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七律长征范文1
【关键词】金属铝期货 铝业发展 协整检验 Granger因果检验
一、引言
Ivanovic、Pinder、Howley（2000）针对证券期货交易所撤销澳大利亚小麦期货合约的规定，检验了距到期日1、3、6、9和12个月份的期货价格和现货价格序列，发现距到期日的期限为1月和6月的期货价格序列与现货价格序列都含有单位根，是非平稳序列，并且到期前1月的小麦期货价格序列和现货价格之间存在长期均衡关系。H Holly Wang and Bingfan Ke（2002）运用Johansen协整方法检验了中国小麦期货和硬麦期货市场的效率。他们分析了1998年1月至2002年3月间郑州批发价、天津批发价和全国平均价3个现货市场价格与相应的期货价格之间的关系，硬麦期货价格与现货价格之间存在着长期均衡关系。国内学者如李慧茹（2006）借助信息共享模型、脉冲响应函数和方差分解函数等方法对中国棉花期货市场和现货市场价格关系进行了实证研究。结果表明：期货市场和现货市场都扮演价格发现角色，且期货市场在价格发现中处于主导地位。董斌（2006）从宏观和微观两个角度实证研究了我国期货市场对我国经济增长的作用，从而相对全面地研究了期货市场的功效。
二、模型简介
第二，格兰杰因果检验：Granger因果检验是指对于序列X和Y，如果利用过去的X和Y的值一起对y进行预测时，比单用Y的过去值预测的效果更好的话，序列X和Y存在因果关系，这种关系称作Granger 因果关系。检验的形式如下：
其中k是最大滞后阶数，通常按照AIC准则选取。检验的原假设是序列X不是序列Y的Granger成因，即β1=β2=…βk=0。如果拒绝βi=0，则X为Y的Granger成因。一般地，还应考虑序列Y是否是X的Granger成因。本文使用F检验进行检验。
三、对铝期货市场促进铝业资源配置的实证检验
以下以上海铝期货市场为例，对其促进我国铝工业的发展情况进行实证分析。用氧化铝产量的数据代表我国铝工业发展的水平。作为重要的有色金属原材料，铝具有品质稳定、易储存、规格标准化、市场容量大及价格波动频繁等特点，是理想的交易品种。中国铝期货市场与现货市场的发展相辅相成。与此同时，中国铝期货市场的规范发展为企业提供了有效的风险管理工具。其出现和发展，促进了铝产品质量的提高，促进了铝行业形成统一的定价体系，从而增加了铝行业的竞争力。
1、数据与模型
本文选取了2001-2006年间上海铝期货交易市场的月成交额数据，以及我国在此段时间内氧化铝的月产量的数据作为研究样本。数据分别来源于相应的期货交易所网站以及中国统计年鉴。我们建立如下模型研究铝期货市场对我国氧化铝行业发展的促进作用：
2、单位根检验
文中所采用的上海铝期货市场月成交额（X）及我国氧化铝月产量（Y）的样本数据均为时间序列数据，所以首先采用ADF检验方法检验这两个时间序列数据的平稳性。
（1）对我国氧化铝月产量（Y）的ADF检验，结果见表1
表1对我国氧化铝月产量（Y）的ADF检验（滞后阶数为1）
由于统计检验值-2.847937在1%及5%的置信度下都大于临界值，只是在10%的置信度下小于临界值，而本文选择5%的置信度，所以可以说此序列非平稳。
（2）对上海铝期货市场月成交额（X）的检验，结果见表2
同上一个检验一样，由于统计检验值-2.901407在1%和5%置信度下大于临界值，所以可以认为，此序列非平稳。
（3）对我国氧化铝月产量的一阶差分序列的ADF检验，结果见表3
表3对我国氧化铝月产量的一阶差分序列的ADF检验
（滞后阶数为1）
从检验结果来看，由于统计检验值-6.201200，小于各显著性水平下的临界值，因此我们可以认为，氧化铝的月产量序列经过一阶差分后达到平稳。
（4）对上海铝期货月成交额的一阶差分序列的ADF检验，结果见表4
表4 对上海铝期货月成交额的一阶差分序列的ADF检验
（滞后阶数为1）
从检验结果来看，由于统计检验值-6.399059，小于各显著性水平下的临界值，因此我们可以认为，上海铝期货的月成交额序列经过一阶差分达到平稳。经过ADF检验我们得出原始序列Y及序列X都是非平稳的。一阶差分厚，达到平稳。即Y、X都是一阶单整序列。
3、协整检验
因为Y、X都是一阶单整变量，所以可以采用EG两步法进行协整回归并检验两变量间是否存在协整关系。
（3.703）（44.394）
R2=0.965
从残差序列的检验结果来看，由于统计检验值-4.661802，小于各显著性水平下的临界值，所以残差序列是平稳的，这就说明了序列Y和序列X具有协整关系。氧化铝的月产量和铝期货的月成交额序列都是非平稳的，但其差分序列是平稳的，经检验两个序列间是协整的。这说明铝期货的月成交额与氧化铝的月产量间存在长期均衡的关系。
4、Granger因果关系检验
由上面的分析知道铝期货的月成交额与氧化铝的月产量之间存在一个长期均衡关系。在此基础上我们将进一步利用Granger因果检验方法来判断这两者之间的长期关系。Granger因果检验结果见表6。
表6对铝期货的月成交额与氧化铝的月产量的Granger检验
从Granger因果检验结果来看，在滞后一期的条件下，在5%的显著性水平上，由于F值大于临界值，所以可以认为X是Y的Granger成因，而Y不是X的Granger成因，所以可以得出铝期货市场是我国氧化铝产业的格兰杰原因。此外，根据之前的回归模型，可以看出β=0.447，且其t值通过了t检验，所以可以认为上海铝期货市场发展与我国铝业发展之间存在显著正相关关系。
四、结论
本文利用协整模型和Granger因果检验方法，对铝期货市场与中国铝业发展的关系作了实证分析。得出结论有：从协整模型结果看，上海铝期货市场与中国铝业市场之间存在长期的均衡关系。用上海铝期货的成交额对氧化铝产量的拟和方程说明，两者间拟合效果较好，两个市场实现了有效地接轨。此外，Granger因果检验显示两者间存在着单向的反馈关系。铝期货市场对铝业的发展影响较大，具有明显的促进性。基于前面的分析，铝期货市场通过其功能的发挥优化了现货市场即铝工业的资源配置，促进了铝工业的发展。中国铝期货市场的规范发展为企业提供了有效的风险管理工具，提升了铝业发展的竞争力。本文分析的铝期货市场的例子从微观的角度说明了，中国期货市场通过价格发现功能促进经济增长，通过套期保值的风险转移优化了资源配置，对我国国民经济发展起到了重要的作用。我国有期货市场经过多年的发展，市场效率正逐步提高，期货市场的价格形成机制日益完善。随着我国经济改革的不断深人和加人WTO后国内市场准入的不断放宽，会有越来越多的国外企业及国际金融行业关注我国的期货市场，因此应认识到进一步发展我国期货市场的必要性和紧迫性，努力提升我国期货市场在国际期货市场上的影响力，吸引国外企业参与我国期货市场交易，以推动我国有期货市场与国际市场真正互动发展。
【参考文献】
[1] 董斌：期货市场对我国经济发展中作用的实证研究[J]．现代管理科学，2006（12）．
[2] 梁朝晖、张维、王志强：套期保值计算模型在中国市场的有效性[J]．天津大学学报，2006（39）．
七律长征范文2
凡是经济交易都存在有不同程度的风险，不过风险的性质以及法律在规避交易风险中所发挥的作用是不同的。一般而言，我们可以把风险分为两类：一类是经济交易活动的不稳定性导致的风险。以货物买卖交易为例，签订货物买卖合同时的成交价与实际交付货物时的市场价可能有很大差异：货物运输时由于种种不可预料的因素可能导致货物的短损灭失；货物交付时，买方可能会因为资金的周转问题一时无法全额付款。对于这类风险，市场经济在长期的发展中自身已形成了一套相应制度予以规避，如期货制度、保险制度。信用制度。诸如规范期货行为、保险行为、银行信用行为的法律规范构成了市场交易法。
另一类风险则是由于交易主体的种种不正当行为所导致的。如，利用合同进行诈骗，一方当事人无正当理由拒不履行合同，这类风险就是经济交易的非正常风险。与当事人的主观意志有关，这类风险不是天灾而是人祸。对于这类不正当行为的惩罚性法律规范构成了市场交易保障法。
在我国现阶段，由于社会主义市场经济体制还不够完善，人们的法律意识还较为淡薄，为一些不法交易主体利用合同实施恶意欺诈提供了可能性。在实际交易活动中，许多企业往往等到自己蒙受巨大的经济损失时才想到合同条款是否在最大限度上维护了自己的合法权益，而不注意在合同缔结阶段依据相关法律法规完善合同内容、规避因合同中权利义务设置不合理或合同形式要件不合法而产生的交易风险。这里仅就其中的担保制度、合同的抗辩制度、合同的保全制度略加论述。
一． 利用担保制度防范和规避非正常风险
对于合同履行来说，担保是对合同可能出现的违约情况进行预先规定的赔偿。即如果发生违约的话，受害方的企业就可依据担保合同处分违约方预先提供的担保物，如将担保物拍卖、变卖，再将拍卖、变卖所得的金额弥补自己的损失。我国担保法共规定了五种对企业有利用价值的担保债权的方式，即保证、抵押、质押。留置、定金。但实际应用得较多的是保证、抵押、质押、定金这四种。
合同担保在实践应用时应当注意下面两点：首先，无论采用哪种担保方式，都应当签订书面的担保合同，特别是保证，合同法规定只有保证人口头承诺是无效的。其次，采用抵押担保时应注意国家对有关抵押登记所做的强制性规定。如果抵押的是土地、房屋这类的不动产和车辆、船舶、飞机这类的大型交通工具的话，必须到国家机关管理部门办理抵押登记，否则，抵押行为将不具有法律效力，抵押权人不能依此对抗第三人。最后，不能违反关于担保的有关禁止性或强制性规定。比如，企业债权的保证人必须是具有代偿能力的公民或者是法人。以抵押形式担保的，抵押物必须是流通的，可以强制执行的财产，依法不能强制执行的财产不能作为抵押标的。
二、利用抗衡辩权制度防范和规避非正常风险
合同签订后，双方都应当严格地按照合同规定的内容履行合同，不得单方面终止合同的履行。但问题是，如果一方已发现另一方是在蓄意地利用合同进行欺诈。根本没有诚意履行合同，或者另一方因经营不善已向法院申请破产，其经济情况已不可能履行，或履行严重不合要求，如交付的货物低劣、数量与合同的规定相差很大、交货的时间严重超过规定的时间等等，在此时无过错的一方是否有义务按原合同的规定机械地履行合同？对于这种情况，合同法规定了三种抗辩权，赋予合同当事人可以单方中止合同的履行并可以修改合同，以保证没有过错的一方当事人的权利，防止违约行为的发生。
合同法规定的三种抗辩权，在法律上称为同时履行抗辩权、先履行抗辩权和不安抗辩权。分别规定如下：同时履行抗辩权（《合同法》66条）是指当事人互负债务，没有先后履行顺序的，应当同时履行，一方在对方履行之前有权拒绝其履行要求；一方在对方的履行不符合合同的要求时有权拒绝其相应的履行要求。先履行抗辩权（《合同法》67条）是指当事人互负债务，有先后履行顺序的，先履行的一方未履行的，后履行的一方有权拒绝其相应的履行要求，先履行的一方履行债务不符合要求的，后履行的一方有权拒绝其相应的履行要求。不安抗辩权（《合同法》第68条）是指应当先履行债务的当事人，有确切证据证明对方有下列情形之一的，可以中止履行：①经营状况严重恶化的；②转移财产、抽逃资金以逃避债务的；③丧失商业信誉的；④丧失或可能丧失履行债务能力的其他情况。如果当事人没有确切证据中止履行的，应当承担违约责任。
根据法律对这三种抗辩权的规定，我们不难看出：法律实际上赋予了合同当事人更大的权利，只要对方履行合同不合要求或有可能不履行合同，企业就可以适时中止合同的履行，以防范不必要的非正常风险。当然，法律另一方面也要保障交易的安全，所以，行使不安抗辩的一方应举出充足的证据证明对方丧失履行能力的事实，否则要承担相应违约责任，而且即使对方一时没有履行合同的能力，但却为合同的履行提供了担保，合同仍应履行。
三、使用保全制度防范合同非正常风险
行使抗辩权可以减少自己的损失或避免自己的损失，但如果违约行为已发生并造成一定的损失，此时，就应追究违约方的违约责任，要求赔偿损失。但在实际经济生活中，违约责任人故意逃避责任的情况和方式是很多的。他们有的采取抽逃资金，转移财产的方式将自己的企业架空（这常出现于企业的经营困难而违约金的数额较大的情况下）；有的自身对其拥有债权在债权到期时，却要求自己的债务人暂缓向自己偿还债务，以造成无偿还能力的假象。这些行为严重地损害了正常的社会经济关系，造成违约责任得不到追究，此时企业作为债权人的利益得不到保护。
为了保护企业的债权，针对上述情况，法律规定了债的保全制度。债的保全制度包括两个方面的内容：一是撤销权，是指因债务人放弃其到期债权或者无偿转让财产，对债权人造成损失的，债权人可以请求人民法院撤销该债务人的行为。债务人以明显不合理的低价转让财产，对债权人造成损害，并且受让人知道该情形的，债权人也可以请求人民法院撤销债务人的行为，即如果债权人发现债务人有抽逃财产的行为，有权向法院申请，要求人民法院宣布债务人的这种行为无效。二是代位权，企业作为债权人通过调查债务人有关生产经营情况，发现债务人有债权到期、债务人却没有行使债权，或故意怠于行使其到期债权，也可以向人民法院申请以债权人自己的名义来行使债务人的到期债权。
但债权人在行使上述权利时有三个方面值得注意：首先，如果债权人发现债务人有抽逃财产的行为，应当在知道或应当知道后的一年内向法院提出撤销该行为的申请，否则法院对撤销申请将不予支持，自债务人的行为发生之日起五年内没有行使撤销权，该撤销权自然消灭，该五年为不变期间，不适用诉讼中止、中断或延长规定。其次，债务人的有些债权，债权人是不能够代为行使的，这些权利主要是与债务人的人身密切相关的债权，如债务人的继承权，债务人因受他人损害所享有的赔偿请求权，等等。第三，上述权利的行使范围以债权人的债权为限。债权人行使撤销权或代位权的必要费用由债务人负担。
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关键词：短期利率；长期利率；货币政策；向量自回归模型
中图分类号：F821.1 文献标识码：A 文章编号：1006-1428(2010)09-0032-05
一、引言
长期利率与短期利率之间的关系问题，一直受到货币政策制定者和金融经济学家的强烈关注。在市场利率体制下，中央银行可以较为直接和有效地控制短期利率；但影响经济实体的资本成本，从而影响投资需求和宏观经济的主要是长期利率。只有长期利率与短期利率之间的关系稳定，才能保证货币政策当局能够通过调节短期利率来影响长期利率、进而调节宏观经济运行。在现实中，短期利率与长期利率并不是同步变化的，有时甚至会出现走势背离的现象。例如，2004年6月至，2006年6月期间，美国联邦基金利率连续多次上调，而10年期国债利率却持续下降近一年之后才小幅回升，这一现象被时任联储主席格林斯潘称之为一个“谜”(Conundrum)。2008年以来，反映-欧元短期利率水平的2年周定期限互换(CMS)利率大幅度上升，而长期利率指标30年固定期限互换(CMS)利率则上升缓慢，使得长短期利率在2008年5月底首次出现了自欧元诞生10年以来的倒挂现象，并持续多日，由此导致挂钩于欧元长短期利差的金融衍生理财产品出现巨额亏损，引起市场广泛关注。
从我国的情况来看，随着我国金融业改革的推进和金融创新的加快，货币政策正在从数量型调控向价格型调控转变，以利率作为货币政策中介目标的要求越来越强烈，而顺畅的传导渠道是市场化调控手段得以有效实施的基本前提。理想的货币政策应该是中央银行“舞动”收益率曲线的短边，让收益率曲线的长边轻轻“飞扬”，从而通过利率期限结构的变化，对中长期利率乃至利率的风险结构产生影响。彭兴韵、施华强(2007)的实证研究表明，我国货币市场利率对货币政策操作具有一定的反应，但反应并不持久。而本篇论文的研究目的，则是进一步考察货币政策传导的后半部分，即货币市场短期利率对以长期国债利率为代表的资本市场利率的影响。尽管我国目前国债市场存在期限结构不够完备、市场流动性有待提高等缺陷，但随着国家大力发展债券市场步伐的推进，长期国债利率在市场利率体系中的地位越来越重要，对货币市场短期利率与长期国债利率之间的关系进行前瞻性的研究显然是十分必要的。
本文主要从以下两点扩展了对我国长短期利率之间关系的考察：第一，现有研究成果较多地以银行间同业拆借市场或者国债回购市场不同期限利率之间的关系为研究对象，而本文则重点考察中央银行票据发行利率(以下简称央票利率)对长期国债利率的影响；其次，本文将反映通货膨胀因素与债券市场资金面因素的指标引入到长短期利率关系的实证研究中，并且采用向量自回归(VAR)模型及脉冲响应函数等计量方法，从而有助于得出较为全面而稳健的结论。
二、长短期利率关系的国际表现
上个世纪90年代初，美国放弃了原来的以货币供应量为中介目标的货币政策操作框架，转而实行以联邦基金利率为中介目标。联邦基金利率主要是指商业银行之间隔夜拆借资金的利率，美联储瞄准并调节联邦基金利率，进而影响商业银行的资金成本并且传递给工商企业，进而影响消费、投资和国民经济。10年期国债利率是理论研究和市场分析中最常用的长期利率指标。两者在1990年1月至2009年6月期间的月度变化情况如图1所示：
对于欧洲的情况，我们选择一直为市场所关注的欧元2年期固定期限互换利率(Euro-CMS-2Y)与30年期固定期限互换利率(Euro-CMS-30Y)分别作为短期利率和长期利率的代表。自1999年1月开始至2009年6月期间的月收盘利率的变化情况如图2所示：
由上两图可见，无论是美国还是欧元区，短期利率指标和长期利率指标基本呈同步变化。而且，在大部分时间里，短期利率低于长期利率。这也符合经济学原理：长期投资者把资金锁定在相对更长的时间段内，因而往往要求较高的回报来弥补他们放弃投资资本的其他用途的权利。但也有一些阶段，短期利率与长期利率的走势出现非同步变化。例如，美国在2004年6月至2006年初，欧元区在2005年中期至2007年初、以及2008年上半年，都出现了短期利率持续上升，而长期利率反应迟缓、上升幅度远远小于短期利率的情况，并由此使得短期利率逐渐接近甚至超过长期利率、出现利率倒挂的现象。而自2008年中期以来，美国和欧元区短期利率下降幅度远远超过长期利率的下降幅度，长短期利差扩大。
三、长短期利率关系的实证研究综述
关于短期利率与长期利率关系的定量研究，主要有两大类方法：一类是将长期利率作为被解释变量，将短期利率及其它一些因素，如经济增长、未预期的通货膨胀率等作为解释变量，建立多因素的单方程回归模型。另一类是不再先验地、单方向地考察短期利率、宏观经济变量等对长期利率的影响，而是将短期利率、长期利率、实体经济指标、通货膨胀率指标、以及其它货币政策指标(如货币供应量)等作为一个向量，共同纳入到一个向量自回归(VAR)系统，进而利用方差分解、脉冲响应函数等计量技术，考察各宏观经济变量、短期利率、长期利率之间可能存在的双向的相互影响关系。这两类方法的研究结论大都表明短期利率与长期利率之间存在正向关系，但这种关系也受到经济增长、预期通货膨胀率等宏观因素的影响。如果从短期利率对长期利率的影响程度这一指标来看，表1给出了一些研究文献的结论。
由上表可见，采用VAR方法得到的短期利率对长期利率的影响程度要远远小于采用单方程模型得到的影响程度，一些文献，如Evans and Marshall(1998)，Berument and Froyen(2006)，Berument andFroyen(2009)等甚至认为，当引入一些宏观变量时，长期利率“实质上不受货币政策调节短期利率行动的影响”。
在国内关于长短期利率之间关系的实证研究中，有的选择货币市场上的长短期利率指标，如唐齐鸣和高翔(2002)，石柱鲜、孙皓和邓创(2008)，采用银行间拆借市场上的较短期限(1天或7天)利率作为短期利率指标，而将较长期限(120天)利率作为长期利率指标；李彪(2006)选择交易所国债回购市场上的7天和120天利率分别作为短期和长期利率指标；采用单方程协整检验的方法，结果均表明短期利率与长期利率之间的关系符合利率期限结构预期假说。显然，这些
文献的缺点是对长期利率指标的定义区间太短，不足以真正揭示长短期利率之间的关系。
有的文献选择来自于不同市场的长短期利率，如吴丹，谢赤(2005)分别以银行间国债市场1月期利率和5年期利率作为短期和长期利率指标；郭涛、宋德勇(2008)以官方确定的一年期贷款基准利率和上交所10年期国债利率作为短期和长期利率指标；则检验结果显示短期利率对长期利率的影响不显著或者影响程度相当低。这一现象对于采用央票利率作为短期利率指标，并且在模型中引入宏观变量时，是否仍将存在?造成这一现象的原因以及政策含义是什么?本文对此加以探讨。
四、我国长短期利率关系的实证分析
(一)数据描述与表现
尽管SHIBOR(上海银行间同业拆放利率)是央行公开强调要大力培育的市场基准利率，但由于Shibor是于2007年1月4日才正式向外公布，样本期较短；而且经常因大盘新股发行等原因而出现大幅度波动，因此本文只以央行票据发行利率作为体现央行货币政策调控意图的短期利率指标。自2003年4月以来，央行票据有三月期、六月期、一年期及三年期等品种。其中=三月期和一年期票据在大部分时间里保持每周发行一次的频率。为此，我们收集2003年4月至2009年6月期间，所有3月期和12月期中央银行票据的发行利率数据。
由于近些年来交易所国债市场的规模已经远远小于银行间国债市场，因此我们选择银行间国债市场10年期国债利率作为长期利率指标。利率数据来自于业界常用的红顶债券分析系统，该系统采用样条插值法将附息债券利率数据转化为标准意义上的零息债券利率数据，被路透社及许多金融机构作为债券利率数据的提供商。
图3给出了在样本期内，我国3月期央票利率、12月期央票利率以及10年期国债利率月度均值的变化情况。
由图3可见，在样本期内的大部分时间里。以3月期和12月期央票利率为代表的短期利率与10年期国债利率的运行方向相同；但也有一些阶段，短期央票利率与长期国债利率之间的走势出现非同步变化。例如，在2004年上半年，三月期央票利率下降，而十年期国债利率仍然上行。考察当时的市场环境，正是经济过热、CPI上升，市场普遍判断会推出加息措施，预期未来短期利率上调，导致长期利率走高。自2005年中期以来，随着2004年宏观调控政策效果的逐步显现，经济实现了平稳着陆。投资者对经济过热和升息的预期逐步减弱。与此同时，人民币升值预期引起的外汇占款大幅增加，M2过快增长，市场资金充裕，流动性过剩的问题逐步显现，在股票和基金市场火爆到对债券市场资金产生分流作用的情况下，宽裕的市场资金量压制了长期利率的上行，使其在央票利率持续走高的情况下，升势缓慢。2008年11月以来，央行宣布暂停1年期央票发行，并大量释放流动性，同时“4万亿元经济刺激计划”，的大量长期基础设施建设也暗示未来长期债券将大量发行。在未来长债将巨量供给、短期的大量货币投放导致长期存在较大通胀压力的情况下，长期债券利率的下降幅度远远小于3月期央票利率的下调幅度。
综合上述分析，为了对长短期利率之间的关系进行更全面、稳健的检验，有必要在研究模型中，引入通货膨胀率、资金面等宏观因素。为此，我们采用CPI作为通货膨胀率指标。另外，由于商业银行一直是长期债券市场主要的投资机构，因此我们用金融机构人民币存贷差指标(CDC)来反映长期债券市场上的资金面松紧程度，并且对存贷差数据求自然对数，以消除可能存在的异方差现象。所有的数据均为月度数据。理论上讲，通货膨胀率的攀升将会推动长期利率上涨：而存贷差的增大，意味着长期债券市场的资金充裕度提高，对长期债券需求的增大将压低长期利率。
(二)VAR模型及估计结果
为了防止伪回归问题的产生，在进行实证分析之前，我们采用Dickey和Fuller(1981)提出的ADF方法对变量的平稳性进行单位根检验。根据各组数据的时序图，以及单位根检验方程中截距项和时间趋势的系数显著性来判断ADF检验模型形式设定的合理性。滞后阶P的确定是基于最小信息准则(SC)由E－views5.0软件自动确定。检验结果表明，所有变量在水平层面上都是非平稳的，而在一阶差分层面上是平稳的。由此，我们可以认定这些变量都是一阶单整的，即I(1)过程。
由于各变量均为一阶单整序列，因此，我们采用向量自回归模型来对长期利率、短期利率及宏观变量之间的关系进行检验。Sims(1980)提出的向量自回归技术为解决分析系统中变量之间的同时性问题、分离各变量对自己和其他变量冲击的动态反应提供了比较好的方法，被广泛应用于诸如货币政策效应的估计以及冲击一反应模拟等。彭兴韵、施华强(2007)利用向量自回归模型考察了货币政策操作对货币市场利率的影响；本文采用类似方法，进一步研究货币市场利率与长期国债利率之间的关系。
VAR模型的一般形式为：
其中，根据短期利率所选指标的不同，向量分别为[LRate,YP3,CPI，CDC和[LRate,YPI2,CPI，CDC，、、是待估的系数矩阵，p为滞后阶数，为误差向量。VAR模型中，每个方程可以用OLS估计，无需随机扰动项序列不相关的假定，任何序列相关都可以通过加入的滞后项解决。
为了恰当地估计VAR模型，需要正确的确定模型的滞后期。我们根据研究中通用的AIC准则和SC准则，并考虑模型的自由度来确定无约束VAR模型的滞后阶数为1期。为节约篇幅，我们只列出对本文最重要的向量自回归模型的参数。
由表2可以看出，无论是采用3月期央票利率、还是12月期央票利率作为短期利率指标建立向量自回归模型，其在短期内(滞后一期值)对长期利率的影响极为微弱，未通过显著性检验(t值只分别为0.0041和0.053)；而且，除了长期利率自身的滞后一期值对其变化的解释效果较好(t值比较大)之外；通货膨胀率(CPI)滞后1期值的回归系数显著为正(t值分别为2.242和2.299)，表明前期通货膨胀率的升高，将导致本期长期利率的上涨；而金融机构存贷差变量前的系数显著为负(t值分别为－2.809和-2.459)，这也证实资金面的充裕程度与长期利率之间存在显著的负向关系，资金面越充裕(金融机构存贷差越大)，对长期债券的需求将压低长期利率。后面的判定指标表明模型整体拟合效果良好。
进一步，为了更清楚地描述通货膨胀因素、资金面因素、短期利率作用于长期利率的动态特征。我们引入脉冲响应函数图和方差分解表进行计量分析。脉冲响应函数(IRF，Impulse Response Function)刻画了一个变量的随机扰动项的冲击对每个内生变量当期及以后各期的影响。图4和图5显示了短期利率指标分别采用3月期央票利率和12月期央票利率时，长期利率LRate对CPI、金融机构存贷差(CDC)及短期利率指标一个单位标准差冲击的响应轨迹。横轴表示冲击作用的滞后期间数(单位：月度)，纵轴表示脉冲响应函数值。
通过对图4和图5的分析，我们可以看到：CPI对长期利率(LRATE)的冲击效应一直处于正向作用且呈递增趋势，在长期内趋于稳定，说明一个正的CPI的冲击会推升长期利率水平，通货膨胀率的提高使得市场产生对紧缩货币政策的预期。而反映资金面因素的指标一金融机构存贷差(CDC)对长期利率的冲击效应则一直处于负向作用并在长期内趋于稳定，说明金融机构存贷差的一个正向的冲击会使得长期利率下降，这与前面的理论分析相吻合。而且CPI受到冲击对长期利率的影响程度要大于资金面因素变化对长期利率的影响，CPI一个标准差的冲击使长期利率的最大响应达到0.12-0.14左右，而长期利率对存贷差冲击的最大响应只有－0.04左右，这表明长期利率更多地是受到通货膨胀率因素的影响。最后，值得注意的是，短期利率(无论是三月期央票利率还是12月期央票利率)对长期利率的冲击效应尽管是正向的，但影响程度极其微弱。
七律长征范文4
关键词：产融型企业集团；利率市场风险；Flannery部分调整模型
一、引 言
产融型企业集团在运营过程中虽然存在一定的优势，但它也是一把双刃剑，如果不能有效规避其市场风险，产融型企业集团非但不能取得一定的经济效应，反而会陷入危机境地。有研究指出“对商业银行好的风险管理方式同样适应于产融型企业集团，对产融型企业集团的风险首先应着眼于其基础风险”[1]。同时，由于产融型企业集团的特殊经营模式，在金融危机频频爆发的背景下，市场风险极易通过其参股金融公司传导至控股集团[2]。因此，在此背景下，探讨参股金融公司的风险如何影响产融型企业集团风险，对金融市场稳定运行以及产融型企业集团有效地规避市场风险均具有重要的现实意义。
当前，产融型企业集团市场风险的研究主要集中在四个方面：权益市场、利率市场、外汇市场和信贷市场。Obi和Emenogu考察了美国商业银行进入非银行领域前后的风险和收益状况，结果表明扩张后总体风险有所下降，而来自证券市场的市场风险有所上升，经过风险调整的收益状况有轻微改善[3]；Joseph和Swary将金融业的传染性效应分为直接效应和间接效应，发现通过资本市场联系的传染比较明显[4]；Myron等发现通过权益市场的信息，银行控股集团能够评估风险状况[5]，Timothy同样证明了Myron等的观点[6]；Pais和Stork对澳大利亚银行业的市场风险研究发现银行业受权益市场的影响越来越大，且银行资产价值的波动与股票市场的预期密切相关[7]；而在国内，杨勇等通过权益市场的数据进行实证研究，并且发现，商业银行和证券公司混业经营的风险最小，其风险破产的传染概率平均仅为17.44%，商业银行和保险公司混业经营的风险最大，其风险破产的传染概率平均为36.52%[8]。Brailsford等运用GARCH-M模型对中国大陆、台湾和香港地区的银行业风险传染进行了度量，结果发现存在利率对银行控股型企业的风险溢出有重要影响[9]；外汇市场也是金融控股集团的重要风险来源，各国市场紧密相连，外汇市场的波动也日益加剧，外汇变化也会导致金融机构和金融控股集团外汇资产的波动[10，11]；信贷市场风险在金融控股集团的风险管理内容中也居于核心地位，信用风险常常导致银行或其他金融机构的破产（ Hashemi等， 1998[12]）。
在当前市场背景下，利率变化比以前较为频繁，金融机构或产融型企业集团的利率风险也逐渐增大。在金融机构的利率市场风险方面，如果金融机构的资产负债结构不合理，利率和货币市场的风险会给商业银行、金融控股集团等带来流动性冲击。对于产融型企业集团来说，产融型企业集团的利率市场风险表现在两个方面：首先产融型企业集团的金融资产价值受利率波动影响；其二如果产融型企业集团的利率敏感性金融资产负债结构不合理，利率的波动会给产融型企业集团带来一定的流动性冲击。
就国内而言，目前对产融型企业集团的研究主要以权益市场风险、外汇市场风险和信贷市场风险研究为主，无论是从研究理论和研究方法都相对成熟，对于利率市场风险的研究则较为少见，而对于产融型企业集团及其控股子公司的利率风险和相关性的研究有着重要的理论意义和现实意义。因此，本文拟从利率市场的角度出发选取有代表性的产融型企业集团样本来度量其面临的利率市场风险，以期发现产融型企业集团利率风险的相关规律和特征。
二、模型及样本选择
目前，关于利率风险度量的方法主要有敏感性缺口管理（Sensative Gap Management， SGM）[13]、持续期模型（Duration Period Model， DPM）[14]、和在险价值（Value AT Risk， VaR）模型[15]，以及其他时间序列分析方法。由于中国利率市场化还处于初级阶段，贴现率的数据没有大量样本进行估计，因此还较难运用持续期模型来对产融型企业集团的利率风险进行度量和分析。而VaR分析的难点之一是需要大量关于利率风险的历史数据，由于产融型企业集团的样本数量较少，相关数据的数量不多，运用VaR方法来度量利率风险缺乏足够的数据。而用利率敏感性缺口法来测量产融型企业集团的利率风险则比较适合当前的现状。这可归因于两个方面的原因：首先，利率敏感性缺口法是以原始成本会计为基础来计算资产负债价值的，这与产融型企业集团的会计核算原则是一致的；其二，利率敏感性缺口法主要反映利率变动对产融型企业集团金融投资收益的影响，这与产融型企业集团的投资控制风险的要求是一致的。因此，本文将运用缺口分析模型来度量利率变化、利率波动对产融型企业集团收益和风险的影响。与此同时，产融型企业集团的资产价值，即参股或控股公司的股权价值会受到利率变化的影响，因此，本文将进一步运用时间序列分析方法来度量利率变化对产融型企业集团金融市场风险的影响。
2.1 利率风险度量的Flannery调整模型及构建
在缺口管理的模型当中，传统缺口管理模型只能分析资产和负债对利率的敏感程度，而Flannery的调整模型则可以对资产负债的匹配是否合理进行更深入的研究。对于商业银行，该模型无需将未来现金流纳入到模型，便可以考察利率变化对商业银行缺口管理的影响。本文借鉴Flannery调整模型的思路[16，17]，构建利率风险度量模型，来分析产融型企业集团金融资产与金融负债的匹配程度，进而分析其利率风险状况。该模型思想如下：
式（1）中，FIt为产融型企业集团第t期投资收益，FAt为金融资产总额， 为没有投资金融企业的配对公司的投资收益； 为没有投资金融企业的配对公司的金融资产总额； 反应了投资金融企业所获得的超额投资收益； 为产融型企业集团的超额金融资产，rt为市场利率、σ2为利率波动程度。根据新会计准则，产融型企业集团的金融资产包括以下6类：（1）现金；（2）持有的其他单位的权益工具；（3）从其他单位收取现金或其他金融资产的合同权利；（4）在潜在有利条件下，与其他单位交换金融资产或金融负债的合同权利；（5）将来须用或可用企业自身权益工具进行结算的非衍生工具的合同权利，企业根据该合同将收到非固定数量的自身权益工具；（6）将来须用或可用企业自身权益工具进行结算的衍生工具的合同权利，但企业以固定金额的现金或其他金融资产换取固定数量的自身权益工具的衍生工具合同权利除外，其中，企业自身权益工具不包括本身就是在将来收取或支付企业自身权益工具的合同。
与此同时，产融型企业集团的金融负债（FDt）、利息支出（FC）、利率（rt）、利率波动（σ2）满足以下关系式：
式（2）中，FCt为产融型企业集团第t期财务费用支出，FDt为金融负债总额， 为没有投资金融企业的配对公司的财务费用支出； 为没有投资金融企业的配对公司的金融资产总额； 反应了投资金融企业所付出的超额财务费用支出； 为产融型企业集团的超额金融负债，rt为市场利率、σ2为利率波动程度。根据新会计准则，产融型企业集团的金融负债包括：（1）向其他单位交付现金或其他金融资产的合同义务；（2）在潜在不利条件下，与其他单位交换金融资产或金融负债的合同义务；（3）将来须用或可用企业自身权益工具进行结算的非衍生工具的合同义务，企业根据该合同将交付非固定数量的自身权益工具；（4）将来须用或可用企业自身权益工具进行结算的衍生工具的合同义务，但企业以固定金额的现金或其他金融资产换取固定数量的自身权益工具的衍生工具合同义务除外。其中，企业自身权益工具不包括本身就是在将来收取或支付企业自身权益工具的合同。
式（1）和（2）联立，可通过回归系数判断产融型企业集团针对利率风险的金融资产、金融负债的调整速度和资产负债匹配时间差异等。相关参数的含义如下：
2.2利率风险度量的Granger因果关系模型及构建
产融型企业集团的利率风险可以由格兰杰因果关系检验来度量。在做Y对其他变量（包括自身的过去值）的回归时，如果把X的滞后值包括进来能显著地改进对Y的预测，我们就说X是Y的（格兰杰）原因；类似地定义Y是X的（格兰杰）原因。为了检验Y和X之间的关系，我们构造如下模型：
无条件限制模型：
有条件限制模型：
其中Y为产融型企业集团投资金融企业的股权资产价值，即商业银行、证券公司或保险公司的市场价值；X为利率收益率的变动；μt为白噪声序列，α，β为影响关系的系数。n为样本量，m，k分别为Yt，Xt变量的滞后阶数，令（3）式的残差平方和为ESS1；（4）式的残差平方和为ESS0，本文以F统计量来检验影响关系的统计显著性：
原假设为H0：βj=0；备择假设为H1：βj≠0（j=1，2，…，k）。若原假设H0成立，则有：
即F的统计量服从第一自由度为m，第二自由度为n-（k+m+1）的F分布。若F检验值大于标准F分布的临界值，则拒绝原假设，说明利率收益率的变动是产融型企业集团股权资产价值变化的原因，否则则说明产融型企业集团的利率风险并不明显。
2.3实证研究样本与数据来源
本文将研究对象界定为在上海证券交易所和深圳证券交易所公开上市，并且已参股或控股上市金融企业，且在其经营过程中，并未退出金融企业的产融型企业集团（如表2所示）。
之所以参股对象选择上市金融企业，也是因为数据获取的原因，一些城市商业银行、农村信用合作社等金融企业的数据无法获取。同时，上市产融型企业集团一般规模较大，往往在金融行业经营多年，能较好地代表目前产融结合的现状与发展趋势，将研究主体均界定为上市公司。本文研究据来源为中国金融年鉴、中国统计年鉴、万德（Wind）金融数据库、证券之星网站（），以及各上市公司和上市金融企业的2001至2010年的年报。
三、评价结果分析
3.1 利率风险度量的Flannery调整模型参数估计结果
市场利率的确定是本模型的重点，利率变化对产融型企业集团的金融资产负债管理产生重要的影响，市场利率是其进行资产负债管理决策的考虑重点。市场利率应当反映资金供求关系，该利率波动幅度对银行利息具有较大影响。而非央行所公布的存贷利率。
同时，产融型企业集团资本运营在金融市场中运行，因此，其受到的利率风险应以市场基准利率为标准。基准利率是金融市场上具有普遍参照作用的利率，其他利率水平或金融资产价格均可根据这一基准利率水平来确定。基准利率是利率市场化的重要前提之一，在利率市场化条件下，融资者衡量融资成本，投资者计算投资收益，客观上都要求有一个普遍公认的基准利率水平作参考。因此，本文选择市场化程度较高的同业拆借利率作为基准利率。
目前，银行间同业拆解利率主要有CHIBOR和SHIBOR。CHIBOR由央行在1996年推出，但是，它由银行间融资交易的实际交易利率计算得出，而银行间融资活动颇为清淡，因此CHIBOR不能较好地代表整个市场。上海银行间同业拆放利率（Shanghai Interbank Offered Rate，SHIBOR），以位于上海的全国银行间同业拆借中心为技术平台计算、并命名，是由信用等级较高的银行组成报价团自主报出的人民币同业拆出利率计算确定的算术平均利率，是单利、无担保、批发性利率。目前，对社会公布的SHIBOR品种包括隔夜、1周、2周、1个月、3个月、6个月、9个月及1年。SHIBOR报价银行团现由16家商业银行组成。报价银行是公开市场一级交易商或外汇市场做市商，在中国货币市场上人民币交易相对活跃、信息披露比较充分的银行。中国人民银行成立SHIBOR工作小组，依据《上海银行间同业拆放利率（SHIBOR）实施准则》确定和调整报价银行团成员、监督和管理SHIBOR运行、规范报价行与指定人行为。从目前的利率市场情况来看，SHIBOR可以作为市场基准利率的代表，由于产融型企业集团金融资产和负债调整并不频繁，持有时间相对较长，所以本文以SHIBOR利率的加权平均利率作为研究变量来度量利率对产融型企业集团金融资产负债管理的影响。由于SHIBOR于2007年1月4日推出，所以本文对利率市场风险的样本研究期设定为为2007年1月4日至2010年12月30日。
从表4.5的描述性统计结果可以看出，产融型企业集团的金融资产和金融负债的规模明显大于配对上市公司的金融资产和负债规模，这体现了产融型企业集团更多的“金融性”特点。
此外，产融型企业集团的投资收益的均值约为配对公司的2倍，说明其参股金融或进入金融领域能够取得较大的投资收益，但方差却约为配对公司的4倍，远大于其配对公司的方差（13024.95>3263.24），说明参股金融或金融市场领域具有较大的金融市场风险。
对于模型（1）和模型（2），本文运用最小乘二方法（OLS）方法进行参数估计。由于自变量中包括有因变量的滞后项，所以进行自相关检验，对模型进行D-W检验，研究发现各个模型的D-W值均和2接近，落在2的左右侧，没有超过下限 和上限 ，因此可以用最小乘二方法（OLS）进行系数估计。全样本模型（模型I）将所有产融型企业集团纳入估计样本，而参股对象为商业银行、证券公司以及保险公司的模型分为模型II、模型III和模型IV，表4，5给出了不同模型的回归结果。
从模型评价指标来看，模型的评价指标都比较理想，因此，可以在模型评价的基础上对产融型企业集团的利率风险进行综合评价。
（1） 模型I评价了产融型企业集团的整体利率风险状况，从系数特征（参见表4.6和4.7）来看，产融型企业集团在运营期间面临的风险为利率上升以及利率波动率上升的风险，而利率下降一方面增加了投资收益，另一方面降低了金融负债所带来的利息支出，因而从成本面和受益面都能给产融型企业集团带来潜在的利益。这一结论与我国当前产融型企业集团的特征有密切的关系，当前，产融型企业集团对金融企业的控股比例一般较低，其收益主要来自股权资产公允价值的提升，当利率提升时，证券市场的股权资产往往会降低收益率，而并不会给产融型企业集团的金融资产带来较多股利收入以及利润分红，因此，利率提高会带来较大的利率风险，而利率降低则由于股权资产价值的提高，产融型企业集团会获得较大的投资收益和支出较少的利息，因此会提高整体的运营效益。
（2） 模型II，III和IV分别评价了参股对象为商业银行、证券公司、以及保险公司的产融型企业集团的利率风险状况，从影响系数来看，参股商业银行的产融型企业集团受利率风险影响较大，归因于两个方面的原因：是目前我国商业银行在较大程度上还依赖利息收入，商业银行利息收入占其总收入的比例虽然在2008年和2009年有所降低，但仍超过了80%，在这种情况下，利率变化自然会给商业银行带来风险，而这一风险也会通过控股方式传递到产融型企业集团；其二，利率变化会给上市银行的股权资产价值带来较大的影响，因此，产融型企业集团也会被动的承担一部分利率风险。参股对象为证券公司和保险公司的产融型企业集团的利率风险较小，但也不容忽视。今后利率市场化趋势下，利率风险防范也将会成为产融型企业集团风险管理的重中之重。
3.2 利率风险度量的Granger因果关系检验结果
运用Granger因果关系检验模型来度量利率变动对产融型企业集团持有金融股权的价值影响，首先定义利率收益率Rr： 。在样本期间内，利率收益率序列的波动如图4.5所示：
由图1可知，在样本期内，利率收益率序列的波动体现了波动聚集的特点，因此产融型企业集团可能在某一段时间面临利率风险集中释放的可能性。接着对利率收益率与金融企业股权资产价值进行Granger因果检验，从Granger因果关系检验结果来看，利率对证券公司股权资产价值的影响比较明显，从统计显著性看，国元证券（SZ000728）、长江证券（SZ000783）、海通证券（SH600837）、东北证券（SZ000686）、国金证券（SH600109）以及太平洋证券（SH601099）的股权资产价值是利率变动的GRANGER结果，因此对于持有以上公司股权的皖能电力（SZ000543）、皖维高新（SH600063）、葛洲坝（SH600068）、海欣股份（SH600851）、湖北金环（SZ000615）、锦江股份（SH600754）、武钢股份（SH600005）、东方创业（SH600278）、兰生股份（SH600826）、申能股份（SH600642）、厦门国贸（SH600755）、友利控股（SZ000584）、亚泰集团（SH600881）和闽福发A（SZ000547）等产融型企业集团的运营明显受利率变动影响。
四、结论与启示
发展产融型企业集团，符合我国金融体制改革与创新的整体思路与预期，然而在产业和金融这两种不同资本迅速集聚和扩张的背后，同时也蕴含着巨大的风险，尤其是在国内对产融型企业集团的发展与监管还处于摸索阶段，利率市场比以前变化更为频繁，产融型企业集团及其控股子公司利率市场风险不断加大的情况下，更应该积极借鉴国外成功的经验，支持与保护产融型企业集团的健康发展。
首先，应建立风险预警系统。利率市场处在不断变化的过程中，不能很好地进行预测。因此，产融型企业集团及其控股子公司应建立静态和动态风险预测模型，将净利润收入的变动情况作为输入变量，衡量利率在一定期限和范围内的变动情况和变化趋势，根据这些情况采取不同的风险预警措施，调整并采取相应的利率政策，努力改变金融资产负债的期限、种类和结构。
其次，应建立集中的利率风险预警机制。董事会决定产融型企业集团风险管理政策的核心事务。执行管理委员会负责风险管理的全面控制；资产负债管理委员会和风险委员会对风险整体进行讨论和负责协调，具体包括基本的资产负债管理政策、风险计划、资产管理、风险管理、紧急情况下如利率市场突变时的应对建议等；风险委员会则负责监控、分析市场风险、出具报告、提出建议、设定额度和指引等，阐述并执行有关风险管理的计划。
最后，建立科学的风险管理文化。产融型企业集团受到较强的风险冲击，因此风险管理文化的建立也是其风险防范的重中之重，是产融型企业集团稳健经营和可持续发展的基础。产融型企业集团应形成以提高风险防范质量为核心的风险管理文化，集团内部员工和高级管理层要在思想上重视风险管理，将风险管理上升到集团战略高度，在具体的风险管理实践中形成良好的风险管理的习惯，并动态化管理风险产融型企业集团的风险。
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七律长征范文5
关键词：量化宽松；货币政策；长期利率；金融危机
中图分类号：F830 文献标识码：B 文章编号：1674-2265（2016）11-0034-03
全球金融危机中，一些发达经济体的短期利率下跌到1%以下，中央银行为了支持本国经济的恢复，相继实施了量化宽松货币政策，大量购买长期债券，以期降低长期举债成本。尽管如此，各国经济复苏进程仍然缓慢。最近，一些国家的中央银行为了推动经济快速恢复，进一步将短期利率压低到零以下。经济复苏缓慢和负利率政策引发了市场对量化宽松货币政策及其债券购买计划效果的质疑。从目前情况看，多数经济学家都认为，量化宽松货币政策缓解了流动性危机，支持经济恢复增长，取得成效。我认为，在全球金融危机时期，量化宽松政策有效；在常态下，量化宽松政策仍然有效。
一、量化宽松政策是如何起作用的？
常规货币政策主要是通过降低短期利率而发挥作用，即通过降低短期利率，鼓励企业多投资和居民多消费。量化宽松货币政策主要是通过降低长期利率而发挥作用，即通过降低长期利率，鼓励企业多投资和居民多消费。目前经济学界还在讨论，是否要将量化宽松货币政策作为常规工具，放入货币政策工具箱？一些经济学家认为完全可行，因为量化宽松货币政策会像常规货币政策一样发挥作用。
在“大衰退”期间及其之后，量化宽松货币政策主要是通过三条渠道发挥作用：一是降低风险利差，避免市场恐慌；二是降低短期利率预期；三是通过减少长期债券供应，降低长期收益率。
二、量化宽松政策对债券收益率的影响
迄今为止，通过量化宽松货币政策购买的债券大都是政府债券，或者是由政府担保的债券，量化宽松政策因此而降低了政府债券的收益率。两类最常见的关于量化宽松的研究是事件研究和时间序列研究。事件研究围绕着量化宽松货币政策的中央银行公告计算债券收益的动态，使用事件窗口从公告前后的30 分钟到3 天，较短的窗口有错失市场反应的风险，较长的窗口有包括与量化宽松货币政策无关的其他事件影响的风险。总而言之，结果对时间窗口并不特别敏感。
当量化宽松货币政策出乎市场预料时，统计时间窗口内的收益动态是估算量化宽松对收益总体影响的一种合理方式，只要这一研究包含了在量化宽松货币政策实施期间的所有事件。2008―2009年，英国和美国的第一批量化宽松货币政策推出时，就存在着这些条件。对后来的量化宽松货币政策来说，效果并不好，因为市场开始基于经济数据（在中央银行宣告之前）预期到了中央银行进一步实施量化宽松货币政策的可能性。对后来的事件研究而言，人们试图研究包括中央银行公告以外的其他事件。
关于量化宽松政策对债券收益总体影响的时间序列研究，一些研究者试图分解其渠道，主要关注未来短期利率和期限溢价。大量要素被加入这些估算，它们依赖于对不同期限的美国国债的动态分析。研究发现，量化宽松货币政策对期限溢价的影响较小。
另一类研究是债券收益或长期债券供应的期限溢价的时间序列回归。其中，大多数研究使用在量化宽松货币政策实施之前的样本，一部分原因是它们在量化宽松货币政策实施时已经完成，另一部分原因是研究者担心量化宽松政策会改变收益对债券供应的反应时机。这些研究更关注正常市场状况，而中央银行并不利用量化宽松货币政策来引导短期利率预期，因此，这些研究主要体现量化宽松货币政策对期限溢价的证券组合效应。
事件研究和时间序列研究只关注10 年期债券收益或是来自外部渠道的10 年期限溢价的量度。其他研究在收益曲线模型的背景下使用一系列不同期限的政府债券的收益信息，提供将收益分为预期短期利率和期限溢价的结构。就其影响程度而言，早期的简单事件研究往往得出较大的估算值，因为它们包括量化宽松货币政策影响的三个成分：市场情况、指引和证券组合平衡效应。
截至2014 年量化宽松货币政策结束为止，美国政府累计购买的长期债券总额约为国内生产总值的23%，由此美国10 年期债券收益率降低了1.2 个百分点。在2014 年第四季度，美国10年期债券收益率为2.3%，与2007 年底的4.9%相比，降低了2.6 个百分点。
三、量化宽松政策的宏观经济影响
量化宽松货币政策实施的结果，推动债券收益率下行，促进了美国经济恢复。研究发现，量化宽松货币政策造成的政府债券收益下降，外溢为私人债券收益率下降、股票市场价格上升、美元汇率走低和外国债券收益率下降，所有这些因素都较为有效地促进了美国经济复苏。
经济学家估计，在2009 年，美联储关于长期债券的购买，对经济增长的影响大约相当于下调了联邦资金利率1个百分点。随着时间的推移，美联储三轮量化宽松货币政策的累积影响，相当于下调了联邦资金利率2.5个百分点。由此，截至2015 年初，美联储的量化宽松货币政策累计降低美国失业率1个百分点，提高通货膨胀率0.5个百分点。
另外一种估算量化宽松货币政策的宏观经济影响，主要是基于利率的期限结构及其对宏观经济变量的历史影响，来计算某种影子短期利率。构建这种影子利率是为了接近于正常时期的短期利率，但是，在短期利率停止于零时，它能够低于零。当量化宽松货币政策将长期利率压低时，影子利率下降。
估算表明，2013 年底，影子短期利率约为-2%，2014 年下降为-3%，在2015 年初，又回升为-2%。在资金利率超过0.25 个百分点时，就像自2015 年12 月中旬以来的情形，这种影子利率估算回到了联邦基金利率水平。这反映了影子利率的缺陷，但并不意味着，当短期利率高于零时，美联储购买政府债券的效果就一定会下降。
迄今为止，还没有人出版量化宽松货币政策对各国宏观经济影响的论著。不过，欧洲央行行长马里奥・德拉基（Mario Draghi）估计，欧元区在启动量化宽松货币政策之后，贷款利率下降幅度大约等于下调中央银行利率1 个百分点。
2013 年，日本中央银行启动了量化宽松货币政策。2013 年之前，日本核心通胀率处在-0.5%到-1%之间。实施量化宽松货币政策以后，核心通胀率上升了2个百分点，超过1%，接近了日本中央银行2%的通胀目标。鉴于全球经济疲软和2014年消费税的大幅度提高，对通货膨胀率上升的唯一解释就是量化宽松货币政策的实施效果。
七律长征范文6
一、长宁竹石林概况
（一）石林与竹石林涵义
石林：喀斯特地区的岩石在阳光、雨水、二氧化碳、有机酸的共同作用下，逐渐形成石芽、石峰、石柱、石塔等景观。这些石头拔地而起，疏密有致、形态各异，参差错落，从列似林，因而称之为石林。
竹石林：竹林中藏有石林，石林中长有竹林。
（二）长宁竹石林发育演化及特征
1、长宁竹石林概况及发育演化
长宁竹石林景区，位于四川省宜宾市长宁县，规划面积83平方公里，包括高简竹石林核心旅游风景区，海枯石烂诸葛古榕、亿年桫椤、寒武纪石垅坡石林、余泽鸿故居等旅游景区。高简竹石林核心旅游景区包括芭蕉硐、苦竹石林、楠竹石林、地缝、桃园、五子登科、人居天坑、牛滚凼（dang）、陈家湾、玉峰屏10个景区。竹石林以寒武纪和奥陶纪喀斯特地貌的古老性，地表石林、地下溶洞和天坑（漏斗）、地缝“四位一体”的立体性，楠竹石林、苦竹石林的独特性，成为了中国向联合国申报“中国南方喀斯特”世界自然遗产的候选地。
竹石林景区，地处长宁县梅硐镇，属亚热带湿润性季风气候，年平均气温约13.8度，年降水量1200-2000mm。景区位于长宁背斜的轴部和北翼。长宁背斜处在中国南亚板块滇黔褶皱区之间的娄山褶皱带上，这里是四川盆地向云贵高原的过渡带，为海拔500米至1400米的低中山。竹石林的碳酸岩主要形成于距今5.23亿年-5.41亿年前的寒武纪中上统和距今4.53亿年-4.78亿年前奥陶纪中统宝塔组。在古生代的寒武纪和奥陶纪时期，这里是一片大海，经历了漫长的海底沉积，形成了深厚的碳酸盐。由于地壳的运动，碳酸盐抬升为陆地，经过亿万年的风化剥蚀和雨水溶蚀，及其数千年的人类活动，形成了今天分布集中、相对稳定、原生性和代表性强的竹石林景观，在地质地貌、生物生态、文化美学等方面，都具有很高的观赏价值和科研价值。
2、长宁竹石林独具特色
竹石林旅游景区既是竹（森）林喀斯特的典范，又是立体喀斯特的典范。古老而神奇的石林与浩渺翠绿的竹林交相辉映，成为世界上最奇特的竹林喀斯特，独具特色的竹石林。
二、长宁竹石林旅游开发
利用本地独特的竹石林、优美的自然环境、悠久的竹文化、新兴的竹商品，发展纵向“四位一体”与横向“链状”联动开发，打造与生态环境相协调的整体愉悦美的旅游目的地。这既是对原有蜀南竹海品牌的提升，同时也反映了未来旅游发展的大趋势。
（一）纵向“四位一体”联动开发
利用地表竹石林、地下溶洞、天坑（漏斗）和地缝景观“四位一体”的立体性，发展纵向联动旅游。地表竹石林以科考、观光、影视、体验为主题开展形式各异的旅游活动，使游客在游览的同时得到知识的填充，在科考与学习的同时体验到目的地的独特景观。地下溶洞以科考、探险、访幽、体验为主题，与地表竹石林相呼应，同属喀斯特地貌，形成不同景观，给游客视觉上的不同感受，以此激发游客的兴趣。天坑以体验、科研为主题，适宜的人居环境为发展“人居天坑”旅游打下了良好基础。地缝以科研、观光、体验为主题，在千奇百怪、形状各异的石林中，深浅不一、宽窄不一的地缝纵横交错，蔚为奇观。人行其中，宛如进入地下迷宫。
（二）横向“链状”开发
这是一种横向区域一体化的开发模式，主要针对目的地内有多个不同质或同质的旅游小区，不论同质与否，各个旅游小区都独具特色，相互之间存在竞争。开发重点在于将这些旅游小区的竞争变为一种一体化的合作，各自形成鲜明的形象，形成一种相互扣接的链条式关系，相互互惠互利。这样开发带来了区域一体化的优势，形成旅游市场的全面对接，通常采取的方式是线路对接、交通对接、目的地对接、以及旅游企业对接等。目前成熟的横向“链状”开发有旅游线路的设计，实现了线路、交通、目的地的对接，这对于不管是旅行社组团游客，还是自发组团游客来说，都是很好的一种开发方式。
（三）纵向“四位一体”与横向“链状”联动开发
纵向“四位一体”与横向“链状”联动开发是一种充分利用景区空间景观的一种开发方式，致力于为游客提供创新、紧凑、优质的产品和服务。联动开发以旅游地竹石林景观的开发为出发点，从纵向与横向的资源条件、游客需求、旅游空间环境、管理等方面提出切实可行的开发，以此提高区域旅游竞争力。同时，还应与其他旅游地在旅游产品、旅游线路、交通、营销等方面进行合作，形成区域旅游联动发展。对于某一旅游地来说，为了实现自己的战略目标，必须与其它旅游地在旅游产品、旅游线路、交通、营销等方面进行合作，形成区域联动发展。加强区域的联合和协作，可以扬长避短，发挥各自的资源优势，实现优势互补，增强区域旅游发展优势，还可借助周围旅游区提高自己的知名度，扩大自己的客源市场，促进产品的销售，降低促销成本，增强区域旅游的吸引力和争力。
因此，要正确认识区域纵向与横向旅游联动的意义和作用，加强纵、横联合，建立区域联动开发旅游协调机构和旅游协作制度。通过对区域纵、横旅游产品的组合搭配，形成互补性的旅游产品群，有效地避免近距离内的重复建设和浪费资源的现象。在区域旅游开拓方面，区域内部应加强联系，制定共同的整体促销计划，树立区域旅游整体形象，加强对区域旅游联合发展的宣传。
三、经验启示及展望