中國區(qū)域間經(jīng)濟波動與經(jīng)濟增長時滯效應(yīng)分析

安樹偉+張晉晉+王彥飛

摘要：為清晰地了解經(jīng)濟波動的動態(tài)影響過程及機理，通過建立多項式分布滯后模型，對我國不同區(qū)域經(jīng)濟波動對經(jīng)濟增長的滯后期進行比較分析。結(jié)果表明：全國、東部、中部、西部、東北的經(jīng)濟波動對經(jīng)濟增長的作用期限分別是3年、2年、3年、5年、3年，且對經(jīng)濟增長作用分別表現(xiàn)為促進、促進、抑制、抑制、促進。從各期影響來看，除中部一直表現(xiàn)為抑制經(jīng)濟發(fā)展外，其他地區(qū)普遍表現(xiàn)為從滯后2年后對經(jīng)濟的作用由促進轉(zhuǎn)變?yōu)橐种疲笮?yīng)逐漸減弱。所以，不同區(qū)域應(yīng)該充分利用彼此間經(jīng)濟波動的時期差，做好相應(yīng)的準備，努力克服經(jīng)濟波動的減損效應(yīng)。

關(guān)鍵詞：經(jīng)濟波動；經(jīng)濟增長；熊彼特；經(jīng)濟周期理論；內(nèi)生增長理論；多項分布滯后分析；動態(tài)時滯效應(yīng)；區(qū)域借鑒

中圖分類號：F127 文獻標識碼：A 文章編號：1007-2101（2016）06-0106-06

一、文獻綜述

經(jīng)濟波動與經(jīng)濟增長的問題早在熊彼特創(chuàng)新理論里就有相關(guān)論述，但長期以來傳統(tǒng)的宏觀經(jīng)濟理論一直是對二者分別進行單獨的研究，直到20世紀80年代真實經(jīng)濟周期理論與內(nèi)生增長理論的提出，開始逐步將二者結(jié)合起來探討短期的經(jīng)濟波動和經(jīng)濟增長的長期關(guān)系。目前，雖國外已有較多的文獻對波動和增長間的關(guān)系進行研究，但卻一直沒有較為一致的結(jié)論。如Mirman（1971）認為，為了預(yù)防經(jīng)濟周期和波動的存在，人們會有更高的預(yù)防性儲蓄和投資，從而有更高的經(jīng)濟增長[1]；Black（1987）也認為國家可以在高風險、高預(yù)期回報的技術(shù)和低風險、低預(yù)期回報的技術(shù)之間進行選擇，希望投資于具有更高風險技術(shù)的投資者預(yù)期得到更高的收益，足以彌補可能的風險，因此，經(jīng)濟波動程度高的國家也應(yīng)該有高的平均增長率[2]。但也有許多學者認為經(jīng)濟波動對經(jīng)濟增長有負面影響，如Ramey和Ramey（1991）等認為投資的不可逆性意味著波動加劇會減少投資支出。因為如果企業(yè)對其產(chǎn)品的未來需求具有不確定性，他們就不會投資于新工廠和新設(shè)備，產(chǎn)出波動越劇烈，產(chǎn)品未來需求不確定性越大，企業(yè)也就越不可能投資，波動和投資之間的負相關(guān)或許會導(dǎo)致波動和增長之間的負相關(guān)關(guān)系[3]。Martin和Roger（1997）認為經(jīng)濟波動會影響企業(yè)的物質(zhì)資本投資、人力資本投資、研發(fā)投資活動，進而影響了這些投資的回報，使得經(jīng)濟波動通過這個渠道來影響經(jīng)濟增長，從而得出波動和增長之間存在負相關(guān)的結(jié)論[4]。但這些結(jié)論的得出均與不同國家的制度環(huán)境和結(jié)構(gòu)特征有著十分密切的關(guān)系，當研究區(qū)間發(fā)生變化或者樣本國家不同時，便會得出不同甚至相反的結(jié)論。因此，對我國經(jīng)濟波動與經(jīng)濟增長的借鑒意義有限，還需要具體針對我國具體現(xiàn)狀進行研究才更有意義。

目前，國內(nèi)已有少數(shù)學者對經(jīng)濟波動和經(jīng)濟增長間的關(guān)系進行了相關(guān)實證研究和分析。如劉金全和張鶴（2003）、李永友（2006）等使用全國總量時間序列數(shù)據(jù)進行了研究[5][6]，Wu Yanrui（2006）使用跨地區(qū)數(shù)據(jù)進行了研究[7]。但是這些研究存在的很大不足就是，沒有考慮到我國改革開放這一重要制度環(huán)境因素對二者關(guān)系可能造成的影響，也沒考慮到不同的地區(qū)制度環(huán)境的差異而可能使得波動和增長間關(guān)系存在的異質(zhì)性。為此，盧二坡（2007）對1953—2004年我國27個省級地區(qū)經(jīng)濟波動和增長的面板數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，改革開放以前我國各地區(qū)短期波動對長期增長具有相同的負面效應(yīng)；然而，改革開放以后，各地區(qū)短期波動對長期增長的效應(yīng)具有異質(zhì)性，有的地區(qū)該效應(yīng)為正，有的地區(qū)為負[8]。董冠鵬等（2010）在國內(nèi)外研究的基礎(chǔ)上對導(dǎo)致不同區(qū)域異質(zhì)性的原因進行了深入的探索性分析，認為不同區(qū)域總體發(fā)展水平、金融深化程度、對外聯(lián)系水平的差異，直接影響著區(qū)域經(jīng)濟波動對經(jīng)濟增長的作用方向和強度[9]。

現(xiàn)實中經(jīng)濟波動對經(jīng)濟增長的影響是一個動態(tài)的變化過程，在許多情況下是不會瞬間發(fā)生的，需要一定時間來逐步顯現(xiàn)其作用，因此就必然會產(chǎn)生時滯。但綜觀已有文獻，很少學者對經(jīng)濟波動與經(jīng)濟增長影響的時滯效應(yīng)進行專門的分析和探討，因此本文擬從時滯性這一角度切入來分析二者的關(guān)系。關(guān)于時滯性的考察，學術(shù)界通常是采用的分析方法大致有Granger因果關(guān)系檢驗、ADF平穩(wěn)性檢驗、協(xié)整關(guān)系檢驗與ECM模型分析、做投資波動與兩者關(guān)聯(lián)性的分析這四種方法，但這些時滯模型的分析大多較為簡單，分析結(jié)果不夠完善，只能反映兩變量之間的因果關(guān)系，普遍忽略了變量長期時滯作用及其負效應(yīng)的研究。所以，本文試圖通過建立多項式分布滯后模型來分析不同區(qū)域經(jīng)濟波動對經(jīng)濟增長的滯后影響，以對經(jīng)濟增長率與經(jīng)濟波動滯后的復(fù)雜關(guān)系進行初步的探索性研究，然后進一步通過Granger因果關(guān)系檢驗對模型結(jié)果的穩(wěn)健性予以分析討論。

二、經(jīng)濟波動對經(jīng)濟增長的影響機理分析

對于經(jīng)濟波動與經(jīng)濟增長之間的影響機理的研究，現(xiàn)有的文獻主要是從二者所呈現(xiàn)的正向、負向、無關(guān)三個角度進行分析的。

（一）正相關(guān)關(guān)系

Schumpeter（1934）認為經(jīng)濟波動可以降低企業(yè)投資于改進生產(chǎn)率的機會成本，進而促進企業(yè)的效率，改善社會的資源配置，從而達到提高經(jīng)濟長期增長水平的目的[10]。但在Schumpeter的研究中，它所研究的經(jīng)濟波動可以提高企業(yè)資源的使用效率主要是針對經(jīng)濟衰退而言的，并不是真正意義上的經(jīng)濟波動，因為經(jīng)濟波動不僅發(fā)生在經(jīng)濟衰退時期，也發(fā)生在經(jīng)濟的高漲時期。所以，之后Sandmo（1970）和Mirman（1971）從儲蓄和投資的角度出發(fā)，認為由于較高的經(jīng)濟波動會導(dǎo)致較高的收入波動，收入波動會使社會的預(yù)防性儲蓄上升，進而使社會的儲蓄率上升，儲蓄率的上升預(yù)示著投資率的上升[1][11]；根據(jù)Solow的新古典增長模型，經(jīng)濟的均衡增長路徑會上升到一個更高的水平。但這個理論的一個重要缺陷就是假定儲蓄都能完全轉(zhuǎn)化成投資，顯然這種假定是否成立需要一定的條件。另外，Black（1987）從風險與收益匹配的角度也作了相關(guān)的解釋，認為首先經(jīng)濟波動使得投資的風險較高，這樣企業(yè)只有預(yù)期到能獲得足夠的風險補償才會投資[12]。也就是經(jīng)濟波動產(chǎn)生的風險會使社會投資更多地轉(zhuǎn)向具有較高風險收益的高科技領(lǐng)域，從而促進了經(jīng)濟的發(fā)展。他的研究結(jié)論在后來也一直被稱為Black假說。

（二）負相關(guān)關(guān)系

這種結(jié)論最早是由Keynes（1936）提出的，他認為經(jīng)濟波動增加了企業(yè)投資的未來風險，當投資者考慮到投資未來回報的風險時，將會降低投資的需求，經(jīng)濟波動越高，這種投資項目的未來風險就越大，投資需求不足的可能性就越高[13]。Bernanke（1983）和Pindyck（1991）從企業(yè)投資的滯留成本角度也提出了同樣的結(jié)論，他們認為由于企業(yè)投資具有較長的時滯效應(yīng)和較強的不可逆性，這樣企業(yè)的投資回報因經(jīng)濟波動而變得更加不確定，這一過程將使社會投資往往低于社會的有效投資水平；不確定性越高，兩者的差距就會越大[14][15]。Galindev（2005）通過按照傳播機制將“干中學”對增長的影響分成兩個不同的方面，即內(nèi)生和外生，對經(jīng)濟波動增長效應(yīng)進行的研究得出了類似的結(jié)論[16]。

（三）不存在顯著關(guān)系

Friedman（1968）認為，產(chǎn)出圍繞自然增長率的波動獨立于產(chǎn)出的增長，而產(chǎn)出之所以發(fā)生圍繞一個非隨機趨勢的波動，主要是由于貨幣沖擊造成的價格誤置引起的[17]。即產(chǎn)出增長率是由經(jīng)濟活動中的真實因素決定的，而經(jīng)濟波動是由外生沖擊造成的，兩者具有不同的決定因素。實際上這種認識主要還是受新古典增長模型的影響。

三、模型方法與數(shù)據(jù)

（一）模型設(shè)定和估計方法

解釋變量同因變量之間的因果關(guān)系在許多情況下是不會瞬間發(fā)生作用的，其作用過程往往存在著一定的時間滯后現(xiàn)象，即需要一段時間解釋變量才能完全作用于被解釋變量。尤其是在經(jīng)濟活動中，因變量既會受到自身過去變量的影響，也可能受其他經(jīng)濟變量過去值的影響，滯后現(xiàn)象較為常見。一般在通過回歸分析討論滯后現(xiàn)象時，不得不引入較多的滯后變量，但是這一定程度上造成了觀察數(shù)自由度的損失。為此，Amlon提出了多項式分布滯后模型（Polynomialdistributedlag，PDL）。對于滯后長度為k的有限分布滯后模型：

yt=α+β0xt+β1xt-1+β2xt-2+…βkxt-k+μt（1）

式（1）中，諸系數(shù)β可以用適當?shù)亩囗検絹肀平?，即?/p>

βi=α0+α1i+α2i3+…αmim（2）

式（2）中，m是多項式的最高次數(shù)，且假定m小于最大滯后長度k。利用式（2）對式（1）進行整理，得到下式：

yt=α+α0z0 t+α1z1 t+α2z2 t+…+αmzmt+μt（3）

近端約束是指解釋變量x對y的一期前導(dǎo)作用為0，即

β-1=α0-α1+α2+…（-1）mαm=0（4）

遠端約束是指超過滯后期k后，解釋變量x對y的作用為0，即

βk+1=α0+α1（k+1）+α2（k+1）2+…am（k+1）m=0（5）

多項式分布滯后模型估計需要確定兩個因素：滯后項數(shù)k，多項式次數(shù)m。其中，滯后項數(shù)可以根據(jù)AIC準則和SC準則來確定，即選擇使AIC和SC最小的滯后項數(shù)k。而多項式次數(shù)一般可以選擇二次或者三次。

（二）變量和數(shù)據(jù)說明

經(jīng)濟波動是指經(jīng)濟增長速度在不同的年份之間出現(xiàn)明顯的差異，既包括正的增長也包括負的增長，經(jīng)濟繁榮與經(jīng)濟蕭條輪換發(fā)生。對于經(jīng)濟波動的度量，多數(shù)研究通常采用某段時期內(nèi)樣本人均GDP增長率的標準差，但這樣嚴重地減少了樣本觀察值數(shù)目，而且不能反映波動時間性的變化趨勢。另外，變量標準差的大小通常與變量自身均值有關(guān)，所以直接利用經(jīng)濟增長率的標準差來度量經(jīng)濟波動是欠妥的。本文借鑒Blanchard和Simon（2001）在其滾動標準差的基礎(chǔ)上，采用標準差系數(shù)來反映經(jīng)濟波動，從而消除了變量均值的影響[18]。由于我國經(jīng)濟周期長度一般是5～6年，所以文中采用7年滾動平均值。

首先使用1992年不變價對各省人均GDP值進行平減，然后計算各省1992—2011年各年度的七年期中心化移動平均增長率，計算公式如下：

式（8）中，GRVi，t 為標準差系數(shù)，用來反映經(jīng)濟波動程度。

文中包括中國大陸30個省級區(qū)域1992—2011年的人均GDP數(shù)據(jù)（因重慶1997以前的相關(guān)數(shù)據(jù)的缺失，所以予以忽略）。所有的數(shù)據(jù)均來自《中國統(tǒng)計年鑒》（1993—2012）。所涉及變量包括各區(qū)域的經(jīng)濟增長率與經(jīng)濟波動。

四、計量結(jié)果及分析

（一）實證結(jié)果與時滯性分析

1. 國內(nèi)經(jīng)濟波動滯后性分析

運用上文所述多項分布滯后模型，本文運用Eviews6.0軟件對全國1992—2011年的滯后模型予以建立。依據(jù)經(jīng)濟波動與經(jīng)濟增長二者的交叉相關(guān)系數(shù)圖，選擇交叉系數(shù)大于0.5所對應(yīng)的滯后長度，得出最優(yōu)滯后長度為3。為了選取合適的模型，本文分別建立滯后長度為2及3時所對應(yīng)的模型，其中多項式次數(shù)必須小于滯后長度。

從表1所估計模型的R2、AIC、SC相關(guān)值的比較可以判斷，模型滯后長度為3且多項式次數(shù)為2時的模型與其他相比較優(yōu)。其次，為了進一步分析經(jīng)濟波動對經(jīng)濟增長的影響期限，需要對經(jīng)濟波動變量的近端與遠端效應(yīng)分別予以考慮。本文就各種情況建立模型如表2，以求提高模型建立的準確性。

依據(jù)表2，在施加近端、遠端約束時，經(jīng)濟波動滯后一期對經(jīng)濟增長的影響均不顯著，且模型的擬合優(yōu)度也普遍較低，在50%左右。尤其是在同時施加近端與遠端約束時，擬合優(yōu)度R2與D.W統(tǒng)計量較其他3種模型均有了顯著的下降，表示經(jīng)濟波動的一期先導(dǎo)作用為零，且對滯后長度以外的經(jīng)濟增長沒有影響。所以本文選擇無約束時的分布滯后模型。

從全國層面上看，經(jīng)濟波動的滯后期為3年，在當期與滯后一期對經(jīng)濟增長呈現(xiàn)正的作用，從第2年開始抑制經(jīng)濟增長，且在滯后期內(nèi)對經(jīng)濟增長的總的影響為1.9，即經(jīng)濟波動每增加1個百分點，共會帶來1.9個單位的經(jīng)濟增長。從各期影響看，在當期會帶來2.89個單位的經(jīng)濟增長，1年后對經(jīng)濟的正向促進作用有所減弱，為1.06個單位，2年后對經(jīng)濟起抑制作用-1.61，且逐漸減弱，3年后減為-0.44個單位。

2. 各區(qū)域經(jīng)濟波動滯后性分析

與全國的經(jīng)濟波動滯后分析類似，采用相同方法分別對國內(nèi)四大區(qū)域經(jīng)濟波動對經(jīng)濟增長的時滯性予以考察，進行比較后得出各自模型（表3）。

從滯后期看，東部經(jīng)濟波動滯后期最短，為2年；西部最長，為5年；中部與東北地區(qū)均為3年。

總體上看，東部與東北地區(qū)經(jīng)濟波動對經(jīng)濟呈促進作用，平均可以帶來0.26個和1.14個單位的經(jīng)濟增長。而中部與西部對經(jīng)濟增長起抑制作用，分別可以抑制3.37個和1.92個單位的經(jīng)濟增長。其中，東北地區(qū)的促進作用與中部的抑制作用表現(xiàn)最為明顯。

就各期的影響來分析，東部在當期與1年后對經(jīng)濟呈正向作用，在滯后2年時表現(xiàn)為負的影響。西部與東北地區(qū)均在當期與滯后2年的時間里一直體現(xiàn)為促進當?shù)貐^(qū)域經(jīng)濟的發(fā)展，但作用逐步減小，直到第3年開始抑制經(jīng)濟發(fā)展，且西部的抑制作用持續(xù)時間較長，直到5年末減損效應(yīng)不再顯著。而中部地區(qū)對經(jīng)濟波動的承受能力有限，在當期便表現(xiàn)為對經(jīng)濟的抑制作用，且在滯后期間里表現(xiàn)為先逐步增大后逐步減小的情形。

（二）結(jié)果穩(wěn)健性分析

上文通過多項分布滯后模型對我國不同區(qū)域經(jīng)濟波動與經(jīng)濟增長間的滯后關(guān)系進行了相關(guān)討論，得出了一些結(jié)論。但為了驗證上文結(jié)論的準確性，有必要進一步做相關(guān)穩(wěn)健性的討論。下面，本文仍然采用先前對于經(jīng)濟波動與經(jīng)濟增長的測算方法，通過格蘭杰因果檢驗來重新考察區(qū)域經(jīng)濟波動對經(jīng)濟增長的滯后性關(guān)系以進行穩(wěn)健性的檢驗（見表4）。

根據(jù)表4中各階滯后情況下的顯著水平可知，全國、東部、中部、西部、東北地區(qū)的經(jīng)濟波動對經(jīng)濟增長的作用期限分別是3年、3年、4年、4年、3年，與上文中多項分布滯后模型得出的結(jié)論基本吻合，說明前文估計結(jié)果是穩(wěn)健可靠的。

五、結(jié)論及政策建議

本文在對經(jīng)濟波動對經(jīng)濟增長的影響機理闡述后，通過建立多項分布滯后模型，認為全國、東部、中部、西部、東北地區(qū)的經(jīng)濟波動對經(jīng)濟增長的作用期限分別是3年、2年、3年、5年、3年，且對經(jīng)濟增長作用分別表現(xiàn)為促進、促進、抑制、抑制、促進。從各期影響來看，除中部是一直表現(xiàn)為抑制經(jīng)濟發(fā)展外，其他地區(qū)普遍表現(xiàn)為從滯后2年后對經(jīng)濟的作用，開始由促進轉(zhuǎn)變?yōu)橐种?，然后效?yīng)逐漸減弱。文中最后通過Granger對二者在不同時滯期限下的因果關(guān)系進行了相關(guān)檢驗，結(jié)果基本與前述模型的滯后長度吻合，在一定程度上證明了文中結(jié)論的可靠性?；谏鲜鼋Y(jié)論，本文主張充分利用不同區(qū)域間時滯的間隔期限，從以下幾個方面做好應(yīng)對經(jīng)濟波動的準備，促進當?shù)亟?jīng)濟又好又快發(fā)展。

首先，基于各地區(qū)的經(jīng)濟波動對經(jīng)濟增長區(qū)域效應(yīng)，與經(jīng)濟波動對經(jīng)濟發(fā)展的正向或負向作用，中部與西部應(yīng)該努力控制經(jīng)濟波動，減少波動所帶來的減損效應(yīng)。而東部與東北地區(qū)在享受經(jīng)濟波動給當?shù)厮鶐淼恼虼龠M作用的同時，也不能盲目樂觀置波動于不顧，波動對經(jīng)濟的正向促進作用也是在一定的波動程度而言的，所以應(yīng)該適當控制波動范圍，增強風險預(yù)警機制。

其次，中部與西部地區(qū)應(yīng)該反思為什么東部與東北地區(qū)經(jīng)濟波動對經(jīng)濟發(fā)展的影響為正向作用，而自身是負的作用。這些與其較為完善的金融深化程度、市場化體制與其較高水平的區(qū)域發(fā)展程度有關(guān)，所以中、西部要想長期扭轉(zhuǎn)經(jīng)濟波動對長期增長的負面影響，必須進一步推進市場化進程，深化區(qū)域金融改革。

再次，不同區(qū)域之間應(yīng)該加強溝通、交流，尤其是滯后期限較長區(qū)域中部、西部應(yīng)充分利用相比東部地區(qū)較長的滯后期，吸取東部的經(jīng)驗，適當控制不同滯后時段的經(jīng)濟波動程度。特別是在滯后2年后，要抓緊時間完善自身的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、市場化程度、加強對外開放程度與金融發(fā)展程度，減小經(jīng)濟波動程度，盡量避免經(jīng)濟波動給區(qū)域發(fā)展所帶來的抑制效應(yīng)。

最后，政府實施必要的宏觀調(diào)控，除了自身應(yīng)持續(xù)深化市場經(jīng)濟體制改革與擴大對外開放，有效控制經(jīng)濟增長的波動程度，提高長期增長水平，進而提高社會福利外，還應(yīng)為不同區(qū)域發(fā)展提供適時的市場信息，搭建區(qū)域間交流、溝通的有效平臺，在必要的時候為不同區(qū)域提供適當?shù)恼咝砸龑?dǎo)。

參考文獻：

[1]Mirman，Leonard.Uncertainty and Optimal Consumption Decisions[J].，Econometrica，1971，Vol. 39（1），179-185.

[2]Fischer Black，F(xiàn). Business Cycles and Equilibrium[M].New York：Basil Blackwell Inc，1987.

[3]Ramey，G.，Ramey，V. A..Technology Commitment and the Cost of Economic Fluctuations[J].National Bureau of Economic Research，Working Paper，1991，No.3755.

[4]Martin，P.，Rogers，C. A. Stabilization Policy，Learning by Doing and Economic Growth[J].Oxford Economic Papers，.1997，Vol.49（2），152-166.

[5]劉金全，張鶴.經(jīng)濟增長風險沖擊傳導(dǎo)和經(jīng)濟周期波動的“溢出效應(yīng)”[J].經(jīng)濟研究，2003，（10）.

[6]李永友.經(jīng)濟波動對經(jīng)濟增長的減損效應(yīng)：中國的經(jīng)驗證據(jù)[J].當代經(jīng)濟科學，2006（4）.

[7]Wu Yanrui.Business Cycle and Growth，Wu，Yanrui （eds），“Economic growth，Transition and Globalization in China”，Northampton：Edward Elgar Publishing，2006：241-243.

[8]盧二坡.短期波動對長期增長的效應(yīng)—基于省際面板數(shù)據(jù)的經(jīng)驗證據(jù)[J].統(tǒng)計研究，2007，（6）.

[9]董冠鵬，郭騰云，馬靜.中國區(qū)域經(jīng)濟波動與經(jīng)濟增長關(guān)系[J].地理科學進展，2010，（10）.

[10]Joseph A.Schumpeter.The theory of economic development[M]. HarvardUniversity Press，USA，1934.

[11]Sandmo A.The effect of uncertainty on saving[J]. Review of Economic Studies，1970，（37）：353-360.

[12]Black F. Business cycles and equilibrium [M]. Basil Blackwel，l New York，1987.

[13]Keynes JM.The general theory of employment，interest，

And money[M].Macmillan，London，1936.

[14]BernankeB.Irreversibility，uncertainty，and cyclical investment[J].Quarterly Journal ofEconomics，1983，98（2）：85-106.

[15]Pindyck R.Irreversibility，uncertainty，and investment[J].Journal of Economic Literature，1991，29：1110-1148.

[16]GalindevR.On the effectofmonetary stabilization policy on long-run growth. Economics Discussion Papers587，University of Essex，Department of Economics，2005.

[17]FriedmanM.The role ofmonetary policy[J].American Economic Review，1968，58（1）：1-17.

[18]Blanchard O J，Simon J.The long and large decline in U.S. output volatility[J]. Brooking Papers on Economic Activity，2001，（1）：135-174.

Analysis on China's Regional Economic Fluctuation and Time-lag Effect of Economic Growth

An Shuwei1， Zhang Jinjin2， Wang Yanfei3

（1.College for Urban Economics and Public Administration， Capital University of Economics and Business， Beijing， 100070；

2. Municipal Party School of The Communist Party of China Jincheng Shanxi， Jincheng， Shanxi， 048000；

3. Hainan Supply and Marketing Daji Shareholding Co.， Ltd， Haikou， Hainan， 570100）

Abstract： For a clear understanding of the dynamic effect process and mechanism of economic fluctuations， the lag period of economic growth in different regions in China is analyzed by establishing a polynomial distributed lags model. The results show that the effect on economic growth period under economic fluctuation in the whole nation， the east， the middle， the west and the north-east is respectively 3 years， 2 years， 3 years， 5 years and 3 years， and the effect on economic growth is to accelerate， accelerate， restrain， restrain and accelerate. Taking the effect of various stages into consideration， the other regions are transforming from accelerating to restraining after the lag of 2 years， then the effect gradually weakened， besides the middle has always been restraining. Therefore， different regions should make full use of the time difference between each others' periods of economic fluctuations， make corresponding preparations and strive to overcome the impairment effect.

Key words： Economic Fluctuation； Polynomial Distributed Lags Model； Dynamic Time-lag Effect； Regional Reference