我國商品市場波動與對策研究
——《我國商品市場波動與對策研究》成果簡介
2011年05月15日16:30
湖南大學陳樂一教授主持的國家社會科學基金項目《我國商品市場波動與對策研究》（批准號為03BJY012），最終成果為同名研究報告。課題組主要成員有：李奕、寧曉青、李琳、陳一鳴、張文軍、謝靜、劉志杰。
| 第一，以社會消費品零售總額增長率為考察指標，描述了消費品市場的波動形態。按照“谷—谷”法劃分，從1953年至2002年的50年中，社會消費品零售總額波動共呈現出9個周期。改革開放以前，其波動幅度相當大，峰值不高，谷值深，平均位勢高，擴張期與收縮期持平，波動的不穩定性程度要低於經濟波動的不穩定性程度，社會消費品零售總額增長率與全國經濟增長率的相關程度較強。改革開放以來，其波動幅度進一步加大，峰值和谷值都上升很快，平均位勢居高不下，擴張期明顯長於收縮期，波動的不穩定性程度要高於經濟波動的不穩定程度，社會消費品零售總額增長率與全國經濟增長率的相關程度上升，接近強相關水平。 第二，商品市場波動和經濟波動之間存在著反饋關系。本項目從統計的角度對商品市場波動和經濟波動的相關性進行了研究，認為無論是改革前還是改革后，商品市場波動和經濟波動之間不僅存在顯著的即時影響，而且還存在滯后一年的GRANGER滯后因果關系[①](如表1、表2所示)。由此可得出結論：商品市場波動和經濟波動是互相作用、互相影響的。調控商品市場有利於緩和經濟波動，同樣，經濟波動的幅度減小了也有利於緩和商品市場波動。所以，如果我們把商品市場波動控制在一定范圍之內，就能夠促進商品市場波動和經濟波動的良性循環。這也為我們的經濟工作提供了思路：如果預測到未來哪一年的經濟過熱或過冷，應提前2年對商品市場進行調控。 表1
1953-1977年商品市場增長率（X） 與經濟增長率（Y）的GRANGER檢驗結果 （LAGS＝1）Pairwise
Granger Causality TestsSample:25Lags:1Null
Hypothesis: | Obs |
F-Ststistic
|
Probability
| Y
does not Granger cause X | 24 | 5.89443 | 0.02 | X
does not Granger cause Y | | 9.04041 | 0.006 |
表2
1978-2002年商品市場增長率（X） 與經濟增長率（Y）的GRANGER檢驗結果 （LAGS＝1）Pairwise
Granger Causality TestsSample:25Lags:1Null
Hypothesis: | Obs |
F-Ststistic
|
Probability
| Y
does not Granger cause X | 24 | 10.0348 | 0.004 | X
does not Granger cause Y | | 4.56924 | 0.04 |
第三，改革開放以來商品市場波動的不穩定性顯著提高。由表3可知：改革開放以前，商品市場波動系數顯著低於經濟波動系數[②]，前者為1.1，后者達1.7。改革開入以來，商品市場波動系數反而大於經濟波動系數，前者為0.53，后者僅0.32。這表明，改革以來商品市場波動不穩定程度高於經濟波動不穩定程度。表3
消費品市場波動與經濟波動的波動系數比較  | 1953—1977 | 1978—2002 | 1953—2002 | 平均值(%)(1) | 標准差(2) | 波動系數(3)=(2)�(1) | 平均值(%)(4) | 標准差(5) | 波動系數(6)=(5)�(4) | 平均值(%)(7) | 標准差(8) | 波動系數(9)=(8)�(7) | 消費品市場增長率 經濟增長率 | 6.4 6.4 | 6.77 10.71 | 1.1 1.7 | 16.0 9.6 | 8.55 3.10 | 0.53 0.32 | 11.1 8.0 | 9.02 8.03 | 0.8 1.0 |
第四，商品市場波動對經濟波動的影響程度增強，投資波動對經濟波動的影響程度有所削弱（見表4），因此必須加強對商品市場的調控。預測今后經濟增長的趨勢是將由投資帶動為主轉向以商品市場帶動為主，這也將導致中國經濟結構的大規模變化，第三產業的規模將迅速增加﹔由於第三產業有機構成不高，而且直接與相對穩定的居民基本生活聯系緊密，一般情況波動較小，所以中國今后的經濟波動有可能會越來越平緩。表4 消費品市場、投資、經濟波動的相關性分析 時期 |
1953-1977
|
1978-2002
|
1953-2002
| 消費品市場波動與經濟波動 | 0.57 | 0.65 | 0.51 | 投資波動與經濟波動 | 0.87 | 0.82 | 0.84 |
第五，利用ARMA模型對2004-2010年的商品市場增長率進行了預測，並且對ARMA模型進行了改進。對於原始數據通不過ADF檢驗、不適合進行差分而又波動不是很大的時間序列，可以對原始數據每三個一組進行一次移動平均，然后再利用ARMA模型進行預測，其預測結果將不會有很大變化。本項目預測的商品市場增長率的結果如下：表5
2003-2010年商品市場增長率（%） 年份 |
2003
|
2004
|
2005
|
2006
|
2007
|
2008
|
2009
|
2010
| 增長率 |
11
|
12
|
10
|
9.7
|
8.2
|
9.2
|
9
|
11
|
本成果還綜合商品市場增長率和1953-2003年的GDP增長率預測出了2004-2010年的GDP增長率(如表6)。表6
2004-2010年中國經濟增長率（%） 年份 |
2004
|
2005
|
2006
|
2007
|
2008
|
2009
|
2010
| 增長率 |
8.4
|
8
|
7.5
|
7.8
|
8
|
8.3
|
8.1
|
第六，對未來幾年的預測值進行了分析。通過分析我們可以看到：無論是經濟波動還是商品市場波動，都有一個共同的特征，那就是波動幅度比以前大幅度地減小了，特別是經濟波動，這與前面得出的結論是一致的，除了前面所提的原因之外，還可能與中國加入世界貿易組織、經濟全球化的大趨勢有關。因為經濟全球化使得各國防范風險的能力增強，各國經濟發展的相互依賴性也越來越大，全球的經濟日益成為一個整體，而中國的經濟和商品市場已經逐漸與全球的經濟和商品市場融為一體了，這些都會導致經濟波動和商品市場波動越來越小，再者由前面的結論，經濟波動和商品市場波動是相互作用的，經濟波動幅度小必然導致商品市場波動幅度小。第七，本成果綜合歷史數據與預測數據，按照多數原則、半數原則、少數原則、均數原則、人數原則、負數原則，確定了商品市場波動的無警區間為[9，15]。二、對策建議
本成果根據預測值和無警區間，最后建立了我國商品市場波動的預警模型，並預報了警度。預警模型由第五部分商品市場增長率的預測和第六部分的無警區間的確定組成。從預測的經濟增長率和商品市場增長率和確定的無警區間來看，未來幾年的經濟波動還不大可能嚴重偏離無警區間，但經濟增長率明顯偏低，2006年的經濟增長率（7.5%）已經離下限不遠了﹔而商品市場波動已經敲響了警鐘，未來幾年的商品市場增長率不僅整體偏低，而且2007年的商品市場增長率已經明顯低於無警區間，2008、2009年的商品市場增長率也已經接近甚至達到無警區間的下限，與之相對應，這幾年的經濟增長率也明顯偏低，接近無警區間的下限。從實証分析的結論可知，經濟增長率和商品市場增長率是互相作用的，故2006年后的經濟增長率偏低很大程度是商品市場增長率低下的緣故，而且經濟增長率偏低反過來又影響商品市場增長率的提高。為了避免形成經濟波動和商品市場波動的惡性循環，必須對商品市場進行調控，具體措施如下：
第一，切實提高中低收入居民階層的實際收入水平，縮小貧富差距。要增加農民收入，關鍵在於大量轉移農村剩余勞動力，拓寬農民就業空間，減少農民的數量﹔其根本出路是加快小城鎮建設，推進城鎮化進程。增加城鎮低收入者收入，主要是要努力提高城鎮就業彈性，增加低收入者就業機會。
第二，努力擴大消費。在收入一定的前提下，擴大消費的主要思路是減少不確定性與緩和流動性約束。 第三，保持投資規模適度增長，既要避免投資的過快增長，也要防止投資不足。 第四，調控貨幣供應量。一是促進儲蓄穩定增長，正確對待儲蓄分流﹔二是調控中央銀行資產，控制基礎貨幣﹔三是實現財政政策與貨幣政策的最優配合，保持政策一定的連貫性、穩定性。
[①]
GRANGER滯后因果關系檢驗法的基本想法很簡單：如果X的變化引起Y的變化，則X的變化應當發生在Y的變化之前。看當期的Y值在多大程度上可以被前期的Y值所解釋，加入X的滯后變量的值是否能加強這種解釋能力。如果加入X的滯后項有助於預測Y，或者說X滯后變量的回歸系數具有統計顯著性，則說X對Y具有GRANGER因果性。如果X對Y和Y對X都具有GRANGER滯后因果關系，則稱X和Y之間存在反饋關系。
[②]
波動系數又稱變異系數，變異系數有極差系數、平均差系數、標准差系數，此處採用標准差系數，它是標准差除以相應的平均數所得的系數，反映標志值離差的相對水平，用V |
(責編：陳葉軍)
