中国工业技术进步偏向研究

钟世川，刘岳平

(1.暨南大学经济学院，广州 510632;2.湖南永州市经济和信息化委员会，湖南 永州 425000)

一、引言

长期以来，在新古典经济学理论的主导下，不论是对经济理论的研究，还是对经验的实证研究，都假设技术进步是中性的。但中性技术进步的假设下，通常只能对技术进步的速度和贡献进行测度，而对技术进步其他方面的特征却无法进行测度分析。近年来，随着内生经济增长理论研究的深入，经济学界开始认识到，技术进步中性的假设不符合现实经济现象。在生产过程中，企业有目的的技术创新活动都具有偏向性。测算分析生产过程中技术进步偏向将有助于对技术进步特征的了解，深化对技术进步过程及其作用机制的认识。工业是体现技术水平最重要的产业载体，是推动中国经济快速增长的主导力量，但中国工业生产中技术进步偏向情况如何，迄今为止还没有文献进行测算分析，本文试图对此进行测算。

文章的第二部分根据内生经济增长理论构建出一个理论模型，以 Hicks(1932)［1］和Harrod(1942)［2］对技术进步偏向①Hicks将技术进步偏向定义为：在资本—劳动比不变的条件下，若技术进步使资本与劳动的边际产出之比增大，则为资本偏向型技术进步;若技术进步使资本和劳动的边际产出之比减少，则为劳动偏向型技术进步;若技术进步使资本和劳动的边际产出之比不变，则为中性技术进步。与Hicks对技术进步的定义不同，Harrod对技术进步偏向的定义为：在资本—劳动产出比不变的条件下，若技术进步使资本边际产出提高，则为资本偏向型技术进步;若技术进步使资本的边际产出减少，则为劳动偏向型;若技术进步使资本的边际产出不变，则为中性技术进步。的定义为基础，利用 CES生产函数(David et.al.，1965)［3］构建技术进步偏向的理论模型，以揭示工业化进程中影响技术偏向的因素及其作用机制;第三部分以此建立计量经济模型，对1978～2011年工业及行业技术进步偏向性进行实证分析;第四部分对1987～2011年我国工业技术进步偏向的直接原因进行深入剖析;最后是全文的结论。

二、理论分析

首先设定生产函数的具体形式。技术进步往往体现在机器设备投资过程中和劳动力水平上，也就是说，既有资本增强型的技术进步，又有劳动增强型的技术进步。本文采用David et.al(1965)提出的CES生产函数，具体形式如下:

其中，At为资本增强型技术进步指数，Bt为劳动增强型技术进步指数，θ∈(0，1)是反映生产过程中两生产要素重要性的分配参数是反映两生产要素相互可替代性的替代参数，σ∈(0，∞)为要素替代弹性。如果要素替代弹性σ=∞，则两生产要素具有完全的替代性，(1)式退化为线性生产函数;如果要素替代弹性σ=1，(1)式退化为Cobb-Douglas生产函数;如果要素替代弹性σ=0，(1)式退化为Leontieff生产函数。因此，该CES生产函数涵盖了常用的几种生产函数，更具有普遍适用性。

(一)技术进步偏向的度量模型

由(1)式可导出资本与劳动的边际产出，分别为:

利用(2)式和(3)式可得资本—劳动边际产出比Ω，式子如下:

根据 Hicks(1932)［1］以及 Acemoglu(2002，2007)［4～5］对技术进步偏向的定义①Acemoglu将技术进步的类型扩展到任意要素投入之间，并重新界定了技术进步偏向。他认为，如果技术进步更有助于提高某种要素的边际产出，则称之为偏向该要素的技术进步，或者说技术进步偏向该要素。，由(4)式可得:

DHicks的经济含义是:由技术进步引起资本与劳动边际产出比的变化率。从(5)式可以看出，技术进步为劳动偏向型还是资本偏向型取决于替代弹性的大小。当σ＞1(资本与劳动之间是替代的)时，如果，则为资本偏向型技术进步(劳动偏向型技术进步);当σ＜1(资本与劳动之间是互补的)时，如果，则为劳动偏向型技术进步(资本偏向型技术进步);若σ=1或=，则技术进步为中性。

根据Harrod对技术进步偏向的定义，由(2)式可得:

DHarrod的经济含义是:由技术进步引起资本边际产出的变化率。当σ＞1(资本与劳动之间是替代的)时，如果＞0(＜0)，则为资本偏向型技术进步(劳动偏向型技术进步);当σ＜1(资本与劳动之间是互补的)时，如果＞0(＜0)，则为劳动偏向型技术进步(资本偏向型技术进步);若σ=1或=0，则技术进步为中性。

根据Acemoglu(2003)［6］对技术进步偏向的理论分析可知，Hicks技术进步偏向更适合分析短期技术冲击，Harrod技术进步偏向更适合分析平衡增长路径上的技术进步。从上述定义出发，要分析技术进步的偏向性，就需要计算替代弹性、要素增强型技术进步指数。显然，这些参数都需要使用模型进行估计或度量。

(二)替代弹性的计量模型

本文沿用León-Ledesma et al.(2010)［7］文献中的Kmenta近似估计方法来估算(4)式和(5)式中的替代弹性。该方法原理是首先在初始时间找到一个基准点，将(1)式进行标准化，然后在一个要素替代弹性点σ=1处进行二阶泰勒展开，得到一个可以直接进行回归的方程表达式，从估计系数可以计算替代弹性和要素分配参数，即:

(三)要素增强型技术进步指数的度量模型

在规模报酬不变的情况下，资本的边际产出等于资本收益rt，劳动的边际产出等于工资wt。因此，由(2)式和(3)式可得，可得到资本增强型技术进步指数A、劳动增强型技术进步指数t的表达式:

其中，αt为资本收入份额，βt为劳动收入份额，αt+βt=1。

三、数据和计量分析

根据最新2002年版工业统计的行业分类标准，工业分为3个大类(采矿业、制造业以及电力、煤气与水的生产和供应业)、39个中类和191个小类。本文采用39个中类构造工业行业，也称为两位数代码行业(如表1所示)。其中，其他采矿业(行业代码为11)、废弃资源和废旧材料回收加工业(43)(2003年后才公布)与工艺品及其他制造业(42)的数值较小或序列较短，本文将这三个行业合成一个新的“其他工业”项目。使用1978～2011年两位数代码行业的投入产出数据来测算整个工业及行业技术进步的偏向性。

表1 两位数代码与相对应的工业行业名称

19 25 石油加工及炼焦 38 11、42、43 其他工业

生产函数中的产出是工业或行业增加值:《中国工业经济统计年鉴》和《中国统计年鉴》在1992年后公布的增加值数据，1992年前只有净产值数据，但统计年鉴上定义:工业增加值=工业净产值+提取的折旧基金，因此，利用此公式可以计算1992年前的增加值。将1978～2011年的行业增加值数据按行业工业品出厂价格指数进行平减(1990年=100)。

工业及行业劳动力投入数据:《中国工业统计年鉴》提供了1978～2002年的行业年末职工人数数据，《中国统计年鉴》提供了2003～2011年行业年末就业人员数据，本文将相邻两年年末职工人数或年末就业人数进行平均就得到了各年的平均职工人数或平均就业人数，将其作为各年行业劳动力投入数量序列。

工业及行业资本存量数据:来源于陈诗一(2011)［8］所估算出的1980～2008年的行业资本存量数据，并沿用陈诗一估算资本存量的方法计算2009～2011年的行业资本存量，1978、1979年的数据根据1980～2011年平均比例估算得到。

工业及行业劳动者报酬数据:来源于历年《中国劳动统计年鉴》公布的城镇单位工业就业人员平均劳动报酬，将其按消费价格指数进行平减(1990年=100)，进一步将各年的劳动力投入与城镇单位就业人员平均劳动报酬相乘就得到了历年劳动者报酬数据。其中，历年劳动者报酬除以相应工业增加值就得到了历年劳动者收入份额，而资本收入份额=1-劳动者收入份额。

首先使用以上数据(1978年设为初始时间t0，且t0=0，t∈［0，33］)，对(7)式进行计量估计(如表2所示)，各参数估计值均在1%水平上显著，R2为0.990，修正后的R2为0.989，F统计值为9564，并得到相应的方程组:

解出上述方程组可得:

表2 CES生产函数标准化参数估计值

上述结果显示:资本与劳动之间的替代弹性为0.475，在生产过程中分配参数为0.699，资本、劳动技术进步效率增长参数分别为0.028、0.033，即资本技术进步效率增长小于劳动技术进步效率增长。值得强调的是:本文估计的工业替代弹性是互补的，这与大多数的研究相符——资本与劳动的替代弹性值在0.4 ～0.6 之间(Chirinko，2008)。［9］

将替代弹性值和要素增强型技术进步指数①由于篇幅限制，要素增强型技术进步指数的计算就不一一列出了。代入到(5)、(6)式，可得中国工业技术进步偏向的结果(如图1所示)。除少数几个年份以外，两种技术进步偏向数值都大于0，尤其是1987年后。1987年前两种技术进步偏向数值围绕0波动，工业技术进步没有明显的偏向性;1987年后，除2008年Harrod技术进步偏向数值以外，其余都在0值线之上。由此可见，近25年来中国工业技术进步明显偏向资本。

观察表3和图1发现，改革开放以来，工业技术进步偏向可分为三个阶段。Hicks技术进步偏向下，1979～1986年技术进步大致偏向劳动，其平均每年导致资本与劳动的边际产出比下降1.8%;1987～1998年技术进步偏向资本，偏向均值为0.130;1999～2011年技术进步偏向资本，偏向均值为0.060。Harrod技术进步偏向下，1979～1986年技术进步也表现为劳动偏向性，偏向均值为-0.003;1987～1998年技术进步也偏向资本，其偏向均值为0.055;1999～2011年技术进步也偏向资本，偏向均值为0.021，即技术进步平均每年导致资本边际产出上升2.1%。值得强调的是:1987～1998年工业技术进步偏向资本比较突出且波幅较大;1999年后，偏向资本的技术进步比较平缓。

1979～2011年大多数行业的技术进步具有明显的资本偏向性。图2、图3显示了技术进步偏向的均值(编号对应表1中行业名称，0为整个工业的技术进步偏向均值)，Hicks技术进步偏向下，烟草加工业(10)最大(0.152)，煤炭采选业最小(0.038)，整个工业的技术进步偏向均值为0.066。Harrod技术进步偏向下，烟草加工业最大(0.086)，橡胶制品业最小(0.007)，整个工业的技术进步偏向均值为0.027。这表明我国各工业行业的资源禀赋、要素投资结构之间存在较大差异，但总体上而言，行业技术进步与整体工业技术进步一样大致偏向资本。

不同阶段的行业技术偏向性具有不一致性(如表3所示)。在1979～1986年，两种技术进步偏向都显示石油开采业的偏向值最大(0.252)。Hicks技术进步偏向下，煤炭采选业最小(-0.096);Harrod技术进步偏向下，非金属采矿业最小(-0.050)。在1987～1998年，Hicks技术进步偏向下，烟草加工业最大(0.137)，塑料制品业最小(-0.043);Harrod技术进步偏向下，皮羽制造业最大(0.083)，燃气生产供应最小(-0.012)。在1999～2011年，Hicks技术进步偏向下，木材采运业最大(0.307)，黑色金属采选业最小(0.037);Harrod技术进步偏向下，家具制造业最大(0.136)，橡胶制品业的技术进步偏向均值最小且呈中性。

表3 我国工业及行业技术进步偏向分段均值

专用设备制造

四、中国工业技术进步偏向资本的原因剖析

通过前面的实证分析得出:1987年后我国工业及行业技术进步都偏向于资本。接下来，从国内外相关研究启示和我国具体的历史情况出发，对这一基本结论的成因进行分析。

第一，资本深化，下列公式可反映，即

第二，较弱的技术研发能力。由于经济管理体制和经济制度的弊端、技术研发的物资基础薄弱、技术研发人员的低素质水平等原因，导致我国的技术研发能力向来较弱，从而绝大部分技术都依赖于进口或模仿。具体表现为:一方面，在发达国家，资本相对丰富，劳动相对稀缺，技术向资本密集方向发展，从而发达国家提供给发展中国家的技术是资本密集技术。另一方面，1987年后，虽然我国从事研发的技术人员、工业企业发明专利数的平均增长速度分别达到了4.32%、13.67%，但与发达国家的技术水平仍有较大差距，我国仍不能研发出适合本国资源情况的劳动密集技术，因此，只好引进发达国家的资本密集技术。

第三，外商直接投资。20世纪80年代以来，FDI已经成为从发达国家向发展中国家进行技术转移的一种主要形式。通过外资的引入，新想法、新技术和劳动技能在国家和地区间传播，从而促进国家的技术进步。我国制造业在吸收外资的过程中，横向溢出效应(行业内)每增加1%会带来技术进步增加0.28%，后向关联溢出效应(行业间)每增加1%会，带来技术进步增加1.11%，前向关联溢出效应(行业间)每增加1%会带来技术进步增加1.20%，即FDI使行业内和行业间都表现出显著的溢出效应，提升了整体技术水平(王滨，2010)，［12］导致工业技术向资本密集型技术发展。近些年来，FDI呈上升趋势，平均增长率达到12.86%，这加快了我国工业向资本密集和技术密集的发展速度，势必加深工业技术进步偏向资本。

第四，国际贸易。近些年我国进出口商品的增长速度达到了15.71%，直接拉动了我国经济的高速增长。各国要素禀赋的差异带来了国际贸易的产生，反过来国际贸易又会对各国要素市场产生影响，从而要素价格和丰裕程度的改变影响技术进步的偏向(Acemoglu，1998)。［13］贸易自由化导致发展中国家进行防御性创新，以应对来自国外的竞争，这会使得技术进步偏向技能劳动力，增加对技能熟练劳动力的需求(Acemoglu，2003;殷德生、唐海燕，2006;［14］潘士远，2007［15］)。王林辉、董直庆(2012)［16］认为发展中国家的技能偏向性技术进步应归结到资本偏向性技术进步。近些年随着前沿技术的软件设备业和物化性技术进步的发展，技能劳动力的市场需求大且收益高，技术进步呈现资本偏向性且技能偏向性。这主要是因为高技术的机器设备往往需要与高技能劳动力相匹配，进而在生产过程中增加了高质量劳动力的需求(赵志耘，等，2007)。［17］因此，发展中国家的贸易自由化导致技术进步偏向技能劳动的实质是贸易自由化引起技术进步偏向资本。

根据上述分析，工业技术进步偏向资本是受资本深化、研发能力、FDI和国际贸易的影响。由于资本偏向性技术进步主要与设备相结合，生产设备应最能反应行业技术水平。因此，直接采用行业固定资产投资中的设备工器具投资代表偏向资本的技术进步，将其按固定资产价格指数进行缩减(1990年=100);资本深化(K/L)利用前文处理的资本存量除以劳动力投入来表示;研发能力选用行业规模以上企业发明专利数(lnRn)和从事研发的技术人员与非科技人员的比例(nL/L)来表示;行业外商直接投资(lnFDI)是将整个工业的外商直接投资按行业增加值比例进行折算得到;国际贸易(lnTrade)采用进出口总额来衡量，其中外商直接投资、进出口总额按CPI进行平减(1990年=100)。鉴于本文采用的是两位数代码行业，包括了重工业和轻工业行业，有必要构造虚拟变量D来代表，轻工业行业取值为0，重工业行业取值为1(其中煤气与水的生产和供应业取值为1)。由于1987年后中国工业技术进步明显偏向资本，因此选用1987～2011年的行业面板数据对行业技术进步偏向的影响因素进行回归，以行业固定资产投资中的设备工器具投资为被解释变量，其估计结果如表4所示。

方程(1)是采用随机效应模型估计的结果，Hausman检验结果表示在1%水平上拒绝原假设，应该选择固定效应模型进行分析。方程(2)是经过自相关调整后的固定效应模型。F检验显示方程整体水平在1%的水平上显著，拟合效果较好。由于面板数据可能存在异方差，本文采用Panel-corrected Standard Error(PCSE)方法对其进行调整。方程(3)回归结果表明，技术人员与非科技人员的比例对我国工业技术偏向影响最大，其次是外商直接投资、规模以上工业企业发明专利数、国际贸易，最后是资本深化。值得注意的是:重工业行业对工业技术进步偏向的影响明显高于轻工业行业。以上结果说明，各影响因素数值越大，中国工业技术进步越向资本靠近。其中，行业研发能力对技术进步偏向具有巨大的推动作用，但资本深化对行业技术进步的促进作用不明显，该结论与陈勇等(2006)［10］的研究一致。

表4 中国工业技术进步偏向的影响因素

五、研究结论

当前我国依赖资本投入的技术越渐突出，不管是总体经济(戴天仕、徐现祥，2010)，［18］还是制造业部门(黄先海、徐圣，2009)，［19］技术进步偏向资本已是不争的事实。本文利用CES生产函数分别定义Hicks和Harrod偏向性技术进步，通过理论和实证计量分析得出:自改革开放以来，中国工业的资本与劳动的替代弹性显著大于0，小于1，且资本技术进步率增长小于劳动技术进步率增长。在1987年前，工业技术进步偏向劳动;在1987年后，工业技术进步偏向资本。值得强调的是:在1987～1998年间，中国工业技术进步偏向资本比较突出且波幅较大;1999年后，偏向资本的工业技术进步比较平缓。

测算结果也显示，1979～2011年间的大多数工业行业的技术进步也具有明显的资本偏向性。同时，不同阶段的行业技术偏向性具有不一致性。进一步分析表明，在1987年后，资本深化、研发能力、外商直接投资以及国际贸易是影响我国工业技术进步偏向资本的主要原因。利用1987～2011年的中国工业行业数据实证分析得出，技术研发能力对我国工业技术偏向资本影响最大，而资本深化不太明显;重工业行业对技术偏向资本的影响大于轻工业行业。本文的研究不仅否认“中性技术进步”的假定，也为全要素生产率核算提供了一个视角。

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