中國金融發(fā)展與全要素生產(chǎn)率關(guān)系芻議
2016-04-25 18:05:06 安裝信息網(wǎng)
相關(guān)鏈接： 重慶安全網(wǎng) 重慶質(zhì)量網(wǎng) 重慶論文網(wǎng) 重慶資訊網(wǎng)
論文摘要：本文運用柯布-道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)和索洛余值法計算出1978-2006年全國的全要素生產(chǎn)率TFP,并選取金融相關(guān)比率FIR作為金融發(fā)展指標,對二者進行單位根檢驗,Granger因果關(guān)系檢驗,分析金融發(fā)展與全要素生產(chǎn)率的關(guān)系,并在所得結(jié)論基礎(chǔ)上提出相關(guān)建議。
論文關(guān)鍵詞：金融發(fā)展,全要素生產(chǎn)率,單位根檢驗,因果關(guān)系檢驗
一.引言
目前國內(nèi)外許多研究者對金融發(fā)展與經(jīng)濟增長產(chǎn)生濃厚的興趣。金融發(fā)展是指金融中介和金融市場的發(fā)展,并通過利率和匯率等杠桿促進儲蓄以更高的比例轉(zhuǎn)化為投資,提高資金的使用效率和資本的配置效率,以資本積累和技術(shù)進步來促進經(jīng)濟增長。金融發(fā)展理論權(quán)威人物Levine(1997)基于“金融功能觀”，從交易成本角度將金融體系的核心功能分為：（1）便利風險管理；（2）配置資源；（3）監(jiān)督經(jīng)理人，促進公司治理；（4）動員儲蓄；（5）便利商品和合約的交易，并認為金融體系的功能最終通過促進“資本積累”和“技術(shù)創(chuàng)新”的途徑，實現(xiàn)對經(jīng)濟增長的推動作用。美國經(jīng)濟學家Jorgens在規(guī)模收益不變的情況下，將經(jīng)濟增長分解為投入要素數(shù)量的增長，投入要素質(zhì)量的增長和全要素生產(chǎn)率的增長。二十世紀五十年代，諾貝爾經(jīng)濟學獎獲得者Solow提出了具有規(guī)模報酬不變特性的總量生產(chǎn)函數(shù)和增長方程，形成了現(xiàn)在通常所說的生產(chǎn)率含義，即全要素生產(chǎn)率，并把它歸結(jié)為是技術(shù)進步產(chǎn)生的。全要素生產(chǎn)率是指生產(chǎn)活動在一定時間內(nèi)的效率，即人力，物力，財力等資源開發(fā)利用的效率。自1978年改革開放以來，中國經(jīng)濟取得世界矚目的高速發(fā)展，年平均增長率為9.61%,同時，金融發(fā)展也進入新階段，金融總量規(guī)模占GDP的比例逐年上升。但長期以來，中國經(jīng)濟的高速增長是以投入大量的資源和人力維持的，付出了極大的資源,環(huán)境等成本代價,這種粗放型的經(jīng)濟增長方式是極不可取的。按照Levine（1997，2003）的觀點，金融發(fā)展不僅直接通過動員儲蓄，提高儲蓄率，促進資本積累，進而促進經(jīng)濟增長，而且通過降低交易成本，推動技術(shù)創(chuàng)新，提高資源配置效率，促進全要素生產(chǎn)率提高，從而促進經(jīng)濟長期增長。本文將側(cè)重研究中國金融發(fā)展與全要素生產(chǎn)率之間的關(guān)系，進而提出相關(guān)政策建議以供參考。
二.相關(guān)研究
1.國外相關(guān)研究
關(guān)于全要素生產(chǎn)率最初的研究開始于丁伯根（1942）和Solow（1985）在新古典的框架下研究“Solow余值”對增長的貢獻。Fare(1985,1989,1994)與Coelli（1996）發(fā)展了全要素生產(chǎn)率變動的測量方法，并通過了嚴謹?shù)亟?jīng)驗分析。美國經(jīng)濟學家Jorgens和波士頓經(jīng)濟學家戈洛普對全要素生產(chǎn)率的概念內(nèi)涵和測量方法作出了進一步的發(fā)展，現(xiàn)在Jorgens方法已經(jīng)成為測量全要素生產(chǎn)率最具有代表性的方法。
而關(guān)于金融發(fā)展的研究相對較少，尤其是國外對中國金融發(fā)展的研究，世界銀行，亞洲開發(fā)銀行等對中國金融業(yè)的研究主要集中于金融改革和金融危機的應對層面。Goldsmith（1969）出版了《金融結(jié)構(gòu)與金融發(fā)展》，開創(chuàng)性地建立了比較金融分析的理論框架，從金融與經(jīng)濟結(jié)合的角度提出了金融結(jié)構(gòu)概念，并對金融結(jié)構(gòu)與金融發(fā)展，經(jīng)濟增長之間的關(guān)系進行了深入研究。書中指出:金融發(fā)展的實質(zhì)是金融結(jié)構(gòu)的優(yōu)化及金融市場效率的提高,并提出了著名的金融發(fā)展12條規(guī)律。受第二次世界大戰(zhàn)后興起的發(fā)展經(jīng)濟學的影響，McKinnon和Shaw（1973）提出了金融深化，金融抑制理論，標志著金融發(fā)展理論的正式形成。Patrick(1966)最早提出金融發(fā)展與經(jīng)濟增長因果關(guān)系，認為金融發(fā)展附屬于經(jīng)濟增長。20世經(jīng)紀90年代金融發(fā)展理論中最核心的部分在于從內(nèi)生經(jīng)濟增長理論出發(fā)，采用博弈論和信息經(jīng)濟學方法，揭示金融發(fā)展和經(jīng)濟增長之間的關(guān)系。Levin和King（1993）開創(chuàng)性地打破了金融發(fā)展理論研究的僵局，尋求建立一種包括發(fā)展中國家和發(fā)達國家在內(nèi)的一般金融發(fā)展理論，從金融功能的角度入手研究金融發(fā)展對經(jīng)濟增長的影響，尤其是對全要素生產(chǎn)力的影響。隨后，Dmirguc-Kunt和Maksimovic（1998）從更為微觀的企業(yè)層面分析了金融發(fā)展的作用。在此之后金融學家大多致力于金融發(fā)展與經(jīng)濟增長的研究，大量數(shù)據(jù)表明，金融發(fā)展促進長期經(jīng)濟增長。
2.國內(nèi)相關(guān)研究
全要素生產(chǎn)率理論的研究運用主要有兩種方式，一是對全要素生產(chǎn)率理論本身的研究，另一種就是全要素生產(chǎn)率的計算，目前我國學者在這方面的研究已經(jīng)很多。邱陽,楊俊,廖冰（2002）回顧了全要素生產(chǎn)率研究的國內(nèi)外現(xiàn)狀,對研究的狀況進行了簡要評述,提出了對我國全要素生產(chǎn)率研究的幾點啟示。張軍和施少化（2003）通過對1952-1998年中國經(jīng)濟統(tǒng)計數(shù)據(jù)的回歸分析，計算了中國經(jīng)濟的全要素生產(chǎn)率及其增長率，發(fā)現(xiàn)改革前TFP不僅沒有增長，反而有所退步，改革后TFP有了明顯提高。易綱，樊綱和李巖（2003）針對中國的經(jīng)濟增長僅僅依賴于投入驅(qū)動的觀點，提出了新興經(jīng)濟在測算全要素生產(chǎn)率上要與發(fā)達國家的不同。郭慶旺,賈俊雪（2005）在分析比較了全要素生產(chǎn)率三種估算方法(索洛殘差法、隱性變量法、潛在產(chǎn)出法)的基礎(chǔ)上,估算出我國1979—2004年間的全要素生產(chǎn)率增長率,并對我國全要素生產(chǎn)率增長和經(jīng)濟增長源泉做了簡要分析。 王舒健，李釗（2007）采用Cobb-Douglas生產(chǎn)函數(shù)，運用索洛余值法計算出了全要素生產(chǎn)率的對數(shù)時間序列。
我國學者對金融發(fā)展的研究也有了大量成果。韓廷春（2002）采用金融發(fā)展與經(jīng)濟增長關(guān)聯(lián)機制的計量模型，使用金融深化指標，資本市場發(fā)育程度和實際利率等指標度量金融發(fā)展水平和金融部門的效率，通過進行回歸分析得出金融發(fā)展與金融深化兩類因素均對經(jīng)濟增長有重要影響，對資本積累，技術(shù)創(chuàng)新與經(jīng)濟增長有極其重要的作用。鄭長德(2007)在《中國西部地區(qū)金融發(fā)展與經(jīng)濟增長》一書中，計算出1979-2004年西部地區(qū)9個省，自治區(qū)的全要素增長率及貢獻率，進而分析了西部地區(qū)的經(jīng)濟增長。王少國（2003）通過建立一個封閉經(jīng)濟模型,對于金融發(fā)展與二元經(jīng)濟轉(zhuǎn)型的關(guān)系進行了理論闡述。談儒勇（2003）嘗試從供給角度來研究金融發(fā)展的微觀動因。主要研究經(jīng)濟生活中哪些因素的出現(xiàn)或變化會從生產(chǎn)(金融服務的提供)方面致使金融發(fā)展。田金火（2006）利用1980-2005年的經(jīng)濟增長和金融發(fā)展的數(shù)據(jù)，采用Beck等的金融發(fā)展與經(jīng)濟增長的因素分析方法，實證檢驗了我國金融發(fā)展對經(jīng)濟增長的影響，為確定今后金融發(fā)展方向和發(fā)展重點次序提供參考。
三.中國全要素生產(chǎn)率及金融發(fā)展指標的測算
對比國內(nèi)外各種測算全要素生產(chǎn)率的方法，本文將采用增長核算法,即通過適當?shù)暮瘮?shù)形式表示出經(jīng)濟體的投入產(chǎn)出關(guān)系,并根據(jù)要素投入,生產(chǎn)率增長與產(chǎn)出增長之間的數(shù)量關(guān)系來推算出TFP。增長核算法是在索洛余值法的基礎(chǔ)上形成和發(fā)展的。本文將采取Goldsmith構(gòu)造的金融發(fā)展指數(shù)-金融相關(guān)比率（FIR）作為金融發(fā)展指標。
1．TFP的推導
假設(shè)總量生產(chǎn)函數(shù)為C-D生產(chǎn)函數(shù)：Y=A
,(1)
其中Y為產(chǎn)出，A為隨時間變化的技術(shù)進步對產(chǎn)出發(fā)生影響的增值因子，此為全要素生產(chǎn)率TFP，K為資本投入，L為勞動投入，α，α分別為資本和勞動的產(chǎn)出彈性系數(shù)。
對式（1）求對數(shù)得：lnY=lnA+αlnK+αlnL(2)
根據(jù)Solow的假設(shè)α+α=1,對lnYt=lnAt+αKlnKt進行回歸分析,得出:lnY=0.990lnK-0.419
(0.014)(0.152)
其中括號中的數(shù)值是T統(tǒng)計量,R為擬合優(yōu)度，α=0.990,α=0.010。
由（2）式利用Solow余值法,計算出全要素生產(chǎn)率的對數(shù)時間序列:
△Y/Y=△A/A+α△K/K+α△L/L
2.數(shù)據(jù)說明
現(xiàn)有的各類研究結(jié)果差異較大,一方面與測定方法有關(guān),另一方面與數(shù)據(jù)的來源和處理方法有關(guān)，所以有必要對本文所采取的數(shù)據(jù)進行說明。
�。�1）△Y/Y的數(shù)據(jù)采用
△Y/Y是每年產(chǎn)出較上一年的增長與上一年總產(chǎn)出的比值，此數(shù)據(jù)可以直接采用中國統(tǒng)計年鑒國內(nèi)生產(chǎn)總值指數(shù)計算得出。計算公式為：
△Y/Y=（國內(nèi)生產(chǎn)總值指數(shù)-100）%
（2）△K的數(shù)據(jù)采用
△K是每年資本物質(zhì)存量與上一年資本物質(zhì)存量的差值，因此可以被定義為每一年的投資。在中國統(tǒng)計年鑒中，支出法國內(nèi)生產(chǎn)總值的計算公式是：
支出法國內(nèi)生產(chǎn)總值=最終消費+資本形成總額+凈出口
其中資本形成總額包括固定資本形成總額和存貨增加，本文將采取固定資本形成總額作為當年的投資指標。
對于K的確定，本文參考張軍（2004）采用的相對效率幾何模型，資本存量的估算寫作：K=K（1-δ）+I
這里涉及基年資本存量，折舊率，以及當年的投資三個變量的確定，其中測算資本存量采用Goldsmith的永續(xù)盤存法，由于永續(xù)盤存法對資本存量的初始數(shù)值的選擇十分敏感，所以基年數(shù)據(jù)的確定從較長的歷史投資序列推算起，本文采用1957年為基年；對于折舊率采取張軍（2004）計算得到的各省固定資本形成總額經(jīng)濟折舊率9.6%；對于投資指標上文已指定。
�。�3）△L/L的數(shù)據(jù)采用
△L/L為每年全社會從業(yè)者變化量與當年全社會從業(yè)者的比值，此數(shù)據(jù)可由中國統(tǒng)計年鑒整理計算得出。
�。�4）FIR的數(shù)據(jù)采用
FIR為金融資產(chǎn)總額與地區(qū)生產(chǎn)總值的比值,但由于部分金融資產(chǎn)的數(shù)據(jù)不可獲得,本文將采用金融機構(gòu)存貸款余額代替,其數(shù)據(jù)可由《金融年鑒》整理計算得出。
3．計算全要素生產(chǎn)率及金融相關(guān)比率
將上文回歸分析得出的α和α代入索洛余值公式，即得到全國的全要素生產(chǎn)率，通過FIR的計算公式即得到金融相關(guān)比率。（如表1）：
表11978-2006年全國全要素生產(chǎn)率及金融相關(guān)比率(%)
資料來源：根據(jù)《新中國50年統(tǒng)計資料匯編》,《金融年鑒》各期數(shù)據(jù)整理，計算。
四.中國金融發(fā)展與全要素生產(chǎn)率的實證檢驗
1．單位根檢驗
如表2顯示的結(jié)果可以看出，兩個變量序列在5%的顯著水平上均是平穩(wěn)的。
表2變量的ADF檢驗結(jié)果
注:①檢驗類型中的C和T表示帶有常數(shù)項和趨勢項，L表示滯后階數(shù)；
�、跍箅A數(shù)L的選擇標準是以AIC和SC最小為準則；
�、蹤z驗臨界值來自Eviews分析結(jié)果；
�、�*,**,***分別表示顯著水平為1%，5%，10%的臨界值。
2．Granger因果檢驗
對上文檢驗過的兩個變量進行Granger因果檢驗,結(jié)果如表3。
表3Granger因果檢驗
結(jié)果表明，全要素生產(chǎn)率與金融發(fā)展具有一定的相互影響作用，但影響效果不顯著。
五.結(jié)論與建議
由上文的實證分析表明，金融發(fā)展與全要素生產(chǎn)率的關(guān)系并不顯著，其原因主要是全要素生產(chǎn)率過低，經(jīng)濟生產(chǎn)能力水平與技術(shù)效率低下，資源配置不盡合理，屬于典型的投入型增長方式，這在一定程度上將影響中國長期可持續(xù)增長政策的實施,所以提高全要素生產(chǎn)率具有一定的重要性與現(xiàn)實意義。下面分別提出有關(guān)促進金融發(fā)展與提高全要素生產(chǎn)率的建議。
第一，促進金融發(fā)展首先應深化金融體制改革,激勵金融機構(gòu)的競爭,從而形成多樣化,層次分明,高效的金融中介體系；同時完善金融市場的風險管理機制,從而刺激儲蓄轉(zhuǎn)化為投資,提高資金的使用效率和資本的配置效率,最終以資本積累和技術(shù)進步促進經(jīng)濟增長。
第二，改變現(xiàn)有的經(jīng)濟增長方式，由粗放型增長轉(zhuǎn)變?yōu)橐约夹g(shù)進步為主的增長方式；改變現(xiàn)有的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，完善現(xiàn)有的產(chǎn)業(yè)制度，提高現(xiàn)有的產(chǎn)業(yè)技術(shù)，優(yōu)化現(xiàn)有的產(chǎn)業(yè)組織，并結(jié)合當前的宏觀經(jīng)濟環(huán)境適當?shù)刈芳油顿Y，共同促進經(jīng)濟增長。
第三，提高全要素生產(chǎn)率的關(guān)鍵在于社會基礎(chǔ)設(shè)施的改進，因此要加快政府與核心經(jīng)濟部門的改革，建立完善的鼓勵投資，鼓勵生產(chǎn)性活動的制度和政策，突破目前的制度瓶頸，從而提高經(jīng)濟效率。
參考文獻
1 Goldsimth,R.W.(1969),“Financial Structure and Development”,New Haven:Yale University Press.
2 McKinnon,R.I(1973), “Money and Capital in Economic Dvevelopment”,Washington DC:The Brookings Institution.
3 Patric,Hugh.,1966,Finance Development and Economic Growth in Underdeveloped Countries,in EconomicDevelopment Cultual Change,14(2),pp.174~189.
4 King,R.,Levine,R.,1993,Finance and Growth:Schumpeter might be Right,in Quarterly Journal ofEconomics,108,pp.717~738.
5 Demirguc-Kunt,Asli and Maksimovic ,Vojislav,1998,Law,Finance,and Firm Growth,in Journal ofFinance,53(6),pp.2107~2137.
6 邱陽; 楊俊; 廖冰.全要素生產(chǎn)率測定方法綜述[J] ,重慶大學學報(自然科學版) , 2002, (11).
7 張軍,施少華. 中國經(jīng)濟全要素生產(chǎn)率變動:1952-1998[J].世界經(jīng)濟文匯,2003,(2)
8 易綱,樊綱,李巖.關(guān)于中國經(jīng)濟增長與全要素生產(chǎn)率的理論思考[J].經(jīng)濟研究,2003,(8).
9 郭慶旺; 賈俊雪.中國全要素生產(chǎn)率的估算:1979—2004[J],經(jīng)濟研究,2005, (6).
10 王舒健,李釗.中國金融發(fā)展與全要素生產(chǎn)率的協(xié)整關(guān)系檢驗與波動影響分析[J],統(tǒng)計與決策,2007,(2).
11 韓廷春.金融發(fā)展與經(jīng)濟增長的內(nèi)生機制[J],清華大學學報(哲學社會科學版),2003,(1).
12 鄭長德.中國西部地區(qū)金融發(fā)展與經(jīng)濟增長.民族出版社,2007.
13 王少國.金融發(fā)展與二元經(jīng)濟轉(zhuǎn)型[J],經(jīng)濟評論,2003, (1).
14 談儒勇.金融發(fā)展的微觀動因——供給角度的考察[J],財貿(mào)經(jīng)濟,2003, (9).
15 田金火.中國金融發(fā)展對經(jīng)濟增長影響的實證研究[J],2006,(10).
論文關(guān)鍵詞：金融發(fā)展,全要素生產(chǎn)率,單位根檢驗,因果關(guān)系檢驗
一.引言
目前國內(nèi)外許多研究者對金融發(fā)展與經(jīng)濟增長產(chǎn)生濃厚的興趣。金融發(fā)展是指金融中介和金融市場的發(fā)展,并通過利率和匯率等杠桿促進儲蓄以更高的比例轉(zhuǎn)化為投資,提高資金的使用效率和資本的配置效率,以資本積累和技術(shù)進步來促進經(jīng)濟增長。金融發(fā)展理論權(quán)威人物Levine(1997)基于“金融功能觀”，從交易成本角度將金融體系的核心功能分為：（1）便利風險管理；（2）配置資源；（3）監(jiān)督經(jīng)理人，促進公司治理；（4）動員儲蓄；（5）便利商品和合約的交易，并認為金融體系的功能最終通過促進“資本積累”和“技術(shù)創(chuàng)新”的途徑，實現(xiàn)對經(jīng)濟增長的推動作用。美國經(jīng)濟學家Jorgens在規(guī)模收益不變的情況下，將經(jīng)濟增長分解為投入要素數(shù)量的增長，投入要素質(zhì)量的增長和全要素生產(chǎn)率的增長。二十世紀五十年代，諾貝爾經(jīng)濟學獎獲得者Solow提出了具有規(guī)模報酬不變特性的總量生產(chǎn)函數(shù)和增長方程，形成了現(xiàn)在通常所說的生產(chǎn)率含義，即全要素生產(chǎn)率，并把它歸結(jié)為是技術(shù)進步產(chǎn)生的。全要素生產(chǎn)率是指生產(chǎn)活動在一定時間內(nèi)的效率，即人力，物力，財力等資源開發(fā)利用的效率。自1978年改革開放以來，中國經(jīng)濟取得世界矚目的高速發(fā)展，年平均增長率為9.61%,同時，金融發(fā)展也進入新階段，金融總量規(guī)模占GDP的比例逐年上升。但長期以來，中國經(jīng)濟的高速增長是以投入大量的資源和人力維持的，付出了極大的資源,環(huán)境等成本代價,這種粗放型的經(jīng)濟增長方式是極不可取的。按照Levine（1997，2003）的觀點，金融發(fā)展不僅直接通過動員儲蓄，提高儲蓄率，促進資本積累，進而促進經(jīng)濟增長，而且通過降低交易成本，推動技術(shù)創(chuàng)新，提高資源配置效率，促進全要素生產(chǎn)率提高，從而促進經(jīng)濟長期增長。本文將側(cè)重研究中國金融發(fā)展與全要素生產(chǎn)率之間的關(guān)系，進而提出相關(guān)政策建議以供參考。
二.相關(guān)研究
1.國外相關(guān)研究
關(guān)于全要素生產(chǎn)率最初的研究開始于丁伯根（1942）和Solow（1985）在新古典的框架下研究“Solow余值”對增長的貢獻。Fare(1985,1989,1994)與Coelli（1996）發(fā)展了全要素生產(chǎn)率變動的測量方法，并通過了嚴謹?shù)亟?jīng)驗分析。美國經(jīng)濟學家Jorgens和波士頓經(jīng)濟學家戈洛普對全要素生產(chǎn)率的概念內(nèi)涵和測量方法作出了進一步的發(fā)展，現(xiàn)在Jorgens方法已經(jīng)成為測量全要素生產(chǎn)率最具有代表性的方法。
而關(guān)于金融發(fā)展的研究相對較少，尤其是國外對中國金融發(fā)展的研究，世界銀行，亞洲開發(fā)銀行等對中國金融業(yè)的研究主要集中于金融改革和金融危機的應對層面。Goldsmith（1969）出版了《金融結(jié)構(gòu)與金融發(fā)展》，開創(chuàng)性地建立了比較金融分析的理論框架，從金融與經(jīng)濟結(jié)合的角度提出了金融結(jié)構(gòu)概念，并對金融結(jié)構(gòu)與金融發(fā)展，經(jīng)濟增長之間的關(guān)系進行了深入研究。書中指出:金融發(fā)展的實質(zhì)是金融結(jié)構(gòu)的優(yōu)化及金融市場效率的提高,并提出了著名的金融發(fā)展12條規(guī)律。受第二次世界大戰(zhàn)后興起的發(fā)展經(jīng)濟學的影響，McKinnon和Shaw（1973）提出了金融深化，金融抑制理論，標志著金融發(fā)展理論的正式形成。Patrick(1966)最早提出金融發(fā)展與經(jīng)濟增長因果關(guān)系，認為金融發(fā)展附屬于經(jīng)濟增長。20世經(jīng)紀90年代金融發(fā)展理論中最核心的部分在于從內(nèi)生經(jīng)濟增長理論出發(fā)，采用博弈論和信息經(jīng)濟學方法，揭示金融發(fā)展和經(jīng)濟增長之間的關(guān)系。Levin和King（1993）開創(chuàng)性地打破了金融發(fā)展理論研究的僵局，尋求建立一種包括發(fā)展中國家和發(fā)達國家在內(nèi)的一般金融發(fā)展理論，從金融功能的角度入手研究金融發(fā)展對經(jīng)濟增長的影響，尤其是對全要素生產(chǎn)力的影響。隨后，Dmirguc-Kunt和Maksimovic（1998）從更為微觀的企業(yè)層面分析了金融發(fā)展的作用。在此之后金融學家大多致力于金融發(fā)展與經(jīng)濟增長的研究，大量數(shù)據(jù)表明，金融發(fā)展促進長期經(jīng)濟增長。
2.國內(nèi)相關(guān)研究
全要素生產(chǎn)率理論的研究運用主要有兩種方式，一是對全要素生產(chǎn)率理論本身的研究，另一種就是全要素生產(chǎn)率的計算，目前我國學者在這方面的研究已經(jīng)很多。邱陽,楊俊,廖冰（2002）回顧了全要素生產(chǎn)率研究的國內(nèi)外現(xiàn)狀,對研究的狀況進行了簡要評述,提出了對我國全要素生產(chǎn)率研究的幾點啟示。張軍和施少化（2003）通過對1952-1998年中國經(jīng)濟統(tǒng)計數(shù)據(jù)的回歸分析，計算了中國經(jīng)濟的全要素生產(chǎn)率及其增長率，發(fā)現(xiàn)改革前TFP不僅沒有增長，反而有所退步，改革后TFP有了明顯提高。易綱，樊綱和李巖（2003）針對中國的經(jīng)濟增長僅僅依賴于投入驅(qū)動的觀點，提出了新興經(jīng)濟在測算全要素生產(chǎn)率上要與發(fā)達國家的不同。郭慶旺,賈俊雪（2005）在分析比較了全要素生產(chǎn)率三種估算方法(索洛殘差法、隱性變量法、潛在產(chǎn)出法)的基礎(chǔ)上,估算出我國1979—2004年間的全要素生產(chǎn)率增長率,并對我國全要素生產(chǎn)率增長和經(jīng)濟增長源泉做了簡要分析。 王舒健，李釗（2007）采用Cobb-Douglas生產(chǎn)函數(shù)，運用索洛余值法計算出了全要素生產(chǎn)率的對數(shù)時間序列。
我國學者對金融發(fā)展的研究也有了大量成果。韓廷春（2002）采用金融發(fā)展與經(jīng)濟增長關(guān)聯(lián)機制的計量模型，使用金融深化指標，資本市場發(fā)育程度和實際利率等指標度量金融發(fā)展水平和金融部門的效率，通過進行回歸分析得出金融發(fā)展與金融深化兩類因素均對經(jīng)濟增長有重要影響，對資本積累，技術(shù)創(chuàng)新與經(jīng)濟增長有極其重要的作用。鄭長德(2007)在《中國西部地區(qū)金融發(fā)展與經(jīng)濟增長》一書中，計算出1979-2004年西部地區(qū)9個省，自治區(qū)的全要素增長率及貢獻率，進而分析了西部地區(qū)的經(jīng)濟增長。王少國（2003）通過建立一個封閉經(jīng)濟模型,對于金融發(fā)展與二元經(jīng)濟轉(zhuǎn)型的關(guān)系進行了理論闡述。談儒勇（2003）嘗試從供給角度來研究金融發(fā)展的微觀動因。主要研究經(jīng)濟生活中哪些因素的出現(xiàn)或變化會從生產(chǎn)(金融服務的提供)方面致使金融發(fā)展。田金火（2006）利用1980-2005年的經(jīng)濟增長和金融發(fā)展的數(shù)據(jù)，采用Beck等的金融發(fā)展與經(jīng)濟增長的因素分析方法，實證檢驗了我國金融發(fā)展對經(jīng)濟增長的影響，為確定今后金融發(fā)展方向和發(fā)展重點次序提供參考。
三.中國全要素生產(chǎn)率及金融發(fā)展指標的測算
對比國內(nèi)外各種測算全要素生產(chǎn)率的方法，本文將采用增長核算法,即通過適當?shù)暮瘮?shù)形式表示出經(jīng)濟體的投入產(chǎn)出關(guān)系,并根據(jù)要素投入,生產(chǎn)率增長與產(chǎn)出增長之間的數(shù)量關(guān)系來推算出TFP。增長核算法是在索洛余值法的基礎(chǔ)上形成和發(fā)展的。本文將采取Goldsmith構(gòu)造的金融發(fā)展指數(shù)-金融相關(guān)比率（FIR）作為金融發(fā)展指標。
1．TFP的推導
假設(shè)總量生產(chǎn)函數(shù)為C-D生產(chǎn)函數(shù)：Y=A
,(1)其中Y為產(chǎn)出，A為隨時間變化的技術(shù)進步對產(chǎn)出發(fā)生影響的增值因子，此為全要素生產(chǎn)率TFP，K為資本投入，L為勞動投入，α，α分別為資本和勞動的產(chǎn)出彈性系數(shù)。
對式（1）求對數(shù)得：lnY=lnA+αlnK+αlnL(2)
根據(jù)Solow的假設(shè)α+α=1,對lnYt=lnAt+αKlnKt進行回歸分析,得出:lnY=0.990lnK-0.419
(0.014)(0.152)
其中括號中的數(shù)值是T統(tǒng)計量,R為擬合優(yōu)度，α=0.990,α=0.010。
由（2）式利用Solow余值法,計算出全要素生產(chǎn)率的對數(shù)時間序列:
△Y/Y=△A/A+α△K/K+α△L/L
2.數(shù)據(jù)說明
現(xiàn)有的各類研究結(jié)果差異較大,一方面與測定方法有關(guān),另一方面與數(shù)據(jù)的來源和處理方法有關(guān)，所以有必要對本文所采取的數(shù)據(jù)進行說明。
�。�1）△Y/Y的數(shù)據(jù)采用
△Y/Y是每年產(chǎn)出較上一年的增長與上一年總產(chǎn)出的比值，此數(shù)據(jù)可以直接采用中國統(tǒng)計年鑒國內(nèi)生產(chǎn)總值指數(shù)計算得出。計算公式為：
△Y/Y=（國內(nèi)生產(chǎn)總值指數(shù)-100）%
（2）△K的數(shù)據(jù)采用
△K是每年資本物質(zhì)存量與上一年資本物質(zhì)存量的差值，因此可以被定義為每一年的投資。在中國統(tǒng)計年鑒中，支出法國內(nèi)生產(chǎn)總值的計算公式是：
支出法國內(nèi)生產(chǎn)總值=最終消費+資本形成總額+凈出口
其中資本形成總額包括固定資本形成總額和存貨增加，本文將采取固定資本形成總額作為當年的投資指標。
對于K的確定，本文參考張軍（2004）采用的相對效率幾何模型，資本存量的估算寫作：K=K（1-δ）+I
這里涉及基年資本存量，折舊率，以及當年的投資三個變量的確定，其中測算資本存量采用Goldsmith的永續(xù)盤存法，由于永續(xù)盤存法對資本存量的初始數(shù)值的選擇十分敏感，所以基年數(shù)據(jù)的確定從較長的歷史投資序列推算起，本文采用1957年為基年；對于折舊率采取張軍（2004）計算得到的各省固定資本形成總額經(jīng)濟折舊率9.6%；對于投資指標上文已指定。
�。�3）△L/L的數(shù)據(jù)采用
△L/L為每年全社會從業(yè)者變化量與當年全社會從業(yè)者的比值，此數(shù)據(jù)可由中國統(tǒng)計年鑒整理計算得出。
�。�4）FIR的數(shù)據(jù)采用
FIR為金融資產(chǎn)總額與地區(qū)生產(chǎn)總值的比值,但由于部分金融資產(chǎn)的數(shù)據(jù)不可獲得,本文將采用金融機構(gòu)存貸款余額代替,其數(shù)據(jù)可由《金融年鑒》整理計算得出。
3．計算全要素生產(chǎn)率及金融相關(guān)比率
將上文回歸分析得出的α和α代入索洛余值公式，即得到全國的全要素生產(chǎn)率，通過FIR的計算公式即得到金融相關(guān)比率。（如表1）：
表11978-2006年全國全要素生產(chǎn)率及金融相關(guān)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 |
資料來源：根據(jù)《新中國50年統(tǒng)計資料匯編》,《金融年鑒》各期數(shù)據(jù)整理，計算。
四.中國金融發(fā)展與全要素生產(chǎn)率的實證檢驗
1．單位根檢驗
如表2顯示的結(jié)果可以看出，兩個變量序列在5%的顯著水平上均是平穩(wěn)的。
表2變量的ADF檢驗結(jié)果
|
變量 |
檢驗類型（C,T,L） |
ADF檢驗值 |
臨界值(1%,5%,10%) |
|
|
TFP |
（C,0,1） |
-3.123507 |
-2.9750** |
|
|
LNFIR |
(C,T,0) |
-3.766476 |
-3.5796** |
�、跍箅A數(shù)L的選擇標準是以AIC和SC最小為準則；
�、蹤z驗臨界值來自Eviews分析結(jié)果；
�、�*,**,***分別表示顯著水平為1%，5%，10%的臨界值。
2．Granger因果檢驗
對上文檢驗過的兩個變量進行Granger因果檢驗,結(jié)果如表3。
表3Granger因果檢驗
|
滯后階數(shù) |
零假設(shè) |
F-統(tǒng)計量 |
P值 |
|
2 |
LNFIR does not Granger Cause TFP |
0.57682 |
0.56995 |
|
TFP does not Granger Cause LNFIR |
0.42787 |
0.65720 |
|
|
3 |
LNFIR does not Granger Cause TFP |
0.31267 |
0.81599 |
|
TFP does not Granger Cause LNFIR |
0.53914 |
0.66122 |
|
|
4 |
LNFIR does not Granger Cause TFP |
0.42084 |
0.79129 |
|
TFP does not Granger Cause LNFIR |
0.37915 |
0.82022 |
結(jié)果表明，全要素生產(chǎn)率與金融發(fā)展具有一定的相互影響作用，但影響效果不顯著。
五.結(jié)論與建議
由上文的實證分析表明，金融發(fā)展與全要素生產(chǎn)率的關(guān)系并不顯著，其原因主要是全要素生產(chǎn)率過低，經(jīng)濟生產(chǎn)能力水平與技術(shù)效率低下，資源配置不盡合理，屬于典型的投入型增長方式，這在一定程度上將影響中國長期可持續(xù)增長政策的實施,所以提高全要素生產(chǎn)率具有一定的重要性與現(xiàn)實意義。下面分別提出有關(guān)促進金融發(fā)展與提高全要素生產(chǎn)率的建議。
第一，促進金融發(fā)展首先應深化金融體制改革,激勵金融機構(gòu)的競爭,從而形成多樣化,層次分明,高效的金融中介體系；同時完善金融市場的風險管理機制,從而刺激儲蓄轉(zhuǎn)化為投資,提高資金的使用效率和資本的配置效率,最終以資本積累和技術(shù)進步促進經(jīng)濟增長。
第二，改變現(xiàn)有的經(jīng)濟增長方式，由粗放型增長轉(zhuǎn)變?yōu)橐约夹g(shù)進步為主的增長方式；改變現(xiàn)有的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，完善現(xiàn)有的產(chǎn)業(yè)制度，提高現(xiàn)有的產(chǎn)業(yè)技術(shù)，優(yōu)化現(xiàn)有的產(chǎn)業(yè)組織，并結(jié)合當前的宏觀經(jīng)濟環(huán)境適當?shù)刈芳油顿Y，共同促進經(jīng)濟增長。
第三，提高全要素生產(chǎn)率的關(guān)鍵在于社會基礎(chǔ)設(shè)施的改進，因此要加快政府與核心經(jīng)濟部門的改革，建立完善的鼓勵投資，鼓勵生產(chǎn)性活動的制度和政策，突破目前的制度瓶頸，從而提高經(jīng)濟效率。
參考文獻
1 Goldsimth,R.W.(1969),“Financial Structure and Development”,New Haven:Yale University Press.
2 McKinnon,R.I(1973), “Money and Capital in Economic Dvevelopment”,Washington DC:The Brookings Institution.
3 Patric,Hugh.,1966,Finance Development and Economic Growth in Underdeveloped Countries,in EconomicDevelopment Cultual Change,14(2),pp.174~189.
4 King,R.,Levine,R.,1993,Finance and Growth:Schumpeter might be Right,in Quarterly Journal ofEconomics,108,pp.717~738.
5 Demirguc-Kunt,Asli and Maksimovic ,Vojislav,1998,Law,Finance,and Firm Growth,in Journal ofFinance,53(6),pp.2107~2137.
6 邱陽; 楊俊; 廖冰.全要素生產(chǎn)率測定方法綜述[J] ,重慶大學學報(自然科學版) , 2002, (11).
7 張軍,施少華. 中國經(jīng)濟全要素生產(chǎn)率變動:1952-1998[J].世界經(jīng)濟文匯,2003,(2)
8 易綱,樊綱,李巖.關(guān)于中國經(jīng)濟增長與全要素生產(chǎn)率的理論思考[J].經(jīng)濟研究,2003,(8).
9 郭慶旺; 賈俊雪.中國全要素生產(chǎn)率的估算:1979—2004[J],經(jīng)濟研究,2005, (6).
10 王舒健,李釗.中國金融發(fā)展與全要素生產(chǎn)率的協(xié)整關(guān)系檢驗與波動影響分析[J],統(tǒng)計與決策,2007,(2).
11 韓廷春.金融發(fā)展與經(jīng)濟增長的內(nèi)生機制[J],清華大學學報(哲學社會科學版),2003,(1).
12 鄭長德.中國西部地區(qū)金融發(fā)展與經(jīng)濟增長.民族出版社,2007.
13 王少國.金融發(fā)展與二元經(jīng)濟轉(zhuǎn)型[J],經(jīng)濟評論,2003, (1).
14 談儒勇.金融發(fā)展的微觀動因——供給角度的考察[J],財貿(mào)經(jīng)濟,2003, (9).
15 田金火.中國金融發(fā)展對經(jīng)濟增長影響的實證研究[J],2006,(10).
關(guān)鍵字：金融,重慶
