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(jié)構(gòu)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(zhuǎn)向高質(zhì)量發(fā)展的過程中，服務業(yè)的發(fā)展質(zhì)量將在很大程度上決定著我國經(jīng)濟的發(fā)展質(zhì)量。為此，關(guān)于提升我國服務業(yè)發(fā)展質(zhì)量的研究日益引起學界關(guān)注。

現(xiàn)代增長理論指出技術(shù)進步和效率改善是提升發(fā)展質(zhì)量的重要源泉?；谠摾碚撍悸?，當前學界關(guān)于提升我國服務業(yè)發(fā)展質(zhì)量的研究，主要聚焦于探討技術(shù)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(zhì)量的相應建議。自Acemoglu(2002，2003，2007)[5-7]對希克斯技術(shù)偏向概念進行擴展以后，關(guān)于技術(shù)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(shù)進步偏向會影響全要素生產(chǎn)率的增長[8-10]。那么技術(shù)進步偏向?qū)ξ覈諛I(yè)全要素生產(chǎn)率的影響如何呢？目前還缺乏相關(guān)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(shù)進步偏向于節(jié)約較為昂貴的要素[11]，并且該結(jié)論也得到大量經(jīng)驗研究的支持，這表明投入要素配置結(jié)構(gòu)決定著技術(shù)進步偏向的方向。同時，這也意味著投入要素配置結(jié)構(gòu)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(zhì)量。基于此思想，文章擬從技術(shù)進步偏向入手，在對我國服務業(yè)技術(shù)進步偏向進行估算的基礎上，分析我國服務業(yè)技術(shù)進步偏向的演化規(guī)律和行業(yè)異質(zhì)性。結(jié)合服務業(yè)發(fā)展的要素配置現(xiàn)實，探討技術(shù)進步偏向的內(nèi)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(zhì)量的相應建議。文章以下內(nèi)容的具體結(jié)構(gòu)安排為：第二部分為文獻回顧，第三部分為估算模型的構(gòu)建，第四部分為實證分析，最后為結(jié)論及建議。

二、文獻回顧

關(guān)于技術(shù)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(shù)進步偏向的定義[12]。此后，Solow和Harrod也對技術(shù)進步偏向下過定義。Fellner(1961)擴展了?？怂龟P(guān)于技術(shù)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(guān)注。20世紀80年代中期提出的內(nèi)生經(jīng)濟增長理論，認為內(nèi)生的技術(shù)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(shù)進步對經(jīng)濟增長的作用機制，關(guān)于技術(shù)進步偏向及其決定因素才逐漸引起學界關(guān)注。在內(nèi)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(shù)發(fā)明行為，從而揭示了技術(shù)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(shù)進步偏向提供了堅實微觀基礎，并且將技術(shù)進步偏向擴展到任意投入要素之間，被視為是技術(shù)進步偏向研究領域的重要突破。

技術(shù)進步偏向?qū)?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(jié)構(gòu)，測算技術(shù)進步偏向是關(guān)鍵。關(guān)于技術(shù)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(shù)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(shù)偏向進行估算，研究結(jié)論與David等基本類似。近期的相關(guān)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(shù)進步偏向測度方法研究不斷取得新進展，技術(shù)進步偏向的測算方法也日漸成熟。

近年來，關(guān)于我國技術(shù)進步偏向議題也逐漸引起國內(nèi)學者關(guān)注，主要的研究有：黃先海和徐圣(2009)將希克斯要素偏向型技術(shù)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(shù)進步偏向?qū)趧邮杖氡戎氐挠绊懶猍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(shù)進步偏向的方法，實證考察了我國1978―2005年的技術(shù)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(shù)進步偏向[24]。雷欽禮(2013)構(gòu)建了一套系統(tǒng)測算要素偏向性技術(shù)進步方法，并測算了1991―2011年我國經(jīng)濟增長過程中的技術(shù)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(shù)進步和哈羅德偏向型技術(shù)進步的基礎上，對我國1978―2011年的技術(shù)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(shù)進步偏向進行測算。大部分研究均表明我國技術(shù)進步偏向于資本使用，但對技術(shù)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(shù)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(shù)經(jīng)濟關(guān)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(shù)進步偏向的測算結(jié)果，這可能也是導致大部分文獻在技術(shù)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(shù)經(jīng)濟關(guān)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(nèi)外相關(guān)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(shù)進步偏向。

三、估算模型構(gòu)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(shù)進步指數(shù)的投入變量t，用于反映在不同技術(shù)進步情況下，投入要素與產(chǎn)出的技術(shù)經(jīng)濟關(guān)系。由此可知以上設定的生產(chǎn)函數(shù)實質(zhì)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(shù)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(guān)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(guān)于技術(shù)進步偏向的定義，Diamond(1965)[30]進一步給出了技術(shù)進步偏向指數(shù)，具體為

(8)

根據(jù)希克斯技術(shù)進步偏向定義可得：當D>0，表示技術(shù)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(shù)進步偏向于資本使用；當D<0，表示技術(shù)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(shù)進步偏向于勞動使用；當D=0，則為希克斯中性技術(shù)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(shù)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(guān)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(shù)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(guān)的統(tǒng)計數(shù)據(jù)，對我國服務業(yè)的技術(shù)進步偏向進行估算，并進一步探討我國服務業(yè)技術(shù)進步偏向的內(nèi)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(diào)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(guān)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(guān)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(zhì)量兩方面，但在實際研究過程中關(guān)于勞動質(zhì)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(zhì)量調(diào)整所需的相關(guān)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(zhì)資本衡量，由于缺乏物質(zhì)資本存量的官方統(tǒng)計數(shù)據(jù)，在此參考國內(nèi)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。基年資本存量參考Harberger(1978)[32]提出的穩(wěn)態(tài)方法進行推算，具體如下

(17)

其中g(shù)it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(nèi)的幾何平均增長率作為git的代理變量。此外，行業(yè)異質(zhì)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(guān)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(guān)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(shù)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(guān)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(nèi)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(nèi)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(nèi)外相關(guān)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(shù)服務業(yè)，金融業(yè)，租賃和商務服務業(yè)，科學研究和技術(shù)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(jié)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(jié)果，模型(4)～(6)為生活性服務業(yè)參數(shù)估計結(jié)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(jié)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(guān)檢驗來進行判斷，并根據(jù)檢驗結(jié)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(jié)果可得，從Sargan檢驗結(jié)果來看，所構(gòu)建模型的過度識別約束均是有效的，但從Arellano-Bond自相關(guān)檢驗結(jié)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(guān)，而且不存在二階以上的自相關(guān)。模型檢驗結(jié)果表明模型1和模型5的構(gòu)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(jié)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(jié)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(jié)構(gòu)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(jié)論的合理性，在此采用置信區(qū)間檢驗法對其進行驗證?；谀Ｐ偷膮?shù)估計結(jié)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(jié)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(guān)檢驗，括號中數(shù)據(jù)為p值

(三)技術(shù)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(guān)統(tǒng)計數(shù)據(jù)，就可以估算出服務業(yè)技術(shù)進步偏向指數(shù)，具體的估算結(jié)果如圖1所示。由圖1可見，首先，從總體來看，考察期內(nèi)生產(chǎn)性服務業(yè)和生活性服務業(yè)技術(shù)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(nèi)，我國服務業(yè)技術(shù)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(shù)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(shù)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(shù)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(shù)進步偏向指數(shù)基本呈下降趨勢，技術(shù)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(nèi)生活性服務業(yè)的技術(shù)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(shù)進步偏向指數(shù)進行估算，估算結(jié)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(shù)進步偏向指數(shù)在考察期內(nèi)的年均值都小于0，說明絕大部分服務業(yè)行業(yè)的技術(shù)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(shù)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(shù)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(shù)進步偏向指數(shù)發(fā)展的轉(zhuǎn)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(shù)服務外，其他生產(chǎn)性服務業(yè)行業(yè)的技術(shù)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(shù)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(shù)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(shù)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(shù)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(nèi)的技術(shù)進步偏向勞動使用，但從行業(yè)角度看，服務業(yè)技術(shù)進步偏向的強度和方向存在著明顯的行業(yè)異質(zhì)性。

表2 2004―2015年服務業(yè)行業(yè)技術(shù)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(shù)進步偏向內(nèi)在邏輯

由以上關(guān)于技術(shù)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(shù)進步偏向于勞動使用。其中的內(nèi)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(nèi)，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(jié)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(cè)面為該分析結(jié)論提供了經(jīng)驗驗證。

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

五、結(jié)論及建議

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

第一，從總體上看，我國服務業(yè)在考察期內(nèi)的技術(shù)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(shù)進步逐漸偏向于資本使用，而生活性服務業(yè)的技術(shù)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(shù)進步偏向存在行業(yè)異質(zhì)性，在生產(chǎn)性服務行業(yè)中，除科學研究和技術(shù)服務外，其他行業(yè)的技術(shù)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(shù)進步日益偏向于資本使用，其他行業(yè)的技術(shù)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(guān)系，決定了我國服務業(yè)技術(shù)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(zhuǎn)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(zhì)量，對于新常態(tài)下我國經(jīng)濟持續(xù)穩(wěn)定、高質(zhì)量發(fā)展具有重要的現(xiàn)實意義。在此，基于以上的研究結(jié)論，結(jié)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(zhì)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(zhuǎn)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(guān)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(zhuǎn)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(shù)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(zhuǎn)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(zhì)量。

第二，依托自貿(mào)區(qū)和自貿(mào)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(gòu)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(shù)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(mào)區(qū)和自貿(mào)港建設是當前我國探索擴大對外開放的新模式，其核心內(nèi)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(mào)區(qū)和自貿(mào)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(zhì)量。

第三，基于服務業(yè)行業(yè)異質(zhì)性，合理配置資本與勞動要素。由于服務業(yè)技術(shù)進步偏向存在行業(yè)異質(zhì)性，因此在引導要素向服務業(yè)領域配置時，應考慮技術(shù)進步偏向的行業(yè)異質(zhì)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(shù)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。