陳銀忠，郭其友，李海燕

(1．四川外國語大學 國際商學院，重慶 400031；2．廈門大學 經(jīng)濟學院，福建 廈門 361005；3．重慶師范大學 經(jīng)濟與管理學院，重慶 401331)

一、引言

改革開放以來，我國經(jīng)濟規(guī)模快速擴大，產(chǎn)業(yè)結構不斷優(yōu)化。統(tǒng)計數(shù)據(jù)顯示，2017年服務業(yè)增加值占GDP的比重達到51.6%，對經(jīng)濟增長的貢獻率為58.8%。服務業(yè)不僅是我國的第一大產(chǎn)業(yè)，而且也是推動我國經(jīng)濟增長的主動力。在我國經(jīng)濟發(fā)展由高速增長轉向高質量發(fā)展的過程中，服務業(yè)的發(fā)展質量將在很大程度上決定著我國經(jīng)濟的發(fā)展質量。為此，關于提升我國服務業(yè)發(fā)展質量的研究日益引起學界關注。

現(xiàn)代增長理論指出技術進步和效率改善是提升發(fā)展質量的重要源泉?；谠摾碚撍悸?，當前學界關于提升我國服務業(yè)發(fā)展質量的研究，主要聚焦于探討技術進步與效率改善對全要素生產(chǎn)率增長的影響[1-4]，并在此基礎上，提出提升我國服務業(yè)發(fā)展質量的相應建議。自Acemoglu(2002，2003，2007)[5-7]對?？怂辜夹g偏向概念進行擴展以后，關于技術進步偏向議題重新成為學界研究的熱點，并且大量研究表明技術進步偏向會影響全要素生產(chǎn)率的增長[8-10]。那么技術進步偏向對我國服務業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響如何呢？目前還缺乏相關文獻對該議題進行全面、系統(tǒng)的研究。

此外，F(xiàn)ellner(1961)指出技術進步偏向于節(jié)約較為昂貴的要素[11]，并且該結論也得到大量經(jīng)驗研究的支持，這表明投入要素配置結構決定著技術進步偏向的方向。同時，這也意味著投入要素配置結構也會對全要素生產(chǎn)率的增長產(chǎn)生影響。因此，通過合理配置投入要素能夠推動全要素生產(chǎn)率增長，提升發(fā)展質量?；诖怂枷?，文章擬從技術進步偏向入手，在對我國服務業(yè)技術進步偏向進行估算的基礎上，分析我國服務業(yè)技術進步偏向的演化規(guī)律和行業(yè)異質性。結合服務業(yè)發(fā)展的要素配置現(xiàn)實，探討技術進步偏向的內在邏輯，進而從投入要素配置角度，提出提升我國服務業(yè)發(fā)展質量的相應建議。文章以下內容的具體結構安排為：第二部分為文獻回顧，第三部分為估算模型的構建，第四部分為實證分析，最后為結論及建議。

二、文獻回顧

關于技術進步偏向的論述，最早可以追溯到1932年Hicks在《工資理論》中對技術進步偏向的定義[12]。此后，Solow和Harrod也對技術進步偏向下過定義。Fellner(1961)擴展了希克斯關于技術進步偏向的論述。然而，由于缺乏堅實微觀基礎，這些論述提出后并未引起學界的普遍關注。20世紀80年代中期提出的內生經(jīng)濟增長理論，認為內生的技術進步是實現(xiàn)經(jīng)濟持續(xù)增長的決定因素。為了深入揭示技術進步對經(jīng)濟增長的作用機制，關于技術進步偏向及其決定因素才逐漸引起學界關注。在內生經(jīng)濟增長模型框架下，Acemoglu從理論上分析了廠商面對要素價格變動和不同市場規(guī)模進行有目的技術發(fā)明行為，從而揭示了技術進步偏向的決定因素及其作用機制，其系列研究不僅為技術進步偏向提供了堅實微觀基礎，并且將技術進步偏向擴展到任意投入要素之間，被視為是技術進步偏向研究領域的重要突破。

技術進步偏向對經(jīng)濟增長的重要影響毋庸置疑，但為了深入理解經(jīng)濟增長決定因素與要素配置結構，測算技術進步偏向是關鍵。關于技術進步偏向的測算，最早可以追溯至David等(1965)[13]，該文獻利用美國1899―1960年數(shù)據(jù)，分別估計資本與勞動的替代彈性、資本效率和勞動效率的增長率，發(fā)現(xiàn)該時期美國的技術進步總體上偏向于資本使用。此后，Sato(1970)[14]、Panik(1976)[15]、Kalt(1978)[16]等相繼對美國20世紀以來的技術偏向進行估算，研究結論與David等基本類似。近期的相關研究還有：Antràs(2004)[17]、Klump等(2007，2008)[18-19]、Sato和Morita(2009)[20]、Souza等(2017)[21]。并且隨著技術進步偏向測度方法研究不斷取得新進展，技術進步偏向的測算方法也日漸成熟。

近年來，關于我國技術進步偏向議題也逐漸引起國內學者關注，主要的研究有：黃先海和徐圣(2009)將?？怂挂仄蛐图夹g進步思想引入到勞動收入比重變化率的分解公式，實證分析技術進步偏向對勞動收入比重的影響效應[22]。戴天仕和徐現(xiàn)祥(2010)從Acemoglu(2002)的定義出發(fā)，推導出測算技術進步偏向的方法，實證考察了我國1978―2005年的技術進步偏向[23]。陳曉玲和連玉君(2012)采用標準化供給面系統(tǒng)方法估算了1978―2008年我國各省區(qū)的替代彈性和技術進步偏向[24]。雷欽禮(2013)構建了一套系統(tǒng)測算要素偏向性技術進步方法，并測算了1991―2011年我國經(jīng)濟增長過程中的技術進步偏向[25]。陸雪琴和章上峰(2013)在詳細考察了?？怂蛊蛐图夹g進步和哈羅德偏向型技術進步的基礎上，對我國1978―2011年的技術進步偏向進行測算[26]。此后，鐘世川和劉岳平(2014)[27]、張月玲和葉阿忠(2014)[28]、郝楓(2017)[29]等采用不同的測算方法對我國經(jīng)濟總體、工業(yè)部門的技術進步偏向進行測算。大部分研究均表明我國技術進步偏向于資本使用，但對技術進步偏向的強度及變化趨勢仍存在較大分歧。

縱觀已有研究可以發(fā)現(xiàn)，大部分文獻均采用增長核算法測算技術進步偏向，但采用該方法需要涉及兩個問題：一是采用何種生產(chǎn)函數(shù)來刻畫投入要素與產(chǎn)出之間的技術經(jīng)濟關系；二是替代彈性的測算。生產(chǎn)函數(shù)形式的不同選擇以及替代彈性測算方法的不同，將會影響技術進步偏向的測算結果，這可能也是導致大部分文獻在技術進步偏向強度和變化趨勢上產(chǎn)生分歧的原因。由于服務業(yè)生產(chǎn)過程具有“柔性”特性，如果用固定生產(chǎn)函數(shù)對其投入與產(chǎn)出的技術經(jīng)濟關系進行擬合，其合理性是值得商榷的。因此，考慮到服務業(yè)生產(chǎn)過程的特性，為避免生產(chǎn)函數(shù)形式誤設導致的測算偏差，文章擬在借鑒和參考國內外相關研究文獻的基礎上，利用隱函數(shù)方法，測算我國服務業(yè)技術進步偏向。

三、估算模型構建

兩要素新古典生產(chǎn)函數(shù)的一般形式通?？梢员硎緸?/p>

Yt=F(AtKt，BtLt)

(1)

其中，Yt為產(chǎn)出，Kt和Lt分別為資本和勞動投入，At和Bt分別代表資本和勞動各自的生產(chǎn)效率水平。在該生產(chǎn)函數(shù)形式設定下，若At=Bt=Tt，該生產(chǎn)函數(shù)則退化為?？怂怪行陨a(chǎn)函數(shù)。同時，在?？怂怪行陨a(chǎn)函數(shù)設定下，由索洛經(jīng)濟增長核算方程可以推出

(2)

Yt=F(Kt，Lt，t)

(3)

在生產(chǎn)函數(shù)中引入表示技術進步指數(shù)的投入變量t，用于反映在不同技術進步情況下，投入要素與產(chǎn)出的技術經(jīng)濟關系。由此可知以上設定的生產(chǎn)函數(shù)實質上是一個動態(tài)生產(chǎn)函數(shù)。為了方便起見將投入變量t視為時間。當t為某一具體數(shù)值t*時，則生產(chǎn)函數(shù)Yt=F(Kt，Lt，t*)則表示為在t*技術水平下的生產(chǎn)過程。因此，以上建立的動態(tài)生產(chǎn)函數(shù)就成為傳統(tǒng)定義的靜態(tài)生產(chǎn)函數(shù)。在完全競爭且規(guī)模報酬不變的新古典假設下，由歐拉定理可得

F(K，L，t*)=FK(K，L，t*)K+FL(K，L，t*)L

(4)

對于任意給定的t*，式(4)均成立。對式(4)兩邊關于t*求偏導得

Ft*(K，L，t*)=FKt*(K，L，t*)K+FLt*(K，L，t*)L

(5)

式(5)兩邊同除以F(K，L，t*)得

(6)

AY=αAK+βAL

(7)

根據(jù)?？怂?1963)在《工資理論》中關于技術進步偏向的定義，Diamond(1965)[30]進一步給出了技術進步偏向指數(shù)，具體為

(8)

根據(jù)?？怂辜夹g進步偏向定義可得：當D>0，表示技術進步引起的資本邊際產(chǎn)出增長率大于勞動邊際產(chǎn)出增長率，技術進步偏向于資本使用；當D<0，表示技術進步引起的資本邊際產(chǎn)出增長率小于勞動邊際產(chǎn)出增長率，技術進步偏向于勞動使用；當D=0，則為?？怂怪行约夹g進步。在靜態(tài)生產(chǎn)函數(shù)情況下，由AK和AL的定義可進一步將技術進步偏向指數(shù)表示為

D=AK-AL

(9)

(10)

對式(10)進行化簡和整理得

(11)

α(AK-AY)+β(AL-AY)=0

(12)

對式(10)進行移項并整理得

(13)

上式兩邊同時加上1，并整理得

(14)

由式(11)和式(14)可得

(15)

利用式(15)，通過收集服務業(yè)投入與產(chǎn)出相關數(shù)據(jù)，在生產(chǎn)函數(shù)形式未知的情況下，就可以對服務業(yè)技術進步偏向指數(shù)進行間接估算。

四、實證分析

基于以上的估算模型，以下通過收集相關的統(tǒng)計數(shù)據(jù)，對我國服務業(yè)的技術進步偏向進行估算，并進一步探討我國服務業(yè)技術進步偏向的內在邏輯。

(一)數(shù)據(jù)來源及處理

據(jù)中國統(tǒng)計年鑒提供的統(tǒng)計數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，2004年開始服務業(yè)部門劃分從11個部門調整為14個部門，同時2004年第一次全國經(jīng)濟普查后，國家統(tǒng)計局也對GDP核算中的相關項目進行修訂，導致從2004年開始服務業(yè)行業(yè)增加值、固定資產(chǎn)投入及就業(yè)人數(shù)的統(tǒng)計口徑與2004年之前相比，存在著較大差異。因此，為了保持數(shù)據(jù)統(tǒng)計口徑的一致性以及數(shù)據(jù)的可獲得性，估算所選取的數(shù)據(jù)期間為2004―2015年，相關研究數(shù)據(jù)的來源及處理具體如下。

1．服務業(yè)產(chǎn)出

根據(jù)王恕立和胡宗彪(2012)[3]18、郝楓(2017)[29]27等的研究，服務業(yè)產(chǎn)出以增加值來衡量，數(shù)據(jù)來源歷年《中國統(tǒng)計年鑒》分行業(yè)增加值數(shù)據(jù)。由于未能獲得服務業(yè)行業(yè)增加值指數(shù)，在此統(tǒng)一采用第三產(chǎn)業(yè)增加值指數(shù)將各服務業(yè)行業(yè)的增加值折算為2004年不變價格。

2．勞動投入

勞動投入通常包含勞動數(shù)量與質量兩方面，但在實際研究過程中關于勞動質量的衡量，最終取決于數(shù)據(jù)的可獲得性。由于無法獲得對服務業(yè)行業(yè)勞動投入進行質量調整所需的相關數(shù)據(jù)，在此參考王恕立和胡宗彪(2012)[3]18、陳銀忠(2017)[31]等研究的處理方法，直接以勞動人數(shù)作為勞動投入的代理變量，數(shù)據(jù)來源歷年《中國統(tǒng)計年鑒》提供的按行業(yè)分城鎮(zhèn)單位年末就業(yè)人員數(shù)，并以年初數(shù)和年末數(shù)的平均值表示。

3．資本投入

資本投入以物質資本衡量，由于缺乏物質資本存量的官方統(tǒng)計數(shù)據(jù)，在此參考國內外大部分學者的處理方法，采用永續(xù)盤存法估算資本存量，利用資本形成及每年服務業(yè)行業(yè)的固定資產(chǎn)投資數(shù)據(jù)進行推算，具體推算公式為

Kit=(1-σit)Kit-1+Iit

(16)

其中，Kit表示行業(yè)i在第t年的資本存量，Ki0為基年資本存量，Iit和σit分別表示行業(yè)i在第t年的固定資產(chǎn)投資額和折舊率?；曩Y本存量參考Harberger(1978)[32]提出的穩(wěn)態(tài)方法進行推算，具體如下

(17)

其中git為行業(yè)i在第t年固定資產(chǎn)投資的實際增長率，為了消除經(jīng)濟短期波動的影響，在此以行業(yè)增加值在考察期內的幾何平均增長率作為git的代理變量。此外，行業(yè)異質性決定了各服務業(yè)行業(yè)的折舊率必然存在差異。但由于相關統(tǒng)計數(shù)據(jù)缺失以及目前學界也未能提出較好的方法來解決行業(yè)折舊率差異問題，在此參考王恕立等(2012)等[3]19的做法，將服務業(yè)行業(yè)的資本折舊率統(tǒng)一設為4%。服務業(yè)行業(yè)資本存量推算所需的相關數(shù)據(jù)均來源于歷年《中國統(tǒng)計年鑒》，并采用全社會固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)折算為2004年不變價格。由于資本存量是存量數(shù)據(jù)，而增加值為流量數(shù)據(jù)，為了與增加值相匹配，在此，以期初和期末資本存量平均值表示當年資本存量。

4．勞動報酬

從歷年《中國統(tǒng)計年鑒》按行業(yè)分城鎮(zhèn)就業(yè)人員工資總額和平均工資的統(tǒng)計數(shù)據(jù)獲得服務業(yè)行業(yè)勞動的工資總額和平均工資，以2004年為基年的CPI指數(shù)折算成實際工資總額和實際平均工資，并將實際平均工資作為勞動邊際產(chǎn)出的代理變量。

(二)勞動邊際產(chǎn)出彈性估算

由式(15)可知，要估算服務業(yè)技術偏向指數(shù)必須估計勞動邊際產(chǎn)出彈性δL。在此，利用以上收集的相關統(tǒng)計數(shù)據(jù)，通過建立面板數(shù)據(jù)模型來估計δL。為了避免遺漏重要解釋變量對模型參數(shù)估計的影響，將滯后一期的被解釋變量引入模型中。為此，建立的面板估計模型具體如下

lnWit=γ0+γ1lnWit-1+γ2lnLit+ci+vt+μit

(18)

其中，ci為個體效應，vt為時間效應，Wit為勞動邊際產(chǎn)出，在此以實際工資表示。根據(jù)雙對數(shù)模型的參數(shù)含義可得，參數(shù)γ2即為勞動邊際產(chǎn)出彈性。在模型中引入被解釋變量一階滯后項，可能會產(chǎn)生內生性問題，導致參數(shù)估計的非一致性。而系統(tǒng)GMM估計方法通過差分可以有效地控制觀察到的個體效應，同時以滯后項及差分的解釋變量作為工具變量能夠較好地克服內生性問題。為此，采用系統(tǒng)GMM方法對式(18)的參數(shù)進行估計。

服務功能差異必然導致生產(chǎn)性服務業(yè)與生活性服務業(yè)的勞動資本比存在差異。一般認為，生產(chǎn)性服務業(yè)的勞動資本比相對較低，勞動邊際產(chǎn)出彈性也較小，而生活性服務業(yè)的情況則恰好相反。因此，為了準確估計勞動邊際產(chǎn)出彈性，需要將生產(chǎn)性服務業(yè)和生活性服務業(yè)分開進行估計。由生產(chǎn)性服務業(yè)的定義，并在參考國內外相關研究文獻對生產(chǎn)性服務業(yè)劃分方法的基礎上，本文將交通運輸、倉儲和郵政業(yè)，信息傳輸、軟件和信息技術服務業(yè)，金融業(yè)，租賃和商務服務業(yè)，科學研究和技術服務業(yè)等5個服務業(yè)行業(yè)劃分為生產(chǎn)性服務業(yè)，其他9個服務業(yè)行業(yè)劃分為生活性服務業(yè)。

參數(shù)估計結果具體如表1所示，其中，模型(1)～(3)為生產(chǎn)性服務業(yè)參數(shù)估計結果，模型(4)～(6)為生活性服務業(yè)參數(shù)估計結果。為了更好地估計勞動邊際產(chǎn)出彈性，在此，參考黃先海等(2009)[22]40建立的估計模型，將勞動投入數(shù)量的一階差分項引入到模型中，其估計結果具體如表1的模型3和模型6所示。利用系統(tǒng)GMM估計方法對式(18)的參數(shù)進行估計，需要判斷選擇工具變量的合理性和模型識別的有效性。在此通過Sargan檢驗和Arellano-Bond自相關檢驗來進行判斷，并根據(jù)檢驗結果，確定勞動邊際產(chǎn)出彈性的合理估計模型。根據(jù)表1的估計結果可得，從Sargan檢驗結果來看，所構建模型的過度識別約束均是有效的，但從Arellano-Bond自相關檢驗結果來看，僅有模型1和模型5的工具變量選擇是合理的，即殘差的一階差分項是負自相關，而且不存在二階以上的自相關。模型檢驗結果表明模型1和模型5的構建具有合理性，而且所選取的解釋變量在1%的顯著性水平上均拒絕零假設。為此，分別選取模型1和模型5作為勞動邊際產(chǎn)出彈性的估計模型，其中模型1為生產(chǎn)性服務業(yè)勞動邊際產(chǎn)出彈性的估計模型，模型5為生活性服務業(yè)勞動邊際產(chǎn)出彈性的估計模型。由模型1的估計結果可得，生產(chǎn)性服務業(yè)勞動邊際產(chǎn)出彈性為0.094，即生產(chǎn)性服務業(yè)的δL為-0.094。同理，由模型5的估計結果可得，生活性服務業(yè)的δL為-0.436。

由于在勞動和資本配置結構上存在差異，因此前文的分析認為生產(chǎn)性服務業(yè)與生活性服務業(yè)的勞動邊際產(chǎn)出彈性應存在差異。為了從統(tǒng)計上驗證該分析結論的合理性，在此采用置信區(qū)間檢驗法對其進行驗證。基于模型的參數(shù)估計結果，在5%的顯著性水平下，生產(chǎn)性服務業(yè)勞動邊際產(chǎn)出彈性的置信區(qū)間為[0.050，0.139]，而生活性服務業(yè)勞動邊際產(chǎn)出彈性的置信區(qū)間為[0.143，0.763]。由于這兩個置信區(qū)的交集為空集，因此有95%的把握認為這兩類服務業(yè)的勞動邊際產(chǎn)出彈性是具有差異性的，這也表明分別估計這兩類服務業(yè)的勞動邊際產(chǎn)出彈性是合理的。

表1 面板數(shù)據(jù)模型的參數(shù)估計結果

注：***、**、*分別表示在1%、5%和10%水平上的統(tǒng)計顯著性，參數(shù)估值下括號中數(shù)據(jù)為z統(tǒng)計量；Sargan檢驗一欄中列出了過度識別的檢驗值，括號中數(shù)據(jù)為p值，AR(1)、AR(2)分別表示一階和二階差分殘差序列的Arellano-Bond自相關檢驗，括號中數(shù)據(jù)為p值

(三)技術進步偏向指數(shù)的估算及分析

基于以上估計的勞動邊際產(chǎn)出彈性，由式(15)及收集的相關統(tǒng)計數(shù)據(jù)，就可以估算出服務業(yè)技術進步偏向指數(shù)，具體的估算結果如圖1所示。由圖1可見，首先，從總體來看，考察期內生產(chǎn)性服務業(yè)和生活性服務業(yè)技術進步偏向指數(shù)大部分年份均小于0，其中，生產(chǎn)性服務業(yè)有8年，生活性服務業(yè)有9年。這表明在考察期內，我國服務業(yè)技術進步大部分年份偏向于勞動使用。其次，從時序上看，生產(chǎn)性服務業(yè)與生活性服務業(yè)技術進步偏向指數(shù)的演變趨勢具有明顯差異性。對生產(chǎn)性服務業(yè)來說，從2009年以后，除2012和2013年出現(xiàn)了短暫的波動外，技術進步偏向指數(shù)基本呈上升趨勢，其數(shù)值從2009年的-0.439，上升至2015年的0.178，這說明生產(chǎn)性服務業(yè)從2009年開始技術進步逐漸由偏向勞動使用向偏向資本使用方向發(fā)展。相比較而言，除2008年外，生活性服務業(yè)技術進步偏向指數(shù)基本呈下降趨勢，技術進步偏向指數(shù)從2004年的0.031，下降至2015年的-0.533，這表明在考察期內生活性服務業(yè)的技術進步越來越偏向于勞動使用。

利用相同的估算方法，進一步對服務業(yè)行業(yè)的技術進步偏向指數(shù)進行估算，估算結果具體如表2所示。在14個服務業(yè)行業(yè)中，除金融業(yè)外，其他服務業(yè)行業(yè)的技術進步偏向指數(shù)在考察期內的年均值都小于0，說明絕大部分服務業(yè)行業(yè)的技術進步是偏向于勞動使用的。從負值年數(shù)來看，除居民服務、修理和其他服務業(yè)的負值年數(shù)為4年外，其他服務業(yè)行業(yè)的負值年數(shù)均大于或等于正值年數(shù)，其中交通運輸、倉儲和郵政業(yè)，科學研究和技術服務業(yè)，水利、環(huán)境和公共設施管理業(yè)，衛(wèi)生和社會工作，文化、體育和娛樂業(yè)，公共管理、社會保障和社會組織等6個行業(yè)的技術進步偏向指數(shù)的負值年數(shù)均超過9年。此外，從時序上看，2012年成為大部分行業(yè)技術進步偏向指數(shù)發(fā)展的轉折點。自2012年以來，在生產(chǎn)性服務業(yè)行業(yè)中，除科學研究和技術服務外，其他生產(chǎn)性服務業(yè)行業(yè)的技術進步偏向指數(shù)均呈逐年上升趨勢，這表明這些行業(yè)的技術進步越來越偏向于資本使用；此外，水利、環(huán)境和公共設施管理業(yè)，教育，衛(wèi)生和社會工作，文化、體育和娛樂業(yè)，公共管理、社會保障和社會組織等5個生活性服務行業(yè)的技術進步偏向指數(shù)呈逐年下降趨勢，這說明這些生活性服務行業(yè)的技術進步越來越偏向于勞動使用，而以住宿和餐飲業(yè)等為代表的其他生活性服務業(yè)行業(yè)的技術進步則越來越偏向于資本使用。

由以上的分析可得，從整體上來看我國服務業(yè)在考察期內的技術進步偏向勞動使用，但從行業(yè)角度看，服務業(yè)技術進步偏向的強度和方向存在著明顯的行業(yè)異質性。

表2 2004―2015年服務業(yè)行業(yè)技術進步偏向指數(shù)

注：“*”表示生產(chǎn)性服務業(yè)，其他為生活性服務業(yè)

(四)服務業(yè)技術進步偏向內在邏輯

由以上關于技術進步偏向估算公式符號的討論可得：勞動邊際產(chǎn)出彈性為正及勞動產(chǎn)出份額正增長決定了我國服務業(yè)技術進步偏向于勞動使用。其中的內在邏輯，筆者認為：根據(jù)生產(chǎn)理論，在其他要素投入保持不變的情況，隨著某一要素投入的持續(xù)增加，其邊際產(chǎn)出將呈現(xiàn)遞減規(guī)律。因此，在其他要素投入不變的情況下，勞動邊際產(chǎn)出彈性應該為負數(shù)。但如果其他投入要素也發(fā)生改變，勞動邊際產(chǎn)出彈性則并不一定是負數(shù)。在考察期內，我國服務業(yè)資本持續(xù)深化的特征事實，表明我國服務業(yè)資本投入增速高于勞動投入增速。因此，相對資本投入來說，勞動投入日益顯得稀缺。在此情況下，勞動的邊際產(chǎn)出將呈遞增趨勢，具體表現(xiàn)為勞動邊際產(chǎn)出彈性為正。因此，可以認為勞動邊際產(chǎn)出彈性為正數(shù)是服務業(yè)資本持續(xù)深化的結果。如果以實際平均工資作為勞動邊際產(chǎn)出的替代變量，2004―2015年服務業(yè)實際工資從1.86萬元上升至5.188萬元，實際工資有了較大幅度的提升，這也從另一個側面為該分析結論提供了經(jīng)驗驗證。

基于以上的分析可得：考察期內資本投入持續(xù)深化以及資本與勞動之間的互補關系，決定了我國服務業(yè)技術進步偏向于勞動使用。

五、結論及建議

本文基于?？怂辜夹g進步要素偏向思想，利用隱函數(shù)方法，構建技術進步偏向估算模型，并對我國服務業(yè)的技術進步偏向進行估算，得到的研究結論具體為：

第一，從總體上看，我國服務業(yè)在考察期內的技術進步仍主要偏向于勞動使用，但從服務業(yè)兩大分類看，生產(chǎn)性服務業(yè)從2009年開始，技術進步逐漸偏向于資本使用，而生活性服務業(yè)的技術進步則越來越偏向于勞動使用。

第二，從行業(yè)上看，我國服務業(yè)技術進步偏向存在行業(yè)異質性，在生產(chǎn)性服務行業(yè)中，除科學研究和技術服務外，其他行業(yè)的技術進步逐漸偏向于資本使用。在生活性服務業(yè)中，批發(fā)和零售業(yè)，住宿和餐飲業(yè)，房地產(chǎn)業(yè)，居民服務、修理和其他服務業(yè)等4個行業(yè)的技術進步日益偏向于資本使用，其他行業(yè)的技術進步則偏向于勞動使用。

第三，資本持續(xù)深化過程以及資本與勞動之間的互補關系，決定了我國服務業(yè)技術進步偏向于勞動使用。

在當前我國經(jīng)濟發(fā)展加速從工業(yè)經(jīng)濟向服務經(jīng)濟轉型的過程中，推動服務業(yè)持續(xù)穩(wěn)定發(fā)展，提升服務業(yè)發(fā)展質量，對于新常態(tài)下我國經(jīng)濟持續(xù)穩(wěn)定、高質量發(fā)展具有重要的現(xiàn)實意義。在此，基于以上的研究結論，結合當前我國服務業(yè)要素配置的具體現(xiàn)實，從促進要素合理配置的視角，對促進我國服務業(yè)持續(xù)穩(wěn)定發(fā)展以及提升發(fā)展質量提出如下建議：

第一，重視生活性服務業(yè)發(fā)展，吸收勞動轉移。隨著服務業(yè)資本投入持續(xù)深化以及服務業(yè)發(fā)展規(guī)模快速擴大，勞動要素在服務業(yè)領域的稀缺性日益突出。又由于當前服務業(yè)的資本與勞動之間存在互補關系特性，這就意味著勞動具有較高的邊際產(chǎn)出。因此，相較于制造業(yè)而言，從事服務業(yè)可以獲得更高的回報。另外，產(chǎn)能過剩是當前我國制造業(yè)發(fā)展面臨的重要問題，在化解產(chǎn)能的過程中，必然導致大量勞動從產(chǎn)能過剩的制造業(yè)行業(yè)中釋放出來，合理吸收和利用這部分轉移出來的勞動，對于社會穩(wěn)定和我國經(jīng)濟的持續(xù)穩(wěn)定發(fā)展具有重要的現(xiàn)實意義。而生活性服務業(yè)技術進步偏向于勞動使用，即勞動邊際產(chǎn)出的增長率高于資本邊際產(chǎn)出的增長率，則為合理解決該問題提供了新思路。生活性服務業(yè)作為勞動密集型產(chǎn)業(yè)，通過促進生活性服務業(yè)的發(fā)展，不僅可以有效地吸收產(chǎn)能過剩制造業(yè)行業(yè)轉移出來的勞動，推動生活性服務業(yè)更好地發(fā)展，而且可以提升生活性服務業(yè)的發(fā)展質量。

第二，依托自貿區(qū)和自貿港建設契機，積極引進外資進入生產(chǎn)性服務業(yè)。大量研究表明我國生產(chǎn)性服務業(yè)發(fā)展相對滯后，并已對我國制造業(yè)向中高端方向發(fā)展構成了嚴重掣肘。為了促進生產(chǎn)性服務業(yè)加速發(fā)展，改變當前我國生產(chǎn)性服務業(yè)發(fā)展相對滯后的局面，黨的十九大報告明確提出“加快發(fā)展現(xiàn)代服務業(yè)”。近年來生產(chǎn)性服務業(yè)技術進步逐漸偏向于資本使用，表明在促進生產(chǎn)性服務業(yè)加快發(fā)展的過程中應更加重視資本投入。但據(jù)測算，我國生產(chǎn)性服務業(yè)人均資本在2014年和2015年連續(xù)兩年出現(xiàn)負增長。資本投入的持續(xù)不足，將會嚴重地影響我國生產(chǎn)性服務業(yè)的持續(xù)發(fā)展。通過積極引進外資進入生產(chǎn)性服務業(yè)領域，則是解決當前我國生產(chǎn)性服務業(yè)領域資本投入持續(xù)不足的重要路徑。自貿區(qū)和自貿港建設是當前我國探索擴大對外開放的新模式，其核心內容之一是探索生產(chǎn)性服務業(yè)對外開放。因此，當前應依托自貿區(qū)和自貿港建設契機，積極引進外資進入生產(chǎn)性服務業(yè)領域，推動生產(chǎn)性服務業(yè)加快發(fā)展，提升生產(chǎn)性服務業(yè)發(fā)展質量。

第三，基于服務業(yè)行業(yè)異質性，合理配置資本與勞動要素。由于服務業(yè)技術進步偏向存在行業(yè)異質性，因此在引導要素向服務業(yè)領域配置時，應考慮技術進步偏向的行業(yè)異質性問題。在引導資本向生產(chǎn)性服務業(yè)領域配置時，應加大科學研究和技術服務行業(yè)的人才引進力度，以增加該行業(yè)的勞動配置。此外，在引導勞動向生活性服務業(yè)配置時，應合理加大對批發(fā)和零售業(yè)，住宿和餐飲業(yè)，房地產(chǎn)業(yè)，居民服務、修理和其他服務業(yè)等4個行業(yè)的資本投入。