魏 林

（東北財經(jīng)大學(xué) 管理科學(xué)與工程學(xué)院，遼寧 大連 116025）

0 引言

審計發(fā)展對宏觀經(jīng)濟的穩(wěn)定、深入、可持續(xù)發(fā)展是否具有顯著的作用？如果有，具體的表現(xiàn)形式又是何種形式？影響路徑與方式又是何種？針對上述問題，我們展開了此次研究。在研究之初，我們首先從國內(nèi)外相關(guān)最新研究成果的研究入手，重點關(guān)注了審計領(lǐng)域與宏觀經(jīng)濟領(lǐng)域的研究成果。在金融效果相關(guān)研究領(lǐng)域，主要研究了學(xué)者張先治等(2013)[1]、劉霞等（2013）[2]、學(xué)者涂建明等(2013)[3]、MIGUEL MINUTTI-MEZA（2013）[4]研究成果。這些學(xué)者就金融類相關(guān)的績效問題展開展開研究，通過實證分析提出了提升各自研究對象具體績效的演進路徑。在宏觀經(jīng)濟相關(guān)研究領(lǐng)域，主要研究了學(xué)者Zivanemoyo Chinzara等（2011）[5]、周宇騉等（2013）[6]、學(xué)者、任力等（2013）[7]研究成果。這些學(xué)者就宏觀經(jīng)濟發(fā)展的特質(zhì)、宏觀經(jīng)濟的發(fā)展、宏觀經(jīng)濟的開放等一系列問題展開研究，提出了提升宏觀經(jīng)濟的理論演進思路。通過對上述成果的研究，并與我們近些年的研究積累相結(jié)合，采用計量經(jīng)濟的分析方法，以選取金融類實證對象為代表的方法，就我國金融業(yè)發(fā)展的績效與我國宏觀經(jīng)濟之間的動態(tài)關(guān)系展開具體研究。

1 研究的指標(biāo)及數(shù)據(jù)

1.1 分析指標(biāo)的構(gòu)建

構(gòu)建分析指標(biāo)是基于以下幾點約束。第一、構(gòu)建的分析指標(biāo)必須能夠集中反映在我國國內(nèi)上市的金融類企業(yè)的績效。第二、構(gòu)建的分析指標(biāo)必須能夠集中反映我國國內(nèi)宏觀經(jīng)濟的總體特征。第三、構(gòu)建的指標(biāo)必須能保證對應(yīng)數(shù)據(jù)的有效、真實、客觀獲取。第四、構(gòu)建的分析指標(biāo)必須能解決以價格為單位的時間序列數(shù)據(jù)的不變性問題。需要說明的是，上述幾點約束中，前兩項約束是從宏觀分析對象的角度提出的，第三項約束則是從數(shù)據(jù)獲取的角度提出的，而第四項約束則是基于進行統(tǒng)計性分析時必須確保不同年份的數(shù)據(jù)具有可比性而提出的?；谝陨霞s束，我們經(jīng)過認(rèn)真分析研究，并結(jié)合我國統(tǒng)計性工作開展的特性，最終從三個由粗到細(xì)的角度提出了分析指標(biāo)。為了使讀者對此結(jié)果有一個全攬的認(rèn)識，我們以表格的形式對其進行匯總，從而得到了表1。

1.2 數(shù)據(jù)獲取

這一部分的核心工作是獲取上述實證對象的相關(guān)數(shù)據(jù)。為了實現(xiàn)這一目標(biāo)，我們查閱了對應(yīng)對象的歷年（2006～2012年）資料，通過整理分析，并結(jié)合之前確定的分析指標(biāo)，最終抽取出了我們所需的關(guān)鍵信息。為了使讀者對相關(guān)信息有一個宏觀的認(rèn)識，同時也是為了體現(xiàn)此次研究的客觀真實性，我們將這些相關(guān)信息進行節(jié)選匯總，具體見表2。

表2 上市類金融企業(yè)數(shù)據(jù)匯總表（節(jié)選）

2 動態(tài)效應(yīng)模型構(gòu)建

表1 分析指標(biāo)表

2.1 數(shù)據(jù)平穩(wěn)性分析

進行數(shù)據(jù)平穩(wěn)性分析的主要目的在于，確保后續(xù)的動態(tài)模型構(gòu)建時不出現(xiàn)“偽回歸”現(xiàn)象的發(fā)生。數(shù)據(jù)平穩(wěn)性分析的分析方法采用計量經(jīng)濟分析方法展開，具體的分析軟件采用計量經(jīng)濟分析軟件EViews6.5（如不特殊聲明，后續(xù)的計量經(jīng)濟分析均采用該軟件展開）。通過反復(fù)論證分析，我們得到了所需的數(shù)據(jù)平穩(wěn)性分析結(jié)果，具體見表3。

表3 平穩(wěn)性分析結(jié)果表

表3中所列的結(jié)果均為平穩(wěn)性概率大于0.95的指標(biāo)項數(shù)據(jù)的分析結(jié)果，對于平穩(wěn)性概率低于0.95的指標(biāo)項數(shù)據(jù)則沒有在該表中列出。這也就是說，在0.95的置信度下，“支付給職工以及為職工支付的現(xiàn)金占比”、“一年期定期貸款利率”這兩項數(shù)據(jù)是不滿足平穩(wěn)性要求的。上述結(jié)果告訴我們，如果后續(xù)的回歸分析中出現(xiàn)這兩項，那么其回歸的真實性是無法滿足的。

2.2 Granger關(guān)系分析

進行Granger關(guān)系分析的主要目的在于，確保那些指標(biāo)數(shù)據(jù)之間存在具有統(tǒng)計學(xué)意義上的因果關(guān)系。通過反復(fù)論證分析，我們得到了最終的分析結(jié)果，具體見表4。

表4 Granger分析結(jié)果表

上表（表4）中所列的結(jié)果均為不引起的概率低于0.15的指標(biāo)項數(shù)據(jù)的分析結(jié)果，對于不引起的概率高于0.85的指標(biāo)項數(shù)據(jù)則沒有在該表中列出。這也就是說，在0.85的置信度下，有“M2供應(yīng)量”能顯著地引起“利潤占比”變化，也有“M1供應(yīng)量”能顯著地引起“利潤占比”變化，還有“一年期定期貸款利率”能顯著地引起“利潤占比”變化，更包括“M1供應(yīng)量”能顯著地引起“凈利潤占比”變化。上述四個顯著性結(jié)果中，我們注意到包含了“一年期定期貸款利率”，按照上文中的平穩(wěn)性分析結(jié)果，該項不滿足平穩(wěn)性，因此對應(yīng)的互動關(guān)系的成立是無法驗證的。因此，我們最終得到的，在0.85的置信度下，僅包含表5中的前三類的動態(tài)關(guān)系。

2.3 動態(tài)效應(yīng)模型構(gòu)建

在此，我們將基于前述分析結(jié)果進行具體的動態(tài)模型構(gòu)建[8]。通過反復(fù)論證分析，我們最終得到了對應(yīng)的3類關(guān)系，為了使讀者對此類關(guān)系有一個清晰的認(rèn)識，我們以公式的形式對其進行匯總性展示，具體見下：

說明：Jlr代表凈利潤；Lr代表利潤；M1代表M1貨幣供應(yīng)總量；M2代表M2貨幣供應(yīng)總量；下標(biāo)t代表當(dāng)前周期；下標(biāo)t-1代表上一周期。

從上述模型中可以看出，僅從基本面而言，無論是那種形式的貨幣供應(yīng)量對利潤、凈利潤的影響均是正向的。考慮到模型的復(fù)雜性，我們在此不再對模型進行過多論述，而是通過下述的脈沖響應(yīng)、方差分解、綜合性分析這三個環(huán)節(jié)進行動態(tài)效應(yīng)的整體研究。

3 動態(tài)效應(yīng)研究

3.1 脈沖響應(yīng)分析

這一部分我們將借助于脈沖響應(yīng)的分析方法，就構(gòu)建的動態(tài)效應(yīng)模型進行深入的分析研究。為了體現(xiàn)此次研究分析的真實性、客觀性，我們將計量經(jīng)濟分析所得脈沖響應(yīng)分析圖進行系統(tǒng)截取，具體見圖1、2、3。

圖1 “M1供應(yīng)量”引起“凈利潤占比”的脈沖響應(yīng)圖

圖2 “M1供應(yīng)量”引起“利潤占比”的脈沖響應(yīng)圖

圖3 “M2供應(yīng)量”引起“利潤占比”的脈沖響應(yīng)圖

圖1展示的是“M1供應(yīng)量”引起“凈利潤占比”的脈沖響應(yīng)圖，從該圖中可以看出，該脈沖響應(yīng)具有明顯的區(qū)域特征。這也就是說，其脈沖響應(yīng)完全為正向效應(yīng)。同時，我們也從該圖看出，其脈沖響應(yīng)效果具有顯著的瞬時峰值效應(yīng)。這也就是說，其脈沖響應(yīng)的峰值在一個滯后期后達到峰值，隨后其峰值迅速回落，在10個周期后逐步趨于平穩(wěn)。且我們注意到，在周期末期（10個滯后期時），其響應(yīng)數(shù)值依然高于響應(yīng)初期的數(shù)值。這一系列變化說明，狹義貨幣供應(yīng)的變化對上市金融類企業(yè)的凈利潤的影響影響較大。這種影響在短期看來是能夠協(xié)助上市金融公司達到凈利潤的新高，從長期看來，對于金融類企業(yè)的長期利好具有顯著的效應(yīng)。圖2展示的是“M1供應(yīng)量”引起“利潤占比”的脈沖響應(yīng)圖，從該圖中可以看出，該脈沖響應(yīng)不再具有明顯的區(qū)域特征。與圖1相比，其脈沖響應(yīng)是在正負(fù)兩個區(qū)間變動。這說明狹義貨幣供應(yīng)并非是對所有的金融類企業(yè)具有利好作用的，只有那些具有優(yōu)質(zhì)資產(chǎn)的企業(yè)，才能抓住狹義貨幣變動的有利時機，取得企業(yè)業(yè)務(wù)的增長。這一點也可以通過結(jié)合圖2與圖1的脈沖響應(yīng)結(jié)果后得到。圖3展示的是“M2供應(yīng)量”引起“利潤占比”的脈沖響應(yīng)圖，從該圖中可以看出，該脈沖響應(yīng)不再具有明顯的區(qū)域特征。與圖1相比，其脈沖響應(yīng)是在正負(fù)兩個區(qū)間變動。另外與圖1與圖2的瞬時峰值效應(yīng)相比，其依然保持有這種規(guī)律特征。同時，我們還發(fā)現(xiàn)，與之前的脈沖響應(yīng)逐步消散的特征相比，“M2供應(yīng)量”引起“利潤占比”的脈沖響應(yīng)具有極強的持久性，這一點從圖3中的周期2至周期10時的水平平穩(wěn)性性能中得到。這說明廣義貨幣對上市類金融企業(yè)發(fā)展具有良好的持續(xù)性促進作用，通過該作用的發(fā)揮，能夠通過金融類企業(yè)的深化發(fā)展來促進整體國民經(jīng)濟的持續(xù)向好。

3.2 方差分解

這一部分我們將借助于方差分解的分析方法，就構(gòu)建的動態(tài)效應(yīng)模型進行深入的分析研究。為了體現(xiàn)此次研究分析的真實性、客觀性，我們將計量經(jīng)濟分析所得脈沖響應(yīng)分析圖進行系統(tǒng)截取，具體見圖4、5、6。

圖4 “M1供應(yīng)量”引起“凈利潤占比”的方差分解圖

圖5 “M1供應(yīng)量”引起“利潤占比”的方差分解圖

圖6 “M2供應(yīng)量”引起“利潤占比”的方差分解圖

圖4展示的是“M1供應(yīng)量”引起“凈利潤占比”的方差分解圖，從該圖中可以看出，該分解具有明顯的“上凸”特征。這也就是說，其方差分解的拐點出現(xiàn)在第3個滯后期時。在此滯后期前，其方差分解所占比例持續(xù)升高，最高時達到60%左右；越過此拐點后，其方差分解所占比例區(qū)域穩(wěn)定，穩(wěn)定在最高峰值附近。圖5展示的是“M1供應(yīng)量”引起“利潤占比”的方差分解圖，從該圖中可以看出，該分解也具有明顯的“上凸”特征。這也就是說，其方差分解的拐點出現(xiàn)在第3個滯后期時。在此滯后期前，其方差分解所占比例持續(xù)升高，最高時達到80%左右；越過此拐點后，其方差分解所占比例區(qū)域穩(wěn)定，穩(wěn)定在最高峰值附近。與圖4相比，該方差分解具有更加顯著的瞬時提升的特點。這一點可以從，其達到60%的占比僅需要1個滯后期完成，而圖1中達到60%的占比峰值經(jīng)過了2個滯后期才完成。圖6展示的是“M2供應(yīng)量”引起“利潤占比”的方差分解圖，從該圖中可以看出，該分解不再具有“上凸”特征，其變化特征基本趨向于線性變化。從整體來看，其方差占比呈現(xiàn)出逐步增加的趨勢。在10個滯后周期內(nèi)，其方差分解占比從0%逐步增加到60%左右，且有更進一步增加的趨勢。

3.3 綜合性分析

結(jié)合上述兩個部分的脈沖響應(yīng)分析、方差分解分析，我們可以確定，貨幣政策的有效使用對上市金融企業(yè)的績效發(fā)展是具有顯著性作用的。狹義貨幣供應(yīng)量的有效調(diào)整，可以起到迅速推動該類企業(yè)達到其發(fā)展的短期最高值的效果。在此期間，我們也需要注意到，狹義貨幣政策的實施效果的差異性，會在短期內(nèi)對不同發(fā)展水平（質(zhì)量）的企業(yè)起到不同的效果，且這種差異性在短期內(nèi)顯現(xiàn)后基本保持穩(wěn)定。廣義貨幣供應(yīng)量的有效掌控，可以起到對上市金融類企業(yè)的穩(wěn)定性推動作用，起到長期促進此類企業(yè)的穩(wěn)定發(fā)展的效果。在此期間，我們也需要注意到，廣義貨幣政策的實施效果會隨著實施周期的延生，對不同發(fā)展水平（質(zhì)量）的企業(yè)起到不同的效果，且這種效果差異會隨著時間的推移而逐步加大。綜合上述結(jié)果，我們不難發(fā)現(xiàn)，上市類金融企業(yè)的發(fā)展質(zhì)量在短期內(nèi)會隨著貨幣政策的變動而體現(xiàn)；在長期內(nèi)，則會隨著貨幣政策的延生而迅速加劇。因此，對不同品質(zhì)的上市金融類企業(yè)實行差別化的金融政策實施，勢必會發(fā)揮最佳的效果。

[1]曲小剛,羅劍朝.上市后中國農(nóng)業(yè)銀行服務(wù)“三農(nóng)”的績效研究[J].華東經(jīng)濟管理,2013，（9）.

[2]蔡則祥,劉驊.農(nóng)村新型金融機構(gòu)運行績效集成評價——基于江蘇省的實證分析[J].審計與經(jīng)濟研究,2013，(2).

[3]趙丙奇,楊麗娜.村鎮(zhèn)銀行績效評價研究——以浙江省長興聯(lián)合村鎮(zhèn)銀行為例[J].農(nóng)業(yè)經(jīng)濟問題,2013，(8).

[4]Puri M,Zarutskie R.On the Life Cycle Dynamics of Venture-Capital-and Non-Venture-Capital-Financed Firms[J].The Journal of Finance,2012,(6).

[5]Chinzara Z.Macroeconomic Uncertainty and Conditional Stock Market Volatility in South Africa[J].South African Journal of conomics,2011,79(1).

[6]周宇騉,沈志遠.投入產(chǎn)出視角的中國宏觀經(jīng)濟發(fā)展特質(zhì)研究——基于自主構(gòu)建的VaR模型展開[J].經(jīng)濟問題探索,2013,(8).

[7]任力,梁晶晶.環(huán)境宏觀經(jīng)濟學(xué)的興起與發(fā)展[J].經(jīng)濟學(xué)動態(tài),2013,(9).

[8]尹燕,張宇青.周應(yīng)恒.我國對外貿(mào)易依存度與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長——基于面板誤差修正模型和面板VAR的實證分析[J].宏觀經(jīng)濟研究,2013,(11).