農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新投入對新農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)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(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新投入對新農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)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(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新是推進農(nóng)村經(jīng)濟和現(xiàn)代農(nóng)業(yè)的主要支撐力，農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新投入對新農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展具有重要影響。文章運用因子分析法對新農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展指標進行降維提取，得到2個新農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展主成分因子，同時運用皮爾遜相關(guān)分析法，對農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新投入、新農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展綜合指標及具體指標進行相關(guān)性檢驗。結(jié)果表明：(1)農(nóng)業(yè)科技投入與新農(nóng)村經(jīng)濟的產(chǎn)出和投入水平，以及農(nóng)民的生活水平呈顯著正相關(guān)；(2)農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新投入與人均農(nóng)漁牧林產(chǎn)值、農(nóng)村固定資產(chǎn)投資、鄉(xiāng)村消費品零售額、農(nóng)村居民人均可支配收入在99%的置信水平上呈正相關(guān)，且相關(guān)系數(shù)均在0.85以上；與人均糧食產(chǎn)量、人均棉花產(chǎn)量在99%的置信水平上呈負相關(guān)，且相關(guān)系數(shù)也在0.85以上；與人均油菜籽產(chǎn)量、人均淡水產(chǎn)品產(chǎn)量、農(nóng)業(yè)機械總動力相關(guān)性不顯著。綜合分析認為，農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新投入的增加將促進新農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展，提高農(nóng)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(dǎo)投融資發(fā)展、鼓勵創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)等方面提出對策建議，促進新農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展。

農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新投入；新農(nóng)村經(jīng)濟；因子分析；皮爾遜相關(guān)分析；杭州

科技是農(nóng)業(yè)發(fā)展的驅(qū)動力，是國家糧食安全的保障力，是農(nóng)民持續(xù)增收的支撐力。2015年2月，中央、國務(wù)院印發(fā)了《關(guān)于加大改革創(chuàng)新力度 加快農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化建設(shè)的若干意見》，強化農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新驅(qū)動作用是一項重要內(nèi)容?？萍紝ι鐣陌l(fā)展有著不可替代的作用，新農(nóng)村的建設(shè)同樣需要科技作為強大的支撐動力。新農(nóng)村建設(shè)的核心是發(fā)展農(nóng)村經(jīng)濟和現(xiàn)代農(nóng)業(yè)，因此加強農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新，實現(xiàn)農(nóng)民增產(chǎn)增收，提高農(nóng)業(yè)發(fā)展水平是新農(nóng)村建設(shè)必然途徑。城市化的快速發(fā)展，耕地面積不斷減少，發(fā)展高效的現(xiàn)代都市農(nóng)業(yè)成為必然，加快農(nóng)業(yè)科技發(fā)展任務(wù)更為迫切。如何在經(jīng)濟增速放緩背景下繼續(xù)推進新農(nóng)村建設(shè)，增加農(nóng)民收入，促進農(nóng)業(yè)增效，已成為一個重大課題。

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

1 樣本及數(shù)據(jù)選擇

1.1 杭州農(nóng)業(yè)科技與新農(nóng)村發(fā)展概況

近年來，杭州市科委根據(jù)市委市政府加快推進農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新的決策部署，大力實施創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展戰(zhàn)略，聚焦杭州現(xiàn)代農(nóng)業(yè)發(fā)展目標，打造“都市現(xiàn)代農(nóng)業(yè)”，全面啟動杭州農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化“十大工程”，著力加強農(nóng)業(yè)前沿技術(shù)的原始創(chuàng)新，突破主導(dǎo)產(chǎn)業(yè)提升和食品安全保障的關(guān)鍵、共性技術(shù)，推進農(nóng)業(yè)科技成果轉(zhuǎn)化與科技企業(yè)培育，改善農(nóng)業(yè)科技基礎(chǔ)條件和創(chuàng)新環(huán)境，建設(shè)農(nóng)科教產(chǎn)學(xué)研一體化的推廣服務(wù)體系，增強科技對現(xiàn)代農(nóng)業(yè)和新農(nóng)村建設(shè)的支撐引領(lǐng)能力，在農(nóng)業(yè)“兩區(qū)”建設(shè)、新農(nóng)村科技示范點建設(shè)、農(nóng)業(yè)的科技創(chuàng)新能力提升、農(nóng)業(yè)科技型企業(yè)培育、科技創(chuàng)新服務(wù)平臺搭建、科技幫扶與服務(wù)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(chǎn)功能區(qū)1 104個，面積37 000 hm2，建成省級現(xiàn)代農(nóng)業(yè)園區(qū)65個，面積18 587 hm2。經(jīng)過多年的農(nóng)業(yè)“兩區(qū)”(糧食生產(chǎn)功能區(qū)和現(xiàn)代農(nóng)業(yè)園區(qū))建設(shè)，杭州市蔬菜、茶葉、果品等“十大主導(dǎo)產(chǎn)業(yè)”實現(xiàn)產(chǎn)值368.35億元，增長6.4%。杭州市科委已累計認定286家農(nóng)業(yè)科技企業(yè)、市級新農(nóng)村建設(shè)科技示范點(試點)84家[1]。

1.2 指標選取與數(shù)據(jù)來源

主要有農(nóng)業(yè)科技投入和新農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展兩方面數(shù)據(jù)。農(nóng)業(yè)科技投入采用科技部門農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新資金投入數(shù)據(jù)，即科技三項費用中涉及農(nóng)口的科技發(fā)展專項資金，通過對歷年農(nóng)業(yè)科研攻關(guān)、新農(nóng)村建設(shè)科技示范、種子種苗、科技扶貧和重大科技創(chuàng)新等5類項目撥款經(jīng)費整理統(tǒng)計得到；新農(nóng)村經(jīng)濟數(shù)據(jù)主要來自2007—2016年杭州市科技統(tǒng)計年鑒。

新農(nóng)村經(jīng)濟指標的選取基于相關(guān)文獻研究[2-5]的基礎(chǔ)上，結(jié)合數(shù)據(jù)的可獲取性，選取農(nóng)林牧漁總產(chǎn)值、糧食產(chǎn)量、棉花產(chǎn)量、油菜籽產(chǎn)量和淡水產(chǎn)品產(chǎn)量等5個指標的人均值來反映新農(nóng)村經(jīng)濟產(chǎn)出水平，即人均農(nóng)林牧漁產(chǎn)值(元)、人均糧食產(chǎn)量(kg)、人均棉花產(chǎn)量(kg)、人均油菜籽產(chǎn)量(kg)和人均淡水產(chǎn)品產(chǎn)量(kg)；選取農(nóng)業(yè)機械總動力(kW)和農(nóng)村固定資產(chǎn)投資額(萬元)來反映新農(nóng)村的投入水平；選取鄉(xiāng)村消費品零售額(萬元)和農(nóng)村居民人均可支配收入(元)反映新農(nóng)村居民的生活水平。為消除不同指標間量綱影響，對所有數(shù)據(jù)進行標準化處理(表1)，以實現(xiàn)數(shù)據(jù)指標間的可比性。

2 結(jié)果與分析

2.1 因子分析

因子分析的基本目的就是用少數(shù)幾個因子去描述許多指標或因素之間的聯(lián)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(yīng)具有較強的相關(guān)性，一般相關(guān)系數(shù)在0.3以上[7]。本研究所選取的新農(nóng)村經(jīng)濟指標有9個，要研究農(nóng)業(yè)科技投入和新農(nóng)村經(jīng)濟之間的關(guān)系，則必須對新農(nóng)村經(jīng)濟指標進行簡化。因此運用因子分析法提出新農(nóng)村經(jīng)濟的主成分，以便進一步分析與農(nóng)業(yè)科技投入之間的關(guān)系。運用SPSS19軟件，對9個新農(nóng)村經(jīng)濟指標進行相關(guān)性分析得出各指標的相關(guān)矩陣。從表2中可以看出，多數(shù)指標之間的相關(guān)性在0.6以上，0.3以下的為少數(shù)。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(nóng)村經(jīng)濟變量的個數(shù)。

表1 2006—2015年杭州市新農(nóng)村經(jīng)濟各項指標及農(nóng)業(yè)科技投入標準化數(shù)據(jù)

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(nóng)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(chǎn)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(shù)據(jù)來自2007—2016年杭州市統(tǒng)計年鑒和杭州市科技部門相關(guān)統(tǒng)計數(shù)據(jù)。

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(nóng)村經(jīng)濟各項指標間的相關(guān)矩陣

Table 2 Correlation matrix of various indicates of new rural economy

指標Indicators人均農(nóng)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(chǎn)品ds機械動力dl投資tz消費xf收入sr人均農(nóng)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(chǎn)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(nóng)村經(jīng)濟指標量表進行KMO(Kaiser-Meyer-Olkin)檢驗和Bartlett球度檢驗。KMO統(tǒng)計量是取值在0和1之間。當所有變量間的簡單相關(guān)系數(shù)平方和遠大于偏相關(guān)系數(shù)平方和時，KMO值接近1。KMO值越大，意味著變量間的相關(guān)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(nóng)村經(jīng)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(guān)系數(shù)矩陣是否是單位陣，即各變量是否獨立。它是以變量的相關(guān)系數(shù)矩陣為出發(fā)點，零假設(shè)：相關(guān)系數(shù)矩陣是一個單位陣。如果巴特利球形檢驗的統(tǒng)計計量數(shù)值較大，且對應(yīng)的相伴概率值小于用戶給定的顯著性水平，則應(yīng)拒絕零假設(shè)；反之，則不能拒絕零假設(shè)，認為相關(guān)系數(shù)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(yīng)的概率sig為0，說明相關(guān)系數(shù)矩陣與單位陣有顯著差異。因此，本研究的新農(nóng)村經(jīng)濟指標數(shù)據(jù)適合作因子分析。

由表3可知，通過對新農(nóng)村經(jīng)濟指標數(shù)據(jù)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(nóng)村經(jīng)濟9個指標的大部分信息。

從表4可以看出，F(xiàn)1在糧食、棉花、油菜籽、淡水產(chǎn)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(nóng)林牧漁和農(nóng)業(yè)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(nóng)村固定資產(chǎn)投資這個指標的部分信息。

表3 因子旋轉(zhuǎn)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(shù)，主成分得分系數(shù)矩陣如表5。根據(jù)該矩陣的數(shù)據(jù)，可得出因子得分函數(shù)。

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(jù)上述因子得分函數(shù)計算出樣本相應(yīng)因子得分SF1和SF2(表6)。

2.2 農(nóng)業(yè)科技投入與新農(nóng)村經(jīng)濟綜合指標關(guān)聯(lián)性分析

運用因子分析法分析新農(nóng)村經(jīng)濟指標后，得出新農(nóng)村經(jīng)濟綜合指標SF1和SF2，代表新農(nóng)村經(jīng)濟9個指標的大部分信息。對2006—2015年杭州市農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新資金投入數(shù)據(jù)和新農(nóng)村經(jīng)濟主成分因子得分數(shù)據(jù)進行相關(guān)性分析。

從表7可以看出，在95%置信水平下農(nóng)業(yè)科技投入和新農(nóng)村經(jīng)濟綜合指標F1的相關(guān)系數(shù)為0.698，顯著性明顯；在95%置信水平下農(nóng)業(yè)科技投入和新農(nóng)村經(jīng)濟綜合指標F2的相關(guān)系數(shù)為0.658，顯著性明顯。相關(guān)性分析結(jié)果表明，農(nóng)業(yè)科技投入、新農(nóng)村經(jīng)濟產(chǎn)出和投入水平以及農(nóng)民的生活水平呈正相關(guān)，即農(nóng)業(yè)科技投入增加會促進新農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展、提高農(nóng)民的生活水平。

表4 旋轉(zhuǎn)后的因子載荷矩陣

Table 4 Factor loading matrix after rotation

因子人均農(nóng)林牧漁人均糧食人均棉花人均油菜籽人均淡水產(chǎn)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(shù)矩陣

Table 5 Component score coefficient matrix

因子人均農(nóng)林牧漁人均糧食人均棉花人均油菜籽人均淡水產(chǎn)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(nóng)業(yè)科技投入標準化數(shù)據(jù)和新農(nóng)村經(jīng)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(nóng)業(yè)科技投入和新農(nóng)村經(jīng)濟綜合指標的Pearson相關(guān)性

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

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

*表示在0.05水平(雙側(cè))上顯著相關(guān)。下同。

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

2.3 農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新投入與新農(nóng)村經(jīng)濟各項具體指標關(guān)聯(lián)性分析

從表8可以看出，農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新投入與人均農(nóng)漁牧林產(chǎn)值、農(nóng)村固定資產(chǎn)投資、鄉(xiāng)村消費品零售額、農(nóng)村居民人均可支配收入在99%置信水平上呈正相關(guān)，且相關(guān)系數(shù)都在0.85以上。這說明農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新投入促進新農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展的作用是明顯的，對農(nóng)村生產(chǎn)投入和農(nóng)民增收起正向促進作用。

農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新投入與人均糧食產(chǎn)量、人均棉花產(chǎn)量在99%置信水平上呈負相關(guān)，且相關(guān)性也在0.85以上，這主要原因是杭州農(nóng)業(yè)正從傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)向現(xiàn)代都市農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)變。首先，農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新投入提高，農(nóng)業(yè)新技術(shù)和新品種得以廣泛應(yīng)用，農(nóng)民有更多的選擇種植經(jīng)濟價值高的農(nóng)產(chǎn)品，提高土地的經(jīng)濟效益，從而使得糧食和棉花這類傳統(tǒng)主要農(nóng)作物產(chǎn)量減少，這也正說明了杭州新農(nóng)村經(jīng)濟建設(shè)鼓勵以“一村一品”為特點的現(xiàn)代農(nóng)業(yè)發(fā)展，如建德市蓮花鎮(zhèn)齊平村發(fā)展鐵皮石斛特色產(chǎn)業(yè)，桐廬縣江南鎮(zhèn)環(huán)溪村發(fā)展蓮產(chǎn)業(yè)等[8]；其次，城市化進程的加快，使得耕地日益減少和農(nóng)村居民拋荒現(xiàn)象更為突出，從而使得糧食和棉花生產(chǎn)面積直線下降；再者，近幾年農(nóng)村經(jīng)濟以發(fā)展農(nóng)村休閑產(chǎn)業(yè)和鄉(xiāng)村旅游為主，導(dǎo)致傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)發(fā)展減弱，所以不論科技創(chuàng)新投入如何提高，其產(chǎn)量都在下降。

農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新投入與人均油菜籽產(chǎn)量、人均淡水產(chǎn)品產(chǎn)量、農(nóng)業(yè)機械總動力相關(guān)性則不顯著。究其原因，一是杭州現(xiàn)代都市農(nóng)業(yè)的定位和自然稟賦決定了杭州市油菜籽產(chǎn)量和淡水產(chǎn)品產(chǎn)量在某個年份達到頂峰后又持續(xù)回落，形成一個倒U型拋物線。其中，淡水產(chǎn)品產(chǎn)量受養(yǎng)殖面積剛性下降、“五水共治”行動等因素影響[9]，因此會出現(xiàn)人均油菜籽產(chǎn)量、人均淡水產(chǎn)品產(chǎn)量與農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新投入相關(guān)性不顯著的結(jié)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(nóng)業(yè)不能大規(guī)模使用大型農(nóng)業(yè)機械，因此農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新投入對農(nóng)業(yè)機械總動力影響不大。

表8 農(nóng)業(yè)科技投入和新農(nóng)村經(jīng)濟各項指標的Pearson相關(guān)性

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

項目人均農(nóng)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(chǎn)品ds機械動力dl投資tz消費xf收入srPearson相關(guān)性Pearsoncorrelation0 859??-0 874??-0 870??-0 618-0 3960 4890 930??0 971??0 980??顯著性(雙側(cè))Significant(bothsides)0 0010 0010 0010 0570 2580 151000

3 結(jié)論與不足

運用因子分析對新農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展指標進行降維提取，得到2個新農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展主成分因子，運用皮爾遜相關(guān)分析法，對農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新投入、新農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展綜合指標以及具體指標進行相關(guān)性檢驗。結(jié)果表明：(1)農(nóng)業(yè)科技投入、新農(nóng)村經(jīng)濟的產(chǎn)出和投入水平以及農(nóng)民的生活水平呈正相關(guān)，且顯著性明顯。(2)農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新投入與人均農(nóng)漁牧林產(chǎn)值、農(nóng)村固定資產(chǎn)投資、鄉(xiāng)村消費品零售額、農(nóng)村居民人均可支配收入在99%置信水平上呈正相關(guān)，且相關(guān)系數(shù)都在0.85以上；與人均糧食產(chǎn)量、人均棉花產(chǎn)量在99%置信水平上呈負相關(guān)，且相關(guān)系數(shù)也在0.85以上；與人均油菜籽產(chǎn)量、人均淡水產(chǎn)品產(chǎn)量、農(nóng)業(yè)機械總動力相關(guān)性不顯著。綜合分析，農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新投入增加會促進新農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展、提高農(nóng)民的生活水平。

本研究在考量新農(nóng)村發(fā)展的特點和數(shù)據(jù)可獲取性的基礎(chǔ)上進行新農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展指標的選取，主要突出農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新投入對新農(nóng)村經(jīng)濟方面的影響，對新農(nóng)村社會、文化等方面發(fā)展的影響則有待進一步研究。同時，本研究側(cè)重于農(nóng)業(yè)科技資金投入對新農(nóng)村經(jīng)濟的影響，農(nóng)業(yè)科技人力、物力等方面的投入還需深入探討。

4 對策建議

結(jié)合以上分析，從政策制定者和農(nóng)業(yè)科技管理者的角度，提出加強農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新投入促進新農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展的對策建議。

4.1 完善政策制度，建立農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新投入的保障機制

把加快農(nóng)業(yè)科技進步與創(chuàng)新作為全面推進現(xiàn)代農(nóng)業(yè)與新農(nóng)村建設(shè)的重大措施，研究制定鼓勵農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新與成果轉(zhuǎn)化的政策措施。各級科技、農(nóng)口等相關(guān)部門，要在財政投入等資源配置上向農(nóng)業(yè)科技發(fā)展重點傾斜，在項目、經(jīng)費、人才等方面優(yōu)先安排，充分發(fā)揮各級科協(xié)、工青婦等社會團體和農(nóng)村工作指導(dǎo)員、科技特派員的作用，開展形式多樣的農(nóng)村科普活動和科技信息宣傳，充分利用廣播、電視、報刊、網(wǎng)絡(luò)等各種媒體，廣泛宣傳農(nóng)業(yè)科技知識、成果、政策、最新進展和典型等，不斷提高廣大農(nóng)戶的科技意識和素質(zhì)。

4.2 加大資金投入，建立農(nóng)業(yè)科技財政投入的穩(wěn)定機制

優(yōu)化公共財政支出結(jié)構(gòu)，不斷增加財政對農(nóng)業(yè)科技的投入。加強對公益性農(nóng)業(yè)科研院所與涉農(nóng)高等院校的傾斜支持力度，對長期從事基礎(chǔ)性、公益性農(nóng)業(yè)科技活動建立相對穩(wěn)定的支持機制。增加對農(nóng)業(yè)新品種選育攻關(guān)和農(nóng)業(yè)主導(dǎo)產(chǎn)業(yè)的科技支撐體系建設(shè)、新品種新技術(shù)和重大科技成果轉(zhuǎn)化、科技創(chuàng)新能力建設(shè)等農(nóng)業(yè)科技投入。對農(nóng)業(yè)領(lǐng)域的國家高新技術(shù)企業(yè)，按規(guī)定落實農(nóng)業(yè)補貼和稅收優(yōu)惠政策。將農(nóng)業(yè)科技型企業(yè)、農(nóng)業(yè)新興產(chǎn)業(yè)培育作為政策扶持的重點對象，發(fā)揮財政杠桿作用，引導(dǎo)農(nóng)業(yè)科技企業(yè)不斷加大科技創(chuàng)新投入。

4.3 加大智力投入，完善農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新智囊隊伍建設(shè)體系

加強農(nóng)業(yè)專業(yè)技術(shù)人才培養(yǎng)，加強高校涉農(nóng)學(xué)科建設(shè)，推動教育、科技與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)相結(jié)合，發(fā)展農(nóng)業(yè)職業(yè)教育和學(xué)歷教育，加大高等院校對農(nóng)業(yè)科技人才的培養(yǎng)，與農(nóng)業(yè)科研院所聯(lián)合打造農(nóng)業(yè)人才培養(yǎng)基地。注重地方農(nóng)業(yè)科技人才的培養(yǎng)，制定有利于鄉(xiāng)土人才培養(yǎng)的工作機制和培養(yǎng)計劃。以重大科技專項實施和重點創(chuàng)新團隊建設(shè)為載體，培養(yǎng)和集聚高素質(zhì)農(nóng)業(yè)創(chuàng)新人才。在海外高層次人才引進中，重點加強農(nóng)業(yè)科技領(lǐng)軍人才和具有互聯(lián)網(wǎng)知識的跨界人才的引進和培養(yǎng)，支持創(chuàng)新領(lǐng)軍人才組建創(chuàng)新團隊，加大對創(chuàng)新團隊創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)的扶持。加強對基層農(nóng)技人員的培訓(xùn)和知識更新，深化科技特派員創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)行動，大力培養(yǎng)一批有技術(shù)、懂管理、熟市場的農(nóng)村科技特派員隊伍。

4.4 引導(dǎo)投融資發(fā)展，完善農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新的多元投入機制

積極引導(dǎo)、鼓勵社會資金投入農(nóng)業(yè)科技研發(fā)，逐步建立健全以企業(yè)投入為主體、政府投入為引導(dǎo)、金融信貸和風(fēng)險投資為重要支撐的多元化、多渠道、多層次的農(nóng)業(yè)科技投入體系，引導(dǎo)鼓勵農(nóng)業(yè)科技企業(yè)增加科技研發(fā)的投入，引導(dǎo)工商資本、社會資本投資農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)，引導(dǎo)創(chuàng)業(yè)投資資金投向農(nóng)業(yè)種業(yè)企業(yè)和農(nóng)業(yè)高新技術(shù)企業(yè)；創(chuàng)新金融服務(wù)，改善對農(nóng)業(yè)科技企業(yè)的信貸服務(wù)和融資環(huán)境，加大對農(nóng)業(yè)科技企業(yè)的金融支持。

4.5 鼓勵創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)，建立農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新和成果轉(zhuǎn)化激勵機制

貫徹落實國務(wù)院《中華人民共和國促進科技成果轉(zhuǎn)化法》，加快制定農(nóng)業(yè)科技人員創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)具體實施方案和相應(yīng)措施，激勵農(nóng)業(yè)科技人員創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)；打破體制障礙，明確在職農(nóng)業(yè)科技人員或在校大學(xué)生、研究生均可通過離崗創(chuàng)業(yè)、兼職兼薪，真正讓“第二職業(yè)”成為正當工作、工資外收入成為合法收益；設(shè)立專項扶持資金，設(shè)立“創(chuàng)業(yè)之星”“重大貢獻獎”等獎項，對創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)成績突出、效益明顯的專家或團隊給予重獎；完善大學(xué)生從事現(xiàn)代農(nóng)業(yè)的政策措施，鼓勵大學(xué)生到農(nóng)業(yè)生產(chǎn)領(lǐng)域、農(nóng)民專業(yè)合作社創(chuàng)業(yè)就業(yè)；引導(dǎo)和支持返鄉(xiāng)農(nóng)民工、退伍軍人、大學(xué)生“村官”參與現(xiàn)代農(nóng)業(yè)、來料加工、休閑旅游、社區(qū)服務(wù)、商品流通、再生資源利用等產(chǎn)業(yè)創(chuàng)業(yè)。

[1] 2015年處室工作總結(jié)和2016年工作思路匯編[R]. 杭州：杭州市科學(xué)技術(shù)委員會，2016.

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(責(zé)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(xué)計劃軟科學(xué)研究計劃項目(20150834M49)；杭州市科技情報調(diào)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(chuàng)新和城鄉(xiāng)經(jīng)濟發(fā)展。E-mail: lyz@hznet.com.cn

S-9;F323.3

A

1004-1524(2017)05-0850-07

浙江農(nóng)業(yè)學(xué)報ActaAgriculturaeZhejiangensis， 2017，29(5): 850-856

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