影响出生率的原因范例(12篇)
时间：2024-03-01
时间：2024-03-01
关键词：利率；股市波动性；实证研究
中图分类号：F830.33文献标识码：A
文章编号：1005-913X（2016）09-0112-02
一、本文的研究思路
本文在已有研究的基础上使用2010-2015年Shibor隔夜利率与上证综合指数数据进行实迁分析，利用VAR模型、Granger因果检验以及脉冲响应分析，对利率对股票收益率波动性的影响进行验证分析。
二、实证分析
（一）数据的选取及处理
1.股市收益率数据的选取与处理
本文选用2010年1月4日至2015年12月31日间上证综合指数（文中用SH表示）的日数据作为股票收益率的样本数据，共计1464个（数据来源于锐思数据库RESSET）。
股市收益率通常用股票价格指数的对数的差分来表示，其计算表达式为：
r=-ln（pt）-ln（pt-1）
其tp表示第t期的股票价格指数
2.利率的选取与处理
本文在根据基准利率的选取原则，采用2010年1月4日至2015年12月31日SHIBOR隔夜拆借利率数据（上海银行间同业拆放利率，文中用Ⅰ表示）数据来作为基准利率进行研究分析，样本数据共计1464个样本数据（数据来源于SHIBOR官方网站）。
（二）描述性统计
SH和1分别表示上证综合指数和SHIBOR利率，LNSH和LNI分别指上证综合指数和SHIBOR利率对数化的值。
观察上表，从均值角度来看，上证综合指数的均值很天，SHIBOR利率的均值很小。从标准差大小来看，上证综合指数的标准差最大，说明其围绕均值波动的幅度较大，而SHIBOR利率的标准差较小。从偏度系数来看，各变量均为右偏分布。从蜂度系数值来看，SHIBOR利率的峰度较高，而其对数的峰度较低。
（三）样本数据的时间序列平稳性检验
使用VAR模型时，所考察的时间序列前提必须是平稳的，否则将会出现伪回归。利用Eviews对本文所选取的股市收益率和上海银行间同业拆放利率的时间序列进行平稳性检验，R表示股票收益率，DI表示上海银行间同业拆放利率对其对数求差分的数值（以后简称利率的变动率）。ADF平稳性检验结果如下表。
结果表明：股市对数收益率R在1%的显著水平下t统计量所对应的p值为零，故股市收益率R时间序列是平稳的；利率的差分值DI的t统计量所对应的p值为零，该时间序列是平稳的。
（西）Granger因果检验
由平稳性分析结果可知股市收益率时间序列、利率的变动率序列都是平稳的。股市对数收益率R与利率变动DI间可做Granger因果检验。检验结果如下表。
根据检验结果可知，在5%的显著水平下，股市收益率R对利率差分DI的F统计量的值对应的p值为0.2292大于0.05，股市收益率R不是利率变动DI的Granger因果原因；但是DI对R的F统计量的值对应的p值为0.0316
由此可将股市收益率作为被解释变量，利率对数时间序列为解释变量，来看利率变动会引起股市收益率的怎么样变化，故VAR模型表达式为：
RT=λ1Rt-1+…+λpR+μ1DIt-1…+μyDIt-k+ε
（五）VAR模型的建立
1.最优滞后阶数的确定
经过平稳性检验和Granger因果检验，显示股市收益率与利率变动两个时间序列都是平稳的，并且利率是股市收益率的Granger原因，则可以建立VAR模型。在建立VAR模型前需要进行滞后期排除检验，确定模型的最优滞后期阶数。
根据最优滞后期阶数的确定原则选出来的滞后阶数为三阶，所以将VAR模型的滞后阶数定义为三阶。
2.VAR模型的稳定性检验
由表和图1-1所示结果可知所以特征根均落在单位圆内，表明序列平稳，所建立的VAR模型是合适的。
（六）脉冲响应分析
脉冲响应函数主要是刻画内内变量对误差变化的反应。本文建立的VAR模型包含两个变量，共有四个脉冲响应函数。
图1-2中实线表示随着预测期数的增加，股市收益率R对DI和自身的一个标准差信息的脉冲响应，虚线表示在相应脉冲响应图像两侧加或减两倍标准差的置信带。
从1-2图中可以看出，股市收益率R的变动对自身的正向影响从开始急速在第2期下降，随后第3期后趋近零；对利率的影响较小，在第5期后趋近零。在当前我国利率市场化仍在建设阶段的背景下，我国的基准利率水平主要由央行来决定，市场不能对利率水平其主导的决定性作用，股市收益率的变动很难影响到我国利率变动。前面在做Granger因果检验时，就得出股市收益率不是引起利率波动的Granger原因，这使得本模型具有结果的一致性。
从图1-3中可看出，来自DI的随机冲击对股市收益率R的冲击在开始时反向反应，从第4期这种冲击开始逐渐减小，随后逐渐为零；对自身的冲击在开始至第2期急速下降，到第3期为负，到第6期后逐渐趋向于零。
（七）实证分析结果总结
实证分析总结：通过ADF时间序列平稳性检验，得到股市收益率R、利率对数差分DI是平稳的，可以进行Granger因果检验，发现只有DI是R的Granger原因，确定二者VAR模型的最有滞后阶数为3阶，并进行参数估计，从估计结果看股市收益率（R）与其自身的滞后项呈正向关系，这说明前期股市收益率高后期股市收益率也会增加，但是随着滞后阶数的增加，这种影响变成负向；利率变动对股市收益率整体上呈负相关，从模型参数估计上看1阶系数为0.0592、2阶系数为-0.1085，估计值显著且都很小，这说明利率变动对股市收益率的影响的贡献度很小，虽然是负向影响，但是影响很小。
三、结论
经过理论分析可以知道，我国利率变动对股市收益率的影响从整体上看应该是负相关的，但是由于其他经济变量和投资者行为方面的原因，会使这种影响性很弱。本文主要针对这个问题进行利率变动对股市收益率的影响实证分析。利率与股市收益率之间并没有一个直接的经济理论模型来构造，仅从利率与股市收益率两个时间数列的动态关系来说明问题时，在不考虑当期影响的前提下，选择VAR模型来进行实证分析。
本文选取2010年1月到2015年12月的时间序列数据，运用ADF检验、Granger因果检验、VAR建模等动态计量经济学方法实证研究利率对沪市的影响，据格兰杰因果检验，表明实际利率为股票收益率的格兰杰原因。说明央行调控存贷款基准利率使得市场实际利率发生变化，进而可以对股票价格产生影响。通过VAR模型的建立，我们得出利率变动对股市收益率整体上呈负相关，但利率变动对股市收益率的影响的贡献度很小。实证分析结果表明：上海银行间同业拆放利率与上证指数存在反向变动的趋势，且VAR回归方程通过显著性检验，即利率对股市波动性的影响显著。
关键词：人民币实际有效汇率；贸易收支；格兰杰因果检验
中图分类号：F820文献标志码：A文章编号：1673-291X（2014）01-0111-03
一、研究背景及目的
随着中国经济的日益发展，人民币处于持续升值的状态之中，汇改日2005年7月21日的人民币汇率为8.11，截至2013年6月30日，人民币已累计升值达24%。尽管升值幅度较大，但是当前人民币仍面临持续的升值压力。很多学者从自2001年开始中国成为美国最大的贸易逆差来源国的角度出发，认为中国贸易顺差是造成金融危机后国际收支失衡愈发严重的主要原因，并且将这个问题与人民币汇率相联系，认为人民币汇率的低估造成了中国贸易顺差和一些国家贸易逆差。因此，研究人民币汇率与国际收支之间究竟是否存在关系，对于人民币汇率的下一步调整和国际收支状况的调节都有一定的指导意义。为此，本文以1994年汇改以来至2013年月度数据为样本容量，实证研究人民币实际有效汇率与中国国际贸易收支的关系。
二、文献综述
（一）理论基础
1.弹性分析理论：指汇率变动通过相对价格（国内产品与国外产品之间、出口品和进口替代品等本国生产地贸易品与非贸易品之间）的变动来影响一国的进出口价格和需求，以此来达到调整国际收支的目的。
2.吸收分析理论：这一理论首先以国民收入恒等式推出的基本公式为分析出发点进行研究，在国际收支调整的先决条件上尤其强调了弹性分析理论所忽视的问题，即在充分就业的状态下，如果要使货币贬值达到调节国际收支的目的，要保证有足够的资源用于供给更多的出口和进口替代品的生产，就必须配合减少货币支出的政策执行。
3.货币理论：认为货币存量失衡是造成国际收支失衡的根本源头，不以国际收支的某个具体项目为研究对象，不追求局部均衡，未采用以前国际收支理论的研究方法，而是将研究范围由经常项目扩展到资本项目，强调国际收支的整体均衡。
（二）实证成果
1.国际实证研究。（1）汇率波动对贸易收支没有显著影响。TilakAbeysinghe和TanLinYeok（2005）对于名义汇率和新加坡国际收支做出了相关的实证研究，实证结果显示，本币的升值恶化贸易收支的情况并不明显。SilvanaTenreyro（2004）和Wilson（2000）分别选用数据专门研究了名义汇率或者实际汇率波动对贸易收支的影响，二者结论相同，都是汇率的波动对贸易收支没有任何显著影响。（2）汇率变动对贸易收支有影响。TaufChoudhry（2005）运用1974―1998年美国对加拿大和日本的实际出口量的数据，从名义汇率和实际汇率两个角度研究了汇率波动影响，其结果表明，美元名义汇率的波能够对美国的出口量造成显著的负面影响。EleanorDoyle（2001）采用了GARCH模型、协整与误差修正理论分析汇率波动如何影响爱尔兰对其重要的贸易伙伴大不列颠及爱尔兰联合王国的出口，表明不论名义或真实汇率波动对爱尔兰的出口都具有积极影响。
2.国内实证研究。（1）汇率变动对中国贸易收支无显著影响。宿玉海、黄鑫（2006）分别研究了1997―2004年间人民币名义汇率变动对中国向日本及欧元区国家出口的影响，结果是中国出口贸易受人民币名义汇率短期变动的影响效果不显著。欧元明等（2005）着眼于研究对内资企业出口与汇率的关系，采用协整检验和误差修正模型进行了相关实证，得到结论表明中国内资企业出口和实际有效汇率之间无论在长期和短期变动方面均没有因果关系。（2）汇率变动与中国贸易收支有显著关系。朱小梅、田贤亮、王红玲（2006）以中国对日本的农产品贸易为研究对象，采用1994―2004年的数据区间，对人民币汇率变动对中国农产品对外贸易的影响进行了实证分析，得到实证结果表明中国农产品进出口总量受汇率波动的影响。卢向前（2005）采用协整向量自回归的分析方法重新对ML条件进行检验，对1994―2003年人民币对世界主要货币的加权实际汇率与中国进出口为研究数据，对二者之间的长期关系进行了实证检验，得出结论为人民币实际汇率波动对中国进出口存在显著的影响，马歇尔―勒那条件成立，人民币实际汇率波动对进出口的影响存在“J”曲线效应。
三、实证分析
尽管前人研究取得了一定的成果，但是随着时间的推移，现有的研究结果在解释和预测上可能不甚合理。本论文在前人经验的基础上，将样本容量进行扩展，以1994―2013年的人民币实际汇率和中国贸易收支数据为样本，运用Eviews3为计量软件，实证研究人民币汇率与中国贸易收支的关系，以期在解释和预测上更为准确和更具时效性。
1.数据选取及处理。我们选取样本期间为1994年1月至2013年6月共234个月度的人民币实际有效汇率指数和中国贸易收支差额数据。人民币实际有效汇率指数（REER）来源于BIS（BankforInternationalSettlements）网站，BIS的人民币有效汇率指数采用的是间接标价法，以2010年为基期进行了指数化调整，汇率指数上升（下降）意味着人民币升值（贬值）。中国贸易收支差额的进出口数据来源于中国海关总署网站，以当期美元计价。
（1）人民币实际有效汇率指数。是本国价格水平或成本指标与所选择国家价格水平或成本指标加权几何平均的比率与名义有效汇率指数的乘积。由于实际有效汇率不仅考虑了一国的主要贸易伙伴国货币的变动，而且剔除了通货膨胀因素，能够更加真实地反映一国货币的对外价值。（2）对数化调整。由于中国进出口数额的数量级与汇率的数量级差别很大，所以如果进行回归或误差修正就会出现自相关性，通过对对数化的调整能够消除这种自相关性。（3）实证方法。本文通过单整及协整检验，在验证人民币汇率与中国国际贸易顺差的长期稳定关系的基础上，通过格兰杰因果检验分析了二者的因果关系。
2.实证过程。
（1）为了避免两个时间序列变量之间出现伪回归，首先要检验变量的平稳性。本文采用ADF方法检验两时间序列是否为单位根过程。分别对人民币实际有效汇率指数以及出口/进口取对数，即得到ln（reer）与ln（ex/im）。二者ADF一阶差分结果（见表1）：
（2）由第一步知两变量一阶差分平稳，为同阶单整，因此用Engle-Granger检验二者是否具有长期稳定关系。
第一步：协整回归，用OLS法估计yt=+xt+ut得yt=-0.2685+0.09xt，保存残差序列e。
第二步：对模型的残差序列e做单位根检验，检验结果（见表2）：
由检验结果可知残差项为0阶单整，说明平稳，ln（reer）与ln（ex/im）两序列是（1，1）阶协整的，二者存在长期稳定关系。
（3）格兰杰因果检验，检验二者因果关系。由检验结果可得，对于LN（EX/IM）不是LNREER原因的原假设，拒绝第一类错误的概率仅为0.07，表明LN（EX/IM）不是LNREER原因的概率较小，可以拒绝原假设。第二个检验伴随概率为0.4，表明在95%的置信水平下，可接受原假设，即不能认为LNREEX是LN（EX/IM）的格兰杰原因。
3.实证结果及原因分析。汇率的变动不是引起出口―进口变动的原因。而相反，出口―进口的变动是引起汇率变动的原因。汇率的调整并不能缓解贸易收支逆差，贸易收支的变动还可能受以下几个因素影响：（1）进出口价格传递：从出口角度看，中国出口大多数为消费品，本币升值，汇率贬值时出口传递大，升值时的出口传递弹性较小，升值对出口影响小；从进口角度而言，贬值时，由于中国进口商品技术含量相对较高，因而汇率贬值的进口传递弹性较大，升值时的进口传递小，升值对进口影响小，因此人民币升值对于中国贸易顺差调节作用不大。（2）商品结构：对于垄断性竞争产品的出口，其价格弹性较大，对于汇率的变动反应敏感。但在中国以加工贸易为主的出口贸易中，汇率变动对于出口传递弹性小，因此贸易收支基本不受人民币汇率波动的影响。（3）可贸易性投入品的比例：如果生产所需投入品完全为本国提供，则出口产品价格变动与汇率变动率大小相等，方向相反；如果投入品部分或全部来自国外时，比重越大，汇率变动产生的影响效果越小。中国需要进口原材料的在加工贸易中所占比重大，因此汇率波动对贸易产生的作用不明显。
四、结论
贸易收支差额的变化是引起汇率变动的原因，而由于进出口价格传递，商品结构以及可贸易投入品的比例等原因的影响，汇率的变动却并不能有效影响到一个国家贸易收支的差额，其更多的是作为贸易收支变化的结果而不可能依靠一个国家汇率的变动来调节国际收支。汇率只是国内一般价格水平的一个参照点，而不是实际的竞争力，要求人民币升值以达到扭转逆差的观点是不合理的。人民币应该继续保持汇率稳定的政策，如果单纯地依靠改变汇率来调节国际收支是不现实的，还需要考虑其他因素的影响。
参考文献：
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一、人民币利率变动对我国证券市场影响的实证研究
自从2010年10月19日以来，央行连续多次上调存贷款基准利率，对我国股市产生多次利空影响。实证研究中，上证指数收盘价数据来源于软件，一年期定期存款利率数据来源于中国人民银行官网。数据分析采用计量经济学软件包Eviews6．0完成。
(一)人民币利率变动对我国证券市场影响短期效应分析
1．基于利率调整前后一个月的数据进行的分析
选取2008年1月到2011年4月期间8次利率调整前后各N(=3，15，30)个交易Et的上证指数进行均值(T统计量)和方差(F统计量)检验，检验每次利率调整前后各N个交易日的上证综合股票指数的均值和方差是否发生显著变化。检验结果如表1所示，从中可以得出如下结论。(1)中国股市对利率调整整体上具有一定的敏感性。大部分情况下的方差和均值的F和T检验均已通过显著性检验，即利率调整后，股票指数的方差和均值发生显著的改变。一般而言，如果利率调整前后方差没有显著的变化，则股票指数的均值变化较小；反之，则股指的均值发生显著变化。(2)利率调整对股市影响的理论效应并未充分体现。利率变动的前后5天股指的方差或均值的显著性水平有些并未发生显著变化，而在前后15天和3O天显著变化体现的较为充分。
2．上证综合指数月度平均收盘价(Sz)的短期效应分析
以MR表示一年期人民币存款名义利率，SZ表示上海证券交易所综合指数的月度平均收盘价，ZR表示一年期人民币存款实际利率。分别建立MR与Sz的线性回归模型，ZR与Sz的线性回归模型，分析短期效应，得出以下回归方程(1)与(2)：SZ=827．509813953+0．83487359256''''SZ(一1)一14462．3316629''''MR(一1)(1)5．838465(0．000)5．838465(0．000)一3．739694(0．000)SZ=484．462051411+0．815049124525SZ(一1)+2946．91242552''''ZR(一1)(2)3．02719(0．0045)14．77706(0．000)2．150409(0．0383)(1)式回归结果解释变量SZ(一1)H和MR(一1)的系数较为显著，可绝系数为0．894567，整体回归结果较好，表明在短期内，名义利率和股票价格存在着负相关关系。同理，(2)式整体回归结果也较好，表明在短期内，实际利率和股票价格存在着正相关关系。可以得到如下结论：首先，股市对利率调整的反映有一定的滞后性和条件性。只有当市场主体心态趋稳之后，利率调整对股市的理论效应才会明显。这与表1得出的结论2是一致的。其次，名义利率与实际利率的变动方向相反。名义利率则体现了利率调整对证券市场影响的理论效应，这与理论分析中现值理论分析结果一致。最后，名义利率滞后期的回归系数绝对值要大于实际利率滞后期的回归系数绝对值，说明在我国还存在某种程度的“货币幻觉”，股票价格对名义利率变动的敏感程度要大于对实际利率变动的敏感程度。
(二)人民币利率变动对我国证券市场影响的长期效应分析
为了研究利率变动对我国证券市场又将会产生怎样的影响，本文引入协整理论和格兰杰因果检验来分析两者之间存在的长期效应。
1．单位根检验(ADF)
检验两个或多个时间序列间是否存在长期均衡关系最常用的方法是协整检验。这要求先对所取变量分别作单位根检验。结果如表2所示，MR的一阶差分相伴概率为0．0l11，可以在95％的置信水平下拒绝原假设，序列D(MR)不存在单位根，即MR—I(1)，同理Sz—I(1)，ZR—I(1)。
2．格兰杰因果检验(Granger)
格兰杰因果关系检验对于滞后期长度的选择有时很敏感，不同的滞后期可能会得到完全不同的检验结果。已对各指标序列的平稳性进行单位根检验，接下来进行格兰杰因果检验，结果见表3。MR与Sz的格兰杰因果检验，在滞后期为l一3时，MR不是sz变化的Granger因果原因的概率均小于0．1，因此拒绝原假设；滞后期从4开始时，概率均大于0．1，因此接受原假设。换言之，在名义利率调整的三个月内，名义利率是上证指数变化的原因，三个月后这种影响变得很小。ZR与Sz的格兰杰因果检验，在滞后期为1—2时，ZR不是Sz变化的Granger因果原因的概率均小于0．05，因此拒绝原假设；滞后期从3开始时，概率均大于0．1，因此接受原假设。换言之，在实际利率调整的两个月内，实际利率是上证指数变化的原因，两个月后这种影响变得很小。
二、结论
关键词：金砖五国；出口增长率；灰色关联分析法
中图分类号：F746.12文献标识码：A文章编号：1001-828X（2012）01-0-02
一、引言
首先，我们在搜寻了大量数据和仔细分析的基础上，考虑到对出口额影响较明显的三个因素：国内生产总值(GDP)、实际利用外国直接投资(FDI)和汇率(R)。我们利用MATLAB软件对“金砖五国”2004年到2010年的相关数据进行了灰色关联分析法分析，该模型通过确定各项影响因素对出口额的关联系数，对关联系数进行排序，得到五国产生出口贸易优势的主要原因。
二、模型假设
1.假设所有数据真实，准确，可靠
2.假设影响出口额的各指标有一个稳定的发展趋势
3.假设影响出口额的非主要因素(如消费者偏好、物价变动等)可以忽略不计
4.假设未来五年世界经济处于相对稳定状态，不受特殊因素影响(如经济危机，战争等)
三、符号定义与说明
――出口额(亿美元
――国内生产总值(GDP)(亿美元)
――实际利用国外直接投资(FDI)(亿美元)
――汇率(R)(一美元兑换本币数)
ri――灰色关联系数
四、模型建立与求解
在分析“金砖五国”的出口贸易额方面，我们选择了可能对一国贸易额产生最大影响的三个因素：国内生产总值(GDP)、实际利用外国直接投资(FDI)和汇率(R)，对五国2004到2010年的相关数据进行灰色关联分析法分析，得出其与出口额的拟合值，进而分析五国产生出口贸易优势的主要原因。
首先，我们选取GDP、FDI和R(汇率)作为影响出口贸易额的主要因素的原因在于：
1.GDP：现实世界存在着从经济增长到出口增长的因果关系。经济增长，体现为GDP的提高，意味着一国将生产出更多可供消费的最终产品，从而促进出口。
2.FDI：“金砖五国”虽然劳动力资源丰富，但资本一直相对匮乏。通过外商的直接投资可以建立更多的出口加工型企业，从而使五国获得更加广阔的贸易发展空间，促进出口增长。
3.R(汇率)：在国际贸易中，一国商品在国际市场上的价格除了受到其在本国的生产成本影响外，还与一国汇率有关。汇率因素将影响商品在国际贸易中的相对价格，从而影响一国的出口贸易额。
4.根据假设ABC，国际经济情况、物价水平变动的影响皆忽略不计。
在金砖国家中，我们将选择中国和巴西作为代表，利用灰色关联分析模型，分析GDP、FDI和汇率与出口额的关联程度，进而得到其在贸易增长方面优势产生的最主要原因。
首先对中国2004年到2010年出口额及这三个数据的变化进行统计，统计结果如表1-1所示：
表1-1
数据来源：金砖国家联合统计手册(2011)：stats.省略/tjsj/qtsj/jzgj2011/
下面运用灰色分析法来确定这三个方面对出口额影响的比重，具体步骤如下：
首先选取(出口额)作为参考数列，
=6558,8369,10617,13422,15817,13333,15766
选取(GDP)，(FDI)，(R)为比较数列。
(1)原始数据做均值化处理：
设原始数据是(其中i=1,2,3)，对均值化处理得到数列，令，则：
(2)求差序列：
(i=1,2,3；k=1,2,3,4,5,6,7)
(3)计算参考数列在第k点的灰色关联系数为：
(4)计算灰色关联度：
用MATLAB软件计算得到关联度系数为：
r1=0.7321，r2=0.7275，r3=0.5365
按照r的数值大小排出相应的序列：r3＜r2＜r1
由关联序列可以看出，对于中国来说，国内生产总值GDP和出口额的关联度最高，其次是FDI，最后才是汇率因素。
下面再以拉丁美洲的巴西为例进行分析：
对巴西2004年到2010年出口额及这三个数据的变化进行统计，统计结果如表1-2所示：
表1-2
数据来源：金砖国家联合统计手册(2011)：stats.省略/tjsj/qtsj/jzgj2011/
同上运用灰色分析法进行分析，并用MATLAB软件计算得到巴西GDP、FDI和汇率与其出口额的相关联度系数为：
r1=0.7902，r2=0.6958，r3=0.5767，
按照r的数值大小排出相应的序列：r3＜r2＜r1
即由关联序列可以看出，对于巴西来说，国内生产总值GDP和出口额的关联度最高，其次是FDI，最后才是汇率因素。
同样的方法可以运用于印度，俄罗斯和南非。对于印度和俄罗斯，均可得出r3＜r2＜r1的结论，但在在南非的数据计算过程中却得到r1=0.8794，r2=0.6254，r3=0.8357，即r2＜r3＜r1，这说明对南非而言，FDI对出口额的影响程度要小于汇率。这个结论与之前的“金砖四国”略有不同，但可以确定的是国内生产总值GDP对于出口额的影响效果仍然是最大的。
GDP与一国的生产能力有密切关系，GDP发展越迅速，生产能力提高越快；而一国的生产力受劳动力数量和劳动生产率两方面的影响，其中劳动生产率起到至关重要的作用。劳动生产率越高，越能降低生产成本，也就越能促进出口。近年来，“金砖五国”的生产技术不断改进，加上同步实现的资本累积，劳动生产率更是迅速提高。同时，“金砖五国”拥有世界40%的人口，充裕、廉价、可靠的劳动力为五国经济的发展提供了根本保障。GDP的高速增长彰显了五国生产能力的进步，实现了其出口额高增长率的优势。因此，我们分析得到的“GDP是影响出口额的最关键因素”这一结论是合情合理的。
同时，七国集团(G7)是由加拿大、法国、德国、意大利、日本、英国和美国所构成的联盟。作为传统的发达国家，其出口增长率能够代表相当一部分发达国家的平均水平。
五、模型的评价与推广
【关键词】正交设计；n?甲基?β?羟基苯乙胺；合成工艺
abstract:objectivetooptimizethesynthesisofn?methyl?βhydroxyl?phenyl?ethylamine,whichwasthekeyintermediatecompoundinthesyntheticrouteofclausenamide.methodsorthogonalexperimentaldesignwasusedtoassesstheinfluenceofmolarratioofreagent,temperature,reactiontime,andsolventontheyield.resultsmolarratioofreagentwasmoreimportantthanreactiontemperature.conclusion:theyieldoftheimprovedmethodwasbetween59.5%and65.5%.uptonow,thereactionconditionestablishedherewasthebestwaywecouldfindtopreparethetitlecompound.
keywords:orthogonalexperimentaldesign;n?methyl?β?hydroxyl?phenyl?ethylamine;synthesis
n?甲基?β?羟基苯乙胺(3)是全合成黄皮叶有效成分之一黄皮酰胺的重要中间体。文献［1，2］报道的制备方法是用氧化苯乙烯（1）与甲胺（2）进行加成反应（图1），其收率为19%～50%，收率不稳定是该制备方法主要缺点。据文献［1］报道，反应过程的主要副产物为甲胺和二分子氧化苯乙烯反应而成的二聚物n，n?二(β?羟基苯乙基)甲胺（4）。为了提高其反应收率，本文在文献［2］报道的方法基础上再利用正交设计法，对其反应条件进行进一步的优化。
1仪器与试剂
显微熔点测定仪（北京泰克仪器有限公司），氧化苯乙烯（阿法埃莎天津化学有限公司，质量分数95%），甲胺醇溶液（分析纯，ch3nh2质量分数33%，天津福晨化学试剂厂），其他试剂均为市售化学纯或分析纯。
2方法与结果
2.1因素水平选择
按文献［2］方法来制备标题产物（3），反应收率在40%～59%之间，收率很不稳定，根据单因素的实验结果发现：反应原料摩尔比，反应温度，反应时间，后处理溶剂乙醚的量对目标产物的收率影响最大，因此，本文重点考察了反应原料摩尔比（氧化苯乙烯∶甲胺，a），反应温度（b），反应时间（c）及后处理溶剂乙醚的量（d）四个影响收率最重要的因素，每个因素各取三个水平（见表1）。表1因素水平表（略）
2.2实验方法
将60g（1mol）氧化苯乙烯加入到一定量含甲胺的醇溶液中，反应液至一定温度（b）放置一定时间反应。反应结束后，减压蒸馏浓缩至无低沸点化合物馏出，冷却，加入一定量的乙醚（d），置－15～－20℃冰箱中，析出白色针状晶。其粗品再用乙醚?石油醚(60～90℃）（体积比1∶1）重结晶，得白色针状晶体，称重，mp74.1～75.4℃（文献［2］：74～75℃）
2.3结果
将表1按l9（34）正交表所列条件重复进行3次平行实验，收率取平均值。极差分析数据和计算结果见表2。因为本文选择了影响较大的因素进行试验，如果按常规方法把其中极差最小的作为误差，就增大了误差，从而降低其它因素比较的f值，也许会把处于临界的有影响的因素拒绝，所以本文正交分析直接采用原始数据进行分析，将重复试验的误差作为分母，保证4个因素都可以进行比较［3］，方差分析结果见表3。表2l9（34）正交设计表及实验结果（略）表3方差分析结果（略）
表2、表3结果表明，各因素对n?甲基?β?羟基苯乙胺的收率的影响按a>d>c>b顺序递减，且a、b、c、d四个因素影响均具有显著性（p<0.001）。因此得出制备n?甲基?β?羟基苯乙胺的优化条件为a3d3c3b2，即反应原料摩尔比（氧化苯乙烯∶甲胺）为1∶6，反应温度为9℃，反应时间为9d，后处理溶剂乙醚的量为60ml。
将选出的最佳反应条件进行3次验证实验，结果n?甲基?β?羟基苯乙胺的收率均能稳定在59.5%以上，最高可达65.5%。
3讨论
3.1反应原料摩尔比（a）的影响
表2极差（r）分析结果表明，反应原料摩尔比对收率的影响最大。随着甲胺用量的增加，收率逐渐增加。这可能是因为甲胺是气体，在反应过程中容易挥发，增加其反应量，能使其与氧化苯乙烯充分反应，减少了副产物二聚物n，n?二（β?羟基苯乙基）甲胺的生成。从单因素实验结果发现，氧化苯乙烯?甲胺摩尔比为1∶7或1∶8时的收率与1∶6的收率相差不大。从成本方面考虑，选择氧化苯乙烯∶甲胺为1∶6的条件进行实验。
3.2反应温度（b）的影响
反应温度对收率的影响最小。随着温度的升高，收率先升后降，9℃时收率最高，因此选择其为反应温度。
3.3反应时间（c）的影响
反应时间对收率的影响较小。随着时间的延长，收率有上升的趋势，但在实验过程中，发现反应时间的延长导致溶液的颜色逐渐加深，tlc结果显示杂质逐渐增加。因此，反应时间选9d为宜。
3.4乙醚用量（d）的影响
后处理溶剂乙醚的用量对收率有比较大的影响。随着乙醚用量的增加，收率逐渐增加，60ml时收率最高，因此选其为最佳条件。
3．5从实验结果看，仅从原料配比、反应温度、反应时间和后处理溶剂进行调整，收率还不够理想，还需从其它方面来考察，如从不同催化剂选择方面来加以考察其对反应收率的影响才有可能使该步反应收率有较大幅度的提高。但由于催化剂不同，反应机理就不同，不同反应机理也不可能放在同一个正交试验中考察，故进一步考察不同催化剂对收率影响的工作将另文报道。
（一）计量模型现有的研究文献表明，FDI的流入主要受GDP、汇率波动、实际汇率水平、对人民币汇率预期等因素的影响（金洪飞等，2012）。本文首先考虑这几个因素综合对FDI的影响，构建一般意义的普适模型如下：其中，FG表示当年外商直接投资中的实际使用外资数占当年GDP的比重，GR表示经济增长率，VOL表示汇率波动，RER表示人民币实际汇率，EX表示经济主体对汇率的预期。1b、2b、3b、4b表示解释变量的绝对变化引起被解释变量FG的绝对变化，u表示其他干扰项，如、政策、环境等。
（二）变量解释1.FG。按照国际货币基金组织（IMF）的定义，FDI是指一国的投资者持有资本用于他国的生产或经营，并掌握一定经营控制权的投资行为。由于FDI是热钱流入途径之一，且汇改以来人民币一直处于升值的趋势，所以FDI中含有规模较大的热钱量就成为必然。为了尽量减少这一因素的影响，本文所用FDI流入值为实际使用外资额，而不是合同利用数。同时，为了消除经济规模因素对FDI的影响采用FG，这样可以单纯地比较金融危机后人民币实际汇率波动对FDI流入的影响。2.RER。实际汇率是一国商品和劳务价格对另一国商品和劳务价格的概括性度量，它比名义汇率更加准确地反映了真实情况，本文实际汇率计算如下：（三）样本选取和数据来源样本跨度为1994~2012年间，所采用的国内生产总值（GDP）、外商直接投资额（FDI）、中国居民消费价格指数（CPI）等原始数据来自中国统计年鉴，直接标价法下的人民币对美元的月名义汇率来自中国外汇管理局网站，以及在进行数据调整时所用到的美国消费价格指数（CPI*）来自美国的网站（http：///），其中FDI使用的是实际使用外资。模型中被解释变量FG，解释变量VOL、RER、EX均通过相关原始数据整理生成。
二、后危机时代人民币实际汇率波动对我国FDI流入影响的实证分析
（一）描述性分析1.外商直接投资额许涤龙等（2009）测量FDI中的热钱规模时，认为FDI中的异常增加值即为热钱量。从图1可以看出，1994~2012年间外商直接投资额总体上是在波动中上升且没有显著的异常增加的情况，这也说明了本文所使用的实际使用外资额受热钱因素的影响较少。最高额出现在2011年，为7,493亿元，其中主要因为除了改革开放以来我国一直坚持的“引进来”的政策，还有我国持续稳定的高速经济增长吸引了外商投资。而在2011年以后出现了下降的趋势，2012年总的FDI投资额为7,051亿元。这是2008年金融危机后首次出现下降趋势，由于“J曲线效应”使金融危机这一影响因素出现滞后效应。图2中FG从总体上看是在波动中下降的。这是因为我国GDP的增长速度超过FG的增长速度。在2008年金融危机后，FG首次下降到突破0.02，并一直保持下降的趋势。2.人民币实际汇率1994~2012年间，我国人民币升值从总体上看缓慢上升。人民币兑美元的名义汇率和实际汇率在1995~2006年保持基本稳定的状态。1995年名义汇率为835.1:100，实际汇率为320.64:100，2006年名义汇率为797.18:100，实际汇率为341.22:100。而在2005年后，汇率下降速度增快，即人民币升值加速。最低值出现在2012年，其名义汇率为631.25:100,实际汇率为250.03:100。这是因为我国实行了以市场供求为基础参考一篮子货币进行有效管理的浮动汇率制度，人民币兑美元汇率更具有弹性。自2006年至2012年，人民币对美元累计升值约为21%。3.实际汇率的波动从图4可以清楚地看出，从2005年我国汇率制度改革以来，人民币实际汇率的波动幅度非常大，人民币汇率更具弹性。在2008年其标准差最大，达到5.72。4.国内生产总值国内生产总值从总体上看一直呈现上升趋势，最高值在2012年，达到519,322亿元。但就其名义增长率来说，在1994~1999年间，一直处于下降趋势。而在1999~2012年间，名义增长率一直呈波动状态，其最低值是在发生金融危机后的2009年，为0.0855。5.人民币实际汇率预期在1994~2012年间，Skew系数的最大值是在2001年，为1.243；最小值是在2010年，为-0.823.
（二）平稳性检验本文采用的数据是时间序列数据，且采用最小二乘法估计参数。由于大多数时间序列是不平稳的，有可能出现虚假回归。因此，在进行回归前，本文利用Eviews6.0对5个变量进行ADF单位根检验，结果如表1。模型中的变量除了RER都通过了平稳性检验，RER经一阶差分后也通过了平稳性检验。为了保证模型中所有变量都平稳，防止出现虚假回归，需将解释变量RER一阶差分。
（三）邹氏断点检验邹氏检验法是用于判断结构在预先给定的时点是否发生了变化的一种方法。由于本文主要考察后危机时代人民币实际汇率波动对FDI的影响是否发生了变化，所以在进行邹氏检验时，选取2008年为转折点。利用Eviews进行邹氏检验的结果见表2。从表2可知，P＜α（0.01）拒绝原假设，数据存在变化，说明后危机时代人民币实际汇率波动对FDI的影响发生了变化。这可能是以下两方面原因造成的。一方面，与许多深受金融危机影响的经济体相比，金融危机对中国的经济并未产生太大的影响，中国仍然保持较快的经济增长速度。在这种情况下，人民币汇率波动与其他经济体疲软的经济状况相比，跨国公司会更加关注中国的经济前景而忽略人民币汇率波动的不利影响，将资金转到中国投资，此时，中国也成为了国际资金的“避风港”。另一方面，人民币汇率波动对贸易会产生不利影响，可以将其看成贸易壁垒，但在金融危机前，中国并未采取明显的贸易保护政策，所以很多外国出口商会忽略这种不利影响。金融危机后，各国相继在不同程度上采取贸易保护措施，跨国公司为了防止中国在贸易上采取保护措施，进一步增加商品流入中国的困难，在这种程度上，跨国公司选择直接投资。为了证实上面的两种推测，需在原模型中引入金融危机这一虚拟变量进行实证回归验证。
（四）计量分析结果1.模型调整鉴于前文对模型分析的结果，将（1）模型中的变量RER取一阶差分，以使数据平稳。由前文可知，研究的经济结构发生了变化，但邹氏检验法不能明确这种结构的变化是来自截距项还是来自斜率项。所以进一步进行虚拟变量的检验，将原模型调整为：2.实证回归如表3，从回归结果看，模型调整后的拟合优度很高，能够解释FG变动86%左右的原因；D.W值达到1.91，表明不存在序列相关的迹象；模型还通过了F检验，表明模型的线性关系显著；D1的p值＜a(0.1),拒绝原假设，2008年后和2008年前相比，截距发生了变化；D1*VOL的p值＜a(0.1)，拒绝原假设，2008年后和2008年前相比，斜率发生了变化；其余解释变量都在10%的显著性水平上通过了t检验。在整个考查年度（1994~2012年），人民币实际汇率的增长率对FDI占GDP的比重（FG）系数为-0.0423%，即人民币每年贬值增长率1%，FDI占GDP的比重（FG）每年就降低0.0423%；EX的系数表明如果有对人民币汇率上升1%（即人民币贬值1%）的预期，FDI占GDP的比重（FG）就降低0.4594%；VOL与D1*VOL的系数分别为-0.3388%、0.4142%，相加得2008年后VOL的系数得0.0754%。D1和C的值分别为-0.026805、0.050760，相加得2008年后截距值为0.023955。得到的回归方程如下：比较上面两个方程可知，金融危机前后的截距项发生了变化，金融危机本身这一经济因素使得FDI占GDP的比重（FG）下降了2.6805%。这是因为危机爆发后，全球经济深受影响，这必然导致外商投资积极性下降，使我国FDI也受到一定程度的影响。
从回归方程（8）可知，2008年金融危机前，人民币汇率波动对FDI占GDP的比重（FG）有显著的负面影响，且影响系数为-0.3388%。这一方面是因为人民币汇率波动使得跨国公司面临的风险加大了，增加了跨国公司以母国货币衡量收益的不确定，从而放大直接投资收益风险。外商直接投资不同于间接投资那样可以通过套期保值手段规避风险。对于风险厌恶型的跨国公司而言，当汇率波动时，会选择等待或减少投资。另一方面，汇率波动增加了企业收集信息的价值，此时企业也会减少投资。方程（9）表明，后危机时代，人民币汇率波动对FDI占GDP的比重有显著的正面影响，其影响系数为0.0754%。这一结果恰好证实了前面的推论。一方面，金融危机后中国成为资金的“避风港”，跨国公司会忽略人民币实际汇率的波动，看好我国经济前景，将资金投入我国。另一方面，为了规避贸易保护，金融危机后各国都相应采取贸易保护措施，汇率波动作为一种贸易壁垒，当波动幅度过大时，外国出口商会认为这是中国政府贸易保护的信息，后期会有更大的汇率波动，为了规避后期可能会出现的更大贸易壁垒，外国出口商会选择直接投资。这两种原因都使得汇率波动对FDI的流入有正面的影响。
三、结论与启示
为了探讨后危机时代人民币实际汇率波动对我国FDI流入的影响方向及大小是否发生了变化，本文采用1994～2012年的时间序列数据，其中，为了尽量减小FDI中热钱因素的影响，选取了FDI中实际利用外资数。用邹氏断点检验法检验了2008年后人民币实际汇率与FDI流入的经济结构，结果是确实发生了变化，在此基础上，在模型中引入金融危机这一虚拟变量进行实证回归，得出如下结论：（1）金融危机前，汇率波动抑制了FDI的流入，这一结果印证了现有的研究结论，本文从“规避汇率风险”和“增加企业收集信息成本”这两个角度进行了解释。（2）金融危机后，汇率波动促进FDI的流入。本文用金融危机后“中国成为资金‘避风港’”和“外国出口商规避贸易壁垒”这两个主要原因解释了这一结果。
【关键词】喉癌；老年；手术治疗；预后独立因素
【中图分类号】R739.65【文献标识码】A【文章编号】1004-7484（2012）13-0056-01
喉癌是常见的头颈部恶性肿瘤之一，在耳鼻咽喉恶性肿瘤疾病中排第2位。治疗喉癌有效的方法是手术，手术治疗在提高患者生存率的同时又提高了患者生存质量。喉癌的预后因素有多种，研究相关影响因素，在于最终提高患者生存率和生活质量，本研究对100例喉癌患者的临床资料进行回顾性探讨分析，分析如下。
1资料与方法
1.1一般资料选取2003年6月-2006年6月的100例老年喉癌患者，其中男性患者80例，女性患者10例。患者年龄范围为50-78岁，平均年龄为70.5±5.3岁。肿瘤原发部位三种类型，其中60例为声门上型患者，30例为声门型患者，10例为声门下型患者。22名患者患有合并高血压病，29例患者患有合并糖尿病。
1.2治疗方法100名患者完善临床检查、喉镜、CT/MRI，根据手术进行时的具体情况，进行局部或全喉切除术。100例患者中，25例患者实行全喉切除术，75例患者实行局部切除术。100患者进行手术时都做了切缘冰冻切片检查，边缘显示阴性。51例患者进行了同侧颈廓清术，16例患者进行了双侧颈廊清术。其中65例患者行单纯手术治疗，35例综合治疗；30例后术进行了放疗，手术后全量化疗剂量控制在50～70Gy。7例实行了手术加放疗联合化疗，联合化疗方案为以顺铂为基础。
2结果
2.1走访及生存状况走访截止到2012年6月，失访患者为4例，走访率高达96.0%。走访时间6个月-5年。走访方式分为电话走访和门诊走访，治疗到死亡的时间为生存时间。其中，97.2%的患者生存时间为1年，75.9%的患者能够生存3年，59.8%的患者能够生存5年。
2.2单因素分析采用Log-rank技术对年龄、性别、行为习惯、肿瘤原发部位、肿瘤大小、淋巴结转移、TNM分期、病理分级、治疗方式9个因素进行分析，经分析，对患者预后影响有统计学意义（P
2.3多因素分析采用Cox技术对肿瘤原发部位、淋巴结转移、肿瘤大小、TNM分期、病理分级、治疗方式、年龄进行多因素分析，经分析，对患者预后产生影响的多因素为肿瘤原发部位、淋巴结转移、TNM分期及治疗方式。
3讨论
单因素分析提示：对患者产生预后影响且具统计学意义（P<0.05）的因素为年龄、肿瘤原发部位、肿瘤大小、淋巴结转移、TNM分期、病理分级及治疗方式。多因素分析提示：影响喉癌患者预后的独立因素为肿瘤原发部位、TNM分期、淋巴结转移及治疗方式。对肿瘤原发部位此因素分析为：声门型最优，声门上型其次，声门下型最次。声门型最优是由于局部淋巴组织稀少，淋巴结转移现象不易出现，且早期出现声音嘶哑；相比之下，声门上型早期症状不明显，到了晚期才检查出病情。淋巴结转移最有可能导致老年喉癌，而声门上型颈淋巴结转移率较高。其中淋巴结转移5年生存率为20.0%，无淋巴结转移的生存率为70.7%，对多因素分析为，淋巴结转移对患者预后影响最大，而影响患者预后的危险因素为治疗方式，综合治疗患者5年生存率明显低于单纯手术治疗患者。单纯手术治疗明显优于手术联合放疗，原因可能是老年患者身体差，合并症多，对综合治疗的承受能力低；患者较多类型为声门上型，会厌前间隙和舌根易受扩散影响，放疗效果不明显。原发肿瘤大小、是否累及邻近器官及有无淋巴转移可确定TNM分期。患者预后越差时具有较高的临床分期，统计显示，Ⅰ+Ⅱ的5年生存率为56.5%，Ⅲ+Ⅳ的5年生存率为37.2%。单因素分析中肿瘤大小、病理分级及年龄对预后产生影响，多因素分析显示肿瘤大小、病理分级及年龄并不是老年喉癌患者的独立风险因素。
目前喉癌手术原则是依据癌灶的原发部位和临床分明、病理类型在保证病变彻底干净切除的前提下适当考虑功能的恢复和重建，因为这对患者的预后更有利。因此在临床工作中，做到早期诊断并考虑患者以后生活，这样才可提高患者远期生存率和生活质量。
参考文献
[1]黄世凡，邓云，舒建满，等.喉癌52例手术治疗临床疗效分析[J].中外医疗，2011，（34）.
二氧化碳腐蚀的主要影响因素包括两种：第一，钢材的热处理状态及其化学成分属于钢材材质因素。第二，环境因素主要包括：温度(T)、二氧化碳分压(PCO2)、溶液的pH值、钢铁表面膜与结垢状况、溶液介质的化学性质、流速(v)等。
1钢材材质的影响
(1)钢材热处理状态的影响
钢材表面碳化物的量随着CO2腐蚀的进行而增加，其主要成分是Fe3C。钢材的原始金相组织决定表面碳化物的形态，多种结构碳化物的形成，有利于FeCO3的沉积。另外，钢材的显微组织不但决定了腐蚀产物和垢层与钢材之间的粘附性同时还决定了钢材表面生成腐蚀产物和垢层的厚度。
(2)化学成分(合金元素)的影响
合金元素对CO2腐蚀有很大的影响。含铬、钼的钢材对CO2腐蚀有一定的抑制作用。有报道说，在钢材中若存在Ni元素则会使CO2腐蚀速率变大。Cr是提高合金耐CO2腐蚀最常用的元素之一。IkedaA等人针对不同Cr含量钢材进行了动态腐蚀模拟试验，试验结果表明，对试样腐蚀产物膜处理后，发现低Cr钢发生严重的局部腐蚀。腐蚀产物膜中Cr元素的大量存在造成了Cr钢的耐蚀性。在潮湿的环境下，Cr钢表面生成致密腐蚀产物膜，腐蚀产物膜厚度随Cr含量的升高而变薄[1，3]。同时另有文献报道，钢材最大腐蚀速率所对应的腐蚀温度随钢材中铬含量的增加而升高。
2环境因素的影响
(1)温度对CO2腐蚀的影响
温度对CO2腐蚀的影响主要基于以下几方面的因素：
1)随着温度的升高，介质中CO2的溶解度变小。
2)温度升高的同时腐蚀反应速率加快。
3)腐蚀产物膜的形成受温度影响。
(2)CO2分压的影响
工程中各种材料自身的抗蚀性及其腐蚀产物在金属表面的成膜性均可通过平均腐蚀速率来判断。一般情况下，平均腐蚀速率随着CO2分压的升高而升高。另外一方面材料表面膜的厚度随CO2分压升高而增厚，增强了对材料的保护性，便显出降低腐蚀速率的趋势，因而CO2分压对腐蚀速率的影响需结合温度具体分析。
(3)流速的影响
高流速缩短了腐蚀介质到达金属表面的传递时间，且金属表面腐蚀产物膜的形成也受到一定程度的影响，高流速促进液体对金属表面的冲刷作用，破坏已形成的保护膜。所以，腐蚀速率随着流速的增大而增加。
(4)pH值的影响
一般来说，pH值的增大，使H+含量减少，降低了原子氢还原反应速度，从而降低了腐蚀速度。裸钢在pH低于3.8的含CO2除O2水中，腐蚀速率随pH降低而增大，表明此时二氧化碳对腐蚀的影响主要体现在pH对腐蚀的影响。实验结果表明，当pH在4～6之间时，裸钢在CO2饱和溶液中的腐蚀速率高于在不含CO2的相同pH溶液中的情况。这表明CO2对腐蚀的影响不仅体现在pH对腐蚀的影响，也体现了对裸钢CO2腐蚀的催化作用。
pH值的变化，也直接影响金属材料在含CO2介质中腐蚀产物的形态、腐蚀电位等。
(5)Cl－的影响
Cl－对合金钢的影响不同于对非钝化钢的影响。合金钢孔蚀、缝隙腐蚀等局部腐蚀均由于Cl－的存在形成的。Cl－在溶液中的存在影响CO2在溶液中的溶解度，常温下使二氧化碳浓度降低，从而降低碳钢的腐蚀速率。有研究表明，钝化膜形成很大程度上受Cl－的存在的制约。因而，Cl－对CO2对金属的固体力学化学腐蚀有很大的影响。但对CO2流体力学化学腐蚀及CO2常规腐蚀的腐蚀速率及腐蚀形貌影响不大。
(6)O2含量的影响
O2与CO2共存于水中会引起严重腐蚀。当钢铁表面尚未生成保护膜时，碳钢腐蚀速率随O2含量的增加显著升高；如果在钢铁表面生成了保护膜，则溶液中O2的存在对碳钢腐蚀速率影响很小。在饱和的O2溶液中，CO2的存在也将会大大提高钢铁的腐蚀速率，因为此时CO2在腐蚀中起到催化剂的作用。
关键词：外部冲击预期通货紧缩
1990年代以来，我国经济遭受了3次严重的外部冲击，即东亚金融危机、美国网络泡沫破灭和次贷危机。这几次冲击分别导致我国1998年、2001年和2009年物价负增长，而且以次贷危机冲击最为严重，物价下跌幅度最大。这几次冲击的显著特点都是外部需求下降，出口受阻，拉动经济增长的动力不足，GDP增长率下降；部分进口商品价格下跌，带动国内物价水平下跌；同时外部冲击国内公众预期悲观，从而形成价格下跌动力。因此，无论是从理论上分析还是从事实情况来看，外部冲击都会通过公众预期、进口商品价格下降、出口受阻导致GDP增长率下降等途径对国内物价水平产生影响，使价格出现负增长。
很多研究表明，预期对价格水平变化具有显著影响。M.Hughart（2002）的研究表明预期与实际通胀率之间存在正相关关系。Stephen等（2003）发现通货膨胀预期与名义利率显著正相关。王维安等（2005）发现通货膨胀预期与不动产预期收益率之间存在稳定的函数关系。肖争艳等（2004）的研究结果表明预期在长期是无偏的。Mishkin（2007）认为通货膨胀预期的锚定程度对通货膨胀和经济运行有重要意义。陈晓莹（2006）认为理性预期模型能更好地解释我国物价变动。很多学者研究了外部冲击对价格水平的影响。中国经济增长与宏观稳定课题组（2008）认为外部冲击是导致通货膨胀的因素之一。何念如等（2006）研究了国际石油价格变化对我国CPI、PPI、GDP以及投资的影响。柴田明夫（2006）把20世纪70年代日本、英国等国家的通货膨胀归咎于原油、黄金、铜等原材料和劳动力价格上涨以及制造业重新布局。曾利飞等（2006）发现影响我国通货膨胀的因素主要是资本成本与进口中间品成本。Garner（1989）认为大宗商品价格可以作为通货膨胀的领先指标。
我国经济波动到底受国际因素影响有多大？我们如何降低外部冲击对我国经济的不利影响？预期对我国价格变化具有多大影响？本文运用回归分析、脉冲响应分析以及误差方差分解等方法实证分析了外部冲击、公众预期与我国价格水平波动之间的关系，得出结论认为：我国物价下跌的主要原因不是消费者信心不足导致的，而主要是由于进口原材料价格下跌、出口需求下降和民间投资回落导致的。
一、进口原材料价格变化对我国CPI波动影响显著
从脉冲响应分析结果可以看出进口原材料价格对CPI的影响在当期就显现出来，在一年以后达到最大。方差分解的模拟结果显示，从长期来看进口原材料价格对CPI的影响具有决定性作用。回归分析的结果也显示，进口原材料价格在5%水平下对CPI变化产生显著影响。
因此，国际市场大宗原材料价格的变化对我国价格水平从供给方面形成了巨大冲击。我国2008年下半年以来的价格水平下降压力，是与国际金融危机导致的国际市场大宗原材料价格大幅度下跌直接相关的。由于我国经济具有较高对外依存度，国际大宗商品价格变化从供给方面对我国价格水平带来显著冲击，这可以在一定程度上解释我国近期物价水平的下跌。面对这种冲击，我们并不需要过多的担心，因为从脉冲响应分析的结果来看，这种冲击效应在一年以后就会迅速减小，不会导致我国陷入长期通货紧缩的困境之中。
二、产出水平变化对CPI存在着重要影响
回归结果表明，GDP增长率对本期价格水平会产生显著影响。从脉冲响应分析结果可以看出，GDP增长率对CPI的影响在第1期显现出来，并且为正响应，在第7期达到最大，在第15期影响消失。方差分解的模拟结果显示，从长期来看GDP增长率对CPI的影响具有决定性作用。
可以看出，GDP增长率对CPI的影响是十分显著的，即GDP高速增长会导致CPI上涨，GDP增幅回落会导致CPI回落或是负增长，因此，我国目前GDP增长率的大幅回落是物价下跌的重要原因之一。拉动我国GDP增长的最重要因素是对外出口和固定资产投资，但是，由于国际金融危机导致我国出口骤然下降，这对GDP增长带来很大负面影响。由于经济周期的原因，我国固定资产投资的增长速度也出现下滑之势，给GDP增长造成巨大压力。在这种情况下，我国政府及时出台了政府主导的4万亿投资计划及其配套措施，极大地遏制了GDP增幅的下滑，在很大程度上弥补了出口下降和民间投资下降带来的压力。所以，为了防止通货紧缩出现，我国应该继续刺激国内投资和消费，抵消出口下降导致的需求下降，保证GDP维持在一个合理的增长水平。
三、消费者信心对CPI波动影响不大
回归分析、方差分解模拟分析和脉冲响应分析的结果都显示，代表公众预期的指标消费者信心指数对CPI影响并不显著。有关理论分析认为，公众的预期对物价波动产生较大的影响，但是从我们的实证分析结果来看，公众对预期并不能对CPI产生显著影响。这其中的主要原因可能是，我国居民消费中的刚性消费占比重较大，消费者对经济前景的预期并不能降低这部分消费，而高档奢侈品消费所占比重很小，其需求的变化不会对CPI带来实质性的影响。
四、结束语
总而言之，我国物价下跌的主要原因不是消费者信心不足导致的，而主要是由于进口原材料价格下跌、出口需求下降和民间投资回落导致的。为了避免落入通货紧缩的泥潭，我国政府应该继续加大和落实投资计划，采取各种措施促进出口。
关键词：响应面法；斑点叉尾t（Ietaluruspunetaus）；鱼皮；胶原蛋白；热水提取法
中图分类号：TS254.9文献标识码：A文章编号：0439-8114（2016）01-0157-05
DOI：10.14088/ki.issn0439-8114.2016.01.042
OptimizationofCollagenExtractionofIetaluruspunetausSkin
byResponseSurfaceMethod
HUANGWen1，ZHOUQiu-shu2，YUANChun-hong3，XUMeng1，ZHAOQi-meng1，XUCheng1，BAOJian-qiang1
（1.CollegeofFood，ShanghaiOceanUniversity/ShanghaiOceanUniversityAquaticAnimalBreedingCenter，Shanghai201306，China；
2.YantaiUniversity，Yantai264005，Shandong，China；3.DepartmentofAquaticProducts，KagoshimaUniversity，Kagoshima8900056，Japan）
Abstract：Responsesurfacemethodologywasappliedtooptimizetheextractionconditionsofcollagenbyheatinginwaterinfishskinofchannelcatfish（Ietaluruspunetaus）.Onthebasisofsinglefactortests，responsesurfaceanalysiswasdesignedbyDesign-Expertandtheeffectsofextractiontemperature，extractionhydrogenionconcentrationandextractionratioofmaterialtowaterontheyieldofcollagenwereinvestigated，andthepredictedvalueandmeasuredvaluewerealsocontrasted.Theresultsshowedtheoptimalextractionconditionsasfollows：theextractiontemperaturewas100℃，extractionhydrogenionconcentrationwas6，extractionratioofmaterialtowaterwas1∶10（g∶mL）.Undertheseconditions，theyieldofcollagenwas16.98%，whichwasconsistentwiththepredictedvalue.Itshowedthattheexperimentwaseffective.
Keywords：responsesurfacemethodology；Ietaluruspunetaus；fishskin；collagen；extractionbyheatinginwater
中国拥有丰富的水产资源，在鱼类产品加工过程中大量鱼皮被作为下脚料废弃，所产生的废弃物数量庞大。这些废弃物中含有大量的胶原蛋白，胶原蛋白是一种生物性高分子物质，也是一种功能性蛋白，广泛应用于食品、制药、化妆品、生物医学等行业以及科学研究领域等[1]。胶原蛋白是一种丝状蛋白纤维，可以保持皮肤的弹性，存在于人体的皮肤、骨骼、牙齿、肌腱等部位，用于粘合结缔组织。在鱼类的骨骼和结缔组织中也含有胶原蛋白[2]，在真皮、骨、腱、鳞中含量较多[3]。从鱼皮中提取胶原蛋白可以提高鱼产品加工的附加值，产生更多的经济效益，促进渔业的长足发展[4]。
目前，胶原蛋白提取方法有四种：酶法、酸碱法、盐法、热水法[5]。马俪等[6]在优化酶提取鳕鱼皮的胶原蛋白得率的研究中，得出鳕鱼皮中胶原蛋白的最佳提取条件是温度16.32℃下水解10.43h，酶浓度0.054%，得率可达到27.53%。在酸法提取t鱼皮胶原蛋白试验中，陈丽丽等[7]从酸种类、浓度、固液比、提取温度和时间方面对得率的影响进行了分析，得出最佳提取条件是以0.5mol/L的醋酸为浸提剂，固液比为1∶50，在15℃提取72h，得率达到62.05%。在优化罗非鱼皮胶原蛋白提取条件的研究中，林家福等[8]考察了不同温度、pH、提取时间和液固比等方面对得率的影响，发现最优提取条件为温度90℃、pH6.0，固液比1∶13，作用时间2h，罗非鱼鱼皮胶原蛋白的得率达到212mg/g。由此可见，热水提取法的成本较其他方法低且简单，所获附加值较高。
斑点叉尾t（Ietaluruspunetaus）是美国最重要的水产养殖鱼类之一[9]。自1984年引入中国已推广到20多个省市，成为中国重要的水产养殖经济鱼类之一[10]，其养殖范围大，产量高。因此，本试验选取斑点叉尾t为原料，借助响应面法探究热水法提取t鱼皮胶原蛋白的最优条件，并制成胶原蛋白冻，为商业生产提供理论依据。
1材料与方法
1.1材料与仪器
新鲜冷冻斑点叉尾t鱼皮，由安徽富煌三珍食品集团有限公司提供；羟脯氨酸试剂盒，购自南京建成生物工程研究所；品牌1果冻、品牌2果冻、品牌3果冻，购自上海农工商超市；其他化学试剂均为分析纯。
UV-18OOPC型紫外可见分光光度计（上海美谱达仪器有限公司）；TA-XTplus型质构仪（英国StableMicroSystem公司）；MINIFAST-04型真空冷冻干燥机（美国BOCEDWARDS公司）。
1.2预处理
使用前将保存在-51℃的斑点叉尾t鱼皮置于流动的冷水中解冻，融化后用手术刀切成5mm×5mm大小的碎片，放入冰水中使用磁力搅拌器反复搅拌鱼皮直至冰水变为清澈。在4℃条件下，用0.1mol/L的NaOH溶液浸泡20min，去除脂肪和部分杂蛋白。之后用去离子水反复清洗鱼皮去除残留的污垢以及NaOH。在10℃以下使用2倍体积的正己烷浸泡鱼皮6h使鱼皮脱脂。最后用冷水洗去有机溶剂，将处理好的鱼皮放入真空冷冻干燥机，干燥后放入-20℃冷冻保存备用[11]。
1.3热水提取胶原蛋白制备工艺
将冻干的鱼皮称量后放入烧杯，加入一定比例的去离子水，将烧杯口用铝箔纸封住防止水分蒸发。在一定的温度、时间、pH和料液比的条件下，水浴加热提取鱼皮胶原蛋白溶液。用布氏漏斗抽滤装置进行真空抽滤，再用滤布滤掉残渣。最后将鱼皮胶液放入低温培养箱（15℃）中凝冻16h[12]。
1.4单因素试验
1.4.1提取温度对斑点叉尾t鱼皮胶原蛋白得率和冻力的影响提取时间固定为2h，提取pH设定为7，料液比（干鱼皮∶去离子水=m∶V，g∶mL，下同）为1∶10。设定4个不同的温度条件，分别为70、80、90、100℃，测定鱼皮胶原蛋白得率和冻力。
1.4.2提取时间对斑点叉尾t鱼皮胶原蛋白得率和冻力的影响提取pH固定为7，料液比为1∶10，提取温度设定为90℃。设定4个不同的提取时间，分别为1、2、3、4h，测定鱼皮胶原蛋白得率和冻力。
1.4.3提取pH对斑点叉尾t鱼皮胶原蛋白得率和冻力的影响提取料液比固定为1∶10，提取温度设定为90℃，提取时间设定2h。配制4个不同的提取pH，分别为4、5、6、7，测定鱼皮胶原蛋白得率和冻力。
1.4.4提取料液比对斑点叉尾t鱼皮胶原蛋白得率和冻力的影响提取温度设定为90℃，提取时间设定为2h，提取pH设定为7。配制5种不同的料液比，分别为1∶6、1∶8、1∶10、1∶12、1∶14，测定鱼皮胶原蛋白得率和冻力。
1.5响应面试验设计
根据单因素试验结果发现提取温度、提取pH和料液比对斑点叉尾t鱼皮胶原蛋白得率的影响较大。建立Box-Behnken模型[13]，选取提取温度（A）、pH（B）和料液比（C）为自变量，以胶原蛋白得率Y为响应值设计三因素三水平二次回归方程试验，拟合自变量与响应值之间的函数关系，响应面试验因素和水平见表1。
1.6测定方法
1.6.1基本成分分析水分测定按照GB5009.3-2010中直接干燥法（105℃）；灰分测定按照GB5009.4-2010中灼烧恒重法（550℃）；蛋白质测定按照GB5009-2010中凯氏定氮法（转换系数取6.25）；脂肪测定按照GB/T14772-2008中索氏抽提法；总糖测定采用蒽酮-硫酸比色法。
1.6.2氨基酸组成测定用盐酸水解后，按照GB/T5009.124-2003用氨基酸全自动分析仪测定。
1.6.4冻力测定将制成的鱼皮胶液和水浴加热后的液体果冻取110mL置入冻力瓶（内径59mm，高度85mm），放进15℃的低温培养箱中凝冻16h，压缩变形4mm所需的最大应力为冻力，单位为g。采用质构仪测定，测定条件为P/0.5探头，下压速度1mm/s，下压高度4mm[15]。
2结果与分析
2.1基本成分分析
以鱼皮湿重计，斑点叉尾t的基本成分为水分61.37%±0.32%、灰分0.48%±0.11%、粗蛋白27.48%±0.21%、粗脂肪10.21%±0.51%、总糖0.41%±0.12%，可见斑点叉尾t鱼皮的蛋白质含量丰富，含糖量低。
2.2氨基酸组成分析
斑点叉尾t鱼皮水解溶液的氨基酸分析结果中，羟脯氨酸含量为（230.1265±4.8395）ng，脯氨酸含量为（1152.63±39.23）ng、。羟脯氨酸和脯氨酸都是胶原蛋白的主要成分，其中羟脯氨酸是胶原蛋白的特异性氨基酸[16]，在其他蛋白中十分少见，含量也较为稳定。斑点叉尾t鱼皮中胶原蛋白含量丰富，是良好的新型胶原蛋白资源。
2.3单因素试验结果
以斑点叉尾t鱼皮的胶原蛋白得率为主要参考指标，胶原蛋白制成鱼皮冻的冻力为次要参考指标。鱼皮冻力的标准有别于胶原蛋白明胶制品在凝胶强度上的要求，在一定凝胶强度的基础上考虑更多的是咀嚼口感[12]。鱼皮冻要求有良好的适口感，本试验中以市场中普通品牌的果冻作为参考指标，普通品牌果冻冻力品牌1为（39.8±0.51）g、品牌2为（39.02±0.53）g、品牌3为（41.42±0.47）g，平均值为（40.08±1.22）g。
2.3.1提取温度对鱼皮胶原蛋白提取的影响由图1可见，在一定范围内，温度上升鱼皮胶原蛋白得率和冻力都在增加。当温度升至90℃时，胶原蛋白得率和冻力到达最大值。随着温度继续升高，胶原蛋白得率略微有下降，而冻力下降明显。温度越高胶原蛋白溶液越容易转变成明胶。90℃之后胶原蛋白得率略有下降可能是高温对蛋白质的破坏作用，所以胶原蛋白得率在温度达到100℃时略有下降。由于高温使得胶原溶液中α肽链增加且肽链之间相互交联度随之上升，形成了更密集的网状结构。随后温度继续升高造成肽链的次级降解增加，短肽链难以交联形成密集的网状结构，交联度下降，导致冻力在90℃升到最大值之后开始下降。所以，斑点叉尾t鱼皮胶原蛋白提取的最佳提取温度为90℃。
2.3.2提取时间对鱼皮胶原蛋白提取的影响由图2可见，随着提取时间的增加胶原蛋白得率持续增加。提取时间越长，鱼皮中溶出的胶原蛋白越多。冻力在提取2h之后增加到最大值，之后随着时间延长而降低。这是由于提取时间的增加使得次级肽链的降解增加，导致冻力下降。当提取时间达2h时胶液的冻力已符合本试验的参考指标，且胶原蛋白得率随着时间的增加变化不明显，综合考虑实际生产的能耗和效率，响应面试验设计中没有加入时间因素作为研究。
2.3.3提取pH对鱼皮胶原蛋白提取的影响图3结果显示，在酸性条件下胶原蛋白得率随着pH的升高而增加，中性偏酸pH=6时得率最高，中性条件得率有所下降。在酸性溶液中，部分溶解的蛋白质被水解成氨基酸[8]。冻力随着pH的升高而增加，明胶分子的结构更加稳定使得凝胶特性增强。调制pH=6之后冻力开始下降，是因为胶原溶出量减少导致浓度降低，冻力随之减小。所以，斑点叉尾t鱼皮胶原蛋白提取的最佳提取pH为6。
2.3.4料液比对鱼皮胶原蛋白提取的影响由图4可见，当料液比为1∶6、1∶8、1∶10时，胶原蛋白得率随着加水量的增加而呈线性增长。当加水量达到10倍体积时，胶原蛋白得率达到最大值，之后随加水量增加而减小。这可能是因为在单位时间内相同条件下鱼皮中胶原蛋白溶出的速率是一定的，溶液体积增加会降低其浓度，从而导致得率略微下降，实际生产中加水量过多会增加能耗。冻力则随着加水量增加而降低，这是因为料液比直接影响了溶液中胶原蛋白的浓度。所以，斑点叉尾t鱼皮胶原蛋白提取最优料液比为1∶10，此条件下鱼皮冻冻力为38.54，达到适口感的参考指标。
2.4响应面试验
2.4.1模型的建立与分析以提取温度、提取pH和料液比为试验因素，胶原蛋白得率为评价指标，按照二次项回归方程进行试验[11]，试验设计及结果见表2。针对表2应用Design-ExpertV8.0.6软件进行多元回归拟合，得出提取时间（A）、提取pH（B）、料液比（C）与响应值胶原蛋白得率（Y）的关系，其方程式为：
Y=17.14+1.10A+0.50B-0.48C-0.075AB-0.13AC-0.075BC-0.88A2-1.48B2-1.13C2。
由响应面试验结果进行回归模型的方差分析，结果如表3所示。
表3显示，试验模型的P值为0.00020.05，表示试验数据和模型拟合良好。对P的检验可以得出，提取温度、提取pH和料液比以及各二次项对胶原蛋白得率的影响都是显著的。模型的复相关系数R2=0.9670，调整后的R2=0.9247。由此可知，模型能够很好地反映胶原蛋白得率与提取温度、提取pH和料液比之间的关系，并且可以用来对胶原蛋白得率进行优化分析和预测。
2.4.2提取条件的优化与验证在提取料液比为1∶10的条件下提取2h，提取温度与提取pH对胶原蛋白得率的影响如图5所示。通过对P检验得出，提取温度与提取pH的交互作用对胶原蛋白得率的影响不显著，当料液比为1∶10、提取温度96.20℃、pH为6.11时，胶原蛋白得率可达到17.52%。
在提取pH为6的条件下提取2h，提取温度与料液比对鱼皮胶原蛋白得率的影响如图6所示。通过对P检验得出，提取温度与料液比的交互作用对胶原蛋白得率的影响不显著，当pH为6、提取温度为96.48℃、料液比为1∶10时，胶原蛋白得率可达到17.55%。
在提取温度为90℃的条件下提取2h，提取pH与料液比对鱼皮胶原蛋白得率的影响如图7所示。通过对P值检验得出，提取pH与料液比的交互作用对胶原蛋白得率的影响不显著，当提取温度为90℃、pH为6.17、料液比为1∶10时，胶原蛋白得率可达到17.23%。
利用Design-ExpertV8.0.6软件对热水法提取斑点叉尾t鱼皮胶原蛋白进行优化，以胶原蛋白最大得率为目标，得出最优提取条件：提取温度为94.34℃，提取pH为6.16，料液比为1∶10，胶原蛋白得率最大值为17.59%。根据实际生产将最优提取条件调整为：提取温度为100℃，提取pH为6，料液比为1∶10，进行多次验证试验得到胶原蛋白得率均值为16.98%，相差为0.61%，表明Box-Behnken模型可用于热水法提取斑点叉尾t鱼皮胶原蛋白的工艺优化。
3小结
利用Box-Behnken模型对热水法提取斑点叉尾t鱼皮胶原蛋白的提取条件进行优化，方差分析结果表明模型拟合度良好。最优的提取条件为提取温度100℃，提取pH6，料液比1∶10，通过提取条件优化，胶原蛋白得率提高到16.98%。结果表明，通过对提取温度、提取pH和料液比的响应面优化是成功有效的，对规模化提取胶原蛋白具有参考价值。
热水提取工艺的成本较其他方法低且简单，所获附加值高。本试验为规模化提取胶原蛋白提供了理论依据，但胶原蛋白的提取率还需要进一步优化，可与酸法提取和酶法提取稍作整合使效率最高化。
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关键词：汇率传递；价格；传导机制
在全球经济一体化程度不断加深的背景下，汇率作为一国货币相对于另一国货币的价格，其变动首先会引起一国进出口商品定价和国内物价水平的变动，进而通过支出转换效应对贸易收支和其他宏观经济变量产生重要影响。因此，汇率是经济生活中备受关注的一个经济变量，随着金融全球化和我国社会主义市场经济体制的不断完善以及汇率市场化改革进程的加快，汇率对我国经济的影响越来越大，已经成为反映宏观经济形势的一个重要经济指标。本文通过对国内外相关研究进行梳理的基础上，详细阐述汇率传导的含义和传导机制，以揭示汇率-价格机制运行的内在关系。
1汇率传导的含义
汇率价格传导也称为汇率的传递弹性（exchangeratepass-
throughelasticity），是指汇率变动所带来的与之相关价格因素的变动。汇率价格传导是理解汇率与实体经济之间相互关系的决定性因素，是描述汇率与价格关系的主要形式，即汇率变动引起的价格水平改变的程度。许多学者基于不同的研究视角对汇率传递给出了不同的概念界定。一些学者主要从汇率变动对进口价格变动的效应来定义汇率传递。比较有代表性的定义如下：ohno（1989）认为“传递概念是指汇率变动反应在进口价格上变化的程度”。根据mann和hooper（1989）的定义，狭义的外汇价格传导是指进口价格对名义汇率波动的变动率，即汇率波动所引起的进口价格的变动。广义的汇率价格传递是指因汇率波动而对国内价格产生的多因素、多层次的影响。近年来，随着开放经济宏观经济学的发展，一些学者对汇率传递的界定给予更为丰富的涵义，把汇率传递效应从进口价格扩展到出口价格和国内一般物价水平，如menon（1995）、mccarthy（2000）等把汇率传递定义为“国内价格水平对汇率变动的反应程度”。因此，一般来讲，可以将汇率传递定义为按照目的地货币表示的贸易商品价格对汇率变动的反应程度。
2汇率对价格的传递机制
汇率价格传导机制是指名义汇率波动引起价格水平变化的渠道和路径。汇率变动对一国国内价格水平有重要影响，而且其对于不同的价格指标的影响效果和影响机制是不同的。goldberg和knetter（1997）将汇率价格传导机制分为直接传导机制和间接传导机制。直接传导机制是指汇率的波动对于进口品价格的直接影响作用；间接传导机制是指汇率变动对于国内其他价格的间接影响，如工业品出厂指数、消费价格指数等。其传递路径如图1所示。
2.1直接传导机制
汇率变动会引起不同国间商品价格的相对变动，其最直接影响到的是进口商品价格，然后通过进口商品价格变动对国内生产者价格指数和消费者价格指数产生影响。
首先，由于进口商品中包含了消费品，汇率通过影响进口商品中的消费品的价格进而影响消费者价格。汇率变动对进口消费品的影响是最直接的,在完全竞争的市场条件下,汇率变化对进口消费品的影响将是完全的,但由于市场不完全、配送成本等因素的存在,汇率对进口消费品的传递是不完全的,一国进出口行业垄断程度、进出口贸易厂商定价的能力以及进口商品的配送成本越大，则汇率传递效应越小。汇率对进口消费品价格的影响虽然是最直接的,但是影响cpi的程度则要看进口消费品在居民总消费额中所占的比重,一国居民的消费品进口比重越大,则汇率变动通过进口消费品价格影响cpi的效应越大。
其次，汇率变动通过影响进口品中的中间产品和原料、燃料等价格进而对工业品出厂价格、消费者价格产生影响。进口商品中中间产品和原料、燃料等并不是直接进入消费市场，而是要进行再加工才流通到最终产品市场上，此类产品的价格变动是通过最终产品的成本变化间接影响国内价格指数。中间产品和原料、燃料只是厂商生产的一部分成本,汇率变化对生产成本的影响程度由该中间产品和原材料、燃料在总成本中的比例决定。
产品成本中进口中间品与原材料、燃料所占比例越大,汇率变动对产品的生产成本的影响就越大。而汇率对生产成本的影响将进一步影响到工业品出厂价格指数,并最终影响消费者价格。当然，还要考虑弹性因素，汇率对进口消费品和进口投入品的传递弹性、进口消费品品在总消费品中的比重以及进口投入品占总中间投入品的比重等。这些因素的高低都会在一定程度上影响汇率对物价的传递。
2.2间接传导机制
与汇率传导的直接机制相比，汇率对物价影响的间接传导机制要复杂得多，而且影响方向也不明确，因此消费者价格指数、工业品出厂价格指数等一般对汇率反应的敏感程度要远远低于进口品价格，并且反应也较滞后。
2.2.1替代机制
人民币汇率变动能通过影响国内进口替代品的价格，间接影响消费品价格。一方面，人民币升值降低了进口商品中的消费品价格，国内消费者将用进口消费品替代国内近似产品消费，使国内进口替代品的需求下降，从而有助于国内一般物价水平的下调。另一方面，从进口来看，汇率的变动通过影响进口中间品、原材料和燃料的价格进而影响生产成本和产成品的价格,这将改变产成品、贸易替代品和非贸易品的相对竞争力,从而改变它们的供求平衡和价格,最终影响到cpi。从出口来看，以汇率升值为例,人民币升值将导致出口商品的外币价格上升,进而削弱出口商品的竞争力,带来出口减少的压力,造成部分商品由出口转为内销，这部分转内销的商品将打破原来出口品与替代品、非贸易品的供求平衡与价格水平,最终将影响消费者价格指数。
2.2.2收入机制
根据弹性理论,人民币升值有助于抑制出口，扩大进口，减少国际逆差，从而导致人均的收入减少和物价下跌。汇率改革后，我国对外贸易已经开始呈现出口增速放缓而进口增速加快的趋势，汇率影响已初步发挥，在内需无法快速提升的情况下，人民币升值必将影响我国的经济增长速度，缓冲物价的上涨。
2.2.3货币工资传导机制
本币的升值带动了进口品价格下降，从而推动居民的生活支出减少，在名义工资不变的情况下，实际工资会有所上升。实际工资的上升将从两方面影响国内价格水平，一方面，由于工人实际工资的上升，企业会倾向于降低工资收入者的名义工资或减缓工资的上涨，较低的名义工资会进一步推动企业生产成本和居民生活费用下跌，最终使整个经济的一般物价水平下降；另一方面，实际工资的提高会增加对商品的需求，消费者将要求购买更多的商品，而进口价格相对国内价格要低，因此增加的购买力将倾向于购买更多的进口消费品，大量的低价进口品带动国内非贸易品价格下降，这加剧了国内通货紧缩。
2.2.4货币供应机制
主要通过外汇收支、外汇储备和货币供给渠道影响国内物价。首先是汇率变动对进出口贸易影响。例如，本币升值后，在货币工资机制和生产成本机制的推动作用，货币供应量在一定程度上可能出现下降；另一方面，在外汇市场上，本币升值引起的出口下降或贸易逆差可能使中央银行在结汇方面将减少本币的供给。综合来说，货币供应量的下降在一定程度上将促使国内价格的下降。其次是汇率变动通过影响国内外资产的相对价格进而影响热钱和跨国投资的流动方向，从而影响外汇储备。这两种机制对物价的作用相反，因此，本币升值对国内物价的影响方向存在不确定性。
2.2.5预期机制
当本币币值预期发生变化时，将从以下两个方面影响国内物价水平。首先是经常项目。例如，本币出现升值预期时，本国货币被低估，本国的出口产品价格过低而进口产品价格相对过高，这增强出口产品的贸易竞争力和进口产品的阻力，进而导致国外对本国净需求的增加；由于国内总需求的增加，国内物价将上涨。其次是资本项目，特别是短期资本项目。如果资本项目管制不完全，本币低估会导致强烈的本币升值预期，大量短线投机资本流入。为了维持汇率稳定，采取投放本币吸收外币的操作必将导致本国货币供应量大幅增加，加剧通货膨胀。
从上述汇率对国内物价的影响机制可以看出，在收入机制、货币工资机制、生产成本机制、预期机制和替代机制的作用下，本币升值会降低国内物价，而货币供给机制对汇率和物价关系的影响则是不确定的。因此，现实中汇率变动对物价影响程度如何，则应该视各传导机制相对作用的大小而定。当然汇率对价格传递发生的速度和影响程度还依赖于许多其他因素，如：厂商定价策略、市场结构、通货膨胀水平，非贸易物品与贸易物品在工业品出厂价格指数和消费者价格指数中的比重以及现行汇率政策等。
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汇率波动会影响就业的状况，影响路径主要有三条：一是汇率变动导致进出口产品价格变动，改变企业对未来进出口的预期，影响企业的投资决策，从而改变企业生产规模，影响就业；二是汇率影响外商投资，并通过多种途径影响国内就业；三是汇率变动影响产业结构的调整，从而影响就业。路径一：通过对进出口价格的影响汇率变动会影响进出口产品的相对价格，进而引起进出口额的变化。当本币汇率上升时，出口产品的外币价格会上升，因此出口受阻，而国外商品以本币表示的相对产品价格下降，进口将增加；当本币汇率下降时，出口产品在国外价格下降，出口增加，而进口减少。出口产品的规模会直接影响出口企业的生产规模，进而影响两国劳动力市场，因此，当出口增加时，出口国对出口产品的劳动力需求增加，就业增加，而进口国对劳动力需求减少，就业下降。图1描述了这样的运动轨迹：路径二：通过对外商投资的影响汇率对外商投资的影响主要来自三个方面：一是对生产成本的影响。当本币汇率升值，本国的商品和劳动力由于相对价格的增长，导致外国投资者在本国的投资成本上升，资本报酬率下降，从而将资本撤离本国而转移至资本报酬率更高的地方，外商直接投资下降。二是对财富的影响。当本币汇率升值，相同的外汇资产折算成本币资产会减少，使得外国投资者的相对财富下降，从而投资需求下降。三是对出口替代的影响。本币汇率的升值会导致国内产品出口丧失价格优势，国内企业会调整战略布局，将企业的生产部分转移到国外，形成国内对国外的直接投资增加。而外商直接投资下降会对就业产生巨大影响，对于我国而言，FDI多投资于劳动密集型产业，这类企业对劳动的需求量很大，FDI的减少将最终导致我国的就业下降。另外，FDI会带来新的技术，从而促进新兴产业的发展，而FDI的减少，也会使新兴产业资本由于投入不足而降低了一国的就业水平。而本国企业增加海外投资将有利于投资国的就业而不利于本国的就业。图2所示为本币升值通过外商直接投资对一国就业的影响机制。图2路径二：通过对外商投资的影响路径三：通过对产业结构的影响中国的出口产业在国际上的竞争优势来源于相对廉价的劳动力，而人民币升值将改变我国产业格局，使原有劳动力密集的产业失去比较优势，并迫使劳动密集型产业向资本密集型的产业进行转移，就业减少。图3路径三：通过对产业结构的影响因此，通过汇率对就业的影响路径分析，可以得到本文研究的理论假说：本币汇率与就业负相关。
人民币汇率对就业影响的实证分析
（一）模型构建与变量选择从汇率影响就业的路径研究发现，进出口是汇率影响就业的重要渠道，汇率对进出口的影响会直接影响到贸易部门的就业，但劳动力在一国内部可以自由流动，当本币升值，贸易部门就业减少，劳动力会从贸易部门迁移到处于相对发展优势的非贸易部门，并且非贸易部门容纳就业的人数相当大。因此，汇率对贸易部门就业的影响，也会对非贸易部门乃至全社会的就业产生影响。为了进一步深入考察汇率对就业的影响，本文将分别考察汇率对贸易部门、非贸易部门以及全社会总就业人数的影响，并构建如下模型：lnLit=α0+αi1lnREERt+ξti=1,2,3其中i代表行业，L1、L2、L3分别表示为全社会总就业人数、贸易部门就业人数及非贸易部门就业人数。由于第二产业主要是以制造业为主的一类产业，我们用第二产业的就业人数近似替代贸易部门就业量；第三产业是以服务业为主的一类产业，是非贸易部门占主导的产业，我们以第三产业的就业人数近似替代非贸易部门的就业人数。其数据来自2011年《中国统计年鉴》按行业划分的年度就业人数。REER表示人民币实际有效汇率。实际有效汇率剔除了通货膨胀的影响，是根据贸易伙伴国的货币计算所得的平均值，反映本国相对于贸易伙伴国的竞争力变化情况，是影响贸易收支的重要变量。其数据来自IMF网站IFS(Interna-tionalFinancialStatistics)在线数据。其他对就业有影响的因素被归入随机误差项为了消除时间序列数据的异方差和数据波动问题，取对数进行变换，下图给出各变量时间序列图形。数据来源：2011年中国统计年鉴和IFS在线数据（二）单位根检验与协整检验由于经济变量在许多情况下具有非平稳性的特征，为真实地反映上述4个变量之间的关系，我们首先检验这些变量时间序列的平稳性。如果这些变量存在相同的单整阶数，我们将进一步考察这些变量是否长期协整，并为误差修正模型作好准备。1、数据检验。数据的单位根检验，我们采用Dickey和Fuller(1981)提出的ADF方法。在检验过程中，根据各变量时间序列的ADF值和赤池信息准则确定截距和时间趋势的有无，并判断最佳滞后期。见表1：从表1可知，各原变量时间序列均存在单位根，且一阶差分在1%的显著性水平上拒绝原假设，所以各原序列均是I(1)序列，即一阶单整序列，下面我们分析变量间是否存在协整关系。2、协整检验。为检验两变量X与Y是否协整，Engle和Granger于1987年提出两步检验法，称为EG检验，方法为对方程的残差做ADF单位根检验，若拒绝原假设，则认为两序列是协整的。如表2所示：表2对三组方程残差的ADF检验结果注：（C,T,L）中C为存在截距项，T为时间趋势项，L为滞后阶数。P值为拒绝原假设的概率。由表2知，总体就业与实际有效汇率是在10%的显著性水平通过检验，而其他在1%的显著性水平上通过检验，因此我们认为中国就业与实际有效汇率是存在长期协整关系的。见表3：表3中国就业对应的协整关系注：括号中数字为各系数t统计值，*、**、***分别为1%、5%和10%的显著性水平上通过检验。从表3中可知，长期而言，实际有效汇率对全社会总就业人数、贸易部门就业人数以及非贸易部门就业人数均呈反向关系。实际有效汇率的上升，预示着我国就业量的下降，与理论假说相一致。深入的研究发现，实际有效汇率对贸易部门劳动力的影响程度高于非贸易部门，说明汇率升值对贸易部门打击远大于非贸易部门。这主要是由于汇率对贸易部门和非贸易部门的影响渠道不同，汇率的波动对贸易部门的影响更直接，汇率的变动会直接影响到出口部门的产值和就业，而汇率波动对非贸易部门就业的影响主要是通过贸易部门对经济的影响间接产生。因此，贸易部门就业对汇率具有更高的弹性，汇率对贸易部门就业的影响最强，对全社会总就业的影响次之，对非贸易部门就业的影响最弱。（三）格兰杰因果检验上表发现中国就业量与实际有效汇率之间存在着显著的相关关系，但不足以说明汇率与就业存在着因果关系，汇率也不足以解释中国就业变动。我们需要进一步研究实际有效汇率与中国总就业人数、贸易部门和非贸易部门就业量之间的因果关系，因此我们接下来进行Granger因果检验。表4显示的是各就业量与实际有效汇率之间是否存在格兰杰因果关系，从而判断模型的解释力。上通过检验。从表4的检验结果可以看出，中国就业人数与人民币实际有效汇率之间具有单向的因果关系，实际有效汇率分别是中国总就业人数、贸易部门就业人数和非贸易部门就业人数的Granger原因。因此，从长期而言，人民币实际有效汇率的变动对于我国就业具有显著的影响。实际有效汇率的升值，会导致我国就业人数的减少，而实际有效汇率的贬值则能刺激就业回升。（四）误差修正模型上面的分析仅仅考虑各变量的长期均衡关系,没有涉及它们之间短期的动态变化关系。我们用误差修正模型估计本文中各变量之间的短期动态关系：ΔlnLit=α0+λECMt-1+ΔlnREERit+ζt其中，Δ表示一阶差分，ECM为误差修正项，λ为纠正速度系数，具体估计结果如表5所示。由表5可知，λ分别为-0.06592、-0.0602和-0.1221，符合反向修正原则，表明：短期内中国就业量可能偏离它与人民币实际有效汇率的长期均衡水平，但由于纠正速度系数的为负,且绝对值较小，所以这几个变量的短期自我调整过程是围绕长期均衡波动并缓慢衰减而趋向长期均衡的过程。非贸易部门反向修正系数大于贸易部门，说明非贸易部门自我调整时间更短，能够更快地恢复到长期均衡水平。
结论与建议
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