财政分权、地方政府行为与技术进步偏向性

王 东，罗红云

（新疆财经大学 财政税务学院，新疆 乌鲁木齐 830012）

改革开放四十多年来，中国经济实现了飞速发展，经济总量跃居全球第二，人均收入位居中高收入国家行列，堪称“中国奇迹”。但是长期以来，中国经济高速发展依赖于高投入、高能耗和高污染排放的粗放式经济发展方式，使得经济发展结构性矛盾和可持续性等方面面临多重挑战。进入新时代以来，中国以新发展理念为引领，经济由高速增长转变为高质量发展，不断推动经济发展的质量变革、效率变革和动力变革。党的二十大报告提出要以中国式现代化全面推进中华民族伟大复兴。随着中国经济进入高质量发展阶段，技术创新成为高质量发展的核心。诱致性技术创新理论认为偏向性技术进步影响高质量发展阶段适宜性技术进步路径选择，因此，在创新引领经济高质量发展的背景下，探讨技术进步偏向性的影响因素对全面理解要素收入分配格局、全要素生产率和经济可持续高质量发展具有重要意义。

一、文献综述

现有文献对技术进步偏向性的研究总体上可以划分为三类：

第一类是对技术进步偏向性指数的测算。Klump 等(2008)基于欧元区1970—2005 年数据，采用标注化系统方程估计了技术进步偏向性，发现这一阶段欧元区技术进步偏向资本[1]。Sato&Morita(2009)、Jiang 等(2018)均得出相似结论[2，3]。陈晓玲和连玉君(2013)[4]、王晶晶等(2021)[5]、封永刚和蒋雨彤(2021)[6]等通过CES 生产函数，采用中国省际相关数据测度了要素替代弹性和技术进步偏向性，发现中国技术进步偏向资本。

第二类是研究技术进步偏向性的经济效应以及环境效应。以往学者基于经济效应和环境效应的考量，分析技术进步偏向性对要素收入份额变动、产业结构优化、全要素生产率、产能过剩、能源效率和碳排放等的影响[7-10]。

第三类是对技术进步偏向性影响因素的探讨。杨翔等(2019)研究认为国际贸易开放水平和技术研发强度是影响技术进步偏向性的典型因素，但并未就其影响机制进行详细论证[11]。余东华、崔岩(2019)在研究中，构建生产部门和研发部门两部门模型进行分析，发现非正式环境规制抑制技术进步的资本偏向[12]。李凯杰、王怀民(2021)基于清洁和肮脏两类中间投入模型，识别了FDI 对技术进步偏向性的影响，认为FDI 加剧技术进步资本偏向[13]。

通过以上文献梳理可知，现有文献大多关注对技术进步偏向方向的测度以及其经济和环境效应，对其成因分析较少；较少关注财政分权对技术进步偏向性的影响；研究侧重分析财政分权、地方政府行为对技术进步的影响，仅把中性技术进步作为研究对象，尚未有文献将偏向性技术进步进行拓展分析。因此，文章基于CES 生产函数和供给面标准化系统方程，通过广义三阶段非线性最小二乘法测度省级技术进步偏向指数，运用空间计量等方法和中介效应模型探索财政分权、地方政府行为与技术进步偏向性的内在关联、作用机制与空间外溢性，揭示了中国技术进步偏向较为稀缺的资本要素的内在制度激励，拓展了已有研究成果。

二、理论机制与研究假设

财政分权是指在多级政府体系下中央政府在政府职能、财政收入和财政支出等方面对地方政府的权力下放，使得地方政府在辖区或一定范围内拥有一定的财政收入和财政支出自主权，其本质是财政权力由上级政府向下级政府转移的过程，是财政权利和义务在不同层级政府体系中的内部分工，是处理中央政府和地方政府以及地方政府之间财政关系的分权体制。在以GDP 为主要政绩考核指标的激励下，地方政府为追求经济发展和财政收入最大化，会采取一系列行为举措以获取更多财政收入和地方经济产出，地方政府行为是影响要素收入份额和技术进步偏向性的重要因素。具体而言，地方政府可能存在投资偏好、引资竞争和市场分割等多种行为，从不同角度影响技术进步偏向性。

一是地方政府投资偏好行为。财政分权体制下，地方政府为追求财政收入最大化可能采取一定的趋利行为和投资偏向。国家统计局数据显示，中国地方政府支出占财政总支出的比重由1994 年的69.7%提高到2021 年的85.7%，而地方政府收入占财政总收入的比重仅由1994 年的44.3%增长到2021 年的54.8%，财权与事权的不对称性较为明显。随着地方政府财政压力的不断增大，以及以GDP 为核心的考核激励和赶超战略引领下，加大了地方政府短视行为，地方政府在产业规划等方面往往倾向于能够快速增加地方财政收入的工业行业发展，注重对大型制造业企业、房地产业等第二产业的大幅度投资，偏向实物资本投资，忽视第三产业发展[14]。一方面，第二产业发展加大了资本需求，推动了技术进步的资本偏向性；另一方面，由于地方政府大规模工业投资甚至是过度的投入，导致工业发展出现产能过剩、无效投资、重复建设等问题，不利于第二产业劳动生产率提升，从而降低生产要素向第三产业流转，进而阻碍产业和经济结构升级，导致中国服务业发展相较工业滞后，不利于增加劳动力需求，进一步削弱了劳动要素供给和劳动收入份额，形成劳动节约型（资本偏向型） 技术进步特征。

二是地方政府引资竞争行为。由于FDI 是资本、技术、销售、管理的有机结合体，FDI 可以使本地就业和收入大幅提升，地方政府随之获得更加广泛的税基和GDP 增长。为实现预算收入最大化的财政激励，地方政府不断加大补贴力度和对FDI 的争夺，如设定所得税减免、城镇土地使用税和土地增值税减免，以及低价出售工业用地、提供“三通一平”、降低环境规制强度等方式加大对外资的吸引力，形成引资竞争。一方面，FDI 可以较大程度地弥补发展中国家在国内储蓄不足的情况下所产生的资金缺口，加速了资本形成，扩大资本存量，通过资本积累效应对经济增长和技术进步起到促进作用。伴随着中国大规模投资，FDI 不断推动资本深化，使得中国工业化进程中的资本积累速度远超劳动积累速度，资本积累相较于劳动收入比重增加，推动技术进步资本偏向。另一方面，由于FDI 包含了大量“嵌入式技术”，跨国公司的技术溢出有利于在相关领域的技术、设备和工艺等方面填补国内空白，后发国家本土企业通过复制、学习与模仿跨国公司的技术，学习其先进的管理经验获得后发利益，形成较强的溢出效应，而随着将发达国家的技术不断引进国内，发达国家的资本偏向型技术进步特征也随之跨国传递，地方政府竞争行为扩大了技术进步偏向性的传递效应，推动中国省际技术进步的资本偏向性。

三是地方政府市场分割行为。第二代财政分权理论提出政府与政府官员是“经济人”的假设，以“委托—代理”理论为基础，认为地方政府的目标函数更多是追求预算最大化，地方政府会选择保护本地市场，强化地区间的财政竞争，财政分权有助于形成“市场保护型”财政联邦制。地方市场分割是各地方政府以谋求本地经济利益最大化、保护地方企业生长、增加地方财政收入和促进劳动就业等为目的，通过推动经济赶超、主导产业政策、制造市场壁垒等行政管制手段限制省际资源流动的行为。地方政府的市场分割行为限制了生产要素自由流动，加剧商品和要素市场的扭曲程度，降低资源配置效率。一方面，由于中国资本价格形成机制受国家调控，存贷款利率和信贷规模受经济发展影响较大，资本市场存在一定扭曲，卢峰和姚洋(2004)研究认为中国正式贷款利率水平较民间非正式贷款利率低50%～100%，且大多流向大型工业企业，在资本要素价格扭曲低估情况下，企业研发和投入较多偏向使用资本和技术引进，弱化劳动力需求。另一方面，由于劳动力市场存在城乡二元结构和地区分割，人力资本水平提升和空间知识溢出效应被大大削弱，不利于劳动收入份额和劳动力资源的配置效率提升，企业更多使用资本而非劳动力，因此强化了中国技术进步的资本偏向性。基于以上论述，提出以下假设：

假设H1：财政分权推动了技术进步资本偏向性。

假设H2：财政分权通过强化地方政府投资偏好、引资竞争和市场分割的中介效应促进资本偏向型技术进步。

此外，财政分权是影响地方政府治理的重要因素和影响地区经济发展的重要制度激励。在以财政分权和垂直政治管理体制相结合为主要特征的中国式分权背景下，地方政府不断加大博弈竞争，强化资源争夺力度，积极行动的策略原则成为地方政府的最优策略选择，各地方政府在金融、税收、土地、工业用水、产业政策等方面实施优惠与倾斜政策，吸引企业入驻从而实现经济快速增长，“经济建设型政府”特征凸显[15]。一是不断加大大项目、大工程的推进与投资力度，扩大了技术进步的资本偏向性；二是不断加强外商直接投资引进力度，强化了引资竞争对技术进步资本偏向性的影响效应；三是形成市场分割，造成要素市场扭曲，甚至出现以邻为壑的竞争态势，弱化劳动收入份额，进一步扩大企业研发投入的资本偏向。由此可见，财政分权不仅推动本省份技术进步的资本偏向性，在地方政府竞争和策略互动博弈加剧的情况下，其模仿效应和示范效应不断增强，财政分权对邻近省份的技术进步资本偏向性亦有较强的空间溢出效应，由此提出以下假设：

假设H3：财政分权通过地理空间传导机制对邻近地区技术进步资本偏向性产生空间溢出效应。

三、技术进步偏向性测度及实证模型选择

1.技术进步偏向性测度

关于技术进步偏向性的测算方法大致有三种：一是基于随机前沿分析方法，构建超越对数生产函数进行测度；二是基于数据包络分析方法，构建DEA 模型和Malmquist 指数并对技术进步指数进行分解得到；三是基于Hicks 提出的技术进步偏向性概念，采用CEA 生产函数估计要素替代弹性及计算技术进步偏向性指数。

由于CES 生产函数法直接来源于技术进步偏向性概念和学术界较为广泛认可标准化供给面系统方法，文章在构建CES 生产函数基础上，运用标准化供给面系统方法，通过广义三阶段非线性最小二乘法进行求解，采用技术进步指数测度各省份技术进步偏向性。

（1） 要素替代弹性测度

首先构建要素替代弹性固定的CES 生产函数：

其中，Yt代表总产出，Lt代表劳动要素投入，Kt代表资本存量，α 为资本劳动投入分布参数，σ 为要素替代弹性，At为劳动效率，Bt为资本效率，且At和Bt均满足指数增长，即：

其中，A0和B0分别为t0时期劳动和资本要素投入，产出为Y0，a 为劳动增强型技术进步增长率，b 为资本增强型技术进步增长率。进一步，按照资本和劳动边际产出之比等于价格之比，即要素按照其边际产出获得报酬原则，在t=t0处对式(1)分别求取Y 对K 和L 的一阶偏导，得到：

其中，r 为资本利率，w 为工资率，且α0/(1-α0)=r0K0/w0L0，与式(2)联立，可得：

将式(4)代入式(2)，再将结果代入式(1)，得到标准化CES 生产函数：

基于CES 函数的非线性特征，为避免产出水平初始值和要素投入初始值之间的不确定性关联，参照陈晓玲、连玉君(2013)[4]的做法，引入规模因子ξ，令t0=得到以下标准化系统：

根据式(6)～(8)，利用中国30 个省份的总产出Yt、劳动力要素投入Lt、资本投入Kt、劳动所得wtLt、资本所得rtKt的相关数据，估算出各省份的规模因子ξ、整体要素替代弹性σ 和资本劳动投入分布参数α。

（2） 技术进步偏向性指数测算

技术进步偏向性指数计算公式可表示为：

其中，FKt=∂FK/∂t，FLt=∂FL/∂t，分别代表技术进步引致的资本边际产出和劳动边际产出的增量，FKt/FK、FLt/FL分别代表资本边际产出和劳动边际产出的增长率，二者的差值即为技术进步偏向性指数。如果Dt＞0，表明资本边际产出的增长率高于劳动边际产出的增长率，此时称为技术进步偏向（使用） 资本，即劳动节约偏向型技术进步；如果Dt＜0，表明资本边际产出增长率小于劳动边际产出增长率，此时称为技术进步偏向（使用） 劳动，即资本节约偏向型技术进步；如果Dt=0，则称为技术进步是希克斯中性的。进一步，将资本增强型技术进步指数和劳动增强型技术进步指数看成是t 的函数，则技术进步偏向性指数取决于要素替代弹性σ 和增强型技术进步速率a 和b，当σ＞1且b＞a，则技术进步属于资本增强型和资本偏向型；当σ＞1 且b＜a，则技术进步属于劳动增强型和劳动偏向型；当σ＜1 且b＞a，则技术进步属于资本增强型和劳动偏向型；当σ＜1 且b＜a，则技术进步属于劳动增强型和资本偏向型。若σ=1，则无法判断技术进步偏向。同时为得到各省份年度技术进步偏向性指数以构建面板数据模型，参照余东华和崔岩(2019)[12]的做法，基于技术进步速率指数，测度省份技术进步增长率：

其中，y=Y/L 表示人均产出水平，z=Y/K 表示单位资本产出水平，将通过标准面系统估计出的要素替代弹性代入上式，并结合式(9)计算出各年份省际技术进步偏向性指数。

（3） 指标及数据处理

文章选取2000—2021 年省级面板数据，总产出采用收入法核算地区生产总值衡量，部分年份缺失数据采用递推法补充，资本收入和劳动收入借鉴王晶晶等(2021)[5]的研究方法，价格指数以2000 年为基期（2000 年=100） 转化为实际收入，数据来源于历年的《中国统计年鉴》和各地区统计年鉴。劳动要素投入采用各省份年末就业人数表示，数据来源于各省份统计年鉴。资本存量参考张军等(2004)[16]的做法，采用永续盘存法估算各省份2000—2021 年的资本存量，计算公式为Kit=Kit-1(1-δit)+Iit，其中，当年投资I 取固定资本形成总额，折旧率取9.6%，数据来源于各省份统计年鉴。工资率采用劳动报酬与年末就业人数的比值表示。资本租金采用资本所得与资本存量比值表示。

2.模型设定与变量说明

（1） 模型设定

文章选取中国30 个省份（西藏和港澳台地区除外） 2000—2021 年相关数据，实证检验财政分权对技术进步偏向性的影响及其作用机制，构建以下基准回归模型：

其中，Dit代表各省份年度技术进步偏向性指数，FDIit为各省份引进外资情况，FISit为财政分权度，Controlit为一系列控制变量，包括对外贸易水平(OPEN)、环境规制强度(RUG)、国有经济比重(SEI)、人均GDP 水平(PGDP)和研发支出(RD)。εit为随机扰动项。

其次，为了检验地方政府行为在财政分权影响技术进步偏向性中是否存在中介效应，借鉴温忠麟、叶宝娟(2014)[17]的研究，构建如下中介机制检验模型：

式(12)研究的是财政分权对地方政府行为的影响，式(13)研究的是财政分权、地方政府行为对技术进步偏向性的影响，Mit为中介变量，包括地方政府投资偏好行为、引资竞争行为和市场分割行为，分别用第二产业增加值占GDP 比重(INDU)、外商直接投资占GDP 比重(FDI)和市场分割度(SEG)表示。若式(11)中系数α1显著，则说明财政分权对技术进步偏向性具有显著影响；若式(12)和式(13)中系数β1、γ2同时显著，则说明地方政府行为是财政分权影响技术进步偏向性的中介变量；如果γ1不显著，则说明地方政府行为为完全中介变量，即财政分权完全通过地方政府行为影响技术进步偏向性；如果γ1显著且γ1小于β1，则说明技术创新为部分中介变量，即财政分权通过部分地方政府行为影响技术进步偏向性；当β1γ2与γ1同号，则说明地方政府行为为同向中介效应，反之则为反向中介效应。

（2） 变量说明

第一，被解释变量。

以技术进步偏向性(D)为被解释变量，基于前文计算中国30个省份的技术偏向性指数。

第二，核心解释变量。

以财政分权(FIS)为核心解释变量，采用财政收入分权度衡量，用人均地方本级收入与人均中央财政收入和人均地方本级收入之和的比重表示。

第三，中介变量。

地方政府投资偏好行为(INDU)。GDP 为核心的绩效考核下，地方政府加大投资力度，助推第二产业加速发展，强化了企业资本需求，对技术进步偏向性具有较大影响，采用第二产业增加值占GDP 比重表示。

地方政府引资竞争行为(FDI)。用各省份外商投资额占GDP比重表示，参照年度平均汇率转化为人民币计算。

地方政府市场分割行为(SEG)。市场分割的测量参照刘志彪、孔令池(2021)[18]的研究方法，选取分地区的商品零售价格指数、固定资产投资价格指数和职工平均实际工资指数的相对价格变动方差分别测算商品市场、资本品市场和劳动力市场的分割程度。

第四，控制变量。

对外贸易(OPEN)：采用进出口总额占GDP 的比重表示；环境规制强度(RUG)：采用工业污染治理投资额占GDP 的比重表示；国有经济比重(SEI)：采用国有经济产值占总产值的比重表示；人均GDP 水平(PGDP)：采用地区生产总值与地区总人口的比重表示；研发支出(RD)：采用R&D 内部经费占GDP 比重表示。

各变量数据来源于历年《中国统计年鉴》 《中国财政统计年鉴》 《中国环境统计年鉴》 《中国工业统计年鉴》及各省份统计年鉴，变量描述性统计如表1 所示。

表1 变量描述性统计

四、实证结果

1.技术进步偏向性测度结果分析

文章通过可行广义三阶段非线性最小二乘估计方法对式(6)～(8)的标准化系统进行估计，参照郭凯明和罗敏(2021)[19]的研究方法，设置ξ、a、b 的初始值分别为1、0.0001 和0.0002，σ的初始值设定为0.02。首先得到中国各省份2000—2021 年的要素替代弹性σ、劳动增强型技术进步增长率a 以及资本增强型技术进步增长率b，经计算2000—2021 年全国要素替代弹性均值为0.8813，与已有学者估计的中国1978—2017 要素替代弹性0.8851 的结果相近[11]，说明中国2000—2021 年资本劳动替代弹性总体上表现出互补关系。表2 显示了各省份根据σ、a、b 判断的技术进步偏向类型。

表2 中国省际技术进步偏向类型分布

从表2 中可见，中国大部分省份技术进步偏向资本，进一步将要素替代弹性σ、人均产出水平y 和单位资本产出水平z代入式(10)，可得到中国30 个省份年度增强型技术进步速率at和bt，将其代入技术进步偏向性指数式(9)，进而得出各省份的技术进步偏向指数。

2.实证结果分析

（1） 基准回归结果

首先，在固定个体效应和时间效应的基础上对式(11)进行基准回归，回归结果如表3 所示，首先，财政分权对技术进步偏向性影响系数为0.236，在5%水平上显著为正，说明财政分权促进了技术进步资本偏向，假设H1 得到验证。其次，从控制变量看，对外贸易和人均GDP 水平的提高对资本偏向型技术进步具有抑制作用，随着地区经济和贸易水平的不断提升，地区产业结构不断升级，产业融合程度不断增加，促进了地区技术进步偏向劳动，有利于劳动收入份额提升，而研发投入对技术进步偏向性影响显著为正，说明R&D 投入有利于推动技术进步偏向资本，可能原因是研发投入水平的不断提高使得科技资源在重大核心技术上不断实现新的突破，强化了资本边际生产率，推动技术进步偏向资本。环境规制和国有经济占比对技术进步偏向性影响系数为负，但均不显著，一方面环境规制促进了企业绿色转型升级，加快企业创新能力和人力资本需求，从而提高劳动力工资水平，价格效应下企业偏向于提高昂贵生产要素的边际效率，扩大了劳动边际产出效率，从而抑制技术进步偏向资本；另一方面，随着中国国有企业改革不断推进，大型国有企业尤其是制造业企业不断提升效率，制造业和工业技术水平不断提升，自动化资本化水平不断加大，使得大量劳动力向生产率进步较慢、供给较为不足和价格较高的服务业部门流动，劳动需求和劳动效率增速会大幅提升，技术进步的资本偏向性将有所弱化。

表3 财政分权对技术进步影响的基准回归结果

（2） 中介效应检验回归结果

为进一步检验地方政府行为在财政分权影响技术进步偏向性的中介传导机制，采用中介效应模型进行检验，中介效应模型第一步即对式(11)进行回归，回归结果列于表3，由于第一步回归结果显著，因此进行第二步回归和第三步检验，即对式(12)和式(13)进行检验，表4 列示了中介效应检验回归结果，在地方政府投资偏好行为中介效应第二步检验中，财政分权对第二产业比重的影响系数在1%水平上显著为正，系数值为0.843，说明财政分权推动了地方政府投资行为向第二产业偏向，进而将财政分权和地方政府投资偏好行为同时纳入模型，检验其对技术进步偏向性的影响。回归结果显示，第三步检验中第二产业占比对技术进步偏向性的影响系数为0.301，在10%水平上显著为正，而财政分权回归系数为0.234，小于第一步回归系数0.236，但不显著，说明地方政府投资偏好行为为完全中介效应，财政分权完全通过地方政府对第二产业投资偏好行为促进技术进步资本偏向性。同理，在引资竞争和市场分割中介效应检验中财政分权对外商直接投资占比和市场分割度的影响系数均在5%水平上显著为正，系数值分别为0.065 和0.563，说明财政分权确实促进了地方政府的引资竞争和市场分割。第三步回归结果显示，外商直接投资占比和市场分割度对技术进步偏向性指数的影响系数分别为0.431 和0.157，分别在5%和1%水平上显著，财政分权对技术进步偏向性指数的回归系数分别为0.199 和0.171，均小于第一步回归系数，且均在5%水平上显著，说明地方政府引资竞争行为和市场分割行为是财政分权影响技术进步偏向性的中介变量，为部分中介效应，中介效应占比分别为11.9%和37.5%，即财政分权部分通过地方政府引资竞争行为和市场分割行为促进技术进步偏向资本。以上中介效应检验结果表明，财政分权体制下，地方政府为发展本辖区经济存在策略竞争行为，并通过主导产业投资、吸引外资以及市场分割行为推动了地区技术进步偏向使用资本，进而形成资本偏向型技术进步特征，假设H2 得以验证。

表4 中介效应检验回归结果

（3） 稳健性检验

第一，替换财政分权指标。以财政支出分权度作为替换指标，用人均地方本级支出与人均中央财政支出和人均地方本级支出之和的比重表示。表5 列示了稳健性检验结果，与基准回归模型及中介效应模型检验结果一致，估计系数均显著为正，说明财政分权对资本偏向型技术进步起到显著的正向促进作用，进一步说明了基准回归具有一定的稳健性。中介效应检验模型中，地方政府投资偏好行为仍具有显著的完全中介效应，引资竞争行为和市场分割行为均具有显著的部分中介效应，中介效应占比分别为13.5%和12.1%，与上文结果基本一致，式(11)～式(13)的回归结果具有稳健性，说明无论财政收入分权还是财政支出分权均加剧了地方政府间的财政竞争，在财政收入和支出责任不匹配的情况下，为推动地区经济发展会采取主导投资、加大引资力度和市场分割等行为维护地方经济发展，进而造成技术进步偏向资本。

表5 基于财政分权指标替换的稳健性检验

第二，内生性检验。由于模型回归结果可能受内生性因素导致回归偏误，同时考虑到技术进步偏向性可能存在时间依赖和跨期影响效应，文章运用系统GMM模型进行动态面板估计，将被解释变量的一阶滞后项作为工具变量，内生性检验结果如表6 所示，基准回归中财政分权回归系数仍然显著为正，中介效应检验结果跟前文一致，模型检验结果显示，扰动项的差分存在一阶自相关，但不存在二阶自相关，原假设成立，此外，Sargan 检验对应的P 值均大于0.5，说明GMM回归不存在过度识别问题，模型结果是可靠的，再次说明财政分权对技术进步具有促进作用，进一步证明上述基准回归结果是稳健的。

表6 基于GMM 模型的内生性检验

（4） 空间溢出效应检验结果

财政是国家治理的基础和重要支柱，新时代财政体制已由传统的经济范畴提升为国家治理范畴，势必会对国家治理的全过程和各个领域产生深刻影响，长期以来，在以GDP 为核心的晋升考核激励下，为获得财政收入最大化目标，财政分权体制下，地方政府存在较强的市场干预和地区竞争行为，且由于地方政府行为存在较强的模仿效应和示范效应，导致地方政府策略选择和竞争行为存在互动和趋同，进而对地区技术进步偏向性的影响会产生一定的空间溢出效应，传统的面板数据模型无法刻画和揭示变量间的空间作用机制[20]，因此构建式(15)所示的空间杜宾模型以探索财政分权促进技术进步资本偏向的空间溢出特征：

其中，W 为n×n 维空间权重矩阵，为进一步验证空间效应回归结果的稳健性，依次构建地理距离空间权重矩阵W1、邻接权重矩阵W2和经济距离权重矩阵W3对式(15)进行空间计量分析，Dit代表各省份年度技术进步偏向性指数，FISit为财政分权度，Xit为一系列控制变量，控制变量选取与上文基准回归模型一致，β 为回归系数，ρ 为因变量空间滞后项系数，θ 为空间交互项系数，ε 是服从独立同分布的随机干扰项。

空间效应检验结果如表7 所示，采用拉格朗日乘数检验和稳健拉格朗日乘数检验计算的非空间面板数据模型的残差所服从的分布，LM空间误差和LM空间滞后的统计量具有同时显著的特征，即LM检验结果支持空间自相关模型(SAR)和空间误差模型(SEM)，进一步进行Wald 检验判断，Wald 内生变量空间滞后统计量和Wald 空间误差自回归统计量检验分别在5%和1%水平上显著，说明相较于SAR 和SEM 模型来说，SDM 模型具有更好的拟合效果，空间杜宾模型设定较为合理。

表7 财政分权对技术进步偏向性影响的空间效应检验

根据表7 空间效应检验结果可知，财政分权系数均在5%水平上显著为正，说明财政分权对技术进步偏向性具有显著的促进作用，财政分权度的提升强化了资本偏向型技术进步。个体和时间双固定效应模型下的空间交互项系数θ 均显著为负，说明财政分权对技术进步偏向性影响的空间溢出效应明显，财政分权能够通过地理空间传导机制对邻近地区技术进步资本偏向性产生弱化作用，即财政分权对技术进步偏向性影响的本地效应和邻地效应具有异质性，可能的原因是在地方政府不断加大行政干预和地区竞争的情况下，部分地区的资本需求相对邻近地区增大使得本地资本供给相对下降，进而弱化其技术进步的资本偏向性，强化技术进步的劳动偏向性。空间计量模型中的空间项系数ρ 也均呈现较高的显著性，不同空间权重矩阵下，空间滞后被解释变量系数在1%水平上显著，说明本省份的技术进步偏向性会受到邻近省份的影响，说明区域技术进步偏向存在一定的示范与模仿效应，相邻地区经济发展策略和地方政府行为具有一定空间溢出效应，不同权重矩阵模型回归结果具有一致性，说明回归结果稳健可靠，验证了前文假设H3。

五、结论及政策启示

1.主要结论

文章基于CES 生产函数，运用标准化供给面系统和可行广义三阶段非线性最小二乘法估计了中国30 个省份2000—2021年的技术进步偏向性指数，在此基础上运用中介效应模型、空间杜宾模型实证检验了财政分权对技术进步偏向性的影响、作用机制和空间溢出效应，探讨了技术进步偏向性形成的内在制度激励，拓展了已有研究成果。研究结果发现：中国各省份技术进步偏向性整体上偏向资本；财政分权通过地方政府投资偏好、引资竞争和市场分割行为的中介效应促进技术进步资本偏向性，其中地方政府投资偏好行为具有完全中介效应，地方政府引资竞争和市场分割行为具有部分中介效应；由于区域技术进步偏向性存在一定的模仿效应与示范效应，相邻地区经济发展策略和地方政府行为具有一定空间溢出效应，财政分权能够通过地理空间传导机制对邻近地区技术进步资本偏向性产生重要影响，财政分权对技术进步偏向性影响的本地效应和邻地效应具有异质性，财政分权促进了本地区技术进步资本偏向性，但弱化了邻近地区技术进步的资本偏向性。

2.政策启示

以上研究结论有着重要的政策启示：一是进一步优化财政分权体制，合理划分财政事权和支出责任，完善地方政府财权和事权相匹配，扩大地方税权，降低地方政府“为增长而竞争”下的行为扭曲和资源错配，提高技术创新、公共服务等指标在地方政府官员考核体系中的权重，提高对就业、民生等方面的关注度，促进资本、技术、人才等生产要素自由流动，逐步提高劳动收入份额。二是加大科技研发投入和人才培养力度，继续推进科技体制改革，营造良好的科研创新环境，坚持产学研用互融互通的创新之路，激发劳动者创新活力，创造人力资本红利，加快提升劳动生产率，采用与中国要素禀赋相适宜的自主创新方式推动技术进步，推动科技自立自强，加快推进创新型国家建设。三是加快推进制造业强国建设，提升工业自动化、数字化转型，进一步推进对外开放，优化外商投资结构，积极引导地方政府对现代服务业及第三产业的布局和倾斜力度，使其更加有利于劳动要素。