農(nóng)業(yè)科技資源與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展研究3篇

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農(nóng)業(yè)科技資源與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展篇1

摘要：以農(nóng)業(yè)作為研究對象，實證農(nóng)業(yè)科技資源與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展關(guān)系。首先，對現(xiàn)代農(nóng)業(yè)的發(fā)展情況進行簡要概述；主要分析農(nóng)業(yè)科技資源、農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展之間的動態(tài)關(guān)系；通過選取一些年份的統(tǒng)計數(shù)據(jù)，利用協(xié)整分析、格蘭杰因果關(guān)系檢驗方法，對農(nóng)業(yè)科技資源與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展關(guān)系進行實證研究。希望通過該文的初步論述引起更多的關(guān)注與更廣泛的交流，從而為該方面的理論研究工作與實踐工作提供一些有價值的信息，以供參考。

關(guān)鍵詞：農(nóng)業(yè)科技資源；農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展；關(guān)系實證

我國是傳統(tǒng)型的農(nóng)業(yè)大國，尤其是在工業(yè)和技術(shù)得到大力發(fā)展后，又反哺于農(nóng)業(yè)的發(fā)展思路，在很大程度上推動了我國農(nóng)業(yè)的發(fā)展。現(xiàn)階段，我國的科技貢獻率在50%左右，但由于我國農(nóng)村地區(qū)廣大，加上技術(shù)與資源分布不平衡，所以，從這個角度看，農(nóng)業(yè)依然停留于弱勢產(chǎn)業(yè)、靠天吃飯的困境之中。例如，陜西省北部地區(qū)、南方部分地區(qū)的土質(zhì)變化等，均造成了我國農(nóng)業(yè)向現(xiàn)代化轉(zhuǎn)型升級的阻礙因素，因此，應該加大科技投入、合理進行科技資源的優(yōu)化配置，以推動農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展。以下就該問題展開具體說明。

一、概述

在本次研究中，以時間序列分析相關(guān)理論、方法作為基礎(chǔ)，從而展開對農(nóng)業(yè)科技資源、農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展之間的關(guān)系研究；按照基本理論要求，所采取的屬于定量分析，具體是通過計量的辦法，以ADF對應研究農(nóng)業(yè)研究、開發(fā)機構(gòu)的各項投入，其要素包括設備、活動經(jīng)費和技術(shù)人才等，重點是對時間序列的平穩(wěn)性加以檢驗。若通過以上分析證實了序列的同階單整性，再通過E-G兩步法對形成關(guān)系的兩個對象間的協(xié)整關(guān)系進行分析，看其是否屬于長期均衡關(guān)系。另外，通過建立誤差修正模型，觀察短期動態(tài)關(guān)系，利用Grange因果關(guān)系進行邏輯討論。

二、實證分析

1.基本情況說明

首先，本次研究變量選取有兩大方面：一是農(nóng)業(yè)科技資源；二是農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長（Y）。具體來看，第一，主要是H-農(nóng)業(yè)技術(shù)人員、RD-農(nóng)業(yè)研究與開發(fā)機構(gòu)科技活動經(jīng)費支出、M-農(nóng)業(yè)機械總動力；第二，則主要是指農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值。此次選擇的數(shù)據(jù)資料取自于《中國科技統(tǒng)計年鑒》《中國農(nóng)村統(tǒng)計年鑒》（1998-2014），若存在數(shù)據(jù)缺失，則選取當年的平均值進行補闕。其次，需要說明的是，在協(xié)整關(guān)系方面，對數(shù)變換并不對原始變量發(fā)生影響，所以，在農(nóng)業(yè)科技資源方面主要是取自然對數(shù)，將新的變量分別標記為LNY、LNRD、LNH、LNM。本次研究所選擇的應用軟件為Eviews5.1。

2.分析

首先，根據(jù)此次研究，在變量ADF單位根檢驗方面，變量總共得到12個，即上面的4個變量，加上△LNY、△LNRD、△LNH、△LNM（民各于一階差序列），△2LNY、△2LNRD、△2LNH、△2LNM（二階差分序列）；具體根據(jù)檢驗類型，一一對應的對ADF統(tǒng)計量、臨界值（1%、5%、10%）進行了細致分析，最終根據(jù)測算，得到了在不同的臨界值方面的平穩(wěn)或者不平穩(wěn)性；結(jié)果為LNY、LNRD、LNH、LNM均為二階單整序列。其次，在協(xié)整檢驗、協(xié)整方程方面，應用E-G兩步檢驗法、Johansen檢驗法。具體是先通過跡檢驗、最大特征根檢驗方面的統(tǒng)計量、5%臨界值、Prob.（均選擇零假設、特征根）；結(jié)果是四者之間存在協(xié)整關(guān)系；當解釋變量為農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長之時，就可以利用OLS，即普通最小二乘法實現(xiàn)回歸方程，即LNY=-11.733+2.743＊LNH-1.279*LNM+1.096*LNRDt=(-6.43)(5.41)(-2.89)(5.52)R2=0.9766F=209.2018DW=1.006因此，檢驗整體通過，證實了二者間的關(guān)系。第三，設E為回歸模型殘差，就可以得到殘差序列，然后進行殘差的穩(wěn)定性檢驗，方法依然是ADF單位根檢驗，需要注意的是，在E序列中，ADF檢驗值為-3.011794，通過分析對應的1%、5%、10%三個臨界值，得到滯后期為3，因此判定它屬于平穩(wěn)型。具體是根據(jù)上面所說的軟件SIC準則自動計算得出。第四，透過對誤差的分析，即機械利用不足，兩個對象的關(guān)系是正相關(guān)，前者推動后者；但存在誤差，所以，需要借助于誤差修正模型加以解決。本次研究選擇Grange表述定理，即若存在變量X、Y時，且存在協(xié)整關(guān)系，那么短期非均衡關(guān)系總能通過一個誤差修正模型進行表述，從而可以對不同時間序列長期均衡關(guān)系、短期偏離向長期均衡修正情況進行正確反映，即短期關(guān)聯(lián)性小，長期關(guān)聯(lián)性顯著。因果關(guān)系檢驗則主要是透過零假設、F-統(tǒng)計值、P值、滯后階數(shù)四個要素，進行不是格蘭杰原因的分析。

3.結(jié)果

農(nóng)業(yè)科技資源序列、農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長序列均為二階單整序列；二者之間存在長期均衡關(guān)系，短期動態(tài)關(guān)系存在誤差，應該進行偏離均衡方面的調(diào)整，力度約為60%，重點是對農(nóng)業(yè)機械方面的拉動經(jīng)濟的因果性加以有效評估，認識到它的利用率不足問題；農(nóng)業(yè)經(jīng)濟類型為粗放，但處于向集約型過渡階段。

三、建議

首先，建議在農(nóng)業(yè)科技資源方面，做好資源的科學配置，即減少無實踐應用價值的科技及相關(guān)資源配置，增加有用的科技成果應用實驗；最好是通過建立實驗田的方式，進行多種、重復性的實驗，以提高應用實踐的頻率，縮短研究與實踐間的時間間隔。其次，注重對土壤、環(huán)境、水、氣和生態(tài)等各方面的資源的深入分析，將生態(tài)、科學發(fā)展相結(jié)合。目前，我國農(nóng)村廣大地區(qū)環(huán)境惡劣、生態(tài)破壞嚴重，所以在這方面，應該關(guān)注可持續(xù)發(fā)展，科學理性地促進農(nóng)業(yè)、生態(tài)和諧發(fā)展。再次，短期增加設備投入，硬件配置；長期做好技術(shù)型投入、資金型投入；使其得到可持續(xù)性發(fā)展。第四，培養(yǎng)農(nóng)業(yè)科技人才，在這方面，應該借鑒袁隆平的實踐經(jīng)驗，開設當?shù)氐难芯繖C構(gòu)，利用老師帶徒弟，共同研究的模式，真正抓住農(nóng)業(yè)發(fā)展的軟要素，將科技與農(nóng)業(yè)本身的要素進行結(jié)合，達到真正意義上的因地制宜。

四、結(jié)語

現(xiàn)代農(nóng)業(yè)依靠的是科技及相關(guān)的資源配置，只有通過資金、技術(shù)、人才、設備等方面的不斷投入，才能更好地推動農(nóng)業(yè)經(jīng)濟的持續(xù)增長。但需要注意的是，我國廣大農(nóng)村地區(qū)地域分布方面存在著重要的制約因素，尤其是土地的分散性極大地阻礙了農(nóng)業(yè)的集中化、精細化發(fā)展。最好是通過目前正在建設的農(nóng)村合作社形式不斷擴大對農(nóng)業(yè)的革新，讓土地實現(xiàn)集約化，挖掘出土地本身所具有的真實產(chǎn)出價值，減少地方政府過度依靠土地開發(fā)拉動GDP的增長模式，使我國的經(jīng)濟整體上趨向于平衡、正常的發(fā)展。

作者:王光紅 單位:吉林省撫松縣北崗鎮(zhèn)農(nóng)村經(jīng)濟管理服務中心

農(nóng)業(yè)科技資源與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展篇2

“科學技術(shù)是第一生產(chǎn)力”。農(nóng)業(yè)的發(fā)展離不開農(nóng)業(yè)科技的發(fā)展，農(nóng)業(yè)科技進步是農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長的動力源泉［1］。目前，我國農(nóng)業(yè)科技的總體水平還較低，科技進步對農(nóng)業(yè)增長的貢獻率只有50%左右，農(nóng)業(yè)仍未擺脫弱質(zhì)產(chǎn)業(yè)和靠天吃飯的局面，離現(xiàn)代發(fā)達基礎(chǔ)產(chǎn)業(yè)的目標還有較大的差距。我國農(nóng)業(yè)也進入由粗放式經(jīng)營向集約化發(fā)展、依靠科技支撐改造傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)并向現(xiàn)代農(nóng)業(yè)加速轉(zhuǎn)變的關(guān)鍵時期，并迎來了“以工促農(nóng)”、“以城帶鄉(xiāng)”至“城鄉(xiāng)統(tǒng)籌”的加速轉(zhuǎn)換，農(nóng)業(yè)發(fā)展的驅(qū)動力也由依賴政策創(chuàng)新、勞動力增加逐步轉(zhuǎn)變?yōu)橐蕾嚳萍紕?chuàng)新和農(nóng)業(yè)科技資源的有效供給。農(nóng)業(yè)科技資源配置成為推動我國農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整，提升農(nóng)業(yè)競爭力，實現(xiàn)農(nóng)業(yè)增長方式轉(zhuǎn)變和可持續(xù)發(fā)展的重要因素［2］。在農(nóng)業(yè)部科教司組織的“‘十二五’農(nóng)業(yè)科技發(fā)展戰(zhàn)略專家務虛座談會”上，專家們建議應積極推進農(nóng)業(yè)科技資源的共享和集成。于是，深入研究農(nóng)業(yè)科技資源配置問題就成為現(xiàn)實焦點之一。但在農(nóng)業(yè)科技資源存量既定而增量有限的情況下，糾正農(nóng)業(yè)科技資源分配失衡、優(yōu)化農(nóng)業(yè)科技資源配置結(jié)構(gòu)，提高農(nóng)業(yè)資源配置效率，發(fā)揮農(nóng)業(yè)科技資源優(yōu)勢就顯得尤為迫切。已有文獻對農(nóng)業(yè)科技資源的研究主要集中于農(nóng)業(yè)科技投入［3，4］、區(qū)域農(nóng)業(yè)科技資源［5］、農(nóng)業(yè)科技資源配置效率［6］，還有學者對農(nóng)業(yè)科技人力資源［7］、農(nóng)業(yè)科技信息資源等進行了專門研究。由此看來，關(guān)于農(nóng)業(yè)科技資源的規(guī)范深入研究還處于初級階段，定性描述的多定量測算的少、局部分析的多而全面統(tǒng)籌的少，于是，筆者嘗試利用計量經(jīng)濟分析方法對農(nóng)業(yè)科技資源與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展的關(guān)系進行研究，以便為相關(guān)部門提供決策參考。

1研究方法、變量選取和數(shù)據(jù)處理

1．1研究方法

本研究利用時間序列分析的相關(guān)理論和方法，對農(nóng)業(yè)科技資源與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展之間的關(guān)系進行分析，所采用的主要計量方法:(1)首先，采用ADF方法對農(nóng)業(yè)科技資源即農(nóng)業(yè)研究與開發(fā)機構(gòu)科技活動經(jīng)費支出、農(nóng)業(yè)技術(shù)人員、農(nóng)業(yè)機械總動力與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長四個時間序列的平穩(wěn)性進行檢驗，以確實其單整階數(shù)。(2)其次，如果ADF檢驗結(jié)果表明四個序列具有同階單整性，利用E－G兩步法來檢驗農(nóng)業(yè)科技資源與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展之間是否存在協(xié)整關(guān)系，即長期均衡關(guān)系。(3)在農(nóng)業(yè)科技資源與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展之間存在協(xié)整關(guān)系的條件下，建立誤差修正模型，考察二者之間的短期動態(tài)關(guān)系。(4)最后，利用Grange因果關(guān)系檢驗來考察農(nóng)業(yè)科技資源與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長之間的因果關(guān)系。

1．2變量選取

1．農(nóng)業(yè)科技資源。農(nóng)業(yè)科技資源是農(nóng)業(yè)科技人力資源、農(nóng)業(yè)科技財力資源、農(nóng)業(yè)科技物力資源及農(nóng)業(yè)科技信息資源要素的總和，是由農(nóng)業(yè)科技資源各要素及其子要素相互作用而構(gòu)成的系統(tǒng)。本文中的農(nóng)業(yè)科技資源的度量主要由農(nóng)業(yè)技術(shù)人員(H)、農(nóng)業(yè)研究與開發(fā)機構(gòu)科技活動經(jīng)費支出(RD)、農(nóng)業(yè)機械總動力(M)來體現(xiàn)。農(nóng)業(yè)技術(shù)人員:指從事農(nóng)業(yè)專業(yè)技術(shù)工作的人員以及從事農(nóng)業(yè)專業(yè)技術(shù)管理工作的人員，農(nóng)業(yè)科技人員數(shù)量最能代表農(nóng)村科技人力資源的狀況。農(nóng)業(yè)研究與開發(fā)機構(gòu)科技活動經(jīng)費支出:研究與開發(fā)機構(gòu)的R＆D活動增強了我國農(nóng)業(yè)領(lǐng)域的競爭能力，農(nóng)業(yè)研究與開發(fā)機構(gòu)對促進我國農(nóng)村科技的發(fā)展發(fā)揮著重要作用，而科技活動經(jīng)費支出狀況則更能真實地體現(xiàn)科技活動經(jīng)費的實際投入與使用狀況。因此，選擇農(nóng)業(yè)研究與開發(fā)機構(gòu)科技活動經(jīng)費支出指標來代表農(nóng)村科技財力資源。農(nóng)業(yè)機械總動力:主要指用于農(nóng)、林、牧、漁業(yè)的各種動力機械的動力總和，一定程度反映了農(nóng)業(yè)科技物力資源的水平。2．農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長(Y):該指標用農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值來表示，即農(nóng)林牧漁總產(chǎn)值(包括農(nóng)業(yè)、林業(yè)、畜牧業(yè)、漁業(yè)和農(nóng)林牧漁服務業(yè))，它反映了一定時期內(nèi)農(nóng)林牧漁業(yè)生產(chǎn)總規(guī)模和總成果，具有高度的綜合性和代表性。

1．3數(shù)據(jù)來源與處理

農(nóng)業(yè)技術(shù)人員、農(nóng)業(yè)研究與開發(fā)機構(gòu)科技活動經(jīng)費支出、農(nóng)業(yè)機械總動力和農(nóng)林牧漁業(yè)總產(chǎn)值數(shù)據(jù)分別來自1990－2008年的《中國科技統(tǒng)計年鑒》和《中國農(nóng)村統(tǒng)計年鑒》，對于個別指標所缺失的數(shù)據(jù)采用插值法進行了修補。由于對數(shù)變換并不影響原始變量之間的協(xié)整關(guān)系，而且對數(shù)變換往往可以消除異方差現(xiàn)象，所以對農(nóng)林牧漁總產(chǎn)值、農(nóng)業(yè)研究與開發(fā)機構(gòu)科技活動經(jīng)費支出、農(nóng)業(yè)技術(shù)人員和農(nóng)業(yè)機械總動力等4個變量分別取自然對數(shù)，可得到對數(shù)變換后的新變量記為LNY、LNRD、LNH和LNM。分析軟件采用的是Eviews5．1。

2實證分析結(jié)果

如果直接對時間序列數(shù)據(jù)進行回歸，有可能出現(xiàn)“謬誤回歸”的情況，導致不可靠的推論，并且只有當變量序列都為同階單整序列時才可進行協(xié)整分析，所以在協(xié)整分析前，有必要先檢驗LNH、LNM、LNRD和LNY四個時間序列的平穩(wěn)性。

2．1單位根檢驗

單位根檢驗常用的方法是DF檢驗以及它的擴展形式ADF檢驗，后者帶有變量滯后項，以消除自相關(guān)的影響。研究采用ADF方法對變量原始序列、一階差分序列和二階差分序列分別進行單位根檢驗。單位根檢驗結(jié)果表明(見表1)，原始序列LNY、LNH、LNM、LNRD在10%的顯著水平下，均不能拒絕存在單位跟的假設，因此是非平穩(wěn)的;一階差分序列△LNH、△LNM、△LNRD、△LNY在10%的顯著水平下是非平穩(wěn)的，而△LNRD在5%的顯著水平下是非平穩(wěn)的。但二階差分后的變量△2LNH、△2LNM、△2LNRD和△2LNY在1%顯著性水平下，拒絕存在單位根的假設，因此是平穩(wěn)的。單位根檢驗結(jié)果表明:LNH－I(2)、LNM－I(2)、LNRD－I(2)和LNY－I(2)，均為二階單整序列。

2．2協(xié)整檢驗與協(xié)整方程

上述單位根檢驗表明變量LNY、LNH、LNM、LNRD都是二階單整變量，所以可以進行協(xié)整分析以驗證LNY與LNH、LNM、LNRD之間是否存在協(xié)整關(guān)系。檢驗變量之間是否具有協(xié)整關(guān)系的方法，目前主流的方法有兩種:(Engle-Granger)E－G兩步檢驗法和Johansen檢驗法。本研究首先利用Johansen協(xié)整檢驗，選擇序列有確實性線性趨勢，但協(xié)整方程只有截距項，滯后階數(shù)為1，得出檢驗結(jié)果(見表2)。跡檢驗和最大特征根檢驗均表明在5%顯著性水平下，LNY、LNH、LNM、LNRD之間存在協(xié)整關(guān)系。其次，將農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長作為被解釋變量，以農(nóng)業(yè)科技資源作為解釋變量運用普通最小二乘法(OLS)進行回歸分析，回歸結(jié)果見表3，得到如下回歸方程:LNY=－11．733+2．743×LNH－1．279×LNM+1．096×LNRD(1)t值=(－6．43)(5．41)(－2．89)(5．52)R2=0．9766F=209．2018DW=1．006根據(jù)各統(tǒng)計量的精確顯著性水平，可知各解釋變量的T統(tǒng)計量高度顯著，模型的擬合優(yōu)度達到0．9766，調(diào)整后的擬合優(yōu)度R2=0．972，說明模型整體擬合效果很好，且F統(tǒng)計值為209．2018，模型整體通過了顯著性檢驗。令E表示上述回歸模型殘差，根據(jù)E=LNY+11．73298552－2．742980416×LNH+1．279462888×LNM－1．095938477×LNRD得出殘差序列，并對殘差穩(wěn)定性進行檢驗。表4為E的ADF檢驗結(jié)果，由于ADF統(tǒng)計量為－3．011794，小于顯著性水平0．01時的臨界值－2．728252，可認為殘差序列E為平穩(wěn)序列［8］，進而再次驗證序列LNY和LNH、LNM、LNRD具有協(xié)整關(guān)系，式1即為協(xié)整方程。由式(1)可以看到:在樣本期內(nèi)，農(nóng)業(yè)技術(shù)人員、農(nóng)業(yè)研究與開發(fā)機構(gòu)科技活動經(jīng)費支出和農(nóng)業(yè)機械總動力對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展的彈性分別為2．74、1．09和－1．28，且高度顯著，其經(jīng)濟含義為:農(nóng)業(yè)技術(shù)人員、農(nóng)業(yè)研究與開發(fā)機構(gòu)科技活動經(jīng)費支出每增加1%，則農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值分別增加2．74%、1．09%，這充分說明農(nóng)業(yè)科技人力資源與農(nóng)業(yè)科技財力資源投入的增加會有力地促進農(nóng)業(yè)經(jīng)濟的發(fā)展;而農(nóng)業(yè)機械總動力對農(nóng)業(yè)發(fā)展的彈性為－1．28，說明農(nóng)業(yè)機械的利用效率不高，對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展的促進作用不明顯，即農(nóng)機總動力對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長的影響為顯著的負值，這顯然與事實不相符合，筆者認為在當時農(nóng)業(yè)機械化程度非常低且主要集中在某幾個省份的狀況下，將農(nóng)機總動力引入模型必然會帶來一定的偏差，結(jié)果很可能使得農(nóng)業(yè)科技人力資源與農(nóng)業(yè)科技經(jīng)費投入的效果被高估了，故該模型有待進一步改進。出現(xiàn)這樣結(jié)果的原因可能是因為農(nóng)業(yè)機械分布不均衡，地塊細碎化、土地類型差異導致不適宜機械化而且使用機械成本過高。

2．3誤差修正模型

通過對變量進行協(xié)整分析可以發(fā)現(xiàn)上述變量之間的長期均衡關(guān)系，但無法得知這些變量偏離它們共同的隨機趨勢時的調(diào)整速度，誤差修正模型(ErrorCorrectionModel)可以解決這個問題。建立誤差修正模型的目的在于研究因變量在短期波動中偏離長期均衡關(guān)系的程度。根據(jù)Grange表述定理(Grangerrepresentationtheory):如果變量X與Y是協(xié)整的，則它們間的短期非均衡關(guān)系總能由一個誤差修正模型表述。誤差修正模型既能反映不同的時間序列間的長期均衡關(guān)系，又能反映短期偏離向長期均衡修正的機制。通過上述的JJ協(xié)整檢驗，我們得出四個變量間存在協(xié)整關(guān)系，因此我們可以對其建立誤差修正模型，檢驗其短期動態(tài)均衡情況，增強結(jié)果的可信度。下面利用E－G兩步法建立誤差修正模型，建立如下誤差修正模型:△LNY=2．317×△LNH－0．066×△LNM+0．542×△LNRD－0．595×E(－1)(2)t值=(2．892)(－0．116)(3．119)(－3．257)R2=0．512，DW=1．080，AIC=－4．060，Loglikelihood=40．54。式(2)各t統(tǒng)計值均在5%水平上顯著，F(xiàn)統(tǒng)計量顯著，LM檢驗也表明不存在自相關(guān)，模型整體效果比較好。誤差項的系數(shù)為負數(shù)，說明符合反向修正機制，當短期偏離均衡時，將會以59．5%的幅度被調(diào)整到均衡狀態(tài)。農(nóng)業(yè)技術(shù)人員、農(nóng)業(yè)研究與開發(fā)機構(gòu)科技活動經(jīng)費支出和農(nóng)業(yè)機械總動力的短期產(chǎn)出彈性分別為2．32、0．54和－0．07，即短期內(nèi)農(nóng)業(yè)技術(shù)人員、農(nóng)業(yè)研究與開發(fā)機構(gòu)科技活動經(jīng)費支出增加1%，農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長分別為2．32%、0．54%，農(nóng)業(yè)機械總動力增加使農(nóng)業(yè)經(jīng)濟產(chǎn)值變動－0．07%。通過長期與短期彈性的對比發(fā)現(xiàn)，農(nóng)業(yè)技術(shù)人員和農(nóng)業(yè)研究與開發(fā)機構(gòu)科技活動經(jīng)費支出都存在一定的滯后效應，其促使農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展的效果要經(jīng)過一定的時間才能充分發(fā)揮出來，而農(nóng)業(yè)機械的短期產(chǎn)出彈性大于長期彈性，即農(nóng)業(yè)機械的功能在短期內(nèi)就可以體現(xiàn)出來。

2．4Granger因果關(guān)系檢驗

Granger和Sims提出的因果關(guān)系檢驗可確定一個變量能否有助于預測另一個變量。Granger和Sims提出的因果關(guān)系檢驗法的基本思想如下:如果變量X有助于預測變量Y，即根據(jù)Y的過去值對Y進行自回歸時，如果再加上X的過去值，能顯著地增強回歸的解釋能力，則稱X是Y的Grange原因;否則，稱為非Grange原因。同時，Granger指出，如果變量之間是協(xié)整的，則至少存在一個方向上的Granger原因;在非協(xié)整情況下，任何原因的推斷將都是無效的。Grange檢驗結(jié)果見表5，表中的第一列是Granger因果關(guān)系檢驗的零假設，第二列數(shù)據(jù)為F統(tǒng)計量的數(shù)值，第三列的數(shù)據(jù)為F統(tǒng)計量在零假設成立時的概率顯著性水平，第四列為滯后階數(shù)。由于格蘭杰因果關(guān)系檢驗對滯后的階數(shù)非常敏感，本文采用AIC最小原則來確定滯后階數(shù)。由表5可知，在10%顯著性水平下，我們認為農(nóng)業(yè)技術(shù)人員(LNH)是農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長(LNY)的格蘭杰原因，而農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長(LNY)不是農(nóng)業(yè)技術(shù)人員(LNH)投入變動的影響因素，二者之間存在著單向Grange因果關(guān)系，農(nóng)業(yè)技術(shù)人員(LNH)投入的提高或降低必然引起農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展(LNY)水平的提高或降低。在10%的顯著性水平下拒絕第三、第四個原假設，即農(nóng)業(yè)機械總動力(LNM)與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展(LNY)呈雙向Grange因果關(guān)系;同理，在5%顯著性水平下，農(nóng)業(yè)研究與開發(fā)機構(gòu)科技活動經(jīng)費支出(LNRD)是農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展(LNY)的格蘭杰原因，這與姜濤(2008)的研究結(jié)論一致［9］，而農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展則不是農(nóng)業(yè)研究與開發(fā)機構(gòu)科技活動經(jīng)費支出的Grange原因，也一定程度反映我國農(nóng)業(yè)科研投入機制還存在深層次問題。

3結(jié)論與建議

本文選取了能夠代表農(nóng)業(yè)科技資源投入的關(guān)鍵變量，展開了農(nóng)業(yè)研發(fā)機構(gòu)科技活動經(jīng)費支出、農(nóng)業(yè)技術(shù)人員和農(nóng)業(yè)機械總動力對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長影響的計量經(jīng)濟學的協(xié)整分析和Granger因果檢驗，得到如以下結(jié)論:(1)我國農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長序列與農(nóng)業(yè)科技資源序列都是二階單整序列，即LNH－I(2)、LNM－I(2)、LNRD－I(2)和LNY－I(2)。(2)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長序列與農(nóng)業(yè)科技資源序列之間存在協(xié)整關(guān)系，即長期均衡關(guān)系。(3)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長序列與農(nóng)業(yè)科技資源序列之間也存在短期動態(tài)關(guān)系，誤差修正方程的誤差修正系數(shù)均符合反向修正機制，農(nóng)業(yè)科技資源對短期偏離均衡的調(diào)整力度為59．5%。(4)Grange因果關(guān)系檢驗結(jié)果表明，存在從農(nóng)業(yè)R＆D機構(gòu)科技活動經(jīng)費支出、農(nóng)業(yè)技術(shù)人員到農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展的單向Granger因果關(guān)系，而反向關(guān)系得不到實證支持。但農(nóng)業(yè)機械總動力與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展之間存在顯著的Granger因果關(guān)系。針對農(nóng)業(yè)科技資源與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展關(guān)系的論證結(jié)果，我們必須轉(zhuǎn)變農(nóng)業(yè)增長方式，注重農(nóng)業(yè)經(jīng)濟運行中的增長質(zhì)量和效益，即實現(xiàn)農(nóng)業(yè)的粗放型(外延型)增長向集約型(內(nèi)涵型)經(jīng)濟增長轉(zhuǎn)變。具體建議如:(1)合理配置農(nóng)業(yè)科技資源并高效利用。農(nóng)業(yè)科技資源開發(fā)利用不夠的原因主要是農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新能力不強，真正對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)發(fā)展有用的科技成果缺失［10］。同時，應充分發(fā)揮科技在農(nóng)業(yè)資源和生態(tài)環(huán)境保護中的支撐作用［11］，著力對水、土、氣和生物資源節(jié)約與合理利用，農(nóng)業(yè)污染防治、生態(tài)恢復與重建、外來入侵生物風險評估與防治等關(guān)鍵技術(shù)進行科技攻關(guān)，逐步改善農(nóng)業(yè)生產(chǎn)環(huán)境，并為提高農(nóng)業(yè)資源利用效率、發(fā)展循環(huán)經(jīng)濟提供技術(shù)支持。(2)構(gòu)建農(nóng)業(yè)R＆D經(jīng)費投入的長效機制。雖然近幾年政府加大農(nóng)業(yè)投入力度，但各級地方政府的農(nóng)業(yè)科技投入的短期行為比較明顯，且仍沿襲粗放型的發(fā)展方式，以致農(nóng)業(yè)科技投入雖然得到了一定程度的提高但力度不大，持續(xù)性不強，導致農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展緩慢。從長遠看，農(nóng)業(yè)科技投入對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長將會產(chǎn)生持續(xù)的正向拉動作用，因此，我國在采用農(nóng)業(yè)科技促進農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長的政策上，應采取長期政策而非短期政策［12］。(3)農(nóng)業(yè)機械化適度推進。目前農(nóng)民心理素質(zhì)及技能水平與機械化要求之間不相匹配、相關(guān)行政支持力度滯后等現(xiàn)狀，大型農(nóng)機推廣工作尚欠“東風”。因此，在推進農(nóng)業(yè)機械化的過程中，政府部門須扮演好重要的“指路人”角色，提供必要的政策保護、產(chǎn)業(yè)規(guī)劃和經(jīng)費支持等。(4)培養(yǎng)并留住農(nóng)業(yè)科技人才。人才是第一資源，必須充分發(fā)揮農(nóng)業(yè)科技人才的作用。我國經(jīng)過幾十年的努力培養(yǎng)了一大批農(nóng)業(yè)科技人才，但由于種種原因?qū)е略S多農(nóng)業(yè)科技人才閑置轉(zhuǎn)行，脫離農(nóng)業(yè)科技領(lǐng)域，使農(nóng)業(yè)科技人才資源浪費嚴重，這種狀況必須改變。

作者:楊傳喜 張俊飚 趙可 單位:華中農(nóng)業(yè)大學 經(jīng)濟管理學院

農(nóng)業(yè)科技資源與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展篇3

1農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展與農(nóng)業(yè)資源

新時代發(fā)展下的農(nóng)業(yè)發(fā)展是需要與科學技術(shù)接軌的，而科技的進步與其在農(nóng)業(yè)上的應用在未來也必然是農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長的主要動力所在。截止到目前為止，我國的農(nóng)業(yè)科技水平相對于其他發(fā)達國家的農(nóng)業(yè)水平還是有一定的差距，特別是在農(nóng)業(yè)增長方面的利用率也僅僅只有平均水平的一半左右，所以農(nóng)業(yè)的“身份”到現(xiàn)在還是處于一個頗為尷尬的位置，農(nóng)業(yè)作為一個相對弱項的產(chǎn)業(yè)卻又與國家的發(fā)展有著密切地聯(lián)系，但是相對于人工的外力幫助，農(nóng)業(yè)更多地還是受到大自然的影響，而且目前來說我國的農(nóng)業(yè)科技資源離現(xiàn)代發(fā)達基礎(chǔ)產(chǎn)業(yè)的目標還是有著很大的差距。我國的農(nóng)業(yè)正逐步地邁入轉(zhuǎn)型時期，開始由粗放式地經(jīng)營模式逐漸轉(zhuǎn)化為更加具體化的集約化模式，這種發(fā)展和演變對于現(xiàn)代農(nóng)業(yè)的科技化來說是一個至關(guān)重要的階段，也是在這個時期我國的農(nóng)業(yè)發(fā)展開始有了新的方向和變化，將“互幫互助”“互相推進”利用起來，將“城與鄉(xiāng)”“工與農(nóng)”之間的共同點融合起來，同時將不合之處磨合，加速他們之間的轉(zhuǎn)換，而農(nóng)業(yè)發(fā)展原本的驅(qū)動力也逐漸地發(fā)生了改變，不再像過去一樣只是一味地依賴著政策創(chuàng)新、勞動力增加來實現(xiàn)經(jīng)濟需求，而是開始利用科技發(fā)展帶來的便利，以及科技資源的供給來加快發(fā)展步伐。一直以來關(guān)于農(nóng)業(yè)科技這一領(lǐng)域的戰(zhàn)略性問題專家們的看法大多是放在科技資源的共享問題上，認為推動農(nóng)業(yè)科技的發(fā)展的前提就在于資源集成方面，因此，關(guān)于農(nóng)業(yè)領(lǐng)域的資源配置問題自然成為了等待解決的一大問題。但是農(nóng)業(yè)科技的資源本身也存在一定的缺陷和問題，資源存量就是影響資源配置的主要問題，因為無法控制好資源的既定與增量，所以當前的主要問題就是要先解決和調(diào)整農(nóng)業(yè)科技的資源分配，更需要將資源配置的結(jié)構(gòu)重新優(yōu)化，以保證資源配置的效率能夠得到有效地提高，能夠?qū)⑥r(nóng)業(yè)科技的資源優(yōu)勢最大程度的發(fā)揮出來。但是農(nóng)業(yè)科技資源領(lǐng)域具體的研究方向還是更傾向于科技投入、資源配置效率，以及區(qū)域的農(nóng)業(yè)科技資源方面，但是也有部分學者更傾向于將研究的重點放在科技人力資源和科技信息資源方面，但是這些研究歸根究底還是處于一個“入門”的狀態(tài)，雖然有定性的描述，但是定量的測算卻不足，有局部的分析，但又缺少全面的統(tǒng)籌，可能就是因為研究的重點不夠均衡，才使得我國的農(nóng)業(yè)科技資源研究無法突破這個瓶頸。

2實證分析

為了確保數(shù)據(jù)的準確性，減少實證分析中的誤差，不能直接使用向量自回歸模型處理時間序列數(shù)據(jù)，還是需要先將變量確定，對時間序列做進一步地監(jiān)測，在確保平穩(wěn)性之后再做更進一步的研究。

2.1單位根檢驗

在進行計量經(jīng)濟分析時檢驗方式的選擇一般也是考慮到具體的對象而決定，但是考慮到我們的檢驗對象是單位根，所以選擇了ADF的檢驗方式。而且通過研究的結(jié)果不難發(fā)現(xiàn)，檢驗對象的四個變量的原始序列相對來說要比顯著水平的小10%左右，而且它們都存在單位根，所以基本上可以判定它是非平穩(wěn)的。而且這四個變量所對應的一階分差序列也要比顯著水平的小10%，證明它的分差序列與原始序列一樣也是非平穩(wěn)的。而且它的二階差分的變量都是在1%這個顯著水平之下的，所以根本可以排除對單位根是平穩(wěn)時間序列的假設。根據(jù)單位根檢查結(jié)果顯示，LNM、LNH、LNRD和LNY，這四個非平穩(wěn)的序列在經(jīng)過二階差分之后逐漸變?yōu)槠椒€(wěn)序列，所以可以判定這四個變量均為二階單整的變量。

2.2協(xié)整檢驗及相關(guān)方程

在進行實證研究時，首先采用的還是Johansen法，利用該方式進行協(xié)整地檢驗，雖然選擇的數(shù)據(jù)相對來說還是有著比較明顯地線性趨勢，但是協(xié)整方程中卻只含有截距項，并且它們的滯后階數(shù)等于1。通過檢驗結(jié)果可知其原變量間具有協(xié)整關(guān)系。同時對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展進行解釋，而解釋變量就是農(nóng)業(yè)科技資源，所采用的則是最小二乘法來對二者的關(guān)系進行回歸性分析，而其線性回歸方程為：LNY=-1.733+LNY2.743LNH-1.279LNM+1.096LNRD該方程中擬合優(yōu)度（R2）為0.9766，再經(jīng)調(diào)整后為0.972，其回歸模型的擬合效果較好，經(jīng)過驗證分析可知上述方程就是協(xié)整方程式。

2.3誤差修正及因果關(guān)系檢驗

根據(jù)對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展與農(nóng)業(yè)科技資源的投入的實證分析，其實可以發(fā)現(xiàn)其原變量之間確實存在著某種穩(wěn)定的長久關(guān)系，但是目前對于原變量在偏離共同趨勢過程中的調(diào)整速度還是不能做到一個準確地判斷，所以還是需要一定的修正，而誤差修正模型就是修正數(shù)據(jù)的主要途徑。在進行修正處理后將長期與短期彈性進一步地對比，最后還是需要將我國的農(nóng)業(yè)科技資源合理地進行配置，以便提高利用效率。同時還需要加強科技資金方面的投入，只有有了充沛的后備資金儲備，才能更好地建立起長效的投入機制，以便合理地推進機械化建設，加強農(nóng)業(yè)科技人才的培養(yǎng)，而人才就是發(fā)展的希望，我國未來的農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展也必然離不開這些優(yōu)秀的人才和先進的設備與思想。

參考文獻

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作者:趙淑敏 單位:五常市五常鎮(zhèn)農(nóng)業(yè)畜牧發(fā)展服務中心