王 東，羅紅云

（新疆財經(jīng)大學(xué) 財政稅務(wù)學(xué)院，新疆 烏魯木齊 830012）

改革開放四十多年來，中國經(jīng)濟(jì)實現(xiàn)了飛速發(fā)展，經(jīng)濟(jì)總量躍居全球第二，人均收入位居中高收入國家行列，堪稱“中國奇跡”。但是長期以來，中國經(jīng)濟(jì)高速發(fā)展依賴于高投入、高能耗和高污染排放的粗放式經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式，使得經(jīng)濟(jì)發(fā)展結(jié)構(gòu)性矛盾和可持續(xù)性等方面面臨多重挑戰(zhàn)。進(jìn)入新時代以來，中國以新發(fā)展理念為引領(lǐng)，經(jīng)濟(jì)由高速增長轉(zhuǎn)變?yōu)楦哔|(zhì)量發(fā)展，不斷推動經(jīng)濟(jì)發(fā)展的質(zhì)量變革、效率變革和動力變革。黨的二十大報告提出要以中國式現(xiàn)代化全面推進(jìn)中華民族偉大復(fù)興。隨著中國經(jīng)濟(jì)進(jìn)入高質(zhì)量發(fā)展階段，技術(shù)創(chuàng)新成為高質(zhì)量發(fā)展的核心。誘致性技術(shù)創(chuàng)新理論認(rèn)為偏向性技術(shù)進(jìn)步影響高質(zhì)量發(fā)展階段適宜性技術(shù)進(jìn)步路徑選擇，因此，在創(chuàng)新引領(lǐng)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的背景下，探討技術(shù)進(jìn)步偏向性的影響因素對全面理解要素收入分配格局、全要素生產(chǎn)率和經(jīng)濟(jì)可持續(xù)高質(zhì)量發(fā)展具有重要意義。

一、文獻(xiàn)綜述

現(xiàn)有文獻(xiàn)對技術(shù)進(jìn)步偏向性的研究總體上可以劃分為三類：

第一類是對技術(shù)進(jìn)步偏向性指數(shù)的測算。Klump 等(2008)基于歐元區(qū)1970—2005 年數(shù)據(jù)，采用標(biāo)注化系統(tǒng)方程估計了技術(shù)進(jìn)步偏向性，發(fā)現(xiàn)這一階段歐元區(qū)技術(shù)進(jìn)步偏向資本[1]。Sato&Morita(2009)、Jiang 等(2018)均得出相似結(jié)論[2，3]。陳曉玲和連玉君(2013)[4]、王晶晶等(2021)[5]、封永剛和蔣雨彤(2021)[6]等通過CES 生產(chǎn)函數(shù)，采用中國省際相關(guān)數(shù)據(jù)測度了要素替代彈性和技術(shù)進(jìn)步偏向性，發(fā)現(xiàn)中國技術(shù)進(jìn)步偏向資本。

第二類是研究技術(shù)進(jìn)步偏向性的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)以及環(huán)境效應(yīng)。以往學(xué)者基于經(jīng)濟(jì)效應(yīng)和環(huán)境效應(yīng)的考量，分析技術(shù)進(jìn)步偏向性對要素收入份額變動、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化、全要素生產(chǎn)率、產(chǎn)能過剩、能源效率和碳排放等的影響[7-10]。

第三類是對技術(shù)進(jìn)步偏向性影響因素的探討。楊翔等(2019)研究認(rèn)為國際貿(mào)易開放水平和技術(shù)研發(fā)強(qiáng)度是影響技術(shù)進(jìn)步偏向性的典型因素，但并未就其影響機(jī)制進(jìn)行詳細(xì)論證[11]。余東華、崔巖(2019)在研究中，構(gòu)建生產(chǎn)部門和研發(fā)部門兩部門模型進(jìn)行分析，發(fā)現(xiàn)非正式環(huán)境規(guī)制抑制技術(shù)進(jìn)步的資本偏向[12]。李凱杰、王懷民(2021)基于清潔和骯臟兩類中間投入模型，識別了FDI 對技術(shù)進(jìn)步偏向性的影響，認(rèn)為FDI 加劇技術(shù)進(jìn)步資本偏向[13]。

通過以上文獻(xiàn)梳理可知，現(xiàn)有文獻(xiàn)大多關(guān)注對技術(shù)進(jìn)步偏向方向的測度以及其經(jīng)濟(jì)和環(huán)境效應(yīng)，對其成因分析較少；較少關(guān)注財政分權(quán)對技術(shù)進(jìn)步偏向性的影響；研究側(cè)重分析財政分權(quán)、地方政府行為對技術(shù)進(jìn)步的影響，僅把中性技術(shù)進(jìn)步作為研究對象，尚未有文獻(xiàn)將偏向性技術(shù)進(jìn)步進(jìn)行拓展分析。因此，文章基于CES 生產(chǎn)函數(shù)和供給面標(biāo)準(zhǔn)化系統(tǒng)方程，通過廣義三階段非線性最小二乘法測度省級技術(shù)進(jìn)步偏向指數(shù)，運用空間計量等方法和中介效應(yīng)模型探索財政分權(quán)、地方政府行為與技術(shù)進(jìn)步偏向性的內(nèi)在關(guān)聯(lián)、作用機(jī)制與空間外溢性，揭示了中國技術(shù)進(jìn)步偏向較為稀缺的資本要素的內(nèi)在制度激勵，拓展了已有研究成果。

二、理論機(jī)制與研究假設(shè)

財政分權(quán)是指在多級政府體系下中央政府在政府職能、財政收入和財政支出等方面對地方政府的權(quán)力下放，使得地方政府在轄區(qū)或一定范圍內(nèi)擁有一定的財政收入和財政支出自主權(quán)，其本質(zhì)是財政權(quán)力由上級政府向下級政府轉(zhuǎn)移的過程，是財政權(quán)利和義務(wù)在不同層級政府體系中的內(nèi)部分工，是處理中央政府和地方政府以及地方政府之間財政關(guān)系的分權(quán)體制。在以GDP 為主要政績考核指標(biāo)的激勵下，地方政府為追求經(jīng)濟(jì)發(fā)展和財政收入最大化，會采取一系列行為舉措以獲取更多財政收入和地方經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出，地方政府行為是影響要素收入份額和技術(shù)進(jìn)步偏向性的重要因素。具體而言，地方政府可能存在投資偏好、引資競爭和市場分割等多種行為，從不同角度影響技術(shù)進(jìn)步偏向性。

一是地方政府投資偏好行為。財政分權(quán)體制下，地方政府為追求財政收入最大化可能采取一定的趨利行為和投資偏向。國家統(tǒng)計局?jǐn)?shù)據(jù)顯示，中國地方政府支出占財政總支出的比重由1994 年的69.7%提高到2021 年的85.7%，而地方政府收入占財政總收入的比重僅由1994 年的44.3%增長到2021 年的54.8%，財權(quán)與事權(quán)的不對稱性較為明顯。隨著地方政府財政壓力的不斷增大，以及以GDP 為核心的考核激勵和趕超戰(zhàn)略引領(lǐng)下，加大了地方政府短視行為，地方政府在產(chǎn)業(yè)規(guī)劃等方面往往傾向于能夠快速增加地方財政收入的工業(yè)行業(yè)發(fā)展，注重對大型制造業(yè)企業(yè)、房地產(chǎn)業(yè)等第二產(chǎn)業(yè)的大幅度投資，偏向?qū)嵨镔Y本投資，忽視第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展[14]。一方面，第二產(chǎn)業(yè)發(fā)展加大了資本需求，推動了技術(shù)進(jìn)步的資本偏向性；另一方面，由于地方政府大規(guī)模工業(yè)投資甚至是過度的投入，導(dǎo)致工業(yè)發(fā)展出現(xiàn)產(chǎn)能過剩、無效投資、重復(fù)建設(shè)等問題，不利于第二產(chǎn)業(yè)勞動生產(chǎn)率提升，從而降低生產(chǎn)要素向第三產(chǎn)業(yè)流轉(zhuǎn)，進(jìn)而阻礙產(chǎn)業(yè)和經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)升級，導(dǎo)致中國服務(wù)業(yè)發(fā)展相較工業(yè)滯后，不利于增加勞動力需求，進(jìn)一步削弱了勞動要素供給和勞動收入份額，形成勞動節(jié)約型（資本偏向型） 技術(shù)進(jìn)步特征。

二是地方政府引資競爭行為。由于FDI 是資本、技術(shù)、銷售、管理的有機(jī)結(jié)合體，F(xiàn)DI 可以使本地就業(yè)和收入大幅提升，地方政府隨之獲得更加廣泛的稅基和GDP 增長。為實現(xiàn)預(yù)算收入最大化的財政激勵，地方政府不斷加大補(bǔ)貼力度和對FDI 的爭奪，如設(shè)定所得稅減免、城鎮(zhèn)土地使用稅和土地增值稅減免，以及低價出售工業(yè)用地、提供“三通一平”、降低環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度等方式加大對外資的吸引力，形成引資競爭。一方面，F(xiàn)DI 可以較大程度地彌補(bǔ)發(fā)展中國家在國內(nèi)儲蓄不足的情況下所產(chǎn)生的資金缺口，加速了資本形成，擴(kuò)大資本存量，通過資本積累效應(yīng)對經(jīng)濟(jì)增長和技術(shù)進(jìn)步起到促進(jìn)作用。伴隨著中國大規(guī)模投資，F(xiàn)DI 不斷推動資本深化，使得中國工業(yè)化進(jìn)程中的資本積累速度遠(yuǎn)超勞動積累速度，資本積累相較于勞動收入比重增加，推動技術(shù)進(jìn)步資本偏向。另一方面，由于FDI 包含了大量“嵌入式技術(shù)”，跨國公司的技術(shù)溢出有利于在相關(guān)領(lǐng)域的技術(shù)、設(shè)備和工藝等方面填補(bǔ)國內(nèi)空白，后發(fā)國家本土企業(yè)通過復(fù)制、學(xué)習(xí)與模仿跨國公司的技術(shù)，學(xué)習(xí)其先進(jìn)的管理經(jīng)驗獲得后發(fā)利益，形成較強(qiáng)的溢出效應(yīng)，而隨著將發(fā)達(dá)國家的技術(shù)不斷引進(jìn)國內(nèi)，發(fā)達(dá)國家的資本偏向型技術(shù)進(jìn)步特征也隨之跨國傳遞，地方政府競爭行為擴(kuò)大了技術(shù)進(jìn)步偏向性的傳遞效應(yīng)，推動中國省際技術(shù)進(jìn)步的資本偏向性。

三是地方政府市場分割行為。第二代財政分權(quán)理論提出政府與政府官員是“經(jīng)濟(jì)人”的假設(shè)，以“委托—代理”理論為基礎(chǔ)，認(rèn)為地方政府的目標(biāo)函數(shù)更多是追求預(yù)算最大化，地方政府會選擇保護(hù)本地市場，強(qiáng)化地區(qū)間的財政競爭，財政分權(quán)有助于形成“市場保護(hù)型”財政聯(lián)邦制。地方市場分割是各地方政府以謀求本地經(jīng)濟(jì)利益最大化、保護(hù)地方企業(yè)生長、增加地方財政收入和促進(jìn)勞動就業(yè)等為目的，通過推動經(jīng)濟(jì)趕超、主導(dǎo)產(chǎn)業(yè)政策、制造市場壁壘等行政管制手段限制省際資源流動的行為。地方政府的市場分割行為限制了生產(chǎn)要素自由流動，加劇商品和要素市場的扭曲程度，降低資源配置效率。一方面，由于中國資本價格形成機(jī)制受國家調(diào)控，存貸款利率和信貸規(guī)模受經(jīng)濟(jì)發(fā)展影響較大，資本市場存在一定扭曲，盧峰和姚洋(2004)研究認(rèn)為中國正式貸款利率水平較民間非正式貸款利率低50%～100%，且大多流向大型工業(yè)企業(yè)，在資本要素價格扭曲低估情況下，企業(yè)研發(fā)和投入較多偏向使用資本和技術(shù)引進(jìn)，弱化勞動力需求。另一方面，由于勞動力市場存在城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)和地區(qū)分割，人力資本水平提升和空間知識溢出效應(yīng)被大大削弱，不利于勞動收入份額和勞動力資源的配置效率提升，企業(yè)更多使用資本而非勞動力，因此強(qiáng)化了中國技術(shù)進(jìn)步的資本偏向性。基于以上論述，提出以下假設(shè)：

假設(shè)H1：財政分權(quán)推動了技術(shù)進(jìn)步資本偏向性。

假設(shè)H2：財政分權(quán)通過強(qiáng)化地方政府投資偏好、引資競爭和市場分割的中介效應(yīng)促進(jìn)資本偏向型技術(shù)進(jìn)步。

此外，財政分權(quán)是影響地方政府治理的重要因素和影響地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要制度激勵。在以財政分權(quán)和垂直政治管理體制相結(jié)合為主要特征的中國式分權(quán)背景下，地方政府不斷加大博弈競爭，強(qiáng)化資源爭奪力度，積極行動的策略原則成為地方政府的最優(yōu)策略選擇，各地方政府在金融、稅收、土地、工業(yè)用水、產(chǎn)業(yè)政策等方面實施優(yōu)惠與傾斜政策，吸引企業(yè)入駐從而實現(xiàn)經(jīng)濟(jì)快速增長，“經(jīng)濟(jì)建設(shè)型政府”特征凸顯[15]。一是不斷加大大項目、大工程的推進(jìn)與投資力度，擴(kuò)大了技術(shù)進(jìn)步的資本偏向性；二是不斷加強(qiáng)外商直接投資引進(jìn)力度，強(qiáng)化了引資競爭對技術(shù)進(jìn)步資本偏向性的影響效應(yīng)；三是形成市場分割，造成要素市場扭曲，甚至出現(xiàn)以鄰為壑的競爭態(tài)勢，弱化勞動收入份額，進(jìn)一步擴(kuò)大企業(yè)研發(fā)投入的資本偏向。由此可見，財政分權(quán)不僅推動本省份技術(shù)進(jìn)步的資本偏向性，在地方政府競爭和策略互動博弈加劇的情況下，其模仿效應(yīng)和示范效應(yīng)不斷增強(qiáng)，財政分權(quán)對鄰近省份的技術(shù)進(jìn)步資本偏向性亦有較強(qiáng)的空間溢出效應(yīng)，由此提出以下假設(shè)：

假設(shè)H3：財政分權(quán)通過地理空間傳導(dǎo)機(jī)制對鄰近地區(qū)技術(shù)進(jìn)步資本偏向性產(chǎn)生空間溢出效應(yīng)。

三、技術(shù)進(jìn)步偏向性測度及實證模型選擇

1.技術(shù)進(jìn)步偏向性測度

關(guān)于技術(shù)進(jìn)步偏向性的測算方法大致有三種：一是基于隨機(jī)前沿分析方法，構(gòu)建超越對數(shù)生產(chǎn)函數(shù)進(jìn)行測度；二是基于數(shù)據(jù)包絡(luò)分析方法，構(gòu)建DEA 模型和Malmquist 指數(shù)并對技術(shù)進(jìn)步指數(shù)進(jìn)行分解得到；三是基于Hicks 提出的技術(shù)進(jìn)步偏向性概念，采用CEA 生產(chǎn)函數(shù)估計要素替代彈性及計算技術(shù)進(jìn)步偏向性指數(shù)。

由于CES 生產(chǎn)函數(shù)法直接來源于技術(shù)進(jìn)步偏向性概念和學(xué)術(shù)界較為廣泛認(rèn)可標(biāo)準(zhǔn)化供給面系統(tǒng)方法，文章在構(gòu)建CES 生產(chǎn)函數(shù)基礎(chǔ)上，運用標(biāo)準(zhǔn)化供給面系統(tǒng)方法，通過廣義三階段非線性最小二乘法進(jìn)行求解，采用技術(shù)進(jìn)步指數(shù)測度各省份技術(shù)進(jìn)步偏向性。

（1） 要素替代彈性測度

首先構(gòu)建要素替代彈性固定的CES 生產(chǎn)函數(shù)：

其中，Yt代表總產(chǎn)出，Lt代表勞動要素投入，Kt代表資本存量，α 為資本勞動投入分布參數(shù)，σ 為要素替代彈性，At為勞動效率，Bt為資本效率，且At和Bt均滿足指數(shù)增長，即：

其中，A0和B0分別為t0時期勞動和資本要素投入，產(chǎn)出為Y0，a 為勞動增強(qiáng)型技術(shù)進(jìn)步增長率，b 為資本增強(qiáng)型技術(shù)進(jìn)步增長率。進(jìn)一步，按照資本和勞動邊際產(chǎn)出之比等于價格之比，即要素按照其邊際產(chǎn)出獲得報酬原則，在t=t0處對式(1)分別求取Y 對K 和L 的一階偏導(dǎo)，得到：

其中，r 為資本利率，w 為工資率，且α0/(1-α0)=r0K0/w0L0，與式(2)聯(lián)立，可得：

將式(4)代入式(2)，再將結(jié)果代入式(1)，得到標(biāo)準(zhǔn)化CES 生產(chǎn)函數(shù)：

基于CES 函數(shù)的非線性特征，為避免產(chǎn)出水平初始值和要素投入初始值之間的不確定性關(guān)聯(lián)，參照陳曉玲、連玉君(2013)[4]的做法，引入規(guī)模因子ξ，令t0=得到以下標(biāo)準(zhǔn)化系統(tǒng)：

根據(jù)式(6)～(8)，利用中國30 個省份的總產(chǎn)出Yt、勞動力要素投入Lt、資本投入Kt、勞動所得wtLt、資本所得rtKt的相關(guān)數(shù)據(jù)，估算出各省份的規(guī)模因子ξ、整體要素替代彈性σ 和資本勞動投入分布參數(shù)α。

（2） 技術(shù)進(jìn)步偏向性指數(shù)測算

技術(shù)進(jìn)步偏向性指數(shù)計算公式可表示為：

其中，F(xiàn)Kt=?FK/?t，F(xiàn)Lt=?FL/?t，分別代表技術(shù)進(jìn)步引致的資本邊際產(chǎn)出和勞動邊際產(chǎn)出的增量，F(xiàn)Kt/FK、FLt/FL分別代表資本邊際產(chǎn)出和勞動邊際產(chǎn)出的增長率，二者的差值即為技術(shù)進(jìn)步偏向性指數(shù)。如果Dt＞0，表明資本邊際產(chǎn)出的增長率高于勞動邊際產(chǎn)出的增長率，此時稱為技術(shù)進(jìn)步偏向（使用） 資本，即勞動節(jié)約偏向型技術(shù)進(jìn)步；如果Dt＜0，表明資本邊際產(chǎn)出增長率小于勞動邊際產(chǎn)出增長率，此時稱為技術(shù)進(jìn)步偏向（使用） 勞動，即資本節(jié)約偏向型技術(shù)進(jìn)步；如果Dt=0，則稱為技術(shù)進(jìn)步是?？怂怪行缘摹＿M(jìn)一步，將資本增強(qiáng)型技術(shù)進(jìn)步指數(shù)和勞動增強(qiáng)型技術(shù)進(jìn)步指數(shù)看成是t 的函數(shù)，則技術(shù)進(jìn)步偏向性指數(shù)取決于要素替代彈性σ 和增強(qiáng)型技術(shù)進(jìn)步速率a 和b，當(dāng)σ＞1且b＞a，則技術(shù)進(jìn)步屬于資本增強(qiáng)型和資本偏向型；當(dāng)σ＞1 且b＜a，則技術(shù)進(jìn)步屬于勞動增強(qiáng)型和勞動偏向型；當(dāng)σ＜1 且b＞a，則技術(shù)進(jìn)步屬于資本增強(qiáng)型和勞動偏向型；當(dāng)σ＜1 且b＜a，則技術(shù)進(jìn)步屬于勞動增強(qiáng)型和資本偏向型。若σ=1，則無法判斷技術(shù)進(jìn)步偏向。同時為得到各省份年度技術(shù)進(jìn)步偏向性指數(shù)以構(gòu)建面板數(shù)據(jù)模型，參照余東華和崔巖(2019)[12]的做法，基于技術(shù)進(jìn)步速率指數(shù)，測度省份技術(shù)進(jìn)步增長率：

其中，y=Y/L 表示人均產(chǎn)出水平，z=Y/K 表示單位資本產(chǎn)出水平，將通過標(biāo)準(zhǔn)面系統(tǒng)估計出的要素替代彈性代入上式，并結(jié)合式(9)計算出各年份省際技術(shù)進(jìn)步偏向性指數(shù)。

（3） 指標(biāo)及數(shù)據(jù)處理

文章選取2000—2021 年省級面板數(shù)據(jù)，總產(chǎn)出采用收入法核算地區(qū)生產(chǎn)總值衡量，部分年份缺失數(shù)據(jù)采用遞推法補(bǔ)充，資本收入和勞動收入借鑒王晶晶等(2021)[5]的研究方法，價格指數(shù)以2000 年為基期（2000 年=100） 轉(zhuǎn)化為實際收入，數(shù)據(jù)來源于歷年的《中國統(tǒng)計年鑒》和各地區(qū)統(tǒng)計年鑒。勞動要素投入采用各省份年末就業(yè)人數(shù)表示，數(shù)據(jù)來源于各省份統(tǒng)計年鑒。資本存量參考張軍等(2004)[16]的做法，采用永續(xù)盤存法估算各省份2000—2021 年的資本存量，計算公式為Kit=Kit-1(1-δit)+Iit，其中，當(dāng)年投資I 取固定資本形成總額，折舊率取9.6%，數(shù)據(jù)來源于各省份統(tǒng)計年鑒。工資率采用勞動報酬與年末就業(yè)人數(shù)的比值表示。資本租金采用資本所得與資本存量比值表示。

2.模型設(shè)定與變量說明

（1） 模型設(shè)定

文章選取中國30 個省份（西藏和港澳臺地區(qū)除外） 2000—2021 年相關(guān)數(shù)據(jù)，實證檢驗財政分權(quán)對技術(shù)進(jìn)步偏向性的影響及其作用機(jī)制，構(gòu)建以下基準(zhǔn)回歸模型：

其中，Dit代表各省份年度技術(shù)進(jìn)步偏向性指數(shù)，F(xiàn)DIit為各省份引進(jìn)外資情況，F(xiàn)ISit為財政分權(quán)度，Controlit為一系列控制變量，包括對外貿(mào)易水平(OPEN)、環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度(RUG)、國有經(jīng)濟(jì)比重(SEI)、人均GDP 水平(PGDP)和研發(fā)支出(RD)。εit為隨機(jī)擾動項。

其次，為了檢驗地方政府行為在財政分權(quán)影響技術(shù)進(jìn)步偏向性中是否存在中介效應(yīng)，借鑒溫忠麟、葉寶娟(2014)[17]的研究，構(gòu)建如下中介機(jī)制檢驗?zāi)Ｐ停?/p>

式(12)研究的是財政分權(quán)對地方政府行為的影響，式(13)研究的是財政分權(quán)、地方政府行為對技術(shù)進(jìn)步偏向性的影響，Mit為中介變量，包括地方政府投資偏好行為、引資競爭行為和市場分割行為，分別用第二產(chǎn)業(yè)增加值占GDP 比重(INDU)、外商直接投資占GDP 比重(FDI)和市場分割度(SEG)表示。若式(11)中系數(shù)α1顯著，則說明財政分權(quán)對技術(shù)進(jìn)步偏向性具有顯著影響；若式(12)和式(13)中系數(shù)β1、γ2同時顯著，則說明地方政府行為是財政分權(quán)影響技術(shù)進(jìn)步偏向性的中介變量；如果γ1不顯著，則說明地方政府行為為完全中介變量，即財政分權(quán)完全通過地方政府行為影響技術(shù)進(jìn)步偏向性；如果γ1顯著且γ1小于β1，則說明技術(shù)創(chuàng)新為部分中介變量，即財政分權(quán)通過部分地方政府行為影響技術(shù)進(jìn)步偏向性；當(dāng)β1γ2與γ1同號，則說明地方政府行為為同向中介效應(yīng)，反之則為反向中介效應(yīng)。

（2） 變量說明

第一，被解釋變量。

以技術(shù)進(jìn)步偏向性(D)為被解釋變量，基于前文計算中國30個省份的技術(shù)偏向性指數(shù)。

第二，核心解釋變量。

以財政分權(quán)(FIS)為核心解釋變量，采用財政收入分權(quán)度衡量，用人均地方本級收入與人均中央財政收入和人均地方本級收入之和的比重表示。

第三，中介變量。

地方政府投資偏好行為(INDU)。GDP 為核心的績效考核下，地方政府加大投資力度，助推第二產(chǎn)業(yè)加速發(fā)展，強(qiáng)化了企業(yè)資本需求，對技術(shù)進(jìn)步偏向性具有較大影響，采用第二產(chǎn)業(yè)增加值占GDP 比重表示。

地方政府引資競爭行為(FDI)。用各省份外商投資額占GDP比重表示，參照年度平均匯率轉(zhuǎn)化為人民幣計算。

地方政府市場分割行為(SEG)。市場分割的測量參照劉志彪、孔令池(2021)[18]的研究方法，選取分地區(qū)的商品零售價格指數(shù)、固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)和職工平均實際工資指數(shù)的相對價格變動方差分別測算商品市場、資本品市場和勞動力市場的分割程度。

第四，控制變量。

對外貿(mào)易(OPEN)：采用進(jìn)出口總額占GDP 的比重表示；環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度(RUG)：采用工業(yè)污染治理投資額占GDP 的比重表示；國有經(jīng)濟(jì)比重(SEI)：采用國有經(jīng)濟(jì)產(chǎn)值占總產(chǎn)值的比重表示；人均GDP 水平(PGDP)：采用地區(qū)生產(chǎn)總值與地區(qū)總?cè)丝诘谋戎乇硎荆谎邪l(fā)支出(RD)：采用R&D 內(nèi)部經(jīng)費占GDP 比重表示。

各變量數(shù)據(jù)來源于歷年《中國統(tǒng)計年鑒》 《中國財政統(tǒng)計年鑒》 《中國環(huán)境統(tǒng)計年鑒》 《中國工業(yè)統(tǒng)計年鑒》及各省份統(tǒng)計年鑒，變量描述性統(tǒng)計如表1 所示。

表1 變量描述性統(tǒng)計

四、實證結(jié)果

1.技術(shù)進(jìn)步偏向性測度結(jié)果分析

文章通過可行廣義三階段非線性最小二乘估計方法對式(6)～(8)的標(biāo)準(zhǔn)化系統(tǒng)進(jìn)行估計，參照郭凱明和羅敏(2021)[19]的研究方法，設(shè)置ξ、a、b 的初始值分別為1、0.0001 和0.0002，σ的初始值設(shè)定為0.02。首先得到中國各省份2000—2021 年的要素替代彈性σ、勞動增強(qiáng)型技術(shù)進(jìn)步增長率a 以及資本增強(qiáng)型技術(shù)進(jìn)步增長率b，經(jīng)計算2000—2021 年全國要素替代彈性均值為0.8813，與已有學(xué)者估計的中國1978—2017 要素替代彈性0.8851 的結(jié)果相近[11]，說明中國2000—2021 年資本勞動替代彈性總體上表現(xiàn)出互補(bǔ)關(guān)系。表2 顯示了各省份根據(jù)σ、a、b 判斷的技術(shù)進(jìn)步偏向類型。

表2 中國省際技術(shù)進(jìn)步偏向類型分布

從表2 中可見，中國大部分省份技術(shù)進(jìn)步偏向資本，進(jìn)一步將要素替代彈性σ、人均產(chǎn)出水平y(tǒng) 和單位資本產(chǎn)出水平z代入式(10)，可得到中國30 個省份年度增強(qiáng)型技術(shù)進(jìn)步速率at和bt，將其代入技術(shù)進(jìn)步偏向性指數(shù)式(9)，進(jìn)而得出各省份的技術(shù)進(jìn)步偏向指數(shù)。

2.實證結(jié)果分析

（1） 基準(zhǔn)回歸結(jié)果

首先，在固定個體效應(yīng)和時間效應(yīng)的基礎(chǔ)上對式(11)進(jìn)行基準(zhǔn)回歸，回歸結(jié)果如表3 所示，首先，財政分權(quán)對技術(shù)進(jìn)步偏向性影響系數(shù)為0.236，在5%水平上顯著為正，說明財政分權(quán)促進(jìn)了技術(shù)進(jìn)步資本偏向，假設(shè)H1 得到驗證。其次，從控制變量看，對外貿(mào)易和人均GDP 水平的提高對資本偏向型技術(shù)進(jìn)步具有抑制作用，隨著地區(qū)經(jīng)濟(jì)和貿(mào)易水平的不斷提升，地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)不斷升級，產(chǎn)業(yè)融合程度不斷增加，促進(jìn)了地區(qū)技術(shù)進(jìn)步偏向勞動，有利于勞動收入份額提升，而研發(fā)投入對技術(shù)進(jìn)步偏向性影響顯著為正，說明R&D 投入有利于推動技術(shù)進(jìn)步偏向資本，可能原因是研發(fā)投入水平的不斷提高使得科技資源在重大核心技術(shù)上不斷實現(xiàn)新的突破，強(qiáng)化了資本邊際生產(chǎn)率，推動技術(shù)進(jìn)步偏向資本。環(huán)境規(guī)制和國有經(jīng)濟(jì)占比對技術(shù)進(jìn)步偏向性影響系數(shù)為負(fù)，但均不顯著，一方面環(huán)境規(guī)制促進(jìn)了企業(yè)綠色轉(zhuǎn)型升級，加快企業(yè)創(chuàng)新能力和人力資本需求，從而提高勞動力工資水平，價格效應(yīng)下企業(yè)偏向于提高昂貴生產(chǎn)要素的邊際效率，擴(kuò)大了勞動邊際產(chǎn)出效率，從而抑制技術(shù)進(jìn)步偏向資本；另一方面，隨著中國國有企業(yè)改革不斷推進(jìn)，大型國有企業(yè)尤其是制造業(yè)企業(yè)不斷提升效率，制造業(yè)和工業(yè)技術(shù)水平不斷提升，自動化資本化水平不斷加大，使得大量勞動力向生產(chǎn)率進(jìn)步較慢、供給較為不足和價格較高的服務(wù)業(yè)部門流動，勞動需求和勞動效率增速會大幅提升，技術(shù)進(jìn)步的資本偏向性將有所弱化。

表3 財政分權(quán)對技術(shù)進(jìn)步影響的基準(zhǔn)回歸結(jié)果

（2） 中介效應(yīng)檢驗回歸結(jié)果

為進(jìn)一步檢驗地方政府行為在財政分權(quán)影響技術(shù)進(jìn)步偏向性的中介傳導(dǎo)機(jī)制，采用中介效應(yīng)模型進(jìn)行檢驗，中介效應(yīng)模型第一步即對式(11)進(jìn)行回歸，回歸結(jié)果列于表3，由于第一步回歸結(jié)果顯著，因此進(jìn)行第二步回歸和第三步檢驗，即對式(12)和式(13)進(jìn)行檢驗，表4 列示了中介效應(yīng)檢驗回歸結(jié)果，在地方政府投資偏好行為中介效應(yīng)第二步檢驗中，財政分權(quán)對第二產(chǎn)業(yè)比重的影響系數(shù)在1%水平上顯著為正，系數(shù)值為0.843，說明財政分權(quán)推動了地方政府投資行為向第二產(chǎn)業(yè)偏向，進(jìn)而將財政分權(quán)和地方政府投資偏好行為同時納入模型，檢驗其對技術(shù)進(jìn)步偏向性的影響?；貧w結(jié)果顯示，第三步檢驗中第二產(chǎn)業(yè)占比對技術(shù)進(jìn)步偏向性的影響系數(shù)為0.301，在10%水平上顯著為正，而財政分權(quán)回歸系數(shù)為0.234，小于第一步回歸系數(shù)0.236，但不顯著，說明地方政府投資偏好行為為完全中介效應(yīng)，財政分權(quán)完全通過地方政府對第二產(chǎn)業(yè)投資偏好行為促進(jìn)技術(shù)進(jìn)步資本偏向性。同理，在引資競爭和市場分割中介效應(yīng)檢驗中財政分權(quán)對外商直接投資占比和市場分割度的影響系數(shù)均在5%水平上顯著為正，系數(shù)值分別為0.065 和0.563，說明財政分權(quán)確實促進(jìn)了地方政府的引資競爭和市場分割。第三步回歸結(jié)果顯示，外商直接投資占比和市場分割度對技術(shù)進(jìn)步偏向性指數(shù)的影響系數(shù)分別為0.431 和0.157，分別在5%和1%水平上顯著，財政分權(quán)對技術(shù)進(jìn)步偏向性指數(shù)的回歸系數(shù)分別為0.199 和0.171，均小于第一步回歸系數(shù)，且均在5%水平上顯著，說明地方政府引資競爭行為和市場分割行為是財政分權(quán)影響技術(shù)進(jìn)步偏向性的中介變量，為部分中介效應(yīng)，中介效應(yīng)占比分別為11.9%和37.5%，即財政分權(quán)部分通過地方政府引資競爭行為和市場分割行為促進(jìn)技術(shù)進(jìn)步偏向資本。以上中介效應(yīng)檢驗結(jié)果表明，財政分權(quán)體制下，地方政府為發(fā)展本轄區(qū)經(jīng)濟(jì)存在策略競爭行為，并通過主導(dǎo)產(chǎn)業(yè)投資、吸引外資以及市場分割行為推動了地區(qū)技術(shù)進(jìn)步偏向使用資本，進(jìn)而形成資本偏向型技術(shù)進(jìn)步特征，假設(shè)H2 得以驗證。

表4 中介效應(yīng)檢驗回歸結(jié)果

（3） 穩(wěn)健性檢驗

第一，替換財政分權(quán)指標(biāo)。以財政支出分權(quán)度作為替換指標(biāo)，用人均地方本級支出與人均中央財政支出和人均地方本級支出之和的比重表示。表5 列示了穩(wěn)健性檢驗結(jié)果，與基準(zhǔn)回歸模型及中介效應(yīng)模型檢驗結(jié)果一致，估計系數(shù)均顯著為正，說明財政分權(quán)對資本偏向型技術(shù)進(jìn)步起到顯著的正向促進(jìn)作用，進(jìn)一步說明了基準(zhǔn)回歸具有一定的穩(wěn)健性。中介效應(yīng)檢驗?zāi)Ｐ椭?，地方政府投資偏好行為仍具有顯著的完全中介效應(yīng)，引資競爭行為和市場分割行為均具有顯著的部分中介效應(yīng)，中介效應(yīng)占比分別為13.5%和12.1%，與上文結(jié)果基本一致，式(11)～式(13)的回歸結(jié)果具有穩(wěn)健性，說明無論財政收入分權(quán)還是財政支出分權(quán)均加劇了地方政府間的財政競爭，在財政收入和支出責(zé)任不匹配的情況下，為推動地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展會采取主導(dǎo)投資、加大引資力度和市場分割等行為維護(hù)地方經(jīng)濟(jì)發(fā)展，進(jìn)而造成技術(shù)進(jìn)步偏向資本。

表5 基于財政分權(quán)指標(biāo)替換的穩(wěn)健性檢驗

第二，內(nèi)生性檢驗。由于模型回歸結(jié)果可能受內(nèi)生性因素導(dǎo)致回歸偏誤，同時考慮到技術(shù)進(jìn)步偏向性可能存在時間依賴和跨期影響效應(yīng)，文章運用系統(tǒng)GMM模型進(jìn)行動態(tài)面板估計，將被解釋變量的一階滯后項作為工具變量，內(nèi)生性檢驗結(jié)果如表6 所示，基準(zhǔn)回歸中財政分權(quán)回歸系數(shù)仍然顯著為正，中介效應(yīng)檢驗結(jié)果跟前文一致，模型檢驗結(jié)果顯示，擾動項的差分存在一階自相關(guān)，但不存在二階自相關(guān)，原假設(shè)成立，此外，Sargan 檢驗對應(yīng)的P 值均大于0.5，說明GMM回歸不存在過度識別問題，模型結(jié)果是可靠的，再次說明財政分權(quán)對技術(shù)進(jìn)步具有促進(jìn)作用，進(jìn)一步證明上述基準(zhǔn)回歸結(jié)果是穩(wěn)健的。

表6 基于GMM 模型的內(nèi)生性檢驗

（4） 空間溢出效應(yīng)檢驗結(jié)果

財政是國家治理的基礎(chǔ)和重要支柱，新時代財政體制已由傳統(tǒng)的經(jīng)濟(jì)范疇提升為國家治理范疇，勢必會對國家治理的全過程和各個領(lǐng)域產(chǎn)生深刻影響，長期以來，在以GDP 為核心的晉升考核激勵下，為獲得財政收入最大化目標(biāo)，財政分權(quán)體制下，地方政府存在較強(qiáng)的市場干預(yù)和地區(qū)競爭行為，且由于地方政府行為存在較強(qiáng)的模仿效應(yīng)和示范效應(yīng)，導(dǎo)致地方政府策略選擇和競爭行為存在互動和趨同，進(jìn)而對地區(qū)技術(shù)進(jìn)步偏向性的影響會產(chǎn)生一定的空間溢出效應(yīng)，傳統(tǒng)的面板數(shù)據(jù)模型無法刻畫和揭示變量間的空間作用機(jī)制[20]，因此構(gòu)建式(15)所示的空間杜賓模型以探索財政分權(quán)促進(jìn)技術(shù)進(jìn)步資本偏向的空間溢出特征：

其中，W 為n×n 維空間權(quán)重矩陣，為進(jìn)一步驗證空間效應(yīng)回歸結(jié)果的穩(wěn)健性，依次構(gòu)建地理距離空間權(quán)重矩陣W1、鄰接權(quán)重矩陣W2和經(jīng)濟(jì)距離權(quán)重矩陣W3對式(15)進(jìn)行空間計量分析，Dit代表各省份年度技術(shù)進(jìn)步偏向性指數(shù)，F(xiàn)ISit為財政分權(quán)度，Xit為一系列控制變量，控制變量選取與上文基準(zhǔn)回歸模型一致，β 為回歸系數(shù)，ρ 為因變量空間滯后項系數(shù)，θ 為空間交互項系數(shù)，ε 是服從獨立同分布的隨機(jī)干擾項。

空間效應(yīng)檢驗結(jié)果如表7 所示，采用拉格朗日乘數(shù)檢驗和穩(wěn)健拉格朗日乘數(shù)檢驗計算的非空間面板數(shù)據(jù)模型的殘差所服從的分布，LM空間誤差和LM空間滯后的統(tǒng)計量具有同時顯著的特征，即LM檢驗結(jié)果支持空間自相關(guān)模型(SAR)和空間誤差模型(SEM)，進(jìn)一步進(jìn)行Wald 檢驗判斷，Wald 內(nèi)生變量空間滯后統(tǒng)計量和Wald 空間誤差自回歸統(tǒng)計量檢驗分別在5%和1%水平上顯著，說明相較于SAR 和SEM 模型來說，SDM 模型具有更好的擬合效果，空間杜賓模型設(shè)定較為合理。

表7 財政分權(quán)對技術(shù)進(jìn)步偏向性影響的空間效應(yīng)檢驗

根據(jù)表7 空間效應(yīng)檢驗結(jié)果可知，財政分權(quán)系數(shù)均在5%水平上顯著為正，說明財政分權(quán)對技術(shù)進(jìn)步偏向性具有顯著的促進(jìn)作用，財政分權(quán)度的提升強(qiáng)化了資本偏向型技術(shù)進(jìn)步。個體和時間雙固定效應(yīng)模型下的空間交互項系數(shù)θ 均顯著為負(fù)，說明財政分權(quán)對技術(shù)進(jìn)步偏向性影響的空間溢出效應(yīng)明顯，財政分權(quán)能夠通過地理空間傳導(dǎo)機(jī)制對鄰近地區(qū)技術(shù)進(jìn)步資本偏向性產(chǎn)生弱化作用，即財政分權(quán)對技術(shù)進(jìn)步偏向性影響的本地效應(yīng)和鄰地效應(yīng)具有異質(zhì)性，可能的原因是在地方政府不斷加大行政干預(yù)和地區(qū)競爭的情況下，部分地區(qū)的資本需求相對鄰近地區(qū)增大使得本地資本供給相對下降，進(jìn)而弱化其技術(shù)進(jìn)步的資本偏向性，強(qiáng)化技術(shù)進(jìn)步的勞動偏向性。空間計量模型中的空間項系數(shù)ρ 也均呈現(xiàn)較高的顯著性，不同空間權(quán)重矩陣下，空間滯后被解釋變量系數(shù)在1%水平上顯著，說明本省份的技術(shù)進(jìn)步偏向性會受到鄰近省份的影響，說明區(qū)域技術(shù)進(jìn)步偏向存在一定的示范與模仿效應(yīng)，相鄰地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展策略和地方政府行為具有一定空間溢出效應(yīng)，不同權(quán)重矩陣模型回歸結(jié)果具有一致性，說明回歸結(jié)果穩(wěn)健可靠，驗證了前文假設(shè)H3。

五、結(jié)論及政策啟示

1.主要結(jié)論

文章基于CES 生產(chǎn)函數(shù)，運用標(biāo)準(zhǔn)化供給面系統(tǒng)和可行廣義三階段非線性最小二乘法估計了中國30 個省份2000—2021年的技術(shù)進(jìn)步偏向性指數(shù)，在此基礎(chǔ)上運用中介效應(yīng)模型、空間杜賓模型實證檢驗了財政分權(quán)對技術(shù)進(jìn)步偏向性的影響、作用機(jī)制和空間溢出效應(yīng)，探討了技術(shù)進(jìn)步偏向性形成的內(nèi)在制度激勵，拓展了已有研究成果。研究結(jié)果發(fā)現(xiàn)：中國各省份技術(shù)進(jìn)步偏向性整體上偏向資本；財政分權(quán)通過地方政府投資偏好、引資競爭和市場分割行為的中介效應(yīng)促進(jìn)技術(shù)進(jìn)步資本偏向性，其中地方政府投資偏好行為具有完全中介效應(yīng)，地方政府引資競爭和市場分割行為具有部分中介效應(yīng)；由于區(qū)域技術(shù)進(jìn)步偏向性存在一定的模仿效應(yīng)與示范效應(yīng)，相鄰地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展策略和地方政府行為具有一定空間溢出效應(yīng)，財政分權(quán)能夠通過地理空間傳導(dǎo)機(jī)制對鄰近地區(qū)技術(shù)進(jìn)步資本偏向性產(chǎn)生重要影響，財政分權(quán)對技術(shù)進(jìn)步偏向性影響的本地效應(yīng)和鄰地效應(yīng)具有異質(zhì)性，財政分權(quán)促進(jìn)了本地區(qū)技術(shù)進(jìn)步資本偏向性，但弱化了鄰近地區(qū)技術(shù)進(jìn)步的資本偏向性。

2.政策啟示

以上研究結(jié)論有著重要的政策啟示：一是進(jìn)一步優(yōu)化財政分權(quán)體制，合理劃分財政事權(quán)和支出責(zé)任，完善地方政府財權(quán)和事權(quán)相匹配，擴(kuò)大地方稅權(quán)，降低地方政府“為增長而競爭”下的行為扭曲和資源錯配，提高技術(shù)創(chuàng)新、公共服務(wù)等指標(biāo)在地方政府官員考核體系中的權(quán)重，提高對就業(yè)、民生等方面的關(guān)注度，促進(jìn)資本、技術(shù)、人才等生產(chǎn)要素自由流動，逐步提高勞動收入份額。二是加大科技研發(fā)投入和人才培養(yǎng)力度，繼續(xù)推進(jìn)科技體制改革，營造良好的科研創(chuàng)新環(huán)境，堅持產(chǎn)學(xué)研用互融互通的創(chuàng)新之路，激發(fā)勞動者創(chuàng)新活力，創(chuàng)造人力資本紅利，加快提升勞動生產(chǎn)率，采用與中國要素稟賦相適宜的自主創(chuàng)新方式推動技術(shù)進(jìn)步，推動科技自立自強(qiáng)，加快推進(jìn)創(chuàng)新型國家建設(shè)。三是加快推進(jìn)制造業(yè)強(qiáng)國建設(shè)，提升工業(yè)自動化、數(shù)字化轉(zhuǎn)型，進(jìn)一步推進(jìn)對外開放，優(yōu)化外商投資結(jié)構(gòu)，積極引導(dǎo)地方政府對現(xiàn)代服務(wù)業(yè)及第三產(chǎn)業(yè)的布局和傾斜力度，使其更加有利于勞動要素。