宏观经济动态精选(五篇)

序言：作为思想的载体和知识的探索者，写作是一种独特的艺术，我们为您准备了不同风格的5篇宏观经济动态，期待它们能激发您的灵感。

篇1

关键词：劳动报酬份额；一经济波动；冲击

中图分类号：F047 文献标识码：A 文章编号：1005-2674（2013）05-045-06

一、引言

劳动者报酬是指劳动者因从事生产活动所获得的全部报酬，其在GDP中的份额反映着国民收入初次分配的格局，并与经济增长、就业等宏观经济问题联系在一起，因此受到了更多的关注。1939年，凯恩斯对20世纪20—30年代英、美的劳动报酬份额进行考察，发现了一个“奇迹”，即“劳动在国民收入中所占比例的稳定性与产出水平和经济周期无关”。在后来的研究中，凯恩斯的发现被不断印证。1953年，伦敦政治经济学院学者Phelps Brown和Weber基于对1870～1938年英国的资本积累、生产效率和收入分配的相关数据进行研究后指出，资本增长率、资本回报率以及国民收入在资本和劳动之间的分配份额等都具有稳定性。1961年，英国经济学家Kaldor在他的论文《资本积累和经济增长》中提出这些长期中的稳定关系不仅存在于英国，而且在美国和其他工业化国家也普遍存在，并将其扩充为经济发展中的六个典型事实，即著名的“卡尔多程式化事实”。此后，劳动报酬份额稳定性不仅被看作是经济发展中一个不容忽视的“事实”，更成为对其长期变动趋势的一个预言。

然而，20世纪50年代以来世界范围内劳动报酬份额呈现出了波动特征，稳定性的预言失败。学者们纷纷转向对宏观经济发展中劳动报酬份额波动规律的研究。Young等人的研究表明，劳动报酬份额具有逆经济周期波动的特点。李稻葵等指出，在经济发展过程中，初次分配中劳动份额的变化呈现u型规律。而Xie的研究则表明，在长期发展过程中，劳动份额随人均GDP呈三次曲线关系。

在世界范围内劳动报酬份额波动的大背景下，我国的劳动报酬份额在近年来也显现出下降的变动趋势。2007年，我国的劳动报酬份额占GDP的比重为39.74%，较之20世纪90年代中期下降了10余个百分点。从对劳动报酬份额长期稳定性的预言到20世纪后半期世界范围内劳动报酬份额的波动特征，再到20世纪90年代中后期以来我国劳动报酬份额占比的下降趋势，劳动报酬份额到底具有怎样的变动规律？它与宏观经济波动之间究竟存在着怎样的关联？鉴于这一问题的重要性和复杂性，本文将构建向量误差修正模型（VEC），并运用1978～2008年中国劳动报酬份额和宏观经济要素的数据对这一问题进行实证分析。

二、文献基础

近年来，国外学者对劳动报酬份额的研究大体上是从三个维度展开的：一是劳动报酬份额的估计和测算；二是劳动报酬份额波动的描述和判断；三是劳动报酬份额波动的诱因分析。

在劳动报酬份额的估计和测算方面，讨论的重点集中在如何对待自营收入的问题上。Gollin指出，自营收入是劳动收入和资本收入的混合体，以往的研究通常忽略其中的劳动收入部分，这大大低估了劳动报酬在国民收入中所占的比重。针对这一难题，Gollin从宏观层面提出了三种修正的方法，并对不同国家的劳动报酬份额数据进行了调整。结果显示，调整之后的结果比调整之前具有更加稳定的特征。

对于劳动份额波动趋势的研究和对其波动诱因的探讨通常是联系在一起的。Young指出，偏向型技术进步使得美国的劳动报酬份额在1959～2000年呈现出逆经济周期波动的特征。Anastasia Guscina的研究表明，在过去的20年中OECD成员国家的劳动报酬份额具有下降趋势，这主要归因于资本扩张型的技术进步和全球化程度的加深。基于对以往30年欧洲国家劳动报酬份额下降的分析，Arpaia等人从宏观和微观两个角度给出了解释，即宏观上是由于具有不同劳动占比的部门构成发生了变动，而微观上是由于资本扩张性的技术进步和资本一技能互补性的假设。Bruno Decreuse和Paul Maarek则考察了FDI对发展中国家劳动份额的影响。此外，Samuel Bentolila等人的研究认为，劳动报酬份额的变动与资本-产出比相关。Nicola Giammarioli等人主张从制度的角度对劳动报酬份额的波动进行解释，比如就业保护政策和工会的力量等。

国内的学者对于我国劳动报酬份额的研究在近年来掀起了热潮，一个重要的原因是20世纪90年代中后期以来我国劳动报酬份额在初次分配中显现出了下降趋势。国内学者的研究集中于两个方面：一是对我国劳动报酬份额的度量和测算。白重恩和钱震杰发现，2003年和2004年间统计核算方法上的变化高估了劳动收入份额在2004年的降幅，并根据2003年的统计口径对2004年的数据进行了调整。张车伟等根据Gollin的方法把自雇者收入区分为劳动报酬和资本收益，进而对我国劳动报酬份额进行了重新测度。肖文和周明海比较分析了收入法GDP和资金流量表计算的劳动收入份额在1992～2007年的变动趋势，并对2004年以后的劳动份额数据进行了修正。二是对我国劳动报酬份额下降原因的探讨，内容包括：技术进步、产业结构变动、外资进入、二元经济结构下无限劳动力供给、劳动力转移、贸易模式转变、全球化、人口年龄结构变化等等。

对于劳动报酬份额波动的诱因，现有文献已提供了多元化的分析视角并给出了相应的实证分析。然而，作为国民收入初次分配的结果，劳动报酬份额的波动必然与表示国民收入变动的宏观要素联系在一起。在宏观经济的波动中考察劳动报酬份额的变动，并讨论两者的动态关联，有助于从根本上摸清劳动报酬份额的长期变动趋势，从而为相关政策的制定提供一定的依据。鉴于此，本文在已有研究的基础上，将通过构建模型和经验检验来重点讨论劳动报酬份额与宏观经济波动的动态关系，以弥补现有文献在这一领域的不足。

三、模型设定

1 变量说明

本文模型涉及到的经济变量主要有我国的劳动报酬份额、经济增长率、通货膨胀率、产能利用率和失业率。劳动报酬份额（LS）目前可从三个途径获得：一是收入法核算地区生产总值；二是资金流量表；三是投入产出表。与后两种方法相比，第一种方法“具有数据的连续性和利于技术分析的特点”，因而是国内学者普遍采用的核算方法。本文运用第一种方法对劳动报酬份额进行核算。此外，本文对于劳动报酬的计算并没有把税收和转移支付等影响因素考虑进来，这是因为本文试图探讨初次分配和经济波动之间的关系，初始的劳动报酬更能体现国民收入初次分配的格局。经济增长率（GR）这里指真实产出的增长率，剔出价格变动的因素，以按照不变价格计算的国内生产总值指数的变动百分比来表示。通货膨胀率（INFL）反映价格水平的变动情况。本文用居民消费价格指数（CPI）的变动率来表示该年度的通货膨胀率。产能利用率（CU）是生产能力发挥作用的程度，本文特指宏观层面的产能利用率，用实际产出与产能之比来表示。失业率（UNEM）选用城镇登记失业率这一指标。

上述所有时间序列均采用1978～2008的年度数据。其中，1978—2007年劳动报酬份额的数据采用张车伟等的测算结果，2008年的劳动报酬份额数据根据相同的计算方法得出。产能利用率的数据运用王维国等估算的结果。经济增长率、通货膨胀率以及失业率的数据均源自《中国统计摘要2011》。

2 模型建立

对于非平稳的时间序列而言，如果它们之间具有协整关系，则可以利用具有协整约束的VAR模型，即VEC模型来构建分析框架，进行动态分析。本文正是借助于VEC模型在系统化和动态性研究方面的优势，对我国国民收入初次分配所形成的劳动报酬份额和表示宏观经济运行的几个相互关联的时间序列进行考察，阐释初次分配与经济波动之间的动态关系，解析各种冲击对劳动报酬份额所产生的影响。

在建立模型之前，先对各个变量的平稳性进行单位根检验，以避免时间序列分析中可能产生的伪回归问题。ADF检验的结果表明，LS、GR、INFL、CU和UNEM等时间序列均为1阶差分平稳序列，结果如表l所示。

由于所有变量的水平值均为非平稳的，但单整阶数相同，因此它们之间可能存在协整关系。基于VAR模型所选择的最优滞后期，进行滞后阶数为2的Johansen协整检验。表2的结果显示，无论是迹统计量还是最大特征值都表明在5%的显著水平下存在3个协整关系。

非平稳变量之间存在协整关系意味着变量之间具有某种长期的均衡关系，可以进一步建立VEC模型。鉴于本文重点分析的是各宏观经济变量对劳动报酬份额的影响，因此，VEC模型只列出了劳动报酬份额的方程，而将其它方程暂且省去。

四、实证分析

1 脉冲响应函数

VEC模型建立以后，为考察宏观经济要素变动对劳动报酬份额产生的动态影响，通常要做脉冲响应函数分析。图1至图4显示了劳动报酬份额对各宏观经济变量冲击的不同响应。图中横轴表示脉冲作用的滞后期数，纵轴表示劳动报酬份额的变动，实线是劳动报酬份额对各宏观经济变量的脉冲响应函数。

如图1所示，实际产出增长率对劳动报酬份额产生负向冲击的作用。这说明，相对于产出的增长，劳动报酬的增长存在着滞后效应。劳动报酬滞后效应使得在经济增长过程中实际产出的增速快于劳动报酬的增速，从而导致劳动报酬在总产出中的份额下降。劳动报酬的滞后效应越显著，劳动报酬份额在经济增长过程中下降的趋势越明显。从总体上看，目前的劳动报酬份额具有逆经济周期波动的特征。

通货膨胀对劳动报酬份额产生正向的冲击作用。以CPI所表示的通货膨胀率的提高意味着基本消费品价格的普遍上涨，而基本消费品行业多为劳动密集型产业，这些行业的发展必然会推动就业的增加以及劳动报酬的上升。劳动报酬既是劳动者的收入又构成企业的成本。当劳动报酬上升时，一方面，由于收入的增加导致对消费品需求的增加而拉动CPI进一步上升；另一方面，由于企业生产成本的上升导致利润空间缩小而使得经济转入缓行。这两方面的力量相互作用，共同决定着下一期的宏观经济波动。

产能利用率对劳动报酬份额产生正向的冲击作用。宏观经济的周期性波动通常会引致产能利用率的变动，而产能利用率的变动又对宏观经济产生驱动作用。产能利用率的上升在规模经济的作用下提升了企业的利润空间，有助于改善供需关系和扩大就业。图3所示的劳动报酬份额对产能利用率冲击的响应表明，产能利用率的上升带动就业的增长，推动劳动报酬份额的上升。本期给失业率一单位的正向冲击，劳动报酬的份额在第二期开始呈负向响应并伴有小幅波动，除了第五和第六两期出现微量正值之外，其它各期均为负向的响应。从总体上看，失业对于劳动报酬份额具有负向的冲击作用。随着失业率的下降，就业量将增大，劳动报酬份额将提升。

2 方差分解

从方差分解的结果来看，劳动报酬份额对自身的贡献率最大达到约54.71%，这说明劳动报酬份额变动具有较强的惯性。产能利用率对劳动报酬份额变动的贡献率逐渐增加，最大达到42.79%。产出增长和通货膨胀对劳动报酬份额的贡献率相差不多，基本在10%上下浮动。就业对劳动报酬份额的贡献率最低，平均不到0.3%。

五、结论

根据本文所建模型的实证分析，得出的结论和相关政策建议如下。

1 改善劳动报酬的滞后效应，进行相关领域的配套改革。劳动报酬的滞后效应表明在经济增长过程中，劳动报酬的上升滞后于实际产出的增长，致使劳动报酬份额下降。劳动报酬增长的滞后效应越显著，在国民收入初次分配中劳动报酬所占比重则越小。导致劳动报酬增长滞后的因素有多种，除了市场自身的作用外，相关领域制度建设的不完善也不容忽视。为进一步改善我国收入分配的格局，并使经济发展的成果得到充分的共享，党的十报告明确指出要提高居民收入在国民收入分配中的比重，提高劳动报酬在初次分配中的比重。相关领域的配套改革，例如，进一步完善工资制度，积极推动建立工资正常增长机制等将有助于改善和缓解劳动报酬增长的滞后效应。此外，充分利用多种再分配的调节手段也有助于形成合理的劳动报酬占比，实现居民收入增长和经济发展同步、劳动报酬增长和劳动生产率提高同步。

篇2

关键词:经济运行;货币政策;动态调控

Abstract:Confronting the complex situation of macroeconomy,the central bank needs to realize the dynamic optimization of monetary policy based on the change of macroeconomy. The paper probes deeply into the mechanism of dynamic optimization,then incorporates the theory with the practice in our country.

Key Words:the macroeconomic situation,monetary policy,the dynamic optimization

中图分类号:F822.0文献标识码:A文章编号:1674-2265(2009)08-0037-05

一、前言

中央银行货币政策的主要职能是要根据经济运行态势的变化,运用货币政策工具调节货币供给、利率等,进而影响宏观经济运行并最终实现既定的经济目标。并且,货币政策的特点在于侧重短期总量调节,熨平经济波动。由于经济活动的波动是一种常态,面对经济运行态势的复杂多变,中央银行的首要任务就是要判明造成波动的原因,根据经济形势的变化采取灵活审慎的调控政策,及时适度调整货币政策操作,实现货币政策的动态调整优化,为经济运行创造良好的宏观环境。

上个世纪60、70年代西方国家普遍出现了经济的“滞胀”局面,货币学派的代表人物弗里德曼把它归因于凯恩斯主义“相机抉择”的货币政策,并据此提出了“单一”规则的货币政策。但实际经济运行总是复杂多变的,经济波动也并非弗里德曼所言总是轻微的,因此在实践中如何奉行“规则”是一件令人感到困惑的事情。由于现实世界的复杂性和不确定性,任何规则都不可能为每天具体的货币政策操作提供确切的量化指导,它仍需要依赖于货币政策决策者们的审时度势和敏锐判断。诚如格林斯潘(1997、2003)所强调的:一定程度的相机抉择对于货币政策操作是不可避免的;自从货币供应量与最终目标的稳定性关系遭到破坏以后,美联储的货币政策操作,不可避免地,是变得更加复杂和相机抉择了;正式的利率规则最好是仅被视作一种辅助的政策参考。

近年来,我国宏观调控形势复杂多变,通胀与通缩之间往往仅是“一线天”。随着我国对外开放程度的提高、内外均衡矛盾的凸现、市场化进程的推进以及货币政策传导机制的变化等等,新情况、新问题不断出现,经济活动中的复杂性、不确定性超过以往。在这种背景之下,我国货币政策的具体操作也将不可避免会变得更加复杂和相机抉择。根据经济运行态势的变化,适时适度把握调控的方向、力度和节奏,实现货币政策的动态调整和优化,是经济发展对我国货币政策所提出的更高要求。本文从理论上探讨了货币政策的动态调控机制,并对中国货币政策的动态调控模式进行实证分析。

二、动态调控机制的理论分析

(一)货币政策的动态调控机制

设经济系统为:

其中 为目标变量,如通货膨胀水平、产出等系统的内生变量; 为系统的内部状态变量,如目标变量的滞后变量、前瞻性变量以及消费、投资等其他内生变量; 为货币政策的工具变量; 为扰动变量。

设为的目标值,则货币政策的任务就是通过工具变量的操作在理想的时间段内实现目标变量的实际值趋近目标值,即:

一般情况下不仅要求实际值趋近目标值,还要求在实现的过程中尽量减小目标变量的起伏与波动,因此货币政策的目标函数可表示为:

对于如何通过工具变量 的选择来实现货币政策的目标,一种选择是只考虑输入和输出的关系,而不考虑经济模型的具体结构,如图1所示:

最初以弗里德曼为代表的货币主义者就认为,试图搞清楚复杂的经济运行只会徒劳无功,因此货币主义者用一个“黑箱”将货币政策的具体传导掩盖起来,并提出排除其他一切因素的“单一”规则货币政策。但诚如托宾所指出的,市场经济的特征在于不确定性,如果不顾经济运行态势的变化,一意孤行地坚持固定的“单一规则”,只会离目标越来越远。1979年美联储货币主义实验的不成功充分说明,规则型货币政策同样需要反馈机制,需要根据经济运行态势的变化而相应调整。

按照现代控制理论,图1输入-输出关系的表达仅是对经济系统的不完全描述,因为它没有考虑黑箱即经济系统内部的具体情况,因此也就难以对经济系统进行有效的调控。现代控制理论要求深入到系统的内部,对系统的动态变化即状态变量进行精确刻划,如图2所示:

按照现代控制理论的状态空间描述,经济系统可简单表示为:

其中为状态向量,状态向量刻划了经济系统的内部行为,其组合构成或影响系统的输出向量即目标向量。

设货币政策的最终目标为,并假设经济系统(4)-(5)是可控的,并且是渐进稳定的,即阵特征根全具有负实部。此时根据经济控制论①,可以给出一种最简单的调控方法,即当输入变量(政策工具变量)等于常向量时, 也将趋于常向量,从而也将最终趋于常向量。即:

,从而

由于,可求得:

只要 满秩,则对于给定的常向量目标

必可找到输入向量 ,最终实现政策的调控目标。

但是虽然终将趋于,但在逼近的过程中,不仅所花的时间可能很长,而且起伏也可能很大。如果 阵的特征根在左半复平面并靠近虚轴,那么在逼近 的过程中将会剧烈起伏。按照现代控制理论,优化的调控策略是采用反馈策略,实现政策变量 是状态变量的线性反馈,即根据系统状态的变化适时调整政策变量,即:

此时经济系统(4)-(5)相应成为:

将(7)式代入(6)式,有:

根据(9)式,当阵的特征根均在复平面左半部时,状态变量 最终将趋于常向量,此时

,可求得:

从而只要 满秩,就可选择政策变量: ,使得 时, 逼近最终目标 。

相比于“单一”控制策略 ,反馈调控规则

第一,当阵特征根不全在复平面左半平面时,经济系统(4)-(5)不是渐进稳定的,此时采用“单一”控制策略将不能实现最终调控目标。而采用反馈调控规则使得系统的特征根成为的特征根,这样就可以通过调整反馈系数来改变

的特征根值,进而最终实现系统的渐进稳定。

第二,通过调整反馈系数来改变 的特征根值,可以调控在逼近过程中的波动幅度。

第三,采用反馈调控规则可以更好地实现经济系统的动态均衡。古典经济学认为市场机制的自动调节可以实现充分就业的均衡,但问题的关键在于要花多长时间。在实际经济运行中,由于宏观经济运行态势复杂多变,货币政策调控目标 往往也处于动态变化当中,故而忽略时间因素的静态均衡一般难以反映经济现实。因此,根据宏观经济运行态势的变化,适时调整政策变量,注重在时间变化过程中动态均衡状态的实现过程,可以更好地实现经济系统的动态优化。

(二)存在干扰变量时货币政策的动态调整优化

从货币政策传导机制来看,由于从工具变量到最终目标之间的链条较长,面临的不确定性较大,这使得经济系统的参数值或难以精确估计,或随着时间的变迁,系统参数值也处于动态变化之中。从实际经济运行来看,经济结构总是处于动态的变化之中,同时,模型当中连接政策工具和状态变量的参数以及各变量间的影响关系也可能是不稳定的。此时即存在着干扰变量,设干扰变量为,则经济系统(4)-(5)相应成为:

存在干扰变量时调控的思路在于:一方面考虑系统状态变量的变化,同时密切关注目标变量的实现情况,即目标变量的实际值与目标值之差( )。设目标变量的实际值与目标值之差为 ,,则

随时间的累计量为:

此时调控策略在于实现政策变量为系统状态变量 和目标变量 的线性反馈,即:

如果干扰变量是常向量,或者有明确的变化规律,那么在一定时间之后可以实现经济系统的鲁棒调控(robust control)②。但在实际经济运行中,由于经济运行态势等的复杂多变,对于干扰变量很难预先和明确认定,因此调控策略(12)式一般也没有显式解。这样就更加凸显了货币政策动态调整优化的必要性,即根据状态变量以及实际调控效果( )的变化情况审时度势和灵活把握,努力增强货币政策调控的预见性、针对性和灵活性。

由于干扰变量的存在,在实际货币政策调控中,各国中央银行一般都不会一次调控到位而是多次渐进调控,实行平滑操作(smoothing)。诚如Sack(1998)、Sack和Wieland(2000)所指出的,由于货币政策效应的不确定性、关键宏观经济变量存在测算误差以及相关结构性变量的不确定性,中央银行的货币政策决策并不能保证都是正确的。利率平滑操作能够使中央银行观察到每一次政策调整以后宏观经济变化的新情况,获得更多的有关产出和通货膨胀的新信息,在新的经济运行信息集内决定政策调整的时机和幅度。

三、中国的实证研究

1996年中国人民银行正式确定以货币供应量为货币政策中介目标,但货币供应量与价格水平之间的密切关系只是一种长期趋势,短期内由于各种因素的影响其相关性总会存在一些波动。因此,货币供应量中介目标的调控机制是动态的,即需要根据经济运行的变化及时进行调整。从我国现实来看,每年政府或央行会根据对经济增长和通货膨胀率的预测确定一个大致的货币供应量增长目标。但由于实际经济运行是动态变化的,因此中央银行在实际操作中不可能完全拘泥于最初的目标设定,而是根据经济运行的具体状况以及最终目标的实现情况灵活调控。判断货币供应量与最终目标以及其他状态变量的动态关系,可以通过协整检验来验证。对于状态变量,可以选择固定资产投资和工业增加值作为代表变量,最终目标变量为国内生产总值和通货膨胀率。

(一)货币供应量 与相关状态变量的协整关系检验

选取2000年1月―2008年9月期间的货币供应量 同比增长率、固定资产投资同比累计增长率和工业增加值同比累计增长率的月度数据③。根据Engle和Granger(1987)的研究,检验因变量和解释变量之间是否存在协整关系等价于检验回归方程的残差序列是否是一个平稳序列。因此,可以先求出回归方程,再通过ADF检验来分析残差序列的平稳性,进而判断因变量和解释变量之间的协整关系是否存在。

首先对货币供应量增长率 和固定资产投资增长率进行回归分析,回归结果为:

(21.49)(7.49)

对上式的残差序列进行单位根检验,结果见表1:

检验结果显示,残差序列在1%显著性水平下拒绝原假设,接受不存在单位根的结论,因此可以确定残差序列是平稳序列。检验结果表明,货币供应量增长率和固定资产投资增长率 之间存在协整关系,即长期存在比较稳定的关系,协整向量为(1,0.17)。

再对货币供应量增长率 与工业增加值增长率

进行回归分析,回归结果为:

(13.85) (3.37)

对上式的残差序列 进行单位根检验,结果见表2:

检验结果显示,残差序列在5%显著性水平下拒绝原假设,接受不存在单位根的结论,因此可以认定残差序列是平稳序列。检验结果表明,货币供应量增长率 和工业增加值增长率 之间存在协整关系,协整向量为(1,0.21)。

(二)货币供应量与最终目标变量的协整关系

由图3可见,自1995年以来我国货币供应量增长率与通货膨胀水平(CPI)及经济增长率(GDPV)之间存在着比较明显的趋同关系。进一步,可以使用协整方法来检验我国货币供应量增长率与经济增长率和通货膨胀之间是否存在比较稳定的长期关系。ADF检验表明,三个序列都是I(1)序列,符合进行协整检验的条件。使用Johansen协整检验方法进行分析,结果如表3:

根据检验结果,迹检验认为有两个协整向量,最大特征值检验认为有一个协整向量,这可能是由于协整方程的定义而导致的。但其结果都表明存在协整关系,即我国货币供应量增长率与通货膨胀水平及经济增长之间存在长期的均衡关系。

四、结论与政策建议

货币政策是一门实证性很强的科学,不同条件、不同环境下货币政策的性质、特点和作用不尽相同,经验主义的分析方法对于货币政策的制定与实行是远远不够的。所幸的是,理论和实践的发展已经使货币政策的制定和实施越来越具有科学性,从最优货币政策的一般性原则,到利用模型对货币政策冲击进行模拟,中央银行家们对于货币政策的理解和把握已有了长足的进步。但同时,我们也应充分认识到,尽管有了这些进步,货币政策的制定和实施还远非机械式的程序化工作。面对经济运行态势的复杂多变,中央银行必须将一般性科学原则与具体决策实践相结合,根据经济形势的变化采取灵活审慎的调控政策,实现货币政策的动态调整与优化。

自1984年中国人民银行正式行使中央银行意义上的货币政策调控职能以来,我国的货币政策便一直处于不断摸索的过程当中。随着我国货币政策的不断完善,货币政策最终目标的理性选择、货币调控方式的间接化、货币调控手段的市场化、货币政策决策的前瞻化,以及与货币政策相关的制度建设和机制完善等等,都为我国货币政策决策的科学化打下了坚实的基础。但同时,我国经济、金融运行所发生的巨大变革,以及在开放条件下国外经济、金融形势的动荡不定也不断给我国的货币政策提出新的挑战,诸如如何判断现实经济是冷是热、怎样才能既防通货膨胀又不导致通货紧缩等等,这些实际挑战都不是一般性科学原则所能够准确回答的问题,它仍主要依赖于我国政策决策者们的审时度势和敏锐判断。在当前复杂的国内外经济环境之下,增强我国货币政策调控的预见性、针对性和灵活性,把握好调控的重点、节奏和力度,应着重以下几方面的工作:

第一,加强对经济形势的分析,准确判断造成经济波动的根源。经济活动的波动是一种经常性状态,面对这种波动,重要的是要判明造成冲击的原因,采取相应的政策措施,准确把握货币政策的尺度,对于何时降低利率,何时提高利率,何时实行政策的松紧搭配等必须做到心中有数。

第二,加强对经济发展前景的预测。货币政策的效应具有滞后性,如果中央银行等到已经出现通货膨胀或通货紧缩时才采取行动,必然容易使经济在过热和衰退的循环中来回波动,加大经济振幅。所以,央行在制定和执行货币政策的过程中,不能采用“走一步看一步”的策略,而是必须要具有前瞻性。

第三,通过提高货币政策的透明性,加强与公众的有效交流与沟通,努力提高货币政策的预期引导效应。从近年来我国货币政策的实践来看,由于经济运行态势复杂多变,通货紧缩与通货膨胀之间往往仅是“一线天”,不仅加大了货币政策调控的难度,有时也使得公众难以形成稳定的预期,而公众预期的不稳定本身就有可能成为经济扰动的因素之一。在这种复杂的经济运行态势之下,如果中央银行能够较好地稳定和引导公众预期,那么用小的政策变化就有望实现调控经济运行的宏观目标,同时也可以降低政策调整本身对市场的冲击程度,减缓经济波动,引导经济运行平滑过渡到中央银行所期望的状态。

注:

①此节经济控制论的内容具体可参阅张金水:《经济控制论――动态经济系统分析方法与应用》,清华大学出版社,1999.12.

②参阅张金水:《经济控制论――动态经济系统分析方法与应用》,清华大学出版社,1999.12.

③数据取自国家统计局网站、《中国人民银行统计季报》和《中国经济景气月报》相关各期。其中每年一月份的固定资产投资增长率根据工业增加值增长率按比例近似计算而得。

参考文献:

[1]谢平,罗雄.泰勒规则及其在中国货币政策中的检验[J].经济研究,2002,(3).

[2]周小川.中国宏观调控形势的变化与货币政策操作[J].中国金融,2005,(8).

[3]李念斋.中国货币政策研究[M].中国统计出版社,2003.

[4]Sack,Brian.Uncertain、Learning and Gradual Monetary policy,FRBSF,1998.

[5]Sack,Brian and Wieland,Volker.Interest-Rate Smoo-

thing and Optimal Monetary Policy: A Review of Recent Empirical Evidence,Journal of Economics and Business,2000.

[6]Greenspan,A.Rules vs. Discretionary Monetary Policy,Remarks Presented at the Center for Economic Policy Research,Stanford University,5 September,1997.

[7]Greenspan,A.Monetary Policy Under Uncertainty,Remarks Presented at a symposium sponsored by the Federal Reserve Bank of Kansas City,Jackson Hole,Wyoming,29 August,2003.

[8]Taylor,J.B.Discretion versus Policy Rules in Practice,Carnegie-Rochester Conference Series on Public Policy39:195-214,1993.

篇3

关键词：宏观经济波动；投资；消费；出口；SVAR模型

中图分类号：F0641文献标识码：A文章编号：2095-3283（2016）11-0083-05

[作者简介]邢国繁（1963-），男，朝鲜族，吉林省吉林人，教师，经济学博士，研究方向：国际贸易；王爽（1979-），女，蒙古族，辽宁朝阳人，教师，经济学博士，研究方向：文化贸易，宏观经济学；王涛（1980-），男，安徽合肥人，副院长，研究方向：宏观经济学，国际金融。

[基金项目]海南省哲学社会科学规划课题（项目编号：HNSK（YB）16-52）；三亚市哲学社会科学资助课题（项目编号：SYSK2016-22）。

一、变量选取、数据预处理与模型设定

（一）变量选取

本文以吉林省历年国内生产总值的变动代表吉林省宏观经济的波动；鉴于数据的可得性，以全社会固定资产投资代表总投资需求；考虑到民间固定资产投资对宏观经济发展的重要影响，将民间固定资产占全社会固定资产投资的比重也作为模型的一个重要影响因子；用社会消费品零售总额代表消费需求；用出口总额代表出口需求。因此，本文共选取5个变量，分别是：国内生产总值（GDP）、全社会固定资产投资（SI）、民间固定资产投资占全社会固定资产投资的比重（MI）、社会消费品零售总额（SCP）和出口总额（EX）。

（二）数据预处理

本文采用的数据是1978―2014年吉林省年度数据，数据主要来源于《吉林统计年鉴2015》。为了消除价格变动的影响，根据吉林省历年国内生产总值指数计算出实际GDP；采用固定资产投资价格指数对全社会固定资产投资额进行换算，其中1992年之前的固定资产投资价格指数缺失，以100进行补缺。采用居民消费价格指数对社会消费品零售总额、出口总额数据进行换算，消除价格因素的影响。为了降低序列中可能存在的自相关性和异方差性，对上述序列取自然对数，分别记作LnGDP、LnSI、LnMI、LnSCP、LnEX。

（三）模型设定

SVAR模型是结构向量自回归模型的简称，是对向量自回归模型的改进，这类模型采用多方程联立的形式，在模型的每一个方程中用当期内生变量对模型中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。本文采用SVAR模型，揭示吉林省宏观经济波动与投资、消费、出口之间的关系，一个含k个内生变量的p阶SVAR模型可写成如下形式：

Byt=C+Α1yt-1+Α2yt-2+…+Αpyt-p+μt， t=1，2，…，T（1）

其中，y为经济变量向量，C为常数向量，B和A均为系数矩阵，且都为k×k方阵，B的主对角线的元素为1，下标t为时间变量，p为最大滞后阶数，T为样本个数，μ为结构式冲击，且μ～VMN（0，I）。

二、实证检验与分析

（一）平稳性检验

SVAR模型要求时间序列数据是平稳的，因此，需要对5个经济变量进行单位根检验以确定其平稳性。本文利用ADF检验对序列LnGDP、LnSI、LnMI、LnSCP、LnEX进行平稳性检验，检验结果如表1所示：

由表1可知，序列LnGDP、LnSI、LnMI、LnSCP、LnEX的ADF值均大于5%显著性水平下的临界值，且P值均大于005，因此，5个序列均是不平稳的。在一阶差分之后，序列LnGDP、LnSI、LnMI、LnSCP、LnEX的ADF值均小于5%显著性水平下的临界值，且P值均小于005，因此，5个时间序列均是平稳的。从而可以将其带入SVAR方程中进行模型估计与脉冲响应分析。

（二）滞后阶数的选择

SVAR模型的估计结果受到滞后阶数选择的影响，而滞后阶数的选择由其相对应的简化式VAR模型决定，因此，首先需要构建变量的简化式VAR模型，对其进行滞后长度标准的检验，结果如表2所示：

从表2可知，LR、FPE、AIC标准均认定应选取滞后长度为3。

（三）模型稳定性检验

模型的稳定性是判断经济理论与模型滞后阶数选择合理性的标准，同时也是脉冲响应函数分析的前提，图1为AR特征根分布情况。

从图1可知，被估计的模型所有根的倒数均小于1，即位于单位圆之内，则说明SVAR模型是稳定的，可以用于脉冲响应函数分析。

（四）施加限制性约束

如果SVAR模型能得到唯一的估计参数，则需要对结构变量进行限制性约束，否则会出现模型不可识别的问题。k元SVAR模型需要对结构式施加k（k-1）/2个约束条件才能识别出结构式冲击。而本文SVAR模型中包含5个内生变量，因此，模型需要施加10个约束条件才能有效识别结构式冲击。

（五）脉冲响应函数分析

本文选取滞后长度为20期，图中横坐标表示冲击发生后的时间间隔，纵坐标表示GDP对4个变量冲击的反应程度。

1全社会固定资产投资、民间固定资产投资、消费、出口对GDP的20期脉冲冲击（见图2―5）

（1）从图2可以看出，GDP受到全社会固定资产投资的一个冲击后表现为上升―下降―上升的趋势，第3期受到的冲击最大，响应为0011。第8期至第15期GDP受到冲击后反应为负，但负效应在第10期达到最大，也仅为0003，16期之后，又恢复为正效应。

（2）从图3可以看出，GDP受到民间固定资产投资的一个冲击后在前10期响应波动幅度比较明显，表现为上下波动。第10期之后波动幅度非常小。第3期正效应最大，为0010，第6期负效应最大，为0006。

（3）从图4可以看出，GDP受到消费的一个冲击后表现为上升―下降―上升的趋势，在20期内波动幅度很小，第2期受到的冲击最大，但响应仅为0004。

（4）从图5可以看出，GDP受到出口的一个冲击后在第6期响应达到最大，为0006，其余期几乎没有响应，幅度波动非常小。

2全社会固定资产投资、民间固定资产投资、消费、出口对GDP的20期累积脉冲冲击（见图6―9）

（1）从图6可以看出，长期内，全社会固定资产投资是影响吉林省宏观经济波动的重要因素，对经济影响的长期累积效应较大，第8期达到最大值0037，且全社会固定资产投资的增加对吉林省宏观经济的增长具有明显的正向效应，即具有较大地促进作用。全社会固定资产投资短期内有助于吉林省经济增长，长期内对经济影响的累积正效应较大，说明全社会固定资产投资对吉林省经济增长确实起到较大地的拉动作用。因此，吉林省应进一步地突出全社会固定资产投资对稳增长、调结构的关键作用，加大对三大产业的固定资产投资，特别是加大对新兴战略性产业，如新能源汽车、航天信息产业等领域的投资以及对服务业的固定资产投资，建设本省的服务外包基地、开展制造业信息服务、云计算及智慧城市云共享服务等业务。总之，吉林省仍处于典型的要素拉动阶段，在产能与内需错位、出口能力有限的情况下，全省经济的持续稳定增长依然要依靠投资拉动，因此，全省应保持投资增长的连续性，全社会固定资产投资更要保持适度规模增长。

（2）从图7可以看出，长期内，民间固定资产投资对吉林省宏观经济波动的影响小于全社会固定资产投资，这是因为民间固定资产投资是全社会固定资产投资的一部分，但其仍是吉林省宏观经济波动的重要影响因素。第4期响应达到最大，为0017，且民间固定资产投资的增加对吉林省宏观经济的增长具有明显的正向效应，即具有一定程度的促进作用。而这与吉林省民间投资呈现出的增速快、占比大、结构优的特征相一致，近年来吉林省民间投资主要投向高技术制造业和技术改造业。因此，两大投资热点对经济的拉动作用较显著。且从2006年开始，吉林省先后设立了产业创新引导资金、服务业发展引导资金、科技创新、旅游发展等一批省级专项资金，引导民间投资进入重点领域，有力推动了全省民间投资的快速发展。从长期来看，民间固定资产投资确实拉动了吉林省经济的增长。

（3）从图8可以看出，长期内，消费对吉林省宏观经济波动的影响由正效应转为负效应，第4期正效应达到最大，为0008，第12期负效应达到最大，为0004。从第9期开始，消费对吉林省经济增长由拉动作用开始转变为阻碍因素。究其原因，吉林省作为东北老工业基地，其主要是生产生产资料，而在生活消费品产业方面并不发达。因此，消费结构与本省资源与生产制造能力结构不符，存在错位现象。在对生产资料消费低迷的情况下，吉林省资源不能得到充分利用，实际产量远远少于潜在的产量，生产能力就不会转化为现实的经济增长；而当吉林省对生活消费品消费过热时，本省资源与生产能力与消费需求存在错位，不能满足其内在的消费需求，这种消费需求又超出了本省资源和生产能力的约束，则“欲速而不达”，表现为通货膨胀式的经济增长，其实质就是负增长，由此导致消费的增加对吉林省宏观经济的增长起到一定的阻碍作用。总之，吉林省庞大的产能没有对接本省的消费需求，消费端的需求不能在本省得到较好的满足，这在传统意义上是产能过剩，而本质上是市场形势的变化带来的产能与需求的错位。因此，吉林省消费更多地是带动省外经济的发展，长期看，对吉林省经济增长还起到反作用。

（4）从图9可以看出，长期内，出口也会对吉林省宏观经济造成冲击，但是影响较小。第7期达到最大值0009，出口增加对吉林省宏观经济的增长具有一定的正向效应，即促进作用。但冲击效果较小的原因主要是吉林省出口总量过小，以至于难以对经济产生足够的拉动作用。1978―2014年吉林省出口总额占GDP的比重均值为59%，因此，吉林省应重视发展外向型经济，在国家实施“一带一路”战略背景下，吉林省是向北开放的重要窗口，也是东北亚丝绸之路的源头和起点，有多个城市沿边近海，因此，吉林省要在国家“一带一路”战略布局中找到契合点；对外，打通向东出海口，对内，向西拓展，构筑开发开放的战略新格局，进一步提升外向型经济的发展水平。

（六）方差分解

本文用于说明全社会固定资产投资、民间固定资产投资、消费、出口对吉林省宏观经济波动的贡献程度。具体方差分解结果如表3所示：

从表3可知，产出冲击对吉林省宏观经济波动的影响最大，其次是全社会固定资产冲击和民间固定资产冲击，二者是影响吉林省宏观经济波动的重要因素，而消费冲击和出口冲击的影响较小。根据20期冲击均值可知，产出冲击解释了728%的自身波动，全社会固定资产冲击解释了124%的产出波动，民间固定资产投资冲击解释了108%的产出波动，消费冲击解释了19%的产出波动，出口冲击解释了18%的产出波动。由此可知，投资仍是拉动吉林省经济增长的主要驱动力。以上方差分解的结果与脉冲响应函数分析所得的结论一致，互相印证。

三、对策建议

（一）保持投资增长的连续性。吉林省经济发展仍处于典型的要素拉动阶段。在产能与内需错位、出口能力有限的情况下，全省经济的持续稳定增长依然要依靠投资拉动。因此，全省应保持投资增长的连续性，全社会固定资产投资和民间固定资产投资更要保持适度规模增长，进一步优化二者的投资结构，不仅要加大对基础设施、社会民生、科技创新等领域的政府投资，更要引导民间投资投向战略性新兴产业、现代服务业、重点制造业等新的领域，努力提高投资质量与效益。

（二）加快供给侧结构性改革步伐，提高供给结构对本省消费需求变化的适应性和灵活性。吉林省庞大的产能没有对接本省的消费需求，消费端的需求不能在本省得到较好的满足，这在传统意义上是产能过剩，而本质上是市场形势的变化带来的产能与需求的错位，这也正是供给侧结构性改革的主要内容，用改革的办法推进结构调整，矫正要素配置扭曲，扩大有效供给，提高供给结构对需求变化的适应性和灵活性，提高全要素生产率，更好地满足广大人民群众的需要，使消费拉动经济发展。

（三）扩大出口对经济的拉动作用。出口是影响吉林省宏观经济波动的次要因素，虽然表现为正效应，但总体影响效果较小。为了进一步提升出口对吉林省经济的拉动作用，应该继续坚定不移地实施“走出去”战略，重点在装备制造、农林牧生产、食品加工和冶金建材等领域开展国际产能合作。大力发展服务贸易，推进服务外包和跨境电子商务。完善出口服务体系，提升出口产品附加值。

[参考文献]

[1]赵留彦.供给、需求与中国宏观经济波动[J].财贸经济，2008（3）：59-65.

[2]任希丽，张兵，李可爱.中国经济波动的影响因素分析[J].西安交通大学学报（社会科学版），2013（2）：9-14.

[3]袁吉伟.外部冲击对中国经济波动的影响――基于BSVAR模型的实证研究[J].经济与管理研究，2013（11）：27-34.

篇4

关键词：景观划分研究

中图分类号：U412.36+6文献标识码： A

一、景观特色带划分一般原则

高速公路景观呈序列性，在车辆行驶过程中司乘人员一般很难感受到周围景观的细部特征，仅能体验到行驶过程中景观序列的转变。因此，在进行公路景观设计时，可将这些景观序列进行划分，体现沿途景观的变化之美。

景观特色带是指公路沿线具有同类景观、视觉资源的区域，对在途公众气到视觉兴奋和审美娱乐的功能。

在进行景观特色带划分时，首先应确定高速公路沿线景观设计的主要节点和序列行驶，根据主要节点划分出主要景观单元、次级景观单元和景观分水岭等特征点；然后在景观设计中结合各个层级景观单元特点，考虑相邻景观单元之间类别（自然类、人文类等）差异的大小，对其进行组合、归并，划分出风格各异、协调统一的景观特色带。

其次，如有需要，可将其他小城镇、立交桥、收费站等作为次要节点进行划分，将各路段划分成更细小的景观单元，如景观过渡带和景观特色点。同时，考虑景观单元之间的差异性，从风格形式、质感色彩。比例尺度、协调统一等方面综合考虑，进行详细设计。

划分出景观特色带后，各景观带沿线公路设计应与周围环境相融合，必要时应设置休息区、观景台等辅助设施，为在途公众提供休息、观景的场所。

二、南京绕越高速东南段生态景观廊道特色带划分

绕越高速东南段是规划中的国家主干线的组成部分，同时是江苏省高速公路网，南京市第二绕城公路的重要组成，围绕城市由西南贯穿至东北，是南京城市的窗口区域。是江南地区出入交通、过境交通和城市间交通的重要枢纽，既是南京市的一条快速通道，又是国家规划中沪蓉国道主干线的组成部分。

1根据前述的景观特色带划分原则，对绕越高速公路东南段沿线多次考察和大量资料收集、分析基础上，本文系统、深入分析了沿线景观设计各节点和序列顺序，绕将整条公路景观设计分类如下

从路基形式上可分为：填方，挖方，桥梁段；从地域类型分为：牛首祖堂风景区；经济开发区；科技园区；城乡过渡区。

2景观功能定位及设计理念:

2.1景观建设的意义及必要性

1）提升道路自身品质：本项目作为国家主干线沪蓉国道的组成部分，同时是江苏省高速公路网的组成部分，是南京城东南重要的展示窗口。全线经过了众多风景名胜区、江宁经济开发区、大学城、重要的城镇等，是一条经济命脉、一条优美、人文的大道。因此，必须引入高层次的景观设计才能与其重要性相匹配，对提升道路的通达性、美观性、生态性、以及驾乘舒适度等都有巨大帮助，对于提升道路的整体地位，提成城市形象也有巨大的推动力。

2）改善沿线居民生活环境：通过对沿线100米及以外的居民生活的调研，发现道路的建设以及通车后都对他们的生活带来了负面的影响。通过对沿线细致调研的基础上，运用各种景观处理的手法及以人为本原则的指引下，将环境与居民生活的影响降至最低，此外，景观设计更加注重沿线居民生活质量及工作环境的提高，宛如回归美丽的大自然中一番。

3）改善城市生态环境：城市作为一个巨大的生态群落，人的行为对其影响越发明显。本项目的景观设计展现了遵循城市生态规律，提升城市生态环境的设计思路，为更多的建设做出样板工程，将沿线生态环境，乃至城市生态群落提升到新的高度。

2.2景观功能定位

本项目景观功能多样化，富有针对性，抓住以人为本的思路，服务更多的人群。

一类服务人群：道路上的司乘人员

绕越作为南京的外二环线，与多条高速相连，通达性强，是城市窗口区域，景观设计定位为集环境恢复、绿化观赏、文化休闲为一体的综合型环城景观带。为司乘人员展示一条美观、生态的景观大道。

二类服务人群：沿线居民

充分利用沿线100米范围内的景观用地，改善沿线居民的生活品质，以生态绿廊设计为主轴，增设街头游园、生态湿地园等景观节点，进一步平衡城区绿地结构，增加城、郊居民的生态休闲场所，展示南京城市形象，营造绿色、繁荣、和谐的景观。

三类服务人群：城市所有居民

改善环境品质，提高整个城市的生态效应，更带来土地升值和投资环境的提升，加快了城市化、现代化的进程，提升了城市整体经济、社会效益。

2.3设计理念

本次设计增加了景观用地，使得微观的道路景观被提升为宏观的景观廊道，同时绿量的增加和丰富使得该廊道生态环保，所以我们将设计理念提升为：“生态景观廊道”，既能强化和延伸原道路景观设计，又响应了南京市“绿色南京”的环境建设目标。

2.4景观处理手法

本次采用的景观处理手法概括为“保、还、借、造、障”。

1）保：保护现有景观资源，维持稳定的生态结构，合理规划、因地制宜；

2）还：对于开挖和破坏的山体迎坡面和沿线原有植被采用生态恢复设计手法；

3）借：对于沿线景观优美的丘陵、水体等路段采用开敞式布局方式，借景；

4）造：对于沿线景观元素单一或景观需要提升的路段，采用造景设计手法；

5）障：对于临近住宅、厂房或景观效果较差的区域，采用遮挡式障景设计。

3景观方案设计

3.1景观绿轴设计：

3.1．1道路红线内景观设计分析

道路红线内景观设计是根据原道路周边环境进行的处理，特别是一些周边景观较差区域采用了遮挡的处理方式，边坡、边沟内外两到三排种植乔灌木，现周边建设了100米的景观廊道，景观处理上须红线内、外协调、统一。

3．1.2景观绿轴设计

1)、普通段：

①形式一

适用于低填浅挖方段

由于低填方路段行人视点较低，前排可采取用小乔木及低矮灌木整齐划一种植或自然配置的形式，向后依次种植逐渐增高的乔木，形成整齐划一的绿化背景，植物采取行列式栽植，常绿与落叶间植，形成层次鲜明、统一中有变化的植物群落景观。

②形式二：

适用于高填方及主线桥梁段

基于路基高度和行人视线局限，高填方区路段沿线绿化形式以高大乔木种于前排，向后依次种植以乔木、灌木品种，以保证驾乘人员近远视线效果。

2)、水域段：用于沿线大面积鱼塘、水体、取土坑区域，设计通过将水体整合，岸线曲化，沿水种植垂柳等亲水植物，通透式布置植栽，将优美的景色引入到驾乘人员的视线中，后侧布置微地形及背景林，形成远山近水的景观效果。

3)、民居段：景观设计主要为沿线居民提供良好的生活环境，采取隔音降噪的障景处理方式，在民居与主线间种植雪松、竹子等进行景观遮挡；民居间的空地点植大规格的如银杏、广玉兰、桂花等观赏树木，为居民营造新观景点。

4)、工厂区段：对于大片密集的厂房处理手法同民居段，在植物配置上以大片抗污、隔尘乔木规则种植为主。

5)、陵园段：路线经过了多处陵园段落，景观处理上以遮挡为主，配合区域的环境，采用较为规则的组团式种植，或呈矩形，或倾斜，或呈弧线状，打破后侧陵园成排种植的呆板，植物选择松、柏类品种，以体现庄严肃穆的氛围。

6)、沿铁路段：道路中的部分段落与铁路并行，对司乘人员和周围居民干扰较大，设计主要采用遮挡手法。适当营造微地形，铁路两侧中间采用林带组团种植，两侧点缀花灌木，丰富司乘人员视线，减少公路、铁路对居民的干扰。

7)、林地段：沿线有多处意杨、桃树等林地，景观设计可以结合林地的品种进行优化设计，如可在意杨林前增植常绿的乔木和色叶花灌木等，营造丰富的季相景观。

3.2、景观核心区设计：

景观核心区的设计主要分为对原互通内侧景观提升，对新增互通外侧用地进行加强设计两部分内容。

1）互通内景观设计：

a、在原背景林中点植几棵大树，增强气势。

b、原片植乔木区域大小规格搭配种植。

c、沿路基部分区域增加观赏型小乔木。

d、水岸边增加耐水湿灌木。

e、互通大区域的中心位置增加了成片常绿乔木，保证冬季效果。

2）互通外景观设计：

结合原设计理念，采用自然及规则的布局相结合。在靠近村庄，厂区的一侧用地到建筑边缘，种植雪松和竹子对其进行遮挡。遇到附近有鱼塘等水面的适当进行扩大，景观处理上强化水系，营造蜿蜒曲折的水系，种植各种水生植物，形成主体景观，同时结合地方区域原有的桃园和梨园，种植桃和梨形成自然的果园景观。

4建筑立面改造设计：

4.1、建筑立面改造的必要性：

建筑立面改造的优势主要可以归纳为：1）事半功倍，经济节约；2）有助实现景观理念；3）提升城市形象。

建筑立面改造可以在不改变建筑本身结构的基础上，短时间内提升建筑的整体立面效果，是达到建筑风格统一，体现设计理念，提升城市形象，提高居民居住环境的便捷手段。如杭州、海口、哈尔滨等城市对一些街道的建筑立面进行统一改造，形成统一的风格，快速的提升了城市整体形象。

4.2、改造措施：

本项目路线主要分为牛首祖堂风景区、经济开发区、科技园区、城乡过渡区，针对这四种类型的区域提出想切合的改造建议。

本次设计基本以浅灰、黑、白色为主色调，配以点缀的朱红和原木色，结合区域的不同，全线建筑风格统一中有细节变化。

牛首祖堂风景区以古色古香、风韵十足的古园林建筑形式为主题。民居外立面以粉墙黛瓦为主，窗子表面配以朱漆，在面向主线的墙体上镶嵌类似于游廊的立柱，立柱配以朱漆，形成游廊的效果。

厂房的处理以简洁明快的风格为主题。外立面同样以白色为主调色，房顶以灰黑色勾边形成轮廓，中间加以金属防木框架，在面向主线一侧做一面金属材质的带有中国元素的景墙使得立面更加丰富。

5结语

本文对公路沿线景观带的划分及设计进行了研究，提出必须以分析沿线自然、人文景观特色为基础，同时结合全线各个主要节点的实际情况，在实施中针对现场实际用地情况及周边情况对设计进行了优化和完善，以期营造出合理的公路景观特色带，带给在途人员“人在画中游”的感官感受，切实突出高速公路“生态路”、“旅游路”、“示范路”的特点，做到“一路一品牌”，“一路一特点”。

篇5

关键词：资本结构动态调整 中外研究评述 宏观经济环境

一、引言

资本结构是指企业各种资本的价值构成及其比例关系，是企业一定时期筹资组合的结果。自1958年Modigliani和Miller提出MM结构理论，开创现代资本结构理论的研究体系后，国内外学术界对资本结构进行了深入和广泛地研究，并且越来越多的学者从多学科交叉的角度对资本结构进行了大量的理论和实证研究，极大充实和丰富了相关研究成果。学术界的相关研究最初集中在微观角度，从企业层面的特征角度来探讨影响企业资本结构选择的因素，这种静态研究存在一定的局限性，即认为企业当前的资本结构是最优的。但实际上，企业目标资本结构并不是一成不变的，而是随着企业内外部环境的不断变化而进行调整的，而这种调整速度会因资本市场摩擦而变缓，最终导致企业形成最优资本结构的行为受阻。随着计量经济学的发展和面板数据的应用，学术界也逐渐利用动态模型来研究资本结构，并提出了动态权衡理论等。但大部分学者仍然是从企业微观因素角度分析企业资本结构调整速度的影响因素。但有学者（如Welch，2004）通过深入研究发现，如果仅仅从企业特征等微观层面来研究资本结构，其得出的分析结果与企业实际情况会产生偏差。

宏观经济环境是企业融资的基本环境，是企业在融资决策时要考虑的重要因素，因此近年来有些学者将研究视点转向了探讨宏观经济环境对企业资本结构的影响。宏观经济环境主要包括了国家经济发展阶段和发展水平、经济制度和市场体系以及宏观经济政策等，其中经济周期的变化是宏观经济环境中最重要的部分，影响着企业资本结构调整的方向，金融市场环境包括信贷市场和股票市场是我国企业融资的两个最主要渠道，直接影响了我国企业资本结构的调整速度，因此本文将重点从经济周期、信贷市场和股票市场这三个方面进行归纳总结国内外学者对其相关研究的成果。

二、国内外文献综述

近些年国内外学者开始研究宏观经济环境对资本结构动态调整的影响，有些学者甚至对不同国家企业的资本结构进行横向比较分析，研究结果表明，企业宏观经济环境可以部分解释不同国家企业资本结构存在的差异。

（一）国外文献综述

国外有关研究宏观经济因素对资本结构及其动态调整速度影响的文献，主要有两种形式，即问卷调查和实证研究，其中实证研究中又有两种形式：用时间虚拟变量和经济指标来来衡量宏观经济环境。

Graham和Harvey（2001）向300多家美国企业的CFO发放调查问卷，有2/3企业的CFO认为企业进行融资决策时，会认真考虑股票市场对企业股票价格是否存在高估或者低估；同样地，Bancel和Mittoo（2004）对欧洲国家企业的问卷调查结果也表明，企业管理层在进行融资决策时会考虑资本市场的情况，具有明显的择时行为。Brau和Fawcett（2006）在对IPO进行问卷调查时，82.94%的企业CFO认为股票市场的总体情况是企业IPO决策时考虑的最重要的因素。

Booth和Laurence等（2001）以发展中国家和发达国家的混合数据为样本，将宏观经济变量包括GDP实际增长率、银行贷款/GDP、股票市场价值/GDP、通货膨胀率以及Miller税收项目，与资本结构的关系进行横截面分析，研究结果表明：这些宏观经济变量可以解释14个国家长期市场负债比率25.8%的变化，16个国家长期账面负债比率22.4%的变化，以及17个国家总负债比率27.5%的变化。

Nejadmalayers（2001）利用Probit模型实证分析了宏观经济因素对企业融资选择的影响，结果表明宏观经济因素能部分解释企业融资决策问题：（1）随着短期国库券收益上升，企业更可能发行债券融资而不是权益融资；（2）当长期国库券收益上升，收益曲线越陡，或者收益曲线越容易变动，收益曲线越弯曲，企业负债融资的可能性越大。

Korajczyk和Levy（2003）以违约差价、期限差价和三个月权益市场回报率为宏观经济环境的度量指标，对样本公司基于是否存在融资约束进行分组，用二元Probit回归模型，研究样本企业在宏观经济环境发生波动时的融资变化。最终的研究结果表明：（1）宏观经济环境的变化对企业资本结构发生时间序列变化的解释程度达12%至51%；（2）宏观经济环境对无融资约束企业的资本结构有显著影响，且资本结构呈逆周期；（3）宏观经济因素对融资约束企业的资本结构影响不大，且其资本结构呈顺周期的特征。

Drobetz和Wanzenried（2006）选用了90家瑞士企业1991-2001年间数据为样本，以期限价差、违约风险溢价、短期利率和泰德价差等四个变量指标来度量宏观经济因素，建立实证模型测度宏观经济因素对企业资本结构调整速度的影响，面板数据结果表明：期限价差、泰德价差和违约风险溢价均对资本结构调整速度有正向影响，而短期利率则为负向影响，并且经济环境良好时，资本结构调整速度更快。

Douglas和Tian Tang（2010）以美国企业1976-2006年间数据为样本，选用实际GDP增长率、违约风险溢价、期限价差和股利收益率为宏观经济变量，采用整合局部动态模型和两阶段动态调整模型，测量了宏观经济因素对资本结构调整速度的影响，结果发现：（1）资本结构具有逆周期特征；（2）无论企业是否受到融资约束，只要宏观经济环境良好，企业资本结构调整速度就更快。

（二）国内文献综述

苏冬蔚和曾海舰（2009）以1042家1994-2007年数据为观测样本，用实际GDP的自然对数和实际企业所得税的自然对数衡量经济周期，以银行不良贷款衡量信贷违约风险、金融机构贷款总额自然对数衡量信贷规模、上证综合指数的年化收益率和深证成份指数年化收益率衡量股市表现，运用面板数据分位数回归和分数响应两种非线性计量方法，研究结果表明，我国上市公司资本结构呈显著的逆周期特征。

黄辉（2009）采用GMM模型，选用996家公司的1997-2006年数据，对宏观经济因素与企业资本结构调整的关系进行研究，该文除了以GDP实际增长率、国债息差衡量宏观经济环境外，还引入了制度因素和过度负债、股价高估两个虚拟变量，实证结果表明：（1）企业资本结构在较好的宏观经济环境中有更快的调整速度，为0.7-0.8之间；（2）企业在融资时机和顺序上有融资优序和市场择时的动机；（3）宏观经济环境使得企业特征因素对资本结构的影响发生扭曲。

何靖（2010）以378家公司1998-2008年平衡面板数据为观测样本，采用GMM模型，直接将宏观经济指标内化到模型中进行估计，分析了宏观经济因素对我国上市公司资本结构调整速度的影响。研究发现，宏观经济环境不仅直接影响着样本公司对目标资本结构的选择，还作为外生冲击，影响资本结构动态调整速度，并且在宏观经济环境上升时，资本结构调整速度更快。

闵亮和沈悦（2011）选取了1998-2009年共9268个观测样本，以是否支付股利为是否存在融资约束的判断指标，将样本公司进行分组，以1998年和2008年作为宏观经济衰退期的哑变量，通过建立动态模型，研究了宏观冲击下我国上市公司资本结构的动态调整问题，结果表明：（1）上市公司资本结构动态调整是宏观冲击与公司经营特征联合作用的结果；（2）不管是否有融资约束，公司资本结构调整均对权益市场的规模效应较为敏感，而对信贷市场规模波动不敏感；（3）融资约束型公司资本结构调整速度更快，受到宏观经济环境影响更显著。

于蔚等（2012）以855家A股上市公司1999-2008年的数据为样本，以股利支付率为融资约束度量指标，将样本数据分为融资约束较轻和融资约束严重两组，建立非平衡面板数据模型，以信贷规模、股权扩容规模、贷款利率和股票市场整体收益率来衡量宏观经济环境，研究了经济转型下宏观冲击对我国上市公司资本结构调整的影响，实证结果表明：（1）从资金供给方面来看，信贷市场和股权再融资市场的容量性指标（信贷规模、股权扩容规模）和成本性指标（贷款利率和股票市场整体收益率）对公司融资决策和资本结构调整有重要影响；（2）宏观冲击的容量性指标和成本性指标对融资约束程度不同的公司资本结构调整的影响存在异质性，即融资约束较严重公司的资本结构调整更容易受到容量性指标的制约，而融资约束较轻的公司则对成本性指标的变化更敏感。

李勇（2014）以820家2001-2011年的数据为观测样本，选用实际GDP增长率、信贷规模、股权扩容规模、债券发行规模和实际贷款利率衡量宏观经济环境，并根据实际GDP增长率将宏观经济周期分为四个阶段，作为宏观经济周期的哑变量，构建了资本结构动态调整模型，研究结果显示，样本公司资本结构调整呈顺周期特征。

三、中外文献评述

通过上述对国内外文献的回顾，目前有关宏观经济因素对资本结构调整影响的研究，不同的学者从不同的角度进行了探讨，而研究结果都表明宏观经济环境对企业资本结构选择及其调整有重要影响，并且是通过企业微观层面因素表现出来的。

第一，在研究方法上，国外文献主要有问卷调查法和实证研究两种，国内主要是实证研究，在实证研究中，一部分学者采用了以时间为哑变量或者以GDP增长率划分样本进行研究；另外一些学者则直接选取一些经济指标作为宏观经济因素的变量进行实证研究，虽然选取的指标各有侧重，但总体来说最终实证结果均表明宏观经济因素影响着资本结构调整。

第二，在选用实证模型上，除了采用常规的线性回归模型外，还有些学者开始尝试用其他的模型，国外学者倾向于Probit模型，如Korajczyk和Levy（2003）；国内学者则采用GMM模型，如何靖（2010）、黄辉（2009）。

第三，在研究结论上，一般从两个方面进行讨论：资本结构呈逆周期或者顺周期变动，以及不同的宏观经济环境下资本结构调整的速度。目前关于前者的结论不统一，有些学者的研究表明，本国企业资本结构调整呈顺周期特征，如李勇（2014）；而Korajczyk（2003）、孔庆辉（2010）则认为融资约束少的企业呈逆周期特征，融资约束严重的企业则有顺周期特征，但更多的结论表明企业资本结构呈逆周期变动。关于后者，绝大多数研究结果表明，宏观经济环境良好时，企业资本结构调整速度更快；融资成本越高，调整速度越慢；融资约束型企业调整速度更容易受到“容量受限”的影响，非约束型则更容易受到融资成本的影响，如Drobetz（2006）、Douglas（2010）、黄辉（2009）、闵亮（2011）、于蔚（2012）等。

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