我国经济周期波动中实际产出波动性的动态模式与成因分析，本文主要内容关键词为：波动性论文,成因论文,模式论文,经济周期论文,我国论文，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。
JEL Classification:E100,E300,E320
一、引言
根据经济增长速度的高低、持续时间的长短、扩张和收缩的转变点等特征来刻画经济周期，一直是经典的经济周期分析模式(Burns and Mitchell,1946)。但随着古典经济周期（正增长和负增长交替出现）波动的逐渐消失，增长型经济周期（保持正的增长水平，但是水平高低出现周期变化）逐渐成为了经济周期理论和实证研究的核心。增长型经济周期的出现带来了经济周期理论的两个重要问题。一是如何在短期经济周期波动中分离出长期经济增长趋势，并通过经济波动幅度对经济周期阶段性进行描述和刻画，由此引出了经济周期非对称性模式和成因的大量经验研究（Cover,1992；刘金全、范剑青，2001）；二是如何分析经济周期波动性对经济增长水平，即经济增长过程中风险程度对增长水平的影响，这样的研究不仅涉及到经济周期波动性和价格水平波动性对经济增长速度的影响，也出现了检验经济周期波动性之间是否具有“溢出效应”或“杠杆效应”等实证问题（Sola,Fabio and Nicola,2002；刘金全、张鹤，2003）。
随着增长型经济周期的出现和持续，一些能够保持经济快速稳定增长的国家，大都出现了产出波动性显著降低的现象，研究者们由此推断经济周期稳定性的增加是导致经济快速增长的主要条件(Ramsey and Ramsey,1995)。一些经验研究甚至还对经济周期波动性的降低原因以及产出增长率的周期性分解进行了研究。Barro(1995)认为实际产出波动的稳定主要来源于价格水平的稳定性，并认为通货膨胀率与经济增长率之间存在长期的负相关性，通货膨胀率的降低和稳定导致了经济增长速度的提高和稳定；Blanchard等人(2001)利用产出时间序列的样本分段均值和标准差的方法，分析了美国产出增长率序列中出现显著波动性下降的原因，并认为产出波动性的显著下降既不是源于显著的需求冲击，也不是源于显著的供给冲击，而是由市场投资和消费的平稳性导致的。MeConnell等人(2000)比较了美国1980年以后的产出波动模式，也发现了出现在波动模式上的变化，并认为美国产出波动模式的改变与美国产业结构的变化密切相关；Balke等人(1996)对欧洲七国的经济运行进行了检验，发现其中一些国家在经济收缩过后出现了快速反弹，“反弹效应”的出现意味着经济波动性对产出增长率具有一定的正向影响。需要注意到，虽然上述这些研究在经验发现和实证结论上并不一致，也与经济周期理论推断存在冲突之处，但它们将短期经济波动性与长期经济增长的趋势性结合起来进行检验和分析，这对制定宏观经济调控政策、确定最优政策干预时期和调整经济政策周期等均具有重要的理论和现实意义(Orphanides,1996)。
进入2003年以后，我国的经济增长出现了新的态势，虽然当年经济增长受到了“非典”疫情等突发事件的负面影响，但当年经济增长速度仍然达到了近7年来历史新高的9.3%。2003年我国经济增长的突然加速，不仅预示着我国经济增长开始进入一轮新的经济周期，而且经济周期的波动态势也将出现新的变化。在刘树成(2003)对我国经济周期形成过程的研究中，初步将1953年至1999年的中国经济划分为9轮周期波动，得到的经济周期分界和经济周期轮廓由图1给出。审视上个世纪后十年以来的经济周期波动，我国1996年以前的经济周期波动比较剧烈，宏观经济调控幅度和强度较大；1996年我国经济成功地实现了“软着陆”，当年经济增长率已经回落到9.6%的水平上。但是，随后经济增长速度继续持续下滑，直到1999年才达到这个周期的底部位置。2000年以来，我国经济增长开始表现出稳中有升的态势，2000-2003年经济增长率分别为8%、7.5%、8.3%和9.3%，2004年经济增长率继续小幅攀升到9.5%，形成了一个阶段内的历史新高。
图1 1953年以来我国经济周期的划分(%)
图2 1953年以来我国经济周期波动性的变化过程
仅从增长率水平上看，20世纪90年代后我国经济已经结束了“大起大落”的增长方式，经济增长的波动幅度逐步减弱，经济长波态势逐渐明显。这意味着平稳增长将是我国现阶段经济波动的新特征。经济增长波动性的减弱不仅表明我国经济的稳健程度有所提高，也表明我国经济抗风险的能力有所加强；但是，为了进一步描述我国实际产出波动程度的变化，我们需要考察不同阶段产出波动性的动态轨迹。为此，图2给出了我国年度经济增长率的条件波动性（图中直线表示波动幅度的趋势变化），可以看到经济周期波动性随着增长水平的趋稳也体现出明显下降和稳定趋势。
为什么我国实际产出波动性会呈现出减弱的态势呢？这种波动性减弱的内在原因是什么？这种波动性变化对经济周期形态和长期经济增长趋势的影响是什么？这些问题不仅关系到如何判断我国经济增长的走势，也关系到如何制定宏观调控政策。为此，我们将从我国短期经济周期波动性的度量开始，比较全面地分解实际产出构成的主要成分、总需求和总供给的形成成分、名义经济活性（价格变化）和实际经济活性（产出增长变化）等对我国经济周期波动性的影响，从而为正确选择经济政策工具提供必要的决策建议。
二、我国实际产出增长率变化路径的波动性特征
为了判断经济周期中产出增长率的变化幅度和风险水平，可以采取多种时间序列条件方差的分解方式。但是，为了将经济周期波动的短期性质突出地体现出来，我们采用固定样本时间长度的滚动时窗方法(Blanchard and Simon,2001)来计算我国经济增长率中的条件波动性。
（一）产出增长率中条件波动性的度量
假设产出增长率的时间序列为
。我们使用固定样本长度的滚动标准差来度量产出增长率中的条件波动性。所谓滚动标准差，即在样本观测区间｛1,L,T｝上给定滚动时窗长度m，在t时（其中t从m到T变化）的滚动标准差分别定义为从t-m+1时到t时m个样本的标准差。在固定时窗内的标准差计算公式为：
显然，滚动标准差度量的是数据生成过程中的历史波动性，它是一种描述固定时间区间内动态波动性的简单方法。产出波动性的度量方法不是唯一的，我们还可以考察产出缺口的标准差，例如实际产出水平与其趋势成分之间的缺口等。
图3 季度实际GDP（亿元）
图4 实际GDP增长率（季度同比）
图3给出了我国实际GDP的变化轨迹，实际GDP数据是用不变价格指数进行折算得到的，不变价格是以1990年第1季度为基期，利用商品零售价格指数进行换算得到的（数据来源为《中国经济景气月报》，样本区间为1990年1季度到2004年3季度，部分数据进行了季节分解）。图4给出了实际GDP的季度同比增长率，从中可以看出，1990年以来我国实际产出的季度增长率出现了显著的周期波动，其中尤以上个世纪90年代中期最为显著；进入21世纪后，经济增长的波动性明显降低，并于2003年开始，经济增长速度出现了缓慢上升的趋势，这是新经济周期开始的典型标志。
图5 GDP增长率的条件波动性
图6 滚动回归系数a
为了描述经济增长率时间序列轨迹的波动性，我们利用滚动标准差代表产出变化过程中的波动性，其中选取滚动时窗长度为12个季度。具体计算可以得到图5给出的滚动标准差轨迹。从中可见，从1994年开始标准差逐渐增大并在1996年达到最高峰，然后从1997年开始下滑，直至1999年末才趋于平缓。被动性轨迹体现出两个基本特征，一个是整体轮廓上具有凸型对称特征，这是我国经济增长从稳定向波动转换，再由波动向稳定转换的体现；另一个是整个轨迹出现了波动程度降低的迹象，这不仅导致了经济周期分界出现模糊，也导致短期经济周期波动与长期经济增长趋势有机地结合起来。1995年至1998年之间出现了很高的波动性，这是由该时期经济增长率水平所决定的，通常高增长都伴随着高波动，而高波动则意味着高风险。增长率标准差的变化路径比较恰当地描述了我国1990年代初期开始的经济扩张、然后1996年完成“软着陆”的过程。从1996年开始我国经济一直保持平稳的增长势头，一轮经济“软着陆”过程宣告结束，同时2003年开始出现经济增长的加速，一轮具有新经济增长态势的经济“软扩张”已经开始（刘金全，2003）。
（二）产出增长率的结构变化
既然我国季度产出增长率的波动性表现出了显著的下降趋势，那么导致这种增长率波动趋势变化的原因是什么？这是否意味着我国实际产出的数据生成过程发生了结构性变化呢？为此，我们将要检验我国实际产出的数据生成过程是否随时间发生了结构变化以及如何进行结构变化的。
假设实际产出序列服从如下自回归过程：
由此可见，｜a｜越大，产出波动性越大；｜a｜越小，产出波动性越小。因此我们在模型(2)的基础上，采用与滚动标准差类似的方法，对季度增长率序列进行滚动回归分析。用滚动回归残差序列的标准差来描述产出的波动性。在分析中假定增长率序列的模型为一阶自回归形式，滚动时窗为12个季度。滚动回归分析得到的回归系数序列
和平均增长水平序列
如图6和图7所示（图中虚线表示参数估计1倍标准差的置信区间）。
图7 平均增长率g
图8 条件波动性度量的对比
在图6中，虽然回归系数的符号1999年初发生了变化，但是从1993年到2001年
基本保持在较高的水平，在此期间的平均值为0.38。2002年之后呈现出变小的趋势，的平均值为0.10。由此可见，我们的模型能够拟合增长率的变化，样本区间内回归系数的变化路径表明数据的生产过程发生了一定的变化，也就是说经济增长率的时间序列发生了结构变化。
在图7中，我们给出了滚动时窗内回归均值的估计曲线，它给出了我国经济增长平均速度的动态变化过程。从图中可以看出，上世纪90年代初至今，我国经济增长的平均水平并投有发生显著的变化，平均增长水平在1998年前后有所下降，这不仅是在国家宏观调控政策下经济软着陆的结果，而且亚洲金融危机的冲击影响也十分显著。值得注意的是，在1999年之后，平均增长率非常平稳地保持在0.08的水平上，这一态势一直持续至今，而在2003年之后又表现出了轻微的翘起。这种迹象表明经济正在酝酿一轮新的增长势头。
图8描述了产出增长率的滚动标准差序列和滚动回归中残差序列的滚动标准差，其中滚动时窗仍然为12个季度。其中由回归残差计算的滚动标准差可以表示暂时外生冲击对产出增长率波动性的影响，代表了短期经济周期波动所产生的作用。对比这两条波动性曲线可以发现，除了1995年至1998年之间的剧烈波动区间外，这两条波动性曲线几乎是重合的，由此可以认为产出增长波动率的减弱主要是由短期冲击所导致的，而增长率过程中的结构变化并不是产出波动性减弱的主要原因，这种判断与其后波动性分解所得到的结论是吻合的。
三、实际产出波动性与通货膨胀率波动性之间的关联
我国实际产出增长率的波动性出现了显著的降低趋势，那么这种现象的出现是否与通货膨胀率的波动性有关呢？如果产出波动性与通货膨胀率存在一定的关联，则意味着经济中的名义经济成分对实际经济成分存在水平和周期上的双重影响，这是货币政策有效性的条件和基础(Sims,1972)。
图9给出了1990年以来我国通货膨胀率的时间序列轨迹。从中可以看出，上世纪90年代中期我国经历了一段较高的通货膨胀时期，特别是在1994年下半年，通货膨胀率达到了24%的最高点。由于我国采取了一系列通货膨胀治理措施，从而导致物价水平开始了数年的持续下降，以至于最后出现了轻度通货紧缩。通货膨胀率这段由高走低的变化过程与经济增长的波动率变化非常相似。由此我们推测通货膨胀率的变化模式能够在一定程度上解释产出增长波动率减弱的基本事实。
图9 通货膨胀率的变化路径
图10 产出波动性与通货膨胀率水平
为此，我们接下来从两个方面来考察产出波动性和通货膨胀率之间的关系：一是产出波动性与通货膨胀率水平之间的关系，二是产出波动性与通货膨胀率波动性之间的关系。
图10描绘了产出增长率的波动率（滚动标准差）和通货膨胀率的滚动均值序列。图11描绘了产出增长率的波动性和通货膨胀率的波动性，其中条件波动性仍然利用滚动标准差描述，这里的滚动时窗依然是12个季度。可以看出，与产出增长率的波动性一样，无论是通货膨胀率水平还是通货膨胀率的波动性，其变化过程都经历了一个由低到高、然后再由高到低的“凸型”变化过程。
在图10中，通货膨胀率水平对实际产出波动性具有一定的先行拉动作用，在1993年至1996年，快速攀升的通货膨胀，不仅带动了快速的经济增长，也诱发了这个阶段显著的经济周期波动；在1996年至2001年，快速降低的通货膨胀，也带动了经济增长速度的降低，同时也减缓了这个期间的经济波动，导致经济周期分界不再明显。这种通货膨胀率与经济波动性的正相关性，表明我国经济运行当中出现了显著的“托宾效应”，即通货膨胀率对经济增长速度和经济周期波动具有正向影响（刘金全、张鹤，2004）。在图11中，从1995年以后，我国价格水平变化的波动性开始稳定地低于实际产出的波动性，从2000年开始两者的波动程度基本类似，体现出这个阶段我国经济运行价格变化和产出变化的双重稳定；但值得注意的是，从2004年开始，通货膨胀率波动性开始出现大于产出波动性的迹象，这是2004年以来我国通货膨胀率开始提高的迹象。
图11 产出波动性和通货膨胀率波动性的对比
图12 产出波动性与通货膨胀率水平之间的滚动相关系数
通货膨胀率水平和波动性曲线的形状与产出增长率波动率的形状如此相似，这说明产出增长率的波动性与通货膨胀率水平和波动性之间存在着一定程度的相关关系。我们进一步用滚动相关系数来考察产出波动性与通货膨胀率之间的动态关系。在整个样本区间内，产出波动性与平均通货膨胀率的序列相关系数为0.752，与通货膨胀率波动性之间的相关系数为0.832。这意味着无论是通货膨胀率水平还是通货膨胀率的波动性，都与实际产出的波动性呈现正相关态势，因此价格水平的变化促进了产出波动性的形成。在产出波动性中，价格水平变化所代表的名义波动成分起到了重要作用。
此外，我们还可以用滚动相关系数来衡量变量之间的动态相关性。滚动相关系数与滚动标准差的算法类似，滚动时窗仍然为12个季度。图12给出了产出波动性与通货膨胀率水平之间的相关性。首先，两者之间的相关性并不稳定，出现了具有一定持续期的周期性变化，并且与经济周期波动态势具有密切关系；其中，从1996年至1998年，2000年至今，都出现了产出波动性与通货膨胀率水平之间的负相关性，这意味着这些阶段中通货膨胀率水平提高将有助于降低产出波动程度，因此，在近年来缓解通货紧缩的过程中，价格水平的适度膨胀，不仅保持了经济的快速增长，也有助于降低实际产出的波动性。类似地，也可以计算产出波动性与通货膨胀率波动性之间的滚动相关系数，其时间轨迹由图13给出。产出增长与通胀水平及其波动率的相关性是显著的，在样本区间内主要表现为正相关且相关系数大约为0.8。而比较两个相关系数，通货膨胀率波动性与产出增长率波动性的相关性要大于通货膨胀率水平与产出波动性之间的相关性。
虽然产出增长率的波动性与通货膨胀率水平和波动性之间存在着一定程度的相关性，但尚未有足够证据表明通货膨胀率的变化与产出波动性的变化之间具有显著的因果关系(Ginsburgh and Michel,1998)。两者之间的相关性可能由其他因素的共同作用导致，例如石油价格冲击导致石油供给发生变化，这样的供给冲击也会影响到产出变化，进而对产出波动性产生影响。
为了分析通货膨胀率对实际产出增长率产生影响的渠道，我们利用货币供给水平和波动程度作为货币政策工具的代表，来分析名义经济规模和活性对实际经济规模和活性的影响。图14给出了产出波动性和货币供给波动性之间的对比。其中最为重要的特征是，货币需求波动性的变化先于产出波动性的变化，货币政策对实际经济运行的作用具有一定的滞后性。从1990年至1995年，货币供给的显著波动性逐渐拉动了产出波动性，这个期间增长幅度较大的货币供给确实刺激了经济的快速增长，形成了显著的产出波动；1995年至2000年，货币供给的波动性开始显著降低，也逐渐减弱了产出波动性，这个期间开始出现和形成的轻微通货紧缩确实降低了名义经济活性并导致货币政策作用效果减弱；从2000年开始，货币供给波动性与产出波动性在双重稳定的条件下出现了一定程度的两分，两者之间的差距主要体现了货币流通速度扰动和价格轻微变化所带来的波动性差异，这是稳健性货币政策作用效果的体现。
图13 产出增长率波动性与通货膨胀率波动性之间的滚动相关系数
图14 产出波动性与M1增长率波动性的对比
四、我国实际产出波动性的构成成分和波动性来源
实际产出是一个总量指标，它的波动性自然与它的构成成分的波动性有关。因此，实际产出的波动性主要由三个因素决定：构成成分各自的变化、各种成分中的共同变化以及成分相对权重的变化。下面我们主要关注实际产出各种构成成分变化对产出波动性的影响。
按照支出法计算国内生产总值，考虑GDP的四个主要构成成分，即消费、投资、政府购买和净出口，这四种产出成分的波动性构成了实际产出波动性的主要来源。假设实际产出序列为
，将其构成成分记为
，则有：
对于各个成分我们用两种方法来度量它们的波动性。第一种方法与前面的方法一样，计算各个成分增长率
的滚动标准差；第二种方法则考虑到各个成分对GDP的贡献度的大小，引入一个增长贡献变量来度量GDP构成的波动性。
需要注意的是，为了计算同比增长率，这里的差分定义为：
。根据上述定义，增长贡献份额衡量了各种产出成分在累积产出中所占的比重，因此它的变化也可以衡量各个产出成分的波动性，具体方法依然是计算增长贡献份额
的滚动标准差。
由于产出增长贡献可以进一步写为：
如果某种成分占产出的比重比较稳定，则的标准差和
的标准差只相差一个系数，这个系数就是该成分在产出中所占的比重。这就是说，如果自身增长率的标准差序列与产出份额的标准差序列之间存在较大的形状差异，则说明累积产出成分的构成也发生了显著变化。
图15给出了消费增长率的波动性序列以及消费对产出贡献的波动性序列。可以看出，消费波动性的变化模式与产出波动性的变化模式之间存在较大差异。在2002年之前，消费波动性也出现了持续下降的趋势，出现了消费路径逐渐平缓的倾向，但从2002年开始，消费波动性加剧，这意味着从2003年开始的经济增长速度回升，与我国刺激总需求的政策作用效果密切有关。在波动性成分构成上，2000年以前产出波动性的下降与消费波动性的下降直接相关，但从2000年以后，消费在产出中所占份额的波动性也有所提高，这也是刺激消费需求政策发挥作用的结果。
图15 消费增长率及其增长贡献的滚动标准差
图16 投资增长率及其增长贡献的滚动标准差
图16给出了投资增长率的波动性序列和投资对产出贡献的波动性序列。可以看出，投资波动性的变化模式与产出波动性的变化模式基本类似，也出现了投资波动性持续降低的趋势。在1996年之前，消费波动性非常显著，由此引发了分界明显的经济周期波动。自从1996年经济成功实现“软着陆”以后，投资波动性便开始稳定下来。值得注意的是，从2002年开始，投资波动性出现了加剧的趋势，这是出现新一轮投资热潮所导致的结果，经过2004年下半年开始的宏观经济调控，投资波动性已经出现了回落的迹象。由此可见，我国实际产出波动性的主要来源之一便是投资波动性，投资增长率的变化和波动性是导致经济周期和产出波动的主要原因。
图17 政府支出增长率及其增长贡献的滚动标准差
图18 净出口增长率及其增长贡献的滚动标准差
图17给出了政府支出增长率的波动性序列和政府支出对产出贡献的波动性序列。可以看出，政府支出波动性的变化模式与产出波动性的变化模式有同有异，其同在于政府支出波动性出现逐渐减缓的趋势，其异在于投资波动性呈现单调缓慢下降的模式，而不是产出波动性的“凸型”模式。在1996年以前，政府支出波动性相当显著，体现了政府支出作为财政政策工具的较强操作力度；1996年经济“软着陆”以后，政府支出波动性开始了周期性变化，这也体现了积极财政政策在扩张总需求中的积极作用。同时，政府支出对产出波动性的贡献也出现了单调下降并逐渐平稳的迹象，这意味着财政政策期限结构在逐渐加长，导致财政政策对产出波动性的作用出现了稳定的趋势，这也意味着积极财政政策的有效性正在降低，因此有必要调整财政政策的操作和政策组合方式。
图18给出了净出口变量的波动性序列和净出口对实际产出贡献的波动性序列。从中可以看出，我国净出口变化的波动性具有明显的分界性质。在1998年以前，挣出口的波动程度基本类似，保持在较高的波动水平，这意味着在这个阶段内，净出口的变化比较剧烈，国际贸易增速和规模都有比较显著的调整；在1998年以后，净出口增长率的波动性显著下降，这个阶段我国对外贸易保持了稳定的快速增长势头，对实际产出的快速增长起到了重要的拉动作用，导致我国经济增长体现出“出口（进口）驱动型”特征。从2003年的后半年开始，净出口的被动性又开始增强，这是因为加入WTO后，我国对外贸易开始由顺差向逆差转变，导致贸易结构出现显著调整的结果，这种情形应该引起必要的重视。与其他产出构成成分类似，净出口在产出中所占份额的波动性也在逐渐减弱，这意味着净出口波动性的降低是实际产出波动降低的重要原因。
五、我国实际产出波动性动态变化的结论和启示
通过上述研究，我们得到以下主要结论：
（一）通过固定时窗长度的滚动标准差度量的产出波动性，发现我国产出波动性呈现了明显的“凸型”波动模式，并且已过了波动的峰顶，开始出现了显著的下降趋势。产出波动性显著和剧烈的时期大都对应着经济增长速度较快的经济扩张时期，这说明产出波动性对经济增长速度产生了一定程度的“溢出效应”(Sola,Fabio and Nicola,2002)。产出波动性在较低水平上的平稳性导致了我国现阶段经济周期波动出现了分界模糊的现象，短期经济增长趋势与长期经济增长趋势有机地融合起来，构成了我国增长型经济长波的主体轮廓。这种经济波动和经济增长态势能够保持我国经济保持持续、快速和稳定的增长趋势，这对本世纪前二十年建设全面小康社会具有重要意义。
（二）一般情形下，需求冲击和供给冲击都能够导致产出波动性的变化(Blanchard and Ouah,1989)。但是，在经济增长的不同阶段，需求冲击和供给冲击产生作用的机制和效果也各不相同。需求冲击大都导致短期经济波动，而供给冲击则能够影响经济增长的长期趋势。为了寻求我国经济波动性变化的名义原因，我们在检验产出波动性与通货膨胀率和货币供给增长率之间的相关性时发现，价格水平和货币供给的变化等名义冲击对产出波动性具有显著影响，这意味着名义经济的规模与活性对产出水平、增长率和波动性具有显著影响，通货膨胀率波动性的降低和稳健性货币政策的实施都有助于产出波动性的降低。
（三）根据国内生产总值的构成成分，我们将实际产出的波动性归因于消费波动、投资波动、政府支出波动和净出口波动。我们发现，消费支出和财政支出在产出中所占份额的波动标准差与其自身增长率的波动标准差形状差异较小，这说明消费支出和财政支出在实际产出构成中的比重相对稳定，这与消费路径的平滑性和政府支出路径的稳定性有关。与此相反，近年来投资和净出口在实际产出中比例结构可能发生了一定程度的变化，投资的结构性变化与宏观经济调控政策的取向直接相关，而净出口的结构性变化与经济开放程度和产业结构调整有关。通过比较这些产出成分波动性的变化模式与总产出波动性的变化模式，我们发现消费需求的波动程度主要影响产出波动性的趋势水平，而没有显著的短期影响。导致我国实际产出波动性下降的主要原因是投资需求、政府支出和净出口等成分的波动性减弱，这些是导致我国经济周期波动稳定性增强的实际因素。
上述分析表明，产出波动性的降低导致了经济周期分界模糊、经济政策作用弱效、经济增速偏低。但是，2003年以后，随着产出波动性的轻微翘起，经济增长速度开始攀升，同时通货膨胀率压力也开始显露。根据上面对产出波动性来源和作用的判断，我们认为在宏观经济调控和政策组合选择中，应该继续以需求管理政策（具有积极色彩的货币政策和财政政策组合）来刺激总需求，以供给管理政策（加快产业结构调整、提高产品质量和降低产品成本）来培育总需求，并且将投资规模、政府支出规模和国际贸易规模保持在一定的披动范围内，这样就可以充分发挥价格波动性和产出波动性对经济增长的“拉动”和“溢出”作用，继续保持我国快速稳定增长的经济发展格局。
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