中國(guó)工業(yè)的資本深化與技術(shù)進(jìn)步偏向是否互為關(guān)聯(lián)
——基于省際面板數(shù)據(jù)的實(shí)證檢驗(yàn)

朱　軼　曾春瓊

(華僑大學(xué)經(jīng)濟(jì)與金融學(xué)院，福建泉州362021)

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中國(guó)工業(yè)的資本深化與技術(shù)進(jìn)步偏向是否互為關(guān)聯(lián)
——基于省際面板數(shù)據(jù)的實(shí)證檢驗(yàn)

朱軼曾春瓊

(華僑大學(xué)經(jīng)濟(jì)與金融學(xué)院，福建泉州362021)

基于要素構(gòu)成變動(dòng)與技術(shù)進(jìn)步偏向之間的關(guān)聯(lián)機(jī)制，對(duì)我國(guó)工業(yè)的資本深化與技術(shù)進(jìn)步偏向性之間的關(guān)聯(lián)效應(yīng)進(jìn)行了分階段檢驗(yàn)。結(jié)合1985—2011年省際面板數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)：在持續(xù)的資本深化態(tài)勢(shì)下，各省區(qū)工業(yè)技術(shù)進(jìn)步在大部分年份呈現(xiàn)顯著的資本偏向，同時(shí)，我國(guó)工業(yè)資本深化與技術(shù)偏向之間的關(guān)聯(lián)僅在單一方向上成立，資本深化并非技術(shù)進(jìn)步偏向的Granger結(jié)果，相反是“外生”的資本深化引致了資本偏向的技術(shù)進(jìn)步，導(dǎo)致各地區(qū)工業(yè)在要素構(gòu)成與技術(shù)進(jìn)步兩個(gè)方面同時(shí)向資本方向偏移。故在對(duì)策層面，應(yīng)針對(duì)性地控制資本深化過(guò)程，調(diào)整工業(yè)技術(shù)進(jìn)步方向與速度，緩解兩者作用造成的負(fù)面影響。

工業(yè)；要素構(gòu)成；資本深化；技術(shù)進(jìn)步偏向；相互關(guān)聯(lián)

一、問(wèn)題的提出

建國(guó)以來(lái)，我國(guó)一直致力于工業(yè)化的推進(jìn)，在此過(guò)程中，資本深化現(xiàn)象不可避免地出現(xiàn)。西方一個(gè)廣為流傳的觀點(diǎn)認(rèn)為：重工業(yè)化與資本深化是工業(yè)化的必然階段(Hoffman，1958)[1]，然而在中國(guó)這樣一個(gè)后發(fā)工業(yè)化大國(guó)，資本深化卻引起了廣泛爭(zhēng)議。一些學(xué)者認(rèn)為中國(guó)只有通過(guò)重工業(yè)化才能實(shí)現(xiàn)新型工業(yè)化目標(biāo)，故應(yīng)大力發(fā)展吸收新技術(shù)的資本密集或技術(shù)密集型產(chǎn)業(yè)以平衡經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)并提高經(jīng)濟(jì)的發(fā)展后勁(陳勇和唐朱昌，2006)[2]；而以吳敬璉(2006)[3]為代表的另一派學(xué)者則認(rèn)為過(guò)早的重工業(yè)化與資本深化會(huì)由于資本的邊際報(bào)酬遞減使得要素驅(qū)動(dòng)型的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)趨緩(張軍，2002)[4]，使得經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)就業(yè)的帶動(dòng)作用逐漸弱化(姚戰(zhàn)琪和夏杰長(zhǎng)，2005)[5]。文獻(xiàn)研究顯示：20世紀(jì)90年代以來(lái)，中國(guó)工業(yè)企業(yè)確實(shí)出現(xiàn)了資本深化和過(guò)度投資現(xiàn)象(張軍，2002)[4]，導(dǎo)致我國(guó)工業(yè)技術(shù)選擇與要素享賦條件相偏離(戰(zhàn)明華，2004)[6]。在此背景下，即使不考慮中國(guó)勞動(dòng)豐富而資本相對(duì)稀缺的要素稟賦，也有必要對(duì)我國(guó)工業(yè)要素使用與技術(shù)選擇問(wèn)題進(jìn)行梳理和思考，這也將有助于正確認(rèn)識(shí)和理解我國(guó)的工業(yè)化過(guò)程。

盡管上述爭(zhēng)議未有定論，但資本深化已經(jīng)是中國(guó)工業(yè)化過(guò)程的一個(gè)既定事實(shí)，而且在1994年之后，我國(guó)工業(yè)的資本深化仍在持續(xù)深入(張軍，2002)[4]，帶來(lái)諸如就業(yè)彈性下降、資源緊張和環(huán)境惡化等多種負(fù)面影響(姚戰(zhàn)琪和夏杰長(zhǎng)，2005)[5]，為應(yīng)對(duì)這些問(wèn)題，有必要弄清中國(guó)工業(yè)的資本深化是如何發(fā)生的。在主流增長(zhǎng)理論中，技術(shù)進(jìn)步一直被視為長(zhǎng)期增長(zhǎng)的根本動(dòng)力來(lái)源，作為技術(shù)選擇的一種類型，資本深化可以被生產(chǎn)中的技術(shù)進(jìn)步所推動(dòng)(Foley和Michel，2001)[7]，由于技術(shù)的創(chuàng)新與模仿總是以資本作為載體，新技術(shù)的運(yùn)用與擴(kuò)散過(guò)程中不可避免地伴隨著資本設(shè)備的投入，因此很多學(xué)者從技術(shù)層面著手對(duì)資本深化的成因進(jìn)行解讀，如Mark Funk和Jack Straus(2000)對(duì)美國(guó)1958—1994年制造業(yè)數(shù)據(jù)分析表明技術(shù)進(jìn)步是資本深化的Granger原因，反之則不成立[8]；朱軼和涂斌(2011)的研究也發(fā)現(xiàn)中國(guó)工業(yè)的技術(shù)進(jìn)步推動(dòng)了資本深化進(jìn)程[9]；而陳勇、唐朱昌(2006)針對(duì)1985—2003年中國(guó)工業(yè)行業(yè)的研究卻得出了相反的結(jié)論[2]。綜上可以看出，資本深化與技術(shù)進(jìn)步之間存在明顯的相關(guān)性特征(林在進(jìn)，2013)[10]，然而遺憾的是，已有文獻(xiàn)的研究對(duì)象僅限于中性的技術(shù)進(jìn)步，并未考慮技術(shù)進(jìn)步的偏向性，但大量研究已經(jīng)證明，技術(shù)進(jìn)步并非完全中性，而是通常偏向于某種要素(Acemoglu，2003；黃先海和徐圣，2009)[11,12]。

現(xiàn)代的技術(shù)進(jìn)步越來(lái)越具有物化的體現(xiàn)性特征(宋冬林等，2011)[13]，這使得學(xué)者們開始重視生產(chǎn)要素的供給以及需求變動(dòng)對(duì)于技術(shù)進(jìn)步偏向的影響，誘致性技術(shù)變遷理論將技術(shù)變革與要素稟斌結(jié)合到一起，通過(guò)把技術(shù)變革視為內(nèi)生變量，成功地解釋了在自然資源給定的條件下技術(shù)生成和變化的偏向問(wèn)題(何愛(ài)和曾楚宏，2010)[14]。Hayami和Ruttan(1985)指出，如果一種要素變得相對(duì)充足，則偏向該要素的技術(shù)會(huì)更有價(jià)值，使企業(yè)更有激勵(lì)研發(fā)那些偏向該要素的技術(shù)[15]；Acemoglu(2002)也將要素供給變化作為影響技術(shù)進(jìn)步偏向的重要因素，認(rèn)為勞動(dòng)與資本要素相對(duì)增速的變化會(huì)對(duì)技術(shù)進(jìn)步偏向產(chǎn)生顯著影響[16]。在經(jīng)驗(yàn)研究中，要素的充裕性和供給狀況難以直接測(cè)度，故學(xué)者們通常使用要素結(jié)構(gòu)變動(dòng)的結(jié)果來(lái)考察特定產(chǎn)業(yè)或區(qū)域的要素充足性[17]，如果某種要素的相對(duì)存量構(gòu)成比例提高了，則可從結(jié)果判斷該要素對(duì)該產(chǎn)業(yè)(區(qū)域)而言是相對(duì)充裕且容易獲得的。基于這一思路，則實(shí)際要素構(gòu)成的變化可以映射出產(chǎn)業(yè)要素充足性的改變，進(jìn)而對(duì)企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新決策產(chǎn)生影響。在工業(yè)化發(fā)展過(guò)程中，資本深化作為資本——?jiǎng)趧?dòng)比持續(xù)上升的過(guò)程(Samuelson，1965)[18]，其所反映的要素充足性變化會(huì)“誘致性地”引導(dǎo)產(chǎn)業(yè)的技術(shù)選擇，并遵循Acemoglu(2002)[16]所描述的機(jī)制使產(chǎn)業(yè)的技術(shù)進(jìn)步更偏向于相對(duì)充裕的要素。

另一方面，與誘致性技術(shù)變遷相反，技術(shù)進(jìn)步偏向?qū)Ξa(chǎn)業(yè)的要素構(gòu)成也具有反向的作用機(jī)制。根據(jù)Acemoglu(2002)的定義，如果技術(shù)進(jìn)步更有助于提高某種要素的邊際產(chǎn)出，則可將其稱為偏向該要素的技術(shù)進(jìn)步[16]，這意味著技術(shù)進(jìn)步在發(fā)展過(guò)程中通常呈現(xiàn)不同形態(tài)，對(duì)生產(chǎn)要素積累和要素生產(chǎn)率的作用也不具有同一性(王林輝等，2012)[19]。偏向性技術(shù)進(jìn)步有助于提高某種要素邊際產(chǎn)出，而隨著某種要素的邊際產(chǎn)出的持續(xù)提升，企業(yè)基于利潤(rùn)最大化目標(biāo)會(huì)持續(xù)增加這種要素投入，這意味著資本偏向技術(shù)進(jìn)步會(huì)“通過(guò)提高資本的邊際報(bào)酬從而促使更多的資本得以積累”(鐘世川和劉岳平，2014)[20]，最終導(dǎo)致要素構(gòu)成的變化。在實(shí)際經(jīng)濟(jì)中，技術(shù)進(jìn)步偏向可以通過(guò)非對(duì)稱地改變要素生產(chǎn)率，影響要素報(bào)酬、投資規(guī)模和地區(qū)及產(chǎn)業(yè)要素配置結(jié)構(gòu)。文獻(xiàn)研究也已證實(shí)，技術(shù)進(jìn)步偏向性對(duì)我國(guó)地區(qū)投資結(jié)構(gòu)存在正向穩(wěn)健的引導(dǎo)效應(yīng)(王林輝等，2012)[19]。綜上可見(jiàn)，技術(shù)進(jìn)步偏向性與要素構(gòu)成變動(dòng)之間存在理論上的雙向關(guān)聯(lián)，作為工業(yè)化過(guò)程中普遍出現(xiàn)的一種現(xiàn)象，資本深化本身既可能是技術(shù)進(jìn)步偏向的引致產(chǎn)物，也可能是技術(shù)進(jìn)步偏向的誘因。

作為要素構(gòu)成的一種單向變化(資本——?jiǎng)趧?dòng)比上升)過(guò)程，既然過(guò)度的資本深化會(huì)帶來(lái)一系列負(fù)面效應(yīng)[3-5]，那么在對(duì)策上便應(yīng)針對(duì)其成因進(jìn)行調(diào)整，一個(gè)直觀的思路是：如果技術(shù)進(jìn)步偏向的作用加劇了資本深化，則應(yīng)該針對(duì)性地調(diào)整技術(shù)進(jìn)步偏向；如果是資本深化“誘致”了資本偏向的技術(shù)進(jìn)步，則對(duì)資本深化的控制便應(yīng)成為當(dāng)務(wù)之急。但問(wèn)題的復(fù)雜性在于，如果資本深化與技術(shù)進(jìn)步偏向之間形成了前述的雙向關(guān)聯(lián)，則以某一方變化為起點(diǎn)，要素構(gòu)成與技術(shù)進(jìn)步偏向之間可能會(huì)形成交互反饋的強(qiáng)化(或弱化)過(guò)程，造成雙方持續(xù)不斷地向某一方向偏移，因而即使能夠通過(guò)市場(chǎng)機(jī)制以外的強(qiáng)制手段對(duì)資本深化進(jìn)行數(shù)量控制，但如果產(chǎn)業(yè)的技術(shù)進(jìn)步偏向于資本，則其要素投入結(jié)構(gòu)也會(huì)在技術(shù)進(jìn)步偏向的引導(dǎo)下繼續(xù)向資本偏移，從而導(dǎo)致對(duì)資本深化的調(diào)控手段失效。在此情況下，單純基于單向關(guān)系的分析已經(jīng)無(wú)法對(duì)我國(guó)工業(yè)資本深化的技術(shù)機(jī)制進(jìn)行有效考察，無(wú)論基于理論還是對(duì)策的考量，針對(duì)性地探討資本深化與技術(shù)進(jìn)步偏向之間的雙向關(guān)聯(lián)都具有重要意義。本文以中國(guó)的區(qū)域工業(yè)發(fā)展為背景，實(shí)證檢驗(yàn)我國(guó)工業(yè)資本深化與技術(shù)進(jìn)步偏向之間的雙向關(guān)聯(lián)，研究試圖在以下方面有所拓展：

(1)陳勇和唐朱昌(2006)[2]、朱軼和涂斌(2011)[9]已經(jīng)對(duì)我國(guó)工業(yè)技術(shù)進(jìn)步與資本深化之間的關(guān)聯(lián)進(jìn)行了實(shí)證探討，但就目前來(lái)看，少有學(xué)者將該問(wèn)題的研究視角由技術(shù)進(jìn)步拓展至技術(shù)進(jìn)步偏向?qū)用妫槍?duì)性地探討技術(shù)進(jìn)步偏向與資本深化之間關(guān)聯(lián)的文獻(xiàn)尚不多見(jiàn)。此外，相關(guān)文獻(xiàn)對(duì)技術(shù)進(jìn)步的測(cè)度大多基于DEA(數(shù)據(jù)包絡(luò)分析)得到的全要素生產(chǎn)率，盡管這兩種方法并未特意設(shè)置技術(shù)進(jìn)步中性的假定，但也正因?yàn)檫@一點(diǎn)，使得其所測(cè)算的全要素生產(chǎn)率指數(shù)至多只是包含技術(shù)進(jìn)步偏向的成分，并非技術(shù)進(jìn)步偏向的直接度量，由此也無(wú)法得到關(guān)于技術(shù)進(jìn)步偏向性的針對(duì)結(jié)論。基于以上，本文使用一種指數(shù)與計(jì)量模型相結(jié)合的方法測(cè)算技術(shù)進(jìn)步偏向，以此為基礎(chǔ)考察技術(shù)進(jìn)步偏向與要素構(gòu)成變動(dòng)之間的關(guān)聯(lián)效應(yīng)。

(2)在理論上，要素構(gòu)成變動(dòng)與技術(shù)進(jìn)步偏向之間存在雙向關(guān)聯(lián)，然而國(guó)內(nèi)文獻(xiàn)研究大多基于單向關(guān)系展開[19-20]，盡管有國(guó)外學(xué)者對(duì)美國(guó)制造業(yè)的技術(shù)進(jìn)步與資本深化的Granger因果關(guān)系進(jìn)行了討論(Mark Funk和Jack Straus，2000)[8]，但其研究?jī)H針對(duì)中性的技術(shù)進(jìn)步，未曾考慮技術(shù)進(jìn)步的偏向性。因此，本文研究基于要素構(gòu)成變動(dòng)與技術(shù)進(jìn)步偏向之間的因果關(guān)系檢驗(yàn)展開，試圖回答以下問(wèn)題：我國(guó)區(qū)域工業(yè)的資本深化與其技術(shù)進(jìn)步偏向之間是否存在相互關(guān)聯(lián)？如果有，是資本深化(Granger)引致了偏向性的技術(shù)進(jìn)步？還是技術(shù)進(jìn)步偏向加劇了資本深化？或者兼而有之？

二、技術(shù)進(jìn)步偏向的測(cè)度方法

(一)技術(shù)進(jìn)步偏向指數(shù)設(shè)計(jì)

在Acemoglu(2002，2003)的標(biāo)志性研究[11,16]之后，各國(guó)學(xué)者圍繞技術(shù)進(jìn)步偏向及其影響展開了廣泛討論，產(chǎn)生了眾多技術(shù)進(jìn)步偏向的測(cè)度方法，包括Klump(2008)基于CES生產(chǎn)函數(shù)的三方程“標(biāo)準(zhǔn)化系統(tǒng)”方法[21]；León-Ledesma等(2010)使用的Kmenta 兩方程估計(jì)方法[22]；Sato和Morita(2009)開發(fā)的指數(shù)測(cè)量方法[23]以及基于超越對(duì)數(shù)生產(chǎn)函數(shù)的測(cè)算方法(張?jiān)铝岷腿~阿忠，2014)[24]等。本文研究既要對(duì)我國(guó)工業(yè)的技術(shù)進(jìn)步偏向進(jìn)行年度測(cè)算，又要分析各年度技術(shù)進(jìn)步偏向與要素構(gòu)成變動(dòng)之間的相互關(guān)聯(lián)，基于上述目標(biāo)，參考雷欽禮(2013)的研究[25]，使用一種綜合計(jì)量模型與指數(shù)編制的方法測(cè)算技術(shù)進(jìn)步偏向。值得注意的是，雷欽禮的測(cè)算引入了政府稅收因素，但在其模型推導(dǎo)中，稅收變量的作用等比例地降低了資本與勞動(dòng)的報(bào)酬率，并未表現(xiàn)出對(duì)某種要素的偏向性影響，并且稅收參數(shù)在最終技術(shù)進(jìn)步偏向指數(shù)的計(jì)算中被完全抵消，可見(jiàn)稅收因素的引入對(duì)于技術(shù)進(jìn)步偏向的測(cè)算并不具有實(shí)質(zhì)性的幫助，還有可能因?yàn)槎愂諏?duì)要素報(bào)酬的擠占造成替代彈性的低估。因此，本文選擇與多數(shù)文獻(xiàn)一樣，并未將稅收因素引入模型。

將生產(chǎn)函數(shù)寫為如下形式

Yt=F(AtKt,BtLt)

(1)

式(1)中，Yt為總產(chǎn)出，Kt和Lt分別是生產(chǎn)過(guò)程投入的資本和勞動(dòng)，At代表資本要素的生產(chǎn)效率水平(資本效率)，Bt代表勞動(dòng)要素的生產(chǎn)效率水平(勞動(dòng)效率)，資本與勞動(dòng)的生產(chǎn)效率越高，則一定量要素投入在產(chǎn)出中發(fā)揮的作用越大，故AtKt和BtLt可視為產(chǎn)出中發(fā)揮作用的有效資本和有效勞動(dòng)。假定生產(chǎn)函數(shù)式(1)為一階齊次，二階連續(xù)可微，且生產(chǎn)過(guò)程具有常數(shù)規(guī)模報(bào)酬性質(zhì)，各資本與勞動(dòng)要素邊際產(chǎn)出均為正，但邊際報(bào)酬遞減，即有FK>0，F(xiàn)L>0，F(xiàn)KK<0，F(xiàn)LL<0，F(xiàn)KL>0。

偏向性技術(shù)進(jìn)步概念以增強(qiáng)型技術(shù)進(jìn)步為理論基礎(chǔ)，在式(1)中，若At的變化率為正，則技術(shù)進(jìn)步為資本增強(qiáng)型；若Bt的變化率為正，則技術(shù)進(jìn)步為勞動(dòng)增強(qiáng)型。

設(shè)勞動(dòng)的報(bào)酬率為工資wt，資本的報(bào)酬率為Kt，則廠商利潤(rùn)可表示為

φt=F(AtKt,BtLt)-rtKt-wtLt

(2)

式(2)兩邊分別對(duì)Kt、Lt求導(dǎo)，可得廠商利潤(rùn)最大化的一階條件。

(3)

(4)

由式(3)、式(4)可知，勞動(dòng)和資本的報(bào)酬率等于各自的邊際產(chǎn)出FL和FK。

(5)

根據(jù)式(5)，則勞動(dòng)報(bào)酬率和資本報(bào)酬率可分別表示為

(6)

(7)

由于不同要素在生產(chǎn)過(guò)程中存在可替代性(Acemoglu，2003)[11]，學(xué)者們通常使用要素替代彈性來(lái)測(cè)度資本與勞動(dòng)要素之間替代關(guān)系的強(qiáng)弱，設(shè)生產(chǎn)過(guò)程中資本與勞動(dòng)投入之比c=Kt/Lt，勞動(dòng)的邊際產(chǎn)出與資本邊際產(chǎn)出的比值p=Fl/FK，則資本與勞動(dòng)要素的替代彈性為

(8)

由于生產(chǎn)函數(shù)設(shè)定為一階齊次并且二階可微，則根據(jù)歐拉定理，要素替代彈性可表示為

(9)

式(9)中F為生產(chǎn)函數(shù)本身，即F=F(AtKt,BtLt)，結(jié)合式(5)，則資本與勞動(dòng)的替代彈性也可寫為

(10)

(11)

(12)

將式(11)、式(12)和式(5)代入式(10)，則要素替代彈性可表示為

(13)

(14)

由式(14)可以得到勞動(dòng)增強(qiáng)型技術(shù)進(jìn)步增長(zhǎng)率為

(15)

(16)

根據(jù)Hicks(1963)[26]和Acemoglu(2007)對(duì)技術(shù)進(jìn)步偏向的定義[27]，則Hicks技術(shù)進(jìn)步偏向指數(shù)可寫作

(17)

從式(17)可以看出，技術(shù)進(jìn)步表現(xiàn)為勞動(dòng)偏向還是資本偏向取決于替代彈性的大小，當(dāng)σ>1(資本與勞動(dòng)之間相互替代)時(shí)，若資本增強(qiáng)型技術(shù)進(jìn)步At的增長(zhǎng)率大于勞動(dòng)增強(qiáng)型技術(shù)進(jìn)步Bt的增長(zhǎng)率，則技術(shù)進(jìn)步偏向于資本；若At的增長(zhǎng)率小于Bt的增長(zhǎng)率，則技術(shù)進(jìn)步偏向于勞動(dòng)。當(dāng)σ<1時(shí)(資本與勞動(dòng)之間互補(bǔ))時(shí)，若At的增長(zhǎng)率大于Bt的增長(zhǎng)率，則技術(shù)進(jìn)步偏向于勞動(dòng)；若At的增長(zhǎng)率小于Bt的增長(zhǎng)率，則技術(shù)進(jìn)步偏向于資本。

(二)要素替代彈性的估計(jì)

技術(shù)進(jìn)步偏向的測(cè)算需要估計(jì)出資本與勞動(dòng)的要素替代彈性σ，設(shè)定生產(chǎn)函數(shù)為CES形式

(18)

式(18)分別對(duì)Kt和Lt求導(dǎo)，可得到資本與勞動(dòng)的邊際產(chǎn)出分別為

(19)

(20)

將式(19)代入式(6)，式(20)代入式(7)，則可得到資本和勞動(dòng)報(bào)酬率的表達(dá)式

(21)

(22)

為使At和Bt可被估計(jì)，假定At和Bt呈指數(shù)形式增長(zhǎng)：At=A0eγkt，Bt=A0eγLt，其中t代表時(shí)間，γK為資本增強(qiáng)型技術(shù)進(jìn)步指數(shù)的增長(zhǎng)率，γL為勞動(dòng)增強(qiáng)型技術(shù)進(jìn)步指數(shù)的增長(zhǎng)率，A0和B0為要素增強(qiáng)型技術(shù)進(jìn)步的初始值，將At=A0eγkt，Bt=B0eγLt代入式(21)和式(22)，并取對(duì)數(shù)可得

(23)

(24)

lnzit=δKi+λKit+σlnrit+μKit

(25)

lnlit=δLi+λLit+σlnwit+μLit

(26)

在式(25)、式(26)構(gòu)成的聯(lián)立方程組中，δKi和δLi為截距項(xiàng)，t為時(shí)間趨勢(shì)，λki和λLi為時(shí)間趨勢(shì)項(xiàng)的系數(shù)，μKit和μLit為隨機(jī)誤差項(xiàng)，顯然λKi=γk(1-σ)t，λLi=γL(1-σ)t，故資本與勞動(dòng)增強(qiáng)型技術(shù)進(jìn)步指數(shù)的增長(zhǎng)率γK、γL*由于資本與勞動(dòng)增強(qiáng)型技術(shù)進(jìn)步指數(shù)和代表反映資本與勞動(dòng)要素的效率水平，故本文論述中也將資本增強(qiáng)型技術(shù)進(jìn)步指數(shù)和勞動(dòng)增強(qiáng)型技術(shù)進(jìn)步指數(shù)成為資本效率與勞動(dòng)效率。可通過(guò)γKi/(1-σ)以及γLi/(1-σ)得到，通過(guò)對(duì)式(25)、式(26)的估計(jì)可得到要素替代彈性σ，將σ代入式(17)中可計(jì)算得到技術(shù)進(jìn)步偏向指數(shù)HICKS。

三、數(shù)據(jù)處理與指標(biāo)測(cè)算

鐘世川和劉岳平(2014)基于行業(yè)面板數(shù)據(jù)分析了資本深化對(duì)我國(guó)工業(yè)技術(shù)進(jìn)步偏向的影響[20]，本文在實(shí)證對(duì)象上試圖與已有基于行業(yè)的研究有所區(qū)分，考慮到在我國(guó)財(cái)政分權(quán)體制下，地方政府成為區(qū)域工業(yè)化的主導(dǎo)力量(朱軼和涂斌，2011)[9]，故選擇基于省際面板數(shù)據(jù)考察我國(guó)工業(yè)資本深化與技術(shù)進(jìn)步偏向之間的關(guān)聯(lián)。研究所需數(shù)據(jù)除各省區(qū)工業(yè)產(chǎn)出、就業(yè)以及資本存量之外，還需使用資本與勞動(dòng)要素的報(bào)酬總額和報(bào)酬率和。由于技術(shù)進(jìn)步偏向的測(cè)量涉及資本與勞動(dòng)兩種投入要素，并未包含中間投入部分，考慮到投入和產(chǎn)出數(shù)據(jù)之間的匹配性，本文使用不包含中間投入的工業(yè)增加值作為產(chǎn)出指標(biāo)。值得說(shuō)明的是，2012年之后由于統(tǒng)計(jì)口徑調(diào)整，各級(jí)統(tǒng)計(jì)年鑒不再報(bào)告工業(yè)增加值數(shù)據(jù)而只報(bào)告總產(chǎn)值指標(biāo)，導(dǎo)致難以得到2012年后各省區(qū)工業(yè)增加值的完整數(shù)據(jù)，基于數(shù)據(jù)可得性和一致性考量，選擇將實(shí)證時(shí)期定為1985—2011年。

(一)各省區(qū)工業(yè)資本存量的估算與處理

徐現(xiàn)祥等(2007)基于《中國(guó)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值核算歷史資料：1952—1995》和《中國(guó)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值核算歷史資料：1996—2002》估算了1978—2002年我國(guó)分省區(qū)三次產(chǎn)業(yè)資本存量[28](基期為1978年)，本文實(shí)證部分引用他們估算的資本存量數(shù)據(jù)，并在其計(jì)算的2002年省際第二產(chǎn)業(yè)資本存量的基礎(chǔ)上，使用2003—2012年《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》提供的“各地區(qū)按主要行業(yè)分全社會(huì)固定資本投資”將資本存量序列拓展至2011年，使用永續(xù)盤存法公式

Kt=Kt-1(1-δt)+It,t=2003,2004…，2011。

根據(jù)2003年我國(guó)頒布的行業(yè)分類標(biāo)準(zhǔn)，將相關(guān)年度《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》提供的固定資產(chǎn)投資數(shù)據(jù)分類加總為工業(yè)固定資產(chǎn)投資，由于統(tǒng)計(jì)口徑調(diào)整，《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒2004》并未提供“各地區(qū)按主要行業(yè)分全社會(huì)固定資本投資”，而只公布了“各地區(qū)按行業(yè)分基本建設(shè)投資”和“各地區(qū)按行業(yè)分更新改造投資”數(shù)據(jù)，將上述兩項(xiàng)加總近似作為2003年各地區(qū)第二產(chǎn)業(yè)的固定資產(chǎn)投資額。此外，基于永續(xù)盤存法計(jì)算資本存量需要設(shè)定折舊率，薛俊波和王錚(2007)等利用投入產(chǎn)出表的數(shù)據(jù)估算了我國(guó)各行業(yè)的折舊率[29]，相較其他研究而言相對(duì)準(zhǔn)確，借鑒他們的研究，本文將各地區(qū)工業(yè)折舊率設(shè)定為7.17%，計(jì)算得到1985—2011年我國(guó)各省區(qū)工業(yè)資本存量數(shù)據(jù)。

(二)工業(yè)產(chǎn)出、就業(yè)等相關(guān)數(shù)據(jù)來(lái)源與處理

工業(yè)產(chǎn)出指標(biāo)來(lái)自于CCER金融研究數(shù)據(jù)地區(qū)經(jīng)濟(jì)分庫(kù)提供的“各地區(qū)工業(yè)增加值”以及相關(guān)年度《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》，基于GDP平減指數(shù)調(diào)整為1978年不變價(jià)格。

各省區(qū)工業(yè)就業(yè)數(shù)據(jù)來(lái)源于相關(guān)年份《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》以及CCER中國(guó)宏觀經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)庫(kù)提供的“第二產(chǎn)業(yè)年末從業(yè)人數(shù)”。由于統(tǒng)計(jì)口徑調(diào)整，2006和2011年的統(tǒng)計(jì)資料并未報(bào)告“各地區(qū)按三次產(chǎn)業(yè)分就業(yè)人數(shù)”數(shù)據(jù)，而只提供了“各地區(qū)分行業(yè)城鎮(zhèn)單位就業(yè)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)”?？紤]到工業(yè)就業(yè)人口主要集中于城鎮(zhèn)，假定各地區(qū)城鎮(zhèn)單位從業(yè)人員數(shù)與工業(yè)從業(yè)人員數(shù)按同比例變化，并使用各地區(qū)按行業(yè)分城鎮(zhèn)單位就業(yè)人員數(shù)(年底數(shù))的變動(dòng)趨勢(shì)來(lái)估算2011年地區(qū)工業(yè)從業(yè)人員總數(shù)，計(jì)算公式是：各地區(qū)工業(yè)就業(yè)人員數(shù) (本年度)=[各地區(qū)按行業(yè)分城鎮(zhèn)單位就業(yè)人員數(shù)(本年度年底數(shù))/各地區(qū)按行業(yè)分城鎮(zhèn)單位就業(yè)人員數(shù)(上年度年底數(shù))]各地區(qū)工業(yè)就業(yè)人員數(shù) (上年度年底數(shù))。

(三)技術(shù)進(jìn)步偏向的測(cè)算與分析

1994年的分稅制改革被學(xué)界認(rèn)為是我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)奇跡的重要制度基礎(chǔ)(周黎安，2004)[31]，隨后我國(guó)工業(yè)統(tǒng)計(jì)指標(biāo)體系和指標(biāo)含義發(fā)生了顯著調(diào)整，工業(yè)凈產(chǎn)值指標(biāo)改為工業(yè)增加值，產(chǎn)品銷售收入、工業(yè)中間投入、產(chǎn)品成本等指標(biāo)均按不含增值稅的價(jià)格計(jì)算。此外，在2004年經(jīng)濟(jì)普查后，國(guó)家統(tǒng)計(jì)局對(duì)收入法GDP核算中關(guān)于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)和個(gè)體經(jīng)濟(jì)經(jīng)營(yíng)收入在勞動(dòng)者報(bào)酬和營(yíng)業(yè)盈余之間的劃分方法進(jìn)行了修改，為反映這兩個(gè)重要事件的影響，在模型中加入了時(shí)期虛擬變量和，并假定時(shí)期虛擬變量可通過(guò)截距與趨勢(shì)項(xiàng)對(duì)擬合產(chǎn)生影響。

基于式(25)與式(26)的聯(lián)立方程組，對(duì)各地區(qū)要素替代彈性進(jìn)行估計(jì)。由于兩個(gè)方程σi項(xiàng)相同，且誤差項(xiàng)μKit和μLit可能存在時(shí)期相關(guān)，需使用帶約束的系統(tǒng)估計(jì)方法。對(duì)含有兩個(gè)時(shí)期虛擬變量的方程組使用可行廣義最小二乘方法(FGLS)進(jìn)行估計(jì)，并逐步剔除系數(shù)擬合不顯著的虛擬變量，得到各區(qū)域工業(yè)的要素替代彈性σi以及資本與勞動(dòng)效率增長(zhǎng)率γK、γL*由于篇幅所限，本文沒(méi)有列出具體行業(yè)的擬合系數(shù)與檢驗(yàn)量，有興趣的讀者可向作者索取mihyatten@163.com。此外，加總計(jì)算我國(guó)工業(yè)的整體指標(biāo)，并以此為基礎(chǔ)測(cè)算我國(guó)整體工業(yè)整體的要素替代彈性，如表1所示。

表1　1986—2011年我國(guó)各省區(qū)要素替代彈性及要素增強(qiáng)型技術(shù)進(jìn)步平均速率

表1可見(jiàn)，我國(guó)整體工業(yè)要素替代彈性為0.864 15，除北京、吉林、內(nèi)蒙古之外，我國(guó)大部分地區(qū)工業(yè)要素替代彈性均在0到1之間，資本與勞動(dòng)之間主要呈現(xiàn)互補(bǔ)關(guān)系，這與國(guó)內(nèi)大部分文獻(xiàn)結(jié)論一致(黃先海和徐圣，2009；鐘世川和劉岳平，2014；段國(guó)蕊，2014)[12,20,32]。在全國(guó)層面以及大部分省區(qū)，工業(yè)勞動(dòng)效率的平均增長(zhǎng)率均高于資本效率平均增長(zhǎng)率(除廣東、內(nèi)蒙古、湖南、安徽、寧夏外)，這與陳曉玲和連玉君(2012)[33]的研究結(jié)論類似，顯示大部分省區(qū)工業(yè)技術(shù)進(jìn)步均以勞動(dòng)增強(qiáng)型為主要特征。在大多數(shù)省區(qū)要素替代彈性小于1的情況下，可以判斷我國(guó)各區(qū)域?qū)用婀I(yè)技術(shù)進(jìn)步總體偏向于資本，相關(guān)結(jié)論在國(guó)內(nèi)外研究中亦有廣泛出現(xiàn)。相較于雷欽禮(2013)[25]針對(duì)我國(guó)整體經(jīng)濟(jì)的測(cè)算結(jié)果，本文測(cè)算的要素替代彈性相對(duì)較高，可能原因在于本文測(cè)算模型中并未引入稅收因素。

基于表1擬合結(jié)果，估算了我國(guó)各區(qū)域主要時(shí)間段的工業(yè)技術(shù)進(jìn)步偏向指數(shù)，如表2所示，在整體考察期內(nèi)，除少部分地區(qū)和年份之外，我國(guó)大部分區(qū)域工業(yè)技術(shù)進(jìn)步偏向均為正值，這一結(jié)果與鐘世川和劉岳平(2014)[20]、姚毓春等(2014)[34]的研究一致，表明我國(guó)區(qū)域工業(yè)技術(shù)進(jìn)步總體偏向于資本。1986—1993年*由于本文對(duì)技術(shù)進(jìn)步偏向的測(cè)算需使用差分處理，故測(cè)算結(jié)果的報(bào)告和分析并不始于1985年，而是從1986年開始。期間，我國(guó)大部分省區(qū)(除北京、天津、上海、山西、甘肅外)工業(yè)的技術(shù)進(jìn)步偏向于資本；1994—2003年期間，盡管相當(dāng)部分省區(qū)均值有所提高，但也有接近一半的省區(qū)工業(yè)技術(shù)偏向指數(shù)均值相較1994年之前有所下降；在2004年之后，各地區(qū)工業(yè)技術(shù)進(jìn)步偏向指數(shù)則開始出現(xiàn)普遍上升態(tài)勢(shì)，大部分省區(qū)技術(shù)進(jìn)步偏向指數(shù)均值相較1994—2003年期間有所上升。總體而言，1986年之后我國(guó)大部分地區(qū)工業(yè)的技術(shù)進(jìn)步偏向指數(shù)均在正值區(qū)間波動(dòng)，并且有持續(xù)上升趨勢(shì)，支持以往學(xué)者對(duì)我國(guó)技術(shù)進(jìn)步偏向測(cè)算得出的資本偏向結(jié)論[12,20,25,32]。

從表2不難看出，在本文考察期內(nèi)，我國(guó)區(qū)域工業(yè)的技術(shù)進(jìn)步是總體偏向于資本的。根據(jù)前文理論分析，資本偏向的技術(shù)進(jìn)步會(huì)通過(guò)提高資本的邊際報(bào)酬，促使企業(yè)更多地使用資本要素，從而加速資本的積累過(guò)程；在顯著的資本深化態(tài)勢(shì)下，這種可能性值得高度警惕，其背后的成因亦值得探究：我國(guó)工業(yè)的資本深化與資本偏向的技術(shù)進(jìn)步是否只是獨(dú)立的現(xiàn)象？還是兩者間相互關(guān)聯(lián)的結(jié)果？

表2　1986—2011年各區(qū)域分時(shí)間段技術(shù)進(jìn)步偏向指數(shù)算數(shù)均值

四、工業(yè)資本深化與技術(shù)進(jìn)步偏向的

因果關(guān)聯(lián)檢驗(yàn)

如前文所述，資本深化與技術(shù)進(jìn)步偏向之間存在理論上的相互關(guān)聯(lián)，將式(21)、式(22)相除并整理可得

(27)

(28)

由式(27)、式(28)可以看出，要素構(gòu)成與資本勞動(dòng)相對(duì)效率之間存在明顯的數(shù)理關(guān)聯(lián)，且兩者之間并無(wú)絕對(duì)的因變量或自變量區(qū)分，因此既可能是影響At/Bt，也可能At/Bt影響Kt/Lt，不難看出，技術(shù)進(jìn)步偏向(At/Bt)與要素構(gòu)成(Kt/Lt)之間存在相互關(guān)聯(lián)的理論機(jī)制。

Samuelson(1965)將資本深化定義為“人均資本量(資本——?jiǎng)趧?dòng)比例)持續(xù)上升的過(guò)程”[18]，由此計(jì)算了1985—2011年我國(guó)整體工業(yè)的資本—?jiǎng)趧?dòng)比(萬(wàn)元/人)，圖2可見(jiàn)1985年以來(lái)，中國(guó)工業(yè)的資本——?jiǎng)趧?dòng)比一直處于持續(xù)上升狀態(tài)，且在上世紀(jì)90年代中期之后，我國(guó)工業(yè)確實(shí)出現(xiàn)了加速的資本深化態(tài)勢(shì)。在此背景下，有待進(jìn)一步探究的問(wèn)題是：中國(guó)工業(yè)的資本深化是否受到技術(shù)進(jìn)步偏向的驅(qū)動(dòng)，亦或是資本深化導(dǎo)致了資本偏向的技術(shù)進(jìn)步？

圖2　1985—2011年我國(guó)整體工業(yè)的資本深化態(tài)勢(shì)　　資料來(lái)源：根據(jù)前文估算的工業(yè)資本存量與相關(guān)年度《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國(guó)勞動(dòng)統(tǒng)計(jì)年鑒》提供的工業(yè)就業(yè)數(shù)據(jù)編制。

本文使用面板誤差修正模型考察我國(guó)工業(yè)資本深化與技術(shù)進(jìn)步偏向之間的因果關(guān)聯(lián)。根據(jù)Samuelson(1965)[18]的定義，資本深化的概念內(nèi)涵并非資本—?jiǎng)趧?dòng)比本身，而是資本——?jiǎng)趧?dòng)比的變化過(guò)程，基于這一定義，直接使用資本—?jiǎng)趧?dòng)比指標(biāo)測(cè)度資本深化并不合理，故對(duì)資本——?jiǎng)趧?dòng)比變量取其增長(zhǎng)率，得到相對(duì)指標(biāo)作為資本深化的測(cè)度變量*資本深化反映資本——?jiǎng)趧?dòng)比的上升過(guò)程，就1985—2011年經(jīng)驗(yàn)數(shù)據(jù)來(lái)看，我國(guó)區(qū)域工業(yè)資本——?jiǎng)趧?dòng)比的變化率在絕大部分年份均為正值，基于這一點(diǎn)，變量可以作為資本深化的有效測(cè)度。。由于本文技術(shù)進(jìn)步偏向性測(cè)算中加入了時(shí)期虛擬變量，故面板因果關(guān)系檢驗(yàn)也相應(yīng)地分階段展開?？紤]到面板誤差修正模型分析中，過(guò)短的樣本時(shí)期數(shù)會(huì)因自由度不足而導(dǎo)致結(jié)論失真，因此使用一種遞進(jìn)式的階段劃分，即分別對(duì)1986年之后(1986—2011)的整體樣本期以及1994年之后(1994—2011)的嵌套樣本期進(jìn)行檢驗(yàn)，由此可以保證每一階段有足夠的樣本期數(shù)，并且由于兩個(gè)檢驗(yàn)時(shí)期前后嵌套，可有效反映近期相較前期的最新變化。

誤差修正模型要求各變量為平穩(wěn)或至少存在協(xié)整關(guān)系，故需要提前對(duì)和變量進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。選取涵蓋同根與不同根過(guò)程的LLC、IPS、Fisher-ADF、Fisher-PP四個(gè)檢驗(yàn)量，分兩個(gè)檢驗(yàn)期對(duì)我國(guó)區(qū)域工業(yè)與面板數(shù)據(jù)進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如表3所示。

表3可以看出，和變量在兩個(gè)嵌套考察期中均可在5%的顯著性水平下通過(guò)平穩(wěn)性檢驗(yàn)，可認(rèn)為兩者都是平穩(wěn)變量。在此基礎(chǔ)上，使用EG兩步法建立誤差修正模型，針對(duì)和變量相互關(guān)聯(lián)所可能造成的內(nèi)生性問(wèn)題，首先對(duì)以下基本方程使用DOLS(動(dòng)態(tài)最小二乘)方法進(jìn)行估計(jì)。

dKLit=β1+α1HICKSit+ε1i,t

(29)

HICKSit=β2+α2dKLit+ε2i,t

(30)

擬合后可分別得到殘差ε1i,t和ε2i,t，以兩者作為誤差修正項(xiàng)，建立面板誤差修正模型以檢驗(yàn)Granger因果關(guān)系

(31)

(32)

在式(31)、式(32)構(gòu)成的誤差修正模型中，δ為待估參數(shù)值，p為滯后階數(shù)，θ為誤差修正項(xiàng)系數(shù)。若δ1j擬合系數(shù)拒絕零假設(shè)，則表明技術(shù)進(jìn)步偏向是資本深化的短期Granger原因，若δ2j擬合系數(shù)拒絕零假設(shè)，則表明資本深化是技術(shù)進(jìn)步偏向的短期Granger原因；若誤差修正項(xiàng)擬合系數(shù)θ拒絕零假設(shè)，則表明誤差修正機(jī)制發(fā)揮作用，dKL和HICKS變量之間存在長(zhǎng)期均衡。

模型估計(jì)需滿足誤差項(xiàng)經(jīng)典假設(shè)，故誤差修正模型的滯后階數(shù)p根據(jù)誤差項(xiàng)的平穩(wěn)性確定，由于dKL和HICKS均為平穩(wěn)變量，殘差項(xiàng)平穩(wěn)性檢驗(yàn)表明各階段最優(yōu)滯后階數(shù)均為p=1。面板誤差修正模型的估計(jì)量根據(jù)各截面長(zhǎng)期和短期系數(shù)的不同分為幾個(gè)類別，包括：MG估計(jì)量(Mean-GroupEstimator)、PMG估計(jì)量(PooledMean-GroupEstimator)、DFE估計(jì)量(DynamicFixed-EffectsEstimator)，MG估計(jì)量假定各個(gè)截面的長(zhǎng)期和短期系數(shù)均不相同，存在完全異質(zhì)性；PMG估計(jì)量假定各個(gè)截面的長(zhǎng)期系數(shù)相等，但誤差修正速度和短期調(diào)整系數(shù)具有截面異質(zhì)性；DFE估計(jì)量假定各個(gè)截面有相同的長(zhǎng)短期系數(shù)。通過(guò)Hausman檢驗(yàn)對(duì)上述三種估計(jì)量進(jìn)行選擇，檢驗(yàn)結(jié)果在方程(31)、(32)中均拒絕了MG估計(jì)量和DFE估計(jì)量*因篇幅所限，本文無(wú)法詳列各方程的Hausman檢驗(yàn)值，有興趣的讀者可向作者索取mihyatten@163.com，故我們選擇采用PMG估計(jì)量，對(duì)1986年后整體階段檢驗(yàn)結(jié)果如表4所示。

表3　dKL和HICKS變量單位根檢驗(yàn)結(jié)果

注：括號(hào)中為檢驗(yàn)p值。

表4　1986年之后面板Granger因果檢驗(yàn)結(jié)果

注：括號(hào)內(nèi)為t統(tǒng)計(jì)值，*表示在10%的水平上統(tǒng)計(jì)顯著，**表示在5%水平上統(tǒng)計(jì)顯著，***表示在1%的水平上統(tǒng)計(jì)顯著。

就表4中的檢驗(yàn)結(jié)果來(lái)看，在1985—2011年的整體考察期中，對(duì)變量的解釋變量系數(shù)和誤差修正項(xiàng)系數(shù)均不顯著，顯示無(wú)論在長(zhǎng)期還是短期層面，工業(yè)技術(shù)進(jìn)步偏向?qū)Y本深化均無(wú)Granger影響，這表明在我國(guó)工業(yè)發(fā)展中，技術(shù)進(jìn)步的偏向性并不能有效地引導(dǎo)企業(yè)的投入選擇以致要素存量構(gòu)成，前文所述技術(shù)進(jìn)步偏向?qū)σ貥?gòu)成的反向作用機(jī)制在此并未成立，這也從側(cè)面反映出在中國(guó)特殊的工業(yè)化背景下，企業(yè)的要素投入選擇并不完全取決于技術(shù)層面因素，而是受到其他非技術(shù)因素的干擾。對(duì)變量的誤差修正模型解釋變量擬合系數(shù)顯著為負(fù)，符合反向修正原理，表明對(duì)變量的影響存在長(zhǎng)期均衡，然而對(duì)變量的解釋變量滯后項(xiàng)擬合系數(shù)并不顯著，提示不存在短期Granger因果關(guān)系；長(zhǎng)期關(guān)系存在均衡而短期效應(yīng)不顯著，這一結(jié)論可能與中國(guó)經(jīng)濟(jì)的轉(zhuǎn)型特征有關(guān)，誘致性技術(shù)變遷理論所描述的機(jī)制是基于有效市場(chǎng)假定的，然而上世紀(jì)80年代中期以來(lái)，我國(guó)市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)一直處于完善過(guò)程中，盡管市場(chǎng)機(jī)制逐步強(qiáng)化，但仍然存在明顯的要素市場(chǎng)扭曲(姜學(xué)勤，2009)[35]以及政府產(chǎn)業(yè)干預(yù)[9]，這會(huì)降低企業(yè)技術(shù)選擇對(duì)于要素相對(duì)充裕度的敏感性，導(dǎo)致技術(shù)進(jìn)步偏向與要素構(gòu)成之間的調(diào)整關(guān)系出現(xiàn)時(shí)滯，盡管在長(zhǎng)期可以實(shí)現(xiàn)均衡，但在短期卻無(wú)法形成統(tǒng)計(jì)意義上的Granger關(guān)聯(lián)；表4中對(duì)的誤差修正項(xiàng)擬合系數(shù)絕對(duì)值接近0.9，這也從側(cè)面反映出考察期內(nèi)短期偏離的幅度以及長(zhǎng)期調(diào)整的力度。當(dāng)然，整體考察期對(duì)變量影響的不顯著并不意味著任何時(shí)刻均不存在Granger關(guān)聯(lián)，而更多可能是由不同時(shí)段多種效應(yīng)綜合作用的結(jié)果，要揭示我國(guó)工業(yè)資本深化的技術(shù)細(xì)節(jié)，需參考其他檢驗(yàn)期結(jié)論尋求答案，表5中列示了1994年之后的檢驗(yàn)期結(jié)果。

注：括號(hào)內(nèi)為t統(tǒng)計(jì)值，*表示在10%的水平上統(tǒng)計(jì)顯著，**表示在5%水平上統(tǒng)計(jì)顯著，***表示在1%的水平上統(tǒng)計(jì)顯著。

1994年之后的檢驗(yàn)結(jié)果提供了關(guān)鍵性的信息，表5中對(duì)變量的誤差修正項(xiàng)系數(shù)仍然顯著，表明這一時(shí)期資本深化對(duì)技術(shù)進(jìn)步偏向的長(zhǎng)期均衡關(guān)系依然存在，同時(shí)資本深化對(duì)技術(shù)進(jìn)步偏向的短期Granger促進(jìn)效應(yīng)也開始出現(xiàn)，可見(jiàn)我國(guó)工業(yè)發(fā)展的技術(shù)機(jī)制在1994年后發(fā)生了明顯變化。隨著市場(chǎng)化改革的推進(jìn)，資本深化與偏向性技術(shù)進(jìn)步之間的關(guān)聯(lián)發(fā)生強(qiáng)化，以至于在1994年之后，我國(guó)工業(yè)的資本深化(圖1)同時(shí)在長(zhǎng)期和短期層面引致了資本偏向的技術(shù)進(jìn)步，而資本深化本身卻并非技術(shù)進(jìn)步偏向的Granger結(jié)果，故在此模型關(guān)系中，資本深化成為一個(gè)“外生”變量，推動(dòng)產(chǎn)業(yè)技術(shù)選擇持續(xù)向資本方向偏移。

上述檢驗(yàn)結(jié)論的另一個(gè)啟示是：在1985年之后我國(guó)工業(yè)發(fā)展中，技術(shù)進(jìn)步偏向?qū)σ貥?gòu)成的反向作用無(wú)論在短期還是長(zhǎng)期層面均不顯著，換而言之，我國(guó)工業(yè)的資本深化并非由技術(shù)進(jìn)步的偏向性所驅(qū)動(dòng)，既然如此，資本深化的成因便成為一個(gè)待解的問(wèn)題。就已有文獻(xiàn)來(lái)看，一種解釋來(lái)自于我國(guó)財(cái)政分權(quán)體制及其衍生的地方治理體系對(duì)工業(yè)化路徑的影響，在實(shí)質(zhì)上的“財(cái)政聯(lián)邦”體系下(Qian 和Weingast，1996)[36]，我國(guó)地方政府同時(shí)處于兩種類型的競(jìng)爭(zhēng)之中——既為地區(qū)經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出和財(cái)政收入而競(jìng)爭(zhēng)，同時(shí)又為各自的政治晉升而競(jìng)爭(zhēng)(周黎安，2004)[31]，導(dǎo)致地方政府對(duì)本地工業(yè)化的積極干預(yù)，這種干預(yù)通過(guò)財(cái)政、金融、行政指令等渠道影響工業(yè)企業(yè)的資本形成過(guò)程，在拉高投資率的同時(shí)，也加劇了中國(guó)區(qū)域工業(yè)的持續(xù)資本深化(朱軼和涂斌，2011)[9]。其他可能的解釋包括：要素市場(chǎng)的扭曲(姜學(xué)勤，2009)[35]，政治、文化等條件的轉(zhuǎn)變(黎貴才和盧荻，2011)[37]、金融深化的影響(丁從明和陳仲常，2006)[38]等等，盡管研究角度多樣，但這些解釋均已超出了技術(shù)層面范疇。一般經(jīng)濟(jì)理論認(rèn)為：資本深化本身是技術(shù)選擇的一種反映(陳勇和唐朱昌，2006)[2]，然而本文結(jié)論卻與之相反，表明資本深化主導(dǎo)了我國(guó)工業(yè)的技術(shù)選擇，這也從側(cè)面反映出中國(guó)經(jīng)濟(jì)故事的特殊性與復(fù)雜性，至少在1994年后我國(guó)區(qū)域工業(yè)化過(guò)程中，資本深化和技術(shù)進(jìn)步偏向的形成并非單純意義上的技術(shù)問(wèn)題。

根據(jù)兩個(gè)嵌套檢驗(yàn)期的結(jié)論，在我國(guó)區(qū)域工業(yè)化過(guò)程中，資本深化與技術(shù)進(jìn)步偏向之間的相互關(guān)聯(lián)并未完全成立，而僅體現(xiàn)在資本深化對(duì)技術(shù)進(jìn)步偏向的單向促進(jìn)作用上，資本深化本身卻并非技術(shù)進(jìn)步偏向的“內(nèi)生”結(jié)果(Granger)，這意味著資本深化的發(fā)生更多地是源于“外生”因素的驅(qū)動(dòng)?；谶@一點(diǎn)，我們可將近三十年來(lái)我國(guó)工業(yè)的技術(shù)進(jìn)步定義為一個(gè)“外生”資本深化主導(dǎo)的演進(jìn)過(guò)程，該過(guò)程導(dǎo)致各省區(qū)工業(yè)在要素構(gòu)成與技術(shù)進(jìn)步兩個(gè)層面持續(xù)向資本方向偏移，這種偏移并不能完全歸因于工業(yè)化規(guī)律的一般性作用，而可能與轉(zhuǎn)型經(jīng)濟(jì)中眾多復(fù)雜的外生因素有關(guān)。在我國(guó)特殊的工業(yè)化背景下，企業(yè)的技術(shù)選擇受到來(lái)自政府、市場(chǎng)、制度、文化、區(qū)域競(jìng)爭(zhēng)與模仿等眾多因素的影響。一方面，我國(guó)工業(yè)遵循趕超發(fā)展戰(zhàn)略，在早期工業(yè)化建設(shè)中，規(guī)模較大的國(guó)有與集體工業(yè)企業(yè)廣泛引進(jìn)和使用國(guó)外“先進(jìn)”技術(shù)，從而走上了高資本密集的重化工業(yè)路徑；而在民營(yíng)企業(yè)層面，由于我國(guó)缺乏長(zhǎng)期市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展積淀，企業(yè)家資源相對(duì)稀缺，民營(yíng)企業(yè)在進(jìn)行技術(shù)路線選擇時(shí)往往不具有足夠的信息支持，大多只能依靠企業(yè)主有限的信息和理性判斷，具有一定的盲目性；尤其在改革開放初期，相當(dāng)部分集體和民營(yíng)企業(yè)基于與國(guó)有企業(yè)市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)的考慮，主動(dòng)選擇了資本密集型的技術(shù)路線(張軍，2002)[4]。另一方面，在財(cái)政分權(quán)背景下，我國(guó)區(qū)域工業(yè)化進(jìn)程很大程度上為地方政府所主導(dǎo)，地方政府為了提升本地GDP并獲取政績(jī)，往往會(huì)通過(guò)各種手段引導(dǎo)企業(yè)選擇投資大、收益高、有示范意義的項(xiàng)目，而這類項(xiàng)目大多集中于高資本密集行業(yè)，這類“強(qiáng)制性技術(shù)選擇”在國(guó)有和集體工業(yè)部門尤為明顯(朱軼，2009)[39]，導(dǎo)致大量工業(yè)企業(yè)被動(dòng)選擇了資本偏向的技術(shù)路線。

綜上所述，與基于成熟市場(chǎng)條件下的誘致性技術(shù)變遷機(jī)制不同，中國(guó)工業(yè)的技術(shù)選擇更多地具有“強(qiáng)制性”特征[24]，盡管本文的實(shí)證結(jié)論符合誘致性技術(shù)變遷關(guān)于要素充裕度對(duì)技術(shù)進(jìn)步偏向影響的現(xiàn)象描述，但其內(nèi)在機(jī)制卻并不一定像誘致性制度變遷理論描述的那樣簡(jiǎn)單?；诜€(wěn)健角度，本文研究?jī)H能在計(jì)量層面說(shuō)明我國(guó)工業(yè)的資本深化導(dǎo)致了資本偏向的技術(shù)進(jìn)步(Granger)，但卻無(wú)法判斷其內(nèi)在機(jī)制是否完全基于誘致性技術(shù)變遷的作用，很可能其中也存在其他外生因素的重要影響。

五、結(jié)論、對(duì)策與展望

(一)研究結(jié)論

作為要素充裕程度在生產(chǎn)投入層面的一種反映，資本深化已經(jīng)在我國(guó)工業(yè)領(lǐng)域普遍發(fā)生并帶來(lái)一系列深遠(yuǎn)影響(吳敬璉，2006；姚戰(zhàn)琪和夏杰長(zhǎng)，2005)[3][5]。對(duì)于中國(guó)這樣一個(gè)特殊的轉(zhuǎn)型經(jīng)濟(jì)體而言，工業(yè)資本深化的發(fā)生可能存在其“特有”的故事，故事細(xì)節(jié)有可能和技術(shù)進(jìn)步的偏向性有關(guān)，甚至更為復(fù)雜。上世紀(jì)六七十年代，誘致性技術(shù)變遷理論系統(tǒng)闡釋了要素充裕度與技術(shù)進(jìn)步方向之間的關(guān)聯(lián)，然而后續(xù)的文獻(xiàn)研究卻大多集中于農(nóng)業(yè)技術(shù)變革和發(fā)展領(lǐng)域(何愛(ài)和曾楚宏，2010)[14]，故本文將實(shí)證視角拓展至中國(guó)的工業(yè)化進(jìn)程中，在對(duì)我國(guó)區(qū)域工業(yè)資本深化與技術(shù)進(jìn)步偏向指數(shù)進(jìn)行測(cè)算基礎(chǔ)上，對(duì)工業(yè)資本深化與技術(shù)進(jìn)步偏向性之間的雙向因果關(guān)聯(lián)進(jìn)行了階段檢驗(yàn)，并從中歸納中國(guó)工業(yè)化技術(shù)演進(jìn)的內(nèi)在機(jī)制，主要研究結(jié)論包括：

(1)近三十年來(lái)，在加速資本深化態(tài)勢(shì)下，我國(guó)工業(yè)在大部分區(qū)域和大部分年份中均呈現(xiàn)資本偏向的技術(shù)進(jìn)步，并且資本偏向程度日益加深。

(2)我國(guó)工業(yè)的資本深化并非技術(shù)進(jìn)步偏向的影響產(chǎn)物(Granger)，相反是資本深化引致(Granger)了資本偏向的技術(shù)進(jìn)步，導(dǎo)致資本偏向程度日益加深，在兩者關(guān)聯(lián)機(jī)制中，“外生”的資本深化成為關(guān)鍵性的驅(qū)動(dòng)因素，使得各省區(qū)工業(yè)在要素與技術(shù)兩個(gè)層面持續(xù)向資本方向偏移。在已有文獻(xiàn)關(guān)于資本深化對(duì)技術(shù)進(jìn)步促進(jìn)作用結(jié)論基礎(chǔ)上(陳勇和唐朱昌，2006)[2]，本文研究進(jìn)一步發(fā)現(xiàn)資本深化對(duì)于技術(shù)進(jìn)步偏向也具有顯著的引致和促進(jìn)效應(yīng)。

(3)既然我國(guó)工業(yè)的資本深化并非是由技術(shù)進(jìn)步偏向所驅(qū)動(dòng)，那么其成因便應(yīng)主要?dú)w結(jié)為其他“外生”因素的影響；至少就過(guò)去近三十年來(lái)看，基于要素充裕度和市場(chǎng)理性的企業(yè)技術(shù)選擇機(jī)制在我國(guó)工業(yè)領(lǐng)域并不足夠有效，企業(yè)的要素投入選擇并不完全取決于技術(shù)層面因素，而是受到其他非技術(shù)因素的干擾，這也反映出中國(guó)工業(yè)化進(jìn)程的特殊性。

(二)對(duì)策建議

在中國(guó)經(jīng)濟(jì)現(xiàn)實(shí)中，過(guò)快的資本深化會(huì)伴隨各種負(fù)面效應(yīng)[3-5]，而過(guò)度資本偏向的技術(shù)進(jìn)步也會(huì)促使企業(yè)更多地使用資本，從而制約企業(yè)的就業(yè)吸收并造成工業(yè)部門勞動(dòng)收入份額的長(zhǎng)期偏低[34]，因此，對(duì)于過(guò)度資本深化與資本偏向技術(shù)進(jìn)步的調(diào)控成為對(duì)策層面的重點(diǎn)。就本文結(jié)論來(lái)看，我國(guó)工業(yè)化的資本深化與技術(shù)選擇并非單純的技術(shù)問(wèn)題，故在對(duì)策上也應(yīng)更多從技術(shù)層面之外著手：

(1)在政府層面，既然“外生”資本深化引致了(Granger)資本偏向的技術(shù)進(jìn)步，那么對(duì)于資本深化的控制便成為當(dāng)務(wù)之急，應(yīng)在制度、政策層面著手控制催生資本深化的外生因素，尤其是優(yōu)化地方治理的制度激勵(lì)框架，抑制地方政府的過(guò)度發(fā)展沖動(dòng)及其造成的對(duì)產(chǎn)業(yè)技術(shù)選擇的不當(dāng)干預(yù)，從根本上控制地方工業(yè)“過(guò)快”的資本深化過(guò)程。

(2)在企業(yè)層面，雖然實(shí)證結(jié)論表明工業(yè)技術(shù)進(jìn)步偏向并非資本深化的主要誘因，但近年來(lái)我國(guó)勞動(dòng)收入份額的持續(xù)下降仍使得我們有必要對(duì)工業(yè)技術(shù)進(jìn)步方向進(jìn)行引導(dǎo)。工業(yè)行業(yè)應(yīng)有針對(duì)性地調(diào)整產(chǎn)業(yè)技術(shù)進(jìn)步方向和速度，避免過(guò)度的資本偏向；企業(yè)在注重消化、吸收和改進(jìn)的同時(shí)，應(yīng)加快產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的轉(zhuǎn)型，摒棄對(duì)“不適宜”先進(jìn)技術(shù)的盲目追求；鼓勵(lì)企業(yè)引進(jìn)或研發(fā)勞動(dòng)和技能偏向型技術(shù)，在實(shí)現(xiàn)技術(shù)升級(jí)的同時(shí)提高企業(yè)的勞動(dòng)需求和勞動(dòng)收入水平(姚毓春等，2014)[34]，緩解由于過(guò)快資本深化所帶來(lái)的勞動(dòng)收入下降以及就業(yè)拖累。

(3)總體來(lái)看，我國(guó)工業(yè)資本深化乃至資本偏向技術(shù)進(jìn)步的主要成因在于外生因素對(duì)產(chǎn)業(yè)技術(shù)選擇的干擾，故在對(duì)“外生”因素進(jìn)行控制的同時(shí)，應(yīng)加速建立符合要素稀缺性和經(jīng)濟(jì)理性的產(chǎn)業(yè)技術(shù)選擇機(jī)制；推動(dòng)要素市場(chǎng)的市場(chǎng)化改革，完善資本與勞動(dòng)定價(jià)機(jī)制，使要素配置更有效地反映要素的相對(duì)稀缺性；大力推進(jìn)企業(yè)改制及政府改革，減少中國(guó)特色市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)下眾多外生因素對(duì)企業(yè)技術(shù)選擇的不當(dāng)影響。

(三)研究展望

本文基于要素構(gòu)成與技術(shù)進(jìn)步偏向之間的理論關(guān)聯(lián)，為中國(guó)工業(yè)化的技術(shù)選擇與演進(jìn)問(wèn)題提供了一種實(shí)證視角，研究表明我國(guó)工業(yè)的資本深化與技術(shù)進(jìn)步之間確實(shí)存在關(guān)聯(lián)，但這種關(guān)聯(lián)并非是相互的，而是僅在資本深化對(duì)技術(shù)進(jìn)步偏向的單向引致作用中成立；換而言之，我國(guó)工業(yè)資本深化對(duì)技術(shù)進(jìn)步偏向的影響效應(yīng)確實(shí)符合誘致性技術(shù)變遷的現(xiàn)象描述，但在中國(guó)工業(yè)化的復(fù)雜背景下，其內(nèi)在機(jī)制卻可能并非理論描述的那樣簡(jiǎn)單，確定性的機(jī)制細(xì)節(jié)仍有待未來(lái)研究的進(jìn)一步確認(rèn)。

本文研究遺憾之處在于：由于面板誤差修正模型估計(jì)需要足夠樣本期長(zhǎng)度的支持，基于計(jì)量穩(wěn)健性的考量，我們沒(méi)有專門針對(duì)2004年之后的較短時(shí)期進(jìn)行面板因果檢驗(yàn)，由此也難以解釋為何各區(qū)域工業(yè)的技術(shù)進(jìn)步偏向指數(shù)在此時(shí)期持續(xù)為正值并保持上升趨勢(shì)；此外，由于主題所限，我們并沒(méi)有專門針對(duì)具體區(qū)域進(jìn)行深入討論。在我國(guó)轉(zhuǎn)型經(jīng)濟(jì)背景下，工業(yè)發(fā)展中的技術(shù)選擇往往不是完全基于經(jīng)濟(jì)理性的結(jié)果，而是受到各種外生因素所影響，這使得相關(guān)故事的發(fā)展存在時(shí)滯和意外，這也需要后續(xù)研究的進(jìn)一步實(shí)證觀察。

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責(zé)任編輯應(yīng)育松

Is Capital Deepening and Biased Technical Progress of China’s Industrial Sector Interrelated？——A Empirical Study on Provincial Panel Data

ZHU Yi, ZENG Chun-qiong

(Department of Economics and Finance, Huaqiao University, Quanzhou 362021, China)

Based on the theoretic relation between factor structure and Biased Technical Progress, this paper made a causal analysis on the relation between capital-deepening process and Biased Technical Progress of China’s regional industrial sector. Studying the panel data of China’s provincial industry during 1985—2011, we found that under the continuous capital deepening tendency, the industrial sector of China’s regions show a prominent feature of capital biased technical progress. During 1994—2011, in China’s industrial sector, continued capital deepening Granger induced the capital biased technical progress, while the capital deepening process is not Granger caused by biased technological progress, so it can be considered that the induced technological innovation under exogenous capital deepening predominate the technological process of the period. The key point of further development of China’s industrial sector is to adjust the direction and speed of technical progress and build exogenous technological progress mechanism which can efficiently reflect the factor scarcity and market rationality, reducing the negative effect caused by the excessive capital deepening progress.

industrial sector; factor structure; capital deepening; Biased Technical Progress; interrelation

2016-06-16

國(guó)家社會(huì)科學(xué)基金青年項(xiàng)目(13CJL057)。

朱軼，男，華僑大學(xué)經(jīng)濟(jì)與金融學(xué)院講師，經(jīng)濟(jì)學(xué)博士，主要從事產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)以及技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究；曾春瓊，女，華僑大學(xué)經(jīng)濟(jì)與金融學(xué)院碩士生，主要從事區(qū)域經(jīng)濟(jì)研究。

F403.6

A

1005-1007(2016)09-0049-15