“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)增長的動(dòng)力源泉…。目前，我國農(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)發(fā)表達(dá)基礎(chǔ)產(chǎn)業(yè)的目標(biāo)還有較大的差距。我國農(nóng)業(yè)也進(jìn)入由粗放式經(jīng)營向集約化發(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)我國農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整，提升農(nóng)業(yè)競爭力，實(shí)現(xiàn)農(nóng)業(yè)增長方式轉(zhuǎn)變和可持續(xù)發(fā)展的重要因素。2J。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)科技投入舊’41、區(qū)域農(nóng)業(yè)科技資源bJ、農(nóng)業(yè)科技資源配置效率．o-，還有學(xué)者對(duì)農(nóng)業(yè)科技人力資源一1、農(nóng)業(yè)科技信息資源等進(jìn)行了專門研究。由此看來，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。

l研究方法、變蕞選取和數(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)展之問的關(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)增長四個(gè)時(shí)問序列的平穩(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)序列具有同階肇整性，利用E—G兩步法來檢驗(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I．日J(rèn)的短期動(dòng)態(tài)關(guān)系。(4)最后，利用Grange因果關(guān)系檢驗(yàn)來考察農(nóng)業(yè)科技資源與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長之間的因果關(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(肘)來體現(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)了我國農(nóng)業(yè)領(lǐng)域的競爭能力，農(nóng)業(yè)研究與開發(fā)機(jī)構(gòu)對(duì)促進(jìn)我國農(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(y)：該指標(biāo)用農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值來表示，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)分別來自1990—2008年的《中國科技統(tǒng)計(jì)年鑒》和《中國農(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LNY、LNRD、LNH和LNM。

分析軟件采用的是Eviews5．1。

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ALNH、ALNM、ALNRD、ALNY在10％的顯著水平下是非平穩(wěn)的，而ALNRD在5％的顯著水平下是非平穩(wěn)的。但二階差分后的變量A2LNH、A2LNM、A2LNRD和A2LNY在l％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—l(2)，均為二階單整序列。

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，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、LN肋之間存在協(xié)整關(guān)系。

其次，將農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長作為被解釋變量，以農(nóng)業(yè)科技資源作為解釋變量運(yùn)用普通最dx_-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：LNY=一11．733+2．743×LNH一1．279×LNM+1．0915×LN兄D(1)t值=(一6．43)(5．41)(一2．89)(5．52)R2=0．9766F=209．2018DW=1．006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=o．972，說明模型整體擬合效果很好，且F統(tǒng)計(jì)值為209．2018，模型整體通過了顯著性檢驗(yàn)。令E表示上述回歸模型殘差，根據(jù)E=LNY+11．73298552—2．742980416×LN日+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)量為一3．叭l794，小于顯著性水平0．01時(shí)的臨界值一2．728252，可認(rèn)為殘差序列E為平穩(wěn)序列¨1，進(jìn)而再次驗(yàn)證序列LNY和LNH、LNM、LNRD具有協(xié)整關(guān)系，式l即為協(xié)整方程。