中国产业多样化演进特征及其影响因素分析基于工业二分位数行业的研究.docx
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中国产业多样化演进特征及其影响因素分析基于工业二分位数行业的研究
中国产业多样化演进特征及其影响因素分析——基于工业二分位数行业的研究
内容提要：
我国产业专业化水平与人均GDP基本呈现U型关系而且目前正处于向专业化方向发展的阶段。
我国产业多样化与专业化的影响因素中既有我国特有因素，又有一般因素，具体表现为：
地方政府间竞争越激烈，产业多样化程度越低（专业化程度越高）；FDI占GDP的比重越大，产业多样化水平越高；科技活动人员和经费在行业间分布越集中，产业专业化水平越高。
因此产业政策的制定应在顺应目前我国产业专业化发展的趋势下推进高端产业在我国的集聚与发展，找到市场选择与政府指导间的平衡点，有效发挥科技及人才集聚在产业发展中的作用，结合“一带一路”制定更加有利于我国产业转型升级的引资政策和产业转移政策，做到高端产业的“补”与供给侧改革任务中的“去”相结合。
关键词：
产业多样化产业专业化U型关系影响因素
一、引言
产业专业化、多样化与产业结构既有许多联系又有一些差别。
一方面，产业专业化和多样化演进是产业结构变迁的一个重要体现，而产业结构变迁又不能涵盖和全面描述产业专业化和多样化演进。
一个国家和地区的产业多样化与专业化程度与其经济发展有着紧密的联系，关于产业专业化、多样化与经济发展间关系的研究很多，大致上可以分为两大类，一类研究主要是对一个国家和地区产业专业化和多样化水平进行度量并分析其变迁趋势（Imbsamp;Wacziarg，2003；Kalemli-Ozcanetal．，2003；范剑勇，2004；樊福卓，2007；陈柳钦，2007），另一类研究则主要是从MAR外部性和Jacobs外部性出发，从理论分析和实证检验两个方面探讨产业专业化与多样化对经济增长的影响（Glaeseramp;Kallal，1992；Frenkenamp;VanOort，2007；薄文广，2007；李金滟和宋德勇，2008）、对企业创新活动的影响等（Fritschamp;Slavtchev，2010；吴玉鸣，2007），但这些文献很少直接研究影响一个国家和地区产业专业化和多样化的因素及其影响机制，多是对产业结构变迁原因的研究，这些原因可以部分和间接地解释产业专业化与多样化的变迁，概括起来可以分为需求侧原因和供给侧原因。
需求侧原因比较具有代表性的观点认为促使一个行业兴衰变迁的是消费者需求价格弹性的变化。
该观点认为每一个行业的产品刚开始在市场上出现时是具有高价格弹性的奢侈品，最终逐渐变成低价格弹性的必需品，商品的这个性质导致部门结构的不断变化和劳动力在不同部门间的重新配置（Caselliamp;Coleman，2001；Foellmiamp;Zweimuller，2008）。
供给侧方面的主要观点是用部门劳动生产率差异来解释产业结构变迁。
Baumol（1967）的研究开启了用部门劳动生产率差异解释产业结构变迁的大门，Baumol将整个经济分为“进步部门”和“停滞部门”，并在此基础上发现长期中劳动力将不断从进步部门转移到停滞部门①。
Ngaiamp;Pissarides（2007）将Baumol的理论一般化，建立了多部门增长模型，她们在多部门基础上也发现部门间劳动生产率进步速度差异会导致劳动力在不同部门间配置发生变化。
DeVincenti（2007）、Huther（2000）也都从行业劳动生产率差异方面解释了产业结构变迁现象。
虽然产业专业化与多样化是产业结构变迁的重要体现，上述解释产业结构变迁的理论可以或多或少地应用到产业专业化和多样化的研究中，但是这些研究很少直接研究什么因素会影响一个国家和地区产业专业化和多样化发展，关于中国产业专业化和多样化影响因素的研究相对更少。
张建华和程文（2012）重点研究了中国产业专业化发展的规律并在此基础上从理论和实证两个层面分析了影响中国产业专业化发展的因素，但这些因素较为宏观和具有一般性，没能涉及中国产业专业化和多样化发展过程中不同于发达国家的影响因素。
因此，本文首先结合我国经济自身特点分析我国产业专业化和多样化发展的历史过程，并在此基础上有针对性地提出有关我国产业专业化和多样化阶段性特征及其影响因素的假说，然后借鉴Imbsamp;Wacziarg（2003）的方法，利用中国1990—2007年工业二分位数行业增加值数据和1990—2015年工业二分位数行业就业数据，实证检验关于中国产业专业化和多样化阶段性特征和影响因素的假说。
并利用相关数据资料给予证明。
本文接下来的第二部分提出关于中国产业专业化和多样化发展的待检验假说；第三部分是数据和变量说明；第四部分建立计量模型，实证分析我国产业专业化和多样化与经济增长的关系并进一步找出影响我国产业专业化和多样化发展演化的因素；最后一部分是简要结论与讨论。
二、产业多样化阶段特征及其影响因素：
理论假设
新中国成立之时，工业基础非常薄弱，由于当时特殊的历史和经济背景，我国优先发展重工业，轻工业、农业和第三产业发展较慢。
一直到改革开放前期，优先发展重工业的思想还占据主导地位，因此这一时期产业具有高度专业化特征，而多样化程度低。
改革开放初期到20世纪80年代中期，由于改革开放初期的活力和人们对生活消费资料需求的释放拉动了我国日常生活用品和传统耐用消费品行业的发展，因此在需求拉动下轻工业逐步得到发展，产业专业化程度有所下降但是仍然很高。
20世纪80年代中后期一直到90年代初期，重工业再次获得了优先发展地位，这个时期虽然我国市场经济有所发展，但计划色彩依然较重，而且在计划过程中一直偏向重工业发展，所以这个时期产业专业化程度仍然较高。
1992年10月召开的十四大确立了社会主义市场经济体制改革目标，特别是在20世纪90年代中后期到21世纪初期，市场化改革逐步深化，市场作为配置资源的手段得到确立和发展，经济自由化程度提高，各种经济成分共存，开放程度日益提高，产品种类和行业种类不断增加，各行业都得到了快速发展，加上消费者需求多样化发展拉动，因此这段时期产业专业化程度开始降低，多样化程度显著提高。
进入21世纪之后，中国的市场经济进一步深化发展，特别是加入WTO之后，我国全面参与全球化分工体系，许多产品以较低的贸易成本进入国际市场，规模经济收益迅速增加，为了实现规模经济，行业间和行业内并购重组不断增加，导致许多经济资源不断向大企业集中，这就引起了产业重新向专业化发展。
与此同时，全面加入全球化经济也使得地方政府竞相招商引资和发展本地产业，逐步形成了地方政府间的相互竞争，这种地方政府间的相互竞争对产业专业化发展起了重要的推动作用：
第一，由于地方政府官员之间存在晋升竞争，而本地经济发展的各项经济指标又是其晋升竞争中强有力的成绩单；另一方面，在很多情况下地方政府官员对某种产业的发展前景并不能准确预测其未来发展空间和盈利能力，当地方政府官员关于产业的信息不完全和不对称时，就会导致彼此的模仿投资行为，最终导致竞争双方的产业结构趋同（张晔和刘志彪，2005）。
第二，现有的财政分权制度使地方政府倾向于投资和保护某些价高利大的产业，导致产业结构趋同（白重恩等，2004）。
这两个原因都会导致各个地方政府忽略本地相对优势而投资于某些相同的产业和行业，因此地方政府及其官员间竞争会促使整个国家产业专业化程度提高。
综上所述，中国的产业多样化发展是非线性的，在20世纪90年代中期以前，产业专业化程度较高，随着社会主义市场经济体制的确立和不断深化，多样化程度逐渐上升，一直到90年代中后期，多样化程度达到最高，进入21世纪之后，在国际分工深化和地方政府竞争白热化的背景下，专业化程度又重新提升。
由于从20世纪80年代以来，我国人均GDP始终是增长的，因此时间和人均GDP之间是线性的，而由于中国的产业专业化与时间是非线性的，因此中国产业专业化与人均GDP之间也是非线性关系，据此我们提出假说1。
假说1：
中国产业专业化与人均GDP之间具有U型关系，换句话说，中国产业多样化与人均GDP之间呈现U型关系。
当人均GDP较低的时候，产业专业化较高，随着人均GDP的不断增加，产业专业化程度逐步降低，当人均GDP超过某一水平时，产业专业化程度又随人均GDP的增加而不断提高。
在上面的论述中，我们分析了地方政府间的竞争行为会促使不同地区产业结构趋同，而这种不同地区的产业结构趋同又会导致在国家层面上的产业多样化程度降低而专业化程度提高，因此我们进一步提出假说2。
假说2：
我国地方政府间的竞争行为会导致产业专业化程度提高而多样化程度降低。
世界经济日益趋于一体化发展，虽然目前在世界经济低迷的环境中有逆全球化思潮，但从长期和全球经济发展历史来看，任何一个经济体都不可能孤立于全球经济，中国从加入WTO之后到现在，已经深度融入全球化分工，因此产业专业化和多样化就必须在开放经济环境下研究，研究外资特别是FDI对中国产业专业化和多样化的影响。
社会主义市场经济体制确立之后，流向中国的FDI大体上可以分为两个阶段。
第一个阶段是20世纪90年代中后期特别是加入WTO到2008年金融危机之前，在这个时期，一方面是发达国家为利用中国廉价的劳动力、土地和环境资源，另一方面是我国为发展地方经济、增加就业、吸引发达国家先进的技术和管理经验，在此背景下大量FDI快速涌入中国。
第二个阶段是2008年金融危机至今，在世界经济低迷的大背景下和我国经济结构转型升级的内在要求下，流入我国的FDI又呈现出了多元化发展趋势，但不管在哪个阶段，FDI的流入除了带来了技术和管理经验之外同时也带来了许多新的产品和行业，加之在此过程中本土企业配套生产活动的繁荣，促使产品和行业不断在我国衍生，增加了中国产业中原本没有的行业种类或者提高了原来已有但在总产值中占比较低的行业份额，最终促使中国产业多样化发展，因此我们提出假说3。
假说3：
外资参与程度会提高中国的产业多样化程度。
根据熊彼特和弗农的理论，各种产业和行业的演进与兴衰离不开创新和技术进步，不同产业和行业的技术进步会影响产业结构的变化，从长期来看，某一行业技术进步带来生产成本的下降，会引致大量企业进入该行业，从而形成行业集中，而且某一行业的技术进步会催生该行业内相关产品的出现（如最典型的电子产品行业），这也会促使专业化程度提高，而技术进步主要来自于各行业的科技活动经费和技术人员的投入，大量文献已经证实科技活动和研发强度与技术进步之间存在着正相关关系，也就是说某一行业科技活动强度大，就会引起该行业较快的技术进步，从而引起各种要素和资源向该行业集中，因此科技活动的强度和行业分布会影响产业专业化程度的高低。
科技活动经费和技术人员在行业间分布越集中，产业专业化程度就会越高，这就是我们提出的假说4。
假说4：
科技活动经费和科技活动人员在行业间的分布越集中，产业专业化程度就会越高；反之，科技活动经费和科技活动人员在行业间的分布越平均，产业多样化程度就会越高。
三、数据说明及变量选择
根据第二部分提出的假设，本部分将对相关变量选取和数据收集进行说明。
1．产业专业化和多样化程度的衡量
产业专业化和多样化衡量的是一个国家和地区的增加值或就业数量在不同行业间的集中或分散程度，如果一个国家和地区的增加值或就业在行业间分布较为分散和均衡，则称之为多样化程度较高；反之，如果一个国家和地区的增加值或就业在行业间分布较为集中，则称之为专业化程度较高。
据此，本文采用行业增加值和就业的Gini系数来衡量产业专业化和多样化程度，此外我们也采用行业增加值和就业的CV值（变异值）和Herfindahl指数（赫芬达尔指数）来衡量产业专业化和多样化程度。
进一步，本文选取工业二分位数行业作为研究对象，因此我们采用工业中二分位数行业的增加值和就业来计算其Gini系数、CV值和Herfindahl指数。
这三个指标越大，说明产业专业化程度越高而多样化程度越低；反之，产业专业化程度越低而多样化程度越高。
2．地方政府竞争程度的衡量
中国是经济上分权和政治上集权的国家，在这种制度下，地方政府及其官员为获取政治资本，增加政府官员晋升机会，会利用其掌握的各种资源展开竞争。
地方政府竞争体现在多方面，但是地方政府可支配的最大资源主要是财政，也就是说地方政府主要通过税收和财政支出两方面展开竞争。
一方面，地方政府之间为有价值的经济资源流入而减轻其税收负担（沈坤荣和付文林，2006）；另一方面，根据蒂伯特选择理论，地方政府为吸引有价值的资源进入而改善本地公共基础设施和服务，这就需要大量的财政支出来实现。
为此，地方政府就必须在财政支出项目上做出一定的选择，即更热衷于在有利于增加引资竞争力的项目上投入更多资源，而在财政支出项目中，能直接增加其引资竞争力的项目主要是经济建设尤其是基础设施支出。
实际上，政府偏好经济建设支出除了上面的原因，还因为其对促进地方经济具有直接效应，因此在我国，经济建设尤其是基础设施支出更受到地方政府的青睐（张军等，2007）。
相比较，在有限任期和缺乏事后责任追究的制度安排下，一些不能直接提高其引资竞争力的支出项目往往不被重视，这主要包括一些社会性支出（傅勇和张晏，2007）。
地方政府在财政支出项目上的偏好必然使财政支出结构失衡（李永友和沈坤荣，2008），所以在衡量政府竞争程度时，我们采用地方政府基本建设支出、工业交通流通部门事业费、城市维护建设支出、商业部门简易建筑支出四项支出总额占当年GDP的比重来衡量地方政府的竞争程度，用zfjz来表示。
根据上述分析，该比重越大，说明地方政府间竞争程度越大；反之，竞争程度越小。
3．科技活动和Ramp;D集中程度衡量
许多企事业单位包括各种独立研究机构、高等学校和大中型企业都有科技活动和Ramp;D投入，正是由于这些科研活动推动了技术进步和产业发展。
因此我们选取中国工业企业中的大中型企业技术开发人员、大中型企业科技活动经费内部支出、大中型企业科技活动经费筹集情况来衡量工业各行业科技活动和Ramp;D强度，用这三个指标的Gini系数来衡量它们在行业间的分布集中程度。
如果这三个指标的Gi⁃ni系数越高，说明科技活动和Ramp;D在行业间分布越集中；反之则说明科技活动和Ramp;D在不同行业间分布越平均。
三个指标的Gini系数分别记为Ginijsry、Ginijfzc和Ginijfcj。
4．时间区间说明
由于从2008年以后的各类统计年鉴不再公布工业二分位数行业增加值数据，因此本文选取1990—2007年工业二分位数行业增加值数据和1990—2015年工业二分位数行业就业数据来计算其Gini系数、CV值和Herfindahl指数，其中工业二分位数行业增加值和就业数分别选取工业二分位数行业规模以上工业企业增加值和平均用工人数来衡量。
另外，外资参与程度用FDI占GDP的比重来衡量，其中FDI采用每年的实际利用外资额，并利用当年的美元汇率转化为人民币，FDI占GDP的比重记为fdizb。
需要说明的是，为剔除不同年份间价格因素的影响，本文采用1990年作为基期，利用CPI对相关数据进行调整，所有数据均来自于《中国统计年鉴》《中国工业经济年鉴》《中国财政年鉴》《中国科技统计年鉴》和中经网统计数据库等相关各期①。
四、实证检验
1．模型与方法
为得到中国产业专业化和多样化在经济增长过程中的阶段性特征，我们采取刻画两个变量关系的局部稳健的Lowess修均法（locallyweightedscatter⁃plotsmoothing）来拟合工业二分位数行业增加值和就业Gini系数、CV值和Herfindahl指数与人均GDP之间的关系。
相对于多项式拟合方法，Lowess修均法更具稳健性。
行业增加值Gini系数、CV值和Herfindahl指数关于人均GDP的Lowess拟合图分别为图1、图2和图3，行业就业Gini系数、CV值和Herfindahl指数关于人均GDP的Lowess拟合图分别为图4、图5和图6。
图1增加值Gini系数与人均GDP关系
图2增加值CV值与人均GDP关系
图3增加值Herfindahl指数与人均GDP关系
图4就业Gini系数与人均GDP关系
图5就业CV值与人均GDP关系
图6就业Herfindahl指数与人均GDP关系
从图1-3可以看出，以工业二分位数行业增加值计算的Gini系数、CV值和Herfindahl指数分别与人均GDP基本呈现U型关系，这初步证实了假设1，并且这种变化趋势与Imbsamp;Wacziarg（2003）以OECD国家为研究对象得出的变化趋势是相似的，不同的是我国产业专业化程度整体还相对较低，明显低于OECD国家的专业化程度。
由于以工业二分位数行业增加值计算的Gini系数、CV值和Herfindahl指数分别与人均GDP基本呈现U型关系，因此为进一步验证假设2—4，在对行业增加值Gini系数做回归分析时我们引入人均GDP的平方项作为控制变量，具体模型如下：
其中，ε为随机干扰项；t表示年份；回归方程中的“…”表示待检验的其他解释变量，它们分别是fdizb（FDI占GDP比重）、zfjz（政府竞争程度）、Ginijsry（大中型工业企业技术开发人员行业分布Gini系数）、Gini⁃jfzc（大中型工业企业科技活动经费内部支出行业分布Gini系数）、Ginijfcj（大中型工业企业科技活动经费筹集行业分布Gini系数）。
本文采用的是时间序列数据，由于时间序列数据容易产生序列相关性，因此在做回归分析时我们对每一个回归都进行Durbin-Watson序列相关性检验，如果存在序列相关性，就采取广义最小二乘法及时修正，最终保证每一个回归都不存在序列相关性。
2．实证结果
图1-3表明，用工业二分位数行业增加值计算的Gini系数、CV值和Herfindahl指数都与人均GDP之间大体呈现U型关系。
根据Gini系数、CV值和Herfind⁃ahl指数的含义以及图1-3可以得到，当经济发展水平较低时，我国产业呈现出专业化发展态势，随着人均GDP的增加，产业专业化程度逐渐降低，逐步呈现出多样化发展态势，而后随着人均GDP的进一步增加，产业专业化程度又开始逐步上升而多样化程度降低。
虽然图1—3中表现出U型曲线的尾部略有下降，但这基本上验证了假说1。
为了进一步证明假说1，同时考虑到时间序列数据可能存在的序列相关性，我们采用GLS来计量检验。
表1是采用工业二分位数行业增加值Gini系数作为被解释变量的回归结果，通过回归
（1）—（7）我们可以看出，这些回归中除（4）之外其余各个回归的人均GDP平方项都在至少5%的水平下显著，而且系数符号全都为正，除此之外人均GDP的系数都显著为负，这就进一步从数学表达式上支持了假说1，即行业增加值Gini系数与人均GDP之间呈现出一个开口向上且对称轴在纵轴右边的抛物线，而且结果相当显著。
表1以增加值Gini系数为因变量的回归结果
注：
括号中的数值为t值，*、**、***分别表示在10%、5%和1%的显著水平下显著。
再来看就业数据反映的产业专业化和多样化程度的阶段性特征。
图4—5显示，以工业二分位数行业就业Gini系数和CV值衡量的产业专业化指标同样与人均GDP基本呈现U型关系，图6是行业就业Herfindahl指数与人均GDP之间的关系，该图中的U型关系不够明显，主要呈现出随着人均GDP的增长，行业就业Herfindahl指数没有明显上升，这可能与Herfindahl指数本身的定义有关。
为了能够得到进一步的分析，我们以行业就业Gini系数作为新的被解释变量重新回归，回归结果见表2。
回归（8）—（14）中人均GDP的估计系数都为负数，虽然回归（12）和（13）的人均GDP的系数并不显著，但是人均GDP平方项都通过了显著性检验，而且其系数都为正数，所以这并不影响行业就业Gini系数与人均GDP之间的U型关系，这再一次支持了假说1，即当人均GDP较低时，产业专业化程度较高，随着人均GDP的不断增加，专业化程度逐步降低，当人均GDP超过某一水平时，产业专业化程度又随人均GDP的增加而不断提高。
接下来进一步通过回归结果分析第二部分提出的假设2—4。
基于已被验证的假说1，我们在验证其他假说时引入人均GDP平方项作为控制变量。
根据回归
（2）、（3）、（4）、（9）、（10）、（11）可以看出，政府竞争（zfjz）在1%和5%的水平上显著，且符号为正，这说明政府竞争程度越高，行业增加值和就业Gini系数就会越高，也就是说政府竞争程度推进了产业专业化发展，降低了产业多样化程度，其结果也相当稳健，这支持了假说2。
回归（3）、（5）、（10）、（12）表明FDI在GDP中的比重分别在1%、10%、1%、5%的水平上通过了显著性检验，而且其系数均为负，这说明FDI在GDP中的比重越大，产业越呈现出多样化趋势，其专业化水平就会越低，这也验证了假说3。
表2以就业Gini系数为因变量的回归结果
注：
括号中的数值为t值，*、**、***分别表示在10%、5%和1%的显著水平下显著。
回归（4）和（11）引入大中型工业企业技术开发人员行业分布的Gini系数（Ginijsry）作为解释变量，可以看到Ginijsry在1%的水平上显著，并且其系数为正。
从回归（5）、（6）、（12）、（13）可以看出，大中型工业企业科技活动经费内部支出行业分布的Gini系数（Ginijfzc）也均通过了显著性检验，而且其系数符号均为正。
回归（7）和（14）说明大中型工业企业科技活动经费筹集行业分布的Gini系数（Ginijfcj）对工业行业增加值和行业就业人员的Gini系数在1%的水平上影响显著。
这些结果都说明科技活动人员和科技经费集中于某些行业会促使增加值和就业同样也在行业间趋于集中，即某些行业吸纳了更多的创新活动人员和科技经费，进而提高了该行业的技术创新和产品创新能力，使得这些行业增加值和就业相对其他行业来说增长较快，并可能成长为主导产业，整个产业呈现出专业化发展趋势，这支持了假说4。
综上，在利用GLS消除了时间序列数据可能存在的序列相关性后，除回归（4）中的人均GDP平方项没有通过显著性检验之外，其余各回归中的主要解释变量均通过了显著性检验，而且不同回归的相同解释变量系数符号一致，Adj-R2全都在0．6以上，并且大部分在0．9以上，这些都有力地支持了第二部分提出的各个假说。
五、结论与建议
本文利用中国工业二分位数行业1990—2007年增加值数据和1990—2015年就业数据研究了中国产业专业化和多样化随经济增长的阶段性变化趋势，并进一步分析了影响我国产业专业化和多样化发展的因素。
实证研究发现，我国产业专业化水平与人均GDP基本呈现U型关系，也就是说，随着人均GDP的增长，产业先呈现出多样化发展趋势，当人均GDP超过某一水平时，产业发展又呈现出专业化发展态势，但是目前我国产业专业化程度还相对较低，正处于专业化水平上升期。
产业结构的这种变化会受到许多因素的影响，就我国而言，地方政府间的竞争程度会影响产业专业化水平，根据实证分析，地方政府竞争越激烈，产业专业化水平越高而多样化水平越低，反之多样化程度越高而专业化水平越低；在开放经济下，我国FDI占GDP比重也会影响产业专业化水平，该比重越大，产业多样化水平越高，反之越低；另外，对产业专业化影响较显著的还有不同行业的创新程度，科技活动人员和科技经费在行业间分布越集中，则产业专业化程度越高，反之产业多样化程度越高。
根据本文的研究结果，相应政策启示如下。
第一，随着经济发展水平的进一步提高，我国产业专业化程度仍将会上升而多样化会程度下降，因此在制定相关产业政策时，应围绕这一发展趋势并结合目前供给侧改革目标制定有利于高端产业在我国特别是一些有条件的地区集聚的政策，进一步优化我国产业内部结构，促进形成高端产业的专业化发展而非中低端产业的专业化发展，同时具体到细分行业层面，应减少地方政府竞争引起的盲目行业选择和相互间的模仿行为，行业的选择和发展壮大应交由市场决定，找到市场选择与政府指导间的平衡点。
第二，有效发挥科技及人才集聚在产业发展中的作用。
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