產(chǎn)業(yè)結構升級如何影響縣域經(jīng)濟發(fā)展
——基于農(nóng)業(yè)技術進步的雙重門檻效應研究

王 華，柴天姿

（唐山師范學院 經(jīng)濟管理系， 河北 唐山 063000）

一、引言

縣域興則國家興，縣域強則國家強。縣域經(jīng)濟是國民經(jīng)濟的重要組成部分，是聯(lián)結城市經(jīng)濟與鄉(xiāng)村經(jīng)濟的交匯點，也是“以工補農(nóng)、以城帶鄉(xiāng)”的最佳橋梁，對實現(xiàn)鄉(xiāng)村振興具有重大意義。產(chǎn)業(yè)結構升級是實現(xiàn)縣域經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的重要支撐，探索產(chǎn)業(yè)結構升級對縣域經(jīng)濟發(fā)展的影響機制，使之更加有效地促進縣域經(jīng)濟發(fā)展，對破解縣域經(jīng)濟發(fā)展難題，實現(xiàn)縣域經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展具有重要意義。

關于產(chǎn)業(yè)結構升級與經(jīng)濟發(fā)展之間的相關關系，學者們進行了諸多有益探討，但尚未得到一致結論。有些學者認為產(chǎn)業(yè)結構升級能夠有效促進經(jīng)濟發(fā)展，如劉偉、張輝(2008)認為產(chǎn)業(yè)結構變遷對中國經(jīng)濟增長的影響效應十分顯著，但其推動作用卻在不斷減弱。有些學者認為產(chǎn)業(yè)結構升級對經(jīng)濟發(fā)展的影響不顯著，如付凌暉(2010)通過實證研究發(fā)現(xiàn)，經(jīng)濟發(fā)展能夠促進產(chǎn)業(yè)結構升級，而產(chǎn)業(yè)結構升級對經(jīng)濟發(fā)展的促進作用卻不顯著。也有學者認為產(chǎn)業(yè)結構升級對經(jīng)濟發(fā)展的影響存在不確定性，如干春暉等(2011)研究發(fā)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)結構升級對經(jīng)濟增長的影響效應呈現(xiàn)明顯的階段性特征。

通過文獻梳理發(fā)現(xiàn)，大多數(shù)研究假設產(chǎn)業(yè)結構升級與經(jīng)濟發(fā)展之間是線性關系，且鮮有學者關注產(chǎn)業(yè)結構升級的縣域經(jīng)濟增長效應。鑒于此，本文利用河北省2013-2016年135個縣域面板數(shù)據(jù)，構建以農(nóng)業(yè)技術進步為門檻變量的雙重門檻效應模型，考察產(chǎn)業(yè)結構升級對縣域經(jīng)濟發(fā)展的非線性影響。本文試圖在以下三方面對已有研究進行拓展：一是在研究視角上，將研究視角定位于縣域經(jīng)濟發(fā)展，利用縣域面板數(shù)據(jù)，考察縣域?qū)用娈a(chǎn)業(yè)結構升級對經(jīng)濟發(fā)展的影響效應。二是在研究方法上，利用雙重門檻效應模型驗證產(chǎn)業(yè)結構升級對縣域經(jīng)濟發(fā)展的非線性影響。三是門檻變量的選擇上，選取農(nóng)業(yè)技術進步作為門檻變量，考察產(chǎn)業(yè)結構升級對縣域經(jīng)濟發(fā)展的影響是否受到農(nóng)業(yè)技術進步的制約。

二、理論分析與研究假說

產(chǎn)業(yè)結構升級是指產(chǎn)業(yè)結構形態(tài)由低級向高級轉(zhuǎn)換的過程，其本質(zhì)是要素在各生產(chǎn)部門的重新配置，具體表現(xiàn)為產(chǎn)業(yè)結構重心由第一產(chǎn)業(yè)逐步向第二產(chǎn)業(yè)、第三產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移。“結構紅利假說”理論認為產(chǎn)業(yè)結構升級能夠有效促進資源要素由生產(chǎn)率低的部門向生產(chǎn)率高的部門流動，由此產(chǎn)生的結構紅利推動了經(jīng)濟可持續(xù)發(fā)展。但也有學者認為產(chǎn)業(yè)結構升級與經(jīng)濟發(fā)展的關系并非簡單的線性關系，原因在于產(chǎn)業(yè)結構升級對經(jīng)濟發(fā)展的影響并不是單方向的，產(chǎn)業(yè)結構變遷會對原產(chǎn)業(yè)部門產(chǎn)生巨大沖擊，破壞原有產(chǎn)業(yè)結構和經(jīng)濟均衡，給生產(chǎn)率提升帶來不確定影響，從而造成經(jīng)濟波動。

新結構經(jīng)濟學理論認為，產(chǎn)業(yè)結構受經(jīng)濟體要素稟賦的影響，要素的充裕性和適當性決定了產(chǎn)業(yè)結構升級的潛力。因此，要發(fā)揮產(chǎn)業(yè)結構升級對經(jīng)濟發(fā)展的積極作用，與經(jīng)濟體產(chǎn)業(yè)結構水平相適應的要素稟賦必不可少。農(nóng)業(yè)技術進步是影響農(nóng)村產(chǎn)業(yè)結構升級的重要因素，農(nóng)業(yè)技術進步不僅能夠直接促進機械制造等第二產(chǎn)業(yè)的發(fā)展壯大，還能解放農(nóng)村剩余勞動力，為第二產(chǎn)業(yè)、第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展提供人力資本支撐。由此可見，產(chǎn)業(yè)結構升級的經(jīng)濟增長效應可能受到農(nóng)業(yè)技術進步的影響，經(jīng)濟體農(nóng)業(yè)技術水平不同，產(chǎn)業(yè)結構升級對經(jīng)濟發(fā)展的影響效應可能有所不同。

基于以上分析，本文提出如下假說：

假說1：產(chǎn)業(yè)結構升級對縣域經(jīng)濟發(fā)展的影響是非線性的。

假說2：產(chǎn)業(yè)結構升級對縣域經(jīng)濟發(fā)展的影響效果受農(nóng)業(yè)技術進步的制約。

三、模型、變量、數(shù)據(jù)

(一)模型設定

前文研究表明，產(chǎn)業(yè)結構升級的經(jīng)濟增長效應可能受到農(nóng)業(yè)技術進步的影響。為全面刻畫產(chǎn)業(yè)結構升級、農(nóng)業(yè)技術進步與縣域經(jīng)濟發(fā)展之間的邏輯關系，借鑒Hansen(1999)做法，建立非線性面板門檻模型進行實證分析，Hansen面板門檻模型的具體形式為：

其中,y為模型被解釋變量，x為解釋變量，q為門檻變量，γ為門檻值，因此，本文最終設定的模型形式為：

其中，pgdp為縣域經(jīng)濟發(fā)展水平，isu為產(chǎn)業(yè)結構水平，pamp為農(nóng)業(yè)技術水平，ive為農(nóng)村固定資產(chǎn)投資，hcl為農(nóng)村人力資本，fds為農(nóng)村金融發(fā)展水平，gfs政府財政支持。

(二)變量選擇

1.被解釋變量(pgdp)

本文的被解釋變量是縣域經(jīng)濟發(fā)展。GDP是衡量經(jīng)濟發(fā)展水平的核心指標，選取人均GDP表示縣域經(jīng)濟發(fā)展水平。

2.核心解釋變量(isu)

根據(jù)本文的研究目的，選取產(chǎn)業(yè)結構升級作為門檻依賴變量。本文借鑒徐敏、姜勇(2015)的做法，選取產(chǎn)業(yè)結構指數(shù)作為衡量農(nóng)村產(chǎn)業(yè)結構升級的指標，計算方法如下：

3.門檻變量(pamp)

本文的門檻變量為農(nóng)業(yè)技術進步。通過文獻梳理發(fā)現(xiàn)，學者們通常選取全要素生產(chǎn)率或農(nóng)業(yè)機械總動力表示農(nóng)業(yè)技術進步，鑒于數(shù)據(jù)可得性，本文選取人均機械總動力表示農(nóng)業(yè)技術進步。

4.控制變量

為控制遺漏變量對模型的影響，依據(jù)前人研究成果及數(shù)據(jù)可得性，本文選取農(nóng)村固定資產(chǎn)投資(ive)、農(nóng)村人力資本 (hcl)、農(nóng)村金融發(fā)展 (fds)、政府財政支持(gfs)作為控制變量。其中，我們用人均固定資產(chǎn)投資完成額表示農(nóng)村固定資產(chǎn)投資水平，用縣域內(nèi)中等職業(yè)教育學校在校學生數(shù)表示農(nóng)村人力資本水平，用居民儲蓄存款余額和年末各項金融機構貸款余額之和占GDP的比重表示農(nóng)村金融發(fā)展水平，用人均公共財政支出表示政府財政支持。

(三)數(shù)據(jù)來源

本文使用的數(shù)據(jù)均來源于《中國縣域統(tǒng)計年鑒》，鑒于數(shù)據(jù)的可得性，剔除了部分數(shù)據(jù)缺失的年份和縣域，最終得到2013-2016年河北省135個縣域的面板數(shù)據(jù)。在數(shù)據(jù)處理過程中,為了控制異常值對結果的影響,本文將小于1.5%分位數(shù)和大于98.5%分位數(shù)的數(shù)值進行了縮尾處理。數(shù)據(jù)的描述性統(tǒng)計如表1所示。

表1 變量描述性統(tǒng)計

四、實證分析

(一)門檻效應檢驗

前文的研究表明，農(nóng)村產(chǎn)業(yè)結構升級對縣域經(jīng)濟發(fā)展的影響受到農(nóng)業(yè)技術進步的制約。因此，本文選取農(nóng)業(yè)技術進步為門檻變量，考察農(nóng)村產(chǎn)業(yè)結構升級對縣域經(jīng)濟發(fā)展的非線性影響。由表2可知，單一門檻的F統(tǒng)計量為32.26，P值為0.0067，在1%的顯著性水平拒絕原假設，表明存在一個門檻值。隨后進行雙重門檻效應和三重門檻效應檢驗，回歸結果顯示，雙重門檻效應通過1%水平顯著性檢驗，三重門檻效應未通過顯著性檢驗。因此，可以確定模型中存在兩個門檻值。

表2 門檻效應檢驗結果

(二)門檻估值及區(qū)域劃分

門檻效應檢驗結果表明應建立雙重門檻效應模型，下一步要估計雙重門檻模型中的兩個門檻值。表3為門檻值估計結果，兩個門檻值分別為1.2281和2.0000，這兩個門檻值將農(nóng)業(yè)技術進步劃分為三個樣本區(qū)間。同時，由表3可知，第一個門檻95%置信區(qū)間[1.2164，1.2323]，第二個門檻95%置信區(qū)間[1.9867，2.0182]兩個門檻分別對應的置信區(qū)間范圍較窄，表明門檻值的識別效果顯著。

表3 門檻估計值

(三)門檻回歸結果分析

由表3可知，兩個門檻值將農(nóng)業(yè)技術進步劃分為三個樣本區(qū)間，在不同的農(nóng)業(yè)技術進步區(qū)間內(nèi)，產(chǎn)業(yè)結構升級對縣域經(jīng)濟發(fā)展的影響效應存在顯著差別。

總體而言，無論農(nóng)業(yè)技術進步處于哪一個樣本區(qū)間，產(chǎn)業(yè)結構升級對縣域經(jīng)濟發(fā)展均產(chǎn)生顯著正效應，只是在不同的樣本區(qū)間，產(chǎn)業(yè)結構升級對縣域經(jīng)濟發(fā)展影響的系數(shù)有所不同。對于第一個樣本區(qū)間，即農(nóng)業(yè)技術進步低于第一個門檻值(pamp＜1.2281)時，產(chǎn)業(yè)結構升級對縣域經(jīng)濟發(fā)展的影響系數(shù)為12841.1；當農(nóng)業(yè)技術進步處于第二個樣本區(qū)間(1.2281＜pamp＜2.0000)時，產(chǎn)業(yè)結構升級對縣域經(jīng)濟發(fā)展的影響系數(shù)為12097.7，較第一個區(qū)間的影響系數(shù)有所下降；當農(nóng)業(yè)技術進步處于第三個樣本區(qū)間(pamp＞2.0000)時，產(chǎn)業(yè)結構升級對縣域經(jīng)濟發(fā)展的影響系數(shù)為11211.5，影響系數(shù)進一步下降。

門檻回歸結果表明，產(chǎn)業(yè)結構升級對縣域經(jīng)濟發(fā)展產(chǎn)生顯著正影響，其影響效應受到農(nóng)業(yè)技術水平的影響，農(nóng)業(yè)技術水平越高，產(chǎn)業(yè)結構升級對縣域經(jīng)濟發(fā)展的影響效應越低。其原因可能是：1.起初，在農(nóng)業(yè)技術進步的推動下，產(chǎn)業(yè)結構重心由第一產(chǎn)業(yè)部門向第二產(chǎn)業(yè)部門轉(zhuǎn)移，兩部門生產(chǎn)率差別大，對縣域經(jīng)濟發(fā)展的影響效應較大，隨著農(nóng)業(yè)技術水平的提高和產(chǎn)業(yè)結構調(diào)整的不斷深化，產(chǎn)業(yè)結構重心開始由第二產(chǎn)業(yè)部門向第三產(chǎn)部門轉(zhuǎn)移，二、三產(chǎn)業(yè)部門勞動生產(chǎn)率差別不大，對縣域經(jīng)濟發(fā)展的影響效應下降。2.根據(jù)邊際報酬遞減規(guī)律，隨著農(nóng)業(yè)技術水平的提高，農(nóng)業(yè)技術進步對產(chǎn)業(yè)結構升級的邊際效應將逐步遞減，其所引致的經(jīng)濟增長效應也將逐步下降。

(四)穩(wěn)健性檢驗

為了檢驗模型穩(wěn)定性，本文采用了固定效應模型對產(chǎn)業(yè)結構升級對縣域經(jīng)濟發(fā)展的影響效應進行估計，結果如表4所示。回歸結果表明，各解釋變量的系數(shù)和顯著性水平均未發(fā)生明顯變化，驗證了面板門檻模型估計結果的穩(wěn)健性。同時，面板門檻效應模型的R2高于固定效應模型，擬合優(yōu)度更好，表明面板門檻效應模型能夠更好地解釋產(chǎn)業(yè)結構升級與縣域經(jīng)濟發(fā)展之間的關系。

表4 模型估計結果

五、結論與啟示

本文利用河北省2013-2016年135個縣域面板數(shù)據(jù)，構建以農(nóng)業(yè)技術進步為門檻變量的雙重門檻效應模型，考察產(chǎn)業(yè)結構升級對縣域經(jīng)濟發(fā)展的非線性影響。研究結果表明，第一，產(chǎn)業(yè)結構升級對縣域經(jīng)濟發(fā)展產(chǎn)生顯著正影響；第二，產(chǎn)業(yè)結構升級對縣域經(jīng)濟發(fā)展的影響存在著以農(nóng)業(yè)技術進步為雙重門檻的非線性顯著特征；第三，當農(nóng)業(yè)技術進步低于第一個門檻值時，產(chǎn)業(yè)結構升級對縣域經(jīng)濟發(fā)展的影響效應最大，隨著農(nóng)業(yè)技術進步水平逐漸提升，產(chǎn)業(yè)結構升級對縣域經(jīng)濟發(fā)展的影響效應逐漸下降。

基于研究結論，本文得到兩點啟示：一是產(chǎn)業(yè)結構升級仍然是推動縣域經(jīng)濟發(fā)展的重要動力，各地區(qū)應積極推進供給側(cè)結構性改革，加快農(nóng)村產(chǎn)業(yè)升級改造，延伸產(chǎn)業(yè)鏈條，培育戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)，做大做強特色產(chǎn)業(yè)，構建科學合理的農(nóng)村現(xiàn)代化產(chǎn)業(yè)體系。二是產(chǎn)業(yè)結構升級的經(jīng)濟增長效應受到農(nóng)業(yè)技術進步的影響，各地區(qū)應因地制宜調(diào)整地區(qū)產(chǎn)業(yè)結構，充分結合本地要素稟賦結構，積極探索符合地區(qū)實際的產(chǎn)業(yè)政策，以使產(chǎn)業(yè)結構升級能夠發(fā)揮更大的經(jīng)濟增長效應。