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一、統(tǒng)計數(shù)據(jù)質(zhì)量

關(guān)于中國經(jīng)濟增長統(tǒng)計數(shù)據(jù)質(zhì)量問題,國外已有一些研究。不少國外學術(shù)研究或經(jīng)濟政策研究界人士在非正式場合對中國的統(tǒng)計持懷疑甚至否定態(tài)度。不過一些正式研究成果大多認為中國公布的經(jīng)濟增長率只是在一定程度上偏高。例如世界銀行的研究報告(1997)認為1978-1995年間的年均經(jīng)濟增長率應從官方的9.9%修正到8.2%;AngusMaddison(1998)認為同一時期的年均增長率應為7.5%。Rawski(1993)則認為統(tǒng)計數(shù)據(jù)有高估的成分,也有某些低估或漏報的成分,綜合影響還不清楚。上述研究并不否認中國經(jīng)濟高速增長的事實。不過,這些研究多從統(tǒng)計口徑和統(tǒng)計方法的角度進行,對基礎數(shù)據(jù)本身的準確性問題涉及甚少。近年來,這方面的討論在國內(nèi)也相當熱烈。我們檢索到國內(nèi)公開發(fā)表的此類文章50余篇。這些文獻多從微觀角度描述和討論統(tǒng)計數(shù)據(jù)質(zhì)量問題及有關(guān)體制、統(tǒng)計制度、統(tǒng)計方法等方面的原因,提供了大量的例證,但缺少全面系統(tǒng)的數(shù)據(jù)分析。絕大多數(shù)國內(nèi)文獻確認統(tǒng)計數(shù)據(jù)失實現(xiàn)象的存在,并列舉了許多例證。如:一個在全國百強縣排名榜上位置靠前的縣級市,1993年上報鄉(xiāng)鎮(zhèn)工業(yè)產(chǎn)值320億元,在統(tǒng)計執(zhí)法檢查中發(fā)現(xiàn)47億元的水份(刁恒昌等,1996)。某市三年抽查6個鄉(xiāng)鎮(zhèn)100個村辦集體工業(yè)企業(yè),虛報浮夸的占30%-50%;某鄉(xiāng)抽查8個村39家村辦集體工業(yè)企業(yè),1995年上報工業(yè)總產(chǎn)值1.9億元,經(jīng)核實只有2296萬元,虛報達7倍之多(趙寶珍,1997)。1997年全國統(tǒng)計執(zhí)法大檢查共查出統(tǒng)計違法行為6萬多件,其中虛報、瞞報、偽造、篡改統(tǒng)計資料的占56.7%(王金海,1998)。一些文獻指出,當前社會經(jīng)濟生活中弄虛作假、篡改統(tǒng)計數(shù)字的問題嚴重,統(tǒng)計違法有普遍性,存在著“報喜得喜、報憂得憂”、“數(shù)字出官、官出數(shù)字”的現(xiàn)象(于洪彥等,1990;趙鵬,1998)。出現(xiàn)問題的指標大多與政績有關(guān),越是領(lǐng)導關(guān)心的統(tǒng)計數(shù)字就可能越不準(統(tǒng)計數(shù)字質(zhì)量研究課題組,1995;趙寶珍,1997)。鄉(xiāng)及鄉(xiāng)以下統(tǒng)計違法現(xiàn)象特別嚴重,產(chǎn)值以虛報為主,人口與勞動工資以瞞報為主(樂大華,1998)。鄉(xiāng)鎮(zhèn)工業(yè)總產(chǎn)值多以現(xiàn)價代替不變價,且存在嚴重浮夸(楊本全,1989;刁恒昌等,1996)。有不少人提出,現(xiàn)行統(tǒng)計體制規(guī)定各級統(tǒng)計機構(gòu)和人員歸同級政府領(lǐng)導,又要求統(tǒng)計機構(gòu)獨立統(tǒng)計和監(jiān)督政府,違反了管理科學原則(言等,1996)。當前縣一級統(tǒng)計工作缺乏獨立性的問題十分突出。統(tǒng)計人員辛辛苦苦測算出的數(shù)據(jù),領(lǐng)導一句話便可攪亂:“怎么某某地區(qū)的增長速度那么高,而我們這么低呀?”統(tǒng)計人員只有把速度調(diào)高至領(lǐng)導滿意為止(戴玲玲,1998)。許多人認為,當務之急是改現(xiàn)行的統(tǒng)計管理體制為垂直領(lǐng)導體制,使統(tǒng)計部門擺脫地方政府的干預(胡永芳,1998;郝全軍,1998;熊巍俊,1998;于洪彥等,1990;政府統(tǒng)計數(shù)據(jù)質(zhì)量研究課題組,1998)。統(tǒng)計部門也認為在統(tǒng)計數(shù)據(jù)質(zhì)量方面存在某些問題。例如一些地方原始統(tǒng)計數(shù)據(jù)質(zhì)量差,有些地方相當一部分基層單位的原始記錄、統(tǒng)計臺賬不健全,統(tǒng)計數(shù)據(jù)缺乏可靠的依據(jù)(劉洪,1998)。根據(jù)上述文獻,可以基本確信我國經(jīng)濟增長統(tǒng)計數(shù)據(jù)存在著失真。而進一步研究其失真的程度,對實際的經(jīng)濟增長率作出估計和判斷,是十分必要的。本文將采用幾種不同的方法分別對經(jīng)濟增長率的誤差進行估計。

二、對全國GDP增長統(tǒng)計誤差問題的兩個觀察

1.各地區(qū)與全國GDP增長統(tǒng)計數(shù)據(jù)的不一致為了觀察趨勢,我們以各地區(qū)當年價格GDP占全國合計數(shù)的比重為權(quán)數(shù),將各省市區(qū)1988年至1997年GDP增長速度逐年加權(quán)匯總,與國家統(tǒng)計局公布的全國GDP增長速度對照,發(fā)現(xiàn)全國加權(quán)匯總的GDP增長速度在1990年和1992年比公布的GDP增長速度高出1.6個百分點,1993年起則連續(xù)5年高出2個百分點以上,1998年仍然高1.9個百分點。這種不一致,說明各地區(qū)經(jīng)濟增長統(tǒng)計數(shù)據(jù)普遍存在不準確問題,特別是1992年以后問題趨于嚴重。雖然國家統(tǒng)計局公布的全國GDP增長速度已經(jīng)在匯總數(shù)據(jù)的基礎上經(jīng)過審核、評估、驗證,作了相當?shù)恼{(diào)整,但這些調(diào)整很難確信有完全可靠的依據(jù),因而進一步的分析和驗證是必要的。

2.價格指數(shù)與經(jīng)濟增長速度的相互關(guān)系近20年來經(jīng)濟波動的經(jīng)驗說明,價格指數(shù)絕對下降或增幅減少一般總是與需求不足和經(jīng)濟增長減速相聯(lián)系的。但我們觀察1979年以來各種價格指數(shù)和GDP指數(shù)的關(guān)系,發(fā)現(xiàn)1996-1998年在各種價格指數(shù)顯著低于1979-1981年和1989-1990年兩次經(jīng)濟緊縮時期的情況下,GDP指數(shù)分別高于前兩個時期4-5個和2個百分點左右,大大偏離正?？赡艿姆秶?見表1)。由此可以估計1996-1998年GDP指數(shù)有較大虛增成分。

三、根據(jù)168種工業(yè)產(chǎn)品產(chǎn)量數(shù)據(jù)估計工業(yè)增長統(tǒng)計誤差

工業(yè)是我國經(jīng)濟的一個主要組成部分,在估計經(jīng)濟增長的統(tǒng)計誤差時,有必要著重考察工業(yè)增長統(tǒng)計誤差的情況。一般而言,工業(yè)產(chǎn)品實物量統(tǒng)計數(shù)據(jù)是工業(yè)總產(chǎn)值和增加值統(tǒng)計的基礎,又并非各級政府所關(guān)心的政績指標,因而其可信度應當高于總產(chǎn)值或增加值指標。我們以國家統(tǒng)計局公布的168種工業(yè)產(chǎn)品產(chǎn)量為依據(jù)(粗略估計,這些產(chǎn)品約占全部工業(yè)總產(chǎn)值的70%左右,有相當?shù)拇硇?,重新計算了1979-1997年的工業(yè)增長速度,并與已公布的工業(yè)增長速度進行比較。從圖1可見,80年代中后期,公布的工業(yè)總產(chǎn)值增長率高于按產(chǎn)品產(chǎn)量計算的工業(yè)增長率,但工業(yè)增加值增長率與后者基本同步。從90年代初期開始,公布的工業(yè)總產(chǎn)值增長率和工業(yè)增加值增長率除1995年外都大幅度地高于按產(chǎn)量計算的工業(yè)增長率。按168種產(chǎn)品計算,1978-1990年工業(yè)生產(chǎn)年平均增長率估計值為9.89%,比工業(yè)增加值增長率統(tǒng)計值10.09%只略低0.2%;而1991-1997年工業(yè)生產(chǎn)年平均增長率估計值為12.14%,比統(tǒng)計值16.24%低4.1個百分點。據(jù)說明:

1.少數(shù)年份的少數(shù)產(chǎn)品無產(chǎn)量數(shù)字的,根據(jù)有關(guān)部門估計數(shù)填列或者根據(jù)前后兩年數(shù)字推算得出。新產(chǎn)品產(chǎn)量,在其未生產(chǎn)的年份以零列示。

2.按產(chǎn)量計算工業(yè)增長速度的方法如下:(1)將168種工業(yè)產(chǎn)品按行業(yè)或部門分類(1978-1987年按15個工業(yè)部門分類,1986-1992年按國家統(tǒng)計局39個工業(yè)行業(yè)分類,1993年以后按國家統(tǒng)計局和國家技術(shù)監(jiān)督局的39個工業(yè)行業(yè)分類)。(2)分別計算每種產(chǎn)品各年的產(chǎn)量增長率,并按各產(chǎn)品在所屬部門或行業(yè)的價值比重加權(quán)平均計算該部門或行業(yè)的增長率。(3)計算各部門或行業(yè)每年總產(chǎn)值占該年全國工業(yè)總產(chǎn)值的比重作為權(quán)數(shù),再次加權(quán)平均求得該年全國工業(yè)增長率估計值。

3.因缺乏各年份分產(chǎn)品的價格數(shù)據(jù),各行業(yè)或部門的增長率暫時只能以各產(chǎn)品增長率的算術(shù)平均數(shù)代替,僅對少數(shù)可能導致明顯偏差的產(chǎn)品進行了產(chǎn)值估計,并以加權(quán)方法調(diào)整其對該部門增長率的影響。個別產(chǎn)品難以估算產(chǎn)值,而又顯然導致部門增長速度偏離的,則將其增長速度畸高或畸低年份的數(shù)據(jù)刪除。資料來源:國家統(tǒng)計局歷年《中國統(tǒng)計年鑒》和《中國工業(yè)經(jīng)濟統(tǒng)計年鑒》。此估計,工業(yè)增長統(tǒng)計誤差主要發(fā)生在1991-1997年期間,其年平均增長率的誤差約為4.1個百分點。我們認為,以上工業(yè)增長速度估計值和統(tǒng)計值的差別可以大致反映統(tǒng)計誤差的狀況。

四、根據(jù)貨物運輸業(yè)增長、電力和能源消費量增長各自與工業(yè)增長之間的相關(guān)分析估計工業(yè)增長速度統(tǒng)計誤差

1.一般情況下,貨物運輸業(yè)與工業(yè)的增長速度應密切相關(guān)。工業(yè)增長較快時,貨物運輸業(yè)增長也相應較快。因此,通過對全國各種運輸方式貨物運輸總量和周轉(zhuǎn)總量兩組實物量數(shù)據(jù),與工業(yè)增加值(可比價)數(shù)據(jù)之間關(guān)系的分析,可以估計工業(yè)增長是否存在統(tǒng)計誤差,以及誤差的大小。我們的分析分為三個階段:1952-1977年,1978-1990年,1991-1998年。貨物運輸總量、貨物周轉(zhuǎn)總量和工業(yè)增加值均以指數(shù)表示,以1952年為100。(1)第一階段(1952-1977年):貨物周轉(zhuǎn)總量、貨物運輸總量與工業(yè)增加值(按1952年價格計算)基本同步發(fā)展,與理論判斷大體一致。(2)第二階段(1978-1990年):貨物周轉(zhuǎn)總量與貨物運輸總量的發(fā)展雖在少數(shù)年份有不一致,但總的趨勢還是同步的;工業(yè)增加值在這一階段中,主要是在1984年以后,增長速度開始明顯高于貨物周轉(zhuǎn)總量和貨物運輸總量,主要原因可能有兩個:其一,1984年以后農(nóng)村的村及村以下工業(yè)產(chǎn)值從農(nóng)業(yè)劃歸工業(yè),以及這部分工業(yè)統(tǒng)計的不規(guī)范性,可能帶來工業(yè)增長統(tǒng)計較多的虛增。其二,改革期間綜合要素生產(chǎn)率比改革前提高的因素也須考慮。因此該期間工業(yè)增加值曲線和貨物周轉(zhuǎn)總量(或貨運量)之間的分離(前者斜率提高)可能在一定程度上是合理的。(3)第三階段(1991-1998年):貨物周轉(zhuǎn)總量的增長快于貨物運輸總量的增長,但偏離程度不大;與此對照,工業(yè)增加值在這一階段有超常增長,圖上顯示該曲線從90年代初開始明顯折向上方。甚至在貨物周轉(zhuǎn)總量1998年(貨物運輸總量是1997、1998年)絕對下降時,工業(yè)增加值曲線仍反常地顯著上升,表現(xiàn)出與兩條貨物運輸曲線不相關(guān)。由于沒有跡象顯示90年代工業(yè)生產(chǎn)率的提高速度比80年代明顯加快,因此對這一階段的工業(yè)增加值高于80年代的超常增長難以找出合理解釋。我們認為,這主要可以歸于統(tǒng)計的誤差。以上分析顯示,我國工業(yè)增加值增長的統(tǒng)計數(shù)據(jù)以1990年為轉(zhuǎn)折點,自1991年開始出現(xiàn)了相對于貨物運輸總量和貨物周轉(zhuǎn)總量顯著偏高的現(xiàn)象。據(jù)統(tǒng)計數(shù)據(jù),1991-1998年全國工業(yè)增加值年均增長15.06%。我們按照貨物運輸總量和貨物周轉(zhuǎn)總量與工業(yè)增加值增長的相關(guān)關(guān)系,估計該時期全國工業(yè)增加值年平均增長應為10.49%左右,比公布的統(tǒng)計增長率低4.57個百分點。

2.在一般情況下,工業(yè)增長應當與工業(yè)綜合能源消耗量以及工業(yè)電力消耗量增長之間呈正相關(guān)關(guān)系,除非發(fā)生了技術(shù)進步導致的投入產(chǎn)出比率的重大變化。我們根據(jù)《中國統(tǒng)計年鑒》有關(guān)1980-1996年的數(shù)據(jù),將工業(yè)消費電量、工業(yè)消費綜合能源量和工業(yè)增加值均以指數(shù)表示(以1980年為100),加以對比。最下面一條曲線是工業(yè)消費綜合能源量指數(shù)線,其上面是工業(yè)消費電量指數(shù)線,最上面是工業(yè)增加值指數(shù)線。(根據(jù)統(tǒng)計年鑒,工業(yè)消費綜合能源量是將各種能源按其熱值分別折算為標準煤后匯總的,因此已經(jīng)剔除了不同種類能源的差別。)以1991年為轉(zhuǎn)折點,相對于工業(yè)消費電量和工業(yè)消費綜合能源量,我國工業(yè)增加值增長的統(tǒng)計數(shù)據(jù)發(fā)生了顯著偏高的現(xiàn)象。根據(jù)經(jīng)驗,這種情況至少大部分不能從技術(shù)進步、生產(chǎn)率提高方面找到確定依據(jù)。據(jù)統(tǒng)計部門公布數(shù)據(jù),1991-1996年全國工業(yè)增加值年平均增長16.8%,我們按照工業(yè)消費綜合能源量、工業(yè)消費電量與工業(yè)增加值增長的相關(guān)關(guān)系,對工業(yè)增加值進行調(diào)整后,估計1991-1996年工業(yè)增加值年平均增長12.31%,低于公布統(tǒng)計值4.49個百分點。這一結(jié)論與前面工業(yè)增加值同貨物運輸之間的相關(guān)關(guān)系所得到的結(jié)論高度吻合。根據(jù)上述分析,1991-1998年我國工業(yè)增加值年均增長率的統(tǒng)計誤差約為4.5個百分點。

五、生產(chǎn)函數(shù)分析

上述分析說明我國工業(yè)增加值增長的統(tǒng)計數(shù)據(jù)自1991年開始顯著偏高。當然,其中可能合理地包含了一部分由于體制變革和技術(shù)進步而引致的生產(chǎn)率提高因素。但是這種加速究竟主要是因生產(chǎn)率提高引起,還是由統(tǒng)計數(shù)據(jù)偏差導致?除工業(yè)以外的其他產(chǎn)業(yè),特別是第三產(chǎn)業(yè)是否存在同樣現(xiàn)象?還需做進一步地分析驗證。

1.模型方法

以下使用計量模型方法對1953—1997年期間的工業(yè)、第三產(chǎn)業(yè)和GDP生產(chǎn)函數(shù)進行分析。分析分為三個互相涵蓋的時間段:(1)包括改革前在內(nèi)的整個時期:1953—1997年;(2)改革時期:1978—1997年;(3)統(tǒng)計指標超常時期:1992—1997年①。對每個時間段使用一個時間趨勢變量。這項分析所依據(jù)的基本原理如下:在常規(guī)情況下,在生產(chǎn)函數(shù)中使用時間趨勢變量可以獲得相應時間段綜合要素生產(chǎn)率增長率的估計。但當生產(chǎn)率的增長率發(fā)生重大改變時,應當能夠找到相應的原因給以解釋,例如大規(guī)模技術(shù)進步、體制和政策的變化、外部經(jīng)濟環(huán)境的重大改變,等等。如果在擬合的某一時間段發(fā)現(xiàn)了生產(chǎn)率的超常增長而不能被上述原因所解釋,則我們可以將其視為經(jīng)濟增長率統(tǒng)計的誤差;這時“生產(chǎn)率超常增長”的幅度即說明經(jīng)濟增長率虛增的幅度。根據(jù)國內(nèi)外已有的研究,在改革時期我國主要部門工業(yè)綜合要素生產(chǎn)率比改革前有明顯的提高,因此在以上的時間段中,1978-1997年時間段可能表現(xiàn)出統(tǒng)計顯著性(說明生產(chǎn)率增長率區(qū)別于改革前時期)。但如果沒有明顯的原因?qū)е律a(chǎn)率的增長率在90年代更高于80年代,則1992-1997年時間段應當沒有統(tǒng)計顯著性或系數(shù)很小,否則,就可能是來自統(tǒng)計誤差。工業(yè)生產(chǎn)函數(shù)(規(guī)模收益不變):lnY2=a2+α2lnK2+(1-α2)lnL2+ΣgiTi該函數(shù)可變形為:ln(Y2/L2)a2+α2ln(K2/L2)+ΣgiTi第三產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)函數(shù):lnY3=a3+α3lnK3+(1-α3)lnL3+ΣgiTiGDP生產(chǎn)函數(shù)(經(jīng)變形):ln(Y/L)=a+αln(K/L)+ΣgiTi以上各函數(shù)中,Y是相應產(chǎn)業(yè)部門的增加值或GDP,K是資本存量,L是部門就業(yè)人數(shù)或總勞動力。T是時間趨勢變量,a是常數(shù)項,α和1-α分別是資本和勞動的產(chǎn)出彈性,g是綜合要素生產(chǎn)率的增長率,下標2和3分別表示工業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)(無下標表示整個經(jīng)濟),下標i區(qū)分三個不同的時間段:T53=0,1,2,…43,44,分別代表1953-1997年間的各年份;T78=0,0,…1,2,…19,20,從1開始代表1978-1997年間的各年份;T92=0,0,…1,2,…6,從1開始代表1992-1997年間的各年份。所有數(shù)據(jù)均為年度數(shù)據(jù),來自國家統(tǒng)計局歷年的《中國統(tǒng)計年鑒》和《中國工業(yè)經(jīng)濟統(tǒng)計年鑒》。但生產(chǎn)函數(shù)分析中使用的GDP增長率是根據(jù)統(tǒng)計局公布的當年價格GDP進行價格平減計算出的,與統(tǒng)計局公布的增長率有所不同。下文中講到綜合要素生產(chǎn)率時,仍直接基于模型分析的結(jié)果。但為便于讀者理解和對照,在講到根據(jù)模型分析結(jié)果對統(tǒng)計增長率的調(diào)整,已經(jīng)折算為對統(tǒng)計局公布的增長率的調(diào)整。工業(yè)資本存量的有關(guān)數(shù)據(jù)、特別是歷史數(shù)據(jù)不全;此處是根據(jù)鄉(xiāng)及鄉(xiāng)以上全部獨立核算工業(yè)企業(yè)固定資產(chǎn)原價,用投資品價格指數(shù)對變動額逐年調(diào)整后得到,可能比實際數(shù)偏小。但模型采用生產(chǎn)函數(shù)的對數(shù)形式,相當于就增長率進行回歸,在此形式下實際差別不大。全國資本存量是根據(jù)全社會固定資產(chǎn)投資(改革以前是國有和集體單位固定資產(chǎn)投資)與國有和集體單位資本形成率,用投資品價格指數(shù)進行逐年調(diào)整,并對折舊進行了扣除后得到。折舊率按5%計算。1953年的資本存量估計為1800億元(1980年價格)。該估計值是通過不斷優(yōu)化生產(chǎn)函數(shù)在50年代區(qū)間的擬合度,采用逐步逼近的方法取得的。對第三產(chǎn)業(yè)無法得到資本存量的數(shù)據(jù),只能暫缺。不過因第三產(chǎn)業(yè)大部分與勞動力投入的關(guān)系更為密切,在資本變量暫缺情況下對第三產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)函數(shù)的估計仍有一定參考價值。但本文的分析將更多地依賴工業(yè)和GDP生產(chǎn)函數(shù)作出。此外,同樣由于缺乏數(shù)據(jù),各生產(chǎn)函數(shù)中未能包括技術(shù)和人力資本投入等變量。曾在生產(chǎn)函數(shù)試用了用于教育和科技開發(fā)的財政支出(當年或以前年份)代表這兩個要素,但缺乏統(tǒng)計顯著性,故予刪去。因此,技術(shù)和人力資本對經(jīng)濟增長的貢獻將基本上包括在綜合要素生產(chǎn)率的增長中。為了糾正時間序列分析中自相關(guān)問題帶來的估計偏差,所有生產(chǎn)函數(shù)都使用了Cochrane-Or-cutt回歸方法進行估計。

2.關(guān)于工業(yè)增加值的虛增

工業(yè)生產(chǎn)函數(shù)的分析結(jié)果。模型1-3顯示,當把時間序列變量T53、T78、T92分別代入生產(chǎn)函數(shù)時,它們都有高的統(tǒng)計顯著性,而且其中T92的系數(shù)高達0.08。當三者同時代入生產(chǎn)函數(shù)時(模型4),他們的系數(shù)所反映的各時間段的生產(chǎn)率上升趨勢分別與模型1-3接近,統(tǒng)計顯著性消失(T53仍在10%水平上顯著),但調(diào)整R2(adjustedR2)卻顯著上升了?？磥斫y(tǒng)計顯著性的下降是由局部多重共線性導致。我們知道,這種情況并不改變估計的無偏性質(zhì)。當所涉及的變量均為必要時,模型4的分析結(jié)果是可以接受的。根據(jù)模型4的分析結(jié)果,各時間段綜合要素生產(chǎn)率的增長率分別為其系數(shù)的迭加,即:1953-77年1.2%,1978-1991年2.5%(比1953-1977年上升1.3%),1992-1997年7.3%(比1978-1991年上升4.8%)。前兩個時期的生產(chǎn)率上升趨勢與其他已有的研究結(jié)論基本一致(也許改革前1.2%的生產(chǎn)率增長速度略偏高,說明改革前工業(yè)增長速度可能有虛增的成分,但幅度不很大,而且這一時期不是我們關(guān)心的重點)。自1978年經(jīng)濟改革以后生產(chǎn)率增長比改革前上升了1.3%,與其他研究很接近,可以認為基本上是制度變革所引起的企業(yè)微觀效率提高、資源優(yōu)化配置、以及技術(shù)進步的共同作用所導致。而且這些主要發(fā)生在非國有經(jīng)濟部門(參見Chenetal1988,Jefferson1989,Woo1996,王小魯1997)。因此在這個時期經(jīng)濟增長率沒有發(fā)現(xiàn)明顯的虛增。不過,1992-1997年間綜合要素生產(chǎn)率突然由前一時期的平均2.5%躍升到7.3%,很難使人信服:這意味著人類歷史上空前的生產(chǎn)率增長。雖然1992年以后政策有明顯的變化,改變了在1989-1990年推行的一些強化政府控制、限制市場作用的做法,但它基本上是1988年以前改革進程的繼續(xù)和延伸。1992和1993年的經(jīng)濟高速增長是在改革推動下、在1989-1990年短暫經(jīng)濟滑坡以后發(fā)生的,具有一定恢復性質(zhì),不可能導致1992-1997年整個時期出現(xiàn)遠遠高出1978年經(jīng)濟改革以來生產(chǎn)率增長幅度的結(jié)果。此外,也沒有證據(jù)說明在這期間發(fā)生了史無前例的技術(shù)進步的加速。90年代與改革前期有明顯區(qū)別的一個重要因素是外資投入迅速增加。作為資本投入,外資對經(jīng)濟增長的貢獻已經(jīng)包括在資本存量的貢獻中。但這一時期生產(chǎn)率超常增長是否由外資帶來的技術(shù)進步所導致?為驗證此點,我們將外資占工業(yè)總資本存量的比重Fk引入生產(chǎn)函數(shù)(見表2模型5)。如果上述假設成立,則該變量的系數(shù)應大于0且具有統(tǒng)計顯著性,而T92應不再顯著。但實際估計結(jié)果相反,Fk完全沒有統(tǒng)計顯著性(且系數(shù)小于0),T92的系數(shù)反而增大了。雖然我們不能單純據(jù)此斷定,外資帶來的生產(chǎn)率提高同內(nèi)資沒有區(qū)別;但至少可以判斷1992-1997年綜合要素生產(chǎn)率的超高增長,主要不是由外資投入增長引起的。根據(jù)上述理由,模型4所發(fā)現(xiàn)的1992-1997年綜合要素生產(chǎn)率比1978-1991年平均上升了4.8%,可以判斷主要是由增長率統(tǒng)計的虛增所導致。由于外資企業(yè)管理比較嚴格,并帶來了一定的新技術(shù),可能導致一定的綜合要素生產(chǎn)率上升(盡管由于某種未知原因沒有在生產(chǎn)函數(shù)中反映出來)。我們假定這一貢獻在0.8%左右①,將其從4.8%中減掉,那么工業(yè)增長率虛增的幅度估計大致在4%。這一估計與本文前面根據(jù)工業(yè)增加值與貨物運輸、工業(yè)增加值與電力和能源消耗之間的相關(guān)關(guān)系作出的判斷是基本一致的,只是較后兩者略微保守了一些。根據(jù)統(tǒng)計數(shù)據(jù),1992-1997年期間工業(yè)增加值增長率平均為16.2%,即高估的部分占了近1/4。去掉這一虛增部分,調(diào)整后的1992-1997年工業(yè)增加值增長率應在12.2%左右。

3.關(guān)于GDP的虛增

由于工業(yè)增加值在1992-1997年期間存在較大虛增,而它又是GDP的一個主要組成部分(1997年占后者42.5%),所以幾乎可以肯定GDP增長率也存在虛增。作者使用同樣方法對GDP生產(chǎn)函數(shù)進行了估計。不過,盡管三個時間段的估計系數(shù)都顯示了正的結(jié)果,T78和T92即使當分別包括在生產(chǎn)函數(shù)中時也缺乏統(tǒng)計顯著性。這可能是由于GDP數(shù)據(jù)不夠精確所致②。估計結(jié)果見表3。根據(jù)這一結(jié)果,1953-1991年期間整個經(jīng)濟的綜合要素生產(chǎn)率以2.8%的速度增長(1978-1991年同前一時期似無顯著不同。雖然T78有正0.004的系數(shù),但由于完全沒有統(tǒng)計顯著性,可以忽略不計),1992年以后生產(chǎn)率的增長率可能又上升了2.1%,達到4.9%。根據(jù)工業(yè)的情況看,上述生產(chǎn)率的增長率在改革前時期至少偏高1.6個百分點,有可能是2個百分點,可以認為是經(jīng)濟增長率的虛增所導致。這是因為改革前眾所周知的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率停滯和第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展緩慢,全社會的綜合要素生產(chǎn)率增長幾乎不可能快于、但有可能慢于1.2%的工業(yè)綜合要素生產(chǎn)率增長率。作者認為1%比較可以接受,因此改革前的經(jīng)濟增長率估計被虛增了2.2個百分點。③但根據(jù)以上研究和其他已有的研究,改革時期的1978-1991年期間,工業(yè)和農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率都比改革前有明顯上升。第三產(chǎn)業(yè)在市場導向下可能也有相同的趨勢。因此有理由假定整個經(jīng)濟的生產(chǎn)率增長趨勢也與工業(yè)相同,比改革前提高了1.3個百分點,達到2.3%。將其從2.8%中減掉,那么1978-1991年期間的經(jīng)濟增長率基本可信,可能只被高估了1個百分點(按模型使用的增長率高估0.5個百分點,見前文腳注)。關(guān)于1992-1997年時期的生產(chǎn)率增長率,由于和工業(yè)相同的理由,可以認為與前一個時期相比只有小幅度的上升。而且由于外國直接投資大部分集中在工業(yè),它們由于技術(shù)進步而給整個經(jīng)濟帶來的增長貢獻,大約只有工業(yè)的一半弱。如果對工業(yè)增長的貢獻是0.8個百分點,對經(jīng)濟增長的貢獻至多有0.4個百分點。這樣,真實的生產(chǎn)率增長率可能由2.3%提高到2.7%。但是估計結(jié)果顯示該時期的生產(chǎn)率增長率可能為4.9%,說明經(jīng)濟增長率大約被高估了2.5個百分點(按模型使用的增長率是高估2.2個百分點,見前文腳注)。也就是說,1992-1997年期間的經(jīng)濟增長率應當從原來的11.5%調(diào)整到9.0%。根據(jù)上述分析結(jié)果,GDP增長率虛增的幅度遠遠小于工業(yè)增長率虛增的幅度。這說明第一、三產(chǎn)業(yè)增長率沒有大幅度的虛增。原因可能是:第一產(chǎn)業(yè)的增長主要以農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)量的增長為基礎,計算不變價格比較容易,即使有虛報因素,也不象工業(yè)中那么大,而且還要考慮到由于農(nóng)戶分散經(jīng)營而可能導致的漏報因素。第三產(chǎn)業(yè)的分布多集中于城市(鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)以工業(yè)為主),統(tǒng)計紀律的約束相對于鄉(xiāng)村要嚴格一些,因此其增加值虛增的成分可能較小。且另一方面又可能有較多的統(tǒng)計遺漏。這是因為零售業(yè)、飲食業(yè)、其他服務業(yè)含有大量非正式企業(yè),統(tǒng)計比較困難,服務業(yè)分散的小經(jīng)營者也較易于為逃稅而少報營業(yè)額。這一情況也反映在第三產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)函數(shù)中。與工業(yè)明顯不同,第三產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)函數(shù)的1992-1997年時間段并不顯著(因篇幅限制,第三產(chǎn)業(yè)回歸分析結(jié)果省略)。

六、統(tǒng)計偏差的原因分析

一般而言,我國統(tǒng)計體系中存在著下述導致數(shù)據(jù)偏差的可能機制:

1.1998年以前,我國每年經(jīng)濟增長速度均作為必須確保完成的指標下達。當上級下達的速度指標高于實際可能完成的限度時,下級很可能被迫以虛報來對付。特別是90年代初以來政府強調(diào)以“政績”作為層層考核與選拔干部的最重要標準,而經(jīng)濟增長率恰是“政績”的核心指標。這種制度本身易于誘導各級干部追求虛報增長速度?！吧嫌兴孟卤厣跹伞?上級好喜不好憂,下級自必報喜不報憂,出現(xiàn)問題的指標亦大多與“政績”有關(guān)(樂大華,1998;統(tǒng)計數(shù)字質(zhì)量研究課題組,1995;刁恒昌等,1996)。

2.自90年代以來,各級政府及媒體逐漸盛行對所轄地區(qū)、部門、企業(yè)按經(jīng)濟增長速度排序、評比,這種做法誘導攀比,極大刺激了虛報統(tǒng)計數(shù)據(jù)的動機。

3.我國的政府統(tǒng)計體系中,基層鄉(xiāng)鎮(zhèn)一級的統(tǒng)計業(yè)務量最大,而其人員編制最少,無法正常完成統(tǒng)計業(yè)務。有文獻指出,許多鄉(xiāng)鎮(zhèn)只有一個統(tǒng)計員(胡永芳,1998),而每年需承擔縣以上46個部門和單位下發(fā)的597種報表、22559個指標的調(diào)查統(tǒng)計工作(劉和平等,1998)。這使他們被迫以冒估來應付,是導致統(tǒng)計數(shù)據(jù)質(zhì)量低下的一個客觀因素。縣(區(qū))級統(tǒng)計局亦存在類似問題,嚴重影響統(tǒng)計數(shù)據(jù)質(zhì)量(彭勇平,1998)。

4.國民經(jīng)濟核算需要對大量原始數(shù)據(jù)進行估算和轉(zhuǎn)換,而我國未形成規(guī)范、科學的估算方法與制度,隨機性很大,數(shù)據(jù)質(zhì)量取決于核算人員業(yè)務熟練程度,因此偏差無法避免(戴玲玲,1998)。

5.在工業(yè)統(tǒng)計方面,鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)、村及村以下企業(yè)統(tǒng)計體系不健全。一般企業(yè)根本沒有不變價格目錄,只能以現(xiàn)價代替不變價計算工業(yè)產(chǎn)值,又沒有統(tǒng)計臺帳。這必然導致工業(yè)增長速度的冒估和虛增。當?shù)胤筋I(lǐng)導人需要虛報統(tǒng)計數(shù)據(jù)時,很容易靠擴大這些企業(yè)的產(chǎn)值來實現(xiàn)。有文獻指出,如果說沿海幾個省份鄉(xiāng)鎮(zhèn)和村及村以下工業(yè)有1000億元虛假產(chǎn)值,決不是危言聳聽(崔乃文,1995;黃承喜等,1998;楊本全,1989;彭勇平,1998;刁恒昌等,1996;胡永芳,1998;李啟明,1998)。

6.90年代初以來城鄉(xiāng)個體私營經(jīng)濟、外商和港澳臺商投資經(jīng)濟發(fā)展較快,在經(jīng)濟中的比重顯著擴大。它們在統(tǒng)計體系方面絕大多數(shù)亦不符合規(guī)定的標準,這在一定程度上有助于解釋增長速度統(tǒng)計誤差90年代以來顯著擴大的原因。

7.1988年下半年開始的治理整頓、緊縮經(jīng)濟的方針導致1989—90年經(jīng)濟增長滑坡。鄧小平同志于1990年3月指出:“現(xiàn)在特別要注意經(jīng)濟發(fā)展速度滑坡的問題……這不只是經(jīng)濟問題,實際上是個政治問題?！?991年增長率就出現(xiàn)了躍升。1992年鄧小平同志南巡講話推動改革和發(fā)展,同年和次年增長率繼續(xù)大幅度躍升。參照前面的分析,可以認為其中既包含了恢復性增長和重新肯定改革方向而帶來的加速,也在相當程度上包含了由于決策層要求加速增長,引致各級政府官員以夸大“政績”追求自身利益的結(jié)果。

七、結(jié)論

總結(jié)以上分析,關(guān)于中國經(jīng)濟增長率統(tǒng)計指標的可信度問題可概括估計如下:改革前的1953-1977年期間和改革后的1978-1991年期間,工業(yè)增長率沒有發(fā)現(xiàn)明顯虛增,但1992-1997年增長率明顯過高,估計虛增了4個百分點。應從16.2%調(diào)整到12.2%。GDP增長率在1953-1977年期間可能有2.2個百分點的虛增,在1978-1991年期間可能有1.0個百分點的虛增,在1992-1997年期間可能虛增了2.5個百分點。據(jù)此,改革前期間(1953-1977年)經(jīng)濟增長率應由5.9%調(diào)整到3.7%,改革期間(1978-1997年)應由9.9%調(diào)整到8.4%。1992-1997年期間虛增明顯,應由11.5%調(diào)整到9.0%(詳見表4)。我們認為,統(tǒng)計指標的失真給宏觀決策提供錯誤的信息,可能誤導決策,是影響經(jīng)濟持續(xù)增長的一大隱患,應當引起高度重視。導致我國統(tǒng)計指標失真有內(nèi)在機制方面的原因,應當注意從統(tǒng)計體制方面加以解決。