農(nóng)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)動(dòng)態(tài)關(guān)系的實(shí)證研究
——以武威為例

胡毅詔，朱萬(wàn)里

(1.蘭州財(cái)經(jīng)大學(xué)隴橋?qū)W院甘肅省高校區(qū)域循環(huán)經(jīng)濟(jì)重點(diǎn)實(shí)驗(yàn)室,甘肅蘭州 730101;2.蘭州財(cái)經(jīng)大學(xué)隴橋?qū)W院,甘肅蘭州 730101)

1 引言

近年來(lái)，武威市以農(nóng)業(yè)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革為主線，不斷推進(jìn)該市農(nóng)業(yè)規(guī)模化發(fā)展，注重農(nóng)產(chǎn)品的標(biāo)準(zhǔn)化生產(chǎn)，大力提升農(nóng)產(chǎn)品品牌效應(yīng)，農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化的產(chǎn)業(yè)體系、生產(chǎn)體系和經(jīng)營(yíng)體系構(gòu)建初見端倪。同時(shí)該市在促進(jìn)農(nóng)業(yè)增效、農(nóng)民增收的同時(shí)，進(jìn)一步強(qiáng)化農(nóng)業(yè)循環(huán)經(jīng)濟(jì)發(fā)展，著力踐行“農(nóng)村增綠”理念。但武威市在大力發(fā)展農(nóng)業(yè)的同時(shí)，對(duì)農(nóng)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的提升關(guān)注度還不夠，農(nóng)業(yè)技術(shù)與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系有待進(jìn)一步研究。

學(xué)界對(duì)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響做了系統(tǒng)的研究：劉希（2018）探討了環(huán)境友好型農(nóng)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新對(duì)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響，發(fā)現(xiàn)環(huán)境友好型技術(shù)創(chuàng)新促進(jìn)了農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)；鄔德林，劉鳳朝（2017）的研究表明，由于現(xiàn)階段的各種約束，農(nóng)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新對(duì)促進(jìn)農(nóng)民收入增長(zhǎng)的推動(dòng)效應(yīng)不顯著，應(yīng)不斷建立健全農(nóng)業(yè)農(nóng)業(yè)技術(shù)供給的長(zhǎng)效機(jī)制；杭帆，郭劍雄（2014）以發(fā)達(dá)國(guó)家為例，得出農(nóng)村經(jīng)濟(jì)可持續(xù)增長(zhǎng)的關(guān)鍵是重視農(nóng)村交易，不斷提高農(nóng)業(yè)技術(shù)發(fā)展水平；石自忠，王明利（2018）從制度變遷角度入手，發(fā)現(xiàn)中國(guó)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)運(yùn)行存在明顯的狀態(tài)轉(zhuǎn)換和階段性特征，并對(duì)農(nóng)業(yè)內(nèi)部的影響效應(yīng)做了分解；張紅俠（2018）的研究表明，俄羅斯農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的新亮點(diǎn)是政策和資金支持，有利的外部環(huán)境也促進(jìn)了農(nóng)業(yè)增長(zhǎng)；任佳敏，張琦（2018）研究了農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化和農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間存在雙向的格蘭杰因果關(guān)系，兩者相互促進(jìn)，相互發(fā)展；何紅光，宋林，李光勤（2017）研究認(rèn)為，農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的質(zhì)量存在時(shí)間差異，可以劃分為不同的時(shí)間段，空間維度看，中國(guó)各省市農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量存在較大的不平衡性。

綜上可知，已有文獻(xiàn)從環(huán)境、技術(shù)、制度、資金支持、農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化、外部環(huán)境變化等視角做了大量有意義的研究。但鮮有學(xué)者研究落后地區(qū)的農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)問(wèn)題，涉及到市級(jí)層面的研究更少，因此，文章以甘肅省武威市2004～2016年的時(shí)間序列數(shù)據(jù)為樣本，研究農(nóng)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的動(dòng)態(tài)關(guān)系，以此豐富該領(lǐng)域的研究成果。

2 變量選取及數(shù)據(jù)來(lái)源

2.1 變量選取

2.1.1 被解釋變量

文章的被解釋變量為農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，仿照學(xué)界通常做法，采用人均農(nóng)林牧漁業(yè)總產(chǎn)值（pagrva）來(lái)衡量，計(jì)算公式為：武威市歷年農(nóng)林牧漁業(yè)總產(chǎn)值/農(nóng)村年末常住人口。

2.1.2 解釋變量

本文重點(diǎn)考察農(nóng)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新對(duì)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響。關(guān)于技術(shù)創(chuàng)新，統(tǒng)計(jì)指標(biāo)尚未統(tǒng)一，針對(duì)甘肅省各地區(qū)實(shí)情，查閱已有統(tǒng)計(jì)資料和相關(guān)網(wǎng)站，本文選擇人均專利申請(qǐng)量、農(nóng)村用電量、農(nóng)業(yè)機(jī)械化程度作為替代變量，其中，人均專利授權(quán)量=武威市年末申請(qǐng)的專利數(shù)/年末總?cè)藬?shù)；人均農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力=武威市農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力/農(nóng)村年末常住人口；農(nóng)村人均用電量=武威市農(nóng)村用電量/農(nóng)村年末常住人口。

2.2 數(shù)據(jù)來(lái)源及解釋

數(shù)據(jù)來(lái)源方面，專利授權(quán)量來(lái)自甘肅省科學(xué)技術(shù)廳（甘肅省知識(shí)產(chǎn)權(quán)局）網(wǎng)站，其余指標(biāo)的數(shù)據(jù)來(lái)自歷年《甘肅發(fā)展年鑒》、《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國(guó)農(nóng)業(yè)年鑒》，經(jīng)整理得出。表1報(bào)告了變量的描述性統(tǒng)計(jì)量。

從圖1可以看出，在武威市，被解釋變量人均農(nóng)林牧漁業(yè)總產(chǎn)值在持續(xù)增加，但增幅不大，農(nóng)村用電量和機(jī)械化程度也在逐年上升，同樣增幅較小，只有專利申請(qǐng)授予量隨時(shí)間推移有顯著變化，具體來(lái)看，從2010年以后，該指標(biāo)快速上升。從圖2可以看出，各解釋變量與人均農(nóng)林牧漁總產(chǎn)值大體成正相關(guān)關(guān)系，變量間具體的關(guān)系將在下文說(shuō)明。

3 實(shí)證結(jié)果分析

3.1 平穩(wěn)性檢驗(yàn)和協(xié)整檢驗(yàn)

通常認(rèn)為，時(shí)間序列數(shù)據(jù)容易出現(xiàn)“偽回歸”，應(yīng)首先對(duì)被解釋變量和解釋變量的數(shù)據(jù)做平穩(wěn)性檢驗(yàn)。文章采用常用的ADF檢驗(yàn)法。檢驗(yàn)結(jié)果見表2。

表1 變量的描述性統(tǒng)計(jì)

圖1 各變量的時(shí)間趨勢(shì)圖

表2 單位根檢驗(yàn)

圖2 人均農(nóng)林牧漁總產(chǎn)值與各解釋變量之間的散點(diǎn)圖

從表2結(jié)果可知，被解釋變量和各解釋變量的原始數(shù)據(jù)都是不平穩(wěn)的（伴隨概率都大于0.1），但經(jīng)過(guò)一階差分后，人均專利授權(quán)量在10%的顯著性水平下拒絕了存在單位根的原假設(shè)，其余變量都在1%的顯著性水平下拒絕了原假設(shè)，表明數(shù)據(jù)滿足一階單整，可以進(jìn)一步考察變量間是否存在長(zhǎng)期均衡的協(xié)整關(guān)系。

由于文章所用數(shù)據(jù)只有從2004到2016年13年的數(shù)據(jù)，樣本容量較小，因此，采用Johansen檢驗(yàn)法。表3報(bào)告了協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果。

表3 協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

從表3可知，在5%的顯著性水平下，拒絕了模型沒有協(xié)整關(guān)系和至多一個(gè)協(xié)整關(guān)系的原假設(shè)，但無(wú)法拒絕至多存在兩個(gè)和至多存在三個(gè)協(xié)整關(guān)系的原假設(shè)。這說(shuō)明變量間存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的協(xié)整關(guān)系，下文將通過(guò)構(gòu)建VAR模型對(duì)變量間的動(dòng)態(tài)關(guān)系做進(jìn)一步分析。

3.2 VAR模型分析

最早引入VAR模型的是Sims，其基本原理是把模型中任意一個(gè)內(nèi)生變量對(duì)其滯后項(xiàng)和其他內(nèi)生變量滯后項(xiàng)進(jìn)行回歸分析，以此發(fā)現(xiàn)變量間長(zhǎng)期的動(dòng)態(tài)關(guān)系。VAR模型分析前首先應(yīng)確定最優(yōu)的滯后期數(shù)，表4報(bào)告了不同判斷準(zhǔn)則下最優(yōu)滯后階數(shù)確定的實(shí)證結(jié)果。

3.2.1 最優(yōu)滯后階數(shù)確定

表4中，LL表示對(duì)數(shù)似然函數(shù)，LR表示似然比檢驗(yàn)，df和P分別表示自由度和概率值。FPE為最終預(yù)測(cè)誤差標(biāo)準(zhǔn)，AIC為赤遲信息準(zhǔn)則，HQIC為漢蘭—昆信息準(zhǔn)則，SBIC為施瓦茨信息準(zhǔn)則。從表4的檢驗(yàn)結(jié)果可知，滯后一期時(shí)，所有最優(yōu)滯后階數(shù)的判定標(biāo)準(zhǔn)都通過(guò)了檢驗(yàn)，因此，滯后一期為最佳滯后階數(shù)，應(yīng)建立AR（1）。由圖3可知，所有特征值均落在單位圓內(nèi)，表明VAR系統(tǒng)是穩(wěn)定的。

圖3 VAR系統(tǒng)穩(wěn)定性的判別圖

3.2.2 脈沖響應(yīng)函數(shù)與方差分解

這一部分將通過(guò)建立脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解，分析武威市農(nóng)業(yè)技術(shù)經(jīng)濟(jì)與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的動(dòng)態(tài)關(guān)系，脈沖響應(yīng)指的是給一個(gè)變量外部沖擊，考察對(duì)變量產(chǎn)生的動(dòng)態(tài)影響。給人均專利授權(quán)量、機(jī)械化程度以及農(nóng)村用電量分別施加外部沖擊，考察它們對(duì)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的動(dòng)態(tài)影響。實(shí)證結(jié)果見圖4。

從脈沖響應(yīng)圖可知，給人均專利授權(quán)量一單位標(biāo)準(zhǔn)差正向沖擊后，前4期并未顯著促進(jìn)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，但從第五期開始，正向作用越發(fā)明顯，第15期后趨于平穩(wěn)。這說(shuō)明專利授權(quán)申請(qǐng)量對(duì)武威市農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有一定的滯后效應(yīng)；農(nóng)業(yè)機(jī)械化程度的提高在短期內(nèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)就有明顯的助推效應(yīng)，隨著時(shí)間推移，促進(jìn)效應(yīng)趨于平穩(wěn)；農(nóng)村人均用電量同樣和農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間存在正相關(guān)關(guān)系，在第10期時(shí)正向效應(yīng)達(dá)到最大，之后趨于平穩(wěn)，這是由于農(nóng)村供電量屬于基礎(chǔ)設(shè)施投資，對(duì)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用同樣存在時(shí)滯。

為了進(jìn)一步了解變量沖擊對(duì)內(nèi)生變量的貢獻(xiàn)率，需進(jìn)行方差分解，具體結(jié)果見表5。

表4 最優(yōu)滯后階數(shù)判定

圖4 農(nóng)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)脈沖響應(yīng)

表5 變量方差分解

表5的報(bào)告結(jié)果顯示，對(duì)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)進(jìn)行向前一期的預(yù)測(cè)，其預(yù)測(cè)方差完全來(lái)自于本身，但以后自身的貢獻(xiàn)率逐期降低，到第20期僅為35.76%，解釋變量方面，人均專利授權(quán)量的貢獻(xiàn)最大，第2期的貢獻(xiàn)率僅為11.12%，從第5期開始趨于平穩(wěn)在40%～50%，第20期貢獻(xiàn)率為44.54%，機(jī)械化程度對(duì)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)率最低，為0.7873%～3.854%，農(nóng)村用電量的貢獻(xiàn)率逐年增加，第12期達(dá)到最大，貢獻(xiàn)率為19.20%，以后趨于穩(wěn)定在18%～19%。

4 結(jié)論與建議

文章利用武威市2004～2016年的時(shí)間序列數(shù)據(jù)研究了農(nóng)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新對(duì)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的動(dòng)態(tài)影響。農(nóng)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的替代指標(biāo)分別選取了人均專利授權(quán)量、機(jī)械化程度和農(nóng)村人均用電量。研究結(jié)果發(fā)現(xiàn)：第一，各變量的數(shù)據(jù)滿足一階單整，變量之間具備長(zhǎng)期穩(wěn)定的協(xié)整關(guān)系；第二，最優(yōu)滯后階數(shù)為一期，同時(shí)，VAR（1）系統(tǒng)是穩(wěn)定的，因此，最優(yōu)模型為VAR（1）；第三，當(dāng)解釋變量受到正向的外部沖擊時(shí)，會(huì)對(duì)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)產(chǎn)生短期或長(zhǎng)期的推動(dòng)效應(yīng)，各解釋變量與被解釋變量之間存在正相關(guān)關(guān)系；第四，人均專利授權(quán)量對(duì)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)率最大，農(nóng)村用電量次之，機(jī)械化程度的正向效應(yīng)最小。

基于此，提出如下對(duì)策建議：第一，不斷提高農(nóng)業(yè)技術(shù)水平，形成農(nóng)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的新動(dòng)能；第二，加大對(duì)專利發(fā)明的投入力度，以專利申請(qǐng)授權(quán)為抓手，不斷提高武威市農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率；第三，進(jìn)一步完善農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施，保證農(nóng)村用電量，為提升機(jī)械化程度夯實(shí)物質(zhì)基礎(chǔ)。