<4D F736F F D20D6D5B8E532A3BABBF5B1D2B3ACB7A2D3EBCDA8BBF5C5F2D5CDB7E7CFD5A3BAD2BBB8F6C0DBBBFDD0A7D3A6C4A3D0CDBCB0CAB5D6A4B7D6CEF62DA1B6CAC0BDE7BEADBCC3A1B72E646F63>
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- 决坦 郑
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1 货币超发与通货膨胀风险 : 基于累积效应的测度与经验估计 高伟 1 阎虎勤 2 罗凯 3 1 高伟 (1979-), 中央财经大学经济学院, 副教授, 博士 2 阎虎勤 (1963-), 厦门国家会计学院, 讲师, 博士 3 罗凯 (1980-), 中央财经大学经济学院, 讲师, 博士 通讯作者 : 高伟, 男, 山东鱼台人,1979 年生人, 现为中央财经大学经济学院副书记, 副教授, 经济学博士 研究方向为国民收入与经济增长 近五年来在 世界经济 经济学动态 马克思主义研究 经济学家 等经济学学术杂志公开发表论文多篇, 其中 SSCI 收录 1 篇,CSSCI 收录 16 篇, 人大复印资料转载 3 篇 出版个人专著 1 部, 主译经济学著作 1 部 1
2 货币超发与通货膨胀风险 : 基于累积效应的测度与经验估计 内容摘要 本文建立起了一套度量货币供应量变化和通货膨胀率变化的不确定性的方法, 以研究中国货币供应量变化对于通货膨胀的影响 研究发现, 年期间, 中国货币供应量指标 M0 M1 M2 累积的超额增长指数与累积超额通货膨胀率指数之间存在显著的正相关关系 ; 货币累积的超额增长指数不论在长期还是在短期都是累积超额通货膨胀率指数的格兰杰原因 ; 货币供应量变化的不确定性对通货膨胀的不确定性具有显著的影响 ; 脉冲响应分析显示,M0 M2 的累积超额增长指数的误差冲击对其自身以及对 CPI 累积超额增长指数的影响程度都要远远高于 CPI 的累积超额增长指数误差冲击对其自身以及对货币 M0 M2 的累积超额增长指数的影响程度 应控制货币过量发行 关键词 货币供应量变化通货膨胀不确定性相关性因果关系 一 文献回顾 长期以来, 货币数量与物价水平变化之间的关系问题, 一直受到人们的关注 Friedman(1956) 的收入型货币数量论方程式假定, 当名义国民收入与货币数量的供应和需求处于均衡水平时, 在货币流通速度和最终产出相对固定的情况下, 货币数量的任何增加都将导致价格的同比例或更大比例的增加 Cosgrove, Singh and Sheehan(2008) 和 Benk,Gillman and Kejak (2009) 的研究都证实, 欧洲中央银行 (ECB) 就是以 Friedman 的货币数量论方程式作为理论依据, 通过控制广义货币 (M3) 的供应量以达到稳定物价水平的目的 关于货币数量的变化与物价指数之间所存在的正相关性, 得到了许多学者的支持 Gupa and Moazzami(1991) 对加拿大 法国 德国 意大利 英国 美国的 年年度数据的研究 ; Beach and Corell(1992) 对加拿大 美国 日本 1957 年 1 季度至 1973 年 2 季度和 1973 年 3 季度至 1989 年 4 季度数据的研究 ;Reynard(2006) 对美国和欧洲 年数据的研究等, 都发现在货币增长率与通货膨胀率之间存在着显著的正的比例关系 一些研究中国经济的学者的研究成果也证实在中国货币数量的变化与通货膨胀之间存在正相关关系 李琨 (1997) 对我国 年的有关数据观察表明, 在这一阶段, 货币 M1 的供应量对经济增长率和通货膨胀率的基本变动态势起着决定性作用 张成思 (2008) 通过研究 年的数据, 进一步证实通胀惯性与货币政策效果紧密相关 一些研究中国经济的学者的研究成果证实了在中国货币数量的变化与通货膨胀率之间存在着因果关系 范志勇 (2008) 使用 年的超额工资增长与通货膨胀数据进行检验, 发现, 在此期间货币供给而非超额工资增长是导致通货膨胀变化的主要因素 刘斌 (2002) 的研究表明, 无论在短期还是在长期, 货币供应量的变化和物价的变化具有很强的相关性 ; 货币供应量的变化对物价会产生永久性影响, 货币供应量的变化最终将会全部体现在物价的变化上, 无论是在以货币供应量作为中介目标的货币政策体制下, 还是在盯住通胀率的货币政策体制下, 货币供应量仍然是确定物价水平的一个重要变量 虽然许多学者都相信货币数量的变化与物价指数之间存在正相关性和因果关系, 但是, 也有很多学者对这一结论提出了质疑 Roffia and Zaghini(2007) 对 15 个工业化国家的 3 年期的货币增长率与物价指数之间的正相关关系的研究表明, 这种短期关系至少在 50% 的案例中不能确定 Binner, Tino, Tepper, Anderson, Jones, and Kendall(2010) 通过对美国 年的月度数据分析发现无法证实货币供应与通货膨胀之间的稳定关系 一些研究中国经济的学者的研究成果也证实在中国货币增长率与通货膨胀率之间的相关性并不强 陈彦斌 唐诗磊 李杜 (2009) 以中国 1994 年第 1 季度至 1999 年第 4 季度的季度数据为样本, 研究了货币 M0 M1 M2 与居民消费物价指数之间的关系, 结果发现货币供应量均对我国通货膨胀没有影响, 且不能预测通货膨胀 一些学者认为, 出现以上矛盾的原因是, 关于货币数量与价格变化之间关系的研究还必须考 本文得到中央财经大学 211 工程 3 期国家重点学科建设基金资助和中央财经大学青年科研创新团队支持计划资助 2
3 虑货币数量变化的不确定性 通货膨胀的不确定性 以及它们的不确定性之间的关系 Friedman (1977) 认为货币供应机制的不确定性和货币政策效果的不确定性是通货膨胀不确定性的一个重要根源 Cukierman and Melzer(1986) 认为, 货币当局行为的不确定性是通货膨胀不确定性的主要根源 Ball(1990) 在此基础上, 将货币当局分为保守型和开放型两种类型, 认为公众不清楚货币当局属于那种类型, 从而导致了通货膨胀的不确定性 Evans(1991),Evans and Wachel(1993) 深化了此研究 Holland(1993) 进一步研究表明, 价格黏性的存在会导致公众对于货币政策效应的不确定性预期, 从而导致通货膨胀的不确定性 Nelson(2008) 通过逻辑分析表明稳定的通货膨胀状态由稳定的货币增长来决定 有些研究中国经济的学者也注意到了中国的货币数量与通货膨胀之间关系的不稳定性 赵留彦 王一鸣 (2005) 的研究指出, 中国的广义货币 (M2) 和价格因素之间缺乏长期稳定的关系, 这一结论之所以与货币数量论方程式有矛盾, 并不是因为货币数量论不适合中国国情, 而主要是因为中国计划经济体制下由于物价受到严格控制, 官方物价指数一般并不被认为是度量通货膨胀程度的良好指标, 所以导致实证分析结论与货币数量论思想矛盾 范从来 (2007) 认为, 中国货币供应量与物价指数之间的关系取决于货币供应量的稳定性, 这一点被以前的研究普遍忽视了, 他认为中国货币供应量的不稳定性主要来源于缺乏稳定的货币需求函数, 中国货币需求函数之所以不稳定是因为改革开放以来货币化趋势加强, 非国有经济成份加大, 价格自由化程度提高, 特别是金融创新步伐的加快 这样, 要研究货币数量与价格变化之间的关系, 就必须考虑它们之间的不确定性可能带来的相互影响 ; 而要解决这个矛盾, 对货币数量变化和通货膨胀的不确定性的度量则成为关键 Okun (1971),Jaffee and Kleiman(1977),Logue and Wille(1976),Logue and Sweeney(1981),Taylor (1981) 使用通货膨胀的变化作为度量通货膨胀不确定性的指标, 虽然也取得了一定成绩, 但由于他们的研究没有涉及货币数量的变化因素, 所以不能确定通货膨胀不确定性的根源 Wachel (1977),Carlson(1977),Cukierman and Wachel(1979) 认为很难找到合适的指标来度量通货膨胀的不确定性 Engle(1982, 1983),Holland(1984),Cosimano and Jansen(1988),Jansen(1989) 运用 ARCH 模型将通货膨胀的条件方差作为通货膨胀不确定性的度量, 但是, 由于变量之间的方差并不能直接表现其相关性, 并且易于变化, 所以不是很好的度量指标 Kim and Nelson(1989) 利用固定参数模型和时变参数模型考察了美国货币增长的不确定性, 得到的结论是, 时变参数模型虽然可以通过测度货币增长方程中各时变参数所具有的条件方差, 并以此来刻画各经济变量所具有的隐含时变参数特征, 但是仍然无法描述货币增长方程中由未来随机扰动项的冲击影响可能引发的货币增长不确定性 贾俊雪 郭庆旺和曹永刚 (2006) 利用时变参数马可夫情势转换模型将中国货币增长不确定性分解为宏观政策层面引发的不确定性和经济冲击引发的不确定性, 也存在类似的缺陷 本文以具有累积效应的通货膨胀率与货币增长率为基础, 通过研究二者之间的关系, 来揭示通货膨胀惯性与货币增长惯性之间的规律 研究累积超额物价指数与累积货币供应量超额增长指数之间关系的实质, 就是从累积分析的角度, 来研究通货膨胀惯性与货币增长惯性之间的关系 一个经济变量的惯性是指该经济变量在一段持续的时期内因为受到其它随机因素干扰而偏离其平均水平的趋势, 经济变量的惯性可以采用自回归 (AR) 模型中滞后项系数的性质来度量 (Fuhrer,1995) 对于具有累积效应的变量, 如具有累积效应的货币增长率变量和具有累积效应的通货膨胀率变量, 如果对其表达式两边经过取对数的形式加以变形, 则可以转化为具有时间滞后项的因子之和 不仅如此, 通过研究累积超额物价指数与累积货币供应量超额增长指数之间的关系, 还可以从另外一个方面揭示出两类累积变量的实际水平与其平均水平的偏离量之间的关系 一直以来, 人们对于通货膨胀惯性的研究给予了很大的重视, 并且喜欢将其与货币政策效应放在一起进行研究 实证分析发现, 我国通货膨胀自 1980 年以来一直具有很高的惯性特征 ; 我国货币政策的滞后效应非常明显, 通货膨胀对货币政策变化的反应速度也较为缓慢 ( 张成思,2008) 虽然人们已经认识到通货膨胀惯性在不同历史时期的普遍存在性, 认识到通货膨胀惯性会降低货币政策调控的敏感度, 提高中央银行反通胀的社会成本 ( 钟正生,2008); 但是, 却没有从惯性角度对通货膨胀率与货币增长率之间的关系进行更加深入地研究 本文从动态分析的角度, 在考虑经济变量变化率的累积效应的情况下, 建立起一套度量货币供应量变化的不确定性和度量物价指数的不确定性的方法模型, 实现在考虑不确定性因素的情况下, 研究货币数量变化与通货膨胀之间关系的目的 3
4 二 指标构建与模型说明 第一, 构建反映货币数量变化不确定性的度量指标 货币供应量累积超额增长指数 假设我们用变量 M 表示货币的供应量, 变量 m 表示货币供应量 M 的增长指数或者货币数量的变化率指数, 变量 acc _ m 表示货币供应量 M 的累积增长指数 ; 假设用变量 ave _ m 表示货币供应量 M 的几何平均增长指数, 变量 acc _ ave _ m 表示货币供应量 M 累积的几何平均增长指数 ; 假设用变量 acc _ m _ loss 表示货币供应量 M 的累积超额增长指数 假设, 从年度 到年度 1, 货币供应量 M 的增长指数被表示为 : M 1 m 1 (1) M 在时间区间 [ 0, 1] 内, 货币供应量 M 的累积增长指数为 : acc _ 1 m 1 m i i1 在区间 [ 0, T ] 内, 货币供应量 M 的几何平均增长指数就可以表示为 : 1 T (2) T T ave _ m i 1 mi (3) i1 在区间 [ 0, 1] 内, 货币供应量 M 累积的几何平均增长指数为 : 1 1 ave _ m i i1 acc _ ave _ m (4) 假设在区间 [ 0, 1] 内, 理想状态是货币供应量 M 按照几何平均增长指数 ave_ m 的大小来增长, M 累积的几何平均增长指数为 acc _ ave _ m, 那么, 实际中 M 的累积超额增长指数为 : acc _ m _ loss 1 acc _ m 1 acc _ ave _ m 1 (5) 在以上情况下,[ 0, 1] [0, T ], 假设在 0 时, m 1, acc _ m 1, ave _ m 1, acc _ ave _ m 1, acc _ m _ loss 0 根据以上定义, 在 1 T 时, acc _ m _ loss 0 在实际中, 当时间变量 ( 0, T ) 时, 恒等式 m 1 ave _ m 1 并不存在, 因此, 在许多情况下, 货币供应量 M 的累积超额增长指数 acc _ m _ loss 1 0 就反映了货币供应过程中累积的实际增长指数与累积的几何平均增长指数之间的不一致性, 它表示了货币供应量 M 的累积变化的不确定性 在以上分析中, 假设代表货币供应量的变量 M 分别以变量 M 0 M 1 M 2来替代, 那么意义也是一样的 其中, M 0 表示流通中的现金, M 1表示狭义货币 ( 包括流通中的现金和活期存款 ), 变量 M 2表示广义货币 ( 包括狭义货币和准货币 ) 实证分析中, 我们将用变量 M 0 M 1 M 2来分别表示三类不同形式的货币供应量, 进行模型验证分析 第二, 构建反映通货膨胀不确定性的度量指标 物价水平的累积超额增长指数 假设我们用变量 cpi 来表示居民消费物价指数, 变量 acc _ cpi 表示累积的居民消费物价指数 ; 假设用变量 ave _ cpi 表示几何平均居民消费物价指数, 用变量 acc _ ave _ cpi 表示累积的几何平均居民消费物价指数 ; 假设用变量 acc _ cpi _ loss 表示累积的超额居民消费物价指数 那么 : 在区间 [ 0, 1] 内, 累积的居民消费物价指数为 : acc _ 1 cpi 1 cpi i i1 在区间 0, ] [ T 内, 几何平均居民消费物价指数为 : 1 T (6) T T ave _ cpi i 1 cpii (7) i1 在区间 [ 0, 1] 内, 累积的几何平均居民消费物价指数为 : 4
5 1 1 ave _ i1 acc _ ave _ cpi cpi i (8) 假设在区间 [ 0, 1] 内, 理想状态是居民消费物价指数 cpi 按照几何平均增长指数 ave_ cpi 的大小来增长,cpi 累积的几何平均增长指数为 acc _ ave_ cpi, 那么, 实际中 cpi 的累积超额增长指数为 : acc _ cpi _ loss 1 acc _ cpi 1 acc _ ave _ cpi 1 (9) 在以上情况下,[ 0, 1] [0, T ], 假设在 0 时, cpi 1, acc _ cpi 1, ave _ cpi 1, acc _ ave _ cpi 1, acc _ cpi _ loss 0 根据以上定义, 在 1 T 时, acc _ cpi _ loss 0 在实际中, 当时间变量 ( 0, T ) 时, 恒等式 cpi 1 ave _ cpi 1 并不存在, 因此, 在许多情况下, 累积超额居民消费物价增长指数 acc _ cpi _ loss 1 0, 这反映了实际居民消费物价指数与几何平均居民消费物价指数之间的不一致性, 它表示了居民消费物价指数累积变化的不确定性 第三, 对实证所采用的向量自回归 (vecor auoregressive, VAR) 模型 向量移动平均 (vecor moving average, VMA) 模型 以及脉冲响应函数 (impulse response funcion, IRF) 的说明 对于任意一个时间序列 y, 其 VAR 模型方程可以表示为 : y 1 y 1 2 y2... p y p ( L) y 或 (10) 2 p 2 其中, L 为滞后算子, ( L) 11 L 2L... pl, 这里 Ly y 1, L y y,, 2 p L y y, ~ N(0, ) P 1 p 采用 Choleski 因子分解, 存在转换矩阵 P, 满足 P P 1' I, 则有 ~ N(0, I) 那么,VMA 模型方程可以表示为 : y i0 i i 则 IRF 模型方程为 : y i0 y j, n m, i 1 P y, 1 ( L) P 1, 令 (11) n i ni ni, l, 这里, (12) 对于时间序列的单位根检验, 是将具有滞后项的 AR 模型方程转换为差分形式,Jeffrey(2000) 将其划分为三个类别, 其中模型类型 2 可以表示为 : y y p 1 y, 假设检验为 H : 0 (13) i1 i i 0 而其它二种模型分别为在模型类型 2 基础上包含时间趋势项的模型类型 3 和不包含截距项的模型类型 1 根据李子奈 叶阿忠 (2000) 的建议, 按照模型 顺序进行 ADF 平稳性检验 (Dickey and Fuller,1979,1981) 对于模型的协整检验, 本文将采用两变量的两步协整检验法 (Engle and Granger,1987) 和 Johansen-Juselius 秩检验和迹检验 (Johansen,1988;Johansen and Juselius,1990) 分别进行检验 对于以上 VAR 模型的差分形式, 其向量误差修正模型 (VECM) 可以表示为 : y p1 i yi ECM 1 i1 (14) 模型中, 所有作为解释变量的差分项, 反映了各个变量短期变化对作为被解释变量的短期变化的影响 ; 误差修正项反映了变量之间的关系偏离长期均衡状态对短期变化的影响 对于滞后阶数 p 的长度选择, 在观察值低于 60 的小样本情况下, 采用 AIC 准则较优 (Liew, 2004); 而随着样本容量逐渐增大,SIC 检测效率越高 ( 周建,2005), 本文在具体实证判断时, 将选择使 AIC 值较小 且滞后阶数 p 的长度也较小的回归模型 ' 本文中, 假设 y ( y, y ), 其中 y 1 为代表物价水平的累积超额增长指数变量, 1 2 y1 { acc _ cpi _ loss} ; y 2 为代表货币供应量的累积超额增长指数变量, 5
6 y2 { acc _ m0 _ loss, acc _ m1_ loss, acc _ m2 _ loss} ; 时间变量记为, 以 1978 年为 0, 以后逐年加 1, 时间区间为 年 本文原始数据主要源自国家统计局发布的 中国统计年鉴 财政部发布的 中国财政年鉴 以及中国人民银行公开发布的数据 三 回归结果 第一, 货币供应量 M0 M1 M2, 以及 CPI 的累积超额增长指数曲线图形说明 图 1 表示了 年中国累积的 cpi 指数及其几何平均指数曲线之间的比较图 图 2 是 年中国货币 M2 的累积增长指数及其几何平均增长指数曲线之间的比较图 显然, 对于两类变量, 它们累积的几何平均增长指数曲线都比较平滑 ; 它们累积的增长指数曲线都围绕着累积的几何平均增长指数曲线运行, 二者的起点和终点虽然基本重合, 但是运行过程都出现偏离现象 图 1: 年中国累积的居民消费物价增长指数曲图 2: 年中国货币 M2 的累积增长指数曲线与线与几何平均居民消费物价增长指数曲线 几何平均增长指数曲线 图 3 是表现 年中国货币供应量 M0 M1 M2 的不确定性的度量指标即累积的超额货币增长指数曲线图示 图 4 是表现 年中国通货膨胀的不确定性的度量指标即累积的超额居民消费物价指数图示 从图形来看, 两类超额增长指数曲线之间具有一定的相似性 图 3: 年中国货币 M0 M1 M2 累积的超额图 4: 年中国累积的超额通货膨胀率指数曲线, 货币增长指数曲线 以超额居民消费物价指数表示 第二, 货币供应量 M0 M1 M2, 以及 CPI 的累积超额增长指数时间序列的单位根及协整检验 6
7 表 1 是相关变量的单位根检验的 统计值, 检验中采用 AIC 准则 三种模型设定所得检验结果均显示, 除了变量 acc _ m0_ loss 的一阶差分变量不稳定之外, 所有变量的水平变量 一阶和二阶差分变量均是稳定的 表 年中国货币 M0 M1 M2, 以及 CPI 的累积超额增长指数时间序列的 ADF 单根检验 统计值水平变量 acc _ m0_ loss acc _ m1 _ loss acc _ m2 _ loss acc _ cpi _ loss 统计值 * ** * *** (0.0026) (0.0488) (0.0002) (0.0906) 滞后阶数 模型类型 观察值 一阶差分 m0_ loss) m1_ loss) m2_ loss) cpi_ loss) 统计值 1-10% 下不显著 ** (0.0147) ** (0.0221) *** (0.0002) 滞后阶数 模型类型 观察值 附注 :(1) 滞后阶数按照从滞后 1 阶到滞后 7 阶逐一判断, 如果在 1-10% 临界值下 检验显著, 则选取滞后阶数最小 者, 最大滞后阶数为 7;(2)* ** *** 分别表示在 1% 5% 10% 临界值下 检验显著, 即拒绝 有单位根 的原假设 ;(3) 括号内为 p 值 ;(4) 观察值为考虑滞后项后的值 ;(5) 所有变量的二阶差分关于第 1 种模型 设定形式在 1% 临界值下 检验显著 表 2 是相关变量之间的 Johansen-Juselius 协整检验的结果 协整的经济意义在于, 两个变量虽然具有各自的长期波动规律, 但如果它们是协整的, 则它们之间就存在着相对稳定的长期关系 不同趋势假设下的迹检验和最大特征值检验结果都显示, 三种货币累积超额增长指数与累积超额通货膨胀率指数之间存在着协整关系 表 年中国累积的超额通货膨胀率指数与累积的超额货币增长指数之间的协整关系检验 变量名 acc _ cpi _ loss 趋势假设 迹检验 最大特征值检验 acc _ m0_ loss 1 2 3* 个协整方程 1 个协整方程 acc _ m1 _ loss 4* 5 1 个协整方程 1 个协整方程 acc _ m2 _ loss 1 4* 5 1 个协整方程 1 个协整方程 附注 :(1) 滞后间隔为 1 到 1;(2) 样本值为 31;(3) 趋势假设 1 为水平变量无确定性趋势且协整方程无截距项, 趋势假设 2 为水平变量无确定性趋势但协整方程有截距项, 趋势假设 3 为水平变量有线性趋势且协整方程有唯 一截距项, 趋势假设 4 为水平变量与协整方程都有线性趋势, 趋势假设 5 为水平变量有确定性和线性趋势且协 整方程有线性趋势 ;(4) 三个变量在未标出的趋势假设类别时表示在这种类别下无协整方程 ;(5) 检验的临 界值为 5%;(6)* 为本文将要选择的协整模型类型 第三, 货币供应量 M0 M1 M2, 以及 CPI 的累积超额增长指数之间的非限定性 VAR 模型方程 表 3 的 VAR 模型方程可以作为长期格兰杰因果关系检验的依据 (Jeffrey,2000) 从长期来说, 货币 M0 M1 M2 的累积超额增长指数都是 CPI 的累积超额指数的单向格兰杰原因 ; 但是, 反之则不然 即长期来说, 货币的具有累积效应的不确定性是通货膨胀的具有累积效应的不确定性的单向格兰杰原因 表 年中国货币 M0 M1 M2, 以及 CPI 的累积超额增长指数之间的非限定性 VAR 模型方程变量名 acc _ cpi_ loss acc _ m0 _ loss acc _ m1 _ loss acc _ m2_ loss c acc _ cpi_ 1) acc _ cpi_ 2) acc _ m0_ 1) (0.4247) * * * ** (0.0408) * * ( ) * * (0.0001) (0.2264) (0.8775) (0.2184) * (0.3750) (0.1935) (0.2722) (0.3826) (0.4006) (0.5792) 7
8 acc _ m0_ 2) acc _ m1_ 1) acc _ m1_ 2) acc _ m2_ 1) acc _ m2_ 2) * * (0.0003) * (0.0116) ** (0.0278) (0.2318) * (0.0004) (0.8869) ** (0.0471) * * (0.0284) R S.E. 标准误差 D.W. 检验统计值 AIC F 检验统计值 附注 :(1)* ** *** 分别表示在 1% 5% 10% 临界值下 统计值检验或 F 统计值检验显著 ;(2) c 为常数项 ; (3) 时间趋势 的取值为 1978 年取 0 值,1979 年取 1 值, 之后逐年累加 第四, 货币供应量 M0 M1 M2, 以及 CPI 的累积超额增长指数之间的脉冲响应分析 根据表 3, 所有脉冲响应的时间间隔为 10 年, 上下两侧的虚线表示脉冲响应函数加减两倍标准差形成的置信区间 假设 为当期, 则当 i 0,1,2,..., 9 时 ( 图示中序号表示为 1,2,...,9, 10 ), 脉冲响应反映了 VAR 模型向量组中任一变量 y 10 受误差项 10i 的冲击所作出的反应程度 图 5-1 图 5-2 图 5-3 图 5-4 中的脉冲响应来自于向量组 (acc_cpi_loss, acc_m0_loss) 的 VAR 模型方程 图 5-1 : acc_cpi_loss 对 acc_cpi_loss 的冲击反应 图 5-2 : acc_cpi_loss 对 acc_m0_loss 的冲击反应 图 5-3 : acc_m0_loss 对 acc_cpi_loss 的冲击反应 图 5-4 : acc_m0_loss 对 acc_m0_loss 的冲击反应 图 5-1 反映了 CPI 的累积超额增长指数误差冲击对于其自身的累积超额增长指数的影响程度, 显然前 4 期的冲击反应程度逐渐增强, 而后 6 期的冲击反应程度逐渐减弱, 如果前 4 期的误差冲击项每期增加 1, 则它们对于 CPI 的累积超额增长指数的影响程度分别为增加 倍 ; 之后 6 期冲击虽然使 CPI 的累积超额增长指数逐渐衰减 总体冲击影响为正,10 期影响程度平均为 0.2 倍 图 5-2 反映了 CPI 的累积超额增长指数的误差冲击对于货币 M0 的累积超额增长指数的影响程度, 显然前 5 期的冲击反应程度逐渐增强, 而后 5 期的冲击反应程度虽然开始减弱但仍然很高, 从第 1 到第 5 期, 如果 CPI 的累积误差冲击项每期增加 1, 则它们对于 M0 的累积超额增长指数的影响程度分别为增加 倍 ; 之后 5 期冲击虽然使 M0 的累积超额增长指数逐渐衰减 总体冲击影响为正,10 期平均为 0.16 倍 图 5-3 反映了 M0 的累积超额增长指数的误差冲击对于 CPI 的累积超额增长指数的影响程度, 显然前 8 期的冲击反应程度逐渐增强, 而后 2 期的冲击反应程度虽然开始减弱但仍然很高, 从第 1 到第 10 期, 如果 M0 的累积误差冲击项每期增加 1, 则它们对于 CPI 的累积超额增长指数的影响程度分别为增加 倍, 很显然,M0 的累积误差冲击对于 CPI 的累积超额增长指数的影响程度很高, 平均达到 3.06 倍 图 5-4 反映了 M0 的累积超额增长指数的误差冲击对于其自身的累积超额增长指数的影响程度, 整个曲线呈现出波浪形, 但是如果 M0 的累积误差冲击项每期增加 1, 则它们对于 M0 的累积超额增长指数的影响程度最少达到 1.94 倍, 最高达到 3.93 倍, 平均达到 3.10 倍 显然,M0 的累积超额增长指数的误差冲击对于其自身 以及对于 CPI 的累积超额增长指数的 8
9 影响程度, 远远高于 CPI 的累积超额增长指数误差冲击对于其自身 以及对于货币 M0 的累积超额增长指数的影响程度 图 6-1 图 6-2 图 6-3 图 6-4 中的脉冲响应来自于向量组 (acc_cpi_loss, acc_m1_loss) 的 VAR 模型方程 图 6-1 : acc_cpi_loss 对 acc_cpi_loss 的冲击反应 图 6-2 : acc_cpi_loss 对 acc_m1_loss 的冲击反应 图 6-3 : acc_m1_loss 对 acc_cpi_loss 的冲击反应 图 6-4 : acc_m1_loss 对 acc_m1_loss 的冲击反应 图 6-1 反映了 CPI 的累积超额增长指数误差冲击对其累积超额增长指数的影响程度 如果累积的误差冲击项每期增加 1, 则它们对于 CPI 的累积超额增长指数的影响程度 1 至 10 期分别为增加 倍, 其中 1 至 4 期逐渐增加,5 至 10 期逐渐衰减 总体冲击影响为正,10 期影响程度平均为 0.15 倍 图 6-2 反映了 CPI 的累积超额增长指数的误差冲击对货币 M1 的累积超额增长指数的影响程度, 其中第 1 期影响程度为 0, 第 项冲击影响为正, 第 项冲击影响为负 如果 CPI 的累积误差冲击项每期增加 1, 则总体冲击影响由正逐渐过渡到负,10 期平均为 倍 图 6-3 反映了 M1 的累积超额增长指数的误差冲击对 CPI 的累积超额增长指数的影响程度, 显然 10 期的冲击反应程度虽然为正, 但呈波折状交替出现, 从第 1 到第 10 期, 如果 M1 的累积误差冲击项每期增加 1, 则它们对于 CPI 的累积超额增长指数的影响程度分别为增加 倍, 平均达到 0.98 倍 图 6-4 反映了 M1 的累积超额增长指数的误差冲击对其累积超额增长指数的影响程度, 整个曲线呈现出折线形, 如果 M0 的累积误差冲击项每期增加 1, 则它们对于 M1 的累积超额增长指数的影响程度在正与负之间交替出现, 从第 1 到第 10 期, 如果 M1 的累积误差冲击项每期增加 1, 则它们对于 M1 的累积超额增长指数的影响程度分别为增加 倍, 平均为 1.76 倍 显然, 不论是 CPI 的累积超额增长指数的误差冲击, 还是 M0 的累积超额增长指数的误差冲击, 它们对于 CPI 的累积超额增长指数的影响虽然都较低但都为正 ; 而它们对于 M1 的累积超额增长指数的影响程度或由正转负, 或正负交替, 呈波折型 图 7-1 图 7-2 图 7-3 图 7-4 中的脉冲响应来自于向量组 (acc_cpi_loss, acc_m2_loss) 的 VAR 模型方程 图 7-1 : acc_cpi_loss 对 acc_cpi_loss 的冲击反应 图 7-2 : acc_cpi_loss 对 acc_m2_loss 的冲击反应 图 7-3 : acc_m2_loss 对 acc_cpi_loss 的冲击反应 图 7-4 : acc_m2_loss 对 acc_m2_loss 的冲击反应 图 7-1 反映了 CPI 的累积超额增长指数误差冲击对其自身的累积超额增长指数的影响程度, 显然前 3 期的冲击反应程度逐渐增强, 而后 7 期的冲击反应程度逐渐减弱, 如果前 3 期的误差冲击项每期增加 1, 则它们对于 CPI 的累积超额增长指数的影响程度分别为增加 倍 ; 之后 7 期冲击使 CPI 的累积超额增长指数逐渐衰减 总体冲击影响为正,10 期影响程度平均为 0.15 倍 图 7-2 反映了 CPI 的累积超额增长指数的误差冲击对货币 M2 的累积超额增长指数的影响程度, 显然前 4 期的冲击反应程度逐渐增强, 而后 6 期的冲击反应程度虽然开始减弱但仍然较高, 从第 1 9
10 到第 4 期, 如果 CPI 的累积误差冲击项每期增加 1, 则它们对于 M2 的累积超额增长指数的影响程度分别为增加 倍 ; 之后 6 期冲击使 M2 的累积超额增长指数逐渐衰减 总体冲击影响为正,10 期平均为 0.08 倍 图 7-3 反映了 M2 的累积超额增长指数的误差冲击对 CPI 的累积超额增长指数的影响程度, 显然前 6 期的冲击反应程度从负到正逐渐增强, 而后 4 期的冲击反应程度虽然开始减弱但仍然很高, 从第 1 到第 10 期, 如果 M0 的累积误差冲击项每期增加 1, 则它们对于 CPI 的累积超额增长指数的影响程度分别为增加 倍, 很显然,M2 的累积误差冲击对于 CPI 的累积超额增长指数的影响程度很高, 平均达到 2.83 倍 图 7-4 反映了 M2 的累积超额增长指数的误差冲击对其自身的累积超额增长指数的影响程度, 整个曲线呈现出波浪形, 但是均为正, 且逐渐下降 如果 M2 的累积误差冲击项每期增加 1, 则它们对于 M2 的累积超额增长指数的影响程度最少达到 1.31 倍, 最高达到 5.07 倍, 平均达到 2.69 倍 显然,M2 的累积超额增长指数的误差冲击对于其自身 以及对于 CPI 的累积超额增长指数的影响程度, 远远高于 CPI 的累积超额增长指数误差冲击对于其自身 以及对于货币 M2 的累积超额增长指数的影响程度 第五, 货币供应量 M0 M1 M2 与 CPI 的累积超额增长指数之间的协整关系及误差修正模型 表 4 是代表累积的超额物价水平增长指数的水平变量 acc _ cpi _ loss 分别与代表累积的货币增长指数的水平变量 acc _ m0_ loss acc _ m1 _ loss acc _ m2_ loss 之间长期协整关系的回归估计 显然, 它们之间的长期正相关性都很显著, 反映了货币超发引起货币供应不确定性增大, 可能导致通货膨胀的波动加剧 表 年中国累积超额通货膨胀指数与货币累积超额增长指数之间的长期协整关系模型方程变量名 c acc _ m0_ loss acc _ m1 _ loss acc _ m2 _ loss R 2 R F 统计值 acc _ cpi _ loss acc _ cpi _ loss acc _ cpi _ loss (0.3248) (0.4385) (0.9478) * * 0 (0.0003) (0.0001).0700* (0.3209).0293* 附注 :(1)* ** *** 分别表示在 1% 5% 10% 临界值下 检验显著 ;(2) 括号内为 p 值 ;(3) 时间趋势 的取值为 1978 年取 0 值,1979 年取 1 值, 之后逐年累加 ;F 检验在 1% 临界值概率下均显著 表 5 是累积的超额通货膨胀率指数 acc _ cpi _ loss 与累积的货币超额增长指数 acc _ m0_ loss acc _ m1 _ loss acc _ m2_ loss 之间向量误差修正模型 (VECM) 的回归估计 表中的 6 个模型方程表现了变量之间的短期关系 在不同模型中, vecm (1) 表示与前面的协整方程相对应的误差项, 由于在前 3 个 VECM 模型中都很显著, 所以可以认为, 货币超发造成货币供应不确定性增大造成通货膨胀波动加剧的不利效果当期未调整至预期的冲击部分, 会在滞后一期得到调整消化 ; 反之则不然 表 年中国累积的超额通货膨胀指数与超额货币增长指数之间的 VECM 模型方程变量名 cpi_ loss) m0 _ loss) m1_ loss) d( acc_ m2 _ loss) c (0.1369) (0.8404) (0.9753) (0.3714) (0.4128) (0.8788) vecm (1) * (0.0025) d ( acc _ cpi _ 1)) * (0.0003) cpi _ 2)) (0.5124) (0.2800) * (0.2000) * 0.475*** (0.0603) (0.1362) (0.7379) ** (0.0547).8589 (0.1298) (0.2279) (0.9548) (0.9843) 11.15** (0.0172) (0.4049) (0.3626) ( acc _ m0 _ 1)) * d (0.0001) ( acc_ m0 _ 2)) d (0.5455) m1_ 1)) m1_ 2)) * (0.0067) (0.3082) * (0.0043) (0.1137) * (0.0021) (0.4967) 10
11 d (0.2155) ( acc_ m2 _ 1)) ( acc_ m2 _ 2)) * d (0.9415) * (0.2430) (0.5928) R D.W. 值 F 统计值 附注 :(1)* ** *** 分别表示在 1% 5% 10% 临界值下 检验显著 ;(2) 括号内为 p 值 ;(3)F 检验在 1% 临界 值下均为显著 表 5 反映出, 在短期内, acc _ m0_ loss acc _ m1 _ loss acc _ m2_ loss都是 acc _ cpi_ loss 的 格兰杰原因, 表明累积的货币超额增长指数与累积的超额通货膨胀率指数之间具有显著的单向格 兰杰因果关系 四 结论与建议 长期以来, 对于货币数量的变化与物价指数之间是否存在正相关性和因果关系, 学者们从正 反两个方面都给出了证明, 结论是既有支持, 也有质疑 ; 之所以产生互为矛盾的结论, 原因是人们对于货币数量变化的不确定性 物价指数的不确定性 以及二者之间的关系缺乏研究 本文以中国 年的数据为样本, 首先建立了表现货币供应量不确定性且累积的货币供应量超额增长指数的度量模型, 然后建立了表现通货膨胀率不确定性且累积的通货膨胀率指数的度量模型, 在此基础上, 通过对相关变量进行单位根检验 协整检验, 以及建立有关模型方程和展开脉冲响应分析, 得到了与 Friedman 的货币数量论方程式假定一致的结论 单位根检验显示, 年期间, 中国货币变量 M 1和 M 2 所对应的累积超额增长指数 acc _ m1 _ loss 和 acc _ m2_ loss, 以及居民消费物价指数变量 cpi 和国内生产总值缩减指数变量 gdp_ di 所对应的超额通货膨胀率指数 acc _ cpi_ loss 和 acc _ gdp _ di _ loss 的时间序列的水平变量 一阶差分 二阶差分都是稳定序列, 而货币变量 M 0 所对应的累积超额增长指数 acc _ m0_ loss 的时间序列的一阶差分非平稳 协整检验显示, 年期间, 中国货币变量 M 0 M 1 M 2所对应的累积超额增长指数 acc _ m0_ loss acc _ m1 _ loss acc _ m2_ loss 分别与超额通货膨胀率指数 acc _ cpi _ loss 和 acc _ gdp _ di _ loss 之间存在长期协整关系 ; 中国货币变量 M 0 M 1 M 2 所对应的累积超额增长指数分别与超额通货膨胀率指数之间存在显著的正相关关系 ; 因超发货币带来不确定性上升造成通货膨胀波动不确定性放大在当期未能消化的部分, 会在滞后一期得到调整消化 因果关系检验显示, 年期间, 不论长期还是短期, 中国货币变量 M 0 M 1 M 2所对应的累积超额增长指数 acc _ m0_ loss acc _ m1 _ loss acc _ m2_ loss 都是超额通货膨胀率指数 acc _ cpi _ loss 和 acc _ gdp _ di _ loss 的格兰杰原因 另外, 基于回归结果外推的 2010 年中国居民消费物价指数 cpi 和国内生产总值缩减指数 gdp_ di 的推断值都将有显著的上升, 这与 2010 年两指标的实际值是一致的 脉冲响应分析显示,M0 M2 的累积超额增长指数的误差冲击对其自身以及对 CPI 累积超额增长指数的影响程度都要远远高于 CPI 的累积超额增长指数误差冲击对其自身以及对货币 M0 M2 的累积超额增长指数的影响程度 因此, 应该降低货币供应量变化的不确定性, 从而保持物价水平的稳定性 ; 通过控制货币数量的变化, 达到稳定通货膨胀的目的 参考文献 陈彦斌 唐诗磊 李杜 (2009): 货币供应量能预测中国通货膨胀吗?, 经济理论与经济管理 第 2 期 范从来 (2007): 中国货币需求的稳定性, 经济理论与经济管理 第 6 期 范志勇 (2008): 中国通货膨胀是工资成本推动型吗? 基于超额工资增长率的实证研究, 经济研究 第 8 期 贾俊雪 郭庆旺 曹永刚 (2006): 中国货币增长的不确定性及其对宏观经济的影响, 中国软 11
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untitled
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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
《金融评论》投稿 封面
The Choice of he Inermediae Targe of Moneary Policy in China 968 993 5 0073 85957073683550599 yqzhang@cass.org.cn MM 994Q-008Q4 VECM M M GDPCPI M M M 007 VECM JEL E5C3E58 The Choice of he Inermediae Targe
基於VECM模型的散裝運輸運價BDI指數之預測
24 年 8 月 第 十 七 卷 三 期 Vol. 7, No. 3, Augus 24 以 VECM 探 討 台 灣 國 中 教 師 人 力 需 求 的 預 測 模 型 張 博 一 張 任 坊 張 紹 勳 hp://cmr.ba.ouhk.edu.hk 中 華 管 理 評 論 國 際 學 報 第 十 七 卷 第 三 期 以 VECM 探 討 台 灣 國 中 教 師 人 力 需 求 的 預 測 模
货币增长率、收入流通加速度与通货膨胀—基于中国数据的实证分析
Finance 金融, 2011, 1, 45-56 http://dx.doi.org/10.12677/fin.2011.13008 Published Online October 2011 (http://www.hanspub.org/journal/fin/) Growth Rate of Money, Income Acceleration Velocity of Money and
2005 8,,, (Okun,1971 ;Logue and Willett,1976 ; Foster,1978) (), Wachtel (1977),Carlson (1977) Fisher (1981) Taylor (1981) OECD,, Engle (1983) Engle, A
:: : 3 ( 100871) : 1985, :,,,, ARCH, :,,,, ( inflation uncertainty) Friedman, (1977,467 ), (ex ante), :,,,, ;,,,, (ex post),,, Okun (1971) Friedman (1977),(Ball and Cecchetti,1990) 3, 60 转载 2005 8,,, (Okun,1971
CPI Facor-Augmened Vecor Auoregressive FAVAR Sargen & Sims 1977 Giannone e al Sock & Wason 2002a Bai & Ng 2006 Bernanke e al FAVAR Boivin
2012 12 * CPI FAVAR CPI 5 2010 2011 134% CPI 2001 CPI 2002 2002Q2-1. 1 2002 2004Q3 5. 3 2006Q1 1. 2 8 2008Q1 8 2009Q2-1. 5 2011 7 6. 5% CPI 2008 2009 2011 2008 2009 2010 * 430074 wangspi@ sina. com 430074
报告总结
CFEF RR/04/0 CAViaR RR/04/0 004 CAViaR 00080 VaR VaR Engle Manganelli 999 VaR CAViaR Chow CAViaR B Engle Manganelli CAViaR Absrac: Value-a-Risk (VaR) has become a sandard ool o measure marke risk widely
2008 12,,,,,,,,, Lucas (1973) Sargen (1971),,, Hansen Singleon (1982) GMM () Gal Gerler (1999) GMM, Xiao e al (2008),GMM,,,,,,, (2004),,, (2005),,,,,
: 3 :, Gordon (1996) Galand Gerler (1999),,, GMM,,,, : Phillips(1958),,,, 50,,, Gordon (1996), Gal Gerler (1999),,,,,,,,,,,, Calvo (1983) Gal Gerler (1999), ( ),, 3,, :100872, :cyb @ruc. edu. cn 985,,
invesigae he lag relaionship linkage beween he sock marke of U.S. and he sock of Japan and he sock of Taiwan.According o he empirical resuls analysis,
Discussing he linkage beween he sock marke of U.S. and he sock of Japan and he sock of Taiwan Ching-jun Hsu, Associae Professor, Deparmen of Financial Managemen, Nan-Hua Universiy Ming-Heng Wu, Posgraduae
深圳股票市场稳定性研究报告
2003. 2. 13 0067 (1) (2) S&P500 (1) 1997 S&P500 1997 (2) 1998 1999 S&P500 2000 S&P500 (3) S&P500 65% S&P500 40% (4) 1997 S&P500 SWITCH-ARCH (1) (2) 1997 (3) ST PT B (1) (2) (3) (4) ST PT I....5 II....9
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
(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
?,,? (SVAR),,:VAR () VAR Cugado & P rez de Gracia (2003),, :,, Cugado & P rez de Gracia (2005), 6, (2006),, CPI Cologni & Manera (2
: 3 :,,:,, ; SVAR, 1 PPI,,6 PPI ; CPI, CPI : SVAR, (CPI),,,(PPI),,,,, 2008,2008 1 9,,,, 6 20,, 1713 %, 711 %, 818 %,,, Lin &Liu (2009),,,,2008,,, 2009,, 50 %,,,,,,, 3,, :361005, :bqlin @xmu. edu. cn (70841025),
按揭贷款、资产回报与房地产价格
2002 : 1997 1997 4 1997 4 100 2004 4 1997 4 24.0% 28.7% 2004 4 10.3% 11.1%2005 1 12.5% 5.8 13.5% 7 2005 1 35 8 10% 19.9% 16.5%14.7%13.7%12.4%11.9%11.4% 11.2%2001 1 1 95 100 105 110 115 1998-03 1998-09
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( ) 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
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
% 5 CPI CPI PPI Benjamin et al Taylor 1993 Cukierman and Gerlach 2003 Ikeda 2013 Jonas and Mishkin
2016 9 435 No. 9 2016 General No. 435 130012 1996 1-2016 6 LT - TVP - VAR LT - TVP - VAR JEL E0 F40 A 1002-7246201609 - 0001-17 2016-03 - 20 Emailjinquan. edu. cn. Email1737918817@ qq. com. * 15ZDC008
4/09 4/15 4/21 4/25 5/07 5/13 5/19 5/23 5/29 6/04 6/10 6/16 6/20 6/26 7/02 7/08 第 2 期 湖 南 人 文 科 技 学 院 大 学 生 学 报 2 由 表 1 可 知, 白 银 期 货 价 格 序 列 与 现 货 价 格
第 2 期 湖 南 人 文 科 技 学 院 大 学 生 学 报 No.2 2015 年 3 月 Journal of College Sudens of Hunan Universiy of Huaniies, Science and Technology Mar.2015 白 银 期 货 与 现 货 价 格 引 导 关 系 研 究 麦 琼 辉, 吴 丽 萍, 黄 姿 ( 湖 南 人 文 科 技 学
摘 要
陽 光 效 應 對 股 票 報 酬 與 波 動 的 不 對 稱 影 響 - 以 台 灣 股 市 為 例 李 源 明 南 台 科 技 大 學 財 務 金 融 系 王 冠 閔 僑 光 科 技 大 學 財 務 金 融 系 * 摘 要 本 文 以 台 灣 股 市 大 盤 指 數 為 研 究 樣 本, 在 一 般 化 殘 差 分 配 的 設 定 下, 加 入 美 國 道 瓊 股 價 指 數 作 為 美 股 對
004 6 volailiy Hull Whie(987) vega( kappa) innovaion erm Poerba Summers(986) French, Schwer Sambaugh(987) Bollerslev, Engle Wooldridge (988) Bailie De
004 6-3 CARR(Condiional Auo-Regression Range) CARR GARCH CARR GARCH Chou(00) S P500 CARR CARR GARCH 004 6 volailiy Hull Whie(987) vega( kappa) innovaion erm Poerba Summers(986) French, Schwer Sambaugh(987)
中国人民银行工作论文 No.2015/12
中 国 人 民 银 行 工 作 论 文 No.206/4 PBC Working Paper No.206/4 206 年 4 月 8 日 April 8,206 货 币 政 策 通 过 银 行 体 系 的 传 导 纪 敏 张 翔 牛 慕 鸿 马 骏 摘 要 : 本 文 首 先 定 性 分 析 了 我 国 商 业 银 行 存 贷 款 利 率 定 价 的 机 制 和 面 临 的 问 题, 然 后 用
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
/ / Critical Mass of Web Servers * Network economics Network externalities positive feedback effect Critical Mass WWW
/ 45-57 *rialin7@yahoo.com.w Criical Mass of Web Servers * Nework economics Nework exernaliies posiive feedback effec Criical Mass WWW WWW es WWW es Nework exernaliies Kaz and Shapiro 1985 Rohlfs 1974
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26 2006 年 5 251~262 數 易 理 利 不 EGARCH 料 2003 年 1 1 2004 年 12 31 483 數 數 料 數 料 來 易 兩 領 落 1. 數 2. 數 不 易 EGARCH 論 金 數 WTO 金 流 金 金流 度 更 金 數 流 數 契 易 易來 例 易 了 易 易 易 數 行 數 易 易 領 來 了 數 參 來 不 易 易 251 26 易 更 易 利
<4D F736F F D203130A1A1BDF0D2F8C1C1A1A1A3A8C0EEA3A92E646F63>
( ) 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
PowerPoint 簡報
* 91 5 30 * 3 4 12 19 22 28 2 Central Bank system currency board system dollarization system free banking system Kurt Schuler 155 3 game theory independence transparency accountability 4 31 0 M M P P 0
Taiwan Fuures Exchange, TAIFEX TAIFEX Taiwan Sock Index Fuures 00 4 expiraion eec S&P 500 ( ). Kawaller, Koch and Koch 987 S&P
004 May, 0 pp99-8 leehero00@yahoo.com.w 00 4 00 4 003 8 3 45 ( ) ADF ( ) Granger ( ) (VAR) (SSM) : Sudy o an invesigaion o he relaionship among Taiwan s Spo, Fuures and Opions prices -The Applicaion o
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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)
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國 際 油 價 振 盪 轉 嫁 至 各 分 類 物 價 指 數 程 度 及 其 變 遷 : 台 灣 的 實 證 研 究 元 智 大 學 管 理 學 院 * 曾 翊 恆 佛 光 大 學 經 濟 學 系 ** 周 國 偉 * 本 文 聯 繫 作 者 現 為 元 智 大 學 管 理 學 院 國 際 企 業 學 群 助 理 教 授 ** 本 文 協 同 作 者 現 為 佛 光 大 學 經 濟 學 系 助 理
ECONOMIST v y = 0 m = π (3) 1 2 [ ( SNA) 4 2. ( ) ( SNA) (2 ) ( 3 )
DOI:10.16158/j.cnki.51-1312/f.2010.08.014 2010. 08 ( 300222 ) 2004-2008 F822. 5 A 1003 5656 ( 2010 ) 08 0054 10 1911 MV = PT (1) M V P T (1) (1) (1) MV = PY (2) Y (2) (2) dm M = dp P + dy Y - dv V m =
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
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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
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),
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o& α P( VH VaR) = α VH V 1 α Ω X : Ω R X ( ω) ω Ω S() T K max { ST ( ) K,0} Θ Ω ρ : Θ R ρ X Θc R ρ( X + c) = ρ( X) c X Y Θ ρ( X + Y) ρ( X) + ρ( Y) λ 0 X Θ ρ( λx ) = λρ( X ) X Y Θ X Y ρ( X ) ρ( Y ) X c
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Sock Volailiy Models and he Pricing of Warrans 36005 005 0 Hong & Li 005 Absrac This paper used a lo of popular volailiy models o sudy he dynamic behavior of underlying sock and hen used Hong & Lee (005)
綦好東
當 代 會 計 Journal of Contemporary Accounting 第 二 卷 第 一 期 Volume 2 Number 1, May 2001 民 國 九 十 年 五 月 PP.109-122 第 109-122 頁 1980 年 代 以 來 中 國 ( 大 陸 ) 會 計 規 範 體 系 改 革 的 過 程 動 因 及 績 效 * 綦 好 東 摘 要 :1970 年 代 末
組織變革活動系絡與變革成效之探討
輔 仁 管 理 評 論 中 華 民 國 0 年 5 月, 第 二 十 卷 第 二 期,-6 臺 灣 股 票 指 數 現 貨 期 貨 選 擇 權 三 市 場 的 基 差 及 價 差 變 動 行 為 探 討 ~ 應 用 ANST-GARCH 古 永 嘉 游 忠 儒 ( 收 稿 日 期 :0 年 07 月 09 日 ; 第 一 次 修 正 0 年 08 月 07 日 ; 第 二 次 修 正 0 年 09
中国党和政府在严格控制人口数量的过快增长的同时，还十分重视提高整个中华民族人口质量的工作
Working Paper Series No. 4 200 30 20 50 60 962 2 8 20 60 970 97 [962]698 962 2 8 974 2 3 2 978 0 26 23 25 3 3 980 9 25 4 988 8 3 5 99 6 20 90 30 2000 3 [97]5 97 7 8 2 [974]32 974 2 3 3 4 997 4 6~7 5 8
, ( ) :,, :,, ( )., ( ) ' ( ),, :,,, :,, ;,,,,,, :,,,, :( ) ;( ) ;( ),,.,,,,,, ( ), %,. %,, ( ),,. %;,
:?? * 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
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
國立中山大學學位論文典藏.PDF
A Reexaminaion for Fisher effec ....i...iii............6.. 7....... 7...........7...7...0 CSS...4...7...30...34.. 35...35...38 i .. 40....4 ii Fisher (930) Fisher Mishkin (99) Engle and Granger (987) Ghazali
elections. In addition, the positive CARs exist during the full event date that indicates the election bull run do happen in Taiwan. When incumbent go
A Study on the Relationship between of Election and Taiwan s Stock Market 992 9 2004 9 GARCH GARCH Ching-Jun, Hsu Wen-Yan Yu, Institute of Financial Management, Nan Hua University ABSTRACT This study examines
1 a benevolen governmen Baaglini Coae 005 Golosov 007 Berola 1993 Peroi 1993 Alesina Rodrik 1994 a self - ineresed governmen Besley Case 1995 Acemoglu
1 3 U U 4 510006 dengkebin@ mail. gdufs. edu. cn 361005 wym@ xmu. edu. cn 71003030 7107303 09&ZD01 10CJ010 09YJC79005 09E03 JA11010S 10Y05 1 3 1 a benevolen governmen Baaglini Coae 005 Golosov 007 Berola
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中 国 人 民 大 学 财 政 金 融 学 院 硕 士 研 究 生 论 文 的 基 本 规 范 一 论 文 选 题 的 基 本 要 求 : 作 为 财 政 学 金 融 学 专 业 的 硕 士 学 位 论 文, 选 题 范 围 不 应 超 出 与 金 融 学 科 者 财 政 学 科 相 关 的 研 究 范 畴 鼓 励 结 合 金 融 财 政 理 论 知 识 对 现 实 问 题 进 行 深 入 探 讨,
24 OECD 1960~2002 CO 2 GDP 43% GDP EKC 2007 [16] GDP U GDP 1996 U N GDP Musolesi e al [17] Brock and Taylor 2010 [1] ~ 2001 CO 2
![24 OECD 1960~2002 CO 2 GDP 43% GDP EKC 2007 [16] GDP U GDP 1996 U N GDP Musolesi e al [17] Brock and Taylor 2010 [1] ~ 2001 CO 2](/thumbs/93/112818140.jpg "24 OECD 1960~2002 CO 2 GDP 43% GDP EKC 2007 [16] GDP U GDP 1996 U N GDP Musolesi e al [17] Brock and Taylor 2010 [1] ~ 2001 CO 2")
2014 4 36 4 Joumal of Shanxi Finance and Economics Universiy Apr. 2014 Vol.36 No.4 361005 ~ F205 [ ] A [ ] 1007-9556 2014 04-0014- 13 The Influence of Economic Growh o Environmenal Polluion and Regional
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中国股票市场相关性和波动性的时变分析 陈守东, 韩广哲, 刘志强 ( 吉林大学数量经济研究中心, 吉林长春,300) 提要 : 本文利用二元 GARCH(Bivariae GARCH) 模型模拟计算出随时间变化的方差 协方差和相关系数 同时, 在条件均值方程中引入协整参数, 使用二元 GARCH(,) 模型确定条件变量 条件协方差和变量之间的相关系数, 并利用上海和深圳股票市场的实证数据对中国股市的相关性和波动性进行时变分析
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
(New Economics of Labor Migration NELM Taylor Martin (2001) ) NELM NELM 2 ( 2007; 2000) (1) 3 U=U(x wa x wm x wl ;x ha x hm x hl ) U'>0U''<0 (1) ( 200
( ) 2009 7 * 3 30 1 2 (Unitary Model) (Collective Model)( 2001) Alain de Janvry (1991) Huffman(198019912001) Ahituv Kimhi(2006) Malathy Duraisamy(2002) Chiappori(199819922002) * (07&ZD025) (20080440007)
Granger VECM VECM Keynes 1938 Roosevelt 1938 Wheaton & Wheaton 1972 Howenstine 1957 Gilbert & Gugler
2012 2 * 1985 2009 1985 2009 1998 Granger 90 1996 1977 626 37% 3. 6 1979 GNP 1949 1978 1. 5% 1981 1989 7% World Bank 1992 1992 1994 1991 1996 1998 1997 1997 2 1997 * 100872 qyzh@ ruc. edu. cn zheng@ cuhk.
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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
中国法学院的法律技能教育短缺
中 国 法 律 技 能 教 育 的 制 度 分 析 An Institutional Inquiry into Legal Skills Education in China 苏 力 * [Abstract] With a brief introduction of state of the legal skills training in contemporary China s law schools,
% 2 2% 5 2% 6 3% 5% - % McCallum Arseneau Woodfood ACEL Williams 6 - SGU CGW 2 7 SGU 2% 6 Friedman CGW DSGE-VAR CGW 8 % 2% SGU CGW SGU CGW 95
6 5 23 5 JOURNAL OF MANAGEMENT SCIENCES IN CHINA Vol 6 No 5 May 23 292 Ramsey Ramsey 2% Ramsey F5 A 7-987 23 5-3 - 6 2% Blanchard Friedman 2 helps 3 3 28 Chrisonian 4 Friedman helps 2 2 3 Taylor 5 2 -
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(19) * ** 2001-2007 panel data logistic logistic regression model factor analysisprinciple component analysis 1997 * ** (20) 1998 1990 陸 2001 WTOworld trade organization 臨 2000 11 24 2001 6 27 (21) 2000
2004 8, Gebhard,Lee Swaminahan(2000) (Discouned Residual Income Model) Fama French(1999),, Fama French(1999),,Wu, Sercu,and Chen(2000) FF ( ), ( Keire
:A 3 A ( 100871) : Fama French (1999), 1990 2001 A,, 1990 2001 :, Fama French(1999) ( ) ( FF ) FF : ( IRR on Value) ( IRR on Cos), FF, 1990 2001 A, : ;, ; (Cos of Capial), Miller Modigliani (1966) ( ),
2006 4,,,, TFP (,2003),, 90,,,, 2005,, ;,,,,,, (disembodied),,,, (,2003),,,,,, : y = Af ( k, l) : y, k, l, A, : = - -, ( ), ( ),,,,90,,,:,,,,,,,,,,,,,
: 3 :,,,,,, : -,,, (,1994,2002) ; (,2003) ; (, 2002) ; (,2005) ; (2006),,,,,, ( TFP, ),,, (,2005 ;,2005),,,,,,,,, 1997, 3, 4 2006 4,,,, TFP (,2003),, 90,,,, 2005,, ;,,,,,, (disembodied),,,, (,2003),,,,,,
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1 1975-1988 1934 1951 7 1962 2 1971 12 22 47 29 13 1934 1974 1975 1988 Lee & Yoo, Margin Regulation and Stock Market Response: Further Evidence From The U.S and Some Pacific-Basin Countries[J].Review of
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* 中 国 银 行 体 系 脆 弱 性 的 动 态 分 析 与 预 测 陈 守 东 3 杨 东 亮 (. 吉 林 大 学 数 量 经 济 研 究 中 心 ;. 吉 林 大 学 东 北 亚 研 究 院 ;3. 吉 林 大 学 商 学 院 ) 摘 要 : 本 文 利 用 银 行 体 系 内 部 变 量 构 建 我 国 00 年 至 009 年 银 行 体 系 脆 弱 性 月 度 指 数, 检 验 工 业
中國概念股股價與投資績效之研究
中 國 概 念 股 股 價 與 投 資 績 效 之 研 究 A Sudy on Sock Prices and Invesmen Performances of Taiwan s China-Concep Socks 徐 清 俊 郭 敏 吉 南 華 大 學 財 務 管 理 研 究 所 摘 要 大 陸 經 濟 對 外 政 策 開 放 後, 資 本 市 場 快 速 發 展, 改 變 大 陸 地 區 投
中国金融体系运行效率分析（提纲）
20 90 6 1...1 1.1...1 1.1.1...1 1.1.2...3 1.2...6 1.2.1...6 1.2.2...7 2...8 2.1...9 2.1.1...9 2.1.2...11 2.2...13 2.2.1...13 2.2.2...15 2.3...17 2.3.1...17 2.3.2...20 3...21 3.1...22 3.1.1...22 3.1.2...25
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,
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國 際 原 油 與 國 內 車 用 汽 油 價 格 之 關 連 分 析 : 不 對 稱 誤 差 修 正 模 型 之 應 用 * 林 灼 榮 劉 浩 然 摘 要 台 灣 是 個 高 度 仰 賴 能 源 進 口 之 國 家, 對 原 油 進 口 依 存 度 接 近 %, 近 來 國 際 油 價 大 幅 上 漲, 在 現 行 浮 動 油 價 機 制 下, 國 內 油 價 跟 著 調 漲 而 衝 擊 到 車
Paul Einzig ( 9 7 0 )
3 4 5 6 7 8 Paul Einzig ( 9 7 0 ) 3. () (2) (3) (4) S F i H i F (5) (6) 20 25 3.2 3.2. 66 3.2.2 998 4 43 B I S 999 3-998 6370 32. % 350 490 998 820 5400 580 5 000 4 000 000 998 290 999 4 9 588 998 New
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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
:,,,,,, : 1990,,?,,,,, 2000 (,2004) :1990,,,,,2000, (,2008),,,,,,,,, 1990,,,, 4, 10, ( ) 90,,,,, 2000,,, ,2000,, % % ;,
2009 8 3 :,, CHIP,,, 12 %,,,,, :,,,,1990,,,,,, 2000 6213 % 2007 4818 %,,, 2007 17, 69 %, ( Duesenbery Friedman Modigliani Hall ),, ( Leland,1968 ;Miller,1976 ; Kimball,1990 ), NLS PSID, ( Caballero, 1991
中国近年来经济增长与就业增长间数量关系解释 作者 : 孙文凯, SUN Wen-kai 作者单位 : 中国人民大学经济学院, 北京,100872 刊名 : 经济理论与经济管理 英文刊名 : Economic Theory and Business Management 年, 卷 ( 期 ): 2014(1) 本文链接 :http://d.wanfangdata.com.cn/periodical_jjllyjjgl201401002.aspx
必 修 环 节 5 学 分, 学 科 专 业 课 程 学 分 不 少 于 11 学 分 自 学 课 程 学 分 另 计 课 程 设 置 参 见 第 九 部 分 2 直 读 博 士 生 攻 读 博 士 学 位 期 间, 需 获 得 学 位 课 程 总 学 分 不 少 于 36 学 分 其 中 公 共
社 会 科 学 学 院 科 学 技 术 哲 学 一 适 用 学 科 哲 学 ( 一 级 科 学, 哲 学 门 类 ) 本 方 案 适 用 于 科 学 技 术 哲 学 (Philosophy of Science and Technology) 二 级 学 科, 学 科 代 码 : 010108 二 培 养 目 标 培 养 科 技 哲 学 科 技 与 社 会 科 技 政 策 与 管 理 等 方 面 的
1
2 Vol.2 The Working Papers of RCEWCC 2005 23 2 Vol.2 The Working Papers of RCEWCC 2005 24 2 Vol.2 The Working Papers of RCEWCC 2005 25 2 Vol.2 The Working Papers of RCEWCC 2005 26 2 Vol.2 The Working Papers
FDI [] [ ] F832 A 20 70 80 80 10 90 (FDI) FDI FDI FDI FDI 1991 FDI 0.2% 2002 33.8% FDI 2002 FDI FDI FDI FDI 20 90 20 90 1997 FDI FDI H.Chenery A.M.Str
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FDI 1-1 - FDI [] [ ] F832 A 20 70 80 80 10 90 (FDI) FDI FDI FDI FDI 1991 FDI 0.2% 2002 33.8% FDI 2002 FDI FDI FDI FDI 20 90 20 90 1997 FDI FDI H.Chenery A.M.Strout1966 FDI FDI Baran - 2 - 1973 FDI May
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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,
<4D6963726F736F667420576F7264202D20A661B0ECAE74B2A7AABAA4A4B0EAB941A7F8B0F2C2A6B1D0A87C2E646F63>
Hong Kong Teachers Centre Journal 香 港 教 師 心 報, Vol. 2 Hong Kong Teachers Centre 2004 地 域 差 異 的 中 國 農 村 基 礎 教 育 發 展 與 香 港 的 教 育 投 資 援 助 容 萬 城 香 港 浸 會 大 學 教 育 學 系 教 育 經 濟 學 者 們 重 視 教 育 的 經 濟 價 值, 在 眾 多 的
国际食物消费启示与中国食物缺口分析 : 基于历史数据 作者 : 毛学峰, 刘靖, 朱信凯, MAO Xue-feng, LIU Jing, ZHU Xin-kai 作者单位 : 毛学峰, 朱信凯,MAO Xue-feng,ZHU Xin-kai( 中国人民大学农业与农村发展学院, 北京,100872), 刘靖,LIU Jing( 中央财经大学经济学院, 北京,100081) 刊名 : 经济理论与经济管理
227次双周：柯荣柱提要和全文.doc
1 * Trust in China: A Cross-regional Analysis * 1 1993 2 100 100 2 Putnam,1993 1998Knack & Keefer,1997 3 20 1998 4 Putnam,1993,1995; 1998; Colman,1988,1995 Social capital Kreps 1986 Fudenberg & Tirole1992
J. D. 17 Daniel J. Elazar, American Federalism: A View From the States (New York: Happer & Row, Publishers, 1984), p
20 20 70 80 1 20 90 20 90 J. D. 17 Daniel J. Elazar, American Federalism: A View From the States (New York: Happer & Row, Publishers, 1984), p.41-42. 2 19 1985 80 Gerald D. Nash, State and Local Governments,
3 : 121,, [1 ] (Stage Theory),,,,,,, 1 :, ;,,,,, 1 :11, 6,116 ; , 2003 ; 31 = Π ; 2, 1996 ;1996,,2000, Walt Rostow (1960, 1971), A. F. K. Organ
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44 3 2007 5 ( ) Journal of Peking University( Philo sophy and Social Science s) Vol. 44, No. 3 May. 2007 1 2, (11, 100871 ; 21, ) :,,, :11,, ;21, ;31,, ; : ; ; ; :F121 :A :100025919 (2007) 0320120212,,,,,,,,,,,,,,
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
World Bank World Bank 2000 Li Dong Torgler a 2010b 3 Huang 2002 GDP Blanchard Shleifer 2000 capture
20 90 1998 ~ 2009 U Li 1998 Xu 2010 Qian Weingast 1996 Qian Roland 1998 GDP 2007 401120 cgcqu@ 126. com lishu575@ hotmail. com 2010QNJJ08 - XZQN24 2 120 1 2007 2007 2008 30 World Bank 1997 2 World Bank
LABOR ECONOMICS AND PUBLIC POLICY RESEARCH CENTER ZHEJIANG UNIVERSITY WORKING PAPERS SERIES 70233003 Zhu & Warner, 2000 (1999) : % % % % 1993 12358 51 6 34794 99 8 684 24 8 19468 113 9 1994 19098
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RESEARCH REPORT 1 2 3 4 5 1 2 3 Selection Criteria Effect Hypothesis 4 5 3 180 180 2002-12-18 2003-01-02 10 18 18 2003-06-13 2003-07-01 12 18 18 2003-12-16 2004-01-02 12 18 18 2004-06-15 2004-07-01 12
3 8 8 CPI-U CPI-W C-CPI-U 2. CPI-U CPI- W PCE CPI C-CPI-U CPI-U CPI-W PCE C-CPI-U 2. PCE cos-of-living 4 CPI PCE 995 PCE CPI P C = min i i q i U
3 8 204 8 Saisical Research Vol. 3 No. 8 Aug. 204 * 曾五一 王开科 CPI PCE C-CPI-U CPI CPI PCE C-CPI-U C829. A 002-4565 204 08-0080 - 08 Consumer Price Index Sysem for USA and is Imlicaions for China Zeng Wuyi
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
Sept Arab World Studies No.5. Paul D. Miller, The Fading Arab Oil Empire, The National Interest, July/August 2012, Number 120, pp. 38-4
2013 9 Sept. 2013 5 Arab World Studies No.5. Paul D. Miller, The Fading Arab Oil Empire, The National Interest, July/August 2012, Number 120, pp. 38-43. 59 IEA 2012 11 2015 2017 2012 9 2012 6 Pramod Kulkarni,
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
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
南華大學數位論文
A THESIS FOR THE DEGREE OF MASTER OF BUSINESS ADMINISTRATION INSTITUTE OF FINANCIAL MANAGEMENT NAN HUA UNIVERSITY A STUDY OF THE RELATIONSHIPS BETWEEN SHORT INTEREST FUTURES AND SPOTS OF THE THREE-MONTH
,,,,,Modigliani - Miller Bernanke, Gertler Gilchrist 1996,, Bernanke, Gertler Gilchrist ( ) ( ),,,, Bernanke, Gertler Gilchrist (1999),,, RBC, Bernank
RBC 3 (, 100871) RBC,, RBC,, ; ; F83015 A 1002-7246(2005) 04-0016 - 15 RBC,, Modigliani - Miller (1958 ),, RBC,, RBC,?? Gertler 1988, Fisher Keynes,,,,,,,,,, 2005-03 - 05 (1978 - ),,, (1970 - ),,,, 3 Chi
西方三大霸权的战略比较——兼论美国制度霸权的启示意义•
- 1 Pax Americana Pax Romana Pax Britannica 2 3 20 60 4 1 1998 4 2 Joseph S. Nye, Jr., Bound to Lead: The Changing Nature of American Power, New York: Basic Books, 1990, p.50. 3 Immanuel Wallerstein, Three
31 3 Vol. 31 No Research of Finance and Education May ,,, BS,,,,, ; ; ; ; : F : A : ( 2018)
3 3 Vol. 3 No. 3 208 5 Research of Finance and Education May. 208 730000,,, BS,,,,, ; ; ; ; : F830. 92 : A : 2095-0098( 208) 03-002 - 2005 30% 202 ± % 204 3 ± 2% 205 8 Rogoff 996 PPP PPP 30 - B - S B -
Lech 1 2 Coffey and Jia Corporate Financial Performance CFP CSP CFP 9 Preston O Bannon 10 CSP CFP Margolis et al Sun abd
2015 6 79 DEA-Tobit 1 2 1. 130012 2. 130012 CSR DEA-Tobit DEA-Tobit F062. 9 A 1671-9301 2015 06-0021-11 DOI:10.13269/j.cnki.ier.2015.06.014 Corporate Social Responsibility CSR 2014 500 31. 06 2013 GDP
2008 1,,, Aghion et al (2006) 83, ,,,,, :, ;,,,,,, ( Edwards,1986) : (1),(FEER) (BEER) ; (2) Dunaway et al (2006),, VAR VEC, FEER BEER,, ; (3)
: 3 :,,,,;, :,,,;,, : 2001,,,2005 7 21,30, (, 2005),Jeanneney and Hua (2003)?, (1999) (2003) (2005) (2006a) (2006) (2006) (2007),,,,, ( ) Krugman and Obstfeld (2000) :, Dunaway et al. (2006),,,,,, ( Gonzaga
2008 5,,,,,,,,,, (,2002),,,?,,,,,, 1994 : 1994,, ( GDP ),, (,2004),,,,,,, highly decentralized,, decentralization, ( ),,,, fiscal decentralization (re
: 3 :,10, 1994 2003,,,, :,,,,, (World Bank, 2002 ;,2002) 2000, 4290, 988, 3292,, 100,,,,,, (, 2002),,,,,, 3,,:100101,:tao. ccap @igsnrr. ac. cn ;, (70633002) ( KSCX22YW2N2039),,, 20 90,1995 2003 157 219,,
引言
上 海 市 进 出 口 贸 易 总 额 影 响 因 素 分 析 杨 瑾 1 2 冯 宇 辉 1. 同 济 大 学 经 济 与 管 理 学 院, 上 海,20009 2. 中 铁 建 电 气 化 局 集 团 轨 道 交 通 器 材 有 限 公 司, 常 州, 江 苏,213179 摘 要 : 进 出 口 贸 易 总 额 是 衡 量 一 个 地 区 经 济 发 展 速 度 的 重 要 指 标, 本 文
長久以來，經濟學者最常利用國民生產毛額（Gross National Product, GNP）來作為一個國家或經濟社會福利水準高低之衡量標準
Research Center For Taiwan Economic Development (RCTED) GNP GNP GNP GNP 1960 Easterly 1997 95 3 2001 US13,000 4 1950/60 2 4 PPP GNI US18,000 Anand and Ravallion1993 1985 85 GDP Pritchett and Summers
经 济 与 管 理 耿 庆 峰 : 我 国 创 业 板 市 场 与 中 小 板 市 场 动 态 相 关 性 实 证 研 究 基 于 方 法 比 较 视 角 87 Copula 模 型 均 能 较 好 地 刻 画 金 融 市 场 间 的 动 态 关 系, 但 Copula 模 型 效 果 要 好 于
第 19 卷 第 6 期 中 南 大 学 学 报 ( 社 会 科 学 版 ) Vol.19 No.6 013 年 1 月 J. CENT. SOUTH UNIV. (SOCIAL SCIENCE) Dec. 013 我 国 创 业 板 市 场 与 中 小 板 市 场 动 态 相 关 性 实 证 研 究 基 于 方 法 比 较 视 角 耿 庆 峰 ( 闽 江 学 院 公 共 经 济 学 与 金 融 学
Engel rer = ner + p * - p = ner α * p * T + α * p * N α p T + αp N = ner + p * T - p T + α * p * N - p *
* 1997 1 2010 9 60% 80% 20% 40% - - - 2007-2007 * 100875 xujianwei@ gmail. com pamelapanda@ 126. com Betts C. M. CCER 78 2011 7 1997 1 2010 9 - Engel 1993 1999 rer = ner + p * - p = ner + 1 - α * p * T
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1 李文军张巍巍 2 [ ] [ ] [Abstract] Trade structures between China and its partners, especially Asian partners and Western partners, vary a lot, so bilateral trade effects of their corresponding RMB exchange
;,, ( ),,,,, ;,,,, (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),,,,,
DID 13. 0% 20. 2% 12. 6% 30 1 Leland 1968 Zeldes 1989 Zeldes 1989 Carroll Skinner 1987 Zhang & Wan
2012 7! 2007 2008 13. 0% 20. 2% 12. 6% 2008 1 1990 2007 2010 2000 2007 20% 25% 2007 2010 80 1999 2007 2008 1 1999 2007 * 610074 zangwenbin@ gmail. com 100871 ggliu@ unc. edu 100871 xufei0505@ hotmail.
VaR 3.1 VaR 3.2 VaR
D 1 1. 2 2.1 2.2 2.3 2.4 2.5 3. VaR 3.1 VaR 3.2 VaR 3.3 4. 2 VaR VaR a-garch VaR Black-Scholes 1., 1998 VaR VaR-covered porfolio insurance 3 Upside Capure 2 Perold and Sharpe 1988 Rubinsein 1985 Black
Lewis
2011 6 World Economic Papers December, 2011 * 2005 2010 2005 * 985 email jadeyyx@ 163. com 600 200433 985 email zhangping_4@ sina. com 985 2011SHKXZD003 2011M500711 20110490654 11CJL024 2011 6 33 Lewis