農業科技創新投入對新農村經濟發展影響的研究
——以杭州為例

呂月珍，邵永新，錢 野，潘 揚

(杭州市科技信息研究院，浙江 杭州 310001)

農業科技創新投入對新農村經濟發展影響的研究
——以杭州為例

呂月珍，邵永新，錢 野，潘 揚

(杭州市科技信息研究院，浙江 杭州 310001)

農業科技創新是推進農村經濟和現代農業的主要支撐力，農業科技創新投入對新農村經濟發展具有重要影響。文章運用因子分析法對新農村經濟發展指標進行降維提取，得到2個新農村經濟發展主成分因子，同時運用皮爾遜相關分析法，對農業科技創新投入、新農村經濟發展綜合指標及具體指標進行相關性檢驗。結果表明：(1)農業科技投入與新農村經濟的產出和投入水平，以及農民的生活水平呈顯著正相關；(2)農業科技創新投入與人均農漁牧林產值、農村固定資產投資、鄉村消費品零售額、農村居民人均可支配收入在99%的置信水平上呈正相關，且相關系數均在0.85以上；與人均糧食產量、人均棉花產量在99%的置信水平上呈負相關，且相關系數也在0.85以上；與人均油菜籽產量、人均淡水產品產量、農業機械總動力相關性不顯著。綜合分析認為，農業科技創新投入的增加將促進新農村經濟發展，提高農民生活水平。最后，從完善政策制度、加大資金投入和智力投入、引導投融資發展、鼓勵創新創業等方面提出對策建議，促進新農村經濟發展。

農業科技創新投入；新農村經濟；因子分析；皮爾遜相關分析；杭州

科技是農業發展的驅動力，是國家糧食安全的保障力，是農民持續增收的支撐力。2015年2月，中央、國務院印發了《關于加大改革創新力度 加快農業現代化建設的若干意見》，強化農業科技創新驅動作用是一項重要內容。科技對社會的發展有著不可替代的作用，新農村的建設同樣需要科技作為強大的支撐動力。新農村建設的核心是發展農村經濟和現代農業，因此加強農業科技創新，實現農民增產增收，提高農業發展水平是新農村建設必然途徑。城市化的快速發展，耕地面積不斷減少，發展高效的現代都市農業成為必然，加快農業科技發展任務更為迫切。如何在經濟增速放緩背景下繼續推進新農村建設，增加農民收入，促進農業增效，已成為一個重大課題。

本研究以杭州為樣本，以農業科技創新投入對新農村經濟發展的影響為切入點，運用因子分析法和皮爾遜相關分析法對其進行分析，從而得到農業科技創新投入在新農村經濟發展中發揮的重要作用，進而針對農業科技創新加快新農村發展提出對策建議。

1 樣本及數據選擇

1.1 杭州農業科技與新農村發展概況

近年來，杭州市科委根據市委市政府加快推進農業科技創新的決策部署，大力實施創新驅動發展戰略，聚焦杭州現代農業發展目標，打造“都市現代農業”，全面啟動杭州農業現代化“十大工程”，著力加強農業前沿技術的原始創新，突破主導產業提升和食品安全保障的關鍵、共性技術，推進農業科技成果轉化與科技企業培育，改善農業科技基礎條件和創新環境，建設農科教產學研一體化的推廣服務體系，增強科技對現代農業和新農村建設的支撐引領能力，在農業“兩區”建設、新農村科技示范點建設、農業的科技創新能力提升、農業科技型企業培育、科技創新服務平臺搭建、科技幫扶與服務深入推進等方面取得明顯成效。截至2015年底，已累計建成各級糧食生產功能區1 104個，面積37 000 hm2，建成省級現代農業園區65個，面積18 587 hm2。經過多年的農業“兩區”(糧食生產功能區和現代農業園區)建設，杭州市蔬菜、茶葉、果品等“十大主導產業”實現產值368.35億元，增長6.4%。杭州市科委已累計認定286家農業科技企業、市級新農村建設科技示范點(試點)84家[1]。

1.2 指標選取與數據來源

主要有農業科技投入和新農村經濟發展兩方面數據。農業科技投入采用科技部門農業科技創新資金投入數據，即科技三項費用中涉及農口的科技發展專項資金，通過對歷年農業科研攻關、新農村建設科技示范、種子種苗、科技扶貧和重大科技創新等5類項目撥款經費整理統計得到；新農村經濟數據主要來自2007—2016年杭州市科技統計年鑒。

新農村經濟指標的選取基于相關文獻研究[2-5]的基礎上，結合數據的可獲取性，選取農林牧漁總產值、糧食產量、棉花產量、油菜籽產量和淡水產品產量等5個指標的人均值來反映新農村經濟產出水平，即人均農林牧漁產值(元)、人均糧食產量(kg)、人均棉花產量(kg)、人均油菜籽產量(kg)和人均淡水產品產量(kg)；選取農業機械總動力(kW)和農村固定資產投資額(萬元)來反映新農村的投入水平；選取鄉村消費品零售額(萬元)和農村居民人均可支配收入(元)反映新農村居民的生活水平。為消除不同指標間量綱影響，對所有數據進行標準化處理(表1)，以實現數據指標間的可比性。

2 結果與分析

2.1 因子分析

因子分析的基本目的就是用少數幾個因子去描述許多指標或因素之間的聯系，即將比較密切的幾個變量歸在同一類中，每類變量就成為一個因子(之所以稱其為因子，是因其不可觀測，即不是具體變量)，以較少的幾個因子反映原資料的大部分信息[6]。因子分析的前提條件是原有變量應具有較強的相關性，一般相關系數在0.3以上[7]。本研究所選取的新農村經濟指標有9個，要研究農業科技投入和新農村經濟之間的關系，則必須對新農村經濟指標進行簡化。因此運用因子分析法提出新農村經濟的主成分，以便進一步分析與農業科技投入之間的關系。運用SPSS19軟件，對9個新農村經濟指標進行相關性分析得出各指標的相關矩陣。從表2中可以看出，多數指標之間的相關性在0.6以上，0.3以下的為少數。因此，適合做因子分析，對主成分因子進行提取，從而減少新農村經濟變量的個數。

表1 2006—2015年杭州市新農村經濟各項指標及農業科技投入標準化數據

Table 1 Indicators of new rural economy and agricultural science and technology investment standardized data from 2006 to 2015 in Hangzhou

年份Year人均農林牧漁ny人均糧食ls人均棉花mh人均油菜籽yc人均淡水產品ds機械動力dl投資tz消費xf收入sr科技投入tr2006-1 88060 62990 6144-0 2909-0 9917-1 3385-1 3184-1 0524-1 1780-1 28322007-1 30090 73390 59910 0360-0 0790-0 8411-1 2657-0 9214-1 0073-1 04172008-0 51831 03101 09001 05800 4358-0 5300-1 0992-0 7153-0 8186-0 77832009-0 00271 01621 25361 43011 2543-0 1423-0 5913-0 5398-0 6321-0 52382010-0 11460 24360 44200 36980 88890 3271-0 0103-0 7920-0 4069-0 636120110 51560 0357-0 30410 44320 78030 66130 3852-0 1233-0 06700 051720120 9010-0 0832-0 13180 03700 54471 00280 92170 23680 22550 462020131 0013-0 2020-0 53760 1401-0 10841 31120 77830 80650 91741 053820141 1633-1 5242-1 1048-1 2947-0 71930 96420 90081 34611 30491 456620150 2358-1 8808-1 9208-1 9285-2 0056-1 41471 29881 75481 66211 2390

數據來自2007—2016年杭州市統計年鑒和杭州市科技部門相關統計數據。

The data above were from statistical yearbook of Hangzhou from 2007 to 2016 and Hangzhou science and technology departments. ny， output value of agriculture， forestry and fishing; ls， per capita grain; mh， per capita cotton; yc， per capita rapeseed; ds， per capita freshwater products; dl， total power of agricultural machinery; tz， the investment of rural fixed assets; xf， rural retail sales of consumer goods; sr， rural residents per capita disposable income. The same as below.

表2 新農村經濟各項指標間的相關矩陣

Table 2 Correlation matrix of various indicates of new rural economy

指標Indicators人均農林牧漁ny人均糧食ls人均棉花mh人均油菜籽yc人均淡水產品ds機械動力dl投資tz消費xf收入sr人均農林牧漁ny1-0 576-0 567-0 1840 1240 7990 8730 7310 777人均糧食Is-0 57610 9710 8960 681-0 134-0 837-0 929-0 932人均棉花mh-0 5670 97110 8750 687-0 147-0 851-0 921-0 925人均棉花yc-0 1840 8960 87510 8910 19-0 559-0 734-0 711人均淡水產品ds0 1240 6810 6870 89110 482-0 262-0 569-0 507機械動力dl0 799-0 134-0 1470 190 48210 5250 2680 345投資tz0 873-0 837-0 851-0 559-0 2620 52510 8840 926消費xf0 731-0 929-0 921-0 734-0 5690 2680 88410 988收入sr0 777-0 932-0 925-0 711-0 5070 3450 9260 9881

對新農村經濟指標量表進行KMO(Kaiser-Meyer-Olkin)檢驗和Bartlett球度檢驗。KMO統計量是取值在0和1之間。當所有變量間的簡單相關系數平方和遠大于偏相關系數平方和時，KMO值接近1。KMO值越大，意味著變量間的相關性越強，原有變量越適合作因子分析。當KMO>0.5時，就適宜進行因子分析[7]。在99%的置信水平下，本研究中新農村經濟指標的KMO值為0.599，表示可以進行因子分析。

巴特利特球度檢驗(Barlett Test of Sphericity)用于檢驗相關系數矩陣是否是單位陣，即各變量是否獨立。它是以變量的相關系數矩陣為出發點，零假設：相關系數矩陣是一個單位陣。如果巴特利球形檢驗的統計計量數值較大，且對應的相伴概率值小于用戶給定的顯著性水平，則應拒絕零假設；反之，則不能拒絕零假設，認為相關系數矩陣可能是一個單位陣，不適合做因子分析[7]。本研究中，巴特利球形檢驗的卡方值為127.596(自由度為36)，相應的概率sig為0，說明相關系數矩陣與單位陣有顯著差異。因此，本研究的新農村經濟指標數據適合作因子分析。

由表3可知，通過對新農村經濟指標數據進行因子分析，得到主要因子F1和F2，其貢獻率分別為60.3%和35.1%，累計貢獻率達到95.4%，超過85%的要求，說明F1和F2解釋了新農村經濟9個指標的大部分信息。

從表4可以看出，F1在糧食、棉花、油菜籽、淡水產品、消費品零售額和人均可支配收入這6個指標上載荷較高，說明F1解釋了這6個指標的大部分信息。F2則解釋了農林牧漁和農業機械總動力這2個指標的大部分信息。F1和F2同時解釋了農村固定資產投資這個指標的部分信息。

表3 因子旋轉后的特征值及貢獻率

Table 3 The eigenvalue and contribution rate after the factors rotation

因子Factors特征值Eigenvalue貢獻率Contributionrate/%累計貢獻率Cumulativecontributionrate/%F16 23860 360 3F22 34735 195 4

采用回歸分析的方法估計因子得分系數，主成分得分系數矩陣如表5。根據該矩陣的數據，可得出因子得分函數。

F1=0.036 ny+0.17 ls+0.168 mh+0.219 yc+0.235 ds+0.135 dl-0.065 tz-0.133 xf-0.119 sr

F2=0.317 ny-0.012 ls-0.014 mh+0.141 yc+0.249 ds+0.361 dl+0.194 tz+0.084 xf+0.113 sr

SPSS軟件自動根據上述因子得分函數計算出樣本相應因子得分SF1和SF2(表6)。

2.2 農業科技投入與新農村經濟綜合指標關聯性分析

運用因子分析法分析新農村經濟指標后，得出新農村經濟綜合指標SF1和SF2，代表新農村經濟9個指標的大部分信息。對2006—2015年杭州市農業科技創新資金投入數據和新農村經濟主成分因子得分數據進行相關性分析。

從表7可以看出，在95%置信水平下農業科技投入和新農村經濟綜合指標F1的相關系數為0.698，顯著性明顯；在95%置信水平下農業科技投入和新農村經濟綜合指標F2的相關系數為0.658，顯著性明顯。相關性分析結果表明，農業科技投入、新農村經濟產出和投入水平以及農民的生活水平呈正相關，即農業科技投入增加會促進新農村經濟發展、提高農民的生活水平。

表4 旋轉后的因子載荷矩陣

Table 4 Factor loading matrix after rotation

因子人均農林牧漁人均糧食人均棉花人均油菜籽人均淡水產品機械動力投資消費收入FactorsnylsmhycdsdltzxfsrF1-0 3070 9390 9330 9650 8840 16-0 659-0 852-0 825F20 944-0 306-0 3110 10 4150 9280 7170 4740 544

表5 因子得分系數矩陣

Table 5 Component score coefficient matrix

因子人均農林牧漁人均糧食人均棉花人均油菜籽人均淡水產品機械動力投資消費收入FactorsnylsmhycdsdltzxfsrF10 0360 170 1680 2190 2350 135-0 065-0 133-0 119F20 317-0 012-0 0140 1410 2490 3610 1940 0840 113

表6 農業科技投入標準化數據和新農村經濟指標因子得分

Table 6 The standardized data of agricultural science and technology investment and indicators score of new rural economy

年份Year科技投入trSF1SF22006-1 28320 03089-1 860462007-1 04170 37894-1 184392008-0 77830 86590-0 491422009-0 52381 157150 200502010-0 63610 599980 2321620110 05170 342650 7201420120 46200 149281 0157720131 0538-0 173721 1158220141 4566-1 117870 8234920151 2390-2 23320-0 57160

表7 農業科技投入和新農村經濟綜合指標的Pearson相關性

Table 7 Pearson’s correlation of agricultural science and technology investment and comprehensive indicator of new rural economy

項目F1F2Pearson相關性Pearson scorrelation0 698?0 658?顯著性(雙側)Significant(bothsides)0 0250 039

*表示在0.05水平(雙側)上顯著相關。下同。

“*” represent the correlation was significant at the 0.05level. The same as bellow.

2.3 農業科技創新投入與新農村經濟各項具體指標關聯性分析

從表8可以看出，農業科技創新投入與人均農漁牧林產值、農村固定資產投資、鄉村消費品零售額、農村居民人均可支配收入在99%置信水平上呈正相關，且相關系數都在0.85以上。這說明農業科技創新投入促進新農村經濟發展的作用是明顯的，對農村生產投入和農民增收起正向促進作用。

農業科技創新投入與人均糧食產量、人均棉花產量在99%置信水平上呈負相關，且相關性也在0.85以上，這主要原因是杭州農業正從傳統農業向現代都市農業轉變。首先，農業科技創新投入提高，農業新技術和新品種得以廣泛應用，農民有更多的選擇種植經濟價值高的農產品，提高土地的經濟效益，從而使得糧食和棉花這類傳統主要農作物產量減少，這也正說明了杭州新農村經濟建設鼓勵以“一村一品”為特點的現代農業發展，如建德市蓮花鎮齊平村發展鐵皮石斛特色產業，桐廬縣江南鎮環溪村發展蓮產業等[8]；其次，城市化進程的加快，使得耕地日益減少和農村居民拋荒現象更為突出，從而使得糧食和棉花生產面積直線下降；再者，近幾年農村經濟以發展農村休閑產業和鄉村旅游為主，導致傳統農業發展減弱，所以不論科技創新投入如何提高，其產量都在下降。

農業科技創新投入與人均油菜籽產量、人均淡水產品產量、農業機械總動力相關性則不顯著。究其原因，一是杭州現代都市農業的定位和自然稟賦決定了杭州市油菜籽產量和淡水產品產量在某個年份達到頂峰后又持續回落，形成一個倒U型拋物線。其中，淡水產品產量受養殖面積剛性下降、“五水共治”行動等因素影響[9]，因此會出現人均油菜籽產量、人均淡水產品產量與農業科技創新投入相關性不顯著的結果。二是杭州市“七山一水二分田”的地形地貌也決定了杭州農業不能大規模使用大型農業機械，因此農業科技創新投入對農業機械總動力影響不大。

表8 農業科技投入和新農村經濟各項指標的Pearson相關性

Table 8 Pearson’s correlation of agricultural science and technology investment and various indicators of new rural economy

項目人均農林牧漁ny人均糧食ls人均棉花mh人均油菜籽yc人均淡水產品ds機械動力dl投資tz消費xf收入srPearson相關性Pearsoncorrelation0 859??-0 874??-0 870??-0 618-0 3960 4890 930??0 971??0 980??顯著性(雙側)Significant(bothsides)0 0010 0010 0010 0570 2580 151000

3 結論與不足

運用因子分析對新農村經濟發展指標進行降維提取，得到2個新農村經濟發展主成分因子，運用皮爾遜相關分析法，對農業科技創新投入、新農村經濟發展綜合指標以及具體指標進行相關性檢驗。結果表明：(1)農業科技投入、新農村經濟的產出和投入水平以及農民的生活水平呈正相關，且顯著性明顯。(2)農業科技創新投入與人均農漁牧林產值、農村固定資產投資、鄉村消費品零售額、農村居民人均可支配收入在99%置信水平上呈正相關，且相關系數都在0.85以上；與人均糧食產量、人均棉花產量在99%置信水平上呈負相關，且相關系數也在0.85以上；與人均油菜籽產量、人均淡水產品產量、農業機械總動力相關性不顯著。綜合分析，農業科技創新投入增加會促進新農村經濟發展、提高農民的生活水平。

本研究在考量新農村發展的特點和數據可獲取性的基礎上進行新農村經濟發展指標的選取，主要突出農業科技創新投入對新農村經濟方面的影響，對新農村社會、文化等方面發展的影響則有待進一步研究。同時，本研究側重于農業科技資金投入對新農村經濟的影響，農業科技人力、物力等方面的投入還需深入探討。

4 對策建議

結合以上分析，從政策制定者和農業科技管理者的角度，提出加強農業科技創新投入促進新農村經濟發展的對策建議。

4.1 完善政策制度，建立農業科技創新投入的保障機制

把加快農業科技進步與創新作為全面推進現代農業與新農村建設的重大措施，研究制定鼓勵農業科技創新與成果轉化的政策措施。各級科技、農口等相關部門，要在財政投入等資源配置上向農業科技發展重點傾斜，在項目、經費、人才等方面優先安排，充分發揮各級科協、工青婦等社會團體和農村工作指導員、科技特派員的作用，開展形式多樣的農村科普活動和科技信息宣傳，充分利用廣播、電視、報刊、網絡等各種媒體，廣泛宣傳農業科技知識、成果、政策、最新進展和典型等，不斷提高廣大農戶的科技意識和素質。

4.2 加大資金投入，建立農業科技財政投入的穩定機制

優化公共財政支出結構，不斷增加財政對農業科技的投入。加強對公益性農業科研院所與涉農高等院校的傾斜支持力度，對長期從事基礎性、公益性農業科技活動建立相對穩定的支持機制。增加對農業新品種選育攻關和農業主導產業的科技支撐體系建設、新品種新技術和重大科技成果轉化、科技創新能力建設等農業科技投入。對農業領域的國家高新技術企業，按規定落實農業補貼和稅收優惠政策。將農業科技型企業、農業新興產業培育作為政策扶持的重點對象，發揮財政杠桿作用，引導農業科技企業不斷加大科技創新投入。

4.3 加大智力投入，完善農業科技創新智囊隊伍建設體系

加強農業專業技術人才培養，加強高校涉農學科建設，推動教育、科技與農業生產相結合，發展農業職業教育和學歷教育，加大高等院校對農業科技人才的培養，與農業科研院所聯合打造農業人才培養基地。注重地方農業科技人才的培養，制定有利于鄉土人才培養的工作機制和培養計劃。以重大科技專項實施和重點創新團隊建設為載體，培養和集聚高素質農業創新人才。在海外高層次人才引進中，重點加強農業科技領軍人才和具有互聯網知識的跨界人才的引進和培養，支持創新領軍人才組建創新團隊，加大對創新團隊創新創業的扶持。加強對基層農技人員的培訓和知識更新，深化科技特派員創新創業行動，大力培養一批有技術、懂管理、熟市場的農村科技特派員隊伍。

4.4 引導投融資發展，完善農業科技創新的多元投入機制

積極引導、鼓勵社會資金投入農業科技研發，逐步建立健全以企業投入為主體、政府投入為引導、金融信貸和風險投資為重要支撐的多元化、多渠道、多層次的農業科技投入體系，引導鼓勵農業科技企業增加科技研發的投入，引導工商資本、社會資本投資農業產業，引導創業投資資金投向農業種業企業和農業高新技術企業；創新金融服務，改善對農業科技企業的信貸服務和融資環境，加大對農業科技企業的金融支持。

4.5 鼓勵創新創業，建立農業科技創新和成果轉化激勵機制

貫徹落實國務院《中華人民共和國促進科技成果轉化法》，加快制定農業科技人員創新創業具體實施方案和相應措施，激勵農業科技人員創新創業；打破體制障礙，明確在職農業科技人員或在校大學生、研究生均可通過離崗創業、兼職兼薪，真正讓“第二職業”成為正當工作、工資外收入成為合法收益；設立專項扶持資金，設立“創業之星”“重大貢獻獎”等獎項，對創新創業成績突出、效益明顯的專家或團隊給予重獎；完善大學生從事現代農業的政策措施，鼓勵大學生到農業生產領域、農民專業合作社創業就業；引導和支持返鄉農民工、退伍軍人、大學生“村官”參與現代農業、來料加工、休閑旅游、社區服務、商品流通、再生資源利用等產業創業。

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(責任編輯 張瑞麟)

Influence of agricultural science and technology innovation investment on new rural economic development: Taking Hangzhou as an example

LYU Yuezhen， SHAO Yongxin， QIAN Ye， PAN Yang

(HangzhouScienceandTechnologyInformationInstitute，Hangzhou310001，China)

Agricultural science and technology innovation was the main supporting force to promote rural economy and modern agriculture， it had very important influence on the new rural economic development. The factor analysis method was used to extract the new rural economic indicators by dimensionality reduction， and get two principal component factors of new rural economic development were obtained. Then， correlation between agricultural science and technology innovation input， the new rural economic development comprehensive index and specific index were tested using Pearson correlation analysis. The results showed that: (1) Investment of agricultural science and technology innovation was positively correlated with the new rural economic output and input level， the living level of farmers significantly. (2) Investment of agricultural science and technology innovation was positively correlated with the per capita of farming， forestry， animal husbandry and fishery output value， rural fixed assets investment， rural retail sales of consumer goods， per capita disposable income of rural residents at 99% confidence level by each other， the correlation coefficients were all above 0.85; while， it was negatively correlated with per capita grain， per capita cotton at 99% confidence level by each other， and the correlation coefficients were all above 0.85. There was no significant correlation between investment of agricultural science and technology innovation and per capita rapeseed， per capita freshwater production， total power of agricultural machinery. In conclusion， the increase of investment of agricultural science and technology innovation would promote the development of new rural economy and improve the living standards of farmers. Finally， some countermeasures and suggestions were put forward to promote the development of the new rural economy from the aspects of perfecting the policy system， increasing the investment of capital and intelligence， guiding the development of investment and financing and encouraging innovation and entrepreneurship.

investment of agricultural science and technology innovation; new rural economy; factor analysis method; Pearson correlation analysis; Hangzhou

http://www.zjnyxb.cn

10.3969/j.issn.1004-1524.2017.05.24

2017-03-06

杭州市科學計劃軟科學研究計劃項目(20150834M49)；杭州市科技情報調研項目(20161334M03)

呂月珍(1984—)，浙江永康人，碩士，助理研究員，主要研究方向為科技創新和城鄉經濟發展。E-mail: lyz@hznet.com.cn

S-9;F323.3

A

1004-1524(2017)05-0850-07

浙江農業學報ActaAgriculturaeZhejiangensis， 2017，29(5): 850-856

呂月珍，邵永新，錢野，等. 農業科技創新投入對新農村經濟發展影響的研究——以杭州為例[J]. 浙江農業學報，2017，29(5)： 850-856.