□ 趙 偉 趙嘉華

內(nèi)容提要 互聯(lián)網(wǎng)的發(fā)展和普及極大地改變著我們的生活，也改變著產(chǎn)業(yè)與企業(yè)層面技術(shù)進(jìn)步的偏向。本文借助已有技術(shù)進(jìn)步偏向模型，分析了互聯(lián)網(wǎng)應(yīng)用的技術(shù)進(jìn)步要素偏向效應(yīng)的作用機(jī)理，并做了實(shí)證。研究顯示：可將互聯(lián)網(wǎng)應(yīng)用作為信息中間品納入現(xiàn)有模型進(jìn)行拓展；互聯(lián)網(wǎng)的普及傾向于強(qiáng)化技術(shù)進(jìn)步的勞動要素偏向，弱化資本要素偏向?；谥袊〖壝姘鍞?shù)據(jù)的實(shí)證結(jié)果，也印證了這個理論推斷。這個結(jié)論的現(xiàn)實(shí)意義是：互聯(lián)網(wǎng)的普及對于就業(yè)和勞動者收入的提升具有促進(jìn)效應(yīng)，但對于資本效率的提升促進(jìn)不明顯。這一點(diǎn)也印證了學(xué)術(shù)界如下發(fā)現(xiàn)：近年我國投資效率及資本產(chǎn)出率持續(xù)下降。研究的政策寓意是，政府政策應(yīng)當(dāng)著力于提升資本產(chǎn)出效率，校正技術(shù)進(jìn)步勞動偏向增強(qiáng)所隱含的負(fù)面影響。

一、問題的提出

互聯(lián)網(wǎng)的普及和應(yīng)用不僅極大地改變了當(dāng)今每一個人的日常生活，而且對幾乎所有產(chǎn)業(yè)都產(chǎn)生了或大或小的影響，其中一個重要的影響無疑是技術(shù)進(jìn)步的偏向。我們的問題是直截了當(dāng)?shù)模夯ヂ?lián)網(wǎng)的普及何以并怎樣影響著中國技術(shù)進(jìn)步的偏向？

技術(shù)進(jìn)步的要素偏向是經(jīng)濟(jì)學(xué)研究的一個長盛不衰的論題。自Hicks（1932）的開創(chuàng)性工作以來，這方面的學(xué)術(shù)探索不斷。迄今的研究主要聚焦于三個問題：第一個是要素偏向的界定。三位經(jīng)濟(jì)學(xué)大家的界定最具影響，分別為?？怂?、哈羅德和索羅。其中?？怂沟慕缍◤募夹g(shù)進(jìn)步的要素邊際產(chǎn)出效應(yīng)差異切入，哈羅德（Harrod，1948）的界定從國民產(chǎn)出之要素分配傾向切入，索羅（Solow，1970）的界定只盯住勞動要素的邊際產(chǎn)出。無論哪一種界定，都聚焦于一個問題上，這便是一種技術(shù)進(jìn)步究竟會導(dǎo)致三種情形中的哪一種發(fā)生：資本效率的提高甚于勞動？勞動效率的提高甚于資本？抑或兩者同比例提高？

第二個問題是技術(shù)進(jìn)步偏向的測度。這涉及到測度方法和具體樣本選取等技術(shù)性問題。流行的方法有三種，分別為單方程法、標(biāo)準(zhǔn)化供給面系統(tǒng)法和Malmquist 指數(shù)法。其中單方程法將生產(chǎn)函數(shù)對數(shù)線性化或線性近似后進(jìn)行估計(jì)，得出體現(xiàn)技術(shù)進(jìn)步要素偏向的相關(guān)參數(shù)。標(biāo)準(zhǔn)化供給面系統(tǒng)法是前者的拓展，這種方法首先對生產(chǎn)函數(shù)及其一階條件構(gòu)成的非線性系統(tǒng)進(jìn)行擬合，得出相關(guān)參數(shù)后計(jì)算技術(shù)進(jìn)步偏向指數(shù)。Malmquist 指數(shù)法從Malmquist 生產(chǎn)率指數(shù)中分解出技術(shù)進(jìn)步偏向指數(shù)，可以用于分析投入與產(chǎn)出中的要素偏向，從而追蹤技術(shù)進(jìn)步偏向的來源。其中，標(biāo)準(zhǔn)化供給面系統(tǒng)法應(yīng)用最為廣泛，Leon 等（2010）使用蒙特卡洛法模擬多種測度方法后，認(rèn)為此法測度技術(shù)進(jìn)步偏向的可靠性最高。

第三個問題是技術(shù)進(jìn)步偏向的動態(tài)變化及其原因。這實(shí)際上是兩個問題的合一：一個是具體國家技術(shù)進(jìn)步要素偏向的動態(tài)變化。這方面的研究很多，國與國之間、一國不同時(shí)期各異。另一個是導(dǎo)致要素偏向變動的原因。迄今的研究大體上可歸入三個假說：第一個可稱為要素特征假說，即要素的價(jià)格、市場規(guī)模等特征決定了技術(shù)進(jìn)步的偏向。Acemoglu（2002）是這個假說的主要代表。第二個可稱為企業(yè)選擇假說，即認(rèn)為企業(yè)進(jìn)入和內(nèi)部研發(fā)均傾向于高回報(bào)行業(yè)，由此改變了要素的相對需求，導(dǎo)致了技術(shù)進(jìn)步偏向變化（Lei，2013）。第三個可稱為制度與政策假說，關(guān)注最多的包括人口政策和專利制度（Irmen，2013；潘士遠(yuǎn)，2008）。

值得注意的是，現(xiàn)有關(guān)于技術(shù)進(jìn)步偏向改變的原因，幾乎全部盯著非技術(shù)因素，而忽略了如下情形：基礎(chǔ)性行業(yè)的重大技術(shù)突破對一個經(jīng)濟(jì)體整個技術(shù)進(jìn)步偏向的影響。我們所要研究的問題恰恰屬于這樣的問題。具體而言，就是一項(xiàng)通用型技術(shù)進(jìn)步對一國或者一個地區(qū)技術(shù)進(jìn)步偏向的影響。

這樣一種研究具有一定開拓性。以往有關(guān)技術(shù)進(jìn)步要素偏向的研究，雖與我們的論題有相似的視野，但未有相同的范式。相似的視野在有關(guān)IT革命效應(yīng)的研究中可以看到。其中，Klump 等（2007）在比較了美國和歐洲的技術(shù)進(jìn)步差異后認(rèn)為信息技術(shù)革命對要素偏向可能產(chǎn)生影響，他們認(rèn)為電腦、半導(dǎo)體等IT 產(chǎn)品價(jià)格的快速下降意味著IT技術(shù)革命是資本節(jié)約型的。Ripatti & Vilmunen（2001）認(rèn)為信息與通訊技術(shù)產(chǎn)業(yè)與其他產(chǎn)業(yè)的經(jīng)濟(jì)特征存在差異，在測度技術(shù)進(jìn)步偏向時(shí)應(yīng)當(dāng)區(qū)分對待。諸如此類的研究，與我們的研究視野相似，但要么缺少規(guī)范的理論框架，要么缺失實(shí)證檢驗(yàn)。我們的研究，不僅在理論上理出了一個合乎邏輯的機(jī)理，而且直擊問題的核心，即互聯(lián)網(wǎng)應(yīng)用普及對于整個經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)技術(shù)進(jìn)步要素偏向的影響。

本文余下的部分安排如下：第二節(jié)機(jī)理與模型，基于互聯(lián)網(wǎng)技術(shù)進(jìn)步特征，對這種技術(shù)進(jìn)步及其應(yīng)用對整個經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)技術(shù)進(jìn)步要素偏向效應(yīng)及其發(fā)生的機(jī)理做了模型刻畫；第三、四節(jié)，實(shí)證分析，首先測度了2003-2014年中國各省的技術(shù)進(jìn)步偏向指數(shù)，進(jìn)而分析互聯(lián)網(wǎng)對不同地區(qū)這一指數(shù)的影響；第五節(jié)，基于理論與實(shí)證的結(jié)論提出相應(yīng)的政策建議。

二、機(jī)理與模型

我們的理論模型將在Acemoglu（2002）的生產(chǎn)函數(shù)中加入信息因素。假設(shè)最終品的生產(chǎn)需要三種中間產(chǎn)品，分別為勞動力中間品YL、資本中間品YK與信息中間品YI，中間品廠商在生產(chǎn)過程中需要投入兩種要素：勞動力L與資本K。根據(jù)勞動力在工作中是否使用了互聯(lián)網(wǎng)，將勞動力分為聯(lián)網(wǎng)勞動力與未聯(lián)網(wǎng)勞動力兩種，其中聯(lián)網(wǎng)勞動力占比為τ，可以生產(chǎn)勞動力中間品，也可以生產(chǎn)信息中間品，而未聯(lián)網(wǎng)勞動力只能生產(chǎn)勞動力中間品。最終品廠商將三種中間產(chǎn)品結(jié)合產(chǎn)生最終品，最終品生產(chǎn)函數(shù)為：

公式（1）中，σ 為中間品的替代彈性，且σ∈（1，+∞），中間品之間為替代關(guān)系①。三種中間品的生產(chǎn)函數(shù)分別為：

公式（1）、公式（2）和公式（3）中，xZ（i）表示為生產(chǎn)中間品Z需要的技術(shù)，Z=（L，K，I），AZ代表完成中間品所需技術(shù)的范圍，α 為勞動力或資本投入的產(chǎn)出彈性，且α∈（0，1）。由于生產(chǎn)YL與YI需要投入勞動力，所以相關(guān)的技術(shù)是與勞動力互補(bǔ)的技術(shù)，而生產(chǎn)YK的技術(shù)是與資本互補(bǔ)的技術(shù)。

先來分析聯(lián)網(wǎng)勞動力占比外生給定的情形。假設(shè)企業(yè)聯(lián)網(wǎng)勞動力的比重τ∈（0，1），令最終產(chǎn)品價(jià)格為1，技術(shù)生產(chǎn)商的邊際成本設(shè)為ψ≡（1-α）2，由最終產(chǎn)品廠商利潤最大化條件、中間品廠商利潤最大化條件、技術(shù)生產(chǎn)商的利潤最大化條件聯(lián)立可得：

從公式（5）中可以看出，信息中間品的投入等同于有效勞動力中間品的投入，由于，隨著τ 的增大，信息中間品的產(chǎn)出將增加。將公式（5）代入公式（1），可將最終品生產(chǎn)函數(shù)化簡為：

從公式（7）可以看出互聯(lián)網(wǎng)應(yīng)用的普及將會提升勞動力中間品的價(jià)格。與勞動力和資本互補(bǔ)的技術(shù)廠商的利潤分別是：

公式（12）、公式（13）相除可得：

將公式（7）代入公式（14）可得不同類型技術(shù)的相對盈利水平：

VL相對于VK越大，發(fā)展與勞動力互補(bǔ)的技術(shù)的動力就越大，反之VL相對于VK越小，發(fā)展與資本互補(bǔ)的技術(shù)的動力越大。為了分析聯(lián)網(wǎng)勞動力占比對兩種技術(shù)相對盈利水平的影響，我們將公式（15）對τ 求偏導(dǎo)，可得：

從公式（16）可以看出，企業(yè)聯(lián)網(wǎng)勞動力占比的增大，提升了與勞動力互補(bǔ)型技術(shù)廠商的收益，這里的影響渠道可以概括為：聯(lián)網(wǎng)勞動力增加使得勞動中間品在最終品生產(chǎn)過程中的使用效率提升，價(jià)格上升，假定勞動力供給不變，生產(chǎn)勞動中間品的廠商利潤將會增加，從而使研發(fā)與勞動互補(bǔ)技術(shù)的廠商利潤也提高，最終導(dǎo)致技術(shù)進(jìn)步偏向勞動力。

如果均衡條件下兩種技術(shù)都被應(yīng)用于生產(chǎn)過程，則VL與VK必然相等，否則由于中間品具有替代關(guān)系，技術(shù)廠商的自由進(jìn)入將使得均衡中僅有盈利更多的技術(shù)存在。由這一均衡條件以及公式（15）可得：

將公式（17）對τ 求導(dǎo)可得：

由此可就外生情形下互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展對于企業(yè)技術(shù)進(jìn)步偏向的影響，引出命題1。

命題1：隨著企業(yè)聯(lián)網(wǎng)勞動力占比的增加，技術(shù)廠商會傾向于更多地研發(fā)與勞動力互補(bǔ)的技術(shù)，從而導(dǎo)致技術(shù)進(jìn)步的勞動力偏向相對強(qiáng)化，而導(dǎo)致技術(shù)進(jìn)步的資本偏向相對弱化。

接下來考慮聯(lián)網(wǎng)勞動力占比內(nèi)生的情形。在此情形下，企業(yè)聯(lián)網(wǎng)勞動力的比例τ 不再是外生變量，而是由企業(yè)權(quán)衡互聯(lián)網(wǎng)投資的成本與收益之后決定的最優(yōu)水平。為分析企業(yè)這一決策的過程，先將中間品廠商所用勞動力按其利用互聯(lián)網(wǎng)信息多寡進(jìn)行排序，并以下標(biāo)m∈（0，1）表示，m越接近于0，勞動力Lm與互聯(lián)網(wǎng)連接后所能獲取的與工作相關(guān)的信息便越多。企業(yè)投資F后，Lm可通過互聯(lián)網(wǎng)進(jìn)行工作，因此F可視為企業(yè)網(wǎng)絡(luò)化的邊際成本。

勞動力聯(lián)網(wǎng)后可以獲得的與工作相關(guān)的信息量為

公式（19）中，?G（m）/?m＜0 是對勞動力排序后信息函數(shù)所具有的特性，τ∈（0，1）為企業(yè)使用互聯(lián)網(wǎng)用戶占勞動力的比重，μτL代表網(wǎng)絡(luò)外部性效應(yīng)，這種效應(yīng)隨互聯(lián)網(wǎng)使用人數(shù)因而為網(wǎng)絡(luò)貢獻(xiàn)信息的人數(shù)增加而增加，其強(qiáng)度則以互聯(lián)網(wǎng)用戶所能獲得的信息量為轉(zhuǎn)移，可以μ∈（0，+∞）表示。正常情形下，企業(yè)先對獲取信息量較大的勞動力進(jìn)行投資，因?yàn)檫@種勞動力所貢獻(xiàn)的信息量最大，投資的邊際成本F要小于從外部信息市場購買等量信息的成本pIm（其中p為單位信息的外購價(jià)格，互聯(lián)網(wǎng)技術(shù)的發(fā)展將會降低這一價(jià)格），企業(yè)將選擇進(jìn)行互聯(lián)網(wǎng)投資。m趨近于1 時(shí)，勞動力加入互聯(lián)網(wǎng)所能貢獻(xiàn)的信息Im減少，投資的邊際成本F反而大于從外部信息市場購買等量信息的成本，企業(yè)將選擇外購信息。顯然，存在一個臨界點(diǎn)m*使得對于Km*外購信息與內(nèi)部投資是無差別的，因而m*滿足：

由于企業(yè)中互聯(lián)網(wǎng)用戶的比例為m*，所以，τ=m*，公式（20）可以化為：

將公式（22）代入公式（17）可得：

命題2：若勞動力利用互聯(lián)網(wǎng)程度由企業(yè)內(nèi)生因素決定，則企業(yè)傾向于擴(kuò)大聯(lián)網(wǎng)勞動力規(guī)模，同時(shí)更多地投資于勞動力互補(bǔ)型技術(shù)，因而會導(dǎo)致企業(yè)技術(shù)進(jìn)步的勞動偏向強(qiáng)化，資本偏向弱化。

三、實(shí)證模型、指標(biāo)與數(shù)據(jù)

（一）計(jì)量模型

本文實(shí)證分析以簡單的線性模型為起點(diǎn)，采用以下形式：

公式（24）中，i代表地區(qū)，t代表年份。被解釋變量Dbiasit為地區(qū)i在時(shí)間t的技術(shù)進(jìn)步偏向指數(shù)。internetit為核心解釋變量，代表各地區(qū)在時(shí)間t的互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展程度。X代表一系列控制變量。μit為隨機(jī)干擾項(xiàng)。在對基準(zhǔn)模型分析之后，我們將放松線性等式這一假設(shè)，以進(jìn)一步探究互聯(lián)網(wǎng)的技術(shù)進(jìn)步偏向效應(yīng)。

（二）技術(shù)進(jìn)步偏向指數(shù)的測度

本文的被解釋變量Dbias為技術(shù)進(jìn)步偏向指數(shù)，采用標(biāo)準(zhǔn)化供給面系統(tǒng)法進(jìn)行測度。方程系統(tǒng)由公式（25）、公式（26）、公式（27）所示的生產(chǎn)函數(shù)、勞動需求方程與資本需求方程組成②：

我們分兩個步驟進(jìn)行測度。首先，選取2003-2014年中國省級宏觀數(shù)據(jù)對系統(tǒng)進(jìn)行估計(jì)，得出要素替代彈性等參數(shù)③。估計(jì)結(jié)果顯示，計(jì)算技術(shù)進(jìn)步偏向指數(shù)所需參數(shù)的估計(jì)值在1%的顯著性水平下均是顯著的，所有地區(qū)勞動力與資本的替代彈性均值為0.79，ζi的均值為1.02，γi的均值為0.46，與戴天仕和徐現(xiàn)祥（2010）對于全國的測度結(jié)果均較為接近。

第二步，將上述參數(shù)代入戴天仕和徐現(xiàn)祥（2010）根據(jù)希克斯定義推導(dǎo)的測度公式：

公式（28）中：

Yit為地區(qū)i在時(shí)間t的產(chǎn)出，Lit與Kit分別為地區(qū)i在時(shí)間t的勞動力與資本投入，γi為地區(qū)i的資本密集度，ei為地區(qū)i勞動與資本的替代彈性，為t時(shí)，地區(qū)i要素Z的效率，wit、γit分別為各地區(qū)t時(shí)期的勞動力與資本的價(jià)格。若Dbiasit＞0則這一地區(qū)技術(shù)進(jìn)步更多的提高了資本的生產(chǎn)效率，是偏向資本的；若Dbiasit＜0 則這一地區(qū)的技術(shù)進(jìn)步更多的提高了勞動力的生產(chǎn)效率，是偏向勞動力的；若Dbiasit=0 則這一地區(qū)的技術(shù)進(jìn)步同速率的提高了資本與勞動力的生產(chǎn)效率，是中性的。

圖1 為技術(shù)進(jìn)步偏向指數(shù)的測度結(jié)果，箱型圖中包含了技術(shù)進(jìn)步偏向指數(shù)的最大值、最小值、研究期間初始值與終值，箱體黑色表明初始值大于終值，箱體白色表明初始值小于終值?？梢钥闯觯珖蟛糠质》菰诖蟛糠帜攴莸募夹g(shù)進(jìn)步指數(shù)都是大于零的，均值為0.10，說明我國技術(shù)進(jìn)步總體偏向資本。各省的箱體大部分為黑色，表明2014年較2003年大部分地區(qū)的技術(shù)進(jìn)步偏向指數(shù)都有所下降，技術(shù)進(jìn)步的資本偏向有所減弱。從具體數(shù)據(jù)來看④，大部分省份的技術(shù)進(jìn)步偏向指數(shù)在2008年金融危機(jī)期間都出現(xiàn)了顯著下降，2009年快速反彈，之后則總體處于減弱的趨勢。

圖1 技術(shù)進(jìn)步偏向指數(shù)

（三）其他變量測度

核心解釋變量internetit。本文選取各省（區(qū)）當(dāng)年互聯(lián)網(wǎng)普及率即互聯(lián)網(wǎng)用戶數(shù)/人口來衡量地區(qū)互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展程度，數(shù)據(jù)來源于各省統(tǒng)計(jì)年鑒。

控制變量X。為了將各省宏觀經(jīng)濟(jì)的一些差異對技術(shù)進(jìn)步偏向的影響同互聯(lián)網(wǎng)對技術(shù)進(jìn)步偏向的影響剝離，本文根據(jù)技術(shù)進(jìn)步偏向領(lǐng)域已有的文獻(xiàn)引入下列控制變量：1）是否為2008年：dum2008。2）要素替代彈性是否大于1：edum。3）要素價(jià)格相對扭曲程度tkl：資本的價(jià)格扭曲效應(yīng)為資本的邊際產(chǎn)出與央行一年期到三年期貸款基準(zhǔn)利率之比，勞動力的價(jià)格扭曲效應(yīng)為勞動力的邊際產(chǎn)出與人均工資之比，二者相除得到相對扭曲程度指數(shù)。將CES 生產(chǎn)函數(shù)對各要素求導(dǎo)可得出要素邊際產(chǎn)出的表達(dá)式，代入相關(guān)數(shù)據(jù)及技術(shù)進(jìn)步偏向測度中得出的參數(shù)即可得出要素的邊際產(chǎn)出⑤。人均工資為工資總額與就業(yè)人數(shù)之比，工資總額采用工資價(jià)格指數(shù)進(jìn)行平減，數(shù)據(jù)來源于各省統(tǒng)計(jì)年鑒。一年到三年期貸款基準(zhǔn)利率來源于中國人民銀行網(wǎng)站。4）要素結(jié)構(gòu)的變化dkl：資本增量與勞動力增量之比。5）對外開放程度trade：各省進(jìn)出口總額占GDP 比重。6）人力資本增量dhuman：按照易信和劉鳳良（2013），我們將人均受教育年限（（小學(xué)人口數(shù)*6+初中人口數(shù)*9+高中人口數(shù)*12+大專及以上人口數(shù)*16）/總?cè)丝跀?shù)）作為人力資本的代理變量，引入人力資本的增加量作為控制變量。7）老年人口撫養(yǎng)比：dependency。上述數(shù)據(jù)均來自各省統(tǒng)計(jì)年鑒。

（四）描述性統(tǒng)計(jì)

表1 給出本文所有變量的描述性統(tǒng)計(jì)。核心解釋變量與因變量的相關(guān)系數(shù)為-0.06，可以初步判斷二者具有負(fù)相關(guān)關(guān)系，即互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展程度越高，技術(shù)進(jìn)步的勞動偏向越強(qiáng)。

四、實(shí)證結(jié)果與分析

回歸分析中，考慮到殘差可能由于個體效應(yīng)和時(shí)間效應(yīng)的存在而不符合獨(dú)立同分布的假設(shè)，導(dǎo)致序列相關(guān)和截面相關(guān)問題，為避免有偏估計(jì)，我們采取了兩個措施：1）以Wooldridge 方法檢驗(yàn)是否存在序列相關(guān)性，若不存在則不控制個體效應(yīng)，反之則加入地區(qū)虛擬變量控制個體效應(yīng)；2）采用Friedman 檢驗(yàn)方法檢驗(yàn)是否存在截面相關(guān)，若不存在則不控制時(shí)間效應(yīng)，反之則加入時(shí)間虛擬變量控制時(shí)間效應(yīng)。檢驗(yàn)結(jié)果顯示，本文模型均存在序列相關(guān)而不存在截面相關(guān)，所以下文僅控制個體效應(yīng)。

此外，數(shù)據(jù)的異方差性、多重共線性也可能造成有偏估計(jì)。為避免這種情形，采用修正瓦爾德檢驗(yàn)方法檢驗(yàn)組間異方差，發(fā)現(xiàn)模型存在組間異方差，所以最終根據(jù)聚類穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤判斷回歸系數(shù)的顯著性。最后，通過控制加入的變量數(shù)量，使得模型最大的方差膨脹因子小于10 以避免多重共線性問題。

表1 變量描述性統(tǒng)計(jì)

（一）基準(zhǔn)模型

表2 模型（1）-（5）是對公式（24）進(jìn)行逐步回歸的結(jié)果。第一列為僅考慮核心解釋變量的結(jié)果；第二列加入2008年虛擬變量以及要素替代彈性虛擬變量；第三列加入要素層面的兩個控制變量，即要素價(jià)格相對扭曲程度指數(shù)及要素結(jié)構(gòu)變化指數(shù)；第四列加入對外開放程度控制變量；第五列加入人口結(jié)構(gòu)的兩個控制變量，即人力資本與老年人口撫養(yǎng)比。

從表2 中不難看出，在所有模型中核心解釋變量的回歸系數(shù)均顯著小于零，逐步加入遺漏的控制的變量后，核心解釋變量的顯著性水平有所提升，說明互聯(lián)網(wǎng)的普及使得技術(shù)進(jìn)步偏向指數(shù)減小，也就是說技術(shù)進(jìn)步的資本偏向減弱而勞動力偏向增強(qiáng)。要素價(jià)格相對扭曲程度的回歸系數(shù)顯著大于零，說明資本價(jià)格更大的扭曲增強(qiáng)了技術(shù)進(jìn)步的資本偏向。要素結(jié)構(gòu)變化的系數(shù)顯著小于零，表明我國資本要素存在規(guī)模不經(jīng)濟(jì)，其投入的相對增加反而降低了資本要素的相對生產(chǎn)效率。人力資本增量的回歸系數(shù)顯著為正，教育水平較高的勞動力同資本之間存在互補(bǔ)關(guān)系，其投入的增加更多地促進(jìn)了資本生產(chǎn)率的提升。

綜上實(shí)證結(jié)果，互聯(lián)網(wǎng)的普及應(yīng)用更多地提升了我國勞動力的生產(chǎn)率，技術(shù)進(jìn)步的勞動偏向增強(qiáng)，而資本偏向減弱。這一效應(yīng)在控制一系列要素特征與區(qū)域特征之后仍是顯著的。

（二）影響渠道

邏輯上分析，互聯(lián)網(wǎng)促使技術(shù)進(jìn)步偏向勞動力的途徑可能存在三種情形：其一，互聯(lián)網(wǎng)既提高了勞動生產(chǎn)率也提高了資本生產(chǎn)率，但勞動生產(chǎn)率提升的幅度更大；其二，互聯(lián)網(wǎng)提升了勞動生產(chǎn)率而降低了資本生產(chǎn)率；其三，互聯(lián)網(wǎng)既降低了勞動生產(chǎn)率也降低了資本生產(chǎn)率，但勞動生產(chǎn)率降低的幅度更小。

為具體確定我國的實(shí)情，須借助回歸方法分析互聯(lián)網(wǎng)應(yīng)用對我國勞動和資本的生產(chǎn)率效應(yīng)。表3 回歸結(jié)果顯示，互聯(lián)網(wǎng)顯著提升了我國勞動力的邊際生產(chǎn)率而降低了資本的邊際生產(chǎn)率，與前面第二種情形一致。這意味著，即便資本的邊際生產(chǎn)率不變，互聯(lián)網(wǎng)應(yīng)用也具有勞動偏向效應(yīng)。實(shí)際上，隨著互聯(lián)網(wǎng)應(yīng)用的普及，粗放式“雙創(chuàng)”（大眾創(chuàng)業(yè)、萬眾創(chuàng)新）方興未艾，后者對資本產(chǎn)出率具有拖曳效應(yīng)。

（三）地區(qū)差異

上述結(jié)論還可通過對地區(qū)差異的分析進(jìn)一步得到印證。地區(qū)層面的分析通過樣本分類回歸實(shí)施。表4 三個模型分別處理三個被解釋變量：模型1 以技術(shù)進(jìn)步偏向指數(shù)為被解釋變量，模型2、3分別以勞動邊際生產(chǎn)率和資本邊際生產(chǎn)率為被解釋變量，每個被解釋變量下都做了東西部區(qū)分⑥，篇幅所限，這里省略了控制變量的回歸結(jié)果。這樣分地區(qū)回歸結(jié)果不難看出，互聯(lián)網(wǎng)的發(fā)展通過提升勞動生產(chǎn)率、降低資本生產(chǎn)率從而增強(qiáng)了技術(shù)進(jìn)步的勞動偏向?；ヂ?lián)網(wǎng)對東部地區(qū)勞動效率的提升效應(yīng)弱于西部地區(qū)，對東部地區(qū)資本效率的抑制效應(yīng)強(qiáng)于西部地區(qū)。

表2 基準(zhǔn)模型回歸結(jié)果

表3 影響渠道

表4 地區(qū)差異

（四）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

對實(shí)證結(jié)果的穩(wěn)健性檢驗(yàn)可從兩個方面切入：其一，我們在基準(zhǔn)模型中選擇互聯(lián)網(wǎng)普及率作為一個地區(qū)互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展程度的測度指標(biāo)，這是從需求視角來看互聯(lián)網(wǎng)，如果從供給視角也就是網(wǎng)絡(luò)資源視角來看，我們的結(jié)論是否依然成立？為此在表5 模型1 中，我們用表征互聯(lián)網(wǎng)資源的網(wǎng)站數(shù)/規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)數(shù)量之比（取對數(shù)）作為核心解釋變量⑦，可以看出我們的結(jié)論依舊成立，網(wǎng)站數(shù)的增加也增強(qiáng)了技術(shù)進(jìn)步的勞動力偏向。

其二，放松基準(zhǔn)模型中的線性假設(shè)，探究互聯(lián)網(wǎng)對技術(shù)進(jìn)步偏向的影響是否存在門限效應(yīng)。模型2 為單門限假設(shè)下以互聯(lián)網(wǎng)普及率為門限變量和門限被解釋變量的回歸結(jié)果，核心解釋變量的系數(shù)仍顯著為負(fù)，互聯(lián)網(wǎng)普及率占比超過0.2129后，互聯(lián)網(wǎng)對于技術(shù)進(jìn)步偏向的邊際影響大于占比較小時(shí)的邊際影響。模型3 為雙門限假設(shè)下的回歸結(jié)果，隨著互聯(lián)網(wǎng)用戶占比的增大，互聯(lián)網(wǎng)對于技術(shù)進(jìn)步偏向的邊際影響先增大后減小。這一結(jié)論與我們的經(jīng)濟(jì)學(xué)直覺也是相符的，當(dāng)互聯(lián)網(wǎng)用戶占比極小時(shí)，網(wǎng)絡(luò)外部性的作用無法顯現(xiàn)，因而對于技術(shù)進(jìn)步偏向的邊際影響較小。而當(dāng)互聯(lián)網(wǎng)用戶占比極大時(shí)，表明該地區(qū)已經(jīng)完成了網(wǎng)絡(luò)化進(jìn)程，網(wǎng)絡(luò)在重要領(lǐng)域的應(yīng)用已經(jīng)普及，邊際效應(yīng)開始減小。因而處于一定區(qū)間的互聯(lián)網(wǎng)用戶占比對于技術(shù)進(jìn)步偏向的邊際影響較大。模型4-6將門限解釋變量與門限被解釋變量換為網(wǎng)站數(shù)，結(jié)論仍成立。

（五）內(nèi)生性討論

導(dǎo)致內(nèi)生性問題的原因主要有兩點(diǎn)，即遺漏重要解釋變量以及雙向因果關(guān)系。為保證結(jié)果的穩(wěn)健性，我們對這兩個問題分別進(jìn)行了處理。

首先，在基準(zhǔn)模型分析中發(fā)現(xiàn)，區(qū)域GDP 增速、地方政府R&D 支出以及固定資產(chǎn)投資中國企占比也會影響技術(shù)進(jìn)步偏向，但由于三個變量與互聯(lián)網(wǎng)普及率相關(guān)系數(shù)較高，故而未將其納入基準(zhǔn)模型，這可能會導(dǎo)致遺漏信息，從而產(chǎn)生內(nèi)生性問題。本節(jié)則對互聯(lián)網(wǎng)普及率、網(wǎng)站數(shù)量與企業(yè)數(shù)之比（取對數(shù)）、GDP 增速、地方政府科技支出以及固定資產(chǎn)投資中國有企業(yè)占比進(jìn)行因子分析，分出互聯(lián)網(wǎng)及非互聯(lián)網(wǎng)兩個因子并將其納入模型，檢驗(yàn)是否遺漏重要解釋變量。表6 中的模型1 為分析結(jié)果，互聯(lián)網(wǎng)因子的系數(shù)仍顯著為負(fù)，但其他因子的回歸系數(shù)并不顯著，因此可以證明本文模型沒有受到遺漏重要解釋變量的影響。

造成內(nèi)生性的另一個原因是雙向因果關(guān)系，即互聯(lián)網(wǎng)與技術(shù)進(jìn)步偏向存在相互的影響，我們以互聯(lián)網(wǎng)普及率的滯后一期作為互聯(lián)網(wǎng)普及率的工具變量進(jìn)行進(jìn)一步分析。在這樣的模型中，即使互聯(lián)網(wǎng)普及率與技術(shù)進(jìn)步偏向存在雙向因果關(guān)系也應(yīng)當(dāng)是在當(dāng)期，互聯(lián)網(wǎng)普及率的滯后一期這一工具變量是前期決定的，本期技術(shù)進(jìn)步偏向并不能決定前期變量，因而可以避免內(nèi)生性問題，結(jié)果列于表6 的模型2，可以看出我們的結(jié)論依然成立。此外在這一模型中Kleibergen-Paaprk LM 統(tǒng)計(jì)量為25.023（P 值=0.00），表明我們選取的工具變量與被解釋變量顯著相關(guān)，Cragg-Donald Wald F 統(tǒng)計(jì)值為8207.606，表明不存在弱工具變量問題，進(jìn)行DWH 檢驗(yàn)時(shí)，F(xiàn) 統(tǒng)計(jì)值為8.12（P 值為0.0078），表明內(nèi)生性問題確實(shí)存在，工具變量模型的估計(jì)結(jié)果更為可靠。

表5 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

表6 內(nèi)生性討論

五、結(jié)論與政策啟示

本文將互聯(lián)網(wǎng)因素簡化為企業(yè)生產(chǎn)中所投入的“信息中間品”，借助這個變量將互聯(lián)網(wǎng)因素納入傳統(tǒng)的技術(shù)進(jìn)步偏向模型之中做了理論拓展并導(dǎo)出相應(yīng)的實(shí)證命題。進(jìn)而，以我國多地區(qū)層面的數(shù)據(jù)為依據(jù)做了實(shí)證檢驗(yàn)。

理論分析的主要結(jié)論是，互聯(lián)網(wǎng)普及引發(fā)的技術(shù)進(jìn)步具有偏向勞動的特征。企業(yè)層面上，這個結(jié)論及其相應(yīng)的機(jī)理，可以勞動者與互聯(lián)網(wǎng)結(jié)合程度為線索，從外生與內(nèi)生兩個方面切入進(jìn)行分析與模型化處理。研究顯示，若勞動者利用互聯(lián)網(wǎng)的程度由外生因素決定，則企業(yè)內(nèi)聯(lián)網(wǎng)勞動力占比的增加將促使廠商更多地研發(fā)與勞動力互補(bǔ)的技術(shù)；若勞動者利用互聯(lián)網(wǎng)程度由企業(yè)內(nèi)生因素決定，則隨著互聯(lián)網(wǎng)技術(shù)的發(fā)展與普及，企業(yè)更傾向于擴(kuò)大聯(lián)網(wǎng)勞動力的規(guī)模。內(nèi)生與外生兩方面因素所引出的技術(shù)進(jìn)步，都具有勞動偏向特征，都導(dǎo)致技術(shù)進(jìn)步的勞動偏向強(qiáng)化，資本偏向弱化。以中國2003-2014年省級面板數(shù)據(jù)為樣本的實(shí)證，印證了上述理論推斷。

客觀地說，勞動力在生產(chǎn)過程中通過互聯(lián)網(wǎng)可以更便捷地獲取信息，從而提高了自身的生產(chǎn)率?；ヂ?lián)網(wǎng)平臺催生的“雙創(chuàng)”型企業(yè)，多以粗放式資本投入建立與發(fā)展，這無疑拉低了資本的產(chǎn)出率。互聯(lián)網(wǎng)帶來的兩種要素生產(chǎn)率的一升一降，最終的效應(yīng)無疑是技術(shù)進(jìn)步的勞動偏向。

上述結(jié)論的影響與政策寓意包括：1）互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展導(dǎo)致的技術(shù)進(jìn)步勞動偏向的增強(qiáng)將進(jìn)一步改變要素的收入分配格局，減緩勞動收入份額的下降趨勢，甚至扭轉(zhuǎn)這一趨勢，勞動力通過與互聯(lián)網(wǎng)的簡單結(jié)合就可以開展豐富多樣的創(chuàng)新、創(chuàng)業(yè)活動，大幅提升自身的福利水平，這是“工業(yè)革命”時(shí)代的勞動力無法完成的突破。2）由于互聯(lián)網(wǎng)技術(shù)具有勞動偏向的特征，進(jìn)一步促進(jìn)互聯(lián)網(wǎng)與各行業(yè)的深入結(jié)合有利于提升我國的勞動生產(chǎn)率，使我國勞動力要素相對豐裕的優(yōu)勢得以充分發(fā)揮。3）互聯(lián)網(wǎng)技術(shù)所呈現(xiàn)的勞動偏向特征也意味著互聯(lián)網(wǎng)領(lǐng)域的投資孕育著巨大的投資泡沫和風(fēng)險(xiǎn)，同時(shí)多半導(dǎo)致了投資效率的下降，因而資本產(chǎn)出率的下降。面對這種現(xiàn)象，政府政策則應(yīng)發(fā)揮校正作用，在促進(jìn)資本效率提升上多下功夫。這方面，除了規(guī)范以互聯(lián)網(wǎng)為紐帶的資本市場競爭秩序，通過有序競爭提升投資效率而外，最大的著力點(diǎn)當(dāng)在加大研發(fā)投入導(dǎo)向上。無論理論分析還是現(xiàn)實(shí)案例都清楚地表明，研發(fā)投入與資本產(chǎn)出率直接相關(guān)。

注釋：

①設(shè)定這一假設(shè)的理由有兩點(diǎn)：第一，在現(xiàn)實(shí)經(jīng)濟(jì)中，勞動力中間品與資本中間品之間總是可以相互替代，比如在勞動力緊缺的情形下，企業(yè)可以投資于自動化設(shè)備，從而使得原本由勞動力生產(chǎn)的中間品被資本生產(chǎn)的中間品所替代；第二，我們允許技術(shù)生產(chǎn)商完全根據(jù)收益選擇研發(fā)何種技術(shù)，不受互補(bǔ)問題的約束而進(jìn)行不經(jīng)濟(jì)的生產(chǎn)，從而使得互聯(lián)網(wǎng)對技術(shù)進(jìn)步偏向的影響能夠更好的展現(xiàn)。

②關(guān)于標(biāo)準(zhǔn)化供給面系統(tǒng)方法的推導(dǎo)與說明參見Klump et al.（2004）與戴天仕和徐現(xiàn)祥（2010）。

③數(shù)據(jù)來源分別為：產(chǎn)出與勞動投入來自各省統(tǒng)計(jì)年鑒的國內(nèi)生產(chǎn)總值與就業(yè)人數(shù)，其中國內(nèi)生產(chǎn)總值使用國內(nèi)生產(chǎn)總值指數(shù)平減為1992年價(jià)；根據(jù)戴天仕和徐現(xiàn)祥（2010），勞動所得=勞動者報(bào)酬+生產(chǎn)稅凈額*（勞動者報(bào)酬/（勞動者報(bào)酬+固定資產(chǎn)折舊+營業(yè)盈余）），資本所得=固定資產(chǎn)折舊+營業(yè)盈余+生產(chǎn)稅凈額*（（固定資產(chǎn)折舊+營業(yè)盈余）/（勞動者報(bào)酬+固定資產(chǎn)折舊+營業(yè)盈余）），勞動者報(bào)酬、生產(chǎn)稅凈額、固定資產(chǎn)折舊、營業(yè)盈余數(shù)據(jù)來自各省統(tǒng)計(jì)年鑒；資本投入采用永續(xù)盤存法計(jì)算，在這種方法下，估計(jì)的時(shí)間越長，基期數(shù)據(jù)對于研究的影響就越小，所以本文選取1992年為基期，以單豪杰（2008）測算的1992年資本存量作為基期數(shù)據(jù)，并用其測算的平減指數(shù)折算為1992年價(jià)，折舊率同樣參考單豪杰（2008）確定為10.96%，新增投資為固定資本形成總額，并采用固定資產(chǎn)投資價(jià)格指數(shù)平減為1992年價(jià)，數(shù)據(jù)來源為各省統(tǒng)計(jì)年鑒。

④如有需要可向作者索取。

⑤要素邊際產(chǎn)出由生產(chǎn)函數(shù)分別對兩種要素求偏導(dǎo)而得，分別為：

⑥由于傳統(tǒng)意義上的中部地區(qū)只有六個省份，單獨(dú)分析時(shí)樣本容量過少，因而我們將中部六省歸入與其要素稟賦、經(jīng)濟(jì)條件更相似的西部樣本。東部省份包括北京、天津、河北、遼寧、吉林、黑龍江、上海、江蘇、浙江、安徽、福建、江西、山東、廣東、海南，其余省份為西部省份。

⑦數(shù)據(jù)來源：中國互聯(lián)網(wǎng)絡(luò)發(fā)展?fàn)顩r統(tǒng)計(jì)報(bào)告中網(wǎng)站數(shù)的年中統(tǒng)計(jì)值。