对称性范文10篇

对称性范文篇1

人类对对称性的兴趣可以追朔到远古时期.从古希腊文明到现在的日常生活，从美丽的雪花、达•芬奇的油画、各种漂亮的装饰图案、植物的花、叶，到令人惊叹的建筑物如鸟巢、水立方等，人们无时无刻不在感受着对称性带来的美感.对称性是指如果一个操作或变换使系统从一个状态变到另一个与之等价的状态，或者说系统的状态在此操作或变换下不变，我们就说该系统具有对称性.例如，一个呈现六角图案的雪花，当旋转60o时，人们看到的形状与旋转前是完全一样的，我们就说该图案具有6重旋转对称性；对正常的人体来说，则具有明显的镜面反射对称性等.对称性描述的数学语言是19世纪由数学家建立起来的群论（grouptheory）.在20世纪，群论作为一个有力工具在物理学研究中得到了重要而广泛的应用，并由此导致了许多重大的科学发现和物理理论的建立，如狭义相对论，质子、中子、正电子和其他一些基本粒子的发现，标准模型，弱作用中的宇称不守恒等，这些成果均获得了诺贝尔物理学奖.

现在知道，物理学中的对称性意味着守恒律的出现.当系统由于某种原因失去了原有的对称性后，一定会进入到另一个与以前完全不同的状态，这就是对称性破缺的概念.例如，当体重差不多的两个小孩在玩跷跷板时，两个小孩分坐两端，在静止状态下，跷跷板保持水平状态，达到平衡；当一个小孩离开后，跷跷板失去平衡，有小孩的一端着地，另一端则必然上翘，使原来的水平状态被打破，原有的对称性就发生了破缺.又比如，水是各向同性流动的液体，水分子在水中沿各个方向运动皆可，但当温度下降到零度以下时，水结成了冰，水分子在冰中按一定的择优方向排列，形成了冰的几何结构，对称性降低，不再保持原来水中各向同性的对称性，即发生了对称性破缺.

对称性破缺是贯穿凝聚态物理始终的一个重要的基本概念.在凝聚态物理学中，对称性的破缺就意味着有序相的出现.例如，水结成冰后，水分子在冰中的分布比在水中更有序.另一个典型的例子是铁磁性材料，人们有时俗称为吸铁石或磁石，在这类材料中，由于磁性原子之间的交换作用，使之具有自发磁矩，对外呈现出磁性，称为磁有序；但当温度升高到一个临界温度（称之为居里温度）以上时，磁性原子的磁矩在热运动的作用下呈现出混乱的排布，导致铁磁性材料失去磁性，这个状态称为顺磁性，在没有磁场时,其磁矩排布是一种无序状态.在顺磁状态下,磁矩分布杂乱无章，具有较高的对称性，在居里温度以下时，磁矩朝某一个方向择优分布，出现磁有序，对称性随之降低，原有的对称性发生破缺，出现了有序相，对外显示出磁性.这种对称性的缺失无需外来的激励，称为对称性自发破缺（spontaneouslysymmetrybreaking），因此，铁磁有序相的出现必然伴随着对称性的自发破缺.

凝聚态物理中另一类重要的材料是超导体，即在某一临界温度以下，这类材料处于超导态，会失去电阻，呈现零电阻特性，同时对磁场具有排斥作用.超导材料表现出的性质称为超导电性.超导材料在电力传输、低温制冷、磁悬浮运输、高能粒子加速器、储能、精密测量、微波器件、逻辑元件等领域具有广阔的应用前景.目前铜氧化物高温超导体的临界温度已达到160K左右，并已经在很多领域得到了大量的实际应用.超导态也是一个对称性自发破缺的态.1957年，美国3位物理学家JohnBardeen，LeonCooper和RobertSchrieffer对超导电性的起源给出了令人信服的解释，现在被称之为BCS超导电性理论，并于1972年获得诺贝尔物理学奖.该理论指出，两个具有相反动量和相反自旋的电子通过与晶格振动相互作用可以结成电子对，称为Cooper对，超导电性来源于这些电子对在动量空间中的凝聚，超导态是Cooper对的凝聚态.由于Cooper对破坏了原来电子-声子系统满足的U(1)规范对称性，因此，超导态是一个U(1)规范对称性自发破缺的态，在其激发谱中有一个能隙.BCS理论在基本粒子物理、核物理、宇宙学等学科中有重要的应用.

对称性范文篇2

在协整检验之前，必须首先检验各个变量危机前、危机中、危机后的三组时间序列数据的平稳性，本文采用增广的迪基-福勒方法即单位根ADF方法对五个变量的时间序列数据进行平稳性检验，并采用AIC和SC最小准则来确定时间序列的最佳滞后期，因篇幅限制，仅列出危机中时间序列的的检验结果。检验结果明，在5%的显著水平下，五个变量的三组原序列均接受原假设，现为非平稳序列。但五个变量的时间序列数据经过一阶差分后，其ADF检验值均小于临界值，即拒绝原假设，现为一阶单整的平稳序列，因此符合协整检验的前提条件，可以进行下一步的协整方程回归。

2实证检验

基于上步骤的平稳性检验，分别将中介目标变量作为解释变量，将最终目标变量作为被解释变量建立长期协整方程，选择最优滞后期，进行最小二乘估计，同时采用广义差分法消除模型的自相关，得到危机前、危机中、危机后三组长期均衡关系的协整方程回归结果。估计均为显著，且经检验发现，协整方程的残差均为5%显著性水平下的平稳序列，因此金融危机前中后变量的长期协整关系均成立，中介目标变量与最终目标变量之间均存在长期均衡关系。然而，从短期来看，又可能出现失衡状态，为增强实证检验的精准度，本文进一步建立了误差修正模型，以分析各经济变量间的短期动态关系。该误差修正模型中的被解释变量为协整方程中被解释变量的一阶差分，解释变量为协整方程中解释变量的差分序列以及长期均衡方程的误差项。筛选滞后项，得到短期误差修正模型的最优估计结果。为进一步证实协整回归的结论，系统分析货币政策与国民产值、物价指数之间的先行、滞后关系，本文对金融危机前后的变量进行格兰杰（Granger）因果关系检验。根据AIC和SC原则，滞后期同样选择为1。

3实证结果分析

第一，在中长期内货币政策的产出效应存在非对称性。就经济增长而言，金融危机发生前中后三个阶段，货币渠道的货币供应量和利率以及信贷渠道的信贷规模对国内生产总值的影响均是显著的，但信贷规模对国内生产总值的影响存在5期的滞后，且除利率对国内生产总值呈负向影响外，其他两个变量均呈正向影响。金融危机前，当货币供应量下降1%，国内生产总值下降0.475%；当利率上调1%，国内生产总值下降0.823%。当信贷规模下降1%，五期后的国内生产总值下降0.341%。同样分析危机时期和危机后的实证结果并将三个阶段进行对比后发现，金融危机前三个变量的系数明显大于金融危机时期，金融危机后的变量系数小于危机前而大于危机时期，处于居中地位。这从一定程度上说明，在我国经济周期的三个阶段中，金融危机前紧缩性货币政策的产出效应最大，危机时期适度宽松货币政策的产出效应最小，而危机后稳健性货币政策的产出效应居中。

第二，在中长期内货币政策的物价效应也存在非对称性。就物价稳定而言，金融危机发生前中后三个阶段，货币渠道的货币供应量和利率以及信贷渠道的信贷规模对居民消费价格指数的影响均显著，且三个中介变量对物价均呈现负向影响，也就是说，按照货币政策宏观调控目标调整利率可以在一定程度上起到稳定物价的作用，但相应调整货币供应量和信贷规模有可能使物价恶化，这可能与货币政策传导的滞后性有关。3至5中各个中介变量对居民消费价格指数的回归系数同样代了其对物价的影响方向和强度。对比三个阶段的变量系数发现，金融危机前货币供应量和信贷规模对物价的恶化程度明显小于金融危机时期，且危机前利率对物价的稳定作用显著大于危机时期，而金融危机后货币供应量和信贷规模对物价的恶化程度以及利率对物价的稳定程度均处于居中地位。这明金融危机前紧缩性货币政策对我国物价稳定的影响强度要明显大于金融危机时期的适度宽松货币政策，而金融危机后实施的稳健性货币政策的物价效应同样居中。

第三，货币政策的产出效应和物价效应在短期也存在非对称性。误差修正模型残差项μt-1的估计系数示货币政策对最终目标变量前一期偏离的修正强度。金融危机前国内生产总值和居民消费价格指数的修正模型残差项μt-1估计系数分别为-0.386和-0.631，负号明当最终目标变量偏离均衡水平时，货币政策会对偏离进行相反方向的调整，从而实现系统的长期均衡，修正强度分别为38.6%和63.1%。对比金融危机时期的残差项μt-1估计系数（-0.271和-0.494）和危机后的估计系数（-0.304和-0.589）发现，金融危机时期的适度宽松货币政策对最终目标变量的修正强度稍小于危机后的稳健性货币政策，但明显小于危机前的紧缩性货币政策，同样显现出我国货币政策的非对称效应。第四，Granger因果关系P值从另一个角度反映出我国货币政策的非对称效应。在因果检验中P值的另一个作用是判断自变量预测因变量能力的强弱，P值越小代自变量预测因变量的能力越强。单就金融危机后来看，货币供应量、利率对国内生产总值的Granger因果关系P值小于信贷规模，说明金融危机前货币政策的货币传导渠道对我国经济增长的影响力度要大于信贷渠道。但就稳定物价来看，尽管货币供应量、利率和信贷规模都是物价指数的单向Granger原因，但是货币政策的货币渠道与信贷渠道之间不存在明显的优劣趋势。尽管如此，与金融危机前和危机时期的实证结果对比发现，金融危机后的Grang-er因果关系P值稍微小于金融危机时期，而金融危机时期的P值明显大于危机前。这也从另一个角度说明危机后稳健性货币政策的效应处于居中地位，其稍逊于危机前的紧缩性货币政策，但优于危机时期的适度宽松货币政策。

4结论

对称性范文篇3

20世纪20年代以前，经济学家普遍认为，扩张性货币政策与紧缩性货币政策在实施效果上是对称的，在经济不景气的时候，政府可以通过施行扩张性货币政策，有效刺激经济增长，同样，在经济过度繁荣的时候，政府可以实施紧缩性货币政策有效防止通货膨胀，抑制经济过热。然而，20世纪30年代末，人们开始怀疑扩张性货币政策的有效性，1929~1933年经济大萧条期间，为了刺激经济复苏，美联储实施一系列扩张性货币政策，如美国3个月的国债率从1929年的5%下降到1932年的1%以下，但收效甚微。据此，凯恩斯提出了流动性陷阱。他指出，美国实施的一系列扩张性货币政策使得其经济系统陷入了流动性陷阱，导致货币政策失效。自此，经济学家开始思考货币政策效果的非对称性。近几十年来，随着经济、金融危机的频频爆发，货币政策已经成为中央银行实施宏观调控、应对危机的重要工具。2007年金融危机爆发后，我国宏观调控倾向于采取适度宽松的货币政策和积极的财政政策，央行连续降低人民币和外币存款利率以后，货币供给和流动性已经出现了明显的松动，4万亿元财政资金强力启动内需，确实十分明显地促进了经济增长，然而却也伴随着30年来史上最高的通货膨胀，面对持续走高的通胀问题，央行在2011年6月20日再次上调存款准备金率0.5个百分点，这已经是央行当年第6次，同时也是2010年以来的第12次上调准备金率。此后，央行在2011年基本上保持着准备金率“一月一调”的节奏。此外，2010年以来，央行已经5次加息，这样大力度的紧缩性货币政策是否能够有效地遏制通货膨胀的持续上涨，在我国经济运行当中货币政策是否也具有一定程度的非对称性，这是同宏观经济决策密切相关的重要问题，也是一个需要加以检验的实证问题。在此背景下，本文结合我国实际经济条件，采用较新的“有向无环图”技术识别SVAR，从“货币渠道”和“信贷渠道”两方面实证研究我国货币政策产出效应和价格效应在方向上的非对称性问题，从而为我国宏观政策当局提供理论分析和实证检验的参考依据。最早对货币政策在效果方向上的非对称性进行研究的是Cover（1992），随后国内外很多学者进行效仿。该文通过1951:1～1987:4的季度数据，运用两步OLS方法检验正负货币供给冲击对产出影响的非对称性。结果表明，无论在影响程度上还是在统计显著性上，负向货币供给冲击对产出的影响都要大于正向货币供给冲击对产出的影响，从而证实了货币政策效应非对称性的存在。随后，国内外众多学者对货币政策在效果方向上的非对称性问题进行了广泛的研究，但综合这些文献来看，对不同方向货币政策的识别方法主要有两种：一种是构建货币供给方程，由残差项识别，如Cover（1992）、ShahidMalik（2013）、黄先开和邓述慧（2000）、陆军、舒元（2002）、冯春平（2002）、张暾等（2013）等人的研究；第二种是通过HP滤波等时间趋势分析法对货币政策工具变量直接进行分析，如刘金全（2002）、邱宜欣、刘召虹（2012）、胡臻（2013）等人的研究。本文考虑到货币供给方程的构建并没有统一的理论依据，现有文献构建的货币供给方程也各有不同，因此本文采用第二种方法，即通过时间趋势分析分解出不同方向的货币政策进行分析。同时，现有文献大多只是对产出或价格方程进行OLS回归，考察不同方向货币政策的系数，或者采用VAR从单一货币政策传导渠道考察货币政策在方向上的非对称性，研究方法上具有一定的局限性。本文采用较新发展的“有向无环图技术（DAG）”识别SVAR模型的扰动项结构，采用脉冲响应分析和预测误差分解的方法，从“货币渠道”和“信贷渠道”两个层面实证检验我国货币政策产出效应和价格效应在方向上的非对称性，在一定程度上克服了传统VAR及SVAR模型中格兰杰因果检验不能刻画变量间同期因果关系以及传统choleskey分解方法受变量主观排序影响的局限，提高了本文研究结论的可信性。本文余下部分的结构安排为：第二部分是实证模型及方法；第三部分是变量选择以及数据说明；第四部分是实证结果及分析；第五部分是本文的结论。

二、实证模型及方法

1.有向无环图（DAG）有向无环图主要通过计算一系列变量之间的相关系数矩阵来分析判断这些变量之间是否存在因果关系，尤其是同期因果关系，图中的方向代表因果，但不存在闭合回路，因此名叫有向无环图（DirectedAcyclicGraphs）。与传统的granger因果检验不同，有向无环图可以检验变量之间的同期相关性，从而避免传统方法在SVAR的识别问题中受到变量次序影响较大的问题。下面具体介绍有向无环图是如何体现变量之间的因果关系的。对于变量X，Y和Z，如果Y和Z的无条件相关系数不为零，但在给定X的条件相关系数为零，我们则可以说X既是Y也是Z的原因，记作Y←X→Z；反之，如果X和Z的无条件相关系数为零，但在给定Y下的条件相关系数不为零，则称X和Z都是Y的原因，记作：X→Y←Z。有向无环图由点和连结它们的有向边组成，反映变量之间的同期因果关系。具体来说，若变量X和Y的连结方式是X→Y，表明X和Y存在同期因果关系，且X是引起Y变化的原因；若X和Y的连结方式是X-Y，表明X和Y存在同期因果关系，但它们谁是因谁是果还不明确；若X和Y的连结方式是XY，表明X和Y是相互独立的，不存在同期因果关系。Spirtesetal（1993）、PeterSpirtes（2005）对DAG的画法提出和完善了PC算法。该算法的具体做法是，首先从“完全无向图”出发，各个变量（顶点）之间均存在连线（边），当某两个变量之间的相关系数或条件相关系数在某一给定显著性水平下为0时，则移去这两个变量之间的连线。该算法首先计算变量的相关系数（可理解成0阶条件相关系数），移去相关系数为0的变量之间的连线，紧接着计算变量的1阶条件相关系数，移去1阶条件相关系数为0的变量之间的连线，这样推进下去，直到分析完变量的N-2阶条件相关系数（N为变量的个数）。本文采用Fisher'sZ统计量来推断某两个变量之间的相关系数是否显著异于0。z(籽(i，j|k)n)=12(n-k-3)1/2×ln(1+(籽i，j|k))×1-(籽，i，j|k)-1→→其中n为用来估计相关系数的观测值个数，籽(i，j|k)是序列i和序列j在给定序列k的总体条件相关系数，k是k中变量个数，即计算条件相关系数的阶数。若i、j、k均服从正态分布，则z(籽(i，j|k)n)-z(r(i，j|k)n)也服从正态分布，其中r(i，j|k)为样本条件相关系数。在完成上述步骤后，我们需要为保留下来的连线画出方向，即确定保留连线的变量之间的因果关系方向。主要借助“相邻（adjacent）”和“隔离集(sepset)”两个概念。两个变量之间存在连线，我们称该两个变量是相邻的，否则则称该两个变量是不相邻的；隔离集是指使得某两个变量之间的连线被移去的条件变量，即使得某两个变量的条件相关系数为0的条件变量，例如，若籽(i，j|k)为0，则称k为i，j的隔离集。这样一来，我们可以很方便的给出有向无环图的方向。例如，若X和Y相邻，Y和Z相邻，但X和Z不相邻，即X-Y-Z，如果Y不在X和Z的隔离集里，则我们可以确定这3个变量的有向无环图为X→Y←Z。2.SVAR模型缩减型VAR只能描述各个内生变量的动态形成过程，注重内生变量的“跨期”相关性，而没有考虑内生变量的同期相关性，而SVAR则可以根据相关理论设定变量之间的因果关系。SVAR（P）模型定义如下：Ayt=pi=1移A*iyt-i+Bεt其中，yt为一个K维向量，结构性扰动项被假定为白噪声过程，P为滞后阶数，上式左乘A-1后可以得到缩减型VAR模型，如下所示：yt=籽i=1移A-1A*iyt-i+A-1Bεtyt=籽i=1移Aiyt-i+滋t可见，通过对A、B矩阵施加约束，可以识别出SVAR模型的扰动项冲击，而由对A、B矩阵施加约束类型的不同，SVAR模型可以分为如下三种情况（详细请参阅Pfaff(2006)）：（1）B被设定为单位阵,这种情况下，最少需要施加约束条件个数为K(K-1)/2。（2）A被设定为单位阵，这种情况下，最少需要施加约束条件个数也为K(K-1)/2。（3）AB矩阵均被施加约束，这种情况下，最少需要施加的约束条件个数为K2+K(K-1)/2本文采用第（1）种方式，结合DAG分析对SVAR模型施加约束。A矩阵的非对角元素反映了变量之间的同期相关关系即因果关系。克服了传统的Cholesky分解识别SVAR中主观设定变量次序所带来的偏误，更准确地反映了数据的真实生成过程。

三、变量与数据

1.变量选择《中国人民银行法》规定了我国货币政策的最终目标是“促进经济增长、实现充分就业、保持物价稳定和国际收支平衡”。结合我国现实国情，在金融危机的冲击下，我国经济增长放缓，通货膨胀高涨，因此，在这种情况下，笔者认为应当将经济增长和物价稳定作为我国货币政策的两个最主要的最终目标。因此，本文选取产出GDP和消费者价格指数CPI作为衡量和评价我国货币政策效果的指标。考虑到货币政策的传导渠道主要是“货币渠道”和“信贷渠道”，本文选取广义货币供给量M2和金融机构人民币各项贷款余额L作为货币政策工具变量，由于GDP数据只有季度数据，本文选取工业企业增加值Y作为产出水平的替代变量。2.数据来源及处理本文所采用的数据除工业增加值Y①来自wind数据库外，其他数据全部来自中经网统计数据库，其中CPI经笔者自己换算成定基比数据，选取1998年12月作为基期，全部数据的时间范围是1999年1月至2013年5月。为了消除季节性因素，本文对所有的变量采用X-12的方法进行了季节性调整，为了降低数据的异方差性，本文对各变量进行了自然对数化处理，处理后的变量名都在原来的基础上加上前缀“L”。需要特别指出的是，本文采用Hodrick-Precott滤波法对不同方向上的货币政策进行识别，对于某一特定的经济时间序列{St}，包含趋势成分和波动成分。可以采用HP滤波将其波动成分和趋势分离出来，具体做法如下：minTt=1移(St-STt)2+姿Tt=1移[(STt+1-STt)-(STt-STt-1)]2移移其中STt为趋势项，姿取值一般由序列的时间频率决定，本文采用月度数据，姿取14400。本文采用HP滤波对LM2和LL进行分析，识别出货币政策的方向。具体波动成分结果如图1所示。由此可以定义出货币政策的不同方向如下：μm+＝max（CLM，0）μ-m=min（CLM，0），μL+＝max（CLM，0）μ-L=min（CLM，0）其中，μ+m代表扩张性货币供给政策，μ-m代表紧缩性货币供给政策；μ+L代表扩张性信贷政策，μ-L代表紧缩性信贷政策。

四、实证结果及分析

1.单位根检验为了增加实证结论的稳健性，本文分别采用ADF和PP法检验各变量的平稳性。检验结果如表1所示。两种检验方法一致表明，产出水平LY、物价水平LCPI、LM2、LL均为非平稳的I（1）过程，μm+、μ-m、μ+L、μ-L都是平稳的。2.协整检验在构建SVAR模型前，先对变量进行Johansen协整检验，以选择合适的SVAR模型。考虑如下的误差修正模型：驻Xt=μ+HXt-1+ki=1移追i驻Xt-1+et其中，Xt是（n×1）维向量，驻为一阶差分算子，μ为截距向量，追（i=1，2...k）为（n×n）阶系数矩阵，et为残差序列，矩阵H反应了n个变量的长期均衡关系，决定了VAR的正确形式：譹訛当H矩阵的秩为0时，n个变量不存在协整关系，应选择一阶差分VAR形式；譺訛当秩大于0小于k时，变量间存在协整关系，可选择水平VAR形式或采用VECM模型。在单位根检验的基础上，对各非平稳变量进行Johansen协整检验，结果如表2所示。从表2可看出，迹检验和最大特征根检验结果一致，都表明在5%的显著性水平下无法拒绝“协整向量个数为0”的原假设。因此，各变量之间不存在协整关系，本文将LY及LCPI进行一阶差分，与四个政策变量平稳序列的水平值构建VAR。3.各变量的因果关系的DAG分析对各变量的水平VAR模型进行估计后，可得到各变量的残差相关系数矩阵，如下所示：利用上述相关系数矩阵，我们采用PeterSpirtes（2005）的PC算法，对变量之间的同期因果关系进行DAG分析，为后面SVAR的识别提供依据。首先，我们从“完全无向图”出发，然后利用上述相关系数矩阵，采用TETRAD软件对各变量之间的无条件相关系数和偏相关系数进行计算，去掉无条件相关系数和偏相关系数不显著的变量之间的连线，最后确定连线的方向。参照杨子晖（2007）的研究，对于样本容量不大的情况，选取较高的显著性水平，如20%。结果显示，dly与的相关系数为0.013，其P值则高达0.8651，远大于20%，因此我们认为它们之间不存在同期因果关系并移除之间的连线，同理，dly与μ+L、dly与μ-L、dlcpi与μ-m、dlcpi与μ+L、μ-m与μ+L、μ+L与μ-L、μ+m与μ-L之间的无条件相关系数或偏相关系数的P值分别为0.25、0.82、0.87、0.34、0.27、0.64、0.27，因而认为均不存在同期因果关系，移除它们之间的连线。最后，进一步依据前面所述的隔离集，明确各变量间的因果方向，结果如图2所示。4.基于DAG的SVAR估计在上一节DAG分析的基础上，我们得出了各变量之间的同期因果关系，据此，我们设定SVAR的约束矩阵形式为：由此，可以估计出SVAR模型，进一步分析货币政策在方向上的非对称性。（1）货币政策产出效应在方向上的非对称性。对产出进行脉冲响应分析，如图3所示，货币供给政策对产出的影响具有非对称性。具体表现在：扩张性货币供给冲击对产出的影响比较慢，在第3期达到最大，货币供给量增加1%，产出增加0.02个百分点，随后逐渐降低，并收敛于0；紧缩性货币供给冲击对产出的影响较快，货币供给减少1%，当期产出水平减少0.04个百分点，随后逐渐减少，并收敛到0。同时，相较于货币供给政策，信贷政策对产出的影响较小，但也存在非对称性。表现在：扩张性信贷政策对产出的影响比较慢，政策存在滞后性，在第2期影响达到最大，随后逐渐降低并收敛于0；紧缩性信贷政策对产出的影响比较快，不存在时滞性。为了进一步检验上述结果的稳健性，我们对SVAR展开预测方差分解，结果列于表3。方差分解分析的结果显示，从第3个月开始，产出水平的波动有近10%来自货币供给的冲击，而信贷冲击的解释程度不足2%，说明相较于“信贷渠道”，“货币渠道”是我国现阶段货币政策传导的主要途径；在中长期，扩张性货币供给政策冲击对产出水平波动的解释程度仅为2%，而紧缩性货币供给政策冲击对产出的波动解释程度为8%，扩张性信贷政策冲击对产出波动的解释程度非常小，仅为0.6%，紧缩性信贷政策冲击对产出波动的解释程度则为1.2%，说明我国货币政策的产出效应在方向上存在非对称性。表现为：相较于扩张性货币政策，紧缩性货币政策对产出的影响更大，这与前面脉冲响应分析的结果是一致的。（2）货币政策价格效应在方向上的非对称性。同理，对价格水平进行脉冲响应分析，结果如图4所示，货币政策价格效应在方向上也存在明显的非对称性。扩张性货币供给政策冲击对价格的影响几乎不存在时滞，当期就有一个微小的正向效应，随后逐渐降低，最后收敛于0；紧缩性货币供给政策冲击对价格的影响则相对较慢，存在时滞，大约在3个月后对价格波动的抑制作用达到最大，随后逐渐降低，并收敛于0；扩张性信贷政策冲击对价格的影响比较慢，存在时滞，在第20个月达到最大，随后逐渐降低，并收敛于0；紧缩性信贷政策冲击对价格的影响则比较快，当期就对价格产生抑制效果，当金融机构各项贷款余额减少1%时，价格水平增长率当即下降0.002个百分点，随即抑制效果慢慢降低，最后收敛于0。另外，从图4还可以看出，相比货币供给政策冲击而言，信贷政策冲击对价格的影响更大，表明我国货币政策对价格水平的传导途径以“信贷渠道”为主。为了进一步验证上述结果的稳健性，我们对上述“有向无环图”下的SVAR中价格水平展开预测方差分解，结果列于表4。预测方差分解分析结果显示，货币政策的价格效应存在非对称性。具体来看，从第一期开始，扩张性货币供给政策冲击对价格波动的影响程度便达1.4%，明显大于紧缩性货币供给政策冲击对价格波动的影响程度；信贷政策冲击对价格波动的贡献率大于货币供给政策，进一步证实我国货币政策对价格的传导途径以“信贷渠道”为主。扩张性信贷政策冲击对价格波动的影响比较慢，在中长期对价格波动的贡献率达到15%；而紧缩性信贷政策冲击对价格波动的影响则比较快，第一期对价格波动的贡献率便达到40%，中长期对价格波动的贡献率约9%，可见，短期来看，紧缩性信贷政策冲击对价格波动产生比较大的影响，但中长期来看，扩张性信贷政策冲击对价格波动产生比较大的影响。

五、研究结论与启示

对称性范文篇4

现代市场经济，是高度发达的商品经济，也是高度信用化、信息化的商品经济。因此，研究和探讨信贷关系中银行与企业之间的信息分布、信息沟通、信息识别、信息处理等，对于防范和化解信贷风险，支持市场经济发展，都具有十分重要的意义。本文想就信贷关系中的信息不对称性作初步分析。

（一）、信息不对称的主要表现形式

这里所说的信息不对称，是指银行与企业之间信息的不对称分布。在信贷关系中，作为信贷支持的每一个企业都可能随时全面了解和掌握银行的信贷政策、信贷制度、信贷监管等银行信息，而银行却不可能拥有和掌握每个贷款企业的全部信息，这就形成了信贷关系中的信息不对称性，而企业具有信息优势，使银行经常处于不利地位。信贷信息的不对称问题，在目前我们市场经济欠发达、信用环境不完善的背景下，表现得尤为突出。主要有以下三个方面：

1、信息源占有不对称

企业与银行相比，在信息源的占有上具有很强的优势。

其一是企业经营者直接掌握着企业的全部信息，包括资产、负债、现金流动情况、生产经营情况、资金运用情况、企业偿债能力和获利能力、企业发展前途和规划等，同时也深谙自身的全部风险信息。而银行作为主要债权人，在两权分离体制下，对企业本该知悉的信息往往知之较难，知之较少。加之在经济体制转轨过程中，企业融资多元化，资金流量隐蔽、流向多变，更增加了银行了解和掌握企业信息的难度。这样，一方面，企业控制着企业所有者和银行投入的所有资源；另一方面，又控制着有关这些资源运转状况的所有信息。这种情况很可能造成银行资金在安全性和流动性上遭受风险和损失。其二是企业掌握着大量的市场相关信息，而银行在目前条件下，却不可能掌握众多企业的市场相关信息，而且市场信息容量瞬息万变，银行要掌握包罗万象的市场信息确实力不从心。

2、沟通目的不对称

银行与企业沟通信息的目的，是确定信贷支持和限制的企业、项目和产品，确定对企业、项目和产品支持程度，确定对企业、项目和产品的信贷管制力度，具有多项选择性，而企业与银行沟通信息的目的是单项选择，就是寻求信贷支持。由于沟通目的的不对称，而企业又具有信息源优势，这就必然为企业对银行的信息传递，提供了广泛的选择性，宽幅的伸缩性，同时也是经营者产生道德风险的温床。一个项目为了取得信贷支持，项目经营者可以利用专业分工的特殊信息，给项目的市场前景进行美化和润色，对市场风险信息进行人为的调节和压缩。一个企业为了信贷支持，经营者可以利用掌握企业全部信息的优势，对企业信息进行隐蔽性操作，运用符合信贷支持的信息对企业进行包装，隐瞒真实经营业绩和风险状况，有的虚假信息经过加工已达到了天衣无缝、以假乱真的程度，使银行屡屡上当。银行为了防范和化解信贷风险，实施信贷监管，对相关企业的资产负债、应收账款等基本财务信息提出调节要求，而企业由于信息的“黑箱”操作，常常使银行的调节信号虚化，把对企业经营行为的调节变为报表的调整，把对企业的价值调节变为价值符号的调节。

因为企业给银行提供的信息具有单一的目的性，很强的功利性，经营者的道德风险短期内又难以有效地防范，这就使银行时常处于虚假信息的笼罩之中，如果银行把握不准，则会产生劣客户驱逐好客户的“逆向选择”，加剧信贷风险。

3、识别手段不对称

目前，大多数企业特别是大中型企业，都十分重视市场和自身的信息识别，并在识别手段上有了很大进步。如有的企业已建立自己的专职信息机构，配置专门信息人员，在社会聘请兼职信息人员，并在信息识别处理上借助计算机网络，模拟市场进行深层次的定性分析识别，运用数理模型进行信息定量分析识别，使企业的信息识别逐步转向科学的理性识别，成为强有力的决策支持体系。而目前一些基层商业银行对企业的信息识别还处于看报表、汇数字、搞对比的传统信息识别上，停留在肤浅的定性分析阶段和经验判断阶段，有的商业银行对各企业的财务报表和有关资料还没有输入微机管理，缺乏连续性、系统性的信息识别，这就为企业虚假信息对银行决策的干扰，开了方便之门。银行信息识别手段的落后，远不适应市场经济发展的要求，必然会人为地诱发信贷风险。

（二）、几点建议

银行与企业在信息拥有“量”上的不对称，使银行对企业产生严重的信息依附性，在信息“质”上的不对称，使银行信息严重滞后和失真，这必然影响到银行信贷决策的适时性和准确性，直接波及信贷资金的安全。如何有效克服信息不对称所产生的负效应，防范和化解信贷风险，笔者认为：

1、健全企业信息披露制度。要使企业实施全面、准确的信息披露，首先要以《公司法》、《会计法》、《统计法》等法律为准绳，严格规范企业的会计财务信息，使企业会计信息处理标准化；其次银行可借助社会审计、会计师事务所和有关信息部门，对企业的财务信息和经营信息进行披露和报告，提高企业信息公开程度，强化企业信息的社会监督和制约。

对称性范文篇5

还需要根据工厂自身的条件以及产生的类型来设计工艺的过程，对于设备的选用也要适当和适用。主要的工作重点应该选为在大范围中搜寻较为合适的工艺方法、工艺设备、和工艺过程，与此同时，还要对各种工艺设备、工艺过程和工艺方法进行研究，它们之间对于制造特征的可替换性也是一个研究的重点，对于研究的工艺方法、工艺设备和工艺过程等都是本身都具有对称性，那就可以为其在工艺上的优化提供一个新的方向和视角。

工艺方法对称性

工艺方法交换对称性如果可以从多种工艺方法中得到一种相同的制造特征，那么这些工艺方法就可以对于这个制造特征就具有了一定程度的可替换性或者可交换性，将其称之为工艺方法交换对称性。国际上主要将机械制造工艺方法分成了铸造、压力加工、焊接、切削加工、热处理、装配等十个大类，对于每一个大类又可以将其分成若干个中类和小类，这些在工艺方法之间都存在交换对称性。针对不同的制造对象，这些工艺方法可以根据实际情况降低实际的交换程度，这样就构成了其在实际应用中的技术关键。

工艺方法组合与分解对称性对于某一个制造特征来说，即可以通过一种方法得到，也可以将多种工艺方法进行组合得到，针对制造特征而言，一种工艺方法和多种工艺方法组合之间是存在对称性的，将其称之为工艺方法组合与分解对称性。工艺方法组合与分解对称性可以分成串行、并行、串并行、串并行交叉等多种组合分解类型。

工艺方法时空对称性工艺方法时空对称性主要指的是其组元在时空之上有的规律重复性，如果进行具体分析，那就可以分成时间、空间和时空组合对称性。如果工艺方法与组元在时间变化的过程中也随着发生有规律的重复出现变化，这样就称其具有时间对称性。工艺方法和组元在空间上发生有规律的重复时，将其称之为空间对称性。工艺方法的时空组合对称性值得就是将以上的两种对称性组合得到的，主要在加工和装配的流水线上有比较多的应用。

工艺过程对称性

工艺过程交换对称性如果可以通过不同种类的工艺过程得到相同的制造特征，那么就可以说该制造特征具有工艺过程交换对称性，但是对于不同的情况需要进行具体的分析，合理的选用。

工艺过程组合与分解对称性对于工艺方法的具体实现的过程，也就形成了工艺过程，所以工艺方法组合与分解对称性在实际制造过程中的一个具体表现就是工艺过程组合与分解对称性。工艺过程是由相关的工序组成的，那么对于工艺过程的组合与分解就是指工序的减少与增加。对于大批和大量的生产就需要采用工序分散的原则进行生产，而单件和小量的生产需要采用比较集中的工序。

工艺过程时空对称性所谓的工艺过程时空对称性，其实就是指工艺过程和其组元在时空上具有规律的重复性，这就包括了工艺过程的时间、空间和时空组合对称性三种，所以和工艺方法的分类相同也具有时间上的串行、并行、串并行和空间上平移、镜射、旋转等区别，然而这些不同类别的对称性又在同一个工艺过程中组合。

工艺设备对称性

交换对称性如果可以使用不同种类的工艺设备，但是得到一个相同的制造特征，那就可以说在这些设备之间存在有交换对称性。工艺设备是一个比较广泛的概念，在制造的整个过程中，可能需要很多工具，这些工具可能都会被看作工艺设备。

组合与分解对称性如果对于同一个制造特征而言，既可以采取一种工艺设备将其得到，同时还可以采用多种工艺设备组合得到，那么就可以针对该制造特征说两者之间存在有工艺设备的组合与分解对称性，将其称之为工艺设备组合与分解对称性。

时空对称性设备具有的一个重要功能，那就是可以将物料之间进行转换，所以工艺设备对称性主要的研究对象就是各种原料和半成品转化成产品的过程，这就和作用几何、作用力、作用运动以及组元之间的对称性有着更为直接的关系，这些对称性对于制造的成本、质量和效率等都有很大的影响。对于很多工艺设备来说，它们很多都具有时空对称性。

应用展望

工艺对称性主要以工艺方法、过程和设备作为主要的研究对象，然而这三种工艺的定义都是基于零件的制造特征，所以工艺对称性是一个涵盖零件、工艺方法、工艺过程和工艺设备的多维多层次概念体系，可以将工艺设计中的很多要素统一到一个工艺对称性的理论框架之下。与此同时，还可以以相关的研究成果作为借鉴，这样可以更加有效的整合相关的工艺知识，还可以为工艺知识的计算机辅助奠定更深的基础。基于对称性的施工设计求解算法研究，需要应用工艺对称数据库以及知识库对相关施工设计进程提供帮助，从而进一步实现工艺的改进、评价、匹配和寻解等。

总结

对称性范文篇6

有关货币政策效果的研究由来已久，已积累了相当多的文献成果。20世纪20年代以前，大多数经济学家认为紧缩性货币政策与扩张性政策在实施产生的效果上是对称的，即认为货币供应量与产出是线性关系。但20世纪20年代之后数十年间，经济学界逐渐认识到：紧缩性货币政策能够有效抑制经济过热，而扩张性货币政策在抑制经济衰退的效果方面则不尽如人意，即货币政策执行效果是非对称的。

近年来，国外已有一些应用模型进行货币政策执行效果研究的论文。KimD.H(2002)用美联储的数据，分析了美国货币政策执行效果，得出结论认为1979年前美国货币政策具有显著的非线性特征，而1979年后线性特征则不显著。BruinshfdandCandelon(2004)运用统计方法检验了欧洲几个国家的货币政策执行效果，得出结论认为，在欧洲几个国家丹麦、法国、意大利、荷兰和英国中，丹麦和英国货币政策执行效果呈非线性特征，而其它国家货币政策执行效果的非对称性则不明显。

我国在货币政策执行效果方面已有一些研究成果。万解秋和徐涛（2001）研究得出结论：货币供给在治理通货膨胀和通货紧缩的效果方面，表现出明显的非对称性。陆军和舒元（2002）使用两阶段最小二乘法研究了货币供应量对经济的冲击，得出结论认为：货币供给紧缩的效应大于货币供给扩张的效应。

赵进文，闵捷（2005）应用STR模型和LM模型检验了我国货币政策的执行效果，得出结论认为：1993年1季度至2004年第2季度期间我国货币政策操作效果上表现出明显的非线性特征。

目前国内外文献对货币政策效果非对称性的研究已取得了相当多的成果，货币政策效果的非对称性也已成为经济学界的共识。但对于货币政策转折点，即“阀值效应”国内文献中却尚没有研究。由于“阀值”和“阀值效应”不仅更进一步证实了货币政策效果的非对称性，而且更重要的是反映了信贷配给的程度，进而也间接地反映了信贷市场的成熟和完善程度，因此，对这个问题进行研究具有重要意义。在此部分，借鉴国外研究成果结合我国具体情况，得出我国货币政策效果的“阀值”，并使用Stiglitz和Weiss（1981）的均衡信贷配给理论对货币政策执行效果的非对称性和“阀值效应”给出理论上的解释。

我国货币政策对产出的影响主要是通过信贷渠道实现的，国内学者在这方面所作研究已相当丰富。王振山、王志强（2000）运用协整和格兰杰因果检验模型进行实证分析，表明信贷渠道是中国货币政策的主要传导途径，而货币渠道的传导作用则不明显。李斌（2001）运用交互影响的多元反馈时间序列模型进行实证检验，证实信贷总量和货币供给量与货币政策最终目标变量具有很高的相关系数，但信贷总量的相关性更大一些。周英章、蒋振声（2002）研究得到货币政策分别通过信贷渠道和货币政策影响宏观经济总量，与货币渠道相比，信贷渠道在中国货币政策传导过程中具有明显的相对重要性。丰富的研究文献表明，我国货币政策对产出的影响主要是通过信贷渠道实现的。

货币政策对产出的影响主要通过信贷渠道来实现，其影响程度取决于信贷条件是紧还是松，当信贷条件处于“紧”或“松”时，货币供应量变化对产出的影响是不同的，即货币政策与产出之间存在非线性关系和“阀值效应”。Blinder(1987)提出了一个信贷配给模型，认为当经济处于信贷配给状态时，货币政策的效果较强。McCllum(1991)用t统计量检验了Blinder(1987)的结论，得出结论：当信贷市场中信贷条件的紧密程度超过特定阀值时，货币供应增量对产出影响更强。Davies(1987)和Hansen(1996)研究了“阀值问题”，他们给出了“阀值”选择中的不同检验统计量。

Galbraith(1996)基于美国和加拿大的货币政策的数据，使用t检验和LM检验，探测了真实货币量变化对产出的阀值效应。当货币供应量变化低于阀值时，货币供应量变化对产出的影响更强，“阀值效应”的存在更进一步证明了货币政策执行效果的非对称性。

国内尽管对货币政策的非对称性进行了一些研究，但对于我国货币政策操作的转折点尚没有进行深入研究，同时对于货币政策的效果非对称性和政策转折点即“阀值”也解释得尚不充分。赵进文，闵捷（2005）研究了我国货币政策操作效果存在非对称性，他们认为我国货币政策操作效果存在非对称性是由于还存在“传统的行政干预手段和其他非市场手段，还存在看得见的手在调控经济，而在市场经济成熟的西方国家，调控经济的手段主要是靠市场经济的杠杆和健全的法规，进行较为适时的、局部的、持续的微调，因而政策拐点相对地要少得多”。但在他们的研究中文献中，并没有对货币政策的拐点进行研究。

在这篇文章中将基于我国货币政策指标以及产出指标，运用t检验和LM检验，研究我国真实货币量变化对产出的非对称性以及“阀值效应”，找出我国货币政策操作的转折点，即“阀值”。

二、货币供给量与产出的关系及数据选取

研究货币政策传导的信贷渠道中的“阀值效应”，需要抓住主要影响产出的变量来建立模型。货币供应量和利率是研究货币政策的主要经济指标，但这里主要研究货币的信贷渠道中的“阀值”问题，因此，仅将货币供应量作为模型的变量。在这里将使用与MacCllum(1991)中相似的产出方程，其产出模型与IS-LM模型相一致，包括自回归项和其它解释变量。货币变量在这里是表示信贷条件的指标，其真实货币供给量的低值表示货币紧缩。建立模型的一般形式如下：

这里表示真实GDP的对数，表示真实政府支出的对数，表示真实M1的对数。方程（1）是一个自回归分布滞后模型。

采集1992年第1季度至2005年第2季度期间的国内生产总值（GDP）、政府财政支出以及M2的季度数据，通过价格调整将其转换为实际季度值，并且进行了季度调整（原始数据采集自《中经专网季度、月度数据库》、《中国人民银行统计季报》和《中国季度国内生产总值核算历史资料》）。在这三个主要经济指标中，国内生产总值GDP的对数记为y,货币供应量的对数记为m2，政府支出G的对数记为g。

为使变量的数据属性符合建模要求，必须对y,m2和g这三个序列进行平稳性检验，即进行标准的单位根检验。表1给出了具体单位根结果，结果显示，在5%的显著性水平下，三个序列都是非平稳时间序列。因此，需要对三个序列进行平稳化处理。

注：“**”和“*”分别代表1%和5%显著性水平下的ADF值

对y,m2和g的一阶差分序列分别作带有时间趋势和截距项的单位根检验，结果显示在5%的显著水平下，三个一阶差分序列的ADF检验值是平稳的（表2）。

信贷配给,货币政策,非对称性阀值-[飞诺网]

由于方程（1）的一阶差分是平稳序列，因此将自回归分布滞后模型（1）变换为误差修正模型。在误差修正模型中检验阀值效应是否存在。用mt表示货币供应量的一阶差分:阀值变量的

参数用h*来表示。如果货币供应量变化对产出仅有线性影响，则h*=0。然而当mt≤t（信贷是紧的）时，货币供应量变化的效应可能更弱或更强，于是，h*不等于0反映了货币供应量变化对产出影响的额外成分。带有阀值变量的误差修正模型可表示如下：

三、模型参数估计和阀值检验

根据模型（3），在h*=0假设下，作△ht对解释变量的回归，解释变量中既包括△ht的前期值，还包含货币政策指标。Sensier和Osborn(2002)将所有线性和非线性模型的最高阶数均定为8，根据t检验值、AIC准则、SC准则和DW检验，来确定符合我国实际情况的滞后阶数，表3给出了滞后8阶的各个系数的t检验。

由表3，滞后3阶的拟合效果与其它阶数相比更显著。因此，模型在零假设h*=0下可写为：

在零假设下，即h*=0时，阀值效应的变量mt*有零系数，相反则阀值效应变量与被解释变量相关。如果对模型赋予一个固定的阀值，则对这个值的效应的检验较为简单。但一般是参数在零假设下不被识别，其值必须由研究者来选择。在h*不等于0时，模型写为：

关于阀值的选择问题，国内尚无文献来解决此问题。Hanson(1996)使用LM和Wald统计量的最大值来估计阀值t，其估计量具有较好的性质和大小。Galbraith(1996)使用最大t值检验和最大LM检验法估计阀值t。此部分参考Hansen(1996)的研究方法，运用最大LM检验和t检验找寻中国货币政策的阀值。

根据LM估计量和t统计量，来估计t。在估计t值时，不仅使用了真实的m2差分作为货币变量，同时也使用了mt另外的定义，即m2的四季度移动平均偏差。在找寻t使用的是模拟的方法，从货币变量的最小值开始一直到最大值，对每个选中的mt值，运用模型（5），得出LM统计量的值和mt*系数的t统计量的值，LM统计量中的最大值和t统计量中最大值作为的估计值。通过编程估计，得出以下结果，见表4。由模型（5）和mt的四种定义得出表4结果，可知我国货币政策阀值在-0.08～-0.05之间，阀值为负，按照mt*的定义，mt≤t，mt*=mt，其它情况为0，h*mt*可以被看成是当货币变量低于阀值时，对产出额外的影响。这也说明了当货币变量取较高值时，货币政策的效果较小或根本没有效果，也就是说扩张性货币政策与紧缩性货币政策相比，对产出的效力更有限。因此，阀值效应的存在进一步证实了我国货币政策效果的非对称性，货币与产出之间存在较为复杂的非线形关系，从货币变量的强力作用到较弱作用之间存在一个跳跃性的过渡。

四、“阀值效应”和“阀值”的信贷配给理论解释

对于货币政策效果的非对称性和阀值效应的存在，国内外文献有较为不同的解释。赵进文，闵捷（2005）将货币政策效果的非对称性归结为货币政策操作方式不完善，认为“我国货币政策操作方式还有待进一步完善，稳健性还需加强。”

尽管赵进文，闵捷（2005）对央行货币政策的效果非对称性进行了解释，但仅仅将其解释为货币政策操作方式上的不完善，则将这一问题简单化，没有考虑货币政策的传导渠道，尤其在我国货币政策的传导重要是信贷渠道。货币政策效果的非对称性不仅仅是由于货币政策操作方式的不完善，还应考虑货币政策传导的信贷渠道和信贷市场的成熟程度等方面的因素。

Galbraith（1996）认为：“阀值效应的存在并不能仅仅认为是由于Blinder(1987)中所阐述的信贷配给所导致的结果，并且可能应归因于除此之外的其它现象的作用。但这并不意味着信贷配给就是一个不重要的现象。无庸置疑，信贷配给模型在解释信贷市场上资金在借贷方的分配问题上有关键作用”。从Galbraith（1996）的文献中可看出，StiglitzandWeiss(1981)型信贷配给的存在的确对货币政策传导中的非对称性以及阀值效应的产生起作用。

Blinder(1987)中的信贷配给是指:银行对企业的最大信贷量小于企业对信贷的需求量。此文献中给出了两个宏观经济模型，用来描述经济处于信贷配给状态下，中央银行的政策对经济供给方的实际影响。这两个模型分别为信贷配给对供给的影响模型以及信贷配给对固定资本的影响模型。在第一个模型中，信贷配给降低企业的生产所需要的资本金，由于企业难以获得足够资金用于生产，就会降低产出。因此，在产品市场上就会导致超额需求，从而使价格上升，进一步会使信贷的真实供给降低，进而导致总供给降低以及停滞性通货膨胀。得出结论，货币政策紧缩时对经济的实际影响较强，而在信贷适度和信贷扩张情况下，货币政策的实际影响较小。第二个模型中则研究信贷配给与固定资本之间的关系。信贷配给降低投资，从而削减了总供给和总需求。在经济处于信贷配给情况下，政府支出的上升对投资具有“挤出效应”，但在非信贷配给情况下，政府支出上升则对投资没有这种影响。

在这里，我们使用StiglitzandWeiss(1981)的信贷配给理论对我国货币政策的非对称性和“阀值效应”进行解释。StiglitzandWeiss(1981)证明在没有政府干预的情况下，由于借款人方面存在的逆向选择和道德风险行为，信贷配给可以作为一种长期均衡现象存在。信贷配给指的是如下两种情况：①在所有贷款申请人中，一部分人得到贷款，另一部分人被拒绝，被拒绝的申请人即使愿意支付更高的利息也不能得到贷款；②一个给予申请人的借款要求只能部分地满足。

我国货币政策主要是通过信贷渠道进行传导的。信贷配给作为信贷市场上存在的一种行为方式，必然会对货币政策的传导效果产生影响。

当中央银行实行紧缩性货币政策时，货币政策可以通过银行贷款的渠道影响经济活动，也就是中央银行通过公开市场操作来降低商业银行准备金规模，从客观使商业银行信贷可得性降低，从而降低商业银行提供信贷的能力，使商业银行贷款供给下降，使得主要依靠商业银行贷款的企业和个人由于银行贷款资金减少，其为了寻找新的贷款者，建立新的信贷关系等而增加筹资成本，资金需求得不到满足，进而投资量下降，在乘数效应和加速数原理的相互作用下，会对真实经济产生收缩作用。由于货币政策传导的资产负债表渠道要经过利率的传导环节，而我国的存贷款利率由政府管制，尚未实现利率市场化，资产负债表渠道在我国货币政策传导中所起到的作用十分有限。当中央银行实行扩张性货币政策时，通过公开市场操作提高商业银行准备金规模，从而提高商业银行的信贷可得性，提高商业银行提供贷款的能力，使商业银行贷款供给提高，从而使得主要依靠商业银行贷款的企业和个人可获得更多的信贷资金，进而投资量上升，在乘数效应和加速数原理的相互作用下，对真实经济产生扩张作用。

商业银行在中央银行的货币政策紧缩或扩张的操作过程中，信贷供给量发生变化，实际上是执行了相当一部分政府职能。但除了政府干预商业银行的行为之外，商业银行还是实现利润最大化经营的企业。在不考虑政府干预的情况下，信贷市场上由于商业银行与借款人之间存在信息不对称，借款人方面存在逆向选择和道德风险行为，信贷配给可以作为一种长期均衡现象存在。商业银行的信贷配给行为对真实经济有一个额外的影响，总的来说是收缩性的。当实行紧缩性货币政策时，信贷配给进一步加剧紧缩性货币政策的效果。当实行扩张性货币政策时，信贷配给会减弱扩张性货币政策作用的效果。因此，从理论上讲，由于信贷配给的存在会使得中央银行的货币政策的经济效果呈现非对称性，货币政策从扩张到收缩过程中必然存在一个转折点，即阀值。当货币供应量变化超过这个阀值时，货币政策对真实经济有一个额外的效应，即信贷配给效应，可以这样说，阀值效应的存在是由于微观信贷市场上存在信贷配给作用的结果，因此“阀值”和“阀值效应”的存在，反应了信贷配给的程度，“阀值”大小可以作为信贷配给程度的量化指标，而信贷配给强度如何度量一直是这一领域的难点。另一方面，信贷配给是信贷市场上的一种摩擦，它是由于信贷市场的不完善、不成熟造成的，因此“阀值”和“阀值效应”的存在也间接地反映了信贷市场的完善程度。

五、结论

本文使用1992年第1季度至2005年第2季度期间的数据研究了我国货币政策非对称性、“阀值效应”。得出我国货币政策的拐点，即阀值在-0.08～-0.05之间。

我国货币政策主要是通过信贷渠道进行传导的。由于信息不对称所导致的信贷配给作为信贷市场上银行与企业间存在的一种行为方式，必然会对货币政策的传导效果产生影响。由于微观信贷市场上信贷配给的存在，紧缩性货币政策对产出的影响大于扩张性货币政策。“阀值”和“阀值效应”的存在反映了信贷配给的程度，“阀值”大小可以作为信贷配给程度的量化指标，而信贷配给强度的度量是这一领域的难点。此外，信贷配给是信贷市场上的一种摩擦，是由于信贷市场的不完善、不成熟造成的，“阀值”间接地反映了信贷市场完善程度。

参考文献:

1.Kim,D.H.,Osborn,D.R.,Sensier,M.,Sensier,M.,2002.NonlinearintheFed′smonetarypolicyrule.CGBCRDiscussionPaper018,1～36

2.Bruinshfd,A.,andCandelon,B.,2004.NonlinearmonetarypolicyinEurope:factormyth?

3.万解秋,徐涛,货币供给的内生性与货币政策的效率——兼论我国当前货币政策的有效性[J]，经济研究2001（3）

4.陆军，舒元，货币政策无效性命题在中国的实证研究[J]，经济研究2002（3）

5.赵进文，闵捷，央行货币政策操作效果非对称性实证研究[J]，经济研究2005（2）

对称性范文篇7

[关键词]量子体系对称性守恒定律

一、引言

对称性是自然界最普遍、最重要的特性。近代科学表明，自然界的所有重要的规律均与某种对称性有关，甚至所有自然界中的相互作用，都具有某种特殊的对称性——所谓“规范对称性”。实际上，对称性的研究日趋深入，已越来越广泛的应用到物理学的各个分支：量子论、高能物理、相对论、原子分子物理、晶体物理、原子核物理，以及化学（分子轨道理论、配位场理论等）、生物（DNA的构型对称性等）和工程技术。

何谓对称性？按照英国《韦氏国际辞典》中的定义：“对称性乃是分界线或中央平面两侧各部分在大小、形状和相对位置的对应性”。这里讲的是人们观察客观事物形体上的最直观特征而形成的认识，也就是所谓的几何对称性。

关于对称性和守恒定律的研究一直是物理学中的一个重要领域，对称性与守恒定律的本质和它们之间的关系一直是人们研究的重要内容。在经典力学中，从牛顿方程出发，在一定条件下可以导出力学量的守恒定律，粗看起来，守恒定律似乎是运动方程的结果．但从本质上来看，守恒定律比运动方程更为基本，因为它表述了自然界的一些普遍法则，支配着自然界的所有过程，制约着不同领域的运动方程．物理学关于对称性探索的一个重要进展是诺特定理的建立，定理指出，如果运动定律在某一变换下具有不变性，必相应地存在一条守恒定律．简言之，物理定律的一种对称性，对应地存在一条守恒定律．经典物理范围内的对称性和守恒定律相联系的诺特定理后来经过推广，在量子力学范围内也成立．在量子力学和粒子物理学中，又引入了一些新的内部自由度,认识了一些新的抽象空间的对称性以及与之相应的守恒定律，这就给解决复杂的微观问题带来好处，尤其现在根据量子体系对称性用群论的方法处理问题，更显优越。

在物理学中，尤其是在理论物理学中，我们所说的对称性指的是体系的拉格朗日量或者哈密顿量在某种变换下的不变性。这些变换一般可分为连续变换、分立变换和对于内禀参量的变换。每一种变换下的不变性，都对应一种守恒律，意味着存在某种不可观测量。例如，时间平移不变性，对应能量守恒，意味着时间的原点不可观测；空间平移评议不变性，对应动量守恒，意味着空间的绝对位置不可观测；空间旋转不变性，对应角动量守恒，意味着空间的绝对方向不可观测，等等。在物理学中对称性与守恒定律占着重要地位,特别是三个普遍的守恒定律——动量、能量、角动量守恒，其重要性是众所周知，并且在工程技术上也得到广泛的应用。因此，为了对守恒定律的物理实质有较深刻的理解，必须研究体系的时空对称性与守恒定律之间的关系。

本文将着重讨论非相对论情形下讨论量子体系的时空对称性与三个守恒定律的关系，并在最后给出一些我们常见的对称变换与守恒定律的简单介绍。

二、对称变换及其性质

一个力学系统的对称性就是它的运动规律的不变性，在经典力学里，运动规律由拉格朗日函数决定，因而时空对称性表现为拉格朗日函数在时空变换下的不变性．在量子力学里，运动规律是薛定谔方程，它决定于系统的哈密顿算符，因此，量子力学系统的对称性表现为哈密顿算符的不变性。

对称变换就是保持体系的哈密顿算符不变的变换．在变换S（例如空间平移、空间转动等）下，体系的任何状态ψ变为ψ（s）。

三、对称变换与守恒量的关系

经典力学中守恒量就是在运动过程中不随时间变化的量，从此考虑过渡到量子力学，当是厄米算符，则表示某个力学量，而

然而,当不是厄米算符,则就不表示力学量.但是，若为连续变换时，我们就很方便的找到了力学量守恒。

设是连续变换，于是可写成为=1+IλF,λ为一无穷小参量，当λ→0时，为恒等变换。考虑到除时间反演外，时空对称变换都是幺正变换，所以

（8）式中忽略λ的高阶小量，由上式看到

即F是厄米算符，F称为变换算符的生成元。由此可见，当不是厄米算符时，与某个力学量F相对应。再根据可得

可见F是体系的一个守恒量。

从上面的讨论说明，量子体系的对称性，对应着力学量的守恒，下面具体讨论时空对称性与动量、能量、角动量守恒。

1.空间平移不变性（空间均匀性）与动量守恒。

空间平移不变性就是指体系整体移动δr时，体系的哈密顿算符保持不变．当没有外场时，体系就是具有空间平移不变性。

设体系的坐标自r平移到，那么波函数ψ(r)变换到ψ(s)(r)

2.空间旋转不变性（空间各向同性）与角动量守恒

空间旋转不变性就是指体系整体绕任意轴n旋δφ时，体系的哈密顿算符不变。当体系处于中心对称场或无外场时，体系具有空间旋转不变性。

3.时间平移不变性与能量守恒

时间平移不变性就是指体系作时间平移时，其哈密顿算符不变。当体系处于不变外场或没有外场时，体系的哈密顿算符与时间无关（），体系具有时间平移不变性。

和空间平移讨论类似，时间平移算符δt对波函数的作用就是使体系从态变为时间平移态：

同样，将（27）式的右端在T的领域展开为泰勒级数

四、结语

从上面的讨论我们可以看到，三个守恒定律都是由于体系的时空对称性引起的，这说明物质运动与时间空间的对称性有着密切的联系，并且这三个守恒定律的确立为后来认识普遍运动规律提供了线索和启示，曾加了我们对对称性和守恒定律的认识．对称性和守恒定律之间的联系，使我们认识到，任何一种对称性，或者说一种拉格朗日或哈密顿的变换不变性，都对应着一种守恒定律和一种不可观测量，这一结论在我们的物理研究中具有极其重要的意义，尤其是在粒子物理学和物理学中，重子数守恒、轻子数守恒和同位旋守恒等内禀参量的守恒在我们的研究中起着重要的作用．下表中我们简要给出一些对称性和守恒律之间的关系。

参考文献

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对称性范文篇8

自2011年以来，我国的经济运行态势有所放缓，产出增速和物价水平均进入明显的下行通道，特别是2015年1月公布CPI的数值0.8%创5年来新低后，通货紧缩这一表述就越来越频繁的出现在新闻媒体与各市场研究机构的报告中。虽然此后几个月国内物价指标有所回升，但仍处于1.5%以下的较低水平，同时，经济增速以及相关需求指标的持续回落，依然说明当前中国宏观经济态势存在较大的通缩压力。从理论上看，虽然物价水平的下降可以降低居民的生活成本，但持续的价格下跌导致生产企业利润下降，投资放缓，居民收入下滑以及失业率上升，并带来消费的萎缩，进而对经济造成持续的下行压力。为应对通缩压力下可能进一步产生的负面经济后果，2014年以来，央行采取了一系列定向和非定向降息降准政策措施，公开市场上的操作也主要以释放流动性为主，维持了实际的货币供应量以及信贷投放增速处于12~15%的平稳区间，并促进了经济基本面的总体可控。但从2015年年初至今的数据看，宏观经济下行的压力依然较大，产出、工业和投资等主要指标连续创下数十年以来的新低；CPI仍然低位运行，PPI已经连续38个月负增长，通货紧缩压力持续存在。在这一局面下，近期的政策和调控方式选择受到广泛关注，市场上呼吁央行采用激进货币政策，大幅提高货币供应量的声音时有发生。国内外学者已经关注到，面对不同的价格水平，货币政策对物价的影响的效果可能会呈现非对称性，即经济紧缩期的货币扩张效果可能弱于通胀状态下的货币收缩。从现实情况看也是如此，在1997—2002年我国曾处于通货紧缩状态，CPI指数持续5年低于1%，且较长时间内甚至维持负增长，同期的经济增速也处于改革开放以来的最低值。当时中央政府选择了货币和财政政策同时大幅扩张的应对思路，但其效果和我国近年来几次治理通胀压力的货币收缩政策相差甚远。直到2002年前后经济下行压力仍未明显改善，信贷供给的上升背后却是制造部门贷款占比下滑，政府投资挤占资金，造成信贷结构和经济结构的进一步失衡，直到2003年外部经济复苏之后，通过外需的拉动才逐步扭转了中国经济的困境。很显然，要从货币政策角度提出针对当前经济下行和通缩压力可行的应对方案，必须更加深入地分析这种货币政策非对称性，而不能简单的将经济繁荣、通货膨胀压力下的货币态势选择思路完全反向照搬并应用于现阶段的通缩现实。本文将在分析回顾2000年前后通货紧缩现实以及相关文献研究的基础上，对货币政策在治理价格变动中的非对称性进行理论分析和比较，并结合当前中国宏观经济的现实分析提出相应的政策解决思路。

二、历史回顾：如何定义和理解通货紧缩

在现阶段面临通缩压力之前，中国经济只在1997—2002年期间发生过类似的物价和经济长期走弱的情况。事实上，当时理论界对于是否处于通货紧缩存在一定分歧。一类观点是认为我国出现了通货紧缩的迹象和压力，但仅仅是物价的下滑并不能说明对通缩事实的认定；另一类观点则认为全面通缩的迹象明显，他们指出当时经济已经表现为物价指数持续负增长，工业企业产品销售收入减少，银行不良贷款比例和实际利率上升，失业规模也有所提高，这可以说明中国已经出现严重通缩。总的来说，这种观点差异主要集中在对通缩本身定义的强弱上。理论上关于通货紧缩的定义有三种方式：第一，认为通货紧缩是物价的普遍持续下降，是价格下跌和币值上升的一个过程；第二，通货紧缩是物价持续下跌、货币供应量持续下降，与此相伴随的是经济衰退；第三，通货紧缩是经济衰退的货币表现，必须同时包含三个特征，即物价持续下跌、货币供应量持续下降，有效需求不足、失业率高，经济全面衰退。当然，从广义的角度，我们也可以将这三种观点认为是衡量通货紧缩强弱程度的三种标准。其中，对于通缩最基本的前提要求就是货物和服务价格的普遍持续下跌，而更严格的界定涉及到货币供应量的下滑与经济衰退。事实上，通货紧缩是一种货币现象，可能在特定的货币结构条件下与广义货币供应量适度增长并存。理论上说，货币供给收缩仅仅为通缩的原因之一。另一方面，通货紧缩是经济下滑或经济衰退的一个原因，我们可以用经济下滑或衰退来判断通货紧缩的严重程度和危害程度。总之，尽管关于经济增长和货币供应状况的分析对于判断通货紧缩的程度非常重要，但通货紧缩的基本判断标准还是物价的普遍持续下跌。

三、通货紧缩产生的原因分析

通货紧缩产生的原因与通货膨胀类似，理论上包括货币、供给以及需求等多个方面的因素都会造成这种物价的大幅波动。基于国内数据的实证分析验证了几个通缩产生的理论渠道：第一，货币数量论的观点表明，当其他经济要素相对平衡时，短期内的货币供给水平的大幅波动会带来通胀或通缩压力；第二，供给和需求的不均衡带来的产出缺口调整。菲利普斯曲线中通胀率与产出缺口呈正相关关系，当产出缺口为正时，经济体面临通胀压力，反之则存在通缩压力；第三，经济结构的失衡可能造成商品和货币市场资产的相对价格变化，而价格刚性以及攀比机制最终会导致一般价格水平的大幅调整；第四，国外市场的供给和需求状况可能影响国内企业的定价策略和定价机制，并改变要素市场的价格，进而成为国内物价走势的显著性影响因素。从现实的情况看，通货紧缩的形成往往不会来自单一的原因，而是经济系统中多个层次上因素相互作用、共同发力的结果，学者们对2000年之前中国面临通缩的原因展开了大范围的研究，其结论几乎涉及到理论上能影响物价变动的所有方面。具体来看，胡鞍钢指出前期盲目投资、重复建设导致的过剩是造成通货紧缩的重要原因。钱小安认为除了生产力相对过剩外，东南亚金融危机导致的外部需求萎缩可能也是原因之一。曾国安提出三个原因，一是社会保障、就业以及教育住房等方面的制度改革造成当时居民长期消费能力预期下降，并降低了短期消费的动力；二是社会需求结构升级与供给方面的约束导致居民推迟消费；三是企业体制改革的过渡、产权机制的滞后、国企权责边界模糊以及行政性投资管制制约了社会的投资动力。樊纲则认为当时严厉的贷款风险调控政策改变了信贷市场的供需平衡，信贷收缩造成了通缩压力。从现阶段的情况看，通缩压力产生的原因肯定也涉及经济下行、产能过剩、投资动机下滑、消费结构调整、信贷需求、金融风险以及外部经济等多方面的原因，且在低物价的状态下这些因素可能相互影响，并呈现出与物价膨胀期间差异化的特征。

四、通货紧缩压力下的政策选择：为什么货币政策是非对称的

从近年来我国货币政策变化的趋势看，在通货紧缩压力下的货币扩张与治理通胀的货币紧缩相比，其效率存在明显差异。在1995年、2004年、2007年以及2011年前后，当我国面临物价上涨压力时，央行提高存款准备金率和基准利率等货币收缩政策都迅速解决了可能的通胀隐患。在面对1997年开始持续存在的通缩压力时，央行采取了一系列旨在启动内需的扩张货币政策，取消了对商业银行的贷款限额控制，先后6次下调法定准备金利率，连续8次下调存贷款利率等。但从效果看，在货币宽松政策后的四年内，非金融企业部门债权年均仅增长10.4%，而相对的是政府部门的净债权年均增长61.6%，企业信贷量占比从1997年底的84.7%下降到2001年底的72.4%，在经济下行需求不足的情况下，货币扩张带来的后果是银行资产的运用向政府部门明显倾斜，而同时企业部门从银行系统得到的货币支持则大幅下降，实体经济投资动力不足的问题没有解决。直到2002年前后中国经济还未走出困境，仍面临产出下行和通缩压力。从原因看，政府净债权占款中很多属于公共投资，但实践表明其带动民间投资和消费的乘数效应相当有限。事实上，当时配套的积极财政政策改变了银行的资产结构，以启动内需为目的的积极政策实施以后，信贷资源配置向政府部门倾斜，同时也抑制了对实际企业部门的信贷投放。而且，在通缩压力下，企业部门风险加大，政府部门投资的价格不敏感，且风险较低，受制于基建投资对民间投资消费的乘数效应较低，信贷扩张带来的实体经济增长非常有限。很显然，只有从理论上和现实中都正确理解这种货币政策效果的非对称性，我们才能真正对当前通缩治理问题给出合理有效的政策选择。事实上，FriedmanandSchwartz早在上世纪60年代就指出了货币政策在不同周期中效果的非对称关系，即货币政策对紧缩时期的扩张效应弱于经济膨胀时期的紧缩效应。国内的实证研究方面，万解秋和徐涛最早发现我国也存在这种货币政策效果的不对称性。在计量实证方法不断发展后，这一结论得到了进一步完善。另一方面，虽然从一些实证结果上看，紧缩期的货币扩张与物价回升之间可能也存在显著的相关性，但不少学者指出这种关联可能受到内生性财政政策的干扰，在经济下行周期，地方政府依靠财政扩张和银行资金进行公共投资的行为决策可能才是短期内物价和经济回升的主要动力。对于紧缩条件下货币扩张效率较低原因，当前研究从理论上给出了以下几个方面解释。一是货币流通速度冲击在低通胀环境下会模糊来自于货币增速的信号，因此，货币流通速度的内在变化会导致货币供给与物价水平的关系发生偏离。二是我国居民的主观贴现率和消费跨期替代弹性相对较低，这在经济下行的区制内更为明显，可能会进一步挤压原本就有限的货币政策反应弹性的选择空间。三是预期非对称的影响，张同斌的研究表明经济主体在下行周期中预期悲观，即使市场利率很低，投资和消费动力依然不足，而经济上行周期的紧缩政策会立刻修正经济主体的乐观预期，减少相应的经济活动。四是经济紧缩阶段，价格和工资粘性使得货币扩张效应失效，而经济扩张时期的紧缩性货币政策效应则相反。五是信贷渠道的非对称性。BernankeandBlinder指出萧条阶段的扩张货币政策可能因为银行和借款者的逆向选择和道德风险加剧而无法切实扩大实际信贷，大量流动性滞留在银行内部，反之，经济扩张时期的紧缩性货币政策却能切实降低商业银行的信贷供给。另一方面，当经济衰退时，需求萎靡除了使得价格降低，另一方面会导致生产者资金链紧张，需要更多的流动资金维持经营，从而吸收了更多的货币冲击，降低了资金利用效率，影响了其对经济与物价复苏的效果。六是政策目标选择的非对称性。在经济高涨时，我国央行收缩流动性的操作对象是通胀压力，但当经济出现衰退时，流动性调控的主要目标是经济基本面，但经济增速和物价下行不一定保持一致，也造成了货币政策效果的非对称性。

五、现实分析：通缩压力下的货币政策扩张为什么会失效

从目前情况来看，当前中国的宏观经济形势中的很多方面面临着与1997—1999年通缩时期相似的问题，市场上有不少声音开始呼吁央行要放弃稳健货币政策，而选择更为激进的货币扩张手段。但根据本文前述的理论和实证分析，这种基于治理通胀思路的简单相机选择并不适合当前的国内经济形势。与1998年前后的情况一样，激进的货币扩张以及可用信贷资源的大幅增加无法真正改善企业实际的投资动力，对缓解通缩压力的长期作用也不明显。基于当前经济形势的现实分析，需要考虑企业、金融机构以及政府行为三个方面的行为特征。具体来看，在经济下行、物价紧缩阶段，企业的收入和利润受到影响，财务状况恶化，其主观的投资动力也会有所不足，资金需求大多解决短期流动性压力等问题，向下刚性的人力成本压力可能更加剧这一问题，而对于通缩和经济下行的预期使其对货币供给增长的敏感性不足。其次，对银行等金融机构而言，可贷资源的增加并不足以抵消其行为顺周期性。在下行周期的信贷市场上，已经在民间融资市场上过度负债而导致资不抵债企业的银行信贷需求更加旺盛，且对利率不敏感。相反，财务状况尚能支撑的企业则经营收缩，投资动力不足，成本控制压力较大，信贷需求降低。在信息不对称的情况下“，劣企业”驱逐“良企业”的态势明显，不仅提高了银行的整体不良贷款水平，抬高了实际贷款利率，同时也明显降低了银行的主观放贷动力。另一方面，从长期趋势看，基础设施投资在宏观经济景气下滑的时候充当稳增长的政策工具仍受地方政府青睐，从数据来看，2015年一季度与基础设施密切相关的交通运输、仓储和邮政业，电力、热力、燃气及水的生产供应业，水利、环境和公共设施管理业的固定资产投资增速分别达到23.9%，21.4%和22.5%，均明显高于全行业的投资增速，而相对的是制造业投资增速则继续回落至10.4%，正不断创下2004年有此项统计数据以来的新低。政府主导项目的扩张会为银行新增的可贷资金找到了很好的出口，考虑到此类项目的收益较高，风险相对较小，银行非常自然地将增加的信贷资金向这类领域配置，并挤出制造业的信贷需求。从整体上看，当前的政策选择和短期影响也与1998年前后的情况相似，政府主导的投资项目在短期内对经济增长和部分行业商品的物价有拉动作用，但其软约束的特征可能进一步抬高市场的资金价格，同时挤占有限的信贷和行政资源，造成货币扩张对实体经济传导效率降低，对物价回升的拉动作用则依然不明显。另一方面，后期除了货币扩张的低效问题外，财政扩张的可持续性值得关注。在去年末地方债务清理政策实施后，政府主导项目的资金来源范围变得更加狭窄，直接利用平台公司从银行获得信贷资源的难度加大，且目前被政府寄予厚望的PPP模式在实际操作中阻力较大。公共投资未来发展的不确定性直接导致两个严重问题，第一就是过剩产能的消化进度放缓。事实上，由于经济下行压力较大，2014年末以来与基建投入相关的部分产能过剩行业消化速度有所放缓，2015年前两个月，全国高耗能行业投资3798亿元，增长12.1%，同比提高了1.8个百分点，比去年全年提高0.5个百分点，这也是近年来相关行业投资增长首次同比多增。这些行业的投资和产值增长完全依赖于公共投入的持续，一旦相关领域扩张后继不足，当前的产能过剩行业增长将带来巨大的经济后果和进一步的通缩压力。第二是中期的就业压力。实际上，政府主导的基础设施投资对就业的拉动作用并不稳定。其主要原因在于相对制造业投资，大多数基础设施建设期提供的就业岗位主要是临时性的，以场地建设、设备安装等工程为主，铁路道路或厂房建设完成后，往往无法为施工人员提供稳定性的用工岗位，单位投资能在长期带来的就业岗位非常有限。事实上，如果无法保持持续高速的基建投入，其对制造业的挤出效应可能在一到两年的中期对城镇就业形成较大压力，失业率的上升必然会导致当前的宏观政策效果大打折扣，且会使得经济系统向重度通货紧缩转变。

六、结论与政策建议

对称性范文篇9

关键词：外汇风险暴露资本市场作用机制不对称性

资本市场外汇风险暴露及其作用机制

资本市场外汇风险暴露是指资本市场价值对汇率变动的敏感性，它与一国经济的开放程度、宏观经济环境和上市公司的套期保值行为密切相关。外汇风险暴露的不对称性是指资本市场在汇率变动中做出不同的反应，这种不对称性是汇率对资本市场的各种传递机制与宏观经济形势综合作用的结果，其作用机制表现如下：

贸易机制。根据马歇尔-勒纳条件，在国民收入不变、贸易品供给具有完全弹性的条件下，进、出口商品需求弹性的绝对值之和大于1时，本币贬值会改善该国的贸易收支，提高国外对该国产品的净需求，对经济有扩张效应，带动本国资本市场盈利水平的上升；反之，本币升值会降低国外对该国产品的净需求，对经济有紧缩效应，导致资本市场盈利水平的下降。当然，由于J曲线效应的存在，贸易机制作用的发挥会存在时滞。

利率机制。利率平价理论认为套利资金的存在使得汇率与利率呈反向变动关系，本币的远期贴（升）水等于本国利率高于（低于）外国利率的差额。同时，利率对资本市场有负向影响，这种影响主要是通过三条途径实现：一是投资途径。当利率下降时，投资成本降低，预期投资收益提高，资本市场利润水平的上升；反之则下降。二是消费途径。利率下降将使企业销售规模扩大；利率上升则抑制消费，减少有效需求。三是资金结构途径。利率变化会改变不同市场的资金供求状况，进而对资本市场价格形成产生影响。

生产率机制。长期来看，本币的适度升值能够促使企业改善管理、进行产品改进和产业升级来提高劳动生产率，增强其获利能力，提高上市公司的质量，进而提高资本市场的盈利能力。但生产率的提升受本币升值幅度的限制，本币的小幅度升值会带来生产率的温和提升，中等幅度升值会通过倒逼机制进一步提高生产率，过度升值将导致要素利用率和生产率的下降。

资产组合机制。汇率变动会通过预期机制引起投资者资产组合的调整，从而对资本市场的供求关系产生影响。本币升值时，国内资产的吸引力增强，外国投资者持有本国的资产份额上升，资本流入，从而推高该国资产价格；随着外国投资者持有的该国资产份额的上升，外国投资者为减小外汇风险暴露会选择卖出本国资产，从而导致资本流出，对该国资本市场造成负向冲击。

我国资本市场外汇风险暴露的实证分析

在人民币升值过程中，我国资本市场出现了两种完全不同的状态，这对传统的本币升值会促进资本市场繁荣的观点提出了挑战。笔者对两种市场状态下资本市场的外汇风险暴露是否存在差异进行了验证。

（一）模型设定

根据TimothyK.Chueetal（2008）提出的发展中国家外汇风险暴露的估计模型，资本市场收益率受汇率和国际市场的共同影响。笔者对Chue-Cook模型进行了扩展，在汇率和国际股票市场收益率的基础上，将股权分置改革以后限售股解禁对盘面的影响以及市场基准利率引入模型，模型形式如下：

Rc=β0+β1S+β2RUS（-1）+β3X+β4I+ε

其中Rc是指我国股市收益率，选择的是沪市收盘收益率；β0是常数项，S是人民币对美元双边汇率变化率，Rus（-1）是前一日美国标准普尔500指数收益率，X是沪市流通股变化率，I是市场基准利率，系数β1、β2、β3、β4分别表示股票市场收益对汇率、美国股市收益、市场流通股数和利率变化的弹性。以上变量数据均为日度数据，源自CSMAR财经数据库。

（二）实证分析

本文分别利用2005年7月21日-2007年10月16日和2007年10月17日-2008年11月4日期间的数据对模型进行了检验，为了避免数据的不平稳，模型中所使用的数据采用的是收益率形式。如表1所示通过EVIEWS5软件对模型进行检验发现：在第一阶段，市场收益率对汇率变化的弹性为负，为-2.0967，人民币升值对股价水平具有提升作用；股票市场流通股数对市场收益率有负向影响，但弹性较小，为-0.1087；美国股票市场对沪市影响不显著，说明该阶段股票市场更多的由本地因素解释。在第二阶段，人民币升值对股票市场的作用发生了方向上的变化，但在统计上不再显著；美国股市对我国资本市场有显著正向影响，系数为0.2628；股票市场流通股数对市场收益率有显著负向影响，弹性变大，为-0.4389。说明该阶段股票市场的变化受本地因素和国际因素的共同影响。

由以上分析可见，两个阶段中我国资本市场外汇风险暴露并不是一成不变的，具有不对称性。

我国资本市场外汇风险暴露具有不对称性的成因

（一）贸易机制的滞后效应

由于我国出口商品多采取美元定价，且与其他发展中国家产品结构相似，企业通过提价来转嫁风险的能力较弱，因而人民币升值对出口企业的负向影响较大。由于J曲线效应的存在，这种负向影响在经历一定的时滞之后才会显现，这也是2008年之前上市公司总体利润水平未受影响的原因之一。此外，美国次贷危机造成国外企业资金运转困难，造成了我国出口公司的货款拖欠或回收问题，也对上市公司利润产生负向影响。

（二）利率机制的累积效应

目前人民币利率尚未实现市场化，利率与汇率的关系与利率平价理论相悖，在人民币升值的同时，为防止宏观经济过热和通货膨胀，利率不降反升，这一方面加剧短期资本通过非法渠道流入国内，另一方面也对上市公司的利润造成负向影响，使得资本市场价格形成的不确定性增加，这也是样本期内利率对资本市场影响不显著的原因。但经历了数次加息以后，利率对上市公司和投资者行为的累计影响已经开始显现，投资者对上市公司利润预期降低并引发储蓄对股市投资的替代，给资本市场造成负向影响。

（三）生产率的提升具有长期性

从生产率机制而言，长期来看，人民币的逐步升值，会促进企业劳动生产率的提高，企业会通过改善管理等手段降低成本、提高产品的附加值、进行产品改进和产业升级，从而有利于上市公司的质量提高和产业整合。但是产品更新、产业升级不可能一蹴而就，要经过长期的沉淀和积累之后其效应才能显现。

（四）资产组合调整引发资本流动

当然，我国资本市场的外汇风险暴露系数还很小，这与人民币资本项目下管制、国内基础能源价格的扭曲以及资本市场自身的不完善是息息相关的。随着人民币实现自由兑换、基础能源价格与国际接轨，人民币汇率变动对资本市场的影响将不断加深。因此，加强资本市场制度建设，提高其抵御国际风险的能力，具有现实的紧迫性。

目前人民币仍是不可自由兑换货币，除了QFII等机构资金外，通过正规渠道流入资本市场的资金有限。但是在弱势美元背景下，人民币升值预期会吸引国际游资通过各种非正规渠道流入，在美国次贷危机发生后，发达国家银行业信贷紧缩，为弥补其国内资金缺口，大量短期资本从我国资本市场回流，引发资本市场动荡。

参考文献：

对称性范文篇10

反应模型这一双边约束条件的货币政策反应模型是以非线性损失指数函数为基础，以总供给以及总需求为约束条件，将总供给函数视作凸函数，并在线性指数偏好的前提下，增加两项指数参数：通胀缺口以及产出缺口，可对货币政策的惰性行为以及非线性特征进行同时捕捉。若将t视作时期，T视作样本观测数量，那么t=1,2,3，T；在t时期中，设其目标通胀率为P*，通货膨胀率为Pt，货币政策偏好为Lt，则通胀缺口为（Pt-P*）。同样设产出缺口为yt，均衡利率为：，it为名义利率，并设在利率上施加的相对权重为：，产出缺口上施加的相对权重为：，yt与（Pt-P*）的指数项参数分别为整数参数：βy与βp，分别决定着线性指数损失函数的非对称与惰性属性；此外，线性指数损失函数的非对称幅度与斜率分别由变量即αy与变量即αp的指数决定。那么政策偏好的线性指数损失函数描述为下式：在对参数施加相应约束的基础上，式中的线性指数损失函数可退化成如下较为简单的损失函数形式：（1）当βy与βp皆为1时，则退化成非对称线性指数损失函数；（2）当βy与βp皆为1，且αy与αp→0时，式中损失函数则是一个二次损失函数。无惰性区域、通胀缺口与产出缺口对称是该二次损失函数的特点；（3）当参数βy或者参数βp取整数且大于1时，式中损失函数具有惰性属性。由于产出与通胀在此惰性区域范围内的边际损失是0，所以当产出或者通胀在该惰性范围内时，政府无需采取对产出或价格调控的货币政策；（4）当βy或者βp取偶数且大于1时，式中损失函数对产出以及通胀的反应为对称的；（5）当βy或者βp取奇数且大于1时，式中损失函数对产出以及通胀的反应为非对称的。此外，线性指数损失函数对通货膨胀与产出所反应出的属性是一致的，但在不同的参数情况下，其相应的线性指数损失函数的属性不尽相同：当参数αp→0且βp取1时，损失函数表现出对称性且无惰性区域；当βp取1时，则呈现出非对称性，也无惰性区域；当βp取2时，呈现出对称性且存在惰性区域；当βp取3时，呈现出非对称性，也存在着惰性区域。若设预期算子为1，实际利率的反应系数为γ，独立同分布的需求冲击为，在给定信息的条件下，t期对（t+1）期的预期产出表示为：Etyt+1，那么，总需求函数则可表示为式：若预期通货膨胀率为EtPt+1,测度通货膨胀率对产出缺口以及预期通货膨胀率的反应系数分别为：，独立同分布的总供给冲击为,以新凯恩斯总供给函数的形式表示总供给函数为式：若假设在每一时期的利率初选择时，货币当局没有将货币冲击考虑在内，那么在总需求与总供给函数的约束条件下，货币当局在名义利率的选择时，则会采用最小化线性指数损失函数的方式进行，表示为式：，其中，表示为贴现因子，对求解，可得出最优利率为，表示为式：将上式视作货币政策规则，为产出缺口的权重，为通胀缺口的权重，且产出缺口与通胀缺口两者的权重接呈现出实变的特性，则有：则，。从上式可看出，最优利率对通胀缺口以及产出缺口的调整的属性是一致的。但当参数取值不同时，利率在进行通胀缺口的调整时，呈现出不同的特性，具体如下：1）当参数βp取1时，表现为非对称特性；2）当参数βp取2时，存在着惰性区域，且是对称特的；3）当参数βp取3时，存在着惰性区域，但表现为非对称性。进行货币政策的估计时，可选取（βy，βp）的不同的整数值进行组合的方式进行，但由于式中只有两个变量，却存在着四个未知的参数，不能对参数进行有效地识别，因此，本文选择用来对利率平滑调整的过程进行描述。其中，利率平滑参数为p。在给定信息条件下，vy与vp分别为货币当局在（t-1）期的预测误差，复合误差为vt，同时也是vyt与vpt的线性组合，则有：相较于泰勒规则而言，构建的货币政策模型，是以添加指数项参数于损失函数中的产出缺口与通胀缺口之中的方式，进而获取利率规则，也即是货币政策规则。运用这一规则，既能够对产出缺口与通胀缺口的惰性行为以及非对称反应等进行识别与检验。

二、货币政策非线性与惰性区域检验及结果

（一）货币政策非线性与惰性区域检验

在完成货币政策反应模型的构建之后，要对其进行估计，其首要步骤即是利率变量（货币政策工具变量）的优选，从而对产出缺口以及通胀缺口进行测度。第一，利率变量的选择。就利率市场化国家而言，在进行宏观经济调控时，主要采取设置短期名义利率的方式加以调控。经研究表明，7天期银行间同业拆借不仅具有较高的交易比例，同时还具有平稳的利率的走势，此外，资金的真实价格还能够通过拆借利率体现出来，因此，本文将名义利率的变量设定为7天期银行间同业拆借利率。第二，目标通胀率与通胀缺口的选取。GDP平减指数、生产者价格指数以及消费价格指数是衡量通胀的主要指标。其中，消费价格指数的实践性较强，是与居民关系最为紧密的综合指数，因此，本文将通胀的变量设定为消费价格指数，通胀缺口通过季度通胀率与目标通胀率相减而得到。第三，潜在产出与产出缺口的选取。本文在进行潜在产出的估计时，选用H-P滤波方法，且运用实际产出数据与H-P滤波方法，得出产出缺口。

（二）结果