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农业经济论文关于农业科技资源农业经济关系实证论文范文参考资料 （河南省濮阳市华龙区科学技术局，河南濮阳457001） 摘要：农业科技资源对于农业的可持续发展有着重要的意义，为了更好地分析农业经济发展与农业科技资源之间的关系，现选取1 997年到201 5年相关的数据，利用格兰杰因果检验及协整分析方法，就农业经济增长与农业机械总动力、农业技术人员、农业科技研究及开发活动经费之间的内在关系进行了详细的考察，发现农业科技人力资源及财力资源的投入增加会促进农业经济的发展，但农业机械总动力对农业经济的发展没有明显的促进作用，并且农业技术人员及农业研究开发科研活动经费支出对经济发展的影响均具备一定的滞后性，农业技术人员投入会影响农业经济发展水平。 关键词：农业科技资源；农业经济发展；格兰杰因果检验；协 整分析：农业机械总动力；农业技术人员 ：F323.3 .A ：1005-913X( xx)030042- 02 现阶段，我国农业科技的水平还相对较低，许多地区的农业发展依然依靠产业及天气。这主要是因为农业科技推广和使用不足，农业科技资源配置不均匀。为了改进当前农业科技资源分配失衡的问题、切实提高资源配置的效率、充分发挥农业科技资源的优势，必须要就农业科技相关的问题进行规范深入的研究，主要利用计量经济分析法就农业经济的发展与农业科技资源之间的关系进行实证研究。 本次研究采用时间序列分析的有关理论分析农业经济发展与农业科技资源之间的关系。具体的研究过程如下：使用ADF方法检验农业经济增长、农业机械总动力、农业技术人员及农业研究开发科研活动经费支出的平稳性，继而确定单整阶数：如果上述检验结果证明以上四个序列确实具有同阶单整性，采用Ec两步法对农业经济发展与农业科技资源之间的长期均衡关系协整关系）进行检验：确定农业经济发展与农业科技资源之间存在协整关系后，建立误差修正模型，对农业经济发展与农业科技资源之间的短期动态关系进行考察：采用格兰杰因果检验的方法对农业经济增长与农业科技资源之间的因果关系进行考察。 （二）变量法 本次研究主要选择了两个变量即农业科技资源和农业经济增长。其中农业科技资源主要包括农业科技信息资源、农业科技物力资源、农业科技财力资源以及农业经济人力资源四部分，在此处主要通过农业机械总动力M）、农业研究开发科研活动经费支出RD）及农业技术人员H）三个参数度量农业科技资源。其中农业技术人员指的是所有从事农业专业技术管理及专业技术工作的人员，代表农业科技人力资源的状况，农业研究开发科研活动经费支出能够比较真实地反映农业科技活动经费的投入及使用的情况，代表的是农业科技财力资源。农业机械总动力指的是用于农林牧渔等各种农业活动的动力机械的动力综合，代表的是农业科技的物力资源。农业经济增长Y）指标主要采用包括农、林、牧、渔及其服务业在内的农业总产值表示，能够比较全面地反映出一段时期之内我国农业生产的总成果。 （三）数据法 本次研究采用的是农、林、牧、渔总产值数据。农业研究开发科技活动经费支出等等所有的数据均1997年到xx年的中国农村统计年鉴及中国科技统计年鉴，其中少数缺失的数据主要利用了插值法进行补充。实际的计算过程中可能会出现异方差现象，影响实证分析的结果，因此本次研究中将农业机械总动力M）、农业研究开发科研活动经费支出RD）、农业技术人员（H）及农林牧渔总产值几个变量进行对数变换，利用该变换方法不会影响这些变量之间的协整关系，但能够消除异方差，对数变换之后的新变量分别记为LNY、LNRD、LNH及LNM，然后采用views进行实证分析。 协整分析的重要前提条件即所有的变量序列均为同阶单整序列，否则会出现谬误回归”的情况，因此协整分析之前，需要首先针对对数变换之后的四个时间序列的平稳性进行检验。 DF检验及ADF检验是单位根检验时常用的方法，ADF检验其实是DF检验的扩展形式，带有变量滞后项，可以有效地消除自相关对于检验结果的影响。因此本次实证研究中采用ADF的方法进行单位根检验，单位根检验的主要内容是变量原始序列、一阶、二阶差分序列。检验结果表明，在1096显著水平下，变量LNH、LNM、LNRD、LNY均不能拒绝存在单位根的假设，非平稳，在5%显著水平下，一阶差分序列ALNH、厶LNM、LNRD、ALNY不平稳，1%显著水平下，二阶差分序列；LNH、zLNM、zLNM、zLNY平稳。单位根检验结果表明LNH-I(2)、LNM-I(2)、LNRD-I(N)、LNY -I(2)为二阶单整序列。 （二）协整检验与协整方程 通过单位根检验可以知道本文选择的四个变换变量均为二阶单整变量，能够进行协整分析，验证LNY与其余三个变量之间是否存在协整关系时可以采用Johansen协整检验法，各序列有确实性线性趋势，协整方程有截距项，滞后阶数为1。检验结果可以发现，在5%显著性水平下，最大特征根检验及迹检验都可以发现四个变量之间存在协整关系。 回归分析时，采用最小二乘法进行，农业科技资源和农业经济增长分别为解释变量及被解释变量，回归方程如下所示： LNV=11.733+2.743x LNH1.279x LNM+1.096xLNRD t值=（6.43X 5.41)( 1X2.89)( 5.52) ,R2=0.976（拟合优度）F=209.201g F统计值） 各解释变量的T统计量显著情况主要根据其精确显著性水平得出，协整检验表明，各解释变量的T统计量高度显著，该模型的拟合优度为o97 66，调整后为o972，由此表明该模式的拟合效果良好，由F统计值可以看出该模型通过了显著性检验。回归模型残差用表示。 E=LNY+11.7 3298552- 2.7 4298041 6x LNH+1.279462888x LNM1.095938477 x LNDR 由上述公式可以得出残差序列，然后检验残差稳定性，残差ADF检验结果如表1所不。 从表1的检验结果可以明显看出：残差序列为平稳序列，然后将公式1）所示回归方程作为协整方程验证LNY序列与LNH、LNM及LNRD之间的协整关系。公式1中农业技术人员对经济发展的弹性为2，74，农业研究开发科研活动经费支出对经济发展的弹性为109，农业机械总动力对经济发展的弹性为-128，高度显著，这也就意味着农业技术人员投入增加1%，农业总产值增加2.74%，农业研究开发科研活动经费支出每增加1%，农业总产值增加1.09%，农业机械总动力对农业经济发展的弹性呈现负值，由此说明，农业科技人力资源及财力资源的投入增加会促进农业经济的发展，但农业机械总动力对农业经济的发展没有明显的促进作用，这一实证分析结果与实际情况存在的偏差，可能是因为现阶段我国农业发展过程中机械化程度相对较低，且大多集中在华北、东北平原等等地区，绝大多数农村地区的农业机械化程度都比较低，导致农机总动力模型存在偏差。 对四个变量进行协整分析之后发现各变量之间存在着长期均衡关系，但变量偏离共同随机趋势的调整速度无法准确的得出，因此需要建立一个误差修正模型解决这一问题。通过建立该模型可以研究短期波动中因变量偏离长期均衡关系的程度。根据格兰杰表述定理，如果变量xY为协整关系，那么可以用误差修正模型表述二者的短期非均衡关系。误差修正模型采用Ec两步法建立，模型如下： ALNY=2.317x LNH0.066xLNM+0.542xLNRD0.595x() t值=(2.892)（- 0.116) (3.119lL3.2 57),R2=0.512,DW=1,080.AIC=4.060 log likelihood=40.54. 由该式可以看出，5%水平以上t统计值显著，F统计量显著，LM检验之后得出结论，各变量之间不存在自相关，该误差修正模型的整体效果较好。误差项的系数均为负值，说明该模型符合反向修正机制，短期偏离均衡的时候，可以调整到均衡状态，调整幅度为59.590，该调整模型中，农业技术人员对经济发展的弹性为2.32，农业研究开发科研活动经费支出对经济发展的弹性为o54，农业机械总动力对经济发展的弹性为o07，意义与上文相同，这里不再详细表述。通过对比短期弹性及长期弹性，发现农业技术人员及农业研究开发科研活动经费支出对经济发展的影响均具备一定的滞后性，也就是说实际的促进效果需要经过一段时间之后才能够显现出来，但农业机械的功能在短期之内就能够明显的显现出来。 格兰杰因果检验能够检测出一个变量对另一个变量的预测是否有帮助。格兰杰因果的结果如表2所示。 表中滞后阶数采用AIC最小原则进行确定。由表中数据可以明显的看出，10%显著性水平下，农业技术人员与农业经济发展存在单向格兰杰因果关系，农业技术人员投入的增加及减少会影响农业经济发展水平。拒绝第三及第四原假设，也就是说农业经济发展与农业机械总动力为双向格兰杰因果关系。5%显著性水平之下，农业研究开发科技活动经费支出与农业经济发展为单向格兰杰因果关系，说明农业研究开发科技