时间：2023-07-06 16:19:20
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尽管会议当天天公不作美，绵绵春雨一直在下，但大雨浇不灭读者的热情，五百多位读者及投资者顶风冒雨参加了报告会，场面十分感人。《股市动态分析》杂志社社长刘波表示，“这段时间股市不太好，天气也不好，但是看到今天下午到场的投资者还是比较多的，这一点我还是很受感动，也深受鼓舞，我觉得后面的股市还是很有希望的！”
本次报告会邀请了博时基金宏观策略部总经理魏凤春先生、摩根士丹利华鑫基金研究总监陈强兵先生、南方基金首席策略分析师杨德龙先生、海通国际环球投资策略部董事潘铁珊先生、麦格理资本证券联席董事林泓昕先生作为嘉宾进行主题演讲。此外，报告会还安排了专栏作者圆桌会议。
从嘉宾及专栏作者的发言来看，大部分对2013年剩余时间的行情都表示谨慎乐观。魏凤春表示，“中国经济已经人到中年，投资须遵从舍、得之道。”陈强兵认为，“中国经济增长就像狗熊掰玉米一样，掰一个大的，扔掉再掰一个更大的。增长无忧，而资源浪费、效率低才是问题。”杨德龙预计，“全年可能有两三波的反弹，这就决定了今年的操作要有一定的波段性，市场下跌的过程中敢买，而在市场上涨的时候要敢卖。”海外投资机构的两位代表海通国际潘铁珊和麦格理证券林泓昕从香港市场的角度分析了市场的投资机会。
关键词：DCC-MVGARCH模型;联动性;股票市场
中图分类号：F830 文献标志码：A 文章编号：1673-291X（2014）31-0116-05
在全球金融市场中，不同的子市场之间经常存在价格或波动的相关关系，随着全球一体化程度的不断推进，这种相关关系日趋紧密。长期以来，中国大陆、香港和台湾地区的股票市场的发展相对独立，大陆股票市场的发展起步较晚，但是，随着大陆股票市场发展的日趋成熟化，大陆股票市场与香港、台湾股票市场之间的联系也在逐步加深。
一、文献综述
自20世纪80年代开始，国内外学者开始对金融市场的相关关系进行研究。Eun和Shim [1]（1989）以1979年12月31日至1985年12月20日期间的1 560笔股票市场日交易资料为样本，利用VAR模型对美国、英国等9个股票市场价格指数的波动性进行研究，探讨了国际股市之间的联动性。Lee和Kim[2]（1993）研究了1987年股灾期间12个国家股票市场之间的关系，研究发现股市指数的相关系数值从0.23升至0.39，说明股票市场之间存在相互传染。Calvo和Reinhart[3]（1996）研究了1994年12月墨西哥危机前后新兴市场间相关关系的变化情况，研究结果表明，危机后，新兴国家之间的相关系数有了比较大的提高，说明了新兴国家股票市场之间存在金融传染。
中国股市联动性的相关文献主要体现在两个方面：一是研究中国股市与外部股市的联动性，二是对中国股市内部进行联动性分析。洪永淼等[4]（2004）利用风险―Granger因果关系检验和GARCH族模型，选取中国内地、香港、台湾、新加坡、韩国等12个有代表性的股票市场价格指数，分析了中国A股、B股、H股之间，以及中国与世界其他各国股市之间是否存在风险溢出效应。王群勇和王国忠[5]（2005）运用向量自回归模型和多元GARCH模型研究了中国沪市A、B股之间的信息传递模式和均值溢出效应，该研究发现沪市A、B股市场之间仅存在A股市场对B股市场仅存在由A股到B股的单向信息的传递，这种单向信息传递存在的主要原因是市场微观结构中投资者差异和信息不对称。谷耀和陆丽娜[6]（2006）运用DCC-（BV）EGARCH-VAR的方法分析研究了中国沪、深、港三地股票市场收益与波动溢出效应和动态相关性，这种方法的特点是可以有效克服多个金融市场波动之间的自相关性。用这种方法得到的结论是，香港股票市场的波动会产生对境内股票市场的波动溢出效应。董秀良和吴仁水[7]（2008）利用DCC-MVGARCH模型对中国沪深A、B股市场之间的动态相关性进行了考察，研究发现，沪深两市A、B股之间存在正相关关系，但整体来看，该动态相关系数相对较低，市场分割明显，但随着时间变化呈现一体化的趋势。张兵、范致镇和李心丹[8]（2010）以2001年12月12日至2009年1月23日上证指数与道琼斯指数的日交易数据检验了中美股市的联动特征，检验结果显示，中国股市与美国股市不存在长期的均衡关系：中国股市对美国股市的波动溢出效应不明显，在QDII实施之后，美国股市对中国股市具有波动溢出效应，且不断增强。何红霞和胡日东[9]（2011）采用非对称BEKK-GARCH模型研究了深圳、香港、台湾三地股票市场之间的短期波动溢出效应，研究发现中国大陆股市和香港、台湾股市有双向的信息传递。丁振辉和徐瑾[10]（2013）运用GARCH-M模型研究了上海股市和香港股市之间的联动关系，结果显示，两大股市存在相互影响的联动关系，但是上海对香港股市的影响要强于香港对上海股市的影响。
通过对国内外关于股票市场联动性的现有文献进行梳理，发现国内外学者对于股票市场之间的联动性已经做了很多研究。本文立足于中国，针对2000年以来大陆股票市场与香港、台湾股票市场之间的联动性进行研究，以期能为中国股市的政策制定者、监管机构和投资者提供支持。
二、研究方法介绍
为了更准确地研究大陆、香港和台湾地区股票市场之间波动的相关性，文章利用目前时间序列动态相关性常用的DCC-MVGARCH模型，该模型是由Engle和Sheppard[11]（2001）在CCC-MVGARCH的基础上提出的，它放宽了相关系数为常数的假设，允许相关系数矩阵R随时间t变动，即相关系数矩阵R具有时变特征。
假设有k种资产，其收益率rt的新息{et}为独立同分布的白噪声过程，则动态相关结构可以设定为：
rt=ut+et
et|Ωt-1～N（0，Ht）
Ht=DtRtDt
Qt=（1-■αm-■βn）Q+■αm（εt-mεT t-m）+■βnQt-n
Q=T-1■εtε′t
Rt=diag（Qt）-1Qtdiag（Qt）-1
其中，Ωt-1是rt在时刻t的信息集，Q为标准化残差的无条件方差矩阵，Rt为动态相关系数矩阵，Dt=diag（hit），hit=ωi+■αipe2 i，t-p+■βiqe2 i，t-q，εt=D-1tet为向量标准化残差。αm和βn为DCC模型的系数（m和n为滞后阶数）。
DCC-MVGARCH模型的估计方法一般通过两步来实现：第一步，估计要研究的时间序列的单变量GARCH模型，得到条件方差，进而计算出标准化残差，第二步，采用极大似然方法估计动态相关系数。
三、变量选择和数据描述
（一）数据来源
文章选取上证综合指数（SHI）、香港恒生指数（HSI）和台湾加权指数（TWII）的日收盘价作为研究对象，分别代表大陆、香港和台湾的股票市场的发展状况。数据时间范围为2000年1月1日至2014年6月30日，剔除样本内股票市场不匹配的情形（节假日导致），最终筛选得到有效配对数据共计3 078个。则股票市场收益率R可表示为：
Ri，t=100×ln（Pi，t /Pi，t-1）
式中，i=1，2，3，分别表示大陆、香港、台湾的股票市场，Pi，t 为市场i第t期的收盘价。
（二）描述性统计分析
大陆、香港、台湾股票市场收益率的基本描述性统计（见表1）。标准差结果显示，大陆股市波动性最大，香港次之，台湾股市波动性最小，但整体差别不明显;偏度结果显示，大陆和香港股市收益率的偏度大于0，是右偏分布，台湾股市收益率的偏度小于0，是左偏分布;峰度结果显示三个地区股市收益率序列均呈现尖峰厚尾的特点，J-B统计量结果表明三个股票市场收益率序列均不服从正态分布。
表2显示了三个地区股票市场收益率的相关系数。全样本数据的相关系数显示，大陆股市与香港、台湾股市的相关系数分别是0.37837和0.20951，显示出较弱的相关性，而香港与台湾股市的相关性较强，相关系数为0.53683。为了进一步说明三个地区股市相关性的变化趋势，分别测算2008年前后的三个地区股市的相关性，结果显示，大陆股市与香港股市的相关系数从2008年之前的0.20604变为2008年之后的0.52273，大陆股市与台湾股市的相关系数也从2008年之前的0.08559变为2008年之后的0.36567，这在一定程度上说明了经过近几年的发展，大陆股市与香港、台湾股市的联系在逐步增强。 四、实证分析和结果
（一）平稳性、自相关及ARCH效应检验
文章分别对大陆、香港和台湾股票市场的收益率序列进行平稳性、自相关和ARCH效应检验，结果（见表3）。
从表3可以看出，大陆、香港和台湾股票市场收益率序列均通过了平稳性检验，且Ljung-Box Q检验结果表明：（1）大陆和香港股票市场收益率序列不存在自相关现象，而台湾股票市场收益率序列存在自相关现象;（2）大陆、香港和台湾股票市场收益率平方序列具有显著的自相关现象，说明收益率序列波动聚集效应显著。同时ARCH效应检验结果表明三个地区股票市场收益率序列存在ARCH效应，根据AIC准则，发现使用GARCH（1，1）模型来估计三个地区股市的收益率序列是比较合适的。
表4中α表示现有信息对下一期波动性的影响力程度，α值越高说明该股票市场对新信息的敏感度越高，参数估计结果显示，大陆、香港和台湾股票市场的α值都较低。α+β表示股票市场收益率波动的维持性，用来衡量现有波动性趋势的消失速度，其值越接近于1，表明波动性趋势的持续时间越长，由此可知大陆、香港和台湾股票市场波动性的持续性均较长，且没有明显差异。
（二）DCC-MVGARCH模型估计结果
文章利用DCC（1，1）-MVGARCH（1，1）模型分别估计大陆、香港和台湾股票时间两两之间的动态相关性，通过R软件编程得到三地股票市场动态条件相关系数走势图。
图1显示的是2000年1月1日至2014年6月30日的大陆股市与香港股市动态条件相关系数的走势图，可以发现，大陆股市与香港股市的动态相关系数在多数时间内都大于0，尤其在美国金融危机发生后，大陆与香港股市的动态相关系数呈现出明显的上升趋势，且超过了0.5。
图2显示的是2000年1月1日至2014年6月30日的大陆股市与台湾股市动态条件相关系数的走势图，可以发现，大陆股市与台湾股市的动态相关系数呈现出动态上升的趋势，但其在上升的同时却呈现较大的波动性。
图3显示的是2000年1月1日至2014年6月30日的香港股市与台湾股市动态条件相关系数的走势图，可以发现，香港股市与台湾股市的动态相关系数存在大幅波动且趋势不明显，但相关系数整体较高，大都在0.6附近波动。
五、结论
本文以上证综合指数、香港恒生指数和台湾加权指数的日收盘价为研究对象，采用DCC-MVGARCH模型，考察了大陆、香港和台湾股票市场之间的动态相关性，根据实证结果，可以得到如下结论：
第一，大陆与香港股市之间的联动性呈现明显加强的趋势，尤其在美国金融危机之后，大陆与香港两地的股市之间的相关性达到了0.5以上，说明经过了证券市场改革和经济的快速发展之后，中国大陆股票市场与香港股票市场之间的联动关系正在逐步增强。
第二，大陆与台湾股市之间的联动性虽然整体上存在增强的趋势，但同时却显示出较大的波动性。整体来看，大陆与台湾股市之间的联动性却没有大陆与香港股市之间的联动性强，其相关系数大都在0.5以下。
第三，香港与台湾股市之间的联动性最高，虽然没有呈现明显的变化趋势，但却表现出较大幅度的波动。
基于本文的实证结果分析可知，中国大陆与香港、台湾股票市场之间的联动效应均呈现增强的趋势，大陆股市正逐步改善以前相对独立的状态。这对于政策制定者、监管机构等都具有重要的意义。
参考文献：
[1] Cheol S.Eun & Sangdal Shim.International Transmission of Stock Market Movements[J].Journal of Financial and Quantitative Analysis，
1989，24（2）：241-256.
[2] Lee，S.B.，& Kim，K.J.Does the October 1987 crash strengthen the co-movements among national stocks markets？[J].Review of Financial
Economics，1993，3（1）：89-102.
[3] Calvo，Sara & Reinhart，Garmen.Capital flows to Latin America：Is there evidence of contagion effects？[R].Policy Research Working
Paper Series 1619，1996.
[4] 洪永淼，成思危，刘艳辉，汪寿阳.中国股市与世界其他股市之间的大风险溢出效应[J].经济学（季刊），2004，（3）：24.
[5] 王群勇，王国忠.沪市A、B股市场间信息传递模式研究[J].现代财经―天津财经学院学报，2005，（6）：25-29.
[6] 谷耀，陆丽娜.沪、深、港股市信息溢出效应与动态相关性――基于DCC-（BV）EGARCH-VAR的检验[J].数量经济技术经济研究，
2006，（8）：142-151.
[7] 董秀良，吴仁水.基于DCC-MGARCH模型的中国A、B股市场相关性及其解释[J].中国软科学，2008，（7）：125-133.
[8] 张兵，范致镇，李心丹.中美股票市场的联动性研究[J].经济研究，2010，（11）：141-151.
[9] 何红霞，胡日东.大中华区股市波动溢出效应实证研究――基于多元非对称BEKK-GARCH模型[J].重庆科技学院学报（社会科
学版），2011，（10）：139-143.
[10] 丁振辉，徐瑾.上海和香港两地股市联动性研究――基于GARCH模型的分析[J].金融发展研究，2013，（5）：20-25.
[11] Robert F.Engle & Kevin Sheppard.Theoretical and Empirical properties of Dynamic Conditional Correlation Multivariate GARCH[R].
【关键词】股价指数 Granger因果检验 ohansen协整检验 VEC模型 脉冲响应
一、引言
资本市场主要指的是债券市场和股票市场。在发达国家经济中，证券市场对宏观经济的发展起着举足轻重的作用，证券市场的结构合理、功能完备则社会资源利用率就高，经济效率就高。股票市场的存在、发展与宏观经济的关系密切，受到宏观经济的制约和影响。
论文选取亚洲的中国香港股票市场、北美洲的美国股票市场以及欧洲的英国股票市场为研究对象，中国香港、美国和英国三个国家和地区的经济较为发达，股票市场较为成熟。更为重要的是，他们之间的经济密切联系，宏观经济和股票市场的信息能够得到迅速传递、充分反映，可以通过分析三者的动态关联性来说明在股票市场上分散投资的长期效果。
二、文献回顾
在高度全球化的金融市场，国际股市之间往往存在不同程度的波动性和关联性。国内外许多学者都就此问题展开了研究。在国外的研究中，Hung 和Cheung（1995）研究发现，东南亚5 个新兴股票市场的股指相互之间存在显著的Granger 因果关系和协整效应，因此未能达到区域内的市场有效性。Leong 和Felmingham（2003）也证实，亚洲金融危机后中国香港与中国台湾、新加坡与韩国、日本与韩国、以及新加坡与中国香港之间的股票指数均存在不同程度的双向Granger因果关系。
在国内研究方面，骆振心（2008）基于VAR 的Johansen 多元协整检验对中国金融开放和股权分置改革前后的股票市场与美、英、德、日、中国香港等五国（地区）股市之间的关联性分析。吴英杰（2010）对金融危机前和危机期间六个主要国家（地区）的股市进行联动性实证分析，发现危机期间股市联动性加强。
三、实证分析
（一）数据选取
论文选取了美国、英国和中国香港三个国家和地区的主要股票市场指数：美国的道·琼斯工业平均指数（DJIA），英国的金融时报指数（FTSE100），香港的恒生成分股指数（HSI）。样本数据为2006年1月4日到2011年6月10日的日收盘数据，观察值为1340个数据。我们对这三个指数数据进行取对数和对数差分处理。可以得出的结论是，中国香港、美国和英国三个国家和地区的主要股票市场指数变动趋势大致相同。
（二）实证模型
（1）单位根检验。首先对股票指数的对数序列以及差分序列进行单位根检验，确定各时间序列的单整阶数。
检验结果表明，对数序列均接受存在单位根的原假设，对数差分序列（即收益率序列）进一步进行平稳性检验，则显著拒绝存在单位根的原假设，这说明它们的差分序列是平稳的，由此可以推断对数指数序列是非平稳的，都是I（1）过程，收益率序列是I（0）过程。
（2）Granger因果关系检验。Granger 因果关系检验的检验结果对滞后阶数的选取十分敏感，如果回归模型包含的滞后变量不足，很可能得到不显著的结果，反之，滞后变量过多又会降低估计结果的无偏性由于股票市场对数指数序列都是一阶差分平稳过程，都是齐次非平稳时间序列。从Granger 因果关系检验的结果来看，对于对数指数序列，三个股票市场之间相互影响，各股票市场的发展趋势和波动相互传导，使得主要股票市场具有显著的联动特征。
（3）VEC模型。通过协整检验可以得出，中国香港、美国和英国股票市场价格指数之间存在协整关系，三个股票市场之间并不是相互独立的，而是具有一定的动态关联性。
长期的看，美国和英国的股票市场指数是同向变动的关系，长期趋势相同，并且相互影响程度较大，这也与美国与英国的经济紧密联系表现相一致。而美国和中国香港的股票市场指数之间也是同向变动关系。说明他们的动态变化由共同的随机项决定，这个共同随机项对这三个变量产生长期影响。虽然各国和地区经济政治体制也存在差异，经济发展程度不同，股票市场的规模、环境不尽相同，但各国股市指数受共同随机项决定，形成一个稳定的整体。
四、结论
通过实证分析，我们得到以下结论：
通过对中国香港股市、美国股市和英国股价指数对数序列的单位根检验，说明它们的差分序列是平稳的，由此可以推断对数指数序列都是I（1）过程，收益率序列是I（0）过程。对三个市场的股价指数对数序列做Granger因果关系检验，结果显示三个股票市场之间相互影响，各股票市场的发展趋势和波动相互传导，使得主要股票市场具有显著的联动特征。对三个变量的Johansen协整检验，建立协整关系和VEC模型，三者均具有显著的同向变动关系。长期的看，美国和英国的股票市场指数是同向变动的关系，长期趋势相同，并且相互影响程度较大，这也与美国与英国的经济紧密联系表现相一致。
综上所述，美国、英国和中国香港三个国家和地区的主要股票市场指数的对数序列均是一阶单整过程且三者存在一个协整关系。而且从脉冲响应分析结果来看，各市场对其他市场的影响都是持久的，这意味着投资者通过投资分散化获益的可能性不是很大。
参考文献：
[1]高铁梅等.计量经济分析方法与建模：Eviews应用及实例 [M].北京：清华大学出版社，2009.
[2]沃尔特.恩德斯.应用计量经济学[M].北京：高等教育出版社，2006.
[3]古扎拉蒂.计量经济学基础[M].北京：中国人民大学出版社，2000.
关键词：货币政策；股市；动态效应；SVAR
中图分类号：F832.5 文献标识码：A doi：10.3969／j.issn.1672-3309(x).2011.01.27 文章编号：1672-3309(2011)01-68-03
一、引言
金融危机以来，我国宏观经济政策在经历了持续的扩张期之后进入紧缩期，货币政策在2008年经历了5次降息之后，于2010年步入加息和存款准备金提高阶段。作为经济晴雨表的股市，同期也出现了几轮明显涨跌。并相应地出现一定时期的涨跌趋势。对经济现象的观察发现货币政策和股市之间存在联动。货币政策与资产价格之间的关系问题一直是金融领域研究的热点，这一方面是由于资本市场的存在对货币政策的传导机制产生了影响，使货币当局对货币政策的把握能力受到了削弱，另一方面，货币政策作为调控经济的重要手段，对宏观经济进而对股市能产生重大影响，以逐利为目的的投资者自然对货币政策的股市效应产生强烈的兴趣。本文正是基于对经济现象的观察和对理论意义的分析提出了货币政策的股市效应这一研究主题，试图回答如下问题：货币政策的哪些指标对我国股市产生影响?影响性质和效力又如何?效力的动态性如何度量?
二、理论阐述与文献回顾
货币政策与股市的关系，各主流经济学派都有相关的理论阐述。费雪的货币数量论认为，在其它条件不变的前提下价格水平(包括实物商品和金融资产)与货币流通量成正比。凯恩斯的流动性偏好理论认为。利率是影响投机动机的决定性因素。弗里德曼认为金融资产预期收益会通过持币的机会成本影响货币需求，同时货币需求又反过来影响资产选择。理性预期学派认为预期到的货币政策对经济是中性的，只有未预期到的货币政策才对经济产生影响。同时，有效市场理论把理性预期的思想应用到了资本市场中，认为只有弱式有效市场中货币政策才对股市形成动态影响。上述各派理论存在分歧，货币数量说、凯恩斯学派和货币主义肯定这种关系，而理性预期学派和有效市场理论却否定这种关系。为调和矛盾Cooper(1974)提出了SO-EM模型，该模型的重要特点是加入了预期因素，从而一方面肯定了货币供应量是资本收益率的一个重要决定因素，另一方面指出收益变化可以领先于货币变化。
理论阐明了货币政策对资产价格影响的存在性和作用的机制，但各派理论考察的角度差异很大，且不同市场、不同历史条件下市场对这种关系的表现也各不相同，这就需要实证分析进行检验。所以，中国这个尚未成熟且处于转型期的资本市场对货币政策的冲击会产生一个怎样的反应便成为我国学者研究的一个问题。谢平等(2002)从理论上论证了我国货币数量不再简单地与物价和收入呈比例关系，而与经济体系中所有需货币媒介的交易有重要相关性，并用多元回归方法进行定量和实证分析。瞿强(2001)就政策操作层面上对资产价格与货币政策的关系进行了总结，指出货币政策对资产价格要“关注”，但不要“钉住”。易纲、王召(2002)通过建立货币政策的股市传导机制理论模型，推导发现货币政策对资产价格有影响，货币数量与通货膨胀的关系不仅取决于商品和服务的价格，还取决于股市。孙华妤、马跃(2003)在提出综合理论框架基础上运用动态滚动式VAR方法对货币政策与股市的关系进行分析，印证了货币政策对股市的影响。陆蓉(2003)通过向量误差修正模型(VECM)研究了不同货币政策控制方式下各货币政策变量对股市的冲击，发现在货币政策的直接调控方式下，贷款限额管理对股票市场的影响较大，间接调控方式下，货币市场利率对股票市场的影响逐渐显现。刘松(2004)用趋势分析、协整和granger因果检验对货币政策与股市的关系进行研究，发现用年度数据存在影响作用而月度数据不存在。崔畅(2007)通过SVAR模型分析股市在低迷和高涨阶段对货币政策冲击的不同反应，结果表明货币政策对资产价格的作用在低迷和高涨阶段都具有有效性。
对文献的梳理发现，我国学者已经从理论上阐明了我国货币供应量对我国股市的影响，并且股市的波动也得到了货币政策的关注，同时，股市对货币政策影响的实证研究也得到了足够的重视，并取得了初步成果，但由于使用的实证研究方法不甚完善并且变量的选取和处理严谨性不高，使得实证结果的可靠性很难令人满意。本研究基于SVAR和更严谨的变量选择与处理来研究我国股市的货币政策动态效应。
三、股市对货币政策动态效应的实证研究
(一)变量选取与处理
本研究选取的变量包括四类：宏观经济变量、物价变量、货币政策变量、股票市场变量。使用月度数据，研究期为2000年1月至2010年8月。考虑到数据的可得性和替代的科学性，四类变量的变量选择如下：宏观经济的变量为工业增加值，物价的变量为定基居民消费价格指数(基期为2000年1月，基期值为1)。货币政策的变量为M0、金融机构人民币贷款余额、银行间7天同业拆借利率，股市的变量是上证综指。数据来源是中国人民银行网站、中国统计局网站和国泰君安大智慧软件数据库。本文所有数据处理都由计量软件E-views5.1完成。
货币政策变量的选择逻辑是：货币政策的中介目标分总量目标和价格目标，我国利率体系中只有银行间同业拆借市场已放开，使得货币供求价格能通过市场的力量形成，而很多机构投资者都已成为拆借市场的主体，这样拆借市场利率能够很好地体现资金投资股市的机会成本，所以选择了交易量最大的七天期同业拆借利率作为货币政策价格目标的指标。总量目标的变量，我们选择了M0和金融机构人民币贷款余额。理由是：我国学者研究发现我国的货币供给体现了一定的内生性，对于宽口径的M2的控制难度越来越大。央行只能通过公开市场业务和央行票据业务影响M0，此外，我国货币政策调控方式虽然从1998年开始放弃贷款控制的直接方式而转向货币总量的间接控制，但央行的新增贷款计划却每年还在做，各商业银行的贷款数量受到央行的紧密追踪，贷款仍受到计划贷款总量的约束，可见金融机构贷款仍然是货币政策关注的重要指标。
对这6个变量的月度数据分别做如下处理：先用X-11乘法季节调整对M0、金融机构贷款余额和工业增加值进行平滑以消除季节趋势，再除以定基消费价格指数消除通胀影响，然后取对数消除异方差，处理后的数据分别用inmO、indky和Ingvz表示。对银行间7天同业拆借利率减通胀率取实际值。用t11表示。对上证综指取对数，用
insz表示，上证综指取对数后，对数差就表示对数收益率。定基消费价格指数用wjzs表示。
(二)扩展(Lag-Auented)VAIL模型的建立
SVAR模型和VAR模型对变量的单整性协整性要求不同。对于无约束的VAR模型，若变量平稳，则可直接用水平数据建立模型，此时的模型估计是有效的：若变量非平稳但协整，则可对数据进行差分建立具有协整约束的VAR模型，以获得有效的模型估计。可见，变量平稳性及协整关系对VAR模型是非常重要的，但SVAR模型中变量的平稳性及协整性已有文献并无深入、系统的探讨。大多直接采用变量的水平值进行估计。但这样建模对模型滞后阶数的选择与通常的做法有差异。Todaand Yamamoto(1995)研究表明，采用扩展(Lag-Augmented)VAR模型方法可以不考虑变量单位根个数及协整关系。这种方法采用P+K一作为模型内生变量的滞后阶数，其中KMmax为变量时间序列的最大单整数，P为根据通常判定准则确定的VAR模型的滞后阶数。这种方法的优点在于能避免以协整为依据所建立的VAR模型可能存在的严重事前检验误差而得出有偏的实证结论，且简单易行。本研究将以此方法建模。
SVAR模型是在VAR模型基础上对其误差项进行结构分解得到的。于是先建立包含4个内生变量(Idkv、InmO、tll和Insz)和两个外生变量(Ingyz和wjzs)的VAR模型，区分内生和外生的原因是：作为研究货币政策对股市冲击的系统，为尽可能准确地估计出冲击的直接作用，必须把影响股市的两大宏观要素工业增加值与物价水平包含在分析系统中，但内生变量的增加会造成模型待估参数以所增加内生变量数目的倍数增多，待估参数的增加会造成自由度的损失并直接影响到模型参数估计的精度，权衡利弊我们把Ingyz和wizs作为模型的外生变量来处理。其次确定扩展(Lag-Augmented)VAR模型的滞后阶数，需确定模型内生变量的最大单整阶数以及无约束VAR模型的滞后阶数。对Indky、InmO、tll和Insz进行ADF检验(检验的方程都含趋势项与截距项，方程的滞后阶数都为12)最大单整阶数为1，即kmax=1。对无约束VAR模型的滞后阶数的检验发现5个判定准则中有4个在5％的显著水平下判定模型的最优滞后阶数为2，另一个判定为l，所以无约束VAR模型的滞后阶数p=2。所以，我们建立的VAR模型的滞后阶数为3。
VAR模型的脉冲响应分析和方差分解分析只有模型是平稳时才有意义，SVAR模型对平稳性有同样的要求。VAR模型平稳的充要条件是模型系数行列式的所有特征值都在单位圆以内。对所建立的VAR(3)进行平稳性检验发现条件满足，可进行脉冲分析和方差分解。同时。残差的LM自相关检验表明残差序列不存在自相关，但进一步分析表明，各随机冲击之间存在较强的相关性，有必要识别结构式冲击，
(三)对SVAR模型同期相关关系矩阵的约束及矩阵的估计
要识别出机构式冲击需求出同期相关关系矩阵，而求同期相关关系矩阵需施加k(k-1)／2个短期约束(高铁梅，2003)。于是，对本文4个内生变量和2个外生变量的SVAR(3)需施加6个短期约束，本文施加的是零约束，表明一个变量对另一个变量随机冲击没有当期反应，分别是：InmO对来自Insz的冲击为零；Indky对来自Insz的冲击为零tll对来自Insz的冲击为零；lnm0对来自tll的冲击为零：Indky对来自tll的冲击为零；Indky对来自InmO的冲击为零。上述约束的理论依据是：我国货币政策没有把资产价格作为货币政策的调控目标，所以有了前3个约束：我国现金流通量Mo主要受到巨额外汇储备的影响。具有被动吸收外汇的特征，所以第4个约束也可行；我国央行每年都有信贷计划，商业银行普遍存在惜贷现象，且中小企业长年受融资难困扰，使得贷款对利率不敏感，可见第五和第六个零约束也成立。在施加了6个零约束之后，SVAR模型正好可识别，此时根据变量顺序Ind，kv、InmO、tll和Insz估计出结构因子矩阵A、B。
(四)SVAP，脉冲响应函数分析
用结构因子矩阵A、B对VAR的误差项进行分解，可得同期独立的随机干扰项，据此得出脉冲响应函数就不再含有其它内生变量的交叉冲击。从而能更精确度量出变量冲击对系统的影响，这是SVAR脉冲响应函数的优点。本研究探讨股市对货币政策冲击的动态效应，所以仅给出股市对一单位标准差货币政策变量结构新息冲击的响应轨迹(如下图所示)，滞后长度为12期，图中横坐标表示冲击发生后的时间间隔(单位：月)，纵坐标表示对冲击的反应程度(单位：百分数)。图中实线部分表示脉冲响应轨迹。虚线部分表示5％的置信水平。
由上图可知：金融机构贷款余额对股市的冲击作用是负向的且非常微弱，出现负向冲击与我们的经验是相反的，这种冲击到第三期才开始显现，到第十期冲击作用趋于消失。在第五、六、七期这种影响达到最大，此时达到0I01％左右。基础货币供应量M0对股市的冲击作用为正向且较显著，这种冲击从当期显现且冲击作用稳步上升，到第六期达到较高水平，之后一直保持在该水平而无明显下降，说明基础货币供应量对股市的冲击作用较明显且持久。货币市场利率对股市的冲击效力较小，整体上是负向的且持续期较短，第八期之后影响就趋于零了，滞后三、四、五、六期的影响相对较明显，但在第二期却出现了令人费解的正向冲击。
整体上看，货币政策对股市的冲击主要体现在基础货币上，货币市场利率对股市虽有影响，但很微弱。金融机构贷款余额对股市的影响却是出乎意料的负向，影响力也很微弱。
四、结论
本文用2000年1月至2010年8月的月度数据，建立4个内生变量(Indky、InmO、tll和Insz)和2个外生变量(Ingyz和州zs)滞后三阶的SVAR(3)模型，并求出正交化的脉冲响应函数以分析该时期货币政策对股市的动态影响效力，得出以下结论：
第一，我国货币政策对股市的影响途径主要是基础货币供应量M0，这种影响途径较显著且持久，影响的最大值在六个月后出现。基础货币对股市的追逐，说明了我国投资渠道的匮乏，现金持有者只能通过投资高风险的股市来实现金钱的时间价值。但现金的高流动需求一方面使得投资股市蒙受较大的风险，另一方面也加剧了股市的波动。不利于金融稳定。
第二。我国货币市场利率对股市的影响很小。虽然我国当前有一定数量的券商和基金参与了货币市场的交易，但是从数据的检验结果看股市对货币市场利率还不敏感，这说明了机构投资者在稳定股市方面的作用尚未显现，我国股市的投机氛围依然浓重。
第三，我国金融机构贷款余额对股市的影响呈微弱负向关系。这与经验相反，本文认为这与我国商业银行贷款结构与企业投资效率有关。如果企业对商业银行形成一种倒逼，那么贷款的增加未必表明企业生产效率的提高，所以未必对公司的股票有正向影响。如果企业的投资效率不高，根据财务管理原理，项目的净现值可能为负。此时贷款的增加却可能对公司股价形成负向影响。
参考文献：
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[8]楚尔鸣、鲁旭，基于SVAR模型的政府投资挤出效应研究[J]，宏观经济研究,2008,(08)。
【关键词】移动喷漆室；室体刚度
近些年来，我公司在多家机床厂成功推广并应用了移动喷漆室，移动喷漆室与常规的固定式喷漆室相比，在设备利用率、生产操作和经济成本等方面都具有优势[1]，但是移动喷漆室增加了行走机构，室体移动过程中的晃动对室体与室体的对接、室体与风管的对接精度均有很大影响，所以移动喷漆室室体需要有较大的刚度，以减小室体移动过程中的晃动。模态分析是各种动力学分析的基础，通过对结构进行模态分析，可以得到结构的固有频率和振型，找出结构刚度较小的方向，采取一定的结构改进措施，增加结构刚度。所以本文利用ANSYS软件对移动喷漆室室体骨架进行模态分析，找出室体骨架刚度较小的方向，并通过添加斜支撑来提高室体骨架的刚度。
1、室体骨架的有限元模型
移动喷漆室室体主要由室体骨架和由自攻钉固定在骨架上的岩棉板组成，由于岩棉板附着于骨架之上，对室体刚度影响较小，所以室体骨架的刚度大小就反映了室体刚度的大小，本文在此只分析室体骨架的刚度。下图是室体骨架的三维模型：
图1.室体骨架的三维模型
室体骨架主要由大量各种规格的方管及型钢焊接而成，是一个整体，所以在ANSYS分析时可以将室体骨架作为一个整体来考虑。由图可知，室体骨架是个大型复杂的结构，另外由于方管长度最大的有8m多，而方管壁厚只有4mm，长径比很大，所以在ANSYS中如果用三维实体建模并进行划分网格计算求解的话，会导致模型单元数量过多，计算时间太长，甚至难以计算求解。所以本文在此建模时用线替代方管，选用梁单元beam188来进行单元网格划分，并设定其截面形状为方管截面尺寸，这样能大大减少模型的单元数量[2]，降低计算量，缩短求解时间。室体骨架的有限元模型如下图所示：
图2.室体骨架的有限元模型
模型建立后需要设定材料属性，室体骨架所用方管的材料均为Q235，所以设定模型的材料属性为：杨氏模量为210GPa，泊松比为0.3，密度为7850kg/m3。
设定材料属性后进行模型的网格划分，采用beam188单元，划分后单元数为76278个，节点数为76296个。
网格划分后添加约束条件，限制室体骨架底部14个关键点的自由度，然后添加一些必要的设置后即可进行模态分析。
2、求解分析
此处分析结构固有频率和振型和可以不考虑阻尼的作用，所以这是一个线性分析问题，在分析线性问题时，通常可以用固有频率及其振型来定性结构在载荷作用下的动态响应，但结构的动态响应往往取决于相对较少的前面几阶振型，因此只需要计算前面几阶振型就可以近似的模拟结构的响应。本文在此只计算室体骨架的前三阶固有频率。
ANSYS中求解完成后，通过后处理程序可以提取室体骨架的前三阶固有频率及其振型图，如下表所示：
表1 前三阶固有频率及振型
阶数 频率 振型图 振型
1 4.08HZ 室体骨架沿长度方向进行整体的左右晃动
2 7.23HZ 室体骨架沿宽度方向进行整体的前后晃动
3 8.43HZ 室体骨架沿水平面方向进行扭转晃动
固有频率与结构的刚度成正比，固有频率越高，结构刚度越大。由上表可以看出，室体骨架沿长度方向的固有频率较小，刚度较小，容易发生晃动变形，影响室体的运行，而室体骨架沿宽度方向的刚度及水平面内的扭转刚度相对较大，所以需要在室体骨架长度方向上添加一定数量的斜支撑，以此提高室体骨架沿长度方向的刚度。
本文在此比较三种支撑添加方案对室体骨架刚度影响：
1. 室体底部下端梁处添加斜支撑；2. 动压层处添加斜支撑；3.动压层与室体底部下端梁处均添加斜支撑。如下图所示：
图3.斜支撑添加方案
对以上三种方案分别在ANSYS中进行模态分析后可以得到其前三阶固有频率，如下表所示：
表2 前三阶固有频率
阶数 方案1 方案2 方案3
1 4.48 4.50 5.06
2 7.25 7.15 7.17
3 8.71 8.37 8.75
由上表可以看出，方案1和方案2均能将室体骨架的一阶固有频率提高10%左右，而方案3将方案1和方案2进行了结合，能将室体骨架的一阶固有频率提高20%，提升效果十分显著。
3结论与展望
（1）本文利用ANSYS有限元分析软件对移动喷漆室室体骨架进行了模态分析，找出了室体骨架刚度较小的方向，并通过添加斜支撑的方法将室体骨架的一阶固有频率提高了20%，提高结构刚度，减小了室体晃动。
（2）通过此次的研究，为喷漆室室体的结构设计提供了重要的依据，具有一定的实用价值。下一步的研究方向可以是室体结构的重量优化，室体骨架大量使用150*100规格的方管，导致室体骨架的重量高达6吨多，可以考虑采用规格较小的方管来降低室体骨架的重量，并通过添加斜支撑的方法提高室体骨架的刚度，以达到降低成本的目的。
参考文献
【关键词】微钻台；振动；有限元法；模态分析
微钻台是为金刚石钻头对钻石的可钻性提供分级方法的主要硬件设备，是多种技术结合的机电产品，也是进行科学钻探技术研究的重要设备。现在微钻台正朝着移动性好，功能全面，可靠性高，安全性能好等方向发展[1]。
本文所涉及的微钻台是为模拟实际钻机的钻进过程及其研究锚杆钻头的使用寿命而设计的。在工作平台的工进过程中，由于工作平台受到钻压及扭矩的综合作用，振动会很大。但结构的设计上，由于工作台面是套在轴承上的，连接不牢靠，如果钻机产生的激振频率与工作平台的固有频率相近就可能产生共振，这样工作平台就会产生较大振幅的振动，可能出现工作平台的侧翻，导致严重事故；同时也为了通过振动分析验证所设计的微钻台上工作平台结构的可靠性，因此，对工作平台进行了模态分析。
1 工作平台有限元模型的建立
工作平台的分析：其在工作时产生的振动主要来自于钻头钻进过程中竖直方向钻压以及钻头旋转对工作平台产生扭矩的综合影响，但由于扭矩产生的影响较小，可忽略不计，主要考虑钻压的影响。在钻进过程中，由文献[2]通过计算得到钻压大概为4748.1N。在加边界条件时，由于工作平台下部孔与轴承之间是过渡配合，且下底面在轴承底座之上，且左边三侧孔的作用为平衡钻头在钻进过程中工作平台的扭矩，故在进行模态分析时边界条件为工作平台下部孔的径向约束，孔下底面竖直方向的约束及侧面三孔沿径向的约束。
模型采用solid92单元计算，工作平台材料为45钢，弹性模量2.06×1011pa，泊松比μ=0.3，密度为7850kg/m3 。
2 计算结果与分析
在ANSYS中经过建立模型，加载求解，扩展模态，结果后处理几个步骤 可得到工作平台前十阶载荷步固有频率及振型，由于模型的对称性，第一子步和第二子步频率相同，均为第一阶频率，依此类推。计算所得到的固有频率值如下表1所示，取20个子步分析6阶模态，振型如下图1～图4所示。
一般情况下共振频率主要发生在低、中频段，因此只需要提取模态分析的低中频段的各阶模态基本上能满足对工作平台动力学研究的要求。本文指定的扩展模态数为20阶，即提取20阶模态数的10阶振型来研究工作平台的振动特性。
查阅鼎坚DJ2235B-ZIZ-QC1-235型微型钻机的相关资料，可知该微型钻机空载转速为700/min，输入功率3.5KW，额定频率为50HZ。由于该钻机的转速不可调，只能在额定的转速下工作，故产生的激振频率为其额定频率50HZ。由表1所得前20阶载荷步的频率值范围为1.8709HZ～11.781HZ之间，远小于微型钻机的激振频率50HZ，故工作平台在工作时不会产生共振，也不会因共振而侧翻。
由以上各阶振型图可知，第一阶振型频率1.871HZ，表现为沿中心面的扭转变形；第二阶振型频率为2.397HZ，表现为前后方向的上下振动变形；第三阶振型频率为4.212HZ，表现为前后左右四个方向的上下振动变形；第四阶振型频率为6.832HZ，表现为前后左右四个方向的上下振动变形；最小振幅均发生在工作平台的下部的圆柱体上即振型图的上面MN所示处，最大振幅在各阶振型中的地方各不相同在各图所示MX所示处，其值在0.176e-4～0.512e-4（单位：mm），最大振幅值比较小基本可以忽略。第三、四阶振型工作平台变形较大，其它振型工作平台变形较小，但整体来都讲不会影响工作平台的正常工作，相对共振来说基本可以忽略，整体结构设计基本合理。
3 结论
3.1 通过频率的分析可知，工作平台在工作时不会产生共振，也不会因共振而侧翻。
3.2 从各阶振型可以看出，工作平台整体结构设计比较合理，无明显的薄弱部位。
【参考文献】
关键词：电力系统；继电保护；动态特性；数字仿真
中图分类号：F407.61 文献标识码：A 文章编号：
在电力系统发生故障时，其运行的安全性以及可靠性在很大程度上会受到继电保护动态特性的影响，但是在实验室里面却无法准确的将真实情况表现出来。当前解决此类问题的方法主要有两种，一种是通过电力系统动态模拟装置对故障进行模拟，校验继电保护，该种方法是最传统的方法具有灵活性差、费时费力、成本高等不足；另外一种是通过故障再现设备实现故障期间电压以及电流数字量向模拟量的转换，并在博爱和继电器中将其输入进而对它的动作行为进行观察。该种方法必须要与故障再现以及测试设备，其是非常昂贵的，而且对装置内部程序的逻辑以及元件配置情况无法观察，只对已有的设备具有适用性。文中所提出软件对可以实现任何继电保护装置元件及其组成系统的模拟，使用EMTP对故障期间的相关数据进行仿真，对其动态特性进行校验。该种方法可以随意改变保护装置的结构、电力系统的结构、故障地点以及故障类型等。对现有的或者是正在研制中的保护装置都具有适用性，它几乎有成本低以及效率高等优点。文中的软件采用了Wisual C++6.0语言作为开发工具。
软件的动态仿真原理分析
使用程序模块来实现继电保护装置包括电压元件、电流元件、阻抗元件、功率方向元件、时间元件、差动元件以及各种逻辑元件在内的各种功能元件。仿真时将这些功能元件通过图形操作来组成软件框图；对正在研制的保护装置或者是即将投入运行的保护装置进行校验时，根据投入运行电力系统的结构以及参数，通过EMTP仿真获得相关的参数值并将其输入到保护软件框图的测量元件当中，对保护元件的动作以及它们之间的时间配合关系进行观察，最后就可以观察到保护装置整体的动作情况；对于已经投运的保护装置，对故障的原因分析分方法和以上的方法是一样的。一般动态仿真可以通过连续仿真、断点方针以及单点仿真这三种方式来实现。可以根据实际情况对仿真度的速度进行调节。
保护元件的结构
文中所设计的软件如图1所示，该软件采用了面向对象的编程技巧，保证了其的层次性以及易扩展性。该种结构也和面向对象的特性是相符的。首先进行基类元件类的构造，它集所有元件的特性于一身，可对其进行复制、移动以及删除等操作。时间元件、逻辑元件、测量元件以及其它元件就是由基类派生的来的，其中测量元件主要包括电压、电流、功率方向以及阻抗元件，要将电压以及电流采样点谐波分析结果输入到这些元件当中；在逻辑元件中应输入与之相关元件的动作情况。其它元件主要包括启动元件、电流以及电压互感器断线检测元件等。对于所有测量元件得到的测量值均可视为一个数学公式的计算值。
图1保护元件结构图
软件的结构、功能以及特点
3.1软件的结构
下图图2为软件的结构图，在进行动态仿真之前用户应通过软件的编辑功能将保护的逻辑框图绘制出来，且选取一组故障电流和电压的数据，根据保护的实际要求做好滤波计算，将处理之后的数据输入到测量软件当中进保护仿真。在仿真是对每按照顺序对每一软件进行查询，对于测量元件应该根据其电压、电流、公路方向以及阻抗等来确定出合适的公式将测量值计算出来，然后将其和定值放在一起进行比较，如果满足要求就发生动作；逻辑元件是否动作主要是根据和它输入端连接在一起的元件的动作情况决定的。为了提示用户，发生动作之后的元件出口位置会变成红色。所以元件每循环一次时钟会随着向前走一个步长，其是可以可以进行调节的，为了确保仿真的正确程度，对循环一次后的时间步长应进行检查看它是否比两个采样点之间的间隔大，以免造成忽略掉某些采样点造成元件状态的变化，导致仿真结果不准。在查询完所有的元件之后才能拨动仿真时钟，所以仿真结果不会受到程序快慢的影响。
图2软件结构图
3.2软件的功能特点
3.2.1图形化操作
文中所开发的是一个图形化的仿真软件，继电保护逻辑框图的编辑功能作为软件的基本功能。为了使得所开发的图形编辑功能可以很容易的和各种分析功能的接口相连接，向它们提供统一的图形用户界面，所以要确保所开发系统的独立性较高，同时确保其具有易扩充性。文中所开发的保护框图编辑系统具有的功能和特点有：第一，给各种不同的保护元件提供了相应的绘图工具，通过其可绘制各种元件，操起起来简单方便；第二，可以对各种元件进行包括移动、复制、删除等在内的操作，亦可对整块对图形进行操作，所以的操作和Windowsz的标准操作相一致；第三，具有和AutoCAD一样的对敏感点的捕捉功能。其可依据各个元件在图形中所处的位置将它们之间的关系确定出来，这样在绘图中就可以省掉很多工作，由于无需输入网络拓扑连接关系的工作，也就不会有出错情况出现。软件还可以实现对保护框图连接线的错误进行自动检测。
3.2.2其它功能
第一，滤波的各种算法均可提前编好，所以用户可以根据实际需求来选择算法，这样就很容易对各种原理的保护进行仿真；第二，在数据库里面存有继电保护的定值，这样在框图上可直接检查和修改保护定值，对其的校验也显得很简单了。对元件进行双击在弹出的对话框中可以对元件的编号以及特性进行修改；第三，该软件中，用户只需将数条简单的直线和圆弧给出任意种类的动作特性就会形成，也就是说其实现了阻抗元件的自定义特性；第四，通常在保护框图中对逻辑元件使用的比较多，在绘制时经常需要对其属性以及输入端的个数进行变更，基于此种情况，该软件开发除了具有自定义功能的逻辑元件，这样就使得用户绘制更加方便；第五，此软件所使用的数据符合我国电力行业的相关标准，是我国故障动态记录设备暂态数据交换的标准格式，因此其具有较强的适用性；第六，通过该软件可以获得很多的图形和曲线；第七，可根据需要选择仿真到底是单步进行还是连续进行，这样用户就可以很清楚的对故障时包含汇总所以元件的动作情况以及它们之间的时间配合关系进行观察，以实现运行过程中保护发生误动作原因的查找。除此之外，软件还可以读设计阶段保护的性能进行分析，在很大程度上可以新型保护研制所需要的时间。
接口问题分析
通常真实感受故障的数据位于A/D变换后的数据线上，故障数据是通过保护定时中断获取的，但是在故障录波器中的数据是数字量，这时出现的问题就是二者的采样率不同，若需要使用这些数据就需要对其进行转换，使得采样率保持一致，具体的解决方法可以参考Comtrade格式标准。
结束语
综上所述，文中提出的软件具有使用方便、功能齐全、成本低以及适用性强等优点，可将其用于对继电保护装置的设计开发以及故障分析中，在人员的培训以及调试方面也可以使用。在这里需要说明的是，该软件作为对保护装置进行分析的软件，硬件还是需要通过动态模型以及故障再现设备进行测试。文中已经分析了该软件的整体框架，还需要进行滤波计算以及各种功能软件的编制，其正在进行。在很大程度上软件仿真的真实性这准确性都会受到各种元件实现算法和真正保护装置之间的一致性程度的影响，因此希望各个生产厂家积极配合，向用户和相关厂家提供质量性能更好的工具。
参考文献
[1]郭征,贺家李,杨洪平,柳焕章,卢放.电力系统故障时继电保护装置动态特性的数字仿真[J].电力系统自动化.2003(11).
关键词：动态比较优势 比较优势衰减 经济转型 拟合预测
一、动态比较优势
(一)动态比较优势理论
日本著名经济学家筱原三代平提出了以时间为序列的动态比较成本理论，即从一个时间点到另一个时间点的比较优势的变化结果来考察成本问题。该理论实质上是一种静态比较理论，采用的方法是比较静态分析，即研究外生变量的影响方式，以及分析比较与不同外生变量对应的内生变量的差异。动态分析是在引进时间变化序列的基础上，研究不同时点上变量的相互作用在均衡状态的形成和变化过程中所起的作用，考察在时间变化过程中的均衡状态的实际变化过程。筱原三代平仅仅是考虑到了不同时间点的差异状况，而最终又归结为以最后一个时间点为起点的静态比较优势理论，该理论局限于结果的再次比较，而没有考虑到变动的过程。
(二)动态比较优势理论的内在支点
1．比较优势衰减。随着时间的推移，不同经济体之间的互相模仿和学习，以及各地区间经济联系的加深，原有的比较优势会呈现逐步减弱的趋势，也就是说，比较优势随着经济发展会不断衰减。延缓衰减的可行办法就是，向区域优势产业注入更多的其它区域不易模仿、学习和替代的要素，或构筑独立的经济运行模式。例如，科学和技术为核心的知识文化的注入，区域体制、机制的革新，运行模式的变革是区域经济持续发展的关键所在。另一个简捷有效的办法是静态比较优势动态化。它可以有效保持区域优势，甚至在特定阶段强化区域的经济优势，保持区域持久的竞争优势。
2．动态比较优势的测度模型。按照区域经济发展对某类优势经济要素的依赖程度差异，针对差异的存在和比较的必要，提出优势弹性概念。所谓优势弹性是指区域经济发展对某种类别经济要素的依赖程度，亦即对不同区域同类、同质经济要素对特定区域经济贡献程度的体现和比较。
运用特定要素的比较优势对经济的贡献(A1，A2，…An)，考察特定经济优势对区域经济增长持续贡献的能力和趋势。其中地区经济增长为(G)，动态比较优势指数为(E)：
Ea=An-An-1/Gn-Gn-1………………………(1)
对要素的重要性进行加权处理，区域综合动态比较优势的简单模型为：
Ep=Ea×ka+Eb×kb…En×Ln/Ea+Eb+…En………………………(2)
其中En，是第a种比较优势的贡献指数，Eb是第b种比较优势的贡献指数，依此类推，Ea，Eb…En分别为Ea，Eb…En的权重，En为区域经济比较优势的总体水平。该模型的经济意义在于，通过对不同比较优势对区域经济贡献率的时间序列比较，测算特定比较优势对区域经济贡献的变化情况――动态比较优势指数，即(1)式，以此为基础对区域的不同比较优势进行加权处理，以得出区域动态比较优势的总体水平，即(2)式，成为综合动态比较优势指数，总体上说明区域动态比较优势的综合水平。必须指出，该模型尚需大量实证资料的验证，有待进一步修正和完善。
二、内蒙古中部地区区域经济转型及其动因
(一)经济转型
1．经济转型主要理论。理论界对经济转型的认识非常宽泛，主要按照以下逻辑理解。一指经济制度的转变，即一国的基本经济制度发生改变，比如苏联和东欧剧变就属于这一类型，是一种根本性变革；二指经济体制转变，经济运行的基本方式变更，例如中国从传统的计划经济一统天下向社会主义市场经济的转变，建立起以市场为资源配置基本方式的经济体制；三指经济增长方式转型，主要是由粗放型经济增长，向以集约型经济增长方式转变；四指经济结构转换，包含两个层面，从静态看，经济区域或者经济体系的主要构成要素的比例发生重大变化，也就是说经济体系的内在要素配比发生重大变化，如由工业比重较高的产业结构，逐步向现代服务业为主导的方向变化。动态看，经济结构是经济主体经过长期经济过程形成的支撑区域经济运行的骨干框架，以及展开经济运行的路径，它凝结经济活动中价值的创造过程，是有序列，有组织，有特定架构的区域运行机制。五是指经济发展的战略转变，直接体现为区域经济发展战略的改变。
2．经济转型。理解思路和框架设计的差异，以及社会制度、文化理念的差异造成了对经济转型理解的分歧。综合多种观点，笔者认为：经济转型是经济主体主导的，以经济体制、经济增长方式、经济结构变革为主要内容，在结构、机制、效能等方面发生的经济系统变革。据此，经济转型主要由三个方面形成：第一，经济转型主要包括经济体制、经济增长方式、经济结构三个层面；第二，经济系统的机制、功能、效率将得到大幅提升；第三，经济主体主导经济转型过程。
(二)区域经济转型的内在动因――区域动态比较优势
动态比较优势由经济要素的复杂组合而成；可以通过开发静态比较优势，注入新内涵形成；通过生产流程和管理创新形成。笔者看来，挖掘动态比较优势，就是运用变化、发展、科学判断的方法来分析、组合、创造、消亡既往经济运行过程中的静态比较优势，并通过创造性的方法深刻挖掘区域内符合未来经济发展趋势的内生的动态比较优势，为区域经济发展提供持续和不竭的发展动力。运用比较优势衰减理论及其模型可以判断区域动态比较优势水平，为区域经济规划提供科学参考。动态比较优势必须符合经济转型目标的需要，符合经济发展的整体趋势，区域经济转型必须着力挖掘区域内部所拥有的综合比较优势，运用动态比较优势理论，发现和创造区域动态比较优势，为区域经济转型创造要素和制度条件，区域动态比较优势成为经济转型的内在动因。
三、内蒙古中部地区区域动态比较优势
(一)区域静态比较优势分析
静态比较优势主要指现有资源优势和产业构成。内蒙古
中部地区形成的主导产业和经济发展模式实际上就是对已经具备的资源优势的发挥和运用。因此，经济中的静态比较优势就体现为当前内蒙古中部地区的所谓优势产业。相对优势产业包括：第一类：以煤炭资源为基础和核心的产业类别，包括煤炭产业、化工产业、电力产业。具体有煤炭的出产、运输、销售；煤化工、煤液化、煤转油；火力发电为基础的电力输出；第二类：冶金产业、机械装备产业、材料产业等产业类别；第三类：包括以稀土材料为代表的新材料和以生物、信息为核心的新技术；第四类：农畜产品加工类。这些优势的根基在于资源型产业，随着资源优势的衰减，经济发展必定不可持续。
(二)遴选区域动态比较优势
1．遴选标准。按照现代经济五个方面的发展趋势，即，一是形成内生拓展性经济体系或区域经济；二是形成环境友好型(人与自然和谐共生)经济发展模式；三是形成高新技术产业为主导的产业结构；四是形成工业化为根基，信息化、数字化为主导的虚拟经济发展模式；五是深化经济体系的竞争与合作。五大标准代表世界经济未来发展的方向，反映了未来人类的共同需求，共同描绘了区域经济转型的目标模式，是区域经济转型必须遵循准则。
动态比较优势不仅局限于资源分布以及主导产业，遴选内蒙古中部地区区域动态比较优势必须考虑以下方面。其一，现代经济中，对经济发展的贡献大小并非完全取决于民族经济主体人数的多寡，也并非取决于经济主体的分布状况，人口的整体素质是区域动态比较优势的核心。还必须考虑到，政治体制，产业政策，民族文化，区位特色等多方面因素。动态比较优势是多种条件的有机结合。其二，多元文化的碰撞与交融激发出文化的活力，加强了文化对经济的影响，成为动态比较优势的内在核心。其三，区域经济发展源于区域优势的发挥，从而合力获取区域优势所带来的经济效益。关键在于如何把握区域的动态比较优势与市场的适应性上。其四，必须符合区域产业结构的完整性与系统性，区域产业结构是围绕区域动态比较优势建立起来的相互关联的紧密整体。区域产业结构的完整性和系统性，首先取决于地区专门化产业与辅助配套产业之间是否协调。其次取决于地区专门化产业与区域内非专门化产业部门是否协调。区域经济发展的最终落脚点在于提高区域内居民的经济利益。形成内蒙古中部地区整体的综合比较优势，取得规模效益。经济整体的动态比较优势才能权利推动经济转型。
2．内蒙古中部地区动态比较优势遴选思路与结果。按照动态比较优势理论，结合内蒙古中部地区经济发展实际，区域动态比较优势的筛选过程与结果如下：第一类，煤炭产业和电力产业以及低端化工产业不符合环境友好型经济增长，经济增长代价巨大，所以应该逐步削减规模。寻求其替代产品(新兴能源)的开发与大规模应用，因此新能源行业将逐步成为区域动态比较优势。有代表性的风能、太阳能、生物能源。第二类，冶金产业、机械装备产业、材料产业作为支撑区域经济的关键产业，具有承上启下的作用。这类产业在国际和国内市场上竞争趋于激烈，产能过剩和产品结构问题突出，利润率逐步下降，增速趋缓。这些产业在创造财富的同时，还同时产生大量副产品，经济增长的代价沉重。因此，应该以集约生产为模式，注入拥有高附加值的产业高端，经过筛选，冶金产业、机械装备产业、材料产业的高端――新工艺、新装备、新材料，符合动态比较优势的判别标准。第三类，以稀土资源为依托的高新技术和新材料研发，储量的垄断性占有高附加值，符合经济发展趋势的体要求。第四类，农畜产品加工类。生产方式与经营方式的集约化是农畜产品加工类能够符合要求的必然出路。现代生态农畜产业，这是完全符合可持续发展要求的产业类别。
内蒙古中部地区区域动态比较优势集中体现于以下方面：
有机整合的多元文化，区域的动态开放的多元文化，在该区域经济发展的过程中，一个重要和核心的优势要素就是区域的多元文化，区域聚合了蒙古族游牧文化，中原农耕文明，聚集了穆斯林文化，同时囊括多样文化形态。多种类型文化通过人们的经济交流和生活民俗文化交流，形成了以多民族文化交互的极具活力的多元综合文化系统，成为区域动态比较优势的文化内核。
动态城市经济结构的互补性，从乌兰察布、鄂尔多斯、包头到呼和浩特，城市经济结构具有明显互补特性，形成了一个完整的城市经济关联路径，四个城市的经济联系起来看，具备形成完整城市经济链条的空间和潜力。按照主导产业的关联性来看，乌兰察布处于经济链条的最上游，鄂尔多斯次之，接下来是包头，处于高端的是呼和浩特，区域经济整合和发展的主攻方向，这显然符合现代经济发展的规模化和集群化的要求。
畜牧经济是区域经济竞争潜力最大的经济方式和生活方式，从发展趋势来看，畜牧经济是最符合经济发展本质的经济形态，它发展的可持续性强，副产品极少，综合效益高，是内生拓展型的经济形态，符合人类发展的最高目标――自由和谐发展。这种经济形态的存在自然为今后区域经济形态的丰富留存了珍贵样本和发展空间，为人类储备了最符合发展本质的经济形态和生存方式。
四、内蒙古中部地区区域经济转型与动态比较优势互动
(一)区域动态比较优势与经济转型的拟合预测
拟合预测是建立一个模型去逼近实际数据序列的过程，适用于发展性的体系。建立模型时，通常都要指定一个有明确意义的时间原点和时间单位。而且，当时间趋向于无穷大时，模型应当仍然有意义。将拟合预测单独作为一类体系研究，其意义在于强调其唯“象”性。一个预测模型的建立，要尽可能符合实际体系，这是拟合的原则。动态比较优势与经济转型的拟合在实质上就是将动态优势与目标模式匹配。经济转型寓于经济运行中，经济转型结果是区域经济发展的目标模型，经济转型过程必须符合和发挥经济发展过程中所具备的动态比较优势。只有内蒙古中部地区区域动态比较优势作用发挥与区域经济转型过程全面拟合，经济转型的预期目标才能完全实现，从发展趋势来看，双方的关联程度越高，说明经济转型的结果就越好，说明经济转型过程中，动态比较优势发挥的程度就越高，经济的效率与活力就越明显。
(二)动态比较优势是区域经济转型的主要根据
动态比较优势是经济运行的根基。内蒙古中部地区区域动态比较优势包括符合未来产业发展趋势的文化产业、符合城市经济有机联系的动态发展的经济结构条件、有机整合过程中的多元文化、符合人类发展本质的畜牧经济形态，它们共同构成了区域综合动态比较优势，是区域经济转型的主要动力和最大资本。城市经济之间在总体来看，处于产业的不同位置，因此，城市经济之间具备很强的互补性和吸引力，为经济转型的目标――形成区域经济高度关联的有机经济体系――提供了具有很强扩展空间的经济条件。经济转型必须依靠文化转型的实现，文化的转型是经济转型的先行者，它能够表现出区域经济主体对于经济转移的总体预期和意愿，区域内所具备
的不断整合过程中的多元文化，必然激发出经济转型的内在动力，为经济转型提供思想和意识文化条件。畜牧经济形态经济价值虽然有限，然而，考虑到人类的发展模式的多样性，畜牧经济必将对区域经济转型将产生潜在而深刻影响。
(三)区域动态比较优势与经济转型的互相促动
动态比较优势并不是孤立存在，经济转型是动态比较优势的整合运用过程。内蒙古中部地区区域动态比较优势构成一个具有很强活力的动态有机体系，各要素之间高度关联，形成的是区域综合动态比较优势。资源型产业的高端化、经济结构的动态调整、文化的多元有机整合。归结起来，经济要素的优化，经济结构的调整，形成经济转型的物质条件；多元文化整合为区域经济转型创造了思想和文化基础，说明区域经济转型是由区域经济主体主动选择生存和经济发展方式的过程；畜牧经济形态对现代工业经济为主体的经济转型的过程与结果的调整与修正，对工业和信息化经济的正常运行提供了外在保障。它们共同构成区域经济转型实现的主要条件，成为经济转型的内在动因。
然而，经济转型的过程当中实际上就蕴含着动态比价优势的丰富过程，使得动态比较优势体系也在不断的调整内容、结构、功能，所以经济转型对与区域动态比较优势起到了促进作用，动态比较优势在转型过程中得到了从内涵、外延、从内容、结构到功能的全面更新。动态比较优势系统的优化过程与经济转型过程相互促动，必然对区域经济转型的过程与结果产生重大影响。双方在互动过程中，共同完成经济转型的预期目标。
五、发挥区域动态比较优势，推动内蒙古中部地区经济转型
11月1日，证券市场资深人士冉兰领衔担任董事总经理的私募基金――合信资产管理公司正式开业。此番意味深长的感叹正是冉兰在开业仪式结束后第一时间在博客中表达的感受。
冉兰1999年毕业于中南财经政法大学，此后便与《股市动态分析》杂志结下不解之缘。在杂志社创始人王师勤博士的带领下，冉兰很快在证券投资分析领域崭露头角，并在《股市动态分析》杂志撰写文章。
谈及在杂志社的那段时光，冉兰依然记忆犹新。“这样一本记录过我一段成长历程的杂志，已经迈着坚定的步伐走过了20余年，见证着市场的牛熊。遥想当年‘北周刊南动态’的辉煌，忆起当年和同事们每周五挥汗如雨的加班，湘满园的盒饭成为那段日子最甜蜜的回忆。”
离开《股市动态分析》杂志后，冉兰加盟了金元证券，并长期在中央电视台、凤凰卫视、交易日等财经电视节目担任嘉宾，深受广大投资者的喜爱。2007年秋天，冉兰第一次筹建自己的私募基金――圆融投资，并成功投资了Pre-IPO项目智云股份。
然而，正如冉兰所说，两年的熊市让很多人失望，在漫漫熊途中，圆融投资的股东发展战略出现分歧，团队的部分人员选择离开。正是在这样的背景下，冉兰重新筹建新公司――合信资产。“在朋友们的眼里，我换了一个新的身份一个新的平台；可是对我而言，我依然在那里，在投资的道路上继续前行。”对于新平台，冉兰如此表示。
按照冉兰的规划，未来合信资产将专注于阳光私募基金业务。对于合信的寓意，冉兰说，“事不合难成，人无信不立。世间的道理尽在于人、事。在资本市场上经历了多次的牛熊循环，我深知这个领域里存在不少人性的漩涡，该如何取舍，又该怎样坚持，说来容易做时难。在投资这条路上，我们也曾犯过错，也不代表未来不犯错。但正是这些大大小小的错误，让我们更深刻的理解投资的本义。我们所投资的，不过是我们对世界和事物的看法。所谓种善因，结善果。只要我们坚持理想，秉承信义，自然万事皆合。”
随着合信资产的成立，意味着市场中拥有“股市动态”背景的私募基金经理队伍再添新兵。冉兰也成为继但斌、刘宏、安妮、裴继伟、刘红海、徐泽林、黎仕禹、邹毅等《股市动态分析》昔日员工或专栏作者中走出的又一位私募基金经理。对此，哲灵投资管理公司总经理徐泽林戏称为“股动派”。
