新常態(tài)下偏向型技術進步對經(jīng)濟增長動力的非線性研究
——基于長三角和珠三角的實證對比

魏 巍

(1.嘉興學院， 浙江 嘉興 314000；2.華東師范大學 經(jīng)濟與管理學部， 上海 200241)

一、引 言

2012年以來，我國經(jīng)濟發(fā)展進入新常態(tài)，經(jīng)濟增速從9%以上的快速增長階段回落到了6%左右的穩(wěn)健發(fā)展階段，就連處于我國經(jīng)濟發(fā)展前沿的長三角和珠三角也都遭遇了一定的經(jīng)濟增長瓶頸。在經(jīng)濟動力不足的情況下，我們應該從何著手解決問題？新時期，由技術主導的經(jīng)濟發(fā)展模式已成為公認的新經(jīng)濟增長點，技術進步在這中間扮演的重要角色不言而喻。研究發(fā)現(xiàn)，技術進步往往朝著節(jié)約稀缺要素的方向發(fā)展而呈現(xiàn)出有偏性(Hicks，1963)[1]，隨著Acemoglu[2-4](2001，2002，2007)將技術進步方向的研究擴展到了任意要素，技術進步偏向性的研究逐漸受到重視。各國學者不但對技術進步偏向性進行了量化測試(Sato&Tamaki，2009；雷欽禮，2013；Andrew，2013)[5-7]，還從技術進步偏向視角對技能溢價、失業(yè)率和工資差距等經(jīng)濟問題做出了理論闡釋(Parro，2013；董直慶等，2014；Acemoglu etc；2015)[8-10]。進一步地，偏向型技術進步如何內生作用于經(jīng)濟增長開始引起重視，董直慶和陳銳[11](2014)構建CES生產(chǎn)函數(shù)并將全要素生產(chǎn)率進行分解，得出技術進步偏向性的變動可以通過改變要素結構進而影響全要素生產(chǎn)率，并證明我國的技術進步偏向性變化能夠提高全要素生產(chǎn)率；鄧明[12](2015)發(fā)現(xiàn)技術沖擊對經(jīng)濟波動的影響尤其是短期影響更多的體現(xiàn)在技術進步偏向上，中國多數(shù)地區(qū)資本偏向的技術進步強化了經(jīng)濟波動，且結果是穩(wěn)健的；鐘世川和毛艷華[13](2016)則在CES生產(chǎn)函數(shù)的基礎上將經(jīng)濟增長的來源分解為中性和偏向性技術進步以及資本和勞動的貢獻度三部分，并證實在分配參數(shù)為常數(shù)時，我國的經(jīng)濟增長主要來源于要素投入；在分配參數(shù)為非常數(shù)時，經(jīng)濟增長主要來源于全要素生產(chǎn)率，特別是偏向性技術進步。綜上，偏向型技術進步對經(jīng)濟增長的內生重要作用已然得到了證實。

那么，偏向型技術進步通過什么途徑影響經(jīng)濟增長？研究發(fā)現(xiàn)，自主研發(fā)、國際貿易和FDI溢出等是主要渠道。大部分學者認為自主研發(fā)對技術進步和經(jīng)濟增長具有顯著的促進作用(張海洋，2005；Ji，2014)[14-15]；Yan[16](2004)對中國R&D投資產(chǎn)出的測算上發(fā)現(xiàn)，R&D投入的變化可以解釋樣本期間約30%的TFP變化；然而，雖然R&D補貼會加速知識使用型技術進步(1)使用型技術進步是相對于中性技術進步而言的，知識使用型技術進步即相對其他要素，知識的邊際生產(chǎn)率更高，企業(yè)家更傾向于使用此要素，是偏向型技術進步的另一種表述。的發(fā)展，但過高的R&D補貼會拖累GDP的增長(葉宏慶等，2014)[17]。一些學者在進口貿易的研究上得到了積極的正向作用效果(李小平和朱鐘棣，2006；Silva，2010)[18-19]；而出口技術復雜度不僅能夠引致偏向型技術進步，且呈現(xiàn)出國別效應，由發(fā)達國家出口技術復雜度引致的偏向型技術進步對經(jīng)濟增長的影響普遍大于發(fā)展中國家(郭娟娟等，2016)[20]。多數(shù)學者認為FDI能夠有效促進我國的技術進步和經(jīng)濟增長(冼國明和嚴兵，2005；王欣，2010)[21-22]。在所有途徑中，要素稟賦對偏向型技術進步以及經(jīng)濟增長的影響程度最深(Carraro，2013；尹今格等，2016)[23-24]，Chen[25](2017)在測算美國制造業(yè)技術進步偏向性指數(shù)的基礎上，重點分析了要素規(guī)模和要素替代彈性對技術進步偏向性帶來的影響。在我國，技術進步偏向和要素投入偏向對全要素生產(chǎn)率的交互作用逐漸由抑制變?yōu)榇龠M，并朝著適宜的技術進步方向發(fā)展(徐家春，2016)[26]。

上述研究已經(jīng)充分證實了偏向型技術進步對經(jīng)濟增長的內生影響，也考慮了偏向型技術進步影響經(jīng)濟增長的可能途徑，但鮮少有文獻從技術進步偏向性角度直接考察其對經(jīng)濟增長的影響，也沒有考慮偏向型技術進步通過各種途徑對經(jīng)濟增長的非線性作用，本文在CES生產(chǎn)函數(shù)的基礎上推導了偏向型技術進步對經(jīng)濟增長的作用機理，采用三方程標準化系統(tǒng)測算技術進步偏向性指數(shù)，通過對長三角和珠三角地區(qū)的研究，分析進入新常態(tài)前后的偏向型技術進步的變化及其與經(jīng)濟增長的非線性相關關系，應用門限回歸模型來分析偏向型技術進步通過自主研發(fā)、進出口貿易、FDI和要素稟賦結構等途徑對經(jīng)濟增長的非線性影響，并據(jù)此對長三角和珠三角的經(jīng)濟發(fā)展提出對策建議。

二、作用機理

本文設定生產(chǎn)函數(shù)為CES型：

(1)

其中，K(t)和L(t)分別表示t時期的資本和勞動，AK(t)和AL(t)分別為t時期的資本和勞動增進型技術進步，即資本和勞動的技術效率，σ=1/(1-ρ)表示資本與勞動的替代彈性，aK和aL分別為資本和勞動對產(chǎn)出的作用系數(shù)，并且aK+aL=1。

參照Hicks[27](1932)的界定，將偏向型技術進步量化為技術進步偏向性指數(shù)：

(2)

技術進步偏向性指數(shù)描述的是：在要素投入的相對比例保持不變的情況下，由要素間的技術效率比的變化所導致的要素間的邊際產(chǎn)出比的變化。即TB(t)>0表示資本和勞動技術效率比的變化導致了資本與勞動的邊際產(chǎn)出比大于1，代表此時的技術進步是偏向于資本的；同理，TB(t)<0表示資本和勞動的技術效率比的變化導致了資本與勞動的邊際產(chǎn)出比小于1，代表此時的技術進步偏向于勞動。其中，資本和勞動替代彈性(σ)的大小會直接影響技術進步偏向性指數(shù)的方向，當σ>1表示資本和勞動之間呈現(xiàn)替代關系，若技術進步為資本增進形態(tài)，技術進步仍然偏向于資本；σ<1表示資本和勞動之間呈現(xiàn)互補關系，若技術進步為資本增進形態(tài)，則技術進步偏向于勞動。

資本與勞動邊際產(chǎn)出之比的影響表達式為

(3)

將式(3)代入式(2)可得：

(4)

在完全競爭市場下，邊際產(chǎn)出與要素回報率相等，即：

(5)

其中，r(t)為資本的要素價格，w(t)為勞動的要素價格。將(5)式取對數(shù)可得：

(6)

將式(4)代入式(6)并整理得：

(7)

對式(1)在ρ=0處做二階泰勒展開并取對數(shù)，可得：

(8)

對式(8)求時間微分并將式(7)代入，可得產(chǎn)出增長率的表達式：

對技術進步偏向性指數(shù)TB(t)求導，可得：

(9)

式(9)表示偏向型技術進步對產(chǎn)出增長率的作用方向受要素替代彈性的影響，當σ>1時，偏向型技術進步對產(chǎn)出增長率的作用方向在任何情況下均為負；當0<σ<1時，偏向型技術進步對產(chǎn)出增長率的作用方向取決于要素增進型技術進步增長率和要素投入增長率的共同影響，當技術進步偏向于資本時，資本與勞動增進型技術進步增長率之差為負，而資本與勞動投入增長率之差為正，當前者大于后者，則偏向型技術進步對產(chǎn)出增長率的作用方向為正，反之為負；當技術進步偏向于勞動時，資本與勞動增進型技術進步增長率之差為正，而資本與勞動投入增長率之差為負，當前者大于后者，則偏向型技術進步對產(chǎn)出增長率的作用方向為正，反之為負。因此，偏向型技術進步對產(chǎn)出增長率的影響不是簡單的線性關系。

根據(jù)式(1)和式(5)，可得資本和勞動的技術效率：

(10)

參照Klump et al.[28](2007)的設定方法，將要素技術效率的增長率設定為BOX-COX形式：

其中，γK和γL分別為資本和勞動技術效率的增長參數(shù)，λK和λL分別為資本和勞動技術效率的曲率。令ξ表示規(guī)模因子，以各指標的樣本均值為基準，將各參數(shù)進行標準化：

綜上，利用標準化轉換后的生產(chǎn)函數(shù)構建三方程系統(tǒng)：

(11)

在此基礎上，利用廣義非線性最小二乘法(FGNLS)對參數(shù)進行估計。

選取1978—2015年為研究期間，涉及的指標包括產(chǎn)出、勞動投入、資本投入、勞動報酬和資本報酬。數(shù)據(jù)來源分為兩個階段，1978—1992年的數(shù)據(jù)來源于《中國國內生產(chǎn)總值核算歷史資料：1952—1995》、1993年以后的數(shù)據(jù)來源于中國統(tǒng)計局和上海市、江蘇省、浙江省和廣東省各年統(tǒng)計年鑒。產(chǎn)出為各地每年的GDP、勞動投入為各地的年末從業(yè)人員數(shù)、資本投入為各地的資本存量，資本存量獲取方法具體參照張軍等[29](2004)的研究。勞動報酬和資本報酬的獲取采用國內生產(chǎn)總值收入法的劃分方式，其中，生產(chǎn)稅的分配按照勞動報酬和資本報酬的相對貢獻率進行的劃分。除勞動投入以外的其他變量均以1978年為基期。

表1顯示了廣義非線性最小二乘法下可變曲率的估計結果(2)為了驗證結果的穩(wěn)定性，本文還采用技術進步不變曲率進行了估計，與可變曲率下的結果相差不大。：長三角及其各省市的要素替代彈性均小于1，即資本和勞動均呈現(xiàn)互補關系，資本增進型技術進步小于勞動增進型技術進步，即技術進步偏向于資本，這與我國總體和大部分地區(qū)所表現(xiàn)出來的技術進步偏向性特征相同(戴天仕，2010；陸雪琴等，2013)[30-31]，且從資本占比系數(shù)來看，上海市的資本化程度顯著高于江蘇和浙江，這與現(xiàn)實情況相符。珠三角要素替代彈性大于1，資本增進型技術進步小于勞動增進型技術進步，即技術進步呈勞動偏向型，這與珠三角以低端勞動密集型產(chǎn)業(yè)為主的現(xiàn)狀相符。

表1 長三角、珠三角參數(shù)估計結果

注： ***、**和*分別表示在1%、5%和10%的水平下顯著。

三、非線性作用分析

參照式(2)、(10)、(9)分別求得長三角和珠三角的技術進步偏向性指數(shù)、資本與勞動增進型技術進步增長率以及偏向型技術進步對經(jīng)濟增長的直接效應。圖1(a)所示的長三角偏向型技術進步趨勢圖顯示：1979—2011年間，長三角資本增進型技術進步增長率總體上小于0，勞動增進型技術進步增長率大于0，但2012年開始進入新常態(tài)后，長三角資本增進型技術進步增長率均大于0，這與長三角近些年對智能研發(fā)的大力培植有關，勞動偏向型技術進步增長率總體上小于0，這符合我國進入老齡化時期、人口紅利基本透支的總體情況；TB(t)反映偏向型技術進步，以2012年為分界點，進入新常態(tài)后，長三角的技術進步開始由資本偏向型逐步轉為勞動偏向型，這與沿海地區(qū)對高技能勞動的大量需求有關(魏巍和王林輝，2017)[32]。圖1(b)所示的珠三角偏向型技術進步趨勢圖顯示：1979—2011年間，珠三角資本和勞動增進型技術進步增長率總體均大于0，且勞動增進型技術進步增長率大于資本增進型技術進步增長率，這與珠三角勞動密集型產(chǎn)業(yè)為主的生產(chǎn)模式有關；進入新常態(tài)后，資本增進型技術進步增長率總體上小于0，勞動增進型技術進步增長率總體上大于0，說明資本技術效率的提升受到阻礙，勞動技術效率在不斷增長，這也是導致珠三角在整個研究期間技術進步偏向勞動的主要原因。長三角和珠三角偏向型技術進步形成了鮮明的對比，而這種差異可能暗示著它們對經(jīng)濟增長的影響也會不盡相同。

圖1 長三角(左)和珠三角(右)偏向型技術進步趨勢圖

圖2中長三角偏向型技術進步與經(jīng)濟增長關系的散點圖顯示：勞動增進型技術進步(tl)與經(jīng)濟增長之間呈現(xiàn)平滑的負相關關系，意味著隨著勞動增進型技術進步的增長，經(jīng)濟增長會緩慢下降；資本增進型技術進步(tk)與經(jīng)濟增長之間趨向平滑的正相關關系，即資本增進型技術進步越高則經(jīng)濟增長越快，但當資本增進型技術進步增長到一定程度后，經(jīng)濟增長不再增加反而有下降的趨勢，暗示著二者存在最優(yōu)的作用區(qū)間；受勞動增進型技術進步與資本增進型技術進步的共同影響，技術進步偏向性指數(shù)(tb)與經(jīng)濟增長之間呈現(xiàn)明顯的U型關系，這說明隨著技術進步偏向資本的程度增強，經(jīng)濟增長先降后升，符合現(xiàn)有研究中關于技術引進陷阱的假說(王林輝和張伊依，2016)[33]。圖3中珠三角偏向型技術進步與經(jīng)濟增長關系的散點圖顯示：勞動增進型技術進步(tl)與經(jīng)濟增長之間的關系并不明顯，即勞動增進型技術進步增加時，經(jīng)濟增長不會發(fā)生顯著變化；資本增進型技術進步(tk)與經(jīng)濟增長之間呈現(xiàn)明顯的負相關關系，即資本增進型技術進步越高，經(jīng)濟增長反而越慢；技術進步偏向性指數(shù)(tb)與經(jīng)濟增長率的關系為負，且曲線更加陡峭，說明二者的相關程度更加明顯，但技術進步達到一定的資本偏向程度時，經(jīng)濟增長不再下降，到達谷底。顯然，兩個地區(qū)偏向型技術進步與經(jīng)濟增長之間存在顯著的作用差異，為此，我們需要做進一步探究。

圖2 長三角偏向型技術進步與經(jīng)濟增長關系的散點圖

圖3 珠三角偏向型技術進步與經(jīng)濟增長關系的散點圖

四、非線性實證研究

(一)模型設定及數(shù)據(jù)來源

根據(jù)前述偏向型技術進步對經(jīng)濟增長的影響途徑，選取自主研發(fā)、進口貿易、出口貿易、FDI引進和要素稟賦結構KL為主要估計變量。利用 Hansen(1999)的非線性面板門限模型[34]，設定如下三重門限形態(tài)：

lnYjt=aj+θ1TBjt×I(η≤φ1)+θ2TBjt×I(φ1≤η≤φ2)+θ3TBjt×I(φ2≤η≤φ3)

+θ4TBjt×I(η≥φ3)+β1lnR&Djt+β2lnIMjt+β3lnEXjt+β4lnFDIjt+β5lnKLjt+μjt

其中，xjt為選擇關注的某個內生變量，TB代表偏向型技術進步，I(·)為指標函數(shù)，η為門限變量(比如自主研發(fā)、進口貿易、出口貿易和外商投資等)，KL代表要素稟賦結構，R&D為自主研發(fā)，IM為進口貿易，EX為出口貿易。

數(shù)據(jù)的選取主要來源于各省市的統(tǒng)計年鑒、1991—2016年的《中國科技統(tǒng)計年鑒》和1989—2015年的《中國勞動統(tǒng)計年鑒》。其中，TB由標準化供給面系統(tǒng)所求得的技術進步偏向性指數(shù)來表示，并將其換算為1978年為基期的可比數(shù)據(jù)；勞動投入為各地的年末從業(yè)人員數(shù)，資本投入為各地的資本存量；要素稟賦結構為資本勞動投入比；進出口分別采用各省市從國外進口或出口的貿易額占GDP的比例來表示；FDI由國外企業(yè)從業(yè)人員占年末從業(yè)人員數(shù)的比例來表示；考慮到數(shù)據(jù)的存量增長，自主研發(fā)以各省市的新產(chǎn)品開發(fā)經(jīng)費資本存量為代表，并以消費價格指數(shù)對其折算，參照吳延兵[35](2006)的方法確定新產(chǎn)品開發(fā)經(jīng)費的資本存量。綜合考慮產(chǎn)品更新?lián)Q代的周期(3)見賈俊的“彩電使用7年強制報廢”一文載于《中國企業(yè)報》2006年3月31日第1版。在我國，發(fā)明專利的保護期限為20年，實用新型專利的保護期限為10年，外觀設計專利的保護期限為10年。，并將折舊率確定為14%，通過計算各省市新產(chǎn)品開發(fā)經(jīng)費1978年不變價格的平均增長率來確定總的增長率水平。

(二)實證檢驗結果與評價

首先，依次對影響因素進行門限效應檢驗，以確定門限個數(shù)，利用“格柵搜索法”(Grid Search)可以分別得到從一個到三個不等的門限檢驗值，利用Bootstrap方法反復抽驗300次，得到相應的統(tǒng)計結果，見表2。自主研發(fā)在單一門限、雙重門限和三重門限上分別達到了5%、1%和10%的顯著性水平；進口貿易在單一門限和雙重門限上均達到了10%的顯著性水平；出口貿易在單一門限和雙重門限分別達到了5%和1%的顯著性水平；FDI在單一門限和雙重門限上分別達到了5%和10%的顯著性水平；要素稟賦結構并不顯著。即偏向型技術進步對經(jīng)濟增長的影響通過自主研發(fā)會產(chǎn)生三重門檻，通過進出口貿易和FDI會產(chǎn)生雙重門檻，而通過要素稟賦結構沒有產(chǎn)生門限效應，這可能是由于兩個地區(qū)要素稟賦結構的變化區(qū)間還不夠大，不足以形成門限效應。

表2 各變量門限效應檢驗結果

注： ***、**和*分別表示在1%、5%6.563和10%的水平下顯著。

為了進一步考察兩個地區(qū)偏向型技術進步對經(jīng)濟增長作用的差異來源，在得到相關變量所對應的門限估計值和置信區(qū)間的基礎上(見表3)，分別對四個具有門限效應的變量進行面板回歸，結果見表4。由于重點考察長三角和珠三角的差異性，這里僅列示了具有門限效應的四個變量所對應的最大門限數(shù)下的回歸結果。對于自主研發(fā)的回歸結果顯示當lnR&Djt小于第一個門限值3.504時，偏向型技術進步對經(jīng)濟增長的影響顯著為正且系數(shù)最大；當lnR&Djt越過第一個門限值3.504后，偏向型技術進步對經(jīng)濟增長所帶來的影響仍舊顯著但系數(shù)變小，當達到第二個門限值5.071后，偏向型技術進步對經(jīng)濟增長的影響進一步變小且不再顯著；當lnR&Djt達到并超過第三個門限值14.88后，偏向型技術進步對經(jīng)濟增長的影響變?yōu)轱@著且系數(shù)增大，不難發(fā)現(xiàn)，偏向型技術進步通過lnR&Djt作用于經(jīng)濟增長的影響效果，與前述長三角偏向型技術進步與經(jīng)濟增長的U型關系類似，也與我國自主研發(fā)方向由勞動偏向型向資本偏向型的轉變，而技術進步表現(xiàn)為資本偏向型的情況相符。對進口貿易的回歸結果顯示lnIMjt在第一個門限值-2.135以下時，偏向型技術進步對經(jīng)濟增長的影響顯著為正；當lnIMjt達到并超越第一個門限值以后，偏向型技術進步對經(jīng)濟增長的作用開始減弱甚至不再顯著；當進口規(guī)模繼續(xù)增大，其溢出效應可能會促使偏向型技術進步對經(jīng)濟增長的正向作用效果加大加強，但受限于樣本量，影響結果未能全部呈現(xiàn)。出口貿易的回歸結果分析類似于進口貿易。對于外商直接投資的回歸結果顯示lnFDIjt在未達到第一個門限值-4.454時，偏向型技術進步對經(jīng)濟增長的作用顯著為正；當其達到第一個門限值但未到達第二個門限值-2.654時，正向影響程度開始降低并不再顯著；當lnFDIjt越過第二個門限值后，影響程度加大并變?yōu)轱@著，這仍然與前述長三角偏向型技術進步與經(jīng)濟增長的U型關系結論相符。這似乎暗示著同樣呈U型關系的自主研發(fā)和FDI可能會是決定長三角偏向型技術進步與經(jīng)濟增長關系的主要因素，為了確定這一結果，需要分地區(qū)做進一步研究。

表3 門限估計值和置信區(qū)間

表4 面板門限模型估計值

注： ***、**和*分別表示在1%、5%和10%的水平下顯著。

分地區(qū)來看，表5反映了各省市偏向型技術進步影響因素的門限值，長三角各省市的自主研發(fā)投入還處于第二、三門限之間，此時作用效果最弱，而珠三角的自主研發(fā)投入已經(jīng)跨越第三門限值，其偏向型技術進步方向能夠顯著正向作用于經(jīng)濟增長；江蘇省和浙江省的進口貿易處于第一和第二門限之間，此時偏向型技術進步對經(jīng)濟增長的間接影響有所減弱但仍然顯著，上海市和廣東省進口溢出已經(jīng)越過第二門限值，偏向型技術進步對經(jīng)濟增長的間接影響最小且不顯著；江蘇省的出口貿易處于第一和第二門限之間，使得偏向型技術進步對經(jīng)濟增長的間接影響減弱但仍然顯著，其他地區(qū)的出口溢出已經(jīng)越過第二門限值，此時偏向型技術進步對經(jīng)濟增長的間接影響最小且不顯著；浙江省FDI規(guī)模位于第一和第二門限之間，即偏向型技術進步對經(jīng)濟增長的間接影響最小且不顯著，其他地區(qū)的FDI規(guī)模已經(jīng)越過第二門限，使得偏向型技術進步對經(jīng)濟增長的間接影響增大并變得顯著。綜合來看，與筆者預期的類似，長三角地區(qū)自主研發(fā)和FDI的增強可以促使偏向型技術進步對經(jīng)濟增長的正向影響變大變顯著，而在短時期內，繼續(xù)擴大進口和出口貿易則會使偏向型技術進步對經(jīng)濟增長的正向影響力度減小減弱，也就是說，長三角通過技術進步來撬動經(jīng)濟增長的途徑不能再單純的依賴于技術引進，而應該更多的轉向自主研發(fā)；珠三角通過進口和出口貿易途徑來促進偏向型技術進步對經(jīng)濟增長的正向影響效果已經(jīng)透支，通過自主研發(fā)和FDI途徑的影響已經(jīng)達到最大，難以有顯著的改變，珠三角所面臨的關鍵問題是轉變技術進步方向。

表5 各地區(qū)變量所處門限區(qū)間

五、結 論

長三角和珠三角偏向型技術進步對經(jīng)濟增長非線性作用的分析結果表明：

1.長三角技術進步總體偏向于資本，珠三角技術進步偏向于勞動。長三角技術進步偏向性與經(jīng)濟增長之間呈現(xiàn)U型關系，珠三角技術進步偏向性與經(jīng)濟增長之間則為負相關關系，并落入U型陷阱。

2.技術進步偏向性對經(jīng)濟增長的作用關系通過自主研發(fā)呈現(xiàn)三重門限效應、通過進出口貿易和FDI均呈現(xiàn)雙重門限效應、通過要素稟賦結構沒有門檻效應。長三角地區(qū)自主研發(fā)和FDI的增強可以顯著加大偏向型技術進步對經(jīng)濟增長的正向影響，進出口貿易的增長會在短期內導致偏向型技術進步對經(jīng)濟增長的正向影響減小減弱；珠三角通過自主研發(fā)和FDI所帶來的正向影響已經(jīng)達到最大，而通過進出口貿易所帶來的正向影響已經(jīng)透支，珠三角偏向型技術進步對經(jīng)濟增長的影響短期內難以有顯著的增長效應。

綜合上述結論，本研究具有較強的政策含義：

1.新常態(tài)前后，長三角、珠三角技術進步偏向性面臨轉型。進入新常態(tài)以前，在浦東新區(qū)開放政策的倡導下，長三角對發(fā)達國家資本大量引進，使得技術進步呈現(xiàn)出資本偏向的特征，再加上產(chǎn)業(yè)升級導致向資本和技術密集型行業(yè)的過渡，進一步加強了對資本偏向性技術的研發(fā)和應用，而珠三角依賴廉價勞動力和“三來一補”加工貿易發(fā)展起來的以勞動密集型產(chǎn)業(yè)為主的生產(chǎn)模式導致了技術進步呈現(xiàn)勞動偏向的特征(魏巍和王林輝，2017)[36]；進入新常態(tài)以后，長三角技術進步呈現(xiàn)出勞動偏向的特征，這說明在經(jīng)過二十多年依靠技術引進的追趕式發(fā)展后，長三角與發(fā)達國家的技術差距逐漸縮小，技術發(fā)展呈現(xiàn)出本土化的新常態(tài)，重新回歸到以自身要素稟賦優(yōu)勢為主的勞動偏向型發(fā)展上來，而珠三角受制于產(chǎn)業(yè)結構的調整，資本技術效率增長受限，在勞動技術效率的拉動下一直呈現(xiàn)勞動偏向型的技術進步特征。

2.長三角、珠三角偏向型技術進步與經(jīng)濟增長之間的關系各異?？傮w來看，長三角偏向型技術進步與經(jīng)濟增長之間呈現(xiàn)U型關系，這說明資本偏向型的技術進步更加有利于長三角的經(jīng)濟發(fā)展；珠三角偏向型技術進步與經(jīng)濟增長的呈負相關關系，落入U型陷阱，這說明珠三角技術進步方向的發(fā)展需要突破。

3.長三角、珠三角應有側重點的加強技術進步偏向性對經(jīng)濟增長的正向影響。加大自主研發(fā)和FDI引進的力度可以顯著增強長三角偏向型技術進步對經(jīng)濟增長的正向影響，由于進出口貿易所帶來的正向影響正在逐步透支，因此，可以在技術引進的配置上更加傾向于FDI引進，大力促進自主研發(fā)，實現(xiàn)經(jīng)濟增長的再次突破。珠三角當前經(jīng)濟發(fā)展的關鍵是轉變技術進步方向，調整技術引進結構，引導技術進步朝資本偏向型發(fā)展，鼓勵適配的自主研發(fā)，帶動技術進步方向的良性發(fā)展。