農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率提升對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響
——基于技術(shù)進步偏向的視角

孫學濤 王振華

(1.山東社會科學院 農(nóng)村發(fā)展研究所，山東 濟南 250002； 2.中國海洋大學 經(jīng)濟學院，山東 青島 266100；3.沈陽農(nóng)業(yè)大學 經(jīng)濟管理學院，遼寧 沈陽 110866)

一、引言及文獻綜述

產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級是中國經(jīng)濟持續(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國民經(jīng)濟產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的升級：在需求端，農(nóng)業(yè)部門生產(chǎn)效率的提升會促進農(nóng)民收入的增長，進而增加對非農(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，進而促進勞動要素向非農(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)驗分析文獻很少，本文提出的問題是：在中國經(jīng)濟發(fā)展的實踐中，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)進步(郭軍華 等，2010)。根據(jù)技術(shù)進步理論，技術(shù)進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)進步；如果與其他要素相比，技術(shù)進步更能夠提高勞動要素的效率，稱之為勞動偏向型技術(shù)進步(Acemoglu et al.，2012)。由此，部分學者開始關(guān)注技術(shù)進步偏向?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)當技術(shù)進步偏向與要素稟賦結(jié)構(gòu)相一致時，會促進工業(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)進步對勞動要素配置的影響。最新的文獻是孫學濤等(2017)關(guān)于技術(shù)進步偏向的空間溢出效應及其與經(jīng)濟結(jié)構(gòu)之間的關(guān)系。

上述三篇代表性文獻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)進步偏向?qū)趧右亓鲃拥挠绊?，并未討論技術(shù)進步偏向與部門間產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的關(guān)系；再次，孫學濤等(2017)測度的是經(jīng)濟系統(tǒng)整體的技術(shù)進步偏向，由于經(jīng)濟系統(tǒng)整體較為復雜，不同產(chǎn)業(yè)間的技術(shù)進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進行補充：首先，測定中國農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率及技術(shù)進步偏向指數(shù)；其次，進一步分析農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率及技術(shù)進步偏向?qū)窠?jīng)濟部門間產(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)濟增長理論認為考慮到價格效應的存在，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)進步，而非農(nóng)業(yè)技術(shù)效率提升(王振華 等，2013)。由技術(shù)進步偏向理論可知，農(nóng)業(yè)技術(shù)進步偏向包含資本偏向型、勞動偏向型和中性技術(shù)進步。技術(shù)進步偏向劃分的標準是在其他要素投入一定的前提下，技術(shù)進步更能夠提高哪種要素的效率，則技術(shù)進步就偏向哪種要素(陸雪琴 等，2013)。已有文獻對技術(shù)進步偏向的分類方式包括哈羅德、希克斯和索羅技術(shù)進步偏向，三者之間的區(qū)別在于：哈羅德技術(shù)進步偏向認為資本要素的投入產(chǎn)出比一定；?？怂辜夹g(shù)進步偏向認為資本要素與勞動要素的投入結(jié)構(gòu)一定；索羅技術(shù)進步偏向認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)進步偏向為例進行討論，而在穩(wěn)健性討論部分以?？怂辜夹g(shù)進步偏向為例進行討論。

技術(shù)進步偏向可能會影響產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)。農(nóng)業(yè)技術(shù)進步無論偏向資本還是勞動，都會促進要素邊際產(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。具體而言，當農(nóng)業(yè)部門發(fā)生資本偏向型技術(shù)進步時，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，這會導致農(nóng)業(yè)部門的資本要素數(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，導致農(nóng)業(yè)部門產(chǎn)出占比增加，進而不利于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(楊丹萍 等，2016；馬歷 等，2018)。但從另外一個角度看，根據(jù)技術(shù)進步偏向理論，當農(nóng)業(yè)部門發(fā)生資本偏向型技術(shù)進步時，如果勞動要素與資本要素是替代關(guān)系，則對應著農(nóng)業(yè)部門技術(shù)進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關(guān)系，則對應著農(nóng)業(yè)部門技術(shù)進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)濟結(jié)構(gòu)產(chǎn)生影響?；谝陨戏治?，農(nóng)業(yè)技術(shù)進步偏向?qū)Ξa(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響需要進行實證檢驗。

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

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濤等(2018)的測度方法。

農(nóng)業(yè)技術(shù)進步偏向的測度比較復雜，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)進步偏向分別定義為：

(1)

(2)

(3)

對式(3)進行估計得到相關(guān)參數(shù)。

(4)

進一步簡化并代入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)進步偏向的結(jié)果。

(三)空間計量模型

在現(xiàn)實的經(jīng)濟系統(tǒng)中，要素在部門間的配置是一個動態(tài)的過程，農(nóng)業(yè)部門的技術(shù)進步偏向及農(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)進步偏向間的空間相關(guān)關(guān)系，本文嘗試引入學者們新近提出的帶空間自回歸誤差項的空間自回歸模型(SARAR)，選擇此模型驗證農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響(孫學濤 等，2018)。

SARAR模型的數(shù)學表達式為：

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)緯度運用歐氏距離公式計算的地理距離矩陣)，ε表示擾動項并且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個縣域的數(shù)據(jù)，時間范圍為2002—2017年。相關(guān)數(shù)據(jù)來源于對應年份的《中國縣域統(tǒng)計年鑒(縣市卷)》及相關(guān)省份和城市的統(tǒng)計年鑒。

(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，資本要素運用資本存量來表示。本文借鑒孫學濤等(2018)的研究方法，以2002年的縣域農(nóng)業(yè)部門產(chǎn)出為基準，以資本產(chǎn)出比3為標準(張軍 等，2004)，計算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)增加值會受到價格因素的影響，因此本文采用縣域所屬城市的居民消費價格指數(shù)進行平減。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)出導向型規(guī)模報酬可變模型，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)進步，這與已有文獻研究結(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)進步偏向的測度與描述

根據(jù)技術(shù)進步偏向理論，要素價格和農(nóng)業(yè)要素規(guī)模是影響農(nóng)業(yè)部門技術(shù)進步的主要因素，其中要素價格會使農(nóng)業(yè)部門的技術(shù)進步偏向于要素價格相對較高的要素，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)進步最終會偏向哪種要素會取決于要素價格與農(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，要素價格效應的作用會大于要素規(guī)模效應，最終表現(xiàn)為資本偏向型技術(shù)進步。當然部分地區(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)進入農(nóng)業(yè)生產(chǎn)領域，勞動要素與資本要素的替代關(guān)系更強，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)進步。由于中國農(nóng)業(yè)內(nèi)技術(shù)進步偏向資本的地區(qū)占比較大，因而最終導致全國農(nóng)業(yè)技術(shù)進步偏向于資本。

(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)細分為兩個指標。一是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化指標，表示如下：

(12)

其中，t為時間趨勢項，θjt代表t時期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，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數(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)采用人均普通中學在校學生數(shù)量化；金融服務水平(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；財政支出占比(Gov)采用財政支出與地區(qū)生產(chǎn)總值之比(萬元/萬元)量化；規(guī)模結(jié)構(gòu)指標(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；人均消費水平(Con)采用人均社會消費品零售總額(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)計描述

四、實證分析

本文的實證分析部分分為三個步驟：一是檢驗相關(guān)變量的空間相關(guān)性，二是檢驗農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率對部門間產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響，三是檢驗農(nóng)業(yè)技術(shù)進步偏向?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

進行空間計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)率進行空間相關(guān)性檢驗，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，才能使用空間計量模型，否則只能使用傳統(tǒng)計量模型。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)性檢驗結(jié)果具體如表4所示。

表4 Moran’s I指數(shù)檢驗結(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。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?？h域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和縣域農(nóng)業(yè)技術(shù)進步偏向等其他指標的空間相關(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，因此不再匯報其他指標的檢驗結(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。BP檢驗發(fā)現(xiàn)與混合效應相比，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效應；Hausman檢驗發(fā)現(xiàn)與隨機效應相比，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。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)的影響時選取固定效應。由于中國不同區(qū)域經(jīng)濟體間的發(fā)展水平存在著顯著的差異，因此本文采用全樣本進行分析的同時，還選擇將縣域樣本細分為東、中、西部分別進行回歸估計。農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率對縣域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的估計結(jié)果具體如表5所示。

由表5的估計結(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，但是會對縣域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化指標有顯著的負向影響；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。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解釋，一是從比較優(yōu)勢理論角度進行解釋，二是從技術(shù)進步偏向理論進行解釋。

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)進步，而根據(jù)技術(shù)進步偏向理論，農(nóng)業(yè)部門的技術(shù)進步可能存在異質(zhì)性，本文的理論分析部分表明農(nóng)業(yè)部門的技術(shù)進步對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響需要根據(jù)技術(shù)進步偏向的類型進行更細致的討論和進一步實證分析。有文獻提出生產(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雜，僅僅使用一個效率指標進行回歸分析難以揭示出技術(shù)進步對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)影響的機理(王班班 等，2014)。

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

(三)農(nóng)業(yè)技術(shù)進步偏向?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)進步，同時技術(shù)進步還是非中性的，因此需要進一步討論農(nóng)業(yè)技術(shù)進步偏向?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)進步偏向?qū)h域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的估計結(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)進步偏向于資本會顯著地促進縣域產(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。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，進而在投入端影響產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)。

第一，基于現(xiàn)實層面的解釋。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)進步會促進產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級，而勞動偏向型技術(shù)進步不利于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級。這是符合理論預期的。當農(nóng)業(yè)部門發(fā)生資本偏向型技術(shù)進步時，會吸引資本要素以基礎設施及機械化、良種和良法等物化型技術(shù)進入到農(nóng)業(yè)生產(chǎn)環(huán)節(jié)，進而產(chǎn)生兩種效應：一是在需求端擴大對非農(nóng)部門的產(chǎn)品需求，二是在供給端促進勞動要素從農(nóng)業(yè)部門流出，這兩種效應都會促進非農(nóng)部門的產(chǎn)出增長，提高產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)水平。當農(nóng)業(yè)部門發(fā)生勞動偏向型技術(shù)進步時，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)，促進要素間的互補或替代，進而影響產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)(鄭猛，2016)；路徑之二是技術(shù)進步偏向會通過創(chuàng)新(或可替代的資源要素)，進而改變社會的生產(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)進步偏向?qū)|、中、西部縣域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)兩個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)進步偏向于資本更能夠促進東部地區(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)域樣本的估計結(jié)果較為一致，說明該結(jié)論比較穩(wěn)健。在全樣本中，財政支出占比指標對產(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，該指標系數(shù)為負值，沒有通過顯著性水平檢驗，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)不適合進一步通過產(chǎn)業(yè)政策等手段扶持或干預產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)。規(guī)模結(jié)構(gòu)指標也通過了顯著性水平檢驗，而其他指標都不顯著或結(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、細化樣本及更換建模方法等四個方面進一步分析農(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)進步偏向?qū)h域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的估計與前文基準回歸的估計結(jié)果基本一致，限于文章的篇幅，本文只匯報了農(nóng)業(yè)技術(shù)進步偏向?qū)h域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的穩(wěn)健性檢驗結(jié)果。

首先，更換核心解釋變量的量化方法?；鶞驶貧w分析過程中采用哈羅德技術(shù)進步偏向指數(shù)分析，本部分采用?？怂辜夹g(shù)進步偏向指數(shù)代替哈羅德技術(shù)進步偏向指數(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)進步偏向?qū)h域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的估計結(jié)果如表7所示。

表7 更換核心解釋指標的估計結(jié)果

由表7可知，農(nóng)業(yè)技術(shù)進步偏向的系數(shù)顯著為正，與表6的估計結(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)進步偏向?qū)h域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的估計結(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的估計結(jié)果與基準模型的估計結(jié)果都相近，說明表6的估計結(jié)果較為穩(wěn)健。

再次，細分樣本。本文將中國縣域樣本進一步劃分為八大經(jīng)濟區(qū)(1)東北綜合經(jīng)濟區(qū)(含遼寧省、吉林省和黑龍江省)、北部沿海綜合經(jīng)濟區(qū)(含北京市、天津市、河北省和山東省)、東部沿海綜合經(jīng)濟區(qū)(含上海市、浙江省和江蘇省)、南部沿海綜合經(jīng)濟區(qū)(福建省、廣東省和海南省)、黃河中游綜合經(jīng)濟區(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)濟區(qū)(含湖北省、湖南省、江西省和安徽省)、大西南綜合經(jīng)濟區(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，細分樣本后農(nóng)業(yè)技術(shù)進步偏向?qū)h域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的估計結(jié)果具體如表9所示。

表9 細分樣本區(qū)域后的模型估計結(jié)果

(續(xù)表9)

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

最后，更換空間計量模型。本文也分別采用SAR模型、SEM模型和SDM模型進一步驗證農(nóng)業(yè)技術(shù)進步偏向?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，更換空間計量模型后農(nóng)業(yè)技術(shù)進步偏向?qū)h域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的估計結(jié)果具體如表10所示。

表10只給出了SAR模型的估計結(jié)果，限于篇幅，SEM模型和SDM模型的結(jié)果不再報告。從表10可以看出，本文的核心解釋變量農(nóng)業(yè)技術(shù)進步偏向?qū)Ξa(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)影響的估計結(jié)果與基準模型一致，控制變量的估計結(jié)果與基準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)。本文的貢獻是在考慮農(nóng)業(yè)部門效率提升和技術(shù)進步異質(zhì)性的前提下，提出不同技術(shù)進步偏向?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個縣域平衡面板數(shù)據(jù)的證據(jù)，采用空間計量模型驗證了本文的假說。研究結(jié)論有四點：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)??；第三，農(nóng)業(yè)部門的資本偏向型技術(shù)進步對部門間產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級產(chǎn)生促進作用，而農(nóng)業(yè)部門的勞動偏向型技術(shù)進步會對部門間的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級產(chǎn)生抑制作用；第四，金融服務水平、財政支出占比和規(guī)模結(jié)構(gòu)等變量對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響也顯著。

學者們通常關(guān)注的是經(jīng)濟系統(tǒng)整體的技術(shù)進步偏向問題，但在現(xiàn)實中，經(jīng)濟系統(tǒng)的技術(shù)進步偏向是由各個部門的技術(shù)進步偏向決定的。由此，在進行技術(shù)進步偏向討論時，需要聚焦到部門內(nèi)部的技術(shù)進步偏向問題。而部門內(nèi)部的技術(shù)進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)濟整體的經(jīng)濟增長。

根據(jù)以上研究結(jié)論，為推動縣域經(jīng)濟高質(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。因此實現(xiàn)農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展和對傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)進行改造，必須實施農(nóng)業(yè)資本積累；同時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格變化所帶來的機遇，實現(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)進步的作用。政府一方面應該加大對科技引導資金的投入，提升縣域農(nóng)業(yè)部門的創(chuàng)新能力，對農(nóng)業(yè)部門的科技實現(xiàn)精準供給；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，進而轉(zhuǎn)變農(nóng)業(yè)增長方式，實現(xiàn)農(nóng)業(yè)可持續(xù)發(fā)展。