農業(yè)科技投入與農業(yè)經(jīng)濟的關(guān)聯(lián)性研究論文
科技是第一生產(chǎn)力，這個(gè)原則在農業(yè)方面非常適用，自改革開(kāi)放以來(lái)，隨著(zhù)國家對農業(yè)的大力投入，以及農業(yè)機械、農業(yè)生產(chǎn)技術(shù)等不斷發(fā)展，我國的農業(yè)水平得到了顯著(zhù)提升；同時(shí)，在農業(yè)科技投入與農業(yè)經(jīng)濟增長(cháng)之間形成了一種良性互動(dòng)的關(guān)系，即科技投入越大，產(chǎn)出越大，經(jīng)濟增長(cháng)越快，而經(jīng)濟的進(jìn)一步增長(cháng)，又反作用于技術(shù)研發(fā)，形成了一種動(dòng)態(tài)化的關(guān)聯(lián)性，極大地促進(jìn)了我國農業(yè)的快速發(fā)展。以下針對農業(yè)科技投入與農業(yè)經(jīng)濟增長(cháng)的動(dòng)態(tài)關(guān)聯(lián)性展開(kāi)具體說(shuō)明。
一、概述
從世界范圍來(lái)看，在20世紀50年代末，美國的索絡(luò )就提出了柯布-道格拉斯函數在勞動(dòng)質(zhì)量、資本類(lèi)型確定的情況下，對資源配置、知識進(jìn)步要素對于經(jīng)濟增長(cháng)的推動(dòng)；80年代中后期已經(jīng)進(jìn)入到對其決定性的分析。在我國，2008年由楊燦等人利用索羅斯模型、投入產(chǎn)出系數法，對我國廣東地區的科技進(jìn)步與經(jīng)濟增長(cháng)貢獻率進(jìn)行了分析，效果較好。目前，世界范圍內的400項左右的`農業(yè)科技投入，帶動(dòng)了世界農業(yè)的極大發(fā)展，且投入后的回報率高達49%之多。
二、實(shí)證分析
1.基本情況說(shuō)明
靜態(tài)實(shí)證分析，是目前應用較多的理論模式。根據我國農業(yè)自改革開(kāi)放以來(lái)的發(fā)展情況來(lái)看，動(dòng)態(tài)性的關(guān)聯(lián)性分析才最為重要；原因在于我國屬于發(fā)展中國家，雖然經(jīng)濟位列世界第二，但實(shí)際拉動(dòng)經(jīng)濟過(guò)熱的因素主要是國有企業(yè)與房地產(chǎn)等行業(yè)，所以，整體來(lái)講財力有限，尤其是體現在農業(yè)科技投入方面的已經(jīng)出現了南方投入多、北方投入少的局面。另外，農業(yè)投入本身屬于周期長(cháng)、回報慢、回報率低、風(fēng)險較高的行業(yè)，因此，這些特征往往導致了農業(yè)自身在科技、資金方面的吸引力的不足。但整體來(lái)看，我國的農業(yè)發(fā)展一直處于一種正向的發(fā)展趨之中。本次研究中以向量自回歸模型為準進(jìn)行分析，基礎是我國農業(yè)科技投入與農業(yè)經(jīng)濟增長(cháng)相關(guān)數據，通過(guò)脈沖響應函數，分析農業(yè)科技投入與農業(yè)經(jīng)濟增長(cháng)之間的相關(guān)性（時(shí)間確定為1986-2011年，原因是2011年后，房地產(chǎn)行業(yè)極速發(fā)展，熱錢(qián)最多，所以，這方面的實(shí)證研究意義不大，將時(shí)間確定在以上范圍）。首先，構建動(dòng)態(tài)模型，即以數據統計性質(zhì)為基礎，通過(guò)相關(guān)時(shí)間序列系統預測、隨機擾動(dòng)對變量系統的動(dòng)態(tài)影響，從而實(shí)現二者間的動(dòng)態(tài)關(guān)聯(lián)性分析。其次，本次以農業(yè)科技投入、農業(yè)GDP兩種數據作為代表性指標，具體數據是由《中國統計年鑒》（1986-2001中國農業(yè)科技投入數據）、《全國農業(yè)計資料匯編》（2001-2011中國農業(yè)科技投入數據）采集而來(lái)。
2.實(shí)證分析
首先，在身量自回歸模型中，按照變量的平穩性要求、白噪聲序列向量假設要求，本次研究通過(guò)協(xié)整檢驗農業(yè)科技投入變量序列、農業(yè)GDP變量序列水平值、一階差分值、SC準則，實(shí)現了對滯后階數的確定。檢驗結果表明，通過(guò)序列LASTT、△LASTT、LAGDP、△LAGDP檢驗后發(fā)現ADF臨界值分別為-3.6795、-3.5806、-2.9719、-2.9719；所以，結論是非平穩、平穩、非平穩、平穩。檢驗結果表明，我國農業(yè)科技投入變量序列、農業(yè)GDP變量序列均屬于非平穩序列；然而，在一階差分完成后，單位根消失，成為平穩序列。其次，在協(xié)整檢驗與誤差修正模型方面，本次研究通過(guò)對序列單整檢驗進(jìn)一步分析了作為一階單整序列的LASTT、LAGDP，結果滿(mǎn)足條件。因此，通過(guò)EG兩步法對其進(jìn)行了進(jìn)一步的分析，具體是通過(guò)最小二乘法對二序列進(jìn)行長(cháng)期線(xiàn)性均衡關(guān)系估計，得到關(guān)系式如下：LAGDPt=6.8937+0.6823LASTTt（78.2789）（32.9513）R2=0.9749F=1085.79然后，不規則根據單位根檢驗，即：△et=-0.2216et-1+0.4049△et-1(-2.3105)(2.3346)結果表明，殘差項無(wú)單位根，且屬于平穩系列，所以，可以由此得到農業(yè)科技投入中的資源配置效率要素對我國農業(yè)經(jīng)濟增長(cháng)的推動(dòng)及影響；即得到△LAGDPt中的R2值、F值、D.W.值：0.2695、5.9285、2.1410。根據模型得到的影響系數為0.0488，因此，當投入變動(dòng)為1%，那么增長(cháng)變動(dòng)就為0.0488%，因而長(cháng)期影響較大，而短期影響較小。
三、結論與建議
通過(guò)以上分析可以看出，非平穩序列是我國農業(yè)科技投入變量序列、農業(yè)GDP變量序列的基本特征，但也存在著(zhù)二者之間的長(cháng)期穩定性的協(xié)整關(guān)系，即動(dòng)態(tài)相關(guān)性；在本次研究中，由于樣本選取與之前的朱希剛、王桂所進(jìn)行的研究比較，農業(yè)科技貢獻率顯著(zhù)偏低，分析其中的差異原因發(fā)現，主要是數據存在差異，本次研究主要是采用新時(shí)期的最新數據，所以，誤差得到了修正；經(jīng)濟增長(cháng)彈性與其影響系數相比也顯著(zhù)較高，證明了長(cháng)期影響的有效性。因此，建議如下。首先，在農業(yè)科技投入方面，要注重整體的戰略部署，做好長(cháng)期投資的計劃與實(shí)施步驟，從而達到循序漸進(jìn)的發(fā)展；同時(shí)，應該實(shí)行換屆不換業(yè)務(wù)的政策，讓這些有利于農業(yè)發(fā)展的長(cháng)期計劃得到有力實(shí)行。其次，經(jīng)濟增長(cháng)不能過(guò)分依賴(lài)于農業(yè)GDP，即以統計數據為綱，因為農村相對分散，且在統計過(guò)程中會(huì )受到各種因素影響，加上地方政府的“急功近利”，往往會(huì )導致不精準，所以，要以對農村農民的實(shí)際收入數據統計、日常生活水平方面的數據統計等作為參考，共同進(jìn)行有效評價(jià)，有力促進(jìn)這種農業(yè)科技投入與農業(yè)經(jīng)濟增長(cháng)間的動(dòng)態(tài)良性互動(dòng)。
四、結語(yǔ)
無(wú)論從實(shí)踐分析還是從理論進(jìn)行論證，我國的農業(yè)發(fā)展，的確受到了資金投入、資源配置、科技投入的進(jìn)一步影響，且獲得了極大的發(fā)展，但在這種關(guān)系中，也透過(guò)出一些地區科技投入少而經(jīng)濟增長(cháng)慢的弊端與不足之處，所以，應該盡可能在新一輪的新農村改革、新型城鎮化建設與農業(yè)轉型發(fā)展過(guò)程中，增加在農業(yè)方面的資源優(yōu)化配置，提高科技投入水平，從而帶動(dòng)落后地區的發(fā)展，最好是通過(guò)先富帶后富的模式，實(shí)現區域性的合作并帶動(dòng)落后地區的發(fā)展，全面推動(dòng)農業(yè)轉型與升級。
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