中等收入背景下山東省農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率、比較優(yōu)勢及其對經(jīng)濟(jì)增長的影響

公茂剛，王學(xué)真

（山東理工大學(xué) 商學(xué)院，山東 淄博 255012）

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山東經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展研究

中等收入背景下山東省農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率、比較優(yōu)勢及其對經(jīng)濟(jì)增長的影響

公茂剛，王學(xué)真

（山東理工大學(xué) 商學(xué)院，山東 淄博 255012）

通過對中等收入背景下山東省農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率狀況、比較優(yōu)勢及其對經(jīng)濟(jì)增長作用的分析，得出的主要結(jié)論有：山東省農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率在達(dá)到中等收入之后增速降低，雖然農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率在達(dá)到中等收入之后的前半段時(shí)間持續(xù)下降，但后半段時(shí)間則持續(xù)上升。山東省各地市農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率的變化與此相似，而且各地市間農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率增長的差異在達(dá)到中等收入之后上升。達(dá)到中等收入之后，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率增長超過了第二產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)率增長，但仍低于第三產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)率增長。農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率增長是達(dá)到中等收入之后山東經(jīng)濟(jì)增長的重要決定因素，而且其影響力大于第二產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)率增長，但仍低于第三產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)率增長的作用。

農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率；比較優(yōu)勢；經(jīng)濟(jì)增長；技術(shù)進(jìn)步

一、引言

農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率對經(jīng)濟(jì)增長的影響多年以來都是發(fā)展經(jīng)濟(jì)學(xué)家和政策制定者關(guān)注的重要問題。多數(shù)經(jīng)濟(jì)學(xué)家認(rèn)為提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率是促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)鍵要素之一。著名的發(fā)展經(jīng)濟(jì)學(xué)家納克斯（Nurkse，1953）認(rèn)為沒有農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率的提高就沒有工業(yè)的革命性變化①。劉易斯（Lewis，1954）認(rèn)為農(nóng)業(yè)停滯的經(jīng)濟(jì)體將不會(huì)有經(jīng)濟(jì)發(fā)展②。羅斯托（Rostow，1960）指出農(nóng)業(yè)生產(chǎn)力的革命性變化是經(jīng)濟(jì)成功起飛的必要條件③。Matsuyama（1992）認(rèn)為農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率的提高是促進(jìn)一國經(jīng)濟(jì)增長的前提④。Kogel & Prskawetz（2001）認(rèn)為農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率的增長是擺脫馬爾克斯陷阱的必要條件⑤。Gulati et al（2008）認(rèn)為中國經(jīng)濟(jì)增長很大程度上受益于農(nóng)業(yè)改革帶來的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率的提高⑥。Bosworth & Collins（2008）測算了中國與印度的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率并指出其是過去25年間兩國經(jīng)濟(jì)增長的重要源泉⑦。Gollin（2010）認(rèn)為農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率與經(jīng)濟(jì)增長間的關(guān)系是雙向的，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率的提高促進(jìn)了發(fā)展中國家的經(jīng)濟(jì)增長，同時(shí)經(jīng)濟(jì)發(fā)展又進(jìn)一步促進(jìn)了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率的提高⑧。Cao & Birchenall（2013）認(rèn)為中國農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率的提高促進(jìn)了非農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率的提高，而且農(nóng)業(yè)部門通過重新分配勞動(dòng)力到非農(nóng)業(yè)部門促進(jìn)了整體經(jīng)濟(jì)的增長⑨。

農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率的提高促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的觀點(diǎn)主要是通過三個(gè)方面來進(jìn)行分析論證的：一是農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率的提高使得農(nóng)業(yè)部門能夠養(yǎng)活工業(yè)部門不斷增長的人口，而且還能夠向工業(yè)部門轉(zhuǎn)移勞動(dòng)力；二是農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率的提高增加了農(nóng)業(yè)部門的收入，進(jìn)而增加了工業(yè)產(chǎn)品的國內(nèi)需求，而且能夠?yàn)楣I(yè)部門的發(fā)展提供資金支持；三是農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率的提高能夠?yàn)楣I(yè)部門提供數(shù)量更多質(zhì)量更好的原材料。但應(yīng)該看到的是，這三方的分析主要是以發(fā)展中國家處于收入水平較低的經(jīng)濟(jì)起步階段為背景的，當(dāng)發(fā)展中國家進(jìn)入到中等收入階段后，上述三個(gè)方面也將發(fā)生變化，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率對經(jīng)濟(jì)增長的作用自然需要重新界定。而根據(jù)山東統(tǒng)計(jì)年鑒數(shù)據(jù)，1997年山東省已經(jīng)達(dá)到了中等收入水平，當(dāng)年人均GDP約為7461元，按照當(dāng)年人民幣對美元的匯率8.2898折算約為900美元，已經(jīng)超過當(dāng)年世界銀行中等收入標(biāo)準(zhǔn)786美元。達(dá)到中等收入水平之后，經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展中會(huì)出現(xiàn)一些新情況，比如人口紅利消失、出現(xiàn)農(nóng)民工的用工荒；工業(yè)開始反哺農(nóng)業(yè)；加速城鎮(zhèn)化等。在這樣新的背影下，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率對經(jīng)濟(jì)增長的作用將會(huì)體現(xiàn)出怎樣的變化，而這正是本文研究的重點(diǎn)。本文將以山東省為例，分析達(dá)到中等收入之后，山東省農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率的增長變化情況，與其他非農(nóng)產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)率的對比情況及其對山東經(jīng)濟(jì)增長影響變化情況。

二、山東省農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率測算及其比較優(yōu)勢分析

本文在對山東省農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率測算時(shí)主要采用了經(jīng)過Caves et. al.（1982）⑩和Fare et. al.（1994）發(fā)展的基于DEA方法的非參數(shù)Malmqusit指數(shù)法。采用此方法可以計(jì)算得到全要素生產(chǎn)率（TFP）指數(shù)及其分解的情況。由于計(jì)算Malmqusit指數(shù)時(shí)需要面板數(shù)據(jù)，因此本文選用了山東省17個(gè)地市作為截面，即決策單元，1990～2013年作為時(shí)序，因?yàn)橹坝行┑厥械臄?shù)據(jù)沒統(tǒng)計(jì)，比如日照市是1989年6月才成立的。采用基于DEA的Malmqusit指數(shù)法測算農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率時(shí)需要農(nóng)業(yè)的產(chǎn)出和投入數(shù)據(jù)。本文選用的農(nóng)業(yè)產(chǎn)出數(shù)據(jù)為第一產(chǎn)業(yè)增加值，包括農(nóng)林牧副漁，數(shù)據(jù)來源于《山東統(tǒng)計(jì)年鑒》（1991～2014）。選用資本和勞動(dòng)力作為投入。其中資本的數(shù)據(jù)為第一產(chǎn)業(yè)的資本存量，勞動(dòng)力數(shù)據(jù)為第一產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員（數(shù)據(jù)來源于《山東統(tǒng)計(jì)年鑒》（1991～2014））。由于第一產(chǎn)業(yè)資本存量數(shù)據(jù)沒有相關(guān)統(tǒng)計(jì)，因此需要計(jì)算，計(jì)算公式為，該公式表示當(dāng)期的資本存量等于上一期資本存量減去折舊再加上當(dāng)期的固定資產(chǎn)投資，第一產(chǎn)業(yè)固定資產(chǎn)投資數(shù)據(jù)來源于各地市的《國民經(jīng)濟(jì)和社會(huì)發(fā)展統(tǒng)計(jì)公報(bào)》（1990～2013）。的取值參照Hall & Jones（1999）的做法，令其為6%?；谫Y本存量參照Young（2000）的做法，用各地區(qū)1990年固定資本形成除以10%作為該地區(qū)1990年的初始資本存量。

使用DEAP軟件對山東省1990～2013年的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率進(jìn)行了計(jì)算，得到了1991～2013年間17地市的農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率指數(shù)及其分解結(jié)果的變化情況。為了能反映山東省作為一個(gè)整體其農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率的變化情況，我們將每一年對17地市做了一個(gè)平均，相關(guān)數(shù)據(jù)詳見圖1。從中可以看出，山東省農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率并非一直在增長。在達(dá)到中等收入之前，除1992年（該年農(nóng)業(yè)TFP指數(shù)為0.975）外，農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率指數(shù)都超過了1.1，而且在1993年達(dá)到了最高值1.294，這也是所研究的整個(gè)時(shí)期上的最大值。這表明在達(dá)到中等收入之前，山東省農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率除1992年外，一直在增長。從農(nóng)業(yè)TFP指數(shù)的分解來看，1992年農(nóng)業(yè)TFP降低是因?yàn)榧夹g(shù)進(jìn)步不增反降造成的，而不是技術(shù)效率降低所致，實(shí)際上在1992年技術(shù)效率還是增長的，而技術(shù)效率的變化則是由純技術(shù)效率和規(guī)模效率的變化共同引起。但在達(dá)到中等收入前的其他年份，山東農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率增長主要源于技術(shù)進(jìn)步的增長，技術(shù)效率在有些年份反而卻是降低的。在1997年達(dá)到中等收入之后，山東省農(nóng)業(yè)TFP的變化存在前后兩段截然不同的表現(xiàn)。1997～2002年這前一段，山東農(nóng)業(yè)TFP持續(xù)下降；2003～2013年這后半段的表現(xiàn)正好相反，即持續(xù)增長。前一段農(nóng)業(yè)TFP的持續(xù)下降主要是因?yàn)榧夹g(shù)進(jìn)步的下降，而后半段農(nóng)業(yè)TFP的增長則是因?yàn)榧夹g(shù)進(jìn)步的提高。這段時(shí)間技術(shù)效率的變化并不具有規(guī)律性，時(shí)高時(shí)低。從農(nóng)業(yè)TFP變動(dòng)的幅度來看，達(dá)到中等收入之后的增長幅度要低于達(dá)到中等收入之前，通過計(jì)算可知，達(dá)到中等收入之前，農(nóng)業(yè)TFP平均增長率為16.03%，而之后的農(nóng)業(yè)TFP增長率為4.15%。盡管如此，最近10來，山東農(nóng)業(yè)TFP始終保持增長趨勢，這種持續(xù)增長的積累必將大大提高山東省農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率。

圖1 1991～2013年山東省農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率及其分解的平均變化情況

從分地市的數(shù)據(jù)來看，山東省的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率在達(dá)到中等收入之后增長速度也明顯放緩。盡管山東省17地市的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率的變化與全省總體水平一致，但各地市間卻表現(xiàn)出明顯的差異。在達(dá)到中等收入之前，濟(jì)南農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率增長最快，聊城則增長最慢。達(dá)到中等收入之后，濱州增長最快，而臨沂則是負(fù)增長，即農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率平均而言在這段時(shí)間是降低的。山東省17地市間的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率增長的差異在達(dá)到中等收入之后上升了，而且在經(jīng)濟(jì)發(fā)展落后地區(qū)，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率變化的差異更大，而發(fā)達(dá)地區(qū)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率變化的差異則較小。

為了能更好的了解山東省農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率變動(dòng)與其他產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)率變動(dòng)的對比情況，本研究采用相同的方法計(jì)算得到了山東省第二產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率的變動(dòng)情況及其分解。在計(jì)算過程中所使用的數(shù)據(jù)均來自于《山東統(tǒng)計(jì)年鑒》（1991～2014）和各地市的《國民經(jīng)濟(jì)和社會(huì)發(fā)展統(tǒng)計(jì)公報(bào)》（1990～2013）。通過計(jì)算可知1991～2013年間，山東農(nóng)業(yè)TFP的平均增長率為7.25%，第二三產(chǎn)業(yè)TFP的平均增長率分別為6.97%和8.97%。由此可見，在這期間，山東農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率增長快于第二產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)率增長，但低于第三產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)率增長。在達(dá)到中等收入之前，農(nóng)業(yè)、第二三產(chǎn)業(yè)TFP的平均增長率分別為16.03%，18.45%和17.88%，之后分別為4.15%、2.92%和5.82%。由此可見，在達(dá)到中等收入之前，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率增長明顯低于第二和第三產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)率，達(dá)到中等收入之后，三次產(chǎn)業(yè)的生產(chǎn)率增長雖然都降低，但農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率增長超過了第二產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)率增長，不過仍低于第三產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)率增長。從圖2、圖3與圖1的比較可以看出，1991～1996年間，山東省農(nóng)業(yè)TFP指數(shù)和第二、三產(chǎn)業(yè)TFP指數(shù)每一年的變化并無明顯的差異規(guī)律，即農(nóng)業(yè)TFP指數(shù)與第二三產(chǎn)業(yè)TFP指數(shù)相比時(shí)高時(shí)低。1997～2002年間，山東農(nóng)業(yè)TFP指數(shù)明顯低于第二三產(chǎn)業(yè)TFP指數(shù)，在這期間農(nóng)業(yè)TFP指數(shù)小于1，而二三產(chǎn)業(yè)TFP指數(shù)則大于1，表明農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率在下降，而二三產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)率則明顯上升，這是因?yàn)樵谶@期間農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步在降低，而二三產(chǎn)業(yè)技術(shù)進(jìn)步則基本保持增長。2003～2013年間，除個(gè)別年份，比如2006、2007和2008年，其他所有年間，農(nóng)業(yè)TFP增長率高于二三產(chǎn)業(yè)TFP增長率，這表明最近一段時(shí)間，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率正以快于二三產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)率的速度增長，這主要得益于農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步的提高。山東17地市農(nóng)業(yè)和第二三產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)率的變化也極為一致，而且增長速度變化的原因也都根植于技術(shù)進(jìn)步增長的變化。

三、山東省農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率對經(jīng)濟(jì)增長的影響

注：括號內(nèi)為各系數(shù)所對應(yīng)的值，***、**、*分別表示在1%、5%、10%的顯著性水平上顯著。

根據(jù)索洛的新古典經(jīng)濟(jì)增長模型，經(jīng)濟(jì)增長主要受到資本積累、人口增長以及技術(shù)進(jìn)步的影響，即Y=AF（K，L）。接下來將依據(jù)該理論進(jìn)行實(shí)證研究，由于索洛經(jīng)濟(jì)增長模型中的產(chǎn)出函數(shù)是指數(shù)形式的，為了得到線性模型，需要將所有變量取對數(shù)，將其變?yōu)殡p對數(shù)形式。本文采用GDP作為被解釋變量，解釋變量中資本積累使用資本存量（K），人口因素使用就業(yè)人員數(shù)量（L），技術(shù)進(jìn)步使用全要素生產(chǎn)率的變動(dòng)，根據(jù)研究目的，此處引入了農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率的變化（NP）、第二產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率的變化（GP）和第三產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率的變化（FP），從而能夠區(qū)分出農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率變化對經(jīng)濟(jì)增長的影響。采用的面板數(shù)據(jù)的截面是山東省17個(gè)地市，時(shí)序是1991～2013年，數(shù)據(jù)均來自于或者根據(jù)《山東統(tǒng)計(jì)年鑒》（1991～2014）和各地市的《國民經(jīng)濟(jì)和社會(huì)發(fā)展統(tǒng)計(jì)公報(bào)》（1990～2013）計(jì)算得到。根據(jù)面板數(shù)據(jù)模型理論，模型應(yīng)該采用何種形式需要進(jìn)行F檢驗(yàn)、BP檢驗(yàn)和Hausman檢驗(yàn)。用F檢驗(yàn)來確定采用混合OLS模型還是固定效應(yīng)模型，其原假設(shè)為采用混合OLS模型；用BP檢驗(yàn)來確定采用混合OLS還是隨機(jī)效應(yīng)模型，其原假設(shè)為采用混合OLS模型；使用Hausman檢驗(yàn)來確定采用固定效應(yīng)模型還是隨機(jī)效應(yīng)模型，其原假設(shè)為采用隨機(jī)效應(yīng)模型。

首先建立了1991～2013年間未劃分收入階段的山東省經(jīng)濟(jì)增長面板數(shù)據(jù)模型。表1中的模型1給出了相應(yīng)的檢驗(yàn)結(jié)果和回歸結(jié)果。F檢驗(yàn)表明不應(yīng)采用混合OLS模型，BP檢驗(yàn)表明不應(yīng)采用混合OLS模型，Hausman檢驗(yàn)表明應(yīng)該采用固定效應(yīng)模型。從模型1調(diào)整的R2和F值可以看出，該模型的總體擬合效果較好，表明各解釋變量聯(lián)合起來對被解釋變量有顯著影響。從各解釋變量的t檢驗(yàn)來看，除ln（FP）前的系數(shù)不顯著外，其他各解釋變量都在5%和1%的顯著性水平下顯著，即對被解釋變量有顯著影響。ln（NP）前面的系數(shù)為0.3171，表明當(dāng)農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率指數(shù)提高1%時(shí)，山東省GDP將增長0.3171%。ln（K）和ln（L）前面的系數(shù)分別為0.6462和1.0668，表明資本和勞動(dòng)的偏產(chǎn)出彈性都為正。ln（GP）前面的系數(shù)為-0.4026，表明第二產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)率變動(dòng)的影響為負(fù)。ln（FP）前面的系數(shù)不顯著表明第三產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率指數(shù)的變動(dòng)并不影響GDP的增長。從系數(shù)的對比來看，對山東經(jīng)濟(jì)增長影響最大的是勞動(dòng)力增長；其次是資本存量的增加；再次是農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步；第二產(chǎn)業(yè)技術(shù)進(jìn)步的影響為負(fù)；第三產(chǎn)業(yè)技術(shù)進(jìn)步的影響則不顯著。從生產(chǎn)率增長對經(jīng)濟(jì)增長的影響來看，1991～2013年間山東經(jīng)濟(jì)增長主要依賴于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率的提高。這是因?yàn)樯綎|省是個(gè)農(nóng)業(yè)大省，農(nóng)業(yè)產(chǎn)值和農(nóng)業(yè)勞動(dòng)人口都占全省總產(chǎn)值和總就業(yè)人口的較大比例。山東省加工制造業(yè)中也有較大比例的農(nóng)產(chǎn)品加工工業(yè)，因此，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率的提高也會(huì)通過促進(jìn)加工制造業(yè)的發(fā)展促進(jìn)山東經(jīng)濟(jì)增長。

山東省農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率提高在經(jīng)濟(jì)增長中的作用明顯大于第二、三產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)率的提高。但這種結(jié)果是否在山東省達(dá)到中等收入前后具有一致性呢？為了檢驗(yàn)這一點(diǎn)，我們引入了虛擬變量D，并設(shè)置1991～1996年間，D=0；1997～2013年間，D=1。虛擬變量以乘法方式引入模型，即與其他變量相乘的方式引入，估計(jì)結(jié)果見表1中的模型2。根據(jù)F檢驗(yàn)，不應(yīng)采用混合OLS模型；根據(jù)BP檢驗(yàn)，也不應(yīng)采用混合OLS模型；根據(jù)Hausman檢驗(yàn)，應(yīng)該采用固定效應(yīng)模型。從調(diào)整的R2和F值可以看出，該模型具有較好的總體擬合效果。從各解釋變量的顯著性檢驗(yàn)來看，除ln（NP）前的系數(shù)不顯著外，其他所有解釋變量的系數(shù)都通過了t檢驗(yàn)，表明影響是顯著的。根據(jù)模型2的結(jié)果，在達(dá)到中等收入之前，農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率指數(shù)的系數(shù)為0.0183，但由于沒有通過顯著性檢驗(yàn)，表明山東農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率變動(dòng)在達(dá)到中等收入之前對經(jīng)濟(jì)增長的影響不顯著。達(dá)到中等收入后，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率變動(dòng)對經(jīng)濟(jì)增長的效應(yīng)是ln（NP）和D*ln（NP）前面的系數(shù)之和，由于ln（NP）前的系數(shù)不顯著，因此達(dá)到中等收入之后農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率變動(dòng)對經(jīng)濟(jì)增長的效應(yīng)只表現(xiàn)為D*ln（NP）前的系數(shù)，即為0.2587，而且該系數(shù)在1%的顯著性水平下顯著。這表明山東省農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率變化對經(jīng)濟(jì)增長的影響在中等收入前后發(fā)生了顯著地變化，由之前的無影響變?yōu)榫哂酗@著正向影響。通過系數(shù)的比較來看，達(dá)到中等收入之前，ln（GP）之前的系數(shù)為0.0536，且在5%的顯著性水平下顯著，表明第二產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)率增長對山東經(jīng)濟(jì)增長具有顯著的正向影響。而達(dá)到中等收入之前，ln（FP）之前的系數(shù)為-0.7653，且在1%的顯著性水平下顯著，這表明第三產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)率變動(dòng)對經(jīng)濟(jì)增長具有顯著地負(fù)向影響。由于達(dá)到中等收入之前，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率變動(dòng)對山東經(jīng)濟(jì)增長的影響不顯著，因此，從絕對值來看，第三產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)率變動(dòng)對山東經(jīng)濟(jì)增長的作用明顯大于農(nóng)業(yè)和第二產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)率變動(dòng)對經(jīng)濟(jì)增長的作用，只不過該作用為負(fù)效應(yīng)。達(dá)到中等收入之后，第二三產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)率變動(dòng)對經(jīng)濟(jì)增長的彈性分別為-0.2166（0.0536-0.2702）和0.5446（-0.7653+1.3099），且兩者均顯著。與達(dá)到中等收入之前相比，第二產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)率變動(dòng)的效應(yīng)由正變負(fù)；第三產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)率變動(dòng)的影響作用則由負(fù)變?yōu)檎?。從達(dá)到中等收入之后，農(nóng)業(yè)、第二和第三產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)率對經(jīng)濟(jì)增長的作用的對比來看，農(nóng)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)變動(dòng)對經(jīng)濟(jì)增長具有顯著正向影響，而且第三產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)率增長的正向效應(yīng)更大，第二產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)率增長對經(jīng)濟(jì)增長則具有負(fù)向效用。之所以會(huì)出現(xiàn)這樣的變動(dòng)主要是因?yàn)樯綎|省經(jīng)濟(jì)增長長期以來依靠工業(yè)的發(fā)展，但經(jīng)過改革開放初期工業(yè)的快速發(fā)展，工業(yè)促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的能力已經(jīng)基本得到釋放，其邊際效應(yīng)已經(jīng)很小。但農(nóng)業(yè)作為基礎(chǔ)產(chǎn)業(yè)其技術(shù)進(jìn)步緩慢則會(huì)影響其他產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，從而對經(jīng)濟(jì)增長不利，隨著工業(yè)現(xiàn)代化發(fā)展的進(jìn)一步加快，對農(nóng)業(yè)高新技術(shù)的需求也更為緊迫，因此對農(nóng)業(yè)的支持開始增加，農(nóng)業(yè)科技進(jìn)步也日益加快，其對經(jīng)濟(jì)增長的影響也日益提升。第三產(chǎn)業(yè)將隨著產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級在國民經(jīng)濟(jì)中的比重會(huì)日益增加，隨著轉(zhuǎn)方式調(diào)結(jié)構(gòu)的深入開展，第三產(chǎn)業(yè)的技術(shù)進(jìn)步也日益加快，對經(jīng)濟(jì)增長的影響由此提高。由以上分析可以看出，達(dá)到中等收入之后，山東省經(jīng)濟(jì)增長受到農(nóng)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)技術(shù)進(jìn)步的顯著正向影響，雖然農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步的影響低于第三產(chǎn)業(yè)技術(shù)進(jìn)步的作用，但明顯高于第二產(chǎn)業(yè)技術(shù)進(jìn)步的作用，因此繼續(xù)加強(qiáng)農(nóng)業(yè)發(fā)展，提高農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步將有力地促進(jìn)山東經(jīng)濟(jì)增長。

四、結(jié)論

通過以上分析，本文得出的結(jié)論主要有三點(diǎn)。

第一，山東省農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率在達(dá)到中等收入之后增速降低。達(dá)到中等收入之后的前半段時(shí)間，山東農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率持續(xù)下降，后半段時(shí)間則持續(xù)上升。產(chǎn)生這樣變化的根源在于農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步的不同變化。山東省各地市農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率在達(dá)到中等收入之后增長速度也明顯放緩，而且各地市間農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率增長的差異在達(dá)到中等收入之后上升。

第二，通過與二三產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)率變化的比較來看，達(dá)到中等收入之前，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率增長明顯低于第二和第三產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)率增長，達(dá)到中等收入之后，三次產(chǎn)業(yè)的生產(chǎn)率增長雖然都降低，但農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率增長超過了第二產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)率增長，不過仍低于第三產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)率增長。山東17地市農(nóng)業(yè)和第二三產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)率的變化也極為一致，而且增長速度變化的原因也都根植于技術(shù)進(jìn)步增長的變化。

第三，依據(jù)面板數(shù)據(jù)模型的結(jié)果，中等收入背景下，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率增長是山東經(jīng)濟(jì)增長的重要決定因素。在達(dá)到中等收入之前，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率對山東經(jīng)濟(jì)增長影響不顯著，達(dá)到中等收入之后，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率增長對山東經(jīng)濟(jì)具有顯著正向影響。達(dá)到中等收入之后，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率增長對山東經(jīng)濟(jì)增長的作用大于第二產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)率增長的作用，但仍低于第三產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)率增長的作用。

[注釋]

①Nurkse R. Problems of capital formation in underdeveloped countries .New York, Oxford University Press, 1953.

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⑥Gulati A. & Fan S. The dragon and the elephant: Learning from agricultural and rural reforms in China and India. IFPRI Issue briefs 49, 2008.

⑦Bosworth B. & Collins S. M. Accounting for Growth: Comparing China and India. Journal of Economic Perspectives, 2008.22（1）:45-66.

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⑩Caves D. W., Christensen L. R., Diewert W. E. The Economic Theory of Index Numbers and the Measurement of Input, Output, and Productivity. Econometrica, 1982, 50（6）: 1393-1414.

本文得到國家軟科學(xué)項(xiàng)目（2013GXS4D127）、國家社科基金重點(diǎn)項(xiàng)目（12AJY007）、國家社科基金青年項(xiàng)目（13CJY103）、山東省社會(huì)科學(xué)規(guī)劃研究項(xiàng)目（12DJJJ07）、山東省軟科學(xué)項(xiàng)目（2014RKB01110）的支持。

公茂剛（1982-），男，經(jīng)濟(jì)學(xué)博士，山東理工大學(xué)商學(xué)院講師；王學(xué)真（1955-），男，山東理工大學(xué)商學(xué)院教授，博士生導(dǎo)師。

F304.7

A

1003-8353（2015）06-0073-05