農(nóng)業(yè)科技投入與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)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(nóng)業(yè)方面非常適用，自改革開放以來，隨著國家對(duì)農(nóng)業(yè)的大力投入，以及農(nóng)業(yè)機(jī)械、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)等不斷發(fā)展，我國的農(nóng)業(yè)水平得到了顯著提升；同時(shí)，在農(nóng)業(yè)科技投入與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長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(jì)增長越快，而經(jīng)濟(jì)的進(jìn)一步增長，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(nóng)業(yè)的快速發(fā)展。以下針對(duì)農(nóng)業(yè)科技投入與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的動(dòng)態(tài)關(guān)聯(lián)性展開具體說明。
一、概述
從世界范圍來看，在20世紀(jì)50年代末，美國的索絡(luò)就提出了柯布-道格拉斯函數(shù)在勞動(dòng)質(zhì)量、資本類型確定的情況下，對(duì)資源配置、知識(shí)進(jìn)步要素對(duì)于經(jīng)濟(jì)增長的推動(dòng)；80年代中后期已經(jīng)進(jìn)入到對(duì)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(shù)法，對(duì)我國廣東地區(qū)的科技進(jìn)步與經(jīng)濟(jì)增長貢獻(xiàn)率進(jìn)行了分析，效果較好。目前，世界范圍內(nèi)的400項(xiàng)左右的`農(nóng)業(yè)科技投入，帶動(dòng)了世界農(nóng)業(yè)的極大發(fā)展，且投入后的回報(bào)率高達(dá)49%之多。
二、實(shí)證分析
1.基本情況說明
靜態(tài)實(shí)證分析，是目前應(yīng)用較多的理論模式。根據(jù)我國農(nóng)業(yè)自改革開放以來的發(fā)展情況來看，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(jì)位列世界第二，但實(shí)際拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)過熱的因素主要是國有企業(yè)與房地產(chǎn)等行業(yè)，所以，整體來講財(cái)力有限，尤其是體現(xiàn)在農(nóng)業(yè)科技投入方面的已經(jīng)出現(xiàn)了南方投入多、北方投入少的局面。另外，農(nóng)業(yè)投入本身屬于周期長、回報(bào)慢、回報(bào)率低、風(fēng)險(xiǎn)較高的行業(yè)，因此，這些特征往往導(dǎo)致了農(nóng)業(yè)自身在科技、資金方面的吸引力的不足。但整體來看，我國的農(nóng)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(zhǔn)進(jìn)行分析，基礎(chǔ)是我國農(nóng)業(yè)科技投入與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長相關(guān)數(shù)據(jù)，通過脈沖響應(yīng)函數(shù)，分析農(nóng)業(yè)科技投入與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長之間的相關(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(gòu)建動(dòng)態(tài)模型，即以數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)性質(zhì)為基礎(chǔ)，通過相關(guān)時(shí)間序列系統(tǒng)預(yù)測、隨機(jī)擾動(dòng)對(duì)變量系統(tǒng)的動(dòng)態(tài)影響，從而實(shí)現(xiàn)二者間的動(dòng)態(tài)關(guān)聯(lián)性分析。其次，本次以農(nóng)業(yè)科技投入、農(nóng)業(yè)GDP兩種數(shù)據(jù)作為代表性指標(biāo)，具體數(shù)據(jù)是由《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》（1986-2001中國農(nóng)業(yè)科技投入數(shù)據(jù)）、《全國農(nóng)業(yè)計(jì)資料匯編》（2001-2011中國農(nóng)業(yè)科技投入數(shù)據(jù)）采集而來。
2.實(shí)證分析
首先，在身量自回歸模型中，按照變量的平穩(wěn)性要求、白噪聲序列向量假設(shè)要求，本次研究通過協(xié)整檢驗(yàn)農(nóng)業(yè)科技投入變量序列、農(nóng)業(yè)GDP變量序列水平值、一階差分值、SC準(zhǔn)則，實(shí)現(xiàn)了對(duì)滯后階數(shù)的確定。檢驗(yàn)結(jié)果表明，通過序列LASTT、△LASTT、LAGDP、△LAGDP檢驗(yàn)后發(fā)現(xiàn)ADF臨界值分別為-3.6795、-3.5806、-2.9719、-2.9719；所以，結(jié)論是非平穩(wěn)、平穩(wěn)、非平穩(wěn)、平穩(wěn)。檢驗(yàn)結(jié)果表明，我國農(nóng)業(yè)科技投入變量序列、農(nóng)業(yè)GDP變量序列均屬于非平穩(wěn)序列；然而，在一階差分完成后，單位根消失，成為平穩(wěn)序列。其次，在協(xié)整檢驗(yàn)與誤差修正模型方面，本次研究通過對(duì)序列單整檢驗(yàn)進(jìn)一步分析了作為一階單整序列的LASTT、LAGDP，結(jié)果滿足條件。因此，通過EG兩步法對(duì)其進(jìn)行了進(jìn)一步的分析，具體是通過最小二乘法對(duì)二序列進(jìn)行長期線性均衡關(guān)系估計(jì)，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(guī)則根據(jù)單位根檢驗(yàn)，即：△et=-0.2216et-1+0.4049△et-1(-2.3105)(2.3346)結(jié)果表明，殘差項(xiàng)無單位根，且屬于平穩(wěn)系列，所以，可以由此得到農(nóng)業(yè)科技投入中的資源配置效率要素對(duì)我國農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的推動(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(jù)模型得到的影響系數(shù)為0.0488，因此，當(dāng)投入變動(dòng)為1%，那么增長變動(dòng)就為0.0488%，因而長期影響較大，而短期影響較小。
三、結(jié)論與建議
通過以上分析可以看出，非平穩(wěn)序列是我國農(nóng)業(yè)科技投入變量序列、農(nóng)業(yè)GDP變量序列的基本特征，但也存在著二者之間的長期穩(wěn)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(nóng)業(yè)科技貢獻(xiàn)率顯著偏低，分析其中的差異原因發(fā)現(xiàn)，主要是數(shù)據(jù)存在差異，本次研究主要是采用新時(shí)期的最新數(shù)據(jù)，所以，誤差得到了修正；經(jīng)濟(jì)增長彈性與其影響系數(shù)相比也顯著較高，證明了長期影響的有效性。因此，建議如下。首先，在農(nóng)業(yè)科技投入方面，要注重整體的戰(zhàn)略部署，做好長期投資的計(jì)劃與實(shí)施步驟，從而達(dá)到循序漸進(jìn)的發(fā)展；同時(shí)，應(yīng)該實(shí)行換屆不換業(yè)務(wù)的政策，讓這些有利于農(nóng)業(yè)發(fā)展的長期計(jì)劃得到有力實(shí)行。其次，經(jīng)濟(jì)增長不能過分依賴于農(nóng)業(yè)GDP，即以統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)為綱，因?yàn)檗r(nóng)村相對(duì)分散，且在統(tǒng)計(jì)過程中會(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(dǎo)致不精準(zhǔn)，所以，要以對(duì)農(nóng)村農(nóng)民的實(shí)際收入數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)、日常生活水平方面的數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)等作為參考，共同進(jìn)行有效評(píng)價(jià)，有力促進(jìn)這種農(nóng)業(yè)科技投入與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長間的動(dòng)態(tài)良性互動(dòng)。
四、結(jié)語
無論從實(shí)踐分析還是從理論進(jìn)行論證，我國的農(nóng)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，也透過出一些地區(qū)科技投入少而經(jīng)濟(jì)增長慢的弊端與不足之處，所以，應(yīng)該盡可能在新一輪的新農(nóng)村改革、新型城鎮(zhèn)化建設(shè)與農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)型發(fā)展過程中，增加在農(nóng)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(qū)的發(fā)展，最好是通過先富帶后富的模式，實(shí)現(xiàn)區(qū)域性的合作并帶動(dòng)落后地區(qū)的發(fā)展，全面推動(dòng)農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)型與升級(jí)。
參考文獻(xiàn)：
[1]張兵，周彬.欠發(fā)達(dá)地區(qū)農(nóng)戶農(nóng)業(yè)科技投入的支付意愿及影響因素分析：基于江蘇省灌南縣農(nóng)戶的實(shí)證研究[J].農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)問題，2016，15（1）：40-44.
[2]張躍強(qiáng)，陳池波.財(cái)政農(nóng)業(yè)科技投入對(duì)農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新績效的影響[J].科技進(jìn)步與對(duì)策，2015，32（10）：50-54.
[3]馬發(fā)展.關(guān)于當(dāng)前我國農(nóng)業(yè)科技投入若干問題的思考[J].農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)問題，2015，24（6）：44-49.
[4]姚延婷，陳萬明，李曉寧，等.環(huán)境友好農(nóng)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系研究[J].中國人口資源與環(huán)境，2014，24（8）：122-130.
[5]潘丹，應(yīng)瑞瑤.中國水資源與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系研究：基于面板VAR模型[J].中國人口資源與環(huán)境，2015，22（1）：161-166.
[6]許朗，凌玉，耿獻(xiàn)輝，等.農(nóng)田水利投資與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的動(dòng)態(tài)關(guān)系：基于全國省級(jí)面板VAR模型[J].江蘇農(nóng)業(yè)科學(xué)，2016，44（3）：458-461.
【農(nóng)業(yè)科技投入與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)的關(guān)聯(lián)性研究論文】相關(guān)文章：
福建省農(nóng)業(yè)科技投入對(duì)農(nóng)業(yè)發(fā)展的貢獻(xiàn)研究論文11-03
農(nóng)業(yè)科技投入問題與機(jī)制創(chuàng)新論文11-03
財(cái)政農(nóng)業(yè)科技投入對(duì)農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新績效的影響論文11-04
農(nóng)業(yè)科技資源與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)的關(guān)系分析的論文12-23
農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)及農(nóng)業(yè)科技資源發(fā)展關(guān)系論文11-05
農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新對(duì)策研究論文11-05
農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新能力對(duì)策研究論文12-22