国民经济是一个错综复杂的多维度的整体,涉及到一个国家所有的经济利益群体,意义重大,因此需要通过国民经济统计来反映其总体状况和发展趋势。下面是我为大家推荐的国民经济学论文，供大家参考。
国民经济学论文 范文 一：国民经济管理论文
第1章 前言
长期而言，我国的产业结构域经济正常之间具有共同的随机变动趋势。因此，通过调整和优化产业结构从而控制经济增长的产业政策在中国是有效的。
中国经济结构的不合理及需要重组是一个老话题。应该肯定，自从改革开放以来，中国的经济结构业已有所调整。例如，农业在GDP中所占比重的下降;外贸结构中初级产品比例有所调整;但随着经济全球化的发展及中国加入WTO，经济结构的调整与重组，已成为十分迫切的问题。经济结构调整是十分复杂的话题，需要做大量深入的调查研究工作及基础工作。
第2章 我国三大产业结构现状
2.1产业结构的现状
产业结构，指的是国民经济各个产业部门之间和每个产业部门内部的构成以及它们之间相互制约的经济联系和数量对比关系，亦称国民经济的部门结构。它是通过产业之间的关系有机结合，在一般分工和特殊分工的基础上产生和发展起来的。而所谓产业优化升级，其含义一是指随着经济发展水平的提高或在相关政府政策引导下，一国的产业结构演变呈现由低级向高级发展并优化完善的过程，即推动产业结构合理化和高度化发展的过程。二是指产业个体向劳动密集型向资本和技术密集型经济领域发展的过程，即产业由低技术水平、低附加值状态向高技术、高附加值状态演变的过程。
改革开放以来,尤其是进入新世纪以来,为适应全球高新技术产业竞争发展的大局和趋势,我国坚持体制创新与技术创新相结合,着力发展对经济增长有突破性重大带动作用的高新技术产业,有力地促进了产业结构调整。2010年国内生初步核实数计算的三次产业结构为，2010年国内生产总值现价总量为401202亿元，比初步核算数增加3219亿元，按不变价格计算的增长速度为10.4%，比初步核算数提高0.1个百分点。其中，第一产业增加值为40534亿元，比初步核算数增加37亿元，增长速度为4.3%，与初步核算速度相同。第二产业增加值为187581亿元，比初步核算数增加1100亿元，增长速度为12.4%，比初步核算数提高0.2个百分点。第三产业增加值为173087亿元，比初步核算数增加2082亿元，增长速度为9.6%，比初步核算数提高0.1个百分点。按初步核实数计算的三次产业结构，第一产业占10.1%，第二产业占46.8%，第三产业占43.1%。
近年来，我国第一产业比重持续下降，其中第三产业比重进一步提高，可见服务业对中国经济的贡献率越来越高，第三产业需继续大力发展。总体上目前我国的三大产业结构较为合理,逐步改变了各个产业之间的相对比重和技术关联,提高了产业结构的整体效率,优化了产业结构。
2.2产业结构存在的问题
2.2.1农业存在的问题
改革开放以来,我国农业和农村经济取得了长足发展,农业产业结构经过不断调整形成了较好的格局。但是,目前的农业产业结构仍存在不少的问题。
(1)农业基础设施仍然薄弱。供水、供电、交通、通信等基础设施还很不完善,有些地区的矛盾还比较尖锐。例如华北、西北等地区缺水较为严重,影响农业生产和人民生活。
(2)农产品品种、品质结构尚不优化,农产品优质率较低。我国的牛、羊、猪等肉类产品、苹果、梨等水果产品、花卉产品,以及水产品等在国际市场上具有明显的价格优势,但面临着品种不优、质量不高的困扰。
(3)农产品加工业尚处在初级阶段,保鲜、包装、贮运、销售体系发展滞后,初级产品与加工品比例不协调。发达国家的农产品加工业产值与农业产值之比大都在2:1以上,而我国只有0.43∶1,与国外相比差距比较大。
(4)农产品区域布局不合理,各地没有充分发挥自身的地区比较优势,未能形成有鲜明特色的农产品区域布局结构。
2.2.2第二产业存在的问题
第二产业总量扩张明显,但生产结构不够合理,结构升级较慢,经济增长质量不高。主要表现在:。(1)处于全球价值链底端,产业升级面临困难。
改革开放后的三十年,中国经济高速增长,批量化生产的成本优势使我国获得了“世界工厂”的称号。但我国的比较优势在相当程度上是依靠廉价劳动力获得的,这导致行业的竞争优势主要集中在低附加价值的非核心部件制造和劳动密集的装配环节中,产品的附加值难以提高。
在总出口额中,加工贸易所占比重同样超过了50%。这表明,即使是本土企业,也严重依赖外国企业的订单,而不是依靠自主研发和自有产品来开拓国际市场。这种对订单的依赖是中国产业处于全球价值链底端的又一明证。而一旦国外市场出现疲软,这种模式就难以为继。此次金融危机就是一个很好的例证。
(2)产业研发投入不足,技术创新能力差。目前,我国制造业总量规模占全球的6%,而研发投入仅占0.3%,研发投入严重匮乏,产业共性技术研究队伍出现严重萎缩。产业的技术创新能力差,导致对国外核心技术和关键部件高度依赖,企业无法在品质、创新等差异化竞争中取得优势,只能靠低成本维持收益。这正是我国的企业在彩电、空调、手机等诸多领域都深陷价格战泥潭不能自拔的重要原因。
2.2.3第三产业存在的问题
第三产业发展滞后,内部结构需进一步调整完善。我国第三产业增长非常快,在就业中已经发挥了主 渠道 的作用,但存在总量偏小和行业结构不合理问题,发展水平滞后。从总量来看,第三产业增加值在GDP中所占比重明显偏低。目前,绝大部分发达国家的第三产业比重在70%左右,大部分发展中国家在50%左右,而我国的第三产业比重长期徘徊在30%～40%之间。从第三产业内部结构看,发达国家主要以信息、咨询、科技、金融等新兴产业为主,而我国的商业餐饮、交通运输等传统服务业比重较大,占40%以上;邮电通讯、金融 保险 等基础性服务业以及信息咨询、科研开发、旅游、新闻出版、广播电视等新兴服务业虽然发展较快,但比重仍然不高,发育仍然不足。
2.3产业结构存在问题原因
2.3.1由于中国是一个特殊的发展中人口大国，劳动力资源丰富，农业剩余劳动力自非农产业的转移是中国经济增长的最大动力;同对资本、技术，以及其他新兴资源相对短缺，对经济增长的作用与别的国家相比明显较小。在农村剩余劳动力的数量极其庞大，向城市转移又遇到各种障碍和限制的情况下，我国农村的剩余劳动力转移较多地采取了就地转移的 方法 ，走出了一条农村工业化的道路，但由于这种“农村工业化”并没有与农村的城市化相结合起来，加上农村居民的收入水平低，从而导致他们的消费水平低，服务业发展受到当地需求的限制，而工业生产能够从城市市场为依托，因此农业剩余劳动力大多数向农村第二产业尤其是工业转移，而第三产业没有得到相应的较快发展。
我国经济的高速增长主要是由工业的超高速增长推动的，而工业高速增长的原因主要在于乡镇工业的超高速增长，乡镇工业产值占工业总产值的比重1985年为17.7%，1990年上升为29.7%，1995年进一步上升到42.5%，但是乡镇企业的高速发展对第三产业增长的作用较小，这主要是由于乡镇企业的产业结构自第二产业的高度倾斜所导致的，这在很大程度上加深了我国产业结构中工业比重过高而第三产业比重偏低的偏差。
另一方面，农村中资本、技术，以及 管理知识 、人才、信息等资源的短缺更加突出，技术更新和技术进步远远跟不上农村工业扩张的速度，工业结构的升级相当缓慢。而第一、第三产业的发展相对滞后，其结构升级的进程相应受到影响。由于乡镇企业在全国经济中的比重迅速上升，其产业结构状况越来越突出 影响到整个产业结构升级的过程。
2.3.2我国的产业结构偏差，与改革前片面强调工业化所留下的滞后影响有很大关系，这种影响在改革以来的二十多年中虽然有了一些变化，但一直没有得到根本性的扭转。 首先中国是在人均收入水平很低的条件下推进工业化的。作为一个人口众多的特大发展中国家，经济发展水平低和人口数目巨大使我国的人均收入水平很低，1952年开始工业化时我国的人均GDP只有119元人民币，在改革前的二十多年中，我国的工业化一直是在人均收入水平很低的条件下大幅推进的，工业产值的比重上升几乎与人均收入水平的变动失去了联系，1978年时人均GDP只为379元人民币，明显低于钱纳里等人关于人均收入水平与工业化变动关系的“一般模式”中作为工业化起点的人均收入水平而这一年中我国工业在GDP中的比重为94.3%，与1952年的7.6%相比上升了26.7%个百分点。这种工业比重提高与人均收入水平上升相分离的特殊现象，所带来的影响一直持续到现在。
其次我国是在市场化落后的条件下推进工业化的。市场经济国家在工业化开始时，市场化已经得到了很大程度上的发展，第三产业的比重较高，随着工业化阶段的前进，市场化继续发展，第三产业的比重以低于工业化率的速度继续上升。而我国在工业化起点时市场化程度和第三产业比重相对较低，特别是在工业化迅速推进的过程中市场化没有得到相应发展，第三产业的比重没有逐步提高，市场化远远滞后于工业化进程的状况，导致了改革初期产业结构中第二产业，尤其是工业比重偏高，而第三产业比重偏低的结构性偏差。在改革后，八十年代城市第三产业有了较快的发展，但没有根本性地改变第三产业的状况，而九十年代以来，在农村工业化的进程的加快和经济增长结构倾斜的影响下，又趋于加深。 最后，工业化与城市化相脱离。由于我国的工业化是在在计划经济时期打下基础的，计划推动的工业化，与市场推动的工业化的不同特点，是产业结构的变动与需求结构的变动相分离。人为因素导致了片面性，并阻碍了工业化过程中市场机制的形成和作用，改革前的工业化主要是一种城市的工业化，但只有少数的农民被有计划地安排“农转非”而到城市就业，其余的大量农村人口被排除在计划之外而继续滞留在农村，结果在迅速工业化的过程中城市化的进展很慢，农村人口的比重依然很高，工业产值比重大幅度提高的，同时农业的就业比重仍居高不下，农业剩余劳动力不能转移出去，这种城市化远远滞后于工业化的状况，一直到现在也没有多大改变，城市化的滞后，给我国的产业结构问题产生了严重的影响，主要是阻碍了第三产业的发展，加大了产业结构的偏差，因为第三产业的发展是与城市化相联系的，只有城市数量和规模的扩张才能为第三产业的发展提供较为广阔空间。
第3章 当前国内外新形势的挑战及演进方向
3.1国际环境的挑战
尽管我国产业结构对比改革开放之前有着质的飞跃，我们的产业结构在内外环境的双重影响下，面临着转型升级的历史使命。从国际环境来看，美国次贷危机引发的金融危机已经演变为全球性的经济危机，当前欧盟、日本、美国等发达经济体均已经陷入衰退，有些国家仅有一些复苏的迹象，世界银行等机构仍然降低了对未来经济增长的预期，全球经济将进入一个缓慢增长期。
同时，中国对外出口有效需求下降，国外外商投资不旺，投资需求和消费需求的大幅下滑，导致企业业务持续萎缩，尽量减少新增投资。可见经济危机也是一次优胜劣汰的过程，一些旧产业、旧技术不得不退出战场，采用新产业、新技术是必然选择，部分企业利用这一国际形势的机遇，进行产业升级，而此时产业升级的难度与风险都大大增加。
中国对外贸易量的持续扩大、贸易摩擦增加以及货币快速升值等因素使得我国劳动密集型产品的出口变得越来越困难，欧美日等经济的衰退也给我国产品的出口蒙上了阴影，因此过度依赖外需暴露了我国产业结构的脆弱性，导致我国经济增长具有不稳定性。
3.2国内环境的挑战
除了外部世界不利经济环境的影响外，中国产业的发展困境也有内部因素的制约，中国经济在经过30 年的高速发展后，正逐步进入经济转型期。三十年来的经济增长虽然使得资本与劳动的比重有所改善，但中国经济增长仍主要依赖低水平生产能力的扩张，即在生产能力迅速增长的同时，软实力上升速度相对滞后，部分技术将必须继续依附于发达国家，技术水平不能得到提高，难以形成自己的自主创新产品，即便是企业加强研发投入，目前我们综合水平的设计开发能力和国际竞争力并还处于较低位置;同时中国企业高层跨国人才缺乏，海外拓展人员水平较弱，国际市场开拓能力没有相应扩大。
当前中国要素禀赋结构的特点仍然是普通劳动力相对丰富而高端人才紧缺，且信息技术等资本也相对稀缺，长期依赖低廉生产要素成本优势的中国产品逐步丧失其竞争力，随着要素禀赋结构的提升和比较优势的演化，中国产业发展必须开始从劳动密集型向技术、知识密集型进行转型，这种转型要求中国企业必须加快产业升级步伐，实现经济发展方式的转变。当前，中国经济转型与全球经济放缓双重作用，使得中国经济面临更加严峻的挑战，在此背景下，中国产业是否能够抓住历史机遇，选择正确的升级路径加快产业结构调整步伐，是现今中国经济健康可持续发展的关键。
3.3三大产业演进的方向
对三次产业结构变动趋势的总体判断是, 中国工业化进程中期阶段可能将持续到2020年之后。 一、 二、 三大产业中, 以第二产业为主的格局不大可能在 2020 年前发生变化。“ 十一五” 到 2020 年, 第一产业收入比重将持续下降; 第二产业比重在“ 十一五” 期间还有可能上升, 在 2010年前后达到顶点后, 有可能开始下降; 第三产业比重在“ 十一五” 期间基本稳定, 2010 年之后可能出现明显增加。
1.农业基础地位不变
农业在国民经济中的比重将持续下降,但其重要性和基础地位不会改变。传统农业中, 种植 业比重将下降,渔业、畜牧业的贡献将会增加。在种植业内部,粮食作物的比例会缓慢下降,经济作物、瓜菜作物和其他作物的比重将会上升。
2.工业内部结构调整
(1)重工业化阶段不可逾越,霍夫曼法则表明,工业化中后期产业结构出现重工业化趋势,是许多国家工业化过程中的一个普遍规律。根据国际 经验 ,人均国内生产总值从1000美元向3000美元攀升的时期,居民消费结构随之持续升级,即从吃饱穿暖、有耐用消费品可用、有屋可住,向吃好穿好、改善居住条件、提高耐用消费品质量、扩大服务消费转变。与之对应的是,汽车、住宅、建材、通信等行业将会有长足的发展,从而带动钢铁、机械、建材、化工等重化工业和电子及通讯设备制造业快速发展,重化工业发展是必然的趋势。
(2)信息产业将成为我国未来的主导产业。据统计,1985-2003年,世界高技术产业出口年增长14.3%,比中低技术和低技术产业出口年增长速度高5～6个百分点。高技术产业正在逐步替代传统产业变为主导制造业的部门。
我国是目前世界上最大的IT产品消费国家之一,同时也是当今世界参与信息产业制造业国际分工最多的国家。我国东部沿海地区已经集中了大量发展信息产业所必需的人力资本,同时,较低的劳动力成本是我国的IT产业制造业具有强大的国际竞争力。我国通过参与IT产业制造业的国际分工,既能实现充分就业,也能获得较高的比较利益,通过不间断的“干中学”和“用中学”,将逐渐积累起强大的IT产业技术开发能力 。信息产业应该而且也能够成为我国未来的主导产业。
国民经济学论文范文二：国民经济统计分析论文
摘 要
消费需求作为其中很重要的一部分，对总需求具有很重要的影响，进而对总需求政策的制定也有明显的影响，它影响着宏观经济的均衡发展。本文 首先建立模型，利用SPSS软件，研究了影响国民消费的因素，并对模型的分析结果进行了经济意义检验，以及统计推断检验。最后得出居民的收入水平对消费水平的影响是最显著的，其他因素则次之。通过对消费支出用途结构的分析，了解到居民的生活水平消费支出结构上的变化趋势，不管是城镇居民还是农村居民，恩格尔系数都随时间变化而下降，这表明了我国居民整体生活水平的提高。通过对比分析消费需求、投资需求、进出口需求这三大需求对国内生产总值增长的贡献率，得出消费和投资对经济增长的贡献率和拉动作用明显大于净出口， 经济增长过分依赖于投资，而消费需求还有很大的发展空间。
关键词：国民消费，消费结构，消费需求
一、研究国民消费的意义
按照经济学的分析，社会需求包括消费需求，投资需求和净出口。消费需求作为其中很重要的一部分，对总需求具有很重要的影响，进而对总需求政策的制定也有明显的影响，它影响着宏观经济的均衡发展。
现阶段，我国有条件也有必要依靠扩大国内需求尤其是居民消费需求促进经济发展。首先，我国处于居民消费结构优化升级的发展阶段，较高的国民储蓄率和巨大的国内市场潜力为拉动需求增长提供了物质条件。其次，我国居民生存型消费需求已基本得到满足并正向发展型消费需求升级过渡，但产业产品结构、收入分配结构、区域协调发展程度及消费政策和观念等严重滞后于消费结构升级变化的需求，既导致了消费需求的缩减，也给社会生产造成了不良影响，因此，我们必须扩大内需，推动经济增长。
关于如何扩大国内需求方面，中央经济会议曾指出增加居民消费是重点。从理论角度讲，消费需求的具体内容主要体现在消费结构上，要增加居民消费，就要从研究居民消费结构入手，只有了解居民消费结构变化的趋势和规律，掌握消费需求的 热点 和发展方向，才能为消费者提供良好的政策环境，引导消费者合理扩大消费，才能促进产业结构调整与消费结构优化升级相协调，才能推动国民经济平稳、健康发展。
二、影响消费水平的因素分析
(一) 模型建立与求解
居民消费水平受诸多因素的影响，例如收入水平，消费价格指数以及恩格尔系数。下表给出了从1991年到2010 年消费水平的相关数据。基于表1和表2的数据，分别建立城镇、农村居民消费水平关于其三个影响因素的多元线性回归模型,进行逐步回归分析。
(二)模型检验
1、经济意义检验 根据回归结果:城镇：y?4672.999?0.736x1?5.937x2?52.900x3 农村：y?470.486?0.721x1?1.793x2?8.827x3，得知，其中x1前面的系数0.736与0.721分别表示在城镇(农村)居民消费价格指数和城镇(农村)居民恩格尔系数不变的条件下,城镇居民人均可支配收入(农村居民人均纯收入)每增加1元,城镇(农村)居民消费水平绝对数平均增加0.736元(0.721元),与理论中描述的居民收入水平增加对居民消费水平变化有明显的影响，居民收入水平是影响消费水平增长的重要原因这个结论是一致的。
2.统计推断检验
(1)拟合优度检验：
由上面分析数据知两个模型的决定系数R分别为0.994、0.998，调整的决定系数为0.992、0.998，可见解释变量与被解释变量间的关系极为密切，说明模型对样本的拟合效果非常好，解释变量能对被解释变量99.4% 99.8%的离差做出解释。
(2)方程显著性检验—F检验
给定显著性水平?=0.05，由表中可以看出F=823.034(3195.1)，查F分布表中自由度分别为k=3，n?k?1?4的临界值2F?3,4??6.59 ，由于0.05
F>F0.05?3,4?,所以认为在5%的显著性水平下,Y对x1, x2, x3有显著的线性关系，回归方程式是显著的，即城镇居民家庭人均可支配收入(农村居民家庭人均纯收入)、城镇居民消费价格指数(农村居民消费价格指数)、城镇居民恩格尔系数(农村居民恩格尔系数)联合起来对被解释变量有显著影响。
(3)变量显著性检验—t检验给定的显著性水平?=0.05，查t分布表得出自由度为4的临界值t?4?=2.776，由于回归分析表中： 0.025
城镇： t1?25.622,t2??0.371,t3??1.956
农村： t1?37.832,t2?0.812,t3??1.838 由检验可知，城镇t1?2.776是显著的，而t2?2.776,t3?2.776都是不显著国民经济统计分析论文的，农村t1?2.776，t2?2.776，t3?2.776也是不显著的，即可以认为居民消费价格指数与居民恩格尔系数对居民消费水平没有显著的影响，在建立模型时，可以不作为解释变量引进模型。而居民的收入水平对居民的消费水平的影响是显著的。
结论
通过对影响消费水平的因素分析，得出居民的收入水平对消费水平的影响是最显著的，其他因素则次之。通过对消费支出用途结构的分析，了解到居民的生活水平消费支出结构上，生存型消费所占的比重会出现下降的趋势，而享受型消费和发展型消费所占的比重会呈现上升的趋势。对恩格尔系数分析得出不管是城镇居民还是农村居民，恩格尔系数都随时间变化而下降，这表明了我国居民整体生活水平的提高。对比分析消费需求、投资需求、进出口需求这三大需求对国内生产总值增长的贡献率，得出消费和投资对经济增长的贡献率和拉动作用明显大于净出口，经济增长过分依赖于投资，而消费需求还有很大的发展空间。必须从思想上彻底摒弃“投资至上”的观念，牢固树立“消费第一”的思想。把扩大消费作为经济增长的根本目标和动力，才能不断改善和提高人们的生活水平和生活质量。
参考文献
[1]李宝瑜.《国民经济统计分析》[M].中国统计出版社，2002.
[2]徐小飞、龚德恩、吴成业.《关于生产函数的新思考-理论研究与实证分析》 [3]潘文卿、李子奈、张伟.《21 世纪前20 时年中国经济增长前景展望》
摘要：本文用模特卡罗模拟方法研究了样本容量在54以下的DW统计量的分布特征，并给出小样本DW检验临界值表。同时用DW检验提出了一个判别最小二乘估计中是否存在虚假回归的有效方法。关键词：模特卡罗模拟，DW分布，非平稳性，协整
Distribution of Small Sample DW Statistic
Zhang Xiaotong1 Zhao Chuxiao2
(1. Institute of International Economics, Nankai University, Tianjin 300071)
(2. Management School, Tianjin University, Tianjin 300072)
Abstract In this paper we investigated the DW distribution with sample size under 54 by Monte Carlo simulation method and gave a critical table for small sample DW test. Based on that we proposed a method for recognizing spurious regression in ordinary least squares estimation.Keywords: Monte Carlo simulation, DW distribution, nonstationary, cointegration
1．概述
八十年代以来，Engle-Granger (1987), Engle-Yoo (1987) 和Sargan-Bhargava (1983)都曾提及用DW统计量检验非平稳变量间的协整性问题。在Sargan-Bhargava (1983)中还专门给出一个DW协整检验用表。但在这些论文中均未对小样本DW统计量的分布特征给与研究。
本文采用蒙特卡罗模拟方法对小样本DW统计量的分布特征进行了充分、详细的研究。样本容量分别取为10，20，30，40和50。变量的设定分为三种情形：一. 所涉及的两个变量都取自I(1)过程；二. 所涉及的两个变量中一个取自I(1)过程，一个取自I(0)过程；三. 所涉及的两个变量都取自I(0)过程。
在有些国家以年为单位的时间序列的最大可观测值个数并不是很大，所以对小样本DW统计量分布特征的研究有着非常重要的理论与现实意义。
本文结构如下。第二节推导两个I(1)变量进行最小二乘回归后，由残差计算的DW统计量的极限分布表达式，第三节介绍蒙特卡罗模拟结果及其分析，第四节给出实例，第五节给出结论。
2．DW统计量的极限分布
给定如下随机数据生成系统，
yt = yt-1 + ut , y1 = 0, （1）
xt = xt-1 + vt , x1 = 0, （2）
其中ut, vt ~ I(0), E(ut) = E(vt) = 0; E(ui uj) = 0, i ¹ j," i, j。则yt和xt为相互独立的两个I(1)过程。
建立如下回归模型：
yt = b0 + b1xt + wt . （3）
当对上式进行最小二乘估计时，会产生虚假回归问题。用随机误差wt的最小二乘估计值 构造DW统计量，
（4）
因为当T ® µ 时， 必然接近于零，上式中分子为Op(1)，而分母T -1sw2也是Op(1)，所以DW统计量是Op(T -1)的。当T ® µ 时，有
DW Þ 0.
即当用两个I(1)变量进行如模型(3)形式的回归时，DW统计量的极限分布为零。
3．小样本DW分布的蒙特卡罗模拟及其结果分析
当样本为有限样本，特别是小样本时，DW统计量的分布与其极限分布有着很大不同。由于上述条件下的DW统计量的分布无法用解析的方法求解，本文用蒙特卡罗模拟方法对DW统计量的小样本分布特征进行了研究。
以模型(3)为基础，除了以yt，xt ~ I(1)为条件对DW分布（记为DW(1,1)）进行模拟外，还分别以yt ~ I(1)，xt ~ I(0) 和yt，xt ~ I(0)为条件进行了模拟（分别记为DW(1,0) 和DW(0,0)）。
由于DW(0,0)就是通常意义的DW统计量，所以只模拟样本容量T = 10, 40两种情形。对于DW(1,1)和DW(1,0)，分别取T = 10, 20, 30, 40和50进行了模拟。在每个样本容量条件下各模拟1000次。所得结果见表一。
首先见表一的第三部分，先分析DW(0,0) 的分布特征。由于DW(0,0) 就是通常意义的DW统计量，所以模拟结果表明，一. DW(0,0)分布的均值为2，不受样本容量大小的影响；二.分布是对称的，相应JB值（表中最后一列）说明小样本DW(0,0)统计量的分布与正态分布相当近似。三. 随着样本容量的增大，分布的标准差逐步减小。
见表一的第一、二部分。小样本DW(1,1)和DW(1,0)统计量有着相似的分布特征。一. 分布均为右偏态，分布左侧有端点，端点为零；二. 随着样本容量的增大，DW(1,1)和DW(1,0)分布的右偏倚程度越来越大，分布均值逐步相左移动，90、95、99百分位数也逐步向左移动，同时分布的标准差逐步减小，分布的峰值越来越大，DW取值向零集中；三. 在样本容量相同的条件下，DW(1,0)分布总是位于DW(1,1)分布的左侧，即DW(1,0)分布的均值、百分位数以及方差都比DW(1,1)分布的相应量小。T = 50模拟1000次的DW(1,1)和DW(1,0)分布的结果分别见图一和图二。
表一 DW分布的蒙特卡罗模拟结果
类 型 样本容量 百 分 位 数 均 值 标准差 偏 度 JB统计量
1 90 95 99
10 0.22 2.18 2.45 2.81 1.28 0.62 0.50 48.74
DW(1,1) 20 0.11 1.28 1.49 1.80 0.75 0.39 0.68 77.61
30 0.09 0.90 1.04 1.39 0.51 0.29 1.07 293.73
40 0.06 0.77 0.88 1.16 0.41 0.25 1.06 250.10
50 0.05 0.59 0.71 0.98 0.33 0.20 1.16 341.31
10 0.18 1.73 2.02 2.38 0.98 0.53 0.73 89.59
20 0.09 1.02 1.21 1.59 0.56 0.34 1.22 369.61
DW(1,0) 30 0.06 0.70 0.83 1.18 0.38 0.24 1.27 430.43
40 0.04 0.54 0.66 0.91 0.30 0.19 1.25 383.68
50 0.04 0.45 0.54 0.71 0.24 0.15 1.12 261.84
DW(0,0) 10 1.31 2.75 2.97 3.24 2.02 0.57 0.00 7.17
40 0.72 2.41 2.53 2.70 2.00 0.31 0.03 4.06
注：1. DW(1,1)表示由两个I(1)变量进行回归，计算得到的DW值
2. DW(1,0)表示由一个I(1)变量和一个I(0)变量进行回归，计算得到的DW值。
3. DW(0,0)表示由两个I(0)变量进行回归，计算得到的DW值。
4. 在每个样本容量条件下各模拟1000次。
图一 T = 50模拟1000次的DW(1,1)分布直方图 图二 T = 50模拟1000次的DW(1,0)分布直方图
在相同样本容量条件下，DW(1,0)分布之所以位于DW(1,1)分布左侧，可作如下解释。随着T ® µ，DW(1,0)和DW(1,1)的分布都趋近于零。由于DW(1,0)来自于一个I(1) 变量和一个I(0)变量之间的回归，所以残差序列wt ~ I(1)。由于DW(1,1)来自于两个I(1)变量之间的回归，一般来说残差序列wt&nb
1、统计范围
GDDS将国民经济活动划分为五大经济部门：实际部门、财政部门、金融部门、对外部门和社会人口部门。对每一部门各选定一组能够反映其活动实绩和政策以及可以帮助理解经济发展和结构变化的最为重要的数据类别。系统提出了五大部门综合框架和相关的数据类别以及指标编制和公布的目标，鼓励以适当的、反映成员国需要和能力的频率和及时性来开发和公布指标。选定的数据类别和指标分为规定的和受鼓励的两类。
规定的数据类别包括：（1）来自综合框架中的核心部分，如实际部门的国民帐户总量、财政部门的中央政府预算总量、金融部门的广义货币和信贷总量、对外部门的国际收支总量；（2）追踪分析统计类目，如实际部门的各种生产指数、财政部门的中央政府财政收支和债务统计、金融部门的中央银行分析帐户、对外部门的国际储备和商品贸易统计；（3）与该部门相关的统计指标，如实际部门的劳动市场和价格指数统计；（4）社会人口数据，包括人口、保健、教育、卫生等方面统计。
除规定的数据类别以外，GDDS鼓励成员国发布更多的统计信息，以增强成员国经济实绩和政策的透明度。如实际部门列出储蓄、国民总收入指标，财政部门列出利息支付和偿债预计数据等。
GDDS认为，系统所包括的大多数数据类别都是由各国官方机构编制的。将私人部门编制的数据包括进去将更有助于观察经济的全貌，并使各国数据的范围更加一致。但是，将一些由私人机构编制的数据包括在系统内会增加工作的复杂性，比如由官方转发这些数据隐含着对这些数据质量的认可，官方必须对在公众获得、数据完整性和数据质量方面的责任做出调整。
2、公布频率
公布频率是指统计数据编制发布的时间间隔。某项统计数据的公布频率需要根据调查、编制的工作难度和使用者的需要来决定。系统鼓励改进数据的公布频率。GDDS对列出的数据类别的公布频率作了统一规定。例如， GDDS要求国民帐户、国际收支平衡表按年公布，广义货币概览按月公布，汇率则每日公布。
3、公布及时性
公布及时性是指统计数据公布的速度。统计数据公布的及时性受多种因素制约，如资料整理和计算手续的繁简、数据公布的形式等。GDDS规定了间隔的最长时限，如按季度统计的GDP数据规定在下一季度内发布，按月度统计的生产指数规定在6周至3个月内公布。
GDDS将选定的数据类别分为规定性和鼓励性两类，目的是给予参加国公布统计数据一定的灵活性。鼓励性一类是要成员国争取发布的，条件不具备的可以暂不发布。有些数据类别下构成要素后面注明“视具体情况”，即成员国认为该项统计不符合本国实际的，可以不编制发布。GDDS规定的发布周期和发布及时性也列出一些灵活处理和变通的办法。
GDDS有关数据方面的内容及要求如下：
GDDS的数据规范
A、综合框架
核心框架
范围、分类和分析框架
受鼓励的扩展
频率
及时性
国民帐户
编制和公布全套的名义和实际国民帐户总量和平衡项目，得出国内生产总值、国民总收入、可支配总收入、消费、储蓄、资本形成、净贷款、净借款。编制和公布有关的部门帐户以及国家和部门的资产负债表
年度
10-14个月
中央政府操作
编制和公布交易和债务的综合数据，需强调：1）包括所有的中央政府单位；2）使用适当的分析框架；3）建立一整套详细的分类标准（税收和非税收收入、经常性和资本性支出、国内及国外融资），并适当细分（根据债务持有人、债务工具和币种）。
广义政府或公共部门操作数据，在那些地方政府或公共企业操作具有重要分析或政策意义的国家尤其鼓励。
年度
6-9个月
广义货币概览
编制和公布综合的数据，需强调：1）包括所有的存款公司（银行机构）；2）使用适当的分析框架；3）建立对外资产和负债、按部门分类的国内信贷以及货币（流动性）和非货币债务构成的分类标准。
月度
2-3个月
国际收支
编制和公布综合的国际收支主要总量数据和平衡项目，包括：货物和服务的进口和出口、贸易差额、收入和转移、经常项目差额、储备和其他金融交易、总余额，并适当进行细分。
国际投资头寸和总体经济外债数据（如果这些数据具有重要的分析和政策意义）
年度
6-9个月
GDDS的数据规范
B、数据类别和指标
数据类别
核心指标
受鼓励的总量及构成
频率
及时性
实际部门
国民帐户总量
国内生产总值（名义和实际）
国民总收入、资本形成、储蓄
年度（鼓励季度）
6-9个月
生产指数
制造业或工业
初级产品、农业或其他指标
视具体情况
月度
视具体情况
所有指标都为6周-3个月
价格指数
消费者价格指数
生产者价格指数
月度
1-2个月
劳动力市场指标
就业、失业，工资/收入，视具体情况
年度
6-9个月
财政部门
核心指标
受鼓励的指标
频率
及时性
中央政府预算总量
收入、支出、差额和融资，视具体情况进行细分（根据债务持有人、债务工具和币种）
利息支付
季度
1个季度
中央政府债务
内债和外债，视具体情况适当细分（按币种、期限、债务持有人和债务工具）
政府担保债务
年度（鼓励季度）
1-2个季度
金融部门
核心指标
受鼓励的指标
频率
及时性
广义货币和信贷总量
净对外头寸、国内信贷、广义或狭义货币
月度
1-3个月
中央银行总量
储备货币
月度
1-2个月
利率
短期和长期政府债券利率，政策可变利率
货币或银行间市场利率及一套存贷款利率
月度
高频率（如月度）
股票市场
股票价格指数，视具体情况
月度
对外部门
核心指标
受鼓励的指标
频率
及时性
国际收支总量
货物和服务的进口和出口、经常帐户差额、储备、总差额
总体经济的外债和偿债数据，视具体情况
年度（十分鼓励季度）
6个月
国际储备
以美元标价的官方储备总额
与储备有关的负债
月度
1-4周
商品贸易
总进口和总出口
较长时间的主要商品的分类
月度
8周-3个月
汇率
即期汇率
每日
高频率（如月度）
社会-人口数据
核心指标
频率
人口
人口；人口增长率；城市人口；农业人口；人口性别；人口的年龄构成
各国公布频率会各不相同；及时性
保健
每个医生照顾人口数；预期寿命；婴儿/儿童/产妇死亡率
也不尽相同
教育
成年人文盲率、学生-教师比率、小学/中学入学率
贫困状况
获得洁净水的情况、卫生；每个房间居住的人数；收入分配；最低收入标准以下的家庭数
二、公布数据的质量
GDDS从两个方面的内容来评估公布的统计数据质量，即：提供统计数据的文字说明和提供统计数据的交叉检验。
统计数据质量是个难以界定、因而不易评估的概念。为了便于检查，GDDS选定两条规则作为评估统计数据质量的标准。一是参加国提供数据编制方法和数据来源方面的资料。资料可以采取多种形式，包括公布数据时所附的概括性说明、单独出版物和可从编制者得到的有关说明。同时也鼓励成员国准备并公布重要的关于数据质量特征的说明（例如，数据可能存在的误差类型、不同时期数据之所以不可比的原因、数据调查的范围或调查数据的样本误差等）。二是提供统计类目核心指标的细项内容、及与其相关的统计数据的核对方法，以及支持数据交叉复核并保证合理性的统计框架。为了支持和鼓励使用者对数据进行核对和检验，规定在统计框架内公布有关总量数据的分项，公布有关数据的比较和核对。统计框架包括核算等式和统计关系。比较核对主要针对那些跨越不同框架的数据，例如，作为国民帐户一部分的进出口和作为国际收支一部分的进出口的交叉核对。
与数据质量密不可分的是制定和公布改进数据的计划。所准备和公布的改进计划应包含所有数据不全的部门。统计当局应表明下述立场中的一个：（1）针对已发现不全的改进计划；（2）最近实施的改进措施；或（3）国家认定不
四、公众获取
GDDS规定要提前公布数据发布日期，并向各方同时发送。
官方统计数据的公布是统计数据作为一项公共产品的基本特征之一，及时和机会均等地获得统计数据是公众的基本要求。GDDS对此制定了两项规划：一是参加国要预先公布各项统计的发布日历表。预先公布统计发布日程表既可方便使用者安排利用数据，又可显示统计工作管理完善和表明数据编制的透明度。GDDS规定对于以年度为频率公布的综合框架和指标，时间表表明不迟于某个既定时间；对于公布频率更高的数据，则可确定一个日期范围，如3-5天。鼓励成员国向公众公布发布最新信息的机构或个人的名称或地址。二是统计发布必须同时发送所有有关各方。由于数据是有价值的商品，因此GDDS规定应向所有有关方同时发布统计数据，以体现公平的原则。发布时可先提供概括性数据，然后再提供详细的数据，当局应至少提供一个公众知道并可以进入的地方，数据一经发布，公众就可以公平地获得。
基于聚类分析的广西区域经济发展状况研究的论文
【摘要】：本文以广西壮族自治区14个地级市作为研究对象，从地区生产总值、社会消费品零售总额、全社会固定资产投资、公共财政预算收支总额等方面，选取11个具体指标，运用聚类分析方法分析并评价各地级市经济发展状况。研究结果显示，广西14个地级市可划分为四类经济区域，不同城市之间的经济发展水平存在较大差异。在此基础上，从加强各地级市之间的经济合作、积极推动开放型经济发展、强化科技创新以推动产业结构优化升级等方面提出具体建议，为促进广西区域经济的全面发展提供参考。
【关键词】：聚类分析；广西；经济发展；政策建议
一、引言
近年来，随着中国—东盟自由贸易区的建成，中国与东盟各国贸易投资增长，经济融合加深，经贸往来愈加频繁。广西作为中国—东盟自由贸易区的门户省份，加之“一带一路”战略的提出与实施，良好的区位优势和资源环境承载能力，无疑将会为推动广西区域经济的腾飞提供持续的动力和良好的机遇，发展前景十分广阔。但由于历史的原因，加上人口、社会和基础设施等因素的影响，广西的经济发展水平和人均地区生产总值在内陆31个省、市、自治区中仍处于中下水平，与上述提到拥有的区位优势、经济优势是极不相称的。广西下辖的14个地级市经济发展程度和产业结构也存在一定的差异。一直以来，区域经济发展问题都是区域经济学、经济地理学等学科关注和研究的对象，区域经济发展中出现差距，是各国经济发展中存在的普遍现象[1]。如何就广西下辖的14个地级市进行经济发展程度的分析和分类，对于正确认识广西各地级市经济发展所处的发展阶段，制定正确的宏观政策，以促进各地区的良好协调发展具有重要的理论和现实意义。
二、研究区域概况
广西壮族自治区，简称“桂”，首府南宁，位于中国华南地区西部，与广东、湖南等省份接壤，南濒北部湾，面向东南亚，是中国唯一一个沿海自治区，自然条件优越，资源丰富，尤以海洋资源和矿产资源为甚。截至2015年12月，全区辖14个地级市，县级行政区111个，行政区划面积23.67万平方公里。2015年全区总人口为5518万人，地区生产总值16803.12亿元，占全国的2.5%。人均地区生产总值为39150元。但由于历史的原因，加上人口、社会和基础设施等因素的影响，广西的经济发展水平，无论是地区生产总值还是三大产业结构完善程度等方面，在内陆31个省市中均处于中下水平。区内下辖的14个地级市，经济发展水平和产业结构各异，部分地级市经济发展程度相对滞后。近年来，随着中国—东盟自由贸易区的建成和“一带一路”战略的实施，广西吸引着国内外大量的资本和人力涌入，显现出广阔的发展前景。
三、聚类分析方法研究设计
（一）指标选择及数据来源
区域经济发展状况的研究，依靠单一的指标，是无法对其进行综合、全面的评价与分析的。因此，在对广西区域经济发展水平分析评价的过程中，需要借助多个评价指标，构建合理完善的评价指标体系。本着建立评价指标体系要遵循科学性、系统性、全面性、独立性、可操作性等原则，本文在参考以往文献资料的基础上，根据广西各地级市经济发展状况、人口条件、社会资源等方面的实际情况选取了11个具体指标，分别是：行政区划土地面积（平方公里）、地区生产总值（亿元）、人均地区生产总值（元）、户籍年末总人口（万人）、固定资产投资（亿元，不含农户）、公共财政预算收入（亿元）、公共财政预算支出（亿元）、农民居民人均纯收入（元）、城镇居民人均可支配收入（元）、社会消费品零售总额（亿元）、进出口总额（人民币，万元）。为方便后续各指标数据的处理，分别以X1、X2、X3、X4、X5、X6、X7、X8、X9、X10和X11指代。各指标详细数据均来自《广西统计年鉴2016》和《2015年广西壮族自治区国民经济与社会发展统计公报》。
（二）数据处理
本文利用SPSS19.0对反映广西14个地级市经济发展状况的指标进行聚类分析。由上述内容可知，研究所选取的11个指标由于它们原始数据量刚的不同，为防止指标取值的分散程度较大，需对各指标的取值做标准化处理。
各指标数据经过标准化处理后，X2（地区生产总值）与X5（固定资产投资）、X6（公共财政预算收入）、X10（社会消费品零售总额）的相关系数都大于0.9，故而这四个指标不必均作为聚类变量，选择其中一个即可，本文选择X2（地区生产总值）。接着，运用不同的聚类方法进行聚类分析。
（三）结果分析
本文利用SPSS19.0对广西14个地级市经济发展状况进行聚类分析，在对选定的11个聚类变量的数据经过标准化处理后，依据结果聚类个数的不同，而相继运用系统聚类和K—均值聚类法进行聚类分析，并得出结果。参考以往文献资料对广西14个地级市经济发展状况的分类，以及广西各地区实际的经济、社会和人口状况，本文认为对广西14个地级市经济发展水平的分类，聚类个数分为四类比较适宜。对于广西14个地级市经济发展水平的分类应为：南宁、北海、钦州为第一类；柳州、桂林、梧州、贵港、玉林、百色、贺州、河池、来宾为第二类；防城港为第三类；崇左为第四类。
由聚类分析结果可知，南宁、北海、钦州为第一类，这三个地级市经济相对发达。南宁是广西的首府，全区的政治、经济、文化、金融和信息中心，经济发展程度高，产业结构相对完整，良好的区位优势、众多的政策支持以及坚实的经济发展基础，使得南宁在多方面的发展都领跑于广西区的其他地级市。北海是全国14个沿海开放城市之一，处于泛北湾经济合作区域结合部的中心位置，便捷、高效的交通设施，众多经济圈的发展福利，以及丰富的海洋资源、繁荣的旅游业，都推动着北海经济社会的快速发展。钦州，南海之滨，北部湾经济区南的中心位置，是大西南最便捷的出海通道，依托于得天独厚的港口优势，大力发展进出口贸易。
柳州、桂林、梧州、贵港、玉林、百色、贺州、河池、来宾为第二类，这9个地级市经济发展水平较高，三大产业结构相对完善，各自依托于自身的经济发展优势，经济发展增速较快。
防城港和崇左分别是第三和第四类。防城港是中国的深水良港，是中国25个沿海主要港口之一，对外贸易额较高，在中国—东盟自由贸易区、泛北部湾区域合作中具有特殊重要的战略地位。崇左位于广西西南部，地理位置相对较差，工业基础薄弱，交通设施落后，虽然资源丰富，但限于人力资源的短板，是广西经济发展较为落后的地级市。
四、结论及政策建议
本文利用SPSS19.0对广西14个地级市经济发展状况进行聚类分析，将广西14个地级市经济发展水平分为四类，分别是南宁、北海、钦州为第一类；柳州、桂林、梧州、贵港、玉林、百色、贺州、河池、来宾为第二类；防城港为第三类；崇左为第四类。从聚类分析的结果来看，就如何促进广西区域经济的快速、协调发展，可从以下几个方面着手：
（一）加强各地级市之间的经济合作，增强较发达地区的经济辐射力度
广西各地区经济发展水平差异显著，各自依托的经济发展要素也不尽相同，例如人力资本、环境资源、基础设施完善程度和地理位置等就相差较大。因此，各地区根据自身的条件优势，因地制宜地制定经济发展策略，就显得尤为重要。因地制宜地制定经济发展策略的同时，加强各地级市之间的经济合作，实现资源、信息的共享互通，人力、资金的自由流通，各自取长补短，将为促进各地区的快速、协调发展发挥重要作用。以南宁、桂林和柳州为主的老牌较发达地区，拥有较发达的工业基础、第三产业和相对完善的基础设施，在立足自身优势发展，加强与各地级市之间的经济合作中，要发挥好领头羊的作用，率先做出垂范，积极探索出可供借鉴的合作模式，增强对周边地级市的经济辐射力度，以少带多，以强扶弱，真正促进广西经济发展迈上新台阶。
（二）依托良好的区位优势和叠加的'政策优势，积极推动开放型经济发展
随着经济全球化和区域经济一体化的发展，我国经济和世界经济发展的融合在不断加深，积极推动外向型经济的发展，成为了我国及各地区经济转型升级的关键所在。2015年3月，国家发改委、外交部和商务部联合发布了《推动共建丝绸之路经济带和21世纪海上丝绸之路的愿景与行动》，广西借助于自身的区位优势，被纳入国家“一带一路”建设规划，发展开放型经济面临着重大的历史机遇。广西的外向型经济近些年来虽有发展，但整体情况仍不容乐观，相对薄弱的经济基础制约着开放型经济的发展后劲以及支撑开放型经济发展的高级要素也存在不足[2]。借助于“一带一路”战略实施的机遇和叠加密集的国家开发政策，依托沿海、沿江、沿边的区位优势，借鉴东部沿海典型的开放型经济发展模式，例如上海模式和东莞模式，积极推动广西的外向型经济发展，才能快速、协调地完成广西经济的转型升级。
（三）强化科技创新，加速推动产业结构优化升级
科技创新与产业结构优化升级是长期的协调关系，依托于科技创新能有效推动产业结构优化升级。一般来说，产业结构指的是一二三产业所占的比重，产业结构优化升级有两个含义：一个是产业结构合理化，另一个是产业结构高级化，如果第三产业所占的比重越大，那么可以说它的高级化程度越大[3]。未来一段时间，可以从以下几个方面强化科技创新，加速广西产业结构的转型升级：一是加强科技创新方面的改革，建立完善的科技管理协调机制和信息公开机制，优化科技资源配置机制，以统筹科技创新全方位管理；二是加大对科技创新的财政支持，保证各项用于科技创新的资金行使到位；三是优化科技创新体系，不仅要保证建立完善的科技创新管理机制，更要全面扩大科技创新的主体，落实科技创新成果的投入使用。
（四）完善各地区的基础设施建设，大力发展地区特色经济
广西各地区经济发展水平差异显著，相对发达的地区，例如南宁、柳州和桂林等，除主城经济区外，基础设施建设仍不尽完善。河池、百色、崇左等市地处偏远地区，交通不便，基础设施建设更是落后。良好的交通条件、便利的通讯设施、覆盖全面的水利、电力设施等是居民和企业的共同物质基础，更是物质生产和劳动力再生产的重要条件。因此，各地区应把完善基础设施建设放在重要位置，适当扩大社会固定资产投资总量，积极利用本地区丰富的人文资源，打好“侨牌”，让更多拥有广西籍的海外华人华侨参与到广西的经济建设之中，尽快完善基础设施建设，为经济的快速发展提供良好的基础。同时，各地区应找准自身的发展定位，结合地区优势，大力发展地区特色经济。
参考文献：
[1]孟倩.基于主成分分析和聚类分析的山东省区域经济协调发展研究[J].区域经济，2016（1）：138-139
[2]李继宏.“一带一路”建设背景下广西开放型经济发展模式及实现路径[J].广西社会科学，2016（4）：14-19
[3]徐晓慧.广西科技创新对产业结构升级的影响[J].合作经济与科技，2016（11）：19-21
世界银行关于中国GDP数据的调整及其存在的问题
（内容提要：论文深入研究了世行调整中国GDP数据的原因、方法和结果，系统地阐述了90年代初以来中国统计体系和价格体制改革所取得的巨大进步，以事实为依据，利用大量翔实的资料，对世行的调整方法进行了逐项剖析，揭示出其存在的问题，阐明了这种调整方法已经不符合中国目前的实际情况、世行不应再调整中国GDP数据的基本观点。
本文发表在《经济研究》1999年第6期。）
90年代初，世界银行派代表团对中国统计体系进行考察之后，发表了一篇考察报告：《转换中的中国统计体系》。报告认为，中国统计体系虽然进行了深入的改革，但其在基本概念、调查范围、调查方法等方面仍存在着很大缺陷:基本概念仍深深扎根于传统的物质产品平衡表体系（MPS），调查范围仍主要限于物质生产领域，调查方法仍以传统的全面行政报表为主；中国价格体制虽然进行了许多重大改革，但仍保留着传统价格体制的许多本质特征，许多产品的价格仍然处于政府控制之中。这些情况导致中国官方国内生产总值（GDP）总量数据的低估和速度的高估。1994年，世行发表了一篇专题报告：《中国人均GNP》。它以上述考察报告为依据，对中国官方1992年GDP数据进行了较大幅度的向上调整。世行公布的1993-1997年的中国人均GNP数据是在其调整后的中国1992年GDP（注1）总量数据和中国官方公布的经济增长率数据基础上计算出来的。因此，世行公布的中国1992-1997年人均GNP数据远大于中国官方人均GNP（注2）的美元折算数。本文阐述世行关于中国官方1992年GDP数据的调整及其存在的问题。
一、世界银行关于中国官方GDP数据的调整
世界银行对中国官方GDP数据的调整包括三个方面内容：一致性调整、范围调整和估价调整，综合调整比率为34.3%。其中一致性调整和范围调整是关于统计体系的不完善所做的调整，估价调整是关于价格体制的影响所做的调整。
世行关于中国官方GDP数据的调整情况简要概括在表1中：
表1：世界银行关于中国官方GDP数据的调整
调整项目 调整幅度 对GDP的影响(%)
自产自用的粮食 上调20% +0.8
存货增加 下调1/3 -1.6
福利服务 10%企业劳动力从事福利服务 +1.6
亏损补贴 补贴视作政府最终支出 +0.8
一致性调整合计 +1.6
粮食产出 上调10% +0.9
蔬菜产出 上调30% +2.3
农村工业产出 上调10-15% +0.6
农村服务业产出 上调50-60% +6.5
住房服务支出 上调40% +1.5
范围调整合计 11.7
住房服务 179.8% 1.5
全部其他行业 -12.1%-43.0% 16.6
估价调整合计 18.3% 18.3
总计 34.3
注：1、农村工业包括农村煤炭开采业、纺织业、消费品制造业和其他工业
2、农村服务业包括人文服务业、原材料服务业和其他服务业
3、全部其他行业包括粮食作物种植业、其他作物种植业、煤炭开采业、纺织业、消费品制造业、其他工业、人文服务业、原材料供应业、其他服务业
（一）一致性调整
从表1可以看出，世行关于中国官方1992年GDP数据的一致性调整包括以下几个方面：
1、农民自产自用的粮食
世行认为,中国统计体系以低于市场的价格估价农民自己生产自己消费的粮食。它假定对这部分粮食进行一致性估价将使其价值增加20%,这种调整使GDP上升0.8%。
2、存货增加
世行认为，中国对不能销售或不能按计算产出时所采用的价格销售的产出存货增加的计算存在严重的不一致性。它认为，一般来说，如果这些存货结转另一年，并最终被废弃或按大打折扣的价格销售，中国没有对GDP中的存货增加做相应的调整。因此，存货增加大于采用一致性估价所应有的价值量。世行因此将中国的存货增加调低1/3，导致GDP下降1.6%。
3、福利服务
世行认为,中国企业改革的最重要组成部分之一,是将目前企业对职工提供的诸如住房、医疗等福利性服务市场化。这种改革的结果将导致GDP上升。世行假定有10%的劳动力从事相应的服务,并假定这些服务转向市场化。通过投入产出计算,这种假定使GDP 上升1.6%。
4、企业亏损补贴
中国统计规定,企业亏损补贴作为GDP的负项。世行认为,在许多情况下,企业亏损是政府价格政策的结果。从经济观点来看,这种补贴是对以优惠价格提供货物和服务的补偿,统计上应当处理为政府的货物和服务购买和政府对相应接受者的分配,即不应当作为GDP的负项,而应当作为正项包括在政府最终支出中。世行对这种处理方法进行了调整，结果使政府支出增加7%,导致GDP上升0.8%。
综合上述结果,世行将中国官方1992年GDP数据上调了1.6%。
（二）范围调整
从表1可以看出，世行关于中国官方1992年GDP数据的范围调整包括以下几个方面：
1、粮食
世行认为,中国的耕地面积被低估了十分之一到三分之一（与卫星测量的耕地面积相比）；同时，样本产量可能被高估了,综合两方面因素,将中国的粮食产出调高10%，导致GDP上升0.9%
2、蔬菜
世行认为,中国蔬菜产出价值的计算没有反映单位面积的蔬菜实物产量随时间和收获周期而变化以及市场力量正在鼓励蔬菜的非旺季生产(此时价格较高)情况,同时,蔬菜耕地面积的测算也是不准确的。考虑以上各方面因素,世行将中国的蔬菜产出价值调高30%,导致GDP上升2.3%。
3、农村工业
世行认为,村及村以下工业的产出被低估,因为相应企业通常没有完整的财务报表和不属于国家统计局直接管理的统计调查系统。农村工业的迅速发展和一定程度的偷漏税情况影响到产出的低估。某些迅速增长的农村工业,如建筑材料工业,高价格和高利润鼓励了产出的低估。利润低的行业,如煤炭开采业,也有低报的刺激,因为煤炭的自由市场价格较高。另外,世行也指出,为了夸大地方官员的政绩,农村工业也出现了高估产出的现象。综合上述因素,世行将中国农村工业产出调高10－15%，导致GDP上升0.6%。
4、农村服务业
世行认为,农村服务业,例如农村卡车和拖拉机运输服务业发展的非常迅速，但是中国没有一套系统的测算方案;农村服务业统计基本上没有包括临时生活和工作在城市的农村人从事的服务活动，例如大量的个体维修店的修理人员、小贩、餐馆老板、理发师和家庭佣人,等等。考虑上述因素,世行将农村服务业产出调高50%-60%，导致GDP上升6.5%。
5、居民住房服务
世行认为,中国居民住房服务既存在范围方面的低估，也存在价格方面的低估。从范围方面讲，城市和农村住房服务统计都不完整。中国的住房服务价值是通过住房面积、造价和折旧率等资料推算出来的，但住房面积资料不完整，城市住房面积调查资料没有包括居住在城市里的农村居民住房面积，农村住房面积调查范围的不完整性更加突出。世行假定国家统计调查网络覆盖了中国所有住房的三分之二到四分之三,进而把中国的住房服务价值调高40%,导致GDP上升1.5%。
综合上述结果,世行将中国官方1992年GDP数据上调了11.7%。
（三）估价调整
世行认为,由于扭曲的价格体制和生产率方面的差异,中国工业的土地和资本回报率远高于其他行业，消费品制造业的回报率最高,服务业和煤炭行业的回报率最低,农业的回报率也比较低，中国进一步的价格改革将改变行业的营利状况。世行试图将各行业的土地和资本回报率调整到全国的平均水平。由于纺织行业在中国对外贸易中很重要,世行在估价调整过程中,保持该行业的价格不变，将住房和其他房地产业的价格提高,纺织业以外的消费者制造业的价格降低。世行利用1987年投入产出表对GDP进行了调整,结果使GDP上调18.3%。
综合上述三个方面的调整结果,世行将中国官方1992年GDP数据上调了34.3%。
二、世界银行关于中国GDP数据调整存在的问题
世行关于中国GDP数据的调整是建立在它对80年代末90年代初中国统计体系和价格体制的了解和判断基础上的。90年代初以来，中国统计体系和价格体制改革取得了巨大进步。就统计体系来说，随着国民经济核算制度的改革，基本概念和基本框架已经基本上实现了向国民经济核算最新国际标准--联合国1993年SNA的转换；统计调查范围已经由传统的物质生产领域扩展到非物质生产领域；全面行政报表的统计调查方法已经被以普查为基础，抽样调查为主体的调查方法体系所取代；开展了多项普查，包括农业普查、工业普查、第三产业普查、基本单位普查，等等；许多专业统计采用了抽样调查方法，例如农产品产量调查、农村和城市住户调查、价格调查，等等。这一系列统计改革，使中国统计体系得到不断完善。就价格体制来说，中国进行了广泛而深入的改革，目前，市场价格已经成为中国价格体系的主体。
具体说来，世行关于中国GDP数据的调整至少存在以下若干方面问题：
（一）一致性调整问题
1、农民自产自用粮食的估价
中国农业统计规定，农民自产自用粮食的价值，按出售的综合平均价格计算，这种综合平均价格综合了国家收购价格与市场价格两种因素。近些年来，中国粮食连续获得丰收，为了保护农民种粮的积极性，国家的粮食收购价格已经高于，而不是低于市场价格，因此，上述综合平均价格不会低于市场价格。世行关于中国统计体系以低于市场的价格估价农民自产自用的粮食的判断，已经不符合中国目前的实际情况。
2、存货增加
80年代末90年代初，受传统的计划经济体制的影响，还有相当一部分企业只考虑生产不考虑市场需求和赢利情况。这些企业生产出来的部分产品可能销售不了，只能被废弃或按大打折扣的价格处理。因此，就当时的情况来说，世行把中国的存货增加调低三分之一，可能是不过分的。但是，自从党的十四大把中国经济体制的改革目标确定为市场经济体制以来，情况发生了很大的变化，市场需求和赢利状况已经逐步成为企业生产决策的主要考虑。因此，企业生产的产品被废弃或按打折扣的价格处理的情况明显减少。所以，世行的调整比率不再适合中国目前的存货产品销售的实际情况。
3、福利服务
近些年来，中国进行的一系列企业制度改革，正在推动企业的福利性服务逐步走向市场化，企业从事福利性服务人员的比例正在逐步下降。因此，至少对于中国目前的企业情况来说，世行假定企业有10%的劳动力从事福利性服务的比例太高了，相应地对GDP的调整比例也就不合适了。
（二）范围调整问题
1、粮食
中国官方统计的耕地面积数据确实低于卫星测量数据，但是，卫星测量出来的耕地面积包括25度以上的坡地、河滩地、轮休地、沟渠和田间道路等等。这些地不能视同正常的耕地。所以，中国官方的耕地面积数据与实际耕地面积之间的差距不像世行估计的那么大。另外，除了农业统计包括粮食产量调查外，农村住户调查还编制农村住户农业生产情况表和农村住户粮食收支平衡表，分别反映农村住户粮食生产情况和年初粮食结存、年内粮食收入、年内粮食支出、年末粮食结存情况。这些不同类型调查能够对粮食产量统计起到校对作用。根据以上情况，中国的粮食产出数据与实际情况应当是比较吻合的，世行将其调高10%，必将导致GDP数据的高估。
2、牧业
世行断定中国统计数据低估了农业产出，事实上，中国的经常性农业统计还存在高估的成分。全国农业普查结果表明，1996年统计年报中的肉类产量高估了22%，猪、牛、羊存栏头数分别高估了20.7%，、21.1%和21.8%。因此农业总产出和农业增加值被高估了。针对这种情况， GDP应当相应地向下调整。这是世行所没有料到的。
3、农村工业
全国第三次工业普查结果表明：由农业部乡镇企业管理部门统计的农村工业总产值数据高估了18000亿元（1995年），占全部农村工业总产值的40%。显然，与世行的判断恰好相反，农村工业产出应当向下调整，而不应当向上调整。
4、农村服务业
世行关于中国农村服务业统计不完善的判断和数据调整对于80年代末、90年代初的中国统计状况来说，是不过分的。但是，中国在1993至1995年开展了首次第三产业普查，对包括农村服务业在内的全部服务行业进行了全面调查，同时，根据普查资料对GDP历史数据进行了较大幅度的调整：
表2：第三产业普查关于服务业增加值和GDP数据的调整比率(%)
年度 GDP 第三产业 运输邮电通信业 商业 非物质服务业
1978 1.0 4.4 0.0 0.0 9.3
1980 1.1 5.2 0.0 0.0 9.6
1985 5.1 20.6 0.0 52.2 11.9
1986 5.3 21.2 0.0 58.1 12.4
1987 5.8 23.0 0.0 62.3 13.2
1988 6.1 23.4 0.0 65.1 10.7
1989 5.7 20.3 0.0 66.7 8.8
1990 4.8 17.2 2.7 67.6 8.5
1991 7.1 24.7 10.4 67.6 13.9
1992 9.3 33.1 9.5 88.7 21.7
1993 10.0 32.0 11.7 73.4 24.8
注：本表根据《中国统计年鉴，1994》和《中国统计年鉴，1995》计算。
事实上，这种调整已经大大超过世行对农村服务业的调整。例如，世行对农村服务业数据的调整导致1992年 GDP数据上升6.5%,而第三产业普查之后，中国对同年GDP数据的上调比例达9.3%。因此世行对中国农村服务业统计的判断和数据调整已经不再适合中国目前的实际情况。
（三）估价调整问题
90年代初以来，中国确立了建立社会主义市场价格体制的目标模式，价格改革取得了突破性进展，严重扭曲的价格结构得到明显改善。例如，从1990年到1997年，世行认为土地和资本回报率最低的服务业和煤炭工业价格分别上涨了222%和206%，而属于土地和资本回报率最高的消费品制造业的食品工业和纺织工业价格仅分别上涨96.8%和60.3%。特别重要的是，目前，市场机制在中国货物和服务价格形成中已经起了主导作用。货物的价格基本上由市场决定，除部分服务业，如居民福利性住房服务业仍偏离市场价格外，绝大多数服务业的价格也由市场决定。即使那些偏离市场价格的服务业也正在迅速向市场价格过渡。例如，随着住房制度的改革，住房服务将市场化，福利性住房服务不久将不复存在。
另外，有关部门在对33种具有代表性的商品进行国内外价格比较时发现，1998年11月，国内价格高于国际价格的有22种，占69%，其中包括小麦、玉米、大豆、豆油等农产品，硫酸、盐酸、尿素等化工产品，汽油、柴油等能源产品，铝锭、生铁等冶金产品，等等。
总之，在中国的价格形成机制、价格规模和价格结构发生重大变化的情况下，如果世行仍然依据1987年投入产出表对各行业进行价格方面的调整，也势必导致GDP数据的高估。
注1： 由于中国官方GDP和GNP数据差距不大，世界银行在计算中国官方人均GNP时是以中国官方GDP数据，而不是以GNP数据为基础。由于同样的原因，本文对GDP和GNP不加区别。
注2：中国官方人均GNP是按人民币计算的。
参考文献——
1.Document of the World Bank No.13580-CHA:China GNP per Capita，December15,1994.
2.世界银行文件：《转换中的中国统计体系》，国家统计局内部翻译件。
3.国家统计局1998年制定：《国家统计报表制度》。
4.国家统计局1998年制定：《农村住户调查方案》。
5.国家统计局编：《中国统计年鉴》(1994,1995 ，1997，1998） ，中国统计出版社 1994、1995、1997和1998年出版。
6.许宪春著：《中国国民经济核算体系改革与发展》，经济科学出版社1997年出版。
7.《价格监测与分析》1998年第22期
