方向有所變化。第四，進出口貿易占GDP的比例這一變量具有顯著的正影響，說明發揮各個國家的比較優勢，有利于GDP的增長。第五，資本流動（凈流動/GDP）作為沖擊變量，它并不顯著。
至此，已經能夠對影響經濟增長的變量和其影響程度有比較明確的認識了，但這還并不是研究的全部。根據劉暢［15］的測算，及對中國經濟增長性質的判斷，1998年是中國經濟增長是否益貧的一個分界點（1987―1997年間的經濟增長是非益貧的；特別是1995―1997年間，農村經濟增長的成果被收入分配的惡化完全抵消，貧困群體的福利水平顯著降低；而在1998―2006年間，出現了9年穩定的益貧式增長）。因此，本文希望能夠以1998年作為分界點，觀察1987―1997年、1998―2006年間經濟政策與經濟增長之間的聯系。據此對樣本分別進行了固定效應估計，回歸結果如表3、表4所示。
其中，在1998年以前，M2/GDP、通貨膨脹、實際匯率、資本流動幾個變量被證明具有顯著性，但資本流動的作用效果卻不夠明顯，對增長率只有微小的影響；而1998年后，除M2/GDP、通貨膨脹對經濟增長具有顯著影響外，實際匯率對經濟增長的影響變得不顯著了，而進出口貿易占GDP的比例則開始表現出對經濟增長率的正向影響。這說明1994年匯率制度并軌后，人民幣不再出現之前持續貶值的趨勢，平穩的匯率水平為經濟增長提供了良好的環境，但未能對經濟增長有明顯貢獻；1998年后進出口貿易占GDP比例的提高對經濟增長有良好的促進作用，表明國家的對外貿易政策特征發生了某些變化，使得其對1998年前后經濟增長有不同影響；另外，各種政策在1998年對經濟增長率的彈性也發生了很大變化，M2/GDP對經濟增長的彈性有所降低，通貨膨脹對經濟增長的影響有所加強，這些變化對于接下來進一步考察這些政策對不同群體福利的影響非常重要。
需要強調的是，“真實值”模型其實僅僅是反映宏觀經濟政策的長期增長效應的方法之一。它是一個簡約的模型，并且模型是建立在跨國回歸的基礎上，因此，各國家的系數都是相同的。
（二）三變量VAR模型
一般的模型僅僅只是描述因變量對自變量變化的反應，向量自回歸模型則考慮了模型中各變量間的相互作用，在某些給定條件下，VAR模型能夠用來確定一個基本的經濟沖擊給其他經濟變量帶來多大影響，即其他經濟變量對該基本經濟沖擊的響應的大小，所以VAR被公認為描述變量間的動態關系的一種實用的方法。為討論政府支出的增加對經濟增長的短期影響，建立三變量自回歸（VAR）模型進行評估，三個變量分別是增長率、實際匯率以及政府支出。
1.方法與模型
本文使用1980年Sims提出的向量自回歸模型（vector autoregressive model，VAR模型）。模型采用多方程聯立的形式，在模型的每一個方程中，內生變量對模型的全部內生變量的滯后值進行回歸，從而估計全部內生變量的動態關系。最一般的VAR模型數學表達式為：
yt=μt+∑ki=1αiyt-i+βixt-i+ut（2）
其中，yt為外生變量向量，xt為內生變量向量，ut為隨機擾動項，K為滯后期。
1.平穩性檢驗
在模型中選取中國自1987―2006年20年間的數據進行分析。在建立線性的VAR模型之前，首先檢驗數據的平穩性，對模型中GDPGR（真實國內生產總值增長率）、EX（真實匯率水平變化）以及PE（公共支出變化率）變量的數據做ADF單位根檢驗，結果表明其均為平穩序列（檢驗結果見表5所示）。
2.建立VAR模型
以GDP增長率、真實匯率變化率和公共支出變化率作為變量建立VAR模型，其擴展形式如表6所示：
本文重點關注公共支出沖擊影響經濟增長的短期彈性。VAR模型的擴展形式表明，向量自回歸估計中得到的增長對其自身的短期彈性非常顯著，分別為0.6718、0.4762；而受到公共支出沖擊短期影響的彈性并不顯著，第一年為0.0004，到第二年則更小，為0.0001（這兩個彈性數值是我們下一步在CGE框架中分析公共支出沖擊對低收入群體福利影響的重要參數），這表明我國政府支出政策的變化對拉動經濟增長影響很小，至少在短期如此。
3.脈沖影響分析
脈沖響應函數（impulse response function，IRF）用于衡量來自隨機擾動項的一個標準差沖擊對內生變量當前和未來取值的影響，其內涵是一個變量的擾動通過模型影響所有其他變量，最終又反饋到自身的過程。可以通過脈沖響應函數理解政府支出如何影響其它兩個變量，并最終作用于自身的過程。圖2描繪了公共支出和匯率對經濟增長影響的軌跡。
通過對脈沖響應軌跡的觀察，可以得到一些初步結論：（1）經濟增長率（GDPGR）對其自身的變化有較強反應，但這種影響是非常復雜的，出現了先降低而后升高，最后趨近于零的變化軌跡，這說明經濟增長的速度在短期是有慣性的（前兩期），但從長期來看，這種影響會迅速減弱以至消失。（2）匯率的貶值對于提高經濟增長速度有一定作用，且其對經濟增長的影響時間更長（約為5期）。（3）公共支出的增加在短期內促進了經濟增長，但此后對經濟增長的影響為負以至逐漸消失。這種變化趨勢表明公共支出的增加很可能對財政的可持續性造成了影響，從而影響了經濟增長的可持續性。對于這一點，我們將在后文應用CGE一般均衡方法進行更加深入的經驗分析。
（三）1-2-3CGE模型
基于“宏觀―微觀”思想的模型的解決方案提供了聯系變量（LAVs）進行微觀模擬模塊的影響分析。即應用1-2-3CGE數值模型方程組（表7給出了1-2-3CGE模型的方程規范，表8為模型的變量說明），考察了1987―2006年經濟政策對益貧式增長運行的影響。
通過1-2-3CGE模型，可以得到工資、利潤以及三種商品（國內商品、進口商品、出口商品）價格變動的信息，即LAVs，將這些連接變量與微觀數據模塊連接起來，就可以得到每個代表性家庭群體平均福利變化的信息。
（四）微觀數據模塊
微觀模塊的工作是將1-2-3CGE模型轉化為家庭福利。對于宏觀經濟框架而言，CGE模型計算了各部門相關的收入的變化，以及各種商品價格的變化。家庭模塊的計算使用包絡方法，其中，間接效用分別是工資率、部門利潤和商品價格的函數，而這些都是中觀和微觀層級之間的連接變量（LAVs）。因此，宏觀沖擊對家庭層面的福利影響的第一順序估計等于以下三個組成部分之和：初始勞動收入與工資率的相對變化之積；利潤收入的變化；初始消費的商品與商品價格的相對變化之積。
在實證分析時，各群組的收入和消費數據可以從家庭調查數據中獲得。共有三種收入來源：工資、國內商品部門的利潤以及出口部門的利潤。消費支出被分為進口商品和國內商品，家庭之間的異質性反應在收入來源和消費模式的差異上，這有利于我們分析宏觀沖擊和政策對各類家庭之間的不同影響。但是，目前還很難得到中國居民進口商品消費支出和國內商品消費支出的相關數據，為得到這些必要的信息，即對各組居民消費支出分別各假設了三種消費偏好（偏好假設1中，居民進口商品消費傾向最小；偏好假設3中，居民進口商品消費傾向最大；偏好假設2中，居民進口商品消費傾向居中）下的情況，從而可以得到進口商品消費支出和國內商品消費支出的數據（表7以2006年為例，列示了農村居民收入數據及三種偏好假設下的居民消費進口商品和國內商品的數據）。本文的實證分析是根據2002―2006年偏好假設2的數據進行模擬的，必須指出的是，雖然本文的假設是依據居民的消費偏好擬定的，但不可避免的，基于這一假設的模擬結果與現實的情況會存在一定的差異。
四、結論與建議
（一）主要結論
依靠上述模型及微觀數據模塊，可以對2002―2006選擇2002年為實證分析起始年，主要是從分組數據的統計口徑一致性加以考慮的。即1998―2001年間分組數據的統計口徑與2002―2006年間統計口徑的不一致會導致實證結果的不可比，基于2002―2006年間農村5等份的居民分組數據對于我們考慮不同組群居民福利變化更加直觀，故本文僅對2002―2006年經濟政策對益貧式增長的影響進行分析。年間經濟政策對益貧式增長的影響做綜合分析，分別考察了金融發展、通貨膨脹、匯率、對外貿易和公共支出等政策出現偏離時，對于當年經濟增長和各組群家庭福利的影響。
1.金融深化對PPG的影響
將代表金融深化的指標M2/GDP在2002―2006年每年都提高5個百分點，即2002年由159%提高到164%，2003年由168%提高到173%，2004年由164%提高到169%，2005年由168%提高到173%，2006年由169%提高到174%，模擬結果如表8所示。
從模擬結果來看，貨幣流速的變化與我國經濟增長速度表現出基本一致的波動趨勢，說明包括儲蓄存款在內的貨幣存量是經濟增長的源泉；此外，從實證結果比較看，三個年度中M2/GDP對經濟增長的影響在逐年減小，說明近年來GDP增長穩定性增強，貨幣沖擊對經濟增長的影響下降。從金融深度對居民福利的影響來看，其對收入較低群體的貢獻比對收入較高群體的貢獻更大。可見，金融發展有利于益貧式增長，但其對益貧式增長的貢獻呈現逐年減小的趨勢。
2.通貨膨脹對PPG的影響
通貨膨脹是衡量宏觀經濟穩定性的重要指標，通貨膨脹的大起大落往往會對經濟增長和居民福利水平造成很大影響。我們將2002―2006年各年通貨膨脹水平（平減后）在原有基礎上調低50%。即從2002年的0.58%調整到0.29%，2003年的2.61%調整到1.31%，2004年的6.91%調整到3.46%，2005年的4.17%調整到2.09%，2006年的3.28%調整到1.64%，分析結果如表9所示。
通過以上對通貨膨脹與經濟增長及各群體福利變化的實證分析，可以知道：由于近年來我國通貨膨脹水平處于低位健康區間，因而繼續降低通脹率并未對經濟增長和各組群居民的福利水平造成明顯影響。從通脹水平對各組群居民福利水平變動的影響看，當通脹水平處于較高水平時，其變化對各組群居民福利水平變動的影響較大；當通脹水平較低時，其變化對各組群居民福利水平變動的影響較小；且低收入群體的福利水平對通脹水平的變化最為敏感。因此，保持穩定且較低的通貨膨脹水平可以促進有效的益貧式增長。
3.匯率政策對PPG的影響
將2002―2006年匯率水平每年調高5%，即7.8633、7.8632、7.8627、7.6721和7.4326，分析結果如表10所示。
人民幣有效匯率的波動是影響中國進出口貿易和利用外資水平的主要因素之一。人民幣有效匯率大幅度升值，不僅會對中國經濟增長產生巨大負面沖擊，而且對世界經濟特別是與中國有密切貿易往來的國家或地區經濟發展同樣是不利的。從模擬結果可以看出，如果人民幣按照5%的速度升值，將對經濟增長和居民福利有負向的影響，因此，人民幣的升值并不是益貧式增長理想的政策選擇。當然，實證結果也表明，人民幣升值雖然對經濟增長和居民福利影響為負，但影響程度均不大。因此，鑒于保持匯率穩定特別是有效匯率穩定，對維護中國經濟持續穩定增長至關重要，短期內人民幣匯率應繼續保持相對穩定；如果升值在經濟運行中是非常必要的選擇，則宜采取漸進式的小幅升值方式，升值的幅度不宜過大，否則將對經濟產生較大震蕩，亦會對居民福利造成很大沖擊。
4.對外貿易對PPG的影響
將2002―2006年進出口貿易/GDP的比例均調高10%，即2002年由48%提高到52.8%，2003年由57%提高到62.7%，2004年由65%提高到71.5%，2005年由69%提高到75.9%，2006年由72%提高到79.2%。考察其對經濟增長和居民福利的影響，結果如表11所示。
從模擬結果可以清楚地看到，對外貿易對我國經濟增長存在著巨大的推動作用，對于低收入群體福利改善也有重要影響。但需要指出的是，2006年我國進出口貿易占GDP的總額已經達到72.03%，繼續提高的空間不會太大；此外，過高的貿易依存度也使得經濟運行易受到外部沖擊的影響，一旦外部經濟環境惡化，一方面將使經濟增長遭受重創，另一方面也會令居民福利，尤其是低收入群體福利遭受巨大損失。
5.政府支出對PPG的影響
近年來政府把提高低收入階層的收入作為收入分配政策的重要措施，實行了減免農業稅，提高個人所得稅起征點、提高失業救濟金、提高最低收入階層的基本生活費等社會保障支出、增加低收入階層經濟適用房等政策，努力使經濟增長的成果更廣泛的惠及全體人民。由此，政府支出大幅增加。本文模擬了政府支出逐年增加5%的情形，分析結果如表12所示。
從模擬結果可以看出，如果政府支出增加5%，經濟增長率和居民福利水平都將有所提高。但是，也應該注意到，經濟增長和居民福利水平提高的幅度比政府支出的比例低很多，如果政府支出可以不受約束、無限增加，則最終我們將實現益貧式增長；然而這種假設幾乎是不可能的，考慮到財政可持續性問題，政府支出的規模是有限的，因而，進一步提高政府支出政策對益貧式增長的績效在很大程度上將依賴于政府支出結構的合理調整。
（二）政策含義
本文通過構建中國益貧式增長政策分析模型，考察了金融發展、通貨膨脹、匯率、對外貿易、公共支出等政策出現調整時，對于當年經濟增長和各組群家庭福利的影響。結果表明，2002―2006年間，金融發展對益貧式增長并沒有直接的貢獻，高速的金融發展政策并非是很好的有利于低收入群體福利改善的政策選擇；穩定且較低的通貨膨脹水平對經濟增長和低收入群體福利改善有益，從而可以有效地促進益貧式增長；人民幣升值政策對于益貧式增長顯示為不利影響，即使升值是必要的政策選擇，升值的幅度也不宜過大，否則將對經濟產生較大震蕩，亦會對居民福利造成很大沖擊；貿易條件惡化會對益貧式增長產生不利影響，而且對低收入群體福利的損害要大于高收入人口的損害；增加政府支出有利于經濟的增長和居民福利水平的提高，但經濟增長和居民福利水平提高的幅度比政府支出的比例低很多，在政府支出不能無約束無限增長的情況下，調整政府支出結構使之更加適應益貧式增長的發展目標是未來一項值得重點關注的課題。
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