时间：2023-10-10 10:43:11
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[关键词]国债收益率；宏观经济；主成分分析；通货膨胀
[中图分类号] F830.9 ［文献标识码］ A [文章编号] 1673-0461（2011）12-0084-04
一、引 言
2011年4月我国CPI同比上涨5.3%，食品价格上涨11.5%。根据美联储编制的美元对主要货币的汇率指数变化，2009年美元汇率贬8.5%，同时依据国际货币基金组织统计的全球储备结构数据，非美元储备资产占到近四成，2009年美元资产相对美元升值导致以美元计值的外汇储备余额增加。采用市场上常用的巴克莱全球债券综合指数收益率，2005年～2009年的年均收益率为4.8%。今年以来央行连续出台上调存款准备金率和加息等政策，经济增速放缓，通胀压力未减，货币政策“偏紧”，新股融资也相对密集，股票市场难以寻找良好的系统性投资机会。在这样的宏观经济紧缩背景下，债券市场尤其受到关注。通货膨胀和紧缩政策对债券市场产生什么影响？在加息周期中，债券的收益率是否受到影响？
学者们已经对影响债券收益率的因素进行了一些研究，如王一鸣和李剑峰[1]将宏观经济变量对收益率曲线的几个特征有如何影响进行了实证分析,发现宏观经济变量更多的是对整个收益率曲线的位置有影响。谢海玉[2]发现受经济周期和通货膨胀溢价要求的影响，超长期债券的利率敏感性应弱于短期债券。蔡跃明和平新乔[3]分析了经济增长与环境的新型债券的相关性。王海灵和阚丽萍[4]分析了我国宏观经济因素对债券收益率的影响。庄哗[5]分析了宏观经济信息对中国债券市场收益率结构的影响。白丽健[6]研究了近代中国债券市场价格变动的成因。
本文用主成分分析方法分析宏观因素对政府债券收益的影响。债券收益来自三个方面，债券的利息收益、资本利得和再投资收益。而到期收益率既考虑了利息收益，也考虑了资本损益和再投资收益。
宏观经济分析可以通过一系列经济指标的计算、分析和对比来进行。选取了8个常用的经济指标：生产者物价指数（PPI）、消费者信心指数（CCI）、消费者物价指数（CPI ）、国内生产总值（GDP）、货币供应量M1、汇率、利率、通货膨
胀率。
主成分分析在分析宏观经济对国债收益率的影响方面有其独特的优点。在实际问题的研究中，往往会涉及众多有关的变量。但是，变量太多不但会增加计算的复杂性，而且也给合理地分析问题和解释问题带来困难。一般来说，虽然每个变量提供了一定的信息，但其重要性有所不同，而在很多情况下，变量间有一定的相关性，从而使得这些变量所提供的信息在一定程度上有所重叠。因而人们希望对这些变量加以“改造”，用为数较少的互不相关的新变量来反映原来变量所提供的绝大部分信息，通过对新变量的分析达到解决问题的目的。主成分分析便是在这种降维的思想下产生的处理高维数据的方法。
二、实证分析
（一）样本选取
国债0213是财政部2002年发行的记账式（十三期）国债，期限是15年。由于该国债的剩余期限较长，其属于长期国债。而宏观经济增长对长期国债收益率的影响比较大。因此，本文研究宏观经济对国债0213到期收益率的影响。
一般来说，研究的区间长度越长越好，宏观经济中的某些因素对债券的收益影响大小越准确。但由于数据收集的困难，可供研究的时间区间长度有限。因此国债季度期的到期收益率时间段为2004年6月至2010年12月，对应的宏观经济指标也是季度数据。
（二）宏观经济指标分析
分析用因子分析的可能性。通过使用SPSS软件分析，由表1可知KMO检验统计量值为0.656，说明进行因子分析的效果尚可，比较适宜做因子分析；Bartlett's球形检验的显著性概率为
0.000
1. 确定提取因子数量
在确定可以用因子分析法后，确定因子的数量和方差解释，如下图所示。
下面利用方差解释表2提取主成分因子。提取的原则是主成分的累积贡献率和特征根。
分析表2可知：第一个因子的贡献率为54.397%，第二个因子的贡献率为28.238%，前两个因子的累计贡献率达到了82.636%，说明提取前两个主成分可以解释原有变量82.636%的信息；第一个因子的特征根为4.352，第二个因子的特征根是2.259，其余因子的特征根均小于1，因此，选择提取前两个主成分。
2. 主成分表达式
再利用旋转后的因子负荷矩阵和因子得分系数矩阵确定主成分变量。
由表3和表4得，主成分一为变量x3、x4、x5、x6、x7的线性组合，主成分二为变量x1、x2、x8的线性组合。用SAS软件进行主成分分析各因子的特征向量，据此可以写出由标准化变量所表达的主成分的关系式为：
由表5可知，成分1和成分2不相关，因此，可以分别研究每个成分的影响因素，而不考虑二者之间的相关因素。
3. 因子解释
Z1是反映消费者信心指数（CCI）、国内生产总值（GDP）、货币供应量M1、汇率、利率的综合指标。其中货币供应量M1、汇率、利率都是中央银行宏观经济调控的货币工具。CCI反映消费者信心强弱，综合反映并量化消费者对当前经济形势评价和对经济前景、收入水平、收入预期以及消费心理状态的主观感受，可以一定程度上衡量消费者对宏观经济调控的反应。而GDP是宏观经济调控的反应结果，反映一个国家一定时期内的经济表现。综上所述，将Z1定义为宏观调控影响综合指标。
Z2是反映PPI、CPI和通货膨胀率的综合指标。PPI、CPI和通货膨胀率都在一定程度上反映一定时期内的通货膨胀。通货膨胀决定消费者花费多少来购买商品和服务，左右着商业经营的成本，极大地破坏着个人或企业的投资，影响着退休人员的生活质量。对通货膨胀的分析有助于设立劳动合同和制定政府的财政政策。综上所述，将Z2定义是通货膨胀影响综合指标。
（三）线性回归分析
根据以上主成分关系式将8个宏观经济变量降低为两个综合指标变量，即宏观调控影响综合指标Z1、通货膨胀影响综合指标Z2。用Stepwise方法分别对国债0213的到期收益做线性回归分析。
分别绘制国债与主成分Z1和Z2的散点图（见图2、图3）。
通过观察图2和图3中的散点布局可以判断，国债0213的到期收益率与宏观经济综合影响指标Z1，通货膨胀影响综合指标Z2都有一定的线性关系。
下面我们用逐步回归方法对国债0213的到期收益率和Z1、Z2两个指标进行回归分析，得到结果如下表6所示：
由表6结果可以知道，国债0213的到期收益率与通货膨胀影响综合指标Z2线性回归的负相关系数是0.62073，拟合优度为0.307。
通过表7结果可知，国债0213的到期收益率与通货膨胀影响综合指标Z2线性回归模型的显著性概率为0.04，在显著性水平α=0.05上该模型显著。
由表8结果知道，国债0213的到期收益率与通货膨胀影响综合指标Z2线性回归的模型为：y1=0.554Z2，其中Z2的显著性概率为0.04。因此，国债0213的到期收益率与通货膨胀影响综合指标正相关。
近年来，由于经济过热，物价不断上涨，通货膨胀也越来越严重。而当期的通货膨胀率对同期的国债收益率影响较大，国债0213虽是长期国债，由于通货膨胀率持续上涨，通货膨胀的期限较长，其到期收益率也受通货膨胀的影响。因此，在所得到的计量经济模型中，国债0213的到期收益率又受通货膨胀影响综合指标的影响，且影响果显著。
摘 要 在当前的经济形势下，我国的土地经济的财政政策及土地经济规模逐步扩大，成为了社会各个阶层和各个领域中议论的焦点。本文通过分析土地所有权的二进制，透视土地作为财产的所有权与政府征收权的矛盾，阐述土地财政和土地经济的实质，总结土地政策和土地经济引起的各种社会经济现象。
关键词 土地经济 土地财政 宏观经济 土地使用权
一般说来，土地经济政策指的是作为主体的政府，在土地分配、经营和征收等活动中进行的财政活动、收支活动、利益分配活动和统筹等活动。在我国特有的国情来看，土地财政主要是依靠农用土地的征收权获取土地出让金以及其他形式的与土地经济税收相关的资金收入。我国政府，尤其是地方政府，已经依赖土地财政收入作为财政收入的主要来源。通过近年来土地经济的数据分析，2008年我国土地财政的收入为9600亿元人民币，2009年迅速增长为15000亿元人民币，增长了56%，2010年较2009年更是增长了93%，达到了29000亿元人民币。由于我国土地财政的经济形势迅速膨胀，其对社会和经济的影响愈发的明显和深远。
一、土地财政的经济学和社会学本质
我国的城市市区用地由国家统一所有，属于国有土地使用权。出让国有土地的使用权的权利由地方政府掌握，获得土地出让金的出让利益的基础源自土地所有权的二元制。二元制是土地征收作为集体土地转为国有的唯一途径的生存土壤。这种途径被现有制度完全锁定，地方政府由此对农地征收权形成极高的垄断。农用土地产权失去了对其财产收入规则的保障。私有的财产权和政府的征收权出现了实质性的分离，土地所有权二元制的实行根本目的在于保护耕地出现高度集中，保障农民的农户权益，不过现阶段地方政府不断追求更大利益，致使不健康的，甚至违规的过低价格征收储备土地，再以高价出售定期的土地使用权获得高额土地出让金带来的收入。这样就可以顺利把土地资产转变为土地资本。这两种行为主体构成的是对抗关系。土地财政的急剧膨胀说明在现阶段国内征收权与财产权之间的关系不再保持平衡，一方面财产权没有相对应的法律保护，而征地权又失去了财产权的制衡。我国土地财政是一种利益输出游戏，游弋于失去平衡的居民土地财产权和政府征收权，游弋于失去约束和监管的政府权力。这就是现阶段我国土地财政及依赖土地经济现象的实质。
二、土地财政影响宏观经济的走向趋势
1.土地财政收入作为地方政府的主要财政收入来源，虽然暂时稳定了地方财政，消除了财政收支赤字，但土地资源有限，缺乏可以替代的财政收入来源，存在着风险与隐患。通过最近一届的政府换届，暴露出很多地方政府出现无地可卖，同时由于基础建设欠下大量银行贷款的情况。从1994年开始的分税制度改革到今天，地方政府财政的“财权上移”、“事权留置”等现象致使地方政府的财政收入与支出之间出现规模巨大的缺口。通过几年的土地财政增长，全国土地出让收入已经占到了地方财政收入的60%，成为地方政府收入的最主要来源。导致了地方政府对于土地出让的收入的病态依赖。土地财政与现阶段的土地经济确实汇聚了大量的城市、乡镇的建设资金，极大程度地支持了城市的运行、规划和发展，也极大地促进了周边农村经济的快速转型。
2.二元经济的扩大拉开城乡差距。
首先，城乡的“二元土地制度”对于农村集体土地和城市的国有土地的使用、流通、分配等方面有着非常大的差别。城市和农村有巨大的价格差。大量的农用土地在征收后，对其补偿基本是统一定价，农民没有自己的话语权。而且，由于配套设施和劳动特点，农民“被上楼”后生活成本加剧，劳动效率降低，生活质量出现降低。农民的土地权益和生活水平没有得到应有的保障。
其次政府的土地出让金获取的大量资金，基本上都是用在了城市基础建设，对于农用土地的开发和深度利用远远不够，没有引起足够的重视。农村经济发展、农民的生活和社会保障、乡镇基础建设、农村的环境资源保护、农业科技生产支持等方面投入的非常少，造成了农村资源逆流向城市，在统筹城乡建设的今天，甚至出现了城乡差距加大的情况。
三、扭曲的城市化进程导致逆向城市化
现阶段土地资产的资本化成为推动城市化的运行体制，这是一种透支行为，是要由后代来为我们买单的。土地财政膨胀和土地经济的大热透视出土地出让金最大化竟然成为了政府财政的最终目的，扭曲的城市化进程将有限的土地资源使得城市化发展越来越缺乏动力，引发经济层面和社会层面的矛盾。不仅城乡距离加大了而且资源从穷人流向富人，拉大贫富差距，诱发社会矛盾，激起社会不安定因素。
土地财政是城市扩张的动力，无限制无秩序的土地财政无疑导致地方政府陷入“征-卖-征”的恶性循环。2009年土地出让面积是2008年16.3万公顷的138%，2010年是2009年土地出让面积的205%。这种急剧的循环后果是恶性的侵占耕地，降低了土地利用率。土地寻租现象增多，围绕低价征地，高价买房引发的社会矛盾愈演愈烈。规范的法制体制是解决这一社会问题的唯一的手段。
四、高房价激起多种民生问题
（一）做细第一产业，提高农业附加值
第一，粮食深加工，培育本土品牌我市拥有丰富的粮食资源，我们可以抓住粮食深加工这条产业链条，给我们收成的粮食进行“大变身”，而不要只是简单的处理和装袋，为我们的粮食换上“新装”的过程，也将使我市的粮食附加值大幅增加，销售额节节攀升。我们可以对各种粮食作物进行有针对性的深加工处理，大幅提升各种粮食作物的附加值。大米精加工，使生产规模化，品质高端化。可以重点发展小包装精制大米、米糠深加工、米糠精炼油、稻壳综合利用、碎米深加工等。玉米作为粗纤维食品，受到越来越多健康人士的喜爱，我们可以将玉米进行精深加工，加快发展玉米饮品、玉米油、休闲食品等健康食品系列和淀粉糖、变性淀粉、生物发酵等深加工产品。除此之外，大豆也是我们当前可以大力宣传、打开销路的一种粮食作物，当下非转基因、有机大豆制品在国内外市场日益受到消费者欢迎，我们可以以此为契机，以非转基因和有机品质为抓手，突出发展绿色非转基因大豆品牌，提高产品的科技含量。在此过程中，应引导当地有实力的粮食企业进行自主品牌的研发和推广，自有品牌的推出，还要依靠畅通的销售渠道销往外省市，以精品粮食产品的形式面世，必然会引起更广泛的关注和收益回报。第二，主打绿色食品及食品安全牌随着人民生活水平的不断提高，人们对生活品质的要求也越来越高，对食品安全的要求也日益高标准。在这种形势下，我们可以抢占先机，主打绿色食品及食品安全牌，走出一条绿色食品的农业发展之路。借此，我们可以强力推出放心奶、放心肉等绿色产业，将食品安全放在第一位，生产出放心食品，不断打开市场销路。奶源充足和优质安全可以成为我市乳品加工业发展的优势和潜力。肉类精深加工也是我们主打绿色食品的有力工具，我们可以优化肉类加工结构，开发生产熟食、速食等高附加值精深加工产品，这将是我市肉类加工产业优化升级的主要方向，也是我市发展肉类加工的最大潜力。以品质为基础，用质量来说话，成就我市绿色食品的产业链条发展。在此过程中，要建立起全程的质量控制机制。通过制度创新，切实完善“从土地到餐桌”的质量管理机制，不断巩固和提升产品质量。今后一个时期，要重点建立和完善基础性管理、验收管理、监督管理三个层面的制度建设，同时探索建立退出制度，建立产品的质量追溯体系。让质量成为绿色食品产业发展的高压线，谁碰谁触电。第三，提高农产品与龙头企业的“对接率”培育出优质绿色健康的农产品还不是最终目的，还需要与龙头企业合作联营，对接成功，打开市场销路，才能完成我们绿色农产品的自我宣传与推广。我市与经济发达地区的一个重大差别就是农产品加工企业的实力弱，产业链条短，能力有限，远远不能满足绿色食品原料精深加工的需求。而龙头企业则担负着开拓市场、打造品牌、技术创新、引导和组织生产与农户经营等重任。今后，可按照高科技、外向型、新机制的原则，坚持多轮驱动，多元化筹措资金，大力发展和培育绿色食品龙头加工企业，不断扩大龙头企业群体规模；大胆探索和创新龙头企业与原料生产基地的利益联接机制，引导龙头企业和本地企业结成利益共享、风险共担的利益“共同体”，进而提升整个产业发展的层次和水平。
（二）做深原有的煤炭、石墨等支柱产业
鸡西市因煤而立、因煤而兴，是典型的煤炭资源型城市。随着工业经济的快速发展，煤炭资源面临枯竭、生态环境遭到破坏等矛盾问题日益凸显，城市经济发展滞缓、后劲不足，呈现出典型的衰退特征，城市可持续发展受到严重挑战和制约，但我市并不能因此而放弃整个煤炭产业，而应该发散思维，将我市原有的煤炭产业做深做广。我市的资源类产业还处于产业层次低、链条短的粗放阶段。面对这种形势，一要加强煤质管理，提质增效。二要加强内部管控，降低成本。三要加大市场开拓力度。借鉴国内外成功转型煤炭城市经验，转型升级，走出我市“一煤独大”的局面。第一，编织煤炭深加工产业链多年来，煤炭企业形成的单一粗放的产业很难在大的市场环境下长久发展。目前，受下游焦炭、钢铁、电力产业需求下降影响，煤炭库存积压成倍增加，直接影响煤炭企业经济效益，这种单一的产业结构一旦市场发生变化，冲击不仅大而且损失严重。因此，煤炭企业在发展煤炭开采的同时，要按照“多联产、全循环、抓高端”的思路，多措并举，建立坑口发电、洗煤等一体化产业，全方位推进企业循环发展，提高市场的抗御能力和风险，实现经济增长方式的转变。我市还要彻底改变“挖煤—卖煤”的产业发展现状,打造高效益、高技术、高附加值、长产业链的煤炭深加工工艺。将地下开采出来的原煤经过工艺加工，增加其使用价值、提高煤炭的综合利用率。依托煤炭深加工，我市可以通过构建"煤-电-铝"、"煤-铁-钢"、"煤-焦-化"等方式，向产业链的下游产品发展，提高我市煤炭行业的整体效益。第二，利用煤电化推进能源产业转型我们可以借鉴山西的成功经验，利用煤电化推进能源产业转型，实现从燃烧煤炭到成为化工原料的历史性跨越。从发展低热值煤发电到推进煤电一体化，以能源改革为突破口，探寻资源型地区经济转型的有效路径，破解转型难题。在我市，多年的煤炭开采洗选，产生了大量的煤矸石、煤泥等低热值煤，因为发热量低、灰分高，被大量废弃。目前我市煤矸石堆积总量约1.7亿吨，且每年新增煤矸石400万吨左右。煤矸石占土地面积达1200公顷，一半以上是耕地或林地，这一方面占用了土地，另一方面，由于自燃还污染了空气，还通过雨水的淋融污染了土壤。利用煤电化这一有效途径，既可以实现煤炭资源的分级利用，延长产业链条，增加煤炭附加值，同时还可以节约土地，减少污染。在政府的有效引导之下，可以让原本背靠背的煤电企业变成一家亲，使火电企业与煤炭企业实现联营，共享发展成果，产业转型也将初见效果。第三，大力发展现代煤化工产业大力发展现代煤化工产业，延伸拓展特色煤化工产业，优化提升传统煤化工产业，力争形成现代煤化工为主导、传统煤化工为基础、精细化工、化工新材料为特色的产业格局。做强做大石化、煤化工及下游产业，是构建具有鸡西特色的现代产业体系、推进我市新型工业化进程的重要选择。与大企业集团开展合作，大力发展现代煤化工产业，延长煤气化—甲醇—烯烃，褐煤提质—燃料油、乙二醇等产业链。密切跟踪新技术发展，积极谋划煤制天然气、煤炭地下汽化、液化项目。利用先进技术整合焦化多联产，实现规模化发展，提高焦化产品附加值。延长煤焦化—焦油及焦炉气—工业综合利用、煤焦化—电石及聚氯乙烯树脂等产业链。第四，开拓石墨产业新前景———将“石墨烯”生产线落户鸡西鸡西市石墨储量8.5亿吨，品位高（平均品位7.97%，最高品位22%），是我国优质大鳞片石墨主产区。依托资源优势，我们提出了打造“中国石墨产业之都”的目标。但为了达成此目标，我们仅靠简单开采石墨资源是远远不够的，还需要借助石墨资源来生产具有高附加值的石墨产品，而石墨烯则可以成为我市资源产业的后起之秀、明日之星。石墨烯是一种由碳原子构成的单层片状结构的新材料。目前，石墨烯是世界上最薄却也是最坚硬的纳米材料，同时它也是世界上导电性最好的材料。由于其独有的特性，石墨烯被称为“神奇材料”，这种材料仅替代市场的潜力就有数十亿甚至上百亿元。此外，新型石墨烯材料将不依赖于铂或其他贵金属，可有效降低成本和对环境的影响。石墨烯的应用范围之广可以说是无法估量的。鸡西市坐拥石墨资源，我们应将石墨烯上升至战略高度，建设全国乃至世界高科技、尖端石墨产业城。充分开发利用我市的石墨资源，大力引进先进技术、科技人才，申请国家政策支持和重大立项，早日开发出一条属于我们鸡西市的石墨烯生产线，这样将大大提高我市石墨资源的附加值。
（三）做强第三产业，进一步挖掘服务业潜力
关键词：财务管理；目标要求；宏观经济；重要作用
1 财务管理的目标
广大的企业利用财务管理的目标是从整体上提高企业的效益和推动企业的进步发展的，这是广大企业进行财务管理工作的落脚点。不管企业进行什么样的营运活动，企业基本上全是大力的围绕财务管理的工作进行的。国家利用统计，分析企业的大致数据信息就可以利用财务管理工作辨别现在企业所处的经济形势，让应该进行的宏观调控可以更好的发挥出它现实的作用和效果，而且也可以决定怎样行之有效的优化资源配置，助力企业全面平稳的发展。
2 财务管理工作在经济中的重要作用
（1）企业的财务管理帮助和保证了企业发展的目标制定，监督企业以最佳的状态去服务社会的经济发展。因为一个企业，它最本质的目标就是盈利，企业通常都是以自身最小的投入取得最大收益的一类经济组织。这样的性质也在本质上决定了企业管理的目标是生存发展的。而对企业自己来说，企业的财务管理工作有着非常重要的作用，不但是存在于企业管理的每个部门里，并且它会在很大的程度上影响着企业的进步和发展。企业的财务管理工作应该为企业自己的生存保证需要的全部资金，如果企业在财务管理上入不敷出，很大的可能就是该企业不能在它的经营的活动中取得相应的利益，让企业不再继续的生存，得不到任何的发展。所以，怎样让企业以最小的投入获得最大的利益，是企业管理的基础目标。财务管理是所有企业在管理工作的活动最有效的方式，使用它的会计核算系统可以助力企业的负责人精准的和及时的发现企业在全部的活动中与经营的活动中的实际情况。企业的运营情况通常会在某些层面上影响着中国经济的发展，企业负责人需要对优化企业自身的财务管理工作，在态度上需要重视起来，让这个工作以最佳的状态去服务中国的经济发展。
（2）财务管理的数据和信息，它的综合性应该要适应社会经济的发展，应该要达到和满足社会上对财务管理数据的要求。当下建立现代化的企业制度的活动已经越来越变得完善了，所以在同一时间的财务管理的信息服务对象在范围上也渐渐的扩大了，而且趋势是非常的明显。财务管理的数据和信息在国家的宏观调控管理里发挥了重要的作用，它具有诸如综合性比较高的特点，它为国家的宏观调控经济提供了非常准确的参考信息。企业的负责人利用财务的管理工作可以取得及时有价值的财务数据和信息。债权人使用财务管理提供的数据和信息可以迅速的判断投资风险的高低，这样可以保护投资人自己的利益。通过效果显著的财务管理工作系统可以很好的为税务政府部门提供财务的信息，保证国家的财政收入呈现稳定性，促进其快速的发展。
（3）企业的财务管理在中国的经济发展过程中是具有相当重要的地位的。企业的营运风险通俗的来讲就是财务上的风险，所以强化企业的财务管理就显得比较的重要和迫切了，它是企业稳定发展的前提条件，企业的财务管理水准持续的提高是保证中国经济稳定的发展，实现国家宏观调控目标的主要方法和方式。企业应该优先从财政的方面开始降低成本，例如需要满足国家的各种税收的优惠政策，借此降低企业的纳税金额；还有就是要使用借贷还有负债的合理性降低企业的成本等等，这样就可以增加广大企业的利润。企业管理的中心是财务的管理，这是需要广大的企业负责人要认清和记住的事实。不管企业进行的是什么样的市场战略，它的每项决定出现的结果最后全部都会集中的反映到财务的成果中来，因此企业一定要重视财务管理的相关工作，必须要自始至终的坚持把财务管理当作企业管理的优先内容，大力的提高企业的财务管理的水准。企业需要结合国家的宏观调控的相关经济数据和社会的趋势进行改变，利用稳定的投资策略，大力的提升企业自己的管理水准，迎接更大的挑战。
（4）对国家的宏观调控政策有着积极的推动效果。中国政府在社会主义的市场经济里发挥着宏观调控的作用，政府运用经济职能进行调控市场经济的时候会依据社会主义市场经济的运行情况做出比较科学和合理的论证和判断，并且会明确市场经济今后的大致趋势，让每个企业都可以及时的改变战略的发展目标，好顺应市场经济的发展趋势，最大限度的确保企业的效益还有国家的财政稳定。市场经济受企业经营情况好坏的制约，所以企业的财务管理工作在企业的管理中或是市场经济里都是处在中心的地位，这一点是不能否认的。财务的管理数据和信息可以直观的反映出一个企业的真实发展情况，这对企业和国家的宏观调控政策都有着非常重要的促进作用。
3 结语
总而言之，广大的企业在以后的发展过程中需要持续的提高财务管理的工作水平，要创造性的发展企业财务的管理模式，适合社会经济的快速改革和进步，这样就可以提升企业自己的核心竞争力，更好的为人民和国家服务。
参考文献：
[1]陈欣.现代企业制度下的成木管理模式探析[J].财会月刊，1999.
[2]周桂云.现代企业财务管理存在的问题及其对策[J].行政论坛，2001.
关键词：金融脱媒 脱媒指标 资本市场 FAVAR模型
20世纪末，由于金融改革的逐渐深入以及资本市场的大力发展，我国也逐渐显现出了金融脱媒的迹象。宋旺（2010）首先开始了这方面的实证研究，通过MS-AR模型对金融脱媒进行了度量之后，她认为1979-2005年间我国为缓慢脱媒状态，2006-2007年间为高速脱媒状态，并提出未来几年高速金融脱媒会得到缓解。然而，她采用的是年度数据，数据量较少，分析会存在一定缺陷；胡红叶（2011）选取了五年多的月度数据，运用多元线性回归模型从证券市场方面对金融脱媒进行了研究，她指出脱媒对银行的存款结构影响最为显著，但其并没有对模型的自相关性和异方差性进行检验和修正，也没有考虑滞后期的影响；徐奕晗（2012）通过分析2001年以来的月度新增信贷比和月度融资比，认为金融脱媒可以提高资源利用效率，增强金融价格敏感性，虽然其会对银行传统业务产生一定冲击，但合理应对可以带动我国资本市场有效发展，然而其论文只是基于相关数据的理论分析而缺乏实证研究。本文选取了2002年1月-2011年12月十年间我国相关宏观经济指标的月度数据，所有数据均来自于中国经济网统计数据库和中国人民银行官方网站，运用FAVAR模型分析了金融脱媒深化对我国宏观经济的影响。
模型构建
本文考察的是金融脱媒对我国宏观经济的影响。如果采用多元线性回归模型则不能够有效地检验出滞后项的影响，而使用VAR模型虽然可以有效地检验各期的脉冲反应，但是当所选用的因子过多时会丢失自由度。所以本文引用伯南克（Ben S.Bernanke）等人提出的因素增强型向量自回归（FAVAR）模型来进行分析，其具体模型如下：
首先假设我国的经济状况无法准确地被直接观测到，其中各宏观经济状态用K×1维向量Ft表示，由于这些经济状态无法直接观测，所以用可以得到的大量宏观经济指标来衡量。用M×1维向量Yt来表示这些可以被观察到的指标，这些指标与宏观经济紧密联系并且可以产生符合经济规律的影响。假设Ft、Yt的动态关系由式（1）给出：
（1）
其中，φ（L）表示一个滞后期为d的多项式；υt为一个随机误差项，其均值为零，协方差矩阵为Q；Ft表示的是不可观测的宏观模糊变量，包含了Yt中没有的信息；而Yt表示可以观测到的宏观指标。由于式（1）不能直接估计，但是如果把因子解释为可以影响宏观经济的变量，那么就可以从大量的可以观测到的指标中了解各因子。即可以用N×1维的向量Xt表示大量背景性时间序列。该时间序列的期数N大于Ft和Yt时间期数T，同时假设公共因子与不可观测因子Ft和可观测因子Yt都相关且因子数（K+M）是远小于N。则其之间的关系如式（2）所示：
Xt=AfFt+AyYt+εt （2）
其中，Af表示N×K的负荷因子矩阵；Ay是N×M的向量矩阵；误差项εt是N×1阶均值为零的向量；各载荷因子之间是弱相关或者不相关的。但是不可观测因子Ft和可观测因子Yt之间是相关的，并且表示了引起时间序列Xt动态变动的主要力量。式（2）意味着Xt只依赖当前信息，而与各种因子的滞后期没有关系。
可以理解，直接从Xt中提出的主成分不可避免地含有Yt的成分，直接让这样的Ft和Yt进入VAR模型会降低模型的有效性。从Ft中分离Yt成分有多种方法，本文选取了Boivin在2009年提出的反复迭代法，该方法避免了两步主成分分析法中对慢速和快速变量的分类，其步骤如下：第一步：从Xt中抽取前面K个主成分，将其作为迭代的初值，记为Ft（0）；第二步：将Xt对Ft（0）和Yt进行回归，从而获得Yt的回归系数λ0；第三步：计算Xt（0）=Xt-λ0Yt；第四步：从Xt（0）中提取前面K个主成分Ft（1），然后返回第二步。迭代一定次数后可以得到不含Yt成分的Ft，然后执行标准的VAR程序即可。
实证分析
（一）金融脱媒指标的选取
本文根据Harmes（2001）的观点，将金融脱媒定义为投资者或金融工具的购买者绕过中介机构通过直接融资的方式进行交易。因此运用直接融资额占社会融资总额的比例来衡量我国金融脱媒的程度。本文选取的120个数据均来自中国人民银行官方网站。从图1（1）中可以看出，金融脱媒指标波动比较大，因此本文运用EVIEWS6.0对数据进行HP滤波来除去季度波动对于金融脱媒指标的影响，从而得出近十年来金融脱媒的趋势图，滤波后的图形如图1（2）所示。由图1可以看出，2002-2008年期间金融脱媒不断深化，六年内金融脱媒指标上升了10%以上。其中2006-2007年期间金融脱媒现象加剧明显，2008年左右脱媒现象开始缓解，之后，脱媒指标维持在14%水平附近。这与宋旺基于MS-AR模型的我国金融脱媒趋势分析中所得到的结论基本相符合，一定程度上反映了我国金融脱媒的发展趋势。
（二）因子分析
首先，本文运用EVIEWS6.0对数据进行ADF检验。经过检验，其中14组数据一阶平稳，而进出口额、货币供应量、金融机构人民币存款及贷款额等5组数据二阶平稳，所以将其处理为增长率，处理之后的数据表示进出口增长率、货币供应增长率、金融机构人民币存贷款增长率。经过处理后所有数据都一阶平稳。
其次，本文运用SPSS19.0对所有数据进行标准化处理以消除不同量纲的影响，然后用标准化后的数据来分析。对各序列进行KMO和巴特利特球度检验，其KMO检验值为0.788大于0.7，说明各因子题项数足够多。巴特利特球度检验伴随概率小于0.05，说明相关系数矩阵与单位矩阵有显著差异，所以时间序列适合进行因子分析。用主成分分析法进行因子分析，由主成分分析结果可知，第五个因子的特征值开始明显变小（小于1），同时通过对碎石图进行判定，从第五个因子开始，坡度逐渐变缓。前五个因子的贡献率达到了84.6%，说明这五个主因子基本包括了19个序列的总信息量。
最后，本文运用MATLAB对五个主因子进行反复迭代，迭代三次过后，所提取的因子变化不大，基本可以确定结果不含有金融脱媒因素的成分。再使用正交旋转法对因子进行旋转，采用最大方差法，经过9次旋转之后方差达到最大，停止旋转。根据旋转后各因子的特征值贡献率的大小进行排序，其中前两个因子基本包含了大部分的因素，然后根据相关因素的特征对五个主因子进行命名，第一因子包含了总发行股本、股票境内筹资额、股票成交额、成交量以及上证和深证大盘收盘指数等，将其命名为证券因子；第二因子包括了宏观经济景气指数、消费者信心指数、物价指数、国债成交量、美元兑人民币的加权平均汇率等，将其命名为宏观因子；第三因子包括了金融机构人民币存贷款增长率、新增信贷、货币供应量增长率等，将其命名为信贷因子；第四因子为进出口增长率，将其命名为进出口因子；第五因子为银行间加权平均拆借利率，将其命名为利率因子。将五个因子与可观变量相结合，做脉冲响应分析。
（三）VAR模型建立
通过AC和AIC准则判定其最佳滞后期为四期，建立滞后期为四期的VAR模型，经过VAR稳定性分析可以确定其特征根都在单位圆内，说明VAR模型稳定，可以进行脉冲分析。
（四）脉冲响应分析
1.金融脱媒对证券因子的影响。分析第一因子（F1）即证劵市场因子对金融脱媒（FD）的脉冲响应，其脉冲响应结果如图2（1）所示，通过脉冲响应结果可以看出，对于金融脱媒的一个标准冲击，证券市场因子立即有一个较大的负向反应。第五个月左右证券市场因子达到最低值-0.05个单位左右，五个月后开始上升，七个月之后开始有一个持续的正向反应，在一年之后这种正向反应逐渐趋于稳定，保持在0.1个单位左右。
在短期内，受制于我国资本市场的结构性失衡以及利率市场化进程的滞后，企业以及居民的资产结构并没有实现从银行储蓄向多元化金融产品的转变，所以金融脱媒深化在短时期内会压制大盘的上行空间，影响股市估值体系，使股市市盈率、融资量等有一定下滑；但从长远来看，金融脱媒会促进更多的企业以直接融资的手段进行融资，加速企业资产证券化的进程，使得资本市场的筹资总额、活跃度都有大幅提升，推动我国证券市场的进一步发展。
2.金融脱媒对宏观因子的影响。分析宏观因子（F2）对金融脱媒（FD）的脉冲响应，其脉冲响应结果如图2（2）所示，通过结果可以看出，对于金融脱媒的一个标准冲击，宏观因子立即有一个正向反应。两个季度内，1个单位的金融脱媒冲击最高使宏观因子上升了约0.03个单位，之后反应力度逐渐下降，第七个月左右时宏观因子开始出现负向反应，一年半左右达到谷底，产生了-0.13个单位左右的反应值，之后这种负向反应一直持续，维持在-0.1个单位左右。一方面，我国企业的上市条件较为苛刻，不少中小企业无法达到上市标准，而金融脱媒使得中小企业融资更为困难，进而影响了经济景气指数、消费者信心指数等；另一方面，投资者盲目的跟风，加上证券市场缺少有利的监管，造成了证券市场的过度投资，从而产生泡沫经济，继而导致物价升高，会对私人消费和投资有一定的挤出效应。
3.金融脱媒对信贷因子的影响。分析信贷因子（F3）对金融脱媒（FD）的脉冲响应，其脉冲响应结果如图2（3）所示，经过分析可以得出，对于金融脱媒的一个标准冲击，信贷因子立即有一个较大的负向反应。在第一个月时直接达到最低值-0.3个单位，之后，这种负向反应逐渐缓解，在第三个月时开始出现正向反应，在第五期时达到最高值1.8个单位左右，之后又逐渐降低，在三个季度左右又出现负向反应，在一年半左右这种反应逐渐消失，金融脱媒对信贷的冲击逐渐平稳。金融脱媒使得金融机构的存贷款业务相对减少，导致了信贷市场的萎缩；同时本文为了避免信贷数据不平稳而选取了信贷增长率数据，由于增长率的数学特征，当信贷保持稳定的时候增长率会维持在零水平。所以虽然整个信贷水平相对于基期仍然维持在负水平，但只要数据逐渐平稳，最后增长率会恢复到零左右。
4.金融脱媒对进出口因子的影响。分析进出口因子（F4）对金融脱媒（FD）的脉冲响应，其脉冲响应结果如图2（4）所示，通过结果可以看出，对于金融脱媒的一个标准冲击，在第一个月进出口因子立即有一个-0.1左右的负向反应，在一年以内，进出口因子的脉冲响应呈现出周期性，其中，在第四个月达到最低值-0.23个单位左右，在半年时出现最高值0.1个单位左右，一年后这种波动逐渐平稳，一年半时开始出现持续的负向反应，这种负向反应维持在-0.02个单位左右。根据曼昆的开放经济下的宏观经济理论，在外汇市场中资本净流出等于净出口，而在可贷资金市场中储蓄等于国内投资加上资本净流出。金融脱媒的产生会减少可贷资金的需求，降低国内投资和资本净流出，减少净出口。因为选择了增长率数据而非进出口原始数据，结果可能略有偏差。总体来说，金融脱媒导致了我国对外贸易的减少。
5.金融脱媒对利率因子的影响。分析利率因子（F5）对金融脱媒（FD）的脉冲响应，其脉冲响应结果如图2（5）所示，通过结果可知，对于金融脱媒一个标准冲击，利率因子在第一个月时立即有一个负向反应，这种负向反应逐渐增大，第七个月份下降到最低值-2.1个单位，之后这种负向反应逐渐缓解，一年半左右之后开始有很微弱的正向反应。出现上述结果的主要原因是，金融脱媒对利率的影响是双方面的。由凯恩斯理论可知，在信贷市场上，储蓄代表着资金的供给，贷款表示资金的需求。从短期来看，当贷款需求减少，即对信贷资金的需求减少时，会导致利率下降，所以利率立即有了一个负向反应。而长期来看，金融脱媒会使储蓄逐渐下降，从而又会刺激利率回升。所以金融脱媒对利率的影响取决于这两种效果的大小，显然短期内负向影响更加剧烈。
结论与建议
通过上述分析可以得出以下结论：在一年以内，金融脱媒对证券市场和宏观经济的影响相对较小，而对信贷、外贸以及利率等影响很大，使这些因素的波动幅度达到20%以上；两至三年后，随着金融脱媒的逐渐深化，其对证券市场和宏观经济的影响则会逐渐显现，虽然脱媒有效地刺激了我国资本市场的发展，使资本市场活跃度、融资量、市盈率上升了10%左右，但其导致了我国大部分宏观指标一定程度的下降，从而对我国宏观经济产生了一定的负面影响。笔者认为，金融脱媒在刺激证券市场发展的同时，却对我国宏观经济产生负面影响的原因与我国金融脱媒的一些特有的特征有关。首先，我国银行存款流出后部分涌入了民间借贷市场或者非正规的金融市场而非全部进入证券市场，脱媒并没有有效刺激股市，反而降低了有效的企业投资。其次，证券市场中的过度投资造成了股市泡沫，使股市呈现出一种表面繁荣的经济现象，影响了我国物价水平，对贸易产生了负面影响。再次，我国的金融脱媒更突出地表现在中小企业贷款融资难的问题上，而与融资方式转变关联不大，中小企业发展困难，进一步阻碍了我国经济的转型。最后，融资方式的多样性，使得我国官方利率与民间利率有很大差距，这种特有的脱媒会对利率市场化产生不利影响。
“脱媒”是我国改变融资现状，发展直接融资过程中的一个必然现象。以银行中介为主导的间接融资已经引发了我国金融体系中的诸多弊端，这样一种体系无法支持我国以投资增长为主的经济增长模式，并造成了银行储蓄与投资的期限结构错配，同时还关系到人民币汇率调整的诸多问题。因此，为了有效应对具有中国特征的金融脱媒现象，笔者在此提出一些个人见解：首先，政府应该加强法律法规建设，提高监督效率，健全资本市场的相关秩序，营造一个良好的市场环境；同时减少对于市场的过度干预，加强对于中小企业的关注。其次，央行应该强化金融体制改革，逐步完善市场经济制度，继续推进商业银行改革，在完善其传统业务的同时调整资产负债规模和客户结构，积极拓展金融业务；同时适当放松利率管制，调整利率政策，加强利率市场化，这样可以有效地避免负利率的产生而引发存款额度大幅下降的现象。最后，商业银行要加强改革，转变传统的经营方式，开拓出更多的以提供咨询服务、理财服务等为核心的业务，不断地调整资产负债结构，积极应对金融脱媒所带来的冲击。
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一、准确掌握互联网金融的涵义
对于互联网金融而言，其融合了互联网的优势以及金融行业的各种功能，是新兴行业的一种，实现了对互联网行业业务种类的拓展，同时，发挥了对金融行业的补充作用，因此，极具发展空间，潜力巨大。与此同时，互联网金融将网络平台作为背景，为金融领域涉及的资金融通、支持以及投资提供有效的保障。因此，发展互联网金融，能够有效应对传统金融中的不足和缺陷，更加贴近大众，受到人们的关注和信任，积极推广和使用，为互联网近视的持续发展提供条件。但是，随着互联网金额的快速发展，问题也比较突出，加之互联网金融本身风险较大，在风险规避和管理方面缺乏完善性，因此，在未来的发展中，要有针对性地提升互联网金融抵抗风险的能力，强化监督管理，推动互联网金融的健康、稳定发展。
二、全面分析互联网金融对宏观经济积极影响
（一）互联网金融有助于国家经济整体水平的提升
立足金融结构，互联网金融明显优于传统金融方式，同时，金融功能更加全面和多元化。为此，对国家经济整体水平的提升意义重大。同时，在互联网金融的发展中，线上平台作用被全面激发，与此同时，线下平台又发挥了对其某些功能的弥补作用，如支付效率低以及成本高的问题。同时，在较短时间内完成加多资金的筹措，更好地满足用户对资源的需求，为企业资金活动的开展提供保障，营造更加稳定的金融环境，彰显资金支持力度的强大，在促进企业发展中发挥更大作用，推动企业经济的可持续发展。
（二）互联网金融有助于促进资金配置效率的提升
随着整个金融行业的不断发展，为了维护大众权利、有效降低企业以及大众的金融投入风险，国家重视对金融利率的有力控制。但是，与此同时，也诱发了资金滞留、货币流通缓慢的问题，诱发经济出现膨胀或者紧缩现象。在互联网金融的影响下，有效实行了对这一问题的缓解，提升资金配置效率，促使资金能够最大限度发挥作用，在根本上推动宏观经济的发展。在金融业务开展中，有效发挥互联网的平台作用，使得企业资金获取渠道增加，有效缩短资金筹措的时间，将零散资金进行有效的集中和利用，为各种经济活动提供有力的资金援助。
（三）互联网金融有利于促进经济的有效增长
对于传统的资金借贷，其模式彰显成本高、流程复杂、时间较长的缺点。在资金借贷中，无法直接建立资金与借贷者的关系，需要借助资金机构来实现，发挥第三方协助的功能，推动借贷关系的形成。立足互联网金融模式，能够有效解决传统借贷模式中的不足，促使流程和环节更加便捷，有助于资本投入的降低。另外，互联网金融对中小企业资金缺口的解决作用重大，为其持续发展提供资金支持。
三、互联网金融对宏观经济产生的消极影响
（一）违约风险较高
在全球化影响下，互联网金融发展中需要承受更大的风险。互联网金融的发展与网络息息相关，离不开网络传播媒介的作用。虽然网络能够突破时空限制，有效降低交易中的成本，但是，为了实现地个人隐私的保护，网络活动能够在匿名下进行，因此，促使整个网络的隐秘性增强，彰显网络这一媒介的风险性。
（二）商业银行中高风险业务类型较多
在互联网金融中，比重比较大的业务类型是互联网理财，其发展状态对互联网金融发展意义重大。但是，随着互联网理财在互联网金融比重的不断提升，风险呈现上升的趋势。借助互联网这一功能，互联网金融能够获取大量投入低、风险小的资金，因此，立足这一平台，投资者为了实现个人投资收益的增加，不惧冒险，将大量个人资金，甚至是所有存款进行互联网金融产品的购买，一定程度上加大了商业银行资金压力，因此，急需进行资金获取渠道的扩展。借助这种方式，虽然有效解决了商业银行的资金压力，但是，也增加了商业银行资金交易过程中的成本投入，因此，为了保证收支平衡，保证资金业务的继续开展，需要开展高风险的银行业务。在这种情况的影响下，商业银行的主要资金收益停留在客户短期资金投入活动中。
（三）影子银行的风险被增大
互?网金融除了自身具有的风险外，给影子银行也带来风险。影子银行不受银行监管，同时，有可能诱发系统性风险，是一种信用中介，其利益的形成极具不稳定性。在互联网金融的影响下，商业银行发展迅速，对整个资金市场影响巨大。但是，一些实力薄弱的商业银行会借助影子银行进行贷款活动的开展，为投资提供保障，鉴于互联网金融中存在的不足，监督缺乏完善性，使得影子银行的利益遭受损害，使得违约风险增大。
四、如何有效发挥互联网金融对宏观经济的推动作用
首先，加强对互联网金融的监管与规范。要立足投资金融机构、融资中介服务机构，加强对互联网金融行业的全面管理，提升治理水平，强化统一管理，确保互联网金融的良性发展。其次，不断完善立法，对相关职责进行细化。重视对互联网金融消费者权益的保护，构建健全的司法保护制度。再次，将互联网金融归属为反洗钱监管，对相关法律进行完善。结合经济发展实际，制定切实可行的发展方案。最后，重视互联网金融行业协会的成立，强化自身监督，推动互联网金融的可持续发展。
关键词:CPI指数;宏观经济;协整分析;平稳性分析;granger因果检验
1CPI指数和宏观经济走势之间关系的时间序列分析
1.1 CPI指数与宏观经济走势的协整分析在分析中，经济增长变量采用“全国生产总值(GDP)” 来度量。1978-2008年，全国生产总值(GDP)和全国消费物价指数(CPI)的原始数据如表1所示:
本文采用ADF检验进行平稳性检验，并为消除经济变量中存在的异方差性引起的不利的影响，我们将变量进行对数化处理。对lnGDP和lnCPI序列及它们的差分序列进行ADF检验，变量lnGDP和lnCPI是非平稳的，一阶差分后是平稳的，表明lnGDP和lnCPI是一阶单整序列。两者之间可能存在着协整关系。
本文采用EG法对变量进行协整分析。首先用OLS法对原数列进行协整回归，发现存在自相关，对模型进行自相关处理后最终得到的协整方程为: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
回归结果显示，模型(1)的拟合度较高，能以99.86%的概率保证程度来解释原始序列的波动，说明整个方程的拟和优度较好，F检验通过1%的显著性，证明所有自变量对因变量的总体解释力度很强，并且通过了自相关性检验和异方差检验，表明模型不存在自相关和异方差。据此，lnGDP和lnCPI之间存在长期协整关系，协整方程如(1)所示。
1.2 我国CPI和GDP之间的误差修正机制本文采用EG两步法来建立模型，在模型(1)的基础上将残差项引入模型作为解释变量，并将长期关系模型中的各变量以一阶差分的形式表示，对短期动态关系进行逐个检验，比较其显著程度，最终确定的误差修正模型如下:LnC=1.419422+0.392496lnG+1.424909DlnC-0.521498DlnG+0.989862MA(2)
拟合结果显示，模型通过了显著性检验，变量符号与长期均衡关系一致，误差修正项系数为负，符合反向修正机制，从系数估计值(-0.521498)来看，当短期波动偏离长期均衡时，将以(-0.521498)的调整力度将非均衡状态拉回到均衡状态。
1.3 经济开放度与经济增长的因果关系检验对CPI和GDP的原数列及其差分序列进行VAR系统稳定性检验，根据AIC和SC越小越好的准则，经过1-6滞后阶数的比较最后确定原序列在5阶时VAR系统稳定，而其差分序列在6阶时VAR系统稳定，在此基础上分别对CPI指数和GDP的原数列及其差分序列进行Granger因果关系检验，检验结果如表4所示，Granger因果检验结果表明，在短期lnGDP与lnCPI之间存在着单向的因果关系，是我国经济增长促进了我国的CPI指数，而在长期来看，经济增长与CPI指数之间具有相互的促进作用。
2本文的结论和政策建议
2.1 本文的结论通过对我国CPI与我国GDP、各个相关因素的分析中，我们可以得出结论:①长期来看，我国CPI与我国宏观经济走势之间存在长期稳定的动态均衡关系，我国GDP增长1%，我国CPI指数增长0.3924%;②短期来看，我国CPI指数对我国的GDP存在正向影响，本期CPI每增加1%，本期GDP则增加0.2743%。短期波动对长期均衡趋势偏离的程度也较高，表明CPI指数对反映我国的经济增长的稳定性具有重要意义，同时上年度GDP与CPI指数之间的非均衡误差以(-0.5446)的调整力度将非均衡状态拉回到均衡状态;③从Granger因果检验结果来看，在长期我国CPI指数和我国的经济增长存在相互的促进作用，但是在短期，经济增长是我国CPI的Granger原因而我国CPI并不是经济增长的Granger原因。
2.2 政策建议从以上分析得出，我国应在努力提升CPI指数的同时，防止CPI指数过快过高而引起通货膨胀现象。并且建立以CPI指数为中心的价格体系。笔者认为，我国应从扩大内需入手，避免国家应采取扩张化的货币政策而引起通货膨胀。并且通过货币政策即提高银行房屋贷款利率方法有效抑制“房地产泡沫”继续膨胀。
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【关键词】人民币汇率 人民币升值 中国经济 宏观经济运行
随着经济的发展，近年来，人民币的汇率问题已经得到了全世界的关注。国际社会和学术界已经对人民币的汇率问题进行了深入的探究。当前人民币的升值，不仅是经济问题，国际政治关系也在其中起到了重要的作用。我国是世界第二大经济体，人民币汇率将影响到全世界的经济，牵动各国的神经。我们要特别关注人民币升值对中国宏观经济运行的影响，找出对策来促进经济平稳健康发展。
一、人民币升值的原因
人民币升值牵涉到两个方面的原因，首先是经济原因对人民币升值的影响：1、改革开放以来，我国经济高速增长，不仅改变了人民的生活水平，而且还提高了我国的综合国力。在高速增长的同时，我国的对外需依赖更加严重。我们的贸易顺差日益突出，我国的外汇储备超常增长，给人民币带来了较大的升值压力。2、最近几年，西方国家经济衰退，投资机遇减少，而我国确依旧保持着较快的经济增长。国际热线持续流入我国，人民币升值也进一步增强了国际热线流入的速度。与此同时，发达国家经济持续的不景气，经济持续衰退，进一步加速了国际热线的流入，使我国面临的人民币升值压力进一步增大。3、名义汇率与实际汇率的差异。我国已经对汇率制度进行了改革。但是，西方国家特别是美国的一些经济学家认为，人民币名义汇率与实际汇率仍然存在着差异。任何货币在不同国家对同一商品的购买力应该是相同的，中国与发达国家相比，商品和劳务价格水平低，也就是说人民币的购买力被低估了，所以这也成了发达国家要求人民币升值的有力武器。
二、人民币升值对中国宏观观经济的影响以及未来人民币的走势
我国现在仍是发展中国家，投资、消费、净出口仍然是带动我国经济发展的三驾马车。我们观察我国东南沿海的加工产业，其中多数为对外出口，其他产业很少。再加上在我国只允许用人民币来进行交易，产业多为工业附加值很低的加工业。所以说，美元价格极大影响我国的加工业进出口。
人民币升值的话题已经被多数人所讨论，也成为全球讨论的热点问题。讨论它就要研究美国的经济体制。自从美国次货危机之后，美国乃至全球都陷入了经济危机之中，到现在美国依然没有完全走出金融危机的影响，致使美国制造业疲软，对于低端的商品，美国无法与低廉的中国制造抗衡，美国的高端制造业同样也受到了严重的打击。由于这些原因，美国的制造业员工向美国政府施压。其次，中国自从改革开放以来，经济蓬勃发展，西方发达国家看到中国的发展前景都想来中国获得自己的利益。
人民币升值的影响，现如今，我国处于出口外向型国家，交易又以人民币作为单一货币来进行，从而导致出口企业对人民币汇率极其敏感。然而人民币汇率的升降将直接影响到企业的利润。国内经济体制弊端导致实体经济投资环境恶化。使许多企业退出实体经济产业链。另一方面，人民币升值将给中国制造业造成政府意想不到后果，美国不将中国列入汇率操纵国，其中国做出的让步就是，2020年以前中国的新能源市场让给美国。
对国内物价水平的影响。目前国内物价持续上涨，国际大宗商品价格持续走高，我国是大宗商品进口国，价格的增高势必会对我国企业造成巨大的压力。但是，人民币升值也会减轻国内原油进口的成本压力。油价下跌，对缓解当前通货膨胀压力自然也会产生正面影响。
对我国进出口贸易的影响。人民币升值就像一把双刃剑，有利必有弊。有利的一面就是人民币升值将会使出口企业更加重视品牌建设，优化出口产品的结构，增强我们自身的竞争力。人民币升值还会减少国家贸易的摩擦。人民币升值会抬高出口产品价格，可以减少贸易摩擦，改善贸易环境。
人民币升值回事进口产品更加便宜，使许多进口企业缓解压力。可以减少进口成本，增加进口量。
三、应对人民币升值的策略选择
人民币升值的原因之一是我国的贸易顺差过大，严重依赖外需，所以扩大内需是缓解人民币升值的有效对策。然而，如何才能扩大内需呢？要想扩大内需，我们必须双管齐下，完善国内的收入分配制度，控制收入差距扩大，健全社保制度等。要想实现这些，我们必须要在科学发展观的指导下，从大局出发，是政策发挥它应有的作用。其次，我国大部分企业是劳动密集型企业，技术含量低，竞争力弱。所以我们应该借力人民币升值的正面效应，力促我国产业升级，增强产品的竞争力。紧紧依靠科技，淘汰不利于可持续发展的设备企业。政府应该发挥它的调节作用，加大监管力度。重视人才作用，引导人才合理流动，发挥人才的能动作用，为产业升级提供智力支持。优化对外贸易结构，推动人民币的兑换的自由化。以上这些策略都可以解决人民币升值所带来的不利效果。
目前，可计算一般均衡模型评价人民币升值的宏观影响成为主要的模型，它比其他模型有其自己独到的优点。模型中具有多个相互作用的经济主体和市场；主体行为由最优化条件突出；具有非常详细的部门划分等。因此这种模型是研究这一问题的合理选择。
四、结束语
未来人民币的走势将会是怎样的呢？通过全球经济的发展，结合我国现阶段的政策，人民币汇率短期内不会再有大的浮动，因为美国在华利益已经得到了满足。所以我们应趁短暂的喘息以转型中国产业，由出口外向型转为服务内向型。因为美国与欧洲对中国证虎视眈眈，为了中国的自立自强，我们必须进行企业的转型，这些已经被写进了十二五计划，未来我国会有更好的发展。
参考文献：
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关键词：宏观经济政策；益贫式增长；政策模型
中图分类号：F120文献标识码：A文章编号：1000-176X（2011）04-0017-10
一、引 言
20世纪90年代以来，关注发展中国家问题的国外学术界和国际机构已从单纯强调“经济增长”，转而重视“益贫式增长（pro-poor growth，PPG）”。益贫式增长要求发展中国家政府不仅要确保经济的持续稳定增长，而且要关注穷人能否参与到经济增长过程中，并合理地分享经济增长成果。这意味着发展中国家需要重新审视以往的发展战略和增长模式，科学地制定益贫式增长的经济政策。
基于经济增长益贫性以及有利于穷人的经济政策来研究发展与减贫问题是当前国际上比较前沿的课题。国外学者就经济政策对益贫式增长的影响作了大量的经验研究，得出了一些有价值的结论。跨国经验分析发现，宏观经济一揽子政策对于益贫式增长有显著效果，Essama -Nssah［1］通过模拟宏观经济政策对总福利和贫困的影响，发现结构调整政策和分配政策对福利影响非常显著。Klasen［2］通过跨国比较分析，指出提高农业生产率、缩小地区差距、减少性别差异、提高穷人资产储备的一揽子政策有助于实现益贫式增长。Dollar和Kraay［3］、Lundberg和Squire［4］结合财政、货币以及汇率政策，创建了一个宏观政策指数，以更宽泛的角度度量宏观经济稳定性，其应用非洲国家样本的实证分析表明，宏观政策对低收入群体福利有显著的正向影响。开放的贸易政策是否会促进益贫式增长，结论尚不明确。Dollar和Kraay［3-5］以进出口额占GDP比重来衡量贸易开放度，研究发现开放的贸易政策有利于益贫式增长；但Winters［6］采用同样的衡量标准对巴西、海地、墨西哥、秘鲁和赞比亚的研究却发现，当这些国家经历快速贸易开放时，却保持着较慢的经济增长和贫困减少水平。Ernesto［7］指出，有效利用劳动力的政策以及对教育医疗进行合理投资可以实现益贫式增长。Shenggen等［8］的研究表明目前在印度，政府农业科研、教育和道路投资是促进益贫式增长的有效政策措施。
目前，国内关于经济政策对益贫式增长影响的研究还比较少，笔者考察所及只有徐俊武［9］、罗小芳和卢现祥［10］等几项研究。他们都提出有利于穷人的秩序对于益贫式增长的重要性，此外，徐俊武还对二元结构下政府公共支出对益贫式增长的关系进行了阐释，指出政府对农村的公共支出比例与穷人向现代部门的迁移能力密切相关。此外，杜志雄、肖卫东和詹琳［11］进一步研究了益贫式增长的引申概念包容性增长的政策内涵，指出实现包容性增长同时蕴涵着培育和提升人力资本、增强制度设计与政策制定的公平性、建立公平的防护性保障体系三个层面的宏观政策，并对这一政策体系中的政策措施做了分类，但对政策措施对包容性增长的可能影响没有做进一步的分析。当穷人向现代部门的迁移能力较强时，可以通过不断减少对农村的支出比例，增加对城市的支出比例来促进益贫式增长；当穷人向现代部门的迁移能力不足时，必须增加政府对农村的公共支出比例才能实现益贫式增长。
基于上述分析可知，各种政策对于经济增长的影响是同时起作用的，不论基于益贫式增长理念的改革重点关注何种政策（如财政政策、货币政策、政府支出、贸易自由化、金融领域的自由化等），都要求我们说明这些政策对经济增长的综合影响，及其对不同的社会群体福利的综合影响。而就笔者所及文献来看，很少有研究系统地讨论经济政策和中国益贫式增长问题，据此，本文拟开发一个小型的中国益贫式增长“宏观―微观”政策分析模型，并在此基础上以中国为样本开展经验研究。
二、理论框架与测量模型
（一）益贫式增长政策分析模型的理论基础
宏观经济政策对经济增长的影响早已在学界基本达成共识，但是宏观经济政策对穷人福利的影响至今仍是充满争论的课题。Lal和Myint［12］研究了增长、不平等和贫困的关系之后发现各国的经验差异较大，差异主要来自于政策选择的不同。同时，也有证据表明分配政策较公平的国家经济增长更快，经济政策可以对初始收入分配中穷人福利的不利状况进行修补。Demery和Squire［13］指出，在执行改革政策的国家，贫困人头指数降低，而在没有实施政策调整的国家，贫困状况改善很小，甚至更为恶化。此外，有研究表明，减贫策略的各种要素还包括：建立在劳动力密集型制造业基础上的，出口导向的外向型增长策略；鼓励采用新技术的早期的农业和农村发展；基础设施投资和人力资本投资；能够对农民和企业家提供激励的有效的制度；促进医疗卫生、教育和社会资本以及为穷人提供社会安全网的社会政策都可以促进益贫式增长［14］；此外，还包括改善经济增长的微观环境的各种要素，例如通过更好的信贷市场作用来改善资本通道，以及更加公平的资产分配等要素。
基于以上文献提供的经验证据，本文将重点讨论宏观经济政策影响贫困人口福利的各种途径（例如，通胀、总需求、收入分配和宏观经济不稳定，这些途径可以按直接影响和间接影响加以区分），以及周期和危机的非对称效应和劳动力市场的重要作用。上述各种公共经济政策对益贫式增长的影响和相互作用的关系可以用图1来描述。
宏观经济政策调整影响穷人的最直接途径就是公共部门冻结工资，政府转移支付和补贴支出的削减和公共部门价格的提高。宏观经济政策对穷人的间接效应可以通过许多方面起作用，包括总需求、总产出（假设起初存在超额生产的能力）以及就业的变化；经济增长速度的变化；通胀的变化和对穷人的相关消费价格平减指数的变化；真实汇率的变化；宏观经济的不稳定性及分配效应。此外，稳定政策带来的产出和就业效应也可能是不对称的。同时，越来越多的经验数据表明，周期性衰退和经济危机对贫困会产生非对称效应：衰退或急剧的产出缩减可能会大大提高贫困水平，然而扩张却倾向于产生非常有限的影响。
（二）益贫式增长“宏观―微观”政策分析模型框架
本文所设计的益贫式增长政策分析模型分三个层级。第一层级使用的是一个静态的、加总的、具有宏观经济内在一致性的框架。这一模型的优点在于，它能够将财政账户、国际收支账户和货币账户联系起来，从而确保具有一个内在一致性的国民核算帐户。而绝大部分的宏观经济政策，诸如政府支出水平、税收水平和赤字融资的结构等等，都可以被整合到这些模块之中。而后，宏观一致性框架中的政策信息就会在各个模型之中运行，在此我们选择了两个增长模型：一个是属于长期增长模型的“真实值”模型，另一个是反映短期增长效应的三变量VAR模型。增长模型反映了在相对价格、工资以及产出构成没有改变的情况下，政策对经济增长的影响。
第二层级是该框架的核心部分，是一个静态的、多部门的、具有一般均衡性质的模型。模型假定经济的总产出水平是固定的，因此，它主要反映的是宏观经济政策以及宏观经济震荡对相关价格和工资造成的影响。在此，首先借鉴了世界银行开发的1-2-3CGE模型。简而言之，从某特定宏观经济政策的国民核算账户开始，运用1-2-3CGE模型，可以得到一系列相互之间保持内在一致的商品的工资、特定部门的利润以及相对价格的数据。但是，1-2-3CGE模型存在一个明显的不足，即宏观经济政策与贫困的因果链条是单向的，而没有考虑到宏观政策对微观模型变量的反馈效应，另外，我们所应用的简单1-2-3CGE模型也缺乏对劳动力市场更为令人满意的描述。第三层级是微观数据（家庭数据或分组数据）。当模型对价格、工资、利润和增长进行的预期变动被整合进代表性组群的有关工资、利润以及商品需求的家庭数据时，就在微观和宏观之间建立起了沟通的桥梁。理论上，通过该框架，就可以在有限的时间里，在可以运用的数据资源的情况下，得到与一系列宏观经济政策和冲击具有内在一致性的家庭福利指标以及益贫式增长水平的预测值。
三、变量选择与计量检验设计
（一）“真实值”模型
“真实值”模型的增长回归方法已被证明在解释跨国的增长率变化时非常成功，因此也很可能在解释增长的跨期变化时非常有用，大量文献使用该方法进行了综合研究。本文将在对中国主要经济政策（金融发展、通货膨胀、汇率、对外贸易、FDI、公共支出等）进行理论分析的基础上，应用209个国家的面板数据进行增长回归分析，考察各个宏观经济变量对增长的影响，以及在控制其他经济政策和变量后，某项经济政策的变化趋势是否显著地促进了经济增长。
为确定上述经济政策对增长的影响，笔者通过对世界各国的增长数据进行回归分析，结合世界范围内真实值模型的增长系数，讨论中国上述经济政策对增长的影响。本部分主要的数据来源是WDI和IMF的世界各国宏观经济数据库。选取的样本包含了全世界209个国家和地区的1970―2003年的相关信息，即包括7072个有效样本点的国际面板数据。在回归分析中，对各国的基础设施情况采用每百人电话线这一国际通用变量进行度量；在已有的实证研究中，M2/GDP度量金融发展的作用已得到了有力的证实，因此采用M2/GDP来衡量一国的金融发展水平。
此外，考虑到增长回归中金融发展等变量可能存在的内生性问题，本文借鉴了已有文献中的方法。构建回归方程时，假设Y表示被解释变量，X表示解释变量，由多个解释变量组成的一个列向量，方程中的下标i和t（t=1970，…，2003）分别代表第i个国家和第t年，b表示截距项，于是一个表示X对Y的影响的总模型可以写作：
其中，β即需要确定的真实值模型中各个影响经济增长变量的增长系数，是一个行向量。
增长回归模型中，第一组解释变量包括决定增长的政策：（i）金融发展的衡量（M2/GDP）；（ii）通货膨胀；（iii）实际汇率；（iv）小学教育完成率；（v）每百人电话线（基础设施的变量）；第二组变量在前一部分的基础上，还考虑了可能受到冲击影响而发生较大变动的进出口贸易和资本流动的因素，即：（i）进出口贸易占GDP的比例；（ii）资本流动；最后，考虑到1998年是中国经济增长性质发生改变的重要分界点［15］，为更好地考察中国经济政策对益贫式增长的影响，尝试将1998年前后的国别数据分别进行分析，并将侧重点放在1998年以后中国的益贫式增长阶段。
通过对方程一中第一组解释变量的回归（见表1所示）可以发现，较高的M2/GDP、较低的通货膨胀水平、完善的基础设施供给都与较高的增长率相关，而真实汇率及小学完成率对增长的影响并不显著。
在第二组回归中（如表2所示），加入了表示外部冲击的变量，即进出口贸易、资本流动。二个变量加入方程，得到了以下回归结果（如表2）
表1、表2均为固定效应（FE，fixed effects）估计结果，因为Hausman检验拒绝了随机效应（random effects）模型，因此没有报告随机效应的估计结果。根据解释变量的R2值，加入了外部因素的“方程二”比“方程一”更有解释力。通过对两个方程的综合考察，可以得出以下估计结果：第一，在固定效应估计中，M2/GDP显著地影响GDP的增长率变化，并且，与资本积累、贸易与经济增长的关系研究一样，金融发展与经济增长也存在着双向的因果关系。第二，不论是否考虑外部冲击，通货膨胀对增长率的负向影响都十分显著，但需要注意的是，虽然研究发现高通货膨胀往往伴随着产出的下降，然而一旦通货膨胀得到遏制，产出又会重新回复到原来的长期增长路径。第三，当引入外部冲击变量如贸易及资本流动以后，M2/GDP即以货币表示的金融政策发展对GDP增长率的作用方向有所变化。第四，进出口贸易占GDP的比例这一变量具有显著的正影响，说明发挥各个国家的比较优势，有利于GDP的增长。第五，资本流动（净流动/GDP）作为冲击变量，它并不显著。
至此，已经能够对影响经济增长的变量和其影响程度有比较明确的认识了，但这还并不是研究的全部。根据刘畅［15］的测算，及对中国经济增长性质的判断，1998年是中国经济增长是否益贫的一个分界点（1987―1997年间的经济增长是非益贫的；特别是1995―1997年间，农村经济增长的成果被收入分配的恶化完全抵消，贫困群体的福利水平显著降低；而在1998―2006年间，出现了9年稳定的益贫式增长）。因此，本文希望能够以1998年作为分界点，观察1987―1997年、1998―2006年间经济政策与经济增长之间的联系。据此对样本分别进行了固定效应估计，回归结果如表3、表4所示。
其中，在1998年以前，M2/GDP、通货膨胀、实际汇率、资本流动几个变量被证明具有显著性，但资本流动的作用效果却不够明显，对增长率只有微小的影响；而1998年后，除M2/GDP、通货膨胀对经济增长具有显著影响外，实际汇率对经济增长的影响变得不显著了，而进出口贸易占GDP的比例则开始表现出对经济增长率的正向影响。这说明1994年汇率制度并轨后，人民币不再出现之前持续贬值的趋势，平稳的汇率水平为经济增长提供了良好的环境，但未能对经济增长有明显贡献；1998年后进出口贸易占GDP比例的提高对经济增长有良好的促进作用，表明国家的对外贸易政策特征发生了某些变化，使得其对1998年前后经济增长有不同影响；另外，各种政策在1998年对经济增长率的弹性也发生了很大变化，M2/GDP对经济增长的弹性有所降低，通货膨胀对经济增长的影响有所加强，这些变化对于接下来进一步考察这些政策对不同群体福利的影响非常重要。
需要强调的是，“真实值”模型其实仅仅是反映宏观经济政策的长期增长效应的方法之一。它是一个简约的模型，并且模型是建立在跨国回归的基础上，因此，各国家的系数都是相同的。
（二）三变量VAR模型
一般的模型仅仅只是描述因变量对自变量变化的反应，向量自回归模型则考虑了模型中各变量间的相互作用，在某些给定条件下，VAR模型能够用来确定一个基本的经济冲击给其他经济变量带来多大影响，即其他经济变量对该基本经济冲击的响应的大小，所以VAR被公认为描述变量间的动态关系的一种实用的方法。为讨论政府支出的增加对经济增长的短期影响，建立三变量自回归（VAR）模型进行评估，三个变量分别是增长率、实际汇率以及政府支出。
1.方法与模型
本文使用1980年Sims提出的向量自回归模型（vector autoregressive model，VAR模型）。模型采用多方程联立的形式，在模型的每一个方程中，内生变量对模型的全部内生变量的滞后值进行回归，从而估计全部内生变量的动态关系。最一般的VAR模型数学表达式为：
yt=μt+∑ki=1αiyt-i+βixt-i+ut（2）
其中，yt为外生变量向量，xt为内生变量向量，ut为随机扰动项，K为滞后期。
1.平稳性检验
在模型中选取中国自1987―2006年20年间的数据进行分析。在建立线性的VAR模型之前，首先检验数据的平稳性，对模型中GDPGR（真实国内生产总值增长率）、EX（真实汇率水平变化）以及PE（公共支出变化率）变量的数据做ADF单位根检验，结果表明其均为平稳序列（检验结果见表5所示）。
2.建立VAR模型
以GDP增长率、真实汇率变化率和公共支出变化率作为变量建立VAR模型，其扩展形式如表6所示：
本文重点关注公共支出冲击影响经济增长的短期弹性。VAR模型的扩展形式表明，向量自回归估计中得到的增长对其自身的短期弹性非常显著，分别为0.6718、0.4762；而受到公共支出冲击短期影响的弹性并不显著，第一年为0.0004，到第二年则更小，为0.0001（这两个弹性数值是我们下一步在CGE框架中分析公共支出冲击对低收入群体福利影响的重要参数），这表明我国政府支出政策的变化对拉动经济增长影响很小，至少在短期如此。
3.脉冲影响分析
脉冲响应函数（impulse response function，IRF）用于衡量来自随机扰动项的一个标准差冲击对内生变量当前和未来取值的影响，其内涵是一个变量的扰动通过模型影响所有其他变量，最终又反馈到自身的过程。可以通过脉冲响应函数理解政府支出如何影响其它两个变量，并最终作用于自身的过程。图2描绘了公共支出和汇率对经济增长影响的轨迹。
通过对脉冲响应轨迹的观察，可以得到一些初步结论：（1）经济增长率（GDPGR）对其自身的变化有较强反应，但这种影响是非常复杂的，出现了先降低而后升高，最后趋近于零的变化轨迹，这说明经济增长的速度在短期是有惯性的（前两期），但从长期来看，这种影响会迅速减弱以至消失。（2）汇率的贬值对于提高经济增长速度有一定作用，且其对经济增长的影响时间更长（约为5期）。（3）公共支出的增加在短期内促进了经济增长，但此后对经济增长的影响为负以至逐渐消失。这种变化趋势表明公共支出的增加很可能对财政的可持续性造成了影响，从而影响了经济增长的可持续性。对于这一点，我们将在后文应用CGE一般均衡方法进行更加深入的经验分析。
（三）1-2-3CGE模型
基于“宏观―微观”思想的模型的解决方案提供了联系变量（LAVs）进行微观模拟模块的影响分析。即应用1-2-3CGE数值模型方程组（表7给出了1-2-3CGE模型的方程规范，表8为模型的变量说明），考察了1987―2006年经济政策对益贫式增长运行的影响。
通过1-2-3CGE模型，可以得到工资、利润以及三种商品（国内商品、进口商品、出口商品）价格变动的信息，即LAVs，将这些连接变量与微观数据模块连接起来，就可以得到每个代表性家庭群体平均福利变化的信息。
（四）微观数据模块
微观模块的工作是将1-2-3CGE模型转化为家庭福利。对于宏观经济框架而言，CGE模型计算了各部门相关的收入的变化，以及各种商品价格的变化。家庭模块的计算使用包络方法，其中，间接效用分别是工资率、部门利润和商品价格的函数，而这些都是中观和微观层级之间的连接变量（LAVs）。因此，宏观冲击对家庭层面的福利影响的第一顺序估计等于以下三个组成部分之和：初始劳动收入与工资率的相对变化之积；利润收入的变化；初始消费的商品与商品价格的相对变化之积。
在实证分析时，各群组的收入和消费数据可以从家庭调查数据中获得。共有三种收入来源：工资、国内商品部门的利润以及出口部门的利润。消费支出被分为进口商品和国内商品，家庭之间的异质性反应在收入来源和消费模式的差异上，这有利于我们分析宏观冲击和政策对各类家庭之间的不同影响。但是，目前还很难得到中国居民进口商品消费支出和国内商品消费支出的相关数据，为得到这些必要的信息，即对各组居民消费支出分别各假设了三种消费偏好（偏好假设1中，居民进口商品消费倾向最小；偏好假设3中，居民进口商品消费倾向最大；偏好假设2中，居民进口商品消费倾向居中）下的情况，从而可以得到进口商品消费支出和国内商品消费支出的数据（表7以2006年为例，列示了农村居民收入数据及三种偏好假设下的居民消费进口商品和国内商品的数据）。本文的实证分析是根据2002―2006年偏好假设2的数据进行模拟的，必须指出的是，虽然本文的假设是依据居民的消费偏好拟定的，但不可避免的，基于这一假设的模拟结果与现实的情况会存在一定的差异。
四、结论与建议
（一）主要结论
依靠上述模型及微观数据模块，可以对2002―2006选择2002年为实证分析起始年，主要是从分组数据的统计口径一致性加以考虑的。即1998―2001年间分组数据的统计口径与2002―2006年间统计口径的不一致会导致实证结果的不可比，基于2002―2006年间农村5等份的居民分组数据对于我们考虑不同组群居民福利变化更加直观，故本文仅对2002―2006年经济政策对益贫式增长的影响进行分析。年间经济政策对益贫式增长的影响做综合分析，分别考察了金融发展、通货膨胀、汇率、对外贸易和公共支出等政策出现偏离时，对于当年经济增长和各组群家庭福利的影响。
1.金融深化对PPG的影响
将代表金融深化的指标M2/GDP在2002―2006年每年都提高5个百分点，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%，模拟结果如表8所示。
从模拟结果来看，货币流速的变化与我国经济增长速度表现出基本一致的波动趋势，说明包括储蓄存款在内的货币存量是经济增长的源泉；此外，从实证结果比较看，三个年度中M2/GDP对经济增长的影响在逐年减小，说明近年来GDP增长稳定性增强，货币冲击对经济增长的影响下降。从金融深度对居民福利的影响来看，其对收入较低群体的贡献比对收入较高群体的贡献更大。可见，金融发展有利于益贫式增长，但其对益贫式增长的贡献呈现逐年减小的趋势。
2.通货膨胀对PPG的影响
通货膨胀是衡量宏观经济稳定性的重要指标，通货膨胀的大起大落往往会对经济增长和居民福利水平造成很大影响。我们将2002―2006年各年通货膨胀水平（平减后）在原有基础上调低50%。即从2002年的0.58%调整到0.29%，2003年的2.61%调整到1.31%，2004年的6.91%调整到3.46%，2005年的4.17%调整到2.09%，2006年的3.28%调整到1.64%，分析结果如表9所示。
通过以上对通货膨胀与经济增长及各群体福利变化的实证分析，可以知道：由于近年来我国通货膨胀水平处于低位健康区间，因而继续降低通胀率并未对经济增长和各组群居民的福利水平造成明显影响。从通胀水平对各组群居民福利水平变动的影响看，当通胀水平处于较高水平时，其变化对各组群居民福利水平变动的影响较大；当通胀水平较低时，其变化对各组群居民福利水平变动的影响较小；且低收入群体的福利水平对通胀水平的变化最为敏感。因此，保持稳定且较低的通货膨胀水平可以促进有效的益贫式增长。
3.汇率政策对PPG的影响
将2002―2006年汇率水平每年调高5%，即7.8633、7.8632、7.8627、7.6721和7.4326，分析结果如表10所示。
人民币有效汇率的波动是影响中国进出口贸易和利用外资水平的主要因素之一。人民币有效汇率大幅度升值，不仅会对中国经济增长产生巨大负面冲击，而且对世界经济特别是与中国有密切贸易往来的国家或地区经济发展同样是不利的。从模拟结果可以看出，如果人民币按照5%的速度升值，将对经济增长和居民福利有负向的影响，因此，人民币的升值并不是益贫式增长理想的政策选择。当然，实证结果也表明，人民币升值虽然对经济增长和居民福利影响为负，但影响程度均不大。因此，鉴于保持汇率稳定特别是有效汇率稳定，对维护中国经济持续稳定增长至关重要，短期内人民币汇率应继续保持相对稳定；如果升值在经济运行中是非常必要的选择，则宜采取渐进式的小幅升值方式，升值的幅度不宜过大，否则将对经济产生较大震荡，亦会对居民福利造成很大冲击。
4.对外贸易对PPG的影响
将2002―2006年进出口贸易/GDP的比例均调高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%。考察其对经济增长和居民福利的影响，结果如表11所示。
从模拟结果可以清楚地看到，对外贸易对我国经济增长存在着巨大的推动作用，对于低收入群体福利改善也有重要影响。但需要指出的是，2006年我国进出口贸易占GDP的总额已经达到72.03%，继续提高的空间不会太大；此外，过高的贸易依存度也使得经济运行易受到外部冲击的影响，一旦外部经济环境恶化，一方面将使经济增长遭受重创，另一方面也会令居民福利，尤其是低收入群体福利遭受巨大损失。
5.政府支出对PPG的影响
近年来政府把提高低收入阶层的收入作为收入分配政策的重要措施，实行了减免农业税，提高个人所得税起征点、提高失业救济金、提高最低收入阶层的基本生活费等社会保障支出、增加低收入阶层经济适用房等政策，努力使经济增长的成果更广泛的惠及全体人民。由此，政府支出大幅增加。本文模拟了政府支出逐年增加5%的情形，分析结果如表12所示。
从模拟结果可以看出，如果政府支出增加5%，经济增长率和居民福利水平都将有所提高。但是，也应该注意到，经济增长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约束、无限增加，则最终我们将实现益贫式增长；然而这种假设几乎是不可能的，考虑到财政可持续性问题，政府支出的规模是有限的，因而，进一步提高政府支出政策对益贫式增长的绩效在很大程度上将依赖于政府支出结构的合理调整。
（二）政策含义
本文通过构建中国益贫式增长政策分析模型，考察了金融发展、通货膨胀、汇率、对外贸易、公共支出等政策出现调整时，对于当年经济增长和各组群家庭福利的影响。结果表明，2002―2006年间，金融发展对益贫式增长并没有直接的贡献，高速的金融发展政策并非是很好的有利于低收入群体福利改善的政策选择；稳定且较低的通货膨胀水平对经济增长和低收入群体福利改善有益，从而可以有效地促进益贫式增长；人民币升值政策对于益贫式增长显示为不利影响，即使升值是必要的政策选择，升值的幅度也不宜过大，否则将对经济产生较大震荡，亦会对居民福利造成很大冲击；贸易条件恶化会对益贫式增长产生不利影响，而且对低收入群体福利的损害要大于高收入人口的损害；增加政府支出有利于经济的增长和居民福利水平的提高，但经济增长和居民福利水平提高的幅度比政府支出的比例低很多，在政府支出不能无约束无限增长的情况下，调整政府支出结构使之更加适应益贫式增长的发展目标是未来一项值得重点关注的课题。
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