中国区域经济的结构变化及差异分析

中国区域经济的结构变化及差异分析

作者：陈 飞 高铁梅

来源：《财经问题研究》2008年第06期

摘 要：本文利用时变参数模型，从总供给和总需求两个方面对我国区域经济的结构性变化及差异进行了实证分析。结果表明近年来我国总供给曲线变得较为平缓，东部地区总供给曲线更为平缓，扩大总需求不仅不会产生通货膨胀压力，而且还会带来产出的较大增长。东部地区的投资需求弹性呈倒U型曲线变化，表明东部地区的工业化进程发展较快，产业结构更为合理，正在向快速发展第三产业的更高阶段迈进。中、西部地区需求模式较为接近，其经济增长主要靠投资拉动，消费需求对经济的促进作用相对较弱。 关键词：区域差异；结构变化；时变参数模型 中图分类号：F127文献标识码：A 文章编号：1000-176X（2008）06-0105-07

一、引 言

改革开放以来，中国为促进经济发展，在东部地区实施“沿海区域优先发展”战略，经济实现了快速腾飞。然而，在东部地区经济快速增长的同时，我国地区间经济差距呈现出不断扩大的趋势。为改善地区经济发展不平衡状况，1998年以来，我国又先后实施了西部大开发、振兴东北老工业基地和中部崛起的经济发展战略，对促进全国及各地区经济增长、减缓地区差距扩大起到了十分重要的作用。近年来，国家宏观的倾斜已成为地区经济发展的主要动力之一。由于经济改革、地区经济环境变化以及冲击等方面因素的影响，我国的区域经济结构发生了深刻的变化。分析我国区域经济供需结构的变化及相互间差异，可以为国家及地方制定正确的经济提供相应的理论依据和实践支持。

近十年来，我国地区经济差距和各地区经济结构变化已成为学术界关注的重要问题，关于区域经济差异的研究主要集中在以下几方面：一是利用内生经济增长理论，通过计算我国各地区的全要素生产率（TFP），并进行收敛性检验，来研究我国各地区间的经济增长差异；如彭国华测算了1982—2002年各省区全要素生产率，并进行了TFP收敛性检验，检验的结果表明，东部区域的收敛性和全国及中、西部区域的收敛性存在明显的差别[1]；邓祥、李建平对改革开放之后中国的地区经济增长及生产率变动进行了估计，发现中国各地区的经济增长与要素投入和全要素生产率的提高密切相关[2]；许召元、李善同考察了地区差距变化的决定因素，发现中国地区经济存在条件收敛性，同时也存在促使地区差距持续扩大的因素[3]。二是比较地区

龙源期刊网 http://www.qikan.com.cn

间贸易水平、外国直接投资（FDI）、收入差距及人口流动等方面差异，并分析其对经济总量的影响；如万广华分析了贸易和FDI对区域收入的影响，发现贸易和资本是导致地区收入差距的重要因素，并且其影响作用随着时间的变化而加强[4]；江小涓、李辉研究了我国地区之间的实际收入差距，发现各城市间真实生活水平的差距要小于名义收入差距[5]；段平忠、刘传江分析了人口流动对经济增长地区差距的影响，认为人口流动的地区差距与经济增长的地区差距高度相关[6]。三是研究对不同经济区域影响的差异性；如郭金龙、王宏伟认为导向引起的资本流动对改变地区间经济发展差距作用明显，我国东、中、西部区域由于经济基础和环境的差异形成的地区差距，使得资本不断向东部集中，而资本在地区间流动的结果又放大了地区间的经济差距[7]；郭庆旺、贾俊雪利用面板数据模型和时变参数模型研究了财政对我国区域经济的影响，认为积极财政对我国区域经济增长起到了促进作用，且对相对落后地区作用更为明显，但并未有效抑制我国区域经济差异增大的趋势[8]；于则利用向量自回归模型和聚类分析方法研究了我国货币的区域效应，认为不同区域对于货币的反应差异较大[9]。

上述研究成果从宏观经济理论的各个方面对我国的区域经济差异进行了分析。然而，大多数研究是采用固定参数模型，不能反映不同时期的结构变化。因此，本文针对我国当前经济运行的特点，结合各地区经济发展不平衡的现状，采用时变参数模型，从总供给和总需求两个方面综合研究我国区域经济的结构变化及其对区域经济增长的影响。本文的第二部分给出总供给曲线的数理模型及时变参数模型的方法介绍；在第三部分，利用时变参数模型计算出全国及东、中、西部地区除了中国、和，中国有31个省（自治区、直辖市）的数据。为了保证数据的一致性，重庆（成立于1997年的直辖市）和四川的数据合并在一起。由于缺乏完整的数据而未被包含在内，本文的研究中包含了29个省的数据。其中，东部区域包括：北京市、天津市、河北省、辽宁省、上海市、江苏省、浙江省、福建省、山东省、广东省和海南省；中部区域包括：山西省、吉林省、黑龙江省、安徽省、江西省、河南省、湖北省和湖南省；西部区域包括：内蒙古自治区、四川省、广西自治区、贵州省、云南省、陕西省、甘肃省、宁夏自治区、青海省和自治区。总供给曲线的斜率，并对各地区经济结构的变化及相互之间的差异进行实证分析；第四部分研究了我国投资、消费需求弹性的动态变化，从总需求的角度进一步分析

我国区域经济结构的变化；最后给出结论。

二、总供给曲线的数理模型及时变参数模型介绍

1．总供给曲线的数理模型[10]

本文从总供给曲线和产出缺口的理论出发，确定总供给曲线的斜率，由菲利普斯曲线、生产函数和工资加成定价方程可以推导出价格水平和产出缺口的关系：

龙源期刊网 http://www.qikan.com.cn

式（1）中，P为当期价格水平，性，Y代表实际产出，

-为上期价格水平，参数α>0，称为产出缺口弹

）

代表经济处于充分就业状态时的产出，即潜在产出，（Y---将（1）式变换为：

是相对产出缺口，潜在产出与产出的长期增长趋势相联系，这样产出缺口就与产出的短期波动成份有关。利用通货膨胀率π=(P-

在式（2）中，如果定义 π=λ(Y-（3）

，我们就得到了如下形式的总供给方程：

其中，参数λ表示总供给曲线的斜率。当λ的值较大时，正的（或负的）产出缺口通过总供给曲线产生的通货膨胀（或通货紧缩）压力较大，产出的变动会导致物价的大幅波动，此时经济周期波动的幅度也较大；而当λ的值较小时，正的（或负的）产出缺口通过总供给曲线产生的通货膨胀（或通货紧缩）压力就较小，产出变动对物价波动的影响相对也较小，经济发展比较平稳。

由生产函数和工资加成定价理论可知，价格随产出的增长而上升是因为产出增长意味着失业的下降以及由此增加的劳动成本，而价格随产量上升的幅度取决于劳动市场的调整过程和价格的传导机制。图1显示了不同斜率的短期总供给曲线，当总需求曲线向右移动时引起通货膨胀率及产出的不同变化。总供给曲线膨胀率之间的变动关系，其中，总供给曲线的斜率

和

描述了两种不同经济状态下产出与通货较为陡峭，即

的斜率

比，总需求曲线-，产出

大。在短期内，生产技术保持不变，且由于生产规模调整成本的存在，决定了厂

，通货膨胀率的变化为

-

商的总供给能力保持不变，经济增长主要靠总需求拉动。当总供给曲线为由AD移动到AD′时，均衡点由E移动到的变化为

--时，均衡点由E移动到

；而对于总供给曲线，通货膨胀率的变化为

明显大于

，当总需求曲线由AD移动到AD′

，产出的变化表示为，即总供给曲线的斜率越大，

大于

。

。由图1中可以看出，

总需求曲线向右移动导致通货膨胀的压力就越大。同时从图1中还可以看出，总供给曲线越平缓，总需求曲线向右移动，产出增加就越大，即当AD移动到AD′时，

本文利用Hodrick-Prescott滤波（简称为H-P滤波）方法计算潜在产出，该方法可以将时间序列的潜在产出

分解为长期增长趋势和短期波动成份。设

就是从时间序列

的计算公式由下式给出：

为我国年度GDP序列，不同时期

中分离得到的长期趋势成份，则产出缺口序列

龙源期刊网 http://www.qikan.com.cn

-（4）

2．时变参数模型（Time-varying Parameter Model ）的状态空间表示[11]

近年来，我国的经济结构由于变革、变化和全球化等方面因素的影响发生了很大的变化，而这种变化用以往的固定参数模型是无法表现出来的，因此，我们考虑利用时变参数模型来研究我国的经济结构变化。下面利用状态空间模型来构造时变参数模型：

在方程（5）中可观测变量0，方差为

三、中国区域总供给曲线的结构变化及差异性分析

随着我国经济改革的不断深化，在冲击的影响下，各地区的经济结构按照其自身的发展规律不断变化着。本文利用时变参数模型分别对全国及东、中、西部区域总供给曲线的斜率分别进行了测算，进而分析我国各地区总供给曲线的结构性变化及相互之间的差异。

本文利用公式（2）建立全国及各区域总供给曲线的时变参数模型本文使用19—2006年的年度数据。全国数据来源于《国家统计年鉴》和中经网（www．cei．gov．cn），其中全国GDP数据为利用2004年全国经济普查结果调整后的数据。各省份数据来源于各省历年的《统计年鉴》，各个经济区域的GDP值为区域内各省GDP（实际值，1985年=100）的加总，各个区域的消费价格指数CPI值是区域内各省CPI的平均值。利用第二部分介绍的方法，可以求出各个地区的产出缺口

（8）的检验统计量。其中，参数

和

取0．05）；全国及东、中、西部地区总供给方程的

和通货膨胀率

的数据。。模型的具体形式如下： 为节省篇幅，本文在脚注中给出式，i=0,1,2,3，均统计显著（显著性水平分别为0．86，0．94，0．87和

和

是具有固定系数γ 的解释变量集合，

是状态向量，称为可变参数。

和

来进行估计。在方程（6）中，假定参数

是具有随机系数

的解释

变量集合，随机系数向量是不可观测向量，必须利用

的变动服从于AR（1）是相互的，且服从均值为

模型（可扩展为AR（p）模型）。根据方程（7），

和协方差矩阵为R的正态分布。

0．91；D．W．值分别为2．33、1．91、1．73和2．12。i=0,1,2,3,t=1,2，…,T（8） 式（8）中包含了四个方程，i=0，1，2，3，分别表示全国及东、中、西部地区，为各个方程的残差序列，

和

为可变参数，其中

表示不同地区产出

龙源期刊网 http://www.qikan.com.cn

缺口弹性，其随着经济结构的变化而不同。利用式（3）中总供给曲线斜率与产出缺口弹性之间的对应关系线斜率

1．全国总供给曲线斜率在1996年之后发生结构性变化

从图2中可以看出，全国总供给曲线斜率在整个样本期内持续减小，但在1996年前后，全国总供给曲线斜率的变化呈现出不同的特点。在19—1996年期间，全国总供给曲线斜率由0．01121减少至0．00317，平均每年减少31．7%，下降的速度较快，在此期间，全国总供给曲线斜率的均值为0．00690，相对较大。总供给曲线斜率较大说明价格机制的调节能力强，产出的变动可以通过劳动市场快速地传导到价格水平上来，调节要素和产品的分配，促进经济增长。1992年初，“同志南巡讲话”对我国经济增长尤其是东部地区经济增长起到了极大的促进作用。在1992年～1996年期间，我国经济快速发展，国民经济增长速度连续5年超过10%，而在此期间，通货膨胀率水平较高，最低水平亦超过了6．4%，在1994年，通货膨胀率达到历史最高水平24%。高经济增长伴随高通货膨胀，经济增长的稳定性较差。 1996年我国开始由计划经济向社会主义市场经济转变，的根本性变化对我国的经济结构和经济增长方式产生了巨大冲击，从而导致了通货膨胀率与产出缺口之间的关系发生结构性变化。1997—2006年，全国总供给曲线斜率的变化较为平缓，从0．00284下降至0．00183，在此期间，全国总供给曲线斜率的平均值为0．00234。由供需理论可知，当总供给曲线斜率较小，即总供给曲线变的较为平缓时，需求的增加只能使得均衡物价提高很少，也就是说，需求变动带来的通货膨胀压力不大，而产出增加却很大。2002—2006年我国国民经济连续5年保持在9%以上的高增长速度，而通货膨胀率除2004年达到3．9%外，其余4年均保持在2%以下。本文的计算结果解释了近年来我国出现国民经济高速增长与低通货膨胀并存状况的原因。目前我国总供给曲线的斜率逐渐减小，采取扩大内需的宏观，可以在较小的通货膨胀压力下，促进国民经济平稳健康快速发展。

2．东部地区总供给曲线变化趋势与全国相同，但变得更为平缓

东部地区间总供给曲线斜率的变化趋势与全国总供给曲线斜率的变化趋势相同，亦在1996年之后发生结构性变化。东部地区的经济总量占全国经济总量的比重较大，2004年全国经济普查结果显示，东部地区GDP占全国经济总量的比重为60．5%，从而决定了全国总供给曲线斜率的变化与东部地区呈现类似的特征。但东部地区总供给曲线变得更为平缓，从图2中可以看出，在1997年之前，东部地区间总供给曲线斜率高于全国总供给曲线斜率，而在1997年之后，东部地区间总供给曲线斜率要低于全国总供给曲线斜率。这主要是因为东部地区的经济发展要超前于全国及我国其他地区。2006年东部地区间总供给曲线斜率减少至0．00066，总供给曲线变得更为平缓，意味着在东部地区扩大总需求促进经济快速增长的同时只会带来较

的动态变化如图2所示。

可计算出动态的总供给曲线的斜率，总供给曲

龙源期刊网 http://www.qikan.com.cn

小的通货膨胀压力。在宏观上，可以更多的从扩大总需求方面考虑对东部地区经济发展的问题。

3．中部地区总供给曲线斜率缓慢下降

中部地区间总供给曲线斜率也在逐年减小，但变化速度较为缓慢，并且结构变化也不明显。斜率值从19年的0．004减少至2006年的0．00309，平均每年仅减少5．99%。主要是因为中部地区的产业结构不合理、企业管理制度不完善、市场化进程缓慢等方面原因造成了中部地区的企业效率低下、市场竞争力不强，从而导致中部地区经济增长较为缓慢，总供给结构变化不大。对于中部地区来说，既存在国家及地方投资不足问题，又存在资金利用效率低下的问题。

4．西部地区总供给曲线斜率逐年增大

19年以来，西部地区总供给曲线斜率在逐渐增大，其变化趋势与全国及东、中部地区总供给曲线的斜率的变化趋势相反。19—1999年期间，斜率的变化比较平缓，从19年的0．00196增大到1999年的0．00342，平均每年增加6．74%；2000—2006年西部地区总供给曲线斜率的增长速度加快，从2000年的0．00378增大到2006年的0．00703，平均每年增加12．3%。总供给曲线斜率增大，则总供给曲线变陡，意味着产出的增加会导致价格水平的上涨，在工资并非完全可伸缩的条件下，价格上涨主要来源于就业的增加以及由此增加的劳动成本。由此可见，对于西部地区通过增加投资供给虽然可以促进本地区经济快速增长，能够增加就业、提高西部地区居民的生活水平，但是产出的增加，也将加大物价的上涨，存在通货膨胀的隐患，所以应加快产业结构调整，使西部地区经济步入工业化进程的良性发展阶段。

近年来，西部地区的经济增长主要是靠国家大量投资拉动的。为改变“西部区域经济基础薄弱、产业结构单一”的状况，1999年，实施西部大开发战略，国家大幅度加大对西部地区建设资金投入力度。2000年～2004年，累计投入西部财政性建设资金约4 600亿元，安排财政转移支付和专项补助约5 000亿元。并且持续不断地对西部地区的发展给予了优惠、税收优惠等种种支持，使得西部地区的投资和经济快速增长。但西部地区的主导产业仍然以资源导向型为主，产业结构不合理，经济可持续发展能力较差。结合西部地区经济发展状况及我们计算的结果，本文建议在国家继续对西部地区保持适度投资支持的基础之上，改善西部地区的产业结构，大力发展高技术含量、高附加值产业，才能实现西部地区经济发展的自我完善，减少对国家的依赖程度。

四、我国区域投资及消费需求弹性的动态变化

龙源期刊网 http://www.qikan.com.cn

总供给和总需求是经济发展不可分割的两个方面，二者相互影响、相互制约，共同决定一个国家或地区的经济发展状况和居民生活水平。因此，本文在分析总供给曲线结构变化的基础之上，进一步从总需求的角度出发，构建投资和消费需求对产出影响的时变参数模型，研究我国东、中、西部区域经济的需求结构变化。利用19—2006年各地区的国内生产总值（GDP）、社会消费品零售总额（C）和固定资产投资总额（I）的年度数据数据来源于各省份历年的《统计年鉴》和中经网（www．cei．gov．cn）。对模型进行估计。模型的具体形式如下：

式（9）包含三个方程，i=1，2，3，分别表示我国东、中、西部地区，个方程的残差序列，

、

和

为可变参数，其中

和

示各地区消费需求弹性和投资需求弹性。

三个方程的估计结果的

统计量都在0．9以上，D．W值分别为1．68，1．81和

为各分别表

1．79，说明东、中、西部地区需求方程的拟合效果均较好，且各个方程中变量的系数均是统计显著的。在整个样本期间，我国东部地区消费需求弹性的均值为0．8362，明显大于中、西部地区消费需求弹性均值0．7042和0．6681，表明东部地区消费需求对产出的影响效果要优于中、西部地区消费需求对产出的影响效果。西部地区消费需求弹性的均值最小，说明西部地区消费水平偏低，对经济增长的拉动作用较弱。中、西部地区投资需求弹性均值较大，其值分别为0．2869和0．27，远大于东部地区投资需求弹性均值0．1430，说明在中、西部地区适当增加投资对当地的经济发展具有显著的促进作用，尤其是增加对中部地区投资效果更为明显。

1．东部地区消费需求弹性在逐渐增大，投资需求弹性亦呈倒U型曲线变化

从世界各国经济发展和工业化进程来看，投资对产出的拉动作用呈现从低到高、再从高到低并趋于相对稳定的变动过程，近似一条平缓的“马鞍形”曲线（或称为“倒U”型曲线）；消费对产出拉动作用的变动过程则呈现与投资弹性相反的平缓的“倒马鞍形”曲线（或称为“U”型曲线）。这是由工业化进程中消费结构和产业结构的逐步提升引起的。

在工业化进程中，随着收入水平的提高，消费结构不断提升，食品等初级产品消费比重逐步下降，工业制成品消费比重逐步上升，第二产业发展相对较快。由于第二产业资本有机构成较高，生产过程需要大量中间投入，使得投资对产出的拉动作用不断上升，消费对产出的拉动作用不断下降。当工业化进程基本完成、经济发展迈向发达阶段时，消费结构由工业品消费为主转向以住房、教育、旅游等产品的消费为主，第三产业发展相对较快。由于第三产业资本有

龙源期刊网 http://www.qikan.com.cn

机构成较低，需要中间投入较少，造成投资对产出的拉动作用出现下降，消费对产出的拉动作用相应上升。

从图3a中可以看出，在整个样本期间，东部地区投资需求弹性呈先上升再下降的倒U型曲线变化，其最大值是在1996年达到顶峰。19—1996年期间，东部地区投资需求弹性一直处于上升阶段，表明投资增加有效地促进其经济快速增长，投资需求对产出的影响作用逐年增强。从1997年开始，东部地区的投资需求弹性开始下降，其主要原因是东部地区的产业结构已经向大力发展第三产业转变，第三产业需要中间投入较少，使得投资需求弹性下降。从图3b中可以看出，东部地区消费需求弹性呈线性趋势上升，从19年的0．815增加到2006年0．858，增加5．3%，表明我国东部地区消费需求对产出的影响在逐年增强，主要是由于东部地区第三产业发展相对较快，其消费结构已经从以普通消费品为主转向以住房、汽车、教育和服务等高档产品的消费为主，消费需求对经济增长的拉动作用逐渐增强。因此，东部地区的经济增长主要靠需求拉动，产业结构合理，工业化进程发展较快，经济正在向快速发展第三产业的更高阶段迈进。

2．中部地区消费需求弹性逐年减小，投资需求弹性逐年增大

从图4a和图4b中可以看出，在整个样本期内，中部地区消费需求弹性在逐年减小，从19年的0．729减少到2006年的0．663，共下降9．9%，表明中部地区消费需求对产出的影响在减弱。中部地区投资需求弹性呈线性趋势上升，其值从0．278增加到0．331，共增加18．9%，表明中部地区投资需求对产出的影响在逐年增强。这主要是因为中部地区正处于工业化进程之中，其经济增长主要靠第二产业的增长来拉动的，在生产过程中需要大量中间投入，从而使得投资对产出的拉动作用不断上升，消费对产出的拉动作用不断下降。

3．西部地区的需求变动情况与中部相似，但西部地区的结构性变化更为明显

从图5a和图5b中可以看出，在19—2006年期间，西部地区消费和投资需求弹性的大小及变化与中部地区存有相近之处：消费需求弹性逐年减小、投资需求弹性逐年增大。但二者之间也存在着差别，对于中部地区来说，消费和投资需求弹性的变化均较为平缓，需求结构变化不大。对于西部地区来说，西部地区消费需求弹性的下降幅度及投资需求弹性的上升幅度更大，分别超过中部地区4．3%和16．8%，并且均在1998年之后发生了结构性变化，在1998年以前西部地区消费需求弹性下降趋势和投资需求弹性上升趋势比较陡峭，在1998年以后，二者均变得比较平缓。其主要原因是1999年以后我国对西部地区实施的大开发战略取得了显著的成效，使得西部地区的经济发展速度加快，投资及消费需求结构逐步趋于合理。

龙源期刊网 http://www.qikan.com.cn

五、结 论

本文利用时变参数模型，从总供给和总需求两个方面对全国及东、中、西部地区的经济结构变化进行了实证分析。分析的结果表明，东、中、西部地区之间的供需结构及其变化特征存在很大差异。各地区间供需结构的差异是导致我国区域经济发展不平衡的重要原因之一，为实现促进区域协调发展的“十一五”规划目标，我国必须根据各地区自身的经济发展特点进行有针对性的宏观，才能够有效地促进经济增长、缩小地区间收入差距。

就我国整体而言，总供给曲线变得较为平缓，1997年以后，总供给曲线斜率稳定在较低水平，说明总需求曲线向右移动不仅不会产生较大的通货膨胀压力，而且还会带来产出的较大增长。东部地区的总供给结构变化与全国相类似，但其总供给曲线变得更为平缓。东部地区的投资需求弹性呈倒U型曲线变化，其经济增长主要靠消费需求拉动，表明东部地区的工业化进程发展较快，产业结构更为合理，正在向快速发展第三产业的更高阶段迈进。西部地区经济起步较晚，其经济增长主要靠投资拉动，消费需求对经济的促进作用相对较弱，总供给曲线的斜率逐年增大，说明在西部地区增加投资虽然有利于促进本地区经济快速增长，能够增加就业、提高西部地区居民的生活水平，但是产出的增加，也将加大物价的上涨，存在通货膨胀的隐患，所以应加快产业结构调整，使西部地区经济步入工业化进程的良性发展阶段。中部地区的供需结构变化不明显，其经济增长主要靠投资需求推动，消费需求的拉动作用弱。加大对中部地区的投资力度、优化产业结构、加快市场化进程是促进其经济增长的重要途径。

参考文献：

［1］ 彭国华．中国地区收入差距、全要素生产率及其收敛分析［J］．经济研究，2005，（9）:19-29．

［2］ 邓翔．李建平．中国地区经济增长的动力分析［J］．管理世界，2004，（11）:68-76．

［3］ 许召元．李善同．近年来中国地区差距的变动趋势［J］．经济研究，2006，（7）:106-116．

［4］ 万广华，等．全球化与地区间收入差距：来自中国的证据［J］．中国社会科学，2005，（3）:17-26．

［5］ 江小涓，李辉．我国地区之间实际收入差距小于名义收入差距［J］．经济研究，2005，（9）:11-18．

龙源期刊网 http://www.qikan.com.cn

［6］ 段平忠，刘传江．人口流动对经济增长地区差距的影响［J］．中国软科学，2005，（12）:99-110．

［7］ 郭金龙，王宏伟．中国区域间资本流动与区域经济差距研究［J］．管理世界，2003，（7）．

［8］ 郭庆旺，贾俊雪．积极财政对区域经济增长与差异的影响［J］．中国软科学，2005，（7）:46-53．［9］ 于则．我国货币的区域效应分析［J］．管理世界，2006，（2）:18-22．

［10］ 多恩布什，费希尔．宏观经济学（第六版）［M］．李庆云校译，北京：中国人民大学出版社，1997．179-191，403-413．

［11］ 高铁梅．计量经济分析方法与建模——EViews应用及实例［M］．北京：清华大学出版社，2006．302-316．

［12］ Blanchard，Olvier and Danny Quah．The Dynamic Effects of Aggregate Demand and Supply Disturbances［J］．American Economic Review，19，（79）: 655-673． ［13］ Harvey，A．C．，Forecasting structural time series models and the Kalmen filter ［M］．Cambridge University Press，19，Chapter 3．101-167．

（责任编辑：于振荣）

注：“本文中所涉及到的图表、注解、公式等内容请以PDF格式阅读原文。”