蓋驍敏，李 愛,2

(1.山東大學經(jīng)濟學院，山東 濟南 250100；2.山東工商學院經(jīng)濟學院，山東 煙臺 264005)

2015年以來，中國經(jīng)濟由“穩(wěn)中有降”向“穩(wěn)中向好”的態(tài)勢發(fā)展，GDP增速降至2019年的6.1%。自2013年第三產(chǎn)業(yè)占比GDP首次超過第二產(chǎn)業(yè)以來，產(chǎn)業(yè)結構呈現(xiàn)“三二一”模式，但距離發(fā)達經(jīng)濟體70%～80%的比例還有很大的上升空間。實現(xiàn)“綠水青山”式經(jīng)濟發(fā)展的可持續(xù)性就需“轉(zhuǎn)方式、調(diào)結構”，提高第三產(chǎn)業(yè)占比，加快產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化，重視技術進步對產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化的先導作用。國內(nèi)外的研究和實踐表明，技術進步與投入要素耦合時具有偏向性，如何充分利用技術進步對要素效率的偏向強化作用、加快產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化已成為影響改革成效的重要環(huán)節(jié)，這也是本文研究的初衷。2020年，突如其來的新冠疫情使產(chǎn)業(yè)在疫情防控和復工復產(chǎn)中艱難前行，給勞動密集型產(chǎn)業(yè)和“吃、游、看、學、運”行業(yè)造成巨大損失，眾多產(chǎn)業(yè)被迫“洗牌”；同時，此次疫情也倒逼產(chǎn)業(yè)加快轉(zhuǎn)型，借助技術進步提高要素生產(chǎn)效率，優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結構，實現(xiàn)經(jīng)濟的高質(zhì)量發(fā)展。

一、相關文獻綜述

?？怂棺钤缣岢黾夹g進步會偏向某一生產(chǎn)要素，形成勞動(資本)節(jié)約型技術進步。后來，Acemoglu(1998)等人對技術進步偏向深入研究，將其嵌入內(nèi)生經(jīng)濟增長理論[1]。Ngai and Pissarides(2007)在Baumol(1967)的基礎上構建一個含有全要素生產(chǎn)率的多部門模型，發(fā)現(xiàn)技術進步帶來的部門間全要素生產(chǎn)率的差異推動一國實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)結構變遷[2][3]。Acemoglu(2002)提出在工業(yè)化進程中，技術進步的發(fā)展和技術偏向的選擇直接體現(xiàn)在要素技術進步效率的變動上[4]?，F(xiàn)有文獻認為技術進步(偏向)通過提高要素生產(chǎn)率和全要素生產(chǎn)率促進產(chǎn)業(yè)結構變遷、優(yōu)化[5][6][7]。Acemoglu and Guerrieri(2008)將資本密集度差異引入兩部門增長模型，得出各部門不同的資本深化帶來勞動生產(chǎn)率的差異，進而促進產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化和經(jīng)濟非均衡增長[8]。在Acemoglu的“資本深化”中隱含著技術進步偏向?qū)趧拥脑鰪娮饔?。國?nèi)文獻普遍認為資本深化和技術進步是我國產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化的重要原因，技術進步通過提高全要素生產(chǎn)率、改變要素投入等促進產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化[9][10][11]。也有部分研究借鑒空間經(jīng)濟學理論，運用計量模型來考察技術進步(偏向)、研發(fā)投入等對我國地區(qū)(城市)產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化的作用，大多采用技術進步偏向指數(shù)對產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化的計量回歸[12][13][14][15]。

通過文獻梳理發(fā)現(xiàn)，將技術進步偏向與產(chǎn)業(yè)結構關聯(lián)研究的文獻較少，且多為通過生產(chǎn)函數(shù)測算或DEA方法分解技術進步(全要素生產(chǎn)率)進行實證研究。本文可能的貢獻在于：一是運用非線性似不相關估計和標準化供給面系統(tǒng)模型，得到技術進步偏向下的要素技術效率，這也是本文研究的關鍵點；二是闡述技術進步偏向下要素技術效率如何通過改變生產(chǎn)率、要素投入、供給和消費等直接或間接影響產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化(即作用路徑的研究)，這是多數(shù)文獻未曾涉足的領域；三是實證分析時諸多文獻直接采用技術進步偏向指數(shù)作為解釋變量，但目前對技術進步偏向指數(shù)的定義不統(tǒng)一，回歸估計結果不具有一致性，若數(shù)據(jù)處理不當，將影響實證結果的說服力，本文以要素技術效率作為統(tǒng)一的一致性關鍵變量，分析其對產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化的作用。

二、作用機制研究

技術進步偏向，即技術進步對要素的生產(chǎn)效率有著不同的增強作用。正如庫茲涅茨所言，隨著要素從低生產(chǎn)率產(chǎn)業(yè)向高生產(chǎn)率產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移，部分產(chǎn)業(yè)得到發(fā)展，也有產(chǎn)業(yè)被淘汰或轉(zhuǎn)型，最終產(chǎn)業(yè)結構趨向合理化、高度化。

(一)技術進步偏向通過改變要素生產(chǎn)率直接影響產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化

偏向性技術進步通過增強資本或勞動的產(chǎn)出能力來改變生產(chǎn)率，直接促進產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化。一方面，改變要素單一生產(chǎn)率。當要素生產(chǎn)率提高時，吸引要素流入，要素在不同企業(yè)和產(chǎn)業(yè)之間流動。因此，當生產(chǎn)要素由生產(chǎn)率低的部門流向生產(chǎn)率高的部門，部門之間要素投入比例和產(chǎn)出的變化帶來產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化。另一方面，改變?nèi)厣a(chǎn)率。無論偏向哪一類要素，技術進步必然提高全要素生產(chǎn)率，這已被理論和實踐證明。全要素生產(chǎn)率的提高改變了產(chǎn)業(yè)的投入產(chǎn)出關系，宏觀上的資源配置效率提高和微觀上的規(guī)模經(jīng)濟效應直接影響著產(chǎn)業(yè)發(fā)展，促使產(chǎn)業(yè)結構趨向合理化、高度化。

(二)技術進步偏向通過改變要素投入直接影響產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化

偏向性技術進步使要素技術效率不同而改變要素投入比例，直接促進產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化。一方面，要素技術效率不同使產(chǎn)業(yè)對要素需求不同，通過要素供需變化和價格波動改善要素配置比例；另一方面，技術進步偏向改變要素之間的替代彈性，通過資源再配置效應同樣改善要素在產(chǎn)業(yè)內(nèi)和產(chǎn)業(yè)間的配置。它們通過提高要素配置效率促進產(chǎn)業(yè)結構升級。另外，技術進步通常帶來作為資本載體的機器設備的技術革新，提高生產(chǎn)效率，隨著生產(chǎn)率高的部門產(chǎn)出增加，產(chǎn)品相對價格下降，進而改變市場供需，影響產(chǎn)業(yè)結構合理化。

(三)技術進步偏向通過改變供給結構直接影響產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化

通過自主創(chuàng)新或技術引進帶來的偏向性技術進步將產(chǎn)生新的生產(chǎn)函數(shù)或新的生產(chǎn)方式。要素技術效率的增強體現(xiàn)為要素節(jié)約型技術進步：一方面，若技術成就新的產(chǎn)品和新的產(chǎn)業(yè)，帶來新供給和供給結構變化，將直接改變產(chǎn)業(yè)結構；另一方面，若技術帶來新的生產(chǎn)方式(如變革新工藝、新材料等)，則改變原有的產(chǎn)出水平。通過要素技術效率的相對變化，產(chǎn)業(yè)重新配置要素，以達到技術進步與所需要素的匹配，直接改變要素的邊際產(chǎn)出和供給結構。毋庸置疑，技術進步和產(chǎn)業(yè)間關聯(lián)效應的發(fā)揮通常帶來產(chǎn)業(yè)結構的正向變革，促進產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化。

(四)技術進步偏向通過引致消費變化間接影響產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化

偏向性技術進步也改變要素收入份額，間接促進產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化。從短期看，要素供需變化影響要素收入和消費水平(如技能溢價)。該收入效應帶來需求改變，為適應人們對高品質(zhì)產(chǎn)品、服務性產(chǎn)品需求增多的趨勢，偏向性技術通過改變要素的相對技術效率、邊際產(chǎn)出而改變產(chǎn)出，提供有效供給，引導產(chǎn)業(yè)升級。從長期看，按照馬斯洛需求層次理論，收入效應引致需求和消費結構改變，當生存型消費轉(zhuǎn)向享受型和發(fā)展型消費時，多樣化需求“倒逼”供給結構提升，促進產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化。

基于以上的作用機制分析，本文提出以下的命題：

H1：技術進步偏向通過改變要素配置和技術效率帶來產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化。

H2：技術進步偏向通過產(chǎn)出水平和消費水平的提高促進產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化。

三、技術進步偏向的估算及特征事實

(一)技術進步偏向的數(shù)理模型

借鑒David and Klundert(1965)和Acemoglu(2002)的相關研究[16]，基于我國勞動力豐富和資本深化的典型事實，本文設定如下的CES生產(chǎn)函數(shù)：

(1)

其中，Yt為總產(chǎn)出水平，Lt、Kt分別為勞動要素和資本要素，γ為資本密集度，σ為勞動與資本的替代彈性，AL、AK分別為勞動增強性技術進步(勞動技術效率)和資本增強性技術進步(資本技術效率)。

1.技術進步偏向指數(shù)的界定。由式(1)得出資本和勞動的邊際產(chǎn)出MPK、MPL，Mt表示資本和勞動的邊際產(chǎn)出比，則有：

(2)

為測算技術進步偏向程度，借鑒戴天仕和徐現(xiàn)祥(2010)的研究[17]，構造技術進步偏向指數(shù)Dt，這與陸雪琴和章上峰(2013)構建的技術進步偏向指數(shù)是一致的[18]。Dt表示地區(qū)資本-勞動邊際產(chǎn)出比的變化率。按照Acemoglu(2002)的研究，Dt>0，說明該地區(qū)是資本偏向性技術進步；Dt<0，說明該地區(qū)是勞動偏向性技術進步；Dt=0，則該地區(qū)是中性技術進步。

(3)

2.要素技術效率的推導。假定市場為完全競爭市場，資本和勞動按其邊際產(chǎn)出取得報酬，分別定義rt、wt為資本回報率和工資，則有：

(4)

將式(1)結合式(4)，可得：

(5)

可見，要得到勞動技術效率、資本技術效率和技術進步偏向指數(shù)，需估計替代彈性σ和資本密集度γ。根據(jù)Klump(2008)、陳曉玲和連玉君(2012)的研究，標準化供給面系統(tǒng)是針對CES生產(chǎn)函數(shù)形成三個標準化方程進行的參數(shù)估計方法[19][20]。供給面系統(tǒng)方法是將生產(chǎn)函數(shù)、資本和勞動的一階條件方程式標準化，然后聯(lián)立方程組進行回歸估計，獲得替代彈性等參數(shù)。本文采用指數(shù)形式設定要素技術效率，即ALt、AKt滿足BOX-COX變換：

ALt=ALt0egL(t,t0)AKt=AKt0egK(t,t0)

據(jù)此，我們得出如下的標準化系統(tǒng)方程模型：

(6)

(7)

(8)

(9)

(二)技術進步偏向回歸及測算結果

本文考察對象為1998～2017年我國29個省(市、區(qū))，不包括新疆、西藏、香港、臺灣和澳門，數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒》《中國人口與就業(yè)統(tǒng)計年鑒》《中國工業(yè)統(tǒng)計年鑒》《中國科技統(tǒng)計年鑒》及各地區(qū)的統(tǒng)計年鑒。

產(chǎn)出(Yit)，以1998年為基期平減GDP指數(shù)后得到的實際GDP表示。勞動(Lit)，采用年末就業(yè)均值。資本(Kit)，采用永續(xù)盤存法計算資本存量。在式(10)中，投資(Iit)使用固定資本形成總額，并以固定資本投資價格指數(shù)進行平減；借鑒單豪杰(2008)測算的折舊率δ(10.96%)，因為它符合我國經(jīng)濟數(shù)據(jù)和固定資產(chǎn)折舊規(guī)律[21]；基期資本同樣采用單豪杰(2008)的方法測算。勞動所得(wLit)和資本所得(rKit)，借鑒戴天仕和徐現(xiàn)祥(2010)的做法后測算得到[17]。i表示地區(qū)，t表示時間。通過標準化供給面系統(tǒng)模型，運用非線性似不相關估計(NLSUR)得到替代彈性等參數(shù)(1)限于篇幅，模型回歸過程及參數(shù)結果已略，作者備索。，據(jù)式(5)、(3)求解資本和勞動技術效率、技術進步偏向指數(shù)(見表1所示)。

表1 各地區(qū)資本技術效率、勞動技術效率和技術進步偏向指數(shù)的均值

(10)

(三)地區(qū)特征事實

基于前文測算的要素技術效率和技術進步偏向指數(shù)，結合下文的產(chǎn)業(yè)結構合理化、高度化的相關數(shù)據(jù)，我們可得出如下的地區(qū)典型事實。

特征事實一：由表1可見，多數(shù)地區(qū)的替代彈性小于1，表現(xiàn)為資本偏向性技術進步且勞動技術效率高于資本技術效率。只有內(nèi)蒙古的替代彈性大于1，表現(xiàn)為勞動偏向性技術進步。同樣，我國宏觀經(jīng)濟的替代彈性小于1，表現(xiàn)為資本偏向性技術進步且勞動技術效率高于資本技術效率。另外，各地區(qū)的替代彈性均值為0.68，略低于戴天仕(2000)和陳曉玲(2000)分別估計的0.736、0.833，其原因可能在于本文的樣本時間長達20年，具有一定的緩釋性。

特征事實二：資本偏向性技術進步增加技能勞動需求，某一地區(qū)的個別年份也呈現(xiàn)勞動偏向性技術進步。隨著資本偏向性技術進步的采用，勞動需求尤其是技能勞動需求增加，出于成本等因素的考量，企業(yè)使用勞動增強型技術來彌補勞動需求增加的缺口。正如測算結果顯示的那樣，資本偏向性技術進步的地區(qū)在個別年份也出現(xiàn)偏向勞動的技術進步。

特征事實三：產(chǎn)業(yè)結構無論合理化還是高度化，東部地區(qū)最高、西部地區(qū)最低。從產(chǎn)業(yè)結構合理化水平來看，產(chǎn)業(yè)結構最“合理”的前三位是北京、上海和天津，最“不合理”的后三位是貴州、云南和甘肅。從產(chǎn)業(yè)結構高度化來看，產(chǎn)業(yè)結構最“高級”的前三位分別是北京、上海和天津，產(chǎn)業(yè)結構最“不高級”的后三位分別是河南、廣西和安徽?？梢?，東部地區(qū)與中西部地區(qū)之間未能形成良性、持續(xù)的產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移，部分地區(qū)的產(chǎn)業(yè)結構合理化和高度化進程不一致。產(chǎn)業(yè)結構合理化采用泰爾指數(shù)的倒數(shù)來衡量(見圖1所示)，盡管我國資本技術效率存在下降趨勢，但產(chǎn)業(yè)結構合理化、高度化與勞動技術效率均呈上升趨勢，它們之間存在正向關系，這與實證分析結果一致。

圖1 1998～2017年我國要素技術效率與產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化的變化趨勢

四、實證研究結果及分析

技術進步偏向通過繆爾達爾的“循環(huán)累積因果機制”改變資本和勞動技術效率，加快產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化。下面實證分析技術進步偏向下資本和勞動技術效率對產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化的作用(2)為保持實證分析前后的一致性，排除空間上相對“孤立”的海南省，故面板數(shù)據(jù)變?yōu)?8個。。

(一)變量與數(shù)據(jù)說明

1.核心變量。產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化包含產(chǎn)業(yè)結構合理化(tl)和產(chǎn)業(yè)結構高度化(h)。借鑒干春暉等(2011)的做法，以改進的泰爾指數(shù)表示產(chǎn)業(yè)結構合理化[22]，采用產(chǎn)業(yè)結構系數(shù)表示產(chǎn)業(yè)結構高度化，θj表示某一地區(qū)j產(chǎn)業(yè)占GDP的比重(見式(11)所示)。tl取值區(qū)間為(0，1)，越趨近于0，產(chǎn)業(yè)結構越合理，即泰爾指數(shù)與產(chǎn)業(yè)結構合理化呈反方向變化。h取值區(qū)間為(1，3)，系數(shù)越大，產(chǎn)業(yè)結構越高級。資本技術效率(ek)和勞動技術效率(el)由式(5)計算獲得。

(11)

2.控制變量。根據(jù)研究目的和作用機制分析，控制變量主要包括：(1)經(jīng)濟發(fā)展水平(pgdp)，以人均GDP表示，反映地區(qū)人均產(chǎn)出水平；(2)消費水平(engs)，以城鎮(zhèn)恩格爾系數(shù)表示，衡量地區(qū)消費水平和消費結構；(3)研發(fā)投入(rd)，以研發(fā)投入強度表示，反映地區(qū)的技術水平和創(chuàng)新能力；(4)貿(mào)易開放度(trade)，以進出口總額占GDP的比重表示，反映地區(qū)貿(mào)易規(guī)模對產(chǎn)業(yè)結構的影響；(5)城市化水平(city)，以城鎮(zhèn)人口占總?cè)丝诘谋戎乇硎?，地區(qū)城市化率直接影響就業(yè)和產(chǎn)出規(guī)模；(6)政府宏觀調(diào)控(govern)，以財政支出總額占GDP的比重表示，反映地方政府對產(chǎn)業(yè)結構和經(jīng)濟發(fā)展的調(diào)控程度；(7)市場化水平(market)，以樊綱和王小魯?shù)染帉懙摹吨袊袌龌笖?shù)》(2011、2018)中的“市場化總指數(shù)”表示，市場化程度影響產(chǎn)業(yè)的要素流動和技術利用水平。表2是各變量的描述性統(tǒng)計分析結果。

表2 變量的描述性統(tǒng)計分析(N=560)

(二)基準模型構建和回歸結果分析

為盡可能減少內(nèi)生性和異方差問題對回歸結果的影響，我們對多數(shù)變量進行對數(shù)化處理。首先，不考慮空間相關性，建立如下的普通面板基準模型：

(12)

(13)

其中，α1、α2、β1、β2和γm為相應變量的系數(shù)，C為控制變量集，ui為個體效應，εit為隨機擾動項，α0、β0為常數(shù)項。通過F檢驗和Hausman檢驗，拒絕混合回歸、隨機效應回歸(RE)，因此選擇固定效應模型(FE)進行分析(見表3所示)。

表3 基準模型的回歸結果(N=560)

1.解釋變量。從表3的回歸結果看，資本和勞動技術效率對產(chǎn)業(yè)結構合理化的回歸系數(shù)為負值且顯著，即隨著要素技術效率的提高，產(chǎn)業(yè)結構趨于合理化。資本和勞動技術效率對產(chǎn)業(yè)結構高度化的回歸系數(shù)為正值且顯著，即隨著要素技術效率的提高，產(chǎn)業(yè)結構趨于高度化。可見，在技術進步偏向的作用下，資本和勞動技術效率對產(chǎn)業(yè)結構合理化和高度化都存在顯著的正向作用，這既驗證了假說H1，又符合經(jīng)典的產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化理論，而且要素技術效率對產(chǎn)業(yè)結構合理化的作用較產(chǎn)業(yè)結構高度化顯著。

2.控制變量。從表3的回歸結果看，恩格爾系數(shù)的下降、研發(fā)投入的增加、政府財政支出的加大、市場化水平的提高均有利于產(chǎn)業(yè)結構合理化和高度化。人均GDP水平的提高不利于產(chǎn)業(yè)結構合理化和高度化，部分地驗證了假說H2，即消費水平的提高促進產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化，但產(chǎn)出增加不利于產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化。其原因可能在于：一是人均GDP提高有可能擴大收入差距、提高泰爾指數(shù)，這與部分文獻結論一致[23]；二是人均GDP提高代表經(jīng)濟總量增長，但數(shù)量增長未必能帶來產(chǎn)業(yè)結構高度化的“質(zhì)”的提升，我國經(jīng)濟發(fā)展的歷程可佐證這一點。

(三)空間計量模型構建和回歸結果分析

由于技術存在空間溢出效應，距離在技術溢出和產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移中起著重要作用，因而我們繼續(xù)采用空間計量模型進行分析。為此，先建立空間權重矩陣，然后檢驗變量的空間相關性。

1.空間權重矩陣構建?？臻g權重矩陣主要有兩類：一是依據(jù)“相鄰”與否建立矩陣；二是依據(jù)距離(地理距離或經(jīng)濟距離)建立矩陣。首先，構造相鄰距離權重矩陣W1，其元素wij滿足：

(14)

然后，基于技術進步偏向和產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化均受到經(jīng)濟增長水平的影響，借鑒林光平等(2005)使用人均實際GDP均值的差額作為測算地區(qū)間“經(jīng)濟距離”的指標[24]，構建經(jīng)濟距離權重矩陣W2，其元素wij滿足：

(15)

2.空間相關性檢驗。檢驗方法主要有莫蘭指數(shù)I(Moran’s I)、吉爾里指數(shù)C(Geary’s C)和Getis-Ord指數(shù)G。在相鄰距離權重矩陣下，我們運用全局莫蘭指數(shù)I檢驗空間相關性，莫蘭指數(shù)取值區(qū)間為(-1，1)，越接近于1，表示變量間存在正的空間自相關；越接近于-1，表示變量間存在負的空間自相關；接近于0，則表明變量間不存在空間自相關。

由表4可見，產(chǎn)業(yè)結構合理化都在1%的水平下顯著，產(chǎn)業(yè)結構高度化多數(shù)在5%的水平下顯著、部分在10%的水平下顯著。它們均存在空間正相關，可運用空間計量模型進行回歸分析。

表4 變量的莫蘭指數(shù)I(Moran’s I)

3.空間計量模型及結果分析。本文建立如下的一般空間杜賓模型：

其中，wij為空間權重矩陣，ρ為空間自相關系數(shù)，a1、a2、b1和b2為解釋變量的空間滯后系數(shù)。分別在W1和W2空間權重矩陣下對模型進行Wald檢驗(見表5所示)，發(fā)現(xiàn)只有在W1下，無論tl還是h均拒絕了原假設(SAR或SEM)。另外，W1下的擬合優(yōu)度稍高于W2，W1下的空間自相關系數(shù)ρ均在1%的水平下顯著且高于W2，因此下文基于W1的回歸結果進行分析。

表5 空間杜賓模型的回歸結果(N=560)

(1)穩(wěn)健性檢驗。由表5可見，無論本地區(qū)還是其他地區(qū)，資本技術效率均有利于產(chǎn)業(yè)結構合理化。但勞動技術效率對本地區(qū)產(chǎn)業(yè)結構合理化的作用不顯著，對其他地區(qū)的產(chǎn)業(yè)結構合理化具有顯著的正向作用?？梢姡Y本和勞動技術效率在產(chǎn)業(yè)結構合理化上形成正的空間溢出效應。同時，無論資本技術效率還是勞動技術效率均提高本地區(qū)的產(chǎn)業(yè)結構高度化，但對其他地區(qū)的產(chǎn)業(yè)結構高度化存在負向作用并形成負的空間溢出效應。可見，在要素自由流動下，地區(qū)間技術升級和產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移的“擴散效應”弱于“極化效應”，不利于其他地區(qū)的產(chǎn)業(yè)結構高度化?？傮w來看，資本技術效率和勞動技術效率對本地區(qū)產(chǎn)業(yè)結構合理化和高度化的作用系數(shù)與基準模型一致，證明了回歸結果的穩(wěn)健性。

(2)空間效應分解。由表6可見，除勞動技術效率的直接效應不顯著外，技術進步偏向下，資本和勞動技術效率對產(chǎn)業(yè)結構合理化的總效應都是正向的且在1%的水平下顯著。對產(chǎn)業(yè)結構高度化，勞動技術效率帶來的總效應是正向且顯著的，資本技術效率帶來的總效應是負向且顯著的。從間接效應看，資本和勞動技術效率對其他地區(qū)的產(chǎn)業(yè)結構合理化效應為正、對產(chǎn)業(yè)結構高度化效應為負。因此，勞動和資本技術效率對產(chǎn)業(yè)結構合理化的空間溢出效應為正，對產(chǎn)業(yè)結構高度化的空間溢出效應為負，與前文的分析結果一致。

表6 空間杜賓模型的直接效應、間接效應和總效應

五、結論及建議

本文在采用標準化供給面系統(tǒng)模型測算我國各地區(qū)的技術進步偏向和要素技術效率時，發(fā)現(xiàn)內(nèi)蒙古是勞動偏向性技術進步，而其他地區(qū)均是資本偏向性技術進步，這與當前多數(shù)文獻的研究結論一致。技術進步偏向下要素技術效率對產(chǎn)業(yè)結構合理化和高度化的實證分析結果顯示，勞動技術效率和資本技術效率的提高均有利于產(chǎn)業(yè)結構合理化和高度化，從而促進產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化；勞動和資本技術效率在產(chǎn)業(yè)結構合理化的空間溢出效應為正，在產(chǎn)業(yè)結構高度化的空間溢出效應為負；研發(fā)投入的增加和市場化水平的提高有利于產(chǎn)業(yè)結構合理化和高度化，均符合作用機制部分的分析結論。據(jù)此，為加快我國產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化，本文提出如下的建議：

1.技術進步偏向?qū)σ匦实恼驈娀龠M我國產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化。從全國看，繼續(xù)提高資本和勞動技術效率，加快產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化。從地區(qū)協(xié)調(diào)發(fā)展看，由于要素技術效率在促進產(chǎn)業(yè)結構高度化時存在負的空間溢出效應，因而加快地區(qū)產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化和協(xié)調(diào)發(fā)展，既要利用資本和勞動技術效率帶來的正向溢出效應，促進產(chǎn)業(yè)結構合理化，也要轉(zhuǎn)化產(chǎn)業(yè)結構高度化過程中空間溢出的負效應，為技術進步的有效擴散創(chuàng)造條件(包括關聯(lián)地區(qū)的市場環(huán)境、交通物流和配套政策等方面的完善)。

2.充分發(fā)揮技術進步對要素投入的偏向作用，加快要素市場化改革，形成要素價格競爭機制，降低要素流動和配置成本。尤其在疫情防控常態(tài)化的新形勢下，為恢復第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展、促進產(chǎn)業(yè)結構“服務化”，更要重視技術對要素配置和經(jīng)濟復蘇的正向強化作用，通過加快產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化來促進經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。