2 文献综述 2.1 相关文献回顾 国外文献综述最早对于房价空间联动的研究来自于对英国房价 波纹效应 (Ripple effect) 的研究 波纹效应是指住房价格在空间上的传导具有一定的规律性, 某些区域的住房价格变动首先发生并如同水中波纹一样带动相邻区域的住房价格依次产生变动 波纹效应
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- 住磐安 於
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1 我国城市房地产价格波动的空间等级扩散研究 以一线城市为例 卫晓 ( 北京大学城市与环境学院 ) 摘要 : 本文重点关注我国城市房地产价格波动的空间扩散特征 结合文化扩散理论和经济学中的 示范效应, 提出并初步解释房地产价格波动的空间等级扩散假说, 认为房价波动的空间扩散存在按城市等级进行扩散的规律 然后, 以我国一线城市房地产价格 2001 年第四季度至 2010 年第四季度的时间序列为研究对象, 使用基于向量误差修正 (VEC) 模型的 Granger 因果检验和方差分解等计量方法, 对假说进行初步实证分析 Granger 因果检验结果表明, 北京市房价波动对上海 广州和深圳一线城市的房价波动均有显著的单向因果关系, 是一线城市房地产市场中处于重要地位的 核心城市 ; 而两临近区域 广州市和深圳市之间, 北京市和天津市之间的房价波动均不存在显著的双向因果关系 方差分解结果显示, 对于北京市房价波动贡献率情况看, 天津市和上海市的贡献率均很低, 反而南方的两个中心城市广州和深圳对北京房价的贡献相对较高 ; 上海市和深圳市房价波动影响, 主要来自身内部积累效应 ; 广州市房价波动, 自身和其他城市的贡献度份额比较均衡 实证结果初步证实了我国城市房地产价格波动空间等级扩散规律的存在 关键词 : 房地产价格等级扩散一线城市 1 引言 长期以来, 学术界对房地产价格的研究一直集中在单个城市层面或国家总体层面, 以研究房价的影响因素为主要目的, 即使有多个截面样本的研究, 往往也采用面板数据模型 ( Panel Data Model), 并假定跨区域的解释因素对房价具有相同的影响效果 然而, 从 20 世纪 80 年代初开始, 伴随着计量经济学理论尤其是协整理论的发展, 大批欧美学者逐步对区域房价互动关系产生兴趣 [1] 研究区域之间房地产价格的互动关系, 分析城市房价运行的因果特征和影响强度, 具有理论和实践的双重意义 一方面, 有助于认识房地产价格波动的空间传播规律, 另一方面, 可以通过 核心城市 房价变动, 对其他城市变动的趋势和强度进行预测, 从而优化房地产调控政策 1 / 16
2 2 文献综述 2.1 相关文献回顾 国外文献综述最早对于房价空间联动的研究来自于对英国房价 波纹效应 (Ripple effect) 的研究 波纹效应是指住房价格在空间上的传导具有一定的规律性, 某些区域的住房价格变动首先发生并如同水中波纹一样带动相邻区域的住房价格依次产生变动 波纹效应具有两个特征 : 第一, 不同区域的房价与大区域 ( 全国 ) 的房价之比或之差, 长期看是趋于平稳的 ; 第二, 对于核心城市房价的外生冲击, 会波及到周边城市, 且影响程度随距离衰减 (MacDonald & Taylor, 1993; Meen, 1999; Holmes &Grimes, 2008) 对于 波纹效应, 讨论的两个核心问题包括 : 第一, 波纹效应是否存在 ; 第二, 波纹效应产生的机制是什么 对于第一个问题, 多数学者的研究结果证实了在英国房地产价格的波纹效应是存在的 (MacDonald &Taylor, 1993; Meen, 1999; Cook, 2005; Holmes,2007; Holmes and Grimes, 2008), 区别只是方法上的改进与完善, 少数研究对波纹效应提出质疑, 如 Ashworth 和 Parker(1997) 建立区域房价的长期结构模型, 通过误差项的 LM 检验结果质疑了波纹效应的存在, 而 Cook(2003) 通过引入不对称单位根检验方法, 结束了此前关于波纹效应是否存在的争端, 他认为过去否认波纹效应存在的文献, 是因其未考虑各区域房价动态调整过程的不对称性 因此, 英国房地产价格的波纹效应的存在性基本得到证实, 计量方法的使用也不断趋于严谨与完善 对于其他地区, 也有关于波纹效应的研究, 比如 Chien (2010) 和 Lee and Chien(2011) 考察了台湾地区房地产价格的波纹效应, 均证实了除去台北地区, 其他地区的房价存在长期协整关系, 弱外生性检验显示其中三个地区之间的房价波动存在单项因果关系 而对于波纹效应的产生机制, 相关文献并非常少, 结论也未能达成一致 Ashworth 和 Parker(1997) 研究的重点虽然不在于揭示波纹效应的机制, 但是他通过构建英国不同区域房价决定机制的方程, 考虑了人均收入 机会成本 ( 利率 ) 新开工住房几个因素作为自变量, 通过 JJ 协整估计, 对比不同区域各项系数的异同, 最后从每个区域的短期 ECM 方程中提取误差, 用 LM 检验看是否有相关性, 得出对波纹效应的质疑 真正对波纹效应解释机制的研究来自 Meen(1999) 的文献, 他总结了以往研究中对波纹效应的行为经济学解释, 归纳了四点原因 :(1) 人口迁移 ;(2) 财富转移 ( 实质或来自于人口迁移, 或来自于空间套利 ); 2 / 16
3 (3) 空间套利 ;(4) 区域房价决定因素的异质性 在此基础上,Meen(1999) 通过构建全国性房价结构方程和各个区域房价的结构方程, 其中考虑了利率 人均收入 失业率等因素, 并将二者差分, 使用 SUR 方法估计了各个差分方程的系数, 特别是观察全国性变量对于地区房价影响的差别, 得出结论认为波纹效应是内生的, 来自于区域房地产市场结构的差异, 而非区域间因素的溢出效应 其他关于波纹效应的研究包括 :Chien(2010) 研究外生政权变动等经济环境变化对于波纹效应的影响 ;Luo, Liu 和 David(2007) 的研究表明, 澳大利亚八个首府城市在房价的空间扩散上呈现 模式 ; 最近的一项研究,Holly 等 (2011) 考察了英国房价传播的时空间模式, 构建了房价的扩散模型与时空冲击响应方程, 结论认为伦敦为主导房价变化的中心城市, 房价波动对邻近区域存在扩散效应, 而伦敦房价受到纽约的直接影响, 而非较邻近的巴黎 国内研究文献国内研究区域房地产价格互动的文献相对国外起步较晚, 文献数量也不多, 主要从全国 区域等几个层面, 研究房价的区域联动关系, 对于联动效应的机制解释尚显不足 在全国层面, 王松涛等 (2008) 运用 波纹效应 理论实证分析了我国 5 个主要区域城市房屋价格之间的联动关系, 结果显示, 虽然各城市房价的短期波动存在较大差异, 但从长期观察其房价运行却存在着此涨彼落的稳定关系 此外, 核心城市房价的利好消息对区域内其他城市房价并无一致性影响 [1] 黄飞雪等 (2009) 针对中国城市房屋销售价格是否存在关联的问题, 综合运用协整检验 误差修正模型 向量误差修正模型 脉冲响应分析及方差分解等方法分析了自 1999 年 1 季度至 2008 年 3 季度间中国副省级以上城市房屋销售价格的关联 [2] 在区域层面研究, 位志宇等 (2007) 运用相关的研究方法, 结合长三角地区不同行政区域房价的月度数据, 对上海 江苏和浙江这三个省 ( 直辖市 ) 的房价及其关联性进行了分析和验证, 结果表明, 上海通过自身 累积效应 不仅带动了上海房价的上升, 而且产生了较大的 溢出效应, 带动了浙江和江苏房价的增长, 江苏对浙江房价也有较强的溢出效应, 而江苏和浙江对上海房价上涨的贡献度均相对较弱 [3] ; 位志宇 (2007) 在长三角区域层面上, 基于城市视角, 对上海 杭州和南京的房屋销售价格的动态一致性进行了验证, 继而分析了这三座城市房屋销售价格具有动态一致性的现实基础, 计量分析结果表明, 这三座城市的房屋销售价格在自身的累积效应和房价溢出效应作用下表现出很强的联动效应, 任一城市可以 3 / 16
4 依据其余两座城市房价的变动和贡献度来预估自己的房价走势, 同时表明区域内不同城市的房价变动具有生态共生性 [4] ; 陈章喜等 (2010) 从珠三角地区不同城市房价联动的现实基础出发, 运用相关的计量分析方法, 对珠三角典型城市广州 深圳和东莞 年房价的动态一致性及相互关联程度进行实证分析, 结果显示, 三个城市的房价变动有共同趋势, 在三个城市之间, 房价变动的关联程度有强弱之分 [5] ; 张淑莲等 (2011) 利用协整分析 Granger 因果关系检验 基于 VEC 模型的广义脉冲响应函数等方法对环渤海区域七城市房价变化的动态关系进行实证分析, 结果表明, 各城市房价之间存在长期稳定的均衡关系, 并具有明显的互动影响关系, 沈阳 北京和石家庄均对其他城市的房价变化有显著的引导作用 短期内各城市房价波动受自身影响强度较大, 具有较强的惯性 [6] 2.2 本文创新之处 总体来讲, 目前国内对房价的区域互动效应研究集中在地理临近的区域层面, 比如对环渤海 长三角和珠三角的研究都是建立在房价波动对相邻区域有影响的基础上 笔者目前尚未发现有文献针对同一等级城市之间的房价传递效应进行研究, 因此本文以一线城市为例, 在理论分析基础上, 提出房价波动等级扩散假说, 使用计量方法对五个一线城市 ( 包括准一线城市 ) 之间房价波动情况的关联性进行实证研究 3 研究方法与数据说明 3.1 研究方法 本文采用理论分析与实证研究结合的方法, 结合波纹效应 文化地理学中文化扩散理论和经济学中的 示范效应 对房价变动的区域传播现象进行理论分析, 在此基础上提出房地产价格波动等级扩散假说, 进而通过基于向量误差修正 (VEC) 模型的 Granger 因果检验和方差分解等计量方法, 对假说进行初步检验 3.2 数据说明 本文主要使用的北京市 (BJ) 上海市(SH) 天津市(TJ) 广州市(GZ) 和深圳市 (SZ) 五个一线城市 ( 其中, 天津市为准一线城市 ) 的房地产销售价格指数数据, 时间序列取 2002 年第四季度至 2010 年第四季度 数据来源为 WIND 数据库, 使用 Eviews5.0 软件进行计量分析 五个城市房地产销售价格的时间序列图如图 1 所示, 总体看来, 五个城市房地产销售价格的变动趋势非常接近 为了避免季节性因素的影响, 采用移动平均法去除季节趋势, 得 4 / 16
5 到下面五个序列 BJSA, SHSA, TJSA, GZSA 和 SZSA, 后面的计量分析均是基于去除趋势后 的序列进行分析 BJ SH TJ GZ SZ 图 1 五个一线城市房地产销售价格变动趋势 ( 资料来源 : 基于 Eviews5.0 软件作图 ) 4 理论分析 4.1 文化扩散理论与波纹效应 在文化地理学中, 将文化的空间传播现象分为扩展扩散和迁移扩散, 其中迁移扩散分为传染扩散 等级扩散和刺激扩散 [7] 如果将该理论与房价波动的空间传递现象联系起来, 可以认为 波纹效应 属于房价波动现象在空间上的传染扩散, 其特点为在房价传导模式在空间上的连续性, 意味着空间距离是影响房价波动传播的重要因素, 即远离房价波动 核心城市 地区受到核心地区房价波动辐射作用比临近地区要弱 4.2 房价波动的空间等级扩散假说 而笔者认为, 房地产价格波动的空间传播可能更接近于等级扩散的特点, 即在等级扩散中, 两个城市的邻近程度, 不仅仅取决于它们的空间距离的远近, 更取决于城市的总体经济实力 基础设施完备程度以及城市在区域组织中的地位的相似度 因此, 房价的等级扩散不是按地理邻近性 而是按城市等级进行扩散, 房价波动从 核心城市 向四周的扩展, 最先可能接受者的空间分布不具有连续性 举例来讲, 北京市房地产价格如果表现为增加变化趋 5 / 16
6 势, 那么最先受到影响的可能不是距离北京最近的廊坊市 保定市和张家口市, 甚至天津市, 而是同属于一线城市的上海市 广州市和深圳市 ; 然后再向准一线城市天津市 二线城市南 京 杭州 青岛 大连 宁波等传播, 继而再向三线城市, 四线城市扩散, 我们可以将此现 象称之为房价波动的空间等级扩散假说 笔者认为, 使用经济学理论中消费行为和投资行为的 示范效应 可以对该现象进行解 释 一些经济学家认为, 人们的消费行为不但受收入水平的影响, 而且受其他人 主要是 那些收入与其相近的人 消费行为的影响 [8] 将 示范效应 应用于房地产市场, 我们知 道, 房地产具有投资品和消费品的双重属性, 如果将住房视为投资品来进行考虑, 某一城市 购房者的投机性需求很容易受到经济发展相近 房地产市场发达程度相当的城市的房价波动 影响, 从而对本地区的房价波动做出预期, 由此表现出房价波动的空间等级扩散现象 5 实证分析与结果 在实证分析部分, 文章选取五个一线城市 ( 包括准一线城市 ) 房地产价格指数的时间序 列数据, 使用如下的计量方法进行分析, 从而对房地产价格波动的空间等级扩散现象进行初 步检验 5.1 序列平稳性检验 首先, 为了避免 伪回归, 需要对去除季节性趋势后的序列 BJSA, SHSA, TJSA, GZSA, SZSA 进行平稳性检验 这里选择 ADF 方法进行单位根检验, 对于检验类型的选择, 以时 间为自变量, 价格指数为因变量, 对各序列分别进行一元线性回归, 通过 t 检验结果判断斜 率和截距是否和零有显著性差距, 由此判断检验方程中是否包含常数项或者时间趋势项, 最 大滞后选择 lag=8, 根据施瓦茨准则 (Schwarz information criterion)sc 值选择出最佳的滞 后阶数 检验结果如表 1 所示 变量 检验类型 (C,T,L) ADF 检验值 表 1 序列平稳性检验 各显著性水平下的临界值 1% 5% 10% 检验结果 BJSA (1,0,1) 平稳 ** SHSA (1,0,1) 非平稳 TJSA (1,0,1) 平稳 *** GZSA (1,0,1) 非平稳 SZSA (1,0,1) 平稳 *** ΔBJSA (0,0,1) 平稳 *** ΔSHSA (0,0,0) 平稳 ** 6 / 16
7 ΔTJSA (0,0,1) 平稳 *** ΔGZSA (0,0,0) 平稳 ** ΔSZSA (0,0,2) 平稳 *** 注 : 表中 Δ 表示一阶差分 ; 检验形式 (C,T,L) 中的 C T L 分别表示单位根方程中所包 括的常数项 时间趋势项和滞后阶数 ; * ** *** 分别表示 10% 5% 1% 的 显著性水平 平稳性检验结果显示,SHSA 和 GZSA 序列非平稳, 而五个序列的差分序列均为平稳序 列, 即五个序列均为一阶单整序列 I(1) 5.2 协整检验 通过 ADF 平稳性检验, 我们发现五个一线城市的房地产价格指数序列不都是平稳序列, 但不平稳序列之间也可能存在长期的稳定关系, 因此, 引入协整的概念对两个变量的之间的 长期关系进行考察 协整关系的基本思想是, 如果两个或两个以上的时间序列变量是非平稳 的, 但他们的某种线性组合即表现出平稳性, 则这些变量之间存在长期的均衡关系 对于两 个以上时间序列变量, 最常用的方法是 Johansen 协整检验, 也被称为 JJ(Johansen-Juselius) 检验, 是由 Johansen 和 Juselius 共同出的在 VAR 模型基础上对回归系数进行协整检验的方 法 [9] 通过上一节的平稳性检验, 表明五个序列均为一阶单整序列, 满足协整检验条件, 因 此进行如下协整检验 滞后阶数选择 为了选择最优滞后阶数, 使用针对 VAR 模型的滞后阶数标准 (Lag Length Criteria) 进 行参数比较, 对于六个检验, 其中似然比对数 (LogL) 显示,Lag=3 时对应值最小, 表明 拟合效果最好, 其他五个参数检验,SC 检验显示 Lag=1 为最佳滞后阶数,LR 显示 Lag=2 为最佳滞后阶数, 其余三个参数 (FPE, AIC 和 HQ) 都表明,Lag=3 为最佳滞后阶数 因此, VAR 模型滞后阶数选择 Lag=3, 相应的 VEC 模型的滞后阶数选择 Lag=2 表 2 最优滞后阶数选择 Lag LogL LR FPE AIC SC HQ NA * * * * * 注 :* 表示根据标准选择的最佳滞后阶数 ( 每种检验均为 5% 显著性水平 ) LR(sequential modified LR test statistic) 修正序列的 LR 检验统计量 ; FPE( Final prediction error) 表示最终预测误差 ; AIC( Akaike information criterion) 表示赤池准则 ; SC(Schwarz information criterion) 表示施瓦茨准则 ; 7 / 16
8 HQ: 表示 Hannan-Quinn 准则 Johansen 协整检验在选择最优滞后阶数的基础上, 进行 Johansen 检验, 有五种情形 : 第一种, 原始数据序列没有确定趋势 (None), 协整方程没有截距项 ; 第二种, 原始数据序列没有确定趋势 (None), 协整方差有截距项 ; 第三种, 原始数据序列有确定的线性趋势 (Linear), 协整方程只有截距项 ; 第四种, 原始数据序列有确定的线性趋势 (Linear), 协整方程有确定的线性趋势 (Trend); 第五种, 原始序列有二次趋势, 协整方差只有线性趋势 根据对原始序列的拟合结果, 可以确定原始序列有线性趋势, 排除第一种和第二种情形 ; 对于第五种情形, 根据钟志威等 (2008), 由于所估计的模型含有二次趋势项, 已有知识还没有估计这种模型所需的极限理论, 此外二次趋势项的加入虽然能够很好地提高样本内的预测, 但对于样本外推预测却很有可能得出错误的结论, 因此在实践中很少用到第五种情形 [10] 因此, 下面通过建立协整方程的 Log likelihood 检验对比, 在三四两种情形下做出选择 表 3 五种情形下 Johansen 协整检验结果 原始数据序列 : 无趋势无趋势线性趋势线性趋势二次趋势 协整方程检验类型 无截距有截距项有截距项有截距项有截距项无趋势无趋势无趋势线性趋势线性趋势 迹 (Trace) 检验 最大特征值 (Max-Eig) 检验 注 : 基于 MacKinnon-Haug-Michelis (1999) 的临界值, 在 5% 显著性水平下的检验 协整方程 1 表 4 两种方法建立协整方程的 Log likelihood 检验对比 原始数据序列线性趋势线性趋势 协整方程检验类型 有截距项 无趋势 有截距项 线性趋势 对数似然比 (Log likelihood) 根据四个协整方程的对数似然比的对比 ( 如表 4 所示 ), 发现第四种情形拟合的协整方 程效果较好, 因此下面基于第四种情形进行协整关系检验 表 5 非约束协整关系的特征根 (Trace) 检验 协整方程数量假设 (Hypothesized No. of CE(s)) 特征值 (Eigenvalue) 迹统计量 (Trace Statistic) 5% 水平下的临界值 P 值 ** 8 / 16
9 不存在协整关系 * 最多存在 1 个协整关系 * 最多存在 2 个协整关系 * 最多存在 3 个协整关系 最多存在 4 个协整关系 注 : * 表示在 0.05 显著性水平下拒绝假设 ;**MacKinnon-Haug-Michelis (1999) p-values 协整方程数量假设 (Hypothesized No. of CE(s)) 表 6 非约束协整关系的最大特征值检验结果 特征值 (Eigenvalue) 最大特征值统计量 (Max-Eigen Statistic) 5% 水平下的 临界值 不存在协整关系 * 接影响, 二是长期均衡关系的调整, 表明在北京房价波动偏离长期均衡时, 将在 t-1 期以 9 / 16 P 值 ** 最多存在 1 个协整关系 * 最多存在 2 个协整关系 * 最多存在 3 个协整关系 * 最多存在 4 个协整关系 注 : * 表示在 0.05 显著性水平下拒绝假设 ;**MacKinnon-Haug-Michelis (1999) p-values 协整关系检验结果显示 ( 表 5 表 6), 迹统计量在 5% 的置信水平上拒绝了协整个数最 多为 3 的原假设, 最大特征值统计量在 1% 的置信水平上拒绝了协整个数为 4 的假设, 表明 五个变量之间至少存在 3 个协整关系, 即五个城市的房价之间确实保持着长期稳定的均衡关 系 5.3 基于 VEC 模型的 Granger 因果检验 建立 VEC 模型 向量误差修正模 (VEC) 模型是带有协整约束的向量自回归 (VAR) 模型 根据张大维 (2010), 只有在变量间存在协整关系时才可以构建 VEC 模型, 多用于具有协整关系的非平 稳时间序列建模 [9] 建立 VEC 模型需要对协整关系进行设定, 对协整关系个数的设定, 根据上一节, 选择 3 个协整关系, 对于协整方程的类型的选择, 根据 Johansen 协整检验节检验结果选 择第四种, 原始数据序列有确定的线性趋势 (Linear), 协整方程有确定的线性趋势 (Trend) 这里使用 VEC 建模结果的检验参数, 对其进行进一步验证, 如表 7 所示, 基于第四种协整 方程的各项参数拟合效果最好 建立 VEC 方程如表 8 所示 误差修正模型显示, 以被解释变量 BJSA 为例, 北京房价的波动由两部分引起, 一部分 由北京 上海 天津 广州和深圳的一阶滞后和二阶滞后的差分项对北京房价短期波动的直
10 (-0.406) 的调整力度将非均衡状态拉回均衡状态, 但对于 t-2 期, 误差修正项的系数为正, 说明序列如果在 t-2 期的短期波动偏离长期均衡, 那么不存在相应的机制将其拉回均衡状态, 不存在误差修正机制, 系统处于非稳定状态 表 7 两种方法建立 VEC 模型对比 原始数据序列线性趋势线性趋势 协整方程检验类型 有截距项 有截距项 无趋势 线性趋势 Determinant resid covariance (dof adj.) Determinant resid covariance Log likelihood Akaike information criterion Schwarz criterion 表 8 VEC 模型 误差修正 D(BJSA) D(SHSA) D(TJSA) D(GZSA) D(SZSA) CointEq [ ] [ ] [ ] [ ] [ ] CointEq [ ] [ ] [ ] [ ] [ ] D(BJSA(-1)) [ ] [ ] [ ] [ ] [ ] D(BJSA(-2)) [ ] [ ] [ ] [ ] [ ] D(SHSA(-1)) [ ] [ ] [ ] [ ] [ ] D(SHSA(-2)) [ ] [ ] [ ] [ ] [ ] D(TJSA(-1)) [ ] [ ] [ ] [ ] [ ] D(TJSA(-2)) [ ] [ ] [ ] [ ] [ ] 10 / 16
11 D(GZSA(-1)) D(GZSA(-2)) D(SZSA(-1)) D(SZSA(-2)) C [ ] [ ] [ ] [ ] [ ] [ ] [ ] [ ] [ ] [ ] [ ] [ ] [ ] [ ] [ ] [ ] [ ] [ ] [ ] [ ] [ ] [ ] [ ] [ ] [ ] R-squared Adj. R-squared Sum sq. resids S.E. equation F-statistic Log likelihood Akaike AIC Schwarz SC Mean dependent S.D. dependent Determinant resid covariance (dof adj.) Determinant resid covariance Log likelihood Akaike information criterion Schwarz criterion 注 :1 ( ) 内为标准位差, [ ] 为 t 统计量 ;2CointEq1 CointEq2, 表示误差修正项 ;3D( ) 表示差分项 基于 VEC 模型的 Granger 因果检验 协整关系检验结果虽然显示了北京 上海 天津 广州和深圳五个一线城市的房价变动 存在共同趋势, 但这仅仅是从整体层面来分析的, 至于五个地区的房价相互之间的关系如何, 是否存在因果关系, 则需要进一步分析 本文采用了基于 VEC 模型的格兰杰 (Granger) 因果关系检验法进行检验, 检验结果如 表 9 所示, 将因果关系绘制如图 2 所示 结果显示, 北京市房价波动对上海 广州和深圳 一线城市的房价波动均有显著的单向因果关系, 即北京市房价波动会引起上海市 广州市和 深圳市房价的波动, 因此我们可以将北京市确定为一线城市房地产市场中处于重要地位的 11 / 16
12 核心城市 ; 天津市 广州市和深圳市的房价波动对上海市房价波动也存在显著的单向因 果关系 ; 而两临近区域 广州市和深圳市之间, 北京市和天津市之间的房价波动均不存在 显著的双向因果关系 表 9 一线城市之间 Granger 因果关系检验 原假设 卡方值 自由度 检验结果 SHSA 不是 BJSA 的原因 不能拒绝 TJSA 不是 BJSA 的原因 不能拒绝 GZSA 不是 BJSA 的原因 不能拒绝 SZSA 不是 BJSA 的原因 不能拒绝 BJSA 不是 SHSA 的原因 拒绝 *** TJSA 不是 SHSA 的原因 拒绝 *** GZSA 不是 SHSA 的原因 拒绝 *** SZSA 不是 SHSA 的原因 拒绝 *** BJSA 不是 TJSA 的原因 不能拒绝 SHSA 不是 TJSA 的原因 不能拒绝 GZSA 不是 TJSA 的原因 不能拒绝 SZSA 不是 TJSA 的原因 不能拒绝 BJSA 不是 GZSA 的原因 拒绝 ** SHSA 不是 GZSA 的原因 不能拒绝 TJSA 不是 GZSA 的原因 不能拒绝 SZSA 不是 GZSA 的原因 不能拒绝 BJSA 不是 SZSA 的原因 拒绝 ** SHSA 不是 SZSA 的原因 不能拒绝 TJSA 不是 SZSA 的原因 不能拒绝 GZSA 不是 SZSA 的原因 不能拒绝 注 : ** *** 分别表示 5% 1% 的显著性水平 图 2 一线城市房价波动传导路径图 ( 资料来源 : 笔者自绘 ) 注 : 图中 表示房价波动影响因果关系, 如北京市房价波动是上海市房价波动的原因, 而反 12 / 16
13 之不然 5.4 方差分解 Johansen 协整检验可以说明不同地区的房价是否存在协整关系,Granger 因果关系可以说明城市之间房价波动的因果关系, 但却都不能证明这五个城市相互之间房价的影响程度如何 因此, 有必要对五个城市的房价做进一步分析, 以确定哪个城市的房价变动对这个地区的房价走势的影响力最强以及五个城市的房价之间相互作用程度, 本文根据 VEC 模型进行方差分解分析, 将五个城市的房价分别表述成该城市与其它四个城市的房价指数线性函数 方差分解结果如图 3 所示 根据房价波动最后的稳定状态, 将房价的波动期分成 10 期, 并且依据五个城市对自身以及对其它四个一线城市房价变动的贡献程度, 从内部的累积效应和外部的溢出效应两个角度进行分析 内部累积效应上海市和深圳市房价的波动受到自身影响比较大, 上海市房价贡献度主要受自身影响, 在第一期达到 90%, 之后也逐渐下降,5 期以后基本保持稳定, 贡献度下降到 50% 的水平 ; 深圳市房价波动第一期自身贡献度约为 50%, 后期变化不明显, 经过缓慢上下波动之后, 10 期时的贡献度仍处于约 50% 的水平 北京市和天津市过去房价对未来房价贡献度变化比较相像, 都是第一期自身贡献率高, 而后迅速下降至 10% 或以下 对于广州市来讲, 自身贡献度也不是很高, 初期只有 30% 左右, 经过 2 期的突然上升 ( 达到 40% 左右的水平 ), 而后下降, 到 10 期下降到 20% 的水平 外部溢出效应对于北京市房价波动贡献率情况看, 天津市和上海市的贡献率均很低, 均处于 5% 左右的水平, 随着滞后期增加, 贡献度变化也不大, 反而南方的两个中心城市广州和深圳对北京房价的贡献, 由第一期零贡献, 迅速在 4-5 期内上升, 并分别维持在 40% 和 50% 的水平上 对于上海市房价, 如上面分析所述, 影响主要为自身内部积累效应, 其他城市房价波动对上海市房价波动影响有限 天津市房价变动初期主要为自身影响, 但是后期自身影响显著下降, 北京市房价影响的作用逐渐上升, 深圳市的影响也有所上升, 二者贡献均达到 40% 左右水平 深圳市房价主要受自身影响, 广州影响次之, 其他三个城市对其房价波动贡献水平较低, 且方差贡献随滞后期增加, 波动不大 对于广州市来讲, 自身和其他城市的贡献度份额比较均衡 13 / 16
14 100 Variance Decomposition of BJSA 100 Variance Decomposition of SHSA BJSA SHSA TJSA GZSA SZSA BJSA SHSA TJSA GZSA SZSA 70 Variance Decomposition of TJSA 50 Variance Decomposition of GZSA BJSA SHSA TJSA GZSA SZSA BJSA SHSA TJSA GZSA SZSA 70 Variance Decomposition of SZSA BJSA SHSA TJSA GZSA SZSA 6 结论与讨论 6.1 主要结论 图 3 一线城市的方差分解 ( 资料来源 : 基于 Eviews5.0 软件作图 ) 本文以我国一线城市房地产价格为例, 通过理论分析和实证研究, 得出以下主要结论 14 / 16
15 第一, 笔者结合文化扩散理论和经济学中的示范效应, 提出并初步解释房地产价格波动的空间等级扩散假说, 并通过实证分析初步证明我国一线城市房地产价格空间等级扩散规律的存在 第二, 基于向量误差修正 (VEC) 模型的 Granger 因果检验结果表明, 北京市房价波动对上海 广州和深圳一线城市的房价波动均有显著的单向因果关系, 而两临近区域 广州市和深圳市之间, 北京市和天津市之间的房价波动均不存在显著的双向因果关系 第三, 方差分解结果显示, 对于北京市房价波动, 天津市和上海市的贡献率均很低, 反而南方的两个中心城市广州和深圳对北京房价的贡献相对较高 ; 上海市和深圳市的房价波动影响, 主要来自身内部积累效应 天津市房价变动初期主要为自身影响, 但是后期自身影响显著下降, 北京市房价影响的作用逐渐上升 广州市房价波动, 自身和其他城市的贡献度份额比较均衡 6.2 讨论 本研究存在如下待改进之处 : 第一, 本文的主要目的在于以一线城市为例, 初步揭示房价波动在空间上等级扩散现象的存在性, 而对于该现象机制, 并非本文研究重点, 文章第四节仅从经济直觉上提出一些不成熟的见解 对于房价空间扩散机制是否存在, 机理如何, 还有待于未来通过构建区域房价影响因素的方程加以深入研究 第二, 在实证检验部分, 还可过半生命周期检验, 城市中心测算等方法进一步考察房价空间传播究竟是遵循波纹效应还是等级传播的规律, 对与房价波动在同一等级和不同等级之间传播进行对比分析与深入研究 ; 参考文献 [1] 王松涛, 杨赞, 刘洪玉. 我国区域市场城市房价互动关系的实证研究. 财经问题研究, 2008(06). [2] 黄飞雪, 周筠, 李志洁等. 基于协整和向量误差修正模型的中国主要城市房价的联动效应研究. 中大管理研究,2009(02). [3] 位志宇, 杨忠直. 长三角房价走势的趋同性研究. 南京师大学报 ( 社会科学版 ),2007(03). [4] 位志宇, 杨忠直. 长三角房价变化的生态共生性研究 基于上海 杭州和南京的实证. 当代经济管理,2007(02). [5] 陈章喜, 黄准. 珠三角经济区房地产价格互动关系研究 以广州 深圳 东莞为例. 南方 15 / 16
16 金融,2010(04). [6] 张淑莲, 张红兵, 王琴. 环渤海区域房地产价格波动传递机制的实证研究. 河北大学学报 ( 哲学社会科学版 ),2011(03). [7] 王恩涌等. 人文地理学. 北京 : 高等教育出版社,2000. [8] 高鸿业等. 西方经济学 : 宏观部分 ( 第 4 版 ). 北京 : 中国人民大学出版社,2007. [9] 张大维等. EViews 数据统计与分析教程. 北京 : 清华大学出版社,2010. [10] 钟志威, 雷钦礼. Johansen 和 Juselius 协整检验应注意的几个问题. 统计与信息论坛,2008(10). [11] MacDonald, R. and Taylor, M. (1993) Regional house prices in Britain: long-run relationships and short-run dynamics, Scottish Journal of Political Economy, 40, pp [12] Meen, G. (1999) Regionalhouse prices and the ripple effect: a new interpretation, Housing Studies, 14, [13]Holmes, M. J. and Grimes, A. (2008) Is there long-run convergence among regional house prices in the UK?, Urban Studies, 45(8), pp [14] Cook, S. (2005) Regional house price behaviour in the UK: application of a joint testing procedure, Physica A, 345, pp [15] Holmes, M. J. (2007) How convergence are regional house prices in the United Kingdom? Some new evidence from panel data unit root testing, Journal of Economic and Social Research, 9 (1), 1 17 [16] John Ashworth, Simon C. Parker. Modeling regional house prices in the UK[J].Scottish Journal of Political Economy, 1997, 44(3): [17] Cook, S. (2003) The convergence of regional house prices in the UK, Urban Studies, 40(11), pp [18] Chien, M. S. (2010) Structural breaks and the convergence of regional house prices, Journal of Real Estate Finance and Economics, 40(1), pp [19]Chen Pei-Fen; Chien Mei-Se; Lee Chien-Chiang.(2011),Dynamic modeling of regional house price diffusion in Taiwan, Journal of Housing Economics,20(4), [20] LUO Zhenqiang,Chunlu LIU and David Picken. (2007) Housing price diffusion pattern of Australia's state capital cities[j].international Journal of Strategic Property Management, 11(4): [21] Sean Holly, M. Hashem Pesaran and Takashi Yamagata(2011). The spatial and temporal diffusion of house price. [J].Journal of Urban Economics, 69(1): / 16
张成思 本文运用向量系统下的协整分析方法 针对 年不同生产和消 费阶段的上中下游价格的动态传导特征以及货币因素对不同价格的驱动机制进行分析 研究结果表明 我国上中下游价格存在长期均衡关系 并且上中游价格对下游价格具有显 著动态传递效应 而下游价格对中游价格以及中游价格对上游价格分别存在反向传导的 倒逼机制 另外 货币因素对上游价格的动态驱动效果最为显著 但并没有直接作用于下 游价格 因此 虽然货币政策的现时变化可能在一段时间内不会直接反映在下游居民消费价格的变化上
况伟大 本文在住房存量调整模型基础上 考察了预期和投机对房价影响 理性预 期模型表明 理性预期房价越高 投机越盛 房价波动越大 适应性预期模型表明 当消费 性需求占主导时 上期房价越高 房价波动越小 当投机性需求占主导时 上期房价越高 房价波动越大 本文对中国 个大中城市 年数据的实证结果表明 预期及 其投机对中国城市房价波动都具有较强的解释力 研究发现 经济基本面对房价波动影 响大于预期和投机 但这并不意味着个别城市房价变动不是由预期和投机决定的
(156) / Spurious Regression Unit Root Test Cointergration TestVector Error Correction Model Granger / /
(155) * ** / / / / 1973 ~1974 1979 ~1980 1987 ~1989 * ** (156) 1990 2004 1997 1996 1980 / Spurious Regression Unit Root Test Cointergration TestVector Error Correction Model Granger / / (157) Hedonic Price
<4D F736F F D203134A1A1B3C2CFDCA1A1A1A1A3A8BBC6A3A92E646F63>
( ) 2016 4 17 2 Journal of Hunan Agricultural University (Social Sciences), Apr. 2016, 17(2):086 091 DOI: 10.13331/j.cnki.jhau(ss).2016.02.014 国际现货白银价格波动的影响因素研究 陈宪, 张腾, 陈勇 ( 410083) 摘要 2008 1 2014 12 1
, ( ) :,, :,, ( )., ( ) ' ( ),, :,,, :,, ;,,,,,, :,,,, :( ) ;( ) ;( ),,.,,,,,, ( ), %,. %,, ( ),,. %;,
:?? * 张军高远傅勇张弘 : 本文在中国的政治经济体制的框架内解释了改革以来, 尤其是上世纪 年代以来中国在建设和改善物质基础设施上所取得的显著成就 文章依据现有的文献和 省级面板数据, 不仅度量了改革以来中国的基础设施的存量变化和地区差距, 而且运用 方法检验了可解释基础设施投资支出变动模式的重要变量 本文发现, 在控制了经 济发展水平 金融深化改革以及其他因素之后, 地方政府之间在 招商引资
1970 Roulac (1996) (shock) (structure change) Barras and Ferguson (1985) Barras (1994) (1990) (1996) (1997) 1
1970 Roulac (1996) (shock) (structure change) Barras and Ferguson (1985) Barras (1994) (1990) (1996) (1997) 1 (1998) 1990 (Unit Root Test) (Cointegration) (Error Correction Model) 1 (1996) 2 (1990) 2 Barras
经济 文化上都存在的密切的关系, 但目前关于京津冀地区房地产市场的研究较少 本论文正是基于此对三地住宅市场进行了实证分析, 参考国外的相关研究思路, 主要讨论以下三个问题 :1) 京津冀三地在地理上相近, 可看作是一个区域住房市场, 从长期看房价是否具有趋同性 ;2) 北京作为京津冀地区最大的中心城
区域中心城市的房价联动性研究 以京津冀都市圈为例 侯懿珊, 冯长春 ( 北京大学不动产研究鉴定中心, 北京 100871) 摘要 : 本文从人文地理空间结构和区域一体化的视角出发, 以区域中心城市为区域内经济联系的主要节点, 研究其房价的内在联系和交互作用 首先选取京津冀都市圈为研究区域, 北京 天津和石家庄为拟研究的中心城市, 接着对其房屋销售价格的动态一致性进行测度, 最后验证这三座城市的房价在自身的累积效应和房价溢出效应作用下表现出一定的联动效应并分析了这三座城市房价共生变化的现实基础
浙江大学学报 人文社会科学版 ６４ 图２ 第 ４３ 卷 ２００５ 年 １ 月至 ２０１０ 年 １２ 月北京市及其各城区实际住房价格 房价的增长速度远远超过租金增长速度 表明 ２００５ ２０１０ 年北京房价的上涨有脱离经济基本 面的迹象 ２００５ ２０１０ 年 实际租金增长平缓 各区实际租金的增长率在 ３２ ６８ 之间 北京市 实际租金的增长率为 ３９ 相比之下 实际住房价格上涨非常明显 各区实际房价的增长率在
492 西安理工大学学报 (2011) 第 27 卷第 4 期 1 研究方法 首先, 利用向量自回归模型 (VAR) 建立国际原油期货价格和现货价格的动态关系模型, 为 : FP t =C 1 + p β i FP t-i + p η i SP t-i +μ 1t (1) SP t =C 2 + p
. 西安理工大学学报 JournalofXi anuniversityoftechnology(2011)vol.27no.4 491 文章编号 :1006 4710(2011)04 0491 05 国际原油期货价格与现货价格动态关系研究 基于 WTI 原油实证检验 扈文秀, 姚小剑 ( 西安理工大学经济与管理学院, 陕西西安 710054) 摘要 : 从期货价格与现货价格的动态关系入手, 借助协整检验
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300 (ADF) (VEM) 300 2006 9 5 A50 2006 9 8 CFFEX 10 30 300 300 2007 1 19 6 3 300 300 Kawaller Koch(1987) S&P 500 S&P 500 20~45 1 Stoll Whaley(1990) ARMA 2 3 S&P 500 MMI S&P 500 MMI 5 Abhyankar(1995) FTSE
歯WP02-12-부속물.PDF
KIEP Working Paper 02-12 Has Trade Intensity in ASEAN+3 Really Increased? Evidence from a Gravity Analysis Has Trade Intensity in ASEAN+3 Really Increased? Evidence from a Gravity Analysis Heungchong KIM
贸易一体化与生产非一体化
贸易一体化与生产非一体化 基于经济全球化两个重要假说的实证研究 刘志彪 吴福象 改革开放以来 中国贸易一体化水平持续上升 对此虽然可以利用引力模型加以说明 但其解释力是有限的 本文在对世界范围内的贸易一体化进行统计描述和计量检验的基础上 对包括中国在内的东亚经济体的贸易竞争状况进行了结构分析 结果表明 经济体之间的相似程度越高 贸易量越大 贸易一体化程度也越高 通过各种因素的传导 经济体的出口竞争能力增强
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1 OLCON CARPO(CARSE) GDP OLPRI OLPRO ENS CARPO does not Granger Cause OLCON 11.1111 0038 OLCON does not Granger Cause CARPO 0.28250 0.75637 GDP does not Granger Cause OLCON 14.2825 8.2E-05 OLCON does not
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Co-integration and VECM Yi-Nung Yang CYCU, Taiwan May, 2012 不 列 1 Learning objectives Integrated variables Co-integration Vector Error correction model (VECM) Engle-Granger 2-step co-integration test Johansen
目录 引言...3 铜价与中国采购经理人指数的实证分析...3 铜价与美国采购经理人指数的实证分析... 7 结论 免责申明...12 图表目录 图表 1: 中国 PMI 指数与铜的相关性...3 图表 2: 中国 PMI 指数与铜价平稳性检验...4 图表 3: 中国 PMI 指数与铜
铜专题系列报告 (1) 2010 年 08 月 16 日 采购经理人指数与铜价关系 制作 : 王宁电话 :021-33313585 邮箱 :wangning@xiangyu.cn 制作 : 吕爱红电话 :021-33313575 邮箱 :lahong@xiangyu.cn 我们对变量进行相关性检验, 探寻建模的方法, 通过测试结果分析 PMI 和 ISM 与铜价之间的均衡关系 中国 PMI 指数,
中国矿业大学 徐州 本文根据徐州市在 年的 与货运量的数据 实证分析了徐州物流业与经济 增长之间的数量依存关系 并定量测算了物流业对经济增长的贡献 研究结果表明 从总体上看 徐州物 流业对经济增长有明显的促进作用 同时 物流业对城市经济增长也具有不同的阶段特征 年 徐州城市经济增长速度快于物流业发展速度 物流业的发展拉动了经济的增长 年 徐州 城市经济增长速度慢于物流业发展速度 物流对经济的拉动作用不够明显
22 Journal of Taiwan Land Research Vol. 10, No.2 pp. 1~22 * ** 摘 要 ARCH GARCH Markov-Switch-ARCH SWARCH ARCH-M *
22 Journal of Taiwan Land Research Vol. 10, No.2 pp. 1~22 * ** 0 0 0 20 摘 要 ARCH GARCH Markov-Switch-ARCH SWARCH ARCH-M * E-mail: trista2@mail.stut.edu.tw ** E-mail: mcchen@finance.nsysu.edu.tw Housing
见图 二 社会主义改造时期 图
河北师范大学学报 蒋纯焦 通过采用计量研究 比较研究的方法 对 年以来中国东中西部高等教育区域差异的变迁作系统的梳理与分析 探讨形成和影响高等教育的区域差异的原因 揭示高等教育区域差异与社会变迁区域差异之间的互动关系 从而建立地方社会发展与高等教育发展之间的良性互动 实行区域推进策略 这是中国高等教育发展的应然选择 当代中国 东中西部 高等教育 区域差异 实证研究 一 建国初期 见图 见图 二 社会主义改造时期
35期
中国农学通报 2017,33(35):149-154 Chinese Agricultural Science Bulletin 中国人均水产品消费量与人均 GDP 动态关系研究 岳冬冬 1, 李利冬 2 2, 于航盛 ( 1 中国水产科学研究院东海水产研究所 / 农业部远洋与极地渔业创新重点实验室, 上海 200090; 2 全国水产技术推广总站, 中国水产学会, 北京 100125) 摘要 :
二 政策利率与市场利率关系的文献综述
央票发行利率与央票市场利率双向互动关系研究 郑振龙 莫天瑜 本文基于利率期限结构的主成分分析结果 通过构建回归方程的方法 针 对上一轮经济周期中的升息期和受金融危机影响的降息期 实证研究了央票发行利率与央票市场利率间双向关系的周内效应 结果表明 在经济正常波动时期 央票发行利率并 未直接引导市场利率 而是借由市场预期引导市场利率走势 央票发行利率的公布不对市 场利率造成影响 在金融危机时期 央行货币政策出乎市场预期
CPI Krugman 1986 Dornbush 1987 Mark - up Pricing - to - Market Obstfeld and Rogoff 1995 Dornbush 1987 Redux NOEM 2008 NOEM CPI Tayl
2013 8 CPI * Taylor 2000 NOEM 1998 1 2012 4 CPI CPI 1998 2002 2003 2012 4 CPI JEL E52 F31 F064. 1 A 1000-6249 2013 08-045 - 12 2001 11 WTO 2008 2005 7 Exchange Rate Pass - through into Prices - * E - mail
HP Hodrick and Prescott 980 BK Baxter and King 999 CF Christiano and Fitzgerald 2003 Harvey 989 Harvey and Shephard Chen et
202 5 World Economic Papers October, 202 * 99 993 200 2 20 90 2 200 998 20 80 992 993 2 998 2003 20 90 * E-mail chenyingnan@ tsinghua. edu. cn 0 305 00084 E-mail pro. chenjian@ 263. net 200 09&ZD042 2CJY029
多元回归 2 时间序列 3 考题分析 2
Professional Accouning Educaion Provided by Academy of Professional Accouning (APA) 期货从业知识讲解 期货及衍生品分析与应用 第三章金融统计与计量方法 第八讲 多元回归与时间序列 讲师 :LpingLee ACCAspace 中国 ACCA 国际注册会计师教育平台 Copyrigh ACCAspace.com 多元回归
第 3 期 冯套柱等 : 基于产业结构视角的人民币实际有效汇率对 FDI 的影响 引言人民币汇率制度最初是 以市场供求为基础, 有管理的, 单一的浮动汇率制度 自 2001 年中国正式加入世贸组织后, 我国经济进一步与世界经济融合, 单一的汇率制度不能反映经济的快速发展, 并且在某种程度
第 34 卷 第 3 期 20 年 05 月 西安科技大学学报 JOURNALOFXI ANUNIVERSITYOFSCIENCEANDTECHNOLOGY Vol.34 No3 May20 文章编号 :1672-9315(20)03-0356-06 基于产业结构视角的人民币 实际有效汇率对 FDI 的影响二 冯套柱, 黎 靖 ( 西安科技大学管理学院, 陕西西安 710054) 摘要 : 中国共产党十八届三中全会在
摘 要 本 篇 文 章 主 要 是 利 用 1979 年 至 2014 年 台 灣 年 數 據 的 資 料, 檢 視 油 價 對 於 匯 率 的 影 響, 所 採 用 的 檢 定 模 型 為 : 單 根 Johansen 共 整 合 及 VECM 向 量 誤 差 修 正 模 型 而 共 整 合 模
探 討 油 價 和 匯 率 波 動 間 的 影 響 : 以 台 灣 為 例 陳 宣 蓁 中 原 大 學 國 際 經 營 與 貿 易 學 系 關 鍵 字 : 油 價 匯 率 波 動 Johansen Co-integration VECM JEL 分 類 代 號 : C32 F41 O24 * 聯 繫 作 者 : 陳 宣 蓁, 中 原 大 學 國 際 經 營 與 貿 易 研 究 所, 中 北 路 200
证券市场导报 理论综合 ~ ~ ~ ~ ~ ~
引言 证券市场导报 证券市场导报 理论综合 ~ ~ ~ ~ ~ ~ 证券市场导报 理论综合 ~ ~ 研究设计 ~ AR k CAR k AR k R k r k CAR k k k ARk j=1 r k R k CR k R i,k =1n(P i,k ) 1n(P i,k 1) CR i,k = k k Ri,k j=1 P i,k k P i,0 N r i,k CR i,k =α+β 1 Event
;, [3],, ( 一 ) 研究范围 [4],, [5],, ; ; ;,,,,, 107 ( 1 ),, , ( 二 ) 评价指标, [7],,, [6] :(1), ; (2),,, (3), ; 13 ( 2 ), (4)
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2013 年 6 月第 29 卷第 3 期 教育科学 EducationScience Jun,2013 Vol.29 No.3 * 107 2000 2010 1, 2, 2 (1. 西北大学公共管理学院, 陕西西安 710127;2. 南京农业大学公共管理学院, 江苏南京 210095) 通过构建衡量指标体系, 采用因子分析 相关分析 聚类分析和象限分析等 研究方法, 使用 2000 年和 2010
标题
第 58 卷第 1 期 2018 年 1 月 大连理工大学学报 JournalofDalianUniversityofTechnology Vol.58, No.1 Jan.2 0 1 8 文章编号 :1000-8608(2018)01-0092-07 基于结构关系识别的中国汽车销量预测 高俊杰 *1, 谢亚南 1, 顾丰 1, 于晗 2 (1. 大连理工大学汽车工程学院, 辽宁大连 116024;
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土壤 (Soils), 2014, 46(2): 373 378 1 基于地物驱动要素的住宅地价空间模拟研究 以南京市为例 1, 2, 3 (1 410128 2 210095 3 210098) GIS F301.4 [1] Bruechner [2] Capozza Sick [3] 20 90 [4 6] [7 9] GIS 1 1.1 GIS [10] [11] (12QN57) (09&ZD046)
;,, ( ),,,,, ;,,,, (2006) 6, :,,,, OPEC, 10,, 30 %, 9 Π,,12 Π 20 80,, ( 5 Π ), Π, 10 Π, (2003),,, ( ) 100,, (, ) 5,, 10,,, (, 2005), (
: 3 :, :,,, : GARCH,,,,,, (,2003),,, (,2007),, Lynch (2002), ; Sharma (1998), GED GARCH GARCH ;Hamilton (2000) GDP, (,, 2004 ;,2003 ;,2006 ;,2006 ;,2005),, (2003) ARCH ; (2005) GARCH Granger ; (2007),,,,,
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徐二明 陈 茵 以企业资源基础理论为基础 从企业吸收能力这一概念入手 剖析企业吸收能力与企业竞争优势的关系 研究组织管理机制对企业吸收能力构建和发展的影响 依据吸收能力经典文献对吸收能力的前因进行重新梳理和归类 对现有文献中各种思路有一定的整理和明示作用 通过研究两种吸收能力的 类影响因素 辨识出中国企业在吸收能力培养和发展方面的优势和弱势 通过实证方法全面衡量和验证潜在吸收能力与实际吸收能力两者之间以及两能力与企业竞争优势的关系
基于动态计量模型的股票市场预测与实证分析
基于动态计量模型的股票市场预测与实证分析 尹振涛 ( 青岛大学经济学 2 级金融学研究生 ) 内容摘要本文研究了沪深指数与宏观经济指标变化之间的协整关系及格兰杰因果关系, 并对比分析了普通多元回归分析在股票市场预测方面的不足 结果表明 999 年 月到 2 年 2 月这段时间内, 沪深指数对财政支出 工业增加值 出口 物价指数的变化是敏感的, 但同狭义货币供应量 固定资产投资作用不显著 关键词协整格兰杰因果检验股票指数宏观经济指标
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Granger Granger Granger M1 ECM M1 M1 20 90 1 2005 2004 10 12 7 2004 11 10 2004 11 17 Vasicek(1977) Dothan (1978) Courtadon (1982) Cox Ingersoll and Ross (1985) Chan Karolyi Longstaff and Sanders (1992)
第97期封面
论市场流动性对股指期货定价权之影响 以股灾前后的沪深 300 与 A50 股指期货定价关系为例 Influences of Market Liquidity on the Pricing Right of Stock Index Futures A Case Study of Pricing Correlationship between CSI300 and A50 Index Futures around
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36 2 2012 3 Vol. 36 No. 2 March 2012 71 Population Research 2008 130062 2010 100191 Spatial Econometric Research on Regional Spillover and Distribution Difference of Population Aging in China Zhao Ruyu
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张海峰 姚先国 张俊森 借鉴 的有效教育概念 本文利用 年间的中国省级面板数据估计了平均教育年限 教育数量 和平均师生比率 教育质量 对地区 劳动生产率的影响 本文的实证分析结果表明 以师生比率衡量的教育质量对劳动生产 率有显著且稳健的正效应 在均值处师生比率每上升一个标准差 有助于提高地区劳动生产率约 教育数量对劳动生产率的影响大小部分取决于教育质量的高低 教育质量越高教育数量对劳动生产率的促进效应越大
China s family planning policy. Keywords family planning policy types of fertility policy fertility behavior sex preference Bongaarts 5 119
2014 4 205 POPULATION & ECONOMICS No. 4 2014 Tot. No. 205 计划生育理论与实践 陈卫 1 2, 靳永爱 1. 100872 2. 100872 : 本文在微观视角上考察中国计划生育政策的执行情况, 分析违反政策生育行为发生 的水平和影响因素根据 2005 年全国 1% 抽样调查数据计算,1990 年以来违反政策生育的 比例为 18. 95%,
Alexander & Wyeth Dercon 1995 ECM - Johansen Goodwin 1992 VEC Asche 1999 Gonzalez 2001 ECM Goodwin
2012 3 * 0. 20 0. 36 0. 05 2006 2010 1. 46 / 2. 14 / 2. 93 / 4. 41 / 1. 27 / 2. 12 / 47% 50% 67% 2006 1 3. 48 / 2010 11 5. 84 / 68% 1 2010 CPI 70% 2006 2006 1 106. 06 2008 6 188. 02 77. 3% 2010 11 173.
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国内外天然橡胶期货市场价格互动关系的实证研究 葛婷婷东南大学, 南京 (211189) E-mail: getingting1984@163.com 摘要 : 期货市场作为金融市场的一部分, 对国民经济的发展有着重要的影响 本文借助单位根检验 协整检验 格兰杰因果关系检验 方差分解和脉冲响应函数等方法来研究上海期货交易所与东京商品交易所天然橡胶期货时间序列的价格互动关系 结果显示 : 两个市场天然橡胶期货价格之间存在着协整关系和相互引导的关系,
26 戴淑庚许俊 : 我国股票市场财富效应研究 我国股票市场财富效应研究 基于消费者信心与广义虚拟经济的视角 戴淑庚许俊 ( 厦门大学经济学院福建厦门 ) 摘要 : 本文从消费者信心与广义虚拟经济的视角剖析了股票市场财富效应的成因 本文的实证研究表明, 我国股市直接与间接财富效应都较为显
26 戴淑庚许俊 : 我国股票市场财富效应研究 我国股票市场财富效应研究 基于消费者信心与广义虚拟经济的视角 戴淑庚许俊 ( 厦门大学经济学院福建厦门 361005) 摘要 : 本文从消费者信心与广义虚拟经济的视角剖析了股票市场财富效应的成因 本文的实证研究表明, 我国股市直接与间接财富效应都较为显著, 不过, 这一效应只是在长期内均衡稳定, 短期内不显著 ; 在股票市场间接财富效应传导机制中, 消费者信心因素起到关键作用
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廖光洪 朱小华 杨成浩 徐晓华 基于南海 年夏季调查航次诊断计算的流函数场 选取越南以东偶极子发生海域 进行 不同的声层析观测站位设置实验 模拟计算声线传播时间信息 然后应用基函数重建方法进行了 流函数场的模拟反演研究 讨论了不同随机观测误差对反演结果的影响 研究结果表明该方法是 可行的 在所选取的约 海域内 在观测海域外围配置 个声层析观测站位就能够很好地重构原流函数场 空间分辨率约为 可以分辨模拟海域中尺度涡场结构
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( ) 吴易风 : 本文考察了当前金融危机和经济危机背景下西方经济思潮的新动向 : 对资本主义的反思和对 新资本主义 的构想 ; 对新自由主义的反思和对新国家干预主义的构想 ; 对自由市场经济体制与政策体系的反思和对 市场与政府平衡 的市场经济体制与政策体系的构想 ; 对经济全球化的反思和对全球经济新秩序的构想 ; 对西方经济学的质疑和对马克思经济学的再认识 本文最后对西方经济思潮的新动向作了分析和评论
图 1 全国限购城市分布图 二 数据与方法 ( 一 ) 样本选择与数据来源 本研究选择我国三大经济圈京津冀 长三角和珠三角经济圈的 35 个城市的住房价格作为研究对象 由于采用的 2010 年至 2012 年各城市住房价格月度数据 ( 来源于中国指数研究院 百城价格指数 ) 去掉库中数据不全的城市,
限购政策下的中心 - 边缘城市住房价格联动效应及区 域差异分析 曹敏政冯长春 摘要 : 近年国家对房地产市场的调控力度不断加大, 尤其是各城市相继出台限购政策后, 各城市尤其是一线城市房地产市场受到较大影响, 从而导致部分资金流向周围二三线城市 本文从 核心 - 边缘 视角出发, 选取京津冀 长三角 珠三角三个区域大中城市房地产数据作为样本进行实证研究, 以房地产价格作为衡量, 通过 Chow-Test
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中国短期国际资本流动与套利因素的因果检验 http://www.sinoss.net 徐瑾 ( 湖南大学金融与统计学院, 湖南 长沙,410079) 摘要 : 本文对中国短期国际资本流动与市场套利因素的因果关系进行检验, 选择短期国际资本流动以及人民币汇率 国内外利率差 上证综合指数 房地产市场价格 5 个变量, 采集 2000 年 1 月至 2013 年 12 月样本量为 168 的月度数据进行分析,
2005 9,,, (1998), (M 2 ),, Greenwood Jovanovic (1990),,, U Galor Zeira Banerjee Newman (1993),,, Clark,Xu Zou (2003),,,,,,,, Greenwood Jovanovic U, Vi
: 3 ( 400716) ( 400041) ( 225009) :, 1952 2003, :,, ;,, :,,,,, ( Goldsmith, 1969 ; Shaw, 1969 ; McKinnon,1973 ;Stiglitz,1985 ;Mayer,1990 ; King and Levine,1993a, 1993b ;Becker and Levine,2002),,,, 20 90,,
软科学 2014 年 1 月 第 28 卷 第 1 期 ( 总第 169 期 ) U β 2 > 0 β 3 < 0 N 4 BOD COD 2 ARDL 5 ~ EKC 7 Johansen Yang EKC 8 β 1 12 ARDL EKC ARDL EKC ΔE t = b 0 + Σ p1
ARDL ECM 王惠敏, 傅 涛 ( 清华大学环境学院, 北京 100084) 1992 ~ 2010 Johansen EKC ARDL ECM GDP EKC U GDP F127 F120. 3 A 1001-8409 2014 01-0091 - 04 Economic Growth and Water Pollution in Suzhou Wuxi and Changzhou An Empirical
年第 6 期总第 140 期 虚拟经济是第二性的 李晓西 2000 虚拟经济经过较长时间的发展已经演变成多种表现形 态虽然不能将虚拟经济等同于符号经济和金融经济但是这些经济形态具有相当程度的交融 和共性发展虚拟经济仍然要以实体经济为基础 杜厚文 2003 货币在信用活动下既是价值 手
经济社会体制比较 双月刊 57 我国实体经济与虚拟经济的背离关系 基于 1998 2008 年数据的实证研究 曹源芳 内容提要 实体经济与虚拟经济两种经济形态及其关系构成了现代经济体系的新格局 本文 基 于 1998 2008 年 的 月 度 数 据 运 用 协 整 检 验 Granger 因 果 关 系 检 验 脉 冲 反 应 和 方 差 分 解 技 术 对我国实体经济与虚拟经济的关系进行了实证分析
房地产市场行情推动的宏观因素研究
房价上涨的宏观经济因素 - 基于中国的动态经验分析 王鹏 1 张洁 ( 上海财经大学公管学院上海 00439; 复旦大学经济学院上海 00433) 摘要 : 房地产业在我国国民经济中的地位日趋重要, 分析研究影响房地产价格变化的主要因素, 以此预测未来房地产价格的变动趋势, 对房地产投资以及国家针对房地产市场的宏观调控具有重要指导意义 本文运用计量经济学中的动态分析方法就宏观经济因素对房地产价格的影响进行实证研究
明代文学社群类型及其文坛嬗变 作者 : 张涛, 张慧萍 作者单位 : 张涛 ( 河北社会科学院, 河北石家庄,050051), 张慧萍 ( 中央财经大学图书馆, 北京,100081) 刊名 : 宁夏大学学报 ( 人文社会科学版 ) 英文刊名 : Journal of Ningxia University (Social Science Edition) 年, 卷 ( 期 ): 2014,36(5)
中国住宅投资与经济增长：1985—2009
中 國 住 宅 投 資 引 領 經 濟 增 長 嗎? 張 清 勇 鄭 環 環 研 究 專 論 第 六 號 二 零 一 一 年 十 二 月 全 球 經 濟 及 金 融 研 究 所 香 港 中 文 大 學 香 港 新 界 沙 田 澤 祥 街 十 二 號 鄭 裕 彤 樓 十 三 樓 鳴 謝 全 球 經 濟 及 金 融 研 究 所 衷 心 感 謝 以 下 捐 助 人 機 構 及 團 體 的 慷 慨 捐 贈
( 一 ) 外来农民进入城市的主要方式, %,,,,,, :., 1,, 2., ;,,,,,, 3.,,,,,, ;,,, ;.,,,,,,,,,,,,,,,,,,,,,, :,??,?? ( 二 ) 浙江村 概况.,,,,,, 1,, 2,, 3
: 王汉生刘世定孙立平项飚 本文从农村人口进入城市的方式这一新的视角, 对北京著名的外来农村人口聚 居区 浙江村 的形成过程和基本状况进行了生动描述和深入分析 指出 : 浙江村的独特之处在于它不同于一般意义上的 劳动力 的流动, 它是带着综合性资源的 经营者的流动 浙江村村民进入城市的过程是不断寻找市场和开拓市场的过程, 并 在城市中形成了一个以聚居为基础的产业加工基地, 作者将这种类型的流动称为产
Girton Roper (1977),,,,,, ( ),,,,,,, ( Exchange Market Pressure) 30 EMP, EMP EMP,Girton Roper (1977), ,,, Kim(1985) ,,, T
: : : 3 : 1994 1 2008 1,,,,,,, : 1994,,, 1994 1 1, 1 8172, 1997 7, 1 8130, 418 % 2005 7 21, 1 8111, 2 % 2005,,2007, 1 713046, 2006 619 %, 2005, 1313 %,2007, 0141 %, 310,,?,?,?, Girton Roper (1977) ( EMP),
中 国 证 券 监 督 管 理 委 员 会 : 根 据 贵 会 2015 年 12 月 9 日 签 发 的 中 国 证 监 会 行 政 许 可 项 目 审 查 一 次 反 馈 意 见 通 知 书 (153304 号 )( 以 下 简 称 反 馈 意 见 ) 的 要 求, 无 锡 市 太 极 实 业
股 票 代 码 :600667 股 票 简 称 : 太 极 实 业 债 券 代 码 :122306 122347 债 券 简 称 :13 太 极 01 13 太 极 02 无 锡 市 太 极 实 业 股 份 有 限 公 司 关 于 发 行 股 份 购 买 资 产 并 募 集 配 套 资 金 暨 关 联 交 易 申 请 文 件 一 次 反 馈 意 见 之 回 复 独 立 财 务 顾 问 二 〇 一 六
( 413 1), (2003) ,,,,
: 3 ( 510632) ( ) :,,,,,, Mahalanobis,, : : ;, (,2002), - (Dow Jones Sustainability Index),, (2001Π394ΠS ),, 2003 1300, 50 %,,, 1 1990 2003 ST, 2004 3 1,1283 200, 514 1 2000 257,2000 1026, 3 2004 4 2004
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刘世定 内容提要 : 本文在嵌入性视角的引导下, 进入关系合同理论领域 对关系合同的 分析, 以威廉姆森的合同治理结构理论作为基点 在分析了他的理论脉络和隐含假 设后, 本文提出了三个假定, 即约前关系导入 多元关系属性 对关系属性的有限控 制 在新的假设下, 首先讨论了合同治理结构和嵌入关系结构之间不同的对应关系, 并特别探讨了两者间的结构性摩擦 继而, 在关系合同的研究中引入了委托 - 代理关系,
一 2015 年 度 较 上 年 业 绩 比 较 及 差 异 说 明 ( 一 )2015 年 度 业 绩 总 体 情 况 青 山 纸 业 2015 年 度 主 要 经 营 数 据 以 及 较 上 年 业 绩 变 动 对 比 如 下 : 项 目 2015 年 度 2014 年 度 较 上 期 增 长
兴 业 证 券 股 份 有 限 公 司 关 于 福 建 省 青 山 纸 业 股 份 有 限 公 司 2015 年 非 公 开 发 行 股 票 会 后 重 大 事 项 的 核 查 意 见 福 建 省 青 山 纸 业 股 份 有 限 公 司 ( 以 下 简 称 青 山 纸 业 发 行 人 或 公 司 ) 2015 年 非 公 开 发 行 股 票 申 请 已 于 2016 年 1 月 6 日 经 中 国
自然状态 学说及其对国际关系理论的影响研究综述 孙雪峰 房乐宪 自然状态 约翰 洛克 托马斯 霍布斯 霍布斯和洛克最早提出的 自然状态 学说是西方著名的政治学说之一 对西方政 治思想和国际关系理论产生了巨大影响 霍布斯和洛克对自然状态有各自不同的理解 学界 对他们的 自然状态 学说进行了多层面的探讨 本文回顾和分析了学术界关于霍布斯与洛克 自然状态 学说内涵及其对国际关系理论的影响的主要研究成果 并评估了各类相关研究成果的基本特点
中图分类号 0/ 文献标志码 " 文章编号.,/./,. 第 卷 第 期 年 月 西安建筑科技大学学报 自然科学版!"#$%& ' $% # $ $ () * + $ 关中城市群商品住宅价格波动的时空扩散机理研究 兰 峰 屠 萌 西安建筑科技大学管理学院 陕西西安, 摘 要 以关中城市群作为研究样本
中图分类号 0/ 文献标志码 " 文章编号.,/./,. 第 卷 第 期 年 月 西安建筑科技大学学报 自然科学版!"#$%& ' $% # $ $ () * + $ 关中城市群商品住宅价格波动的时空扩散机理研究 兰 峰 屠 萌 西安建筑科技大学管理学院 陕西西安, 摘 要 以关中城市群作为研究样本 通过聚类分析确定样本城市综合竞争力的等级结构 继而建立商品住宅价格波动的线性误差修正模型 研究城市间住宅价格波动的扩散效应及影响程度
吉林大学学报 工学版 ２４４ 第 ４ 卷 复杂 鉴于本文篇幅所限 具体公式可详见参考文 献 ７ 每帧的动力学方程建立及其解算方法如图 ３ 所示 图４ 滚转角速度与输入量 η 随时间的变化波形 Ｆｉｇ ４ Ｗａｖｅｆｏｒｍ ｏｆ ｒｏｌｌ ｒａｔｅ ａｎｄ ｉｎｐｕｔ η ｗｉｔｈ ｔｉｍｅ ｃｈａｎｇｉｎｇ 图５ Ｆｉｇ ５ 滚转角随时间的变化波形 Ｗａｖｅｆｏｒｍ ｏｆ ｒｏｌｌ ａｎｇｌｅ ｗｉｔｈ
θ 1 = φ n -n 2 2 n AR n φ i = 0 1 = a t - θ θ m a t-m 3 3 m MA m 1. 2 ρ k = R k /R 0 5 Akaike ρ k 1 AIC = n ln δ 2
35 2 2012 2 GEOMATICS & SPATIAL INFORMATION TECHNOLOGY Vol. 35 No. 2 Feb. 2012 1 2 3 4 1. 450008 2. 450005 3. 450008 4. 572000 20 J 101 20 ARMA TU196 B 1672-5867 2012 02-0213 - 04 Application of Time Series
,,,,,,,,,,, ( 2006 (2007 (2007,,,, /, :,,,, /,, ;, DF NDF,, ;, DF,,, / :, /, / ;, ; / /,, / ( /, : G t = S t e ( r d - r f ( T - t (1 S t t, G t t, T,
: / 3 DF NDF /,, /,,, /, NDF /,,, /, Cornell French ( 1983 Modest Sundaresan (1983 Figlewski (1984 MacKinlay Ramaswamy (1988 B rennan Schwartz (1990 Yadav Pope (1990 Sofianos (1993, Mackinlay Ra2 maswamy
52 expiration effect (2303) (2330) (1301) (1303) (1216) % (SIMEX) (Morgan Stan
1 2 3 expiration effect * 1 2 3 52 expiration effect 2004 5 28 5 49.35 2.82 110 (2303) (2330) (1301) (1303) (1216) 104 5.08 5 94 6 5.23 894 110 12.3% (SIMEX) 1997 1 9 77 (Morgan Stanley Capital International
邱 江 吴玉亭 张庆林 西南师范大学心理学院 重庆 选取 个具体内容的条件命题作为实验材料 以小四 初一 高一 大三的学生为被试 探讨了命题内容对青少年条件推理的影响机制及其发展特点 结果表明 对同一年级而言 不同内容的条件命题的相同推理 之间表现出显著的差异 对不同年级而言 相同内容的条件命题的四种推理之间也存在显著的差异 青少年的条件推理过程似乎是一种基于对事件发生概率估计的直觉判断 这一判断过程主要取决于个体知识经验的增长和主体认知水平的提高
育 達 科 大 學 報. 第 27 期. 民 國 100 年 6 月 An Empirical Note on Testing the Cointegration Relationship between the Construction Stocks and Real Estate Markets
27 100 6 147-162 Yu Da Academic Journal Vol.27, June 2011, pp. 147-162. 台 灣 營 建 股 與 不 動 產 市 場 相 關 性 之 研 究 林 家 葳 摘 要 利 用 共 整 合 檢 定 與 Granger 因 果 檢 定, 本 文 檢 測 台 灣 營 建 股 與 直 接 不 動 產 T-REITs 及 股 市 大 盤 之 間
ARCH 系 列 模 型 介 绍 与 应 用 目 录 一 波 动 率 基 本 概 念... 3 二 Black-Scholes 期 权 定 价 公 式 中 的 波 动 率... 4 三 GARCH 类 模 型 简 述... 5 四 基 于 沪 深 300 指 数 样 本 的 GARCH 类 模 型
研 究 报 告 期 权 研 究 专 题 报 告 Research Option Special Reports 沪 深 300 指 数 波 动 率 预 测 效 果 比 较 ARCH 系 列 模 型 介 绍 与 应 用 2013 年 04 月 23 日 投 资 要 点 : 波 动 率 是 一 个 抽 象 概 念, 通 过 对 价 格 数 据 的 建 模, 都 可 以 得 到 对 于 真 实 波 动 率
第 期 缪建营 国际原油价格影响因素实证研究. 因 长期影响因素和短期波动直接原因 / 个方面进行综合分析 得出结论 稀缺性 供需在空间上分离 需求价格弹性小等因素构成国际石油价格波动的内在动因 强劲的需求增长 脆弱的供求平衡等是国际石油价格波动的长期影响因素 C 减产 石油库存波动 美元贬值 投机
第 卷第 期 重庆工商大学学报 自然科学版!"#$%&"&' # ()) 年 )( 月 #()) 文章编号 )*+,(-())(,(..,( 国际原油价格影响因素实证研究 基于协整分析和格兰杰因果关系检验 缪建营 李治国 中国石油大学 人文社科学院 经济管理学院 山东东营 ** 摘 要 通过 @D 检验 协整检验和格兰杰因果关系检验 以 )00( ((0 年的年度数据为样本 对国际原油价格 探明储量
World Economic Papers October, 2012 * Zeldes 1989 Shea 1995 Drakos Campbell and Mankiw 1989 LC-PIH 2007 Deng and Jin 2008 λ
2012 5 World Economic Papers October, 2012 * 1980 1990 Zeldes 1989 Shea 1995 Drakos 2002 2003 Campbell and Mankiw 1989 LC-PIH 2007 Deng and Jin 2008 λ 2002 2009 2010 2012 2005 2008 2009 2008 2009 1995
从中国的现实情况来看, 货币流动性呈现出十分有趣的特征 ( 图 1): 上世纪 80 年代以 来,/M 出现大幅下降的趋势, 但从 1996 年左右开始该值趋于稳定 从 M 的内部结构占 比变化来看, 活期存款和储蓄存款的结构性变迁导致了货币流动性的显著变化 ( 图 ) 100% 80% 60% 大
中国的货币流动性分析 1 伍戈 ( 中国人民银行货币政策二司 ) 摘要 : 货币流动性 (/M) 测度了货币供应内部的活跃程度, 是宏观经济分析中普遍关注的重要变量之一 本文着重对中国货币流动性相对稳定期间 (1997-010 年 ) 的情形进行分析, 探寻货币流动性的影响因素及其经济内涵 文章发现, 近年来工业增加值的增加和股指的高企引发了货币活化程度的提高 实际利率对货币活化水平有短期负向作用,
窑 70 窑 深 圳 大 学 学 报 渊 人 文 社 会 科 学 版 冤 圆 016 年 第 33 卷 一 尧 文 献 综 述 随 着 互 联 网 金 融 的 发 展 袁 个 人 消 费 金 融 的 重 要 [1] 性 逐 渐 显 现 遥 自 Modigliani,Brumberg 渊 1954 冤
![窑 70 窑 深 圳 大 学 学 报 渊 人 文 社 会 科 学 版 冤 圆 016 年 第 33 卷 一 尧 文 献 综 述 随 着 互 联 网 金 融 的 发 展 袁 个 人 消 费 金 融 的 重 要 [1] 性 逐 渐 显 现 遥 自 Modigliani,Brumberg 渊 1954 冤](/thumbs/42/22916661.jpg "窑 70 窑 深 圳 大 学 学 报 渊 人 文 社 会 科 学 版 冤 圆 016 年 第 33 卷 一 尧 文 献 综 述 随 着 互 联 网 金 融 的 发 展 袁 个 人 消 费 金 融 的 重 要 [1] 性 逐 渐 显 现 遥 自 Modigliani,Brumberg 渊 1954 冤")
第 33 卷 第 4 期 深 圳 大 学 学 报 渊 人 文 社 会 科 学 版 冤 灾 燥 造 援 33 晕 燥 援 4 圆 园 16 年 7 月 允 燥 怎 则 灶 葬 造 燥 枣 杂 澡 藻 灶 扎 澡 藻 灶 哉 灶 蚤 增 藻 则 泽 蚤 贼 赠 穴 匀 怎 皂 葬 灶 蚤 贼 蚤 藻 泽 驭 杂 燥 糟 蚤 葬 造 杂 糟 蚤 藻 灶 糟 藻 泽 雪 Jul 援 圆 园 16 我 国 成
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陈 星 内容提要 : 本文通过对住房商品和住房市场的分析, 剖析了住房市场构架以及市场主体的行为特点, 并进一步分析了政府干预行为对住房市场的影响及作用 作者 认为住房商品的特殊性决定了住房市场的特点为有限开放性 地域性 层次性和价格 的差别性, 市场交易的非物流性以及住房市场上的投机性和投资性 住房商品的社 会属性表明人们对住房的需求不仅与收入相关, 低收入家庭 人群的住房需求需要政府的支持和帮助
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IPO 2005 6 13 14 2005 6 20 Equity WarrantDerivative Warrant covered warrant third party warrant 1 dilution effect 2 3 1 2 3 4 2003 1911 19 60 70 1973 1989 1 2004 2004 2003 49,166 38,479 27.77% USD millions)
标题
香 港 知 识 溢 出 对 内 地 创 新 能 力 影 响 的 实 证 研 究 以 广 东 省 为 例 王 鹏 赵 捷 摘 要 : 改 革 开 放 以 来, 内 地 经 济 技 术 和 创 新 水 平 的 提 高 离 不 开 源 自 香 港 的 知 识 溢 出 本 文 以 广 东 省 为 例, 运 用 1990 ~ 2010 年 粤 港 两 地 经 济 社 会 数 据, 从 知 识 溢 出 角 度
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90 Garbade ilber(1983)garbade ilber Bigman Goldfarb chechman(1983) Maberly(1985) Elam Dixon 1988 Bigman Engle Granger 1987 Johansen 1988 Johansen Juselius 1990 Lai Lai 1991 Ghosh 1993 orenbery Zapaa 1997
2015 12 2003 187. 7 53. 97 2007 18% 2013 638. 72 2003 2013 10 5 2013 52. 6% 33. 4% 11. 2% 2. 2% 0. 5% 2009 2013 2014 2014 2014 2012 2005 2011 M2 28. 5
2015 12 * 35 3 4 5 JEL R21 J28 J61 F293. 3 A 1000-6249 2015 12-090 - 14 2003 16. 1% 2003 6 / 2013 6 / 10 9 2013 2003 2002 133. 73 2001 30 * E - mail kaikudan@ 126. com 510050 E - mail lcyw41020118@ 163.
人类学理论与实践
阮艳萍 在今天轰轰烈烈的遗产运动中 各类传承和保护主体纷纷登场 除了传统的民间的传承人之外 中央和地方政府 学者 商人 新闻媒体等也都纷纷加入了这场博弈 与数字化技术同步进入这场运动的还有一类新型主体 那就是 数字传承人 他们是民族文化遗产传播 生存和发展的又一类新型主体 他们的数字传承活动 使文化遗产从唯一 不可共享和不可再生的变成了无限 可共享和可再生的 文化遗产 数字传承人 民间传承人 遗产表述
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香港恒生国企指数期货与现货市场信息传递关系实证研究 李彬河海大学商学院, 南京 (210098) E-mail:abc51998@126.com 摘要 : 本文通过研究恒生国企指数及其对应的指数期货市场的信息传播规律, 为我国即将推出的沪深 300 指数期货提供科学的借鉴 实证表明, 恒生国企指数期货市场与现货市场之间存在双向 Granger 因果关系 ; 期货市场对现货市场具有波动性传递作用, 且较现货市场对期货市场也具有的波动性传递作用要强,
08陈会广
第 34 卷 第 10 期 2012 年 10 月 2012,34(10):1871-1880 Resources Science Vol.34,No.10 Oct.,2012 文 章 编 号 :1007-7588(2012)10-1871-10 房 地 产 市 场 及 其 细 分 的 调 控 重 点 区 域 划 分 理 论 与 实 证 以 中 国 35 个 大 中 城 市 为 例 陈 会 广 1,
任春平 邹志利 在坡度为 的平面斜坡上进行了单向不规则波的沿岸流不稳定运动实验 观测到了沿 岸流的周期性波动 波动周期约为 利用最大熵方法和三角函数回归法求得这种波动的主 频率以及幅值 分析了波动幅值在垂直岸线方向的变化 结果表明该变化与沿岸流变化类似 即在 沿岸流最大值附近这种波动强度最大 为了分析波动的机理 利用线性沿岸流不稳定模型对模型实验结果进行了分析 求得了不稳定运动增长模式和波动周期 并与对应实测结果进行了比较
CHIPS Oaxaca - Blinder % Sicular et al CASS Becker & Chiswick ~ 2000 Becker & Chiswick 196
2015 3 179 2015 5 Comparative Economic & Social Systems No. 3 2015 May 2015 2001 ~ 2011 F812 A 1003-3947 2015 03-0020-14 Wu & Perloff 2004 Benjamin et al. 2004 Sicular et al. 2007 1998 2003 40% 1985 2.
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世界经济与国际比较 doi:10.3969/j.issn.1674-8131.2010.04.009 人民币升值对我国出口贸易结构的影响 基于企业性质和贸易方式的 VAR 模型研究 余官胜 1 2, 杨文 (1. 温州大学商学院, 浙江温州 325035;2. 中国船舶重工集团公司第七一二研究所, 武汉 430064) 摘要 : 人民币升值在多个维度对我国的出口贸易产生了重要的影响 以往的文献集中于研究人民币升值对出口总量和不同商品出口结构的影响,
期货与金融衍生品 FUTURES AND FINANCIAL DERIVATIVES 由于股指期货市场和融资融券市场在中国 例 简单地说明单位根检验 根据时间序 的发展 国内很多研究人员采用协整等统 列分析的理论可知 当 计套利模型来研究股指期货跨品种跨期套 平稳的 此模型是经典的Box-Jenki
品种研究 PRODUCTS RESEARCH 豆油棕榈油跨品种统计套利实证研究 An Empirical Study on the Inter-Product Statistical Arbitrage on Soy Oil and Palm Oil Futures 陈 婧 (华西期货有限责任公司 上海 200122) 摘要 基于豆油 棕榈油的实际交易数据 借助时间序列平稳性和协整关系检验 找到豆油和棕榈油之
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重构后冷战时期的跨大西洋关系 理想与现实 赵怀普 冷战时期以北约为支柱的大西洋联盟构成了美欧关系的基础 但由于双方权力的不对称 美欧联盟关系带有从属性质 冷战结束和欧盟崛起对传统的美欧关系格局带来了强烈冲击 重构后冷战时期的跨大西洋关系成为美欧双方的共同议程 美欧在跨大西洋关系重构问题上的互动和博弈表明 由于双方之间存在着利益和目标上的深刻分歧 短期内并不具备形成一种新的全面和机制化的大西洋伙伴关系的现实基础
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( ) 2014 4 15 2 Journal of Hunan Agriculural Universiy (Social Sciences), Apr. 2014, 15(2):58 63 DOI: 10.13331/j.cnki.jhau(ss).2014.02.010 人力资本 全要素生产率与经济增长的相关性 基于中国 1952 2004 年数据的验证 金银亮 ( 225300) 摘要 1952
: 29 : n ( ),,. T, T +,. y ij i =, 2,, n, j =, 2,, T, y ij y ij = β + jβ 2 + α i + ɛ ij i =, 2,, n, j =, 2,, T, (.) β, β 2,. jβ 2,. β, β 2, α i i, ɛ i
2009 6 Chinese Journal of Applied Probability and Statistics Vol.25 No.3 Jun. 2009 (,, 20024;,, 54004).,,., P,. :,,. : O22... (Credibility Theory) 20 20, 80. ( []).,.,,,.,,,,.,. Buhlmann Buhlmann-Straub
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中国房地产价格与股票价格关系的实证分析 上海财经大学高晓晖 摘要 : 近几年, 我国房地产市场发展迅速, 房地产市场已成为资本市场的重要组成部分 本文根据国房景气 ( 代表房地产市场 ) 上证综指和深圳综指 ( 代表股票市场 ) 上证地产和深圳地产( 代表房地产股票市场 ) 的数据对我国房地产价格与股票价格进行了实证分析, 发现二者间存在一定的相关关系 关键词 : 房地产价格股票价格关系 一. 引言
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hp://www.paper.edu.cn 沪深股市的协整关系分析 孟盈东南大学经济管理学院, 江苏南京 (211189) E-mail:jane211189@126.com 摘要 : 随着全球经济一体化进程的不断加深, 在国际证券市场中, 研究发现主要的股票市场之间呈现出越来越明显的联动趋势 本文首先对 2000 年 -2007 年这 8 年的上证综合指数序列和深证成份指数序列之间的关系进行了单位跟检验,
相关与回归分析
第三节 多元线性回归 一. 多元线性回归模型二. 回归参数的估计三. 回归方程的显著性检验四. 回归系数的显著性检验五. 多元线性回归的预测 1 多元线性回归模型 2 多元线性回归模型 ( 概念要点 ) 1. 一个因变量与两个及两个以上自变量之间的回归 2. 描述因变量 y 如何依赖于自变量 x 1, x 2,, x p 和误差项 ε 的方程称为多元线性回归模型 3. 涉及 p 个自变量的多元线性回归模型可表示为
期货由于采取杠杆交易，而被人们认为交易风险较大。
铁矿石期货市场资源配资功能的研究 东华期货研究 江苏东华期货有限公司研发部 : 覃金华 84208666-1549 Tel:13770602874 E-mail:xue-7810xy@163.com 随着铁矿石年度协议价逐步转向季度定价 月度定价甚至现货定价, 铁矿石的价格波动频率也越来越大 2013 年 10 月 18 日铁矿石期货合约正式开始在我国大连商品交易所上市交易, 随着钢厂 经销商 投机者的不断参与,
第 2 期曾黎, 等 : 沪深 300 股指期货 现货及恒生指数关联性研究 49 和香港恒生指数 (HSI) 来源于凤凰网 沪深 300 股指为数据, 相同时间出现不同品种时以较早交易品种的期货是根据这段时间里出现的从 IF1005 到 IF1209 的日收盘价为最终数据得到了沪深 300 股指期货
第 34 卷第 2 期 Vol.34 NO.2 重庆工商大学学报 ( 自然科学版 ) JChongqingTechnolBusinesUniv (NatSciEd) 2017 年 4 月 Apr.2017 doi:10.16055/j.isn.1672-058x.2017.0002.011 沪深 300 股指期货 现货及恒生指数关联性研究 曾黎, 李春 ( 红河学院数学学院, 云南蒙自 661199)
第 3 期 刘晓佳, 等 : 云南省入境旅游与进出口贸易互动关系研究 77 一 问题提出与文献回顾 作为经济发展的重要增长点, 入境旅游和进出口贸易的发展受到高度关注 我国 十三五 旅游业发展规划提出要大力提振入境旅游, 到 2020 年入境旅游人次达到 1 5 亿人次, 实现入境旅游持续增长目标
云南农业大学学报 ( 社会科学 ),2018,12(3):76-82 JournalofYunnanAgriculturalUniversity(SocialScience) htp: //xb ynau edu cn E mail:ynndxbsk@qq com DOI:10 3969/j isn 1004-390X (s) 2018 03 013 云南省入境旅游与进出口贸易互动关系研究 刘晓佳
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218 2nd International Conference on Advances in Management Science and Engineering (AMSE 218) ISBN: 978-1-6595-566-7 Empirical Study on the Impact in Economic Growth by Estate Investment Growth Rate Ning
19% 28% 39% 25% 1 http/ /www. moe. edu. cn 2 GDP 2008 http/ /data. worldbank. org
2013 3 2 277 Economic Issues in China Mar. 2013 No. 2 310027 本文使用 1998 2009 年中国城镇住户调查数据, 从教育回报率和就业率两个角度, 分析了高校扩招后劳动力市场的变化实证结果表明 : 扩招后城镇劳动者教育回报率仍保持增长, 并且高等教育的回报率显著高于非高等教育的回报率, 高等教育仍是一种有效率的人力资本投资 ; 在控制了宏观经济对就业的影响后,
Probabilities of Default RMI PDs CVI 7-8 KMV 9 KMV KMV KMV 1. KMV KMV DPT DD DD DD DPT Step 1 V E = V A N d 1 - e rt DN d 2 1 d 1 = ln V A
2017 2 204 210023 KMV KMV 2008 2015 CVI 2016 9 1 12 31 KMV CVI ARIMA F272. 13 A 1672-6049 2017 02-0071-11 CVI KMV KMV Black Scholes Merton BSM BSM Ozge Gokbayrak Lee Chua KMV 1 Douglas Dwyer Heather Russell
北京石油管理干部学院学报 自 Wind 数 据 库 样 本 区 间 为 年 月 -4 出口远东的则参照阿曼和原油 我国 年 月 具体的变量描述如表 所示 原油定价机制从 998 年开始与国际接轨 油田原 油定价参照国际原油价格 在 8 年之后同 由表 可见 就平均值而言 原油是最 时参照印尼 Cin
海外石油 基于VECM模型的国内外原油价格 传导机制的研究 褚林涛[] 周维科[] [ 摘 要 ] 通过向量误差修正模型和 Johansen 检验分析 和原油四大价 格中间的互动关系发现 当 原油价格分别上涨 % 时 原油长期均衡价格将 分别下降.39% 上升.4% 上升.3% 原油价格的波动会引起国际原油价格的波动 为此我国除了要定量调控国家油价外 还有进一步提高我国原油价格的定价权 [ 关键词
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国 家 统 计 局 综 合 司 队 我 国 地 区 经 济 增 长 收 敛 性 的 实 证 研 究 目 录 摘 要...1 一 理 论 背 景 和 文 献 综 述...2 二 我 国 地 区 经 济 发 展 差 距 变 化 情 况...5 三 我 国 地 区 经 济 增 长 收 敛 的 实 证 分 析...6 ( 一 )δ 收 敛 的 检 验...6 ( 二 )β 收 敛 的 检 验...7 1 β
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人民币国际化对我国货币供给的影响研究 何智伟 ( 湖南大学, 湖南省, 长沙市, 邮编 410006) 摘要 : 目前, 人民币国际化已取得阶段性成就, 在带来诸多益处的同时, 也在一定程度上影响了我国货币供给政策实施的有效性和独立性, 基于此, 本文将研究人民币国际化对我国货币供给的影响 本文以人民币境外存量作为人民币国际化程度观测指标, 采用间接法, 测算了 2011 2015 年人民币境外存量
: Perron,Zivot Andrew (1992), Nelson Plosser (1982),, 5 %4 ;, 5 % 3,Lumsdaine Papell (1997) Zivot Andrew (1992), Zivot Andrew (1992),, Perron (1989),,
2006 1 3 :,10, 6, GDP GDP 1 2,, : ( ) (segmented2trend2stationary),,,,dicky Fuller (1979),(persistence), Nelson Plosser (1982) 14, 13,,Perron (1989),,Nelson Plosser (1982) 1929,Perron 14 11,Perron,1973,,,,Perron,
40 使农业生产过程更加准确 很大程度上减少了人 工劳作过程中的资源浪费 提高了生产资料的利 用效率 另一方面 农业机械的高效作业不仅减 少了总的劳动时间 而且还减少了劳动人数 提高 了劳动生产率 三 农业机械化对农业劳动生产率影响的实 证分析 一 数据指标的选取 农业机械总动力指主要用于农 林 牧
2018 年 5 月 第 17 卷 第 3 期 总第 93 期 Journal of Anyang Institute of Technology May, 2018 Vol.17 No.3 Gen.No.93 D01:10.19329/j.cnki.1673-2928.2018.03.010 中国农业机械总动力与农业劳动生产率关系的研究 孔喜梅 和 杰 郑州大学 郑州 450000 摘 要 从全国农业机械总动力与农业劳动生产率关系的视角进行研究
赵燕菁 #!!!
赵燕菁 城市规划在灾后重建中对于工程技术的关注 很容易掩盖城市灾后重建中看不见的制度因素!!! 产权 城市最基本的制度 原型 # 就是公共产品交易的存在 城市 发达 # 与否 取决于公共产品提供的范围和水平 现代城市和传统城市的最大差别 就是可以以信用的方式 抵押未来的收益 获得公共产品建设所需要的原始资本 市场经济与计划经济最大的差别 就在于高度复杂的产权制度 因此 未来灾区规划中 产权的恢复和重建