中國工業的資本深化與技術進步偏向是否互為關聯
——基于省際面板數據的實證檢驗

朱　軼　曾春瓊

(華僑大學經濟與金融學院，福建泉州362021)

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中國工業的資本深化與技術進步偏向是否互為關聯
——基于省際面板數據的實證檢驗

朱軼曾春瓊

(華僑大學經濟與金融學院，福建泉州362021)

基于要素構成變動與技術進步偏向之間的關聯機制，對我國工業的資本深化與技術進步偏向性之間的關聯效應進行了分階段檢驗。結合1985—2011年省際面板數據研究發現：在持續的資本深化態勢下，各省區工業技術進步在大部分年份呈現顯著的資本偏向，同時，我國工業資本深化與技術偏向之間的關聯僅在單一方向上成立，資本深化并非技術進步偏向的Granger結果，相反是“外生”的資本深化引致了資本偏向的技術進步，導致各地區工業在要素構成與技術進步兩個方面同時向資本方向偏移。故在對策層面，應針對性地控制資本深化過程，調整工業技術進步方向與速度，緩解兩者作用造成的負面影響。

工業；要素構成；資本深化；技術進步偏向；相互關聯

一、問題的提出

建國以來，我國一直致力于工業化的推進，在此過程中，資本深化現象不可避免地出現。西方一個廣為流傳的觀點認為：重工業化與資本深化是工業化的必然階段(Hoffman，1958)[1]，然而在中國這樣一個后發工業化大國，資本深化卻引起了廣泛爭議。一些學者認為中國只有通過重工業化才能實現新型工業化目標，故應大力發展吸收新技術的資本密集或技術密集型產業以平衡經濟增長并提高經濟的發展后勁(陳勇和唐朱昌，2006)[2]；而以吳敬璉(2006)[3]為代表的另一派學者則認為過早的重工業化與資本深化會由于資本的邊際報酬遞減使得要素驅動型的經濟增長趨緩(張軍，2002)[4]，使得經濟增長對就業的帶動作用逐漸弱化(姚戰琪和夏杰長，2005)[5]。文獻研究顯示：20世紀90年代以來，中國工業企業確實出現了資本深化和過度投資現象(張軍，2002)[4]，導致我國工業技術選擇與要素享賦條件相偏離(戰明華，2004)[6]。在此背景下，即使不考慮中國勞動豐富而資本相對稀缺的要素稟賦，也有必要對我國工業要素使用與技術選擇問題進行梳理和思考，這也將有助于正確認識和理解我國的工業化過程。

盡管上述爭議未有定論，但資本深化已經是中國工業化過程的一個既定事實，而且在1994年之后，我國工業的資本深化仍在持續深入(張軍，2002)[4]，帶來諸如就業彈性下降、資源緊張和環境惡化等多種負面影響(姚戰琪和夏杰長，2005)[5]，為應對這些問題，有必要弄清中國工業的資本深化是如何發生的。在主流增長理論中，技術進步一直被視為長期增長的根本動力來源，作為技術選擇的一種類型，資本深化可以被生產中的技術進步所推動(Foley和Michel，2001)[7]，由于技術的創新與模仿總是以資本作為載體，新技術的運用與擴散過程中不可避免地伴隨著資本設備的投入，因此很多學者從技術層面著手對資本深化的成因進行解讀，如Mark Funk和Jack Straus(2000)對美國1958—1994年制造業數據分析表明技術進步是資本深化的Granger原因，反之則不成立[8]；朱軼和涂斌(2011)的研究也發現中國工業的技術進步推動了資本深化進程[9]；而陳勇、唐朱昌(2006)針對1985—2003年中國工業行業的研究卻得出了相反的結論[2]。綜上可以看出，資本深化與技術進步之間存在明顯的相關性特征(林在進，2013)[10]，然而遺憾的是，已有文獻的研究對象僅限于中性的技術進步，并未考慮技術進步的偏向性，但大量研究已經證明，技術進步并非完全中性，而是通常偏向于某種要素(Acemoglu，2003；黃先海和徐圣，2009)[11,12]。

現代的技術進步越來越具有物化的體現性特征(宋冬林等，2011)[13]，這使得學者們開始重視生產要素的供給以及需求變動對于技術進步偏向的影響，誘致性技術變遷理論將技術變革與要素稟斌結合到一起，通過把技術變革視為內生變量，成功地解釋了在自然資源給定的條件下技術生成和變化的偏向問題(何愛和曾楚宏，2010)[14]。Hayami和Ruttan(1985)指出，如果一種要素變得相對充足，則偏向該要素的技術會更有價值，使企業更有激勵研發那些偏向該要素的技術[15]；Acemoglu(2002)也將要素供給變化作為影響技術進步偏向的重要因素，認為勞動與資本要素相對增速的變化會對技術進步偏向產生顯著影響[16]。在經驗研究中，要素的充裕性和供給狀況難以直接測度，故學者們通常使用要素結構變動的結果來考察特定產業或區域的要素充足性[17]，如果某種要素的相對存量構成比例提高了，則可從結果判斷該要素對該產業(區域)而言是相對充裕且容易獲得的。基于這一思路，則實際要素構成的變化可以映射出產業要素充足性的改變，進而對企業的技術創新決策產生影響。在工業化發展過程中，資本深化作為資本——勞動比持續上升的過程(Samuelson，1965)[18]，其所反映的要素充足性變化會“誘致性地”引導產業的技術選擇，并遵循Acemoglu(2002)[16]所描述的機制使產業的技術進步更偏向于相對充裕的要素。

另一方面，與誘致性技術變遷相反，技術進步偏向對產業的要素構成也具有反向的作用機制。根據Acemoglu(2002)的定義，如果技術進步更有助于提高某種要素的邊際產出，則可將其稱為偏向該要素的技術進步[16]，這意味著技術進步在發展過程中通常呈現不同形態，對生產要素積累和要素生產率的作用也不具有同一性(王林輝等，2012)[19]。偏向性技術進步有助于提高某種要素邊際產出，而隨著某種要素的邊際產出的持續提升，企業基于利潤最大化目標會持續增加這種要素投入，這意味著資本偏向技術進步會“通過提高資本的邊際報酬從而促使更多的資本得以積累”(鐘世川和劉岳平，2014)[20]，最終導致要素構成的變化。在實際經濟中，技術進步偏向可以通過非對稱地改變要素生產率，影響要素報酬、投資規模和地區及產業要素配置結構。文獻研究也已證實，技術進步偏向性對我國地區投資結構存在正向穩健的引導效應(王林輝等，2012)[19]。綜上可見，技術進步偏向性與要素構成變動之間存在理論上的雙向關聯，作為工業化過程中普遍出現的一種現象，資本深化本身既可能是技術進步偏向的引致產物，也可能是技術進步偏向的誘因。

作為要素構成的一種單向變化(資本——勞動比上升)過程，既然過度的資本深化會帶來一系列負面效應[3-5]，那么在對策上便應針對其成因進行調整，一個直觀的思路是：如果技術進步偏向的作用加劇了資本深化，則應該針對性地調整技術進步偏向；如果是資本深化“誘致”了資本偏向的技術進步，則對資本深化的控制便應成為當務之急。但問題的復雜性在于，如果資本深化與技術進步偏向之間形成了前述的雙向關聯，則以某一方變化為起點，要素構成與技術進步偏向之間可能會形成交互反饋的強化(或弱化)過程，造成雙方持續不斷地向某一方向偏移，因而即使能夠通過市場機制以外的強制手段對資本深化進行數量控制，但如果產業的技術進步偏向于資本，則其要素投入結構也會在技術進步偏向的引導下繼續向資本偏移，從而導致對資本深化的調控手段失效。在此情況下，單純基于單向關系的分析已經無法對我國工業資本深化的技術機制進行有效考察，無論基于理論還是對策的考量，針對性地探討資本深化與技術進步偏向之間的雙向關聯都具有重要意義。本文以中國的區域工業發展為背景，實證檢驗我國工業資本深化與技術進步偏向之間的雙向關聯，研究試圖在以下方面有所拓展：

(1)陳勇和唐朱昌(2006)[2]、朱軼和涂斌(2011)[9]已經對我國工業技術進步與資本深化之間的關聯進行了實證探討，但就目前來看，少有學者將該問題的研究視角由技術進步拓展至技術進步偏向層面，針對性地探討技術進步偏向與資本深化之間關聯的文獻尚不多見。此外，相關文獻對技術進步的測度大多基于DEA(數據包絡分析)得到的全要素生產率，盡管這兩種方法并未特意設置技術進步中性的假定，但也正因為這一點，使得其所測算的全要素生產率指數至多只是包含技術進步偏向的成分，并非技術進步偏向的直接度量，由此也無法得到關于技術進步偏向性的針對結論。基于以上，本文使用一種指數與計量模型相結合的方法測算技術進步偏向，以此為基礎考察技術進步偏向與要素構成變動之間的關聯效應。

(2)在理論上，要素構成變動與技術進步偏向之間存在雙向關聯，然而國內文獻研究大多基于單向關系展開[19-20]，盡管有國外學者對美國制造業的技術進步與資本深化的Granger因果關系進行了討論(Mark Funk和Jack Straus，2000)[8]，但其研究僅針對中性的技術進步，未曾考慮技術進步的偏向性。因此，本文研究基于要素構成變動與技術進步偏向之間的因果關系檢驗展開，試圖回答以下問題：我國區域工業的資本深化與其技術進步偏向之間是否存在相互關聯？如果有，是資本深化(Granger)引致了偏向性的技術進步？還是技術進步偏向加劇了資本深化？或者兼而有之？

二、技術進步偏向的測度方法

(一)技術進步偏向指數設計

在Acemoglu(2002，2003)的標志性研究[11,16]之后，各國學者圍繞技術進步偏向及其影響展開了廣泛討論，產生了眾多技術進步偏向的測度方法，包括Klump(2008)基于CES生產函數的三方程“標準化系統”方法[21]；León-Ledesma等(2010)使用的Kmenta 兩方程估計方法[22]；Sato和Morita(2009)開發的指數測量方法[23]以及基于超越對數生產函數的測算方法(張月玲和葉阿忠，2014)[24]等。本文研究既要對我國工業的技術進步偏向進行年度測算，又要分析各年度技術進步偏向與要素構成變動之間的相互關聯，基于上述目標，參考雷欽禮(2013)的研究[25]，使用一種綜合計量模型與指數編制的方法測算技術進步偏向。值得注意的是，雷欽禮的測算引入了政府稅收因素，但在其模型推導中，稅收變量的作用等比例地降低了資本與勞動的報酬率，并未表現出對某種要素的偏向性影響，并且稅收參數在最終技術進步偏向指數的計算中被完全抵消，可見稅收因素的引入對于技術進步偏向的測算并不具有實質性的幫助，還有可能因為稅收對要素報酬的擠占造成替代彈性的低估。因此，本文選擇與多數文獻一樣，并未將稅收因素引入模型。

將生產函數寫為如下形式

Yt=F(AtKt,BtLt)

(1)

式(1)中，Yt為總產出，Kt和Lt分別是生產過程投入的資本和勞動，At代表資本要素的生產效率水平(資本效率)，Bt代表勞動要素的生產效率水平(勞動效率)，資本與勞動的生產效率越高，則一定量要素投入在產出中發揮的作用越大，故AtKt和BtLt可視為產出中發揮作用的有效資本和有效勞動。假定生產函數式(1)為一階齊次，二階連續可微，且生產過程具有常數規模報酬性質，各資本與勞動要素邊際產出均為正，但邊際報酬遞減，即有FK>0，FL>0，FKK<0，FLL<0，FKL>0。

偏向性技術進步概念以增強型技術進步為理論基礎，在式(1)中，若At的變化率為正，則技術進步為資本增強型；若Bt的變化率為正，則技術進步為勞動增強型。

設勞動的報酬率為工資wt，資本的報酬率為Kt，則廠商利潤可表示為

φt=F(AtKt,BtLt)-rtKt-wtLt

(2)

式(2)兩邊分別對Kt、Lt求導，可得廠商利潤最大化的一階條件。

(3)

(4)

由式(3)、式(4)可知，勞動和資本的報酬率等于各自的邊際產出FL和FK。

(5)

根據式(5)，則勞動報酬率和資本報酬率可分別表示為

(6)

(7)

由于不同要素在生產過程中存在可替代性(Acemoglu，2003)[11]，學者們通常使用要素替代彈性來測度資本與勞動要素之間替代關系的強弱，設生產過程中資本與勞動投入之比c=Kt/Lt，勞動的邊際產出與資本邊際產出的比值p=Fl/FK，則資本與勞動要素的替代彈性為

(8)

由于生產函數設定為一階齊次并且二階可微，則根據歐拉定理，要素替代彈性可表示為

(9)

式(9)中F為生產函數本身，即F=F(AtKt,BtLt)，結合式(5)，則資本與勞動的替代彈性也可寫為

(10)

(11)

(12)

將式(11)、式(12)和式(5)代入式(10)，則要素替代彈性可表示為

(13)

(14)

由式(14)可以得到勞動增強型技術進步增長率為

(15)

(16)

根據Hicks(1963)[26]和Acemoglu(2007)對技術進步偏向的定義[27]，則Hicks技術進步偏向指數可寫作

(17)

從式(17)可以看出，技術進步表現為勞動偏向還是資本偏向取決于替代彈性的大小，當σ>1(資本與勞動之間相互替代)時，若資本增強型技術進步At的增長率大于勞動增強型技術進步Bt的增長率，則技術進步偏向于資本；若At的增長率小于Bt的增長率，則技術進步偏向于勞動。當σ<1時(資本與勞動之間互補)時，若At的增長率大于Bt的增長率，則技術進步偏向于勞動；若At的增長率小于Bt的增長率，則技術進步偏向于資本。

(二)要素替代彈性的估計

技術進步偏向的測算需要估計出資本與勞動的要素替代彈性σ，設定生產函數為CES形式

(18)

式(18)分別對Kt和Lt求導，可得到資本與勞動的邊際產出分別為

(19)

(20)

將式(19)代入式(6)，式(20)代入式(7)，則可得到資本和勞動報酬率的表達式

(21)

(22)

為使At和Bt可被估計，假定At和Bt呈指數形式增長：At=A0eγkt，Bt=A0eγLt，其中t代表時間，γK為資本增強型技術進步指數的增長率，γL為勞動增強型技術進步指數的增長率，A0和B0為要素增強型技術進步的初始值，將At=A0eγkt，Bt=B0eγLt代入式(21)和式(22)，并取對數可得

(23)

(24)

lnzit=δKi+λKit+σlnrit+μKit

(25)

lnlit=δLi+λLit+σlnwit+μLit

(26)

在式(25)、式(26)構成的聯立方程組中，δKi和δLi為截距項，t為時間趨勢，λki和λLi為時間趨勢項的系數，μKit和μLit為隨機誤差項，顯然λKi=γk(1-σ)t，λLi=γL(1-σ)t，故資本與勞動增強型技術進步指數的增長率γK、γL*由于資本與勞動增強型技術進步指數和代表反映資本與勞動要素的效率水平，故本文論述中也將資本增強型技術進步指數和勞動增強型技術進步指數成為資本效率與勞動效率。可通過γKi/(1-σ)以及γLi/(1-σ)得到，通過對式(25)、式(26)的估計可得到要素替代彈性σ，將σ代入式(17)中可計算得到技術進步偏向指數HICKS。

三、數據處理與指標測算

鐘世川和劉岳平(2014)基于行業面板數據分析了資本深化對我國工業技術進步偏向的影響[20]，本文在實證對象上試圖與已有基于行業的研究有所區分，考慮到在我國財政分權體制下，地方政府成為區域工業化的主導力量(朱軼和涂斌，2011)[9]，故選擇基于省際面板數據考察我國工業資本深化與技術進步偏向之間的關聯。研究所需數據除各省區工業產出、就業以及資本存量之外，還需使用資本與勞動要素的報酬總額和報酬率和。由于技術進步偏向的測量涉及資本與勞動兩種投入要素，并未包含中間投入部分，考慮到投入和產出數據之間的匹配性，本文使用不包含中間投入的工業增加值作為產出指標。值得說明的是，2012年之后由于統計口徑調整，各級統計年鑒不再報告工業增加值數據而只報告總產值指標，導致難以得到2012年后各省區工業增加值的完整數據，基于數據可得性和一致性考量，選擇將實證時期定為1985—2011年。

(一)各省區工業資本存量的估算與處理

徐現祥等(2007)基于《中國國內生產總值核算歷史資料：1952—1995》和《中國國內生產總值核算歷史資料：1996—2002》估算了1978—2002年我國分省區三次產業資本存量[28](基期為1978年)，本文實證部分引用他們估算的資本存量數據，并在其計算的2002年省際第二產業資本存量的基礎上，使用2003—2012年《中國統計年鑒》提供的“各地區按主要行業分全社會固定資本投資”將資本存量序列拓展至2011年，使用永續盤存法公式

Kt=Kt-1(1-δt)+It,t=2003,2004…，2011。

根據2003年我國頒布的行業分類標準，將相關年度《中國統計年鑒》提供的固定資產投資數據分類加總為工業固定資產投資，由于統計口徑調整，《中國統計年鑒2004》并未提供“各地區按主要行業分全社會固定資本投資”，而只公布了“各地區按行業分基本建設投資”和“各地區按行業分更新改造投資”數據，將上述兩項加總近似作為2003年各地區第二產業的固定資產投資額。此外，基于永續盤存法計算資本存量需要設定折舊率，薛俊波和王錚(2007)等利用投入產出表的數據估算了我國各行業的折舊率[29]，相較其他研究而言相對準確，借鑒他們的研究，本文將各地區工業折舊率設定為7.17%，計算得到1985—2011年我國各省區工業資本存量數據。

(二)工業產出、就業等相關數據來源與處理

工業產出指標來自于CCER金融研究數據地區經濟分庫提供的“各地區工業增加值”以及相關年度《中國統計年鑒》，基于GDP平減指數調整為1978年不變價格。

各省區工業就業數據來源于相關年份《中國統計年鑒》以及CCER中國宏觀經濟數據庫提供的“第二產業年末從業人數”。由于統計口徑調整，2006和2011年的統計資料并未報告“各地區按三次產業分就業人數”數據，而只提供了“各地區分行業城鎮單位就業統計數據”。考慮到工業就業人口主要集中于城鎮，假定各地區城鎮單位從業人員數與工業從業人員數按同比例變化，并使用各地區按行業分城鎮單位就業人員數(年底數)的變動趨勢來估算2011年地區工業從業人員總數，計算公式是：各地區工業就業人員數 (本年度)=[各地區按行業分城鎮單位就業人員數(本年度年底數)/各地區按行業分城鎮單位就業人員數(上年度年底數)]各地區工業就業人員數 (上年度年底數)。

(三)技術進步偏向的測算與分析

1994年的分稅制改革被學界認為是我國經濟增長奇跡的重要制度基礎(周黎安，2004)[31]，隨后我國工業統計指標體系和指標含義發生了顯著調整，工業凈產值指標改為工業增加值，產品銷售收入、工業中間投入、產品成本等指標均按不含增值稅的價格計算。此外，在2004年經濟普查后，國家統計局對收入法GDP核算中關于農業生產和個體經濟經營收入在勞動者報酬和營業盈余之間的劃分方法進行了修改，為反映這兩個重要事件的影響，在模型中加入了時期虛擬變量和，并假定時期虛擬變量可通過截距與趨勢項對擬合產生影響。

基于式(25)與式(26)的聯立方程組，對各地區要素替代彈性進行估計。由于兩個方程σi項相同，且誤差項μKit和μLit可能存在時期相關，需使用帶約束的系統估計方法。對含有兩個時期虛擬變量的方程組使用可行廣義最小二乘方法(FGLS)進行估計，并逐步剔除系數擬合不顯著的虛擬變量，得到各區域工業的要素替代彈性σi以及資本與勞動效率增長率γK、γL*由于篇幅所限，本文沒有列出具體行業的擬合系數與檢驗量，有興趣的讀者可向作者索取mihyatten@163.com。此外，加總計算我國工業的整體指標，并以此為基礎測算我國整體工業整體的要素替代彈性，如表1所示。

表1　1986—2011年我國各省區要素替代彈性及要素增強型技術進步平均速率

表1可見，我國整體工業要素替代彈性為0.864 15，除北京、吉林、內蒙古之外，我國大部分地區工業要素替代彈性均在0到1之間，資本與勞動之間主要呈現互補關系，這與國內大部分文獻結論一致(黃先海和徐圣，2009；鐘世川和劉岳平，2014；段國蕊，2014)[12,20,32]。在全國層面以及大部分省區，工業勞動效率的平均增長率均高于資本效率平均增長率(除廣東、內蒙古、湖南、安徽、寧夏外)，這與陳曉玲和連玉君(2012)[33]的研究結論類似，顯示大部分省區工業技術進步均以勞動增強型為主要特征。在大多數省區要素替代彈性小于1的情況下，可以判斷我國各區域層面工業技術進步總體偏向于資本，相關結論在國內外研究中亦有廣泛出現。相較于雷欽禮(2013)[25]針對我國整體經濟的測算結果，本文測算的要素替代彈性相對較高，可能原因在于本文測算模型中并未引入稅收因素。

基于表1擬合結果，估算了我國各區域主要時間段的工業技術進步偏向指數，如表2所示，在整體考察期內，除少部分地區和年份之外，我國大部分區域工業技術進步偏向均為正值，這一結果與鐘世川和劉岳平(2014)[20]、姚毓春等(2014)[34]的研究一致，表明我國區域工業技術進步總體偏向于資本。1986—1993年*由于本文對技術進步偏向的測算需使用差分處理，故測算結果的報告和分析并不始于1985年，而是從1986年開始。期間，我國大部分省區(除北京、天津、上海、山西、甘肅外)工業的技術進步偏向于資本；1994—2003年期間，盡管相當部分省區均值有所提高，但也有接近一半的省區工業技術偏向指數均值相較1994年之前有所下降；在2004年之后，各地區工業技術進步偏向指數則開始出現普遍上升態勢，大部分省區技術進步偏向指數均值相較1994—2003年期間有所上升。總體而言，1986年之后我國大部分地區工業的技術進步偏向指數均在正值區間波動，并且有持續上升趨勢，支持以往學者對我國技術進步偏向測算得出的資本偏向結論[12,20,25,32]。

從表2不難看出，在本文考察期內，我國區域工業的技術進步是總體偏向于資本的。根據前文理論分析，資本偏向的技術進步會通過提高資本的邊際報酬，促使企業更多地使用資本要素，從而加速資本的積累過程；在顯著的資本深化態勢下，這種可能性值得高度警惕，其背后的成因亦值得探究：我國工業的資本深化與資本偏向的技術進步是否只是獨立的現象？還是兩者間相互關聯的結果？

表2　1986—2011年各區域分時間段技術進步偏向指數算數均值

四、工業資本深化與技術進步偏向的

因果關聯檢驗

如前文所述，資本深化與技術進步偏向之間存在理論上的相互關聯，將式(21)、式(22)相除并整理可得

(27)

(28)

由式(27)、式(28)可以看出，要素構成與資本勞動相對效率之間存在明顯的數理關聯，且兩者之間并無絕對的因變量或自變量區分，因此既可能是影響At/Bt，也可能At/Bt影響Kt/Lt，不難看出，技術進步偏向(At/Bt)與要素構成(Kt/Lt)之間存在相互關聯的理論機制。

Samuelson(1965)將資本深化定義為“人均資本量(資本——勞動比例)持續上升的過程”[18]，由此計算了1985—2011年我國整體工業的資本—勞動比(萬元/人)，圖2可見1985年以來，中國工業的資本——勞動比一直處于持續上升狀態，且在上世紀90年代中期之后，我國工業確實出現了加速的資本深化態勢。在此背景下，有待進一步探究的問題是：中國工業的資本深化是否受到技術進步偏向的驅動，亦或是資本深化導致了資本偏向的技術進步？

圖2　1985—2011年我國整體工業的資本深化態勢　　資料來源：根據前文估算的工業資本存量與相關年度《中國統計年鑒》、《中國勞動統計年鑒》提供的工業就業數據編制。

本文使用面板誤差修正模型考察我國工業資本深化與技術進步偏向之間的因果關聯。根據Samuelson(1965)[18]的定義，資本深化的概念內涵并非資本—勞動比本身，而是資本——勞動比的變化過程，基于這一定義，直接使用資本—勞動比指標測度資本深化并不合理，故對資本——勞動比變量取其增長率，得到相對指標作為資本深化的測度變量*資本深化反映資本——勞動比的上升過程，就1985—2011年經驗數據來看，我國區域工業資本——勞動比的變化率在絕大部分年份均為正值，基于這一點，變量可以作為資本深化的有效測度。。由于本文技術進步偏向性測算中加入了時期虛擬變量，故面板因果關系檢驗也相應地分階段展開。考慮到面板誤差修正模型分析中，過短的樣本時期數會因自由度不足而導致結論失真，因此使用一種遞進式的階段劃分，即分別對1986年之后(1986—2011)的整體樣本期以及1994年之后(1994—2011)的嵌套樣本期進行檢驗，由此可以保證每一階段有足夠的樣本期數，并且由于兩個檢驗時期前后嵌套，可有效反映近期相較前期的最新變化。

誤差修正模型要求各變量為平穩或至少存在協整關系，故需要提前對和變量進行平穩性檢驗。選取涵蓋同根與不同根過程的LLC、IPS、Fisher-ADF、Fisher-PP四個檢驗量，分兩個檢驗期對我國區域工業與面板數據進行單位根檢驗，檢驗結果如表3所示。

表3可以看出，和變量在兩個嵌套考察期中均可在5%的顯著性水平下通過平穩性檢驗，可認為兩者都是平穩變量。在此基礎上，使用EG兩步法建立誤差修正模型，針對和變量相互關聯所可能造成的內生性問題，首先對以下基本方程使用DOLS(動態最小二乘)方法進行估計。

dKLit=β1+α1HICKSit+ε1i,t

(29)

HICKSit=β2+α2dKLit+ε2i,t

(30)

擬合后可分別得到殘差ε1i,t和ε2i,t，以兩者作為誤差修正項，建立面板誤差修正模型以檢驗Granger因果關系

(31)

(32)

在式(31)、式(32)構成的誤差修正模型中，δ為待估參數值，p為滯后階數，θ為誤差修正項系數。若δ1j擬合系數拒絕零假設，則表明技術進步偏向是資本深化的短期Granger原因，若δ2j擬合系數拒絕零假設，則表明資本深化是技術進步偏向的短期Granger原因；若誤差修正項擬合系數θ拒絕零假設，則表明誤差修正機制發揮作用，dKL和HICKS變量之間存在長期均衡。

模型估計需滿足誤差項經典假設，故誤差修正模型的滯后階數p根據誤差項的平穩性確定，由于dKL和HICKS均為平穩變量，殘差項平穩性檢驗表明各階段最優滯后階數均為p=1。面板誤差修正模型的估計量根據各截面長期和短期系數的不同分為幾個類別，包括：MG估計量(Mean-GroupEstimator)、PMG估計量(PooledMean-GroupEstimator)、DFE估計量(DynamicFixed-EffectsEstimator)，MG估計量假定各個截面的長期和短期系數均不相同，存在完全異質性；PMG估計量假定各個截面的長期系數相等，但誤差修正速度和短期調整系數具有截面異質性；DFE估計量假定各個截面有相同的長短期系數。通過Hausman檢驗對上述三種估計量進行選擇，檢驗結果在方程(31)、(32)中均拒絕了MG估計量和DFE估計量*因篇幅所限，本文無法詳列各方程的Hausman檢驗值，有興趣的讀者可向作者索取mihyatten@163.com，故我們選擇采用PMG估計量，對1986年后整體階段檢驗結果如表4所示。

表3　dKL和HICKS變量單位根檢驗結果

注：括號中為檢驗p值。

表4　1986年之后面板Granger因果檢驗結果

注：括號內為t統計值，*表示在10%的水平上統計顯著，**表示在5%水平上統計顯著，***表示在1%的水平上統計顯著。

就表4中的檢驗結果來看，在1985—2011年的整體考察期中，對變量的解釋變量系數和誤差修正項系數均不顯著，顯示無論在長期還是短期層面，工業技術進步偏向對資本深化均無Granger影響，這表明在我國工業發展中，技術進步的偏向性并不能有效地引導企業的投入選擇以致要素存量構成，前文所述技術進步偏向對要素構成的反向作用機制在此并未成立，這也從側面反映出在中國特殊的工業化背景下，企業的要素投入選擇并不完全取決于技術層面因素，而是受到其他非技術因素的干擾。對變量的誤差修正模型解釋變量擬合系數顯著為負，符合反向修正原理，表明對變量的影響存在長期均衡，然而對變量的解釋變量滯后項擬合系數并不顯著，提示不存在短期Granger因果關系；長期關系存在均衡而短期效應不顯著，這一結論可能與中國經濟的轉型特征有關，誘致性技術變遷理論所描述的機制是基于有效市場假定的，然而上世紀80年代中期以來，我國市場經濟一直處于完善過程中，盡管市場機制逐步強化，但仍然存在明顯的要素市場扭曲(姜學勤，2009)[35]以及政府產業干預[9]，這會降低企業技術選擇對于要素相對充裕度的敏感性，導致技術進步偏向與要素構成之間的調整關系出現時滯，盡管在長期可以實現均衡，但在短期卻無法形成統計意義上的Granger關聯；表4中對的誤差修正項擬合系數絕對值接近0.9，這也從側面反映出考察期內短期偏離的幅度以及長期調整的力度。當然，整體考察期對變量影響的不顯著并不意味著任何時刻均不存在Granger關聯，而更多可能是由不同時段多種效應綜合作用的結果，要揭示我國工業資本深化的技術細節，需參考其他檢驗期結論尋求答案，表5中列示了1994年之后的檢驗期結果。

注：括號內為t統計值，*表示在10%的水平上統計顯著，**表示在5%水平上統計顯著，***表示在1%的水平上統計顯著。

1994年之后的檢驗結果提供了關鍵性的信息，表5中對變量的誤差修正項系數仍然顯著，表明這一時期資本深化對技術進步偏向的長期均衡關系依然存在，同時資本深化對技術進步偏向的短期Granger促進效應也開始出現，可見我國工業發展的技術機制在1994年后發生了明顯變化。隨著市場化改革的推進，資本深化與偏向性技術進步之間的關聯發生強化，以至于在1994年之后，我國工業的資本深化(圖1)同時在長期和短期層面引致了資本偏向的技術進步，而資本深化本身卻并非技術進步偏向的Granger結果，故在此模型關系中，資本深化成為一個“外生”變量，推動產業技術選擇持續向資本方向偏移。

上述檢驗結論的另一個啟示是：在1985年之后我國工業發展中，技術進步偏向對要素構成的反向作用無論在短期還是長期層面均不顯著，換而言之，我國工業的資本深化并非由技術進步的偏向性所驅動，既然如此，資本深化的成因便成為一個待解的問題。就已有文獻來看，一種解釋來自于我國財政分權體制及其衍生的地方治理體系對工業化路徑的影響，在實質上的“財政聯邦”體系下(Qian 和Weingast，1996)[36]，我國地方政府同時處于兩種類型的競爭之中——既為地區經濟產出和財政收入而競爭，同時又為各自的政治晉升而競爭(周黎安，2004)[31]，導致地方政府對本地工業化的積極干預，這種干預通過財政、金融、行政指令等渠道影響工業企業的資本形成過程，在拉高投資率的同時，也加劇了中國區域工業的持續資本深化(朱軼和涂斌，2011)[9]。其他可能的解釋包括：要素市場的扭曲(姜學勤，2009)[35]，政治、文化等條件的轉變(黎貴才和盧荻，2011)[37]、金融深化的影響(丁從明和陳仲常，2006)[38]等等，盡管研究角度多樣，但這些解釋均已超出了技術層面范疇。一般經濟理論認為：資本深化本身是技術選擇的一種反映(陳勇和唐朱昌，2006)[2]，然而本文結論卻與之相反，表明資本深化主導了我國工業的技術選擇，這也從側面反映出中國經濟故事的特殊性與復雜性，至少在1994年后我國區域工業化過程中，資本深化和技術進步偏向的形成并非單純意義上的技術問題。

根據兩個嵌套檢驗期的結論，在我國區域工業化過程中，資本深化與技術進步偏向之間的相互關聯并未完全成立，而僅體現在資本深化對技術進步偏向的單向促進作用上，資本深化本身卻并非技術進步偏向的“內生”結果(Granger)，這意味著資本深化的發生更多地是源于“外生”因素的驅動。基于這一點，我們可將近三十年來我國工業的技術進步定義為一個“外生”資本深化主導的演進過程，該過程導致各省區工業在要素構成與技術進步兩個層面持續向資本方向偏移，這種偏移并不能完全歸因于工業化規律的一般性作用，而可能與轉型經濟中眾多復雜的外生因素有關。在我國特殊的工業化背景下，企業的技術選擇受到來自政府、市場、制度、文化、區域競爭與模仿等眾多因素的影響。一方面，我國工業遵循趕超發展戰略，在早期工業化建設中，規模較大的國有與集體工業企業廣泛引進和使用國外“先進”技術，從而走上了高資本密集的重化工業路徑；而在民營企業層面，由于我國缺乏長期市場經濟的發展積淀，企業家資源相對稀缺，民營企業在進行技術路線選擇時往往不具有足夠的信息支持，大多只能依靠企業主有限的信息和理性判斷，具有一定的盲目性；尤其在改革開放初期，相當部分集體和民營企業基于與國有企業市場競爭的考慮，主動選擇了資本密集型的技術路線(張軍，2002)[4]。另一方面，在財政分權背景下，我國區域工業化進程很大程度上為地方政府所主導，地方政府為了提升本地GDP并獲取政績，往往會通過各種手段引導企業選擇投資大、收益高、有示范意義的項目，而這類項目大多集中于高資本密集行業，這類“強制性技術選擇”在國有和集體工業部門尤為明顯(朱軼，2009)[39]，導致大量工業企業被動選擇了資本偏向的技術路線。

綜上所述，與基于成熟市場條件下的誘致性技術變遷機制不同，中國工業的技術選擇更多地具有“強制性”特征[24]，盡管本文的實證結論符合誘致性技術變遷關于要素充裕度對技術進步偏向影響的現象描述，但其內在機制卻并不一定像誘致性制度變遷理論描述的那樣簡單。基于穩健角度，本文研究僅能在計量層面說明我國工業的資本深化導致了資本偏向的技術進步(Granger)，但卻無法判斷其內在機制是否完全基于誘致性技術變遷的作用，很可能其中也存在其他外生因素的重要影響。

五、結論、對策與展望

(一)研究結論

作為要素充裕程度在生產投入層面的一種反映，資本深化已經在我國工業領域普遍發生并帶來一系列深遠影響(吳敬璉，2006；姚戰琪和夏杰長，2005)[3][5]。對于中國這樣一個特殊的轉型經濟體而言，工業資本深化的發生可能存在其“特有”的故事，故事細節有可能和技術進步的偏向性有關，甚至更為復雜。上世紀六七十年代，誘致性技術變遷理論系統闡釋了要素充裕度與技術進步方向之間的關聯，然而后續的文獻研究卻大多集中于農業技術變革和發展領域(何愛和曾楚宏，2010)[14]，故本文將實證視角拓展至中國的工業化進程中，在對我國區域工業資本深化與技術進步偏向指數進行測算基礎上，對工業資本深化與技術進步偏向性之間的雙向因果關聯進行了階段檢驗，并從中歸納中國工業化技術演進的內在機制，主要研究結論包括：

(1)近三十年來，在加速資本深化態勢下，我國工業在大部分區域和大部分年份中均呈現資本偏向的技術進步，并且資本偏向程度日益加深。

(2)我國工業的資本深化并非技術進步偏向的影響產物(Granger)，相反是資本深化引致(Granger)了資本偏向的技術進步，導致資本偏向程度日益加深，在兩者關聯機制中，“外生”的資本深化成為關鍵性的驅動因素，使得各省區工業在要素與技術兩個層面持續向資本方向偏移。在已有文獻關于資本深化對技術進步促進作用結論基礎上(陳勇和唐朱昌，2006)[2]，本文研究進一步發現資本深化對于技術進步偏向也具有顯著的引致和促進效應。

(3)既然我國工業的資本深化并非是由技術進步偏向所驅動，那么其成因便應主要歸結為其他“外生”因素的影響；至少就過去近三十年來看，基于要素充裕度和市場理性的企業技術選擇機制在我國工業領域并不足夠有效，企業的要素投入選擇并不完全取決于技術層面因素，而是受到其他非技術因素的干擾，這也反映出中國工業化進程的特殊性。

(二)對策建議

在中國經濟現實中，過快的資本深化會伴隨各種負面效應[3-5]，而過度資本偏向的技術進步也會促使企業更多地使用資本，從而制約企業的就業吸收并造成工業部門勞動收入份額的長期偏低[34]，因此，對于過度資本深化與資本偏向技術進步的調控成為對策層面的重點。就本文結論來看，我國工業化的資本深化與技術選擇并非單純的技術問題，故在對策上也應更多從技術層面之外著手：

(1)在政府層面，既然“外生”資本深化引致了(Granger)資本偏向的技術進步，那么對于資本深化的控制便成為當務之急，應在制度、政策層面著手控制催生資本深化的外生因素，尤其是優化地方治理的制度激勵框架，抑制地方政府的過度發展沖動及其造成的對產業技術選擇的不當干預，從根本上控制地方工業“過快”的資本深化過程。

(2)在企業層面，雖然實證結論表明工業技術進步偏向并非資本深化的主要誘因，但近年來我國勞動收入份額的持續下降仍使得我們有必要對工業技術進步方向進行引導。工業行業應有針對性地調整產業技術進步方向和速度，避免過度的資本偏向；企業在注重消化、吸收和改進的同時，應加快產業結構的轉型，摒棄對“不適宜”先進技術的盲目追求；鼓勵企業引進或研發勞動和技能偏向型技術，在實現技術升級的同時提高企業的勞動需求和勞動收入水平(姚毓春等，2014)[34]，緩解由于過快資本深化所帶來的勞動收入下降以及就業拖累。

(3)總體來看，我國工業資本深化乃至資本偏向技術進步的主要成因在于外生因素對產業技術選擇的干擾，故在對“外生”因素進行控制的同時，應加速建立符合要素稀缺性和經濟理性的產業技術選擇機制；推動要素市場的市場化改革，完善資本與勞動定價機制，使要素配置更有效地反映要素的相對稀缺性；大力推進企業改制及政府改革，減少中國特色市場經濟下眾多外生因素對企業技術選擇的不當影響。

(三)研究展望

本文基于要素構成與技術進步偏向之間的理論關聯，為中國工業化的技術選擇與演進問題提供了一種實證視角，研究表明我國工業的資本深化與技術進步之間確實存在關聯，但這種關聯并非是相互的，而是僅在資本深化對技術進步偏向的單向引致作用中成立；換而言之，我國工業資本深化對技術進步偏向的影響效應確實符合誘致性技術變遷的現象描述，但在中國工業化的復雜背景下，其內在機制卻可能并非理論描述的那樣簡單，確定性的機制細節仍有待未來研究的進一步確認。

本文研究遺憾之處在于：由于面板誤差修正模型估計需要足夠樣本期長度的支持，基于計量穩健性的考量，我們沒有專門針對2004年之后的較短時期進行面板因果檢驗，由此也難以解釋為何各區域工業的技術進步偏向指數在此時期持續為正值并保持上升趨勢；此外，由于主題所限，我們并沒有專門針對具體區域進行深入討論。在我國轉型經濟背景下，工業發展中的技術選擇往往不是完全基于經濟理性的結果，而是受到各種外生因素所影響，這使得相關故事的發展存在時滯和意外，這也需要后續研究的進一步實證觀察。

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責任編輯應育松

Is Capital Deepening and Biased Technical Progress of China’s Industrial Sector Interrelated？——A Empirical Study on Provincial Panel Data

ZHU Yi, ZENG Chun-qiong

(Department of Economics and Finance, Huaqiao University, Quanzhou 362021, China)

Based on the theoretic relation between factor structure and Biased Technical Progress, this paper made a causal analysis on the relation between capital-deepening process and Biased Technical Progress of China’s regional industrial sector. Studying the panel data of China’s provincial industry during 1985—2011, we found that under the continuous capital deepening tendency, the industrial sector of China’s regions show a prominent feature of capital biased technical progress. During 1994—2011, in China’s industrial sector, continued capital deepening Granger induced the capital biased technical progress, while the capital deepening process is not Granger caused by biased technological progress, so it can be considered that the induced technological innovation under exogenous capital deepening predominate the technological process of the period. The key point of further development of China’s industrial sector is to adjust the direction and speed of technical progress and build exogenous technological progress mechanism which can efficiently reflect the factor scarcity and market rationality, reducing the negative effect caused by the excessive capital deepening progress.

industrial sector; factor structure; capital deepening; Biased Technical Progress; interrelation

2016-06-16

國家社會科學基金青年項目(13CJL057)。

朱軼，男，華僑大學經濟與金融學院講師，經濟學博士，主要從事產業經濟以及技術經濟研究；曾春瓊，女，華僑大學經濟與金融學院碩士生，主要從事區域經濟研究。

F403.6

A

1005-1007(2016)09-0049-15