中国经济变量

中国经济变量（共12篇）

中国经济变量 篇1

摘要：本文选取深证成分指数和宏观经济变量狭义货币供应量 (M1) 、国内生产总值 (GDP) 、利率 (R) 、通货膨胀率 (IR) 等建立联立模型, 对模型用两阶段最小二乘法进行估计得出模型, 并由模型分析得出我国股市与宏观经济间的关联度低, 未能发挥出股市作为国民经济“晴雨表”的作用。

关键词：二元经济,联立方程,OLS法,股市

股市是国民经济的“晴雨表”, 这在各个发达国家都是事实, 而在二元经济结构 (简单地说就是同时存在一些产业是过热的, 一些产业是过冷的) 的中国是否也是如此, 就我国而言西方的理论是否符合我们的实际呢?下面选取深证成分指数作为与宏观变量之间关系的对象, 选取国内生产总值、利率、通货膨胀率和货币供应量作为宏观经济变量的代表, 采用从1993年第1季度到2009年第1季度各变量的季度数据并主要通过实证数据分析 (所有数据来源于人民银行网站与统计年鉴) 来说明。

一、联立方程模型的建立与识别

(一) 联立方程模型的建立。

由理论看出, 货币供应量既可以影响当期的股票价格, 也可以影响以后期的股票价格。根据国外的研究, 货币政策的时滞一般在两个季度, 因此本文选取股票价格作为被解释变量时, 取当季和前面两个季度的货币供应量和国内生产总值作为解释变量, 建立如下方程:

其中, SZt表示第t季度深证成分指数, M1ts表示第t季货币供应量, M1st-2表示第t-2季货币供应量, GDP表示第t季的国内生产总值。

另一方面, 股市价格波动改变了货币需求的稳定性, 从而对货币供应带来冲击, 能够推动货币供应的存量和结构发生相应变化。美国著名经济学家、货币学派的创始人弗里德曼的有关理论具有代表性。他认为, 在影响股市价格和货币供求的其他因素不变的条件下, 股市价格的影响主要体现在四种效应上: (1) 财富效应。弗里德曼的货币理论认为, 财富、收入与货币/收入的比率变动往往是一致的, 前者的增高往往反映为后者的比率增高。在收入的波动幅度低于股市价格 (名义财富) 的波动幅度情况下, 随着股市价格的上涨, 财富/收入的比率也将上升, 从而对货币的需求也将增加; (2) 交易效应。一般来说, 股价波动往往会相应引致股市交易量的变化, 使人们的交易性货币需求也随着变化; (3) 资产组合效应。股价上升使人们的资产组合中风险性较大的资产比例增大, 在风险偏好程度一定的情况下, 人们将重新调整资产组合, 增加风险性较小的短期债券、货币等资产的比重, 从而使货币需求变大; (4) 替代效应。股市价格上涨使投资股票的边际收益相对增加, 从而使人们宁愿减少货币持有而投资股市, 主要会对包括居民储蓄存款在内的广义货币产生替代作用, 从而降低人们对货币的需求。

另外, 选择一年期定期存款利率和通货膨胀率作为货币需求的机会成本量, 之所以包含两个变量而没有只用定期存款利率来表示, 是因为目前我国的存款利率是由人民银行决定的, 调整缓慢, 不能充分反映通货膨胀率的变化。因此, 若以货币需求量为被解释变量, 可以建立如下方程:

在总体上来说, 货币需求和货币供给还是保持均衡的, 即Mts=MtD, 因此若以Mt表示两者的均衡值, 并代入到前面两个方程中, 我们可以建立如下的联立方程模型:

其中, 内生变量有两个, 即深证成分指数SZ、货币供应量M1;预定变量4个, 包括外生变量3个, 即国内生产总值GDP、通货膨胀率IR、利率R, 以及预定内生变量M1t-21个。

(二) 联立方程模型的识别。

对联立方程模型, 在进行参数估计之前, 首先要分析其识别的状态, 对于不可识别的结构方程, 任何参数估计方法都是无效的。将上节中的 (1) 与 (2) 式整理得到联立方程的结构模型的一般形式 (引入虚拟变量Xt=1, 事实上, 不引入虚拟变量Xt, 同时在结构参数矩阵 (A B) 中略去常数项所在的列, 识别结果是相同的) 为:

结构参数矩阵为:

此外, K=7, G=2

对于第一个方程, 其阶条件中, M1=5, 故K-M1=2>G-1=1, 阶条件成立且取大于号。在秩条件中, 删去矩阵[A B]中的第一行和第一、二、三、四、七列, 得到子矩阵:

因为rank[A0B0]=1=G-1, 故该方程为过渡可识别。

对于第二个方程, 其阶条件中, M1=6, 故K-M1=1=G-1, 阶条件成立且取等号。在秩条件中, 删去矩阵[A B]中的第二行和除第三列外的其他列, 得到子矩阵:[A0B0]=[-α2]

因为rank[A0B0]=1=G-1, 故该方程为恰好可识别。综上所述, 该结构模型是过渡可识别的。

二、模型的估计与分析

联立方程模型的估计除了识别问题以外, 主要需要解决结构型模型中内生变量作为解释变量与随机项相关而引起的联立方程偏倚的问题, 本文主要用两阶最小二乘法对模型进行估计。

两阶最小二乘法实际是用Y赞i作为Yi的工具变量, 步骤如下:

1、由结构型方程变换得到的简化型方程的一般形式为:

用OLS法估计出简化型参数π赞ij, 可以由π赞ij计算出Y赞i精确分量的估计值。

2、因为由简化型方程估计的Y赞i与结构型方程中的随机扰动项ui不相关, 但是作为Yi的精确分量, Y赞i与Yi高度相关, 可用Y赞i各个作工具变量替代作为解释变量的各个Yi, 并对模型用OLS估计其参数。

运用Eviews估计5.2中的模型得到:

由 (3) 式可知, 无论是当期的狭义货币供应量还是它的滞后2期, 在对股票价格的解释中, 它们的系数都是不显著的。还有 (4) 式中深证成分指数对狭义货币供应量的解释中, 其系数也是不显著的。因此, 在这里可以认为, 狭义货币供应量与股票指数之间的影响微乎其微。

作为解释变量的国内生产总值 (GDP) 对深证成分指数的解释中, 它的系数是不显著的, 说明国内生产总值的变化对股票指数的波动也是没什么影响。股市未能作为国民经济“晴雨表”的功能发挥应有的作用。这表明了股市与宏观经济两者之间的关联度相当低。

我国股市与国内宏观经济关联性低的重要原因是我国的股权分置。我国证券市场最为突出的特征之一, 就是上市公司的股份按照投资主体的不同被划分为国家股、法人股、公众股以及外资股。其中, 国家股和法人股不能上市流通, 而能上市交易的仅仅是向社会公众募集的那一部分股票。由数据显示, 沪深两市股票市场总市值已达32.71万亿元, 而进入二级市场流通的市值仅为9.31万亿元, 占了总市值的不到28.5%。多年的实践充分证明, 这种股权分置及其流通性的不同规定 (以下简称股权分置) , 造成证券市场众多弊端, 导致我国股市反映不出我国的国民经济。

三、结论及建议

由于我国二元经济结构的存在, 阻碍了资源的有效配置, 造成消费需求不足, 区域差距的扩大, 城镇化滞后于工业化的发展, 增加了制度变迁成本和社会的不稳定性, 从而影响了我国的经济发展。

我国经济问题核心不是通胀或者通缩, 而是经济结构继续失衡, 为未来带来长期隐患。我国经济事实上处于局部通缩、局部回暖, 一半火焰、一半海水的离奇景观之中。在此情形下, 股市是对冲风险的工具, 成为维持平衡的救命稻草。

发挥好股市的作用, 最根本的办法是要改变中国的二元经济结构, 只要二元经济继续存在, 股市就难以作为国民经济“晴雨表”的功能发挥应有的作用。

参考文献

[1]余明桂, 夏新平.我国股票市场与货币政策互动关系的实证分析[J].金融与经济, 2003.9.

[2]高勇, 韩心灵, 王东.关于我国股票市场对实体经济的提前标示功能研究[J].统计与决策, 2006.1 (下) .

中国经济变量 篇2

背景：

1997年，刚刚成功实现了“软着陆”的中国经济，却遭遇了至今仍令许多人记忆犹新的亚洲金融危机。这一发端于东南亚并迅速波及刚刚回归中国的香港的金融**，使中国经济很快又出现了通货紧缩的趋势。作为一项紧急应对之策，中国政府做出了人民币不贬值的决策，同时采取包括增发国债、降低存贷款利率、提高出口退税率等在内的一系列宏观调控政策。

定义：

主要宏观经济变量包括，国民生产总值，国内生产总值，消费量，投资量，储蓄率，货币存量，政府预算，失业率，通货膨胀率，利率，汇率。

IS-LM模型：

IS—LM模型是反映产品市场和货币市场同时均衡条件下，国民收入和利率关系的模型。分析：

从IS-LM图形上看，降低存款利率导致LM曲线下移，表明银行存款减少，市场上用于投资的货币增多；同时，随着出口退税率的提高，人民币不贬值等措施的进行，对外出口的必然加大，进口必然减少。通过发行国债，减少市场的货币流通，降低物价，导致商品的需求加大。因此IS曲线向右边移动，IS曲线和LM曲线相交于另外一个点。在新的平衡点上，产出（Y）加大，利率降低，货币需求减少。

1、消费量（C）

由于利率的下降，通货膨胀的控制，居民用于储蓄的货币减少，用于购买物品的货币增多，消费量加大。

2、投资量（I）

由于政府增发了债券，导致市场上大量的闲散资金用于购买债券，市场上的流通资金减少。政府将募集到的资金的资金用于重点行业的投资，实现了经济平衡发展。同时，由于利率的下降，消费的增长，出口的加大，必然导致投资的加大。

3、居民储蓄和货币存量

由于利率下降，居民用于储蓄的货币必然增多，导致居民储蓄下降。同时，由于银行储蓄的减少，货币存量必然增加（货币存量是指某一时点一国银行体系之外由政府机构、各企事业单位及社会公众持有的现金）。

4、失业率 由于消费增加、出口增大导致产出加大，在短期无法改善技术条件的情况下，劳动人数必然提升，导致失业率下降。

5、通货膨胀率

由于市场的流通资金减少，产出加大，必然导致物价下降，从而通货膨胀减少。

6、汇率

由于外汇的流入增多，国内对货币的需求因为投资的增加而加大，导致出口企业将外汇兑换成本国货币的需求加大，从而导致汇率加大。

7、对GDP的影响

从GDP=C+I+G+X-IM公式来看，C、I、G、X加大，IM减少，故GDP增大。这和99年、01年、02年GDP实际数值比较吻合。

题目2：结合自己的行业谈谈98年扩大内需政策的影响。

本人目前就职的中国银联为银行卡联合组织，本企业的主要职责为促进银行卡的消费，减少现金在市场上的流通。银行信用卡就是其中的重要工具。

中国经济变量 篇3

关键词：中国金融衍生市场 内生变量 外生变量

中图分类号: F830 文献标识码:A

文章编号:1004-4914(2007)12-019-03

一、中国金融衍生市场诱致性变迁的内生变量

根据新制度经济学的理论，可以将金融制度安排看作是金融市场制度变迁的内生变量。所谓“内生变量"，是指制度安排内在地具有变迁的需求。金融制度安排及其利用程度是金融制度变迁的内生变量。现存的金融制度安排，或者说现存的金融制度结构，如果在影响收入分配和资源配置方面效率很高且充分合理，那么这样的制度结构就不应匆忙变动；反之，如果现存的金融制度在影响收入分配和资源配置等方面效率很低，且存在诸多不合理之处，那么这样的金融制度结构就需要适时地改变。

如果一项金融制度高效且合理，那么必然会满足两个条件：第一，该金融行业本身具有可观的回报率，如果回报率低，甚至为负，那就说明制度不合理；第二，该金融行业与产业保持较为协调的同步联系，如果两者呈现出明显的不一致，说明金融业服务于产业的功能并没有得到充分而高效的实现，金融制度需要得到改良。

从金融衍生市场的发展历程看，中国金融衍生市场在上述两个方面的表现都并不理想。首先，我们来看金融衍生市场的回报情况。由于数据取得和测算的困难性，因此很难准确地定量测度中国金融衍生市场的回报率。但是，我们可以从定性的角度来分析金融衍生市场的回报情况。从政府在中国金融衍生产业取得的税收看，由于中国金融衍生市场从启动以来，市场规模一直偏小。以中国金融衍生市场规模较大的衍生产品人民币远期结售汇来说，其成交金额一直很小，2003年成交金额仅有90亿美元，占我国当年贸易总额的1.06%；2004年人民币远期交易金额总体上比2003年增加1倍，也只占当年贸易额度2%上下。如此小的规模，不可能对政府的税收产生太大的影响。严格管制下的金融衍生市场所导致的狭小产业规模，对就业、税收等的带动作用必然是极其微弱的。其次，我们从金融衍生市场与其他产业的协调关系来看。发展金融衍生市场，一个重要目的就是要通过价格发现、套期保值、转移风险等功能，来支持其他基础性金融资产市场的发展，促进基础性金融资产行业的良性健康发展。但是，监管当局停止了股票指数期货、国债期货、外汇期货等金融衍生工具的交易，也没有相应推出金融市场发展急需的其他一些金融衍生产品交易，导致金融市场发展结构失衡，一方面股票市场、债券市场、外汇市场、黄金市场等迅猛发展，另一方面金融衍生工具市场严重滞后，这就导致金融市场的整体效率受到影响，没能出现协调发展的态势。

中国金融衍生市场的发展历程已经充分显示，金融衍生市场制度自身存在诸多方面的不足，需要进一步深化改革，通过诱致性制度变迁，实现对金融衍生市场制度安排做出调整。大致来说，可以归结为以下几个方面：第一，如何稳步推进金融衍生市场发展的制度安排；第二，如何建立稳健有效的金融监管制度安排；第三，在制度上应该如何诱导投资，使投资者的行为在总体上显示出合理性；第四，如何尽快完善现有的暂行制度和办法，建立规范稳定有效的市场制度；第五，如何通过金融衍生市场制度创新解决传统金融市场发展机制的内在缺陷。因此，现存金融制度安排或金融制度结构的不足，内在地提出了金融衍生市场制度变迁的需求，成为推进金融衍生市场制度变迁的内在动力。

二、中国金融衍生市场诱致性变迁的外生变量

根据菲尼提出的制度变迁分析框架，制度变迁的外生变量主要包括对制度变化的需求方面，即相对产品和要素价格（包括人口变化）、宪法秩序、技术、市场规模等，以及制度变化的供给方面，即包括宪法秩序、现存制度安排、制度设计成本、现有知识积累、实施新安排的预期成本、规范性行为准则、公众态度、上层决策者的预期净收益。中国经过20多年的改革开放发展，宪法秩序不断规范，市场体系日臻完善，金融市场基础不断夯实，金融衍生市场自身也得到一定的发展，金融衍生市场制度变迁的外生力量正逐步增强。

第一，金融衍生市场发展的市场基础日益增强，对我国加快金融体制改革、完善金融衍生市场制度提出了客观需求。经过20多年的发展，虽然由于体制原因存在这样那样一些结构上的不合理，甚至是功能上的某些缺位，但我国金融市场还是随着金融体制的改革得到了长足的发展。金融市场已经建立了比较坚实的基础，近年来不论从市场规模，还是从产品类等方面都得到了快速的成长。随着我国商品市场价格体系和流通体制改革的逐步到位，绝大部分的产品和生产资料都建立了市场价格体系和流通渠道。股本、利率和汇率等基础性金融资产市场得到长足发展，对发展金融衍生市场提出了客观要求。

1．商品类衍生工具的市场基础。随着我国经济由于计划经济向市场经济的转化，我国绝大部分的商品价格已经完全放开，主要农副产品和原材料的流通体系也基本建立。2000年出台的优质优价和部分粮食品种退出保护价收购范围等一系列政策，进一步推动了农产品价格的市场化程度和市场化的规模。以钢为例，我国是一个钢铁大国，1996年我国钢产量突破亿吨。目前我国的钢产量已达到1.5亿吨，接近世界产钢总量的1/5，并且还在迅猛增长。从美国、日本和德国三大钢产强国的经验和我国的实际来看：目前我国在低级和普通钢方面已经过剩，而在高标准的钢产品方面却几乎全部依赖进口。国际上普通钢和优质钢的价格相差3至6倍。全球钢产量过剩，有些大钢铁公司亏损倒闭，国际钢协两次集会寻求对策，决定于2010年前关闭1亿吨钢的生产能力。美国违反WTO规则，动用“201条款"，把钢材进口关税提高30%。各钢铁大国的出口商挟着过剩的钢材和被美国挤出来的商品，紧盯着加入WTO后的中国钢材市场，都想挤占一份。我国钢材市场目前面临的情况是内部过剩、外敌压境。及时的引入钢材期货交易，发挥期货的市场价格发现和资源配置功能，推动我国钢铁工业实施总体控制、调整结构的方针。通过调整企业结构，压缩长线钢材生产，增产高附加值、高技术含量产品，淘汰过剩的生产能力，提高企业集中度来减少外来冲击所造成的损失，提升我国钢铁产业在国际市场的竞争力。

2．股本类衍生工具的市场基础。我国的股票市场经过十多年的飞速发展，不论从上市公司的数量还是上市公司的规模都得到了比较大的发展。在沪、深两个交易所上市的股票已经超过1300只，已经成立了十多家基金管理公司，发行的投资基金总规模已经超过1000亿元，机构投资者队伍已经初步建立，投资主体日趋多元化，投资队伍的结构日益完善。通过2001年对中科创业、银广夏等违规、造假公司的查处和采取一系列的整治措施，上市公司的信息披露制度得到了极大的改善。从近年的数据中可以发现，我国的股票市场正在逐步完善其功能，不仅限于满足上市公司的筹资功能，市场的价值发现功能和资金配置功能也在逐步显现。

3．利率衍生工具的市场基础。随着我国债券发行规模的扩大，可交易的债券量逐年增加，到2002年3月全国债券托管量达到20163亿元。1996年8月开始实行国债的招标发行，由国债承销商竞争投资来确定国债的发行价格和收益率。国债作为一种金融资产已经开始具有一定幅度内定价的自主性，对整个利率体系的市场化产生了重大的影响。1996年1月开始，建立了由15家商业银行总行参与的全国统一银行间资金拆借市场，同年3月又允许35个城市的各商业银行分行在总行的指定授权范围内参与全国同业拆借交易。由分行和其他金融机构参与的统一同业拆借市场大大促进了资金的横向流动，使同业拆借利率成为完全市场化的短期利率。1996年4月，中央银行首次起用了公开市场业务操作，在国债二级市场上向商业银行购买国债，成为以市场手段执行货币政策的重要开端，这标志着中央银行正逐步采用宏观金融调控来创造利率市场化的条件。目前我国利率市场化水平已经大大提高，除存、贷款利率外，其他商业性利率均已放开。利率波动频繁、债券市场交易活跃，这一切为利率衍生品的开展创造了一定的条件。

4．外汇衍生工具的市场基础。2005年，我国外汇储备已达10000亿美元以上，国家黄金储备超过500吨，全部金融机构本外币各项存款余额30.0万亿元。2000年9月21日起放开了外币存、贷款利率。我国巨大的货币储备由于没有相应的金融衍生工具进行保值与增值，面临着很大的金融风险。四大国有商业银行多年来一直参与国际金融衍生工具柜台交易市场的业务，通过总行为客户的汇率风险进行套期保值交易和部分自营交易。

上述这些市场基础的建立和完善，为促进我国国民经济的健康发展，为金融体系的高效运作提供了保障。同时，也为在适当的时机丰富和发展商品期货品种、推出商品期权交易、建立金融衍生工具市场、引入金融衍生工具交易，提出了客观需求。

第二，金融基础产品市场规模的扩大，为启动衍生产品市场奠定了基础。

第三，金融市场的市场机制日益完善，市场化进程逐步加快，为发展金融衍生产品市场创造了条件。

第四，我国商品期货市场的规范和发展，为金融衍生产品市场管理提供了经验。

第五，金融市场的深化发展，客观上要求加快金融衍生市场。金融市场在现代经济运行中处于核心地位，现代经济的发展势必要伴随着金融市场的不断深化。我国目前正处于经济不断增长时期，客观上要求我国的金融市场进一步深化发展，而在这一进程中，金融衍生市场的建立与发展是不可或缺的。

1.建立金融衍生市场是进一步强化金融市场功能的需要。就我国金融市场的发展现状而言，在金融市场四大基本功能(聚敛功能、配置功能、调节功能、反映功能)中，发挥作用最差的当属反映功能。目前我国金融市场还没有形成较为科学的定价机制，从根本上影响了市场效率的提高。随着金融衍生市场的建立，市场参与者会充分利用已掌握的市场信息，通过对市场价格的预期，反复进行衍生品的交易，并在交易过程中不断调整价格定位，逐渐形成无套利状态下的科学定价机制，形成合理的价格。只有交易对象的市场价格趋于合理，与其相匹配的信息集合才能达到足够充分，市场效率才能得到真正意义上的提高，从而实现市场结果对市场运行的合理反映。此外，我国金融市场的配置功能体现得也不充分，最主要的问题是缺少风险配置功能。风险的配置需要风险的转嫁机制，而金融衍生品则先天具有这样的机制，只有建立起充分有效的金融衍生市场，金融市场的风险配置功能才能得以充分的发挥。

2.金融市场主体避险及风险投资的客观要求，日益要求金融衍生市场加快发展。日趋严重的金融风险问题越来越成为困扰市场主体行为的因素，因而在金融市场中，套期保值也就成为越来越多的市场主体的需求。有套期保值的需求，就必然有投机的需求，于是套期保值者与投机者就成为金融市场的重要参与主体。前者需要的是通过合理的交易将未来可能的风险转嫁出去;后者需要的是通过必要的风险吸纳实现利润最大化，甚至是超额利润目标。我国金融市场发展到现阶段，在市场主体中已经出现了避险与纳险的需求，一方面较多的主体希望规避风险、安全经营;另一方面市场上也有吸纳风险、获取更大利润的需求。关于前者对金融市场健康发展的作用认识比较统一，而对于后者的关注则明显不足。其实这两者对金融衍生市场的深化发展同样有意义，有转嫁就必然有吸纳。单就纳险投机而言，由于投机者同样可以采用“理性"的套期保值原理进行逆向分散风险投资，在降低所吸风险的同时比较稳定地锁住收益，因此，风险投机的扩展不但有利于市场机制的协调发展，而且还可以降低社会总风险。从这个意义上说，避险与纳险对于我国金融衍生市场的进一步健康发展同样是十分重要的。

第六，我国金融业的深化改革，对加快金融衍生市场的建设和发展提出了制度需求。

1.建立金融衍生市场可以促进商业银行优化资产结构，提高盈利能力。首先，我国商业银行当前经营中一个突出的问题是资产结构不合理，具体表现在不良资产占比过高、资产流动性较差等方面。建立、健全金融衍生市场，可以通过衍生手段在资产证券化方面发挥作用，创新出更多的证券工具、交易方式，形成更加灵活有效的交易形式，推动商业银行资产证券化发展，从而实现优化资产结构的目标。其次，金融衍生品具有虚拟性和杠杆性特点，只要操作正确可以较小的投入进行大宗交易，并通过价格变化的杠杆效应产生很高的利润。此外，出于安全性考虑，商业银行也可以利用自身在信息、技术、服务等方面的优势，开展衍生品交易的咨询、代理、中介等中间业务，收取佣金和手续费也是提高盈利能力的重要途径。

2.建立金融衍生市场可以强化货币政策效果，实现宏观经济调节。自20世纪80年代以来，我国经济虽然有比较大的增长，但同时也经历了通货膨胀和通货紧缩的困扰。特别是近十年来的通货紧缩迟迟得不到有效的解决，一定程度上反映出中央银行货币政策效率低下。如何解决货币政策效果问题将是今后很长一段时期我们必须面对的难题之一，而金融衍生市场的建立可以在一定程度上起到强化货币政策效果的作用。一方面，金融衍生市场自身的科学定价机制和市场主体对经济发展趋势的预期，以及建立在强化金融市场反映功能基础上的信息，可以为中央银行制定货币政策提供充分、有效的依据;另一方面，金融衍生品的丰富性，又可以有效地改善货币政策传导机制准确性，无论是莫迪格里安尼的“生命周期理论"，还是布伦纳和梅尔泽的“财富调整理论"，都强调了金融工具(资产)在货币政策传导机制中的重要作用，因此，金融产品越丰富，这种传导机制的效果就会越明显，金融衍生品的丰富拓展空间为这种政策效果的强化提供了可能。

3. 建立金融衍生市场可以促进基础金融市场的发展。目前我国基础金融市场仍不完善，主要表现在基础工具的安全性差、流动性不强、价格不合理等方面。基础市场的深化改革必须依靠衍生市场的建立和发展，这是因为衍生市场本身即是一种转嫁风险、利益分配的机制，它以基础工具为母本，可以为基础工具的避险保值创造条件;从另一个角度看，衍生工具的价格依赖于基础工具的现价以及人们对它的预期，因而科学的衍生定价机制有利于基础工具价格的稳定与合理，从而可以促进基础工具的流动性。

第七，我国经济国际化程度日益提高，也要求建立健全金融衍生市场制度。

1.建立金融衍生市场有助于我们有效、合理地吸引外资。改革开放以来，我国在吸引外资方面成就显著，但无论是在引资质量上还是在引资的结构合理性方面都存在着一定的问题。主要表现在：由于缺乏必要的市场机制和金融产品种类，相当一部分外资出于安全性和流动性方面的考虑不敢进入中国市场;由于缺乏必要的交易手段做保证，我们在引资的货币结构、期限结构、利率结构，以及市场结构等方面不尽合理，从而影响了引资效率和作用。建立金融衍生市场对于解决上述问题大有益处。首先，金融衍生市场的风险转嫁机制可以使外资通过技术处理在低风险状态下进入中国市场，满足外资的安全性需求;同时，丰富的衍生产品种类又可以使外资相对比较自由地选择进入和退出渠道，提高资本的流动性和盈利性，从而可吸引更多高质量的国际资本进入中国。其次，通过金融衍生市场上丰富完善的交易手段，特别是各种远期交易手段，可以帮助我国有效地克服引资过程中出现的结构不合理现象，提高外资的使用效率。再次，金融国际化的内容之一就是建立具有一定规模的国际金融市场。从目前我国的实际情况看，尚不具备这样的条件，关键问题就是没有金融衍生市场和必要的金融衍生产品。只有建立起比较完善的金融衍生市场，才能具备金融国际化的基本条件，才能使我国在国际资本流动的潮流中更有效地促进经济的发展。

2.建立金融衍生市场可以强化国际贸易对我国经济增长的推动作用。国际贸易是经济国际化的重要方式之一，我国已成为世界国际贸易的主要成员，进出口总量已居世界前列，成为促进我国经济增长的主要动力。但我们也面临着由此而带来的汇率风险。尽管目前我国实行的钉住式的汇率制度不会马上受到汇率变化的影响，但随着西方国家不断对中国施加压力，要求人民币升值，以及市场经济的客观规律要求我们在实施利率市场化的同时，加快汇率制度的改革步伐的内因推动，我国的汇率市场化也不可避免地在不远的将来得以实现。汇率市场化对我国经济的直接冲击就是汇率的波动对国际贸易利益稳定性的影响。剧烈的汇率波动将引起国际收支经常项目的不稳定和资本项目下到期债务的本币价值的剧烈变动，这些都会给经济的增长造成很大的影响。如果能够建立起一个完整健全的金融衍生市场，将会使我们拥有更多的手段来缓解上述影响，进而缓解国家在经常项目下收益波动的压力，稳定宏观经济的增长。

参考文献:

1.巴曙松主持.中国金融衍生市场发展路径研究.为上海证券交易所上证联合研究计划第十二期资助课题的系列报告之一，2005

2.邢天才.我国发展衍生金融市场的几个问题.东北财经大学学报，2003(2)

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10.田立.关于建立我国金融衍生市场必要性的几点思考.商业经济，2004（9）

11.谢全彪.关于我国建立和发展金融衍生产品市场的理性思考［J］.经济师，2004（2）

（作者单位：西安交通大学经济金融学院 陕西西安 710000）

中国经济变量 篇4

一、中国社会转型期影响媒介伦理的经济变量分析

中国社会转型是以经济转型为核心的社会变革, 一切变革以这一核心为基础。改革开放以来, 新闻传媒业开始从事业性质开始向事业性质、企业管理转型, 由政治工具向兼具经济属性转型, 在转型的过程中由于传媒双重属性的冲突, 使新闻伦理陷入困境。

1. 媒介伦理与经济利益最大化之间的冲突

20世纪80年代以来, 媒体逐渐走向市场, 自主经营、自负盈亏, 市场化机制决定了新闻传媒市场要在激烈而残酷的竞争中去寻求自身的经济效益。市场因素在新闻传媒行业发挥着重大的作用, 增添了新闻传媒的活力和实力, 促进了传媒内部的结构调整和策略调整, 增加了媒介产品的从内容到形式的创新, 实现了从以传者为中心向以受者为中心的转变。然而, 只要是市场化, 追逐利润和剩余价值就是最基本的目标, 在激烈的市场竞争中, 新闻传媒的经营目标是以最小的投入获得最大的产出, 在最短的时间里争取更多的受众, 获得经济利益的最大化, 为了获得经济效益, 有些媒体不顾社会利益, 以娱乐、煽情或不良传播内容吸引受众眼球, 盲目追求发行量、视听率, 甚至刊登虚假广告, 搞有偿新闻、进行新闻敲诈。市场的经济理性与媒介公共性之间的矛盾凸显出来, 成为新闻媒体转型的阻力, 也是造成媒体伦理道德失范的根本动因。

2. 媒体双重属性使传媒伦理陷入对立冲突

党的十四大确认我国建立社会主义市场经济体制, 我国新闻传媒被赋予双重属性, 即“事业性质, 企业化管理”, 这种运行机制要求在把市场机制和企业运作原则引入到传媒的同时, 更应该考虑到新闻媒体的事业性质、政治属性和社会功能, 在这双重属性的调配之下, 媒体在具体选择中仍存在着一些问题不能回避。

第一, 新闻媒体的体制转型不是在市场经济磨合中的自然转型, 而是一种行政性的强制转型, 这种强制的转型难以找到传媒双重属性的契合点, 使新闻伦理陷入双重属性、相互矛盾的困境之中, 容易陷入传媒的“喉舌”功能被忽视的局面中。

第二, 新闻媒体在市场竞争的压力下, 经营理念和编辑方针必然朝着商业化方向发展, 在具体的业务工作中会不自觉地把天枰倾向于经济利益, 使得新闻伦理中要求的责任和义务难于实现。

二、中国社会转型期影响媒介伦理的社会分层因素

社会分化与分层是市场经济的必然现象与客观趋势, 经过三十多年的社会转型, 社会结构不断变化, 社会利益群体日益多样, 社会流动性大大增加, 整个社会日趋开放与多元。社会分层与分化直接导致新闻传播受众不断分化, 促使新闻传媒由大众化逐渐向小众化、专业化转变, 同时新闻传媒的小众化发展催化了社会阶层的进一步分化。面对分众趋势, 新闻媒体在分与合上受到了前所未有的挑战, 如何平衡目标阶层与整个社会的关系, 如何满足目标阶层的同时兼顾整个社会公平, 成为亟待解决的大问题。

1. 社会的平等与传播公正

社会分层“是社会各个群体因占有社会资源不同而形成的地位高低不同的关系体系。” (2) 转型后, 经济发展成为中心, 人们之间的关系是依据占有经济资源的多寡来划分, 各阶层的差异主要体现在经济上的不平等。目前, 我国的社会分层结构已经基本形成, 但我国社会阶层结构的现代化转型远未完成, 社会中下阶层比重仍然很大, 中层比重偏小。

新闻媒介本身作为一种资源, 反映目标阶层的社会利益, 代表目标阶层的社会意愿。根据市场原则, 传播媒介倾向于市场广阔、购买潜力大、社会地位高的中上层, 因此更多的媒介将对象集中在中上层的受众, 导致传播内容和传播态度倾向于中上层群体, 从而忽视了弱势群体的地位和声音, 这往往造成传播过程中对弱势群体的错位与缺位, 主要表现为对弱势群体的报道数量较少, 弱势群体在报道中较为被动, 弱势群体的表达权力被传媒悄然替代。

2. 社会分层与媒体整合功能

社会系统论认为, 这个社会就是一个系统, 组成系统的各部分相互制约、协调发展, 共同发挥作用。社会整合就是社会不同的因素、部分结合为一个统一、协调整体的过程及结果, 大众媒介能最有效地进行政府与民众之间的沟通, 并发挥着日益重要的整合作用。

社会分层意味着社会的分割与分离。陆学艺在《当代中国社会阶层研究报告》中将我国社会划分了十大阶层。不同阶层的人群有不同的价值观念和利益需求, 媒体会选择不同的目标群体去满足某一特定群体的信息需求而不断细分。随着大众传媒向社会传播的信息日益增多, 处于不同群体的人对信息接收的差距会越来越大, 根据“知识沟”理论, 社会经济地位较高的人将比社会经济地位较低的人以更快的速度获取这类信息, 因此这两类人之间的差距将呈扩大之势。媒介分层促使社会进一步分化, 长此以往不利于社会的协调发展和社会整合。

三、中国社会转型期影响媒介伦理的文化价值变量分析

中国社会转型时期, 传统的生产方式、社会秩序和文化价值受到了各种思潮的冲击, 经济体制、社会运行机制和社会结构等正发生着急剧的变化, 这种变迁必然导致人们的价值观念、思维方式、生活方式的深刻变化。大众传媒作为社会文化的载体, 传播文化价值观念, 受到社会价值变迁的影响, 传媒伦理价值标准也在发生异化。

1. 传媒娱乐化

为大众提供娱乐是大众传媒的一个重要社会功能, 在传媒市场化的大环境下, 众多媒体为了争取高收视率, 迎合受众, 满足受众的各种心理需求, 在内容制作上以更贴近、更具吸引力的娱乐因素来争夺受众。娱乐不是问题, 但当娱乐成为传播的主要内容和主要方式, 娱乐功能代替媒体的其他社会功能过度发展时, 就成为一个大问题。

首先, 市场价值取向造成媒体社会责任意识淡薄。大众传媒的社会功能除了赢利和娱乐功能之外, 更要考虑其社会责任是实现传媒的多种功能平衡发展, 并更好地服务和引导受众。

其次, 在感性层面传播内容, 造成道德弱化。在娱乐化浪潮中, 传媒以超强的视觉、听觉冲击吸引受众, 使受众获得感官上的享乐, 同时选取刺激性的、趣味性的、煽情的社会内容进行感性层面的运作。对感官文化的痴迷, 不仅使娱乐消遣成为主要内容, 占据了大部分的文化生活空间, 而且各种低俗的文化产品也堂而皇之地走进市场, 获得合法地位并受到追捧, 这是感情、观念的全面物化。

2. 文化消费主义

所谓消费主义, 是指消费的目的并不是为了满足人类的基本生存需求, 而是为了消费本身。因此, 在消费过程中不是获得产品的使用价值, 而是符号价值。

消费主义的大规模消费需求, 由商业集团的利益以及附属于它们的大众传媒, 通过广告或各种商业文化创造出来并推销给大众的。传媒提供的媒介产品可以刺激人们的欲求, 创造迎合和鼓动消费主义的最便利和最有利的符号, 及生动、逼真的图像和色彩斑斓的影像, 替商家培育消费者和创造欲求。作为当代社会主导的文化传播渠道, 精神生产部门的商业化已经充分渗透到大众传播媒介。

媒介伦理中的政治理想和人文关怀应成为媒介的主要追求目标, 新闻媒介作为精神文化产品, 理应肩负起自身的责任和义务。

结论

在社会转型期, 以经济转型为主导的各种社会因素正处在变革过程中, 这些社会因素不断影响着媒介伦理的变化。当各种因素协调发展时, 媒介伦理价值得到进一步的提升和规范, 当各要素不协调发展时, 媒介伦理问题不断出现, 因此媒体在转型过程中, 要明确媒介属性, 兼顾多重角色, 发挥多种功能, 有效遏制在社会转型时期处于困境的新闻伦理问题, 进一步坚持道德原则、道德规范, 促进新闻事业积极健康地发展和转型。

注释

11郑杭生.社会转型论及其在中国的表现——中国特色社会学理论探索的梳理和回顾之二[J].广西民族学院学报 (哲学社会科学版) , 2003, (5) :P 62-73.

中国经济变量 篇5

php模板引擎smarty内置的一些操作函数，我们称之为变量操作符，变量操作符可用于操作变量,自定义函数和字符，(跟我PHP中常用的PHP内部函数类似)

他可以帮助我们完成很多比较实用的功能，如：首字母大写，拆分，替换，截取…

更像是我们提前写好的.一些PHP常用类…

如何使用Smarty变量操作符：

语法中使用”|”应用变量操作符，多个参数用”:” 分隔开来

例子：{$name|truncate:10:”…”} ——–截取前十个字符，多则用…代替

拓展：

本文汇总了Smarty中常用变量操作符，分享给大家供大家参考。具体如下：

php模板引擎smarty的变量操作符可用于操作变量,自定义函数和字符。

语法中使用”|“应用变量操作符，多个参数用”:“??指簟?/DIV>

capitalize[首字母大写]

count_characters[计算字符数]

cat[连接字符串]

count_paragraphs[计算段落数]

count_sentences[计算句数]

count_words[计算词数]

date_format[时间格式]

default[默认]

escape[转码]

indent[缩进]

lower[小写 ]

nl2br[换行符替换成

]

regex_replace[正则替换]

replace[替换]

spacify[插空]

string_format[字符串格式化]

strip[去除(多余空格)]

strip_tags[去除html标签]

truncate[截取]

upper[大写]

wordwrap[行宽约束]

营销的技术变量 篇6

Gartner的最新研究报告表明，67%的营销组织将在两年内增加与技术相关的预算，预计到2017年，CMO花在技术上的时间和精力将超过CIO。

那么，在IT的驱动下，营销在发生怎样的变化？

营销变革的三个阶段

时趣Social Touch是国内领先的数字营销策略、软件和数据解决方案提供商，CEO张锐认为，企业营销核心工作流程迄今大致经历了三个不同发展阶段：广告投放时代、数字营销时代以及移动社交时代。

在广告投放时代，最关键的事情就是媒介购买。品牌要能找到、买到强势的媒体，同时要有一定的谈判权。在数字营销时代，创意内容和媒介渠道依然至关重要，但此时强势媒体变为几大门户网站和搜索引擎等流量入口。

而在当下的移动社交时代，消费者每个人手里都有智能手机或其他数字设备，微信微博强势社交应用占据了消费者的大部分时间。相应的，消费者的行为也发生了变化，他们使用媒体的方式变得更加碎片化，他们通过移动社交媒体来建立自己的社交关联关系，把数字世界里自己关注的所有信息都拉进自己的信息流。

这些技术和消费者行为层面的变化要求营销的核心工作流程发生相应的变化和调整。当然，广告投放和数字营销的传统工作流程依旧存在，也能继续发挥重要的价值，但总体的营销模型发生了变化。现在营销的关键课题是如何建立起品牌与消费者之间点到点的数字渠道关系，以及建立起海量的数字渠道关系之后，如何去加以管理来让企业获得最大效益。

与传统的媒介购买不同，移动社交渠道的使用基本上是免费的。一个企业在一个社交平台上面，不论是有百万级的粉丝，千万级的粉丝，还是数亿的粉丝，都不需要为之付费。有了海量的粉丝，品牌就能够高效地送达营销信息，并转化产生销售价值。而如果消费者中有一部分人愿意参与到营销扩散过程，或者愿意与企业在产品上进行更多的沟通，营销将会呈现出惊人的效果。

更多“三只松鼠”将走向成功

小米就是利用海量粉丝实现营销奇迹的一个经典案例，在移动社交时代，接下来会有更多的小公司像小米一样取得成功，比如“三只松鼠”。

三只松鼠，是安徽芜湖的一家食品电子商务公司，主要销售坚果、干果、茶叶等森林食品。在2014年“双十一”，三只松鼠通过社会化营销在3小时内吸金3000万。

有趣的是，三只松鼠并非是拥有巨量粉丝的大号，当时仅有11万粉丝，当他们对这些粉丝人群进行实时大数据分析之后，细分成6个类型，然后针对不同的细分群体投放更有针对性的营销信息，取得了很好的效果。

在社会化营销的组织架构上，三只松鼠把1000人的团队分成后端和前端，各有500人左右。前端的500人里包括300人的客服团队，他们不单单是接电话，而是在线上和消费者做沟通;另外的200人里1/3做自己品牌内容和消费者社区运营，1/3做电商运营，另外1/3人做客户体验管理。

如果把小米、三只松鼠这些公司的成功经验和方法总结抽象出来变成一种利用社会化平台来撬动市场的工具，这就是Social CRM。

在张锐看来，Social CRM已经于传统的CRM大异其趣。CRM主要是销售过程的管理，而Social CRM是对企业所有数字渠道上发生的沟通互动行为和数据进行管理。

现在企业的数据来源渠道非常非常丰富，比如微信、微博、官网、论坛、App、电商、线下的POS、店内的Wi-Fi等等。SCRM要做的是把所有这些数字渠道上的数据打通，对每一个个体消费者做长期数字行为追踪、标签累积和消费者画像。在此基础上，才能更好地理解消费者，把握每个消费者的期待，才能形成对消费者自动化的服务能力和沟通能力，以及更好地去做营销规划。这样企业就会变成聪明的、懂消费者的企业，能够满足每一个消费者的个性化需求。

未来属于CMT

在技术驱动的营销时代，对营销主管提出了怎样的要求？

在广告投放时代，用右脑来思考的文科背景的人更有用武之地。在移动社交时代，市场营销的趋势是实现与消费者一对一的沟通，为ta提供个性化的服务，其中技术在扮演关键的角色，企业于是需要更多用左脑思考的技术人才加入到营销团队中来。

但目前一个常见的麻烦就是，“懂营销的人不懂IT，懂IT的人不懂营销”。要做好移动社交时代的营销，我们需要既懂营销，又懂技术的主管，可以称之为CMT（Chief Marketing Technologist，首席技术营销官）。只有这样的复合型人才，才能把企业的营销部门、IT部门、外部的软件和服务提供商很好地联通起来。

张锐认为，在营销团队建设方面，未来客服、电商、CRM、调研等几个职能应该整合在一个大的体系里面，他们需要共用一套企业营销管理的IT解决方案，数据打通，消费者ID打通，每一个营销活动和消费者的变化都是透明的。

但现实的状况是，当前数字营销人才紧缺，既懂营销又懂技术的复合型的人才更是难以寻觅。那么如何为CMT职位培养后备人才？以下几类人才可以重点考虑：

▲互联网产品负责人，他们对业务和技术都有清楚的理解;

▲社区运营负责人，他们会更多地从运营的观点和角度来看待营销;

▲电商负责人，他们更能够看清楚整个营销的闭环。

中国经济变量 篇7

高额的外汇储备远远超出了适度的储备规模, 对我国经济的负面影响的主要有:外汇储备形成外汇占款, 产生基础货币的发放, 增加通货膨胀的压力;巨额的外汇储备削弱央行货币政策的独立性和宏观调控的有效性;超额外汇储备限制我国出口, 同时长期贸易顺差会引发贸易摩擦;外汇储备过高导致福利损失, 并使其资产保值增值的目标难以实现, 危害中国经济体系安全, 增加了储备资产管理的难度和风险, 导致我国经济增长的动力结构不均衡。

目前对我国高额外汇储备的研究主要集中在原因、适度规模及管理等方面。本项研究主要从我国高额外汇储备的原因、成本与收益、适度规模、影响及管理这五个方面进行了文献综述。

一、文献综述

针对我国外汇储备规模庞大和增长迅速的问题, 学者进行了大量研究。本文从我国高额外汇储备的原因、成本与收益、适度规模、影响及管理这五个方面进行了文献综述。

通货膨胀。改革开放初期我国鼓励出口发展外贸的经济政策一定程度上缓解了当时外汇短缺的局面, 但随着经济的发展, 尤其在1994年我国实行外汇管理体制改革后, 我国外汇储备迅速增加。到2008年3月份, 我国外汇储备已经达2007年GDP的50%左右, 大量的外汇占款对我国货币政策的制定和实施产生了重大的影响, 这导致了我国在2007年出现了一定程度上的通货膨胀 (张鹏和柳欣, 2009) 。

机会成本。吴念鲁 (2003) 指出, 我国外汇储备必须为我国经济发展服务, 当前在我国资本项目没有开放的前提下, 稳定汇率不需要用大量储备进行干预, 外汇储备并不是越多越好。这笔财富如果投放到生产和经营中去, 可以促进经济的发展, 获取经济效益。

大量国民财富的变相流失。到2006年, 我国外汇储备的规模已超过实际引进外资的总和, 外国企业在中国的投资多为高收益的长期投资, 而外汇储备主要为低收益的短期政府债券投资, 二者的差价实际上是国民财富的变相流失。另外, 我国的巨额外债中有一部分是利率较高的商业贷款, 而外汇储备的收益率很低, 这一高一低是一笔很大的损失。 (辛琪, 1995)

人民币面临升值压力。外汇储备规模已成为外国政府要求人民币汇率升值的借口。周宇 (2006) 认为, 2003年以美日为首的发达国家在要求人民币汇率升值时, 一直把外汇储备的增加作为中国干预外汇市场的把柄, 并以此为依据要求中国扩大汇率制度弹性和实现人民币升值。

综上所述, 学者对我国高额外汇储备对经济的影响的研究主要是进行定性的分析和阐述, 对于影响程度方面的研究较少, 很少有学者对其影响进行系统化的定量分析, 这正是本论文研究的主要方向和内容。

二、概念框架

本文主要分析高额外汇储备对通货膨胀、货币政策、对外贸易、资本的利用率以及经济安全等五个方面的负面影响。

(一) 增加通货膨胀压力

政府通过买入外汇、卖出本币的形式, 干预外汇市场, 自然会引起货币发行的增加, 而货币发行过度增加又会成为诱发通货膨胀的因素。由于我国一直采用“钉住”美元的货币政策, 所以中央银行为了稳定汇率会采取货币冲销策略, 该政策会导致央行在回购人民币的过程中增加基础货币的投放, 产生物价上涨的压力, 加大中央银行的货币对冲压力, 使得现期通货膨胀压力进一步加剧。

(二) 削弱央行货币政策的独立性和宏观调控的有效性

巨额的外汇储备一方面给宏观经济调控带来了很大难度, 使央行在货币政策操作方面丧失了不少主动权, 另一方面使央行陷入减轻货币升值压力与抑制货币供给增长不能兼顾的两难境地, 使本币政策与外币政策产生冲突。

在资本流动方面, 官方对资本流动采取的“宽进严出”的政策, 事实上已使资本处于半自由流动状态。因此, 我国确保汇率稳定的同时实现资本准自由流动, 必定要以牺牲货币政策的独立性为代价。

(三) 限制我国出口、增加贸易冲突

人民币升值预期等市场因素助长了外汇储备的增加。近年来, 银行间外汇市场呈现供大于求的趋势, 为保持人民币汇率稳定, 央行被迫大量收购外汇, 导致外汇储备增加, 导致人民币升值, 进而升高中国的出口产品价格, 最终导致出口减少。逆差国采取各种贸易或非贸易壁垒, 限制我国商品和服务的进口, 而且巨额的贸易顺差还会引发贸易摩擦 (陈春, 2009) 。

(四) 外汇储备过高导致福利损失

我国用部分外汇储备买美国国债等外国资产, 同时又鼓励引入FDI (外商直接投资) 设立企业, FDI给我国造成的负资本权益就通过我国持有美国国库券的债权增加而抵消。作为世界的第三大资本净输出国, 中国的投资收益一直是负数 (2005年是例外) , 而美国这样一个资本净输入国的投资收益却一直是正数。再考虑到环境污染、资源浪费等外部成本, 我国高额的外汇储备事实上是付出了巨大代价的。

(五) 高额外汇储备危害经济体系安全

不断攀升的贸易顺差和FDI加剧国际收支不平衡, 国际社会中人民币升值呼声愈演愈烈。经验表明, 人民币升值预期的高涨, 将刺激短期和投机性资本流入, 进而造成过度投资, 反过来使外汇储备规模进一步扩大, 形成高额外汇储备—人民币升值预期—热钱涌入—更高外汇储备的恶性循环, 最终危害人民币的币值稳定和中国经济体系安全。

三、方法与程序

(一) 模型

本文将运用定性和定量结合的分析方法, 由于货币政策的独立性和福利损失无法量化, 故采用定性分析方法, 对其他几部分借助统计软件S P S S检验外汇储备与各变量之间的相关性, 并计算出线性回归模型的待估参数和统计检验指标值, 以检验模型的有效性, 并得出一定的结论。

1、中国F D I

本文利用1985-2005年的数据, 包括我国历年的外汇储备量、外国直接投资额、经常账户额、资本与金融账户额。使用SPSS计量, 外汇储备为被解释变量, 设为yc, FDI是解释变量, 设为x。由散点图的形状知二者呈非线性相关关系, 外汇储备量随着FDI的增加而增加, 而且增加的速度逐渐递增。据此估计外汇储备与FDI之间存在指数函数的关系, 设外汇储备与FDI的回归模型为yc=aebx, b>0

2、我国进出口贸易

本文以1994-2007年我国外汇储备作为自变量, 进出口差额作为因变量, 进出口数据是商品和服务进出口之和。另外, 在回归模型加入汇率变化作为控制变量。我们建立了二元线性回归方程:y=β0+β1x1+β2x2+ε

其中自变量x 1为我国外汇储备的量, x2为汇率。因变量y为进出口差额, ε为误差项。运用spss对其进行回归, 得出高额外汇储备对进出口差额的影响程度。

3、货币供给量

本文将通过内在机制分析, 初步判断外汇储备对货币供给量的影响。在现代银行制度下, 货币供给方程为:M S=m*B, 其中m为货币乘数, B为基础货币。

根据资产负债表的平衡原理:资产=负债, 则得到△B=e*△R+△NDA, 其中e为直接标价法下的汇率, R为用外币表示的外汇储备。

我们选用M2作为货币供给量的代表值。基于尽量避免数据的波动对分析结果造成影响, 数据取其对数, 即货币供给量表示为L (M2) , 外汇储备表示为L (R) 。我们将运用协整检验来确定外汇储备与货币供给量之间的相关性。即建立外汇储备和货币供给量的回归方程, 并对残差进行单位根检验。然后运用格兰杰因果检验来确定外汇储备与货币供给量之间的相关程度。

4、央行货币政策的独立性

巨额外汇储备一方面使央行在货币政策操作方面丧失主动权, 另一方面使央行陷入减轻货币升值压力与抑制货币供给增长不能兼顾的两难境地, 使本币外币政策产生冲突。下文将通过定性的分析方法对其进行剖析。

(二) 数据

我们选择1994—2008年共15年的样本数据对我国高额外汇储备对基础货币的发行量、进出口贸易额、FDI的影响进行实证分析。

以上数据可在国家外汇管理局、中国统计局、International Financial Statisitics yearbook、中国人民银行、商务部、中经网统计数据库官方网站及《中国统计年鉴》和《中国经济年鉴》进行搜索查询。同时, 还运用了SPSS、Excel等工具。

四、研究结果与分析

(一) 中国FDI

前文中设外汇储备与FDI的回归模型为yc=aebx, b>0

按指数函数进行曲线回归, 从而得到回归方程的各种反应回归优良性的指标值。由方差分析表可知, 采用指数函数拟合的回归方程是极高度显著的 (达到的临界显著水平为Signifi F=0.0000) 。对回归系数进行显著性检验的t统计量的值为4.844, t检验的临界显著性水平p值为0.0001。对回归系数进行显著性检验的t统计量的值为14.589。t检验的临界显著性水平p值为0.0000, 因此可以判定各回归系数极高度显著, 即外汇储备与FDI之间确实存在极显著的指数函数关系, 两者之间的定量函数模型yt=4036.604e0.000085208x

(二) 进出口贸易

模型相关系数R=0.976, 说明高额外汇储备、汇率与进出口差额之间有很好的线性相关关系。判定系数R2=0.952, 说明在进出口的变差中, 有95.2%是由外汇储备、汇率和进出口的回归方程所能解释的, 估计标准误为174.9696, 说明我国外汇储备与进出口差额之间有很好的线性关系。

(三) 货币供给量

1、单位根检验

对时间序列进行平稳性检验, 选择ADF检验方法对我国外汇储备和货币供给量M2的单位根进行检验, 由检验结果可知L (M2) 和L (R) 原值的ADF检验结果在1%, 5%, 10%的显著水平下均大于临界值, 接受原假设, L (M 2) 和L (R) 序列是不平稳的。在对L (M 2) 一阶差分后, ADF的值为-3.745042, 小于在5%的显著性水平下的临界值-3.1801和10%的显著性水平下的临界值-2.7349, 拒绝原假设, 说明L (M2) 一阶差分后序列为平稳的, 表示为同阶单整变量。

2、协整检验

利用Engle和Granger提出的协整检验方法, 建立L (M2) 和L (R) 的回归方程:L (M2) =0.635705 L (R) +6.922357

残差序列在各显著性水平下的临界值, 均大于ADF值, 说明是平稳过程。尽管我国外汇储备和货币供给量本身不具有稳定性, 但就长期而言二者正向相关:外汇储备每增加一个单位, 将带来货币供给量增加约0.64个单位。

3、格兰杰因果检验

检验结果表明, 在我国的具体情况下, 外汇储备的变动引起货币供给量的变动的可能性有6 5%, 外汇储备和货币供给量之间是一种单向因果关系——外汇储备的变动引起货币供给量的变动。

(四) 货币政策的独立性

中国经济处于高增长期, 资源环境和社会的承受力受到很大考验, 稳定投资与经济增长是宏观经济政策的重要目标。当前面临的流动性过剩, 必然要求货币政策当局控制货币投放, 实行从紧的货币政策。外汇占款的高增长及对基础货币的高比率是导致货币政策难以达到预期紧缩目标的主要因素。具体表现在两方面:外汇储备的过快增长, 导致我国目前货币政策的主要任务是对冲过多的流动性;被动投放基础货币削弱币政策的有效性和独立性。

(五) 社会福利损失

外汇储备的过多需要支付高额的成本, 主要表现为承担巨大的利息损失。我国作为发展中国家, 从国际金融市场筹措资金时要被强加风险溢价, 必须支付高昂的利息。在比较优势的基础上, 通过与国外的贸易提高本国国民的福利水平是国际贸易发生的根本动因。因此拥有庞大的外汇储备也意味着要付出高昂的成本。

五、结论

通过分析我国高额外汇储备对货币的供给量、我国进出口差额、F D I、央行货币政策的独立性和福利损失这五方面的影响, 得出以下几点结论:

1) 、在我国的货币体制下, 外汇储备的高速增长必然使央行被迫大量买进外汇, 同时投放基础货币。在实证分析中也证明了这一结论, 即外汇储备每增加一个单位, 将引起0.65个单位的货币供给量的增长, 二者之间还存在长期稳定的因果关系。货币供给量的被动增加, 必将进一步给我国货币政策的有效性和独立性带来冲击。

2) 、外汇储备与进出口差额间的相关系数为0.952, 说明两者具有很好的线性关系——我国高额外汇储备对进出口的影响显著。

3) 、通过对外汇储备和FDI进行回归得出二者具有正相关性。

4) 、外汇储备的高速增长意味着以外汇占款形式投放的基础货币量的增加, 使我国经济对外依存度加大, 基础货币的可调控空间收窄, 弱化了我国货币政策的独立性。因此调整我国外汇体制, 加强货币政策工具的多样性和灵活性势在必行。

5) 、外汇储备的过度积累导致了大量国民财富的变相流失。

摘要：近年来我国外汇储备高速增长, 其带来的负面影响逐渐显现。本文研究我国高额外汇储备对我国经济的影响, 综合运用了定性和定量的方法研究我国高额外汇储备对我国进出口贸易、央行货币政策的独立性、社会福利、货币供给量和FDI的影响, 并得出结论:外汇储备的增加和FDI具有正相关性, 二者间有很好的线性关系;在我国的具体情况下, 外汇储备的变动引起货币供给量的变动的可能性有65%, 外汇储备的变动引起货币供给量的变动;我国外汇储备一直保持快速增长, 外汇占款成为基础货币投放的主要渠道, 被动投放基础货币削弱了央行货币政策的有效性和独立性;庞大的外汇储备会导致我国社会福利的损失。

关键词：高额外汇储备,负面影响,回归,协整

参考文献

[1]、周宇.中国经济的“富贵病”:“外汇储备过多症”[J].世界经济研究, 2006 (4) :2-5.

[2]、北京师范大学金融研究中心课题组.如何界定和保持中国外汇储备的适度规模[J].国际经济评论, 2007 (3) :15-19.

[3]、张鹏, 柳欣.我国外汇储备变动对通货膨胀的影响[J].世界经济研究, 2009 (2) :35-39, 46, 88.

[4]、仇先业.我国高外汇储备下贸易顺差的分析[J].中国市场, 2010, 22:70-71.

中国经济变量 篇8

改革开放以来, 我国经济得到了快速的发展, 从2003年至今我国的年平均经济增长率一直保持在10%左右。经济高速持续增长的同时, 其他的宏观经济变量也发生着一系列的变化。首先, 从物价水平来看, 高速的经济增长也带来了物价水平的波动。07年3月开始全国物价一路上涨, 到08年上半年月CPI指数上涨8%左右, 全年CPI指数上涨5.9%。2011年上半年的宏观经济数据显示, 国内生产总值同比增长9.6%, 居民消费价格同比上涨5.4%。其中, 6月份CPI同比上涨6.4%, 创下三年以来的新高。其次, 从就业情况来看, 我国实际的宏观经济数据表明, 随着经济增长率的不断上升, 失业率却也是居高不下, 从2002年以来我国城镇登记失业率一直维持在4%左右。

宏观经济调控的目标是实现充分就业、保持物价稳定、促进经济增长和国际收支平衡。那么, 这些宏观经济变量之间具有哪些相关性, 它们之间又是如何相互影响的。本文在不考虑国际因素的情况下, 在现有文献的基础上, 通过建立VAR模型对我国的三大宏观经济变量的相互关系进行统计分析, 得出相应的结论, 提出相应的政策和建议。

二、文献综述

西方经济学理论中关于宏观经济变量关系的研究是菲利普斯曲线和奥肯定律等, 其中菲利普斯曲线是用来表示失业与通货膨胀之间交替关系的曲线, 由新西兰经济学家W·菲利普斯于1958年在《1861-1957年英国失业和货币工资变动率之间的关系》一文中最先提出。后来, 货币学派对其进行了修正和补充, 加入适应性预期因素, 形成了附加预期的菲利普斯曲线。奥肯定律是由美国经济学家阿瑟?奥肯1968年在《潜在的国民生产总值:它的测定和意义》一文中提出的, 用来近似地描述失业率与实际GDP之间的经验统计关系。

国内方面, 胡晓鹏、魏培东 (1999) 对我国改革开放若干年来经济增长率、失业率、通货膨胀率以及三次产业对经济增长的贡献率进行了量化统计分析, 用三者各年变动的符号变化来研究短期内的相关关系, 用相关系数分析法来测算三者之间的长期相关度。余玲、胡望斌 (2005) 在回顾我国历年总体经济形势与政策的基础上, 定量分析了经济增长、通货膨胀、就业三大国内经济目标之间的相互关系。余玲、谢鹏霞 (2006) 利用相关系数的计算和检验对我国1997-2004年间的GNP增长率、通货膨胀率和失业率的时间序列进行相关性统计分析。王双正 (2009) 利用1978-2008年有关数据进行的计量经济分析结果表明, 我国的通货膨胀与经济增长具有双向的格兰杰因果关系, 经济运行中出现通货膨胀、经济增长速度较快并没有有效带动就业人员总量的较快增长。马琳 (2009) 通过对我国各年的实际失业率和产出缺口进行线性回归分析得出我国经济增长不仅不符合奥肯定律, 而且与之完全相反。浦艳萍 (2006) 从有效就业的视角给出了中国经济偏离奥肯定律的微宏观解释, 并且对有效就业和经济增长进行了协整检验和Granger检验。陈慎思 (2005) 通过对中国经济数据的分析, 得出通胀率与GDP增长率之间的三次回归模型, 认为两者之间的变化趋势是同方向的, 且通胀率的变化总滞后于G D P增长率。陈杰 (2007) 基于布兰查德附加预期模型与倒数模型对失业率和通货膨胀率进行实证分析, 表明两者之间存在明显的负相关关系。陈石、贺晓 (2005) 对中国非加速通货膨胀率的研究发现中国城镇登记失业率与城镇居民消费物价指数间存在并不显著的菲利普斯曲线。

已有的文献表明, 由于选取的样本区间不同和所运用的方法差异, 不同的专家学者对于我国宏观经济变量间的相关性的研究并未达成一致的结论, 并且在系统的分析三者相互关系方面有所欠缺, 大多只是研究当期的相关性以及两两之间的关系等等。本文对此有所改进:第一, 在样本量的选取上, 选用已有的最新宏观经济指标数据作为样本;第二, 在方法的运用上, 通过VAR模型来分析变量间的长期相关性, 利用ECM模型来分析其短期相关性。

三、实证分析

(一) 指标选取和数据搜集

选取我国1978-2010年的年度宏观经济数据作为样本, 用实际GDP指数 (1978=100) 表示经济增长, 用城镇登记失业率U表示失业率, 用居民消费价格指数CPI表示物价波动。所有的数据均来源于中国统计局网站以及相关的宏观经济信息网站。

为了降低数据中可能存在的异方差, 使得模型的设定更加合理, 将失业率序列U、GDP指数序列和CPI指数序列分别取自然对数。

(二) 平稳性检验

一般说来, 当时间序列不具有平稳性时, 即存在单位根, 这样的序列进行回归分析时, 会导致“伪回归”的现象。因此, 我们利用ADF检验来确定宏观经济变量各序列的平稳性和单整阶数。其中, 滞后阶数利用AIC准则来确定, 检验方程的具体形式可以通过观察序列的曲线图来进行选择。利用Eviews 6.0统计软件进行检验, 结果如下:

从表1可以看出, 在5%的显著性水平下, 所有变量的对数序列均非平稳, 其一阶差分序列均为平稳性序列, 即都满足一阶单整。

(三) 长期关系的检验和估计

Johansen在1988年及在1990年与Juselius一起提出的一种以VAR模型为基础的检验回归系数的方法, 是一种进行多变量协整检验的较好的方法[10]。本文采用JJ检验, 对lnU、LnGDP、LnCPI之间的协整关系进行检验和分析。根据AIC和SC准则来确定VAR模型的最优滞后阶数为2, 即建立VAR (2) 模型, 协整检验中的滞后区间设定为“1 1”, 检验结果如下:

表2的特征根迹检验和最大特征值检验的结果均表明三个变量之间在5%的显著性水平下存在唯一的协整向量。因此, 我们可以认为失业率、经济增长率和通货膨胀率之间存在着长期稳定的均衡关系。

协整模型如下:

从上述模型可以看出, 长期来说, 失业率与经济增长存在负的相关关系, 但相关程度很小, 国内生产总值每增长1%, 失业率将下降0.04%;失业率与通货膨胀存在负的相关关系, 物价指数每增长1%, 失业率将下降0.74%;经济增长与通货膨胀存在正的相关关系, 即加快经济增长可以促进就业, 降低失业率, 但是与此同时也会带来较高的通货膨胀。

(四) 短期关系的检验和估计

Engle和Granger将协整与误差修正模型结合起来, 建立了向量误差修正模型即VEC模型, 多用于具有协整关系的非平稳时间序列建模。因此, 我们对lnU、lnGDP、ln CPI建立向量误差修正模型来描述变量间短期不均衡的动态结构。其中, VEC模型的滞后阶数由AIC和SC准则来确定, 经检验其最优滞后阶数为2, 因此, 建立二阶向量自回归模型。结果如下:

关于失业率的短期方程为:

短期而言, 失业率本身一阶滞后和二阶滞后的系数为正, 协整方程的误差修正系数为负, 即当失业率变化时误差修正机制可以对其变化起到收敛的作用。经济增长对失业率短期内呈现正的相关性, 尽管滞后一期的GDP指数系数为负, 可是滞后二期的正面影响大于滞后一期的负面影响。也就是说, 高的经济增长速度, 不仅没有降低失业率, 反而使得失业率有所上升。通货膨胀与失业率的变化短期内负相关, 滞后二期的通货膨胀率对失业率变化带来的负面影响大于其滞后一期的正面影响, 即较高的通货膨胀与较低的失业率并存, 较高的失业率与较低的通货膨胀并存。

关于经济增长的短期方程:

短期而言, 失业率对经济增长有负影响, 即失业率的上升会带来经济增速的减缓。就经济增长本身而言, 滞后一期的GDP指数对当期有促进作用, 滞后二期的GDP指数对当期有消极影响, 其中促进作用大于消极影响。物价水平的变动对经济增长的影响在滞后一期内是负的, 滞后二期内是正的, 由于负的影响大于正的影响, 因此, 短期内物价指数的上升会带来经济增长率的下降。

关于通货膨胀的短期方程:

短期来说, 失业率变化对物价水平既有着反向的影响也有正向的影响, 但综合来说是正的影响, 且影响程度很小。经济增长对物价水平变动的影响也是有正有负, 但正的影响大于负的影响, 即GDP指数上升也会引起物价指数的同向变化。就物价水平本身而言, 滞后期的物价指数对当期的物价指数的促进作用较为明显, 由于误差修正系数为负, 所以当物价指数上升时, 误差修正机制的存在会使未来的物价指数的变化有所下降, 起到一定的收敛作用。

(五) Granger因果关系检验

利用Granger (1969) 提出的因果检验法, 对lnU、lnGDP、lnCPI之间的因果关系及因果关系的方向进行检验。其检验结果如下:

从表3中可以看出, 失业率不是经济增长和通货膨胀的格兰杰原因, 但经济增长和通货膨胀都是失业率变化的格兰杰原因, 即失业率与这两个变量分别都只存在着单向的Granger因果关系。经济增长与通货膨胀之间存在双向的Granger因果关系。

四、结论及建议

通过上述的分析, 可以得到如下结论:

(1) 失业率与经济增长和通货膨胀分别都只存在着单向的Granger因果关系, 经济增长与通货膨胀之间存在双向的Granger因果关系。

(2) 长期来说, 可以认为失业率、经济增长率和通货膨胀率之间存在着长期稳定的均衡关系。

(3) 短期而言, 经济增长与失业率和通货膨胀率均为正相关, 失业率和通货膨胀率负相关。

鉴于以上的分析结论, 我们给出下列政策建议:

(1) 落实科学发展观, 促进经济持续健康发展。充分认识当前的经济形势, 落实科学发展观, 加快经济增长方式转变与产业结构调整, 促进我国经济持续健康的发展。

(2) 抑制通胀, 保持物价水平的总体稳定。当前我国还面临比较大的通胀压力, 在追求经济增长的同时, 稳定物价仍然是宏观调控的首要任务。

(3) 进一步扩大就业。继续推行积极的就业政策, 完善劳动力市场和就业服务体系, 促进劳动力资源的优化配置, 进一步扩大就业渠道, 确保就业形势基本稳定。

参考文献

[1]、胡晓鹏, 魏培东.关于我国经济增长与就业的实证分析[J].河南大学学报, 1999, (5) :24-30.

[2]、余玲, 胡望斌.我国宏观经济变量波动性实证分析[J].商业时代.理论, 2005, (3) :4.

[3]、余玲, 谢鹏霞.我国宏观经济波动规律的实证研究[J].商业研究, 2006, (1)

[4]、王双正.经济增长、通货膨胀与就业关系研究[J].山西财经大学学报, 2009 (10:22-29.

[5]、马琳.我国经济增长与失业率关系实证分析[J].商业经济研究, 2009 (2) :

[6]、浦艳萍.有效就业与经济增长的关系-基于时间序列数据的协整检验[J].人口与经济, 2006 (1) :55-59.

[7]、陈慎思.中国的通货膨胀率与GDP增长率关系的实证研究[J].中山大学研究生学刊 (社会科学版) , 2005 (4) :96-103.

[8]、陈杰.失业与通货膨胀关系的实证分析[J].商场现代化, 2007, (8) :201-202.

[9]、陈石, 贺晓.中国非加速通货膨胀失业率研究[J].首都经济贸易大学学报, 2005, (6) :75-79.

中国经济变量 篇9

自1990年上交所和深交所成立以来,我国股票市场经历了25年的发展。纵观我国股票市场发展历史可以看出我国股票市场一直表现出波动性大,投机性强的特点。针对各个时期股票市场出现的不同问题,国家会采取不同的宏观经济政策来稳定股票市场。由于宏观经济政策将会对贴现率,市场上货币供给量,公司的融资成本等产生影响,而且每项宏观经济政策的实施又可以通过宏观经济指标来衡量,因此宏观经济政策成为股票市场的风险因素。本文将选取通货膨胀率、美元兑人民币汇率、短期利率、长期利率、货币供给量和出口贸易额这六个宏观经济变量,然后运用Johansen的向量误差修正模型对我国股票市场与宏观经济变量之间是否存在长期均衡关系进行研究。

2 向量误差修正模型的建立

2.1 模型的选定

本文运用Johansen的向量误差修正模型,检验选取的各宏观变量和我国股票市场之间的动态关系。虽然EG两步法可以运用在多元化模型当中,但是其最多只能判断多个变量之间存在的一个协整关系,并且有可能将第一步的误差带入第二步。由于向量误差修正模型(VECM)是一个完全信息的极大似然估计模型,这使得其可以检验整个系统方程的协整性,并且不需要一个规范化的特定变量。因此VEC模型能够得到更有效的协整向量估计量。VEC模型的表达式为:

其中α是调整系数,表示当期变量变化回归到长期均衡关系的速度;vecm为误差修正项,反映了变量之间偏离长期均衡关系的非均衡误差。

本文选取2011年1月至2015年12月的月度数据作为样本,其中出口贸易额(Export)、通货膨胀率(CPI)、货币供给量(M2)数据来源于国家统计局官网,沪深300股指(CSI300)、美元兑人民币汇率(Exchange)月度数据为Wind资讯当月每日数据的平均数,Shibor短期利率(Sir)、Shibor长期利率(Lir)月度数据为上海银行间同业拆放利率官网当月每日数据的平均数。相关的宏观经济变量定义见表1。

2.2 单位根检验

在对变量之间是否存在协整关系检验之前,首先需要确定变量是否都是非平稳时间序列。因此在利用Johansen协整检验方法对各个变量之间协整关系进行检验之前,需要进行单位根检验。检验单位根的主要方法有ADF检验、DF检验和PP检验。本文将采用ADF检验方法检验序列平稳性。

对选取的各变量进行单位根检验,滞后阶数根据AIC(Akaike Information Criterion)准则选取。结果如表2所示。

对于ADF检验,其原假设(H0)是认为该时间序列存在单位根。备择假设(H1)为不存在单位根。如果t统计量小于临界值,则拒绝原假设,认为不存在单位根。从表2可知CSI300时间序列的t值为-1.786718,该值大于在10%的显著性水平下的临界值。所以不能拒绝原假设,认为存在单位根,是非平稳时间序列。接着对CSI300进行一阶差分之后,t统计量的值为-5.215437,该值小于在1%显著性水平下的临界值,认为在99%的置信水平下拒绝原假设,则DCSI300是平稳的,不存在单位根。同理,可得出CPI、Exchange、Lir、M2时间序列是非平稳的,但其一阶差分序列均是平稳的。因此认为时间序列CSI300、CPI、Exchange、Lir、M2是一阶单整序列即I(1)。而时间序列Export、Sir不存在单位根,是平稳序列,即I(0)。因此,待检查的变量构成的最终列向量为:

注:(1)DCSI300为CSI300的一阶差分,其他时间序列均同理;(2)检验形式当中C,T,L分别表示常数项,时间趋势和滞后阶数,α表示显著性水平。

2.3 滞后长度的选择

经过单位根检验之后,存在五个变量是一阶单整序列,因此这几个变量可以建立协整方程和VEC模型。在建立模型的过程中由于不同的滞后期会导致模型估计结果的显著不同,因此滞后期的选择至关重要。根据滞后长度准则(Lag Length Criteria),如表3所示,五个判断准则当中有三个的适宜滞后阶数为2,因此在建立VEC模型时选择的滞后阶数为2。

注:*表示使用该准则判断的适宜的滞后阶数。

2.4 Johansen协整检验

Johannsen协整性检验的第一步是整个过程中最重要的一步,也就是检验这些变量协整关系的个数。Johannsen检验的主要思想是通过计算迹统计量(Trace)和最大特征值(Max-Eigenvalue)统计量进行判定。

从表4的Johansen协整性检验结果可知,在5%的显著性水平下,迹统计量检验表明CSI300、CPI、Exchange、Lir、M2之间存在2个协整关系。最大特征根检验表明这些变量之间存在1个协整关系。因此可以认为存在1个协整关系,即CSI300、CPI、Exchange、Lir、M2之间存在长期稳定关系。其协整关系的具体情况如表5所示。

注:*表示在5%的显著性水平下拒绝原假设。

该估计结果的具体方程形式为:

其中vecm为误差修正项。

VEC模型估计结果为:

其中μ为vecm方程的随机误差项。

以上协整方程表明,通货膨胀率与股票价格指数之间存在负相关关系,通货膨胀率越高,股票价格指数越低;美元兑人民币汇率与股票价格之间存在正相关关系,美元兑人民币汇率越高,股票价格指数越高;货币供给量与股票价格之间存在正相关关系,货币供给量越高,股票价格指数越高。而对于一年期利率,协整方程表明,利率与股票价格之间存在正相关关系,利率越高,股票价格指数越大,而根据股票定价原理,当利率上升时,股票价格将降低,实际结果与理论不相符。在实践中,我们通常会看到当利率上升时,股票价格通常将会上升。之所以出现与理论相悖的情况,首先是因为一般情况下当利率上升时,表明我国经济形势良好。投资者对于我国股票市场有信心才会购买更多的股票,使得股票需求增加,近而导致股票价格上升。而在经济不景气时,国家通常会采取降准、降息的措施,来刺激经济发展。其次,利率上升时说明市场上货币供给量大,这也会推动股票价格上涨。因此,通过实际的数据得到的协整方程中利率上升股票价格指数上涨是可以解释的。

3 结论

由单位根检验可得,短期利率与出口贸易额这两个变量与沪深300股指不存在同阶协整性,而通货膨胀率、美元兑人民币汇率、货币供给量、一年期利率这四个变量与沪深300股指之间构成协整关系。然后通过运用Johansen协整性检验发现通货膨胀率、美元兑人民币汇率、长期利率和货币供给量与我国股票市场之间存在长期均衡关系并求出了协整方程。由协整方程可得,我国股票市场对外部环境的变化比较敏感,其中对美元兑人民币汇率和一年期利率这两个宏观经济变量最敏感。根据股票市场与宏观经济变量之间的长期均衡关系,最后建立了我国股票市场与宏观经济变量之间的VEC模型。

摘要：文章运用向量误差修正模型(VECM)研究我国股票市场与宏观经济变量之间的关系。选取的宏观经济变量有出口贸易额、通货膨胀率、美元兑人民币汇率、短期利率、长期利率和广义货币供给量(M2),且以沪深300股指作为我国股市表现的指标,建立它们之间的向量误差修正模型。结果表明:短期利率、出口贸易额与沪深300股指不存在同阶协整性;通货膨胀率、美元兑人民币汇率、货币供给量、一年期利率与沪深300股指之间存在协整关系;股票市场与美元兑人民币汇率、货币供给量和长期利率之间存在正相关关系,股票市场和通货膨胀率之间存在负相关关系。

关键词：向量误差修正模型,股票市场,宏观变量,长期均衡

参考文献

[1]陈晶萍,李伟.利率变动对中国股票市场稳定性影响分析[J].学术交流,2009(8):99-102.

[2]李嫣怡,刘荣.Eviews统计分析与应用[M].北京:电子工业出版社,2012.

[3]黄秀华.货币供给量与通货膨胀的均衡关系及经济增长的不确定性——基于向量误差修正模型研究[J].财政与金融,2011(11):57-60.

中国经济变量 篇10

Dani Rodrik (2000) 指出跨国界的低熟练程度劳动力替代性的增强会影响就业关系中的三个关键因素:非工资费用的负担由雇主转向工人、工人收入和工作时间的不稳定性、工作场所工人讨价还价的能力降低。劳动力需求弹性反映劳动力价格, 也就是工资的变动导致的劳动力需求量的变动。弹性越大, 表明劳动力价格, 也就是劳动者工资的微小变动会导致劳动需求量的巨大变动。

贸易自由化使得一国产品市场竞争更加激烈, 通过两个渠道来完成的。一是国内贸易政策自由化使得国内企业面临来自国外更加激烈的竞争;二是向国外发展, 如要素集聚和贸易自由化, 使得紧张的国外竞争传给了国内生产者。

从而, 贸易自由化一方面从替代效应上, 影响劳动力的需求弹性;一方面从规模效应 (也称为产出效应) 上影响劳动力的需求弹性。替代效应表现在产出不变的情况下, 其他生产要素的变动, 对劳动力的替代带来就业的变动。其他生产要素在生产函数中份额的增加, 是对劳动力需求的一种减缩。规模效应表现在当劳动力在生产函数中的份额不变时, 由于工资水平的变动导致产品成本的变动。产品成本的变动, 会导致产品价格的变动;产品价格的变动会使产品的销售量发生变动;销售量变动会使厂商调整产量, 最终导致劳动力需求量的变动。

由于一般情况下, 劳动力市场不是完全竞争的, 存在一定的僵化性, 就业变动具有摩擦性, 使得企业实际劳动力需求与理想状态不同, 劳动力需求函数会发生改变, 从而也影响劳动力需求弹性。所以在劳动力需求函数中引入劳动力市场的摩擦。用lA表示实际劳动力需求lnLA, 用l表示理想劳动力需求lnL, 用lundefined表示滞后一期的实际就业量, λ表示调整成本, 也就是劳动力市场的摩擦系数, 即雇佣和解雇劳动力的障碍, 且0<λ<1。这样实际劳动力需求就是理想劳动力需求同滞后一期的实际就业量的加权平均:

lA=λlundefined+ (1-λ) l ⇔ lA=lundefined+ (1-λ) (l-lundefined)

则1-λ为调整速度, 同劳动力市场的摩擦呈反向关系, λ变大, 1-λ变小。上式表明:当λ=0时, 即劳动力市场完全灵活, 不存在摩擦时, 实际就业和理想的劳动力需求相等lA=l。这样理想的劳动力需求函数中会加入一有关劳动力市场的摩擦系数。

二、模型的建立、变量的选取和计量结果分析

(一) 前提假设和基本模型

假设中国工业行业的市场类型为垄断竞争市场, 生产过程中只使用两种生产要素:劳动和资本。生产函数为柯布——道格拉斯函数。劳动力充足且供给弹性非常大。这种假设是中国工业行业特征的一个很好的近似。首先, 建立测量劳动力需求弹性的基本模型。由厂商利润最大化推导出垄断竞争市场劳动力需求函数为基础, 用undefined作基本模型。其中, L表示劳动力的需求, r表示资本的报酬利率, w表示劳动力的报酬工资, m表示原材料的报酬, 即原材料的价格 (δw为劳动力需求的实际工资弹性。) 。由于假设中只使用两种生产要素, 且中国资本市场的利率不是由市场来决定的, 所以具体的模型设定取消了利率和原材料价格m, 只保留工资w。要分别研究贸易的替代效应和规模效应, 就要分别设定产出和资本不变情况下的模型方程。另外, 由于劳动力市场制度对劳动力需求弹性的影响是不可忽视的, 使劳动力需求产生滞后性。在模型中加入劳动力需求的滞后变量。劳动力需求函数就变为与公式lA=λlundefined+ (1-λ) (δ0+δwlnw+δrlnr+δmlnm) 类似的式子。其中lA=LnL。最后, 再单独加入贸易自由化变量来考察, 贸易对劳动力需求弹性的影响。综上所述, 分别建立产出约束下的劳动力需求函数模型和资本约束下劳动力需求函数模型, 来分别测量两种劳动力需求弹性的大小;加入劳动力市场滞后变量, 考察劳动力市场制度对劳动力需求弹性的影响;最后加入贸易自由化变量, 考察贸易自由化对劳动力需求弹性的影响。共六个方程。

需要提及一点的是, 劳动力需求和供给都可能受到工资水平的影响, 因此估计出来的弹性可能会同时包含需求弹性和供给弹性的成分。但考虑到中国劳动力供给非常充分, 同时假定中国劳动力供给具有完全的价格弹性是合理的, 所以, 本文所使用的模型估计出来的弹性可以认为只反映劳动力的需求弹性的。

(二) 数据、变量选取及计量方法

数据本文所采用的数据时间跨度为从1993年至2002年, 10年间《中国统计年鉴》工业部门的38个行业的统计数据, 由于其它制造业和自来水的生产供应业数据不全, 所以去掉这两个行业, 共36个行业。各工业行业的劳动力需求数量和工资报酬数据来自相应的《中国劳动力统计年鉴》, 其它数据来自《中国统计年鉴》。其中, 各行业劳动力需求量采用工业分行业职工人数年底数, 用L表示;各行业工人工资采用工业细分行业职工平均劳动报酬, 用w表示, 这里要说明没有采用工资来表示, 主要考虑到劳动报酬更能反映工人全面的收入;各行业产量和资本的数据采用全部国有及规模以上非国有工业企业主要指标统计的工业总产值和固定资产净值年平均余额, 但1997年以前不是这种统计方法, 则选取独立核算工业企业指标统计的工业总产值和固定资产净值年平均余额, 分别用Q和K来表示。 工资、产量和资本在具体的计算中需要剔除通货膨胀的影响, 这里分别用以上原始数据除以消费者价格指数、工业品出厂价格指数和固定资产投资价格指数, 得出实际的工资、产量和资本数据。

本文采用了单方程回归模型, 采用普通最小二乘估计方法, 对各工业细分行业做单独回归。这样做的结果是不考虑时间变量对回归参数的影响, 直接得到变量间的长期关系, 可以和很清楚地分析具体行业的具体情况。

(三) 计量结果及分析

1.产出约束下的劳动力需求弹性模型和估计结果。

(1) 劳动力市场摩擦对产出约束下劳动力需求弹性的影响。

首先用两个方程研究产出约束下, 劳动力市场摩擦对劳动力需求弹性的影响。

lnLit=b0+b1lnwit+b2lnQit+εit (1)

lnLit=b0+λlnLit-1+b1lnwit+b2lnQit+εit (2)

用这两个方程分别估计产出不变的劳动力需求弹性。第二个方程加入劳动力市场调整成本的变量λ, 表示劳动力需求弹性受上期劳动力需求的影响, 即摩擦系数。λ越大, 表示劳动力需求受上期劳动力需求的影响越大, 也就是劳动力市场制度对劳动力需求弹性的影响越大。一般来说, 摩擦系数越大, 滞后性越大, 劳动力需求弹性会越小。

其中, Li代表第i个行业的就业人数, t代表年份, w代表实际工资水平 (行业名义工资除以居民消费价格指数) , Qi代表第i个行业的实际产出 (行业总产值除以工业品出厂价格指数) , λ为劳动力市场调整成本, b1即为产出约束的劳动力需求弹性。估计结果如表1 (略表) 。

从表1中, 我们可以看出32个行业的b1小于0。说明其它因素不变的情况下, 大部分工业行业的劳动需求工资弹性为负值, 工资上升会导致厂商对劳动力需求的减少, 符合劳动力需求规律。这32个行业中, 有13个行业的b1值在0.01水平上显著, 7个行业的b1值在0, 05的水平上显著, 7个在0.1的水平上显著, 5个在0.1及以上水平不显著。这些通过检验的27个行业中, 15个行业的劳动力需求弹性绝对值大于1, 表明这些行业的劳动力需求富有弹性, 劳动力需求对工资比较敏感, 工资较小变动会导致劳动力需求的较大变动;11个行业的劳动力需求弹性绝对值小于1, 表明这些行业的劳动力需求缺乏弹性, 劳动力需求对工资变动不敏感。说明工业不同行业的劳动力需求弹性不相同。

注1:表中上角标1表示为方程 (1) 的估计结果, 上角标2表示为方程 (2) 的估计结果。数字后的*号表示显著水平, ***表示在α=0.01的水平上显著, **表示在α=0.05的水平上显著, *表示在α=0.1的水平显著, 没有标*号的数字表示不显著。弹性变动一列为|b12-b11|/|b11|, 表示两个方程估计出来劳动力需求弹性变动百分比的绝对值。最后一列表示两个方程估计结果的可决系数R2值, R12表示该行业方程 (1) 估计得可决系数, R22表示该行业方程 (2) 估计的可决系数。第二列至第六列数字下括号中的数字表示每个系数的t统计量。

注2:表格第一列工业行业依次为煤炭采选业、石油和天然气开采业、黑色金属矿采选业、有色金属矿采选业、非金属矿采选业、木材及竹材采运业、食品加工业、食品制造业、饮料制造业、烟草加工业、纺织业、服装及其他纤维制品、皮革毛皮羽绒及其制品、木材加工业、家具制造业、造纸及纸制品业、印刷业、文教体育用品制造业、石油加工及炼焦业、化学原料及化学制品业、医药制造业、化学纤维制造业、橡胶制品业、塑料制造业、非金属矿制品业、黑色金属冶炼及延压业、有色金属冶炼及延压业、金属制品业、普通机械制造业、专用设备制造业、交通运输设备制造业、电器机械及器材制造业、电子及通信设备制造业、仪器仪表及文化办公业、电力蒸汽及水生产供应、煤气的生产供应业。 (资料来源:本文经计算整理)

还可以看出, 劳动力市场的滞后性对劳动力需求弹性的影响。32个行业的劳动力需求弹性均有不同程度的变小, 10个行业的λ在0.01水平上通过检验, 10个行业的λ在0.1的水平上通过检验 (占5/9) , 剩下12个行业的不显著。所以, 劳动力市场的滞后性对中国工业行业的影响是不同的。有的影响可以认为是显著, 劳动力市场的摩擦变大, 可以导致劳动力需求弹性变小, 劳动力需求对工资的敏感性下降, 大约占2/3。有的则不显著, 占1/3, 也就是这些行业的劳动力市场的摩擦系数变化和劳动力需求弹性变化不能通过该模型加以分析。

(2) 加入贸易变量后产出约束下劳动力需求弹性的变动。

关于模型的假设与前相同。在这里我们加入贸易自由化的变量。采用进口渗透率可以基本反映中国贸易自由化政策的变动, 同时也可以反映其它制度因素对贸易的影响, 这是比单纯用关税、配额和许可证限制等指标所具有的优势。也就是说进口渗透率越高, 贸易自由化程度越高。本文具体的进口渗透率RAIM采用中国1993年至2002年工业制成品的进口量与相应年份工业总产值的比, 作为所有行业的贸易自由化变量。中国工业行业的各年平均进口渗透率 (用RAIM表示) 见表2。

资料来源:周申 (2006) 《贸易自由化对中国工业劳动力需求弹性影响的经验研究》

可以看出, 进口渗透率总体上有波动, 但从1998年处于最低值, 然后开始为明显的变大趋势。可以认为1998年后中国的贸易自由化程度总体上是变大的。因此, 这一阶段估计的计量方程为:

lnLt=b0+λlnLt-1+b1lnwt+b2lnQ+b3lnwt*RAIM+b4RAIM+εt (3)

由于计量方程是建立在产出约束条件下的, 贸易自由化只能通过影响要素之间的替代弹性作用于劳动需求弹性。所以这一阶段的分析是检验贸易自由化影响各行业劳动力需求弹性的替代效应。3即为加入贸易变量后产出约束的劳动力需求弹性。估计结果如表3 (略表) 。

注1:表中上角标1表示为方程 (1) 的估计结果, 上角标3表示为方程 (3) 的估计结果。数字后的*号表示显著水平, 与表1含义相同。最后一列R32表示该行业按方程 (3) 估计的可决系数。第二列至第七列数字下括号中的数字表示每个系数的t统计量。

注2:同表1。

表3中b33即为加入贸易自由化变量后产量约束下的劳动力需求弹性, 可以同表1的b11做一个对比。25个行业的b13值至少在0.1水平上通过检验。其中8个行业的弹性系数在0.01水平上显著, 11个在0.05水平上显著, 5个在0.1的水平上显著。这些行业的弹性在加入贸易变量后, 都有所变大。说明贸易自由化对中国工业的2/3的行业的劳动力需求弹性有重大的影响, 贸易自由化程度越高, 劳动力需求弹性变大, 从而就业和工资所受到的冲击越大 (虽然不能直接显现出来) 。而另外1/3的行业则不能通过该模型加以说明贸易自由化与这些行业的劳动力需求弹性的关系。

表3中b33一列表示进口渗透率的系数, 可以看出15个行业的系数至少在0.05水平上通过显著性检验, 6个行业在0.1水平上显著, 且均为相当大负值。说明进口渗透率同劳动力需求成负相关关系, 随着进口渗透率的增大, 劳动力需求下降。说明这些行业贸易自由化使得劳动力的替代性增强, 从而使得劳动力需求弹性b1变大。剩下15个没有通过检验的行业, 则不能通过该模型分析。

表3中b3一列表示工资与进口渗透率交叉项的系数, 显示了工资和贸易自由化程度综合变动对劳动力需求的影响。15个行业的b3没有通过显著性检验。13个行业在0.05水平上通过检验, 占1/3多。8个行业在0.1水平上通过检验, 占2/9。这些行业的全部为正, 说明工资和贸易自由化对劳动力需求的综合影响为正。但模型本身并不能判定这种正相关的原因。只是加入交叉项会使得回归结果更具有显著性。

2.资本约束下的劳动力需求弹性模型和估计结果。

(1) 劳动力市场摩擦对资本约束下劳动力需求弹性的影响。

这一阶段的方程就是将方程 (1) 和 (2) 中的实际产量Q换成实际资本K (行业固定资产年平均净值除以固定资产投资价格指数) 。即有方程:

lnLit=b0+b1lnwit+b2lnKit+εit (4)

lnLit=b0+λlnLit-1+b1lnwit+b2lnKit+εit (5)

来分别估计资本约束下劳动力需求弹性和劳动力市场摩擦对劳动力需求弹性的影响。其中b1表示劳动力需求弹性, b2表示资本对劳动力需求的影响, λ含义同方程 (2) 。估计结果见表4 (略表) 。

注1:表中上角标4表示为方程 (4) 的估计结果, 上角标5表示为方程 (5) 的估计结果。数字后的*号表示显著水平, 与表1含义相同。弹性变动一列为|b15-b14|/|b14|, 表示两个方程估计出来劳动力需求弹性变动百分比的绝对值。最后一列表示两个方程估计结果的可决系数R2值, R42表示该行业方程 (4) 估计得可决系数, R52表示该行业方程 (5) 估计的可决系数。第二列至第六列数字下括号中的数字表示每个系数的t统计量。注2:同表1。

从表4中第二列可以看出, 在资本约束下劳动力需求弹性的估计结果同产出约束下的估计结果不同。弹性为负的33个行业中有17个行业在0.01水平上显著;7个行业在0.05水平上显著;4个行业在0.1的水平上显著。通过检验的28个行业中, 有18个行业的劳动力需求弹性绝对值大于1, 包括产出约束下那些弹性绝对值大于1的行业。这说明这些行业的劳动力需求弹性不受到方程形式的影响, 具有一定的稳定性;10个行业的劳动力需求弹性绝对值小于1, 基本上和产出不变的行业估计出的结果相似, 也在小于1的位置上保持稳定。

还可以观察出, 资本约束下劳动力市场的滞后性对劳动力需求弹性的影响。可以反映劳动力市场的摩擦使得中国工业行业的劳动力需求弹性变大。

(2) 加入贸易变量后资本约束下劳动力需求弹性的变动。

这一阶段的估计, 同产出约束下的估计方法相同, 采用的模型就是把方程 (3) 中的Q变为K即可。

lnLt=b0+λlnLt-1+b1lnwt+b2lnK+b3lnwt*RAIM+b4RAIM+εt (6)

估计结果见表5 (略表) :

注1:表中上角标4表示为方程 (4) 的估计结果, 上角标6表示为方程 (6) 的估计结果。数字后的*号表示显著水平, 与表1含义相同。最后一列R62表示该行业按方程 (6) 估计的可决系数。第二列至第七列数字下括号中的数字表示每个系数的t统计量。注2:同表1。

表5中b16即为加入贸易自由化变量后资本约束下劳动力的需求弹性, 可以同前一列b14做一个对比。16个行业没有通过显著性检验, 比在产出不变条件下多了另外5个行业, 占总行业的4/9。 剩下的20个行业的b16值至少在0.1水平上通过检验。其中9个行业的弹性系数在0.01水平上显著, 7个行业在0.05水平上显著, 4个在0.1的水平上显著。这些行业的弹性在加入贸易变量后, 都有所变大。也说明贸易自由化对中国工业的5/9的行业的劳动力需求弹性有重大的影响, 贸易自由化程度越高, 劳动力需求弹性变大, 从而就业和工资所受到的冲击越大 (虽然不能直接显现出来) 。而另外3/4的行业则不能通过该模型加以说明贸易自由化与这些行业的劳动力需求弹性的关系。

表5中b46列表示进口渗透率的系数, 可以看出11个行业的系数至少在0.05水平上通过显著性检验, 三个行业在0.1水平上显著, 且均为相当大负值。再次说明这些行业的进口渗透率同劳动力需求成负相关关系, 随着进口渗透率的增大, 劳动力需求下降。说明在这些这些行业贸易自由化使得劳动力的替代性增强, 从而使得劳动力需求弹性变大。剩下21个没有通过检验的行业, 则不能通过该模型分析。 表5中b36一列表示工资与进口渗透率交叉项的系数, 显示了工资和贸易自由化程度综合变动对劳动力需求的影响。19个行业的b3没有通过显著性检验。12个行业在0.05水平上通过检验, 占1/3。5个行业在0.1水平上通过检验, 约占1/9。这些行业的b3全部为正, 说明工资和贸易自由化对劳动力需求的综合影响为正。

三、经验研究的总结

在中国劳动力市场制度发生变动和贸易自由化改革不断深入的背景下本章将劳动经济学和国际经济学结合的理论框架, 使用计量经济的方法分别测定了中国工业分行业劳动力需求弹性, 分为产量约束下的劳动力需求弹性和资本约束下的劳动力需求弹性, 即替代效应和规模效应。并且测定了劳动力市场制度和贸易自由化变量对中国工业分行业劳动力需求弹性的影响。弹性的变动总结在表6中。

从表6 (略表) 中可以主要得出以下结论:

1.经两种 (产出约束和资本约束) 方程估计, 中国工业行业中大部分行业的劳动力需求工资弹性为负值, 符合随工资的增长劳动力需求下降的理论上的规律。不同行业劳动力需求弹性也不同, 有的行业富有弹性 (绝对值大于1) , 有的行业缺乏弹性 (绝对值小于1) 。

2.劳动力市场制度使得劳动力就业存在摩擦性或滞后性, 对劳动力需求产生显著的影响。产出约束下回归的结果是中国工业大部分 (34个) 行业的劳动力需求受到上期需求的正的影响, 摩擦系数为正。且替代效应使得约2/3行业的劳动力需求弹性变小, 劳动力需求对工资的敏感性下降。资本约束下回归的结果则不同, 36个行业中25个行业的劳动力需求受到上期需求正的影响, 且产出效应使得8个行业的劳动力需求弹性变小, 占很小一部分。存在劳动力市场的滞后性时, 用本文的测算方法可以看出替代效应比产出效应更加显著。

注1:表中b11、b12、b13、b14、b15、b16表示为方程 (1) (2) (3) (4) ( 5) ( 6) 估计出的劳动力需求的工资弹性。弹性数值与各行业对应。第二列至第七列数字下括号中的数字表示每个系数的t统计量。注2:同表1。 (资料来源:本文经计算整理)

3.加入贸易自由化变量后, 测算出贸易自由化对中国工业行业劳动力需求弹性的影响。产出约束下, 25个行业的劳动力需求弹性变大, 约占2/3, 贸易自由化程度越高, 劳动力的替代性增强, 这些行业的就业和工资越容易受到冲击。资本约束下, 20个行业的劳动力需求弹性变大, 占5/9。

这些结论说明, 本文的研究方法只是证明了工业一部分行业符合理论上的描述, 即劳动力市场的滞后性使这些行业的劳动力需求弹性变小, 贸易自由化使这些行业的劳动力需求弹性变大。弹性变小, 行业的劳动力就业和收入不容易受到外来冲击;弹性变大, 则容易受到冲击。两者总的影响是贸易自由化的冲击较大, 最终使劳动力需求弹性变大, 但替代效应要表现强烈一些, 而规模效应表现稍弱。

摘要：国际贸易可以使劳动力需求弹性发生改变。劳动力需求弹性变大, 就业和收入受到的冲击就大;劳动力需求弹性变小, 就业和收入就不容易受到冲击。文章利用中国工业行业的相关统计数据, 通过建立各行业劳动力需求弹性的函数模型, 考察在加入贸易自由化变量后, 模型中反映劳动力需求弹性的变量值发生变化, 从而在数据上说明贸易自由化对中国工业行业劳动力需求弹性的影响。

中国经济变量 篇11

【摘 要】施耐德Premium系列PLC在我国自动化行业的使用十分广泛，明确定位变量和非定位变量的使用范围对控制系统的安全稳定运行至关重要。本文通过对施耐德Premium系列PLC中定位变量与非定位变量的分析，结合其在糯扎渡电厂机组技术供水控制系统中的应用，提出了关于定位变量和非定位变量的使用范围以供参考。

【关键词】PLC；定位变量；非定位变量

0.引言

糯扎渡水电站位于云南省思茅县与澜沧县交界处的澜沧江下游干流上，系澜沧江中下游河段规划八个梯级中的第五级。糯扎渡水电站是澜沧江上一个以发电为主，同时兼顾防洪、改善下游航运、渔业、旅游和环保作用并对下游电站起补偿作用的特大型水电工程，水库具有多年调节能力。

糯扎渡水电站为地下厂房，电站装机容量5850MW，装机9台，单机容量650MW。电站以500kV电压等级接入电力系统，在系统中担任调峰、调频和事故备用。电站按无人值班（少人值守）设计。

机组技术供水中的冷却水对电站机组的安全运行起着至关重要的作用，冷却水运行不正常，会造成机组温度升高，报警、甚至事故停机。在机组运行的3个月内，出现3次因机组技术供水控制系统参数丢失导致机组技术供水冷却水中断。因此，提高控制系统的可靠性刻不容缓。

1.机组技术供水系统配置及控制要求

1.1系统配置

糯扎渡电厂机组技术供水采用单元供水方式，全厂共配置9套机组技术供水控制系统，每台机组1套，每套设有2台水泵。机组技术供水控制系统设有1块控制盘和2块启动盘，每套机组技术供水控制系统使用施耐德Premium系列PLC作为核心控制元件。

1.2控制要求

（1）机组技术供水采用单元供水方式，设有水泵供水和顶盖取水两种供水方式。

（2）水泵供水设有两路，均取自尾水管，两路取水分别经供水泵、自动滤水器后向机组供水。顶盖取水通过电动三通阀切换实现向机组供水或向尾水排水。

（3）顶盖取水总管上设有一个压力变送器，用于监视顶盖取水压力，在顶盖取水管路上设有安全阀，若出现水压过高，安全阀自动打开排水并报警。

（4）每台机技术供水总管上装有一个电磁流量计和一个压力变送器，用于监视和控制，供水总管上装有一个温度变送器。

（5）流量信号和压力信号、温度信号除参与水泵控制和现地显示。

（6）顶盖取水方式需在电站机组投产后进行试验，若试验成功，则将顶盖取水作为主供水方式，另外两路水泵供水作为备用水源。若顶盖取水不成功，则两路水泵供水设为一主、一备，且互为备用。

（7）冷却水系统设有反冲功能，反冲时现地手动、远方手动或自动控制电动四通切换阀，实现进出水的换向。反冲完成后恢复正向供水。

（8）机组开机时，以顶盖取水作为主供水源时，开机前确认电动三通阀位置，若在供水位置，可发开机指令，根据冷却水出水管路上的流量开关是否有水流进行判断，若有水流则继续开机流程。以一路水泵供水作为主供水源时，开机前发送信号启动主供水源上的水泵，判断冷却水出水管路上的流量传感器水流信号再发开机指令。

（9）当以顶盖取水作为主水源时，三通阀处于供水位置，若供水总管上的压力变送器发出压力过低信号时，启动水泵供水方式的一路水泵并报警，同时将顶盖取水管路上的三通切换阀自动切换至排水位置。当以一路水泵供水作为主水源时，若供水总管上的压力变送器发出压力过低信号时，自动启动备用水泵供水管路上的水泵并报警，三通阀处于排水位置。

（10）机组停机时，先发停机指令，机组停止运转后再自动关闭开启的水泵，从而切断机组技术供水。顶盖取水方式时，无阀门启闭操作。

2.PLC硬件配置及重要控制逻辑

2.1硬件配置

2.2重要控制逻辑

定位变量：DI[43]（%M43）三通阀远控方式

定位变量：DI[50]（%M50）导叶空载态以下

定位变量：DI[58]（%M58）顶盖取水方式

定位变量：DI[59]（%M59）水泵供水方式

非定位变量：KJL：开机令

非定位变量：TJL：停机令

非定位变量：Start_Pump_Num：系统需要启动水泵台数

非定位变量：Pump_Running_Num：当前运行水泵台数

非定位变量：Start_Pump：启动水泵流程

非定位变量：Stop_Pump：停止水泵流程

3.原因分析

3.1故障前技术供水运行方式

1号供水泵控制方式在“自动”位，2号水泵控制方式在“自动”位，监控系统发出机组自动开机令，启动开机流程，流程启动机组技术供水。

3.2故障现象

现场 2号供水泵运行时间为5天，达到时间切换条件，机组技术供水控制系统停止2号供水泵，延时5s启动 1号供水泵。2号供水泵正常停止，1号供水泵未自动启动，1、2号供水泵切换失败。

3.3原因分析

（A）运行人员现地检查未发现异常报警，随后点击触摸屏“手动启泵”软按钮，1号泵未自动运行，手动启动 1 号泵运行正常。

结论：手动启动1号供水泵硬回路正常。

（B）使用调试机连接控制系统PLC，通过动态数据表监视非定位变量Start_Pump_Num，参数为0。

结论：Start_Pump_Num参数丢失（机组技术供水控制系统未接到停止命令之前，该参数应保持为1）。

（C）查阅施耐德Unity pro编程手册，确认定位变量与非定位变量使用注意事项。

结论：非定位变量，不带硬件地址的标签名称，不能周期设定，适合存储临时数值或逻辑运算的中间结果，如果在项目中需要周期设定变量，使用定位变量；定位变量，带硬件地址的标签名称 （静态 RAM），适合存储重要参数。

3.4结论

在未发停机令的工况下，系统需要启动水泵台数Start_Pump_Num须长期保持为1，实际值为0，参数丢失，且程序中Start_Pump_Num为非定位变量。根据施耐德Unity pro编程手册中关于定位变量与非定位变量使用注意事项，将Start_Pump_Num由非定位变量改为定位变量，即对该参数明确地址。

4.整改措施

通过查看程序中未使用的数据存储区，确定对Start_Pump_Num赋予地址为%MW200，数据类型：INT。

5.结束语

糯扎渡电厂机组技术供水控制程序自2012年10月20日改造、调试完毕，正式投入使用近一年来，机组技术供水系统运行稳定，未发生因参数丢失导致1、2号供水泵自动切换失败而影响机组安全稳定运行的不安全事件。真正找到了导致该系统运行不稳定的根本原因，提高了水轮发电机安全稳定运行系数。同时，也真正掌握了施耐德Premium系列PLC中定位变量与非定位变量的使用范围，为降低广大施耐德Premium系列PLC用户安全风险奠定坚实基础。 [科]

【参考文献】

[1]UnityPremium&Atrium;硬件参考手册.

中国经济变量 篇12

为应对全球性金融危机对我国经济的影响,2008年11月5日,国务院总理温家宝主持召开国务院常务会议,会议确定到2010年底,新增政府投资约4万亿元[1]。这种扩张性财政政策效果如何?这种政策效果又受哪些经济变量影响?本文以政府购买支出增加(△g)的扩张性财政政策为例,以IS—LM模型为分析工具,基于政府购买支出乘数、单位政府购买挤出效应和财政政策乘数,综合讨论影响政府财政政策效果的经济变量。

2扩张性财政政策的利率传导机制

财政政策效果是指政府收支政策变化(包括变动税收、政府购买和转移支付等)对国民收入变动产生的影响。相同力度的财政政策使国民收入变动幅度越大,财政政策的效果越明显;反之,相同力度的财政政策使国民收入变动幅度越小,财政政策的效果越不明显。西方经济学一般根据IS—LM模型来分析财政政策和货币政策对国民收入的影响,如图1所示。

在图1中,IS曲线与LM曲线相交于初始均衡点E,决定了均衡的国民收入和利率分别为y0、r0。当政府采用增加政府购买的扩张性财政政策时,使IS曲线由右移到IS′位置。IS′曲线与LM曲线相交于新的均衡点E1,均衡的国民收入和利率分别为y1、r1。财政政策的效果可以表示为△y=y1-y0。

如图1所示,当政府购买支出增加使IS曲线向右移动到IS′时,若初始均衡利率r0保持不变,即只考虑产品市场的均衡,均衡点由E0移动至E2,则仅考虑产品市场均衡的国民收入和利率分别为y2、r0,增加政府购买支出的效果可以表示为△y′= y2-y0 。

但利率为r0的产品市场均衡点E2位于LM曲线的右下方,不在LM曲线上,表明货币市场处于非均衡状态,货币需求L大于实际货币供给m,利率r将上升,私人投资的成本上升,私人投资需求i下降。由于政府扩张性财政政策导致利率上升,从而挤出私人投资的现象,称为“挤出效应”。在这里,我们把私人投资被挤出,私人投资需求i下降,总需求AD下降,进而对国民收入的增加产生的抵消作用,亦称为“挤出效应”。在图1中,由于存在“挤出效应”,均衡点由E2移动至E1,均衡利率水平由r0移动至r1,均衡的国民收入由y2移动至y1。由挤出效应导致国民收入降低的量,即挤出效应可以表示为△y″= y2-y1 。

增加政府购买的扩张性财政政策的总效果可以表示为:△y=△y′-△y″=(y2-y0)-(y2-y1)=y1-y0。可见,扩张的财政政策(增加政府购买)直接导致产品市场总需求上升,国民收入增加;而国民收入增加会打破货币市场的均衡,货币交易需求上升,投机需求下降,导致利率上升,投资成本上升,投资需求下降,总需求下降,国民收入下降。因此,增加政府购买的扩张性财政政策的利率传导机制可以表示为:

G↗ ⇒ AD ↗⇒ Y ↗⇒ L1 ↗⇒L2 ↘⇒r ↗ ⇒i ↘⇒ AD↘ ⇒ Y ↘(挤出效应)

3财政政策效果的数量分析——以三部门比例税为例

3.1 三部门比例税IS-LM模型[2]

3.1.1 IS曲线数学模型

这里我们假设经济社会为封闭经济;消费函数采用凯恩斯绝对收入假说;投资是利率的函数;政府购买为外生变量;比例税率为t;不考虑政府转移支付。于是,产品市场均衡的IS曲线数学模型由四个等式构成:

国民收入均衡条件:y=c+i+g (国民收入恒等式)

消费函数:c=α+β·yd

居民可支配收入:yd=y-t·y=(1-t)y

投资函数:i=e-d·r

联解上面四个等式构成的方程组,得IS曲线方程:

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或undefined

3.1.2 LM曲线数学模型

这里我们假设货币供给为外生变量;货币需求采用凯恩斯的需求函数实际货币供给量m不变。于是,货币市场均衡的LM曲线数学模型由三个等式构成:

货币需求函数:L=k·y-h·r

货币供给外生变量:m

货币市场均衡条件:L=m

连接上面几个等式构成的方程组,得LM曲线方程:

undefined

undefined

3.1.3 IS-LM模型

联立并解由三部门比例税条件下IS曲线方程与LM曲线方程构成的方程组:

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得到:

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其他条件不变时,扩张的财政政策(增加政府购买Δg)使利率上升的量为:

undefined

3.2 政府购买支出乘数、单位政府购买挤出效应和财政政策乘数

3.2.1 政府购买支出乘数

在产品市场均衡的条件下,不考虑利率的变化,改变政府购买支出直接导致国民收入变动,这种国民收入变动对引起这种变动的政府购买支出变动的比率称为政府购买支出乘数。对三部门比例税经济而言,

由:undefined

可得政府购买支出乘数:undefined

由(8)式可知,政府购买支出乘数与边际消费倾β正相关,与边际税率t负相关,与投资需求的利率系数d、货币需求的收入弹性k、货币需求的利率弹性h无关。

3.2.2 单位政府购买挤出效应

扩张性财政政策导致利率上升,从而挤出私人投资,进而对国民收入的增加产生一定程度的抵消作用。我们把这种由扩张的财政政策(增加政府购买)引起利率上升,导致国民收入降低的量称为“挤出效应”。

由:undefined

undefined

增加政府购买的扩张财政政策,引起利率上升,导致国民收入降低。我们把这种国民收入的降低量对引起这种变动的政府购买支出增加量的比率,称为“单位政府购买挤出效应”。单位政府购买的挤出效应kc可以表示为:

undefined

单位政府购买的挤出效应kc与边际消费倾β、投资需求的利率系数d、货币需求的收入弹性k正相关,与货币需求的利率弹性h、边际税率t负相关。

3.2.3 财政政策乘数

所谓财政政策乘数是指实际货币供给量不变时,政府支出的变化使国民收入变动的倍数。财政政策效果可用财政政策乘数来表示和计量

由(5)式:undefined

财政政策乖数undefined

财政政策乘数kf与边际消费倾向β、货币需求的利率弹性h正相关,与投资需求的利率系数d、货币需求的收入弹性k、边际税率t负相关。

3.2.4 政府购买支出乘数、单位政府购买挤出效应和财政政策乘数之间的关系

政府购买支出乘数(kg)、单位政府购买挤出效应(kc)和财政政策乘数(kf)之间存在怎样的关系呢?可以证明:kf = kg-kc。即财政政策乘数(kf)等于政府购买支出乘数(kg)与单位政府购买挤出效应(kc)之差。

undefined

4结论

通过以上分析可知,影响扩张财政政策效果的主要经济变量以及这些经济变量与政府购买支出乘数、单位政府购买挤出效应、财政政策乘数及财政政策效果的相关性如表1所示。

第一,影响扩张财政政策效果的主要经济变量包括边际消费倾向β、货币需求的收入弹性k、货币需求的利率弹性h、投资需求的利率系数d、边际税率t等。

第二,边际消费倾向β与政府购买支出乘数(kg)正相关、与单位政府购买挤出效应(kc)正相关、与财政政策乘数(kf)正相关、与财政政策效果正相关;货币需求的收入弹性k与单位政府购买挤出效应(kc)正相关、与财政政策乘数(kf)负相关、与财政政策效果负相关;货币需求的利率弹性h与单位政府购买挤出效应(kc)负相关、与财政政策乘数(kf)正相关、与财政政策效果正相关;投资需求的利率系数d与单位政府购买挤出效应(kc)正相关、与财政政策乘数(kf)负相关、与财政政策效果负相关边际税率t与政府购买支出乘数(kg)负相关、与单位政府购买挤出效应(kc)负相关、与财政政策乘数(kf)负相关、与财政政策效果负相关。

第三,政府购买支出乘数(kg)与财政政策乘数(kf)正相关、与财政政策效果正相关。

第四,“相同力度的扩张性财政政策,挤出效应越大,财政政策效果越小”的说法并不总是正确的。由表1可知,当边际消费倾向β越大、边际税率t越小时,单位政府购买挤出效应(kc)越大,财政政策乘数(kf)与财政政策效果却越大。原因是当边际消费倾向β越大、边际税率t越小时,政府购买支出乘数(kg)也越大,且政府购买支出乘数(kg)的改变量大于单位政府购买挤出效应(kc)的改变量,因而财政政策乘数(kf)与财政政策效果越大。

参考文献

[1]杜生鸣.金融危机下的投资选择[J].企业研究,2009,3:24-25.