经济周期与行业分析范文

导语：如何才能写好一篇经济周期与行业分析，这就需要搜集整理更多的资料和文献，欢迎阅读由公务员之家整理的十篇范文，供你借鉴。

篇1

在经济周期的不同阶段，经济增长速度迥异，宏观经济政策政策也大相径庭，对企业经营和外部融资环境产生重大影响，进而影响企业的投融资。

（一）经济周期与宏观经济政策的关联性研究 王风云（2005）等认为经济波动频繁的主要原因是宏观经济政策的频繁调整。付一平（2005）等通过对财政政策与经济周期波动之间关系的判断，描述结构VAR模型中财政政策的作用和反馈过程，结果发现我国积极财政政策操作过程中体现出了一定程度的相机选择性和对经济周期阶段的依赖性。而杨召举（2007）从经济周期角度考察货币政策对经济的影响，实证研究发现：货币政策不是经济周期产生的原因，经济周期也不是货币政策变动产生的原因；但货币政策变动会对经济产生影响，剧烈的货币政策波动将使得经济也产生同向的波动。刘士宇（2007）围绕总需求角度，运用多种时间序列分析方法研究改革以来引起我国经济周期波动的因素，以及这些冲击对经济系统的影响。其分析结果表明：在总需求的三大构成要素中，投资波动是引起我国经济波动的主要原因。虽然学者的结论并非完全一致，但本文认为经济周期通过宏观经济政策的调整对企业投融资产生了影响。

（二）经济周期与企业投融资行为的研究 基于宏观经济环境，从经济周期角度解析企业投融资问题得到了诸多学者的关注。Altman（1983）发现，在经济衰退时期，公司更容易陷人困境，经济增长、股价指数和货币供给量对公司陷人困境的可能性有显著影响。Bae（2002）以亚洲金融危机为背景，证实宏观经济状况通过银企关系影响公司财务困境的可能性。Myers & Majluf（1984）分析了不完美资本市场对企业融资的影响，基于逆向选择提出了融资偏好理论。沿着此思路，Levy & Hennessy（2007）从管理者利益角度研究了经济周期中管理者的投融资决策。为避免冲突，管理者多数持有较多权益，但在经济收缩时期，管理者倾向于用债务代替权益来维持管理者权益，在经济扩张时期则正好相反。围绕经济周期的变化，许多学者也从实证角度验证了宏观经济政策对公司投融资行为的影响和公司价值的意义（Deangelo & Masulis，1980； Nejad

malayerz，2002；Korajczyk & Levy，2003；Drobetz et al，2006）。

（三）经济周期与宏观经济政策对企业投融资行为影响的研究 我国目前专门针对宏观经济政策与经济周期对企业投融资行为影响的研究成果比较少见。一些学者对宏观经济因素与企业投融资的关系进行了描述（王强，2002；原毅军、孙晓华，2006）。蔡楠、李海菠（2003）认为企业投融资行为不仅要考虑微观经济因素形成的技术约束影响，还要考虑宏观经济因素形成的市场约束的影响，并验证了宏观经济因素对我国上市公司资本结构有着显著影响。Chen等（1986）认为，宏观经济因素的变化会影响公司的股票收益率，即不同公司的股票收益率对于宏观经济形势变化的敏感程度不同。而Beaver（1966）认为，公司的股票收益率越高，其陷入财务困境的可能性就越小。鉴于我国企业的特征不同，可能对经济周期波动的敏感程度不同，企业投融资行为也不同。王克敏、姬美光、赵沫（2006）的研究表明，宏观经济环境对公司陷入财务困境有一定的影响，特别是公司对于工业增加值和实际利率水平等变化越敏感，就越容易受到弱化的公司治理结构的影响而陷入财务困境。应惟伟（2008）研究认为在经济周期的不同阶段，经济增长速度迥异，政府实施的财政货币政策大相径庭，这些对企业的经营和外部融资环境产生重大影响，对企业投资产生显著影响。这些研究都认为宏观经济政策与经济周期是影响企业投融资政策的重要因素，这对于理解我国企业的投融资行为具有积极意义。

（四）企业投融资行为与企业价值之间关系的研究 有学者围绕融资结构对企业价值的影响进行研究，如刘星、杨益民（2006）以我国上市公司为样本，研究发现整体样本融资结构与投资支出显著负相关，融资结构对企业投资行为的影响在不同成长机会的企业中存在显著差异。郝颖、刘星（2009）的实证研究结论表明，股权融资的依赖程度越大，企业投资水平对股票市价的敏感性越高；股权融资的依赖程度小，则内部人控制下的企业投资行为倾向于大规模扩张。围绕融资结构对企业价值影响的研究成果主要有：债务比率与企业价值负相关（李洪波、赵宇、杨秀苔，2002；皮毅，2004），股权集中度与企业价值的关系（Boyle & Eckhold，1997；Frank & Goyal，2003；Hirota，1999；Booth，2001；Harold Demsetz & Belen Vilialonga，2001），研究结论并不一致。

篇2

【关键词】 房地产 经济周期 综述

一、引言

20世纪30年代以来，房地产市场在世界市场中经历了几次大型的波动。房地产经济周期与各国经济周期及全球经济周期有着高度的相关性。迄今为止，经济学界对房地产经济周期进行了持续系统的研究，取得了很多成果。国外对房地产经济周期的研究以实证分析方法为主，分析了房地产周期波动的影响因素，建立了指标体系，探讨了房地产泡沫的形成和破灭及其在国际间的传导。国内对房地产经济周期的研究起步较晚，前期的研究以定性分析为主，主要包括对房地产周期概念和阶段的界定，房地产周期波动与宏观经济波动的关系分析。进入21世纪后，国内开始尝试用实证分析工具对房地产周期波动机制及其影响因素进行分析，并初步建立了反映房地产经济周期的指标体系。

二、国外房地产经济周期研究综述

1、国外房地产经济周期研究阶段划分及其主要内容

国外房地产经济周期的研究，大致可分为四个阶段：起源阶段；沉寂阶段；专业化发展阶段；多样化发展阶段。

（1）起源阶段。20世纪30年代，世界经济的大萧条引发了人们对经济周期的关注，房地产周期作为经济周期的一个重要组成部分，自然也就成为了经济学界的研究对象。如霍伊特确立了房地产周期波动的概念，这一阶段被称为这一研究的起源阶段。

（2）沉寂阶段。二战后的20世纪50―70年代，西方各国经济复苏，在凯恩斯主义扩张政策的推动下，经济进入了较长时期的高速增长阶段。对未来经济的乐观预期，使这个时期经济学界对经济周期的研究几乎不重视，因而房地产周期研究就进入了沉寂阶段。

（3）专业化发展阶段。20世纪80年代，“滞涨“再度引发对经济周期波动的研究，经济学家们开始认识到房地产经济周期对国民经济的重要作用。一些经济学家开始致力于西方房地产市场的周期研究，对房地产周期进行识别和解释，区分研究各种类型的房地产周期波动规律。在此基础上，许多新的理论工具被应用在房地产经济周期的研究上，将房地产经济周期的研究带入了一个专业化发展的时代。如布朗考察了1968―1983年间美国单栋住宅的销售周期波动情况，发现国民经济的周期波动与房地产周期波动之间存在很高的相关性。赫克曼分析了1979―1983年间美国14个城市写字楼市场的综合数字，发现写字楼的减少和租金之间有着非常强的相关性，而租金又和当时的空置率有很大的关联。

（4）多样化发展阶段。进入20世纪90年代，三个经济事实改变了国外房地产周期研究的传统方式，使房地产周期研究开始进入了多样化深入发展的新时期。首先，日本房地产泡沫破裂引发了人们对房地产周期波动机理研究的重视。其次，发达国家资本市场的新发展引发了“投资导向”型房地产周期研究的出现。最后，发达国家房地产周期波动的普遍存在，以及1997年爆发的东南亚金融危机，使得对国际房地产周期的研究得到重视。

一是对房地产周期波动机理的研究。如唐斯在研究美国房地产周期和宏观经济周期的关系后指出，房地产周期受到3种经济周期波动的影响，即社会体制变革周期、技术革命周期和经济革命周期。埃德尔斯坦和保罗利用土地价格预期模型解释了日本在20世纪90年代初期出现的房地产泡沫破裂。保罗对OECD17个国家的国民经济增长率、利率、宏观经济周期等因素进行分析，作出了这些国家商品房价格可能在2007年到达顶峰的预测。

二是对“投资导向”型房地产周期的研究。如鲁拉克指出，房地产投资决策应考虑影响市场周期的5种相互作用力，即经济结构调整、物业供给、物业需求、资本流动和投资特征。凯泽通过比较房地产总收益率与机构房地产投资回报率，发现了波长30年、50―60年和上百年的房地产长周期。彼特在对美国房地产周期和经济周期研究的基础上，探讨了不动产投资对策。

三是对国际房地产周期的研究。如伯特兰分析了形成周期的国际因素和国内因素，认为国际资本流动、各国资本市场自由化、金融管制的放松、扭曲的财政政策和土地使用制度是全球房地产周期波动的主要因素。

2、对国外房地产经济周期研究的主要评价

纵观国外房地产经济周期研究，可以发现国外比较偏重实证研究，旨在通过对房地产行业运行的归纳性总结，试图规避行业运行风险。通过过去几十年的研究，建立了许多确定房地产经济周期的指标体系，但没有建立一个统一的标准和指标体系，一些专业研究方面缺乏连续性。对经济周期的判定和预测方面的研究工作也相对较少。另外，国外学者对理论的研究具有现实意义，但在一定程度上缺乏广泛性和普遍性。

三、国内房地产经济周期研究综述

1、国内房地产经济周期研究的历程及其主要内容

（1）起步。我国房地产业起步较晚，国内经济学界对房地产周期波动的关注，始于20世纪80年代末90年代初。80年代以前，由于房地产经济发展时间过短且资料不全，我国房地产周期研究基本空白。唯一可以追溯到的研究是薛敬效1987年在《南开学报》上发表的的《试论建筑周期》一文。相对与西方国家对于这一领域的研究，我国是起步晚、差距大。

（2）初期发展。20世纪90年代中期以后，我国住房制度的改革和房地产业的发展为房地产周期研究提供了现实的经济环境。但刚开始有关房地产周期波动的研究大多停留在对房地产周期概念的探讨以及现象的描述上。如谭刚对房地产概念进行界定，指出房地产周期包括扩张和收缩两个阶段。梁桂用年商品房销售面积来刻画中国不动产供给与需求相互产生的波动情况，认为年销售量波动率和增长率曲线清楚地反映了我国房地产经济的内在波动。刘洪玉从房地产市场总供求相互作用的原理出发，对房地产周期进行定义。他认为，房地产市场自然周期可分为四个阶段，第一阶段始于市场周期的谷底；第二阶段超过平衡点，需求继续增长；第三阶段是供求平衡之后供给增长速度高于需求增长速度；第四阶段供给大于需求。同时，他还根据对应的资本流动给出了房地产市场投资周期的概念。

（3）新发展。进入21世纪，中国房地产进入了一个前所未有的快速发展时期，学者和业界人士对房地产周期的研究越来越多。从近几年发表的文献上看，国内学者对于房地产周期波动的研究主要集中在以下几个方面。一是关于房地产波动的周期研究。如汪晓宇、华伟的文章提出了房地产市场周期的理论，并对我国1987―1998年间房地产市场周期进行了实证研究。曲波、谢经荣、王玮以商品房销售面积增长率为指标，得出中国房地产周期的基准周期。

二是关于关于房地产周期波动机制及其影响因素的研究。如谭刚提出房地产周期波动的冲击―传导模型。任栋梁提出了房地产业周期波动的外部冲击机制和内部传导机制，分析了影响中国房地产周期的宏观政策因素、经济因素、产业因素和心理因素。倪鹏飞通过对房地产周期的成因分析，发现我国历次房地产周期波动均有国家重大经济政策或房地产制度改革背景，得出结论：我国房地产周期是典型的“政策性周期”，它与成熟的市场经济国家的房地产周期具有显著差异。张瑜从房地产经济周期的角度出发,分析了我国房地产经济周期的特征,进而从宏观经济、投资、消费、政策等方面分析了不同因素对房地产周期波动的影响。

三是关于房地产经济周期与宏观经济周期关系研究。如王勉、唐啸峰根据我国的有关数据，从定量和定性两方面对我国房地产投资波动与经济周期存在一定的相关性进行实证分析。尹惠媛采用GDP增长率作为反映经济周期的指标，选取国房景气指数作为反映房地产周期的指示指标，实证分析了我国房地产周期与宏观经济周期的关系。才元实证研究了房地产业与国民经济各个层面之间的联动关系，包括房地产投资和经济增长之间的关系,房地产价格和居民消费的关系以及房地产价格和经济体系其他资产价格的关系。

四是关于具体城市房地产周期波动的研究。谭刚通过选择相应指标，具体分析了改革开放以来深圳房地产周期波动现象，并与宏观经济周期和全国房地产周期进行比较，最后探讨了影响深圳房地产周期波动的主要因素。沈公律、鞠成晓、李倩、余健、顾建发则分别对杭州、大连、北京、南京、上海等主要城市的房地产周期波动问题进行了实证研究。

2、对国内房地产经济周期研究的主要评价

综上所述，近年来，国内学者对房地产经济周期研究主要贡献是对国内房地产周期波动的存在性取得了共识，初步探讨了国内房地产经济周期的传导机制和影响因素，并建立了国房景气指数。但与国外的研究相比，国内对于房地产周期的研究还存在许多不足。一是确定中国房地产经济周期的指标不完全，同时由于统计数字的完整性、真实性有限，使得关于这个方面的研究也受到很大的限制。二是中国计算周期的标准并不统一，许多专家计算出的周期数不一致。三是中国房地产市场跟发达国家房地产市场有很大的不同，在考虑和研究房地产经济周期时，以往关于中外房地产市场差异对中国房地产经济影响的研究非常薄弱，应进行深入的对比研究。四是应把对房地产经济周期的研究建立在基于市场供需的研究之上，从市场角度出发看问题。五是应从宏观经济利益角度出发，进一步建立和完善反映房地产市场周期波动的指标体系，充分发挥指标对国民经济的监测和预警作用。

【参考文献】

[1] Helbling，Thomas，and Marco Terrones.ChapterII：When Bubbles Burst.World Economic Outlook.IMF，2003.

[2] Van den Noord，Paul.Are House Prices Nearing a Peak?A Probit Analysis for 17 OECD Countries.OECD Economics Department Working Paper NO.488.2006.

[3] Hoeller，Peter，and David Rae.Housing Markets and Adjustments in Monetary Union.OECD Economics Department Working Paper.2007.

[4] Catte，P・etc.Housing Markets,Wealth and the Business Cycle.ECO/WKP.OECD,2004,17.

[5] 谭刚：房地产周期冲击――传导模型及其主要因素分析[J].建筑经济，2000（7）.

[6] 鞠方、周建军：房地产泡沫的影响及其扩散传导机制分析[J].云南社会科学，2008（4）.

篇3

关键词：经济周期 盈余管理 管理者过度自信 实证分析

一、引言

盈余管理是管理者为了个人利益最大化而操纵利润的机会主义行为。盈余管理会造成资本市场资本配置效率降低，因此识别和防范盈余管理行为成为投资者、监管机构及会计准则制定者所关注的问题。近年来，已有学者研究发现，管理者盈余管理行为与反映宏观经济环境的经济周期有密切的联系，即在不同的经济周期阶段，管理者盈余管理程度会发生明显的变化。但是，鲜有学者对处在经济周期不同阶段下，管理者过度自信心理对盈余管理波动的影响作用进行研究。国外学者较早从经济周期视角实证研究了管理者过度自信对盈余管理的影响，Jin&Chen（2005）研究发现宏观经济变量与公司盈余管理之间存在显著的关系。Klein et.al（2006）认为经济周期和上市公司的资产回报率（ROE）之间存在着显著的正向关系。Lin和Michael S. H. （2007）研究发现，盈余管理程度与实际GDP增长率呈非线性U型关系，当实际GDP增长率较低时，盈余管理程度随实际GDP增长率增加而下降；而实际GDP增长率较高时，盈余管理程度则随着GDP增长率增加而上升。张荣武（2013）以经济周期为视角，运用VAR模型得出经济周期处于扩张阶段时，投资者过度自信显著；在经济处于紧缩阶段时，过度自信波动程度较扩张期时更大。许慧（2010）发现上市公司盈余波动除受自身经营风险的影响外，还受到经济周期以及企业非经常项目的影响。陈朝武（2013）以2000年至2011年经济周期为研究背景，发现周期性行业较非周期型行业的上市公司盈余管理程度大，从整体来看经济紧缩期时盈余管理程度大于扩张期水平。国内外学者证实了宏观经济是影响盈余波动的重要因素，在经济紧缩期，盈余管理波动性更加剧烈，同时国内研究学者发现过度自信心理的在经济周期环境下呈现非对称性。但少有学者将经济周期纳入管理者过度自信对盈余管理行为影响研究框架，反映经济周期不同阶段下，管理者过度自信心理与企业盈余管理行为的关系，因此，本文将从经济周期的视角探求管理者过度自信与盈余管理的关系。

二、研究设计

（一）经济周期影响盈余管理的机理分析 经济周期影响盈余管理的机理如图（1）和图（2）所示。（1）当经济处在扩张期时（如图1），居民的收入、利润和政府部门的财政收入都随之增长，收入增长导致社会总需求的增长，需求增加会引起生产规模的扩大，企业的销售收入、经营盈余都趋于增长，企业的业绩目标会随着经济的增长提出更高的要求并给予相应的奖酬激励或分红激励，出于奖酬契约动机及维护声誉考虑，管理者倾向盈余管理来选择有利完成业绩指标的会计政策和程序。同时，投资者在经济扩张期对股市的心理预期高，选择购入股票，投资者表现出过度自信。管理者迎合了市场的非理性心理，对企业未来的发展持过度乐观态度的信号，高估投资收益，低估风险，选择成本低但风险高的短期债务融资扩大企业规模投资，引起过度投资行为。为弥补投资期自有资金不足的难题，管理会借助股价被市场高估的优势选取股权融资方式获得资金。不仅如此，为了防止暴露投资净现金流为负项目的决策失误，过度自信的管理者的出于薪酬激励契约动机及配股动机进行盈余管理活动。（2）当经济处于紧缩期时，产品的供给大于产品的需求能力，收入水平降低，社会失业率会上升。产品需求的降低使得市场竞争加剧，经营环境备受压力，公司销售收入随之降低，业绩也会受到影响，出于薪酬契约的动机，管理者进行盈余管理。其次，业绩降低会带来亏损风险，会使管理者出于避亏、保牌及再融资的考虑，采取盈余管理行为，粉饰盈余信息。另外，政府为防止经济失控带来恶劣影响，出台政策干预市场行为，加强信息违规披露的监管，减少非理性投资损失，管理者存在强烈的政治动机，进行盈余管理行为。同时，投资者在经济收缩期对股市的心理预期减退，选择抛售手中持有的股票，管理者感知到股票市场资金撤出，市场反映低于自我预期，管理者认为自己所面临的风险和不确定性加剧，过度自信的敏感度增强。根据权衡理论，由于管理者对企业前景持悲观态度，为避免企业陷入投资困境，会减少股权融资，产生强烈的债务契约动机，向投资者粉饰企业财务信息，造成高财务杠杆。另一方面在经济周期紧缩期，股票的政策阈值未发生降低，即对上市公司的上市资格及ST处理未有改变，为了避免亏损而带帽处理，濒临亏损的企业，会因避亏、保牌动机、降低监控成本积极的采取盈余管理行为。

（二）研究假设 经济处在扩张阶段时，投资者过度自信显著，而这种心理在经济增长一段时间后恢复平静，但在紧缩期，管理者由于外界风险不确定性，自信心理对外界环境的敏感性更强，波动幅度在较扩张期更为剧烈（张荣武，2013）。管理者的过度自信心理对导致对投资项目的预期高于其净现值，进而导致过度投资，企业内部资金无法满足日益增长的投资项目资金需求时，管理者采取债务融资（Malmendier U，Tate G和Yan J，2007），高资本结构造成财务杠杆失衡，为避免支付债务合约的违约成本，管理者会进行盈余管理行为，掩饰财务真实信息（林大庞，2010；何威风，2009）。基于上述分析，提出假设：

假设：相较于扩张期，紧缩期阶段的管理者过度自信心理更能诱发盈余管理行为。

（三）样本选择与数据来源 本文选取了2002年至2012年深、沪上交所上市公司，并做了如下剔除：剔除当年上市的公司；剔除B股或H股上市的公司；剔除金融行业上市公司；剔除ST类上市公司；剔除数据缺失和异常的公司，最终获得666家样本公司。此外，研究考虑的行业周期敏感性的影响，根据Bodie（2003）和我国证券业协会（2009）的划分标准，将我国上市公司的行业分为周期性行业和防守型行业。所有数据均来自国家统计年鉴及国泰安数据库，使用SPSS17.0进行数据处理。

（四）变量选取 本文选取了如下变量：（1）被解释变量：盈余管理。本文采用修正的Jones 模型来计算公司盈余管理。（2）解释变量：经济周期和管理者过度自信。经济周期。借鉴（江龙、刘笑松，2011）的研究，选取国内生产总值年增长率（NGDP）衡量经济周期波动情况。为研究经济周期不同阶段盈余管理程度的关系，设置虚拟变量UP代表经济周期的扩张阶段，借鉴刘树成（2009）、陈武朝（2013）的研究，用两阶段法（扩张期、紧缩期）将2008-2009 年划分为紧缩期，2002-2007 年、2010-2012 年为扩张期，即当经济周期处于扩张阶段时，UP=1，否则UP=0。管理者过度自信。本文根据姜付秀（2009）最新研究方法，以薪酬最高的前三名高管薪酬之和与所有管理者薪酬之和比例来衡量管理者过度自信程度，比值越高，表明管理者过度自信程度越大。（3）控制变量：本文设置如下控制变量如表（1）：公司规模，较大规模公司可以调整报告盈余的领域比较广泛（Watts 和Zimmeman，1990），以公司总资产的对数，作为衡量公司规模的指标；资产负债率代表了企业的债务风险，资产负债率高的企业，其债权人所设的约束条件也越多，为避免支付违约成本，进行盈余管理的空间也越有限；净资产收益率，林永坚（2013）实证研究得出上市公司真实盈余管理程度与业绩表现显著负相关；产权性质，国有企业是我国特殊制度背景下的产物，朱星文（2010）实证研究得出，国有上市公司的盈余管理程度要低于民营上市公司；独立董事比例，黄文伴（2010），张炳才（2011）实证研究表明，独立董事比例越小，公司盈余管理程度越大；行业变量，Jin（2005）、陈武朝（2013）认为，周期型行业比非周期型行业更有可能通过平滑收益来进行盈余管理，故分文将行业变量设为虚拟变量，当企业属于周期型行业时，Ind取值为1，当企业属于非周期型行业时，Ind取值为0。

（五）模型构建 判断管理者自信程度是否会导致企业资本结构失衡，即企业的资本结构是否是管理者自信与盈余管理间的桥梁，设置管理者自信程度与资本结构的交叉项，同时加入管理者自信、资本结构与经济周期的交叉项，构建模型1，检验不同阶段经济周期，管理者过度自信是否导致盈余管理行为。|DA|=？琢0+？琢1CO+？琢2DEBT*CO+？琢3DEBT*UP*CO+？琢4DEBT+？琢5SIZE+？琢6ROE+？琢7ND+？琢8DP+？琢9IND+？着 （模型1）

DEBT*CO是管理者自信与资本结构的交叉项变量，当系数？琢2正数时，表示随着管理者自信程度的提高，盈余管理对资本结构反映敏感，资本结构作为管理者自信与盈余管理行为的桥梁，会加剧企业盈余管理程度，当系数？琢2负数时，表示随着管理者自信程度的降低，盈余管理对资本结构的反映减弱，抑制企业盈余管理行为。加入代表经济周期虚拟变量的交互变量DEBT*UP*CO，是为验证经济周期不同阶段条件下，管理者自信是否会诱发盈余管理，当系数？琢3为正数时，表示经济周期处于该阶段时，管理者自信会加强盈余管理行为的实施，当系数？琢3为负数时，管理者自信程度能减弱企业盈余管理程度。

三、实证检验分析

（一）描述性统计 从表（2）的统计结果看出，被解释变量操作性应计利润（|DA|）在2002年至2012年期间内的均值为0.1305，最大值为1.54，但标准差远远小于1（0.1466），说明样本数据筛选合理性。处在经济周期扩张期时的|DA|的均值（0.1331）大于总体样本均值，且大于紧缩期的均值（0.1203）。说明虽然企业在扩张期，市场的盈余管理程度普遍程度比紧缩期大，但盈余管理程度差异性明显，这有可能与行业敏感性有关。解释变量GDP增长率（NGDP）扩张期的均值和中值最低，分别为0.1017、0.1012，在紧缩期最高，分别为0.1038、0.1038，但标准差紧缩期低于扩张期水平，极小值紧缩期高于扩张期水平。由于前文对2002-2012年经济周期的划分中，紧缩期为2008-2009，数据较为集中且偏大，扩张期为除2008，2009的其他年份，数据分散且2008年以前数值偏小，说明统计结果与实际划分一致。代表企业管理者自信程度的变量（CO）在均值经济紧缩期最高（0.4444），标准差较低（0.1500），扩张期时均值较小（0.4293）、标准差较高（0.1528），说明自信心理在紧缩期时表现更加明显。张荣武、廖微（2013）研究发现不同经济周期阶段自信心理表现非对称性，处在紧缩期时过度自信效力比扩张期大。

（二）回归分析 回归分析结果如下：

（1）总体样本的回归分析。样本总体的回归结果显示（表3），调整后的R2为0.038，考虑到企业盈余管理行为的复杂性，模型的拟合效果比较好，F统计量在1%的显著性水平下显著，说明模型的解释能力比较强。管理者自信程度、财务杠杆、企业规模、与盈余管理呈显著的正相关关系，行业性质与盈余管理行为负相关，与前文推论不一致，有待分经济周期阶段进行讨论，经济周期波动、盈利水平、股权性质、独立董事比例、盈余管理行为呈显著的负相关关系，这与前面的回归结果是一致的。在1%的显著性水平下，管理者过度自信对资本结构有显著的影响，即在不考虑经济周期的情况下，资产负债率的增加会提高管理者过度自信对资本结构的敏感性，即资产负债率的提高也是管理者自信心理表现，由于信息不对称的情况下，管理者往往高估投资项目的预期，导致过度投资，当内部资金无法满足投资项目时，管理者由于过度自信的心理，采取债务融资缓解资金压力。根据回归结果，管理者过度自信、资本结构与经济周期扩张阶段的变量的交叉项回归系数为负，且低于1%的显著性水平说明在经济周期扩张阶段，资本结构受管理者过度自信心理影响不大，在经济紧缩期，管理者偏好债务融资，表现出过度自信心理。根据优序理论，由于信息不对称的存在，公司具有“内部资金-债务-股权”的融资偏好，在经济上行时，企业净现金流的增加，可以优先使用内部现金用于新项目建设或偿债，经济下行期，净现金流的减少使得公司只能依赖外部融资，而且出于资本成本的考虑，会优先选择外部融资——债务融资，说明该回归结果适用于融资优序理论。

（2）经济周期阶段样本的回归分析。表（4）回归结果显示，不同经济周期阶段的回归分析的F统计量均在1%的显著性水平下显著，这说明模型的解释能力较强，两个阶段调整后的拟合优度分别为0.035和0.068，考虑到企业投资行为的复杂性，模型的拟合合理。根据回归结果，两个阶段内，管理者自信与资本结构的交叉项系数在经济周期扩张阶段与紧缩阶段均为正，但紧缩期交成项系数在1%的显著水平之下，并且管理者自信系数也在1%的显著水平下，由此验证了假设1。即在经济周期紧缩阶段，企业更容易高估未来收益，低估未来风险的过度自信心理，为了避免高财务杠杆引发的融资成本的提高，企业会进行盈余管理行为。从控制变量的角度来看，在经济扩张期、和紧缩期内，行业变量系数均大于0，且分别通过10%，5%的显著性检验，表明经济周期型企业盈余管理行为受经济周期影响显著，资产规模、资本结构、资产净收益率均通过了显著性检验，且与前文理论预期一致

四、结论

本文研究结果表明：不同的经济周期阶段，管理者过度自信水平对盈余管理的影响呈现非对称性。在经济扩张阶段，由于管理者比任何人都了解投资项目的真实价值，管理者自信心理适度，为避免企业的财务杠杆失衡，管理者优先选择股权融资，减少了盈余管理动机空间，即经济周期扩张期，管理自信促发盈余管理行为不明显。在经济紧缩期，经营业绩受到经济衰退的影响，股价在资本市场中被低估，尤其是周期型行业，为满足投资项目资金需求，过度自信的管理者偏向采取激进负债战略，造成企业表现出高资本结构。为避免违约带来的融资限制，降低融资成本，资本结构高的企业管理者会积极的采取盈余管理行为，即经济周期紧缩期，管理者过度自信的影响加剧了盈余管理行为实现。本文的研究关注在经济周期不同阶段，经济周期划分尚存在争议，因此细分经济周期阶段，分析管理者自信心理与周期波动的关系是否与本文结论存在一致性，有待进一步研究和验证。

参考文献：

[1]陈武朝：《经济周期、行业周期性与盈余管理程度——来自中国上市公司的经验证据》，《南开管理评论》2013年第3期。

[2]谭跃、夏芳：《股价与中国上市公司投资——盈余管理与投资者情绪的交叉研究》，《会计研究》2011年第8期。

[3]张荣武、廖微：《投资者过度自信与股票价格的实证研究——基于经济周期视角》，《江汉论坛》2013年第2期。

[4]许慧：《经济周期、退市监管与盈余波动性——基于公司盈余波动原因的研究》，《经济与管理》2010年第24期。

[5]苏冬蔚、曾海舰：《宏观经济因素、企业家信心与公司融资选择》，《金融研究》2011年第4期。

[6]江龙：《经济周期波动与上市公司现金持有行为研究》，《会计研究》2011年第9期。

[7]刘焕峰、席文燕：《上市公司内部控制有效性与盈余管理相关性实证研究》，《财会通讯》2013年第4期。

[8]Jin， Q. L.，Chen P. Earnings Management over Business Cycle. Working paper， Hong KongUniversity of Science and Technology，2005.

篇4

白旭霞（1990.12-），汉族；籍贯河北省张家口市宣化区；学历：研究生；工作单位：中央财经大学； 研究方向：会计学硕士。

张卫林（1989.12-），汉族；河北省石家庄市裕华区方村；学历：研究生；工作单位：首都经济贸易大学；研究方向：战略管理。

摘 要：本文以2010—2012年的环渤海地区上市企业为样本，基于地区差距，实证分析了企业生命周期和制度环境对企业经济后果的影响。回归结果发现，企业生命周期和经济法律环境水平与企业经济后果显著正相关。研究结果表明，生命周期越长的企业以及良好的制度环境可以有效提高企业的每股权益，改善企业的经济后果。

关键词：企业生命周期；制度环境；企业经济后果

中国的企业处在相当激烈的竞争环境里，企业间存在着不同体制的差别和间距，国外与国内间的差距、国内区域之间的差距等。随着经济一体化的趋势给企业的经济活动带来更大的压力和动力，从而促使中国企业外部制度环境的不断变化。伴随着体制变革，以市场为导向的经济体制慢慢的把被政府控制为主体的经济体制所取代，这一取代将会引发出新一轮制度的建设和创新的需求。如何通过外部制度和内部制度的安排让企业产生良好的经济影响，让企业更好地为社会服务以及企业生命周期是如何影响企业经济后果就成为了制度变迁背景下中国企业面临的核心问题。一个企业能否获得长期的发展，维持一个较长的生命周期是现如今经济大潮中企业以及政府都应重点关注的问题之一。本文分别从企业生命周期和外部制度环境角度考虑对企业经济后果的影响，从而探讨企业经济后果的源泉所在。

一、研究设计

1、经济后果变量

本设计采用每股收益（EPS），即税后利润与股本总数的比率来表示企业的经济后果，每股收益指标反映了企业的盈利能力和股东收益，完全可以体现企业的经济后果。

2、企业生命周期变量

本研究结合打分法与产业经济方法的优点，考虑了产业之间差异的因素，选用销售收入增长率、流动比率、总资产周转率及企业年龄等四个指标来度量企业生命周期；首先对样本企业按照证监会所规定的行业进行分类，其中每一行业样本都按照每一项得分大小分成三部分，得分最高的约1/3部分计3分，得分最低的约1/3部分计1分，中间一部分计2分。最后，把各企业的总分结果汇总，即得到所有样本企业生命周期的结果。

二、实在回归结果与分析

1、变量的之间的Pearson相关矩阵

如表3 所示变量间的Pearson相关系数矩阵显示，LifeCycle，Gov，Envir，Lnsize都与因变量EPS呈显著正相关关系，Lev变量则与因变量EPS呈显著负相关关系。

表3 各变量之间的Pearson相关矩阵

EPSLifeCycleGovEnvirLnsizeMb

LifeCycle0.272**

Gov0.077*-0.003

Envir0.136**-0.0100.835**

Lnsize0.122**-0.0740.0400.065

Mb0.0700.098*0.048-0.0010.019

Lev-0.182**-0.098*-0.048-0.117**0.579**0.062

2、OLS回归结果分析

从表4回归结果可以看出，本模型的拟合效果（F值）占优，Adjusted R2的值为21.2%。模型结果显示，LifeCycle（β1=0.089，P

表4 回归结果分析

自变量β值T值Sig（P值）

Intercept-2.041-3.0880.002

LifeCycle0.0898.4000.000

Gov-0.069-0.7850.433

Envir0.0451.7790.076

Lnsize0.0988.5670.000

Mb0.0061.5530.121

Lev-0.586-6.9360.000

F值29.598

Adjusted R20.212

三、结论

随着制度改革的变迁，在我国区域制度环境的相关差异的背景下，实事求是的分析了在不同制度环境、企业的生命周期、企业经济后果三者之间的关系。研究主要通过构建企业的生命周期指标，根据企业发展的动态方向考察企业经济后果随着企业生命周期的变化进行实证分析。分析结果表明，企业的生命周期经济法律环境水平均与企业经济后果显著正相关，而政府支持市场化程度与企业经济后果并没有显著正相关关系。总的来说，生命周期长的企业以及好的制度环境有助于企业获得对自身和社会有益的经济后果。

参考文献

[1] 周建，方刚，刘小元.制度环境、公司治理对企业竞争优势的影响研究——基于中国上市公司的经验证据.南开管理评论，2009（5）：18-27.

[2] 樊纲，王小鲁，朱恒朋.中国市场化指数——各地区市场化相对进程2011年报告.北京：经济科学出版社，2011.

[3] 李云鹤，李湛，唐松莲.企业生命周期、公司治理与公司资本配置效率.南开管理评论，2011：110-121.

篇5

关键词：房地产 周期波动 宏观经济调控

房地产周期波动与国民经济波动的关系

（一）房地产周期波动

经济周期是指国民经济在运行过程中，随着时间的变化而出现的扩张和收缩交替反复运动的过程。相应地，房地产经济周期则是指房地产经济在运行过程中，随着时间的变化而出现的扩张和收缩交替反复运动的过程，是一个上升与下降、扩张和收缩不断往复运动的过程。在一个周期中，房地产经济可分为上升（扩张）阶段和下降（收缩）阶段两个阶段，从谷底到峰顶是上升阶段、从峰顶到谷底是下降阶段。从谷底到谷底或从峰顶到峰顶，是房地产经济经历了一个完整的上升和下降阶段，成为一个周期。

房地产周期内经济出现上升与下降、扩张和收缩的波动，周期间相互联接使得波动周期往复。房地产的波动包含了房地产经济的各个层面，包括房地产经济增长率（国民生产总值、国内生产总值、国民收入或 社会 生产总值等宏观经济变量中房地产部门中的总产出水平的波动），房地产消费水平、房地产业就业水平、房地产价格（物价）水平、以及产业结构等方面的变动。

（二）房地产周期波动与宏观经济波动的互动关系

房地产周期波动与宏观经济总的发展态势密切相关，可以从两个不同层面分析房地产周期与宏观经济周期的关系：

随着经济发展阶段不断上升，房地产经济景气与宏观经济景气的相关程度逐渐提高。

从经济周期不同阶段的展开过程来分析，房地产周期作为宏观经济周期的重要组成部分，在扩张阶段，虽然晚于宏观经济周期进入扩张阶段，但因其复苏速度快，故早于宏观周期进入复苏阶段；当宏观经济进入繁荣阶段时，房地产周期可能已经进入衰退阶段，并且在收缩阶段持续的时间可能要长于宏观周期。

当宏观经济复苏后，房地产投资与开发也随之上升，但因物业开发的时滞效应，使得房地产复苏稍晚于宏观经济的复苏。在房地产经济开始复苏后，在宏观经济持续增长的带动下，房地产需求不断上升，但由于房地产供给短期刚性，加上在保值增值心理 影响 下，于是导致房地产价格全面上升；与此同时，随着房地产价格上升，房地产开发商资产相应快速膨胀，在银行提供大量按揭的情况下，经过投资乘数等作用，结果导致房地产经济周期比宏观周期更快进入繁荣阶段。由于房地产周期的繁荣期更早来临，加之没有宏观经济那种各行业之间相互消长的综合影响，因而房地产业通常比宏观经济先期进入衰退现象。当宏观经济进入衰退后，房地产经济出现更为猛烈的下降过程，房地产价格大副下降，房地产交易也大大降低，房地产商品空置率明显提高。经过明显的产业紧缩之后，房地产经济进入相对持续时间较长的萧条阶段，直到宏观经济缓慢复苏，才慢慢走出萧条期，重新进入新一轮的经济周期。

本文关于房地产周期和宏观经济周期之间的相互关系分析，仅是一种原则性的 理论 描述。由于研究 方法 不同，指标选择各异，使得在不同国家或地区、甚至在不同时段内，房地产周期与宏观经济周期的关系表现的较为复杂。

河北房地产周期波动与宏观经济波动的互动关系

为了能同我国的房地产周期波动与宏观经济波动之间的关系进行对比，本文采用相同的比率对河北省房地产周期波动与宏观经济波动的互动关系进行分析，即用商品房销售面积年增长率作为指示指标，对河北省房地产波动周期进行研究，采用GDP增长率波动为宏观经济波动周期。还考虑了影响房地产周期波动的主要宏观经济变量，重点分析了投资、就业率、通货膨胀率等宏观经济变量与房地产周期波动之间的关系。

（一）房地产周期波动与宏观经济波动

地区生产总值是地区在一定时期内（通常是一年）生产的最终商品和劳务的市场价格的总和，因此用地区生产总值 计算 的经济增长率，实际上已包含了房地产业。因此，经济增长率不但反映了整个宏观经济的发展水平，而且也在总体上反映出房地产业在这一时期的实际运行状况。以商品房的销售面积增长率作为河北省房地产的基准周期，以地区生产总值增长率作为宏观经济周期。 从河北省房地产周期波动的情况可以看出，从1995年到1998年，河北房地产周期波动和地区国民经济周期波动呈逆反现象；1999—2005年二者波动较为吻合。房地产的总体波动幅度大于GDP增长速度的波动幅度。当1995—1998年，国民经济下滑时，房地产却由于国家宏观调控的措施，持续往上升，在1998年达到峰值，这主要因为住宅需求旺盛，还有政府政策因素存在。这从一个侧面说明河北省房地产市场很大程度上依赖于政府政策的指导，但随着住房制度改革的深入，消费者消费观念的成熟，房地产市场的市场化程度逐步提高，房地产经济的波动将主要取决于市场力量。 从1995—2005年间河北省GDP增长波动周期和房地产业波动周期比较可以得出，河北省房地产业的发展对国民经济的敏感度非常强，房地产业在影响国民经济发展的同时，也受国民经济发展的影响。也从另一个侧面来说，河北省政府高度重视房地产业对国民经济的带动作用，严格实施有效的房地产业宏观调控，使得房地产业同国民经济之间呈良性的互动作用。

（二）消费水平与房地产周期波动 从河北省1995—2005年城镇居民人均消费支出主要项目构成来看，消费结构变化非常明显，用于食品消费的支出显著下降，用于文化 教育 、 交通 通信和医疗保健等服务项目的支出显著上升。城市中住房比例要高于食品和衣着的比例，其中在1996年达到峰值，在1998年降到谷底后回升，一直维持在15%左右，但是三者总的变化趋势一样。 （三）固定资产投资与房地产周期波动的关系

（四）就业与房地产周期波动 不同行业就业人数的变化与 经济 增长率的相关性也说明了这一点。就河北省而言，全部就业人口的增长率与地区GDP增长率的相关性不明显（0.4808），农业就业人口增长率同经济增长率呈负相关关系（-0.7174）。而房地产业就业人口增长率、建筑业就业人口增长率与经济增长率相关性强，相关系数分别为0.5457和0.5013。这说明房地产业与经济周期波动的关系紧密，房地产业创造的就业机会与经济波动有着直接的关系。

（五）通货膨胀周期与房地产周期波动

长期以来，房地产都被认为是一种抵抗通货膨胀风险的冲销工具，有实际的通货膨胀，预期的通货膨胀和未预期到的通货膨胀之分（wurtzebach，Mueller，machi，1991）。实际的通货膨胀由一般价格水平来衡量，最常用的指标是居民消费价格指数（Consumer price index， CPI）。 在1995—2001年，通货膨胀周期与房地产周期呈相反方向变动。主要是因为“九五”期间，河北省加大了住房制度改革力度， 采取措施优化投资结构，严格控制高档房地产项目开发，实行房地产投资向普通住宅建设和城市基础设施有效倾斜。房地产开发规模得到有效控制，开发土地减少，施工面积增加，使房地产 发展 迅速。但是房地产市场供需矛盾突出，整个国民经济形式不乐观，并且出现了通货紧缩现象，因而两个周期几乎反向波动。在2001年以后，二者周期呈同向波动趋势，这在一定程度上与河北省加强了对房地产市场的宏观调控有关。

推动河北省房地产业稳定增长的建议

（一） 影响 河北省房地产业稳定增长的宏观调控要素

研究 河北省房地产业周期波动与宏观经济波动之间的关系在于宏观调控的有效性。河北房地产业的波动幅度非常大，近期接近于 历史 峰值，因此根据经验，可判断出河北房地产业将进入回落状态。由于房地产业周期波动与宏观经济波动之间关系，房地产业的回落将影响河北宏观经济的发展。因此有必要通过宏观调控，积极推动河北省房地产业稳定增长。

河北省房地产业要稳定增长，需要从三个维面来考虑。这三个维面就是“时间—政策”、“时间—力度”、“政策—力度”。这三个维面组成一个稳定的三锥体，为河北省房地产业的稳定发展保驾护航。

1.“时间—政策”维面。这个维面主要解决的 问题 是何时采取什么样的政策实施调控，何时取消调控政策。由于政策准备制定、实施以及产生效果都需要时间，而且由于市场资料、管理水平等的欠缺，政策从研究到产生效果都要滞后。而即使在准确的时间开始研究政策，还有一个合理选择政策的问题。宏观调控政策包括货币政策、财政政策、收入分配政策、产业政策、区域政策、 法律 手段、计划指导以及政府的经济监督。同时各个政策里又有很多手段可以选择。在准确的时间里选择合理有效的政策对宏观调控至关重要。因而政府在宏观调控时要注意解决这个维面的问题。

2.“政策—力度”维面。这个维面引进了“力度”的概念。它包含两个意思，既是指政策实施程度，同时又因为力是有方向的，因而它也指政策的实施方向。比如在房地产周期波动复苏阶段，可以采取降息、减税、增加土地供应、减少管制等手段，同波动方向相同，加速经济增长，在房地产周期波动衰退、萧条阶段采取同样的措施则是同波动方向相反，减缓了经济衰退；在房地产周期波动扩张阶段采取提高利率、减少货币供应量、增加税负等手段，同波动方向相反，以防止房地产泡沫，促使其稳定增长。

3.“时间—力度”维面。“时间”和“力度”其实都是针对政策而言的。政府在考虑实施政策时要考虑什么时候，对哪些房地产产品，程度要多大。供需调控力度大小与作为调控手段的变量变化大小相关。在决定房地产市场供需调控的力度时，要考虑如下因素：房地产经济波动的幅度；调控手段从使用到产生效应的滞后时间；调控效应惯性大小；调控时间。

（二）对河北省房地产宏观调控的建议

在房地产宏观调控时间上，可以根据周期预警系统的先行景气指标，及时实施调控，以免来不及或急刹车带来巨大的 社会 震荡。

在房地产宏观调控政策上，要按市场经济机制的要求，同时与宏观经济调控机制改革相协调，综合运用经济手段、法制手段和必要的行政手段，建立房地产宏观调控机制，强化政府对房地产的宏观调控机制。

在房地产宏观调控力度上，要恰当合理，避免力度过大或力度不足造成大幅波动或恶性发展。要依据产业发展现状，实施反周期反向调控操作，适度紧缩与适度扩张交替推行，紧缩型与扩张型调控手段混合运用。

参考 文献 ： 2.曲波.房地产经济波动 理论 与实证 分析 .北京： 中国 大地出版社

篇6

关键词 经济波动；产业结构；Granger因果检验；ARDL-ECM

中图分类号 F124

文献标识码 A

文章编号 1006-5024（2013）02-0035-05

经济发展以物质和技术为基础，随着技术的进步和提高，资源配置发生转移，对产业部门造成冲击，同时产业政策引起投资和消费结构的变化等，都会导致经济的不稳定和波动。因此，国内外許多学者都在关注产业结构变动和经济周期波动之间的关系，探讨两者的内在影响原因和机理。

国外在20世纪中期就开始对经济总量与产业结构相互关系进行系统研究，代表经济学家有卡拉克、库兹涅兹和钱纳利等。帕西内蒂认为产业结构在适应需求变化，有效利用技术情况下，使得资源从低效率部门转移到高生产率部门，从而就会促进经济的快速增长和波动。其他学者的研究也表明产业结构变动是经济周期波动的主要因素之一。我国对产业结构和经济增长关系的研究起步于上世纪80年代，但对于产业结构和经济波动关系的研究较少，主要集中在近10年，研究者们采用多种方法从不同角度对我国产业结构与经济波动的关系进行探讨。徐敬君等（2005）分析认为在经济发展的不同时期，我国三次产业的经济波动有各自显著特征，对经济整体波动影响程度差异较大。孙广生（2006）认为经济波动实际上就是各个产业波动的综合效果。李云娥（2008）的研究结果显示产业结构的变动必然引起宏观经济波动，而宏观经济波动不是产业结构调整的根本原因。童光荣等（2009）研究发现制度变迁不是宏观经济波动的原因，一、二产业波动是引起宏观经济波动的主要原因。石柱鲜等（2009）借助VAR模型等对我国产业结构演变与经济周期之间的相互关系进行了实证分析。干春晖等（2009、2011）借助计量经济模型分析认为1978-2009年我国产业结构合理化和高级化对经济波动的影响有明显的阶段性特征，产业结构高级化是经济波动的一个重要来源，产业结构合理化则有助于抑制经济波动。宁晓青、陈柏福（2008、2011）通过对中国1953-2007年间经济周期波动与产业结构变动的实证研究发现经济周期波动和产业结构变动相互影响显著。方福前等（2011）研究认为改革开放以来我国产业结构升级对经济波动平稳化趋势有着显著的熨平效应。李鑫等（2012）采用HP滤波、VAR模型等计量方法分析认为，三次产业都对经济波动产生影响，长期来看，一二产业对经济波动的影响在下降，第三产业作用在上升。

现有文献为本文的研究奠定了基础，但是也存在一些问题。首先是部分研究只是初步分析三次产业与总量经济波动的相互关系，或者产业结构变动与经济波动的因果关系，没有进一步探讨产业结构变动的哪些方面导致经济的波动，影响程度如何等；其次，在经济变量的数据处理上，大家的方法都不尽一致，从而导致分析结果有出入；第三，在分析经济时间序列时，没有充分考虑数据的基本特征和一些计量模型对时间序列的要求，把数据直接带入模型进行分析，这就导致一些分析结果的可信度不高。

本文首先对1952-2011年三次产业经济和整体经济的周期波动特征和相关性进行对比分析；然后从产业结构变动速度、产业结构合理化和高级化三个方面分析我国产业结构的演变和特征；最后，在分析产业结构变动和经济波动之间有相互因果关系的基础上，根据变量的数据特征，借助ARDL-ECM模型分析产业结构高级化和合理化对我国经济波动的影响。

一、我国经济波动分析

（一）数据来源

为了保证数据的有效性和可比性，本文把全国1952-2011年三次产业产值换算为1952年为基年的不变价，在此基础上核算国内生产总值、国内生产总值增长率和产业构成等指标。基础数据主要来源于《新中国60年统计资料汇编》和2012年《中国统计年鉴》。为了便于使用和分析，国内生产总值用GDP表示，第一、二、三产业产值分别用PI、SI、TI表示，为了消除异方差便于后文的分析，对各变量取对数，表示为：LNGDP、LNPI、LNSI、LNTI。

（二）经济波动分析

1 我国经济周期波动特征。经济增长率的变动可以反映出经济波动的情况，但是为了更清楚地衡量和观察经济周期波动，本文采用HP滤波法对国内生产总值和三次产业产值进行分解，各变量分解为趋势成分和周期成分，周期成分变化情况见图1。从图1我们可以看出，国内生产总值和三次产业产值在改革开放以前波动频繁，并且波动幅度大，改革开放以后波动逐渐趋缓，波动频率减少。第一产业比国内生产总值波动领先1-2年，2000年以后第一产业波动比总产值波动相对平缓；第二产业和第三产业产出的波动周期和国内生产总值的经济周期在各时期都保持较高的一致性。

2 波动相关性分析。为了能够进一步分析经济的波动性和相互关系，首先计算各变量的标准差来分析和判断经济的波动性，并利用标准差之比来判断各变量的相对波动性，计算结果见表1，然后通过交叉相关系数的计算判断国内生产总值与三次产业产出之间的相关性，计算结果见表2。

从表1可以看出第二产业波动性最大，总产出和第三产业波动性相近，第一产业波动性最小，并且二、三产业与总产出相对波动性在1左右，第一产业最低，只达到总产出的0.4。从表2的交叉相关系数可以看到，当期第三产业和总产出的相关性最高，其次是第二产业，最后是第一产业，总产出滞后1-5期，相关性次序基本为三、一、二产业，总产出滞后6-10期，相关性次序基本为一、三、二产业；总产出超前1-10期，相关性次序基本为一、二、三产业。

二、我国产业结构变迁

对产业结构变化或演变的特征描述有多种方法，最常见的是产业结构变化Moore值或产业份额之间变化总夹角的测算，本文考虑从产业结构变动速度、产业结构合理化和高级化程度三个方面分析我国产业结构的变化情况。

（一）产业结构变化速度

Moore结构变化值运用空间向量测定法，把产业分成n个部门，相邻两个时期两部门向量夹角进行测算，公式如下：

Wi，t表示第t期第i产业比重，Wi，t+1为第t+1期第i产业比重。为便于后文的分析和使用，进一步定义产业份额之间变化的总夹角为CT，对M取反余弦得到。CT值能够更精确地反映产业结构变化速度，CT值越大，产业结构变动程度就越大；反之亦然。本文测算了1952年以来我国三次产业份额变化的总夹角，变化趋势如图2所示。

图2显示，我国产业结构变动夹角在改革开放以前变动频繁，变化幅度较大，说明产业结构非常不稳定，随着改革开放逐渐深入，经济体制逐步完善，产业结构变动越来越小，并且在90年代末期以后保持稳定。

（二）产业结构合理化

产业结构合理化可以反映三次产业部门的协调发展程度，同时也反映了生产要素的合理分配和优化组合情况，进一步体现了供需平衡状况等。本文采用结构偏离度衡量产业结构合理化，表达式为：

SD为产业结构偏离度，n表示产业部门数，Y表示总产值，Yi表示各产业部门产值，L表示总就业人数，Li表示各产业部门就业人数。SD越大，经济越偏离均衡状态，产业结构越不合理，SD值越接近于0，经济越接近均衡，产业结构越合理。本文测算了1952年以来我国产业结构偏离度，见下图3。

我国产业结构在改革开放以前都保持较高的偏离度，大部分时期都在4以上，虽然在1958年低于2，但在很短的时间内又快速上升到4以上，70年代初开始逐步下降，80年代中期以后变化相对平缓，变化幅度不大，2003年又开始出现较明显的下降趋势。

（三）产业结构高级化

克拉克定律采用非农业产值比重来衡量产业结构高级化程度，通常非农业产值比重越大，产业结构越高级。本文用PNA表示非农业产值的比重，即二三产业产值之和与总产值之间的比重。1952年以来的非农业产值比重变化趋势如图4。

图4显示，我国非农业产值比重在上世纪60年代前后有明显的增长或下降趋势，70年代以后保持相对稳定的增长趋势，我国产业结构长期处于上升和逐步优化，但随着产业结构上升到一定的程度，优化产业结构的难度越来越大，优化进程放慢。

三、产业结构对经济波动的影响

本文在分析产业结构对经济波动的影响时，首先判断经济波动与产业结构变动之间是否有因果关系，其次利用相关模型进一步分析了产业结构合理化和高级化变动对经济波动的长期动态影响情况。

在现实的经济活动中，经济增长是通过经济波动实现的，经济波动又是在经济增长趋势中进行的。现代的经济理论中，周期常指“增长周期”，表现为总体经济活动的相对水平有规律的上升、下降等交替和循环。为了保证数据的可靠性和完整性，便于数据的分析，我们借助经济增长率GDPR来反映经济波动的情况。

（一）产业结构变动和经济增长波动的Granger因果检验

对经济变量GDPR和产业结构变动夹角CT进行平稳性检验，ADF单位根检验结合PP检验结果显示，在1%和5%显著性水平下，GDPR和CT均为平稳序列I（0）。进一步进行Granger因果关系检验，结果见下表：

我们从Granger因果关系检验结果可以看出，从滞后2阶开始，在5%显著性水平下，产业结构变动是经济波动的Granger原因。滞后7阶开始产业结构变动是经济波动的Granger原因。

（二）ARDL-ECM模型分析

在分析产业结构变动与经济波动有因果关系的前提下，本文具体考虑产业结构变化的两个方面：产业结构合理化和高级化对我国经济波动的影响。考虑到经济波动的完整性和数据的有效性，采用移动平均法的原理对研究期内的国内生产总值增长率按相同跨度求标准差，表示为GDPRSD，对产业结构高级化和合理化指标进行相同跨度的移动平均，分别记为PNAM和SDM，跨度周期统一为5。

对GDPRSD、PNAM和SDM进行ADF单位根结合PP检验结果显示，在5%显著性水平下，经济波动GDPRSD是非平稳一阶单整序列I（1），产业结构高级化PNAM为平稳序列I（0），产业结构偏离度SDM为非平稳的一阶单整序列I（1）。因为要分析的变量有平稳序列I（0）和非平稳序列I（1），本文考虑采用自回归分布滞后模型ARDL（autoregressive distributed lag）对我国经济波动和产业结构变动关系进行长期动态模型分析。ARDL模型的主要优点在于不管回归项是I（O）还是I（1），都可以检验变量之间的长期关系，并进行模型估计。

对经济波动和产业结构特征变量进行长期关系的边限检验，检验结果显示：滞后1阶时GDPRSD和PNAM和SDM之间存在长期关系，即PNAM和SDM对GDPRSD有长期的影响。以AIC和SC准则及回归标准差等综合判断模型为ARDL（1，0，1），ARDL模型和相应的ECM方程估计见表3。从ARDL模型可以看到，经济波动自身对后期的经济发展有正向促进作用；高级化指标PNAM为负，说明PNAM越大，即产业结构高级化程度越高，我国经济波动就越不明显，也就是说产业结构高级化对经济波动有抑制作用；产业结构合理化指标SDM为正，说明SD越小，即产业结构越合理，则经济波动越小，反之亦然，也就是说产业结构合理化同样对经济波动起到抑制作用。从模型的效果来看，经济波动、产业结构高级化和产业结构合理化都对经济波动的影响非常显著。从表中ECM模型可以看到修正项的系数小于零，符合反向修正机制，当受到一个外部冲击后，经济系统会以56%左右的速度向长期均衡调整。

通过分析我们发现，从1952年至今，我国经济波动对自身有显著的冲击和影响，产业结构变化中对经济波动作用最大的是产业结构的高级化，即非农业生产，也就是二三产业的发展，这其中第二产业占的比重最大，所以第二产业对经济波动的作用也是最突出和重要的。模型结果和前文中分析出的经济波动与第二、三产业经济波动一致相吻合，与我国经济发展的实际情况也是一致的。一直以来农业处于稳步发展状态，为二三产业的发展奠定基础，我国经济主要靠工业的发展来拉动，第三产业长期增长缓慢。产业结构的合理化对经济波动有一定的反向控制作用，也表现出一定的长期性。

四、总结

本文利用1952-2011年我国相关经济变量数据对经济波动特征进行分析，并充分论述了产业结构演变特征，以及我国产业结构变迁对经济波动的影响。研究的主要结论有：

（一）我国经济波动和产业结构在不同阶段表现出明显的特征差异

我国的经济体制对经济和产业的发展影响作用非常大，如改革开放以前是计划经济体制，生产不能很好地以社会需求为前提，所以我们看到经济波动和产业结构的变化受到政治等因素的影响很大。在改革开放以后，我国经济波动和产业结构的变化主要受到市场经济发展进程的影响，随着市场经济体制逐步完善，对外经济的全面开放，科学技术的快速发展等，经济长期保持高速增长，波动逐渐趋缓。产业结构不再是盲目调整，而是遵循市场经济的规律，逐步优化和升级。

（二）我国经济波动和产业结构变动互为因果，互相依赖

随着经济社会的发展，社会需求的变化，经济均衡发展要求供给满足实际需求，引起生产部门的调整，从而造成经济的不稳定和波动。

（三）长期来说，从产业结构合理化和高级化两个方面来看，产业结构高级化对我国经济波动产生了显著的抑制作用，而产业结构合理化对经济波动的熨平作用相对较弱

篇7

【关键词】 房地产;预警系统

房地产市场预警,属于经济预警的范畴,指通过定性及定量的手段,对房地产市场当前运行态势进行分析、测度和判断,并对未来的发展状况进行预测和预报,以便及时采取适当的调控措施,促进市场的健康和可持续发展。随着国内市场经济体制改革的深入发展,要想在实践中对房地产市场宏观管理的方式进行大的变革,作为调控决策基础的房地产统计分析信息的配合是必不可少的。我国在房地产市场监控、预警方面已有了一定的经验,但由于房地产市场具有很强的区域差异性,至今还没成一套公认的房地产市场风险预警系统。将重点论述归纳不同的预警方法,并且对国内房地产预警的研究分别加以归纳、介绍及评价。

一、房地产预警系统方法

(一)景气指数法

景气指数法通过一组对房地产市场变动敏感性强的指标的变动情况,来反映当前和未来市场景气变动情况。景气指数法的出发点是:经济周期波动是通过一系列经济活动来传递和扩散,任何一个经济变量本身的波动都不足以代表经济整体的波动过程。为了正确预测房地产市场的波动过程,必须综合考虑投资、生产、消费等各个领域的景气变动情况及其相互关系。各个领域的周期波动并不是同时发生,有的领域有的指标的变动将领先于整个房地产经济实体的波动,有的和整个经济波动相一致,有的还滞后于整个经济的波动。从各个领域选取对变动敏感性高,并具有代表性的经济指标,先将这些指标按照与整个经济波动前后关系分类,然后分别合成为一组景气指数,从不同角度对整个房地产市场波动的时间和强度进行反映。景气指数法主要是通过编制扩散指数和合成指数来实现。两种指数编制的原理不一样,所反映的信息和具有功能也有很大差异,一般分别编制这两种指数,相互验证,提高准确度。

(二)综合模拟法

又称统计预警法,它采用类似于交通管制信号系统的方法来反映房地产业的综合变化状况与变化趋势。该方法首先选定若干项监测指标,每项指标根据其变化幅度大小设定一定的分值,某一时期各监测指标分值的加权平均值就是对这一时期房地产业综合景气状况的数量评价,再根据综合景气评分高低设立若干定性区间,例如分值落在3附近时认为市场处于正常状态:当分值偏小或偏大,认为市场过冷或过热。

(三)判别分析法

判别分析法是对研究对象所属类别进行判别的一种多元统计分析方法。进行判别分析必须已知观测对象的分类和一些若干表明观测对象特征的变量值。判别分析就是从中筛选出能提供较多信息的的变量并建立判别函数,使推导出的判别函数对观测样本分类时错判率最小。判别函数一般为。其中Z为判别值,……是反映研究研究对象的特征变量,……为各变量的判别系数。判别分析模型运用于预警系统的一般思路为:首先从历史数据筛选出原始样本,进行(0、1)分类,然后选择较多的预警指标进行判别分析,最终的判别函数可能只包含这些指标的一部分;在对判别函数进行F检验通过后,就可以计算Z值并找出临界值进行预警。

(四)人工神经网络(ANN)方法

人工神经网络是一种平行分散处理模式,人工神经网络在经济预警系统中的应用,解决了传统预警模型难以处理的高度非线性模型、偏重定量指标、难以处理定性指标的问题。ANN预警方法的实质是利用神经网络的预测功能实现经济预警。此方法除了具备较好的模式识别能力外,还可以克服统计预警等方法的限制,因为它具备容错能力,对数据的分布要求不严格,具备处理资料遗漏或错误的能力,最可贵的是它具有学习能力,可以随时依据新资料进行自我学习、训练、调整其内部的存储权重参数以应对多变的经济环境。

(五)经济计量模型法

又称预警信号法,从模型选择上看,多采用被解释变量为0或1的二元选择模型、决策树模型以及人工神经网络模型等。同前两种方法相比,该方法的突出特点是与经济波动分析基本没有方法上的联系。

(六)自回归条件异方差模型(ARCH)和自回归滑动平均模(ARMA)ARCH模型(Engle教授于1982年首次提出)

即自回归条件异方差模型,它从统计上提供了用过去误差解释未来预测误差的一种法,即应用ARCH建立预测模型,模型条件异方差的特性,确定具有ARCH特征的警限,从而使预警的结果比较真实地反映实际经济运行状况。ARMA模型是由美国统计学家Box和英国统计学家Jenkins于1968年提出的时序分析模型,用此模型所作的时间序列预测方法也称为博克斯―詹金斯(B-J)法。这是一种准确度比较高的短期预测方法,它适用于各种类型的时间序列,由于它的研究对象是平稳时间序列,在使用时需要对非平稳时间序列作差分或预处理。王慧敏总结认为ARCH模型应用于宏观经济预警具有一些优势,进一步研究了ARCH的应用前提,即通过关联积分与关联维数、BDS统计来判断预警对象是否为非线性结构,如果是非线性,则采用ARCH模型,如果是线性,则采用AR-MA模型。

二、房地产预警国内研究现状

国内房地产预警的研究起步于20世纪80年代初期,一些专家和学者利用宏观经济预警的原理和方法,结合房地产业本身所特有的特点,形成了一些研究观点、看法,中房预警系统和国房预警系统是国内最早付诸实施的房地产预警系统的雏形。发展过程基本可以分为两个阶段:1988年以前为第一阶段(以引入西方的经济发展理论和波动的周期理论为主,并对我国的经济波动及其动因进行了分析),顾海兵(中国人民大学)对此作了大量的研究,刘志强(湖南工业大学)曾总结过国外预警金融危机的四种方法:1988年开始为第二阶段(主要是寻找我国经济波动的先行指标,从研究经济形态的长期波动转向短期波动),袁兴林、黄运城(1988)运用CI和DI方法计算了我国工业生产景气循环的基准日期,毕大川、刘树成(中国科学院)(1990)主编了针对我国宏观经济周期波动问题的第一部专著《经济周期与预警系统》,顾海兵(1992)等人开始了粮食系统预警系统研究,并对预警理论进行了新的探索和发展。

陈健容(住宅与房地产业司)提出房地产监测体系应包含宏观监测与微观监测,并对宏观监测与微观监测应涉及的内容提出建议;梁运斌(中国房地产开发集团)在综合分析了发达国家房地产周期波动的研究成果的基础上,给出了将房地产业预警预报系统分为景气分析系统、预警信号系统、行业监测系统和景气调查系统四个部分的构想;张汉铭就房地产市场监测预报的背景、技术要求、监测预报与景气调查、现有统计体系的关系以及监测预报的指标体系、综合评价、预报的时间跨度和监测预报的机构提出建议。国家统计局(1997)建立国房景气指数是反映全国房地产业发展景气状况的综合指数,其根据经济周期波动理论和景气指数原理,选择8个具有代表性的统计指标进行分类指数测算,加权得合成指数,以显示全国房地产业基本运行状况及波动幅度,预测未来趋势,为国家宏观调控提供预警机制。

赵黎明(1999)等在对经济预警的各种方法进行了比较分析的基础上,选择了统计预警方法进行房地产预警。通过时差相关分析法选择警兆指标,结合统计数据确定预警界限,采用模糊评价方法进行警情预报,最后开展警情分析。徐泽清(2000)将计算机信息系统建模技术引入到城市房地产经济预警领域,确定了将统计预警方法作为房地产预警系统设计的基础。张元瑞(中国房地产及住宅研究会)(1996)分析了中国的房地产周期波动现象。他通过比较国民经济增长率与全国商品房销售增长率,认为中国房地产业的周期与国民经济周期基本吻合。梁桂(1996)从房地产供求的周期性波动来定义不动产经济的周期波动,并采用年商品房销售面积指标,分析了从1986～1995年中国不动产经济的周期性波动及其特性。以此为基础,他还简要分析了不动产周期与通货膨胀周期、总体经济波动周期之间的相互关系。何国钊、曹振良、李晟利用商品房价格等8项指标,在按环比增长率得出单项指标的周期波动后,再利用景气循环法等方法,分析了1981～1994年中国房地产周期波动现象及特点。

三、存在的问题

通过上述论述,现有的房地产预警系统还存在着一些缺陷,大部分学者的理论研究都局限于宏观调整。经过深入分析,总结出目前房地产预警系统研究存在以下问题:(1)现有的房地产预警系统指标体系的选择不够全面。从现有的研究水平来看,大多数理论研究者都把重点放在指标体系建立。鉴于这些指标主要采用的定性,以至于对于客观反映房地产行业动态还有许多不足的方面,实际研究中,许多指标数据根本很难获取,很难定性分析预警结果。有些指标体系忽略了房地产业的基础性、先导性的地位;有的指标体系中因指标间的相关性而显得过分复杂;有的指标体系过分强调了时序性而忽略了指标的经济意义,无法反映房地产业的客观运行规律。(2)区域的差异影响预警系统。对于不同的区域适用于不同的城市,并不能把所有的系统都生搬硬套,各地必须根据各地的实际情况建立独立的房地产预警预报系统。(3)现有的房地产预警系统推广不了,由于其专业性较强。已经公开的房地产预警系统,在数据表现方面,基本上以二维图表为主,看懂二维图表,对于专业素养较高的学者而言不存在问题,面向政府部门管理者、房地产开发商乃至于普通业主,晦涩难懂的数据表现方式不利于房地产业行情的正确把握。

从研究和实践成果来看,现有的房地产预警体系的研究已经取得了可观的成果,初步的框架已经形成,总体来说,我国对房地产市场的监测、预警的研究和运用处于探索和起步阶段,在方法理论研究方面处于借鉴阶段,建立可行的预警应用计算机模型已渐渐进入实施阶段。目前,预警系统的研究方向朝着三个方向发展:(1)房地产经济周期波动机理的研究;(2)计算机技术在房地产预警中的应用研究; (3)房地产经济预警的理论和方法研究。

参考文献

[1]叶艳兵,丁烈云.房地产预警指标体系设计研究[J].《基建优化》.2001(6):1～3

[2]顾海兵.宏观经济预警研究理论、方法.经济理论与经济管理.1998(4)

[3]黄继鸿,雷战波,凌越.经济预警法研究综述.系统工程.2003:63～65

[4]赵黎明,贾永飞,钱伟荣.房地产预警系统研究.天津大学学报.社会科学.1999(4)

篇8

本文利用1979－2013年宏观经济数据和HP滤波的GDP与信贷数据，运用相关系数、共同周期方法和Granger因果检验，考察了中国金融周期和实体经济周期之间的关联性。实证结果表明，中国金融周期和实体经济周期之间具有较强的正相关关系和协同关系，短期内GDP周期波动是信贷周期的格兰杰原因，而在长期信贷周期波动是实体经济周期的格兰杰原因，信贷规模变化有助于预测未来实际产出波动。因此，我国宏观调控政策设计需要重视金融要素与实体经济的耦合发展。

关键词:

金融周期;实体经济周期;相关性;协同性

一、引言及文献综述

2008年国际金融危机以来，我国宏观经济出现持续下行的态势，出口放缓，以银行信贷为主要渠道的货币投放增加。截止2014年末，金融机构人民币各项贷款余额81.68万亿元，同比增长13.60%，较上年度的14.14%有所回落。随着中国国际化程度、金融开放程度提高以及国内金融市场改革推进，在日益自由的金融环境下，金融因素对实体经济的影响愈发明显，金融周期与宏观经济周期之间的动态关联程度上升，金融因素成为反周期宏观经济政策制定过程中不可忽略的因素(曹永琴和李泽祥，2009)。本文试图从信贷扩张与实体经济波动角度，来研究金融周期与实体经济周期之间的关联性，从而提出有效的宏观调控政策建议。实体经济周期是指GDP、就业、收入、投资等实体经济活动的周期性波动。金融周期理论强调金融因素(包含金融摩擦、金融中介等)对经济周期波动的影响。邓创和徐曼(2014)认为，金融周期是指金融经济活动在内外部冲击下，通过金融中介传导而形成的与宏观经济长期均衡水平密切相关的持续性波动和周期性变化，包括资产价格、利率、汇率、货币供给量、信贷在内的各类金融变量，在不同经济波动阶段上的变动态势。

而金融周期理论将金融市场因素(金融冲击、金融摩擦、金融中介)嵌入动态随机一般均衡框架中，系统研究金融周期与实体经济周期相关作用、相互关联的内生机制的理论(周炎和陈昆亭，2014)。关于两类经济周期相互关联程度和关联机制的研究，主要表现在以下两个方面:一类是相关性研究。Claessensetal.(2012)对44个国家1960－2010年的经济和金融数据的分析，发现信贷周期和经济周期存在显著正相关关系，相对于其他行业，金融体系中经济衰退和经济复苏时的波动幅度更大、波动更迅速。曹永琴和李泽祥(2009)采用动态分析方法，利用我国M1数据和工业增加值来考察我国实体经济周期和金融周期之间的相关关系，结果证实我国两周期之间确实存在动态的正相关关系，且相关系数值在0.1－0.5之间变化。第二类是冲击传递效应研究。Jermann＆Quadrini(2012)指出，企业盈利能力变化对银行资产造成冲击，并冲击整体经济波动。在美国近些年经历的三次萧条中，有两次主要是由于金融市场因素影响(Iacoviello，2013)。宋玉华和李泽祥(2007)认为现代金融周期的任何微小变化都可能通过金融市场的放大和加速作用对宏观经济产生巨大冲击，掌握金融周期的运行规律对宏观政策的制定和实施具有重要意义。邓创和徐曼(2014)借助时变参数向量自回归模型分析中国金融周期波动对宏观经济的时变影响及其非对称性特征。

研究结果表明，中国金融周期波动先行于宏观经济景气波动，周期长度大致为3年，且存在长扩张短收缩的非对称性特征;金融冲击的“产出效应”不如“价格效应”明显，金融形势好转所产生的加速效应比金融形势恶化所带来的负面影响更为显著。何德旭和张捷(2009)通过研究资产价格泡沫与产出波动、信贷的超常增长与金融不稳定性之间的关系，指出现代经济的金融周期特征越来越明显，关注金融周期对宏观经济政策的影响十分必要。很多学者从银行信贷角度来挖掘两类周期之间的关系。由于银行贷款是实体经济部门的主要融资渠道，因此贷款增长率对GDP增长的影响显著(崔小涛，2010)，商业银行信贷往往具有顺周期性，这种顺周期性会加大宏观经济波动(陈昆亭等，2011)。基于现有文献，本文拟从以下视角展开研究和分析:一是借助中国实际数据描述改革开放以来中国金融周期和实体经济周期的变化;二是借助相关系数、协整检验、共同周期等指数和方法，探讨中国金融周期和实体经济周期之间的相关性和协同性;三是利用Granger因果检验，剖析两类周期之间的因果关系。最后得出结论并给出若干政策建议。

二、中国金融周期与实体经济周期的现实描述

从现有文献来看，实体经济周期和金融周期的度量方法并没有太大的区别，主要有H－P滤波法、ARCH族模型、指数法以及Markov区制转移模型等。本文首先描述中国实体经济总量与信贷规模总量的变化及其周期变化，并将在下一部分以相关系数ρ衡量两周期的相关关系，同时，借鉴Vahid＆Engle(1993)的共同特征方法识别两周期的协同性，最后，用格兰杰因果检验两周期之间的因果关系。根据文献对变量时间序列的趋势项处理，本文选取对数化和HP滤波方法来获得变量的周期性波动成分，年末金融机构人民币贷款余额的周期波动成分作为金融周期的基准序列，记为IC，GDP周期波动成分作为实体经济周期的基准序列，记为IGDP，样本区间为1979－2013年。GDP数据来自历年《中国统计年鉴》，贷款余额数据来自《中国统计摘要》。由图1可见，我国GDP总量增长迅速，截止2013年，GDP总量为56.88万亿元，是1979年0.41万亿元的140多倍。预计今后我国的经济增速将逐渐放缓，保持平稳发展态势，这与国际国内经济形势密切相关。美国近期非农数据和实际个人消费支出数据显示美国的就业形势转好，消费支出逐步增加，由此反映美国经济复苏的内在动力增强，将拉动我国外需增加。但欧洲经济依然低迷，虽然已经度过了债务危机最艰难的时刻，高失业率和低消费使得欧洲复苏内在动力不足。部分新兴经济体与中国面临类似的增长调整和结构调整期。国内实体企业由于融资成本和原材料成本提高挤压了利润空间，产能过剩和需求增长缓慢使许多企业难以为继，实体企业陷入增长困境，同时，房地产市场自2013年暴涨后开始回调，全社会固定资产投资受房地产市场影响，2013年首次跌破20%。因此，在国内外经济形势影响下，新常态下的中国经济实现稳健型的增长，需要政府了解实体因素和金融因素对经济增长的巨大影响以及影响程度，制定适当的宏观调控政策，来解决现实当中面临的突出问题。

截止2013年年末，金融机构人民币贷款余额为71.9万亿元，是1979年0.21万亿元的近345倍之多。信贷余额占GDP的比重为126.37%，而2013年美国这一比率约为359%。截止2013年，我国各项存款余额为104.38万亿元，可见，我国的信贷规模还有很大的增长空间。受美国次贷危机影响，政府出台一系列宽松货币政策刺激经济。2014年11月至今的三次降息，通过信贷扩张减缓经济下行速度，保证了经济的平稳增长。根据图2中HP滤波法得到的GDP和信贷规模的周期波动，按波峰至波峰划分，改革开放以来我国实体经济大致经历了三个完整周期和一个不完整的周期，分别是1979－1985年(时间跨度为7年)、1986－1995年(时间跨度为10年)、1996－2008年(时间跨度为13年)、2009年－至今。2009年至今还未形成一个完整的经济周期。从3个完整的周期来看可以发现两个特点:第一，周期的时间跨度逐渐变长，预计2009年开始的新一轮的周期也将持续10年以上，这可能跟市场结构、需求机构、产业结构等变化日趋平稳有关。第二，单个周期波动幅度逐渐变小。由信贷余额衡量的金融市场波动看(图2)，相比实体经济周期，信贷余额波动相对频繁，波峰往往滞后实体经济1－2年。自1979年以来共经历了4个完整周期和一个半周期，分别为1979－1986年(时间跨度为8年)、1987－1997年(时间跨度为11年)、1998－2003年(时间跨度为6年)、2004－2010年(时间跨度为7年)、2011年－至今。前4个完整周期，平均时间跨度为8年。在经济繁荣时期，银行放贷能力提高、放贷意愿增强，信贷扩张支持投资，会拉动需求和供给，促进经济增长;当经济衰退时，银行对放贷标准提高，信用紧缩，投资下降，经济增长疲软。因此，在金融周期影响下，经济周期波动可能比一般情况下波动幅度更大。

三、中国金融周期与实体经济周期关系的实证分析

(一)中国金融周期与实体经济周期的相关性这里采用两时间序列之间的相关系数ρ来考察两周期的相关性。根据图2，两个波动序列具有一定的相似性，但是它们到达波峰和波谷的时间并不一致，信贷余额波峰的出现往往滞后实体经济1－2年。我们依据信贷余额波动序列的周期来划分相关系数的计算区间，依次为1979－1986年、1987－1997年、1998－2003年、2004－2010年、2011－2013年，考虑到2011－2013年周期的不完整性，以及时间间隔较短，可能会对相关系数的准确性造成一定的影响，所以将其归并到上一周期里。结果如表1。由表1可见，在样本期内，中国金融周期与实体经济周期之间总体呈现一种较强的正相关关系，但系数值随时间呈缩小趋势。

(二)中国金融周期与实体经济周期的协同性根据Vahid＆Engle(1993)的理论，假如信贷余额和GDP之间存在协整关系，可以认为两者所代表的金融周期和实体经济周期在长期内具有共同趋势。假如信贷和GDP的一阶差分具有共同的线性相关，就认为两者所代表的金融周期和实体经济周期在短期内具有共同周期，即在短期内具有共同的波动路径。若两项特征均具备，那么就说明这两个周期具有协同性。本文首先对上文得到的IGDP和IC序列进行平稳性检验和协整检验，考察我国实体经济周期和金融周期之间是否存在协整关系，即他们在长期内是否具有共同趋势;继而通过典型相关来判断共同特征向量的个数，由此断定两周期在短期内是否具有共同周期;最后以格兰杰因果检验判断两者在时间上的因果关系。1．平稳性检验。运用Eviews进行ADF平稳性检验的结果见表2。在5%的显著性水平下，IGDP和IC序列是非平稳的。而其一阶差分在5%的显著性水平下通过检验，所以两者均属于一阶单整的非平稳序列，符合进行协整检验的条件。2．协整检验。应用Eviews建立VAR模型，经AIC和SC信息准则检验，选择滞后阶数为2，用Johansen协整检验得到结果如表3。无论是最大特征值统计量还是迹统计量都表明，在5%的显著性水平下两者存在一个协整关系，即实体经济周期和金融周期之间在长期内具有稳定关系。根据共同特征向量检验结果，组合ΔYt和Wt存在一个共同特征向量，即可以找到一组参数使得ΔIGDP和ΔIC共同线性相关，所以，IGDP和IC在短期上具有相似的波动路径。由协整检验和共同周期检验可知，中国的实体经济周期和金融周期具有协同性。

(三)中国金融周期与实体经济周期的因果关系根据对信贷规模和国内生产总值周期成分的相关性和协同性检验发现，中国金融周期和实体经济周期之间具有较强的相关性及协同性，在此基础上，进一步借助Granger因果检验来判断两者在时间上的因果关系。选择置信区间为10%，滞后阶数为1－8阶，检验结果如表7。根据Granger因果检验，当滞后阶数为1－6期时，IGDP是引起IC波动的格兰杰原因，而第七期开始则不是。当滞后阶数为1－5期时，IC不是引起IGDP波动的格兰杰原因，直到第六期开始IC才成为IGDP波动的格兰杰原因。这与之前所观察到的IGDP和IC周期波动中，信贷的波峰比GDP滞后是一致的。

(四)实证结果分析1．相关性分析。由相关系数检验发现，金融周期与实体经济周期之间表现出较强的正相关关系，顺周期性显著，这与我们的理论预期是一致的。实体经济的繁荣会提高人们的乐观预期，促使投资者需求高涨，消费者热情高涨，而银行经营情况良好，也乐意提供高额贷款，因此信贷规模大幅增长。信贷的增长会进一步刺激投资，助长市场积极情绪，推动消费增长，从而增加社会总供给和总需求，为实体经济增长带来活力。两周期相关关系随时间变化呈递减趋势，2004－2013年间两者相关程度下降，这可能与我国宏观金融监管政策有关。2008年金融危机后，我国逐步加强宏观审慎工具的应用来降低金融系统性风险，并取得了一定成效。2．协同性分析。借助协整检验和共同周期方法，我国金融周期和实体经济周期在长期内具有稳定关系，在短期内有相似的波动路径，具有较高的协同性，两周期之间相互关联、共同发展。3．因果关系分析。经Granger因果检验发现，在短期内，实体经济周期波动构成信贷周期波动的格兰杰原因，反映了实体经济繁荣或衰退会迅速刺激信贷规模增长或收缩。在长期，信贷周期波动是实体经济周期的格兰杰原因，信贷规模变化有助于预测未来实际产出波动。信贷高速增长经由资产负债表渠道、居民渠道等影响实体经济，信贷周期是否正常进入上升周期是宏观经济下一步走向的重要原因(巴曙松，2009)。

四、结论与政策建议

篇9

1、宏观经济：包括GDP增长率及其构成、CPI、市场利率水平变化、货币政策等;观察宏观经济周期的同时，还要结合政策周期、流动性周期和企业财务周期来使用

2、行业基本面：不同行业与经济周期的关系不同，具体有防御性行业、增长性行业、周期性行业。在分析行业的时候，我们要对行业经济的运行状况、产品生产、销售、消费、技术、行业竞争力、市场竞争格局、行业政策等行业要素进行深入的分析，从而发现行业运行的内在经济规律，进而进一步预测未来行业发展的趋势。

3、个股选择：定量分析：从成长性指标、财务指标和估值指标等进行定量分析，以挑选具有成长优势、财务优势和估值优势的个股。

（来源：文章屋网 ）

篇10

【摘要】国务院出台了支持河南省加快建设中原经济区的指导意见，其中提出发展壮大优势主导产业。上市公司作为资本市场的主要力量，在经济发展中发挥着重要作用。营运资金管理作为上市公司管理的主要内容，直接影响上市公司的竞争力。文章在收集河南省上市公司相关数据的基础上，对河南省上市公司营运资金管理绩效进行了统计分析；同时将河南省分行业营运资金周转期指标和同期全国同行业的相关指标进行了对比分析。得出：河南省采掘业、造纸印刷业、石化塑胶社会服务业周转绩效高于同期同行业水平，食品饮料业略高于同期同行业水平；纺织服装业、电子、金属非金属略低于同行业的周转绩效，机械设备、医药生物与同行业水平相比还存在一定的差距。

 

【关键词】河南省；上市公司；营运资金

1.研究背景

国家十二五规划将中原经济区建设列入了总体战略中，这必将为河南经济社会全面发展提供新的契机，也为加快河南资本市场发展提供新的机遇。[1]营运资金管理作为上市公司财务管理的重要组成部分，其管理水平直接影响着公司的经营业绩和竞争力。[2]陈妍(2004)在《电力上市公司资产结构与业绩关系的实证研究》中，研究了资产结构与企业业绩的关系。[3]刘百芳，汪伟丽对山东省上市公司资产结构同企业经营业绩相关性进行了实证分析。[4]美国rel咨询公司和cfo杂志自1997年开始采用基于要素的营运资金周转期指标对企业营运资金管理绩效进行调查并发布排行榜。[5]王竹泉等对营运资金进行了重新分类，将营运资金分为经营活动营运资金和理财活动营运资金，同时公司上市公司营运资金管理绩效排行榜[6]国务院于2011年9月出台了关于支持河南省加快建设中原经济区的指导意见，其中提出发展壮大优势主导产业，为河南经济发展提供了政策支持。中原经济区建设需要资本市场支持，上市公司作为资本市场上的活跃力量，在经济建设中发挥着重要的作用。因此，对河南省上市公司营运资金管理研究具有重要的意义。

 

2.研究设计

2.1 样本选择

营运资金，指的是企业生产经营活动中占用在流动资产上的资金，广义营运资金是企业的流动资产，狭义的流动资金是企业流动资产减去流动负债后的余额。

本论文的研究期限定为3年即2008一2010年，为保证有关指标数据的完整性，所选的公司必须是在2007年12月31日前已经上市的。

样本的选取主要遵循以下原则：数据完备，相关参数可以计算；同时，将个别年度会计数据异常的数据剔除；最后对研究期间经营范围发生重大变化的公司予以剔除。按照以上原则进行选择后，共选取河南省在沪深两市的上市公司35家。

 

2.3 数据来源

根据研究需要，收集到的数据主要有：2008年、2009年、2010年样本公司年度财务报表中的存货、应收账款、应收票据、应付账款和应付票据项目的年初、年末值以及样本公司年度财务报表中的营业收入项目。以上数据来源于上市公司的年度报告(年度报告均从巨潮资讯网上下载（cninfo.com.cn)。

 

3.基于河南省上市公司的营运资金管理分析

3.1 行业平均水平基本情况

各行业周转期平均值计算方法如下：即先根据行业内各公司的营运资金项目以及营业收入计算各公司的周转期指标，然后加总行业内各公司的周转期并除以公司数量计算行业的平均周转期。

 

从分行业的营运资金周转期指标中可以看出，社会服务业的经营活动营运资金周转期2010年、2009年、2008年分别为-124天、-119天和-135天，居于营运资金管理排行榜的首位，社会服务业绩效管理总体值得肯定；纺织服装业经营活动营运资金管理周转期2010年、2009年、2008年分别为150天、165天和146天，居于绩效管理排行榜的末位。

 

3.2 连续三年变动趋势分析

将2010年与2008年周转期的变动幅度在10%以内视为绩效“基本不变”，周转期增幅大于等于10%视为“绩效降低”，减幅小于等于-10%视为“绩效提高”，并根据连续3年的变动趋势是否完全一致，进一步将绩效降低的细分为“持续降低”(连续3年的变动趋势完全一致，下同)和“总体持续降低”(连续3年的变动趋势不完全一致，下同)两类，将绩效提高的细分为“持续提高”和“总体持续提高”两类。[7]将变动幅度按照上述标准分类后，经营活动营运资金周转绩效连续三年的变动分析具体结果如表4所示。

 

从表4可以看到，存货周转绩效持续提高或总体持续提高的行业数量为6个，比持续降低或总体持续降低的行业数量多4个；应收账款周转绩效持续提高或总体持续提高的行业数量与持续降低或总体持续降低的行业数量持平；应付账款周转绩效呈现下降的趋势；从经营活动营运资金周转绩效连续3年的变动趋势分析，经营活动营运资金周转绩效持续提高或总体提高的行业数量为5个，多于持续降低或总体持续降低的行业数量。从统计结果分析，应付账款周转绩效虽然呈下降趋势，但由于存货周转绩效提升幅度大于应付账款周转绩效下降的幅度，使经营活动营运资金周转绩效整体上实施出现上升趋势。

 

3.3 和全国行业的对比分析

中国海洋大学企业营运资金管理研究课题组（2010）发布了中国上市公司营运资金管理调查，公布了按要素分类的分行业上市公司的存货周转期、应收账款周转期、应付账款周转期和经营活动营运资金周转期2007-2009年的数据。具体指标见表5，由于2010年中国上市公司营运资金管理还没有发布调查结果，基于可比性的考虑，只列示了2008-2009年的数据。

 

将表5河南省上市公司分行业营运资金统计指标2008-2009年的相关数据与全国同行业经营活动营运资金周转期指标进行比较，对比较结果进行分析：河南省采掘业、造纸印刷业、石化塑胶社会服务业周转绩效高于同期同行业水平，食品饮料业略高于同期同行业水平；纺织服装业、电子、金属非金属略低于同行业的周转绩效，机械设备、医药生物与同行业水平相比还存在一定的差距。

 

参考文献

[1]杨凌云.河南省a股上市公司存在问题及对策研究[j].河南工程学院学报,2011(3):18-20.

[2]罗俊亮.制造业上市公司营运资金政策实证研究[d].中南大学硕士学位论文,2007(11).

[3]陈妍.电力上市公司资产结构与业绩关系的实证研究[d].华北电力大学硕士学位论文,2004(12).

[4]刘百芳,汪伟丽.山东省上市公司资产结构同企业经营业绩的实证分析[j].统计与决策,2005,9(下):140-142.

[5][7]中国海洋大学企业营运资金管理研究课题组.中国上市公司营运资金管理调查:2009[j].会计研究,2010(9):30-42.

[6]王竹泉,逄咏梅,孙建强.国内外营运资金管理研究的回顾与展望[j].会计研究,2007(2):85-90,92.