DreamBlooms/HansPub-15000-to-45000 huggingface dataset:
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user: 1. 引言 离子交换膜在无电场状态下分离离子的原理是基于Donnan dialysis原理。离子交换膜常用于电渗析除盐，其工作时需在膜两侧外加电压。但根据离子交换膜具有选择透过性以及Donnan dialysis原理，其也可以在无外加电压的状态下分离水中离子。基于Donnan dialysis原理，Fonseca等 [ 1 ] 和Velizarov等 [ 2 ] 利用离子交换膜分离饮用水中的NO 3- 并进一步进行生物处理，还对同时去除饮用水中的硝酸盐和高氯酸盐进行了研究 [ 3 ] ，并在此基础上扩展到无机带负电荷污染物 [ 4 ] - [ 6 ] 和金属离子(汞和砷) [ 7 ] ，还有研究者 [ 8 ] - [ 10 ] 基于Donnan dialysis原理对氟的分离去除进行了研究，及将水样中重金属离子分离后进行浓度检测 [ 11 ] [ 12 ] 。作者选择工业废水中常见的Cu 2+ 、Mn 2+ 、Zn 2+ 为对象，研究了阳离子交换膜对这些离子的去除效果(去除率75%~85%)，结果表明重金属水化离子半径和原子序数对分离去除效果有影响 [ 13 ] [ 14 ] ，并讨论了pH值变化对阳离子交换膜分离去除重金属离子效果的影响 [ 15 ] 。以上研究扩展了离子交换膜应用的领域，但关于膜分离过程中离子迁移的速率控制讨论较少。本文将以Donnan dialysis原理和化学势平衡理论为基础详细探讨离子交换膜在无电场状态下分离待处理离子时模型中各区域离子浓度的变化情况以及分离过程机理。
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user: 2. 离子迁移的三种状态 根据Donnan dialysis原理和化学势平衡理论，当膜两侧离子的活度比相等时，则离子交换停止。即： 式中， 和 分别代表第 种离子在给体液中和受体液中的活度， 代表 离子所带电荷数， 和 分别代表第 种离子在给体液中和受体液中的活度， 代表 离子所带电荷数。 当两者有差值时，会发生离子交换，直到膜两侧离子活度比相等。 浓度与活度有密切关系，为简化考虑，下述讨论中均以物质的浓度代替其活度进行论述。 离子在溶液中迁移是基于化学势平衡，当溶液中存在某种组分化学势不相等时，离子会在化学势差的推动下移动，以使溶液中各处该组分化学势相等 [ 16 ] 。 以阳离子交换膜分离二价阳离子为例，二价阳离子用M 2+ 表示，补偿离子为一价阳离子，以K + 表示。阴离子均为Cl − 。离子交换膜分离过程模拟图如图1所示。 图1. 离子交换膜分离过程模拟图 给体池一端连续流入含有待分离的二价阳离子M 2+ 的原水，另一端连续流出。受体池一端连续流入摩尔浓度高于阳离子M 2+ 摩尔浓度的补偿离子K + ，另一端连续流出。给体池和受体池均要对溶液进行搅拌，由于搅拌的原因，可以假定主体溶液(给体液和受体液)中离子浓度相同。膜两侧会形成边界层，主体溶液(给体液和受体液)与离子交换膜由于被边界层分隔，所以在Donnan dialysis过程中不起直接作用。 离子交换膜基于Donnan dialysis原理分离离子的过程中的控制步骤，不同研究者有不同的结论，一般认为有2种：一是边界层溶液中的离子迁移过程是控制步骤，二是膜中离子的迁移过程是控制步骤。本文假设存在3种状态分别进行讨论：1) 膜中离子迁移速率是控制步骤，速度较慢，边界层溶液中离子的迁移速率极快，远高于膜中离子迁移速率数量级；2) 膜中离子迁移速率远大于边界层溶液中离子的迁移速率，边界层溶液中离子的迁移速率是控制步骤；3) 膜中离子迁移速率和边界层溶液中离子的迁移速率数量级相近，均为控制步骤。其中，第一种状态和第二种状态是极端状态，以利于理论分析。 此外，还假定二价阳离子M 2+ 和补偿离子一价阳离子K + 在边界层溶液中扩散系数相同，以简化分析过程的复杂程度。 各分区浓度的表示方式示例如下：例如， 代表1区(边界层1)溶液中补偿离子K的平均浓度， 代表3区(给体液3)溶液中待分离阳离子M的平均浓度， 表示边界层1区K浓度的变化量，其他类同。 三种情况下初始状态均为：
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user: 3. 膜中离子迁移速率是控制步骤 从起点开始分析，首先在Donnan dialysis原理作用下，K + 从边界层2区中向边界层1区中迁移，同时M 2+ 从边界层1区向边界层2区迁移。根据电中性原理，M 2+ 透过膜的迁移摩尔数量为K + 透过膜的迁移摩尔数量的一半。 此时，K 1 会增加，K 2 会减少。由于 ， ，所以在化学势差的推动下，边界层1区中的K + 会继续向给体液3区迁移。由于 ，所以在化学势差的推动下，受体液4区中的K + 会继续向边界层2区迁移。整个过程表现为K + 从受体液4区先后通过边界层2区、膜、边界层1区后进入给体液3区。假定边界层溶液中离子的迁移速率极快，所以可以认为存在下列关系式： 对于M 2+ ，相类似同样有下列关系： 运行一段时间后达到动态平衡(由于给体池和受体池均连续进水，连续出水，膜两侧活度比始终不等，Donnan dialysis过程持续进行，但保持稳定状态，下同)，由于边界层溶液中离子的迁移速率极快，远高于膜中离子迁移速率，可以认为边界层中离子浓度与主体溶液中离子浓度差很小，基本相同，此时有下列关系： 此时，边界层不存在离子浓度富集。 但实际条件下，由于离子由边界层进入主体溶液需要浓度差(化学势差)推动，故实际条件下，应有下列关系： 即实际条件下存在边界层浓差极化现象。
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user: 4. 边界层溶液中离子的迁移速率是控制步骤 从起点开始分析，首先根据Donnan dialysis原理作用下，K + 从边界层2区中向边界层1区中迁移，同时M 2+ 从边界层1区向边界层2区迁移。 此时，K 1 会增加，K 2 会减少。由于 ， ，所以在化学势差的推动下，边界层1区中的K + 会继续向给体液3区迁移。由于 ，所以在化学势差的推动下，受体液4区中的K + 会继续向边界层2区迁移。 假定膜中离子迁移速率远大于边界层溶液中离子的迁移速率，则K + 从1区向3区的迁移速率会小于K + 从边界层2区向边界层1区的迁移速率，那么边界层1区中K + 会继续增加，也就是说边界层1区会出现K + 的持续富集。 此外，K + 从受体液4区向边界层2区迁移的速率也小于K + 从边界层2区向边界层1区的迁移速率，所以边界层2区的K + 会持续降低。 随着边界层1区会出现K + 的持续富集和边界层2区的K + 的持续降低，Donnan dialysis的推动力就会持续下降，到达一定程度后，膜中离子迁移速率会与边界层溶液中离子的迁移速率趋同(边界层溶液中离子的迁移速率会比原速度增加)，从而最终达到动态平衡。此时，膜中离子迁移速率比初始速率低，等于边界层溶液中离子的迁移速率。 达到动态平衡时存在下列关系式： 按同样的思路分析M 2+ 的迁移，可以得出同样的结论。但达到动态平衡时存在下列关系式(与K各区浓度大小顺序存在差异)： 最终达到动态平衡时，膜中离子迁移速率会与边界层溶液中离子的迁移速率相同，两者都是控制步骤。边界层2区M 2 大于受体液M 4 ，边界层1区K 1 大于给体液3区K 3 。
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user: 5. 膜中离子迁移速率和边界层溶液中离子的迁移速率均为控制步骤 直接考虑达到动态平衡时的状态，此时有下列关系： ， ， ， ， ， ， 浓度大小关系与2中情况(膜中离子迁移速率远大于边界层溶液中离子的迁移速率)达到动态平衡时状态一样。 下面讨论打破膜中离子迁移速率等于边界层溶液中离子的迁移速率这一平衡状态后，是否会再次恢复平衡状态。 假定增加给体池进水M 2+ 的浓度，即增加给体液3区M 3 。 由于增加了给体液3区M 3 ，因而给体液3区M 2+ 和边界层1区M 2+ 的化学势差增加，给体液3区中M 2+ 会加快向边界层1区迁移，此时其迁移速率会高于膜内离子迁移速率，从而导致边界层1区M 1 增加。边界层1区M 1 增加后，根据Donnan dialysis定义式，膜内离子迁移推动力会增加，从而加大膜内离子迁移速率。但由于边界层1区M 1 增加后，给体液3区和边界层1区M 2+ 的化学势差会随之减少，给体液3区中M 2+ 又会减慢向边界层1区迁移。膜内离子迁移速率增加，同时给体液3区中M 2+ 向边界层1区迁移速率减少，直到两者再次相等，整个系统重新达到平衡。此时平衡速率要高于前次平衡速率。上述分析说明，在不考虑膜内通道容纳能力的情况下，给体池M 2+ 浓度越高，膜内离子迁移速率越高，但这并不说明M 2+ 的去除率会增加(去除率等于平衡时给体液M的浓度除以给体液进水的M 2+ 浓度)。因为作为分母的给体液进水的M 2+ 浓度增加了，去除率反而会降低。实际可以假设：单位膜面积负荷浓度越高，膜内离子迁移速率会越快，但是去除率反而降低。
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user: 6. 结论 由于浓度差越大，化学势差就越大，此时边界层溶液中离子的迁移速率越快。同时，浓度差越大，膜内离子迁移的速率也越快。此外，外界温度、压强以及离子本身在溶液中的扩散系数都会对上述两种速率的大小有影响。具体影响关系定量比较复杂，需进一步研究。 本文从理论上分析离子交换膜分离离子时可能存在的3种状态：1) 膜中离子迁移速率是控制步骤，速度较慢，边界层溶液中离子的迁移速率极快，远高于膜中离子迁移速率；2) 膜中离子迁移速率远大于边界层溶液中离子的迁移速率，边界层溶液中离子的迁移速率是控制步骤；3) 膜中离子迁移速率和边界层溶液中离子的迁移速率均为控制步骤，并讨论了各状态下各区域离子浓度的变化规律。 在假定温度、压强等其他影响速率的参数不变的情况下，笔者认为，上述3种状态中，第一种适用于待分离离子及补偿离子高浓度时的情况，第二种适用于浓度极低的情况，第三种适用于中间浓度。因为离子浓度高时，离子迁移数量就相对较多，对于直径不变的膜内部通道而言，会带来拥堵，从而降低膜内离子迁移速率，此时膜内离子迁移速率必然是控制步骤。当离子浓度极低时，不存在这种拥堵现象，同时Donnan dialysis的推动力保持不变，远高于边界层内的离子迁移推动力，则膜内离子迁移速率较快，而边界层内的离子迁移速率相对较慢，是控制步骤。 至于浓度范围与3种状态的定量对应关系，可能与离子种类，所带电荷数以及膜本身性质有关，需进一步研究。
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user: 摘 要 在经济全球化和国家城镇化战略的推动下，外商直接投资与地区新型城镇化发展之间的关系日益紧密。本文利用熵值法从人口、经济、社会和环境四个方面测算了我国2000年到2010年30个省(市、区)的新型城镇化水平，采用面板格兰杰因果关系检验等方法对我国省(市、区)级地区的FDI与新型城镇化发展的互动状况进行了实证研究。研究表明，总体上我国各地区的FDI与新型城镇化水平间存在显著的互动关系；东中西部两者的互动状态存在差异。 关键词 :外商直接投资，新型城镇化，熵值法，互动
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user: 1. 引言 城镇化是一个复杂的社会、经济和文化因素交织渐进演变的过程，走中国特色新型城镇化道路正是上述因素的综合体现；在由外商直接投资和跨国公司推动的经济全球化大背景下，城镇化愈加显示出开放性的特点(王新娜，2010)。改革开放使外资进入中国，促进了我国经济的发展，FDI以集聚的方式从多方面带动了地区的城镇化水平的综合发展。 城镇化的内涵颇具复杂性(简新华，2010) [ 1 ] ，包括农村人口向城市人口转化、产业结构逐步升级、城市文明向广大农村传播与渗透等过程。近期随着国家城镇化战略规划的出台，对新型城镇化内涵、测度及驱动因素的探讨日益受到国内学者的关注(赵永平，2014) [ 2 ] 。 西方经典城市化动力机制理论将工业化作为城市化的基本动力。早期的依附学派认为外资会造成发展中国家依附性城市化；90年代后认为FDI对发展中国家城市化产生正向影响的研究逐渐增多。Tommy Firman等(2007) [ 3 ] 对印度尼西亚城市化的分析也证明FDI对城市化的正向作用。薛国琴(2007) [ 4 ] 的实证研究也表明我国的城市化与外资具有正相关性。FDI属于国际经济学的研究范畴，具有集聚的特征。城镇化、经济增长的差距问题是区域经济学研究的核心和传统问题。目前，在后金融危机和新国际分工的背景下FDI的转移和集聚出现了新特征，包括总部和研发中心等价值链环节的转移和集聚。中国作为发展中国家，外商直接投资将在相当长的时间内对我国的社会经济生活产生重要影响，这种影响是全方面的，包括对我国新型城镇化进程的影响。新型城镇化是我国发展的重要战略，地区的城镇化水平直接影响外资的流入和集聚；在全球化和城市化飞速的交织发展中必然出现新特征、新问题，外商直接投资与地区新型城镇化的发展之间的互动日益紧密，而该领域的研究目前还较为缺乏；因此，本研究无疑具有重要的理论价值和现实意义。
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user: 3. 外商直接投资与城镇化发展相互作用的机理 3.1. 外商直接投资对城镇化的影响 首先，外商直接投资影响人口分布进而影响地区的城镇化发展。外商直接投资大量投资劳动密集型产业，对廉价劳动力的需要导致发展中国家农村人口大量向城市移民，城市人口规模迅速扩张。外商直 图1. 2000~2010年东中西部新型城镇化得分趋势图 接投资产生的就业创造效益、技术外溢、工资溢价等正向效应进而促进城市化水平的提升(孙浦阳等，2010；Karen C. Seto，2011) [ 5 ] [ 6 ] 。另一方面，发展中国家的公共资源紧缺，外商直接投资对城市化的推动若没有带来技术的外溢与人力资源的培养，对城市化的长远发展可能并没有根本性的推动作用(Zhang， 2002) [ 7 ] 。 其次，外商直接投资影响经济制度、经济资源和经济结构进而影响地区的城镇化发展。FDI为城市带来了技术的外溢，资金的积累，就业机会的增加，人均可支配收入的增加以及经济的辐射，通过资本积累与技术外溢驱动地区经济结构和产业结构的转变，推动了地区城镇化的发展(Berkoz and Sece Turk，2008；康春鹏等，2013) [ 8 ] [ 9 ] 。在外资的驱动下，地区的社会经济结构会发生转变，主要表现为经济结构的转型升级、人口流动性的增强和土地利用率的变化(石忆邵等，2003；龙广艳，2012) [ 10 ] [ 11 ] 。 第三，外商直接投资影响社会发展进而影响地区的城镇化发展。由于外资企业对投资环境有更高的要求，也就对城市的发展提出了更高的要求，促使新型城镇化水平有所提升。发展中国家城市的未来将在很大程度上受到外商直接投资政策、区域性和全球性具有竞争力的交通和通信基础设施的影响(Victor F. S. Sit， 2001) [ 12 ] 。外商直接投资的流入带来了人们生活方式的转变，特别是带来了具有西方流行文化特点的中产阶级的住房、休闲活动和日常生活的模式，这些将最终带来了城市区域的发展与城市文化的转变(Földi等，2006) [ 13 ] 。 第四、外商直接投资影响生态环境进而影响地区的城镇化发展。外商直接投资在促进地区城镇化发展的同时带来了碳污染的国际转移，造成了我国城镇化的非良性发展(刘梦琴等，2011) [ 14 ] 。另一方面，外资企业为市场引入了竞争，对投资环境有更高的要求，会促进环境保护政策、法律法规的完善。 3.2. 城镇化发展对外资区域选择和集聚的影响 首先，城镇化发展影响人口发展进而影响对外直接投资的流入。城市化发展带来的人口分布变化对外商直接投资的投资规模会造成影响，这在波兰等国的实证研究中得到了证实(Ciešlik， 2005) [ 15 ] ，我国存在的户籍二元结构，有可能弱化城市化对外商直接投资的影响(康春鹏等，2013)。 其次，城镇化发展影响经济发展进而影响对外商直接投资的流入。完善的制度和高度的城市化，是外商直接投资对一国经济增长有积极影响作用的前提条件，城市化发展带来的经济发展和产业结构升级会增强对外商直接投资的吸引力(M. Behname， 2013) [ 16 ] 。 第三，城镇化发展影响社会发展进而影响对外直接投资的流入。城市化的发展带来的较高的城市基础设施的建设水平也为我国更好地吸引与利用外商直接投资打下了良好的基础(孙浦阳等，2010) [ 5 ] 。 第四，城镇化发展影响工资成本进而影响外商直接投资的流入。新型城镇化水平的提高意味着城镇劳动力成本的提升和环保意识，产权意识的提高，这意味着在中国进行投资劳动力成本不如十几年前那样廉价，一些高污染的外资企业想将产业转移到中国来也不再轻而易举。因此在初期，城镇化的发展对FDI的流入有一定的抑制作用。但是随着城镇化的发展，我国能够提供更为安全完善的投资环境，较低的投资风险和大量的人才，虽然劳动力成本上升，但是却由于投资环境的改善有了更低的风险成本和更高的预期回报，也就吸引了更多的FDI流入中国。
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user: 4. 外商直接投资与新型城镇化发展的互动关系的实证研究 4.1. 全国总体研究：基于中国省级面板数据两者的互动研究 基于前文的理论分析和1999~2010年我国30个省(市)的面板数据，本文将对外商直接投资与地区新型城镇化发展的互动关系进行实证检验，主要通过面板格兰杰因果检验来进行研究。 1) 变量与数据。本文选取2000~2010年我国30个省(市)实际利用外商直接投资金额的数据作为衡量FDI的指标，采用前文计算得到的我国30个省(市)新型城镇化的得分UR表示城镇化水平。相关数据来自《中国统计年鉴(1999~2011)》、《中国城市统计年鉴(1999~2011)》、《中国环境年鉴(1999~2011)》、《中国人口和就业统计年鉴(1999~2011)》以及各省(市，区)的统计局网站。为了消除可能存在的异方差，本文对变量取自然对数进行检验。 2) 平稳性检验。本文采用ADF单位根检验对面板数据LNFDI和LNUR的平稳性进行检验。由表3可知，ADF值为2.610，大于1%，5%，10%三个显著性水平下的临界值，从而不能拒绝原假设，说明存在一个单位根，LNFDI与LNUR为非平稳序列；而进一步的检验表明，两序列的一阶差分均为平稳序列，LNFDI和LNUR均为一阶单整序列，说明二者之间存在长期均衡关系，满足了进行协整检验的前提。 3) 面板数据的Westerlund协整检验。本文采用的是面板数据，因此参照Westerlund (2007) [ 17 ] 对面板数据的协整检验方法进行检验。 该方法的基本思想为：1) 以误差修正模型为基础进行面板协整检验；2) 若存在协整关系，则误差修正部分的系数应显著异于零。该方法考量了截面数据的异质性以及截面内的序列相关和截面间的相关性。原假设为不存在协整关系，第一组统计量Gt和Ga表示不同截面的误差修正速度不同，Gt表示在该前提下不考虑序列相关能否拒绝原假设，Ga表示考虑序列相关能否拒绝原假设，第二组统计量Pt和Pa表示各个截面的误差修正速度相同，Pt表示不考虑序列相关，Pa表示考虑序列相关，可利用STATA进行检验。Westerlund检验结果表明在考虑截面数据异质性和序列相关性的情况下，我国FDI利用水平与城镇化水平之间存在协整关系，即FDI利用水平与城镇化之间存在长期的均衡关系，具有长期的一致性。 4) PVAR模型的格兰杰因果关系检验。为了进一步考察FDI和新型城镇化水平的互动状况，本文基于PVAR的面板数据对两变量进行格兰杰因果关系检验。关于滞后期阶数，本文根据AIC，BIC，HQIC信息准则，当AIC，BIC，HQIC检验值达到最小时来确定。研究表明，当滞后项阶数为3时，AIC、BIC及HQIC均达到最小；对应的面板格兰杰因果检验结果如表2所示，双向原假设的相伴概率P值均为0.000，拒绝原假设，证明外商直接投资和新型城镇化发展水平之间存在双向的格兰杰因果关系，二者之间存在显著的互动关系。 4.2. 地区分类研究：东中西部省级面板数据的格兰杰因果关系检验 我国地域辽阔，不同地区经济发展水平差异较大，为进一步深入探讨我国外商直接投资与地区新型城镇化互动的状况和条件，在前文研究的基础上，本文分别对我国东、中、西部FDI与新型城镇化水平进行格兰杰因果关系检验，进而判断不同地区二者之间的影响程度。 东部地区包括北京、天津、河北、辽宁、上海、江苏、浙江、福建、山东、广东和海南等11个省(市)；中部地区包括山西、吉林、黑龙江、安徽、江西、河南、湖北、湖南有8个省级行政区；西部地区包括四川、重庆、贵州、云南、西藏、陕西、甘肃、青海、宁夏、新疆、广西、内蒙古等12个省级行政区(由于西藏地区数据缺失较严重，故将其剔除)。 分别对我国东中西部的PVAR模型的滞后项进行选择，均得出滞后项为3时，AIC、BIC及HQIC均达到最小，因此建立滞后阶数为3的PVAR模型，并对我国东中西部的相关数据进行格兰杰因果关系检验，结果如表3所示。 从我国东部地区的面板数据格兰杰因果检验结果来看，P值分别为0.02和0.000，说明我国东部地区FDI利用水平(LNFDIE)和新型城镇化发展水平(LNURE)之间存在显著的双向格兰杰因果关系，表明外商直接投资与城镇化的互动关系在东部已经形成。 从我国中部地区的面板数据格兰杰因果检验结果来看，P值分别为0.96和0.747，均不能拒绝原假设，证明我国中部地区FDI利用水平(LNFDIM)和新型城镇化发展水平(LNURM)之间无明显的双向格兰杰因 Table 2 Results of panel granger causality test in terms of east， central and west region 原假设 滞后期 Wald统计值 P值 LNFDI不是LNUR的格兰杰原因 3 82.661 0.000 LNUR不是LNFDI的格兰杰原因 3 44.15 0.000 表2. 我国东部地区FDI利用与城镇化发展的格兰杰因果关系检验结果 Table 3 Results of panel granger causality test in terms of east， central and west region 原假设 滞后期 Wald统计值 P值 LNFDIE不是LNURE的格兰杰原因 3 5.83 0.02 LNURE不是LNFDIE的格兰杰原因 3 51.817 0.000 LNFDIM不是LNURM的格兰杰原因 3 0.314 0.96 LNURM不是LNFDIM的格兰杰原因 3 1.223 0.747 LNFDIW不是LNURW的格兰杰原因 3 0.252 0.969 LNURW不是LNFDIW的格兰杰原因 3 8.8 0.032 表3. 我国东部地区FDI利用与城镇化发展的格兰杰因果关系检验结果 果关系，也就是在我国中部地区，FDI利用水平和新型城镇化发展之间尚无显著的格兰杰因果关系，互动关系尚未形成。 从我国西部地区的面板数据格兰杰因果检验结果来看，P值分别为0.969和0.032，说明我国西部地区城镇化的发展(LNURW)对FDI的利用水平(LNFDIW)有显著的正向作用，而FDI的利用水平对西部地区的城镇化发展却没有显著影响。西部地区外商直接投资与城镇化的关系不同于东部的双向互动关系，只存在一种单向的格兰杰因果关系。 因此，东中西部外商直接投资与城镇化的格兰杰因果关系的分地区检验表明，三大地区外商直接投资与新型城镇化的互动关系并不相同，处于三种不同的状态。只有东部地区外商直接投资与城镇化水平之间存在显著的双向互动关系；西部地区两者只存在单向显著影响，中部地区两者均无显著动态影响。由此我们发现，虽然外商直接投资与地区城镇化之间可能存在相互促进作用的理论预期在全国样本中得到验证，但分地区的实证检验揭示了两者互动更深层的内在规律：外商直接投资与地区新型城镇化发展的相互作用是有条件的，需要地区具备较高的社会经济发展水平方能与外商直接投资产生互动。中西部目前在吸引外资和城镇化方面尚不具备形成互动的条件，只有经过长时间的综合努力来提升地区城镇化的综合水平才能与外商直接投资形成互动。这与赵新正(2009) [ 18 ] 基于灰色关联分析法研究我国东中西部地区城市化核心动力得出的结论相一致。
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user: 5. 结论与启示 本文的统计分析、熵值法测算和计量模型的计算结果表明，总体上我国各地区的外商直接投资与新型城镇化水平都呈现上升状态，两者间存在显著的互动关系，相对而言，新型城镇化的影响更大；但东中西部两者的互动状态存在差异，外商直接投资与新型城镇化的互动依赖于地区社会经济综合水平的提高。上述研究对我国利用外资、促进地区新型城镇化发展富有启示，本文提出以下几点建议。 首先，为形成FDI和新型城镇化发展良性互动创造条件。将新型城镇化的理念系统地贯彻进包括外资引进等社会、经济发展的各项工作中，而不只是以人口的规模衡量城镇化的发展，将吸引外商直接投资与实现新型城镇化发展相关联，努力实现城乡统筹、工农协调、生态宜居、和谐和可持续发展的城镇化。第二，积极推动产业结构升级以进一步吸引外商直接投资的流入。政府应鼓励国外企业对我国第三产业的投资，改善相应金融政策，创造良好的投资环境。第三，限制污染性外资工厂的建立。采取政策监控，避免地方政府因盲目追求城镇化而引进带来重大污染的外资项目。我国中小城镇应重点发展高新技术产业、先进制造业等高附加值、低污染的集约型的产业，最大程度利用外资对城镇化的正面推动作用。第四，因地制宜进行新型城镇化建设，各具特色地形成城镇化与FDI的良性互动。城镇化比较发达的东部地区，应建立适应城镇化资金需求发展的多元化投资与融资机制，创造宽松、有序的投资环境，提高对高附加值的外资流入的吸引力，从而达到城镇化与外商直接投资之间的良性互动。中部地区应大力发展城市交通，建立区域交通网络，为社会经济活动的顺利进行提供保障；着力有发展有潜力的中小型城镇。西部地区应发挥西部的资源优势和沿边优势，加强与东南亚以及靠近西部的境外发达地区的合作，提高承接产业转移的能力，走适用于西部自身的新型城镇化发展道路。
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user: 摘 要 本文从产业层面、行业层面和企业层面对“互联网+”下的相关物流理论研究进行综述，探析了“互联网+”下的物流理论渊源，基于资源基础/依赖理论、交易成本理论、委托代理理论、长尾理论、市场均衡理论、消费主权理论和价值链理论等多理论融合下分析“互联网+”下物流理论内涵。结合“互联网+物流”理论渊源对三种典型的“互联网+物流”模式的形成机理进行剖析，为“互联网+物流”的发展提供基础理论依据。 关键词 :互联网+物流，理论内涵，形成机理
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user: 1. 引言 阿里研究院的《互联网+研究报告》指出，“互联网+”正在悄悄进入我们的生活，而未来互联网也将像水电一样让我们无时无刻离不开它 [ 1 ] 。而关乎国民经济和生活的物流业，在“互联网+”的大潮中亟需找到“互联网+物流”的终极生存之道。经过30多年的发展，国内全社会水路、铁路及道路货物发送量、周转量、吞吐量等均居世界第一，航空货运量和快递量居世界第二，物流业已成为国民经济的支柱产业和最重要的现代服务业之一。但总体上看，我国物流业发展方式仍处于相对粗放的阶段，总体滞后于经济社会发展水平 [ 2 ] 。传统的物流运作模式已经难以为继，而“互联网+物流”的一些新形态开始出现，关于“互联网+”及“互联网+物流”的相关研究也相继展开。
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user: 2. 互联网+下的物流理论综述 2.1. 基于产业层面的“互联网+物流”相关研究 20世纪90年代开始，学术界和产业界陆续开展有关互联网产业的研究与实践，这其中，大量文献集中于互联网和移动互联网的宏观环境研究(iResearch， 2008)、客户及业务研究(向文杰，2009)、产业链及商业模式研究(薛立宏等，2009)、移动互联网关键技术研究(徐超，2010；王欣，2011；伍佑明等，2012)。随着物联网、云计算、大数据、移动互联网等现代信息技术在物流领域应用的深入，现实物理世界的物流实体运作与网上虚拟的物流信息开始了全方位融合，物流产业进入了4.0时代。开始出现对互联网本质认识、意识形态影响、互联网治理、互联网使用与物流理论之间融合的理论研究，以及互联网行业应用、互联网产业在物流产业领域内的应用研究(张冠文，2013)，以及关于互联网与物流产业经济活动之间关系的研究，互联网思维、交易成本理论等各种经营理念均涉及到物流理论研究中来(李海舰，2014)。王继祥(2015)提出了物流互联网的概念，认为物流互联网是实体物理世界的物流系统与线上互联网世界的物流信息系统实现一体化融合的互联网。在这一系统中， 互联网成为物流实体运作的主导与控制核心，成为物流系统的“大脑”和神经系统，并通过物流信息互联网向网下物流系统延伸和无缝对接，实现物理世界物流系统全方位的互联互通。石艳丽(2015)分析了当前互联网经济对物流产业的影响，并结合当前物流发展现状提出了未来的发展趋势：高效性、低成本性、运营自动化、信息化和网络化发展以及智能化管理。 现有关于“互联网+物流”的研究多从产业政策层面、产业发展战略层面或产业技术层面等的应用研究，在理论研究上则主要提出“互联网+物流”的概念、发展趋势，对互联网与物流产业相结合的理论研究则较少。 2.2. 基于行业层面的“互联网+物流”相关研究 在互联网及电子商务产业迅速发展的背景下，传统物流业由于存在“痛点”及在客户服务、用户体验方面的不足(黄少宏，2015)，开始被迫进行快速的变革，出现了怡亚通、菜鸟网络、卡行天下等新型物流业态(陈学慧等，2015)，物流行业出现了O2O方式下的可视化配送形式(周艳青，2015)。互联网思维与物流理论的融合研究、物流信息化理论和技术的研究，以及大数据下的供应链物流系统研究逐渐开展(牛志文，2015)。对物流业市场边界、业务组合、商业模式和运作模式等相关理论也开始涉及，如，周兴建(2015)从理论层面分析互联网+的内涵和互联网+物流的本质，研究“互联网+物流”的价值链重构。刘敬严等(2015)在对新常态下物流业发展特点以及互联网经济下物流业发展变化进行分析的基础上，提出新常态下“互联网+”物流业发展创新思维和转型路径。指出物流业应积极利用云计算、物联网、大数据等新技术，在平台思维、众筹思维、流量思维等互联网思维指引下进行产业融合，以主动服务进行精准营销，实现资源整合转型、营销方式转型和客户体验转型。马维跃(2015)分析了互联网和物流最基础的关系，提出了互联网物流服务问题，基于互联网物流系统分析，构建了由车辆跟踪、货物跟踪查询、货运报价、票据处理、网上支付等五个子系统构成的互联网物流解决方案。 现有对“互联网+物流”的研究还停留在相关概念的提出、推广和普及阶段，主要针对物流行业及企业的发展变革等思维意识层面，互联网与物流业的结合缺乏相应的理论支撑。 2.3. 基于企业层面的“互联网+物流”相关研究 互联网在具体企业的应用，是互联网能够带来生产力的一个重要途径。郭金勇(2015)认为基于互联网建立物流管理模式，在企业的内部达到重组业务流程的目的。企业可以分析目前的物流业务过程，改变、增进业务过程的设计，使得业务过程中的服务环节交易成本降低而价值增加，提高物力组织的成绩和效果。从企业层面看，互联网产生的海量数据为企业在物流活动中进行车货匹配、运输线路分析、销售预测与库存、设备修理预测、供应链协同管理等方面提供了决策支持。如，UPS利用大数据采用Orion系统可实时分析20万种可能路线，3秒找出最佳路径(牛志文，2015)；传化物流的园区通服务产品体系是以全国公路港为基础、物流园区为载体，基于货车司机用户的移动互联O2O平台，为货主、司机和物流企业提供一体化的综合服务(闫伟奇，2015)；苏宁通过大数据分析了解到活跃用户关注的商品及其消费习惯，快递员则通过主动联系消费者提醒其购买相应商品的时间，以提升体验价值。现有文献着重于描述互联网环境下企业在某种技术上的应用，这些应用性的研究大多只适合某一特定企业，缺少对物流业更具借鉴意义的“互联网+物流”的一般规律或通用路径研究。 综上所述，现有关于“互联网+”及“互联网+物流”的理论研究较少且较分散，主要集中在产业政策、发展战略，以及思维意识、技术手段等应用层面。因而亟需展开“互联网+物流”的基础理论研究，用以探寻“互联网+物流”的形成机理和一般路径，为物流行业和企业的互联网化发展提供理论支撑。
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user: 3. 互联网+下的物流理论渊源 3.1. 互联网+下物流运作模式的理论来源 3.1.1. 资源基础/依赖理论 Wernerfelt (1984)的资源基础理论 [ 3 ] (Resource-Based View)将企业视为一个生产资源的组合，企业的成长依赖其富余资源的使用状况。该理论关注企业内部资源和能力的分析，为了同时既充分发掘现有的资源和能力又发展企业的竞争优势，就需要从外部补充企业所需的资源和能力。Jeffrey Pfeffer和Gerald Salancik (1978)提出的资源依赖理论 [ 4 ] (Resource Dependence Theory)则关注企业的外部环境，认为一个企业与其周边环境中的其他企业及组织密切相关，这一企业的成功和生存要依赖于周边别的企业和组织向其提供必需的资源，且要积极的管理或控制资源流。对于物流活动而言，通过采购/供应、生产、销售等物品流动，互联网恰好为企业内部和外部的沟通提供了一条高效的通道，物流资源在这条通道中得以合理的流动和充分的调配，实现物流资源的高效整合。 3.1.2. 交易成本理论 根据Williamson (1985)对交易成本(Transaction Costs)的界定，交易成本 [ 5 ] 指达成一笔交易所要花费的成本，也指买卖过程中所花费的全部时间和货币成本。传统物流活动中的交易成本，包括对搜集物流服务信息与交易对象信息而构成的搜寻成本、取得交易对象信息与和交易对象进行信息交换所需的信息成本、针对物流合同、物流服务价格、物流服务水平讨价还价的议价成本、进行相关决策与签订物流合同所需的决策成本、监督物流服务交易进行的成本、违约时所需付出的事后交易成本以及为取信于对方所需的约束成本等。而“互联网+物流”则直接将某些物流中间环节去除，降低了物流服务的相关交易成本。 3.1.3. 委托代理理论 委托代理论(Principal-agent Theory)建立在非对称信息博弈论的基础上，在非对称信息(Asymmetric information)情况下，委托人不能观测到代理人的行为，只能观测到相关变量，这些变量由代理人的行动和其它外生的随机因素共同决定。根据Radner (1981)和Rubbinstein (1979)的委托代理动态模型，考虑在互联网技术辅助下，“互联网+物流”使得物流服务的委托人(需要物流服务的客户)和代理人(物流企业)可以保持确定的关系：其一，由于大数定理，外生不确定可以剔除，委托人可以相对准确地从观测到的变量中推断代理人的努力水平，代理人不可能用偷懒的办法提高自己的福利。其二，长期合同部分上向代理人提供了“个人保险”(self-insurance)，物流服务的委托人可以免除代理人的风险。也即“互联网+物流”可以实现帕累托一阶最优风险分担和激励 [ 6 ] 。 3.1.4. 长尾理论 长尾(The Long Tail)理论(Chris Anderson， 2004)建立在统计学中幂律(Power Laws)和帕累托分布(Pareto distributions)两个概念的基础上。由于成本和效率的因素，在互联网环境下，物流服务的成本急剧下降以至于个人都可以提供，并且当物流销售成本急剧降低时，几乎任何以前看似需求极低的服务都可以销售出去。物流服务的销售量不在于传统需求曲线上代表“热门线路”、“畅销项目”的头部，而是代表“冷门市场”经常为人遗忘的长尾 [ 7 ] 。借助于互联网，这些需求不旺或销量不佳的物流服务所共同占据的市场份额，可以和那些少数热销服务所占据的市场份额相匹敌甚至更大，即“互联网+物流”存在众多小市场汇聚成可产生与主流市场相匹敌的能量。 3.1.5. 市场均衡理论 根据Walras (1874)的一般均衡理论(General Equilibrium Theory)，整个经济体系处于均衡状态时，所有消费品和生产要素的价格将有一个确定的均衡值，它们的产出和供给，将有一个确定的均衡量。“互联网+物流”提供了“完全竞争”的均衡条件，客户可以获得最大效用，物流活动可以获得最大利润。此时，不仅物流服务提供者(物流企业)更容易实现规模经济效应，需求者实现消费规模经济使得交易成本降低，导致供给方成本和价格进一步的降低，这又加强了需求方规模经济效应，进而形成供需方之间的良性循环，产生正反馈效应，进一步使供需双方成本降低效益提高，形成了新的市场均衡状态 [ 8 ] 。 3.1.6. 消费主权理论 根据Fried rich A．Hayek提出的消费者主权理论(Consumer Paramountcy Theory)，在互联网环境下，消费者根据自己的意愿和偏好选购所需的商品，并通过网络平台传达给生产者，于是所有生产者听从消费者的意见安排生产，提供消费者所需的商品。互联网技术使得客户在物流服务交易谈判中的力量开始超过企业并获得支配地位，进而大大提升了客户在物流活动中的作用，形成消费者主权论。“互联网+物流”下的消费者主权论主要体现在客户对物流服务具有定价权、选择权、评价权，对物流方案的设计具有参与权、主导权、引领权，最终形成客户在物流全价值链活动中的话语权 [ 9 ] 。 3.1.7. 价值链理论 根据Michael E. Porter (1985)的价值链(Value Chain)理论，价值链上的每一项价值活动都会对企业最终能够实现多大的价值造成影响。“互联网+物流”下，物流价值链可以进行分解与整合，从对整个价值流程的分析中，放弃或增加某些价值环节，从自己的比较优势出发，选择若干环节培养并增强其核心竞争力，利用市场寻求合作伙伴，共同完成整个价值链的全过程 [ 10 ] 。价值链理论揭示，“互联网+物流”是物流活动整个价值链的竞争，客户心目中的价值由一连串企业内部物质与技术上的具体活动与利润所构成，当与其他企业竞争时，其实是内部多项活动在进行竞争，而不是某一项活动的竞争。 3.2. 互联网+下物流运作模式的形成机理 “互联网+物流”在发展过程中，形成了三种典型模式，分别为互联网+物流平台模式、互联网+物流众包模式和互联网+物流跨界模式。 “互联网+物流”的平台模式源于交易成本理论、消费主权理论：互联网环境下物流服务前的交易成本、物流服务后的交易成本、讨价还价的成本以及约束成本得到降低；互联网技术下物流服务的定价、选择、评价更多的倾向购买者(客户)而非提供者(物流企业)。 “互联网+物流”的众包模式源于委托代理理论、长尾理论、市场均衡理论：互联网技术一定程度上解决了非对称信息问题，众包过程中委托人和代理人之间可以保持确定关系，实现帕累托一阶最优风险分担和激励；众包将分散的、利润率较低的非主流物流服务汇聚起来，产生与主流市场相匹敌的能量；众包的规模效应使得物流服务的供需双方成本降低效益提高，形成了新的物流市场均衡状态。 “互联网+物流”的跨界模式源于价值链理论：在互联网环境下，将物流价值链进行分解与整合，选择若干环节培养并增强其核心竞争力，利用市场寻求合作伙伴，共同完成整个价值链增值的全过程。
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user: 4. 结论 “互联网+物流”是多理论融合下的产物，交易成本理论、消费主权理论、委托代理理论、长尾理论、市场均衡理论、价值链理论之间相互融合：长尾理论的出现源于规模效应下的交易成本降低，并形成了新的市场均衡，体现了对于众多非主流市场需求的满足，也即体现了消费者主权；价值链理论源于专业分工下的竞争优势体现，而委托代理关系是随着生产力大发展和规模化大生产的出现而产生的，其原因委托人与代理人由于自身优劣势比较后进行的分工协作，价值链理论关注供应链上价值增加环节，而随着客户体验价值的重要性，消费者主权在价值链上占据更多的话语权。对互联网+下物流理论内涵的分析，为互联网与物流业的融合提供基础理论支持，也为探寻互联网+物流的一般路径和发展趋势提供依据。
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user: 摘 要 近年随着来香港人民币离岸市场规模的不断扩大，离岸与在岸市场的联系更加紧密。然而在当前货币不完全兑换和资本项目未完全开放的前提下发展香港人民币市场将对内地货币政策的实施可能会产生负面的影响。本文首先从利率、汇率两个角度分析人民币离岸市场对境内货币政策影响的理论机理，然后选取相关变量指标建立VAR模型，利用2013年7月1日至2015年8月1日的日度数据，运用格兰杰因果检验，脉冲响应等方法分析香港离岸市场与内地在岸市场的联动关系。实证结果表明，内地在岸市场的利率水平对香港离岸市场的利率水平具有引导作用；而香港离岸香港人民币兑美元的即期汇率（CNH）与境内人民币兑美元即期汇率(CNY)之间存在双向的联动关系。 关键词 :离岸市场，利率，汇率，货币政策
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user: 1. 引言 近年来，人民币国际化的步伐不断加快。香港离岸人民币市场作为人民币国际化的核心内容之一，在人民币国际化的进程中扮演了十分重要的角色。香港离岸金融中心的建立不仅能够促进利率和汇率市场化，而且可以更好地估计离岸人民币流通规模从而提高银行金融监管效率。2009年人民币跨境贸易结算试点开展以后，人民币流通机制变得更加通畅。加之开展人民币业务的各项限制也逐步放开，大量人民币流向香港，离岸市场规模不断扩大，两岸之间的联系日益加强。从存款规模来看，2004年2月香港人民币存款规模约为8.95亿元，到2015年6月，这一存款规模已增加至9929.24亿元。离岸市场规模在不断扩大的同时，其对内地市场的影响也随之凸显。 有关香港离岸市场与内地在岸市场的关系已经引起国内专家学者的重视。安佳和逄金玉 [ 1 ] 修晶和周颖 [ 2 ] ，陈云 [ 3 ] 分别运用格兰杰因果检验，DCC-MVGARCH模型和AG-DCC-MVGARCH模型对香港人民币离岸市场与内地在岸市场之间的关系进行研究，发现二者之间存在相关性且这种相关性不断增强。与境内市场相比，香港离岸市场的市场化程度更高，因此离岸市场的人民币利率和汇率水平与内地汇率和利率之间必然存在一定的差异，这就为两岸之间的套利套汇活动提供了基础。在我国资本账户还未完全开放的前提下，适当的套利活动可以起到活跃市场的作用，但是如果两岸之间出现频繁且规模较大的套利活动必然会对我国境内的利率与汇率水平产生冲击，最终影响到我国货币政策的独立性。伍戈和裴诚 [ 4 ] ；吴志明和陈星 [ 5 ] ；张红地和钟祝赞 [ 6 ] 学者运用AR-GARCH模型，格兰杰因果关系检验、脉冲响应分析等检验出目前CNY市场对CNH市场的价格有引导作用，境内人民币即期市场仍然掌握了人民币汇率定价权。刘辉 [ 7 ] 基于一般均衡分析的框架，通过分析利率、货币需求以及实体经济产出之间的关系后发现，离岸人民币市场的发展对中国宏观经济产生的正面影响相对较多。然而何迎新，唐鳌 [ 8 ] ；苏萍 [ 9 ] ；乔依德和李蕊 [ 10 ] ；杨璐和刘芳 [ 11 ] 认为香港人民币离岸市场对境内基础货币、外汇储备、利率、汇率等操作目标或中介目标产生了影响，从而增加国内货币调控的难度，此外人民币跨境流动也在一定程度上放大了资金流动的顺周期效应，加大了货币政策“逆周期”调节的难度。王景武 [ 12 ] ；官铭超 [ 13 ] ；张喜玲 [ 14 ] 则认为短期来看，香港人民币离岸市场对内地货币政策的影响有限，风险可控，但长期来看这种影响却不容忽视。 通过上述分析可以发现，关于香港人民币离岸市场对在岸境内市场的影响，不同的学者由于选择的时间段，指标以及研究方法的不同得出的结论也不尽相同。那么离岸市场与在岸市场之间是否存在联动关系？如果存在，这种联动关系是怎样的？基于此，本文运用2013年7月1日至2015年8月1日的日数据，试图从利率和汇率两个角度来分析香港人民币离岸市场与内地在岸市场的联动关系，并根据实证结果提出相关的政策建议，确保我国在推动香港人民币离岸市场发展的同时，有效的规避其对境内货币政策的冲击。
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user: 2. 离岸市场对货币政策影响的理论分析 1999年美国经济学家保罗·克鲁格曼(Paul Krugman)明确提出著名的经济理论——“三元悖论”。该理论认为本国货币政策的独立性、汇率的稳定性和资本的完全流动性不能同时实现，最多只能同时满足两个目标，而放弃另外一个。我国自2005年汇改之后，开始实行浮动汇率制度，资本项目也逐步放开。尤其是2009年人民币跨境贸易结算试点开展以后，香港离岸市场与内地市场的人民币流通机制变得更加通畅。根据蒙代尔的理论可知，人民币离岸市场的发展必然会削弱我国货币政策的独立性。 货币政策传导机制是指货币当局运用一系列的货币政策工具作用于中介目标，最后作用于实体经济的传导途径和作用机理。货币政策传导机制的有效性将直接影响到货币政策的实施效果。 2.1. 基于利率角度分析 利率传导机制最早是由凯恩斯于1936年在《通论》一书中提出。该书指出，货币政策是通过利率来影响有效需求最终影响实体经济的。凯恩斯认为利率在货币政策传导机制中具有核心作用。中央银行进行宏观调控时，通过改变货币供应量来影响利率水平，而利率水平的变化又将导致投资水平发生变化，最终实现社会总产出的变化。利率传导机制的表述如下所示： 货币供应量M↑→实际利率水平r↓→投资I↑→总产出Y↑ 为了能够更清晰地了解离岸市场的发展对在岸市场货币政策的影响，可以用IS-LM模型进行简单分析，具体见图1。 假设最初的均衡点是A点，在不存在离岸市场的情况下，央行采取扩张性的货币政策，此时，LM曲线由LM1移至LM2，此时均衡点变为B点，利率下降，产出增加。如果此时存在离岸市场，那么由于离岸市场的市场化程度更大，相比在岸市场拥有更高的投资收益，资金的趋利性会使得人民币从在岸市场向离岸市场流动，此时LM曲线会从LM2反向移动至LM3，最终的均衡点为C点，相比于之前的均衡点B，产出减少，央行为了刺激经济而实行的扩张性的货币政策效果将由于离岸市场的存在而受到影响。 2.2. 基于汇率角度分析 汇率传导机制理论最早是由蒙代尔·弗莱明(Mundell Flemming)于20世纪60年代提出。该理论认为，在固定汇率制下，如果央行采取紧缩性的货币政策使得本国利率上升，本币升值，那么央行为了维持本国汇率的稳定，就不得不在外汇市场上增加货币供应量来进行对冲，这一措施将会抵消掉原本的货币政策。而在浮动汇率制度下，如果央行采取紧缩性的货币政策会使得本国利率上升，本币升值。一旦本币升值将会对该国的出口贸易产生影响，出口减少，进口增加，最终导致总产出减少。汇率传导机制的表述如下所示： 货币供应量M↑→利率r↓→名义汇率E↑→净出口NX↑→总产出Y↑ 我国自2005年汇改之后，开始实行有管理的浮动汇率制度，而香港离岸市场上的人民币则按照完全浮动的汇率制度，这使得离岸与在岸市场上的人民币汇率水平存在差异。这就为两岸之间的套汇活动提供了基础，一旦市场上出现了大规模资金的跨境套汇活动，将会对我国的境内的人民币汇率产生冲击。 图1. IS-LM模型分析 目前我国还处于汇率管制状态，弹性相对较小，大规模的套利行为必将对我国货币政策的有效性产生影响。
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user: 4. 结论与政策建议 上文通过格兰杰因果检验表明，从利率角度而言，香港离岸与在岸市场具有单向的联动关系，上海银行间同业拆借利率(Shibor)会影响香港人民币同业拆借利率(CNY Hibor)，内地在岸市场的利率水平对香港离岸市场的利率水平具有引导作用。从汇率角度而言，香港离岸与在岸市场具有双向的联动关系，香港离岸人民币汇率(CNH)会影响境内人民币汇率(CNY)且境内人民币兑美元即期汇率也会影响香港离岸 图3. CNY 与CNH的脉冲响应 人民币汇率(CNH)。脉冲影响分析表明，虽然离岸市场会对我国境内的汇率产生一定的影响，但是总体冲击程度很小，冲击程度维持在0.9%左右。但随着离岸市场规模的扩大，香港离岸市场对境内在岸市场的利率和汇率的影响可能会越来越大。基于以上实证结果，本文提出以下几点建议以规避香港离岸市场对我国内地货币政策的冲击，促进香港人民币离岸市场的健康发展： 4.1. 缩小两岸之间的利率和汇率差 上文通过格兰杰因果检验可知离岸市场会对我国境内的汇率产生的影响。杨璐等学者也认为这个影响绝大部分是基于两岸市场之间存在的人民币汇差。资金的逐利性导致两岸之间的资金会在两岸之间进行频繁的流动来进行套汇。这种频繁的套利套汇活动最终会影响我国货币政策的有效性。因此，我国政府应进一步推进汇率的市场化改革，使我国国内的汇率水平能够更好地反映市场上人民币的价格，从而减少两岸市场的套汇活动，减少离岸市场的发展对我国货币政策的冲击。 4.2. 积极推进香港离岸人民币市场建设 经过脉冲影响分析可知，现阶段香港离岸市场对内地市场的冲击还比较小，所以我国应积极推进香港离岸人民币市场的建设，而不应因担心离岸市场对在岸市场的冲击使离岸市场的发展陷入停滞。我们知道，一个更加成熟稳定的市场更能够引导资金的合理流动，有效地分散风险，不会发生离岸与在岸市场之间大规模资金流动的情况，因此也不会对我国内地在岸市场产生太大的冲击。比如我们可以完善离岸市场人民币回流机制，丰富离岸市场人民币金融产品的种类，扩大产品规模来推进香港离岸市场的发展。 4.3. 发挥在岸市场的引导作用 通过格兰杰因果检验得出，上海银行间同业拆借利率(Shibor)会影响香港人民币同业拆借利率(CNY Hibor)水平，因此可以通过进一步完善Shibor报价体系，建立更加权威，可靠的基准利率，加快我国内地利率市场化进程，充分发挥在岸市场对香港离岸市场人民币利率定价的引导作用，以此来促进香港人民币离岸市场的发展。
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user: 摘 要 证券市场的是衡量一个国家总体经济发展水平的重要指标。而证券指数是对各个证券市场总体水平的反映，是广大投资者关注的重要指数。它不仅反映了证券市场的基本状况，同时对经济走向也具有重要的导向作用。对证券指数的预测分析以及趋势研判对稳定市场、引导投资者具有重大意义。然而，在建立相应统计预测模型时自变量之间常常出现严重的多重共线。本文通过对模型进行改进，综合运用岭回归解决了自变量间多重共线性的问题。并且以我国上证综合指数的真实数据为例，将改进后岭回归模型的预测值与真实值进行对比，拟合结果较好。 关键词 :证券指数，岭回归，多重共线性
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user: 1. 引言 1.1. 股票指数 证券市场的成熟度是衡量一个国家经济总体发展水平的重要指标。而在我国“上证综合指数”(也称“大盘指数”)是反映整个股市行情最重要的指标。投资者们时刻在关注的上证指数的波动，并试图预测其发展趋势。然而影响上证指数的因素很多，其作用机制也相当复杂，若想预测其长期走势十分困难。然而，随着计算机技术、统计理论的发展尤其是在当下的大数据时代，对于短期的股指预测却成为可能。 特别是根据股指当天的“开盘价”、“最高价”、“最低价”对其收盘价进行预测。因为不论市场是处于牛市还是熊市环境下，股票当期开盘价、最高价、最低价对收盘价的影响程度均远远的超过历史期收盘收益的影响，这可能是由于开盘价、最高价、最低价与收盘价是同期的原因。 因此，如何判断或预测股票指数走势引起了众多研究者和市场分析人员的极大兴趣，各种预测方法相继涌现。其中邱剑和艾立翔(2011)基于多元线性模型和层次分析法对上证指数建立了预测模型，确定了各个参数的权重，克服了传统定性分析方法不准确的缺点；吴小强和吕文龙(2012)运用时间序列分析对上证指数进行了趋势预测，由于金融时间序列的复杂性模型仅适用于特定的假设下；石鸿雁、尤作军等(2014)基于小波分析的ARIMA模型对上证指数进行了分析与预测。然而，在各种模型的预测分析中都无可避免的存在着自变量之间的自相关存在。若能减弱或消除自变量之间的多重共线性，那么在一定程度上则能提高对指数预测的精度以及可靠性。因此，本文将运用岭回归分析方法对模型进行改进解决这一问题。 1.2. 收盘价与开盘价、最高价、最低价之间的关系及其意义 开盘价、收盘价是股票日交易行情中两个比较重要的分析工具。开盘是一天交易的开始，而收盘则标志着一天交易的结束。开盘价是市场各方对当日股价的一个预期，虽然开盘价不能作为判断股价走势的唯一依据，但却可以作为一种参考，特别是一些特殊的开盘价往往能预示当日全天的走势。而收盘价是当日行情的标准，如隔夜没有显著的信息变化，它又是下一个交易日开盘价的依据，可以用来预测下一成交日的股票市场行情。 最高价为当日交易过程中产生的最高价位。最低价为当日交易过程中产生的最低价位。由于价格反应了在交易过程中供给双方的博弈结果，因此最高价与最低价也是投资者十分关注的重要指标，进而影响着收盘时的价位。 综上所述，我们有理由相信收盘价与开盘价、最高价、最低价之间具备着一定的关系。因此，我们可以运用线性模型的相关知识去探寻他们之间的详细的数量关系 [ 1 ] [ 2 ] 。
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user: 2. 岭回归 岭回归法是 A.E.Horel在1962年提出的一种能统一诊断和处理多重共线性问题的特殊方法， 在多重共线性十分严重的情况下，两个共线变量的系数之间的二维联合分布是一个山岭状曲面，曲面上的每一个点均对应一个残差平方和，点的位置越高，相应的残差平方和越小。因此，山岭的最高点和残差平方和的极小值相对应，相应的参数值便是参数的OLS估计值。由于有多重共线形存在时OLS估计量已不适用，一个自然的想法就是应寻找别的更合适的估计量。这种估计量既要具有最小的方差，又不能使残差平方和过分的偏离其极小值。在参数的联合分布曲面上，能满足这种要求的点只能沿着山岭寻找，这就是岭回归法。 岭估计方法： 若线性回归模型为： 则参数的最小二乘估计为： 而回归系数 的岭估计定义为： 这里的 为可选择参数，称为岭参数或偏参数。因次，对一切 ，岭估计是有偏估计。它实际上是一种改良的最小二乘法，是以放弃最小二乘的无偏性，放弃部分精确度为代价来寻求效果稍差但更符合实际的回归过程。虽然岭回归所得残差平方和比最小二乘回归要大，但这样一来，它对病态数据的耐受性就远远强于最小二乘法。岭回归方法也非常灵活，它的使用存在着一定的主观人为性，但这种人为性正好是发挥定性分析与定量分析有机结合之处，在解决多重共线性问题中有着独特作用。 岭迹法——一种求 值的方法 岭估计 是随着 值的改变而变化。 若记 为 的第 个分量，则它是 的一元函数，当 在 上变化时， 的图形称为“岭迹”。 选择岭迹的方法：将 的岭迹画在同一个图上，根据岭迹的变化趋势选择 值，使得各个回归系数的岭估计大体上稳定，并且各个回归系数的岭估计的符号比较合理 [ 3 ] - [ 5 ] 。