农业科技资源与农业经济发展关系实证_杨传喜

  本文关键词：农业科技资源与农业经济发展关系实证，由笔耕文化传播整理发布。

农业科技资源与农业经济发展关系实证_杨传喜

发布时间：2014-01-17 14:15:26  

·中国人口资源与环境2011年第21卷第3期CHINAPOPULATION，RESOURCESANDENVIRONMENTVol．21No．32011

农业科技资源与农业经济发展关系实证

杨传喜

张俊飚

赵

可

（华中农业大学经济管理学院，湖北武汉430070）

*

摘要农业科技资源是实现农业发展方式转变和农业可持续发展的重要因素，发展现代农业也迫切需要将农业科技资源转化为现实

作者选取中国1990－2008年的统计数据，运用协整分析和格兰杰生产力。为了分析农业科技资源与农业经济发展之间的动态关系，

因果关系检验，考察了农业研究与开发机构科技活动经费支出、农业技术人员及农业机械总动力与农业经济增长的内在关系。实证即长期稳定的均衡关系，但在短期内会偏离长期均衡。当偏离均衡时，结果表明：农业科技资源与农业经济发展之间存在协整关系，

长期对短期偏离均衡的调整力度为59．8%；存在从农业研究与开发机构科技活动经费支出、农业技术人员到农业经济发展的单向格兰杰因果关系，而反向关系得不到实证支持。但农业机械总动力与农业经济发展之间存在显著的双向格兰杰因果关系。因此，增加培养农业技术人才、提高农业机械利用效率是促进农业经济发展的重要路径选择。农业科技活动经费支出、关键词

农业科技资源；农业经济发展；协整检验；误差修正模型；Grange检验

文献标识码

A

文章编号1002－2104（2011）03－0113－06

doi：10.3969/j.issn.1002－2104.2011.03.020

中图分类号F207

“科学技术是第一生产力”。农业的发展离不开农业科技的发展，农业科技进步是农业经济增长的动力源泉

［1］

业科技人力资源

［7］

、农业科技信息资源等进行了专门研

究。由此看来，关于农业科技资源的规范深入研究还处于初级阶段，定性描述的多定量测算的少、局部分析的多而全面统筹的少，于是，笔者尝试利用计量经济分析方法对农业科技资源与农业经济发展的关系进行研究，以便为相关部门提供决策参考。

。目前，我国农业科技的总体水平还较低，科技进步

农业仍未摆脱弱质对农业增长的贡献率只有50%左右，

产业和靠天吃饭的局面，离现代发达基础产业的目标还有较大的差距。我国农业也进入由粗放式经营向集约化发展、依靠科技支撑改造传统农业并向现代农业加速转变的”、“以城带乡”并迎来了“以工促农至“城乡统关键时期，

筹”的加速转换，农业发展的驱动力也由依赖政策创新、劳动力增加逐步转变为依赖科技创新和农业科技资源的有效供给。农业科技资源配置成为推动我国农业结构调整，提升农业竞争力，实现农业增长方式转变和可持续发展的重要因素

［2］

1

1．1

研究方法、变量选取和数据处理

研究方法

本研究利用时间序列分析的相关理论和方法，对农业

科技资源与农业经济发展之间的关系进行分析，所采用的主要计量方法：（1）首先，采用ADF方法对农业科技资源即农业研究与开发机构科技活动经费支出、农业技术人员、农业机械总动力与农业经济增长四个时间序列的平稳以确实其单整阶数。（2）其次，如果ADF检性进行检验，

验结果表明四个序列具有同阶单整性，利用E－G两步法来检验农业科技资源与农业经济发展之间是否存在协整关系，即长期均衡关系。（3）在农业科技资源与农业经济发展之间存在协整关系的条件下，建立误差修正模型，考察二者之间的短期动态关系。（4）最后，利用Grange因果关系检验来考察农业科技资源与农业经济增长之间的因

。在农业部科教司组织的“‘十二五’农业科

技发展战略专家务虚座谈会”上，专家们建议应积极推进深入研究农业科技资农业科技资源的共享和集成。于是，

源配置问题就成为现实焦点之一。但在农业科技资源存量既定而增量有限的情况下，纠正农业科技资源分配失衡、优化农业科技资源配置结构，提高农业资源配置效率，发挥农业科技资源优势就显得尤为迫切。已有文献对农业科技资源的研究主要集中于农业科技投入业科技资源

［5］

［3，4］

、区域农

［6］

、农业科技资源配置效率，还有学者对农

收稿日期：2010－09－15

作者简介：杨传喜，博士生，讲师，主要研究方向为农业技术经济、资源环境经济。*国家社会科学基金项目（No：07BJY043）。

·113·

·中国人口资源与环境2011年第3期

果关系。1．2

变量选取

1．农业科技资源。农业科技资源是农业科技人力资源、农业科技财力资源、农业科技物力资源及农业科技信息资源要素的总和，是由农业科技资源各要素及其子要素相互作用而构成的系统。

农业技术人员：指从事农业专业技术工作的人员以及农业科技人员数量最从事农业专业技术管理工作的人员，能代表农村科技人力资源的状况。

农业研究与开发机构科技活动经费支出：研究与开发机构的R＆D活动增强了我国农业领域的竞争能力，农业研究与开发机构对促进我国农村科技的发展发挥着重要作用，而科技活动经费支出状况则更能真实地体现科技活动经费的实际投入与使用状况。因此，选择农业研究与开发机构科技活动经费支出指标来代表农村科技财力资源。

农业机械总动力：主要指用于农、林、牧、渔业的各种动力机械的动力总和，一定程度反映了农业科技物力资源的水平。

2．农业经济增长（Y）：该指标用农业总产值来表示，即农林牧渔总产值（包括农业、林业、畜牧业、渔业和农林牧渔服务业），它反映了一定时期内农林牧渔业生产总规模和总成果，具有高度的综合性和代表性。

1．3数据来源与处理

农业技术人员、农业研究与开发机构科技活动经费支

出、农业机械总动力和农林牧渔业总产值数据分别来自1990－2008年的《中国科技统计年鉴》《中国农村统计年和，鉴》对于个别指标所缺失的数据采用插值法进行了修补。

由于对数变换并不影响原始变量之间的协整关系，而且对数变换往往可以消除异方差现象，所以对农林牧渔总农业研究与开发机构科技活动经费支出、农业技术产值、

人员和农业机械总动力等4个变量分别取自然对数，可得LNRD、LNH和LNM。到对数变换后的新变量记为LNY、分析软件采用的是Eviews5．1。

2实证分析结果

如果直接对时间序列数据进行回归，有可能出现“谬

误回归”的情况，导致不可靠的推论，并且只有当变量序列都为同阶单整序列时才可进行协整分析，所以在协整分析LNM、LNRD和LNY四个时间序列前，有必要先检验LNH、的平稳性。2．1

单位根检验

单位根检验常用的方法是DF检验以及它的扩展形后者带有变量滞后项，以消除自相关的影式ADF检验，

响。研究采用ADF方法对变量原始序列、一阶差分序列和二阶差分序列分别进行单位根检验。单位根检验结果LNH、LNM、LNRD在10%的表明（见表1），原始序列LNY、显著水平下，均不能拒绝存在单位跟的假设，因此是非平

表1变量ADF单位根检验结果

Tab．1ResultsofADFtestofvariables

变量VariableLNH△LNH△2LNHLNM△LNM△2LNMLNRD△LNRD△2LNRDLNY△LNY△2LNY

检验类型TestType（C，T，0）（C，0，0）（C，0，0）（C，T，1）（C，T，0）（0，0，0）（C，T，1）（0，0，0）（0，0，0）（C，0，2）（0，0，0）（0，0，2）

ADF统计量

ADFtestvalue－0．157306－1．959679－4．445537－0．538349－2．304634－3．611911－3．011757－1．680616－4．607713－1．465274－1．016892－3．865169

1%临界值1%threshold－4．571559－3．886751－3．920350－3．886751－4．616209－2．717511－4．616209－2．708094－2．740613－3．920350－2．708094－2．728252

5%临界值5%threshold－3．690814－3．052169－3．065585－3．710482－3．710482－1．964418－3．710482－1．962813－1．968430－3．065585－1．962813－1．966270

10%临界值10%threshold－3．286909－2．666593－2．673459－3．297799－3．297799－1．605603－3．297799－1．606129－1．604392－2．673459－1．603693－1．605026

结论Conclusion不平稳不平稳平稳不平稳不平稳平稳不平稳不平稳平稳不平稳不平稳平稳

C表示常数项，T表示时间趋势，K表示由AIC准则确定的最优滞后期，0表示不含有该项。△和△2分别表示注：检验类型（C，T，K）中，

各变量的一阶差分序列和二阶差分序列。

杨传喜等：农业科技资源与农业经济发展关系实证

稳的；一阶差分序列△LNH、△LNM、△LNRD、△LNY在10%的显著水平下是非平稳的，而△LNRD在5%的显著

2

水平下是非平稳的。但二阶差分后的变量△LNH、222△LNM、△LNRD和△LNY在1%显著性水平下，拒绝存

性线性趋势，但协整方程只有截距项，滞后阶数为1，得出检验结果（见表2）。迹检验和最大特征根检验均表明在5%显著性水平下，LNY、LNH、LNM、LNRD之间存在协整关系。

其次，将农业经济增长作为被解释变量，以农业科技资源作为解释变量运用普通最小二乘法（OLS）进行回归分析，回归结果见表3，得到如下回归方程：

LNY=－11．733+2．743×LNH－1．279×LNM+1．096×LNRD

（1）

t值=（－6．43）R2=0．9766

（5．41）

（－2．89）DW=1．006

（5．52）

F=209．2018

因此是平稳的。单位根检验结果表明：在单位根的假设，

LNH－I（2）、LNM－I（2）、LNRD－I（2）和LNY－I（2），均为二阶单整序列。2．2

协整检验与协整方程

LNH、LNM、LNRD上述单位根检验表明变量LNY、

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。检验变量之间是否具有协整关系的方法，目前主流的方Granger）E－G两步检验法和法有两种：（Engle-Johansen检验法。

本研究首先利用Johansen协整检验，选择序列有确实

根据各统计量的精确显著性水平，可知各解释变量的T统计量高度显著，模型的拟合优度达到0．9766，调整后

2

的拟合优度R=0．972，说明模型整体拟合效果很好，且F

统计值为209．2018，模型整体通过了显著性检验。

Tab．2

零假设

NullHypothesis

特征根Eigenvalue

统计量

r=0*r≤1*r≤2*r≤3*

0．9862530．8702000．6295850．496560

136．137963．2601028．5502011．66695

表2变量的协整检验Resultsofco-integrationtestofvariables

迹检验Johansen-test5%临界值54．0790435．1927520．261849．164546

Prob．0．00000．00000．00290．0164

统计量72．8778134．7099016．8832411．66695

最大特征根检验Max-Eigen

5%临界值28．5880822．2996215．892109．164546

Prob．0．00000．00060．03490．0164

注：*表示在5%的显著水平下拒绝原假设。

令E表示上述回归模型残差，根据E=LNY+

Tab．3

解释变量

Variable

CLNHLNMLNRDR2调整的R2回归标准残差平方和对数释然估计量DW统计量

表3回归分析结果

Resultsofregressionofmodel

标准误差Std．Error1．8235470．5074160．4434350．198698

T统计量t-Statistic－6．4341575．405782－2．8853455．515599

显著性水平Prob．0．00000．00010．01130．00014．3552220．255390－3．282544－3．083715209．20180．000000

11．73298552－2．742980416×LNH+1．279462888×LNM－1．095938477×LNRD得出残差序列，并对残差稳由于ADF统定性进行检验。表4为E的ADF检验结果，

计量为－3．011794，小于显著性水平0．01时的临界值

［8］－2．728252，可认为残差序列E为平稳序列，进而再次

回归系数

Coefficient－11．732992．742980－1．2794631．0959380．9766580．9719890．0427430．02740535．184171．006917

LNM、LNRD具有协整关系，验证序列LNY和LNH、式1即为协整方程。

由式（1）可以看到：在样本期内，农业技术人员、农业研究与开发机构科技活动经费支出和农业机械总动力对1．09和－1．28，农业经济发展的弹性分别为2．74、且高度显著，其经济含义为：农业技术人员、农业研究与开发机构科技活动经费支出每增加1%，则农业总产值分别增加2．74%、1．09%，这充分说明农业科技人力资源与农业科技财力资源投入的增加会有力地促进农业经济的发展；而农业机械总动力对农业发展的弹性为－1．28，说明农业机

被解释变量平均值被解释变量标准差

赤池信息量斯瓦茨信息量F检验统计量显著性水平

·11

5·

·中国人口资源与环境2011年第3期

Tab．4

序列

sequence

E

ADF检验值ADFtestvalue－3．011794

表4回归残差的ADF检验结果

ResultsofADFtestofResidualsofRegression

5%临界值5%threshold－1．966270

10%临界值10%threshold－1．605026

滞后期Lagperiod

3

检验结果testresults平稳

1%临界值1%threshold－2．728252

注：滞后期由EViews5．1根据SIC准则自动给出。

械的利用效率不高，对农业经济发展的促进作用不明显，即农机总动力对农业经济增长的影响为显著的负值，这显然与事实不相符合，笔者认为在当时农业机械化程度非常低且主要集中在某几个省份的状况下，将农机总动力引入模型必然会带来一定的偏差，结果很可能使得农业科技人故该模型有力资源与农业科技经费投入的效果被高估了，

待进一步改进。出现这样结果的原因可能是因为农业机械分布不均衡，地块细碎化、土地类型差异导致不适宜机械化而且使用机械成本过高。2．3

误差修正模型

通过对变量进行协整分析可以发现上述变量之间的长期均衡关系，但无法得知这些变量偏离它们共同的随机趋势时的调整速度，误差修正模型（ErrorCorrectionModel）可以解决这个问题。建立误差修正模型的目的在于研究因变量在短期波动中偏离长期均衡关系的程度。根据Grange表述定理（Grangerrepresentationtheory）：如果变量X与Y是协整的，则它们间的短期非均衡关系总能由一个误差修正模型表述。误差修正模型既能反映不同的时间序列间的长期均衡关系，又能反映短期偏离向长期均衡修正的机制。

通过上述的JJ协整检验，我们得出四个变量间存在协整关系，因此我们可以对其建立误差修正模型，检验其短期动态均衡情况，增强结果的可信度。下面利用E－G两步法建立误差修正模型，建立如下误差修正模型：

△LNY=2．317×△LNH－0．066×△LNM+0．542×△LNRD－0．595×E（－1）

t值=（2．892）

（－0．116）

（3．119）

R2=0．512，DW=1．080，AIC=－4．060，Loglikelihood=40．54。

F统计量显式（2）各t统计值均在5%水平上显著，

LM检验也表明不存在自相关，著，模型整体效果比较好。误差项的系数为负数，说明符合反向修正机制，当短期偏离均衡时，将会以59．5%的幅度被调整到均衡状态。农业技术人员、农业研究与开发机构科技活动经费支出和0．54和农业机械总动力的短期产出弹性分别为2．32、－0．07，即短期内农业技术人员、农业研究与开发机构科

（2）

（－3．257）

农业经济增长分别为2．32%、技活动经费支出增加1%，

0．54%，农业机械总动力增加使农业经济产值变动－0．07%。通过长期与短期弹性的对比发现，农业技术人员和农业研究与开发机构科技活动经费支出都存在一定的滞后效应，其促使农业经济发展的效果要经过一定的时而农业机械的短期产出弹性大于长间才能充分发挥出来，

期弹性，即农业机械的功能在短期内就可以体现出来。2．4

Granger因果关系检验

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YGranger的Grange原因；否则，称为非Grange原因。同时，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。Grange检验结果见表5，表中的第一列是Granger因果关系检验的零假设，第二列数据为F统计量的数值，第三列的数据为F统计量在零假设成立时的概率显著性第四列为滞后阶数。由于格兰杰因果关系检验对滞水平，

由表5可知，在10%显著性水平下，我们认为农业技术人员（LNH）是农业经济增长（LNY）的格兰杰原因，而农业经济增长（LNY）不是农业技术人员（LNH）投入变动的影响因素，二者之间存在着单向Grange因果关系，农业技术人员（LNH）投入的提高或降低必然引起农业经济发展（LNY）水平的提高或降低。在10%的显著性水平下第四个原假设，即农业机械总动力（LNM）与拒绝第三、

农业经济发展（LNY）呈双向Grange因果关系；同理，，在5%显著性水平下，农业研究与开发机构科技活动经费支出（LNRD）是农业经济发展（LNY）的格兰杰原因，这与姜涛（2008）的研究结论一致

［9］

，而农业经济发展则不是农

业研究与开发机构科技活动经费支出的Grange原因，也一定程度反映我国农业科研投入机制还存在深层次问题。

杨传喜等：农业科技资源与农业经济发展关系实证

（1）合理配置农业科技资源并高效利用。农业科技

Causality因果关系检验结果表5Granger-Tab．5ResultsofGrangecausalitytest

零假设

NullHypothesis

F-统计值F-Statistic

P值p-values0．2668

滞后阶数LagLength

3

资源开发利用不够的原因主要是农业科技创新能力不强，真正对农业生产发展有用的科技成果缺失用

［11］

［10］

。同时，应

充分发挥科技在农业资源和生态环境保护中的支撑作

，着力对水、土、气和生物资源节约与合理利用，农业污染防治、生态恢复与重建、外来入侵生物风险评估与防逐步改善农业生产环境，并治等关键技术进行科技攻关，

为提高农业资源利用效率、发展循环经济提供技术支持。

（2）构建农业R＆D经费投入的长效机制。虽然近几年政府加大农业投入力度，但各级地方政府的农业科技投且仍沿袭粗放型的发展方式，以入的短期行为比较明显，

致农业科技投入虽然得到了一定程度的提高但力度不大，持续性不强，导致农业经济发展缓慢。从长远看，农业科技投入对农业经济增长将会产生持续的正向拉动作用，因此，我国在采用农业科技促进农业经济增长的政策上，应采取长期政策而非短期政策

［12］

LNY变化不是LNH变化的格兰

1．55510

杰原因

LNH变化不是LNY变化的格兰杰原因*

LNY变化不是LNM变化的格兰杰原因*

LNM变化不是LNY变化的格兰

＊

杰原因＊

3．621050．05813

4．520310．03442

2．807910．09992

LNY变化不是LNRD变化的格

0．21493

兰杰原因

LNRD变化不是LNY变化的格兰杰原因

注：

**

0．80962

。

5．918170．01632

（3）农业机械化适度推进。目前农民心理素质及技能水平与机械化要求之间不相匹配、相关行政支持力度滞“东风”。因此，后等现状，大型农机推广工作尚欠在推进农业机械化的过程中，政府部门须扮演好重要的“指路人”角色，提供必要的政策保护、产业规划和经费支持等。

（4）培养并留住农业科技人才。人才是第一资源，必须充分发挥农业科技人才的作用。我国经过几十年的努力培养了一大批农业科技人才，但由于种种原因导致许多脱离农业科技领域，使农业科技农业科技人才闲置转行，

人才资源浪费严重，这种状况必须改变。

（编辑：王爱萍）

参考文献（References）

［1］马发展．关于当前我国农业科技投入若干问题的思考［J］．农业

2003，（6）：44－49．［MaFazhan．SeveralIssuesof经济问题，

AgriculturalS＆TInvestmentinChina［J］．IssuesinAgricultural2003，（6）：44－49．］Economy，

［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

2010，（7）：46－49．［YangChuanxi．TheEffectivePathof横，

IntroductionofAgriculturalS＆TResourcesintheTransitionPeriod［J］．EconomicReview，2010，（7）：46－49．］

［3］黄季焜，ScottRozelle．中国农业科技投资经济胡瑞法，张林秀，

［M］．北京：中国农业出版社，2000：30－35．［HuangJikun，HuZhangLinxiu，ScottRozelle．AgriculturalS＆TInvestmentandRuifa，

EconomyinChina［M］．Bejing：AgriculturePress，2000：30－35．］［4］申红芳，肖洪安，郑循刚，等．农业科技投入与农业经济发展的实

．科学管理研究，2006，24（6）：113－117．［Shen证研究［J］

XiaoXungang，ZhengXungang，etal．EmpiricalAnalysisHongfang，

BasedontheRelationshipBetweenGrossOutputValueofAgricultureandAgricultureTechnologicalInvestment［J］．ScientificManagementResearch，2006，24（6）：113－117．］

和

＊＊

分别表示在5%和10%的显著性水平下拒绝原假设。

3结论与建议

展开了农业研发机构科技活动经费支出、农业技术人员和农业机械总动力对农业经济增长影响的计量经济学的协整分析和Granger因果检验，得到如以下结论：

（1）我国农业经济增长序列与农业科技资源序列都LNM－I（2）、LNRD－I即LNH－I（2）、是二阶单整序列，（2）和LNY－I（2）。

（2）农业经济增长序列与农业科技资源序列之间存在协整关系，即长期均衡关系。

（3）农业经济增长序列与农业科技资源序列之间也存在短期动态关系，误差修正方程的误差修正系数均符合反向修正机制，农业科技资源对短期偏离均衡的调整力度为59．5%。

（4）Grange因果关系检验结果表明，存在从农业R＆D机构科技活动经费支出、农业技术人员到农业经济发展的而反向关系得不到实证支持。但单向Granger因果关系，

农业机械总动力与农业经济发展之间存在显著的Granger因果关系。

针对农业科技资源与农业经济发展关系的论证结果，我们必须转变农业增长方式，注重农业经济运行中的增长质量和效益，即实现农业的粗放型（外延型）增长向集约型（内涵型）经济增长转变。具体建议如：

·11

7·

·中国人口资源与环境2011年

［5］孟鹤，郭建强．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2009，（12）：104－108．［MengHe，GuoJianqiang．StudyontheSupplySituationandDevelopmentStrategyofAgriculturalS＆TResourceinBeijing［J］．ForumonScienceandTechnologyinChina，2009，（12）：104－108．］

［6］郑晶，王姿燕．闽台农业科技资源的配置分析［J］．安徽农学通

2010，（1）：1－5．［ZhengJing，WangZiyan．Analysisof报，

AgriculturalS＆TResourcesAllocationinFujianandTaiwan［J］．AnhuiAgriculturalScienceBulletin，2010，（1）：1－5．］

［7］李国祥．关于我国农业科技资源人力资源规模问题的探讨［J］．

1998，（6）：41－43．［LiGuoxiang．Studyon科学与科学技术管理，

theScaleofAgriculturalS＆THumanResourcesinChina［J］．Science1998，（6）：41－43．］ofScienceandManagementofS＆T，

［8］易丹辉．数据分析与Eviews应用［M］．中国人民大学出版社，

2008：169－171．［YiDanhui．DataAnalysisandApplicationofEviews［M］．Bejing：ChinaRenminUniversityPress，2008：169－171．］

9］姜涛．农业R＆D公共投资与农业增长的动态关系研究［J］．中国［

2008，（11）：106－109．［JiangTao．StudyonDynamic科技论坛，

RelationshipbetweenAgriculturalR＆DPublicInvestmentand

第3期

AgriculturalGrowth［J］．ForumonScienceandTechnologyinChina，2008，（11）：106－109．］

10］．农［王雨濛，吴娟．基于粮食安全的资源高效配置问题探讨［J］

2010，（4）：58－63．［WangYumeng，WuJuan．The业经济问题，

InvestigationonEfficientAllocationofResourcesBasedonFoodSecurity［J］．IssuesinAgriculturalEconomy，2010，（4）：58－63．］

11］［张俊飚，巩前文．资源安全与环境安全双重约束下的武汉农业

．华中农业大学学报：社会科学版，经济持续发展对策研究［J］

2007，（5）：60－63．［ZhangJunbiao，GongQianwen．StudyonAgriculturalSustainableDevelopmentofWuhanUndertheDoubleConstrainsofResourceSafetyandEnvironmentSafety［J］．Journal2007，ofHuazhongAgriculturalUniversity：SocialSciencesEdition，（5）：60－63．］

12］［梁平，梁彭勇．我国农业科技投入与农业经济增长关系的实证

J］．贵州财经学院学报，2007，研究：基于VAR模型的检验分析［

（2）：52－56．［LiangPing，LiangPengyong．InvestmentinScienceandTechnologyandEconomicGrowth：AnEmpiricalStudyofAgricultureinChina：ATestBasedonVARModel［J］．Journalof2007，（2）：52－56．］GuizhouCollegeofFinanceandEconomics，

AnEmpiricalResearchontheRelationshipbetweenAgriculturalScienceand

TechnologyResourcesandEconomicDevelopmentofAgriculture

YANGChuan-xi

ZHANGJun-biao

ZHAOKe

（CollegeofEconomicsManagement，HuazhongAgriculturalUniversity，WuhanHubei430070，China）

Abstract

Agriculturalscienceandtechnologyresourcesbecomeanimportantfactorinrealizingwaysoftransactionofeconomic

developmentofagricultureandsustainabledevelopment．Thedevelopmentofmodernagriculturecannotbeseparatedfromagriculturalscienceandtechnologyresourcesturnintorealproductiveforces．Thispaperselectedthestatisticaldatafrom1990to2008inChina，usingco-integrationanalysisandGrangercausalitytestoncheckingtherelationshipbetweentheexpendituresofscientificandtechnologicalactivitiesinagriculturalresearchanddevelopmentagency，agriculturaltechnicians，totalpowerofagriculturalmachineryandeconomicdevelopmentofagriculture，theempiricalresultsshowthat：Thereisaco-integrationrelationship，ofalong-termstableequilibriumwithlittleshort-termdeviation，betweenagriculturalscienceandtechnologyresourcesandeconomicdevelopmentofagriculture，However，itmaybedeviatethelong-runequilibriumintheshortterm．Whenthedeviationfromequilibriumoccurs，theadjustmentofthelong-termequilibriumtolittleshort-termoftheequilibriumis59．8%．TheresultofGrangertestsignifiesthatthereisaone-wayGrangercausality，fromtheexpendituresofscientificandtechnologicalactivitiesinagriculturalresearchanddevelopmentagencyandagriculturaltechnicianstoeconomicdevelopmentofagriculture，whilethere’snoempiricalevidenceontheinverserelationship．However，thereisasignificanttwo-wayGrangercausalitybetweenthetotalpowerofagriculturalmachineryandagriculturaleconomicdevelopment．Therefore，topromotetheeconomicdevelopmentofagriculture，itisimportanttoincreasefundingforagriculturalscienceandtechnologyactivities，trainmoreagriculturaltechniciansandimprovetheefficiencyofagriculturalmachinery．Keywords

agriculturalscienceandtechnologyresources；economicdevelopmentofagriculture；co-integrationtest；errorcorrection

model；Grangercausalitytest

上一篇：番茄病虫害防治措施
下一篇：各种口味咖啡的安全摄入量

  本文关键词：农业科技资源与农业经济发展关系实证，由笔耕文化传播整理发布。