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战后中储券兑换率的物价影响效应:基于反事实(4)
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摘要:图1 中储券兑换政策前上海物价指数真实值与假设值比较图 从图1中看到,从1940年1月至1945年8月,真实上海与模型构成的“假设上海”物价指数曲线之间基
图1 中储券兑换政策前上海物价指数真实值与假设值比较图
从图1中看到,从1940年1月至1945年8月,真实上海与模型构成的“假设上海”物价指数曲线之间基本能够重合,误差比较小,也即说明上海在抗战胜利之前的物价趋势可以由上述5个城市较好地拟合。
(二)样本外预测
根据表2和式4进行样本外预测,即预测1945年9月至次年5月上海物价变化情况,得到未受中储券兑换政策影响的“反事实”或“假设”值。中储券兑换政策实施之后的上海真实物价指数与“假设”物价指数变化情况如图2所示:
图2 中储券兑换政策后真实上海与“假设上海”物价变化比较图
从图2可见,中储券兑换政策实施之后,真实上海与“假设上海”物价指数之间存在明显差距,前者数据远高于后者。这意味着如果没有200∶1的中储券兑换比率,上海真实零售物价指数应该处于“假设上海”的水平,即图2中的虚线位置。但事实却恰好相反,这说明人为过分低估中储券的币值、采取不合理的兑换比率让物价偏离了它本来应该所处的较低水平。
(三)稳健性检验
在建立“反事实”分析模型之后,还需要对模型进行稳健性检验。我们再思考另外一个问题,即上海物价指数的快速上涨是否真的由中储券兑换比率而引起。回答该问题,需要对上述实证分析做出稳健性检验,即论证“反事实”分析结果的合理性。
目前,很多学者在验证“反事实”分析的稳健性方面,都利用安慰剂检验方法(Placebo Test)。为了严谨起见,本文采用两种方式检验稳健性,分别从时空两个维度验证模型的可信度。第一维度是时点,第二维度是控制组,据此对两者进行论述。
1.中储券兑换时点变化。在此,借鉴谭娜等研究上海自贸区经济增长效应的分析方法,本文也采用时点变化方法[14],即任意选择一个时间点,比如假设中储券兑换时间提前一年实施,即1944年9月,从而兑换政策实施前的时间段为1940年1月至1944年8月,而政策实施之后时间段是1944年9月至1946年5月,按照新时间点重新进行“反事实”分析。值得注意的是,在中储券兑换之前,上海总体物价水平高于大后方地区,但两者间基本保持同向增长趋势,即同时呈现加速增长状态。而兑换之后,两者间增长速度出现较大差异。在进行安慰剂检验之后,如果在新的任意时间点上,上海物价指数与“假设上海”物价增长也出现显著差异,则认为“反事实”分析并不支持中储券兑换政策导致上海物价剧烈上涨这一论点。
同样,按照前文所采用的方法和步骤,重新拟合“假设上海”的物价情况,时间点选择为1944年8月。由于样本容量发生变化,需要重新选择控制组城市,由于桂林和重庆不再显著,因而舍掉,只选择兰州、贵阳和西安三个城市的物价指数,再重新拟合成“假设上海”,新的控制组拟合优度高达0.991,拟合情况如图3所示。
图3 安慰剂检验下中储券兑换前、后真实上海与“假设上海”物价指数变化
图3(左)中,是实施安慰剂检验后的拟合情况,拟合效果很好。图3(右)是新的预测,其中9月份有一条竖直参照线。显然看到在1944年9月到1945年8月间,上海真实物价低于假设值。在此期间随便选择一个时点,两者增长速度并无显著差异,都基本保持同样的趋势方向,即同保持上升或下跌,两者间的差距并不明显。而在9月之后,虚线明显落后于实线,两者之间差距越来越大,变化方向呈相反趋势,出现严重背离,差异明显。
所以,可以肯定的是,随意选择一个时间点,假设在该时点实施中储券兑换政策,上海物价变化与假设中是一样的,没有出现过大变化。只有从1945年9月开始(即真正的中储券兑换时间),上海物价指数才开始非常显著地快速增长,为论证提供了有力的支持。
2.控制组城市的变化。除了时点变化,我们还要考虑控制组中城市的变化。借鉴Abadie(2010)提出的排列检验方法(Permutation Test)[15],从控制组中随机选择一个城市,假设它在抗战后实行了货币兑换政策,对它按照上述方法进行拟合,并估计在假设情况下产生的效应。最后将上海真实效应与按照该方法随机选择产生的效应进行比较,如果两者差异足够明显,则认为上海真实效应具有可信度,也即中储券兑换政策引致物价上涨是显著的。
将大后方10个城市分别重新进行安慰剂试验,其效应与上海都具有显著差异。限于篇幅,仅以离上海最远的兰州为例,假设发生货币兑换的不是在上海,而是在兰州(当然,也可以选择任意其他大后方城市)。然后,比较战后真实上海与“假设兰州”的物价指数,结果如图4。
文章来源:《中国物价》 网址: http://www.zgwjzz.cn/qikandaodu/2021/0128/333.html
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