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一、統計數據質量

關于中國經濟增長統計數據質量問題,國外已有一些研究。不少國外學術研究或經濟政策研究界人士在非正式場合對中國的統計持懷疑甚至否定態度。不過一些正式研究成果大多認為中國公布的經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)則認為統計數據有高估的成分,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濟高速增長的事實。不過,這些研究多從統計口徑和統計方法的角度進行,對基礎數據本身的準確性問題涉及甚少。近年來,這方面的討論在國內也相當熱烈。我們檢索到國內公開發表的此類文章50余篇。這些文獻多從微觀角度描述和討論統計數據質量問題及有關體制、統計制度、統計方法等方面的原因,提供了大量的例證,但缺少全面系統的數據分析。絕大多數國內文獻確認統計數據失實現象的存在,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年上報鄉鎮工業產值320億元,在統計執法檢查中發現47億元的水份(刁恒昌等,1996)。某市三年抽查6個鄉鎮100個村辦集體工業企業,虛報浮夸的占30%-50%;某鄉抽查8個村39家村辦集體工業企業,1995年上報工業總產值1.9億元,經核實只有2296萬元,虛報達7倍之多(趙寶珍,1997)。1997年全國統計執法大檢查共查出統計違法行為6萬多件,其中虛報、瞞報、偽造、篡改統計資料的占56.7%(王金海,1998)。一些文獻指出,當前社會經濟生活中弄虛作假、篡改統計數字的問題嚴重,統計違法有普遍性,存在著“報喜得喜、報憂得憂”、“數字出官、官出數字”的現象(于洪彥等,1990;趙鵬,1998)。出現問題的指標大多與政績有關,越是領導關心的統計數字就可能越不準(統計數字質量研究課題組,1995;趙寶珍,1997)。鄉及鄉以下統計違法現象特別嚴重,產值以虛報為主,人口與勞動工資以瞞報為主(樂大華,1998)。鄉鎮工業總產值多以現價代替不變價,且存在嚴重浮夸(楊本全,1989;刁恒昌等,1996)。有不少人提出,現行統計體制規定各級統計機構和人員歸同級政府領導,又要求統計機構獨立統計和監督政府,違反了管理科學原則(言等,1996)。當前縣一級統計工作缺乏獨立性的問題十分突出。統計人員辛辛苦苦測算出的數據,領導一句話便可攪亂:“怎么某某地區的增長速度那么高,而我們這么低呀?”統計人員只有把速度調高至領導滿意為止(戴玲玲,1998)。許多人認為,當務之急是改現行的統計管理體制為垂直領導體制,使統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;政府統計數據質量研究課題組,1998)。統計部門也認為在統計數據質量方面存在某些問題。例如一些地方原始統計數據質量差,有些地方相當一部分基層單位的原始記錄、統計臺賬不健全,統計數據缺乏可靠的依據(劉洪,1998)。根據上述文獻,可以基本確信我國經濟增長統計數據存在著失真。而進一步研究其失真的程度,對實際的經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濟增長率的誤差進行估計。

二、對全國GDP增長統計誤差問題的兩個觀察

1.各地區與全國GDP增長統計數據的不一致為了觀察趨勢,我們以各地區當年價格GDP占全國合計數的比重為權數,將各省市區1988年至1997年GDP增長速度逐年加權匯總,與國家統計局公布的全國GDP增長速度對照,發現全國加權匯總的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,說明各地區經濟增長統計數據普遍存在不準確問題,特別是1992年以后問題趨于嚴重。雖然國家統計局公布的全國GDP增長速度已經在匯總數據的基礎上經過審核、評估、驗證,作了相當的調整,但這些調整很難確信有完全可靠的依據,因而進一步的分析和驗證是必要的。

2.價格指數與經濟增長速度的相互關系近20年來經濟波動的經驗說明,價格指數絕對下降或增幅減少一般總是與需求不足和經濟增長減速相聯系的。但我們觀察1979年以來各種價格指數和GDP指數的關系,發現1996-1998年在各種價格指數顯著低于1979-1981年和1989-1990年兩次經濟緊縮時期的情況下,GDP指數分別高于前兩個時期4-5個和2個百分點左右,大大偏離正常可能的范圍(見表1)。由此可以估計1996-1998年GDP指數有較大虛增成分。

三、根據168種工業產品產量數據估計工業增長統計誤差

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

1.少數年份的少數產品無產量數字的,根據有關部門估計數填列或者根據前后兩年數字推算得出。新產品產量,在其未生產的年份以零列示。

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

3.因缺乏各年份分產品的價格數據,各行業或部門的增長率暫時只能以各產品增長率的算術平均數代替,僅對少數可能導致明顯偏差的產品進行了產值估計,并以加權方法調整其對該部門增長率的影響。個別產品難以估算產值,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據刪除。資料來源:國家統計局歷年《中國統計年鑒》和《中國工業經濟統計年鑒》。此估計,工業增長統計誤差主要發生在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,以上工業增長速度估計值和統計值的差別可以大致反映統計誤差的狀況。

四、根據貨物運輸業增長、電力和能源消費量增長各自與工業增長之間的相關分析估計工業增長速度統計誤差

1.一般情況下,貨物運輸業與工業的增長速度應密切相關。工業增長較快時,貨物運輸業增長也相應較快。因此,通過對全國各種運輸方式貨物運輸總量和周轉總量兩組實物量數據,與工業增加值(可比價)數據之間關系的分析,可以估計工業增長是否存在統計誤差,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、貨物周轉總量和工業增加值均以指數表示,以1952年為100。(1)第一階段(1952-1977年):貨物周轉總量、貨物運輸總量與工業增加值(按1952年價格計算)基本同步發展,與理論判斷大體一致。(2)第二階段(1978-1990年):貨物周轉總量與貨物運輸總量的發展雖在少數年份有不一致,但總的趨勢還是同步的;工業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年以后農村的村及村以下工業產值從農業劃歸工業,以及這部分工業統計的不規范性,可能帶來工業增長統計較多的虛增。其二,改革期間綜合要素生產率比改革前提高的因素也須考慮。因此該期間工業增加值曲線和貨物周轉總量(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。甚至在貨物周轉總量1998年(貨物運輸總量是1997、1998年)絕對下降時,工業增加值曲線仍反常地顯著上升,表現出與兩條貨物運輸曲線不相關。由于沒有跡象顯示90年代工業生產率的提高速度比80年代明顯加快,因此對這一階段的工業增加值高于80年代的超常增長難以找出合理解釋。我們認為,這主要可以歸于統計的誤差。以上分析顯示,我國工業增加值增長的統計數據以1990年為轉折點,自1991年開始出現了相對于貨物運輸總量和貨物周轉總量顯著偏高的現象。據統計數據,1991-1998年全國工業增加值年均增長15.06%。我們按照貨物運輸總量和貨物周轉總量與工業增加值增長的相關關系,估計該時期全國工業增加值年平均增長應為10.49%左右,比公布的統計增長率低4.57個百分點。

2.在一般情況下,工業增長應當與工業綜合能源消耗量以及工業電力消耗量增長之間呈正相關關系,除非發生了技術進步導致的投入產出比率的重大變化。我們根據《中國統計年鑒》有關1980-1996年的數據,將工業消費電量、工業消費綜合能源量和工業增加值均以指數表示(以1980年為100),加以對比。最下面一條曲線是工業消費綜合能源量指數線,其上面是工業消費電量指數線,最上面是工業增加值指數線。(根據統計年鑒,工業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,因此已經剔除了不同種類能源的差別。)以1991年為轉折點,相對于工業消費電量和工業消費綜合能源量,我國工業增加值增長的統計數據發生了顯著偏高的現象。根據經驗,這種情況至少大部分不能從技術進步、生產率提高方面找到確定依據。據統計部門公布數據,1991-1996年全國工業增加值年平均增長16.8%,我們按照工業消費綜合能源量、工業消費電量與工業增加值增長的相關關系,對工業增加值進行調整后,估計1991-1996年工業增加值年平均增長12.31%,低于公布統計值4.49個百分點。這一結論與前面工業增加值同貨物運輸之間的相關關系所得到的結論高度吻合。根據上述分析,1991-1998年我國工業增加值年均增長率的統計誤差約為4.5個百分點。

五、生產函數分析

上述分析說明我國工業增加值增長的統計數據自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進步而引致的生產率提高因素。但是這種加速究竟主要是因生產率提高引起,還是由統計數據偏差導致?除工業以外的其他產業,特別是第三產業是否存在同樣現象?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、第三產業和GDP生產函數進行分析。分析分為三個互相涵蓋的時間段:(1)包括改革前在內的整個時期:1953—1997年;(2)改革時期:1978—1997年;(3)統計指標超常時期:1992—1997年①。對每個時間段使用一個時間趨勢變量。這項分析所依據的基本原理如下:在常規情況下,在生產函數中使用時間趨勢變量可以獲得相應時間段綜合要素生產率增長率的估計。但當生產率的增長率發生重大改變時,應當能夠找到相應的原因給以解釋,例如大規模技術進步、體制和政策的變化、外部經濟環境的重大改變,等等。如果在擬合的某一時間段發現了生產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濟增長率統計的誤差;這時“生產率超常增長”的幅度即說明經濟增長率虛增的幅度。根據國內外已有的研究,在改革時期我國主要部門工業綜合要素生產率比改革前有明顯的提高,因此在以上的時間段中,1978-1997年時間段可能表現出統計顯著性(說明生產率增長率區別于改革前時期)。但如果沒有明顯的原因導致生產率的增長率在90年代更高于80年代,則1992-1997年時間段應當沒有統計顯著性或系數很小,否則,就可能是來自統計誤差。工業生產函數(規模收益不變):lnY2=a2+α2lnK2+(1-α2)lnL2+ΣgiTi該函數可變形為:ln(Y2/L2)a2+α2ln(K2/L2)+ΣgiTi第三產業生產函數:lnY3=a3+α3lnK3+(1-α3)lnL3+ΣgiTiGDP生產函數(經變形):ln(Y/L)=a+αln(K/L)+ΣgiTi以上各函數中,Y是相應產業部門的增加值或GDP,K是資本存量,L是部門就業人數或總勞動力。T是時間趨勢變量,a是常數項,α和1-α分別是資本和勞動的產出彈性,g是綜合要素生產率的增長率,下標2和3分別表示工業和第三產業(無下標表示整個經濟),下標i區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。所有數據均為年度數據,來自國家統計局歷年的《中國統計年鑒》和《中國工業經濟統計年鑒》。但生產函數分析中使用的GDP增長率是根據統計局公布的當年價格GDP進行價格平減計算出的,與統計局公布的增長率有所不同。下文中講到綜合要素生產率時,仍直接基于模型分析的結果。但為便于讀者理解和對照,在講到根據模型分析結果對統計增長率的調整,已經折算為對統計局公布的增長率的調整。工業資本存量的有關數據、特別是歷史數據不全;此處是根據鄉及鄉以上全部獨立核算工業企業固定資產原價,用投資品價格指數對變動額逐年調整后得到,可能比實際數偏小。但模型采用生產函數的對數形式,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全社會固定資產投資(改革以前是國有和集體單位固定資產投資)與國有和集體單位資本形成率,用投資品價格指數進行逐年調整,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化生產函數在50年代區間的擬合度,采用逐步逼近的方法取得的。對第三產業無法得到資本存量的數據,只能暫缺。不過因第三產業大部分與勞動力投入的關系更為密切,在資本變量暫缺情況下對第三產業生產函數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和GDP生產函數作出。此外,同樣由于缺乏數據,各生產函數中未能包括技術和人力資本投入等變量。曾在生產函數試用了用于教育和科技開發的財政支出(當年或以前年份)代表這兩個要素,但缺乏統計顯著性,故予刪去。因此,技術和人力資本對經濟增長的貢獻將基本上包括在綜合要素生產率的增長中。為了糾正時間序列分析中自相關問題帶來的估計偏差,所有生產函數都使用了Cochrane-Or-cutt回歸方法進行估計。

2.關于工業增加值的虛增

工業生產函數的分析結果。模型1-3顯示,當把時間序列變量T53、T78、T92分別代入生產函數時,它們都有高的統計顯著性,而且其中T92的系數高達0.08。當三者同時代入生產函數時(模型4),他們的系數所反映的各時間段的生產率上升趨勢分別與模型1-3接近,統計顯著性消失(T53仍在10%水平上顯著),但調整R2(adjustedR2)卻顯著上升了。看來統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。當所涉及的變量均為必要時,模型4的分析結果是可以接受的。根據模型4的分析結果,各時間段綜合要素生產率的增長率分別為其系數的迭加,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%)。前兩個時期的生產率上升趨勢與其他已有的研究結論基本一致(也許改革前1.2%的生產率增長速度略偏高,說明改革前工業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心的重點)。自1978年經濟改革以后生產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微觀效率提高、資源優化配置、以及技術進步的共同作用所導致。而且這些主要發生在非國有經濟部門(參見Chenetal1988,Jefferson1989,Woo1996,王小魯1997)。因此在這個時期經濟增長率沒有發現明顯的虛增。不過,1992-1997年間綜合要素生產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和延伸。1992和1993年的經濟高速增長是在改革推動下、在1989-1990年短暫經濟滑坡以后發生的,具有一定恢復性質,不可能導致1992-1997年整個時期出現遠遠高出1978年經濟改革以來生產率增長幅度的結果。此外,也沒有證據說明在這期間發生了史無前例的技術進步的加速。90年代與改革前期有明顯區別的一個重要因素是外資投入迅速增加。作為資本投入,外資對經濟增長的貢獻已經包括在資本存量的貢獻中。但這一時期生產率超常增長是否由外資帶來的技術進步所導致?為驗證此點,我們將外資占工業總資本存量的比重Fk引入生產函數(見表2模型5)。如果上述假設成立,則該變量的系數應大于0且具有統計顯著性,而T92應不再顯著。但實際估計結果相反,Fk完全沒有統計顯著性(且系數小于0),T92的系數反而增大了。雖然我們不能單純據此斷定,外資帶來的生產率提高同內資沒有區別;但至少可以判斷1992-1997年綜合要素生產率的超高增長,主要不是由外資投入增長引起的。根據上述理由,模型4所發現的1992-1997年綜合要素生產率比1978-1991年平均上升了4.8%,可以判斷主要是由增長率統計的虛增所導致。由于外資企業管理比較嚴格,并帶來了一定的新技術,可能導致一定的綜合要素生產率上升(盡管由于某種未知原因沒有在生產函數中反映出來)。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工業增加值與貨物運輸、工業增加值與電力和能源消耗之間的相關關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。根據統計數據,1992-1997年期間工業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,調整后的1992-1997年工業增加值增長率應在12.2%左右。

3.關于GDP的虛增

由于工業增加值在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生產函數進行了估計。不過,盡管三個時間段的估計系數都顯示了正的結果,T78和T92即使當分別包括在生產函數中時也缺乏統計顯著性。這可能是由于GDP數據不夠精確所致②。估計結果見表3。根據這一結果,1953-1991年期間整個經濟的綜合要素生產率以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,但由于完全沒有統計顯著性,可以忽略不計),1992年以后生產率的增長率可能又上升了2.1%,達到4.9%。根據工業的情況看,上述生產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,可以認為是經濟增長率的虛增所導致。這是因為改革前眾所周知的農業生產率停滯和第三產業發展緩慢,全社會的綜合要素生產率增長幾乎不可能快于、但有可能慢于1.2%的工業綜合要素生產率增長率。作者認為1%比較可以接受,因此改革前的經濟增長率估計被虛增了2.2個百分點。③但根據以上研究和其他已有的研究,改革時期的1978-1991年期間,工業和農業生產率都比改革前有明顯上升。第三產業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濟的生產率增長趨勢也與工業相同,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)。關于1992-1997年時期的生產率增長率,由于和工業相同的理由,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,它們由于技術進步而給整個經濟帶來的增長貢獻,大約只有工業的一半弱。如果對工業增長的貢獻是0.8個百分點,對經濟增長的貢獻至多有0.4個百分點。這樣,真實的生產率增長率可能由2.3%提高到2.7%。但是估計結果顯示該時期的生產率增長率可能為4.9%,說明經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年期間的經濟增長率應當從原來的11.5%調整到9.0%。根據上述分析結果,GDP增長率虛增的幅度遠遠小于工業增長率虛增的幅度。這說明第一、三產業增長率沒有大幅度的虛增。原因可能是:第一產業的增長主要以農產品產量的增長為基礎,計算不變價格比較容易,即使有虛報因素,也不象工業中那么大,而且還要考慮到由于農戶分散經營而可能導致的漏報因素。第三產業的分布多集中于城市(鄉鎮企業以工業為主),統計紀律的約束相對于鄉村要嚴格一些,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計遺漏。這是因為零售業、飲食業、其他服務業含有大量非正式企業,統計比較困難,服務業分散的小經營者也較易于為逃稅而少報營業額。這一情況也反映在第三產業生產函數中。與工業明顯不同,第三產業生產函數的1992-1997年時間段并不顯著(因篇幅限制,第三產業回歸分析結果省略)。

六、統計偏差的原因分析

一般而言,我國統計體系中存在著下述導致數據偏差的可能機制:

1.1998年以前,我國每年經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以“政績”作為層層考核與選拔干部的最重要標準,而經濟增長率恰是“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。“上有所好下必甚焉”,上級好喜不好憂,下級自必報喜不報憂,出現問題的指標亦大多與“政績”有關(樂大華,1998;統計數字質量研究課題組,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、部門、企業按經濟增長速度排序、評比,這種做法誘導攀比,極大刺激了虛報統計數據的動機。

3.我國的政府統計體系中,基層鄉鎮一級的統計業務量最大,而其人員編制最少,無法正常完成統計業務。有文獻指出,許多鄉鎮只有一個統計員(胡永芳,1998),而每年需承擔縣以上46個部門和單位下發的597種報表、22559個指標的調查統計工作(劉和平等,1998)。這使他們被迫以冒估來應付,是導致統計數據質量低下的一個客觀因素。縣(區)級統計局亦存在類似問題,嚴重影響統計數據質量(彭勇平,1998)。

4.國民經濟核算需要對大量原始數據進行估算和轉換,而我國未形成規范、科學的估算方法與制度,隨機性很大,數據質量取決于核算人員業務熟練程度,因此偏差無法避免(戴玲玲,1998)。

5.在工業統計方面,鄉鎮企業、村及村以下企業統計體系不健全。一般企業根本沒有不變價格目錄,只能以現價代替不變價計算工業產值,又沒有統計臺帳。這必然導致工業增長速度的冒估和虛增。當地方領導人需要虛報統計數據時,很容易靠擴大這些企業的產值來實現。有文獻指出,如果說沿海幾個省份鄉鎮和村及村以下工業有1000億元虛假產值,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年代初以來城鄉個體私營經濟、外商和港澳臺商投資經濟發展較快,在經濟中的比重顯著擴大。它們在統計體系方面絕大多數亦不符合規定的標準,這在一定程度上有助于解釋增長速度統計誤差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、緊縮經濟的方針導致1989—90年經濟增長滑坡。鄧小平同志于1990年3月指出:“現在特別要注意經濟發展速度滑坡的問題……這不只是經濟問題,實際上是個政治問題。”1991年增長率就出現了躍升。1992年鄧小平同志南巡講話推動改革和發展,同年和次年增長率繼續大幅度躍升。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”追求自身利益的結果。

七、結論

總結以上分析,關于中國經濟增長率統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,工業增長率沒有發現明顯虛增,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。據此,改革前期間(1953-1977年)經濟增長率應由5.9%調整到3.7%,改革期間(1978-1997年)應由9.9%調整到8.4%。1992-1997年期間虛增明顯,應由11.5%調整到9.0%(詳見表4)。我們認為,統計指標的失真給宏觀決策提供錯誤的信息,可能誤導決策,是影響經濟持續增長的一大隱患,應當引起高度重視。導致我國統計指標失真有內在機制方面的原因,應當注意從統計體制方面加以解決。