農(nóng)業(yè)科技資源與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展關(guān)系實(shí)證*

楊傳喜 張俊飚 趙可

(華中農(nóng)業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，湖北 武漢 430070)

“科學(xué)技術(shù)是第一生產(chǎn)力”。農(nóng)業(yè)的發(fā)展離不開農(nóng)業(yè)科技的發(fā)展，農(nóng)業(yè)科技進(jìn)步是農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的動(dòng)力源泉［1］。目前，我國(guó)農(nóng)業(yè)科技的總體水平還較低，科技進(jìn)步對(duì)農(nóng)業(yè)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)率只有50%左右，農(nóng)業(yè)仍未擺脫弱質(zhì)產(chǎn)業(yè)和靠天吃飯的局面，離現(xiàn)代發(fā)達(dá)基礎(chǔ)產(chǎn)業(yè)的目標(biāo)還有較大的差距。我國(guó)農(nóng)業(yè)也進(jìn)入由粗放式經(jīng)營(yíng)向集約化發(fā)展、依靠科技支撐改造傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)并向現(xiàn)代農(nóng)業(yè)加速轉(zhuǎn)變的關(guān)鍵時(shí)期，并迎來(lái)了“以工促農(nóng)”、“以城帶鄉(xiāng)”至“城鄉(xiāng)統(tǒng)籌”的加速轉(zhuǎn)換，農(nóng)業(yè)發(fā)展的驅(qū)動(dòng)力也由依賴政策創(chuàng)新、勞動(dòng)力增加逐步轉(zhuǎn)變?yōu)橐蕾嚳萍紕?chuàng)新和農(nóng)業(yè)科技資源的有效供給。農(nóng)業(yè)科技資源配置成為推動(dòng)我國(guó)農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整，提升農(nóng)業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力，實(shí)現(xiàn)農(nóng)業(yè)增長(zhǎng)方式轉(zhuǎn)變和可持續(xù)發(fā)展的重要因素［2］。在農(nóng)業(yè)部科教司組織的“‘十二五’農(nóng)業(yè)科技發(fā)展戰(zhàn)略專家務(wù)虛座談會(huì)”上，專家們建議應(yīng)積極推進(jìn)農(nóng)業(yè)科技資源的共享和集成。于是，深入研究農(nóng)業(yè)科技資源配置問(wèn)題就成為現(xiàn)實(shí)焦點(diǎn)之一。但在農(nóng)業(yè)科技資源存量既定而增量有限的情況下，糾正農(nóng)業(yè)科技資源分配失衡、優(yōu)化農(nóng)業(yè)科技資源配置結(jié)構(gòu)，提高農(nóng)業(yè)資源配置效率，發(fā)揮農(nóng)業(yè)科技資源優(yōu)勢(shì)就顯得尤為迫切。已有文獻(xiàn)對(duì)農(nóng)業(yè)科技資源的研究主要集中于農(nóng)業(yè)科技投入［3，4］、區(qū)域農(nóng)業(yè)科技資源［5］、農(nóng)業(yè)科技資源配置效率［6］，還有學(xué)者對(duì)農(nóng)業(yè)科技人力資源［7］、農(nóng)業(yè)科技信息資源等進(jìn)行了專門研究。由此看來(lái)，關(guān)于農(nóng)業(yè)科技資源的規(guī)范深入研究還處于初級(jí)階段，定性描述的多定量測(cè)算的少、局部分析的多而全面統(tǒng)籌的少，于是，筆者嘗試?yán)糜?jì)量經(jīng)濟(jì)分析方法對(duì)農(nóng)業(yè)科技資源與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的關(guān)系進(jìn)行研究，以便為相關(guān)部門提供決策參考。

1 研究方法、變量選取和數(shù)據(jù)處理

1.1 研究方法

本研究利用時(shí)間序列分析的相關(guān)理論和方法，對(duì)農(nóng)業(yè)科技資源與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展之間的關(guān)系進(jìn)行分析，所采用的主要計(jì)量方法:(1)首先，采用ADF方法對(duì)農(nóng)業(yè)科技資源即農(nóng)業(yè)研究與開發(fā)機(jī)構(gòu)科技活動(dòng)經(jīng)費(fèi)支出、農(nóng)業(yè)技術(shù)人員、農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)四個(gè)時(shí)間序列的平穩(wěn)性進(jìn)行檢驗(yàn)，以確實(shí)其單整階數(shù)。(2)其次，如果ADF檢驗(yàn)結(jié)果表明四個(gè)序列具有同階單整性，利用E－G兩步法來(lái)檢驗(yàn)農(nóng)業(yè)科技資源與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展之間是否存在協(xié)整關(guān)系，即長(zhǎng)期均衡關(guān)系。(3)在農(nóng)業(yè)科技資源與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展之間存在協(xié)整關(guān)系的條件下，建立誤差修正模型，考察二者之間的短期動(dòng)態(tài)關(guān)系。(4)最后，利用Grange因果關(guān)系檢驗(yàn)來(lái)考察農(nóng)業(yè)科技資源與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的因果關(guān)系。

1.2 變量選取

1.農(nóng)業(yè)科技資源。農(nóng)業(yè)科技資源是農(nóng)業(yè)科技人力資源、農(nóng)業(yè)科技財(cái)力資源、農(nóng)業(yè)科技物力資源及農(nóng)業(yè)科技信息資源要素的總和，是由農(nóng)業(yè)科技資源各要素及其子要素相互作用而構(gòu)成的系統(tǒng)。本文中的農(nóng)業(yè)科技資源的度量主要由農(nóng)業(yè)技術(shù)人員(H)、農(nóng)業(yè)研究與開發(fā)機(jī)構(gòu)科技活動(dòng)經(jīng)費(fèi)支出(RD)、農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力(M)來(lái)體現(xiàn)。

農(nóng)業(yè)技術(shù)人員:指從事農(nóng)業(yè)專業(yè)技術(shù)工作的人員以及從事農(nóng)業(yè)專業(yè)技術(shù)管理工作的人員，農(nóng)業(yè)科技人員數(shù)量最能代表農(nóng)村科技人力資源的狀況。

農(nóng)業(yè)研究與開發(fā)機(jī)構(gòu)科技活動(dòng)經(jīng)費(fèi)支出:研究與開發(fā)機(jī)構(gòu)的R＆D活動(dòng)增強(qiáng)了我國(guó)農(nóng)業(yè)領(lǐng)域的競(jìng)爭(zhēng)能力，農(nóng)業(yè)研究與開發(fā)機(jī)構(gòu)對(duì)促進(jìn)我國(guó)農(nóng)村科技的發(fā)展發(fā)揮著重要作用，而科技活動(dòng)經(jīng)費(fèi)支出狀況則更能真實(shí)地體現(xiàn)科技活動(dòng)經(jīng)費(fèi)的實(shí)際投入與使用狀況。因此，選擇農(nóng)業(yè)研究與開發(fā)機(jī)構(gòu)科技活動(dòng)經(jīng)費(fèi)支出指標(biāo)來(lái)代表農(nóng)村科技財(cái)力資源。

農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力:主要指用于農(nóng)、林、牧、漁業(yè)的各種動(dòng)力機(jī)械的動(dòng)力總和，一定程度反映了農(nóng)業(yè)科技物力資源的水平。

2.農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)(Y):該指標(biāo)用農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值來(lái)表示，即農(nóng)林牧漁總產(chǎn)值(包括農(nóng)業(yè)、林業(yè)、畜牧業(yè)、漁業(yè)和農(nóng)林牧漁服務(wù)業(yè))，它反映了一定時(shí)期內(nèi)農(nóng)林牧漁業(yè)生產(chǎn)總規(guī)模和總成果，具有高度的綜合性和代表性。

1.3 數(shù)據(jù)來(lái)源與處理

農(nóng)業(yè)技術(shù)人員、農(nóng)業(yè)研究與開發(fā)機(jī)構(gòu)科技活動(dòng)經(jīng)費(fèi)支出、農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力和農(nóng)林牧漁業(yè)總產(chǎn)值數(shù)據(jù)分別來(lái)自1990－2008年的《中國(guó)科技統(tǒng)計(jì)年鑒》和《中國(guó)農(nóng)村統(tǒng)計(jì)年鑒》，對(duì)于個(gè)別指標(biāo)所缺失的數(shù)據(jù)采用插值法進(jìn)行了修補(bǔ)。

由于對(duì)數(shù)變換并不影響原始變量之間的協(xié)整關(guān)系，而且對(duì)數(shù)變換往往可以消除異方差現(xiàn)象，所以對(duì)農(nóng)林牧漁總產(chǎn)值、農(nóng)業(yè)研究與開發(fā)機(jī)構(gòu)科技活動(dòng)經(jīng)費(fèi)支出、農(nóng)業(yè)技術(shù)人員和農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力等4個(gè)變量分別取自然對(duì)數(shù)，可得到對(duì)數(shù)變換后的新變量記為L(zhǎng)NY、LNRD、LNH和 LNM。分析軟件采用的是Eviews 5.1。

2 實(shí)證分析結(jié)果

如果直接對(duì)時(shí)間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸，有可能出現(xiàn)“謬誤回歸”的情況，導(dǎo)致不可靠的推論，并且只有當(dāng)變量序列都為同階單整序列時(shí)才可進(jìn)行協(xié)整分析，所以在協(xié)整分析前，有必要先檢驗(yàn)LNH、LNM、LNRD和LNY四個(gè)時(shí)間序列的平穩(wěn)性。

2.1 單位根檢驗(yàn)

單位根檢驗(yàn)常用的方法是DF檢驗(yàn)以及它的擴(kuò)展形式ADF檢驗(yàn)，后者帶有變量滯后項(xiàng)，以消除自相關(guān)的影響。研究采用ADF方法對(duì)變量原始序列、一階差分序列和二階差分序列分別進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。單位根檢驗(yàn)結(jié)果表明(見表1)，原始序列LNY、LNH、LNM、LNRD在10%的顯著水平下，均不能拒絕存在單位跟的假設(shè)，因此是非平穩(wěn)的;一階差分序列△LNH、△LNM、△LNRD、△LNY在10%的顯著水平下是非平穩(wěn)的，而△LNRD在5%的顯著水平下是非平穩(wěn)的。但二階差分后的變量△2LNH、△2LNM、△2LNRD和△2LNY在1%顯著性水平下，拒絕存在單位根的假設(shè)，因此是平穩(wěn)的。單位根檢驗(yàn)結(jié)果表明:LNH －I(2)、LNM －I(2)、LNRD －I(2)和 LNY －I(2)，均為二階單整序列。

表1 變量ADF單位根檢驗(yàn)結(jié)果Tab.1 Results of ADF test of variables

2.2 協(xié)整檢驗(yàn)與協(xié)整方程

上述單位根檢驗(yàn)表明變量 LNY、LNH、LNM、LNRD都是二階單整變量，所以可以進(jìn)行協(xié)整分析以驗(yàn)證LNY與LNH、LNM、LNRD之間是否存在協(xié)整關(guān)系。檢驗(yàn)變量之間是否具有協(xié)整關(guān)系的方法，目前主流的方法有兩種:(Engle-Granger)E－G兩步檢驗(yàn)法和Johansen檢驗(yàn)法。

本研究首先利用Johansen協(xié)整檢驗(yàn)，選擇序列有確實(shí)性線性趨勢(shì)，但協(xié)整方程只有截距項(xiàng)，滯后階數(shù)為1，得出檢驗(yàn)結(jié)果(見表2)。跡檢驗(yàn)和最大特征根檢驗(yàn)均表明在5%顯著性水平下，LNY、LNH、LNM、LNRD之間存在協(xié)整關(guān)系。

其次，將農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)作為被解釋變量，以農(nóng)業(yè)科技資源作為解釋變量運(yùn)用普通最小二乘法(OLS)進(jìn)行回歸分析，回歸結(jié)果見表3，得到如下回歸方程:

根據(jù)各統(tǒng)計(jì)量的精確顯著性水平，可知各解釋變量的T統(tǒng)計(jì)量高度顯著，模型的擬合優(yōu)度達(dá)到0.9766，調(diào)整后的擬合優(yōu)度R2=0.972，說(shuō)明模型整體擬合效果很好，且F統(tǒng)計(jì)值為209.2018，模型整體通過(guò)了顯著性檢驗(yàn)。

表2 變量的協(xié)整檢驗(yàn)Tab.2 Results of co-integration test of variables

表3 回歸分析結(jié)果Tab.3 Results of regression of model

令E表示上述回歸模型殘差，根據(jù) E=LNY+11.73298552 －2.742980416 × LNH+1.279462888 ×LNM－1.095938477×LNRD得出殘差序列，并對(duì)殘差穩(wěn)定性進(jìn)行檢驗(yàn)。表4為E的ADF檢驗(yàn)結(jié)果，由于ADF統(tǒng)計(jì)量為－3.011794，小于顯著性水平0.01時(shí)的臨界值－2.728252，可認(rèn)為殘差序列 E 為平穩(wěn)序列［8］，進(jìn)而再次驗(yàn)證序列LNY和LNH、LNM、LNRD具有協(xié)整關(guān)系，式1即為協(xié)整方程。

由式(1)可以看到:在樣本期內(nèi)，農(nóng)業(yè)技術(shù)人員、農(nóng)業(yè)研究與開發(fā)機(jī)構(gòu)科技活動(dòng)經(jīng)費(fèi)支出和農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力對(duì)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的彈性分別為2.74、1.09 和 －1.28，且高度顯著，其經(jīng)濟(jì)含義為:農(nóng)業(yè)技術(shù)人員、農(nóng)業(yè)研究與開發(fā)機(jī)構(gòu)科技活動(dòng)經(jīng)費(fèi)支出每增加1%，則農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值分別增加2.74%、1.09%，這充分說(shuō)明農(nóng)業(yè)科技人力資源與農(nóng)業(yè)科技財(cái)力資源投入的增加會(huì)有力地促進(jìn)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展;而農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力對(duì)農(nóng)業(yè)發(fā)展的彈性為－1.28，說(shuō)明農(nóng)業(yè)機(jī)械的利用效率不高，對(duì)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的促進(jìn)作用不明顯，即農(nóng)機(jī)總動(dòng)力對(duì)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響為顯著的負(fù)值，這顯然與事實(shí)不相符合，筆者認(rèn)為在當(dāng)時(shí)農(nóng)業(yè)機(jī)械化程度非常低且主要集中在某幾個(gè)省份的狀況下，將農(nóng)機(jī)總動(dòng)力引入模型必然會(huì)帶來(lái)一定的偏差，結(jié)果很可能使得農(nóng)業(yè)科技人力資源與農(nóng)業(yè)科技經(jīng)費(fèi)投入的效果被高估了，故該模型有待進(jìn)一步改進(jìn)。出現(xiàn)這樣結(jié)果的原因可能是因?yàn)檗r(nóng)業(yè)機(jī)械分布不均衡，地塊細(xì)碎化、土地類型差異導(dǎo)致不適宜機(jī)械化而且使用機(jī)械成本過(guò)高。

表4 回歸殘差的ADF檢驗(yàn)結(jié)果Tab.4 Results of ADF test of Residuals of Regression

2.3 誤差修正模型

通過(guò)對(duì)變量進(jìn)行協(xié)整分析可以發(fā)現(xiàn)上述變量之間的長(zhǎng)期均衡關(guān)系，但無(wú)法得知這些變量偏離它們共同的隨機(jī)趨勢(shì)時(shí)的調(diào)整速度，誤差修正模型(Error Correction Model)可以解決這個(gè)問(wèn)題。建立誤差修正模型的目的在于研究因變量在短期波動(dòng)中偏離長(zhǎng)期均衡關(guān)系的程度。根據(jù)Grange表述定理(Granger representation theory):如果變量X與Y是協(xié)整的，則它們間的短期非均衡關(guān)系總能由一個(gè)誤差修正模型表述。誤差修正模型既能反映不同的時(shí)間序列間的長(zhǎng)期均衡關(guān)系，又能反映短期偏離向長(zhǎng)期均衡修正的機(jī)制。

通過(guò)上述的JJ協(xié)整檢驗(yàn)，我們得出四個(gè)變量間存在協(xié)整關(guān)系，因此我們可以對(duì)其建立誤差修正模型，檢驗(yàn)其短期動(dòng)態(tài)均衡情況，增強(qiáng)結(jié)果的可信度。下面利用E－G兩步法建立誤差修正模型，建立如下誤差修正模型:

式(2)各t統(tǒng)計(jì)值均在5%水平上顯著，F(xiàn)統(tǒng)計(jì)量顯著，LM檢驗(yàn)也表明不存在自相關(guān)，模型整體效果比較好。誤差項(xiàng)的系數(shù)為負(fù)數(shù)，說(shuō)明符合反向修正機(jī)制，當(dāng)短期偏離均衡時(shí)，將會(huì)以59.5%的幅度被調(diào)整到均衡狀態(tài)。農(nóng)業(yè)技術(shù)人員、農(nóng)業(yè)研究與開發(fā)機(jī)構(gòu)科技活動(dòng)經(jīng)費(fèi)支出和農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力的短期產(chǎn)出彈性分別為2.32、0.54和－0.07，即短期內(nèi)農(nóng)業(yè)技術(shù)人員、農(nóng)業(yè)研究與開發(fā)機(jī)構(gòu)科技活動(dòng)經(jīng)費(fèi)支出增加1%，農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)分別為2.32%、0.54%，農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力增加使農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)產(chǎn)值變動(dòng)－0.07%。通過(guò)長(zhǎng)期與短期彈性的對(duì)比發(fā)現(xiàn)，農(nóng)業(yè)技術(shù)人員和農(nóng)業(yè)研究與開發(fā)機(jī)構(gòu)科技活動(dòng)經(jīng)費(fèi)支出都存在一定的滯后效應(yīng)，其促使農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的效果要經(jīng)過(guò)一定的時(shí)間才能充分發(fā)揮出來(lái)，而農(nóng)業(yè)機(jī)械的短期產(chǎn)出彈性大于長(zhǎng)期彈性，即農(nóng)業(yè)機(jī)械的功能在短期內(nèi)就可以體現(xiàn)出來(lái)。

2.4 Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)

Granger和Sims提出的因果關(guān)系檢驗(yàn)可確定一個(gè)變量能否有助于預(yù)測(cè)另一個(gè)變量。Granger和Sims提出的因果關(guān)系檢驗(yàn)法的基本思想如下:如果變量X有助于預(yù)測(cè)變量Y，即根據(jù)Y的過(guò)去值對(duì)Y進(jìn)行自回歸時(shí)，如果再加上X的過(guò)去值，能顯著地增強(qiáng)回歸的解釋能力，則稱X是Y的Grange原因;否則，稱為非Grange原因。同時(shí)，Granger指出，如果變量之間是協(xié)整的，則至少存在一個(gè)方向上的Granger原因;在非協(xié)整情況下，任何原因的推斷將都是無(wú)效的。Grange檢驗(yàn)結(jié)果見表5，表中的第一列是Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)的零假設(shè)，第二列數(shù)據(jù)為F統(tǒng)計(jì)量的數(shù)值，第三列的數(shù)據(jù)為F統(tǒng)計(jì)量在零假設(shè)成立時(shí)的概率顯著性水平，第四列為滯后階數(shù)。由于格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)對(duì)滯后的階數(shù)非常敏感，本文采用AIC最小原則來(lái)確定滯后階數(shù)。

由表5可知，在10%顯著性水平下，我們認(rèn)為農(nóng)業(yè)技術(shù)人員(LNH)是農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)(LNY)的格蘭杰原因，而農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)(LNY)不是農(nóng)業(yè)技術(shù)人員(LNH)投入變動(dòng)的影響因素，二者之間存在著單向Grange因果關(guān)系，農(nóng)業(yè)技術(shù)人員(LNH)投入的提高或降低必然引起農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展(LNY)水平的提高或降低。在10%的顯著性水平下拒絕第三、第四個(gè)原假設(shè)，即農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力 (LNM)與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展(LNY)呈雙向Grange因果關(guān)系;同理，在5%顯著性水平下，農(nóng)業(yè)研究與開發(fā)機(jī)構(gòu)科技活動(dòng)經(jīng)費(fèi)支出(LNRD)是農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展(LNY)的格蘭杰原因，這與姜濤(2008)的研究結(jié)論一致［9］，而農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展則不是農(nóng)業(yè)研究與開發(fā)機(jī)構(gòu)科技活動(dòng)經(jīng)費(fèi)支出的Grange原因，也一定程度反映我國(guó)農(nóng)業(yè)科研投入機(jī)制還存在深層次問(wèn)題。

表5 Granger-Causality因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果Tab.5 Results of Grange causality test

3 結(jié)論與建議

本文選取了能夠代表農(nóng)業(yè)科技資源投入的關(guān)鍵變量，展開了農(nóng)業(yè)研發(fā)機(jī)構(gòu)科技活動(dòng)經(jīng)費(fèi)支出、農(nóng)業(yè)技術(shù)人員和農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力對(duì)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)影響的計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)的協(xié)整分析和Granger因果檢驗(yàn)，得到如以下結(jié)論:

(1)我國(guó)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)序列與農(nóng)業(yè)科技資源序列都是二階單整序列，即LNH－I(2)、LNM －I(2)、LNRD－I(2)和 LNY－I(2)。

(2)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)序列與農(nóng)業(yè)科技資源序列之間存在協(xié)整關(guān)系，即長(zhǎng)期均衡關(guān)系。

(3)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)序列與農(nóng)業(yè)科技資源序列之間也存在短期動(dòng)態(tài)關(guān)系，誤差修正方程的誤差修正系數(shù)均符合反向修正機(jī)制，農(nóng)業(yè)科技資源對(duì)短期偏離均衡的調(diào)整力度為59.5%。

(4)Grange因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果表明，存在從農(nóng)業(yè)R＆D機(jī)構(gòu)科技活動(dòng)經(jīng)費(fèi)支出、農(nóng)業(yè)技術(shù)人員到農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的單向Granger因果關(guān)系，而反向關(guān)系得不到實(shí)證支持。但農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展之間存在顯著的Granger因果關(guān)系。

針對(duì)農(nóng)業(yè)科技資源與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展關(guān)系的論證結(jié)果，我們必須轉(zhuǎn)變農(nóng)業(yè)增長(zhǎng)方式，注重農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)運(yùn)行中的增長(zhǎng)質(zhì)量和效益，即實(shí)現(xiàn)農(nóng)業(yè)的粗放型(外延型)增長(zhǎng)向集約型(內(nèi)涵型)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)轉(zhuǎn)變。具體建議如:

(1)合理配置農(nóng)業(yè)科技資源并高效利用。農(nóng)業(yè)科技資源開發(fā)利用不夠的原因主要是農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新能力不強(qiáng)，真正對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)發(fā)展有用的科技成果缺失［10］。同時(shí)，應(yīng)充分發(fā)揮科技在農(nóng)業(yè)資源和生態(tài)環(huán)境保護(hù)中的支撐作用［11］，著力對(duì)水、土、氣和生物資源節(jié)約與合理利用，農(nóng)業(yè)污染防治、生態(tài)恢復(fù)與重建、外來(lái)入侵生物風(fēng)險(xiǎn)評(píng)估與防治等關(guān)鍵技術(shù)進(jìn)行科技攻關(guān)，逐步改善農(nóng)業(yè)生產(chǎn)環(huán)境，并為提高農(nóng)業(yè)資源利用效率、發(fā)展循環(huán)經(jīng)濟(jì)提供技術(shù)支持。

(2)構(gòu)建農(nóng)業(yè)R＆D經(jīng)費(fèi)投入的長(zhǎng)效機(jī)制。雖然近幾年政府加大農(nóng)業(yè)投入力度，但各級(jí)地方政府的農(nóng)業(yè)科技投入的短期行為比較明顯，且仍沿襲粗放型的發(fā)展方式，以致農(nóng)業(yè)科技投入雖然得到了一定程度的提高但力度不大，持續(xù)性不強(qiáng)，導(dǎo)致農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展緩慢。從長(zhǎng)遠(yuǎn)看，農(nóng)業(yè)科技投入對(duì)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)將會(huì)產(chǎn)生持續(xù)的正向拉動(dòng)作用，因此，我國(guó)在采用農(nóng)業(yè)科技促進(jìn)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的政策上，應(yīng)采取長(zhǎng)期政策而非短期政策［12］。

(3)農(nóng)業(yè)機(jī)械化適度推進(jìn)。目前農(nóng)民心理素質(zhì)及技能水平與機(jī)械化要求之間不相匹配、相關(guān)行政支持力度滯后等現(xiàn)狀，大型農(nóng)機(jī)推廣工作尚欠“東風(fēng)”。因此，在推進(jìn)農(nóng)業(yè)機(jī)械化的過(guò)程中，政府部門須扮演好重要的“指路人”角色，提供必要的政策保護(hù)、產(chǎn)業(yè)規(guī)劃和經(jīng)費(fèi)支持等。

(4)培養(yǎng)并留住農(nóng)業(yè)科技人才。人才是第一資源，必須充分發(fā)揮農(nóng)業(yè)科技人才的作用。我國(guó)經(jīng)過(guò)幾十年的努力培養(yǎng)了一大批農(nóng)業(yè)科技人才，但由于種種原因?qū)е略S多農(nóng)業(yè)科技人才閑置轉(zhuǎn)行，脫離農(nóng)業(yè)科技領(lǐng)域，使農(nóng)業(yè)科技人才資源浪費(fèi)嚴(yán)重，這種狀況必須改變。

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