第八期

Size: px
Start display at page:

Download "第八期"

Transcription

1 人民币汇率与物价的非线性关系研究 基于傅里叶函数和滚动因果检验 徐胜朱晓华 ( 中国海洋大学山东青岛 ) 摘要 : 本文通过选取 2005 年 7 月至 2014 年 7 月的月度数据, 采用非线性傅里叶单位根检验和滚动因果检验实证研究了汇率与物价之间的关系 傅里叶单位根检验结果表明, 人民币对美元实际汇率为非线性平稳时间序列且存在一个结构突变点, 购买力平价成立 参数稳定性检验结果显示, 人民币汇率与我国 CPI 间的二元 VAR 模型在长期内较为稳定, 短期内存在结构性变化 通过动态因果检验得出, 人民币汇率与我国 CPI 之间存在双向动态因果关系, 而且二者之间的影响关系与经济周期密切相关, 通货膨胀严重时期汇率的传导效应更强 关键词 : 人民币汇率 ; 购买力平价 ; 傅里叶单位根检验 ; 滚动格兰杰因果检验中图分类号 :F822 文献标识码 :A 文章编号 : (2015) 一 引言汇率作为开放经济的核心变量之一, 对一国国民经济发展和对外经济关系稳定具有重要作用 自 2005 年 7 月我国正式实行以市场供求关系为基础 参考 一篮子 货币进行调节 有管理的浮动汇率制度以来, 人民币对美元汇率升值幅度高达 32% 汇率的大幅升值与物价变动 经济增长以及货币政策等密切相关, 同时汇率升值也对物价水平产生重要影响 汇率与物价之间存在一定的因果关系, 一方面, 物价决定汇率水平, 这主要基于购买力平价理论, 其核心思想是汇率主要由两个国家的相对物价水平决定, 预期汇率的波动则等于预期的通货膨胀率之差 根据购买力平价理论, 在对外贸易平衡的情况下, 两国之间的汇率将会趋向于购买力平价所决定的均衡汇率 另一方面, 汇率波动对物价具有 传导效应, 通过商品贸易 资本流动等渠道影响物价水平, 从而对国际收支 金融稳定以及经济发展产生重要作用 关于汇率和物价之间的关系, 国内外研究文献较多, 在理论研究和实证方法上都取得了长足进展, 本文在借鉴相关经验的基础上, 做出以下改进 : 第一, 传统的单位根 协整等线性检验由于检验势较低, 容易造成结果偏误 ; 而 SAR 等非线性检验往往预设了结构突变点个数, 事实上, 实际汇率的调整是一个渐进的非线性过程 因此本文借鉴恩德斯和李 (Enders 和 Lee) 的非线性傅里叶单位根检验方法, 利用三角函数变换的傅里叶函数检验实际汇率的平稳性, 突破了线性检验以及结构突变的先验假设等不利条件, 提高了检验效果 第二, 对于汇率对物价的传导作用, 国内外学者主要运用协整检验估计二者之间的长期关系, 采 收稿日期 : 作者简介 : 徐胜, 女, 山东青岛人, 中国海洋大学经济学院教授, 博士, 博士后, 研究方向为环境经济与产业 区域金融 ; 朱晓华, 女, 山东临沂人, 中国海洋大学经济学院, 研究方向为数理金融与风险管理 3

2 用脉冲响应以及方差分解探究二者的短期动态关 系 不同通货膨胀情况下汇率与 CPI 关系的研究往 往人为将经济周期分为通货膨胀和紧缩, 但忽视了 经济周期的连续性以及短期内存在的结构变化, 由 于结构变化, 汇率与物价在不同时间段内可能具有 不同的传导关系 因此, 本文利用拜尔希勒等 (Balcilar 等,2010) 提出的滚动因果检验, 分别考察汇 率和物价在长期和短期内参数的稳定性, 并通过滚 动视窗的格兰杰因果检验研究了不同时间段上变量 间的引致关系, 分析二者的相关关系和影响程度 二 理论基础和模型介绍 ( 一 ) 非线性傅里叶单位根检验 非线性傅里叶函数作为三角函数的变换形式, 可以有效拟合存在结构变化的数据, 揭示数据的非 线性特征 传统的线性检验 DF ADF 等无法捕捉时 间序列的结构变化, 而非线性检验也往往预设了结 构突变的个数, 恩德斯和李 (2012) 运用拉格朗日 乘数 (Lagrange Multiplier,LM) 统计量发展了传统 的单位根检验模型, 克服了单位根检验存在结构断 点需要先验性信息的不利条件, 不仅适应于存在结 构突变的数据, 而且能够更好地拟合逐渐发生结构 变化的数据 传统 AR (1) 模型的基本形式为 : y t = α(t) + βy t γ t + μ t,t = 1,2,3, (1) y t 为时间序列, μ t 为白噪声误差干扰项, α(t) 为线性关系表示 傅里叶单位根检验方法是将 α(t) 定 义为非线性形式, 用三角函数表示为 : n α(t) = α 0 + k = 1 n α k sin(2πkt/) + k = 1 β k cos(2πkt/), n < /2 (2) 为了分析简便, 通常考虑单个傅里叶变化形 式, 研究显示单个傅里叶函数的变化形式同样能够 有效反映时间序列的非线性特征, α(t) 即转换为 : 式 : α(t) = α 0 + α 1 sin(2πkt/) + α 2 cos(2πkt/) (3) 其中, k < /2 为正整数, t = 1,2,3,,N 因此, 数据的生成过程可表示为如下非线性形 y t = α 0 + γ t + α 1 sin æ 2πkt ö + α è ø 2 cos æ 2πkt ö + ε è ø t (4) ε t = βε t e t 由方程 (4) 可知, sin(2πkt/) cos(2πkt/) 可 以衡量数据变动趋势的非线性特征, 能够近似绝对 可积到任意精度, 有效捕捉突变点的个数和位置,k 代表近似的选定频数, α =[α 1,α 2 ] 测量波动的振幅和 位移的分量 当 α 1 = α 2 = 0 时, 式 (4) 变为一个标 准的线性特征形式 若拒绝原假设 α 1 = α 2 = 0, 此时 间序列必定含有非线性成分, 即至少出现一个结构 突变点, 产生一个频率分量 而若 β = 1, 则接受原 假设, 存在单位根成立 ; 若 β < 1 则拒绝原假设 恩德斯和李 (2012) 借鉴了施密特和菲利普斯 (Schmidt 和 Phillips, 1992) 以及阿姆斯勒和李 (Amsler 和 Lee,1995) 提出的 LM 理论, 提出了一种 无约束模型, 并按如下形式进行一阶差分估计 : Δy t = δ 0 + δ 1 Δ sin( 2πkt ) + δ 2Δ cos( 2πkt ) + υ t (5) 其中, 估计相关参数 δ 0 δ1 和 δ 2 构建为如 (6) 式 所示的趋势序列 : S = Δy t - ψ - δ 1 Δ sin( 2πkt ) - δ 2Δ cos( 2πkt ) + υ t t = 2,...,, (6) 其中, ψ ~ = y 1 - δ ~ 0 - δ 1 ~ ~ Δ sin(2πkt/) - δ2δ cos(2πkt/), y 1 是 y t 的第一个观测值, 基于趋势序列的回归方程 如 (7) 所示 : Δy t = θs t d 0 + d 1 Δ sin( 2πkt ) + d 2Δ cos( 2πkt ) + ε t (7) 如果 y t 有单位根, 那么 θ = 0,LM 检验统计量 ( 记为 τ LM ) 是原假设 θ = 0 的 t 检测值 残差 ε t 满足 菲利普斯和培龙 (Philips 和 Perron,1988) 提出的序列相关及异方差条件 通过增加滞后期的值 ΔS t - j 来 避免序列自相关 恩德斯和李将 τ LM 统计量渐进分布 的属性进行派生, 认为 τ LM 在数据推导过程中只取决 于整数 k, 而与其他变量无关 戴维斯 (Davies, 1987) 采用格子搜索法来获得上述 k 值 : 用 k 减去式 (7) 中的残差平方和 (SSR), 特别地, 对于 1 k k max 范围中每一个整数 k, 对式 (7) 估计, 从 回归结果中选出满足残差平方和最小的 k 值 本文在 既定的整数 k 下, 利用 F 统计量去检验序列是否为线 性, 如果在数据生成过程中的没有单位根, 那么 F 统 计量的分布将是非标准的, 特别在原假设的条件 下,F (k) 是非对称分布 ( 二 ) 滚动格兰杰因果检验 传统的格兰杰因果检验统计量, 如 Wald LM 和 LR 等通常基于渐进分布假设, 且 VAR 模型的参数要 求具有恒定不变性, 而对于非渐进分布的非 0 阶平稳 时间序列在存在结构性变化时, 原检验则会出现明 显偏误 拜尔希勒等提出的基于 F (Bootstrap-F) 统 4

3 图 1: 人民币实际汇率及一阶差分路径图 计量的滚动窗口估计方法不仅能有效克服参数结构 不稳定的问题, 还能展示不同子区间的动态结构变 化特征 首先, 根据传统的二元 VAR (p) 模型, 为简明 阐释两个变量的关系, 用矩阵形式表示如下 : éy ù ë ê 1t y û ú = é φ ù 2t ë ê 1 φ û ú + é φ ù 2 ë ê 11 (L) φ 12 (L) éy ù ú φ 21 (L) φ 22 (L) ûë ê 1t y û ú + é ε ù 2t ë ê 1t ε û ú (8) 2t p 其中, φ ij (L) = φ ij,k L k,i,j = 1,2, L 为滞后项符 k = 1 号, 即 L k x t = x t - k, k 为滞后阶数, ε 1t 和 ε 2t 为白噪 声序列 基于以上假定可知 : 若 y 2t 不是 y 1t 格兰杰原 因的原假设是 : φ 12,k = 0,k = 1,2 p, 同样, 对于 y 1t 不是 y 2t 格兰杰原因的假设则为 : φ 21,k = 0,k = 1,2 p 滚动因果检验是将格兰杰因果关系检验的区间 不断地进行滚动, 从而得到变量之间的动态因果关 系, 其具体方法是 : 假定待检验区间为, 选定滚 动子区间的大小, 设区间长度为 ( 2p + 1 < n < ), 全样本序列就转化为 - n 个子样 本序列, 对每个子样本再运用 Bootstrap-F 检验 y 1t 和 y 2t 之间的格兰杰因果关系, 这时, 检验统计量为 : 析 F t,n = (RSS 0,t - RSS 1,t )/p ~F(p,n - 2p - 1) (9) RSS 1,t /(t - 2p - 1) t 其中, RSS 1,t = μ 2 t,rss0,t = i i = t - n + 1 i = t - n + 1 三 购买力平价对人民币汇率的适应性实证分 基于购买力平价理论研究物价对汇率的决定作 用, 实证检验主要有两种 : 一是检验实际汇率的平 稳性, 是否具有均值回复的特征 ; 二是探究汇率和 物价之间的协整关系 本文在借鉴恩德斯和李 (2012) 提出的傅里叶单位根检验的基础上, 从非线 性角度研究物价对汇率的决定作用 数据选取 2005 e i 2 n 年 7 月到 2014 年 7 月期间的汇率和 CPI 的月度数据 名义汇率月度数据来源于国家外汇管理局网站, 中 国 CPI 数据来源于国家统计局网站, 美国的 CPI 数据 则来自美国劳工部网站 ( 一 ) 实际汇率时间序列的传统线性检验 自 2005 年汇改以来, 人民币持续升值, 由图 1 可以看出, 人民币实际汇率不断走低, 汇率波动较 大, 且在 2011 年以前呈现出单边升值的态势 根据 实际汇率定义 r = e - p + p* ( 其中 r 为实际汇率, e 表 示两国货币名义汇率, p 和 p* 分别表示两国商品的 价格水平 ) 可知 : 实际汇率是名义汇率经过两国相 对物价水平调整后的汇率水平, 在购买力平价成立 的条件下, 实际汇率为一常数 因此若实际汇率为 平稳的时间序列, 即单位根检验拒绝原假设则可以 说明购买力平价成立, 物价水平对汇率波动具有决 定作用 传统的单位根检验方法包括 DF ADF PP 和 KPSS 等, 都是基于线性假设对数据的平稳性进行检 验 然而, 由于传统的线性单位根检验并没有考虑 结构突变的情形, 因此这些变量具有较低的检验 势, 从而造成对检验结果的误判 通过表 1 可以发 现 : 人民币实际汇率为非平稳序列, 而其一阶差分 结果皆为平稳序列 因此在线性模型下, 实际汇率 并不符合购买力平价 数据 DF 检验 RE ΔRE *** 表 1: 实际汇率单位根检验 ADF 检验 ** PP 检验 *** KPSS 检验 *** 注 :*** ** * 分别代表 1% 5% 10% 显著性水平 ( 二 ) 傅里叶函数单位根检验 汇率波动不仅受两国物价影响, 宏观经济形势 以及货币政策也是重要影响因素 受金融危机以及 美国量化宽松政策影响, 实际汇率的波动可能会出 5

4 实际汇率拟合值 实际汇率 图 2: 实际汇率及其傅里叶函数拟合值 现结构性变化 事实上, 实际汇率的波动存在两个 明显加速升值的阶段, 第一个阶段是 2007 年金融危 机以前, 在人民币存在明显低估的情形下, 人民币 大幅升值, 金融危机发生后为稳定经济形势适当收 窄人民币波动幅度, 保持人民币汇率稳定 2010 年 中国人民银行决定 进一步推进人民币汇率形成机 制改革, 增强人民币汇率弹性, 随着人民币汇率市 场化改革的推进, 汇率出现双向波动态势, 逐渐趋 向于均衡汇率 培龙 (1989) 研究发现, 如果存在结构突变 点, 由于传统平稳性的检验方法会忽略结构突变点 的存在, 因而会造成检验势较低的后果, 并进而导 致在分析过程中趋向于接受 存在单位根 的原假 设 鉴于此, 本文将利用恩德斯和李 (2012) 所提 出的傅里叶函数单位根检验方法来检验实际汇率的 平稳性, 由于事先无法观察到数据中突变点的最优 个数, 可以通过对 (7) 式进行估计, 利用格子搜 索, 根据残差平方和的大小来捕获最优的突变点个 数 表 2 中的第二列为对方程 (7) 进行估计后得到 的残差平方和, 第三列表明实际汇率仅存在一个结 构突变点, 第四列的检验统计量以及显著性概率值 说明实际汇率呈现非线性特征, 可以使用非线性傅 里叶函数拟合, 而最后一列为利用非线性傅里叶函 数对平稳性检验的统计量, 其临界值采用 bootstrap 法模拟 次获得, 结果显示非线性傅里叶函数对 实际汇率稳定性检验在 1% 水平上拒绝原假设, 即实 际汇率是平稳的 数据 RE 表 2: 非线性傅里叶单位根检验结果 残差平方和 (RSS) 突变点 (K) 1 F(K) ** P 值 滞后期 ( S) 12 τ LM (k) *** 注 :*** ** 代表 1% 和 5% 显著性水平, τ LM (k) 临界值采用 bootstrap 法模拟 次得到 由实际汇率的检验统计量可以看出, 实际汇率是一个稳定的时间序列, 且具有非线性特征 实际汇率的平稳性证明其具有均值回复的特征, 购买力平价对人民币汇率是成立的, 在长期趋势上, 汇率围绕购买力平价所决定的均衡汇率上下波动 但是由实际汇率和其拟合值的趋势 ( 见图 2) 可以看出, 其呈现趋于上升的态势, 主要是由于短期内我国宏观经济运行良好引起货币购买力上升, 但自 2011 年我国汇率渐趋平稳, 并且出现双向波动, 逐渐趋于均衡汇率 四 汇率波动对国内物价的传递效应分析 ( 一 ) 单位根检验首先利用 ADF 单位根检验对人民币汇率 中美两国物价指数进行平稳性检验, 发现人民币美元之间汇率以及两国 CPI 均是非平稳数列, 而一阶差分后皆为平稳数列, 因此, 人民币对美元汇率以及我国物价指数皆遵循 I (1) 过程 ( 二 ) 参数稳定性检验为了研究汇率波动和物价变化间的动态关系, 尤其是汇率对物价的传递效用, 本文利用二元 VAR 模型, 通过滚动视窗的格兰杰因果检验研究不同时间段内汇率与物价的因果关系 首先对数据全样本构建一个二元 VAR 模型, 同时根据 AIC 信息准则, 选择最优滞后阶数 4 萨尔曼和舒库尔 (Salman 和 Shukur) 指出, 全样本格兰杰因果检验结果的稳健性取决于 VAR 模型的参数稳定性, 若参数不稳定则可能影响检验结果效果 但是, 由于汇率制度改革以及国内外经济形势变化, 汇率和两国物价波动之间可能存在结构性变化而导致 VAR 模型参数不稳 6

5 图 3: 我国 CPI 与汇率滚动格兰杰因果检验 p 值 定, 随着样本区间发生变化结果也发生变化 根据拜尔希勒提出的检验方法, 本文选取 (0.1,0.9) 分位区间内的样本数据进行检验,P 值计 算过程中我们设定 Bootstrap 循环次数为 2000 人民 币对美元汇率和中国 CPI 等式及 VAR 模型的短期参 数稳定性检验结果如表 3 所示 表 3: 汇率及中国 CPI 短期参数稳定性检验 类别 SupF AveF ExpF Nyblom-Hansen 汇率等式 P 值 Statistics 中国 CPI 等式 Statistics P 值 < < < VAR(1) 模型 Statistics P 值 由检验结果可知,SupF AveF ExpF 的检验结 果均拒绝原假设, 认为模型参数短期不稳定, 而 Nyblom-Hansen 检验则显示出参数短期内的稳定性 但 总体而言, 汇率和物价波动的短期参数具有较强的 不稳定性 进一步看长期内参数稳定性, 汇率与中国 CPI 长 期参数稳定性检验结果如表 4 所示 : P 值 表 4: 汇率及中国 CPI 长期参数稳定性检验 SupF 0 AveF <0.001 ExpF Statistics Nyblom-Hansen Moving L 由表 4 中检验结果可知,AveF ExpF Nyblom- Hansen 和 Moving L2 均表明参数具有长期稳定性, 仅 SupF 检验拒绝原假设 因此, 在长期内参数较为稳定 在二元 VAR 模型中, 汇率与我国 CPI 短期参数均表现出强烈的不稳定性, 而汇率与我国 CPI 长期参数则具有较强的稳定性 这也就意味着, 汇率与我国物价波动之间的相互影响在短期内具有结构性变化 ( 三 ) 滚动因果检验运用滚动窗口方法研究的关键在于固定窗口宽度的设定, 拜尔希勒等认为恰当的窗口宽度能减小异方差影响, 提高估计的有效性 综合考虑变量估计的自由度需求和结构性变化, 本文最终把固定窗口宽度设定为 11 ( 相当于全样本的 10%) 滚动格兰杰因果检验的 p 值, 如图 3 所示, 左图原假设是我国 CPI 不是汇率变动的格兰杰原因,2006 年 年 10 月 2007 年 12 月 2010 年 1 月 2010 年 3 月的三个时间段内的检验结果在 10% 的显著性水平上拒绝原假设, 即物价是汇率变动的格兰杰原因, 物价变化能够有效解释汇率波动, 这也进一步印证了购买力平价理论中物价对汇率水平的决 图 4: 我国 CPI 与汇率滚动格兰杰因果检验影响系数估计 7

6 定作用 右图原假设是汇率不是我国 CPI 的格兰杰原因,2007 年 3 月 2007 年 4 月和 2007 年 8 月 2007 年 10 月 2008 年 7 月 2008 年 10 月 2009 年 3 月 2009 年 4 月以及 2012 年 11 月 2013 年 2 月的 p 值在 10% 的显著性水平下明显拒绝原假设, 即 : 汇率是物价的格兰杰原因, 汇率波动对物价具有传递作用 2006 年 6 月 2006 年 10 月物价对汇率影响显著, 主要是随着我国汇率制度改革的深入, 国际贸易顺差扩大, 外汇储备不断增加, 在人民币强烈的升值预期下, 热钱不断涌入国内, 房价上涨势头迅猛, 股市涨幅也高达 130%, 物价的上行压力推动了人民币持续升值 而 2007 年汇率波动对物价的传递效用较为明显, 人民币汇率的持续升值导致我国外汇储备激增, 为保持内外均衡, 国内货币供应量相应增加, 进一步推动了物价上涨, 造成通货膨胀 为抑制通货膨胀, 维持国际收支均衡, 人民币汇率被迫进一步升值,2007 年 12 月 CPI 对汇率影响尤为显著 2008 年金融危机导致经济萎缩, 物价下降, 物价对人民币升值压力下降, 但是受金融危机影响, 汇率却通过贸易 资本流动等渠道对我国 CPI 产生显著的传递作用 金融危机以后, 政府推出 4 万亿的刺激计划, 我国经济逐渐复苏, 汇率波动弹性进一步扩大, 物价对汇率影响显现 2012 年底到 2013 年初, 美国量化宽松货币政策的实施推动了国际大宗商品物价上涨, 从而助长了我国的通货膨胀 滚动因果检验的估计系数能够更加清晰地衡量汇率和物价之间的影响方向和影响程度, 图 4 显示了滚动因果检验估计系数的均值和上下界, 阴影部分为对应图 3 中存在格兰杰因果关系显著的时期 左图中 2006 年 6 月 2006 年 10 月和 2007 年 12 月两个时间段内, 物价对汇率影响较为显著, 但是其实际影响的程度并不大, 都在 0 附近波动, 本文认为在 2006 年和 2007 年虽然我国物价不断上升, 为有效抑制通货膨胀, 国家审时度势, 制定了有效的宏观经济政策, 缓解了通货膨胀对汇率波动的不利影响 而 2010 年 1 月 2010 年 3 月物价对汇率则存在显著的负效应 根据动态因果分析发现 : 汇率的价格传递效应与通货膨胀程度密切相关, 在 CPI 过高时, 汇率对物价具有正向影响, 即汇率下降物价也随之下降, 人民币升值预期有助于抑制通货膨胀 ; 而在经济衰退时期, 如 2008 年下半年汇率对物价则主要存在负向影响 如图 4 右图所示, 在通货膨胀严重的 2007 年, 汇率对物价影响程度高达 2.5, 而在 2008 年 金融危机发生后仅为 -1 五 结论及建议本文主要运用非线性傅里叶函数的单位根检验以及基于残差自举法的滚动因果检验方法对汇率和物价之间的关系和影响进行研究 实证结果表明 : (1) 传统线性单位根检验发现购买力平价并不适用于人民币汇率, 但是非线性傅里叶函数单位根对实际汇率的检验结果则说明, 人民币汇率具有平稳性, 且呈现非线性特征, 购买力平价理论在长期内成立, 物价对汇率具有决定作用 (2) 参数稳定性检验发现汇率和物价短期内存在结构变化, 长期内较为稳定 基于 Bootstrap 滚动窗口的检验结果显示, 物价对汇率在 2006 年 6 月 2006 年 10 月 2007 年 12 月 2010 年 1 月 2010 年 3 月的三个时间段内存在显著影响, 但是影响程度接近于零, 主要是由于我国及时有力的宏观经济政策减轻了通货膨胀对内外均衡产生的不良影响 ; 汇率对物价则在 2007 年 3 月 2007 年 4 月和 2007 年 8 月 2007 年 10 月 2008 年 7 月 2008 年 10 月 2009 年 3 月 2009 年 4 月以及 2012 年 11 月 2013 年 2 月五个时间段内产生显著影响, 而汇率对物价的传导作用与经济周期一致, 在经济上升期呈正向影响, 经济衰退期则呈负向影响, 人民币升值有利于抑制通货膨胀 长期以来, 我国贸易收支顺差, 高额的外汇储备导致流通中的货币增加, 造成物价上行压力, 为稳定物价 保持国内外均衡, 人民币不断升值 ; 而汇率波动对物价具有传递效应, 且在经济繁荣时期传递效果更强, 人民币升值能够有效抑制国内通货膨胀 为更好地推动汇率改革, 维持物价稳定以及国际收支均衡, 本文提出以下几点建议 :(1) 购买力平价在长期内是成立的, 物价对于汇率具有一定的决定作用 长期内应该坚持人民币汇率市场化, 放宽人民币波动幅度, 增大汇率弹性, 根据外汇市场的供求关系实现汇率均衡 (2) 人民币汇率存在结构变化, 扩大人民币汇率浮动区间, 根据贸易额选择合理的 货币锚, 盯住 篮子 货币, 必要时期调整汇率浮动区间, 促进国际收支均衡 (3) 人民币升值虽然有利于减少国际收支顺差, 抑制通货膨胀, 但也存在巨大风险, 在人民币强烈的升值预期下, 大量国际游资进入, 造成更大升值压力, 形成恶性循环, 因此必须稳定物价, 坚持现行的汇率制度安排, 保持人民币币值稳定 (4) 开放经济中国家之间经济联系日益密切, 任何一国经济波动都 8

7 会波及他国, 应加强相互合作, 实现经济稳定发展的双赢 参考文献 : [1]Narayan,Paresh Kumar and Narayan,Seema Are real exchange rates nonlinear with a unit root? Evidence on PPP for Italy:a note [J]. Applied Economics,39 (8). [2]Amit Ghosh Exchange rate pass through, macro fundamentals and regime choice in Latin America [J]. Journal of Macroeconomics,(35). [3]Walter Enders and Junsoo Lee he Flexible Fourier Form and esting for Unit Roots:An Example of the erm Structure of Interest Rates [R]. [4]Mehmet Balcilar Housing and the Great Depression [J]. [5] 张卫平. 购买力平价非线性检验方法的进展回顾及其对人民币实际汇率的应用 [J]. 经济学 ( 季刊 ),2007, (7). [6] 刘柏, 赵振全. 基于 SAR 模型的中国实际汇率非 线性态势预测 [J]. 数量经济技术经济研究,2008,(6). [7] 安烨, 张国兵. 人民币对 一篮子货币 汇率的波动 非线性 Fourier 函数分析 [J]. 国际金融研究,2012, (2). [8] 危黎黎, 李余辉, 李超. 人民币汇率的非线性特征研究 [J]. 中南财经政法大学学报,2014,(2). [9] 吕剑. 人民币汇率变动对国内物价传递效应的实证分析 [J]. 国际金融研究,2007,(8). [10] 陈浪南, 何秀红, 陈云. 人民币汇率波动的价格传导效应研究 [J]. 国际金融研究,2008,(6). [11] 王晋斌, 李南. 中国汇率传递效应的实证分析 [J]. 经济研究,2009,(4). [12] 纪玉俊, 周素娟. 我国金融业空间集聚的区域分异及其特征 基于非线性傅里叶单位根检验的分析 [J]. 经济与管理,2014,(1). [13] 金雪军, 周建锋. 投资者关注度与市场收益间动态关系研究 基于 Bootstrap 的滚动窗口防范 [J]. 浙江大学学报,2014,(11). An Empirical Study of the Nonlinear Relationship Between RMB Exchange Rate and CPI Based on Fourier Function and Bootstrap Rolling Window Xu Sheng Zhu Xiaohua (Ocean University of China,Qingdao Shandong 26610) Abstract: his paper analyzes the relationship between RMB/USA dollar exchange rate and CPI using nonlinear Fourier unit root test and the residual bootstrap Granger non-causality test and a fixed-size rolling-window estimation approach from July,2005 to July Fourier unit root test analysis indicates the real exchange rate of RMB and USA dollar is nonlinear stable time series with a structural break and proves the existence of the purchasing power parity. he parameters stability tests unveil that the short-run relationship between RMB/USA dollar exchange rate and CPI is unstable,which in turn suggests that it experienced structural change. In addition,we find that temporal Granger causality exists between the two variables for sub-samples and the causality relationship is closely connected with economic cycle,in boom times,the exchange rate has a significant positive effect on CPI. Key Words:RMB exchange rate,ppp,unit root and stationary tests with Fourier function,rolling-window estimates ( 特约编辑齐稚平 ; 校对 RR,GX) 9

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

More information

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

More information

二 政策利率与市场利率关系的文献综述

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

More information

% %! # % & ( ) % # + # # % # # & & % ( #,. %

% %! # % & ( ) % # + # # % # # & & % ( #,. % !!! # #! # % & % %! # % & ( ) % # + # # % # # & & % ( #,. % , ( /0 ) %, + ( 1 ( 2 ) + %, ( 3, ( 123 % & # %, &% % #, % ( ) + & &% & ( & 4 ( & # 4 % #, #, ( ) + % 4 % & &, & & # / / % %, &% ! # #! # # #

More information

Ζ # % & ( ) % + & ) / 0 0 1 0 2 3 ( ( # 4 & 5 & 4 2 2 ( 1 ) ). / 6 # ( 2 78 9 % + : ; ( ; < = % > ) / 4 % 1 & % 1 ) 8 (? Α >? Β? Χ Β Δ Ε ;> Φ Β >? = Β Χ? Α Γ Η 0 Γ > 0 0 Γ 0 Β Β Χ 5 Ι ϑ 0 Γ 1 ) & Ε 0 Α

More information

CPI Krugman 1986 Dornbush 1987 Mark - up Pricing - to - Market Obstfeld and Rogoff 1995 Dornbush 1987 Redux NOEM 2008 NOEM CPI Tayl

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

More information

! # % & ( & # ) +& & # ). / 0 ) + 1 0 2 & 4 56 7 8 5 0 9 7 # & : 6/ # ; 4 6 # # ; < 8 / # 7 & & = # < > 6 +? # Α # + + Β # Χ Χ Χ > Δ / < Ε + & 6 ; > > 6 & > < > # < & 6 & + : & = & < > 6+?. = & & ) & >&

More information

! Ν! Ν Ν & ] # Α. 7 Α ) Σ ),, Σ 87 ) Ψ ) +Ε 1)Ε Τ 7 4, <) < Ε : ), > 8 7

! Ν! Ν Ν & ] # Α. 7 Α ) Σ ),, Σ 87 ) Ψ ) +Ε 1)Ε Τ 7 4, <) < Ε : ), > 8 7 !! # & ( ) +,. )/ 0 1, 2 ) 3, 4 5. 6 7 87 + 5 1!! # : ;< = > < < ;?? Α Β Χ Β ;< Α? 6 Δ : Ε6 Χ < Χ Α < Α Α Χ? Φ > Α ;Γ ;Η Α ;?? Φ Ι 6 Ε Β ΕΒ Γ Γ > < ϑ ( = : ;Α < : Χ Κ Χ Γ? Ε Ι Χ Α Ε? Α Χ Α ; Γ ;

More information

4= 8 4 < 4 ϑ = 4 ϑ ; 4 4= = 8 : 4 < : 4 < Κ : 4 ϑ ; : = 4 4 : ;

4= 8 4 < 4 ϑ = 4 ϑ ; 4 4= = 8 : 4 < : 4 < Κ : 4 ϑ ; : = 4 4 : ; ! #! % & ( ) +!, + +!. / 0 /, 2 ) 3 4 5 6 7 8 8 8 9 : 9 ;< 9 = = = 4 ) > (/?08 4 ; ; 8 Β Χ 2 ΔΔ2 4 4 8 4 8 4 8 Ε Φ Α, 3Γ Η Ι 4 ϑ 8 4 ϑ 8 4 8 4 < 8 4 5 8 4 4

More information

., /,, 0!, + & )!. + + (, &, & 1 & ) ) 2 2 ) 1! 2 2

., /,, 0!, + & )!. + + (, &, & 1 & ) ) 2 2 ) 1! 2 2 ! # &!! ) ( +, ., /,, 0!, + & )!. + + (, &, & 1 & ) ) 2 2 ) 1! 2 2 ! 2 2 & & 1 3! 3, 4 45!, 2! # 1 # ( &, 2 &, # 7 + 4 3 ) 8. 9 9 : ; 4 ), 1!! 4 4 &1 &,, 2! & 1 2 1! 1! 1 & 2, & 2 & < )4 )! /! 4 4 &! &,

More information

# #! ) ( ( +,! %,! ( # # %& % ( ) +! +, +. /

# #! ) ( ( +,! %,! ( # # %& % ( ) +! +, +. / ! ( ) # # % % ( % % %! % % & % # #! ) ( ( +,! %,! ( # # %& % ( ) +! +, +. / 12 23 4 5 6 7 3.! (. ( / ( ) ). 1.12 ( 4 4 % & &!7 % (!!!!, (! % !!! % %!,! ( & (!! 8!!!,!!+!! & !!%! & 9 3 3 :;

More information

) & ( +,! (# ) +. + / & 6!!!.! (!,! (! & 7 6!. 8 / ! (! & 0 6! (9 & 2 7 6!! 3 : ; 5 7 6! ) % (. ()

) & ( +,! (# ) +. + / & 6!!!.! (!,! (! & 7 6!. 8 / ! (! & 0 6! (9 & 2 7 6!! 3 : ; 5 7 6! ) % (. () ! # % & & &! # % &! ( &! # )! ) & ( +,! (# ) +. + / 0 1 2 3 4 4 5 & 6!!!.! (!,! (! & 7 6!. 8 / 6 7 6 8! (! & 0 6! (9 & 2 7 6!! 3 : ; 5 7 6! ) % (. () , 4 / 7!# + 6 7 1 1 1 0 7!.. 6 1 1 2 1 3

More information

! # % & # % & ( ) % % %# # %+ %% % & + %, ( % % &, & #!.,/, % &, ) ) ( % %/ ) %# / + & + (! ) &, & % & ( ) % % (% 2 & % ( & 3 % /, 4 ) %+ %( %!

! # % & # % & ( ) % % %# # %+ %% % & + %, ( % % &, & #!.,/, % &, ) ) ( % %/ ) %# / + & + (! ) &, & % & ( ) % % (% 2 & % ( & 3 % /, 4 ) %+ %( %! ! # # % & ( ) ! # % & # % & ( ) % % %# # %+ %% % & + %, ( % % &, & #!.,/, % &, ) ) ( % %/ ) 0 + 1 %# / + & + (! ) &, & % & ( ) % % (% 2 & % ( & 3 % /, 4 ) %+ %( %! # ( & & 5)6 %+ % ( % %/ ) ( % & + %/

More information

<4D F736F F D203134A1A1B3C2CFDCA1A1A1A1A3A8BBC6A3A92E646F63>

<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

More information

! /. /. /> /. / Ε Χ /. 2 5 /. /. / /. 5 / Φ0 5 7 Γ Η Ε 9 5 /

! /. /. /> /. / Ε Χ /. 2 5 /. /. / /. 5 / Φ0 5 7 Γ Η Ε 9 5 / ! # %& ( %) & +, + % ) # % % ). / 0 /. /10 2 /3. /!. 4 5 /6. /. 7!8! 9 / 5 : 6 8 : 7 ; < 5 7 9 1. 5 /3 5 7 9 7! 4 5 5 /! 7 = /6 5 / 0 5 /. 7 : 6 8 : 9 5 / >? 0 /.? 0 /1> 30 /!0 7 3 Α 9 / 5 7 9 /. 7 Β Χ9

More information

,!! #! > 1? = 4!! > = 5 4? 2 Α Α!.= = 54? Β. : 2>7 2 1 Χ! # % % ( ) +,. /0, , ) 7. 2

,!! #! > 1? = 4!! > = 5 4? 2 Α Α!.= = 54? Β. : 2>7 2 1 Χ! # % % ( ) +,. /0, , ) 7. 2 ! # %!% # ( % ) + %, ). ) % %(/ / %/!! # %!! 0 1 234 5 6 2 7 8 )9!2: 5; 1? = 4!! > = 5 4? 2 Α 7 72 1 Α!.= = 54?2 72 1 Β. : 2>7 2 1 Χ! # % % ( ) +,.

More information

Ρ Τ Π Υ 8 ). /0+ 1, 234) ς Ω! Ω! # Ω Ξ %& Π 8 Δ, + 8 ),. Ψ4) (. / 0+ 1, > + 1, / : ( 2 : / < Α : / %& %& Ζ Θ Π Π 4 Π Τ > [ [ Ζ ] ] %& Τ Τ Ζ Ζ Π

Ρ Τ Π Υ 8 ). /0+ 1, 234) ς Ω! Ω! # Ω Ξ %& Π 8 Δ, + 8 ),. Ψ4) (. / 0+ 1, > + 1, / : ( 2 : / < Α : / %& %& Ζ Θ Π Π 4 Π Τ > [ [ Ζ ] ] %& Τ Τ Ζ Ζ Π ! # % & ( ) + (,. /0 +1, 234) % 5 / 0 6/ 7 7 & % 8 9 : / ; 34 : + 3. & < / = : / 0 5 /: = + % >+ ( 4 : 0, 7 : 0,? & % 5. / 0:? : / : 43 : 2 : Α : / 6 3 : ; Β?? : Α 0+ 1,4. Α? + & % ; 4 ( :. Α 6 4 : & %

More information

&! +! # ## % & #( ) % % % () ) ( %

&! +! # ## % & #( ) % % % () ) ( % &! +! # ## % & #( ) % % % () ) ( % &! +! # ## % & #( ) % % % () ) ( % ,. /, / 0 0 1,! # % & ( ) + /, 2 3 4 5 6 7 8 6 6 9 : / ;. ; % % % % %. ) >? > /,,

More information

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

More information

4 # = # 4 Γ = 4 0 = 4 = 4 = Η, 6 3 Ι ; 9 Β Δ : 8 9 Χ Χ ϑ 6 Κ Δ ) Χ 8 Λ 6 ;3 Ι 6 Χ Δ : Χ 9 Χ Χ ϑ 6 Κ

4 # = # 4 Γ = 4 0 = 4 = 4 = Η, 6 3 Ι ; 9 Β Δ : 8 9 Χ Χ ϑ 6 Κ Δ ) Χ 8 Λ 6 ;3 Ι 6 Χ Δ : Χ 9 Χ Χ ϑ 6 Κ ! # % & & ( ) +, %. % / 0 / 2 3! # 4 ) 567 68 5 9 9 : ; > >? 3 6 7 : 9 9 7 4! Α = 42 6Β 3 Χ = 42 3 6 3 3 = 42 : 0 3 3 = 42 Δ 3 Β : 0 3 Χ 3 = 42 Χ Β Χ 6 9 = 4 =, ( 9 6 9 75 3 6 7 +. / 9

More information

, ( ) :,, :,, ( )., ( ) ' ( ),, :,,, :,, ;,,,,,, :,,,, :( ) ;( ) ;( ),,.,,,,,, ( ), %,. %,, ( ),,. %;,

, ( ) :,, :,, ( )., ( ) ' ( ),, :,,, :,, ;,,,,,, :,,,, :( ) ;( ) ;( ),,.,,,,,, ( ), %,. %,, ( ),,. %;, :?? * 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

More information

! # %& ( %! & & + %!, ( Α Α Α Α Χ Χ Α Χ Α Α Χ Α Α Α Α

! # %& ( %! & & + %!, ( Α Α Α Α Χ Χ Α Χ Α Α Χ Α Α Α Α Ε! # % & ( )%! & & + %!, (./ 0 1 & & 2. 3 &. 4/. %! / (! %2 % ( 5 4 5 ) 2! 6 2! 2 2. / & 7 2! % &. 3.! & (. 2 & & / 8 2. ( % 2 & 2.! 9. %./ 5 : ; 5. % & %2 2 & % 2!! /. . %! & % &? & 5 6!% 2.

More information

, & % # & # # & % & + # & # # # & # % #,

, & % # & # # & % & + # & # # # & # % #, ! # #! % # & # & & ( ( # ) % , & % # & # # & % & + # & # # # & # % #, # % % # % # ) % # % % # % # # % # % # + # % ( ( # % & & & & & & % & & # % # % & & % % % . % # / & & # 0 ) & # % & % ( # # & & & # #

More information

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 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

More information

/ Ν #, Ο / ( = Π 2Θ Ε2 Ρ Σ Π 2 Θ Ε Θ Ρ Π 2Θ ϑ2 Ρ Π 2 Θ ϑ2 Ρ Π 23 8 Ρ Π 2 Θϑ 2 Ρ Σ Σ Μ Π 2 Θ 3 Θ Ρ Κ2 Σ Π 2 Θ 3 Θ Ρ Κ Η Σ Π 2 ϑ Η 2 Ρ Π Ρ Π 2 ϑ Θ Κ Ρ Π

/ Ν #, Ο / ( = Π 2Θ Ε2 Ρ Σ Π 2 Θ Ε Θ Ρ Π 2Θ ϑ2 Ρ Π 2 Θ ϑ2 Ρ Π 23 8 Ρ Π 2 Θϑ 2 Ρ Σ Σ Μ Π 2 Θ 3 Θ Ρ Κ2 Σ Π 2 Θ 3 Θ Ρ Κ Η Σ Π 2 ϑ Η 2 Ρ Π Ρ Π 2 ϑ Θ Κ Ρ Π ! # #! % & ( ) % # # +, % #. % ( # / ) % 0 1 + ) % 2 3 3 3 4 5 6 # 7 % 0 8 + % 8 + 9 ) 9 # % : ; + % 5! + )+)#. + + < ) ( # )# < # # % 0 < % + % + < + ) = ( 0 ) # + + # % )#!# +), (? ( # +) # + ( +. #!,

More information

8 9 8 Δ 9 = 1 Η Ι4 ϑ< Κ Λ 3ϑ 3 >1Ε Μ Ε 8 > = 8 9 =

8 9 8 Δ 9 = 1 Η Ι4 ϑ< Κ Λ 3ϑ 3 >1Ε Μ Ε 8 > = 8 9 = !! % & ( & ),,., / 0 1. 0 0 3 4 0 5 3 6!! 7 8 9 8!! : ; < = > :? Α 4 8 9 < Β Β : Δ Ε Δ Α = 819 = Γ 8 9 8 Δ 9 = 1 Η Ι4 ϑ< Κ Λ 3ϑ 3 >1Ε 8 9 0 Μ Ε 8 > 9 8 9 = 8 9 = 819 8 9 =

More information

多元回归 2 时间序列 3 考题分析 2

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

More information

& &((. ) ( & ) 6 0 &6,: & ) ; ; < 7 ; = = ;# > <# > 7 # 0 7#? Α <7 7 < = ; <

& &((. ) ( & ) 6 0 &6,: & ) ; ; < 7 ; = = ;# > <# > 7 # 0 7#? Α <7 7 < = ; < ! # %& ( )! & +, &. / 0 # # 1 1 2 # 3 4!. &5 (& ) 6 0 0 2! +! +( &) 6 0 7 & 6 8. 9 6 &((. ) 6 4. 6 + ( & ) 6 0 &6,: & )6 0 3 7 ; ; < 7 ; = = ;# > 7 # 0 7#? Α

More information

Β 8 Α ) ; %! #?! > 8 8 Χ Δ Ε ΦΦ Ε Γ Δ Ε Η Η Ι Ε ϑ 8 9 :! 9 9 & ϑ Κ & ϑ Λ &! &!! 4!! Μ Α!! ϑ Β & Ν Λ Κ Λ Ο Λ 8! % & Π Θ Φ & Ρ Θ & Θ & Σ ΠΕ # & Θ Θ Σ Ε

Β 8 Α ) ; %! #?! > 8 8 Χ Δ Ε ΦΦ Ε Γ Δ Ε Η Η Ι Ε ϑ 8 9 :! 9 9 & ϑ Κ & ϑ Λ &! &!! 4!! Μ Α!! ϑ Β & Ν Λ Κ Λ Ο Λ 8! % & Π Θ Φ & Ρ Θ & Θ & Σ ΠΕ # & Θ Θ Σ Ε ! #!! % & ( ) +,. /. 0,(,, 2 4! 6! #!!! 8! &! % # & # &! 9 8 9 # : : : : :!! 9 8 9 # #! %! ; &! % + & + & < = 8 > 9 #!!? Α!#!9 Α 8 8!!! 8!%! 8! 8 Β 8 Α ) ; %! #?! > 8 8 Χ Δ Ε ΦΦ Ε Γ Δ Ε Η Η Ι Ε ϑ 8 9 :!

More information

& & ) ( +( #, # &,! # +., ) # % # # % ( #

& & ) ( +( #, # &,! # +., ) # % # # % ( # ! # % & # (! & & ) ( +( #, # &,! # +., ) # % # # % ( # Ι! # % & ( ) & % / 0 ( # ( 1 2 & 3 # ) 123 #, # #!. + 4 5 6, 7 8 9 : 5 ; < = >?? Α Β Χ Δ : 5 > Ε Φ > Γ > Α Β #! Η % # (, # # #, & # % % %+ ( Ι # %

More information

证券市场导报 理论综合 ~ ~ ~ ~ ~ ~

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

More information

!! )!!! +,./ 0 1 +, 2 3 4, # 8,2 6, 2 6,,2 6, 2 6 3,2 6 5, 2 6 3, 2 6 9!, , 2 6 9, 2 3 9, 2 6 9,

!! )!!! +,./ 0 1 +, 2 3 4, # 8,2 6, 2 6,,2 6, 2 6 3,2 6 5, 2 6 3, 2 6 9!, , 2 6 9, 2 3 9, 2 6 9, ! # !! )!!! +,./ 0 1 +, 2 3 4, 23 3 5 67 # 8,2 6, 2 6,,2 6, 2 6 3,2 6 5, 2 6 3, 2 6 9!, 2 6 65, 2 6 9, 2 3 9, 2 6 9, 2 6 3 5 , 2 6 2, 2 6, 2 6 2, 2 6!!!, 2, 4 # : :, 2 6.! # ; /< = > /?, 2 3! 9 ! #!,!!#.,

More information

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

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,

More information

1 7 10 240 í é é í º 182 230nm A X 240

More information

8 9 < ; ; = < ; : < ;! 8 9 % ; ϑ 8 9 <; < 8 9 <! 89! Ε Χ ϑ! ϑ! ϑ < ϑ 8 9 : ϑ ϑ 89 9 ϑ ϑ! ϑ! < ϑ < = 8 9 Χ ϑ!! <! 8 9 ΧΧ ϑ! < < < < = 8 9 <! = 8 9 <! <

8 9 < ; ; = < ; : < ;! 8 9 % ; ϑ 8 9 <; < 8 9 <! 89! Ε Χ ϑ! ϑ! ϑ < ϑ 8 9 : ϑ ϑ 89 9 ϑ ϑ! ϑ! < ϑ < = 8 9 Χ ϑ!! <! 8 9 ΧΧ ϑ! < < < < = 8 9 <! = 8 9 <! < ! # % ( ) ( +, +. ( / 0 1) ( 2 1 1 + ( 3 4 5 6 7! 89 : ; 8 < ; ; = 9 ; ; 8 < = 9! ; >? 8 = 9 < : ; 8 < ; ; = 9 8 9 = : : ; = 8 9 = < 8 < 9 Α 8 9 =; %Β Β ; ; Χ ; < ; = :; Δ Ε Γ Δ Γ Ι 8 9 < ; ; = < ; :

More information

. /!Ι Γ 3 ϑκ, / Ι Ι Ι Λ, Λ +Ι Λ +Ι

. /!Ι Γ 3 ϑκ, / Ι Ι Ι Λ, Λ +Ι Λ +Ι ! # % & ( ) +,& ( + &. / 0 + 1 0 + 1,0 + 2 3., 0 4 2 /.,+ 5 6 / 78. 9: ; < = : > ; 9? : > Α

More information

2 2 Λ ϑ Δ Χ Δ Ι> 5 Λ Λ Χ Δ 5 Β. Δ Ι > Ε!!Χ ϑ : Χ Ε ϑ! ϑ Β Β Β ϑ Χ Β! Β Χ 5 ϑ Λ ϑ % < Μ / 4 Ν < 7 :. /. Ο 9 4 < / = Π 7 4 Η 7 4 =

2 2 Λ ϑ Δ Χ Δ Ι> 5 Λ Λ Χ Δ 5 Β. Δ Ι > Ε!!Χ ϑ : Χ Ε ϑ! ϑ Β Β Β ϑ Χ Β! Β Χ 5 ϑ Λ ϑ % < Μ / 4 Ν < 7 :. /. Ο 9 4 < / = Π 7 4 Η 7 4 = ! # % # & ( ) % # ( +, & % # ) % # (. / ). 1 2 3 4! 5 6 4. 7 8 9 4 : 2 ; 4 < = = 2 >9 3? & 5 5 Α Α 1 Β ΧΔ Ε Α Φ 7 Γ 9Η 8 Δ Ι > Δ / ϑ Κ Α Χ Ε ϑ Λ ϑ 2 2 Λ ϑ Δ Χ Δ Ι> 5 Λ Λ Χ Δ 5 Β. Δ Ι > Ε!!Χ ϑ : Χ Ε ϑ!

More information

: ; # 7 ( 8 7

: ; # 7 ( 8 7 (! # % & ( ) +,. / +. 0 0 ) 1. 2 3 +4 1/,5,6 )/ ) 7 7 8 9 : ; 7 8 7 # 7 ( 8 7 ; ;! #! % & % ( # ) % + # # #, # % + &! #!. #! # # / 0 ( / / 0! #,. # 0(! #,. # 0!. # 0 0 7 7 < = # ; & % ) (, ) ) ) ) ) )!

More information

= Υ Ξ & 9 = ) %. Ο) Δ Υ Ψ &Ο. 05 3; Ι Ι + 4) &Υ ϑ% Ο ) Χ Υ &! 7) &Ξ) Ζ) 9 [ )!! Τ 9 = Δ Υ Δ Υ Ψ (

= Υ Ξ & 9 = ) %. Ο) Δ Υ Ψ &Ο. 05 3; Ι Ι + 4) &Υ ϑ% Ο ) Χ Υ &! 7) &Ξ) Ζ) 9 [ )!! Τ 9 = Δ Υ Δ Υ Ψ ( ! # %! & (!! ) +, %. ( +/ 0 1 2 3. 4 5 6 78 9 9 +, : % % : < = % ;. % > &? 9! ) Α Β% Χ %/ 3. Δ 8 ( %.. + 2 ( Φ, % Γ Η. 6 Γ Φ, Ι Χ % / Γ 3 ϑκ 2 5 6 Χ8 9 9 Λ % 2 Χ & % ;. % 9 9 Μ3 Ν 1 Μ 3 Φ Λ 3 Φ ) Χ. 0

More information

10-03.indd

10-03.indd 1 03 06 12 14 16 18 é 19 21 23 25 28 30 35 40 45 05 22 27 48 49 50 51 2 3 4 é é í 5 é 6 7 8 9 10 11 12 13 14 15 16 17 18 19 é 20 21 22 23 ü ü ü ü ü ü ü ü ü 24 ü 25 26 27 28 29 30 31 32 33 34 35 36 37 38

More information

> # ) Β Χ Χ 7 Δ Ε Φ Γ 5 Η Γ + Ι + ϑ Κ 7 # + 7 Φ 0 Ε Φ # Ε + Φ, Κ + ( Λ # Γ Κ Γ # Κ Μ 0 Ν Ο Κ Ι Π, Ι Π Θ Κ Ι Π ; 4 # Ι Π Η Κ Ι Π. Ο Κ Ι ;. Ο Κ Ι Π 2 Η

> # ) Β Χ Χ 7 Δ Ε Φ Γ 5 Η Γ + Ι + ϑ Κ 7 # + 7 Φ 0 Ε Φ # Ε + Φ, Κ + ( Λ # Γ Κ Γ # Κ Μ 0 Ν Ο Κ Ι Π, Ι Π Θ Κ Ι Π ; 4 # Ι Π Η Κ Ι Π. Ο Κ Ι ;. Ο Κ Ι Π 2 Η 1 )/ 2 & +! # % & ( ) +, + # # %. /& 0 4 # 5 6 7 8 9 6 : : : ; ; < = > < # ) Β Χ Χ 7 Δ Ε Φ Γ 5 Η Γ + Ι + ϑ Κ 7 # + 7 Φ 0 Ε Φ # Ε + Φ, Κ + ( Λ # Γ Κ Γ #

More information

9!!!! #!! : ;!! <! #! # & # (! )! & ( # # #+

9!!!! #!! : ;!! <! #! # & # (! )! & ( # # #+ ! #! &!! # () +( +, + ) + (. ) / 0 1 2 1 3 4 1 2 3 4 1 51 0 6. 6 (78 1 & 9!!!! #!! : ;!! ? &! : < < &? < Α!!&! : Χ / #! : Β??. Δ?. ; ;

More information

# # # #!! % &! # % 6 & () ) &+ & ( & +, () + 0. / & / &1 / &1, & ( ( & +. 4 / &1 5,

# # # #!! % &! # % 6 & () ) &+ & ( & +, () + 0. / & / &1 / &1, & ( ( & +. 4 / &1 5, # # # #!! % &! # % 6 & () ) &+ & ( & +, () + 0. / & / &1 / &1, & ( 0 2 3 ( & +. 4 / &1 5, !! & 6 7! 6! &1 + 51, (,1 ( 5& (5( (5 & &1 8. +5 &1 +,,( ! (! 6 9/: ;/:! % 7 3 &1 + ( & &, ( && ( )

More information

, ( 6 7 8! 9! (, 4 : : ; 0.<. = (>!? Α% ), Β 0< Χ 0< Χ 2 Δ Ε Φ( 7 Γ Β Δ Η7 (7 Ι + ) ϑ!, 4 0 / / 2 / / < 5 02

, ( 6 7 8! 9! (, 4 : : ; 0.<. = (>!? Α% ), Β 0< Χ 0< Χ 2 Δ Ε Φ( 7 Γ Β Δ Η7 (7 Ι + ) ϑ!, 4 0 / / 2 / / < 5 02 ! # % & ( ) +, ) %,! # % & ( ( ) +,. / / 01 23 01 4, 0/ / 5 0 , ( 6 7 8! 9! (, 4 : : ; 0.!? Α% ), Β 0< Χ 0< Χ 2 Δ Ε Φ( 7 Γ Β Δ 5 3 3 5 3 1 Η7 (7 Ι + ) ϑ!, 4 0 / / 2 / 3 0 0 / < 5 02 Ν!.! %) / 0

More information

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

More information

!! # % & ( )!!! # + %!!! &!!, # ( + #. ) % )/ # & /.

!! # % & ( )!!! # + %!!! &!!, # ( + #. ) % )/ # & /. ! # !! # % & ( )!!! # + %!!! &!!, # ( + #. ) % )/ # & /. #! % & & ( ) # (!! /! / + ) & %,/ #! )!! / & # 0 %#,,. /! &! /!! ) 0+(,, # & % ) 1 # & /. / & %! # # #! & & # # #. ).! & #. #,!! 2 34 56 7 86 9

More information

ⅠⅡⅢ Ⅳ

ⅠⅡⅢ Ⅳ ⅠⅡⅢ Ⅳ ! "!"#$%&!!! !"#$%& ()*+,!"" *! " !! " #$%& ( Δ !"#$%& ()*+,!"" * !! " #$%& ( !"#$%& ()*+,!"" * !! " #$%& ( !"#$%& ()*+,!"" * !! " #$%& (! # !"#$%& ()*+,!"" * !! " #$%& ( 1 1 !"#$%& ()*+,!"" *

More information

Microsoft Word - A200811-1700.doc

Microsoft Word - A200811-1700.doc 影 响 人 民 币 对 美 元 汇 率 走 势 的 因 素 分 析 卢 莉 倩 宁 波 大 学 商 学 院, 浙 江 宁 波 (315211) E-mail: luliqian1985@126.com 摘 要 :1994 年 外 汇 管 理 体 制 改 革 后, 我 国 实 行 以 市 场 供 求 为 基 础 的 有 管 理 的 浮 动 汇 率 制 度, 年 7 月 21 日 又 对 汇 率 参 考

More information

贸易一体化与生产非一体化

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

More information

引言

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

More information

!!! #! )! ( %!! #!%! % + % & & ( )) % & & #! & )! ( %! ),,, )

!!! #! )! ( %!! #!%! % + % & & ( )) % & & #! & )! ( %! ),,, ) ! # % & # % ( ) & + + !!! #! )! ( %!! #!%! % + % & & ( )) % & & #! & )! ( %! ),,, ) 6 # / 0 1 + ) ( + 3 0 ( 1 1( ) ) ( 0 ) 4 ( ) 1 1 0 ( ( ) 1 / ) ( 1 ( 0 ) ) + ( ( 0 ) 0 0 ( / / ) ( ( ) ( 5 ( 0 + 0 +

More information

[9] R Ã : (1) x 0 R A(x 0 ) = 1; (2) α [0 1] Ã α = {x A(x) α} = [A α A α ]. A(x) Ã. R R. Ã 1 m x m α x m α > 0; α A(x) = 1 x m m x m +

[9] R Ã : (1) x 0 R A(x 0 ) = 1; (2) α [0 1] Ã α = {x A(x) α} = [A α A α ]. A(x) Ã. R R. Ã 1 m x m α x m α > 0; α A(x) = 1 x m m x m + 2012 12 Chinese Journal of Applied Probability and Statistics Vol.28 No.6 Dec. 2012 ( 224002) Euclidean Lebesgue... :. : O212.2 O159. 1.. Zadeh [1 2]. Tanaa (1982) ; Diamond (1988) (FLS) FLS LS ; Savic

More information

è ì è é è ò ì ù ù ó é ú ù è ó ì ù à è ùè á ù ù ò ó ò ù à é ù ò ì í à à à à ò à á è à è ù é é ì ú ì à à ì é ù é í ì ò

More information

! %! &!! % &

! %! &!! % & 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

More information

untitled

untitled 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

More information

~ 10 2 P Y i t = my i t W Y i t 1000 PY i t Y t i W Y i t t i m Y i t t i 15 ~ 49 1 Y Y Y 15 ~ j j t j t = j P i t i = 15 P n i t n Y

~ 10 2 P Y i t = my i t W Y i t 1000 PY i t Y t i W Y i t t i m Y i t t i 15 ~ 49 1 Y Y Y 15 ~ j j t j t = j P i t i = 15 P n i t n Y * 35 4 2011 7 Vol. 35 No. 4 July 2011 3 Population Research 1950 ~ 1981 The Estimation Method and Its Application of Cohort Age - specific Fertility Rates Wang Gongzhou Hu Yaoling Abstract Based on the

More information

7 6 Η : Δ >! % 4 Τ & Β( Β) 5 &! Α Υ Υ 2 Η 7 %! Φ! Β! 7 : 7 9 Λ 9 :? : 9 Λ Λ 7 Φ! : > 9 : 7Δ 2 Η : 7 ΛΔ := ς : Ν 7 Λ Δ = Ν : Ν 7 ΛΔ : = Λ ς :9 Λ 7 Λ! Λ

7 6 Η : Δ >! % 4 Τ & Β( Β) 5 &! Α Υ Υ 2 Η 7 %! Φ! Β! 7 : 7 9 Λ 9 :? : 9 Λ Λ 7 Φ! : > 9 : 7Δ 2 Η : 7 ΛΔ := ς : Ν 7 Λ Δ = Ν : Ν 7 ΛΔ : = Λ ς :9 Λ 7 Λ! Λ ! % & ( ),. / & 0 1 & 2 1 // % & 3 0 4 5 ( 6( ) ( & 7 8 9:! ; < / 4 / 7 = : > : 8 > >? :! 0 1 & 7 8 Α :! 4 Β ( & Β ( ( 5 ) 6 Χ 8 Δ > 8 7:?! < 2 4 & Ε ; 0 Φ & % & 3 0 1 & 7 8 Α?! Γ ), Η % 6 Β% 3 Ι Β ϑ Ι

More information

3 4 Ψ Ζ Ζ [, Β 7 7>, Θ0 >8 : Β0 >, 4 Ε2 Ε;, ] Ε 0, 7; :3 7;,.2.;, _ & αε Θ:. 3 8:,, ), β & Φ Η Δ?.. 0?. χ 7 9 Ε >, Δ? Β7 >7 0, Τ 0 ΚΚ 0 χ 79 Ε >, Α Ε

3 4 Ψ Ζ Ζ [, Β 7 7>, Θ0 >8 : Β0 >, 4 Ε2 Ε;, ] Ε 0, 7; :3 7;,.2.;, _ & αε Θ:. 3 8:,, ), β & Φ Η Δ?.. 0?. χ 7 9 Ε >, Δ? Β7 >7 0, Τ 0 ΚΚ 0 χ 79 Ε >, Α Ε (! # # %& ) +,./ 0 & 0 1 2 / & %&( 3! # % & ( ) & +, ), %!,. / 0 1 2. 3 4 5 7 8 9 : 0 2; < 0 => 8?.. >: 7 2 Α 5 Β % Χ7 Δ.Ε8 0Φ2.Γ Φ 5 Η 8 0 Ι 2? : 9 ϑ 7 ϑ0 > 2? 0 7Ε 2?. 0. 2 : Ε 0 9?: 9 Κ. 9 7Λ /.8 720

More information

( ) (! +)! #! () % + + %, +,!#! # # % + +!

( ) (! +)! #! () % + + %, +,!#! # # % + +! !! # % & & & &! # # % ( ) (! +)! #! () % + + %, +,!#! # # % + +! ! %!!.! /, ()!!# 0 12!# # 0 % 1 ( ) #3 % & & () (, 3)! #% % 4 % + +! (!, ), %, (!!) (! 3 )!, 1 4 ( ) % % + % %!%! # # !)! % &! % () (! %

More information

3?! ΑΑΑΑ 7 ) 7 3

3?! ΑΑΑΑ 7 ) 7 3 ! # % & ( ) +, #. / 0 # 1 2 3 / 2 4 5 3! 6 ) 7 ) 7 ) 7 ) 7 )7 8 9 9 :5 ; 6< 3?! ΑΑΑΑ 7 ) 7 3 8! Β Χ! Δ!7 7 7 )!> ; =! > 6 > 7 ) 7 ) 7 )

More information

1980 18 181 181 1 192 192 193 194 195 110 205 211 211 220 212 214 216 216 216 218 222 246 499 250 252 251 693 804 252 252 254 254 253 ù 259 262 290 282 294 292 291 96 193 ó

More information

% & :?8 & : 3 ; Λ 3 3 # % & ( ) + ) # ( ), ( ) ). ) / & /:. + ( ;< / 0 ( + / = > = =? 2 & /:. + ( ; < % >=? ) 2 5 > =? 2 Α 1 Β 1 + Α

% & :?8 & : 3 ; Λ 3 3 # % & ( ) + ) # ( ), ( ) ). ) / & /:. + ( ;< / 0 ( + / = > = =? 2 & /:. + ( ; < % >=? ) 2 5 > =? 2 Α 1 Β 1 + Α # % & ( ) # +,. / 0 1 2 /0 1 0 3 4 # 5 7 8 / 9 # & : 9 ; & < 9 = = ;.5 : < 9 98 & : 9 %& : < 9 2. = & : > 7; 9 & # 3 2

More information

(156) / Spurious Regression Unit Root Test Cointergration TestVector Error Correction Model Granger / /

(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

More information

Microsoft Word - 垃圾小论文.doc

Microsoft Word - 垃圾小论文.doc 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,

More information

种业跨国并购与我国种业应对策略的均衡分析 作者 : 张宁宁, 潘勇辉 作者单位 : 张宁宁 ( 中国农业大学经济管理学院北京 100083), 潘勇辉 ( 中南财经政法大学财政税务学院武汉 430073) 刊名 : 农业技术经济 英文刊名 : Journal of Agrotechnical Economics 年, 卷 ( 期 ): 2014(2) 本文链接 :http://d.wanfangdata.com.cn/periodical_nyjsjj201402006.aspx

More information

! Β Β? Β ( >?? >? %? Γ Β? %? % % %? Χ Η Ιϑ Κ 5 8 Λ 9. Μ Ν Ο Χ? Π Β # % Χ Χ Θ Ρ% Ρ% Θ!??? % < & Θ

! Β Β? Β ( >?? >? %? Γ Β? %? % % %? Χ Η Ιϑ Κ 5 8 Λ 9. Μ Ν Ο Χ? Π Β # % Χ Χ Θ Ρ% Ρ% Θ!??? % < & Θ ! # % & ( ) +,. / 0 1 + 2. 3 4. 56. / 7 89 8.,6 2 ; # ( ( ; ( ( ( # ? >? % > 64 5 5Α5. Α 8/ 56 5 9. > Β 8. / Χ 8 9 9 5 Δ Ε 5, 9 8 2 3 8 //5 5! Α 8/ 56/ 9. Φ ( < % < ( > < ( %! # ! Β Β? Β ( >?? >?

More information

Α 3 Α 2Η # # > # 8 6 5# Ι + ϑ Κ Ι Ι Ι Η Β Β Β Β Β Β ΔΕ Β Β Γ 8 < Φ Α Α # >, 0 Η Λ Μ Ν Ο Β 8 1 Β Π Θ 1 Π Β 0 Λ Μ 1 Ρ 0 Μ ϑ Σ ϑ Τ Ο Λ 8 ϑ

Α 3 Α 2Η # # > # 8 6 5# Ι + ϑ Κ Ι Ι Ι Η Β Β Β Β Β Β ΔΕ Β Β Γ 8 < Φ Α Α # >, 0 Η Λ Μ Ν Ο Β 8 1 Β Π Θ 1 Π Β 0 Λ Μ 1 Ρ 0 Μ ϑ Σ ϑ Τ Ο Λ 8 ϑ ! # % & ( ) % + ( ), & ). % & /. % 0 1!! 2 3 4 5# 6 7 8 3 5 5 9 # 8 3 3 2 4 # 3 # # 3 # 3 # 3 # 3 # # # ( 3 # # 3 5 # # 8 3 6 # # # # # 8 5# :;< 6#! 6 =! 6 > > 3 2?0 1 4 3 4! 6 Α 3 Α 2Η4 3 3 2 4 # # >

More information

Γ Ν Ν, 1 Ο ( Π > Π Θ 5?, ΔΓ 2 ( ΜΡ > Σ 6 = Η 1 Β Δ 1 = Δ Ι Δ 1 4 Χ ΓΗ 5 # Θ Γ Τ Δ Β 4 Δ 4. > 1 Δ 4 Φ? < Ο 9! 9 :; ;! : 9!! Υ9 9 9 ; = 8; = ; =

Γ Ν Ν, 1 Ο ( Π > Π Θ 5?, ΔΓ 2 ( ΜΡ > Σ 6 = Η 1 Β Δ 1 = Δ Ι Δ 1 4 Χ ΓΗ 5 # Θ Γ Τ Δ Β 4 Δ 4. > 1 Δ 4 Φ? < Ο 9! 9 :; ;! : 9!! Υ9 9 9 ; = 8; = ; = ! 0 1 # & ( & ) +! &,. & /.#. & 2 3 4 5 6 7 8 9 : 9 ; < = : > < = 9< 4 ; < = 1 9 ; 3; : : ; : ;? < 5 51 ΑΒ Χ Δ Ε 51 Δ!! 1Φ > = Β Γ Η Α ΒΧ Δ Ε 5 11!! Ι ϑ 5 / Γ 5 Κ Δ Ε Γ Δ 4 Φ Δ Λ< 5 Ε 8 Μ9 6 8 7 9 Γ Ν

More information

( (3) 2009) (70% ) ; ; ; (2007) ; ; (2005) ; (2010) ; (2009) MacDonald & Taylor ; (1989) Ito (1990) Chinn et al. (1994) (2009) Verschoor et al.

( (3) 2009) (70% ) ; ; ; (2007) ; ; (2005) ; (2010) ; (2009) MacDonald & Taylor ; (1989) Ito (1990) Chinn et al. (1994) (2009) Verschoor et al. * (1) ; (2) 70% 25% ; F831 A 2010 6 5.5% (1) 1990 (2) ( ) ; ; * ( 70873098) /2011.12 47 ( (3) 2009) (70% ) ; ; ; (2007) ; ; (2005) 20 70 ; (2010) ; (2009) MacDonald & Taylor ; (1989) Ito (1990) Chinn et

More information

!

! 孙文凯 肖 耿 杨秀科 本文通过对中国 美国和日本资本回报率及其影响因素的计算 认为 中国居高不下的投资率是由于中国具有非常可观的投资回报 由于中国资本回报率显著高于其他大国 因此带来了 的较快速增长 三国资本回报率在过去三十年尚未出现收敛 这意味着投资率差异会持续 将持续涌入中国 资本回报率受经济周期影响 长期资本回报率遵从一个递减的趋势 由于中国的劳动者份额及资本 产出比仍处于较低的水平 中国的高资本回报率将会维持相当长一段时间

More information

相关与回归分析

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

More information

%% &% %% %% %% % () (! #! %!!!!!!!%! # %& ( % & ) +, # (.. /,) %& 0

%% &% %% %% %% % () (! #! %!!!!!!!%! # %& ( % & ) +, # (.. /,) %& 0 !! # # %% &% %% %% %% % () (! #! %!!!!!!!%! # %& ( % & ) +, # (.. /,) %& 0 +! (%& / 1! 2 %& % & 0/ / %& + (.%.%, %& % %& )& % %& ) 3, &, 5, % &. ) 4 4 4 %& / , %& ).. % # 6 /0 % &. & %& ) % %& 0.!!! %&

More information

9 : : ; 7 % 8

9 : : ; 7 % 8 ! 0 4 1 % # % & ( ) # + #, ( ) + ) ( ). / 2 3 %! 5 6 7! 8 6 7 5 9 9 : 6 7 8 : 17 8 7 8 ; 7 % 8 % 8 ; % % 8 7 > : < % % 7! = = = : = 8 > > ; 7 Ε Β Β % 17 7 :! # # %& & ( ) + %&, %& ) # 8. / 0. 1 2 3 4 5

More information

! + +, ) % %.!&!, /! 0! 0 # ( ( # (,, # ( % 1 2 ) (, ( 4! 0 & 2 /, # # ( &

! + +, ) % %.!&!, /! 0! 0 # ( ( # (,, # ( % 1 2 ) (, ( 4! 0 & 2 /, # # ( & ! # %! &! #!! %! %! & %! &! & ( %! & #! & )! & & + ) +!!, + ! + +, ) % %.!&!, /! 0! 0 # ( ( # (,, # ( % 1 2 ) (, 3 0 1 ( 4! 0 & 2 /, # # ( 1 5 2 1 & % # # ( #! 0 ) + 4 +, 0 #,!, + 0 2 ), +! 0! 4, +! (!

More information

,,,,,,,,,,1861 12 ; (),,,,,,,, 1862,1864 8,,() () () () () () (), :,,,,,,,,,,,,,,,, 95 %,, 1.,,, 20 (1838 ) (1873 ),1 1 1953 1953 18731953 ( ) 54440 3

,,,,,,,,,,1861 12 ; (),,,,,,,, 1862,1864 8,,() () () () () () (), :,,,,,,,,,,,,,,,, 95 %,, 1.,,, 20 (1838 ) (1873 ),1 1 1953 1953 18731953 ( ) 54440 3 () FUDAN JOURNAL (Social Sciences) 2000 5 No. 5 2000 ( 200433) [] [ ],,,, [] K254 C921 [] A [ ] 0257 0289(2000) 05 0033 012 The Effect of the War of the Taiping Heavenly Kingdom On the Population of Zhejiang

More information

ϕ ϕ R V = 2 2 314 6378 1668 0 T =. 24 = 2 R cos32 33931 V = = = 1413. 68 32 T 24 2 R cos90 V = = 0 90 T ϕ ϕ ϕ ϕ ϕ ϕ ϕ ϕ ϕ ϕ 1

More information

年第 期

年第 期 年第 期 马 艳 劳动生产率 商品价值量 理论假定 新的释义 劳动生产率与单位商品价值量反向变动关系是经典马克思主义劳动价值理论的一个重要命题 我们将马克思经典 成反比 理论中关于劳动因素做了重新假定 即假定在科技进 步的条件下 伴随劳动客观因素的变化 劳动主观因素也发生同方面的变化 并假设劳动主观 条件的变化幅度大于劳动客观条件的变化幅度 那么 我们就可以获得劳动生产率与商品价值 量之间呈现正向变动趋势的结论

More information

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

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

More information

1 2 3 é 4 5 6 7 8 9 10 11 12 13 14 15 é 16 17 18 19 20 21 22 23 24 25 26 27 28 29 30 31 32 33 34 35 36 37 ê 38 39 40 41 42 43 44 45 46 47 48 49 50 51 52 53 54 55 56 ú 57 58 59 60 61 62 63 64 65 66 67 68

More information

1979 3 4 1979 5 368 369 243 245 1979 1881985 74 1955 330 1977 4 184 193 1972 135 1978

More information

20 1984 3 1990 7 1973 4 1985 1988 1988 9 1986 8 1973 4 1962 9 1981 3 1986 1993 7 1988 1988 1981 3 1962 8 1984 3 1987 1 1910 1950 1955 1 3 1941 1979 1991 1987 1 1989 4 1957 1 1965 12 1985

More information

% % %/ + ) &,. ) ) (!

% % %/ + ) &,. ) ) (! ! ( ) + & # % % % %/ + ) &,. ) ) (! 1 2 0 3. 34 0 # & 5 # #% & 6 7 ( ) .)( #. 8!, ) + + < ; & ; & # : 0 9.. 0?. = > /! )( + < 4 +Χ Α # Β 0 Α ) Δ. % ΕΦ 5 1 +. # Ι Κ +,0. Α ϑ. + Ι4 Β Η 5 Γ 1 7 Μ,! 0 1 0

More information