一、统计数据质量

关于中国经济增长统计数据质量问题,国外已有一些研究。不少国外学术研究或经济政策研究界人士在非正式场合对中国的统计持怀疑甚至否定态度。不过一些正式研究成果大多认为中国公布的经济增长率只是在一定程度上偏高。例如世界银行的研究报告(1997)认为1978-1995年间的年均经济增长率应从官方的9.9%修正到8.2%;AngusMaddison(1998)认为同一时期的年均增长率应为7.5%。Rawski(1993)则认为统计数据有高估的成分,也有某些低估或漏报的成分,综合影响还不清楚。上述研究并不否认中国经济高速增长的事实。不过,这些研究多从统计口径和统计方法的角度进行,对基础数据本身的准确性问题涉及甚少。近年来,这方面的讨论在国内也相当热烈。我们检索到国内公开发表的此类文章50余篇。这些文献多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、统计方法等方面的原因,提供了大量的例证,但缺少全面系统的数据分析。绝大多数国内文献确认统计数据失实现象的存在,并列举了许多例证。如:一个在全国百强县排名榜上位置靠前的县级市,1993年上报乡镇工业产值320亿元,在统计执法检查中发现47亿元的水份(刁恒昌等,1996)。某市三年抽查6个乡镇100个村办集体工业企业,虚报浮夸的占30%-50%;某乡抽查8个村39家村办集体工业企业,1995年上报工业总产值1.9亿元,经核实只有2296万元,虚报达7倍之多(赵宝珍,1997)。1997年全国统计执法大检查共查出统计违法行为6万多件,其中虚报、瞒报、伪造、篡改统计资料的占56.7%(王金海,1998)。一些文献指出,当前社会经济生活中弄虚作假、篡改统计数字的问题严重,统计违法有普遍性,存在着“报喜得喜、报忧得忧”、“数字出官、官出数字”的现象(于洪彦等,1990;赵鹏,1998)。出现问题的指标大多与政绩有关,越是领导关心的统计数字就可能越不准(统计数字质量研究课题组,1995;赵宝珍,1997)。乡及乡以下统计违法现象特别严重,产值以虚报为主,人口与劳动工资以瞒报为主(乐大华,1998)。乡镇工业总产值多以现价代替不变价,且存在严重浮夸(杨本全,1989;刁恒昌等,1996)。有不少人提出,现行统计体制规定各级统计机构和人员归同级政府领导,又要求统计机构独立统计和监督政府,违反了管理科学原则(言等,1996)。当前县一级统计工作缺乏独立性的问题十分突出。统计人员辛辛苦苦测算出的数据,领导一句话便可搅乱:“怎么某某地区的增长速度那么高,而我们这么低呀?”统计人员只有把速度调高至领导满意为止(戴玲玲,1998)。许多人认为,当务之急是改现行的统计管理体制为垂直领导体制,使统计部门摆脱地方政府的干预(胡永芳,1998;郝全军,1998;熊巍俊,1998;于洪彦等,1990;政府统计数据质量研究课题组,1998)。统计部门也认为在统计数据质量方面存在某些问题。例如一些地方原始统计数据质量差,有些地方相当一部分基层单位的原始记录、统计台账不健全,统计数据缺乏可靠的依据(刘洪,1998)。根据上述文献,可以基本确信我国经济增长统计数据存在着失真。而进一步研究其失真的程度,对实际的经济增长率作出估计和判断,是十分必要的。本文将采用几种不同的方法分别对经济增长率的误差进行估计。

二、对全国GDP增长统计误差问题的两个观察

1.各地区与全国GDP增长统计数据的不一致为了观察趋势,我们以各地区当年价格GDP占全国合计数的比重为权数,将各省市区1988年至1997年GDP增长速度逐年加权汇总,与国家统计局公布的全国GDP增长速度对照,发现全国加权汇总的GDP增长速度在1990年和1992年比公布的GDP增长速度高出1.6个百分点,1993年起则连续5年高出2个百分点以上,1998年仍然高1.9个百分点。这种不一致,说明各地区经济增长统计数据普遍存在不准确问题,特别是1992年以后问题趋于严重。虽然国家统计局公布的全国GDP增长速度已经在汇总数据的基础上经过审核、评估、验证,作了相当的调整,但这些调整很难确信有完全可靠的依据,因而进一步的分析和验证是必要的。

2.价格指数与经济增长速度的相互关系近20年来经济波动的经验说明,价格指数绝对下降或增幅减少一般总是与需求不足和经济增长减速相联系的。但我们观察1979年以来各种价格指数和GDP指数的关系,发现1996-1998年在各种价格指数显著低于1979-1981年和1989-1990年两次经济紧缩时期的情况下,GDP指数分别高于前两个时期4-5个和2个百分点左右,大大偏离正常可能的范围(见表1)。由此可以估计1996-1998年GDP指数有较大虚增成分。

三、根据168种工业产品产量数据估计工业增长统计误差

工业是我国经济的一个主要组成部分,在估计经济增长的统计误差时,有必要着重考察工业增长统计误差的情况。一般而言,工业产品实物量统计数据是工业总产值和增加值统计的基础,又并非各级政府所关心的政绩指标,因而其可信度应当高于总产值或增加值指标。我们以国家统计局公布的168种工业产品产量为依据(粗略估计,这些产品约占全部工业总产值的70%左右,有相当的代表性),重新计算了1979-1997年的工业增长速度,并与已公布的工业增长速度进行比较。从图1可见,80年代中后期,公布的工业总产值增长率高于按产品产量计算的工业增长率,但工业增加值增长率与后者基本同步。从90年代初期开始,公布的工业总产值增长率和工业增加值增长率除1995年外都大幅度地高于按产量计算的工业增长率。按168种产品计算,1978-1990年工业生产年平均增长率估计值为9.89%,比工业增加值增长率统计值10.09%只略低0.2%;而1991-1997年工业生产年平均增长率估计值为12.14%,比统计值16.24%低4.1个百分点。据说明:

1.少数年份的少数产品无产量数字的,根据有关部门估计数填列或者根据前后两年数字推算得出。新产品产量,在其未生产的年份以零列示。

2.按产量计算工业增长速度的方法如下:(1)将168种工业产品按行业或部门分类(1978-1987年按15个工业部门分类,1986-1992年按国家统计局39个工业行业分类,1993年以后按国家统计局和国家技术监督局的39个工业行业分类)。(2)分别计算每种产品各年的产量增长率,并按各产品在所属部门或行业的价值比重加权平均计算该部门或行业的增长率。(3)计算各部门或行业每年总产值占该年全国工业总产值的比重作为权数,再次加权平均求得该年全国工业增长率估计值。

3.因缺乏各年份分产品的价格数据,各行业或部门的增长率暂时只能以各产品增长率的算术平均数代替,仅对少数可能导致明显偏差的产品进行了产值估计,并以加权方法调整其对该部门增长率的影响。个别产品难以估算产值,而又显然导致部门增长速度偏离的,则将其增长速度畸高或畸低年份的数据删除。资料来源:国家统计局历年《中国统计年鉴》和《中国工业经济统计年鉴》。此估计,工业增长统计误差主要发生在1991-1997年期间,其年平均增长率的误差约为4.1个百分点。我们认为,以上工业增长速度估计值和统计值的差别可以大致反映统计误差的状况。

四、根据货物运输业增长、电力和能源消费量增长各自与工业增长之间的相关分析估计工业增长速度统计误差

1.一般情况下,货物运输业与工业的增长速度应密切相关。工业增长较快时,货物运输业增长也相应较快。因此,通过对全国各种运输方式货物运输总量和周转总量两组实物量数据,与工业增加值(可比价)数据之间关系的分析,可以估计工业增长是否存在统计误差,以及误差的大小。我们的分析分为三个阶段:1952-1977年,1978-1990年,1991-1998年。货物运输总量、货物周转总量和工业增加值均以指数表示,以1952年为100。(1)第一阶段(1952-1977年):货物周转总量、货物运输总量与工业增加值(按1952年价格计算)基本同步发展,与理论判断大体一致。(2)第二阶段(1978-1990年):货物周转总量与货物运输总量的发展虽在少数年份有不一致,但总的趋势还是同步的;工业增加值在这一阶段中,主要是在1984年以后,增长速度开始明显高于货物周转总量和货物运输总量,主要原因可能有两个:其一,1984年以后农村的村及村以下工业产值从农业划归工业,以及这部分工业统计的不规范性,可能带来工业增长统计较多的虚增。其二,改革期间综合要素生产率比改革前提高的因素也须考虑。因此该期间工业增加值曲线和货物周转总量(或货运量)之间的分离(前者斜率提高)可能在一定程度上是合理的。(3)第三阶段(1991-1998年):货物周转总量的增长快于货物运输总量的增长,但偏离程度不大;与此对照,工业增加值在这一阶段有超常增长,图上显示该曲线从90年代初开始明显折向上方。甚至在货物周转总量1998年(货物运输总量是1997、1998年)绝对下降时,工业增加值曲线仍反常地显著上升,表现出与两条货物运输曲线不相关。由于没有迹象显示90年代工业生产率的提高速度比80年代明显加快,因此对这一阶段的工业增加值高于80年代的超常增长难以找出合理解释。我们认为,这主要可以归于统计的误差。以上分析显示,我国工业增加值增长的统计数据以1990年为转折点,自1991年开始出现了相对于货物运输总量和货物周转总量显著偏高的现象。据统计数据,1991-1998年全国工业增加值年均增长15.06%。我们按照货物运输总量和货物周转总量与工业增加值增长的相关关系,估计该时期全国工业增加值年平均增长应为10.49%左右,比公布的统计增长率低4.57个百分点。

2.在一般情况下,工业增长应当与工业综合能源消耗量以及工业电力消耗量增长之间呈正相关关系,除非发生了技术进步导致的投入产出比率的重大变化。我们根据《中国统计年鉴》有关1980-1996年的数据,将工业消费电量、工业消费综合能源量和工业增加值均以指数表示(以1980年为100),加以对比。最下面一条曲线是工业消费综合能源量指数线,其上面是工业消费电量指数线,最上面是工业增加值指数线。(根据统计年鉴,工业消费综合能源量是将各种能源按其热值分别折算为标准煤后汇总的,因此已经剔除了不同种类能源的差别。)以1991年为转折点,相对于工业消费电量和工业消费综合能源量,我国工业增加值增长的统计数据发生了显著偏高的现象。根据经验,这种情况至少大部分不能从技术进步、生产率提高方面找到确定依据。据统计部门公布数据,1991-1996年全国工业增加值年平均增长16.8%,我们按照工业消费综合能源量、工业消费电量与工业增加值增长的相关关系,对工业增加值进行调整后,估计1991-1996年工业增加值年平均增长12.31%,低于公布统计值4.49个百分点。这一结论与前面工业增加值同货物运输之间的相关关系所得到的结论高度吻合。根据上述分析,1991-1998年我国工业增加值年均增长率的统计误差约为4.5个百分点。

五、生产函数分析

上述分析说明我国工业增加值增长的统计数据自1991年开始显著偏高。当然,其中可能合理地包含了一部分由于体制变革和技术进步而引致的生产率提高因素。但是这种加速究竟主要是因生产率提高引起,还是由统计数据偏差导致?除工业以外的其他产业,特别是第三产业是否存在同样现象?还需做进一步地分析验证。

1.模型方法

以下使用计量模型方法对1953—1997年期间的工业、第三产业和GDP生产函数进行分析。分析分为三个互相涵盖的时间段:(1)包括改革前在内的整个时期:1953—1997年;(2)改革时期:1978—1997年;(3)统计指标超常时期:1992—1997年①。对每个时间段使用一个时间趋势变量。这项分析所依据的基本原理如下:在常规情况下,在生产函数中使用时间趋势变量可以获得相应时间段综合要素生产率增长率的估计。但当生产率的增长率发生重大改变时,应当能够找到相应的原因给以解释,例如大规模技术进步、体制和政策的变化、外部经济环境的重大改变,等等。如果在拟合的某一时间段发现了生产率的超常增长而不能被上述原因所解释,则我们可以将其视为经济增长率统计的误差;这时“生产率超常增长”的幅度即说明经济增长率虚增的幅度。根据国内外已有的研究,在改革时期我国主要部门工业综合要素生产率比改革前有明显的提高,因此在以上的时间段中,1978-1997年时间段可能表现出统计显著性(说明生产率增长率区别于改革前时期)。但如果没有明显的原因导致生产率的增长率在90年代更高于80年代,则1992-1997年时间段应当没有统计显著性或系数很小,否则,就可能是来自统计误差。工业生产函数(规模收益不变):lnY2=a2+α2lnK2+(1-α2)lnL2+ΣgiTi该函数可变形为:ln(Y2/L2)a2+α2ln(K2/L2)+ΣgiTi第三产业生产函数:lnY3=a3+α3lnK3+(1-α3)lnL3+ΣgiTiGDP生产函数(经变形):ln(Y/L)=a+αln(K/L)+ΣgiTi以上各函数中,Y是相应产业部门的增加值或GDP,K是资本存量,L是部门就业人数或总劳动力。T是时间趋势变量,a是常数项,α和1-α分别是资本和劳动的产出弹性,g是综合要素生产率的增长率,下标2和3分别表示工业和第三产业(无下标表示整个经济),下标i区分三个不同的时间段:T53=0,1,2,…43,44,分别代表1953-1997年间的各年份;T78=0,0,…1,2,…19,20,从1开始代表1978-1997年间的各年份;T92=0,0,…1,2,…6,从1开始代表1992-1997年间的各年份。所有数据均为年度数据,来自国家统计局历年的《中国统计年鉴》和《中国工业经济统计年鉴》。但生产函数分析中使用的GDP增长率是根据统计局公布的当年价格GDP进行价格平减计算出的,与统计局公布的增长率有所不同。下文中讲到综合要素生产率时,仍直接基于模型分析的结果。但为便于读者理解和对照,在讲到根据模型分析结果对统计增长率的调整,已经折算为对统计局公布的增长率的调整。工业资本存量的有关数据、特别是历史数据不全;此处是根据乡及乡以上全部独立核算工业企业固定资产原价,用投资品价格指数对变动额逐年调整后得到,可能比实际数偏小。但模型采用生产函数的对数形式,相当于就增长率进行回归,在此形式下实际差别不大。全国资本存量是根据全社会固定资产投资(改革以前是国有和集体单位固定资产投资)与国有和集体单位资本形成率,用投资品价格指数进行逐年调整,并对折旧进行了扣除后得到。折旧率按5%计算。1953年的资本存量估计为1800亿元(1980年价格)。该估计值是通过不断优化生产函数在50年代区间的拟合度,采用逐步逼近的方法取得的。对第三产业无法得到资本存量的数据,只能暂缺。不过因第三产业大部分与劳动力投入的关系更为密切,在资本变量暂缺情况下对第三产业生产函数的估计仍有一定参考价值。但本文的分析将更多地依赖工业和GDP生产函数作出。此外,同样由于缺乏数据,各生产函数中未能包括技术和人力资本投入等变量。曾在生产函数试用了用于教育和科技开发的财政支出(当年或以前年份)代表这两个要素,但缺乏统计显著性,故予删去。因此,技术和人力资本对经济增长的贡献将基本上包括在综合要素生产率的增长中。为了纠正时间序列分析中自相关问题带来的估计偏差,所有生产函数都使用了Cochrane-Or-cutt回归方法进行估计。

2.关于工业增加值的虚增

工业生产函数的分析结果。模型1-3显示,当把时间序列变量T53、T78、T92分别代入生产函数时,它们都有高的统计显著性,而且其中T92的系数高达0.08。当三者同时代入生产函数时(模型4),他们的系数所反映的各时间段的生产率上升趋势分别与模型1-3接近,统计显著性消失(T53仍在10%水平上显著),但调整R2(adjustedR2)却显著上升了。看来统计显著性的下降是由局部多重共线性导致。我们知道,这种情况并不改变估计的无偏性质。当所涉及的变量均为必要时,模型4的分析结果是可以接受的。根据模型4的分析结果,各时间段综合要素生产率的增长率分别为其系数的迭加,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%)。前两个时期的生产率上升趋势与其他已有的研究结论基本一致(也许改革前1.2%的生产率增长速度略偏高,说明改革前工业增长速度可能有虚增的成分,但幅度不很大,而且这一时期不是我们关心的重点)。自1978年经济改革以后生产率增长比改革前上升了1.3%,与其他研究很接近,可以认为基本上是制度变革所引起的企业微观效率提高、资源优化配置、以及技术进步的共同作用所导致。而且这些主要发生在非国有经济部门(参见Chenetal1988,Jefferson1989,Woo1996,王小鲁1997)。因此在这个时期经济增长率没有发现明显的虚增。不过,1992-1997年间综合要素生产率突然由前一时期的平均2.5%跃升到7.3%,很难使人信服:这意味着人类历史上空前的生产率增长。虽然1992年以后政策有明显的变化,改变了在1989-1990年推行的一些强化政府控制、限制市场作用的做法,但它基本上是1988年以前改革进程的继续和延伸。1992和1993年的经济高速增长是在改革推动下、在1989-1990年短暂经济滑坡以后发生的,具有一定恢复性质,不可能导致1992-1997年整个时期出现远远高出1978年经济改革以来生产率增长幅度的结果。此外,也没有证据说明在这期间发生了史无前例的技术进步的加速。90年代与改革前期有明显区别的一个重要因素是外资投入迅速增加。作为资本投入,外资对经济增长的贡献已经包括在资本存量的贡献中。但这一时期生产率超常增长是否由外资带来的技术进步所导致?为验证此点,我们将外资占工业总资本存量的比重Fk引入生产函数(见表2模型5)。如果上述假设成立,则该变量的系数应大于0且具有统计显著性,而T92应不再显著。但实际估计结果相反,Fk完全没有统计显著性(且系数小于0),T92的系数反而增大了。虽然我们不能单纯据此断定,外资带来的生产率提高同内资没有区别;但至少可以判断1992-1997年综合要素生产率的超高增长,主要不是由外资投入增长引起的。根据上述理由,模型4所发现的1992-1997年综合要素生产率比1978-1991年平均上升了4.8%,可以判断主要是由增长率统计的虚增所导致。由于外资企业管理比较严格,并带来了一定的新技术,可能导致一定的综合要素生产率上升(尽管由于某种未知原因没有在生产函数中反映出来)。我们假定这一贡献在0.8%左右①,将其从4.8%中减掉,那么工业增长率虚增的幅度估计大致在4%。这一估计与本文前面根据工业增加值与货物运输、工业增加值与电力和能源消耗之间的相关关系作出的判断是基本一致的,只是较后两者略微保守了一些。根据统计数据,1992-1997年期间工业增加值增长率平均为16.2%,即高估的部分占了近1/4。去掉这一虚增部分,调整后的1992-1997年工业增加值增长率应在12.2%左右。

3.关于GDP的虚增

由于工业增加值在1992-1997年期间存在较大虚增,而它又是GDP的一个主要组成部分(1997年占后者42.5%),所以几乎可以肯定GDP增长率也存在虚增。作者使用同样方法对GDP生产函数进行了估计。不过,尽管三个时间段的估计系数都显示了正的结果,T78和T92即使当分别包括在生产函数中时也缺乏统计显著性。这可能是由于GDP数据不够精确所致②。估计结果见表3。根据这一结果,1953-1991年期间整个经济的综合要素生产率以2.8%的速度增长(1978-1991年同前一时期似无显著不同。虽然T78有正0.004的系数,但由于完全没有统计显著性,可以忽略不计),1992年以后生产率的增长率可能又上升了2.1%,达到4.9%。根据工业的情况看,上述生产率的增长率在改革前时期至少偏高1.6个百分点,有可能是2个百分点,可以认为是经济增长率的虚增所导致。这是因为改革前众所周知的农业生产率停滞和第三产业发展缓慢,全社会的综合要素生产率增长几乎不可能快于、但有可能慢于1.2%的工业综合要素生产率增长率。作者认为1%比较可以接受,因此改革前的经济增长率估计被虚增了2.2个百分点。③但根据以上研究和其他已有的研究,改革时期的1978-1991年期间,工业和农业生产率都比改革前有明显上升。第三产业在市场导向下可能也有相同的趋势。因此有理由假定整个经济的生产率增长趋势也与工业相同,比改革前提高了1.3个百分点,达到2.3%。将其从2.8%中减掉,那么1978-1991年期间的经济增长率基本可信,可能只被高估了1个百分点(按模型使用的增长率高估0.5个百分点,见前文脚注)。关于1992-1997年时期的生产率增长率,由于和工业相同的理由,可以认为与前一个时期相比只有小幅度的上升。而且由于外国直接投资大部分集中在工业,它们由于技术进步而给整个经济带来的增长贡献,大约只有工业的一半弱。如果对工业增长的贡献是0.8个百分点,对经济增长的贡献至多有0.4个百分点。这样,真实的生产率增长率可能由2.3%提高到2.7%。但是估计结果显示该时期的生产率增长率可能为4.9%,说明经济增长率大约被高估了2.5个百分点(按模型使用的增长率是高估2.2个百分点,见前文脚注)。也就是说,1992-1997年期间的经济增长率应当从原来的11.5%调整到9.0%。根据上述分析结果,GDP增长率虚增的幅度远远小于工业增长率虚增的幅度。这说明第一、三产业增长率没有大幅度的虚增。原因可能是:第一产业的增长主要以农产品产量的增长为基础,计算不变价格比较容易,即使有虚报因素,也不象工业中那么大,而且还要考虑到由于农户分散经营而可能导致的漏报因素。第三产业的分布多集中于城市(乡镇企业以工业为主),统计纪律的约束相对于乡村要严格一些,因此其增加值虚增的成分可能较小。且另一方面又可能有较多的统计遗漏。这是因为零售业、饮食业、其他服务业含有大量非正式企业,统计比较困难,服务业分散的小经营者也较易于为逃税而少报营业额。这一情况也反映在第三产业生产函数中。与工业明显不同,第三产业生产函数的1992-1997年时间段并不显著(因篇幅限制,第三产业回归分析结果省略)。

六、统计偏差的原因分析

一般而言,我国统计体系中存在着下述导致数据偏差的可能机制:

1.1998年以前,我国每年经济增长速度均作为必须确保完成的指标下达。当上级下达的速度指标高于实际可能完成的限度时,下级很可能被迫以虚报来对付。特别是90年代初以来政府强调以“政绩”作为层层考核与选拔干部的最重要标准,而经济增长率恰是“政绩”的核心指标。这种制度本身易于诱导各级干部追求虚报增长速度。“上有所好下必甚焉”,上级好喜不好忧,下级自必报喜不报忧,出现问题的指标亦大多与“政绩”有关(乐大华,1998;统计数字质量研究课题组,1995;刁恒昌等,1996)。

2.自90年代以来,各级政府及媒体逐渐盛行对所辖地区、部门、企业按经济增长速度排序、评比,这种做法诱导攀比,极大刺激了虚报统计数据的动机。

3.我国的政府统计体系中,基层乡镇一级的统计业务量最大,而其人员编制最少,无法正常完成统计业务。有文献指出,许多乡镇只有一个统计员(胡永芳,1998),而每年需承担县以上46个部门和单位下发的597种报表、22559个指标的调查统计工作(刘和平等,1998)。这使他们被迫以冒估来应付,是导致统计数据质量低下的一个客观因素。县(区)级统计局亦存在类似问题,严重影响统计数据质量(彭勇平,1998)。

4.国民经济核算需要对大量原始数据进行估算和转换,而我国未形成规范、科学的估算方法与制度,随机性很大,数据质量取决于核算人员业务熟练程度,因此偏差无法避免(戴玲玲,1998)。

5.在工业统计方面,乡镇企业、村及村以下企业统计体系不健全。一般企业根本没有不变价格目录,只能以现价代替不变价计算工业产值,又没有统计台帐。这必然导致工业增长速度的冒估和虚增。当地方领导人需要虚报统计数据时,很容易靠扩大这些企业的产值来实现。有文献指出,如果说沿海几个省份乡镇和村及村以下工业有1000亿元虚假产值,决不是危言耸听(崔乃文,1995;黄承喜等,1998;杨本全,1989;彭勇平,1998;刁恒昌等,1996;胡永芳,1998;李启明,1998)。

6.90年代初以来城乡个体私营经济、外商和港澳台商投资经济发展较快,在经济中的比重显著扩大。它们在统计体系方面绝大多数亦不符合规定的标准,这在一定程度上有助于解释增长速度统计误差90年代以来显著扩大的原因。

7.1988年下半年开始的治理整顿、紧缩经济的方针导致1989—90年经济增长滑坡。邓小平同志于1990年3月指出:“现在特别要注意经济发展速度滑坡的问题……这不只是经济问题,实际上是个政治问题。”1991年增长率就出现了跃升。1992年邓小平同志南巡讲话推动改革和发展,同年和次年增长率继续大幅度跃升。参照前面的分析,可以认为其中既包含了恢复性增长和重新肯定改革方向而带来的加速,也在相当程度上包含了由于决策层要求加速增长,引致各级政府官员以夸大“政绩”追求自身利益的结果。

七、结论

总结以上分析,关于中国经济增长率统计指标的可信度问题可概括估计如下:改革前的1953-1977年期间和改革后的1978-1991年期间,工业增长率没有发现明显虚增,但1992-1997年增长率明显过高,估计虚增了4个百分点。应从16.2%调整到12.2%。GDP增长率在1953-1977年期间可能有2.2个百分点的虚增,在1978-1991年期间可能有1.0个百分点的虚增,在1992-1997年期间可能虚增了2.5个百分点。据此,改革前期间(1953-1977年)经济增长率应由5.9%调整到3.7%,改革期间(1978-1997年)应由9.9%调整到8.4%。1992-1997年期间虚增明显,应由11.5%调整到9.0%(详见表4)。我们认为,统计指标的失真给宏观决策提供错误的信息,可能误导决策,是影响经济持续增长的一大隐患,应当引起高度重视。导致我国统计指标失真有内在机制方面的原因,应当注意从统计体制方面加以解决。