地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長統(tǒng)計數(shù)據(jù)可靠性的評估

吳雨蔓，朱 勝

1 研究背景

統(tǒng)計數(shù)據(jù)是反映和衡量一個國家或地區(qū)經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展?fàn)顩r的“晴雨表”，是政府進(jìn)行宏觀調(diào)控和政策制定的重要依據(jù)，統(tǒng)計數(shù)據(jù)的可靠性是國家政策制定的有效性和科學(xué)性的評判標(biāo)準(zhǔn)。統(tǒng)計數(shù)據(jù)可靠性的高低，決定著統(tǒng)計數(shù)據(jù)可信的程度。

隨著我國社會的持續(xù)發(fā)展和經(jīng)濟(jì)的快速增長，作為衡量經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和狀況的統(tǒng)計數(shù)據(jù)及其可靠性已成為國內(nèi)外學(xué)者和社會各界的關(guān)注焦點，并引發(fā)了激烈的討論。美國匹茲堡大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)家和歷史學(xué)家托馬斯·羅斯基于2001年發(fā)表的《中國GDP統(tǒng)計發(fā)生了什么？》認(rèn)為中國官方的數(shù)據(jù)“與經(jīng)濟(jì)規(guī)律不符”，中國的GDP不可信，從而導(dǎo)致了一次規(guī)模較大的國際性爭論。參與者不同程度地認(rèn)為中國的宏觀經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計數(shù)據(jù)質(zhì)量及可靠性有待進(jìn)一步提高。國內(nèi)的機(jī)構(gòu)、學(xué)者和民眾對統(tǒng)計數(shù)據(jù)可靠性的研究或爭論更是從未停止過。孟連、王小魯（2000）通過對工業(yè)品產(chǎn)量、貨運量和能源消耗量與工業(yè)增加值等各個指標(biāo)之間的相關(guān)關(guān)系進(jìn)行分析，認(rèn)為1992～1997年中國的工業(yè)增加值和GDP存在一定程度的高估。張宗成、周猛（2004）從經(jīng)濟(jì)增長與能源消費之間的密切關(guān)系出發(fā)，研究我國經(jīng)濟(jì)增長數(shù)據(jù)的可信度，從而得出經(jīng)濟(jì)體制的改革和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整導(dǎo)致的低能源消費與高經(jīng)濟(jì)增長率是可靠的。闕里、鐘笑寒（2005）運用主成分分析和固定影響變截距模型的經(jīng)驗分析方法，分析探討中國28個地區(qū)GDP增長統(tǒng)計數(shù)據(jù)的真實性，認(rèn)為從整個時期來看,中國地區(qū)的GDP統(tǒng)計數(shù)據(jù)沒有出現(xiàn)違背經(jīng)濟(jì)規(guī)律的統(tǒng)計特征。

“十一五”時期，面對國際金融危機(jī)的巨大沖擊、汶川地震等重大自然災(zāi)害、北京奧運會和上海世博會的重大挑戰(zhàn)，我國積極應(yīng)對來自國內(nèi)外的各種風(fēng)險和挑戰(zhàn)，經(jīng)濟(jì)保持了平穩(wěn)較快增長，綜合國力大幅提升。根據(jù)國家統(tǒng)計局公布的統(tǒng)計數(shù)據(jù)，2010年我國GDP總量為397983億元，比上年增長10.3%，增速比上年加快1.1個百分點；居民消費價格比上年上漲3.3%；農(nóng)業(yè)和工業(yè)生產(chǎn)穩(wěn)定增長；固定資產(chǎn)投資增速較快，同比增長23.8%；社會消費品零售總額同比增長18.4%，等等。2010年中國經(jīng)濟(jì)總量規(guī)模躍居世界第二，這些統(tǒng)計數(shù)據(jù)說明我國經(jīng)濟(jì)運行態(tài)勢總體良好。顯而易見，統(tǒng)計數(shù)據(jù)是經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和狀況的評判依據(jù)。

2011年元旦，國家統(tǒng)計局局長馬建堂提出圍繞“三個提高”即“緊緊圍繞提高統(tǒng)計能力、統(tǒng)計數(shù)據(jù)質(zhì)量和政府統(tǒng)計公信力”，應(yīng)“科學(xué)評估主要統(tǒng)計指標(biāo)數(shù)據(jù)質(zhì)量，增強(qiáng)統(tǒng)計數(shù)據(jù)解讀工作的主動性和針對性”。

由此可見，統(tǒng)計數(shù)據(jù)是反映國家或地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和狀況的重要指標(biāo)，統(tǒng)計數(shù)據(jù)的可靠性已越來越受到國家及相關(guān)部門的重視，統(tǒng)計數(shù)據(jù)的可靠性水平反映了我國統(tǒng)計數(shù)據(jù)的公信力程度。

我國地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長數(shù)據(jù)在一定程度上反映了全國GDP及相關(guān)統(tǒng)計數(shù)據(jù)的可靠程度，區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展中的西部大開發(fā)策略，促進(jìn)了西部經(jīng)濟(jì)的跨越式發(fā)展，因此，本文以西部經(jīng)濟(jì)發(fā)展中心的四川省作為研究對象，探討地區(qū)一級的經(jīng)濟(jì)增長統(tǒng)計數(shù)據(jù)可靠性，從而有效衡量其實際經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平。

2 對地區(qū)生產(chǎn)總值增長統(tǒng)計誤差的兩個觀察

2.1 四川省與各地市州地區(qū)生產(chǎn)總值增長統(tǒng)計數(shù)據(jù)不一致

四川省經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計數(shù)據(jù)是以各地市州地區(qū)經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)經(jīng)過匯總整理而得。以四川省各地市州當(dāng)年價格的地區(qū)生產(chǎn)總值占全省匯總數(shù)據(jù)的比重為權(quán)數(shù)，將四川省行政區(qū)劃變動差異不大的近10年的各地市州地區(qū)生產(chǎn)總值增長率逐年進(jìn)行加權(quán)匯總，與四川省統(tǒng)計局公布的全省地區(qū)生產(chǎn)總值增長速度進(jìn)行比較，發(fā)現(xiàn)1998～2009年四川省加權(quán)匯總的地區(qū)生產(chǎn)總值增速略高于公布的全省增速0.6個百分點，其中僅1998年低0.2個百分點，2002、2003年分別高出1.3和1個百分點，其余年份則僅高出0.3～0.8個百分點。全省與各地市州加權(quán)匯總的數(shù)據(jù)不一致，說明四川省各地市州經(jīng)濟(jì)增長統(tǒng)計數(shù)據(jù)存在不準(zhǔn)確的問題，有一定程度的虛增，但虛增程度有限。四川省公布的全省地區(qū)生產(chǎn)總值增速在各地市州匯總數(shù)據(jù)的基礎(chǔ)上經(jīng)過審核和評估，并做了相應(yīng)的調(diào)整，但調(diào)整的依據(jù)和幅度是否可靠，有待進(jìn)一步的分析和評估。

2.2 工業(yè)產(chǎn)品產(chǎn)量初步估計工業(yè)增長統(tǒng)計誤差

作為一國經(jīng)濟(jì)的主要組成部分，工業(yè)反映了地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的狀況，因此有必要著重分析工業(yè)增長的統(tǒng)計誤差。

從2003年開始四川省統(tǒng)計局不公布可比價的工業(yè)總產(chǎn)值統(tǒng)計數(shù)據(jù)，為此，僅分析比較1978-2002年公布的工業(yè)總產(chǎn)值增速與工業(yè)增加值增速。總體來看，工業(yè)增加值平均增速為10.7%，工業(yè)總產(chǎn)值平均增速高出2.1個百分點。其中，1991年工業(yè)總產(chǎn)值增速明顯高出10個百分點以上，其余年份差距相對較小，說明工業(yè)總產(chǎn)值與工業(yè)增加值數(shù)據(jù)之間存在一定的統(tǒng)計誤差。

工業(yè)產(chǎn)品產(chǎn)量是工業(yè)總產(chǎn)值和工業(yè)增加值的統(tǒng)計基礎(chǔ)，其可信度明顯高于產(chǎn)值統(tǒng)計數(shù)據(jù)。因此，以四川省統(tǒng)計局公布的全部國有及規(guī)模以上非國有工業(yè)企業(yè)主要產(chǎn)品產(chǎn)量為依據(jù)（共計50種，約占全部工業(yè)總產(chǎn)值的50%左右，具有一定的代表性），初步估計全省的工業(yè)增速，并與公布的工業(yè)增速進(jìn)行比較分析，用以判斷工業(yè)增長的統(tǒng)計誤差情況。

鑒于1996年以前公布的工業(yè)產(chǎn)品產(chǎn)量數(shù)據(jù)有缺失，故僅分析1998～2009年的工業(yè)產(chǎn)品產(chǎn)量增長率（見圖1）。從圖1中可知，2005年以前，公布的工業(yè)增加值增長率低于按產(chǎn)品產(chǎn)量計算的工業(yè)增長率，其中1998年差距最大，公布的工業(yè)增加值平均增速為11.7%，兩者差距達(dá)9.5個百分點。從2005年開始，工業(yè)增加值增長率與按產(chǎn)品產(chǎn)量計算的工業(yè)增長率基本同步，2005～2009年工業(yè)產(chǎn)品產(chǎn)量計算的平均增長率為16.9%，比公布的統(tǒng)計值低2.7個百分點。據(jù)此可以說明，工業(yè)增長統(tǒng)計誤差主要發(fā)生在1998～2004年期間，其年平均增速的誤差約為9.5個百分點，可以大致反映工業(yè)增長的統(tǒng)計誤差狀況。

圖1 按產(chǎn)品產(chǎn)量計算的工業(yè)增長率與公布的工業(yè)增加值增長率比較

3 地區(qū)生產(chǎn)總值的數(shù)據(jù)評估

四川省地區(qū)生產(chǎn)總值的歷年統(tǒng)計數(shù)據(jù)反映了其地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的發(fā)展?fàn)顩r和變化趨勢。由1978～2009年四川省地區(qū)生產(chǎn)總值、地區(qū)生產(chǎn)總值指數(shù)和人均地區(qū)生產(chǎn)總值的時間序列圖可以明顯看出，四川省的地區(qū)生產(chǎn)總值等指標(biāo)呈明顯的增長趨勢，且三者變動趨勢一致，而地區(qū)生產(chǎn)總值增速波動明顯，由此可初步認(rèn)為該時間序列值非平穩(wěn)，如圖2所示。

圖2 四川省地區(qū)生產(chǎn)總值和增長速度趨勢圖

圖2中的相關(guān)數(shù)據(jù)根據(jù)《四川統(tǒng)計年鑒2010》進(jìn)行整理而得，四川省地區(qū)生產(chǎn)總值以當(dāng)年價計算，地區(qū)生產(chǎn)總值增長速度以可比價進(jìn)行計算。可以明顯看出，四川省地區(qū)生產(chǎn)總值絕對值呈指數(shù)增長趨勢，同比增長速度呈現(xiàn)上下波動態(tài)勢，1981、1989、1999和2008年地區(qū)生產(chǎn)總值增速急劇下降，隨后拉升，這與當(dāng)時的國際經(jīng)濟(jì)形勢即經(jīng)濟(jì)危機(jī)的影響有關(guān)。1997年6月，重慶從四川省劃分出去，相應(yīng)指標(biāo)卻無明顯變化，因此是否存在統(tǒng)計誤差有待深入分析。

進(jìn)一步，可通過構(gòu)建組合模型，對四川省地區(qū)生產(chǎn)總值的時間序列變動規(guī)律進(jìn)行分析，探析四川省地區(qū)生產(chǎn)總值的統(tǒng)計數(shù)據(jù)可靠性。

首先，對四川省地區(qū)生產(chǎn)總值時間序列值進(jìn)行單位根檢驗，結(jié)果表明原序列為非平穩(wěn)序列。其次，對地區(qū)生產(chǎn)總值的趨勢性進(jìn)行分析。根據(jù)時間序列的變動趨勢直觀圖可以看出，其呈現(xiàn)指數(shù)上升的趨勢,可對原序列取對數(shù)，并進(jìn)行一階差分，消除原序列值的趨勢性，進(jìn)而根據(jù)平穩(wěn)非白噪聲序列的自相關(guān)圖和偏自相關(guān)圖擬合ARMA模型。四川省地區(qū)生產(chǎn)總值的時間序列擬合模型建立如下：

上述模型的t統(tǒng)計量表明模型中各參數(shù)是顯著的，F(xiàn)檢驗值表明模型總體上是顯著的，D.W.檢驗表明殘差沒有一階自相關(guān)，且殘差序列通過白噪聲檢驗，表明模型提取信息充分。擬合優(yōu)度值偏低，說明一階差分后的時間序列值具有波動性，與擬合模型存在一定程度的差異，進(jìn)而可初步判斷近30年來四川省地區(qū)生產(chǎn)總值在長期增長趨勢下呈現(xiàn)一定程度的非平穩(wěn)增長的動態(tài)波動特征。

利用上述模型對四川省2009年的地區(qū)生產(chǎn)總值進(jìn)行估計，在規(guī)定5%的誤差允許范圍內(nèi)，估計結(jié)果如表1。

從表1可以看出，四川省2009年地區(qū)生產(chǎn)總值的實際值在95%的置信區(qū)間內(nèi)，實際值相對估計值的誤差為4.16%，從而可認(rèn)為四川省該年的地區(qū)生產(chǎn)總值統(tǒng)計數(shù)據(jù)是可靠的，建立的模型可大致擬合時間序列變動趨勢。

4 價格指數(shù)與地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系

改革開發(fā)以來，我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展存在一定程度的波動，經(jīng)驗表明，近30年來我國經(jīng)濟(jì)增長速度的變化與各種價格指數(shù)的變動存在聯(lián)動關(guān)系，經(jīng)濟(jì)高速增長或需求的增加總是伴隨著價格指數(shù)的上升或增幅加大，反之亦然。

表1 2009年四川省地區(qū)生產(chǎn)總值模型估計結(jié)果 單位：億元

表2 四川省物價指數(shù)與地區(qū)生產(chǎn)總值指數(shù)（上年=100）

充分考慮數(shù)據(jù)的可獲得性和可比性，各種物價指數(shù)選取有代表性的工業(yè)品出廠價格指數(shù)、固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)、居民消費價格指數(shù)和商品零售價格指數(shù)，地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的代表指標(biāo)則選取地區(qū)生產(chǎn)總值指數(shù)。由于物價與地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長之間的密切關(guān)系，四川省地區(qū)生產(chǎn)總值指數(shù)應(yīng)采用未剔除價格因素的當(dāng)年價格進(jìn)行計算而得，四川省各種價格指數(shù)與地區(qū)生產(chǎn)總值指數(shù)變動之間的相互關(guān)系如表2所示。

從表2可知，由于經(jīng)濟(jì)緊縮，1981年四川省地區(qū)生產(chǎn)總值指數(shù)顯著降低，與整個國家經(jīng)濟(jì)狀況相符。1986年地區(qū)生產(chǎn)總值指數(shù)下降，同時居民消費價格指數(shù)和商品零售價格指數(shù)也均下降，該時期的地區(qū)生產(chǎn)總值指數(shù)仍比較可靠，說明該時期四川省經(jīng)濟(jì)增長狀況出現(xiàn)一定程度的下滑。1989～1990年經(jīng)濟(jì)緊縮時期，四川省地區(qū)生產(chǎn)總值在經(jīng)歷了1988年的高速增長之后有一定的回落，1990年在其他物價指數(shù)下降的情況下，地區(qū)生產(chǎn)總值指數(shù)比上年有所增長，存在一定的虛增成分。1997～1998年爆發(fā)的亞洲金融危機(jī)，對四川省地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長同樣有著影響，地區(qū)生產(chǎn)總值指數(shù)和其他物價指數(shù)普遍下降。特別地，1997年重慶市從四川省獨離出去，該時期的四川省地區(qū)生產(chǎn)總值指數(shù)并未顯著降低，與此同時，自上世紀(jì)90年代中期開始，地區(qū)生產(chǎn)總值指數(shù)平均高于各種物價指數(shù)約10個百分點左右?？沙醪秸J(rèn)為，從該時期起，四川省的地區(qū)生產(chǎn)總值存在一定程度的虛增。

5 運輸業(yè)與地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系

地區(qū)經(jīng)濟(jì)的增長伴隨著交通運輸業(yè)的發(fā)展，經(jīng)濟(jì)增長較快時，交通運輸業(yè)增長也相應(yīng)地較快。根據(jù)交通運輸業(yè)與地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的正相關(guān)關(guān)系，可有效衡量地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長幅度的可信度和誤差大小。

根據(jù)交通運輸業(yè)的運輸方式，采用貨運量和客運量兩個指標(biāo)的實物量進(jìn)行分析，地區(qū)生產(chǎn)總值則采用可比價進(jìn)行調(diào)整，消除價格因素的影響。四川省貨物運輸總量、旅客運輸總量和地區(qū)生產(chǎn)總值均采用指數(shù)形式，以1978年為基期，通過分析比較三者之間的關(guān)系，可以估計地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長是否存在統(tǒng)計誤差，如圖3所示。

圖3 四川省貨運量指數(shù)、客運量指數(shù)與地區(qū)生產(chǎn)總值指數(shù)趨勢圖（1978=100）

1978～1989 年，四川省旅客運輸量和貨物運輸量一高一低，與地區(qū)生產(chǎn)總值趨勢線基本同步，說明其地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長數(shù)據(jù)統(tǒng)計誤差可能性不大。

1990～1996 年，四川省地區(qū)生產(chǎn)總值指數(shù)呈線性遞增趨勢，貨物運輸量和旅客運輸量均超過地區(qū)生產(chǎn)總值增長幅度，且客運量在1991年和1995年劇增，偏離幅度較大，表明地區(qū)生產(chǎn)總值統(tǒng)計數(shù)據(jù)有可能偏低。由于改革開放的步伐于上世紀(jì)90年代初開始加快，地區(qū)之間、省際之間的人員、貨物流動量加大，運輸業(yè)顯著增加，地區(qū)生產(chǎn)總值受其他因素影響，增長幅度相對延緩。因此，可以認(rèn)為該時期地區(qū)生產(chǎn)總值數(shù)據(jù)的統(tǒng)計誤差不大。

1997～2009 年，地區(qū)生產(chǎn)總值指數(shù)持續(xù)上升，成指數(shù)增長趨勢，貨運量受亞洲金融危機(jī)影響，1997年急劇下降?？傮w趨勢來看，貨運量和客運量呈線性增長，增長幅度明顯低于地區(qū)生產(chǎn)總值指數(shù)，2003年起，地區(qū)生產(chǎn)總值指數(shù)超過貨運量和客運量指數(shù)，增長幅度顯著。1997年重慶從四川省劃分出去，其地區(qū)生產(chǎn)總值指數(shù)卻未出現(xiàn)異常變動，因此，可以認(rèn)為該時期地區(qū)生產(chǎn)總值存在虛增成分，地區(qū)經(jīng)濟(jì)增速誤差在3～7%之間，平均誤差為5%左右。

進(jìn)一步，可通過貨物周轉(zhuǎn)量和旅客周轉(zhuǎn)量對1997～2009年期間的地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長統(tǒng)計誤差進(jìn)行分析。如圖4所示。

圖4 四川省貨物周轉(zhuǎn)量指數(shù)、旅客周轉(zhuǎn)量指數(shù)與地區(qū)生產(chǎn)總值指數(shù)趨勢圖（1997=100）

1997年起，四川省地區(qū)生產(chǎn)總值呈指數(shù)增長趨勢，且明顯高于貨物周轉(zhuǎn)量和旅客周轉(zhuǎn)量增長幅度。2008年、2009年貨物和旅客周轉(zhuǎn)量顯著增加，地區(qū)生產(chǎn)總值指數(shù)卻無顯著變化，地區(qū)生產(chǎn)總值年平均增長11.13%，平均誤差在4%左右。結(jié)合貨運量和客運量的分析可以認(rèn)為，該時期四川省地區(qū)生產(chǎn)總值統(tǒng)計數(shù)據(jù)存在一定的誤差，在不考慮其他因素的影響下其平均誤差約為4.6個百分點。

6 多因素分析法對地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長統(tǒng)計數(shù)據(jù)的檢驗

上述分析表明，四川省地區(qū)生產(chǎn)總值的統(tǒng)計數(shù)據(jù)從上世紀(jì)90年代中后期開始存在一定程度的偏高，特別是1997年6月重慶劃分出去，同時受亞洲金融危機(jī)的沖擊，該時期地區(qū)生產(chǎn)總值仍呈現(xiàn)穩(wěn)步增長趨勢，僅1999年地區(qū)經(jīng)濟(jì)增速下降明顯，在很大程度上表明了地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長統(tǒng)計數(shù)據(jù)的可靠性程度較低。

地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的統(tǒng)計數(shù)據(jù)涵蓋經(jīng)濟(jì)社會的多個方面，僅考慮單因素的影響具有一定的片面性。因此，選取多個領(lǐng)域的經(jīng)濟(jì)變量對地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r進(jìn)行深入分析，進(jìn)一步評估地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長數(shù)據(jù)的可靠性，將提高評估結(jié)果的可信程度。

6.1 指標(biāo)的選取與處理

指標(biāo)的選取應(yīng)充分考慮變量涵蓋的領(lǐng)域和內(nèi)容，同時根據(jù)數(shù)據(jù)的代表性、可獲得性和相對獨立性原則，本文選取了消費、投資、交通、通貨膨脹和人民生活等多個經(jīng)濟(jì)領(lǐng)域的變量。考慮四川省所處的內(nèi)陸地理位置和產(chǎn)業(yè)發(fā)展?fàn)顩r，各領(lǐng)域變量均選取有代表性的指標(biāo)進(jìn)行分析，具體指標(biāo)體系的構(gòu)成如表3所示。

表3 四川省地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長統(tǒng)計指標(biāo)體系

本文選取如表3的7個指標(biāo)來驗證地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長統(tǒng)計數(shù)據(jù)的可靠性，指標(biāo)變量涉及各個領(lǐng)域，且數(shù)據(jù)來源相對獨立，分析結(jié)果具有一定的可信度。

首先，對原始數(shù)據(jù)進(jìn)行相應(yīng)的調(diào)整和預(yù)處理，采用可比價消除價格影響因素；其次以上年為基期，將所有數(shù)據(jù)轉(zhuǎn)化為增長率的形式，為進(jìn)一步的計量分析做好準(zhǔn)備。原始變量數(shù)據(jù)的獲取來源于《四川統(tǒng)計年鑒2010》和“CSMAR數(shù)據(jù)庫”，其中以現(xiàn)價計算的社會消費品零售總額和固定資產(chǎn)投資額采用以1978為基期的商品零售價格指數(shù)進(jìn)行可比價調(diào)整（居民消費價格指數(shù)數(shù)據(jù)不全），糧食產(chǎn)量、就業(yè)人數(shù)等采用實物量的指標(biāo)數(shù)據(jù)來源相對較為獨立，更能有效體現(xiàn)地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的實際狀況。

6.2 相關(guān)性分析

四川省地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長變量之間的相關(guān)程度各不相同，本文運用多元統(tǒng)計分析方法，對表3中7個指標(biāo)進(jìn)行相關(guān)性分析。從相關(guān)系數(shù)矩陣可以看出，糧食總產(chǎn)量增長率與就業(yè)人數(shù)增長率之間的相關(guān)系數(shù)值最大，商品零售價格指數(shù)與就業(yè)人數(shù)增長率、固定資產(chǎn)投資額增長率與職工平均實際工資增長率和就業(yè)人數(shù)增長率的相關(guān)系數(shù)值均大于0.3，說明其具有一定的相關(guān)性，職工平均實際工資增長率與商品零售價格指數(shù)和糧食總產(chǎn)量增長率、商品零售價格指數(shù)與社會消費品零售總額增長率則呈現(xiàn)負(fù)相關(guān)性，其他變量之間的相關(guān)性較小。

進(jìn)一步，運用SPSS軟件進(jìn)行主成分分析，KMO統(tǒng)計量為0.481（小于0.7），表明各變量間相關(guān)性較弱，而Bartlett’s球形檢驗（巴特利球形檢驗）sig值為0.000，通過顯著性檢驗，表明各變量間獨立性不強(qiáng)。同樣根據(jù)特征根的方差貢獻(xiàn)率可知，提取的主成分變量代表性不大，僅可以看出糧食總產(chǎn)量增長率、就業(yè)人數(shù)增長率、商品零售價格指數(shù)之間的相關(guān)性較強(qiáng)（具體分析結(jié)果略）。

相關(guān)性較強(qiáng)的變量之間不可避免存在多重共線性問題，從而導(dǎo)致變量系數(shù)值不準(zhǔn)確和變量顯著性下降。因此，本文剔除與其他變量相關(guān)性較強(qiáng)的就業(yè)人數(shù)增長率指標(biāo)，進(jìn)一步對影響地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長統(tǒng)計數(shù)據(jù)的6個變量進(jìn)行分析，利用Eviews軟件，對地區(qū)生產(chǎn)總值增長率與其他各個變量建立計量模型，采用嶺回歸法進(jìn)行分析，僅固定資產(chǎn)投資額增長率變量通過顯著性檢驗，P值為0.0064，系數(shù)為0.091，模型擬合優(yōu)度為0.371，可知四川省地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長主要靠投資拉動，而投資規(guī)模的增加帶動商品零售價格指數(shù)的上升和職工平均實際工資的增長，這主要反映在這三個指標(biāo)的系數(shù)值相對較大，而社會消費品零售總額增速和糧食總產(chǎn)量增速系數(shù)值較低，表明消費與農(nóng)業(yè)對地區(qū)生產(chǎn)總值的增長貢獻(xiàn)率相對較小。

6.3 生產(chǎn)函數(shù)分析法

上述分析中已知固定資產(chǎn)投資對地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的影響較大，從投入產(chǎn)出角度出發(fā)，人力與資本投入的多少決定著產(chǎn)出量即地區(qū)生產(chǎn)總值增長的多少，因此，可采用生產(chǎn)函數(shù)法對地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長情況進(jìn)行分析。特別地，1997年重慶從四川省劃分出去，因此應(yīng)考慮年度的特殊影響，將分析分為1978～1996年和1997～2009年兩個時間段，對每個時間段使用一個時間趨勢變量，可以獲得相應(yīng)時間段的綜合要素生產(chǎn)率增長率的估計，從而可根據(jù)經(jīng)濟(jì)體制與生產(chǎn)率增長率的一致性來判斷是否存在統(tǒng)計誤差。

原生產(chǎn)函數(shù)經(jīng)變形后的公式為：

Ln(GDP/L)=α+βLn（K/L）+ViTi

為剔除價格影響因素，所有指標(biāo)均采用可比價進(jìn)行調(diào)整。上式中，GDP代表可比價的地區(qū)生產(chǎn)總值，L代表勞動力即就業(yè)人數(shù)，K代表資本存量即可比價的固定資產(chǎn)投資額，Vi代表綜合要素生產(chǎn)率的增長率（含技術(shù)投入的貢獻(xiàn)），Ti代表時間趨勢變量，α是指常數(shù)項，β是指資本的產(chǎn)出彈性，勞動力的產(chǎn)出彈性則是1-β。下標(biāo)i區(qū)分2個不同的時間段：T78=0，1，…，18，分別代表1978～1996年間的各年份；T97=0，0，…，1，…，13，從1開始分別代表1997～2009年間的各年份。

根據(jù)生產(chǎn)函數(shù)構(gòu)建的模型分析結(jié)果具體如表4。

為避免自相關(guān)性所帶來的估計偏差，生產(chǎn)函數(shù)均采用AR模型進(jìn)行回歸，且上述模型均通過了DW檢驗。模型一和模型二以1997年為時間趨勢變量的間隔點；模型三同時將兩個時間趨勢變量代入生產(chǎn)函數(shù)；模型四則把1978～2009年無時間間隔點的時間趨勢變量引入模型。

表4 生產(chǎn)函數(shù)分析結(jié)果

上述四個模型的擬合優(yōu)度均很好，整體模型的統(tǒng)計顯著性高。根據(jù)模型可知，1978～1996年期間，四川省地區(qū)經(jīng)濟(jì)的綜合要素生產(chǎn)率增長率為負(fù)的1.8%，從整個經(jīng)濟(jì)環(huán)境來看，1978年改革開放以來，全國經(jīng)濟(jì)處于上升階段。但由于四川地處西部，交通的不便利和區(qū)域經(jīng)濟(jì)輻射面小，工業(yè)、電子信息業(yè)的發(fā)展尚未成熟，外資引入相對匱乏，人力資本、技術(shù)等投入所帶來的生產(chǎn)率增長比較滯后，所以該時期生產(chǎn)率增長率為負(fù)值可以接受，可以認(rèn)為該時期的地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長統(tǒng)計數(shù)據(jù)相對可靠。1997～2009年綜合要素生產(chǎn)率增長率比上一時期增長了4.7%，即該時期的生產(chǎn)率增長率為2.9%，由于四川行政區(qū)域的重新規(guī)劃，即重慶劃分出去，加上亞洲金融危機(jī)的影響，四川省地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長速度在1997年后的幾年里應(yīng)該有所下降，增速相對較小，但模型分析的結(jié)果表明該時期生產(chǎn)率增速反而更快。模型二中該時期的生產(chǎn)率增長率高達(dá)9.1%，由于資本存量對地區(qū)生產(chǎn)總值增速的影響的統(tǒng)計顯著性低，該時期固定資產(chǎn)投資總額和地區(qū)生產(chǎn)總值數(shù)據(jù)可能存在一定的誤差，生產(chǎn)率增長率虛增的成分較大，可不考慮該數(shù)據(jù)。從整個時期來看，不考慮時間間隔點，綜合要素生產(chǎn)率增長率為5.3%，虛增成分很大。1997年以后，在整個國家宏觀經(jīng)濟(jì)運行良好的趨勢下，在區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展和西部大開發(fā)策略的規(guī)劃下，四川省地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展迅速，電子信息技術(shù)類尤為突出，從而帶動了整個生產(chǎn)率的提高。根據(jù)全國生產(chǎn)率增速可以初步估計，該時期四川省地區(qū)生產(chǎn)率增長率可能提高到2～3個百分點，而模型估計結(jié)果顯示該時期生產(chǎn)率增長率為2.9%，比前一時期增長4.7%，說明經(jīng)濟(jì)增長率被高估了1.7～2.7個百分點。與前面已有的分析結(jié)論相一致，1997～2009年四川省地區(qū)生產(chǎn)總值增長率存在一定的虛增成分，地區(qū)經(jīng)濟(jì)年平均增長率應(yīng)從11.13%調(diào)整到9%左右。

7 結(jié)論

本文根據(jù)四川省地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長統(tǒng)計數(shù)據(jù)的長期變動趨勢，利用地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長統(tǒng)計指標(biāo)與其他指標(biāo)的相關(guān)關(guān)系進(jìn)行分析；并進(jìn)一步采用多變量因素分析法，從投入產(chǎn)出角度出發(fā)，利用生產(chǎn)函數(shù)模型對綜合要素生產(chǎn)率的增長率統(tǒng)計誤差進(jìn)行分析，評估四川省地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長統(tǒng)計數(shù)據(jù)的可靠程度。

分析表明，1978～2006年四川省地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長相對合理，技術(shù)進(jìn)步等綜合要素的生產(chǎn)率增長率無顯著變化，地區(qū)生產(chǎn)總值和交通運輸量呈明顯的遞增趨勢，受經(jīng)濟(jì)危機(jī)的影響，地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長波動明顯。總的來看，該時期地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長統(tǒng)計數(shù)據(jù)比較可靠，無顯著的統(tǒng)計誤差。

1997年，受亞洲金融危機(jī)的影響，以及重慶劃分出去，其后的兩年里四川省地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長速度明顯放緩，地區(qū)生產(chǎn)總值絕對值相對平穩(wěn)，隨后呈指數(shù)上升趨勢，且增長速度明顯快于交通運輸業(yè)，可認(rèn)為其存在一定的統(tǒng)計誤差。結(jié)合生產(chǎn)函數(shù)的分析可知，1997～2009年期間，四川省地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長統(tǒng)計數(shù)據(jù)可能存在1.7～2.7個百分點的虛增，地區(qū)經(jīng)濟(jì)年平均增長率應(yīng)由11.13%調(diào)整到9%左右。

地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長統(tǒng)計數(shù)據(jù)可靠性的評估由于涉及多個指標(biāo)、多個角度，且指標(biāo)之間、數(shù)據(jù)之間的關(guān)聯(lián)程度不一致，驗證有著一定的難度。本文從指標(biāo)相關(guān)性和計量模型的角度對四川省地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長統(tǒng)計數(shù)據(jù)的可靠性進(jìn)行了系統(tǒng)化的評估，結(jié)果表明，改革開放以來四川省地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長統(tǒng)計數(shù)據(jù)相對比較可靠；經(jīng)濟(jì)增速在波動中呈上升趨勢；1997年后地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長數(shù)據(jù)則存在一定程度的虛增誤差。

[1] 闕里，鐘笑寒.中國地區(qū)GDP增長統(tǒng)計的真實性檢驗[J].數(shù)量經(jīng)濟(jì)技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究，2005,（4）.

[2] 張宗成，周猛.中國經(jīng)濟(jì)增長與能源消費的異常關(guān)系分析[J].上海經(jīng)濟(jì)研究，2004,（4）.

[3] 孟連，王小魯.對中國經(jīng)濟(jì)增長統(tǒng)計數(shù)據(jù)可信度的估計[J].經(jīng)濟(jì)研究，2000,（10）.

[4] 楊海山.統(tǒng)計數(shù)據(jù)質(zhì)量評估的組合模型[J].統(tǒng)計與決策，2001,（7）.