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農(nóng)業(yè)科技投入與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)的關(guān)聯(lián)性研究論文

時(shí)間:2021-07-02 11:26:06 論文 我要投稿

農(nóng)業(yè)科技投入與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)的關(guān)聯(lián)性研究論文

  科技是第一生產(chǎn)力,這個(gè)原則在農(nóng)業(yè)方面非常適用,自改革開(kāi)放以來(lái),隨著國(guó)家對(duì)農(nóng)業(yè)的大力投入,以及農(nóng)業(yè)機(jī)械、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)等不斷發(fā)展,我國(guó)的農(nóng)業(yè)水平得到了顯著提升;同時(shí),在農(nóng)業(yè)科技投入與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間形成了一種良性互動(dòng)的關(guān)系,即科技投入越大,產(chǎn)出越大,經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)越快,而經(jīng)濟(jì)的進(jìn)一步增長(zhǎng),又反作用于技術(shù)研發(fā),形成了一種動(dòng)態(tài)化的關(guān)聯(lián)性,極大地促進(jìn)了我國(guó)農(nóng)業(yè)的快速發(fā)展。以下針對(duì)農(nóng)業(yè)科技投入與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的動(dòng)態(tài)關(guān)聯(lián)性展開(kāi)具體說(shuō)明。

農(nóng)業(yè)科技投入與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)的關(guān)聯(lián)性研究論文

  一、概述

  從世界范圍來(lái)看,在20世紀(jì)50年代末,美國(guó)的索絡(luò)就提出了柯布-道格拉斯函數(shù)在勞動(dòng)質(zhì)量、資本類(lèi)型確定的情況下,對(duì)資源配置、知識(shí)進(jìn)步要素對(duì)于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的推動(dòng);80年代中后期已經(jīng)進(jìn)入到對(duì)其決定性的分析。在我國(guó),2008年由楊燦等人利用索羅斯模型、投入產(chǎn)出系數(shù)法,對(duì)我國(guó)廣東地區(qū)的科技進(jìn)步與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)貢獻(xiàn)率進(jìn)行了分析,效果較好。目前,世界范圍內(nèi)的400項(xiàng)左右的`農(nóng)業(yè)科技投入,帶動(dòng)了世界農(nóng)業(yè)的極大發(fā)展,且投入后的回報(bào)率高達(dá)49%之多。

  二、實(shí)證分析

  1.基本情況說(shuō)明

  靜態(tài)實(shí)證分析,是目前應(yīng)用較多的理論模式。根據(jù)我國(guó)農(nóng)業(yè)自改革開(kāi)放以來(lái)的發(fā)展情況來(lái)看,動(dòng)態(tài)性的關(guān)聯(lián)性分析才最為重要;原因在于我國(guó)屬于發(fā)展中國(guó)家,雖然經(jīng)濟(jì)位列世界第二,但實(shí)際拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)過(guò)熱的因素主要是國(guó)有企業(yè)與房地產(chǎn)等行業(yè),所以,整體來(lái)講財(cái)力有限,尤其是體現(xiàn)在農(nóng)業(yè)科技投入方面的已經(jīng)出現(xiàn)了南方投入多、北方投入少的局面。另外,農(nóng)業(yè)投入本身屬于周期長(zhǎng)、回報(bào)慢、回報(bào)率低、風(fēng)險(xiǎn)較高的行業(yè),因此,這些特征往往導(dǎo)致了農(nóng)業(yè)自身在科技、資金方面的吸引力的不足。但整體來(lái)看,我國(guó)的農(nóng)業(yè)發(fā)展一直處于一種正向的發(fā)展趨之中。本次研究中以向量自回歸模型為準(zhǔn)進(jìn)行分析,基礎(chǔ)是我國(guó)農(nóng)業(yè)科技投入與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)相關(guān)數(shù)據(jù),通過(guò)脈沖響應(yīng)函數(shù),分析農(nóng)業(yè)科技投入與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的相關(guān)性(時(shí)間確定為1986-2011年,原因是2011年后,房地產(chǎn)行業(yè)極速發(fā)展,熱錢(qián)最多,所以,這方面的實(shí)證研究意義不大,將時(shí)間確定在以上范圍)。首先,構(gòu)建動(dòng)態(tài)模型,即以數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)性質(zhì)為基礎(chǔ),通過(guò)相關(guān)時(shí)間序列系統(tǒng)預(yù)測(cè)、隨機(jī)擾動(dòng)對(duì)變量系統(tǒng)的動(dòng)態(tài)影響,從而實(shí)現(xiàn)二者間的動(dòng)態(tài)關(guān)聯(lián)性分析。其次,本次以農(nóng)業(yè)科技投入、農(nóng)業(yè)GDP兩種數(shù)據(jù)作為代表性指標(biāo),具體數(shù)據(jù)是由《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》(1986-2001中國(guó)農(nóng)業(yè)科技投入數(shù)據(jù))、《全國(guó)農(nóng)業(yè)計(jì)資料匯編》(2001-2011中國(guó)農(nóng)業(yè)科技投入數(shù)據(jù))采集而來(lái)。

  2.實(shí)證分析

  首先,在身量自回歸模型中,按照變量的平穩(wěn)性要求、白噪聲序列向量假設(shè)要求,本次研究通過(guò)協(xié)整檢驗(yàn)農(nóng)業(yè)科技投入變量序列、農(nóng)業(yè)GDP變量序列水平值、一階差分值、SC準(zhǔn)則,實(shí)現(xiàn)了對(duì)滯后階數(shù)的確定。檢驗(yàn)結(jié)果表明,通過(guò)序列LASTT、△LASTT、LAGDP、△LAGDP檢驗(yàn)后發(fā)現(xiàn)ADF臨界值分別為-3.6795、-3.5806、-2.9719、-2.9719;所以,結(jié)論是非平穩(wěn)、平穩(wěn)、非平穩(wěn)、平穩(wěn)。檢驗(yàn)結(jié)果表明,我國(guó)農(nóng)業(yè)科技投入變量序列、農(nóng)業(yè)GDP變量序列均屬于非平穩(wěn)序列;然而,在一階差分完成后,單位根消失,成為平穩(wěn)序列。其次,在協(xié)整檢驗(yàn)與誤差修正模型方面,本次研究通過(guò)對(duì)序列單整檢驗(yàn)進(jìn)一步分析了作為一階單整序列的LASTT、LAGDP,結(jié)果滿(mǎn)足條件。因此,通過(guò)EG兩步法對(duì)其進(jìn)行了進(jìn)一步的分析,具體是通過(guò)最小二乘法對(duì)二序列進(jìn)行長(zhǎng)期線性均衡關(guān)系估計(jì),得到關(guān)系式如下:LAGDPt=6.8937+0.6823LASTTt(78.2789)(32.9513)R2=0.9749F=1085.79然后,不規(guī)則根據(jù)單位根檢驗(yàn),即:△et=-0.2216et-1+0.4049△et-1(-2.3105)(2.3346)結(jié)果表明,殘差項(xiàng)無(wú)單位根,且屬于平穩(wěn)系列,所以,可以由此得到農(nóng)業(yè)科技投入中的資源配置效率要素對(duì)我國(guó)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的推動(dòng)及影響;即得到△LAGDPt中的R2值、F值、D.W.值:0.2695、5.9285、2.1410。根據(jù)模型得到的影響系數(shù)為0.0488,因此,當(dāng)投入變動(dòng)為1%,那么增長(zhǎng)變動(dòng)就為0.0488%,因而長(zhǎng)期影響較大,而短期影響較小。

  三、結(jié)論與建議

  通過(guò)以上分析可以看出,非平穩(wěn)序列是我國(guó)農(nóng)業(yè)科技投入變量序列、農(nóng)業(yè)GDP變量序列的基本特征,但也存在著二者之間的長(zhǎng)期穩(wěn)定性的協(xié)整關(guān)系,即動(dòng)態(tài)相關(guān)性;在本次研究中,由于樣本選取與之前的朱希剛、王桂所進(jìn)行的研究比較,農(nóng)業(yè)科技貢獻(xiàn)率顯著偏低,分析其中的差異原因發(fā)現(xiàn),主要是數(shù)據(jù)存在差異,本次研究主要是采用新時(shí)期的最新數(shù)據(jù),所以,誤差得到了修正;經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)彈性與其影響系數(shù)相比也顯著較高,證明了長(zhǎng)期影響的有效性。因此,建議如下。首先,在農(nóng)業(yè)科技投入方面,要注重整體的戰(zhàn)略部署,做好長(zhǎng)期投資的計(jì)劃與實(shí)施步驟,從而達(dá)到循序漸進(jìn)的發(fā)展;同時(shí),應(yīng)該實(shí)行換屆不換業(yè)務(wù)的政策,讓這些有利于農(nóng)業(yè)發(fā)展的長(zhǎng)期計(jì)劃得到有力實(shí)行。其次,經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)不能過(guò)分依賴(lài)于農(nóng)業(yè)GDP,即以統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)為綱,因?yàn)檗r(nóng)村相對(duì)分散,且在統(tǒng)計(jì)過(guò)程中會(huì)受到各種因素影響,加上地方政府的“急功近利”,往往會(huì)導(dǎo)致不精準(zhǔn),所以,要以對(duì)農(nóng)村農(nóng)民的實(shí)際收入數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)、日常生活水平方面的數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)等作為參考,共同進(jìn)行有效評(píng)價(jià),有力促進(jìn)這種農(nóng)業(yè)科技投入與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)間的動(dòng)態(tài)良性互動(dòng)。

  四、結(jié)語(yǔ)

  無(wú)論從實(shí)踐分析還是從理論進(jìn)行論證,我國(guó)的農(nóng)業(yè)發(fā)展,的確受到了資金投入、資源配置、科技投入的進(jìn)一步影響,且獲得了極大的發(fā)展,但在這種關(guān)系中,也透過(guò)出一些地區(qū)科技投入少而經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)慢的弊端與不足之處,所以,應(yīng)該盡可能在新一輪的新農(nóng)村改革、新型城鎮(zhèn)化建設(shè)與農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)型發(fā)展過(guò)程中,增加在農(nóng)業(yè)方面的資源優(yōu)化配置,提高科技投入水平,從而帶動(dòng)落后地區(qū)的發(fā)展,最好是通過(guò)先富帶后富的模式,實(shí)現(xiàn)區(qū)域性的合作并帶動(dòng)落后地區(qū)的發(fā)展,全面推動(dòng)農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)型與升級(jí)。

  參考文獻(xiàn):

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