政策检验（共9篇）
政策检验 篇1
1 引言
根据传统的经济学理论可知, 利率的升降等同于货币当局实施的宽松或紧缩的货币政策。一般而言, 提高利率就是央行紧缩银根的结果, 降低利率就是央行放松银根的表现。因此, 利率水平便自然地被认为是反映央行货币政策松紧程度的指标。然而, 一些学者却持有不同的观点, 认为如果按照惯常的传统经济学理论, 那么面对当前的现实问题就无法找到适当的解决方法, 于是必须把利率的高低与宽松或紧缩的货币政策区别进行分析。对于利率高低与松紧货币政策之间的关系认识上的差异, 便导致了不同的货币政策主张。由此可见, 能否正确地认识利率高低与松紧货币政策的关系, 对人们理解和执行的央行货币政策有着至关重要的现实意义。根据费雪的分析, 名义利率将随着人们预期通货膨胀率的提高而提高, 通货膨胀率的增加完全反映到名义利率上, 名义利率与物价水平将呈现同方向变动。这种长期效应通常被称之为“费雪效应 (Fisher effect) ”。那么, 利率的变动能否成为衡量央行货币政策松紧的指标, 其关键在于我国的名义利率与通货膨胀率之间是否存在费雪效应。
2 文献回顾
关于名义利率与通货膨胀率预期的实证研究中, 名义利率对预期通货膨胀率是同比例的调整。Wal-lace、Warner (1993) 采用了Johansen的最大似然统计方法证明了名义利率与通货膨胀率之间存在同比例的调整关系。Mishkin、Simon (1995) 分别利用美国和澳大利亚的数据进行实证, 结果显示在美、澳两国的某些时期存在较明显的长期费雪效应, 尽管短期的费雪效应不存在。国内学者对采用费雪效应进行专门的实证研究较少。谢平、罗雄 (2002) 对我国的货币政策数据对泰勒规则进行实证检验后得到, 利率对通货膨胀率的回归系数为0.81。王少平、陈文静 (2008) 利用中国1990-2007年的名义利率的月度数据, 通过非参数方法分析了名义利率与通货膨胀率之间存在非线性特征, 其费雪效应较弱, 系数为0.143。对相关文献的梳理可以发现, 由于采用的样本容量以及计量分析方法存在差异, 其所得到的结论也不一致。
本文将在理论分析的基础上采用标准的费雪效应模型进行费雪效应在中国的实证检验, 为了避免“费雪悖论”, 本文借鉴了Mishkin于1992 年发表的 “Is the Fisher Effect for Real?”一文中的分析方法, 检验样本为1990-2012年我国央行公布的名义利率, 数据类型为时间序列数据。
3 利率与通货膨胀率关系的理论分析
根据传统的经济学理论可知, 货币利率和实际利率的变动与一般物价水平的变动成反比。
现金交易数量论的代表人物, 美国经济学家欧文·费雪 (Irving Fisher, 1867—1947) 于1930年首次将利率区别为实际利率与货币利率。实际利率 (Real rate of Interest) 亦即真实利率, 是指以实物衡量的利率, 是剔除了通货膨胀因素后所得到的利率;而货币利率 (Money Rate of Interest) 是指以货币标准衡量的, 在借贷市场中所形成的利率。费雪对二者之间的关系进行了深刻的演绎。根据费雪的分析, 货币价值与物价水平是同一事物的两个方面, 货币价值与一般物价水平是互为倒数的关系。利率与货币价值的变动方向相反, 与物价变动的方向相同。一般物价水平较高时利率伴随着有增高的倾向, 一般物价水平低时利率也伴随着有降低的倾向, 但是利率的变动一般要滞后于物价水平的变动。显然, 利率与一般物价水平呈同方向变动, 这里所指的利率实际上指的是名义利率。
名义利率r可以表示为:
上式经过变形可得:
式中:R———实际利率;
a———金融工具寿命期间的预计年通货膨胀率。
当通货膨胀率仅处于一般水平时, 乘积项Ra会很小, 计算时通常忽略不计, 因此:
习惯上, 这个公式被称为费雪效应。
设定以下回归方程对通过膨胀率与名利利率之间的关系进行检验:
上式中Yt、Xt为t期的名义利率和通货膨胀率。如果Yt和Xt之间存在协整关系, 则表明名义利率与通货膨胀率之间存在长期的均衡关系, 在此基础上再估计β的值。
4 利率与通货膨胀率关系的实证分析
4.1 变量定义与数据来源
本文用Yt来表示名义利率, 用一年期的存款基准利率表示;Xt表示通货膨胀率, 用消费价格指数CPI来代替。检验样本为22年间即1990-2012年的数据, 样本的数据类型为时间序列数据, 来源为中国人民银行、国家统计局的官方网站。
4.2 模型参数的估计与检验
根据时间序列计量经济学的基本概念可知, 在用一个时间序列变量对另一个时间序列变量做回归时, 甚至二者之间并无任何有意义的关系, 也常常会得到一个很高的R2值, 也就是出现无谓回归, 所以应先对数据进行平稳性检验以避免出现伪回归现象。只有两变量序列均为同阶的单整序列, 才考虑是否存在协整关系。因此要对式 (4) 进行协整分析, 首先对Yt、Xt两个时间序列进行单位根检验。 全部检验过程利用Eviews5.0软件对Yt和Xt进行ADF检验, 检验结果见表1。
由ADF检验可知, Yt、Xt均为I (1) 过程。根据协整理论, 若变量为同阶单整的, 则可能存在协整关系, 即长期稳定关系。本文利用向量自回归模型中的Jo-hansen协整检验方法对Yt、Xt进行检验。运用OLS对估计式 (4) 进行协整检验, 得下列回归方程:
然后对回归残差ηt进行单位根检验, 结果显示ηt在1%的水平上显著, 拒绝零假设, 因而可认为估计残差序列ηt是平稳时间序列即I (0) , 表明变量序列Yt和Xt之间存在长期稳定的关系。
本文采用Bewley (1975) 的动态模型来估计长期中的费雪效应:
首先对Bewley的动态模型进行回归得到方程中各系数的估计量, 经过检验, 当p取8, q取5时模型最优, 此时AIC的值达到最优为0.002012, R2的值达到0.996913。 然后再重新定义变量以消除短期效应, 。通过OLS回归就可以得到完全修正的工具变量估计量。长期费雪效应的估计模型为:
再运用广义矩估计法 (GMM) 来估计方程 ΔYt=α+βΔXt+ηt, 工具变量集包含t-1期及以前的差分变量 (ΔYt-1、ΔYt-2、ΔYt-3、ΔYt-4、ΔXt-1、ΔXt-3、ΔXt-4) 。因此, 短期费雪效应的估计模型为:
5 结论与政策含义
有前文的实证分析可知, 尽管利率与通货膨胀率的原值是非平稳的时间序列, 但两者之间存在着长期的稳定关系。实证结果表明, 中国在1990-2012年间存在着部分的长期费雪效应。通过回归方程可知通货膨胀率上升1%, 名义利率只上升0.615%, 可以理解为央行调整利率只是为了控制通胀。在短期回归方程中β=0.619119>0, 其t统计量显著, 回归方程估计显著。因此实证检验也证明了存在部分的短期费雪效应。误差修正模型显示名义利率受到费雪效应的影响, 对于短期的均衡关系的偏离会在下一期得到修正。
由前面分析可知, 由于长期和短期费雪效应的存在, 名利利率的上升一部分是由于央行实施紧缩的货币政策的结果, 而另一部分是通货膨胀所致。所以利率的升降并不等同于宽松或紧缩的货币政策。因此, 应该慎用利率作为货币政策的指标。货币政策的目标是保持物价稳定, 但利率的调整与通货膨胀率的变动并非是相同幅度的变化。因此我国的货币政策目标更倾向于经济增长、充分就业等其他目标, 对于通货膨胀率的反应是不明显的或迟缓的, 这也就可以更好的理解我国央行近来将货币政策倾向于保持币值稳定的法定目标的行为逻辑。
摘要：首先进行理论分析, 然后采用标准的费雪效应模型进行费雪效应在中国的实证检验。为了避免“费雪悖论”, 区分了长期与短期费雪效应。结果显示, 中国在1990-2012年的22年间存在着部分的长期和短期费雪效应。长短期费雪效应的存在表明:名义利率的上升一方面是由通货膨胀率上升所致, 另一方面是央行实施宽松货币政策的结果。因而, 名义利率的升降与宽松或紧缩的货币政策并不完全等同。
关键词：名义利率,货币政策,费雪效应
参考文献
[1]Wallace, M.R.and Warner, J.T., The Fisher Effect and the Term Structure of Interest Rates:Test of Co integration[J].Review of Economics and Statistics, 1993, (2) 75:320-324.
[2]Mishkin, F., Simon, J.An Empirical Examination of the Fisher Effect in Australia[J].Economic Record, 1995, (71) :227-239.
[3]谢平, 罗雄.泰勒规则及其在中国货币政策中的检验[J].经济研究, 2002, (3) :3-12.
[4]王少平, 陈文静.我国费雪效应的非参数检验[J].统计研究, 2008, (3) :79-85.
[5]Bewley.R.A.The Direct Estimation of the Equilibrium Response in a Linear Dynamic Model[J].Economics Letters, 1975, (3) :357-361.
[6]Mishkin.F Is the Fisher Effect for Real?[J].Journal of Monetary Economics, 1992, (30) :195-215.
政策检验 篇2
检验检疫机构按照便捷、高效的原则，优化、简化相关程序，对进出综合保税区的应检物实施检验检疫监督管理。
1、转口货物检验检疫简易程序
经综合保税区中转或转口的应检物，在综合保税区短暂仓储，原包装转口出境并且包装密封状况良好，无破损、撒漏的，入境时仅实施外包装检疫，必要时进行防疫消毒处理。
转口应检物出境时，除法律法规另有规定和输入国家或地区政府要求入境时出具我国检验检疫机构签发的检疫证书或检疫处理证书的以外，一般不再实施检疫和检疫处理。
2、区内货物出境检验检疫简化程序
对区内企业生产加工的属商品检验范围内出境应检物，除有标明中国制造、使用中国注册商标、申领中国产地证明和出具检验检疫证书要求的，免于实施检验。
国内货物入区时已经办理检验检疫手续且符合有关规定的出境应检物，不再实施检验检疫。超过检验检疫有效期、变更输入国家或地区并又有不同检验检疫要求、改换包装或重新拼装、已撤销报检的，应当按规定重新报检。
3、境外入区复出境货物免于检验
未经加工的进境复出境应检物，免于实施检验。
4、国内入区复出区货物免于检验检疫
对入区后复出区的国内货物，在检验检疫有效期内免于实施检验检疫。
5、综合保税区和区内企业检验检疫
综合保税区内企业之间销售、转移应检物，免予实施检验检疫。
综合保税区内企业从境外进入区内自用办公用品，免于实施检验。
6、入境货物检验检疫简易程序
入境时已实施检验的区内的货物，输往区外免于实施检验。
7、原产地证明签发
综合保税区内企业生产加工的产品，符合有关规定的，可以向检验检疫机构申请普惠制原产地证书或一般原产地证书、区域性优惠原产地证书、专用原产地证书。
8、区内电子口岸建设
政策检验 篇3
关键词：开发区；财政政策；经济增长
中国经济已经持续了三十多年的高速增长，在改革逐渐进入“深水区”、经济社会矛盾日益凸显的今天，这种高速增长的势头却已难以为继。内部的区域经济结构、需求结构、产业结构不合理，弱化了中国经济长期增长的动力；外部的全球性金融危机、欧洲主权债务危机接踵而来，进一步增加了中国经济增长的不确定性。在此背景下，中国经济要想获得持续、稳定、健康增长，发展实体经济、优化经济结构、增强抵御风险的能力是必由之路。中国经济的高速增长，始于改革开放，源于改革开放。作为改革开放的重要措施，设立经济开发区、发展外向型经济、带动国内产业发展，是重要的战略选择之一。从直观的数据来看，开发区发展迅速，成为了地方工业经济的主要载体，促进了经济快速增长。基于此，继续支持开发区发展，壮大实体经济，增强经济抗风险能力和发展的可持续性，显得尤为必要。
一、 开发区发展及其财政政策的国际经验
开发区是经济社会发展到一定阶段的产物，是当今社会一种重要的经济现象。国际经验表明，开发区具有扩大出口、吸引外资、增加就业、带动本土产业发展等作用，对各国的工业化、城市化、现代化影响越来越深刻，因此受到了各国的普遍关注和重视。国内外学者对开发区不断进行研究，各国政府为支持开发区发展也不断制定相关扶持政策。
1. 开发区发展历程。从国际范围看，开发区发展先后经历了自由港和自由贸易区阶段（17世纪至二次世界大战前）、出口加工区阶段（二次世界大战之后至20世纪70年代）、综合型高科技型园区阶段（20世纪80年代至今）。未来各国开发区仍将继续发展，在贫穷国家会体现为数量的增加，在大多数发展中国家和发达国家，将会体现为现有开发区形式的转变和功能的提升，其中高科技产业园区的数量会逐渐增加，开发区在各国（地区）经济发展中的仍将起着非常重要的作用。
2. 主要财政政策。综观当今世界各国开发区特别是高科技园区，没有一个是离开政府的支持而独自发展起来的，均是依靠政府的扶持政策，特别是财政扶持政策，主要包括：基础设施建设支持、税收优惠、融资扶持和政府采购。发达市场经济国家在扶持开发区发展过程中，在开发区成立初期采取的是在资金、管理方面直接参与模式，如：为开发区提供公共基础设施和全方位公共服务；在开发区步入良性发展阶段后，政府的职能由直接参与为主变为间接引导为主，通过制定相关政策约束，促使市场机制发挥主导作用，同时，政府对开发区科技创新的财政扶持力度不断加大。
二、 国内开发区现状与财政政策实践
1. 国内开发区发展现状。国内开发区产生在20世纪80年代。从1984年在天津等14个沿海城市建立国家级经济技术开发区开始，近30年来，中国开发区不断发展壮大，在对外出口、吸引FDI、增加就业、推进城市化等方面发挥了重要作用，同时也担负了技术创新和现代产业发展的重任，成为了各个地区工业经济的重要载体、外向型经济的集聚地、创新体系的核心区和改革开放的前沿，是地方经济增长的重要“增长极”。2010年，全国90个国家级开发区实现地区生产总值（GDP）26 849亿元，占全国GDP6.7%，其中：实现工业增加值18 660亿元，占全国工业增加值9.9%；完成财政收入5 627亿元，占全国财政收入6.8%。如果再考虑到在经济技术开发区之外，还有高新技术开发区、出口加工区、保税区以及遍布各地的众多省级经济开发区（国家和省级开发区合计超过2 000家），开发区的GDP占所在地区GDP的比重超过了1/3，开发区工业增加值占所在地区工业增加值的比重超过了70%， 基本上代表了地区工业经济的主体部分，成为了发展实体经济、调整产业结构、促进增长和就业的重要载体。
从现阶段来看，开发区面临着新的形势和任务。从国际上看，随着经济全球化的不断深入发展，全球范围内产业结构调整加快，先进制造业、现代服务业和服务外包成为产业转移的重要内容。从国内来看，中国正处在全面建设小康社会和实现现代化的关键阶段，产业结构调整的任务更加艰巨，区域协调发展的要求更加迫切。开发区的主要功能是促进产业技术进步，从而优化产业结构，最终促进经济快速增长。国际经验表明，任何国家产业升级都需要接受其他国家的技术扩散，特别是在与国外发展差距较大的情况下。中国工业化的进程已经走到了必须更多地以技术创新为持续动力的深度发展阶段，承接发达国家产业转移并借此吸收发达国家的技术扩散仍然是中国实现技术进步和产业升级的重要途径。当然，这并不是否认中国企业原发性自主创新的重要性，但至少在现阶段，吸收发达国家的技术扩散还是主要渠道。从这个意义上看，中国工业经济发展和长期经济增长，在很大程度上仍然取决于开发区的发展。而开发区的发展，在目前和未来的一段时期内依然是中国经济运行和发展的风向标。
2. 财政政策实践。与国外最初的开发区产生模式相比，我国开发区更具有政府推动特征。开发区的建立和发展，一方面参考了国外自由贸易区、出口加工区以及后来的科学园区等模式，但另一方面也有自己独特的做法，主要是：在划定区域范围内集中提供公共基础设施，建立高效的管理机构，通过优化投资环境，大力承接国际产业转移和积极吸收外资；同时完善有关法律法规制度，在经济活动方面实行一些特殊政策，对区内企业提供一些特殊的财政政策。国内对开发区的财政扶持政策分为中央财政扶持政策和地方财政扶持政策。中央先后出台的财政扶持政策主要包括：旨在支持开发区基础设施建设的财政收入返还政策和融资贴息政策，为吸引企业入驻而出台的税收优惠政策。随着开发区不断发展，基础设施逐步完善，中央在2000年左右取消了财政收入返还政策和融资贴息政策；在2008年“两法合并”之后，又取消了对开发区内所有企业实施的税收优惠政策，将税收优惠范围限定为高新技术企业和小型微利企业，而且并不要求此两类企业必须在开发区内。不过，由于开发区对于地方经济发展有着举足轻重的作用，因此地方政府对开发区一直给予大力的财政扶持，政策形式多样，但归根结底还是两大类政策：支持开发区公共基础设施建设和对开发区企业给予补贴。
三、 地方政府支持开发区的财政政策效应检验——以江苏省为例
1. 开发区基本状况与主要财政政策。从整体上看，江苏开发区建设起步早、发展快、规模大、质量好，创造了一系列的全国第一：第一个自费开发区——昆山经济开发区，第一个中外合作园区——苏州工业园区，第一个出口加工区——昆山出口加工区，第一个综合保税区——苏州工业园区综合保税区等等。为促开发区进一步转向科学发展，近年来，江苏对全省省级以上经济开发区建设发展情况开展综合评价，突出资源集约和环境友好的开发理念，引导开发区加快转变经济发展方式，实现又好又快发展。从评价情况看，江苏开发区发展整体状况良好，运行质量和效益逐年提高，健康稳定的发展态势逐步显现。从近两年的数据分析，全省的125家国家级和省级开发区，在不到全省2%的土地面积上，创造了全省1/3的地区生产总值、1/2的工业增加值、1/3的财政收入、3/4的进出口总额、3/4的全省实际到帐外资。开发区已经成为全省经济发展的增长极、外商投资的密集区、高新技术产业的集聚区、改革创新的先行区和迅速崛起的新城区。但江苏开发区发展，如同区域发展一样，南北区域差距较为明显，无论是国家级开发区，还是省级开发区，综合经济指标排名前几位的均为苏南地区开发区。其中，苏州工业园区、无锡高新技术产业开发区、昆山经济技术开发区、苏州高新技术产业开发区自2007年以来一直分列国家级开发区前4位，昆山高新技术产业园区、江宁经济开发区、吴江经济开发区、常熟经济开发区自2007年以来也持续包揽省级开发区前4位，并于2011年末晋升为国家级开发区。截至2011年底，江苏共有125家省级以上开发区，其中国家级开发区26家（包括16家经济技术开发区、7家高新技术开发区、2家旅游度假区、1家保税港区），省级开发区99家。125家开发区整体状况较好，但内部区域差距较大：苏南地区开发区外向度高，技术水平相对先进，已经处于工业化后期阶段；而苏北地区开发区则相对滞后，还处于工业化中前期阶段。
基于开发区发展的整体状况和内部发展差距，江苏省省级财政对开发区采取了分类扶持的措施：一是对苏北及苏中经济薄弱地区开发区，采取了省级集中收入返还政策；二是对符合产业政策、环境保护要求，当年实际到帐外资或出口额、业务总收入、入库税收收入等指标达到全省平均增幅的苏北、苏中地区省级以上开发区（每个市县限一个），每年给予 1 000万元/市、500 万元/县（市）平台提升专项奖励；三是对经济发达地区开发区与苏北地区开发区合作共建的园区，给予总额4 500万元的基础设施建设补助，并且对共建园区内新增增值税、所得税省、市、县留成部分，实行全部返还政策，用于共建园区滚动发展；四是对苏通科技产业园区、泰州医药高新技术产业园区等苏中地区具有战略意义地位的开发区，给予基础设施建设补助和财政收入返还奖励；五是对苏南部分开发区（苏州工业园区、张家港保税区、昆山花桥经济开发区等）采取了单项扶持政策，促进中外经贸合作和产业转型升级。在分类扶持的基础上，充分发挥财政专项资金的作用，引导全省开发区工业企业加快技术改造和创新，促进产业结构优化升级。在省级财政扶持政策之外，各市、县对本地开发区也给予了财政扶持，主要政策依然体现在支持基础设施建设和企业发展两个方面。
2. 财政政策的经济增长效应检验。财政政策的经济增长效应是国内外理论界争论的焦点。从国外看，凯恩斯学派和新凯恩斯学派都坚持财政政策存在经济增长效应，古典宏观经济学派和理性预期学派则否认财政政策的经济增长效应；不同学者的实证检验结果存在明显的分歧。从国内看，近年来几乎所有的研究都一致地认为中国的积极财政政策是有效的，但在估算财政支出乘数大小方面存在差异。
为检验地方政府对开发区财政政策的经济增长效应，本文根据2007～2010年江苏开发区主要经济指标以及省级财政扶持资金情况，对省级财政资金的产出弹性进行估算。
本文采用科布-道格拉斯生产函数作为基本模型，假设开发区的产出（工业增加值或地方一般预算收入）是资本、劳动、技术的函数，即：
Y=AK1?琢1K2?琢2K3?琢3LK?琢4e?滋
其中，Y 为产出（工业增加值或地方一般预算收入），A 为综合技术水平，K1为省级财政投入资金量，K2为县级财政投入资金量，K3为社会资本投入量，L 为劳动投入，μ为随机干扰的影响。为了消除变量间可能存在的异方差，对方程进行自然对数变换，得到如下线性模型：
logYit=?琢0+?琢1logK1，it+?琢2logK2，it+?琢3logK3，it+?琢4logLit+μit
考虑到数据的可获得性，以及各个开发区之间政策的一致性和可比性，本文选取了江苏省内丰县等30个经济薄弱县作为样本，分别采用固定效应和随机效应模型对本文计量模型进行了估算，结果见表1，其中y1、 y2分别代表开发区工业增加值和地方一般预算收入。
（1）开发区财政政策的经济增长效应明显。在固定效应模型中，α1的估值为0.313 1，即对开发区的省级财政支出变动1%，开发区的工业增加值变动0.313 1%，标准差为0.076 3，显著性程度为1%水平上显著；在随机效应模型中，α1的估值为0.349 8，即对开发区的省级财政支出变动1%，开发区的工业增加值变动0.349 8%，标准差为0.067 6，显著性程度为1%水平上显著。两种估计方法得到的结论非常相似，效应都很显著。Hausman检验在这种情况下并没有多少意义，因为Hausman检验的关键思想是检验固定效应和随机效应的估计结果是否具有显著差异。由于以上两种效应没有显著差异，因此该检验并没有实际操作意义。根据估计的弹性系数以及财政扶持资金估算，省级财政对开发区支出每增加1元钱，开发区的GDP将增加4～4.75元。
（2）开发区财政政策的财政收入效应明显。运用同样的分析方法，对省级财政支出对开发区地方一般预算收入的随机效应和固定效应进行估计。在固定效应模型中，省级财政支出资金变量前的系数估值为0.279 4，标准差为0.060 9，显著性程度为1%水平上显著；在随机效应模型中，省级财政资金变量前的估值为0.319 4，标准差为0.058 2，显著性程度为1%水平上显著。根据估计的弹性系数以及财政扶持资金估算，省级财政对开发区支出每增加1元钱，开发区的GDP将增加0.35～0.51元。考虑到样本包含的30个苏北、苏中县级开发区，基本处于开发区建设的中前期，尽管目前已有部分企业，但由于开发区是以工业为主的经济结构（主要税收是增值税，75%属中央收入；此外，企业所得税60%属于中央收入），再考虑到开发区在税务机构不健全情况下的企业偷逃税行为，地方一般预算收入增长慢于扶持资金的增长亦属正常。
四、 结论与政策建议
开发区是地方工业经济的主要载体，是区域经济的“增长极”，也是整个国家经济增强抗风险能力的着力点。基于开发区发展的重要意义以及地方政府对开发区财政政策在经济增长方面显著的效应，建议：
1. 对于中央财政而言，应在继续实施对高新技术企业所得税税率优惠政策的基础上，加大对高新技术企业、科技成果转化、技术创新等领域的财政支持力度，进一步引导开发区产业结构优化升级。
2. 对于地方财政而言，应优化现有的财政扶持政策体系，一方面要重点支持开发区的特色园区和新兴产业发展，促进产业集聚，优化产业结构；另一方面继续支持欠发达地区开发区新型工业化进程，引导经济发达地区和不发达地区开发区加强合作共建，遏制、缩小区域发展差距。
参考文献：
1. Aschauer， David Alan， Is Public Expend- iture Productive， Journal of Monetary Economics，1989，（23）：177-200.
2. Easterly， William， and Sergio Rebelo， Fis- cal Policy and Economic Growth： An Empirical Investigation， Journal of Monetary Economics，1993，（32）：417-458.
3. Kneller， Richard， Michael F. Bleaney and Norman Gemmell， Fiscal policy and growth： evidence from OECD countries， Journal of Public Economics，1999，（74）：171-190.
4. Nakazato， Toru， Non-Keynesian Effects of Fiscal Policy： A Survey， Economic Analysis，2002，（163）：71-90.
5. 郭庆旺等.积极财政政策效果及淡出策略研究.北京：中国人民大学出版社，2007.
6. 张军，章元.对中国资本存量K的再估计.经济研究，2003,（7）.
作者简介：高寒，南京大学经济学系博士生。
泰勒规则对我国货币政策的检验 篇4
其中:it表示名义联邦基金利率, r*表示均衡的实际联邦基金利率, πt表示前四个季度的平均通货膨胀率, π*表示目标通货膨胀率, πt-π*表示通货膨胀缺口, yt表示实际GDP偏离潜在产出的百分比 (产出缺口) 。在这个模型中, 如果实际通货膨胀率上升到高于其目标值或者当实际GDP超过其目标水平时, 联邦基金利率就会上升;当实际通货膨胀率和GDP都等于其目标值时, 名义联邦基金利率将等于均衡的实际联邦基金利率和目标通货膨胀率之和。
一、泰勒规则对我国货币政策的检验
1. 模型及数据来源。
本文主要检验我国1996~2006年利率的泰勒规则值与利率实际值之间的分化情况, 以及通货膨胀系数与产出缺口系数的大小。同时, 对考虑汇率因素的泰勒规则进行单独检验, 从而比较考虑汇率因素前后货币政策的变化。
为简化表述, 泰勒规则的基本模型又可表示为:
其中:δ=r*-απ*。根据实际利率rt=it-πt, 上式的等价形式为:
式中的参数值反映了货币当局的偏好, 是稳定经济的条件。很明显, 假如通货膨胀率的上升会导致实际利率的下降, 那么会刺激产出增加。这也表明, 名义利率规则中的通货膨胀系数必须大于1才能保持经济稳定。尽管泰勒将参数和的值 (都设为0.5) 作为一个合理的基准, 但是这些参数的最佳值最终都是由模型结构本身所决定的。
下面对各种利率的选取进行说明:1996~2006年选取7天同业拆借利率;通货膨胀率为平均CPI通货膨胀率;产出缺口yt为真实产出超出潜在产出的百分比;r*、π*分别为长期均衡利率和目标通货膨胀率。
考虑汇率因素的泰勒规则模型为:
其中:eer表示人民币均衡汇率, 本文假定人民币均衡汇率不变;et是我国t期真实有效汇率, 真实有效汇率是一个综合汇率指数, 是以单位劳动力成本为基础的某一国用于贸易的产成品和初级产品数量与其伙伴国或竞争国之间的比值, 具体计算公式为:reeri=’j≠i[ulciri/ulcjrj]·Wij。ulci和ulcj分别代表i国和j国的单位劳动力成本;j国是i国的主要贸易伙伴或竞争国;r为市场汇率;Wij是j国的竞争力权数。
本文使用的真实有效汇率以1995年为基期, 数据来源于国际货币基金组织每月出版的《International Financial Statistics》。
2. 回归结果。
我们选取1996第4季度~2006年第4季度的数据进行检验, 主要分析利率的规则值与利率实际值的拟合优度以及泰勒规则中各变量系数的大小变化。本文分两种情况进行检验, 即未考虑汇率因素与考虑汇率因素。
与泰勒规则检验有关的数据如表1所示, 回归结果见表2和表3。图1、图2表示两种情况下利率的实际值与规则值的走势。
3. 考虑汇率因素与未考虑汇率因素的泰勒规则比较。
从本文的图和表可以看出, 1996~2006年我国利率总体呈下降趋势, 但是在下降过程中依然存在利率的实际值与规则值之间的分化。从图2可以看出, 考虑汇率因素后, 利率实际值只在2000年第3季度~2002年第1季度以及2003年第3季度之后才小于泰勒规则值。这再次说明我国1996年以来多次下调利率以促进经济增长的作用不显著, 而出现这种情况主要是因为利率下调不到位, 利率实际值仍然高于经济对其要求值。
从图1和图2可以看出, 1996~2006年考虑汇率因素后利率的泰勒规则值与利率实际值的拟合情况要好于未考虑汇率因素的拟合情况, 这从R2的数值也可以看出:考虑汇率因素的泰勒规则的R2为0.874 597, 未考虑汇率因素的泰勒规则的R2只有0.754 314。与不考虑汇率因素的泰勒规则的通货膨胀系数相比, 考虑汇率因素的泰勒规则的通货膨胀系数上升了0.03, 变化不大, 货币政策仍然不稳定;而产出缺口系数下降0.2。但考虑汇率因素后各系数的标准差比未考虑汇率因素时的标准差小, T检验结果更加显著。这至少说明我国考虑汇率因素的货币政策的回归效果比不考虑汇率因素的货币政策的回归效果好, 比较符合目前国内理论界一致认为将汇率因素纳入货币政策的观点。这段时期的汇率系数为0.471 702, 汇率每上升一个百分点, 利率就要上升0.471 702个百分点。这说明汇率变化对利率的影响比较显著, 利率政策与汇率政策逐渐协调。
二、结论
首先, 1996~2006年这段时期泰勒规则检验的结果非常理想, 不仅R2的数值有了显著提高, 而且各系数也有较大的变化。尤其是产出缺口系数有了较大的提高, 说明利率对促进经济发展发挥着越来越重要的作用, 这也是我国利率市场化改革作用逐渐凸显的表现。同时, 随着我国利率市场化程度的提高, 利率作为我国未来货币供应量的中介目标是大多数学者都认可的, 泰勒规则能够为我国实行利率调控提供一个基准。
其次, 汇率系数也有重大变化, 系数的绝对值有了较大的提高, 利率对汇率变化的反应日益敏感, 利率政策与汇率政策也日益协调。
最后, 按照泰勒规则, 经济中实际利率应该与泰勒规则值比较接近, 否则现实经济就会出现这样或那样的问题, 从而对经济的增长产生羁绊。根据公布的数据, 我国经济增长的主要推动力依然是投资和出口。我国经济的主要问题是投资和贷款增速过快、货币供应量相对较高, 以及对外贸易存在的结构性矛盾。在当前阶段, 经济运行很明显出现了过热的势头, 货币供应量的超目标增长是银行贷款恢复增长的原因。根据前面的分析, 如果经济高速增长, 通货膨胀率较高, 我国就应该相应调高利率, 也可以对实际利率进行调整, 使其高于泰勒规则值以抑制经济过热。从本文图中可以看出, 2003年第3季度~2006年第1季度利率的泰勒规则值高于实际值, 按照泰勒规则, 我国应该调高利率。实际上, 我国于2007年连续五次调高了基准利率, 我国现阶段的政策调整与上述结论相符。
由以上分析可知, 泰勒规则能够为我国实行利率调控提供依据, 并能判断货币政策的松紧, 这也说明对于我国的货币政策运行而言, 泰勒规则确实能够成为一个具有价值的参考依据。
摘要：本文选取1996年第4季度～2006年第4季度的数据, 分两种情况运用泰勒规则对我国的货币政策进行了检验, 以期为我国实施利率调控提供依据。
关键词：泰勒规则,通货膨胀率,产出缺口
参考文献
[1].陆军, 钟丹.泰勒规则在中国的协整检验.经济研究, 2003;8
政策检验 篇5
关于影子银行与货币政策的研究, 一些专家学者开始从货币政策传导机制找原因, 认为一国货币政策传导渠道是否畅通、传导过程是否曲折, 直接影响着该国货币政策的实施效果。刘伟、张辉考察了三个不同历史时期发生在不同国家的案例, 发现在货币政策失效的例子中, 总是由于货币政策传导机制出了问题———传导机制变量没有对货币政策有效反应。例如, 20世纪30年代大萧条时期的美国, 因为银行体系受创, 货币传导机制在将扩张的货币政策操作传导至实体经济的过程中没有发挥应有作用;20世纪90年代的日本, 货币政策无效主要是因为政策制定者没有出手干预修复货币政策传导机制, 尤其是银行系统问题;2008年金融危机, 鉴于传导机制变量, 银行信贷没有对美联储货币政策显著反应, 为不使政策失效, 美联储绕过商业银行直接为公众提供信贷。
然而, 针对中国式影子银行对货币政策传导机制的探讨却明显不足。根据牛卫东的观点, 在当前金融结构约束下, 我国货币政策传导机制的主要渠道是信贷渠道, 他运用VEC模型验证了信贷渠道确实存在并在宏观经济调控中起着重要作用。那么, 影子银行如何影响我国信贷传导机制及在多大程度上影响我国信贷规模成了本文研究的重点。
二、文献综述
谯璐璐认为信贷渠道发挥作用须满足两个条件:一是某些借款者依赖银行贷款, 但金融创新将会迅速降低依赖者的规模;二是货币政策可改变贷款的相对供给量, 但要求中央银行能间接调控商业银行信贷行为。实际上, 在我国, 银行中介行为在经济转轨时期被扭曲, 各经济主体货币需求约束的动态博弈导致企业的“慎贷”和银行的“惜贷”, 银行信用收缩, 信贷传导渠道受阻。王尤认为我国货币政策传导的信用渠道和银行信贷对经济的影响都在减弱:一方面大企业可通过金融市场直接融资, 对银行的依赖性不大, 信用渠道主要影响的是靠外部融资来经营的中小企业;二是随着金融衍生工具的运用日益广泛, 出现了很多银行信贷替代品, 实际投资对信贷敏感性随着金融创新的发展而减弱, 很大程度上缩小了“银行依赖者”的规模, 削弱了信用渠道的作用。胡云飞认为, 金融创新不仅削弱了传统货币政策传导机制的理论基础, 而且使货币政策传导需要考虑的因素多元化, 传导途径复杂化。汤克明认为影子银行体系扰乱了传统货币乘数论, 使货币供应量统计失灵, 货币当局进行信用调控的基础受挫;影子银行对利率传导机制不利, 且其体系蕴藏的潜在风险对货币政策产生系统性影响。
三、实证检验
(一) 数据的选取及说明
鉴于银信理财和信托是我国讨论最多、认可度最高的影子银行, 虽然监管层加强了对银信合作、信托等监管, 如银监会加强对银信合作的治理, 但这使得集合信托快速发展, 且“72号文”中没有明确要求将组合类银信理财产品计入表内, 组合类银信理财有绕开监管进行信贷表外化的倾向, 信贷规模脱离央行控制。考虑到数据的可得性和检验的时效性, 本文选取2010年1月至2013年7月银信合作理财中组合类产品和集合信托中的信托贷款进行实证检验, 即影子银行SB=银信合作理财中组合类产品规模+集合信托中信托贷款规模。数据来源于用益信托网。信贷规模数据选用中国人民银行网站、国家统计局公布的月度统计数据。本文运用Eviews7.2软件进行分析。
(二) 实证检验
1. ADF平稳性检验
表中, c代表常数项, t代表时间趋势, k代表滞后期阶数-AIC和SC最小准则选取。
从表1可看出, 在1%显著性水平下, LNDK和LNSB的ADF值均高于其临界值, 接受原假设, 两个序列均含有单位根, 都不具平稳性。经过一阶差分后, 在1%显著性水平下, 这两个一阶差分序列ADF值均小于临界值, 满足平稳性检验, 故都属于一阶单整变量I (1) .
2. 格兰杰因果 (Granger) 关系检验
经过ADF检验, 可发现变量LNDK及LNSB都是一阶单整序列, 即变量的单整阶数相同, 符合协整的必要条件, 但鉴于本文考察的目的是探究影子银行信用创造是不是我国信贷传导机制失灵的原因, 所以我们需通过格兰杰因果关系来检验。
表2检验结果表明, 在10%显著性水平下, 影子银行信用创造是信贷LNDK的格兰杰原因, 而信贷规模不是影子银行的格兰杰原因。
3. 脉冲响应和方差分解
由图1可知, LNSB对LNDK的冲击在前两期为正, 从第3期开始之后为负, 且随着期数的增加, 影子银行对信贷规模的负向冲击越来越大, 说明影子银行确实是影响我国货币政策信贷传导机制失灵的原因, 且随着时间的推移, 影子银行对我国信贷政策的负面影响变大。
从表3可看出, 在第1期预测中, 影子银行对信贷规模的解释力为3.6%, 之后第2期、3开始下降。但从第4期开始, 影子银行对信贷的解释力是逐渐上升的, 由1.6%上升到第10期的6.9%, 说明, 随着期数的增加, 影子银行对信贷的解释力也是增强的, 影子银行确实是引起我国信贷传导机制受挫的原因。
四、结论及建议
通过对2010年1月至2013年7月的数据进行实证分析, 格兰杰因果关系检验表明, 影子银行确实是影响我国信贷传导机制失效的原因;脉冲响应和方差分解表明, 随着考察期数的增加, 影子银行对信贷规模的影响越来越大, 数量型工具局限性显现。货币当局应继续加强对影子的监管, 但鉴于中国式影子银行的出现是我国经济增长、货币需求量增加的必要补充, 监管应做到适时合理。此外, 鉴于利率市场化进程加快, 价格型工具作为中介目标的可行性凸显, 货币当局应积极加快利率传导渠道的建设。随着金融创新的发展和金融市场的完善, 央行在制定货币政策的同时, 应充分考虑金融创新行为对货币政策的负面冲击, 以及冲击的时滞问题。为更大限度地发挥货币政策的有效性, 应建立以银行间拆借利率为中心的货币金融调控体系。
参考文献
[1]牛卫东.中国金融结构与货币政策传导机制的实证分析[J].统计与决策, 2013 (10) .
[2]刘伟, 张辉.货币政策和传导机制研究进展及启示[J].北京大学学报 (哲学社会科学版) , 2012 (01) .
[3]胡云飞.金融创新对货币政策利率传导影响的实证研究[J].武汉金融, 2012 (03) .
[4]谯璐璐.我国货币政策传导的有效性——基于四种途径的实证分析[J].特区经济, 2008 (08) .
[5]王尤.对我国货币政策传导渠道的探析[J].武汉金融, 2009 (04) .
政策检验 篇6
国外的就业培训项目评估方法非常完善且内容丰富, 主要有三个导向的评估方法:成本收益导向评估、微观定量导向评估和宏观定量导向评估 (Pierre, 1999) 。
(一) 成本收益导向评估
就业培训项目评估指标主要包括产出时间、数量和质量、收入分配、生存能力提升状况、财政支出影响和就业改善程度等 (Delander, Niklasson, 1996) 。
(二) 微观定量导向评估
其方法主要盛行于OECD国家, 是通过两种群体 (参与和非参与) 受益效果比较获得项目效果。其中最典型的方法是“准实验分析法”, 通过官方记录或访谈的方法搜集个人参与项目的资料, 利用非实验评估方法对资料进行分析, 得出项目参与和非参与人员效用改善情况, 达到项目评估目标 (Hackman, 2002) 。
(三) 宏观定量导向评估
宏观定量导向评估具体分为两个步骤, 首先利用宏观经济数据和模型来评估经济变化, 例如就业培训政策产出效应 (Scarpetta, 1996) ;其次根据宏观经济定量模型模拟就业培训项目实施过程, 确定方案, 针对性评估方案实施对经济变化产生的影响 (Dares, 1997) 。在宏观评估指标研究方面主要有两类:一是关注失业率、青年失业率、长期失业率和非就业率等四个变量 (Scarpetta, 1996) ;二是关注政府就业服务提供程度、就业贫困群体的培训项目、企业就业津贴和公共部门提供的就业机会等四个变量 (Bellman , Hackman, 1996) 。还有一些学者认为政策类型 (就业补助津贴和就业立法) 、经济周期 (名义和实际价值差距) 、体制和交易行为等都会对就业培训项目效果产生影响。
迄今为止, 国内在就业培训项目评估的研究以中国社会科学院、国家发改委和杨宜勇的研究为代表。
中国社会科学院的王延中对上海市积极劳动力市场政策进行了跟踪性研究。他认为, 保证积极劳动力市场政策效果必须有以下五大措施:将扩大就业总量目标作为政策首要目标;完善就业培训服务体系;多样化职业培训类型;开发“非正规就业”渠道;政府研究制定各类就业培训项目和完善就业培训补贴政策。其研究重点在于项目经验总结, 事先肯定了项目实施一定能够带来绩效, 并没有对就业培训项目绩效评估方法和过程进行研究。
国家发改委一项研究表明, 就业培训政策效果有三个影响因素:项目认知程度、劳动力市场制度和项目实施工具 (国家发改委宏观经济研究院课题组, 2004) 。课题组认为就业培训项目认知度不够是导致项目绩效难以评估的重要原因。
由于积极劳动力市场政策实施时间较短且评估机制缺乏, 国家和地区层面都没有建议规范可行的指标体系和统计数据, 因此政策评估效果非常有限 (杨宜勇, 2003) 。
二、实证分析
(一) 自变量设置
为了研究政府提供的就业培训政策对失业者重新就业的福利改善程度, 在变量设置方面主要有三个方面的变量:个体特征层面、家庭和社会背景层面、政策宏观就业政策层面。
1.个体特征层面的自变量。
主要有年龄 (a01) 、民族 (a02) 、性别 (a03) 、户籍类型 (a04) 、受教育年限 (a05) 、健康状况 (a06) 和政治状况 (a07) 。此7个变量的数据类型主要分为数值型和选择型。自变量的变化情况直接影响到其对于政策层面就业促进政策的感知和满意度。变量设置:民族变量“1”表示汉, “2”表示非汉;性别变量“1”表示男, “2”表示女;户籍类型变量“1”表示城镇户口, “2”表示非城镇户口等。
2.家庭和社会背景层面的自变量。
主要有所在省份、工作城市 (a08) 、家庭规模 (a09) 、35岁以下有稳定收入的人员数 (a10) 、当年家庭总支出 (a11) 、失业前单位属性 (b03a) 和当前生活状态 (b02) 。数据类型与个体层面自变量一致。变量设置:目前所在城市“1”表示省会城市, “2”表示地级市, “3”表示县城, “4”表示乡镇, “5”表示农村等。
3.就业政策和实施层面的变量。
主要有再就业单位属性 (b03b) 、对就业政策了解程度 (b07) 、培训组织单位 (b14a) 、培训费用负担者 (b15a) 和是否愿意自费参加更高层次培训 (b16b) 。变量设置:“1”表示中央在本省的国有企业, “2”表示省属国有企业, “3”表示市属国有企业, “4”表示集体企业, “5”表示私营企业, “6”表示外资企业, “7”表示行政事业单位, “8”表示其他等。
(二) 评估指标设置
为了研究政府提供的就业培训政策的效果, 基于前期的理论研究对评估指标进行设置, 主要有七大指标。
1.就业率指标, 主要是指享受或者参与政策层面就业促进政策后就业或者再就业比例, 用以与非参与者就业率之间对比参考。指标计算方式及来源:参与培训后的再就业率数据。
2.就业稳定度指标, 参与者在接受政策性促进措施之后获得的第一份岗位的持续周期, 主要反映政策受益的效果。指标计算方式及来源:培训后获得的第一个再就业岗位的持续时间长度。
3.求职时间指标, 用于反映在接受相关培训后参与者求职技能的增强程度, 用求职时间长短来衡量求职能力。指标计算方式及来源:
求职时间
4.成本指标, 即参与政策性项目评选后求职成本变化情况, 成本比例的变化反映在参与培训后参与者福利改善程度即后期是否参与的可能性。指标计算方式及来源:
求职成本
5.收入指标, 主要用参与项目培训后一年内的工作收入与参与前的一年工作收入之间比例作为参考, 用于分析参与者的项目培训福利收益水平。指标计算方式及来源:
收入
6.满意度指标, 主要是测量参与者在培训后对工作满意度的改善程度, 包括对项目培训、工作环境、工作技能和工作收入满意度。满意度指标计算方式及来源:满意度=再就业工作满意度 (工资、环境、福利等要素的主管感受) 。
7.就业改善信心指标, 用以政策后期改善措施的依据测量, 参与者对于项目改善福利的程度有自身的判断。参与者在搜寻工作过程中的信心表现及对其工作搜寻质量的影响。指标计算方式及来源:就业改善信心=对未来就业改善程度的信心 (工作质量提升概率、获得福利提升的概率等) 。
(三) 实证结果分析
依据分析公式, 运用stata10计算职业培训项目的结果 (以六省为例) , 具体见表1。
1.就业培训政策实施的差异度决定了参与群体的福利改善状况。由于地区经济发展水平和政府重视程度的不同, 就业培训政策的实施和监管程度也有所差异。所以在就业培训项目评估指标中“收入”指标在六个身份中差异是最大的, 也就说明了参与项目群体福利改善程度的重要衡量指标收入改变是直接受到项目可行程度和可实现性影响的。因此, 项目设计和制定者要根据各个地区经济发展情况, 均衡各类指标的测度数据, 最大限度改善参与者与非参与者之间福利差距, 鼓励更多群体进入项目实施范围。
2.求职成本指标过高, 显示出就业培训政策在减少再就业成本方面并没有显示出多大优势。从数据回归分析结果可以看出, 求职成本系数最小的省份在就业培训项目的设计和推广方面取得很大成效, 下岗失业人员参与项目比例较高且再就业效率也比较高, 显示出就业培训政策效果。其他省份相对较高, 参与和非参与群体的就业福利改善程度并不明显, 因此政府在项目实施后应积极寻求多渠道就业来保障培训群体的再就业率, 例如, 自主开发项目投资、与企业合资办厂和订单式培训项目等。
3.就业培训政策整体实施效果较差。从六省的数据可以看出参与群体的项目满意度都为负数, 即表明他们对项目满意度较低, 实际表现为参与者中途退出或放弃等行为。主要有三个原因:一是政府项目推进者重视程度不够, 很多地方开展的就业培训项目是以实施便利性为导向, 而不是以主体需求为导向的。结果项目与实际需求差距拉大, 既不能满足政府预期, 也不能解决失业群体再就业问题。二是就业培训项目内容狭窄, 培训人员素质未达标。就业培训是一项系统工程, 既包括主体选择也包括培训人员选择, 但很多地区实施的培训项目主讲人为一些政府、高校人员, 这与失业者就业心理和需求都不相符合, 继而导致了项目参与者以为培训就是政府的一项形象工程, 实施效果难以达到预期目标。三是宣传力度不够, 就业培训是一项民生工程, 但宣传范围较窄, 信息发布渠道也很有限, 需求者难以第一时间了解政策和进展情况, 所以项目参与度较低, 也导致了项目实施效果不够理想。
4.再就业率相对较低, 很难达到改善福利的效用。就业培训的最终目标是使失业群体重新走上工作岗位, 即提高再就业率。数据分析得出, 六个省份的再就业率都比较低, 且有的省份就业率出现了负增长, 即就业培训却降低了项目参与者的就业福利水平。这种情况会产生恶性连锁反应, 即参与者和非参与者就业福利水平无差异, 参与者范围会减少, 继而政府所实施其他就业复兴项目也不会得到支持, 导致最终失业群体整体就业福利水平降低。
5.就业改善信心指标表现较好, 虽然就业培训项目存在问题, 但大多数参与者表明这种项目对未来就业前景的改善有帮助。六省数据都为正且大于1充分说明了政府推动的一系列民生工程都是具有效果的, 失业群体参与项目以后继续寻找工作的信心得到明显改善, 即使遇到困难, 他们也会克服并且最终能找到合适的岗位。
三、政策建议
(一) 建立中央地区联动就业培训支出管理机制
政府和地区应对近五年的就业培训项目的支出进行移动加权处理, 计算出就业培训总支出资金。将其与当地GDP进行移动加权处理, 确定政府支出是否够力度, 增加或减少支出来确定合理的就业培训支持力度。结合GDP增长率、上年登记失业率、上年长期失业人员就业率, 计算就业压力系数, 以作为就业支出资金总额的调节系数。从而建立就业支出资金与就业形势的联动机制。在试行后可以结合就业预警机制所确定的指标体系逐步完善。
(二) “分类”统筹管理就业培训项目支出资金
分类预算与指导是指对就业支出项目划分大类, 初步确定不同类型项目预算比例结构, 重点安排积极就业促进项目支出而适度控制消极保障性项目支出, 在执行中进行大类内部调整, 其权限下放地方, 而大类之间的调整权限收归中央财政管理。这里提出“分类”而不用“分项”的概念是因为分项管理过于烦琐, 而且如果完全贯彻分项管理可能会导致资金的管理过死, 窒息了地方的积极性和主动性。
(三) 跨地区、部门和群体的通用就业状况数据链网络建设
当前, 我国公共就业服务信息网络的不完善给就业政策决策、执行和绩效评估工作带来了极大困难。公共就业信息网络体系的不完善主要体现在三个方面:一是就业支出资金财务和统计管理体系尚不完整、不系统;二是就业支出资金预算决算软化、缺失和不透明, 同时预算执行流程信息缺乏;三是就业支出资金统计系统衔接不畅。要根本改变这一情况, 必须借助于现代信息手段开展网络审计和核查, 这需要增加财政、人力资源和社会保障部门、民政部门、企业管理部门之间的数据库接口, 建立完整的个人就业状况数据链, 并通过电子手段来进行就业支出项目的最终核实和问效工作。
参考文献
[1]李春苗, 林泽炎.我国培训市场现状调查[J].中国人力资源开发, 2004, (5) .
[2]谢小青.我国再就业培训现状及对策[J].湖北社会科学, 2005, (8) .
[3]孙勇.实施积极的财政政策、促进和扩大就业——访财政部副部长王军[N].经济日报, 2009-05-15.
[4]高春颀, 阮昕.由明春:2008年中央财政安排就业补助260亿[N].中华工商时报, 2008-05-09.
[5]蔡昉, 都阳, 王美艳.中国劳动力市场的转型与发育[M].北京:商务印书馆, 2005:122-126.
[6]蔡昉, 王美艳.非正规就业与劳动力市场发育——读解中国城镇就业增长[J].经济学动态, 2004, (2) .
政策检验 篇7
近年来, 为弥补微观审慎监管的弊端, 宏观审慎监管越发受到各国政府和央行的重视。这不仅强化了宏观审慎监管在我国金融风险监测中的重要性, 同时也对我国货币政策的选择提出了新的要求。因此, 从宏观审慎的视角出发监测金融体系稳定性, 进而探究货币政策变动对金融稳定的影响机制, 能够对我国未来一定时期内的金融风险监测和货币政策选择提供重要的理论支持。
一、货币政策选择与宏观金融稳定的关联性
以往各国中央银行通常把稳定物价作为货币政策的核心目标, 货币政策的选择高度依赖于前期的通胀水平, 体现出较强的“相机抉择”特性。然而, 这种货币政策规则并未考虑货币供给变动对金融稳定的影响。近年来, 世界各地金融危机频发, 微观审慎监管失灵, 使得各国央行开始重视货币政策选择对宏观金融稳定的影响。曾省存 (2010) 将“宏观审慎监管”划分为两个层次:第一个层次是指在制定货币政策时要兼顾物价水平和资产价格, 保持二者的长期协同稳定。第二个层次是指当资产价格受经济周期的影响偏离真实价值时, 利用宏观审慎工具对系统性金融风险加以识别, 进而采取宏观调控手段缓解金融风险的顺周期特性。
目前, 有关货币政策选择对宏观金融稳定影响的研究正在深入进行, 主要观点包括权衡观点 (Trade-off) 、协同观点 (Synergies) 和新环境假设 (New environment hypothesis) 。权衡观点是指为实现物价稳定而采取的货币政策并不一定有利于金融体系稳定, 价格稳定与金融稳定之间存在着平衡关系 (Mishkin, 2000;Fisher, 1933) 。Borio和White (2004) 指出, 由于以往的货币政策未将金融稳定作为调控目标, 因此在使用紧缩的货币政策调控通胀时也会造成信贷萎缩, 这会打破信贷市场平衡, 对金融稳定形成冲击。Angeloni和Faia (2009) 的研究结果表明银行系统存在固有的经营风险, 货币政策不能只关注通货膨胀和产出, 还需要注意资产价格和杠杆水平的变动。Caruana (2011) 对金融周期与经济周期的频率进行对比并指出, 当二者处于相同区间时进行货币政策调控可以同时实现控制通胀和维持金融稳定。
尽管权衡理论认为使用货币政策调控物价水平与促进金融稳定间存在一定程度上的权衡取舍, 但在通常情况下二者又高度耦合。于是, 协同观点应运而生, 协同观点指出:为实现物价稳定的货币政策同样可以促进金融稳定, 这主要是因为高通胀状态往往是由货币供给过剩引起的, 而货币供给过剩同时又会导致过度投资和资产泡沫等现象, 这些都是金融脆弱的主导诱因 (Issing, 2003) 。Borio和Lowe (2002) 指出通货膨胀与金融稳定具有高度的依存关系, 其中稳定的资产价格和信贷规模有利于经济增长与物价水平的长期稳定。Herrero和Pedro (2003) 使用多国面板数据模型, 研究了货币政策选择与银行业危机的关联性, 研究结果表明央行为稳定物价采取的紧缩性货币政策有助于降低银行业危机发生的概率。
20世纪90年代以来, 世界各国宏观经济运行呈现出一些典型的新特征, 主要包括短期产出波动降低、通货膨胀波动降低、信贷规模激增和资产价格剧烈波动。此外, 受美国次贷危机和国际金融一体化的共同影响, 世界各地金融危机频发, 波及范围也更为广泛 (Borio和White, 2004) 。因此, 在国际经济形势巨变的情形下, 各国央行的货币政策选择也逐步由以稳定物价为导向的“相机抉择型”货币政策, 向“规则型”货币政策发生转变, 新环境假设受到了各国货币当局的普遍认可。新环境假设强调在信贷扩张迅速的新经济环境下, 央行应重新审视货币政策与金融稳定间的关联性, 二者间的作用关系可能发生了本质改变。这一理论还认为目前世界各地金融危机频发, 中央银行在进行货币政策选择时不仅应关注物价水平, 同时还要兼顾其对金融稳定的影响。Cao J和Chollete (2013) 从长期均衡的视角进行研究, 指出“相机抉择型”货币政策仅具有短期调控作用, 然而在长期, 物价水平与金融稳定间存在着一定程度上的权衡取舍。
通过回顾以往相关研究可以看出随着全球信贷水平的不断扩张, 货币政策与金融稳定间的关联机制也发生了结构性改变。以稳定物价水平为单一导向的货币政策已无法实现货币当局的多重宏观调控目标, 维持金融体系平稳发展已经成为央行货币政策选择的重要依据。因此, 本文采用非线性模型刻画货币政策对金融稳定影响机制的转变, 并从维护宏观金融稳定的视角出发, 为我国未来一定时期内的货币政策选择提供合理的经验证据。
二、STR模型介绍
STR模型的基本形式如下:
其中y= (y1, y2, …, yt) '为滞后因变量, Xl= (xl, 1, xl, 2, …, xl, m) , xl, j= (xl, j1, xl, j2, …, xl, jt) ', 为模型的线性主部, 参数α= (α1, α2, …, αm) '则是对应的线性回归系数;Xnl= (xnl, 1, xnl, 2, …, xnl, n) , xnl, j= (xnl, j1, xnl, j2, …, xnl, jt) ', 代表模型的非线性部分, 由外生解释变量和因变量的自身滞后组成, 参数i= (i, 1, i, 2, …, i, n) , i=1, 2是非线性部分的回归系数;μt~N (0, σ2) 是模型的随机扰动项;F (st, λ, c) 是转移函数, 它是时变参数st的有界函数, λ为斜率系数, c= (c1, c2, …, ck) 代表位置转移向量。STR模型的具体形式取决于其采用的转移函数。常用的转移函数有逻辑型和指数型两类, 其中逻辑型转移函数可表示为:
此时模型是LSTR模型, 当K=1时, 为LSTR1形式, 当K=2时为LSTR2形式。这里的参数λ的取值决定了机制转换速度, λ取值越大, 模型的迁移速度就越快。当λ→∞时, 模型的转变将在瞬间完成。此外, 在LSTR1模型中, 当st→-∞时, F (st, λ, c) →0, 当st→∞时, F (st, λ, c) →1, 转移函数是状态参量st的单调函数。因此, 模型在两种状态间的迁移与st的取值呈单调变动关系。
与逻辑型转移函数不同, 指数型转移函数可表示为:
此时模型是ESTR模型, 在这里指数转移函数关于st=c对称, ESTR模型将根据状态参量st与位置参量c的接近程度将转移函数划分为两种不同区制。因此, 模型在两种状态间的迁移随st取值的不同呈现出轴对称特性。
在建立STR模型时要进行参数的非线性检验, 因为只有当变量间不存在显著的线性关系时才应采用非线性模型进行参数估计。非线性检验的主要思想是将转移函数F (st, λ, c) 进行三阶泰勒展开, 把模型转化为线性形式, 随后对线性模型进行参数估计, 并假设所有展开项的系数全部为0, 进而进行假设检验。如果检验结果拒绝原假设, 则表明非线性部分对模型拟合具有显著影响, 否则无需建立STR模型。
非线性检验通过后就需要对STR模型进行选择, 主要包括对转移变量和模型形式的选择。其中可选取的转移变量一般是因变量或自变量的自身滞后以及趋势变量, 转移变量的使用原则是选取非线性假设中t值最大 (P值最小) 的转移变量。在模型形式的选择上, 本文参照Lükepohl和Krtzig (2004) 的做法, 给出如下的检验标准:
模型的检验顺序为:首先检验H04, 随后检验H03, 最后检验H02;模型选取原则为:当H03的F统计量最大时, 选取LSTR2模型, 否则选取LSTR1模型。模型及转移变量选定后就需要对参数进行估计, 初值通常采用格点搜索法进行选择, 本文中λ的初值搜索范围设定在0-100之间。初值选取后, 本文采用Gauss-Newton算法进行迭代, 进而得到收敛的参数估计。
三、我国货币政策对金融稳定影响的实证检验
(一) 数据的选取及分析
本文旨在从宏观审慎的视角出发监测我国金融体系的稳定性, 因此将延续万晓莉 (2009) 的做法, 对人民币各项存款同比增长率, 各项贷款同比增长率和存贷比率的月度数据进行主成分拟合, 进而计算金融稳定指数;同时采用主成分均值加0.5倍标准差作为金融稳定警戒线, 并使用广义货币供给M2同比增长率的月度数据作为货币政策的代理变量, 所有的数据均来源于中经统计网宏观月度库 (/http://db.cei.gov.cn/) , 样本期间为2004年1月至2013年12月。
图1和图2刻画了样本期间内我国金融稳定指数、金融稳定警戒水平和M2同比增长率的走势, 可以看出2008年以前尽管金融稳定指数与M2同比增长率的总体走势较为接近, 但是M2同比增长率的波动幅度要显著高于金融稳定指数。这主要是因为在这一时期内, 我国宏观经济飞速发展, 金融体系也较为稳定 (金融稳定指数均位于警戒水平下方) , 货币政策选择的重点致力于控制通货膨胀, 体现出较为明显的“相机抉择”特性。在2008年之后金融稳定指数与M2同比增长率无论在整体走势还是波动水平上都高度耦合, 这主要是因为受美国次贷危机的影响, 我国金融体系也受到了强烈冲击, 资本市场表现低迷引起了公众投资恐慌, 资本在短期内大量地从金融市场转向银行部门, 整个金融体系的脆弱性急速上升。因此, 货币当局改变了以往的货币政策方针, 将金融稳定视为货币政策调控的重要目标, 首先采取积极的货币政策稳定银行体系, 为其提供充足的资金缓冲;当金融体系回到较为安全的状态后, 又逐步放缓货币供给增速, 在确保稳定物价的基础上兼顾金融稳定。
总体而言, 2008年以后我国金融稳定指数与货币政策的依存关系显著增强, 这表明美国次贷危机过后, 随着货币当局对金融稳定重视程度的不断提高, 货币政策选择对金融稳定的影响也发生了结构性改变。此外, 就货币政策的变动而言, 国际金融危机过后, 货币政策的延续性显著增强, 这表现为相邻期间内的波动幅度显著低于样本前期, 意味着当政府将金融稳定纳入货币政策调控目标体系后, 加强了对公众预期的重视, 使货币当局在确保宏观调控目标实现的前提下尽量保持货币政策的延续性, 强化政府承诺公信力的作用。因此, 货币政策也逐步由“相机抉择型”向“规则型”发生转变, 这不仅会使投资者建立良好的政策预期, 同时也有利于金融体系的长期稳定。
(二) 关于货币政策迁移机制的检验
在建立STR模型之前要确定模型的线性主部, 由于本文仅考虑货币政策对金融稳定的影响, 仅需要确定线性方程中因变量的自身滞后阶数。表2给出了含有1至4阶因变量滞后的线性模型估计结果, 通过表2可以看出当分布滞后模型中引入多期因变量自身滞后项时, 会导致多重共线性, 这会使变量的显著水平受到严重影响。此外, 相比于一阶分布滞后模型, 高阶分布滞后模型并不能显著降低线性方程的AIC值与SC值。因此, 可选取一阶分布滞后模型作为STR模型的线性主部, 这样既可以避免多重共线性, 同时又不会使拟合优度显著降低。实际上, 由于分布滞后模型中引入了因变量的自身滞后项, 这本身就可能引发模型残差的序列相关性。所以, 仅从参数估计方法的角度而言, STR模型使用的迭代算法也要比OLS估计更为合理。
线性主部确定后就要对STR模型的形式进行选择, 参照表1给出的F统计量和相应的模型选取准则, 具体计算结果如下:
注:F代表金融稳定指数。
表3列示了非线性检验的F统计量计算结果, 观察表3可以看出, 除使用M2 (-1) 作为转移变量时模型形式选择LSTR2外, 使用其他变量作为转移变量时, 模型形式均为LSTR1, 这表明, 使用LSTR1模型进行非线性估计更为合理。此外, 由于使用趋势变量 (TREND) 作为转移变量时, F2取值最大, 因此本文将以趋势变量作为转移变量, 并采用LSTR1模型进行参数估计。
表4给出了LSTR模型的参数估计结果, 方程拟合优度为0.975, 高于线性分布滞后模型, 表明使用LSTR模型进行参数估计是有效的。此外, 由于本文采用LSTR1模型进行参数估计, 因此对公式 (1) 进行整理, 可以得到非线性方程的直观表达形式:
其中, F=1+exp[1-λ (st-c1) ]}-1。在线性主部中, M2的系数为10.18并在1%的显著水平下拒绝原假设, 这说明我国宽松的货币政策会引发金融脆弱。此外, λ, c1的估计值分别为21.94和52.04, 较高的λ系数表明模型非线性部分在两个区制间的迁移历时较短, 而趋势转移参数的估计值为52 (第五十二期) , 说明模型是以2008年4月为中心而产生的区制转变。
图3是转移函数在样本期间内的走势图, 观察图3可以看出2008年以前转移函数取值基本为0, 模型仅具有线性主部, 同时M2的估计系数显著为正, 这表明在此期间内宏观金融稳定指数与货币政策间存在稳定的依存关系, 以控制物价为导向的紧缩性货币政策有利于金融体系稳定, 这一点也与Borio和Lowe (2002) 的观点相吻合。随后, 受美国次贷危机的影响, 转移函数以2008年4月为中心发生了结构性迁移。在此期间内, 宏观金融稳定指数与货币政策间的作用关系体现出明显的非线性特征, 然而整个过程历时较短 (仅为十个月左右) 。这表明我国货币当局对金融危机做出了及时有效的应对, 迅速调整货币政策导向, 将金融稳定纳入货币政策调控目标体系, 并在短暂的调整后就形成了较为稳定的调控机制。最后, 状态迁移后的转移函数表明, 国际金融危机过后, 金融稳定与货币政策间的关联机制达到了新的均衡状态;同时φ2-φ1的系数为正则说明状态迁移完成后, 金融稳定指数受货币政策的影响更为强烈。这主要是因为国际金融危机爆发后, 我国政府加强了宏观审慎监管力度, 积极应对系统性金融风险, 并对货币供给总量进行控制, 将维持金融稳定视为货币政策调控的重要目标, 具体表现为:2008-2009年, 当金融市场低迷, 信贷严重萎缩, 公众投资不足, 银行存款比例急剧上升之时, 货币当局采取积极的货币政策, 为整个银行体系提供充足的资金缓冲, 以避免行业挤兑风险的发生;2010年后, 当金融稳定指数再度回到警戒线下方时, 货币当局又逐渐减缓货币供给增速, 我国采取稳健的货币政策, 在稳定物价水平的同时, 将宏观金融稳定指数控制在相对安全的区域。
四、结论与展望
本文采用主成分分析法从总量测度拟合出我国金融体系稳定指数, 使用STR模型对宏观审慎监测框架下我国货币政策对金融稳定的影响机制进行了迁移性检验, 主要得出以下结论:第一, 在样本期间内, 货币政策对金融稳定的影响发生了结构性迁移, 结构迁移时段恰好为次贷危机爆发期间;第二, 全样本期间内, 货币政策与金融稳定间均呈现出显著的正相关特性, 只不过是国际金融危机前后存在一定程度的非对称性, 这意味着采用货币政策对金融稳定进行调控是一种有效的宏观调控措施;第三, 相比于国际金融危机之前, 国际金融危机过后宏观金融稳定指数对货币政策的反应更为敏感, 这表明国际金融危机过后, 央行在制定货币政策时更加重视货币政策选择对金融稳定的影响, 货币政策调控目标已经由以往单一的“物价稳定”目标逐步地向维持“物价稳定”, “金融稳定”和宏观经济平稳运行的多元化目标体系进行转变。
政策检验 篇8
本文简述了我国出口电器产品情况, 对近几年来欧盟等主要经济体对我国出口电器产品的召回情况进行分析研究, 提出了应对措施和建议, 供相关企业和机构参考。
一、我国出口电器产品概述
电器产品在我国进出口贸易中占有很重要的地位, 是国家质检部门检验监管工作的一个重要组成部分。我国作为世界最大的白色家电输出国之一, 其国外的主要消费市场在欧美、日本地区。2008年全球经济危机对家电行业造成了一定冲击, 到2009年1月时, 我国各类家电的出口量整体跌至谷底, 但从海关总署的统计信息查询系统中可以看到, 彩电、空调、洗衣机、冰箱等多个类别的家电出口量随后便每月稳步上涨, 在2009年整体呈现出谷底逐步上扬态势。2010年, 我国家电行业出口一直保持着旺盛的上升势头, 1~5月家用电子电器、通信设备出口同比增速均为22.2%, 其中出口金额前三名的产品为:笔记本电脑338亿美元, 增长58.7%;手机160亿美元, 增长23.3%;液晶显示板及模组103亿美元, 增长79.7%。1~5月我国其他常用商品进出口总额也保持上升, 其中洗衣机出口670.1万台, 同比增长37.1%, 出口额8.7亿美元, 同比增长35.6%;冷藏冷冻箱出口1288.0万台, 同比增长46.4%, 出口额14.9亿美元, 同比增长33.9%;电风扇出口21678.5万台, 同比增长28.1%, 出口额12.5亿美元, 同比增长9.5%;空气调节器出口1964.7万台, 同比增长36.2%, 出口额34.6亿美元, 同比增长30.5%;家用电热水器出口174.3万台, 同比增长41.9%, 出口额0.9亿美元, 同比增长41.2%……。这些统计数据表明, 家电行业已成为我国进出口贸易的一个重要组成部分, 并且增长态势良好。随着全球经济的回暖及我国对出口企业的政策扶持力度的加大, 预计我国电器产品的出口贸易额仍将保持持续快速增长势头, 这样的大背景下, 考虑出口电器产品的安全情况, 对于我国出口电器产品召回数据进行分析研究, 并提出我国企业应对措施, 显得十分重要。
二、我国出口电器产品召回数据分析及典型案例
近年来, 欧盟、美国、日本等国际主要经济体已然成为我国电器出口的主要目的地。由于电器异常温升等不安全情况而发生产品召回的案例越来越多, 这在一定程度上反映了进出口电器安全监管方面的工作任重道远。
1. 我国出口欧盟电器产品召回数据分析
根据“欧盟非食品类商品快速警报-中国系统” (简称RAPEX-CHINA) 数据显示, 目前通报涉及的机电类产品主要为电器和机械两大类, 其中又以电器产品为主, 例如灯具、小家电、信息设备、插头插座等。大部分电器产品在工作过程中伴随着发热现象, 当散热问题无法有效解决时, 可能导致局部温升过高、绝缘材料熔融变形, 进而导致火灾、烧伤、烫伤等潜在伤害事故。
由RAPEX-CHINA 2007年至2010年上半年召回产品数量及召回原因的数据 (见表1) 可以看出, 欧盟非食品快速预警系统通报召回中国产品的事件呈逐年递增趋势, 其中电器产品召回的事件也越来越多, 因温升问题而召回的情况也居高不下。2010年上半年通报案例总量共计695例, 机电类产品占总数的24%, 为167例, 因温升问题通报的机电类产品数量为62例, 占通报机电类产品数量的37%, 2010年上半年温升问题案例通报已与2009年全年基本持平, 可见2010年的通报数量有较大的上升趋势。
由具体召回原因分析, 近几年来, 机电类产品中因温升问题而产生火灾、爆炸、烧伤等风险的案例众多, 涉及产品主要为灯具、小家电、插头插座、汽车、其它车辆、电动工具、信息设备、电池、大家电及其它产品等 (见图1) 。
由图1可见, 因温升问题通报的机电类产品中, 灯具、小家电、插头插座等产品所占比例居前。其中, 灯具产品因温升问题通报的案例数量从2008年的39例降至2009年的13例, 在因温升问题通报的机电类产品案例中所占比例也由45%降至19%, 灯具产品涉及节日灯串、台灯、夜灯、手提灯、投光灯、水族箱灯、嵌入式卤素灯等多种产品;小家电产品因温升问题通报的案例数量从2008年的16例升至2009年的26例, 在因温升问题通报的机电类产品案例中所占比例也由18%升至39%;2009年插头插座因温升问题通报的案例数量与2008年持平, 但在2010年上半年上升至11例。
从通报国家分析, 2008年至2010年上半年, 因温升问题通报的机电类产品案例共涉及21个国家 (见图2) , 涉及了欧盟大部分成员国。其中, 机电类产品因温升问题通报的最为频繁的5个国家为法国、西班牙、匈牙利、英国、塞浦路斯。部分国家通报案例数量较2008年下降明显, 例如斯洛伐克, 2008年通报数量居于首位 (15例) , 2009年降至4例, 2010年上半年尚无通报案例;另外, 部分国家通报案例数量有所增加, 例如德国从2008年0例增加到2010年上半年的7例, 法国从2008年的1例增加到2010年上半年的17例。
2. 我国出口欧盟电器类产品召回举例分析
(1) 小家电
该案例编号为0209/09, 欧盟于2009年2月10日发布, 通报国家是西班牙。产品名称为桑拿带, 属法检商品。产品的危险/风险性质是烧伤。测试结果摘要为:本产品不符合标准EN60335-2-17的第11条款 (加热) , 因为该产品在正常运行时, 桑拿带表面的温度达到摄氏70度以上, 超过了标准所规定的摄氏60度。使用这一桑拿带可能造成表皮烧伤。
(2) 灯具
该案例编号为1530/09, 欧盟于2009年11月20日发布, 通报国家是西班牙。产品名称为金属台灯, 属法检商品。产品的危险/风险性质是火灾。测试结果摘要为:该产品不符合标准EN 60598的要求:主电源线的柔韧性特征低于标准规定的要求, 同时导线的横截面是0.30平方毫米, 小于标准要求的0.50平方毫米。在对该灯具进行测试时, 鉴于导体标称截面低于标准的要求, 可能发生过热现象, 造成火灾的风险。
(3) 电池
该案例编号为1349/09, 欧盟于2009年10月16日发布, 通报国家是英国。产品名称为锂离子电池组, 属法检商品。产品的危险/风险性质是烧伤和火灾。测试结果摘要为:使用该产品时有过热现象, 电池组存在火灾和烧伤风险, 并且由于电池过热, 也可能导致爆裂, 致使割伤、化学烧伤或其他伤害发生。目前已有五起电池过热意外事件报告。
(4) 插头插座
该案例编号为1588/09, 欧盟于2009年12月3日发布, 通报国家是西班牙。产品名称为交流-直流电源部件, 非法检商品。产品的危险/风险性质是电击和火灾。测试结果摘要为:在加热测试期间, 产品的变压器停止工作并失效。该产品的这一部件存在安全隐患, 达不到设计使用要求, 在正常状态使用时可能导致不同的危害, 如短路、过热或电击等。
(5) 信息设备
该案例编号为0559/10, 欧盟于2010年3月15日发布, 通报国家是英国。产品名称为笔记本电脑, 非法检商品。产品的危险/风险性质是火灾。测试结果摘要为:笔记本的电池在整个充电或放电过程中, 在金属杂质和电极膨胀的综合作用下存在潜在的短路风险。
3. 我国出口美国和日本电器产品召回情况 (典型案例分析)
美国和日本也是我国电器的主要出口国之一, 近年来, 美国对我国出口的电器产品屡有召回, 其中因为电器异常温升的案例占很大比例。下面两个案例可以从一个侧面反映电器由于温升原因可引起较大的安全事故并造成极大的影响。
案例一:CPSC案例编号:10103
2010年1月10日, 宏碁宣布召回2.2万台笔记本, 美国消费者产品安全委员会 (CPSC) 在官方网站中称, 由于存在火灾隐患, 宏碁正在召回2.2万台笔记本。CPSC称, 共有6款笔记本受该问题影响, 分别为AS3410、AS3410T、AS3810T、AS3810TG、AS3810TZ和AS3810TZG, 销售日期为2009年6月至10月。
案例二:CPSC案例编号:10096
2010年1月4日, 美国消费者产品安全委员会 (CPSC) 协同LG电子 (天津) 电器有限公司召回了9.8万台便携式除湿机。这些被召回的问题除湿机会出现零部件短路缺陷, 容易引发火灾。目前所引发的11起事故中的4起甚至引发火灾并将房屋建筑物烧毁, 庆幸的是目前尚无人员伤亡报告。因此, 美国有关部门已经告诫消费者停止使用这些召回的产品。
案例三:CPSC案例编号:10744
2010年7月1日, 美国消费品安全委员会 (CPSC) 与Tekkeon公司联合宣布对中国产电池实施自愿性召回。此次被召回的my Powe ALL Plus外置式电池可用于笔记本电脑、MP3、DVD播放器、移动电话及其他便携式电子设备, 召回原因为, 该电池易短路和过热, 有引发火灾的危险。为此, 美国消费品安全委员会建议消费者立即停止使用被召回的电池, 并与Tekkeon联系安排免费更换其他电池。
案例四:CPSC案例编号:10240
2010年5月21日, 美国消费品安全委员会 (CPSC) 与惠普有限公司联合宣布对中国产HP和Compaq系列笔记本电脑用锂离子电池组实施自愿性扩大召回。此次被召回的锂离子电池组用于HP和Compaq系列笔记本电脑, 电池组的产品型号标在笔记本电脑背面服务维修标签的顶部。此次被召回的商品数量约为5.4万块 (2009年5月曾召回7万块) 。召回原因为, 该电池易过热, 有引发火灾或灼伤使用者的危险。为此, 美国消费品安全委员会建议消费者立即将被召回的电池组从笔记本电脑中取出, 并与惠普公司联系免费更换其他电池组。
案例五:TBT通报号:INFO0055/10
2009年11月, 在中国天津制造生产的日本东芝公司锂电池产品, 在英国被自愿性召回。日本东芝公司已确定在便携式东芝DVD中包含的、使用LISHEN电池的电池组存在的危险:在充满电时会燃烧。尽管尚无伤害事故报告, 但是存在会造成人身伤害的可能性, 在此情况下, 消费者在最初阶段无法查知并熄灭火焰。
欧盟:作为预警, 日本东芝公司已在全球范围内开始更换电池组行动。已联系并要求授权经销商退回仍在详细目录中的涉及电池组进行更换。
三、我国进口电器产品质量安全情况
2006年8月15日, 戴尔公司在美国宣布面向全球召回410万块可能引起火灾的笔记本锂电池, 其中售往中国市场估计为20万块, 这也是消费电子产品领域迄今为止最大规模的召回行动。据事故原因分析得知, 因电池生产过程中金属卷绕工序出现金属碎片遗留散落电池内, 导致电池与充电系统之间发生短路, 从而引发火灾甚或爆炸。同年8月25日, 美国苹果公司也因为同样的理由在全球召回180万块索尼公司生产的苹果笔记本电脑用电池。2006年9月13日, 国家质检总局检验司司长王新在接受记者采访时表示, 部分品牌的笔记本电脑电池出现发热情况, 消费者应引起充分注意。这个案例并不是个案, 近年来, 我国进口的电器因为过热问题而被召回的案例时有报道, 不断发生的召回存在安全隐患产品的事件, 在引起我们对家电召回制度关注的同时, 也对国家质检工作提出了更高的要求。
四、我国进出口电器产品检验监督管理政策
国家质检总局对于电器进出口检验监管工作历来非常重视, 对进出口电器实施包括型式试验、抽批检验、周期性监管、3C入境验证、能效管理等全面的产品安全和质量监管措施。质检总局、认监委发布的2001年第33号公告《第一批实施强制性产品认证的产品目录》中, 将19类132种产品列入3C强制性产品认证目录内, 其中就包括家用电冰箱和食品冷冻箱等18种家用和类似用途设备及微型计算机、便携式计算机等21种信息技术设备, 这些被列入强制性产品认证目录内的产品, 必须经国家指定的认证机构认证合格, 取得相关证书并加施认证标志后, 方能出厂、进口、销售和在经营服务场所使用。近年来, 面对国外日益提高的技术贸易壁垒和各国间不断发生的贸易冲突, 为保护外贸经济安全、维护我国相关产业利益, 国家检验检疫部门不断开发研究快速、高效、准确的检验检测方法和设备, 做到“检得出、检得快、检得准”。
国家检验检疫机构对出口企业施行分类管理政策。出口企业分类管理就是基于巴累托分析法则的基础上, 为实现科学管理、监管有效、促进出口的目标, 根据企业的生产条件、管理水平、检测能力、产品质量状况和产品风险程度, 对出口工业产品生产企业采取的不同检验监管模式的检验监督管理。检验检疫机构对出口工业产品的生产企业按照一类企业、二类企业、三类企业三种类别进行分类并实施检验监督管理。它在充分掌握企业质量保证体系状态的基础上, 根据企业管理水平、质量稳定性、划分类别, 并按其类别, 进行相应不同宽严的检验和管理。
五、对策和建议
进出口电器的安全问题已引起国家质检总局和各地检验检疫机构的高度重视, 国家质检工作人员依法施检, 严格把关, 把许多有潜在危险的电器堵在了国门内外。除此之外, 还采取了一系列措施, 加强进出口管理, 包括对出口电器生产企业加强日常监督, 促进出口电器质量提升;通过建立健全质量体系, 规范企业的生产行为, 增强企业的安全意识, 督促企业不断加强对职工的技术培训, 提高广大职工的技术素质, 减少人为因素对出口电器质量的不良影响;扩大进出口电器质量管理法规、检验标准的宣传力度, 并为企业提供相关技术指导和服务等。
进出口电器安全问题是一个涉及多部门、多环节的问题, 我国进出口电器安全问题的解决需要相关政府监管机构不断探索实施适合国际形势的监管政策措施, 建立完善法律法规政策, 提高检验监管人员能力, 加大监管力度, 建立各部门共同监管的协调机制, 完善社会监督机制;需要广大电器进出口企业高度重视电器产品质量, 提高企业科技研发力度, 开拓创新, 打造自主知识产权, 积极应对国际上日益增多的技术性贸易壁垒, 紧跟国内外相关法律法规, 保证出口电器产品质量安全。
参考文献
[1]于洪峰:家用电器安全隐患的原因及预防措施, 电子与封装, 2010, 10 (6) :42-47
[2]海关总署网站, http://www.chinacustomsstat.com/customsstat/
[3]工业和信息化部网站, 《今年前5月家用电器等行业出口大幅增长》, 来源:消费品工业司, 数据来源:国家统计局、中国轻工业联合会或根据其数据测算, http://www.miit.gov.cn/n11293472/n11293832/n11294132/n12858432/n12858703/13308751.html
[4]欧盟非食品类商品快速警报-中国系统 (简称RAPEX-CHINA) 统计数据, http://www.aqsiqsrrc.org.cn
[5]美国消费者产品安全委员会 (CPSC) 官方网站, http://cpsc.gov/cpscpub/prerel/prerel.html
[6]国家质检总局、国家认监委2001年第33号公告《第一批实施强制性产品认证的产品目录》, 2001年12月3日
政策检验 篇9
货币政策传导机制是指由中央银行信号变化而产生的脉冲所引起的经济过程中各中介变量的连锁反应, 并最终引起实际经济变量变化的途径。货币政策的传导机制及其效应问题是货币经济学中最复杂的问题之一, 也是国内外学者的现实研究热点。
2007年美国次贷危机引爆了一场全球性的金融危机, 进而以美国、欧洲、日本为首的发达国家纷纷陷入经济衰退。在发达国家纷纷动用货币政策和财政政策防止经济进一步下滑的同时, 我国也在全球降息浪潮中下调人民币基准利率, 自2008年9月15日以来, 央行连续4次降息, 3次调整存款准备金率, 同时加大货币投放放量。更为重要的是, 我国货币政策做出了重大调整, 以“适度宽松”作为货币政策的最新基调, 为近十几年来首次采用。从全球经济过热到目前的全球经济紧缩, 各国的货币政策一直扮演着重要的角色。然而, 对于我国货币政策对实体经济的效果究竟多大, 其传导途径是怎样的, 是本文的兴趣所在。
2 货币政策传导机制理论及我国的研究
2.1 西方货币政策传导机制理论
关于货币政策的传导机制一直存在着很多争议, 米时金 (Mishikin etc., 1995) 对三种主流的理论进行了比较完整的概括。泰勒 (Taylor) 坚持传统的凯恩斯主义观点, 强调货币资金利率的作用, 认为货币政策变化, 引起短期市场利率变化, 经由市场预期作用, 影响长期利率和实际投资, 最终影响产出;梅尔泽 (Meltzer) 强调货币主义观点, 认为货币政策变化, 引起普遍的资产价格调整, 通过“托宾Q效应”影响投资, 通过“财富效应”影响消费, 最终影响产出;伯南克 (Bernanke) 则提出了新的信贷观点, 认为货币政策变化, 影响资产价格, 影响企业和银行的净价值, 进而影响经济中的信贷规模, 最终影响产出。围绕这三大理论存在大量的理论分析与实证检验, 但是分歧仍然很大 (瞿强, 2008) 。
2.2 关于我国货币政策传导效应的研究
对我国货币政策传导机制的研究多为定性研究, 动态定量研究并不多见。王振山、王志强 (2000) 较早地采用协整检验和Granger因果检验方法研究我国货币政策传导机制, 认为在20世纪80-90年代, 信用渠道是我国货币政策的主要传导途经。周英章、蒋振声 (2002) 对我国1993-2001年间的货币政策传导机制进行实证分析, 结果表明我国的货币政策是通过信用渠道和货币渠道的共同传导发挥作用的, 但信用渠道占主导地位。裴平、熊鹏 (2003) 检验了我国1998-2002年“积极”货币政策中的“渗漏”效应。谢赤 (2003) 对SVAR模型在货币政策冲击反应分析、最佳货币政策指标方面进行了探讨。瞿强 (2008) 用我国1996-2008的月度数据构建SVAR模型, 通过比较分析利率、货币数量、汇率和信贷等主要金融变化的产出、价格等实际经济变化的影响模式, 观察到信贷是一个特别注意的变量。还有大量的学者进行了相似的研究, 采用的方法也基本相同, 在此不再赘述。
3 我国货币政策传导效应的实证检验
3.1 变量选择与数据描述
本文采用Census X12法消除数据的季节效应, 对季节调整后的数据作进一步处理 (消除物价因素影响, 这里以1990年1季度为100) , 并对上述变量进行对数化处理以消除异方差的影响 (由于实际利率可能为负, 因此实际利率不能对数化) 。首先对单变量时间序列进行单位根检验, 结果表明原实际序列对数差分后平稳。
3.2 简化式VAR模型的估计
为了研究利率、货币供应量和信贷规模对经济波动的短期影响及其贡献度, 本文建立了四变量的VAR模型, 根据AIC和SC准则, 选择滞后阶数为3, 由于方程右边是内生变量的滞后值, 不存在同期相关问题, 所以OLS估计是有效的。
经检验, 上述模型是平稳的。四个方程调整后的拟合优度分别为undefined、undefined、undefined、undefined, 模型的拟合程度较好, 但扰动项存在同期相关关系。简化的VAR模型却无法刻画它们之间的这种同期影响关系, 需要用结构VAR模型来刻画。
为了进一步检验货币供应量、利率和金融机构贷款对我国产出的影响关系, 对上述估计的VAR进行Granger因果检验。
实际利率不能Granger引起实际M1、实际金融机构贷款, 但能Granger引起实际GDP, 这与部分学者得出的结论不同;实际M1外生于实际GDP的概率为0.14372, 这反映了我国内需不足, 部分商品处于供大于求, 因此当对货币的需求扩张时, 会由于价格调整而抵消, 货币供给的数量调整对产出的影响较弱, 这与高铁梅 (2006) 、刘金泉 (2003) 得出的结论相同, 但实际M1外生于实际GDP的概率却显著地下降了, 这可能是近几年我国内需有所增加的原因所致;实际金融机构贷款对实际产出具有显著的Granger因果关系, 这一点和我国的实际情况相符合, 从早年的信贷配给到目前的信贷政策, 金融机构贷款是经济运行的重要先行指标, 表明信贷渠道在我国货币政策传导机制中占有重要的地位。
3.3 结构VAR (SVAR) 模型的估计
由于简化式VAR模型不能刻画同期相关关系, 而SVAR模型则可以识别。为了考察实际利率、实际货币供应量和实际金融机构贷款对实际GDP的短期影响, 本文仅对SVAR模型施加短期约束, 不考虑上述变量对实际产出的长期影响。在上述估计出的简化式VAR (3) 模型基础上, 构建AB-型的SVAR (3) 模型。由于模型中有4个内生变量, 因此至少需要施加2k2-k (k+1) /2=22个约束条件才能使得SVAR (3) 模型满足可识别条件。由于AB-型的SVAR (3) 模型包含了k2+k=20个约束条件。本文根据经济理论, 再施加三个约束条件:实际利率对当期实际金融机构贷款的变化没有反应;实际利率对当期GDP的变化没有反应, ;实际货币供应量对当期GDP的变化没有反应。由于模型扰动项服从多元正态分布的假设, 可以使用完全信息极大似然法 (FIML) 估计得到SVAR (3) 模型的所有未知参数, 以上各项系数都比较显著, SVAR (3) 模型较好地被识别。为了考察实际利率、实际货币供应量和实际金融机构贷款变动对实际GDP的冲击效应, 可以引入脉冲响应函数来识别这种冲击效应。
3.4 SVAR模型的脉冲响应函数
给实际利率一个正向的冲击, 从第1期 (以季度为单位) 开始直到第4期, 对实际GDP有一个正向的冲击, 之后虽有负向冲击, 但总体影响却是正的, 单就我国的实际情况来说, 投资对利率的敏感性很小, 国有企业往往对利率不敏感, 对利率敏感的是中小企业, 但中小企业在货币市场上融资非常困难, 不得不从地下金融市场中获取资金, 最终拿到的资金利率往往是正规市场上的几倍甚至十几倍。
3.5 SVAR模型的方差分解
考虑到实际GDP对自身的贡献率, 实际金融机构贷款对实际GDP的相对方差贡献率在前8期时都是最大的, 第1期的贡献率达到92.56%, 但从第二期开始显著下降;实际M1对实际GDP的相对方差贡献率在第8期之后稳定在20%左右;实际利率对实际GDP的相对方差贡献率从第1期到第2期有一个跳跃式的上升, 第9期后保持在40%左右, 超过了实际货币供应量对实际GDP的影响。但可以肯定的是, 前8期实际金融机构贷款对实际GDP的影响是最大的。因此, 有理由认为我国货币政策传导的途径主要是信贷渠道。
摘要：采用2000年1季度-2008年4季度的季度数据, 通过构建一个四变量的SVAR (3) 模型, 以检验我国货币政策传导的实际效应。实证结果表明, 我国主要是通过信贷渠道的传导途径来影响实体经济的, 但信贷渠道对实体经济的冲击过于猛烈, 不适合作为货币政策的中介指标。
关键词：货币政策,信贷渠道,传导效应,SVAR模型
参考文献