价格冲击（精选五篇）
价格冲击 篇1
1. 宏观经济态势
最近几年经济运行状况总体上呈现下行趋势, 尤其在2014年, 经济受房地产市场的影响, 下滑态势更加明显。除了消费基本稳定外, 出口和投资水平增速减慢。工业领域经济情况不佳, 其中工程机械、化肥、原煤等工业产品的产量都呈现出负增长的态势。基础行业增长速度放缓在一定程度上影响了实体经济对于货币的需求, 货币需求的减少影响金融市场的发展, 银行信贷收紧, 企业贷款需求也明显减少。
2. 能源是影响经济波动的因素
经济波动受各种行业、各种因素影响, 其中能源是宏观经济中占据较为重要位置。能源作为工业领域重要的生产要素以及生活领域重要的生活要素, 不仅在经济发展中起着举足轻重的作用, 同时是关乎国计民生的基础要素。当然如果考虑能源进出口对国家的影响, 能源价格的变化会在一定程度上影响全球经济。能源价格上升在一定程度上会不利于能源进口国的经济, 中国作为能源进口大国势必会受到影响。
国际环境复杂, 但中国也在这种复杂的环境中谋求着自己的发展, 中国现在处于工业化的中期阶段, 对能源的需求量非常大, 并且由于国内能源存储量有限, 大量依赖进口能源, 当能源价格变动, 中国的经济就会收到严重的影响。工业领域以及生活领域依赖能源消耗量大, 并且短期内这种格局不会发生变化, 并且由于我国的综合技术水平不高, 能源利用率不高, 开发新能源水平有限, 依赖传统能源程度较深。
3. 能源价格冲击影响经济发展
石油、煤炭和天然气等燃料是重要的生产原材料, 因此能源价格的上升一定会导致生产成本的增加, 成本增加在一定程度上导致厂商减少产量, 市场中产品供给减少, 原材料价格上升都会导致最终产品价格的上升, 消费者意识到产品价格上升之后减少对产品的需求, 最终导致社会总产出的减少, 经济的衰退。
在宏观经济层面来看, 能源价格上升导致厂商缩减产量, 产品价格上升导致消费者消费水平降低, 无路从投资角度还是消费水平方面都是不利于经济发展的。同时由于我国能源很大部分以来进口, 因此能源价格的变动也会影响净出口。
微观经济层面来看主要可以从以下几方面来分析:
首先是从生产成本角度分析, 能源价格上升, 厂商生产成本自然随之提高, 厂商投入成本增加降低其利润率, 并且此时由于能源价格上升造成消费者需求降低, 因此厂商一定会缩减产量, 降低投资水平, 厂商的投入成本增加, 生产成本自然升高, 此时厂商的利润空间变小, 相应调整生产策略, 减少产品的生产量。
然后从利率方面来分析, 能源价格变化导致厂商利润空间变小, 投资热情降低, 货币供给大于需求量, 政府采取通货紧缩政策调整经济形势, 使得市场中流通的货币量减少, 使得利率水平上升。
最后从投资者预期方面来看, 如果能源价格升高, 并且投资预期能源价格在未来时间会降低, 则其将推迟投资的时间, 造成市场中产品供给在一段时间内少于需求量, 乃至影响整个经济的平衡发展。
二、RBC理论
RBC模型利用范围非常广泛, 成为研究经济现象的重要理论工具, 但从RBC模型的提出到实践其理论和实证也受到了许多的批判与挑战 (华娇, 2006) 。许多学者面对批判挑战对模型进行修正完善, 将其他的影响经济波动的因素, 比如政府支出、制度变迁等等也纳入到模型中进行分析研究。由于我国经济受能源价格影响较大, 因此分析能源价格对经济波动的影响具有一定的现实意义。
三、关于能源价格冲击影响经济波动的讨论
能源在国家经济发展过程中起着举足轻重的作用, 能源价格冲击不仅对经济发展起到直接的抑制作用, 还会产生一系列的经济连锁反应, 比如降低消费者需求, 降低投资需求, 对消费者物价指数产生重要影响。能源价格冲击对中国经济影响尤其重要, 因为中国作为能源需求大国, 国内能源储备不足, 主要依赖进口能源, 能源价格变化势必对中国经济产生重大影响。除此之外, 能源管理制度不完善、消费结构不合理等因素也会对经济稳定性产生重要影响。
中国作为能源进口大国, 国内能源供需比处于失衡的状态, 因此政府应该采取有效措施缓解中国用能的矛盾问题, 采取适当的能源战略储备。只有建立了充足的能源储备计划, 才可以有效的应对能源市场的突发状况。应该在能源价格较低时采购适量能源作为战略储备。我国能源储备现状为只能维持21天的需求, 低于国际上其他发达国家。其中, 国际情况为美国降低其国内的石油开采, 主要依赖进口能源, 而日本也在进口煤炭填海造矿。通过其他国家的一系列举动也可以看出能源储备的重要性。
有效应对能源价格冲击对经济造成的影响, 除了建立科学合理的能源战略储备计划外, 应该加强对新能源的开发利用。由于能源价格的不稳定性, 现在越来越多的国家认识到仅仅依靠能源的消耗来带动经济的发展是不可行的。基于其他发达国家的经验, 总结我国的发展方针, 首先坚持优化节能方针, 宣传节能减排的理念, 将被动性节能转变为主动性节能, 国家可以加大对节能减排的补贴力度以及税收减免政策等。然后是可以调节能源结构, 坚强技术的发展, 使得新能源在很大程度上替代传统能源消耗模式, 淘汰落后、高耗能的各产业设备。
四、结论
经济的波动不仅受能源价格的变动影响, 还会涉及到政府政策、消费者偏好、技术冲击、对外贸易等等因素, 但本文研究的前提将其他变量假设为零。虽然以目前我国能源结构来看, 煤炭作为主要的能源消耗品, 但天然气、石油等原料也发挥着重要的作用, 是不容忽视的。因此, 这些因素对经济的综合影响效果还有待进一步研究。除了从能源角度分析, 政府政策对能源结构乃至整个经济结构影响重大, 能源对整个经济发展起着非常重要的作用, 因此从国家层面来看, 采取有效的能源储备战略, 节能减排措施意义重大。
五、政策建议
能源价格冲击对经济影响作用明显, 同时间接的影响其他行业, 比如农业的发展、房地产行业的发展等等。通过本文的研究表明, 能源价格冲击对经济的波动影响是持久的, 除此之外, 能源价格变动还影响着产业结构, 以及农业、房地产等行业的发展。面对能源价格波动带来的一系列经济问题, 应该采取哪些措施应对这些问题, 缓冲经济衰退。
首先, 完善能源价格的定价机制, 基于中国的基本国情, 中国还处于工业发展的中后期阶段, 因此对于能源的需求量还是非常大的。从进出口角度来看, 完善中国的能源储备战略;从国内来看, 应该建立透明的能源定价机制。能源行业在国内一直处于国有垄断行业, 能源价格定价也是由国家来制定的, 因此建立透明的定价机制, 能够将能源价格维持在一个较平稳的水平范围内, 减缓能源价格的波动, 同时也有利于整体经济的运行。近几年国家采取的措施主要有, 取消电力、煤炭价格的双轨制, 并强调继续加强电力与煤炭价格的联动机制。
然后, 从技术创新角度来看新能源的发展。加大技术创新发展, 制定相关政策鼓励新能源发展, 是减缓传统能源价格变动影响经济的有效措施。从近几年中国环境来看, 空气质量严重不达标, 其中工业领域大量排污、汽车尾气排放污染气体是造成环境污染的主要原因, 归根结底还是对于传统能源的不合理利用造成的。在这种情况下, 加大技术创新, 发展新能源技术迫在眉睫。
最后, 与国际上其他国家的合作也是非常重要的, 在经济全球化的背景下, 所有国家都希望能够建立合理的合作机制, 经济问题不仅是某一个国家的问题, 而是世界上所有国家需要关注的问题, 在这种环境下, 需要所有的国家共同应对能源价格冲击造成的损失。中国作为发展中国家的领跑者, 更应该抓住能源发展的机遇, 积极谋划应对能源价格冲击的方法, 探索出路, 稳定中国乃至世界的经济发展。
摘要：经济波动的研究一直是经济学中的重要问题之一, 分析影响经济波动的因素也是至关重要的。其中, 政府政策、技术冲击以及消费者偏好变化等因素对经济造成的影响是非常明显的, 当然在实际经济环境中, 除了以上所提到的因素之外, 还存在着诸多复杂的因素影响着经济运行的稳定性。其中, 能源价格冲击对经济造成的影响不容忽视, 本文主要研究了能源价格冲击对经济波动的影响。
关键词：宏观经济,经济波动,能源价格,RBC理论
参考文献
[1]彭翔宇.能源冲击与中国经济波动——基于动态随机一般均衡模型的分析[D].对外经济贸易大学, 2011.
价格冲击 篇2
进入2011年以来，石油期货价格一直在每桶90美元以上的高位运行。2月22日ICE布兰特原油期货报收于每桶105.78美元，为2008年9月底以来的最高价，显著高于2010年的整体水平；石油期货价格的高企必定会带动石油现货价格持续走高。全球经济复苏导致供需缺口增加、中东等地区局势恶化推波助澜、美元的持续疲软、国际游资期货市场投机等因素导致原油价格快速上涨，分析原因者众说纷纭，但是多数分析者一致认为新一轮油价上涨浪潮不可避免。原油作为农药最主要基础原料之一，价格快速上涨必然带来生产成本的增加，新一轮原油价格上涨浪潮将对农药生产与市场造成什么样影响，成为业内关注话题之一，以下浅显分析可能造成的影响，仅供参考。
经验证明未必是利空。过去十多年里，国际原油价格走势呈现多次快速上涨波，2001年、2004~2005年、2007年~2008年上半年均出现过原油快速上涨，而同期的农药市场和产品利润空间相比原油下跌时期要好。
行业具有转移成本的能力，原油作为农药产品基础原料，其价格上升将直接带来农药及中间体行业成本上升。但是过去数据显示，高油价并没有给农药及中间体产业带来多大的冲击，即使有冲击也只在油价开始上涨阶段，因为下游精细化工产品的价格上涨相对滞后于原油价格上涨，同样价格回落也滞后于原油价格回落。
首先，农药及中间体行业的景气度同油价具有高度正相关性。其次，作为石油化工深加工末端产品，农药及中间体行业吨消耗原油量较少，原油价格上涨压力易于消化，而且原油并不是许多农药成本最主要影响因素，而液氯、黄磷、萤石等价格影响更甚。目前临近农药旺季，部分品种价格却低于2010年底的价格也说明了这个问题。第三，由于上游涨价传导和市场需求增加，农药尤其是部分基础农药中间体涨幅可能远高于原油价格的涨幅。第四，原油上涨预期影响了农资经营环节买高不买低的心理，促使维持较高的库存量，一定程度上利于拉高农药价格。
原油上涨利于除草剂消费。原油价格快速走高，有效地促进了生物燃料的需求和发展，作为生物燃料原料的甘蔗、玉米、番薯等价格普遍上涨，种植面积也大幅度增加，因此对除草剂需求迅猛增加。例如2007年~2008年上半年，全球范围内草甘膦的价格暴涨因素较多，其中生物燃料大量生产是主要推动因素之一。原油价格上涨和全球对其需求不减，直接拉动了原油替代品生物燃料的需求，间接地影响到粮食产量和食品价格。目前全球粮价上涨，未来生物燃料与粮争地，可能进一步加剧粮食价格抬升。确保粮食稳产高产和种植粮食利润空间增加的路线，在一定程度上促进了农药质量和数量的需求。
煤化工为农药提供价廉原料。我国能源结构以煤炭为主，国际原油价格快速上涨，必将促进煤化工产能扩张，以煤为基础原料产出的部分农药原料如多聚甲醛、氯乙酸、吡啶等价格可能要比国外以天然气和石油路线要低。同时随着技术不断进步，煤焦油提取的焦化苯、酚类、多种杂环化合物产品质量可以满足下游行业需求，而价格要低于石油路线。这在某种程度上使我国部分农药中间体和农药价格低于国际水平，有利于产品出口。
价格冲击 篇3
关键词：石油价格冲击,实际有效汇率,向量自回归模型,人民币升值
1 引言
当前,石油价格和汇率是最受国际社会关注的两大焦点。石油价格的波动对于全球经济的影响不言而喻,同时在全球经济一体化的背景下,汇率对国际贸易、国际金融的影响也可谓是牵一发而动全身。随着我国经济的增长,对石油的消费需求也与日俱增,我国已经成为世界第二大石油消费国,而近年来石油价格的大幅波动必将影响我国实际汇率的变化。我国自2005年以来改革了以往的固定汇率制度实行有管理的浮动汇率制度,浮动汇率制度的实施标志着维持一个稳定有竞争性的实际有效汇率就成了我国长期的政策目标,因为过大汇率波动不利于国际贸易和金融市场的稳定。过去,人民币汇率一直被认为受到严格控制,以致于真实的双边汇率很少反映真实信息。因此,研究潜在的驱使实际有效汇率变动的力量对中央银行实行有效的汇率及宏观政策提供重要的信息。
对实际有效汇率波动的解释主要有两方面,一个来自金融市场;一个来自实物经济。金融市场的观点主要来自于Dornbusch(1976)的“非均衡理论”的解释,他们认为在一个接个调整比较呆滞的环境里货币市场冲击会引起汇率的较大波动[1]。Evans(1993),Frankel和Rose(1996),Chen(2004)用实证方法证实了短暂货币冲击对汇率波动有重要的影响[2,3,4]。另一方面,Stockman(1980),Bjornland(2004),从实物经济的角度出发,认为实际汇率的波动是对由产量、政府投资、劳动力供给等引起的不均衡产品市场的均衡反映,汇率的波动主要是由这些因素的冲击引起的[5,6]。然而,在这些文献中,很少关注实际汇率和实际石油价格之间的关系,Amano和Norden(1998)通过研究发现在石油价格冲击和美国实际汇率之间有着密切的联系,在很长一段时期内石油价格冲击成为对实际汇率波动的主要来源[7]。Chaudhri和Daniel(1998),Dibooglu和Koray(2001),通过实证研究发现发达国家实际汇率的波动主要来自石油价格冲击[8,9]。近年来,我国学者也对石油价格和人民币汇率之间的关系作了许多研究,吴丽华,傅春(2007)就石油价格与汇率的相关性进行研究,结果发现石油价格与美元汇率及人民币汇率间存在着密切联系[10]。张玉芹等(2008)对人民币实际汇率的影响因素进行实证研究,发现影响人民币实际汇率变动的主要因素包括生产力差异、对外开放度以及国际石油价格冲击[11]。虞伟荣,胡海鸥(2004)研究了石油价格冲击对美国和中国实际汇率的影响,结果认为石油价格的大幅上涨会导致美元实际汇率的上升;而人民币实际汇率不仅受到美元实际汇率水平的影响,还要受到主要贸易国物价水平相对变动程度的影响[12]。
现有文献讨论了影响实际汇率变动的相关因素及石油价格与实际汇率之间的关系。但是,石油价格冲击对汇率变动影响程度如何?如何区别石油价格冲击与其它宏观冲击的作用并分析这些冲击对汇率变动的相关影响变成了摆在我们面前的一个任务,分析这个问题将有助于了解人民币汇率波动的实际,对我国监管未来的经济风险实行更加有效的汇率机制、缓解人民币升值压力有着重要的意义。本文在Blanchard和Quah(1989)的提出的框架下,建立一个四变量的结构向量自回归模型SVAR(Structural Vector Autoregression Models),将汇率影响因素分成石油、供给、需求及货币四类,考虑石油价格冲击、供给冲击、需求冲击及货币冲击对汇率的实际影响程度。
2 理论模型
首先,根据开放经济下的MFD(Mudell-FlemingDornbusch model)模型,建立一个石油价格冲击影响实际汇率和其他宏观经济因素、其宏观他因素影响实际汇率的路径的简单模型:
ot=ot-1+Xot;yst=st+Vot~[st=st-1+Xst];
ydt=dt+het~[dt=dt-1+Xdt];yst=ydt=yt;
mt=pt+κyst-cit~[mt=mt-1+Xmt];it=E(et)
其中,o为实际油价,s为产量,d为需求,e为汇率,p为价格水平,m为货币存量,y为实际GDP,除石油价格外,所有的变量都代表中国向对外国的水平。Xto为实际石油价格冲击,Xts为供给冲击,Xtd为需求冲击,Xtm为货币冲击,V、h、κ、c为参数。由这些模型可以得到:
其次,本文在结构性向量自回归模型SVAR的框架下考虑一个结构性移动平均模型:,用矩阵形式表示可以写为:Xt=A(L)Xt,本文中,Xt=[Δot,Δyt,Δet,Δpt]′,A为一个表示4行4列的结构性冲击的内生变量脉冲反应矩阵,Xt=[Xot,Xst,Xdt,Xmt]′。假设它们是不相关具有方差、协方差的标准正交化矩阵。因此,就有如下的等式:
Δot=A11(L)Xot;
Δyt=A21(L)X0t+A22(L)Xst+A23(L)Xdt+A24(L)Xmt;
Δet=A31(L)X0t+A32(L)Xst+A33(L)Xdt+A34(L)Xmt;
Δpt=A41(L)X0t+A42(L)Xst+A43(L)Xdt+A44(L)Xmt
石油价格看作是外生变量,国内变量同时受外部和内部冲击的影响,考虑到国内冲击队内生变量的影响,作如下假设:(1)除货币冲击外,所有的冲击对汇率都有一个长期影响。正常的冲击对实际汇率仅有短期影响。因此就有:。(2)国内的产量水平在长远仅仅由供给因素决定,因此有:。于是得到:
在修正的VAR模型里,外生变量遵循自回归过程,三个内生变量为自身及外生变量滞后的函数即:
其中,Xt=[Δyt,Δet,Δpt]′,Γi和Ki为相关系数矩阵,_1t和_t=[_2t,_3t,_4t]′为滞后算子并且生成结构性(innovations)更新向量,Xt=[Xt0,Xts,Xtd,Xtm]′。由于给定的变量是静态的,为了获得对内生变量滞后差的(reduced-form)更新向量和对应结构性冲击之间的关系,将变量Xt的方程写成移动平均模型的典型式:
这里,,Gi称为结构性脉冲反应函数,且由于G0_t=A0Xt,G0=I,可得_t=A0Xt.又E(_t_t′)=A0A0′,结合前面的限制条件,可以求出结构矩阵Ai以及结构性冲击的时间序列Xt=[X0t,Xst,Xdt,Xmt]′。
3 模型检验
(1)IPS单位根检验
采用Im,Pesaran和Shin(2003)提出的单位根检验方法来检验平稳性和误差估计的相关性。IPS检验方法如下:
这里,t为样本长度,i为相关维度,Ti和Vi变两截取和趋势参数,Xit为残差项。零假设和备择假设分别是:H0:di=0,H1:di 0。
(2)协整性检验
采用Johansen极大似然估计法进行协整关系检验,方法如下:首先检验r=0,意即在模型中不存在协整向量(含有N个单位根)。如果r=0不能被拒绝,说明N个变量间不存在协整关系,检验终止。如果r=0被拒绝,则应继续下面的检验。接着检验r≤N-1,如果r≤N-1不能被拒绝,检验终止。如果r≤N-1被拒绝,而r≤N不能被拒绝,则模型中存在N个协整向量。
4 实证结果与分析
(1)数据选取和处理
根据前面提出的模型,考虑四个变量:实际油价、相对工业产出、实际有效汇率、相对消费价格指数。相对产出采用我国实际GDP的对数值减去贸易加权伙伴的GDP的对数值,把正常的RMB汇率与PPI指数进行平减获得安全的实际汇率,并且令2000=100把它转化成单一指数,由于世界石油界价格是典型的美元支配现价,用美国国内的消费价格指数来进行平减。选取数据的样本范围为1993年1月至2008年10月每月数据来获得数据流。
(2)实证结果分析
(1)IPS单位根检验
将处理后的实际石油价格,实际产出、实际有效汇率以及CPI是否具有时间序列趋势和不具有时间序列趋势做IPS单位根检验,结果如表1。
注:*表示在1%的显著水平下拒绝单位根假设。
从表1可知,在1%的显著水平下单位根检验不被拒绝,而一阶差分变量被拒绝
(2)协整检验
在协整检验中,VAR模型中最优滞后长度采用Campbell和Perron(1991)提出的(step。down)递降过程确定,首先以15个滞后期开始,长度递降主要依靠最后相关系数的重要性。检验结果列于表2。
注:r表示在不同假设下Xt=[Δyt,Δet,Δpt]′中主要的协整向量个数;根据Campbell和Perron(1991)递降过程最优滞后长度确定为3。
从表2可知:在5%的显著水平下,零协整向量(H0:r=0)不被拒绝,说明了我国的实际石油价格、相对产出、实际有效汇率、相对价格水平(CPI)不存在协整趋势。因此,向量Xt=[Δyt,Δet,Δpt]′是静止的,可以用在结构性VAR模型中。
(3)结构性冲击的动态反应分析。利用前面的脉冲反应函数来分析结构性冲击怎样以及多大程度地影响实际有效汇率,实证结果如图1所示。
从图1(a)可以看出,不断上升的石油价格引起实际汇率的立即贬值。然而,这种影响长,3个月以后实际汇率便逐渐上升到一个新的均衡水平,升值幅度超出水平线0.3%。出现这种情况的原因主要有二:第一,相对于美国、日本、韩国、以及欧洲这些贸易伙伴而言,我国比较少地依赖石油进口。第二,我国国内精炼油(如汽油等)的价格不仅远远低于国际市场的价格水平,而且价格调整落后于原油的购买价格。这主要是由于政腐的限价,使得我国与石油价格冲击隔离开来。因此,某种程度上,石油价格上升对我国产品价格产生不对称影响。相对于非传统产品,传统产品的贸易价格比其他国家有所上升,从儿造成汇率的升值。从图1(b)可以看出,正向的攻击冲击引起实际汇率的迅速贬值,幅度达到1%的水平。这也说明了正向供给冲击导致国内出口产品价格下降并因此使得水及汇率长欺贬值。从图1(c)可以看出,正向的需求冲击导致更高的国内出口产品价格,并引起实际汇率的长期升值。图1(d)显示,货币冲击使得实际汇率刚开始时贬值随后又升值到长期均烩水平,尽管反应幅度很少。
(4)方差分解结果分析。为了进一步分析实际汇率变化的来源,利用方差分解来分析随机更新向量的相对重要性。分析数据选取2004年10月至2008年10月共48个月,方差分解结果见表3。
从表3可以得出:实际石油价格冲击仅能解释实际汇率变化有限的部分。在冲击发生后的第一年仅占1%,第二年上升到3.7%,第四年为8%.这个比例相对于发达国家50%以上的比重显然是相当低的,原因主要是由于我国严格的能源政策使得我国石油价格很少与世界市场的石油价格变化同步。需求冲击是实际汇率变化的重要因素,比重一直在70%以上。这是因为我国自1994年以来,中央银行通过货币适度贬值来执行出口驱动的增长政策。对供给冲击,Bjornland(2004)的研究发现,在实行浮动汇率制的发达工业国家,供给冲击对实际汇率变化的影响长期占5%~10%的水平。相比较而言,我国占到20.1%的很高水平,是实际汇率波动的第二大因素,这主要是由过去20年来技术进步以及国有企业改革所带来的产出的稳定增长所致。货币冲击对汇率波动的影响很少,尽管短期比长期影响要大。这可能是由于我国采取的相对从紧的资本控制政策的影响,我国国内利率不必与世界利率的变化同步。
5 结论及建议
本文基于Blanchard和Quah(1989)提出的框架,建立了一个四变量的结构向量自回归模型SVAR,考虑石油价格冲击、供给冲击、需求冲击及货币冲击对汇率的实际影响程度。基于历史数据研究,得出如下结论:
第一,石油价格冲击是导致实际有效汇率发生变化的原因之一,石油价格冲击长期会引起实际汇率的少量升值。方差分解结果显示,长期中石油价格冲击对实际汇率波动的的影响为8%,远远低于发达工业国家的水平,也远远低于国内需求和供给因素的影响水平。造成这样结果的原因:(1)相对于美国、日本、韩国、以及欧洲这些贸易伙伴而言,我国比较少地依赖石油进口。(2)我国国内精炼油(如汽油等)的价格不仅远远低于国际市场的价格水平,而且价格调整落后于原油的购买价格。这主要是由于政府的限价,使得我国与石油价格冲击隔离开来。
第二,正向的供给冲击会引起实际汇率贬值而正向的需求冲击会导致我国实际汇率的升值。方差分解结果显示,需求冲击对实际汇率变化有着重大的影响,占70%以上。而且,由技术进步以及国有企业改革所带来的产出的稳定增长,相对于其它发达工业国家,在我国供给冲击对实际汇率也有着重要的影响,占到20.1%的比重。由于严格的资本限制货币冲击对实际汇率的影响较少,仅为1.8%.
第三,首先,影响实际汇率变化的主要因素还是需求与供给,而当前我国内需不足,并且由于世界工业化国家正陷入康德拉季耶夫长周期中的萧条阶段,因而外部也很难给中国提供一个依靠出口带动经济增长的空间,所以当前出现的是负向的需求冲击,该冲击会给人民币带来升值压力。近年来人民币也的确存在来自国际和国内的升值压力,因此这一结论与现实是相符的。为了从需求的角度来缓解人民币升值压力,必须先逐步摆脱需求不足的阴影,可以从以下两个途径着手:首先,短期内通过积极的宏观调控稳定内需,以此促进消费信心,并通过消费的增长带动经济的增长;其次,从长期来看应积极促进科技创新,通过高新技术的发展带动投资增长,以彻底摆脱需求不足。其次,虽然引起实际汇率变动的主要因素仍然是需求与供给冲击,但石油价格冲击对汇率也有一定影响。在我国目前汇率制度安排下,人民币名义汇率水平的走势与美元名义汇率水平的走势基本上还是一致的,如果在油价持续高企的情形下人民币实际汇率水平上升则也有助于减缓当前人民币的升值压力。
参考文献
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[11]张玉芹,林桂军,郑桂环.人民币实际汇率波动影响因素研究[J].系统工程理论与实践,2008:171~182.
价格冲击 篇4
豆粕:豆粕价格6月涨势凶猛, 期货由每吨3 060元, 已经涨到近期最高点每吨3 538元, 上涨458点, 涨幅高达13%。现货方面, 7月5日吉林大豆油厂43%蛋白豆粕价格报价3 530元/t。华北地区油厂豆粕价格保持稳定, 43%蛋白粕3 520元/t。山东地区豆粕价格稳中略跌, 报价3 550元/t;江苏地区油厂价格持稳为3 580元/t。但市场成交相对清淡。需求方面, 进入7月份大猪集中出栏已结束, 新生仔猪偏多, 豆粕在仔猪的饲料中占比更高, 随着后期仔猪饲料需求的上升, 豆粕的需求量将增加, 这对豆粕价格形成强力支撑。
玉米:7月4日全国玉米现货均价2 401元/t, 其中东北地区2 260元/t, 华北地区2 240~2 340元/t, 华东地区2380~2 520元/t, 西南地区2 640元/t。东7月4日日全国玉米现货均价2 401元/t, 其中东北地区2 260元/t, 华北地区2 240~2 340元/t, 华东地区2 380~2520元/t, 西南地区2 640元/t。目前国内玉米粮源逐渐减少, 贸易商惜售心理加重, 加剧了销区市场供应紧张状况。随着市场余粮的持续消化, 后市玉米市场供应趋紧, 玉米价格有望继续上行。但下游养殖业状况不佳, 养殖户补栏意愿未见转好, 对玉米需求有限且控制成本的心态明显。而目前新麦价格较陈麦偏低, 面粉厂收购新麦, 且面粉市场处于季节性消费淡季, 走货疲软, 开机较差, 华北和华东地区厂家收购普遍集中在2 060元/t附近, 新麦进厂价多在2 000-2 200元/t。成猪饲料中小麦对玉米的替代将增加, 将对玉米价格形成冲击。
价格冲击 篇5
一、修正的新凯恩斯模型
根据Blanchard(1990)、case(2002)的研究,具有产出粘性的新凯恩斯模型如下:
其中实际产出缺口为,预期的实际产出缺口为,it为名义利率,通货膨胀率为πt,Etπt+1为预期通货膨胀率,为货币缺口,为预期的货币缺口,产出缺口、利率与通胀率是预期产出缺口、预期通胀的函数。
考虑到我国存在较强的名义利率管制,使得银行信贷市场与其他金融市场的利率传导出现扭曲,造成我国货币调控存在价格工具与数量工具不等价的调控路径(卞志村,2007),本文在NK模型中加入了货币供应方程,并将汇率加入到总需求与总供给方程,将资产价格波动加入到需求供给函数以及泰勒规则式中,进而得到修正的新凯恩斯模型如下:
其中it*为资本账户对外名义利率,为名义利率均衡值,为实际均衡利率,πt*为目标通货膨胀率,et为实际有效汇率,Etet+1为预期实际有效汇率,Δet为实际有效汇率波动,qt为股价,Δqt为股价波动。需要说明的是上述行为方程中均增加了随机扰动项εtD、εtS、εti、εtm、εte、εtq,以方便描述VAR模型中的外生冲击传导。
在上述各式中,(4)为总需求方程,以反映预期产出缺口、利率、货币供应量以及股价与汇率波动对总需求的冲击。其中,股票价格主要基于财富效应与负债表效应影响总产出,而汇率波动则通过贸易账户变化对总产出形成冲击,同时利用滞后变量的设计来描述消费平滑性特征与消费惯性的影响。方程(5)是基于通胀率的加速菲利普斯曲线,以分析供给端的变化。其中,通胀率成为预期通胀、总需求、资产价格、汇率的函数,汇率波动将通过影响总需求反应在价格水平变化上,而股票价格上升也将通过消费刺激导致通胀率的变化。方程(6)是基于泰勒规则的利率反应方程,以刻画货币政策的价格效应。汇率波动在该利率方程中将反映在利率水平变化上,其具体的作用路径是基于泰勒规则:如本币升值,将导致出口减少,使得有效需求下降;同时,进口的增加会加速外部通胀向内部经济体的传导,这意味着将进入紧缩货币政策的窗口期,进而使实际利率出现下降,而资产价格的波动主要通过预期扩张效应反应在利率变化上(Cindy,2007)。
由于新兴市场国家通常存在较强的金融抑制,Taylor(2000)认为货币调控的价格目标与数量目标往往存在偏离,这种行为差异要求基于价格与数量分别建模。本文在NK模型中增加了货币数量方程(7),并认为货币实际供应量是产出缺口、通胀缺口以及股价和汇率的函数,股价对货币供应量的影响主要来自于负债表效应,而汇率波动则通过资本账户波动对货币量形成冲击。为了在后续VAR模型中分析股价与汇率波动的冲击,本文的NK模型还给出了股价与汇率的行为方程(8)与(9)。股票价格方程(8)主要基于衍生品定价模型而得到,即股票价格由趋势价格决定,同时受价格惯性与随机外部干扰影响,趋势价格是利率水平、预期产出缺口的函数,反映经济的真实运行状况及经济运行对股票市场平均价格的影响,而价格惯性主要用滞后期价格来描述;参考Kontonikas(2005)的处理,方程中引入了随机扰动项。在汇率方程(9)中,汇率是预期汇率与境内外利差的函数,预期汇率的影响主要来自通过预期通胀导致的贸易账户变化,而境内外利差则通过资本流入或流出影响汇率。
二、变量测度与数据处理
根据陈浪南(2003)的研究,我国的货币政策自东亚洲金融危机后才形成了相对成熟与规范的调控模式,自1998年后才开始了数量型与价格型工具交替使用的货币阶段。本文的样本时期确定为1999年1月至2015年12月,并使用Eviews7.0对所有变量的月度数据进行HP滤波以剔除季节波动,文中所使用数据主要来自瑞思数据库,还有部分数据源自IMF网站。
1.利率。由于名义利率存在管制,本文选择7天同业拆借市场利率(i)来测度实际利率水平,而境外利率则使用美国联邦基金利率来替代。
2.产出。由于我国月度GDP统计数据的缺失,本文使用历年工业总产值占GDP比重,将月度工业总产值逆向折算成月度GDP,以期更为准确地反映产出与产出缺口变化。在潜在产出与产出缺口的测度上,本文沿用CF滤波法估计潜在产出Y*(1),在此基础上进一步估算产出缺口如下:
预期产出缺口在Wilton(2011)的研究中实际是真实产出缺口的一个时间平滑过程,预期产出缺口测度如下:
其中记,则在该ARMA结构中可逐期估计出历年的预期产出缺口。
3.通膨率与预期通胀率。本文使用GDP平减指数来测度整体通胀水平,并将其由定基比转换为同比增长率;在预期通胀率的测度上使用卢卡斯供给曲线所导出的预期修正的菲利普斯曲线(Rudebusch&Svensson,1998)来估计,含预期效应的菲利普斯方程如下:
考虑奥肯法u=u*-α*yt,可以得到菲利普斯-奥肯方程为:
由此可通过引入适当的通胀滞后期来测度预期通胀,其中具体的滞后期由ARMA模型的AIC准则确定。
4.目标通胀率。目标通胀率主要指通胀水平的货币政策目标区间。卞志村(2006)曾经使用Fisher交易方程进行了目标通胀测算,但这种方法高度依赖于交易行为设定,虽然其能够得到目标通胀的动态数据,但缺乏足够的理论支撑,而大多数的研究基于目标管制行为的稳定性往往给出一个主观设定的目标通胀水平。在谢平等(2002)、杨英杰(2002)和李祺等(2015)的研究中,基于历史数据给出了4%的目标通胀水平,邓创等(2011)的研究认为我国货币政策隐含的目标通胀率大致在3%-4%之间,由此本文也设定目标通胀率为4%。
5.实际利率。由于我国名义利率管制,使得不同市场的利率关联效应相对较弱,难以基于名义利率与通胀水平对实际利率进行估算。陆军等(2003)采用间接估计的思想,利用泰勒规则方程直接基于通胀水平进行实际利率测度;邓创等(2011)使用市场利率与均衡利率来推算,这实际上相当于将实际利率视为自然利率来处理。综合上述的测度思路,本文基于NK模型中的泰勒规则方程,参考陆军等(2003)的思想进行实际利率测算。
首先定义实际利率为:
再定义长期实际名义利率为:
则可以推算出逐期的实际利率,在此基础上定义名义利率缺口为:
6.预期汇率。借鉴梁云芳(2011)的研究,预期汇率的测度直接使用实际有效汇率进行自回归建模,推算出有效汇率平滑得出的预期汇率如下:
具体的AR模型阶数由AIC准则确定。
7.股票价格与汇率波动的测度。资产价格波动与汇率波动水平的测度使用传统的方差建模思路,对股票价格与汇率建立指数广义自回归条件异方差(EGARCH),其中股票价格使用上证综指来衡量,汇率则使用对美元单边汇率计算,具体的EGARCH模型如下:
均值方程:
方差方程:
由方差方程测度出的股票价格与汇率水平方差,即可视为股价和汇率的波动量度,记为Δq和Δe。
8.货币变量、货币缺口及预期。根据陈浪南(2003)的研究,由于我国货币供应环节存在较为显著的挤出效应,狭义货币供应量M1更能反映货币体系的流动性水平,其与通胀水平的相关程度也远高于M2。本文直接使用M1作为货币供应量的替代变量。在货币缺口的估计上直接对实际货币供应量进行HP滤波,以分离出其趋势成分,并将之视为均衡货币供给,而货币缺口则可据此定义为:
三、NK-SVAR模型分析
(一)考虑门限效应的NK模型
本文在方程(4)中引入虚拟变量d来刻画货币政策的不同方向,并据此分析货币调控的非对称效应,定义d为:
其中为货币缺口,当货币缺口为正时意味着实际货币供应量超出了均衡货币需求水平,这代表处于扩张性货币政策窗口期;反之,则代表货币供给短缺,此时进入货币紧缩期。由此总需求方程变化为:
上式与方程(7)、(8)、(9)共同构成NK联立模型,为了克服联立方程间的残差相关性导致的估计偏误问题(Granger,1993),本文对该方程组进行了GMM的系统估计,其中估计时使用滞后三阶的外生变量做工具变量以修正内生性问题,具体的估计结果如表1所示。
注:*、**、***分别表示在1%、5%、10%的显著性水平下显著(下同)。
根据NK模型的联立方程估计结果,在总需求方程中通过引入货币政策的方向变量可以揭示我国货币政策存在显著的非对称效应,这种非对称性具体表现为紧缩性货币政策对总产出的冲击显著强于扩张性货币政策对总产出的刺激作用,“刹车容易启动难”的政策特征得到了证实;同时,产出缺口主要受到预期产出缺口以及股价波动的影响,其中股票价格上升对产出缺口表现为负向作用,这意味着资产溢价导致的流动性泡沫,短期看存在激励产出的效应。
从菲利普斯曲线的估计结果来看,预期通胀对实际通胀具有显著的正向影响,预期管理纳入到货币调控的规则选择与设计中成了一种必然;同时,资产价格上升也将显著的加速通胀率的增加,股票市场的高溢价对流动性泛滥以及刺激价格水平的作用进一步被证实。
从结果来看,利率主要受到股票价格波动的影响。我国的实际利率存在显著的惯性效应,这表明利率波动具有典型的预期作用特征,股价波动对利率会形成事实冲击,这就要求我国的货币调控必须将资产价格纳入到政策体系,并增加相应的资产泡沫管理的内容。
就货币数量方程来看,货币缺口对资产价格波动反应强烈,但通胀对货币供应的影响未得到证实,这说明我国货币市场确实存在数量型工具与价格型工具割裂的现实问题。因此,数量与价格的双调控模式必然成为我国货币调控的主要特征。此外,汇率对货币缺口的影响也是显著为负,这意味着我国出口驱动导致的高贸易顺差本身对货币流动性管理存在消极影响,货币调控可能难以实现预期的流动性管理目标。
(二)NK-SVAR模型
货币调控具有典型的时间性与动态性特征,货币政策过程在短期与长期看也往往存在较大差异。由于NK模型的结构参数反映的是货币调控过程中相关变量间的长期均衡关系,难以准确描述产出缺口、通胀目标、资产价格以及汇率等变量的短期动态影响。因此,本文借助向量子回归模型以考察变量间的动态影响,同时考虑到货币调控环节存在大量的当期冲击效应,而简化式VAR模型难以实现当期效应测度。
基于NK模型所提供的行为约束,本文构建了基于NK模型的SVAR模型以分析资产价格与汇率的结构性冲击对货币调控效应的动态影响;为了突出货币政策效果的非对称性效应,将利率和货币缺口分为扩张性利率i+、紧缩性利率i-、扩张性货币缺口和紧缩性货币缺口。其中为的值,为的值,i+为当时的i值,i-为当时的i值,其余为0。
1. SVAR的识别
(1)NK-SVAR模型的构造。在产出粘性的前提下考察理性预期作用下的产出过程,可以将NK模型改造为:
其中,SVAR的冲击识别是对NK模型中的变量,用各变量与前期预期的差来衡量。由此可将当期结构关系转化为简约式的包含结构性冲击的过程,具体的转化如下所示:
其中、(et-Εt-1et)和(qt-Εt-1qt)分别是产出缺口、通胀、扩张性利率、紧缩性利率、扩张性货币缺口、紧缩性货币缺口、汇率和股价的VAR新生值的现值。
为了计算方程(18)-(25)里的
这样第j步条件预期是:
令r'D=(1,0,…,0),r'π=(0,1,…,0),又,和r'e。则可计算当期预期值为:
同时还有:
将(28)带入(18)-(25)得到:
(2)SVAR模型中的结构约束:理性预期识别。按照Cose(2000)的思路,上述NK模型的结构约束条件可设计如下,模型的动态结构性方程可表示为:
其中
在具体估计过程中可以先进行(38)式简化式VAR模型的估计,在此基础上再利用结构参数转换矩阵将理性预期的约束矩阵进一步估计得到。估计过程分为两步:第一步估计中的简约式VAR,第二步估计的参数包含在矩阵A里,理性预期约束矩阵从方程(27)-(33)可以得到。
3. SVAR中内生变量当期冲击的测度
由于模型需要估计的结构参数众多,以下仅报告测度货币政策非对称效应的参数,结果详见表2。根据表2,产出缺口对任何方向的货币调控都未表现出显著响应,说明我国货币政策的产出调节效应偏弱,一个可能的原因是基于随机分离进行的产出缺口测度,可能在一定程度上难以考察货币政策对产出长期趋势的影响。但是,货币政策对货币供应缺口的作用确是显著的,紧缩货币政策的影响显著强于扩张性政策的作用。这表明我国货币政策在货币数量调节上存在显著的非对称效应,紧缩性货币政策所导致的流动性收缩效应远大于其激励效应。
4. 基于脉冲响应函数的分析
在上述SVAR模型估计基础上进行结构因子的误差分解,可以识别出模型变量间的控制其他内生变量影响的内生冲击,具体的结构性脉冲响应结果如下所示。
(1)货币冲击。以下以货币缺口的不同方向冲击分别代表扩张性与紧缩性货币政策,并考察其对产出缺口及通胀水平的短期动态影响,具体的脉冲冲击时期定为100期。
由图1可知扩张性货币政策对产出缺口的即期影响为正向,这种正向效应会维持一段时期,在第20期则会转为负向,且这种负向效应会稳定一个较长时期,至第70期后再逐渐转为正向。这说明货币宽松确实对总产出水平具有刺激作用,但整体上这种刺激效应相对微弱。通胀率对扩张性货币政策的响应则始终保持正向,即货币供给宽松将持续的形成价格上涨压力,其中在第四期这种通胀刺激作用达到峰值,此后稳定在一个相对水平持续作用。
由图2可知紧缩性货币政策对产出缺口的冲击与扩张性货币政策的冲击类似,都是即期冲击为正,且政策效应会维持一个相对长时间,在第20期开始转为负向,但不同的是紧缩性货币政策对产出缺口的影响存在短期内的正负波动特征,并在第40期至第80期维持为负向冲击,此后逐渐转为正向。从通胀率的响应看,紧缩性货币政策对通胀水平的影响在第60期之前均为负向,从第70期开始才逐渐转为拉动效应。
综合来看,上述脉冲响应过程说明我国货币政策对产出的影响相对微弱,同时无论是紧缩还是扩招性政策,对产出的刺激作用都无法保持稳定的方向,货币政策对总产出与总需求的调节效应相当微弱,也往往难以实现预期的调控目标。我国货币政策对通胀率的作用相对显著,这种冲击过程符合货币调控的预期目标,比较不同方向的政策调节效果来看,在通胀率的调节上,紧缩性货币政策的冲击明显强于扩张性政策,我国货币政策的非对称效应再一次得到证实。
四、结论及政策含义
基于包含产出粘性的新凯恩斯NK模型,注意到汇率与股票价格波动对我国宏观经济以及货币政策效果的影响,本文将汇率与股票价格纳入到了NK模型框架,在给出总需求、利率、货币数量以及通胀率的行为方程基础上,利用理性预期的结构约束建立了修正的NK-SVAR模型,验证了紧缩与扩张性货币政策对产出缺口与通胀率的非对称效应。结论表明我国货币政策存在典型的非对称特征,紧缩性货币政策的调控效应明显强于扩展性政策,这种非对称性在通胀管理中表现得更为显著;同时,SVAR模型脉冲响应分析说明我国货币政策对产出缺口的调节效应较弱,对通胀率的调控效应相对明显,不同方向的货币政策均存在着正负交替的效应特征。
另外,基于修正NK模型的参数估计结果还揭示出产出缺口、通胀率、利率和货币数量,均显著地受到汇率与股票价格波动的影响,汇率的主要作用路径是通过资本与贸易账户的盈余变化对货币流动性形成冲击,最终反映在我国货币政策调控的现实之中,而股票价格的影响则主要是通过泡沫效应衍生的消费行为与负债表效应衍生的预期利率变化而形成。中国货币市场中的实际有效利率已经能够对汇率与股票价格形成反映,这意味着我国已经具备这种可能,即将汇率与股票价格纳入到货币政策体系中,将之视为参考变量与决策中间变量来进行宏观调控。
基于本文的分析,现得出以下的政策启示:首先,将资产价格的波动、特别是将汇率与股票价格纳入到货币政策中介目标与预期管理中已经成为一种必然,货币调控的流动性管理必须能够有效地通过资产价格管理来保证预期目标的实现;同时,货币政策的价格监管体系也必须覆盖到汇率与股票价格波动的监管上,从而形成涵盖资产泡沫管理、流动性管理、汇率与资本流动管理、货币价格与数量调节等环节的完整的货币政策体系。其次,在管制利率前提下,货币价格工具与数量工具的离散化意味着我国的货币政策必须在运用价格工具又结合数量工具的模式下而展开;同时,要注意到货币政策非对称性的现实特征,并针对经济发展的不同周期阶段充分的利用货币调控工具,提升对货币调控强度的论证与决策科学性,进而提升我国货币政策的调控效率。最后,中国市场存在着深层次的结构性矛盾,如虚拟经济与实体经济的割裂,这使得货币调控中的流动性管理往往在两个经济环节存在较强的挤出效应。在经济新常态下向实体经济注入流动性,可能反而会因为资本向资产交易市场的溢出导致较高的资产泡沫,这种泡沫的存在不但会放大资产价格对货币调节效应的冲击,也会进一步对实体经济资本形成磁吸效应,进而使得对实体经济的预期调节目标完全落空。这就要求我国的货币政策体系必须很好地进行汇率、股票价格等资产价格波动管理,从而控制住其对货币调控目标实现的不利影响,形成以资产价格为中介变量进行流动性管理、甚至货币调控的政策智慧。
摘要：本文将汇率与股票价格波动纳入到基于理性预期的货币行为方程组而对新凯恩斯模型进行修正,并在此基础上通过理论约束的设计构建NK-SVAR模型,以期考察货币政策方向上的非对称效应。结果表明:我国紧缩与扩张的货币政策具有典型的非对称性,汇率与股票价格波动能够通过影响总需求、通胀率、货币数量缺口与利率水平,而对货币政策体系形成冲击。因此,我国应建立起包含资产价格波动的货币政策调控框架,并强化流动性管理中的汇率波动管理与资产泡沫管理,以保证货币政策预期目标的实现。