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序论：在您撰写宏观经济论文时，参考他人的优秀作品可以开阔视野，小编为您整理的7篇范文，希望这些建议能够激发您的创作热情，引导您走向新的创作高度。
(一)发展历程纵观统计学的发展历史，我们从中得出，宏观经济统计分析将统计学作为知识体系的核心，还具有较为独特、清晰的发展流程。这也就是说，我们能够利用3个发展阶段概括宏观经济统计分析。下文针对这三个阶段进行研究，并分析其中存在的基本问题。第一个发展阶段：在该阶段，经济学专家主要关注国民经济的重要统计指标，研究比较国家经济实力的实际发展情况。第二个发展阶段：属于国家经济核查体系的完善阶段。多数和本体系有关的部门，在分类上更加细化，使得国家经济核查体系逐渐完善。在本阶段，统计学设计思想也得到了较大程度的改进，确定核心指标，形成指标体系和国家经济行业分类体系，细化国民经济结构部分等，不断充实宏观经济分析中的科学统计体系。在科学应用统计学的基础上，优化资料配置，将社会经济危机给经济发展带来的影响降到最低。第三个阶段，也是宏观经济统计分析目前所处的阶段。在本阶段，在经济统计领域中，形成了微观统计与宏观统计互相促进、互相融合、不断完善的新局势，使得宏观经济统计分析迈入一个全新的发展阶段。信息网络技术、电子商务、政府信息化、网络购物以及企业信息化等方面的发展，宏观经济统计分析的独立性地位更加重要。这就要求人们要从新的社会发展途径中，深刻理解经济统计，为统计分析打好基础。一些人无法全面理解国民经济核算，认为国民经济核算主要是只是用来说明宏观经济统计数据，这无法发挥国民经济核算体系的分析作用。此外，国民经济核算统计在旅游业、收支分配调节、交通运输、物流、金融体系以及文化产业、科技创新等方面的统计要求都无法得到满足。
(二)欧美发达国家宏观经济统计分析发展的基本问题在欧美等发达国家，多数经济学专家和统计学专家都对宏观经济统计分析进行了研究。其中经济学家、统计学法威廉•配第就对国民收入总量进行分析、统计。随后，出现了价格与需求函数关系量化分析，并获得了一定程度的完善，进而实现统计和分析这两门科学的相互融合与共同发展。在20世纪30年代，凯恩斯提出了国家经济核查体系，人在此基础上，不断发展和充实国家经济核查体系。此后，出现了投入产出分析法与资金流量表。这些都极大了促进了宏观经济统计分析的推广应用和发展。
(三)中国宏观经济统计分析发展的基本问题统计作为国民经济计划的检查与制定工作之一，在企业，乃至国家所有部门中都起着极为重要的作用。因此，宏观经济统计分析成为了总结与分析国民经济发展的一个重要工具。但是就我国目前形势而言，统计学数据等有关内容并没有获得较为深刻的利用，统计学的重要性经常被忽视。因此在实际的发展过程中，我们要明确统计学在整个宏观经济统计分析的研究方向、核心地位、知识体系中的关键所在等，并不断发展此趋势，利用措施弥补数据的不足和数据质量问题，对问题进行深入分析，采取现代统计学分析法，实现统计学的独立发展，以此发展宏观经济统计分析体系。
二、结束语
我国产能过剩行业不仅仅是绝对过剩，往往都存在着一定程度的结构过剩。表现为低端产品、粗加工领域产能过剩，而该行业内高端产品、高技术项目、高附加值领域产能不足。这样的结构过剩阻碍了产业结构的升级和转型。以我国钢铁行业为例，在产能利用率低、产能严重过剩的情况下，近几年还要从国际市场进口超过千万吨的钢材，原因就是我们过剩的都是低附加值产品，无法满足市场对于高端产品的需求。对于这种尴尬的局面，一些中型企业舍弃了钢铁的主业，没有在技术研发、产品升级上投入大量资本和人力，反而将其投入到其他领域，放弃对高附加值的高端市场的追求导致了企业投资的大而不精，对国外市场高端产品的依赖阻碍了钢铁产业的持续升级。另外我国各地迅速扩张的钢铁企业大多数都是中小型民营企业，规模小、技术差、污染大，在缺乏有效资本市场的作用下，很难进行产业整合，这些中小企业的快速发展反而降低了产业集中度，造成了产业结构升级的阻力。
二、对策建议
（一）银行业构建防御体系银行业等金融机构要针对产能过剩行业规模的扩大采取有效措施，构建既保护自己同时也能有效刺激产业整合升级的防御体系。首先，投放信贷规模上要严格控制。银行要加强与政府的联系和合作，建立产业信息共享机制，使过剩行业的动态能够达到政银共享，合力制定战略规划和政策。其次，银行业要充分把握信贷的主动权，抑制企业的重复生产，支持企业开展自主创新和产业升级，同时积极参与企业并购重组的过程中，增加行业内新的增长点。第三，建立对风险的防控体系，各银行之间加强信息共享及信贷统一准则的协商，防止企业盲目授信、过度授信等行为的发生，同时建立信贷风险评估机制。第四，银监会要加强差别化监管，加大违反规定向产能过剩行业提供授信行为的惩治力度，引导银行业将信贷资源转向低能耗等绿色信贷领域。
（二）增加基础投资，刺激国内需求林毅夫曾说：“解决产能过剩还是必须靠投资，能够降低能耗、提高效率的投资。”2014年前三季度以来，从中央到地方都在加大力度进行基础设施项目的审批，开工项目不断增多。从推进发展西部战略、实施城镇一体化建设、农业现代化等政策措施来看，我国基础配套设施建设还存在着一定的增长空间。国务院已提出将增加与民间资本合作的方式来促使更多的私人资本投资进入基础设施建设项目中，拓宽了融资渠道，发挥了市场调节的作用。其次要通过调整收入分配制度来提高低收入者的购买力，积极培育消费的新形态，以补贴、减税等手段刺激消费，通过扩大内需缓解过剩的产能。
本文的数据均来源于巨灵金融平台及国泰安（CSMAR）数据库，样本选用2002—2012年沪、深A股上市公司。由于CSMAR数据库从2002年开始披露成本费用粘性计算中所需使用的收入及费用季度数据，另外，考虑到宏观经济波动的研究需要，为了保证恰当的时间跨度，本文选用了2002—2012年的数据进行研究分析。在研究过程中，本文剔除了金融业上市公司及同一年度中四个季度销售额连续上升或连续下降的样本。最终，本文的样本包含了961家上市公司，共11351个观测值。
二、变量定义及回归模型设定
(一)宏观经济波动的计量已有研究在考察宏观经济因素对成本粘性的影响时，通常选用的是GDP增长率（Lev&Thiagarajan,1993；ABJ,2003；Bankeretal.,2010；孙铮，2004等），没有考虑到宏观经济波动对成本粘性的影响。本文选用产出缺口对宏观经济的波动进行计量。
(二)成本费用粘性的计量借鉴DanWeiss(2010)的方法，本文利用企业收入、费用的季度数据，通过下列算式，对各企业每一年度的成本费用粘性水平进行了计算。上式通过测量销售额每下降一个单位时的费用变动额和销售额每上涨一个单位时的费用变动额之间的差值，来衡量企业的费用粘性水平。若Sticky<0，说明企业存在成本费用粘性；反之，若Sticky>0，则说明企业存在成本费用反粘性。
(三)管理者未来预期的计量行为经济学相关研究表明，管理者会依据企业前期的业绩表现来推测企业未来的发展状况（Barberisetal.，1998;LantandHurley，1999），当前期销售额增长时，管理者往往会更加的乐观；反之，会更加的悲观（曹歌，2012；Bankeretal.，2014）。因此，本文设置了一个关于管理者预期的虚拟变量，并将前期销售额变动方向作为管理者预期的判断标准：当第t-1期销售额大于第t-2期销售额时，我们认为管理者对第t期销售额将持有乐观预期；否则，将持悲观态度。
(四)回归方程的设定为了检验假设一，即观察宏观经济波动是否会对费用粘性产生影响影响，我们使用了如下方程。在这里，我们用管理者未来预期与产出缺口的交乘来研究宏观经济波动与管理者未来预期共同对费用粘性产生的影响，并以此考察管理者未来预期在宏观经济波动对费用粘性的影响过程中所扮演的角色，在这个方程的回归结果中，我们主要观察该交乘项的符号和显著性，以此检验假设二、三、四。
三、实证分析
(一)描述性统计在表1中，我们队全体样本进行了描述性统计。我们可以看到，费用粘性的均值和中值分别为-0.1393、-0.1171，均小于零，说明我国上市公司普遍存在着费用粘性的现象；管理者预期的均值为0.7477，大于0.5，说明上市公司高管更容易对企业未来的发展持有乐观预期，这与上市公司的费用粘性现象相互对应；第一大股东持股比率的均值约为38%，两职分离情况的均值约为0.9，说明我国上市公司中并没有很严重的问题。在表2中，我们将样本按照企业性质划分为国有企业与非国有企业，并对子样本进行了双重差分检验。从上表中我们可以看到，国有企业的平均费用粘性为-0.0855，非国有企业的为-0.1783，非国有企业费用粘性程度显著高于国有企业的费用粘性程度，并且，就均值而言，国有企业管理者的乐观程度显著高于非国有企业高管的乐观程度，说明国有企业的治理效率更低，当经济发生波动时，对于成本的调整也更加随意，这在一定程度上支持了我们的假设三和假设四。此外，无论是均值还是中值，国有企业第一大股东持股比率都要显著高于非国有企业，这在一定程度上会加重国有企业的问题，导致国企的治理效率低下。
(二)实证回归结果利用模型1和模型2对假设H1-H4的检验结果如表3所示。在模型1的回归中我们可以看到，产出缺口与费用粘性水平显著正相关，说明当产出缺口大于零，即宏观经济上行时，企业的费用粘性水平会随之上升，印证了假设1。另外，资本密集度与成本粘性显著负相关，说明企业的资本密集度越高，当收入出现波动时的调整成本越高，企业的费用粘性就会越强，这与前人的研究相一致；相反，劳动密集度的系数显著为正，这是由于在计量过程中，我们为了控制异方差对劳动密集度取了对数，导致劳动密集度的样本值小于零导致的，就本质而言，劳动密集度的系数说明当企业的劳动密集度高时，企业的费用粘性也会更强。为了验证假设2，即管理者未来预期在宏观经济波动对费用粘性影响机制中的作用，我们在模型1的基础上加入了管理者预期的变量及其与产出缺口的交乘项，得到模型2。模型2的回归结果显示，管理者未来预期的乐观程度与企业的费用粘性显著正相关，说明当管理者对企业的未来发展持有一种乐观态度时，往往会更不愿意调整企业的现有资源，以防未来期间调整成本的发生，这与曹歌（2012）、Bankeretal（.2014）的结论是一致的；管理者未来预期与产出缺口的交乘项也与企业费用粘性水平显著正相关，说明当管理者对未来持有乐观预期时，宏观经济上行对费用粘性的促进作用就会加剧；反之，当管理者对未来持有悲观预期时，宏观经济下行对费用粘性的抑制作用也会加剧，假设二得到数据支持。模型3和模型4是在将全样本划分为国有企业和非国有企业的基础上，用子样本对模型2进行的重新回归，其中模型3是对非国有企业样本的回归，模型4是对国有企业样本进行的回归。从回归结果上我们可以看到，在国有企业样本的回归中，管理者未来预期与产出缺口的交乘项与费用粘性水平并无显著的相关关系，说明当国有企业管理者持有乐观预期时，宏观经济波动对费用粘性水平并不存在着显著影响，这可能是由于国有企业的治理效率低下，管理者并没有很强烈的把企业做大做强的动机，并且国企的所发生的费用多少也不会对企业的生存产生实际的影响，在做出成本决策时，管理者并不会很认真的考虑调整成本的问题，更多的考虑的是利润最大化和个人利益的问题。与国有企业相反，在非国有企业赝本的回归中，管理者未来预期与产出缺口的交乘项系数显著为正，说明在非国有企业中，管理者未来预期会加剧宏观经济波动对费用粘性的影响，这可能是由于非国有企业管理者的“帝国建设主义思想”更强，在作出成本成本决策的过程中也就会更加细致的考虑宏观经济的波动等一系列因素导致的。由此，假设3和假设4得到证明。
四、结论
国际上存在很多种类的汇率制度，一个国家所采用的汇率制度不是一成不变的。随着决定汇率制度的主导性影响因素的变化，原有的汇率制度必然面临重新选择。汇率制度选择问题的核心是权衡效率与稳定之间的两难，在一个资本账户未开放的发展中国家，不可能有真正意义上的外汇市场，也不可能有市场化汇率，而资本账户的开放和汇率的完全市场化才是有效的汇率制度安排。显然，中国与完全市场化的汇率制度安排有相当大的差距，只能选择稳定的汇率而牺牲一定的效率。当前中国最紧迫的任务是进行汇率水平的调整以及与之相适应的汇率机制的建设。
从国外经验来看，无论是汇率制度还是汇率水平的调整，都必须主动操作，不可被动应付。凡主动操作的，大都取得了成功，如德国、智利和韩国；凡被动应对的，几乎没有成功的先例，如亚洲金融危机期间的泰国、马来西亚。为解决内外部经济失衡，释放由人民币币值低估所导致的经济风险，缓解汇率调整对经济带来的冲击，进行主动的汇率调整是必需的。
从当前国际、国内的经济、金融状况分析，人民币升值时机是比较有利的，并且存在加速升值的可能。从国内因素来看，中国经济在高位运行，内需相对旺盛；近几年的财政收入快速增长，有实施扩张性财政政策的基础，可以满足或部分满足由人民币升值导致的部分外需向内需的转化。同时，由于我国对资本项目实施管制，对投机性资本流入特别是短期的投机性资本流入有较好的阻隔作用。
从国际因素看，由于最近几年世界经济增长强劲。美元利率处于高位；日本也在最近结束了长达5年零利率政策；欧元区也在进行小幅加息。国际经济、金融环境给我国提供了良好的汇改时机。
世界经济的强劲增长增强了对我国的出口需求，可以抵消或部分抵消人民币升值带来的短期出口产品竞争力的下降。世界利率（主要是美元）处于较高水平有利于人民币加息，以减少国内市场过剩的流动性。
我国经济的对外依存度较高，自2002年以来就一直在50%以上，且在国际贸易中，大多以美元为计价和结算货币，显然，人民币兑美元的汇率对我国的贸易收支及经济增长有极为重要的影响。国内有许多学者对人民币汇率调整对我国经济的影响作了研究。总体来看，这些研究大都认为，当汇率升值幅度较小（如5%以下）时，对贸易收支、经济增长影响较小；当升值幅度较大（如10%以上）时，则危害较大。
中国的外汇市场还不是严格意义上的由供求双方自发形成的市场。当前，我国采取了企业强制结售汇、商业银行周转头寸限额管理和央行干预等制度安排，外汇市场是一个买卖双方垄断的市场，中国银行是最大的卖方，中国人民银行是最大的买方，全部托盘买入，汇率变动的幅度被严格控制在0.3%以内。因而，人民币兑美元的汇率水平及其调整幅度在一定程度上是可控的，汇率对经济而言是外生的，并对经济产生全面的影响。显然，由汇率本身的属性所致，汇率是调节内外部均衡的有力工具。
汇率作为宏观经济调控手段至少具有以下几个特征：汇率作为调控工具在调节外部平衡方面最具功效，这是由其作为货币的对外价格这一属性决定的；汇率调整对宏观经济（即内部平衡）兼具有扩张和收缩的双向调节作用，且其作用力度是对称的；汇率调整对经济的影响主要是短期的；汇率既是总量调控变量，也是结构调节变量，对贸易品生产和消费结构有调节作用；将汇率引入作为宏观调控手段时，同时也使原先货币政策的利率操作空间缩小。
汇率作为宏观调控工具时是有约束边界的，有两个约束条件：防范投机性外资的大量流入。为防止投机性外资大量流入，人民币的年升值幅度必须限定在一定幅度之内，一般限制在5%以下为宜；防止对贸易部门的过度调整。我国在走向开放的经济中采用劳动密集型技术，通过出口导向促进经济增长战略，这是一种促进就业并符合我国资源禀赋条件的贸易战略。而汇率的调控作用对贸易部门的收缩作用最大，较大幅度的升值将重创该部门，因而，汇率调整必须根据我国贸易顺差程度和结构调整的需要来确定，同时也考虑国内企业进行结构调整的适应能力，应避免由于汇率大幅升值破坏出口竞争力。
蒙代尔－弗莱明模型分析了开放经济下的财政政策和货币政策在宏观调控与政策搭配中的相对作用，该模型是国际经济学的经典分析工具，其后的理论发展都是在这个模型基础上的修正、延伸。在这些模型中，汇率一般是作为宏观调控的因变量出现的，但是，鉴于人民币汇率形成机制的特殊性，由于其可控性而使其可以作为宏观调控工具，即作为宏观经济的自变量，在这方面的理论发掘尚待深入。
汇率升值通过汇率的杠杆效应使总需求减小的同时，也使总需求在国内外的分配中由国外向国内转移，从而降低通胀的压力并改善外部不均衡。但问题是：由于人民币币值存在较大幅度的低估，人民币的初始升值强化了国外对人民币持续升值的预期；如果外资转化为人民币后不投入非货币资产，外资流入的年收益率是人民币年升值幅度与国内利率之和，这个收益率与国外利率之间的权衡（这里没有考虑外资进入的操作成本和政策风险）来决定外资是否流入。因而，在人民币升值时，为防止投机性资金的大量流入，国内将保持较低的利率水平，由外资流入导致的流动性增加以及低利率水平共同推动资产（如股票和房地产）价格的走高，可能形成泡沫。从资本市场而言，这将导致上市公司增加直接融资、增加投资；从信贷市场而言，低利率导致信贷扩张，这些过度投资导致总需求扩张，并可能导致通胀；在这些投资转化为生产能力后又将导致产能过剩，进而导致通货紧缩，加剧了经济增长的波动性。对于外资而言，在转化为人民币后可以在股票、房地产等市场“伏击”，获取人民币资产价格上涨带来的收益。
（一）有关社会矩阵的平衡方式
除采用以上方法之外，还通过CGE进行研究。在建立CGE模型之前，要先对初始的SAM进行科学处理。可采用最小交叉熵法对相关问题进行深入研究。例如，使用最小交叉熵法对相关的房产服务和房产开发、房产物业管理等经营活动进行有效、科学、全面的进行考察，并根据比较科学的原理和科学方法进行调整，使有关数据达到平衡，即与原始值保持一致。
（二）有关房地产实际经济价格的经济影响
房地产经济在我国国民经济中的位置，表明了房地产经济在各经济行业中至关重要性。房价的波动时刻影响着我国宏观经济的波动。例如，房价上涨，则和房产业关系密切的钢铁行业、砂石行业、机械行业等行业产品价格也随着上涨。房产价格下降，这些行业的产品价格也会随之下降；农业同房地产业的关联程度较小，因此农产品价格的变化相对较小，不受房地产价格变化的起伏而变化。其次，房地产价格变化对整个国家宏观经济是正相关形式变化，房地产价格上涨，宏观经济相关数据也会随着变化。同时，房地产价格变化对居民收入有着显著的调节作用，房产价格出现小幅度改变，在收入水平上没有明显的变化。但是，房产价格有显著变化时，则居民收入也会有显著变化，总之房价和居民收入密切相关。同时，房地产价格的变化对金融业也有一定的影响，金融业的弹性较大，从投入到产出，很明显的能够看出两者的关系。
二、有关房地产价格的效应与影响
（一）有关价格上涨的部门直接产生效应
首先，从实际效果上来说，和之前预计的保持一致。在一些场景中，由于房地产的实际价格上涨让一些行业呈现出多种不同的幅度增长。其次，在相应的场景中，排除所有房地产自身以外，相应的建筑业、重工业以及一些公用事业均受到房地产影响颇大，在一些农业、工业与相关服务业中相应的房地产价格上涨实际影响比较小。综上述，从整个行业的实际分布来说，由房地产的实际带动是比较大，主要以一些基础性设施为主要行业，而这些行业中大多数都存在着相应的产业关系。所以，部分行业在实际的产出增量中要增加直接性关联，一些轻工业与农业等多种行业其实际增长幅度都比较小，而和预期相对比却保持着一致性。
（二）房地产价格的相关影响
我国房地产实际价格的不断下降也让国家的宏观调控发生着相应的变化，同时随着我国经济体系的不断改革，我国一些房地产行业已经逐年呈现下降的趋势。这就在一定程度上影响了房地产的GDP的实际变动，相应的就业以及进出口也在不断增大，而对一些消费与总产出来说其一直都受着宏观调控的直接影响。对我国的房地产行业来说，其实际价格的不断变动对一些非生产的账户有着直接而必然的影响。对房地产的下降与上升使一些人的收入持续降低。但是，房地产的实际价格下降直接影响着人民的生活。相关政府与企业的房价与收入在实际的变动方面也存在着诸多不同。相反的是，其给相关的居民只带来了较差的居民收入，房地产的实际价格的下降对我国的居民有着直接的负面影响。
三、结语
(一)实证方法传统的经济计量方法往往以经济理论为基础来描述变量间的关系，然而经济理论通常并不足以对变量之间的动态联系提供一个严密的说明，而且内生变量既可以出现在方程的左端也可以出现在方程的右端，从而使得估计和推断变得更加复杂，向量自回归(VAR)较好的解决了以上问题。在研究货币政策传导及其影响的过程中，向量自回归模型已经成为最重要的实证方法之一。因此本文也采取向量自回归模型进行实证研究。
(二)变量选取本文基于贸易渠道和金融渠道选择变量，选取中国的经济增速、物价、货币供应量增速、贸易余额增速、股价、汇率以及美国的货币供应量增速进行研究。对于中国的经济增速，由于国家统计局公布的GDP数据为季度数据，数据量较少，而工业增加值与国内生产总值、第三产业增加值存在非常相似的变化态势，因此采用工业增加值增速(cgdg)作为经济增速的变量。对于物价，因为工业品出厂价格指数(cppi)市场敏感度非常高，通常可作为通货膨胀的先行指标，因此将其作为指标。关于货币供应量增速，以M2增速(cm2g)为研究对象。对于贸易余额增速(ceig)，选择出口当期值与进口当期值之差的同比增速来衡量。以上证收盘综合指数作为股价(csti)的衡量变量。对于汇率，基于目前中国实行参考一篮子货币的有管理的浮动汇率政策，将其确定为实际有效汇率(cexr)。对于美国的货币供应量增速，以M3可能更好的衡量流动性，然而IMF统计数据库的M3统计时期截至2005年第四季度，此外目前中国的资本市场开放度相对较低，美国M3对中国的影响有限，因此以美国的M2增速(um2g)作为变量。数据来源于中国国家统计局、IMF统计数据库和国际清算银行。
(三)数据说明及其统计特征在样本选择期方面，由于2001年12月11日中国正式成为世贸组织成员，2008年11月25日美联储开始启动首轮量化宽松政策;此外2008年量化宽松政策开启至目前的季度数据跨度较短，实证结果难以说明问题;因此选取2002年1月至2013年12月作为实证研究的样本区间。为进一步对比量化宽松政策实施前后中国经济指标响应的变化，以量化宽松政策开启时点为界限，将样本选择期划分为两个子区间:第一阶段为2002年1月至2008年11月，第二阶段为2008年12月至2013年12月，对这两个子区间再分别进行研究。各序列的统计特征如表1所示。中国的经济增速(cgdg)、工业品出厂价格指数(cppi)、M2增速(cm2g)、贸易余额增速(ceig)、实际有效汇率(cexr)和美国M2增速(um2g)均为I(0)序列，而中国的上证收盘综合指数(csti)为I(1)序列。这样，如果要利用回归模型研究各序列之间的关系，就要求各序列之间存在协整性，为此本文利用Johanson协整性检验方法对其进行检验。如表2所示，七个序列中存在两个协整关系。
二、实证结果及分析
(一)量化宽松政策之前的估计结果根据AIC统计量可得向量自回归模型的最优滞后阶数为二阶，利用脉冲响应函数方法，求取美国M2增速对中国的经济增速(cgdg)、工业品出厂价格指数(cppi)、M2增速(cm2g)、贸易余额增速(ceig)、上证收盘综合指数(csti)、实际有效汇率(cexr)六个指标的冲击。量化宽松政策实施之前即以2002年1月至2008年11月的样本为研究对象。美国M2增速提高1个百分点，长期来看，美国M2增速对中国经济增速、工业品出厂价格指数、中国M2增速具有正向的冲击;对贸易余额增速、实际有效汇率具有反向的冲击;上证收盘综合指数基本不受影响。各经济指标具有较强的波动性，呈现明显的周期性变化。表3是中国经济指标波动的方差分解结果。以第36期即3年的时期来看，美国M2增速对中国各指标的贡献度分别为6.58%、4.17%、5.12%、4.93%、1.32%和1.76%，国内因素对各对应指标的贡献度分别为93.42%、95.83%、94.88%、95.07%、98.68%和98.24%。
(二)量化宽松政策之后的估计结果量化宽松政策实施之后即以2008年12月至2013年12月为样本区间进行研究。美国M2增速提高1个百分点，中国的经济增速、工业品出厂价格指数、M2增速、上证收盘综合指数呈现正向的变化;贸易余额增速和实际有效汇率呈现反向的变化。如表4所示，以第36期即3年的时期来看，美国M2增速对中国各指标的贡献度分别为8.14%、19.29%、14.22%、4.52%、9.51%和8.09%，国内因素对各相应指标的贡献度分别为91.86%、80.71%、85.78%、95.48%、90.49%和91.91%。总体而言，美国M2增速发生一个正向冲击，对于中国各经济指标，量化宽松政策实施之前具有明显的周期性变化;之后，其变化具有明确的方向性。对于上证收盘综合指数，量化宽松政策实施之前的结果显示基本不受影响，而之后的结果呈现正向的响应。量化宽松政策之后的美国M2增速对中国各经济指标变化的影响程度大于量化宽松政策之前。
三、结论与政策建议
本文基于2002年至2013年这一新的样本选择期，分析了美国量化宽松政策对中国宏观经济的影响，为进一步使得研究具有对比性，将样本期划分为两个阶段分别加以检验，研究结论总体如下。首先，无论量化宽松政策实施之前还是之后，美国M2增速对中国宏观经济影响的贡献度仅占很小的比例，中国宏观经济指标变化绝大部分由其自身解释。因为自2005年7月起，中国开始实行以市场供求为基础、参考一篮子货币进行调节、有管理的浮动汇率制度;人民币汇率不再盯住单一美元，而是按照中国对外经济发展的实际情况，选择若干种主要货币，赋予相应的权重，组成一个货币篮子，在此基础上测算人民币多边汇率水平的变化;因此中国的货币政策呈现一定的独立性。其次，量化宽松政策实施之前，中国宏观经济指标对美国货币政策的响应具有明显的波动性，各宏观经济指标变化具有一定的周期性;量化宽松政策实施之后，中国宏观经济指标变化呈现明显的方向性。量化宽松政策实施之后的美国M2增速对中国各经济指标变化的解释程度大于量化宽松政策实施之前。最后，量化宽松政策实施之后，长期来看，中国的经济增速、工业品出厂价格指数、M2增速、上证收盘综合指数呈现正向的响应;这是因为美国量化宽松政策的实施会导致其需求增加，基于中美经济的互补性，同时由于中国宽松货币政策的实施，从而引起中国M2增速、中国经济增速和工业品出厂价格指数上升，中国的流动性增加会引起股价指数上涨。贸易余额增速和实际有效汇率呈现反向的响应，因为美国量化宽松政策的实施，导致美元贬值，人民币升值，所以实际有效汇率表现为反向变化，这进一步会引起贸易余额增速呈现反向变动。
(一)模型定义为了合理描述宏观经济波动状况与汽车行业发展情况，将宏观经济的形势和汽车行业的发展分别看作是两个综合的、模糊的、不可观测的潜变量，其中宏观经济的形势受多个可观测经济变量的影响，如CPI、PPI等;而汽车行业的发展情况也是由汽车产销量、汽车进出口量等可观测变量共同作用的结果。
(二)研究方法结构方程模型(SEM)是在70年代KarlJores-kog和DagSorbom等学者提出的在统计理论基础上发展而成的验证性多元统计分析技术［11］。通过观测变量集合之间的协方差结构和相关结构，从定量的角度建立模型处理潜变量与潜变量、潜变量与观测变量之间关系的方法。一个典型的结构方程模型包括两大部分:测量模型与潜在结构模型。1)测量模型:描述潜变量与显变量之间的关系:x=Λxξ+δ(如CPI与宏观经济形势的关系)y=Λyη+ε(如汽车产量与汽车行业发展情况的关系)在实际应用当中常常将潜变量表达为其相应显变量的线形加权和的形式，且有几个潜变量即需定义几个度量模型。2)结构模型(StructuralModel)描述的是潜变量之间的因果关系:结构模型η=Βη+Γξ+ζ(宏观经济形势与汽车行业发展情况的关系)实际应用中往往用线形回归的形式拟合潜变量之间的关系，潜变量之间的回归系数常称为路径系数。
(三)指标选取与模型构建宏观经济波动体现的不仅仅是GDP的变动，而是伴随着出口、消费、存贷、利率等一系列经济指标的变化。同样汽车行业的发展状况也绝不仅是由汽车的产销量来体现，而是通过一系列汽车指标进行的综合评判。笔者将宏观经济形势和汽车行业发展情况看作不可直接观测的潜变量，而将反映宏观经济形势和汽车行业发展情况的经济指标作为其观测变量。参考以往关于宏观经济与汽车行业之间关系以及各类指标数据，结合历年关于宏观经济与汽车行业的发展数据，运用SPSS进行因子分析，得到下列变量指标。在结构方程模型的结构路径图中，用圆或者椭圆表示潜变量，矩阵表示观测变量，单向箭头表示一个变量对另一个变量的影响，双箭头表示变量之间的协方差或者相关关系。宏观经济与汽车业相关关系模型的结构路径图和基本路径假设如图2。
(四)数据说明模型选取的所有数据均来源于国家统计信息网以及《中国汽车工业年鉴》2007至2012六年间的月度数据，缺失数据运用趋势拟合与均值补充进行数据填充。
二、实证分析与结果
(一)模型的拟合度检验基于六年的72条数据，运用软件AMOS17．0，对模型进行了验证分析。使用检验、规范拟合指数NFI和修正拟合指数IFI、比较拟合指数(CFI)、近似误差平方根(RMSEA)等较为稳定的指标考核模型的整体拟合优度，拟合后的评价结果及其理想值汇总于表2。表2表明，P值为0．000，说明模型通过检验;卡方与自由度之比从总体上反映了模型的拟合度，有学者认为小于2．0，则可以认为模型拟合较好，但也有学者认为当χ2/df介于2．0到5．0时，也可以接受模型，要视情况而定。本模型由于样本空间较少，故3．8在可接受范围之内。规范拟合指数NFI、修正拟合指数IFI和比较拟合指数(CFI)都是越接近于1越好，而RMSEA低于0．1才是好的拟合，模型结果中NFI、IFI和CFI都在0．8以上，RMSEA为0。093，小于0．1，说明模型整体拟合效果较好。另外，根据AMOS所给出的结果，其组成信度(CR)大部分都在0．7－0．9左右，其平均提炼方差(AVE)也都在0．5以上，所以无论是从总体上，还是从内在结构上，该模型都实现了较好的拟合效果，说明了该结构关系能够反映样本数据之间的内在关系。需要指出的是，由于样本数量的关系，模拟结果还未达到最理想。
(二)模型的结构关系分析运用软件AMOS17．0进行假设模型的验证与分析，再根据修正指数MI进行多次变量之间关系的修正，得到所有不可观测变量之间的路径系数以及显变量与隐变量之间的因子负荷，其结果如图3所示。本文构建结构方程模型时采用了固定因子负荷法设定因子的度量单位。由图3分析表明:第一，负荷系数具有显著性，表明测量变量能很好地反映其对应的潜变量。在宏观经济形势因子中，外商直接投资、货币供应量和汇率对宏观经济的潜力影响显著，工业增加值的增长对宏观经济的发展影响显著，工业品出厂价格指数对宏观经济的现状影响显著。汽车行业发展中，汽车产量和汽车工业增加值的作用很明显，而汽车产品以及汽车进出口贸易差额的作用不是很显著。第二，路径系数具有显著性，表明宏观经济形势与汽车行业发展之间确实存在结构关系。宏观经济影响因子与汽车制造业发展的相关系数分别为:0．88、0．84、0．71，其中，宏观经济因子E1，即宏观经济的潜力水平对汽车制造业的发展影响最大。相关关系表明，信贷、货币、财政收入、城镇固定投资额、PPI、PMI等外生因素对宏观经济的作用最终也影响了汽车行业的发展。两者之关系可归结为:汽车行业的发展程度受宏观经济形势的影响，宏观经济形势在很大程度上也反作用于汽车行业的发展，且对汽车行业的产量、贸易、增加值都有显著影响。
三、结论
