要素偏向型技術(shù)進步對我國經(jīng)濟波動的影響

陳樂一+賓莎莎+楊云

〔摘要〕技術(shù)進步要素偏向影響經(jīng)濟波動的內(nèi)在機理是在“價格效應(yīng)”的作用下，技術(shù)進步在蕭條時期偏向資本的程度增加，在繁榮時期偏向勞動的程度增加，這有利于在經(jīng)濟蕭條時期擴大投資需求和消費需求，實現(xiàn)經(jīng)濟復(fù)蘇，而在經(jīng)濟繁榮時期抑制社會需求過度增長，防止經(jīng)濟過熱。利用我國30個省、市、自治區(qū)1993-2013年數(shù)據(jù)測算結(jié)果表明，我國的技術(shù)進步為資本偏向型，且沿海地區(qū)偏向資本的程度高于內(nèi)陸地區(qū)；從變化趨勢看，沿海地區(qū)偏向資本的程度先上升后下降，內(nèi)陸地區(qū)與之相反。再進一步的實證分析發(fā)現(xiàn)，在全國樣本范圍內(nèi)，技術(shù)進步偏向資本程度的波動同經(jīng)濟波動存在穩(wěn)定負向關(guān)系，說明技術(shù)進步偏向資本程度的波動能起到熨平經(jīng)濟周期的作用；但分地區(qū)討論表明，沿海地區(qū)技術(shù)進步偏向資本程度的波動顯著平抑經(jīng)濟波動，這種影響在內(nèi)陸地區(qū)具有一定滯后性。

〔關(guān)鍵詞〕要素偏向；技術(shù)進步；技術(shù)進步偏向；資本偏向型技術(shù)進步；價格效應(yīng)；經(jīng)濟波動；負向關(guān)系；時滯效應(yīng)

〔中圖分類號〕F1243；F1248〔文獻標識碼〕A〔文章編號〕1000-4769（2017）03-0019-09

一、引言及文獻回顧

黨的十八大報告指出，以經(jīng)濟建設(shè)為中心是興國之要，發(fā)展仍是解決我國所有問題的關(guān)鍵。發(fā)展是硬道理，穩(wěn)定、持續(xù)、健康的發(fā)展便是重中之重。報告還進一步提出，我國經(jīng)濟發(fā)展要以科學(xué)發(fā)展為主題，以加快轉(zhuǎn)變經(jīng)濟發(fā)展方式為主線，更多依靠技術(shù)進步。技術(shù)進步不僅包括水平高低和速率大小，還包括要素偏向性，不同的要素偏向?qū)ι鐣杖敕峙洹⒕蜆I(yè)等具有顯著不同的影響，對經(jīng)濟發(fā)展也會產(chǎn)生不同的作用。目前我國處于經(jīng)濟轉(zhuǎn)型時期，增長放緩，從技術(shù)進步要素偏向的角度出發(fā)，尋求減緩經(jīng)濟波動、維持經(jīng)濟穩(wěn)定增長的有效途徑具有重大意義。

技術(shù)進步偏向最先由?？怂梗℉icks，1932）提出，他認為技術(shù)進步更多地提高了哪種生產(chǎn)要素的邊際生產(chǎn)率，則稱這種技術(shù)進步為該種要素偏向型?！?〕檢索文獻發(fā)現(xiàn)，國內(nèi)外學(xué)術(shù)界目前多數(shù)學(xué)者主要從以下方面對技術(shù)進步要素偏向進行研究：其一是技術(shù)進步要素偏向測度，David和Klundert（1965）、Wilkinson（1968）、Panik（1976）等對該方面進行了早期研究〔2〕，Klump et al.（2007）改進了測度方法，將標準化系統(tǒng)方法運用到技術(shù)進步要素偏向測算中〔3〕，這種方法被我國學(xué)者廣為借鑒，如戴天仕和徐現(xiàn)祥（2010）、鄧明（2014）等，另外，楊振兵等（2015）、何小鋼和王自力（2015）針對標準化系統(tǒng)方法囿于CES生產(chǎn)函數(shù)假定的不足，引入了超越對數(shù)成本函數(shù)和隨機前沿超越對數(shù)生產(chǎn)函數(shù)模型〔4〕；其二是技術(shù)進步要素偏向的影響因素研究，Acemoglu（2002）提出技術(shù)進步的要素偏向主要受“市場規(guī)模效應(yīng)”和“價格效應(yīng)”兩種不同方向力量的影響〔5〕， 除此之外，還有市場扭曲、宏觀環(huán)境及政策等因素〔6〕；其三是技術(shù)進步要素偏向?qū)趧邮杖敕峙?、生產(chǎn)效率及經(jīng)濟波動等方面的影響，其中對經(jīng)濟波動影響的研究較少，且大多借鑒Young（2004）的做法，用要素收入份額表示技術(shù)進步偏向，將偏向型技術(shù)進步引入RBC模型或DSGE模型〔7〕，如陳師和趙磊（2009）、呂朝鳳和黃梅波（2012）、于尚艷和易小麗（2013），等。〔8〕不同于以上學(xué)者的做法，鄧明（2014）先測度中國各省技術(shù)進步偏向指數(shù)，然后再采用計量模型定量研究技術(shù)進步的要素偏向性對我國經(jīng)濟波動的影響。

上述研究豐富和深化了偏向型技術(shù)進步理論，在測度方法、影響因素和對我國經(jīng)濟波動的影響方面具有借鑒意義，但仍有進一步改善空間。主要表現(xiàn)為：大多數(shù)學(xué)者采用的測度方法是以“要素替代彈性不變”為假設(shè)前提，這同現(xiàn)實不符；定量研究技術(shù)進步要素偏向?qū)ξ覈?jīng)濟波動影響的文獻較少，尤其是關(guān)于技術(shù)進步要素偏向影響我國經(jīng)濟波動的機制暫無文獻進行系統(tǒng)性分析。本文的主要貢獻，一是首次使用不受固定要素替代率約束的隨機前沿超越對數(shù)生產(chǎn)函數(shù)模型，對中國30個省、市、自治區(qū)1993-2013年技術(shù)進步要素偏向進行測算，在此基礎(chǔ)上定量分析技術(shù)進步要素偏向波動對經(jīng)濟波動的影響；二是嘗試系統(tǒng)地分析技術(shù)進步要素偏向?qū)?jīng)濟波動的影響路徑。

二、技術(shù)進步要素偏向影響經(jīng)濟波動的機理

經(jīng)濟波動可以視為實際產(chǎn)出對潛在產(chǎn)出的偏離，或者是實際經(jīng)濟增長率對潛在經(jīng)濟增長率的偏離。一般而言，經(jīng)濟波動具有一定周期性，每個周期包括繁榮、衰退、蕭條和復(fù)蘇四個階段，每個階段在供需關(guān)系、就業(yè)率、價格水平等方面存在顯著差異，這些差異使得技術(shù)進步的要素偏向在經(jīng)濟周期的不同階段呈現(xiàn)出不同變化，反過來，這些變化又將作用于經(jīng)濟波動。

（一）我國技術(shù)進步要素偏向的影響因素

我國技術(shù)進步要素偏向的影響因素主要有兩類：市場因素和政策因素，其中市場因素主要為“市場規(guī)模效應(yīng)”和“價格效應(yīng)”；政策因素是指政府行為本身或者由其帶來的結(jié)果，如政府干預(yù)市場行為、要素市場價格扭曲等。

“市場規(guī)模效應(yīng)”是指企業(yè)為了達到提高市場占有率的目的，開發(fā)和引進同豐裕要素相匹配的技術(shù)進步類型。這類技術(shù)進步由于提高了豐裕要素的生產(chǎn)效率，使得企業(yè)能在較短時間內(nèi)增加總產(chǎn)出，實現(xiàn)擴大市場規(guī)模的目的。“價格效應(yīng)”則是企業(yè)在追逐利潤最大化時，選擇偏向較昂貴要素的技術(shù)進步。原因是由于此類技術(shù)進步提高了生產(chǎn)效率，即投入一單位該要素能生產(chǎn)更多的產(chǎn)品，從而降低單位產(chǎn)品成本，企業(yè)利潤得到提高。如果沒有政府政策的干預(yù)，較昂貴的要素即稀缺要素，此時“價格效應(yīng)”會促使技術(shù)進步偏向稀缺要素。但技術(shù)進步究竟偏向豐裕要素還是稀缺要素取決于兩種要素間的替代彈性。如果要素替代彈性大于1，“市場規(guī)模效應(yīng)”將占主導(dǎo)地位，技術(shù)進步偏向豐裕要素；如果要素替代彈性小于1，“價格效應(yīng)”發(fā)揮主導(dǎo)作用，技術(shù)進步將偏向稀缺要素或較昂貴要素。

根據(jù)以上分析，要素替代彈性和要素相對價格對技術(shù)進步的要素偏向具有重要影響。關(guān)于要素替代彈性，經(jīng)驗數(shù)據(jù)表明，我國的要素替代彈性小于1，所以“價格效應(yīng)”主導(dǎo)著技術(shù)進步的要素偏向，而“價格效應(yīng)”同要素的相對價格密切相關(guān)。關(guān)于要素相對價格，在我國政府調(diào)控扮演著重要角色。準確地說，除了受到要素供需關(guān)系、稀缺程度的影響之外，還受到政策的作用，尤其是資本要素價格。〔9〕

（二）技術(shù)進步要素偏向?qū)?jīng)濟波動的影響路徑

當經(jīng)濟處于蕭條時期，實際產(chǎn)出（Y1）低于潛在產(chǎn)出（Y0），有效需求不足，此時勞動力市場供給遠大于需求，甚至接近無限供給，勞動力價格極低。而資本價格，即使此時采取擴張性貨幣政策，降低利率，由于流動性陷阱的存在，利率依然不會低于某值，因此，資本相對于勞動要素的價格而言較高。另外，在產(chǎn)出總量較少時，資本投入多為機器設(shè)備等固定資產(chǎn)形式，單個產(chǎn)品的資本成本較高，而在計件工資下，單個產(chǎn)品的勞動成本不受影響。所以，根據(jù)“價格效應(yīng)”，技術(shù)進步偏向資本的程度將增加，偏向勞動的程度將減小。由于要素替代彈性小于1，兩種要素間可以互補，如果企業(yè)選擇生產(chǎn)，資本和勞動投入將同時增加。但由于我國國有企業(yè)存在特殊性以及擴張性財政政策的刺激，大多數(shù)企業(yè)即使如此也會選擇繼續(xù)生產(chǎn)，于是就業(yè)問題得到逐步緩解，投資需求同步擴大。

另一方面，根據(jù)“收入-消費效應(yīng)”，隨著投資增加帶來更多工作崗位，越來越多的人重新獲得工作，收入增加，消費隨之增加。而消費是生產(chǎn)的動力和目的。企業(yè)預(yù)測消費能力增加會進一步擴大生產(chǎn)。隨著生產(chǎn)規(guī)模的恢復(fù)和擴大，企業(yè)再雇傭更多工人。如此循環(huán)，社會有效需求提升，從AD1升至AD2，物價水平由P1上升到P0，預(yù)期利潤增加，實際產(chǎn)出恢復(fù)至潛在產(chǎn)出水平Y(jié)0，經(jīng)濟增長率逐步恢復(fù)至潛在經(jīng)濟增長率，從而經(jīng)濟波動減緩。如圖1所示。

當經(jīng)濟處于繁榮時期，實際產(chǎn)出（Y1）高于潛在產(chǎn)出（Y0），勞動力市場供不應(yīng)求，外加生活成本上升等因素影響，勞動要素價格不斷上升，資本價格則被低估，所以勞動相對于資本的價格較高。根據(jù) “價格效應(yīng)”，企業(yè)為了減少單位產(chǎn)品成本，將增加技術(shù)進步偏向勞動的程度，減少偏向資本的程度。

技術(shù)進步偏向資本程度降低，即資本相對勞動的邊際生產(chǎn)率減小，外加資本邊際報酬遞減和企業(yè)稅收增加，資本投入的增長速度將減緩，投資需求將減少。此時消費者承擔(dān)的稅收增加，消費需求減少。于是社會總需求減少，總需求曲線AD3左移至AD4，物價水平由P4降至P3，預(yù)期利潤下降，總產(chǎn)出由Y3降至Y2，經(jīng)濟增長率逐漸趨于潛在經(jīng)濟增長率，從而經(jīng)濟波動減緩，如圖2所示。

綜上，我國資本-勞動要素替代彈性小于1，“價格效應(yīng)”在決定技術(shù)進步要素偏向時起著主導(dǎo)作用，而政府的宏觀政策是要素相對價格形成的重要影響因素。當經(jīng)濟處于蕭條時期，由于流動性陷阱的存在，資本相對勞動價格較高，技術(shù)進步偏向資本程度將增加，偏向勞動程度將降低；根據(jù)收入-消費及消費同生產(chǎn)的關(guān)系，消費需求和投資需求隨之增加，社會供需趨于平衡，經(jīng)濟波動減緩，經(jīng)濟由蕭條走向復(fù)蘇。當經(jīng)濟處于繁榮時期，勞動成本不斷上升，資本要素價格被低估，勞動相對資本價格上漲，技術(shù)進步偏向勞動程度增加，偏向資本程度降低，資本邊際生產(chǎn)率相對下降，投資需求減??；由于稅收增加，消費需求減小，社會總需求相應(yīng)減小，實際產(chǎn)出同潛在產(chǎn)出趨于一致，從而在規(guī)避經(jīng)濟過熱的同時，經(jīng)濟波動也將減緩。技術(shù)進步要素偏向的波動同經(jīng)濟的波動關(guān)系如圖3所示，由圖可知兩者負相關(guān)。

三、要素偏向指數(shù)、全要素生產(chǎn)率增長率及要素替代彈性測算

（一）數(shù)據(jù)來源和變量選取

本文數(shù)據(jù)主要從《中國統(tǒng)計年鑒》、各?。ㄊ小⒆灾螀^(qū)）歷年統(tǒng)計年鑒、《新中國六十年統(tǒng)計資料匯編》《中國金融統(tǒng)計年鑒》及國泰安數(shù)據(jù)庫直接獲得或計算而來。樣本包含我國內(nèi)地除西藏以外30個省級地區(qū)，時間范圍為1993-2013年。其中，重慶市1993-1996年固定資產(chǎn)投資額和固定資產(chǎn)折舊額采用四川省修正前的數(shù)據(jù)減去修正后的數(shù)據(jù)。關(guān)于資本存量，本文選取的計算公式為Ki，t=Ki，t-1+（Ii，t-Di，t）/Pi，t，其中D為實際固定資產(chǎn)折舊，資本存量初始值（1993年）的確定以及廣東省1993-2000年固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)，均使用單豪杰（2008）的估算結(jié)果?！?0〕

本文的被解釋變量為經(jīng)濟波動，用GDP增長率的波動值衡量。核心解釋變量為技術(shù)進步要素偏向的波動，將技術(shù)進步偏向指數(shù)的波動值作為代理變量?？刂谱兞堪夹g(shù)沖擊、財政政策沖擊、貨幣政策沖擊、固定資產(chǎn)投資規(guī)模、金融發(fā)展水平及虛擬變量。（1）技術(shù)沖擊。真實經(jīng)濟周期理論認為技術(shù)沖擊是經(jīng)濟波動的主要原因，技術(shù)沖擊用全要素生產(chǎn)率增長率的波動值表示。（2）財政政策沖擊和貨幣政策沖擊。根據(jù)凱恩斯主義和貨幣主義思想，財政政策沖擊和貨幣政策沖擊對經(jīng)濟波動有著重要影響，兩者分別用政府一般預(yù)算支出占GDP比重的波動值和CPI波動值度量。（3）固定資產(chǎn)投資規(guī)模的波動。劉金全和范劍（2001）認為固定資產(chǎn)投資的非對稱性是我國經(jīng)濟周期非對稱性的主要原因之一，固定資產(chǎn)投資規(guī)模的波動對經(jīng)濟波動的影響不能忽視，并以固定資產(chǎn)投資形成額的波動值表示?！?1〕（4）金融發(fā)展水平的波動。邵傳林和王瑩瑩（2013）的研究表明，金融沖擊是我國經(jīng)濟波動的重要沖擊源，而金融發(fā)展水平的衡量指標為金融機構(gòu)各項貸款余額（包括本幣和外幣）?！?2〕（5）虛擬變量。金融危機也會對我國經(jīng)濟波動產(chǎn)生重大作用，于是采取虛擬變量對其進行表示，金融危機時期（1997和1998年、2008和2009年）記作1，其他時期記作0。此外，考慮到當期固定資產(chǎn)規(guī)模與金融發(fā)展水平主要在后期經(jīng)濟活動中被體現(xiàn)，故選取它們的滯后一期值作為控制變量。各波動值均采取HP濾波法去除趨勢成分獲得。本文采納Ravn和Uhlig（2002）的建議，其平滑參數(shù)取值為100?！?3〕

（二）模型選取

在理論分析技術(shù)進步要素偏向?qū)ξ覈?jīng)濟波動影響的基礎(chǔ)上本文參照鄧明（2014）的研究，建立如下回歸模型：

ecof表示經(jīng)濟波動，Dbias代表技術(shù)進步要素偏向波動，ts為技術(shù)進步增長率波動，fs為財政政策沖擊，ms表示貨幣政策沖擊，fa是固定資產(chǎn)投資規(guī)模波動，fm表示金融發(fā)展水平波動，i表示省級區(qū)域，t表示時期，μi表示個體效應(yīng)，εit表示殘差項。考慮到技術(shù)進步要素偏向和增長率對經(jīng)濟波動可能存在的滯后效應(yīng)，在模型中加入了兩者的滯后一階項。

為了研究金融危機究竟是通過影響技術(shù)進步的要素偏向還是通過影響增長速率進而加劇各地區(qū)的經(jīng)濟波動，在式（1）基礎(chǔ)上再加入要素偏向和增長率同金融危機的交互項，分別表示為dc和tc，得到式（2）。

為避免實證結(jié)果受模型設(shè)定的影響，同時考慮經(jīng)濟波動可能存在持續(xù)性特征，并且當期經(jīng)濟波動會受到上一期的影響，在式（2）中加入因變量的一階滯后項，構(gòu)成如下動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型，其中X表示控制變量。

（三）測算結(jié)果

本文從兩個方面對要素偏向型技術(shù)進步進行測算：要素偏向型和增長率?，F(xiàn)有研究在測算技術(shù)進步偏向時，多采用CES生產(chǎn)函數(shù)，但CES生產(chǎn)函數(shù)假定各要素間相互替代率不變，這同現(xiàn)實顯然不相符；相比之下，超越對數(shù)生產(chǎn)函數(shù)不僅允許要素替代率可變而且還考慮了時間因素，形式也較為靈活，能夠有效地避免由于生產(chǎn)函數(shù)誤設(shè)而帶來的偏差?！?4〕本文使用隨機前沿超越對數(shù)生產(chǎn)函數(shù)模型對技術(shù)進步的要素偏向和增長率進行測算。 如式（4）所示。

其中y表示實際生產(chǎn)值，K為投入的資本要素，L是投入的勞動要素，i表示省份，t是時期，取值為1、2、…21，v為隨機誤差，包括測算誤差及各種不可控隨機因素，滿足vit～iidN（0，σ2v），u是生產(chǎn)無效率項，uit=uiexp[-η（t-T）]且ui～N+（μ，σ2u），其中η表示技術(shù)效率指數(shù)u的變化率。另外σ2=σ2u+σ2v為復(fù)合殘差項，組合殘差項γ=σ2u/（σ2u+σ2v）（0≤γ≤1），表示生產(chǎn)無效率在實際產(chǎn)出偏離前沿產(chǎn)出的原因中所占的比重，γ接近1，則可認為生產(chǎn)無效率是實際產(chǎn)出偏離前沿產(chǎn)出的主要原因。只要存在組合殘差項即γ不為0，最小二乘法（OLS）估計便失效。采用極大似然法對各參數(shù)進行估計〔15〕的結(jié)果如表2所示。

隨機前沿超越對數(shù)生產(chǎn)函數(shù)模型的使用受到多種條件限制，在回歸之前必須進行模型設(shè)定檢驗，該模型設(shè)定的各項檢驗均在1%水平上統(tǒng)計顯著，所以本文選擇該模型是合理有效的。

1.技術(shù)進步要素偏向指數(shù)。根據(jù)技術(shù)進步要素偏向定義，借鑒楊振兵等（2015）的做法并使用Diamond（1965）提出的技術(shù)進步偏向指數(shù)計算方法〔16〕，在式（4）基礎(chǔ)上進行推導(dǎo)得到式（5）。當DBiasKL>0，資本的邊際產(chǎn)出增長率大于勞動的邊際產(chǎn)出增產(chǎn)率，技術(shù)進步類型為資本偏向型，反之則為勞動偏向型。若DBiasKL=0，則技術(shù)進步為中性。 將表1中各系數(shù)估計結(jié)果代入式（2），可得到我國30個省級區(qū)域在1993-2013年技術(shù)進步的要素偏向指數(shù)。

2.全要素生產(chǎn)率增長率測算。本文用全要素生產(chǎn)率衡量技術(shù)進步。根據(jù)Kumbhakar （2000）提供的方法，全要素生產(chǎn)率的增長率TPF′包括前沿技術(shù)進步變化率、生產(chǎn)效率變化率以及規(guī)模效應(yīng)變化率?！?7〕結(jié)合式（4），得到全要素生產(chǎn)率的增長率計算公式（6），其中E表示規(guī)模效應(yīng)，等于資本和勞動的產(chǎn)出彈性之和，EK 、EL分別為資本與勞動的產(chǎn)出彈性，由式（7）、式（8）得出。K′、L′分別為資本和勞動要素的增長率，約等于當期與前一期對數(shù)值之差。

3.要素替代彈性測算。在機理分析部分提出的我國資本-勞動要素替代彈性小于1是本文重要的分析前提。根據(jù)郝楓（ 2015）給出的超越對數(shù)生產(chǎn)函數(shù)要素替代彈性計算方法〔18〕對這一前提進行驗證。式（4）對應(yīng)的要素替代彈性計算公式為：

四、實證分析

（一）統(tǒng)計特征描述

1.技術(shù)進步要素偏向及全要素生產(chǎn)率增長率。究竟我國技術(shù)進步的要素偏向性及全要素生產(chǎn)率增長率在空間和時間上呈現(xiàn)怎樣的特征？本文將對1993-2013年各省級區(qū)域平均要素偏向指數(shù)和全要素生產(chǎn)率的增長率進行比較（見表3），同時將沿海和內(nèi)地1993-2013年各年平均水平變化過程進行簡單描述（見圖4）?？傮w而言，我國各地區(qū)技術(shù)進步偏向均為資本偏向型，但是不同地區(qū)間存在明顯差異。一方面沿海地區(qū)偏向資本的程度明顯高于內(nèi)地，另一方面沿海地區(qū)和內(nèi)地內(nèi)部各省、市之間也不盡相同。平均而言，上海市的要素偏向指數(shù)最大，其次是江蘇省、浙江省和廣東省，沿海地區(qū)除福建、廣西和海南以外，其余各省都在12%以上，偏向資本程度最高的前十個?。ㄊ小^(qū)）中，沿海地區(qū)占有九個，說明沿海地區(qū)技術(shù)進步偏向資本的程度較高。河南是內(nèi)地資本偏向程度最高的省份，其次是四川，青海、寧夏技術(shù)進步偏向資本的程度最低，要素偏向指數(shù)低于10%，內(nèi)地其余各?。ㄊ小^(qū)）偏向資本的程度多在11%-12%之間，明顯低于沿海地區(qū)。關(guān)于全要素生產(chǎn)率增長率，上海領(lǐng)先，高達725%，接著是天津和北京，分別為577%和515%，增長率排名前十位的省份，沿海地區(qū)同樣占了九個。內(nèi)地內(nèi)部不同地區(qū)之間差異較大，新疆全要素生產(chǎn)率增長率在全國排名第六位，為428%，高于江蘇、廣東等沿海省份，貴州、甘肅全要素生產(chǎn)率增長率在全國最低，甘肅僅為062%。內(nèi)地全要素生產(chǎn)率增長率偏低，除新疆、內(nèi)蒙古、黑龍江、寧夏、山西、青海以外，其余均低于3%。

再看圖4，可以直觀地得出以下結(jié)論：沿海地區(qū)和內(nèi)地技術(shù)進步偏向資本程度差距逐漸縮小，沿海地區(qū)技術(shù)進步偏向資本的程度先上升后下降，內(nèi)地變化過程則恰好相反，偏向資本的程度先下降后上升，拐點為2001年。要素偏向呈現(xiàn)以上變化差異的可能原因是對外開放政策實施后，沿海地區(qū)最先引進了國外先進技術(shù)，而國外技術(shù)進步多為資本偏向型。相反，內(nèi)地既無引進國外先進技術(shù)的條件，也缺乏進行技術(shù)開發(fā)的資本和人才，所以這一階段沿海地區(qū)技術(shù)進步偏向資本程度上升而內(nèi)地逐年下降。為了縮小區(qū)域發(fā)展差距，實現(xiàn)地區(qū)間均衡發(fā)展，國家在2000年和2004年分別實施了西部大開發(fā)和中部崛起戰(zhàn)略，增加了內(nèi)地的資本等生產(chǎn)要素，隨著沿海地區(qū)人工成本、租金等上升，產(chǎn)業(yè)在向內(nèi)地轉(zhuǎn)移的同時也給轉(zhuǎn)入地帶來了相應(yīng)的技術(shù)進步，所以同期內(nèi)地技術(shù)進步偏向資本的程度開始上升。沿海地區(qū)則由于資本要素邊際報酬率遞減規(guī)律及內(nèi)地大量勞動力遷入，對資本偏向型技術(shù)進步需求減少，技術(shù)進步偏向資本的程度因此下降，且拐點同國家政策實施時間非常吻合。這也說明，國家政策是影響我國技術(shù)進步要素偏向的重要因素。

要素替代彈性。關(guān)于各省份代表年份的要素替代彈性如表4所示。各省份每年的要素替代彈性有變化，但是變化較小，差異也較小，且每年的要素替代彈性均小于1，集中分布在06-08之間。這一計算結(jié)果同其他學(xué)者的研究基本一致。于是本文理論分析的前提條件“資本-要素替代彈性小于1”得到驗證，理論分析結(jié)論因此也更具可靠性。

（二）數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性檢驗

由于存在21個時間區(qū)間，跨度較大，所以在進行回歸之前需要進行單位根檢驗，以考察樣本數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性，避免偽回歸或虛假回歸。本文采用LLC、IPS、ADFFisher和PP-Fisher四個指標對數(shù)據(jù)的單位根進行檢驗，各變量單位根檢驗結(jié)果見表5。

變量的單位根檢驗結(jié)果顯示，ecof、DBias、ts、fs、ms、fa和fm水平值均在1%統(tǒng)計水平上顯著，說明本文所選數(shù)據(jù)是平穩(wěn)的。接下來本文進一步采用Pedroni檢驗和Kao檢驗，取Panel ADF、Group ADF及ADF統(tǒng)計量，檢驗變量之間是否存在長期穩(wěn)定性關(guān)系。結(jié)果如表6所示。

Pedroni檢驗和Kao檢驗各自統(tǒng)計量都在1%統(tǒng)計水平顯著，表明各變量之間存在長期穩(wěn)定的相關(guān)關(guān)系。綜合單位根檢驗與協(xié)整檢驗結(jié)果，我們認為下一步可以進行估計和分析技術(shù)進步要素偏向?qū)ξ覈?jīng)濟波動的影響。

（三）回歸結(jié)果及分析

為了檢驗技術(shù)進步要素偏向波動對我國經(jīng)濟波動的具體影響，本文利用固定效應(yīng)和隨機效應(yīng)模型進行估計，此后以hausman檢驗結(jié)果為依據(jù)，選擇合適的回歸模型。因模型（1）中各hausman檢驗均表明隨機效應(yīng)模型優(yōu)于固定效應(yīng)模型，故選擇隨機效應(yīng)模型?；貧w結(jié)果見表7。

Dbias的系數(shù)為負值，且在1%顯著水平上統(tǒng)計顯著，說明技術(shù)進步要素偏向的變動同經(jīng)濟波動存在穩(wěn)定負向關(guān)系。就當期而言，要素偏向波動1個單位，經(jīng)濟平均反向波動4613個單位，兩者呈負相關(guān)關(guān)系，說明技術(shù)進步要素偏向的波動有利于熨平經(jīng)濟周期，起著緩解經(jīng)濟波動的作用。

在控制變量中，技術(shù)沖擊（ts）同經(jīng)濟波動負相關(guān)，且具有滯后性。財政政策波動（fs）系數(shù)為負，同經(jīng)濟波動存在穩(wěn)定且顯著負向關(guān)系，說明我國采取的是逆經(jīng)濟周期財政政策，對經(jīng)濟運行起到了較好調(diào)控作用；相比而言，貨幣政策的作用效果并不顯著。固定資產(chǎn)投資規(guī)模（fa）的變動系數(shù)為正，在1%水平上統(tǒng)計顯著，表明固定資產(chǎn)投資規(guī)模的變動具有順經(jīng)濟周期特征，對經(jīng)濟波動具有擴大作用。金融發(fā)展規(guī)模的波動（fm）系數(shù)為正，說明我國在省級層面上可能存在金融加速器效應(yīng)。技術(shù)進步要素偏向金融危機的交互項系數(shù)為正，且在1%統(tǒng)計水平上顯著，與此同時，技術(shù)進步增長率同金融危機的交互項系數(shù)不顯著，說明金融危機是通過影響技術(shù)進步的要素偏向而非增長率，從而加劇經(jīng)濟波動的。

為了考察我國技術(shù)進步要素偏向?qū)?jīng)濟波動影響的空間差異，本文按照兩大區(qū)域的劃分（沿海和內(nèi)地）分別對模型進行回歸，估計結(jié)果如表8所示。技術(shù)要素偏向波動的系數(shù)均為負值，但是對沿海地區(qū)經(jīng)濟波動的影響體現(xiàn)在當期，對內(nèi)地的影響則有滯后性。其可能原因是沿海地區(qū)市場相對較為完善，信息傳播速度快，市場反應(yīng)靈敏，技術(shù)進步要素偏向的變化能夠在較短時間內(nèi)作用于經(jīng)濟波動；相比之下，內(nèi)地對技術(shù)進步要素偏向的變動反應(yīng)時間則較長。就地域而言，金融危機也是通過影響技術(shù)進步的要素偏向而不是增長率，從而加劇經(jīng)濟波動的。其他變量的系數(shù)符號和顯著性同全國范圍的回歸結(jié)果基本保持一致。

（四）穩(wěn)健性檢驗

為了進一步驗證技術(shù)進步要素偏向?qū)ξ覈?jīng)濟波動的影響，同時消除模型設(shè)定對回歸結(jié)果的影響，本文在靜態(tài)模型中加入因變量滯后一階構(gòu)成動態(tài)面板模型。選擇系統(tǒng)GMM估計法分地域?qū)δＰ瓦M行回歸，估計結(jié)果見表9。為檢驗工具變量的有效性，采用過度識別約束檢驗，且選擇hansen檢驗，原假設(shè)為不存在過度識別。另外Arellano-Bond檢驗用以檢驗?zāi)Ｐ蜌埐铐検欠翊嬖谛蛄凶韵嚓P(guān)，回歸結(jié)果如表9所示。三個模型殘差都在1%顯著水平上存在一階序列自相關(guān)但不存在二階序列自相關(guān)（P值大于10%），并且hansen檢驗的P值均大于10%，表明模型滯后期數(shù)及工具變量的選擇均合理有效。

動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型回歸結(jié)果同隨機效應(yīng)估計結(jié)果相比，不管是全國范圍，還是沿海地區(qū)和內(nèi)地，技術(shù)進步要素偏向波動（Dbias）的顯著水平均無明顯變化，同時各變量系數(shù)符號和顯著性基本一致，說明靜態(tài)面板數(shù)據(jù)模型的回歸結(jié)果具有穩(wěn)健性，技術(shù)進步要素偏向?qū)?jīng)濟波動具有穩(wěn)健的影響。

五、研究結(jié)論

技術(shù)進步是經(jīng)濟波動的主要波動源之一，以前的研究多關(guān)注技術(shù)進步的增長率或絕對水平對經(jīng)濟波動的影響，對技術(shù)進步要素偏向?qū)?jīng)濟波動的影響研究較少。本文利用全國30個省、市、自治區(qū)1993-2013年數(shù)據(jù)，采用面板數(shù)據(jù)模型就技術(shù)進步的要素偏向?qū)ξ覈?jīng)濟波動的影響進行了研究，結(jié)果表明：第一、“價格效應(yīng)”是影響我國技術(shù)進步要素偏向變化的主要因素之一；第二、目前我國技術(shù)進步要素偏向整體偏向資本，且技術(shù)進步偏向資本程度的波動同我國經(jīng)濟的波動具有穩(wěn)定的負向關(guān)系，說明技術(shù)進步要素偏向能起到熨平經(jīng)濟周期的作用，這種影響在內(nèi)地具有一定滯后性。

黨的十八屆三中全會明確指出，要發(fā)揮市場對技術(shù)研發(fā)方向的導(dǎo)向作用，強化企業(yè)在技術(shù)創(chuàng)新中的主體地位。本文的研究結(jié)論對于緩減我國經(jīng)濟波動主要有兩方面啟發(fā)：一方面我們應(yīng)充分尊重市場，目前我國資本-勞動要素替代彈性小于1，“價格效應(yīng)”是影響技術(shù)進步要素偏向變動的主要因素之一，資本-勞動相對價格在其中起著至關(guān)重要的作用，所以發(fā)揮市場尤其是要素市場對價格的調(diào)節(jié)作用非常必要；另一方面在經(jīng)濟蕭條時，政府可以對研發(fā)、引進和投入使用較高資本偏向型技術(shù)給予適當補貼，起到樹標桿的作用，加快技術(shù)進步要素偏向的調(diào)整節(jié)奏，縮短蕭條的時間長度，促進經(jīng)濟盡快復(fù)蘇，緩減經(jīng)濟波動；當經(jīng)濟繁榮時，則對研發(fā)、引進和投入使用較低資本偏向型技術(shù)或者勞動偏向型技術(shù)的企業(yè)進行補貼獎勵。

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（責(zé)任編輯：張琦）