中國(guó)GDP增長(zhǎng)速度可信度研究

中國(guó)GDP增長(zhǎng)速度可信度研究　　　　　　一、問(wèn)題的提出
　　統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)是宏觀經(jīng)濟(jì)決策的基礎(chǔ)，它直接關(guān)系到我國(guó)社會(huì)主義現(xiàn)代化的進(jìn)程，而統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)質(zhì)量則是議論我國(guó)統(tǒng)計(jì)工作目前乃至今后的中心話題。關(guān)于中國(guó)GDP及其增長(zhǎng)速度，國(guó)內(nèi)外已有一些研究。1994年以前，世界銀行在計(jì)算中國(guó)人均GDP時(shí)，都直接采用中國(guó)官方國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值數(shù)據(jù)。1994年，世行改變了以往的做法，在計(jì)算中國(guó)1992年人均GDP時(shí)，先對(duì)中國(guó)同年官方數(shù)據(jù)向上調(diào)整。此后，世行每年以其調(diào)整后的中國(guó)1992年GDP總量及中國(guó)統(tǒng)計(jì)公報(bào)公布的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)速度數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)計(jì)算中國(guó)人均GDP，調(diào)整的原因是它們認(rèn)為中國(guó)統(tǒng)計(jì)體制導(dǎo)致了官方統(tǒng)計(jì)的國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）總量數(shù)據(jù)的低估和速度的高估，1998年，我國(guó)有關(guān)部門(mén)向世行正式提出了取消這種調(diào)整的要求，并闡述了相應(yīng)的理由，世行接受了中方的意見(jiàn)，并明確表示，它將根據(jù)正常做法，在其出版物上公布中國(guó)人均GDP時(shí)直接利用中國(guó)官方GDP數(shù)據(jù)計(jì)算，不再進(jìn)行調(diào)整。OECD經(jīng)濟(jì)學(xué)家Maddison認(rèn)為，中國(guó)1978—1984年的GDP增長(zhǎng)率只有2.8％，1995—1998年的增長(zhǎng)率應(yīng)為6.6％；美國(guó)匹茲堡大學(xué)的Rawski教授認(rèn)為中國(guó)1998年的GDP增長(zhǎng)率為－2％至＋2％，1999年的增長(zhǎng)率在－2.5％至＋2％之間。導(dǎo)致這樣的結(jié)果，是因?yàn)樽?997年以來(lái)，我國(guó)能源生產(chǎn)和消費(fèi)均出現(xiàn)了負(fù)增長(zhǎng)，他們采用能源增長(zhǎng)率來(lái)考核經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率，認(rèn)為經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率應(yīng)該與能源增長(zhǎng)率大致相當(dāng)。近年來(lái)，這方面的討論在國(guó)內(nèi)也相當(dāng)激烈，國(guó)內(nèi)發(fā)表的文獻(xiàn)多數(shù)從微觀角度描述和討論統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)質(zhì)量問(wèn)題及有關(guān)體制、統(tǒng)計(jì)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(shù)據(jù)分析�；�于以上理由，本文從計(jì)量方法的角度，以tobit模型為基礎(chǔ)對(duì)我國(guó)GDP增長(zhǎng)速度的可信度進(jìn)行實(shí)證分析。
　　　　　　二、模型建立的思路
　　　�。ㄒ唬╆P(guān)于變量的選取及說(shuō)明。
　　本文使用生產(chǎn)函數(shù)進(jìn)行分析，選取國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值增長(zhǎng)速度（gdpzs）作被解釋變量，解釋變量選取全社會(huì)固定資產(chǎn)投資增速（investzs），就業(yè)人員數(shù)增速（labourzs），電力生產(chǎn)增速（dlsczs）和科技撥款增速（kjbkzs）。這里強(qiáng)調(diào)一下，為什么要選取科技撥款增速（kjbkzs）和電力生產(chǎn)增速（dlsczs）這兩個(gè)解釋變量？因?yàn)樯�產(chǎn)函數(shù)反映的是技術(shù)進(jìn)步，資本和勞動(dòng)共同對(duì)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的作用和貢獻(xiàn)。當(dāng)技術(shù)進(jìn)步越快時(shí)，則生產(chǎn)率越高；技術(shù)進(jìn)步越慢時(shí)，則生產(chǎn)率越低，由于技術(shù)進(jìn)步是一個(gè)抽象概念，它只能測(cè)算，而沒(méi)有實(shí)際的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)。一般的講，國(guó)際上使用R&D費(fèi)用反映一個(gè)國(guó)家的技術(shù)狀況，在我國(guó)由于這個(gè)指標(biāo)的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)只有1997—2000年的，樣本量太少以致不能作經(jīng)濟(jì)分析，所以在這里，我們使用“科技撥款”近似代替，因?yàn)橐粐?guó)的“科技撥款”越多時(shí)，則它的R&D費(fèi)用相應(yīng)越高（主要用于基礎(chǔ)研究，應(yīng)用研究和試驗(yàn)生產(chǎn)），其生產(chǎn)率也就應(yīng)該越高，反之亦然，因此“科技撥款”與“生產(chǎn)率”呈現(xiàn)出顯著的正相關(guān)關(guān)系。由于我國(guó)自1978年改革開(kāi)放以來(lái)，生產(chǎn)力得到空前的發(fā)展，科學(xué)技術(shù)突飛猛進(jìn)，全要素生產(chǎn)率得到較大的提高，所以必須把能夠反映技術(shù)進(jìn)步的“科技撥款”指標(biāo)放入模型研究中去。電力生產(chǎn)增速反映的是能源生產(chǎn)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的聯(lián)系，在此處有助于對(duì)二者的關(guān)系進(jìn)行量化分析。以上變量的樣本區(qū)間均為1978—2000年，資料來(lái)源為《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒2001》。
　　　�。ǘ�）關(guān)于tobit理論模型及其性質(zhì)。
　　如果樣本中國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值增速（gdpzs）的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)中存在虛假成分，可以借助tobit模型將其以一定的概率識(shí)別出來(lái)，因?yàn)榻?jīng)濟(jì)系統(tǒng)是一個(gè)相互制約且又依存的整體，每一個(gè)變量都不可能孤立的存在，它們之間存在某種內(nèi)在的關(guān)系，如果其中的一個(gè)或幾個(gè)指標(biāo)發(fā)生變動(dòng)將會(huì)破壞另外一些指標(biāo)的平衡關(guān)系，從而引起我們所關(guān)注指標(biāo)的異常變化。在本文中應(yīng)當(dāng)研究當(dāng)就業(yè)人員增速（labourzs）、固定資產(chǎn)投資增速（investzs）和科技撥款增速（kjbkzs）以及電力生產(chǎn)增速（dlsczs）處于某個(gè)參數(shù)時(shí)，它們是否能夠支撐相應(yīng)的GDP的增長(zhǎng)速度，從而判斷其統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)質(zhì)量的高低。
　　本文使用tobit模型進(jìn)行研究。這種方法是經(jīng)濟(jì)學(xué)家、諾貝爾經(jīng)濟(jì)學(xué)獎(jiǎng)獲得者J.托賓（James.Tobin）在研究耐用消費(fèi)品需求時(shí)首先提出來(lái)的一個(gè)計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)模型，其基本結(jié)構(gòu)如下：設(shè)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(jì)參數(shù)矩陣。因此，在線形模型假設(shè)下，y[，i]和x[，i]之間的關(guān)系為：
　　附圖
　　此模型稱(chēng)為歸并回歸模型（censored regression model）。假設(shè)α已知，模型兩邊同時(shí)減去α，變換后模型的常數(shù)項(xiàng)是原常數(shù)項(xiàng)減去α，由此得到的模型標(biāo)準(zhǔn)形式稱(chēng)為“tobit模型”（tobit regression model），其形式為：
　　附圖
　　tobit模型的一個(gè)重要特征是：解釋變量x[，i]是可觀測(cè)到的（即x[，i]取實(shí)際觀測(cè)值），而被解釋變量y[，i]只能以受限制的方式被觀測(cè)到：當(dāng)y[，i]＞0時(shí)，稱(chēng)y[，i]為“無(wú)限制”觀察值；當(dāng)y[，i]≤0時(shí)，稱(chēng)y[，i]為“受限”觀察值。即，“無(wú)限制”觀測(cè)值均取實(shí)際的觀測(cè)值，“受限”觀測(cè)值均歸并為0。建立tobit模型，就是要求在對(duì)y[，i]和x[，i]；進(jìn)行n次觀測(cè)的基礎(chǔ)上估計(jì)β和σ[2]。下面討論tobit模型的性質(zhì)及其估計(jì)問(wèn)題。設(shè)n[，0]是使y[，i]＝0的觀測(cè)值個(gè)數(shù)，n[，1]是使yi＞0的觀測(cè)值個(gè)數(shù)，n＝n[，0]+n[，1]。如果將y[，i]=0的n[，0]個(gè)觀測(cè)值忽略不計(jì)，則剩余的n[，1]，個(gè)觀測(cè)值是完全觀測(cè)值（y[，i]＞0），使用最小二乘估計(jì)量在此范圍內(nèi)是有偏的，并且是不一致的。實(shí)際上，觀測(cè)值y[，i]在（y[，i]＞0）下的條件期望為：
　　附圖因此造成其估計(jì)量的有偏性和不一致性。可以證明，β和α2的極大似然估計(jì)量是一致估計(jì)量，因此tobit模型的最好估計(jì)方法是極大似然估計(jì)量。由于該方法是對(duì)歸并后的數(shù)據(jù)進(jìn)行處理，因此傳統(tǒng)的用來(lái)衡量模型的擬合優(yōu)度的R和變量顯著性檢驗(yàn)的t值統(tǒng)計(jì)量不再適用。
　　　�。ㄈ�）關(guān)于樣本數(shù)據(jù)的確定。
　　一般情況下，GDP增長(zhǎng)速度與能源生產(chǎn)的增長(zhǎng)速度密切相關(guān)。當(dāng)能源生產(chǎn)增長(zhǎng)速度較快時(shí)，GDP增長(zhǎng)速度也相應(yīng)較快，反之亦然。因此，通過(guò)對(duì)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值指數(shù)（GDPZS）和能源生產(chǎn)指數(shù)關(guān)系的分析，可以初步判斷出gdpzs是否存在統(tǒng)計(jì)誤差，以及誤差的大小。根據(jù)《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒2001》“能源生產(chǎn)總量及構(gòu)成”計(jì)算出能源生產(chǎn)指數(shù)（NYSCZS），具體數(shù)值在表2中列出。
　　附圖
　　圖1　國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值指數(shù)和能源生產(chǎn)指數(shù)
　　圖1展示的是國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值指數(shù)與能源生產(chǎn)指數(shù)隨時(shí)間變化的趨勢(shì)圖，它們之間存在的比例關(guān)系就是能源生產(chǎn)彈性系數(shù)。從圖1中可以看出，在1978—1996年期間，國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值指數(shù)和能源生產(chǎn)指數(shù)都是遞增的，它們上升的趨勢(shì)基本相同，在數(shù)量上存在一定的比例關(guān)系；在1997—2000年期間，國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值指數(shù)保持繼續(xù)上升的趨勢(shì)，而能源生產(chǎn)指數(shù)卻是遞減的（在這四年中，能源生產(chǎn)分別以－0.2％，－6.2％，－12.2％，－0.1％增長(zhǎng)），走勢(shì)出現(xiàn)逆轉(zhuǎn)。按照Rawski的說(shuō)法，假設(shè)在我國(guó)目前階段GDP增長(zhǎng)與能源生產(chǎn)增長(zhǎng)存在著一致的變化關(guān)系，以上表明，從GDP與能源的關(guān)系來(lái)講，1978—1996年期間，我國(guó)GDP及其增長(zhǎng)速度是基本可信的，而1997—2000年期間，為什么能源的生產(chǎn)是遞減的，而GDP則平均以每年7％以上的增長(zhǎng)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(jì)數(shù)據(jù)，而1997—2000年GDP與能源一樣應(yīng)當(dāng)出現(xiàn)負(fù)增長(zhǎng)，所以在此處是觀測(cè)不到的，依據(jù)tobit模型應(yīng)當(dāng)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(duì)我國(guó)GDP增速影響最大的因素是固定資產(chǎn)投資的增長(zhǎng)，當(dāng)該變量增加（減少）1個(gè)百分點(diǎn)，將使gdpzs增加（減少）0.13個(gè)百分點(diǎn)，這說(shuō)明了我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)主要是由投資增長(zhǎng)所引起的，尤其是近幾年西部大開(kāi)發(fā)以來(lái)，國(guó)家對(duì)西部地區(qū)投資急劇上升，這一點(diǎn)是比較符合我國(guó)實(shí)際情況的；其次，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率滯后兩期對(duì)其自身的影響是很大的，這反映了經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)的連續(xù)性，影響系數(shù)分別達(dá)到0.12，－0.03；再次，對(duì)于我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)起到了極大的促進(jìn)作用是科技撥款增速，當(dāng)該變量增加（減少）1個(gè)百分點(diǎn)，將使gdpzs增加（減少）0.09個(gè)百分點(diǎn)，這表明我國(guó)改革開(kāi)放以來(lái)，生產(chǎn)力得到了空前的發(fā)展，積極引進(jìn)先進(jìn)的科學(xué)技術(shù)和管理方法，極大的提高了全要素的生產(chǎn)效率，促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)的發(fā)展；第四，能源對(duì)我國(guó)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)起到了巨大的貢獻(xiàn)作用，集中反映在電力上，其影響系數(shù)達(dá)到0.08；最后，與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)呈現(xiàn)負(fù)相關(guān)的因素是勞動(dòng)增長(zhǎng)率，當(dāng)它增加（減少）1個(gè)百分點(diǎn)，使gdpzs減少（增加）0.13個(gè)百分點(diǎn)，這說(shuō)明全社會(huì)龐大的就業(yè)人員數(shù)量不僅沒(méi)有促進(jìn)我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，反而阻礙了經(jīng)濟(jì)的高速發(fā)展，其根本原因在于由于我國(guó)勞動(dòng)者總體素質(zhì)不高，一半以上的數(shù)量集中在農(nóng)村等不發(fā)達(dá)地區(qū)，這就要求國(guó)家要不斷提高勞動(dòng)者的科學(xué)文化水平和勞動(dòng)技能，更加注重勞動(dòng)者的質(zhì)量，而不是數(shù)量，充分挖掘人力資源和潛力。這充分反映了自1997年我國(guó)國(guó)企改革以來(lái)，實(shí)行減員增效，下崗再就業(yè)工程等措施是符合我國(guó)國(guó)情的。
　　根據(jù)上述模型得到國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值增速的擬合值（gdpzsf）以及和國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值增速（gdpzs）之間的相對(duì)誤差d（d=gdpzs－gdpzsf），現(xiàn)將上述的研究結(jié)果列于表1中。
　　從表1中可以得出以下結(jié)論：
　　表1　模型擬合值及相對(duì)誤差
　　附圖
　�。�1）在23個(gè)樣本數(shù)據(jù)中，1978—1993年期間，模型擬合相對(duì)誤差的絕對(duì)值稍微偏大，1994年之后，兩類(lèi)數(shù)據(jù)逐步趨于一致，產(chǎn)生這樣的原因主要是20世紀(jì)90年代初期，我國(guó)GDP的核算范圍逐漸由MPS向SNA體系轉(zhuǎn)變，由于MPS核算的只是物質(zhì)生產(chǎn)領(lǐng)域，所以在這一階段，我國(guó)GDP統(tǒng)計(jì)有偏小的趨勢(shì)，但自從1992年以來(lái)，我國(guó)逐漸實(shí)行社會(huì)主義市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)，第三產(chǎn)業(yè)（尤其是非物質(zhì)生產(chǎn)領(lǐng)域）得到了空前的發(fā)展，為了逐漸與國(guó)際接軌，我國(guó)開(kāi)始實(shí)行SNA體系，在實(shí)施的過(guò)程中，對(duì)那些可能對(duì)GDP產(chǎn)生影響的方面，進(jìn)行了系統(tǒng)的修訂，盡可能與1993年的SNA實(shí)現(xiàn)一致，但是因?yàn)槲覈?guó)社會(huì)主義市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)體制建立時(shí)間還很短暫，所以在國(guó)民經(jīng)濟(jì)核算體系逐步向SNA過(guò)渡的過(guò)程中，兩者之間還存在一定的差距，具體表現(xiàn)在五個(gè)方面：（1）居民住房服務(wù)統(tǒng)計(jì)；（2）政府補(bǔ)貼；（3）企業(yè)內(nèi)部的福利性服務(wù)；（4）農(nóng)村工業(yè)統(tǒng)計(jì)；（5）農(nóng)業(yè)統(tǒng)計(jì)等，這些因素的存在導(dǎo)致了1994年以前連續(xù)若干年我國(guó)GDP總量的低估和增長(zhǎng)速度的高估，1994—2000年期間，擬合相對(duì)誤差的絕對(duì)值均在0.5％以內(nèi)，因此這7年的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)是基本可信的。
　�。�2）通過(guò)tobit模型的擬合，在1978—2000年23個(gè)樣本容量中，擬合誤差絕對(duì)值在1％以內(nèi)的有17個(gè)，占樣本總量的73.9％；誤差在1％—2％的有2個(gè)，占樣本容量的8.7％；誤差在2％—3％的有2個(gè)，占樣本容量的8.7％，誤差在3％—4％的有2個(gè)，占樣本容量的8.7％。從模型中計(jì)算出來(lái)的擬合值應(yīng)該是比較準(zhǔn)確的，因?yàn)樗�反映了�?jīng)濟(jì)系統(tǒng)之間的關(guān)系，絕大多數(shù)的擬合誤差都在1％以內(nèi)，可以看出從總體上來(lái)講，gdpzs的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)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(méi)有出現(xiàn)象Rawski所認(rèn)為的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率應(yīng)該與能源增長(zhǎng)率大致相當(dāng)，也就是說(shuō)，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率在這四年期間應(yīng)當(dāng)出現(xiàn)負(fù)增長(zhǎng)的判斷，而且它們的擬合誤差絕對(duì)值分別為0.3％，0.2％，0.4％和0.4％，均在1％以內(nèi)。這主要是因?yàn)樽?997年?yáng)|南亞金融危機(jī)以來(lái)，由于我國(guó)政府采取了積極的財(cái)政政策和穩(wěn)健的貨幣政策，通過(guò)各種方式擴(kuò)大內(nèi)需、調(diào)整經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)、增加投資和加強(qiáng)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)等措施來(lái)促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展，保證了年均7％以上的增長(zhǎng)速度。
　　既然1997—2000年，我國(guó)年均7％以上的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)速度是可以實(shí)現(xiàn)的，那么為什么在這一期間的能源生產(chǎn)是遞減的？大多數(shù)經(jīng)濟(jì)學(xué)者都是從這個(gè)方面來(lái)批評(píng)我國(guó)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)質(zhì)量的，因此針對(duì)這個(gè)問(wèn)題，筆者作一個(gè)詳細(xì)的統(tǒng)計(jì)分析。
　　我國(guó)能源生產(chǎn)的構(gòu)成成份包括原煤、原油、天然氣、水電、核電、和太陽(yáng)能等，由于數(shù)據(jù)資料的關(guān)系，在《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》中出現(xiàn)的只涉及前面四種，能源生產(chǎn)總量是以萬(wàn)噸標(biāo)準(zhǔn)煤來(lái)計(jì)算的，數(shù)值的大小取決于兩個(gè)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(zhuǎn)變成標(biāo)準(zhǔn)煤的系數(shù)。由《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒2001》“能源生產(chǎn)總量及構(gòu)成”，筆者計(jì)算出表2。表中涉及能源生產(chǎn)指數(shù)（1978年為100）和原煤、原油、天然氣以及水電在能源生產(chǎn)中所占的比例和它們的年增長(zhǎng)速度。結(jié)合表2，筆者進(jìn)行具體分析：
　�。�1）能源生產(chǎn)指數(shù)在1978—1996年期間是逐年增加的，而1997—2000年是減少的，但同時(shí)應(yīng)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(lái)限產(chǎn)和關(guān)閉小煤窯的措施十分嚴(yán)厲。目前采煤需申請(qǐng)領(lǐng)取采礦許可證和煤炭生產(chǎn)許可證，在2000和2001年間據(jù)稱(chēng)國(guó)有地方煤礦和鄉(xiāng)鎮(zhèn)煤礦產(chǎn)量均大幅度下降，只有國(guó)有重點(diǎn)煤礦的產(chǎn)量微幅上升。地方和鄉(xiāng)鎮(zhèn)煤礦分別約占原煤產(chǎn)量的20％和25％左右，根據(jù)過(guò)去數(shù)年煤礦死傷事故有增無(wú)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(guān)兩個(gè)月緝私就查出了7000多噸走私成品油，樂(lè)觀估計(jì)稽查率為10％的話，那么中國(guó)每年油品走私幾十萬(wàn)噸并不過(guò)分，因此，近年來(lái)原煤和油品供需的實(shí)際規(guī)�？赡艽嬖诘凸溃�如果我們假定5年來(lái)政府調(diào)整能源供給結(jié)構(gòu)的努力不是異乎尋常地有效，假定中國(guó)能源需求和產(chǎn)業(yè)能耗水平也并無(wú)顯著改善，那么合乎邏輯的結(jié)果就是，其實(shí)近年來(lái)中國(guó)能源生產(chǎn)和消費(fèi)總量中，煤炭和石油供需存在明顯低估。這樣經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和能源生產(chǎn)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(jié)構(gòu)中所占的比例減小外，從自身的絕對(duì)數(shù)量來(lái)講，其生產(chǎn)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(duì)環(huán)境的污染太大，其產(chǎn)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(guó)GDP能耗和主要產(chǎn)品能耗與國(guó)際水平還有較大差距，淘汰落后設(shè)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(guó)際經(jīng)濟(jì)一體化將加強(qiáng)，相應(yīng)的市場(chǎng)機(jī)制對(duì)節(jié)能的作用亦擴(kuò)大，工業(yè)化結(jié)合信息技術(shù)的發(fā)展，也有利于結(jié)構(gòu)節(jié)能。我國(guó)自1997年以來(lái)，大力推進(jìn)潔凈煤的使用，減少了對(duì)環(huán)境的污染，提高了煤的利用率，如每千瓦時(shí)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(biāo)準(zhǔn)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(chǎn)分別以1.6％、0.3％、－0.3％、1.8％的速度變化，而石油的消費(fèi)卻持續(xù)增長(zhǎng)，1999年石油凈進(jìn)口量4381萬(wàn)噸，已占當(dāng)年石油消費(fèi)量的22％，石油供應(yīng)的可靠性和經(jīng)濟(jì)性是必須重視的問(wèn)題。相比較石油而言，我國(guó)天然氣和水電相對(duì)豐富，在1997—2000年這四年中，其生產(chǎn)和消費(fèi)得到了迅速的增長(zhǎng)，但是資源的地域分布極不平衡，對(duì)于它們來(lái)講，存在著生產(chǎn)與消費(fèi)的綜合協(xié)調(diào)問(wèn)題，近幾年的“西電東輸”“西氣東輸”等工程也在逐漸實(shí)施。以上原因就是我國(guó)在這四年里進(jìn)行能源結(jié)構(gòu)調(diào)整的主要理由。實(shí)際上，按照Rawski的說(shuō)法，假定經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率與能源消耗增長(zhǎng)率應(yīng)該大致相等，相當(dāng)于假定整個(gè)國(guó)民經(jīng)濟(jì)的能源消耗系數(shù)是不變的。這是完全站不住腳的。因?yàn)�，隨著技術(shù)的發(fā)展以及產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整，一般來(lái)說(shuō)，能源消費(fèi)系數(shù)是可能下降的。而且，就整個(gè)國(guó)民經(jīng)濟(jì)來(lái)說(shuō)，不同行業(yè)的能源消耗系數(shù)是不同的，因此不同行業(yè)的不平衡發(fā)展，也會(huì)導(dǎo)致整個(gè)國(guó)民經(jīng)濟(jì)的能源消耗系數(shù)的變化。從道理上來(lái)說(shuō)，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率與能源增長(zhǎng)率應(yīng)該大致相等的假定也是說(shuō)不通的。
　　表2　能源生產(chǎn)指數(shù)及各成份增長(zhǎng)比例
　　附圖
　�。�3）雖然在1997—2000年期間，統(tǒng)計(jì)所得到的能源生產(chǎn)總量是遞減的，但是電力生產(chǎn)卻是以年平均6％的速度遞增的，因此就我國(guó)GDP增長(zhǎng)與能源的關(guān)系而言，有兩點(diǎn)是必須看到的：其一，隨著我國(guó)能源結(jié)構(gòu)的不斷優(yōu)化，會(huì)導(dǎo)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(zhǎng)速度，將促使產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的不斷變化，GDP的增長(zhǎng)速度實(shí)際就是各行業(yè)速度的加權(quán)平均；其二，隨著我國(guó)節(jié)能技術(shù)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(dāng)我國(guó)能源生產(chǎn)（消費(fèi)）總量減少時(shí)，GDP就應(yīng)當(dāng)出現(xiàn)負(fù)增長(zhǎng)，關(guān)鍵是要看節(jié)能技術(shù)的利用和能源結(jié)構(gòu)的變化，GDP的增長(zhǎng)速度要取決于二者的綜合作用。通過(guò)考察1971—1999年期間日本、韓國(guó)、德國(guó)、英國(guó)和美國(guó)的能源增長(zhǎng)數(shù)據(jù)和GDP增長(zhǎng)數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)在這些國(guó)家的不同時(shí)期都出現(xiàn)過(guò)能源消耗與GDP增長(zhǎng)不同步的現(xiàn)象。因此，中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和能源消耗之間也并不存在如Rawski教授所稱(chēng)的穩(wěn)定關(guān)系，而是無(wú)序波動(dòng)。無(wú)論是能源消費(fèi)和電力消費(fèi)彈性系數(shù)均是如此，從1984—2000年間，電力消費(fèi)彈性系數(shù)并無(wú)明顯異常。
【參考文獻(xiàn)】
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