李科瑾

(西南政法大學(xué) 經(jīng)濟(jì)法學(xué)院，重慶 401120)

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全要素生產(chǎn)率、創(chuàng)新及金融發(fā)展的關(guān)系研究

李科瑾

(西南政法大學(xué) 經(jīng)濟(jì)法學(xué)院，重慶 401120)

全要素生產(chǎn)率作為一國(guó)經(jīng)濟(jì)可持續(xù)發(fā)展的核心，與之密切相關(guān)的是創(chuàng)新以及金融發(fā)展。通過(guò)對(duì)2002—2004年中國(guó)各地區(qū)全要素生產(chǎn)率與創(chuàng)新的多種衡量指標(biāo)及金融發(fā)展之間的關(guān)系且從1992—2009年這一時(shí)間序列出發(fā)，研究全要素生產(chǎn)率與中國(guó)金融發(fā)展隨時(shí)間變化的關(guān)系，揭示創(chuàng)新對(duì)全要素生產(chǎn)率有正效應(yīng)，并且金融發(fā)展整體上也促進(jìn)創(chuàng)新能力的提高。

全要素生產(chǎn)率；創(chuàng)新；金融發(fā)展

一、引言

經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率是一國(guó)經(jīng)濟(jì)實(shí)力的重要表現(xiàn)。經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)主要依靠人力資本、自然資源、資本和技術(shù)等四個(gè)車輪來(lái)推動(dòng)，在投入既定的條件下，技術(shù)進(jìn)步和創(chuàng)新是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)鍵因素。改革開放以來(lái)，中國(guó)經(jīng)濟(jì)以近10%的速度持續(xù)高速地增長(zhǎng)。但Shan W認(rèn)為中國(guó)經(jīng)濟(jì)的高速增長(zhǎng)主要是依靠生產(chǎn)要素的大量投入而不是全要素生產(chǎn)率(Total Factor Productivity，TFP)的提高來(lái)實(shí)現(xiàn)，林毅夫等人也對(duì)此持肯定的觀點(diǎn)。自2001年中國(guó)加入WTO組織以來(lái)，中國(guó)大量的廉價(jià)勞動(dòng)力、資本、自然資源外流的現(xiàn)狀，要求我國(guó)必須提高科技創(chuàng)新能力。而創(chuàng)新能力的提高，離不開金融發(fā)展的支持，如：Schumpeter(1912)主張功能比較良好的銀行通過(guò)甄別并向最有可能在創(chuàng)新產(chǎn)品和生產(chǎn)過(guò)程中成功的企業(yè)提供融資促進(jìn)技術(shù)創(chuàng)新；當(dāng)然創(chuàng)新能力的提高也能促進(jìn)金融的發(fā)展，因此，研究全要素生產(chǎn)率、創(chuàng)新及金融發(fā)展之間的關(guān)系對(duì)于經(jīng)濟(jì)的和諧、高效發(fā)展具有重要的意義。

二、文獻(xiàn)綜述

從理論上看，國(guó)際上有很多著名的學(xué)者對(duì)全要素生產(chǎn)率、創(chuàng)新與金融發(fā)展進(jìn)行了一系列的研究。

對(duì)于金融發(fā)展與TFP的關(guān)系的研究，King和Levine(1993)在Goldsmith的研究基礎(chǔ)之上，利用77個(gè)國(guó)家1960—1989年的面板數(shù)據(jù)，實(shí)證分析并證明了金融發(fā)展水平對(duì)于長(zhǎng)期生產(chǎn)率的增長(zhǎng)的預(yù)測(cè)能力。Levine、Loayza和Beck(2000)的實(shí)證研究表明：金融發(fā)展對(duì)長(zhǎng)期經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)在于提升全要素生產(chǎn)率而不在于提高資本存量。白積洋(2011)指出金融發(fā)展通過(guò)對(duì)外貿(mào)易對(duì)全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)的寸金作用的存在性，并指出這種效應(yīng)的發(fā)揮主要是通過(guò)技術(shù)進(jìn)步實(shí)現(xiàn)的。江紅莉、李超杰(2011)通過(guò)對(duì)制造業(yè)全要素生產(chǎn)率與金融發(fā)展進(jìn)行協(xié)整分析和Granger因果檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)兩者間存在協(xié)整關(guān)系，且滯后1到3階時(shí)，金融發(fā)展是制造業(yè)全要素生產(chǎn)率的Granger原因，反之不成立。譚林、鄧偉平(2011)運(yùn)用面板數(shù)據(jù)誤差修正模型及格蘭杰因果檢驗(yàn)方法證明了農(nóng)業(yè)金融發(fā)展短期內(nèi)不是TFP增長(zhǎng)的原因，長(zhǎng)期內(nèi)顯著促進(jìn)TFP的提高；而農(nóng)業(yè)TFP既是金融發(fā)展的短期原因，也是影響金融發(fā)展的長(zhǎng)期原因。余利豐、鄧柏盛、王菲(2011)從隨機(jī)前沿分析的視角推出并論證了金融發(fā)展促進(jìn)全要素生產(chǎn)率的增長(zhǎng)。但陳剛(2009)、王定祥(2011)等的研究表明，金融發(fā)展對(duì)中國(guó)全要素增長(zhǎng)具有不利的影響。姚耀軍(2010)運(yùn)用界限檢驗(yàn)法、協(xié)整系數(shù)估計(jì)、向量誤差修正等方法，證實(shí)了金融發(fā)展與TFP存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的關(guān)系。

對(duì)于創(chuàng)新與TFP的關(guān)系的研究，章立軍(2006)基于省際數(shù)據(jù)的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)的分析得出：創(chuàng)新綜合能力對(duì)全要素生產(chǎn)率有正面的效應(yīng)，同時(shí)發(fā)現(xiàn)創(chuàng)新能力對(duì)全要素生產(chǎn)率還沒有起到?jīng)Q定性的作用，目前的中國(guó)更多的還是依靠勞動(dòng)力投入和資本投入來(lái)發(fā)展經(jīng)濟(jì)。

對(duì)于創(chuàng)新與金融發(fā)展的關(guān)系的研究，Becivenga、Smith(1995)通過(guò)世代交替模型研究了金融效率對(duì)技術(shù)選擇的關(guān)系，研究結(jié)論表明在一個(gè)經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)中，當(dāng)其金融市場(chǎng)的效率較低時(shí)，只會(huì)選擇發(fā)展期短的技術(shù)，當(dāng)金融市場(chǎng)效率提高時(shí)，才會(huì)選擇發(fā)展期較長(zhǎng)的技術(shù)。孫伍琴、朱順林(2008)通過(guò)測(cè)定我國(guó)23個(gè)省市金融體系對(duì)技術(shù)創(chuàng)新的Malmquist生產(chǎn)率，得出了23個(gè)省市金融發(fā)展促進(jìn)技術(shù)創(chuàng)新的效率的平均水平逐漸提高且各地區(qū)間存在差異。劉小玄、吳巖冰通過(guò)DEA和M指數(shù)方法等分析證實(shí)了在市場(chǎng)需求高速增長(zhǎng)的條件下，企業(yè)生產(chǎn)率增長(zhǎng)與外部融資支持的密切正相關(guān)。

通過(guò)對(duì)相關(guān)文獻(xiàn)的綜述，大多數(shù)學(xué)者認(rèn)為金融發(fā)展與中國(guó)全要素生產(chǎn)率存在正相關(guān)；也有一些文獻(xiàn)則認(rèn)為金融發(fā)展對(duì)中國(guó)全要素增長(zhǎng)具有不利影響；創(chuàng)新對(duì)全要素生產(chǎn)率具有促進(jìn)作用。有些文獻(xiàn)從農(nóng)業(yè)或制造業(yè)視角分析他們之間的關(guān)系。但他們基本上都只是從金融發(fā)展與TFP關(guān)系、創(chuàng)新與TFP關(guān)系亦或是創(chuàng)新與金融發(fā)展的角度實(shí)證分析其關(guān)系，很少將三者系統(tǒng)起來(lái)分析他們的具體關(guān)系，并且很少基于各地區(qū)的差異來(lái)分析他們之間的關(guān)系。因此，本文就在前人的基礎(chǔ)上，參照《中國(guó)生產(chǎn)率分析前沿》中生產(chǎn)率的度量方法、資本勞動(dòng)投入度量方法與應(yīng)用，進(jìn)一步系統(tǒng)分析2002—2004年各地區(qū)TFP、創(chuàng)新與金融發(fā)展的關(guān)系，以彌補(bǔ)眾多文獻(xiàn)的空白領(lǐng)域。

三、模型的建立

假設(shè)總量生產(chǎn)函數(shù)為新古典函數(shù)即C-D生產(chǎn)函數(shù)：

Y=AL1-αKα

(1)

Y代表產(chǎn)出，K代表資本投入，L代表勞動(dòng)投入，A表示服務(wù)業(yè)全要素生產(chǎn)率(TFP)。而全要素生產(chǎn)率的變動(dòng)一般分解為技術(shù)進(jìn)步和技術(shù)效率變動(dòng)兩部分，但由于兩部分均與創(chuàng)新能力有一定的關(guān)聯(lián)，創(chuàng)新能力對(duì)全要素生產(chǎn)率(TFP)的關(guān)系可借鑒章立軍(2006)的研究，有實(shí)證關(guān)系：

A=RβGγ

(2)

R表示創(chuàng)新指標(biāo)，G表示市場(chǎng)化指標(biāo)(主要部分是政府控制)也即影響全要素生產(chǎn)率的其他外因素。創(chuàng)新與金融發(fā)展(FIR)的關(guān)系可以通過(guò)兩類數(shù)據(jù)在散點(diǎn)圖中的位置，對(duì)其進(jìn)行擬合，找出相對(duì)合適的關(guān)系：

R=a+bFIR+μ或R=cFIRθ+d

(3)

FIR代表金融發(fā)展指標(biāo)，上述兩式是R與FIR的兩種可能的關(guān)系。至于說(shuō)全要素生產(chǎn)率與金融發(fā)展的關(guān)系可以綜合King和Levine(1993)、張軍(2005)、錢水土(2011)等人的實(shí)證模型，TFP與FIR的關(guān)系為：

LnA=m+LnFIR+ε或LnFIR=n+LnA+λ

(4)

將(1)式變形可得：

Ln(Y/L)=Ln(A)+αLn(K/L)，

(5)

同時(shí)，也可將(1)變形為：

(6)

將(2)式兩邊同時(shí)取對(duì)數(shù)，則有：

LnA=γLnG+βLnR

(7)

將(6)式結(jié)合王小魯、樊綱(2004)的研究，選取中國(guó)市場(chǎng)化指數(shù)(近似為政府控制)代替影響全要素生產(chǎn)率的其他外因素，構(gòu)建分析全要素生產(chǎn)率與創(chuàng)新之間的回歸關(guān)系：

LnA=β1+β2LnR+γLnG+e

(8)

在計(jì)算時(shí)，先通過(guò)式(5)估計(jì)出α，然后根據(jù)以下式子：LnA=LnY-(1-α)LnL-αLnK

估計(jì)出全要素生產(chǎn)率的值，然后利用(7)式估計(jì)出創(chuàng)新對(duì)全要素生產(chǎn)率的影響能力β2。至于創(chuàng)新與金融發(fā)展的關(guān)系可以通過(guò)擬合回歸的方式，最終確定是否符合上述中的(3)式。而全要素生產(chǎn)率與金融發(fā)展的因果關(guān)系可以通過(guò)格蘭杰因果檢驗(yàn)來(lái)確定符合上述(4)式中的哪一個(gè)。

四、數(shù)據(jù)的收集與處理

本文在研究全要素生產(chǎn)率、創(chuàng)新與金融發(fā)展之間的關(guān)系時(shí)，由于最近幾年的創(chuàng)新指數(shù)的數(shù)據(jù)不易獲得，故主要是采用2002—2004年全國(guó)31個(gè)省份的數(shù)據(jù)。

首先，Y代表產(chǎn)出，這里是用各年各地區(qū)生產(chǎn)總值來(lái)表示，單位是億元；K代表資本投入，這里用按地區(qū)分的社會(huì)固定資產(chǎn)投資來(lái)表示，單位是億元；L代表各地區(qū)按三次產(chǎn)業(yè)劃分的就業(yè)人數(shù)，單位是萬(wàn)人。這些數(shù)據(jù)均直接來(lái)源于《2002—2004年中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》。

R表示創(chuàng)新指標(biāo)，為了與國(guó)際接軌，這里借鑒2005年歐盟與聯(lián)合研究中心(Joint Research Centre)提供了的新的評(píng)估歐盟創(chuàng)新能力的綜合指標(biāo)體系，即歐盟創(chuàng)新記分牌(European Innovation Scoreboard),將歐盟創(chuàng)新指標(biāo)分為創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)、企業(yè)創(chuàng)新、知識(shí)產(chǎn)權(quán)、知識(shí)創(chuàng)造和技術(shù)應(yīng)用等五類。因此，本文采用《中國(guó)區(qū)域創(chuàng)新能力報(bào)告2002》、《中國(guó)區(qū)域創(chuàng)新能力報(bào)告2003》、《2004—2005年中國(guó)區(qū)域創(chuàng)新能力報(bào)告分析(一)》中創(chuàng)新能力綜合值、知識(shí)創(chuàng)造、知識(shí)獲取、企業(yè)創(chuàng)新、創(chuàng)新環(huán)境、創(chuàng)新績(jī)效來(lái)分別檢驗(yàn)其與TFP的關(guān)系。G代表的是影響全要素生產(chǎn)率的其他外因素，這里用市場(chǎng)化指標(biāo)來(lái)代替(主要部分是政府控制)，其來(lái)源于樊綱《中國(guó)市場(chǎng)化指數(shù)》。

金融發(fā)展指數(shù)考慮到數(shù)據(jù)的可獲得性，本文主要引用肖雯等(2008)中的做法，主要從金融中介和金融市場(chǎng)兩個(gè)方面分別建立衡量指標(biāo)。

(一)金融深化指標(biāo)

DEPTH=M2/GDP

Goldsmith認(rèn)為金融相關(guān)率作為金融發(fā)展程度的量化指標(biāo)，是指一定時(shí)期內(nèi)社會(huì)金融性活動(dòng)總量與全社會(huì)經(jīng)濟(jì)活動(dòng)總量的比值。貨幣化程度越深，金融深化特征就越明顯，金融發(fā)展也就越快。衡量金融中介的總體規(guī)模，學(xué)界普遍認(rèn)同的貨幣化指標(biāo)為全部金融中介體的流動(dòng)負(fù)債與GDP的比值，而全部金融中介體的流動(dòng)負(fù)債實(shí)際上就是M3，但由于數(shù)據(jù)的可獲得性，因此選用M2來(lái)代替。這一指標(biāo)的M2數(shù)據(jù)和GDP數(shù)據(jù)均出自《中國(guó)統(tǒng)計(jì)局年鑒》，主要采用1992—2009年的數(shù)據(jù)。

(二)資本化率

CAP=流通股總市值/GDP

該指標(biāo)用來(lái)反映股票市場(chǎng)的規(guī)模，等于流通中的市價(jià)總值與GDP的比值。由于大多數(shù)國(guó)家股和法人股并沒有上市流通，不具備股票市場(chǎng)的信息搜集、分散風(fēng)險(xiǎn)等功能，只有在社會(huì)上真正流通的社會(huì)公眾股才能真正代表中國(guó)股票市場(chǎng)的發(fā)展規(guī)模，股票市場(chǎng)規(guī)模越大，募集資金和分散風(fēng)險(xiǎn)的能力就越強(qiáng)，這就是本文選用流通股市值而不選用總市值的原因。這一指標(biāo)數(shù)據(jù)來(lái)源于《中國(guó)證券期貨統(tǒng)計(jì)年鑒2010》，主要采用1992—2009年的數(shù)據(jù)。

(三)平均換手率

TURN=股票總成交金額/股票流通市值

該指標(biāo)反映了股票市場(chǎng)的流動(dòng)性，股票市場(chǎng)是金融市場(chǎng)中的重要板塊，股票市場(chǎng)越活躍，也就反映了該國(guó)金融市場(chǎng)越發(fā)達(dá)。另外，金融市場(chǎng)流動(dòng)性越強(qiáng)也就反映了交易越頻繁，交易成本也就越低，能夠反映金融市場(chǎng)的發(fā)展。在數(shù)據(jù)處理上，由于中國(guó)有上交所和深交所兩大證券交易所，在統(tǒng)計(jì)時(shí)，就上交所和深交所的平均換手率分別進(jìn)行了統(tǒng)計(jì)，另外在2004年推出中小企業(yè)板塊和2009年推出了創(chuàng)業(yè)板塊，因此，在計(jì)算平均換手率時(shí)，可通過(guò)四者的加權(quán)平均值來(lái)獲得，每一部分的權(quán)重等于各自的成交金額與市場(chǎng)總成交金額的比值，但為了方便起見，這里用簡(jiǎn)單的算術(shù)平均數(shù)代替復(fù)雜的加權(quán)平均數(shù)。這一指標(biāo)也出自《中國(guó)證券期貨統(tǒng)計(jì)年鑒2010》，主要采用1992—2009年的數(shù)據(jù)。

(四)金融效率指標(biāo)

DEBT=私人信貸/銀行信貸總額

這一指標(biāo)相對(duì)來(lái)說(shuō)比肖雯(2008)中所運(yùn)用的存款性銀行的國(guó)內(nèi)信貸與GDP的比值更能表述金融的效率。當(dāng)然數(shù)據(jù)的獲得是通過(guò)多個(gè)途徑的，主要來(lái)源于中國(guó)統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站、中國(guó)人民銀行網(wǎng)站、《中國(guó)人民銀行統(tǒng)計(jì)季報(bào)》，主要采用1992—2007年數(shù)據(jù)，而之后兩年的數(shù)據(jù)可通過(guò)1992—2007年各季度數(shù)據(jù)來(lái)估算出2008年、2009年的數(shù)據(jù)，另外整年的數(shù)據(jù)這里采用四季度之和來(lái)替代。

另外，在運(yùn)用數(shù)據(jù)時(shí)，當(dāng)估算TFP與創(chuàng)新及創(chuàng)新與金融發(fā)展的關(guān)系，由于考慮創(chuàng)新這一指標(biāo)數(shù)據(jù)的可獲得性，因此采用的是2002—2004年截面數(shù)據(jù)，分別估計(jì)各變量之間的關(guān)系。而在預(yù)測(cè)TFP與金融發(fā)展的關(guān)系時(shí)，由于各地區(qū)金融發(fā)展的狀況沒有明確的界限，故這里采用1992—2009年的數(shù)據(jù)，通過(guò)時(shí)間序列來(lái)估計(jì)回歸函數(shù)。

五、實(shí)證分析

通過(guò)上述方程式(5)及對(duì)1981—2011年Y、K、L數(shù)據(jù)的處理，我們得到α的計(jì)算結(jié)果：

α=0.8

其中，R2=0.9926,并且其系數(shù)在99%的置信度下顯著。并根據(jù)方程(6)可知?jiǎng)趧?dòng)、資本及全要素生產(chǎn)率對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)，見表1。

表1　各種要素對(duì)產(chǎn)出的貢獻(xiàn)

通過(guò)表1中關(guān)于各要素增長(zhǎng)率對(duì)產(chǎn)出增長(zhǎng)率的貢獻(xiàn)，表明1981—1987年及1998—2010年全要素生產(chǎn)率對(duì)產(chǎn)出增長(zhǎng)率的貢獻(xiàn)為負(fù)值，而資本的貢獻(xiàn)率甚至超過(guò)產(chǎn)出貢獻(xiàn)率，勞動(dòng)的貢獻(xiàn)率雖然都是正值，但貢獻(xiàn)很小。這主要是因?yàn)橹袊?guó)是人口密集型國(guó)家，1981—1987年出現(xiàn)這種情況原因可能是剛剛改革開放后，需要的是資本拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)，技術(shù)的優(yōu)勢(shì)還沒顯現(xiàn)出來(lái)；而1998—2010年出現(xiàn)這種情況，主要可能是1998年亞洲經(jīng)濟(jì)危機(jī)、2008年經(jīng)濟(jì)危機(jī)及2003—2007全球經(jīng)濟(jì)泡沫(虛擬經(jīng)濟(jì))拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，而實(shí)體經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)則遠(yuǎn)遠(yuǎn)落后于表面上經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)。而1988—1997年經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的主要原因依然是資本的貢獻(xiàn)率，但全要素生產(chǎn)率的貢獻(xiàn)為正值，主要原因可能是1992年鄧小平南方談話開放經(jīng)濟(jì)特區(qū)引起的國(guó)外技術(shù)的引進(jìn)等；2011年的數(shù)據(jù)表明資本對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)是55.6%，而全要素增長(zhǎng)率對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)率達(dá)到40%以上，這也說(shuō)明了21世紀(jì)是知識(shí)競(jìng)爭(zhēng)的時(shí)代，自主創(chuàng)新能力對(duì)經(jīng)濟(jì)的貢獻(xiàn)力將逐漸增強(qiáng)，創(chuàng)新將成為一個(gè)國(guó)家進(jìn)步的靈魂。

由于創(chuàng)新的數(shù)據(jù)暫時(shí)只能獲得2002—2004年中國(guó)各地區(qū)創(chuàng)新指標(biāo)，故這里須將各地區(qū)全要素生產(chǎn)率先計(jì)算出，然后方可得到各自與創(chuàng)新的關(guān)系。根據(jù)方程式(5)及2002—2004年各地區(qū)Y、K、L的數(shù)據(jù)可計(jì)算出的值見表2。

表2　資本貢獻(xiàn)率α的結(jié)果

表3、表4、表5和表6顯示了創(chuàng)新的各種指標(biāo)與全要素生產(chǎn)率的回歸結(jié)果，并標(biāo)注了顯著性水平及各種檢驗(yàn)值及可決系數(shù)，說(shuō)明其結(jié)果可靠性。

表3　創(chuàng)新綜合能力對(duì)全要素生產(chǎn)率的影響回歸結(jié)果

注：括號(hào)內(nèi)的數(shù)字為t值。****、***、**、*分別表示在0.01、0.05、0.10、0.15水平顯著(雙尾)；intercept表示截距

表4　知識(shí)創(chuàng)造對(duì)全要素生產(chǎn)率的影響的回歸結(jié)果

注：括號(hào)內(nèi)的數(shù)字為t值。****、***、**、*分別表示在0.01、0.05、0.10、0.15水平顯著(雙尾)；intercept表示截距

表5　知識(shí)流動(dòng)對(duì)全要素生產(chǎn)率的影響的回歸結(jié)果

注：括號(hào)內(nèi)的數(shù)字為t值。****、***、**、*分別表示在0.01、0.05、0.10、0.15水平顯著(雙尾)；intercept表示截距

上述僅僅只是就創(chuàng)新的幾個(gè)比較重要的方面對(duì)全要素生產(chǎn)率的影響做了回歸分析。從回歸結(jié)果中，不難發(fā)現(xiàn)創(chuàng)新能力、政府干預(yù)程度的減少都對(duì)全要素生產(chǎn)率有正相的效應(yīng)，但是相比較而言，政府干預(yù)程度的減少對(duì)全要素生產(chǎn)率的影響更加顯著，這種情況也是計(jì)劃經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生的一些后續(xù)影響(不可能完全市場(chǎng)化)，而政府干預(yù)程度的減少主要包括：市場(chǎng)分配經(jīng)濟(jì)資源比重、減輕農(nóng)民稅費(fèi)負(fù)擔(dān)、減輕政府對(duì)企業(yè)干預(yù)、減少企業(yè)對(duì)外稅費(fèi)負(fù)擔(dān)、縮小政府規(guī)模等五個(gè)方面。因此，地方要提高全要素生產(chǎn)率可以通過(guò)從政府干預(yù)程度的等幾個(gè)方面入手進(jìn)行調(diào)整。

表6　企業(yè)創(chuàng)新對(duì)全要素生產(chǎn)率的影響的回歸結(jié)果

注：括號(hào)內(nèi)的數(shù)字為t值。****、***、**、*分別表示在0.01、0.05、0.10、0.15水平顯著(雙尾)；intercept表示截距

從創(chuàng)新能力總指標(biāo)來(lái)看，創(chuàng)新能力綜合值對(duì)全要素生產(chǎn)率的正向效應(yīng)不是特別顯著。從分項(xiàng)來(lái)看，表3、表4、表5分別從知識(shí)創(chuàng)造、知識(shí)流動(dòng)(知識(shí)獲得)、企業(yè)創(chuàng)新(知識(shí)運(yùn)用)等三個(gè)方面做了分析，結(jié)果發(fā)現(xiàn)：知識(shí)流動(dòng)及企業(yè)創(chuàng)新對(duì)全要素生產(chǎn)率的正向效應(yīng)十分顯著；而知識(shí)運(yùn)用對(duì)全要素生產(chǎn)率的正向作用在95%的置信度水平下也比較顯著；但知識(shí)創(chuàng)造對(duì)全要素生產(chǎn)率的影響則不顯著。主要原因可能是知識(shí)創(chuàng)造主要由研發(fā)投入、發(fā)明專利、學(xué)術(shù)成就(科研論文)、科技投入產(chǎn)出比等四項(xiàng)內(nèi)容所組成，則這一領(lǐng)域具有投資大、風(fēng)險(xiǎn)高、創(chuàng)新成果具有基礎(chǔ)性和長(zhǎng)期性的特點(diǎn)，對(duì)全要素生產(chǎn)率的提高不能夠在短時(shí)間內(nèi)顯現(xiàn)出來(lái)，因此其對(duì)TFP的影響在較高的置信度水平下不顯著。從知識(shí)流動(dòng)(知識(shí)獲得)方面來(lái)看，衡量知識(shí)流動(dòng)的指標(biāo)主要有科技合作、技術(shù)轉(zhuǎn)移和FDI，根據(jù)眾多研究文獻(xiàn)，表明技術(shù)轉(zhuǎn)移和FDI對(duì)經(jīng)濟(jì)效率的提高有顯著的作用，因此，知識(shí)流動(dòng)對(duì)TFP也具有比較明顯的正向作用。從企業(yè)創(chuàng)新(知識(shí)運(yùn)用)來(lái)看，它主要是由大中型企業(yè)的研發(fā)投入、團(tuán)隊(duì)設(shè)計(jì)能力、制造和生產(chǎn)能力及新產(chǎn)品的產(chǎn)值四項(xiàng)分指標(biāo)組成。隨著中國(guó)市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)改革不斷深入，社會(huì)主義的公有制為主題，多種所有制共同發(fā)展的經(jīng)濟(jì)體制也表明了私有制企業(yè)在經(jīng)濟(jì)發(fā)展中的重要地位。由于企業(yè)越來(lái)越多，市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)也越來(lái)越劇烈，這就要求企業(yè)進(jìn)行不斷的創(chuàng)新，將新的技術(shù)轉(zhuǎn)化為產(chǎn)品進(jìn)而提高產(chǎn)品質(zhì)量降低商品成本，從而達(dá)到在競(jìng)爭(zhēng)中勝出且利益最大化的目的。而企業(yè)創(chuàng)新相較于知識(shí)流動(dòng)對(duì)TFP的影響相對(duì)較弱，原因是企業(yè)在創(chuàng)新中也有大量的科研投入，也存在一定的風(fēng)險(xiǎn)，另外，隨著新技術(shù)產(chǎn)生，會(huì)有大量的仿造品出現(xiàn)，有可能導(dǎo)致企業(yè)的入不敷出。

對(duì)于創(chuàng)新能力的另外兩個(gè)方面：創(chuàng)新環(huán)境和創(chuàng)新績(jī)效對(duì)全要素生產(chǎn)率的影響，可以通過(guò)圖表來(lái)分析他們之間的關(guān)系，如圖1是創(chuàng)新環(huán)境與全要素生產(chǎn)率之間的趨勢(shì)圖，反映出創(chuàng)新環(huán)境與TFP呈正相關(guān)關(guān)系，即創(chuàng)新環(huán)境越好，全要素生產(chǎn)率也就越高。環(huán)境對(duì)于創(chuàng)新綜合能力的影響，通過(guò)研究其所占權(quán)重為0.25，即創(chuàng)新環(huán)境越好，越有利于經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。

圖1　TFP與創(chuàng)新環(huán)境的關(guān)系

《2004—2005年中國(guó)區(qū)域創(chuàng)新能力分析報(bào)告》指出，創(chuàng)新績(jī)效在創(chuàng)新綜合值中所占比重為20%，創(chuàng)新績(jī)效主要是指實(shí)施采用新技術(shù)后，企業(yè)價(jià)值的增加，一般是以企業(yè)業(yè)務(wù)額的增加來(lái)衡量。創(chuàng)新績(jī)效既是創(chuàng)新的結(jié)果也為創(chuàng)新提供了動(dòng)力，如圖2所示。

圖2　TFP與創(chuàng)新績(jī)效的關(guān)系

通過(guò)以上創(chuàng)新對(duì)全要素生產(chǎn)率的回歸分析及圖示分析，可以了解到，總體來(lái)看，創(chuàng)新能力的提高對(duì)全要素的生產(chǎn)率的提高有顯著的效用。而創(chuàng)新能力的提高可以通過(guò)以上五種途徑來(lái)解決，但考慮到時(shí)效性及風(fēng)險(xiǎn)性，建議先從知識(shí)流動(dòng)及企業(yè)創(chuàng)新兩個(gè)方面進(jìn)行提高，這一點(diǎn)也可通過(guò)以下結(jié)果來(lái)論證：

上式各項(xiàng)自變量之前的系數(shù)及符號(hào)代表其與因變量之間的關(guān)系，括號(hào)中權(quán)值代表的是t值，主要是檢驗(yàn)該自變量對(duì)于因變量的影響是否顯著，我們發(fā)現(xiàn)政府控制的減少及知識(shí)的流動(dòng)對(duì)TFP的影響比較顯著且符合經(jīng)濟(jì)含義，而知識(shí)創(chuàng)造、創(chuàng)新績(jī)效及創(chuàng)新環(huán)境對(duì)TFP的影響不顯著且不符合經(jīng)濟(jì)含義。并且五個(gè)創(chuàng)新指標(biāo)之間存在著相關(guān)性，見表7。

表7　創(chuàng)新各指標(biāo)的相關(guān)性

表7表明：首先，知識(shí)流動(dòng)與創(chuàng)新環(huán)境的相關(guān)度最高；其次，知識(shí)創(chuàng)造與創(chuàng)新環(huán)境及知識(shí)運(yùn)用與知識(shí)流動(dòng)的相關(guān)度也比較高，因此，可以通過(guò)運(yùn)用逐步回歸發(fā)現(xiàn)：知識(shí)流動(dòng)對(duì)全要素生產(chǎn)率的影響最大且最為顯著，驗(yàn)證了所有的創(chuàng)新指標(biāo)中只有知識(shí)的流動(dòng)才能在最短的時(shí)間內(nèi)創(chuàng)造更大更快的收益，同時(shí)可以通過(guò)政府減少稅收等政策來(lái)達(dá)到經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的目的。

無(wú)論是知識(shí)的流動(dòng)，企業(yè)創(chuàng)新還是政府的干預(yù)(采取補(bǔ)貼或減少稅收的方式)，都是需要大量的資金為代價(jià)來(lái)支持企業(yè)的運(yùn)營(yíng)，這就需要有一個(gè)相對(duì)發(fā)達(dá)的金融市場(chǎng)作為支撐。研究TFP、創(chuàng)新與金融發(fā)展的具體的關(guān)系，可從兩組數(shù)據(jù)入手：一是用各地區(qū)金融市場(chǎng)化程度代替金融發(fā)展的指標(biāo)；二是用上述所展示的四大指標(biāo)，用時(shí)間序列來(lái)研究國(guó)內(nèi)整體金融發(fā)展與全要素生產(chǎn)率的關(guān)系。

各地區(qū)2002—2004年創(chuàng)新與金融發(fā)展之間的關(guān)系，由于只能從理論上認(rèn)為金融越發(fā)達(dá)，創(chuàng)新也就越高亦或是創(chuàng)新反過(guò)來(lái)促進(jìn)了金融的發(fā)展，但兩者之間的關(guān)系無(wú)法確定是直線形式或者指數(shù)形式的關(guān)系。通過(guò)比較可以得出(3)方程的后者更符合要求，這里將三年的93個(gè)數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸分析，但是不能確定創(chuàng)新與金融發(fā)展的因果關(guān)系，故對(duì)兩者進(jìn)行格蘭杰因果檢驗(yàn)得表8。

表8　因果檢驗(yàn)結(jié)果

由伴隨概率知，在5%的顯著性水平下，既拒絕“金融發(fā)展不是創(chuàng)新的格蘭杰原因”的假設(shè)，也拒絕“創(chuàng)新不是金融發(fā)展的格蘭杰原因”的假設(shè)。因此，從0階滯后的情況看，創(chuàng)新的變動(dòng)與金融發(fā)展的變動(dòng)呈正相關(guān)并且互為格蘭杰原因。

通過(guò)上邊兩式，可以發(fā)現(xiàn)t=8.23，則變量在99%的置信度下顯著，調(diào)整后的R2為0.42，另外D.W的值為1.27，而當(dāng)n=90時(shí)，dL=1.63,dU=1.68;當(dāng)n=95時(shí)，dL=1.64,dU=1.69，我們發(fā)現(xiàn)0

全要素生產(chǎn)率與金融發(fā)展的關(guān)系，可以理解為金融發(fā)展與創(chuàng)新直接相關(guān)，也有可能是金融發(fā)展通過(guò)創(chuàng)新與全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生對(duì)應(yīng)關(guān)系，對(duì)金融發(fā)展與全要素生產(chǎn)率進(jìn)行回歸得到結(jié)果：

上式各項(xiàng)自變量之前的系數(shù)及符號(hào)代表其與因變量之間的關(guān)系，括號(hào)中權(quán)值代表的是t值，主要是檢驗(yàn)該自變量對(duì)于因變量的影響是否顯著，而t檢驗(yàn)在99%的置信水平下顯著，但R2=0.08，即金融發(fā)展對(duì)TFP的解釋力只有8%，雖然金融市場(chǎng)化對(duì)全要素生產(chǎn)率有正相關(guān)關(guān)系，但解釋能力不是特別強(qiáng)。至于兩者因果關(guān)系，這里通過(guò)1992—2009年時(shí)間序列來(lái)分析。

在計(jì)算1992—2009年的全要素生產(chǎn)率時(shí)，計(jì)算方法仍然如上述的方程(1)所示，得到如下結(jié)果：

上式各項(xiàng)自變量之前的系數(shù)及符號(hào)代表其與因變量之間的關(guān)系，括號(hào)中權(quán)值代表的是t值，主要是檢驗(yàn)該自變量對(duì)于因變量的影響是否顯著，通過(guò)這四個(gè)方程式的解讀，能夠表明金融深化指標(biāo)及資本化率指標(biāo)對(duì)全要素生產(chǎn)率的影響不顯著且金融深化及換手率對(duì)其有負(fù)效應(yīng)，這些似乎有悖于原有的金融發(fā)展會(huì)促進(jìn)全要素生產(chǎn)率的提高的理論。主要原因不僅在于樣本較少，更主要的是沒有對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，表9則是運(yùn)用ADF方法對(duì)數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性進(jìn)行分析。

表9　各項(xiàng)金融發(fā)展指標(biāo)時(shí)間序列的ADF檢驗(yàn)結(jié)果

注：檢驗(yàn)類型中的c,t分別代表常數(shù)項(xiàng)和趨勢(shì)項(xiàng)，k表示的是滯后階數(shù)

正如表7所示，原序列的ADF統(tǒng)計(jì)量無(wú)法拒絕1%的顯著性水平下的單位根檢驗(yàn)的原假設(shè)，進(jìn)一步對(duì)其一階差分進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，所有的變量的一階差分序列均平穩(wěn)。

經(jīng)過(guò)調(diào)整后金融發(fā)展與全要素生產(chǎn)率的關(guān)系為：

LnAi=0.0728+1.0091LnAi-1+0.4541LnDEPTH-0.7144LnDEPTHi-1

其中，R2=0.95，adjust-R2=0.94；

LnAi=-0.012+0.9552LnAi-1-0.0221LnCAPi-0.0242LnCAPi-1

其中，R2=0.79，adjust-R2=0.73；

LnAi=-0.6411+1.1010LnAi-1+0.0080LnTURNi+0.0462LnTURNi-1

其中，R2=0.72，adjust-R2=0.65；

LnAi=1.0797+0.6280LnAi-1+0。2006LnDEBTi+0.5749LnDEBTi-1

其中，R2=0.88，adjust-R2=0.84

以上反映了全要素生產(chǎn)率主要受上一期全要素生產(chǎn)率的影響，而受到資本化率指標(biāo)及平均換手率的影響相對(duì)較弱，金融發(fā)展指標(biāo)中短期內(nèi)受金融效率指標(biāo)的影響不那么顯著。平均換手率對(duì)全要生產(chǎn)率的提高有正效應(yīng)，即平均換手率越高，金融市場(chǎng)也就越活躍，交易成本就要相對(duì)較低，則金融創(chuàng)新產(chǎn)品也就越多，有利于全要素生產(chǎn)率的提高。資本化率與全要素生產(chǎn)率是負(fù)相關(guān)的，這主要反映了一個(gè)事實(shí)：中國(guó)短期投機(jī)者比較多，股票交易太過(guò)頻繁，這樣反而不利于金融市場(chǎng)的發(fā)展，相應(yīng)的全要素也得不到多大的提高甚至?xí)璧K其提高。

六、結(jié)論與建議

根據(jù)上文的實(shí)證分析表明：創(chuàng)新能力的提高有助于全要素生產(chǎn)率的提升；創(chuàng)新對(duì)金融發(fā)展具有正效應(yīng)；金融發(fā)展對(duì)全要素生產(chǎn)率的提高有積極的作用且比較顯著。另外，金融市場(chǎng)中股票市場(chǎng)流通股流動(dòng)過(guò)剩將不利于全要素生產(chǎn)率的提高。

我國(guó)的全要素生產(chǎn)率對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)還比較小，表明我國(guó)的宏觀經(jīng)濟(jì)還是以外延式的擴(kuò)大再生產(chǎn)為主，而要想在經(jīng)濟(jì)發(fā)展中立足，只依靠資本、勞動(dòng)力(尤其是目前中國(guó)的勞動(dòng)力大量外流)是不夠的，未來(lái)靠的是創(chuàng)新，靠的是金融發(fā)展。因此，提高創(chuàng)新、金融發(fā)展與全要素生產(chǎn)率具有重要的意義。

第一，減少政府的干預(yù)能力。從以上結(jié)論中我們得出了減少政府干預(yù)程度有助于全要素生產(chǎn)率的提高。而政府干預(yù)程度的減少主要包括了市場(chǎng)分配經(jīng)濟(jì)資源比重、減輕農(nóng)民稅費(fèi)負(fù)擔(dān)、減輕政府對(duì)企業(yè)干預(yù)、減少企業(yè)對(duì)外稅費(fèi)負(fù)擔(dān)、縮小政府規(guī)模等五個(gè)方面，因此，可以通過(guò)這五個(gè)方面來(lái)提高全要素生產(chǎn)率。

第二，提高知識(shí)流動(dòng)的速率。從以上結(jié)論中我們得到知識(shí)流動(dòng)的提高對(duì)全要素有比較顯著的正作用。而知識(shí)的流動(dòng)主要包括技術(shù)轉(zhuǎn)移、FDI及科技合作，因此，可加強(qiáng)國(guó)際間的合作，引進(jìn)先進(jìn)的技術(shù)及管理經(jīng)驗(yàn)，加大創(chuàng)新性人才的培養(yǎng)。當(dāng)然，針對(duì)于國(guó)家的核心技術(shù)，如人造衛(wèi)星、軍事技術(shù)等方面則主要考慮到國(guó)家安全等層面，建議通過(guò)加大科研項(xiàng)目的投資力度來(lái)提高國(guó)家在這些方面的技術(shù)水平。

第三，將全國(guó)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展中心轉(zhuǎn)移到中部。通過(guò)地區(qū)全要素生產(chǎn)率與中部地區(qū)數(shù)據(jù)的關(guān)系可見，中部地區(qū)雖然沒有沿海地區(qū)的地理優(yōu)勢(shì)，但資源卻相對(duì)豐富，文化底蘊(yùn)深厚且發(fā)展?jié)摿薮?。因此，可通過(guò)不斷縮小地區(qū)間的差異，運(yùn)用“木桶效應(yīng)”來(lái)提高整體國(guó)力和提高整個(gè)國(guó)家在世界上的競(jìng)爭(zhēng)力。

第四，金融體制改革。運(yùn)用金融深化與金融發(fā)展、創(chuàng)新及全要素生產(chǎn)率的關(guān)系，通過(guò)深化金融體制改革來(lái)促進(jìn)金融的發(fā)展，鼓勵(lì)金融機(jī)構(gòu)競(jìng)爭(zhēng)，從而形成多層次、高效的金融中介體系；同時(shí)，完善金融市場(chǎng)風(fēng)險(xiǎn)管理體制，提高資金使用效率及資本配置效率，最終以資本積累及技術(shù)進(jìn)步來(lái)促進(jìn)經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)。

總而言之，全要素生產(chǎn)率的提高是一個(gè)長(zhǎng)期而艱巨的任務(wù)，需要從經(jīng)濟(jì)運(yùn)行的主體、客體、目的、條件、過(guò)程、方式動(dòng)力機(jī)制、傳動(dòng)機(jī)制、空間、程度等全方位入手。

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[責(zé)任編輯：鄒學(xué)慧]

A Relationship Study of Total Factor Productivity,Innovation and Financial Development

LI Ke-jin

(Southuest University of Political Scionce&law,Collegg of Economic Law,Chongqing 401120,China)

Total Factor Productivity problem is the core issues of the study of Chinese economic sustainable growth. In this paper, use Cobb Douglas function to the estimate Total Factor Productivity. Also analyze the contribution of labor, capital and total factor on economic growth, and use regression analysis, scatter and unit root test methods on 2002 - 2004 China regions’ total factor productivity and innovation various indicators to measure the relationship between development and finance; and from 1992 - 2009, the starting time series, the main research is on the changes of relationship between Total Factor Productivity and Chinese financial development over time. In the conclusion of this paper, innovation has obtained a positive effect on Total Factor Productivity, and financial development also contributed to improving the innovation ability。

total factor productivity; innovation; financial development

2015-12-28

重慶市研究生科研創(chuàng)新項(xiàng)目“促進(jìn)我國(guó)央行獨(dú)立性的法律研究——基于央行獨(dú)立性對(duì)通貨膨脹影響的視角”(CYS15091)

李科瑾(1991-)，女，山西長(zhǎng)治人，碩士研究生，法律碩士(非法學(xué))，主要從事金融法研究。

金融理論與實(shí)務(wù)

F830.3;F830.49

A

1671-7112(2016)03-0029-12