作者：陶一桃,刘巍
出版社：社会科学文献出版社
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计量经济史研究(2017年第1期)试读：
前言
陶一桃一个民族能向后看多远，就能向前走多远。历史给予我们的不仅仅是厚重，更多的是追溯本源的思考、去除浮躁的理性和启迪心灵的智慧。所以，对历史研究本身来说，它从来都不只是考古的深奥、史料的发掘，而是某种意义上的历史的开始。正如休谟所言，“历史不仅是知识中很有价值的一部分，而且还打开了通向其他许多部分的门径，并为许多科学领域提供了材料”。西方美学史家意大利人克罗齐说过一段很耐人寻味的一句话，“一切历史都是当代史”，“要了解但丁，我们必须把自己提升到但丁的水平”。我以为，这或许可以看作对计量经济史研究者的自勉。《计量经济史研究》学术集刊的前身，是广东外语外贸大学中国计量经济史研究中心主办的《中国计量经济史研究动态》。它创刊于2009年1月，是一本赠送国内外同行的学术通讯，以季刊发行，每期4篇论文，已创办32期，累计发表学术论文128篇。8年来，这本学术通讯赠送包括中国台湾、中国香港、中国澳门，美国、日本和澳大利亚等国家和地区在内的150多家国内外研究机构和同行学者。《计量经济史研究》学术集刊创始人刘巍教授告诉我，他最初创办《中国计量经济史研究动态》的动机就是想为计量经济史研究者们提供一个非正式的思想交流园地。一方面为计量经济史这个新兴学科在国内学术界做做“广告”，另一方面赠送境外学者，方便国内为数不多的计量经济史学者与国外同行进行学术交流。20世纪50年代，新经济史学派（即计量经济史学派）在美国兴起。他们根据经济学原理已经反复证明的函数关系，对不可能存于文献中的关键数据，利用已知的数据以计量经济学的方法推算出来，从而开辟了经济史中过去无法进行研究的新领域。当国外计量经济史日臻成熟的时候，国内一些著名学者也意识到了这个学科领域的重要性。于是，号召性的言论时常见诸书刊。直至1996年，中国大陆学术期刊才有计量经济史论文发表［台湾学者王良行《上海贸易条件研究（1867～1931）》，《近代史研究》1996年第3期］。
计量经济史的研究需要多学科知识的同时应用与支撑。它要求研究人员同时具备历史学、经济学、计量经济学多个学科的知识积累与学养积淀。或许可以说是时代的造就，8年多来，作为学术通讯的《中国计量经济史研究动态》，以其学术的魅力吸引着一些中青年学者对这一冷僻而又有些高深的学科进行研究、探索。他们是广东外语外贸大学的陈昭教授、崔文生副教授、上海财经大学的李楠教授、山东大学的张乃丽教授、华南师范大学的刘愿教授、广西师范大学的徐毅教授、中央财经大学的兰日旭教授、中南财经政法大学的瞿商教授和易棉阳教授以及台湾清华大学赖建成教授。
随着教育部人文社科重点研究基地——深圳大学中国经济特区研究中心与广东外语外贸大学中国计量经济史研究中心学术交流的加深，尤其是刘巍教授作为访问教授加盟深圳大学理论经济学学科团队，为了使计量经济史的研究有一个可以持续开展的学术平台，为了增加深圳大学理论经济学在经济史研究领域的学术实力和研究方向的特色，深圳大学中国经济特区研究中心创办《计量经济史研究》学术集刊，并希望借此承继前人开创与成果，扎实开拓与收获。
作为《计量经济史研究》的创刊号，本期择刊论文10篇。我们希望在分享结论、方法和思想的同时，也能收获思想与思想的碰撞、智慧对智慧的启迪。
歌德说：“历史给我们最好的东西，就是它所激起的热情。”
对近代中国50年GDP数据的估算（1887～1936年）
[1]刘巍内容提要：从20世纪30年代到1997年，中外学者对近代中国个别年份的GDP做了估算，这些估算在方法上都属“会计核算”，且由于各家学者所见资料不同，往往对同一年份的估值差距较大。在已有成果的基础上，利用“计量推断”方法，我们曾在柯布—道格拉斯生产函数和总供求理论框架下估算了1913～1930年的GDP；现又利用进口函数估算了1888～1912年的GDP数据。这样一来，我们就构建了近代中国50年（1887～1936年）的GDP时序数据，其中的41个观测点数据是我们利用计量经济学方法估算的。
关键词：近代中国 GDP 估算方法
国内学者大都将1840年作为中国近代社会的起点，近代经济史的研究一般也从这一时点开始。但是，在两次鸦片战争到太平天国运动时期，还没有充分证据说明中国的经济结构有重大变化或有可关注的亮点出现。直到19世纪70～80年代，在“中体西用”思潮的推动下，中国一批开明的实权派官僚开始兴办洋务，中国经济才真正开始[2]了自上而下的近代化过程。同时，从19世纪80年代到全面抗日战争爆发前夕（1887～1936年），又是中国近代历史上相对和平的时期（尽管区域规模的战乱不止），只有这50年的时间才是近代化经济相对正常发展的时期。这50年的时间，充满着中国经济变革的重要经验和教训，因此，深入研究近代中国50年的宏观经济运行是学界义不容辞的责任。但是，这50年宏观经济数据的部分缺失构成了研究的瓶颈，使得研究无法向纵深进行，这是中国经济史学界多年的遗憾。众所周知，GDP是研究经济运行不可或缺的数据资料，但是长期以来，近代中国GDP只有零零散散、互不衔接的十几个年度的数据，中国经济近代化过程中的许多重大问题因此无法得到研究。正如著名经济学家许涤新先生1983年所说：“鸦片战争一百年来，中国资本主义有所发展，但又未能充分发展，这是没有争议的。但他究竟发展到[3]什么程度？各时期发展的水平如何？仍是模糊的。”尤其有害的是，在这一过程中产生了许多只有论点没有充分论据的“学术观点”，甚至存在各家对同一问题依据不同的零散资料，意见相左、长期争执不休的现象。许涤新先生在批评这种现象时说：“不做定量分析，往往流于空洞、抽象化、概念化。不做定量分析，也就可以把小事看成大事，把局部看成一般，把次要因素当作主要因素。有许多问题，往往[4]争论不休，这就需要做定量分析，以求分晓。”要想以定量分析方法消除这些现象，就必须整理、推断和估算出近代中国宏观经济运行中主要变量的长时间序列数据，从而杜绝“举例法”导致的不科学判断和胡乱判断。一文献综述：学术界对中国GDP的估算值与估算方法
对中国GDP的估算始于20世纪30年代，以巫宝三先生和刘大中先生的工作为起点。此后，国内外许多学者都参与了这项工作，有人做了个别年份的时点估算，有人做了短时间序列估算。截至1997年，在近代中国1887～1936年的50年时序中，仅有十几年的不完全连续的GDP估算值，有一些工作是对同一年份的重复估算，且估值不同。刘佛丁、王玉茹在1996年总结了20世纪30年代以来的研究成果，我们将“功劳簿”列出（见表1）。表1 1997年之前学界对中国GDP数据估算的年份、估算者和文献出处表1 1997年之前学界对中国GDP数据估算的年份、估算者和文献出处-续表1表1 1997年之前学界对中国GDP数据估算的年份、估算者和文献出处-续表2
此外，对20世纪30～40年代近代中国GDP做出估算的还有柯林·[5][6][7][8][9]克拉克、邢慕寰、埃克斯坦、刘大钧和汪敬虞等学者，但在近年来的学术研究中很少有人引用这些数据。
对于近代中国宏观经济数据的估算，目前来看，主要有两种大思路。第一种是“会计核算”思路，就是根据史料对个体数据进行加总，得到总体数据。这种方法被经济史学家广泛使用，表1中所列数据都是用这种方法估算出来的。在会计核算大思路之下，按照刘佛丁先生的总结，有三种可以用的统计方法：其一，价值增加法或收入来源法（the value added or income originating approach）；其二，收入支付法或分配份额法（the income payment or distributive shares approach）；其三，最终用途法或最终产品法（the end use or final product approach）。大多数学者都是采用第一种方法估算GDP数据[10]的，因为第二、第三种方法资料瓶颈太严重，更为艰难。
按照第一种大思路中的任何一种方法估算，对于同一年份、同一数据来说，不同的学者通常得出差距较大的不同数值，完全不具有可重复性。同时，运用第一种大思路估算数据，需要大量的历史资料，一旦个体资料缺失，就不能估算总体数据，在很大程度上还要依靠揣测，这是产生争议的原因所在。最为不利的是，一旦某一时段某种必需的资料缺失，就根本无法估算宏观经济总量。这也许就是既有文献中的估算值年份比较集中的重要原因之一。
20世纪60年代，在美国兴起了计量经济史学派，苏联随后也出现了热衷于研究计量经济史的一批学者。他们根据经济学原理已经反复证明的函数关系，对不可能存于文献中的关键数据，利用已知的数据以计量经济学的方法推算出来，从而开辟了经济史中过去无法进行研究的新领域。同时，他们对过去以点代面形成的定性判断进行检验，使经济史研究的科学性大大提高。美国新经济史学派对19世纪美国国民收入、劳动力数量、农业劳动生产率、铁路运输效率等数据的估算被认为是他们做出的最卓越的贡献。在日本，著名经济学家大川一司根据税收的历史资料将日本的国民收入数据倒推至1878年。他的研究经过反复检验，被世界各国研究日本经济发展的学者认同，也被日本官方出版物所采用。
国内的第二种估算大思路是源于美国计量经济史学派的“计量推断”思路，就是根据现代经济理论框架，抽象出理论的前提假设，根据近代中国宏观经济运行条件，建立或者修正理论模型，使用既有的数据、运用计量方法进行实证分析，根据通过检验的数量模型外推出缺失的某一变量数据。例如，假定历史上存在着一些年份的储蓄数据，但有些年份数据缺失。我们可以在经济学分析框架的指引下建立逻辑模型，利用既有的储蓄数据和其他变量数据（如收入、价格、利率等）做出历史储蓄数量模型。如果宏观经济运行的其他条件无重大变化，依据数量模型给出的参数外推出缺失年份的储蓄数据基本上是可信的。国内最先使用第二种思路的是刘巍（1998）教授，他首次使用柯布—道格拉斯生产函数框架估算了1927～1930年的中国GDP数据。
到目前为止，国内学界对于第二种估算大思路仍多有质疑——得到的结果能是真实数据吗？研究结论表明，用这种大思路下的方法得到的同一年份的估算值差异不大，具有较强的可重复性。同时，只要逻辑推演没有问题，前提假设与市场条件贴近，模型设定与实证结果较好，接受第二种思路下的估算方法有何不可呢？何况，我们使用该方法估值时，要么是缺数据不能做，要么就是使用某一时段内某一经济领域既有的全部时点数据估算出的，不可谓不全面。一个最为严峻的问题是，也许不用计量推断方法今后我们也难以得到这些数据[11]。许涤新先生对此问题的看法是：“我国史籍一个重大缺点是不注意数量统计，而经济现象如无数量概念则很易走入迷途。为此，不能[12]不利用各种方法进行估计。估计自不免误差，但终胜囫囵。”由此可见，许涤新先生是赞同“利用各种方法进行估计”的。但在20世纪80年代，中国计量经济学方法尚不普及，计量经济学人才匮乏，对计量经济学的功能之认识尚不全面。例如，当时在《中国资本主义发展史》一书中运用计量经济学的条件还不够成熟，但许涤新先生提出的要求是，凡能够定量的，尽可能做一些定量分析，以发现问题，[13]或验证定性结论。
经过“文革”时期的停顿，从20世纪80～90年代开始，以南开大学领先，国内经济史学界开始在经济学理论框架内研究近代中国的经济运行。但是，经济数据的缺失仍是深入研究的瓶颈。例如，刘佛丁、王玉茹、于建玮所做的近代中国经济周期研究，本来应该用GDP数据来做，但由于没有GDP数据，只能用价格等相关数据代替[14]GDP数据做经济周期分析。这样，就可能产生一个问题，即在近代中国供给约束型经济态势下，价格和产量异步的可能性非常大，价格高涨，GDP也许是走低的，即所谓“高低型”。由此可以看出，估算近代中国的长时间序列GDP数据已经是研究工作提出的迫切要求了。在这样的背景下，我们在柯布—道格拉斯生产函数的框架下，[15]使用计量经济学方法，估算了1927～1930年的GDP，与叶孔嘉博士估算的数据衔接起来，就有了1927～1936年近代中国的10年连续数据（见表2）。表2 1927～1936年近代中国GDP数据
近代中国100年，仅有10年的GDP连续数据，这是令学界遗憾和尴尬的事。由于获得柯布—道格拉斯生产函数中的资本存量长时序数据的困难较大，必须换个角度估算GDP数据。我们（2008）采用价格、货币量等数据建立了总供求数量模型。利用该模型，我们估算了 1913～1926年的GDP数据，并从储蓄、投资、进口等角度对估算结果做了验证。加上前面估算的1927～1936年GDP数据，就形成了近代中国24年时间序列的GDP数据（见表3）。表3 1913～1936年近代中国GDP数据二对1888～1912年近代中国GDP数据的估算
近代中国相对来说较为完整的数据资料当首推国际贸易，如进出口、汇率、关税等数据资料，其他方面的数据不是时序太短，就是不连续，难以利用。我们在前面的估算工作中，多使用贸易资料验证估算值，贸易资料属于“预备队”性质的资料。现在，已无其他资料可用了，因此，我们从出口角度入手，尝试估算19世纪末20世纪初中国的GDP数据。1.前提假设与理论函数
进出口理论模型是经济学界较早达成共识的理论之一，经几个世纪的国际贸易实践检验，被认为是开放条件下市场经济的基本规律之一。从一国进口角度来说，只要各国资源禀赋不同、存在着比较优势，就必然地存在进口本国不能生产的或自己生产不划算的货物的需求。进口商绝不会等待国家号召，只要法律不禁止，在利益驱动下就必然做进口生意。进口是拿钱买外国的产品，在价格一定时，买的数量的多少自然取决于一国的国民收入高低，在收入一定时取决于价格的高低。同时，国际贸易和国内贸易不同，价格是要经过汇率换算的，因此，汇率高低也是决定进口量的一个重要变量。将上述逻辑程式化，则有，假设1：进口国处于市场经济条件下；假设2：两国资源禀赋不同；假设3：两国间存在着比较利益。
在上述几个假设约束下，我们可以得出数理模型：m
IM=f（Y，e，P，t） （1）m
IM表示进口额，Y表示本国收入，e表示汇率，P表示进口品外币价格，t表示关税税率。
这种进口模型是否适合19世纪末20世纪初的近代中国？我们对此做一点逻辑分析。19世纪80年代末，近代中国在洋务运动的推动下，近代化过程已经开始，市场经济不断蚕食着自给自足的自然经济领地。虽然还不完善，但市场经济的脚步已经迈开，清政府已经没有能力阻止这一进程了。特别是在《马关条约》签订之后，最后一道束缚国人兴办实业的封建藩篱也被打破了。从众多的近代经济史资料中我们可以看出，中外资源禀赋差异性很大，尤其是技术资源的载体——机器设备为代表的资本品，中国更是短缺。从比较利益角度来看，由于技术禀赋的差异，在考虑成本收益、进口核算的市场经济条件下，近代中国的进口需求也是不小的，最为典型的就是洋纱对土纱的围剿。出口土货、进口洋货，中国被动地卷入了世界市场，虽不情愿，但事实上已经参与了国际分工。
从进口函数本身来说，需要注意的是，这是在金属本位制和短缺经济条件下——供给约束型经济——的购买模型，它在以下方面应与当代需求约束型经济中的进口不同。
第一，1888～1913年，中国的进口商品结构变化不大，各种主要进口品在总进口额中所占比例变动幅度较小。经济史学界对此看法比较一致。郑友揆（1984）曾根据《中国海关贸易报告》提供的数据总结过：19世纪80年代后期以来，棉货、鸦片、棉纱、煤、煤油、金属、机械一直是中国进口的主要商品，并且始终占进口总值的75%左右。
第二，我们（2008）在估算1913～1926年近代中国GDP数据时曾计算过，1913～1936年，中国进口的汇率弹性为0.266。郝雁（2007）在一篇论文中计算出了近代中国出口的汇率弹性值为-0.34（两个弹性都是按间接标价法数据计算）。两个弹性绝对值相加远小于1，就此，基本上可以认定，在近代中国马勒条件不成立。从罗宾逊夫人弹性分析法的前提假设中可以看出，“所有与产量有关的弹性均为无穷大”应该是针对“需求约束型经济”而言，在近代中国“供给约束型经济”态势下，汇率变动对外贸总值的影响不大。
第三，在我们考察的1888～1912年，中国实行银本位制度，中国国币汇率随着国际市场的金银比价自由波动，政府从未采取过任何货币政策干预汇率。汇率（银价）变动直接影响的是中国的货币供应量：银价上涨——白银流出中国——银根紧缩；银价下跌——白银流入中国——银根宽松。而不是现代纸币条件下的“银根紧缩——币值上升”，“银根放松——币值下降”。这样一来，在其他条件不变时，如果近代中国的本币升值造成银根紧缩，反而会对进口产生不利影响，从而在一定程度上抵消本币购买力增加的优势，反之亦然。所以，汇率对近代中国的进口应该影响不大。
在近代中国经济市场化水平尚低的19世纪和20世纪之交，中国和西方列强的区别可能在于，较低收入水平可能导致边际进口倾向不高。同时，在较低的收入水平、低下的科技水平上，中国国民购买的选择能力应该较弱，即进口商品结构的稳定性在一定程度上反映了中国进口偏好的黏性。因此，进口额可能对价格、关税等变量的反应未必敏感。这显然是属于实证范畴的问题，可在数量分析过程中得到求证。2.对近代中国进口逻辑的数量分析
计量经济学的一个基本原则就是要求所有的观测点要在“同一经济过程”之中，如果观测点横跨两个经济过程，必然会影响数量模型的效果。有鉴于此，我们把观测点的时段确定在1887～1929年［数量模型的样本区间为1913～1929年（见表6）；1912年之前的GDP数据暂时缺失］，即不包括世界经济大萧条之后的时期。因为1929年开始的世界经济危机，其范围和深度是空前的，所以1929年和1929年之前应该不属于同一经济过程。在表6中，我们列出了英汇指数，而不是现代经济学概念中的有效汇率指数。我们主要基于如下考虑：1888年，中国来自英国和英国属地的进口商品额度占进口总额的87%；到1913年，中国来自英国和英国属地的进口商品额度占进口总额的56%。直到1935年，中国来自英镑区的进口商品额度依然占进口[16]总额的24.7%，占比高于中国从其他任何国家进口的商品额度。况且，1929年大萧条之前参与对华贸易的资本主义列强都实行金本位货币制，金银比价一旦变动，就意味着中国国币对所有金本位货币制国家货币的汇率变动。
根据计量经济学的基本理论，实证分析之前要判定变量的平稳性，否则容易引起虚假回归。变量平稳性常用的检验方法是ADF检验，本文依据ADF单位根检验法的基本理论，结合检验形式、差分次数以及DW值大小，综合判断变量的单位根情况，Y、IM、e在1%或5%的m显著水平上通过ADF平稳性检验，P、t未能通过检验（见表4）。表4 变量的ADF单位根检验结果
上述变量的ADF单位根检验结果表明，理论模型中涉及的变量都是一阶单整序列，变量都是非平稳的，非平稳变量之间的最小二乘回归很可能为伪回归，因为蒙特卡洛模拟已经表明单位根变量之间的回归在很大程度上具有接受相关关系的更高的检验势。因此回归之前要判断变量之间的协整性，有协整关系才可直接利用普通最小二乘法，否则需要另行处理，本文变量的JJ协整检验结果，如表5所示。表5 JJ协整检验结果
协整检验结果表明在5%的显著水平上三个变量之间具有协整关系，因此，可以直接运用普通最小二乘法回归。回归结果如下：
IM=-714734.9+6903.388Y+1259.188e （2）123
t=-6.39 t=21.90 t=2.88123
s=111906.0 s=315.26 s=437.722
R=0.97 JB=1.21（0.54） LM（1）=1.58（0.21）
LM（2）=1.85（0.40）
ARCH LM（1）=1.12（0.29） ARCH LM（2）=3.21（0.20）
White=2.22（0.82）表6 1887～1929年近代中国的英汇指数、进口额、进口物量指数与GDP数据
上述检验指标后面括号中的数字表示对应的伴随概率。残差正态性的JB统计检验接受正态性的原假设；模型自相关的LM检验表明模型不存在一阶和二阶自相关；异方差的ARCH LM与White检验表明模型不存在异方差；同时在样本容量内时间段的各年度Chow检验表明不存在结构突变；判定系数达到0.97。上述整体检验结果表明模型回归符合计量经济学的基本假设，并且拟合效果很好，我们将据此估算1888～1912年近代中国GDP值。3.对1888～1912年近代中国GDP的估算与检验
利用前面拟合的模型IM=-714734.9+6903.388Y+1259.188e，在解释变量的系数标准差允许的条件下，我们两次修正了模型的参数。第一次修正，使之符合1887年的GDP已知数据；第二次修正，使之符合1913年的GDP已知数据。然后，按等差原则放大或缩小参数，计算出所缺年份GDP值。经计算（运算过程略），得出1887～1993年近代中国GDP数据，如下表7所示。表7 1887～1913年近代中国GDP数据三对1888～1912年近代中国GDP估算值的验证与误差估计
对1888～1912年近代中国GDP数据做出估算后，我们拟从尽可能多的角度对这些数据进行验证，以判断数据的质量。但是，这个工作越是伸向历史深处越是困难。因为离开现代越久远，可用的近代中国数据资料越少。从现存资料入手，我们只能借助同时代不太发达且有国民收入统计（估计）数据的国家来做验证。1.意大利
由于当时是金本位之下的固定汇率，所以，模型选用收入和本国[17]与外国价格之比两个解释变量，样本区间为1913～1929年。首先，我们将早期某年（贸易伙伴国指数的基期各不相同）为100和1929年为100的定基指数衔接起来。然后，在处理外国价格数据时，我们用意大利进口主要来源国奥匈帝国、法国、德国、瑞士、英国和美国的价格，以进口额为权，加权平均得出了时序数据。变量差分后的各序列在1%、5%的显著水平上通过ADF平稳性检验。协整检验结果也表明在5%的显著水平上三个变量之间具有协整关系。
仿照近代中国GDP数据的估算模式，用最小二乘法做出回归模[18]型后，我们两次修正了模型的参数。第一次修正，使之符合1888年的GNP已知数据；第二次修正，使之符合1912年的GNP已知数据。然后，按等差原则放大或缩小参数，计算出其余年份GNP数据，得到表8所示的数据。为便于观察，我们用估算值和实际值做出1888～1912年意大利GNP的实际值与估算值折线图（见图1），我们看到，估算值和实际值的趋势是一致的，经计算，两套数据的相关系数为0.993。表8 意大利GNP的估算值与实际值图1 1888～1912年意大利GNP的实际值与估算值
从表8的数据看，意大利GNP的估算值和实际值的误差率绝对值最大为1895年的5.6%，最小为1897年的0.125%，误差率均值为0.3%。同理，表7的数据应该可以反映1888～1912年近代中国GDP数据变动的基本趋势，但不可避免地会存在一定误差。根据19世纪与18世纪之交的世界历史分析，中国GDP估计值的误差率应该小于意大利GNP的估计值。这样说的根据有以下两点。第一，虽然意大利的工业当时在欧洲不算发达，但和同时期中国相比，意大利的农业产值在GDP中所占比例是小于中国的。如果叶孔嘉估算的20世纪30年代农[19]业在近代中国GDP中的权重为62.9%是可信的，那么中国1913～1929年的农业权重至少不会低于62.9%。而意大利1889～1929年的农[20]业权重则从50%下降到了37%。可以说，这一时期中国农业是相对稳定的，变动较大的是工商业。如果一个国家的产业百分之百是农业的话，几十年的产值变动也不会很大。从莫曰达先生统计的资料来看，[21]1894～1933年中国农业是缓慢增长的。经济变动的幅度越小，模型外推的数据应该越可靠，所以，用中国1913～1929年的模型外推1888～1912年的GDP数据，误差率应该小于意大利。第二，中国1913～1929年的进口模型质量优于意大利的进口模型质量。因为意大利是第一次世界大战的直接参战国，战时必须购买军火和军需品（1915年从美国的进口突然增加就反映了这一问题），在其GNP不足时，也会使用国际贷款或以其他负储蓄的形式来进口，所以进口会偏离GNP的制约。而中国不存在这样的问题，中国参与一战的程度不深，甚至是象征性的，中国领土又远离欧洲战场，政府对经济基本不干预，进口基本上按中国经济固有的规律进行。2.日本
我们用与意大利同样的方法拟合了1913～1929年日本的进口模型、估算了1888～1912年日本的GNP数据。和实际值相比，日本模型的误差率大于意大利，均值达到了5.7%（见表9）。本文认为，日本的误差率较大有如下几个原因。第一，从1897年起日本实行金本位制度（晚于西方国家），在样本区间内其经济制度发生了一定程度的变化，用1913～1929年的模型外推数据，自会有一定误差。第二，日本在甲午战争中获得了巨额赔款，相当于日本6～7年的财政收入，突然的暴富势必令日本的进口与GNP产生偏差。第三，在1888～1912年时段里，日本打了两次战争——甲午战争和日俄战争，战时经济必然脱离经济常态，战后日本又得到了台湾岛和朝鲜半岛的统治权，经济格局发生了改变，进口与GNP产生偏差便是自然的事情。表9 日本GNP的估算值与实际值
虽然日本的GNP估算值与实际值之间的误差大于意大利，但是，从估算值的整体趋势上也可以反映其实际走势，经计算，两套数据的相关系数为0.986（见图2）。图2 1888～1912年日本GNP的实际值与估算值
综上所述，从对当时欧亚两个不太发达国家的数据分析情况来看，根据贸易模型推断出的GNP数据大体是可以反映一国宏观经济走势的。但是，数据估计值存在着一定的误差，造成误差的主要因素是经济运行中的非经济重大事件的和制度变迁，这些因素发生的越频繁，数据的偏差就越大。根据意大利误差率0.3%的经验，考虑到农业权重、战争因素和政府干预程度，我们认为，中国1888～1912年GDP估算值的误差率均值应该不会超过0.1%。
至此，近代中国50年的GDP时间序列数据就初步形成了，除去叶孔嘉（1931～1936）、张仲礼（1887，刘佛丁、王玉茹先生修正）、刘佛丁（1914）、陈争平（1920）几位先生估算的9年数据之外，其余都是我们所做的尝试性工作（见表10）。表10 1887～1936年中国GDP数据
我们深知，估算工作还有许多不足之处，我们期待着新资料的出现和同行的指正，也好进一步修正我们的数据，使之更为完善，更加贴近近代中国经济运行的史实。
参考文献
［1］郝雁：《近代中国出口贸易变动及其对经济商品化影响的实证分析》，《中国社会经济史研究》2007年第2期。
［2］刘大钧：《中国战前国民收入初步估计》，国民政府经济委员会发行油印本。
［3］刘佛丁、王玉茹：《关于中国近代国民收入研究的状况和展望》，《天津商学院学报》1998年第3期。
［4］刘佛丁、王玉茹、于建玮：《近代中国的经济发展》，山东人民出版社，1997。
［5］刘巍、刘丽伟：《1927～1936年中国柯布—道格拉斯生产函数初探》，《求是学刊》1998年第3期。
［6］刘巍：《对中国1913～1926年GDP的估算》，《中国社会经济史研究》2008年第3期。
［7］许涤新、吴承明主编《中国资本主义发展史：中国资本主义的萌芽》第一卷，人民出版社，2003。
［8］郑友揆：《中国的对外贸易和工业发展》，上海社会科学院出版社，1984。
［9］王玉茹：《近代中国价格结构研究》，陕西人民出版社，1997。
［10］K.C.Yeh. “China’s National Income，1931-36，” Conference on Modern Chinese Economic History，Taipei，1977。
［11］Thomas G. Rawski，Economic Growth in Prewar China（Berkeley：University of California Press，1989）.
The Estimation of 50 Years’ GDP in Modern China （1887-1936）Liu Wei
Abstract：Chinese and western scholars estimated individual year’s GDP in Modern China since the 1930s to 1997 with the method of accounting calculation. The estimations of the same year had a gap when compared because of the material used. We have ever estimated the GDPs of 1913-1930 in the theoretical framework of Cobb-Douglass productive function and aggregate supply and demand by use of econometrics inference on the basis of the predecessors’research results. The paper estimates the GDPs in 1888-1912 by use of import function. After that，we have possessed time series GDPs in 1887-1936，among which 41 data we have estimated by use of econometrics method.
Keywords：Modern China；GDP；Estimation Method[1] 刘巍，经济学博士，深圳大学中国经济特区研究中心教授，广东外语外贸大学中国计量经济史研究中心主任，中国数量经济学会常务理事，中国经济史学会现代经济史专业委员会理事，广东省经济学会常务理事，中青年委员会副秘书长，广东省金融学会常务理事；研究方向为宏观经济学与计量经济史。[2] 洋务运动始于19世纪60年代，并于70～80年代大规模展开。[3] 许涤新、吴承明主编《中国资本主义发展史：中国资本主义的萌芽》第一卷，人民出版社，2003，第28页。[4] 许涤新、吴承明主编《中国资本主义发展史：中国资本主义的萌芽》第一卷，人民出版社，2003，第27页。[5] Colin Clark，The Condition of Economic Progress（London，Macmilllan Co.，1940），p.83.[6] Hsing Mo-huan，Preliminary Observations on China’s National Income and Related Problems（New York），1947.[7] Eckstein Alesander，China’s Economic Development，Ann Arber（New York：University of Michigan Press，1975）.[8] 刘大钧：《中国战前国民收入初步估计》，国民政府经济委员会发行的油印本（其他出版信息不详）。[9] Wang Fob-shon，China’s Industial Production，1931～1946，Nanking，1948.[10] 刘佛丁、王玉茹：《关于中国近代国民收入研究的状况和展望》，《天津商学院学报》1998年第3期。[11] 事实表明，从巫宝三等老一代经济学家开始，经过许多中外经济学家的辛勤工作，用收入法估算的国民收入数据集中在几个有资料的时点上，缺乏资料的大多数时点数据始终是空白。[12] 许涤新、吴承明主编《中国资本主义发展史：中国资本主义的萌芽》第一卷，人民出版社，2003，第2页。[13] 许涤新、吴承明主编《中国资本主义发展史：中国资本主义的萌芽》第一卷，人民出版社，2003，第27、28页。[14] 刘佛丁、王玉茹、于建玮：《近代中国的经济发展》，山东人民出版社，1997，第103～142页。[15] 刘佛丁、王玉茹的《关于中国近代国民收入研究的状况和展望》一文与拙文同时发表，故前者未提及拙文估算的数据。[16] 郑友揆：《中国的对外贸易和工业发展》，上海社会科学院出版社，1984，第28、58页。[17] 〔英〕B.R.米切尔：《帕尔格雷夫世界历史统计1750～1993（欧洲卷）》（第四版），贺力平译，经济科学出版社，2002，相关数据表。[18] 限于篇幅，略去意大利、日本的模型估计和数据检验过程，其方法与近代中国进口模型相同。[19] Thomas G. Rawski，Economic Growth in Prewar China（Berkeley：University of California Press，1989），p.272.[20] 〔英〕B.R.米切尔：《帕尔格雷夫世界历史统计1750～1993（欧洲卷）》（第四版），贺力平译，经济科学出版社，2002，第984页。[21] 莫曰达：《1840～1949年中国的农业增加值》，《财经问题研究》2000年第 1期。中国的近代化性质投资影响因素分析（1903～1936年）[1]陶一桃
内容提要：本文使用数量分析方法对中国1903～1936年近代化投资的影响因素做了初步考察，结果表明，在中国资本品制造业极弱且基本依靠进口的条件下，中国近代化投资的主要影响因素为消费需求、汇率和投资惯性。消费需求、汇率和投资惯性三个变量弹性值依次为0.46、-0.36和0.77。本文通过比较分析消费需求和汇率两个影响因素的相对重要性，得出消费需求的重要性大于汇率的结论。与此同时，关税税率对近代化投资的影响不显著，这表明南京政府的关税政策对中国当时的经济发展是有利的。
关键词：近代化投资 消费需求 进口 汇率 关税
长期以来，近代中国的时间序列投资额一直是缺乏的。现有的资料基本上是一些学者从不同角度，对个别投资主体和个别投资领域做出的不离散数据的估算，相对来说，对外国人在华投资的研究相对充分一些。美国早期学者雷麦（1957）的《外人在华投资》是近代中国外资研究领域的巨著，他以大量亲自调查和外籍人士协助提供的资料为基础，以上、下两卷分别论述了“非华人”在华投资及美、英、日、俄、法、德诸国分别对华投资的历史过程，估算了一些时点上的数据。在雷麦的书出版之前，20世纪20年代中国学者刘大钧就有了同名著作（雷麦，1957），该书是由太平洋国际学会中国委员会刊印的，主要根据中国的资料写成，是雷麦著作的参考资料之一。新中国成立后，也有学者在此领域内著有力作，如吴承明（1955）的《帝国主义在旧中国的投资》和杜恂诚（1986）的《日本在旧中国的投资》等。此外，台湾学者张肖梅（1972）编辑整理了外国人在华投资的历史资料。在农业投资领域，张东刚（1996）估算了若干年份全国农业投资额。在其他领域也有一些对于个别年份投资额的估算与研究，不一而足。总体来看，这些文献在收集和整理数据方面的确是功力非常，但是，这些数据毕竟不全面、不连续，难以据此研究全国性的投资问题，有待于今后的学者冲破原始资料不足的制约，利用某种科学合理的方法估算出全国的时间序列投资数据。
值得一提的是，美国学者罗斯基（2009）在1989年出版的《战后中国经济的增长》一书中，对1903～1936年中国近代化性质（Modern-Oriented）投资额数据做了估算，这是我们目前见到的唯一的34年连续数据，实属难得。他的数据是全国性的，虽不是近代中国34年间各年度的各领域全部投资数据，但其“近代化性质的投资”的研究角度确实意义重大。众所周知，近代时期是中国从传统经济向现代经济转换的重要历史阶段，因此，对“近代化性质投资额”进行研究就是这一阶段的核心经济问题了。本文拟就这一重大问题，做一点因果关系分析的工作，就教于学界前辈和同仁。一近代化投资趋势统计描述
在发展中国家经济起步时期，投资的增长决定着经济增长，这是不可逾越的历史阶段，也是发展经济学家们的共识。刘易斯（1994）认为，现在所有的发达国家，在过去某一历史时期中都经历过投资迅速增长的时期，在这一过程中，每年的净投资率从不足5%增长到了12%以上，这就是所谓工业革命。在罗斯托“经济起飞”的三个条件中，第一个就是生产性投资率大幅度提高，因为经济起飞要以充足的资本积累作为物质基础，大多数发展中国家经济发展过程中的主要障碍就是资本形成不足，而提高投资率是促进资本形成的必要条件。此外，纳克斯的“贫困恶性循环”、纳尔逊的“低水平均衡陷阱”和缪尔达尔的“循环积累因果关系”等理论都是在强调投资、资本形成的重要作用（齐良书，2002）。
在罗斯基教授的著作中，专门用一章的篇幅研究投资问题。罗斯基深信，“量化方法是构建总体框架最有效的途径，这能加深我们对战前（全面抗战爆发前——引文者注）中国经济增长与停滞有关问题的认识或理解。在像中国这样一个大国经济里，产出、收入、投资、价格、税收、工资及其他方面的全国性或地区性的发展趋势，只能通过数据统计才能确定，其尺度不能靠从个人文字或其他轶闻事录式的[2]资料中推断。”于是，罗斯基首先做了时间序列投资数据的估算，他对投资额的估算思路与前面提及的学者不同，他修正了英格瓦·斯文尼尔森的方法，通过构建水泥、钢铁、机械等资本品的表观消费量的时间序列，估算了中国各年度的近代化性质的投资额数据（见表1）。表1 中国和东北地区部分资本品表现消费量全国指数以及近代化性质的（Modern-Oriented）投资额估算值（1903～1936年）表1 中国和东北地区部分资本品表现消费量全国指数以及近代化性质的（Modern-Oriented）投资额估算值（1903～1936年）-续表图1 1903～1936年中国近代化性质的投资指数趋势
资料来源：本文表1。
利用表1的数据我们做了折线图图1，从图1的曲线来看，1918年之前中国的近代化性质投资增长是比较缓慢的，且在此期间也有小幅的波动。从大的波段上看，1919～1936年时段的平均投资水平比1903～1918年时段的最高水平高出约150%，说明第一次世界大战之后投资是快速增长的。从小波段上看，1912年中华民国建立后，中国出现了一波投资高潮，但很快被第一次世界大战打断，负增长的趋势维持到1918年一战结束。从一战后的1919年开始，中国出现了具有近代化产业性质的投资高潮，1923年虽有所回落，但基本趋势是保持上升的。在世界经济大萧条期间，中国的近代化产业投资也未受太大的影响，虽在1929～1932年有小幅下降，但从1933年起其上升趋势依然比较强劲。罗斯基（2009）所做的比较研究结论认为，最晚到20世纪30年代，中国关内（指山海关以西，东北地区则称为关外或关东）在矿业、制造业、建筑业和公用事业等领域的近代化固定投资规模已接近日本。
从1903～1936年整个时段上看，近代化投资指数从7.8增长到了135.2，指数翻了4番还多，这是中国经济质量的一次巨大进步，是从前任何时代都不能与之相比的。二近代化投资的影响因素的逻辑分析
中国在1903～1936年近代化投资快速增长，尤其是在一战结束之后投资增长加速，其影响因素是来自诸多层面的，我们将社会变革因素，如《马关条约》之后洋务派垄断势力的衰微、辛亥革命之后封建政治经济制度崩溃等作为考察的大背景，不作为解释变量进入分析框架。因此，本文主要分析宏观经济运行中直接影响近代化投资的变量，我们首先从对资本品来源的分析入手。
在1903～1936年，中国近代资本品制造业还不能形成规模，仅有的一些附属于制造业的工厂和作坊也不过是从事加工、装配和修理等方面业务的，向近代化投资提供装备则是其力所不能及的。从郑友揆（1984）先生整理的1933年中国工业产值分行业统计来看，占比较大的行业依次为纺织（42.4%）、食品卷烟饮料（26.4%）、电水煤气（13.1%）、化工（火柴肥皂等，4.4%）、纸张和印刷（2.8%）、皮革橡胶（2.1%）和服装（1.8%），其他行业占7%。显然，1933年可能存在的装备制造行业产值就隐匿于这占比为7%的“其他行业”中，而且，最多也不会等于或接近于1.8%（服装行业）的水平。因此，中国近代化投资的资本品绝大部分只能来自进口。
统计分析的结果显示，中国的进口和近代化投资在1931年之前是高度相关的，相关系数的计算结果为0.85。之所以1931年之后近代化投资指数和进口物量指数失去了同升同降的趋势，是因为1931年“9·18”事件之后日本侵占了东北，所以当年南开大学编制的进口物量指数就无法包括东北地区了，而罗斯基估算的近代化投资数据是包括东北地区的。于是，从1932年起两列数据的趋势关系就完全变样了（见图2）。图2 中国近代化投资指数与进口物量指数的关系（1903～1936年）
资料来源：本文表2。
图2是我们用近代化投资指数和进口物量指数绘制的，图2大致反映出，1931年之前，中国进口增长，投资就增长，进口下滑投资就下滑，第一次世界大战前后这种情况尤为明显。1932年之后居然有负相关的态势出现。诚然，相关关系只能说明两个变量时序同升同降，而二者的因果关系则需要另行判断，但如果存在着因果关系，则二者必然高度相关。在1931年之前，应该存在着这样的相关机理：当其他因素对近代化投资形成强劲的拉动时，资本品进口就会增长；当国际因素导致中国进口受阻时，中国的近代化投资就下降。1932年之后，东北地区的进口数据缺失，本文暂不做分析。
综上所述，我们可以把“中国装备制造业极不发展，近代化投资的资本品绝大多数来自国外进口”这一结论作为本文逻辑框架的前提假设，接下来的分析将在这一起点上展开。1.对近代化投资拉动因素的尝试分析
数据表明，1903～1936年中国近代化投资是迅速增长的，从投资主体上看，中外厂商都参与其中。投资的主要驱动是获利，而获利的必要条件是有强劲的需求。从事后来看，中国近代化投资的产业方向基本上是消费品制造业、交通运输通信和公共事业等辅助于消费品生产和流通的行业。于是，拉动中国近代化投资的这个需求就应该是消费需求，而不是投资需求。一个通顺的逻辑应该是这样：中国的消费需求拉动了中国的投资，中国的投资需求拉动了国外制造业的产出，中国的投资需求基本上不能拉动本土的投资。
可能产生的问题是，消费需求的增长就一定会拉动投资吗？可不可以动用闲置的生产能力增加产量呢？此前我们的一个研究结论表明，近代中国的经济态势是“供给约束型”的，即供给能力不能满足需求，需求在价格机制的作用下被迫适应供给，经济增长的“瓶颈”在于总供给一端（刘巍，2010）。因此，在其他条件得到满足时，消费需求的增长必然拉动投资增量，没有闲置的生产能力投入生产。于是有：
公式（1）中，I表示投资，C表示消费。导数是对变量符号的逻辑判断，即I是C的增函数。2.对影响进口量因素的尝试分析
本文的前提假设认为，中国近代化投资的资本品基本上是依靠进口的，于是，影响进口的因素也会影响投资。影响进口的因素最重要的是国民收入，换言之，是否存在进口的有效需求，然后是实际汇率反映的价格因素，最后是关税水平。于是有：
公式（2）中，Y表示GDP，e表示汇率，T表示关税税率。导数依然表示对变量符号的判断，即投资是国民收入的增函数，其他条件不变时，收入增长，进口就增长；投资是汇率（直接标价法）的减函数，其他条件不变时，汇率下降，投资就增长；投资是关税税率的减函数，其他条件不变时，关税税率下降，投资就增长。3.还要考虑投资自身的惯性因素
投资是连续的，越是大型投资，其投资过程所需时间越长。一旦投资开始，如无重大负面因素，投资一般会持续进行，直至投产。因此，滞后若干期的投资对当期投资也会产生需求。近代中国的产业投资大都指向消费品生产行业，投资周期应该较短；交通运输和公共事业的投资周期会相对长些，但所占比例不大。于是，综合考虑的判断是，代表投资惯性的滞后期数不会太多。于是有：t-j
公式（3）中，投资变量的下标代表滞后期数，导数中的I表示任一滞后期投资变量的符号。
综合考虑上述分析，合并公式（1）、（2）和（3），可以得到下面的函数：
公式（4）是本节逻辑分析的最终函数，函数作为因果关系的一种表达式，涵盖了中国近代化投资的各主要影响因素。需要说明的是，在公式（4）中，本文之所以删除了公式（2）中的国民收入变量，是因为消费变量与国民收入之间存在着显著的函数关系，两个变量必有多重共线性，应该去掉一个。逻辑分析表明，消费对投资的拉动是比较直接的，国民收入是通过消费这一传递机制拉动投资的，因此，本文保留了消费变量。三近代化投资的影响因素的实证分析
前面的逻辑分析结论可以用语言表述为，近代中国近代化投资的影响因素是消费需求、汇率、关税和投资惯性。但是，这一结论是本文逻辑推理的结果，历史经验是否支持这一结论，必须做实证检验方可下定论。计量经济史研究是用数量分析方法做实证，因为整个时段上所有时点数据的均值给出的结果，基本上消除了个别案例的偶然性或极端性。实证检验所用数据如表2所示。表2 1903～1936年中国宏观经济数据表2 1903～1936年中国宏观经济数据-续表1表2 1903～1936年中国宏观经济数据-续表2
为了消除异方差，我们对数据取自然对数，然后对数据平稳性做了检验。ADF单位根检验数据，如表3所示。表3 ADF单位根检验结果
变量的ADF单位根检验结果表明，理论模型中涉及的变量消费、汇率和投资都是二阶单整序列。由于被解释变量是平稳序列，两个解释变量是同阶单整序列，根据协整理论，如果变量没有协整关系，则普通最小二乘法回归结果是伪回归（虚假回归）。因此回归之前要判断解释变量之间的协整性，有协整关系才可用普通最小二乘法，否则需要另行处理，协整检验结果如表4所示。表4 协整检验结果
协整检验结果表明在1%的显著水平上变量之间具有协整关系，因此按照计量经济基本理论可以直接运用普通最小二乘法回归。根据理论函数公式（4），假定模型为双对数形式，回归结果如下：tttt-1
lnI=0.47lnC-0.36lne+0.77lnI （5）123
t=3.37 t=-2.67 t=11.56123
s=0.14 s=0.13 s=0.07
试读结束[说明：试读内容隐藏了图片]