中国工业深化的原因

一、引言
　　
　　中国经济在改革开放后，走上了工业化的发展道路，出现明显不同于西方国家的特征:在工业化的开始阶段就出现了工业深化的特征。国际学术界对工业化选择问题早有结论:类似中国这样的发展中国家，应进行适当的技术选择，避免在要素禀赋发生变化前出现过早的工业深化。张军（2005a）从总量经济角度的研究表明,中国在1994年后出现了资本深化的加速现象。工业深化过早不符合我国的要素禀赋，一方面由于经济增长主要依靠大量的投资和资源消耗使中国经济付出环境和能源紧张的代价(吴敬琏,2005) ,并且过早出现了工业深化会使这种模式难以为继(蔡昉,2005)；另一方面“过早的资本深化”会由于资本的边际报酬递减使要素驱动型的经济增长趋缓(张军,2005a) ,并且使得就业的增长慢于资本的增长（姚战琪等，2005）。
　　既然工业深化过早不符合我国的要素禀赋,那么有必要对中国工业深化的原因进行分析。而目前对工业深化原因的研究较少，只有陈勇、唐朱昌（2006）从工业行业结构调整的角度得出了技术进步不是工业深化的原因。从工业深化的本身看,工业投资需要资金,资金的来源可能是工业深化的一个源头,因此可望从金融发展的角度来分析工业深化的原因。由于中国独特的地区差距和二元经济结构,工业深化和金融发展会具有地区特征,因此，本文拟从地区的视角来分析,构造地区的工业深化和金融发展指标,使用面板数据来研究金融发展和工业深化的关系。
　　
　　
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二、变量和数据说明
　　
　　选择合理的指标来度量工业深化和金融发展是研究金融发展对工业深化影响的基础。已有的大量研究用两种不同的指标，资本产出比和资本劳动比来度量资本深化。从理论上讲资本深化是指“资本——劳动比的上升”（Burmeister and Turmovshy,1972）。因此选择资本劳动比作为资本深化的指标，用ZBR来表示。
　　（一）资本劳动比的测算
　　工业资本深化（资本劳动比）中的资本即实际使用的资本，一般用社会中的资本存量来估算。
　　1.资本存量
　　中国资本存量的准确计算是困扰经济学家的一个难题,不同的数据选择和估算方法使资本深化的度量产生了困难。地区工业资本存量的研究很少, 孔庆洋、余妙志（2008）对已有的方法做了改进，构造了一个加权平减指数来计算不变价格的固定资产净值。因此本文的资本存量数据选自该文。
　　2.劳动
　　劳动投入严格来说不仅要考虑劳动的时间，也要考虑劳动的效率，考虑到数据的可获得性和准确性，我们以职工年均人数表示。各地区工业劳动力年平均人数的数据来自中国工业交通能源50年统计资料汇编（1949-1999）。完整数据从1986年开始,所以资本劳动比（资本存量/劳动力）数据始于1986年。
　　（二）金融发展
　　衡量金融发展FINACE的代表性指标有广义货币存量与GDP 的比率,即M2/GDP；另一种是金融相关比率,是一国全部金融资产价值与其GDP 之比。在实际操作过程中,由于受到数据资料的限制,无法收集到各地区的M2 资料,因此国内的研究大多选择金融相关比率来度量区域金融的发展指标,如周立和王子明(2002) ,陆文喜和李国平(2004) 等。他们在测算时用各区域银行的存贷款余额来代替当地的全部金融资产价值。由于本文是考察地区金融体系的资本配置功能,而非要素积累功能,因此剔除了存款总额数据,在实证过程中选择工业贷款/GDP来反映当地的金融发展水平，用FINACE表示。各地区的工业贷款和GDP数据来自中国55年统计资料汇编，2005和2006年数据来自各地区统计年鉴。
　　
　　三、实证检验
　　
　　我们应用格兰杰因果检验来实证分析工业深化和金融发展的关系。首先进行变量的单位根检验判断变量
　　是否平稳，如平稳则直接进行因果检验；不平稳则要进行协整检验，然后再进行因果检验。
　　（一）平稳性及协整检验
　　1.平稳性检验
　　由于地区之间差异较大检验方程选择各地区具有不同根的单位根，在模型中加入时间趋势和截距，滞后值通过SIC准则选取，Newey-West bandwidth通过Bartlett kernel自动选择（以下同）。ZBR的单位根检验结果如表1。综合各种检验方法，我们可以在1%的显著水平下拒绝ZBR、FINACE为平稳变量的假设，二个变量都是一阶单整。
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　　2．协整检验
　　工业深化和金融发展之间是否具有稳定的关系可以通过面板数据的协整检验来确认。检验方程选择各地区具有不同的时间趋势和截距，滞后值通过SIC准则选取Newey-West bandwidth通过Bartlett kernel自动选择，下面是Pedronj-test检验的结果。
　　
　　由上表结果表明ZBR和FINACE在1%的显著水平上拒绝没有协整关系的假设，ZBR和FINACE有长期均衡关系。
　　3.误差修正模型
　　格兰杰定理表明变量之间存在协整关系则可建立误差修正模型(ECM)。由于变量的时间跨度小于截面的个数，此时应选择panel数据模型而不是pool数据模型（高铁梅，2006）。
　　
　　表3的检验结果表明，工业深化和工业贷款的误差修正模型成立，误差项的调整具有显著性，参数的符号为正说明金融发展促进了工业深化，工业贷款是工业深化的推动因素，工业深化反过来又促进了金融发展。
　　（二）格兰杰因果检验
　　工业深化和金融发展具有协整关系，说明工业深化和金融发展至少存在一个因果关系。因此我们应用面板数据对二者进行格兰杰因果检验。Granger 因果即X是否引起Y,主要看Y能在多大程度上被过去的X所解释,加入X的滞后值是否显著并提高对Y的解释程度。
　　
　　表4的检验结盟表明，工业深化和金融发展具有格兰杰因果关系，二者相互影响，随着滞后期的延长金融发展对工业深化的影响越显著。实证表明金融发展是中国工业深化的原因，是银行的工业贷款支持了中国的工业深化。陈勇、唐朱昌（2006）发现国有和集体企业资本深化程度远远超过了其他类型(非公) 企业,也就是银行的大量资金涌向国有企业，一种可信的解释是地区政府为增长而竞争,在居高不下的投资率中扮演了重要角色。所以地方政府影响了银行的部分决策，从而影响了地区的工业深化。另一方面，地区工业深化对金融发展的影响是长期和稳定的，说明工业贷款是银行贷款的一个主要的稳定需求。
　　
　　四、小结
　　
　　本文通过构造1986-2006年的地区工业深化和金融发展的相应指标，应用面板数据检验了工业深化和金融发展的因果关系。实证表明工业深化和金融发展具有长期的因果关系，二者相互影响。金融发展是中国工业深化的原因，是银行的工业贷款支持了中国的工业深化。分析表明，中国工业深化过早和银行有关，中国经济发展的结构性问题还要从银行入手。
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