財政分權、地方政府行為與技術進步偏向性

王 東，羅紅云

（新疆財經大學 財政稅務學院，新疆 烏魯木齊 830012）

改革開放四十多年來，中國經濟實現了飛速發展，經濟總量躍居全球第二，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，中國經濟高速發展依賴于高投入、高能耗和高污染排放的粗放式經濟發展方式，使得經濟發展結構性矛盾和可持續性等方面面臨多重挑戰。進入新時代以來，中國以新發展理念為引領，經濟由高速增長轉變為高質量發展，不斷推動經濟發展的質量變革、效率變革和動力變革。黨的二十大報告提出要以中國式現代化全面推進中華民族偉大復興。隨著中國經濟進入高質量發展階段，技術創新成為高質量發展的核心。誘致性技術創新理論認為偏向性技術進步影響高質量發展階段適宜性技術進步路徑選擇，因此，在創新引領經濟高質量發展的背景下，探討技術進步偏向性的影響因素對全面理解要素收入分配格局、全要素生產率和經濟可持續高質量發展具有重要意義。

一、文獻綜述

現有文獻對技術進步偏向性的研究總體上可以劃分為三類：

第一類是對技術進步偏向性指數的測算。Klump 等(2008)基于歐元區1970—2005 年數據，采用標注化系統方程估計了技術進步偏向性，發現這一階段歐元區技術進步偏向資本[1]。Sato&Morita(2009)、Jiang 等(2018)均得出相似結論[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 生產函數，采用中國省際相關數據測度了要素替代彈性和技術進步偏向性，發現中國技術進步偏向資本。

第二類是研究技術進步偏向性的經濟效應以及環境效應。以往學者基于經濟效應和環境效應的考量，分析技術進步偏向性對要素收入份額變動、產業結構優化、全要素生產率、產能過剩、能源效率和碳排放等的影響[7-10]。

第三類是對技術進步偏向性影響因素的探討。楊翔等(2019)研究認為國際貿易開放水平和技術研發強度是影響技術進步偏向性的典型因素，但并未就其影響機制進行詳細論證[11]。余東華、崔巖(2019)在研究中，構建生產部門和研發部門兩部門模型進行分析，發現非正式環境規制抑制技術進步的資本偏向[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 對技術進步偏向性的影響，認為FDI 加劇技術進步資本偏向[13]。

通過以上文獻梳理可知，現有文獻大多關注對技術進步偏向方向的測度以及其經濟和環境效應，對其成因分析較少；較少關注財政分權對技術進步偏向性的影響；研究側重分析財政分權、地方政府行為對技術進步的影響，僅把中性技術進步作為研究對象，尚未有文獻將偏向性技術進步進行拓展分析。因此，文章基于CES 生產函數和供給面標準化系統方程，通過廣義三階段非線性最小二乘法測度省級技術進步偏向指數，運用空間計量等方法和中介效應模型探索財政分權、地方政府行為與技術進步偏向性的內在關聯、作用機制與空間外溢性，揭示了中國技術進步偏向較為稀缺的資本要素的內在制度激勵，拓展了已有研究成果。

二、理論機制與研究假設

財政分權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力下放，使得地方政府在轄區或一定范圍內擁有一定的財政收入和財政支出自主權，其本質是財政權力由上級政府向下級政府轉移的過程，是財政權利和義務在不同層級政府體系中的內部分工，是處理中央政府和地方政府以及地方政府之間財政關系的分權體制。在以GDP 為主要政績考核指標的激勵下，地方政府為追求經濟發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濟產出，地方政府行為是影響要素收入份額和技術進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進步偏向性。

一是地方政府投資偏好行為。財政分權體制下，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。國家統計局數據顯示，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%，財權與事權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略引領下，加大了地方政府短視行為，地方政府在產業規劃等方面往往傾向于能夠快速增加地方財政收入的工業行業發展，注重對大型制造業企業、房地產業等第二產業的大幅度投資，偏向實物資本投資，忽視第三產業發展[14]。一方面，第二產業發展加大了資本需求，推動了技術進步的資本偏向性；另一方面，由于地方政府大規模工業投資甚至是過度的投入，導致工業發展出現產能過剩、無效投資、重復建設等問題，不利于第二產業勞動生產率提升，從而降低生產要素向第三產業流轉，進而阻礙產業和經濟結構升級，導致中國服務業發展相較工業滯后，不利于增加勞動力需求，進一步削弱了勞動要素供給和勞動收入份額，形成勞動節約型（資本偏向型） 技術進步特征。

二是地方政府引資競爭行為。由于FDI 是資本、技術、銷售、管理的有機結合體，FDI 可以使本地就業和收入大幅提升，地方政府隨之獲得更加廣泛的稅基和GDP 增長。為實現預算收入最大化的財政激勵，地方政府不斷加大補貼力度和對FDI 的爭奪，如設定所得稅減免、城鎮土地使用稅和土地增值稅減免，以及低價出售工業用地、提供“三通一平”、降低環境規制強度等方式加大對外資的吸引力，形成引資競爭。一方面，FDI 可以較大程度地彌補發展中國家在國內儲蓄不足的情況下所產生的資金缺口，加速了資本形成，擴大資本存量，通過資本積累效應對經濟增長和技術進步起到促進作用。伴隨著中國大規模投資，FDI 不斷推動資本深化，使得中國工業化進程中的資本積累速度遠超勞動積累速度，資本積累相較于勞動收入比重增加，推動技術進步資本偏向。另一方面，由于FDI 包含了大量“嵌入式技術”，跨國公司的技術溢出有利于在相關領域的技術、設備和工藝等方面填補國內空白，后發國家本土企業通過復制、學習與模仿跨國公司的技術，學習其先進的管理經驗獲得后發利益，形成較強的溢出效應，而隨著將發達國家的技術不斷引進國內，發達國家的資本偏向型技術進步特征也隨之跨國傳遞，地方政府競爭行為擴大了技術進步偏向性的傳遞效應，推動中國省際技術進步的資本偏向性。

三是地方政府市場分割行為。第二代財政分權理論提出政府與政府官員是“經濟人”的假設，以“委托—代理”理論為基礎，認為地方政府的目標函數更多是追求預算最大化，地方政府會選擇保護本地市場，強化地區間的財政競爭，財政分權有助于形成“市場保護型”財政聯邦制。地方市場分割是各地方政府以謀求本地經濟利益最大化、保護地方企業生長、增加地方財政收入和促進勞動就業等為目的，通過推動經濟趕超、主導產業政策、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制受國家調控，存貸款利率和信貸規模受經濟發展影響較大，資本市場存在一定扭曲，盧峰和姚洋(2004)研究認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企業，在資本要素價格扭曲低估情況下，企業研發和投入較多偏向使用資本和技術引進，弱化勞動力需求。另一方面，由于勞動力市場存在城鄉二元結構和地區分割，人力資本水平提升和空間知識溢出效應被大大削弱，不利于勞動收入份額和勞動力資源的配置效率提升，企業更多使用資本而非勞動力，因此強化了中國技術進步的資本偏向性。基于以上論述，提出以下假設：

假設H1：財政分權推動了技術進步資本偏向性。

假設H2：財政分權通過強化地方政府投資偏好、引資競爭和市場分割的中介效應促進資本偏向型技術進步。

此外，財政分權是影響地方政府治理的重要因素和影響地區經濟發展的重要制度激勵。在以財政分權和垂直政治管理體制相結合為主要特征的中國式分權背景下，地方政府不斷加大博弈競爭，強化資源爭奪力度，積極行動的策略原則成為地方政府的最優策略選擇，各地方政府在金融、稅收、土地、工業用水、產業政策等方面實施優惠與傾斜政策，吸引企業入駐從而實現經濟快速增長，“經濟建設型政府”特征凸顯[15]。一是不斷加大大項目、大工程的推進與投資力度，擴大了技術進步的資本偏向性；二是不斷加強外商直接投資引進力度，強化了引資競爭對技術進步資本偏向性的影響效應；三是形成市場分割，造成要素市場扭曲，甚至出現以鄰為壑的競爭態勢，弱化勞動收入份額，進一步擴大企業研發投入的資本偏向。由此可見，財政分權不僅推動本省份技術進步的資本偏向性，在地方政府競爭和策略互動博弈加劇的情況下，其模仿效應和示范效應不斷增強，財政分權對鄰近省份的技術進步資本偏向性亦有較強的空間溢出效應，由此提出以下假設：

假設H3：財政分權通過地理空間傳導機制對鄰近地區技術進步資本偏向性產生空間溢出效應。

三、技術進步偏向性測度及實證模型選擇

1.技術進步偏向性測度

關于技術進步偏向性的測算方法大致有三種：一是基于隨機前沿分析方法，構建超越對數生產函數進行測度；二是基于數據包絡分析方法，構建DEA 模型和Malmquist 指數并對技術進步指數進行分解得到；三是基于Hicks 提出的技術進步偏向性概念，采用CEA 生產函數估計要素替代彈性及計算技術進步偏向性指數。

由于CES 生產函數法直接來源于技術進步偏向性概念和學術界較為廣泛認可標準化供給面系統方法，文章在構建CES 生產函數基礎上，運用標準化供給面系統方法，通過廣義三階段非線性最小二乘法進行求解，采用技術進步指數測度各省份技術進步偏向性。

（1） 要素替代彈性測度

首先構建要素替代彈性固定的CES 生產函數：

其中，Yt代表總產出，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，σ 為要素替代彈性，At為勞動效率，Bt為資本效率，且At和Bt均滿足指數增長，即：

其中，A0和B0分別為t0時期勞動和資本要素投入，產出為Y0，a 為勞動增強型技術進步增長率，b 為資本增強型技術進步增長率。進一步，按照資本和勞動邊際產出之比等于價格之比，即要素按照其邊際產出獲得報酬原則，在t=t0處對式(1)分別求取Y 對K 和L 的一階偏導，得到：

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

將式(4)代入式(2)，再將結果代入式(1)，得到標準化CES 生產函數：

基于CES 函數的非線性特征，為避免產出水平初始值和要素投入初始值之間的不確定性關聯，參照陳曉玲、連玉君(2013)[4]的做法，引入規模因子ξ，令t0=得到以下標準化系統：

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

（2） 技術進步偏向性指數測算

技術進步偏向性指數計算公式可表示為：

其中，FKt=?FK/?t，FLt=?FL/?t，分別代表技術進步引致的資本邊際產出和勞動邊際產出的增量，FKt/FK、FLt/FL分別代表資本邊際產出和勞動邊際產出的增長率，二者的差值即為技術進步偏向性指數。如果Dt＞0，表明資本邊際產出的增長率高于勞動邊際產出的增長率，此時稱為技術進步偏向（使用） 資本，即勞動節約偏向型技術進步；如果Dt＜0，表明資本邊際產出增長率小于勞動邊際產出增長率，此時稱為技術進步偏向（使用） 勞動，即資本節約偏向型技術進步；如果Dt=0，則稱為技術進步是希克斯中性的。進一步，將資本增強型技術進步指數和勞動增強型技術進步指數看成是t 的函數，則技術進步偏向性指數取決于要素替代彈性σ 和增強型技術進步速率a 和b，當σ＞1且b＞a，則技術進步屬于資本增強型和資本偏向型；當σ＞1 且b＜a，則技術進步屬于勞動增強型和勞動偏向型；當σ＜1 且b＞a，則技術進步屬于資本增強型和勞動偏向型；當σ＜1 且b＜a，則技術進步屬于勞動增強型和資本偏向型。若σ=1，則無法判斷技術進步偏向。同時為得到各省份年度技術進步偏向性指數以構建面板數據模型，參照余東華和崔巖(2019)[12]的做法，基于技術進步速率指數，測度省份技術進步增長率：

其中，y=Y/L 表示人均產出水平，z=Y/K 表示單位資本產出水平，將通過標準面系統估計出的要素替代彈性代入上式，并結合式(9)計算出各年份省際技術進步偏向性指數。

（3） 指標及數據處理

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

2.模型設定與變量說明

（1） 模型設定

文章選取中國30 個省份（西藏和港澳臺地區除外） 2000—2021 年相關數據，實證檢驗財政分權對技術進步偏向性的影響及其作用機制，構建以下基準回歸模型：

其中，Dit代表各省份年度技術進步偏向性指數，FDIit為各省份引進外資情況，FISit為財政分權度，Controlit為一系列控制變量，包括對外貿易水平(OPEN)、環境規制強度(RUG)、國有經濟比重(SEI)、人均GDP 水平(PGDP)和研發支出(RD)。εit為隨機擾動項。

其次，為了檢驗地方政府行為在財政分權影響技術進步偏向性中是否存在中介效應，借鑒溫忠麟、葉寶娟(2014)[17]的研究，構建如下中介機制檢驗模型：

式(12)研究的是財政分權對地方政府行為的影響，式(13)研究的是財政分權、地方政府行為對技術進步偏向性的影響，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，分別用第二產業增加值占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α1顯著，則說明財政分權對技術進步偏向性具有顯著影響；若式(12)和式(13)中系數β1、γ2同時顯著，則說明地方政府行為是財政分權影響技術進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，即財政分權完全通過地方政府行為影響技術進步偏向性；如果γ1顯著且γ1小于β1，則說明技術創新為部分中介變量，即財政分權通過部分地方政府行為影響技術進步偏向性；當β1γ2與γ1同號，則說明地方政府行為為同向中介效應，反之則為反向中介效應。

（2） 變量說明

第一，被解釋變量。

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

第二，核心解釋變量。

以財政分權(FIS)為核心解釋變量，采用財政收入分權度衡量，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，助推第二產業加速發展，強化了企業資本需求，對技術進步偏向性具有較大影響，采用第二產業增加值占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，選取分地區的商品零售價格指數、固定資產投資價格指數和職工平均實際工資指數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。

對外貿易(OPEN)：采用進出口總額占GDP 的比重表示；環境規制強度(RUG)：采用工業污染治理投資額占GDP 的比重表示；國有經濟比重(SEI)：采用國有經濟產值占總產值的比重表示；人均GDP 水平(PGDP)：采用地區生產總值與地區總人口的比重表示；研發支出(RD)：采用R&D 內部經費占GDP 比重表示。

各變量數據來源于歷年《中國統計年鑒》 《中國財政統計年鑒》 《中國環境統計年鑒》 《中國工業統計年鑒》及各省份統計年鑒，變量描述性統計如表1 所示。

表1 變量描述性統計

四、實證結果

1.技術進步偏向性測度結果分析

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)的標準化系統進行估計，參照郭凱明和羅敏(2021)[19]的研究方法，設置ξ、a、b 的初始值分別為1、0.0001 和0.0002，σ的初始值設定為0.02。首先得到中國各省份2000—2021 年的要素替代彈性σ、勞動增強型技術進步增長率a 以及資本增強型技術進步增長率b，經計算2000—2021 年全國要素替代彈性均值為0.8813，與已有學者估計的中國1978—2017 要素替代彈性0.8851 的結果相近[11]，說明中國2000—2021 年資本勞動替代彈性總體上表現出互補關系。表2 顯示了各省份根據σ、a、b 判斷的技術進步偏向類型。

表2 中國省際技術進步偏向類型分布

從表2 中可見，中國大部分省份技術進步偏向資本，進一步將要素替代彈性σ、人均產出水平y 和單位資本產出水平z代入式(10)，可得到中國30 個省份年度增強型技術進步速率at和bt，將其代入技術進步偏向性指數式(9)，進而得出各省份的技術進步偏向指數。

2.實證結果分析

（1） 基準回歸結果

首先，在固定個體效應和時間效應的基礎上對式(11)進行基準回歸，回歸結果如表3 所示，首先，財政分權對技術進步偏向性影響系數為0.236，在5%水平上顯著為正，說明財政分權促進了技術進步資本偏向，假設H1 得到驗證。其次，從控制變量看，對外貿易和人均GDP 水平的提高對資本偏向型技術進步具有抑制作用，隨著地區經濟和貿易水平的不斷提升，地區產業結構不斷升級，產業融合程度不斷增加，促進了地區技術進步偏向勞動，有利于勞動收入份額提升，而研發投入對技術進步偏向性影響顯著為正，說明R&D 投入有利于推動技術進步偏向資本，可能原因是研發投入水平的不斷提高使得科技資源在重大核心技術上不斷實現新的突破，強化了資本邊際生產率，推動技術進步偏向資本。環境規制和國有經濟占比對技術進步偏向性影響系數為負，但均不顯著，一方面環境規制促進了企業綠色轉型升級，加快企業創新能力和人力資本需求，從而提高勞動力工資水平，價格效應下企業偏向于提高昂貴生產要素的邊際效率，擴大了勞動邊際產出效率，從而抑制技術進步偏向資本；另一方面，隨著中國國有企業改革不斷推進，大型國有企業尤其是制造業企業不斷提升效率，制造業和工業技術水平不斷提升，自動化資本化水平不斷加大，使得大量勞動力向生產率進步較慢、供給較為不足和價格較高的服務業部門流動，勞動需求和勞動效率增速會大幅提升，技術進步的資本偏向性將有所弱化。

表3 財政分權對技術進步影響的基準回歸結果

（2） 中介效應檢驗回歸結果

為進一步檢驗地方政府行為在財政分權影響技術進步偏向性的中介傳導機制，采用中介效應模型進行檢驗，中介效應模型第一步即對式(11)進行回歸，回歸結果列于表3，由于第一步回歸結果顯著，因此進行第二步回歸和第三步檢驗，即對式(12)和式(13)進行檢驗，表4 列示了中介效應檢驗回歸結果，在地方政府投資偏好行為中介效應第二步檢驗中，財政分權對第二產業比重的影響系數在1%水平上顯著為正，系數值為0.843，說明財政分權推動了地方政府投資行為向第二產業偏向，進而將財政分權和地方政府投資偏好行為同時納入模型，檢驗其對技術進步偏向性的影響。回歸結果顯示，第三步檢驗中第二產業占比對技術進步偏向性的影響系數為0.301，在10%水平上顯著為正，而財政分權回歸系數為0.234，小于第一步回歸系數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，財政分權完全通過地方政府對第二產業投資偏好行為促進技術進步資本偏向性。同理，在引資競爭和市場分割中介效應檢驗中財政分權對外商直接投資占比和市場分割度的影響系數均在5%水平上顯著為正，系數值分別為0.065 和0.563，說明財政分權確實促進了地方政府的引資競爭和市場分割。第三步回歸結果顯示，外商直接投資占比和市場分割度對技術進步偏向性指數的影響系數分別為0.431 和0.157，分別在5%和1%水平上顯著，財政分權對技術進步偏向性指數的回歸系數分別為0.199 和0.171，均小于第一步回歸系數，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影響技術進步偏向性的中介變量，為部分中介效應，中介效應占比分別為11.9%和37.5%，即財政分權部分通過地方政府引資競爭行為和市場分割行為促進技術進步偏向資本。以上中介效應檢驗結果表明，財政分權體制下，地方政府為發展本轄區經濟存在策略競爭行為，并通過主導產業投資、吸引外資以及市場分割行為推動了地區技術進步偏向使用資本，進而形成資本偏向型技術進步特征，假設H2 得以驗證。

表4 中介效應檢驗回歸結果

（3） 穩健性檢驗

第一，替換財政分權指標。以財政支出分權度作為替換指標，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 列示了穩健性檢驗結果，與基準回歸模型及中介效應模型檢驗結果一致，估計系數均顯著為正，說明財政分權對資本偏向型技術進步起到顯著的正向促進作用，進一步說明了基準回歸具有一定的穩健性。中介效應檢驗模型中，地方政府投資偏好行為仍具有顯著的完全中介效應，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，中介效應占比分別為13.5%和12.1%，與上文結果基本一致，式(11)～式(13)的回歸結果具有穩健性，說明無論財政收入分權還是財政支出分權均加劇了地方政府間的財政競爭，在財政收入和支出責任不匹配的情況下，為推動地區經濟發展會采取主導投資、加大引資力度和市場分割等行為維護地方經濟發展，進而造成技術進步偏向資本。

表5 基于財政分權指標替換的穩健性檢驗

第二，內生性檢驗。由于模型回歸結果可能受內生性因素導致回歸偏誤，同時考慮到技術進步偏向性可能存在時間依賴和跨期影響效應，文章運用系統GMM模型進行動態面板估計，將被解釋變量的一階滯后項作為工具變量，內生性檢驗結果如表6 所示，基準回歸中財政分權回歸系數仍然顯著為正，中介效應檢驗結果跟前文一致，模型檢驗結果顯示，擾動項的差分存在一階自相關，但不存在二階自相關，原假設成立，此外，Sargan 檢驗對應的P 值均大于0.5，說明GMM回歸不存在過度識別問題，模型結果是可靠的，再次說明財政分權對技術進步具有促進作用，進一步證明上述基準回歸結果是穩健的。

表6 基于GMM 模型的內生性檢驗

（4） 空間溢出效應檢驗結果

財政是國家治理的基礎和重要支柱，新時代財政體制已由傳統的經濟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域產生深刻影響，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，財政分權體制下，地方政府存在較強的市場干預和地區競爭行為，且由于地方政府行為存在較強的模仿效應和示范效應，導致地方政府策略選擇和競爭行為存在互動和趨同，進而對地區技術進步偏向性的影響會產生一定的空間溢出效應，傳統的面板數據模型無法刻畫和揭示變量間的空間作用機制[20]，因此構建式(15)所示的空間杜賓模型以探索財政分權促進技術進步資本偏向的空間溢出特征：

其中，W 為n×n 維空間權重矩陣，為進一步驗證空間效應回歸結果的穩健性，依次構建地理距離空間權重矩陣W1、鄰接權重矩陣W2和經濟距離權重矩陣W3對式(15)進行空間計量分析，Dit代表各省份年度技術進步偏向性指數，FISit為財政分權度，Xit為一系列控制變量，控制變量選取與上文基準回歸模型一致，β 為回歸系數，ρ 為因變量空間滯后項系數，θ 為空間交互項系數，ε 是服從獨立同分布的隨機干擾項。

空間效應檢驗結果如表7 所示，采用拉格朗日乘數檢驗和穩健拉格朗日乘數檢驗計算的非空間面板數據模型的殘差所服從的分布，LM空間誤差和LM空間滯后的統計量具有同時顯著的特征，即LM檢驗結果支持空間自相關模型(SAR)和空間誤差模型(SEM)，進一步進行Wald 檢驗判斷，Wald 內生變量空間滯后統計量和Wald 空間誤差自回歸統計量檢驗分別在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，空間杜賓模型設定較為合理。

表7 財政分權對技術進步偏向性影響的空間效應檢驗

根據表7 空間效應檢驗結果可知，財政分權系數均在5%水平上顯著為正，說明財政分權對技術進步偏向性具有顯著的促進作用，財政分權度的提升強化了資本偏向型技術進步。個體和時間雙固定效應模型下的空間交互項系數θ 均顯著為負，說明財政分權對技術進步偏向性影響的空間溢出效應明顯，財政分權能夠通過地理空間傳導機制對鄰近地區技術進步資本偏向性產生弱化作用，即財政分權對技術進步偏向性影響的本地效應和鄰地效應具有異質性，可能的原因是在地方政府不斷加大行政干預和地區競爭的情況下，部分地區的資本需求相對鄰近地區增大使得本地資本供給相對下降，進而弱化其技術進步的資本偏向性，強化技術進步的勞動偏向性。空間計量模型中的空間項系數ρ 也均呈現較高的顯著性，不同空間權重矩陣下，空間滯后被解釋變量系數在1%水平上顯著，說明本省份的技術進步偏向性會受到鄰近省份的影響，說明區域技術進步偏向存在一定的示范與模仿效應，相鄰地區經濟發展策略和地方政府行為具有一定空間溢出效應，不同權重矩陣模型回歸結果具有一致性，說明回歸結果穩健可靠，驗證了前文假設H3。

五、結論及政策啟示

1.主要結論

文章基于CES 生產函數，運用標準化供給面系統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年的技術進步偏向性指數，在此基礎上運用中介效應模型、空間杜賓模型實證檢驗了財政分權對技術進步偏向性的影響、作用機制和空間溢出效應，探討了技術進步偏向性形成的內在制度激勵，拓展了已有研究成果。研究結果發現：中國各省份技術進步偏向性整體上偏向資本；財政分權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促進技術進步資本偏向性，其中地方政府投資偏好行為具有完全中介效應，地方政府引資競爭和市場分割行為具有部分中介效應；由于區域技術進步偏向性存在一定的模仿效應與示范效應，相鄰地區經濟發展策略和地方政府行為具有一定空間溢出效應，財政分權能夠通過地理空間傳導機制對鄰近地區技術進步資本偏向性產生重要影響，財政分權對技術進步偏向性影響的本地效應和鄰地效應具有異質性，財政分權促進了本地區技術進步資本偏向性，但弱化了鄰近地區技術進步的資本偏向性。

2.政策啟示

以上研究結論有著重要的政策啟示：一是進一步優化財政分權體制，合理劃分財政事權和支出責任，完善地方政府財權和事權相匹配，擴大地方稅權，降低地方政府“為增長而競爭”下的行為扭曲和資源錯配，提高技術創新、公共服務等指標在地方政府官員考核體系中的權重，提高對就業、民生等方面的關注度，促進資本、技術、人才等生產要素自由流動，逐步提高勞動收入份額。二是加大科技研發投入和人才培養力度，繼續推進科技體制改革，營造良好的科研創新環境，堅持產學研用互融互通的創新之路，激發勞動者創新活力，創造人力資本紅利，加快提升勞動生產率，采用與中國要素稟賦相適宜的自主創新方式推動技術進步，推動科技自立自強，加快推進創新型國家建設。三是加快推進制造業強國建設，提升工業自動化、數字化轉型，進一步推進對外開放，優化外商投資結構，積極引導地方政府對現代服務業及第三產業的布局和傾斜力度，使其更加有利于勞動要素。