东亚国家（地区）经济周期比较分析（1965—2004），本文主要内容关键词为：东亚论文,经济周期论文,地区论文,国家论文，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。
中图分类号：F830.59 文献标识码：A 文章编号：1009—556X—2006（05）—0012—12
一、引言
宏观经济学研究的是一国经济增长的长期趋势和短期波动，前者构成经济增长理论， 后者构成经济周期理论。早在17 世纪末， 人们就用经济周期（business cycles）这一概念来反映商业的繁荣和萧条。朱格拉在1860年第一次将经济周期看作“重复发生的虽然不一定是完全相同的经济周期形式”。随后，经济周期被描述为由繁荣、衰退、萧条和复苏四个阶段构成的经济波动。20世纪中叶，美国国民经济研究局对经济周期进行了较为全面和深入的研究。20世纪50和60年代，西方经济学界对经济周期的研究渐趋冷落，以凯恩斯主义为基础的收入理论似乎已经熨平甚至消除了经济波动。70年代以后，以卢卡斯、巴罗、基德兰德—普雷斯科特等经济学家为代表的新古典革命使经济周期理论的研究方法发生了重大的变革。
二、文献综述
总的来说，对经济周期的研究有两种：一种是统计性和历史性研究，主要通过大量的现象和数据来研究周期本身，并试图预测未来；另一种是对经济周期的原因进行分析，其主要是选择适当的变量和模型来说明产出、物价和就业等变量的周期性波动。
有关经济周期的理论研究和实证分析历来存在较大的争议，首先表现在定义的差异上。早期对经济周期的研究贡献主要是Mitchell（1927）、Mitchell & Burns（1938）、Mitchell & Burns（1947）。到目前为止， 关于经济周期最好的定义是Mitchell & Burns（1947）给出的，认为：经济周期是在主要通过商业公司运作的国家中见到的一种总量波动，它由许多在经济活动方面几乎同时发生的扩张、一般性衰退、收缩和复苏构成，这种变动重复发生但不简单循环。经济周期的持续时间从1年以上到10年或12年不等，不能被分成振幅与其相近或性质相似的更短周期。
关于经济周期研究最大的争议应该是指标的选取和构造上。Boehm和Summers（1999）曾很详细地对古典经济周期和增长周期的区别进行了阐述，详细地回顾了相关定义，并指出了用单个指标来分析经济周期的缺陷以及复合指标的优势。利用单一的GDP 序列来分析经济周期是因为它能够近似表示总体经济活动的最综合的官方统计数据，但由此会引发两个问题：（1）拐点随时间的转移；（2）全面的经济指标分析中并不能发现一些特别的“周期”（extra cycles）。单个序列只是测度了经济活动的某些方面，而不是整个经济活动（Stock和Waston,1991）。Mintz（1974）指出GNP测量方法的不确定性和对其经常性的修正增加了谬误拐点的可能性，所以预测者和政策制定者不应该只看发表的GDP增长估计来作为经济活动的指标，因为这些估计不一定反映潜在的现实条件。看来，更有用和更合适的方法是选取一个指标，它不仅很少遭受修正，而且能够紧密和准确的表明经济活动。正是因为单一指标的局限性，人们构造出各种复合指标。Boehm和Summers（1999）给出了复合指标的七条标准，他指出复合指标是由各个经济标量加权得到的，权重根据各个指标与七条标准的关系而定。Stock和Watson（1989,1991）则认为用动态要素模型对复合指标赋予权重的效果比较好。但是更多的实证检验表明其效果跟赋予各个变量相等的权重没有什么区别。
关于经济周期的实证研究主要集中在欧洲、 美国和日本等工业化国家。Bergman、Bordo和Jonung（1998）采用Burns和Mitchell（1946）的定义， 认为经济周期是经济活动在2—8年间重复发生但不一定周期性变化的波动，以此从货币体制的角度分析了美国、德国、英国、日本、意大利等13个国家消费、投资等经济变量波动同其实际GDP波动之间的差异，并指出各个国家GDP和价格水平周期性谐动的频率不断增大，进而说明全球的经济一体化不断加强。Michael Deuker&Katrin Wesche（2001）利用Probit模型对法国、 德国、 意大利以及英国和美国五个国家1970—2000年间产出、实际收入、就业和实际零售额的季度数据进行了分析，结果显示欧洲国家经济周期紧密相关，而欧盟和英、美两国的相关性较弱；作者还进一步运用Granger因果检验来分析法国、德国和意大利三国经济周期的先后关系， 结果发现欧洲的经济更加一体化。
但是，Otto、Graham Voss和Willard（2001）在把17个OECD国家1960—2000年产出增长率的季度数据分成两个子区间进行相关性检验后，发现各国之间经济波动的相关性并不是很强，而且各国比较同步的经济周期并不稳定，也没有日趋紧密的趋势。Christodoulakis等（1995）也指出欧盟12 国的经济周期对收入和消费等所谓的内生变量而言是比较相似的，而对由政府控制的外生变量（政府支出和劳动市场的变量等）就不同了。
Artis和Zhang（1997）、Artis和Zhang（1999）指出汇率机制准联盟国家与德国的经济周期的相关性不断增加，这表明欧洲经济周期的出现。Inklaar和de Haan（2001）把Artis和Zhang（1999）的数据分成了四个子区间来研究，发现各国产出的周期成分的相关性在1979年以前不断增加，而后却有所减小。前后得到不同结论可能有两个原因：一是除势方法不同引起的，有人用H—P虑波分析，有的用线性除势分析，也有的用B—K滤波分析；另一个原因是大家对经济波动的相关性到底应该有多大存在不同的看法。
Hans-Martin Krolzig（1997）应用Markov-Switching向量自回归时间序列模型分析了美国、日本、西德、英国、加拿大和澳大利亚等6个OECD国家从1962 年第一季度到1991年第四季度的GNP增长率， 认为经济周期可以看作一个平均经济增长率的马尔科夫体制转换，繁荣和衰退几乎同时发生，共同冲击是国际经济周期的根源。Frank Smets和Raf Wouters（2004）利用动态随机一般均衡（DSGE）模型对美国和欧洲主要国家真实GDP、消费、投资、实际工资、 就业和名义利率等七个宏观指标进行分析后，也认为两个经济区域经济周期的主要特征是一致的，其差异主要是由影响经济的冲击的差异引起的，即冲击的传导机制及央行对冲击的反应。
由于数据样本的限制，有关东亚国家和地区经济周期的研究相对较少，模型和方法也比较简单。Ronald Mckinnon和Gunther Schnabl（2003）选择东亚9 个国家以及日本进行了分析，认为东亚经济体都经历了同步的经济周期，其实际GDP 的波动是平行的。中国香港、印度尼西亚、韩国、中国台湾和泰国的增长率更是高度相关，这些经济体是东亚经济周期的核心，而菲律宾和新加坡与这个核心有着松散的关系。小型东亚经济体的经济周期很大程度上是由日元对美元汇率波动引起的，日元汇率是东亚各经济体（除新加坡外）和整个经济周期的核心决定力量，但中国不受其影响。
薛敬孝、张兵（2001）的经济周期是指经济增长率周期，文章通过计算经济增长率之间的斯皮尔曼相关系数来检验东亚九个国家（地区）及日本经济周期在某些时期表现出的比较明显的同期性，而在另外一些时期则存在离散的倾向。作者进一步分析区域类贸易的增长和紧密经济联系的构筑、经济金融政策的相似以及外部冲击是东亚各国（地区）经济波动趋同的主要原因。当然，由于各国（地区）经济波动之间可能存在滞后，只比较同期简单的相关系数具有一定局限性。
本文的目的主要是比较分析东亚国家（地区）经济波动的共同特征以及波动周期之间的差异，以此对东亚经济合作和经济一体化提供参考。
三、东亚各个国家（地区）经济波动特征：1965—2004年
本文选择中国、中国香港地区、中国台湾地区、日本、韩国、菲律宾、印度尼西亚、泰国、新加坡和马来西亚10个国家和地区，1965—2004年的实际GDP作为研究对象，基础数据来自IMF国际金融统计的光盘。
（一）各国（地区）经济波动的具体特征
首先必须明确，本文所谓的经济周期是指“重复发生的虽然不一定是完全相同的增长周期”，所以我们研究对象主要是经Hodrick-Prescott滤波处理而得到了实际GDP的波动成分（见附图A）。根据“谷—谷”法，由实际GDP的波动趋势图（见附图A）我们可以得出各国（地区）经济周期的平均长度和周期个数（见表1）。① 可以看出，东亚10国（地区）中，韩国经济波动的持续时间最短，从而波动比较频繁；台湾地区和新加坡经济波动的持续时间和周期个数比较一致，而其他国家（地区）相差不是很大。这似乎说明东亚国家（地区）的经济周期特别是其持续时间在我们的样本范围内基本是相似的。
（二）各国（地区）经济波动的振幅和对称性
1、东亚各国（地区）经济波动振幅
我们对东亚十国（地区）的实际GDP增长率的标准离差作统计分析，结果见表2。② 从表2看出，中国、香港地区、台湾地区、日本和菲律宾五个国家（地区）的经济增长的波动性在不断减弱，而且非常明显，有微波化的趋势③。其他五个国家波动性却不断加强，但有所区别，其中，印度尼西亚和马来西亚在亚洲金融危机前的波动性是在逐渐减弱，但由于危机的影响，其经济波动在1997年后明显加剧；而韩国、泰国和新加坡这3个国家的经济波动在1965—1997年之间没有大的变化，但在危机的影响下急速加剧（见表3）。为了对经济波动是否减弱进行严格的检验，我们构造一个SUR（Seemingly Unrelated Regression）模型，即V＝αD[,1]＋βD[,2]。
其中V表示经济波动的方差，D[,1]和D[,2]是两个哑变量。D[,1]在1965—1991年间取0值，在1992—2004年间取1值；D[,2]相反。这样模型的回归系数就是波动方差的量值。我们用Wald方法来检验1965—2004年东亚国家（地区）的经济波动幅度是否不变。检验结果进一步证实了我们上面的结论，即多数国家（地区）经济波动有所减弱，但是由于1997年经济危机的影响，波动又急剧加强。④
2、东亚各国（地区）经济波动的对称性
如果经济周期是对称的，那么偏度为零。偏度为负表明经济增长的上升阶段长于下降阶段；否则，则相反。由表3可以看出，第一，在任何一个样本区间， 大部分东亚国家（地区）都为负的偏度；第二，各个国家（地区）偏度的正负没有比较一致的规律；第三，1997年亚洲经济危机后，除香港地区和日本外，其他国家（地区）的偏度均有所增大。总之，有一点是肯定的，即东亚国家（地区）的经济波动都是非对称的。
（三）各国（地区）产出成分的周期变化
附表B中我们对东亚各国（地区）经济产出组成成分的波动情况进行了统计分析，选取了个人消费、政府支出、固定资产投资、出口、进口、消费者价格指数和货币供给量等七个经济指标，以各个指标和GDP的增长率为研究对象。 下面分别进行说明。
1、各个指标和实际GDP的波动差异
附表B的第二列是波动的比值，用各个指标和实际GDP的波动成分的离差比率来衡量。如果比值大于1，则说明此指标的波动比GDP的波动剧烈；如果比值小于1，则说明此指标的波动比GDP平缓。由统计结果可以看出：
（1）个人消费的波动相对比较平稳。其中，菲律宾个人消费的波动最大， 波动比率大于1，说明其个人消费的波动强于GDP的波动；中国、中国香港地区、中国台湾地区、日本、韩国和印度尼西亚次之，其波动比率约等于1， 说明这些国家和地区的个人消费的波动幅度同GDP的波动幅度相当；中国台湾地区、马来西亚、 新加坡和泰国的波动比率均明显小于1，说明其个人消费的波动弱于GDP的波动。可见，个人消费相对于总产出而言是一个比较平稳的变量。
（2）政府支出的波动较强。除中国和中国香港地区政府支出的波动比率弱小于1外，其他国家的波动比率均大于1。这说明东亚国家（地区）政府支出波动相对GDP的波动而言是比较强的。
表1 各国（地区）经济周期平均持续长度和周期个数
中国
香港地区 印度尼西亚 台湾地区 日本
5.4(7) 6.3(6)
6.8(5) 7.2(5)6.2(6)
韩国
马来西亚 菲律宾 泰国 新加坡
4.1(9) 6.5(4)
5(5)5.8(6)7.2(5)
注：基础数据来自IMF∶IFS光盘，实际GDP数据经过H—P 滤波分析处理得到的。各国实际GDP的趋势成分和周期波动成分见附图A。括号内是经济周期的个数。
表2 东亚各国（地区）经济波动的方差和偏度
1965—1991 1992—2004
标准离差偏度标准离差 偏度
中国 5.898925 -0.227007 1.807695 0.684671
香港地区 5.733848 0.3199696 3.551941 -0.646981
印尼 2.129442 0.162731
13.79617 2.079267
台湾地区 3.083070 -0.643216 2.027747 -2.203916
日本 2.307356 -1.130122 1.578644 0.213383
韩国 2.984014 -1.163344 4.146469 -1.808742
马来西亚 2.992233 -1.375971 4.454403 -2.205855
菲律宾3.108649 -1.483215 1.788301 -0.949633
泰国 2.412573 0.358459
4.688812 -2.173254
新加坡2.848636 -1.268503 3.838133 -0.629799
注：基础数据来自IMF国际金融统计数据的光盘。各国的实际GDP均经过H—P滤波分析处理。为了能够判断经济波动的变化情况，我们分两个区间进行了统计。
表3 东亚各国（地区）经济波动的方差和偏度（分为四个样本区间）
1965—1978 1979—1991 1992—1997 1998—2004
标准离差 偏度 标准离差 偏度 标准离差 偏度 标准离差 偏度
中国 7.59
-0.28 3.69 -0.11 2.00 0.251.10 0.39
香港地区 7.23
0.38
3.67 -0.40 0.71 -0.39
4.85 -0.07
印尼 2.36
0.52
1.90 -0.59 1.31 -1.47
19.471.56
台湾地区 3.61
-0.97 2.77 0.10
0.56 0.322.78 -1.49
日本 2.95
-0.97 1.37 0.22
1.43 0.191.74 0.09
韩国 2.82
-0.17 3.14 -1.95 1.87 -0.11
5.55 -1.39
马来西亚 3.30
-1.24 2.82 -1.49 0.82 0.555.77 -1.29
菲律宾1.55
0.75
4.11 -1.28 2.15 -0.47
1.73 -1.53
泰国 2.52
-0.01 2.49 0.58
2.88 -1.22
5.87 -1.87
新加坡2.44
-0.74 3.21 -1.56 2.25 -0.01
4.79 -0.06
注：基础数据来自IMF国际金融统计数据的光盘。各国的实际GDP均经过H—P滤波分析处理。这里分成四个子区间主要是可以比较1997年经济危机对经济周期变化的影响。
（3）固定资产投资的波动很强。 十个国家和地区固定资产投资的波动比率均远大于1，印度尼西亚最小，为1.25，中国台湾地区最大，为2.6。可见，固定资产投资的波动相对于GDP的波动而言是很强的。
（4）出口和进口的波动也很强。由于IFS没有提供中国和新加坡两个国家的出口和进口数据，所以这里的结论只限于其余国家和地区。由附表B可以看出， 其余国家和地区进出口的离差比率都明显大于1，这说明同固定资产投资一样，相对于GDP的波动而言，进出口的波动也是很剧烈的。
（5）货币供给的波动幅度大小不一。其中，中国台湾地区、韩国和菲律宾的离差比率明显大于1，其货币供给的波动大于GDP的波动；而中国、日本、马来西亚、新加坡和泰国的约等于1，其货币供给的波动同GDP的波动相当；其余国家和地区的离差比率小于1，其货币供给的波动要弱于GDP的波动。这说明东亚国家和地区的货币供给的波动幅度大小不一，没有一致的模式。
（6）物价指数的波动。印度尼西亚居民消费物价指数的离差比率最大，为4.28；中国和菲律宾略大于1；其余国家和地区都远远小于1。这说明大部分东亚国家和地区的居民物价指数相对于GDP的波动而言是比较平稳的。
可见，相对于经济增长的波动而言，东亚各国（地区）的消费和物价指数的波动比较平稳，政府支出的波动较强，固定资产投资和进出口的波动很强，而货币供给的波动幅度大小不一。
2、顺周期还是逆周期：滞后、同期和领先指标的相关性
附表B的第三列到第五列分别统计了各个指标同实际GDP滞后一期、同期和领先一期的相关性，并给出了Spearman显著性检验。
由统计结果可以得出：第一，个人消费同GDP均正相关， 而且除了马来西亚和菲律宾领先一期的统计结果不显著外，其余都通过显著性检验，所以东亚国家（地区）的个人消费是顺周期的；第二，除中国和菲律宾滞后一期、马来西亚同期和领先一期不显著，以及印度尼西亚滞后一期为负（虽然是负相关，但是不显著）外，东亚国家（地区）固定资产投资同GDP均正相关， 所以我们认为固定资产投资也是顺周期的；第三，政府支出同GDP均正相关，而且除了印度尼西亚、马来西亚、 菲律宾和泰国领先一期的结果不显著外，都能通过显著性检验，可见政府支出也是顺周期的；第四，除台湾地区和菲律宾可能是顺周期也可能是逆周期外，其他国家（地区）出口同GDP及其滞后项均正相关，从而是顺周期的；第五， 除印度尼西亚和菲律宾以及泰国滞后一期、马来西亚和菲律宾领先一期以及台湾地区的三个统计结果都不显著外，进口也是顺周期的；第六，东亚国家和地区货币供给是顺周期的，但是香港地区和印度尼西亚不能通过显著性检验；第七，居民消费物价指数也是顺周期的，在其所有30个正的相关系数中只有6个领先一期的统计结果不能通过显著性检验。
总之，除了台湾地区和菲律宾的出口可能是顺周期也可能是逆周期外，我们可以近似的认为东亚国家（地区）的各个指标都是顺周期的。⑤
3、领先还是滞后于GDP：Granger因果关系检验
为了对各个经济指标同实际GDP之间相互影响的关系进一步作一说明，附表B的最后两列给出了基于一阶滞后的Granger检验。我们以10％为显著水平进行分析。
（1）个人消费和GDP。除新加坡外，东亚国家（地区）的经济增长是个人消费Granger原因；而香港地区和菲律宾的个人消费也是其GDP的Granger原因。
（2）固定资产投资和GDP。中国、菲律宾和泰国的固定资产投资是其经济增长的Granger原因，而韩国、新加坡和泰国的经济增长是固定资产投资的Granger原因。
（3）政府支出和GDP。除韩国外，东亚国家（地区）的经济增长是其政府支出的Granger原因；而只有中国的政府支出是经济增长的Granger原因。
（4）出口和GDP。日本、韩国、印度尼西亚和菲律宾的出口同其经济增长之间具有双向的Granger因果关系，而其他国家和地区这两者之间不存在Granger因果关系（中国和新加坡由于缺乏数据没有进行统计）。
（5）进口和GDP。日本、印度尼西亚、马来西亚和菲律宾的经济增长是进口的Granger原因，而只有印度尼西亚的进口是经济增长的Granger原因。
（6）货币供给和GDP。日本和新加坡的经济增长是货币供给的Granger原因； 除了香港地区、印度尼西亚和泰国外，东亚其他国家（地区）的货币供给是经济增长的Granger原因。
（7）物价指数和GDP。除台湾地区外，东亚国家（地区）的经济增长是其物价指数的Granger原因⑥；只有日本、印度尼西亚和菲律宾三个国家的物价指数是经济增长的Granger原因。
总之，可以认为：东亚国家（地区）的经济增长是个人消费、政府支出和物价指数的Granger原因，货币供给是经济增长的Granger原因（除了香港地区、印度尼西亚和泰国外），而其他指标和GDP之间没有一致的Granger因果关系。如果一个变量是另一个变量的Granger原因，那么前者就有助于预测后者的变化， 也就是说前者的变化领先于后者的变化。所以，对于东亚各国（地区）而言，我们只能得出个人消费、政府支出和物价指数是经济增长的滞后指标，而对于其它指标没有一致的结论。⑦
（四）各国（地区）之间实际GDP和物价指数的谐动变化
1、实际GDP之间的相关性
从图1可以看到东亚国家和地区实际经济增长率的变化趋势是比较一致的。为了清楚的说明东亚国家（地区）经济总量的谐动，我们对各国（地区）之间实际GDP的增长率分区间进行了统计（见表4）。
（1）各国经济增长波动的相关程度在不断提升
第一，纵向来看，东亚国家（地区）之间实际GDP的相关性不断加强， 这说明东亚国家经济增长的关联程度不断加强。①同1965—1978年间相比，1978—1991年间的相关性增减不一。在45个相关性统计数值中，有25个在增大，其它在减小，而且基本上不能通过显著性检验。②同1978—1991年间相比，1992—2004年间东亚国家（地区）的经济波动的相关性明显加强，而且显著性也明显提高。除韩国与中国、香港地区和泰国，菲律宾与台湾地区和马来西亚外，其他国家和地区间的相关性都有不同程度的提升。这说明二十世纪末，东亚国家（地区）经济增长的谐动在不断加强。
第二，横向来看，以1992—2004年间为例，印度尼西亚和马来西亚与其他国家（地区）经济波动的相关性最强，台湾地区和香港地区次之，中国和新加坡再次之，日本和泰国同其他国家（地区）经济波动的相关性较弱，韩国和菲律宾最弱。⑧
（2）实际GDP增长率趋势成分的相关性分析
利用HP滤波可以除去实际经济增长的波动成分而得到其趋势成分，有关趋势成分的统计结果见附表C。经过比较分析，我们发现：第一，纵向来看，台湾地区同香港地区和日本、泰国同中国和韩国的相关性在减弱，而印度尼西亚和菲律宾同其他任何国家和地区的相关性均在减弱；除此之外，其他国家和地区之间的相关性都有不同程度的加强。第二，横向来看，以1992—2004年为例，除印度尼西亚和菲律宾同其他任何国家和地区都是负相关外，东亚各国（地区）实际经济增长的趋势成分均为正相关，但强弱有所不同。中国、台湾地区、马来西亚、韩国和新加坡同其他国家（地区）的相关性较强，泰国次之，日本和香港地区再次之，印度尼西亚和菲律宾最弱。
注：基础数据来自IMF的国际金融统计的光盘。PRC、TAI、HKG、JAN、INO、KOR、MAL、PHI、SIN和THA分别是中国、台湾地区、香港地区、日本、印度尼西亚、韩国、马来西亚、菲律宾、新加坡和泰国的简称。采用Spearman相关性检验，*表示在5％水平上显著，**表示在1％水平上显著。
（3）相关性的进一步说明：Granger因果检验
为了进一步说明东亚国家（地区）经济增长之间是否存在先后顺序，我们分1965—2004、1978—2004和1990—2004三个阶段对其实际经济增长率进行Granger因果检验。检验结果表明：随着时间的推移，有更多的国家之间存在Granger因果关系。这进一步说明了东亚国家（地区）之间相互影响，其经济增长的相关性不断加强。
2、东亚各国（地区）物价指数之间的相关性分析
从IFS只能得到东亚国家（地区）1978—2005年的物价指数，样本区间比较小，为此我们用1985年第一季度到2005年第二季度的消费者物价指数的变化率来分析东亚国家（地区）物价指数的相关性。我们同样分三个阶段来分析，统计结果见表5。⑨
（1）纵向来看，东亚国家（地区）物价指数变化的相关性的大小有所浮动。第一，同1985Q1—1991Q4相比，1992Q1—1997Q4的相关性明显下降，显著性也有所下降。但是中国同除日本外的其他东亚国家（地区）的相关性明显上升，菲律宾和马来西亚的相关性也上升。第二，同1992Q1—1997Q4相比，东亚国家（地区）在1998Q1—2005Q2的相关性有所上升。但是也有若干国家（地区）物价指数变化的相关性在下降，例如，中国同香港地区、印尼、马来西亚和菲律宾，新加坡同除中国外的其它国家（地区），马来西亚同香港地区和韩国。
注：IMF提供的各国（地区）物价指数的年度数据的样本容量比较小， 统计结果不具说服力，所以这里我们采用的是1985—2005的季度数据。相关系数经过Spearman双侧检验，*表示在5％水平上显著，**表示在1％水平上显著。
（2）横向来看，香港地区和泰国同其它国家（地区）物价变化的相关性最高，日本和菲律宾次之，中国和新加坡同其他国家（地区）的相关性最弱。
总的来说，尽管有个别例外现象，但我们仍然可以粗略地认为东亚国家（地区）之间实际GDP和物价指数波动的相关性逐渐上升， 这说明东亚地区经济增长的内在关联程度在不断加强。
四、结论和进一步研究方向
本文从统计的角度分析了东亚国家（地区）1965—2004年间经济周期的共同特征及差异，主要得出以下几个结论：
（一）各国（地区）经济波动的持续时间相差不是很大，但振幅大小不一，而且都是非对称的。
（二）相对于实际GDP而言，东亚各国（地区）的消费和物价指数的波动幅度较小，政府支出、固定资产投资以及进出口的波动幅度较大，而货币供给的波动大小不一。
（三）除了印度尼西亚的固定资产投资和台湾地区的出口可能是顺周期也可能是逆周期外，我们可以近似的认为东亚国家（地区）的各个经济指标都是顺周期的。
（四）对于东亚各国（地区）而言，经济波动是个人消费、政府支出和物价指数的Granger原因，所以它们是经济增长的滞后指标， 而对于其它指标没有一个清晰的结论。
（五）东亚国家（地区）之间实际GDP波动和物价指数波动的相关性都在逐渐提高，这说明东亚各个国家（地区）之间经济增长的内在关联程度在不断加强。
当然，本文只是对东亚国家（地区）的经济周期的波动特征作了一个统计分析，并没有深究这些经济波动的共同特征和差异产生的原因。而且基于季度数据的分析结果和年度数据的结果有异，这些将是本文进一步研究的方向。
附图A 东亚国家经济波动趋势图（1965—2004）
注：以上趋势图分别表示中国、香港地区、日本、韩国、马来西亚、印度尼西亚、菲律宾、新加坡、台湾地区和泰国。基础数据来自IMF国际金融统计的光盘。实际GDP经过Hodrick-Prescott滤波处理，图中的虚线部分表示波动的趋势成分，实线部分表示周期成分。
注：基础数据来自IMF的国际金融统计的光盘。各国（地区）的实际经济增长率的趋势成分是由HP滤波分析得到的。其中，PRC、TAI、HKG、JAN、INO、KOR、MAL、PHI、SIN和THA分别是中国、台湾地区、香港地区、日本、印度尼西亚、韩国、马来西亚、菲律宾、新加坡和泰国的简称。采用Spearman相关性检验，*表示在5％水平上显著，**表示在1％水平上显著。
注释：
① 我们把本文得到的关于中国内地实际GDP的波动周期跟刘树成（1997）进行比较，结果基本一致，这说明经H—P过滤后得到的GDP 波动成分能够较好地刻画经济周期的特征。
② 我们以1991年为分界点，主要是考虑到1990年日元汇率的波动和1991年马斯特赫利特条约的颁布对区域经济波动造成的影响。
③ 这和刘树成（1998）对中国的研究结果是一致的。引自王洛林（1998），《经济周期研究》，pp3—14。
④ Wald检验结果跟统计分析非常一致，由于篇幅所限，我们不再列出。
⑤ 这跟Bergman等人（1998）的关于美国、日本、加拿大和其他10个欧洲国家的研究有一定不同，他们认为消费、投资和进出口是顺周期的，政府支出可能是顺周期也可能是逆周期的，货币供给在各国没有一致的模式，而物价指数趋于逆周期。
⑥ 我们得到的台湾的居民物价指数的年度数据只有1986年以后的，这对统计结果可能有一定影响。
⑦ 此外，我们用季度数据对香港地区、印度尼西亚、日本、韩国、马来西亚、菲律宾和泰国七个国家（地区）1991第1季度至2004年第2季度经济增长的波动特征及相关性进行了分析（得不到中国、台湾地区和新加坡的统计数据，因此有关这三个国家（地区）的分析只好作罢），基础数据同样来自国际货币基金的国际金融统计光盘（IMF∶IFS）。除七个经济指标的波动性加剧外，并没有得到其它理想的结果。同时，为了进行比较，对1991—2004年的年度数据进行统计分析，结果跟季度数据的比较相似。由于篇幅所限，我们不再给出统计结果。如有需要，可向作者索取。
⑧ 这和麦金农等人（2003）的分析结果略有不同。他们认为中国香港、印度尼西亚、韩国、中国台湾和泰国的经济增长率高度相关，这些经济体是东亚经济周期的核心，而菲律宾和新加坡与这个核心有着松散的关系。这点和本文有点不同，可能是因为样本区间选区的差异造成的。为此，我们对1980—2000年的数据进行统计，结果同麦金农等人（2003）的分析一样。本文主要是为了判断各国（地区）经济波动相关性的变化趋势，所以分成了三个阶段进行统计。
⑨ 由于不能得到中国台湾地区相关的季度数据，所以我们对消费者物价指数的分析不包括台湾地区。但我们用年度数据对台湾地区物价同其它国家（地区）的相关性作了统计分析，发现相关性也较高，而且均能通过显著性检验。
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