孫學(xué)濤 王振華

(1.山東社會科學(xué)院 農(nóng)村發(fā)展研究所，山東 濟(jì)南 250002； 2.中國海洋大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，山東 青島 266100；3.沈陽農(nóng)業(yè)大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，遼寧 沈陽 110866)

一、引言及文獻(xiàn)綜述

產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級是中國經(jīng)濟(jì)持續(xù)增長的關(guān)鍵路徑(孔憲麗 等，2015；李蘭冰 等，2020)，因此就需要為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級尋找動力(劉偉 等，2008)。近年來，隨著農(nóng)業(yè)技術(shù)的不斷進(jìn)步，農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率不斷提升，農(nóng)業(yè)部門生產(chǎn)率增速快于工業(yè)部門(李谷成，2014)。根據(jù)古典經(jīng)濟(jì)增長理論，農(nóng)業(yè)部門生產(chǎn)效率的提升會從供給側(cè)和需求端兩方面促進(jìn)國民經(jīng)濟(jì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的升級：在需求端，農(nóng)業(yè)部門生產(chǎn)效率的提升會促進(jìn)農(nóng)民收入的增長，進(jìn)而增加對非農(nóng)部門產(chǎn)品的需求；在供給側(cè)，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率提升會節(jié)約農(nóng)業(yè)部門的勞動要素，進(jìn)而促進(jìn)勞動要素向非農(nóng)部門流動(Kuznets，1957；史常亮 等，2020)。但上述假說只在封閉經(jīng)濟(jì)條件下成立(Matsuyama，1992)，理論上的謎題是，由李嘉圖模型可知，如果農(nóng)業(yè)部門的生產(chǎn)效率提升更快，則農(nóng)業(yè)部門的相對優(yōu)勢會吸引其他部門的要素，進(jìn)而不利于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級。關(guān)于上述不同的理論解釋，相關(guān)的經(jīng)驗(yàn)分析文獻(xiàn)很少，本文提出的問題是：在中國經(jīng)濟(jì)發(fā)展的實(shí)踐中，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率提升能否及如何影響產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)？

需要進(jìn)一步解構(gòu)的是，中國農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率的提升主要依靠技術(shù)進(jìn)步(郭軍華 等，2010)。根據(jù)技術(shù)進(jìn)步理論，技術(shù)進(jìn)步是耦合于勞動要素和資本要素投入過程內(nèi)的，會對兩要素的邊際產(chǎn)出產(chǎn)生非對稱的影響(孔憲麗 等，2015；王林輝 等，2020)，即生產(chǎn)效率的提升是存在異質(zhì)性的。如果與其他要素相比，技術(shù)進(jìn)步更能夠提高資本要素的效率，則稱之為資本偏向型技術(shù)進(jìn)步；如果與其他要素相比，技術(shù)進(jìn)步更能夠提高勞動要素的效率，稱之為勞動偏向型技術(shù)進(jìn)步(Acemoglu et al.，2012)。由此，部分學(xué)者開始關(guān)注技術(shù)進(jìn)步偏向?qū)σ嘏渲煤彤a(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響?？讘楙惖?2015)分析了工業(yè)部門的技術(shù)進(jìn)步偏向，并分析其對工業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的影響，發(fā)現(xiàn)當(dāng)技術(shù)進(jìn)步偏向與要素稟賦結(jié)構(gòu)相一致時(shí)，會促進(jìn)工業(yè)結(jié)構(gòu)升級。Bustos et al.(2016)以巴西轉(zhuǎn)基因大豆種植技術(shù)和二茬玉米種植技術(shù)為例，分析不同類型的技術(shù)進(jìn)步對勞動要素配置的影響。最新的文獻(xiàn)是孫學(xué)濤等(2017)關(guān)于技術(shù)進(jìn)步偏向的空間溢出效應(yīng)及其與經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)之間的關(guān)系。

上述三篇代表性文獻(xiàn)為本研究提供了思路和參考，但仍存在以下不足：首先，孔憲麗等(2015)的研究分析了技術(shù)進(jìn)步偏向?qū)I(yè)內(nèi)部產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的影響，未分析兩個(gè)變量在部門間的因果關(guān)系；其次，Bustos et al.(2016)的研究僅從供給端分析了技術(shù)進(jìn)步偏向?qū)趧右亓鲃拥挠绊?，并未討論技術(shù)進(jìn)步偏向與部門間產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的關(guān)系；再次，孫學(xué)濤等(2017)測度的是經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)整體的技術(shù)進(jìn)步偏向，由于經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)整體較為復(fù)雜，不同產(chǎn)業(yè)間的技術(shù)進(jìn)步偏向存在顯著的差異(李昕 等，2019)，因此不能混合測度。

本研究將從技術(shù)進(jìn)步偏向的視角分析和解釋農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率提升對部門間產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響，并從上述兩方面對已有文獻(xiàn)進(jìn)行補(bǔ)充：首先，測定中國農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率及技術(shù)進(jìn)步偏向指數(shù)；其次，進(jìn)一步分析農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率及技術(shù)進(jìn)步偏向?qū)窠?jīng)濟(jì)部門間產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響，并為相關(guān)的理論爭論提供經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。

二、理論、方法與模型構(gòu)建

(一)理論分析

農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響在理論上是存在爭論的(張俊 等，2014)。假定要素自由流動，在初始均衡狀態(tài)下，勞動要素和資本要素在農(nóng)業(yè)部門和非農(nóng)部門的邊際產(chǎn)出相同，在其他條件不變的情況下，如果農(nóng)業(yè)部門生產(chǎn)效率提升，則農(nóng)業(yè)部門要素的邊際產(chǎn)出可能會增加，進(jìn)而引致更多要素流動到農(nóng)業(yè)部門，不利于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(陸雪琴 等，2013)。但古典經(jīng)濟(jì)增長理論認(rèn)為考慮到價(jià)格效應(yīng)的存在，農(nóng)業(yè)部門的效率提升會從供給端和需求端兩方面引起非農(nóng)部門產(chǎn)值的增加，不利于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(張俊 等，2014；汪晨 等，2019)。

本文還將進(jìn)一步從農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率提升路徑的視角切入，分析其對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響。已有文獻(xiàn)證明中國農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率提升主要依靠農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步，而非農(nóng)業(yè)技術(shù)效率提升(王振華 等，2013)。由技術(shù)進(jìn)步偏向理論可知，農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步偏向包含資本偏向型、勞動偏向型和中性技術(shù)進(jìn)步。技術(shù)進(jìn)步偏向劃分的標(biāo)準(zhǔn)是在其他要素投入一定的前提下，技術(shù)進(jìn)步更能夠提高哪種要素的效率，則技術(shù)進(jìn)步就偏向哪種要素(陸雪琴 等，2013)。已有文獻(xiàn)對技術(shù)進(jìn)步偏向的分類方式包括哈羅德、希克斯和索羅技術(shù)進(jìn)步偏向，三者之間的區(qū)別在于：哈羅德技術(shù)進(jìn)步偏向認(rèn)為資本要素的投入產(chǎn)出比一定；?？怂辜夹g(shù)進(jìn)步偏向認(rèn)為資本要素與勞動要素的投入結(jié)構(gòu)一定；索羅技術(shù)進(jìn)步偏向認(rèn)為勞動要素的投入產(chǎn)出比一定(王班班 等，2014)。由于上述三種對技術(shù)進(jìn)步偏向界定的內(nèi)涵是類似的，因此本文首先以哈羅德技術(shù)進(jìn)步偏向?yàn)槔M(jìn)行討論，而在穩(wěn)健性討論部分以?？怂辜夹g(shù)進(jìn)步偏向?yàn)槔M(jìn)行討論。

技術(shù)進(jìn)步偏向可能會影響產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)。農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步無論偏向資本還是勞動，都會促進(jìn)要素邊際產(chǎn)出及農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率的提升，根據(jù)比較優(yōu)勢理論，生產(chǎn)要素會從非農(nóng)部門流向農(nóng)業(yè)部門以追求更高的效率和回報(bào)。具體而言，當(dāng)農(nóng)業(yè)部門發(fā)生資本偏向型技術(shù)進(jìn)步時(shí)，農(nóng)業(yè)部門的資本要素效率會提高，在其他條件不變的情況下，資本要素會更多地配置到農(nóng)業(yè)部門，這會導(dǎo)致農(nóng)業(yè)部門的資本要素?cái)?shù)量增加，在動態(tài)均衡的過程中，資本要素的邊際產(chǎn)出會下降，直至農(nóng)業(yè)部門的資本邊際產(chǎn)出與非農(nóng)部門的資本邊際產(chǎn)出一致。新均衡狀態(tài)的結(jié)果是資本要素配置在農(nóng)業(yè)部門的比例增加，導(dǎo)致農(nóng)業(yè)部門產(chǎn)出占比增加，進(jìn)而不利于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(楊丹萍 等，2016；馬歷 等，2018)。但從另外一個(gè)角度看，根據(jù)技術(shù)進(jìn)步偏向理論，當(dāng)農(nóng)業(yè)部門發(fā)生資本偏向型技術(shù)進(jìn)步時(shí)，如果勞動要素與資本要素是替代關(guān)系，則對應(yīng)著農(nóng)業(yè)部門技術(shù)進(jìn)步主要是勞動密集型技術(shù)(張俊 等，2014)，資本要素會從農(nóng)業(yè)部門流出到非農(nóng)部門；如果勞動要素與資本要素是互補(bǔ)關(guān)系，則對應(yīng)著農(nóng)業(yè)部門技術(shù)進(jìn)步主要是資本密集型技術(shù)，勞動要素會從農(nóng)業(yè)部門流出到非農(nóng)部門。相關(guān)生產(chǎn)要素由農(nóng)業(yè)部門流動到非農(nóng)部門，會對地區(qū)經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)產(chǎn)生影響?；谝陨戏治?，農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步偏向?qū)Ξa(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響需要進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。

(二)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率及農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步偏向的測度方法

本文采用Meta-Malmquist指數(shù)測度中國縣域農(nóng)業(yè)部門的全要素生產(chǎn)率，具體測度過程延用孫學(xué)濤等(2018)的測度方法。

農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步偏向的測度比較復(fù)雜，本文主要采用孔憲麗等(2015)的測度方法，將哈羅德Bt(Harrod)和希克斯Bt(Hicks)技術(shù)進(jìn)步偏向分別定義為：

(1)

(2)

(3)

對式(3)進(jìn)行估計(jì)得到相關(guān)參數(shù)。

(4)

進(jìn)一步簡化并代入CES生產(chǎn)函數(shù)：

(5)

最后，將相關(guān)系數(shù)帶入式(1)、(2)中可得農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步偏向的結(jié)果。

(三)空間計(jì)量模型

在現(xiàn)實(shí)的經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)中，要素在部門間的配置是一個(gè)動態(tài)的過程，農(nóng)業(yè)部門的技術(shù)進(jìn)步偏向及農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率也可能是動態(tài)變化的，本文將建立面板數(shù)據(jù)模型進(jìn)行研究?？紤]到縣域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率及技術(shù)進(jìn)步偏向間的空間相關(guān)關(guān)系，本文嘗試引入學(xué)者們新近提出的帶空間自回歸誤差項(xiàng)的空間自回歸模型(SARAR)，選擇此模型驗(yàn)證農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響(孫學(xué)濤 等，2018)。

SARAR模型的數(shù)學(xué)表達(dá)式為：

Y=ρWY+Xβ+μ

(6)

μ=λWμ+ε

(7)

其中，Y表示部門間產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)水平，X代表相關(guān)解釋變量，W為空間權(quán)重矩陣(根據(jù)經(jīng)緯度運(yùn)用歐氏距離公式計(jì)算的地理距離矩陣)，ε表示擾動項(xiàng)并且ε～N(0,σ2In)，λ為殘差系數(shù)，ρ為空間自回歸系數(shù)。分別構(gòu)建兩個(gè)SARAR模型分析農(nóng)業(yè)技術(shù)效率提升及農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步偏向?qū)Σ块T間產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響。核心解釋變量為農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率值Tfp的空間計(jì)量模型的具體形式為：

Y=ρWY+β1Tfp+βiXi+μ

(8)

μ=λWμ+ε

(9)

核心解釋變量為農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步偏向的測度結(jié)果Bt(Harrod)和Bt(Hicks)(穩(wěn)健性討論部分)的空間計(jì)量模型具體形式為：

Y=ρWY+β1Harrod+βiXi+μ

(10)

μ=λWμ+ε

(11)

三、數(shù)據(jù)來源及描述性統(tǒng)計(jì)分析

本文重新搜集并整理了中國縣域面板數(shù)據(jù)，由于西藏自治區(qū)的樣本數(shù)據(jù)缺失嚴(yán)重，北京市、上海市和天津市雖然有縣域但縣域以二、三產(chǎn)業(yè)為主，香港、澳門和臺灣也沒有包括在內(nèi)，故本文的樣本量為中國1869個(gè)縣域的數(shù)據(jù)，時(shí)間范圍為2002—2017年。相關(guān)數(shù)據(jù)來源于對應(yīng)年份的《中國縣域統(tǒng)計(jì)年鑒(縣市卷)》及相關(guān)省份和城市的統(tǒng)計(jì)年鑒。

(一)縣域農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率

在測度農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率的過程中遵從三要素投入假說，投入要素分別為土地、勞動和資本，其中土地要素采用常用耕地面積量化，勞動要素采用從業(yè)人數(shù)量化，資本要素運(yùn)用資本存量來表示。本文借鑒孫學(xué)濤等(2018)的研究方法，以2002年的縣域農(nóng)業(yè)部門產(chǎn)出為基準(zhǔn)，以資本產(chǎn)出比3為標(biāo)準(zhǔn)(張軍 等，2004)，計(jì)算2001年的縣域農(nóng)業(yè)部門的資本存量。農(nóng)業(yè)部門的產(chǎn)出采用縣域第一產(chǎn)業(yè)增加值表示。由于資本存量和縣域第一產(chǎn)業(yè)增加值會受到價(jià)格因素的影響，因此本文采用縣域所屬城市的居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)進(jìn)行平減。農(nóng)業(yè)部門的要素投入與產(chǎn)出情況具體可見表1。

表1 農(nóng)業(yè)部門的要素投入與產(chǎn)出

基于產(chǎn)出導(dǎo)向型規(guī)模報(bào)酬可變模型，測算2002—2017年中國縣域的全要素生產(chǎn)率變化指數(shù)，并轉(zhuǎn)換為全要素生產(chǎn)率(孫學(xué)濤 等，2018)。表2分別給出了中國縣域農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率、技術(shù)進(jìn)步和技術(shù)效率的測度結(jié)果。由表2可知，中國農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率的提升主要依靠技術(shù)進(jìn)步，這與已有文獻(xiàn)研究結(jié)論一致(郭軍華 等，2010)。

表2 2002—2017年中國縣域農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率指數(shù)及其分解

(二)縣域農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步偏向的測度與描述

根據(jù)技術(shù)進(jìn)步偏向理論，要素價(jià)格和農(nóng)業(yè)要素規(guī)模是影響農(nóng)業(yè)部門技術(shù)進(jìn)步的主要因素，其中要素價(jià)格會使農(nóng)業(yè)部門的技術(shù)進(jìn)步偏向于要素價(jià)格相對較高的要素，而農(nóng)業(yè)要素規(guī)模則會使農(nóng)業(yè)部門的技術(shù)進(jìn)步偏向于農(nóng)業(yè)部門相對較豐富的要素。農(nóng)業(yè)部門的技術(shù)進(jìn)步最終會偏向哪種要素會取決于要素價(jià)格與農(nóng)業(yè)要素規(guī)模之間的博弈(張俊 等，2014)。整體而言，中國農(nóng)業(yè)生產(chǎn)過程中勞動力充足，而農(nóng)業(yè)部門內(nèi)的資本則表現(xiàn)為不足。雖然在農(nóng)業(yè)部門內(nèi)存在大量農(nóng)村勞動力從農(nóng)業(yè)部門流出，但農(nóng)業(yè)部門內(nèi)勞動要素仍相比于資本要素更加豐富，要素價(jià)格效應(yīng)的作用會大于要素規(guī)模效應(yīng)，最終表現(xiàn)為資本偏向型技術(shù)進(jìn)步。當(dāng)然部分地區(qū)農(nóng)業(yè)的資本要素相對豐裕，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)結(jié)構(gòu)較為優(yōu)化，大量物化型技術(shù)進(jìn)入農(nóng)業(yè)生產(chǎn)領(lǐng)域，勞動要素與資本要素的替代關(guān)系更強(qiáng)，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)多為資本密集型技術(shù)，因此該地區(qū)的農(nóng)業(yè)表現(xiàn)為勞動偏向型技術(shù)進(jìn)步。由于中國農(nóng)業(yè)內(nèi)技術(shù)進(jìn)步偏向資本的地區(qū)占比較大，因而最終導(dǎo)致全國農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步偏向于資本。

(三)被解釋變量及控制變量

被解釋變量為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，本文在分析過程中，將產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)細(xì)分為兩個(gè)指標(biāo)。一是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化指標(biāo)，表示如下：

(12)

其中，t為時(shí)間趨勢項(xiàng)，θjt代表t時(shí)期j產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占地區(qū)生產(chǎn)總值之比。

二是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化指標(biāo)，表示如下：

(13)

其中，Reastr表示產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化水平，GDPi表示第i產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值，i表示產(chǎn)業(yè)部門，L表示縣域整體的勞動要素?cái)?shù)量，Li表示第i產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員數(shù)量。

控制變量中：城鎮(zhèn)化水平(Urb)采用城鎮(zhèn)化率量化；信息化水平(Inf)采用人均年末電話用戶數(shù)(戶/人)量化；教育水平(Edu)采用人均普通中學(xué)在校學(xué)生數(shù)量化；金融服務(wù)水平(Fin)采用人均年末存款余額(萬元/人)量化；醫(yī)療衛(wèi)生水平(Hel)采用每百人醫(yī)院衛(wèi)生床位數(shù)(床/百人)量化；財(cái)政支出占比(Gov)采用財(cái)政支出與地區(qū)生產(chǎn)總值之比(萬元/萬元)量化；規(guī)模結(jié)構(gòu)指標(biāo)(Sca)采用規(guī)模以上工業(yè)總產(chǎn)值與地區(qū)生產(chǎn)總值之比量化；人均消費(fèi)水平(Con)采用人均社會消費(fèi)品零售總額(萬元/人)量化等。相關(guān)變量描述性分析如表3所示。

表3 中國縣域數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)描述

四、實(shí)證分析

本文的實(shí)證分析部分分為三個(gè)步驟：一是檢驗(yàn)相關(guān)變量的空間相關(guān)性，二是檢驗(yàn)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率對部門間產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響，三是檢驗(yàn)農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步偏向?qū)Σ块T間產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響。

(一)空間相關(guān)性檢驗(yàn)

進(jìn)行空間計(jì)量分析之前需要對縣域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率進(jìn)行空間相關(guān)性檢驗(yàn)，只有產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率存在顯著的空間依賴關(guān)系，才能使用空間計(jì)量模型，否則只能使用傳統(tǒng)計(jì)量模型。本文借鑒吳玉鳴(2006)的研究成果，采用Moran’s I指數(shù)檢驗(yàn)中國縣域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和縣域農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率的空間相關(guān)性。變量的空間相關(guān)性檢驗(yàn)結(jié)果具體如表4所示。

表4 Moran’s I指數(shù)檢驗(yàn)結(jié)果

表4表明縣域間農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率之間存在著顯著的正相關(guān)關(guān)系，即縣域農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率之間表現(xiàn)為空間溢出效應(yīng)。說明農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率不僅會對本縣域的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)產(chǎn)生影響，而且還會影響相鄰縣域的農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率。縣域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和縣域農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步偏向等其他指標(biāo)的空間相關(guān)性結(jié)果與農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率的空間相關(guān)性結(jié)果類似，因此不再匯報(bào)其他指標(biāo)的檢驗(yàn)結(jié)果。

(二)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響

由于縣域之間存在著一定的時(shí)空差異(馬歷 等，2018)，因此需要討論農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率對縣域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響適合于哪種效應(yīng)。BP檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)與混合效應(yīng)相比，農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率對縣域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響更適合于隨機(jī)效應(yīng)；Hausman檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)與隨機(jī)效應(yīng)相比，農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率對縣域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響更適合于固定效應(yīng)。因此在討論農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率對縣域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響時(shí)選取固定效應(yīng)。由于中國不同區(qū)域經(jīng)濟(jì)體間的發(fā)展水平存在著顯著的差異，因此本文采用全樣本進(jìn)行分析的同時(shí)，還選擇將縣域樣本細(xì)分為東、中、西部分別進(jìn)行回歸估計(jì)。農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率對縣域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的估計(jì)結(jié)果具體如表5所示。

由表5的估計(jì)結(jié)果可以看出，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化指標(biāo)的影響并不穩(wěn)健：在全樣本中，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率提升并不會顯著影響縣域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化指標(biāo)，但是會對縣域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化指標(biāo)有顯著的負(fù)向影響；在西部縣域樣本中，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率提升對縣域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化和合理化的影響都沒有通過顯著性檢驗(yàn)。上述模型結(jié)果無法為比較優(yōu)勢理論提供令人信服的證據(jù)。從理論上講，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率對部門間產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)影響的穩(wěn)健性較差的原因有兩個(gè)解釋，一是從比較優(yōu)勢理論角度進(jìn)行解釋，二是從技術(shù)進(jìn)步偏向理論進(jìn)行解釋。

第一，基于比較優(yōu)勢理論的解釋。根據(jù)比較優(yōu)勢理論，農(nóng)業(yè)部門生產(chǎn)效率提升對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響不是取決于農(nóng)業(yè)部門生產(chǎn)效率提升的絕對速度，而是取決于農(nóng)業(yè)部門與非農(nóng)部門生產(chǎn)效率變動的相對值。如果在經(jīng)濟(jì)體內(nèi)部，農(nóng)業(yè)部門生產(chǎn)效率比非農(nóng)部門生產(chǎn)效率提升速度更快或下降速度更慢，則會吸引更多的生產(chǎn)要素配置到農(nóng)業(yè)部門，因此會提高農(nóng)業(yè)的相對產(chǎn)值，降低產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)水平；反之，則會抑制農(nóng)業(yè)的相對產(chǎn)值，提升產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)水平。

第二，基于技術(shù)進(jìn)步偏向理論的解釋。中國農(nóng)業(yè)部門的生產(chǎn)效率提升主要依靠技術(shù)進(jìn)步，而根據(jù)技術(shù)進(jìn)步偏向理論，農(nóng)業(yè)部門的技術(shù)進(jìn)步可能存在異質(zhì)性，本文的理論分析部分表明農(nóng)業(yè)部門的技術(shù)進(jìn)步對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響需要根據(jù)技術(shù)進(jìn)步偏向的類型進(jìn)行更細(xì)致的討論和進(jìn)一步實(shí)證分析。有文獻(xiàn)提出生產(chǎn)效率提升是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的結(jié)果變量，且生產(chǎn)效率提升的路徑和原因較為復(fù)雜，僅僅使用一個(gè)效率指標(biāo)進(jìn)行回歸分析難以揭示出技術(shù)進(jìn)步對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)影響的機(jī)理(王班班 等，2014)。

控制變量對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響。金融服務(wù)水平、財(cái)政支出占比和規(guī)模結(jié)構(gòu)指標(biāo)等對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)有顯著的正向影響，與理論預(yù)期一致。限于文章篇幅，控制變量的估計(jì)結(jié)果不再匯報(bào)。

(三)農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步偏向?qū)Ξa(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響

由于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率的提升主要依靠技術(shù)進(jìn)步，同時(shí)技術(shù)進(jìn)步還是非中性的，因此需要進(jìn)一步討論農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步偏向?qū)h域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響，模型的其他處理方式與表5的處理方式一致，農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步偏向?qū)h域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的估計(jì)結(jié)果具體如表6所示。

由表6的SARAR模型可知，模型的ρ和λ都在1%水平下顯著，印證了Moran’s I指數(shù)的檢驗(yàn)結(jié)果，表明采用SARAR模型是合理且必要的。模型結(jié)果顯示農(nóng)業(yè)部門技術(shù)進(jìn)步偏向于資本會顯著地促進(jìn)縣域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級，說明農(nóng)業(yè)部門生產(chǎn)效率提升會由于其技術(shù)進(jìn)步偏向的不同而產(chǎn)生不同的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級效應(yīng)。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的本質(zhì)是要素在產(chǎn)業(yè)間的配置和再配置過程(黃茂興 等，2009)，農(nóng)業(yè)部門的不同技術(shù)進(jìn)步偏向會吸引或析出相關(guān)生產(chǎn)要素，從而直接決定要素在部門間的流動和配置，進(jìn)而在投入端影響產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)。

第一，基于現(xiàn)實(shí)層面的解釋。本文的研究結(jié)果表明農(nóng)業(yè)部門的資本偏向型技術(shù)進(jìn)步會促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級，而勞動偏向型技術(shù)進(jìn)步不利于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級。這是符合理論預(yù)期的。當(dāng)農(nóng)業(yè)部門發(fā)生資本偏向型技術(shù)進(jìn)步時(shí)，會吸引資本要素以基礎(chǔ)設(shè)施及機(jī)械化、良種和良法等物化型技術(shù)進(jìn)入到農(nóng)業(yè)生產(chǎn)環(huán)節(jié)，進(jìn)而產(chǎn)生兩種效應(yīng)：一是在需求端擴(kuò)大對非農(nóng)部門的產(chǎn)品需求，二是在供給端促進(jìn)勞動要素從農(nóng)業(yè)部門流出，這兩種效應(yīng)都會促進(jìn)非農(nóng)部門的產(chǎn)出增長，提高產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)水平。當(dāng)農(nóng)業(yè)部門發(fā)生勞動偏向型技術(shù)進(jìn)步時(shí)，則會阻礙勞動要素從農(nóng)業(yè)部門流動到非農(nóng)部門，也不利于擴(kuò)大對非農(nóng)部門產(chǎn)品的需求，因此不利于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級。

第二，基于理論層面的解釋。技術(shù)進(jìn)步偏向影響產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的路徑之一是通過提升農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率，改變要素的邊際產(chǎn)出(黃先海 等，2009)，打破原有要素在產(chǎn)業(yè)間的配置均衡狀態(tài)，促進(jìn)要素間的互補(bǔ)或替代，進(jìn)而影響產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)(鄭猛，2016)；路徑之二是技術(shù)進(jìn)步偏向會通過創(chuàng)新(或可替代的資源要素)，進(jìn)而改變社會的生產(chǎn)資源供給(陳樂一 等，2017)，加快特定產(chǎn)業(yè)的要素創(chuàng)新速度，從而間接地影響要素在部門間的配置結(jié)構(gòu)，進(jìn)而對縣域的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)產(chǎn)生影響。

第三，農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步偏向?qū)Ξa(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)影響的區(qū)域差異。農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步偏向?qū)|、中、西部縣域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)兩個(gè)維度的影響均顯著為正，但對東部縣域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)兩個(gè)維度的影響系數(shù)最大，對中部的影響系數(shù)次之，對西部的影響系數(shù)最小。說明農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步偏向于資本更能夠促進(jìn)東部地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整，即不同地區(qū)農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步偏向?qū)Σ块T間產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響存在顯著的差異，這種差異可能會受到地區(qū)間資源稟賦和經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)的影響。

第四，控制變量對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響。金融服務(wù)水平對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)有顯著的正向影響，且全樣本與分區(qū)域樣本的估計(jì)結(jié)果較為一致，說明該結(jié)論比較穩(wěn)健。在全樣本中，財(cái)政支出占比指標(biāo)對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)也有顯著的正向影響，但有意思的是，在東部地區(qū)樣本中，該指標(biāo)系數(shù)為負(fù)值，沒有通過顯著性水平檢驗(yàn)，可能的原因是東部地區(qū)縣域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)水平較高，政府已經(jīng)不適合進(jìn)一步通過產(chǎn)業(yè)政策等手段扶持或干預(yù)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)。規(guī)模結(jié)構(gòu)指標(biāo)也通過了顯著性水平檢驗(yàn)，而其他指標(biāo)都不顯著或結(jié)論穩(wěn)健性較差。

五、穩(wěn)健性討論

本文從更換核心解釋變量量化方法、選擇不同的空間權(quán)重矩陣、細(xì)化樣本及更換建模方法等四個(gè)方面進(jìn)一步分析農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率提升對縣域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)影響的穩(wěn)健性。由于農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率和農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步偏向?qū)h域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的估計(jì)與前文基準(zhǔn)回歸的估計(jì)結(jié)果基本一致，限于文章的篇幅，本文只匯報(bào)了農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步偏向?qū)h域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果。

首先，更換核心解釋變量的量化方法?；鶞?zhǔn)回歸分析過程中采用哈羅德技術(shù)進(jìn)步偏向指數(shù)分析，本部分采用?？怂辜夹g(shù)進(jìn)步偏向指數(shù)代替哈羅德技術(shù)進(jìn)步偏向指數(shù)，模型的其他處理方式均不變，更換核心解釋變量后農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步偏向?qū)h域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的估計(jì)結(jié)果如表7所示。

表7 更換核心解釋指標(biāo)的估計(jì)結(jié)果

由表7可知，農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步偏向的系數(shù)顯著為正，與表6的估計(jì)結(jié)果一致，且對比其他控制變量及不同區(qū)域間的模型估計(jì)結(jié)果，與表6的相關(guān)研究結(jié)論都較為接近，說明模型整體結(jié)果較為穩(wěn)健。

其次，更換空間權(quán)重矩陣。本文采用空間鄰接矩陣替代前文空間距離權(quán)重矩陣，即如果兩縣域有共同的邊界，則為1；反之，則為0。模型的其他處理方式均不變，更換空間權(quán)重矩陣后農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步偏向?qū)h域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的估計(jì)結(jié)果具體如表8所示。

表8 更換地理距離權(quán)重矩陣的估計(jì)結(jié)果

由表8可知，無論是核心解釋變量對縣域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響，還是控制變量對縣域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響，表8的估計(jì)結(jié)果與基準(zhǔn)模型的估計(jì)結(jié)果都相近，說明表6的估計(jì)結(jié)果較為穩(wěn)健。

再次，細(xì)分樣本。本文將中國縣域樣本進(jìn)一步劃分為八大經(jīng)濟(jì)區(qū)(1)東北綜合經(jīng)濟(jì)區(qū)(含遼寧省、吉林省和黑龍江省)、北部沿海綜合經(jīng)濟(jì)區(qū)(含北京市、天津市、河北省和山東省)、東部沿海綜合經(jīng)濟(jì)區(qū)(含上海市、浙江省和江蘇省)、南部沿海綜合經(jīng)濟(jì)區(qū)(福建省、廣東省和海南省)、黃河中游綜合經(jīng)濟(jì)區(qū)(含陜西省、山西省、河南省和內(nèi)蒙古自治區(qū))、長江中游綜合經(jīng)濟(jì)區(qū)(含湖北省、湖南省、江西省和安徽省)、大西南綜合經(jīng)濟(jì)區(qū)(含云南省、貴州省、四川省、重慶市和廣西壯族自治區(qū))和大西北綜合經(jīng)濟(jì)區(qū)(含甘肅省、青海省、寧夏回族自治區(qū)、西藏自治區(qū)和新疆維吾爾自治區(qū))。，分別討論農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步偏向?qū)h域部門間產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響，模型的其他處理方式均不變，細(xì)分樣本后農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步偏向?qū)h域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的估計(jì)結(jié)果具體如表9所示。

表9 細(xì)分樣本區(qū)域后的模型估計(jì)結(jié)果

(續(xù)表9)

由表9模型的估計(jì)結(jié)果可以看出，八大經(jīng)濟(jì)區(qū)分區(qū)樣本的估計(jì)結(jié)果穩(wěn)健性也較高。以東北經(jīng)濟(jì)區(qū)為例，農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步偏向指標(biāo)對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響也顯著為正，控制變量的估計(jì)結(jié)果與基準(zhǔn)模型雖略有差別但基本一致，說明了細(xì)分樣本后的模型結(jié)果仍然穩(wěn)健。

最后，更換空間計(jì)量模型。本文也分別采用SAR模型、SEM模型和SDM模型進(jìn)一步驗(yàn)證農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步偏向?qū)h域部門間產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響。模型的其他處理方式均不變，更換空間計(jì)量模型后農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步偏向?qū)h域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的估計(jì)結(jié)果具體如表10所示。

表10只給出了SAR模型的估計(jì)結(jié)果，限于篇幅，SEM模型和SDM模型的結(jié)果不再報(bào)告。從表10可以看出，本文的核心解釋變量農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步偏向?qū)Ξa(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)影響的估計(jì)結(jié)果與基準(zhǔn)模型一致，控制變量的估計(jì)結(jié)果與基準(zhǔn)模型雖略有差別但基本一致，限于文章的篇幅，控制變量對縣域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)影響的結(jié)果不再一一分析。

六、結(jié)論與討論

經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的源泉是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(劉偉 等，2008)，而農(nóng)業(yè)部門的效率提升對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響，已有理論和文獻(xiàn)卻給出了不同的判斷和證據(jù)(Matsuyama，1992；Bustos et al.，2016；潘曄 等，2019)。本文的貢獻(xiàn)是在考慮農(nóng)業(yè)部門效率提升和技術(shù)進(jìn)步異質(zhì)性的前提下，提出不同技術(shù)進(jìn)步偏向?qū)е碌男侍嵘龑Ξa(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響存在顯著的差異。本文提供了來自中國1869個(gè)縣域平衡面板數(shù)據(jù)的證據(jù)，采用空間計(jì)量模型驗(yàn)證了本文的假說。研究結(jié)論有四點(diǎn)：第一，中國縣域農(nóng)業(yè)全要素存在著顯著的相關(guān)性，中國農(nóng)業(yè)部門屬于資本偏向型技術(shù)進(jìn)步；第二，縣域農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響不穩(wěn)?。坏谌?，農(nóng)業(yè)部門的資本偏向型技術(shù)進(jìn)步對部門間產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級產(chǎn)生促進(jìn)作用，而農(nóng)業(yè)部門的勞動偏向型技術(shù)進(jìn)步會對部門間的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級產(chǎn)生抑制作用；第四，金融服務(wù)水平、財(cái)政支出占比和規(guī)模結(jié)構(gòu)等變量對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響也顯著。

學(xué)者們通常關(guān)注的是經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)整體的技術(shù)進(jìn)步偏向問題，但在現(xiàn)實(shí)中，經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)的技術(shù)進(jìn)步偏向是由各個(gè)部門的技術(shù)進(jìn)步偏向決定的。由此，在進(jìn)行技術(shù)進(jìn)步偏向討論時(shí)，需要聚焦到部門內(nèi)部的技術(shù)進(jìn)步偏向問題。而部門內(nèi)部的技術(shù)進(jìn)步偏向不僅會影響部門內(nèi)部的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與產(chǎn)出增長，也會通過影響要素配置直接作用于部門間的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與國民經(jīng)濟(jì)整體的經(jīng)濟(jì)增長。

根據(jù)以上研究結(jié)論，為推動縣域經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展和縣域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級，本文提出如下兩點(diǎn)政策建議：第一，縣域資本積累是提高縣域農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率和促進(jìn)縣域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的重要源泉。中國農(nóng)業(yè)部門內(nèi)一直存在著農(nóng)業(yè)資本積累不足的現(xiàn)象，需要增加農(nóng)業(yè)資本要素投入。因此實(shí)現(xiàn)農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展和對傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)進(jìn)行改造，必須實(shí)施農(nóng)業(yè)資本積累；同時(shí)不同縣域之間存在著顯著的要素稟賦差異，人多地少的縣域可以充分利用要素價(jià)格變化所帶來的機(jī)遇，實(shí)現(xiàn)縣域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級。第二，在縣域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整過程中要充分發(fā)揮技術(shù)進(jìn)步的作用。政府一方面應(yīng)該加大對科技引導(dǎo)資金的投入，提升縣域農(nóng)業(yè)部門的創(chuàng)新能力，對農(nóng)業(yè)部門的科技實(shí)現(xiàn)精準(zhǔn)供給；另一方面要提高技術(shù)創(chuàng)新的轉(zhuǎn)化率，將農(nóng)業(yè)技術(shù)要素融入到農(nóng)業(yè)生產(chǎn)過程中，進(jìn)而轉(zhuǎn)變農(nóng)業(yè)增長方式，實(shí)現(xiàn)農(nóng)業(yè)可持續(xù)發(fā)展。