中國工業深化的原因

一、引言

中國經濟在改革開放后，走上了工業化的發展道路，出現明顯不同于西方國家的特征:在工業化的開始階段就出現了工業深化的特征。國際學術界對工業化選擇問題早有結論:類似中國這樣的發展中國家，應進行適當的技術選擇，避免在要素稟賦發生變化前出現過早的工業深化。張軍（2005a）從總量經濟角度的研究表明，中國在1994年后出現了資本深化的加速現象。工業深化過早不符合我國的要素稟賦，一方面由于經濟增長主要依靠大量的投資和資源消耗使中國經濟付出環境和能源緊張的代價(吳敬璉，2005) ，并且過早出現了工業深化會使這種模式難以為繼(蔡昉，2005)；另一方面“過早的資本深化”會由于資本的邊際報酬遞減使要素驅動型的經濟增長趨緩(張軍，2005a) ，并且使得就業的增長慢于資本的增長（姚戰琪等，2005）。

既然工業深化過早不符合我國的要素稟賦，那么有必要對中國工業深化的原因進行分析。而目前對工業深化原因的研究較少，只有陳勇、唐朱昌（2006）從工業行業結構調整的角度得出了技術進步不是工業深化的原因。從工業深化的本身看，工業投資需要資金，資金的來源可能是工業深化的一個源頭，因此可望從金融發展的角度來分析工業深化的原因。由于中國獨特的地區差距和二元經濟結構，工業深化和金融發展會具有地區特征，因此，本文擬從地區的視角來分析，構造地區的工業深化和金融發展指標，使用面板數據來研究金融發展和工業深化的關系。

二、變量和數據說明

選擇合理的指標來度量工業深化和金融發展是研究金融發展對工業深化影響的基礎。已有的大量研究用兩種不同的指標，資本產出比和資本勞動比來度量資本深化。從理論上講資本深化是指“資本——勞動比的上升”（Burmeister and Turmovshy，1972）。因此選擇資本勞動比作為資本深化的指標，用ZBR來表示。

（一）資本勞動比的測算

工業資本深化（資本勞動比）中的資本即實際使用的資本，一般用社會中的資本存量來估算。

1.資本存量

中國資本存量的準確計算是困擾經濟學家的一個難題，不同的數據選擇和估算方法使資本深化的度量產生了困難。地區工業資本存量的研究很少， 孔慶洋、余妙志（2008）對已有的方法做了改進，構造了一個加權平減指數來計算不變價格的固定資產凈值。因此本文的資本存量數據選自該文。

2.勞動

勞動投入嚴格來說不僅要考慮勞動的時間，也要考慮勞動的效率，考慮到數據的可獲得性和準確性，我們以職工年均人數表示。各地區工業勞動力年平均人數的數據來自中國工業交通能源50年統計資料匯編（1949-1999）。完整數據從1986年開始，所以資本勞動比（資本存量/勞動力）數據始于1986年。

（二）金融發展

衡量金融發展FINACE的代表性指標有廣義貨幣存量與GDP 的比率，即M2/GDP；另一種是金融相關比率，是一國全部金融資產價值與其GDP 之比。在實際操作過程中，由于受到數據資料的限制，無法收集到各地區的M2 資料，因此國內的研究大多選擇金融相關比率來度量區域金融的發展指標，如周立和王子明(2002) ，陸文喜和李國平(2004) 等。他們在測算時用各區域銀行的存貸款余額來代替當地的全部金融資產價值。由于本文是考察地區金融體系的資本配置功能，而非要素積累功能，因此剔除了存款總額數據，在實證過程中選擇工業貸款/GDP來反映當地的金融發展水平，用FINACE表示。各地區的工業貸款和GDP數據來自中國55年統計資料匯編，2005和2006年數據來自各地區統計年鑒。

三、實證檢驗

我們應用格蘭杰因果檢驗來實證分析工業深化和金融發展的關系。首先進行變量的單位根檢驗判斷變量

是否平穩，如平穩則直接進行因果檢驗；不平穩則要進行協整檢驗，然后再進行因果檢驗。

（一）平穩性及協整檢驗

1.平穩性檢驗

由于地區之間差異較大檢驗方程選擇各地區具有不同根的單位根，在模型中加入時間趨勢和截距，滯后值通過SIC準則選取，Newey-West bandwidth通過Bartlett kernel自動選擇（以下同）。ZBR的單位根檢驗結果如表1。綜合各種檢驗方法，我們可以在1%的顯著水平下拒絕ZBR、FINACE為平穩變量的假設，二個變量都是一階單整。

2．協整檢驗

工業深化和金融發展之間是否具有穩定的關系可以通過面板數據的協整檢驗來確認。檢驗方程選擇各地區具有不同的時間趨勢和截距，滯后值通過SIC準則選取Newey-West bandwidth通過Bartlett kernel自動選擇，下面是Pedronj-test檢驗的結果。

由上表結果表明ZBR和FINACE在1%的顯著水平上拒絕沒有協整關系的假設，ZBR和FINACE有長期均衡關系。

3.誤差修正模型

格蘭杰定理表明變量之間存在協整關系則可建立誤差修正模型(ECM)。由于變量的時間跨度小于截面的個數，此時應選擇panel數據模型而不是pool數據模型（高鐵梅，2006）。

表3的檢驗結果表明，工業深化和工業貸款的誤差修正模型成立，誤差項的調整具有顯著性，參數的符號為正說明金融發展促進了工業深化，工業貸款是工業深化的推動因素，工業深化反過來又促進了金融發展。

（二）格蘭杰因果檢驗

工業深化和金融發展具有協整關系，說明工業深化和金融發展至少存在一個因果關系。因此我們應用面板數據對二者進行格蘭杰因果檢驗。Granger 因果即X是否引起Y，主要看Y能在多大程度上被過去的X所解釋，加入X的滯后值是否顯著并提高對Y的解釋程度。

表4的檢驗結盟表明，工業深化和金融發展具有格蘭杰因果關系，二者相互影響，隨著滯后期的延長金融發展對工業深化的影響越顯著。實證表明金融發展是中國工業深化的原因，是銀行的工業貸款支持了中國的工業深化。陳勇、唐朱昌（2006）發現國有和集體企業資本深化程度遠遠超過了其他類型(非公) 企業，也就是銀行的大量資金涌向國有企業，一種可信的解釋是地區政府為增長而競爭，在居高不下的投資率中扮演了重要角色。所以地方政府影響了銀行的部分決策，從而影響了地區的工業深化。另一方面，地區工業深化對金融發展的影響是長期和穩定的，說明工業貸款是銀行貸款的一個主要的穩定需求。

四、小結

本文通過構造1986-2006年的地區工業深化和金融發展的相應指標，應用面板數據檢驗了工業深化和金融發展的因果關系。實證表明工業深化和金融發展具有長期的因果關系，二者相互影響。金融發展是中國工業深化的原因，是銀行的工業貸款支持了中國的工業深化。分析表明，中國工業深化過早和銀行有關，中國經濟發展的結構性問題還要從銀行入手。

（作者單位：1.華東師范大學2.浙江工業大學經貿管理學院）