产业内部结构转换对绿色全要素生产率影响的实证研究

王 兵 王梦丹 杜敏哲

一 引 言

改革开放40多年来，中国经济实现巨变，以年均9.5%的速度增长，2020年中国GDP更是站上100万亿元的新台阶，对世界经济贡献超30%，经济总量跃居世界第二，从一个低收入国家快速跃至中等收入国家，创造了“中国奇迹”(刘伟和范欣，2019)。但辉煌成绩背后也有隐忧，经济高速增长伴随着资源的高消耗和环境的重污染，我国通过数量规模外延性扩张、重速度轻效益的发展方式实现了较长期的高速增长，但也造成了对粗放型发展和低效率、低附加值模式的长期依赖，自然资源与环境承载力渐趋上限。

党的十九大明确指出：中国特色社会主义进入新时代，我国经济发展已转向以供给侧结构性改革、产业结构转换升级、提高绿色全要素生产率为核心的高质量发展阶段，但经济高质量发展“不是一时一事的要求，而是必须长期坚持的要求”。经济发展进入新常态，经济增长下行压力加大，2020年中国经济增速为2.3%，低于上轮经济衰退的谷底增速(7.7%)，也低于20世纪80年代两次衰退的最低点增速(5.1%和3.9%)，持续下降时间也超过改革开放后历次经济减速的时间总和(如图1所示)。长期来看，经济中 “结构红利”优势逐渐减弱，人口结构渐趋老龄化，城乡结构进入缓慢发展时期，资源消耗性发展模式难以为继，一系列结构性因素变化都导致中国经济进入“结构性减速”阶段(袁富华，2012；沈坤荣和滕永乐，2013)。而经济实现反弹有赖于产业整体的转型升级和持续增长的全要素生产率为经济发展注入新活力，实现新旧动能转换升级和向高收入阶段的跨越(蔡昉，2013；陈昌盛和杨光普，2019)。

图1 改革开放以来我国经济增速(1978-2019年)

因此，在研究部门结构转换与高质量发展的关系时，必须重视绿色全要素生产率对经济稳步发展的重要决定作用，关注经济的长期可持续发展。如果结构转换过程能够促进绿色全要素生产率的提升，尽管经济显示下滑态势，但经济增长的质量与可持续性得到提高(李扬和张晓晶，2015)，那么一定程度的增长失速是可以接受的，因为这种增速损失是经济步入“收获期”前必经的阵痛阶段。在此背景下，从结构转换视角探究我国全要素生产率水平的潜在变化和实现我国经济高质量发展的产业转换升级十分必要，并据此为新一轮经济增长时代的到来做好准备。

为探究产业结构动态转换过程与绿色全要素生产率之间存在的关联及其对经济高质量发展的重要意义，本文基于1992-2019年全国30个省级区域(不含西藏、香港、澳门和台湾地区)的数据，分析三次产业内部结构转换对绿色全要素生产率的影响，并探究其潜在的作用机制。后文内容结构安排如下：第二部分梳理相关文献，提出潜在创新点；第三部分阐述典型事实并提出研究假说；第四部分是研究设计，包括变量选取和计量模型设定；第五部分为基准回归结果和进一步分析；最后是研究结论与启示。

二 文献综述

结构转换是指生产要素在不同部门和生产环节之间得到流动与重组的动态过程，伴随着产出、就业、消费、投资等结构的变化调整，其在整个经济活动中长期存在。Kuznets(1957)、Peneder(2003)从国民收入、技术进步和劳动要素在不同行业间分配的角度分析经济中产业结构转换过程，随着要素从生产率低的行业流向生产率高的行业，社会整体生产率水平提高，经济得到快速发展。Baumol(1967)通过两部门非均衡增长模型指出结构转换过程中，生产要素逐渐流向生产率停滞的部门和投机性强的行业时，经济增长将会出现停滞，即“Baumol成本病”。刘伟和张辉(2008)、干春晖和郑若谷(2009)指出结构转换过程通过要素重置机制促进经济增长，但随着市场化程度提高和改革的深化，“结构红利”对经济增长的作用正逐步减弱。但劳动、资本以及绿色全要素生产率等多种因素共同对经济增长产生影响，仅研究结构转换对经济增长的影响不免产生偏差。

绿色全要素生产率作为经济增长的新动能和衡量经济高质量发展的重要指标，探究产业内部结构转换对绿色全要素生产率可能产生的影响，进而揭示经济由高速增长阶段向高质量发展阶段转变具有重要意义。已有文献多探究三次产业整体变化对全要素生产率或经济增长产生的影响(干春晖等，2011；于斌斌，2015；汪伟等，2015；蔡海亚和徐盈之，2017；刘志彪和凌永辉，2020)。然而，不同产业内部具有高度的异质性，如在服务业内部，低生产率行业与高生产率行业并存，劳动力只有向先进部门流动才能带来社会整体生产率的增长(余泳泽和潘妍，2019)，忽略产业内部细分行业的异质性，而直接分析三次产业结构转换度可能产生误导性分析。因此，从产业内部研究结构转换至关重要。Buera和Kaboski(2009)发现美国在结构转换过程中，经济主要由高端技术密集型服务业推动，低端产业对经济贡献不大。余泳泽等(2016)指出三次产业结构和工业结构升级显著地促进了全要素生产率的提升，但生产性服务业发展对提升全要素生产率起反作用。李平等(2017)指出结构转换过程中生产要素向更高效率的生产性服务业集聚时，生产性服务业的部门技术进步效应对总体TFP的贡献率始终为正且相对稳定，较高的技术进步水平对全要素生产率产生推动作用，进而推动宏观经济的可持续增长。Duernecker et al.(2017)、Duarte和Restuccia(2020)根据劳动生产率将服务业部门划分为进步部门和停滞部门，并检验Baumol成本病是否始终存在，发现如果高端服务业保持增长，未来50年美国生产率的下降将会是过去50年的一半。王兵和尹淑桃(2020)通过计算细分行业全要素生产率水平，发现结构性调整并未使“Baumol成本病”得到验证，认为“结构性减速”是中国经济减速原因的看法不成立。殷红等(2020)从产业间结构(高级化、工业化、服务化)与产业内部结构(工业结构技术化、服务业结构生产化)两个层面研究产业结构调整对全要素生产率产生的时变效应。

自17世纪威廉·配第开始研究产业结构与经济增长的关系以来，产业结构、经济增长与生产率变化的关系一直是热门话题，众多学者发现产业结构对经济效率产生促进作用，存在“结构红利”。戴永安(2010)、于斌斌(2015)发现产业结构调整是产生结构红利的重要因素，横向维度的合理化和纵向维度的高级化指标都对TFP有促进作用。苏振东等(2012)指出三次产业变动引致的结构升级通过要素流动产生阶段性“结构红利”，而工业内部升级则呈现“结构负利”。殷红等(2020)指出产业结构调整会对全要素生产率产生时变效应，在不同经济时期，产业结构调整带来的结构红利效应对TFP作用的具体路径存在差异。刘志彪和凌永辉(2020)利用跨国数据发现结构转换对全要素生产率产生“倒U型”影响，且中国尚未达到拐点。但也有学者得出相反的结论，李小平和陈勇(2007)、封思贤等(2011)发现制造业内部结构变动过程中：劳动力并未从低生产率的省市工业(行业)转向生产率高的省市工业(行业)中，出现“结构负利”现象。Herrendorf et al.(2021)从消费和投资联合角度分析产业变化，发现全要素生产率增长率较低的部门会逐渐控制要素资源，降低社会整体生产率，并且技术进步主要由投资偏向所致。此外，吕健(2012)、李晓阳等(2018)发现要素流动过程中“结构红利”与“结构负利”并存；吉亚辉和羊洋(2021)指出产业升级对经济增长表现出的“结构红利”和“结构性减速”两种结果并不矛盾，质量型产业升级能够从要素向高生产率行业的流动中获得“结构红利”，数量型产业升级对经济增长表现出“结构性减速”。

综上，较多的学者研究了产业结构变动、经济增长和全要素生产率之间的关系，但多数研究着重从三次产业整体角度考察二者间的短期关系，鲜有文章分析产业内部结构转换对经济可持续发展的长期影响。此外，高质量发展的相关文献也大多是从全要素生产率角度展开分析，但未能较好地考虑到环境和能源要素对全要素生产率的影响。本文基于产业内部和环境约束两方面，立足于中国各省级区域1992-2019年长期历史数据，尝试分析产业内部结构动态变化，探究产业内部结构转换对绿色全要素生产率可能产生的影响，揭示其对经济由高速增长向高质量发展阶段转变的重要意义。

三 结构转换事实和研究假说

(一)中国三次产业转换历程与变化趋势

现代经济增长的特征是产业部门构成的重大变化。随着经济社会的发展，农业在国民经济中比重稳步下降；制造业先开始上升，然后缓慢下降，呈现驼峰状；服务业产出比重逐渐上升，在国民经济中占主要地位。中国经济增长亦出现此特征：随着居民收入水平提高和消费结构升级，服务品需求旺盛，服务业得到快速发展，与此同时，制造业比重缓慢下降，逐渐形成以服务经济为主的产业结构。总体而言，改革开放后我国产业结构转换过程大致可划分为以下两大阶段(如图2所示)。

图2 改革开放以来三次产业产值、就业比重(%)

第一阶段：1978-1991年。此阶段处于改革摸索和扩张供给阶段，三次产业产值比重由1978年的27.7：47.7：24.6转变为1991年的24.0：43.5：34.5，产业结构转换程度较高，三次产业结构发生重大变化。在此阶段，超50%的劳动力集中在农业部门，但其经济贡献率却仅为17.6%，生产率水平较低。由于长期以来实行重工业优先的发展战略，资源在重工业部门高度集中，工业部门发展迅速，对经济的贡献率达到50.7%，超过农业和服务业两大产业部门之和，在国民经济中占绝对主导地位，但产值比重呈现缓慢下降趋势。同时，第三产业发展迅速，产值和就业比重都明显提高，对GDP的贡献率达到31.7%，且呈逐年上升趋势，产业结构从“二一三”向“二三一”模式转变，产业结构渐趋合理。

表1 三次产业产值占比和对GDP的贡献率(%)

第二阶段：1992-2019年，社会主义市场经济体制确立，资源配置效率提升，生产要素加速流向生产率较高的非农部门，社会总体生产率得到提升。农业部门产值和就业比重大幅下降，劳动生产率水平仍较低，对GDP贡献率下降为12.6%，而二三产业保持良好发展势头，产值和就业比重都明显提升。第二产业稳中有升，产值占比保持在45%左右，对GDP的贡献率达51.5%；第三产业产值占比直追第二产业，就业人数超第二产业，发展势头强劲，经济贡献率也提高至43.3%，并呈现逐年上升趋势，充分发挥“稳增长、保就业”的功能，产业结构转向“三二一”模式。

受2008年国际金融危机影响，发达国家加速“再工业化”进程，而中国人口红利逐渐消失，劳动力优势减弱，代加工企业逐渐转向东南亚等成本较低的国家或地区，依靠代加工模式的中国传统制造业遭重创。面对发达国家和新兴经济体的双重挤压，第二产业发展呈放缓趋势，对经济的贡献率由1992-2008年间的56.4%下降至43.9%，中国经济也在经历连续5年10%以上的增长后，进入“结构性减速”阶段。以制造业为代表的第二产业面临着内部结构失衡、技术创新能力薄弱、附加值低和人才紧缺的发展困境，产业亟待转型升级，畅通国内大循环，实现高质量发展(干春晖和王强，2018)。服务业迅猛发展，吸收超47%的劳动力，成为适龄劳动力的“蓄水池”，对GDP贡献率达51.9%，并继续保持平稳向好的发展态势，具有巨大发展潜力和成长空间，成为国民经济第一大产业，产业结构完全转变为“三二一”发展模式。

(二)产业内部结构转换驱动及演变特征

必须注意的是，产业内部变化比总量变化更为深刻，忽略产业内部的异质性，而直接分析产业整体的变化，可能产生误导性结果。为此，本文从三次产业内部分别进行划分，第一产业包括农业一类子部门，第二产业分为工业和建筑业两类子部门，第三产业包括批发和零售业、交通运输、仓储和邮政业、住宿和餐饮业、金融业、房地产业、其他行业六类子部门，细分行业增加值占所在产业比重的动态变化如图3所示。

制度变革与政策导向是农业地位转换的重要源动力。十二届三中全会通过《中共中央关于经济体制改革的决定》，强调加快以城市为重点、增强企业活力为中心环节的经济体制改革，此举直接促进农业生产要素向二三产业转移。此外，农业部门较低的生产率和工资吸引力进一步刺激农业剩余劳动力跨区域、跨行业流动，当其逐渐成为城市工业和服务业中的“有效劳动力”时，社会总体生产率得到提升，但结构转换过程进一步发展，农业部门中低技能劳动力持续流入工业和服务业两大部门中门槛较低的部门，高端产业未得到发展，可能对潜在生产率产生抑制作用。

图3 行业增加值变化(%)

经济全球化与国际分工是工业部门快速发展的外部催化剂。改革开放和社会主义市场经济体制的确立破除了制约工业经济发展的思想束缚，乡镇企业和民营经济迅速发展，工业经济的活力和竞争力获得持续提升，工业在第二产业内部占绝对主导地位。21世纪初中国加入WTO后，经济迅速融入经济全球化的国际环境，以制造业为代表的工业部门依靠劳动、资源等要素禀赋优势嵌入全球分工价值链，“中国制造”国际影响力大幅提升，工业部门比重持续上升(徐桂民等，2007)。但受2008年国际金融危机影响，发达国家加速“再工业化”进程，中国劳动力优势减弱，依靠传统代加工模式的低端制造业韧性不足，面对发达国家高端挤压、新兴国家低端挤出和国内虚拟部门膨胀的三重压力，工业部门遭重创，对经济贡献度呈下降趋势。此外，住房市场商品化改革以及投资者对非物质性收益的追求，刺激产业资本流入到房地产部门，建筑业发展迅速。

技术进步差异和消费偏好是服务业内部结构转换的动力引擎。技术进步差异表现为行业间生产率的差距，由此导致行业间增速存在较大差别，进而引致经济中产业结构的变动(Nagai和Pissarides，2007；孙军，2008)。由图3可知，传统劳动密集型部门技术进步较慢，增加值占比虽部分年份有所上升，但总体呈现下降趋势，批发零售和交通运输两个子部门下降最为明显，降幅分别为8.9%和12.2%，住宿和餐饮业基本保持平稳趋势。Foellmi和Zweimüller(2008)在划分消费者对于商品的偏好时提出新产品的概念，认为新产品需求收入弹性较高，拥有奢侈品的属性，但当更新的产品出现时，原有新产品收入弹性降低，反而成为必需品，使传统服务产品行业衰微，新兴产业部门悄然兴起。随着居民收入和生活水平的提高，居民消费转向到其他高端服务业，消费结构持续升级，金融业和房地产业比重不断增加，服务业细分行业更加多元化，其他行业增加值比重由1978年的29.8%升至2019年的43.0%。

但值得注意的是，近年来我国金融和房地产等虚拟经济部门呈现过度发展和膨胀态势，创新要素和金融资源“脱实向虚”加剧，2019年两部门增加值占当年GDP的14.8%，并呈上升趋势。虚拟经济作为实体经济的外延拓展和补充，孕育于高度繁荣的市场经济体制，其产业规模和经济体量已逐渐成为与实体经济相独立的经济范畴，保持二者合理适配便会共同进步，过度泛滥只会阻碍企业扩大再生产和技术革新，严重影响经济发展潜能和稳定性。但当前我国虚拟经济发展成熟度较低，存在不稳定和不完备的因素，投机性心理刺激产业资本和生产要素大量涌向金融、房地产和娱乐等部门，提高了实体经济生产成本并严重挤压其发展空间，可能造成二者结构失衡和全要素生产率的下降(王启超等，2020)。

(三)结构转换对绿色全要素生产率影响的研究假说

根据典型化事实，本文提出结构转换对绿色全要素生产率具有“倒U型”影响的研究假说。具体作用机制可从促进效应和抑制效应这两个完全相反的表现进行讨论。

首先，从促进效应的角度来看，主要表现为生产要素重置和技术溢出效应。在经济处于非均衡状态时，各行业产出效率存在差异，低生产率行业生产要素寻求更高的收入回报流向高生产率行业，从而改善经济供给面，提升绿色全要素生产率水平，即为要素再配置产生的“红利效应”。此外，结构转换过程通过知识和技术的溢出扩散效应，从而对绿色全要素生产率产生促进作用。创新要素代替资本成为影响全要素生产率最重要的因素时，技术创新带来乘数效应和加速效应使得创新成果迅速扩散到其他行业并进行跨区域流动，相对于资本要素转移给资本流入地和流出地带来的外部性收益，技术溢出可以对整个经济体生产率都产生积极的影响(郭晗，2019)。

其次，从抑制效应的角度来看，关键作用表现为：供给结构不尽合理，难以实现供需动态平衡。我国三次产业的数量比例关系渐趋合理，总体符合产业结构演变的一般规律，但产业间的融合性、产业上下游环节的互动协调性并未得到明显提升。主要表现为“三类结构性失衡”：一是产业间结构失衡。我国产业结构转换进程总体符合发达经济体工业化后期的发展特征，但由于高端制造业和战略性新兴服务业发展仍处于起步阶段，且服务业比重上升的过程并未与我国整体经济效率实现同步提升，导致工业与服务业间的结构性失衡，产业结构存在潜在的“逆库兹涅茨化”趋势(涂圣伟，2018)。二是内部结构失衡。农业根基不稳，劳动者素质较低，生产效益和发展层次偏低；制造业广而不优，行业低端产能过剩严重，化解难度大，在全球产业链条中地位偏弱，新的经济增长点尚未明确；服务业盈利能力偏弱，表现为生产要素多流向门槛和生产率较低的传统服务业子部门，高技术产业和高端生活性服务业发展不足，规模与发达国家仍存在较大差距。三是实体经济与虚拟经济结构失衡。我国产业资本“脱实就虚”和企业“弃实向虚”加剧，要素逐渐流向虚拟经济部门，阻碍技术进步和产业革新，形成挤出和排斥效应，造成实体经济萎缩和绿色全要素生产率水平的下降。

四 变量选取与模型设定

(一)变量选取

1.关键解释变量

在衡量结构转换度时，本文借鉴Moore(1978)提出的空间向量法，从产业内部将国民经济划分为9个子部门(农业、工业、建筑业、批发和零售业、交通运输仓储邮政业、住宿和餐饮业、金融业、房地产业、其他服务业)。每一个时期的产业结构以空间上的一个

N

维向量来表示(即产业结构向量)，其分量即为各部门产值的比重，不同时期产业结构的变化，用向量夹角

e

表示，

e

值越大，表明产业部门结构转换度越大。具体计算公式为：

(1)

其中，

W

, 表示

t

期第

j

部门增加值占经济总体的比重，

W

, +1表示

t

+1期第

j

部门所占比重。可以看出，

General

_

e

值的变化主要取决于不同时期各部门增加值份额的绝对累计变化，

General

_

e

值越大意味着整个经济系统中产业结构转换程度越高。考虑到结构转换可能产生非线性影响，因此，关键解释变量也包括了

General

_

e

的二次项

G

2。

Agri

_

e

、

Manu

_

e

、

Service

_

e

分别表示三次产业内部的结构转换度，其中第一产业包括农业、林业、牧业、渔业四个子部门，第二产业包括工业和建筑业两大子部门，第三产业包括批发和零售业、交通运输仓储邮政业、住宿和餐饮业、金融业、房地产业、其他服务业等6类子部门。

2.被解释变量

本文探讨的主要问题是，产业结构转换对绿色全要素生产率究竟产生了怎样的影响。因此，在考虑了投入(劳动

L

、资本

K

、能源消费量

E

)、期望产出(GDP，1990年不变价)和非期望产出(SO排放量)的松弛效应后，通过构建两期生产前沿面，利用Malmquist-Luenberger生产率指数计算能源环境约束下的绿色全要素生产率水平(

GTFP

)作为核心被解释变量，并将其分解为绿色技术进步(

GEC

)和绿色效率改善(

GTC

)两部分。

3.控制变量

借鉴已有文献和相关经济理论，本文选择平均受教育年限(

Edu

，对数形式)、外商直接投资(

Fdi

，外商直接投资实际使用金额对数形式)、贸易规模(

Trade

，进出口总额对数形式)、公路每公里货运量(

Freight

_

road

，当年货运量与公路里程数比值)作为模型的控制变量。

各变量描述性统计如表2所示。

表2 变量描述性统计

(二)模型设定

剔除西藏、香港、澳门和台湾地区数据后，本文使用1992-2019年中国30个省级区域面板数据验证结构转换对绿色全要素生产率产生非线性影响假说，具体计量模型设定如下：

GTFP

=

α

+

α

General

_

e

+

α

G

2+

α

X

+

μ

+

ε

(2)

GTFP

=

β

+

β

Agri

_

e

+

β

Manu

_

e

+

β

Service

_

e

+

β

X

+

μ

+

ε

(3)

其中，被解释变量

GTFP

表示

i

省份

t

年份绿色全要素生产率，核心解释变量

General

_

e

表示产业结构转换度，

G

2为其相应二次项，

X

表示控制变量，

μ

和

ε

分别表示个体固定效应和随机扰动项。

五 实证结果及分析

(一)基准回归

表3为我国30个省级区域产业内部结构转换对绿色全要素生产率影响的基准回归结果。从回归结果中可以看出无论是否加入控制变量，产业结构转换度与绿色全要素生产率水平始终呈现显著的“倒U型”关系，且系数在1%的置信水平下显著。

当部门结构转换度处于低位时，产业调整过程表现为三次产业逐渐向“三二一”模式的调整，对绿色全要素生产率的积极效应占主导，这与各地区产业服务化趋势相符合。社会主义市场经济体制的确立促使产业资源配置优化，要素流动更“理性”，生产要素流向高效率部门，产业结构趋于合理化，在经济平稳和高速增长阶段产生结构转换红利。但经济发展过程中，如果结构转换仅体现在部门结构“量”的快速转换调整，而忽略了产业间和产业内部的协调融合性以及产业链上下游环节间互动，会对绿色全要素生产率产生负面影响，即二次项系数为负。具体表现为：一是产业间结构失衡。高端制造业和战略性新兴服务业发展不充分，制造业比重持续下降，而低生产率服务业子部门占比提高，经济结构运行效率仍有待提升，出现“Baumol成本病”现象。二是内部结构失衡。农业根基不稳固，生产效益和全要素生产率可持续性偏弱；以制造业为代表的第二产业依赖于高投入、高污染的传统发展模式，存在大而不强、自主知识产权缺乏和新旧动能转换疲软等问题，低端供给过剩与高端供给不足之间的矛盾愈演愈烈，产业结构性风险逐渐加大；服务业结构稳定性偏弱、整体发展阶段滞后，高技术产业和高品质生活性服务业总体比重不高，服务业规模与发达经济体差距明显。三是虚拟经济迅速发展使得产业空心化危机逐渐显现，扭曲资源配置效率，阻碍技术进步和产业革新，形成挤出和排斥效应，造成实体经济萎缩和绿色全要素生产率水平提升后劲不足。如果不积极寻求改变，制造业很可能面临发达国家高端产业挤压、新兴经济体低端挤出和国内虚拟经济部门扩张的三重压力，从而产生空心化危机，工业部门亟待转型升级，深度融入国内国际双循环。

相对于随机效应回归结果，固定效应回归结果显示结构转换的拐点为1.088和1.458。现阶段，各省份总体结构转换度处于拐点左侧的上升阶段，结构转换有待继续推进，通过产业结构的进一步优化调整促进绿色全要素生产率提高。

加入固定效应后，虽缓解了内生性导致的测量偏差问题，但实际中绿色全要素生产率可能会对部门结构转换同样产生影响，从而使得估计结果产生偏误。全要素生产率的提高常伴随着技术进步(生产前沿面移动)和管理效率的提高，促使企业综合运用技术进步和创新，获得产品差异化的竞争优势，扩大市场有效供给，使生产要素在不同产业部门间流动，进一步促进部门结构转换度的提高。针对反向因果问题，Vaisey 和Miles(2017)在动态面板模型中加入自变量的滞后项并同时考虑固定效应用于处理反向因果关系。本文采用解释变量的一阶和二阶滞后项作为工具变量缓解内生性偏误，分别使用两阶段最小二乘法(2SLS)和系统GMM(SYS-GMM)进行估计，系统GMM结果表明Sargan统计量与Hansen J统计量都拒绝了滞后期工具变量存在过度识别和识别不足的问题，即工具变量是有效的。同时，各回归序列自相关检验中AR(1)和AR(2)结果表明扰动项差分存在序列自相关，且不存在二阶序列自相关。

表3 基准回归结果

(续上表)

表3列(5)-列(8)分别展示了两阶段最小二乘法(2SLS)和系统GMM(SYS-GMM)的估计结果，一次项系数显著为正，而二次项系数显著为负，一阶滞后项系数的显著度要高于二阶滞后项，进一步验证结构转换与绿色全要素生产率的“倒U型”关系。值得注意的是，相较于RE和FE的结果，当滞后一期时，前两种模型低估了系数的绝对值。根据解释变量一阶滞后的结果，计算出结构转换的拐点分别为1.454和1.277，这一估计值要比RE结果高但比FE结果低一些，进一步证实中国结构转换尚未达到“倒U型”拐点，利用产业部门结构转换调整来促进绿色全要素生产率水平提升仍有较大空间，本文提出的基本假说进一步得到验证。就控制变量而言，本文仅展示平均受教育年限的系数，在结构转换过程中，平均受教育年限的提高对绿色全要素生产率水平产生正向影响，符号符合预期。

此外，考虑到研究样本期相对较长，可能存在随时间变动的遗漏变量问题，本文利用解释变量滞后一期作为工具变量探究不同时间段内结构转换对绿色全要素生产率的可能影响，将研究期间划分为三个时间段，事件关键节点分别为确立社会主义市场经济体制改革目标、加入WTO和国际金融危机的发生，并将三个时间段设定虚拟变量与省份固定效应相乘，使用联合固定效应进行回归，结果如表4所示。可以看出：结构转换对绿色全要素生产率呈现显著的“倒U型”影响，与基本回归结果保持一致，但拐点值要高于基本回归结果的拐点值。

表4 联合固定效应

(二)区域异质性分析

结合上文分析可知，结构转换在全国平均水平上对绿色全要素生产率产生非线性影响，但是考虑到不同地区资源禀赋和发展水平存在较大差异，产业部门结构转换对绿色全要素生产率的影响程度可能会存在地区差异。本部分进一步探究结构转换过程中存在的区域性差异。

首先，东部地区地理位置优越，具有市场化程度高、交易成本低、获取要素资源便捷等优势，产业发展相对较好。表5的结果表明：相对于全国平均，结构转换产生的非线性影响在固定效应回归中并不显著，但使用滞后一期作为工具变量时系数在5%的置信水平下显著，拐点为0.764，低于全国平均水平，这可能是由于本文样本区间起始于1992年所致。东部地区作为我国改革开放的先行地区和前沿地带，相对于中西部较早实现了“三二一”模式的合理化调整。整体而言，东部地区产业结构调整仍发挥促进作用，但要警惕产业空心化和产业资本外流的倾向，引导社会资源由低效率行业逐渐流入高效率行业，更多地向高技术产业部门集中，提高产业核心竞争优势，促进三次产业内部协调健康发展，发挥东部地区引领高质量发展的重要动力源作用，继续承担科技创新排头兵和国家治理现代化样板的角色。

其次，中部地区发展潜力较大，结构转换度要高于东部地区，表明样本期内中部地区产业结构相对落后于东部地区，产业内部结构转换对绿色全要素生产率的作用处于显著的促进阶段。中部地区特有贯通东西、控扼南北的区位优势，交通四通八达、资源富集，市场潜力巨大，是全国区域发展格局中的战略要地。但中部地区始终存在发展失衡和深度不足的“痛点”，制造业尚未与高端市场实现有效接轨，服务业发展相对不足，高素质人才吸引力较弱，传统产业亟需迈进产业链的中高端和关键环节，构筑以先进制造业为主体的现代产业体系布局，从内陆经济走向开放前沿。此外，中部地区自主创新能力和产品核心竞争力渐趋改善，但财政支出中用于创新和基础科研的研发经费支出占地区生产总值的比重长期低于全国平均水平，且与发达地区相差悬殊，结构转换对绿色全要素生产率的积极作用仍存在较大提升空间。

最后，西部地区的结构转换度拐点值最高，分别为1.509和1.350，远高于东部地区，表明西部地区产业结构转换起步较晚，市场发育不健全，经济空间布局调整较慢，总体落后于全国平均，结构转换仍存在较大发展空间。改革开放40多年来，西部经济迅猛发展，随着西部大开发战略的实施，公共基础设施建设大力推进，使其经济出现几何式飞跃，居民生活水平和质量得到明显改善。但西部地区发展更多依赖于劳动密集型和资源密集型产业，经济体量偏小、产业布局层次偏低、城乡间差距较大，发展不均衡问题普遍存在，直接制约了西部地区产业现代化的实现和绿色全要素生产率的提高。

表5 区域异质性分析

(三)三次产业内部分析

产业结构的转换调整内在地包含着三次产业各自的相应变动，因此本文进一步探讨了各产业内部结构转换对绿色全要素生产率及其分解可能产生的作用，探究何种变化对绿色全要素生产率产生主要作用，实证结果如表6所示。

第一产业内部(农业、林业、牧业、渔业4个子部门)调整对绿色全要素生产率产生显著的负向影响，这可能是由于相对于其他产业部门，农业生产基础薄弱，环境技术效率改进普遍滞后，生产效益和发展层次偏低。依赖于高投入和高消耗的传统农业发展模式已不可持续，要坚持以农业供给侧结构性改革为主线，促进农业增长动能的转换，发展绿色农业、提升绿色全要素生产率，实现由农业大国向由创新引领的高质量农业强国转变。

表6 产业内部实证分析

第二三产业部门结构转换对绿色全要素生产率均产生正向作用，但第二产业结构转换度利用滞后一期进行回归仅实现在10%的置信水平下显著，且系数值偏低，对绿色全要素生产率的贡献度相对降低。意外的是，第三产业结构转换度对绿色全要素生产率的贡献作用要高于第二产业，间接表明服务业生产率的追赶趋势，对“Baumol成本病”提出了反向可能。在绿色全要素生产率的分解上，绿色技术效率改善主要是由第二三产业所推动，三次产业部门结构转换对技术进步都产生促进作用，第二产业促进效应虽然最大，但不显著。

(四)稳健性检验

为验证结构转换对绿色全要素生产率产生非线性影响结论的可靠性，本部分将更换关键变量进行稳健性检验。表7列(1)-列(4)展示了利用三次产业变动(

Industry

_

e

)衡量结构转换度作为解释变量的结果，系数绝对值有所提高，仍呈现“倒U型”关系，但拐点要明显低于利用细分行业衡量结构转换度的基准回归结果，说明如果仅关注三次产业整体变化而忽略产业内部调整，可能会产生误导性影响。表7列(5)-列(8)为利用王兵和刘光天(2015)的两期加权罗素方向性距离函数测算的不考虑环境因素时的全要素生产率(

TFP

)和绿色全要素生产率水平(

GTFP

)的结果。从估计结果来看，核心解释变量系数符号和显著性水平未发生根本性变化，即使未考虑环境要素，结构转换与全要素生产率水平仍然呈现“倒U型”关系，但作用强度有所改变，即不考虑环境因素时，结构转换的促进作用偏高，与刘志彪和凌永辉(2020)结论一致，拐点值仍高于全国平均水平，进一步证实本文结论。

表7 稳健性检验：更换被解释变量

六 研究结论与政策启示

中国特色社会主义进入新时代，我国经济发展转向以供给侧结构性改革、产业结构转换升级、提高绿色全要素生产率为核心的高质量发展阶段，通过产业结构转换能否有效推进高质量发展已成为亟需回答的重要现实问题。本文在考虑环境约束下细分行业生产率异质性及发展阶段性的基础上，使用中国30个省级区域的面板数据，探究产业内部结构转换对绿色全要素生产率产生的影响。主要结论为：结构转换与绿色全要素生产率呈现 “倒U型”关系。产业部门结构转换度处于低位时，产业模式相对较为落后，随着生产要素流向高效率部门，产业资源配置优化，三次产业逐渐向“三二一”模式进行合理化调整，同时，通过知识和技术的溢出扩散效应，对绿色全要素生产率产生促进作用。结构转换度较高时，表现为三次产业部门“量”的快速调整，忽略了产业间与产业内部的协调融合性和虚拟经济挤压产生的空心化危机，从而对绿色全要素生产率产生抑制效应，但中国整体上处于“倒U型”左侧，结构转换的促进作用仍有较大空间。通过地区异质性分析发现：东部地区较早实现了“三二一”模式的转变，结构转换度相对较低，其拐点值也相对较低，但要警惕产业空心化和产业资本外流的倾向。最后，绿色全要素生产率主要由第二三产业内部转换驱动，但第三产业贡献作用高于第二产业，在分解上，绿色技术效率改善主要是由第二三产业所推动，第二产业对技术进步贡献最大。

结合当前经济发展的阶段性特征，上述结论的政策启示在于：(1)深化供给侧结构性改革，以效率变革为目标，挖掘新动能与新增长点，提升我国在世界供应链中的地位，增强经济结构发展韧性，实现更高质量发展。(2)各地应立足自身比较优势和资源禀赋特征制定产业政策，谨慎推进经济服务化进程，对发展薄弱的新兴行业要加大在金融等软硬环境方面的建设，避免资源和要素过度流入虚拟经济，切勿盲目发展第三产业，淘汰制造业，陷入产业结构升级的误区。(3)坚定不移地推进产业结构的优化升级，促进农业、工业和服务业的互动融合，积极鼓励技术密集型产业的发展，加强与传统企业的合作，发挥技术扩散和溢出效应，以创新驱动引领经济高质量发展，畅通国内国际双循环，参与更高水平的国际分工。(4)充分认识人力资本对经济高质量发展的作用。人才是产业转型升级的关键和支撑，鼓励自主创新带动产业升级，也为人力资本发挥作用提供了更加广阔的平台，助力“人才红利”为经济高质量发展提供新动能。