| 王舒健，李钊（2007）采用Cobb-Douglas生产函数，运用索洛余值法计算出了全要素生产率的对数时间序列。
我国学者对金融发展的研究也有了大量成果。韩廷春（2002）采用金融发展与经济增长关联机制的计量模型，使用金融深化指标，资本市场发育程度和实际利率等指标度量金融发展水平和金融部门的效率，通过进行回归分析得出金融发展与金融深化两类因素均对经济增长有重要影响，对资本积累，技术创新与经济增长有极其重要的作用。郑长德(2007)在《中国西部地区金融发展与经济增长》一书中，计算出1979-2004年西部地区9个省，自治区的全要素增长率及贡献率，进而分析了西部地区的经济增长。王少国（2003）通过建立一个封闭经济模型,对于金融发展与二元经济转型的关系进行了理论阐述。谈儒勇（2003）尝试从供给角度来研究金融发展的微观动因。主要研究经济生活中哪些因素的出现或变化会从生产(金融服务的提供)方面致使金融发展。田金火（2006）利用1980-2005年的经济增长和金融发展的数据，采用Beck等的金融发展与经济增长的因素分析方法，实证检验了我国金融发展对经济增长的影响，为确定今后金融发展方向和发展重点次序提供参考。
三.中国全要素生产率及金融发展指标的测算
对比国内外各种测算全要素生产率的方法，本文将采用增长核算法,即通过适当的函数形式表示出经济体的投入产出关系,并根据要素投入,生产率增长与产出增长之间的数量关系来推算出TFP。增长核算法是在索洛余值法的基础上形成和发展的。本文将采取Goldsmith构造的金融发展指数-金融相关比率（FIR）作为金融发展指标。
1．TFP的推导
假设总量生产函数为C-D生产函数：Y=A  ,(1)
其中Y为产出，A为随时间变化的技术进步对产出发生影响的增值因子，此为全要素生产率TFP，K为资本投入，L为劳动投入，α，α分别为资本和劳动的产出弹性系数。
对式（1）求对数得：lnY=lnA+αlnK+αlnL(2)
根据Solow的假设α+α=1,对lnYt=lnAt+αKlnKt进行回归分析,得出:lnY=0.990lnK-0.419
(0.014)(0.152)
其中括号中的数值是T统计量,R为拟合优度，α=0.990,α=0.010。
由（2）式利用Solow余值法,计算出全要素生产率的对数时间序列:
△Y/Y=△A/A+α△K/K+α△L/L
2.数据说明
现有的各类研究结果差异较大,一方面与测定方法有关,另一方面与数据的来源和处理方法有关，所以有必要对本文所采取的数据进行说明。
（1）△Y/Y的数据采用
△Y/Y是每年产出较上一年的增长与上一年总产出的比值，此数据可以直接采用中国统计年鉴国内生产总值指数计算得出。计算公式为：
△Y/Y=（国内生产总值指数-100）%
（2）△K的数据采用
△K是每年资本物质存量与上一年资本物质存量的差值，因此可以被定义为每一年的投资。在中国统计年鉴中，支出法国内生产总值的计算公式是：
支出法国内生产总值=最终消费+资本形成总额+净出口
其中资本形成总额包括固定资本形成总额和存货增加，本文将采取固定资本形成总额作为当年的投资指标。
对于K的确定，本文参考张军（2004）采用的相对效率几何模型，资本存量的估算写作：K=K（1-δ）+I
这里涉及基年资本存量，折旧率，以及当年的投资三个变量的确定，其中测算资本存量采用Goldsmith的永续盘存法，由于永续盘存法对资本存量的初始数值的选择十分敏感，所以基年数据的确定从较长的历史投资序列推算起，本文采用1957年为基年；对于折旧率采取张军（2004）计算得到的各省固定资本形成总额经济折旧率9.6%；对于投资指标上文已指定。
（3）△L/L的数据采用
△L/L为每年全社会从业者变化量与当年全社会从业者的比值，此数据可由中国统计年鉴整理计算得出。
（4）FIR的数据采用
FIR为金融资产总额与地区生产总值的比值,但由于部分金融资产的数据不可获得,本文将采用金融机构存贷款余额代替,其数据可由《金融年鉴》整理计算得出。
3．计算全要素生产率及金融相关比率
将上文回归分析得出的α和α代入索洛余值公式，即得到全国的全要素生产率，通过FIR的计算公式即得到金融相关比率。（如表1）：
表11978-2006年全国全要素生产率及金融相关比率(%)
|
年份
|
△Y/Y
|
△K/K
|
△L/L
|
TFP
|
FIR
|
|
1978
|
0.117
|
0.214
|
0.02
|
-0.09585
|
0.835
|
|
1979
|
0.076
|
0.202
|
0.022
|
-0.12492
|
0.848
|
|
1980
|
0.078
|
0.195
|
0.033
|
-0.11452
|
0.923
|
|
1981
|
0.052
|
0.176
|
0.032
|
-0.1224
|
1.013
|
|
1982
|
0.091
|
0.178
|
0.036
|
-0.08638
|
1.080
|
|
1983
|
0.109
|
0.184
|
0.025
|
-0.0734
|
0.947
|
|
1984
|
0.152
|
0.200
|
0.038
|
-0.04658
|
1.244
|
|
1985
|
0.135
|
0.233
|
0.035
|
-0.09613
|
1.204
|
|
1986
|
0.088
|
0.226
|
0.028
|
-0.13585
|
1.356
|
|
1987
|
0.116
|
0.220
|
0.029
|
-0.10181
|
1.406
|
|
1988
|
0.113
|
0.236
|
0.029
|
-0.12105
|
1.307
|
|
1989
|
0.041
|
0.224
|
0.018
|
-0.1818
|
1.384
|
|
1990
|
0.038
|
0.208
|
0.139
|
-0.16887
|
1.584
|
|
1991
|
0.092
|
0.212
|
-0.074
|
-0.11692
|
1.674
|
|
1992
|
0.142
|
0.231
|
0.018
|
-0.08624
|
1.849
|
|
1993
|
0.140
|
0.284
|
0.117
|
-0.14303
|
1.771
|
|
1994
|
0.131
|
0.288
|
0.012
|
-0.15416
|
1.683
|
|
1995
|
0.109
|
0.283
|
0.011
|
-0.17096
|
1.717
|
|
1996
|
0.100
|
0.260
|
0.013
|
-0.15789
|
1.823
|
|
1997
|
0.093
|
0.234
|
0.011
|
-0.13861
|
1.992
|
|
1998
|
0.078
|
0.212
|
0.015
|
-0.13139
|
2.159
|
|
1999
|
0.076
|
0.195
|
0.011
|
-0.11661
|
2.258
|
|
2000
|
0.084
|
0.197
|
0.01
|
-0.11125
|
2.249
|
|
2001
|
0.083
|
0.200
|
0.013
|
-0.11468
|
2.334
|
|
2002
|
0.091
|
0.202
|
0.01
|
-0.10911
|
2.511
|
|
2003
|
0.100
|
0.215
|
0.009
|
-0.11291
|
2.702
|
|
2004
|
0.101
|
0.227
|
0.01
|
-0.12433
|
2.625
|
|
2005
|
0.104
|
0.227
|
0.008
|
-0.12023
|
2.621
|
|
2006
|
0.111
|
0.226
|
0.008
|
-0.11335
|
2.782
|
资料来源：根据《新中国50年统计资料汇编》,《金融年鉴》各期数据整理，计算。
四.中国金融发展与全要素生产率的实证检验
1．单位根检验
如表2显示的结果可以看出，两个变量序列在5%的显著水平上均是平稳的。
表2变量的ADF检验结果
|
变量
|
检验类型（C,T,L）
|
ADF检验值
|
临界值(1%,5%,10%)
|
|
| |
|
TFP
|
（C,0,1）
|
-3.123507
|
-2.9750**
|
|
|
LNFIR
|
(C,T,0)
|
-3.766476
|
-3.5796**
|
|
注:①检验类型中的C和T表示带有常数项和趋势项，L表示滞后阶数；
②滞后阶数L的选择标准是以AIC和SC最小为准则；
③检验临界值来自Eviews分析结果；
④*,**,***分别表示显著水平为1%，5%，10%的临界值。 2/3 首页 上一页 1 2 3 下一页 尾页 |
