效应模型（共11篇）
效应模型 篇1
1 引言
企业并购一直是美国乃至全球经济的热点。自19世纪末以来, 全球历史上经历了5次兼并浪潮, 尤以美国的兼并特点最为显著。于是国内外学者开始了热衷于对并购的相关研究。各种集团企业在并购过程中将协同效应作为并购决策的核心内容, 决定着并购是否达成, 虽然国内外学者在研究企业并购的过程中将并购效应作为重要的研究内容, 但是由于各种学者持有不同意见, 企业并购的协同效应理论并没有达成一致。尤其在协同效应的计量方面, 学术界尚没有取得一致性的计量方法。本文阐述了国内外学者对于协同效应计量的研究成果, 并以此为基础结合我国国内的实际情况, 提出一种新的计量企业并购中协同效应的定量模型。
2 并购协同效应的含义
2.1 企业并购的定义
企业并购即企业兼并和收购。兼并通常是指某一企业以货币资金、股票、债券或其他形式 (如债务承担、利润返还等) 进行投资取得企业的产权, 使得其他企业丧失了对另一家企业的法人资格或改变了另一家企业的法人实体, 并取得对另一家企业经营决策控制权的一种投资行为。收购是指某一企业用货币资金、股票、债券等购买另一家企业的部分或全部资产或股权, 以获得该企业的实际控制权的一种投资行为。
2.2 协同效应的含义
协同效应是从20世纪70年代开始金融经济学家用来解释公司并购的合理性、收益性的著名理论。目前为止, 国内外对协同效应的定义有两种不同的理解, 即静态协同效应和动态协同效应。
(1) 静态协同效应。
在静态协同效应理论中, 企业并购中的协同效应就是“2+2>5”的那种效应, 即通过企业并购, 并购后企业的效益总和大于并购前两公司的效益之和。
假设A公司并购B公司, 并购前A公司的价值为Va, B公司的价值为Vb, 并购后形成的新公司的价值为Vab, 则协同效应S为:
S=Vab- (Va+Vb)
仔细研究此公式就会发现, 这一定义有失偏颇, 因为根据这一公式计算的协同效应不仅包括了由于并购产生的协同效应, 还包括了并购前的双方企业本身就具有的增长潜力, 也就是说企业并购后表现出来的业绩增长能力, 所以协同效应被高估了。
(2) 动态协同效应。
动态协同效应的概念最先是由美国并购问题专家马克L·赛罗沃提出的。他认为企业并购产生的协同效应是合并后公司的经营业绩应当比并购前两家公司独立存在时所产生的经营业绩和预期经营增长能力的水平高;他还指出, 在企业并购后出现的业绩改进, 如果这些业绩改进是并购前两家企业独立存在时已经预期到的, 就称不上是企业并购产生的协同效应”。
假设把超过原先预期经营业绩水平的想法引入到每股收益 (EPS) 的背景中来, 可以把协同效应表述为如下公式:
并购后未来的每股收益=并购前的每股收益+并购前的每股收益×预期增长+协同效应
从以上公式中, 可以看出, 并购前的股价已经在预期的未来经营业绩的增长和盈利提高中得到体现。而公式中加上的协同效应, 即为并购后要创造出的并购前不存在、也不在预期之列的价值。只有创造出不在预期之列的价值, 才是真正实现了协同效应。
通过两种定义的对比, 可以看出马克L·赛罗沃对并购协同效应的动态协同效应的解释考虑到了并购前双方原有的增长潜力, 比通过静态协同效应对并购协同效应的解释更为合理。
3 协同效应的计量
3.1 异常收益的基础上计算协同效应
由布雷德利等人提出的在异常收益的基础上计算企业并购的协同效应, 并购协同效应可以理解为被并购公司股东与并购公司股东所拥有的财富变化总额, 用公式可以表述为:
ΔΠ=ΔWT+ΔWA
其中, ΔΠ为并购协同效应;ΔWT为被并购公司股东财富变化总额;ΔWA为并购公司股东财富变化总额。
首先, 基于市场模型法估算出企业收购产生所异常收益以及累计异常收益;然后, 分别计算被并购公司和并购公司的股东收益:
ΔWTi=WTi×CARTi
其中, ΔWTi为被并购公司股东拥有财富的变化总额;WTi为第一个出价公司宣布收购被并购公司的公告日前6天被并购公司的股票市场价值;CARTi为第一个出价公司宣布日前5天到成功并购公司宣布交易成功之日后5天累计的被并购公司异常收益
ΔWAi=WAi×CARAi
其中, ΔWAi为并购公司股东拥有财富的变化总额;WAi为并购公司宣布日前6天并购公司的股票市场价值;CARAi为并购公司宣布日前5天到宣布并购成功之日后5天并购公司的累计异常收益
首先, 假设并购协同效应收益以百分比表示, 协同效应的收益CARC是CART和CARA的加权平均值;然后, 计算CARC, 可以构造了一个价值权重的投资组合, 以被并购公司和并购公司的公司价值为权重, 即上述公式中的WTi和WAi;最后, 本次并购的协同效应ΔΠ就可以用如下公式表示:
ΔΠi= (WTi+WAi) ×CARCi
此后, 许多学者在异常收益基础上对协同效应的计量中, 进行了一些研究和方法的改进。不过, 这些改进只是集中在如何定量计量异常收益的方面, 并没有涉及到该方法主要的计量模式。
3.2 业绩改变基础上计量协同效应
由保罗·亨利等人提出的在业绩改变基础上计量协同效应的理念, 首先, 比较并购前和并购后公司主要财务数据, 比如现金流量、每股收益、净资产收益率、每股收益等的变化, 了解公司并购前和并购后经营业绩是否发生变化, 这是计量并购效应的基本方法;然后, 定量计量协同效应, 基于以上基础, 将预期增长的因素代入协同效应的计量考虑。其主要计算公式如下:
并购后公司经行业调整后的现金流=α+β×并购前公司经行业调整后的现金流+η
其中, α为由并购引起的并购前后现金流的异常变化;β为公司行业调整后现金流的长期变化。由于基于业绩改变基础计量的协同效应考虑到了现金流变化的长期性因素, 此方法优于只比较并购前后现金流数量变化的模型。
同时, 在比较公司并购产生的其他数据变化时, 也可以利用如上计量现金流变化的思路进行回归, 在除去各种财务数据的长期变化的影响因素之后, 也考虑并购是否引起财务数据异常的变化。
利用业绩改变思想计量并购协同效应, 财务数据的长期变化是并购前预期的变化, 根据对动态协同效应的定义, 财务数据除去由长期变化带来的异常变化后就是并购引起的协同效应。
3.3 内部计算模型
根据并购产生的协同效应的来源, 协同效应是由四个数据变化带来的, 即营业收入的变化、产品成本的变化、税收的变化和资本需求的变化。由以上叙述可知, 由并购协同效应引起的现金流变化用公式表示为:
ΔCF=ΔR+ΔC0+ΔT+ΔCN
其中, ΔCF为协同效应的现金流变化;ΔR为营业收入的变化;ΔC0为产品成本的变化;ΔT为税收的变化;ΔCN为资本需求的变化。
对于协同效应产生的净现金流量变化值, 首先, 估计出并购后企业的存续期和存续期内各年的净现金流变化值;然后, 选取适当的折现率r, 将存续期内的净现金流量变化值进行折现并相加, 即可得到以净现金流的现值计算出的协同效应值。
4 对三种模型的评价
异常收益基础上计量协同效应, 主要适用于上市公司并购产生的协同效应定量计量, 不适用于非上市公司之间的并购。其不足之处在于, 首先, 用异常收益法计量协同效应, 必须存在一个前提, 即资本市场必须是强式有效市场, 并且市场股票价格可以充分反映公司的内在价值;然而, 目前我国的资本市场属于弱势有效市场, 大多数公司股票价格没有准确的反映公司的真实价值。其次, 企业并购后对于股票价格的影响是不断变化的, 高低反复不能再短期内评价企业价值, 由于并购所创造的价值变化可能需要长期观察才能确定, 而异常收益法只考虑考虑了短期内并购前后几天股票价格变化, 所以不能充分的评价并购的成败, 更不能准确的计量协同效应产生的价值。
业绩改变基础上计量协同效应的方法虽然克服了异常收益法计量模型仅限于上市公司的局限性, 但在我国国内仍然不适用。首先, 2006年2月颁布的新会计准则只是在一定程度上实现了会计上的国际趋同, 但是相应的会计法律法规依然不够健全, 采用业绩改变法对我国国内企业并购产生的产生同效应的研究效果的准确性并不明显。其次, 由于样本的选择存在缺陷, 比如样本覆盖年份不够长、时间过于老化、数量不够大等原因, 使得对于样本分析作统计显著性检验, 不利于实证研究, 因此业绩改变法也难以推广。
内部计算模型虽然适用于我国国内市场的特点, 但不足之处依然存在, 此方法在计算过程中须要大量的预测数据, 如果对这些数据的预测不够准确或者对人为导致的重大误差不能进行进行合理的处理, 那么内部计算模型也难以为并购协同效应的准确计量提供适当的计量方法。
总的来说, 以上三种模型都或多或少存在着一些共同的问题, 即大量数据须要依据过去的并购经验作出估计, 而市场是不断变化, 并存在一些难以预计的异常变化, 这些适合过去的计量方法对于能否在未来计量并购效应的结果并不能得到确定。此外, 这些模型都需要对公司并购后的现金流及增长速度进行预测, 这些预测的客观性、合理性难以定论。再者, 这三种模型都是对并购行为产生后或者说并购决策之后计量并购的协同效应, 也就是说偏重于并购事后的测评, 然而并购的协同效应更应该在并购前计量出才有利于并购决策的作出以及并购的顺利进行, 所以以上三种方法都不太适用于事前的管理与预算, 也不能为公司并购决策的制定和并购行为的顺利进行起一定的推动作用。
5 结束语
由于协同效应的计算本身涉及内容众多、存在各种不确定因素以及参数值确定的难度较大等, 所以现今的这些计算方法或多或少都存在着某些缺陷, 这也是迄今为止还没有一种协同效应的计算方法或模型能被人们普遍认可的原因。所以, 在对并购协同效应计量在未来的研究中, 应该更加关注其对其内容的整合、重大影响因素的确定、参数的准确估计, 才能对并购事前进行指导作用。只有更好的做好事前的预测, 了解此项并购协同效应的大小, 理解此项并购的协同效应的收益属于正收益、微弱正收益还是负收益, 才能决定并购的执行。
参考文献
[1]唐建新, 贺虹.中国上市公司并购协同效应的实证分析经济评论[J].经济评论, 2005, (5) .
[2]刘乐荣.论企业并购的协同效应[J].上海会计, 2005, (5) .
[3]吴江龙, 高燕燕.谨防企业并购南辕北辙——浅谈协同效应发挥对企业实施并购的影响[J].会计之友, 2006, (7) .
[4]肖振红.企业并购的协同效应评估研究[J].现代管理科学, 2007, (1) .
[5]马克·L·赛罗沃.协同效应的陷阱——公司在购并中如何避免功亏一篑[M].上海:上海远东出版社, 2000.
[6]约瑟夫·克拉林格.兼并与收购:交易管理[M].北京:中国人民大学出版社, 2000.
[7]朱宝宪, 郭平平.关于并购协同效应的再思考 (中国并购评论第三册) [M].北京:清华大学出版社, 2003.
效应模型 篇2
1 引言
持续的经济高速发展，工业化以及城 市化进程的叠加，使得中国成为全世界碳排放量最大的国家，大气问题尤为突出。绿色发展、循环发展、低碳发展是中国今后发展的必然要求。 Nordhaus 论述了“后京都协定”时代通过价格机制减排的优势，并强调征收碳税是最有效的政策手段。本文选择上海作为研究对象，一方面上海作为中国最大的城市，经济结构已进入后工业化阶段，在低碳实践上有条件领先于其他城市;另一方面，碳税的征收对行业排放的影响较大，排放权交易在初始分配上需要事先考虑这种效应，否则会产生政策衔接问题。本文构建了区域动态可计算一般均衡模型(即CGE，computable generalequilibrium)，对在上海试点碳税进行模拟，探讨碳税对能源使用、二氧化碳排放、经济增长和行业发展等各方面的影响，为中国低碳实践提供学术依据。
CGE 模型是一种基于一般均衡理论的经济模拟分析技术，把宏观经济体系分为大量可计算的部分，从而进行经济运行模拟。Liang Qiaomei 等发现碳税对能源密集部门的国际竞争力带来了负面影响，提出在生产部门进行适当补贴。Fisher-Vanden 和Ho 研究了中国资本市场改革对碳税减排的影响，发现中国式的资本补贴模式削弱了碳税的减排效果。林伯强和牟敦国对比了石油和煤炭价格上涨的不同影响，并测度了能源价格上涨在产业层面上的效应。樊星和马树才利用中国能源CGE模型进行系列模拟，指出国家应该将减排政策系统化，构造一个适应现实需要的低碳经济政策体系。
目前的研究聚焦于国家层面，缺乏对于区域的探讨。本文填补了相应空白，也对我国地区低碳发展进行了探索。本文分为五部分，第一部分为引言，第二部分构建了地区CGE 模型，第三部分介绍了数据基础与参数设定，第四部分模拟了碳税对上海能源、排放和经济发展等方面的影响，最后一部分进行针对性总结，并提出政策建议。
2 上海区域CGE模型的构建
本模型的行为主体包括40 个行业、政府、企业、2 组居民家庭(城市和农村)。生产要素分为三类，分别是劳动力、资本和能源。CGE 模型结构以翟凡等 开发的中国经济一般均衡模型为基础。由于本文探讨“十二五”以及之后的低碳发展，而 年是链接两个规划阶段的重要年份，以2015 年作为研究对象更为可靠。CGE 模型以为基准年校准参数，通过动态模块模拟出2015 年的基准情景，与后续政策情景进行比较。
2.1 生产模块
在生产函数构造方面，选择资本、劳动、能源和其他中间投入品作为生产的投入。由于不同的投入之间有一定的替代性，为了反映这种替代性，采用常替代弹性函数(即CES，constant elasticity of substitution)合成不同的投入项。由于非能源中间投入品与其他生产要素之间明显的差异，本文将资本—能源—劳动先行嵌套，再与非能源中间投入品形成总产出。有关资本、能源、劳动的嵌套模式，Kemfert 采用1960 ～ 1993 年德国工业的总体数据，发现(能源—资本)—劳动的嵌套方式在统计意义上最为有效。本文沿用了这一嵌套模式，并在能源投入部分进一步分为电力以及化石能源，化石能源由煤炭、石油和天然气三者CES 嵌套合成。鉴于碳排放主要来源于能源使用，本文中的碳排放根据能源含碳量的角度进行核算，对象涵盖企业在生产过程中所有原油、煤炭和天然气的中间消耗量。
2.2 价格模块
价格模块刻画了企业在商品市场上的定价行为，企业定价取决于企业所在行业的市场结构，本模型假设各产品市场均为完全竞争市场，企业的超额利润为零。利用企业生产函数规模报酬不变这一假设，可以推得各层投入品的价格为其下层投入品价格的CES 合成价格，行业产出价格为资本—能源—劳动价格与非能源中间投入的CES 合成。
2.3 收入支出模块
企业的收入来自资本报酬和政府对企业的转移支付，其支出包括对居民的转移支付、对政府缴纳的税费。其中，政府对企业的转移支付、企业对居民转移支付占企业可支配收入的比例以及企业缴纳税收的税率在本模型中都是常数。
居民的收入来自劳动报酬以及企业、政府、国内其他地区、世界其他地区的转移支付。居民的支出为各种，商品的最终消费和对政府缴纳的税费。模型中假设居民的效用函数为Stone-Geary 效用函数，即消费行为符合线性支出函数(即LES，linear expenditure system)。企业、政府、国内其他地区、世界其他地区对居民的转移支付为固定值，且居民的所得税率也为常数。
政府的收入来自生产税、关税、居民所缴税费、企业所缴税费、国内其他地区对政府的转移支付，政府的支出为政府对各种商品的最终消费、对居民和企业的转移支付。
2.4 贸易模块
在上海市内贸易的商品来源有三个：一是市内生产;二是省际调入;三是进口。上海市内商品的去向也有三个：一是市内销售;二是省际调出;三是出口。区域CGE 模型的一个特殊性在于无法直接建立区域内商品市场的均衡方程，这是由于从上海市社会核算矩阵中无法确定市内生产商品在三个去向中的比例，也无法确定市内商品需求中不同来源品的份额。而且上海作为一个港口城市，呈现转口贸易的特点。出于这样的考虑，本文将市内商品需求与省际调出合成为国内商品需求，将市内生产商品与省际调入合成为国内商品供给，在进出口之外形成国内商品市场进行出清。
2.5 闭合模块
本模型根据上海目前的实际情况，采用投资驱动的.约翰逊闭合，即政府对企业和居民征税来达到储蓄与投资的平衡，其中总投资、国外储蓄、外省储蓄外生。此外，本文假设劳动力市场和资本市场出清。
2.6 动态模块
根据新古典经济学理论，推动经济发展的因素是生产要素的增长及技术进步，因此模型中的动态因素包括三个方面：劳动力总量的增长、资本总量的增长、以TFP 为代表的生产效率提高。目前关于CGE 的动态化，多数采用递推动态形式，即本期的资本总量减去折旧，加上本期的投资形成下一期的资本总量，而劳动力总量及TFP 外生给定。本文亦采用这种模式，将劳动力总量增长率、资本总量增长率以及TFP 数值外生。
3 数据基础以及参数介绍
CGE 模型的数据基础为社会核算矩阵( 即SAM，social accounting matrix)。本文编制SAM 表所需数据来源于《 年上海投入产出表》和《 年上海统计年鉴》。有些数据在现有的统计资料中无法获得，则通过SAM 表行列平衡性质进行计算。
模型中CES 生产函数弹性值与进出口合成弹性主要参考了贺菊煌等的研究，各行业产品需求的收入弹性值采用了赵永和王劲峰的研究。劳动力增长率采用上海近十年劳动力平均增长率。LES 函数中的Frisch 值，城市居民取-2，农村居民取-3。关于固定资本以及投资，本文采用薛俊波和王铮所给出的行业折旧率，将《2007 年中国投入产出表》中的行业折旧额除以折旧率得到各行业基年的固定资本额。后续年份的固定资本额采用递归方法给出，即在前一年固定资本额扣除折旧后加上新增投资。新增投资总额外生，具体数量根据“中国2007 年投入产出表分析应用”课题组给出的资本增长率(即2008 至的资本增长率为12.6%，2011 年至2015 年的资本增长率为9.2%)计算得出。TFP 值的设定本文参考了李善同、刘云中的研究结果，将2008 ～ 年的TFP 值设定为0.9% ;2010 ～ 2015 年第三产业的TFP 值设定为1.8%，而第一、第二产业的TFP 值仍然设定为0.9%。
4 模拟结果与政策分析
本节对上海实行碳税试点进行了模拟，探讨了上海能源使用、碳排放和经济发展等方面的影响。然而在分析碳税政策影响之前，仍有两个关键问题需要考虑：第一，碳税税率应该定在什么水平;第二，碳税应该如何使用。
对于第一个问题，2010 年时有过探讨，当时财政部提出了每吨二氧化碳征收10 元的方案，而环保部提出了每吨20 元的方案。针对这两年全国频繁出现大范围雾霾的情况，两个方案的价格应该说是偏低的。同时可以参考的是各地排放权交易的价格，上海交易价在每吨30 元左右，广东在60 元左右，由此本文设定了30 ～ 70 元的价格区间，分成三种情况分别探讨，通过比较不同价格的模拟结果，寻优与发展阶段相符合的碳税价格。
关于第二个问题， 本文沿用已有文献的做法，采用税收中性的方式，但在实施模式上进行细致区分和模拟。首先将税收使用方式分为税收返还方式和不返还方式，进一步将税收返还方式分为返还居民方式和返还企业方式。返还居民方式是指政府通过降低个人所得税率使得碳税实施后的政府收入等于不征收碳税时的政府收入;返还企业方式是指政府通过降低企业所得税率使得碳税实施后的政府收入等于不征收碳税时的政府收入。
此外，本模型征收的是区域碳税，即仅在上海试点征收，国内其他地区不实行相应征收。本文对各种情景下2015 年的结果进行比较，罗列的数字是各政策情景结果相对于基准状态(不征收碳税情景)的改变率。
4.1 碳税对能源和碳排放的影响
碳税税率为每吨30 元、每吨50 元、每吨70 元的情况下，碳税对上海能源使用以及碳排放的影响。碳税使得化石能源的使用减少。化石能源消耗的减少，必然导致碳排放总量和碳强度的降低，碳税起到了节能减排的作用。值得注意的是，电力消费的改变幅度不大，甚至当政府将碳税返还给居民时，火电的使用有小幅上升。这种现象的背后是由于碳税对不同能源使用成本的影响不同，而能源之间存在替代性，使得能源结构发生了转变。这种转变对于上海是有利的，因为上海在发展“绿电”上具有优势，一方面沿海地区风电、光电等可再生能源资源较多，上海可以积极开发满足自身用电需求，另一方面也可以在夏季高峰用电季增加西部地区水电的调入。
4.2 碳税对经济发展的影响
碳税在实现节能减排目标的同时，成本代价往往体现在经济变量上。碳税税率为30 CNY/t、50 CNY/t、70 CNY/t 的情况下，碳税试点对经济以及消费带来的影响，GDP 与三大产业增加值以当年价格核算，居民福利以基年(2007 年)价格计算的消费额，消费总量为两类居民消费的总和。研究发现，碳税征收降低了GDP，随着碳税进行返还，GDP 的降幅减少，尤其是返还居民情景。从产业大类角度来看，三大产业的增加值均有下降。当政府将碳税返还企业或选择不进行返还时，碳税征收会显著降低第一、第二产业的附加值。而当政府将碳税返还居民时，碳税征收对第三产业产生了明显的抑制作用。总体而言，碳税在城市经济发展中的负面作用较为有限，并且有利于第三产业比重的提升，优化了产业结构。
相比返还企业的情景，返还居民对于提高居民福利的效果更好，有效刺激了消费。随着我国越发重视“居民收入增长”这一发展目标，征税收入选择返还居民有一定合理性。
4.3 碳税对行业发展的影响
除了宏观影响外，碳税试点对上海的行业发展也会产生不同程度的影响，本文着重考察了碳税对细分行业的具体影响。行业的选取遵循两个原则，一方面选取基数大的行业，即上海的支柱性行业;另一方面选取受碳税影响大的行业。
4.3.1 碳税对行业规模的影响
由模拟结果，附加值受碳税影响最大的行业为炼焦业。这六个行业在征收税率为30 CNY/t、50 CNY/t、70 CNY/t 的情况下，部门附加值受到的影响。从中可以发现，碳税对“批发与零售业”有一定促进作用，同时对“交通运输及仓储业”“化学工业”有较大负面作用。受碳税影响最大的是“炼焦业”，在30 CNY/t 税率下其附加值减少超过10%，在70 CNY/t 税率下其附加值减少超过20%。
从促进行业稳定发展的角度来说，在起征碳税设定上，50 CNY/t 和70 CNY/t 的碳税价格太激进了。而这几年货币政策比较宽松，经济进入温和通胀期，低于30 CNY/t的碳税价格很难起到抑制碳排放的作用，所以起征碳税设定在30 CNY/t 更为合适，可以在“十二五”期间择机开征。而在“十三五”期间缓慢提升碳税价格，在 年达到50CNY/t 左右，这样做有两个好处，一是为排放权交易预留空间，二是避免部分行业波动幅度过大，保持经济活力。
4.3.2 碳税对行业劳动力投入的影响
碳税会造成一些行业劳动力投入减少，根据模拟结果发现减少幅度最大的行业为“炼焦业”。碳税税率为30 CNY/t、50 CNY/t、70 CNY/t 的情况下，碳税对以上六个行业劳动力投入的影响。从中可以发现，碳税将会减少“租赁和商务服务业”“通用、专用设备制造业”、“交通运输及仓储业”和“化学工业”的劳动力投入，其中“租赁和商务服务业”“通用、专用设备制造业”和“化学工业”所受影响较小。“交通运输及仓储业”作为高载能行业，受到的影响较大。“批发和零售业”的劳动力投入有所增大，增幅随着税率的提升而变大。受到影响最大的仍是“炼焦业”，在70 CNY/t 税率下附加值减少超过19%，即使在30 CNY/t 税率下附加值降幅亦超过9%。碳税征收造成的结构性失业需要审慎对待，政府有必要设定方案，针对性地对失业人员进行培训再上岗。
4.3.3 碳税对行业资本投入的影响
本文CGE 模型使用的是储蓄驱动的宏观闭合，投资总额是外生的，因此碳税对于行业资本投入的影响主要反映在行业间的资本流动。碳税税率为30 CNY/t、50 CNY/t、70 CNY/t 的情况下，行业资本投入受碳税影响最大的六个行业，它们分别是“通信设备、计算机及其他电子设备制造业”“教育业”“水利、环境和公共设施管理业”“炼焦业”“交通运输及仓储业”和“金属冶炼及压延加工业”。碳税征收会增加前三个行业的资本投入，抑制后三个行业的资本投入。这里存在两个问题，一是碳税征收容易造成高载能行业跨地区转移，从而引起碳泄漏，削弱碳税的减排效果;二是碳税引起的行业效应不一定有利于提升城市竞争力，比如“交通运输与仓储业”对于上海打造国际航运物流中心是很重要的，但碳税不利于该行业发展。要解决这两个问题，必须进行税收调整，在征收碳税的同时降低行业生产环节税收。
5 结论与建议
本文构建了区域动态CGE 模型，根据2007 年上海投入产出表等数据编制了相应的社会核算矩阵对模型进行标定，从而形成模拟平台，分析了征收碳税对能源、环境和经济发展带来的影响，研究得出的主要结论如下：
(1)征收碳税会减少上海对化石能源的消费，但在返还居民的情景下，电力需求有小幅上升。总体而言，能源消费得到抑制，能源效率提高。
(2)碳税使得上海二氧化碳排放总量有明显下降，碳排放强度也随之大幅度降低，有助于上海实现节能减排目标。
(3)碳税征收对于经济增长有一定妨碍，但是程度不大。如果不进行返还碳税，三种税率下居民福利均有所降低，消费需求被抑制。而当政府采取返还碳税时，GDP 降幅减少，同时带动消费，对居民福利会产生正向效应。
(4)碳税抑制了高载能行业发展，并且有利于第三产业的比重提高。总的来说，产业结构得到了优化，生活水平有一定提高。而部分高载能行业受限大的问题也应重视，比如“交通运输及仓储业”和“炼焦业”。
根据上述结论，本文给出如下建议：
(1)鉴于碳税对经济整体的不利作用有限，而对部分产业负面影响较大。所以在碳税设计上，本文认为起征碳税设定在30 CNY/t 较合适，可在“十二五”期间择机开征，“十三五”期间缓慢提升碳税价格，于2020 年左右达到50 CNY/t。此外，从避免经济波动以及关注民生的角度来看，返还居民更合理，尤其是易受碳税影响的低收入居民。
(2)建立碳排放监测体系，根据实际碳排量征收碳税，避免较大幅度损害将能源品作为原材料的行业。
(3)在企业返还方式上可以采用降低生产环节税率，提高行业竞争力。本文中仅考虑了所得税环节退税，这种方式在处理上较为简单。在实际经济运行中，也可以通过生产环节退税，这样能够降低终端产品与服务的价格，保持竞争力，避免部分行业转移到其他地区。高载能行业转移既影响当地经济发展，也容易造成碳泄漏，导致碳税的减排作用被削弱。
效应模型 篇3
关键词 TVAR模型；汇率传递；脉冲响应函数
中图分类号 F830 文献标识码 A
AbstractBy means of threshold vector autoregression model， RMB nominal exchange rate passthrough was studied， and also the exchange rate passthrough under different inflation was analyzed. Inflation rate was treated as the threshold variable， and two monthly rates of 0.1175% and 0.6118% acted as thresholds. The exchange rate passthrough to domestic prices was statistically significant above the threshold level of the inflation rate 0.611 8% and statistically insignificant below it. Considering nonlinearities in the exchange rate passthrough to domestic prices， and thus the correlation between inflation and exchange rate passthrough was verified more accurately.
Key wordsThreshold Vector Autoregressive Model； exchange rate passthough； impulse response function
1引言
汇率传递效应指的是汇率变动对物价水平的影响.近年来不少学者逐渐将汇率传递与宏观经济环境联系起来，考察宏观经济对汇率传递效应的影响.发现汇率传递效应与宏观经济的一些方面如GDP、通货膨胀环境等是相互影响的.Taylor[1] （2000） 的研究中认为汇率传递效应与通货膨胀间有内生性，在此类研究中具有代表性.此后，Gagnon等[2] （2004） 研究了工业化国家消费者价格指数的汇率，且发现在稳健的货币政策下，汇率传递效应具有明显下降的特点这一重要结论.Devereux等[3] （2010） 等把通货膨胀环境因素纳入了汇率传递的理论模型中，考察了通货膨胀率在解释各国之间的汇率传递效应系数差异方面的作用，也指出了汇率传递弹性的非线性特征.Choudhri等[4] （2005） 发现有高通货膨胀率的国家普遍会有较高的汇率传递效应系数.并且在高通货膨胀时期的汇率传递效应要高于低通货膨胀时期.陈六傅和刘厚俊（2007）[5]运用VAR模型发现汇率的价格传递效应在不同的通货膨胀环境中存在显著差异，低通货膨胀时期，汇率对进口价格的传递效应增加，但对消费者价格传递效应减少.纵观国内外学者对汇率传递的研究，发现汇率传递效应与国内的通货膨胀有一定的关系，而通货膨胀率可作为货币政策有效性的一种度量，因此货币政策与汇率传递效应是息息相关的.Devereux等[6] （2004） 研究发现汇率传递效应与货币政策的相对稳定性有着密切关系，货币增长波动性较低的国家汇率传递效应也较低，而货币增长波动性大的国家则具有较高的汇率传递效应.
国内外对汇率传递效应研究的方法主要集中在自回归分布滞后模型（ARDL）、误差修正模型（VECM）和向量自回归模型（VAR）三种计量模型.VAR方法相较于其他两种办法的优点在于不仅可以同时度量汇率和其他变量之间的关系，而且可以考虑变量的内生性.文中用门限值向量自回归模型（threshold vector autoregression model）对1994年1月到2013年8月间的人民币的汇率的价格传递效应进行研究.TVAR模型不仅包含了VAR模型的全部优点，还能够体现出在不同的通货膨胀条件下变量的反应.
2TVAR模型方法
选用TVAR模型，是基于TVAR模型既有VAR模型的优点，即可以同时考虑到不同变量之间的内生影响，也可以描述不同的通货膨胀情况下对汇率传递效应的影响.
3TVAR模型估计及实证分析
3.1数据来源与处理
选取1994年1月到2013年8月经季节调整后月度的数据进行实证分析.汇率变动数据用人民币名义有效汇率，在模型中用neer代表.汇率数据是来自BIS数据库.定义一个冲击是汇率的一个正向的变动.因此，汇率的正向变动代表国内货币的增值.通货膨胀率（π）是由CPI度量，CPI被金融分析师和决策者认为是国内价格变化趋势的指示器，同时也作为经济中通货膨胀的一个指标.汇率通过影响进出口的价格间接的影响着CPI的变动.CPI的数据来源于国家统计局.由于没有GDP月度数据，因此采用工业增加值来代替GDP 的值，用 X12方法进行季节调整，然后用 HodrickPrescott过滤方法生成工业增加值的循环因子，作为产出缺口的代理变量（gap）[5].工业增加值数据分别来源于中国经济信息网统计数据库.
在选取TVAR模型的门限值之前，需要先用经典线性VAR模型选出最优的滞后阶.在此用AIC准则来决定最优滞后阶，通过AIC准则选择2为TVAR模型的最优滞后阶.
3.2门限值选择方法
选取门限值的方法主要是根据Chan [7] （1993） 提供的三步法：
1）把门限变量从小到大进行排序.在模型中选择的门限变量是通货膨胀率.
2）接着，用连续变量来估计方程模型.估计模型后，计算每个观测值的残差平方和.因为要排除极端的情况，所以选择排序在中间70%的观测值.
3）在只有一个门限值的情况下，会选择残差平方和最小的点.而在多门限值时，则在第一个门限值的基础上对第二门限值进行搜索已达到整个模型的残差平方和最小.详细的方法参见参考文献[8].
3.3模型检测
用一个检验来证明研究汇率传递效应用以通货膨胀率为门限值的TVAR模型比用单一的VAR模型更好.通货膨胀率低于门限水平则构成一个低通货膨胀环境，当通货膨胀率高于门限水平，则构成一个高通货膨胀环境.而且门限值一般是出现在转折点的地方，即在应该出现显著的汇率传递效应但却发生了不显著的汇率传递效应，或者是应该出现不显著的汇率传递效应但却发生了显著的汇率传递效应的地方.
以经典的VAR模型为原假设，备择假设是TVAR模型.在检验过程中，需要使用每个模型的协方差矩阵（VAR模型和TVAR模型的协方差矩阵）.LR检验的统计量为
LR01=Tln det 0-ln det 1， （3）
其中0是用原假设的模型进行估计所得到的协方差矩阵，1是由备择假设中的模型进行估计得到的协方差矩阵.而在检验中的P值是通过对原假设中模型的残差进行重新取样的自抽样分布得到的.表1是进行LR检验的结果.
3.4结果分析
通过对TVAR模型进行门限值的选取和LR检验，得到了三体制多元线性门限自回归模型对于汇率传递的度量是比较好的结论，因此选取1994年1月到2013年8月的产出缺口、货币供应量、人民币有效汇率指数、通货膨胀率的月度数据带入模型中，得到了表2中的TVAR模型方程的估计结果.图2是TVAR模型各个变量对人民币名义有效汇率的脉冲响应函数图.
在表2中，汇率传递只有在0.611 8%≤π（-1）条件下，在第二滞后阶的时候是显著的，且影响为正向的.而在π（-1）<0.117 5%和0.117 5%≤π（-1）<0.611 8%的条件下都是非显著的.
在图2中，第一列是在π（-1）<0.117 5%的条件下，即在体制1的条件下，产出缺口、货币供应量、通货膨胀率三个变量分别在一个单位汇率的冲击下的脉冲响应函数.同样可知，第二列是在0.117 5%≤π（-1）<0.611 8%条件下，第三列是在0.611 8%≤π（-1）的条件下的得到的各个变量的脉冲响应函数.而第一行对应的就是在不同通货膨胀体制下，产出缺口对一个单位汇率冲击的脉冲响应函数，第二行和第三行分别是货币供应量、通货膨胀率.由于内生变量在VAR系统中次序对脉冲响应函数很重要，基于陈六傅[5]（2007）文章的讨论情况，选择了产出缺口、货币供应量、人民币有效汇率、通货膨胀率作为内生变量纳入TVAR模型的次序.
在体制1的通货膨胀的环境下，可以看出一个单位的汇率冲击会导致国内价格立即开始上升，在第5个月达到最大，而在体制2和体制3的通货膨胀的环境下，在一个单位的汇率冲击下国内价格立即下降，然后再上升，且在体制2的通货膨胀的环境下，国内价格波动较大，且持续时间比较长.但只有在体制3的通货膨胀的环境下的波动是显著的.
4 结论
文中对人民币有效汇率的价格传递效应进行了实证分析.将产出缺口、货币供应量、人民币有效汇率、通货膨胀率四个变量作为内生变量纳入TVAR模型.并得到了在不同体制的通货膨胀环境下，各个变量的脉冲响应函数.分析了在不同通货膨胀环境下人民币汇率对国内价格的传递效应是否有明显的差异.通过TVAR模型，验证了在不同的通货膨胀环境下汇率的价格传递效应存在显著差异.发现高通货膨胀下，汇率对国内价格的传递效应是显著的，而在低通货膨胀的环境下，汇率对国内的价格传递效应不显著.且在高通货膨胀的环境下，国内的价格是先下降后上升的，在低通货膨胀的环境下，国内的价格是立即上升的.
结果显示：汇率对国内价格的传递效应是非常小的，因此若想要通过汇率的调整来抑制通货膨胀的影响程度，效果不会很明显.但是需要注意在高通货膨胀的环境下，汇率大幅波动可能会造成国内价格的剧烈波动.通货膨胀率可作为货币政策有效性的一种度量，因此稳定的货币政策有利于稳定并降低汇率对国内价格的影响，以至于减小外界对国内价格的冲击.
参考文献
[1]J B TAYLOR. Low inflation， passthrough， and the pricing power of firms [J]. European Economic Review， 2000， 44（7）：1389-1408.
[2]J E GAGNON，J IHRIG. Monetary policy and exchange rate passthrough [J]. International Journal of Finance & Economics， 2004， 9（4）：315-338.
[3]M B DEVEREUX，J YETMAN. Price adjustment and exchange rate passthrough [J].Journal of International Money and Finance， 2010， 29（1）： 181-200.
[4]E U CHOUDHRI， H FARUQEE， D S HAKURA. Explaining the exchange rate passthrough in different prices [J]. Journal of International Economics， 2005， 65（2）：349-374.
[5]陈六傅，刘厚俊.人民币汇率价格传递效应——基于VAR 模型的实证分析[J]，金融研究，2007，322（4）：1-13.
[6]M B DEVEREUX， C ENGEL， P E STORGAARD. Endogenous exchange rate passthrough when nominal prices are set in advance [J]. Journal of International Economics， 2004， 63（2）：263-291.
[7]K S CHAN. Consistency and limiting distribution of the least squares estimation of a threshold autoregressive model [J]. Annals of Statistics， 1993， 21（1）：520-533.
考虑温度效应的流变模型概述 篇4
关键词：黏土,应变率,温度效应,粘弹塑性
0 引言
几种流变模型已被用来描述黏土一维压缩,简要说明4种观点。如定义e为孔隙比,σv为垂直有效应力,t为时间,
R(σv,e)=0 (1)
R(σv,e,t)=0 (2)
天然黏土的初始孔隙率很容易确定,因此,这些公式也可用体积应变表达。式(1)是常规模型,模型中土的有效应力—孔隙比关系唯一,与时间和应变率无关,属太沙基固结理论;Koppejan(1948年),Bjerrum(1967年)和Hansen(1969年)提出了以式(2)表达的模型,孔隙比是有效应力和时间的函数。这个模型主要的难点在于加载随时间而变,初始时间需定义;对应式(3)和式(4)的模型克服了这个难点,材料的这些特性仅取决于当前的条件而不是先期历史的函数。Taylor & Merchant(1940年)第一次提出了一种代表式(3)的模型,孔隙比的变化率是有效应力、孔隙比、有效应力变化率的函数。对应式(4)的模型,在有效应力、孔隙比,孔隙比变化率之间有唯一的关系;这些可在e—σv图上通过
1 等应变率模型的证据和结论
1.1 试验证据
Leroueil et al.(1983年,1985年)做了压缩试验,以Batiscan黏土为试样。在
常应变率试验在应变率1.7×10-8 s-1～4×10-5 s-1条件下,做了18组试验。从中可以得出:1)应变率越大,试样底部的孔隙压力增加越大。在应变率低于5×10-7 s-1时,超孔隙压力特别小;2)在一定的应变下,应变率越高,有效应力越大;在有效应力一定下,应变率越小,应变越大;3)对低应变率(1.7×10-8 s-1),压缩曲线和其他线相交。
由9组以Batiscan黏土为试样超过70 d的压缩蠕变试验得出,土的特性不受
从Leroueil et al.(1985年)所得结论可看出,
这些结果证明了黏土在主次固结阶段的特性与应变率有关,土的特性不受
1.2 原位证据
应变率的临界线值为10-8s-1,多数都低于10-9s-1。如果等应变率模型正确,原位垂直有效应力—应变曲线应该低于主固结完成时的压缩曲线。这意味着,原位应变大于实验室中的应变。Kabbaj et al.(1988年)检测了加拿大的4个有详细文献纪录的用黏土筑的路堤。所有4种情况中,当有效应力一定时,原位的应变都比基于主固结完成的试验曲线所期望的应变大,印证了等应变率模型的正确性。
Leroueil et al.(1988年)解释了不同应变下的垂直有效应力—应变率曲线。原位数据和实验室结果存在连续性,意味着同一模型既可在实验室也可在原位条件下使用。
1.3 应变率效应的含义
1)如果应变率在压缩仪中的常应变率试验中改变,土的状态从一条应变率等值线转移到另一条。2)当土样是瞬时加载时,在固结前期应变率很高,有效应力远离与此高应变率对应的等值线;然而随时间推移,固结发展,应变率减小,结果,土的有效应力—应变状态接近于与此低应变率对应的应变率等值线。
1.4 等应变率模型的局限性
1.4.1 等应变率模型用来描述塑性应变
当应变增加时,等应变率模型准确的描述了黏土特性,而不是像松弛试验中轴向应变不变。Yoshikuni et al.(1994年,1995年)对固结和松弛的不同阶段做了特别的压缩仪试验,表明等应变率模型只适用于塑性部分。
1.4.2 粘性现象与微观结构随时间发展趋势之间的矛盾
由于粘性,土在有效应力一定时有重新排列颗粒和减小孔隙比的趋势,土也有使颗粒到其位的结构现象。应变率决定了两个占支配作用的相反机制中的一个。高应变率下,先前的机制将占主导;在低应变率时,结构效应可能更为重要,修正了应力—应变—应变率关系。
2 考虑温度效应的等应变率模型
2.1 试验结论
取自Lulea的硫化物黏土的典型CRS试验结果,可以看出黏土的压缩有明显的温度效应。温度增加,土的压缩性提高,前期压力降低,整个压缩曲线的有效应力变小。同时已得出,35 ℃以下时的温度效应比更高温度时的更为重要。
Boudali et al.(1994年)做了3种黏土在不同应变率、温度下的CRS试验,结论如下:1)前期压力或任意孔隙比的垂直有效应力是应变率和温度的函数;2)考虑对应每次试样中的应变率和温度的前期压力,不同应变率和温度下所得的有效应力—应变曲线唯一。
2.2 温度效应的含义及结论
温度效应的含义就是,如果在常应变率试验中,温度改变,有效应力从一条等温压缩曲线变化到另一条曲线。
Boudali et al.(1994年)所得试验结论解释了黏土的粘性,应变率和温度在土骨架上的综合效应。对Berthierville黏土,这些结论可描述如下:
1)在有效应力为常数下,温度在30 ℃时的一个改变所产生的垂直应变很小,大约为0.5%。2)在正常固结范围内,应变率一定时,温度越高,压缩曲线越低;在温度一定时,应变率越高,一定应变下的有效应力越大。3)温度和应变率效应影响黏土的粘性。4)在应变率为1.6×10-7 s-1下,超孔隙压力在整个试验过程中都很小。
2.3 等应变率线—等温线模型的局限性
如前所述,对一些土来说,在低应变率下,微观结构的影响可能更显著。Marques et al.(2004年)观察到,在做不同应变率和温度的CRS试验时,当温度从10 ℃增加到50 ℃情况下,微观结构变得更为重要。在某些应变率和温度下,等应变率线—等温线模型可能不适用。
3 应变率、温度对土常规性质的影响
3.1 极限状态线
黏土的剪切试验已经表明,最大剪切值与应变率在超固结区域有关。前期固结压力和在临界状态线下面的极限状态线都与应变率有关。
3.2 剪切和蠕变
Vaid & Campanella(1977年)做了一系列的Haney无扰动的三轴试验。他们得出了偏应力是剪应变和剪应变率的函数。
Marchand(1982年)对Mascouche黏土进行了一系列的三轴和长期蠕变试验:在不同应变率下的CIU,CAU和CAD。Leroueil & Marques(1996年)对试验结果重新分析得出:破坏时的状态与应变率相关。
4 结语
等应变率流变模型中,黏土的压缩特性在主次固结阶段都与应变率有关。主要结论如下:1)压缩仪试验表明,黏土的一维压缩可由有效应力—应变—应变率模型确定,也就是可由一组等应变率值线确定。这组等值线可由两条曲线描述:一条给出了前期压力随应变率的变化;另一条为标准应力—应变曲线。2)对分开在几个地下黏土的固结试验看出,等值线在土从主固结到次固结过程保持连续。3)等应变率模型不能描述总应变,但可以描述塑性应变。该模型对有些土和在低应变率下仍有局限性。
试验已经确认了温度影响土的压缩,也认为等应变率模型可以延伸为一个等应变率—等温线模型,该模型可由两个函数确定,其中一个是任意孔隙比的前期压力或是垂直有效应力,是应变率和温度的函数;另一个为有效应力—应变曲线。整个极限状态曲线由应变率和温度控制;剪应变剪应力也受土的粘性影响。很多研究人员认为该模型在原位和实验室条件下仍都成立,该模型能延伸到考虑温度的影响,继而可以延伸到土的基本特性。
参考文献
[1]Suklje.L.,Majes.B.Consolidation and creep of soils in plane-strain conditions[J].Géotechnique,1988,39(2):231-250.
[2]Suklje.L..Consolidation of viscous soils subjected to continu-ously increasing uniform load[J].In New Ad-vances in SoilMechanics,1969(1):199-235.
效应模型 篇5
中国出口贸易与环境目标相容性评估-基于环境效应分解模型的分析
在理论上,国际贸易既可能促进环境改善,也可能加重环境负担.在实际中,国际贸易对环境的影响最终可分解成规模效应、结构效应和技术效应.本文通过构建一个包括政府因素在内的环境效应分解模型,对中国-出口贸易的环境效应进行了大致估算,结果发现中国出口贸易与环境目标不相容,加重了环境负担.最后,在此基础上提出相应对策建议.
作 者：马建平丁建福 Ma Jianping Ding Jianfu 作者单位：北京师范大学,北京,100875刊 名：环境科学与管理英文刊名：ENVIRONMENTAL SCIENCE AND MANAGEMENT年，卷(期)：34(6)分类号：X22关键词：出口贸易 环境 效应 相容
效应模型 篇6
摘 要：文章运用向量自回归模型对影响房地产价格的多项因素进行分析，选取上海市2011年1季度至2016年1季度的季度数据为样本，建立了影响房地产价格因素的VAR模型，定量分析了各因素对房地产价格的影响程度，并利用方差分解分析各因素对房地产价格的影响时滞、持续时间和作用强度。研究结果表明，短期内房地产价格受房产税影响较大，但长期房地产价格走向仍受制于市场供需的影响，因此实施房产税的同时应完善配套政策设计，从根源上解决房地产市场的供求矛盾，实现房地产价格的良性调控与稳态变化。
关键词：VAR模型；房地产价格；房产税；影响效应
中图分类号：F830.33 文献标识码：A 文章编号：1006-8937（2016）33-0139-06
1 引 言
房产税作为国家或政府以房产为征税对象向房屋的产权所有人征收的一种财产税，在我国主要肩负着抑制房价、调节收入分配、管理房地产市场结构和提高住房使用率的作用。自1998年住房改革以来，房地产行业在市场化的过程中迅猛发展，在显著带动国民经济增长和拉动投资需求的同时也日益暴露出房价攀升过快、投机炒作盛行、普通民众难以承担高房价等问题，针对这一现状政府采取了一系列的财政、货币调控政策，旨在抑制房价上涨，促使房地产市场回归平稳运行。
在这一背景下，房产税的征收成为社会共同关注的话题，其能否有效抑制房价过快上涨也成为人们讨论的热点。2011年1月28日，个人住房房产税改革试点工作在上海和重庆两地正式启动，引起各界的广泛关注，然而政策实行已满四年，并没有很好地实现预期效果，上海和重庆的房价仍然高居不下，这让人们对房产税的调控效应产生质疑。
基于此，本文对上海试点房产税对房价的影响进行实证研究，分析上海房产税对房价的影响效应，同时综合考虑影响房价的各种因素，探究影响房价的主要因素，在此基础上力图总结出普适性的经验与改进建议，为优化房产税政策、明确房地产市场改革方向提供助力。
2 文献综述
2.1 房价影响因素
关于房价的影响因素这一问题国内外已有较丰富的研究成果，目前的研究文献主要从土地价格、经济基本面、房地产供求关系以及宏观调控这四个方面展开论证。
2.1.1 土地价格
对土地价格与房价的关系，国外具有代表性的研究主要有：美国经济学教授阿瑟.奥沙利文认为，简单的成本决定论并不能解释地价和房价之间的因果关系，正是因为对住宅的需求旺盛导致对土地的需求增加，从而提高了地价，地价高是住宅价格增长的结果。
Peng和Wheaton（1994）利用香港1965至1990年的数据对土地供给约束的溢出效应进行了实证分析，研究结果显示土地供给对地价、住宅价格和住宅供给都有较大影响，土地供给不足会导致住宅供给总量下降，影响消费者预期未来土地稀缺和租金上涨，最终导致土地价格和住宅价格同时上涨。
关于土地价格在房价上涨中所起的作用，国内研究呈现出两种不同的观点：
况伟大（2006）在研究中发现我国土地市场供小于求，短期内房价与地价相互影响，长期来看地价是房价的Granger因。
而朱道林、董玛力（2005）则认为，虽然房价与地价呈现同方向的变化趋势，但土地需求实质上是住房需求的引致需求，因此地价上涨是房价上涨的结果而不是原因。
2.1.2 经济基本面
Capozza等（2002）的研究结果表明对房价的变化有较强解释的经济变量包括收入增长、城市规模、人口规模和建造成本。
况伟大（2012）在研究中认为房价主要是由收入和人口决定的，收入和人口的变动可以预测房价的长期变动。
史涌动、陈日清（2008）利用2001至2006年的时间序列数据研究了不确定性条件下的房地产价格决定因素，实证表明居民收入、按揭贷款利率等基本面因素对房价的实际影响相对较小。
2.1.3 房地产市场供求
根据新古典学派的理论，一些学者认为需求决定价格，房价最终是由房地产市场的供求关系决定的。
姚先国、黄炜华（2001）认为，房地产供给在短期内是缺乏弹性的，因此决定房地产价格的主要因素是需求而不是供给。
蔡穗声（2010）认为我国房地产市场面临结构性供给不足的现状，区域供给不足与区域供给过剩并存，导致房价普遍偏高。
史涌动、陈日清（2008）在同一篇文章中指出，代表适应性预期的房地产价格自身的变动冲击是引起房价上涨的主要因素，我们可以理解为人们对房价上涨的预期影响需求，使得购房行为更倾向于是投资需求而不是消费需求。
2.1.4 宏观调控
周江（2005）、杨树江（2005）等学者认为，从调整住房结构、完善住房保障、增加中低价位住宅、完善住房供应结构这四个方面入手是降低房价增速的重要手段。
刘琳、刘红玉（2003）等人的研究表明，调控房价的主要手段是调控土地，土地调控的主要措施应该是调整土地的出让量而不是地价，税费率的调整可以作为调整地价和房价关系的主要手段之一。
2.2 房产税对房价影响的现有理论
关于房产税对房价影响的研究，主要有以下三种理论。
2.2.1 难抑房价论
Simon（1943）和Netzer（1966）提出了房产税与房价关系理论的“传统观点”。他们假设整个国家的资本回报率固定、资本自由流动，从而资本不承担任何税负，房产税完全由购房者独自承担，从而导致高房价。
我国学者主要从供求失衡和投资推动两个角度来论述这一观点：
张健铭（2011）认为房产税改革只是目前房地产市场宏观调控中的一项举措，只有从供求关系上入手，有效打击房地产市场上的投机行为，才能从根本上平稳房价；
贾祖国（2013）从供给角度进行分析并得出结论：要解决目前大城市商品房价格不断上涨的问题，最关键的还是大幅增加土地供应，尤其是普通商品房以及保障房的供应。
再如王晨曦，汪驰等（2012）认为：中国的股市由于制度原因始终无法吸引大多数投资者，加之其他投资渠道有限，而房地产具有安全且收益高的特点，成为众多投资者的不二选择，从而使得房产税在中国难以抑制房价。
2.2.2 抑制房价论
关于抑制房价的观点，李彬（2010）认为消费性需求只随着租金的变化而变化，房产税的开征不会对其造成直接影响，但会使投资性需求减少。
从短期来看，房地产市场增量供给保持稳定，开征房产税使得房地产的潜在投资收益下降而风险上升，这将导致资金从房产投资市场流出，使得住房存量供给增加。
根据短期内需求与供给变动的动态均分析，开征房产税使得闲置房产的持有成本增加。为转嫁税负，持有者将尽量减少房产闲置时间，使得房产租赁市场供给增加，租金下降。租金下降所产生的替代效应使部分原打算自置房产的消费性投资者暂缓或放弃购房计划，继续通过租赁方式解决住房问题，消费性住房需求下降。
因此短期内房产税出台将使房产的消费性与投资性需求同时下降且供给增加，这将使房价下降。
从长期来看，房地产供给取决于土地供给，但房产税使房产长期需求下降且回归居住本质，改变了需求结构，供给结构也将发生相应转变。
2.2.3 无影响论
在吕立新（2010）看来，房产税对抑制购房需求会起到一定作用，但是作为一个税种，不能把它看成调控房价的利器，长期来看它对房价的抑制作用是有限的。
中国社科院财贸所高培勇认为，房价等于成本、利润和税金的总和，房产税只对税金部分进行调节，故而对房价的影响作用不大。
2.3 简要评述
对于以上三种观点，本文倾向于房产税难以抑制高房价的观点。从新古典的供求曲线角度分析，价格的变趋势受供求关系的影响，从短期来看，房产税改变了住房持有者的预期，使得存量供给增加，房价短暂回落。
但长期看来，中国很多一二线城市的工业化和城镇化进程不断加快，商品房的刚性需求依然很大，如果不能有效地增加供给，那么房价上涨的趋势就很难改变。这也解释了上海市房产税开征初期房价短期回落随后仍然上涨的局面，接下来本文将运用实际数据来论证这一观点。
3 VAR模型介绍及变量选取
3.1 VAR模型简介
本文选取的样本数据为时间序列数据，选取的变量是经济变量，而由观察所得的经济变量大多是非平稳的，如果采用传统的回归分析很可能产生伪回归的问题。
同时传统的计量经济方法是以经济理论为基础来描述变量间的关系，而经济理论通常并不能对变量之间的相互动态作用提供严谨的解释，并产生内生性问题。
而向量自回归模型对于预测相互联系的时间序列系统和分析随机扰动的影响是十分方便的，因此我们选取VAR模型作为分析房产税对上海房价影响的工具。
向量自回归模型将要分析的变量都看作内生变量，每个变量都依赖于自身和其他所有变量的滞后值，从而构建一个分析系统变量之间的同时性问题、分离各变量对自己和其他变量的冲击的动态反映问题。
P阶无约束VAR模型的数学表达式如下：
其中，是维内生变量，是维外生变量，是滞后阶数，是被估计的系数矩阵，是样本个数，维矩阵和维矩阵是待估计的系数矩阵，是维扰动列向量，它们之间可以同期相关，但不与自己的滞后值相关且不与等式右边的变量相关。冲击向量是白噪声，没有结构性的含义，又被称为简化形式的冲击向量。
3.2 变量选取
由于个人住房房产税政策实施才满5年，上海市统计局并未提供本轮政策下的房产税征收明细，只按季度提供了房产税的总额，因此本文选取房产税总额除销售面积，研究上海市新的房产税政策下单位面积税额对整体房地产市场房价的影响。上海市新建房的销售价格指数和二手房销售价格指数的季度数据来源于Wind数据库和中金在线。
其它变量的选取：根据文献综述中归纳的影响房价的几大要素，本文主要将从供求关系和经济基本面两个角度选取变量。采用商品房开盘面积和商品房销售面积来衡量房地产市场的供求情况，用上海市GDP和上海市城镇居民人均可支配收入来反映经济形势对房价变化趋势的影响。见表1。
4 房产税对房价影响的实证分析——基于上海市的 经验数据
4.1 数据平稳性检验
VAR模型是建立在平稳的数据基础之上的，非平稳的时间序列数据直接进行回归很可能产生伪回归，因此我们需要对序列进行平稳性检验。
在进行平稳性检验之前，对各数据做取对数的处理，以消除异方差问题，同时还会使其趋势线性化，随后采用ADF单位根方法对上述数据进行平稳性检验，结果见表2。
由表2可以看到，LNSH_BPN、LN_SHBT、LNSH_FA、LNSH_SA、LNSH_DPI和LNSH_GDP的ADF值的概率P值均大于0.05%，因此不能拒绝序列有一个单位根的原假设，变量均非平稳。分别将所有序列进行一阶差分处理后，再进行ADF检验，结果显示非平稳序列LNSH_BPN、LN_SHBT、LNSH_FA、LNSH_SA、LNSH_DPI和LNSH_GDP在经过一阶差分后平稳，即所有序列均为一阶单整，可以进行协整检验。
4.2 滞后阶数的选择
由ADF检验可知，原时间序列均为非平稳序列，且均为一阶单整，因此我们可以通过协整分析对非平稳变量的线性组合进行检验，看其是否平稳。如果平稳，那么可以认为变量间存在长期均衡关系，否则不能进行后续的检验。在进行协整检验前，我们需要先建立VAR模型来确定最佳滞后阶数，确定最佳滞后阶数的意义在于：如果滞后期太小，误差项就可能产生严重的自相关问题；若滞后阶数太大，就会导致自由度减少，影响被估参数的有效性。本文对变量LNSH_BPN、LN_SHBT、LNSH_FA、LNSH_SA、LNSH_DPI和LNSH_GDP建立VAR模型，并确定其最佳滞后阶数，结果见表3。
在确定最优滞后期时，通常参考AIC和SC两种标准，在本文检验中，两种方法显示的最小阶数一致，故模型的最优滞后期的选择为4阶。
4.3 Johansen协整检验
由Johansen协整检验结果我们可以得知，在5%的显著水平下各变量之间存在长期协整关系，并具有3个协整向量。见表4。由此可以得到各变量之间的一个协整方程：
LNSH_BPN=-004LNSH_BT+0.23LNSH_SA-1.35LNSH_FA-0.36LNSH_DPI+0.03LNSH_GDP
从中我们可以看到，房产税每增加一个单位，住房价格指数仅下降0.04个单位，可见房产税的调控效应十分微弱，而反映在上海市近五年的房价走势上，如图1所示。
则是房产税实施以来仅在第一年稍微抑制房价涨幅，但并不能阻止随后房价迅猛上涨的势头。而房屋供给没增加一个单位，住房价格指数会下降1.35个单位，可见增加住房供给对抑制房价的上涨效果显著，与本文之前的假设相吻合，即抑制房价关键在于改善住房供求结构，尤其是供给结构。
另外，房屋销售面积、上海市GDP与房价变动趋势呈反向变动关系，这与实际经济意义相吻合，住房需求的增加和经济的发展都会促使房价上涨。
4.4 格兰杰因果检验
Granger因果检验是利用某个变量的滞后项来检验其对其他一个或多个变量当期值的影响的方法。
如果显著，则说明改变量对其他变量存在Granger因果关系；如果影响不显著，说明该变量对另一个变量或几个变量不存在Granger因果关系。
Granger因果检验要求序列是平稳的，对于非平稳的数据，在通过了协整检验之后，可对各变量一阶单整的平稳数据进一步建立将短期波动与长期均衡联系在一起的VEC模型，并对各变量进行Granger因果关系检验。在这里，我们不列出VEC模型，仅列出对于分析问题有帮助的Granger因果检验结果。见表5。
从表5可以看出，商品房的开盘面积和销售面积是房价的Granger因，这就证明房地产市场的供求能够影响房价。由协整方程可知，商品房的开盘面积与房价呈负向关系，而商品房的销售面积与房价呈正向关系。
故我们可以认为房地产市场的供求关系是影响房价的原因，且房地产市场供给增加，房价越低；需求增加，房价下降，而房产税和其他经济基本面并不是影响房价的原因。
4.5 方差分解分析
方差分解分析，见表6。
由方差分解分析可以看出，房产税对房价的贡献度初期仅为3%，且随着时间的推移不断衰减，最终趋于无影响；房屋新开盘面积对房价变动的贡献度最终稳定在23%左右，影响力较大。对房屋的需求和整体经济形势也贡献出一定的影响因子。因此，我们可以认为房产税不能从根本上实现调控房价的目标。
5 研究结论与建议
由上一章数据检验和实证分析可以得出，上海市房产税试点在政策实施初期起到了一定的遏制房价上涨的作用，这主要是通过改变人们的心理预期使得供求关系发生局部调整，从而使房价在短期内出现回落。
但长期来看，房产税并不能起到抑制房价的作用，一方面是因为现有的房产税政策设计不甚合理，其存在的一些缺陷使得房产税政策没有发挥出应有的调控效应；另一方面是因为调控房价的根源在于调整优化房地产市场的供求结构。
基于此，本文将主要从完善房产税政策和调节房地产市场供求结构两个角度提出改进建议：
5.1 完善房产税制设计
目前上海试点的房产税政策并未起到预期的调控作用，这主要与新的房产个税政策设计不甚合理有关，同时我们也应该认识到房产税改革对于调节房价的作用有限，在完善房产税制改革的同时更需要加强配套措施和相关制度的建设，从根本上实现供求结构的优化平衡。
5.1.1 扩大房产税税基
目前上海试点的改革方案中规定的征税对象主要是针对增量房进行征税，从税负公平的角度来讲，无论是增量房还是存量房都享受了本地区的公共服务和周边基础设施，应当共同承担税负。
同时通过对存量房征税能促使投机性住房持有者改变预期，增加存量房的供给，打击投机性购房需求，缓解住房供求结构性不平衡的矛盾。因此现行改革方案可考虑扩大税基，将存量房一并纳入征税范围。
5.1.2 提高房产税税率
目前上海市改革方案中的两档税率为0.4%和0.6%，而从国际经验来看，西方普遍设置的房产税税率为1%，我国当前税率明显偏低，削弱了税收政策的调控效应。鉴于我国处于房产税改革初期，我国居民缴纳房产税的责任意识与观念还有待强化，可以考虑逐步提高房产税税率，在充分发挥房产税的调节效果的同时，有效增加政府财政收入，优化财政收入结构，降低对“土地财政”的依赖，从而有效降低房地产开发的土地成本，减轻房价上涨压力。
同时，增加的房产税收入可以作为廉租房和经济适用房的建设基金和相关财政补贴来源，进一步优化住房市场供给结构，实现税收的合理利用。
5.2 调节房地产市场供求结构
长期以来，我国商品房住宅市场上存在着供不应求的局面，随着城市化的推进和人口的增长，房地产市场的刚性需求会持续增长，加剧房价上涨的压力。目前我国政府对房地产市场的调控政策主要从“限购”入手，即限制房地产市场需求，但我们知道要解决市场供求结构失衡的问题，在进行需求管理的同时还应有配套的供给侧改革，在需求和供给内部也应分别针对投机性需求和刚性需求、投资性住房供给和普通商品房供给采取不同的调控措施，为此可以做到以下方面。
5.2.1 加强保障性住房管理建设
加强保障性住房建设是调节房地产市场供给结构性失衡的一项重要措施，政府可以着重从以下两方面入手：
①增加保障性住房的供给，缓解中低收入水平群体住房供给严重不足的矛盾。
具体做法表现为：在土地供给环节，土地管理部门应该根据市政府制定的未来一段时间内的保障性住房的建设计划，优先保障经济适用房建设的土地需求，同时对其土地供应价格实施优惠。在保障性住房建设上，以利益共享为基本运作方式，明确开发商楼盘建设中保障性住房的比例，在开发商以优惠价格让渡、出租给普通居民的同时，政府给予开发商一定的财政补贴，以实现保障性住房的稳定供给。
②加强保障性住房的资源分配管理。
可以通过建立保障性住房房管理档案系统，完善产权登记制度，建立申报者诚信档案和抽查制度等方式来减少信息不对称，促进保障性住房市场的公开透明化，使得低收入人群的住房需求得到切实满足，避免权力寻租和机会主义行为的滋长。
5.2.2 扩大和发展二手房市场
由上一章的实证分析我们得出，房产税的开征有利于促进二手房市场的发展，同时我们也应认识到二手房市场是消化我国投资性住房存量过剩的一个重要渠道，为此发展二手房市场能有效缓解当前我国房地产市场结构过度倚重一级市场的局面，实现存量资源的优化配置。细化二手房市场交易规则，构建全面的二手房市场网络信息平台，减少信息不对称，降低二手房的交易成本；避免购房者因处于信息劣势而承担大部分税负转嫁所导致的购房成本增加，从而促进市场规模的扩大。
同时对于当前限制二手房交易的政策也应适度放宽，对于已满5年的二手房可将其排除在20%的个税之外，从而保持二手房交易市场的稳定与发展，引导商品房供给结构的优化与均衡发展。
5.2.3 培育和完善住房租赁市场
一个成熟的房地产市场应当包括一级市场、二级市场以及住房租赁市场，我国目前住房租赁市场发展困难一个重要的原因在于，我国的房屋房价租金比远高于国际警戒值200，房屋销售市场的超风险收益使得开发商和房屋持有者都倾向于一次性销售交易而不是获得持续的租金收入。
针对住房租赁市场的发展困境，本文从供给和需求两方面分别提出对策：对于供给不足的问题，可以通过财税补贴和政府引导基金等方式鼓励开发商参与到廉租房和公租房的建设之中，增加租赁市场的住房供给；对于有效需求不足的问题，一方面可以加快建设租赁信息服务平台，培育规范的住房租赁经营机构，减少交易中的不确定性和风险，降低交易成本。
另一方面对于中国传统的“重买轻租”的购房理念，通过后期的宣传实现人们认知的转变是很漫长的过程，为此可以通过为低收入者提供租房补贴等经济激励来促使人们选择租房，增加住房租赁市场的有效需求。
6 结 语
综上所述，本文通过查找上海市开征房产税后的房价实际走势和数据实证分析认为：房产税只是作为房价调控的一个具体环节，不能寄托其来实现抑制最终房价上涨的目标，应当继续完善配套的措施和制度建设，改善房地产市场供求结构，才能从根本上实现房地产市场的良性发展。
参考文献：
[1] 高铁梅.计量经济分析方法与建模——EViews应用及实例[M].北京：清 华大学出版社，2005：263-280.
[2] 阿瑟.奥沙利文.城市经济学[M].北京：北京大学出版社，2008：236-237.
[3] 况伟大.房产税对房价的影响_来自OECD国家的证据[J].财贸经济，
2012（5）：125-127.
[4] 李昱.房产税对房价影响的研究综述[J].财政金融，2011（6）：186-187.
[5] 胥玲.中国城市房价和地价的决定因素及相互关系[J].财政研究，2009
（11）：10-13.
[6] 况伟大.房价与地价关系研究：模型及中国数据检验[J].财贸经济，
2005（11）：56-63
[7] 余永虎.房产税对房价的影响效应[D].南京：南京大学，2013.
[8] 刘一鸣.房产税对房价影响的实证研究[D].南京：南京大学，2015.
[9] 朱道林，董玛力.地价和房价的经济学分析[J].中国土地，2005（7）：20-21.
[10] Peng R，Wheaton WC. Effects of restrictive land supply on housing
in Hongkong： aneconometric analysis[J].Journal of Housing
效应模型 篇7
“地球诞生初期, 熔岩海洋冷却形成了坚硬地壳, 这一过程就好比逐渐变冷的火锅被盖上‘锅盖’, 在温度不断积累、上升的过程中, 形成了地表大龟裂。”在日前举行的中国科协第80期新观点新学说学术沙龙上, 围绕“地球演化与全球变暖”这一主题, 大连理工大学教授唐春安提出的有关地球演化的“锅盖效应”模型, 引起了与会者的极大兴趣。
唐春安认为, 地球演化的历史, 就是一部地球热能在“冷———热”周期不断转换中渐进衰变的历史。地壳与地幔物质在热平衡条件下的不断相互转化, 诱发了一系列升温与冷却、膨胀与收缩、熔融与凝固过程, 进而形成了地表变迁。
专家们认为, 地球科学在经历了以板块构造为主要内容的大发展之后, 目前又处于一个新的起点, 该模型的提出发人深思。
证券化效应的一个模型研究 篇8
关键词：证券化的效应,风险输出效应,在险资本效应,监管
引 言
2007～2008年美国次贷危机导致全球经济体 (国家或地区) 累计损失相当于意大利国民生产总值 (GDP) 总额的财务账面价值损失2.2万亿美元 (IMF, 2009) 。尽管经济学家努力寻求起于次级抵押贷款市场的金融崩溃的根源, 但是, 触发该次危机的不是一个单一的问题。一方面, 它是美国巨大贸易余额赤字、低利率政策特征的危险性宏观经济的发展;另一方面, 显著的自由化进程导致银行过度的风险承担行为。这是由于, 对银行部门管制失灵的监管变化在当前的抵押贷款市场危机中起着至关重要性的人为作用, 因为没有政策工具能够避免如此规模的崩溃。鉴于此, 本文在一个简单的银行资产证券化效应模型框架中对证券化效应分析研究的结论基础上, 就金融监管支持经济稳定的问题提出了看法。
1 相关文献综述
众所周知, 银行的盈利和最优财务状况的良好资本化能够维持对其资产负债表冲击。面对冲击的银行失败概率取决于其风险分担行为。詹森和麦克宁 (Jensen & Meckling, 1976) 指出, 高杠杆的企业具有很强的激励从事风险性的资产投资组合。若博弈成功, 银行获益, 一旦失败, 贷款者承担成本。科尔曼、默多克和斯蒂格利茨 (Hellman、Murdock & Stiglitz, 2000) 认为, 拥有市场势力的大型银行具有动力最小化其风险分担行为和改善其资产的质量, 且因此创造特许权价值。特许权价值定义可定义为是银行从其未来经营中获取的资本化预期的收益, 它代表进行破产的机会成本。在风险分担行为决定方面, 银行必须平衡从递增的风险的收益与失败可能的特许权价值的损失。因为拥有更多市场势力的银行具有更高的租金, 特许权价值向银行提供风险约束性激励以保护这些无形资产。实际上, 经验研究确证了自由化与博弈之间的联系。科里 (Keeley, 1990) 和德姆兹、塞登伯格和斯特拉汉 (Demestz、Saidenberg & Strahan, 1996) 发现, 特许权价值与银行资本持有正相关, 且与银行风险负相关。Sinn (2008) 首先在一个静态的背景中, 由于有限负债, 基于一个具有凸效用函数的银行理论, 提出一个两阶段模型, 通过引入商业银行向具有更高风险偏好的投资银行销售次贷市场产品的可能性对模型拓展。研究显示, 通过证券化这种形式, 抵押贷款市场风险配置由最少监管的参与者决定。比较标准的债务体系的基本情形, 本文分析表明, 监管差异引致福利损失。即使在引入储蓄保险后这些结论仍是一致的, 但是, 不同的影响取决于保险的融资。
2 证券化效应的模型构建
本文分析研究的核心点是银行风险配置的引致效应——证券化的效应。为此, 在我们构建的两个参与者构成的简单基准模型中, 所有的决策由受到某种形式资本要求限制的银行做出, 同时与储蓄利率保险存在的环境进行比较。模型中两个参与者特征是: (1) 两个代表性的参与人分别为商业银行和投资银行; (2) 两个参与人都是风险中性的且面临缺乏弹性的资金供给, 分别以FC、FI表示且FC标准化为1。
2.1 商业银行
代表性的商业银行获取资金FC, 储蓄者获得rC-1的利率回报。获取资金后, 商业银行对其客户进行贷款 (下文以次贷部门中的抵押品贷款为例进行研究) 。通过向借款者提供抵押品贷款, 商业银行选择包含抵押品风险性的目标回报q-1。很明显, 可能回报越高, 借款者违约概率越高。成功的概率可给定为p (q) , 其中p′ (q) ≺0。实际的权益资产比率表示为αC, 假定银行以安全比率s-1对其权益资本进行投资。
一般地, 我们假定银行是风险中立的, 并仅是最大化预期利润, 银行在一个无限负债的世界中, 预期利润可以表述为方程式 (1) :
Eπ (c) =p (q) ⌷q-rc (1)
辛 (Sinn, 2008) 证明, 无限制性负债导致帕累托最优的风险选择。最优性条件为:
p (q) +p′ (q) ⌷q=0 (2)
由于银行享有的有限负债的收益作为一个附加条件进入预期利润函数, 那么, 银行的在险资本 (capital-at-risk) 比其对储蓄者的负债低得多, 它不能充分满足全部未偿余额, 这样, 若银行权益资本殆尽, 贷款者不能获取承诺的回报。因此, 如果抵押贷款持有者违约。且于这种损失只是一部分被银行内部化, 银行产生规模[rC-sαC]的潜在利润。银行最大化其预期的利润表明有限负债导致不对称性的风险行为产生。
商业银行在二级市场运作将给定风险水平的抵押贷款出售给投资银行的交易过程被视作证券化过程的开端, 通过这个过程将这些抵押品至于其资产负债表外, 商业银行能够规避对其权益的监管资本要求。亦即假定, 商业银行是投资银行与借款者之间的有效率的中介体。由于投资银行自身不能发起抵押贷款, 只是从商业银行购买以FI衡量的规模。因此, 商业银行一方面能够将这些抵押品从资产中剥离以满足最低权益要求, 且另一方面, 交易费用γ (q, ϕ) 可以保留。所以, 商业银行的总的预期利润可以表述为:
EπC=[p (q) ⌷q-rC]+[rC-sαC] (1-p (q) ) +FIγ (q, ϕ) (3)
从销售给投资银行的抵押贷款中的额外得益可以看作是对银行的直接租金, 但不增加在险资本;实际上它或可以进行新的投资, 或者分配股东, 这由于对银行而言持有超过实际最低资本要求的资本永远不是最优的:
2.2 投资银行
投资银行的预期利润函数类似商业银行, 从中我们也可以了解销售抵押贷款的交易费用是如何产生的。投资银行无弹性地收获FI规模的资金且向投资者承诺rI-1的回报率。而且, 投资银行权益资产比率αI<αC且行为风险中立。在抵押贷款市场上, 投资银行最可能的投资是购买商业银行发起的抵押品, 这里, 我们忽略其他商业部门的存在。
投资银行的预期利润函数在其特点上类似商业银行, 它同时利用有限债务的优势且最小化权益资本,
EπI=[p (q) ⌷q-γ (q, ϕ) -rI]FI+[rIFI-s·αI⌷FI] (1-p (q) ) (5)
投资银行向抵押贷款支付的费用是讨价还价博弈的结果。考虑到两类银行 (商业银行出售抵押品, 投资银行对抵押品投资) 的参与约束, 很明显, 费率范围的衡量从0至可能致投资银行的利润降至为0的最大费率。要指出的是, 这一最大费率是:
分析费率在区间[0;
γ (q, ϕ) =ϕ[p (q) ⌷q-rI]+[rI-s·αI] (1-p (q) ) (6)
对该方程的直接理解如下:若投资银行具有最大的议价能力, 即ϕ=0, 则交易费用将降至为0。交易的所有租金被投资银行获取。另一方面, 若商业银行获得议价权利ϕ=1, 则交易费率达到其最大值。
2.3 资产——证券投资组合平衡
对于商业银行的风险承担行为, 风险配置q的变化对预期利润的边际效应可由下述方程式给出:
区分在险资本效应与风险输出效应具有非常的理论和实际意义。在险资本 (capital-at-risk) 效应意指因有限负债引致的对风险的偏好。银行能将冒险的不利结果内部化且因此作出不谨慎的投资选择。实际上, 可清楚地判断该方程式显示出具有有限负债银行的边际优势。从商业银行视角来看, 提高风险q拥有某种确定的优势, 储蓄者将更可能获得sαC而不是rC的回报 (见图1) 。对于任何的αC≺1, 商业银行的风险将提高。特别是, 与无限负债的情形比较, 外部性e随着不严格的最低资本要求而提升。
对包括银行业的附加层级且因此同时更大范围内的负债体系进行分析, 我们可以发现, 商业银行具有更多的风险偏好行为。不存在向投资银行出售抵押品的机会时, 商业银行将设定发行抵押贷款的边际预期收益等于不能偿付所有负债的递增概率 (方程8) 。因此, 商业银行将编辑预期收益降至低于0。
p (q) +p′ (q) q-p′ (q) [rI-s·αI]=0 (8)
至于销售抵押贷款的机会, 方程式 (7) 一阶条件的第三项发生作用。考察该项是否对商业银行的风险承担的影响两个因素是重要的:第一, 若p (q) +p′ (q) q-p′ (q) [rI-s·αI]为正, 该项趋于为正 (导致更多的风险) , 由于FIϕ在任何情形中是非负的。如果不存在抵押贷款的销售可能, 该项与商业银行的一阶条件具有类似性, 但是, 与商业银行 (rC-sαC) 进行比照, 这里投资银行的租金差异在失败 (rI-s·αI) 的情形中发挥作用。由于p′ (q) 为负, 假定商业银行事先设定其边际利润等于0, 如果非保险的储蓄差额为正, rI-s·αI≻rC-s·αC, 括号中的全部项目可能为正。若家庭贷款给两银行的套利条件表现为, 他们将权益资本的可能差额纳入其要求的利率。就风险中立的家庭而言, 该套利条件是
与这种效应的重要相关性的是第二个因素ϕ, 即商业银行的议价能力。当它达到最大值时, 那么, 附加的风险效应同时达到其最大值, 因为商业银行可从一个更高的q中获益最大。相反, 若商业银行议价能力低, 则附加的风险效应同时是低的。这样, 商业银行议价能力越强, 风险承担就越多且配置偏离标准最优就越远。结果是, 银行冒险的范围增加。可以判知, 当ϕ=0, 且对于所有ϕ≻0严格为正时, 投资银行的风险输出效应是0。图1Shin, 2009) 。
上述分析说明, 由于政策的干预, 商业银行的风险承担是内生地决定的, 如财物担保或松弛的管制 (对房屋所有者的补贴) 使银行的抵押贷款的需求 (供给) 膨胀并因此形成更高的风险。我们的研究表明, 政府补贴的提供激发了风险出口效应的重要性, 政府在次贷证券化及其危机中起着特别重要的作用。商业银行面临的风险水平不仅是由最少管制的而且是最为垄断化的政府利率决定的。换句话说, 政府的财务补贴是关键的触发因素。
2.5 存款保险
前文的研究是在一个无存款保险的模型中进行的。但现实的情形与此不同, 世界上的大多数国家对商业银行的储蓄者提供一个存款保险制度 (见表1) 。
资料来源World Bank (2007) :“Bank Regulation and Supervision Database”, World Bank, Washington DC.
表1说明, 几乎所有的国家对商业银行的储蓄者设立了储蓄存款保险制度。一般地, 我们可以依据存款保险资金来源将存款保险制度区分为3种类型:银行自身提供资金 (大多数国家采取这种方式) , 政府提供资金和比例的资金制度) 。为进一步研究存款保险对前文两种效应 (在险资本效应与风险输出效应) 的影响, 我们讨论存款保险制度的银行资金方案和政府资金方案。进一步, 我们定义存款保险制度是一个涵盖银行全部存款的、不存在上限的存款保险的制度安排。因此有必要再一次考察家庭的均衡条件。很明显, 由于存款现在即储蓄, 对商业银行的储蓄者的均衡条件降至rC=s。这样, 商业银行与投资银行之间套利的条件可以表述成:
2.5.1 政府出资的存款保险
前文研究了两种效应能够推动风险配置。我们认为, 当存款者的利率 (rC) 降至一个更低水平 (如s) 时, 存款保险的引入等同于增强风险输出效应的重要性。通过审视“更具风险 (more-risk) ”的条件rI-s·αI≻rC-s·αC, 这可以容易理解, 商业银行与投资银行之间未保险存款差额现在显著地得以满足。给定该方程等式, 政府出资的存款保险方案意味着风险承担在图2中从A点扩展至A′点。另一方面, 对于在险资本效应的变化, 由于现在rC较低, 存款保险倾向于降低风险承担, 以至于不能对所有储蓄者同时下降的潜在利润进行偿付。图2中从B点向B′点的移动反映配置决策方面的调整。
总之, 引进存款保险制度时, 存在两种相互抵消的效应:风险出口效应得以加强的同时, 但在险资本效应则下降。这样, 政府出资的存款保险的联合净效应取决于这种替代效应如何进入商业银行的预期利润函数。在在险资本效应占优势的条件下, FI≺F′I, 净效应对q产生一个向下的压力。与此相应的是, 如果风险输出效应足够大, 存款保险的效率影响证明是为负的。这论证了由于政府干预的结果是风险出口效应具有相当的重要性。上述模型告诉我们, 受制于证券化市场中政策扭曲的约束性, 可以预期政府出资的存款保险不能对风险配置进行改进。但一个有趣的问题因此而产生, 用于偿付银行失败情形中的储蓄者的资金来源何处, 若是由家庭 (经由总额税) 或者增加政府债务而成, 则政府的预期损失等于外部性的规模。
2.5.2 银行出资的存款保险
如表1所示, 到多数家采用银行自身出资的存款保险制度。因此, 我们假定必须向存款保险资金集合池缴付保险费以保证其不能偿付储蓄者全部未偿余额的资金可得性。商业银行的预期利润函数以如下方式变化, 其中
在银行失败情形中, 当
对于银行出资的存款保险方案能否改进风险分担效率的回答, 可以通过商业银行的预期利润如何对单个风险qi边际变化的行为反应描述。这种偏差成为:
由于在险资本效应被存款保险效应部分地抵消, 风险出口效应占有重要性, 对于N→1, 若仅有一家商业银行, 方程等式 (12) 中在险资本效应完全抵消。所以, 商业银行之间的议价能力竞争和证券化市场中的存款数量的竞争不存在将抑制了风险决策。这样, 对于大规模的政府干预或者监管的不同特征的考察认为, 在一个国家层面上看, 银行出资的存款保险不是降低风险的有效工具。
比较N=1, 更多的竞争可腐蚀存款保险效应, 这是由于单个银行不能将其破产失败的承担成本的负外部性完全内部化。显著地, 若N→∞, 银行自身的风险行为对存款保险资金集合池的缴付不存在影响, 因此, 银行占优的策略是承担更高的风险。这种激励在众多商业银行竞争的市场中非常普遍, 这样, 严格地限制N的递增。从超国家监管者视角而言, 附加的道德风险维度产生和商业银行被锁定在一个更加过度风险承担的均衡水平上。
因此, 上述分析可以总结为:银行出资的保险方案不能改进风险配置当且仅当 (1) 不存在商业银行之间的完全竞争; (2) 没有政策扭曲的统一的负债体系。
3 结论与政策含义
本文研究结论认为, 投资银行最大化杠杆放松在2007～2008年的次贷危机中起着催化剂的作用。特别地, 不仅限制性负债本身, 而且不同负债体系的存在导致美国抵押贷款市场中不对称性风险行为。商业银行作为抵押贷款的发起人愿意向次优质的借款者提供抵押贷款, 因为银行通过他们可以向更低资产比率的市场参与者传递。模型表明, 风险配置由被监管最少的参与者决定。该结论与在引入期存款保险之后的研究一致, 但不同的影响取决于存款保险的融资。因此, 结论是, 在国家层面上进行统一且强有力的金融机构监管建设是必要的, 在国家之间无纪律性博弈的竞争背景下进行国际性的监管一致性协调具有重大的政策意义。
3.1 强化金融机构的监管, 建立抑制夸大的风险承担的制度性要求
但是, 不是所有可选择的方案在实践中是适合的, 如限制性负债的完全取消肯定形成——不能视作帕累托改进解——的负单边效应。另一方面, 权益资产比率低于非金融企业的金融机构构成一个不健康的激励结构。为此, 对银行的最低资本要求应该远超过巴塞尔Ⅱ协议的要求。
对于因负债体系差异引致的对风险配置负效应, 这种差异的存在既是银行业的层级多样性的结果, 实践中, 也是国家之间监管竞争的结果。若风险传递可能, 两种情形其实都是受到监管较少的参与者引起不对称风险行为的结果。最少监管的参与者将其风险偏好输出给基础性抵押贷款的发起人。很明显, 由于金融市场越来越使市场参与者之间风险的连接传播不仅成为可能, 且是效率递增的要素。但是, 规避自身监管要求发生的事件向监管当局提出了一致性的监管要求, 特别是, 关于所有市场参与者的权益资本要求, 而不是市场参与者的不同国家区位或者在一个国家内履行的不同服务功能。
3.2 加强信息化的制度建设, 鼓励商业银行竞争
商业银行之间更多的竞争能克服不同负债体系竞争证券化风险性项目租金的问题。通过分析商业银行获取“先行者优势” (first mover advantage) ——这样从风险性抵押贷款中获得最大化租金——的垄断情形, 对于理解商业银行之间竞争的效应是具有非常意义的。竞争者的引入将降低租金且可以在竞争性银行数量足够大时摧毁它们。实际上, 与标准的寻租博弈类似, 越多的银行竞争租金, 银行获益消失的越多, 最终是出售抵押贷款的银行无利可图。因此, 抵押贷款发行银行之间的很多竞争导致一个更优的风险配置。福利得益水平直接地与银行间抵押贷款市场中的商业银行议价能力的损失成比例。尽管银行出资的存款保险方案的出现, 但更多的竞争并不能彻底消除道德风险问题。
参考文献
[1].Hellman, T.F., K.Murdock, and J.Stiglitz.“Liber-alization, Moral Hazard in Banking and Prudential Regulation:Are Capital Requirements Enough?”[J].American EconomicReview, 2000, 90 (1) :147～165
[2].Keeley, M..“Deposit Insurance, Risk and Market Power in Banking”.American Economic Review (December) , 1990:1183～1200
[3].Shin, H.S..“Securitisation and Financial Stability”[J].The Economic Journal, 2009, 119:309～332
[4].Sinn, H.-W..“Risk taking, Limited Liability andthe Competition of Bank Regu-lators”, in“Risk Taking, Lim-ited Liability, and the Banking Crisis-Selected Reprints”, ifoInstitute:Munich, 2008
[5].Adrian, T.and H.S.Shin.“Financial Intermediary Leverage and Value at Risk”, Working Paper, Federal Reserve Bank of New York and Princeton University, 2008
[6].Demsetz, R., M.R.Saidenberg, and P.E.Strahan.“Banks with Somethingto Lose:The Disciplinary Role of Fran-chise Value”.FRBNYEconomic Policy Review (Oct.) , 1996:1～14
[7].Hellman, T.F., K.Murdock, and J.Stiglitz.“Liber-alization, Moral Hazard in Banking and Prudential Regulation:Are Capital Requirements Enough”[J].American EconomicReview, 2000, 90 (1) :147～165
[8].Jensen, M.and W.Meckling.“Theory of the Firm:Managerial Behavior, Agency Costs and Ownership Structure”[J].Journal of Financial Economics, 1976, 3:305～360
[9].World Bank.“Bank Regulation and Supervision Database”.World Bank, Washington DC, 2007
效应模型 篇9
羊群效应源于生物学中对动物聚群行为的研究。在证券市场中羊群行为通常指投资者在不完全信息的环境下受到其他投资者的投资策略影响, 忽视了自己的判断而采取与他人相同的投资策略。
羊群效应对股市的稳定性和效率有很大的消极影响, 往往会造成投资者的经济损失, 酿成了千万悲剧。2007股市大热之时的大跌就让许多跟风炒作垃圾股的散户损失惨重, 许多人至今仍未解套。
所以, 分析和研究羊群效应, 加深对中国股市羊群效应的理解, 引导有利于市场稳定的羊群行为, 制止加剧市场动荡的羊群行为, 成为了当务之急。
二、羊群效应自然产生的必然性
(一) 羊群效应的概念
羊群在觅食的过程中, 通过相互学习、信息共享和不断累积经验, 组织成一个群落, 并逐渐朝最好的觅食位置移动, 这在生物学上称之为“羊群效应”。
同样的道理, 人类决策的过程实际和生物群觅食是极为相似的过程[1]。延伸到股票市场上, 羊群效应是指在股票投资过程中, 投资者根据他人的投资决策而改变自己最初投资决策的一种群体行为[2]。而股市中存在的, 是绝大部分行为主体只会盲目相互模仿, 非理性的羊群效应[3]。
(二) 动态舆论演化博弈模型
韩少春、刘云提出了动态舆论演化博弈模型[4], 通过仿真模拟程序产生随机策略, 发现随着相互博弈的发展, 观点会逐渐演化合并, 最终形成统一的观点, 就是说, 出现了羊群效应。
这个结果揭示了, 在信息不断流入, 信息变得十分不确定的情况下, 羊群效应产生的必然性。同时在舆论演化的过程中, 很容易出现观点收敛, 大部分人观点达到统一, 单个行为人在心理上也会依附于大多数人的行为, 以降低自行采取行动的成本, 并获得尽可能大的收益。
三、检验羊群效应的模型与方法
(一) 实证分析方面
俞雅娟 (2012) [5]通过研究投资者情绪与证券价格波动, 证实了上证指数与成交量之间存在联系。换句话说, 国内股票市场中若存在羊群效应, 见到股市变动的投资者必然会对股市的变动做出相应的反映, 具体可以表现在成交量上。本文试图寻找上证指数与成交量之间存在的具体关系, 借助国内的股票数据, 建立数理模型, 从而检验国内股票市场中存在羊群效应的显著性。
(二) 我国股市羊群效应的检验
证券市场的股票收盘价格及其他所有数据来源于国泰安 (CSMAR) 数据系统。
为了消除时间序列的经济数据中普遍存在的异方差现象, 将变量成交量 (CJL) (单位:千万) 和上证指数 (SZZS) (单位:点) 的具体数据取对数, 这样并不会对原变量间的相关关系造成影响。
其次, 需要检验其平稳性, 并用EG两步法考察他们之间是否存在协整关系。
根据协整关系的检验方法, 先回答上证指数的对数 (LNSZZS) 序列和成交量的对数 (LNCJL) 序列是否为非平稳序列, 即考察其单整阶数。
在EViews中对LNSZZS序列进行ADF单位根检验。从检验结果来看, 在1%、5%10%三个显著性水平下, 单位根检验的临界值为-3.433147-、2.862662-2.567413, t检验统计量临界值-1.160388大于相应临界值, 从而不能拒绝H0, 表明LNSZZS序列存在单位根, 是非平稳序列。
重新设定参数, 指定对一阶差分序列作单位根检验, 滞后差分项选择2阶。从检验结果来看, 在1%、5%、10%三个显著性水平下, 临界值为-3.433149-、2.862662-2.567413, t检验统计量临界值-25.90690, 小于相应临界值, 从而拒绝H0, 表明LNSZZS序列不存在单位根, 是平稳序列。即LNSZZS序列是一阶单整的, LNSZZS~I (1) 。
采用同样的方法, 可检验得到LNCJL序列也不存在单位根, 即LNCJL~I (1) 。
为了分析LNCJL序列和LNSZZS序列之间是否存在协整关系, 先作两变量之间的回归, 然后检验回归残差的平稳性。
以LNCJL为被解释变量, LNSZZS为解释变量, 用OLS回归方法估计回归模型:
为了检验回归残差的平稳性, 继续对残差序列进行单位根检验。由于残差序列的均值为0, 所以与之前不同, 选择无截距项、无趋势项的DF检验。
从检验结果来看, 在1%、5%10%三个显著性水平下, 临界值为-2.566020-、1.940969-1.616602, t检验统计量临界值-8.247622, 小于相应临界值, 从而拒绝H0, 表明残差序列不存在单位根, 是平稳序列, 说明LNSZZS序列和LNCJL序列存在协整关系。
这表明两者之间有长期均衡关系, 但从短期来看, 可能出现失衡。为了增强模型的精度, 可以把协整回归式中的误差项et看做均衡误差, 通过建立误差修正模型把成交量的短期行为与长期行为联系起来。误差修正模型的结构如下:
其中, LNSZZS序列和LNCJL序列的差分序列为:
然后以td LNCJL为被解释变量, td LNSZZS和t1-为解释变量, 得到误差修正模型的估计结果:
上述估计结果表明, 成交量的变化不仅取决于上证指数的变化, 而且还取决于上一期上证指数对均衡水平的偏离, 误差项et-1估计的系数-0.063762体现了对偏离的修正, 上一期偏离越远, 本期修正的量就越大, 即系统存在误差修正机制。
同时, 从回归结果来看, DLNSZZS的t统计量值显著, 表明当期上证指数的变化对成交量的变化有一定影响, 但没有显现出这种影响的滞后性。为了分析这种滞后性, 本文作滞后5期的分布滞后模型的估计, 得到如下结果:
从回归结果来看, 前4期的t统计量值显著, 一直到第4期, 从滞后4期开始t统计量值开始变得不显著;再从回归系数来看, 滞后的期数越大, 上证指数的变化DLNSZZS各滞后期的系数有逐渐减小的趋势, 表明滞后几期上证指数的变化对成交量的变化的影响是逐渐减小的, 也就是说, 最近几期的上证指数的变化会明显影响成交量, 而且, 从第2期开始, 回归系数的符号变为负号, 意味着投资者开始对上证指数连续上涨这一现象产生“上证指数是否会继续上涨”的怀疑, 指数连续增长或者连续下跌, 都会引发投资者之间的心理波动。这也是符合投资者投资者短期投机行为严重, 个人研究能力不强, 盲目跟随大众的心理。
当然, 从上述的回归结果也可以看出, 回归方程的R2不高, DW值也在临界值附近, 难以准确的判断, 表明出了上证指数的变化外, 还有其他因素影响成交量的变化;同时, 过多的滞后变量也可能引起自由度损失及多重共线性的问题。但是, 如果本文分析问题的重点是上证指数变化对成交量影响的滞后性, 上述结果已能说明问题。
(三) 模型总结
通过建立上证指数变化对成交量变化影响的模型, 并且加入误差修正模型把成交量的短期行为与长期行为联系起来, 动态地揭示了我国股市中羊群效应存在的确定性显著。同时, 通过分析短期股市的滞后效应, 从数理模型上得到了个人投资者的投资行为与机构投资者前1期和前2期的投资行为呈现明显的正反馈现象, 这和杨!、王小征等 (2004) [6]从市场收益率来检验羊群效应得到的结论是一样的。
四、结论和建议
我国股市运行时间短、发育不成熟, 完善股市管理和规范股市运行任务相当繁重。尤其是近两年新增股民大量涌现, 他们进入股市的心理准备不足, 对股市知识掌握不够, 自身承受风险能力较差, 很难做到独立思考, 与众不同。
而且, 许多投资者进入股票市场的目的不在于红利的收入, 而是希望通过股票的价差收益来获取投机回报, 短期投机行为严重, 理性意识还不健全, 跟风、跟庄等行为现象比较突出, 容易产生羊群效应。
羊群效应在很大程度上根源于投资者的有限理性和心理因素, 因此消除羊群效应是不可能的。但是, 通过制度、环境的改变, 在一定程度上减弱股票市场中的羊群效应, 将会对股票市场的稳定性产生积极影响。
总之, 不论从目前还是从长远的角度来看, 加深对羊群效应理论的认识和理解对中国证券市场的健康发展必将起到重要的促进作用。
参考文献
[1]卓金武.MATLAB在数学建模中的应用[M].北京:北京航空航天出版社, 2011.
[2]崔显林.论当前股票市场中“羊群效应”的危害及对策[J].金融在线, 2010 (07) .
[3]李蒙, 龙子泉.中国股市中小投资者之非理性羊群效应[J].财经论坛, 2007 (07) .
[4]韩少春, 刘云, 等.基于动态演化博弈论的舆论传播和羊群效应[J].系统工程学报, 2011 (04) .
[5]俞雅娟.研究投资者情绪与证券价格波动——基于我国证券市场的研究[J].中国经贸导刊, 2012 (04) .
效应模型 篇10
产业集群是指在特定的领域中, 一群在地理上集中, 且有相互关联的企业、专业化供应商、服务供应商、相关产业的厂商以及相关的机构 (如大学、制定标准化的机构、产业协会等) 所构成的群体。产业集群能够形成的重要原因是集群成员之间能够产生溢出效应, 对此, 学术界已经形成共识。目前, 我国一些地区的产业集群由于聚集程度偏低, 群内成员间分工不合理, 导致溢出效应损失严重, 这不利于地区主导产业的培育, 不利于支柱产业的振兴, 也不利于衰退产业的调整, 已在一定程度上影响我国经济可持续发展。因此, 需要深入研究产业集群的溢出效应, 并充分利用积极的溢出效应, 培育地方主导产业和支柱产业, 发展产业集群, 提高国民经济的质量和效益。
2 国内外研究概况
关于产业集群溢出效应的研究最早可以追溯到马歇尔。马歇尔 (1920) 解释了基于外部经济的企业在同一区位集中的现象。他发现了外部经济与产业集群的密切关系。他认为产业聚集在某一特定区域持续增长时, 产业聚集区会出现熟练劳工市场和先进的附属产业, 或产生专门化的服务性行业, 以及改进铁路交通和其他基础设施等, 这些都会为企业带来外部经济利益。庇古 (1920) 最先阐明了溢出效应这一概念, 他认为, 在一方为另一方提供某种服务的过程中, 同时为第三方带来好处或损失, 这种附带形成的后果, 第三方作为受益者不会支付报酬, 作为受害者也得不到补偿。此类受益或受损, 没有通过货币或市场交易反映出来, 都不由发生作用的双方承担, 所以是一种外部效应。对于经济主体来说, 如果外部效应带来了利益, 称作外部经济或积极溢出;相反, 如果外部效应带来了损失, 称作外部不经济或消极溢出。目前, 国内外学者对产业集群溢出效应的研究主要集中在知识溢出效应和技术溢出效应两个方面。如Romer (1986) 提出了知识溢出模型, 通过假设知识和技术的创造是投资的一个副产品来消除掉报酬递减的趋势, 开创了新经济增长理论, 在模型中, 假定知识是厂商进行投资决策的产物, 知识不同于普通商品之处在于知识具有溢出效应, 这使任何厂商所生产的知识都能提高全社会的生产率, 正是由于知识溢出的存在, 资本的边际生产率才不会因固定生产要素的存在而无限降低, 内生的技术进步是经济增长的动力;Lucas (1988) 认为由知识溢出的聚集经济、规模经济产生的技术外部性和金融外部性使要素边际收益递增, 从而引起经济活动的地域空间聚集和扩散;Werner (2008) 通过实证研究了知识溢出和地理上接近的公司间的相互信任对买卖双方关系的影响。特别是传入性知识溢出对纵向相关企业的影响。结果表明, 从业务伙伴来的传入性知识溢出和企业间的信任度之间存在一种积极的关系;黄志启 (2012) , 以高科技产业集群中企业衍生为例, 对知识溢出、知识流失、企业研发以及知识获取等要素进行模型分析, 结果表明, 在高科技产业集群中, 知识溢出的短期效应是企业出现知识溢出负外部性即企业知识流失, 知识溢出的长期效应具有正外部性。对于产业集群技术溢出效应的分析, 重点是在运用知识或者创新的产出方程, 检验区域邻近对技术创新、知识溢出效应的作用, 进而得出产业集群、知识溢出与技术创新关系的若干结论。如吴玉鸣 (2007) 采用空间计量经济学理论方法, 对我国省域研发、知识溢出与区域创新之间的关系进行理论分析与实证检验。
综上所述, 国内外学者主要从知识溢出效应和技术溢出效应等角度, 分析溢出效应的内涵、本质特征、形成机制、溢出途径, 以及溢出效应与国家、区域、集群的关系、效应评价等。然而, 如何计算产业集群成员之间的溢出效应?迄今为止, 仍然处于探索之中。本文通过构建产业集群溢出效应模型, 得出计算溢出效应的公式, 并对模型进行了分析。在此基础上, 提出促进我国产业集群发展的政策, 为我国政府培育地方主导产业和支柱产业, 发展产业集群提供理论支持和决策参考。
3 产业集群溢出效应模型的构建与分析
设某个产业集群有m个成员, 每个成员既是溢出效应的溢出方, 又是溢出效应的接受方, 该产业集群成员间的溢出效应模型如图1所示。设第i个成员的溢出效应为Si (i=1, 2, ……, m) , 第j个成员对第i个成员溢出效应的有效溢出率为rij (i=1, 2, ……, m;j=1, 2, ……, m, i≠j) , 其中, -1≤rij≤1;由于产业集群每个成员不会接受自己的溢出效应, 所以, rii=0。则第i个成员获得的溢出效应Di (i=1, 2, ……, m) 计算如下:
因此, 该产业集群的总溢出效应为:
由公式 (6) 可知, 决定一个产业集群溢出效应多少的因素有两个:一个是集群成员各自溢出效应的大小, 另一个是集群成员之间有效溢出率的高低。
产业集群某一成员溢出效应的大小主要由该成员的产出水平和技术水平共同决定的。该成员产出水平越高, 其所需群内其他成员协作的深度和广度就越大, 对其他成员的拉拔效应就越大, 其溢出效应也就越大;同理, 该成员技术水平越高, 其所拥有的可以被群内相关企业模仿的技术就越多, 其溢出效应也就越大。
产业集群的溢出效应可分为纵向溢出效应和横向溢出效应:纵向溢出效应是指集群内上下游企业之间的溢出, 如供应商—生产商、生产商—客商之间的溢出效应, 这种溢出效应促进了双方的发展, 其有效溢出率为1>rij>0。横向溢出效应是指集群内竞争企业之间的溢出, 这种溢出效应往往是从高技术水平企业向低技术水平的企业溢出, 因此, 当高技术水平企业向低技术水平企业溢出时, 促进了后者的发展, 其有效溢出率为1>rij>0;反之, 其有效溢出率为0>rij>-1。当然, 两个相互独立的群内成员之间没有溢出效应, 有效溢出率rij=0。产业集群成员间有效溢出率数值的大小主要由以下因素决定:一是集群内低技术水平企业对溢出效应的吸收能力的强弱决定, 吸收能力越强, 有效溢出率的数值就越大;二是集群内企业雇员相互交流或流动的频度, 雇员相互交流的时间越多, 或者流动的频度越大, 有效溢出率的数值就越大;三是群内企业的衍生频率的高低, 由于企业衍生加速了群内企业雇员的流动和技术的扩散, 因此, 企业衍生频率越高, 有效溢出率的数值就越大。
4 结论与政策建议
依据对产业集群溢出效应模型的分析, 结合公式 (7) , 可以得出以下结论:
(1) 产业集群的溢出效应可以是积极溢出, 也可以是消极溢出。当溢出效应是纵向溢出或者从高技术水平企业向低技术水平企业溢出时, 其溢出效益为正值, 是积极溢出;当溢出效应从低水平企业向高技术水平企业溢出时, 即前者以低技术、低价格的产品同后者竞争, 甚至形成“拼成本、拼价格、拼数量”的低成本竞争状态, 使得后者的创新投入得不到有效补偿, 因此, 其溢出效应是负值, 是消极溢出。
(2) 产业集群内单个企业的产出和技术水平越高、低技术水平企业的吸收能力越强、不同企业的雇员相互交流的时间越多、雇员流动的频度越大、企业衍生频率越高, 该产业集群的溢出效应就越大。
根据本文研究结论, 提出如下促进我国产业集群发展的政策建议:一是政府努力促进产业集群成员尽量沿产业链纵向互补化分工合作, 避免群内企业沿产业链横向同质化分工竞争, 使得整个集群尽可能产生积极的溢出效应;如果一个产业集群内企业主要沿产业链横向同质化分工竞争时, 政府应该对高技术水平企业进行补偿, 以抵消消极的溢出效应给高技术水平企业带来的负面影响。二是政府应积极培育集群内的骨干企业群, 使其在产值和技术水平上, 大幅领先群内其他企业, 以增加其自身的溢出效应。三是鼓励群内企业聘用高素质人才、并培训现有雇员, 提高企业雇员的整体素质, 增加群内企业对溢出效应的吸收能力。四是通过大学、行业协会等机构促进企业雇员之间经常交流, 支持企业雇员合理流动, 从而促进技术溢出和扩散。五是通过税收减免、财政补贴等手段, 鼓励企业衍生, 由于衍生企业和母体企业之间存在着千丝万缕的联系, 它促进了人才的交流, 强化了因人才流动而引发的技术溢出和扩散效应。通过这五项政策措施, 可以大幅度增加产业集群积极的溢出效应, 从而促进产业集群快速发展。
参考文献
[1]陈金梅, 赵海山.高新技术产业集群网络关系治理效应研究[J].科学学与科学技术管理, 2011, (6) :154-158.
[2][英]马歇尔.经济学原理 (上卷) [M].朱志泰 (译) .商务印书馆, 1997.
[3] (英) 阿瑟.庇古.福利经济学[M].台北:台湾银行经济研究室, 1971.
[4]R omer P, Growth Based on Increasing Returns and Long-run Growth[J].Journal, of Political Economy, oct, 1986.
[5]Lucas R.E.on the Mechanics of Economic Development[J].Journal of Monetary Economics, 1998, 7.
[6]WernerBonte.Inter–firmtrustinbuyer–supplierrelations:Areknowledge spillovers and geographical proximity relevant[J].Journal of Economic Behavior&Organization, Volume67, Issues3-4, September2008:855-870.
[7]黄志启.高科技产业集群中知识溢出效应的模型分析[J].科技进步与对策, 2012, (3) .
效应模型 篇11
自2002年中国与东盟达成建立中国东盟自由贸易区 (以下简称CAFTA) 的协议以来, 成员国间的贸易壁垒不断降低, 双边贸易的规模不断扩大。2010年1月1日CAFTA的正式成立, 标志着中国与东盟各国的经济合作进入全面深入发展的新阶段。然而, 从一体化高度发达的欧盟来看, 关税壁垒的消除虽促进了成员国间的贸易发展, 但成员国间的边界对欧盟内部贸易也产生了一定的阻碍效应。那么, 在刚刚建立的CAFTA, 自贸区的贸易是否受到成员国边界的影响?随着自贸区建设的推进, 在贸易壁垒的降低下, 阻碍成员国间贸易的内部边界效应和阻碍成员国与外部国家贸易的外部边界效应究竟会发生什么变化?这将是本文的重点。
边界效应是指边界对跨边界经济行为的影响, 这种影响是与边界特有的政治、经济、文化、社会属性联系在一起的, 对国家间的贸易产生一定的阻碍作用。一体化的制度安排, 是为了消除国家边界对货物和生产要素流动的阻碍 (梁双陆, 2008) , 但次区域经济合作受国家边界的影响很强烈 (李铁立、姜怀宇, 2005) ;McCallum (1995) 最早进行了边界效应的实证研究, 通过对加拿大各省和美国各州间的内部贸易和双边贸易研究发现, 加拿大各省之间的贸易额平均是各省与 (相同规模和距离) 美国各州贸易额的22倍, 发现边界效应相当显著。尤其是在一体化程度处于高度发达阶段的欧盟, 其成员国之间依然存在较强的边界效应, 在一定程度上阻碍了欧盟成员国间的贸易 (Chen, 2004) 。可见, 即使国家间形成了自由贸易区或经济联盟等, 各成员国间的贸易依然存在障碍。
伴随一体化进程的推进, 贸易壁垒不断消减, 理论上可以预期边界效应在不断降低。正如欧盟的边界效应从19世纪70年代末的21下降到了1995年的11.3, 这一结果证实了欧洲的边界效应在不断降低, 市场一体化程度在不断提高 (Nitsch, 2000) , 同样的结果也被Head和Mayer (2000) 的研究所证实。可见, 区域经济一体化在一定程度上消解了边界效应, 并随着一体化进程的推进不断降低贸易障碍。
二、边界效应模型的构建
(一) 边界效应模型的构建
边界效应模型在学者们的深入研究下不断拓展。McCallum (1995) 首先将“边界”作为一个虚拟变量引入贸易引力模型中, 研究边界对贸易量的屏障效应;在此之后的很多学者都以引力模型为基础, 添加可能影响贸易量的变量 (如人口、国内生产总值、是否使用共同的语言等) 拓展引力模型, 研究边界对贸易量的真实影响。Anderson和Wincoop (2001) 认为Mc Callum的回归模型 (及他之后的后续研究) 存在省略变量, 其结果是有偏的, 故对传统引力模型进行了修正, 在垄断竞争框架下引入代表两个贸易伙伴各自面对的备选贸易机会程度的解释变量“多边阻力”。该模型假定:两种商品的替代弹性 (CES) 连续, 且商品因原产地而不同。
将约束条件带入消费者效用最大化函数, 得到:
其中:Xij是从国家i到国家j的出口贸易额, σ是所有商品的替代弹性, Yi和Yj是国家i和j的经济规模, Yw是世界的经济规模, tij是国家i和国家j之间的贸易成本, pi和pj是国家i和国家j的贸易阻力。
从等式①可以看出, Xij取决于国家和j之间的双边贸易成本、国家i的贸易阻力和国家j的贸易阻力, 而这些变量都无法直接观测。其中双边贸易成本我们借鉴Coughlin和Novy (2009) 的做法, 考虑被诸多学者忽略的国内边界对贸易成本的影响, 分析内部和外部边界对贸易的影响程度, 即tij是国家间距离和自贸区内外边界的函数, 即:
其中:内部边界μij和外部边界λij我们分别用变量CAFTAmember (cm) 、International (I) 表示, 界定如下:的界定主要以是否属于自贸区成员国间的贸易为依据, 从而衡量内部边界对贸易的影响。自贸区成员国之间的贸易必须跨越内部成员国的国界, 而成员国各自的国内贸易则不需要跨越国界, 故仅有成员国间贸易时, 变量值为1;其他贸易时为0。预期该变量的回归系数为负, 即该变量反映跨越内部成员国边界相对于无边界情况的阻碍效应, 其回归系数的指数测度了自贸区的内部边界效应大小, 即内部市场分割的情况。
International (I) 的界定主要以是否跨越国际边界为基准, 从而衡量外部边界对贸易的影响。自贸区成员国与贸易伙伴国的贸易必须跨越自贸区的边界, 而成员国间的贸易则属于区内贸易, 故仅有成员国与贸易伙伴国贸易时, 变量值为1;其他贸易时为0。预期该变量的回归系数为负, 即该变量反映边界对自贸区和自贸区以外国家的贸易的负效应, 其回归系数的指数值度量了的外部边界效应, 即平均国际边界效应的大小。
我们将②式代入①式, 取对数后得到:
其中:c为常数, 包含了ln Yw、 (1-σ) lnb、 (1-σ) lnφ以及其他可能存在的误差项。
(二) 样本选择及变量处理
出口贸易额Xij为从自贸区成员国出口到成员国j或贸易伙伴国j的贸易。Xii即国内贸易流, 本文采取国内生产总值减去净出口作为一国与自己发生的贸易额。经济规模Yi和Yj用GDP来衡量。而一国的经济规模与其出口成正相关, 故预期gdp的系数为正。距离dij主要使用两国的首都距离表示。有学者提出用国家间的航海费用所表示的经济距离代替地理距离, 但是Roberts (2004) 的研究表明, 这两种距离对模型结果的影响相差不大。另外, 国家内部距离的测量有多种方法, 本文主要是根据Leamer (1997) 以区域面积为基础, 根据姨计算内部距离。其系数一般为负, 即距离对贸易流是一个阻碍因素。
pi和pj表示贸易阻力, Anderson、Wincoop (2001) 和Feenstra (2002) 指出估计的三种方法:使用公布的价格指数代替pi和pj;使用Anderson的估计策略计算未知的pi和pj;使用考虑了贸易阻力国家的特定变量代替pi和pj。然而, 用价格指数代替和估计策略计算均存在误差, 故我们选择国家的特定变量来代替, 以充分考虑一国的贸易障碍。根据一国和其他国家贸易除了天然的距离、边界等贸易障碍的影响外, 主要受人为的贸易阻力, 如保证合同实施的费用、克服语言差异和文化差异的支出等;而Indexof Economic Freedom涵盖了商务自由、贸易自由、财政自由、政府规模、货币自由、投资自由、金融自由、产权保障、腐败和劳工自由等十个方面的总体得分, 我们认为该分值很好地衡量了一国和其他国家贸易的便利度, 相反该指数与衡量标准的差距则刚好体现为一国的贸易阻力。为此, 一国的贸易阻力就以Indexof Economic Freedom提供的各国得分值与总分的差额来衡量, 预计贸易阻力对出口的影响为负。
三、CAFTA的边界效应分析
受数据的可得性和时效性的影响, 我们选取2002-2008年的11个成员国和9个对话国 (美国、澳大利亚、欧盟、新西兰、加拿大、日本、韩国、俄罗斯和印度) 的数据进行回归分析, 以用来估计中国东盟自贸区的一体化水平和发展情况。
注:内、外部边界效应值分别为变量cm、变量I的回归系数的指数值;边界效应值的负号仅表示边界对贸易的负效应, 与大小无关
根据公式③得出的CAFTA的边界效应回归结果发现2008年存在异方差, 故以1/abs (resid) 的权数对模型进行加权最小二乘估计 (WLS) 的修正, 消除了方程的异方差。本部分模型或修正后模型的回归结果显示, 方程中每个变量的系数符号都与预期的相同, 而且T统计值都通过了5%的显著性检验;F统计值很大, 说明模型中被解释变量和解释变量之间的线性关系在总体上是明显成立的;决定系数在0.8左右, 消除异方差后的决定系数均接近于1, 表明回归直线有较高的拟合度。
变量cm的系数均为负值, 表明在自贸区不断推进的过程中, 自贸区内部的市场分割较为明显, 即国界对跨国贸易具有一定的阻碍效应。由于出口贸易额采取对数形式, 国界对出口的影响则以cm回归系数的指数值表示。如表1所示, CAFTA的内部边界效应值从2002年的16.78下降到2008年的6.36, 仅在2003年上升到18.73, 其他年份均呈现下降趋势。变量cm在2002-2008年期间回归系数的指数值为14.73, 表明在保持距离、经济规模、经济发展水平和多边阻力等因素不表的情况下, 自贸区成员国间的边界每年对自贸区贸易的屏障效应大小是14.73。
变量I的回归系数都很显著, 且均为负值, 即外部边界对贸易产生阻碍效应。CAFTA的国际边界效应从2002年的52.46下降到2008年的11.82, 除了2004年以60.95的屏蔽效应值达到最高外, 其他年份一直处于下降的过程中。变量I在2002-2008年期间回归系数的指数值为32.79, 表明在保持距离、经济规模、经济发展水平和多边阻力等因素不表的情况下, 国际边界每年对CAFTA贸易的屏障效应大小是32.79。
四、结论
历年回归方程的拟合度和F统计值通过检验, 表明本文运用引力模型分析CAFTA的边界效应是非常适用的。从回归结果的分析可以看出:一是CAFTA的内部边界效应值为14.73, 反映了自贸区内部的市场分割依然严重, 从而阻碍了货物、人员、服务和资本的自由流动。即使在一体化程度高度发达的区域, 由于成员国的经济发展水平差异、交通等基础设施水平不同以及贸易壁垒, 都将加重区域内部的市场分割, 使得内部边界效应持续存在。二是CAFTA的内部边界效应值明显小于国际边界效应值, 表明CAFTA成员国间的市场一体化水平高于其与外部国家的市场一体化水平, 印证了中国东盟自由贸易区这个区域经济一体化组织的成功之处。三是CAFTA的内部边界效应和外部边界效应不断降低, 即自贸区建设过程中的促进贸易发展的政策, 不但有助于成员国间边界效应的消解, 还促进了国外贸易障碍的降低。
综上所述, CAFTA成员国的贸易受边界的影响较为明显, 边界效应的消解将是一个长期而又艰难的过程, 需要成员国的共同努力。首先, 各成员国应以CAFTA的共同发展为目标, 消除非关税壁垒, 促进贸易往来。其次, 建立跨境经济合作区, 为成员国贸易的发展提供更多场所。再次, 加强基础设施建设, 从交通设施、金融设施等方面优化贸易合作的环境, 为贸易的发展提供更为便利的条件。
参考文献
[1]、梁双陆.边疆经济学[M].中国人民出版社, 2009.
[2]、李铁立, 姜怀宇.次区域经济合作机制研究:一个边界效应的分析框架[J].东北亚论坛, 2005 (3) .
[3]、Mc Callum.National Borders Matter:Canada—U.S.Regional Trade Patterns[M].American Economic Review, 1995 (85) .
【效应模型】推荐阅读：
线性混合随机效应模型05-14
非线性混合效应模型法05-13
共轭效应诱导效应论文06-08
旁观效应07-14
关联效应07-17
报表效应07-17
区域效应07-19
就业效应07-19
新闻效应07-22
增温效应07-22