行业传递效应（共7篇）
行业传递效应 篇1
最近几年，可持续性发展和企业社会责任在欧美国家得到前所未有的重视，而这些国家有关企业社会责任信息披露的实践和理论研究也较丰富。相对欧美国家来讲，我国在社会责任会计的理论研究方面只是处在刚刚起步阶段，在企业社会责任信息披露方面的实证研究甚少。但是进入21世纪后，社会责任会计的研究已成为热点，社会各界特别是政府、会计理论界及企业管理当局和企业外部利害关系人，逐渐意识到研究社会责任的必要性和紧迫感。
一、文献综述
Andrew Carnegie (1899)提出了公司社会责任的观点。Oliver Sheldon (1924) 首次把企业社会责任与企业经营者满足产业内外人类需要的各种责任联系起来。Charles C·Walton (1967)提出社会责任能够使人们认识到企业和社会之间的密切关系，他强调当企业在追求经营目标时，管理者必须考虑到这种关系。Bragdon和Marlin (1972)、Bowman和Haire (1975)先后报告公司社会责任和股东权益回报率之间存在正相关;Heinze (1976)、Sturdivant和Ginter (1977) 的研究结果同样证明股东权益回报率、利润率、每股收益和公司社会责任之间也存在正相关。Abbott和Monson (1979)指出公司社会责任对投资者的收益没有影响。Cochran和Wood (1984) 采用了一个特别声望指数和Moskowitz表，研究结果表明，公司社会责任和公司绩效之间存在联系。Waddock和Graves (1997)、Berman、Wicks、Kotha和Jones (1999)、Hillman和Keim (2001)等学者通过大样本的回归分析，认为企业承担社会责任与企业价值之间存在显著的正相关关系，而且两者互为因果。Hockerts and Moir (2003)将对企业社会责任感兴趣的股东分为两类：主流投资者和社会责任投资者进行研究。Brammer and Pavelin (2004)对英国大公司披露社会责任信息的实践进行了实证研究，结果表明，英国公司的社会责任信息披露与自愿信息披露呈正相关关系，公司的社会责任信息披露战略受到公司规模、媒体关注度和社会绩效的影响。
以上研究表明，企业社会责任信息披露会带来利益，但企业社会责任的实证研究处于没有形成一个得到各位学者都普遍认同的实证检验状况。
国内自1985年，《财会通讯》第8期刊登了李铜新的“在经济特区实行社会责任会计的设想”一文，此后我国社会责任会计理论研究逐步展开。
李亚群(1998)、韩颖(2002)、邬娟(2005)、季晓东(2005)等对社会责任会计信息的披露问题进行了研究。阳秋林(2002)采用问卷与访谈相结合的方式选取了五家公司2000年的年报，调查了我国企业履行社会责任的总体水平。王雪芳(2004)对我国社会责任会计体系的理论框架进行了研究。阳秋林(2005)对我国企业社会责任信息披露的内容进行了研究。裘丽娅、徐植(2006)指出披露成本过高是影响我国企业社会责任信息披露的一个重要原因。宋献中、龚明晓(2006)调查显示，企业年报中的企业社会责任信息的决策价值和公共关系价值都不大。沈洪涛(2005)选取了1997—2003年的所有非金融业的A股上市公司作为样本，通过实证检验得出两个结论：(1)我国企业社会责任与财务业绩之间呈显著正相关关系;(2)我国企业社会责任与财务业绩之间互为因果。郭锐(2006)以辽宁省上市公司为研究对象，分析了辽宁省上市公司对社会责任的贡献情况，并应用回归分析方法研究了其对股票价格的影响;李正(2006)选取了沪市2003年829家上市公司，运用OLS回归分析方法，验证了规模、财务状况、行业与信息披露确实存在着相关性。
目前，我国没有对上市公司社会责任信息进行强制披露，对上市公司社会责任信息披露问题的实证研究较少，且没有得到广泛认同的实证检验结论。
二、研究思路
1. 研究前提与假设。
本文的研究前提是：我国的资本市场是弱势有效的资本市场。考虑到我国资本市场的特殊性，本文以上市公司2006年度会计报表公布日后30日作为实证研究的时间窗口。公司承担社会责任是企业维持长久进步、走可持续发展的必由之路，公司承担一定的社会责任必然会伴随着社会效益的产生，在一个弱势有效的资本市场上，上市公司履行的社会责任越好，它的价值就会越大。因此，本文研究假设是：在市场弱势有效的前提下社会责任信息(自变量)与股价(因变量)具有相关性，各变量能够对模型进行合理的解释。
2. 社会责任信息披露传递效应模型设计。
(1)社会责任评价指标设计及说明。
(1) 指标设计依据。为了从宏观角度来考核企业对社会和国家所作出的贡献，财政部于1995年颁布的企业经济效益评价指标体系中将“社会贡献率”列入在其中，其公式为：社会贡献率=社会贡献总额/平均资产总额。其中企业社会贡献总额包括：工资(含奖金、津贴等工资性收入)、劳保退休统筹及其他社会福利支出、利息支出净额、应交增值税、应交产品销售税金及附加、应交所得税及其他税收、净利润等。这一指标说明企业使用同量的资产为社会提供的贡献越多，企业的经济效益和社会效益越好;反之，则越差。
程安如 (1995) 认为资产总额是积累量，与其相比作为增加量的销售收入更能反映企业生产经营活动的社会最终成果。若将社会贡献率修正为企业的社会贡献总额与销售收入的比值，则该指标能更确切地反应企业的贡献程度。史秋华(1996)也指出其分母为“平均资产总额”，其实资产本身是资金的运用，并非企业投资者实际投入的资金数，以此作分母，不符合计算经济效益必须用投入与产出进行对比的原则。笔者认为，从会计实务角度和信息使用者对会计信息的需求角度上讲，选择工业增加值作为分母更为合适。工业增加值是工业企业在报告期内以货币形式表现的工业生产活动的最终成果，是企业全部生产活动的总成果扣除了在生产过程中消耗或转移的物质产品和劳务价值后的余额，是企业生产过程中新增加的价值。使用工业增加值指标替代销售收入指标，是因为工业增加值比销售收入在资源使用、环境影响与经济产出之间能建立更为精确的相关关系，表现上市公司在既定的工业增加值条件下已经对各利益相关者支付了多少现金，从而体现企业对利益相关者已经履行的社会责任。正是由于这样的理由，本文对这一前人采用指标加以修正，建立了一套更能反映上市公司对其利益相关者承担社会责任的指标体系。
(2) 社会责任评价指标设计。一是工业增加值的计算。计算工业增加值通常采用两种方法：“生产法”，即从工业生产过程中产品和劳务价值形成的角度入手，剔除生产环节中间投入的价值，从而得到新增价值的方法。公式为：工业增加值=现价工业总产值-工业中间投入+本期应交增值税。“分配法”。即从工业生产过程中制造的原始收入初次分配的角度，对工业生产活动最终成果进行核算的一种方法，其计算公式：工业增加值=工资+福利费+折旧费+劳动、待业保险费+产品销售税金及附加+应交增值税+营业盈余，或：工业增加值=劳动者报酬+固定资产折旧+生产税净额+营业盈余。本文采用分配法计算石化行业上市公司的工业增加值。二是社会责任评价指标构建。基于以上的理由和依据，社会责任评价指标设计如下：
政府责任贡献率=(支付的各项税费-收到的税费返还)/工业增加值;
职工责任贡献率=支付给职工以及为职工支付的现金/工业增加值;
投资者责任贡献率=支付的股利和现金利息支出/工业增加值;
社会责任贡献率=(环保支出+捐赠支出+赞助费)/工业增加值。
(3) 社会责任评价指标说明。政府责任贡献率：该指标表示公司每有一元的工业增加值，会将其中的多少以现金形式支付给政府。构建该项指标是从税收的角度，站在国家宏观的立场分析企业的社会贡献。企业是社会的成员，理应为发展公共交通事业、市政建设、公益事业等提供必要的人、财、物的支持。
职工责任贡献率：该指标表示公司每有一元的工业增加值，会将其中的多少以现金的形式支付给职工。构建该项指标是因为企业作为吸纳劳动力的主力军，可以在合理安排社会的劳动力，进行有效的人力资源配置方面做出贡献。同时，企业还应适当地为员工提供教育培训的机会，设置最低基本工资的保障，改进职工福利制度，创造舒适安全的工作环境，以及让员工有工作满足感等，做到社会人力资源的可持续发展。
投资者责任贡献率：该指标表示公司每有一元的工业增加值，会将其中的多少以现金的形式支付给公司的投资者。构建该项指标是从投资者角度出发，投资者可以通过这个比率看到企业对自己投资的回报情况，并可以预测企业的发展，来决定自己投资方向。
社会责任贡献率：该指标表示公司每有一元的工业增加值，会将其中的多少以现金用于环保、捐赠和赞助。构建该项指标是因为企业除了要在以上各方面作出贡献，还应在其他方面为社会的发展作出贡献。企业需要使用社区的各种基础设施，也有义务对社区作出相应的贡献，如提供财力或人力支持和发展公共交通事业、医疗保健服务、市政建设以及游乐设施、支持教育和慈善事业等。在环境保护方面，企业应尽量减少对环境的损害，加强对环境的保护，从而更好地合理分配资源和满足人类长久生存的需要。
以上指标体系中数据的选取都来自于石化行业上市公司2006年公开披露的定期报告中的三个主要报表和附注中。其中，“支付的各项税费”、“支付给职工以及为职工支付的现金”、“支付给股东的现金股利和支付给债权人的现金利息支出”这三项的数据来自于上市公司公开披露的现金流量表。其中要注意的是自2001年现金流量表编制准则修订以后，已经将“分配股利或利润所支付的现金”项目和“偿付利息所支付的现金”项目合并成为“分配股利、利润或偿付利息所支付的现金”项目。因此，在本文实证过程中无法将相关数据剥离，将它们合成一项，即将股东、债权人看成是企业广义的投资者，作为企业的一个利益相关者存在。
设计的指标体系中的“环保支出”、“捐赠支出”、“赞助费”，这三项数据来自于上市公司公开披露的定期报告中的会计报表附注的说明项目。在此，假设这些费用在发生当期用现金支付，并同时假设这三项费用是企业自愿支付或自愿承担的。需要说明的是，由于我国在社会责任会计信息披露方面没有相关的规定，从而找不到统一的、已为公众接受的、具有代表性的指标。因此，本文从上市公司对利益相关者作出贡献的角度出发，建立了文中提到的指标体系。
(2)社会责任信息披露传递效应模型的建立。运用回归分析方法研究我国石化行业上市公司2006年年度报告中所披露的社会责任信息的市场反应。由于本文假设社会责任信息与股价具有相关性，通过以上对线性回归模型原理的解释，本文建立回归模型如下：
其中：y———年报公布日之后30日的平均股价;β0，β1，β2，β3，β4———回归系数;x1———政府责任贡献率;x2———职工责任贡献率;x3———投资者责任贡献率;x4———社会责任贡献率;ξ———随机扰动项。
当求出线性回归方程后，还需要对回归方程进行显著性检验。在本文中主要采用了两种统计检验方法：一是拟合优度法;二是F统计检验。选择R2和P值 (P-value) 两个统计量对回归模型进行拟合优度检验和显著性检验。
三、实证研究过程
1. 样本选择和数据的采集。
由于石化行业上市公司高污染、高风险的特点，在履行企业社会责任方面具有一定的代表性，因此，本研究选择上海证券交易所和深圳证券交易所共132家上市交易的A股石化行业上市公司作为研究样本，其中剔除了ST公司。石化行业上市公司包括石油、化学、塑料、塑胶等行业上市公司。本文石化行业上市公司行业划分是严格按照《上市公司行业分类指引》、《上市公司行业分类说明》等行业划分标准来进行。
选择石化行业上市公司2006年公开披露的定期报告，以报告中的三个主要会计报表及其附注中的数据为基础，依照指标体系对数据的要求对自变量进行数据的采集。同时作为因变量的股价，则是选择上市公司2006年报告公布日之后30日内的股价的算术平均数。数据来源于上海证券交易所网站和深圳证券交易所网站，数据分析采用SPSS分析软件。
2. 数据的处理。
(1)简单回归分析。为了分析各解释变量对股票价格的影响，首先分析因变量与自变量两两之间的相关关系，整理SPSS输出结果，如表1所示。
R2评价标准：越接近1，回归方程的拟合越好;R2=0，说明回归模型的拟合性最差;R2=1，说明回归模型对因变量的全部变差做出解释。在实际应用中，一般情况下，0.7≤R2≤1时表明回归曲线能较好的拟合相关的数据。
本研究通过计算统计量P值 (P-value) 来考察检验的显著性。通过计算得到的P值对于给定的显著水平0.05，检验准则为：若P<0.05，则说明社会责任信息与股价相关性显著;若P≥0.05，则说明社会责任信息与股价相关性不显著。
分析结果：从表1可以看出，在5%的水平上各指标与股价的相关性不显著(P-value均大于0.05)，其中相关性最强的是社会责任贡献率，它的P-value为0.387，较其次之的依次为政府责任贡献率(P-value为0.628)、投资者责任贡献率(P-value为0.707)，相关性最弱的是职工责任贡献率，它的P-value为0.754。
在回归模型对观测数据的拟合程度上来分析，回归模型预测值对样本相关数据的拟合程度很差，没有一个指标的拟合值达到0.7以上的标准，其中解释能力最强的是社会责任贡献率，它拟合度也仅为0.6%。其他的几个指标的拟合度更差。总的来说，通过回归分析得到回归模型基本不能解释因变量的变化，不具有代表性。回归曲线不能解释相关的数据。
(2)多元回归分析。按照建立的多元回归模型分析各解释变量对股票价格的影响，具体结果见表2所示。
R2=1.4%
得到回归模型：y=13.515+0.102x1-0.538x2+0.813x3-15.199x4
分析结果：从表2可以看出，与简单回归分析的分析结果相似，各个自变量与股价在5%的水平上相关性不显著(P-value均大于0.05。在这里，职工责任贡献率和社会责任贡献率对股价的影响 (职工责任贡献率的P-value是0.404，社会责任贡献率的P-value是0.421)，比其他两个自变量指标对股价的影响(政府责任贡献率的P-value是0.869，投资者责任贡献率的P-value为0.603)要强。
从回归模型对相关数据的综合解释能力来看，拟合度仅为1.4%，远没有达到0.7的判断标准。这说明用回归分析得出的回归模型基本上没有代表性。实证数据显示：我国石化行业上市公司社会责任信息披露的传递效应很弱，社会责任与股票价格相关性不强，这与建立的社会责任信息与股价呈线性相关的研究假设相悖。
3. 实证结果。
综合上述的实证分析，可以得到以下的分析结果：
从总体上来看，通过对股价和各自变量分别进行的简单回归分析不难看出，我国石化行业上市公司披露的社会责任信息与股价在5%的水平相关性不显著，其中相关性最强的是社会责任贡献率，它的P-value也仅为0.387。在回归模型对观测数据的拟合程度上来分析，回归模型预测值对样本相关数据的拟合程度很差，没有一个指标的拟合值达到0.7以上的标准，其中解释能力最强的是社会责任贡献率，它拟合度也只有0.6%。而通过对股价和各指标总体进行的多元回归分析可以看到，预测值对样本观测值的解释能力很弱，仅有1.4%。回归模型基本没有代表性，以它进行预测分析没有意义。
4. 实证结果的原因分析。
企业社会责任的履行是企业义不容辞迟的责任，是国家发展宏观经济的要求，是可持续发展战略的内在动力。本文实证结果显示，石化行业上市公司社会责任信息披露传递效应不明显，仔细分析下，我们就会发现社会责任信息披露信息传递效应不明显也有其深刻、内在的缘由。
(1)通过实证结果表明，市场对企业社会责任信息反应不灵敏，这正从另一个角度证明我国资本市场的有效性不强，公司的会计信息并不能完全通过资本市场上的股价反应出来。
(2)我国上市公司社会责任信息的传递效应不明显，这一方面说明信息使用者对社会责任信息不甚关注，人们的社会责任意识淡漠;另一方面也可以用资本市场对此类信息的需求不强来解释;由于披露这方面的信息需要发生一定的信息披露成本，而此种成本的发生又几乎没有收效性。正是由于这样的原因，目前我国没有在政策层面上出台相应的法规要求公司对社会责任信息进行强制性披露得到了一定的合理解释。
四、研究结论
本文通过对石化行业上市公司社会责任信息披露传递效应的实证研究，得到如下研究结论：(1)上市公司社会责任信息披露与公司股价之间不存在线性关系，说明了我国资本市场对企业社会责任信息反应不灵敏，公司的社会责任信息并不能完全通过资本市场上的股价反映出来。(2)我国上市公司社会责任信息的传递效应不明显，这一方面说明信息使用者对社会责任信息不甚关注，人们的社会责任意识淡漠;另一方面也可以用资本市场对此类信息的需求不强来解释。
参考文献
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行业传递效应 篇2
现金股利政策对企业股价的影响,一直备受中外学者的关注。Baker(1958)发现,在股利公告日之后的前几个交易日,美国股票市场对上市公司现金股利公告有一个强烈的正向反应。Aharony&Swary(1980)以1963-1976年纽约证券交易所149家上市公司的现金股利变化为样本,采用累计超额收益法证明股利增加公司股价呈正反应,股利减少公司股价呈负反应。在我国,张水泉、韩德宗(1997)最早对这一问题进行了研究,通过对沪市1992-1996年现金股利、股票股利和配股事件的公告效应进行研究,发现市场对现金股利的反应最为明显。陈浪南、姚正春(2000)发现我国现金股利信号传递效应不明显。程艳(2002)根据不同超额收益率法发现现金股利超额收益显著为负。
国内外对现金股利的研究都有一定的发展,并且对具体到一个行业的现金股利公告的信号传递效应也有一定的探讨,但本文的研究仍具重要意义,这是因为不同行业在经营环境、行业成熟度等方面存在着巨大差异,并且样本具体特点也会有不同,这些因素可能会对研究结果造成影响。基于汽车行业成熟度高,行业规模适中、市场反应相对比较稳定等特点,本文对我国汽车行业上市公司2008年现金股利公告效应进行研究,试图对现金股利公告的信号效应进行一些揭示。本文借鉴国内外的实证结果,提出我国汽车行业上市公司现金股利公告具有信号传递效应的假设。
二. 模型和估计方法介绍
本文采用事件研究法,T0、T1、T2、T3分别表示估计窗的起点、事件窗的起点和终点、事后窗的终点。定义事件窗的时刻为τ,τ=0表示事件点,τ=T1+1到τ=T2代表事件窗,τ=T0+1到τ=T1是估计窗,τ=T2+1到τ=T3是事后窗,各时间窗如图1所示。
本文的估计窗为120天,事件窗21天,现金股利公告日(分红派息日)为事件窗的0点,如果公告日为非交易日,将下一个交易日作为公告日。
(一)实际收益率的计算
其中:Rit为第种股票在第t日的日收益率;Pi,t和Pi,t-1分别为第i种股票在第t和t-1日的收盘价;Rmt为第t日的市场证券组合的日日收益率;Pm,t和Pm,t-1分别为上证指数或深证综合指数在t和t-1日日的收盘价。
(二)正常收益率的估计
本文中正常收益率用市场模型估计得出,模型为:
其中,Rit与Rmt分别是股票i和市场证券组合在t期的收益率,εit是扰动项,其均值为0,方差为σ2εi、α、β与σ2εi为参数,用最小二乘法计算得出,α'i,β'i,用以估计αi,βi。根据αi、βi和事件窗内的Rmt,计算事件窗内每个交易日正常收益率Rit'。
(三)异常收益率的估计
异常收益估计模型为:
其中,Rit为事件窗内每支股票每天的实际收益率,Rit'为事件窗窗内每支股票每天正常收益,为异常收益部分。对异常收益进行加加总,对事件窗内对各种股票分别在截面和时间序列上加总。设ARRt为整个样本(设由n个股票组成)在t时刻的平均异常收益率率;CAR(t1,t2)为整个样本在(t1,t2)期间内的平均异常收益,其中-10≤t1≤t2≤10,则异常收益的时间序列和截面上的加总分别为:
三. 样本数据的选择和特点
本文研究的事件是我国汽车行业上市公司2008年度现金股利公告,采用以下标准选择样本:(1)披露了2008年现金股利分红的上市公司。(2)不包括采用股票股利或股票股利和现金股利混合分红方式的上市公司。(3)上市日期在2005年1月1日之前。(4)数据可获得。本文共取得43个样本,样本公司数据来自巨潮咨询网站和金融界(http://www.jrj.com/),股票交易价格数据来自CS-MAR数据库和国海证券大智慧,数据分析处理主要采用了Excel2003和SPASS 13.0统计分析软件。
四. 实证研究结果
(一)研究结果
通过对样本数据计算,得出样本在现金股利公告日前后10个交易日的超额收益率和累计超额收益率,以及事件窗内样本的平均超额收益率AAR和平均累计超额收益率CAR,将AAR和CAR的数据列示如下:
从以上数据可以看出,在现金股利公告前后,样本的超额收益率在0上下波动,而累计超额收益率均为负值,说明投资者在公告期内对公司派发现金股利这一信号有所反应,直观上可以看出现金股利公告具有信号传递效应,且产生了负的累计超额收益率,实证要对这一信号传递效应的显著性水平进行检验,并分析结果。
(二)假设检验
本文采用单样本检验方法来检验实证结果的显著性水平,将样本作为统计量,定义为:
其中,t统计量服从(n-1)自由度的分布,R为样本均值,S为样本标准差,n为样本容量。样本平均超额收益率和平均累计超额收益率显著性的检验结果分别如表2和表3所示:
从表2可以看出,样本的平均超额收益率的双尾概率P-值为0.002,显著小于α值0.05,因此可认定样本的平均超额收益率显著小于0;表3显示,样本的累计超额收益率的双尾概率P-值为0.000,同样显著小于α值0.05,因此,样本的累计超额收益率也显著小于0。
五. 研究结果分析和总结
综合表1、表2和表3的实证及检验结果,本文得出我国汽车行业上市公司2008年现金股利公告使公司得到了超额收益的结论,并且验证了我国汽车行业上市公司现金股利公告具有信号传递效应的假设。
此外,我们从表1的结果还可以发现,在现金股利公告期间,样本公司的平均超额收益率虽在0上下波动,但负值居多,而累计超额收益率从事件窗口起始日,均为负值,且与0的差距越来越大,这说明样本公司的纯现金股利分配政策没有向市场传递对公司有利的信息。分析其原因,首先是因为我国的现金股利支付率不高,每股只有0.1-0.2元的现金股利,并且现金股利要被课征20%的红利税,投资者拿到手中的现金股利非常有限;其次,我国投资者持有股票的主要目的是谋取短期的资本利得收益,并非是定期的现金股利收益,因此对上市公司发放的现金股利并不欢迎;再次,我国还处于弱势有效市场的阶段,信息反应不及时和不准确误导投资者,也不利于现金股利的信号作用。
本文的研究对我国资本市场股利政策的实行会产生一定的实践意义,也为以后的研究提供了一些参考,此外本文尚存以下不足:(1)样本选择范围比较狭小。(2)没有排除与股利公告日接近的公司年报或季报的影响,可能会对结果造成一定的影响。此外,本文也为未来的研究指出了一些方向,如对于连续发放现金股利,现金股利的增减会对股价产生怎样的信号传递效应等,这些有待于进一步研究和探索。
摘要：以我国汽车行业2008年披露现金股利公告的43家上市公司为样本,采用事件研究法研究其现金股利公告对公司股价的影响。研究发现,在现金股利公告期间样本公司会产生显著的超额收益和累计超额收益,说明现金股利公告对市场有信号传递效应;样本公司平均累计超额收益率均为负值,说明纯现金股利政策不受我国资本市场欢迎。
关键词：现金股利,事件研究,超额收益
参考文献
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中国汇率价格传递效应的实证分析 篇3
关键词：汇率传递,消费者价格指数,通货膨胀
►►一、导言
汇率价格传递效应主要是反映汇率变化对进出口商品价格影响程度的, 可以用汇率的传递弹性来表示, 即商品进出口国家之间1%的汇率变化引起的以本币表示的进口商品的价格百分比变化。 (Goldberg和Knetter, 1997) 最早关于汇率和价格联动行为的研究是建立在“购买力平价”中的“一价定律”的基础上, 即汇率价格传递效应该是迅速的、完全的。然而, 在现实中, 市场并非完全竞争市场, 交易成本、税收、不确定性增加了市场的套利成本, 导致汇率价格传递弹性小于1, 也就是不完全的汇率传递效应。
在实证研究方面, 对发达国家及其行业和具体产品的汇率价格传递效应的研究有很多。Goldberg和Knetter (1997) 通过实证分析发现, 美国的汇率对进口价格的传递效应大约是0.6, 略高于其他经济体。汇率对总价格水平的传递效应显著小于对进口价格的传递效应 (Ihrig, 2006) 。Campa和Goldberg (2006) 认为, 进口商品对于非贸易商品生产价格的解释能力低于贸易商品, 导致较低的汇率对于CPI传导效应。
关于中国情况的研究, Ca’ Zorzi (2007) 等通过实证分析发现, 在中国, 1%的汇率变化一年后会导致消费者价格变化0.08%, 两年后是0.77%, 即ERPT对消费者价格的影响在短期和长期大约分别10%和80%。Chang Shu和Xiaojing Su (2009) 通过实证分析认为, 人民币升值作为抑制通货膨胀的有效性取决于汇率变动对进出口价格的影响。
►►二、中国汇率价格传递效应的理论模型
Campa和Goldberg (2005) 从出口商定价的微观角度, 分析了汇率与进口价格的关系。任意一个国家j的进口价格Ptm, j可由其交易对手方国家的出口价格Ptx, j和汇率Etj表示, 其中出口价格 (Ptx, j) 是在出口商边际成本 (MCtx) 基础上的价格加成 (MKUPtx) , 为了简化, 只考虑一个国家。同时, 我们进一步假设价格加成包括跟行业有关的固定效应和对宏观经济状况敏感的可变效应, 为了简化, 本处宏观经济条件只考虑汇率。出口商的边际成本与出口国的工资水平 (Wtx) 以及出口目的地的总需求水平 (yt) 有关, 我们可以建立拟线性回归模型。
如果考虑汇率对价格的长期影响, 需要在模型中加入汇率和国外生产成本的滞后项来解释进口价格对汇率变动的逐步调整结果。先分别将汇率和国外生产成本滞后四期 (n=4) , 后期通过SC以及AIC作为选择滞后期的信息标准。首先考虑实际GDP作为进口需求的变量, 得到:
undefined
►►三、中国汇率价格传递效应的实证分析
本文采用1995年1月至2009年12月以人民币计价的季度数据, 并选用以下变量:进口价格指数 (IPI, 以2005年为基期的定基比数据) , 居民消费价格指数 (CPI) , 人民币名义有效汇率 (NEER, 用人民币对美元汇率和人民币对欧元、日元、韩元、新台币通过转换后的兑美元的套算汇率, 按这六个国家或地区的进口额比重加权平均得到) , 生产者价格指数 (PPI, 以七个主要的贸易国和地区的进口额为权重对各国及地区的PPI进行加权平均) , 实际国内生产总值 (GDP) 。
通过单位根检验, 并对一阶差分模型进行OLS回归, 得到以下回归结果。
注:LCP是销售地货币定价, PCP是出口方货币定价, 取4期滞后期, 短期效应为c1, 0长期效应为∑c1, i, 括号内为p值。
如回归结果所示, 在短期人民币升值1%, 进口价格指数下降0.2874%。从长期来看, 人民币升值1%, 进口价格指数下降0.6057%。长期的汇率对国内总价格水平的影响大于短期。这表明汇率对CPI的影响需要经过一个相当长的过程, 国内物价水平的调整存在粘性。通过使用Wald test可以检验是否存在销售地货币定价、出口方货币定价, 以及汇率价格传递的不完全性。从上表可以看出, 汇率价格传递是不完全的, 即1%的汇率变动不能引起价格的1%变动。
人民币升值从长期来看能减小价格上升的压力, 然而, 由于汇率传递机制存在大量的时滞, 汇率的波动在当期对总体价格水平的影响不大, 从这个观点来看, 人民币升值不该被看作是迅速缓解通胀压力的手段。而应从人民币本身的实际有效水平出发。
参考文献
[1]Campa Jose Manuel and Linda S.Goldberg.Pass Through of Exchange Rates to Consumer Prices:What Has Changed and Why.National Bureau of Economic Research Working Paper.No.12547.
[2]封北麟:《汇率传递效应与宏观经济冲击对通货膨胀的影响分析》[J], 国际金融, 2006年第12期, 45-51.
汇率对价格传递效应的实证分析 篇4
中国经济在世界经济中的地位和影响越来越突出, 人民币汇率及汇率制度越来越受到世界的关注。自2005年7月以来, 人民币汇率制度实施了新一轮改革, 使人民币汇率弹性增强, 直接表现就是人民币对美元汇率日益走强。通常情况下, 国家汇率贬值将提高以本币表示的进口替代品和出口品价格, 进一步带动国内一般物价水平上升, 因此汇率贬值具备通货膨胀效应, 同时汇率升值则具备通货紧缩的效应。在此, 本文选取了近几年的数据对汇率对物价水平的传递效应进行了实证分析。
二、模型与变量
本文运用McCarthy (2000) 创建的汇率传递分析框架, 并择取以下所列变量展开实证分析:国际商品价格指数表示供给冲击, 存款利率指数表示国内的投资需求变动, 货币供应量指数代表具体货币政策应对汇率价格所传递的影响, 而CPI (消费者价格指数) 则代表消费环节出现的价格变动。
(一) 数据样本与来源说明
数据样本选择:历年中国统计年鉴、中国证券业年鉴、BIS、《中国景气月报》、国家外汇管理局网, 所择取变量均选取自2005年1月~2007年11月的月度数据。
(二) 数据处理
由于利率变化没有规律, 受到国家政策影响, 因此, 要计算各月的利率, 按照调整前后的天数占当月总天数的比例进行加权平均。CPI为各月环比数据。货币供应量和外汇储备额以及进出口金额均以2005年1月的数据作为为基础, 其计算公式为:ix/x0
(三) 数据平稳性检验
在首先应用ADF检验法针对以上所列时间序列数据做出平稳性检验。其结果表明, 作择取变量水平不平稳, 经过一阶差分后平稳, 也就是这些变量均为一阶单整过程, 所使用变量可能出现协同变动的关系, 所以可以进一步开展计量分析。其中利率未通过ADF检验, 将其排除。
三、实证与分析
所谓路径分析即首先要确定各变量之间存在的时间先后顺序和相互的因果联系。其中国际商品价格其外生性最强, 所以, 这里我们选取国际商品价格来作为起始因素。在同期内, 受供给影响较为明显的是需求冲击, 同时需求冲击对货币政策、汇率以及生产、消费阶段的价格等因素也会存在同期影响。因为本文分析的核心是汇率的价格传递, 因此将汇率设定在CPI之前。以上所述六个变量之间的时间顺序和相互因果联系设定为:国际商品价格指数 (供给冲击) →出口额指数 (需求冲击) →外汇储备指数→货币供应量 (货币政策) →汇率→CPI。然后根据以上设定确定路径结构方程式, 我们用EVIEWS 5.1对这些因素分别进行回归, 得到回归结果, 如此逐步引入各个因素做回归分析, 将得到如下结果 (见表2, 括号中为t值) 。
由上可知, 一些解释变量对被解释变量的系数不显著。如货币供应量表示的货币政策变动对CPI的影响系数, 没有通过显著性检验。因此, 做回归分析之前剔除系数不显著的变量, 此时得到具体限制模式路径分析结果。经检验, 五个回归方程均通过, 各解释变量对于被解释变量的系数也较为显著。
当然, 变量之间的因果关系作用其传递过程是极为复杂的, 同样的一个变量对于其他某些变量有可能存在原因变量, 同时对于另外某些变量则可能存在结果变量。此时, 以因变量或自变量的概念来划分变量类型的因果结构模型便不能简单为之。针对这样的模型, 我们可以使用结构方程组来表明。
在方程组中我们用z1~z8依次代表:汇率的滞后一期值, 汇率的滞后二期值, 出口额, 货币供应量, CPI, 外汇储备滞后一期值, 利率, 国际商品价格。P值为影响系数。
通过迭代, 得到汇率Z2对消费价格Z5的综合影响系数:
同时, 通过数据代入, 求得P值。据此, 可以得出人民币汇率的价格传递效应:人民币实际有效汇率对消费者价格指数通过两条传导路径进行间接影响, 其路径弹性系数分别为0.17、0.33。人民币实际有效汇率变动还具有直接影响, 可能影响到消费者价格指数的变动, 其间接路径弹性系数为0.18。由此计算可知, 汇率变动对消费者价格指数的综合路径弹性系数为0.51 (=0.18+0.33) 。根据前述来自实际冲击的汇率变动效应, 从人民币汇率对供给冲击、需求冲击在生产阶段的价格传递效应来看, 其路径弹性系数分别为-0.11 (=-0.66×0.17) 、-0.06 (=-0.38×0.17) , 那么人民币汇率对供给冲击、需求冲击的传递系数分别为0.90、0.94。从人民币汇率对供给冲击、需求冲击在消费阶段的价格传递效应来看, 其路径弹性系数分别为-0.34 (=-0.66×0.51) 、-0.19 (=-0.38×0.51) , 则人民币汇率对供给冲击、需求冲击的消费价格传递系数分别为0.71和0.83。
四、结论
通过上面的分析, 我们可以得出以下结论:
首先, 人民币汇率的变化对经济冲击产生的价格传递效应呈现以下三个特征:
(1) 人民币汇率对于经济冲击产生的价格传递是不完全传递, 其传递系数较大。
(2) 就人民币汇率对于经济冲击产生的价格传递效应在国民经济的不同阶段来说, 对于生产环节产生的价格传递效应要超出消费阶段。
(3) 无论是处于生产阶段还是处于消费阶段, 人民币汇率对于需求冲击产生的价格传递效应超出对供给冲击的传递效应。
其次, 人民币汇率的变化对需求冲击的传递效应略大于对供给冲击的传递效应, 确保国内需求持续稳定增长是降低汇率波动通过价格传递机制产生福利损失的重要保证。国内消费需求持续稳定增长, 可以弥补出口可能下降造成的需求缺口, 减少总需求以及因此引起的增长水平的波动, 从而抵消汇率波动负面影响。
最后, 虽然人民币汇率的价格传递是不完全的, 但其产生的影响系数并不微弱, 汇率的变动将对国内的产品价格产生较大的影响, 现阶段, 人民币实际有效汇率升值与国内物价水平上升同向变动, 不符合一般认为汇率上升将带动国内物价水平下降的观点。笔者认为, 这与人民币汇率表达的强烈升值预期是不可分割的, 本币升值特别是公众对于本币升值的预期来看, 有可能引发国外大量投机资本流入本国, 国外资本流入会直接导致央行外汇储备增加和国内货币供应量增加, 进而提高国内通货膨胀率。
参考文献
[1]Snow, John W.Testimony Before the Senate Committee on Finance.2005 (23) .
[2]Robert s, Ivan, Rod Tyers.China’s Exchange Rate Policy:The Case for Greater Flexibility.Asian Economic Journal, 2003 (17) , 2:155-184.
[3]倪克勤.人民币汇率的传递机制和杠杆作用[J].财经科学, 1999 (1) .
[4]张淑连, 张玲芝, 张印斋.汇率传递的经济增长效应及其统计测度[J].2007 (13) .
行业传递效应 篇5
1. 数据的选取与来源
本文建立的VAR模型中包含6个变量, 即居民消费者价格指数 (cpi) 、工业生产者价格指数 (ppi) 、货币供应量 (m) 、汇率 (neer) 、国际原油价格 (oil) 、产出缺失值 (gap) 。本文选取的样本区间是1995年1月-2015年9月的数据。货币供应量采取的是M2, 数据是来自于中国人民银行。汇率选用的是一美元折合人民币的汇率, 数据来源是中国人民银行。消费者价格指数以及生产者价格指数的数据均是来自于国家统计局。国际原油价格的数据来自IMF (国际货币基金组织) 。由于中国的产出缺失值并不公开, 所以该数据是根据公式:。其中理论GDP是根据工业品出厂价格指数进行折算得出实际工业增加值, 经过季节调整后, 通过Hodrick-Prescott (HP) 滤波法求得理论GDP。
2. 人民币汇率波动与国内物价水平的关系
运用spss软件, 将生产者出厂价格指数和消费者价格指数进行领先于滞后15期的数据进行和人民币有效汇率的相关性检验得到结果为图1。从图1可以看出, 人民币有效汇率滞后期的生产者出厂价格指数和消费者价格指数之间有较强的负相关关系。消费者价格指数对人民币汇率的最大负相关系数为-0.091, 生产者出厂价格指数对人民币有效汇率的最大负相关系数是-0.059。由于所选的数据是月度数据, 消费者价格指数及生产者出厂价格指数对人民币有效汇率的敏感性没有那么强。但仍可以看出, 人民币有效汇率变动和国内物价水平变动呈负相关。
二、汇率波动和居民消费者价格指数的相关关系
1. 人民币汇率与居民消费者价格指数的情况
人民币汇率又是影响物价水平的一个重要因素, 根据传统理论人民币升值可以有效地缓解国内的通货膨胀水平;反之若人民币汇率不断下跌, 则国内价格水平会处于持续攀升的状态。。通过1995年1月至2015年9月的人民币名义有效汇率和居民消费者价格指数的月度数据, 因为居民消费者价格指数的数据的是百分比的指数而人民币名义有效汇率是以美元折合人民币而来的, 所以绘图时是将居民消费者价格指数的数据均除以10最终绘得图2。由下图可以看出人民币有效汇率还是比较稳定的, 不过从1995年到2015年还是有显著的下降趋势。居民消费者价格指数则都比较平稳, 一直都是在10上下波动, 可是仍然可以看出当汇率下跌后的一段时间内居民消费者会有一个小幅度的上涨。
2. 汇率波动与各居民消费者价格指数的回归分析
结合上述分析, 本文进一步研究汇率波动与国内价格指数的关系, 因为生产者出厂价格指数是影响居民消费者价格指数的一个因素, 因此选择消费者价格指数、食品类消费者价格指数、衣着类消费者价格指数、家庭设备类消费者价格指数、医疗类消费者价格指数、交通类消费者价格指数、娱乐类消费者价格指数、居住类消费者价格指数作为因变量分别与汇率波动值进行回归, 又考虑到回归方程需要K值 (1995年1月) 之间互不相关, 因此建立Y=αX+βK+C的回归模型, 回归结果如下:
从表1可以得到如下方程:
结合方程可以得到如下结论: (1) 虽然汇率波动对于各类消费者价格指数之间的影响各不相同, 但是汇率的波动和它们都存在负相关的关系。 (2) 对比汇率波动时各个不同消费者价格指数的反应可以发现, 衣着类消费者价格指数受汇率波动的影响最大, 然而交通类消费者价格指数受到汇率的波动影响相对较小, 并且回归系数的P值也大于0.05。 (3) 由表1的R方我们可以发现, 各个方程的拟合程度都相对较差, 因此回归分析的结果只能为我们提供一个大致的方向, 为了进一步的研究汇率波动与国内价格指数的关系, 我们还需要进一步的研究。
三、人民币汇率波动对国内价格的传递效应分析
1. 平稳性检验
由于需通过VRA模型得出人民币名义汇率对国内物价水平的传递效应, 而VAR模型又要求数据是平稳的, 运用eviews软件对所有数据进行了平稳性检验。单位根的检验有许多种, 为了确保稳健性本文选取了ADF检验和Philips-Perron的非参数检验。在检验发现除了产出缺失值外, 其他数据均不平稳且有部分数据一阶差分后仍不平稳。因此, 将产出缺失值之外的数据都取自然对数值平稳性结果如表2。在表2中可知, ppi、neer、oil均不平稳。经过一阶差分后的所有数据均平稳。
2. 最优滞后期选择
VAR模型的滞后阶数越大所构造的模型越灵活, 同时也会使待估参数太多、自由度损失太大。本文根据LR检验、FPE检验以及AIC、SC、HQ信息准则综合考虑选择模型最优阶数, 检验结果如表5显示, SC、HQ给出的最优滞后阶数是1。FPR、AIC则认为滞后3期为最优选择。LR检验确定滞后7期是最优选择。考虑到本文选取的数据跨度较大, 样本区间较长, 若滞后期数较大, 模型的自由度会减少, 影响模型的有效参数估计量。因此本文就与SC、HQ准则为基准, 选取滞后1期。
3. 脉冲响应分析
(1) VAR模型稳定性检验
对所构建的VAR模型进行脉冲分析前, 需要检验VAR的稳健性。进过检验特征方程的根都在单位圆中, 因此建立的VAR模型是稳定的。
(2) 脉冲响应分析
本文就名义汇率上涨1%来研究生产者出厂价格指数、消费者价格指数以及人民币名义有效汇率对其自身的冲击, 得到结果图3、图4、图5。当人民币名义有效汇率上涨1%, 人民币名义有效汇率会在2个期内急剧下降, 第2期到第3期又有一个缓冲的过程有一个比较不明显的回涨, 第3期到第4期下降趋势较为明显, 第4期到第10期减速下降并趋于0%, 说明汇率波动在短期内对人民币名义有效汇率存在影响。图4可知, 人民币升值1%, 导致生产者出厂价格指数在前2期内下降到最低-0.002%, 然后再出现回升的趋势到第4期最高约为0.0045%。从第4期0.0045%下降趋于0%大概用了3期时间。这说明生产者出厂价格指数和汇率波动存负相关关系且存在滞后性。图5可知, 当人民币升值1%, 消费者价格指数在第1期时显示为正数, 到第2期时下降到最低约为-0.0007%。之后趋势和生产者出厂价格指数相同。这体现了消费者价格指数和汇率波动存负相关关系且存在滞后性。通过对比图4、图5发现, 汇率波动对生产者出厂价格指数的影响先于消费者价格指数。
(3) 汇率传递率估计
脉冲响应分析图并不能直接反应一单位人民币汇率对消费者价格指数和生产者出厂价格指数的传递率。因此, 本文就基于累积脉冲响应函数来计算汇率传递效果, 具体计算方法是用汇率冲击发生T个月后价格的累加变动率除以T个月后汇率的累加变动率, 用公式表示为:
其中△Pt, t+j表示汇率发生冲击j个月后的价格变动率, △Et, t+j表示汇率发生冲击j个月后的汇率变动率。
根据累积脉冲效应表所得数值经过计算得出结果表3。表3显示可知, 汇率对生产者出厂价格指数的影响先于消费者价格指数的影响。汇率升值1%在第1期生产者出厂价格指数下降-0.101%, 在第2期时对生产者出厂价格指数的影响达到最大为-5.338%。第3期开始生产者价格指数的传递系数一直为正, 一直持续到第6期又变为负数, 第13期到15期传递系数不变一直为-0.095%。1%升值的汇率初期时消费者价格指数显示为0.0199%。第2期时传递系数显示为-1.893%, 有趣的是在第3期到第5期传递系数一直为正。第6期开始显示为负, 到第13期传递系数为-0.071%。
通过累积脉冲响应和汇率传递率的结果可知, 人民币汇率对我国物价水平的影响为负, 人民币汇率升值会导致我国物价水平的上涨。这也是和传统理论分析一致。人民币汇率的传递效应也是存在一定的时滞性的。汇率对生产者出厂价格指数的传递率为0.095%, 对消费者价格指数的传递率0.071%, 即汇率对生产者出厂价格指数大于消费者价格指数。
四、结论
综上所述, 人民币汇率波动对国内的通货膨胀水平还是存在很大程度的影响的。若想有效地缓解国内通货膨胀地现象, 可以加快人民币汇率的升值。其次, 我们可以知道货币供应量也是影响国内价格水平的重要因素之一, 可以通过抑制货币供应量的增长速度来有效缓解国内物价水平的上涨。另外, 产出缺失值的冲击也可以在较大程度上影响国内价格水平。产出缺失值是国内需求的代理变量, 通过控制产出缺口的增加国内价格水平也可以得到有效的缓解。
参考文献
[1]李文星.人民币汇率变动对我国价格水平的传递效应研究[D].华侨大学博士学位论文, 2011.
[2]张帅.人民币汇率对价格的传递效应研究[D].中国海洋大学硕士学位论文, 2015.
行业传递效应 篇6
自2005年7月人民币汇率制度改革以来, 我国实行了以市场为基础、参考一篮子货币进行调节、有管理的浮动汇率制度。由于多年来我国一直保持着国际收支双顺差的基本局面, 因此, 在汇率制度市场化改革的大背景下, 美元对人民币汇率的中间价屡创新高, 人民币汇率一直处于升值压力之中。到2010年底, 人民币对美元的汇率已经达到1美元兑换6.6229元人民币的水平, 如果按照2005年7月每美元兑换8.11元人民币的交易价格计算, 人民币对美元累计升值幅度已经达到18.34%, 而且人民币对美元汇率的交易价格仍在继续升值之中。
作为开放经济中的核心经济变量, 汇率的变动不仅与经常项目与资本项目直接相关, 而且它也与一国的物价水平等其它的宏观经济变量密切相关。通常来说, 汇率的变动会对物价水平产生重要的影响, 这就是汇率的价格传递效应。较低的汇率传递效应不会对国内的物价水平产生较大的冲击;相反, 较高的汇率传递效应意味着汇率变动会引致国内总体物价指数的大幅度经常波动, 这将不利于整体宏观经济的平稳运行。鉴于在汇率制度改革的过程中, 人民币的汇率经历了较大的波动, 这可能会对我国的物价水平产生较大的影响, 因此, 研究人民币汇率对国内物价水平的传递效应具有重要的理论意义与现实意义。
从现有的文献来看, 人民币汇率的变动对我国物价水平的传递效应一直受到广泛的关注, 国内外的学者进行了大量的研究。Dornbusch (1987) 在汇率外生波动与粘性价格的假设下, 研究了汇率的价格传递效应。研究的结论表明影响汇率传递效应的因素包括产品的替代性, 相对的市场份额以及市场集中度等。Krugman (1987) 提出了著名的以市定价理论, 他认为由于企业本身所具有的垄断力量, 在汇率发生变动之后, 企业可能为了维持自己的市场份额, 对不同的市场采用不同的价格, 导致了汇率的不完全传递。Dixit (1989) 则利用沉淀成本理论来解释汇率不完全传递的原因。后续的研究基本沿袭这一思路, 主要包括国内外产品的竞争理论 (Burstein、Neves and Rebelo, 2003) 、跨国公司内部交易理论 (Menon, 1993) 与产品的配送利润理论 (Campa and Goldberg, 2006) 等。
国内学者卜永祥 (2001) 构建了进口加权的名义有效汇率并分析了它与零售价格指数和生产者价格指数的关系, 结论说明汇率的变动显著地影响了零售物价水平和生产者价格水平。毕玉江、朱钟棣 (2006) 的研究结果表明, 人民币汇率变动对国内消费者价格的传递是不完全的, 而且传递过程存在时滞。曹伟、倪克勤 (2010) 采用滚动回归方法分析了人民币汇率变动对我国进口价格的传递效应, 人民币汇率变动对进口价格传递效应总体上呈下降趋势, 并存在着显著的非对称性。
综合已有的研究成果可以发现, 现有的研究汇率变动对国内物价水平传递的文献, 主要是利用名义有效汇率的数据来研究它对国内物价水平的影响, 很少具有利用双边汇率变动的数据来研究它对物价水平传递效应的, 因此, 利用双边汇率的变动来研究物价的传递效应可以丰富现有的研究成果。另外, 本文主要利用汇率制度改革之后的数据来研究人民币汇率对我国物价水平的传递效应, 这可以为我国的汇率制度改革提供政策借鉴与参考, 更好地推动我国的汇率制度改革。
一、人民币汇率传递效应模型的设定
(一) 人民币汇率传递效应模型的设定
为了研究汇率的变动对我国物价水平的传递效应, 我们主要集中于研究人民币对美元双边汇率的变动对我国物价水平的影响。一般来说, 一国汇率水平的变动通过影响进口的工业原料、半成品以及制成品的价格影响国内的价格水平。如果一国的汇率水平上升, 也就是本国的货币贬值, 这时原来相同价格的商品, 由于汇率水平的上浮, 在国内的销售价格将会上涨, 如果进口的是企业用于生产的投入品, 则这会提高企业最终产品的总体出厂价格水平。对于本文的研究目的而言, 我们将设定如下形式的汇率传递效应的基本方程:
pt=α+β1et+β2p*t+β3yt+εt (1)
上式中, pt、p*t分别代表国内与国外的价格水平, et为用直接标价法表示的人民币对美元的双边汇率, yt为国内的需求状况。通常来说, 国外的价格水平p*t代表了外国企业产品生产的成本状况, 成本的增加将使用外币表示的商品的价格上升, 如果国内需要进口, 则用本币表示的价格也会上升, 这会提高国内的价格水平;而对于国内的需求状况yt来说, 需求的高涨将带动国内物价水平的上升;最为重要的是, 双边汇率水平et的变动的估计系数β1即是用来衡量人民币汇率的变动对我国物价水平传递效应的。需要说明的是, 上述的各个变量都是采用对数形式的。
对于式 (1) 来说, 它在汇率传递效应的研究中得到了广泛的应用, 并取得了良好的效果。从现有的研究来看, 不管是单一方程的回归模型、分布滞后的回归模型或者逐步兴起与流行的面板数据模型, 大部分的研究都建立在方程 (1) 的基础上。但是, 考虑到货币数量论的重要观点, 一国的物价水平与货币发行量的多少有着较为紧密的联系, 货币数量的较多发行一般带来物价水平的上升, 因此, 我们考虑在方程 (1) 中引入一个货币供应量的指标来描述这种状况, 所以, 从来分析汇率的物价传递效应的方程可以表示为:
pt=α+β1et+β2p*t+β3yt+β4mt+εt (2)
(二) 数据的选取
本文选取了2005年8月-2010年5月的基本数据, 之所以采用上述数据, 主要是考虑到汇率制度改革之后, 我国汇率对美元汇率进行了较大的升值, 汇率的升值是否对我国物价水平具有显著影响是一个值得关注的问题。之所以没有选择每日的高频数据, 是考虑到数据的可获得性。对于数据的选取而言, 我们分别利用中国与美国的CPI数据代表两国的物价水平。中国的CPI、货币供应量数据来源于《中国经济统计快报》, 人民币对美元的双边汇率数据来源于国际货币基金组织网站, 由于没有GDP的月度数据, 按照通常的做法, 我们采用工业增加值的数据作为国内需求状况的替代变量, 工业增加值的数据来源于国家统计局网站, 美国的CPI数据则来源于美国劳动部网站。为了便于对数据进行计算, 我们对相应的数据进行了计算与整理。需要说明的是, 由于各数据库使用的的基期不同, 本文以2005年8月为基期对上述的数据进行了变换。
二、人民币汇率传递效应的实证分析
(一) 单位根检验
为了实现对方程 (2) 的估计, 探讨汇率的变动对国内物价水平的传递效应, 必须对各个相关的变量进行平稳性检验, 确立变量指标的时间序列特征, 如果发现时间序列是单位根过程, 我们需要对序列进行差分, 以得到平稳序列。然后再具体考察各个变量之间的关系, 这样, 可以避免对方程进行回归的过程中可能出现的伪回归现象。
从现有的时间序列的单位根检验方法来说, 主要包括ADF检验方法、PP检验方法与非参数的KPSS检验方法。这里需要特别说明的是, 由于上述变量的对数形式都表现出明显的时间趋势, 而它们的差分形式却没有出现这种情况, 所以, 对于检验形式的设定而言, 对变量的水平数据, 我们选择含有常数与时间趋势项, 而对于变量的一阶差分而言, 我们选择仅含有常数项的检验形式。单位根检验的基本结果如表1所示。从表1中各个变量水平值的检验结果来看, 无论是ADF检验、PP检验或者是KPSS检验, 都不能拒绝变量为单位根的虚拟假设, 而这些变量一阶差分形式的检验结果表明, 经过差分形式变换后的数据为稳定过程。根据协整的定义, 如果时间序列的变量都是同阶单整的, 则它们的线性组合可能是协整的。单位根检验的结果证明了汇率传递效应方程中的变量都为I (1) 过程, 所以下面需要检验各个变量之间是否存在协整关系。
(二) 协整检验
需要说明的是, 为了进行协整检验, 首先必须对方程 (2) 进行估计, 以获得方程估计结果的残差。基于方程 (2) 回归结果残差的协整检验结果如表2所示。
注:括号内的数据为变量在5%显著性水平下的数值。
表2中, εt表示人民币对美元汇率变动对我国汇率的传递效应方程估计中的残差。从上述的协整检验可以发现, ADF检验统计量在5%的显著性水平下拒绝残差为单位根的原假设, 所以, 可以认为, 人民币对美元汇率变动的传递效应方程中的各个变量之间存在协整关系。
(三) 模型估计结果与分析
在进行单位根与协整检验之后, 我们对人民币汇率变动对我国物价水平传递效应的方程 (2) 进行了估计, 估计的具体结果见表3。从表3的估计结果可以发现, 对于人民币对美元汇率变动对我国物价水平的传递效应来说, 汇率水平的变动对我国国内的消费者价格水平具有明显的传递效应, 参数的估计结果在1%的显著性水平下显著, 汇率水平每变动一个百分点, 将导致我国国内的物价水平变动0.3956个百分点, 显然, 模型估计的结果是符合理论预期的。而且, 对于2005年7月以后人民币对美元汇率的变动趋势来说, 人民币一直处于升值的趋势之中, 即以直接标价法表示的人民币与美元之间的汇率处于下降的状态之中, 在这种情况下, 原来以美元表示的相同商品在进入我国的市场时, 采用人民币表示的价格水平将会下降, 这将导致我国物价总体水平的下降, 特别是, 如果这些进口的商品是原材料等投入品, 这使我国国内生产出的商品的价格也处于下降之中。另外, 需要说明的是, 人民币对美元汇率的大幅升值, 将导致我国对美国的进口水平趋于上升, 这样就导致我国市场上的供大于求, 这也是我国物价水平将趋于下降的一个传导途径。
注:括号内的数据为变量估计的标准误, * **, ***分别表示变量在1%, 5%与10%的显著性水平下显著。
从模型的估计结果可以发现, 人民币与美元之间汇率的变动对我国国内物价指数的传递效应的估计数值0.3956小于1, 这就说明, 汇率对我国物价指数的传递效应具有不完全性, 这与现有的研究结论具有一致性。根据以市定价理论, 由于在国际市场上存在着不同的国家以及不同的地区, 世界性的市场从总体上来说是分割的, 产品与服务的购买者可能由于信息的不对称, 或者高额成本的存在, 无法准确地了解商品实际的内在价值, 及其它在其他市场上的价格水平, 而且, 由于商品的生产者与销售者本身垄断力量的存在, 使得厂商可以依据垄断地位进行价格歧视, 从而对于不同的市场设定不同的价格, 当汇率发生波动时, 出口厂商会基于不同的情况调整出口商品中对于边际成本的加成, 保持其出口产品在价格上的竞争能力, 从而使汇率波动的变化幅度高于物价水平的变化幅度, 产生汇率变化对物价水平的不完全传递效应。同时, 上述的研究结论也是比较符合现实的, 因为在现有的国际市场中, 显然还存在着交易成本等各种因素, 这些因素的客观存在在一定程度上阻碍了汇率的变动对物价水平的完全传递。
而且, 表中的估计结果表明, 模型估计的各个变量的数值比较符合实际。从具体的回归结果可以看出, 美国的物价水平的变化与我国物价水平具有明显的联系, 美国物价水平每增加1%导致的物价水平上涨将使我国的物价水平变动0.7460个百分点。这也说明, 随着我国加入世界贸易组织, 全面的融入国际市场, 我国与世界的经济活动已经联成一体, 世界上相关经济变量指标的变动会对我国产生较大的冲击。工业增加值代表了对国内需求状况的情形, 估计结果表明, 需求状况的增加推动了我国物价水平的上涨, 但这个上涨的幅度较小, 而我国广义货币供应量的增加则推动了国内整体物价水平的上升, 模型估计结果的系数为0.0227。
由于在不同的时间区间, 汇率的变动对一国汇率的传递效应可能并不相同。而且, 就现有的研究成果来说, 近年来各国的汇率传递效应, 特别是西方通货膨胀率较低的发达国家的汇率传递效应一直处于下降趋势之中, 所以, 有必要对整个的时间区间进行适当划分, 来研究在不同的时间段汇率变动的物价传递效应。考虑到在国际金融危机的大背景下, 2008年9月雷曼兄弟公司的倒闭把金融危机推向了高潮, 自此以后, 人民币与美元汇率基本维持在6.83元上下窄幅波动的水平, 人民币汇率很少发生变动, 因此, 我们以2008年10月为样本划分的时间点, 来分别研究两个时间区间汇率变动对我国物价水平的传递效应。
表4是人民币对美元汇率的变动对我国物价水平的传递效应, 从模型的估计结果来看, 在样本期2005年8月到2008年10月间, 人民币对美元汇率变动对我国物价水平弹性系数的估计结果为0.5508, 显然, 这一时期是汇率制度改革之后, 人民币对美元升值幅度较大的一个时期, 汇率的波动是较为剧烈的, 因此, 人民币对美元的较大升值对我国国内的物价指数产生了显著的传递效应。而在金融危机的2008年11月到2010年5月的这个时间区间内, 汇率的变动对我国的物价水平并没有显著的传递效应, 这可能是因为, 人民币在这一时期采用了紧盯美元的汇率政策安排, 而且, 人民币对美元的汇率一直维持在一个稳定的水平, 所以, 这一时期, 人民币对美元汇率的变动对我国的物价水平并不具有明显的作用。
从其他参数的估计结果来看, 在前一个样本期, 美国整体物价水平的变动对我国物价水平具有显著的影响, 而我国国内需求的变动则推动了我国物价指数的上涨, 国内的需求增加1%, 会使我国的物价水平提高0.0506%, 货币供应量的增加也推动了我国物价的上涨, 而且这个上涨的幅度较大, 模型估计的参数为0.1899。从后一个样本期的估计结果来看, 只有国内的需求状况与货币的供应数量对我国的物价水平产生了影响, 不过相同的是, 国内的需求状况对物价指数的影响还是较小, 而货币的供应量对物价指数的影响则不容忽视, 广义货币供应量的较快增长是我国物价上涨的一个重要因素。
三、结论及政策涵义
鉴于汇率制度改革之后, 人民币对美元汇率进行了大幅度的升值, 汇率的变动会对我国物价水平产生较大的影响, 因此, 本文在设定我国汇率传递效应方程的基础上, 采用2005年8月到2010年5月的数据对人民币汇率变动对我国物价水平传递效应的方程进行了估计。基本的结论是: (1) 人民币汇率的变动对我国的物价水平具有显著的传递效应, 模型的估计结果表明, 汇率水平每变动一个百分点, 将导致我国的物价水平变动0.3956个百分点。而且, 汇率传递效应参数的估计结果小于1, 这说明人民币汇率的变动对物价水平的传递具有不完全性, 这与现有的研究成果相一致。 (2) 美国物价水平的变化对我国的物价水平具有显著的影响, 美国物价水平的上升将推动我国物价水平的升高, 需求状况的增加推动了我国物价水平的上涨, 但这个上涨的幅度较小, 货币供应量的增加也对我国物价水平上升的一个重要因素。 (3) 通过对整个样本进行细分后的估计结果可以发现, 在汇率制度改革之后, 人民币汇率升值较快的这一时期, 我国汇率变动对物价水平的传递效应较强。然而, 在人民币紧盯美元的金融危机期间, 由于人民币对美元的汇率几乎没有发生变化, 所以, 人民币汇率的变动对我国国内的物价水平影响并不显著。
根据上述基本结论, 为了合理把握我国汇率变动对国内物价水平的传递效应, 维护国内整体宏观经济环境的基本稳定, 促进我国经济的又好又快发展。本文的研究结论具有以下政策涵义:
1.从实证分析的基本结果来看, 人民币汇率的变动对我国国内的物价水平具有显著的传递效应, 所以, 对于我国的汇率制度改革来说, 在人民币汇率越来越市场化的情况下, 也应适当注意人民币汇率的升值幅度, 以保证物价水平的基本稳定和宏观经济的良好运行。现在的人民币升值主要是考虑到我国的对外贸易顺差过大, 实际上, 贸易顺差较大的原因是由于国际经济分工与国内的经济结构所决定的, 是经济发展到一定阶段的必然产物, 这不单纯是由汇率制度造成的, 因此, 想仅仅通过人民币汇率的变动来改变这种状况是不现实的。同时, 也应该注意到, 人民币的较大较快升值, 缺少双向浮动的变动趋势会使投资者形成对人民币升值的预期, 加快国外投资资本的涌入。鉴于这种情况, 在目前要保持人民币汇率合理的升值幅度, 加强对投机资本过度流入的审查与监管, 一方面, 有利于保持国内物价水平的基本稳定, 另一方面, 可以抑制短期资本的大量涌入对人民币汇率进行的套利活动。
2.由于汇率变动对国内物价水平具有传递的不完全性, 因此, 力图通过汇率的变动来抑制通货膨胀或治理通货紧缩是不太合适的。方程的估计结果说明, 一国物价水平是多种因素综合作用的结果, 对于国内的通货膨胀或通货紧缩而言, 治理它们的办法是综合利用多种手段, 多管齐下, 同时, 还要考虑世界性的通货膨胀趋势对我国物价水平的传导。事实上, 通过一国汇率的变动来影响国内的物价水平是具有基本前提的, 也就是说, 汇率的变动必须对国内的物价水平具有较高的传递效应。模型的参数估计表明, 人民币汇率变动对物价水平的传递效应并不是太高, 而且还处于下行的空间中, 所以, 力图通过汇率的变动来改变我国价格水平的效果是十分有限的。
3.估计结果表明, 我国的汇率传递效应在汇率变动较小时并不显著, 这对于我国货币政策的制定具有重要的参考价值。因为对于我国的经济运行来说, 现实的经济发展状况决定了我们不能放弃货币政策的独立性, 实践中, 大国经济的调控需要合理的货币政策的制定与实施, 从模型的估计结果来看, 人民币汇率对我国物价水平的传递效应还会维持在较低的水平, 并在人民币汇率相对稳定的时期, 传递效应会不太明显。考虑到物价稳定是我国货币政策的最终目标之一, 汇率变动对于中央银行货币政策最终目标的实现具有至关重要的影响, 所以, 货币政策当局要合理地关注汇率变动对我国物价水平的传递效应。
需要特别强调的是, 人民币汇率变动对国内物价水平较低的传递效应, 也为我国汇率制度的改革提供了外部条件。显然, 由市场所决定的, 完全自由双向浮动的汇率制度安排将是我国汇率制度改革的最终选择。汇率作为一种重要的价格机制, 对我国市场经济的运行与对外经济交往具有重要的意义。合理的汇率水平, 作为配置资源的一种方式, 可以保证我国资源的合理配置, 提高经济的效率, 实现我国经济的良性运行。
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行业传递效应 篇7
舰载武器捷联惯导系统 (SINS) 在投入使用前, 需要利用舰船主惯导 (MINS) 进行初始传递对准, 在载体本身受外界环境干扰或机动运动引起惯导系统基座摇摆时, 舰载武器用的SINS和MINS会敏感不同的加速度和速度, 这种现象称为传递对准中的杆臂效应。文献[1]对舰载武器捷联惯导系统传递对准过程中, 不同形式的杆臂效应引起的各种误差进行讨论。其中的挠性杆臂效应处理方法国外有将载体变形运动的参数纳入到状态方程[2]及直接对变形进行测量等方法。国内也延用国外做法。文献[3]利用实时估计杆长和杆臂加速度不失为一种好方法, 但文中并未考虑动态挠曲的情况, 即由此产生的挠性杆臂效应。本文根据挠性杆臂效应误差产生原理建立仿真模型, 采用几种运动模型进行仿真对比。
2 杆臂效应仿真模型建立
2.1 舰体挠曲变形simulink建模
Markov过程自相关函数、随机微分方程分别为[4]:
其中, µi为不规律系数, γi是失准角的主变化频率
使用相关函数进行随机处理的滤波器方程为
其中, b2=µi2+γi2, w (t) 是白噪声。
由此可得三个弹性变形角λx, λy, λz所满足的方程:
其中, βi=.2146/τi (i=x, y, z)
τi为三个轴上弹性变形的相关时间:ηx, ηy, ηz一般认为是具有一定方差的白噪声 (如果是有色噪声, 则需要进行白化处理) , 其方差满足:
(4)
根据式 (4) 搭建simulink模块如图1, 可以得到三维挠曲变形角λx, λy, λz和三维挠曲变形角速度 仿真曲线。
2.2 未考虑动态挠曲的杆臂效应仿真模型
作者以为向心加速度的计算方法值得商榷, 角速度叉乘速度确实是向心加速度, 但该角速度应取舰船运动时的主惯导陀螺输出, 而不是舰船甲板挠曲变形角 , 仿真中未考虑运动形式可证实) 。也就是说, 杆臂效应不光和杆臂长度有关, 还与运动条件有关。如果载体静止, 无论杆臂多长都不会产生影响。如果载体运动剧烈, 很小的杆臂就会产生很大的杆臂加速度。因此, 式 (8) 应改为
杆臂效应模型如下[1]:
式中第三项为切向加速度, 第四项为向心加速度。在传递对准过程中, 传统意义认为惯性测量组件安装点的载体系中固定, 有
但实际上, 受船体挠曲变形的影响, 杆臂长度不再是固定不变的, 而是随弹性变形角变化的。即, 。
2.3 考虑动态挠曲的杆臂效应仿真模型
下面推导挠曲变形影响下的杆臂效应加速度数学模型, 假设原来的杆臂长度在导航坐标系内的投影为:r0=[x0, y0, z0]T。挠曲变形引起的三个轴的转动角度为:θ=[θx, θy, θz]T。
以绕Z轴的挠曲变形角θz为例, 研究挠曲变形对杆臂效应的加速度影响。
如图2所示, 弧长OA为挠曲变形θz影响下的杆臂长度OD, OD也即原来的杆臂长度在导航坐标系内x轴的投影Ox0。线段AC为θz引起的杆臂坐标在Y轴的变化量, 线段CD为θz引起的杆臂坐标在X轴的变化量。
可得:
则挠曲杆臂pr的一阶导数 分别为
其中, 挠曲变形角θx、θy、θz用二阶马尔科夫过程进行模拟。
挠性杆臂效应采用公式 (13) , 其中的杆臂长pr、一阶导数采用式 (15) ~ (17) , ωim为舰船运动时的主惯导陀螺实时输出。pr (5) 及二阶导数pr (5) (5)
3 仿真研究
舰船以 的速度北偏东45°匀速运动, 三轴摇摆模型如下
其中, pitchm、rollm、yawm为俯仰轴、横滚轴、偏航轴的摇摆幅度, 分别取0.3°、0.3°和1°;T_p、T_r、T_y为绕俯仰轴、横滚轴、偏航轴的摇摆周期, 分别取9s、6s和8s;pitchk、rollk、yawk为初始俯仰角、初始横滚角、初始偏航角, 分别取0°、0°和30°;三轴初始安装误差角取为0.5°、0.5°和1°。
仿真中的陀螺随机漂移0.01°/h, 加速度计随机偏置100μg。取挠曲变形角simulink仿真的相关时间为τx=60s[6], τy=20s, τz=40s。取弹性变形角均方差σi (i=x, y, z) =1°[4], 仿真时间12000s, 仿真步长0.01s。设三轴杆长r0x=20m, r0y=90m, r0z=28m。仿真结果如图3~图8所示。
按照文献[5]计算刚性杆臂效应, 即按照公式 (14) 计算仿真得图7, 本文方法得杆臂加速度得图8。
图7的刚性杆臂加速度最大值为0.3189 m/s2, 0.5686 m/s2, 0.2576 m/s2, 图8动态挠曲引起的杆臂加速度54.0019 m/s2, 7.1662 m/s2, 60.7202 m/s2。
4 结束语
本文针对舰载武器传递对准产生的杆臂效应模型未考虑动态挠曲的情况, 推导出挠性杆臂加速度公式, 通过仿真研究, 相同的运动条件下, 挠性杆臂加速度远大于刚性杆臂加速度。实际补偿中只补偿刚性杆臂加速度是不够的。有必要在今后的传递对准误差补偿中引用本文研究的挠性杆臂效应公式。
摘要：本文针对舰载武器传递对准产生的杆臂效应模型未考虑动态挠曲的情况, 根据挠性杆臂效应原理推导出该模型, 利用simulink搭建挠曲变形角二阶马尔科夫过程模型, 并与非挠性杆臂效应比较, 表明动态挠曲引起的加速度误差较大, 需要计算补偿。
关键词：挠曲变形,杆臂效应,惯导系统,传递对准
参考文献
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