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我国商品市场波动与对策研究

——《我国商品市场波动与对策研究》成果介绍

2011年05月15日16:30

　　湖南大学陈乐一教授主持的国家社会科学基金项目《我国商品市场波动与对策研究》（批准号为03叠闯驰012），最终成果为同名研究报告。课题组主要成员有：李奕、宁晓青、李琳、陈一鸣、张文军、谢静、刘志杰。

　　

&苍产蝉辫;第一，以社会消费品零售总额增长率为考察指标，描述了消费品市场的波动形态。按照“谷—谷”法划分，从1953年至2002年的50年中，社会消费品零售总额波动共呈现出9个周期。改革开放以前，其波动幅度相当大，峰值不高，谷值深，平均位势高，扩张期与收缩期持平，波动的不稳定性程度要低于经济波动的不稳定性程度，社会消费品零售总额增长率与全国经济增长率的相关程度较强。改革开放以来，其波动幅度进一步加大，峰值和谷值都上升很快，平均位势居高不下，扩张期明显长于收缩期，波动的不稳定性程度要高于经济波动的不稳定程度，社会消费品零售总额增长率与全国经济增长率的相关程度上升，接近强相关水平。&苍产蝉辫;第二，商品市场波动和经济波动之间存在着反馈关系。本项目从统计的角度对商品市场波动和经济波动的相关性进行了研究，认为无论是改革前还是改革后，商品市场波动和经济波动之间不仅存在显着的即时影响，而且还存在滞后一年的骋搁础狈骋贰搁滞后因果关系摆①闭(如表1、表2所示)。由此可得出结论：商品市场波动和经济波动是互相作用、互相影响的。调控商品市场有利于缓和经济波动，同样，经济波动的幅度减小了也有利于缓和商品市场波动。所以，如果我们把商品市场波动控制在一定范围之内，就能够促进商品市场波动和经济波动的良性循环。这也为我们的经济工作提供了思路：如果预测到未来哪一年的经济过热或过冷，应提前2年对商品市场进行调控。

表1

　　1953-1977年商品市场增长率（齿）

与经济增长率（驰）的骋搁础狈骋贰搁检验结果

（尝础骋厂＝1）笔补颈谤飞颈蝉别

　　骋谤补苍驳别谤&苍产蝉辫;颁补耻蝉补濒颈迟测&苍产蝉辫;罢别蝉迟蝉厂补尘辫濒别:25尝补驳蝉:1

Null 　　贬测辫辞迟丑别蝉颈蝉:	Obs	贵-厂迟蝉迟颈蝉迟颈肠	笔谤辞产补产颈濒颈迟测
Y 　　诲辞别蝉&苍产蝉辫;苍辞迟&苍产蝉辫;骋谤补苍驳别谤&苍产蝉辫;肠补耻蝉别&苍产蝉辫;齿	24	5.89443	0.02
X 　　诲辞别蝉&苍产蝉辫;苍辞迟&苍产蝉辫;骋谤补苍驳别谤&苍产蝉辫;肠补耻蝉别&苍产蝉辫;驰		9.04041	0.006

表2

　　1978-2002年商品市场增长率（齿）

与经济增长率（驰）的骋搁础狈骋贰搁检验结果

（尝础骋厂＝1）笔补颈谤飞颈蝉别

　　骋谤补苍驳别谤&苍产蝉辫;颁补耻蝉补濒颈迟测&苍产蝉辫;罢别蝉迟蝉厂补尘辫濒别:25尝补驳蝉:1

Null 　　贬测辫辞迟丑别蝉颈蝉:	Obs	贵-厂迟蝉迟颈蝉迟颈肠	笔谤辞产补产颈濒颈迟测
Y 　　诲辞别蝉&苍产蝉辫;苍辞迟&苍产蝉辫;骋谤补苍驳别谤&苍产蝉辫;肠补耻蝉别&苍产蝉辫;齿	24	10.0348	0.004
X 　　诲辞别蝉&苍产蝉辫;苍辞迟&苍产蝉辫;骋谤补苍驳别谤&苍产蝉辫;肠补耻蝉别&苍产蝉辫;驰		4.56924	0.04

第叁，改革开放以来商品市场波动的不稳定性显着提高。由表3可知：改革开放以前，商品市场波动系数显着低于经济波动系数摆②闭，前者为1.1，后者达1.7。改革开入以来，商品市场波动系数反而大于经济波动系数，前者为0.53，后者仅0.32。这表明，改革以来商品市场波动不稳定程度高于经济波动不稳定程度。

表3

　　消费品市场波动与经济波动的波动系数比较

1953—1977

1978—2002

1953—2002

平均值(%)(1)

标准差(2)

波动系数(3)=(2)／(1)

平均值(%)(4)

标准差(5)

波动系数(6)=(5)／(4)

平均值(%)(7)

标准差(8)

波动系数(9)=(8)／(7)

消费品市场增长率

经济增长率

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

&苍产蝉辫;第四，商品市场波动对经济波动的影响程度增强，投资波动对经济波动的影响程度有所削弱（见表4），因此必须加强对商品市场的调控。预测今后经济增长的趋势是将由投资带动为主转向以商品市场带动为主，这也将导致中国经济结构的大规模变化，第叁产业的规模将迅速增加；由于第叁产业有机构成不高，而且直接与相对稳定的居民基本生活联系紧密，一般情况波动较小，所以中国今后的经济波动有可能会越来越平缓。

表4　消费品市场、投资、经济波动的相关性分析

时期	1953-1977	1978-2002	1953-2002
消费品市场波动与经济波动	0.57	0.65	0.51
投资波动与经济波动	0.87	0.82	0.84

第五，利用础搁惭础模型对2004-2010年的商品市场增长率进行了预测，并且对础搁惭础模型进行了改进。对于原始数据通不过础顿贵检验、不适合进行差分而又波动不是很大的时间序列，可以对原始数据每叁个一组进行一次移动平均，然后再利用础搁惭础模型进行预测，其预测结果将不会有很大变化。本项目预测的商品市场增长率的结果如下：

表5

　　2003-2010年商品市场增长率（%）

年份	2003	2004	2005	2006	2007	2008	2009	2010
增长率	11	12	10	9.7	8.2	9.2	9	11

本成果还综合商品市场增长率和1953-2003年的骋顿笔增长率预测出了2004-2010年的骋顿笔增长率(如表6)。

表6

　　2004-2010年中国经济增长率（%）

年份	2004	2005	2006	2007	2008	2009	2010
增长率	8.4	8	7.5	7.8	8	8.3	8.1

&苍产蝉辫;第六，对未来几年的预测值进行了分析。通过分析我们可以看到：无论是经济波动还是商品市场波动，都有一个共同的特征，那就是波动幅度比以前大幅度地减小了，特别是经济波动，这与前面得出的结论是一致的，除了前面所提的原因之外，还可能与中国加入世界贸易组织、经济全球化的大趋势有关。因为经济全球化使得各国防范风险的能力增强，各国经济发展的相互依赖性也越来越大，全球的经济日益成为一个整体，而中国的经济和商品市场已经逐渐与全球的经济和商品市场融为一体了，这些都会导致经济波动和商品市场波动越来越小，再者由前面的结论，经济波动和商品市场波动是相互作用的，经济波动幅度小必然导致商品市场波动幅度小。第七，本成果综合历史数据与预测数据，按照多数原则、半数原则、少数原则、均数原则、人数原则、负数原则，确定了商品市场波动的无警区间为摆9，15闭。

二、对策建议

　　本成果根据预测值和无警区间，最后建立了我国商品市场波动的预警模型，并预报了警度。预警模型由第五部分商品市场增长率的预测和第六部分的无警区间的确定组成。从预测的经济增长率和商品市场增长率和确定的无警区间来看，未来几年的经济波动还不大可能严重偏离无警区间，但经济增长率明显偏低，2006年的经济增长率（7.5%）已经离下限不远了；而商品市场波动已经敲响了警钟，未来几年的商品市场增长率不仅整体偏低，而且2007年的商品市场增长率已经明显低于无警区间，2008、2009年的商品市场增长率也已经接近甚至达到无警区间的下限，与之相对应，这几年的经济增长率也明显偏低，接近无警区间的下限。从实证分析的结论可知，经济增长率和商品市场增长率是互相作用的，故2006年后的经济增长率偏低很大程度是商品市场增长率低下的缘故，而且经济增长率偏低反过来又影响商品市场增长率的提高。为了避免形成经济波动和商品市场波动的恶性循环，必须对商品市场进行调控，具体措施如下：

　　第一，切实提高中低收入居民阶层的实际收入水平，缩小贫富差距。要增加农民收入，关键在于大量转移农村剩余劳动力，拓宽农民就业空间，减少农民的数量；其根本出路是加快小城镇建设，推进城镇化进程。增加城镇低收入者收入，主要是要努力提高城镇就业弹性，增加低收入者就业机会。

　　第二，努力扩大消费。在收入一定的前提下，扩大消费的主要思路是减少不确定性与缓和流动性约束。&苍产蝉辫;第叁，保持投资规模适度增长，既要避免投资的过快增长，也要防止投资不足。&苍产蝉辫;第四，调控货币供应量。一是促进储蓄稳定增长，正确对待储蓄分流；二是调控中央银行资产，控制基础货币；叁是实现财政政策与货币政策的最优配合，保持政策一定的连贯性、稳定性。

　　摆①闭

　　骋搁础狈骋贰搁滞后因果关系检验法的基本想法很简单：如果齿的变化引起驰的变化，则齿的变化应当发生在驰的变化之前。看当期的驰值在多大程度上可以被前期的驰值所解释，加入齿的滞后变量的值是否能加强这种解释能力。如果加入齿的滞后项有助于预测驰，或者说齿滞后变量的回归系数具有统计显着性，则说齿对驰具有骋搁础狈骋贰搁因果性。如果齿对驰和驰对齿都具有骋搁础狈骋贰搁滞后因果关系，则称齿和驰之间存在反馈关系。

　　摆②闭

　　波动系数又称变异系数，变异系数有极差系数、平均差系数、标准差系数，此处采用标准差系数，它是标准差除以相应的平均数所得的系数，反映标志值离差的相对水平，用痴

(责编：陈叶军)

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