中国技术进步数据来源于对中国生产函数的估计，用中国的全要素生产率来代表中国的技术进步。假设中国的生产函数为步序列可以估计为：
　　但是，利用该模型估计中国的技术进步需要解决诸多问题。针对相关问题，本文在相关研究的基础上都做出了相应的处理。
　　首先，由于本文模型需要估计中国的股票价格中所反映的宏观经济信息，而中国的农业由于长期以来发展程度较低，与股票市场的直接联系也较弱；因此，本文按照BeaudryandPortier（2006）的方法，模型中的总产出由第二产业和第三产业的总产出来代表。然后，从中国的统计数据中可以寻找到中国的月度环比通货膨胀率，该通货膨胀率由居民消费价格指数表示。利用中国的月度环比数据，通过简单的相乘，能够计算出中国的季度环比通货膨胀率，然后能够进一步计算出1995年一季度至2011年四季度之间各季度建立在1995年一季度基础上的价格，其中1995年一季度的起始价格假设为1。然后利用统计数据中的名义总产出和各季度的价格指数，本文得到了各季度的实际总产出。
　　其次，对中国的季度资本存量采用永续盘存法进行估计。永续盘存法的估计表达式为，其中为固定资产投资价格指数。因此，该估计方法要求确定起始的资本存量，各季度的投资价格指数，各季度的名义投资以及季度折旧率。本文中的各季度的名义投资能够直接由统计数据获得；而季度折旧率则为1.27%，这与年度折旧率为5%是相一致的（王小鲁等，2000；郭庆旺、贾俊雪，2004；陈彦斌等，2009）[10][11][12]。按照乔根森（2001）[13]的思想，本文采用耐用消费品的价格指数来对固定资产投资进行代替，但是该价格指数仅从2003年一季度开始，对于1995年一季度至2002年四季度之间，本文只能采用总体通货膨胀率来代替固定资产投资的价格指数。对于各季度的投资，本文采用各季度第二产业和第三产业固定资产投资完成额的总和进行计算。按照所选取的时间宽度，本文将郭庆旺、贾俊雪所估计的1994年底的资本存量作为起始的资本存量，但是这一资本存量是以1978年的价格进行计算的，这与本文所选取的价格基点完全不同。为此，本文首先利用中国年度通货膨胀率，计算出按照1995年价格计算出的1994年资本存量，然后利用1995年的环比通货膨胀率，计算出1995年一季度的通货膨胀率与全年通货膨胀率之间的关系，从而将该初始资本存量转化为按照1995年一季度的价格进行计算的数值从而满足永续盘存法的公式。利用所有处理的相关数据，可以估算出1995年一季度至2011年四季度之间的所有资本存量。
　　再次，对于本文劳动收入份额的处理。由于本文的总产出和资本数据都是来自于第二产业和第三产业，因此劳动收入份额数据也最要来自于这两个产业的估计。因此，本文第二产业和第三产业的劳动收入份额数据直接取自1995年至2004年的平均值。为了构造一个统一的劳动收入份额数据，笔者首先利用第二产业和第三产业增加值占其总和的比重作为加权值，从而得到历年的劳动收入份额数据，最后取历年的数值进行平均从而得到本文所需要的劳动收入份额数据。最终的劳动收入份额约为0.40。
　　最后，对于（1）式中劳动力的选取，本文将各季度末全部城镇单位的从业人员数作为本文劳动力的替代，这也与本文的模型中不包含农村部门的生产相符合的。
　　利用相关的统计数据和经过处理的数据，本文估算出了中国各季度的技术进步。但是估计出来的数据具有严重的季节性，所以笔者进一步利用X12方法进行了季节调整。调整出来的技术进步数据可见于图1中的虚线。从图1中可以看出，中国的技术进步总体来说是增长的，这与我国的经济发展事实相符合。
　　对于股票市场的价格，本文采用上证季度最高综合指数进行替代。按照BeaudryandPortier（2006）的数据处理方法，本文首先将股票价格除以本文中得到的各季度价格指数以及中国各季度15-64岁的人口总数，然后再取对数从而得到本文的股票市场价格指数。本文按照历年抽样调查中该年龄段人口所占的比例以及历年人口总数估算出历年15-64岁的人口总数，然后假设同一年不同季度之间的人口增长数是相同的，从而估算出各季度内15-64岁的人口增长率，并进而计算出各季度内的人口数量。依据相关处理方法，最终各季度的股票市场价格指数可见于图1中的实线。从图中可以看出，中国的股票价格呈缓慢上升趋势，但是没有中国的技术进步那么平缓，它是在波动中缓慢上升的，甚至在特定的时间段有一定的下降。
　　为了检验模型设定是否正确，需要对数据进行简单的分析。扩展的Dickey-Fuller检验表明技术进步和股票价格均是满足一阶单整（I（1））的，而Johansen协整分析则表明两个时间序列数据满足95%的显著性水平下是存在协整关系的，这意味着本文所采用的误差修正模型是正确的，模型的构造符合中国数据的特点。
　　四、模型估计
　　利用时间序列分析工具JMulTi对上述模型进行估计。滞后阶数利用AIC信息准则可确定为5，第一阶段的误差修正模型采用Johansen的计算方法，第二阶段的结构模型利用最大似然法进行估计，在估计中采用自助抽样法（bootstrapestimation），抽样期数为2500期。按照本文第二部分中对模型意义的阐述，信息由两个结构新息和进行刻画；在估计结果中，模型中的两个总体变量对新息的脉冲响应图可见于图2。在图2中，两条实线是脉冲响应的点估计，其中，带三角形标注的实线表示的是总体变量对新息冲击的脉冲响应。图2（a）绘出了技术进步（全要素生产率）对两类新息冲击的脉冲响应。从该图中可以看出，全要素生产率对新息冲击的反应为零；这是与估计过程中所施加的短期限制条件是一致的，即来自股票价格的新息对当前的全要素生产率没有影响。但是，该新息冲击对全要素生产率存在持久的影响，来自当前的一个正的对股票价格的结构性冲击，能够对未来的全要素生产率带来一个持续性的增加。而另一方面，通过利用长期限制条件得到的新息序列按照限制条件的定义应该是能够对全要素生产率产生持久性的影响，这一点也能够从图2（a）中的脉冲响应图中看出；重要的一点是，股价对两类新息冲击的脉冲响应基本是相似的。其中是符合第二部分中提及到的BarskyandSims（2010）中对信息（news）的定义，即。图2（a）中的脉冲响应图表明，从全要素生产率的角度来看，关于未来宏观经济的信息完全反应在了股票价格中，同时宏观经济的波动在很大的程度上会受到关于未来宏观经济信息的影响。
　　图2（b）中的关于股票价格的脉冲响应图进一步证实了上述推论。从该图中可以看出，股票价格对两类新息冲击的脉冲响应图是完全相似的。短期中不会对全要素生产率产生影响的正的新息冲击能够使股票价格在当期中有所上升，两类新息冲击都刻画了这样一种状况。

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