一、引言
中國經(jīng)濟(jì)在改革開放后,走上了工業(yè)化的發(fā)展道路,出現(xiàn)明顯不同于西方國家的特征:在工業(yè)化的開始階段就出現(xiàn)了工業(yè)深化的特征。國際學(xué)術(shù)界對工業(yè)化選擇問題早有結(jié)論:類似中國這樣的發(fā)展中國家,應(yīng)進(jìn)行適當(dāng)?shù)募夹g(shù)選擇,避免在要素稟賦發(fā)生變化前出現(xiàn)過早的工業(yè)深化。張軍(2005a)從總量經(jīng)濟(jì)角度的研究表明,中國在1994年后出現(xiàn)了資本深化的加速現(xiàn)象。工業(yè)深化過早不符合我國的要素稟賦,一方面由于經(jīng)濟(jì)增長主要依靠大量的投資和資源消耗使中國經(jīng)濟(jì)付出環(huán)境和能源緊張的代價(吳敬璉,2005) ,并且過早出現(xiàn)了工業(yè)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(qū)動型的經(jīng)濟(jì)增長趨緩(張軍,2005a) ,并且使得就業(yè)的增長慢于資本的增長(姚戰(zhàn)琪等,2005)。
既然工業(yè)深化過早不符合我國的要素稟賦,那么有必要對中國工業(yè)深化的原因進(jìn)行分析。而目前對工業(yè)深化原因的研究較少,只有陳勇、唐朱昌(2006)從工業(yè)行業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的角度得出了技術(shù)進(jìn)步不是工業(yè)深化的原因。從工業(yè)深化的本身看,工業(yè)投資需要資金,資金的來源可能是工業(yè)深化的一個源頭,因此可望從金融發(fā)展的角度來分析工業(yè)深化的原因。由于中國獨(dú)特的地區(qū)差距和二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu),工業(yè)深化和金融發(fā)展會具有地區(qū)特征,因此,本文擬從地區(qū)的視角來分析,構(gòu)造地區(qū)的工業(yè)深化和金融發(fā)展指標(biāo),使用面板數(shù)據(jù)來研究金融發(fā)展和工業(yè)深化的關(guān)系。
二、變量和數(shù)據(jù)說明
選擇合理的指標(biāo)來度量工業(yè)深化和金融發(fā)展是研究金融發(fā)展對工業(yè)深化影響的基礎(chǔ)。已有的大量研究用兩種不同的指標(biāo),資本產(chǎn)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(biāo),用ZBR來表示。
(一)資本勞動比的測算
工業(yè)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(zhǔn)確計算是困擾經(jīng)濟(jì)學(xué)家的一個難題,不同的數(shù)據(jù)選擇和估算方法使資本深化的度量產(chǎn)生了困難。地區(qū)工業(yè)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(jìn),構(gòu)造了一個加權(quán)平減指數(shù)來計算不變價格的固定資產(chǎn)凈值。因此本文的資本存量數(shù)據(jù)選自該文。
2.勞動
勞動投入嚴(yán)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(shù)據(jù)的可獲得性和準(zhǔn)確性,我們以職工年均人數(shù)表示。各地區(qū)工業(yè)勞動力年平均人數(shù)的數(shù)據(jù)來自中國工業(yè)交通能源50年統(tǒng)計資料匯編(1949-1999)。完整數(shù)據(jù)從1986年開始,所以資本勞動比(資本存量/勞動力)數(shù)據(jù)始于1986年。
(二)金融發(fā)展
衡量金融發(fā)展FINACE的代表性指標(biāo)有廣義貨幣存量與GDP 的比率,即M2/GDP;另一種是金融相關(guān)比率,是一國全部金融資產(chǎn)價值與其GDP 之比。在實際操作過程中,由于受到數(shù)據(jù)資料的限制,無法收集到各地區(qū)的M2 資料,因此國內(nèi)的研究大多選擇金融相關(guān)比率來度量區(qū)域金融的發(fā)展指標(biāo),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(qū)域銀行的存貸款余額來代替當(dāng)?shù)氐娜拷鹑谫Y產(chǎn)價值。由于本文是考察地區(qū)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(shù)據(jù),在實證過程中選擇工業(yè)貸款/GDP來反映當(dāng)?shù)氐慕鹑诎l(fā)展水平,用FINACE表示。各地區(qū)的工業(yè)貸款和GDP數(shù)據(jù)來自中國55年統(tǒng)計資料匯編,2005和2006年數(shù)據(jù)來自各地區(qū)統(tǒng)計年鑒。
三、實證檢驗
我們應(yīng)用格蘭杰因果檢驗來實證分析工業(yè)深化和金融發(fā)展的關(guān)系。首先進(jìn)行變量的單位根檢驗判斷變量
是否平穩(wěn),如平穩(wěn)則直接進(jìn)行因果檢驗;不平穩(wěn)則要進(jìn)行協(xié)整檢驗,然后再進(jìn)行因果檢驗。
(一)平穩(wěn)性及協(xié)整檢驗
1.平穩(wěn)性檢驗
由于地區(qū)之間差異較大檢驗方程選擇各地區(qū)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(zhǔn)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(jié)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(wěn)變量的假設(shè),二個變量都是一階單整。
2.協(xié)整檢驗
工業(yè)深化和金融發(fā)展之間是否具有穩(wěn)定的關(guān)系可以通過面板數(shù)據(jù)的協(xié)整檢驗來確認(rèn)。檢驗方程選擇各地區(qū)具有不同的時間趨勢和截距,滯后值通過SIC準(zhǔn)則選取Newey-West bandwidth通過Bartlett kernel自動選擇,下面是Pedronj-test檢驗的結(jié)果。
由上表結(jié)果表明ZBR和FINACE在1%的顯著水平上拒絕沒有協(xié)整關(guān)系的假設(shè),ZBR和FINACE有長期均衡關(guān)系。
3.誤差修正模型
格蘭杰定理表明變量之間存在協(xié)整關(guān)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(shù),此時應(yīng)選擇panel數(shù)據(jù)模型而不是pool數(shù)據(jù)模型(高鐵梅,2006)。
表3的檢驗結(jié)果表明,工業(yè)深化和工業(yè)貸款的誤差修正模型成立,誤差項的調(diào)整具有顯著性,參數(shù)的符號為正說明金融發(fā)展促進(jìn)了工業(yè)深化,工業(yè)貸款是工業(yè)深化的推動因素,工業(yè)深化反過來又促進(jìn)了金融發(fā)展。
(二)格蘭杰因果檢驗
工業(yè)深化和金融發(fā)展具有協(xié)整關(guān)系,說明工業(yè)深化和金融發(fā)展至少存在一個因果關(guān)系。因此我們應(yīng)用面板數(shù)據(jù)對二者進(jìn)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(jié)盟表明,工業(yè)深化和金融發(fā)展具有格蘭杰因果關(guān)系,二者相互影響,隨著滯后期的延長金融發(fā)展對工業(yè)深化的影響越顯著。實證表明金融發(fā)展是中國工業(yè)深化的原因,是銀行的工業(yè)貸款支持了中國的工業(yè)深化。陳勇、唐朱昌(2006)發(fā)現(xiàn)國有和集體企業(yè)資本深化程度遠(yuǎn)遠(yuǎn)超過了其他類型(非公) 企業(yè),也就是銀行的大量資金涌向國有企業(yè),一種可信的解釋是地區(qū)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(qū)的工業(yè)深化。另一方面,地區(qū)工業(yè)深化對金融發(fā)展的影響是長期和穩(wěn)定的,說明工業(yè)貸款是銀行貸款的一個主要的穩(wěn)定需求。
四、小結(jié)
本文通過構(gòu)造1986-2006年的地區(qū)工業(yè)深化和金融發(fā)展的相應(yīng)指標(biāo),應(yīng)用面板數(shù)據(jù)檢驗了工業(yè)深化和金融發(fā)展的因果關(guān)系。實證表明工業(yè)深化和金融發(fā)展具有長期的因果關(guān)系,二者相互影響。金融發(fā)展是中國工業(yè)深化的原因,是銀行的工業(yè)貸款支持了中國的工業(yè)深化。分析表明,中國工業(yè)深化過早和銀行有關(guān),中國經(jīng)濟(jì)發(fā)展的結(jié)構(gòu)性問題還要從銀行入手。
(作者單位:1.華東師范大學(xué)2.浙江工業(yè)大學(xué)經(jīng)貿(mào)管理學(xué)院)