中國GDP增長速度可信度研究

中國GDP增長速度可信度研究　　　　　　一、問題的提出
　　統(tǒng)計數據是宏觀經濟決策的基礎，它直接關系到我國社會主義現代化的進程，而統(tǒng)計數據質量則是議論我國統(tǒng)計工作目前乃至今后的中心話題。關于中國GDP及其增長速度，國內外已有一些研究。1994年以前，世界銀行在計算中國人均GDP時，都直接采用中國官方國內生產總值數據。1994年，世行改變了以往的做法，在計算中國1992年人均GDP時，先對中國同年官方數據向上調整。此后，世行每年以其調整后的中國1992年GDP總量及中國統(tǒng)計公報公布的經濟增長速度數據為基礎計算中國人均GDP，調整的原因是它們認為中國統(tǒng)計體制導致了官方統(tǒng)計的國內生產總值（GDP）總量數據的低估和速度的高估，1998年，我國有關部門向世行正式提出了取消這種調整的要求，并闡述了相應的理由，世行接受了中方的意見，并明確表示，它將根據正常做法，在其出版物上公布中國人均GDP時直接利用中國官方GDP數據計算，不再進行調整。OECD經濟學家Maddison認為，中國1978—1984年的GDP增長率只有2.8％，1995—1998年的增長率應為6.6％；美國匹茲堡大學的Rawski教授認為中國1998年的GDP增長率為－2％至＋2％，1999年的增長率在－2.5％至＋2％之間。導致這樣的結果，是因為自1997年以來，我國能源生產和消費均出現了負增長，他們采用能源增長率來考核經濟增長率，認為經濟增長率應該與能源增長率大致相當。近年來，這方面的討論在國內也相當激烈，國內發(fā)表的文獻多數從微觀角度描述和討論統(tǒng)計數據質量問題及有關體制、統(tǒng)計制度等方面的原因，提供了大量的例證，但缺乏全面系統(tǒng)的數據分析�；�于以上理由，本文從計量方法的角度，以tobit模型為基礎對我國GDP增長速度的可信度進行實證分析。
　　　　　　二、模型建立的思路
　　　　（一）關于變量的選取及說明。
　　本文使用生產函數進行分析，選取國內生產總值增長速度（gdpzs）作被解釋變量，解釋變量選取全社會固定資產投資增速（investzs），就業(yè)人員數增速（labourzs），電力生產增速（dlsczs）和科技撥款增速（kjbkzs）。這里強調一下，為什么要選取科技撥款增速（kjbkzs）和電力生產增速（dlsczs）這兩個解釋變量？因為生產函數反映的是技術進步，資本和勞動共同對國內生產總值的作用和貢獻。當技術進步越快時，則生產率越高；技術進步越慢時，則生產率越低，由于技術進步是一個抽象概念，它只能測算，而沒有實際的統(tǒng)計數據。一般的講，國際上使用R&D費用反映一個國家的技術狀況，在我國由于這個指標的統(tǒng)計數據只有1997—2000年的，樣本量太少以致不能作經濟分析，所以在這里，我們使用“科技撥款”近似代替，因為一國的“科技撥款”越多時，則它的R&D費用相應越高（主要用于基礎研究，應用研究和試驗生產），其生產率也就應該越高，反之亦然，因此“科技撥款”與“生產率”呈現出顯著的正相關關系。由于我國自1978年改革開放以來，生產力得到空前的發(fā)展，科學技術突飛猛進，全要素生產率得到較大的提高，所以必須把能夠反映技術進步的“科技撥款”指標放入模型研究中去。電力生產增速反映的是能源生產與經濟增長的聯系，在此處有助于對二者的關系進行量化分析。以上變量的樣本區(qū)間均為1978—2000年，資料來源為《中國統(tǒng)計年鑒2001》。
　　　　（二）關于tobit理論模型及其性質。
　　如果樣本中國內生產總值增速（gdpzs）的統(tǒng)計數據中存在虛假成分，可以借助tobit模型將其以一定的概率識別出來，因為經濟系統(tǒng)是一個相互制約且又依存的整體，每一個變量都不可能孤立的存在，它們之間存在某種內在的關系，如果其中的一個或幾個指標發(fā)生變動將會破壞另外一些指標的平衡關系，從而引起我們所關注指標的異常變化。在本文中應當研究當就業(yè)人員增速（labourzs）、固定資產投資增速（investzs）和科技撥款增速（kjbkzs）以及電力生產增速（dlsczs）處于某個參數時，它們是否能夠支撐相應的GDP的增長速度，從而判斷其統(tǒng)計數據質量的高低。
　　本文使用tobit模型進行研究。這種方法是經濟學家、諾貝爾經濟學獎獲得者J.托賓（James.Tobin）在研究耐用消費品需求時首先提出來的一個計量經濟學模型，其基本結構如下：設模型形式為Y=Xβ，其中Y為被解釋變量矩陣；X為解釋變量矩陣；β為被估計參數矩陣。因此，在線形模型假設下，y[，i]和x[，i]之間的關系為：
　　附圖
　　此模型稱為歸并回歸模型（censored regression model）。假設α已知，模型兩邊同時減去α，變換后模型的常數項是原常數項減去α，由此得到的模型標準形式稱為“tobit模型”（tobit regression model），其形式為：
　　附圖
　　tobit模型的一個重要特征是：解釋變量x[，i]是可觀測到的（即x[，i]取實際觀測值），而被解釋變量y[，i]只能以受限制的方式被觀測到：當y[，i]＞0時，稱y[，i]為“無限制”觀察值；當y[，i]≤0時，稱y[，i]為“受限”觀察值。即，“無限制”觀測值均取實際的觀測值，“受限”觀測值均歸并為0。建立tobit模型，就是要求在對y[，i]和x[，i]；進行n次觀測的基礎上估計β和σ[2]。下面討論tobit模型的性質及其估計問題。設n[，0]是使y[，i]＝0的觀測值個數，n[，1]是使yi＞0的觀測值個數，n＝n[，0]+n[，1]。如果將y[，i]=0的n[，0]個觀測值忽略不計，則剩余的n[，1]，個觀測值是完全觀測值（y[，i]＞0），使用最小二乘估計量在此范圍內是有偏的，并且是不一致的。實際上，觀測值y[，i]在（y[，i]＞0）下的條件期望為：
　　附圖因此造成其估計量的有偏性和不一致性�？梢宰C明，β和α2的極大似然估計量是一致估計量，因此tobit模型的最好估計方法是極大似然估計量。由于該方法是對歸并后的數據進行處理，因此傳統(tǒng)的用來衡量模型的擬合優(yōu)度的R和變量顯著性檢驗的t值統(tǒng)計量不再適用。
　　　�。ㄈ�）關于樣本數據的確定。
　　一般情況下，GDP增長速度與能源生產的增長速度密切相關。當能源生產增長速度較快時，GDP增長速度也相應較快，反之亦然。因此，通過對國內生產總值指數（GDPZS）和能源生產指數關系的分析，可以初步判斷出gdpzs是否存在統(tǒng)計誤差，以及誤差的大小。根據《中國統(tǒng)計年鑒2001》“能源生產總量及構成”計算出能源生產指數（NYSCZS），具體數值在表2中列出。
　　附圖
　　圖1　國內生產總值指數和能源生產指數
　　圖1展示的是國內生產總值指數與能源生產指數隨時間變化的趨勢圖，它們之間存在的比例關系就是能源生產彈性系數。從圖1中可以看出，在1978—1996年期間，國內生產總值指數和能源生產指數都是遞增的，它們上升的趨勢基本相同，在數量上存在一定的比例關系；在1997—2000年期間，國內生產總值指數保持繼續(xù)上升的趨勢，而能源生產指數卻是遞減的（在這四年中，能源生產分別以－0.2％，－6.2％，－12.2％，－0.1％增長），走勢出現逆轉。按照Rawski的說法，假設在我國目前階段GDP增長與能源生產增長存在著一致的變化關系，以上表明，從GDP與能源的關系來講，1978—1996年期間，我國GDP及其增長速度是基本可信的，而1997—2000年期間，為什么能源的生產是遞減的，而GDP則平均以每年7％以上的增長速度是值得懷疑的。因此從以上分析，本文在模型中把1978—1996年期間的GDP增速直接取用于統(tǒng)計數據，而1997—2000年GDP與能源一樣應當出現負增長，所以在此處是觀測不到的，依據tobit模型應當一并歸并于0。
　　　　　　三、模型的比較和分析
　　依照第二部分的方法得到最終的模型如下：
　　附圖
　　從模型中可以看出：首先，對我國GDP增速影響最大的因素是固定資產投資的增長，當該變量增加（減少）1個百分點，將使gdpzs增加（減少）0.13個百分點，這說明了我國經濟增長主要是由投資增長所引起的，尤其是近幾年西部大開發(fā)以來，國家對西部地區(qū)投資急劇上升，這一點是比較符合我國實際情況的；其次，經濟增長率滯后兩期對其自身的影響是很大的，這反映了經濟系統(tǒng)的連續(xù)性，影響系數分別達到0.12，－0.03；再次，對于我國經濟增長起到了極大的促進作用是科技撥款增速，當該變量增加（減少）1個百分點，將使gdpzs增加（減少）0.09個百分點，這表明我國改革開放以來，生產力得到了空前的發(fā)展，積極引進先進的科學技術和管理方法，極大的提高了全要素的生產效率，促進了經濟的發(fā)展；第四，能源對我國的經濟增長起到了巨大的貢獻作用，集中反映在電力上，其影響系數達到0.08；最后，與經濟增長呈現負相關的因素是勞動增長率，當它增加（減少）1個百分點，使gdpzs減少（增加）0.13個百分點，這說明全社會龐大的就業(yè)人員數量不僅沒有促進我國經濟增長，反而阻礙了經濟的高速發(fā)展，其根本原因在于由于我國勞動者總體素質不高，一半以上的數量集中在農村等不發(fā)達地區(qū)，這就要求國家要不斷提高勞動者的科學文化水平和勞動技能，更加注重勞動者的質量，而不是數量，充分挖掘人力資源和潛力。這充分反映了自1997年我國國企改革以來，實行減員增效，下崗再就業(yè)工程等措施是符合我國國情的。
　　根據上述模型得到國內生產總值增速的擬合值（gdpzsf）以及和國內生產總值增速（gdpzs）之間的相對誤差d（d=gdpzs－gdpzsf），現將上述的研究結果列于表1中。
　　從表1中可以得出以下結論：
　　表1　模型擬合值及相對誤差
　　附圖
　　（1）在23個樣本數據中，1978—1993年期間，模型擬合相對誤差的絕對值稍微偏大，1994年之后，兩類數據逐步趨于一致，產生這樣的原因主要是20世紀90年代初期，我國GDP的核算范圍逐漸由MPS向SNA體系轉變，由于MPS核算的只是物質生產領域，所以在這一階段，我國GDP統(tǒng)計有偏小的趨勢，但自從1992年以來，我國逐漸實行社會主義市場經濟，第三產業(yè)（尤其是非物質生產領域）得到了空前的發(fā)展，為了逐漸與國際接軌，我國開始實行SNA體系，在實施的過程中，對那些可能對GDP產生影響的方面，進行了系統(tǒng)的修訂，盡可能與1993年的SNA實現一致，但是因為我國社會主義市場經濟體制建立時間還很短暫，所以在國民經濟核算體系逐步向SNA過渡的過程中，兩者之間還存在一定的差距，具體表現在五個方面：（1）居民住房服務統(tǒng)計；（2）政府補貼；（3）企業(yè)內部的福利性服務；（4）農村工業(yè)統(tǒng)計；（5）農業(yè)統(tǒng)計等，這些因素的存在導致了1994年以前連續(xù)若干年我國GDP總量的低估和增長速度的高估，1994—2000年期間，擬合相對誤差的絕對值均在0.5％以內，因此這7年的統(tǒng)計數據是基本可信的。
　�。�2）通過tobit模型的擬合，在1978—2000年23個樣本容量中，擬合誤差絕對值在1％以內的有17個，占樣本總量的73.9％；誤差在1％—2％的有2個，占樣本容量的8.7％；誤差在2％—3％的有2個，占樣本容量的8.7％，誤差在3％—4％的有2個，占樣本容量的8.7％。從模型中計算出來的擬合值應該是比較準確的，因為它反映了經濟系統(tǒng)之間的關系，絕大多數的擬合誤差都在1％以內，可以看出從總體上來講，gdpzs的統(tǒng)計數據是比較可靠的。
　　（3）1997—2000年期間，GDP增速擬合值分別為8.5％，8.0％，7.5％和8.5％，這并沒有出現象Rawski所認為的經濟增長率應該與能源增長率大致相當，也就是說，經濟增長率在這四年期間應當出現負增長的判斷，而且它們的擬合誤差絕對值分別為0.3％，0.2％，0.4％和0.4％，均在1％以內。這主要是因為自1997年東南亞金融危機以來，由于我國政府采取了積極的財政政策和穩(wěn)健的貨幣政策，通過各種方式擴大內需、調整經濟結構、增加投資和加強基礎設施建設等措施來促進經濟發(fā)展，保證了年均7％以上的增長速度。
　　既然1997—2000年，我國年均7％以上的經濟增長速度是可以實現的，那么為什么在這一期間的能源生產是遞減的？大多數經濟學者都是從這個方面來批評我國統(tǒng)計數據質量的，因此針對這個問題，筆者作一個詳細的統(tǒng)計分析。
　　我國能源生產的構成成份包括原煤、原油、天然氣、水電、核電、和太陽能等，由于數據資料的關系，在《中國統(tǒng)計年鑒》中出現的只涉及前面四種，能源生產總量是以萬噸標準煤來計算的，數值的大小取決于兩個重要因素：其一是各種成份在能源總量中所占的比例變化，其二是各種能源成份轉變成標準煤的系數。由《中國統(tǒng)計年鑒2001》“能源生產總量及構成”，筆者計算出表2。表中涉及能源生產指數（1978年為100）和原煤、原油、天然氣以及水電在能源生產中所占的比例和它們的年增長速度。結合表2，筆者進行具體分析：
　�。�1）能源生產指數在1978—1996年期間是逐年增加的，而1997—2000年是減少的，但同時應注意到能源供需規(guī)模存在被明顯低估的一些因素。以煤炭為例，近年來限產和關閉小煤窯的措施十分嚴厲。目前采煤需申請領取采礦許可證和煤炭生產許可證，在2000和2001年間據稱國有地方煤礦和鄉(xiāng)鎮(zhèn)煤礦產量均大幅度下降，只有國有重點煤礦的產量微幅上升。地方和鄉(xiāng)鎮(zhèn)煤礦分別約占原煤產量的20％和25％左右，根據過去數年煤礦死傷事故有增無減的情況，很難想象地方和鄉(xiāng)鎮(zhèn)煤礦的私采濫挖有根本性改觀。另外，原油和成品油走私也十分猖獗，就在2001年海關兩個月緝私就查出了7000多噸走私成品油，樂觀估計稽查率為10％的話，那么中國每年油品走私幾十萬噸并不過分，因此，近年來原煤和油品供需的實際規(guī)模可能存在低估，如果我們假定5年來政府調整能源供給結構的努力不是異乎尋常地有效，假定中國能源需求和產業(yè)能耗水平也并無顯著改善，那么合乎邏輯的結果就是，其實近年來中國能源生產和消費總量中，煤炭和石油供需存在明顯低估。這樣經濟增長和能源生產之間的矛盾就可理解。
　�。�2）從表2中可以看到，在1997—2000年期間，煤除了在能源結構中所占的比例減小外，從自身的絕對數量來講，其生產分別連續(xù)以1.6％、9.0％、16.6％、1.7％的速度遞減，這主要是由于煤對環(huán)境的污染太大，其產生的二氧化硫等有害氣體分別占總排放量的85％以上，考慮到我國GDP能耗和主要產品能耗與國際水平還有較大差距，淘汰落后設備還有較大空間，節(jié)能潛力很大。從發(fā)展條件看，加入WTO后，國際經濟一體化將加強，相應的市場機制對節(jié)能的作用亦擴大，工業(yè)化結合信息技術的發(fā)展，也有利于結構節(jié)能。我國自1997年以來，大力推進潔凈煤的使用，減少了對環(huán)境的污染，提高了煤的利用率，如每千瓦時發(fā)電煤耗從1980年的413克下降到1997年的369克；每噸水泥耗標準煤由1980年的206.5公斤下降到1997年的156.35公斤。在1997—2000年期間，石油的生產分別以1.6％、0.3％、－0.3％、1.8％的速度變化，而石油的消費卻持續(xù)增長，1999年石油凈進口量4381萬噸，已占當年石油消費量的22％，石油供應的可靠性和經濟性是必須重視的問題。相比較石油而言，我國天然氣和水電相對豐富，在1997—2000年這四年中，其生產和消費得到了迅速的增長，但是資源的地域分布極不平衡，對于它們來講，存在著生產與消費的綜合協調問題，近幾年的“西電東輸”“西氣東輸”等工程也在逐漸實施。以上原因就是我國在這四年里進行能源結構調整的主要理由。實際上，按照Rawski的說法，假定經濟增長率與能源消耗增長率應該大致相等，相當于假定整個國民經濟的能源消耗系數是不變的。這是完全站不住腳的。因為，隨著技術的發(fā)展以及產業(yè)結構的調整，一般來說，能源消費系數是可能下降的。而且，就整個國民經濟來說，不同行業(yè)的能源消耗系數是不同的，因此不同行業(yè)的不平衡發(fā)展，也會導致整個國民經濟的能源消耗系數的變化。從道理上來說，經濟增長率與能源增長率應該大致相等的假定也是說不通的。
　　表2　能源生產指數及各成份增長比例
　　附圖
　�。�3）雖然在1997—2000年期間，統(tǒng)計所得到的能源生產總量是遞減的，但是電力生產卻是以年平均6％的速度遞增的，因此就我國GDP增長與能源的關系而言，有兩點是必須看到的：其一，隨著我國能源結構的不斷優(yōu)化，會導致使用各種不同能源成份（包括煤、石油、天然氣、水電等）為主的行業(yè)不同的增長速度，將促使產業(yè)結構的不斷變化，GDP的增長速度實際就是各行業(yè)速度的加權平均；其二，隨著我國節(jié)能技術得到了廣闊的空間發(fā)展，單位GDP能耗是逐漸遞減的，所以不能籠統(tǒng)而言，當我國能源生產（消費）總量減少時，GDP就應當出現負增長，關鍵是要看節(jié)能技術的利用和能源結構的變化，GDP的增長速度要取決于二者的綜合作用。通過考察1971—1999年期間日本、韓國、德國、英國和美國的能源增長數據和GDP增長數據，發(fā)現在這些國家的不同時期都出現過能源消耗與GDP增長不同步的現象。因此，中國經濟增長和能源消耗之間也并不存在如Rawski教授所稱的穩(wěn)定關系，而是無序波動。無論是能源消費和電力消費彈性系數均是如此，從1984—2000年間，電力消費彈性系數并無明顯異常。
【參考文獻】
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