有效价格（精选9篇）
有效价格 篇1
0 引言
价格垄断行为愈演愈烈的趋势,严重危害我国经济健康发展,它增强了通胀预期和经济发展的不确定性。为维护市场竞争秩序,优化企业发展环境,加快经济结构调整,必须从理论上厘清价格垄断行为的特点、产生的原因、危害,提出有效的治理途径。
1 我国价格垄断行为的现状及发展趋势
1.1 当前我国价格垄断行为的特点
笔者通过研究分析我国各级价格主管部门查处的价格垄断案件发现,目前价格垄断案件呈现4个特点:一是价格垄断行为时有发生,且有缓慢增长趋势。以浙江省物价局统计的价格垄断案件数量为例,该省2003年以前为零,2003至2004年为1件,2005年2件,2006年6件,2007年25件(数据来自《中国价格监督检查》2008年专刊),这与我国市场经济逐步形成,市场竞争逐步加剧有关。二是价格垄断行为案件集中在竞争比较充分和用途单一、替代性低的生产资料行业。三是个别行业协会违法把持价格话语权,把国家下放给企业的定价自主权收归自己,打着维护行业正常价格秩序名义限制竞争,成为价格垄断行为主要推动者。例如,2006年度至2007年7月方便面集体涨价等多起价格垄断案件就是在行业协会组织协调下产生的。四是串通手段明显。企业之间大多通过书面或者口头的协议、决议直接的沟通或者各方当事人通过默认等实施价格垄断行为。
1.2 价格垄断行为发展趋势
我国经过几十年以市场化为导向的价格改革,打破了政府统一集中和分配资源与产品的体制,垄断价格出自政府的制度性安排的局面发生了巨大变化,制度性价格垄断逐渐减弱,非制度性价格垄断逐渐增强。经济的市场化、信息化、国际化程度逐渐增强,大企业连锁经营、商务代理等经营方式和网络营销、直复营销等营销方式的发展,厂商联手,连锁联合定价搞价格垄断行为将明显增加。随着国际金融资本势力对我国经济的渗入,通过滥用市场支配地位操纵市场实施价格垄断的手段将更加隐蔽化、多样化和复杂化。当前值得注意的是具有消费特色的局部领域如农产品消费领域,因其市场总量小,生产地集中,金融资本的进入通过卖空卖空极易造成市场供不应求的假象,从而通过操纵电子交易市场价格推动现货价格上涨。
1.3 价格垄断行为产生的原因
1.3.1 市场发育不完善造成的价格垄断
研究表明,市场发育愈不成熟,技术进步愈缓慢,经济系统的对内开放和对外开放度愈低,价格垄断行为就越易产生。虽然目前我国95%以上的商品和服务价格已由经营者自主制定,但由于市场发育不充分,企业作为市场主体尚不成熟,市场竞争规则尚不规范、不充分、不适度,规范市场主体行为的法律制度未能随着经济开放度及时跟进,一些经营者不是通过技术创新提高劳动生产率,获得竞争优势,反而联手实施价格垄断行为。
1.3.2 垄断性行业滥用市场支配地位造成的价格垄断
根据经济学“成本劣加性”原理,在一个行业中,一种产品或服务由一家企业生产经营比由两家或两家以上企业生产经营单位成本更低。这些行业如水、电、气等公用事业产品不仅具有垄断性特征,而且还具有资源性与稀缺性并存的特征,根据投入———产出分析,这些行业为国民经济发展的基础性行业。这些行业的产品或服务,往往是其他行业的投入。这些行业的供给不足,或提供的产品或服务的不合理高价使其他企业陷入困境,政府对这些行业实行控制的目的不在于经济合理性,即不在于垄断对市场竞争、经济效率的影响,而是在于对国民经济的控制。若这些行业个别企业由于利益驱使滥用其对市场的支配地位就会实施价格垄断行为。
1.3.3 价格垄断行为形成于市场竞争
根据马克思价格理论,资本在各个生产部门之间的自由转移,不同部门的利润率趋于平均化形成的生产价格,是企业生产的商品市场价格上下波动的中心。由于市场竞争主体为了生存和发展,总想通过限制或回避市场竞争对自身利益的束缚勾结起来密谋实施价格垄断行为,这些“同业中人甚至为了娱乐或消遣也很少聚在一起,但是他们谈话的结果,往往不是阴谋对付公众便是筹划抬高价格”[1],这些价格“垄断者使市场存货经常不足,从而使有效需求永远不可得到充分供给。这样,他们就能以大大超过自然价格的市价出卖他们的商品”。[2]或通过捏造涨价信息哄抬价格联手提价。表面上看来,各个企业各自规定价格,但实际上由该部门最大的垄断企业首先确定能够获取高额“目标利润率”的商品价格,其他企业默认执行。
1.3.4 滥用行政权力形成的价格垄断行为
在计划经济向市场经济转变的过程中,由于某些政府工作人员观念尚未转变,政府职能转变尚未完全到位而滥用行政权力排除限制竞争,对外地商品设定歧视性收费项目、实行歧视性收费标准、或者规定歧视性价格,维护一个地区、一个部门、一个行业的利益实施价格垄断行为。
2 价格垄断行为的危害
2.1 价格垄断行为不会使社会总财富增加
价格垄断行为不过是在垄断统治的条件下,使价值和剩余价值进行有利于垄断资本集团再分配的一个杠杆,因为价格垄断并没有否定价值规律,“某些商品的垄断价格,不过是把其他商品生产者的一部分利润,转移到具有垄断价格的商品上”[3]垄断价格对价值的偏离,必然和另外一些非垄断企业或小生产者生产的商品价格对价值的反向偏离相对应,整个社会的剩余价值总额不会发生任何改变。
2.2 价格垄断行为对新企业意味着“进入壁垒”实施价格垄断
行为的企业,因为积聚起超额资金有能力分摊因实施垄断低价而造成的各项生产经营成本,所以一些新兴企业因资金问题被排除市场之外,这些企业在排斥掉竞争对手后,又通过建立的营销网络,提高商品价格。
2.3 阻碍市场价格机制正常运行
市场价格机制如同一只“看不见的手”,通过真实灵敏的价格信息实现资源的最优配置。价格垄断行为导致价格信号扭曲,使价格不能真实反映供求,导致市场失灵,因为上游企业的价格垄断性高价通过多米诺骨牌效应传导到下游企业,沿着产业链逐个增加企业的生产成本,这样不能为生产要素的投入提供正确的指引,使生产要素配置失衡,降低了资源配置的效率,妨碍市场经济价格机制的正常运行,增强通胀预期,成为完善社会主义市场经济体制、保障国民经济持续健康发展的障碍。
2.4 威胁国家经济安全
20世纪80年代以来,大宗商品期货市场的不断发展,虚拟经济与实体经济的间隔逐步被打通。世界虚拟经济的增长大大快于实体经济增长,流动性日益泛滥,世界金融资本已不再满足于在股票、债券以及其他金融衍生品市场投机获利,逐渐进军粮食、原油、有色金属等大宗商品市场,这些商品价格的金融属性不断增强,价格逐步摆脱供求基本面。随着我国经济日益全球化,外国资本通过收购、兼并或合资控股等方式将一些民营企业变为外资企业或外资控股企业,目前我国有的行业如彩卷、移动电话、农用饲料等几乎为国外或由外资控股的企业所垄断,我国经济的对外依存度已经超过了60%,大豆、铁矿石、原油进口量占国内消费量的比重分别达70%、50%、51%,国内大豆加工工业几乎全部由外商投资经营;这些跨国企业联合采取掠夺式定价挤垮“效率同等”的我国企业,逐步蚕食我国产业根基。一些国内经营者相互串通实施价格垄断低价在国内市场和对外贸易中销售商品,严重影响国家财政收入,消弱国家经济实力,危胁国家的经济安全。
2.5 阻碍科技变革和创新发展
约瑟夫·熊彼特指出市场主体为争取市场份额而开展新产品开发和技术研究对全社会技术进步具有巨大的促进作用。实施价格垄断行为可以使企业获取高额利润,企业没有了竞争压力,正如列宁指出:“既然规定了(虽然是暂时地)垄断价格,那末技术进步、因而也是其他一切进步的动因,前进的动因,也就在相当程度上消失了”,甚至某些企业如“德国制瓶工厂主的卡特尔收买了欧文斯的发明专利权,可是却把这个发明搁起来迟迟不用”。[4]所以“暂时的垄断高价及其所导致的低效率,实际上商业社会为发明所付出的代价”。[5]从长远看滥用市场支配地位实施价格垄断行为的企业最终只能是自掘坟墓,为市场所淘汰。另一方面,阻碍行业整体发展,通过价格联盟实施的价格垄断虽然在短期内使联盟企业获得较大利益,但由于行业内不同企业经营成本不同却执行相同的价格,无形中保护了本行业内落后企业,严重挫伤先进企业创新发展的积极性,使整个行业的技术进步处于停滞状态。
2.6 损害消费者合法权益
价格垄断行为对消费者的损害一是直接经济损失,表现为消费者购买商品或者服务付出更高的价格,或者以同样的价格购买的商品或者服务数量更少,质量更差、规格更低。二是损害了消费的知情权和选择权。根据法律规定,消费者在购买、使用商品或接受服务的过程中,有权知道商品或服务进价或根据自己的意愿通过货比三家来选择购买或接受符合自己价位的商品或服务。但当部分经营者操纵市场价格实施价格垄断行为时,消费者的价格知情权和自主选择权就被剥夺,不利于培养成熟的消费理念。
2.7 价格垄断行为抑制市场竞争
竞争是市场主体的一种生存本能。马克思说:“分工则使独立的商品生产者互相对立,他们不承认别的权威,只承认竞争的权威,只承认他们互相利益的压力加在他们身上的强制,正如在动物界中一切反对一切的战争多少是一切物种的生存条件一样。”[6]可见竞争是市场经济的本质属性和基本特征。市场竞争机制是社会获得繁荣和保证繁荣最有效的手段。价格竞争是市场竞争的基本形式。根据价值规律,市场主体只有生产低于社会必要劳动时间商品才能为市场所接受,市场主体必将采取包括价格竞争等各种竞争手段才能发展壮大。价格垄断行为增加了市场“游戏规则”的主观随意性,降低了市场竞争的透明度,人为对社会竞争机制造成极大危害,与市场竞争规则格格不入。正如恩格斯所说:“竞争建筑在利害关系上,而利害关系又引起垄断,垄断也挡不住竞争的洪流。”[7]
2.8 价格垄断行为加剧收入分配不公,影响社会稳定
价格垄断行为导致社会财富的非经济分配。例如,人为提高垄断产品和服务价格导致垄断行业与非垄断行业职工收入出现较大差距,垄断行业的价格垄断性上涨更是对农民等弱势群体财富的掠夺,最终导致基尼系数日渐增大,社会贫富差距扩大,影响社会和谐稳定。
2.9 严重阻碍价格体制改革的顺利推进
我国缺乏从公平竞争自然衍生垄断的普遍基础,改革前的高度集权、政企合一的经济体制导致的价格统一制度在人们脑海根深蒂固,人们已习惯于的反市场定价机制的定价形式,错误地认为为价格垄断行为是一种自然而然的现象,习惯的势力成为市场化价格改革的强大阻力。
2.1 0 价格垄断行为有可能使价格连续超幅度上涨,影响国家产业结构调整及扩大内需政策实施
基础设施行业的价格垄断性上涨妨碍农村这个中国最大消费市场的启动,对拓展我国经济发展空间,优化经济结构,减轻对外依赖产生严重阻碍。
3 制止价格垄断行为的有效途径
3.1 坚持以市场化导向开展反价格垄断执法工作
反价格垄断的目的是维护公平竞争的市场秩序,保护消费者对市场的信心,因此开展反价格垄断执法应以市场为导向采取审慎原则,坚决落实国家产业政策,鼓励企业通过产业集中度实现规模经济发展,使企业做大做强,坚决制止妨碍正常市场竞争的价格垄断行为,增强企业的市场竞争能力。
3.2 不断推进公用事业市场化进程,逐步引导竞争主体在公平、合理的市场竞争中形成完善的价格形成机制
成品油、电力、铁路运输、邮电、通信等重要服务业具有自然垄断的属性,目前实行政府定价或市场调节价,是市场调控的真空区。因此要加快市场化进程,在垄断和规模经济中间引入价格竞争机制,促进有效竞争。同时各级价格主管部门应依据法定程序和标准介入对垄断经营成本的调查、测算、分析,定期审查垄断行业成本变化情况,实行公众参与信息披露机制,产生对垄断行业的束缚力,避免这些领域利用对市场的支配地位实施价格垄断行为。
3.3 多个反垄断执法机构应加强协调
反价格垄断工作具有复杂性和艰巨性,必须建立健全部门协作机制,加强与行业主管部门以及工商、商务、证监、公安等部门的联动,整合市场监管资源,掌握反价格垄断舆论宣传的主动权和话语权,形成强大社会舆论氛围,推动反价格垄断行为活动顺利开展。随着国内区域经济一体化步伐和全球经济一体化的加快发展,国际双边乃至多边利益更加趋同,价格垄断行为具有跨区域、跨国界特点,应加强区域和跨国反价格垄断执法机构在调查取证、法律适用及管辖权等问题上充分合作,减少反价格垄断执法成本。
3.4 结合《反垄断法》开展反价格垄断行为活动
2010年12月国家发改委出台了《反价格垄断规定》,这部规章将在规范价格垄断行为执法活动中发挥重大作用。但对反价格垄断调查权的保障上仍存在缺憾。《反垄断法》在反垄断方面创设了许多新的制度,规定反垄断执法对“对涉嫌垄断行为的调查”时具有进入权、检查权、询问权、查阅权、复制权、查封权、扣押权和查询权等各项权力,在反垄断方面具有较强的威慑性和执行力。所以在反价格垄断行为执法时,要首先依据《反垄断法》并辅之于《价格法》及其配套法规。同时建议国家立法强化价格主管部门对反价格垄断行为调查的突击搜查权、监听监视权、刑事起诉权,并有权委托司法机构配合查处价格垄断案件,以提高反价格垄断执法的独立性和权威性,从而加大对价格垄断形式的处罚力度。使价格垄断者违法成本大于违法收益,有效遏制价格垄断者通过价格垄断行为牟取非法利益的冲动。
3.5 加强队伍建设提高反价格垄断能力
对价格垄断行为的查处,价格主管部门是主力军。价格垄断行为的查处往往难度大、跨区广、影响强,需要运用西方经济学交易费用等理论进行深入的经济学定量分析和效果分析,需要研判国内国际经济走向,市场供求和货币投放、汇率政策和国家的产业政策,要对经济体制改革、价格体制改革及相关配套改革进行跟踪分析。因而必须从专业角度界定相关市场,认定垄断力,通过分析明确垄断行为是否有利于竞争,还是损害了竞争,具有较强的专业性、技术性和政策性,且执法效果具有整体性和全局性。同时与一般的价格行政执法程序也不尽相同,在提高调查取证能力方面,需要制定全面、详细的调查计划。而我国目前各地价格监督检查机构的人员中高级经济专业人才、法律人才匮乏,人员年龄结构、知识结构严重不适应反价格垄断工作要求,市场监管经验不足,反价格垄断行为力量薄弱。建议价格主管部门立即整合反价格垄断执法力量,建立反价格垄断的专家型人才储备库,为反价格垄断行为工作的顺利高效开展做好人才准备。
摘要：价格垄断行为束缚企业发展,使经济发展不确定性增强,通胀压力加大,对我国经济危害日益严重。当前要从维护正常的市场竞争的角度出发,加大对价格垄断行为的治理力度,优化经济发展环境。
关键词：价格垄断,经济学分析,预防和治理
参考文献
[1]亚当·斯密,郭大力、王亚南译.国富论[M].商务印书馆,1981:51.
[2]亚当·斯密,郭大力、王亚南译.国富论[M].商务印书馆,1981:23.
[3]《马克思恩格斯全集》第25卷第973页.
[4]《列宁选集》第2卷,1960年版,人民出版社,第818页.
[5]保罗.萨缪尔森《经济学》第18版,人民邮电出版社第150页.
[6]《资本论》第一卷人民出版社1975年版第394页.
[7]恩格斯:《政治经济学批判大纲》,《马克思恩格斯全集》,第1卷第612页.
有效价格 篇2
总之，混乱的终端零售价格，将会导致各方的利益都受到损失。因此，要想控制好小型零售终端，一定要管控好零售终端的价格。
通路价格要稳定
通路价格的变动最终会波及到终端零售价格的变动上，要控制好终端零售价格，就要对产品流通的全过程进行控制，要对通路价格进行管控，保证通路价格不乱。只有通路价格在厂家可控范围内，才能谈得上维持终端零售价格稳定。
厂家要防止通路价格混乱，既要抓源头，还要抓过程。抓源头就是指厂家要制定完善的价格政策，价格政策没有漏洞，不留下隐患;抓过程就是指厂家要对分销过程中各环节的价格进行管理和控制，保证产品在分销过程中各环节的价格不乱。
1.价格政策要考虑整个价格体系
厂家对价格的管理和控制不能仅停留在一级经销商层面，还要对整个价格体系的各个环节进行管理和控制。
首先，设计好通路各环节的级差价格体系，每一级别的利润设置不可过高，也不可过低。过高容易引发降价竞争，过低调动不了中间商的积极性。其次，厂家的价格政策不仅要考虑出厂价，还要考虑产品从出厂一直到消费者整个通路各环节的价格，处理好出厂价、一批价、二批价和零售价之间的关系，确保销售通路各个层次、各个环节的成员都能获得合理的利润。
2.地区价格的差异不应造成价格体系的混乱
厂家针对不同的目标市场制定不同的价格政策有时是必要的，但必须掌握一个原则，那就是不同地区的价格差异不足以使价格体系造成混乱。
3.实行全国统一报价制，由厂家补贴运费
有的厂家为了防止因地区价格的差异导致价格混乱，就实行全国统一报价制，即全国统一的经销商提货价，距离远的由厂家补贴运费。
4.签订合同时就要明确规定稳定价格的条款
为了保证产品在分销过程中的价格不乱，厂家在和经销商签订合同时就要明确规定稳定价格的条款，在合同中注明级差价格体系，对各级价格进行规定和限制，并制定违反价格政策的处理办法。对于不履行价格政策的经销商，要及时严格地执行处罚。
有的厂家还从经销商所交的预付款中，提取一定比例作为稳定市场价格的保证金，如发现乱价行为则予以扣除。
5.供货价就是经销商的出货价
如果厂家想给经销商的利润空间大一点，又要保持价格的稳定，那么怎么办呢?有一种做法就是，厂家给经销商的供货价就是经销商的出货价，经销商平进平出，中间没有价差，经销商的利润完全来自于厂家返利。实力较强的厂家与经销商合作时，就可以采用这种方法，但要注意返利的周期要短，一般要月返或季返，经销商的经营利润要较高，而且产品要畅销。
案例：经销商的利润完全取决于厂家返利
某乳品企业采取的价格政策是这样的：厂家卖给一级经销商的价格是10.6元一袋，而一级经销商也按10.6元一袋的价格卖给下级分销商，一级经销商原则上是没有价差利润的。然后分销商以稍高于10.6元一袋的价格卖给零售商，
对于按厂家价格政策销售产品的一级经销商，在每个季度结束后，厂家按其销售数量的多少，每箱给予较高金额的返利。而对于不按厂家价格政策销售产品的一级经销商，则扣发部分返利，甚至不给返利，直至取消其经销权。
也就是说，一级经销商不是靠差价赚钱，而是靠厂家的返利赚钱。因为厂家供货价就是经销商的出货价，如果一级经销商违反了厂家的价格政策，低价出货，厂家不予返利，这就意味着，一级经销商不仅一分钱赚不到，还要自己承担降价部分的亏损，所以谁也不敢乱价。
这样就使得产品在市场上价格保持稳定，防止了竞相窜货、杀价等价格混乱现象，同时保证了经销商的利润，提高了其经营的积极性。
谨防通路促销“乱价”
为了促进销售，厂家常开展一些阶段性、区域性的通路促销活动，如向经销商提供一些费用补贴，或采用进货附赠的方式，以赠品、促销品为诱饵，刺激经销商进货。通路促销确实可以在一定程度上提高经销商的进货积极性，同时经销商为了把多进的货销出去，也会积极推荐该产品。
但是，如果通路促销力度过大、持续时间过长时，经销商为取得更大销量，往往将厂家提供的促销支持和一些费用补贴变成价差补贴，经销商提前透支奖励，将取得的促销资源变成降价资源，形成阶段性价差或区域性价差。当厂家对促销推广、市场价格控制不力时，这一价差就会成为经销商降价销售的根源。
另外，通路促销刺激了经销商的进货意愿，加大了其进货量，提高了经销商的积极性。但如果过度促销，经销商大量囤货，表面上厂家的销量短期内增长很快，而实际上产品只是停留在经销商的仓库里，并没有最终被消费者购买。这不过是一种“寅食卯粮”的销量透支行为，无非是将产品从厂家仓库提前转移到经销商仓库罢了。
如果终端消化不了经销商多进的货，而形成大量库存，库存过大带来资金压力，经销商就会把价格降下来刺激销售。所以，向经销商压销量，容易造成降价销售和乱价。
案例：完成了销售目标，价格也被卖穿
有一家食品企业，为了实现2.5亿的年度销售目标，采取了类似强心针的通路促销措施，刺激经销商多进货。该企业对所有的经销商，包括一级经销商和二级经销商，进一件产品就赠送一袋产品，一段时间后此促销措施不起作用了，就又发展到进一件送两袋产品，最后发展到进一件送三袋产品，拼命地向通路环节“压货”。
经销商肯定不愿错过这难得的赚钱机会，都争先大量进货。但终端市场的容量毕竟是有限的，终端短时间内根本无法消化这么多产品，于是造成各级经销商库存积压严重。经销商为了减少积压的库存，回笼资金，加快资金周转，就低价抛售。同时，经销商也早就算好了，因获得了厂家的进货折扣，折算后即使低价抛售也不会亏。
如此导致产品四处窜货，经销商低价甩卖，产品价格越来越低。由于频繁使用通路促销来刺激经销商，没用半年时间，价格就彻底卖穿了，经销商的正常利润变得十分微薄，有些经销商就掉头去经销其它利润高的产品了。
1.应对“促销乱价”之策
①通路促销不能过于频繁，力度不能过大
通路促销力度过大，最易导致经销商间的恶性竞争。同时，促销力度过大，不但厂家利润损失较大，而且容易引起经销商过多进货，最后因库存过多而抛售，导致价格混乱。
②通路促销要与消费者促销配合
通路促销时，厂家一方面要通过把握促销力度和时间来控制中间商的库存，另一方面要与消费者促销相配合，帮助中间商消化产品。这样，中间商多进的产品才能被消费者尽快购买而使其库存消化掉。
③促销政策要形成一个闭环
白酒股价格分化 凸显市场有效性 篇3
贵州茅台和泸州老窖是高端白酒分化的两个典型例子。
贵州茅台至2015年1月的反弹高点达204.24元（向前复权价，下同），距离2012年7月的232.08元（调整前最高价）相差不大，几乎“收复失地”。而泸州老窖至2015年1月的反弹高点仅为22.37元，距离2012年7月约42元的价格差距极大，几乎仍处于被“腰斩”的境地。
白酒股“上半场”的走势对比说明，A股市场对白酒股的评价是有效的。这种变化也提示投资者，在白酒股的“下半场”，分化的逻辑将会延续，因此必须注意板块内部个股的差异性。
板块内部分化：股价反弹力度天差地别
在整个“上半场”，白酒股有两个高点和一个低点：2012年中期是白酒股“上半场”调整的起始点，也是股价的历史高点。大部分白酒股经过一年半的调整后，到2013年末2014年初基本处于“上半场”调整的低点。而自2014年初以来，板块又自调整低点上行，至2015年初达到反弹高点。
对比高点低点之间调整的深度、反弹后高点与2012年高点的差距，我们很容易发现市场对这三家公司的评价差异。
茅台作为高端酒的代表，体现出了明显的抗跌性，阶段调整幅度最小，同时在调整结束后也走出了相当好的反弹行情，反弹后的高点基本接近2012年中期高点。洋河股份在上半场经历了深幅调整，调整幅度极大，抗跌性差，但在调整结束后，其股价反弹力度也是最大，因此反弹后的高点可谓收复相当部分的“失地”。
泸州老窖则是在“抗跌性”和“反弹力度”上都表现极差，“能跌不能涨”使得泸州老窖目前的股价距离2012年中期的高点相去甚远，仍几乎处于“被腰斩”的境地。
市场评价的有效性
我们认为，这种差异凸显了白酒股内部的差异性，A股市场对白酒股的评价是有效的。即在“上半场”的调整中，市场已经明确关注到各白酒公司之间的差异，并据此“用脚投票”，导致股价分化。
将贵州茅台、洋河股份、泸州老窖2012年、2013年以及2014年前三季度的净利润对比，可以看出盈利能力上茅台明显优于洋河，洋河明显优于泸州老窖。
值得一提的是，泸州老窖的利润下滑幅度最大，其股价最低点的出现也比其它白酒公司晚了半年——贵州茅台和洋河股份在“上半场”调整中的股价低点出现在2013年末2014年初，而泸州老窖的股价低点则迟至2014年6月出现。此外，泸州老窖在2014年不断爆出”银行存款丢失”的黑天鹅事件，至2015年1月16日，公司决定对5亿元丢失的“异常存款”计提40%的坏账准备。
可以预期的是，在白酒股的“下半场”，板块内部的分化仍将不可避免的出现，投资者务必具体公司具体分析。<＼＼Hp1020＼图片＼13年固定彩图＼结束符.jpg>
对工程招投标价格有效控制的探讨 篇4
招投标工程对于承包商来说风险很大, 从决定响应招标文件, 编制投标文件开始风险就产生了。在投标价格计算时有风险, 价格高了不中标, 丢项落项也不中标, 一旦中标就可能有亏损的风险。在工程建设过程中也始终存在着风险因素, 有市场价格变化风险、设计风险、物资采购风险、施工管理风险等等, 直至工程竣工验收合格, 工程款、质量保证金如数收回, 人员、施工机械安全撤回基地或转移到另一个工程现场, 这个工程的风险才最终消失。因此招投标工程必须做好风险控制, 而工程招投标价格的有效控制显得尤为重要。
1 开展财务决策
财务决策是企业的生产经营和财务管理的一个重要组成部分, 是从财务角度对企业经营决策方案的评价和选择。在国际工程投标价格计算中, 要想工程中标并有赢利必须有以适应市场经济体制的财务机制相伴随。它的主要任务就是提供企业资金动态信息, 密切关注市场变化, 作出前瞻性预测分析, 为企业投标报价提供决策依据。
传统的会计计帐式事后管理思想模式, 使得现行的概预算制度一直只是重视承包工程的建筑安装工程费用管理, 而忽视整个项目的造价管理, 不重视总体效果的最优化, 没能把现代化管理思想即先预测、后控制的思想和方法纳入到体系内。事后核算式的概预算管理制度不能防止和解决决策及设计阶段的失误、浪费和钓鱼工程, 也不能防止和解决设备材料采购保管中的价格问题、质量问题及库存等问题。概预算管理离不开定额, 甲乙双方都要以定额为基础开展工作, 相互沟通、理解, 离开这一标准尺度就无所适从, 上级管理部门、审计部门和仲裁机构也都以定额作为评判的标准, 这是一种静态的投资控制。
招投标价格计算与概预算管理不同, 工程招投标价格的计算事先就要考虑到企业内外部环境的因素, 考虑到人工、材料、机械台班等价格的变化因素。要了解工程的地理条件和工程范围, 要了解项目运行的全过程、项目的组织机构、质量管理、资源管理、合同管理。要研究折旧、技术措施、临时设施的摊销、风险分析。还要与采用的施工方案、标准规范、选用的施工机械、工程价款的支付方式等相结合对投标价格进行分析, 作出财务决策, 这是一种微观管理。
因此我们应将“控制”立足于事前, 在投标报价时就要主动地采取财务决策, 使技术与经济相结合控制工程造价, 保证中标和赢利。
2 根据工程实际情况采用有利的合同价格形式
经济合同是法人之间为实现一定的经济目的, 明确相互权利义务的协议。签定合同不仅仅是一种经济业务活动, 而且也是一种法律行为, 是运用法律手段和经济手段相结合来管理经济的一种措施。因此在市场经济条件下, 工程招投标不仅仅是一个定价的问题, 而是要把设计文件、合同条件、文本管理和招标、投标都结合起来。不仅仅要算准价格, 还要报出合理的有竞争性的标书价格。工程招投标结束以后, 通过招投标所形成的价格, 要通过合同价格的形式固定下来。通过合同管理实现对招投标价格的有效控制。
合同价款与支付条款是经济合同的核心条款之一, 在合同谈判、签定、执行、管理过程中处于重要地位。因此招投标合同价确定下来以后, 可以改变过去重进度和质量控制, 轻成本控制的思想。对于当年开工, 当年竣工的工程, 设计部门、施工企业、物质供应部门可以按各自的承包范围, 采用固定总价合同, 价格从头到尾一次包死。对于跨年度的较大工程或设计文件不完备, 工程量不能固定的工程, 可以采用单价合同。对于价格变化趋势不清楚, 不能一次包死的工程, 可以按国际惯例, 有所包死, 有所不包。我们也可以在合同中规定价格调整范围以及价格调整计算公式, 等等, 以减少风险。
3 实行限额设计
对于一个工程来说, 在其投资建设期涉及到设计、物资采购和施工管理三个方面。工程投资效益的好坏, 工程造价的高低, 起决定作用的是设计。工程设计阶段是形成工程价格的首要阶段, 在这个阶段节约投资的机会多、金额大、付出的代价小。工程质量、建设周期、项目功能、项目寿命和项目投资回报率等都在设计阶段以技术和投资费用的形式表现出来。
目前的概预算管理往往只重视施工阶段的造价管理, 而忽视设计阶段和物资采购阶段的造价管理, 出现预算超概算, 结算超预算的现象也就在所难免。在工程招投标机制下, 工程设计工作的特点是技术决定经济, 经济制约技术, 因此要做好工程招投标价格的有效控制必须实行限额设计, 既实现对设计规模、设计标准、设计深度、工程数量与投资额等各个方面的有效控制。
4 改进物质采购管理制度, 逐步与市场接轨
在建筑安装工程中, 材料费大约占建安工程费的70%左右。在安装工程中, 设备费也占有很大的比重。因此影响工程招投标价格的另一个因素就是物质采购管理制度。要想真正使得市场形成价格的机制得以有效运行, 就要有相适应的物资采购管理制度。
目前我们在工程造价管理中, 在计算主材费时普遍采用的计算依据是当地建委编制的《XXX地区XXXX年材料预算价格本》, 实际供应价与价格本中的价格之差, 在结算时找补。这种管理方法不能控制采购渠道、采购价格, 不能做到事前的成本控制, 使工程投资无法控制, 工程结算价往往超过概预算价格或招投标合同价格。因此在市场经济条件下, 无论是业主还是承包商采购物质, 都要在投标报价或合同规定的品种、数量、质量、价格范围内实行限额采购, 努力降低设备材料费。比如, 实行比价采购管理, 要货比三家, 采购价不能高于预算价、成本价;另外还要建立和完善内部采购审核制度, 实行决策权、执行权、审核权三权分立, 等等, 从而有效控制工程造价。
5 工程索赔是招投标价格控制的又一项重要工作
工程招投标价格控制的另一个特点是工程索赔管理。索赔是法律和合同赋予的正当权利, 我们应当树立起索赔意识, 重视索赔、善于索赔, 建立健全索赔管理机制。目前的概预算管理制度中结算常采用预算加设计变更加签证的做法, 是一种事后算帐的做法, 而招投标工程中价格要以合同的形式固定下来, 对于设计变更、超合同范围的工作量、不可预见费、不可抗力以及对方违约造成的损失则要通过索赔的形式来维护自己的利益。因此招投标工程的索赔有其独特的规律, 是一种先算帐后干活, 算好帐再干活或边算帐边干活的动态控制方法。要求承包商具有很强的经营意识, 从合同的缔结直致履行完毕, 始终追求扩大经济效益这一根本目的, 一切活动都是为了实现这一根本目的。承包商要充分发挥主观能动性, 不是等到亏损了再来想办法, 而是要把索赔当做提高经济效益的重要途径, 在事件发生前就考虑应采取的措施, 走在时间的前面, 积极主动地研究利用和控制风险的办法。在索赔时效内, 按照索赔程序, 依照可靠的证据, 提出索赔理由和索赔内容, 编报索赔文件。
综上所述, 在市场经济条件下, 招投标工程是一个系统工程, 涉及到方方面面, 其价格形成的机制有其固有的特点和运行规律, 因此我们要根据其特点和运行规律, 认真作好招投标工程的价格计算和控制, 提高竞争力, 既要保证工程中标, 又要保证能够取得一定的经济效益。
参考文献
有效价格 篇5
1.签证项目涉及内容的复杂性，
备考资料
如对大型国有资产价值评估，它所涉及的问题有：有形资产(即实物资产)、无形资产(名牌企业更要重视)、经营效益等，这都涉及多方面的价格政策;
2.估价项目涉及国家政策的复杂性。如对破产企业估价，就涉及国家多方面政策法规;
3.鉴证项目涉及相关单位政策关系的复杂性等。总之.综合应用价格信息的鉴证形式，是在签证项目涉及的价格信息较复杂的情况下才采用。
有效价格 篇6
新疆作为我国最大产棉区和商品棉生产基地, 其种植面积约占全国的1/4, 总产量自2007年后占全国棉花总产量的40%, 故以新疆棉区数据为样本来实证分析我国棉花市场的有效性问题具有代表性。为了促进棉花产业的发展, 1999年国家深化棉花流通体制改革, 棉花市场进入了市场化, 市场在棉花种植、收购、加工和流通等环节中起资源配置的基础性作用。市场化改革已经十多年了, 但是至今棉花市场价格波动依然十分频繁。而过度的市场波动会导致市场效率低下、扭曲价格机制, 资源配置混乱, 失去有效性。因此, 棉花市场价格的频繁波动是否是正常的市场行为, 市场是否具有有效性, 是值得探讨的问题。本文运用蛛网理论原理通过对2000~2009年10年间新疆棉花的供给和需求波动的实证分析, 来论证棉花市场的有效性, 并针对问题提出建议和调控对策, 以此来促进我国棉花产业持续健康发展。
二、市场波动的定量分析
1999年国务院发布了《关于深化棉花流通体制改革的决定》, 棉花市场开始进入市场化, 市场机制开始发挥作用。2000~2009年新疆棉花产业总体上获得了快速的发展, 其种植面积、总产量和价格及其变化情况, 如表1所示。 (表1)
从表1可以看到, 2000~2009年10年间新疆棉花在种植面积、总产量和价格上虽然波动较大, 但总体上是快速发展。种植面积方面:2000~2007年棉花种植面积一直处于正增长, 而2007年后首次出现负增长, 其中2006年增长最大, 达到43.73%, 其次是2002年达到16.44%, 2006年后种植面积保持在1, 500千公顷左右。总产量方面:基本上与种植面积保持一致, 2006年达到最高, 变化幅度也最大, 达到了36.70%。但是, 价格与产量变化不相一致, 价格波动幅度最大的是在2003年, 达到了47.5%, 而在2006年当棉花产量最大时, 价格只有5.51%的较小变化, 显然, 棉农是增产不增收, “棉贱伤农”;价格变化在2004年前波动幅度非常大, 但是2004年后, 波动相对平稳, 波动幅度在 (-10%, 10%) 区间内。棉花种植面积、产量和价格的变化幅度总体情况如图1所示。 (图1)
数据来源:价格即棉花的收购均价, 来自中国棉花信息网:ht t p://www.cot t onchi na.or g;其他数据来自《新疆统计年鉴》2000-2009.其中, 表中指数为环比指数。
数据来源:价格即棉花的收购均价, 需量即棉花的收购量, 来自中国棉花信息网:ht t p://www.cot t onchi na.or g;其他数据来自《新疆统计年鉴》2000-2009。
三、市场有效性实证分析
市场有效性源于20世纪六十年代芝加哥大学Eugen Fama教授提出来的有效市场假说, 有效市场意味着市场能够通过价格机制对新信息的反应把资源配置到效率更高的部分, 实现社会资源的有效配置。有效的市场能以更低的交易成本、更高的运行效率进行资源配置, 根据市场信息条件调节供求关系, 使市场出清价格趋向均衡价格。因此, 本文运用蛛网模型分析新疆棉花市场的价格波动是否远离了市场的动态均衡价格, 来实证市场的有效性。
(一) 蛛网模型简介。
“蛛网模型”出现于20世纪三十年代, 用于分析生产周期长的商品产量和价格在偏离均衡状态后实际波动的过程及结果的一种动态均衡分析方法。蛛网模型, 根据市场供给与需求是否能达到均衡分为传统的均衡型和非均衡型, 根据供给函数和需求函数是否是线性, 分为线性蛛网模型和非线性蛛网模型。本文仅对传统线性均衡型做简单的介绍。
传统蛛网模型又可以分为收敛型、发散性和封闭型蛛网三种形式。 (1) 收敛型蛛网。当市场受到外力干扰偏离市场均衡状态后, 市场价格和产量围绕均衡水平上下波动, 其波动幅度随着市场反应越来越小, 最终价格和产量收敛回到了均衡状态, 其运动轨迹呈现出向内收敛的蛛网形状, 称为收敛型蛛网, 如图2。 (图2) 我们可以看出, 收敛型蛛网是一种稳定的市场状态, 市场在外力干扰下能够通过自身功能调节达到均衡状态, 是一种有效市场; (2) 发散型蛛网。当市场受到外力干扰偏离市场均衡状态后, 价格和产量围绕均衡水平上下波动, 其波动的幅度越来越大, 价格和产量越来越远离均衡点位置, 其运动轨迹呈现出向外发散的蛛网形状, 称为发散型蛛网, 如图3。 (图3) 这种市场是不稳定的, 市场偏离均衡状态后不能自我恢复到均衡状态, 市场功能失灵, 是一种无效市场; (3) 封闭型蛛网。这种状态是价格和产量的波动幅度不变, 呈现封闭状态, 故称为封闭型蛛网, 如图4。 (图4)
(二) 蛛网模型的数学推导。
传统的线性均衡模型数学描述时又分供给滞后型和非供给滞后型两种。基于蛛网模型的基本假设:产品的本期产量 (供给量) 取决于前一期的价格, 产品本期的需求量取决于本期的市场价格, 故本文选择供给滞后型的数学函数形式。这与调查现实生产棉农决策行为的结果也相符:大多数棉农本期的生产决策是依据上一期的棉花价格作出的。供给滞后型的数学函数表达式为:
Dt=a+bPt;St=c+dPt-1;Dt=St;其中, a、b、c、d均为常数, Dt是第t期的需求量, St是第t期的供给量, Pt是第t期的市场价格, Pt-1是第t-1期的市场价格。当市场均衡时, 均衡价格Pe=Pt=Pt-1, 此时可计算出:均衡价格P
若Pt≠Pt-1时, 可由上式得出一阶线性非齐次差分方程:设商品刚投入市场的初始时间 (t=0) 时的价格为P0;则此一阶非齐次差分方程的解为:可正可负, 由此可知市场价格Pt是时间t的函数, 且围绕均衡价格Pe上下波动, 波动的幅度取决于绝对值的大小。
当说明价格波动趋向收敛, 是收敛型的蛛网, 即说明为蛛网模型趋向收敛的充要条件, 其经济学意义就是供给函数的斜率的绝对值小于需求函数的绝对值也就是价格变动对供给量的影响小于对需求量的影响。则可知, 市场的需求曲线越平、供给曲线越陡越利于市场波动趋向平稳。
同理, 当蛛网模型趋向发散, 为发散型蛛网, 而为封闭型蛛网。
(三) 实证分析。
本文通过对新疆棉花市场2000~2009年间市场供给函数斜率和需求函数斜率进行比较分析, 以此来证明市场波动的状况和市场的有效性问题。新疆棉花市场2000~2009年间市场供需函数的斜率 (万吨/元) , 如表2所示。 (表2)
从表2可以看出, 新疆棉花市场2000年市场化后的十年间2001~2005年和2008年供给函数斜率的绝对值小于需求函数斜率的绝对值, 市场属于收敛型蛛网, 2006年、2007年和2009年市场供给函数斜率的绝对值大于需求函数斜率的绝对值, 市场属于发散型。
四、结论与政策建议
(一) 结论。
实证分析结果表明:1、棉花流通市场化10年间, 市场已经初步起到了资源配置的基础性作用, 市场机制能够发挥使市场波动恢复到均衡状态, 市场是有效的。2、市场还不完善, 市场调节功能还不强, 不足以抵制市场外部宏观经济政策突变和经济环境恶化等突发事件的冲击, 不能使市场恢复到均衡状态, 或市场自我恢复到均衡状态需要较长时间。
(二) 政策建议
1、完善政府调控体系。
实证结论表明, 虽然棉花市场价格波动具有收敛性, 市场已经初步具有基础性调节作用, 但是市场体系还不完善, 市场调节的功能不强, 因此, 强化政府对市场的调控是必要, 必须建立完善的调控体系。政府应当在现有“国家棉花市场监测系统”和“中国棉花市场预警系统”的基础上, 建立起对市场反应灵敏的综合收储、抛储、进口配额、滑准税、补贴及资金政策的一揽子综合调控体系, 以应对市场各种波动, 迫使市场|Ks|<|Kd, 到达动态均衡的目标。
2、完善市场体系建设, 提高市场效率。
一个有效的市场具有强流动性、低成本和高透明性。首先, 当务之急建立完善的市场信息服务体系, 提高市场的信息效率和定价效率。加大对全国棉花供求信息网络、营销组织的建设投入, 及时向棉农、棉花经销商、棉纺企业发布棉花市场的产品信息、供求信息和价格走势等, 合理引导棉农进行棉花品种调整, 播种面积调整、生产、销售和套期保值等;其次, 加大市场基础设施建设, 提高市场的运行效率。在全国各棉花集中产地和集散地新建和扩建一批容量大、吸引力强的批发市场, 逐步形成城乡连接、大中小配套的棉花批发网络;最后, 完善市场交易规则, 完善棉花质量检验体制, 使其标准与期货市场检验标准一致。
3、完善棉花期货市场。
期货市场作为市场的重要组成部分, 其价格发现和套期保值功能能够提高现货市场的有效性。
参考文献
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[3]黄卫红.对蛛网发散模型理论在中国农业应用上的思考[J].农村经济, 2006.3.
有效价格 篇7
参考文献
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[3]魏建华.股权分置改革——由市场走势引发的思考[J].中央财经大学学报, 2006, 7:37-42.
有效价格 篇8
石油是全球性重要战略物资, 目前, 我国已成为世界第二大石油消费国和进口国。随着国际油价的攀升以及国内汽油价格的大幅调整, 加快建立健全石油风险规避机制, 已经迫在眉睫。2004年8月25日燃料油期货作为首个能源期货品种在上海期货交易所上市。它的上市对于中国的能源格局来说, 具有里程碑意义。燃料油期货上市几年来, 其市场有效性和功能发挥的水平如何, 一直是理论界和业界十分关心的问题。
为此, 本文以上海期货交易所 (SHFE) 交易的180CST燃料油期货合约为研究对象, 对大家关心的问题作系统的阐释。文章首先检验出我国燃料油期货收益率序列的GARCH效应, 因此选用方差比检验法检验市场有效性;接着运用Granger因果检验对SHFE与新加坡现货市场交易的180CST燃料油价格的领先—滞后关系进行研究, 分析目前我国燃料油期货市场的价格发现功能。
一、文献回顾
有效市场假说 (Efficient Market Hypothesis, EMH) 最早可以追溯到Bachelier (1900) 在题为“投机理论”的论文中对价格的可预测性问题进行的研究。有关EMH的现代文献开始于Samuelson (1965) 的一篇重要文章, 他认为在一个信息有效率的市场上, 如果价格的变化包含了恰当的预期, 或者说价格变化反映了所有市场参与者的期望与信息, 那么他们一定是不能够预测的。20世纪70年代以后, EMH得到了进一步的发展。Fama (1970) 在一篇经典的文献中认为:“只有价格总是能够‘完全反映’所有可得到的信息, 市场才可称为是有‘效率的’”。
在此基础上, 国外学者对于石油期货的有效性进行了深入的实证研究。Green and Mork (1991) 认为远期合同中采用的官方价格是交割日现货价格的一个有效预期, 两者当且仅当有风险或垄断溢价存在时才会有差异。考虑到石油期货交易不断上升的重要性以及20世纪80年代中期以后定期合约重要性的下降, 许多学者开始研究用期货价格代替合约价格来分析有效性。典型的有:Serletis and Banack (1990) 使用纽约商品交易所对交易当月和下个月的民用燃油、无铅汽油和原油的期货价格的日数据, 运用协整检验方法考察了期货市场的价格发现功能, 研究结论支持市场有效性。Quan (1992) 采用类似的方法, 发现现货和期货价格对于3个月或者少于3个月的合同存在协整性。因果关系检验表明信息流是从现货价转到期货价的。Moosa and AI-Loughani (1994) 把有效性和无偏性放在一起考虑, 发现期货价格既不是无偏也不是有效地对现货价格的预测。对这种有偏的解释是随时间而变化的风险溢价。Gulen (1998) 检验了原油期货价格是现货价格的无偏估计, 期货价格具有价格发现功能。结论表明纽约商品交易所的原油期货价格在价格发现方面扮演着一个非常重要的角色。S.Abosedra和H.Baghestani (2004) 以1991年1月至2001年1月的1月、3月、6月、9月、12月的WTI原油期货价格为样本。检验了原油期货价格是现货价格的无偏估计。同时认为3月、6月、9月的期货价格对现货价格有很好的预测性。由于季节和天气的影响, 1月和12月的期货价格对现货价格的预测要差些。
二、研究方法
目前, 对市场有效性的检验大多采用单位根检验、序列相关检验和游程检验, 上述方法的一个共同缺点是对期货价格分布的设定, 不论是序列相关检验, 还是单位根检验, 都假定期货价格变量服从正态分布。事实上, “由于期货合约的使用者偏好交易临近交割月份的合约, 期货价格波动的方差会因合约临近交割而逐渐变大” (Leuthold et al.1989) 。Mandelbrot (1963) 是最先发现金融价格波动具有异方差和非正态分布的特征。在他之后, Engle (1982) 构造了方差随时间变化的自回归条件异方差模型 (ARCH模型) 。Bollerslev (1986) 把ARCH模型扩展为GARCH模型, 即广义自回归条件异方差模型时, 把条件方差的滞后值也作为解释变量引入回归方程。表达式如下:
不难证明GARCH实际上是一个方差包含着无穷期的误差项的ARCH模型, 因此, 与ARCH模型比较, GARCH模型的优点在于可以用较为简单的GARCH来代表一个高阶的ARCH模型, 从而使得模型的识别和估计都比较容易。
如果价格波动序列存在异方差和非正态分布特征, 则序列相关检验和协整检验的结果可能是不可靠的。游程检验尽管不要求期货价格服从正态分布的假设, 但是, 对于复杂的期货价格运动, 游程检验具有非常低的统计检验势。为此, Lo and Mackinlay (1988) 用方差比来检验价格序列是否服从随机游走过程。基本思想是:如果资产价格的收益序列服从一个随机游走过程, 则收益序列的方差应与样本区间的长度成正比。方差比方法可以明显地检验出期货价格增量序列中存在的相关关系, 并且结果不会受到条件异方差的影响。这种检验方法暗含了随机游走序列中的增量在样本区间是线性的。即收益的q阶回归方差估计量应该是一阶回归方差估计量的q倍。
方差比可以由下式确定:
其中, rtq是q期的收益率, 等于相应一期收益率的总和。
相比之下, 方差比方法更可靠, 从数据处理技术的角度看, 该方法允许数据异方差的存在, 尤为重要的是它不要求对期货价格变化做出正态分布的设定。因此, 本文将采用方差比检验方法对上海期货交易所燃料油期货市场的弱式有效性进行检验。
Granger因果检验反映了期货价格与现货价格之间的引导关系, 可以揭示期货价格与现货价格两个变量间哪个是自变量, 哪个是因变量的问题, 以分析期货价格指导现货价格的功能。
Granger因果检验的模型为:
其中Pt、Ft分别表示现货价格和期货价格, ε1t、ε2t是白噪声, 且不相关。如果存在某一βlj不为零, 则称期货价格引导现货价格, 表明期货市场在价格发现中起主要作用;同样, 如果存在某一α2i不为零, 则称现货价格引导期货价格, 表明现货市场在价格发现中起主要作用;如果同时存在某一βlj和某一α2i均不为零, 则称期货价格与现货价格之间互相引导。本文将采用Granger因果检验模型对期货市场及现货市场的领先—滞后关系做实证检验。
三、数据处理
为保证数据的时效性, 本文采用上海期货交易所近三年的燃料油日交易数据 (数据来源:上海期货交易所www.shfe.com) 。由于期货合约的时间跨度有限, 任一交割月份的期货合约在合约到期后将不复存在;同一交易日同时有若干个不同交割月份的期货合约在进行交易。为克服期货价格的不连续性, 必须产生一个连续的期货价格时间序列。考虑市场价格波动程度、交易习惯和市场的流动性等因素, 本文所调用的数据采用首行期货合约每日收盘价的对数一阶差分 (即Rt=ln (Pt) -ln (Pt-1) ) 形成连续期货合约序列。由于节假日期间或市场出现异常时的短时停止开放, 使得数据局部出现断开现象, 我们运用线性插值法计算断开数据的近似值, 构筑连续时间序列。经整理, 共产生数据794个。
燃料油现货价格数据取自于新加坡普氏 (PLATTS) 公开市场交易的180CST高硫燃料油。数据来自PLATTS每日报价。之所以这样选择是因为, 在国际上与上期所推出的180CST工业燃料油品质最接近的是新加坡普氏公开市场交易的180CST高硫燃料油。而且新加坡国际金融交易所具有比较长的发展历史, 各种交易制度等方面都比较完善, 以它作为基准来进行分析可以比较准确地衡量上海期货交易所在国际上的地位和作用。
由于新加坡普氏报价采用美元标价, 因此, 我们用中国银行网站 (http://www.boc.cn/sourcedb/whpj/) 公布的美元对人民币基准汇率将价格统一转化为美元标价, 以排除汇率的变动对分析的结果造成的影响。下文中, 使用LNS代表取对数后的PLATTS现货价格序列, 单位:美元/吨;LNF代表取对数后的SHFE燃料油期货价格序列, 单位:美元/吨。
四、实证结果
1、模型的预检验
(1) 正态性检验。图1显示的是全部样本期内的日收益序列。从图1可以看出SHFE燃料油期货合约的收益率序列不服从独立同分布, 不是随机游走过程, 存在着很明显的波动集群性, 可以初步判断该收益率序列存在条件异方差。由图2可以初步判断收益率的分布基本上比较对称, 但具有比正态分布明显偏高的峰态 (Kurtosis=6.799714) , 并且表现出正偏度 (Skewness=0.135645) , 出现明显的“高峰厚尾”特征。
(2) 平稳性检验。本文运用ADF检验法检验收益率序列的平稳性。由于收益率序列围绕在均值周围波动, 不存在趋势。因此选择不带时间趋势, 且具有最小AIC值的回归模型进行单位根检验。检验结果表明DW值接近2, 模型的残差序列不存在序列相关性, ADF检验法有效。ADF=-15.21263, 分别小于不同检验水平的三个临界值, 所以收益率序列是一个平稳序列。
(3) 根据相关图和偏相关图, 识别模型形式。从图3中可以看出, 收益率序列的自相关系数与偏自相关系数呈现拖尾状态。因此, 我们可以猜测残差序列的自相关结构可以用ARMA模型来纠正。经比较ARMA (1, 1) 模型的拟合效果较好。
(4) ARCH效应检验。我们对经过ARMA (1, 1) 模型调整后的残差序列进行ARCH-LM检验, 考察模型中是否存在自回归条件异方差。当滞后期等于1时, ARCH-LM检验的相伴概率p值接近0。说明残差序列存在一阶ARCH效应。应该在ARMA (1, 1) 均值方程基础上建立ARCH族模型。
2、模型的估计
由于中国燃料油期货收益率序列是一个平稳序列, 我们可以用它建立时间序列模型。考虑到燃料油期货收益率序列的自相关性及一阶ARCH效应, 结合AIC和SC最小的原则, 通过对收益率和方差自回归阶数的不断试验, 最终选择ARMA (1, 1) 、GARCH (1, 1) 模型拟合收益率序列。
均值方程是:
GARCH (1, 1) 方程是:
在公式 (5) 中, 前期随机误差系数与前期条件方差系数之和小于1, 表明新信息的冲击是不持续的。
3、检验模型的可预测性
模型估计出来后, 对其进行残差ARCH-LM检验。P值显著大于零, 该模型已不存在ARCH效应。说明该ARMA (1, 1) , GARCH (1, 1) 模型能很好的拟合收益率序列。我们知道, 如果金融资产的价格具有确定的趋势, 那么意味着价格在某种程度上是可以预测的。如果随机扰动项是独立或不相关的时间序列, 那么金融资产价格序列就是不可预测的, 反之, 如果随机扰动项是相关的, 那么, 金融资产价格在一定程度上就具有可预测性。因此, 我们可以将此模型用于预测中国燃料油期货市场的收益率。
4、有效性检验 (方差比检验)
由于中国燃料油期货收益率序列偏离正态分布且存在自回归条件异方差, 采用传统的检验市场有效性的方法, 得出的结论可能是不可靠的。为此, 本文采用Lo和MacKinlay提出异方差下的方差比检验法进行分析。对收益率序列采取的时间间隔分别为2, 4, 8, 16期进行分析的结果如表1。
检验结果表明在显著性水平为1%时拒绝随机游走的零假设 (即中国燃料油期货市场未达到弱式有效) , 在5%的显著性水平上也是如此。根据公式 (2) , 间隔2期 (即q=2) 时, ρ (1) =VR (2) -1, 收益率序列与上一期的自相关系数就是间隔两期的方差比与1的差值。ρ (1) 较大, 为-0.539, 进一步验证了收益率序列存在自相关, 中国燃料油期货市场未达到弱式有效。
5、领先—滞后关系实证分析
(1) 相关性分析。从图4中可以粗略地看出, 燃料油期货价格与新加坡普氏现货报价的变化趋势有较高的一致性, 相关系数分别为0.9419, 为发现真实有效的价格提供了前提。
(2) 单位根检验。为防止两个时间序列之间伪回归的存在, 首先利用ADF检验对各序列的平稳性进行检验。检验结果见表2, 在各置信水平下, t统计量均比ADF临界值大, 零假设 (即时间序列是非平稳的) 被拒绝。这说明各序列均是平稳的, 即I (0) 过程。可以直接进行因果关系检验。
(注:1%显著性水平下ADF临界值为-3.43;5%为-2.86;10%为-2.57。)
(3) Granger因果检验。因果检验结果如表3所示。结论显示SHFE燃料油期货与普氏现货之间不存在引导关系。这种结果可能是因为国内燃料油市场相对比较封闭, 新加坡市场的交易情况并不能体现我国燃料油市场的供求状况。
五、结论与启示
本文对中国燃料油期货市场有效性及价格发现功能进行了较为细致的研究, 运用多种统计方法, 从多角度对中国燃料油期货市场的价格发现功能进行了分析。结果显示:第一, 目前, 我国燃料油期货市场还不满足弱式有效性条件。市场表现出较显著的波动集群性, 投机气氛较浓, 市场风险较大。第二, 我国燃料油期货市场价格收益率序列的随机扰动项是相关的, 说明该价格收益率序列在一定程度上具有可预测性。ARMA (1, 1) , GARCH (1, 1) 模型能很好的拟合收益率序列。因此, 我们可以将此模型用于预测中国燃料油期货市场的收益率。第三, SHFE燃料油期货与新加坡PLATTS燃料油现货之间不存在引导关系。原因可能是因为国内燃料油市场相对比较封闭, 新加坡市场的交易情况并不能体现我国燃料油市场的供求状况。
从实证结果可以看到, 由于我国目前现货市场发育还不成熟, 存在一定程度的垄断;参与期货市场的套期保值者太少, 许多企业不被允许或不懂得通过期货市场来套期保值;与国外成熟期货市场相比, 市场交易主体规模与结构、上市品种结构和合约设计、以及期货市场管理规则制度等因素表现得相对较差等原因, 我国燃料油期货市场还不成熟、不完善, 价格发现功能没有得到充分体现, 期货市场功能尚未真正充分发挥。
随着我国经济日益融入世界经济, 我国与世界其他国家在经济发展及资源配置等方面的合作关系进一步密切, 我国的原油对外依存度与日俱增。石油对中国而言, 绝非简单的能源产品, 它已经由表及里地触及到中国经济发展的各个层面。因此, 单纯依赖别国期货市场进行保值的行为将使中国在原油进口中处于被动地位。从中长期来看, 中国必将争取燃料油乃至原油在国际定价方面的话语权。
从历史经验来看, 一个成熟、完善的市场在争夺国际原油定价方面的话语权至关重要, 随着国际油价的攀升以及国内汽油价格的大幅调整, 加快建立健全石油风险规避机制, 已经迫在眉睫。开展燃料油期货交易, 一方面可以为有关企业充分掌握价格信息、自觉规避市场风险提供平台;另一方面也可以积累经验, 进一步健全石油市场体系, 完善市场机制。遗憾的是, 燃料油期货在SHFE上市以后, 中国石油消费居全球第二而在国际定价体系中连0.1%权重都没有的局面一直未有改观。我国的燃料油期货仍然缺乏市场效率, 这一点从本文的实证分析中也得到了印证。金融危机之后, 业界对于推出原油期货的呼声越来越高, 但是, 我们仍应清醒认识到建立完善的市场竞争机制, 构建高效的石油市场体系依然任重而道远。
摘要：我国燃料油期货自2004年8月上市以来来, 其市场有效性和价格发现功能发挥的水平如何, 一直是监管者和投资者十分关心的问题。本文运用动态计量经济方法, 从多角度对我国燃料油期货市场的有效性和价格发现功能进行实证分析。结果表明我国燃料油期货市场尚未达到弱式有效;与普氏燃料油现货之前不存在因果关系。
有效价格 篇9
随着住房分配体制改革的不断深入和城市化进程的加快, 我国的房地产业得到了飞速发展, 房地产投资已成为拉动我国经济增长的重要动力。然而, 由于房地产市场的特殊性及其对货币政策的敏感性, 房地产价格的膨胀与波动往往易引发金融危机并导致大规模的经济衰退。因此, 研究房地产价格的波动与我国货币政策的相关性也显得愈发重要。
目前, 货币政策工具已成为各国宏观经济政策中的一个重要组成部分, 通过货币政策的传导机制以影响社会总需求或者公众预期, 从而影响宏观经济。而货币政策能否有效影响实体经济的问题一直是学术界研究的热点问题。目前在已有的研究文献中, 国内学者从多个角度研究了货币政策的有效性问题。丁晨, 屠梅曾 (2007) 运用向量误差修正模型 (VECM) 实证检验了房价在货币政策传导机制中的作用, 认为房价在货币政策传导机制中的作用较显著, 房价渠道的总体传导效率较高;高宏霞, 张燕, 张宁话 (2009) 认为房地产价格波动是实体经济各变量波动的格兰杰原因;高波, 王先柱 (2009) 认为通过货币供应量调控房地产价格的渠道是畅通的;梁云芳, 高铁梅, 贺书平 (2006) 认为利率缺乏弹性, 通过利率调控房地产成效不大;胡莹, 潘耀明, 仲伟周 (2008) 认为房地产价格传导我国货币政策存在着阻碍, 并未表现出显著的财富效应和投资效应, 利率也不能有效发挥对房地产市场的调节作用。而国外学者中, Taylor (2007) 研究认为2003至2004年间很低的利率水平可能极大的促进了房地产市场的发展, 导致房地产价格在高位螺旋上升;Leamer (2007) 研究了美国房地产市场, 认为房地产投资对经济的贡献率达到了26%, 美联储实施的刺激性货币政策有助于房地产市场的繁荣。
随着我国经济体制改革的不断进行, 我国的经济结构正不断发生变化, 各种政策冲击等对房地产市场的影响还不稳定。鉴于此, 文章在之前文献的基础上, 利用2000年1月至2012年12月的月度数据, 运用VAR模型, 通过脉冲响应函数的方法, 综合地对货币供应量、实际利率和汇率通过房地产价格影响实体经济的过程进行了动态研究。
二、实证分析
(一) 变量的选取与数据来源
为了研究我国房地产价格传导机制, 文章选取了货币供应量 (M) 、利率 (R) 和汇率 (ER) 作为货币政策工具的代理变量。在最终变量的选取上, 以国房景气指数代表房地产的价格H;因为经济增长和通货稳定被认为是我国中央银行货币政策的主要目标, 因此以国内生产总值和通货膨胀率作为货币政策目标的量化指标。数据处理如下。
货币供应量 (M) :用国家统计局提供的月度广义货币供应量M2作为名义货币供应量, 其值再用同期的居民消费价格指数折算而成。
利率 (R) :采用一年期贷款利率作为中央银行调控短期名义利率的代理指标, 其值减去同期的通货膨胀率得到真实的短期实际利率。
汇率 (ER) :采用人民币对美元的名义汇率, 经过中美两国物价指数修正后得到实际汇率。
房地产价格 (H) :文章用国房景气指数作为房地产价格的代理标量, 其值再用同期的居民消费价格指数折算而成。
国内生产总值 (GDP) :由于目前统计局不再公布月度GDP数据, 文章用月度工业增加值作为其替代变量。
通货膨胀率:文章用消费者物价指数CPI作为通货膨胀的代理指标。
样本区间为2000年1月至2012年12月的月度数据, 样本容量为156。数据来源为:中国人民银行、中国国家统计局和锐思金融研究数据库。在利用以上数据进行计量分析前, 为了消除月度数据的季节变动影响, 文章采用了Census X12季节调整方法对货币供应量、汇率ER、月度GDP、房地产价格H和CPI进行季节调整。除利率R、汇率ER外, 其他数据均取自然对数, 以消除异方差。
(二) 实证结果
1. 数据的平稳性检验。
现实生活中, 只有少数经济指标的时间序列表现为平稳的, 而大多数指标的时间序列是非平稳的。为避免伪回归现象的发生, 通常要对数据进行平稳性检验。文章采用了ADF检验来对数据进行平稳性检验。
由ADF的统计值可知, 未经差分的所有相关原变量在5%的显著性水平下均是非平稳的;而经过一阶差分之后, 其在5%的显著性水平下均表现为平稳, 故上述相关数据均为一阶单整, 可以进行协整检验。
2. 协整检验。
协整检验的目的是决定一组非平稳序列的线性组合是否具有稳定的均衡关系。模型中一个内生变量的冲击给其他内生变量的冲击所带来的影响。鉴于此, 文章建立了 (lnm, r, lnh) 和 (lnh, lngdp) 两组变量的VAR模型, 下图分别为lnm和r对lnh的冲击响应图, 及lnh对lngdp的冲击响应图。文章运用Johansen协整检验来分别检验上述变量间的协整关系。检验结果如下:
注:D () 表示对应变量的一阶差分;“*”、“**”分别表示在1%、5%的显著性水平下拒绝原假设。
由表2、3可知, 在5%的显著性水平下, (lnm, r, er, lnh) 组变量存在一个协整向量, (lnh, lngdp, lncpi) 组变量存在一个协整向量, 从而说明这些变量间存在长期稳定的均衡关系。
3. 格兰杰因果关系检验
协整检验说明变量间存在长期均衡关系, 但是否构成因果关系, 还需要进一步的检验, 因此文章运用了Granger因果关系检验。
由上表可知, 在5%的显著性水平下, 货币供应量M和房地产价格H之间、利率R和房地产价格H之间存在双向格兰杰因果关系, 这说明资产价格与货币政策间相互影响, 因此在政策施行时要提高货币政策的前瞻性和预见性;同时不能拒绝汇率ER不是房地产价格的格兰杰原因, 也即汇率ER不是房地产价格的格兰杰原因, 这与我国目前实行的资本管制有很大关系。
同时, 在5%的显著性水平下, GDP和房地产价格H之间存在双向格兰杰因果关系;同时拒绝CPI不是房地产价格H的格兰杰原因, 说明CPI的变化可以影响房地产价格;接受房地产价格不是CPI的格兰杰原因, 说明房地产价格不会影响CPI, 也即房地产价格与CPI间存在着不显著的关系。
4. 脉冲响应函数分析
脉冲响应函数分析法描述的是VAR
由图1中可以看出, 在本期给货币供应量M一个正冲击后, 房地产价格同向变化, 并在第6期得到最大值, 之后逐渐下降, 最终得到一个均衡水平。由此可知, 货币供给量上涨导致房地产价格上涨, 且影响幅度较大。货币供给量的增加使得房地产的投资与消费等资金来源充足, 同时原材料, 工程费等价格上涨, 开发成本增加, 也使得房价上涨。但其长期动态影响逐渐减弱, 最终达到一个平衡状态。从而说明在一定程度上货币供应量的变化可以影响房地产价格, 通过控制货币供应量可以较好地调控房地产市场。
由图2可以看出, 在本期给利率R一个正冲击后, 房地长市场价格并未呈现反方向变动, 而是同向变动。在第1期到第2期增速变缓, 但随后迅速回升, 并在第8期达达最大值, 之后逐渐下降, 最终达到一个新的均衡状态。由此可得知, 利率的调整并不能对房地产价格进行有效的调控。从我国的经济现状来看, 央行采取提高利率的方法调控房地产价格的过度波动, 增加了房地产市场供需双发的贷款资金成本和时间价值成本。一方面, 利率的冲击会导致房地产企业信贷成本上升, 融资成本压力导致房地产市场价格上图2利率R冲击引起的房地产价格H脉冲响应涨。另一方面, 可能与城镇化带来的住房刚性需求以及投资者的预期有关, 房地产价格长期上涨和人民币升值的预期已经深入广大投资者和购买者心中, 即使暂时出现政策利空, 投资者也会认为此时是降低成本进入房地产行业获得长期收益的机会。市场获利预期可能会导致住房需求大量增加, 从而在一段时间内房价上涨。
由图3可知, 在本期给房地产价格一个正冲击后, 会引起GDP的同方向变动, 其中, 在第1期到第2期增长迅速, 并在第2期达到峰值, 之后逐渐下降, 在第20期到30期达到一个均衡状态。由此可以说明, 房地产价格的变化影响实体经济的产出, 短期内房地产价格的上涨会促进实体经济的产出, 房地长市场的发展对实体经济的发展有着重要的推动作用。但是如果房价发生剧烈的非理性波动, 未来有可能导致供需不平衡从而引起房地产泡沫破裂, 使经济迅速下滑, 这与当今世界经济的现状是相符的。
三、结论与政策建议
本文利用2000年1月至2012年12月的宏观经济月度数据, 对基于资产价格传导机制的我国货币政策的有效性进行了实证分析。
房价对来自广义货币供给量的冲击反应较为明显, 而对利率冲击反映微弱。货币供给量M对房地产价格的影响是显著的, 在一定程度上, 货币供给量的增加刺激了房地产投资, 导致房地产价格上涨, 因而采用公开市场操作、再贴现、存款准备金等多重工具控制流动性来调控房价的政策是有效的。而当期利率上调房价反而上涨, 这是由于在快速城镇化进程及人民币升值条件下, 存在强劲的房地产需求, 使得利率政策的作用不是很明显, 而且集中明显的调整也存在时滞。
短期内, 房地产价格对GDP的影响是显著的, 说明房地产市场的发展具有产出效应, 是推动实体经济发展的重要引擎。而房地产价格与通货膨胀间存在着不显著和不稳定的关系, 其可能原因为:引起房地产价格发生变化的原因并不都是与未来的通货膨胀压力相联系的;货币政策通过房地产价格影响通货膨胀的传导机制在不同阶段的有效性和畅通性不同。我国当前的汇率制度使得我国基础货币的被动投放量过大, 汇率的传导机制还不明显。
由上可知, 我国货币政策的传导机制是在一定程度上是有效畅通的, 因此在货币政策选择中应当注意以下几点。货币供应量过多地流入虚拟经济, 易引起资产价格大幅波动, 加剧资产市场的不确定性, 所以应建立资产价格大幅波动预警机制, 防止违规资金大量流入资产市场;稳步积极地推进利率市场化, 完善利率的形成机制, 使利率真正反映出资金的使用成本, 强化利率在货币政策传导机制中的作用;积极促进房地产市场的健康稳定发展, 提高对房地产价格变动所反映信息的解读能力, 由此制定和实施相应的货币政策;进一步完善信息披露制度, 加强市场监管, 使资产价格波动能够真实反映宏观经济的基本面, 防止资产价格剧烈波动。
摘要：文章利用2000年1月至2012年12月宏观经济的月度数据, 采用VAR模型, 以房地产价格为例, 对我国不同货币政策工具的有效性进行了实证分析, 结果认为:货币供给量对房地产价格的影响是显著的;利率和汇率对房地产价格的影响是不显著的;短期内房地产价格对产出有正向冲击作用, 但对通货膨胀的推动作用不明显。
关键词：传导机制,房地产价格,有效性,VAR模型
参考文献
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