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内容提要 文章试图从农业发展的视角对未来中国经济增长进行讨论，通过对不同收入阶段国家农业结构比重和经济增长率变化趋势进行比较发现，继续推动农业结构转型有助于经济体跨越中等收入阶段。有鉴于此，通过构建理论模型，并利用中国31个省市和253个地级市的面板数据进行实证分析，结果表明自中国进入中等收入阶段以来，农业部门劳动节约型技术进步有助于降低农业结构比重，而农业结构比重的下降促进了经济增长，这种影响效果随着中国人均收入水平的提升以及农业结构比重的降低变得更为明显。因此，在当前中国经济增长放缓的背景下，提升农业部门劳动节约型技术进步仍可为延续“中国奇迹”做出贡献，对中国实现跨越中等收入阶段有着十分重要的意义。

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关键词 中等收入阶段 劳动节约型技术进步 中国经济增长 面板分位数回归 本文来自织梦

一、问题的提出 织梦好，好织梦

回顾中国自改革开放以来的经济发展历程，世界罕见的长期高速增长使得中国2010年的人均收入水平跃升到4514.94美元，进入了中高收入水平发展阶段。然而，和大多数中等收入国家所面临的境况一样，中国人均GDP增长率由2010年的10.1％快速地跌落至2015年的6.36％。鉴于此，许多学者从不同的角度提供了各种各样的经济解释。例如，一些学者认为经济增长驱动力在不同经济发展水平阶段存在差异，并指出经济和体制改革以及原创性技术进步是中国未来经济增长的主要动力（蔡昉，2013；张德荣，2013；靳涛和陶新宇，2015）；也有一些学者认为人口红利对过去中国经济增长做出了巨大的贡献，随着人口红利的消失，未来经济增长更加需要依靠技术进步、制度变迁以及全要素生产率的提升等因素（蔡昉，2010；车义士和郭琳，2011；陆旸和蔡昉，2014，2016）。此外，还有一些学者认为中国经济即将或者正在处于结构性减速通道，效率问题是未来中国经济增长模式转型的重中之重（中国经济增长前沿课题组，2012；袁富华，2012；Eichengreen，2013；陆明涛等，2016）。综合当前对中国经济增长的研究可发现，鲜有研究从农业发展的视角对中国未来的经济增长做出解释。蔡昉等（2016）在对农业发展阶段的研究中曾指出，经济发展阶段的划分与农业发展阶段的划分可以完全对应。此外，他还认为当前中国农业发展阶段正处于解决生产方式问题的阶段，推动农业劳动节约型技术进步和扩大农业经营规模对中国未来的农业发展和经济发展有着十分重要的意义。

发展经济学家早在20世纪50年代左右就指出农业生产率的提高是推动经济结构转变的重要条件（Rosenstein-Rodan，1943；Nurkse 1953；Lewis，1954；Rostow，1960），而这种观点随后被学者们通过构建相应的理论模型，分别从农业需求（Murphy et al.，1989；Kongsamut et al.，2001；Gollin et al.，2002）和农业供给（Baumol，1967；Ngai和Pissarides，2007）的角度所证实。实证方面，Nunn和Qian（2011）通过研究引进美洲土豆种植区域的人口转型和城市化情况，以及Paula Bustos et al.（2016）通过研究巴西引入美国转基因大豆对经济结构转型的影响，均证实农业部门的劳动节约型技术进步有利于推动经济结构由农业部门转向非农业部门。随着刘易斯转折点的到来，农业劳动力的进一步释放将对推动中国未来的经济增长有着十分重要的意义（汪进等，2011）。伍山林（2016）在测算农业劳动力流动对中国经济增长贡献的研究中发现，尽管该贡献呈现出递减效应，但是采用相应的制度创新之后，农业劳动力的流动仍可为延续“中国奇迹”做出贡献。

虽然Cao和Birchenall（2013）指出农业全要素生产率的提高是改革开放以后中国结构转型和经济快速增长的关键因素，但其并没有对不同收入阶段的农业发展对中国经济增长的重要性进行进一步的讨论。基于现有相关研究基础，通过比较不同收入阶段国家农业结构比重和经济增长率的变化趋势，本文试图尝试从农业发展的视角来对未来中国经济增长进行讨论。继续推进农业部门劳动节约型技术进步将有助于进一步推动经济结构由农业向非农业转型，从而有利于农业部门劳动力的进一步释放，这对缓解由人口结构所造成的劳动力紧张局面以及帮助中国跨越中等收入阶段具有十分重要的意义。

二、跨国农业结构和经济增长率的比较分析

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表1绘制了不同收入阶段的典型样本国家的农业结构和经济增长率的相关信息。Herrendorf et al.（2013）在对跨国结构转型分析时曾指出，一国的经济结构可用行业或部门的产出结构、消费结构或者就业结构来度量，虽然这三种度量指标有少许的差异，但在度量结构转型的“库兹涅茨事实”方面几乎保持一致。考虑到各指标数据收集时间的问题，这里选取农业产出增加值占GDP的比重来度量农业结构的变化。农业结构比重越低的国家，就业于农业部门的劳动力就越少；反之也可以理解为，农业结构比重越高的国家，可释放的农业劳动力就越多。论文主要选取了美国等6个传统发达国家，日本、韩国2个新兴发达国家以及中国等6个中等收入国家进行对比分析。

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表1中所列举的传统发达国家在20世纪60年代左右进入高收入水平阶段，因此为了了解成熟发达国家农业结构的变化趋势，论文给出了这些发达国家1990～2015年间平均经济增长率和农业结构的相关信息。观察表1中A部分的相关数值可知，经历了30年左右的高收入阶段发展，这些发达国家的年均增长率几乎维持在1.5％左右，而农业结构也基本处于2％左右或者更低的水平。为了进一步考察不同收入水平阶段的农业结构和经济增长率的变化趋势，表1的B部分给出了日本、韩国这2个成功跨越中等收入阶段国家进入高收入阶段时点前后10年的年均增长率和农业结构变化情况的相关信息。根据世界银行发布的《2015年世界发展指标》对不同国家不同收入阶段的划分，日本[1]、韩国分别于1977年和1995年进入高收入水平阶段。两个国家从中高收入阶段到高收入阶段的过程中都表现出了相同的特征：随着人均收入水平的进一步提升，年均经济增长率和农业结构均呈现出下降的趋势。在经历一段时期的高收入阶段发展之后，日本和韩国的农业结构和经济增长率水平最终和上述的成熟经济体趋同，其2015年的农业结构占比分别为1.17％和2.13％，经济增长率分别为0.61％和2.22％。韩国是成功跨越中等收入阶段的典型国家，且仅用了9年的时间，其农业结构比重由1986年的11.05％快速地下降到1995年的5.82％，几乎下降了1/2。持续的农业结构比重下降使得韩国在中等收入阶段仍能保证充足的劳动力，避免在此期间出现劳动力短缺、成本上升的问题。Tiffin和Irz（2006）对85个国家的农业发展和经济增长之间的关系进行了格兰杰因果检验，发现农业发展是经济增长的重要引擎。Yang和Zhu（2013）构建两部门模型分析了农业现代化转型发展对经济增长的影响，Briones和Felip（2013）对亚洲发展中国家农业发展和经济增长进行回顾，他们均指出，通过加快农业部门的发展进而促进农业结构转型对推动经济进一步增长有着重要的作用。由此可知，在进入中等收入阶段之后，特别是进入中高收入阶段之后，快速降低农业结构将有助于跨越中等收入阶段。 本文来自织梦

为了更好说明促进农业结构比重的下降对未来中国经济发展的重要性，论文对比分析了中国和其他5个典型中等收入国家的人均收入增长率和农业结构比重的变化情况。表1的C部分给出了这6个国家自进入中高收入阶段以来的相关信息，每个国家的研究起始年份均为进入中高收入水平的年份。对各国家相关数据进行对比分析可发现，6个中高收入水平国家的农业结构比重均在8％左右，远高于上述发达国家的农业结构比重水平。其中，阿根廷和巴西的农业结构比重在1990～2015年的26年间分别只下降了2.12和2.89个百分点，下降速度和转型期间的韩国相比较为缓慢。马来西亚的农业结构比重从1992年的14.45％下降到2015年的8.43％，其下降幅度虽然较大，但农业比重依然保持较高的水平。和发达国家相比可知，较高的农业结构比重和较为缓慢的经济增长速度是这些中高收入水平国家长期停留在中高收入水平阶段的重要影响因素之一。

中国的人均收入水平在2010年达到中高收入水平，截至2015年，中国的农业结构比重从2010年的9.62％下降到2015年的8.99％，5年间仅下降了0.63个百分点，且经济增长速度也随着人均收入水平的增长而逐渐放缓。从日本等新兴发达国家经济发展水平由中高收入到高收入的发展过程可知，中国当前经济增长率在此过程中出现下降属于正常的阶段性现象，但从阿根廷等长时期处在中高收入阶段国家的农业结构比重可知，能否在此阶段快速地降低农业结构比重，进一步释放更多的农业劳动力，是实现中国经济由中高收入阶段到高收入阶段转变的关键影响因素之一。结合已有研究和表1中跨国数据的事实可知，通过积极有效的措施来促进农业结构比重的下降，对中国未来经济保持持续增长，从而实现跨越中等收入阶段有着重要的意义。 内容来自dedecms

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三、理论模型 织梦好，好织梦

1.模型构建 dedecms.com

基于上述研究基础，论文通过构建模型来证明农业劳动节约型技术进步与农业结构以及经济增长之间的关系。假设经济体中拥有三个生产部门，分别为农业生产部门、非农业生产部门以及最终产品生产部门，各部门的生产函数形式如式（1）～（3）表示。非农业部门的生产仅需要劳动且生产率为Am，Lm表示非农业生产部门的就业人数。农业部门的生产需要劳动和土地，生产函数采用CES形式，参数σ表示农业部门生产过程中劳动和土地之间的替代关系，数值越大则表示劳动和土地之间的替代弹性越大，且σ∈（0，1），γ∈（0，1）。Aa表示劳动节约型生产技术，Ta为生产农产品所需的土地。为了简单起见，这里的总量生产函数采用简单的加总形式，表示为农产品Qa和非农产品Qm的数量加总。假定经济体拥有L单位的居民，且内生赋予1单位劳动力，劳动者可自由选择在不同的生产部门中提供劳动并获得工资收入，市场满足完全竞争的性质。

分别对式（1）和（2）中的Lm和La求导可得到就业于不同生产部门中的劳动边际产出，其表达式如（4）和（5）所示，进一步对（5）式变形可得到（6）式。从（6）式可知，劳动扩张型Aa的增加对农业生产部门的劳动边际产出MPLa带来了两方面的影响：第一，增加了劳动的边际产出，由式（6）括号外面的Aa所体现；第二，Aa的提高减少了劳均有效土地面积（Ta/AaLa），从而降低了劳动边际产出。因此，农业部门的劳动技术进步对劳动边际产出的影响取决于这两种效应的综合影响结果。

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为了考察Aa对MPLa的影响，我们计算了（OMPLa/?Aa）的值，其结果如式（7）所示，式中?的值由（8）式表示。由式（7）可知，如果要使得（?MPLa/?Aa）＜0，则要保证（7）式中括号部分的结果大于零，即参数σ应当满足σ＜TaMPTa/Qa这一条件，也就是说土地和劳动之间的替代弹性σ小于产出的土地份额（TaMPTa/Qa），劳动和土地在农业生产过程中表现出很强的互补性，具体可见式（9）。同理也可知，当σ＞TaMPTa/Qa，即劳动和土地表现出很强的替代性时，则有（?MPLa/?Aa）＞0。根据Acemoglu（2010）的描述，如果技术进步降低了劳动边际产出，则该技术称为强劳动节约（strongly labor-saving）技术进步；而如果技术进步增加了劳动边际产出，则被称之为强劳动互补（strongly labor complementary）技术进步。因此，当农业部门技术表现为劳动节约型技术进步时，农业部门的劳动边际产出随着Aa的增加而降低；反之，在表现为强劳动互补技术进步时，劳动边际产出随着Aa的增加而上升。 织梦好，好织梦

由于市场满足完全竞争的性质，因此劳动力可在农业部门和非农业部门之间自由流动，并且有各部门劳动者的工资等于其劳动边际产出的价值。假设两部门产品之间的均衡相对价格为pa/pm，由此可知，在均衡时两部门的工资水平相等，劳动者选择在任何部门就业无差异，表达式如（10）式所示。结合式（5）和（10）可求出均衡时农业生产部门中的劳动数量，如式（11）所示。由于，由此可求得均衡时非农业生产部门的劳动数量，将均衡时的和代入（1）式和（2）式可得到农业部门和非农业部门的生产函数，由此可推出总量生产函数，如式（13）所示。其中式（11）中Γ*的值如式（12）所示，其表示的含义为均衡时的劳动产出份额，即Γ+=LaMPLa/Qa[2]。

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2.劳动节约型技术进步、农业结构和经济增长

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从上述的模型推导中已经得到了均衡时型技术进步Aa的变化对经济结构以及经济结构转型对经济增长的影响。根据Herrendorf et al.（2013）的研究可知，我们同样可以用就业结构来度量经济结构的变化，因此农业结构可以表示为：式（14）、（15）和（16）分别给出均衡时技术变化对农业部门和非农业部门就业的影响，以及农业结构变化对人均收入水平的影响关系。从式（14）和（15）的表达式结构可以看出，决定其符号方向的关键在于替代弹性σ和1-Γ*（即产出的土地份额）之间的大小关系。因此当农业生产部门的劳动和土地之间表现出很强的互补关系时，即满足σ＜1-Γ*时，农业生产部门的强劳动节约型技术Aa的进步将会减少农业生产部门的就业，增加非农业生产部门中的就业。从式（16）可知，农业结构和人均收入之间呈现负相关的关系，其中q*=Q*/L。由此可知，农业部门劳动节约型技术进步有利于推动农业结构水平下降，并且农业结构水平的下降也会促进经济增长，因此，促进农业生产部门的劳动节约型技术进步将有助于中国跨越中等收入阶段。 织梦好，好织梦

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四、实证分析

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1.计量模型设定 织梦好，好织梦

从上述理论模型的结果可以确定农业部门劳动节约型技术进步对农业结构以及农业结构对经济增长的基本变化趋势，但是难以揭示其影响程度以及其他相关因素的干扰。为了考察农业技术进步对农业结构和经济增长的影响，结合模型的分析以及相关的研究，本文设定以下计量分析模型，式（17）反映的是农业技术进步对农业结构比重变化的影响，而式（18）反映的是农业结构对经济增长的影响。 本文来自织梦

agrit=β0+β1tech1it+β2landit+β3ruralit+β4eduit+β5govit+β6laborit+μit（17）

per_gdpit=β0+β1agrit+β2urbanit+β3eduit+β4laborit+β5invit+β6openit+β7roadit+μit（18） dedecms.com

其中下标i表示全国31个省、自治区和直辖市（下面统称为省），论文中并不考虑港澳台地区。t表示1999～2014年的时间维度，研究的时间从1999年开始，其原因在于论文主要是分析中国进入中等收入阶段之后的经济增长问题[3]。本文的省级原始数据来自中国统计局国家数据、历年各省的统计年鉴和《新中国六十五年统计资料汇编》。为了更进一步考察农业技术进步与结构转型以及结构转型与经济增长之间的关系，本文还利用了城市层面的数据对模型（17）和（18）进行了重新估计。城市层面的数据来自于历年各省的统计年鉴、《中国城市统计年鉴》、《中国区域经济统计年鉴》以及部分城市的城市年鉴、年度统计公报，个别缺失数据采用上下年均值近似替代。

模型（17）的被解释变量agr表示农业结构，为了和上述模型的推导结果保持一致，用第一产业从业人员占全社会从业人员的比重来表示农业结构的变化。核心的解释变量为tech1，用农业部门的劳均机械总动力表示，用来衡量节约型农业生产技术水平的变化。其备选变量tech2是农业部门的劳均化肥施用量，这同样是劳动节约型技术进步的度量指标之一，将会在稳健性检验中考虑。控制变量方面，land表示人均耕地面积，耕地面积的增加有助于提高有效劳动的耕地面积，从而提高农业部门的劳动边际产出，因此预期效果为正。rural等于乡村人口占总人口的比重，乡村人口的增加将会增加农业部门的就业人数，对农业结构的影响效果预期为正。edu代表人力资本，等于各省普通高等学校和普通中学在校生人数占总人口的比例，gov等于农业财政支出占财政总支出的比例，labor为全社会从业人员。人力资本的提升、政府部门对农业部门的投资增加均会提高农业部门劳动生产率，从而有利于促进农业部门的劳动力转移，因此预期效果为负。

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模型（18）中的被解释变量为per_gdp，用以1999年不变价格调整的人均收入水平来表示。核心解释变量为agr，此外本文同样还考虑了使用第一产业增加值占GDP比重表示农业结构的备选变量agr1，这也将会在稳健性检验中考虑。控制变量方面，urban表示城镇化水平，等于各省的城镇人口占总人口的比例，大量的研究早已表明城市化率的提升有助于促进经济增长，因此预期的效果为正。inv表示各省的固定资产投资额。open表示对外开放水平，等于外商投资企业和港、澳、台投资企业的工业总产值占全部工业总产值的比重。road用来衡量基础设施水平，用人均公路里程来表示。这些控制变量对经济增长均具有积极的促进作用，预期效果为正。 本文来自织梦

2.计量回归和结果分析 内容来自dedecms

为了避免回归结果依赖于某种特定的计量结果，本文采用了不同的计量方法对模型（17）和（18）进行了回归，并在此基础上进行了相应的检验。参考唐飞鹏（2016）的面板计量处理方法，首先是混合性检验（Poolability test），其结果均拒绝原假设（P值均为0.0000）；其次是豪斯曼检验（Hausman test），其结果拒绝使用随机效应模型；最后对面板数据模型进行序列相关性检验，组间异方差检验（Wald test）、组内自相关检验（Wooldridge’s test）和组间同期相关检验（Pesaran CD test）的结果均强烈拒绝原假设，这表明使用一般的固定效应模型进行估计，其估计结果将会存在偏误。采用Woolridge’s first-differencebased test对面板数据进行检验，其结果均拒绝原假设，这表明使用自相关稳健协方差估计量更为有效。考虑到异方差以及序列相关性等问题对估计结果的影响，下面给出了通过综合考虑异方差和序列相关因素的固定效应模型（以下简称为FE模型）及可行广义最小二乘估计面板数据模型（以下简称为FGLS模型）的回归结果，在后续的分析中，主要是以FGLS面板估计结果为主。

模型（17）计量回归结果的相关信息由表2给出。观察表2中（1）和（2）的回归结果发现，除了各变量的回归系数存在微小的差异之外，FE和FGLS方法的估计系数在符号上是一致的。核心解释变量tech1（-0.1435***）的系数表明实证的结果和模型推测结果保持一致。自中国进入中等收入阶段以来，劳均机械总动力的增加推动劳动力从农业部门转移到非农业部门，在保持其他变量不变的情况下，劳均机械每增加1％，农业部门的劳动就业占比就下降0.1435％。对比中国和其他发达国家每100平方公里耕地的农业机械数量可知，当前中国农业生产技术和发达国家依旧存在较大的差距，因此促进农业部门劳动节约型生产技术水平的提升将有助于进一步推动中国农业结构的转型。模型中的其他变量对被解释变量的影响也都符合预期的结果。land和rural的系数在1％的水平上均显着为正，在保持其他变量不变的前提下，耕地面积和农村人口每增加1％，分别会提高0.0451％和0.3867％的农业结构水平。由此可知，促进城市化的发展，降低农村人口比例将使得大量的农村人口和农业劳动力转移到城市和非农业生产部门，从而促进结构转型。deu和gov的系数均为负，这表明人力资本的提升以及财政对农业部门的投入将有利于加快农业结构的转型。 copyright dedecms

为了更进一步证实这一关系的合理性，通过变化核心解释变量和回归样本，对模型（17）进行了重新的估计。表2中的第（3）和第（4）列给出的是用劳均化肥施用量代替劳均机械总动力的回归结果，劳均化肥施用量和劳均机械总动力一样，同属于衡量现在农业化的指标之一，都具有劳动节约型技术的特征。从表2的第（4）列FGLS面板回归的系数可以看出，其估计系数（-0.1262***）在1％的水平下显着不为零，劳均化肥施用量的增加同样减少了农业部门的劳动就业占比，而其他变量的回归结果也基本不变，此处不再赘述。此外，论文还将样本分为东部、中部和西部三个子样本，重新估计了模型（17）。我们对每个样本同样给出了通过综合考虑异方差和序列相关因素的固定效应模型及FGLS面板数据模型的回归结果，详见表2中的（5）～（10）列。三个地区的劳均机械总动力系数显着为负，且其他变量的回归结果和（1）、（2）列相比也基本未变。结合理论模型的推导和表2中的计量分析结果可知，提高农业部门的劳动节约型技术进步，仍能进一步降低农业结构，从而释放更多的农业劳动力。

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模型（18）计量回归结果的相关信息由表3给出。观察表3中第（1）和第（2）列的结果可发现，FE和FGLS的回归结果除了各变量的系数存在微小的差异之外，各变量对经济增长的影响是一致的。农业结构（agr）和人均收入水平之间呈现出负向关系，并且在1％的水平上显着不为零，这和模型的预测结果一致（?q*/?ga＜0），农业结构比重的下降有助于人均收入水平的提高。在保持其他变量不变的情况下，农业结构每下降1％，人均GDP就提高0.334个百分点。模型中的其他变量对被解释变量的影响符合现实的情况，在控制其他变量不变的情况下，城镇化率水平每提高1％，会引起人均收入水平提高0.2770％。人力资本、全社会劳动从业人数以及全社会固定投资水平对人均收入水平的影响系数也都在1％的水平上显着为正，这和现有的相关研究结论保持一致，教育、劳动力以及投资的增加有助于促进人均GDP的提升。对外开放程度对人均收入的影响不显着，其原因可能在于近十几年以来，随着中国工业发展的崛起，物质资本不再短缺，外资企业对工业的投资对经济增长的作用也在逐渐变弱。人均基础设施的系数显着为正，这表明近些年以来中国大规模的基础设施建设对人均收入水平的提升也起到了一定的作用。

同理，论文同样对模型（18）进行了变换核心解释变量和分地区样本的重新估计，其结果可见表3中的（3）～（10）列。（3）和（4）列中agr1的系数均在1％的水平上显着为负，且其他变量和（1）、（2）列相比，差异较小。这不仅验证了Herrendorf et al.（2013）的研究结论，同时也表明了农业结构的下降将会促进人均收入水平的提升。在分样本的回归结果（（5）～（10）列）中，除了中部地区的农业结构系数回归结果不显着之外，其他两个地区的农业结构系数均为负，且均在10％或者更高的水平上显着不为零，其相对应的结果不再赘述。根据上述的理论模型和表3中的计量分析结果可知，农业结构比重的下降使得更多的农业劳动力从农业部门转向非农业部门，更多的劳动供给不仅会减缓劳动力短缺的紧张局面，同时也会抑制劳动力成本的快速上升，进而促进人均收入水平的提高。 本文来自织梦

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当前中国农业结构还处在9％左右的水平，和发达国家的农业结构水平相比还存在一定的差距。因此，提高农业生产部门的节约型生产技术，将会进一步释放大量的农业劳动力，这对提高人均收入水平以及跨越中等收入陷阱均有着积极的作用。

五、进一步讨论

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为了进一步考察农业结构下降对不同人均收入阶段的影响，论文将分析的样本扩大到城市层面，并且采用分位数面板回归方法对其关系进行进一步的讨论。根据对全国所有城市（不考虑直辖市）数据的收集情况，论文最终将253个城市2005～2014年期间的2530个有效样本作为城市样本研究对象。考虑到这里的重点是农业节约型技术进步对农业结构以及农业结构对经济增长的影响，因此在表4中只报告了模型（17）中的劳均机械总动力和模型（18）中的农业部门劳动占比这两个核心解释变量的回归结果。分位数回归对误差项分布没有做出具体的假定，对异常值的敏感程度远小于均值的回归，其结果相比于OLS回归结果更加稳健（刑春冰，2016）。因此论文采用了Koenker（2004）的面板固定效应分位数方法对城市样本数据进行了回归分析。和省级面板数据分析一样，利用城市数据集对模型（17）和（18）进行了面板分位数计量回归分析，选取了5个具有代表性的分位点：10％、25％、50％、75％和90％，相关的分析结果见表4中的（3）～（7）列。作为相应的参考，表4仍给出了通过综合考虑异方差和序列相关因素的固定效应模型和FGLS面板数据模型的全样本和分样本回归结果，其具体的结果见表4中的（1）和（2）列。观察表4的（1）和（2）列的结果可以发现，无论是全样本还是分地区样本所对应模型的核心解释变量的回归系数均为负值且均在1％水平上显着不为零。这表明了在控制其他条件不变的情况下，各城市劳均机械总动力的增加促进了劳动力从农业部门转向非农业部门，而且各城市农业部门劳动力的进一步释放也有助于提高人均收入水平的提高，这和前面的分析结论也保持一致。

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观察表4中劳均机械总动力对农业结构变化的分位数回归结果可知，全国样本和分地区样本的每一个分位点的回归系数都显着为负，其结果和前面的分析结论保持一致，再次强有力地说明了农业部门的劳动节约型技术进步是推动农业结构向非农业结构转型的重要影响因素。观察表4中全国城市劳均机械总动力对农业结构（第1行）在不同分位水平上回归系数的变化趋势不难发现，随着农业部门就业占比的增加，劳均机械总动力系数的绝对值呈现出了逐渐下降的趋势，且劳均机械总动力每提高1％，农业部门就业占比的下降范围为0.2329％～0.2707％。就不同条件分位数水平而言，在控制其他条件不变的情况下，农业部门的劳动节约型技术进步对农业就业占比越低的城市的影响作用越大，这与东部和中部地区的结果相一致。也就是说，农业结构水平越低的城市，其节约型劳动生产技术的提升对降低农业结构水平更有效。其原因可能在于：在农业结构处于较高水平时，工业化、城市化的快速推进以及来自工业部门或者是整个社会生产技术水平提升的溢出效应使得农业结构呈现出快速下降的趋势，但与此同时也掩盖了农业部门自身发展的问题，即农业发展阶段和经济发展阶段不匹配的问题（蔡昉等，2016）。而随着农业结构进一步的下降，劳动节约型技术进步对优化农业内部结构的作用开始凸显，因此劳动节约型技术进步对农业结构水平低的地区影响更大。 织梦好，好织梦

观察表4中农业结构变化对人均收入水平影响的分位数回归结果可知，除了分地区的回归结果在个别分位数上不显着之外，其他的结果均在10％或更高的水平上显着为负，这同样强有力地支持了农业结构比重下降有利于人均收入水平提升的结论。从表4第5行中全国样本农业结构变化系数趋势可知，农业结构每下降1％，人均收入水平提高的幅度为0.4116％～0.4830％。随着人均收入水平分位数的提高，农业结构进一步的下降对人均收入影响的作用逐渐变大，这种效果在东部和西部回归中保持一致。也就是说，就不同条件分位数水平而言，在控制其他条件不变的情况下，农业结构对人均收入水平的影响作用随着人均收入水平的提高而增大。其原因可能在于：农业结构水平越高，潜在可被释放的农业劳动力也就越多。因此在农业结构水平较高时，可释放的农业劳动力为经济发展提供源源不断的劳动供给，而在收入水平较低时，劳动力对经济增长的贡献在资本相对短缺的情况下被掩盖。随着收入水平的不断上升，农业结构水平进一步下降，可释放的农业劳动力进一步减少，因此在劳动力成本不断上升以及物质资本大量积累的情况下，劳动力对人均收入水平的进一步提升变得越来越重要。因此，农业结构的下降对高收入城市的人均收入影响作用更大。 织梦好，好织梦

综合上述对模型（17）和（18）的城市分位数回归结果的分析可知，农业部门劳动节约型生产技术的进步对农业结构水平低的城市影响作用更大，而农业结构的下降对人均收入水平较高的城市影响作用也更为强烈。通常来说，人均收入水平较高的城市，其农业结构水平也较低。因此，通过提高农业生产部门的劳动节约型技术进步对当前或者未来的中国经济增长有着十分重要的意义，这将有助于中国成功跨越中等收入阶段，进入高收入行列。

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六、结论与政策启示

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在中国进入中高收入阶段以来经济增长率持续下降的背景下，本文试图从农业发展的视角对未来中国经济增长进行研究。在对比分析不同收入水平国家的农业结构比重和经济增长变化趋势的基础上，通过构建理论模型并采用中国31个省市和253个城市的面板数据进行实证分析，本文主要结论如下：第一，当前中国经济增速放缓属于正常的阶段性现象，继续推动农业结构转型有助于中国跨越中等收入阶段，从而避免出现类似阿根廷等国家长期停滞在中等收入阶段的现象。第二，理论和实证结果均表明，自中国进入中等收入阶段以来，通过提高农业部门的劳动节约型技术进步可以降低农业结构比重，而农业结构比重的下降将释放更多的农业劳动力，进而促进经济增长。第三，劳动节约型技术进步对农业结构比重以及农业结构比重对经济增长的影响在不同收入水平城市间存在差异，人均收入水平越高的城市，其影响效果越大。这与蔡昉和王美艳（2016）对中国农业发展阶段的研究结论不谋而合，即当前中国农业发展阶段的主要问题在于解决生产方式。

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自2010年进入中高收入阶段以来，全球经济危机、外资加速撤离等外部因素以及产能过剩、劳动力短缺等内部因素的交叠加剧了中国经济下滑的趋势，但中国仍能通过提升农业节约型技术进步来减缓当前经济下行的趋势。政府在制定提升农业部门的劳动节约型生产技术政策时应结合不同区域的经济发展水平特征做到因地制宜。对于经济发展水平较高、农业比重较低的地区，应当着力推动农业机械化生产方式的发展；而对于经济发展水平较低、农业结构比重相对较高的地区而言，在推进农业机械化发展的同时，还应当注重农业基础设施的投资以及对农户使用新生产技术的培训。此外，随着农业节约型生产技术的进步，推动户籍制度改革、推进家庭农场建设、扩大土地经营规模等措施将有助于加速农业劳动力的释放，从而为中国经济增长提供更多的劳动供给。帮助中国跨越中等收入阶段的因素有很多，提升自主创新能力、提高生产效率以及改进全要素生产率等方式对未来中国保持持续增长动力也都较为关键。但除此之外，正视中国当前经济发展阶段下的农业发展，提升中国农业劳动节约型技术进步，不仅能提高中国农业在国际上的竞争优势，同时也对中国跨越中等收入阶段有着十分重要的意义。

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[1]由于世界银行提供的最新分组信息仅推算到了1987年，因此日本于1977年进入高收入阶段则是根据Briones和Felip（2013）的推算确定。 内容来自dedecms

[2]关于Γ*=LaMPLa/Qa的推导过程。由于MPLa=pmAm/paAa，将其代入式（12）中可得：

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[3]根据世界银行对不同收入阶段的划分可知，中国在1997年进入中等收入阶段，而1998年又倒退回低收入阶段，1999年重新进入中等收入阶段，因此研究的时点从1999年开始。 织梦内容管理系统