我国商品市场周期阶段研究，本文主要内容关键词为：周期论文,商品市场论文,阶段论文,我国论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
一、引言
商品市场与我国经济和社会的运行状况及其发展趋势紧密相关，一直以来都受到国内学术界的较大关注。一个国家的商品市场局势与市场周期所处的阶段有着重要关系。很大程度上，商品市场的形势如何决定了商品市场处于周期的哪个阶段。商品市场周期阶段是指商品市场位于繁荣、衰退、萧条、复苏的哪一个阶段，或者说是位于收缩抑或扩张阶段。如果商品市场位于周期的繁荣阶段，说明当前商品市场形势很好，我们既要继续保持商品市场繁荣的大好形势，但也要预防市场过热和通货膨胀现象发生，使商品市场走向持续繁荣；如果位于周期的萧条阶段，政府必须采取扩张性的调控政策，使商品市场尽快走出萧条，走向复苏；如果商品市场位于周期的衰退或复苏阶段，也需采取相应的调控措施，实施使商品市场走向持续繁荣的政策。
目前，关于我国商品市场周期阶段问题的研究，国内外学者尚无人涉猎，但是国外已有学者对经济周期阶段进行研究，形成的主要观点有：（1）衰退有自动限制稳定机制（Durland and McCurdy，1994[1]）。（2）经济周期阶段具有季节性（Ghysels，1994[2]）。（3）经济周期阶段变化的预测（Sensieretal.，2004[3]）。（4）经济周期阶段的划分，例如Terasvirta and Skdin（1999）运用平滑转移自回归模型（smooth transition autoregressive，STAR）研究瑞典经济周期阶段的变化[4]；Chen（2007）通过运用马尔可夫转换面板模型提出研究经济周期阶段的新方法[5]。与此相比较，我国学术界对中国经济周期虽然进行了较深入研究，但经济周期阶段并无专门研究，商品市场周期阶段的分析更无人研究。就搜集的资料，只有少数学者在商品市场波动方面作了一些研究。例如，李朝鲜（2004）针对我国零售市场景气运行的实际状况，系统分析了我国零售商业景气波动的基本特征[6]。李朝鲜、方燕（2007）对中国商品市场景气与预警系统进行了研究[7]。柳思维（2003）对入世后中国商品市场的主流走势及原因作初步分析[8]。陈乐一、李星（2008）以商品市场景气合成指数作为观测的综合指标，研究了我国商品市场的总体波动情况，同时也对商品市场景气转折点进行了分析与预测[9]。我国商品市场波动与对策研究课题组（2004）对我国商品市场波动特征进行分析[10]。
基于以上分析，本文首先根据1978～2010年相关年度数据，运用非线性的STAR模型估算出门限值，然后依据门限值将商品市场周期划分为繁荣与衰退两个阶段，并对其进行分析。最后，借鉴Harding and Pagan（2006）[11]的研究方法，对我国商品市场周期阶段与经济周期阶段的同步性进行测算。
二、STAR模型的介绍①
本文运用的模型是由Granger and Terasvirta（1993）[18]提出STAR模型，其基本形式如下：
对于STAR模型的估计通常需要以下4步：
第一，时间序列变量平稳性检验。为了防止伪回归问题，STAR模型要求序列变量为平稳的。
第二，线性AR模型的设定。根据模型的AIC检验值、系数显著性等，确定模型最大滞后阶数。
第三，延迟参数的确定和线性测试。延迟参数d的取值范围为1到最大滞后阶段之间。线性测试是通过辅助回归方程的线性假设检验来判定，辅助回归方程为：
第四，模型的选择。LSTAR模型与ESTAR模型之间的选择，通过以下检验来确定：
如果拒绝式（5）假设，选择LSTAR模型；如果接受式（5），拒绝式（6），选择ESTAR模型；如果接受式（5）和式（6），拒绝式（7），选择LSTAR模型。在实际操作过程中，根据式（5）～式（7）LM检验所对应的P值来确定，选择具有最小P值情况下对应的STAR模型。
三、STAR模型的估计
本文选取现值社会消费品零售总额增长率作为商品市场的代理变量。采用现值不仅可以避免测算实际社会消费品零售总额增长率所带来的误差，更重要的是将价格因素考虑进去后，可以更好地反映商品市场运行情况。样本空间为1978～2010年年度数据，原始数据来源于《新中国60年统计资料汇编》和2011年《中国统计年鉴》。
表1给了ADF和PP平稳性检验，结果显示，ADF检验在1%显著性水平条件下拒绝原假设，PP检验在5%显著性水平条件下拒绝原假设，即社会消费品零售总额增长率
为平稳变量。
通过表2可以发现：在AR（1）～AR（3）模型里，AR（2）模型的
值最大，AIC值最小，各滞后项系数在10%显著性水平条件下通过统计检验，D.W.值也通过了检验，不存在自相关问题。因此，本文AR模型最优滞后期为2。
AR模型最优滞后期为2，因此延迟参数的取值只能是1或2。当延迟参数d=1时，P值为0.011545，在5%显著性水平条件下线性原假设被拒绝，当延迟参数d=2时，P值为0.3264。根据最小P值选择原则，我们选择延迟参数d=1，同时线性原假设被拒绝。
选定延迟参数d=1后，对辅助回归方程
进行检验，检验结果显示拒绝式（5）的假设，因此选定STAR模型为LSTAR模型，见表3。
运用非线性最小二乘估计法，对LSTAR模型进行估计，剔除不显著性变量后，具体结果如下：
其中，小括号内是t统计值，中括号内是P值。门限值c为0.135，在1%显著性水平条件下通过检验。转换参数γ为50.515，由于在门限值附近的观察样本比较少，导致γ没有通过统计检验②。另外，估计方程的AIC检验为-5561；为0.465；ARCHLM（2）检验对应的P值为0.766，模型残差不存在异方差问题。因此，模型整体估计效果较好。
在LSTAR模型中，门限值为0.135，这就是说：当社会消费品零售总额增长率大于13.5%时，商品市场将处于一个高区制阶段；当社会消费品零售总额增长率小于13.5%时，商品市场将处于一个低区制阶段。商品市场处于高区制阶段代表着商品市场位于周期的繁荣阶段，商品市场处于低区制阶段代表着商品市场位于周期的衰退阶段。因此，LSTAR模型估计所得的门限值c可以将整个时期商品市场周期划分为繁荣和衰退两个阶段。转换参数衡量商品市场周期阶段之间过渡的平滑性和过渡速度的大小，等于50.515，表明商品市场在两个区制之间进行转换的速度是很快的，这一点从图1也可以发现。
四、我国商品市场周期阶段分析
通过比较社会消费品零售总额增长率与LSTAR模型估计所得的门限值c，可以将我国商品市场周期划分为繁荣与衰退两个阶段，当社会消费品零售总额增长率大于门限值c，商品市场将处于繁荣阶段，当社会消费品零售总额增长率小于门限值c，商品市场将处于衰退阶段，繁荣和衰退的程度根据社会消费品零售总额增长率与门限值c的差额来确定
。当
＞0时，数值越大，就代表商品市场越繁荣；当＜0时，数值越小，就代表商品市场衰退的程度越深。
表4报告了1978～2010年我国商品市场周期阶段的变化：1979～1980年、1984～1988年、1992～1996年、2006～2010年这四个时期我国商品市场处于繁荣阶段；1978年、1981～1983年、1989～1991年、1997～2005年这四个时期我国商品市场处于衰退阶段。1980年、1985年、1988年、1993～1995年这几年我国经济都是处于过热状态，消费需求旺盛，因此商品市场处于繁荣阶段。1997～2004年我国经济处于低速增长，物价水平保持低位运行，市场并不是很景气，消费也比较低迷，因此商品市场处于衰退阶段。2006年经济高速增长，物价开始攀升，商品市场又再一次进入繁荣阶段。受国际金融危机影响，2008～2009年我国经济出现了回落，但是受一系列扩张性宏观经济政策影响，特别刺激居民消费的宏观经济政策，导致国内市场消费需求增强，因此2008～2010年我国商品市场依然处于繁荣阶段。
图2描述了1978～2010年的变化过程，我们从中可以发现：1985年、1988年、1993～1995年这几年值比较大，也就是说，这几年我国商品市场处于非常繁荣的阶段。此外，从图2中还可以发现，我国商品市场出现严重衰退的年份并不多，只有1990年这一年，等于-11.247。因此，我们认为，我国商品市场周期阶段的变化是非对称性的，处于非常繁荣阶段的年份要远远大于处于严重衰退的年份。另外，从表5可以发现我国商品市场周期阶段的非对称性：在繁荣阶段的平均波幅为7.488%，在衰退阶段的平均波幅为-3.896%，繁荣阶段平均波幅的绝对值远远大于衰退阶段平均波幅的绝对值。虽然繁荣阶段与衰退阶段的平均波幅差距大，但是两者的平均持续时间差不多，分别为4.25年和4年。
五、我国商品市场周期阶段与经济周期阶段同步性分析
借鉴Harding and Pagan（2006）[11]的研究方法，对我国商品市场周期阶段与经济周期阶段同步性进行分析。方法大致如下：首先判别周期阶段，并将繁荣阶段设定为1，将衰退阶段设定为0，接着构建两时间序列变量的同步性指数I：
六、结论
本文运用STAR模型对我国商品市场周期阶段进行研究，其结果显示：13.5%是STAR模型门限值，当社会消费品零售总额增长率大于13.5%，商品市场将处于一个高区制阶段（繁荣阶段），当社会消费品零售总额增长率小于13.5%，商品市场将处于一个低区制阶段（衰退阶段），同时商品市场周期在两个区制之间的转换速度是很快。依据STAR模型估算的门限值可以将1978～2010年我国商品市场周期划分为繁荣与衰退两个阶段，即：1979～1980年、1984～1988年、1992～1996年、2006～2010年我国商品市场处于繁荣阶段；1978年、1981～1983年、1989～1991年、1997～2005年我国商品市场处于衰退阶段。研究结果还发现，我国商品市场周期阶段变化存在着非对称性，处于非常繁荣阶段的年份要远大于处于严重衰退的年份。从周期阶段的平均波幅和平均持续来看，繁荣阶段平均波幅的绝对值远远大于衰退阶段平均波幅的绝对值，也存在着非对称性，而两者的平均持续时间差不多，分别为4.25年和4年。最后，借鉴Harding and Pagan（2006）[11]的研究方法，对我国商品市场周期阶段与经济周期阶段同步性进行分析，其结果显示：1978～2010年两者的周期阶段同步性为0.7，并通过5%显著性水平检验，即我国商品市场周期阶段与经济周期阶段有着较强的同步性。
注释：
①关于STAR模型的应用研究，国内也有一些文献，例如，谢赤等（2005），刘柏、赵振全（2008）运用STAR模型对我国汇率问题进行研究[12-13]。张天祥、张中华（2007），王培辉、袁薇（2010）对我国物价与通货膨胀问题进行研究[14-15]。王成勇、艾春荣（2010）对中国经济周期阶段问题进行研究[16]。另外，王俊、孔令夷（2006）对STAR模型的特征、估计、检验方法以及在经济领域的应用做深入的探讨[17]。因此，对于STAR模型本文只作简要介绍。
②谢赤等（2005）认为转换参数的精确估计不是必要的。
③处于繁荣阶段的总年份除以整个时间内处于繁荣阶段的次数为繁荣阶段的平均持续时间；繁荣阶段实际增长率与门限值之差的总和，然后除以繁荣阶段的年份，为繁荣阶段的平均波幅；同理可以计算衰退阶段的平均持续时间和平均波幅。
④考虑到HP法处理样本尾端数据时会出现不准确，本文首先采用ARIMA模型对实际经济增长率进行预测，然后才采用HP法估算我国潜在经济增长率。