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關鍵詞：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濟里一個具有循環性熱度的問題，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貨幣區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濟沖擊或穩定化策略的變量，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
同多數的研究一樣2，我們根據最佳貨幣區域理論選擇了衡量貿易開放性、經濟發達程度的經濟變量，變量相應為貿易占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濟變量。結合IsamuKato（2007）把貨幣區域、地理區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年之后的數據樣本中顯著；貿易開放性、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，區別于以往的研究，本文側重點在于考察一個國家在匯率制度選擇時所受整體經濟運行、及自身開放性等特質的影響。
三、數據來源
自變量樣本數據選取主要來源于World Bank公布的各國每年經濟運行數據。
因變量的數據選取，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據，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）關于轉軌經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、模型簡介及數據處理
匯率制度的分類本身表現出從固定到浮動的有序排列，殘差的分布經統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。結合IMF近三年的年度報告里的細致分類（2010年有些許調整，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個數據樣本進行非平衡面板處理，得到如下表1的估計結果：
（2）符號***、**、*分別表示參數的估計值在1%、5%與10%的顯著性水平下顯著。
表1離散排序logit模型輸出結果
模型各自變量顯著性檢驗結果良好，FDI統計量的p值未通過，但是其本身的系數過小，可以選擇忽略。并且我們首要關心的并不是各個自變量系數的大小，系數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性，主要關注系數本身的正負性。
依據高鐵梅5關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；外匯儲備和貿易占GDP比重與匯制安排的靈活性呈負相關。
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整固定匯率，不如采用爬行釘住等一些中間匯率制度；貿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，從而實施穩定性政策3；人均GDP和GDP增長率則反映出大部分經濟實力較強發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，并且自身穩定性需要，可能更傾向于選擇相對固定的匯率制度。
五、結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；而較充裕的外匯儲備和較高的貿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濟運行、及自身開放性等特質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據分析得出了與大多數學者基本一致的結論。
一些國內學者對人民幣匯改問題做過探討，但是現階段要推行獨立浮動匯率制度卻不現實，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。雖然通貨膨脹現象一直存在，國家采取穩健的貨幣政策，使通貨膨脹率在可控范圍內，并不算太高。再考慮上我國充實的外匯儲備以及貿易開放性的提升，綜合上述國情，以模型所得結論來看，中國現階段類爬行釘住匯制安排是符合國情、有利于經濟穩定與發展的。
參考文獻：
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關鍵詞：國際黃金價格；自回歸模型；美元指數；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，黃金作為與現代信用貨幣對立的貨幣形態，其美元價格的漲落很大程度上體現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，金價與多數金融資產價格負相關。史密斯（2004）研究顯示，金價與主要工業國家的股指負相關；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）等發現金價與美國CPI存在長期穩定的正相關。國內學者有楊葉（2007）、宋蕊、劉月來（2008）認為金價和油價存在正向關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、國際主要宏觀經濟因素與國際黃金價格的關系分析
1.道瓊斯工業指數（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向黃金等實物投資。因此兩者呈反向關系，但是這種反向關系也只應該在主要股票市場中得到反映，比如DQS。
2.美元貨幣發行量（M2）。美國總是在維護美元國際地位、穩定購買力與超發美元占用世界資源之間搖擺。次貸危機以后，美聯儲進行了兩輪QE，向市場總計放出1.6萬億美元的資產，貨幣供應量的增加超過經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）。石油是重要的戰略和經濟資源，是衡量世界經濟發展的指標。石油價格過高往往會引發通貨膨脹。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濟乃至世界經濟，從而引發美元的漲跌，反過來對金價產生影響。
二、黃金價格模型的實證分析
（一）自回歸模型
數據的選取與處理。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ADF統計量可以判斷序列是非平穩的，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ADF統計量，序列DGP平穩，t值為-14.72，p值為0.00，且DGP是白噪聲序列，其內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結束。
（二）建立多元回歸模型
1.國際各種宏觀經濟因素對國際金價影響的模型構建。
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（USI）、M2、CPI、OP。各變量都采用月度數據，時間為2007年3月至2011年9月。根據經濟理論分析，共選擇5個解釋變量。但是模型包含過多解釋變量易產生多重共線性。利用SPSS統計軟件的特征值檢驗可得如下結果：
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統計軟件Syntax語法窗口輸入相應命令后，從結果可以看出，自變量X4嶺回歸系數比較穩定且絕對值很小，應該刪除。我們再用y與其余4個自變量做嶺回歸。把嶺參數步長改為0.01，范圍減小到0.4，得圖2，發現當嶺參數k在0.10～0.15之間時，嶺回歸系數已經基本穩定，再參照復決定系數R2，當k=0.11時，R2=0.9057仍然很大，因此可以選擇嶺參數k=0.11。重新做嶺回歸，得到如下結果：
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、計量結果分析
通過對比模型（1）和模型（2）有如下結果：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?？梢?，多重共線性問題，會對模型產生結構性變化。而且在逐步回歸的模型中，模型沒有考慮美元指數的影響；而在嶺回歸模型中，體現了美元指數的影響，且系數為負。結合實體經濟各變量的聯系來看，由于美元指數下跌會顯示出美元疲軟，以美元計價的資產價格會大幅上升。因此，當美元指數下降時，很可能會帶動國際金價的上升，所以美元指數前系數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。從美國實體經濟的發展來看，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濟現象的嶺回歸結果作為最終的模型。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：
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關鍵詞：資產負債率；銀行實際貸款利率；經濟增長率；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，各國從宏觀經濟角度考慮影響上市資本結構研究的理論出現的比較晚。直到從20世紀80年代開始，國內外學者才重視到宏觀經濟條件下的經濟發展狀況等因素對企業資本結構的影響，并發現以下幾點：（1）在通貨膨脹的情況下會使企業的負債增多。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。基于Probit模型的實證研究表明，有時利率期限這種結構也會影響公司的資本的。經濟周期波動的情況體現在GDP增長率的波動，當經濟增長速度較快時，上市公司預期會有較好的盈利，從而融資時偏向于債券，使得企業財務杠桿作用得到充分發揮。經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現，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揮了作用，但從下表的實際情況看，大多數企業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 相關研究成果
經過探討發現利率和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。而且發達國家與發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調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濟狀況都影響著公司資本結構的調整，公司資本結構的調整速度符合Hackbarth，MM（2006）建立的理論模型，處于良好宏觀經濟環境中的公司向目標結構調整的速度比處于惡劣宏觀經濟環境中的公司要快。Chen（2010）認為不同商業周期中的預期增長率、經濟不確定性和風險性是如何影響公司融資決定的，回歸結果表明宏觀經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
根據相關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，根據研究過的資本組成結構中，大多數研究者的數據是采用的橫截面數據，在社會經濟發展不穩定的情況下，這些數據也會受到經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，使數據更真實可靠。根據數據的顯著性的影響來分析相關性，而且數據采用了連續五年，也剔除了年份的偶然性。采用T統計檢驗和線性相關性，假設資產負債率與的T檢驗是相關的。用負債/總資產比率表示公司的資本結構資產負債率，變動指標包括：實際貸款利率、經濟增長率、通貨膨脹率和利率的變動。T檢驗的相關性分析的置信度為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?，F在大部分公司的財務杠桿系數都是由研究者從公司的賬面價值入手進行驗算得到，但是由于市場經濟的變動，企業的賬面和實際價值經常存在差異，不能真實的反映企業的現狀。本文聯系了宏觀經濟條件下來確定資產負債率影響主要有哪幾個方面，以使得實證結果更加合理。在選擇被解釋變量的方面，本文從對資產負債率的影響大小選取了實際貸款利率、經濟增長率、利率、通貨膨脹率和股票交易總額增長率這幾個數據：
實際貸款利率=商業銀行3到5年期貸款利率-當年通貨膨脹率
通貨膨脹率=（現期物價水平―基期物價水平）/基期物價水平
經濟增長率=（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 數據模型的建立
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個企業在第t年的資產-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《中國統計年鑒》）。LR、CPI、GDP、TOR均為宏觀經濟變量，因此只隨時間變化而變化。
本文選定了42家湖南已經上市的民營公司作為樣本單位，數據如表2。
3.4 檢驗結果
本文在接下來的分析中采用T檢驗方法檢驗經濟增長、利率、分析通貨膨脹和銀行實際貸款利率對資本結構的影響。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構沒有顯著影響，而銀行貸款利率在對經濟增長率的T檢驗結果中，假設經濟增長率對資產負債率有影響，表中表示經濟增長率的顯著性均大于α=0.05，即暫不拒絕原假設，經濟對資本結構有影響。
3.5 結果分析
企業的整體經營業績大致與宏觀經濟的增長呈同向變化，同時企業想要進一步發展也離不開宏觀經濟的增長。而且財務杠桿效應也要求，流動資金中流動負債占大多數，而長期資金中則是所有者權益和長期負債。從湖南民營上市公司資產負債表的結構看，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，達到了總資產的38.7%，而長期負債的比例很低，僅占總資產的9.7%，所以要想增加企業的流動負債就必然伴隨著經濟的增長，使得企業提高負債水平。
根據比率分析可以得到所研究的42家企業的近五年（2011年―2015年）的企業發展狀況，首先看股票市場對于資本結構的影響。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順周期，公司負債率的下降（上升）也會受到經濟的下行（上行）的影響。
由表中數據可以看出資產負債率總體來說是下降的，說明企業的融資能力下降，而且經濟的增長率也下降的，進一步說明了經濟的上行或下行會造成資產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貸款，所以資產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 總結及建議
通過本文的分析可以得出以下結論：在已有的宏觀經濟條件下，影響湖南民營上市公司的資本結構的最大因素是經濟的增長，而銀行貸款利率對資本結構的影響是次要的。雖然股票市場交易總額的大小不影響資本結構，但活躍程度會影響企業的資本結構：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融資，其次是內部融資，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、企業債券。而且公司的資本結構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益融資的情況下會優先選擇股權融資。因此在宏觀經濟條件下，湖南民營上市公司想要優化資本結構主要從下幾個方面入手：一是增加長期借款，減少股權融資，充分發揮財務杠桿效。二是提高留存收益比率，增加資本內部積累，從而擴大企業規模。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展，所以不能充分利用債券籌資的避稅功能。因此，企業應該意識到選擇恰當的資本結構的必然性，并且適當的調整企業的資本結構；而且從宏觀經濟條件下的環境講，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展、完善債券市場的信用。
參考文獻
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關鍵詞：宏觀經濟波動；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，經濟學博士，研究方向：國際貿易；王爽（1979-），女，蒙古族，遼寧朝陽人，教師，經濟學博士，研究方向：文化貿易，宏觀經濟學；王濤（1980-），男，安徽合肥人，副院長，研究方向：宏觀經濟學，國際金融。
[基金項目]海南省哲學社會科學規劃課題（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、數據預處理與模型設定
（一）變量選取
本文以吉林省歷年國內生產總值的變動代表吉林省宏觀經濟的波動；鑒于數據的可得性，以全社會固定資產投資代表總投資需求；考慮到民間固定資產投資對宏觀經濟發展的重要影響，將民間固定資產占全社會固定資產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：國內生產總值（GDP）、全社會固定資產投資（SI）、民間固定資產投資占全社會固定資產投資的比重（MI）、社會消費品零售總額（SCP）和出口總額（EX）。
（二）數據預處理
本文采用的數據是1978―2014年吉林省年度數據，數據主要來源于《吉林統計年鑒2015》。為了消除價格變動的影響，根據吉林省歷年國內生產總值指數計算出實際GDP；采用固定資產投資價格指數對全社會固定資產投資額進行換算，其中1992年之前的固定資產投資價格指數缺失，以100進行補缺。采用居民消費價格指數對社會消費品零售總額、出口總額數據進行換算，消除價格因素的影響。為了降低序列中可能存在的自相關性和異方差性，對上述序列取自然對數，分別記作LnGDP、LnSI、LnMI、LnSCP、LnEX。
（三）模型設定
SVAR模型是結構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立的形式，在模型的每一個方程中用當期內生變量對模型中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。本文采用SVAR模型，揭示吉林省宏觀經濟波動與投資、消費、出口之間的關系，一個含k個內生變量的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為經濟變量向量，C為常數向量，B和A均為系數矩陣，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，T為樣本個數，μ為結構式沖擊，且μ～VMN（0，I）。
二、實證檢驗與分析
（一）平穩性檢驗
SVAR模型要求時間序列數據是平穩的，因此，需要對5個經濟變量進行單位根檢驗以確定其平穩性。本文利用ADF檢驗對序列LnGDP、LnSI、LnMI、LnSCP、LnEX進行平穩性檢驗，檢驗結果如表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）滯后階數的選擇
SVAR模型的估計結果受到滯后階數選擇的影響，而滯后階數的選擇由其相對應的簡化式VAR模型決定，因此，首先需要構建變量的簡化式VAR模型，對其進行滯后長度標準的檢驗，結果如表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）模型穩定性檢驗
模型的穩定性是判斷經濟理論與模型滯后階數選擇合理性的標準，同時也是脈沖響應函數分析的前提，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均小于1，即位于單位圓之內，則說明SVAR模型是穩定的，可以用于脈沖響應函數分析。
（四）施加限制性約束
如果SVAR模型能得到唯一的估計參數，則需要對結構變量進行限制性約束，否則會出現模型不可識別的問題。k元SVAR模型需要對結構式施加k（k-1）/2個約束條件才能識別出結構式沖擊。而本文SVAR模型中包含5個內生變量，因此，模型需要施加10個約束條件才能有效識別結構式沖擊。
（五）脈沖響應函數分析
本文選取滯后長度為20期，圖中橫坐標表示沖擊發生后的時間間隔，縱坐標表示GDP對4個變量沖擊的反應程度。
1全社會固定資產投資、民間固定資產投資、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投資的一個沖擊后表現為上升―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受到沖擊后反應為負，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受到民間固定資產投資的一個沖擊后在前10期響應波動幅度比較明顯，表現為上下波動。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為上升―下降―上升的趨勢，在20期內波動幅度很小，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全社會固定資產投資、民間固定資產投資、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，全社會固定資產投資是影響吉林省宏觀經濟波動的重要因素，對經濟影響的長期累積效應較大，第8期達到最大值0037，且全社會固定資產投資的增加對吉林省宏觀經濟的增長具有明顯的正向效應，即具有較大地促進作用。全社會固定資產投資短期內有助于吉林省經濟增長，長期內對經濟影響的累積正效應較大，說明全社會固定資產投資對吉林省經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投資對穩增長、調結構的關鍵作用，加大對三大產業的固定資產投資，特別是加大對新興戰略性產業，如新能源汽車、航天信息產業等領域的投資以及對服務業的固定資產投資，建設本省的服務外包基地、開展制造業信息服務、云計算及智慧城市云共享服務等業務。總之，吉林省仍處于典型的要素拉動階段，在產能與內需錯位、出口能力有限的情況下，全省經濟的持續穩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性，全社會固定資產投資更要保持適度規模增長。
（2）從圖7可以看出，長期內，民間固定資產投資對吉林省宏觀經濟波動的影響小于全社會固定資產投資，這是因為民間固定資產投資是全社會固定資產投資的一部分，但其仍是吉林省宏觀經濟波動的重要影響因素。第4期響應達到最大，為0017，且民間固定資產投資的增加對吉林省宏觀經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出的增速快、占比大、結構優的特征相一致，近年來吉林省民間投資主要投向高技術制造業和技術改造業。因此，兩大投資熱點對經濟的拉動作用較顯著。且從2006年開始，吉林省先后設立了產業創新引導資金、服務業發展引導資金、科技創新、旅游發展等一批省級專項資金，引導民間投資進入重點領域，有力推動了全省民間投資的快速發展。從長期來看，民間固定資產投資確實拉動了吉林省經濟的增長。
（3）從圖8可以看出，長期內，消費對吉林省宏觀經濟波動的影響由正效應轉為負效應，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，消費對吉林省經濟增長由拉動作用開始轉變為阻礙因素。究其原因，吉林省作為東北老工業基地，其主要是生產生產資料，而在生活消費品產業方面并不發達。因此，消費結構與本省資源與生產制造能力結構不符，存在錯位現象。在對生產資料消費低迷的情況下，吉林省資源不能得到充分利用，實際產量遠遠少于潛在的產量，生產能力就不會轉化為現實的經濟增長；而當吉林省對生活消費品消費過熱時，本省資源與生產能力與消費需求存在錯位，不能滿足其內在的消費需求，這種消費需求又超出了本省資源和生產能力的約束，則“欲速而不達”，表現為通貨膨脹式的經濟增長，其實質就是負增長，由此導致消費的增加對吉林省宏觀經濟的增長起到一定的阻礙作用?？傊?，吉林省龐大的產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，這在傳統意義上是產能過剩，而本質上是市場形勢的變化帶來的產能與需求的錯位。因此，吉林省消費更多地是帶動省外經濟的發展，長期看，對吉林省經濟增長還起到反作用。
（4）從圖9可以看出，長期內，出口也會對吉林省宏觀經濟造成沖擊，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，以至于難以對經濟產生足夠的拉動作用。1978―2014年吉林省出口總額占GDP的比重均值為59%，因此，吉林省應重視發展外向型經濟，在國家實施“一帶一路”戰略背景下，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”戰略布局中找到契合點；對外，打通向東出?？冢瑢?，向西拓展，構筑開發開放的戰略新格局，進一步提升外向型經濟的發展水平。
（六）方差分解
本文用于說明全社會固定資產投資、民間固定資產投資、消費、出口對吉林省宏觀經濟波動的貢獻程度。具體方差分解結果如表3所示：
從表3可知，產出沖擊對吉林省宏觀經濟波動的影響最大，其次是全社會固定資產沖擊和民間固定資產沖擊，二者是影響吉林省宏觀經濟波動的重要因素，而消費沖擊和出口沖擊的影響較小。根據20期沖擊均值可知，產出沖擊解釋了728%的自身波動，全社會固定資產沖擊解釋了124%的產出波動，民間固定資產投資沖擊解釋了108%的產出波動，消費沖擊解釋了19%的產出波動，出口沖擊解釋了18%的產出波動。由此可知，投資仍是拉動吉林省經濟增長的主要驅動力。以上方差分解的結果與脈沖響應函數分析所得的結論一致，互相印證。
三、對策建議
（一）保持投資增長的連續性。吉林省經濟發展仍處于典型的要素拉動階段。在產能與內需錯位、出口能力有限的情況下，全省經濟的持續穩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性，全社會固定資產投資和民間固定資產投資更要保持適度規模增長，進一步優化二者的投資結構，不僅要加大對基礎設施、社會民生、科技創新等領域的政府投資，更要引導民間投資投向戰略性新興產業、現代服務業、重點制造業等新的領域，努力提高投資質量與效益。
（二）加快供給側結構性改革步伐，提高供給結構對本省消費需求變化的適應性和靈活性。吉林省龐大的產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，這在傳統意義上是產能過剩，而本質上是市場形勢的變化帶來的產能與需求的錯位，這也正是供給側結構性改革的主要內容，用改革的辦法推進結構調整，矯正要素配置扭曲，擴大有效供給，提高供給結構對需求變化的適應性和靈活性，提高全要素生產率，更好地滿足廣大人民群眾的需要，使消費拉動經濟發展。
（三）擴大出口對經濟的拉動作用。出口是影響吉林省宏觀經濟波動的次要因素，雖然表現為正效應，但總體影響效果較小。為了進一步提升出口對吉林省經濟的拉動作用，應該繼續堅定不移地實施“走出去”戰略，重點在裝備制造、農林牧生產、食品加工和冶金建材等領域開展國際產能合作。大力發展服務貿易，推進服務外包和跨境電子商務。完善出口服務體系，提升出口產品附加值。
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2014年我國外貿進出口的主要特點如下：
1、由商品進出口貿易四個主要指標觀之
2014年商品進出口貿易額分為進出口各自貿易額與進出口總額、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年我國對外貿易政策以出口導向性型為主導。
2、由商品進出口貿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%；貿易順差1694億美元，擴大14.4%。其中，7、8月份外貿增速分別為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%。價格條件指數為1.01，表明我國對外貿易條件有所改善，對外貿易效益有所提升。[4]
二、固定匯率制國家宏觀經濟政策對對外貿易層面
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，表示經濟達到均衡狀態。而政府發行貨幣量不變處于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，短期內本國利率高于世界平均利率，即資金大量流入國內，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易順差和國內通貨膨脹并存的環境下，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@也符合米德沖突關于內外均衡沖突矛盾的論斷，雖然有利于穩定物價，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供給量的增加，這會使國內過熱的經濟更加深化，價格上漲的趨勢進一步強化，人民幣內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）國際貿易條件層面。加劇了國際貿易間的摩擦，貿易條件惡化并且增加了未來國際間經濟交流的不確定性，尤其對中國這樣的以出口需求為主而不是內需拉動GDP的貿易大國更是加劇了未來經濟發展的波動。
（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定同樣不利。
三、浮動匯率制國家宏觀經濟政策對對外貿易層面
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，外幣由于數量相對較少，則出現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市場，外幣貶值，本幣升值，降低經濟中凈出口需求，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，對于進出口貿易額產生影響，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] 貿易額增長率=2014年貿易額-2013年貿易額/2013年貿易額（單位忽略）.
宏觀經濟超預期反彈的表現
在強大的刺激政策與存貨調整周期的作用下，2009年中國宏觀經濟成功走出了自2008年3季度以來深度下滑的低谷。雖然外貿形勢依然嚴峻，但在投資和消費擴張的引領下，實體經濟出現超預期反彈，通脹預期開始抬頭，資產價格快速提升，宏觀經濟景氣快速回升，中國宏觀經濟整體開始進入“政策刺激性反彈階段”向“市場需求反彈階段”的過渡階段，2009年的宏觀經濟在超預期反彈的表現下呈現出以下幾大特點：
第一，各種GDP、投資、消費、工業增加值、財政收入、企業利潤以及總體宏觀經濟景氣指數等指標都出現了大幅度回升，遠遠超過各級經濟主體的預期，中國宏觀經濟成功擺脫了世界經濟危機沖擊下的深度下滑，實現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“V”型反彈的態勢，但從環比增速來看，呈現“v”+“倒V”型，中國宏觀經濟并沒有出現2個季度以上的持續加速局面，環比增速的波動表明中國宏觀經濟政策刺激效應已經度過其加速階段，開始步入平穩增長階段。
第三，從經濟增長的因素來看，觸底回升與超預期反彈的因素是多元的，既有內需擴張、存貨調整的因素、也有基數效應的因素，經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整，市場性自發需求依然低迷，具有強烈的局部性和易變性，標志著經濟全面復蘇的核心指標――“市場自我循環、自我驅動的內生增長動力機制”還遠遠沒有形成。中國宏觀經濟處于“政策刺激性反彈階段”向“市場需求反彈階段”的過渡階段，具有強烈的結構不平衡性、動力不穩定性、增長要素缺少互動性等特點。這決定了中國宏觀經濟具有“易變性”，產出缺口依然存在大幅波動的可能。
第四，從經濟結構來看，經濟下滑以及經濟刺激的雙重作用使中國宏觀經濟結構出現了外需比重、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，中國重化工業的率先反彈、下游產業和出口產業的持續低迷意味著中國結構性問題將進一步凸現。
第五，在極度寬松的貨幣政策與流動性向實體經濟滲透性低下的雙重力量作用下，資產價格快速上漲，地產價格與房產價格同步提升的“正反饋機制”的形成將使房地產復蘇的可持續性受到挑戰。
第六，在貨幣極度擴張、中國經濟率先反彈、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，在引領經濟預期逆轉的同時，給中國宏觀經濟復蘇帶來了巨大的沖擊。
第七，雖然由于基數效應、全球經濟走出低谷等因素，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濟目前超預期反彈具有“政策主導性”、“結構不平衡性”、“動力不穩定性”、“增長要素缺少互動性”以及“總體發展方向的易變性”等特點，未來中國宏觀經濟將發生以下幾種變化：
經濟將會呈現“雙W輪動”的調整模式
在經濟內在慣性、政策持續刺激和世界經濟反彈等多元因素的作用下，中國宏觀經濟將在2010延續增長的態勢，但從周期角度來看，中國宏觀經濟調整很可能呈現出“雙W輪動”模式，即從GDP同比增速來看，中國宏觀經濟在短期為“V”型，但中期卻呈現為“W”型。中國宏觀經濟在2010雖然沒有“二次探底”的可能，但內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；從環比增速來看，中國宏觀經濟在2008-2010年將呈現“W”輪動的模式，內生的、持續加速的力量還沒有形成，產出缺口存在強烈波動的趨勢。
2010年中國宏觀經濟將步入經濟增長動力機制轉換的關鍵階段，“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，刺激政策的持續或進一步放大很可能帶來短期的快速回升和經濟的過熱，但卻可能使政策主導性反彈壓制市場復蘇力量的培育，未來投資驅動增長模式的內在矛盾越來越激化，結構惡化、產能過剩將進一步惡化，從而導致宏觀經濟在中期的不可持續，甚至出現在中期的“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的市場動力機制夭折，宏觀經濟在短期內出現“第二次探底”。因此，如何擺脫“進退兩難”的困境，避免宏觀經濟在短期或中期內出現“第二次探底”，成為考驗2010年宏觀經濟政策組合和政策實施節奏的核心焦點。
“進退兩難”困境需要“以進為退”的策略
“進退兩難”困境還集中體現在以下幾個方面：一是重工業主導的經濟復蘇與結構調整力度加強之間的沖突；二是無就業復蘇與增加就業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整之間的沖突；四是房地產作為民生產業與作為經濟支柱產業之間的沖突；五是作為地方政府核心財源的房地產土地與作為中央政府農業基礎的土地之間的沖突；六是結構調整進程中“存量調整”與“增量調整”之間的沖突；七是匯率政策調整中“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“數量主導型退出”與“價格主導型退出”上的兩難選擇；九是戰略調整問題在短期戰術層面進行獨立實施帶來的“長”與“短”之間的沖突。
關鍵詞：宏觀經濟政策；投資行為；投資效率
企業的投資活動既是公司權益價值創造的驅動力（Modigliani & Miller，1958），也是我國經濟整體經濟增長的驅動力。其投資效率的高低既關乎企業的成敗，也關乎一個國家的整體經濟發展水平。
企業的投資效率受到內外部環境的雙重影響，目前的大多數研究集中在內部環境。例如公司治理水平、公司特征等等。改革開放以來我國經濟取得了跨越式的巨大發展，對于微觀企業的投資效率，國家層面的宏觀經濟政策發揮了一定的作用。宏觀經濟政策是國民經濟的“調節器”，尤其是我國正處于轉型時期，宏觀經濟政策更是發揮著巨大的導向作用。然而目前對于宏觀經濟政策是如何影響微觀企業投資效率的研究不是很多，出現了一定的割裂現象。本文基于國內外的文獻，對于宏觀經濟政策如何影響微觀企業投資效率的文獻進行了綜述。
一、宏觀經濟政策
（一）宏觀經濟政策的定義
宏觀經濟政策是一個國家采取的對經濟進行干預的手段，是政府為了協調和發展整個國民經濟而制定和實施的一系列政策。主要有經濟周期、財政政策、貨幣政策、信貸政策、稅收政策、匯率政策、產業政策、監管政策以及收入分配政策等。
（二）宏觀經濟政策的作用
國家實行宏觀經濟政策就是為了實現經濟的長期穩定發展、穩定物價水平、平衡國際收支以及實現充分就業。為應對2008全球金融危機對我國經濟的巨大沖擊，緩和慘淡的經濟局面，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，我國經濟逐漸實現復蘇。自2010年以來我國GDP增速逐漸回落，進入經濟發展新常態的重要戰略時期，宏觀經濟政策正逐漸引領中國經濟向集約型、質量型轉變，不斷刺激需求，調整經濟結構。
二、企業投資效率
在新古典經濟學中，企業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，投資機會是企業投資效率的決定性因素。抓住好的投資機會可以使企業獲得巨大的競爭優勢。但是我國并不存在完美的市場機制，現實中的投資并不完全取決于投資機會，企業中的非效率投資即過度投資和投資不足現象也廣泛存在，影響企業價值最大化的實現，從長遠利益上不利于企業的生存和發展。根據資本成本的錨定效應，企業進行投資項目的選擇應以資本成本為取舍率，只有企業的投資項目的預期報酬率大于企業的資本成本，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財務管理的主要目標，所以投資效率問題至關重要，引起了國內外學者和實務界的廣泛關注。
（一）企業投資效率的衡量
投資效率的衡量是投資決策的核心問題。近年來國內外學者運用數學、計量經濟學等原理對企業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源融資成本。模型中的敏感性程度可以反映企業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是受融資約束出現了投資不足還是由于問題出現了過度投資情況。（3）Richardson（2006）基于自由現金流與過度投資的關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的預期投資水平，然后分行業逐年進行回歸，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模型來測度企業投資出現在投資不足或過度投資組的概率，以此來衡量企業的投資效率。
（二）企業投資效率的影響因素
對于企業投資效率影響因素的研究可以分為公司內部因素和外部宏觀經濟環境因素兩部分。
對于內部環境因素，目前的研究主要有公司信息披露狀況、會計穩健性、董事會以及管理者特征、公司治理水平、公司異質性等方面。國內外學者比較注重企業內部對于其投資效率的研究，出現了一定程度的宏觀經濟環境與微觀企業投資行為的割裂現象，然而隨著金融危機的爆發以及國家相關政策的頒布，宏觀經濟政策對企業投資效率的影響越來越得到理論界以及實務界的重視。外部宏觀環境對于企業投資效率的影響主要有環境不確定性、外部治理水平、經濟周期、貨幣政策，信貸政策、以及財政政策等因素。
三、宏觀經濟政策與企業投資效率
（一）宏觀經濟政策對企業投資效率影響的傳導路徑
一個國家的宏觀經濟政策對微觀企業投資效率影響的傳導路徑主要有兩條：（1）通過宏觀經濟政策導向作用改變企業對國家經濟、行業經濟的整體判斷和預期進而影響投資機會來影響企業投資行為（2）通過宏觀經濟政策對利率等的影響進而改變企業的資本成本來以及融資約束影響企業投資行為
（二）宏觀經濟政策對企業投資效率的影響
不同的發展階段，國家為了更好地促進企業的發展，采取了不同的宏觀經濟政策來實施調控，但是這對企業的投資效率的影響效果到底如何，引起了學者的關注和研究。該部分依據劃分的宏觀經濟政策影響微觀企業投資效率的兩條傳導路徑分別進行了梳理。
1.路徑一：宏觀經濟政策通過改變企業對國家經濟、行業經濟的整體判斷和預期進而影響投資機會來影響企業投資行為
宏觀經濟周期的變化會加大企業對未來預期的不確定性，影響企業投資機會的發現，加大企業對未來經濟活動狀況以及信息的判斷的難度，進而影響企業的投資支出。經濟周期反映了一個國家總體經濟發展的波動狀況，一般我們可把它劃分為擴張和緊縮兩個階段。在經濟危機階段，一般來說企業對經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。在經濟繁榮階段，一般來說企業對國家的經濟前景預期會比較樂觀，國家也會相應實施緊縮的宏觀經濟政策來抑制盲目以及過度投資來提高企業的投資效率。此外宏觀經濟政策也會通過影響企業的資本成本和融資能力等因素來間接影響企業的投資機會。
Bloom 等（2007）研究認為宏觀環境的不確定性會影響企業管理層對企業信息的判斷能力，會更加保守和謹慎，從而影響投資。應惟偉（2008）通過研究證實了經濟周期與企業投資的相關關系，不同階段不同的財政貨幣政策會影響企業的經營活動和融資環境進而影響企業的投資-現金流敏感性。陳艷（2013）通過實證研究發現企業的投資機會和投資支出與經濟危機負相關，而寬松的宏觀貨幣政策會增加企業投資機會以及投資支出從而起到正的調節作用。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，進而企業投資效率也會比較高。張超等（2015）研究了經濟增長平穩時期，貨幣供給和信貸供給與非效率投資的相關關系，貨幣政策會提高企業的投資效率。劉放等（2015）實證檢驗了投資效率的順周期效應，并且國有企業和處于低經濟發展水平地區企業的投資效率的順周期效應更強。
2.路徑二：宏觀經濟政策通過對利率等的影響進而改變企業的資本成本來以及融資約束來影響企業投資行為
資本成本是企業在投資時所考慮的必須要達到的最低報酬率，也是企業通過有效的管理必須應該達到的價值創造能力。國家的宏觀經濟政策可以通過影響企業的資本成本來影響投資。而且企業投資與其外部融資能力密切相關，宏觀經濟政策也會通過緩解企業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）和信用渠道來發揮作用，這兩種渠道都是通過影響企業的融資成本以及融資規模來對企業投資效率產生影響。
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現利率政策會通過影響資本成本影響企業的投資行為。我國的彭方平等（2007）研究發現宏觀經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的資本使用成本來影響投資，進而說明了我國宏觀經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系并不十分明顯，特別是在國有企業中。徐明東等（2012）研究發現貨幣政策通過資本成本影響企業投資決策的的作用比較微弱，而國有企業對資本成本不敏感。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融資約束的不同，從而非國有企業的信貸資源被國有企業擠出，我國非國有企業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非效率投資行為之間的關系進行的研究得出，寬松的貨幣政策是否對企業非效率投資行為有抑制作用要取決于企業的產權性質和投資機會。
四、評述與展望
對于企業投資效率的影響因素，目前國內外研究大多還是基于微觀層面，從而出現了一定程度的宏觀經濟政策和微觀企業投資行為的割裂現象，但是對于宏觀經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濟政策影響微觀企業投資效率的傳導路徑內分為兩條分別進行了梳理。未來對企業行為的研究應該更加注重宏觀政策的調控作用，并且應該在宏觀經濟政策的具體傳導路徑方面應該更加明確與深化。
對于企業投資效率的衡量模型方面，目前大多采用投資-現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中，資本成本敏感性并不高。因此要深化我國國有企業改革，并且加強我國宏觀政策傳導的通暢性和落實的有效性。
宏觀經濟政策要指導轉變經濟發展方式的的同時要提高投資效率而不是投資率。在宏觀經濟政策影響企業投資效率的同時，企業的投資效率也會影響宏觀經濟的波動和宏觀經濟政策的制定，所以在研究時也應注意投資效率的反作用機制。
宏觀經濟政策在一定程度上會抑制或刺激企業的投資支出，從而影響企業的投資效率。由于我國正處于經濟轉型的特殊階段，針對不同產權性質的企業、不同類型的行業、不同的市場化程度的地區以及不同的現實宏觀環境，宏觀經濟政策的制定和實施不應出現“一刀切”的現象，而是應更加細化。同時中央和地方更應該有效的協調和配合，更好的建設服務型政府，更好地發揮財政政策和貨幣政策等的宏觀調控作用，以促進我國企業投資效率的提高，實現我國宏觀經濟政策與微觀企業投資行為的更好融合以及協調運轉。
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【關鍵詞】營運資本管理 宏觀經濟環境
一、引言
營運資本維持著企業日常的生產經營，是企業的血液，但是長久以來并沒有得到與其地位相當的重視。國外對營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盈利的關系和營運資本管理與企業價值最大化的關系上。其中營運資本管理因素可分為企業獲利能力、發展能力、償債能力、企業規模等內在微觀因素和融資環境、宏觀經濟增長、貸款利率、行業等企業外在宏觀因素。2008年金融危機爆發，營運資本的管理再一次引起國內外學術界的關注。目前微觀環境對營運資本研究的影響研究較多，而宏觀環境對營運資本管理的影響及其作用機制研究相對較少。本文擬就國內外宏觀環境對營運資本的相關研究進行歸納和整理。
二、國外營運資本關于宏觀經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、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，職業經理人發現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的經濟周期。由于不同行業其業務性質的差異，在應對經濟周期時其采用的營運資本政策是不相同的。Nunn和Kenneth（1981）從企業所處行業環境就公司的應收賬款和存貨進行研究，認為處在不同行業的公司營運資金策略存在較大差異。
Chiou et al（2006）、Zariyawati et al（2010）發現在經濟繁榮時企業營運資本需求高，企業會將更多資金投入營運資本。而Lamberson（1995）探討了小型企業如何改變營運資本管理以應對經濟環境變化，他認為經濟擴張期小型企業傾向于減少流動資產以較少流動性，在經濟衰減期反之。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，不具有普遍適用性，但Lamberson認為中小企業和大型企業在應對經濟環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）認為宏觀環境的波動性會影響非金融企業對流動資產的分配效率。環境的高度不確定性減弱經理人員預測與公司相關信息的準確性，使得他們做出的決策與當前現金管理政策相似。相反，當宏觀環境的波動較為平和時，經理人員有更強的意愿根據公司的具體需求調整流動資產，使得資產的分配效率提高。而Sathyamoorthi et al（2008）調查發現經濟波動較大的環境下，企業傾向于選擇保守的營運資金管理模式。
Baum et al（2008）以制造業上市公司為研究對象，在研究宏觀經濟的不確定時，還加入公司本身的不確定性。實證發現無論是宏觀經濟還是公司自身不確定性的提高，均使公司的現金持有量增加，反之減少現金持有量。這種在經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金，失去了潛在的投資機會，這在一定程度上減緩了宏觀經濟的復蘇。
三、國內關于宏觀經濟因素對營運資本管理的研究
姜國華（2011）認為宏觀經濟政策研究與微觀企業行為研究普遍存在割裂現象。從宏觀經濟出發，宏觀經濟政策與微觀企業行為的關系主要表現為以下步驟：第一步，一項宏觀經濟政策的推出首先會影響企業的行為（如增加企業的融資成本）；第二步，受到影響的企業影響其產出；第三步，企業產出的加總影響經濟產出；第四步，政府通過經濟產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，研究企業行為與企業產出的關系，但忽略了宏觀環境對微觀企業行為的重大影響，不利于更好地預測企業未來的行為和產出。
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，發現我國上市公司不同行業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家鋼鐵行業公司的面板數據為樣本，發現營運資本的管理與國家貨幣政策相關，通過固定資產投資的調節，營運資本占總資產的比例與貨幣流量增速之間存在負相關關系。
于博（2014）認為當企業面臨宏觀經濟的沖擊式，營運資本往往通過降低營運資本的規模來減少現金流波動對固定資產的負面影響，產生“平滑”效應。這種平滑效應增強了企業投資對金融供給的敏感性及貨幣政策對投資規模和投資效率的影響能力。因此，內生平滑對外生調控具有正向協同作用，企業內生治理（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據為樣本，就宏觀經濟環境對不同控股性質上市公司現金持有行為的影響進行了實證研究。表明上市公司現金持有量與經濟周期和財政政策呈顯著負相關，而與貨幣政策呈顯著正相關；現金持有量調整速度與經濟周期變化和財政政策變化正相關，而與財政政策變化顯著負相關。
張西征（2014）利用上市公司季度面板數據進行實證檢驗宏觀經濟因素發展狀況、貨幣政策和通貨膨脹水平對中國上市公司商業信用周期性變化的影響機理。結果顯示，隨著宏觀經濟擴張、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信用凈額顯著降低。
[關鍵詞] 信用風險；宏觀經濟環境；信用循環指標；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“中國宏觀經濟中期發展建模：預測方法與應用研究”(批準號：70531010)；國家自然科學基金“創新研究群體科學基金基于行為的若干社會經濟復雜系統建模與管理”(批準號：70521001)
[作者簡介] 曹漢平，北京航空航天大學經濟管理學院博士生，中國銀行總行高級經理，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，主要強調對樣本截面數據，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，而未將外在的環境因素納入其中。近年來，隨著經濟的快速發展和經營環境的快速變遷，公司必須面對許多不確定性，增加了公司經營的風險。信用風險的時間序列或動態行為分析已經廣受學術界、業界以及監管機構的重視。
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)，與信用衍生產品(Credit Derivatives)相似，都允許金融機構在不用破壞客戶關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行為的足夠數據。一般而言，可利用直接觀測這些變量的歷史數據，或者利用流動性信用敏感工具定價模型來計量這些相關經濟變量的動態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、時間點分析轉換到動態的信用風險管理。
其次，信用風險組合管理需要動態信用風險分析。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風險情況下，絕大多數獨特性風險都能被分散，系統性風險對信用組合最重要。而目前的信用組合模型，如CreditMetrics、CreditRisk+都較少關注系統風險因素的行為。通常而言，系統信用風險因素經常與宏觀經濟環境有關。因此，如果能將宏觀經濟環境與系統信用風險因素建立聯系，那么有關宏觀經濟變量的趨勢與狀態的知識就可以幫助商業銀行評價組合信用風險。
第三，監管的發展也需要對信用風險進行動態分析。新巴塞爾協議(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)相聯系。同時，新監管架構的一個主要關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濟周期的沖擊，這可能會惡化經濟周期波動。經濟增長期間，銀行可能會降低經濟資本水平，而經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，在經濟周期的波峰時，經濟資本水平可能非常低以致于無法應付后續的經濟下降趨勢。而在經濟下降期間，經濟資本的積累同樣可能很低。此外，經濟資本的增加可能會導致銀行信用緊縮(credit crunch)并且因此惡化已經不利的經濟環境。親周期(pro-cyclicality)的問題進一步凸現了對信用評級、違約概率、信用利差以及其它信用風險驅動因子進行動態分析的需要。
本論文主要嘗試將宏觀經濟環境和行業競爭環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，以供后續研究與實務界應用。
二、信用風險模型的發展歷程
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等機構用期權理論發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濟因素納入信用風險模型的研究。不過，經由Belkin，Suchower and Forest(1998)與Jongwoo Kim(1999)兩篇對信用轉移矩陣(credit transition matrix)的研究，替信用風險模型納入宏觀經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指標。
近年來，一些學者對違約概率與宏觀經濟變量的相關性展開了研究，較具有代表性的是Pesaran等(2005)建立的全球自回歸宏觀經濟矩陣模型GVAR。該模型以Merton(1974)的期權理論為基礎架構，以經濟的全球化為背景，用橫跨25個國家、時間段為1979―1999的季度相關數據，通過建立模型，分析國內宏觀經濟變量，包括GDP、CPI、短期利率、匯率、以及全球變量(如石油價格等)的沖擊對資產信用組合風險的影響，證明銀行沖銷壞帳損失與國內外宏觀經濟變量的變化具有重要關系。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，我們可以發現信用風險作為商業銀行業所面臨的主要風險，一直是銀行風險管理的核心內容，同時也是監管機構及學術界研究的主要話題。目前我國商業銀行的信用分析和評估技術仍處于傳統的比率分析階段。隨著全球經濟越來越相互依賴，商業銀行與中央銀行都必須面對并分析宏觀經濟波動對信用風險(或損失分布)的影響。因此，在此領域，尤其是宏觀經濟環境與信用風險相關性研究方面，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(可分成宏觀經濟環境和行業競爭環境兩部分)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濟模型，并利用宏觀經濟變量(GDP增長率，CPI通膨率、貨幣供應量、失業率等)建立信用循環指標(Z)值，來表示宏觀經濟情況，然后以此信用循環指標的結果搭配Belkin-Forest-Suchower(1998)的方法，去調整不同經濟情況下企業信用質量改變的概率，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。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，分別為宏觀經濟風險(Z)、公司經營績效(M)與個別公司風險(ε)?，F將此三種變量定義如下：
1.宏觀經濟風險
宏觀經濟風險以Z表示，為所有公司都必須面臨的風險，可視為系統性的。這種整體且全面性的風險可能導因于國內GDP的變動、貨幣供應的變化、進出口成長或衰退、產值提升或下降等。為識別宏觀經濟風險，首先需要辨別哪些宏觀經濟變量可以合理仿真未來宏觀經濟狀態。不同的國家，其經濟狀態各有其特定的全局變量組合代表，Wilson(1997)建議至少應有3個以上的宏觀經濟變量。此外，隨著行業、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Jongwoo Kim(1999)的研究方法，運用宏觀經濟變量建立信用循環指標(Z)，來表示整體經濟情況，再依據信用循環指標的結果，去調整企業信用質量改變的概率。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濟變量的線性回歸關系，再以變量分析(Analysis of variance)、系數估計(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函數對被解釋變量(投機級公司的違約概率)作轉換，得出的轉換值再與選定的宏觀經濟變量做復回歸分析，并利用最小平方法(Ordinary Least Squares，OLS)推算宏觀經濟變量的估計系數。
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個宏觀經濟變量在t-1期的值，β：為未知的參數，εt：為隨機誤差項，h：為選定的宏觀經濟變量個數。
(2)建立信用循環指標表示宏觀經濟狀況
由公式(1)估計下一期的投機級公司違約機率的轉換值后，即可建立信用循環指標表示經濟狀況。其公式可表示為：
其中，Zt表示第t期的信用循環指標，Φ-1為標準正態之累積分配的反函數，Yt表示第t期投機級公司的違約概率，μ為平均數，σ為標準差。
2.公司經營績效
公司經營績效以M表示，本論文以稅前息前資產報酬率作為經營績效變量。Mt值的轉換主要應用統計上標準差距離的計算公式：
其中，RAt表示t期公司資產報酬率，μ為平均數，σ為標準差。
為了符合Mt~N(0，1)的假設，本研究假定同行業內各公司資產報酬率成標準正態分布。換句話說，即公司經營績效的好壞概率呈標準正態分布。式(3)分子中的μRAt即為行業平均資產報酬率，也可用ITAt表示，用數字式表示為：
其中，RAt表示t期公司資產報酬率，IRAt表示t期行業平均資產報酬率，N為同行業內公司數量。
從式(3)可知，本研究將資產報酬率作為衡量公司經營績效的指標。為了將宏觀經濟環境對資產報酬率的影響剔除，并消除行業特性差異，將其減去行業平均資產報酬率后再除以行業資產報酬率標準差，得到的經營績效指標Mt就等于該公司經營表現與行業平均間的標準差距離。若公司資產報酬率小于行業平均報酬率，則Mt0，表示有正面的經營績效。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，如新產品開發等。
根據以上分析，那么可以以下列回歸式來估計宏觀經濟風險對公司價值變動的影響，并據此建立基于宏觀經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期公司的經營績效指標，Zt為t期宏觀經濟指標，εt為t期個別價值變動風險，w1、w2、w3分別為Zt、Mt、εt的權重。為了保證正態分布的假設，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中可以發現，公司價值變動可以區分為三部分，如同前文定義，分別為宏觀經濟風險、公司經營績效與誤差限。圖中V0代表0期公司資產價值，Nt則為t期公司可能價值概率函數，Vt則代表其期望值。V0至Vt的變動中，V0至V′為受公司經營績效影響的部分，影響幅度為w1Mt；V′至Vt則是受宏觀經濟影響的部分，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期公司資產價值，Dt為t期負債帳面價值，μ為平均數，σ為標準差。
違約概率也能夠在圖形上看出。圖2為期權模式下t期的公司可能價值分布圖，公司可能價值為標準正態分布，所以此公司價值線Nt代表的一樣是標準正態分布的概率函數。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生違約，但在現實生活中，違約不會在低過負債時即刻發生，而是已經低過負債一定程度之后。其中KMV的EDF模型也不根據上式，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，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發生：
假設：
那么λt將是正的違約門檻，它將隨著時間與企業的特定屬性(如行業區分)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境因素納入；外在環境因素又可以分成兩部分，一為宏觀經濟因素，另一則為行業競爭因素。前者指的是宏觀經濟狀況的影響，如資金是否寬松、進出口貿易興衰、GDP增減等因素對公司信用風險的沖擊。后者為行業特性因素，如行業競爭情況、行業特性等。
四、實證分析
本文選取的宏觀經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，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，本論文在行業與公司的選擇上只選擇了IT行業作相關分析研究。根據前文分析，我們可以利用最小平方法(OLS)來計算出方程(1)中的相關參數(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)。
各風險因子的權重系數如表3所示。
因此，IT行業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，在考慮宏觀經濟與行業風險因素后，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，而且根據違約概率，也能看出信用風險的大小與其變動。
五、結束語
本研究通過信用循環指標表示宏觀經濟景氣狀況，將宏觀經濟周期因素納入到現有信用風險模型之中，分析了宏觀經濟變量與行業競爭環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。本論文的分析結果可以幫助我們思考在考慮宏觀經濟與行業風險因素后信用風險的度量問題。在我國當前經濟環境下，從信用風險管理的角度入手，將能夠測量到的不穩定因素納入到信用風險計量模型中去，使商業銀行能夠按照新巴塞爾協議的資本要求，建立具有長遠性、穩定性、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濟的穩定性將具有非常現實的意義。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實務界的經驗去選擇合適的變量，并希望能找出最能解釋宏觀經濟的經濟變量，但由于宏觀經濟變量的選取存在一定主觀性，容易遺漏重要的經濟金融變量，使得選取變量與應變量的關聯性不夠顯著，或多或少會影響模型的預測。
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