时间：2023-12-10 16:44:26
绪论：在寻找写作灵感吗？爱发表网为您精选了8篇科技和农业的关系，愿这些内容能够启迪您的思维，激发您的创作热情，欢迎您的阅读与分享！
我国是传统的农业大国，随着工业的迅速发展、技术的逐渐进步，这二者反哺到农业发展上，推动了我国农业的进一步发展。新时期，我国现有科技贡献率在逐渐提升。但是，我国农村地区覆盖面积较广，并且技术分布不均匀。由此看来，我国农业的发展形势仍不容乐观。尤其是在一些偏远的农村地区，农业发展水平滞后，造成了整体农业转型困难。所以，相关的工作人员要不断加大农业科技投入，确保科技资源得到合理配置，进而才能最大化推动农业的进步与发展［1，2］。
1实证概述
本次研究开展的理论基础是时间序列分析理论和时间序列分析方法，研究农业科技资源和农业经济发展之间有着怎样的关系。依据理论基本要求，应用定量的分析方式，研究方法是ADF，研究对象是农业科技资源（包括研究机构的经费、技术人员、机械的总动力、农业经济的增长）。其中的重点为检验时间序列平稳性，如果说前期分析证实序列具有同阶的单证性，就需要进一步使用E-G的方法，对两个对象进一步进行分析，验证是否可以长期存在均衡关系。与此同时，在建立的误差修正模型作用下，能够观察到短期的动态关系，并使用Grange的因果关系进行逻辑讨论。
2研究的变量与数据的说明
2.1农业科技资源
现今，我国农业科技资源有农业的科技人力、物力、财力及信息资源等。本文所研究的科技资源主要包含农业科研机构的经费、技术人员、机械总动力等。对于农业经济的增长，农业相关经济增长一般通过农业的总产值来体现，一般农业经济增长的对象指的是农业、林业、畜牧业、渔业及其服务业的总产值。
2.2研究的数据说明
本次研究中使用的均是全国的数据资料，包括一些“科技年鉴”中的数据。数据中可能会存有缺陷，但研究过程中使用了插值法完成了补充，不会影响到原始的变量关系。为避免出现数据异方差的问题，本文分别取了4种变量自然对数，分别是机械总动力、科技经费的支出、技术相关人员、农业产值，简单地表示为LNM、LNRD、LNH、LNY。
3实证分析
如果仅仅使用向量的自向回归模型去处理时间序列，数据就会存在一定的误差，最终得出的推论也不是可靠的。所以，一定要让变量是平稳的，也就是说变量序列应是同阶的单证序列。开始实证分析之前，应对时间序列实施平稳性检测。
3.1单位根的检验
一般都会使用DF和ADF对单位根进行检验，本验证中使用的是ADF，开始对其中变量分为一阶和二阶差的分序列开展单位根的验证。最后研究的结果显示4个变量原始序列都是低于显著水平10%，所以说是稳定的。一阶和二阶的差量分析结果也都表明其是稳定的。
3.2协整验证与相关方程
经过一些验证后，表明其二阶时没有单位根，时间的序列稳定，即可继续下一步的协整分析，这个过程就是要验证变量关系是不是协整关系，变量协整验证如表1所示，使用的方法是E-G方法和Johansen方法。本次实证中使用Johansen方法实行验证工作，值得注意的是，即便选择到的数据应该带有线性趋势，可以协整的有关方程中仅仅有截距项，但还会有一个等于1的滞后阶数。应用到的线性方程如下：LNY=-11.733+2.743×LHN-1.279×LNM+1.096×LNRDT值=（-6.43）（5.41）（-2.9）（5.52）R2=0.9766，F=209.2018，DW=1.006研究后表明存在协整关系，进而对农业的经济发展展开解释，变量中的农业科技资源是基础。最后的验证中表明科技经费增加，农业的产值业就会增加。所以，增加农业在人力和物力及财力上的投入，能够非常有效地促进农业经济发展。另外，机械总动力是一个负值，说明了我国的农业机械利用率低，在农业经济发展上没有体现出应有的作用。但是，这样的负值是不具有实际性的，仔细分析其中的原因，发现可能是由于农业机械化程度较低，会影响到整体的实证分析结果。由此得出，数据模型需要进一步完善和优化，在不断的探索中实践贴切的模型。
3.3修正误差及检验因果关系
从上述分析中可以得出，原有变量的关系是长期均衡的，但是，不能调整偏离的原有变量速度。因此，需要展开一些误差的修正来修正模型，将长期和短期的数据进行对比分析，就会发现经费的支出和技术相关人员都会存在一些滞后效应，进而使得农业经济发展比较缓慢，而农业机械带来的作用是可以在短时间内发挥出来。技术相关人员和经费的支出同农业的经济发展有单向的Granger因果关系。
4结语
实证中选取的变量是比较有代表性的农业科技资源，对变量进行协整和分析、因果检测的过程中，发现农业的科技资源投入量同农业经济增长存在一定的协整关系及短期内的动态关系，最后修正出的数据和方程是符合修正机制的，这二者间还有Granger因果上的关系，并且非常明显。所以，要合理地开发农业科技资源，并在投入使用时合理进行配置，提升使用效率。总之，通过加强科技上的资金投入，培养出更多的农业科技人才，有利于实现农业的全面发展。
参考文献
［1］陈红玲.农业科技资源与农业经济发展的关系研究——以东部地区为例［J］.中国农业资源与区划，2016（9）：220-224.
1研究的方法介绍
本实验主要对农业经济与农业科技资源进行一定的关系论证分析，所采用的方法主要有：第一，运用ADF的方式来记录分析科技人员、科研经费支出、机械总动力以及农业经济增长.：农业经济的衡量指标主要是农业总产值，通常情况下，农业、牧业，以及林业和渔业等方面的总产值构成了农业的总产值，它能够在一定程度上反映出在特定时期的农牧业的生产的总成果以及所达到的总规模，从而能够代表农业发展的某方面领域。通过有效的检验这四个时间序列的稳定性，确定其单整阶数；第二，在检测结果过程中，若四个序列显示出有相同的阶数单整性时，那么就利用E——G两步的方法对农业科技资源同经济增长是否存在均衡关系进行检验；然后在二者协整关系之后，建立一个对误差进行修正的有效模型，通过对二者短期的动态关系进行研究；最后，通过Grange的因果关系来对二者之间的因果关系检验，另外，因为对数的变换难以实现对原始变量之间相互的协整关系产生影响，因而对农牧总产值、科研经费的支出、机械总动力以及科技分析人员这4个变量分别进行自然对数的取舍，就能够得到经过对数变换之后新的变量。
2二者分析的结果
如果对时间序列上的数据直接进行回归，那么很可能会发生缪误回归的状况，从而使得后续的推论不符合实际，而且只有当变量的序列都是同阶单整的序列时访客协整分析，因而在此之前，需要对验LNH、LNM、LNRD和LNY这四个序列的平稳性进行检验。经过单位根检验表明变量LNY、LNH、LNM、LNRD都是二阶单整变量，所以可以进行协整分析以验证LNY与LNH、LNM、LNRD之间是否存在协整关系。Granger和Sims提出的因果关系检验可确定一个变量能否有助于预测另一个变量。Granger和Sims提出的因果关系检验法的基本思想如下：如果变量x有助于预测变量Y，即根据Y的过去值对Y进行自回归时，如果再加上x的过去值，能显著地增强回归的解释能力，则称x是Y的Grange原因；否则，称为非Grange原因。同时，Granger指出，如果变量之间是协整的，则至少存在一个方向上的Granger原因；在非协整情况下，任何原因的推断将都是无效的，由此可见，农业研究与开发机构科技活动经费支出的Grange原因并不是农业经济发展，从而能够从另一角度上反映出我国农业科研投入机制尚未完善，还需要对其进行探讨分析。
1研究的方法介绍
本实验主要对农业经济与农业科技资源进行一定的关系论证分析，所采用的方法主要有：第一，运用ADF的方式来记录分析科技人员、科研经费支出、机械总动力以及农业经济增长.：农业经济的衡量指标主要是农业总产值，通常情况下，农业、牧业，以及林业和渔业等方面的总产值构成了农业的总产值，它能够在一定程度上反映出在特定时期的农牧业的生产的总成果以及所达到的总规模，从而能够代表农业发展的某方面领域。通过有效的检验这四个时间序列的稳定性，确定其单整阶数；第二，在检测结果过程中，若四个序列显示出有相同的阶数单整性时，那么就利用E——G两步的方法对农业科技资源同经济增长是否存在均衡关系进行检验；然后在二者协整关系之后，建立一个对误差进行修正的有效模型，通过对二者短期的动态关系进行研究；最后，通过Grange的因果关系来对二者之间的因果关系检验，另外，因为对数的变换难以实现对原始变量之间相互的协整关系产生影响，因而对农牧总产值、科研经费的支出、机械总动力以及科技分析人员这4个变量分别进行自然对数的取舍，就能够得到经过对数变换之后新的变量。
2二者分析的结果
如果对时间序列上的数据直接进行回归，那么很可能会发生缪误回归的状况，从而使得后续的推论不符合实际，而且只有当变量的序列都是同阶单整的序列时访客协整分析，因而在此之前，需要对验LNH、LNM、LNRD和LNY这四个序列的平稳性进行检验。经过单位根检验表明变量LNY、LNH、LNM、LNRD都是二阶单整变量，所以可以进行协整分析以验证LNY与LNH、LNM、LNRD之间是否存在协整关系。Granger和Sims提出的因果关系检验可确定一个变量能否有助于预测另一个变量。Granger和Sims提出的因果关系检验法的基本思想如下：如果变量x有助于预测变量Y，即根据Y的过去值对Y进行自回归时，如果再加上x的过去值，能显著地增强回归的解释能力，则称x是Y的Grange原因；否则，称为非Grange原因。同时，Granger指出，如果变量之间是协整的，则至少存在一个方向上的Granger原因；在非协整情况下，任何原因的推断将都是无效的，由此可见，农业研究与开发机构科技活动经费支出的Grange原因并不是农业经济发展，从而能够从另一角度上反映出我国农业科研投入机制尚未完善，还需要对其进行探讨分析。
一般来说，对于农业经济发展和农业科技资源之间的关系的分析，可以使用时间序列这一分析方法进行。所谓时间序列，是指利用ADF检验法对经济增长、机械总动力、人员技术以及开发科研经费进行检验，确定单整阶数，再利用E-C两步法检验确定协整关系，在通过修正模型建立，考察二者之间短期动态关系，从而达到实证研究的目的。
二、协整关系和数据模型建立
在农业研究当中，将农业科技资源和农业经济发展作为两个变量进行研究，其中农业科技资源可以分为农业技术人员（H）、农业机械总动力（M）和科研经费支出（RD）这三个方面，而农业经济增长（Y）指标主要来源与农林牧副渔以及其服务业的农业总产值。
在计算当中，数据来源主要参照《中国农村统计年鉴》及《中国科技统计年鉴》、这两部文献，为了避免在计算当中因数据缺少而产生异方差现象，部分地方可能会采用插值法进行补充，同时增加了变量之间的对数变换，利用Eviews方法实例分析，将变换后新变量标记为LNH、LNM、LNRD以及LNY。[1]
（一）协整关系方程与协整检验
前文中所提到的四个变量都是二阶单整变量，因此在验证过程当中，可以选择使用johansen协整检验方法，试证明LNY与其他三个变量之间的协整关系。通过对于各序列线性趋势和截顶距滞后阶数检验我们看出，5%显著水平下，根检验和迹检验所具有的最大特征表明四个变量具有协整关系。
（二）数据模型建立及应用
对于相关要素之间的相同或者不同关系的判断，需要应用到关联度分析法模型。在当今学术界的多种模型算法当中，邓氏关联度分析法最为具有广泛性，同时也是相对而言最为成熟的一种算法。利用邓氏算法可以进行相关因素比较量时仅仅对同一系列的关联程度大小进行比较，并由此直接反映出同一序列密切程度。[2]
邓氏算法具体流程如下：首先将系统特征行为设定为序列Y，并有Y1，Y2，Y3，Y4……Yn，相关因素序列设置为X，则有X1，X2，X3……Xm，满足Yi（1≤i≤n），Xj（1≤j≤m），时间段相同时，二者为子母序列，选取指标无线刚化，转换原始数据格式，对各个指标进行比较。从而得出茶树列表：Δijk=│Yi（k）-Xj（k）│。
据《中??统计年鉴》2014对东部十一个省的农业产值评估结果，根据邓氏算法进行量化处理，可以得出结论。[3]从2011至2015年这五年之间，农业新产品数量和农业新科技成果授权以及农业科学论文之间有着如下数据。2011年分别为-0.36、-0.55、-0.76；2012年分别为0.09、0.04、-0.31；2013年分别为0.72、-0.17、1.05；2014年分别为1.50、 0.71、 1.75；2015年分别为1.72、1.02、1.10。关联系数与关联度评价。
利用关联度计算公式可以得出，与地区农业经济发展关联度分别为农业科技授权数量关联度为72.54%，农业新品数量关联度为56.24%，农业科学论文数量关联度为63.83%。根据灰色关联度评判标准：0 ～ 0.35为弱关联，0.35 ～ 0.65为中关联，0.65 ～ 1为强关联，其中农业科技授权和农业科学论文数量与地区农业经济发展为强关联，从而可以证明农业科技创新有利于农业经济的发展。
三、回归残差方程以及单位根、格兰杰因果检测
（一）回归残差临界值
由于时间序列当中经济数据的不稳定性，时长会出现“伪回归”现象，因此需要对两个变量采取普通最小二乘回归，[4]利用回归方程得出结果：lnLNY=4.138410+0.144251lnLNRD+E，其中E为估计回归残差。通过对于回归残差临界值比较我们可以得出表1：
由此可以看出，对于农业经济发展来说，科技人力资源和财力资源的投入可以起到发展作用，但农业机械总动力的发展对农业经济发展的影响并不显著。
（二）利用ADF的单位根检测
对于单位根的检测来说，最常用的检测方法就是ADF检测法。ADF检测法依照单位根变量的原始序列，一、二阶差分序列，5%显著水平下，变量单位根的假设非平稳。经测量，LNH、LNM、LNRD、LNY的ADF检测结果统计分别为-0.4617、0.3366、-4.9886、-6.3093，而P值则分别为0.88、0.97、0.0013、0.0001。从这当中我们可以看出，LNH和LNM具有不平稳性，而LNRD和LNY相对平稳。
（三）格兰杰因果检测确定滞后阶数
上文叙述了农业科技资源和农业经济发展之间存在均衡关系，而其是否具有因果关系则需要进一步进行测定。利用格兰杰因果检测方式对其滞后阶数进行明确，一次来断定二者之间所具有因果关系。对于滞后阶数可以使用AIC的最小值进行测量，通过测量我们得出，农业技术人员的增减都会直接影响农业经济的发展，而对于原假设来说，5%显著性水平之下，农业科技活动对于农业经济发展来说具有单项格兰杰因果关系，因此可以表明农业科技活动的经费支出会造成农业经济发展较大的波动。[5]
四、结语
(一)主要假定农民的年龄、受教育程度、农业生产特性、家庭收入状况以及采用新农业科技的投入情况等众多因素都在一定程度上影响着农户对农业科技需求。农民的年龄、受教育程度、农业生产特性和家庭收入状况等因素决定了农民对农业科技的支付能力。这样，农民对农业科技的需求最终要表现在采用新农业科技的投入情况与农民对农业科技支付能力比较的结果上。随着农业科技对推动农业产业化进程的作用越来越明显，农民也越来越认识到科技的重要性，所以，只要农民对农业科技支付能力能够负担得起采用新农业科技的投入，那么农民就会采用新的农业科技。由于农民对农业科技的需求最终要以价值形态表现出来，所以农民对农业科技支付能力也要以货币形式表现出来。
(二)基本模型农业科技应用情况由农民对农业科技需求(D)和社会对农业科技供给(S)决定。根据假设农民对农业科技需求(D)取决于农民采用农业科技的投入水平(T)和农民对农业科技支付能力(Z)，并且，农民对农业科技需求(D)与采用农业科技的投入水平(T)之间是负相关关系，与农民对农业科技支付能力(Z)之间是正相关关系。因此，可以表示为社会对农业科技供给(S)取决于农民采用农业科技的投入水平(T)和农业科技研发成本(c)，并且，社会对农业科技供给(S)与农民采用农业科技的投入水平(T)之间是正相关关系，与农业科技研发成本(c)之间是负相关关系。因此，可以表示为:公式(3)表示，农业科技推广市场处于均衡状态，也确定了农业科技成功推广应用的数量(如图1所示)。
(三)提高农民农业科技支付能力对农业科技推广的影响一般地，在应用新的农业科技时，初期农民都要有较大的投入。假定，对农业科技需求起决定作用的是农户农业科技的支付能力。如图2所示，农民农业科技支付能力致使农业科技需求增加，使农业科技需求曲线(D)向右移动至D''''的位置，农业科技推广数量由Q0增至Q1，农业科技推广应用增加的数量为Q0Q1。
二、农业补贴对农业科技推广的影响
农户农业科技支付能力取决于农户家庭收入水平和家庭外资金支持。在农民家庭收入相对稳定的情况下，农民农业科技支付能力的提高就主要由家庭外资金支持决定。家庭外资金支持的来源主要包括政府农业补贴和银行信贷两个渠道。
农业补贴对推进农业科技推广具有显著的积极作用。以河北省农机具购置补贴为例。2009年中央安排河北省农机购置补贴资金5亿元，省财政安排补贴资金2500万元，总资金5.25亿元;2010年中央安排河北省农机购置补贴资金5亿元;2011年中央下达河北省第一批农机补贴资金5.5亿元。随着国家农机具购置补贴政策的继续实施，明显地提高了农民购置先进农机具的支付能力，全省农业机械拥有量持续增长。据统计资料显示，2010年，全省农机总动力突破1亿千瓦，自2004年以来，7年增长28%。大型、复式农业机械迅猛增加，大中型拖拉机达到17.27万台，7年增长97%;大中型配套机械达到32万部，7年增长88%;玉米联合收获机保有量达到1.07万台，7年间增长52倍。全省综合机械化水平达到65%。
尽管我国农业补贴涉及粮食直补、良种补贴、农机具购置补贴、农资综合直补等方面，但是农业补贴也存在着一些不可忽视的问题。比如，现在的农机补贴主要是针对大型农机，如省级专项资金用于补贴大中型拖拉机、耕作机械、种植机械、收获机械等4大类13个品种的机具;大部分县补贴品种单一，仅限于玉米或小麦，农户选择的空间较小，不利于产业结构调整;良种补贴基本维持在每亩10元，对于高高在上的种子价格仍显较低，况且覆盖面小，造成良种推广难度较大;等等。
三、金融支持农业科技推广的有效途径
由于政府农业补贴来源较少，且覆盖面也有限，所以，农业科技推广必须有银行信贷支持。
(一)小额信贷业务未能在农村地区成功推广近年来，农村信用社等金融机构在农村地区针对农民农业生产活动推行过小额贷款金融业务，但是金融机构在该业务方面并不成功。首先，由于农业生产周期长、风险高，农民拥有的最重要的生产生活资料就是耕地、宅基地、自留地等集体所有的土地使用权，但这些都不是适合的抵押担保品，因此制约了小额贷款业务的发展。其次，虽然提出了“五户联保”小额贷款模式，但是由于参加该模式的农户他们各自是独立的且信用级别相近，所以他们互保不能从根本上提升被保农户的信用等级，所以“五户联保”小额贷款模式也没有成功推动小额贷款的发展。总之，小额信贷业务未能在广大农村地区广泛推行的主要原因是没有形成有效提升农户信用等级的模式。
(二)构建以龙头企业担保的农户信用提升模式，实现农业科技推广快速发展龙头企业与农户的利益联结机制已成为实现农业产业化重要方式，在此机制中，农业科技得到应用，转化为现实生产力，提高了农业生产率，提升了农产品的科技含量。首先，龙头企业业具有技术优势，通过“公司+合作社/基地+农户”等模式，与合作社和农民建立共赢关系，推动了农村合作经济组织发展，提高农民掌握农业科技的程度，促进了科技推广、产品销售、利益链接等，提高了农业产业化程度;其次，龙头企业的信用等级也要高于农户，而且龙头企业与农户之间又形成了密切的产业利益联结机制;最后，龙头企业在发展壮大过程中与金融机构建立了良好的银企合作关系。因此，在农业科技推广中，可以构建“(公司+合作社/基地+农户)+金融机构”模式，有效增强金融支持，即，在农户因应用新农业科技向农信社等金融机构申请贷款时，由龙头企业为农户提供担保，可以实现龙头企业、农户和金融机构3方共赢。
近年来，我国农业产业化龙头企业发展迅速，对农户的带动作用明显。2007年，河北省省级重点龙头企业为300家;到2010年河北省龙头企业已发展到366家。全省地市级农业产业化重点龙头企业上千家，如，2011年沧州市级农业产业化重点龙头企业359家，衡水市199家，邯郸市213家，等等。龙头企业的发展对配置农业资源具有主导作用，有力地推进了“产加销、贸工农”一体化经营，使现代农业产业体系更加完善。以张家口市河北亚雄现代农业有限公司为例。2010年，该企业已由单纯依靠保鲜蔬菜经营的市级农业产业化龙头企业，一跃成为集绿色食品、蔬菜深加工、出口贸易、蔬菜配送为一体的省级农业产业化龙头企业。通过“公司+基地+农户”的模式操作，将农户种植、田间管理与采收原料全程一站式服务，彻底解决了农药残留问题，使企业与农户成为互动发展的“双轮”。农户们农资不愁无钱买，良种、技术靠得住，产品销售无后顾之忧，剩余劳动力还可以就地解决。带动了3万多农户脱贫，为农户直接增收6000多万元，户均增收2000多元。
一、概述
在本次研究中，以时间序列分析相关理论、方法作为基础，从而展开对农业科技资源、农业经济发展之间的关系研究；按照基本理论要求，所采取的属于定量分析，具体是通过计量的办法，以ADF对应研究农业研究、开发机构的各项投入，其要素包括设备、活动经费和技术人才等，重点是对时间序列的平稳性加以检验。若通过以上分析证实了序列的同阶单整性，再通过E-G两步法对形成关系的两个对象间的协整关系进行分析，看其是否属于长期均衡关系。另外，通过建立误差修正模型，观察短期动态关系，利用Grange因果关系进行逻辑讨论。
二、实证分析
1.基本情况说明
首先，本次研究变量选取有两大方面：一是农业科技资源；二是农业经济增长（Y）。具体来看，第一，主要是H-农业技术人员、RD-农业研究与开发机构科技活动经费支出、M-农业机械总动力；第二，则主要是指农业总产值。此次选择的数据资料取自于《中国科技统计年鉴》《中国农村统计年鉴》（1998-2014），若存在数据缺失，则选取当年的平均值进行补阙。其次，需要说明的是，在协整关系方面，对数变换并不对原始变量发生影响，所以，在农业科技资源方面主要是取自然对数，将新的变量分别标记为LNY、LNRD、LNH、LNM。本次研究所选择的应用软件为Eviews5.1。
2.分析
首先，根据此次研究，在变量ADF单位根检验方面，变量总共得到12个，即上面的4个变量，加上LNY、LNRD、LNH、LNM（民各于一阶差序列），2LNY、2LNRD、2LNH、2LNM（二阶差分序列）；具体根据检验类型，一一对应的对ADF统计量、临界值（1%、5%、10%）进行了细致分析，最终根据测算，得到了在不同的临界值方面的平稳或者不平稳性；结果为LNY、LNRD、LNH、LNM均为二阶单整序列。其次，在协整检验、协整方程方面，应用E-G两步检验法、Johansen检验法。具体是先通过迹检验、最大特征根检验方面的统计量、5%临界值、Prob.（均选择零假设、特征根）；结果是四者之间存在协整关系；当解释变量为农业经济增长之时，就可以利用OLS，即普通最小二乘法实现回归方程，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，检验整体通过，证实了二者间的关系。第三，设E为回归模型残差，就可以得到残差序列，然后进行残差的稳定性检验，方法依然是ADF单位根检验，需要注意的是，在E序列中，ADF检验值为-3.011794，通过分析对应的1%、5%、10%三个临界值，得到滞后期为3，因此判定它属于平稳型。具体是根据上面所说的软件SIC准则自动计算得出。第四，透过对误差的分析，即机械利用不足，两个对象的关系是正相关，前者推动后者；但存在误差，所以，需要借助于误差修正模型加以解决。本次研究选择Grange表述定理，即若存在变量X、Y时，且存在协整关系，那么短期非均衡关系总能通过一个误差修正模型进行表述，从而可以对不同时间序列长期均衡关系、短期偏离向长期均衡修正情况进行正确反映，即短期关联性小，长期关联性显著。因果关系检验则主要是透过零假设、F-统计值、P值、滞后阶数四个要素，进行不是格兰杰原因的分析。
3.结果
农业科技资源序列、农业经济增长序列均为二阶单整序列；二者之间存在长期均衡关系，短期动态关系存在误差，应该进行偏离均衡方面的调整，力度约为60%，重点是对农业机械方面的拉动经济的因果性加以有效评估，认识到它的利用率不足问题；农业经济类型为粗放，但处于向集约型过渡阶段。
三、建议
首先，建议在农业科技资源方面，做好资源的科学配置，即减少无实践应用价值的科技及相关资源配置，增加有用的科技成果应用实验；最好是通过建立实验田的方式，进行多种、重复性的实验，以提高应用实践的频率，缩短研究与实践间的时间间隔。其次，注重对土壤、环境、水、气和生态等各方面的资源的深入分析，将生态、科学发展相结合。目前，我国农村广大地区环境恶劣、生态破坏严重，所以在这方面，应该关注可持续发展，科学理性地促进农业、生态和谐发展。再次，短期增加设备投入，硬件配置；长期做好技术型投入、资金型投入；使其得到可持续性发展。第四，培养农业科技人才，在这方面，应该借鉴袁隆平的实践经验，开设当地的研究机构，利用老师带徒弟，共同研究的模式，真正抓住农业发展的软要素，将科技与农业本身的要素进行结合，达到真正意义上的因地制宜。
四、结语
现代农业依靠的是科技及相关的资源配置，只有通过资金、技术、人才、设备等方面的不断投入，才能更好地推动农业经济的持续增长。但需要注意的是，我国广大农村地区地域分布方面存在着重要的制约因素，尤其是土地的分散性极大地阻碍了农业的集中化、精细化发展。最好是通过目前正在建设的农村合作社形式不断扩大对农业的革新，让土地实现集约化，挖掘出土地本身所具有的真实产出价值，减少地方政府过度依靠土地开发拉动GDP的增长模式，使我国的经济整体上趋向于平衡、正常的发展。
作者:王光红 单位:吉林省抚松县北岗镇农村经济管理服务中心
参考文献：
[1]杨传喜，张俊飚，李树明，等.农业科技资源技术效率的测算与分析：基于农业生态区划的视角[J].中国科技论坛，2015，25（6）：138-143.
[2]杨传喜.转型期引进农业科技资源的有效路径研究[J].经济纵横，2015，13（7）：46-49.
[3]孟鹤，郭建强，张峻峰，等.北京地区农业科技资源供给现状与发展对策研究[J].中国科技论坛，2016，19（12）：104-108.
[4]陈祺琪，张俊飚.农业科技人力资源与农业经济发展关系分析--基于种植业科研机构的视角[J].科技管理研究，2015，6（13）：90-96.
本实验主要对农业经济与农业科技资源进行一定的关系论证分析,所采用的方法主要有:第一,运用ADF的方式来记录分析科技人员、科研经费支出、机械总动力以及农业经济增长.:农业经济的衡量指标主要是农业总产值,通常情况下,农业、牧业,以及林业和渔业等方面的总产值构成了农业的总产值,它能够在一定程度上反映出在特定时期的农牧业的生产的总成果以及所达到的总规模,从而能够代表农业发展的某方面领域。通过有效的检验这四个时间序列的稳定性,确定其单整阶数;第二,在检测结果过程中,若四个序列显示出有相同的阶数单整性时,那么就利用E——G两步的方法对农业科技资源同经济增长是否存在均衡关系进行检验;然后在二者协整关系之后,建立一个对误差进行修正的有效模型,通过对二者短期的动态关系进行研究;最后,通过Grange的因果关系来对二者之间的因果关系检验,另外,因为对数的变换难以实现对原始变量之间相互的协整关系产生影响,因而对农牧总产值、科研经费的支出、机械总动力以及科技分析人员这4个变量分别进行自然对数的取舍,就能够得到经过对数变换之后新的变量。
2二者分析的结果
如果对时间序列上的数据直接进行回归,那么很可能会发生缪误回归的状况,从而使得后续的推论不符合实际,而且只有当变量的序列都是同阶单整的序列时访客协整分析,因而在此之前,需要对验LNH、LNM、LNRD和LNY这四个序列的平稳性进行检验。经过单位根检验表明变量LNY、LNH、LNM、LNRD都是二阶单整变量,所以可以进行协整分析以验证LNY与LNH、LNM、LNRD之间是否存在协整关系。Granger和Sims提出的因果关系检验可确定一个变量能否有助于预测另一个变量。Granger和Sims提出的因果关系检验法的基本思想如下:如果变量x有助于预测变量Y,即根据Y的过去值对Y进行自回归时,如果再加上x的过去值,能显着地增强回归的解释能力,则称x是Y的Grange原因;否则,称为非Grange原因。同时,Granger指出,如果变量之间是协整的,则至少存在一个方向上的Granger原因;在非协整情况下,任何原因的推断将都是无效的,由此可见,农业研究与开发机构科技活动经费支出的Grange原因并不是农业经济发展,从而能够从另一角度上反映出我国农业科研投入机制尚未完善,还需要对其进行探讨分析。
关键词：农业技术创新；农业现代化；格兰杰检验
中图分类号：F303．2文献标识码：C文章编号：0439－8114（2011）15－3207-04
Research on Relationship between Agricultural Technology Innovation and Agricultural Modernization
SU Gui－hong1，FU Xin－hong2
（1． Economy and Management Department， Jilin Agricultural Science and Technology College， Jilin 132101， Jilin，China；
2． Economy and Management Department， Sichuan Agricultural University，Ya’an 625014， Sichuan， China）
Abstract： Based on time series data（1985～2007）， an empirical research on relationship between agricultural technology innovation and agricultural modernization in China was carried out． Results showed that there was an interactive relationship between technological innovation and agricultural modernization； Agricultural technology innovation played a vital role in agricultural production development and ecological improvement； People＇s better living standard and ecological improvement， in turn， boosted agricultural technology innovation． To guarantee the benign cycle， suggestions were put forward such as technology progress orientated agricultural modernization construction road， low－carbon economic development and encouragement mechanism of new technology extension．
Key words： agricultural technology innovation； agricultural modernization； granger causality
农业技术创新是一个经济、技术和社会的概念，而农业现代化是一个动态性、时代性和综合性的概念。农业技术创新与农业现代化应存在互动发展的关系：一方面，传统农业向现代农业转化的过程离不开农业技术创新的保障和支持――农业现代化的实现需要用现代工业装备农业，用现代科学技术改造农业，用现代管理方法管理农业，用现代科学文化知识提高农民素质，建立高产优质高效农业生产体系。另一方面，农业现代化的实现又为农业技术创新提供了研发投入的保障和成果转化的平台。本文运用实证方法来验证这种关系的存在具有重要的意义。
1文献回顾
目前，我国学者已对农业技术创新与农业现代化进行了大量研究。董晓亮等［1］分析了WTO框架下我国农业技术创新的影响因素；黄钢等［2］指出，提升我国农业科技企业技术创新能力的关键路径是实施农业科技价值链创新管理，走中国特色的自主创新道路；姜鑫［3］对速水－拉坦理论进行实证检验，结果显示，我国农业技术进步应该以生物和化学技术进步为侧重点，通过农业技术变革推进我国现代农业的发展；宋磊等［4］对农民收入和农业现代化的关系进行了深入研究，指出农业现代化的进程影响农民收入的增长，农民收入的增长也明显影响了农业现代化的进程，两者互为因果关系，存在着动态均衡关系；宋燕平等［5］利用实证分析了农民素质与农业技术创新的关系，指出农民受教育程度与产出效益成正比，农民的素质与农业技术的扩散关系密切，我国农民素质低制约了农业技术创新；李录堂等［6］探讨了农业生产率与农业现代化之间的逻辑关系；郑林［7］从现代化的视角提出农业技术创新体系三元结构理论，并用它分析近代中国农业科技发展与社会政治经济变迁之间的关系。翟虎渠［8］提出我国发展现代农业的战略重点应实现从资源依赖型向技术驱动型的根本转变。鉴于农业技术创新在建设现代农业的历史进程中的重要作用，本文运用格兰杰因果关系检验模型对农业技术创新与农业现代化之间的互动关系进行了实证研究。
2研究假说与理论模型
2．1研究假说
农业技术创新和农业现代化并非两个完全独立的体系，而是相互交织、相互作用的经济活动过程。下面提出两种假说。假说一：农业技术创新程度影响农业现代化的进程和水平。假定农业技术创新程度越高，范围越广，越能促进农业现代化水平的提高。假说二：农业现代化水平的高低影响农业技术创新的程度。假定农业现代化水平越高，越能促进农业技术的创新。
2．2理论模型
本文将用生产、生活和生态3个层面5个指标来反映农业现代化水平。本文的基本模型设定如下：Y＝F（X）。其中Y为农业现代化指标，X为农业科技创新指标。
3实证研究
3．1数据来源与指标选取
本研究采用1985～2007年全国总指标的时间序列数据进行实证分析，如无特别说明，本研究所使用的数据均来自1986～2008年《中国农业统计年鉴》及1985～2007年《国家知识产权局统计年报》。考虑到数据的均衡性，本研究所选取的指标均为产出指标。由于目前国内学者并未对农业技术创新和农业现代化形成统一的指标体系，在借鉴前人研究成果的基础上，结合数据的可获得性，本研究采用国家知识产权局IPC大类的分类统计表中的A01类（农林牧渔）的国内发明、实用新型专利授权数指标（ZL）作为农业技术创新指标。农业现代化是一个动态性和综合性的概念，如果用单一指标衡量农业现代化水平有违科学性原则，本研究基于生产、生活和生态3个层面，选取人均粮食产量（LS）、人均肉蛋奶产量（XQ）、农村人均纯收入（CSR）、森林覆盖率（FGL）和自然灾害成灾率（CZL）5个指标反映农业现代化水平。其中生产层面通过人均粮食产量和人均肉蛋奶产量两个指标反映；生活层面通过农村居民人均纯收入指标反映；而生态层面通过森林覆盖率和自然灾害成灾率指标反映。
人均粮食产量（LS）：是指全国总人口平均占有的稻谷、小麦、玉米、高粱、粟及薯类和豆类的产量。人均粮食产量能更真实地反映农业生产的水平。
人均肉蛋奶产量（XQ）：是指富裕的生活离不开肉蛋奶的消费，因此该指标也反映农业生产的水平。
农民人均纯收入（CSR）：指的是按农村人口平均的，农村居民当年从各个来源渠道获得的总收入相应地扣除获得收入所发生的费用后的收入。反映的是一个国家或地区农村居民收入的平均水平。为消除通货膨胀因素影响，将农村居民纯收入按1985年不变价格计算指数，用P表示。具体如表1所示。
森林覆盖率（FGL）：森林覆盖率是指一个国家或地区森林面积占土地面积的百分比，是反映一个国家或地区森林面积占有情况或森林资源丰富程度及实现绿化程度的指标，又是衡量农业现代化水平的重要依据之一。
自然灾害成灾率（CZL）：用成灾面积占受灾面积的比重来表示。若该指标是负向指标，则指标值越高，说明生态环境越差，越影响到农业现代化的水平。
3．2单位根检验
为了消除趋势影响，将所有指标取对数，分别表示为LNZL、LNLS、LNXQ、LNSR、LNFGL和LNCZL［9，10］。从图1趋势来看，反映农业现代化水平的指标LNLS、LNXQ、LNSR、LNCZL、LNFGL与农业技术创新指标LNZL之间并未呈现出明显的平稳趋势，需要用单位根检验法来确定它们的平稳性。
本文采用Dickey－Fuller的ADF检验方法，对LNZL、LNLS、LNXQ、LNSR、LNFGL、LNCZL及其差分变量进行平稳性检验，结果如表2。
由表2可知，虽然时间序列变量LNZL、LNLS、LNXQ、LNSR、LNFGL、LNCZL是非平稳的，但其差分变量DLNZL（1）、DLNLS（2）、DLNXQ（2）、DLNSR（2）、DLNFGL（2）和DLNCZL（2）是平稳序列。
3．3协整检验
本文运用Johansen协整检验法对1985～2007年我国农业现代化各指标和农业技术创新指标的协整关系进行检验，结果如表3所示。表3结果表明，在5％的显著水平下，5组数据的第一行均显示似然比统计量大于5％的临界值，表明第一种假设不成立，即存在协整关系。从第二行可以看出，似然比统计量均小于5％的临界值，表明在5％的显著水平下原假设成立，即有一个协整关系。
3．4格兰杰因果关系检验
该研究采用格兰杰因果关系检验法，对我国农业现代化和农业技术创新的因果关系进行检验，结果见表4。表4表明，LNZL是LNCZL和LNLS的格兰杰原因；LNFGL和LNSR是LNZL的格兰杰原因；而LNXQ与LNZL之间互不影响，不存在因果关系。
实证结果分析：①由于自然灾害成灾率是个负向指标，LNZL是LNCZL的格兰杰原因表明，加强农业技术创新可降低自然灾害的发生，或者说较高的自然灾害成灾率是由于农业技术创新水平较低所致。另一方面，LNZL是LNLS的格兰杰原因表明，农业技术创新可以通过改良种质资源、改进栽培技术、提高单产等途径促进农业生产水平的提高。②LNSR是LNZL的格兰杰原因表明，农民收入水平提高可以鼓励其购买优质良种和获得先进的种植技术，而LNFGL是LNZL的格兰杰原因表明，森林覆盖率的提高可以改善生态环境，从而促进先进技术的应用和扩散。③LNXQ与LNZL之间不存在因果关系。
4结论及政策性建议
通过分析，本研究得出如下结论：第一，加强农业技术创新可以提高农业现代化水平，加速农业现代化进程，主要表现在农业技术创新对生产和生态具有促进作用。第二，提高农业现代化水平可以促进农业技术创新，主要通过生活和生态两个方面表现。第三，农业技术创新与农业现代化之间存在着良性的互动关系。
结合研究结论，提出以下建议措施：第一，加大研发先进的农业科学技术的力度，开发适合中国特色发展阶段的实用技术，尽快把农业现代化建设转移到主要依靠科技进步的轨道上来。第二，发展低碳经济，合理利用自然资源和保护生态环境，发展循环农业，兼顾经济效益、社会效益和生态效益。第三，建立农业新技术供给者、需求者以及应用新技术的农产品价值的实现者之间共同利益的纽带，创造各种条件激发农民对新技术的需求。
参考文献：
［1］ 董晓亮，周玉芝，王英宾．WTO框架下我国农业技术创新问题的思考［J］．河北农业大学学报（农林教育版），2004（6）：73－74．
［2］ 黄钢，李颖，王玲，等．科技价值链创新是提升农业科技企业技术创新力的关键路径［J］．农业科技管理，2007（12）：1－4，26．
［3］ 姜鑫．农业技术创新的速水－拉坦模型及在中国农业发展中的实证检验［J］．安徽农业科学，2007，35（11）：3408－3411．
［4］ 宋磊，王青，薛继亮．农民收入和农业现代化的动态均衡分析［J］．商业时代，2009（10）：12，19．
［5］ 宋燕平，栾敬东．农民素质与农业技术创新关系分析［J］．科技管理研究，2005（4）：52－53．
［6］ 李录堂，薛继亮．我国农业生产率与农业现代化的关系研究［J］．东南大学学报（哲学社会科学版），2009（11）：15－19．
［7］ 郑林．现代化与三元结构的农业技术创新体系――中国近代农业技术创新与需求初探［J］．中国农史，2004（3）：37－45．
［8］ 翟虎渠．科技创新与现代农业［M］．北京：中国农业科学技术出版社，2009．
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