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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，中国政府为促进经济发展，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，我国政府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，国家宏观调控政策的倾斜已成为地区经济发展的主要动力之一。由于经济体制改革、地区经济环境变化以及调控政策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，可以为国家及地方政府制定正确的经济政策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]。三是研究政府政策对不同经济区域影响的差异性；如郭金龙、王宏伟认为政府政策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政策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政策对我国区域经济的影响，认为积极财政政策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政策的区域效应，认为不同区域对于货币政策的反应差异较大[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，本文針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、西部地区除了中国台湾、香港和澳门，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。西藏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、青海省和新疆自治区。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：
式（1）中，P为当期价格水平，P-1为上期价格水平，参数α>0，称为产出缺口弹性，Y代表实际产出，Y*代表经济处于充分就业状态时的产出，即潜在产出，（Y-Y*）/Y*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-P-1)/P-1将（1）式变换为：
在式（2）中，如果定义λ=α/Y*，我们就得到了如下形式的总供给方程：
π=λ(Y-Y*)（3）
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AS1和AS2描述了两种不同经济状态下产出与通货膨胀率之间的变动关系，其中，总供给曲线AS2较为陡峭，即AS2的斜率λ2比AS1的斜率λ1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AS1，总需求曲线由AD移动到AD′时，均衡点由E移动到E1，通货膨胀率的变化为Δπ1=π1-π0，产出的变化为ΔY1=Y1-Y0；而对于总供给曲线AS2，当总需求曲线由AD移动到AD′时，均衡点由E移动到E2，通货膨胀率的变化为Δπ2=π2-π0，产出的变化表示为ΔY2=Y2-Y0。由图1中可以看出，Δπ2明显大于Δπ1，即总供给曲线的斜率越大，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，ΔY1大于ΔY2。
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Yt分解为长期增长趋势和短期波动成份。设Yt为我国年度GDP序列，不同时期的潜在产出Y*t就是从时间序列Yt中分离得到的长期趋势成份，则产出缺口序列Gapt的计算公式由下式给出：
Gapt=(Yt-Y*t)/Y*t（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体制变革、政策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,zt是具有固定系数γ 的解释变量集合，xt是具有随机系数αt的解释变量集合，随机系数向量αt是状态向量，称为可变参数。αt是不可观测向量，必须利用可观测变量yt和xt来进行估计。在方程（6）中，假定参数αt的变动服从于AR（1）模型（可扩展为AR（p）模型）。根据方程（7），εt和ηt是相互独立的，且服从均值为0，方差为σ2和协方差矩阵为R的正态分布。
三、中国区域总供给曲线的结构变化及差异性分析
随着我国经济体制改革的不断深化，在政府调控政策冲击的影响下，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1989—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Gapit和通货膨胀率πit的数据。。模型的具体形式如下：
πit=0,it+1,itGapit+it为节省篇幅，本文在脚注中给出式（8）的检验统计量。其中，参数0,it和1,it，i=0,1,2,3，均统计显著（显著性水平取0．05）；全国及东、中、西部地区总供给方程的R2分别为0．86，0．94，0．87和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，it为各个方程的残差序列，0,it和1,it为可变参数，其中1,it表示不同地区产出缺口弹性，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it=1,it/Y*it可计算出动态的总供给曲线的斜率，总供给曲线斜率it的动态变化如图2所示。
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1989—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，“邓小平同志南巡讲话”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体制向社会主义市场经济体制转变，政策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调控政策，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小的通货膨胀压力。在宏觀政策上，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调控问题。
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1989年的0．00644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
1989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。1989—1999年期间，斜率的变化比较平缓，从1989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。
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，中国政府为促进经济发展，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，我国政府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，国家宏观调控政策的倾斜已成为地区经济发展的主要动力之一。由于经济体制改革、地区经济环境变化以及调控政策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，可以为国家及地方政府制定正确的经济政策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]。三是研究政府政策对不同经济区域影响的差异性；如郭金龙、王宏伟认为政府政策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政策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政策对我国区域经济的影响，认为积极财政政策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政策的区域效应，认为不同区域对于货币政策的反应差异较大[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，本文針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、西部地区除了中国台湾、香港和澳门，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。西藏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、青海省和新疆自治区。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：
式（1）中，P为当期价格水平，P-1为上期价格水平，参数α>0，称为产出缺口弹性，Y代表实际产出，Y*代表经济处于充分就业状态时的产出，即潜在产出，（Y-Y*）/Y*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-P-1)/P-1将（1）式变换为：
在式（2）中，如果定义λ=α/Y*，我们就得到了如下形式的总供给方程：
π=λ(Y-Y*)（3）
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AS1和AS2描述了两种不同经济状态下产出与通货膨胀率之间的变动关系，其中，总供给曲线AS2较为陡峭，即AS2的斜率λ2比AS1的斜率λ1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AS1，总需求曲线由AD移动到AD′时，均衡点由E移动到E1，通货膨胀率的变化为Δπ1=π1-π0，产出的变化为ΔY1=Y1-Y0；而对于总供给曲线AS2，当总需求曲线由AD移动到AD′时，均衡点由E移动到E2，通货膨胀率的变化为Δπ2=π2-π0，产出的变化表示为ΔY2=Y2-Y0。由图1中可以看出，Δπ2明显大于Δπ1，即总供给曲线的斜率越大，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，ΔY1大于ΔY2。
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Yt分解为长期增长趋势和短期波动成份。设Yt为我国年度GDP序列，不同时期的潜在产出Y*t就是从时间序列Yt中分离得到的长期趋势成份，则产出缺口序列Gapt的计算公式由下式给出：
Gapt=(Yt-Y*t)/Y*t（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体制变革、政策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,zt是具有固定系数γ 的解释变量集合，xt是具有随机系数αt的解释变量集合，随机系数向量αt是状态向量，称为可变参数。αt是不可观测向量，必须利用可观测变量yt和xt来进行估计。在方程（6）中，假定参数αt的变动服从于AR（1）模型（可扩展为AR（p）模型）。根据方程（7），εt和ηt是相互独立的，且服从均值为0，方差为σ2和协方差矩阵为R的正态分布。
三、中国区域总供给曲线的结构变化及差异性分析
随着我国经济体制改革的不断深化，在政府调控政策冲击的影响下，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1989—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Gapit和通货膨胀率πit的数据。。模型的具体形式如下：
πit=0,it+1,itGapit+it为节省篇幅，本文在脚注中给出式（8）的检验统计量。其中，参数0,it和1,it，i=0,1,2,3，均统计显著（显著性水平取0．05）；全国及东、中、西部地区总供给方程的R2分别为0．86，0．94，0．87和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，it为各个方程的残差序列，0,it和1,it为可变参数，其中1,it表示不同地区产出缺口弹性，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it=1,it/Y*it可计算出动态的总供给曲线的斜率，总供给曲线斜率it的动态变化如图2所示。
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1989—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，“邓小平同志南巡讲话”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体制向社会主义市场经济体制转变，政策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调控政策，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小的通货膨胀压力。在宏觀政策上，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调控问题。
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1989年的0．00644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
1989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。1989—1999年期间，斜率的变化比较平缓，从1989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。