經(jīng)濟(jì)周期精選(九篇)

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第1篇：經(jīng)濟(jì)周期范文

關(guān)鍵詞：存貨；存貨投資；經(jīng)濟(jì)周期

中圖分類號：F83 文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A

收錄日期：2013年9月5日

存貨在一國經(jīng)濟(jì)中的地位非常重要。盡管存貨占GDP的比重并不高，但是其波動程度很大，是產(chǎn)出波動的主要構(gòu)成部分。鑒于存貨投資對經(jīng)濟(jì)的重要性，本文從理論上介紹了存貨投資的概念、統(tǒng)計方法、基本理論、最近的理論進(jìn)展以及存貨理論的應(yīng)用，以期對關(guān)于我國存貨投資與經(jīng)濟(jì)周期的研究起到拋磚引玉的作用。

一、存貨的概念及其重要性

（一）存貨與存貨投資。存貨的持有者主要是生產(chǎn)部門與銷售部門。對生產(chǎn)部門而言，存貨不僅包括產(chǎn)成品，而且包括在制品、半成品和原材料等；對于銷售部門來說，存貨則主要指未銷售出去的商品。存貨投資指一定時期內(nèi)存貨實物量變動的市場價值，即期末價值減初期價值的差額，再扣除當(dāng)期由于價格變動而產(chǎn)生的持有收益。存貨投資可以是正值，也可以是負(fù)值，正值表示存貨上升，負(fù)值表示存貨下降。此外，基于產(chǎn)出和收入的角度，存貨投資作為當(dāng)期總產(chǎn)出與總銷售之差，是GDP的構(gòu)成之一（許志偉等，2012）。

（二）存貨投資的數(shù)據(jù)來源和統(tǒng)計方法。基于美國的實踐，我們討論統(tǒng)計存貨投資的數(shù)據(jù)來源和估計方法。一般而言，用于估計存貨投資的數(shù)據(jù)來源非常廣泛，不同部門的數(shù)據(jù)來源也不盡相同。為了將各種來源不同的數(shù)據(jù)調(diào)整成國民收入賬戶（NIPA）中的對應(yīng)概念，需要使用一定的估計方法。目前，主要的估計方法主要有四種：基年估計（benchmark-year estimates）、非基年估計（non-benchmark year estimates）、最近年份和本季度估計（most-recent-year and current-quarterly estimates）和數(shù)量和價格估計（quantity and price estimates）。更為具體的介紹參考國民收入賬戶手冊第七章。

張濤等（2010）詳細(xì)論述了代表性發(fā)達(dá)國家和中國存貨指數(shù)的計算方法，具體為：美國的存貨指數(shù)是由美國供應(yīng)管理學(xué)會（ISM）編制，由采購經(jīng)理人協(xié)會抽樣調(diào)查和收集企業(yè)家對存貨變動看法（存貨增加、存貨持平、存貨減少）；存貨指數(shù)的編制是分行業(yè)進(jìn)行的，行業(yè)存貨指數(shù)=（行業(yè)內(nèi)存貨增加的樣本公司占比+0.5×預(yù)期下月原材料存貨減少的比例）×100；綜合存貨指數(shù)是在行業(yè)指數(shù)基礎(chǔ)上根據(jù)行業(yè)權(quán)重加權(quán)計算得到，每一個行業(yè)的權(quán)重是依據(jù)該行業(yè)在國民生產(chǎn)總值中所占比重來確定。

德國的存貨景氣指數(shù)由德國經(jīng)濟(jì)信息研究所（IFO）編制，在調(diào)查7，000個制造、建筑、批發(fā)和零售企業(yè)存貨的基礎(chǔ)上計算得出；具體分為現(xiàn)在的狀況和未來6個月存貨的預(yù)期變化，存貨現(xiàn)狀分為三個狀態(tài)：滿意、不滿意和很滿意。未來6個月存貨預(yù)期變化也分為三種情況：不變化、上升和下降。用“預(yù)期上升”的企業(yè)占比減去“預(yù)期下降”的企業(yè)占比，或用“滿意”的企業(yè)占比減去“不滿意”的企業(yè)占比，再除以基期計算得到的百分比就是存貨景氣指數(shù)；目前德國存貨景氣指數(shù)選擇的基期是2000年，調(diào)查得出的數(shù)據(jù)經(jīng)過季節(jié)調(diào)整后，每月一次。

英國存貨指數(shù)是自1992年開始，在調(diào)查制造業(yè)600家企業(yè)的基礎(chǔ)上計算得出；其計算方法為：如果本期存貨相對上期存貨增加，賦予權(quán)重0.5，沒有變化賦予權(quán)重0.5，下降賦予權(quán)重0，權(quán)重乘以相應(yīng)的百分比相加即得到存貨指數(shù)。英國在計算存貨指數(shù)時，考慮了企業(yè)規(guī)模因素，大企業(yè)比小企業(yè)影響更大，因此大企業(yè)樣本占比相對更高。

日本存貨指數(shù)的編制方法與美國類似，覆蓋日本制造業(yè)的近300家企業(yè)，包括小企業(yè)、中等規(guī)模企業(yè)和大型企業(yè)，其存貨指數(shù)細(xì)分為產(chǎn)成品存貨指數(shù)和商品采購存貨指數(shù)。日本存貨指數(shù)計算也采用按行業(yè)比重加權(quán)得到。

在我國，中國物流中心從2005年開始，根據(jù)其月度企業(yè)問卷調(diào)查數(shù)據(jù)，將制造業(yè)存貨指數(shù)和非制造業(yè)存貨指數(shù)作為其采購經(jīng)理人指數(shù)（PMI）中的一個子項按月編制，并于每月9日公開上一個月的計算結(jié)果；其中，制造業(yè)存貨編制共涉及730余家企業(yè)，分為原材存貨指數(shù)和產(chǎn)成品存貨指數(shù)，同時按行業(yè)不同，編制分行業(yè)原材料和產(chǎn)成品存貨指數(shù)；非制業(yè)存貨指數(shù)編制涉及1，000余家企業(yè)，不存在原材料存貨指數(shù)和產(chǎn)成品存貨指數(shù)的區(qū)分；其體編制方法（以制造業(yè)原材料存貨指數(shù)為例，產(chǎn)成品存貨指數(shù)編制方法與此類似）是：原材料存貨指數(shù)=（受調(diào)查企業(yè)中預(yù)期下月原材料存貨增加的比例-0.5×預(yù)期下月原材料存貨減少的比例）×100。

此外，國內(nèi)有一些學(xué)者依據(jù)國家統(tǒng)計局的季度企業(yè)問卷調(diào)查數(shù)據(jù)，按照國外通行的計算方法，進(jìn)行過計算中國存貨指數(shù)的相關(guān)研究。陳杰、劉妹威（2008）以國家統(tǒng)計局的“全國工業(yè)企業(yè)景氣狀況設(shè)計調(diào)查問卷”為基礎(chǔ)，借鑒國外存貨指數(shù)的計算方法并結(jié)合中國企業(yè)景氣調(diào)查制度的特征，提出了中國存貨指數(shù)的設(shè)計方案。王作春等（2005）則以國內(nèi)上市公司公開的財務(wù)數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，通過推算的方式獲取個體存貨景氣指數(shù)，再以加權(quán)的方式對各行業(yè)存貨景氣指數(shù)進(jìn)行匯總，進(jìn)而獲得總體存貨景氣指數(shù)。

（三）理解存貨與存貨投資的重要性。盡管存貨投資占GDP的比重在不同國家、不同年份均有所不同，但是無論是從縱向還是橫向角度看，這一比重都很低。例如，1956～1998年間，存貨投資占美國GDP的平均比重為0.66%。1995年，存貨投資占西方七國GDP的比重分別為：美國0.36%、英國0.31%、日本0.53%、德國0.47%、法國0.54%、加拿大0.32%以及意大利0.91%。中國的情況也不例外，1992～2010年間，每年存貨投資占GDP的比重大約在3.5%左右。上述事實似乎意味著存貨投資可能無法對經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生重要影響，但是事實上，理解存貨投資對研究一國的經(jīng)濟(jì)波動是非常重要的，主要表現(xiàn)在如下兩個方面：第一，盡管存貨投資占GDP的比重較低，但是存貨投資的波動對一國經(jīng)濟(jì)波動的貢獻(xiàn)較為明顯。例如，美國戰(zhàn)后經(jīng)濟(jì)的波動中，大約有1/3歸結(jié)存貨投資。中國經(jīng)濟(jì)中的存貨投資波動也能夠解釋產(chǎn)出波動的20%。更為重要的是，存貨持有量的變動大約可以占到季度GDP變動的60%左右（Fitzgerald，1997）。因此，理解存貨投資變動的原因是理解經(jīng)濟(jì)波動的關(guān)鍵（Blinder，1990）；第二，企業(yè)的存貨投資行為有可能會放大或縮小經(jīng)濟(jì)的波動幅度，進(jìn)而成為技術(shù)和政策影響經(jīng)濟(jì)的重要的傳導(dǎo)機(jī)制，并且可以用來識別不同的沖擊來源或者說經(jīng)濟(jì)起伏的原因。

二、存貨投資數(shù)據(jù)的統(tǒng)計特征

由于存貨投資的波動在經(jīng)濟(jì)波動中扮演著重要角色，因此，我們需要對存貨投資的數(shù)據(jù)特征進(jìn)行分析和總結(jié)。

（一）存貨投資占國民生產(chǎn)總值的比重。從國外的數(shù)據(jù)來看：Ramey and West（1999）通過分析G7（加拿大、法國、德國、意大利、日本、英國和美國）從1956～1995年的數(shù)據(jù)得到，存貨投資只占GDP份額的0.5%，相比固定資產(chǎn)投資（占GDP比重15%）和消費(fèi)比重（占GDP的2/3），存貨投資的比重是非常小的。而根據(jù)G7國家1995年的橫截面數(shù)據(jù)，得到各國占GDP的比重分別為美國0.36%、英國0.31%、日本0.53%、德國0.47%、法國0.54%、加拿大0.32%、意大利0.91%。此外Fitzgerald（1995）分析了美國二戰(zhàn)后的存貨投資數(shù)據(jù)，得出美國的存貨投資只占國民生產(chǎn)總值的0.5%。因此，不論從時間序列上還是從橫截面上，從國外的數(shù)據(jù)來看，存貨投資所占國民生產(chǎn)總值的比重是十分微小的。

從國內(nèi)的數(shù)據(jù)來看：相比較國外存貨投資的特征，中國存貨投資占國民生產(chǎn)總值的比重有自己的特點(diǎn)，僅就該比例的這種趨勢變化也可以看出我國市場化的進(jìn)展。對于當(dāng)代存貨投資的特征，許志偉等（2012）分析了1992～2010年的宏觀年度數(shù)據(jù)，得出中國每年的存貨投資僅占GDP的3.5%。因此，通過分析中國存貨投資數(shù)據(jù)，我們得到的結(jié)論和國外的數(shù)據(jù)基本是一致的，即存貨投資占國民生產(chǎn)總值的比重是比較小的，對于中國而言，隨著市場化程度的發(fā)展，存貨投資占GDP的比重正在不斷地降低。

（二）存貨投資的波動規(guī)模。相比較存貨投資所占GDP的份額，存貨投資的波動性是非常巨大的。早在1950年，Abramowitz就得出：第二次世界大戰(zhàn)之前，美國的經(jīng)濟(jì)衰退往往伴隨著存貨投資的急劇下降。而根據(jù)Alan.Blinder（1991）的計算，這一情況在二戰(zhàn)后的歷次衰退中仍是如此，他通過分析1948～1982年的數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，美國真實的存貨投資變化占真實國民生產(chǎn)總值變化的87%。Ramey and West（1999）分析了二戰(zhàn)后G7國家存貨投資變動和GDP的變動，發(fā)現(xiàn)存貨投資變動占GDP變動的比例保持在12%～71%的范圍內(nèi)。許志偉等（2012）分析了1992～2010存貨投資和GDP數(shù)據(jù)，相比較存貨投資所占的份額，發(fā)現(xiàn)其存貨波動解釋了GDP總波動的20%之多。所以，存貨投資的波動規(guī)模對于經(jīng)濟(jì)波動的影響是不容忽視的。

（三）存貨投資的順經(jīng)濟(jì)周期性。在存貨投資的研究中，存在一個眾所周知的事實，是存貨投資對經(jīng)濟(jì)周期波動有放大作用。所謂存貨投資順經(jīng)濟(jì)周期性是指存貨投資的波動趨勢與經(jīng)濟(jì)周期的波動趨勢是一致的（Ramey and West，1999）。Fitzgerald（1995）計算了美國1948年到1991年歷年存貨投資周期與經(jīng)濟(jì)周期波峰與波谷之間的變化比較發(fā)現(xiàn)，存貨投資的變化與經(jīng)濟(jì)周期的變化方向是完全一致的，而且存貨投資周期性的波動規(guī)模與經(jīng)濟(jì)周期的波動規(guī)模基本相當(dāng)。Blinder and Maccini（1991）發(fā)現(xiàn)二戰(zhàn)后，在美國衰退的時期內(nèi)，存貨投資的下降和總產(chǎn)出的下降相伴隨，并且存貨投資的變化可以解釋總產(chǎn)出變化的87%。Blinder（1990）在文章中認(rèn)為：經(jīng)濟(jì)周期在很大程度上來說，就是存貨投資周期。Ramey and West（1999）分別計算了G7國家1956～1995年存貨投資和銷售額之間相關(guān)系數(shù)發(fā)現(xiàn)：所有國家的相關(guān)系數(shù)均為正，系數(shù)均值在0.1～0.2之間，并且通過VAR模型檢驗了二者之間的相關(guān)性，結(jié)果發(fā)現(xiàn)結(jié)論是一致和穩(wěn)健的。Yi Wen（2005）通過研究美國和OECD國家的總量數(shù)據(jù)，在經(jīng)濟(jì)周期的不同波動區(qū)域上詳細(xì)討論了存貨投資與經(jīng)濟(jì)周期的相關(guān)性，得出：在經(jīng)濟(jì)周期高頻波動的部分，存貨投資是逆經(jīng)濟(jì)周期的；而在經(jīng)濟(jì)周期低頻波動的部分，存貨投資是順經(jīng)濟(jì)周期的。此外，存貨投資的波動方差在經(jīng)濟(jì)周期高頻波動的部分比較大，而在經(jīng)濟(jì)周期低頻波動的部分比較小。Kahn（2002）通過分析美國數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)：美國自八十年代起，總產(chǎn)出的波動規(guī)模較二戰(zhàn)結(jié)束時期縮小了將近一半。Kahn等人通過構(gòu)建宏觀經(jīng)濟(jì)模型得出：由于信息技術(shù)革命引起的存貨投資的變化（尤其是耐用品存貨投資）是導(dǎo)致美國經(jīng)濟(jì)波動平穩(wěn)的一個至關(guān)重要的原因。從國內(nèi)研究來看，易綱、吳任昊（2000）考察了中國1979～1989年存貨周期和經(jīng)濟(jì)周期的相關(guān)性，得出：1979～1986年間，二者的相關(guān)系數(shù)為0.783869，即表現(xiàn)為明顯的“順周期”特點(diǎn)。而在1979～1989年間，二者的相關(guān)系數(shù)為-0.24599，卻表現(xiàn)為“逆周期”特點(diǎn)。原因就在于1987～1989年間，二者的相關(guān)系數(shù)為驚人的-0.92289，即存貨投資的波動在那三年幾乎完全是反經(jīng)濟(jì)波動而行的，即“順周期”這一特點(diǎn)在1987～1989年出現(xiàn)了一個明顯的例外。其原因在于：在1987年、1988年，受多種因素影響，市場需求十分高漲。在進(jìn)入八十年代之后，存貨行為的“順周期”特點(diǎn)日益明顯。在1992～1995年經(jīng)濟(jì)高速增長之時，存貨投資出現(xiàn)了更高速度的增長，GDP波動與存貨投資波動的相關(guān)系數(shù)為0.664865。而當(dāng)1996年經(jīng)濟(jì)開始進(jìn)入調(diào)整期，經(jīng)濟(jì)增長開始減緩之時，存貨投資則以更快速度下降，在1996～1998年間，二者的相關(guān)系數(shù)為驚人的0.998304。張濤（2010）通過構(gòu)建5，000戶企業(yè)的存貨指數(shù)與經(jīng)濟(jì)周期的數(shù)據(jù)得出：5，000戶企業(yè)存貨指數(shù)與經(jīng)濟(jì)波動周期能夠較好地擬合，但存在約1～3個季度的滯后。許志偉等（2012）根據(jù)采購經(jīng)理人指數(shù)中的產(chǎn)成品庫存和原材料庫存指數(shù)作為兩種存貨投資的變量，得到了原材料存貨投資順周期、產(chǎn)成品存貨投資逆周期的經(jīng)驗事實。

（四）存貨投資與銷售額的正相關(guān)性。Ramey and West，（1999）分析了G7國家1956～1995年的數(shù)據(jù)，通過VAR模型分析，得出了存貨投資于最終銷售之間的正相關(guān)性，并得出了存貨投資與銷售額比例平穩(wěn)性的結(jié)果。Kahn（2002）通過分析美國1953～2000年的數(shù)據(jù)，得出了美國存貨投資與銷售額之間正相關(guān)的性質(zhì)。

三、關(guān)于存貨投資的理論

這部分介紹文獻(xiàn)中關(guān)于存貨投資的相關(guān)理論：首先，我們介紹關(guān)于存貨最為基本的生產(chǎn)平滑模型；其次，針對生產(chǎn)平滑模型存在的不足，我們在局部均衡分析框架下依次介紹對生產(chǎn)平滑模型的三個拓展；最后，介紹在一般均衡分析框架下有關(guān)存貨投資的理論。

（一）生產(chǎn)平滑模型。生產(chǎn)平滑模型是文獻(xiàn)從微觀角度研究企業(yè)存貨行為的基準(zhǔn)模型。其基本想法是，當(dāng)面臨可變的市場需求且調(diào)整產(chǎn)出存在一定的成本時，企業(yè)具有持有存貨以平滑生產(chǎn)的動機(jī)。在這一模型中，與不持有存貨的情形相比，企業(yè)持有存貨能夠減小產(chǎn)出的波動程度（用方差衡量）。但是，為了使企業(yè)有足夠的激勵持有存貨，需要具備一定的條件：（1）持有存貨的成本適中；（2）隨著產(chǎn)量的增加，成本上升的幅度足夠大；（3）企業(yè)有足夠的耐性，否則其平滑生產(chǎn)的動機(jī)就會減弱。

盡管生產(chǎn)平滑模型為分析企業(yè)存貨行為的基準(zhǔn)，但是其理論預(yù)測與存貨行為的特征事實并不一致。生產(chǎn)平滑模型產(chǎn)生的兩個可供驗證的結(jié)論為：（1）銷售的波動要大于產(chǎn)出；（2）存貨投資的變動方向與產(chǎn)出相反。事實上，這兩個結(jié)論均與數(shù)據(jù)不相一致（Fitzgerald，1997）。為了克服這一缺點(diǎn)，一部分文獻(xiàn)通過對生產(chǎn)平滑模型進(jìn)行修訂，使其產(chǎn)生與數(shù)據(jù)相一致的結(jié)論，還有一些文獻(xiàn)則從新的角度考察存貨的動態(tài)變化。早期的模型拓展都是在局部均衡的分析框架下展開的。

（二）局部均衡分析框架下的存貨理論

1、基于生產(chǎn)平滑模型的拓展?；谏a(chǎn)平滑模型的拓展大致分為三類：成本沖擊、目標(biāo)存貨水平和非凸性技術(shù)。下面，我們就其基本思想依次加以闡述：

第一，引入成本沖擊。通過引入成本沖擊，產(chǎn)出會隨著成本的變化而變化。具體而言，當(dāng)成本升高時，企業(yè)選擇較低的產(chǎn)出水平，反之亦然。由于存貨投資為銷售與產(chǎn)出之差，所以在這種情形下，產(chǎn)出可能通過成本沖擊這一途徑產(chǎn)生比銷售更大的波動。同時，存貨投資也會表現(xiàn)出順周期的特征。

第二，引入目標(biāo)存貨水平。與上述模型不同，一些文獻(xiàn)引入持久性的銷售沖擊，并假定企業(yè)存在明確的存貨/銷量之比目標(biāo)，且偏離這一目標(biāo)會產(chǎn)生額外的成本。通過這些設(shè)定，能夠使模型產(chǎn)生與數(shù)據(jù)相一致的特征。其中的邏輯是：設(shè)想t期銷量意外增加并且企業(yè)的生產(chǎn)決策在沖擊發(fā)生之前完成。企業(yè)會減少與沖擊相當(dāng)?shù)拇尕洈?shù)量。在t+1期，企業(yè)不僅需要使生產(chǎn)達(dá)到期望的銷量（銷售沖擊是持久的），而且為了達(dá)到其存貨/銷量目標(biāo)，其持有的存貨數(shù)量也會相應(yīng)增加。這樣不僅會導(dǎo)致產(chǎn)出的增加大于意外銷量的增加，而且還導(dǎo)致產(chǎn)出與存貨呈同向變動關(guān)系。

第三，引入非凸性技術(shù)。即假定在一定的產(chǎn)出范圍內(nèi)，企業(yè)的邊際成本是下降的。這樣，在某一時期內(nèi)，企業(yè)增加生產(chǎn)導(dǎo)致邊際成本下降，進(jìn)而導(dǎo)致其增加生產(chǎn)的動機(jī)增強(qiáng)；而在另外一些時段內(nèi)，企業(yè)減少生產(chǎn)導(dǎo)致邊際成本上升，從而進(jìn)一步促使企業(yè)減少生產(chǎn)。這樣就產(chǎn)生了產(chǎn)量“扎堆”而非平滑的特征。

2、（S，s）模型。生產(chǎn)平滑模型適用于描述最終產(chǎn)品制造業(yè)的存貨行為。但是，一些研究表明這部分存貨的比重較低，只占到制造和貿(mào)易行業(yè)存貨總量的15%。不僅如此，這部分存貨的波動是最小的，而零售和原材料加工和提供部門的存貨波動程度最大。關(guān)于存貨的研究應(yīng)該主要聚焦于此。

（S，s）模型著重討論運(yùn)輸過程而非生產(chǎn)的時間安排，故而更適用于討論零售和原材料加工和提供部門。在這一模型中，企業(yè)的決策方式為：首先，選擇最優(yōu)的數(shù)量s，當(dāng)存貨水平低于s時，企業(yè)不允許存貨水平繼續(xù)下降。當(dāng)存貨水平達(dá)到這一水平時，企業(yè)會訂購存貨，使其達(dá)到另外一個最優(yōu)選擇的水平S。只有當(dāng)存貨水平達(dá)到s時，企業(yè)才會追加存貨。S-s稱為最優(yōu)份額。

在該模型中，由于產(chǎn)出會在0與S-s之間跳躍變化，所以有可能使產(chǎn)出的波動大于銷售。但是，在將這類同數(shù)據(jù)對比時，會產(chǎn)生模型難以加總的問題，因為模型中沒有代表性企業(yè)，而是需要討論企業(yè)持有存貨的分布。

（三）一般均衡分析框架下的存貨理論。在分析上述模型過程中，假定企業(yè)所面臨的市場需求是外生的，因此均為局部均衡模型。最近的研究將分析拓展到一般均衡分析的框架中，并得到了一些新的結(jié)論。

首先，Pengfei Wang and Yi Wen（2011）將企業(yè)生產(chǎn)-成本平滑動機(jī)引入動態(tài)隨機(jī)一般均衡模型中，刻畫企業(yè)存貨投資行為。具體而言，企業(yè)在面臨成本不確定的情況下會對銷量加以平滑。在成本較低時，企業(yè)擴(kuò)大生產(chǎn)并增加存貨，以防備當(dāng)成本較高所導(dǎo)致的產(chǎn)出減少。這一模型不僅能擬合數(shù)據(jù)中順周期存貨投資與逆周期存貨/銷售比的特征，而且得出了存貨能夠放大和傳導(dǎo)經(jīng)濟(jì)周期的結(jié)論。

其次，Yi Wen（2011）將無庫存規(guī)避動機(jī)引入動態(tài)隨機(jī)一般均衡模型中，討論存貨的動態(tài)特征。在擬合美國經(jīng)濟(jì)周期和存貨相關(guān)特征事實的同時，模型的結(jié)論是存貨管理技術(shù)的進(jìn)步反而會加劇總產(chǎn)出的波動。這是因為無庫存規(guī)避動機(jī)會產(chǎn)生順周期的存貨價格（影子價格），這一機(jī)制能夠起到自動穩(wěn)定器的作用，即在經(jīng)濟(jì)高漲時抑制銷售，經(jīng)濟(jì)低迷時鼓勵總需求，從而緩解了經(jīng)濟(jì)的波動。存貨管理技術(shù)的進(jìn)步弱化了這一機(jī)制。

最后，Khan and Thomas（2007）將（S，s）模型擴(kuò)展到了動態(tài)隨機(jī)一般均衡模型中。通過參數(shù)校準(zhǔn)，模型能夠擬合存貨投資2/3的波動，并產(chǎn)生與特征事實相一致的特征，如順周期的存貨投資，較大的產(chǎn)出波動和反周期的存貨/銷售比等。但是，這一模型的分析認(rèn)為產(chǎn)出的變動并沒有因為存貨的積累發(fā)生根本的改變，因為順周期的存貨投資會將經(jīng)濟(jì)資源移出最終產(chǎn)品的生產(chǎn)，從而弱化了銷售的波動程度。

四、存貨模型的應(yīng)用

一些文獻(xiàn)通過將存貨引入模型討論相關(guān)的宏觀問題。目前這類文獻(xiàn)為研究的前沿，方便起見，我們此處列舉兩個例子：

（一）存貨模型在國際貿(mào)易中的應(yīng)用。有研究使用存貨模型解釋金融危機(jī)之后國際貿(mào)易量大幅下降的現(xiàn)象，代表性的文獻(xiàn)為Alessandria et al.（2010）。Alessandria et al.（2010）表明國際貿(mào)易中的兩大摩擦——運(yùn)輸時滯（delivery lag）和交易成本的規(guī)模經(jīng)濟(jì)—所發(fā)揮的作用遠(yuǎn)大于其在國內(nèi)貿(mào)易的情形。這兩大摩擦都導(dǎo)致進(jìn)口企業(yè)持有大量的存貨，正因如此出口對沖擊的反應(yīng)要大于產(chǎn)出。

（二）新凱恩斯模型中的存貨。通過將存貨引入新凱恩斯模型，Lubik and Wing Keong Teo（2010）討論了其對通貨膨脹動態(tài)的影響。由于新凱恩斯菲利普斯曲線（NKPC）中實際邊際成本是影響通貨膨脹的主要因素卻無法觀測，所以利用存貨/銷量比與邊際成本的關(guān)系能夠克服這一困難。但是研究結(jié)果表明，在NKPC框架下，存貨對解釋通貨膨脹沒有幫助。YongSeung Jung and Tack Yun（2012）通過Calvo定價模型中引入產(chǎn)成品存貨，將當(dāng)期通貨膨脹表示成邊際銷售成本的函數(shù)，利用產(chǎn)成品存貨與邊際銷售成本的關(guān)系生成的通貨膨脹序列表明，即使不使用單位勞動成本邊際成本這種傳統(tǒng)做法，也存在較好擬合經(jīng)驗NKPC的可能性。

主要參考文獻(xiàn)：

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[8]Jung，Y.S.and T.Yun.Inventory and the Empirical Philips Curve[J].Journal of Money，Bank and Credit，2013.

第2篇：經(jīng)濟(jì)周期范文

1980 年恢復(fù)保險業(yè)務(wù)以來，中國已經(jīng)成為世界上保險市場發(fā)展最快的國家之一。在保險市場不斷做大的同時，如何保持保險業(yè)，特別是相對更加脆弱的非壽險業(yè)發(fā)展做穩(wěn)做強(qiáng)成為保險業(yè)界人士關(guān)注的一個重要問題。保險業(yè)被稱為社會的“穩(wěn)定器”，保險公司承保利潤的穩(wěn)定性直接影響到企業(yè)的風(fēng)險管理、承保能力，甚至整個社會的財產(chǎn)的安全保障情況。近年來，“防風(fēng)險、調(diào)結(jié)構(gòu)、穩(wěn)增長”的方針得到貫徹和落實，我國非壽險承保利潤正處于由虧損狀態(tài)向盈利狀態(tài)轉(zhuǎn)變的良好時期，但經(jīng)營的不穩(wěn)定性仍然較大。在這種情況下，認(rèn)識并把握承保周期的變化規(guī)律，進(jìn)而積極采取應(yīng)對措施對我們有著極大的意義。所謂承保周期是指由保險市場外部或內(nèi)部因素引起的承保利潤率高低起伏的波動情況。具體而言，在保險寬松市場( Soft Market) 出現(xiàn)時，存在大量的保險產(chǎn)品可供選擇，競爭加劇，價格下降，利潤下降，承保能力減少，最終導(dǎo)致保險產(chǎn)品供給開始緊張; 繼而，保險產(chǎn)品價格開始回升，保費(fèi)、保險利潤、承保能力隨之上升，保險硬市場( Hard Market) 出現(xiàn)。換言之，承保利潤的周期變動是一種現(xiàn)實。它類似于經(jīng)濟(jì)周期，我們只能想辦法去盡可能的平抑這種周期變動，卻不可能完全的消除它。由于業(yè)務(wù)性質(zhì)的差異，一般將保險業(yè)分為壽險業(yè)和非壽險業(yè)進(jìn)行研究。壽險業(yè)務(wù)屬于長期性業(yè)務(wù)，主要包括承保業(yè)務(wù)和投資業(yè)務(wù)，當(dāng)然也存在其他業(yè)務(wù)，比如咨詢等。單單只考慮承保業(yè)務(wù)和投資業(yè)務(wù)的角度，投資業(yè)務(wù)對于壽險的重要性遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于非壽險業(yè)務(wù)。因此，對于壽險，我們往往考察整個的保險周期。非壽險業(yè)務(wù)期間大約在 1 年期以內(nèi)，這種短期業(yè)務(wù)對資本的流動性要求較高，投資業(yè)務(wù)處于相對次重要程度。因此，對于非壽險我們只考慮它的承保周期。本文研究我國經(jīng)濟(jì)周期對非壽險承保周期影響問題，主要討論的目標(biāo)在于經(jīng)濟(jì)周期對于承保周期是否有影響，這種影響的程度是多少。我們不僅在理論上考查了經(jīng)濟(jì)周期與承保周期的關(guān)系，也為保險公司減輕承保周期帶來的利潤波動，減少無謂損失; 為監(jiān)管部門更好的實行逆周期監(jiān)管提供有益嘗試。非壽險承保周期影響因素的研究成果非常多，考察的側(cè)重點(diǎn)和最終的結(jié)論也各有不同。從源頭上可分為理性學(xué)派和非理性學(xué)派。非理性學(xué)派認(rèn)為承保周期業(yè)務(wù)的周期性變化主要原因在于一些非理性的市場行為，如惡性競爭、不成熟的費(fèi)率厘定以及資本的限制。理性學(xué)派則認(rèn)為保險市場是具有足夠理性的，造成周期變動的原因來自于保險業(yè)的外部因素，不在保險公司的控制范圍內(nèi)。從 20 世紀(jì) 70 年代開始，國外已經(jīng)有很多學(xué)者都在探索利潤周期存在的根源。Fries( 1997) ，Radach( 1998) 認(rèn)為承保周期是由非壽險市場競爭引起的。Venezezian( 1985) 認(rèn)為承保周期的產(chǎn)生是因為保險公司對保險產(chǎn)品定價方法存在非理性的因素。Cummins 和 Outreville( 1987) 認(rèn)為承保周期現(xiàn)象源于保險業(yè)的一些制度性因素和沖擊，如數(shù)據(jù)收集滯后、監(jiān)管滯后、以及保單更新滯后等。Winter( 1989) 認(rèn)為由于市場摩擦的存在，保險公司不能迅速調(diào)整資本的規(guī)模，其結(jié)果必然導(dǎo)致保險供給的變化。Webb( 1992) 率先提出經(jīng)濟(jì)周期能夠解釋承保周期的形成。Webb 指出保險需求的主要決定因素是可支配收入，這一經(jīng)濟(jì)變量和經(jīng)濟(jì)周期有著密切的關(guān)系。當(dāng)經(jīng)濟(jì)處于高漲階段，國民收入達(dá)到高點(diǎn)，對保費(fèi)收入起到直接的刺激作用。相反當(dāng)經(jīng)濟(jì)步入低谷，GDP 的降低會促使保險需求降低，承保周期也進(jìn)入低谷階段。Webb 還認(rèn)為承保周期不僅與經(jīng)濟(jì)周期高度相關(guān)，而且表現(xiàn)得比經(jīng)濟(jì)周期還要規(guī)則。Chen，Wong 和 Lee( 1999) 選擇新加坡、馬來西亞、韓國、日本和中國臺灣地區(qū)作為代表研究了亞洲國家( 地區(qū)) 的承保周期問題。Chen，Wong 和Lee 發(fā)現(xiàn)亞洲國家( 地區(qū)) 的整體或者某一險種的承保周期是明顯存在的，并且主要是這些國家( 地區(qū)) 的經(jīng)濟(jì)增長率所引起的。Chen，Wong 和 Lee( 1999) 研究了亞洲國家的承保周期問題，卻沒有做關(guān)于中國的承保周期的研究，作者在文中給出的解釋是中國的保險業(yè)還不是足夠的發(fā)達(dá)和成熟。1999 年距離今天已有十四個年頭，中國的保險業(yè)早已發(fā)生翻天覆地的變化。經(jīng)過十四年，特別是入世后十年的發(fā)展，我國保險業(yè)取得了驕人的成就，保險產(chǎn)業(yè)從小到大; 公司從少到多; 產(chǎn)品從簡到繁; 經(jīng)營從粗到細(xì)。目前，在我國的經(jīng)濟(jì)總量已經(jīng)達(dá)到世界第二。三十年來，我國保費(fèi)收入年均增長率為 25%; 保費(fèi)收入規(guī)模達(dá)到世界第六。2008 年以來，每年資產(chǎn)規(guī)模增長達(dá) 1 萬億以上。雖然，我們的保險市場還存在著各種不成熟的因素，但我們已經(jīng)有足夠的資本和理由去審視一下當(dāng)前我國非壽險市場是否存在承保周期、承保周期是多少、經(jīng)濟(jì)周期對承保周期的是否存在影響以及影響程度大小的研究。到目前為此，國內(nèi)有如下文獻(xiàn)對以上的問題做出了某種程度的回答。由上文的分析，可以看出我國關(guān)于承保周期的研究呈現(xiàn)出一種逐步深入的態(tài)勢。從簡單的模仿美國運(yùn)用二階自回歸的方法解決國內(nèi)承保周期的長度問題到 CF 濾波的合理使用。從簡單的考慮保費(fèi)增長率、損失增長率、損失率、利率、GDP 增長率的變化情況到拆分變量分項研究投資、消費(fèi)、貿(mào)易以及虛擬變量表示的政策因素。目前，國內(nèi)學(xué)者對承保周期的研究已經(jīng)更加符合中國的國情，并且更加全面和深入。從表 1 可以看出當(dāng)前研究出現(xiàn)的一些問題。首先，從最終的結(jié)果來看，經(jīng)濟(jì)周期到底對承保周期有沒有影響，學(xué)者們意見不統(tǒng)一，2 篇沒有影響，3 篇有明顯影響。其次，前面 5 篇文章全部采用 1980 年后開始的保險年度數(shù)據(jù)來討論我國承保周期的問題。事實上，在 1991 年以前，我國保險市場處于高度壟斷的地位，而完備市場理論認(rèn)為競爭是產(chǎn)生周期的前提，因此 1991 年以前并不具備周期性分析的基礎(chǔ)。因此，研究所得結(jié)果的可信度受到一定程度的質(zhì)疑。

二、承保周期的 HP 濾波分析

( 一) 研究方法和數(shù)據(jù)選擇

1． 研究方法

目前，國內(nèi)對于承保周期的研究仍然沿用 Venezian( 1985) 對美國保險市場二階自回歸的分析。Smithand Gahin( 1985) 運(yùn)用譜分析法進(jìn)行檢驗，得出了與 Venezian( 1985) 同樣的結(jié)論。可見，這種方法對于保險業(yè)已經(jīng)發(fā)展到一定程度的西方國家是適用的。王波等( 2006) 首先將此方法運(yùn)用于國內(nèi)市場得到車險的承保周期長度為 6 年，而整個非壽險行業(yè)并不存在承保周期。然而，由于各國的經(jīng)濟(jì)政治發(fā)展的環(huán)境存在很大的區(qū)別，甚至于市場結(jié)構(gòu)的政策改變都會對承保周期產(chǎn)生影響( 王麗珍( 2011) ) ，因此，筆者同樣認(rèn)為簡單運(yùn)用自回歸模型對我國承保周期進(jìn)行研究不夠謹(jǐn)慎。我國處于經(jīng)濟(jì)高速發(fā)展，制度不斷完善的時期，承保周期不一定滿足固定的周期長度?；诖?，我們選用 HP 濾波技術(shù)處理數(shù)據(jù)，將數(shù)據(jù)分為趨勢成分和周期成分。這是由于 HP 濾波在研究季度數(shù)據(jù)選取平滑參數(shù)( λ) 時經(jīng)濟(jì)學(xué)家所達(dá)成的良好共識———沿用 1600 這一數(shù)值( Hodrick 和 Prescott( 1980，1997) ) 。由于 HP 濾波在提取 8 年以下的高頻成分作為周期性成分方面獲得的廣泛認(rèn)可，因此，我們選擇 HP 濾波得出的結(jié)果將更具有可靠性。

2． 數(shù)據(jù)選擇

1978 年我國開始經(jīng)濟(jì)的改革開放，1980 年重新恢復(fù)保險業(yè)?；謴?fù)的初期，經(jīng)濟(jì)仍然處于由計劃經(jīng)濟(jì)向市場經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型的階段，經(jīng)濟(jì)周期對承保周期的影響與現(xiàn)在的狀況可能完全不一致。另一方面，保險業(yè)在1998 年成立保監(jiān)會之前的統(tǒng)計情況較為混亂，我們很難找到所需變量的季度數(shù)據(jù)?；诖?，選擇了從 1999年 ～2011 年的承保賠付率季度數(shù)據(jù)分別作為研究區(qū)間和研究指標(biāo)。

( 二) 濾波結(jié)果

對季節(jié)數(shù)據(jù)進(jìn)行 X11 季節(jié)調(diào)整之后，通過 HP 濾波我們得到我國非壽險承保賠付率( PFL_SA) 濾波結(jié)果。由圖 1 可以明顯的看出，我國非壽險市場存在周期性波動。從 1999 年 1 季度到 2011 年 3 季度，我國經(jīng)歷了接近3 個完整的周期，分別是1999 年1 季度到2003 年1 季度，2003 年1 季度到2008 年3 季度，2008 年3 季度到 2011 年。周期的長度在 3 ～ 5 年，但周期長度并不相同。這也充分證明，前文所說傳統(tǒng)的二階自回歸模型并不適用于我國的研究。在承保周期深度非對稱性方面，我國承保周期波峰振幅超過了波谷振幅，賠付率劇烈的上漲對于保險公司顯然是非常不利的。在承保周期陡峭非對稱性方面，我國賠付率略微呈現(xiàn)出陡升緩降的趨勢。也就是說保險利潤的堅挺期( 賠付率下降時間長度) 大于保險利潤的疲軟期( 賠付率上升時間長度) ，( 與李心愉( 2010) 結(jié)論相反) ，但差別不明顯。

三、經(jīng)濟(jì)周期對承保周期影響的實證研究

我國非壽險業(yè)隨國民經(jīng)濟(jì)增長呈現(xiàn)出快速增長的勢頭，然而承保利潤卻出現(xiàn)了波動，甚至出現(xiàn)了全行業(yè)虧損的被動局面。近年來，“防風(fēng)險、調(diào)結(jié)構(gòu)、穩(wěn)增長”的方針得到貫徹和落實，我國非壽險承保利潤正處于由虧損狀態(tài)向盈利狀態(tài)轉(zhuǎn)變的良好時期，但經(jīng)營的不穩(wěn)定性仍然較大?；诜菈垭U業(yè)保障作用的特殊性和不確定性，研究經(jīng)濟(jì)周期對承保周期的影響，有助于非壽險業(yè)客觀把握經(jīng)濟(jì)發(fā)展方向，積極采取應(yīng)對措施。

( 一) 數(shù)據(jù)及變量選擇

此部分主要考查經(jīng)濟(jì)周期以及外部經(jīng)濟(jì)環(huán)境對承保周期是否有影響。本文選擇了 1999 年 1 季度到2011 年 3 季度一年期存款利率、上證綜合指數(shù)、GDP、CPI、賠付額、一階和二階滯后賠付額以及賠付率、一階滯后賠付率等指標(biāo)。其中賠付額、賠付率及其相關(guān)指標(biāo)數(shù)據(jù)來源于保險監(jiān)督委員會網(wǎng)站，經(jīng)過整理得到。GDP、CPI 指標(biāo)數(shù)據(jù)來源于國家統(tǒng)計局。上證綜合指數(shù)來源于搜狐網(wǎng)，經(jīng)過整理得到。一年期存款利率來源于中國人民銀行網(wǎng)站，經(jīng)過加權(quán)平均得到每一季度的一年期存款利率。

( 二) 波動的衡量方法

對經(jīng)濟(jì)波動的衡量，一種常用方法是利用 HP 濾波( Hordick and Prescott，1980) 將經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出分為趨勢成分和周期成分，趨勢成分為潛在產(chǎn)出，周期成分則為產(chǎn)出缺口，并將產(chǎn)出缺口的絕對值序列作為波動大小的度量。然而這種分解模式實際上并未完全將經(jīng)濟(jì)的波動分離出來，而只是將波動分離成為趨勢波動和周期波動，趨勢波動存在于趨勢成分之中，只是其波動可以預(yù)測，而周期成分的波動則不可預(yù)測( 干春暉，2011) ) 。Aghion et al． ( 2006) 建議將考察期分為若干個時間跨度相同的時間段，以每個時間跨度內(nèi)經(jīng)濟(jì)增長率的標(biāo)準(zhǔn)差作為經(jīng)濟(jì)波動的衡量。盧二坡和曾五一( 2008) 認(rèn)為不同地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長率的標(biāo)準(zhǔn)差會由于經(jīng)濟(jì)增長均值的不同而不具有可比性，并建議用時期內(nèi)經(jīng)濟(jì)平均增長率來消除均值的影響。采納這一建議，將各變量波動的度量方式定義為:gt表示變量的增長率，volt表示變量的波動率，t 表示某一期，T 表示整個考查時間范圍，分母( ΣTk=1gk) /T 表示增長率的均值，分子 std( lnYt + 1－ lnYt) 表示增長率的方差。

( 三) 回歸結(jié)果

對所有的變量按照公式( 2) 的處理方法得到波動的數(shù)據(jù)，并進(jìn)行單位根檢驗，檢驗結(jié)果全部波動數(shù)據(jù)均為平穩(wěn)①。將所有季節(jié)數(shù)據(jù)( 除虛擬變量外) ，都進(jìn)行 X11 季節(jié)調(diào)整。構(gòu)造回歸模型如下:DLRt= β1DSTOCKt+ β2DCPIt+ β3DGDPt+ β4DLOSSt － 1+ β5DLOSSt － 2+ β6DIt+ β7dt+ β8DLRt － 1+ c其中 βi，i =1，2，…，8 是回歸系數(shù)，c 是隨機(jī)擾動項; di是虛擬變量，dt= 0，2001 年第 4 季度之前，dt= 1，2002 年第 1 季度之后。模型中各變量定義如表 2 所示，回歸結(jié)果如表 3 所示。在模型( 1) 中，加入了所有的對損失率有影響，并且和研究問題有關(guān)聯(lián)的變量。研究發(fā)現(xiàn)解釋變量 CPI和利率存在嚴(yán)重的多重共線性，因此在模型( 3) 中，我們剔除了 CPI。之所以保留利率有以下幾個原因。其一，利率和 CPI 共同代表了宏觀經(jīng)濟(jì)變量波動對承保周期的影響，CPI 不是主要研究的經(jīng)濟(jì)變量; 其二，利率對保險公司的影響具有多重性。首先，根據(jù)完備市場理論，在未來損失一定的情況下，隨著實際利率水平的提高，未來損失率會隨之提高，導(dǎo)致保費(fèi)規(guī)模和利潤率水平下降。其次，利率的變動影響保險費(fèi)率的厘定。從精算的角度講，保險費(fèi)率和利率呈負(fù)向關(guān)系。同時，利率還影響到保險資產(chǎn)和負(fù)債持續(xù)期的變化，從而進(jìn)一步影響到賠付率的變化?；谶@些原因，在利率與 CPI 具有多重共線性的情況下，保留了利率，剔除了CPI 指標(biāo)。經(jīng)檢驗由于一階滯后賠款額與一階滯后損失率高度相關(guān)，模型( 4) 剔除了一階滯后損失率。保留一階滯后賠款額的主要原因在于一階滯后損失率本身不顯著性。模型( 2) 只包含了經(jīng)濟(jì)周期相關(guān)的因素，主要考查宏觀經(jīng)濟(jì)因素對承保周期的影響。相對應(yīng)的模型( 5) 只包含了非經(jīng)濟(jì)因素對非壽險承保周期的影響。

對上面計量結(jié)果的分析，我們可以很清楚的得到以下一些結(jié)論。

第一、GDP 的波動對承保周期有明顯影響。在含有 GDP 的 4 個方程中，t 統(tǒng)計量都是顯著的。從計量結(jié)果可以知道方程的系數(shù)全部都是正值，這說明隨著 GDP 增長，損失率上升，利潤率下降。這一結(jié)果與一些傳統(tǒng)的研究結(jié)果不太一致，傳統(tǒng)的觀念認(rèn)為在經(jīng)濟(jì)上升的擴(kuò)張階段，保險需求也會相應(yīng)的增加，保險收入增加，從而影響到承保利潤的波動( Chen，Wong，Lee( 1999) ) ，損失率會相應(yīng)的下降( 李心愉( 2010) ) 。然而，基于我國目前保險業(yè)的發(fā)展情況，將保險周期的波動分為保險數(shù)量和保險質(zhì)量的波動來解釋這個問題是比較合理的。隨著我國 GDP 的高速上漲，非壽險業(yè)數(shù)量周期順 GDP 周期波動，質(zhì)量周期和數(shù)量周期卻是逆周期變動的( 吳洪，2011) 。換言之，保費(fèi)數(shù)量的正向增長是以承保質(zhì)量的下降為代價的。這也就很容易解釋 GDP波動與損失率波動的正向關(guān)系。

第二、上證指數(shù)波動對承保周期有顯著影響。含有上證指數(shù)的四個方程，均為顯著的。從上證指數(shù)的系數(shù)考查，雖然上證指數(shù)有影響，但影響的程度應(yīng)該沒有 GDP 指標(biāo)影響程度那么大。第五部分將通過方差分解和脈沖響應(yīng)進(jìn)一步研究影響程度問題。

第三、利率對承保周期有顯著影響。更高的市場利率可以創(chuàng)造更高的投資收益，從而保險公司可以降低保費(fèi)，獲得市場的競爭優(yōu)勢。根據(jù)理性預(yù)期理論，保險費(fèi)反映了其損失和費(fèi)用的折現(xiàn)值，較高的折現(xiàn)利率就意味著較低的保費(fèi)。由于賠付率的指標(biāo)通過賠款額與保費(fèi)收入的比值得到，因此理論上講利率的上升，將導(dǎo)致賠付率的上升。但我們的計量結(jié)果與假設(shè)并不一致，可能有如下一些原因。其一、股市波動在一定程度上可以反映出經(jīng)濟(jì)波動和利率波動，因此同時包含兩個變量可能對結(jié)果有一定的影響; 其二、利率因素對于長期壽險產(chǎn)品利潤率的影響遠(yuǎn)大于對非壽險影響，雖然利率因素通過了顯著性檢驗，但其系數(shù)的絕對值是最小的。這也可以說明利率因素對于短期非壽險市場作用并不明顯。其三、我國的利率長期來看仍然處于計劃的階段，尚未完全的市場化。其四、利率指標(biāo)影響到整個經(jīng)濟(jì)市場的方方面面，在利率對流動性要求較高的非壽險利潤率直接影響較小的情況下，可能一些間接的影響占據(jù)了主要作用，導(dǎo)致正負(fù)影響符號發(fā)生改變。

第四、一階滯后的賠款額對賠付率產(chǎn)生負(fù)向的影響。從符號上講，一二階滯后的賠款額都對賠付率產(chǎn)生負(fù)向的影響。但滯后二期的賠款額在 10% 的置信水平條件下并未通過顯著性的檢驗。從系數(shù)的絕對值也能看出一階滯后賠款額對承保周期的波動產(chǎn)生主要影響。這一結(jié)論很好的證明了 Cummins 和 Outreville( 1987) 提出的理性預(yù)期。也就說是承保周期并非由非理性的保險人造成，而是由于其他擾動因素的影響。這些擾動因素包括了數(shù)據(jù)收集遲滯、續(xù)保遲滯、監(jiān)管遲滯，這與我國目前保險發(fā)展的現(xiàn)狀也是吻合的。前文經(jīng)濟(jì)因素對承保周期影響的顯著性也充分證明我國承保周期的出現(xiàn)很大程度上是由外在因素或保險人不能及的市場特征所造成的，而并非非理性理論提出的幼稚的費(fèi)率制定過程所導(dǎo)致。

第五、本文還選擇了 1999 年 1 季度到 2011 年 3 季度之間，中國加入世貿(mào)組織這個虛擬變量，我國加入世貿(mào)組織是在考查期內(nèi)最大的經(jīng)濟(jì)事件，但檢驗結(jié)果證明這是不顯著的。也就是說，某一重大經(jīng)濟(jì)事件對非壽險行業(yè)的承保利潤率的波動影響還是相對有限的。

第六在可決系數(shù)方面，我們將變量分為經(jīng)濟(jì)變量和非經(jīng)濟(jì)變量進(jìn)行說明。單獨(dú)經(jīng)濟(jì)變量的可決系數(shù)達(dá)到 0． 797 812，單獨(dú)非經(jīng)濟(jì)變量的可決系數(shù)達(dá)到 0． 831 563。這意味著承保周期的波動是由經(jīng)濟(jì)波動和其他擾動因素共同作用的結(jié)果。

四、經(jīng)濟(jì)周期對承保周期影響程度研究

( 一) 方差分解分析

國內(nèi)研究主要集中在對承保周期影響因素分析，卻忽略了具體影響程度研究?；诨貧w方程，對我國承保周期影響較大的變量主要有 GDP 波動、上證指數(shù)波動、利率波動、一階滯后賠款額波動。由于股市波動在一定程度上可以反映出利率波動，同時股市波動系數(shù)的絕對值大于利率的波動，因此我們不選擇利率波動作為 VAR 的一個變量。通過方差分解考查上證指數(shù)、GDP 以及一階滯后賠款額方差對賠付率波動的解釋力情況，也就是各自的貢獻(xiàn)程度。首先我們需要確定 VAR 模型的滯后期數(shù)，根據(jù)數(shù)據(jù)樣本的限制和 AIC 值，選定滯后期為2。由于 CHOLESKY DECOMPOSITION 分解方法默認(rèn)將各變量所作的貢獻(xiàn)歸結(jié)為前面一個因素的影響，并且上證指數(shù)和 GDP 波動存在一定相關(guān)性。因此，在上證指數(shù)和 GDP 順序變化的時候，結(jié)果有一些微小的變化。表 3 的結(jié)果是在排列順序為損失率、上證指數(shù)、GDP、一階滯后賠款額時得到的。從第 10 期來看，損失率自身可以解釋的波動程度為 74． 67%，上證指數(shù)、GDP 分別可以解釋 13． 21% 和8． 95% ，一階滯后損失額只能解釋 3． 17% 。由表 4 知，雖然，GDP 波動的影響并未超過 10% ，但整個經(jīng)濟(jì)變量波動共同的解釋作用達(dá)到了 22%，已經(jīng)遠(yuǎn)遠(yuǎn)超過了其他干擾項帶來的影響，我國承保周期波動主要是由經(jīng)濟(jì)周期的波動引起的。當(dāng)然，我們并不否認(rèn)保險業(yè)內(nèi)部因素和其他干擾因素沖擊。這些干擾因素不僅在回歸檢驗中是顯著的，在 VAR 模型中也確實反映出一定程度的解釋力度。

( 二) 脈沖響應(yīng)分析

方差分解確定了上證指數(shù)、GDP、一階滯后的賠款額對損失率波動的解釋程度，但是無法確定這些因素的變動如何量化影響賠付率波動。這種量化分析對于全行業(yè)考察賠付率影響具有實際的意義。脈沖響應(yīng)函數(shù)正是考察這一問題的有效工具。我們通過脈沖響應(yīng)函數(shù)考查一標(biāo)準(zhǔn)差單位上證指數(shù)、GDP 以及一階滯后賠款額會引起損失率的變動情況。圖2 結(jié)果仍然是在排列順序為損失率、上證指數(shù)、GDP、一階滯后賠款額時得到的。由圖 2 可知: 對于上證指數(shù)的波動而言，在 3 期以前會給賠付率波動帶來正向的影響，在 3 期以后轉(zhuǎn)為負(fù)向的影響，在第 4 期和第 8 期經(jīng)歷一些波動，之后影響逐漸消失。對于 GDP 波動而言，GDP 對賠付率波動的正面效應(yīng)仍然非常明顯。這種正向的影響在滯后 2 期以后達(dá)到最大值，隨后開始衰減，經(jīng)過第 4 到第 7 期的正負(fù)微小變動之后趨于平穩(wěn)。對于一階滯后賠付額，它對賠付率波動在第 2 期和第 5 期內(nèi)是正向的，而在第 3 和第 4 期則為負(fù)向的影響，6 期以后的影響可以忽略不計。由此，可以清楚的看到一階滯后賠付額正負(fù)不斷波動也是承保周期產(chǎn)生原因。我們將三張圖像的沖擊歸納到同一張圖上便于橫向比較研究。由圖 3 可知上證指數(shù)、GDP、一階滯后賠款額每一個標(biāo)準(zhǔn)差對賠付率波動的沖擊在同一時間不一定是同方向的。具體而言，在第 2 期，上證指數(shù)和 GDP 的脈沖圖像方向相反，影響呈現(xiàn)相互抵消態(tài)勢，由于賠付率波動對上證指數(shù)的沖擊反應(yīng)更為強(qiáng)烈，因此，總體上呈現(xiàn)負(fù)向波動; 在第 3 期，上證指數(shù)、GDP、一階滯后的賠款額三者對損失率波動的影響均為正向，出現(xiàn)相互加強(qiáng)的趨勢; 在第 4 期，三者對賠付率波動的影響出現(xiàn)相互加強(qiáng)的趨勢，只不過變?yōu)樨?fù)向的影響; 在第 5 期，三者的影響是相互加強(qiáng)的; 第 6、7 期相互抵消，之后趨于平穩(wěn)。由此可見，賠付率波動的變化并非是由一個變量導(dǎo)致，而是由眾多影響因素的合力所致。當(dāng)然脈沖響應(yīng)影響最大變量波動趨勢決定了賠付率波動的最終形式。而這種最大的沖擊顯然是來自 GDP 的波動和與GDP 波動相關(guān)聯(lián)的上證指數(shù)的波動。

五、結(jié) 論

基于 1999 年 ～2011 年的季度數(shù)據(jù)研究我國承保周期波動情況以及考查經(jīng)濟(jì)周期對承保周期是否有影響，量化分析影響程度。在研究中，運(yùn)用了 HP 濾波技術(shù)、方程組構(gòu)建模型和 VAR 模型的方差分解和脈沖響應(yīng)的方法，不僅證明了經(jīng)濟(jì)周期對承保周期存在影響，還做出了經(jīng)濟(jì)周期對承保周期波動的具體貢獻(xiàn)率。通過研究，我們提出以下結(jié)論和政策建議。

第一、大多數(shù)的研究表明 1999 年我國開始了一個新的承保周期，我們的研究也證明了這一點(diǎn)。周期長度在 3 ～5 年，但周期長度并不相同。在承保周期的陡峭非對稱性方面，我國賠付率略微呈現(xiàn)出陡升緩降的趨勢。承保周期的深度非對稱性方面，我國承保周期波峰的振幅超過了波谷振幅，賠付率劇烈的上漲對于保險公司顯然是非常不利的。這種賠付率劇烈上漲可以反映出我國保險市場仍然存在為了占領(lǐng)市場而惡性降價的情況，承保質(zhì)量差，導(dǎo)致賠付率的劇烈上漲。保監(jiān)會應(yīng)該進(jìn)一步加強(qiáng)對償付能力的控制，這樣非壽險業(yè)才能真正起到社會經(jīng)濟(jì)“穩(wěn)定器”的作用。第二、經(jīng)濟(jì)周期波動( GDP 波動) 以及其他的經(jīng)濟(jì)變量( 包括利率、上證指數(shù)) 對于承保周期波動有明顯的作用。但經(jīng)濟(jì)變量波動不是引起承保周期的唯一原因，本文證實了數(shù)據(jù)收集、監(jiān)管，保單續(xù)保、會計延遲等制度沖擊因素也是引起承保周期的原因。從總體上看，研究結(jié)果充分支持承保周期理性假說學(xué)派。

第3篇：經(jīng)濟(jì)周期范文

關(guān)鍵詞：經(jīng)濟(jì)周期理論，發(fā)展，特點(diǎn)

我國長期以來，人們對社會主義經(jīng)濟(jì)周期問題一直諱莫如深。直到改革開放后這一課題才得以展開，我國經(jīng)濟(jì)周期的討論才熱烈地開展起來。改革開放，尤其是1985年以來，我國學(xué)者對經(jīng)濟(jì)周期理論的研究興趣大增，取得了很多成果。

1984年和1985年，我國經(jīng)濟(jì)超高速增長之后，開始出現(xiàn)滑坡，烏家培和劉樹成等人最早把社會主義經(jīng)濟(jì)增長有沒有周期波動作為一個重要課題提了出來。劉樹成首先論證了中國的經(jīng)濟(jì)周期。同時，杜輝也發(fā)表了論證前蘇聯(lián)社會經(jīng)濟(jì)增長的長波運(yùn)動和短波運(yùn)動的論文。宮著銘第一個運(yùn)用經(jīng)濟(jì)計量方法，為我國建立了一個供給模型，測算了波動指數(shù)，較為系統(tǒng)地論證了我國的經(jīng)濟(jì)波動。這場始于1985年的理論大突破，為我國經(jīng)濟(jì)周期理論的研究打開了一扇大門。

我國經(jīng)濟(jì)周期的劃分

研究經(jīng)濟(jì)周期，首先要明確我國從建國到現(xiàn)在經(jīng)歷了幾個經(jīng)濟(jì)周期。在這個問題上，學(xué)者們的劃分基本上是相同的。

施發(fā)啟(2000)用轉(zhuǎn)折點(diǎn)檢驗和自相關(guān)系數(shù)檢驗的方法對經(jīng)過平滑的數(shù)據(jù)進(jìn)行統(tǒng)計檢驗，得出的結(jié)果證明了我國經(jīng)濟(jì)增長率確實存在周期性波動，而且周期長度主要為四到五年。根據(jù)從波谷到波谷可以將我國GDP增長率劃分為九個周期：1953—1957年，1958—1961年，1962—1968年，1969—1972年，1973—1976年，1977—1981年，1982—1986年，1987—1990年，1991—1999年。

劉樹成(2000)的劃分除了最后一個周期是1991—1998年外，其余的與施發(fā)啟完全相同。

劉恒和陳述云(2003)完全采納了上述對我國經(jīng)濟(jì)周期的劃分。

有一些學(xué)者對我國改革開放之后的經(jīng)濟(jì)周期進(jìn)行了劃分?；葭?1998)認(rèn)為，改革開放后我國經(jīng)歷了四個經(jīng)濟(jì)周期：1976—1981年，1981—1986年，1986—1990年，1990—1996年。黃桂田(1999)認(rèn)為，改革開放以來我國經(jīng)歷了4次經(jīng)濟(jì)周期：1977—1981年，1982—1986年，1987—1990年和1991—1999年。

由此可見，學(xué)者們對建國后經(jīng)濟(jì)周期的劃分問題已經(jīng)達(dá)成了共識。

我國經(jīng)濟(jì)周期波動的特點(diǎn)

周期長度極不規(guī)則，但是有逐漸變長的趨勢；周期發(fā)生頻率高。我國經(jīng)濟(jì)周期的長度長短不一，長的達(dá)9年(1991—1998年)，短的只有4年(1958—1961年，1973—1976年)，平均長度5.2年，離差為1.7年。改革開放前，我國1955—1976年按照“谷—谷”法劃分的5輪經(jīng)濟(jì)周期的平均波長為4.2年，改革開放后，我國4輪經(jīng)濟(jì)周期的平均波長約為6年。

波動幅度較大，經(jīng)濟(jì)周期呈現(xiàn)收斂趨勢。振幅最大的達(dá)到48.6%，最小的也有6.4%，平均振幅15.0%，離差為13.7%。

劉恒、陳述云(2003)認(rèn)為，我國1953—1976年的5輪周期波動中，有3輪為古典型周期，即在周期的谷底，國民經(jīng)濟(jì)的主要指標(biāo)為負(fù)增長。從1977年到現(xiàn)在的4輪周期波動中，年度GDP增長率都沒有出現(xiàn)絕對下降，而僅僅表現(xiàn)為增長率的下降。這說明，在改革開放以前，我國的經(jīng)濟(jì)周期是在相當(dāng)顯著的波動過程中展開的，1978年前的波動標(biāo)準(zhǔn)差達(dá)到10.48個百分點(diǎn)；改革開放以后，我國經(jīng)濟(jì)周期的波動性開始變得平緩起來，1978年后的波動標(biāo)準(zhǔn)差為3.01個百分點(diǎn)。我國經(jīng)濟(jì)周期已經(jīng)由改革開放前的古典型轉(zhuǎn)變?yōu)楦母镩_放后的增長型，經(jīng)濟(jì)增長的穩(wěn)定性增強(qiáng)，其原因可以歸結(jié)為以國有企業(yè)預(yù)算約束硬化和稀缺資源在國有與非國有部門之間的優(yōu)化配置為主要內(nèi)容的微觀經(jīng)濟(jì)主體的市場化進(jìn)程，在市場化的過程中，我國經(jīng)濟(jì)波動的微觀基礎(chǔ)已經(jīng)發(fā)生了重大的變化，這在削弱轉(zhuǎn)軌型波動的同時使成熟的市場經(jīng)濟(jì)波動逐步表現(xiàn)出來。

從經(jīng)濟(jì)周期波動的波形看，我國經(jīng)濟(jì)周期實現(xiàn)了由非對稱性周期向?qū)ΨQ性周期轉(zhuǎn)變。1996年之前，我國已經(jīng)實現(xiàn)的經(jīng)濟(jì)周期大都是非對稱性的，即經(jīng)濟(jì)周期中呈現(xiàn)出經(jīng)濟(jì)增長率的緩升陡降或者陡升緩降的非對稱過程。這些非對稱性表明經(jīng)濟(jì)增長速度沒有接近或者沒有穩(wěn)定在自然增長率水平附近，經(jīng)濟(jì)增長率變化的突發(fā)性較多，即出現(xiàn)過經(jīng)濟(jì)增長的“”和“急剎車”等奇異行為。我國經(jīng)濟(jì)實現(xiàn)“軟著陸”以后，在1996年至2002年的經(jīng)濟(jì)周期當(dāng)中，經(jīng)濟(jì)增長率基本保持水平的態(tài)勢，這意味著經(jīng)濟(jì)周期的對稱性正在逐步恢復(fù)，預(yù)示著未來經(jīng)濟(jì)周期將以穩(wěn)定的增長速度進(jìn)行對稱性波動。

我國經(jīng)濟(jì)越來越受國際經(jīng)濟(jì)的影響。實行改革開放后，特別是20世紀(jì)90年代以來，我國經(jīng)濟(jì)波動與世界經(jīng)濟(jì)波動的相關(guān)性日益顯現(xiàn)。張兵(2006)以我國經(jīng)濟(jì)周期的劃分為標(biāo)準(zhǔn)，通過計算皮爾遜相關(guān)系數(shù)和斯皮爾曼相關(guān)系數(shù)的方法，說明了中美兩國1981—1986年、1986—1990年、1990—1995年以及2001—2005年的經(jīng)濟(jì)周期波動具有較強(qiáng)的同步性。中美經(jīng)濟(jì)出現(xiàn)同步性的原因是中國日益融入世界經(jīng)濟(jì)。格蘭杰因果關(guān)系檢驗表明，兩國之間日益緊密的貿(mào)易和直接投資聯(lián)系是同步性的基本傳導(dǎo)機(jī)制。秦宛順、靳云匯和卜永祥(2002)采用HP濾波的方法對不變價格水平的美國、日本和我國季度GDP進(jìn)行處理，計算了中美和中日周期波動之間的相關(guān)系數(shù)，得出的結(jié)果表明，中美經(jīng)濟(jì)周期的聯(lián)系為弱相關(guān)關(guān)系，中日經(jīng)濟(jì)周期的關(guān)系為負(fù)相關(guān)。但是任志祥和宋玉華(2004)認(rèn)為，由于我國經(jīng)濟(jì)的開放度較低、匯率機(jī)制實質(zhì)上是固定匯率、資本帳戶實行管制再加上中國經(jīng)濟(jì)發(fā)展主要依靠內(nèi)需拉動、在世界經(jīng)濟(jì)中所占的份額相對較小等因素，中國經(jīng)濟(jì)周期與一些發(fā)達(dá)國家(如日本、美國)經(jīng)濟(jì)周期的相關(guān)性仍然較弱。中美經(jīng)濟(jì)并不存在周期性的衰退和復(fù)蘇的同步性。

我國經(jīng)濟(jì)周期波動的原因

(一)投資波動

梁軍(2000)認(rèn)為，從宏觀經(jīng)濟(jì)學(xué)的角度看，一國的經(jīng)濟(jì)增長速度受到投資、消費(fèi)和出口的影響。在這三個因素中，投資又是最直接的因素。在我國，投資是國家控制社會的經(jīng)濟(jì)資源、指揮經(jīng)濟(jì)活動的最重要手段。比如，1977年，投資增速開始回升，達(dá)到4.65%，1978年達(dá)到21.96%，有力地拉動了當(dāng)年的經(jīng)濟(jì)增長，形成了一個經(jīng)濟(jì)周期的起點(diǎn)。隨后，投資增速下降，1979年和1980年只有4.58%和6.65%，到了1981年跌入谷底，投資出現(xiàn)負(fù)增長。1982年的固定資產(chǎn)投資增速高達(dá)26.64%，經(jīng)濟(jì)增長加快，投資增速其后逐年回落，1983年是12.62%，直到1985年出現(xiàn)投資高峰，經(jīng)濟(jì)回升，投資增速高達(dá)39.39%。

劉金全(2003)利用我國1992年第一季度到2001年第四季度數(shù)據(jù)，研究了我國投資波動性與經(jīng)濟(jì)周期之間的關(guān)聯(lián)性，得到三個基本結(jié)論：在水平值和波動成分上，經(jīng)濟(jì)增長率與投資率和投資增長率之間沒有顯著的格蘭杰影響關(guān)系，但是它們的趨勢成分之間存在顯著的雙向格蘭杰影響關(guān)系，這意味著投資和產(chǎn)出之間仍然存在長期的均衡聯(lián)系，投資波動是誘導(dǎo)經(jīng)濟(jì)周期的重要原因；投資率和投資增長率與經(jīng)濟(jì)增長率之間的關(guān)系存在方向上的差別，存量水平上的投資率增加并未顯著地促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長，現(xiàn)階段實際產(chǎn)出中的投資品成分也未明顯膨脹；流量成分的投資需求增加作為GDP的統(tǒng)計成分形成了對經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用，投資需求仍然是擴(kuò)張總需求的主要對象；投資波動具有一定程度的增長率“減損效應(yīng)”和“溢出效應(yīng)”，最優(yōu)投資路徑應(yīng)該具有一定的光滑性。如果頻繁地擴(kuò)張投資或者抑制投資，都會具有一定的社會成本。

李延軍、金浩、王競和高素英(2003)定性和定量地分析了經(jīng)濟(jì)波動的成因，認(rèn)為從總體經(jīng)濟(jì)的構(gòu)成來看，第二產(chǎn)業(yè)主要是工業(yè)波動是造成經(jīng)濟(jì)波動的主導(dǎo)力量，從社會需求來看，最終需求的增長以投資拉動為主，因此投資波動是引起經(jīng)濟(jì)波動的最重要因素。

(二)制度沖擊

胡鞍鋼(1994)利用二階自回歸動態(tài)方程模擬政治動員的沖擊影響，其結(jié)論認(rèn)為，黨代會具有很強(qiáng)的政治動員作用，經(jīng)濟(jì)的擴(kuò)張與歷次黨代會具有一一對應(yīng)的關(guān)系，與人代會也具有一定的對應(yīng)關(guān)系。

杜婷、龐龍和楊燦(2006)運(yùn)用經(jīng)濟(jì)計量方法對制度沖擊改變我國經(jīng)濟(jì)周期特征進(jìn)行了檢驗，并通過市場化程度、非國有化水平和開放度三個制度沖擊變量檢驗了其與我國經(jīng)濟(jì)周期波動的相關(guān)性，其結(jié)論證明在我國受政治背景的影響而出臺的重大的經(jīng)濟(jì)制度改革對經(jīng)濟(jì)的發(fā)展影響巨大而深遠(yuǎn)，制度變動沖擊對經(jīng)濟(jì)的周期變動的方向及程度起到了較大的決定作用。

(三)總需求沖擊

施發(fā)啟(2000)認(rèn)為，在改革開放前后我國經(jīng)濟(jì)波動的原因相同。改革開放前，由于物質(zhì)產(chǎn)品短缺，我國經(jīng)濟(jì)增長波動主要取決于總需求的波動?？傂枨笥赏顿Y需求和消費(fèi)需求構(gòu)成。計劃經(jīng)濟(jì)體制下我國一直實行高積累低消費(fèi)的政策，因此總需求的波動主要取決于投資需求的波動。改革開放后，雖然我國經(jīng)濟(jì)運(yùn)行機(jī)制發(fā)生了重大變化，但是經(jīng)濟(jì)周期波動的主要原因仍然是總需求波動，即總需求擴(kuò)張導(dǎo)致經(jīng)濟(jì)增長加速，但是瓶頸產(chǎn)業(yè)和高通貨膨脹的約束又使得經(jīng)濟(jì)被迫調(diào)整，經(jīng)濟(jì)增長回落。引起需求擴(kuò)張的主要原因是經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平低和工業(yè)化階段還未完成，并且需求擴(kuò)張呈現(xiàn)明顯的階段特征。

(四)我國經(jīng)濟(jì)周期的特征事實

簡澤(2006)考察了1952—1999年我國經(jīng)濟(jì)周期性波動的統(tǒng)計規(guī)律性，概括出我國經(jīng)濟(jì)的周期性波動的特征事實：我國經(jīng)濟(jì)波動具有持續(xù)性，只是到了2—3年后才表現(xiàn)出回歸趨勢的傾向；所有的變量都呈現(xiàn)出顯著的周期性波動，但波動程度存在差異，消費(fèi)、資本存量、就業(yè)和一般物價水平的波動小于產(chǎn)出波動，而投資、政府收入、政府支出、進(jìn)口、出口和貨幣供應(yīng)量的波動遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于產(chǎn)出波動；總需求的組成部分、就業(yè)和全要素生產(chǎn)率與產(chǎn)出共變，并表現(xiàn)出強(qiáng)烈的順周期性，資本存量領(lǐng)先于產(chǎn)出的變動，而是工資則滯后于產(chǎn)出的波動；貨幣供應(yīng)量和一般價格水平是反周期的。與西方發(fā)達(dá)國家相比，我國經(jīng)濟(jì)周期波動的特征事實與其基本相似，只是我國周期波動的幅度大大高于西方發(fā)達(dá)國家。

呂光明和齊鷹飛(2006)采集了23個主要宏觀經(jīng)濟(jì)變量數(shù)據(jù)，運(yùn)用CF濾波，分解得到他們的周期性成分，得出了中國經(jīng)濟(jì)周期波動的特征事實。資本形成、財政支出、進(jìn)口、出口、價格水平和M0的波動性大于總產(chǎn)出的波動性；從業(yè)人數(shù)、全要數(shù)生產(chǎn)率、消費(fèi)、國內(nèi)貿(mào)易、通貨膨脹率和名義工資總額等的波動性小于總產(chǎn)出的波動性；勞動生產(chǎn)率的波動性與總產(chǎn)出的波動性大致相同。從業(yè)人數(shù)、全要素生產(chǎn)率、勞動生產(chǎn)率、消費(fèi)、資本形成、財政支出、進(jìn)口、出口、國內(nèi)貿(mào)易、名義工資總額、價格水平、通貨膨脹率M1是順周期的；M0和價格水平是逆周期的。

第4篇：經(jīng)濟(jì)周期范文

工業(yè)和金融數(shù)據(jù)悖論

今年初以來剔除價格因素，中國實際出口增速平均比去年下半年降低了大約七個百分點(diǎn)，根據(jù)一些學(xué)術(shù)研究的結(jié)果，中國出口中真正由本地生產(chǎn)的內(nèi)容大約占到GDP15%左右或者工業(yè)產(chǎn)出的接近35%。這意味著上半年出口下降對工業(yè)的壓力可能在2.5個百分點(diǎn)。出口部門盈利下降等因素使得工業(yè)的增長受到的影響可能會更大。

另外一方面相當(dāng)多的微觀證據(jù)顯示大量中小企業(yè)、甚至國有企業(yè)由于資金來源的緊張而被迫收縮經(jīng)濟(jì)活動。調(diào)控導(dǎo)致經(jīng)濟(jì)減速，這是很自然和正常的事情。然而令人好奇的是，目前的調(diào)控迄今已經(jīng)持續(xù)了大約3個季度，期間還出現(xiàn)了實際出口相當(dāng)顯著的減速，但同期工業(yè)和經(jīng)濟(jì)增長的水平大體維持不變。

出現(xiàn)這種悖論的原因是經(jīng)濟(jì)領(lǐng)域出現(xiàn)了一些新生的增長因素，其作用抵消了出口下降、消費(fèi)減速和資金緊縮的影響。從粗略的投資細(xì)項數(shù)據(jù)看，我們認(rèn)為企業(yè)自主基建和設(shè)備投資出現(xiàn)了擴(kuò)大的苗頭。即新一輪設(shè)備投資上升周期也許正在展開。

這同時解開了近期金融數(shù)據(jù)領(lǐng)域的一個重要悖論：從社會融資總量和信貸增速等情況看，目前金融部門總體的資金供應(yīng)數(shù)量并不算少，其增速大約也處在歷史平均水平附近，但社會資金成本之高、企業(yè)資金狀況之緊為過去十年來所少見。雖然經(jīng)濟(jì)名義上增速的上升與此無關(guān)，但這可能無法解釋資金緊張的全部。

企業(yè)設(shè)備投資意愿的擴(kuò)張會帶來其信貸需求的上升和增杠桿的傾向，正是這種因素部分地導(dǎo)致了目前金融領(lǐng)域資金的異常緊張。

變化的原因

我們認(rèn)為最重要的是貿(mào)易盈余的相對規(guī)模開始明顯下降；同時盡管信貸投放數(shù)量仍然龐大，但資金緊張的跡象開始出現(xiàn)。這顯示經(jīng)濟(jì)可能正在出現(xiàn)一些系統(tǒng)性的、對市場頗為不利的變化，從過去七個多月的數(shù)據(jù)看，在承認(rèn)外需下降和消費(fèi)溫和減速不利影響的情況下，金融和產(chǎn)出領(lǐng)域迄今為止的數(shù)據(jù)可能傾向于支持新周期啟動的猜想。

新周期與老周期不同

以美國和日本自“二戰(zhàn)”結(jié)束以來的歷史數(shù)據(jù)來看，設(shè)備投資周期的上升過程平均持續(xù)11-12個季度，最短為5個季度。中國過去20年產(chǎn)能周期的分析也支持類似的看法，即基建和設(shè)備投資驅(qū)動的產(chǎn)能周期上升過程平均持續(xù)2-3年。中國本輪設(shè)備投資周期迄今持續(xù)了大約3個季度，我們推測其目前正在結(jié)束的可能性似乎不大。

新周期并非老周期的簡單重復(fù)，正如1990 年代的經(jīng)濟(jì)周期見證了家電、紡織、服裝等產(chǎn)業(yè)的興起、過去十年的周期見證了汽車、鋼鐵、水泥等產(chǎn)業(yè)的興起一樣，新周期可能也需要新的、具有長期成長性的行業(yè)來引領(lǐng)，目前這也許是設(shè)備制造業(yè)（以及消費(fèi)服務(wù)行業(yè)）。

此外，每一輪經(jīng)濟(jì)周期的起伏都伴隨著電力、煤炭等周期性行業(yè)的間歇性緊張和投資的相應(yīng)擴(kuò)大，未來的新周期看起來也會是這樣。

第5篇：經(jīng)濟(jì)周期范文

一、貿(mào)易品類別與國際經(jīng)濟(jì)周期協(xié)動性模型框架

關(guān)于貿(mào)易品類別與國際經(jīng)濟(jì)周期協(xié)動性模型框架的研究，本文主要涉及了經(jīng)濟(jì)環(huán)境、模型框架兩方面內(nèi)容。

（一）經(jīng)濟(jì)環(huán)境經(jīng)濟(jì)環(huán)境是影響模型框架構(gòu)建的重要影響因素，本文以A和B兩個國家為例。其中，A、B國家的經(jīng)濟(jì)主體主要為家庭、企業(yè)、零售商。這三個主要經(jīng)濟(jì)要素當(dāng)中，家庭的收入主要是勞動所得；企業(yè)的收入主要是產(chǎn)生的經(jīng)濟(jì)效益；零售商的經(jīng)濟(jì)環(huán)境設(shè)置，以BGG模型為例，賺取商品銷售的差價，獲取經(jīng)濟(jì)效益。在這樣的經(jīng)濟(jì)環(huán)境下，假設(shè)A、B兩個國家的經(jīng)濟(jì)環(huán)境處于完全對稱的情況，并且政府在財政預(yù)算過程中，處于約束平衡狀態(tài)，可以進(jìn)行貨幣支付轉(zhuǎn)移[1]。

（二）模型框架構(gòu)建基于“經(jīng)濟(jì)環(huán)境”下的經(jīng)濟(jì)周期協(xié)動性模型框架構(gòu)建，需要從居民、企業(yè)、零售商三個方面進(jìn)行分析。居民在經(jīng)濟(jì)環(huán)境中出于基礎(chǔ)性地位，假設(shè)A國的消費(fèi)商品主要為A國自身生產(chǎn)的產(chǎn)品，那么B過商品對A國的影響性較小，B國商品的替代彈性將較小?；诩僭O(shè)的前提，A國和B國是自由貿(mào)易模式，B國對A國的經(jīng)濟(jì)影響將會較小，那么反過來，B國若是在A國的消費(fèi)額度較大，A國將會對B國的經(jīng)濟(jì)周期協(xié)動性產(chǎn)生較大的影響；企業(yè)在經(jīng)濟(jì)環(huán)境中起到的作用較大，在進(jìn)行國外商品進(jìn)出口貿(mào)易時，將主要考慮到技術(shù)進(jìn)步率問題。在A國當(dāng)中，若是國內(nèi)生產(chǎn)函數(shù)較大，A國對B國的進(jìn)口商品量較大，B國商品的價格以及產(chǎn)量將在很大程度上影響到A國的生產(chǎn)。

反之，則B國對A國的影響較小，雙方的經(jīng)濟(jì)協(xié)動性較低。若是生產(chǎn)函數(shù)為大于等于零，A國對于B國產(chǎn)品的替代彈性較高；若是生產(chǎn)函數(shù)小于零，則說明二者之間的替代彈性較低；若是生產(chǎn)函數(shù)為零時，說明二者之間并不存在替代關(guān)系[2]。零售商在經(jīng)濟(jì)環(huán)境下，關(guān)于經(jīng)濟(jì)周期協(xié)動性模型的構(gòu)建，將以BGG模型設(shè)定為主。零售商的銷售利潤主要以獲取產(chǎn)品的價格成本為主，價格成本較低，所獲得利潤空間較大，反之，利潤空間將逐漸變小。利潤空間較大的情況下，雙方之間的協(xié)動性較大，反之，則較小。

二、貿(mào)易品類別對經(jīng)濟(jì)周期協(xié)動性的影響

本文關(guān)于貿(mào)易品類對經(jīng)濟(jì)周期協(xié)動性影響的研究，截取的時間點(diǎn)為2012——2014年兩年的數(shù)據(jù)。就以中日雙邊貿(mào)易類別來看，涉及的主要行業(yè)有有機(jī)化學(xué)品、鋼鐵、特種工業(yè)專用機(jī)械、通用工業(yè)機(jī)械設(shè)備及零件、陸路車輛、服裝及衣著附件、攝影器材及光學(xué)物品、鐘表等，其中，雙邊貿(mào)易過程中，比重較大的行業(yè)是鋼鐵、有機(jī)化學(xué)品以及通用工業(yè)機(jī)械設(shè)備及零件。鋼鐵、有機(jī)化學(xué)品以及通用工業(yè)機(jī)械設(shè)備及零件的貿(mào)易比重分別在99.95%、33.82%、79.53%。通過這個數(shù)據(jù)，我們不難看出，這三種行業(yè)在兩國間貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)周期協(xié)動性關(guān)系的影響較大。其次，在攝影器材及光學(xué)物品、鐘表、特種工業(yè)機(jī)械貿(mào)易方面，占據(jù)兩國貿(mào)易出口的比重也較大，上述三種行業(yè)的貿(mào)易水平對中日兩國間的經(jīng)濟(jì)周期協(xié)動性的關(guān)系也有著較大的影響。除了中日貿(mào)易之外，我國與東南亞國家的經(jīng)濟(jì)貿(mào)易往來，以泰國為例，時間點(diǎn)依舊為2012——2014年兩年的數(shù)據(jù)。這兩年期間內(nèi)，兩國雙邊貿(mào)易類型主要為鋼鐵、有色金屬、服裝、水果、專業(yè)科技控制用儀器及設(shè)備。其中，我國對泰國貿(mào)易中，比重較大的行業(yè)主要有鋼鐵、有色金屬、專業(yè)科技控制用儀器及設(shè)備，而泰國對我國出口的行業(yè)主要以水果為主。這種貿(mào)易形勢下，我國與泰國的經(jīng)濟(jì)貿(mào)易往來過程中，經(jīng)濟(jì)周期協(xié)動性較大，商品出口對于提升和促進(jìn)我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展來說，具有重要意義。

三、結(jié)束語

第6篇：經(jīng)濟(jì)周期范文

而筆者認(rèn)為，以上因素固然是導(dǎo)致改革后中國經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定性提高的重要原因，但是由于中國的對外開放和經(jīng)濟(jì)全球化導(dǎo)致的與世界經(jīng)濟(jì)接軌，使得中國宏觀經(jīng)濟(jì)的持續(xù)穩(wěn)定增長，這也是使得中國經(jīng)濟(jì)周期平滑化的重要因素。因此，本文從世界經(jīng)濟(jì)周期的角度來論述這個問題。首先以改革前為參照，定量分析中國改革后經(jīng)濟(jì)周期的特征，在此基礎(chǔ)上再分析中國經(jīng)濟(jì)周期與世界經(jīng)濟(jì)周期的相關(guān)性，最后運(yùn)用TARCH模型來對世界經(jīng)濟(jì)周期對中國經(jīng)濟(jì)周期的緩沖作用進(jìn)行實證檢驗。

一、中國經(jīng)濟(jì)周期的特征分析

為了從總體上分析中國經(jīng)濟(jì)周期的特征，我們分別通過橫向與縱向的比較來刻畫中國經(jīng)濟(jì)周期的狀態(tài)特征。首先，從縱向比較來看，我們觀察1953年以來中國經(jīng)濟(jì)增長率變動趨勢可知，中國經(jīng)濟(jì)波動的周期性特征還是比較明顯的，總的趨勢是從劇烈走向平緩。改革前多次大起大落，而且多次出現(xiàn)古典型波動;改革后經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定性大幅提高，更重要的是再也沒有出現(xiàn)古典型波動，都是增長型波動。為了更加具體地總結(jié)出改革以來中國經(jīng)濟(jì)周期出現(xiàn)的新特征，我們把1978年前后我國經(jīng)濟(jì)周期波動的有關(guān)指標(biāo)列于表1。由表1我們可以進(jìn)一步得出以下結(jié)論:改革前中國經(jīng)濟(jì)波動幅度大，峰位高，谷位深，平均谷值是負(fù)數(shù)，平均位勢低，確實印證了“大起大落”;改革后中國經(jīng)濟(jì)波幅大幅度下降，僅僅是改革前的30%，峰位下降，谷位上升，平均位勢也大幅度提高。這表明中國經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定性與改革前完全不可同日而語。其次，我們以世界經(jīng)濟(jì)增長率為例，對中國經(jīng)濟(jì)周期與世界經(jīng)濟(jì)周期進(jìn)行橫向比較。與前面一樣，我們觀察1978年以來中國經(jīng)濟(jì)增長率與世界經(jīng)濟(jì)增長率變動趨勢可知，雖然改革后中國經(jīng)濟(jì)增長的穩(wěn)定性有了極大的提高，但與世界經(jīng)濟(jì)周期相比，還是差距較大，比較結(jié)果如表2所示。由表2可知，與世界經(jīng)濟(jì)周期相比，不論是用谷—谷法還是用HP濾波法計算，中國的波幅都要遠(yuǎn)大于世界經(jīng)濟(jì)周期［1］。因此，通過以上分析可知，與改革前相比，中國經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定性確實提高了很多，但與國際經(jīng)濟(jì)周期相比，穩(wěn)定性還遠(yuǎn)遠(yuǎn)不夠［2］。再者，筆者認(rèn)為，改革后中國經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定性的提高是與國際經(jīng)濟(jì)的接軌分不開的，本文將分別從協(xié)同性與不對稱性來討論這個問題。

二、中國經(jīng)濟(jì)周期與世界經(jīng)濟(jì)周期的協(xié)同性分析

我們選取中國與世界的GDP增長率來作為分析數(shù)據(jù)，對中國經(jīng)濟(jì)周期(Z)與世界經(jīng)濟(jì)周期(W)的相關(guān)性、因果關(guān)系進(jìn)行分析。1.中國經(jīng)濟(jì)周期與世界經(jīng)濟(jì)周期的相關(guān)性分析我們通過分析二者的相關(guān)系數(shù)得知，兩變量的相關(guān)系數(shù)是隨著中國改革開放的進(jìn)程而逐漸增加的，改革前的相關(guān)程度較低，只有0.15，改革后相關(guān)程度大幅度增加，尤其是加入WTO之后，相關(guān)系數(shù)達(dá)到了0.86，屬于高度相關(guān)。我們再對兩變量進(jìn)行Granger因果檢驗，Granger因果檢驗要求變量是平穩(wěn)變量，因此我們首先對兩個變量進(jìn)行單位根檢，其結(jié)果表明中國與世界GDP增長率都在5%的臨界值下平穩(wěn)。符合因果檢驗的條件。最后我們以1992年為界，把兩變量分成兩段進(jìn)行因果檢驗，檢驗結(jié)果(如表3所示)表明，無論是在1992年之前還是之后，都是世界經(jīng)濟(jì)周期單向作用于中國經(jīng)濟(jì)周期，說明世界經(jīng)濟(jì)周期對中國經(jīng)濟(jì)周期的帶動作用都是非常強(qiáng)的［3］。2.中國經(jīng)濟(jì)波動與世界經(jīng)濟(jì)波動的回歸分析為了進(jìn)一步度量二者的協(xié)同性，我們對中國與世界的經(jīng)濟(jì)增長率進(jìn)行回歸分析，建立回歸方程如下:Zt=8.8(13)+0.3(2)Wt+(MA(1)=－0.1)(－38)(1)R2=0.4，DW=1.4由(1)式可知，回歸結(jié)果較理想，t統(tǒng)計值都較顯著，擬合度也較高，R2達(dá)0.4。另外，中國經(jīng)濟(jì)波動與世界經(jīng)濟(jì)波動的系數(shù)的t統(tǒng)計值十分顯著，說明二者之間的同步影響十分顯著。

三、世界經(jīng)濟(jì)周期對中國經(jīng)濟(jì)周期緩沖作用的實證檢驗———基于不對稱效應(yīng)的角度

由于改革前中國沒有實行對外開放政策，因此受世界經(jīng)濟(jì)周期的影響較低，改革后與世界經(jīng)濟(jì)周期的相關(guān)程度直線上升，所以不可避免地受到世界經(jīng)濟(jì)周期的緩沖作用。我們把二者的每一輪周期的波幅(用谷—谷法計算)列于表4。由表4可知，中國經(jīng)濟(jì)周期與世界經(jīng)濟(jì)周期起止年份基本一致，前后相差不超過兩年。再者，除了第4輪周期世界經(jīng)濟(jì)周期波幅大于中國外，其余每一輪周期的波幅都是中國經(jīng)濟(jì)周期偏大。筆者認(rèn)為這個規(guī)律不是偶然的，我們將運(yùn)用TARCH模型對此進(jìn)行實證檢驗。

TARCH模型或者門限ARCH模型由Zakoian和Glostern等提出。這個模型的基本思想如下:首先建立ARCH模型的均值方程:yt=γ0+γ1x1t+γ2x2t+…+γkxkt+ut(2)其次設(shè)定均值方程中的條件方差:σ2t=ω+αε2t－1+γε2t－1dt－1+βσ2t－1(3)其中，dt－1是一個虛擬變量，當(dāng)ut－1＜0時，dt－1=1;ut－1＞0時，dt－1=0，式(3)中的非對稱項不存在，因此，ut－1＞0只有一個α倍的沖擊;而ut－1＜0則有一個α+γ倍的沖擊，式(2)中的非對稱效應(yīng)出現(xiàn)，因此如果γ＞0，說明存在杠桿效應(yīng)，非對稱效應(yīng)的主要效果是使得波動加大;如果＜0，則非對稱效應(yīng)的作用是使得波動減小［4］。

我們知道，改革后中國經(jīng)濟(jì)周期與世界經(jīng)濟(jì)周期相關(guān)程度之所以日益上升，是因為中國開放度日益擴(kuò)大，故這里再引入一個變量即對外貿(mào)易開放度(K)，用當(dāng)年的進(jìn)出口商品總值與GDP總值的比率表示，圖1是歷年的對外貿(mào)易開放度與用HP濾波法計算的波幅指標(biāo)(G)。由圖1可知，隨著對外貿(mào)易開放度的日益增加，波幅的總趨勢是日益減小。由Granger因果檢驗也可得出對外貿(mào)易開放度的日益增加是波動幅度日益減小的原因(如表5所示)。

最后對中國經(jīng)濟(jì)波動與世界經(jīng)濟(jì)波動構(gòu)造均值方程和條件方差方程如式(4)和式(5)所示:Zt=@SQRT(GARCH)+c+λK2tWt+ut(4)σ2t=ω+αε2t－1+γε2t－1dt－1+βσ2t－1(5)再利用Eviews6.0軟件，以1978—2009年上述兩變量的數(shù)據(jù)作樣本，可求得相應(yīng)的計量經(jīng)濟(jì)模型如式(6)和式(7)所示:Zt=2.4(2.9)σt+1.8(0.8)+0.0002(1.6)K2tWt(6)σ2t=2.4(1.6)+0.31.5ε2t－1－0.441.8ε2t－1dt－1+0.3(1.5)σ2t－1(7)R2=0.4，DW=1.9在(6)式中，擬合度較高，DW值接近于2，各系數(shù)的t統(tǒng)計值大部分也都較顯著，尤其是(7)式中TARCH項γ的系數(shù)顯著不為零，說明世界經(jīng)濟(jì)波動對中國經(jīng)濟(jì)具有非對稱效應(yīng)，而且方差方程中非對稱項的系數(shù)γ是小于零的。這說明世界經(jīng)濟(jì)對于中國經(jīng)濟(jì)的非對稱性影響是越來越小的［5］，故世界經(jīng)濟(jì)對中國經(jīng)濟(jì)波動確實有著穩(wěn)定與緩沖的效應(yīng)。

綜合前面的分析，我們可以認(rèn)為改革后中國經(jīng)濟(jì)波動幅度大幅下降，宏觀經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定性大幅增強(qiáng)的原因，在很大程度上是由于改革開放使得中國經(jīng)濟(jì)與世界經(jīng)濟(jì)接軌，從而導(dǎo)致中國經(jīng)濟(jì)受到了世界經(jīng)濟(jì)周期的緩沖，最終又使得中國的宏觀經(jīng)濟(jì)與世界經(jīng)濟(jì)形成了良性循環(huán)。

四、結(jié)語

第7篇：經(jīng)濟(jì)周期范文

一、逆經(jīng)濟(jì)周期下企業(yè)面臨嚴(yán)峻挑戰(zhàn)

在逆經(jīng)濟(jì)周期下，企業(yè)經(jīng)營面臨著前所未有的嚴(yán)峻挑戰(zhàn)?？v觀當(dāng)今企業(yè)發(fā)展現(xiàn)狀，企業(yè)面臨的壓力主要來自以下方面：第一，全球范圍的金融危機(jī)迅速蔓延，國際市場不斷收縮，企業(yè)的經(jīng)營環(huán)境持續(xù)惡化，這嚴(yán)重制約著出口型企業(yè)的業(yè)務(wù)發(fā)展；第二，由國際宏觀環(huán)境帶來的匯率風(fēng)險逐漸趨于顯著，因匯率變動而給企業(yè)帶來的交易風(fēng)險和折算風(fēng)險也顯著增加，尤其是近年來迫于國際壓力而不斷升值的人民幣匯率使得出口型企業(yè)的生產(chǎn)成本上升，資金購買能力降低；第三，在逆經(jīng)濟(jì)周期中，由于通貨膨脹導(dǎo)致的能源、原材料等生產(chǎn)要素價格上漲，而不斷上漲的勞動力價格又進(jìn)一步加重了企業(yè)的負(fù)擔(dān)，這不僅壓縮了企業(yè)的利潤空間，而且還削弱了出口產(chǎn)品在國際市場上的價格競爭優(yōu)勢。

為了確保宏觀經(jīng)濟(jì)的穩(wěn)定運(yùn)行，中央政府強(qiáng)有力地推行穩(wěn)健的財政政策和緊縮的貨幣政策。根據(jù)經(jīng)濟(jì)運(yùn)行的一般規(guī)律，宏觀環(huán)境的變化給企業(yè)帶來巨大的系統(tǒng)風(fēng)險，這種風(fēng)險是所有經(jīng)濟(jì)體都面臨的風(fēng)險。對于微觀層面的企業(yè)來講，宏觀環(huán)境的變化在短期內(nèi)給企業(yè)帶來了無法控制的經(jīng)營風(fēng)險，企業(yè)無法將由此產(chǎn)生的系統(tǒng)風(fēng)險分散掉。但是，從另一個角度來講，面對經(jīng)營環(huán)境惡化、成本上升、業(yè)績下滑等等不利的經(jīng)營狀況，企業(yè)必須從自身出發(fā)，充分挖掘內(nèi)部潛力，采取多樣化的舉措來應(yīng)對宏觀環(huán)境變化帶來的挑戰(zhàn)。從財務(wù)角度來講，企業(yè)必須站在戰(zhàn)略高度，謀略性、前瞻性地調(diào)整財務(wù)戰(zhàn)略，積極應(yīng)對經(jīng)濟(jì)周期的波動性帶來的挑戰(zhàn)。

二、逆經(jīng)濟(jì)周期下企業(yè)財務(wù)戰(zhàn)略分析

（一）逆經(jīng)濟(jì)周期下企業(yè)財務(wù)戰(zhàn)略理論——逆周期政策選擇

所謂“逆周期政策選擇”（或“逆向政策選擇”），即經(jīng)濟(jì)發(fā)展階段處于逆境或困境之中，“非常時期自有非常手段”，在這一處境中企業(yè)的財務(wù)戰(zhàn)略應(yīng)該有別于經(jīng)濟(jì)正常發(fā)展階段所采用的政策。追溯其經(jīng)濟(jì)思想發(fā)展史可以得知，凱恩斯理論是較為典型的逆周期理論，它在二戰(zhàn)后西方各國的經(jīng)濟(jì)復(fù)蘇中的作用便是很好的佐證。凱恩斯的追隨者們豐富的經(jīng)濟(jì)思想體系也不斷地推動了逆周期理論和實踐的發(fā)展，例如西方經(jīng)濟(jì)學(xué)界和西方各屆政府所采用的供應(yīng)學(xué)派、貨幣主義等主張等。隨著經(jīng)濟(jì)全球化和一體化程度不斷加深，各國的經(jīng)濟(jì)聯(lián)系更加緊密，企業(yè)經(jīng)營的環(huán)境也日益復(fù)雜，經(jīng)濟(jì)活動的不確定性增強(qiáng)，一般的常規(guī)政策選擇已經(jīng)難以滿足這些不確定性對經(jīng)濟(jì)發(fā)展的要求。因而，為了減少不確定性，降低風(fēng)險，以便最大程度地降低經(jīng)濟(jì)波動對企業(yè)和國家經(jīng)濟(jì)的影響，許多學(xué)者紛紛從不同的角度提出了應(yīng)對新環(huán)境和新情況的政策主張，“逆周期政策選擇理論”就是其中較為典型和有效的理論工具。

第8篇：經(jīng)濟(jì)周期范文

要想深入了解我國的房地產(chǎn)經(jīng)濟(jì)運(yùn)行，必須要立足于房地產(chǎn)經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)這個整體，牢牢把握其與宏觀經(jīng)濟(jì)周期的關(guān)系。從此研究中，不難發(fā)現(xiàn)，房地產(chǎn)經(jīng)濟(jì)周期已經(jīng)體現(xiàn)出其先導(dǎo)產(chǎn)業(yè)的特征，是宏觀經(jīng)濟(jì)周期的“晴雨表”。從本質(zhì)上來看，影響房地產(chǎn)經(jīng)紀(jì)周期波動的因素，主要涉及到土地、資金、市場三方面。具體來講，土地一級市場對房地經(jīng)濟(jì)周期波動有著重要影響，特別是土地政策的變動，極大地影響了土地的供給量，從而制約了房地產(chǎn)需求；房地產(chǎn)投資能夠極大地帶動房地產(chǎn)經(jīng)濟(jì)，刺激人們住房需求不斷增加。雖然我國不斷進(jìn)行住房改革，但是住房需求已經(jīng)發(fā)展成為人們的大額剛性需求，這就造成了消費(fèi)者的需求變化并不能給房地產(chǎn)經(jīng)紀(jì)帶來顯著影響。同時，要想搞房地產(chǎn)開發(fā)，必須要有大量資金投入，因而向銀行融資成了廣大房地產(chǎn)企業(yè)解決資金問題的重要途徑。一定程度上，金融政策的變化對房地產(chǎn)經(jīng)紀(jì)周期波動有著重要影響；房地產(chǎn)價格在房地產(chǎn)經(jīng)濟(jì)波動中起著關(guān)鍵作用，其主要涉及土地、建安、稅費(fèi)、利潤等?？偲饋碚f，中國房地產(chǎn)經(jīng)濟(jì)運(yùn)行的主要特征，離不開土地政策的變化、金融政策的調(diào)整、住房制度改革等，這些因素都在影響著房地產(chǎn)投資、需求，并且在房地產(chǎn)價格的形成中發(fā)揮著至關(guān)重要的作用。

二、影響我國房地產(chǎn)經(jīng)濟(jì)周期波動的因素

1.土地因素

在影響我國房地產(chǎn)經(jīng)濟(jì)周期波動的諸多因素中，土地是最為關(guān)鍵的一環(huán)。在土地一級市場中，不論是土地的使用權(quán)使用，還是土地的使用權(quán)出讓，政府都扮演著重要角色。在現(xiàn)實中，鑒于預(yù)算約束和追求政績的雙重壓力，不少地方政府對土地開發(fā)收益的依賴度越來越高，以此來滿足政府不斷增長的各項開支需求。這就造成了新區(qū)的盲目設(shè)立、房地產(chǎn)的過熱、大量耕地被占等問題日漸突出，使得我國的金融風(fēng)險更加凸顯?？偲饋碚f，政府通過對土地一級市場的直接影響，打破了房地產(chǎn)市場的供需狀況，這也是催生房地產(chǎn)泡沫的關(guān)鍵原因。同時，當(dāng)前我國正處于社會轉(zhuǎn)型和經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)軌的“雙軌期”，政府在房地產(chǎn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展中扮演著引導(dǎo)者和調(diào)控者的角色，因而，政府制定政策的走向，直接影響著房地產(chǎn)經(jīng)濟(jì)的波動。特別是土地政策的變動，決定了土地的投入量多少，對房地產(chǎn)供給數(shù)量、結(jié)構(gòu)產(chǎn)生影響，從而影響著房地產(chǎn)需求。

2.資金因素

資金因素，是制約房地產(chǎn)經(jīng)濟(jì)周期波動的重要因素之一，主要涉及房地產(chǎn)開發(fā)投資、資金來源。一方面，相關(guān)數(shù)據(jù)顯示，房地產(chǎn)增加值、投資規(guī)模的相關(guān)系數(shù)達(dá)到0.974，這足以說明投資在房地產(chǎn)中占據(jù)著重要地位，其變動對房地產(chǎn)經(jīng)濟(jì)有著明顯影響。也就是說，我國的房地產(chǎn)，在一定意義上取決于投資。這種投資具備以下特點(diǎn)，如投資具有盲目性和沖動性；投資具有時間上的集中性；房地產(chǎn)競爭日漸同質(zhì)化，有效需求得不到真正滿足。另一方面，據(jù)統(tǒng)計，房地產(chǎn)企業(yè)資金來源，將近40%都是來源于銀行貸款。此外，自籌資金是指售房收益，但是購房者大約70%的購房款來自銀行貸款，因而，從本質(zhì)上看，這部分資金的主要來源也是銀行貸款。可以說，一直以來，銀行貸款業(yè)務(wù)的快速發(fā)展，支撐了房地產(chǎn)經(jīng)濟(jì)的高速發(fā)展。但是，由于房地產(chǎn)資金來源對銀行的依賴程度愈來愈高，銀行為了競爭而降低房貸條件，造成了銀行信貸風(fēng)險日漸凸顯，從而加劇了房地產(chǎn)經(jīng)濟(jì)周期波動。

3.市場因素

市場因素在影響房地產(chǎn)經(jīng)濟(jì)周期波動的諸多因素中占據(jù)著重要位置，主要涉及商品房空置率、價格。一方面，通過對商品房空置率、投資波動的分析，可以得出：投資波動會影響商品房空置率，空置率同樣也會刺激新的房地產(chǎn)投資。但是鑒于我國目前的多種復(fù)雜因素，這種效果沒有很好地體現(xiàn)出來；在面對商品房空置率的情形下，投資擴(kuò)張的反應(yīng)要遠(yuǎn)遠(yuǎn)低于投資收縮的反應(yīng)。另一方面，房地產(chǎn)價格是房地產(chǎn)周期波動的最顯著指標(biāo)，兩者表現(xiàn)出同向性、同步性、同幅性。具體來講，一是與土地因素的關(guān)系?，F(xiàn)實中，一級市場的影響力要遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于二級市場，政府的土地調(diào)控政策極大地影響著房地產(chǎn)市場，近年來的土地政策變動，如土地有償出讓、住房福利分配制度的叫停、土地出讓“招拍掛”制度的建立等，恰好說明了這一點(diǎn)；二是與房地產(chǎn)市場需要的關(guān)系。在價格杠桿的作用下，房地產(chǎn)市場需求高低，極大地影響著房地產(chǎn)價格變動。其中，商品房價格、銷售面積的變化，有著一致性。

三、結(jié)語

第9篇：經(jīng)濟(jì)周期范文

關(guān)鍵詞：房地產(chǎn)；周期波動；影響因素

中圖分類號：F293.3 文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A 文章編號：1001-828X（2014）04-0-01

目前研究周期波動的理論成果有很多，評價運(yùn)行機(jī)制也具備了豐富的經(jīng)驗，但是在研究房地產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)周期波動的影響方面還存在一定的欠缺，其中研究房地產(chǎn)業(yè)的經(jīng)濟(jì)周期波動成果更是極少。其實，我國國民經(jīng)濟(jì)的重要組成部分之一房地產(chǎn)業(yè)具有短暫的歷史，雖然我國已經(jīng)進(jìn)入了經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)軌時期，房地產(chǎn)業(yè)也逐漸體現(xiàn)出一定的周期波動，但是要想在短期內(nèi)就證明我國房地產(chǎn)經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生了周期波動這一現(xiàn)象，研究工作上還是存在著分歧。因此，本文通過產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)周期波動理論，一定程度上研究我國房地產(chǎn)經(jīng)濟(jì)周期波動，不但為今后房地產(chǎn)運(yùn)行產(chǎn)生了指導(dǎo)意義，還推動了我國房地產(chǎn)業(yè)的健康發(fā)展。

一、我國房地產(chǎn)周期波動特點(diǎn)

我國房地產(chǎn)發(fā)展速度體現(xiàn)出了高低不斷交替的周期性波動，我國房地產(chǎn)業(yè)發(fā)展迅速，房地產(chǎn)業(yè)的各項指標(biāo)絕對值體現(xiàn)出了上升現(xiàn)象，但是指標(biāo)的增長率出現(xiàn)了上升和下降彼此交互的波動現(xiàn)象，因此，我國房地產(chǎn)體現(xiàn)為循環(huán)的增長率。

我國從1998年開始實行住房制度改革，而之前房地產(chǎn)業(yè)市場化程度很低，發(fā)展也極為不成熟，因此，雖然1998年之后的市場是在1998年之前的基礎(chǔ)上逐步發(fā)展的，可是二者之間存在著較大區(qū)別，整個市場機(jī)制也出現(xiàn)了重大變化，比較1998年前后的房地產(chǎn)業(yè)的銷售變化情況就顯得比較牽強(qiáng)。因此，我們對房地產(chǎn)業(yè)的周期波動情況的考察并不需要較長的時間。但是從長遠(yuǎn)考慮，1998年將福利房取消之后，我國一下子釋放了積存的住房量，再加之人們逐步改變的住房觀念，造成近些年住房需求出現(xiàn)了井噴增長，房地產(chǎn)業(yè)發(fā)展也很快；當(dāng)滿足房地產(chǎn)業(yè)最初的需求之后，房地產(chǎn)發(fā)展腳步必定會緩慢，需求日益變得穩(wěn)定。因此，高速度增長之后，一定會隨著房地產(chǎn)業(yè)發(fā)展速度日趨平穩(wěn)，這樣就體現(xiàn)出房地產(chǎn)業(yè)發(fā)展速度高低交替的周期性波動。

二、影響房地產(chǎn)經(jīng)濟(jì)周期波動的因素

房地產(chǎn)體現(xiàn)出的固定資產(chǎn)特性表明了這一行業(yè)具備一定的壟斷性，從競爭形勢上分析僅體現(xiàn)為一定的區(qū)位競爭性，分析其根本，稀缺的土地資源是導(dǎo)致目前房地產(chǎn)業(yè)特性的根本原因。

土地供應(yīng)量決定了房地產(chǎn)業(yè)的具體規(guī)模，這也表示房地產(chǎn)缺乏彈性供給。同時，房產(chǎn)的高價值決定了影響房地產(chǎn)經(jīng)濟(jì)周期波動的因素分別是房地產(chǎn)投資、房價等。從需求上分析，房地產(chǎn)消費(fèi)體現(xiàn)出的雙重性造成消費(fèi)者對房地產(chǎn)價值的高估，產(chǎn)生了投機(jī)行為。此外，由于房地產(chǎn)投資開發(fā)和銷售之間存在的差異、房地產(chǎn)與物價適應(yīng)產(chǎn)生的滯后性，日益凸顯了短期內(nèi)房地產(chǎn)需求和房地產(chǎn)供給之間的矛盾。綜合分析，我們能夠看出，對房地產(chǎn)周期波動造成影響的具體因素包括：

1.投資量。社會經(jīng)濟(jì)的增長受到了資源帶來的約束，尤其是房子產(chǎn)業(yè)更是受到了土地資源的約束，受到了宏觀經(jīng)濟(jì)周期波動造成的影響，因此，對房地產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)波動來說投資量的影響尤其顯著。

2.供給貨幣量。是否成熟的金融市場和運(yùn)行機(jī)制將會對貨幣供給量造成直接影響。由于房地產(chǎn)業(yè)屬于高投入的個人行業(yè)，對資金產(chǎn)生了極高要求，在房地產(chǎn)供給端貨幣供給量指標(biāo)對行業(yè)信貸規(guī)模造成了影響，同時，在需求消費(fèi)端也影響了消費(fèi)者的購買能力。所以，對房地產(chǎn)業(yè)周期波動造成影響的關(guān)鍵因素是供給貨幣量。

3.政策導(dǎo)向。在房地產(chǎn)業(yè)發(fā)展過程中國家政策發(fā)揮了關(guān)鍵的導(dǎo)向作用。由于土地供應(yīng)量屬于房地產(chǎn)的上游資源，政府手中集中了大部分土地資源，國家是否支持發(fā)展房地產(chǎn)業(yè)，將會對其發(fā)展造成直接影響。同時，對房地產(chǎn)業(yè)和消費(fèi)者的信貸成本造成直接影響的是銀行利率政策。綜合分析，與其他行業(yè)的周期波動存在顯著不同的是房地產(chǎn)業(yè)具備了一定的政策周期性。

三、房地產(chǎn)業(yè)健康發(fā)展的策略

（一）積極改革住房稅費(fèi)政策

利用稅收杠桿對建設(shè)與消費(fèi)低價位房積極促進(jìn)。近些年來，國家頒布了很多對住房消費(fèi)進(jìn)行鼓勵的稅收政策，針對一些在建設(shè)與消費(fèi)環(huán)節(jié)中出現(xiàn)的不合理收費(fèi)進(jìn)行了清理，進(jìn)一步減輕了居民購買或者換購住宅的壓力。

（二）利用保障房政策抑制價格

國家需要對不合理上漲的房價進(jìn)行抑制，避免產(chǎn)生房地產(chǎn)泡沫，具體辦法是大規(guī)模推動保障房。貫徹落實保障房大規(guī)模建設(shè)政策，可有效抑制房價迅速上漲的空間。

（三）加強(qiáng)管理土地資源

對商品房價格不合理上漲進(jìn)行控制，需要按照住房市場產(chǎn)生的需求，確保合理供應(yīng)土地以及各種供應(yīng)用地的比例，對一些地價過高的城市有效控制。在土地市場上進(jìn)一步形成地價看跌的預(yù)期。

（四）央行科學(xué)調(diào)控，有效抑制迅速產(chǎn)生的房地產(chǎn)泡沫

央行應(yīng)將全國總體經(jīng)濟(jì)運(yùn)行以及社會穩(wěn)定作為重要出發(fā)點(diǎn)，利用各種金融工具對M2進(jìn)行收緊。我國開發(fā)房地產(chǎn)行業(yè)的資金超過60%都來自于銀行貸款。通過分析我國當(dāng)前的情況，每一個開發(fā)房地產(chǎn)階段都不能脫離商業(yè)銀行的支持，也就是開發(fā)房產(chǎn)貸款、流動資金貸款、住房貸款等。可是我們同時應(yīng)當(dāng)看出房產(chǎn)企業(yè)過度依賴銀行，大幅度下跌房價勢必把房地產(chǎn)企業(yè)風(fēng)險轉(zhuǎn)化為銀行的金融風(fēng)險。

國民經(jīng)濟(jì)的重要產(chǎn)業(yè)便是房地產(chǎn)經(jīng)濟(jì)，一旦泡沫出現(xiàn)破裂，會出現(xiàn)人們沒有房子居住、有房買不起或者承受沉重的房屋貸款壓力，與此同時也會產(chǎn)生空置大量房屋的現(xiàn)象，進(jìn)一步對人們的幸福指數(shù)造成嚴(yán)重影響。對房地產(chǎn)業(yè)周期波動的科學(xué)控制，極有可能發(fā)現(xiàn)潛在的房地產(chǎn)行業(yè)的規(guī)律，對房地產(chǎn)行業(yè)的有效調(diào)控，盡量平復(fù)波動，制定對應(yīng)的措施，避免產(chǎn)生房地產(chǎn)危機(jī)。

四、結(jié)束語

在迅速增長的宏觀經(jīng)濟(jì)的大環(huán)境下，通常房地產(chǎn)業(yè)存在著不合理的投資結(jié)構(gòu)，投機(jī)需求已經(jīng)超過了剛性需求等問題，它們也是對房地產(chǎn)健康過渡周期波動造成制約的重要因素。房地產(chǎn)業(yè)具有一定的特殊性，國家政策對其造成了深遠(yuǎn)的影響，經(jīng)濟(jì)周期波動受到了國家主導(dǎo)性政策的較強(qiáng)影響。通過2004年的高位運(yùn)作，政府積極進(jìn)行政策引導(dǎo)之后，全國范圍內(nèi)房地產(chǎn)開發(fā)投資速度穩(wěn)定下降，有效控制了購置土地和開發(fā)規(guī)模，房價增長幅度有所降低，表明我國房地產(chǎn)周期已經(jīng)進(jìn)入了調(diào)整期。

參考文獻(xiàn)：

[1]于斌.淺析房地產(chǎn)經(jīng)濟(jì)周期與宏觀經(jīng)濟(jì)政策的關(guān)聯(lián)牲[J].現(xiàn)代經(jīng)濟(jì)信息，2013（3）.