中國金融發展與全要素生產率關系研究

摘要:運用柯布—道格拉斯生產函數和增長核算法計算出1978-2006年全國的TFP，并選取FIR作為金融發展指標，對二者進行單位根檢驗、 協整檢驗，繼而運用誤差修正模型得出FIR與TFP的回歸方程。實證結果顯示，長期全要素生產率存在一定的自回歸調整， 金融發展的短期波動也起到了顯著的調整作用。

關鍵詞:金融發展;全要素生產率;協整檢驗; 誤差修正模型

中圖分類號:F014.1 文獻標志碼:A 文章編號:1673-291X(2010)05-0110-02

引言

金融發展是指金融中介和金融市場的發展，并通過利率和匯率等杠桿促進儲蓄以更高的比例轉化為投資，提高資金的使用效率和資本的配置效率，以資本積累和技術進步來促進經濟增長。20世紀50年代，Solow提出了具有規模報酬不變特性的總量生產函數和增長方程，形成了現在通常所說的生產率含義，即全要素生產率，并把它歸結為是技術進步產生的。全要素生產率是指生產活動在一定時間內的效率，即人力、物力、財力等資源開發利用的效率。自1978年改革開放以來，中國經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、環境等成本代價，這種粗放型的經濟增長方式是極不可取的。

一、相關研究

受第二次世界大戰后興起的發展經濟學的影響，McKinnon和Shaw (1973)提出了金融深化、金融抑制理論，標志著金融發展理論的正式形成。Levin和King(1993)從金融功能的角度入手研究金融發展對經濟增長的影響，尤其是對全要素生產力的影響 [1]。易綱、樊綱和李巖(2003)針對中國的經濟增長僅僅依賴于投入驅動的觀點，提出了新興經濟在測算全要素生產率上要與發達國家的不同[2]。郭慶旺、賈俊雪(2005)在分析比較了全要素生產率三種估算方法(索洛殘差法、隱性變量法、潛在產出法)的基礎上，估算出我國1979-2004年間的全要素生產增長率，并對我國全要素生產率增長和經濟增長源泉做了分析[3]。鄭長德(2007)計算出1979-2004年西部地區9個省、自治區的全要素增長率及貢獻率，進而分析了西部地區的經濟增長[4]。

二、中國全要素生產率及金融發展指標的測算

本文將采用增長核算法推算出TFP;采取Goldsmith構造的金融相關比率(FIR)作為金融發展指標。

(一)TFP 的推導

假設總量生產函數為C-D生產函數:

Yt=AtKtaKLtaL(1)

其中Yt為產出，At為隨時間變化的技術進步對產出發生影響的增值因子，此為全要素生產率TFP，Kt為資本投入，Lt為勞動投入，αK、αL分別為資本勞動的產出彈性系數。

對(1)式求對數得:1nYt=1nAt+aK1nKt+aL1nLt(2)

根據Solow的假設αK+αL=1，對lnYt 、lnKt 做OLS 回歸，結果如下:

lnY=0.443lnK+0.0001

(2.707)(0.009)

其中括號中的數值是T統計量，R2為擬合優度，αK=0.443，αL =0.557。

由(2)式利用Solow余值法，計算出全要素生產率的對數時間序列:

△A/A=△Y/Y-aK△K/K-aL△L/L(3)

(二)數據說明

1.△Y/Y、△L/L及FIR 的數據采用

△Y/Y=(國內生產總值指數-100)%

△L/L=每年全社會從業者變化量/當年全社會從業者

FIR= 金融資產總額/地區生產總值，但由于部分金融資產的數據不可獲得，本文將采用金融機構存貸款余額代替。

2.△K的數據采用

△K是每年資本物質存量與上一年資本物質存量的差值，因此，可以被定義為每一年的投資。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:

Kt=KT-1(1-δt)+It

(三)計算全要素生產率及金融相關比率

將上文回歸分析得出的αk和αl代入索洛余值公式，即得到全國的全要素生產率，通過FIR的計算公式即得到金融相關比率。

三、中國金融發展與全要素生產率的實證檢驗

(一)單位根檢驗

本文運用(ADF)檢驗法對變量的平穩性作檢驗。結果如表所示。

(二)協整檢驗

在做OLS最小二乘法回歸估計前，將TFP與FIR進行標準化處理，并建立如下方程:

1nTFPt=-0.36695-0.004001nFIRt+0.05300FIRt-1+

0.352041nTFPt-1+ε(4)

經過OLS最小二乘法回歸估計得到方程:

1nTFPt=-0.36695-0.004001nFIRt+0.05300FIRt-1+

0.352041nTFPt-1+ε

R2=0.14009AdjustedR2=0.02797(5)

檢驗殘差ecm是否平穩，如果平穩則說明金融相關比率與全要素生產率之間存在協整關系。

(三) 誤差修正模型

誤差修正模型解釋了變量的短期波動一方面受其自身和其他變量波動的影響， 另一方面又受長期均衡動態偏離的影響。

建立誤差修正模型:

Δ1nTFPt=-0.26148+0.03524ΔFIRt1n+3.92849Δ1nFIRt-1-0.68508ecmt-1(6)

其中ecm 為誤差修正項， 表示變量在協整關系中的長期動態偏離。

經過OLS最小二乘法回歸估計得到方程:

Δ1nTFPt=-0.26148+0.03524ΔFIRt1n+3.92849Δ1nFIRt-1-0.68508ecmt-1

R2=0.52120AdjustedR2=0.38442(7)

四、結論與建議

由上文的實證分析表明，長期中全要素生產率對金融相關比率的彈性要強些，但效果并不明顯。誤差修正項ecm 的系數為負且統計意義顯著， 符合反向修正理論， 意味著在修正過程中TFP 增長率將產生震蕩收斂趨勢， 短期波動逐漸向長期均衡收斂。同時， TFP 增長率也存在一定的自回歸調整， 金融發展的短期波動( 當期和滯后一期) 也起到了顯著的調整作用。

我國的全要素生產率仍然過低，提高全要素生產率與金融發展水平具有一定的重要性與現實意義。

第一，促進金融發展首先應深化金融體制改革，激勵金融機構的競爭，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，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進步促進經濟增長。

第二，促進經濟增長方式由粗放型增長轉變為以技術進步為主的增長方式;提高全要素生產率的關鍵在于改進社會基礎設施，因此，要加快政府與核心經濟部門的改革，鼓勵生產性活動的制度和政策，從而提高經濟效率。

參考文獻:

[1] King，R.，Levine，R.，1993，Finance and Growth:Schumpeter might be Right，in Quarterly Journal of Economics，108，pp.717-738.

[2] 易綱，樊綱，李巖.關于中國經濟增長與全要素生產率的理論思考[J].經濟研究，2003，(8).

[3] 郭慶旺，賈俊雪.中國全要素生產率的估算:1979-2004[J].經濟研究，2005， (6).

[4] 鄭長德.中國西部地區金融發展與經濟增長[M].北京:民族出版社，2007.

Research on the relationship between China financial development and total factor productivity

XU Xin-xin，ZHENG Chang-de

(Economy college，Southwest nationality university，Chengdu 610041，China)

Abstract: Using the Cobb - Douglas production function and growth accounting method to calculate out the 1978-2006 years， the country's TFP， and select the FIR， as financial development indicators， both for the unit root test， co-integration test， followed by the use of error-correction model derived FIR and TFP regression equation. The empirical results show that there is a certain long-term total factor productivity in the auto-regression adjustment of short-term fluctuations in financial development also played a significant role in the adjustment.

Key words: financial development; total factor productivity; co-integration test; error-correction model