王 東，羅紅云

（新疆財(cái)經(jīng)大學(xué) 財(cái)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(shí)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(shí)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(dòng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的質(zhì)量變革、效率變革和動(dòng)力變革。黨的二十大報(bào)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(duì)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(duì)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(duì)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(jì)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(duì)要素收入份額變動(dòng)、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(duì)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(shí)別了FDI 對(duì)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(duì)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(duì)其成因分析較少；較少關(guān)注財(cái)政分權(quán)對(duì)技術(shù)進(jìn)步偏向性的影響；研究側(cè)重分析財(cái)政分權(quán)、地方政府行為對(duì)技術(shù)進(jìn)步的影響，僅把中性技術(shù)進(jìn)步作為研究對(duì)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(jí)技術(shù)進(jìn)步偏向指數(shù)，運(yùn)用空間計(jì)量等方法和中介效應(yīng)模型探索財(cái)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(lì)，拓展了已有研究成果。

二、理論機(jī)制與研究假設(shè)

財(cái)政分權(quán)是指在多級(jí)政府體系下中央政府在政府職能、財(cái)政收入和財(cái)政支出等方面對(duì)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(cái)政收入和財(cái)政支出自主權(quán)，其本質(zhì)是財(cái)政權(quán)力由上級(jí)政府向下級(jí)政府轉(zhuǎn)移的過程，是財(cái)政權(quán)利和義務(wù)在不同層級(jí)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(cái)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(lì)下，地方政府為追求經(jīng)濟(jì)發(fā)展和財(cái)政收入最大化，會(huì)采取一系列行為舉措以獲取更多財(cái)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(cái)政分權(quán)體制下，地方政府為追求財(cái)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(jì)局?jǐn)?shù)據(jù)顯示，中國地方政府支出占財(cái)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(cái)政總收入的比重僅由1994 年的44.3%增長到2021 年的54.8%，財(cái)權(quán)與事權(quán)的不對(duì)稱性較為明顯。隨著地方政府財(cái)政壓力的不斷增大，以及以GDP 為核心的考核激勵(lì)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(cái)政收入的工業(yè)行業(yè)發(fā)展，注重對(duì)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(dòng)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(dòng)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(jí)，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(dòng)力需求，進(jìn)一步削弱了勞動(dòng)要素供給和勞動(dòng)收入份額，形成勞動(dòng)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(shí)現(xiàn)預(yù)算收入最大化的財(cái)政激勵(lì)，地方政府不斷加大補(bǔ)貼力度和對(duì)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(jià)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(duì)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(chǔ)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(duì)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(dòng)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(dòng)積累速度，資本積累相較于勞動(dòng)收入比重增加，推動(dòng)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(yàn)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(dòng)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(cái)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(huì)選擇保護(hù)本地市場，強(qiáng)化地區(qū)間的財(cái)政競爭，財(cái)政分權(quán)有助于形成“市場保護(hù)型”財(cái)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(cái)政收入和促進(jìn)勞動(dòng)就業(yè)等為目的，通過推動(dòng)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(dòng)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(dòng)，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(jià)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(jià)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(dòng)力需求。另一方面，由于勞動(dòng)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(shí)溢出效應(yīng)被大大削弱，不利于勞動(dòng)收入份額和勞動(dòng)力資源的配置效率提升，企業(yè)更多使用資本而非勞動(dòng)力，因此強(qiáng)化了中國技術(shù)進(jìn)步的資本偏向性?；谝陨险撌?，提出以下假設(shè)：

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

假設(shè)H2：財(cái)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(cái)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(lì)。在以財(cái)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(dòng)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(shí)施優(yōu)惠與傾斜政策，吸引企業(yè)入駐從而實(shí)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(xiàng)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(duì)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(dòng)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(cái)政分權(quán)不僅推動(dòng)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(dòng)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(cái)政分權(quán)對(duì)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(cái)政分權(quán)通過地理空間傳導(dǎo)機(jī)制對(duì)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(shí)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(duì)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(duì)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(jì)要素替代彈性及計(jì)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(yùn)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(dòng)要素投入，Kt代表資本存量，α 為資本勞動(dòng)投入分布參數(shù)，σ 為要素替代彈性，At為勞動(dòng)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(shí)期勞動(dòng)和資本要素投入，產(chǎn)出為Y0，a 為勞動(dòng)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(dòng)邊際產(chǎn)出之比等于價(jià)格之比，即要素按照其邊際產(chǎn)出獲得報(bào)酬原則，在t=t0處對(duì)式(1)分別求取Y 對(duì)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(gè)省份的總產(chǎn)出Yt、勞動(dòng)力要素投入Lt、資本投入Kt、勞動(dòng)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(dòng)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(jì)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(dòng)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(dòng)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(dòng)邊際產(chǎn)出的增長率，此時(shí)稱為技術(shù)進(jìn)步偏向（使用） 資本，即勞動(dòng)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(dòng)邊際產(chǎn)出增長率，此時(shí)稱為技術(shù)進(jìn)步偏向（使用） 勞動(dòng)，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(dòng)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(dòng)增強(qiáng)型和勞動(dòng)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(dòng)偏向型；當(dāng)σ＜1 且b＜a，則技術(shù)進(jìn)步屬于勞動(dòng)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(shí)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(jì)出的要素替代彈性代入上式，并結(jié)合式(9)計(jì)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(jí)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(dòng)收入借鑒王晶晶等(2021)[5]的研究方法，價(jià)格指數(shù)以2000 年為基期（2000 年=100） 轉(zhuǎn)化為實(shí)際收入，數(shù)據(jù)來源于歷年的《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》和各地區(qū)統(tǒng)計(jì)年鑒。勞動(dòng)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(jì)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(jì)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(jì)年鑒。工資率采用勞動(dòng)報(bào)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(gè)省份（西藏和港澳臺(tái)地區(qū)除外） 2000—2021 年相關(guān)數(shù)據(jù)，實(shí)證檢驗(yàn)財(cái)政分權(quán)對(duì)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(cái)政分權(quán)度，Controlit為一系列控制變量，包括對(duì)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(dòng)項(xiàng)。

其次，為了檢驗(yàn)地方政府行為在財(cái)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(yàn)?zāi)Ｐ停?/p>

式(12)研究的是財(cái)政分權(quán)對(duì)地方政府行為的影響，式(13)研究的是財(cái)政分權(quán)、地方政府行為對(duì)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(cái)政分權(quán)對(duì)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(shí)顯著，則說明地方政府行為是財(cái)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(cái)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(cái)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(hào)，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(jì)算中國30個(gè)省份的技術(shù)偏向性指數(shù)。

第二，核心解釋變量。

以財(cái)政分權(quán)(FIS)為核心解釋變量，采用財(cái)政收入分權(quán)度衡量，用人均地方本級(jí)收入與人均中央財(cái)政收入和人均地方本級(jí)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(duì)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(jì)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(jià)格指數(shù)、固定資產(chǎn)投資價(jià)格指數(shù)和職工平均實(shí)際工資指數(shù)的相對(duì)價(jià)格變動(dòng)方差分別測算商品市場、資本品市場和勞動(dòng)力市場的分割程度。

第四，控制變量。

對(duì)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?；研發(fā)支出(RD)：采用R&D 內(nèi)部經(jīng)費(fèi)占GDP 比重表示。

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

表1 變量描述性統(tǒng)計(jì)

四、實(shí)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(jì)方法對(duì)式(6)～(8)的標(biāo)準(zhǔn)化系統(tǒng)進(jìn)行估計(jì)，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(dòng)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(jì)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(jì)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(dòng)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(gè)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(shí)證結(jié)果分析

（1） 基準(zhǔn)回歸結(jié)果

首先，在固定個(gè)體效應(yīng)和時(shí)間效應(yīng)的基礎(chǔ)上對(duì)式(11)進(jìn)行基準(zhǔn)回歸，回歸結(jié)果如表3 所示，首先，財(cái)政分權(quán)對(duì)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(cái)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(yàn)證。其次，從控制變量看，對(duì)外貿(mào)易和人均GDP 水平的提高對(duì)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(jí)，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(dòng)，有利于勞動(dòng)收入份額提升，而研發(fā)投入對(duì)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(dòng)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(shí)現(xiàn)新的突破，強(qiáng)化了資本邊際生產(chǎn)率，推動(dòng)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(duì)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(jí)，加快企業(yè)創(chuàng)新能力和人力資本需求，從而提高勞動(dòng)力工資水平，價(jià)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(dòng)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(dòng)化資本化水平不斷加大，使得大量勞動(dòng)力向生產(chǎn)率進(jìn)步較慢、供給較為不足和價(jià)格較高的服務(wù)業(yè)部門流動(dòng)，勞動(dòng)需求和勞動(dòng)效率增速會(huì)大幅提升，技術(shù)進(jìn)步的資本偏向性將有所弱化。

表3 財(cái)政分權(quán)對(duì)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(yàn)回歸結(jié)果

為進(jìn)一步檢驗(yàn)地方政府行為在財(cái)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(yàn)，中介效應(yīng)模型第一步即對(duì)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(yàn)，即對(duì)式(12)和式(13)進(jìn)行檢驗(yàn)，表4 列示了中介效應(yīng)檢驗(yàn)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(yàn)中，財(cái)政分權(quán)對(duì)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(cái)政分權(quán)推動(dòng)了地方政府投資行為向第二產(chǎn)業(yè)偏向，進(jìn)而將財(cái)政分權(quán)和地方政府投資偏好行為同時(shí)納入模型，檢驗(yàn)其對(duì)技術(shù)進(jìn)步偏向性的影響?；貧w結(jié)果顯示，第三步檢驗(yàn)中第二產(chǎn)業(yè)占比對(duì)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(cái)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(cái)政分權(quán)完全通過地方政府對(duì)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(yàn)中財(cái)政分權(quán)對(duì)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(cái)政分權(quán)確實(shí)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(duì)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(cái)政分權(quán)對(duì)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(cái)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(cái)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(yàn)結(jié)果表明，財(cái)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(dòng)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(yàn)證。

表4 中介效應(yīng)檢驗(yàn)回歸結(jié)果

（3） 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

第一，替換財(cái)政分權(quán)指標(biāo)。以財(cái)政支出分權(quán)度作為替換指標(biāo)，用人均地方本級(jí)支出與人均中央財(cái)政支出和人均地方本級(jí)支出之和的比重表示。表5 列示了穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果，與基準(zhǔn)回歸模型及中介效應(yīng)模型檢驗(yàn)結(jié)果一致，估計(jì)系數(shù)均顯著為正，說明財(cái)政分權(quán)對(duì)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(yàn)?zāi)Ｐ椭校胤秸顿Y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(cái)政收入分權(quán)還是財(cái)政支出分權(quán)均加劇了地方政府間的財(cái)政競爭，在財(cái)政收入和支出責(zé)任不匹配的情況下，為推動(dòng)地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展會(huì)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(cái)政分權(quán)指標(biāo)替換的穩(wěn)健性檢驗(yàn)

第二，內(nèi)生性檢驗(yàn)。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(shí)考慮到技術(shù)進(jìn)步偏向性可能存在時(shí)間依賴和跨期影響效應(yīng)，文章運(yùn)用系統(tǒng)GMM模型進(jìn)行動(dòng)態(tài)面板估計(jì)，將被解釋變量的一階滯后項(xiàng)作為工具變量，內(nèi)生性檢驗(yàn)結(jié)果如表6 所示，基準(zhǔn)回歸中財(cái)政分權(quán)回歸系數(shù)仍然顯著為正，中介效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果跟前文一致，模型檢驗(yàn)結(jié)果顯示，擾動(dòng)項(xiàng)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(yàn)對(duì)應(yīng)的P 值均大于0.5，說明GMM回歸不存在過度識(shí)別問題，模型結(jié)果是可靠的，再次說明財(cái)政分權(quán)對(duì)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(yàn)

（4） 空間溢出效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果

財(cái)政是國家治理的基礎(chǔ)和重要支柱，新時(shí)代財(cái)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(huì)對(duì)國家治理的全過程和各個(gè)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(lì)下，為獲得財(cái)政收入最大化目標(biāo)，財(cái)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(dòng)和趨同，進(jìn)而對(duì)地區(qū)技術(shù)進(jìn)步偏向性的影響會(huì)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(cái)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(yàn)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(duì)式(15)進(jìn)行空間計(jì)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(cái)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(xiàng)系數(shù)，θ 為空間交互項(xiàng)系數(shù)，ε 是服從獨(dú)立同分布的隨機(jī)干擾項(xiàng)。

空間效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果如表7 所示，采用拉格朗日乘數(shù)檢驗(yàn)和穩(wěn)健拉格朗日乘數(shù)檢驗(yàn)計(jì)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(jì)量具有同時(shí)顯著的特征，即LM檢驗(yàn)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(yàn)判斷，Wald 內(nèi)生變量空間滯后統(tǒng)計(jì)量和Wald 空間誤差自回歸統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)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(cái)政分權(quán)對(duì)技術(shù)進(jìn)步偏向性影響的空間效應(yīng)檢驗(yàn)

根據(jù)表7 空間效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果可知，財(cái)政分權(quán)系數(shù)均在5%水平上顯著為正，說明財(cái)政分權(quán)對(duì)技術(shù)進(jìn)步偏向性具有顯著的促進(jìn)作用，財(cái)政分權(quán)度的提升強(qiáng)化了資本偏向型技術(shù)進(jìn)步。個(gè)體和時(shí)間雙固定效應(yīng)模型下的空間交互項(xiàng)系數(shù)θ 均顯著為負(fù)，說明財(cái)政分權(quán)對(duì)技術(shù)進(jìn)步偏向性影響的空間溢出效應(yīng)明顯，財(cái)政分權(quán)能夠通過地理空間傳導(dǎo)機(jī)制對(duì)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(cái)政分權(quán)對(duì)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(duì)鄰近地區(qū)增大使得本地資本供給相對(duì)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(dòng)偏向性?？臻g計(jì)量模型中的空間項(xiàng)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(huì)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(yàn)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(yùn)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(jì)了中國30 個(gè)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(yùn)用中介效應(yīng)模型、空間杜賓模型實(shí)證檢驗(yàn)了財(cái)政分權(quán)對(duì)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(lì)，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(cái)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(cái)政分權(quán)能夠通過地理空間傳導(dǎo)機(jī)制對(duì)鄰近地區(qū)技術(shù)進(jìn)步資本偏向性產(chǎn)生重要影響，財(cái)政分權(quán)對(duì)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(cái)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(cái)政分權(quán)體制，合理劃分財(cái)政事權(quán)和支出責(zé)任，完善地方政府財(cái)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(cuò)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(duì)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(dòng)，逐步提高勞動(dòng)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(jiān)持產(chǎn)學(xué)研用互融互通的創(chuàng)新之路，激發(fā)勞動(dòng)者創(chuàng)新活力，創(chuàng)造人力資本紅利，加快提升勞動(dòng)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(dòng)技術(shù)進(jìn)步，推動(dòng)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(dòng)化、數(shù)字化轉(zhuǎn)型，進(jìn)一步推進(jìn)對(duì)外開放，優(yōu)化外商投資結(jié)構(gòu)，積極引導(dǎo)地方政府對(duì)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(dòng)要素。