1、學(xué)習(xí)好資料歡迎下載全要素生產(chǎn)率的估算全要素生產(chǎn)率的估算方法可歸結(jié)為兩大類：增長(zhǎng)會(huì)計(jì)法，經(jīng)濟(jì)計(jì)量法。(一)增長(zhǎng)會(huì)計(jì)法代數(shù)指數(shù)法(AIN)假設(shè)商品價(jià)格為Pt ,數(shù)量為Qt,則總產(chǎn)出為PtQt。生產(chǎn)中資本投入為Kt ,勞動(dòng)投入為L(zhǎng)t , 資本價(jià)格即利率為rt ,工資率為wt ,則總成本為rt Kt + wtLt。在完全競(jìng)爭(zhēng)和規(guī)模收益不 變假設(shè)下，有Pt Qt = rt Kt + wt Lt (1)但由于技術(shù)進(jìn)步等因素的影響，(1)式往往不成立，可將(1)式改寫(xiě)為：P0 Qt = TFPt r0 Kt + w0 Lt (2)其中，ro、wo和P0為基年利率、工資和價(jià)格。參數(shù) TFPt為全要素生產(chǎn)率，反

2、映技 術(shù)進(jìn)步等因素對(duì)產(chǎn)出的影響。由(2)式可得全要素生產(chǎn)率的代數(shù)指數(shù)公式TFPr =并0巾再卡(3)(3)缺陷：它雖然沒(méi)有明確設(shè)定生產(chǎn)函數(shù)，但暗含著資本和勞動(dòng)力之間完全可替代，且邊際生產(chǎn)率是恒定的，缺乏合理性。2.索洛殘差法(SR)產(chǎn)出增長(zhǎng)率扣除各投入要素增長(zhǎng)率后的殘差來(lái)測(cè)算全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)，故也稱生產(chǎn)函數(shù)法。規(guī)模收益不變和希克斯中性技術(shù)假設(shè)下，全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)就等于技術(shù)進(jìn)步率。Yt為產(chǎn)出,Xt = ( x1 t , ?, xNt )為要素投入向量，假設(shè)Q ( t)為希克斯中性技術(shù)系數(shù)K =盤(pán)()F(X)(4)(4)式兩邊同時(shí)式有假設(shè)F( )為一次齊次函數(shù)即關(guān)于所有投入要素都是規(guī)模收益不變的。

3、 對(duì)時(shí)間t求導(dǎo),并同除以(4)(6)為全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)的索洛殘差公式V = J瓦3 f門(mén)我們用的C - D生產(chǎn)函數(shù)： 其中Yt為現(xiàn)實(shí)產(chǎn)出，Lt為勞動(dòng)投入,Kt為資本存量，a、B分別為平均資本產(chǎn)出份額和平均勞動(dòng)力產(chǎn)出份額，求導(dǎo)Lh( 3；) =+ 虹打(斗)+ m + ta + B = 1 ,即規(guī)模收益不變,則有回歸方程Lfd YjLt) = Lu(A)+ 城譏 &L)十耳& = It/Pr + (1 -玄)瓦一】(9)Kt為t年的實(shí)際資本存量,Kt - 1為t - 1年的實(shí)際資本存量,Pt為固定資產(chǎn)投資價(jià)格 指數(shù)，It為t年的名義投資，S t為t年的固定資產(chǎn)的折舊率索洛殘差法明

4、顯缺陷：索洛殘差法建立在新古典假設(shè)即完全競(jìng)爭(zhēng)、規(guī)模收益不變和希克斯中性技術(shù) 基礎(chǔ)上，這些約束條件很強(qiáng)，往往難以滿足；具體估算中，由于資本價(jià)格難以準(zhǔn)確確定 所以利用資本存量來(lái)代替資本服務(wù) ，忽略了新舊資本設(shè)備生產(chǎn)效率的差異以及能力實(shí) 現(xiàn)的影響。此外，索洛殘差法用所謂的“殘差”來(lái)度量全要素生產(chǎn)率，從而無(wú)法剔除掉測(cè)算誤差的影響。上述這些因素都不可避免地導(dǎo)致全要素生產(chǎn)率的估算偏差。(二)經(jīng)濟(jì)計(jì)量法1.隱性變量法(LV)將全要素生產(chǎn)率視為一個(gè)隱性變量即未觀測(cè)變量，從而借助狀態(tài)空 間模型利用極大似然估計(jì)給出全要素生產(chǎn)率估算。采用C - D生產(chǎn)函數(shù),且假設(shè)規(guī)模收益不變，則有如下觀測(cè)方程：ALji (耳)=L

5、h( TFPt) +A；) 4- (1 -+ 為(10)狀態(tài)方程nm、(ii) Ln ( TFPt )為全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)率.隱性變量法的最大優(yōu)點(diǎn)在于，不再將全要素生產(chǎn)率視為殘差，而是將其視為一個(gè)獨(dú)立的 狀態(tài)變量，這樣將全要素生產(chǎn)率從殘差中分離出來(lái)，從而剔除掉一些測(cè)算誤差對(duì)全要素 生產(chǎn)率估算的影響。同時(shí)，在具體估算時(shí)，還充分考慮了數(shù)據(jù)非平穩(wěn)性帶來(lái)的偽回歸問(wèn) 題2.潛在產(chǎn)出法(PO)索洛殘差法和隱性變量法在估算全要素生產(chǎn)率時(shí)，都暗含著一個(gè)重要的假設(shè)即認(rèn)為經(jīng)濟(jì)資源得到充分利用，都忽略了全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)的另一個(gè)重要組成部分能力實(shí)現(xiàn)改善即技術(shù)效率提升的影響設(shè)Ry , t為產(chǎn)出增長(zhǎng)率，RTP , t為技術(shù)

6、進(jìn)步率，CRt為能力實(shí)現(xiàn)率，Ryx , t為要素投入 增長(zhǎng)所帶來(lái)的產(chǎn)出增長(zhǎng)率,RTFP , t為全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)率= Rz + CRr + R“(12)TFP,r 皿(13)能力實(shí)現(xiàn)率CRt測(cè)度了現(xiàn)有生產(chǎn)能力的利用程度，通常利用產(chǎn)出缺口來(lái)度量，HP濾波TT- Iyy.L?iYt -)' + A Y7 (Zn(- (Ln Y* ”|Mi n (14)優(yōu)點(diǎn)：全面考慮了技術(shù)進(jìn)步和能力實(shí)現(xiàn)改善對(duì)全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)的影響，且借助這種方法可以更全面地分析經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)源泉。缺點(diǎn)：它是建立在產(chǎn)出缺口估算基礎(chǔ)上，而無(wú)論用何種方法估算產(chǎn)出缺口 ，都會(huì)存在估 算誤差,從而導(dǎo)致全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)率估算偏差中國(guó)全要素生

7、產(chǎn)率的估算（一）索洛殘差法£n= - 0.8816 +0.6921 £譏掲/匚)(49 .8 ,0.000)Adj Brsquared = 0. 9796 DW = |1.84原假設(shè)k毓計(jì)量尸值a + 0= 14. 160-053由以上的檢驗(yàn)結(jié)果，可以看出回歸結(jié)果顯著，并較好地通過(guò)自相關(guān)檢驗(yàn)。將 a、B、實(shí) 際產(chǎn)出增長(zhǎng)率、勞動(dòng)力增長(zhǎng)率和資本存量增長(zhǎng)率代入 式，便得到了我國(guó)1979 2004年的全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)率,具體結(jié)果見(jiàn)表1（二）隱性變量法LnY ,分別使用ADF單位根檢驗(yàn)和JJ協(xié)整檢驗(yàn)平穩(wěn)性檢驗(yàn)ADF臨界値（眇%）臨界值箱%）MacKiiiPii P2(0-2.9W-4

8、. 38” 3.60.1609單位根檢驗(yàn)ADF臨界值（好池1Mac Kmon PZ（ !）-3.066-75-3.00.0052LnWLnK和LiiL的協(xié)幣檢驗(yàn)結(jié)果如下（取95 %臨界值:原假設(shè)滯后階數(shù)特征值最大A統(tǒng)計(jì)吐跡統(tǒng)計(jì)量最大艮統(tǒng)計(jì)竄臨界值跡統(tǒng)計(jì)星臨界=o20. 5SI217436. 3422-034.91跡統(tǒng)計(jì)量大于相應(yīng)臨界值，但最大入統(tǒng)計(jì)量卻小于相應(yīng)臨界值，所以在5 %的置信水平上 我們不能拒絕原假設(shè)即LnY、LnK和LnL之間不存在協(xié)整關(guān)系。這樣,我們利用LnY、LnK 和LnL的一階差分序列 LnY、 LnK和 LnL ,建立形如（10）式的觀測(cè)方程對(duì)數(shù)似然值Wald統(tǒng)計(jì)凰（卩值

9、）估計(jì)標(biāo)準(zhǔn)差4L793392(000)資本存雖產(chǎn)出份額"0.7840.075勞動(dòng)力產(chǎn)出份額B0-21&一自回歸系數(shù)p0屈0.35狀態(tài)方程的自回歸系數(shù) P = 01 945非常顯著，表明全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)率的變化具有持續(xù)性（三）潛在產(chǎn)出法利用HP濾波估算產(chǎn)出缺口即能力實(shí)現(xiàn)率 ，取入=25。這樣由公式（14）便得到我國(guó)1978 2004各年 的能力實(shí)現(xiàn)率，具體結(jié)果見(jiàn)表1。我們利用隱性變量法所估算的全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)率作為技術(shù)進(jìn)步率：這樣由公式（13）,便得到我國(guó)1979 2004各年的全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)率，具體結(jié)果見(jiàn)表1。總結(jié)由圖可以看出索洛殘差法和潛在產(chǎn)出法估算的全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)率波

10、動(dòng)較為劇烈 ，而隱性變量法的 估算結(jié)果變化較為平緩，隱性變量法假設(shè)全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)率遵循一階自回歸過(guò)程。 三種方法估算的 全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)率總體變化趨勢(shì)較為一致 ，與我國(guó)1979 2004年間宏觀經(jīng)濟(jì)的運(yùn)行情況比較吻合：在經(jīng)濟(jì)繁榮階段，全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)率都達(dá)到階段性高點(diǎn)（以潛在產(chǎn)出法估算結(jié)果為例：1984年為51275 % ,1987 年為21528 % ,1992 年為41458 %）;在經(jīng)濟(jì)不景氣階段,全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)率都處于階段性低點(diǎn)（以潛在產(chǎn)出法估算結(jié)果為例：1981年為-21818 %,1990年為- 51943 % ,1999年為-01282 %）（1） 1993 年以前，我國(guó)全要

11、素生產(chǎn)率增長(zhǎng)率總體呈現(xiàn)出漲跌互現(xiàn)的波動(dòng)情形，波動(dòng)幅度比較劇烈且較為頻繁。1993年以前正是我國(guó)經(jīng)濟(jì)體制和市場(chǎng)條件發(fā)生劇烈頻繁變化的時(shí)期，這必然導(dǎo)致全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)發(fā)生劇烈頻繁變化。（2） 1993年以來(lái)，我國(guó)全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)率總體呈現(xiàn)出逐年下降的趨勢(shì)，直到2000年這種下降趨勢(shì)才得以緩解，隨后呈現(xiàn)出逐年攀升的勢(shì)頭。1993年以來(lái)，宏觀經(jīng)濟(jì)逐步降溫并于1998年出現(xiàn)通貨緊 縮,我國(guó)經(jīng)濟(jì)出現(xiàn)生產(chǎn)能力全面過(guò)剩情形，國(guó)有企業(yè)減員和資本過(guò)度深化進(jìn)一步加劇了勞動(dòng)力的低水平利用，長(zhǎng)期低水平的公共教育支出與科學(xué)研究支出以及一些社會(huì)矛盾的進(jìn)一步加劇。而2000年以來(lái)，隨著積極財(cái)政政策的實(shí)施，尤其是基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)與公共教育支出經(jīng)濟(jì)效應(yīng)的逐步顯現(xiàn)，宏觀經(jīng)濟(jì)逐漸好轉(zhuǎn)，全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)率也隨之出現(xiàn)逐年攀升的勢(shì)頭。由此可見(jiàn)，影響我國(guó)全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)變化的主要因素在于我國(guó)經(jīng)濟(jì)體制變革與宏觀經(jīng)濟(jì)政策的變化文章出自：