農業科技資源與農業經濟發展關系的實證研究

王顯桐

摘 要 農業科技資源的發展有助于改變傳統農業經濟結構依靠自然條件以及產業化的特點，利用均衡的科技資源配置，發揮科技資源在農業經濟當中的優勢，同時促進農業結構轉型，農業經濟快速發展。對于均衡配置和農業科技效率來說，利用計量經濟分析法對其進行分析和實證是具有現實意義的。本文通過對于數據和變量關系的分析，利用模型建立和回歸殘差方程檢驗，來對資源配置均衡性進行規劃。

關鍵詞 農業科技資源 農業經濟發展 實證研究 數據模型 回歸殘差

一、前言

一般來說，對于農業經濟發展和農業科技資源之間的關系的分析，可以使用時間序列這一分析方法進行。所謂時間序列，是指利用ADF檢驗法對經濟增長、機械總動力、人員技術以及開發科研經費進行檢驗，確定單整階數，再利用E-C兩步法檢驗確定協整關系，在通過修正模型建立，考察二者之間短期動態關系，從而達到實證研究的目的。

二、協整關系和數據模型建立

在農業研究當中，將農業科技資源和農業經濟發展作為兩個變量進行研究，其中農業科技資源可以分為農業技術人員（H）、農業機械總動力（M）和科研經費支出（RD）這三個方面，而農業經濟增長（Y）指標主要來源與農林牧副漁以及其服務業的農業總產值。

在計算當中，數據來源主要參照《中國農村統計年鑒》及《中國科技統計年鑒》、這兩部文獻，為了避免在計算當中因數據缺少而產生異方差現象，部分地方可能會采用插值法進行補充，同時增加了變量之間的對數變換，利用Eviews方法實例分析，將變換后新變量標記為LNH、LNM、LNRD以及LNY。[1]

（一）協整關系方程與協整檢驗

前文中所提到的四個變量都是二階單整變量，因此在驗證過程當中，可以選擇使用johansen協整檢驗方法，試證明LNY與其他三個變量之間的協整關系。通過對于各序列線性趨勢和截頂距滯后階數檢驗我們看出，5%顯著水平下，根檢驗和跡檢驗所具有的最大特征表明四個變量具有協整關系。

（二）數據模型建立及應用

對于相關要素之間的相同或者不同關系的判斷，需要應用到關聯度分析法模型。在當今學術界的多種模型算法當中，鄧氏關聯度分析法最為具有廣泛性，同時也是相對而言最為成熟的一種算法。利用鄧氏算法可以進行相關因素比較量時僅僅對同一系列的關聯程度大小進行比較，并由此直接反映出同一序列密切程度。[2]

鄧氏算法具體流程如下：首先將系統特征行為設定為序列Y，并有Y1，Y2，Y3，Y4……Yn，相關因素序列設置為X，則有X1，X2，X3……Xm，滿足Yi（1≤i≤n），Xj（1≤j≤m），時間段相同時，二者為子母序列，選取指標無線剛化，轉換原始數據格式，對各個指標進行比較。從而得出茶樹列表：Δijk=│Yi（k）-Xj（k）│。

據《中國統計年鑒》2014對東部十一個省的農業產值評估結果，根據鄧氏算法進行量化處理，可以得出結論。[3]從2011至2015年這五年之間，農業新產品數量和農業新科技成果授權以及農業科學論文之間有著如下數據。2011年分別為-0.36、-0.55、-0.76；2012年分別為0.09、0.04、-0.31；2013年分別為0.72、-0.17、1.05；2014年分別為1.50、 0.71、 1.75；2015年分別為1.72、1.02、1.10。關聯系數與關聯度評價。

利用關聯度計算公式可以得出，與地區農業經濟發展關聯度分別為農業科技授權數量關聯度為72.54%，農業新品數量關聯度為56.24%，農業科學論文數量關聯度為63.83%。根據灰色關聯度評判標準：0 ～ 0.35為弱關聯，0.35 ～ 0.65為中關聯，0.65 ～ 1為強關聯，其中農業科技授權和農業科學論文數量與地區農業經濟發展為強關聯，從而可以證明農業科技創新有利于農業經濟的發展。

三、回歸殘差方程以及單位根、格蘭杰因果檢測

（一）回歸殘差臨界值

由于時間序列當中經濟數據的不穩定性，時長會出現“偽回歸”現象，因此需要對兩個變量采取普通最小二乘回歸，[4]利用回歸方程得出結果：lnLNY=4.138410+0.144251lnLNRD+E，其中E為估計回歸殘差。通過對于回歸殘差臨界值比較我們可以得出表1：

由此可以看出，對于農業經濟發展來說，科技人力資源和財力資源的投入可以起到發展作用，但農業機械總動力的發展對農業經濟發展的影響并不顯著。

（二）利用ADF的單位根檢測

對于單位根的檢測來說，最常用的檢測方法就是ADF檢測法。ADF檢測法依照單位根變量的原始序列，一、二階差分序列，5%顯著水平下，變量單位根的假設非平穩。經測量，LNH、LNM、LNRD、LNY的ADF檢測結果統計分別為-0.4617、0.3366、-4.9886、-6.3093，而P值則分別為0.88、0.97、0.0013、0.0001。從這當中我們可以看出，LNH和LNM具有不平穩性，而LNRD和LNY相對平穩。

（三）格蘭杰因果檢測確定滯后階數

上文敘述了農業科技資源和農業經濟發展之間存在均衡關系，而其是否具有因果關系則需要進一步進行測定。利用格蘭杰因果檢測方式對其滯后階數進行明確，一次來斷定二者之間所具有因果關系。對于滯后階數可以使用AIC的最小值進行測量，通過測量我們得出，農業技術人員的增減都會直接影響農業經濟的發展，而對于原假設來說，5%顯著性水平之下，農業科技活動對于農業經濟發展來說具有單項格蘭杰因果關系，因此可以表明農業科技活動的經費支出會造成農業經濟發展較大的波動。[5]

四、結語

我們對于農業科技資源和農業經濟發展進行了變量研究，通過精確的模型建立和公式計算，得出了二者在不同階段所具有的影響不盡相同，科技資源當中對于人員和專利的要求比較大，影響也較深；而農業新品的產出影響相對較小。

（作者單位為原沈陽軍區通北第一農副業基地）

參考文獻

[1] 陳紅玲.農業科技資源與農業經濟發展的關系研究——以東部地區為例[J].中國農業資源與區劃，2016（09）：220-224.

[2]王智偉.農業科技資源與農業經濟發展關系實證探析[J].北京農業，2014（36）：304.

[3] 陳祺琪，張俊飚.農業科技人力資源與農業經濟發展關系分析——基于種植業科研機構的視角[J].科技管理研究，2015 （13）：90-96.

[4] 李敬鎖，王曉雷，牟少巖.農業科技計劃投入與農業經濟增長關系的實證研究——以青島市為例[J].浙江農業學報，2015（07）：1288-1293.

[5] 喬玉.農業科技資源與農業經濟發展關系實證分析[J].北方經貿，2017（03）：42-43.