農(nóng)業(yè)技術(shù)市場對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的影響分析
——基于生產(chǎn)函數(shù)與技術(shù)進(jìn)步函數(shù)

孔祥飛

（中國社會科學(xué)院大學(xué)，北京 102400）

黨的十九大報(bào)告提出要實(shí)施鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略，加快推進(jìn)我國農(nóng)業(yè)農(nóng)村的現(xiàn)代化。產(chǎn)業(yè)興旺作為鄉(xiāng)村振興的基礎(chǔ)，農(nóng)業(yè)作為鄉(xiāng)村的主要產(chǎn)業(yè)，需要通過提高鄉(xiāng)村農(nóng)業(yè)的技術(shù)含量和農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率（黃少安，2018）[1]，不斷提高農(nóng)業(yè)競爭力。2021 年中央一號文件指出，加快推進(jìn)農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化，需要打好種業(yè)翻身仗，強(qiáng)化現(xiàn)代農(nóng)業(yè)科技和物質(zhì)裝備支撐，推進(jìn)農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展，這些都離不開農(nóng)業(yè)技術(shù)市場的健康發(fā)展。在我國農(nóng)業(yè)由傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)向現(xiàn)代農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)型過程中，農(nóng)業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新與發(fā)展是提高農(nóng)業(yè)技術(shù)含量和農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率的關(guān)鍵變量，成為農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的重要源泉。隨著我國經(jīng)濟(jì)進(jìn)入新常態(tài)和供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革重要階段，技術(shù)市場在促進(jìn)科技成果轉(zhuǎn)化和技術(shù)進(jìn)步中的作用更趨突出（楊兵和姜向榮，2017）[2]。

農(nóng)業(yè)①本文中農(nóng)業(yè)概念使用的為“大農(nóng)業(yè)”概念，即按行業(yè)分類的農(nóng)林牧副漁及相關(guān)輔助行業(yè)的定義。本文農(nóng)業(yè)相關(guān)數(shù)據(jù)基于此定義范圍查找，多為第一行業(yè)與各類數(shù)據(jù)中以農(nóng)林牧副漁為分類依據(jù)的數(shù)據(jù)。技術(shù)市場是指在一定區(qū)域范圍內(nèi)，擁有各種技術(shù)商品（或技術(shù)服務(wù)行為）的供給方和具有貨幣支付能力的需求方進(jìn)行相關(guān)農(nóng)業(yè)技術(shù)商品交易的場所（李素萍，2004）[3]。農(nóng)業(yè)技術(shù)市場的發(fā)育與完善在促進(jìn)農(nóng)業(yè)技術(shù)的創(chuàng)新與發(fā)展中有著極強(qiáng)的引導(dǎo)作用，進(jìn)而促進(jìn)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長。基于農(nóng)業(yè)技術(shù)市場對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的分析有助于理解技術(shù)市場在農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)領(lǐng)域的作用程度，為我國十四五期間農(nóng)業(yè)領(lǐng)域創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展、全面塑造發(fā)展新優(yōu)勢提供實(shí)證支持，為農(nóng)業(yè)技術(shù)市場的發(fā)展提供合理化建議指明方向。

一、文獻(xiàn)綜述

農(nóng)業(yè)技術(shù)市場的研究是農(nóng)業(yè)技術(shù)研究與發(fā)展領(lǐng)域的重要環(huán)節(jié)，相關(guān)文獻(xiàn)的論述主要論述全國和相關(guān)區(qū)域農(nóng)業(yè)技術(shù)市場基本概況，以及基于產(chǎn)權(quán)角度分析的農(nóng)業(yè)技術(shù)市場對農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步的影響：

第一，有關(guān)全國農(nóng)業(yè)技術(shù)市場的文獻(xiàn)分析。李素萍（2004）[3]從農(nóng)業(yè)技術(shù)市場存在的問題及發(fā)展的政策兩個(gè)角度分析了農(nóng)村技術(shù)市場的基本情況，其認(rèn)為農(nóng)村技術(shù)市場在發(fā)展中存在問題：市場運(yùn)行機(jī)制不健全；農(nóng)業(yè)技術(shù)交易的各行為主體缺乏有效的利益驅(qū)動機(jī)制，交易動力不足；農(nóng)業(yè)技術(shù)市場的政策法規(guī)缺乏，市場管理規(guī)則不配套。加強(qiáng)農(nóng)業(yè)技術(shù)市場發(fā)展的主要政策為：增加政府對農(nóng)業(yè)科技的投入；大力開展組織制度創(chuàng)新；完善農(nóng)業(yè)技術(shù)市場運(yùn)行機(jī)制等[3]。黃教珍（2007）[4]重點(diǎn)從農(nóng)業(yè)技術(shù)產(chǎn)權(quán)交易市場角度分析了我國農(nóng)業(yè)技術(shù)市場的問題及主要對策建議，指出農(nóng)業(yè)技術(shù)產(chǎn)權(quán)交易的健康發(fā)展助益于農(nóng)業(yè)技術(shù)的創(chuàng)新。阮文彪（1998）[5]指出農(nóng)業(yè)技術(shù)市場規(guī)范化程度低，交易秩序混亂，機(jī)會主義盛行；同時(shí)，農(nóng)戶技術(shù)交易風(fēng)險(xiǎn)的“外部化”機(jī)制嚴(yán)重缺失，加劇了技術(shù)商品有效需求的不足，這都成為了農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步的重要制約因素。

第二，有關(guān)區(qū)域農(nóng)業(yè)技術(shù)市場的文獻(xiàn)分析。李稚等（1996）[6]基于“首屆中國楊陵農(nóng)科城技術(shù)成果博覽會”交易基本情況分析的基礎(chǔ)上，分析了西部農(nóng)業(yè)科技市場的供求概況，認(rèn)為目前我國農(nóng)業(yè)技術(shù)變遷將呈多元取向，農(nóng)業(yè)時(shí)技術(shù)的需求和吸收程度有明顯提高。楊兵和姜向榮（2007）[2]重點(diǎn)分析了“十二五”時(shí)期山東農(nóng)業(yè)技術(shù)市場的主要情況、存在問題及對策建議。陳靜等（2007）[7]基于農(nóng)業(yè)技術(shù)交易合同數(shù)據(jù)和企業(yè)合同登記問卷調(diào)查，研究了北京市農(nóng)業(yè)技術(shù)合同交易特點(diǎn)和企業(yè)登記狀況，從產(chǎn)業(yè)政策、交易平臺、交易服務(wù)體系和協(xié)同機(jī)制方面提出了北京市農(nóng)業(yè)技術(shù)交易促進(jìn)措施。

第三，有關(guān)農(nóng)業(yè)技術(shù)市場對農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步的影響分析文獻(xiàn)；王靜和霍學(xué)喜（2014）[8]基于利用全國七個(gè)蘋果主產(chǎn)省蘋果種植戶實(shí)地調(diào)查數(shù)據(jù)，構(gòu)建基于農(nóng)戶要素稀缺誘致性技術(shù)選擇的效用模型，并將此模型轉(zhuǎn)換為實(shí)證分析模型，其研究發(fā)現(xiàn)：生產(chǎn)要素價(jià)格相對變動是誘致農(nóng)戶技術(shù)選擇產(chǎn)生偏向的關(guān)鍵市場信號，而農(nóng)業(yè)技術(shù)市場發(fā)育相對滯后，技術(shù)交易成本成為制約農(nóng)戶要素稀缺誘致性技術(shù)選擇行為的關(guān)鍵因素。李憲寶等（2010）[9]重點(diǎn)分析了農(nóng)業(yè)技術(shù)交易對象中非實(shí)體性要素交易未完成所造成的產(chǎn)權(quán)殘缺現(xiàn)象，通過數(shù)理模型分析，得出產(chǎn)權(quán)殘缺降低了農(nóng)戶均衡收益、影響力農(nóng)機(jī)推廣的效果的結(jié)論。

綜上所述，既有大部分文獻(xiàn)停留在農(nóng)業(yè)技術(shù)市場的基本的描述性分析，小部分分析了農(nóng)業(yè)技術(shù)市場對農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步的影響分析，但都未對農(nóng)業(yè)技術(shù)市場對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的最終聯(lián)系與影響進(jìn)行研究，這與中國新形勢下穩(wěn)定糧食產(chǎn)量、保障糧食安全的國家要求并不相符。農(nóng)業(yè)技術(shù)市場對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的影響程度分析應(yīng)是農(nóng)業(yè)技術(shù)市場領(lǐng)域研究中應(yīng)該首先解決的問題，近年的相關(guān)研究也止步于農(nóng)業(yè)技術(shù)市場對農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步的分析，主要是基于農(nóng)業(yè)技術(shù)市場某一具體問題的分析，宏觀上的整體把握需要研究實(shí)證加以解決。本文將基于生產(chǎn)函數(shù)與技術(shù)進(jìn)步函數(shù)，運(yùn)用間接方法，通過對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長中農(nóng)業(yè)技術(shù)市場的貢獻(xiàn)程度研究，運(yùn)用實(shí)證分析來充分認(rèn)識農(nóng)業(yè)技術(shù)市場對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的影響。

二、農(nóng)業(yè)技術(shù)市場對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長影響分析方法①本文研究方法參考沈利生2010 年未發(fā)表報(bào)告中相關(guān)研究方法，故無法進(jìn)行具體的文獻(xiàn)引用。

某一變量對另一變量增長的貢獻(xiàn)的研究主要集中于生產(chǎn)要素對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)領(lǐng)域，其中較多的是科技投入對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)研究，其主要涉及兩種研究方法：第一種是直接建立經(jīng)濟(jì)增長與科技投入關(guān)系的模型；第二種是建立起擴(kuò)展的生產(chǎn)函數(shù)，將科技投入、資本投入與勞動投入作為共同的投入要素，進(jìn)而計(jì)算出科技投入對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)。以上方法存在忽視重要解釋變量和變量間共線性問題，為此，本文結(jié)合以上既有兩種方法及本文研究內(nèi)容，基于農(nóng)業(yè)技術(shù)市場通過影響全要素生產(chǎn)率，再影響農(nóng)業(yè)總產(chǎn)出的邏輯，測算農(nóng)業(yè)技術(shù)市場對農(nóng)業(yè)總產(chǎn)出的影響，邏輯與經(jīng)濟(jì)含義上具有合理性。

結(jié)合本文研究，其測算過程為：首先，建立通常的生產(chǎn)函數(shù)，把第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)出（GDP）作為被解釋變量，將固定資產(chǎn)投資與就業(yè)人數(shù)作為投入要素，利用生產(chǎn)函數(shù)測算出全要素生產(chǎn)率（TFP）；其次，通過生產(chǎn)函數(shù)分別測算出全要素生產(chǎn)率（TFP）、固定資產(chǎn)投資與就業(yè)人數(shù)對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)；再次，將全要素生產(chǎn)率作為一個(gè)新的被解釋變量，將農(nóng)業(yè)技術(shù)市場交易額作為被解釋變量，建立一個(gè)技術(shù)進(jìn)步函數(shù)模型；最后，通過對新的函數(shù)模型進(jìn)行分析，測算出農(nóng)業(yè)技術(shù)市場交易額對全要素生產(chǎn)率的貢獻(xiàn)，與全要素生產(chǎn)率對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長貢獻(xiàn)相乘得到農(nóng)業(yè)技術(shù)市場對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)。

三、農(nóng)業(yè)技術(shù)市場對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長影響的實(shí)證分析

（一）數(shù)據(jù)說明

本文數(shù)據(jù)類型主要為第一產(chǎn)業(yè)現(xiàn)價(jià)GDP、第一產(chǎn)業(yè)固定資產(chǎn)投資、第一產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)、全國技術(shù)市場成交合同額（按社會經(jīng)濟(jì)目標(biāo)分：農(nóng)林牧副漁業(yè)發(fā)展），分別記為GDP、GDZCTZ、L、HTJE。本文以農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)者價(jià)格指數(shù)將第一產(chǎn)業(yè)GDP 處理為基于2006 年不變價(jià)的真實(shí)GDP，記為RGDP，以固定資產(chǎn)投資價(jià)格指數(shù)將第一產(chǎn)業(yè)固定資產(chǎn)投資處理為基于2006 年不變價(jià)的真實(shí)固定資產(chǎn)投資，記為RGDZCTZ。本文以農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料價(jià)格分類指數(shù)（按農(nóng)業(yè)生產(chǎn)服務(wù)分類）將HTJE處理為基于2006 年不變價(jià)的真實(shí)全國技術(shù)市場成交合同額，記為RHTJE。由于缺乏全國技術(shù)市場成交合同額及可借用的價(jià)格指數(shù)數(shù)據(jù)，本文以農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料價(jià)格分類指數(shù)（按農(nóng)業(yè)生產(chǎn)服務(wù)分類）替代。本文相關(guān)數(shù)據(jù)如表1 所示。

表1 2006—2019 年GDP、GDZCTZ、L、HTJE、RGDP、RGDZCTZ 及RHTJE 數(shù)據(jù)

（二）農(nóng)業(yè)生產(chǎn)函數(shù)和全要素生產(chǎn)率對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)

1.農(nóng)業(yè)生產(chǎn)函數(shù)模型

結(jié)合本文研究，在“希克斯中性”技術(shù)進(jìn)步的假設(shè)下，考慮技術(shù)進(jìn)步的柯布—道格拉斯農(nóng)業(yè)生產(chǎn)函數(shù)為：

其中：RGDPt是第一產(chǎn)業(yè)歷年經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出（即GDP，2006 年不變價(jià)）；At是全要素生產(chǎn)率（TFP），A0是基年的TFP值；γ是TFP的增長率；RGDZCTZt是第一產(chǎn)業(yè)歷年固定資產(chǎn)投資，以2006 年不變價(jià)表示；Lt第一產(chǎn)業(yè)歷年就業(yè)人數(shù)；α和β分別為RGDP 和L的產(chǎn)出彈性，且α+β=1。

則可得全要素生產(chǎn)率At的計(jì)算公式如下：

在實(shí)際估計(jì)生產(chǎn)函數(shù)時(shí)被解釋變量為勞均產(chǎn)出（RGDP/L），解釋變量是勞均固定資產(chǎn)投資（RGDZCTZ/L）和時(shí)間趨勢T，并取對數(shù)，即生產(chǎn)函數(shù)形式為：

式（3）可改寫為：

其中：C（3）=α，C（4）=β，C（3）+C（4）=1。

2.農(nóng)業(yè)生產(chǎn)函數(shù)模型的實(shí)證分析

（1）Eviews 回歸結(jié)果分析。經(jīng)過Eviews 處理，Ln（RGDP/L）、c、T、Ln（RGDZCTZ/L）的回歸結(jié)果如下：

通過回歸結(jié)果分析，R2可決系數(shù)很高，說明回歸方程的解釋程度很高。F統(tǒng)計(jì)值很高，說明回歸方程的整體性回歸效果較好。通過查詢德賓—沃森d統(tǒng)計(jì)量表，在5%顯著性水平上，n=14，k（不包括常數(shù)項(xiàng)的解釋變量個(gè)數(shù)）=2，查表得dL=0.905，dU=1.551，dL＜D.W.=1.105＜dU，則不能確定模型隨機(jī)項(xiàng)是否存在序列自相關(guān)。需注意，本模型趨勢項(xiàng)T 解釋變量在5%顯著水平下，不拒絕原假設(shè)，這說明模型本身可能不存在長期趨勢變動，對于尋找Ln（RGDP/L）、Ln（RGDZCTZ/L）的長期均衡關(guān)系影響不大，不影響模型本身對于本研究的使用。

（2）模型變量序列自相關(guān)的Correlogram-Qstatistice 檢驗(yàn)、Breush-Godfrey LM 檢驗(yàn)。通過Eviews對模型進(jìn)行Correlogram-Q-statistice 檢驗(yàn)，輸出結(jié)果為：

由圖1 可知，Eviews 軟件默認(rèn)系統(tǒng)滯后階數(shù)為12，自相關(guān)系數(shù)AC與偏自相關(guān)系數(shù)PAC各滯后階數(shù)內(nèi)都在零值附近徘徊，數(shù)值較小，都位于兩虛線之內(nèi)，說明模型不存在序列自相關(guān)；同時(shí)，Q統(tǒng)計(jì)量的P值在5%顯著水平下，各階數(shù)均接受不存在序列相關(guān)的原假設(shè)。綜上所述，模型不存在序列自相關(guān)。

圖1 生產(chǎn)函數(shù)模型Correlogram-Q-statistice 檢驗(yàn)輸出結(jié)果

通過Eviews 對模型進(jìn)行Breush-Godfrey LM 檢驗(yàn)，輸出結(jié)果為：

由圖2 可知，Eviews 軟件通過相關(guān)信息準(zhǔn)則默認(rèn)殘差項(xiàng)滯后階數(shù)為2，LM 檢驗(yàn)在5%顯著水平下，P值較大，接受不存在序列自相關(guān)的原假設(shè)。綜上所述，通過D.W.值、自相關(guān)系數(shù)、偏自相關(guān)系數(shù)、Q 統(tǒng)計(jì)量、Breush-Godfrey LM 檢驗(yàn)的分析，可以確定農(nóng)業(yè)生產(chǎn)函數(shù)模型不存在時(shí)間序列自相關(guān)，模型本身不需要進(jìn)行序列自相關(guān)修正。

圖2 生產(chǎn)函數(shù)模型Breush-Godfrey LM 檢驗(yàn)輸出結(jié)果

（3）模型變量序列平穩(wěn)性的ADF檢驗(yàn)。進(jìn)行協(xié)整分析以前，我們必須先檢驗(yàn)變量是否是平穩(wěn)的。因?yàn)橹挥性谒鼈兪峭A單整時(shí)，才可能存在協(xié)整關(guān)系。我們采用Dickey-Fuller 的ADF檢驗(yàn)方法，檢驗(yàn)過程如下：

①對時(shí)序變量Ln（RGDZCTZ/L）進(jìn)行單位根檢驗(yàn)：經(jīng)過試驗(yàn)，使檢驗(yàn)方程中的SIC值最小的滯后期最大為2，Eviews 單位根檢驗(yàn)結(jié)果如下：

由圖3 可知，當(dāng)模型中含有趨勢項(xiàng)和常數(shù)項(xiàng)時(shí)，其P值分別為0.040 3、0.038 8，在5%顯著性水平下，拒絕不存在趨勢性與常數(shù)項(xiàng)的原假設(shè)，故Ln（RGDZCTZ/L）單位根檢驗(yàn)輸出結(jié)果如表2 所示。

圖3 序列Ln（RGDZCTZ/L）單位根檢驗(yàn)結(jié)果中趨勢項(xiàng)與常數(shù)項(xiàng)回歸結(jié)果

表2 序列Ln（RGDZCTZ/L）單位根檢驗(yàn)結(jié)果

由表2 可知，當(dāng)模型中含有常數(shù)項(xiàng)和趨勢項(xiàng)時(shí)，統(tǒng)計(jì)量ADF=-2.457228，在置信水平為0.01、0.05和0.1 下，臨界值分別為-4.886 426、-3.829 975 和-3.362 984，顯然也有統(tǒng)計(jì)量大于臨界值，因此我們需要進(jìn)行一階差分處理。

②令序列Ln（RGDZCTZ/L）的一階差分序列為吟Ln（RGDZCTZ/L），對該序列進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如下。

由表3 可知，當(dāng)模型中含有常數(shù)項(xiàng)和趨勢項(xiàng)時(shí)，統(tǒng)計(jì)量ADF=-3.532603，在置信水平為0.01、0.05和0.1 下，臨界值分別為-5.124 875、-3.933 364 和-3.420 030，顯然在1%、5%顯著水平下，有統(tǒng)計(jì)量大于臨界值，接受存在單位根的原假設(shè)；當(dāng)模型中僅含有常數(shù)項(xiàng)，同理，在5%顯著水平下，有統(tǒng)計(jì)量小于臨界值，不接受存在單位根的原假設(shè)，故序列變量△Ln（RGDZCTZ/L）平穩(wěn)，Ln（RGDZCTZ/L）一階單整，即I（1）。

表3 序列△Ln（RGDZCTZ/L）單位根檢驗(yàn)結(jié)果

需注意，當(dāng)模型中含有常數(shù)項(xiàng)和趨勢項(xiàng)時(shí)，趨勢項(xiàng)P值為0.866 3，在5%顯著水平下接受不存在趨勢項(xiàng)的原假設(shè)；當(dāng)模型中僅含有常數(shù)項(xiàng)時(shí)，常數(shù)項(xiàng)P值為0.011 6，在5%顯著水平下，拒絕不存在常數(shù)項(xiàng)的原假設(shè)。本文從此處，無特殊情況，將不在陳述。

③對時(shí)序變量Ln（RGDP/L）進(jìn)行單位根檢驗(yàn)：經(jīng)過試驗(yàn)，使檢驗(yàn)方程中的SIC值最小的滯后期最大為2，Eviews 單位根檢驗(yàn)結(jié)果如下。

由表4 可知，當(dāng)模型中含有常數(shù)項(xiàng)和趨勢項(xiàng)時(shí)，統(tǒng)計(jì)量ADF=-2.308874，在置信水平為0.01、0.05和0.1 下，臨界值分別為-4.886 426、-3.828 975 和-3.362 984，顯然有統(tǒng)計(jì)量大于臨界值，接受存在單位根的原假設(shè)；當(dāng)模型中僅含有常數(shù)項(xiàng)，同理，顯然有統(tǒng)計(jì)量大于臨界值，接受存在單位根的原假設(shè)；當(dāng)模型中只有滯后項(xiàng)時(shí)，同理，顯然有統(tǒng)計(jì)量大于臨界值，接受存在單位根的原假設(shè)。綜上所述，序列變量非平穩(wěn)，需要對變量Ln（RGDP/L）進(jìn)行一階差分單位根檢驗(yàn)。

表4 序列Ln（RGDP/L）單位根檢驗(yàn)結(jié)果

④令序列Ln（RGDP/L）的一階差分序列為△Ln（RGDP/L），對該序列進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如表5 所示。

表5 序列△Ln（RGDP/L）單位根檢驗(yàn)結(jié)果

由表5 可知，當(dāng)模型中含有常數(shù)項(xiàng)和趨勢項(xiàng)時(shí)，統(tǒng)計(jì)量ADF=-3.770304，在置信水平為0.01、0.05下，臨界值分別為-5.124 875、-3.933 364，顯然在1%、5%顯著水平下，有統(tǒng)計(jì)量大于臨界值，接受存在單位根的原假設(shè)；當(dāng)模型中僅含有常數(shù)項(xiàng)，同理，在10%顯著水平下，有統(tǒng)計(jì)量小于臨界值，不接受存在單位根的原假設(shè)，故序列變量△Ln（RGDP/L）平穩(wěn)，Ln（RGDP/L）一階單整，即I（1）。

如圖4 所示，當(dāng)模型中僅含有常數(shù)項(xiàng)時(shí)，常數(shù)項(xiàng)對應(yīng)P值為0.048 3，在5%顯著性水平下，拒絕不存在常數(shù)項(xiàng)的原假設(shè)，這與表5 中，ADF統(tǒng)計(jì)量在5%顯著水平下，接受存在單位根的原假設(shè)矛盾，這時(shí)一般可降低ADF統(tǒng)計(jì)量標(biāo)準(zhǔn)，看是否仍然矛盾，在10%顯著水平下，模型拒絕存在單位根的原假設(shè)，故Ln（RGDP/L）可一階單整，即I（1）。

圖4 序列Ln（RGDP/L）單位根檢驗(yàn)結(jié)果中常數(shù)項(xiàng)回歸結(jié)果

（4）模型序列協(xié)整關(guān)系的ADF檢驗(yàn)。農(nóng)業(yè)生產(chǎn)函數(shù)模型回歸結(jié)果為二元回歸結(jié)果，其中一元為T趨勢變量，由于此變量為等差為1 的等差數(shù)列，為線性趨勢，故其本身T可分別視為平穩(wěn)數(shù)列和一階單整數(shù)列，即T-I（1）。

由于Ln（RGDZCTZ/L）、T、Ln（RGDP/L）都為一階單整數(shù)列，故模型可以進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，本協(xié)整檢驗(yàn)對殘差項(xiàng)仍進(jìn)行ADF檢驗(yàn)，基于SIC準(zhǔn)則，檢驗(yàn)最大滯后階數(shù)為2，檢驗(yàn)結(jié)果如下：

由表6 可知，當(dāng)模型中含有常數(shù)項(xiàng)和趨勢項(xiàng)時(shí)，統(tǒng)計(jì)量ADF=-2.222350，在置信水平為0.01、0.05和0.1 下，臨界值分別為-4.992 279、-3.875 302 和-3.388 330，顯然有統(tǒng)計(jì)量大于臨界值，接受存在單位根的原假設(shè)；當(dāng)模型中僅含有常數(shù)項(xiàng)，同理，顯然有統(tǒng)計(jì)量大于臨界值，接受存在單位根的原假設(shè)；當(dāng)模型中只有滯后項(xiàng)時(shí)，同理，顯然在5%顯著水平下，其統(tǒng)計(jì)量小于臨界值，拒絕存在單位根的原假設(shè)。綜上所述，模型殘差為平穩(wěn)時(shí)間序列，故協(xié)整關(guān)系通過檢驗(yàn)，則可以得出農(nóng)業(yè)生產(chǎn)函數(shù)模型的回歸項(xiàng)存在長期均衡關(guān)系，在長期分析中，可以使用原回歸結(jié)果，回歸結(jié)果顯示a=2.1242、β=-1.1242。

表6 模型基于殘差（R）的協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

3.全要素生產(chǎn)率對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)

結(jié)合以上分析，通過公式（2）可求得農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的全要素生產(chǎn)率TFP，結(jié)果如表8 所示。對對數(shù)線性農(nóng)業(yè)生產(chǎn)函數(shù)LnRGDP=LnA+aLnRGDZCTZ+βLnL求全微分：

表8 序列LNRHTJE 單位根檢驗(yàn)結(jié)果

對公式（5）微分形式轉(zhuǎn)化為差分形式得：

公式（6）可進(jìn)一步轉(zhuǎn)化為：

用相應(yīng)小寫表示增長率，可得：

兩邊同時(shí)除于rgdp可得農(nóng)業(yè)的全要素生產(chǎn)率對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)公式：

公式（9）中argdzctz/rgdp和βl/rgdp分別是固定資產(chǎn)投資和農(nóng)業(yè)就業(yè)人數(shù)對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)。結(jié)合回歸結(jié)果和相應(yīng)公式，計(jì)算結(jié)果如表7 所示。

表7 2007—2019 年固定資產(chǎn)投資、農(nóng)業(yè)就業(yè)人數(shù)、全要素生產(chǎn)率對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)

（三）農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步函數(shù)與農(nóng)業(yè)技術(shù)市場合同金額對全要素生產(chǎn)率的貢獻(xiàn)

1.農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步函數(shù)及相關(guān)公式

本文中農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步函數(shù)考慮使用指數(shù)化函數(shù)模式，使用非線性模式更接近于現(xiàn)實(shí)，其具體形式如下：

其中：TFPt是農(nóng)業(yè)生產(chǎn)函數(shù)計(jì)算數(shù)值；At是除農(nóng)業(yè)技術(shù)市場合同金額外的其余影響因素的效率數(shù)值，A0是其基年值；γ是At的增長率；RHTJE是農(nóng)業(yè)技術(shù)市場按農(nóng)林牧副漁分類的合同金額，以2006年不變價(jià)表示；其中，α為RHTJE的彈性。

由于農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步函數(shù)與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)函相關(guān)公式推導(dǎo)過程一致，故省略。下文實(shí)證分析中所需公式如下：

公式（9）中arhtje/tfp是農(nóng)業(yè)技術(shù)市場合同金額對農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率增長的貢獻(xiàn)。

2.農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步函數(shù)模型的實(shí)證分析

（1）農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步函數(shù)的Eviews 初步回歸結(jié)果。經(jīng)過Eviews 處理，LnTFP、C、T、LnRHTJE的回歸結(jié)果如下：

通過回歸結(jié)果分析，R2可決系數(shù)很高，說明回歸方程的解釋程度很高。F統(tǒng)計(jì)值很高，說明回歸方程的整體性回歸效果較好。通過查詢德賓—沃森d統(tǒng)計(jì)量表，在5%顯著性水平上，n=14，k（不包括常數(shù)項(xiàng)的解釋變量個(gè)數(shù)）=2，查表得dL=0.905，dU=1.551，dU＜D.W.=1.917＜4-dU，可判斷模型隨機(jī)項(xiàng)不存在序列自相關(guān)。需注意，本模型常數(shù)項(xiàng)解釋變量在5%顯著水平下，不拒絕原假設(shè)，這說明模型本身可能過原點(diǎn)，對于尋找LnTFP、LnRHTJE的長期均衡關(guān)系影響不大，不影響模型本身對于本研究的使用。

（2）模型變量序列自相關(guān)的Correlogram-Qstatistice檢驗(yàn)、Breush-Godfrey LM 檢驗(yàn)。通過Eviews對模型進(jìn)行Correlogram-Q-statistice 檢驗(yàn)，輸出結(jié)果為：

由圖5 可知，Eviews 軟件默認(rèn)系統(tǒng)滯后階數(shù)為12，自相關(guān)系數(shù)AC與偏自相關(guān)系數(shù)PAC大部分滯后階數(shù)內(nèi)都在零值附近徘徊，數(shù)值較小，都位于兩虛線之內(nèi)，但滯后階數(shù)為2 時(shí)，其自相關(guān)系數(shù)AC與偏自相關(guān)系數(shù)PAC較大，位于兩條虛線外，說明模型可能存在二階序列自相關(guān)；同時(shí)，Q統(tǒng)計(jì)量的P值在5%顯著水平下，除二階滯后階數(shù)外，其余滯后階數(shù)均接受不存在序列相關(guān)的原假設(shè)。綜上所述，模型可能存在滯后階數(shù)僅為二階的序列自相關(guān)。

圖5 農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步函數(shù)模型Correlogram-Q-statistice檢驗(yàn)輸出結(jié)果

通過Eviews 對模型進(jìn)行Breush-Godfrey LM 檢驗(yàn)，輸出結(jié)果為：

由圖6 可知，Eviews 軟件通過相關(guān)信息準(zhǔn)則默認(rèn)殘差項(xiàng)之后階數(shù)為2，LM 檢驗(yàn)在5%顯著水平下，P值較小，拒絕不存在序列自相關(guān)的原假設(shè)。綜上所述，通過D.W.值、自相關(guān)系數(shù)、偏自相關(guān)系數(shù)、Q 統(tǒng)計(jì)量、Breush-Godfrey LM 檢驗(yàn)的分析，可以確定農(nóng)業(yè)生產(chǎn)函數(shù)模型存在二階時(shí)間序列自相關(guān)，模型本身需要進(jìn)行序列自相關(guān)修正。

圖6 農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步函數(shù)模型Breush-Godfrey LM 檢驗(yàn)輸出結(jié)果

（3）模型變量序列自相關(guān)的AR（p）模型修正。通過Eviews 對模型進(jìn)行AR（p）模型的自相關(guān)修正處理，其輸出結(jié)果為：

由AR（2）模型回歸結(jié)果可知，R2可決系數(shù)很高，說明回歸方程的解釋程度很高。F統(tǒng)計(jì)值很高，說明回歸方程的整體性回歸效果較好。通過查詢德賓—沃森d統(tǒng)計(jì)量表，在5%顯著性水平上，n=14，k（不包括常數(shù)項(xiàng)的解釋變量個(gè)數(shù)）=3，查表得dL=0.767，dU=1.779，dU＜D.W.=1.968＜4-dU，可判斷模型隨機(jī)項(xiàng)不存在序列自相關(guān)。需注意，本模型常數(shù)項(xiàng)解釋變量在5%顯著水平下，不拒絕原假設(shè)，這說明模型本身可能過原點(diǎn)，對于尋找LnTFP、LnRHTJE的長期均衡關(guān)系影響不大，不影響模型本身對于本研究的使用。

農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步函數(shù)通過AR（2）模型自相關(guān)修正后，需對修正后模型的自相關(guān)性進(jìn)行重新檢驗(yàn)，Eviews 軟件對模型進(jìn)行Correlogram-Q-statistice 檢驗(yàn)，輸出結(jié)果為：

由圖7 可知，Eviews 軟件默認(rèn)系統(tǒng)滯后階數(shù)為12，自相關(guān)系數(shù)AC與偏自相關(guān)系數(shù)PAC滯后階數(shù)內(nèi)全部都在零值附近徘徊，數(shù)值較小，都位于兩虛線之內(nèi)，說明模型不存在序列自相關(guān)；同時(shí)，Q統(tǒng)計(jì)量的P值在5%顯著水平下，滯后階數(shù)均接受不存在序列相關(guān)的原假設(shè)。綜上所述，農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步函數(shù)經(jīng)過AR（2）自相關(guān)修正后，不存在序列自相關(guān)。

圖7 農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步函數(shù)自相關(guān)修正后Correlogram-Q-statistice 檢驗(yàn)輸出結(jié)果

（4）農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步函數(shù)模型變量的時(shí)間序列平穩(wěn)性檢驗(yàn)。進(jìn)行協(xié)整分析以前，我們必須先檢驗(yàn)變量是否是平穩(wěn)的。因?yàn)橹挥性谒鼈兪峭A單整時(shí)，才可能存在協(xié)整關(guān)系。我們采用Dickey-Fuller 的ADF檢驗(yàn)方法，檢驗(yàn)過程如下：

①對時(shí)序變量LnRHTJE進(jìn)行單位根檢驗(yàn)：經(jīng)過試驗(yàn)，使檢驗(yàn)方程中的SIC值最小的滯后期最大為2，Eviews 單位根檢驗(yàn)結(jié)果如下：

由表8 可知，當(dāng)模型中含有常數(shù)項(xiàng)和趨勢項(xiàng)時(shí)，統(tǒng)計(jì)量ADF=-0.921319，在置信水平為0.01、0.05 和0.1 下，臨界值分別為-4.886 426、-3.828 975 和-3.362 984，顯然有統(tǒng)計(jì)量大于臨界值，接受存在單位根的原假設(shè)；當(dāng)模型中僅含有常數(shù)項(xiàng)，同理，顯然有統(tǒng)計(jì)量小于臨界值，拒絕存在單位根的原假設(shè)。綜上所述，序列變量平穩(wěn)，故變量LnRHTJE無滯后階數(shù)，即LnRHTJE-I（0）。

②對時(shí)序變量LnTFP進(jìn)行單位根檢驗(yàn)：經(jīng)過試驗(yàn)，使檢驗(yàn)方程中的SIC值最小的滯后期最大為2，Eviews 單位根檢驗(yàn)結(jié)果如下：

由表9 可知，當(dāng)模型中含有常數(shù)項(xiàng)和趨勢項(xiàng)時(shí)，統(tǒng)計(jì)量ADF=-2.215204，在置信水平為0.01、0.05和0.1 下，臨界值分別為-4.992 279、-3.875 302 和-3.388 330，顯然有統(tǒng)計(jì)量大于臨界值，不拒絕存在單位根的原假設(shè)；當(dāng)模型中僅含常數(shù)項(xiàng)時(shí)，統(tǒng)計(jì)量大于臨界值，不拒絕存在單位根的原假設(shè)；當(dāng)模型中無趨勢項(xiàng)與常數(shù)項(xiàng)時(shí)，在5%顯著水平下，拒絕存在單位根的原假設(shè)。綜上所述，序列變量平穩(wěn)，故變量LnTFP無滯后階數(shù)，即LnTFP-I（0）。

表9 序列LnTFP 單位根檢驗(yàn)結(jié)果

由于LnRHTJE-I（0）、LnTFP-I（0），兩變量均為平穩(wěn)性時(shí)間序列，所以農(nóng)業(yè)進(jìn)步函數(shù)經(jīng)AR（2）自相關(guān)修正后的結(jié)果無需進(jìn)行協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)，此回歸結(jié)果證明了LnRHTJE、LnTFP存在長期均衡關(guān)系，在長時(shí)期，Eviews 回歸結(jié)果公式（16）可以使用，此時(shí)a=0.718。

3.農(nóng)業(yè)技術(shù)市場合同金額對全要素生產(chǎn)率的貢獻(xiàn)。通過arhtje/tfp表達(dá)式，結(jié)合Eviews 輸出結(jié)果，可求出農(nóng)業(yè)技術(shù)市場合同金額對全要素生產(chǎn)率的貢獻(xiàn)，其計(jì)算結(jié)果如表10 所示。

表10 2007—2019 年農(nóng)業(yè)技術(shù)市場合同金額對全要素生產(chǎn)率的貢獻(xiàn)

四、農(nóng)業(yè)技術(shù)市場對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長影響分析

農(nóng)業(yè)技術(shù)市場合同交易額是農(nóng)業(yè)技術(shù)市場發(fā)展的關(guān)鍵表示性指標(biāo)，農(nóng)業(yè)技術(shù)市場對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)可以很好地表示農(nóng)業(yè)技術(shù)市場對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的影響程度。結(jié)合本文，我們將全要素生產(chǎn)率對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)值與農(nóng)業(yè)技術(shù)市場合同交易額對全要素生產(chǎn)率的貢獻(xiàn)值相乘，可以得到農(nóng)業(yè)技術(shù)市場合同交易額對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)值，結(jié)合本文相關(guān)計(jì)算數(shù)值，其計(jì)算結(jié)果如表11 所示。

表11 農(nóng)業(yè)技術(shù)市場交易合同金額對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)

結(jié)合本文實(shí)證分析結(jié)果，結(jié)合表7、表10 及表11，主要結(jié)論如下：

第一，我國農(nóng)業(yè)TFP增長率總體呈下降趨勢。自2007 年以來，我國農(nóng)業(yè)TFP年平均增長率為-3.73%。這同我國農(nóng)業(yè)機(jī)械化水平不斷提高，農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)由傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)向現(xiàn)代農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)型的發(fā)展趨勢不相一致，尤其是在個(gè)別年份出現(xiàn)了嚴(yán)重的農(nóng)業(yè)TFP增長率大幅下降的現(xiàn)象。這表明，在當(dāng)前我國“大國小農(nóng)”的農(nóng)情下，提高農(nóng)業(yè)TFP增長率的增長，不僅依賴于我國農(nóng)業(yè)技術(shù)的創(chuàng)新和市場化的建設(shè)，而且需要其他相應(yīng)舉措，例如配套制度改革與創(chuàng)新，實(shí)現(xiàn)我國農(nóng)業(yè)各要素綜合生產(chǎn)能力的提升。第二，農(nóng)業(yè)TFP對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)總體較小，且變動較大。自2007 年以來，我國農(nóng)業(yè)TFP對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的年平均貢獻(xiàn)程度為4.68%。這表明，我國農(nóng)業(yè)TFP對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)仍然偏低。這一方面受制于我國農(nóng)業(yè)科技水平；另一方面則缺乏相應(yīng)的支持農(nóng)業(yè)技術(shù)轉(zhuǎn)化的相應(yīng)的配套政策，加之我國小農(nóng)戶在我國農(nóng)業(yè)經(jīng)營中占據(jù)主體地位，如何將小農(nóng)戶引入現(xiàn)代農(nóng)業(yè)的發(fā)展進(jìn)程，將先進(jìn)的農(nóng)業(yè)技術(shù)、管理水平、優(yōu)質(zhì)的種質(zhì)資源向小農(nóng)戶推廣與應(yīng)用，仍面臨許多困難。正是由于這些困難的存在，在一定程度上限制了農(nóng)業(yè)的發(fā)展，不利于農(nóng)業(yè)TFP的提升，從而也就導(dǎo)致農(nóng)業(yè)TFP對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)總體較小。第三，農(nóng)業(yè)技術(shù)市場合同金額對農(nóng)業(yè)TFP幾乎無影響，這并不是否定農(nóng)業(yè)技術(shù)對農(nóng)業(yè)增長無影響，這與我國農(nóng)業(yè)技術(shù)市場的交易結(jié)構(gòu)、產(chǎn)權(quán)保護(hù)程度、技術(shù)推廣體制有強(qiáng)相關(guān)性，現(xiàn)有農(nóng)業(yè)技術(shù)市場交易架構(gòu)可能多為勞動密集型與資產(chǎn)密集型技術(shù)，產(chǎn)權(quán)保護(hù)的缺失，使得關(guān)鍵性農(nóng)業(yè)技術(shù)趨向于半公共品性質(zhì)，技術(shù)推廣效率低下，這些都使得農(nóng)業(yè)技術(shù)對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的作用未通過農(nóng)業(yè)技術(shù)市場發(fā)揮出來。第四，農(nóng)業(yè)技術(shù)市場效率低下，自2007 年以來，農(nóng)業(yè)技術(shù)市場不變價(jià)合同交易總額年平均增長5.35%，而農(nóng)業(yè)技術(shù)市場合同金額對農(nóng)業(yè)TFP幾乎無影響，市場效益來源于規(guī)模與效率兩個(gè)方面，農(nóng)業(yè)技術(shù)市場的技術(shù)轉(zhuǎn)化效率并不能滿足農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的需要，現(xiàn)有農(nóng)業(yè)技術(shù)市場交易類型以我國農(nóng)業(yè)領(lǐng)域要素市場比較優(yōu)勢為引導(dǎo)，技術(shù)密集型產(chǎn)品開發(fā)不足。第五，我國現(xiàn)有農(nóng)業(yè)技術(shù)市場有待于進(jìn)一步完善。自2007 年以來，我國農(nóng)業(yè)技術(shù)市場合同金額對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的年平均貢獻(xiàn)為-3.69%，但自2009 年以來，逐漸轉(zhuǎn)正。說明我國農(nóng)業(yè)技術(shù)市場經(jīng)過不斷發(fā)展，逐漸適應(yīng)于我國農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化與鄉(xiāng)村振興的需要。但是農(nóng)業(yè)技術(shù)市場的技術(shù)領(lǐng)域的轉(zhuǎn)化與中介作用發(fā)揮仍不足，農(nóng)業(yè)技術(shù)市場在農(nóng)業(yè)領(lǐng)域的相對落后，成為我國農(nóng)業(yè)技術(shù)促進(jìn)農(nóng)業(yè)健康發(fā)展的重要瓶頸。

五、針對農(nóng)業(yè)技術(shù)市場健康發(fā)展的建議

根據(jù)本文的相關(guān)結(jié)論，結(jié)合我國農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化發(fā)展中面臨的問題與挑戰(zhàn)，主要從以下五個(gè)方面提出相應(yīng)的對策建議，以期促進(jìn)農(nóng)業(yè)技術(shù)市場的健康發(fā)展和農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化水平的提升。

第一，深化農(nóng)村改革，完善農(nóng)業(yè)農(nóng)村現(xiàn)代化的制度建設(shè)。以深化農(nóng)村土地制度改革為突破點(diǎn)，推進(jìn)農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化轉(zhuǎn)型，為農(nóng)業(yè)技術(shù)在農(nóng)村的推廣與應(yīng)用、農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率的提高營造良好的制度環(huán)境。積極探索小農(nóng)戶與現(xiàn)代農(nóng)業(yè)的有機(jī)銜接方式，積極推進(jìn)農(nóng)業(yè)技術(shù)的需求主體在穩(wěn)固現(xiàn)有新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體和服務(wù)主體的同時(shí)，兼容普通農(nóng)戶、小農(nóng)戶的市場技術(shù)需求，不斷拓展農(nóng)業(yè)技術(shù)的市場空間。

第二，持續(xù)推進(jìn)農(nóng)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新。在農(nóng)村推進(jìn)鄉(xiāng)村振興的背景下，積極探索適應(yīng)當(dāng)前農(nóng)戶需求的農(nóng)業(yè)技術(shù)，發(fā)展適宜我國農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素比較優(yōu)勢的技術(shù)類型，不斷提高農(nóng)業(yè)技術(shù)的適用性。同時(shí)，結(jié)合我國農(nóng)業(yè)向現(xiàn)代農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)型的發(fā)展趨勢，積極探索適應(yīng)未來農(nóng)業(yè)發(fā)展方向的農(nóng)業(yè)技術(shù)，推進(jìn)農(nóng)業(yè)的現(xiàn)代化、集約化、生態(tài)化、智能化發(fā)展。與此同時(shí)，不斷增加農(nóng)業(yè)技術(shù)人才的培養(yǎng)，財(cái)政資金的支持，關(guān)鍵核心技術(shù)的攻關(guān)，農(nóng)業(yè)種質(zhì)資源的開發(fā)利用與保護(hù)，不斷增強(qiáng)我國農(nóng)業(yè)技術(shù)的競爭力。

第三，完善農(nóng)業(yè)技術(shù)交易市場，加強(qiáng)農(nóng)業(yè)技術(shù)的產(chǎn)權(quán)保護(hù)。產(chǎn)權(quán)清晰是市場高效運(yùn)行的必要條件，加強(qiáng)農(nóng)業(yè)技術(shù)市場的制度體系建設(shè)，推進(jìn)農(nóng)業(yè)技術(shù)市場交易的法制化、規(guī)范化，加強(qiáng)知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)，增加科研人員的收益比重。

第四，培育新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體。現(xiàn)代化農(nóng)業(yè)的發(fā)展離不開新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體的培育，通過培育龍頭型公司化農(nóng)業(yè)企業(yè)、家庭農(nóng)場經(jīng)營、農(nóng)業(yè)托管服務(wù)公司等新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體，能夠?yàn)檗r(nóng)業(yè)技術(shù)在農(nóng)業(yè)領(lǐng)域的應(yīng)用創(chuàng)造條件，因?yàn)橥∞r(nóng)戶相比，新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體更有能力、意愿去嘗試新鮮事物，接受農(nóng)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的成果，更有利于農(nóng)業(yè)技術(shù)市場交易行為的發(fā)生。

第五，完善農(nóng)業(yè)技術(shù)推廣體系，實(shí)現(xiàn)農(nóng)業(yè)技術(shù)的轉(zhuǎn)化與應(yīng)用。農(nóng)業(yè)技術(shù)推廣體系有助于技術(shù)供需雙方實(shí)現(xiàn)有效銜接，農(nóng)業(yè)技術(shù)的需求主體不僅包括新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體，而且也包括廣大的普通農(nóng)戶。農(nóng)業(yè)技術(shù)在基層的推廣過程中要注重引導(dǎo)，鼓勵試驗(yàn)，從而為農(nóng)業(yè)技術(shù)開拓農(nóng)村市場創(chuàng)造條件。