中国GDP增长速度可信度研究_在线论文查询
统计数据是宏观经济决策的基础，它直接关系到我国社会主义现代化的进程，而统计数据质量则是议论我国统计工作目前乃至今后的中心话题。关于中国GDP及其增长速度，国内外已有一些研究。1994年以前，世界银行在计算中国人均GDP时，都直接采用中国官方国内生产总值数据。1994年，世行改变了以往的做法，在计算中国1992年人均GDP时，先对中国同年官方数据向上调整。此后，世行每年以其调整后的中国1992年GDP总量及中国统计公报公布的经济增长速度数据为基础计算中国人均GDP，调整的原因是它们认为中国统计体制导致了官方统计的国内生产总值（GDP）总量数据的低估和速度的高估，1998年，我国有关部门向世行正式提出了取消这种调整的要求，并阐述了相应的理由，世行接受了中方的意见，并明确表示，它将根据正常做法，在其出版物上公布中国人均GDP时直接利用中国官方GDP数据计算，不再进行调整。OECD经济学家Maddison认为，中国1978—1984年的GDP增长率只有2.8％，1995—1998年的增长率应为6.6％；美国匹兹堡大学的Rawski教授认为中国1998年的GDP增长率为－2％至＋2％，1999年的增长率在－2.5％至＋2％之间。导致这样的结果，是因为自1997年以来，我国能源生产和消费均出现了负增长，他们采用能源增长率来考核经济增长率，认为经济增长率应该与能源增长率大致相当。近年来，这方面的讨论在国内也相当激烈，国内发表的文献多数从微观角度描述和讨论统计数据质量问题及有关体制、统计制度等方面的原因，提供了大量的例证，但缺乏全面系统的数据分析。基于以上理由，本文从计量方法的角度，以tobit模型为基础对我国GDP增长速度的可信度进行实证分析。
二、模型建立的思路
（一）关于变量的选取及说明。
本文使用生产函数进行分析，选取国内生产总值增长速度（gdpzs）作被解释变量，解释变量选取全社会固定资产投资增速（investzs），就业人员数增速（labourzs），电力生产增速（dlsczs）和科技拨款增速（kjbkzs）。这里强调一下，为什么要选取科技拨款增速（kjbkzs）和电力生产增速（dlsczs）这两个解释变量？因为生产函数反映的是技术进步，资本和劳动共同对国内生产总值的作用和贡献。当技术进步越快时，则生产率越高；技术进步越慢时，则生产率越低，由于技术进步是一个抽象概念，它只能测算，而没有实际的统计数据。一般的讲，国际上使用R&D费用反映一个国家的技术状况，在我国由于这个指标的统计数据只有1997—2000年的，样本量太少以致不能作经济分析，所以在这里，我们使用“科技拨款”近似代替，因为一国的“科技拨款”越多时，则它的R&D费用相应越高（主要用于基础研究，应用研究和试验生产），其生产率也就应该越高，反之亦然，因此“科技拨款”与“生产率”呈现出显著的正相关关系。由于我国自1978年改革开放以来，生产力得到空前的发展，科学技术突飞猛进，全要素生产率得到较大的提高，所以必须把能够反映技术进步的“科技拨款”指标放入模型研究中去。电力生产增速反映的是能源生产与经济增长的联系，在此处有助于对二者的关系进行量化分析。以上变量的样本区间均为1978—2000年，资料来源为《中国统计年鉴2001》。
（二）关于tobit理论模型及其性质。
如果样本中国内生产总值增速（gdpzs）的统计数据中存在虚假成分，可以借助tobit模型将其以一定的概率识别出来，因为经济系统是一个相互制约且又依存的整体，每一个变量都不可能孤立的存在，它们之间存在某种内在的关系，如果其中的一个或几个指标发生变动将会破坏另外一些指标的平衡关系，从而引起我们所关注指标的异常变化。在本文中应当研究当就业人员增速（labourzs）、固定资产投资增速（investzs）和科技拨款增速（kjbkzs）以及电力生产增速（dlsczs）处于某个参数时，它们是否能够支撑相应的GDP的增长速度，从而判断其统计数据质量的高低。
本文使用tobit模型进行研究。这种方法是经济学家、诺贝尔经济学奖获得者J.托宾（James.Tobin）在研究耐用消费品需求时首先提出来的一个计量经济学模型，其基本结构如下：设模型形式为Y=Xβ，其中Y为被解释变量矩阵；X为解释变量矩阵；β为被估计参数矩阵。因此，在线形模型假设下，y[，i]和x[，i]之间的关系为：
附图
此模型称为归并回归模型（censored regression model）。假设α已知，模型两边同时减去α，变换后模型的常数项是原常数项减去α，由此得到的模型标准形式称为“tobit模型”（tobit regression model），其形式为：
附图
tobit模型的一个重要特征是：解释变量x[，i]是可观测到的（即x[，i]取实际观测值），而被解释变量y[，i]只能以受限制的方式被观测到：当y[，i]＞0时，称y[，i]为“无限制”观察值；当y[，i]≤0时，称y[，i]为“受限”观察值。即，“无限制”观测值均取实际的观测值，“受限”观测值均归并为0。建立tobit模型，就是要求在对y[，i]和x[，i]；进行n次观测的基础上估计β和σ[2]。下面讨论tobit模型的性质及其估计问题。设n[，0]是使y[，i]＝0的观测值个数，n[，1]是使yi＞0的观测值个数，n＝n[，0]+n[，1]。如果将y[，i]=0的n[，0]个观测值忽略不计，则剩余的n[，1]，个观测值是完全观测值（y[，i]＞0），使用最小二乘估计量在此范围内是有偏的，并且是不一致的。实际上，观测值y[，i]在（y[，i]＞0）下的条件期望为：
附图因此造成其估计量的有偏性和不一致性。可以证明，β和α2的极大似然估计量是一致估计量，因此tobit模型的最好估计方法是极大似然估计量。由于该方法是对归并后的数据进行处理，因此传统的用来衡量模型的拟合优度的R和变量显著性检验的t值统计量不再适用。
（三）关于样本数据的确定。
一般情况下，GDP增长速度与能源生产的增长速度密切相关。当能源生产增长速度较快时，GDP增长速度也相应较快，反之亦然。因此，通过对国内生产总值指数（GDPZS）和能源生产指数关系的分析，可以初步判断出gdpzs是否存在统计误差，以及误差的大小。根据《中国统计年鉴2001》“能源生产总量及构成”计算出能源生产指数（NYSCZS），具体数值在表2中列出。
附图
图1 国内生产总值指数和能源生产指数
图1展示的是国内生产总值指数与能源生产指数随时间变化的趋势图，它们之间存在的比例关系就是能源生产弹性系数。从图1中可以看出，在1978—1996年期间，国内生产总值指数和能源生产指数都是递增的，它们上升的趋势基本相同，在数量上存在一定的比例关系；在1997—2000年期间，国内生产总值指数保持继续上升的趋势，而能源生产指数却是递减的（在这四年中，能源生产分别以－0.2％，－6.2％，－12.2％，－0.1％增长），走势出现逆转。按照Rawski的说法，假设在我国目前阶段GDP增长与能源生产增长存在着一致的变化关系，以上表明，从GDP与能源的关系来讲，1978—1996年期间，我国GDP及其增长速度是基本可信的，而1997—2000年期间，为什么能源的生产是递减的，而GDP则平均以每年7％以上的增长速度是值得怀疑的。因此从以上分析，本文在模型中把1978—1996年期间的GDP增速直接取用于统计数据，而1997—2000年GDP与能源一样应当出现负增长，所以在此处是观测不到的，依据tobit模型应当一并归并于0。
三、模型的比较和分析
依照第二部分的方法得到最终的模型如下：
附图
从模型中可以看出：首先，对我国GDP增速影响最大的因素是固定资产投资的增长，当该变量增加（减少）1个百分点，将使gdpzs增加（减少）0.13个百分点，这说明了我国经济增长主要是由投资增长所引起的，尤其是近几年西部大开发以来，国家对西部地区投资急剧上升，这一点是比较符合我国实际情况的；其次，经济增长率滞后两期对其自身的影响是很大的，这反映了经济系统的连续性，影响系数分别达到0.12，－0.03；再次，对于我国经济增长起到了极大的促进作用是科技拨款增速，当该变量增加（减少）1个百分点，将使gdpzs增加（减少）0.09个百分点，这表明我国改革开放以来，生产力得到了空前的发展，积极引进先进的科学技术和管理方法，极大的提高了全要素的生产效率，促进了经济的发展；第四，能源对我国的经济增长起到了巨大的贡献作用，集中反映在电力上，其影响系数达到0.08；最后，与经济增长呈现负相关的因素是劳动增长率，当它增加（减少）1个百分点，使gdpzs减少（增加）0.13个百分点，这说明全社会庞大的就业人员数量不仅没有促进我国经济增长，反而阻碍了经济的高速发展，其根本原因在于由于我国劳动者总体素质不高，一半以上的数量集中在农村等不发达地区，这就要求国家要不断提高劳动者的科学文化水平和劳动技能，更加注重劳动者的质量，而不是数量，充分挖掘人力资源和潜力。这充分反映了自1997年我国国企改革以来，实行减员增效，下岗再就业工程等措施是符合我国国情的。
根据上述模型得到国内生产总值增速的拟合值（gdpzsf）以及和国内生产总值增速（gdpzs）之间的相对误差d（d=gdpzs－gdpzsf），现将上述的研究结果列于表1中。
从表1中可以得出以下结论：
表1 模型拟合值及相对误差
附图
（1）在23个样本数据中，1978—1993年期间，模型拟合相对误差的绝对值稍微偏大，1994年之后，两类数据逐步趋于一致，产生这样的原因主要是20世纪90年代初期，我国GDP的核算范围逐渐由MPS向SNA体系转变，由于MPS核算的只是物质生产领域，所以在这一阶段，我国GDP统计有偏小的趋势，但自从1992年以来，我国逐渐实行社会主义市场经济，第三产业（尤其是非物质生产领域）得到了空前的发展，为了逐渐与国际接轨，我国开始实行SNA体系，在实施的过程中，对那些可能对GDP产生影响的方面，进行了系统的修订，尽可能与1993年的SNA实现一致，但是因为我国社会主义市场经济体制建立时间还很短暂，所以在国民经济核算体系逐步向SNA过渡的过程中，两者之间还存在一定的差距，具体表现在五个方面：（1）居民住房服务统计；（2）政府补贴；（3）企业内部的福利性服务；（4）农村工业统计；（5）农业统计等，这些因素的存在导致了1994年以前连续若干年我国GDP总量的低估和增长速度的高估，1994—2000年期间，拟合相对误差的绝对值均在0.5％以内，因此这7年的统计数据是基本可信的。
（2）通过tobit模型的拟合，在1978—2000年23个样本容量中，拟合误差绝对值在1％以内的有17个，占样本总量的73.9％；误差在1％—2％的有2个，占样本容量的8.7％；误差在2％—3％的有2个，占样本容量的8.7％，误差在3％—4％的有2个，占样本容量的8.7％。从模型中计算出来的拟合值应该是比较准确的，因为它反映了经济系统之间的关系，绝大多数的拟合误差都在1％以内，可以看出从总体上来讲，gdpzs的统计数据是比较可靠的。
（3）1997—2000年期间，GDP增速拟合值分别为8.5％，8.0％，7.5％和8.5％，这并没有出现象Rawski所认为的经济增长率应该与能源增长率大致相当，也就是说，经济增长率在这四年期间应当出现负增长的判断，而且它们的拟合误差绝对值分别为0.3％，0.2％，0.4％和0.4％，均在1％以内。这主要是因为自1997年东南亚金融危机以来，由于我国政府采取了积极的财政政策和稳健的货币政策，通过各种方式扩大内需、调整经济结构、增加投资和加强基础设施建设等措施来促进经济发展，保证了年均7％以上的增长速度。
既然1997—2000年，我国年均7％以上的经济增长速度是可以实现的，那么为什么在这一期间的能源生产是递减的？大多数经济学者都是从这个方面来批评我国统计数据质量的，因此针对这个问题，笔者作一个详细的统计分析。
我国能源生产的构成成份包括原煤、原油、天然气、水电、核电、和太阳能等，由于数据资料的关系，在《中国统计年鉴》中出现的只涉及前面四种，能源生产总量是以万吨标准煤来计算的，数值的大小取决于两个重要因素：其一是各种成份在能源总量中所占的比例变化，其二是各种能源成份转变成标准煤的系数。由《中国统计年鉴2001》“能源生产总量及构成”，笔者计算出表2。表中涉及能源生产指数（1978年为100）和原煤、原油、天然气以及水电在能源生产中所占的比例和它们的年增长速度。结合表2，笔者进行具体分析：
（1）能源生产指数在1978—1996年期间是逐年增加的，而1997—2000年是减少的，但同时应注意到能源供需规模存在被明显低估的一些因素。以煤炭为例，近年来限产和关闭小煤窑的措施十分严厉。目前采煤需申请领取采矿许可证和煤炭生产许可证，在2000和2001年间据称国有地方煤矿和乡镇煤矿产量均大幅度下降，只有国有重点煤矿的产量微幅上升。地方和乡镇煤矿分别约占原煤产量的20％和25％左右，根据过去数年煤矿死伤事故有增无减的情况，很难想象地方和乡镇煤矿的私采滥挖有根本性改观。另外，原油和成品油走私也十分猖獗，就在2001年海关两个月缉私就查出了7000多吨走私成品油，乐观估计稽查率为10％的话，那么中国每年油品走私几十万吨并不过分，因此，近年来原煤和油品供需的实际规模可能存在低估，如果我们假定5年来政府调整能源供给结构的努力不是异乎寻常地有效，假定中国能源需求和产业能耗水平也并无显著改善，那么合乎逻辑的结果就是，其实近年来中国能源生产和消费总量中，煤炭和石油供需存在明显低估。这样经济增长和能源生产之间的矛盾就可理解。
（2）从表2中可以看到，在1997—2000年期间，煤除了在能源结构中所占的比例减小外，从自身的绝对数量来讲，其生产分别连续以1.6％、9.0％、16.6％、1.7％的速度递减，这主要是由于煤对环境的污染太大，其产生的二氧化硫等有害气体分别占总排放量的85％以上，考虑到我国GDP能耗和主要产品能耗与国际水平还有较大差距，淘汰落后设备还有较大空间，节能潜力很大。从发展条件看，加入WTO后，国际经济一体化将加强，相应的市场机制对节能的作用亦扩大，工业化结合信息技术的发展，也有利于结构节能。我国自1997年以来，大力推进洁净煤的使用，减少了对环境的污染，提高了煤的利用率，如每千瓦时发电煤耗从1980年的413克下降到1997年的369克；每吨水泥耗标准煤由1980年的206.5公斤下降到1997年的156.35公斤。在1997—2000年期间，石油的生产分别以1.6％、0.3％、－0.3％、1.8％的速度变化，而石油的消费却持续增长，1999年石油净进口量4381万吨，已占当年石油消费量的22％，石油供应的可靠性和经济性是必须重视的问题。相比较石油而言，我国天然气和水电相对丰富，在1997—2000年这四年中，其生产和消费得到了迅速的增长，但是资源的地域分布极不平衡，对于它们来讲，存在着生产与消费的综合协调问题，近几年的“西电东输”“西气东输”等工程也在逐渐实施。以上原因就是我国在这四年里进行能源结构调整的主要理由。实际上，按照Rawski的说法，假定经济增长率与能源消耗增长率应该大致相等，相当于假定整个国民经济的能源消耗系数是不变的。这是完全站不住脚的。因为，随着技术的发展以及产业结构的调整，一般来说，能源消费系数是可能下降的。而且，就整个国民经济来说，不同行业的能源消耗系数是不同的，因此不同行业的不平衡发展，也会导致整个国民经济的能源消耗系数的变化。从道理上来说，经济增长率与能源增长率应该大致相等的假定也是说不通的。
表2 能源生产指数及各成份增长比例
附图
（3）虽然在1997—2000年期间，统计所得到的能源生产总量是递减的，但是电力生产却是以年平均6％的速度递增的，因此就我国GDP增长与能源的关系而言，有两点是必须看到的：其一，随着我国能源结构的不断优化，会导致使用各种不同能源成份（包括煤、石油、天然气、水电等）为主的行业不同的增长速度，将促使产业结构的不断变化，GDP的增长速度实际就是各行业速度的加权平均；其二，随着我国节能技术得到了广阔的空间发展，单位GDP能耗是逐渐递减的，所以不能笼统而言，当我国能源生产（消费）总量减少时，GDP就应当出现负增长，关键是要看节能技术的利用和能源结构的变化，GDP的增长速度要取决于二者的综合作用。通过考察1971—1999年期间日本、韩国、德国、英国和美国的能源增长数据和GDP增长数据，发现在这些国家的不同时期都出现过能源消耗与GDP增长不同步的现象。因此，中国经济增长和能源消耗之间也并不存在如Rawski教授所称的稳定关系，而是无序波动。无论是能源消费和电力消费弹性系数均是如此，从1984—2000年间，电力消费弹性系数并无明显异常。
【参考文献】
1.周建：《“十五”关于经济与能源增长速度制订的合理性分析》，《统计研究》2002年第3期。
2.周建：《美日经济增长方式比较研究及其对中国的启示》，《世界经济文汇》2002年第2期。
3.李子奈、叶阿忠：《高等计量经济学》，清华大学出版社，2000年9月出版。
