中国制造业技术进步偏向性的空间扩散边界效应研究

魏 巍

(嘉兴学院，浙江 嘉兴 314000)

一、引 言

长期以来，技术进步偏向性对经济的重要影响已经得到了广泛认可。技术进步偏向性在要素收入分配不合理、工资不平等的一些敏感经济问题上发挥着重要的解释作用。制造业是我国经济的重要支柱产业，但由于中国制造业行业构成的差异，其行业内部一直存在劳动密集型行业与资本密集型行业收入分配不均衡、高技能劳动力与低技能劳动力工资不平等的问题，这与制造业技术进步偏向性密不可分。随着学科研究的深入，对技术进步偏向性的研究不再局限于自身的影响因素，也要考虑周边主体所带来的间接影响。研究表明，技术进步方向存在空间溢出性，本地的技术进步偏向性可能会影响周边地区(董直庆和王辉，2019)[1]，技术进步偏向性会通过不同的渠道扩散到其他地区，这种空间扩散效应同样存在于制造业。越来越多的学者对这种空间扩散效应及其传递渠道进行了验证(Jaffe, 2001；Jae, 2003；Madsen, 2005；舒元和才国伟，2007；潘士远，2008；吴建军和黄丹，2017；程水红和沈利生，2018)[2-8]，但是，他们忽视了空间扩散的边界效应。行政调控的存在会干预制造业技术进步偏向性空间扩散效应的效果，且存在地区差异性。因此，对于各地区制造业技术进步偏向性空间扩散边界效应的研究能够助力制造业技术转型升级、缓解要素收入分配不平衡问题，为各地区制造业宏观调控提供参考意见，具有重要的现实意义。

经验研究表明，国内各地区间的贸易程度一般大于国内与国外之间的贸易程度，这种现象的原因被称为边界效应(Border effects)。较早对边界效应进行测算分析的是Bröcke[9](1984)，他主要分析了欧共体的边界效应，发现国家边界带来的影响可以使国际贸易流减少到国内贸易流的1/6。后来，加拿大学者McCallum[10](1995)的研究对边界效应问题的影响力更大，他基于加拿大各省及美国各州的贸易数据，用引力模型分析了加拿大内部各省之间、加拿大同美国之间跨境交易的边界效应，发现省际之间的贸易是跨境贸易的22倍，这使得边界效应理论被广泛应用于区域一体化及各国贸易流的测算分析之中，而重力模型也是首选的测算方法。进一步地，各国学者对边界效应存在的原因进行了分析，前期的研究主要集中于关税带来的影响。后来发现，实行一体化后(关税大大降低甚至为零)的国家之间仍然存在显著的边界效应，说明关税带来的影响并不能完全解释边界效应问题。于是，研究扩展到消费者的内部偏好、区位条件和运输成本、通讯等基础设施和货币差异等原因上(Luis，2003；Rose &E.van，2001；Kyoji &Toshihiro，2004)[11-13]。随着对边界效应原因的不断探索，一些学者发现边界效应不是纯粹的单一作用，至少存在屏蔽和中介两种效应(方维慰，1999；李铁立和姜怀宇，2005)[14-15]，且随着区域一体化的逐渐发展，屏蔽效应在减弱，中介效应在增强(梁双陆，2008)[16]。

对于技术空间扩散边界效应的研究主要体现在影响因素上。早期观点认为，国家文化差异和市场壁垒是影响技术空间转移的主要因素(Hussian，1998)[17]，后来，各国学者又把影响因素进一步扩充到了技术能力产生的差异、知识产权保护差异、语言和吸收能力差异上(Bigliardi &Dormio，2009；Neuhäusler，2012)[18-19]。同时，一些学者研究发现，技术空间扩散的效果受研究主体的影响较大。对发展中国家的研究结论与对发达国家的研究结论不同甚至相反(Sweet &Eterovic，2015)[20]，一个国家内部的区际之间也存在较大差异(Thompson &Fox-Kean，2005；Peri，2005；Singh&Marx，2013；Li，2014)[21-24]，这其中也包括对我国区际之间技术空间扩散边界效应的研究。余元春等[25](2016)研究发现，我国区域之间边界效应显著且差异明显，西部地区的边界效应显著高于东部地区，自然边界和经济结构壁垒是形成技术空间转移边界效应的关键因素。省际层面，本地偏好和知识产权保护是形成技术空间转移壁垒的主要因素，地理距离、产业和文化方面的差异也有较强影响。

上述研究主要针对技术进步偏向性空间扩散效应的验证和技术进步本身层面的空间扩散边界效应，并未涉及技术进步偏向性层面的空间扩散边界效应。基于此，本文将边界效应划分为屏蔽效应和中介效应，分别构建技术进步偏向性空间扩散边界效应的作用机制，在测算制造业技术进步偏向性的基础上，分别在中间品贸易、技术贸易和要素流动三种渠道下实证检验我国各省份制造业技术进步偏向性空间扩散边界效应并提出相关政策建议。

二、制造业技术进步偏向性的测算

本文选用应用范围最广的标准化系统法对中国制造业技术进步偏向性进行测算。将生产函数表述为如下CES型：

(1)

借鉴Hicks[26](1932)，将技术进步偏向性指数(Tb(t))定义为

(2)

其中，MTRS刻画技术进步对资本与劳动边际生产率即边际产出之比的影响，表达式为

(3)

w(t)仍然为劳动的边际报酬，即劳动的要素价格；r(t)为资本的边际报酬，即资本的要素价格。

根据(4.2)和(4.3)式可以求得，技术进步偏向性指数为

(4)

技术进步偏向性指数可以表述为当Tb(t)>0，即劳动与资本的边际产出比大于1，代表技术进步偏向于劳动；当Tb(t)<0，即劳动与资本的边际产出比小于1，代表技术进步偏向于资本。

根据式(1)和式(3)，可得劳动和资本的技术效率：

(5)

参照Klump et al.[27](2007)的设定方法，将生产函数及其一阶条件标准化并构建三方程标准化供给面系统，利用SUR模型及可行的广义非线性最小二乘法对参数进行估计。

设定要素增进型技术进步的增长率满足BOX-COX变换：

(6)

其中，ιL和ιK分别为劳动和资本增进型技术效率的增长参数，ϖL和ϖK分别为劳动和资本增进型技术效率的曲率，令ϑ表示规模因子。则以各指标的样本均值为基准，分别进行参数的标准化：

综上，构建三方程标准化系统：

通过上述广义非线性最小二乘法的估计，可以得到求解技术进步偏向性指数所需参数的估计结果，进而根据式(1)(3)(4)的关系求出技术进步偏向性指数。

数据来源。综合考虑各统计年鉴数据的可获得时间和统计口径的变化，即1993年以后开始采用新的统计方法，与1992年的数据不具有连续性，因此，本文选取的研究期间为1993—2016年，重庆与四川数据合并。

制造业产出。借鉴陈勇和李小平[28](2006)的做法，以制造业增加值作为产出指标，为了更加突出要素分配的作用，本文以剔除生产税的数据作为制造业增加值。但仍有部分省份没有公布制造业增加值的数据，通过绘制散点图发现各地区的工业产值与工业增加值几乎均呈线性关系，因此，对于不能直接获得制造业增加值的省份，我们以制造业产值占工业产值的比重乘以工业增加值剔除税金之后的数额作为制造业增加值来衡量经济产出指标，对于个别年份缺失的数据以相邻年份数据的增长率为依据来获取，并以1993年为基期的工业生产者出厂价格指数进行平减，数据来源于历年《中国工业统计年鉴》和各省份统计年鉴。

劳动和资本投入。对于劳动投入，在各相关指标中，从业人员平均数最为贴切。因此，本文以《中国工业统计年鉴》中公布的各地区细分行业的从业人员平均数进行加总求得。对于资本投入，一般采用永续盘存法，选用资本存量作为资本投入指标。以各省份制造业固定资产投资额占固定资产投资总额的比重乘以各省份固定资本形成额来代表制造业固定资本形成额，并借鉴张军等[29](2004)的做法，求得制造业各年资本存量。其中，各地区历年数据源自于《中国统计年鉴》、《中国固定资产投资统计年鉴》和各省份统计年鉴。

劳动和资本报酬。对于劳动报酬指标，考虑到数据可得性和数据处理的一致性，以城镇单位制造业从业人员平均工资与上述制造业从业人员平均数的乘积来表示劳动报酬，数据来源于历年《中国劳动统计年鉴》，并以1993年为基期的工业生产者出厂价格指数进行平减。对于资本报酬指标，首先确定资本收益率，由于各地区并未公布各行业的资本报酬率，因此，以各地区全社会资本报酬率近似替代制造业资本报酬率。以各省份历年“固定资本折旧”和“营业盈余”数据之和，经过工业生产者出厂价格指数折算得到1993年为基期的数据，除以按照张军[29](2004)的算法得到的1993年为基期的各地区资本投入量即可得到平减后的资本报酬率，经过平减后的资本报酬率乘以制造业资本存量即得资本报酬。数据来源于历年《中国统计年鉴》、《中国工业统计年鉴》和国家统计局。

根据上述方法测算出的中国及各省份制造业三方程标准化供给面系统法的参数估计结果见表1。中国及各省份制造业要素替代弹性均小于1，即劳动和资本呈互补关系，这与多数学者测算的结果一致。除了上海，各省份制造业劳动增进型技术效率普遍大于资本增进型技术效率，使得技术进步呈现资本偏向型，而上海制造业资本增进型技术效率大于劳动增进型技术效率，可能是由于上海的人工智能化程度较高，大大节约了资本的使用成本，这与现有研究所证实的结论相符(潘文卿等，2017)[30]。大多数省份制造业的资本份额已经超过劳动份额，中国制造业资本份额的平均水平为67.9%，劳动份额的平均水平仅占到32.1%，这与中国普遍存在的劳动收入分配较低的事实相符。

表1 中国及各省份制造业三方程标准化供给面系统法参数估计结果

三、作用机理、计量模型与变量说明

(一)作用机理

在我国，边界效应(表示为BOR)同样可以分为屏蔽效应和中介效应。其中，屏蔽效应表现为阻碍区域经济一体化，而中介效应表现为加速区域经济一体化。我国影响区域经济一体化的主要影响因素为行政区边界，或者说行政壁垒对我国区域经济一体化存在最显著的影响(Young,2000；林毅夫和刘培林，2003；余元春等，2016)[31-32,25]。因此，分析我国制造业技术进步偏向性的空间扩散边界效应也就是重点对我国行政壁垒进行分析。一般来说，行政壁垒是地区为了促进和保护本地经济增长而采取的一种调控手段。对于贸易规模较小的朝阳产业，各地政府往往采取保护政策，避免本地产业被外来市场所击垮，政府会加大调控，对行政壁垒加码，增强屏蔽效应，导致贸易量或要素流动量增长减速，当行政壁垒施加过度，即屏蔽效应增强到一定程度，则有可能造成贸易量或要素流动量增长停滞甚至逐渐下降，如图1a所示。其中，TRA表示贸易量或要素流动量(下文用贸易量代替)，BAR表示屏蔽效应。贸易量的增长会带来本地技术进步偏向性的变化，一般来说，初期贸易流动量较小，但由于价格传导机制的作用，各企业对于产品价格需求迅速作出调整，技术进步偏向性的变化幅度最强，中期贸易流动量逐步加大，技术进步偏向性也随之变化，但强度有所减弱，后期贸易流动量继续增长，但企业对于产品的调整已经接近尾声，技术进步偏向性接近稳态，变化强度趋向于零，如图1b所示，其中，△TB表示技术进步偏向性的变化幅度。为了更加直观的表示这种变化，图2描绘了贸易量与技术进步偏向性的直接关系，图2a是劳动密集型产品或技术的贸易量导致技术进步朝劳动偏向型发展的关系图，图2b是资本密集型产品或技术的贸易量导致技术进步朝资本偏向型发展的关系图。

将图1中行政壁垒对贸易量的作用与图2中贸易量对技术进步偏向性的作用叠加起来，可以得到图3所示的屏蔽效应对技术进步偏向性的间接作用。图3a反映了在劳动密集型产品或技术的贸易条件下屏蔽效应对技术进步偏向性的作用关系，二者呈倒U型关系；图3b反映了在资本密集型产品或技术的贸易关系下，屏蔽效应对技术进步偏向性的作用关系，二者呈现U型关系。这说明屏蔽效应通过贸易或要素流动对技术进步偏向性的作用不是简单的线性关系，且存在显著的拐点。

在我国，中介效应主要表现为地区间的贸易合作关系，也是一种行政调控的手段。体现在区域一体化较强的地区，比如京津冀、长三角和珠三角地区，由于这些地区的紧密合作，可能会使得中介效应强于屏蔽效应，进而促进制造业技术进步偏向性的发展，一般来说，中介效应会促进地区间的贸易行为，使得技术进步偏向性更快的趋于稳定状态，用MES表示中介效应，具体作用关系如图4所示。

(二)计量模型与变量说明

边界效应是中介效应和屏蔽效应叠加在一起之后呈现的结果，因此，并非简单的线性关系。门限回归模型是分析变量间非线性关系较为有效和常用的模型。本文采用 Hansen[33](1999)的非线性面板门限模型来进行估计，将门限值设定为3个：

Tbit=α0+β1BORit*FXit(γ≤γ1)+β2BORit*FXit(γ1<γ≤γ2)+β3BORit*

FXit(γ2<γ≤γ3)+β4BORit*FXit(γ>γ4)+βXit+μit

其中，BORit代表i地区第t年的行政调控力度，反映边界效应程度，FXit代表行政调控所直接作用的流动性(贸易)变量，Xit代表一组控制变量。

常用的反映行政壁垒的变量包括：政府消费占GDP的比重、地方财政收入或支出占GDP的比重、国有企业职工人数占总职工人数的比例(Poncet，2002；白重恩等，2004)[34-35]等。其中，政府消费占GDP的比重应用较为广泛，实证检验结果较为准确。结合数据的可得性，本文以政府消费占GDP的比重表示行政壁垒，记为模型1，以地方财政支出占GDP的比重进行稳健性检验，记为模型二，政府消费和地方财政支出以居民消费价格指数进行平减，GDP以国内生产总值折算指数进行平减，以1993年为基期，数据来源于《中国统计年鉴》。为了更加直观的分析变量对技术进步方向的影响，下文将分别对劳动密集型(劳动流动)变量和资本密集型(资本流动)变量进行检验。

归纳已有研究，技术进步偏向性受自主研发、技术引进、人力资本存量、要素市场结构、经济总量、对外开放程度等因素的影响(易信和刘凤，2013；邓明，2014；潘文卿，2017)[36-37,30]，结合数据可得性，本文引入控制变量如下：(1)自主研发(RD)。以各地区制造业R&D经费投入占制造业增加值的比值表示，制造业R&D经费由工业企业R&D经费乘以制造业占工业企业增加值比重来表示。(2)技术引进(IMP)。以制造业技术引进经费占制造业增加值的比值表示，制造业技术引进经费由工业企业技术引进经费乘以制造业占工业企业增加值比重来表示。(3)人力资本水平(HR)。以人均受教育年限表示，参照白雪梅(2004)[38]的方法计算得到。(4)要素结构(KL)。以要素投入结构比表示。(5)产业结构(IND)。以制造业增加值占GDP的比值表示。(6)经济总量(GDP)。以制造业增加值表示，为了消除制造业增加值的指数增长趋势，对制造业增加值取对数。结合数据可得性，各指标选取2001-2016年为研究期间，以1993年为基期，制造业增加值和工业企业增加值以工业生产者出厂价格指数进行折算，R&D经费、技术引进经费和资本存量以固定资产投资价格指数进行折算，各项指标数据来源于《中国统计年鉴》、《中国劳动统计年鉴》、《中国科技统计年鉴》、《中国工业统计年鉴》、《中国固定资产投资统计年鉴》和全国各省份统计年鉴。

四、实证分析

(一)中间品贸易下制造业技术进步偏向性空间扩散边界效应分析

用门限回归模型检验边界效应对制造业技术进步偏向性的作用效果，并用Bootstrap方法检验门槛的显著性，见表2。在劳动密集型中间品贸易渠道下，边界效应直接作用的流动性变量为劳动密集型中间品贸易关联度，两个模型均显示，边界效应对制造业技术进步偏向性的作用关系存在单个门限，模型1和模型2下的门限值分别为1.407和0.640，对应的门限检验F值为11.948和20.473，分别在5%和10%的水平下显著，但模型1的显著性更强，因此，后期的门限区间分析选取模型1；在资本密集型中间品贸易渠道下，边界效应直接作用的流动性变量为资本密集型中间品贸易关联度，模型1显示，边界效应对制造业技术进步偏向性的作用关系存在单个门限，门限值为0.225，对应的门限检验F值为15.604，在5%的水平下显著，模型2显示没有门限，显然，模型1的分化效应更加显著，因此，以模型1的结果进行门限区间分析。门限回归结果见表3。在劳动密集型中间品贸易渠道下，当劳动密集型中间品贸易关联度小于门限值1.407时，边界效应主要表现为屏蔽效应，阻碍制造业技术进步朝劳动方向发展；当劳动密集型中间品贸易关联度超过1.407时，劳动密集型中间品贸易关联度突破了屏蔽效应，转而促进制造业技术进步朝劳动方向发展，且作用效果显著。在资本密集型中间品贸易渠道下，当资本密集型中间品贸易关联度小于门限值0.225时，边界效应主要表现为屏蔽效应，阻碍制造业技术进步朝资本方向发展，但作用系数不显著；当资本密集型中间品贸易关联度超过0.225时，资本密集型中间品贸易关联度突破了屏蔽效应，转而促进制造业技术进步朝资本方向发展，且作用效果显著。两种中间品贸易模型下控制变量的作用效果类似，都是经济总量和产业结构促进技术进步朝劳动方向发展，即劳动偏向型制造业的发展仍然占据制造业的主体地位，但产业结构作用效果不显著，说明现有产业调整对两种要素密集型行业占比的影响不大；而要素结构、自主研发、人力资本和技术引进均显著促进技术进步朝资本方向发展。根据互补关系，单位劳动资本相对占比越高意味着对资本的需求越高，越会促进资本偏向型技术进步的发展；随着科学技术的发展，大部分传统制造业已经被人工智能等高端产业所取代，对于先进制造业的技术研发释放了大量劳动力，促使制造业技术进步朝资本方向发展；一般来说，劳动密集型行业从业者学历较低、以低技能劳动为主，而资本密集型行业从业者学历较高、以高技能劳动为主。因此，人力资本的增加会促进制造业技术进步朝资本偏向型发展；中国的技术引进主要来源于发达国家，而发达国家技术进步主要呈现资本偏向型的特性，因此，技术引进会促使制造业技术进步朝资本方向发展。

表2 中间品贸易下边界效应门限检验结果

表3 中间品贸易下边界效应门限回归结果

表4显示了在中间品贸易下落在不同门限区间的省份，在劳动密集型中间品贸易渠道下，小于门限值的省份包括内蒙古、海南、云南、甘肃、青海、宁夏、新疆，以西部和西南地区为主，其余省份均落在大于门限值的区间。也就是说，除了西部和西南少部分地区的省份，其余地区劳动密集型中间品的贸易流动规模已经突破屏蔽效应限制的影响，促进制造业技术进步朝劳动方向发展。在资本密集型中间品贸易渠道下，小于门限值的省份包括北京、吉林、海南、青海、陕西、新疆，以西部地区和部分东北地区为主，值得注意的是北京也处于这个区间，这与北京制造业规模较小，且近几年北京资本密集型制造业的大量外迁有关。其余省份均落在大于门限值的区间，即大部分省份的制造业资本密集型中间品贸易流动规模已经突破屏蔽效应，促进制造业技术进步朝资本方向发展。

表4 中间品贸易下边界效应门限区间的对应省份

(二)技术贸易下制造业技术进步偏向性空间扩散边界效应分析

用门限回归模型检验技术贸易下边界效应对制造业技术进步偏向性的影响，结果见表5。在劳动密集型技术贸易模型下，边界效应直接作用的流动性变量为劳动密集型技术贸易关联度，模型1下边界效应对制造业技术进步偏向性的作用关系存在双重门限，对应的门限值分别为-0.641和3.727，门限F值分别为7.397和10.942，分别在5%和1%的水平下显著；模型2下边界效应对制造业技术进步偏向性的作用关系仅存在单个门限，门限值为4.207，门限检验F值为18.565，在5%的水平下显著。显然，模型1的分化效应更加显著，因此，以模型1的结果进行门限区间分析。在资本密集型技术贸易模型下，边界效应直接作用的流动性变量为资本密集型技术贸易关联度，模型1下边界效应对制造业技术进步偏向性的作用关系存在双重门限，对应的门限值分别为0.440和4.946，对应的门限F值分别为12.018和3.337，分别在1%和10%的水平下显著；模型2下边界效应对制造业技术进步偏向性的作用关系仅存在单个门限，门限值为4.948，门限检验F值为5.455，在10%的水平下显著。显然，模型1的分化效应更加显著，因此，以模型1的结果进行门限区间分析。表6显示了技术贸易下边界效应的门限回归结果，在劳动密集型技术贸易模型下，当劳动密集型技术贸易关联度小于第一个门限值-0.641时，边界效应以屏蔽效应为主，会阻碍制造业技术进步朝劳动方向发展；当劳动密集型技术贸易关联度介于第一个门限值-0.641和第二个门限值3.727之间时，劳动密集型技术贸易关联度突破了屏蔽效应，表现为对劳动偏向型技术进步的促进；当劳动密集型技术贸易关联度大于第二个门限值3.727时，中介效应占优，会进一步促进制造业技术进步朝劳动方向发展。在资本密集型技术贸易模型下，当资本密集型技术贸易关联度小于第一个门限值0.440时，边界效应以屏蔽效应为主，会阻碍制造业技术进步朝资本方向发展；当资本密集型技术贸易关联度介于第一个门限值0.440和第二个门限值4.946之间时，资本密集型技术贸易关联度突破了屏蔽效应，表现为对资本偏向型技术进步的促进；当资本密集型技术贸易关联度大于第二个门限值4.946时，中介效应占优，会进一步促进制造业技术进步朝资本方向发展。控制变量的作用效果与上述中间品贸易模型下类似。

表5 技术贸易下边界效应门限检验结果

表6 技术贸易下边界效应门限回归结果

表7显示了在技术贸易下落在不同门限区间的省份。在劳动密集型技术贸易渠道下，小于第一个门限值的省份仅有新疆和青海两个地区，即这两个地区的劳动密集型技术贸易规模还没有突破屏蔽效应的限制；介于第一个门限值和第二个门限值之间的省份包括山西、内蒙古、辽宁、吉林、黑龙江、江西、湖南、广西、海南、贵州、甘肃、宁夏、云南、陕西，以东北、中部和南部地区为主，处于这个区间的省份已经突破屏蔽效应的限制，开始促进制造业技术进步朝劳动方向发展；大于第二个门限值的省份包括北京、天津、河北、上海、江苏、浙江、安徽、福建、山东、河南、湖北、广东、四川，以华北、东部和东南地区为主，也就是说，东部地区大多已经表现为中介效应，劳动密集型技术贸易能够显著促进本地制造业技术进步朝劳动方向发展。类似地，在资本密集型技术贸易渠道下，小于第一个门限值的省份仅有新疆和青海两个地区，即这两个地区的资本密集型技术贸易关联度还没有突破瓶颈效应的限制；介于第一个门限值和第二个门限值之间的省份包括山西、内蒙古、吉林、黑龙江、江西、河南、湖南、广西、海南、贵州、云南、陕西、甘肃、宁夏，以东北、中部和南部地区为主，处于这个区间的省份已经突破屏蔽效应的限制，开始促进制造业技术进步朝资本方向发展；大于第二个门限值的省份包括北京、天津、河北、辽宁、上海、江苏、浙江、安徽、福建、山东、湖北、广东、四川，以东部地区为主，也就是说，东部地区大多已经表现为中介效应，资本密集型技术贸易能够显著促进本地制造业技术进步朝劳动方向发展。

表7 技术贸易下边界效应门限区间的对应省份

(三)要素流动下制造业技术进步偏向性空间扩散边界效应分析

用门限回归模型检验要素流动下边界效应对制造业技术进步偏向性的作用效果，并用Bootstrap方法检验门槛的显著性，见表8。在劳动力流动渠道下，边界效应直接作用的流动性变量为劳动力流动关联度，模型1显示，边界效应对制造业技术进步偏向性的作用关系存在双重门限，门限值分别为-4.001和0.870，对应的双重门限F值为4.692和6.814，分别在10%和5%的水平下显著；模型2显示，边界效应对制造业技术进步偏向性的作用也存在双重门限，门限值分别为-4.001和1.509，对应的双重门限检验F值为9.374和12.208，分别在5%和1%的水平下显著，显然，模型2的分化效果更加明显，后期的门限区间分析以模型2为依据。在资本流动渠道下，边界效应直接作用的流动性变量为资本流动关联度，模型1显示，边界效应对制造业技术进步偏向性的作用关系存在双重门限，门限值分别为11.415和11.959示，对应的双重门限检验F值为4.360和8.640，分别在10%和1%的水平下显著，模型2显示，边界效应对制造业技术进步偏向性的作用也存在双重门限，门限值分别为3.994和11.379，对应的双重门限检验F值为9.636和11.658，均在1%的水平下显著，显然，模型2的分化效果更加明显，后期的门限区间分析以模型2为依据。表9显示了要素流动下边界效应的门限回归结果，劳动力流动渠道下，当劳动力流动关联度小于第一个门限值-4.001时，边界效应以屏蔽效应为主，会阻碍制造业技术进步朝劳动方向发展；当劳动力流动关联度介于第一个门限值-4.001和第二个门限值1.509之间时，劳动力流动关联度突破了屏蔽效应的影响，转而促进制造业技术进步朝劳动方向发展；当劳动力流动关联度大于第二个门限值1.509时，中介效应占优，进一步促进制造业技术进步朝劳动方向发展。资本流动渠道下，当资本流动关联度小于第一个门限值3.994时，边界效应以屏蔽效应为主，会阻碍制造业技术进步朝资本方向发展；当资本流动关联度介于第一个门限值3.994和第二个门限值11.379之间时，资本流动关联度突破了屏蔽效应的影响，转而促进制造业技术进步朝资本方向发展；当资本流动关联度大于第二个门限值11.379时，中介效应占优，进一步促进制造业技术进步朝资本方向发展。控制变量的作用效果同前。

表9 要素流动下边界效应门限回归结果

表8 要素流动下边界效应门限检验结果

表10显示在技术贸易下门限区间落入的省份。在劳动力流动渠道下，小于第一个门限值的省份仅有新疆一个地区，即仅有新疆地区的劳动力流动关联度还没有突破屏蔽效应的限制；介于第一个门限值和第二个门限值之间的省份有北京、天津、江西、海南、贵州、甘肃、青海、宁夏、河北、山西、内蒙古、吉林、黑龙江、广西、云南、陕西，主要以东北、华北和中西部地区为主，这些地区的劳动力流动关联度已经突破屏蔽效应，开始促进制造业技术进步朝劳动方向发展；大于第二个门限值的省份包括辽宁、上海、江苏、浙江、安徽、福建、山东、河南、湖北、湖南、广东、四川，主要是东部和东南地区，这些地区多为沿海地区，劳动力流动关联度较高，主要体现为中介效应，加速促进制造业技术进步朝劳动方向发展。在资本流动渠道下，小于第一个门限值的省份也仅有新疆一个地区，即仅有新疆地区的资本流动关联度还没有突破屏蔽效应的限制；介于第一个门限值和第二个门限值之间的省份有北京、天津、海南、青海、河北、山西、内蒙古、辽宁、吉林、黑龙江、上海、浙江、安徽、福建、江西、河南、湖北、湖南、广东、广西、四川、贵州、云南、陕西、甘肃、宁夏，涵盖了大多数省份，这些省份的资本流动关联度已经突破屏蔽效应，开始促进制造业技术进步朝资本方向发展；大于第二个门限值的省份包括江苏和山东两个省份，说明这两个省份资本流动关联度较高，主要体现为中介效应，加速促进制造业技术进步朝资本方向发展。

表10 要素流动下边界效应门限区间的对应省份

五、结论及启示

本文将边界效应划分为屏蔽效应和中介效应，分析了技术进步偏向性的边界效应作用机制，测算了中国及各省份制造业技术进步偏向性，在梳理现有技术进步偏向性影响因素研究的基础上，分别在中间品贸易、技术贸易和要素流动三种主要渠道下实证检验了制造业技术进步偏向性空间扩散的边界效应。具体研究结论如下：

1.在劳动密集型产品或技术的贸易条件下，屏蔽效应对技术进步偏向性的影响呈倒U型关系；在资本密集型产品或技术的贸易关系下，屏蔽效应对技术进步偏向性的影响呈现U型关系。中介效应主要表现为促进贸易行为，使得技术进步偏向性更快的趋于稳定状态。

2.中国及各省份制造业要素替代弹性均小于1，即劳动和资本呈互补关系，除了上海，各省份制造业劳动增进型技术效率普遍大于资本增进型技术效率，使得技术进步呈现资本偏向型。大多数省份制造业的资本份额已经超过劳动份额，中国制造业资本份额的平均水平为67.9%，劳动份额的平均水平仅占到32.1%，这与中国普遍存在的劳动收入分配较低的事实相符。

3.在中间品贸易渠道下，制造业技术进步偏向性的边界效应存在单一门限，除了西部、西南、东北少部分地区的省份，其余省份劳动密集型中间品的贸易流动规模已经突破屏蔽效应限制的影响。在技术贸易渠道下，中国制造业技术进步偏向性边界效应存在双重门限。除了新疆和青海地区，东北、中部和南部地区的省份已经突破屏蔽效应的限制，东部地区大多已经表现为中介效应。在要素流动渠道下，中国制造业技术进步偏向性边界效应存在双重门限。除了新疆地区，其他地区均已经突破屏蔽效应，东部和东南地区主要表现为中介效应。

通过上述研究结论，可以得到如下政策启示：

1.对于制造业技术进步偏向性的调控，除了考虑直接影响因素的作用，还要关注周边地区空间扩散的间接影响以及各地区行政壁垒所带来的边界效应。事实证明，不同地区的边界效应存在较大差异。东部较发达地区普遍体现为中介效应，西部欠发达地区主要呈现屏蔽效应，这说明边界效应的作用效果与地区经济发展程度存在关联，经济欠发达的地区边界效应以阻碍为主，经济较发达的地区边界效应以融合为主，二者互为因果。要想提升西部欠发达地区的制造业技术进步偏向性调控效果，首先要提高经济发展程度。

2.不同渠道下的技术进步偏向性空间扩散边界效应不同，正确借助各渠道的作用效果，可以实现区域的一体化发展。技术贸易和要素流动渠道体现为中介效应，其中，沿海地区省份的中介效应显著，这是因为沿海地区的经济开放程度较高，技术和要素的流动规模较大，尤其是京津冀、长三角和珠三角地区已经形成了区域经济一体化的发展形态，这些地区可以借助流动规模优势，进一步提升对周边地区制造业技术进步偏向性的影响。中间品贸易渠道主要体现为屏蔽效应，这是因为我国制造业产业链协作还不成熟，以低附加值产品生产为主，中间品需求较低，流通规模较小，尚存在一些地区未能突破边界屏蔽效应的限制，仍需加大中间品贸易规模，进而提升区域产业协作能力。

3.处于不同边界效应阶段的省份对周边地区的扩散效果存在差异，强化边界效应的融合作用，可以促进先发地区对后发地区的联动发展。具体来说，处于屏蔽效应阶段的省份对周边地区的扩散效应会低于预期效果，处于中介效应阶段的省份对周边地区的扩散效应会高于预期效果。比如，东部地区主要以中介效应为主，其制造业技术进步偏向性对周边地区的扩散效应会更强，能显著带动周边地区的发展；而中西部地区主要还是表现为屏蔽效应，其制造业技术进步偏向性对周边地区的扩散效应会弱化。也就是说，边界效应使得技术进步偏向性的空间扩散效应弱者更弱，强者更强。