本文關(guān)鍵詞：農(nóng)業(yè)科技資源與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展關(guān)系實(shí)證，由筆耕文化傳播整理發(fā)布。

農(nóng)業(yè)科技資源與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展關(guān)系實(shí)證_楊傳喜

發(fā)布時間：2014-01-17 14:15:26  

·中國人口資源與環(huán)境2011年第21卷第3期CHINAPOPULATION，RESOURCESANDENVIRONMENTVol．21No．32011

農(nóng)業(yè)科技資源與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展關(guān)系實(shí)證

楊傳喜

張俊飚

趙

可

（華中農(nóng)業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，湖北武漢430070）

*

摘要農(nóng)業(yè)科技資源是實(shí)現(xiàn)農(nóng)業(yè)發(fā)展方式轉(zhuǎn)變和農(nóng)業(yè)可持續(xù)發(fā)展的重要因素，發(fā)展現(xiàn)代農(nóng)業(yè)也迫切需要將農(nóng)業(yè)科技資源轉(zhuǎn)化為現(xiàn)實(shí)

作者選取中國1990－2008年的統(tǒng)計數(shù)據(jù)，運(yùn)用協(xié)整分析和格蘭杰生產(chǎn)力。為了分析農(nóng)業(yè)科技資源與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展之間的動態(tài)關(guān)系，

因果關(guān)系檢驗(yàn)，考察了農(nóng)業(yè)研究與開發(fā)機(jī)構(gòu)科技活動經(jīng)費(fèi)支出、農(nóng)業(yè)技術(shù)人員及農(nóng)業(yè)機(jī)械總動力與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的內(nèi)在關(guān)系。實(shí)證即長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，但在短期內(nèi)會偏離長期均衡。當(dāng)偏離均衡時，結(jié)果表明：農(nóng)業(yè)科技資源與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展之間存在協(xié)整關(guān)系，

長期對短期偏離均衡的調(diào)整力度為59．8%；存在從農(nóng)業(yè)研究與開發(fā)機(jī)構(gòu)科技活動經(jīng)費(fèi)支出、農(nóng)業(yè)技術(shù)人員到農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的單向格蘭杰因果關(guān)系，而反向關(guān)系得不到實(shí)證支持。但農(nóng)業(yè)機(jī)械總動力與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展之間存在顯著的雙向格蘭杰因果關(guān)系。因此，增加培養(yǎng)農(nóng)業(yè)技術(shù)人才、提高農(nóng)業(yè)機(jī)械利用效率是促進(jìn)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要路徑選擇。農(nóng)業(yè)科技活動經(jīng)費(fèi)支出、關(guān)鍵詞

農(nóng)業(yè)科技資源；農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展；協(xié)整檢驗(yàn)；誤差修正模型；Grange檢驗(yàn)

文獻(xiàn)標(biāo)識碼

A

文章編號1002－2104（2011）03－0113－06

doi：10.3969/j.issn.1002－2104.2011.03.020

中圖分類號F207

“科學(xué)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(jìn)步是農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的動力源泉

［1］

業(yè)科技人力資源

［7］

、農(nóng)業(yè)科技信息資源等進(jìn)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?yán)糜嬃拷?jīng)濟(jì)分析方法對農(nóng)業(yè)科技資源與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的關(guān)系進(jìn)行研究，以便為相關(guān)部門提供決策參考。

。目前，我國農(nóng)業(yè)科技的總體水平還較低，科技進(jìn)步

農(nóng)業(yè)仍未擺脫弱質(zhì)對農(nóng)業(yè)增長的貢獻(xiàn)率只有50%左右，

產(chǎn)業(yè)和靠天吃飯的局面，離現(xiàn)代發(fā)達(dá)基礎(chǔ)產(chǎn)業(yè)的目標(biāo)還有較大的差距。我國農(nóng)業(yè)也進(jìn)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”、“以城帶鄉(xiāng)”并迎來了“以工促農(nóng)至“城鄉(xiāng)統(tǒng)關(guān)鍵時期，

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(shí)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］

1

1．1

研究方法、變量選取和數(shù)據(jù)處理

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(jì)發(fā)展之間的關(guān)系進(jìn)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(jī)構(gòu)科技活動經(jīng)費(fèi)支出、農(nóng)業(yè)技術(shù)人員、農(nóng)業(yè)機(jī)械總動力與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長四個時間序列的平穩(wěn)以確實(shí)其單整階數(shù)。（2）其次，如果ADF檢性進(jìn)行檢驗(yàn)，

驗(yàn)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(yàn)農(nóng)業(yè)科技資源與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)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(jì)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(yàn)來考察農(nóng)業(yè)科技資源與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長之間的因

。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(wù)虛座談會”上，專家們建議應(yīng)積極推進(jìn)深入研究農(nóng)業(yè)科技資農(nóng)業(yè)科技資源的共享和集成。于是，

源配置問題就成為現(xiàn)實(shí)焦點(diǎn)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(xiàn)對農(nóng)業(yè)科技資源的研究主要集中于農(nóng)業(yè)科技投入業(yè)科技資源

［5］

［3，4］

、區(qū)域農(nóng)

［6］

、農(nóng)業(yè)科技資源配置效率，還有學(xué)者對農(nóng)

收稿日期：2010－09－15

作者簡介：楊傳喜，博士生，講師，主要研究方向?yàn)檗r(nóng)業(yè)技術(shù)經(jīng)濟(jì)、資源環(huán)境經(jīng)濟(jì)。*國家社會科學(xué)基金項(xiàng)目（No：07BJY043）。

·113·

·中國人口資源與環(huán)境2011年第3期

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)。

農(nóng)業(yè)技術(shù)人員：指從事農(nóng)業(yè)專業(yè)技術(shù)工作的人員以及農(nóng)業(yè)科技人員數(shù)量最從事農(nóng)業(yè)專業(yè)技術(shù)管理工作的人員，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(jī)構(gòu)科技活動經(jīng)費(fèi)支出：研究與開發(fā)機(jī)構(gòu)的R＆D活動增強(qiáng)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(jī)構(gòu)對促進(jìn)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(fèi)支出狀況則更能真實(shí)地體現(xiàn)科技活動經(jīng)費(fèi)的實(shí)際投入與使用狀況。因此，選擇農(nóng)業(yè)研究與開發(fā)機(jī)構(gòu)科技活動經(jīng)費(fèi)支出指標(biāo)來代表農(nóng)村科技財力資源。

農(nóng)業(yè)機(jī)械總動力：主要指用于農(nóng)、林、牧、漁業(yè)的各種動力機(jī)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(jì)增長（Y）：該指標(biāo)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(wù)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(jī)構(gòu)科技活動經(jīng)費(fèi)支

出、農(nóng)業(yè)機(jī)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》《中國農(nóng)村統(tǒng)計年和，鑒》對于個別指標(biāo)所缺失的數(shù)據(jù)采用插值法進(jìn)行了修補(bǔ)。

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)林牧漁總農(nóng)業(yè)研究與開發(fā)機(jī)構(gòu)科技活動經(jīng)費(fèi)支出、農(nóng)業(yè)技術(shù)產(chǎn)值、

人員和農(nóng)業(yè)機(jī)械總動力等4個變量分別取自然對數(shù)，可得LNRD、LNH和LNM。到對數(shù)變換后的新變量記為LNY、分析軟件采用的是Eviews5．1。

2實(shí)證分析結(jié)果

如果直接對時間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸，有可能出現(xiàn)“謬

誤回歸”的情況，導(dǎo)致不可靠的推論，并且只有當(dāng)變量序列都為同階單整序列時才可進(jìn)行協(xié)整分析，所以在協(xié)整分析LNM、LNRD和LNY四個時間序列前，有必要先檢驗(yàn)LNH、的平穩(wěn)性。2．1

單位根檢驗(yàn)

單位根檢驗(yàn)常用的方法是DF檢驗(yàn)以及它的擴(kuò)展形后者帶有變量滯后項(xiàng)，以消除自相關(guān)的影式ADF檢驗(yàn)，

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(jìn)行單位根檢驗(yàn)。單位根檢驗(yàn)結(jié)果LNH、LNM、LNRD在10%的表明（見表1），原始序列LNY、顯著水平下，均不能拒絕存在單位跟的假設(shè)，因此是非平

表1變量ADF單位根檢驗(yàn)結(jié)果

Tab．1ResultsofADFtestofvariables

變量VariableLNH△LNH△2LNHLNM△LNM△2LNMLNRD△LNRD△2LNRDLNY△LNY△2LNY

檢驗(yàn)類型TestType（C，T，0）（C，0，0）（C，0，0）（C，T，1）（C，T，0）（0，0，0）（C，T，1）（0，0，0）（0，0，0）（C，0，2）（0，0，0）（0，0，2）

ADF統(tǒng)計量

ADFtestvalue－0．157306－1．959679－4．445537－0．538349－2．304634－3．611911－3．011757－1．680616－4．607713－1．465274－1．016892－3．865169

1%臨界值1%threshold－4．571559－3．886751－3．920350－3．886751－4．616209－2．717511－4．616209－2．708094－2．740613－3．920350－2．708094－2．728252

5%臨界值5%threshold－3．690814－3．052169－3．065585－3．710482－3．710482－1．964418－3．710482－1．962813－1．968430－3．065585－1．962813－1．966270

10%臨界值10%threshold－3．286909－2．666593－2．673459－3．297799－3．297799－1．605603－3．297799－1．606129－1．604392－2．673459－1．603693－1．605026

結(jié)論Conclusion不平穩(wěn)不平穩(wěn)平穩(wěn)不平穩(wěn)不平穩(wěn)平穩(wěn)不平穩(wěn)不平穩(wěn)平穩(wěn)不平穩(wěn)不平穩(wěn)平穩(wěn)

C表示常數(shù)項(xiàng)，T表示時間趨勢，K表示由AIC準(zhǔn)則確定的最優(yōu)滯后期，0表示不含有該項(xiàng)�！骱汀�2分別表示注：檢驗(yàn)類型（C，T，K）中，

各變量的一階差分序列和二階差分序列。

楊傳喜等：農(nóng)業(yè)科技資源與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展關(guān)系實(shí)證

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

2

水平下是非平穩(wěn)的。但二階差分后的變量△LNH、222△LNM、△LNRD和△LNY在1%顯著性水平下，拒絕存

性線性趨勢，但協(xié)整方程只有截距項(xiàng)，滯后階數(shù)為1，得出檢驗(yàn)結(jié)果（見表2）。跡檢驗(yàn)和最大特征根檢驗(yàn)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(jì)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(yùn)用普通最小二乘法（OLS）進(jìn)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）R2=0．9766

（5．41）

（－2．89）DW=1．006

（5．52）

F=209．2018

因此是平穩(wěn)的。單位根檢驗(yàn)結(jié)果表明：在單位根的假設(shè)，

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(yàn)與協(xié)整方程

LNH、LNM、LNRD上述單位根檢驗(yàn)表明變量LNY、

都是二階單整變量，所以可以進(jìn)行協(xié)整分析以驗(yàn)證LNY與LNH、LNM、LNRD之間是否存在協(xié)整關(guān)系。檢驗(yàn)變量之間是否具有協(xié)整關(guān)系的方法，目前主流的方Granger）E－G兩步檢驗(yàn)法和法有兩種：（Engle-Johansen檢驗(yàn)法。

本研究首先利用Johansen協(xié)整檢驗(yàn)，選擇序列有確實(shí)

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(dá)到0．9766，調(diào)整后

2

的擬合優(yōu)度R=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(yàn)。

Tab．2

零假設(shè)

NullHypothesis

特征根Eigenvalue

統(tǒng)計量

r=0*r≤1*r≤2*r≤3*

0．9862530．8702000．6295850．496560

136．137963．2601028．5502011．66695

表2變量的協(xié)整檢驗(yàn)Resultsofco-integrationtestofvariables

跡檢驗(yàn)Johansen-test5%臨界值54．0790435．1927520．261849．164546

Prob．0．00000．00000．00290．0164

統(tǒng)計量72．8778134．7099016．8832411．66695

最大特征根檢驗(yàn)Max-Eigen

5%臨界值28．5880822．2996215．892109．164546

Prob．0．00000．00060．03490．0164

注：*表示在5%的顯著水平下拒絕原假設(shè)。

令E表示上述回歸模型殘差，根據(jù)E=LNY+

Tab．3

解釋變量

Variable

CLNHLNMLNRDR2調(diào)整的R2回歸標(biāo)準(zhǔn)殘差平方和對數(shù)釋然估計量DW統(tǒng)計量

表3回歸分析結(jié)果

Resultsofregressionofmodel

標(biāo)準(zhǔn)誤差Std．Error1．8235470．5074160．4434350．198698

T統(tǒng)計量t-Statistic－6．4341575．405782－2．8853455．515599

顯著性水平Prob．0．00000．00010．01130．00014．3552220．255390－3．282544－3．083715209．20180．000000

11．73298552－2．742980416×LNH+1．279462888×LNM－1．095938477×LNRD得出殘差序列，并對殘差穩(wěn)由于ADF統(tǒng)定性進(jìn)行檢驗(yàn)。表4為E的ADF檢驗(yàn)結(jié)果，

計量為－3．011794，小于顯著性水平0．01時的臨界值

［8］－2．728252，可認(rèn)為殘差序列E為平穩(wěn)序列，進(jìn)而再次

回歸系數(shù)

Coefficient－11．732992．742980－1．2794631．0959380．9766580．9719890．0427430．02740535．184171．006917

LNM、LNRD具有協(xié)整關(guān)系，驗(yàn)證序列LNY和LNH、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(jī)構(gòu)科技活動經(jīng)費(fèi)支出和農(nóng)業(yè)機(jī)械總動力對1．09和－1．28，農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的彈性分別為2．74、且高度顯著，其經(jīng)濟(jì)含義為：農(nóng)業(yè)技術(shù)人員、農(nóng)業(yè)研究與開發(fā)機(jī)構(gòu)科技活動經(jīng)費(fèi)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(jìn)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展；而農(nóng)業(yè)機(jī)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(jī)

被解釋變量平均值被解釋變量標(biāo)準(zhǔn)差

赤池信息量斯瓦茨信息量F檢驗(yàn)統(tǒng)計量顯著性水平

·11

5·

·中國人口資源與環(huán)境2011年第3期

Tab．4

序列

sequence

E

ADF檢驗(yàn)值A(chǔ)DFtestvalue－3．011794

表4回歸殘差的ADF檢驗(yàn)結(jié)果

ResultsofADFtestofResidualsofRegression

5%臨界值5%threshold－1．966270

10%臨界值10%threshold－1．605026

滯后期Lagperiod

3

檢驗(yàn)結(jié)果testresults平穩(wěn)

1%臨界值1%threshold－2．728252

注：滯后期由EViews5．1根據(jù)SIC準(zhǔn)則自動給出。

械的利用效率不高，對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的促進(jìn)作用不明顯，即農(nóng)機(jī)總動力對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的影響為顯著的負(fù)值，這顯然與事實(shí)不相符合，筆者認(rèn)為在當(dāng)時農(nóng)業(yè)機(jī)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(jī)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)科技人故該模型有力資源與農(nóng)業(yè)科技經(jīng)費(fèi)投入的效果被高估了，

待進(jìn)一步改進(jìn)。出現(xiàn)這樣結(jié)果的原因可能是因?yàn)檗r(nóng)業(yè)機(jī)械分布不均衡，地塊細(xì)碎化、土地類型差異導(dǎo)致不適宜機(jī)械化而且使用機(jī)械成本過高。2．3

誤差修正模型

通過對變量進(jìn)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(jī)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(jī)制。

通過上述的JJ協(xié)整檢驗(yàn)，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(yàn)其短期動態(tài)均衡情況，增強(qiáng)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）

t值=（2．892）

（－0．116）

（3．119）

R2=0．512，DW=1．080，AIC=－4．060，Loglikelihood=40．54。

F統(tǒng)計量顯式（2）各t統(tǒng)計值均在5%水平上顯著，

LM檢驗(yàn)也表明不存在自相關(guān)，著，模型整體效果比較好。誤差項(xiàng)的系數(shù)為負(fù)數(shù)，說明符合反向修正機(jī)制，當(dāng)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(jī)構(gòu)科技活動經(jīng)費(fèi)支出和0．54和農(nóng)業(yè)機(jī)械總動力的短期產(chǎn)出彈性分別為2．32、－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(jī)構(gòu)科

（2）

（－3．257）

農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長分別為2．32%、技活動經(jīng)費(fèi)支出增加1%，

0．54%，農(nóng)業(yè)機(jī)械總動力增加使農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)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(jī)構(gòu)科技活動經(jīng)費(fèi)支出都存在一定的滯后效應(yīng)，其促使農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的效果要經(jīng)過一定的時而農(nóng)業(yè)機(jī)械的短期產(chǎn)出彈性大于長間才能充分發(fā)揮出來，

期彈性，即農(nóng)業(yè)機(jī)械的功能在短期內(nèi)就可以體現(xiàn)出來。2．4

Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)

Granger和Sims提出的因果關(guān)系檢驗(yàn)可確定一個變量能否有助于預(yù)測另一個變量。Granger和Sims提出的因果關(guān)系檢驗(yàn)法的基本思想如下：如果變量X有助于預(yù)測變量Y，即根據(jù)Y的過去值對Y進(jìn)行自回歸時，如果再加上X的過去值，能顯著地增強(qiáng)回歸的解釋能力，則稱X是YGranger的Grange原因；否則，稱為非Grange原因。同時，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(yàn)結(jié)果見表5，表中的第一列是Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)的零假設(shè)，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(shè)成立時的概率顯著性第四列為滯后階數(shù)。由于格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)對滯水平，

由表5可知，在10%顯著性水平下，我們認(rèn)為農(nóng)業(yè)技術(shù)人員（LNH）是農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長（LNY）的格蘭杰原因，而農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)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(jì)發(fā)展（LNY）水平的提高或降低。在10%的顯著性水平下第四個原假設(shè)，即農(nóng)業(yè)機(jī)械總動力（LNM）與拒絕第三、

農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)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(jī)構(gòu)科技活動經(jīng)費(fèi)支出（LNRD）是農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)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(jì)發(fā)展則不是農(nóng)

業(yè)研究與開發(fā)機(jī)構(gòu)科技活動經(jīng)費(fèi)支出的Grange原因，也一定程度反映我國農(nóng)業(yè)科研投入機(jī)制還存在深層次問題。

楊傳喜等：農(nóng)業(yè)科技資源與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展關(guān)系實(shí)證

（1）合理配置農(nóng)業(yè)科技資源并高效利用。農(nóng)業(yè)科技

Causality因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果表5Granger-Tab．5ResultsofGrangecausalitytest

零假設(shè)

NullHypothesis

F-統(tǒng)計值F-Statistic

P值p-values0．2668

滯后階數(shù)LagLength

3

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(qiáng)，真正對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)發(fā)展有用的科技成果缺失用

［11］

［10］

。同時，應(yīng)

充分發(fā)揮科技在農(nóng)業(yè)資源和生態(tài)環(huán)境保護(hù)中的支撐作

，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(fù)與重建、外來入侵生物風(fēng)險評估與防逐步改善農(nóng)業(yè)生產(chǎn)環(huán)境，并治等關(guān)鍵技術(shù)進(jìn)行科技攻關(guān)，

為提高農(nóng)業(yè)資源利用效率、發(fā)展循環(huán)經(jīng)濟(jì)提供技術(shù)支持。

（2）構(gòu)建農(nóng)業(yè)R＆D經(jīng)費(fèi)投入的長效機(jī)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)科技投且仍沿襲粗放型的發(fā)展方式，以入的短期行為比較明顯，

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(qiáng)，導(dǎo)致農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展緩慢。從長遠(yuǎn)看，農(nóng)業(yè)科技投入對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)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(jìn)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的政策上，應(yīng)采取長期政策而非短期政策

［12］

LNY變化不是LNH變化的格蘭

1．55510

杰原因

LNH變化不是LNY變化的格蘭杰原因*

LNY變化不是LNM變化的格蘭杰原因*

LNM變化不是LNY變化的格蘭

＊

杰原因＊

3．621050．05813

4．520310．03442

2．807910．09992

LNY變化不是LNRD變化的格

0．21493

蘭杰原因

LNRD變化不是LNY變化的格蘭杰原因

注：

**

0．80962

。

5．918170．01632

（3）農(nóng)業(yè)機(jī)械化適度推進(jìn)。目前農(nóng)民心理素質(zhì)及技能水平與機(jī)械化要求之間不相匹配、相關(guān)行政支持力度滯“東風(fēng)”。因此，后等現(xiàn)狀，大型農(nóng)機(jī)推廣工作尚欠在推進(jìn)農(nóng)業(yè)機(jī)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(hù)、產(chǎn)業(yè)規(guī)劃和經(jīng)費(fèi)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多脫離農(nóng)業(yè)科技領(lǐng)域，使農(nóng)業(yè)科技農(nóng)業(yè)科技人才閑置轉(zhuǎn)行，

人才資源浪費(fèi)嚴(yán)重，這種狀況必須改變。

（編輯：王愛萍）

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和

＊＊

分別表示在5%和10%的顯著性水平下拒絕原假設(shè)。

3結(jié)論與建議

展開了農(nóng)業(yè)研發(fā)機(jī)構(gòu)科技活動經(jīng)費(fèi)支出、農(nóng)業(yè)技術(shù)人員和農(nóng)業(yè)機(jī)械總動力對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長影響的計量經(jīng)濟(jì)學(xué)的協(xié)整分析和Granger因果檢驗(yàn)，得到如以下結(jié)論：

（1）我國農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長序列與農(nóng)業(yè)科技資源序列都LNM－I（2）、LNRD－I即LNH－I（2）、是二階單整序列，（2）和LNY－I（2）。

（2）農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)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(jì)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(jī)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(yàn)結(jié)果表明，存在從農(nóng)業(yè)R＆D機(jī)構(gòu)科技活動經(jīng)費(fèi)支出、農(nóng)業(yè)技術(shù)人員到農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的而反向關(guān)系得不到實(shí)證支持。但單向Granger因果關(guān)系，

農(nóng)業(yè)機(jī)械總動力與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)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(jì)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(jì)運(yùn)行中的增長質(zhì)量和效益，即實(shí)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(jì)增長轉(zhuǎn)變。具體建議如：

·11

7·

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TechnologyResourcesandEconomicDevelopmentofAgriculture

YANGChuan-xi

ZHANGJun-biao

ZHAOKe

（CollegeofEconomicsManagement，HuazhongAgriculturalUniversity，WuhanHubei430070，China）

Abstract

Agriculturalscienceandtechnologyresourcesbecomeanimportantfactorinrealizingwaysoftransactionofeconomic

developmentofagricultureandsustainabledevelopment．Thedevelopmentofmodernagriculturecannotbeseparatedfromagriculturalscienceandtechnologyresourcesturnintorealproductiveforces．Thispaperselectedthestatisticaldatafrom1990to2008inChina，usingco-integrationanalysisandGrangercausalitytestoncheckingtherelationshipbetweentheexpendituresofscientificandtechnologicalactivitiesinagriculturalresearchanddevelopmentagency，agriculturaltechnicians，totalpowerofagriculturalmachineryandeconomicdevelopmentofagriculture，theempiricalresultsshowthat：Thereisaco-integrationrelationship，ofalong-termstableequilibriumwithlittleshort-termdeviation，betweenagriculturalscienceandtechnologyresourcesandeconomicdevelopmentofagriculture，However，itmaybedeviatethelong-runequilibriumintheshortterm．Whenthedeviationfromequilibriumoccurs，theadjustmentofthelong-termequilibriumtolittleshort-termoftheequilibriumis59．8%．TheresultofGrangertestsignifiesthatthereisaone-wayGrangercausality，fromtheexpendituresofscientificandtechnologicalactivitiesinagriculturalresearchanddevelopmentagencyandagriculturaltechnicianstoeconomicdevelopmentofagriculture，whilethere’snoempiricalevidenceontheinverserelationship．However，thereisasignificanttwo-wayGrangercausalitybetweenthetotalpowerofagriculturalmachineryandagriculturaleconomicdevelopment．Therefore，topromotetheeconomicdevelopmentofagriculture，itisimportanttoincreasefundingforagriculturalscienceandtechnologyactivities，trainmoreagriculturaltechniciansandimprovetheefficiencyofagriculturalmachinery．Keywords

agriculturalscienceandtechnologyresources；economicdevelopmentofagriculture；co-integrationtest；errorcorrection

model；Grangercausalitytest

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  本文關(guān)鍵詞：農(nóng)業(yè)科技資源與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展關(guān)系實(shí)證，由筆耕文化傳播整理發(fā)布。