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序論：在您撰寫宏觀經濟論文時，參考他人的優秀作品可以開闊視野，小編為您整理的7篇范文，希望這些建議能夠激發您的創作熱情，引導您走向新的創作高度。
(一)發展歷程縱觀統計學的發展歷史，我們從中得出，宏觀經濟統計分析將統計學作為知識體系的核心，還具有較為獨特、清晰的發展流程。這也就是說，我們能夠利用3個發展階段概括宏觀經濟統計分析。下文針對這三個階段進行研究，并分析其中存在的基本問題。第一個發展階段：在該階段，經濟學專家主要關注國民經濟的重要統計指標，研究比較國家經濟實力的實際發展情況。第二個發展階段：屬于國家經濟核查體系的完善階段。多數和本體系有關的部門，在分類上更加細化，使得國家經濟核查體系逐漸完善。在本階段，統計學設計思想也得到了較大程度的改進，確定核心指標，形成指標體系和國家經濟行業分類體系，細化國民經濟結構部分等，不斷充實宏觀經濟分析中的科學統計體系。在科學應用統計學的基礎上，優化資料配置，將社會經濟危機給經濟發展帶來的影響降到最低。第三個階段，也是宏觀經濟統計分析目前所處的階段。在本階段，在經濟統計領域中，形成了微觀統計與宏觀統計互相促進、互相融合、不斷完善的新局勢，使得宏觀經濟統計分析邁入一個全新的發展階段。信息網絡技術、電子商務、政府信息化、網絡購物以及企業信息化等方面的發展，宏觀經濟統計分析的獨立性地位更加重要。這就要求人們要從新的社會發展途徑中，深刻理解經濟統計，為統計分析打好基礎。一些人無法全面理解國民經濟核算，認為國民經濟核算主要是只是用來說明宏觀經濟統計數據，這無法發揮國民經濟核算體系的分析作用。此外，國民經濟核算統計在旅游業、收支分配調節、交通運輸、物流、金融體系以及文化產業、科技創新等方面的統計要求都無法得到滿足。
(二)歐美發達國家宏觀經濟統計分析發展的基本問題在歐美等發達國家，多數經濟學專家和統計學專家都對宏觀經濟統計分析進行了研究。其中經濟學家、統計學法威廉•配第就對國民收入總量進行分析、統計。隨后，出現了價格與需求函數關系量化分析，并獲得了一定程度的完善，進而實現統計和分析這兩門科學的相互融合與共同發展。在20世紀30年代，凱恩斯提出了國家經濟核查體系，人在此基礎上，不斷發展和充實國家經濟核查體系。此后，出現了投入產出分析法與資金流量表。這些都極大了促進了宏觀經濟統計分析的推廣應用和發展。
(三)中國宏觀經濟統計分析發展的基本問題統計作為國民經濟計劃的檢查與制定工作之一，在企業，乃至國家所有部門中都起著極為重要的作用。因此，宏觀經濟統計分析成為了總結與分析國民經濟發展的一個重要工具。但是就我國目前形勢而言，統計學數據等有關內容并沒有獲得較為深刻的利用，統計學的重要性經常被忽視。因此在實際的發展過程中，我們要明確統計學在整個宏觀經濟統計分析的研究方向、核心地位、知識體系中的關鍵所在等，并不斷發展此趨勢，利用措施彌補數據的不足和數據質量問題，對問題進行深入分析，采取現代統計學分析法，實現統計學的獨立發展，以此發展宏觀經濟統計分析體系。
二、結束語
我國產能過剩行業不僅僅是絕對過剩，往往都存在著一定程度的結構過剩。表現為低端產品、粗加工領域產能過剩，而該行業內高端產品、高技術項目、高附加值領域產能不足。這樣的結構過剩阻礙了產業結構的升級和轉型。以我國鋼鐵行業為例，在產能利用率低、產能嚴重過剩的情況下，近幾年還要從國際市場進口超過千萬噸的鋼材，原因就是我們過剩的都是低附加值產品，無法滿足市場對于高端產品的需求。對于這種尷尬的局面，一些中型企業舍棄了鋼鐵的主業，沒有在技術研發、產品升級上投入大量資本和人力，反而將其投入到其他領域，放棄對高附加值的高端市場的追求導致了企業投資的大而不精，對國外市場高端產品的依賴阻礙了鋼鐵產業的持續升級。另外我國各地迅速擴張的鋼鐵企業大多數都是中小型民營企業，規模小、技術差、污染大，在缺乏有效資本市場的作用下，很難進行產業整合，這些中小企業的快速發展反而降低了產業集中度，造成了產業結構升級的阻力。
二、對策建議
（一）銀行業構建防御體系銀行業等金融機構要針對產能過剩行業規模的擴大采取有效措施，構建既保護自己同時也能有效刺激產業整合升級的防御體系。首先，投放信貸規模上要嚴格控制。銀行要加強與政府的聯系和合作，建立產業信息共享機制，使過剩行業的動態能夠達到政銀共享，合力制定戰略規劃和政策。其次，銀行業要充分把握信貸的主動權，抑制企業的重復生產，支持企業開展自主創新和產業升級，同時積極參與企業并購重組的過程中，增加行業內新的增長點。第三，建立對風險的防控體系，各銀行之間加強信息共享及信貸統一準則的協商，防止企業盲目授信、過度授信等行為的發生，同時建立信貸風險評估機制。第四，銀監會要加強差別化監管，加大違反規定向產能過剩行業提供授信行為的懲治力度，引導銀行業將信貸資源轉向低能耗等綠色信貸領域。
（二）增加基礎投資，刺激國內需求林毅夫曾說：“解決產能過剩還是必須靠投資，能夠降低能耗、提高效率的投資?！?014年前三季度以來，從中央到地方都在加大力度進行基礎設施項目的審批，開工項目不斷增多。從推進發展西部戰略、實施城鎮一體化建設、農業現代化等政策措施來看，我國基礎配套設施建設還存在著一定的增長空間。國務院已提出將增加與民間資本合作的方式來促使更多的私人資本投資進入基礎設施建設項目中，拓寬了融資渠道，發揮了市場調節的作用。其次要通過調整收入分配制度來提高低收入者的購買力，積極培育消費的新形態，以補貼、減稅等手段刺激消費，通過擴大內需緩解過剩的產能。
本文的數據均來源于巨靈金融平臺及國泰安（CSMAR）數據庫，樣本選用2002—2012年滬、深A股上市公司。由于CSMAR數據庫從2002年開始披露成本費用粘性計算中所需使用的收入及費用季度數據，另外，考慮到宏觀經濟波動的研究需要，為了保證恰當的時間跨度，本文選用了2002—2012年的數據進行研究分析。在研究過程中，本文剔除了金融業上市公司及同一年度中四個季度銷售額連續上升或連續下降的樣本。最終，本文的樣本包含了961家上市公司，共11351個觀測值。
二、變量定義及回歸模型設定
(一)宏觀經濟波動的計量已有研究在考察宏觀經濟因素對成本粘性的影響時，通常選用的是GDP增長率（Lev&Thiagarajan,1993；ABJ,2003；Bankeretal.,2010；孫錚，2004等），沒有考慮到宏觀經濟波動對成本粘性的影響。本文選用產出缺口對宏觀經濟的波動進行計量。
(二)成本費用粘性的計量借鑒DanWeiss(2010)的方法，本文利用企業收入、費用的季度數據，通過下列算式，對各企業每一年度的成本費用粘性水平進行了計算。上式通過測量銷售額每下降一個單位時的費用變動額和銷售額每上漲一個單位時的費用變動額之間的差值，來衡量企業的費用粘性水平。若Sticky<0，說明企業存在成本費用粘性；反之，若Sticky>0，則說明企業存在成本費用反粘性。
(三)管理者未來預期的計量行為經濟學相關研究表明，管理者會依據企業前期的業績表現來推測企業未來的發展狀況（Barberisetal.，1998;LantandHurley，1999），當前期銷售額增長時，管理者往往會更加的樂觀；反之，會更加的悲觀（曹歌，2012；Bankeretal.，2014）。因此，本文設置了一個關于管理者預期的虛擬變量，并將前期銷售額變動方向作為管理者預期的判斷標準：當第t-1期銷售額大于第t-2期銷售額時，我們認為管理者對第t期銷售額將持有樂觀預期；否則，將持悲觀態度。
(四)回歸方程的設定為了檢驗假設一，即觀察宏觀經濟波動是否會對費用粘性產生影響影響，我們使用了如下方程。在這里，我們用管理者未來預期與產出缺口的交乘來研究宏觀經濟波動與管理者未來預期共同對費用粘性產生的影響，并以此考察管理者未來預期在宏觀經濟波動對費用粘性的影響過程中所扮演的角色，在這個方程的回歸結果中，我們主要觀察該交乘項的符號和顯著性，以此檢驗假設二、三、四。
三、實證分析
(一)描述性統計在表1中，我們隊全體樣本進行了描述性統計。我們可以看到，費用粘性的均值和中值分別為-0.1393、-0.1171，均小于零，說明我國上市公司普遍存在著費用粘性的現象；管理者預期的均值為0.7477，大于0.5，說明上市公司高管更容易對企業未來的發展持有樂觀預期，這與上市公司的費用粘性現象相互對應；第一大股東持股比率的均值約為38%，兩職分離情況的均值約為0.9，說明我國上市公司中并沒有很嚴重的問題。在表2中，我們將樣本按照企業性質劃分為國有企業與非國有企業，并對子樣本進行了雙重差分檢驗。從上表中我們可以看到，國有企業的平均費用粘性為-0.0855，非國有企業的為-0.1783，非國有企業費用粘性程度顯著高于國有企業的費用粘性程度，并且，就均值而言，國有企業管理者的樂觀程度顯著高于非國有企業高管的樂觀程度，說明國有企業的治理效率更低，當經濟發生波動時，對于成本的調整也更加隨意，這在一定程度上支持了我們的假設三和假設四。此外，無論是均值還是中值，國有企業第一大股東持股比率都要顯著高于非國有企業，這在一定程度上會加重國有企業的問題，導致國企的治理效率低下。
(二)實證回歸結果利用模型1和模型2對假設H1-H4的檢驗結果如表3所示。在模型1的回歸中我們可以看到，產出缺口與費用粘性水平顯著正相關，說明當產出缺口大于零，即宏觀經濟上行時，企業的費用粘性水平會隨之上升，印證了假設1。另外，資本密集度與成本粘性顯著負相關，說明企業的資本密集度越高，當收入出現波動時的調整成本越高，企業的費用粘性就會越強，這與前人的研究相一致；相反，勞動密集度的系數顯著為正，這是由于在計量過程中，我們為了控制異方差對勞動密集度取了對數，導致勞動密集度的樣本值小于零導致的，就本質而言，勞動密集度的系數說明當企業的勞動密集度高時，企業的費用粘性也會更強。為了驗證假設2，即管理者未來預期在宏觀經濟波動對費用粘性影響機制中的作用，我們在模型1的基礎上加入了管理者預期的變量及其與產出缺口的交乘項，得到模型2。模型2的回歸結果顯示，管理者未來預期的樂觀程度與企業的費用粘性顯著正相關，說明當管理者對企業的未來發展持有一種樂觀態度時，往往會更不愿意調整企業的現有資源，以防未來期間調整成本的發生，這與曹歌（2012）、Bankeretal（.2014）的結論是一致的；管理者未來預期與產出缺口的交乘項也與企業費用粘性水平顯著正相關，說明當管理者對未來持有樂觀預期時，宏觀經濟上行對費用粘性的促進作用就會加??；反之，當管理者對未來持有悲觀預期時，宏觀經濟下行對費用粘性的抑制作用也會加劇，假設二得到數據支持。模型3和模型4是在將全樣本劃分為國有企業和非國有企業的基礎上，用子樣本對模型2進行的重新回歸，其中模型3是對非國有企業樣本的回歸，模型4是對國有企業樣本進行的回歸。從回歸結果上我們可以看到，在國有企業樣本的回歸中，管理者未來預期與產出缺口的交乘項與費用粘性水平并無顯著的相關關系，說明當國有企業管理者持有樂觀預期時，宏觀經濟波動對費用粘性水平并不存在著顯著影響，這可能是由于國有企業的治理效率低下，管理者并沒有很強烈的把企業做大做強的動機，并且國企的所發生的費用多少也不會對企業的生存產生實際的影響，在做出成本決策時，管理者并不會很認真的考慮調整成本的問題，更多的考慮的是利潤最大化和個人利益的問題。與國有企業相反，在非國有企業贗本的回歸中，管理者未來預期與產出缺口的交乘項系數顯著為正，說明在非國有企業中，管理者未來預期會加劇宏觀經濟波動對費用粘性的影響，這可能是由于非國有企業管理者的“帝國建設主義思想”更強，在作出成本成本決策的過程中也就會更加細致的考慮宏觀經濟的波動等一系列因素導致的。由此，假設3和假設4得到證明。
四、結論
國際上存在很多種類的匯率制度，一個國家所采用的匯率制度不是一成不變的。隨著決定匯率制度的主導性影響因素的變化，原有的匯率制度必然面臨重新選擇。匯率制度選擇問題的核心是權衡效率與穩定之間的兩難，在一個資本賬戶未開放的發展中國家，不可能有真正意義上的外匯市場，也不可能有市場化匯率，而資本賬戶的開放和匯率的完全市場化才是有效的匯率制度安排。顯然，中國與完全市場化的匯率制度安排有相當大的差距，只能選擇穩定的匯率而犧牲一定的效率。當前中國最緊迫的任務是進行匯率水平的調整以及與之相適應的匯率機制的建設。
從國外經驗來看，無論是匯率制度還是匯率水平的調整，都必須主動操作，不可被動應付。凡主動操作的，大都取得了成功，如德國、智利和韓國；凡被動應對的，幾乎沒有成功的先例，如亞洲金融危機期間的泰國、馬來西亞。為解決內外部經濟失衡，釋放由人民幣幣值低估所導致的經濟風險，緩解匯率調整對經濟帶來的沖擊，進行主動的匯率調整是必需的。
從當前國際、國內的經濟、金融狀況分析，人民幣升值時機是比較有利的，并且存在加速升值的可能。從國內因素來看，中國經濟在高位運行，內需相對旺盛；近幾年的財政收入快速增長，有實施擴張性財政政策的基礎，可以滿足或部分滿足由人民幣升值導致的部分外需向內需的轉化。同時，由于我國對資本項目實施管制，對投機性資本流入特別是短期的投機性資本流入有較好的阻隔作用。
從國際因素看，由于最近幾年世界經濟增長強勁。美元利率處于高位；日本也在最近結束了長達5年零利率政策；歐元區也在進行小幅加息。國際經濟、金融環境給我國提供了良好的匯改時機。
世界經濟的強勁增長增強了對我國的出口需求，可以抵消或部分抵消人民幣升值帶來的短期出口產品競爭力的下降。世界利率（主要是美元）處于較高水平有利于人民幣加息，以減少國內市場過剩的流動性。
我國經濟的對外依存度較高，自2002年以來就一直在50%以上，且在國際貿易中，大多以美元為計價和結算貨幣，顯然，人民幣兌美元的匯率對我國的貿易收支及經濟增長有極為重要的影響。國內有許多學者對人民幣匯率調整對我國經濟的影響作了研究?？傮w來看，這些研究大都認為，當匯率升值幅度較小（如5%以下）時，對貿易收支、經濟增長影響較小；當升值幅度較大（如10%以上）時，則危害較大。
中國的外匯市場還不是嚴格意義上的由供求雙方自發形成的市場。當前，我國采取了企業強制結售匯、商業銀行周轉頭寸限額管理和央行干預等制度安排，外匯市場是一個買賣雙方壟斷的市場，中國銀行是最大的賣方，中國人民銀行是最大的買方，全部托盤買入，匯率變動的幅度被嚴格控制在0.3%以內。因而，人民幣兌美元的匯率水平及其調整幅度在一定程度上是可控的，匯率對經濟而言是外生的，并對經濟產生全面的影響。顯然，由匯率本身的屬性所致，匯率是調節內外部均衡的有力工具。
匯率作為宏觀經濟調控手段至少具有以下幾個特征：匯率作為調控工具在調節外部平衡方面最具功效，這是由其作為貨幣的對外價格這一屬性決定的；匯率調整對宏觀經濟（即內部平衡）兼具有擴張和收縮的雙向調節作用，且其作用力度是對稱的；匯率調整對經濟的影響主要是短期的；匯率既是總量調控變量，也是結構調節變量，對貿易品生產和消費結構有調節作用；將匯率引入作為宏觀調控手段時，同時也使原先貨幣政策的利率操作空間縮小。
匯率作為宏觀調控工具時是有約束邊界的，有兩個約束條件：防范投機性外資的大量流入。為防止投機性外資大量流入，人民幣的年升值幅度必須限定在一定幅度之內，一般限制在5%以下為宜；防止對貿易部門的過度調整。我國在走向開放的經濟中采用勞動密集型技術，通過出口導向促進經濟增長戰略，這是一種促進就業并符合我國資源稟賦條件的貿易戰略。而匯率的調控作用對貿易部門的收縮作用最大，較大幅度的升值將重創該部門，因而，匯率調整必須根據我國貿易順差程度和結構調整的需要來確定，同時也考慮國內企業進行結構調整的適應能力，應避免由于匯率大幅升值破壞出口競爭力。
蒙代爾－弗萊明模型分析了開放經濟下的財政政策和貨幣政策在宏觀調控與政策搭配中的相對作用，該模型是國際經濟學的經典分析工具，其后的理論發展都是在這個模型基礎上的修正、延伸。在這些模型中，匯率一般是作為宏觀調控的因變量出現的，但是，鑒于人民幣匯率形成機制的特殊性，由于其可控性而使其可以作為宏觀調控工具，即作為宏觀經濟的自變量，在這方面的理論發掘尚待深入。
匯率升值通過匯率的杠桿效應使總需求減小的同時，也使總需求在國內外的分配中由國外向國內轉移，從而降低通脹的壓力并改善外部不均衡。但問題是：由于人民幣幣值存在較大幅度的低估，人民幣的初始升值強化了國外對人民幣持續升值的預期；如果外資轉化為人民幣后不投入非貨幣資產，外資流入的年收益率是人民幣年升值幅度與國內利率之和，這個收益率與國外利率之間的權衡（這里沒有考慮外資進入的操作成本和政策風險）來決定外資是否流入。因而，在人民幣升值時，為防止投機性資金的大量流入，國內將保持較低的利率水平，由外資流入導致的流動性增加以及低利率水平共同推動資產（如股票和房地產）價格的走高，可能形成泡沫。從資本市場而言，這將導致上市公司增加直接融資、增加投資；從信貸市場而言，低利率導致信貸擴張，這些過度投資導致總需求擴張，并可能導致通脹；在這些投資轉化為生產能力后又將導致產能過剩，進而導致通貨緊縮，加劇了經濟增長的波動性。對于外資而言，在轉化為人民幣后可以在股票、房地產等市場“伏擊”，獲取人民幣資產價格上漲帶來的收益。
（一）有關社會矩陣的平衡方式
除采用以上方法之外，還通過CGE進行研究。在建立CGE模型之前，要先對初始的SAM進行科學處理?？刹捎米钚〗徊骒胤▽ο嚓P問題進行深入研究。例如，使用最小交叉熵法對相關的房產服務和房產開發、房產物業管理等經營活動進行有效、科學、全面的進行考察，并根據比較科學的原理和科學方法進行調整，使有關數據達到平衡，即與原始值保持一致。
（二）有關房地產實際經濟價格的經濟影響
房地產經濟在我國國民經濟中的位置，表明了房地產經濟在各經濟行業中至關重要性。房價的波動時刻影響著我國宏觀經濟的波動。例如，房價上漲，則和房產業關系密切的鋼鐵行業、砂石行業、機械行業等行業產品價格也隨著上漲。房產價格下降，這些行業的產品價格也會隨之下降；農業同房地產業的關聯程度較小，因此農產品價格的變化相對較小，不受房地產價格變化的起伏而變化。其次，房地產價格變化對整個國家宏觀經濟是正相關形式變化，房地產價格上漲，宏觀經濟相關數據也會隨著變化。同時，房地產價格變化對居民收入有著顯著的調節作用，房產價格出現小幅度改變，在收入水平上沒有明顯的變化。但是，房產價格有顯著變化時，則居民收入也會有顯著變化，總之房價和居民收入密切相關。同時，房地產價格的變化對金融業也有一定的影響，金融業的彈性較大，從投入到產出，很明顯的能夠看出兩者的關系。
二、有關房地產價格的效應與影響
（一）有關價格上漲的部門直接產生效應
首先，從實際效果上來說，和之前預計的保持一致。在一些場景中，由于房地產的實際價格上漲讓一些行業呈現出多種不同的幅度增長。其次，在相應的場景中，排除所有房地產自身以外，相應的建筑業、重工業以及一些公用事業均受到房地產影響頗大，在一些農業、工業與相關服務業中相應的房地產價格上漲實際影響比較小。綜上述，從整個行業的實際分布來說，由房地產的實際帶動是比較大，主要以一些基礎性設施為主要行業，而這些行業中大多數都存在著相應的產業關系。所以，部分行業在實際的產出增量中要增加直接性關聯，一些輕工業與農業等多種行業其實際增長幅度都比較小，而和預期相對比卻保持著一致性。
（二）房地產價格的相關影響
我國房地產實際價格的不斷下降也讓國家的宏觀調控發生著相應的變化，同時隨著我國經濟體系的不斷改革，我國一些房地產行業已經逐年呈現下降的趨勢。這就在一定程度上影響了房地產的GDP的實際變動，相應的就業以及進出口也在不斷增大，而對一些消費與總產出來說其一直都受著宏觀調控的直接影響。對我國的房地產行業來說，其實際價格的不斷變動對一些非生產的賬戶有著直接而必然的影響。對房地產的下降與上升使一些人的收入持續降低。但是，房地產的實際價格下降直接影響著人民的生活。相關政府與企業的房價與收入在實際的變動方面也存在著諸多不同。相反的是，其給相關的居民只帶來了較差的居民收入，房地產的實際價格的下降對我國的居民有著直接的負面影響。
三、結語
(一)實證方法傳統的經濟計量方法往往以經濟理論為基礎來描述變量間的關系，然而經濟理論通常并不足以對變量之間的動態聯系提供一個嚴密的說明，而且內生變量既可以出現在方程的左端也可以出現在方程的右端，從而使得估計和推斷變得更加復雜，向量自回歸(VAR)較好的解決了以上問題。在研究貨幣政策傳導及其影響的過程中，向量自回歸模型已經成為最重要的實證方法之一。因此本文也采取向量自回歸模型進行實證研究。
(二)變量選取本文基于貿易渠道和金融渠道選擇變量，選取中國的經濟增速、物價、貨幣供應量增速、貿易余額增速、股價、匯率以及美國的貨幣供應量增速進行研究。對于中國的經濟增速，由于國家統計局公布的GDP數據為季度數據，數據量較少，而工業增加值與國內生產總值、第三產業增加值存在非常相似的變化態勢，因此采用工業增加值增速(cgdg)作為經濟增速的變量。對于物價，因為工業品出廠價格指數(cppi)市場敏感度非常高，通常可作為通貨膨脹的先行指標，因此將其作為指標。關于貨幣供應量增速，以M2增速(cm2g)為研究對象。對于貿易余額增速(ceig)，選擇出口當期值與進口當期值之差的同比增速來衡量。以上證收盤綜合指數作為股價(csti)的衡量變量。對于匯率，基于目前中國實行參考一籃子貨幣的有管理的浮動匯率政策，將其確定為實際有效匯率(cexr)。對于美國的貨幣供應量增速，以M3可能更好的衡量流動性，然而IMF統計數據庫的M3統計時期截至2005年第四季度，此外目前中國的資本市場開放度相對較低，美國M3對中國的影響有限，因此以美國的M2增速(um2g)作為變量。數據來源于中國國家統計局、IMF統計數據庫和國際清算銀行。
(三)數據說明及其統計特征在樣本選擇期方面，由于2001年12月11日中國正式成為世貿組織成員，2008年11月25日美聯儲開始啟動首輪量化寬松政策;此外2008年量化寬松政策開啟至目前的季度數據跨度較短，實證結果難以說明問題;因此選取2002年1月至2013年12月作為實證研究的樣本區間。為進一步對比量化寬松政策實施前后中國經濟指標響應的變化，以量化寬松政策開啟時點為界限，將樣本選擇期劃分為兩個子區間:第一階段為2002年1月至2008年11月，第二階段為2008年12月至2013年12月，對這兩個子區間再分別進行研究。各序列的統計特征如表1所示。中國的經濟增速(cgdg)、工業品出廠價格指數(cppi)、M2增速(cm2g)、貿易余額增速(ceig)、實際有效匯率(cexr)和美國M2增速(um2g)均為I(0)序列，而中國的上證收盤綜合指數(csti)為I(1)序列。這樣，如果要利用回歸模型研究各序列之間的關系，就要求各序列之間存在協整性，為此本文利用Johanson協整性檢驗方法對其進行檢驗。如表2所示，七個序列中存在兩個協整關系。
二、實證結果及分析
(一)量化寬松政策之前的估計結果根據AIC統計量可得向量自回歸模型的最優滯后階數為二階，利用脈沖響應函數方法，求取美國M2增速對中國的經濟增速(cgdg)、工業品出廠價格指數(cppi)、M2增速(cm2g)、貿易余額增速(ceig)、上證收盤綜合指數(csti)、實際有效匯率(cexr)六個指標的沖擊。量化寬松政策實施之前即以2002年1月至2008年11月的樣本為研究對象。美國M2增速提高1個百分點，長期來看，美國M2增速對中國經濟增速、工業品出廠價格指數、中國M2增速具有正向的沖擊;對貿易余額增速、實際有效匯率具有反向的沖擊;上證收盤綜合指數基本不受影響。各經濟指標具有較強的波動性，呈現明顯的周期性變化。表3是中國經濟指標波動的方差分解結果。以第36期即3年的時期來看，美國M2增速對中國各指標的貢獻度分別為6.58%、4.17%、5.12%、4.93%、1.32%和1.76%，國內因素對各對應指標的貢獻度分別為93.42%、95.83%、94.88%、95.07%、98.68%和98.24%。
(二)量化寬松政策之后的估計結果量化寬松政策實施之后即以2008年12月至2013年12月為樣本區間進行研究。美國M2增速提高1個百分點，中國的經濟增速、工業品出廠價格指數、M2增速、上證收盤綜合指數呈現正向的變化;貿易余額增速和實際有效匯率呈現反向的變化。如表4所示，以第36期即3年的時期來看，美國M2增速對中國各指標的貢獻度分別為8.14%、19.29%、14.22%、4.52%、9.51%和8.09%，國內因素對各相應指標的貢獻度分別為91.86%、80.71%、85.78%、95.48%、90.49%和91.91%。總體而言，美國M2增速發生一個正向沖擊，對于中國各經濟指標，量化寬松政策實施之前具有明顯的周期性變化;之后，其變化具有明確的方向性。對于上證收盤綜合指數，量化寬松政策實施之前的結果顯示基本不受影響，而之后的結果呈現正向的響應。量化寬松政策之后的美國M2增速對中國各經濟指標變化的影響程度大于量化寬松政策之前。
三、結論與政策建議
本文基于2002年至2013年這一新的樣本選擇期，分析了美國量化寬松政策對中國宏觀經濟的影響，為進一步使得研究具有對比性，將樣本期劃分為兩個階段分別加以檢驗，研究結論總體如下。首先，無論量化寬松政策實施之前還是之后，美國M2增速對中國宏觀經濟影響的貢獻度僅占很小的比例，中國宏觀經濟指標變化絕大部分由其自身解釋。因為自2005年7月起，中國開始實行以市場供求為基礎、參考一籃子貨幣進行調節、有管理的浮動匯率制度;人民幣匯率不再盯住單一美元，而是按照中國對外經濟發展的實際情況，選擇若干種主要貨幣，賦予相應的權重，組成一個貨幣籃子，在此基礎上測算人民幣多邊匯率水平的變化;因此中國的貨幣政策呈現一定的獨立性。其次，量化寬松政策實施之前，中國宏觀經濟指標對美國貨幣政策的響應具有明顯的波動性，各宏觀經濟指標變化具有一定的周期性;量化寬松政策實施之后，中國宏觀經濟指標變化呈現明顯的方向性。量化寬松政策實施之后的美國M2增速對中國各經濟指標變化的解釋程度大于量化寬松政策實施之前。最后，量化寬松政策實施之后，長期來看，中國的經濟增速、工業品出廠價格指數、M2增速、上證收盤綜合指數呈現正向的響應;這是因為美國量化寬松政策的實施會導致其需求增加，基于中美經濟的互補性，同時由于中國寬松貨幣政策的實施，從而引起中國M2增速、中國經濟增速和工業品出廠價格指數上升，中國的流動性增加會引起股價指數上漲。貿易余額增速和實際有效匯率呈現反向的響應，因為美國量化寬松政策的實施，導致美元貶值，人民幣升值，所以實際有效匯率表現為反向變化，這進一步會引起貿易余額增速呈現反向變動。
(一)模型定義為了合理描述宏觀經濟波動狀況與汽車行業發展情況，將宏觀經濟的形勢和汽車行業的發展分別看作是兩個綜合的、模糊的、不可觀測的潛變量，其中宏觀經濟的形勢受多個可觀測經濟變量的影響，如CPI、PPI等;而汽車行業的發展情況也是由汽車產銷量、汽車進出口量等可觀測變量共同作用的結果。
(二)研究方法結構方程模型(SEM)是在70年代KarlJores-kog和DagSorbom等學者提出的在統計理論基礎上發展而成的驗證性多元統計分析技術［11］。通過觀測變量集合之間的協方差結構和相關結構，從定量的角度建立模型處理潛變量與潛變量、潛變量與觀測變量之間關系的方法。一個典型的結構方程模型包括兩大部分:測量模型與潛在結構模型。1)測量模型:描述潛變量與顯變量之間的關系:x=Λxξ+δ(如CPI與宏觀經濟形勢的關系)y=Λyη+ε(如汽車產量與汽車行業發展情況的關系)在實際應用當中常常將潛變量表達為其相應顯變量的線形加權和的形式，且有幾個潛變量即需定義幾個度量模型。2)結構模型(StructuralModel)描述的是潛變量之間的因果關系:結構模型η=Βη+Γξ+ζ(宏觀經濟形勢與汽車行業發展情況的關系)實際應用中往往用線形回歸的形式擬合潛變量之間的關系，潛變量之間的回歸系數常稱為路徑系數。
(三)指標選取與模型構建宏觀經濟波動體現的不僅僅是GDP的變動，而是伴隨著出口、消費、存貸、利率等一系列經濟指標的變化。同樣汽車行業的發展狀況也絕不僅是由汽車的產銷量來體現，而是通過一系列汽車指標進行的綜合評判。筆者將宏觀經濟形勢和汽車行業發展情況看作不可直接觀測的潛變量，而將反映宏觀經濟形勢和汽車行業發展情況的經濟指標作為其觀測變量。參考以往關于宏觀經濟與汽車行業之間關系以及各類指標數據，結合歷年關于宏觀經濟與汽車行業的發展數據，運用SPSS進行因子分析，得到下列變量指標。在結構方程模型的結構路徑圖中，用圓或者橢圓表示潛變量，矩陣表示觀測變量，單向箭頭表示一個變量對另一個變量的影響，雙箭頭表示變量之間的協方差或者相關關系。宏觀經濟與汽車業相關關系模型的結構路徑圖和基本路徑假設如圖2。
(四)數據說明模型選取的所有數據均來源于國家統計信息網以及《中國汽車工業年鑒》2007至2012六年間的月度數據，缺失數據運用趨勢擬合與均值補充進行數據填充。
二、實證分析與結果
(一)模型的擬合度檢驗基于六年的72條數據，運用軟件AMOS17．0，對模型進行了驗證分析。使用檢驗、規范擬合指數NFI和修正擬合指數IFI、比較擬合指數(CFI)、近似誤差平方根(RMSEA)等較為穩定的指標考核模型的整體擬合優度，擬合后的評價結果及其理想值匯總于表2。表2表明，P值為0．000，說明模型通過檢驗;卡方與自由度之比從總體上反映了模型的擬合度，有學者認為小于2．0，則可以認為模型擬合較好，但也有學者認為當χ2/df介于2．0到5．0時，也可以接受模型，要視情況而定。本模型由于樣本空間較少，故3．8在可接受范圍之內。規范擬合指數NFI、修正擬合指數IFI和比較擬合指數(CFI)都是越接近于1越好，而RMSEA低于0．1才是好的擬合，模型結果中NFI、IFI和CFI都在0．8以上，RMSEA為0。093，小于0．1，說明模型整體擬合效果較好。另外，根據AMOS所給出的結果，其組成信度(CR)大部分都在0．7－0．9左右，其平均提煉方差(AVE)也都在0．5以上，所以無論是從總體上，還是從內在結構上，該模型都實現了較好的擬合效果，說明了該結構關系能夠反映樣本數據之間的內在關系。需要指出的是，由于樣本數量的關系，模擬結果還未達到最理想。
(二)模型的結構關系分析運用軟件AMOS17．0進行假設模型的驗證與分析，再根據修正指數MI進行多次變量之間關系的修正，得到所有不可觀測變量之間的路徑系數以及顯變量與隱變量之間的因子負荷，其結果如圖3所示。本文構建結構方程模型時采用了固定因子負荷法設定因子的度量單位。由圖3分析表明:第一，負荷系數具有顯著性，表明測量變量能很好地反映其對應的潛變量。在宏觀經濟形勢因子中，外商直接投資、貨幣供應量和匯率對宏觀經濟的潛力影響顯著，工業增加值的增長對宏觀經濟的發展影響顯著，工業品出廠價格指數對宏觀經濟的現狀影響顯著。汽車行業發展中，汽車產量和汽車工業增加值的作用很明顯，而汽車產品以及汽車進出口貿易差額的作用不是很顯著。第二，路徑系數具有顯著性，表明宏觀經濟形勢與汽車行業發展之間確實存在結構關系。宏觀經濟影響因子與汽車制造業發展的相關系數分別為:0．88、0．84、0．71，其中，宏觀經濟因子E1，即宏觀經濟的潛力水平對汽車制造業的發展影響最大。相關關系表明，信貸、貨幣、財政收入、城鎮固定投資額、PPI、PMI等外生因素對宏觀經濟的作用最終也影響了汽車行業的發展。兩者之關系可歸結為:汽車行業的發展程度受宏觀經濟形勢的影響，宏觀經濟形勢在很大程度上也反作用于汽車行業的發展，且對汽車行業的產量、貿易、增加值都有顯著影響。
三、結論
