陳樂一，粟壬波，李春風

(湖南大學 經(jīng)濟與貿易學院，湖南 長沙 410079)

一、引 言

商品市場作為市場經(jīng)濟體系中的重要組成部分，在銜接供需、促進消費、保證國民經(jīng)濟平穩(wěn)運行方面起到了重要作用。商品市場運行與宏觀經(jīng)濟周期緊密相關，2008年國際金融危機前后，我國宏觀經(jīng)濟周期經(jīng)歷了一次階段轉換，目前正位于新一輪經(jīng)濟周期的復蘇階段，我國商品市場也不可避免地會出現(xiàn)周期性波動。商品市場波動作為經(jīng)濟波動在流通領域的一種反映，其運行也表現(xiàn)為繁榮、衰退、蕭條、復蘇等規(guī)律性變化。當前世界主要經(jīng)濟體經(jīng)濟波動的協(xié)同性在不斷增強，我國經(jīng)濟越來越多地承受國外經(jīng)濟環(huán)境變化所帶來的沖擊。本文試圖從理論上梳理國外經(jīng)濟波動對我國商品市場運行的傳導路徑，并估計不同類型的外部沖擊對我國商品市場周期階段轉換的影響，這不僅有助于我們在錯綜復雜的國內外經(jīng)濟形勢下加深對商品市場周期性波動的認識，也有助于更加準確地把握宏觀經(jīng)濟走勢。

目前，國內外文獻中專門對商品市場周期階段問題進行研究的較少，但對于商品市場相關問題的研究卻引起了國內外學者的普遍關注。國外學者Hickman和Schleicher從價格、收入和貨幣政策等機制研究世界各國之間商品市場波動的傳導路徑［1］。Maswana探討了我國經(jīng)濟復蘇與南非等非洲五國商品市場波動及其經(jīng)濟增長之間的關系［2］。Luciana和Paulo的研究結果表明所選取的210個樣本地區(qū)中商品市場波動與貿易強度的同步性大概在 20%—41%區(qū)間內［3］。Reitz和Westerhoff以棉花和糖等為樣本，研究結論顯示商品價格波動可能強化不同貿易方式之間的互動關系［4］。部分學者還對國際大宗商品市場的價格波動問題進行了研究。

國內學者主要從我國商品市場景氣及其波動和商品市場體系建設兩個方面展開研究。陳樂一和李星編制反映我國商品市場景氣的先行、一致和滯后擴散指數(shù)，并合理預測了商品市場景氣的轉折點［5］。洪銀興和高春亮以及柳思維和唐紅濤從不同角度分析我國城鄉(xiāng)商品市場長期處于分割狀態(tài)的成因并提出了促進城鄉(xiāng)商品市場一體化的若干建議［6－7］。還有一部分學者對此進行了定量研究，陳敏等利用商品零售價格指數(shù)構建了度量地區(qū)間市場分割程度的指標，發(fā)現(xiàn)省際商品市場一體化進程雖然有所差異，但是總體呈現(xiàn)一體化程度深化的趨勢［8］。歐陽志剛和高凌云根據(jù)城鄉(xiāng)通貨膨脹數(shù)據(jù)的演化特征，構建內生性結構突變的平滑機制轉移模型，以揭示我國城鄉(xiāng)商品市場分割與整合的演化進程［9］。

現(xiàn)有國內文獻中，僅有陳樂一等運用兩機制平滑轉換自回歸模型將1978—2010年商品市場周期劃分為繁榮和衰退階段，并測算了商品市場周期階段與經(jīng)濟周期階段之間的同步性指數(shù)［10］。關于開放經(jīng)濟條件下我國商品市場周期性波動問題尚無人涉獵，而隨著我國經(jīng)濟對外依存度的不斷提高，外部經(jīng)濟環(huán)境變化對于國內經(jīng)濟運行將產(chǎn)生更加深層次的影響，這方面的研究具有重要意義。本文在借鑒已有研究成果的基礎上，嘗試從外部沖擊視角探討2008年國際金融危機前后我國商品市場周期的階段轉換問題。

二、我國商品市場周期的階段劃分

商品市場的周期性波動很大程度上受到宏觀經(jīng)濟周期所處階段的影響，但作為流通領域內經(jīng)濟波動的具體表現(xiàn)形式，商品市場波動畢竟不同于宏觀經(jīng)濟波動，它能相對獨立，有其自身波動的特征和規(guī)律，可作為特定的經(jīng)濟問題來研究?？紤]到商品市場不同周期階段之間可能存在的非對稱性等非線性特征，本文將利用四機制平滑轉換自回歸模型(MRSTAR模型)來劃分我國商品市場的周期階段，以刻畫我國商品市場周期波動的非線性動態(tài)結構。我們選取現(xiàn)值社會消費品零售總額增長率作為商品市場的代理變量，樣本區(qū)間為1979年1季度到2011年4季度 (以下簡寫為1979Q1—2011Q4)，采用CensusX－12方法消除季節(jié)因素的影響，季節(jié)調整后的季度社會消費品零售總額增長率數(shù)據(jù)記為yt。

(一)四機制STAR模型構建

本文運用兩機制和三機制STAR模型對商品市場周期階段進行擬合后發(fā)現(xiàn)，模型中相應殘差仍然存在非線性殘余，兩者并不能完全解釋商品市場周期階段存在的非線性結構特征。因此，我們借鑒 VanDijk和 Franses［11］的方法，將不同的轉換變量引入STAR模型中，建立多機制之間非線性轉換的四機制STAR模型，即MRSTAR模型，它可理解為一個時間序列在兩個機制之間轉換，而在任一機制中，又存在兩個子機制。本文中商品市場周期在繁榮與蕭條兩個階段之間轉換，而在任何一個階段中又存在商品市場周期階段處于繁榮時加速增長、繁榮時減速增長、蕭條時加速增長和蕭條時減速增長四種組合，分別對應四種不同機制，即對應為商品市場周期的繁榮階段和衰退階段、復蘇階段和蕭條階段。

MRSTAR模型的建模步驟包括模型的設定、非線性結構的檢測與轉換變量的選擇以及STAR模型的選擇。具體建模過程如下:樣本數(shù)據(jù)在5%的顯著性水平下通過單位根檢驗，相關圖和偏相關圖分析顯示最優(yōu)滯后期為4，因而將AR(4)模型作為建模的基礎模型。利用泰勒展開式對轉換函數(shù)在γ=0處進行三階泰勒展開，得到如下輔助回歸方程:

由于建立MRSTAR模型需要兩個不同的平滑轉換變量，我們選取 yt－1、yt－2、yt－3、yt－4、Δyt－1、Δyt－2、Δyt－3作為 STAR 模型中平滑轉換變量st的備選變量。LM1檢驗①原假設為H01:β2j=β3j=β4j=0，j=1，2，3，4。統(tǒng)計量LM1服從自由度為12和115的F分布，如果拒絕原假設就說明yt具有非線性結構。結果顯示yt－1和Δyt－3均在1%顯著性水平下拒絕原假設，因而選取兩者作為平滑轉換變量，此時yt具有STAR模型的非線性結構。確定非線性關系后，需進一步檢驗是選擇LSTAR模型還是ESTAR模型，以明確yt的非線性動態(tài)結構的轉換與調節(jié)方式。對(1)式中系數(shù) β2j、β3j、β4j(j=1，2，3，4)按照如下順序依次進行檢驗:

如果拒絕式 (2)假設，選擇LSTAR模型;如果不能拒絕式 (2)，而拒絕式 (3)，選擇ESTAR模型;如果不能拒絕式 (2)和式 (3)，但是拒絕 (4)，則選擇LSTAR模型。根據(jù)上述序貫檢驗原理，結果顯示在H02、H03和H04條件下LM2統(tǒng)計量所對應的 P值分別為 0.2540、0.0040和0.0900，在10%的顯著性水平上，我們拒絕式 (2)和式 (3)，而不能拒絕式 (4)，因而選擇LSTAR模型。結合以上對STAR模型建模過程的分析，本文最終建立的MRSTAR模型的基本形式為:

(二)模型估計結果與分析

四機制STAR模型調整擬合度為0.9560，模型估計結果如表1所示。商品市場周期階段的 劃 分 依 據(jù) 為:當 yt－1＜ 9% 且 Δyt－3＜－0.54%時，社會消費品零售總額季度增長率表現(xiàn)出低水平及較低的季度增長率增量，商品市場周期處于蕭條階段;當 yt－1＜9%且Δyt－3＞－0.54%時，盡管社會消費品零售總額季度增長率仍低位運行，但已經(jīng)出現(xiàn)加速增長跡象，對應于商品市場周期從低速增長走向繁榮的復蘇階段;當 yt－1＞ 9% 且Δyt－3＞ － 0.54%時，社會消費品零售總額季度增長率高位運行，且表現(xiàn)出明顯的加速增長態(tài)勢，商品市場周期位于繁榮階段;當 yt－1＞9% 且Δyt－3＜ －0.54%時，社會消費品零售總額季度增長率雖然仍處于較高增長水平，但已經(jīng)出現(xiàn)減速跡象，對應于商品市場周期從高速增長走向蕭條的衰退階段。

表1 MRSTAR模型的回歸結果

根據(jù)MRSTAR模型估計結果，1980年1季度到2011年4季度期間，我國商品市場形成了蕭條→復蘇→繁榮→衰退→蕭條的周期循環(huán)過程。由于篇幅所限，這里只列舉2000年以來的階段劃分結果。蕭條階段為2000Q4、2002Q2—2002Q4，復蘇階段為1999Q4—2000Q1，繁榮階段 為 2000Q2—2000Q3、 2001Q1—2001Q4、2003Q1—2004Q4、2005Q4—2006Q3、2007Q3—2008Q3、 2009Q4—2010Q3， 衰 退 階 段 為2002Q1、 2005Q1—2005Q3、 2006Q4—2007Q2、2008Q4—2009Q3、2010Q4—2011Q4。基于表 1中估計得到的兩個轉換函數(shù)的轉換速度r1和r2的值可知，商品市場從蕭條階段平滑轉換到復蘇階段的速度較快，從復蘇階段平滑過渡到繁榮階段的速度相對較慢，在高速繁榮階段可能快速下滑陷入衰退階段，而從衰退階段轉換為蕭條階段的速度又開始變慢，商品市場周期不同階段之間的轉換速度存在較強的非對稱性特點。此外，商品市場周期位于繁榮階段和衰退階段的平均持續(xù)時間較長。以上分析表明，我國商品市場周期階段具有較為明顯的非線性動態(tài)結構特征。

三、外部沖擊影響商品市場周期階段轉換的機理分析

國際大宗商品價格、國際利率、短期國際資金流動、人民幣匯率和外部需求等外部因素的變化，都會通過國際貿易傳導機制和國際金融傳導機制對國內商品市場的供求關系和市場價格產(chǎn)生不同程度的沖擊，進而導致商品市場周期發(fā)生階段轉換，同時外部沖擊傳導效應的大小還受到我國經(jīng)濟結構和貨幣政策的影響。

(一)國際貿易傳導機制與路徑

國際貿易傳導機制主要是通過價格效應和收入效應來實現(xiàn)。在進口的收入彈性不變，而出口的收入彈性較高時，貿易國經(jīng)濟衰退將導致本國經(jīng)濟的敏感度很高，收入彈性較低的商品出口對貿易國經(jīng)濟波動的敏感性較低。近十年來我國出口結構不斷優(yōu)化，主要工業(yè)制成品、機械及運輸設備、高科技含量產(chǎn)品的出口比重不斷提高，這些出口商品具有收入彈性較高的特點，大多數(shù)也是競爭性產(chǎn)品。當貿易國經(jīng)濟下滑出現(xiàn)國內生產(chǎn)能力過剩時，國內需求下降，自然大幅降低對這些產(chǎn)品的進口，從而對大量出售競爭性產(chǎn)品的本國的出口造成較大的影響，使得貿易國經(jīng)濟波動對國內經(jīng)濟運行的影響較以往更加顯著。外部沖擊通過國際貿易傳導渠道在各貿易國之間進行傳播后，還會在國內進行再一次的傳導。國內經(jīng)濟形勢下行的同時，社會總需求下降，企業(yè)銷售收入下降，企業(yè)的流動性資產(chǎn)下降，這將會降低企業(yè)的資產(chǎn)凈值。根據(jù)金融經(jīng)濟周期理論，企業(yè)資產(chǎn)凈值與外部融資溢價存在負相關關系，外部融資溢價越大，企業(yè)外部融資的成本就越大，進而企業(yè)將減少投資支出和降低生產(chǎn)水平，這將導致全社會的就業(yè)水平下降，消費能力降低，進一步加重經(jīng)濟下行壓力。換言之，企業(yè)的這種調整行為將直接導致商品市場上中間投入品的供求下降，以及終端消費品市場供給的下降，商品市場可能陷入衰退。

(二)國際金融傳導機制與路徑

考慮貿易全球化的同時，不能忽略金融全球化對當今國際經(jīng)濟形勢的影響，歷次危機的擴散中，國際金融傳導機制扮演著催化劑的角色。2008年國際金融危機爆發(fā)后，發(fā)達經(jīng)濟體普遍實施寬松貨幣政策，導致危機后全球流動性過剩以及國際利率下降。大量短期國際投資資本流入到經(jīng)濟基本面保持良好的新興市場國家，一方面，通過匯率機制影響到這些國家進口商品價格及其中間投入品價格，以及通過價格效應和成本效應影響出口商品競爭力。另一方面，通過利率機制導致對外借債企業(yè)的資產(chǎn)凈值發(fā)生變化。國際利率下降時，市場是以更低的利率水平折現(xiàn)這些企業(yè)已有的非流動性資產(chǎn)，導致資產(chǎn)價格上漲，釋放更多的市場流動性。此外，短期國際資本流入對于固定匯率制的國家，將不可避免地引致被動地向國內市場投放大量基礎貨幣，進而將國際市場流動性轉換成國內市場流動性，引發(fā)通貨膨脹預期，這不利于商品市場價格體系的平穩(wěn)運行。據(jù)我們測算，2008年國際金融危機前后，我國短期國際資金流動與外匯占款占基礎貨幣的比重具有相同的波動趨勢，并且同期的商品零售價格指數(shù)波動軌跡與之吻合。2011年上半年短期國際資金流入規(guī)模累計約為2 140.4億美元，同期外匯占款占基礎貨幣的比重從118.9%上升到124.3%，商品零售價格指數(shù)漲幅從1月份的4.3%提高到6月份的6.1%。而2012年上半年短期國際資金流出規(guī)模累計約為798億美元，同期外匯占款占基礎貨幣的比重從119.5%持續(xù)下降到111.6%，商品零售價格指數(shù)漲幅從1月份的4.1%持續(xù)回落到7月份的0.8%。①借鑒李治國［12］的方法，基礎貨幣用貨幣當局資產(chǎn)負債表中的儲備貨幣替代，短期國際資金流動=外匯占款增量－貨物貿易順差－實際利用外商直接投資，根據(jù)間接法測算，數(shù)據(jù)均來自《中國經(jīng)濟景氣月報》。

(三)傳導效應的影響因素

本國經(jīng)濟結構和貨幣政策也將不同程度上影響到外部沖擊在以上兩種傳導機制當中的效應大小。一國工業(yè)化程度、對外開放度、進出口貿易比重及其結構、金融市場發(fā)展水平等都會決定該經(jīng)濟體遭遇外部沖擊的來源和影響程度。當前我國經(jīng)濟嚴重依賴國際大宗商品進口，因而國內經(jīng)濟容易遭受到供給端的沖擊，出口導向型發(fā)展模式也導致容易受到需求端的沖擊。此外，前瞻性的貨幣政策和可信賴的低通貨膨脹貨幣政策能有效降低外部沖擊對國內經(jīng)濟的負面影響。Taylor認為，即使在企業(yè)提前制定商品價格應對持續(xù)性外部沖擊時，在持續(xù)較高的通貨膨脹環(huán)境下，企業(yè)也將逐步對商品成本的永久性增加做出反應，此時外部沖擊的匯率傳遞效應會很大［13］。當外部沖擊只是暫時的，且國內貨幣政策以低通貨膨脹作為調控目標的情況下，企業(yè)考慮到價格調整成本，對于匯率的波動便不會有太大的反應，從而削弱匯率的傳遞效應。

四、實證檢驗

(一)計量模型構建

由于商品市場周期階段為離散型變量，且不同階段之間是一個包含內在順序的周期循環(huán)過程，不宜用OLS進行回歸，本文采用非線性的多元有序Probit模型①此類排序選擇模型的累積分布函數(shù)F(x，β)為標準正態(tài)型時稱Probit模型，為邏輯分布型時稱Logit模型。進一步分析不同類型外部沖擊對我國商品市場周期階段轉換的影響程度。我們以MRSTAR模型劃分的商品市場周期階段作為被解釋變量，按照衰退→蕭條→復蘇→繁榮的周期循環(huán)順序分別賦值1、2、3、4，以各種外部沖擊作為解釋變量，建立多元有序Probit模型?？紤]到外部沖擊影響國內商品市場的傳導路徑存在時滯效應，因而實證過程中模型各解釋變量都取滯后一期，即滯后一個季度。綜合以上分析，我們建立如下計量模型進行檢驗:

其中，Yit代表t時期商品市場所處的階段，i=1、2、3、4分別為衰退、蕭條、復蘇、繁榮階段，P(YitXt－1)代表不同類型外部沖擊作用下商品市場周期位于某一階段的概率大小，ICP、IR、Reer、SCF和EXD分別表示國際大宗商品價格、國際利率、人民幣匯率、短期國際資本流動和外部需求。

(二)變量選取、數(shù)據(jù)來源與處理

國際大宗商品價格 (ICP):選取國際原油價格指數(shù)作為替代指標，原始數(shù)據(jù)均以2005年為基期，因而可以直接同比換算得到月度同比指數(shù)，再運用季度同比指數(shù)換算公式，②季度同比指數(shù)換算公式:PQ=PM，j=1，2，3，4。1i得到季度同比指數(shù)，數(shù)據(jù)來源于IFS。

短期國際資金流動 (SCF):根據(jù)間接法測算，等于外匯占款增量－貨物貿易順差－實際利用FDI，然后根據(jù)計算得到的月度流動規(guī)模加總得到季度規(guī)模數(shù)據(jù)，并求得季度同比增長率，單位為億美元，數(shù)據(jù)源于《中國經(jīng)濟景氣月報》。

人民幣匯率 (Reer):用1美元折合成人民幣的月度平均值替代，在此基礎上做三個月移動平均，得到1美元折合成人民幣的季度平均數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)來源于BIS。

國際利率 (IR):按照通行的做法，以美國聯(lián)邦基金利率替代，數(shù)據(jù)來源于BIS。

外部需求 (EXD):用出口額替代，月度數(shù)據(jù)加總后得到季度出口額，單位為億美元，數(shù)據(jù)來源于《中國經(jīng)濟景氣月報》。

考慮到2008年國際金融危機前后，外部沖擊對我國商品市場周期階段轉換的影響可能存在差異，本文引入虛擬變量Dm，2008年2季度以前定義為國際金融危機前，取值為0，2008年3季度以后定義為國際金融危機后，取值為1。所有指標的原始數(shù)據(jù)均為月度數(shù)據(jù)，運用CensusX－12方法進行季節(jié)調整后換算得到相應的季度數(shù)據(jù)，樣本區(qū)間為2001年1季度到2011年4季度，為了消除時間序列中可能存在的異方差，實證過程中對ICP、Reer、IR和EXD進行自然對數(shù)轉換。③SCF序列中存在負數(shù)無法進行對數(shù)轉換。

(三)實證結果與分析

1.邊際效應與穩(wěn)健性檢驗

ADF檢驗結果顯示，ICP、SCF、Reer、IR和EXD序列在1%顯著性水平下同階單整。多元有序Probit模型的似然比統(tǒng)計量 LR為19.8000，通過1%水平的顯著性檢驗，表明模型模擬效果較好，應拒絕回歸系數(shù)均為零的原假設。為了更直觀地解釋不同類型外部沖擊在多大程度上對商品市場周期階段轉換產(chǎn)生影響，需要進一步測算各解釋變量在樣本均值處變動一個單位時，影響商品市場周期各個階段的邊際效應大小，④離散選擇模型中邊際效應表示當其他變量保持不變時，xi變化Δxj導致響應概率P(y=i|x)的近似變動，本文中i=1，2，3，4分別代表衰退、蕭條、復蘇和繁榮階段，x表示所有解釋變量的集合，在數(shù)值上并不等于最大似然法估計得到的系數(shù)β^MIE。具體估計結果如表2所示。

為進一步檢驗多元有序Probit模型估計結果的穩(wěn)定性，本文利用多元有序Logit模型重新對(6)式進行估計，并將各解釋變量在樣本均值處影響商品市場周期階段的邊際效應列在表2中。通過比較兩種模型在樣本均值處邊際效應大小，發(fā)現(xiàn)兩者在方向上一樣，數(shù)值上差異很小，說明多元有序Probit模型的估計結果是穩(wěn)健的。

表2 不同類型外部沖擊影響商品市場周期階段轉換的邊際效應

2.估計結果分析

2008年國際金融危機后，外部沖擊對商品市場周期階段轉換的影響更加顯著。相比危機前，外部沖擊導致商品市場周期轉換為衰退和蕭條階段的可能性分別提高了31.3%和1.2%，步入繁榮階段的可能性下降了32.5%，此次國際金融危機是我國商品市場周期步入衰退階段的一個重要原因。國際大宗商品價格在樣本均值處(16.8%)單季度同比上漲10.0%，商品市場周期步入繁榮階段的可能性提高6.4%，轉換為衰退和蕭條階段的可能性分別降低5.9%和0.5%，但是影響很小。我國作為大宗商品主要需求國，國際大宗商品價格上漲壓力增大，說明國內需求和外部需求都比較旺盛，一定程度上有利于商品市場周期向繁榮階段轉換。大量短期國際資金的流入無疑會增大央行被動投放基礎貨幣的壓力，削弱貨幣政策在調節(jié)國內經(jīng)濟包括商品市場中的作用。估計結果顯示短期國際資金流入規(guī)模影響商品市場周期階段轉換的邊際效應較小，但由于樣本區(qū)間內短期國際資金流動規(guī)模季度波動幅度很大，在樣本均值處單季度同比提高100.0%時，商品市場周期步入衰退和蕭條階段的可能性分別提高4.0%和1.0%，轉換為繁榮階段的可能性降低5.0%，表明大量短期國際資金流入并不利于我國商品市場的運行。國際利率水平的高低一定程度上能夠反映全球經(jīng)濟走勢，而國際利率與我國利率水平之間的利差大小決定短期國際資金的流向和規(guī)模。國際利率在樣本均值處(2.2%)單季度提高1.0%時，我國商品市場周期轉換為衰退和蕭條階段的可能性分別降低7.3%和0.6%，步入繁榮階段的可能性提高7.9%。測算結果顯示人民幣匯率在樣本均值處(1美元折合人民幣7.6元)單季度升值0.1%時，商品市場周期步入衰退和蕭條階段的可能性分別提高14.9%和1.1%，步入繁榮階段的可能性降低16.0%。經(jīng)驗事實也表明，人民幣對美元單季度升值幅度超過1%時，商品市場周期多位于衰退階段，人民幣匯率保持穩(wěn)定時，則多位于繁榮階段。雖然人民幣升值一定程度上能夠緩解我國進口商品的成本壓力，但是人民幣升值導致短期國際資金大量流入引致的流動性壓力以及出口商品競爭力削弱帶來的負面沖擊更大。近十年來外貿出口已然成為推動我國經(jīng)濟增長的主要動力之一，而消費需求的拉動作用被弱化，表現(xiàn)為出口需求旺盛，而內需不足，商品市場運行低迷，模型估計結果進一步佐證以上事實，當外部需求在樣本均值處 (2 366.6億美元)單季度增加1.0%時，商品市場周期步入衰退和蕭條階段的可能性分別提高26.3%和1.9%，步入繁榮階段的可能性下降28.2%。在外貿出口形勢向好的同時，不能忽略國內消費需求的拉動作用，應當立足于擴大內需，促進商品市場向繁榮階段轉化。

五、結論與政策建議

本文運用四機制平滑轉換自回歸模型對我國商品市場周期階段進行劃分，分析外部沖擊影響我國商品市場周期階段轉換的作用機理，并對其進行實證檢驗。結果表明:我國商品市場周期形成了蕭條→復蘇→繁榮→衰退→蕭條四個階段的循環(huán)過程，且不同周期階段在持續(xù)性和轉換速度之間存在明顯的非對稱性，具有顯著的非線性動態(tài)結構特征。國際利率穩(wěn)步上升，人民幣匯率保持穩(wěn)定，短期國際資金流入規(guī)模較小以及國際大宗商品價格平穩(wěn)上行時，有利于提高我國商品市場周期向繁榮階段轉化的可能性;外部沖擊導致商品市場步入蕭條階段的可能性很小。外部沖擊對商品市場周期階段轉換的影響相比國際金融危機前更加顯著。

我國商品市場周期處于衰退階段具有較強的持續(xù)性，且向蕭條階段轉換速度較慢。在當前總需求放緩的局面沒有得到根本改善，全球經(jīng)濟復蘇依然乏力的影響下，我國商品市場周期在未來短期內仍將處于衰退階段。本文從外部沖擊視角提出增強我國商品市場抵御外部沖擊的能力、促進商品市場走向繁榮的政策建議。

第一，擴大內需，降低對外依存度，加快出口拉動型經(jīng)濟向內需推動型經(jīng)濟轉變。通過構建促進消費需求增長的長效機制，為商品市場走向繁榮提供持久動力，繼續(xù)推進收入分配制度改革，逐步形成一個有利于釋放居民消費潛力，擴大國內消費需求的收入分配格局。要持續(xù)增加農(nóng)民收入，積極發(fā)展農(nóng)村消費信貸體系，刺激農(nóng)民消費需求，開拓農(nóng)村商品市場，促進城鄉(xiāng)商品市場一體化。此外，積極改善對外貿易結構，進一步提高出口產(chǎn)品的科技含量，降低對原材料等大宗商品依賴性，同時建立多元化的出口貿易格局，拓寬商品出口渠道，分散和化解主要貿易國經(jīng)濟波動對我國商品市場運行帶來的負面沖擊。

第二，緩解國際大宗商品價格波動對商品市場的沖擊。通過增加農(nóng)產(chǎn)品和重要原材料及能源的有效供給，穩(wěn)定商品市場價格預期。同時，加大力度建立與完善重要商品儲備體系，進一步完善國際大宗商品期貨交易機制，充分發(fā)揮期貨價格對現(xiàn)貨市場的指示作用，并積極推動國際公平競爭機制的建立，爭取我國在國際大宗商品定價權中的合理地位。

第三，增強人民幣匯率彈性，加強對短期國際資本流動的監(jiān)控。研究結論表明人民幣大幅升值以及短期國際資本大規(guī)模流動都將不利于我國商品市場周期向繁榮階段轉化。在進一步推進人民幣匯率形成機制改革的過程中，應該逐步放寬人民幣匯率浮動區(qū)間，把握好人民幣升值的節(jié)奏。面對主要經(jīng)濟體推出的量化寬松貨幣政策，我國要切實加強對國際短期資本流動的監(jiān)控，抑制短期資本跨境投機活動，加強央行的公開市場操作能力，同時要降低國內企業(yè)對外資的過度依賴，加快金融改革步伐，提高自身抵抗短期國際資本沖擊的能力。

第四，加強貨幣供應量調控，充分發(fā)揮貨幣政策逆周期調節(jié)的作用。貨幣供給通過影響商品市場有效需求和市場價格水平導致商品市場的周期性波動。當前商品市場周期處于衰退階段，商品市場有效需求不足，市場價格水平持續(xù)回落，可以靈活運用多種貨幣政策調控工具適當增加貨幣供應量，特別是加大對商品市場運行中諸如基礎設施建設等薄弱環(huán)節(jié)的信貸投放力度，促進行業(yè)和區(qū)域間商品市場的協(xié)調發(fā)展。同時，要注重對貨幣供應存量的調控，提高直接融資比例，防范過高貨幣存量規(guī)?？赡苷T發(fā)的通貨膨脹風險。

［1］Hickman，B.G.，Schleicher，S.The Interdependence of National Economies and the Synchronization of Economic Fluctuations:Evidence from the Link Project［J］.Review of World Economics，1978，114(4):642－708.

［2］Maswana，J.C.Will China's Recovery Affect Africa's Prospects for Economic Growth?［R］.JICA － RI Working Paper，No.19，2010.

［3］Luciana，L.J.，Paulo，S.M.Trade and Synchronization in a Multi－ Country Economy［R］.Federal Reserve Bank of St.Louis Working Paper，No.38，2010.

［4］Reitz，S.，Westerhoff，F(xiàn).Commodity Price Cycles and Heterogeneous Speculators:A STAR－GARCH Model［J］.Empirical Economics，2007，33(2):231 －244.

［5］陳樂一，李星.我國商品市場景氣轉折點的分析與預測［J］.財經(jīng)理論與實踐，2008，(6):81－86.

［6］洪銀興，高春亮.城鄉(xiāng)市場的分割和統(tǒng)一［J］.經(jīng)濟學家，2006，(6):42－48.

［7］柳思維，唐紅濤.關于城鄉(xiāng)二元商品市場格局及城鄉(xiāng)商品市場和諧發(fā)展的探討［J］.經(jīng)濟與管理研究，2008，(1):82－87.

［8］陳敏，桂琦寒，陸銘，等.中國經(jīng)濟增長如何持續(xù)發(fā)揮規(guī)模效應?——經(jīng)濟開放與國內商品市場分割的實證研究［J］. 經(jīng)濟學(季刊)，2007，(1):125－150.

［9］歐陽志剛，高凌云.我國城鄉(xiāng)通貨膨脹的趨同演化及影響因素［J］.經(jīng)濟研究，2012，(9):72－82.

［10］陳樂一，李玉雙，李璐.我國商品市場周期階段研究［J］.經(jīng)濟問題探索，2012，(7):153－158.

［11］VanDijk，D.，F(xiàn)ranses，P.H.Modelling Multiple Regimes in the Business Cycle［J］.Macroeconomic Dynamics，1999，3(3):311－340.

［12］李治國.基礎貨幣、貨幣乘數(shù)與貨幣當局資產(chǎn)負債結構的關系研究［J］.數(shù)量經(jīng)濟技術經(jīng)濟研究，2007，(11):16－26.

［13］Taylor，J.B.Low Inflation，Pass－Through and the Pricing Power of Firms［J］.European Economic Review，2000，44(7):1389－1408.

(責任編輯:韓淑麗)