農業生產效率提升對產業結構的影響
——基于技術進步偏向的視角

孫學濤 王振華

(1.山東社會科學院 農村發展研究所，山東 濟南 250002； 2.中國海洋大學 經濟學院，山東 青島 266100；3.沈陽農業大學 經濟管理學院，遼寧 沈陽 110866)

一、引言及文獻綜述

產業結構升級是中國經濟持續增長的關鍵路徑(孔憲麗 等，2015；李蘭冰 等，2020)，因此就需要為產業結構升級尋找動力(劉偉 等，2008)。近年來，隨著農業技術的不斷進步，農業全要素生產率不斷提升，農業部門生產率增速快于工業部門(李谷成，2014)。根據古典經濟增長理論，農業部門生產效率的提升會從供給側和需求端兩方面促進國民經濟產業結構的升級：在需求端，農業部門生產效率的提升會促進農民收入的增長，進而增加對非農部門產品的需求；在供給側，農業生產效率提升會節約農業部門的勞動要素，進而促進勞動要素向非農部門流動(Kuznets，1957；史常亮 等，2020)。但上述假說只在封閉經濟條件下成立(Matsuyama，1992)，理論上的謎題是，由李嘉圖模型可知，如果農業部門的生產效率提升更快，則農業部門的相對優勢會吸引其他部門的要素，進而不利于產業結構升級。關于上述不同的理論解釋，相關的經驗分析文獻很少，本文提出的問題是：在中國經濟發展的實踐中，農業生產效率提升能否及如何影響產業結構？

需要進一步解構的是，中國農業生產效率的提升主要依靠技術進步(郭軍華 等，2010)。根據技術進步理論，技術進步是耦合于勞動要素和資本要素投入過程內的，會對兩要素的邊際產出產生非對稱的影響(孔憲麗 等，2015；王林輝 等，2020)，即生產效率的提升是存在異質性的。如果與其他要素相比，技術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進步；如果與其他要素相比，技術進步更能夠提高勞動要素的效率，稱之為勞動偏向型技術進步(Acemoglu et al.，2012)。由此，部分學者開始關注技術進步偏向對要素配置和產業結構的影響。孔憲麗等(2015)分析了工業部門的技術進步偏向，并分析其對工業結構調整的影響，發現當技術進步偏向與要素稟賦結構相一致時，會促進工業結構升級。Bustos et al.(2016)以巴西轉基因大豆種植技術和二茬玉米種植技術為例，分析不同類型的技術進步對勞動要素配置的影響。最新的文獻是孫學濤等(2017)關于技術進步偏向的空間溢出效應及其與經濟結構之間的關系。

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)的研究分析了技術進步偏向對工業內部產業結構調整的影響，未分析兩個變量在部門間的因果關系；其次，Bustos et al.(2016)的研究僅從供給端分析了技術進步偏向對勞動要素流動的影響，并未討論技術進步偏向與部門間產業結構的關系；再次，孫學濤等(2017)測度的是經濟系統整體的技術進步偏向，由于經濟系統整體較為復雜，不同產業間的技術進步偏向存在顯著的差異(李昕 等，2019)，因此不能混合測度。

本研究將從技術進步偏向的視角分析和解釋農業生產效率提升對部門間產業結構的影響，并從上述兩方面對已有文獻進行補充：首先，測定中國農業生產效率及技術進步偏向指數；其次，進一步分析農業生產效率及技術進步偏向對國民經濟部門間產業結構的影響，并為相關的理論爭論提供經驗證據。

二、理論、方法與模型構建

(一)理論分析

農業生產效率對產業結構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，在初始均衡狀態下，勞動要素和資本要素在農業部門和非農部門的邊際產出相同，在其他條件不變的情況下，如果農業部門生產效率提升，則農業部門要素的邊際產出可能會增加，進而引致更多要素流動到農業部門，不利于產業結構升級(陸雪琴 等，2013)。但古典經濟增長理論認為考慮到價格效應的存在，農業部門的效率提升會從供給端和需求端兩方面引起非農部門產值的增加，不利于產業結構升級(張俊 等，2014；汪晨 等，2019)。

本文還將進一步從農業生產效率提升路徑的視角切入，分析其對產業結構的影響。已有文獻證明中國農業生產效率提升主要依靠農業技術進步，而非農業技術效率提升(王振華 等，2013)。由技術進步偏向理論可知，農業技術進步偏向包含資本偏向型、勞動偏向型和中性技術進步。技術進步偏向劃分的標準是在其他要素投入一定的前提下，技術進步更能夠提高哪種要素的效率，則技術進步就偏向哪種要素(陸雪琴 等，2013)。已有文獻對技術進步偏向的分類方式包括哈羅德、希克斯和索羅技術進步偏向，三者之間的區別在于：哈羅德技術進步偏向認為資本要素的投入產出比一定；希克斯技術進步偏向認為資本要素與勞動要素的投入結構一定；索羅技術進步偏向認為勞動要素的投入產出比一定(王班班 等，2014)。由于上述三種對技術進步偏向界定的內涵是類似的，因此本文首先以哈羅德技術進步偏向為例進行討論，而在穩健性討論部分以希克斯技術進步偏向為例進行討論。

技術進步偏向可能會影響產業結構。農業技術進步無論偏向資本還是勞動，都會促進要素邊際產出及農業生產效率的提升，根據比較優勢理論，生產要素會從非農部門流向農業部門以追求更高的效率和回報。具體而言，當農業部門發生資本偏向型技術進步時，農業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業部門，這會導致農業部門的資本要素數量增加，在動態均衡的過程中，資本要素的邊際產出會下降，直至農業部門的資本邊際產出與非農部門的資本邊際產出一致。新均衡狀態的結果是資本要素配置在農業部門的比例增加，導致農業部門產出占比增加，進而不利于產業結構升級(楊丹萍 等，2016；馬歷 等，2018)。但從另外一個角度看，根據技術進步偏向理論，當農業部門發生資本偏向型技術進步時，如果勞動要素與資本要素是替代關系，則對應著農業部門技術進步主要是勞動密集型技術(張俊 等，2014)，資本要素會從農業部門流出到非農部門；如果勞動要素與資本要素是互補關系，則對應著農業部門技術進步主要是資本密集型技術，勞動要素會從農業部門流出到非農部門。相關生產要素由農業部門流動到非農部門，會對地區經濟結構產生影響。基于以上分析，農業技術進步偏向對產業結構的影響需要進行實證檢驗。

(二)農業生產效率及農業技術進步偏向的測度方法

本文采用Meta-Malmquist指數測度中國縣域農業部門的全要素生產率，具體測度過程延用孫學濤等(2018)的測度方法。

農業技術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)技術進步偏向分別定義為：

(1)

(2)

(3)

對式(3)進行估計得到相關參數。

(4)

進一步簡化并代入CES生產函數：

(5)

最后，將相關系數帶入式(1)、(2)中可得農業技術進步偏向的結果。

(三)空間計量模型

在現實的經濟系統中，要素在部門間的配置是一個動態的過程，農業部門的技術進步偏向及農業生產效率也可能是動態變化的，本文將建立面板數據模型進行研究。考慮到縣域產業結構、農業生產效率及技術進步偏向間的空間相關關系，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)，選擇此模型驗證農業生產效率對產業結構的影響(孫學濤 等，2018)。

SARAR模型的數學表達式為：

Y=ρWY+Xβ+μ

(6)

μ=λWμ+ε

(7)

其中，Y表示部門間產業結構水平，X代表相關解釋變量，W為空間權重矩陣(根據經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，ρ為空間自回歸系數。分別構建兩個SARAR模型分析農業技術效率提升及農業技術進步偏向對部門間產業結構的影響。核心解釋變量為農業全要素生產率值Tfp的空間計量模型的具體形式為：

Y=ρWY+β1Tfp+βiXi+μ

(8)

μ=λWμ+ε

(9)

核心解釋變量為農業技術進步偏向的測度結果Bt(Harrod)和Bt(Hicks)(穩健性討論部分)的空間計量模型具體形式為：

Y=ρWY+β1Harrod+βiXi+μ

(10)

μ=λWμ+ε

(11)

三、數據來源及描述性統計分析

本文重新搜集并整理了中國縣域面板數據，由于西藏自治區的樣本數據缺失嚴重，北京市、上海市和天津市雖然有縣域但縣域以二、三產業為主，香港、澳門和臺灣也沒有包括在內，故本文的樣本量為中國1869個縣域的數據，時間范圍為2002—2017年。相關數據來源于對應年份的《中國縣域統計年鑒(縣市卷)》及相關省份和城市的統計年鑒。

(一)縣域農業全要素生產率

在測度農業全要素生產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，勞動要素采用從業人數量化，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年的縣域農業部門產出為基準，以資本產出比3為標準(張軍 等，2004)，計算2001年的縣域農業部門的資本存量。農業部門的產出采用縣域第一產業增加值表示。由于資本存量和縣域第一產業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進行平減。農業部門的要素投入與產出情況具體可見表1。

表1 農業部門的要素投入與產出

基于產出導向型規模報酬可變模型，測算2002—2017年中國縣域的全要素生產率變化指數，并轉換為全要素生產率(孫學濤 等，2018)。表2分別給出了中國縣域農業全要素生產率、技術進步和技術效率的測度結果。由表2可知，中國農業生產效率的提升主要依靠技術進步，這與已有文獻研究結論一致(郭軍華 等，2010)。

表2 2002—2017年中國縣域農業全要素生產率指數及其分解

(二)縣域農業技術進步偏向的測度與描述

根據技術進步偏向理論，要素價格和農業要素規模是影響農業部門技術進步的主要因素，其中要素價格會使農業部門的技術進步偏向于要素價格相對較高的要素，而農業要素規模則會使農業部門的技術進步偏向于農業部門相對較豐富的要素。農業部門的技術進步最終會偏向哪種要素會取決于要素價格與農業要素規模之間的博弈(張俊 等，2014)。整體而言，中國農業生產過程中勞動力充足，而農業部門內的資本則表現為不足。雖然在農業部門內存在大量農村勞動力從農業部門流出，但農業部門內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模效應，最終表現為資本偏向型技術進步。當然部分地區農業的資本要素相對豐裕，農業生產結構較為優化，大量物化型技術進入農業生產領域，勞動要素與資本要素的替代關系更強，農業生產技術多為資本密集型技術，因此該地區的農業表現為勞動偏向型技術進步。由于中國農業內技術進步偏向資本的地區占比較大，因而最終導致全國農業技術進步偏向于資本。

(三)被解釋變量及控制變量

被解釋變量為產業結構，本文在分析過程中，將產業結構細分為兩個指標。一是產業結構高級化指標，表示如下：

(12)

其中，t為時間趨勢項，θjt代表t時期j產業產值占地區生產總值之比。

二是產業結構合理化指標，表示如下：

(13)

其中，Reastr表示產業結構合理化水平，GDPi表示第i產業產值，i表示產業部門，L表示縣域整體的勞動要素數量，Li表示第i產業從業人員數量。

控制變量中：城鎮化水平(Urb)采用城鎮化率量化；信息化水平(Inf)采用人均年末電話用戶數(戶/人)量化；教育水平(Edu)采用人均普通中學在校學生數量化；金融服務水平(Fin)采用人均年末存款余額(萬元/人)量化；醫療衛生水平(Hel)采用每百人醫院衛生床位數(床/百人)量化；財政支出占比(Gov)采用財政支出與地區生產總值之比(萬元/萬元)量化；規模結構指標(Sca)采用規模以上工業總產值與地區生產總值之比量化；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。相關變量描述性分析如表3所示。

表3 中國縣域數據統計描述

四、實證分析

本文的實證分析部分分為三個步驟：一是檢驗相關變量的空間相關性，二是檢驗農業生產效率對部門間產業結構的影響，三是檢驗農業技術進步偏向對部門間產業結構的影響。

(一)空間相關性檢驗

進行空間計量分析之前需要對縣域產業結構和農業全要素生產率進行空間相關性檢驗，只有產業結構和農業全要素生產率存在顯著的空間依賴關系，才能使用空間計量模型，否則只能使用傳統計量模型。本文借鑒吳玉鳴(2006)的研究成果，采用Moran’s I指數檢驗中國縣域產業結構和縣域農業全要素生產率的空間相關性。變量的空間相關性檢驗結果具體如表4所示。

表4 Moran’s I指數檢驗結果

表4表明縣域間農業全要素生產率之間存在著顯著的正相關關系，即縣域農業全要素生產率之間表現為空間溢出效應。說明農業全要素生產率不僅會對本縣域的產業結構產生影響，而且還會影響相鄰縣域的農業全要素生產率。縣域產業結構和縣域農業技術進步偏向等其他指標的空間相關性結果與農業全要素生產率的空間相關性結果類似，因此不再匯報其他指標的檢驗結果。

(二)農業生產效率對產業結構的影響

由于縣域之間存在著一定的時空差異(馬歷 等，2018)，因此需要討論農業全要素生產率對縣域產業結構的影響適合于哪種效應。BP檢驗發現與混合效應相比，農業全要素生產率對縣域產業結構的影響更適合于隨機效應；Hausman檢驗發現與隨機效應相比，農業全要素生產率對縣域產業結構的影響更適合于固定效應。因此在討論農業全要素生產率對縣域產業結構的影響時選取固定效應。由于中國不同區域經濟體間的發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。農業生產效率對縣域產業結構的估計結果具體如表5所示。

由表5的估計結果可以看出，農業生產效率對產業結構高級化指標的影響并不穩健：在全樣本中，農業生產效率提升并不會顯著影響縣域產業結構高級化指標，但是會對縣域產業結構合理化指標有顯著的負向影響；在西部縣域樣本中，農業生產效率提升對縣域產業結構高級化和合理化的影響都沒有通過顯著性檢驗。上述模型結果無法為比較優勢理論提供令人信服的證據。從理論上講，農業生產效率對部門間產業結構影響的穩健性較差的原因有兩個解釋，一是從比較優勢理論角度進行解釋，二是從技術進步偏向理論進行解釋。

第一，基于比較優勢理論的解釋。根據比較優勢理論，農業部門生產效率提升對產業結構的影響不是取決于農業部門生產效率提升的絕對速度，而是取決于農業部門與非農部門生產效率變動的相對值。如果在經濟體內部，農業部門生產效率比非農部門生產效率提升速度更快或下降速度更慢，則會吸引更多的生產要素配置到農業部門，因此會提高農業的相對產值，降低產業結構水平；反之，則會抑制農業的相對產值，提升產業結構水平。

第二，基于技術進步偏向理論的解釋。中國農業部門的生產效率提升主要依靠技術進步，而根據技術進步偏向理論，農業部門的技術進步可能存在異質性，本文的理論分析部分表明農業部門的技術進步對產業結構的影響需要根據技術進步偏向的類型進行更細致的討論和進一步實證分析。有文獻提出生產效率提升是產業結構升級的結果變量，且生產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進步對產業結構影響的機理(王班班 等，2014)。

控制變量對產業結構的影響。金融服務水平、財政支出占比和規模結構指標等對產業結構有顯著的正向影響，與理論預期一致。限于文章篇幅，控制變量的估計結果不再匯報。

(三)農業技術進步偏向對產業結構的影響

由于農業生產效率的提升主要依靠技術進步，同時技術進步還是非中性的，因此需要進一步討論農業技術進步偏向對縣域產業結構的影響，模型的其他處理方式與表5的處理方式一致，農業技術進步偏向對縣域產業結構的估計結果具體如表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指數的檢驗結果，表明采用SARAR模型是合理且必要的。模型結果顯示農業部門技術進步偏向于資本會顯著地促進縣域產業結構升級，說明農業部門生產效率提升會由于其技術進步偏向的不同而產生不同的產業結構升級效應。產業結構升級的本質是要素在產業間的配置和再配置過程(黃茂興 等，2009)，農業部門的不同技術進步偏向會吸引或析出相關生產要素，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業結構。

第一，基于現實層面的解釋。本文的研究結果表明農業部門的資本偏向型技術進步會促進產業結構升級，而勞動偏向型技術進步不利于產業結構升級。這是符合理論預期的。當農業部門發生資本偏向型技術進步時，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進入到農業生產環節，進而產生兩種效應：一是在需求端擴大對非農部門的產品需求，二是在供給端促進勞動要素從農業部門流出，這兩種效應都會促進非農部門的產出增長，提高產業結構水平。當農業部門發生勞動偏向型技術進步時，則會阻礙勞動要素從農業部門流動到非農部門，也不利于擴大對非農部門產品的需求，因此不利于產業結構升級。

第二，基于理論層面的解釋。技術進步偏向影響產業結構的路徑之一是通過提升農業生產效率，改變要素的邊際產出(黃先海 等，2009)，打破原有要素在產業間的配置均衡狀態，促進要素間的互補或替代，進而影響產業結構(鄭猛，2016)；路徑之二是技術進步偏向會通過創新(或可替代的資源要素)，進而改變社會的生產資源供給(陳樂一 等，2017)，加快特定產業的要素創新速度，從而間接地影響要素在部門間的配置結構，進而對縣域的產業結構產生影響。

第三，農業技術進步偏向對產業結構影響的區域差異。農業技術進步偏向對東、中、西部縣域產業結構兩個維度的影響均顯著為正，但對東部縣域產業結構兩個維度的影響系數最大，對中部的影響系數次之，對西部的影響系數最小。說明農業技術進步偏向于資本更能夠促進東部地區產業結構調整，即不同地區農業技術進步偏向對部門間產業結構的影響存在顯著的差異，這種差異可能會受到地區間資源稟賦和經濟結構的影響。

第四，控制變量對產業結構的影響。金融服務水平對產業結構有顯著的正向影響，且全樣本與分區域樣本的估計結果較為一致，說明該結論比較穩健。在全樣本中，財政支出占比指標對產業結構也有顯著的正向影響，但有意思的是，在東部地區樣本中，該指標系數為負值，沒有通過顯著性水平檢驗，可能的原因是東部地區縣域產業結構水平較高，政府已經不適合進一步通過產業政策等手段扶持或干預產業結構。規模結構指標也通過了顯著性水平檢驗，而其他指標都不顯著或結論穩健性較差。

五、穩健性討論

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業生產效率提升對縣域產業結構影響的穩健性。由于農業全要素生產率和農業技術進步偏向對縣域產業結構的估計與前文基準回歸的估計結果基本一致，限于文章的篇幅，本文只匯報了農業技術進步偏向對縣域產業結構的穩健性檢驗結果。

首先，更換核心解釋變量的量化方法。基準回歸分析過程中采用哈羅德技術進步偏向指數分析，本部分采用希克斯技術進步偏向指數代替哈羅德技術進步偏向指數，模型的其他處理方式均不變，更換核心解釋變量后農業技術進步偏向對縣域產業結構的估計結果如表7所示。

表7 更換核心解釋指標的估計結果

由表7可知，農業技術進步偏向的系數顯著為正，與表6的估計結果一致，且對比其他控制變量及不同區域間的模型估計結果，與表6的相關研究結論都較為接近，說明模型整體結果較為穩健。

其次，更換空間權重矩陣。本文采用空間鄰接矩陣替代前文空間距離權重矩陣，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，更換空間權重矩陣后農業技術進步偏向對縣域產業結構的估計結果具體如表8所示。

表8 更換地理距離權重矩陣的估計結果

由表8可知，無論是核心解釋變量對縣域產業結構的影響，還是控制變量對縣域產業結構的影響，表8的估計結果與基準模型的估計結果都相近，說明表6的估計結果較為穩健。

再次，細分樣本。本文將中國縣域樣本進一步劃分為八大經濟區(1)東北綜合經濟區(含遼寧省、吉林省和黑龍江省)、北部沿海綜合經濟區(含北京市、天津市、河北省和山東省)、東部沿海綜合經濟區(含上海市、浙江省和江蘇省)、南部沿海綜合經濟區(福建省、廣東省和海南省)、黃河中游綜合經濟區(含陜西省、山西省、河南省和內蒙古自治區)、長江中游綜合經濟區(含湖北省、湖南省、江西省和安徽省)、大西南綜合經濟區(含云南省、貴州省、四川省、重慶市和廣西壯族自治區)和大西北綜合經濟區(含甘肅省、青海省、寧夏回族自治區、西藏自治區和新疆維吾爾自治區)。，分別討論農業技術進步偏向對縣域部門間產業結構的影響，模型的其他處理方式均不變，細分樣本后農業技術進步偏向對縣域產業結構的估計結果具體如表9所示。

表9 細分樣本區域后的模型估計結果

(續表9)

由表9模型的估計結果可以看出，八大經濟區分區樣本的估計結果穩健性也較高。以東北經濟區為例，農業技術進步偏向指標對產業結構的影響也顯著為正，控制變量的估計結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果仍然穩健。

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模型進一步驗證農業技術進步偏向對縣域部門間產業結構的影響。模型的其他處理方式均不變，更換空間計量模型后農業技術進步偏向對縣域產業結構的估計結果具體如表10所示。

表10只給出了SAR模型的估計結果，限于篇幅，SEM模型和SDM模型的結果不再報告。從表10可以看出，本文的核心解釋變量農業技術進步偏向對產業結構影響的估計結果與基準模型一致，控制變量的估計結果與基準模型雖略有差別但基本一致，限于文章的篇幅，控制變量對縣域產業結構影響的結果不再一一分析。

六、結論與討論

經濟高質量發展的源泉是產業結構升級(劉偉 等，2008)，而農業部門的效率提升對產業結構的影響，已有理論和文獻卻給出了不同的判斷和證據(Matsuyama，1992；Bustos et al.，2016；潘曄 等，2019)。本文的貢獻是在考慮農業部門效率提升和技術進步異質性的前提下，提出不同技術進步偏向導致的效率提升對產業結構的影響存在顯著的差異。本文提供了來自中國1869個縣域平衡面板數據的證據，采用空間計量模型驗證了本文的假說。研究結論有四點：第一，中國縣域農業全要素存在著顯著的相關性，中國農業部門屬于資本偏向型技術進步；第二，縣域農業生產效率對產業結構的影響不穩健；第三，農業部門的資本偏向型技術進步對部門間產業結構升級產生促進作用，而農業部門的勞動偏向型技術進步會對部門間的產業結構升級產生抑制作用；第四，金融服務水平、財政支出占比和規模結構等變量對產業結構的影響也顯著。

學者們通常關注的是經濟系統整體的技術進步偏向問題，但在現實中，經濟系統的技術進步偏向是由各個部門的技術進步偏向決定的。由此，在進行技術進步偏向討論時，需要聚焦到部門內部的技術進步偏向問題。而部門內部的技術進步偏向不僅會影響部門內部的產業結構與產出增長，也會通過影響要素配置直接作用于部門間的產業結構與國民經濟整體的經濟增長。

根據以上研究結論，為推動縣域經濟高質量發展和縣域產業結構升級，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業生產效率和促進縣域產業結構升級的重要源泉。中國農業部門內一直存在著農業資本積累不足的現象，需要增加農業資本要素投入。因此實現農業高質量發展和對傳統農業進行改造，必須實施農業資本積累；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，實現縣域產業結構升級。第二，在縣域產業結構調整過程中要充分發揮技術進步的作用。政府一方面應該加大對科技引導資金的投入，提升縣域農業部門的創新能力，對農業部門的科技實現精準供給；另一方面要提高技術創新的轉化率，將農業技術要素融入到農業生產過程中，進而轉變農業增長方式，實現農業可持續發展。