变动分析范文

变动分析范文（精选11篇）

变动分析 第1篇

1 GM (1, 1) 模型与灰色-马尔科夫模型的求解与比较

1.1 GM (1, 1) 模型

GM (1, 1) 模型是指1阶方程1个变量的灰色 (Grey) 模型 (Model) , 是基于时间序列分析方法建立的价格预测模型。GM (1, 1) 模型是灰色系统理论中应用最广泛的一种灰色动态预测模型, 它主要用于复杂系统某一主导因素特征值的拟合和预测, 以揭示主导因素变化规律和未来发展变化态势。

下面我们以20002008年北京的商品房住宅的销售价格建立GM (1, 1) 模型 (如下均应以第一人称描述自己的工作) 。

设定原始数据序列:

(1) 将上述原始数据序列作阶数据累加处理, 得数据系列:

(2) 建立一阶白化非线性微分方程:

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(3) 应用最小二乘法及极值原理可求得矩阵形式表示的a, u值:

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解得:a=-0.175921 u=2155.65

这时得到的白化微分方程的解是累加生成数列预测的计算公式:

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(4) 通过上式得到生成数序列:

作累减生成 (1-AGO) 就可得到预测数据列:

由以上数据利用Mathmatica画出散点图, 利用散点做出拟合曲线, 预测得2009年房价为最后一个数据:13375.6元/平方米。

1.2 灰色-马尔科夫模型

(1) 先建立GM (1, 1) 模型, 方法如上;

(2) 划分状态;

状态区间的个数和边界是依具体情况自行拟定的, 只要保证所有的离散点都在状态区间当中, 并且每个区间都有一定数量的点, 此处, 我们为保证预测精确度和计算的方便性, 并结合近几年商品住宅销售价格具体情况, 将数据序列划分为四个状态, 如表1所示。

由此表格做出图1。

(3) 状态转移概率

通过对原始数据序列进行分析, 得到一步转移概率矩阵

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式中Mi为状态si的样本数, Mij (m) 为状态si转向状态sj的样本数 (四条区域从上到下依次标记为状态s1, s2, s3, s4) 。

由此可计算出状态转移矩阵

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进一步分析上述矩阵, 最后一个数据2008年房价位于s1状态, 由状态转移矩阵, 接下来的2009年极有可能处于状态s2。

1.3 最终预测结果

由以上过程, 综合利用GM (1, 1) 模型及灰色-马尔科夫模型推测出2009年的房价为:

13375.6+ (700+0) /2=13725.6元/平方米

比较两种方法可知, 利用灰色-马尔科夫模型所预测的房价比GM (1, 1) 模型所预测的房价误差更小, 精确度更高, 由此我们可以说灰色-马尔科夫模型的预测结果比GM (1, 1) 模型更好。

由此, 我们可断定, 我们利用灰色-马尔科夫模型所预测的2009年房价是有效的, 即13725.6元/平方米。

1.4 GM (1, 1) 模型与灰色-马尔科夫模型的比较

为比较两种预测方法的精确性, 我们选取原始数据中已知的2005年的房价, 用两种方法对其进行预测, 并与真实值相比较。

按照GM (1, 1) 模型的预测结果为:5550.1元/平方米。

用灰色-马尔科夫模型预测的2004年的房价最可能为:

5550.1+ (-700-1400) /2=4500.1元/平方米

由原始数据可知, 2004年房价的真实值为4747元/平方米。下面计算它们的误差, 以比较两种模型的精确度。

利用GM (1, 1) 模型预测得到的误差为:

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利用灰色-马尔科夫模型预测得到的误差为:

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比较两种方法可知, 利用灰色-马尔科夫模型所预测的房价比GM (1, 1) 模型所预测的房价误差更小, 精确度更高, 由此我们可以说灰色-马尔科夫模型的预测结果比GM (1, 1) 模型更好。

由此, 我们利用灰色-马尔科夫模型所预测的2009年房价是有效的, 即:

13375.6+ (700+0) /2=13725.6元/平方米

2 基于多变量的房价分析

由经济学原理可以知道, 商品的价值决定价格。商品住房也是一样的, 它的价值包括所占的土地价值, 建筑物价值。此外, 还受到供求状况、消费者偏好、竞争程度、市场预期如房地产开发投资、企业经营策略和相关政策的影响, 其价格围绕价值上下波动。

另外, 商品住房的价格还与消费者的购买能力、心理因素、对未来的房价走势的判断等因素有关系。也就是说以上几种因素都影响着商品住房的价格。

2.1 模型设定

选取19952008年北京商品住房的有关数据进行回归分析, 以北京地区的商品住房价格作为因变量;影响商品住房价格的因素很多, 考虑数据的可获得性, 选取以下几个作为自变量。

(1) 北京地区生产总值。

代表一个地区的经济发展水平, 商品住房价格与当地的经济发展水平有着密切的联系, 理论上, 一个地区的经济越发达, 商品住房的价格越高, 因而两者之间应该呈正相关。

(2) 人均可支配收入。

代表该地区人民的收入水平, 人均可支配收入越多, 提高生活质量和进行投资的欲望和能力就越强。相对于其他资本品来说, 商品房价值上涨比较明显, 这种特点导致大量资本流入房地产市场, 促使住宅价格上升。理论上该变量和房价存在正相关性。

(3) 竣工房屋造价。

工程造价、土地价格再加上其他经营销售成本等构成了房屋的造价, 竣工房屋的造价直接影响了商品住房的成本, 因此理论上该变量和商品住房的价格呈正相关。

(4) 房地产开发投资总额。

房地产开发总额代表了一个地区房地产的发展程度, 投资越高, 发展越好。说明购买商品住房的人越多, 商品住房的价格越高, 是正相关的。

因此设定模型为:Y=a1X1+a2X2+a3X3+a4X4+c

其中X1表示地区生产总值, X2表示人均可支配收入, X3表示竣工房屋造价, X4表示房地产开发投资总额。

2.2 数据收集

从国家统计局查找北京地区19952008年的相关数据。

2.3 模型估计、检验与调整

选取北京地区19952008年的部分数据为例进行实证分析, 对所给变量对房价的相关性进行回归分析。

2.3.1 经济意义检验

从回归结果可以看出, 变量X4的系数为负, 即房地产开发投资总额越高, 商品房住宅的价格越低, 不符合一般经济意义;考虑到存在多重共线性, 其余变量X1、X2、X3的系数估计结果均表明各变量与商品住宅价格之间存在正相关性, 符合经济意义。

2.3.2 统计推断检验

从回归分析结果看, 可决系数R2=0.916, 拟合度较高;给定α=0.05, 查t分布表, 在自由度为n-4=11时得临界值2.2, 其中只有X4的t值小于临界值, 其他变量均对商品住房价格有显著性影响, 考虑由于多重共线性引起的。

2.3.3 计量经济学检验

(1) 做多重共线性检验, 得到如下相关系数矩阵, 见表2。

由相关性系数矩阵可以看出, 各变量相互之间的相关系数较高, 证实确实存在多重共线性。

(2) 自相关检验。

对所估计的模型做残差图, 得出以下结果。

DW检验:对应样本数为15, 2个预测变量的模型、0.05显著水平, 查DW统计表可知, dL=0.69, dU=1.97, 模型中DW=2.110, dU<2.110<4-dU, 表明模型不存在自相关。

(3) 统计分析与异方差检验。

由SPSS软件计算, 得到表3、表4数据。

因为Sig=0.071>0.05, 所以异方差不存在。

方程为:

Y=1.045X1+0.187X2+0.238X3-3.781X4+2400.277

3 模型优化分析

下面从两个方面来考虑未来房价的走向。

3.1 政策出台的干扰

参考国家统计局中土地交替价格指数, 结合当年政府出台的政策, 人为的改变原始数据会对房价产生巨大的影响。政策使得房价上涨的比率增加, 房价上涨速度超出中低收入居民的消费水平。如从2007的高房价到2008年的低迷期, 再到2009年的急剧增长, 这和2008年国际金融危机后我国出台的部分政策有关。

3.2 市场投机的干扰

图2形象地说明了市场投机给房价带来的影响。

房价的上升使一部分投机者开始大量投资房地产, 使短期内需求曲线d2迅速移动到d1, 房价p4涨到房价p3;然而供给曲线随之由s2平移到s1。当国内经济发展不景气时, 这些投机者又很快撤资, 需求回落到d2, 房价变动到p1。市场投机对房价的影响显而易见。

4 结 论

由上述分析, GM (1, 1) 模型在不知道原始数据分布的先验特征, 对无规则或服从任何分布的任意光滑离散的原始序列, 通过有限次的生成, 即可转化成有规则序列;但是随着时间的推移, 该模型对随机性、波动性较大的数据拟合较差, 预测精度降低。虽然灰色-马尔科夫模型弥补了这一缺点, 却无法对预测问题随时间变化出现波动这一现象给出精确的预测。而通过分析影响房价的尤为突出的几个因素, 结合政府的调控和投机市场的变化分析, 给出了优化模型后的几点建议。

大力发展城市经济, 增加居民收入水平, 出台相关的法律政策以限制防止“炒房商”的投机行动。

影响商品住宅价格的因素很多, 对其量化的实证研究工作是巨大而富有挑战性的, 而且是很有必要的。我们决定从细化市场开始研究, 并考虑除了线性拟合外是否还有其他更好的函数拟合。

摘要：为预测未来房价的变动范围, 根据往年的房价应用GM (1, 1) 模型, 并结合灰色-马尔科夫模型对房价进行预测。考虑到影响房价的诸多因素变量, 对给定的多个因素应用回归分析加以确定。从市场投机因素和政府的调控手段出发优化模型, 通过模型分析给出合理的建议。

关键词：房价,预测,GM (1, 1) ,灰色-马尔科夫,回归分析

参考文献

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产区农贸价格变动分析论文 第2篇

农产品作为国民生产生活的基础，保持其价格的相对稳定直接关系着国民生活质量的持续提高和经济社会的平稳健康发展。近年来，国内大部分农产品价格出现了大幅度的波动。全国范围内，大蒜的零售价格从5月的2.2元/千克上涨到5月的18.4元/千克，上涨了16.2元/千克，涨幅达到了736%(数据来源于中国乡村网)。在杨凌农业示范区，大蒜市场也和国内一样出现了很大幅度的波动，零售价格从的3元/千克上涨到20的18元/千克，最高时为26元/千克，增幅达到了767%。考虑到邻县兴平、武功是陕西省的大蒜主产区，近年大蒜的零售价格最高才达到5元/千克，且每年大蒜的产量都可达到5万吨6万吨，足够当地及周边地区人民对大蒜的消费。是什么因素推高了产地附近农产品的价格?国内学者对大蒜零售价格大幅度波动现象的思考取得了很多有价值的成果，但对产区附近这个特殊的中间地带农产品价格大幅度增长的思考较少，且已有研究从生产方面对问题的考虑较多，但并没有从市场层面上试图解释该问题，本文意在进一步进行深入研究。

一、数据来源

为了分析产区附近农产品价格大幅度增长的原因，本文对陕西省杨凌农业示范区大蒜价格的波动情况进行了调查。通过对产区兴平县的汤坊、候村、丰仪村、桑镇和武功县的薛固、三联村、张家堡村、小村镇8个村(镇)共120个农户，以及杨凌农业示范区3个蔬菜批发市场、6个农贸市场和7个超市共97个批发零售商的走访调查，并经过数据处理，得到了年兴平、武功大蒜产区的大蒜平均收购价格以及杨凌农业示范区大蒜的平均批发价格和平均零售价格数据。对调查数据分析整理后结果见表1。

二、研究方法及实证分析

本文采用差额比较分析、增长幅度分析以及贡献率分析三种方法对原始数据进行处理，以期从大蒜收购批发过程中找到增长幅度最大的价格及其对应的环节、收购价格和批发价格的增长趋势对零售价格的推动影响以及收购价格和批发价格的增长对零售价格增长的具体影响三个方面进行分析，进而得到推动产区附近大蒜零售价格波动的原因。

(一)大蒜价格出现大幅度异常波动

1.逐年同种价格增长波动情况。对表1原始数据中不同年份的同种价格环比相减，即可得到大蒜同种价格逐年增长波动情况如表2：(略)。

通过上表数据可以看出，20大蒜价格较为平稳，开始出现调整，20的增长幅度最大，其中收购价格、批发价格和零售价格分别上涨4.2元/千克、11元/千克和14.4元/千克，到2010年大蒜价格出现回落。同时也可以看出，大蒜零售价格的上涨幅度最大，其次是批发价格，最后是收购价格。也就是说，2010年大蒜零售价格的大幅度增长主要是由于大蒜批发价格的大幅度增长所致。

2.同年各环节价格增长波动情况。对表1原始数据中相同年份的对应项目进行做差处理，可以得到同年各环节大蒜价格增长波动情况如表3：(略)。

其中，大蒜的批发收购价格差可以表示中间环节的收入，零售批发价格差可以表示销售环节的收入，零售收购差可以表示大蒜从生产者到最终消费者的流通环节中的增值。从表2数据可以看出，20092010年大蒜零售价格出现大幅度增长的时候，批发收购价格差的波动幅度最大，作为主要因素影响着零售收购价格差，表明中间环节的利润提高，是大蒜零售价格大幅度上涨的主要原因。

(二)大蒜零售价格与产区大蒜收购价格相关性低，与批发价格相关性高

根据表1中的数据汇总，可以得到20042010年大蒜收购价格、批发价格和零售价格的走势折线图如图1。可以看出，20以来，大蒜的收购价格、批发价格和零售价格总体上呈现波动中不断上升的趋势，其中2004年年处于平稳状态，价格分别维持在1.2元/千克、2元/千克和3元/千克的水平;大蒜的批发价格和零售价格都在20出现了小幅度的下降，但都没有小于相应的最小值，而收购价格在2007和年连续走低，在2008年跌到0.2元/千克的价格;大蒜的批发价格和零售价格的`最高值出现在2009年，分别达到了14元/千克和20元/千克，大蒜的收购价格最高值出现在2010年，为5元/千克，从图中反映出大蒜零售价格的增长趋势与批发价格的增长趋势有很高的相关性。

(三)大蒜批发价格对零售价格的影响较大

由于大蒜名义零售价格增长=成本变动+蒜农及中间商和销售商收入增长，同时对应的大蒜收购价格、批发价格和零售价格可以来反映蒜农、中间商和销售商收入的增长。故以大蒜价格平稳期的平均价格为准，采用贡献率分析方法对20092010大蒜平均价格的增长情况进行处理，得到造成20092010年大蒜零售价格大幅度增长的因素贡献率分析如表4。通过对表4的分析可以看到，相比于20042006年大蒜零售价格的正常水平，20092010年每公斤大蒜零售价格提高了15元/千克，其中收购价格提高3.44元/千克，占零售价格上涨幅度的23%;批发价格提高11.06元/千克，占零售价格上涨的74%;剩下0.5元/千克的价格涨幅可以看作是由于成本的变动和销售商利润的提高共同造成的价格上涨，仅占零售价格上涨幅度的3%。

三、结论与启示

(一)主要结论

1.大蒜价格近两年出现大幅度的上涨。2006年大蒜收购价格、批发价格和零售价格的走势较为平稳，20072008年出现调整，20092010年出现了大幅度的上涨，其中大蒜零售价格的上涨幅度最大，其次是批发价格，最后是收购价格。

2.中间环节利润的提高推动大蒜价格大幅度上涨。20092010年大蒜零售价格出现大幅度增长时，批发收购价格差的波动幅度最大，作为主要因素影响着零售收购价格差，表明中间环节利润的提高，是大蒜零售价格大幅度波动的主要原因。

3.大蒜批发价格的提高是大蒜零售价格大幅度上涨的主要原因。20092010年产区的大蒜收购价格有所上涨，但对产区附近大蒜零售价格的大幅度增长影响较小，仅占零售价格上涨幅度的23%;大蒜批发价格的提高占零售价格上涨幅度的74%，是大蒜零售价格价格大幅度波动的主要动力。

(二)研究启示

第一，加强对农产品价格的调控和监管，完善农产品价格的形成机制和保护体系。国家应在市场形成价格的基础上，对农产品实行不同程度的价格调控和监管，以维护农产品价格的相对稳定，保持农产品的零售价格与收购价格、批发价格较高的相关性。

第二，促进农产品市场的流通，积极推进产销对接模式的建立，减少农产品流通过程中不必要的环节。国家应积极加快农产品批发市场的改造升级和现代物流体系的建设，在保持农产品价格基本稳定的基础上，允许农产品价格逐步合理上涨，实现收益的合理共享。

新加坡人口变动及其成因分析 第3篇

关键词：新加坡；人口变动；成因

中图分类号：C924.1 文献标识码：A 文章编号：1000-4149（2013）03-0035-08

一、引言

新加坡是东南亚的一个城市岛国，是一个多民族国家，也是一个华人占多数的国家，2010年在近377.17万新加坡居民人口（包括新加坡公民和新加坡永久居民）中，华人占74.1%。中新两国渊源颇深，在地理位置上，新加坡与中国一衣带水，是中国在东南亚最重要的合作伙伴之一，更为重要的是，两国在文化传统上有诸多相似之处，都深受儒家文化的影响。在人口发展过程中，两国也表现出很多相似的特点，譬如：两国都曾经采取过严格的抑制生育政策，两国老龄化速度都较快，等等。故而，探讨新加坡人口变动史，研究其人口变动历史当中成功或失败的经验，或许能够为我国人口发展提供有益的经验借鉴。

人口变动是人口状况随着时间和所处社会经济条件的变化而不断变化的过程，包括人口的自然变动、机械变动和社会变动。人口的自然变动和机械变动不但会引起人口数量的增长变动，同时也会带来人口结构的变动，而人口老龄化正是当今世界社会经济变化过程中的一个突出现象，是人口变动的一个重要结果。本文着重研究了新加坡人口变动的总体态势、人口的增长变动和人口年龄结构变动状况，并且对影响新加坡人口变动的因素进行了分析。

影响一个国家人口变动的因素有很多，包括自然因素和非自然因素等。假定自然因素变化不大，那么非自然的社会经济因素将对一国的人口变动起决定性作用。世界上已有一批靠政策力量降低生育率的例证，其中较为显著的当推新加坡，它仅用一代人的时间就使每个妇女平均生育子女数由6个降至2个以下；同时世界上也有一批老龄化速度较快的国家，其中速度较快的也当推新加坡，其老龄化倍增时间仅用了17年。那么，新加坡人口变化为何出现上述特点？历史上新加坡人口变动到底是怎样一种状况？导致这些变化的原因何在？这些正是本文研究关注的焦点。带着这些问题，本文将在后面对新加坡人口数量变动和人口结构变动状况及其成因作进一步探讨。

二、新加坡人口变动状况

1.历史人口变动的总体态势

众所周知，新加坡是世界上靠政策力量降低生育率最为显著的国家之一。除经济因素影响之外，这一巨大的变化是与该阶段新加坡的人口政策密不可分的。1950年以来，新加坡的总人口是在波动中增长的。根据联合国经济和社会事业部有关人口统计的中位预测数据，本文将新加坡历史人口变动的总体态势划分为三个不同的阶段：较快增长阶段、增长趋缓阶段和再次回升阶段。

（1）较快增长阶段。1949～1965年，新加坡总人口增长较快，人口增长率在28‰～48.8‰间。这一时期政府并没有成立专门的组织机构来对人口进行干预。该时期对家庭计划干预的是由一个志愿者团体自发成立的新加坡家庭计划协会。该协会为公众提供家庭计划教育，并向他们提供避孕设施以满足已婚夫妇扩大或者限制其家庭规模。从联合国人口统计中位预测数据来看，这一时期新加坡总人口增长比较平稳，总人口从1950年的102.2万人增加到1965年的188万人，共增加了858万人，每年增加大概在5.7万人。

（2）增长趋缓阶段。1966～1986年，总人口增长幅度明显趋缓，人口增长率在13‰～23‰之间，较上一阶段明显下降。总人口的这一变化态势是与该时期政府实行抑制生育的人口政策密切相关的。1966年起，新加坡政府开始实行抑制生育政策，其中：1966～1982年为严格控制人口增长阶段，1983～1986年为鼓励部分人口群体生殖阶段。从总人口变动来看，1966～1974年间，新加坡总人口年增长在4万人左右；20世纪70年代中期以后，总人口年增长仅为2万～3万人，1977年以后总和生育率降至更替水平以下，成为这一时期人口增长的最低点，这一时期新加坡绝育和堕胎自主化等政策的实施是这一结果形成的助推器。80年代后，新加坡开始鼓励部分人群，主要是高学历人群多生育孩子，这一时期总人口年增长幅度又开始回升，大概每年增长6万余人。

（3）再次回升阶段。1987年以后，新加坡总人口再次回升，人口增长率回升到21.5%o以上，较上一阶段高，但低于第一阶段的人口增长率。1980～1985年，新加坡的总和生育率由1950～1955年间的6.61下降到1.59。政府意识到生育率过快下降可能给经济社会带来的问题，于是从1987年起新加坡政府开始实行鼓励生育的政策。从图1可以看出，这一时期人口开始大幅增加，1987年新加坡总人口为282.3万人，2011年新加坡总人口增加到518.8万人，共增加236.5万人。但是从总和生育率来看，到2011年，新加坡的总和生育率仅为1.37，一直处在世代更替水平以下。

此外，从图1来看，新加坡男性与女性人口的数量变动基本能够拟合成一条曲线，这说明新加坡男性人口与女性人口数量差异很小。

2.新加坡人口增长变动

二战后，尤其是1965年新加坡独立后，新加坡人口增长变动主要表现出以下三个方面的特点。

（1）战后人口自然增长率大幅下降，人口自然增长变动主要受粗出生率变动的影响。人口自然变化是由人口的出生和死亡变动引起的。如图2所示，从整体趋势来看，战后人口自然增长率呈下降趋势，人口自然增长率与粗出生率变化曲线走势基本一致，死亡率的变化对新加坡人口自然增长变动影响很微弱，人口自然增长变动主要受粗出生率变动的影响。

从具体数字来看，1950～2010年这60年间，新加坡人口自然增长率出现大幅下降，1950～1955年人口自然增长率为37.5‰，2005～2010年为4.3‰，下降幅度高达33.2个千分点。另外，二战后，随着新加坡居民居住环境的改善，以及现代医疗和公共卫生设施的引进，新加坡人均预期寿命也大幅提高。自1965年新加坡正式退出马来西亚联邦并宣布独立后，截至2010年，新加坡人口粗死亡率一直徘徊在4.3‰～5.5‰，变动幅度很小。正如图2所示，新加坡人口粗死亡率曲线为一条相对平稳的曲线，死亡率的变动对人口自然增长变动影响不大。

与变化不太明显的死亡率相对应，战后新加坡生育率迅速下降的特征非常明显，对人口自然增长率的变动起到了决定性影响。而国内生育政策的调整造成新加坡生育率迅速下降。

（2）从新加坡独立到20世纪80年代前，人口增长变动主要受生育率变动的影响。由图2可知，从1965年新加坡独立到20世纪80年代间，粗出生率曲线、自然增长率曲线和人口增长率曲线走势基本趋于一致。同时值得注意的是，该期间人口增长率曲线与人口自然增长率曲线基本重合，这说明该时期人口增长变动主要受人口自然增长变动的影响，而受迁移变动影响微弱。

出现这一现象的原因主要有以下两个方面。一方面是因为死亡率变化小，从而使得人口自然增长率主要受粗出生率变化的影响。从图2来看，1965～1980年，粗死亡率在5.1‰～5.5‰之间徘徊，变化幅度仅为0.4个千分点，也即是说粗死亡率变化对人口自然增长率变化的影响不大，人口自然增长率的变化主要受粗出生率变化的影响。另一方面人口净迁移水平低，人口变动增长主要受人口自然增长变动的影响。从1965年新加坡独立到20世纪80年代，新加坡人口净迁移率在1.2‰以下，使得这一期间人口增长变动主要得益于新加坡人口的自然增长变动。

由上述分析可得知，自1965年新加坡独立到20世纪80年代以前，新加坡粗死亡率、人口净迁移率变动的走低，使得这一时期新加坡的粗出生率曲线、自然增长率曲线和人口增长率曲线走势基本趋于一致，人口增长变动主要受生育率变动的影响。

（3）20世纪80年代之后，移民净迁入的增长是新加坡人口增长变动的主要动力。正如前面所述，从新加坡独立到20世纪80年代以前，新加坡人口净迁移率很小，人口增长变动主要受生育率变动的影响。20世纪80年代之后，这一状况发生了转变。1980年以后，新加坡人口自然增长率呈下降趋势，这一时期人口净迁移率较80年代以前增长幅度明显，移民净迁入的增长成为该时期新加坡人口增长变动的主要动力。

自1975年以来，持续低于更替水平的出生率导致人口增长率减缓，使得新加坡有必要放宽移民政策来吸引外国人前往新加坡，这样做一方面可以维护高水平的经济发展，另一方面在这些外国人变成永久居民并最终成为新加坡公民后还可以维持人口的增长_。新加坡一系列吸引移民的政策措施起到了很大成效，促使每年净移民率增加。从图2中曲线来看，1980年以后新加坡人口增长率主要受净迁移率的影响，人口增长率的波动与净迁移率的波动基本保持一致，1995～2000年净迁移率为13.7‰，人口自然增长率为10%o，净迁移率开始超过人口自然增长率，此后，二者之间的差距越来越明显，这说明移民成为新加坡总人口增长中一个越来越重要的组成部分。

3.新加坡人口年龄结构变动

新加坡人口年龄结构变动的一个突出特点是2000年以后国家进入老龄化社会，而且老龄化时间短、速度快。同时，随着死亡率的逐步下降，以及预期寿命的不断延长，高龄人口增长较快，其比例不断提高。

（1）人口年龄结构变动基本状况。国际社会通常认为：当一个国家或地区60岁以上老年人口占人口总数的10%，或65岁以上老年人口占人口总数的7%时，即意味着这个国家或地区的人口处于老龄化阶段。20世纪50年代，新加坡人口年龄结构较为年轻，老龄化不明显，1950年65岁及以上老年人口占总人口的比重仅为2.4%，到1970年这一比例也仅仅达到了3.3%。70年代中期以后，随着新加坡绝育和堕胎的自主化，新加坡的总和生育率达到并最终降至更替水平以下，另外，死亡率也由于经济的快速增长以及医疗卫生事业的不断进步而持续下降，老龄化程度明显加深。2000年，新加坡65岁以上人口占总人口的比例为7.4%，正式进入了老年型社会。此后，随着生育率的稳步下降以及人口预期寿命的不断延长，新加坡人口老龄化水平呈现出更加惊人的发展速度，同时高龄人口（80岁及以上）在总人口中增长速度也很快（如图3）。根据联合国对新加坡人口发展的中位预测，2065年新加坡65岁以上人口规模将达到峰值，为200.4万人，占比为33.7%，从而成为世界上人口老龄化程度最高的国家之一。

另外，我们还可以从人口金字塔和老年人口支持率来说明新加坡人口老化状况。一个国家或地区的人口金字塔能形象地、直观地、综合地反映该国或地区人口的性别年龄结构特征。从图4新加坡人口年龄性别金字塔来看，新加坡人口金字塔呈缩减型，塔形上尖下窄中宽，表明少年儿童所占比重越来越少以及人口平均预期寿命较长。同时，从新加坡老年人口支持率来看，1970～2010年间，该国老年人口支持率呈下降趋势。1970年支持单个老年人的劳动年龄人口有17人，到2010年这一数字下降到8.2人，这也说明老年人口所占比重增加，老龄化程度在逐步加深。

（2）人口年龄结构变动特点。新加坡人口老龄化的快速发展是在其生育率迅速下降的过程中迎来的，老龄化速度快是其老龄化的一个重要特点。20世纪60年代中期，新加坡政府开始实施严格的生育控制政策，并在短短的十几年中将总和生育率降至世代更替水平，且此后一直保持在更替水平以下。在此过程中，新加坡于2000年进入了老年型社会。

老龄化倍增时间和人口老龄化在单位时间内的提高程度都是衡量老龄化速度的重要指标。国际社会大多用老年人口比例从7%（65岁及以上）和10%（60岁及以上）翻一番的时间（即老龄化倍增时间）来衡量人口老龄化速度。若仅对2007年及其之前已进入老年型社会的7个亚洲国家（日本、新加坡、韩国、中国、朝鲜、泰国、斯里兰卡）计算人口老龄化倍增时间，那么，无论是从65岁及以上老龄化倍增时间，还是从60岁及以上老龄化倍增时间来看，新加坡人口老化速度都是最快的，仅用了17年。另外，中国65岁及以上、60岁及以上老龄化倍增用时分别为26年和25年，人口老龄化速度也较快（见表1）。

三、新加坡人口变动的成因

新加坡人口变动，包括历史人口变动的总体态势、人口增长变动和人口年龄结构变动等，并不是孤立的人口现象，其背后蕴含着深刻的历史、文化、社会经济政策等原因。我们可从生育率下降和预期寿命的延长、生育政策因素和移民政策因素等三大方面来分析新加坡人口变动的成因。

1.生育率的迅速下降和预期寿命的延长，是新加坡人口年龄结构老化的重要原因

前面已经介绍了新加坡人口结构变动的一个突出特点是2000年以后该国进入老年型社会，而且老龄化的时间短、速度快。从人口统计学角度来看，一般而言，老年人口占总人口比例的上升或由生育率下降引起，或由预期寿命延长引起，也或者是二者共同作用的结果。而新加坡人口结构老化是由新加坡人口预期寿命延长，尤其是新加坡人口生育率迅速下降二者共同作用的结果。

首先，战后新加坡人口出生率的急剧下降是造成新加坡人口结构老化的重要原因，这一时期国内生育政策的调整促进了生育率的迅速下降。从粗出生率来看，1950～1955年间新加坡粗出生率为46.5‰，2005～2010年为8.9‰，60年间下降了37.6个千分点。同时，从战后新加坡的总和生育率来看，1950～1955年为6.61个，1975年以后由于绝育和堕胎的自主化，总和生育率迅速降至世代更替水平以下（1975～1980年仅为1.84个）。从1950年到1980年，新加坡用了一代人的时间使每个妇女平均生育子女数由6个降至2个以下，这在世界人口发展史上也是较为罕见的。1980年以后，新加坡总和生育率的下降态势并未停止，到2005—2010年总和生育率为1.25个，已经低于超低生育率水平（见表2、表3）。

其次，战后新加坡人口预期寿命不断提.高，加剧了人口老龄化的程度。二战以后，一新加坡改善了居住环境，引进了现代医疗和公共卫生设施，使得人们的预期寿命也明显延长。根据联合国人口中位预测，1950～1955年新加坡人口平均预期寿命为60.2岁，到了2005～2010年间，人均预期寿命上升到80.6岁，短短60年中提高了20.4岁。人口预期寿命的提高，使得高年龄组人口数量增加，进一步加剧了人口年龄结构的老化程度。

2.生育政策的调整，是造成新加坡人。口增长变动和结构变动的重要原因之一

历史上新加坡生育政策变化主要经历了三个阶段，即政府对家庭计划活动的间接干预阶段（1949～1965年）、抑制生育阶段（1966～1986年）和鼓励生育阶段（1987～现在）。

（1）第一阶段：间接干预阶段。1966年以前新加坡没有家庭计划和生育控制方面的官方政策。1949～1965年间，家庭计划协会是家庭计划服务的主要提供者。该协会是由一个志愿者团体建立的，主要为公众提供有关家庭计划教育、避孕工具、不孕和小型妇科疾病的治疗等服务，并且鼓励家庭生育健康的孩子。这一时期粗出生率和总和生育率都比较高，1950～1955年粗出生率为46.5‰，总和生育率为6.61；1960～1965年粗出生率为33.6‰，总和生育率为5.12（见表2、表3）。

（2）第二阶段：抑制生育阶段。1965年8月，政治上取得独立的新加坡，面临着关系其生死存亡的重大课题。岛国资源的有限性、较高的人口增长率和总和生育率水平，给刚独立的政府带来了较大压力，人民行动党不相信一个没有自然资源的岛国能够独立生存下去。为此，新加坡政府推行了广泛的人口控制计划促使生育率下降，以降低人口增长率。这些计划包括：政府家庭计划、堕胎、自愿绝育，以及一些旨在降低生育率的奖励与限制政策。需要说明的是，这一阶段的人口政策对此后新加坡的总和生育率和人口年龄结构老化起到了深远影响。

新加坡政府实行限制生育政策，具体包括：宣传晚婚、少生和小家庭模式。家庭计划局提出“一个家庭，两个孩子”计划，号召节制生育，对晚婚、晚育和少生的家庭给予分配房屋和教育上的优惠；对多生实行惩罚，如对生育第三胎以上的家庭征收高额所得税，生第四胎的母亲不能享受带薪假期，对生三、四胎者，医院提高医疗收费；鼓励公务员实行绝育手术。1967年8月，政府宣布堕胎合法化。1969年12月通过堕胎方案。1969年，政府又通过自愿绝育法案，1974年该法案在国会获得通过，而且条件进一步放宽，人们只要提出申请，就可以施行绝育手术。

这一系列控制人口增长的措施取得了明显成效。政策实施后，粗出生率从1960～1965年每千人口生育33.6个孩子下降到1985—1990年每千人口生育17.9个孩子，下降幅度高达15.7个千分点。总和生育率也在1975～1980年下降到世代更替水平以下，为1.84。截至1985—1990年新加坡总和生育率为1.7，远远低于政策实施前的水平。另外，人口年龄结构老化速度也在加快，65岁及以上人口占总人口的比例也从政策实施前1965年的2.6%上升到1990年的5.6%（见图3）。

（3）第三阶段：鼓励生育阶段。20世纪80年代中期以后，新加坡政府开始意识到未来人口发展可能会给本国带来的危机。于是从20世纪80年代末开始，新加坡政府开始推出一系列优惠政策来鼓励有负担能力的家庭生育3个或者更多的孩子。这些措施包括：①降低抚养孩子的财政负担（对生育第三个孩子和第四个孩子的家庭进行部分退税的激励、对生育超过四个孩子的家庭进行所得税减免的激励）；②减轻女l生工作和抚养子女之间矛盾的激励（儿童保育补贴、保姆退税、照顾生病孩子的休假、无薪假和公共部门的兼职）；③对早期两孩激励政策的修正以及与之相一致的新政策（取代过去对两孩家庭的激励政策，对三个孩子的家庭的住房分配以及小学入学注册给予优先权利）。此外，还包括：要求有堕胎和绝育需求的有两个或者更少孩子的妇女接受咨询服务并重新考虑她们的决定；通过住房津贴和儿童教育奖学金鼓励低教育水平、低收入水平的夫妇履行家庭计划（尽管不要求堕胎）并限制他们的家庭生育两个孩子。

新加坡人少生育的观念已经形成，生育意愿也已发生根本性的变化。虽然新加坡政府为鼓励本国人口多生育子女做了很多努力，但事实上并未达到预期效果。人口出生率并未因此而提高，新加坡的总和生育率仍在世代更替水平以下，与此同时人口老龄化速度也在逐年提高。2000年以后新加坡总和生育率降到1.5以下，进入了超低生育时代，同时人口也开始进入老化阶段；2005～2010年，总和生育率更低，仅为1.25，2010年65岁及以上老年人口占总人口的比例为9%，而且这一比例呈快速上升趋势，预计到2030年，这一比例将达到23.3%（见图3、表3）。

3.鼓励移民迁入政策是20世纪80年代之后新加坡人口增长的主要动力

1975年以来，新加坡总和生育率持续低于世代更替水平，这导致了新加坡人口增长率的减缓。20世纪80年代中期，尽管新加坡政府在全国范围内实行了一系列鼓励生育的政策措施，但总和生育率低于人口更替水平的态势并未扭转。这使得新加坡人口政策发生很大转变，尤其是在移民政策上，开始把吸引外来移民作为补充本国人口数量的关键措施。

为此，新加坡政府放宽了移民法规，移民政策更加有利于吸引外国专业人才和商业人士移居新加坡，并且给予他们在新加坡的永久居住权；同时，公民身份法律也变得更为宽松灵活，从而使得那些已经获得新加坡永久居住权的人可以更容易地通过“入籍”而获得公民身份。

新加坡近期的一些机构设置也反映了人口政策的这一转变。2006年6月，新加坡在总理公署设立了一个永久性机构——国家人口秘书处（NPS）。该秘书处的一个重要任务就是建立人口政策发展目标，同时为增加出生人口和在吸引外来移民方面协调好各部门的工作。该机构由3个署组成，分别是国籍与人口策划署、新加坡侨民联系署以及策略与计划署。国籍与人口策划署主要负责协调和推动各政府部门和机构的移民和融合计划；新加坡侨民联系署的职责是负责策划和协调跨机构的计划，协助在海外工作、学习的新加坡人保持相互联系以及与新加坡国内的联系；策略与计划署的工作职责范围更为宽泛。另外，2011年新加坡又成立了国家人口及人才署，该署成立以后，负责由新加坡国家人口秘书处、国民融合理事会、内政部、社青体部、人力部和贸工部等部门所掌管的三个主要政策领域，即：扩增人口，吸引人才、移民事务与帮助新移民融入社会，以及联系海外新加坡侨民。

这一系列鼓励移民迁入的政策取得了很大成效，使得移民人口成为20世纪80年代之后新加坡人口增长的主要补充来源。

四、结语

前面笔者就新加坡人口变动，包括人口变动的总体态势、人口增长变动和人口年龄结构变动做了分析，同时还对新加坡历史人口变动的成因进行了探讨。不难发现，新加坡的人口变动史与人口政策调整史是密切联系的，20世纪新加坡独立后采取的严格控制人口增长的政策措施，对新加坡人口发展产生了深远影响。

为增加本国人口、缓解人口老化对本国社会经济造成的不利影响，20世纪80年代中期起新加坡又开始采取一系列旨在鼓励本国人口生育的政策和一系列鼓励移民迁入的政策。新加坡包括生育政策和移民政策等在内的一系列人口政策措施的实践和探索，体现了新加坡和新加坡政府不同时期的社会发展特点、社会治理理念和人口发展理念。中国是一个与新加坡有着诸多相似文化传统的国家，同时在20世纪七八十年代也实行过与新加坡相类似的严格控制生育的政策，因而新加坡社会治理理念和人口变动的历史经验无疑会为我们提供很多有益启示。

变动分析 第4篇

“十二五”规划纲要将“努力实现居民收入增长和经济发展同步”作为20112015年经济社会发展的主要目标。在今后5年内, GDP水平年均增长7%左右, 城镇居民人均可支配收入和农村居民人均可支配收入年均增长7%以上。但从目前的发展情况来看, 2011年居民收入增幅仍很难与CDP增幅同步[2]。为使我国经济健康发展, 改善人民生活, 维护社会稳定, 增加居民收入特别是城镇、农村居民的可支配收入的政策十分必要。

本文选取19782011年我国人均GDP、城镇居民家庭人均可支配收入、农村居民家庭人均总收入数据建立计量模型来研究改革开放以来我国GDP变动与居民收入变动的内在关系。

1 我国经济发展与居民收入现状

改革开放以来, 我国经济高速发展, 人均国内生产总值由1978年的38.12元上升至2011年的35 181.24元。城镇居民家庭人均可支配收入由1978年的343.4元上升至2011年的21 809.78元。农村居民家庭人均总收入由1978年的151.8元上升至2011年的9 833.14元。各指标都呈现出一种快速增长的良好态势。

数据来源:中国统计年鉴。

从图1中可以看出, 长期以来, 居民收入增速低于人均国内生产总值增速, 这表明客观上政府在增加财政收入的时候没有很好地考虑到国民收入再分配的调节, 城乡居民收入增长与经济增长没有保持同步, 城乡居民不能够充分分享经济发展的成果[3]。此外, 增加了居民对未来的不确定性预期, 抑制了居民有效消费支出的增长。

从图1中可以看出, 我国城镇居民家庭人均可支配收入的增速与农村居民家庭人均总收入之间的差距有逐步扩大的趋势。这种趋势在20世纪90年代之前并不明显, 在90年代之后, 城镇居民家庭人均可支配收入呈直线上升状态, 而农村居民家庭人均纯收入虽有上升, 但幅度平缓, 二者差距随着年份的增加而不断在增大。与人均GDP相比, 我国城镇居民家庭可支配收入与其相差并不大, 但我国农村居民家庭人均纯收入与人均GDP差距较大。这种城镇收入差距的长期存在, 会影响我国经济的快速稳定发展。

2 实证分析

本文选取19782011中国人均GDP值、城镇居民家庭人均可支配收入、农村居民家庭人均总收入数据, 以我国人均GDP值为因变量, 以城镇居民家庭人均可支配收入、农村居民家庭人均总收入为自变量, 进行实证分析来了解估计居民收入与GDP之间的变动关系, 以及居民收入变动对我国GDP变动的影响。

在eviews软件下, 设立变量gdp为陕西省历年人均GDP总额/元, 设立变量cz为历年城镇居民家庭人均可支配收入/元, 设立nc为历年农村居民家庭人均纯收入/元。为了消除模型中异方差性的问题, 将以上各变量进行对数化。

2.1 ADF单位根检验

在建立VAR模型之前, 必须要检验原序列的平稳性。如果原序列同阶单整平稳, 便可以建立模型。以下为对各变量序列的ADF检验结果。

据表1可知, 原序列Lngdp、Lncz、Lnnc皆不平稳, 一阶差分之后的序列在5%水平下皆为平稳序列, 所以拒绝有一个单位根的原假设, 表明一阶差分后的序列一阶单整平稳, 可以建立var模型。

2.2 VAR模型平稳性检验

对于滞后期长度为M且有K个内生变量的VAR模型, 特征根多项式有M*K个特征根。本模型中有2个内生变量且滞后长度为3, 因此有6个特征根。当VAR模型的所有的特征根的倒数的模小于1 (位于单位圆内) , 则VAR模型是稳定的;如果有至少1个特征根的倒数的模等于1 (位于单位圆上) , 则VAR模型不稳定需要重新设定。

据平稳性检验结果, 从上表所示的Root表述VAR模型的特征根的倒数, 而Modulus表示特征根倒数的模。就表中所有的单位根倒数的模而言, 所有的模都小于1, 表示模型稳定。

2.3 脉冲响应函数和方差分解

脉冲响应函数分析方法可以用来描述在随机误差项上施加一个标准差大小的冲击后, 对内生变量的当期值和未来值所产生的影响。方差分解法是通过分析每个结构冲击对内生变量化产生影响的程度来评价不同结构冲击的重要性。利用Eviews6.0可以得到如下脉冲反应和方差分解结果:

图2为3个变量之间相互的脉冲响应图。

图2 (1) 表示农村居民家庭人均纯收入变动一个标准差对GDP的影响。GDP受到来自农村居民家庭人均纯收入的一个正冲击后, 第一期开始下降, 直至第五期开始缓慢回升, 并最后靠近零值附近。

图2 (2) 表示城镇居民家庭人均可支配收入变动一个标准差对GDP的影响。GDP受到来自城镇居民家庭人均可支配收入的一个正冲击后, 开始缓慢上升, 并一直在零值之上。

图2 (3) 表示GDP变动一个标准差对农村居民家庭人均纯收入的影响。农村居民家庭人均纯收入受到来自GDP的一个正冲击后, 第一期开始上升, 直至第五期开始缓慢回落, 第八期之后趋于水平。

图2 (4) 表示GDP变动一个标准差对城镇居民家庭人均可支配收入的影响。城镇居民家庭人均可支配收入受到来自GDP的一个正冲击后, 第一期开始迅速上升, 直至第四期之后趋于水平。

以图3 (1) - (4) 分别表示人均GDP变动方差由城镇居民家庭人均可支配收入变动导致的部分、人均GDP变动方差由农村居民家庭人均纯收入变动导致的部分、农村居民家庭人均纯收入变动方差由人均GDP变动导致的部分、城镇居民家庭人均可支配收入变动方差由人均GDP变动导致的部分。从以下各图中可以看出, 人均GDP被城镇居民家庭人均可支配收入、村居民家庭人均纯收入影响的程度较小。同时, 人均GDP对城镇居民家庭人均可支配收入、农村居民家庭人均纯收入的影响都很大, 由第一期开始快速上升, 最后停留在80%的水平左右。

3 结论及建议

从以上实证分析中可以看出, 居民收入与GDP有双向相关关系。居民收入的变动不会导致GDP的大幅变动, 但是GDP变动却可以导致居民收入的较大波动。从方差分解来看, 人均GDP对居民收入有很大的影响作用, 经济的发展可以极大的带动居民收入的增加。但若居民收入增加的幅度较小, 最终也会影响GDP的上升。对于以上这种情况, 本文给出如下几点建议:

首先, 合理调节收入分配格局, 增加城镇居民特别是低收入者的收入, 合理安排中央与地方财政收入分配比例, 调整财政支出结构, 增加公共消费支出, 使我国实现由“藏富于国”转为“藏富于民”[4]。各地区政策部门应该对过去实行的改善收入分配的政策及制度进行反思:效果好的政策和制度可以维持, 效果差的政策和制度应该考虑调整。

其次, 促进经济平稳较快发展、提升经济发展质量, 加快产业结构升级、优化产业收入分配结构。面对日新月异的产业技术变革、激烈的国内外市场竞争和不断强化的资源环境约束, 经济结构在服务业主导格局总体确立、消费拉动作用日益突出之后, 应更加强化创新驱动, 增强经济发展的协调性、稳定性和可持续性, 经济与收入水平联系紧密, 城市经济的快速稳定发展可以拉动居民收入[5]。产业间收入分配优化主要从产业政策、产业结构调整等角度, 依托产业结构调整实现产业收入分配结构优化, 更加关注产业结构升级对居民收入提高的带动作用。

最后, 完善社会保障措施、扩大社会救助覆盖面。社会保障是市场经济平稳运行的重要保证之一, 应该加大社会保障投入占财政支出的比重, 建立和完善以社会保险、社会救助、社会福利为基础, 以基本养老、基本医疗、最低生活保障制度为重点, 以慈善事业、商业保险为补充的社会保障体系。

摘要：对改革开放以来我国居民收入与GDP之间的变动关系进行研究, 选取1978—2011年我国人均GDP、城镇居民家庭人均可支配收入、农村居民家庭人均总收入数据进行脉冲响应函数和方差分解, 发现居民收入的变动不会导致GDP的大幅变动, 但是GDP变动却可以导致居民收入的较大波动, 且人均GDP对居民收入有很大的影响作用。

关键词：居民收入,GDP,脉冲响应,方差分解

参考文献

[1]巩师恩.经济增长、通货膨胀与农村居民收入——基于收入结构视角[J].经济与管理研究, 2012 (7) :22-28.

[2]毛婧宁.居民收入增速低于GDP增速的原因探究——基于非参数统计的实证分析[J].调研世界, 2012 (5) :46-49.

[3]滕红, 张龙, 蒋志强.中国经济增长与经济结构、财政收入、居民收入关系之实证研究[J].调研世界, 2011 (2) :16-21.

[4]付树农, 何建华.现阶段我国经济增长与财政收入增长的关系分析[J].江西社会科学, 2004 (11) :250-252.

月饼的价格变动及原因分析 第5篇

第一部分：报告简介

中秋节吃月饼，是中国古代流传下来的传统习俗。相传我国古代，帝王就有春天祭日、秋天祭 月的礼制。在民间，每逢八月中秋，也有左右拜月或祭月的风俗。月饼最初是用来祭奉月神的祭品，后来人们逐渐把中秋赏月与品尝月饼，作为家人团圆的象征，慢慢月饼也就成了节日的礼品。而随着其日渐成为节日礼品并占有重要地位，其包装越来越精美甚至日渐奢华，而价格日益牵动人的内心，从最简单的散装月饼到包装精美的天价月饼，层次不一，价格不一，小小月饼几次为消费者震惊、为政府惊动。本次调研调查了国内2个著名品牌的月饼价格的变动趋势及变动因素。

第二部分：调查内容摘要

本次调研调查了北京稻香村、北京好利来两家具有代表性的月饼销售厂家。通过研究这两家比较成熟的月饼销售厂家在几年间及中秋前后的价格变动趋势并通过街头访问调查消费者对待月饼价格变动的态度等分析月饼价格变动的因素，从而对月饼市场有更进一步的了解。第三部分：调研正文

无论是稻香村月饼、好利来月饼还是其他品牌的月饼的价格这几年都呈逐年上涨的趋势，但今年各品牌月饼基本上与去年持平或上涨幅度不太大。据调查资料今年北京稻香村品牌月饼礼盒价格区间在56元至386元不等且集中在100元左右，主打百元左右的“平民价位”。而好利来月饼价格也是几十到几百不等，在主打百元左右月饼的同时也有天价的上千月饼引起大众的关注。总之，跟以往相比，月饼价格总体呈上涨趋势。以下列取不同种类月饼的价格对比： 稻香村系列：

稻香村月饼价格 稻香明月69元/盒

稻香村月饼价格 福至京城119元/盒 稻香村月饼价格 团圆幸福149元/盒

稻香村月饼价格 富贵满堂219元/盒（糖醇礼盒）稻香村月饼价格 花缘月329元/盒

好利来系列：

好利来月饼健康礼礼盒 69元 好利来月饼礼遇金秋礼盒 159元 好利来月饼吉庆有余礼盒 189元 好利来月饼玫瑰之语礼盒 319元

列表中几十至几百的礼盒包装月饼价格能普遍被工薪阶层送礼等可以接受，国庆期间在王府井等店面经观察得知大部分人们还是更倾向于散装月饼，稻花香月饼和好利来月饼散装为5元或8元一个，和去年一样。但同时这两家也退出来所谓的“天价月饼” 礼盒装，不知道有多少人买，但更多人只是在观看然后感叹。

以上介绍了两种月饼的价格对比及与前几年相比有上涨趋势，下面就自己的亲身经历及观察来说明月饼在中秋前后的价格变动。在离中秋还有将近一个月的时候去超市就可以看到超市及格商场门口摆放有月饼，商家就开始为中秋作宣传，当时由于就在学校附近见到的更多的是散装稻花香月饼，每个5元或8元。中秋过再去街上就可以看到商店或商场门口的月饼促销，变成了每个1元，而超市中的礼盒月饼竟是“买一送一”，价格变化之大让人怀疑它的成本和暴利。

中秋前后价格变动原因分析：月饼价格呈逐年上涨趋势并且中秋前后价格巨变虽然让人惊诧但也有其规律：

一、风俗习惯：中秋节吃月饼是中国古代流传下来的传统习惯，它是我们家人团圆的象征，所以不管你爱吃不爱吃在中秋节我们都会买一些吃，所以在中秋它的需求极大，所以就造成了它的价格在中秋前很高。

二、需求弹性：月饼属于季节性很强的物品，它不是我们生活中所需食物的必需品，所以它只有在中秋时需求量大，而在平时需求量很小，所以中秋节一过，它几乎就无人问津，商家必须以很低的价格处理掉，同时这也是它之前价格高的原因。

三、送礼或攀比：当下人们的攀比心作祟，价格高的当然比价格高的口味好，但绝不会由几十一盒上升到几千元一盒月饼，很多人买高价月饼并不是真的喜欢吃而是为了显示自己富有、地位。当然很多人买奢华包装是为了送礼。

四、地点：价格的不同与地域及经济发展程度有很大关系，就我们所说的稻香村和好利来月饼来说，在北京王府井一盒5百多的月饼放到二三线城市能低一二百左右。

五、营销策略：从几十到几百上千的月饼各有各的市场，价位低的月饼当然适合了普通大众的需要，而价位高的则一部分是买家的攀比心作祟另一部分则是商家的炒作与营销策略，商家正是迎合了一些人的攀比心而大做文章。价格逐年上涨原因：

首先是通货膨胀的因素，在近几年包括月饼在内的很多商品价格都在上涨，无论人们接受与否价格都在上涨。所以月饼价格上涨也在情理之中。

变动分析 第6篇

一、文献综述

从现有文献看,许多学者通过产业结构的变化来刻画经济结构的变化。按照Acemoglu的解释,结构变化是指产出在经济体各产业间的构成变化,而产出在产业间的动态变化及产业内部生产效率的改进被称为结构转型[4]。基于这一理解,本文通过部门产出结构的变动来反映产业结构的变动,同时,当要素资源从低生产率增长部门向高生产率增长部门流动,即体现了产业结构的优化[5]。在产业结构影响因素的研究上,传统上,主要在封闭条件下,从需求和供给两方面考察。需求方面的分析,主要围绕非位似偏好,即产品的收入需求弹性不同展开。重点说明,伴随着一国经济的发展,由于农业部门产品的需求收入弹性小于1,农业部门会收缩,而非农业部门则会扩张[6,7]。供给分析方面,则侧重强调因技术进步导致各部门生产率增长存在差异,因而导致各部门产出增长的不同[8,9]。然而,近期研究表明,一方面,基于Stone-Geary公式的需求机制较缺乏对现实的解释力,甚至无法解释美国的经验事实[10];另一方面,Matsuyama、Hsieh和Klenow等越来越多的学者认为全球化对产业结构变动的影响是巨大的,对产业结构变化的研究需要在开放经济环境下进行[11,12]。由此,本文将试图从开放经济条件下的供给层面对名义工资和名义汇率变动的影响予以考察。

现有专门分析工资变动和汇率变动对产业结构变动的文献,无论是理论上还是实证上,在作者检索范围内尚未发现。然而,部分学者对名义工资变动和名义汇率变动影响效应的分析,为本文的分析提供了有益的启发。

理论上,Lindbeck提出的关于工资调整的斯堪的纳维亚模型首次给出了开放经济条件下分析不同部门价格变动情况的基本框架,强调在固定汇率制下,名义工资是使可贸易品部门价格上涨同时带动非贸易品部门价格上涨的中介变量[13]。然而,该模型并没有就相对价格变动对部门相对产出的变动进行更深入的分析。张斌和何帆在结合中国经济特征事实的基础上,运用一般均衡的分析框架考察了人民币汇率调整对经济结构变动的影响,认为汇率错位导致了中国经济结构失衡[14]。沈可挺和刘煜辉[15]认为张斌和何帆关于贸易品与非贸易品相对价格外生这一核心假设存在商榷之处,通过将该假设内生化,使用简化的两部门可计算一般均衡(CGE)模型,认为存在技术进步的条件下,工资抑制而非人民币低估是导致近年来中国产业结构扭曲的主要症结。刘宇和姜波克则从需求面,讨论了汇率变动对资源的再配置效应,强调汇率变动能够通过影响居民的实际收入水平,继而通过收入弹性机制来改变高低端产业间的相对收入水平,最终实现经济结构的优化[16]。与张斌和何帆、沈可挺和刘煜辉所探讨的实际汇率变动的影响不同,本文将对名义汇率的变动进行分析,因为名义汇率作为名义性价格指标,在产业结构调整中具有更为直观的政策含义;同时,本文将利用Lindbeck给出的名义工资变动对不同部门相对价格的影响,并在此基础上,深入分析其对部门相对产出的影响[13]。

实证分析上,与本文所要验证的名义工资和名义汇率变动对部门产出结构变动影响不同,较多实证文献集中考察了其对就业结构的影响。如居励利用Frenkel两部门模型并通过实证分析得到的结论是:人民币升值使贸易部门的就业人数显著减少,非贸易部门第二产业的就业人数增加,对第三产业就业影响不大[17]。巴曙松和王群通过理论给出实际汇率变动对产业结构调整的三种途径后,利用协整检验、脉冲响应等方法,认为实际有效汇率升值,长期内有利于改善产业结构,但短期对就业产生不利影响[18]。Mc Millan和Ricardo则是少有的对部门产出结构予以考察的学者,其通过使用来自亚洲、非洲、拉美38 个国家1990—2005 年的行业数据,说明了竞争性汇率或者汇率的低估有助于一国结构的变化从而促进本国经济增长[19]。在实证方面,缺乏专门针对这一问题分析的可能原因在于理论分析的滞后及包括行业劳动生产率、就业人数等跨国样本数据的获得性较低,而来自APO的相关数据为从产业结构变动角度考察名义汇率和名义工资变动的作用提供了难得的机会,本文将试图从实证方面对这一问题的研究有所贡献。

二、基本模型

(一)经济环境

假设一个小型开放经济,该经济体存在两部门,分别是贸易品部门与非贸易品部门,每部门只生产一种产品,国内市场结构为完全竞争。

1. 消费者。参考Obstfeld和Rogoff的研究[20],设消费者的总效用函数为u(C)1,其中:

在此,C为总消费水平,效用函数为不变替代弹性(CES)形式,下标T表示贸易品,下标N表示非贸易品。

设贸易品的价格为PT,非贸易品的价格为PN,则总支出为:

在(2)式的约束下,求效用函数的最大值,可得:

由(2)式和(3)式可得,贸易品与非贸易品的国内需求函数分别为:

令p的初始值为1,对式(5)取对数求导得:

在此,变量上方加上“^”表示变量的一个微量变化,即。

2. 厂商。根据Yi和Zhang的研究[1],在此假设贸易品与非贸易品的生产均只投入劳动力要素2,且总劳动力投入固定不变,有:

则两产品的产值分别为:

其中,A代表劳动生产率。

贸易品部门的名义成本函数为wTLT;非贸易品部门的成本函数为wNLN。根据厂商零利润条件,VT=PTATLT=wTLT;VN=PNANLN=wNLN可得:

对于小型开放经济,购买力平价成立,PT=eNPW,其中eN为名义汇率、PW为世界市场的价格,则有:

3. 均衡条件。在均衡条件下,厂商的产出等于消费者需求,有:

其中,CT*为对贸易品的外国净需求,hT*(PW)为外国消费需求函数,当外国市场价格不变时,可将其视为常数。

因假设总劳动力投入固定不变,即,有:

对(14)式取对数求导可得,非贸易品部门的劳动力变动为:

由(7)、(8)式可知,两部门的相对产出YT/YN的变动为:

由(15)、(16)式可知:

根据(6)式可得:

同时,在均衡条件下,经济体的总支出与劳动总收入相等,有:

若wT=wN,则Z=w軈L,此时总支出的变动将与名义工资的变动相同,即:

(二)名义工资与名义汇率变动对两部门相对产出变动的影响

情况一:如果该经济体劳动力完全流动,各部门的工会组织能够团结一致,则此时贸易品部门和非贸易品部门名义工资的变动将会一致,有。

假设经济体中两部门均出现生产率增长,但贸易品部门的生产率增长更快,即。在此假设下,由于劳动力完全流动,市场能够实现瞬时调整,名义工资会出现内生变化(随生产率的变动而发生变动),则两部门名义工资的变动会与高生产率增长部门的生产率变动一致,即。由(11)式可知,此时贸易品价格不发生变动,即;由(12)式知,名义汇率也不因此而发生变动,即。但此时,由于非贸易品部门工资的上升幅度大于生产率增长幅度,即,由(12)式知,非贸易品相对价格会上升,即。同时,在上述假设下,由(21)式可知,总支出的变动将与贸易品部门生产率的变动一致,即:

名义工资的内生变动对劳动力在两部门间的流动情况进而对产出结构变动情况的影响,会因消费替代弹性的不同而有所区别,在此分情况讨论。

结合(6)、(16)和(22)式及,有非贸易品部门劳动力变动:

1. 若消费替代弹性 θ=1。由(23)式,则。此时,由(17)式可知,。当消费替代弹性为1 时,两部门的劳动力要素不发生变动,此时高生产率增长部门的产出变动快于低生产率部门的产出变动。

2. 若消费替代弹性 θ>0。由(23)式,有。此时,由(17)式可知,。当消费替代弹性大于1 时,劳动力会流出非贸易品部门,流入贸易品部门,此时相对于前一种情况,贸易品部门相对产出会有更大幅度的增长。

3. 若消费替代弹性0<θ<1。由(23)式,有。此时,由(17)和(23)式可知,。当消费替代弹性小于1 时,劳动力会流入非贸易品部门,流出贸易品部门,此时若,贸易品部门相对产出增长幅度会小于前两种情况,但仍为正值。

综上,在劳动力完全流动的情况下,伴随着部门生产率增长而内生变动的名义工资,在绝大多数情况下能够使得高生产率增长部门的产出增加,即优化部门产出结构。

名义工资也可能在内生变动基础上,产生外生增长。在此情况下,当两部门生产率不进一步发生变动,由(11)式可知,贸易品与非贸易品价格的变动会相同,即w赞=赞PT=赞PN;由(12)式知,名义汇率会发生贬值,且赞eN=赞PT。由(21)式,有赞eN=赞PT=w赞=赞Z>0,结合(19)式可发现,当名义工资的增长已达到高生产率增长部门的生产率增长幅度,其进一步增长,并不能对两部门的产出产生进一步的影响。

当名义汇率在名义工资变动的情况下外生升值或贬值,在生产率增长不进一步发生变动的情况下,由(12)式知,,结合(21)式,从而有。根据(19)式可知,此时,名义汇率的外生变动也不会对两部门相对产出的变动产生进一步的影响。

情况二:如果劳动力不完全流动,则此时两部门的名义工资变动将不会一致。

仍假设贸易品部门的生产率增长快于非贸易品部门的生产率增长,即。在劳动力不完全流动的情况下,伴随着劳动生产率的增长,名义工资会发生内生变化,结果是贸易品部门名义工资的变动快于非贸易品部门,即。此时,由于贸易品部门名义工资的上涨,对劳动力要素的需求会增加,由于劳动力不完全流动,因此,贸易品部门的工资水平将出现超调(即高于劳动力完全流动时的工资水平),从而使得名义汇率贬值,可有。当满足这一条件时,贸易品的相对产出将上升。同时,由于,可知相对产出变动对汇率变动的敏感性高于对贸易品部门工资变动的敏感性。总之,当劳动力不完全流动时,在一定条件下,由劳动生产率增长导致的名义工资的内生增长使得高生产率增长部门的相对产出增加;同时,在与名义工资变动程度相同的情况下,名义汇率的贬值可以导致高生产率增长部门相对产出更大幅度的增加。

在名义工资内生变化的基础上,若出现名义工资的外生增长,由(12)和(19)式可知,发生在贸易品部门的名义工资的外生增长会导致名义汇率贬值和贸易品相对产出较小幅度的上升,而发生在非贸易品部门的名义工资的外生增长,只要增幅小于两部门名义工资之差(即),则不会对名义汇率和贸易品部门的相对产出产生影响。由此,名义工资的外生增长对部门的相对产出变动影响具有不确定性。

若此时,出现名义汇率的外生贬值,由(12)式知,贸易品部门名义工资将随之上升。由于劳动力不完全流动,贸易品部门名义工资的上升对非贸易品部门不会完全传递,在的情况下,贸易品部门相对产出仍会上升,即名义汇率贬值可能会促进部门相对产出的变动。

综合情况一和情况二,给出如下命题:

命题1:劳动力完全流动时,名义工资的增加会促使高生产率增长部门相对产出增加,而名义汇率的变化则不会对相对产出结构产生影响。

命题2:劳动力不完全流动时,名义汇率的贬值对高生产率增长部门相对产出的提高可能会有更加明显的促进作用,而名义工资上升的效果则并不确定。

值得强调的是,虽然本文的基本模型仅将开放经济分为贸易品与非贸易品两个部门进行讨论,但当模型按可贸易程度不同,进一步扩展至多部门后,并不会影响本文的基本结论。从现实来看,贸易品部门一般集中于制造业,受全球生产分工的影响,制造业内部各行业的可贸易程度并不相同,因此有必要对贸易品部门内部不同行业间的相对产出结构变动进行考察,由于贸易品部门内部行业间劳动力流动性大于贸易品与非贸易品部门间劳动力流动性,由上述讨论可得命题3。

命题3:名义工资上升对贸易品部门内部产出结构优化的作用更加显著,而名义汇率变动对于劳动力流动性相对较低的贸易品与非贸易品之间产出结构变动的作用可能更加明显。

三、实证分析

(一)产业结构变动的测度

传统上对于产业结构的刻画,通常使用三次产业的比重来反应,然而近年来,为更好地体现经济结构变动情况,即体现产业结构变动的合理性与高级性,许多学者进一步利用既有行业数据,通过构建指数等方式进行测度[5，21]。然而,这些方法通常使用单纯静态的部门分类[22],忽视了行业的动态特征;同时,受劳动生产率、就业人数等数据可获得性的限制,既有研究主要基于ISIC二分位数据进行研究,简单地把制造业作为一个行业来进行分析,忽视了制造业构成复杂的行业特征,而制造业的发展对于绝大多数国家的发展具有关键性意义。基于此,本文首先以劳动生产率增长率的高低为依据,将ISIC二分位下,9 大行业分为高生产率增长部门和低生产率增长部门,以考察部门间产出结构的变动;同时,根据APO数据库提供的数据,进一步计算制造业内部13个行业的劳动生产率增长情况,并依此划分高、低生产率增长部门,以此考察贸易品部门内部产出结构的变动,并将两部门相对产出的变动作为产业结构变动的代理变量。

(二)样本国家(地区)选取与变量说明

由于本文意在探讨汇率调整与工资调整对一国产业结构变动的影响并对其效果进行比较,因此理论上首先要求样本对象具有高出口与高制造业比重的经济特征。只有如此样本对象,才会具有足够大的贸易品部门,以便于考察工资与汇率的变动对部门间以及部门内部的结构调整所发挥的作用,从而为进一步比较工资调整和汇率调整在经济结构变化中的效应提供基础。同时,样本对象也需要呈现一定程度的生产率增长。鉴于此,本文依据世界银行2008 年增长报告中提及的13 个相对高增长经济体,排除其中依托于本国自然资源获得持续高增长率的国家以及具有城市经济特征的国家和地区,选择具备高出口与高制造业比重特征,并且与中国具有更加近似的经济结构特征的东亚经济体,即日本、韩国、中国台湾、泰国,同时纳入中国的有关数据进行分析。

在变量选取方面,根据前述理论分析,在此,将一国总体名义汇率水平及名义工资水平作为核心解释变量,控制变量包括贸易开放度、资本报酬水平以及相对劳动生产率水平等理论上能够对一国相对产出水平产生影响的变量,变量的具体表达参见表1。

在样本区间选取方面。一方面,APO数据库提供的同时包含行业附加值和劳动生产率数据,仅至2007 年。然而,这一样本数据并不影响本文得到具有一般意义的分析结论,从计量角度看,随机生成的时间序列所产生的估计结果的有效性,在样本容量合理的情况下,并不受选取样本年限的影响;从本文所研究问题的角度看,名义汇率变动和名义工资变动对产业结构变动的影响是一个动态长期的过程,因此,也不会受样本年限选取的影响。另一方面,2008 年全球性金融危机以来的有关数据,受危机影响,存在结构突变,而现有的动态面板估计理论,并没有提供处理此种结构突变的可行方法,因此,在数据可获得的情况下,也应予以剔除。综上所述,对于部门间产出结构的考察,本文选取日本、韩国、中国和中国台湾1986—2007 年有关数据作为样本数据;对于贸易品部门内产出结构的考察,选取日本、韩国、中国台湾和泰国四个经济体1994—2007 年的相关数据进行分析。

(三)模型的设定及估计结果

在经济发展中,部门产出结构可能存在滞后效应,同时,由于解释变量中,名义工资和相对劳动生产率与被解释变量部门相对产出存在潜在的内生性,需采用工具变量进行处理,在此选用名义工资和相对劳动生产率的滞后项作为工具变量,利用动态面板数据的方法进行估计。基本模型形式为:

在此,yit代表部门产出结构,yi，t-n为部门产出结构的滞后项,其中n=1,…,t-1,xit表示解释变量,γi为不可观测的国别效应,εit为残差项。

在动态面板数据的估计方法上,有差分广义矩(Difference GMM)和系统广义矩(System GMM)两类,Arellano和Bover (1995) 以及Blundell和Bond(1998)发现,相较于差分广义矩,系统广义矩估计方法可以通过充分利用小样本信息,使小样本偏误明显降低。鉴于此,本文利用系统广义矩的估计方法进行估计。同时,在被解释变量滞后期选择上,根据回归结果发现,无论是部门间产出结构的估计还是制造业部门内产出结构的估计,从滞后2 期开始,均在5%的水平上不显著,因此选择滞后1 期的被解释变量纳入模型。理论而言,GMM估计量的一致性要求所使用工具变量有效和一阶差分方程的随机扰动项不存在二阶序列相关4,如结果所示,以下估计均通过Sargan检验和AR(2)检验,说明工具变量的选取有效。同时,通过控制变量的调整,发现本文的估计结果具有稳健性,具体结果参见表2。

表2 的估计结果显示,在样本期间内,无论是部门间产出结构还是部门内产出结构,前一期的经济结构均对本期的经济结构存在影响,因为经济结构的调整是一个长期、缓慢渐进的过程,经济结构变动易受到既有经济结构情况的影响;从本文所重点关注的名义工资和名义汇率变动的影响上看,名义工资的变动对于部门间产出结构的变动不存在明显影响,而在10%的显著性水平上,对贸易品部门内产出结构的变动存在显著为正的影响;相反,名义汇率的变动能够显著影响部门间产出结构的变动,但对于部门内产出结构的影响则不显著。这一估计结果,与前述的理论分析相一致,因为通常劳动力在贸易品部门内各行业间的流动性要远高于在贸易品与非贸易品部门之间的流动。当劳动力流动性较低时,名义工资变动对经济结构变动的影响具有不确定性;当流动性较高时,对经济结构变动的影响较大,因此相对于部门间产出结构的变动,名义工资调整更有利于部门内产出结构的变动。相反,劳动力流动性越低,名义汇率贬值的作用效果越明显。因此,名义汇率变动对部门间产出结构变动的影响要远大于对部门内产出结构变动的影响。从控制变量的估计结果看,贸易开放度的提高有助于经济结构的变动,这是因为伴随着一国更大程度地融入国际市场,能够带来技术水平的提高和要素资源的优化配置,因此有益于一国经济结构的优化,这也从实证角度支持了应该在开放经济条件下研究经济结构变动的观点;名义利率的变动对于经济结构的变动存在显著为负的影响,这一结果也与经济事实相符。这是因为通常情况下,名义利率的下降能够降低资本的借贷成本,更有利于资本的流动,从而能够更好引导资源配置,进而使经济结构的变动更为合理。相对劳动生产率的变动也对经济结构变动存在正向的影响,劳动生产率水平的提升有助于部门相对产出的提高。

说明:***、**和*分别表示在1%、5%和10%的水平上显著,括号内为p值。

四、结论与政策建议

本文通过构建开放经济两部门模型,分析了名义工资和名义汇率变动对经济结构变动的动态影响,并利用中国、日本、韩国、泰国和中国台湾等五个经济体1986—2007 年ISIC二分位9 大行业数据和1994—2007 年制造业内部13 个子行业数据,运用动态面板数据分析方法,对理论分析的结论进行了实证检验。结果表明:名义工资变动对制造业部门内部产出结构的优化存在积极影响,对部门间产出结构的变动不发挥作用;而名义汇率贬值则对部门间产出结构的优化具有积极意义,对制造业内部产出结构不产生影响。基于这一研究结论,并结合中国当前亟待转变经济增长方式、提高经济效率、推动经济结构调整的宏观背景,提出如下政策建议:

1. 由于名义工资的增长能够有效促进制造业内部生产结构的优化,对中国而言,在未来很长时间内,制造业仍将具有重要地位;同时,现有研究表明,以往相当长一段时期内,中国工资水平上涨幅度低于生产率增长幅度。因此,现阶段通过有效促进劳动力流动性,积极增强名义工资的弹性,为名义工资的上涨提供合理的环境,将有助于经济结构的调整。同时,通过进一步完善税收机制,也能够在一定程度上提高劳动者的可支配收入与福利水平,达到与名义工资直接上升类似的效果。从理论分析可知,在名义工资达到均衡水平基础上,其上涨幅度进一步超过生产率上涨幅度时,将不对部门产出结构变动发挥作用,同时,名义工资的上涨很大程度上会带动整体价格水平的上升,因此还需要着力推动技术进步以维持生产率水平的较快发展,从而既可为经济结构调整提供适度条件,又可有效防止成本推动型通货膨胀的发生。

2. 由于购买力平价成立条件下,名义汇率贬值对制造业内部结构变动不产生影响,对部门间产出结构的影响存在积极意义。在现有国际背景下,应力图避免人民币的长期升值趋势,维持人民币汇率在其购买力水平上的相对稳定,或在一定程度上允许人民币汇率贬值。在此情况下,既能够为名义工资的调整创造有利的空间,也为经济结构的优化及经济的高效发展提供良好的环境。

国际原油价格变动近期分析 第7篇

一、国际原油市场多方因素

世界经济的增长

世界经济正在回暖、复苏,从各国公布的近期宏观经济数据观测,欧美日和中国,印度等石油需求国的经济仍将保持稳定增长,其对原油的需求将更加旺盛。亚太地区石油需求增长最快,增量为84万桶/天,占全球需求增量的40%;中东地区石油需求增长紧随其后,增量为38.5万桶/天,而其他地区增量相对较小。

美元持续走低:

受次贷危机影响,美国经济增长逐渐减速,很有可能陷入衰退。美元对欧元,日元,人民币等多国货币的不断贬值,使美元在国际市场上会处于弱势地位。美元的走低,意味着石油的相对价格上涨。目前世界石油市场交易中主要采用美元结算,美元的持续贬值将促使欧佩克等产油国以提高油价的手段来弥补出口石油的实际收入缩水。

炼油瓶颈

近几年全球炼油新项目的成本增加了50%,致使炼油开采项目进度缓慢。由于全球石油产能增长低于原油需求增长,从而使炼油剩余能力大大缩减,其价格缓冲功能弱化。再加上炼油厂事故多发,炼油厂开采利用率低下,成为拉动油价上涨的因素。

石油后续储备不足引起心理恐慌

作为不可再生资源的石油,人们预期其最终的储量会降低。“石油资源枯竭论”的抬头,导致石油输出国减少了对石油资源勘探投资,石油新增储量增长缓慢。从而在国际上产生了对未来石油供应的恐惧心理,推动了油价上涨。

国际游资的运作

巨额国际游资对国际原油期货市场不断进行冲击。因国际股市动荡,房市降温,大量国际游资从股市和房市转向原油期货市场。原油期货市场多方力量强于空方力量,原油期货价格持续走高,作为其标的物的石油,它的价格与原油期货价格正相关,势必带动国际油价的上涨。

二、国际原油市场空方因素

欧佩克组织对油价的稳定作用:

欧佩克很有可能为了消除高油价对全球经济发展造成的负面影响,增加原油供给,动用其石油储备。欧佩克希望通过增加石油产量、控制石油价格方式,来满足当今与日俱增的石油需求。

国际石油产量增长

根据国际权威机构的研究,2008年全球石油产量有望得到较快增长。美国能源情报署报告预计,2008年全球石油供给量为8739万桶/天,同比增加253万桶,增长率为3%,增速较上年大幅提高。其中,欧佩克国家日产量增长4.5%,增量为158万桶,占全球增量的62.6%。

美国经济低迷

自从次贷危机爆发以后,美国经济开始一蹶不振。房市降温,失业率上升,个人收入减少导致了消费支出的降低,整个经济呈现疲软状态。经济的低迷自然会降低对外石油的需求。

全球的温室效应

全球化的温室效应更加突出,全球变暖会抑制对石油的需求。科学界一再倡导降低对石油等能源的使用,以减缓能源尾气排放对大气的污染。

石油替代品

目前,煤炭的液化和气化、水,电,核能,乙醇汽油等已经取代了一部分汽油的市场份额。并且还有一部分新型能源正在开发和实验阶段,将来会成为替代石油的能源。新能源的替代作用会日趋明显,对油价上涨形成了阻力。

三、对石油价格未来走势的分析判断

可以说目前国际原油价格正处于大盘调整阶段,多空双方力量博弈激烈,油价上行或下行趋势不明显,机构投资者的投资意向不稳定。

随着国际能源署的投放石油阶段的结束,但只要投资市场中的投机炒作因素不减弱,欧佩克组织不采取强有力的控制价格手段,石油价格仍将上涨。显然作为获利方的欧佩克组织打压石油价格的激励动力非常有限。

全球经济的复苏增长势头是无法避免的,对石油需求量的增加是必然的,只有开发石油替代品,才有可能减少需求量。但在近期而言,石油替代品的成熟出现并大量应用,并不现实。在长期而言,石油仍主要是工业国家的发展源泉。因此,石油需求量的增长仍是明显的。

技术性的获利回吐和节日性的资金需求增加都是短期因素,随着石油市场价格的操作获利机会的增多,在机构投资者的带动下,大量资金仍将进入市场进行多头操作,因此将继续推高世界油价。

综合而言,由于国际原油市场多空方参与者众多,中东,非洲等产油国政局动荡,欧佩克对稳定油价并没有拿出必要的措施,与此同时原油的需求依然旺盛,因此2008年国际原油价格仍将处于高位震荡。

参考文献

[1]史丹：《国际油价的形成机制及对我国经济发展的影响》[J]经济研究，2000，(12)．

影响股票价格变动的因素分析 第8篇

首先来看国家政策。能够影响到股票价格变动的国家政策主要有国家税收政策、金融与财政政策、产业政策和政府政策等等。第一, 税收政策。国家减少或者增加对企业的税收, 那么企业的税后利润就会相应地增加或者减少, 同时企业能够用来支付股息和红利的部分也会相应地出现增减, 由此牵动了股票的价格, 产生变动。另外, 国家的税收政策对于企业是税后付息还是税前付息的不同规定, 也会对股票持有人的收益产生直接的影响。假如是税前付息的话, 那么股票持有人的利益就会得到保障, 这支股票的价格就会比较高;假如是税后付息, 那么相应地股票的价格就会低一些。另外, 国家对印花税税率的调整也会影响股票价格的变动, 某些时候甚至会具有冲击效应。第二, 金融与财政政策。在银根紧缩的时候, 中央银行为了更有效地进行融资, 往往会对股票的发行价格做出一些限制, 以此要求企业更加谨慎经营, 在这种状况下可能会造成股票的价格下降。相反, 央行如果采取的是货币放松政策, 那么新增加的货币也会在一定程度上使得物价上涨, 此时企业名义上的销售收入就会增加, 由此股票收益增加, 股价就随之上扬。第三, 产业政策。对于需要重点支持的产业, 国家往往会通过财政与货币政策给予重点支持, 这些企业的股票价格当然也会在长期内出现上升趋势;相反, 国家限制发展的产业, 其股票价格难以上涨。第四, 政府政策。政府会根据国情进行宏观调控, 股市的走势被打乱的例子屡见不鲜, 因此也有很多股民称中国的股市是政策市。

其次, 经济状况。通常来说, 经济繁荣时期, 企业利润较丰厚, 就可以用较好的股息吸引股票投资者;经济危机来临的时候, 企业生产急速下降导致盈利减少, 股票价格随之下跌, 如果遭遇股票的大量抛售, 股市的崩溃就会加速发生;而经济一旦萧条, 企业生产停滞, 商品销售出现困难, 残余的资金就会慢慢注入股市, 股价相对稳定不再下跌;经济进入复苏回暖阶段时, 投资逐渐增加, 企业利润增加资金周转加速, 投资者对企业估价只高不低, 股价就会攀升。另外要注意的是通货膨胀, 不管是哪种通胀, 只要发生就会给股市带来巨大的影响。一方面在通胀过程中总体物价水平的上升会强化人们的投资保值心态, 而此时的银行储蓄总是低于股票投资, 股票价格就会上升 (但如果是恶性的通胀, 则有可能导致股市的混乱甚至崩溃) 。另一方面通胀会使各种原材料、商品等涨价, 它们的涨幅却不一致, 因此不同行业所受的影响不相同, 企业的股票价格随之变化。最后, 根据通胀的实际情况, 政府就会做出相应的调控, 从货币、投资等入手进行减缩从而影响人们的投资行为, 引起股票价格的波动。

再次, 政治与社会环境。第一, 政局的变化。政局稳定时期, 经济往往比较平和, 股市会较为平稳。而一旦发生战争, 一国的政局不稳, 经济出现倒退, 民心随之不安, 股市必定发生动荡。要注意的是, 战争对不同行业的股票影响的正负相关是不同的, 比如战争期间军工业会益常繁荣, 而房地产则会被重创。第二, 灾害。一旦发生灾害, 企业生产设备的破坏会影响其运转, 间接影响股票价格。我国1998年的特大洪水和2003年的“非典”, 国内股市都发生了大幅下跌, 即使是央行降息也不能阻止这种惨状。第三, 国家领导班子的变动。重大的国家人事变动可能会使经济政策的预测发生思变, 从而造成股价动荡。要记得邓小平逝世的当日, 我国沪深股市开盘就暴跌。

最后, 心理因素。股票买卖带着强烈的投机性色彩, 那么心理因素是不可忽视的。大多数投资者或多或少有从众的盲目心理, 一听到什么传闻或者谣言, 就会作出抢购或抛售的行为, 引起股票价格的暴涨或暴跌。我国股市还处于极不规范的情况, 这方面的影响表现得极为突出。同时, 心理因素影响股市也和前文提到的国家政策是相关的, 颁布的某一项新政策或者法令, 会使投资者重新考虑投资前景, 从而造成股票价格的变动。另外, 由于某些不可排斥的投资因素, 如违规的内幕交易、串通合谋, 恶意炒作, 联合做庄、锁仓、倒仓等, 都会不同程度地造成股票价格变动。

影响股价的内部因素, 首先是上市公司。第一, 企业的盈利。考虑长期因素, 股票价格的变动从根本上是与其上市公司的利润相关的, 对一支股票进行价值估算, 必然要分析其公司的预期利润和长期发展趋势。第二, 企业增资。面额增资和无偿增资有利于股票价格, 如果企业以市场价格形式进行增资, 其经营状况良好, 这就会给投资者带来良好的印象, 对于股票的价格是非常有益的。同时也需要注意股票数量, 原因是, 流通的股票数量增加过多可能会造成股价的下跌。第三, 企业的囤积与套利。有些公司为了加强和其他公司的联系, 或者并购其他公司, 就会大量购买这些公司的股票, 此时这支股票会在短时间内急剧上升, 但随着囤积者的抛出或者该公司的购回, 股票价格又会暴跌。然后是证券公司。一般来说, 保险公司、投资信托公司、信用金库等机构的投资者, 都会把证券投资作为资产保值和增值的重要一环, 金融法人与社团法人对于证券投资都会非常严肃认真地对待。这些机构投资者的多少对证券行情会产生比较大的影响。证券公司的不同动向往往会使股民对股票市场的行情作出不同的预测, 中小散户更多地会参考大机构的动向, 因为他们相信大机构入市之前肯定是做了万全的调查准备的。证券管理部门与证券交易所要维持股票价格的公正, 当他们发现股价出现不正常的波动时, 就会采取相应的措施。股市政策在一定程度上调节了股价指数, 对股市陷入低迷或者过于火爆, 都可以针对具体行情使股市能够以平稳的状态运转。

综上所述, 由于前文所提到的多种因素的综合作用, 股票价格不断地变动。股票投资者要综合考虑各种因素, 做出正确的判断与投资决定。

摘要：股票价格直接关系到投资者的经济利益, 股票价格变动的预测就非常重要。那么影响股票价格变动的因素必须被提炼出来, 并进行深入的分析。本文试图分析出这些因素, 以便为投资者参考。

关键词：股票价格,变动因素,市场

参考文献

[1]曾令全.证券投资学.中国财政经济出版社, 2004[1]曾令全.证券投资学.中国财政经济出版社, 2004

[2]傅广宛.证券投资管理.经济管理出版社, 2001[2]傅广宛.证券投资管理.经济管理出版社, 2001

我国货币供给变动影响因素分析 第9篇

货币供给与一个国家的经济目标有着十分紧密的联系, 稳定的货币供给能促进一个国家的经济朝着良性的方向发展, 而从另一方面说, 货币供应量也是一个与普通国民息息相关的经济指数, 它的数量、程度, 影响了国民经济的运行速度。货币供给是影响社会总需求以至总供给的重要政策变量, 因此如何确定和调节货币供应量, 是国家在制定和实施宏观经济政策时, 需要参考的主要因素之一。针对货币供给问题的研究, 有利于观测到一个国家的货币供给量是否适当, 供给是否稳定, 从而直接影响了国家经济发展状况。货币供给过多和过少的情况, 都会引发出相应问题, 而这些问题对我国的经济可持续增长会产生不利影响。所以, 从追求经济可持续增长、建设和谐社会的角度来说, 更加有必要讨论货币供给问题。

二、数据来源与研究方法

(一) 数据来源与变量设置。

采用的各项指标数据来源于2015年中国国家统计年鉴以及政府部门网站的公开数据。在前人研究的基础上, 本文设置的自变量包括4个自变量:实际GDP绝对值 (Y) ;一年期存款利率 (R) ;居民消费价格水平指数 (C) ;我国税收收入 (S) 。因变量根据本文研究的需要设置为实际广义货币需求 (M) 。

(二) 多元回归模型建立。

模型设定如下:M=A0+A1Y+A2R+A3C+A4S+u, 其中, M表示实际广义货币需求, Y表示实际GDP绝对值;R为一年期存款利率;C为居民消费价格水平指数;S为我国税收收入。

对所取数据进行SPSS分析, 结果展示及分析如表1所示。 (表1) 因变量M (广义货币M2) 与自变量Y、S之间的相关系数依次为0.552、0.623, 说明广义货币供给量与国民生产总值、我国税收收入率之间存在显著的相关关系, 说明二者对货币供给量的增长有正向的、显著的促进作用, 尤其是我国税收收入因素。自变量R、C与M之间的相关系数分别为-0.452、-0.16, 它们与其他自变量之间的相关系数也很小, 说明他们之间的线性关系不显著。事实上, 利率上调对货币供给的作用在某种程度上来说是间接的。表1给出了进入模型和被提出的变量的信息, 从表中可以看出, 所有四个自变量都进入模型, 说明解释变量都是显著并且有解释力的。

依据表2对模型整体拟合效果的概述, 模型的拟合优度为0.846, 反映了因变量与自变量之间具有高度显著的线性关系, 表中还显示了R2以及经调整的R值估计标准误差。由表3的方差分析表可以看到模型的设定检验F统计量为22.734, 显著性水平P值几乎为0, 于是该模型通过了设定检验, 也就是说因变量与自变量间的线性关系明显。 (表2、表3)

注:a.预测变量: (常量) , 税收收入合计S (亿元) , 居民消费价格水平C, 利率R, GDP绝对值 (亿元) Y;b.因变量:M2 (亿元) 。

注:a.预测变量: (常量) , 税收收入合计S (亿元) , 居民消费价格水平C, 利率R, GDP绝对值 (亿元) Y;b.因变量:M2 (亿元) 。

依据系数表给出的数据可以看到, 在各变量的回归系数和显著性检验的T值中, 变量Y、R、S的T值均大于临界值, 而变量C的T值太小, 由于没有达到显著性水平, 因此要将这个变量剔除。所以可以看出, 模型虽然通过了设定检验, 但却没有通过变量的显著性检验。另在残差分析表中, 依据概率的3西格玛原则, 标准化残差的绝对值区间为[0, 2.578], 均小于3, 说明在样本中不存在奇异值。 (表4)

图1和图2给出了模型残差的直方图和正态概率P-P图, 我们在以上所述的模型中, 始终坚持了残差服从正态分布的假设前提, 因此我们可以从图中直接看出回归后的实际残差是否真的符合假设。从回归残差的直方图与附于图上的正态分布曲线相比较, 可以认为残差分布不是明显地服从正太分布, 但尽管这样, 此时并不能直接否定残差服从正态分布的这一假设, 因为从整体上来说, 此处用来进行数据分析的样本容量只有41, 虽然在极大的避免误差, 但却并不具有绝对正确的性质。从图2来看, 图中所示的斜线对应了一个均值为0的正态分布, 且图中的散点密切的散布在这条斜线附近, 因此可以认为残差分布基本上是正态的。 (图1、图2)

(三) 模型整理。

从上述分析结果来看, 模型需要剔除变量C (居民消费价格指数) , 用上述实验方法和步骤对剩余三个变量重新进行回归分析, 得到主要结果如表5所示。 (表5)

从以上剔除了居民消费价格指数因素后的结果来看, 所建我国货币供应模型的多元回归方程可以表述为:

其中, Y:国民生产总值;R:一年期利率;S:税收总量。

三、结论及建议

由上述分析可以看出, 国内生产总值对我国的货币供给量会产生显著影响, 当经济状况好、市场状况活跃且经济总量增加时, 同时也意味着国内生产总值越大, 所以会引起货币供给量增加的状况。当利率升高时, 若需要降低利率, 在实际操作中, 央行会用货币在市场上收购短期国债, 国债回笼, 释放货币, 从而使市场上的货币供过于求, 从而达到利率下降的效果。所以, 从这个角度上说, 利率的升高会反向影响我国的货币供给, 造成货币供给量降低的现象。在税收方面, 我国税收收入的升高或降低会间接影响我国货币供给, 减少税收会造成企业税后利润增加, 从而生产积极性增加, 提高就业率, 进而提高人民收入, 属于扩张性财政政策, 导致货币供应量增加。

注:a.因变量:M2 (亿元)

注:a.因变量:M2 (亿元)

根据上面的结论, 具体建议:一是控制流动性过剩现象:切断流动性产生的源头, 包括:调整产业政策, 对金融资源进行合理的配置;减少过剩流动性资金来源, 包括根据实际运行情况, 对部分外贸政策进行调整。努力减少贸易顺差, 取消或大幅度降低出口退税率, 并根据国家的需要, 对其采取配额管理制度进行调控;开拓过剩流动性资金的使用渠道, 包括加快金融市场的发展, 对我国金融市场上的各项制度进行完善, 并有效扩宽过剩资金的投资渠道;二是实施积极的财政政策:主要是在财税方面进行体现, 可以通过其他途径如在一定适当范围内提高职工工资、对不同人群进行税务补贴等, 这样可以对群众由于物价上升所产生的压力心理进行一定的缓解, 从经济上来说, 能够刺激消费, 增加市场上的现金流动, 从而调整和继续优化经济增长结构, 实现稳定、长期的经济增长, 并在考虑流动性适度的前提下取得平衡发展;三是推进金融体制改革:包括对金融机构实现完全自主经营, 从而促使他们创新和追求效益。通过银行风险意识的建立和内控制度的加强, 建立较强的约束。另外, 还应加大与之相对的激励机制的建设, 在商业银行内部考核上要结合考虑贷款的安全性和创造效益的能力, 同时还要有风险防范和效益指标的要求。

参考文献

[1]陈健, 徐康宁, 王剑.货币供给、价格波动差异与经济增长:全球视角的经验研究[J].国际金融研究, 2011.10.

[2]周慧莉.基于Tobin模型的我国货币供给与经济增长的实证分析[J].统计与决策, 2012.15.

[3]程启智, 高阳.我国货币供给量与经济增长的实证分析[J].宏观经济, 2014.12.

[4]张延群.中国货币供给分析及货币政策评价:1986-2007年[J].数量经济技经济研究, 2010.6.

风险社会与变动中的刑法理论分析 第10篇

【关键词】风险社会；刑法理论分析；传统刑法

法定犯与风险社会有着一定关联，在风险刑法理论中法定犯是一个重要环节，在法定时需要对风险刑法和传统刑法进行明确，并通过修正刑法的形式使刑法能够得到不断的完善。目前在治理风险上采用的主要手段就是通过形式政策进行治理。在形势政策与刑法的共同作用下实现风险刑法和传统刑法之间的相互平衡，达到良性发展的目的。

1.风险社会理论与社会转型之间的关系

现代性是风险社会理论的核心内容。自吉登斯后，贝克也意识到了，“我们生活在一個无时无刻不发生变化的世界中，因此，在社会中的理论也将会时刻发生着变化”。现代社会的发展正如贝壳所言现代的手稿需要重新定义、重新撰写、重新审视，这也正是在风险理论中需要讨论的问题[1]。如果将风险社会理论简单的解释为一种风险理论，显然忽视了贝壳的观点，也难以对社会风险理论能够在二十年内对刑法理论产生中的影响进行解释。在这里需要明确一点，虽然是贝克使社会风险理论而文明于世，但这并不是贝克一个人贡献，除了贝克之外还有多名学者为这一理论做出了相应的贡献。贝壳在对风险社会的分析和描述对社会中零散性和片断性进行了总结，他也敏锐的察觉到了社会中的一些新的特征，但并对其进行体系化。由此可见贝克的风险社会理论是独成一家，但也仅是一条粗线条的理论，同卢曼的系统理论相比仍然存着一定的差距[2]。

2.在当代法益论的流变与困境

法益是刑法中的基本概念，是整个体系的核心内容。法益在教义学层面主要只指向两个方向，一是犯罪本质，二是刑法目的。两个方向的内部存在一定的紧张性，犯罪更加强调法益受到了相应的侵害，只有侵害到达一定程度后才能够使刑事制裁变得更加正当化。通过这一方面看待问题时，行为的本身是否应当被惩罚是应当在事后进行审查，应当依据法益本身拥有的属性对犯罪的本质进行推导。当刑法益被刑法目的所指向时就涉及到了刑法的机能，此时如果发生了法律侵害，应当利用刑法进行直接干预，在该方面对行为是否应当受到处罚时应当着眼于未然，从本质上来看，法益是实现刑法的一种工具，法益的构建及法益中的具体内容都会受到刑法实现的限制。法益内部的紧张为法益在日后发生裂变埋下了伏笔。一方面，从预防犯罪来看，刑法要想实现对社会的保护作用的提高，就不要不断的扩展法益的改变，需要将法益的改变变得更加抽象，只有这样才能使更多的行为划入到违法的范围内，而不会因为缺少在法益上的关联性而无法质疑犯法行为。另一方面，从约束国家刑法权来看，应当对法益的范围进行缩减，这主要是因为法益的改变越具体越能够起到约束国家刑法权的作用。因此，法益的范围应当依据社会的实际发展情况而定[3]。

3.完善刑法结构和调制机制

3.1法定犯时代与风险刑法的关联

在新时代下，风险社会的环境变得更加复杂，在风险社会中，国家需要管理的内容正在不断的增多，管理范围也在不断的扩大，这是社会稳定发展的需求，在这样的大环境下，刑法的范围也在不断的扩张中。从刑法层面上看，法定犯的数量也在不断的增加。从刑事立法方面看，风险刑法需要以法定犯作为风向标。

在我国刑法上的扩张主要指的是在传统刑法中没有涉及到的内容的增添，例如行政刑法和经济刑法等。主要有刑法中大量的开放式犯罪构成。在传统的刑法中，有不少的犯罪行为都会从法网的漏洞中逃出，这对人们的生活会产生严重的威胁，这在一定程度上也暴漏了现代刑法对风向控制能力的匮乏。在传统的法律中一直以法益侵害作为实质犯罪，并以法益侵害作为刑罚的基础及行为人罪的实质标准。

刑法就是一部法益保护法，但因为社会中风险具有多样性，所以一个受约束的刑法体系势必无法满足风险社会中多种需求。部分学者指出立法模式应当以行为犯为基础，以行为作为立法模型。这主要是因为刑法中的内容不仅具有较强的包容性，更加容易发生变化，主要表现在对犯罪改变的定量和定性的结合，这一情况在我国表现较为突出。但通过风险刑法则可以对此方面经验不足的情况起到一定的弥补。危险犯是将犯罪进行了进一步前移，将犯罪的成立标准进行了前移，这在对风险社会下对某些可能造成公共危害的行为有着极大作用。通过实践我们不难看出在风险社会中可能存在的隐藏风险众多，因此在风险社会中存在很多的危险犯，危险犯是风险社会的一个必然产物，这一看法是完全符合实际的。在风险社会需要对法定犯的出现与发展加以决定，随着社会风险的进一步提升，各种新型的违法行为都会不断的被纳入到法定犯的范围之中。由此可见，法定犯的不断增加正是形式立法扩张的一种表现，法定犯已经逐渐成为风险刑法中立方过程中的一个重要环节，并在一定程度上会对立法结构产生着影响。

3.2完善刑法结构体系

在刑法理论结构体系中应当注意：对传统刑法进行改变“实害刑法”独大的局面，将“行为立法”行为运用到过失犯和危险犯中。当然不论进行何种改变，实害刑法都将是刑法中的主体部分，行为刑法主要起到的是“辅助作用”。换而言之，风险刑法还在处于探索阶段，并没有成为一种独立的刑法形态，目前我国在立法上的经验尚且有限，因此对风险刑法主要体现在立法体系中。依据风险社会的实际情况确定立法措施，集中体现在过失犯和危险犯上。在提出风险刑法理论时应当明确一点就是刑法体系是具有多元化的，风险社会中的刑法需要建立在承认传统刑法的基础之上。随着社会的发展各种各样的风险都会出现在社会之中，此时在墨守成规显然是不合理的，应当适当运用风险刑法，使刑法结构体系变得更加完善。

4.结束语

随着风险社会的来临，风险刑法也正在一步一步的走向刑法之中。风险刑法对传统刑法产生了一定的冲击，主要体现在刑法罪责刑三个大的方面上，同时也在我国刑法立法上得到了相应的体现。因此，理论界应当注重风险刑法理论的形成和发展。

【参考文献】

[1]赵秉志.当代刑事科学探索[J].北京大学出版社，2010，10（12）：21-22.

[2]王振.坚守与超越：风险社会中的刑法理论之流变[J].法学论坛，2010，10（26）：31-32.

我国利率变动对汇率影响的分析 第11篇

利率变动对汇率的影响, 是通过影响经常项目、国际资本流动而间接地实现的。首先, 通过影响经常项目对汇率产生影响。当利率上升时, 信用紧缩, 投资和消费减少, 物价下降, 在一定程度上抑制进口, 促进出口, 减少外汇需求, 增加外汇供给, 促使本币汇率上升。其次, 通过影响国际资本流动间接地对汇率产生影响。当一国利率上升时, 就会吸引国际资本流入, 从而增加对本币的需求和外汇的供给, 使本币汇率上升。而且, 一国利率的提高, 将促进国际资本流入增加和资本流出减少, 使国际收支逆差减少, 支持本币汇率走强。

1.1 国际收支角度的分析

根据国际金融理论, 利率变动对汇率的影响, 主要表现为利率的变化会通过不同途径和不同方式引起国际收支的变化, 而国际收支的变化最终会引起汇率的变化。利率变动导致国际收支变动的途径主要有两条:一是利率的变动会影响货币供求, 进而引起国内需求的变化, 然后导致进出口发生变化, 由此使国际收支经常项目发生变化;二是利率的变动会以不同方式影响国际资本流动从而导致国际收支资本项目发生变化。

国际收支说中谈到的是实际利率, 本国实际利率提高表示持有本币资产的收益率增加, 因此能吸引资本净流入。国际收支角度的分析可进一步细分为资本项目角度和经常项目角度。

1.2 资产转换角度的分析

从资产转换角度看, 本国利率的变动意味着本币资产相对外币资产的收益率发生了变动。本国利率上升, 则本币资产收益率随之上升, 居民会更多的把外币资产转换为本币资产以获取高收益, 这样一来, 外汇市场上外汇供过于求, 本币升值反之, 本国利率下降, 则本币资产收益率随之下降, 居民更多的把本币资产转换为外币资产, 外汇市场上外汇需求增加, 本币降值。

通过以上分析可见, 利率对汇率的影响是多渠道的资本项目渠道、经常项目渠道、资产转换渠道各种影响渠道的作用显著性则要依具体情况的不同而具体分析, 总体而言, 利率对汇率影响的方向、大小程度并不确定。但是, 当今国际经济生活中, 尤其是在开放度高的发达国家, 资本流动的数额和交易频率都大大超过了“货物流”, 它实际上己取代了“货物流”成为影响汇率的主要经济因素, 加之短期内产品市场的调整速度慢于金融市场的调整速度, 因此, 利率变动对汇率的影响将主要取决于资本渠道和资产转换渠道的影响效果。

1.3 两个“平价”角度的分析

利率不仅通过资本流动直接对汇率产生影响 (利率平价理论) , 也会通过商品市场间接地对汇率的变动产生影响 (购买力平价理论) 。基于利率平价与购买力平价理论, 利用广义货币模型和扩展的M-F模型来分析, 能更好地理解利率通过商品市场和资本市场对汇率的影响。

接着套利资本逐渐期满, 资本流出, 促使外汇市场上本币供给增加而需求减少, 实际未来即期汇率降值。而国际资本的流出造成国内市场利率上升, 有时政府也会主动调高利率, 进而又进入下一个自平衡周期。也就是说, 在完全市场条件下, 汇率利率联动机制会通过市场途径自动纠正外部力量造成的非平衡状态。

1.4 汇率的货币分析角度的分析

汇率的货币分析提出了两种解释其一, 从货币需求角度看。本国利率上升会降低人们对货币的需求, 若此时货币供给和实际收入不变, 欲维持货币市场均衡只有通过本国价格水平的上升来得以实现, 而这会引起本币贬值其二, 从预期角度看。本国利率上升反映预期通货膨胀率上升, 这会降低人们持有实际货币余额的愿望, 若此时名义货币供给不变, 则只有通过本国价格上升才能降低实际货币余额, 而价格水平的上升使得本币贬值。

1.5 利率变动的不同原因及其对汇率的影响

如果利率的变动影响到物价的变动 (或预期物价的变动) , 根据购买力平价理论, 就会影响到本国通胀率和外国通胀率之差 (或预期本国通胀率与外国通胀率之差) , 这样, 就会引起汇率变动 (或预期汇率的变动) 。

此外, 实际利率的变动还会对即期和远期汇率产生影响。外汇交易者在追逐各国之间较高的利息差额时, 为了避免外汇风险, 往往对每笔交易都进行抵补套利, 这种做法的结果是使利率高的国家的货币在即期外汇市场上供不应求, 即期汇率上升, 而在远期外汇市场上供过于求, 远期汇率需要贴水。马杰、刘利亚 (2002) 认为, 利率变化的原因是多种多样的, 不同的变化原因可能导致对汇率不同的影响结果。只有找出并分清驱动利率变化的本质原因是实质性经济因素还是货币因素, 才能准确判断利率变动对汇率的作用机制。

2 我国利率市场化对汇率的影响

利率市场化是资本自由流动的基本前提。如果利率不能市场化, 则无法通过降低利率抑制大量资本流入, 也不能借助利率上升阻止资本外逃。在货币市场上, 同业拆借利率是中央银行基准利率和商业银行利率之间最重要的传导机制, 中央银行既可以根据同业拆借利率, 调整基准利率, 引导市场利率又可以通过变动基准利率引导同业拆借利率水平, 以此增加和减少对金融机构的资金头寸, 调控货币供应量。而同业拆借利率的变动又会直接影响到外汇市场上短期汇率的确定, 也会影响到资本市场上资金流动。在资本账户开放、利率市场化和汇率市场化条件下, 利率和汇率完全由市场供求决定且自由浮动, 利率和汇率之间存在相互传导的联动机制。利率对汇率的传导主要通过短期国际资本流动的直接渠道和经常项目或总需求变化的间接渠道进行。

在国内外币 (如美元) 利率已经实施了一定程度上的市场化的条件下, 如果实行严格的外汇管制和资本跨国流动的控制, 则美元存在有国外利率与国内利率。因此, 国内美元供求变化, 既取决于美元的国内外率差, 也取决于人民币的利率水平。这样人民币、国内美元与国外美元就存在的关系如图1所示。

上图显示了人民币与国内外美元可能出现的三种套利机制:一是如果人民币与国内美元之间存在利率差异, 人民币与国内美元之间就会出现套利, 二是如果国内美元与国外美元之间存在利率差异, 就会出现国内美元与国外美元之间的套利, 三是如果国外美元与人民币之间存在利率差异, 就会出现国外美元与人民币之间的套利。由于人民币在资本项目下的不可兑换性, 所以, 实践中不会出现第三种套利行为 (所以, 图上用虚线表示) 。也就是说, 国外美元与人民币之间的套利必须流入国内才可能发生。

由于人民与国内美元之间的套利在国内美元与人民币利率存在差异时肯定会出现。现假定国内美元利率低于人民币利率, 那么, 国内市场上对美元资金的需求会增加, 人民币资金的需求会下降, 这种需求上的转换直到人民币与国内美元利率相等才到达均衡。在此均衡过程中, 可能会出现: (1) 美元利率上升, 人民币利率下降; (2) 美元币值上升, 人民币币值下降。就第一种情形来讲, 由于人民利率没有市场化, 下降空间有限, 这也就意味着美元利率上升。那么美元利率上升会受到美元国际市场利率的制约。如果国内美元利率高于国外美元利率, 则会导致美元的加速流入, 这会导致国内美元利率的下降。目前国际上的“热钱”大量流人国内, 应该是国内外利率差异的一种反应。显然我们只能在短期内提高国内美元的利率水平, 长期内的国内美元利率水平应该与国外美元利率水平相差不大。这也就意味着如果不实行汇率控制, 必然出现美元升值与人民币贬值的现象。即第二种情形就会发生, 由于我国实行的人民币钉住美元的汇率制度, 所以, 美元与人民币之间的比价基本上不会发生变化。

正如本文指出的, 中国人民银行应该不会选择提高国内美元的贷款利率, 因为这会导致国内美元与国外美元之间的套利行为发生;也不会选择人民币贬值, 因为目前国际上某些国家对人民币定值过低本身就存在异;那么中国人民银行只能选择降低人民币贷款利率, 让人民币利率与国内外美元利率处于相同的水平。但是, 目前美国经济增长相对乏力, 需要低利率支持, 而我国经济增长较快, 在一定程度上出现了过热的现象, 降低利率应该是不现实的。从长远来看, 让人民币利率与美元利率同升同降, 才可能实现外币 (如美元) 利率市场化, 但这似乎在短期内是难以办到的, 因为这就意味着人民币 (本币) 利率的市场化。

从上面对人民币与美元的利率差异与人民币汇率关系的分析, 可以看出利率与汇率是紧密联系在一起的。仅仅是扩大外币 (如美元) 利率的弹性空间, 而人民币利率仍实施管制, 在实行人民币钉住美元的制度下, 放松外币利率管制也是很困难的。现实的选择应该是, 在实行利率市场化 (无论是外币还是本币) 改革的同时, 应该逐步放宽人民币兑美元的波动幅度, 逐步推进利率市场化与人民币汇率制度的改革。因此, 从这种意义上讲, 利率市场化改革与人民币汇率制度的改革是对孪生兄弟, 任何一方改革的成功都离不开另一方的支持。

3 实证分析

3.1 指标的选取与数据处理

(1) 汇率指标选择

本文选择中国13个最重要的贸易伙伴国来构建人民币有效汇率, 因为这些国家和地区与我国大陆的贸易额占我国大陆总贸易的70%～80%, 他们分别是美国、日本、中国香港地区、中国台湾省、韩国、德国、新加坡、法国、荷兰、澳大利亚、加拿大、英国和意大利作加权平均。计算公式:

其中:wi为贸易权重, 即一国当年与我国进出口贸易额/我国当年贸易总额。

NERi表示第t期第i个贸易伙伴国对美元的名义双边汇率, 采用美元标价法。

(2) 利率指标选择

利率的选取:本文主要考察利率和汇率的关系, 采用一年期贷款平均利率作为名义利率的代理变量。

(3) 其他指标选择

货币供应量的选取:选取广义货币供应量M2为货币供应量指标, 并由消费价格指数折实。

(4) 实际产出指标的选取:

选取GDP作为衡量实际产出的指标, 并由消费价格指数折实。

本文样本区间为1980～2007年度数据。数据来源于《中国统计年鉴》、《中国海关统计年鉴》以及中国人民银行网站和外汇管理局网站。

3.2 实证分析结论

长期而言, 人民币名义有效汇率与名义利率之间存在协整关系。人民币名义有效汇率与利率、货币供应量、实际产出之间也有协整关系。利率对汇率发生作用主要是通过资本市场与货币市场发生影响, 利率与汇率应呈现出正向关系, 而通过商品市场发生作用时则呈相反方向。而根据误差修正模型估计利率与汇率的短期弹性系数为负值, 这说明我国的经济开放度, 尤其是资本市场的开放度还比较低, 利率平价理论在我国适用性有限。

短期而言, 当年利率较上年利率对名义有效汇率的影响强, 上年利率对名义有效汇率的滞后效益并不明显, 名义有效汇率自身也有滞后效应, 滞后一年为同方向影响, 滞后一年的名义有效汇率较当年利率对当年名义有效汇率的影响还要强。这说明, 虽然利率通过商品市场对汇率产生左右, 但是影响程度较弱。同样, 滞后一年的相对货币供应量、相对实际产出和名义以有效汇率对因变量变动的影响较强, 但是却对滞后一年的相对利率的影响较弱。

综上所述, 无论在长期还是短期, 人民币利率对汇率的影响都是反向影响。在我国, 利率主要还是通过商品市场间接地对汇率产生作用。但由于我国经济开放度、市场化程度的限制, 尤其是汇率本身也带有极强的政策取向性, 在我国目前的汇率制度、利率体制和政策取向下, 利率对汇率的传导效应或作用被弱化, 主要表现在:利率通过资本流动对汇率发挥的影响不强, 从而导致利率无法充分发挥对汇率变动的影响作用。

4 结语

通过建立数学模型, 通过最小二乘回归以及残差序列单位根检验, 可以得出我国名义利率与名义有效汇率之间存在协整关系。长期而言, 人民币名义有效汇率与名义利率之间存在协整关系。人民币名义有效汇率与利率、货币供应量、实际产出之间也有协整关系。短期而言, 当年利率较上年利率对名义有效汇率的影响强, 上年利率对名义有效汇率的滞后效益并不明显, 名义有效汇率自身也有滞后效应, 滞后一年为同方向影响, 滞后一年的名义有效汇率较当年利率对当年名义有效汇率的影响还要强。

摘要：本文指出, 利率和汇率分别代表了货币在国内、国际货币市场上的价格, 二者是调节宏观经济、引导资源配置的重要杠杆、是各国政府对内对外货币政策的重要工具。通过分析 (1) 长期而言, 人民币名义有效汇率与名义利率之间存在协整关系。人民币名义有效汇率与利率、货币供应量、实际产出之间也有协整关系。 (2) 短期而言, 当年利率较上年利率对名义有效汇率的影响强, 上年利率对名义有效汇率的滞后效益并不明显, 名义有效汇率自身也有滞后效应, 滞后一年为同方向影响, 滞后一年的名义有效汇率较当年利率对当年名义有效汇率的影响还要强。这说明, 虽然利率通过商品市场对汇率产生左右, 但是影响程度较弱。同样, 滞后一年的相对货币供应量、相对实际产出和名义以有效汇率对因变量变动的影响较强, 但是却对滞后一年的相对利率的影响较弱。

关键词：利率,汇率,影响

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