相對(duì)技術(shù)進(jìn)步與我國(guó)農(nóng)產(chǎn)品消費(fèi)需求結(jié)構(gòu)基于價(jià)格效應(yīng)和共同富裕效應(yīng)的視角

關(guān)鍵詞：相對(duì)技術(shù)進(jìn)步農(nóng)產(chǎn)品消費(fèi)需求結(jié)構(gòu)價(jià)格效應(yīng)共同富裕效應(yīng)

DOI：10.19592/j.cnki.scje.420261

JEL分類號(hào)：E21，E24，J24 中圖分類號(hào)：F061

文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A 文章編號(hào)：1000-6249（2025）03-080-17

一、引言

習(xí)近平總書(shū)記在《正確認(rèn)識(shí)和把握我國(guó)發(fā)展重大理論和實(shí)踐問(wèn)題》中強(qiáng)調(diào)確保初級(jí)產(chǎn)品供給保障的重要性，為正確認(rèn)識(shí)和把握初級(jí)產(chǎn)品供給保障，我們應(yīng)將提高農(nóng)業(yè)綜合生產(chǎn)能力和農(nóng)業(yè)部門技術(shù)進(jìn)步放在突出的位置。糧食關(guān)乎國(guó)運(yùn)民生，農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)地位任何時(shí)候都不能忽視和削弱。

改革開(kāi)放40多年以來(lái)，我國(guó)社會(huì)對(duì)第一產(chǎn)業(yè)和第二、三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)品的消費(fèi)需求在結(jié)構(gòu)上存在較大的差異。圖1顯示，社會(huì)對(duì)第二、三產(chǎn)業(yè)（非農(nóng)業(yè)部門）產(chǎn)品的消費(fèi)需求遠(yuǎn)遠(yuǎn)超出對(duì)第一產(chǎn)業(yè)（農(nóng)業(yè)部門）產(chǎn)品的消費(fèi)需求；在初級(jí)產(chǎn)品的需求端，農(nóng)業(yè)部門產(chǎn)品的消費(fèi)需求占總需求的比例在持續(xù)下降，盡管下降速率近年來(lái)具有放緩的態(tài)勢(shì)。

另外，這些年來(lái)我國(guó)技術(shù)進(jìn)步率在顯著攀升。圖2呈現(xiàn)了我國(guó)40年來(lái)技術(shù)進(jìn)步率和近20年來(lái)創(chuàng)新指數(shù)的變化趨勢(shì)?？梢?jiàn)，在互聯(lián)網(wǎng)浪潮興起之后，我國(guó)農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步率要明顯低于非農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步率，且兩者之間的差距在逐漸拉大，而創(chuàng)新指數(shù)急劇上升。

對(duì)照?qǐng)D2和圖1，一個(gè)自然的問(wèn)題是：非農(nóng)與農(nóng)業(yè)部門巨大的技術(shù)進(jìn)步差異是不是嚴(yán)重?cái)D壓了社會(huì)對(duì)農(nóng)業(yè)部門產(chǎn)品的消費(fèi)需求呢？如果是，長(zhǎng)此以往，初級(jí)產(chǎn)品的供給終將得不到充分保障，實(shí)現(xiàn)初級(jí)產(chǎn)品自主自強(qiáng)會(huì)成一句空話。受這一事實(shí)的驅(qū)動(dòng)，本文從非農(nóng)與農(nóng)業(yè)相對(duì)技術(shù)進(jìn)步率出發(fā)，基于價(jià)格效應(yīng)和共同富裕效應(yīng)的視角，從理論與實(shí)證兩方面分析相對(duì)技術(shù)進(jìn)步對(duì)我國(guó)農(nóng)業(yè)產(chǎn)品消費(fèi)需求的影響，并探討其中的影響機(jī)制，提出政策建議。

在理論模型中，我們先考察我國(guó)相對(duì)技術(shù)進(jìn)步率對(duì)農(nóng)業(yè)部門相對(duì)于非農(nóng)業(yè)部門產(chǎn)品的相對(duì)價(jià)格（價(jià)格因子）和相對(duì)工資（共同富裕因子）的影響，進(jìn)而分別考察兩者對(duì)兩部門產(chǎn)品消費(fèi)需求差異的影響。分析發(fā)現(xiàn)，非農(nóng)業(yè)部門相對(duì)于農(nóng)業(yè)部門的技術(shù)進(jìn)步越快，非農(nóng)業(yè)部門產(chǎn)品相對(duì)于農(nóng)業(yè)部門產(chǎn)品的價(jià)格就越低，進(jìn)而家庭對(duì)農(nóng)業(yè)部門產(chǎn)品消費(fèi)需求的比重就越小。同時(shí)，相對(duì)技術(shù)進(jìn)步率提高時(shí)，農(nóng)業(yè)部門的相對(duì)收人水平下降，從而惡化農(nóng)業(yè)部門產(chǎn)品的消費(fèi)需求比重。這說(shuō)明，相對(duì)技術(shù)進(jìn)步可以對(duì)我國(guó)農(nóng)業(yè)部門產(chǎn)品消費(fèi)需求占比下降給出一個(gè)充分的解釋。

在實(shí)證中，本文利用1978—2021年我國(guó)分省面板數(shù)據(jù)，采用固定效應(yīng)回歸估計(jì)方法驗(yàn)證上述理論結(jié)論，發(fā)現(xiàn)價(jià)格效應(yīng)和共同富裕效應(yīng)具有預(yù)期為負(fù)的方向性，并具有統(tǒng)計(jì)顯著性；同時(shí)，還估計(jì)了價(jià)格效應(yīng)和共同富裕效應(yīng)在相對(duì)技術(shù)進(jìn)步擠壓農(nóng)業(yè)產(chǎn)品消費(fèi)需求的總效應(yīng)中的貢獻(xiàn)度。

相較于已有研究，本文的創(chuàng)新之處在于：第一，從相對(duì)技術(shù)進(jìn)步的視角探討農(nóng)業(yè)產(chǎn)品消費(fèi)需求下降的原因，這與傳統(tǒng)理論從恩格爾系數(shù)效應(yīng)和線性支出系統(tǒng)的視角（如Banksetal.，，1997；田鳳平和周先波，2009）進(jìn)行探討具有不同之處。第二，構(gòu)建理論框架，分析相對(duì)技術(shù)進(jìn)步影響農(nóng)業(yè)消費(fèi)需求結(jié)構(gòu)的價(jià)格效應(yīng)和共同富裕效應(yīng)，并對(duì)此進(jìn)行實(shí)證探究。已有文獻(xiàn)，如Kongsamut et al.（2001）、Storeslettenetal.（2019），多從宏觀層面探究一國(guó)的技術(shù)進(jìn)步通過(guò)影響居民收人水平影響居民的消費(fèi)水平。

其余部分安排如下：第二部分為文獻(xiàn)綜述；第三部分闡述價(jià)格效應(yīng)和共同富裕效應(yīng)，提出理論機(jī)制相關(guān)命題；第四部分對(duì)理論結(jié)論進(jìn)行實(shí)證；最后是結(jié)論。

二、文獻(xiàn)綜述

與本文研究相關(guān)的文獻(xiàn)主要有兩支。第一支文獻(xiàn)是有關(guān)技術(shù)進(jìn)步與不平等關(guān)系的研究。早期的研究如Acemoglu（2002）發(fā)現(xiàn)，技術(shù)進(jìn)步有利于技術(shù)型工人，同時(shí)會(huì)取代非技術(shù)型工人，從而加劇社會(huì)的不平等。IT部門快速增長(zhǎng)使得美國(guó)勞動(dòng)力大大縮減，人們悲觀地預(yù)期未來(lái)這種趨勢(shì)會(huì)持續(xù)，同時(shí)這會(huì)造成不平等現(xiàn)象的加劇。近些年來(lái)，有學(xué)者指出，技術(shù)進(jìn)步（如人工智能）會(huì)替代掉一部分勞動(dòng)力，大幅降低這些部門的成本，增加無(wú)法被替代的部門對(duì)勞動(dòng)力的需求，使這種替代效應(yīng)被生產(chǎn)力效應(yīng)所抵消，故不僅不會(huì)增加社會(huì)不平等性，相反還會(huì)增加社會(huì)福利（Acemoglu and Restrepo，2018）。此外，Acemoglu and Guerieri（2008）分析指出，在替代掉一部分工人、減少了部分工資成本以后，技術(shù)進(jìn)步會(huì)削弱廠商進(jìn)一步引人自動(dòng)化設(shè)備的意愿，同時(shí)會(huì)創(chuàng)造更多的非替代性工作崗位，隨著時(shí)間的推移，這樣的趨勢(shì)最終會(huì)達(dá)到穩(wěn)態(tài)。除這些在微觀層面探究技術(shù)進(jìn)步如何影響就業(yè)不平等、收入不平等的研究之外，也有一些文獻(xiàn)直接探討技術(shù)進(jìn)步或經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型對(duì)工資收人差距演化的影響。例如，Kruselletal.（2000）指出，由于技能的互補(bǔ)性和技術(shù)進(jìn)步的方向性等生產(chǎn)特征，技術(shù)進(jìn)步往往要求企業(yè)安排更高技能的勞動(dòng)力與新技術(shù)相結(jié)合，提高了對(duì)高技能勞動(dòng)力的相對(duì)需求，從而擴(kuò)大了高技能工人和低技能工人的工資收人差距；類似結(jié)論也被其他學(xué)者所發(fā)現(xiàn)（徐舒，2010；董直慶等，2014；楊飛，2017；盧晶亮，2017；Acemoglu，1998；謝小平，2018）。此外，也有學(xué)者從國(guó)際視角看待技術(shù)進(jìn)步對(duì)工資差異的影響，比如Burstein and Vogel（2017）和Cravino and Sotelo（2019）發(fā)現(xiàn)，國(guó)際貿(mào)易能夠使不同的國(guó)家在不同技術(shù)密集度的行業(yè)中進(jìn)行生產(chǎn)，從而改變對(duì)不同技能勞動(dòng)力的相對(duì)需求和工資收入差距。技術(shù)密集型產(chǎn)業(yè)比重上升會(huì)增加對(duì)高技能勞動(dòng)力的相對(duì)需求，從而擴(kuò)大工資收人差距（Buera and Kaboski 2012；Buera et al.2022）。上述文獻(xiàn)大多僅考慮技術(shù)進(jìn)步對(duì)工資收入差距的影響，并未考察技術(shù)進(jìn)步影響收入差距之后如何進(jìn)一步影響消費(fèi)需求結(jié)構(gòu)。

第二支文獻(xiàn)是探究各類因素影響消費(fèi)需求結(jié)構(gòu)的研究。這一領(lǐng)域較早的權(quán)威文獻(xiàn)是Kongsamutet al.（2001），研究收人對(duì)需求結(jié)構(gòu)的影響。他們指出，因消費(fèi)偏好的特點(diǎn)，非農(nóng)產(chǎn)品需求收入彈性較大（大于1），而農(nóng)產(chǎn)品需求收入彈性較?。ㄐ∮?），故隨著收入的增長(zhǎng)，人們對(duì)非農(nóng)產(chǎn)品的相對(duì)需求便上升，對(duì)農(nóng)產(chǎn)品的相對(duì)需求卻下降。此外，也有研究指出，經(jīng)濟(jì)體所經(jīng)歷的對(duì)勞動(dòng)力和資本的大規(guī)模再分配會(huì)導(dǎo)致農(nóng)業(yè)部門和城市部門產(chǎn)品需求結(jié)構(gòu)產(chǎn)生差異性變化（Cominetal.，2021；Matsuyama，1992）。針對(duì)這種消費(fèi)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型的解釋，目前文獻(xiàn)有兩類：一類是從供給側(cè)的角度，認(rèn)為城市部門和農(nóng)業(yè)部門技術(shù)進(jìn)步率的差異會(huì)通過(guò)影響兩個(gè)部門的資本密集度和勞動(dòng)力占比的差異來(lái)影響兩個(gè)部門的價(jià)格差異，從而最終影響兩個(gè)部門產(chǎn)品的消費(fèi)需求。比如，Ngaiand Pissarides（2007）論證發(fā)現(xiàn)，兩個(gè)部門的最終品之間較低的替代彈性能夠促使勞動(dòng)力從技術(shù)進(jìn)步率較高的部門轉(zhuǎn)移到技術(shù)進(jìn)步率較低的部門。類似的結(jié)論也已經(jīng)被其他學(xué)者所證實(shí)（Laitner，2000；Caselli andColeman，2001； Gollin et al.，2002）。而Acemoglu and Guerrieri（2008）指出，資本深化能夠增加資本密集度更高的部門的產(chǎn)出，造成資本密集度不同的兩個(gè)部門之間的產(chǎn)出差異，進(jìn)而影響兩個(gè)部門的消費(fèi)差異。在這方面，國(guó)內(nèi)學(xué)者也分別從鮑莫爾效應(yīng)和恩格爾效應(yīng)分析了消費(fèi)產(chǎn)品需求的結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型。鮑莫爾效應(yīng)指出，如果不同部門的產(chǎn)品之間存在一定程度上的互補(bǔ)性，那么技術(shù)進(jìn)步越快的部門產(chǎn)品的價(jià)格往往相對(duì)較低，從而促使勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移到其他部門（郭凱明等，2017）；恩格爾效應(yīng)指出，不同產(chǎn)品的需求收人彈性不同，非農(nóng)產(chǎn)品的需求收人彈性要高于農(nóng)產(chǎn)品的需求收人彈性，收人的提高將使人們對(duì)農(nóng)產(chǎn)品的需求下降，從而促使勞動(dòng)力從農(nóng)業(yè)部門轉(zhuǎn)移到非農(nóng)業(yè)部門（Foellmi andZweimuller，2008；Boppart，2014；李尚驁和龔六堂，2012；莫靖新和吳玉鳴，2023）。

另一類是從需求側(cè)的角度切入，認(rèn)為需求結(jié)構(gòu)的變化直接影響對(duì)不同產(chǎn)業(yè)產(chǎn)品的相對(duì)需求，導(dǎo)致生產(chǎn)活動(dòng)集中于產(chǎn)品相對(duì)需求更高的產(chǎn)業(yè)，進(jìn)而帶動(dòng)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型。Kongsamut et al.（2001）使用Stone-Geary型非位似偏好效用函數(shù)研究這一機(jī)制發(fā)現(xiàn)，隨著收入的增長(zhǎng)，人們降低農(nóng)業(yè)產(chǎn)品的相對(duì)需求，而增加城市部門產(chǎn)品的相對(duì)需求。這一結(jié)論也被其他學(xué)者通過(guò)不同形式的效用函數(shù)所證實(shí)（Comin et al.，2021； Boppart，2014）。除此之外，也有學(xué)者（如Matsuyama，2009）研究開(kāi)放經(jīng)濟(jì)體發(fā)現(xiàn)，國(guó)外需求的變化也會(huì)影響消費(fèi)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型，因?yàn)橐粋€(gè)國(guó)家工業(yè)部門的技術(shù)進(jìn)步會(huì)降低其工業(yè)產(chǎn)品的相對(duì)價(jià)格，形成比較優(yōu)勢(shì)，擴(kuò)大國(guó)際市場(chǎng)，從而促進(jìn)該國(guó)工業(yè)品的需求上升（Swiecki，2017； Sposi，2019）。Uyetal.（2013）通過(guò)使用韓國(guó)的結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型數(shù)據(jù)也驗(yàn)證了這一結(jié)論。

綜合上述兩支文獻(xiàn)，不難看出，目前學(xué)術(shù)界對(duì)技術(shù)進(jìn)步和農(nóng)業(yè)與非農(nóng)業(yè)產(chǎn)品消費(fèi)需求結(jié)構(gòu)差異之間關(guān)系的研究還是相對(duì)孤立的，即便有學(xué)者考慮了技術(shù)進(jìn)步率對(duì)城鄉(xiāng)消費(fèi)結(jié)構(gòu)差異的影響，也是局限于單一的需求側(cè)或供給側(cè)角度，沒(méi)將兩者結(jié)合起來(lái)。本文構(gòu)建理論模型，將需求側(cè)和供給側(cè)的影響放在一個(gè)統(tǒng)一的框架內(nèi)進(jìn)行考慮，研究農(nóng)業(yè)與非農(nóng)業(yè)相對(duì)技術(shù)進(jìn)步率對(duì)農(nóng)業(yè)產(chǎn)品消費(fèi)需求結(jié)構(gòu)的影響，并探討其中的價(jià)格效應(yīng)和共同富裕效應(yīng)機(jī)制，因而一定程度上彌補(bǔ)了已有研究的不足。

三、理論模型

為研究農(nóng)產(chǎn)品與非農(nóng)產(chǎn)品的消費(fèi)需求結(jié)構(gòu)差異，我們假設(shè)在勞動(dòng)和服務(wù)市場(chǎng)中僅存在兩個(gè)生產(chǎn)部門：農(nóng)業(yè)部門和非農(nóng)業(yè)部門，產(chǎn)出分別為 和 。參考郭凱明和黃靜萍（2020）的做法，假設(shè)只有勞動(dòng)作為生產(chǎn)要素①，兩個(gè)部門的勞動(dòng)分別為 和 ，兩部門的生產(chǎn)函數(shù)分別是其勞動(dòng) 的線性函數(shù)，即

其中，Aj是部門j的技術(shù)進(jìn)步率， 是兩部門總的勞動(dòng)投入。假設(shè)企業(yè)處于完全競(jìng)爭(zhēng)的市場(chǎng)之中；同時(shí)假定農(nóng)業(yè)部門的工資為 ，非農(nóng)業(yè)部門的工資為 。因而，兩部門的優(yōu)化問(wèn)題分別為：

假設(shè)消費(fèi)方是家庭部門，它具有如下形式的CES型效用函數(shù)：

其中， 分別為家庭對(duì)農(nóng)業(yè)部門和非農(nóng)業(yè)部門產(chǎn)品的消費(fèi)需求量，且假定 ，而 代表最低消費(fèi)量②； 和 分別是家庭對(duì)兩部門產(chǎn)品的消費(fèi)在家庭消費(fèi)效用中的權(quán)重，滿足

家庭部門選擇消費(fèi) ，以使其消費(fèi)效用最大化，其優(yōu)化問(wèn)題為：

在完全競(jìng)爭(zhēng)的市場(chǎng)中，對(duì)家庭而言， 是外生給定的，同時(shí)假定L也為外生給定的。求解上述優(yōu)化問(wèn)題可知，家庭對(duì)農(nóng)業(yè)和非農(nóng)業(yè)兩部門產(chǎn)品的最優(yōu)消費(fèi) 滿足以下條件（證明見(jiàn)附錄1）：

我們用家庭對(duì)農(nóng)業(yè)（非農(nóng)業(yè)）部門產(chǎn)品的消費(fèi)占家庭對(duì)這兩部門產(chǎn)品總消費(fèi)的比重來(lái)刻畫家庭

對(duì)農(nóng)產(chǎn)品和非農(nóng)產(chǎn)品的消費(fèi)需求，分別記為：

由式（5），并結(jié)合家庭預(yù)算約束 ，可得

為對(duì)模型進(jìn)行理論分析，我們作以下記號(hào)：

記非農(nóng)業(yè)相對(duì)于農(nóng)業(yè)的相對(duì)技術(shù)進(jìn)步率為 。

記農(nóng)產(chǎn)品相對(duì)于非農(nóng)產(chǎn)品的相對(duì)價(jià)格為 ，稱之為價(jià)格因子。

記農(nóng)業(yè)部門和非農(nóng)業(yè)部門工資之比為 ，亦稱之為工資因子，反映了農(nóng)業(yè)與非農(nóng)業(yè)的工資差異；其值增加意味著非農(nóng)業(yè)與農(nóng)業(yè)收入差距在縮小，即意味著共同富裕程度在提高。為反映這種動(dòng)態(tài)性，本文稱之為共同富裕因子。

由生產(chǎn)部門的最優(yōu)化目標(biāo)函數(shù)（2）和條件（3） 可知，價(jià)格因子δ和共同富裕因子滿足如下關(guān)系：

δ=ξ A

由此可知，在ξ保持不變的情況下，相對(duì)技術(shù)進(jìn)步率 越大，農(nóng)產(chǎn)品相對(duì)于非農(nóng)產(chǎn)品的相對(duì)價(jià)格就越高。由此可以假設(shè)，價(jià)格因子是相對(duì)技術(shù)進(jìn)步率的函數(shù)：

同樣，在農(nóng)產(chǎn)品相對(duì)于非農(nóng)產(chǎn)品的相對(duì)價(jià)格8保持不變的情況下，相對(duì)技術(shù)進(jìn)步率 越大，農(nóng)業(yè)與非農(nóng)業(yè)工資之比ε就越低。由此假設(shè)，共同富裕因子也是相對(duì)技術(shù)進(jìn)步率的函數(shù)：

從而，（7）式可寫為 d（A）=ξ（A）A 。

由（5）式，結(jié)合產(chǎn)品市場(chǎng)的出清條件 、生產(chǎn)函數(shù) ，以及生產(chǎn)部門的最優(yōu)化條件（3）式、價(jià)格因子和共同富裕因子滿足的關(guān)系式（7），可以證明（見(jiàn)附錄2），農(nóng)業(yè)部門產(chǎn)品的消費(fèi)需求占兩部門總消費(fèi)需求的比例為①

所以，農(nóng)業(yè)部門產(chǎn)品消費(fèi)需求占比 是相對(duì)價(jià)格8、共同富裕因子 ξ 的函數(shù)，且與市場(chǎng)總勞動(dòng)量L、農(nóng)業(yè)部門的技術(shù)進(jìn)步絕對(duì)水平 家庭對(duì)兩類產(chǎn)品消費(fèi)的替代彈性∈、家庭對(duì)兩部門產(chǎn)品的消費(fèi)在家庭消費(fèi)效用中的權(quán)重比 、農(nóng)業(yè)產(chǎn)品最低消費(fèi)量- 等有關(guān)。

上述結(jié)果表明，當(dāng)家庭對(duì)兩部門產(chǎn)品的消費(fèi)效用權(quán)重和替代彈性不變、對(duì)農(nóng)產(chǎn)品最低消費(fèi)量不變時(shí)，價(jià)格因子δ和共同富裕因子 ξ 對(duì)農(nóng)產(chǎn)品消費(fèi)需求結(jié)構(gòu)起著關(guān)鍵的作用。因 和 ξ= （A），故 主要取決于供給側(cè)的相對(duì)技術(shù)進(jìn)步率A。

以下我們從價(jià)格效應(yīng)和共同富裕效應(yīng)兩個(gè)方面，考察相對(duì)技術(shù)進(jìn)步率對(duì) 的影響。

（-） 價(jià)格效應(yīng)

由（8）式的 知，相對(duì)技術(shù)進(jìn)步率 越大，農(nóng)產(chǎn)品相對(duì)價(jià)格因子就越高。非農(nóng)業(yè)部門相比農(nóng)業(yè)部門較快的技術(shù)進(jìn)步將帶來(lái)農(nóng)業(yè)部門產(chǎn)品相對(duì)價(jià)格 的上升，這是相對(duì)技術(shù)進(jìn)步率對(duì)農(nóng)產(chǎn)品相對(duì)價(jià)格的影響。

另一方面，由（10）式可計(jì)算價(jià)格因子對(duì)農(nóng)業(yè)部門產(chǎn)品消費(fèi)需求占比的邊際影響為：

在我國(guó)，由于農(nóng)業(yè)部門和非農(nóng)業(yè)部門產(chǎn)品的替代彈性 ？ 超過(guò)1（具體結(jié)果參見(jiàn)后文表1的參數(shù)校準(zhǔn)），故 。從而，農(nóng)產(chǎn)品相對(duì)價(jià)格8的上升進(jìn)一步導(dǎo)致對(duì)農(nóng)產(chǎn)品的消費(fèi)需求比重 的下降。

由上述兩方面結(jié)果知， ，即相對(duì)技術(shù)進(jìn)步率 A 通過(guò)提升農(nóng)業(yè)部門產(chǎn)品相對(duì)價(jià)格δ，進(jìn)一步降低農(nóng)業(yè)部門產(chǎn)品的消費(fèi)需求比重 ，最終擴(kuò)大兩部門產(chǎn)品相對(duì)需求比例的差異 。這是相對(duì)技術(shù)進(jìn)步影響兩部門產(chǎn)品需求差異的價(jià)格效應(yīng)。

命題1（相對(duì)技術(shù)進(jìn)步的價(jià)格效應(yīng) ）：非農(nóng)業(yè)部門相對(duì)于農(nóng)業(yè)部門的技術(shù)進(jìn)步率（A）越大，農(nóng)業(yè)部門相對(duì)于非農(nóng)業(yè)部門產(chǎn)品的相對(duì)價(jià)格（8）就越高，進(jìn)而家庭對(duì)農(nóng)業(yè)部門產(chǎn)品消費(fèi)需求比重 就越小，最終拉大了兩個(gè)部門產(chǎn)品消費(fèi)需求差異 。

（二）共同富裕效應(yīng)

一般來(lái)說(shuō)，非農(nóng)業(yè)部門的平均工資要高于農(nóng)業(yè)部門的平均工資，即農(nóng)業(yè)和非農(nóng)業(yè)平均工資之比小于1，因此這一比值的增加意味著共同富裕程度在提高。對(duì)應(yīng)于上述價(jià)格效應(yīng)的討論，我們考察相對(duì)技術(shù)進(jìn)步通過(guò)共同富裕因子對(duì)農(nóng)產(chǎn)品消費(fèi)需求占比 的影響，記之為共同富裕效應(yīng)。

由（9）式的 可知，相對(duì)技術(shù)進(jìn)步率A越大，共同富裕因子 ξ 就越低；非農(nóng)業(yè)部門相比農(nóng)業(yè)部門較快的技術(shù)進(jìn)步將帶來(lái)相對(duì)工資 （即共同富裕因子）的下降。這是相對(duì)技術(shù)進(jìn)步率對(duì)共同富裕因子的影響。

由（10）式可計(jì)算，共同富裕因子對(duì)農(nóng)業(yè)部門產(chǎn)品消費(fèi)需求占比的邊際影響為

其中， 。不難看出，共同富裕因子 ξ 對(duì)農(nóng)業(yè)部門產(chǎn)品消費(fèi)需求占比的影響方向取決于 ：當(dāng) 時(shí)， ξ 上升會(huì)帶來(lái)農(nóng)產(chǎn)品消費(fèi)需求占比的上升（ 上升）；而當(dāng) 時(shí)，情況正好相反。在我國(guó)，由于 （具體結(jié)果參見(jiàn)后文表1的參數(shù)校準(zhǔn)），故 。這表明，共同富裕因子的上升將促使農(nóng)產(chǎn)品消費(fèi)需求比重 的增加。

由上述兩方面結(jié)果知， ）xlt;0，即相對(duì)技術(shù)進(jìn)步通過(guò)降低共同富裕因子ε，進(jìn)一步降低農(nóng)產(chǎn)品的消費(fèi)需求比重xi。這是相對(duì)技術(shù)進(jìn)步影響兩部門產(chǎn)品需求差異的共同富裕效應(yīng)。

命題2（相對(duì)技術(shù)進(jìn)步的共同富裕效應(yīng) ）：相對(duì)技術(shù)進(jìn)步率（A）越大，農(nóng)業(yè)部門相對(duì)于非農(nóng)業(yè)部門的相對(duì)工資就越低，進(jìn)而家庭對(duì)農(nóng)業(yè)部門產(chǎn)品的消費(fèi)需求占比 就越小，最終拉大了非農(nóng)業(yè)與農(nóng)業(yè)部門產(chǎn)品消費(fèi)需求差異 。

（三）分解：相對(duì)技術(shù)進(jìn)步影響農(nóng)村部門產(chǎn)品消費(fèi)需求占比的總效應(yīng)

相對(duì)技術(shù)進(jìn)步率A影響農(nóng)產(chǎn)品消費(fèi)需求比重 的總效應(yīng)可以分解為：

其中 為相對(duì)技術(shù)進(jìn)步率對(duì) 的直接影響（或邊際影響）， 愛(ài)和樂(lè) 分別為相對(duì)技術(shù)進(jìn)步率通過(guò)價(jià)格因子和共同富裕因子影響 的兩個(gè)間接效應(yīng)，即價(jià)格效應(yīng)和共同富裕效應(yīng)，且結(jié)合命題1和2可知這兩種效應(yīng)皆為負(fù)。此分解可更直觀地由圖3來(lái)刻畫。

因 以及 ，故相對(duì)技術(shù)進(jìn)步率A、價(jià)格因子δ和共同富裕因子 ξ 對(duì) 和 的邊際影響分別均是同方向的。根據(jù)圖3，因?yàn)?故有以下結(jié)論：

命題3：相對(duì)技術(shù)進(jìn)步率A越大，則農(nóng)業(yè)相對(duì)于非農(nóng)業(yè)的產(chǎn)品價(jià)格（8）就越高，而相對(duì)工資 （ξ） 就越低；這兩方面變化均使得農(nóng)業(yè)部門產(chǎn)品的消費(fèi)需求占比 越小，最終均拉大了兩部門產(chǎn)品消費(fèi)需求差異 。

在下文實(shí)證中，我們只使用 作為被解釋變量，用線性投影方法研究相對(duì)技術(shù)進(jìn)步率對(duì)農(nóng)業(yè)部門和非農(nóng)部門產(chǎn)品消費(fèi)需求結(jié)構(gòu)的影響效應(yīng)，并估算總效應(yīng)的上述三種分解。

（四）參數(shù)校準(zhǔn)

上述理論結(jié)論假定在中國(guó)情境下有 ？gt;1 和 。為說(shuō)明其合理性，我們利用國(guó)家層面1978年至2021年的時(shí)序數(shù)據(jù)，由參數(shù)校準(zhǔn)方法對(duì)外生參數(shù)∈， 進(jìn)行校準(zhǔn)。因?yàn)? ，我們需要校準(zhǔn)的參數(shù)實(shí)際上為∈， 。在理論模型中， ，故我們將校準(zhǔn)目標(biāo)函數(shù)定為農(nóng)業(yè)部門名

義產(chǎn)出比重 即理論部分的（6）式：

為此，我們收集我國(guó)1978年至2021年的數(shù)據(jù)

按傳統(tǒng)習(xí)慣記法，本文將第一產(chǎn)業(yè)作為農(nóng)業(yè)部門；相應(yīng)地，將第二和第三產(chǎn)業(yè)近似看作非農(nóng)業(yè)部門。由此，由中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒三次產(chǎn)業(yè)各年的名義增加值可計(jì)算得 ，繼而得到 ，進(jìn)而可得到價(jià)格增長(zhǎng)因子

將1978年的價(jià)格標(biāo)準(zhǔn)化為1，則可得到各期的價(jià)格Pj，。

應(yīng)用上述數(shù)據(jù)，根據(jù)非線性最小二乘方法，估計(jì)模型（14）中的參數(shù)∈， ，校準(zhǔn)結(jié)果如表1所示?？梢?jiàn)，盡管在一些經(jīng)典文獻(xiàn)如Herrendorf etal.（2013）中，校準(zhǔn)的結(jié)果大多 ？lt;1 ，但是表1結(jié)果表明，在中國(guó)情境下，非農(nóng)業(yè)與農(nóng)業(yè)的產(chǎn)品替代彈性大于1。此外，我們估計(jì)出 ，這三個(gè)參數(shù)的估計(jì)結(jié)果保證了前文理論分析滿足其所需要的條件。

四、實(shí)證分析

（一）關(guān)鍵變量構(gòu)建

我們從中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫(kù)中下載了1978—2021年間我國(guó)31個(gè)省三次產(chǎn)業(yè)的增加值以及城鎮(zhèn)和農(nóng)村居民人均可支配收人數(shù)據(jù)。同時(shí)我們將第一產(chǎn)業(yè)增加值占三個(gè)產(chǎn)業(yè)增加值的比例定義為家庭對(duì)農(nóng)產(chǎn)品的消費(fèi)需求占比（即理論部分的 ），稱為農(nóng)業(yè)產(chǎn)品相對(duì)消費(fèi)需求。

將農(nóng)村和城鎮(zhèn)消費(fèi)價(jià)格指數(shù)（以1978年為基年進(jìn)行調(diào)整）CPI之比近似作為價(jià)格因子變量，同理論部分，也記為 $＼updelta_{＼mathrm{it}}$ 。將省份i于時(shí)期t農(nóng)村和城鎮(zhèn)居民人均可支配收入之比近似作為共同富裕因子變量，仍記為 。對(duì)于分省的相對(duì)技術(shù)進(jìn)步率，由于理論模型只假設(shè)了一種生產(chǎn)要素一勞動(dòng)，故實(shí)證中我們也只將勞動(dòng)力作為唯一的投人要素，使用三次產(chǎn)業(yè)如上核算所得的增加值作為產(chǎn)出，根據(jù) AL，以1978年的就業(yè)人員數(shù)為基準(zhǔn)調(diào)整后，利用增長(zhǎng)核算法計(jì)算分省的農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步率 和第二、三產(chǎn)業(yè)（非農(nóng)業(yè)）技術(shù)進(jìn)步率 ，然后計(jì)算兩者的比值 ，記之為相對(duì)技術(shù)進(jìn)步率。

圖4繪出我國(guó)分省平均的相對(duì)技術(shù)進(jìn)步率、價(jià)格因子、共同富裕因子的時(shí)序圖。從總趨勢(shì)看，相對(duì)技術(shù)進(jìn)步率與價(jià)格因子具有正相關(guān)關(guān)系，而與共同富裕因子有明顯的負(fù)相關(guān)關(guān)系。從統(tǒng)計(jì)上看，此趨勢(shì)與前文理論分析結(jié)果一致。

那么，相對(duì)技術(shù)進(jìn)步率對(duì)價(jià)格因子和共同富裕因子的影響是否如理論部分所示分別為正和負(fù)呢？相對(duì)技術(shù)進(jìn)步率對(duì)農(nóng)產(chǎn)品相對(duì)消費(fèi)需求結(jié)構(gòu)的總影響是否為負(fù)呢？前述的價(jià)格效應(yīng)和共同富裕效應(yīng)是否均為負(fù)呢？下文在控制一些變量的基礎(chǔ)上，由回歸方法對(duì)此進(jìn)行檢驗(yàn)。

（二）基準(zhǔn)回歸：線性投影方法

首先，考察相對(duì)技術(shù)進(jìn)步率對(duì)價(jià)格因子和共同富裕因子的影響。將相對(duì)技術(shù)進(jìn)步率（A）向價(jià)格因子（8）和共同富裕因子（g）以及控制變量所在的超平面上進(jìn)行線性投影，并控制省份和時(shí)間固定效應(yīng)，即設(shè)定如下面板數(shù)據(jù)回歸模型：

其中， 和 分別是省份i于t年的價(jià)格因子和共同富裕因子變量， 為省份i于t年城鄉(xiāng)相對(duì)技術(shù)進(jìn)步率， 代表控制變量， 和 為省份固定效應(yīng)， 和1代表時(shí)間固定效應(yīng)， 和 為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

參考萬(wàn)廣華等（2022），控制變量的選取主要基于宏觀經(jīng)濟(jì)發(fā)展指標(biāo)，包括各省的實(shí)際人均GDP（對(duì)數(shù)形式）、宏觀經(jīng)濟(jì)開(kāi)放程度、城鎮(zhèn)化率等，其中，宏觀經(jīng)濟(jì)開(kāi)放程度使用進(jìn)出口總額占GDP的比重來(lái)測(cè)度，城鎮(zhèn)化率為第二和第三產(chǎn)業(yè)的就業(yè)人員數(shù)之和占三個(gè)產(chǎn)業(yè)總就業(yè)人員數(shù)的比重①。這里，控制經(jīng)濟(jì)開(kāi)放程度和城鎮(zhèn)化率是因?yàn)椋合M(fèi)者可以向國(guó)外借貸，同時(shí)本國(guó)利率水平又會(huì)受國(guó)外經(jīng)濟(jì)狀況的影響，從而價(jià)格、收人和消費(fèi)會(huì)受到經(jīng)濟(jì)開(kāi)放程度的影響（Edwards，1996）；另外，Wei and Zhang（2011）和Schmidt-Hebbeland Serven（2000）均發(fā)現(xiàn)，城鎮(zhèn)部門往往可以提供較好的工作待遇和社會(huì)保障，從而城鎮(zhèn)化率對(duì)消費(fèi)結(jié)構(gòu)有著較為重要的影響。

表2報(bào)告上述兩模型的估計(jì)結(jié)果。可見(jiàn)，相對(duì)技術(shù)進(jìn)步率的提高在 1% 的水平上顯著促進(jìn)價(jià)格因子（8）的上升，而顯著降低共同富裕因子（s），即相對(duì)技術(shù)進(jìn)步率對(duì)價(jià)格因子具有正向影響，對(duì)共同富裕因子具有負(fù)向影響，這驗(yàn)證了命題1和命題2前一部分結(jié)論。

其次，估計(jì)相對(duì)技術(shù)進(jìn)步率對(duì)農(nóng)產(chǎn)品消費(fèi)需求結(jié)構(gòu)的總影響。將農(nóng)產(chǎn)品消費(fèi)需求占比變量 線性投影至變量 組成的超平面，并控制省份和時(shí)間固定效應(yīng)，即設(shè)定如下雙向固定效應(yīng)回歸模型：

其中， 為省份i于t年家庭對(duì)農(nóng)產(chǎn)品的消費(fèi)需求占比，其他變量同前

表3的列（1）報(bào)告上述模型回歸結(jié)果?？梢?jiàn)，相對(duì)技術(shù)進(jìn)步率對(duì)農(nóng)產(chǎn)品消費(fèi)需求具有顯著的負(fù)向總影響。

最后，估計(jì)相對(duì)技術(shù)進(jìn)步率A通過(guò)價(jià)格因子8和共同富裕因子ξ影響農(nóng)產(chǎn)品消費(fèi)需求占比 的價(jià)格效應(yīng)和共同富裕效應(yīng)。為此，將農(nóng)產(chǎn)品消費(fèi)需求占比變量 線性投影至變量 組成的超平面，并控制省份和時(shí)間固定效應(yīng)，即設(shè)定以下線性模型：

其中 是前述的控制變量。

此模型的估計(jì)結(jié)果見(jiàn)表3的列（2）?？梢?jiàn)，相對(duì)于表3的列（1），當(dāng)加入價(jià)格因子和共同富裕因子之后，相對(duì)技術(shù)進(jìn)步率的提高帶來(lái)的負(fù)向抑制效應(yīng)減弱了約一半。這表明，非農(nóng)業(yè)部門技術(shù)進(jìn)步率的提高會(huì)通過(guò)影響價(jià)格因子和共同富裕因子來(lái)影響農(nóng)業(yè)產(chǎn)品的消費(fèi)需求。在給定其他因素不變的條件下，城鄉(xiāng)收入差距的縮小（ε的增加）顯著增加了農(nóng)產(chǎn)品消費(fèi)需求占比，而相對(duì)價(jià)格之比的上升（8的增加）會(huì)顯著降低農(nóng)業(yè)產(chǎn)品消費(fèi)需求占比，這與命題1和2后一部分結(jié)論一致。由此，農(nóng)村居民可支配收人的提高和農(nóng)村居民消費(fèi)價(jià)格的下降都有利于增加農(nóng)產(chǎn)品在總產(chǎn)品中占比份額，減弱農(nóng)業(yè)與非農(nóng)業(yè)產(chǎn)品消費(fèi)需求結(jié)構(gòu)差異。但是，它們的影響明顯不同，共同富裕因子的邊際影響更大。

圖5分別將相對(duì)技術(shù)進(jìn)步率A對(duì)價(jià)格因子δ和共同富裕因子ε的影響，以及價(jià)格因子δ和共同富裕因子 ξ 對(duì)消費(fèi)需求占比 的偏影響關(guān)系作了可視化呈現(xiàn)，其中遵循的原理為多元回歸中有關(guān)偏回歸的FWL定理，采用的回歸結(jié)果為表2和表3（2）。可見(jiàn)，在保持共同富裕因子和其他控制變量不變（包括控制省份固定效應(yīng)）的條件下，相對(duì)技術(shù)進(jìn)步率的提高會(huì)顯著提高價(jià)格因子（左上圖），價(jià)格因子的上升進(jìn)一步降低農(nóng)產(chǎn)品的消費(fèi)需求占比（右上圖）；而在保持價(jià)格因子和其他控制變量不變的條件下，相對(duì)技術(shù)進(jìn)步率的提高會(huì)顯著降低共同富裕因子（左下圖），共同富裕因子的降低會(huì)進(jìn)一步顯著降低農(nóng)產(chǎn)品的消費(fèi)需求占比（右下圖）。

進(jìn)一步，我們估計(jì)價(jià)格效應(yīng)和共同富裕效應(yīng)以及它們對(duì)總效應(yīng)的貢獻(xiàn)，并利用Bootstrap重抽樣方法對(duì)它們進(jìn)行顯著性檢驗(yàn)，結(jié)果見(jiàn)表4。在“相對(duì)技術(shù)進(jìn)步率 價(jià)格因子 δ→ 農(nóng)業(yè)產(chǎn)品消費(fèi)需求占比x\"和\"相對(duì)技術(shù)進(jìn)步率 A→ 共同富裕因子 ξ→ 農(nóng)業(yè)產(chǎn)品消費(fèi)需求占比 兩條路徑上，價(jià)格效應(yīng)和共同富裕效應(yīng)①分別為-0.001和-0.002，在統(tǒng)計(jì)上都顯著小于零。這與命題3的結(jié)論一致。兩種效應(yīng)在相對(duì)技術(shù)進(jìn)步率影響 的總效應(yīng)中的占比分別為0.182和0.363，共同富裕效應(yīng)更強(qiáng)。兩者匯總時(shí)，間接效應(yīng)在總效應(yīng)中的占比超過(guò) 54% 。

（三）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

雖然我們應(yīng)用投影方法對(duì)前述各模型的估計(jì)不涉及解釋變量與擾動(dòng)項(xiàng)相關(guān)的問(wèn)題，但在現(xiàn)有文獻(xiàn)中研究者常關(guān)心此相關(guān)問(wèn)題可能對(duì)結(jié)論的影響。為排除這方面的顧慮，本文將前文回歸模型中的解釋變量均滯后一階作為解釋變量，分別進(jìn)行投影估計(jì)，結(jié)果見(jiàn)表5。

由表5前兩列可見(jiàn)，相對(duì)技術(shù)進(jìn)步率對(duì)價(jià)格因子和共同富裕因子的影響分別顯著為正和負(fù)，與表2結(jié)果一致，數(shù)值上也接近；由表5列（3）知，相對(duì)技術(shù)進(jìn)步率對(duì)農(nóng)產(chǎn)品消費(fèi)需求占比的總影響顯著為負(fù)，與表3的列（1）一致；由表5列（4）知，在增加價(jià)格因子和共同富裕因子作為解釋變量后，相對(duì)技術(shù)進(jìn)步率對(duì)農(nóng)產(chǎn)品消費(fèi)需求占比的直接影響變小，但仍顯著為負(fù)，且價(jià)格因子和共同富裕因子的邊際影響分別顯著為負(fù)和正，均與表3列（2）一致?？梢?jiàn)，前述結(jié)論在采用滯后一階解釋變量作為解釋變量的估計(jì)中仍是穩(wěn)健的。

在解釋變量滯后一階的情形下，采用Bootstrap重抽樣的方法對(duì)價(jià)格效應(yīng)、共同富裕效應(yīng)和總效應(yīng)，以及價(jià)格效應(yīng)、共同富裕效應(yīng)對(duì)總效應(yīng)的平均貢獻(xiàn)度進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果見(jiàn)表6。與表4比較可知，雖然前述結(jié)論中價(jià)格效應(yīng)對(duì)總效應(yīng)的貢獻(xiàn)度稍被低估，共同富裕效應(yīng)的貢獻(xiàn)度稍被高估，但兩者效應(yīng)的方向和顯著性均不變，總體上前述結(jié)論是穩(wěn)健的。

五、結(jié)論

保障初級(jí)產(chǎn)品的供給，特別解決好農(nóng)產(chǎn)品的供給安全問(wèn)題，是一個(gè)重大戰(zhàn)略性問(wèn)題，中國(guó)人的飯碗在任何時(shí)候都要牢牢端在自己手中。如果任由農(nóng)產(chǎn)品的消費(fèi)占比逐漸下降，那么我國(guó)農(nóng)產(chǎn)品供給安全很有可能無(wú)法得到保證。為保障農(nóng)業(yè)初級(jí)產(chǎn)品的供給，本文的最終結(jié)論是，在數(shù)字經(jīng)濟(jì)的背景下，應(yīng)同時(shí)將提高農(nóng)業(yè)綜合生產(chǎn)能力和農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步放在突出位置。

本文以相對(duì)技術(shù)進(jìn)步差異為視角，聚焦于農(nóng)業(yè)與非農(nóng)業(yè)產(chǎn)品消費(fèi)需求差異，在一定程度上解釋了我國(guó)農(nóng)業(yè)產(chǎn)品的消費(fèi)需求占比逐漸下降的事實(shí)。通過(guò)建立理論模型，我們發(fā)現(xiàn)，相對(duì)技術(shù)進(jìn)步率的提高可以通過(guò)價(jià)格效應(yīng)和共同富裕效應(yīng)兩種渠道降低農(nóng)業(yè)產(chǎn)品的消費(fèi)需求占比，亦即非農(nóng)業(yè)部門技術(shù)進(jìn)步越大，農(nóng)業(yè)與非農(nóng)業(yè)產(chǎn)品需求的差距也越大。這其中的機(jī)制有兩種，一是兩部門技術(shù)進(jìn)步差距通過(guò)提升價(jià)格因子（即農(nóng)業(yè)產(chǎn)品價(jià)格與非農(nóng)業(yè)產(chǎn)品價(jià)格之比），形成負(fù)向價(jià)格效應(yīng)，降低農(nóng)業(yè)部門產(chǎn)品需求占比，促使農(nóng)業(yè)部門與非農(nóng)業(yè)部門產(chǎn)品需求結(jié)構(gòu)差距擴(kuò)大；二是兩部門技術(shù)進(jìn)步差距通過(guò)降低共同富裕因子，形成負(fù)向價(jià)格效應(yīng)，同樣降低農(nóng)業(yè)部門產(chǎn)品需求占比，促使農(nóng)業(yè)與非農(nóng)業(yè)產(chǎn)品需求差距擴(kuò)大。相對(duì)技術(shù)進(jìn)步率的提高如能促成非農(nóng)部門與農(nóng)業(yè)部門的產(chǎn)品價(jià)格差距和工人收入差距縮小，則價(jià)格效應(yīng)和共同富裕效應(yīng)就可以提高農(nóng)產(chǎn)品的消費(fèi)需求占比，從而有助于縮小農(nóng)業(yè)與非農(nóng)業(yè)產(chǎn)品的消費(fèi)需求結(jié)構(gòu)差距。

我們利用1978—2021年我國(guó)分省面板數(shù)據(jù)，實(shí)證驗(yàn)證了上述理論機(jī)制，在中國(guó)情境下，非農(nóng)業(yè)相對(duì)于農(nóng)業(yè)的技術(shù)進(jìn)步差距確實(shí)通過(guò)價(jià)格效應(yīng)和共同富裕效應(yīng)影響中國(guó)農(nóng)產(chǎn)品與非農(nóng)產(chǎn)品消費(fèi)需求差距。我們還估計(jì)了價(jià)格效應(yīng)和共同富裕效應(yīng)在相對(duì)技術(shù)進(jìn)步影響兩種產(chǎn)品需求差異的總效應(yīng)中的貢獻(xiàn)程度。

本文研究對(duì)提振農(nóng)產(chǎn)品消費(fèi)需求和正確把握農(nóng)業(yè)初級(jí)產(chǎn)品供給保障，具有現(xiàn)實(shí)啟示。具體地，本文提出如下的政策建議：

第一，在我國(guó)逐步實(shí)現(xiàn)共同富裕的大背景之下，可通過(guò)調(diào)整農(nóng)業(yè)部門與非農(nóng)業(yè)部門技術(shù)進(jìn)步差距，比如擴(kuò)大農(nóng)村地區(qū)和特殊地區(qū)的技術(shù)投入，增強(qiáng)農(nóng)業(yè)綜合生產(chǎn)能力，加速農(nóng)業(yè)部門技術(shù)進(jìn)步，縮小城鄉(xiāng)技術(shù)進(jìn)步差距，從而在價(jià)格效應(yīng)和共同富裕效應(yīng)的作用下，可以縮小農(nóng)產(chǎn)品和非農(nóng)產(chǎn)品消費(fèi)需求的差異。

第二，為提高農(nóng)產(chǎn)品的消費(fèi)需求占比，根據(jù)本文結(jié)論，一個(gè)根本性的舉措是提高農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步率。不過(guò)，這在短期內(nèi)很難逆轉(zhuǎn)，農(nóng)業(yè)和非農(nóng)業(yè)部門生產(chǎn)活動(dòng)的差異性決定了農(nóng)業(yè)部門的技術(shù)進(jìn)步率很難超過(guò)非農(nóng)業(yè)部門的技術(shù)進(jìn)步率，故提高農(nóng)業(yè)部門技術(shù)進(jìn)步率應(yīng)是一個(gè)長(zhǎng)期目標(biāo)。在短期，央行和財(cái)政部門可有意釋放積極信號(hào)，增大公眾的積極預(yù)期，吸引資本加大對(duì)第一產(chǎn)業(yè)（特別是農(nóng)村地區(qū)）的技術(shù)投資。只要農(nóng)業(yè)部門相對(duì)于非農(nóng)業(yè)部門的技術(shù)進(jìn)步率有所提高，即便農(nóng)業(yè)部門的技術(shù)進(jìn)步水平還不高，那也是一個(gè)不錯(cuò)的起步。如果可以提高農(nóng)業(yè)部門的技術(shù)進(jìn)步率，那么根據(jù)本文的發(fā)現(xiàn)可以預(yù)期共同富裕效應(yīng)和價(jià)格效應(yīng)的作用均將有助于提升農(nóng)產(chǎn)品消費(fèi)需求比重，最終促進(jìn)初級(jí)產(chǎn)品的供給。

參考文獻(xiàn)

董直慶、蔡嘯、王林輝，2014，“技能溢價(jià)：基于技術(shù)進(jìn)步方向的解釋”，《中國(guó)社會(huì)科學(xué)》，第10期，第22-40+205-206頁(yè)。

郭凱明、黃靜萍，2020，“勞動(dòng)生產(chǎn)率提高、產(chǎn)業(yè)融合深化與生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)發(fā)展”，《財(cái)貿(mào)經(jīng)濟(jì)》，第11期，第112-125頁(yè)。

郭凱明、杭靜、顏色，2017，“中國(guó)改革開(kāi)放以來(lái)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型的影響因素”，《經(jīng)濟(jì)研究》，第3期，第32-46頁(yè)。

李尚驁、龔六堂，2012，“非一致性偏好、內(nèi)生偏好結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)變遷”，《經(jīng)濟(jì)研究》，第7期，第35-47頁(yè)。

盧晶亮，2017，“資本積累與技能工資差距——來(lái)自中國(guó)的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)”，《經(jīng)濟(jì)學(xué)（季刊）》，第2期，第577-598頁(yè)。

莫靖新、吳玉鳴，2023，“要素稟賦、有偏技術(shù)進(jìn)步與區(qū)域創(chuàng)新空間收斂”，《南方經(jīng)濟(jì)》，第4期，第1-22頁(yè)。

田鳳平、周先波，2009，“幾乎理想需求系統(tǒng)面板數(shù)據(jù)模型的非參數(shù)估計(jì)分析”，《南方經(jīng)濟(jì)》，第7期，第36-49頁(yè)。

萬(wàn)廣華、羅知、張勛、汪晨，2022，“城鄉(xiāng)分割視角下中國(guó)收人不均等與消費(fèi)關(guān)系研究”，《經(jīng)濟(jì)研究》，第5期，第87-105頁(yè)。

謝小平，2018，“消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)與技術(shù)進(jìn)步”，《南方經(jīng)濟(jì)》，第7期，第19-38頁(yè)。

徐舒，2010，“技術(shù)進(jìn)步、教育收益與收入不平等”，《經(jīng)濟(jì)研究》，第9期，第 79-92+108 頁(yè)

楊飛，2017，“市場(chǎng)化、技能偏向性技術(shù)進(jìn)步與技能溢價(jià)”，《世界經(jīng)濟(jì)》，第2期，第78-100頁(yè)。

Acemoglu，D.1998，“WhydoNewTehnologiesComplementSkils？DirectedTechnicalChangeandWage Inequality\"，eQuartelyJournal of Economics，113（4）： 1055-1089.

Acemoglu，D.，oo2，“Technical Change，Inequality，andtheLaborMarket，JournalofEconomic Literature，40（1）： 7-72.

Acemoglu，D.ndGueiri.V，“CapitaleepengndalaedEonicGrowth\"，JoualofliticalEcoo6（3）：467-498.

Acemoglu，D.andRestrepo，P.，2O18，“Artificial Intellgence，Automationand Work”，NBER Working Paper，No.w24196.

Banks，J.Bueldbel，99Qadaticgedn，viod9（4）： 527-539.

Boppart，T.，2014，“StructuralChangeandtheKaldorFactsinaGrowthModelwithRelativePriceEfectsandNon-GormanPreferences\"，Econometrica，82（6）： 2167-2196.

Buera，F(xiàn).J.andKaboski，JP.2012，“TheRiseof theService Economy\"，AmericanEconomicReview，02（6）：2540-2569.

BueraF.J.，bki，JgodcJ“ilsdrualg\"，evi）592-625.

Burstein，A.dVgel，J7teaaldeogdhil\"，Jualficaloo1412.

Caseli，F(xiàn).IJ“Uae，lcal Economy，109（3）： 584-616.

Comin，D.Laindirucualgihdricetsoeica94.

Cravino，J.dotelo，S19，“deducedStructuralangedeillre”，mecanonicJoual：c11（3）： 289-326.

Edwards，S.996“WheLatimeca'svingatesoLteatoalCopatiealis”，ualvelotnomics，51（1）： 5-44.

Foelmi，.andZeiler，o“SructualCange，Engel'ssutionylsndKador'sFctsofooicrowh\"，JalfMonetary Economics，55（7）： 1317-1328.

Golin，D.，Parete，S.ndRogerson，R“TheRoleofAgriculureinDevelopnt”，AmericanEoomicReview，9（2）：6164.

Herendorf，Bogerso，dValetii，.l，“ToerspectionreerecesndructualTrasfoatio\"，canEcnomic Review，103（7）： 2752-2789.

Kongsamut，P.，Rebelo，S.and Xie，D.，20o1，\"BeyondBalanced Growth\"，The ReviewofEconomic Studies，68（4）：869-882.

Kruel，.ilsis\"，Econometrica，68（5）： 1029-1053.

Laitner，J.，2Ooo，“Structural Change and Economic Growth\"，The Review of Economic Studies，67（3）： 545-561.

Matsuyama，K.9“Agiculuralroductiviomparativedvatage，ndcooicGowth”，Joualfonomic（2）：317-334.

Matsuyama，K.9，“StructuralCangeianIterdependentWorld：AGobalViewofanfacturingDcline”，JoualofteuroeaEconomic Association，7（2-3）： 478-486.

Ngai，L.R.andisades，C.Ao“StrucralCangeinaultiseordelofGrowth\"，mecanEonoicRevi，97）：49-443.

Schmidt-Hbel，K.de，L“oceqaitisegegatvg，Julfvelontoocs）417-446.

Sposi，.Ol9Eoigaaigoalisdctuag，uala

Storesletten，K.ZaoB.andZboti，F(xiàn).O19“BusinessCyleurigStructuralChange：AturLews'horyfroalaicalspective\"，NBERWorkingPpaer，No.w26181.

Swiecki，T.，2017，“Determinants of Structural Change\"，Review of Economic Dynamics，24： 95-131.

Uy，T.，Yi，K.andZang，J，l3，“StructuralChangeinanOpenEonoy”，JoualofonetaryEconoics，6O（6）：6682.

Wei，S.J.andZhang，X.，011，“TeCompeitiveSavingMotive：EvidenefromRisingSexRatiosandSvingsRatesinCina，JualfPolitical Economy，119（3）： 511-564.

Relative Technological Progress and Consumption Demand Structure ofAgricultural Products in China： Basedon Price Effectand CommonProsperity Effect

Chen Zhuoran Zhou Xianbo Wu Yingming

Abstract：The proportionofconsumptiondemandforagricultural products inChina has beencontinuouslydeclining for more than4O yearsafterthereformandopening-upwhilethegapintechnologicalprogressbetweenurbanandruralareas isconstantlyexpanding，whichmaysqueeze theconsumptiondemandofagriculturalproducts.Withthisfactas thebackgroundand research motivation，thispaperanalyzes the indirect efectsof non-agriculturalandagriculturalrelative technological progressonthediferenceinconsumptiondemand throughthepriceeffctandthecommonprosperityeffct.Theresultsindicate thattherelativetechnologicalprogressreducestheproportionofconsumptiondemandforagriculturalproductsviaincreasing thepricesofproductsinruralareasrelativetocitiesandreducingthewagelevelsinruralareasrelativetocities，andultimatelyexpands thediferencesintheproductconsumptiondemandbetweennon-agriculturalandagricultural products.Using provincialpaneldatafrom1978to2O21，weempiricallyverifytheabovetheoreticalmechanism，andestimatethecontributionof thepriceeffecttotheeffectandthecommonprosperityefectofrelativetechnologicalprogressontheconsumption demand stuctureof agriculturalproducts.Thisstudyshows thatweshould give prominence to improvingagricultural technology progress， which has policy implications for ensuring the supply of agricultural primary products in China.

Keywords： Relative TechnologicalProgres；Consumption Demand StructureofAgriculturalProducts；Price Effect； Common Prosperity Effect

（責(zé)任編輯：謝淑娟）