有计量模型的论文

有计量模型的论文（精选8篇）

有计量模型的论文 第1篇

有计量模型的论文

摘要：与传统的股东与管理者委托代理关系不同的控股股东与中小股东之间的代理问题(即第二类代理问题)成为近年来公司金融领域的研究热点。控制权私有收益问题的重要研究内容之一就是对其水平高低进行测定。文章在评述大股东控制权私有收益计量模型相关文献的基础上，从中国上市公司股权分置改革对计量模型产生影响的角度，对大宗股权转让溢价模型(BH模型)进行分析与修正，提出测度控制权私有收益的股改前模型和股改后模型。

关键词：控制权私有收益;计量模型;BH模型;股权分置改革

一、控制权私有收益含义与研究背景

由于保护小股东的制度不完善，在新兴国家市场，大股东与小股东的利益冲突尤其严重。在这种背景下，与传统的股东与管理者委托代理关系不同的大股东与小股东之间的代理问题，即第二类代理问题，成为近一段时期公司金融领域的研究热点之一。

Grossman和 Hart提出，大股东的控制权共享收益 (Shared Benefits of Control)与控制权私有收益 (Private Benefit of Control，简称PBC)是大股东通过控制权获得的，体现了控制权对公司治理的`作用。控制权共享收益是在大股东获得控制性股权后，通过加强对公司监督、降低企业内部交易成本等手段所创造的价值，此收益为全部股东共同拥有，主要表现为公司股票上涨的资本利得以及股息分配所得;而控制权私有收益则是大股东利用其控制地位使其关联人获取额外利益，或者通过占用公众公司财产、以低成本将中小持股人驱出 (Freeze Out)以及大股东的声望带来的好处等只有大股东可获取的、不与其他股东共享的额外收益。Coffee认为私有收益是“公司实际控制人为实现自我利益而从公司中掠取的利益，这些利益并不在所有股东之间按持股比例进行分配”，例如超出市场正常水平的额外福利或不相称的报酬待遇(Non-pro Rata Payments)、通过内幕信息谋取非法利润或降低损失的内幕交易 (Inside Trading)以及发行的股票具有稀释性等。Hanouna等认为控制权私有收益是“以利己为目的经营一个公司，如制定符合其偏好的经营政策、驱逐少数股权股东、掠夺以及从事自我交易等” 。曾林阳认为，如果把公司放到控股股东持有股权的产业集团中考察，没有制定股东股权激励计划，则控制权私有收益可能来自:(1)在与产业集团中其他成员公司的关联交易中，由于控股股东获得本公司的控制权而减少的交易成本(内部化收益);(2)整个产业集团垄断力量的增强;(3)产业集团的规模经济效益。这三种控制权收益完全可以在不侵害小股东利益的前提下获得。因此可以认为大股东在实现控制权私有收益过程中可能会侵害小股东的利益，也可能不会。

控制权私有收益问题的重要研究内容之一就是对其水平高低的测定。Dyck和Zingales认为控制权私有收益难以直接确定或观测。相关的实证研究大多采用间接的方式进行度量。国内也有一些学者就该问题做了研究，得出了一些很有参考价值的研究方法与成果。他们通常借鉴国外的研究模型，运用中国上市公司的相关数据来进行分析，但是目前还没有发现就中国股权分置改革对控制权私有收益计量模型的影响进行系统分析的文献，笔者拟从股权分置改革角度对控制权私有收益的计量模型进行分析与修正。

二、控制权私有收益计量模型的评述

1.投票权溢价模型

Lease、McConnell和Mikkelson的模型(LMM模型)关注于具有双重股权(Dual-class shares)的公司，这些公司的股权具有相同的现金流权，但是公司决策投票权不同。因此，只有持有较多具有投票权的股份才能控制公司管理者和决定公司政策，相应地，这些控制性股权的价格包括了证券市场价值和控制权的私有价值，不具有投票表决权的股票只能代表证券市场价值，其价格仅仅代表了按持股比例计算的现金流权的价值。所以，公司的控制权私有收益就会反映在这两类股权的市场价值差距上。根据这一思路，他们选取30家有投票权差异的美国上市公司作为样本，研究它们在1940-1978年期间交易数据，研究结果表明，优先投票权的股票比一般股票有平均5.44%的溢价，这一溢价水平就反映出了美国上市公司大股东的控制权价值。

采用与LMM模型相似的方法，Levy根据以色列上市公司的数据分析了投票权较大股票的溢价。在Levy的样本中有25家公司都是1981年上半年在以色列股票市场发行上市，至少有两种股票，它们的投票权不同而现金流权完全相同。他的实证结果显示，投票权较大的这一类型的股票有45.5%的平均溢价，其中有些公司投票权较大股权的溢价水平超过100%。此外Levy根据自己列出的投票权的排名，考察了平均投票权溢价在样本公司间的关系，得出结论，投票权差异越明显，相应股票的溢价水平越高。Rydqvist研究表明，此种控制权溢价水平在瑞典为6.5%。Zingales 分析了意大利的米兰股票交易所的上市公司后，发现投票权溢价高达82%。Nenova对18个国家中具有不同投票权股权的661家公司实证检验后发现，丹麦的控制权价值最低，其控制权的溢价为0，而墨西哥最高，其溢价率达到50%。

2.控制权和少数股权的交易价差模型

Hanouna、Sarin和Shapiro提出控制权和少数股权的交易价差模型，该模型以一般股权交易价格和控制性股权交易价格的差额作为控制权收益的衡量标准。他们分析了7国1986-间发生的9 566宗收购案例，将少数股权交易定义为交易前后都不足30%的投票权交易，控制性股权交易界定为投票权在交易前少于30%而交易后多于50%的交易，控制权私有收益就是这两类交易的价格差距。然后，按照行业类别和交易时间将控制权交易和少数股权交易进行配对后发现，控制权交易价格比少数股权交易价格平均高出20%。

有计量模型的论文 第2篇

【摘要】新巴塞尔协议中提出了高级内部评级法，信用风险的量化模型是其重要的组成部分，所以我国商业银行的传统的评估信用风险的方法已不能适应当前风险管理的需要，要与国际信用风险管理更好的接轨，就必须分析现代信用风险计量模型以及在我国应用的可行性，努力创造一种适合我国国情的信用风险管理模型。

【关键词】现代信用风险计量模型商业银行应用局限性

1.KMV模型(或EDF模型)

该模型是由KMV公司于1995年开发的违约预测模型,以估算借款企业的预期违约概率(EDF)而见长.其经济思想是:越企业的资产价值超出负债价值则企业有动力偿还债务;否则，企业将会违约。该模型认为违约过程是内生的过程，即违约概率是公司资本结构、资产回报波动性和当前资产价值的函数。它利用股票的市场数据和默顿的期权定价理论，估计企业资产的当前市值和波动率，然后由公司负债计算出公司的违约点。并计算借款人的违约距离，最后根据企业的违约距离与预期违约率EDF之间的对应关系计算出该企业的预期违约率。

该模型是个动态模型，利用实时变化的上市公司的股票价格计算公司的预期违约率，在国外已经得到了广泛地比较有效的应用。但该模型不适用于非上市公司，所以这限制了骑在发展中国家新兴股票市场的应用。并且该模型假定利率不变，这限制了其在长期贷款或利率敏感性信用工具上的运用。另外该模型假定资本结构静态不变以及资产收益正态分布都可能与实际情况不符。

KMV模型在我国银行信用风险的管理中应用条件还相当地不成熟。因为该模型需要大量的上市公司数据。虽然其在理论上比较完善，但在我国现行的市场体制下，市场的有效性问题和如何确定市场上大量非流通股的价值问题成为应用该模型的主要障碍;并且我国上市公司披露的信息质量不高，股价指数和经济增长相背离，这都促成了该模型在我国应用的局限性。

2.Creditmetrics模型

该模型是由J.P.Morgan在开发的，也得到国外众多金融机构的广泛应用。该模型通过运用在险价值(VAR)对贷款和私募债券等非交易资产进行股价和风险计算，衡量投资组合的风险暴露程度，认为信用风险是由债务人的信用状况决定，将借款人的信用评级、评级转移矩阵、违约贷款的回收率、债券市场上的信用风险价差纳入一个同意的框架并计算出贷款的市场价值和波动性，得出个别贷款或贷款组合的VAR值。

该模型即可应用于信用风险的计量，还可应用于市场风险和操作风险的计量，并用统一的计量口径表达。该模型率先提出资产组合信用风险的度量框架，是多状态模型，能更精确地计量信用风险的`变化和损失值并且能看出各信用工具在整个组合的信用风险中的作用，为投资者的科学决策提供量化依据。但该模型假定无风险利率是不变的，未反映出市场风险和潜在的经济环境变化。

不管怎样，该模型将VAR方法应用于信用风险度量有利于商业银行准确合理地衡量准备金和银行经济资本水平。但该模型严格依赖于由评级公司提供的信用评级及国家和行业长期的历史数据，然而我国商业银行在现阶段不论是信用评级还是数据库建设都处于起步阶段。因此，在目前状况下，该模型应用于我国的信用风险管理的实际操作性不强。

3.CreditPortfolioView模型

该模型是Wilson(1987,)发展的一个风险模型，是从宏观经济环境的角度来分析借款人的信用等级变迁，并建立麦肯锡模型。与其他模型相比，该模型中决定违约概率的不是资产价格、经验参数和随机模拟结果，而是GDP增长率、失业率、长期利率水平、汇率、政府支出及总储蓄率等宏观经济变量。该模型认为迁移概率在不同类型的借款人和不同商业周期之间是不稳定的，并且一些宏观变量服从二阶自相关，迁移概率在商业周期期间变动较大，在衰退期间变动比在扩张期间更大。该模型还根据以上多种宏观因素，对不同等级的违约和转移概率的联系条件分布进行模拟。其与宏观经济联系紧密。当经济状况恶化时，降级和违约增加;而当经济好转时，降级和违约减少。

该模型将宏观因素纳入其中并且对风险暴露采取盯市法，适用于不同国家和行业。但是该模型的局限性在于取得每个行业的违约数据较困难并且未考虑微观经济因素，特别是企业个体特征等。

就在我国的应用而言，该模型考虑了宏观经济因素对信用等级转移的影响然而宏观经济因素的个数及各因素的经济含义及她们与信用级别转移的具体函数关系都难以确定和检验，所以该模型在我国应用前景不大。

4.CreditRisk+模型

该模型是由瑞士银行金融产品开发部在开发的信用风险管理系统。它是采用保险业中广泛应用的统计学模型来推导债券及其组合的价值分布。该模型认为违约率的不确定性和违约损失的不确定性都很显著，应按风险暴露大小将贷款组合划分成若干频段，以降低不精确的程度，并将各频段的损失分布加总，可得到贷款组合的损失分布。

该模型假定单比债券或贷款的违约前景服从于泊松分布，不同期间违约事件彼此独立。其计算出的结果是封闭性的，不采用模拟技术并且该模型集中于违约风险需要估计的变量很少，对于每个组合只需要知道违约概率和风险投资。但该模型忽略信用等级的变化只取决于远期利率并且没有考虑市场风险和信贷期限的变动，也不能处理非线性金融产品，如期权和外汇掉期，影响了模型的应用范围。

就我国而言，该模型中仅当借款人在一个固定的期限之前违约时才被认定为损失发生，而由市场价值变动而引起的损失不计入其中，这种对损失的定义与我国传统的妆面价值核算更一致。更重要的是它与我国现行的银行贷款五级分类标准和银行会计制度有很多相似之处，对我国商业银行的信用风险度量有重要的指导意义。但其设定每一笔贷款都是独立的在我国基本是不可能的，而它们又是该模型的基本输入因子。

通过以上的分析，可以看出现代信用风险计量模型在我国的应用存在不可忽视的局限性。我国商业银行在信用风险管理方面与国际上还存在不小的差距。不管怎样，我们必须努力创造条件，在借鉴国外先进经验的同时建立符合自身实际情况的信用风险管理模型，这将关乎到我国商业银行未来的生存和发展。

参考文献：

[1]曹晶.现代信用风险计量模型研究和比较[J].消费导刊，(09).

[2]魏永成，陈勇.现代信用风险度量模型研究[J].当代经理人，(08).

有计量模型的论文 第3篇

一、政府担保与或有负债的涵义

政府担保是指政府为了吸引国内外财团、公司企业以及组织等非政府投资主体投资于公共设施建设, 对其在向金融机构贷款时提供担保。或有负债是指来自过去事件的可能负债, 其存在将仅能由不受完全控制的一项或多项不确定的未来事件的发生或不发生而确定。

从上述对担保与或有负债的定义来看, 政府担保与政府或有负债之间存在着有内在的联系。担保人对债权人的债务清偿具有不确定性, 清偿行为是否发生及程度如何依赖于债务人未来对担保契约的履行程度。因此, 对担保人而言, 在提供担保时便形成了一项或有负债, 此项或有负债将持续至被担保人到期偿还债务后才可能消失。政府担保作为一种契约承诺关系, 共涉及担保者即政府、债权人和债务人三方面当事人, 这三方当事人之间的关系如下图所示。

在担保当事人关系图中, 担保者与债权人的债务清偿关系以及与债务人的债务追索关系均利用虚线箭头表示, 其含义为该结果的发生具有不确定性。只有当债务人违约时, 担保关系才会真正地生效;若债务人未曾违约, 则担保者无需承担此项债务。

国际货币基金组织财政事务部撰写的《修订的财政透明度手册》中, 对政府担保与或有负债的关系进行论述时也明确提出, 或有负债的一个常见例子是政府担保的贷款, 在提供担保时政府并未形成负债, 然而, 如果发生违约行为, 贷款人便可行使担保的权力, 政府将有义务偿还尚未偿还的贷款。此时, 或有负债将成为政府的实际负债, 并且必须支付。可见, 政府担保是政府或有负债的主要内容, 而或有负债是造成政府财政风险的重要隐患。

目前国际上通常采用VaR的风险定价模型衡量担保风险, 这为信用担保机构开展业务及向借款企业收取合理的担保费用提供了理论依据。政府担保和私人担保具有较多的相似之处, 二者的区别在于, 政府担保一般不收取担保费用, 可将政府提供担保所产生的风险视为政府的一项或有负债。因此, 借鉴担保公司的担保定价理论对政府提供贷款担保的风险进行计量具有可行性。

二、VaR模型的主要内容

风险价值 (Value at Risk, 简称VaR) 是一种能够量化资产投资组合风险的方法。VaR指在市场正常波动的情况下, 给定置信水平, 某一金融资产或投资组合在未来的特段时间内可能遭受的最大损失值。其数学定义式为:Prob (ΔP>VaR) =1-c, 其中, Prob为资产价值损失发生的概率;ΔP为资产在持有期内的损失;VaR为资产投资组合处于风险中的价值;1-c为置信度 (给定的概率) 。这种计算方法能够反映不同概率水平下分析对象的最大可能损失情况, 因此, J.P.Morgan等公司成功地将其引入了信用风险管理领域。

(一) 一般分布下的VaR计算

假设P0为资产组合的初始价值, R为持有期内的投资回报率, 最低回报率为R*, 投资回报率的期望回报和波动性分别为μ和σ, 则资产组合的最低价值为P*=P0 (1+R*) 。根据VaR的概念, 可将相对于资产组合价值均值的VaR定义为:VaRR=E (P) -P*=-P0 (R*-μ) , 计算VaR相当于计算其最小值或最低回报率。

资产组合的未来回报是一个随机的过程, 假定其未来回报的概率密度函数为f (P) , 则对于某一置信水平c下的资产组合最低值P*, 有或。如果假定分布服从正态分布, 则可简化VaR的计算, 将一般的分布变换成标准正态分布φ (ε) , 最低回报率表示为-|R*|, 上式便可转化为:, 其中-Zα= (-|R*|-μ) /σ, 即标准正态偏离。

因此, VaR的计算过程即为找出一个偏离Zα使得上式成立。在标准正态分布下, 给定一个置信水平, 例如95%, 则对应Zα=1.65, 于是便可计算出相应的最小回报R*和VaR。根据最低回报率和标准正态偏离的关系, 最小回报可以表示为:R﹡=-Zασ+μ, 相对于资产组合价值均值的VaR为:VaRR=-P0 (R﹡-μ) =P0σZα。由此可见, VaR是分布的标准差与由置信水平确定的乘子的乘积, 其中所有的不确定性均体现在σ中, 不同的分布将会得到不同的Zα值。

(二) 基于“Credit Metrics”的非上市交易金融资产的VaR计算

VaR法用于可交易金融资产的市场风险管理关键在于金融资产的当前市场价值 (P) 和价值的波动性或标准差 (σ) 两个因素, 即给定一个假设的“风险”区间, 并且给定一个要求的置信区间, 便可直接求出VaR。然而, 将该法用于不可交易的信用担保贷款时存在着下列问题:首先, 担保贷款的当前市场价值 (P) 不能直接观察得到, 因为担保贷款不进行交易, 不存在活跃市场。其次, 标准差 (σ) 即市场价值的波动性无法计算, 因为市场价值无法观察得到, 也不存在时间序列数据以供计算。对于可交易金融资产的收益的分布, 可粗略地将其估计为正态分布, 但将该方法运用于估计担保贷款价值的可能分布便不尽合理。相对于市场风险收益, 信用担保风险的收益比信用风险收益更为复杂。

鉴于信用担保业务的特殊性, 由J.P.Morgan公司提出的信用度量术 (Credit Metrics) 能够很好地解决上述问题。根据“Credit Metrics”的框架计算不可上市交易担保贷款的VaR应基于借款企业的信用评级转移矩阵, 通常使用针对一定期间内从一个信用级别变为另一级别的概率来计算, 信用级别标记采用标准普尔公司制定的AAA、AA、A、BBB、BB、B、CCC级等, 附加类别D代表违约状态。

三、基于VaR的政府信用担保风险定量模型

(一) 基本假设

假设借款企业的期初净资产为W0, 优先负债为L, 资产清算价值折扣率为d, 其中, d=清算价值/账面价值;银行贷款额D, 政府机构的风险分担比例为I, 贷款利率为r, 无风险利率为r0;贷款担保年限为n年, 政府对损失的置信度为1-c。

(二) 模型建立

1. 对借款企业的信用等级进行评估。

政府可根据企业历史会计数据及财务报表等信息资料, 采用适当的定量分析方法来进行评估, 或从独立的第三方, 如国际三大著名评级机构获得。

2. 获得借款企业信用评级的变动情况。

政府担保风险表现为被担保企业的违约风险和被担保企业信用评级变化的风险。被担保企业信用评级的转移可利用标准普尔公司发布的历史信用等级转换矩阵表示, 详见表1。如果要求反映多年后的信用变化情况, 可以运用马尔柯夫过程求得若干年后的转移矩阵。

3. 确定担保贷款现值估算所适用的折现率。

贷款价值估算所选用的折现率为相应期限国债的远期无风险利率与相应期限的信用利差之和, 而信用利差为与贷款评级相应的公司债券的远期零息票利率和相同期限国债的远期无风险利率之差。实际上, 折现率等于相应评级的公司债券的远期零息票利率, 详见表2。

4. 被担保贷款价值现值的计算。

利用担保贷款到期之前的现金流, 结合期末信用等级所相应的一年期远期零息票利率, 便可计算出该信用级别下的担保贷款价值现值, 计算公式为:其中V为贷款的现值;Ri为远期零息票利率;Si为年度信用风险价差;n为贷款年限。据此可计算不同等级转移结果下被担保贷款价值的现值, 进而可利用概率统计方法计算贷款现值的均值μ和方差σ。

5. 计算被担保贷款的VaR。

假设信用担保贷款的价值服从正态分布, 即V～ (μ, n) 。根据假设, c为政府部门对损失的容忍度, 则由可得出该笔贷款的最大损失为VaR=Zcσ, 其中σ为贷款价值的标准差, Zc成为波动度乘数。

6. 被担保贷款VaR的修正。

VaR值的修正是指对假设信用担保贷款价值服从正态分布情况下计算得出的VaR值进行修正。此处可采用内插法对其进行修正, 即已知某两点担保贷款价值及其低于该点的概率, 便可估算得出其间任意点VaR值。

7. 根据被担保贷款VaR计算或有负债。

根据“Credi Metrics”的计算框架, 在计算1-c置信水平下被担保贷款的最大损失值即VaR后, 借款企业的期初净资产和优先负债分别为W0和L, 则企业净资产在1-c置信水平下至少为W0-VaR。银行在对企业进行偿债能力评估时, 通常仅按清算价值计算企业的资产价值, 只要 (W0-VaR-L) d≥D, 银行便有1-c的概率保证该笔贷款的安全, 在1-c足够大的情况下, 银行几乎可以无风险地获得利息收益。此时, 银行乐于对企业贷款, 企业也不需提供相关担保。只有在 (W0-VaR-L) d

如果用LaR (Loss at Risk) 表示上式, 若政府机构发生代偿, 则有1-c的概率最多代偿LaR。在置信水平足够高的情况下, 可以认为政府面临的最大风险为LaR, 超过这个风险的概率很小。政府的最大偿付为全额代偿, 故LaR≤ID, 政府确定合理的置信水平1-c, 便可获知政府在该置信水平下承受的风险以及应该确认的或有负债。用F来表示为:F=LaR=[D- (W0-VaR-L) ×d]×[DI/ (D+L) ]。从而, 政府部门可建立计算担保风险准备金的定量模型, 用于防范政府担保引发的流动性风险, 优化政府担保决策。

四、结论

政府担保融资能够有效地解决公共基础建设财政投入不足的难题, 但也使得政府承担的或有负债不断增加, 财政风险随之加大。实行谨慎的政府会计政策, 准确计量和确认或有负债对于经济社会的稳定至关重要。政府在提供担保的同时, 应密切追踪被担保企业的信用变化情况, 及时掌握政府承担负债的大小, 提取风险准备金, 有效预防财政危机。

参考文献

[1].J.P.Morgan.Credit Metrics——Technical Document[M].New York:Morgan Guaranty Trust Company, 1997.

[2].孔龙, 徐在起.我国政府会计引入权责发生制会计基础的思考[J].财会研究, 2009, (6) .

我国居民高储蓄的计量模型分析 第4篇

现代信用风险计量模型分析论文 第5篇

1.KMV模型(或EDF模型)

该模型是由KMV公司于1995年开发的违约预测模型,以估算借款企业的预期违约概率(EDF)而见长.其经济思想是:越企业的资产价值超出负债价值则企业有动力偿还债务;否则，企业将会违约。该模型认为违约过程是内生的过程，即违约概率是公司资本结构、资产回报波动性和当前资产价值的函数。它利用股票的市场数据和默顿的期权定价理论，估计企业资产的当前市值和波动率，然后由公司负债计算出公司的违约点。并计算借款人的违约距离，最后根据企业的违约距离与预期违约率EDF之间的对应关系计算出该企业的预期违约率。

该模型是个动态模型，利用实时变化的上市公司的股票价格计算公司的预期违约率，在国外已经得到了广泛地比较有效的应用。但该模型不适用于非上市公司，所以这限制了骑在发展中国家新兴股票市场的应用。并且该模型假定利率不变，这限制了其在长期贷款或利率敏感性信用工具上的运用。另外该模型假定资本结构静态不变以及资产收益正态分布都可能与实际情况不符。

KMV模型在我国银行信用风险的管理中应用条件还相当地不成熟。因为该模型需要大量的上市公司数据。虽然其在理论上比较完善，但在我国现行的市场体制下，市场的有效性问题和如何确定市场上大量非流通股的价值问题成为应用该模型的主要障碍;并且我国上市公司披露的信息质量不高，股价指数和经济增长相背离，这都促成了该模型在我国应用的局限性。

2.Creditmetrics模型

该模型是由J.P.Morgan在开发的，也得到国外众多金融机构的广泛应用。该模型通过运用在险价值(VAR)对贷款和私募债券等非交易资产进行股价和风险计算，衡量投资组合的风险暴露程度，认为信用风险是由债务人的信用状况决定，将借款人的`信用评级、评级转移矩阵、违约贷款的回收率、债券市场上的信用风险价差纳入一个同意的框架并计算出贷款的市场价值和波动性，得出个别贷款或贷款组合的VAR值。

该模型即可应用于信用风险的计量，还可应用于市场风险和操作风险的计量，并用统一的计量口径表达。该模型率先提出资产组合信用风险的度量框架，是多状态模型，能更精确地计量信用风险的变化和损失值并且能看出各信用工具在整个组合的信用风险中的作用，为投资者的科学决策提供量化依据。但该模型假定无风险利率是不变的，未反映出市场风险和潜在的经济环境变化。

不管怎样，该模型将VAR方法应用于信用风险度量有利于商业银行准确合理地衡量准备金和银行经济资本水平。但该模型严格依赖于由评级公司提供的信用评级及国家和行业长期的历史数据，然而我国商业银行在现阶段不论是信用评级还是数据库建设都处于起步阶段。因此，在目前状况下，该模型应用于我国的信用风险管理的实际操作性不强。

3.CreditPortfolioView模型

该模型是Wilson(1987,)发展的一个风险模型，是从宏观经济环境的角度来分析借款人的信用等级变迁，并建立麦肯锡模型。与其他模型相比，该模型中决定违约概率的不是资产价格、经验参数和随机模拟结果，而是GDP增长率、失业率、长期利率水平、汇率、政府支出及总储蓄率等宏观经济变量。该模型认为迁移概率在不同类型的借款人和不同商业周期之间是不稳定的，并且一些宏观变量服从二阶自相关，迁移概率在商业周期期间变动较大，在衰退期间变动比在扩张期间更大。该模型还根据以上多种宏观因素，对不同等级的违约和转移概率的联系条件分布进行模拟。其与宏观经济联系紧密。当经济状况恶化时，降级和违约增加;而当经济好转时，降级和违约减少。

该模型将宏观因素纳入其中并且对风险暴露采取盯市法，适用于不同国家和行业。但是该模型的局限性在于取得每个行业的违约数据较困难并且未考虑微观经济因素，特别是企业个体特征等。

就在我国的应用而言，该模型考虑了宏观经济因素对信用等级转移的影响然而宏观经济因素的个数及各因素的经济含义及她们与信用级别转移的具体函数关系都难以确定和检验，所以该模型在我国应用前景不大。

4.CreditRisk+模型

该模型是由瑞士银行金融产品开发部在开发的信用风险管理系统。它是采用保险业中广泛应用的统计学模型来推导债券及其组合的价值分布。该模型认为违约率的不确定性和违约损失的不确定性都很显著，应按风险暴露大小将贷款组合划分成若干频段，以降低不精确的程度，并将各频段的损失分布加总，可得到贷款组合的损失分布。

该模型假定单比债券或贷款的违约前景服从于泊松分布，不同期间违约事件彼此独立。其计算出的结果是封闭性的，不采用模拟技术并且该模型集中于违约风险需要估计的变量很少，对于每个组合只需要知道违约概率和风险投资。但该模型忽略信用等级的变化只取决于远期利率并且没有考虑市场风险和信贷期限的变动，也不能处理非线性金融产品，如期权和外汇掉期，影响了模型的应用范围。

就我国而言，该模型中仅当借款人在一个固定的期限之前违约时才被认定为损失发生，而由市场价值变动而引起的损失不计入其中，这种对损失的定义与我国传统的妆面价值核算更一致。更重要的是它与我国现行的银行贷款五级分类标准和银行会计制度有很多相似之处，对我国商业银行的信用风险度量有重要的指导意义。但其设定每一笔贷款都是独立的在我国基本是不可能的，而它们又是该模型的基本输入因子。

有计量模型的论文 第6篇

随着我国经济学理论的不断进步，计量经济学模型已经成为一种重要的基础性研究方法，尤其是在社会问题的研究方面得到了广泛的采纳，在应用的过程中，也发现了计量经济学模型对数据的依赖性，数据的数量和质量的重要性也进一步突出。

一、文献综述

诺贝尔经济学奖获得者—斯通的主要研究成果在于他为国民核算体系的进步贡献了突出的基础性力量，并且推动了经验经济分析的发展;诺贝尔奖获得者赫克曼和麦克法登在微观计量经济学模型的理论方法方向取得了突出的成果，对微观数据进行统计并且能够分析出其中存在的基本问题;亨德里认为，对于计量经济的整个分析过程来说，可以认为是一个客观数据生成的过程，上面这些研究成果都说明了统计学和计量经济学存在着一定的关系，统计学的发展带动了计量经济学的发展，反之，计量经济学的进步也有力的推动了统计学的发展，尤其是计量经济学模型和数据之间的关系更加紧密方面。

二、模型类型设定对数据的依赖性

在对各种问题进行研究的时候，一旦确定研究的.对象，也要高度重视相关的研究数据的确定。例如，研究人员进行我国的经济增长因素研究的过程中，模型研究的对象就是表征经济增长结果的GDP时间序列;在对学生大学期间的课程学习情况进行研究的时候，尤其是挂科情况研究，那么表征不及格的数据0、1、2等自然就是模型研究的对象;研究农民的贷款方式的时候，农户借款的途径选择结果的离散数据0、1、2等就是模型研究的对象。因此，从上面的分析来看，想要更加深入的理解计量经济学的应用，必须要高度重视计量经济学模型的深入研究，数据的类型决定了计量经济学模型的类型。我国的经济学家李子奈提出，要想更好的对计量经济学进行研究，正确的总体回归模型是至关重要的，并且指出了一些建立正确总体回归模型的条件。在实际的研究中，应该根据最新的模型方法体系来建立总体理论模型，只有这样才可以完成经验实证。

三、总体回归模型设定对数据关系的依赖性

李子奈在研究中，使用图表达出了数据对于总体回归模型的重要作用。在经济学理论的支撑下，对经济主体动力学关系进行认真的研究，从而分析出影响研究对象的恒常、明显的因素。怎样才能够说明这些关系是存在的呢?这些因素怎样才能够引入到模型中?显然这些问题的回答都需要数据的支撑。可以认为，对于经济关系的确认，其前提条件为数据之间存在的统计关系，这也就是总体回归模型设定对于数据的依赖性，因此，在进行经济主体动力学关系研究的时候，必须要高度的重视数据统计的相关性检查。以经济学的相关理论为基础，深入的对研究对象的经济行为进行分析，然后根据数据完成统计分析，这样就可以对行为分析的假设进行验证。如果只用数据关系来确定经济关系，明显不够严谨，数据之间存在一定的统计关系，但这种关系不是经济关系存在的充分条件，只能说必要条件。

四、数据质量对于模型估计的重要意义

在确立了模型并且设定了正确的总体回归模型后，接下来就应该根据总体模型的要求来收集用于模型估计的样本数据，样本数据的质量高低对于计量经济学模型的估计结果有着重要的意义。在研究的早期，研究的重点一般在于提高数据的准确性，但是，实际上数据质量不仅仅包括数据的准确性，因此，在后面的研究中，研究人员也从多个角度来对数据的质量进行研究，这也就使数据质量有了众多的维度。李子奈通过対计量经济学数据的质量的分析，将它们分为一致性、完整性、准确性和可比性四个方面。一致性，指母体和样本应该保持一致，样本的来源应该是母体，而在实际的应用中，往往经常会有违反一致性的情况出现;完整性就是指包含于总体模型中的变量，其样本观测值的容量应该是一样的，这既是模型参数估计所必须要求的，也是经济现象本身应该具有的特点;准确性包含了这样的含义：数据应该可以体现出它所描述的经济变量的状态，强调数据本身的科学性;数据对于研究工作应该是准确需要的关系，也就是说满足模型对变量口径的要求。一般来说，后一个因素容易被忽略;可比性，其实就是数据口径的问题，这个问题是计量经济学应用模型研究中是普遍存在的，通过对样本数据的分析，找出经济活动存在的客观规律，加入数据是不可比的，就会导致无法准确的的反映出实际的经济规律。

五、外生想定数据对模型应用的重要意义

计量经济学模型的应用大致上包括了这几个方面：结构分析、理论检验、经济预测和政策评价。如果要将模型应用在经济预测和政策评价中，想得到科学的结论就不仅仅只需要正确的模型，想定的外生变量值或政策方案也是非常重要的，当然，只有通过数据，才能将它们表现出来，被称“想定数据”。实际上，没有一个既能够用于预测又可以应用在政策评价的模型，但是，在实际的研究中，这种模型却出现了很多次。

六、结论

在上面，对计量经济学模型对数据的依赖性进行了简单的探讨，看上去没什么深度，但是实际上，这些问题是目前非常值得我国计量经济学应用研究领域进行深入研究的，数据问题，对于计量经济学具有重要的研究意义，一项计量经济学课题，大部分精力都应该放在数据上，否则就不能够体现出课题的价值。当然，在突出了数据的重要性的同时，还要注意避免掉入数据陷阱，数据必须是客观的，这才能够表现出客观的活动规律，任何数据的来源都应该经过科学的前期调查，希望本文对相关的研究人员有一定的指导意义。

参考文献：

[1]李子奈.计量经济学模型对数据的依赖性[J].经济学动态，，08：22-27.

[2]刘丽艳.计量经济学涵义及其性质研究[D].东北财经大学，.

[3]李子奈，齐良书.关于计量经济学模型方法的思考[J].中国社会科学，，02：69-83，221-222.

有计量模型的论文 第7篇

一、引言

随着近年来“三农”政策和“建设社会主义新农村”政策的不断深化，中国农村的经济条件得到较大改善，农村居民的收入增长较快，2010年农村居民纯收入增长率超过城市居民。

农村通信对于促进农村经济发展，提高抗灾、减灾能力，以及促进民族团结和加强国防建设都具有重要意义。十六大报告中提出了“全面建设小康社会”的目标，以及“以信息化带动工业化，以工业化促进信息化”的伟大战略；政府将解决好“三农问题”作为工作重点。从对农村的政策影响来看，政府加强农村基础设施与服务体系建设，实施“村村通”农村信息化建设，为农村信息化提供基础设施。而随着“家电下乡”政策的逐渐深入，更多的终端设备进入到农村居民的生活中。因此，积极、有效、合理地发展农村通信，以通信水平的提高带动和促进当地经济的发展是提高我国信息化建设整体水平，实现“全面建设小康社会”目标的必然选择。

二、我国农村通信发展现状

我国农村通信的发展水平总体而言基本适应大多数农村地区的经济发展需求。但是，相对于全国城镇电信发展而言，发展农村通信，尤其是广大欠发达地区的农村通信仍存在较多问题。

1．农村通信发展相对滞后

近年来，在我国电信业务快速发展、电话用户大幅增长的同时，我国农村通信发展相对滞后，形成鲜明的反差。一是农村电话用户增长不断下降。2001年农村电话用户新增1671.8万户，增加数较2000年下降了5.2%，2002年仅新增1000万户，下降达40%之多；二是农村电话用户数占全国电话用户总数（包括固定电话和移动电话）的比重逐年下滑。2000年为22.5%，2001年为21%，2002年又下降了2个百分点为19%，截至2003年8月为18.1%；三是2002年全国通电话行政村比重达到87.9%，难以进一步提高。虽然农村电话用户绝对数在上升，但新增用户数从2000年之后呈下降趋势。已通电话行政村比重在1997～1998年间有个飞跃，之后增长平缓，甚至2001～2002年没有增长。

2．城乡之间通信水平存在着极大的差距

从全国来看，2002年农村固定电话普及率水平不到10%，是城市的三分之一左右。在中西部地区差距更明显，以重庆为例，2002年城市固定电话普及率已超过20%，农村仅为8%，城市和农村月单机话务量也有很大差距。3．不同农村地区经济发展不平衡，通信水平也存在着极大的差异

这种现象在东、中、西部地区的比较中十分明显，主要有以下两点：一是不同地区农村居民通信消费习惯对比差异较大。有的地方农村居民的通信消费习惯还未养成，还有待于引导和培养，这类地区较为典型的表现是过年过节时的话务量剧增、增值业务的应用少、零次用户比例大；二是不同地区的来去电话比例差异明显，欠发达农村地区来话远大于去话，当地收入水平难以提高（按县区级电信分公司的统计）。通常经济发达农村地区来去话比例基本在1：1至2：1之间，经济落后的农村地区来去电话比例一般在3：1以上，有的甚至超过了10：1。

三、我国农村通信发展的困难及原因分析

1．农村地区的通信消费不旺限制了农村通信发展

从消费需求来看，农村经济发展相对缓慢，尤其欠发达地区的经济是以农业以及低层次、低附加值的行业为主，农村居民对外经济联系较少，对电信的需求不旺。以浙江省丽水市为例，当地的农村电话话务量基本以本地话务量为主，长话去话零次户为48.7%，计费零次户比例为2.11%。

从消费能力来看，农村地区的经济发展水平相对较低，农民的人均纯收入较低，决定了农民的消费能力偏低。2001年农村居民人均纯收入2366元，城镇居民人均可支配收入6860元；农村、城镇居民人均生活消费总支出分别为1741.1元、5309.0元；农民人均交通通信支出占生活消费总支出的6.32%，城镇居民则占8.61%。

从消费习惯上看，目前大多数农民在观念上还是认为电话只是消费品，不能带来效益，由一般3：1的来去电话比例可以看出农村电话用户多是接电话而不向外打电话，这就造成农话的消费较低，阻碍了农话建设资金的快速回收和农话经济效益的提高。另外，传统节假日农村话务量猛增，与平时差距明显，例如江西都昌县春节前后的1个月话务量超过了一般月份的20%～30%以上，这是因为农村居民在外打工情况较多，另一方面农民在日常生活中还不习惯于通过电话进行沟通。

2．农话亏损严重影响农村通信的持续发展

农话亏损额居高不下，仅广东、上海、江苏、浙江和山东五省市，2000年亏损为14.7亿元，2001年为18.4亿元。2002年亏损更加严重，山东省就达7.6亿元。造成农话亏损的因素一般有以下几个方面：

（1）农村通信投入大，建设运行维护成本高 农话分布的典型特点是：多、远、散；乡镇、行政村、自然村数量多，中继距离、用户接入距离远，农户的聚居程度低、用户分散。全国共有2126个县，平均每个县有21.4个乡镇，县到乡的典型距离为20公里；每乡平均有16.3个左右的行政村，乡到村的典型距离为5～10公里。不同地区的地理地形千差万别，并且人口密度差异大，建设造价相差悬殊。如浙江萧山的人口密度达到807人/平方公里，甘肃山丹的人口密度只有38人/平方公里，农村电话户均综合造价变化幅度也很大，少则1000元，多则5000元以上。因此，农话单线建设成本大大高于市话。

在大部分落后的农村地区，电力供应不能充分保证，经常停电或电压不稳，极易造成中断事故，造成机房空调不能正常工作，室内温度、湿度不符合设备要求，容易引发设备故障。另外，由于交通不便，也增加了电信员工的维护工作量。除此之外不少地区气候恶劣，自然灾害频发，甚至偷盗电缆的事件也时有发生，有的县级电信公司每年由此损失数十万元甚至到上百万元。

（2）资费水平的降低减少了企业的收入

2001年对农村资费体系的调整，将固定电话的本地网营业区范围扩大到行政县（含县级市，下同），在同一行政县内通话均执行本地网营业区内（市话）资费标准。由于本地网营业区间通话中，约40%为县内区间通话。营业区扩大到县后，农村用户的通话费支出大幅度减少。这有效的减轻了农村用户的负担，在一定程度上促进了城乡的交流，但同时使企业在农村通信上的收益进一步降低，甚至加大了在某些地区的亏损。

（3）历史遗留问题增加了企业的负担

首先是农话大发展时期的影响。在1996～1997年前后，农村地区曾有过一段农话快速发展的时期。由于当时设备较贵、厂家较多，导致设备型号兼容问题逐渐突出，设备更新、折旧和维护费用增加。其次是邮电分营等一系列人员、资产剥离过程中，提供农话服务的企业（中国电信、中国网通）留有较多的人员负担。

3．企业对农村及边远地区的通信投资不断减少

电信体制改革使企业成为市场主体，特别是近年来，电信市场逐渐引入竞争后，市场竞争日趋激烈，各公司不愿意在市场需求不旺、建设运营成本高的农村地区增加投资。除此之外，电信企业减少对农村通信的投资还有以下几个原因：

（1）资产负债率过高导致资金紧缺 根据调查，中国电信各分公司的资产负债率一般在60%～70%之间，相对过高。如湖南电信资产负债率达到70%，浙江丽水电信的资产负债率为66.67%。资产负债率过高严重影响了企业统筹资金的能力。

（2）企业上市后对投资回报率有更高要求

有研究认为：固定电话户均综合造价1500元，用户ARPU值55元以上，投资回报率才能保证在15%左右，项目才可行。这已成为一些企业论证项目经济可行性的重要标准。调查表明，中国电信在“九五”期间农村电话户均综合造价在5000元以上。2001年开始，中国电信各分公司在进行农村通信项目建设时，加大了成本控制力度，要求将农村电话综合造价从2500～2800元，压低到1000～1200之间，使这两年农村电话户均综合造价基本控制在2000元左右，对超出该标准的项目投资加以限制。而农村广大地区地处偏远，地形多以丘陵、山区为主，且人口分散，满足投资人要求的项目不多，所以企业对农村通信的投资在不断的有控制的减少，而且这一趋势短时间将难以扭转。

（3）新业务、新市场的竞争导致企业投资分流

承担农村通信服务的企业主要是中国电信和中国网通，为了提高企业的竞争力，必须要研究新的业务增长点，加快新兴市场的开发和投资力度。在数据业务方面、3G建设方面等都需要大量的投资，而且分别拓展南北地区的电信业务也需要投资，这都在一定程度上影响了农村通信的资金投入。

四、均衡发展农村以及边远、落后地区通信的政策建议

据统计，2001年我国农民人均纯收入实际增长了4.2%，2002年上半年农民现金收入比2001年同期增长了5.9%，人均收入水平的稳定增长提高了农村居民的消费能力，也将拉动通信消费需求。今后几年，随着国内宏观经济的发展形势继续趋好，农村消费需求的进一步扩大，为农村通信市场的发展提供了广阔的市场和应用空间。但是如果农村通信，尤其是边远、落后地区的通信状况不能保持适度发展，将影响“三农”问题的解决，影响电信业的可持续发展，我国农村经济，甚至国民经济的发展都将受到制约。

为了有效促进农村及边远、落后地区的通信均衡发展，我们将进一步研究和推进下面几项工作：

1．统筹规划，综合利用，推动、引导企业调整经营指导思想

通过对农村通信的基础设施实行长远规划、统筹利用，鼓励和引导企业对农村通信的投入。孤立地看，企业发展农村地区的低端用户难以盈利，如果可以通过资费体系的调整、农话传输网综合利用（同时传广播、电视）等措施，鼓励电信运营企业吸引大量的低端用户群进网，造就更大的市场，在低边际成本情况下不断提高全网通话业务量，提高企业收入，必然会使企业产生新的投资意向，逐步达到良性循环。

2．积极鼓励新技术应用

由于农村地区之间也存在一定差异，需要根据不同地区的具体情况采用有线、无线等多种接入方式，铜缆、光缆、微波、卫星等多种手段。从管制政策、资金等方面鼓励电信运营企业应用适合我国广大农村和边远地区的新技术，鼓励电信设备生产商及科研院所积极研发适合农村气候条件、地理条件的农村通信设备。

3．尽快建立有中国特色的电信普遍服务基金

随着电信市场的逐步开放、电信竞争格局的形成，主要靠电信运营企业内部交叉补贴的办法保证落后地区的农村地区普遍服务的模式，已不适用于改革后的电信体制。结合我国的国情并借鉴国外的经验，有必要尽快联合有关部门制定普遍服务的具体实施办法。尽快界定普遍服务的范围，建立普遍服务基金，并进行公平、合理、有效地分配运用，以便改善落后农村、贫困地区由于电信用户支付能力低、而建设、运营成本高造成的通信落后状况。

在普遍服务基金建立之前，应该在政策或法规上规定通信运营企业对已经提供的通信服务不能自行解除，要保证已有的通信服务水平不降低。

4．积极开发有用的信息源，为当地经济发展服务，实现当地通信事业的持续发展 农村通信是农村经济发展的基础设施，可以带动和促进农村经济的发展。同时，农村经济的发展又可以加快和推动农村通信的发展，这是我国农村发达地区的实践证明的。

信息服务对于掌握社会及市场动态、带动经济发展意义重大。我国已通电话的行政村尚且缺少信息服务；何况还有14.7%的行政村未通电话，更缺少信息交流的条件。未通电话的行政村基本分布于中西部地区和老少边穷地区，这些地区农村生产生活性资料信息源极度缺乏，如市场购销信息、科技交流信息、劳务市场信息等。这种情况不利于“三农”问题的解决。因此建议国家有关部门和当地政府牵头，鼓励各类企业共同创造丰富的农村信息源，为农民提供能带来实际利益、提高农民科技文化素质的业务和应用，促进农村通信消费，也为农村通信的发展注入活力。

5．在税收和财务等方面进一步扶持和倾斜

基于空间均衡计量分析模型的实现 第8篇

关键词：空间均衡模型,计量分析,VB语言

1 引 言

空间均衡模型作为国际市场竞争的分析方法广泛地被利用。例如, 以Takayama and Judge为倡导者, 由Nagurney等人把关税因素考虑进空间均衡模型里进行的研究具有代表性的理论意义。但是, 以往的任何模型都没有把实际的关税导入空间均衡模型里进行实践性的展开和验证。究其原因, 可考虑如下因素:在国际贸易中各国一般都采用关税配额制度, 即对同一种商品在关税配额内征收较低水准的第一次关税, 而对超过关税配额的量则征收较高水准的第二次关税;并且在实际的征税过程中各国采用的不仅仅是从量税, 还有从价税以及从量税和从价税相组合而成的复合税制度等, 都对把现行的关税因素考虑进空间均衡模型里进行国际贸易分析带来了很大的困难。近十年来, 针对以上研究课题Kawaguchi等建立了导入关税配额制度及复合税的国际贸易空间均衡模型, 并应用到国际农产品市场的分析领域里。尽管以上模型对国际农产品市场的计量分析和研究有了新的突破, 但是这些模型都仅局限在一种财的分析上, 而且大都是关于需求函数的线性模型。朱, 前田, 川口 (2006) 开发的3种生产财的国际贸易空间均衡模型是以一种财的空间均衡模型为出发点, 建立完全竞争市场下的三种财的非线性国际贸易空间均衡模型, 并利用这一新的模型对国际农产品市场进行更为准确的计量分析。

2 模型来源

2.1 模型的基本假设及表达式

假设n (n≥2) 国间国际贸易空间均衡模型, 定义以下表达式 (i, j为从1至n的任意整数) 。

(1) 为了对应关税配额制度, 各国的市场均分为第一次税率市场和第二次税率市场。

(2) 第j国的第一次税率市场的进口配额数量以CAj来表示, 从第i国进口时第j国所征收的复合税如表1所示。

资料来源:川口, 庄野.2000.

(3) 第i国的国内供给在形式上也被看做是从第i国向第j国第一次税率市场的出口, 即αii=βii=0。

(4) 各国间的贸易量如表2所示。从第i国向第j国第二次税率市场的供给量用Xsii表示, 且Xsii≡0。又, 导入Dj=D1j+D2j式, 第i国的供给量用Si表示, 第j国的需求量用Dj表示。

资料来源:川口, 庄野.2000.

(5) 第i国的生产价格用PSi表示, 第j国的市场价格用PDj表示, 从第i国向第j国的单位运费用Tij表示, 从第i国向第j国出口时的单位保险费用Iij表示。

(6) 对第j国第一次税率市场中的商品, 可以利用的有利贩卖价格 (Shadow Price) 用SPj表示。

2.2 完全竞争市场下空间均衡模型的展开

在国际市场为完全竞争市场条件时, 导入关税配额制度和复合税的国际贸易空间均衡模型的建立方法。首先, 从价税以CIF价格为基准, 即从价税=CIF价格×从价税率。其次, 下面所阐述的均衡条件是生产者和消费者以市场价格为依据作为价格受容者 (Price-taker) 行动时, 即在完全竞争市场下的均衡条件。这是为了静态分析各国应生产多少产品, 并在各个市场会形成什么样的价格等问题。最后, 通过求解出能够同时满足这些均衡条件的各个变量值来分析静态市场的均衡状况。

(1) 关于第j国的市场价格PDj

第j国的需求量不应超过从所有国家向第j国的出口数量 (包括第j国的供给量) , 只有在市场价格为正数时两者才相同, 两者不同的情况只有PDj为零时。

DFj (PDj) ≤X1j+X2j+X3j+Xs1j+Xs2j+Xs3j

{-DFj (PDj) +X1j+X2j+X3j+Xs1j+Xs2j+Xs3j}PDj=0

(j=1, 2, 3)

(2) 关于第i国的生产价格PSi

从第i国向所有市场的出口量合计不应超过第i国的总供给量, 只有在市场价格PSi为正数时两者才相同, 两者不同的情况只有PSi为零时。

Xi1+Xi2+Xi3+Xsi1+Xsi2+Xsi3≤

SFi (PSi) {SFi (PSi) Xi1-Xi2-Xi3-Xsi1-Xsi2-Xsi3}PSi=0

(i=1, 2, 3)

(3) 从第i国向第j国第一次税率市场的出口量Xij (向已确定进口配额数量CAj的市场出口量)

从第j国的市场价格PDj减去复合税βij+αij (PSi+Tij+Iij) 、单位运费Tij、单位保险费Iij及Shadow Price SPj的值, 即向该市场出口时第i国的边际收入不应超过生产价格并且边际收入低于生产价格时Xij等于零, 只有两者相同时Xij才为正数。为了计算上的方便可以表示成下列式, 如果i=j时SPj的项可以忽略。

undefined

(j=1, 2, 3 i=1, 2, 3)

undefined

(j=1, 2, 3 i=1, 2, 3)

(4) 从第i国向第j国第二次税率市场的出口量Xsij

从第j国的市场价格PDj减去复合税βij+αij (PSi+Tij+Iij) 、单位运费Tij、单位保险费Iij的值, 即向该市场出口时第i国的边际收入不应超过生产价格且边际收入低于生产价格时Xsij等于零, 只有两者相同时Xsij才为正数。为了计算上的方便可以表示成下式。

undefined

(j=1, 2, 3 i=1, 2, 3)

undefined

(j=1, 2, 3 i=1, 2, 3)

(5) Shadow Price SPj

第j国第一次税率市场的全部进口量不应该超过该市场的进口配额数量CAj, 如果全部进口量小于进口配额数量CAj, 那么该市场上的SPj就等于零, 只有两者相同时SPj才为正数。

X1j+X2j+X3j-Xjj≤CAj (j=1, 2, 3)

(CAj-X1j-X2j-X3j+Xjj) SPj=0

正如以上说明可知, 关于完全竞争市场的均衡条件可以用27组等式和不等式来表示。27组等式和不等式的条件可以用非线性互补性问题来定式化, 因此, 只要解开非线性互补性问题就可以求得均衡解。进而, 国别数为n 时的均衡条件, 从以上的说明很容易地得出是由 (3n+2n2) 组的等式构成的。例如, n=3时是由27组等式, n=20时是由860组等式, 即860×2=1720个等式所构成。这只是在一种财模型的情况下, 随着n值的增加, 均衡条件的等式的数就会急剧增大。如果是在三种财模型的情况下, n=20时就会由1720×3=5160个等式构成均衡条件。

2.3 非线性三种财模型的定式化与解法

对非线性三种财模型进行定式化, 并求其解。

(1) 假设三种财分别为A、B、C, 并设定各国各种财的生产价格及市场价格的适当初始值。

需要说明的是如果把某一种财 (例如A) 叫做该物品, 其他的财 (例如B和C) 就叫做替代品。如果B为该物品, 其替代品就是A和B。

各国该物品的需求函数是以该物品及两个替代品的市场价格为变量所表示的柯布—道格拉斯型函数, 供给函数则是以该物品及两个替代品的生产价格为变量所表示的柯布—道格拉斯型函数。

(2) 虽然各国该物品的需求和供给不仅对该物品的价格起到影响, 而且还对替代品的价格 (市场价格或生产价格) 也起到影响, 但是如果把替代品的价格固定为初始值, 就会变成只是该物品价格的函数。即假设各国该物品的市场价格为PD1、PD2、PD3, 各国该物品的生产价格为PS1、PS2、PS3, 该物品的各国的需求函数可表示为:

DF1 (PD1) ≡DF1 (PD1;1国的替代品市场价格)

DF2 (PD2) ≡DF2 (PD2;2国的替代品市场价格)

DF3 (PD3) ≡DF3 (PD3;3国的替代品市场价格)

该物品的各国的供给函数可表示为

SF1 (PS1) ≡SF1 (PS1;1国的替代品生产价格)

SF2 (PS2) ≡SF2 (PS12;2国的替代品生产价格)

SF3 (PS3) ≡SF3 (PS13;3国的替代品生产价格)

注:以上式子中 (;) 后的替代品市场价格和生产价格均被固定为初始值。

(3) 当生产财A为该物品时, 利用 (2) 的需求函数和供给函数把一种生产财A的均衡条件定式化为NCP (A) 。

当生产财B为该物品时, 利用 (2) 的需求函数和供给函数把一种生产财B的均衡条件定式化为NCP (B) 。

当生产财C为该物品时, 利用 (2) 的需求函数和供给函数把一种生产财C的均衡条件定式化为NCP (C) 。

其次把NCP (A) 、NCP (B) 及NCP (C) 看做是一组, 并且把被各个NCP固定在初始值的替代品价格中, 通过以任意固定的变量来表示 (即把1变量的 (2) 的函数置换为3变量的函数) 可以得到同时满足三种财A、B、C的均衡条件。这种三种财模型的均衡条件也属于非线性互补性问题, 因此把它表示为NCP (A、B、C) 。

(4) 利用上述2.3叙述的方法解开NCP (A) 的问题, 可求得针对各国的A的均衡生产价格和市场价格。

利用上述2.3叙述的方法解开NCP (B) 的问题, 可求得针对各国的B的均衡生产价格和市场价格。

利用上述2.3叙述的方法解开NCP (C) 的问题, 可求得针对各国的C的均衡生产价格和市场价格。

(5) 把从上面 (4) 中求得的针对各国的A、B、C的均衡生产价格和市场价格设定为 (1) 的新初始值, 即刷新 (1) 的初始值并进行替换。

(6) 重复 (2) 、 (3) 、 (4) 、 (5) 的流程, 一直计算到初始值收敛于一定的误差范围内为止, 收敛的初始值即为NCP (A、B、C) 的均衡解。因为, 在收敛的初始值的基础下, 各个被定式化的NCP (A) 、NCP (B) 、NCP (C) 的均衡解与初始值相等, 并且这个初始值满足了所有的均衡条件。

3 程序结构、流程和实现

本程序运行流程模型如图1所示。

3.1 输入数据

在程序中输入数据文档中包含了农产品贸易的基本数据, 具体的数据含义表示如下:农产品常量用变量A () 表示, 需求价格弹性变量用DFC0 () 表示, 市场价格变量用DFC1 () 表示, 供给价格弹性变量用SFC0 () 表示, 生产价格变量用SFC1 () 表示, 农产品进口配额变量用CA () 表示, 运费用YU () 表示, 保险费用HO () 表示, 第一次从价税税率用AV1 () 表示, 第一次从量价税率用SP1 () 表示, 第二次从价税率用AV2 () 表示, 第二次从量价税税率用SP2 () 表示。

至此, 输入文档中的内容数据含义以及对应变量数组含义得到了全面的解释。

3.2 输出数据

输出数据文档中所需要的结果包含了能够同时满足这些均衡条件的各个变量值, 具体的数据含义表示如下:

PD (1) -PD (NC) 数据表示关于第NC国的市场价格。

PS (1) -PS (NC) 数据表示关于第NC国的生产价格。

SP (1) -SP (NC) 数据表示有利贩卖价格 (Shadow Price) 。

Matrix[Xij]数据表示从第i国向第j国第一次税率市场的出口量Xij。

Matrix[XSij]数据表示从第i国向第j国第二次税率市场的出口量XSij。

Supply S (1) -S (NC) 数据表示供给量。

Demand D (1) -D (NC) 数据表示需求量。

3.3 实现计算模型算法及程序流程

程序开始的时候定义变量, 用来表示输入数据和输出数据。定义完成以后, 打开输入文档和输出文档分别作为#2和#1。定义可变长度数组, 并且从#2中读取相应输入数据, 读取完毕后关闭#2文档, 即开始转入计算代码。计算代码流程是, 先执行LABEL3, 计算出农产品常量A () 的值并输入#1文档中与窗体显示后, 再跳转至N390, N390作用是把部分计算过程数据输入#1文档中, 跳回LABEL3, 继续向下运行, 执行LABEL2, 当IID 为1时输出结束时间, 结束后跳转到N484, N484是输出部分结果数据到#1文档中。输出完毕后跳转回来, 又分别跳转至REDEMAND和RESUPPLY, 继续向下运行LABEL1。在LABEL1中If SHABA=0 则调用函数 N390和LABEL2。If A (IGYO, IGYO) <> 0 则调用函数 N354。否则, 若IGYO=0则调用函数 N390。否则调用函数 N354。N354代码段运行是为了反复迭代计算得出A (I, 0) =0。继续跳转回LABEL1中继续运行, 直到IID=1时计算完成。系统的整个流程如图2所示。

根据上述原理, 通过VB语言来实现模型中的公式, 分别求解出各个变量值来分析静态市场的均衡状况。

4 结 论

本文主要阐述了空间均衡模型的来源、相应的解法和程序代码的实现, 选用的空间均衡模型是目前比较前沿、比较新的。它是以一种财的空间均衡模型为出发点, 建立完全竞争市场下的三种财的非线性国际贸易空间均衡模型。

参考文献

[1]朱正根.中国人民币升值对世界谷物供需所带来的影响:运用3种财的国际贸易空间均衡模型进行的计量分析[D]. (日) 九州产业大学经济学研究科博士论文, 2006.

[2]川口雅正, 庄野千鹤.关于在国际贸易空间均衡模型的线性相辅性问题中解的存在及算法[J]. (日) 九大农学艺志, 2000, 33.