義烏·中國小商品指數(shù)與中國宏觀經(jīng)濟(jì)指數(shù)的關(guān)系研究

丁仙 易榮華(通訊作者),2 費(fèi)越 張玉蓉

(1.中國計(jì)量大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院 浙江杭州 310018；2.中國計(jì)量大學(xué)現(xiàn)代科技學(xué)院 浙江杭州 310018)

小商品的特征是生產(chǎn)分散、品種多、消費(fèi)變化快、價(jià)值相對低，但與百姓日常生活息息相關(guān)，是居民消費(fèi)的重要組成部分，對國民經(jīng)濟(jì)發(fā)展具有重要影響。義烏是全球最大的小商品集散中心，被聯(lián)合國、世界銀行等國際權(quán)威機(jī)構(gòu)確定為世界第一大市場，義烏小商品的價(jià)格是世界小商品供求關(guān)系的晴雨表。在商務(wù)部的直接推動(dòng)下，2006年10月，中國首個(gè)小商品指數(shù)“義烏·中國小商品指數(shù)”(簡稱義烏指數(shù))正式對外發(fā)布，用以定量反映義烏小商品價(jià)格和市場景氣活躍程度。十多年來，義烏指數(shù)對全球小商品供求關(guān)系及其價(jià)格形成機(jī)制產(chǎn)生了積極影響，甚至有報(bào)道指出義烏小商品供求對美國大選結(jié)果具有預(yù)測作用。在加快構(gòu)建以國內(nèi)大循環(huán)為主體，國內(nèi)國際雙循環(huán)相互促進(jìn)的新發(fā)展格局背景下，進(jìn)一步做大做強(qiáng)義烏這一小商品世界第一大市場，更好地發(fā)揮其在國內(nèi)國際小商品供求關(guān)系、定價(jià)與交易等方面的引領(lǐng)作用具有重要意義。因此，擴(kuò)大義烏指數(shù)作為世界小商品供求關(guān)系晴雨表的影響力，有必要進(jìn)一步探究義烏指數(shù)與宏觀經(jīng)濟(jì)指數(shù)之間的關(guān)系和規(guī)律。

1 文獻(xiàn)綜述

關(guān)于商品指數(shù)與宏觀經(jīng)濟(jì)指數(shù)之間的關(guān)系，馮科和李昕昕(2014)提出，我國商品期貨價(jià)格指數(shù)對物價(jià)、國內(nèi)生產(chǎn)總值、利率、人民幣匯率均有明顯的引導(dǎo)作用和直接影響，并且能夠領(lǐng)先CPI指標(biāo)約5～7個(gè)月。劉喜和(2011)用數(shù)據(jù)分析表明，國際大宗商品價(jià)格指數(shù)對上證指數(shù)具有長期影響力，對上證指數(shù)的預(yù)測應(yīng)從國內(nèi)流動(dòng)性和經(jīng)濟(jì)增長周期二維分析框架推廣到廣義的全球性框架中。張江濤(2016)則通過實(shí)證分析發(fā)現(xiàn)，美元指數(shù)對CRB指數(shù)存在明顯的負(fù)向均值溢出效應(yīng)。與此同時(shí)，鄒昆侖和張欣(2011)的研究表明，國內(nèi)金屬商品期貨指數(shù)領(lǐng)先PPI達(dá)5個(gè)月，這在一定程度上為我國宏觀經(jīng)濟(jì)政策的制定提供重要參考。

關(guān)于義烏指數(shù)，曹榮慶(2009)發(fā)現(xiàn)，公布的義烏指數(shù)存在“價(jià)格指數(shù)上升、景氣指數(shù)下降”的二律背反現(xiàn)象，價(jià)格的攀升并沒有形成利潤的有效增加，中國出口企業(yè)對出口商品的價(jià)格協(xié)議能力十分有限。駱鵬和葉宗裕(2011)認(rèn)為，義烏指數(shù)能夠補(bǔ)充反映CPI所不能顧及的方面，事實(shí)上金融危機(jī)對實(shí)體經(jīng)濟(jì)造成的影響并沒有完全恢復(fù)。王永蓮和劉漢(2016)研究發(fā)現(xiàn)，超前4～5個(gè)月的RPI和CPI走勢對義烏價(jià)格指數(shù)的走勢具有顯著的正向區(qū)制關(guān)聯(lián)和周期同步性，對小商品市場價(jià)格水平的波動(dòng)有指示作用。廖邦雄和商志明(2012)運(yùn)用支持向量機(jī)對義烏價(jià)格指數(shù)展開回歸預(yù)測研究，發(fā)現(xiàn)加入CPI因子后支持向量機(jī)的回歸預(yù)測更準(zhǔn)確可靠，從側(cè)面證實(shí)了CPI對義烏價(jià)格指數(shù)的重要影響。

基于上述研究成果，本文擬立足于義烏指數(shù)的經(jīng)濟(jì)內(nèi)涵，采用VAR模型探究義烏指數(shù)中的月價(jià)格指數(shù)、月景氣指數(shù)和我國宏觀經(jīng)濟(jì)指數(shù)中具有代表性的居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)、消費(fèi)者信心指數(shù)、宏觀經(jīng)濟(jì)景氣指數(shù)之間的相關(guān)關(guān)系，并運(yùn)用最小二乘回歸方法估計(jì)它們之間的領(lǐng)先滯后關(guān)系。研究成果將揭示義烏指數(shù)的運(yùn)行規(guī)律，給有關(guān)各方更好地運(yùn)用義烏指數(shù)提供決策依據(jù)。

2 研究設(shè)計(jì)

2.1 指標(biāo)選取

考慮到義烏指數(shù)的組成結(jié)構(gòu)，我們從價(jià)格指數(shù)和景氣指數(shù)兩個(gè)角度出發(fā)，選取義烏指數(shù)中的月價(jià)格指數(shù)和月景氣指數(shù)展開探究；結(jié)合義烏指數(shù)自身的商品屬性，選取宏觀經(jīng)濟(jì)指標(biāo)中具有代表性的居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)、消費(fèi)者信心指數(shù)和宏觀經(jīng)濟(jì)景氣指數(shù)進(jìn)行對應(yīng)分析。其中，消費(fèi)者信心指數(shù)由消費(fèi)者預(yù)期指數(shù)和消費(fèi)者滿意指數(shù)構(gòu)成；宏觀經(jīng)濟(jì)景氣指數(shù)包括宏觀先行合成指數(shù)、宏觀一致合成指數(shù)和宏觀滯后合成指數(shù)。變量信息如表1所示。

表1 變量信息

居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)反映與居民生活有關(guān)的消費(fèi)品及服務(wù)價(jià)格水平變動(dòng)情況，小商品的價(jià)格被納入指數(shù)編制基礎(chǔ)數(shù)據(jù)的范疇并占據(jù)一定比例。義烏指數(shù)和居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)之間存在“小商品”這一交集，理論上存在同步關(guān)系。

消費(fèi)者信心指數(shù)綜合反映并量化消費(fèi)者對當(dāng)前經(jīng)濟(jì)形勢評價(jià)和對經(jīng)濟(jì)前景、收入水平、收入預(yù)期，及消費(fèi)者心理狀態(tài)的主觀感受，宏觀經(jīng)濟(jì)景氣指數(shù)則反映企業(yè)家對宏觀經(jīng)濟(jì)環(huán)境的感受與信心。小商品作為日常生活及工廠生產(chǎn)的重要組成部分，義烏價(jià)格指數(shù)在一定程度上可能對消費(fèi)者和企業(yè)家的心理預(yù)期產(chǎn)生正向作用，宏觀經(jīng)濟(jì)景氣指數(shù)則可以側(cè)面反映消費(fèi)者和企業(yè)家目前的信心狀態(tài)。

考慮到數(shù)據(jù)樣本的差異，我們將研究對象分為三組，并對每組所需的數(shù)據(jù)進(jìn)行預(yù)處理，以保證數(shù)據(jù)基期和數(shù)據(jù)時(shí)間的一致性。為消除數(shù)據(jù)波動(dòng)、時(shí)間趨勢及異方差的影響，本文對所有的數(shù)據(jù)進(jìn)行對數(shù)化處理。在對2016年1月至2020年12月CPI數(shù)據(jù)進(jìn)行預(yù)處理時(shí)，篩選出CPI分類中的衣著類、生活用品和服務(wù)、其他用品和服務(wù)三大類，并根據(jù)各自在總CPI指數(shù)中的權(quán)重，加權(quán)平均得到本文所需反映居民消費(fèi)商品價(jià)格情況的CPI數(shù)據(jù)。2008年1月至2015年12月的CPI數(shù)據(jù)中有關(guān)商品屬性的分類不清，故使用原數(shù)據(jù)。處理后的分組變量信息如表2所示。

表2 處理后的分組變量信息

2.2 研究方法

本文借鑒王曉芳和楊永健(2021)的研究，依據(jù)研究對象構(gòu)建相應(yīng)的VAR模型分析變量間的作用和動(dòng)態(tài)關(guān)系。該模型注重方程與序列數(shù)據(jù)的擬合程度，不需要提前假定各變量的內(nèi)生性和外生性，解決了模型在經(jīng)濟(jì)意義上解釋能力不足的局限性，故選擇VAR建模客觀分析上述I、II、III三組變量組內(nèi)部的相關(guān)關(guān)系。

例如，對第II組變量組構(gòu)建五元的VAR指數(shù)關(guān)系模型。令五個(gè)時(shí)間序列變量YWPI、YWCI、CCI、CEI和CSI為、、、、，分別作為五個(gè)回歸方程的被解釋變量，解釋變量為這五個(gè)變量的p階滯后值，構(gòu)成一個(gè)五元的VAR系統(tǒng)，如式(1)所示。

其中，{ε} {ε}{ε}{ε}和{ε}為白噪聲過程。將五個(gè)方程合并如式(2)所示。

其中：變量個(gè)數(shù)為5；為滯后階數(shù)；為5×1常數(shù)向量；為5×5系數(shù)矩陣；ε 為5×1誤差向量。

組I和組III依次根據(jù)以上方法構(gòu)建相應(yīng)的三元和五元VAR系統(tǒng)。

3 實(shí)證分析

3.1 數(shù)據(jù)描述性分析

根據(jù)上述歸納的數(shù)據(jù)繪制變量間關(guān)系圖，如圖1、圖2和圖3所示。

從變量間關(guān)系圖可知：

(1)圖1中YWPI和CPI的走勢較為接近，YWPI的波動(dòng)先于CPI；

圖1 義烏指數(shù)和居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)關(guān)系

(2)圖2中YWPI的趨勢較為平穩(wěn)，2006年10月至2015年底，CCI、CEI、CSI和YWCI走勢較為接近，而且CCI、CEI、CSI的波動(dòng)先于YWCI；

圖2 義烏指數(shù)和消費(fèi)者景氣指數(shù)關(guān)系

(3)圖3中MEI、MEI、MEI與YWPI的走勢較為接近，波動(dòng)較小，MEI在2020年初有較為明顯的下降。

圖3 義烏指數(shù)和宏觀經(jīng)濟(jì)景氣指數(shù)關(guān)系

(4)三張圖中指數(shù)的大波動(dòng)主要出現(xiàn)在2008年末和2020年初，分別和全球金融危機(jī)及新冠疫情有關(guān)。

3.2 時(shí)間序列變量的平穩(wěn)性檢驗(yàn)

由上文分析可知，義烏指數(shù)與所研究的宏觀經(jīng)濟(jì)指標(biāo)之間存在關(guān)聯(lián)，使用協(xié)整檢驗(yàn)和VAR模型展開進(jìn)一步分析。協(xié)整檢驗(yàn)和VAR建模要求數(shù)據(jù)具有平穩(wěn)性，以防止模型出現(xiàn)偽回歸的情況。首先使用ADF檢驗(yàn)方法對所有時(shí)間序列進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，具體變量的平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果如表3、表4、表5所示。由表3可知，除MEI之外，剩余的時(shí)間序列均屬于一階單整序列，可能存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。

表3 義烏指數(shù)和居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果

表4 義烏指數(shù)和消費(fèi)者景氣指數(shù)平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果

表5 義烏指數(shù)和宏觀經(jīng)濟(jì)景氣指數(shù)平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果

3.3 確定最優(yōu)滯后階數(shù)

在構(gòu)建VA R 模型前，需要選擇合適的滯后階數(shù)。Johansen指出，使用太少的滯后階數(shù)會導(dǎo)致自相關(guān)誤差，而使用太多的滯后階數(shù)則會導(dǎo)致過度擬合。綜合上述平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果，本文擬對組I(YWPI、YWCI和CPI)、組II(YWPI、YWCI、CCI、CSI和CEI)、組III(YWPI、YWCI、MEI和MEI)分別構(gòu)建三個(gè)VAR模型，并使用AIC、SC等相關(guān)準(zhǔn)則確定VAR模型的最優(yōu)滯后階數(shù)。本文使用Eviews10軟件分析得到如下結(jié)果：

組I：當(dāng)滯后階數(shù)為1時(shí)，SC的值達(dá)到最小，考慮到變量樣本的有限性，選擇最優(yōu)滯后階數(shù)為1階；

組II：當(dāng)滯后階數(shù)為1時(shí)，F(xiàn)PE、AIC、SC和HQ的值同時(shí)達(dá)到最小，選擇最優(yōu)滯后階數(shù)為1階；

組III：當(dāng)滯后階數(shù)為2時(shí)，SC和HQ的值達(dá)到最小，考慮到變量樣本的有限性，選擇最優(yōu)滯后階數(shù)為2階。

3.4 協(xié)整檢驗(yàn)

協(xié)整檢驗(yàn)的目的是確定一組非平穩(wěn)序列的線性組合是否具有穩(wěn)定的均衡關(guān)系，本文采用Johansen方法進(jìn)行多個(gè)變量的協(xié)整檢驗(yàn)。檢驗(yàn)結(jié)果表明，組I、組II和組III各組在5%的置信水平下是顯著的，各組內(nèi)部具有協(xié)整關(guān)系，存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。

3.5 格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)

格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)可證實(shí)變量間的相互影響關(guān)系，檢驗(yàn)結(jié)果如表6、表7、表8所示。

表6 組I格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果(義烏指數(shù)和居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù))

表7 組II格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果(義烏指數(shù)和消費(fèi)者景氣指數(shù))

表8 組III格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果(義烏指數(shù)和宏觀經(jīng)濟(jì)景氣指數(shù))

結(jié)合本文研究內(nèi)容，在10%的置信水平下，初步得到以下結(jié)果：

(1)YWPI和CPI之間互為格蘭杰原因，YWCI是CPI的格蘭杰原因，即義烏小商品價(jià)格指數(shù)和居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)相互間均有顯著影響，義烏小商品景氣指數(shù)對居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)有顯著影響。

(2)YWPI是CCI、CEI和CSI的格蘭杰原因，CCI、CEI和CSI是YWCI的格蘭杰原因，即義烏小商品景氣指數(shù)對消費(fèi)者景氣指數(shù)有顯著影響，消費(fèi)者景氣指數(shù)則對義烏小商品價(jià)格指數(shù)有顯著影響。

(3)YWCI是MEI的格蘭杰原因，即義烏小商品景氣指數(shù)對宏觀先行合成指數(shù)有顯著影響。

(4)MEI是YWPI的格蘭杰原因，即宏觀滯后合成指數(shù)對義烏小商品價(jià)格指數(shù)有顯著影響。

3.6 VAR模型的穩(wěn)定性檢驗(yàn)

模型穩(wěn)定性是決定VAR模型是否合理運(yùn)用的關(guān)鍵，本文通過AR檢驗(yàn)來確定模型的穩(wěn)定性，檢驗(yàn)結(jié)果如表9、表10、表11所示。

表9 模型的特征根穩(wěn)定性情況(義烏指數(shù)和居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù))

表10 模型的特征根穩(wěn)定性情況(義烏指數(shù)和消費(fèi)者景氣指數(shù))

表11 模型的特征根穩(wěn)定性情況(義烏指數(shù)和宏觀經(jīng)濟(jì)景氣指數(shù))

結(jié)果表明，模型的模值均小于1，各變量的特征根都落在單位圓內(nèi)，本文所建的模型是穩(wěn)定的。

3.7 脈沖響應(yīng)和方差分解分析

為更好分析VAR模型的實(shí)際經(jīng)濟(jì)意義，需要對模型進(jìn)行脈沖響應(yīng)和方差分解分析。脈沖響應(yīng)函數(shù)能夠分析VAR模型中每個(gè)內(nèi)生變量對于它自身及其他內(nèi)生變量的擾動(dòng)所做出的反應(yīng)，從而了解其動(dòng)態(tài)特征。橫軸是沖擊作用的滯后期，縱軸是變化量。本文主要利用脈沖響應(yīng)方法分析YWPI對CPI、CCI、CEI、CSI、MEI、MEI的影響作用，以及YWCI對CPI、CCI、CEI、CSI、MEI、MEI的影響作用。

圖4左圖表示CPI對于YWPI沖擊的脈沖響應(yīng)。前4期CPI對YWPI的沖擊具有正向效應(yīng)，從第5期開始正向效應(yīng)轉(zhuǎn)變?yōu)樨?fù)向效應(yīng)，并于第16期達(dá)到最小值-0.001556。說明YWPI會向CPI傳導(dǎo)，短期內(nèi)對CPI有正向影響，長期來說正向作用逐漸減弱并產(chǎn)生負(fù)向影響。圖4右圖表示CPI對于YWCI沖擊的脈沖響應(yīng)。整體上CPI對YWCI的沖擊具有正向效應(yīng)，于第5期達(dá)到最大值0.000923，長期來看正向作用逐漸減弱至零。

圖4 居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)對于義烏指數(shù)沖擊的脈沖響應(yīng)圖

圖5、圖6和圖7分別表示CCI、CEI、CSI對于YWPI、YWCI沖擊的脈沖響應(yīng)。CCI、CEI和CSI對YWPI沖擊的反應(yīng)程度相似，前3期CCI和CSI對YWPI的沖擊具有正向效應(yīng)，從第4期開始正向效應(yīng)轉(zhuǎn)為負(fù)向效應(yīng)，并分別于第20期達(dá)到最小值-0.006723和-0.006333。前2期CEI對YWPI的沖擊具有正向效應(yīng)，從第3期開始正向效應(yīng)轉(zhuǎn)為負(fù)向效應(yīng)，并于第19期達(dá)到最小值-0.007021。說明短期內(nèi)YWPI對CCI、CEI和CSI具有正向影響作用，長期來看有負(fù)向影響。

圖5 消費(fèi)者信心指數(shù)對于義烏指數(shù)的脈沖響應(yīng)圖

圖6 消費(fèi)者預(yù)期指數(shù)對于義烏指數(shù)的脈沖響應(yīng)圖

圖7 消費(fèi)者滿意指數(shù)對于義烏指數(shù)的脈沖響應(yīng)圖

CCI、CEI和CSI對YWCI沖擊的反應(yīng)程度相似，整體上呈現(xiàn)正向效應(yīng)。從第3期開始，CCI和CEI對YWCI的沖擊開始具有正向效應(yīng)，并都在第10期達(dá)到最大值，之后稍有下降，總體保持平穩(wěn)態(tài)勢。從第2期開始，CSI對YWCI的沖擊產(chǎn)生正向效應(yīng)，并于第9期達(dá)到最大值0.001582，之后稍有下降，總體保持平穩(wěn)態(tài)勢。

圖8和圖9顯示了MEI、MEI對于YWPI、YWCI沖擊的脈沖響應(yīng)。由圖可知，MEI和MEI對于YWPI的沖擊反應(yīng)較小，波動(dòng)平穩(wěn)。MEI對于YWCI的沖擊整體上呈負(fù)向效應(yīng)，在第8期達(dá)到最小值-0.006912，之后負(fù)向效應(yīng)逐漸減弱并在第18期轉(zhuǎn)為正向效應(yīng)。MEI對于YWCI的沖擊整體上呈現(xiàn)正向效應(yīng)，在第12期達(dá)到最大值0.001618，之后正向效應(yīng)逐漸減弱趨向于零。

圖8 宏觀先行合成指數(shù)對義烏指數(shù)的脈沖響應(yīng)圖

圖9 宏觀滯后合成指數(shù)對義烏指數(shù)的脈沖響應(yīng)圖

利用方差分解結(jié)果可以分析義烏指數(shù)對于CPI、CCI、CEI、CSI、MEI、MEI變動(dòng)的貢獻(xiàn)程度。經(jīng)系統(tǒng)分析，CPI、CCI、CEI、CSI、MEI和MEI受到自身沖擊的影響逐漸下降，在第20期分別達(dá)到85.08208%、85.70297%、3.852490%、0.122630%、39.74561%和78.07032%，對CPI和CCI來說，YWPI是貢獻(xiàn)程度最大的因素，在第20期分別達(dá)到11.67363%和12.16086%；對CEI和CSI來說，主要受到CCI的影響，YWPI的貢獻(xiàn)程度也很大，在第20期分別達(dá)到12.09700%和10.21961%；對MEI和MEI來說，YWCI是貢獻(xiàn)程度最大的因素，在第20期分別達(dá)到58.62686%和15.95613%，即CPI、CCI、CEI、CSI的變化均會受到Y(jié)WPI的影響，MEI和MEI的變化主要受到Y(jié)WCI的影響。

3.8 領(lǐng)先滯后關(guān)系分析

本文運(yùn)用最小二乘回歸方法估計(jì)義烏小商品月價(jià)格指數(shù)、義烏小商品月景氣指數(shù)及其不同滯后期的指數(shù)對各相關(guān)指數(shù)的影響作用。將CPI、CCI、CEI、CSI與YWPI不同滯后期的數(shù)據(jù)，以及MEI、MEI與YWCI不同滯后期的數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸，觀察顯著性情況，進(jìn)而估計(jì)指數(shù)間具體的領(lǐng)先滯后情況。實(shí)證發(fā)現(xiàn)，YWPI領(lǐng)先CCI、CEI4期，YWPI領(lǐng)先CSI11期，YWCI領(lǐng)先MEI、MEI10期。

4 結(jié)語

本文從實(shí)證角度出發(fā)，對義烏小商品月價(jià)格指數(shù)、義烏小商品月景氣指數(shù)、中國居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)；義烏小商品月價(jià)格指數(shù)、義烏小商品月景氣指數(shù)、中國消費(fèi)者信心指數(shù)、中國消費(fèi)者預(yù)期指數(shù)、中國消費(fèi)者滿意指數(shù)；義烏小商品月價(jià)格指數(shù)、義烏小商品月景氣指數(shù)、中國宏觀先行合成指數(shù)、中國宏觀滯后合成指數(shù)三個(gè)變量組分別構(gòu)建了VAR模型，采用協(xié)整檢驗(yàn)和格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)方法，并運(yùn)用脈沖響應(yīng)和方差分解分析指數(shù)間的相關(guān)關(guān)系，最后通過最小二乘方法估計(jì)指數(shù)間的領(lǐng)先滯后情況，得到如下結(jié)論：

第一，義烏小商品月價(jià)格指數(shù)和居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)互為格蘭杰原因，兩者相互影響。短期內(nèi)義烏小商品月價(jià)格指數(shù)對居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)有正向影響作用，長期來說正向作用逐漸減弱并產(chǎn)生負(fù)向影響。整體上義烏小商品月景氣指數(shù)對居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)具有正向影響，長期來看正向作用逐漸減弱至零。

第二，義烏小商品月價(jià)格指數(shù)領(lǐng)先于消費(fèi)者景氣指數(shù)，具有預(yù)測作用，短期內(nèi)有正向影響，長期來說呈負(fù)向影響。義烏小商品月景氣指數(shù)對消費(fèi)者景氣指數(shù)整體上具有正向影響。此外，消費(fèi)者景氣指數(shù)對義烏小商品景氣指數(shù)也存在重要影響，消費(fèi)者整體經(jīng)濟(jì)的信心與感受會作用于小商品行業(yè)。

第三，義烏小商品月景氣指數(shù)領(lǐng)先于宏觀先行合成指數(shù)和宏觀滯后合成指數(shù)，具有預(yù)測作用。義烏小商品月景氣指數(shù)對宏觀先行合成指數(shù)有負(fù)向影響，對宏觀滯后合成指數(shù)有正向影響。

基于上述結(jié)果，政府可建立相應(yīng)的預(yù)測機(jī)制，發(fā)揮義烏指數(shù)的先行作用，合理制定調(diào)控政策，防范系統(tǒng)性風(fēng)險(xiǎn)；企業(yè)和經(jīng)營戶則可依據(jù)義烏指數(shù)的走勢分析市場經(jīng)濟(jì)波動(dòng)狀況，準(zhǔn)確判斷供求關(guān)系，調(diào)整經(jīng)營策略，增強(qiáng)快速反應(yīng)能力。例如在消費(fèi)者信心指數(shù)處于稍低水平，市場經(jīng)濟(jì)整體低迷的時(shí)期，可通過調(diào)整小商品價(jià)格來提升市場活力。