乔 路

（武汉大学 经济与管理学院，武汉 430072）

众所周知，改革开放后我国工业总产值占GDP的比重不断提高，金融部门的信贷资金分配亦逐渐倾向于非农部门，金融中介在工业部门发展中具有举足轻重的地位。在当前“经济新常态”下，我国工业化发展由传统的重工业逐渐转化为重工业、轻工业和高新技术产业的全面发展，传统的衡量工业化进程的指标，如工业总产值、工业资本存量已经不足以衡量当前的工业化进程，更无法体现新型工业化的本质特征和内在要求。因此，本文选择了能够综合反映新型工业化进程的9个二级指标，利用因子分析方法，构造出了工业化进程综合指数，该指数能够较为全面地反映出我国工业化进程的发展水平和质量。

1 模型设定、指标设计与数据来源

1.1 模型设定

我们借用Feder（1982）基于总生产函数的一般分析框架，把“金融中介发展”情况作为一种可以衡量的“要素”投入到生产过程，于是，得到金融中介发展与工业化进程关系的生产函数：

其中，Y代表工业化进程，K代表真实工业资本投入，L代表工业劳动力投入，F代表金融中介发展水平。为了保证能够单独衡量金融中介发展水平和真实工业资本投入对我国工业化进程的影响，我们对工业劳动投入（L）增加一个总容量限制，可以得到：

令l=()α，表示经济的最大生产能力，如果达到最大劳动力容量，经济就会面临一个恒定的规模收益，工业化进程就单纯取决于真实工业资本投入和金融中介发展水平，式(2)可以变形为：

在(4)式中，对于金融中介发展水平，参照King and Levine(1993)的作法，我们选用金融中介发展规模、金融中介发展结构两个指标予以反映，并分别用FL和FC表示。这样，金融中介发展函数可以表示为：

对(5)式取全微分后代入(4)式，再对两边同时除以l，则得到人均工业产出增长模型：

在(6)式中，我们用工业化综合指数（IND）替代人均工业产出增长（dY/l），并利用β1表示真实工业资本形成的边际产出，β2表示金融中介发展规模的边际产出，β3表示金融发展结构的边际产出。为了实现量纲的统一，我们用真实工业资本存量与工业GDP的比值来表示真实工业资本深化率，用KL表示。因此，本研究的基本计量模型为：

1.2 指标设计与数据来源

本文涉及的变量主要包括工业化进程综合指数、真实工业资本深化率以及金融中介发展变量，数据年限取自1952～2013年。

1.2.1 指标选取

本文选取了9个二级指标，利用因子分析计算出工业化进程综合指数。具体变量选取如表1所示。

1.2.2 真实工业资本深化率

真实工业资本存量与实际GDP的比值难以衡量真实工业资本深化率，故关于工业资本存量的核算，本文利用“永续盘存法”进行估算，其基本公式为：

表1 构造工业化进程综合指数的二级指标

式（8）中，Kt代表本年度的真实工业资本存量，Kt-1代表上一年度的真实工业资本存量，It表示本年度工业固定资产投资，Pt为固定资产投资价格指数，δ为工业固定资产折旧率。由于资料的缺乏，我们很难收集到1952～2013年的工业固定资产投资数据，因此，我们对历年工业固定资产原值进行一阶差分处理，得到新增工业固定资产投资并用其替代工业固定资产投资（It）；关于基期真实工业资本存量，我们用1952年的工业固定资产净值(100.8亿元)予以替代；固定资产投资价格指数在1992年后才有正式的官方数据，本文计算出以1952年为基期的固定资产投资价格指数序列的数据来源于《中国国内生产总值核算历史资料(1952～2004)》中1952～2004年的固定资本形成价格指数和《中国统计年鉴》公布的1991～2013年的固定资产投资价格指数；工业固定资产折旧率取11.6%（单豪杰，2008）。

1.2.3 金融中介发展

在衡量金融中介发展指标上，参考King and Levine(1993)的思路，本文从金融中介发展规模和结构两个方面来考察：(1)金融中介发展规模(FL)。本文用金融机构资金运用总额与GDP的比值来衡量。(2)金融中介发展结构(FC)。在衡量金融发展结构时，本文选取工业贷款余额占金融中介机构全部贷款余额的比重来代表工业投资偏向的金融中介发展结构。

以上数据均根据《新中国六十年统计资料汇编》、《中国国内生产总值核算历史资料(1952～2004)》《中国统计年鉴》(1985～2014)、《中国金融年鉴》(1985～2014)、《中国工业统计年鉴》(1949～2014)、《中国人口统计年鉴》(1988～2014)、《中国能源统计年鉴》(2002～2014)和《中国固定资产投资统计年鉴1950～1990》中提供的原始数据经过整理计算而得。

2 实证结果与分析

2.1 单位根检验

在进行实证前，本文首先对各变量进行ADF单位根检验，来测试和确定各个变量的平稳性。工业化进程综合指数用IND表示，真实工业资本深化率用KL表示，FL、FC分别表示金融中介发展规模和结构。检验发现IND、KL、FL、FC均显示为非平稳变量，为进一步衡量变量的平稳性，我们对各个变量进行了一阶差分处理，处理结果如表2所示。经过处理后，上述非平稳各变量在1%的显著性水平下呈现平稳，同时均为一阶单整。

表2 ADF单位根检验

2.2 协整检验

由于经过一阶差分后的变量均为一阶单整序列，表明这些指标可能存在着某种平稳的线性组合，从而能够反映出变量间可能存在的一种长期稳定关系。因此，我们可以利用Johansen检验来判断上述变量之间是否存在协整关系，并通过协整检验来进一步确定相关变量之间的符号。Johansen检验是一种基于向量自回归(VAR)模型的检验方法，所以我们需要在检验前确定VAR模型的结构。由第一部分单位根检验可知：IND、KL、FL、SC、FE、FC时间序列多数只含有常数项而不包含线性趋势项，所以相应的协整方程应该也只含有常数项而不含有线性趋势项。基于保持合理自由度的同时又要消除误差项的自相关的考虑，根据AIC、SC、LR、Q统计量等联合确定的最优滞后阶数为3，其残差序列具有平稳性。在上述基础上，进行Johansen协整检验，检验结果如表3所示。

表3 Johansen协整检验

通过表3所示的协整检验结果我们可以得出，在1952～2013年的样本区间内，IND、KL、FL、FC这四个变量在5%的显著性水平下存在且仅存在一个协整关系：

β'=(1.0000，-0.1825，-0.5655，-2.1143，-0.6682)

由此，我们得到协整方程为：

IND=0.1825*KL+0.5655*FL+2.1143*FC+0.6682

该协整方程表明了上述四个变量在1952～2013年间存在一种长期均衡关系。从方程中可以看出，真实工业资本深化率(KL)、金融中介发展规模(FL)、金融中介发展结构(FC)与工业化进程(IND)在1952～2013年间具有正向关系。这说明在1952～2013年间，金融中介发展规模以及工业贷款偏向的金融中介发展结构的改善，有助于从总体上促进工业化进程。

在确定了IND与KL、FL、FC之间的长期均衡关系后，我们可以利用向量误差修正模型-VECM进一步反映变量之间的短期动态关系。将上述变量进行向量误差修正模型处理后，误差修正项的系数在5%的显著性水平下能够通过检验；真实工业资本深化率(KL)在滞后1期和2期和在10%的显著性水平下通过检验，但是在滞后1期的符号为负，只是在2期才转为正，表明我国真实工业资本深化率的提高对工业化进程的作用存在一定时滞；金融中介发展规模(FL)在滞后1期和滞后2期的系数均不显著，说明在短期其对工业化进程的作用并不明显；工业贷款偏向的金融中介发展结构(FC)在滞后1期和5%的显著性水平下通过检验，其符号为负，在滞后2期，其符号虽然为正，但其系数并不显著，这说明了工业信贷偏向的金融中介发展结构在促进工业化进程时存在明显的滞后期。所以，从短期来看，由于工业化发展的长期性，金融资金的投入往往需要较长的时间才能显示出效果，因此，金融中介发展对工业化进程的促进作用在短期内并不明显。

为了更好的反映经济转型后金融中介发展对我国工业化进程的影响，我们进一步选取1978～2013年样本区间内IND与KL、FL、FC之间的关系进行考察。单位根检验显示，在1978～2013年间，IND、KL、FL、FC这四个变量在10%的显著性水平下仍然保持一阶单整的性质，且长期均衡关系在这四个变量之间依然存在，但符号却出现了一些变化，真实工业资本深化率(KL)的符号变为负，表明改革开放以来，工业资本深化率的提高反而对工业化进程的推进产生了不利影响。这可能是由于：一方面，改革开放以来，我国过度的工业资本深化带来工业部门技术选择路径的偏差，使得大量资本和信贷资源越来越偏好于资金密集型行业，工业化进程偏离要素禀赋结构和比较优势(黄建柏、刘维臻，2008)，工业化发展过度依赖于资本积累，而忽视了技术效率的提高；另一方面，过去我国过度的工业资本深化是在地方政府之间盲目竞争下展开的工业资本形成过程，从而最终铸成了中国特有的“产业结构趋同、生产能力过剩、工业资本产值率不高、收益率过低”的工业化现象，表明新型工业化在中国还远未实现。工业贷款偏向的金融中介发展结构的改善始终是促进工业化进程的有利因素。

2.3 Granger因果检验

由于IND与FL、FC在1978～2013年间并不存在长期的协整关系，根据Granger表示定理，我们用Grangerr因果检验对变量间的关系予以进一步深入分析。金融中介发展规模、结构与工业化进程的Granger因果检验结果如表4所示。

表4 Granger因果检验

从表4可知，在1978～2013年间，金融中介发展规模(FL)与工业化进程(IND)表现为工业化促进金融中介发展规模的单向Granger原因，主要是因为目前我国绝大多数工业企业主要通过银行进行间接融资，依靠证券市场进行直接融资的工业企业还只是少数，表明我国工业化进程的推进为银行部门带来了巨大的市场需求和发展契机，从而有助于促进银行业的发展；反向来看，由于客观存在金融投资的时滞效应，金融中介发展规模在短期内难以促进工业化进程。与之同时，以工业贷款偏向的金融中介发展结构(FC)与工业化进程(IND)表现为金融中介发展结构促进工业化进程的单向因果关系，这说明提高工业贷款比重，改善工业偏向的金融发展结构，始终是推进工业化进程的必要条件。

3 结论

本文运用1952～2013年的时间序列数据，从金融中介发展规模和金融中介发展结构两个方面考察了金融中介发展对工业化进程的影响。实证结果显示：在1952～2013年间，我国工业资本深化总体上促进了工业化进程，但存在明显的滞后效应；金融中介发展规模、具有工业贷款偏向的金融发展结构与工业化进程存在长期稳定的正向关系，但对工业化进程的促进作用在短期内不显著；单独考察改革开放后的30余年间，以“规模扩张”为特征的工业资本深化却成为工业化进程的不利因素；而提高工业贷款比重，改善工业贷款偏向的金融发展结构仍然有助于促进工业化进程。Granger因果检验表明：我国工业化进程与金融中介发展规模之间只存在工业化进程促进银行部门发展的单向因果关系，同时工业化进程与金融中介发展结构之间亦只存后者促进前者的单向因果关系。

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