農業科技資源與農業經濟發展研究3篇
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摘要：以農業作為研究對象，實證農業科技資源與農業經濟發展關系。首先，對現代農業的發展情況進行簡要概述；主要分析農業科技資源、農業經濟發展之間的動態關系；通過選取一些年份的統計數據，利用協整分析、格蘭杰因果關系檢驗方法，對農業科技資源與農業經濟發展關系進行實證研究。希望通過該文的初步論述引起更多的關注與更廣泛的交流，從而為該方面的理論研究工作與實踐工作提供一些有價值的信息，以供參考。
關鍵詞：農業科技資源；農業經濟發展；關系實證
我國是傳統型的農業大國，尤其是在工業和技術得到大力發展后，又反哺于農業的發展思路，在很大程度上推動了我國農業的發展。現階段，我國的科技貢獻率在50%左右，但由于我國農村地區廣大，加上技術與資源分布不平衡，所以，從這個角度看，農業依然停留于弱勢產業、靠天吃飯的困境之中。例如，陜西省北部地區、南方部分地區的土質變化等，均造成了我國農業向現代化轉型升級的阻礙因素，因此，應該加大科技投入、合理進行科技資源的優化配置，以推動農業經濟發展。以下就該問題展開具體說明。
一、概述
在本次研究中，以時間序列分析相關理論、方法作為基礎，從而展開對農業科技資源、農業經濟發展之間的關系研究；按照基本理論要求，所采取的屬于定量分析，具體是通過計量的辦法，以ADF對應研究農業研究、開發機構的各項投入，其要素包括設備、活動經費和技術人才等，重點是對時間序列的平穩性加以檢驗。若通過以上分析證實了序列的同階單整性，再通過E-G兩步法對形成關系的兩個對象間的協整關系進行分析，看其是否屬于長期均衡關系。另外，通過建立誤差修正模型，觀察短期動態關系，利用Grange因果關系進行邏輯討論。
二、實證分析
1.基本情況說明
首先，本次研究變量選取有兩大方面：一是農業科技資源；二是農業經濟增長（Y）。具體來看，第一，主要是H-農業技術人員、RD-農業研究與開發機構科技活動經費支出、M-農業機械總動力；第二，則主要是指農業總產值。此次選擇的數據資料取自于《中國科技統計年鑒》《中國農村統計年鑒》（1998-2014），若存在數據缺失，則選取當年的平均值進行補闕。其次，需要說明的是，在協整關系方面，對數變換并不對原始變量發生影響，所以，在農業科技資源方面主要是取自然對數，將新的變量分別標記為LNY、LNRD、LNH、LNM。本次研究所選擇的應用軟件為Eviews5.1。
2.分析
首先，根據此次研究，在變量ADF單位根檢驗方面，變量總共得到12個，即上面的4個變量，加上△LNY、△LNRD、△LNH、△LNM（民各于一階差序列），△2LNY、△2LNRD、△2LNH、△2LNM（二階差分序列）；具體根據檢驗類型，一一對應的對ADF統計量、臨界值（1%、5%、10%）進行了細致分析，最終根據測算，得到了在不同的臨界值方面的平穩或者不平穩性；結果為LNY、LNRD、LNH、LNM均為二階單整序列。其次，在協整檢驗、協整方程方面，應用E-G兩步檢驗法、Johansen檢驗法。具體是先通過跡檢驗、最大特征根檢驗方面的統計量、5%臨界值、Prob.（均選擇零假設、特征根）；結果是四者之間存在協整關系；當解釋變量為農業經濟增長之時，就可以利用OLS，即普通最小二乘法實現回歸方程，即LNY=-11.733+2.743＊LNH-1.279*LNM+1.096*LNRDt=(-6.43)(5.41)(-2.89)(5.52)R2=0.9766F=209.2018DW=1.006因此，檢驗整體通過，證實了二者間的關系。第三，設E為回歸模型殘差，就可以得到殘差序列，然后進行殘差的穩定性檢驗，方法依然是ADF單位根檢驗，需要注意的是，在E序列中，ADF檢驗值為-3.011794，通過分析對應的1%、5%、10%三個臨界值，得到滯后期為3，因此判定它屬于平穩型。具體是根據上面所說的軟件SIC準則自動計算得出。第四，透過對誤差的分析，即機械利用不足，兩個對象的關系是正相關，前者推動后者；但存在誤差，所以，需要借助于誤差修正模型加以解決。本次研究選擇Grange表述定理，即若存在變量X、Y時，且存在協整關系，那么短期非均衡關系總能通過一個誤差修正模型進行表述，從而可以對不同時間序列長期均衡關系、短期偏離向長期均衡修正情況進行正確反映，即短期關聯性小，長期關聯性顯著。因果關系檢驗則主要是透過零假設、F-統計值、P值、滯后階數四個要素，進行不是格蘭杰原因的分析。
3.結果
農業科技資源序列、農業經濟增長序列均為二階單整序列；二者之間存在長期均衡關系，短期動態關系存在誤差，應該進行偏離均衡方面的調整，力度約為60%，重點是對農業機械方面的拉動經濟的因果性加以有效評估，認識到它的利用率不足問題；農業經濟類型為粗放，但處于向集約型過渡階段。
三、建議
首先，建議在農業科技資源方面，做好資源的科學配置，即減少無實踐應用價值的科技及相關資源配置，增加有用的科技成果應用實驗；最好是通過建立實驗田的方式，進行多種、重復性的實驗，以提高應用實踐的頻率，縮短研究與實踐間的時間間隔。其次，注重對土壤、環境、水、氣和生態等各方面的資源的深入分析，將生態、科學發展相結合。目前，我國農村廣大地區環境惡劣、生態破壞嚴重，所以在這方面，應該關注可持續發展，科學理性地促進農業、生態和諧發展。再次，短期增加設備投入，硬件配置；長期做好技術型投入、資金型投入；使其得到可持續性發展。第四，培養農業科技人才，在這方面，應該借鑒袁隆平的實踐經驗，開設當地的研究機構，利用老師帶徒弟，共同研究的模式，真正抓住農業發展的軟要素，將科技與農業本身的要素進行結合，達到真正意義上的因地制宜。
四、結語
現代農業依靠的是科技及相關的資源配置，只有通過資金、技術、人才、設備等方面的不斷投入，才能更好地推動農業經濟的持續增長。但需要注意的是，我國廣大農村地區地域分布方面存在著重要的制約因素，尤其是土地的分散性極大地阻礙了農業的集中化、精細化發展。最好是通過目前正在建設的農村合作社形式不斷擴大對農業的革新，讓土地實現集約化，挖掘出土地本身所具有的真實產出價值，減少地方政府過度依靠土地開發拉動GDP的增長模式，使我國的經濟整體上趨向于平衡、正常的發展。
作者:王光紅 單位:吉林省撫松縣北崗鎮農村經濟管理服務中心
農業科技資源與農業經濟發展篇2
“科學技術是第一生產力”。農業的發展離不開農業科技的發展，農業科技進步是農業經濟增長的動力源泉［1］。目前，我國農業科技的總體水平還較低，科技進步對農業增長的貢獻率只有50%左右，農業仍未擺脫弱質產業和靠天吃飯的局面，離現代發達基礎產業的目標還有較大的差距。我國農業也進入由粗放式經營向集約化發展、依靠科技支撐改造傳統農業并向現代農業加速轉變的關鍵時期，并迎來了“以工促農”、“以城帶鄉”至“城鄉統籌”的加速轉換，農業發展的驅動力也由依賴政策創新、勞動力增加逐步轉變為依賴科技創新和農業科技資源的有效供給。農業科技資源配置成為推動我國農業結構調整，提升農業競爭力，實現農業增長方式轉變和可持續發展的重要因素［2］。在農業部科教司組織的“‘十二五’農業科技發展戰略專家務虛座談會”上，專家們建議應積極推進農業科技資源的共享和集成。于是，深入研究農業科技資源配置問題就成為現實焦點之一。但在農業科技資源存量既定而增量有限的情況下，糾正農業科技資源分配失衡、優化農業科技資源配置結構，提高農業資源配置效率，發揮農業科技資源優勢就顯得尤為迫切。已有文獻對農業科技資源的研究主要集中于農業科技投入［3，4］、區域農業科技資源［5］、農業科技資源配置效率［6］，還有學者對農業科技人力資源［7］、農業科技信息資源等進行了專門研究。由此看來，關于農業科技資源的規范深入研究還處于初級階段，定性描述的多定量測算的少、局部分析的多而全面統籌的少，于是，筆者嘗試利用計量經濟分析方法對農業科技資源與農業經濟發展的關系進行研究，以便為相關部門提供決策參考。
1研究方法、變量選取和數據處理
1．1研究方法
本研究利用時間序列分析的相關理論和方法，對農業科技資源與農業經濟發展之間的關系進行分析，所采用的主要計量方法:(1)首先，采用ADF方法對農業科技資源即農業研究與開發機構科技活動經費支出、農業技術人員、農業機械總動力與農業經濟增長四個時間序列的平穩性進行檢驗，以確實其單整階數。(2)其次，如果ADF檢驗結果表明四個序列具有同階單整性，利用E－G兩步法來檢驗農業科技資源與農業經濟發展之間是否存在協整關系，即長期均衡關系。(3)在農業科技資源與農業經濟發展之間存在協整關系的條件下，建立誤差修正模型，考察二者之間的短期動態關系。(4)最后，利用Grange因果關系檢驗來考察農業科技資源與農業經濟增長之間的因果關系。
1．2變量選取
1．農業科技資源。農業科技資源是農業科技人力資源、農業科技財力資源、農業科技物力資源及農業科技信息資源要素的總和，是由農業科技資源各要素及其子要素相互作用而構成的系統。本文中的農業科技資源的度量主要由農業技術人員(H)、農業研究與開發機構科技活動經費支出(RD)、農業機械總動力(M)來體現。農業技術人員:指從事農業專業技術工作的人員以及從事農業專業技術管理工作的人員，農業科技人員數量最能代表農村科技人力資源的狀況。農業研究與開發機構科技活動經費支出:研究與開發機構的R＆D活動增強了我國農業領域的競爭能力，農業研究與開發機構對促進我國農村科技的發展發揮著重要作用，而科技活動經費支出狀況則更能真實地體現科技活動經費的實際投入與使用狀況。因此，選擇農業研究與開發機構科技活動經費支出指標來代表農村科技財力資源。農業機械總動力:主要指用于農、林、牧、漁業的各種動力機械的動力總和，一定程度反映了農業科技物力資源的水平。2．農業經濟增長(Y):該指標用農業總產值來表示，即農林牧漁總產值(包括農業、林業、畜牧業、漁業和農林牧漁服務業)，它反映了一定時期內農林牧漁業生產總規模和總成果，具有高度的綜合性和代表性。
1．3數據來源與處理
農業技術人員、農業研究與開發機構科技活動經費支出、農業機械總動力和農林牧漁業總產值數據分別來自1990－2008年的《中國科技統計年鑒》和《中國農村統計年鑒》，對于個別指標所缺失的數據采用插值法進行了修補。由于對數變換并不影響原始變量之間的協整關系，而且對數變換往往可以消除異方差現象，所以對農林牧漁總產值、農業研究與開發機構科技活動經費支出、農業技術人員和農業機械總動力等4個變量分別取自然對數，可得到對數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實證分析結果
如果直接對時間序列數據進行回歸，有可能出現“謬誤回歸”的情況，導致不可靠的推論，并且只有當變量序列都為同階單整序列時才可進行協整分析，所以在協整分析前，有必要先檢驗LNH、LNM、LNRD和LNY四個時間序列的平穩性。
2．1單位根檢驗
單位根檢驗常用的方法是DF檢驗以及它的擴展形式ADF檢驗，后者帶有變量滯后項，以消除自相關的影響。研究采用ADF方法對變量原始序列、一階差分序列和二階差分序列分別進行單位根檢驗。單位根檢驗結果表明(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，因此是非平穩的;一階差分序列△LNH、△LNM、△LNRD、△LNY在10%的顯著水平下是非平穩的，而△LNRD在5%的顯著水平下是非平穩的。但二階差分后的變量△2LNH、△2LNM、△2LNRD和△2LNY在1%顯著性水平下，拒絕存在單位根的假設，因此是平穩的。單位根檢驗結果表明:LNH－I(2)、LNM－I(2)、LNRD－I(2)和LNY－I(2)，均為二階單整序列。
2．2協整檢驗與協整方程
上述單位根檢驗表明變量LNY、LNH、LNM、LNRD都是二階單整變量，所以可以進行協整分析以驗證LNY與LNH、LNM、LNRD之間是否存在協整關系。檢驗變量之間是否具有協整關系的方法，目前主流的方法有兩種:(Engle-Granger)E－G兩步檢驗法和Johansen檢驗法。本研究首先利用Johansen協整檢驗，選擇序列有確實性線性趨勢，但協整方程只有截距項，滯后階數為1，得出檢驗結果(見表2)。跡檢驗和最大特征根檢驗均表明在5%顯著性水平下，LNY、LNH、LNM、LNRD之間存在協整關系。其次，將農業經濟增長作為被解釋變量，以農業科技資源作為解釋變量運用普通最小二乘法(OLS)進行回歸分析，回歸結果見表3，得到如下回歸方程:LNY=－11．733+2．743×LNH－1．279×LNM+1．096×LNRD(1)t值=(－6．43)(5．41)(－2．89)(5．52)R2=0．9766F=209．2018DW=1．006根據各統計量的精確顯著性水平，可知各解釋變量的T統計量高度顯著，模型的擬合優度達到0．9766，調整后的擬合優度R2=0．972，說明模型整體擬合效果很好，且F統計值為209．2018，模型整體通過了顯著性檢驗。令E表示上述回歸模型殘差，根據E=LNY+11．73298552－2．742980416×LNH+1．279462888×LNM－1．095938477×LNRD得出殘差序列，并對殘差穩定性進行檢驗。表4為E的ADF檢驗結果，由于ADF統計量為－3．011794，小于顯著性水平0．01時的臨界值－2．728252，可認為殘差序列E為平穩序列［8］，進而再次驗證序列LNY和LNH、LNM、LNRD具有協整關系，式1即為協整方程。由式(1)可以看到:在樣本期內，農業技術人員、農業研究與開發機構科技活動經費支出和農業機械總動力對農業經濟發展的彈性分別為2．74、1．09和－1．28，且高度顯著，其經濟含義為:農業技術人員、農業研究與開發機構科技活動經費支出每增加1%，則農業總產值分別增加2．74%、1．09%，這充分說明農業科技人力資源與農業科技財力資源投入的增加會有力地促進農業經濟的發展;而農業機械總動力對農業發展的彈性為－1．28，說明農業機械的利用效率不高，對農業經濟發展的促進作用不明顯，即農機總動力對農業經濟增長的影響為顯著的負值，這顯然與事實不相符合，筆者認為在當時農業機械化程度非常低且主要集中在某幾個省份的狀況下，將農機總動力引入模型必然會帶來一定的偏差，結果很可能使得農業科技人力資源與農業科技經費投入的效果被高估了，故該模型有待進一步改進。出現這樣結果的原因可能是因為農業機械分布不均衡，地塊細碎化、土地類型差異導致不適宜機械化而且使用機械成本過高。
2．3誤差修正模型
通過對變量進行協整分析可以發現上述變量之間的長期均衡關系，但無法得知這些變量偏離它們共同的隨機趨勢時的調整速度，誤差修正模型(ErrorCorrectionModel)可以解決這個問題。建立誤差修正模型的目的在于研究因變量在短期波動中偏離長期均衡關系的程度。根據Grange表述定理(Grangerrepresentationtheory):如果變量X與Y是協整的，則它們間的短期非均衡關系總能由一個誤差修正模型表述。誤差修正模型既能反映不同的時間序列間的長期均衡關系，又能反映短期偏離向長期均衡修正的機制。通過上述的JJ協整檢驗，我們得出四個變量間存在協整關系，因此我們可以對其建立誤差修正模型，檢驗其短期動態均衡情況，增強結果的可信度。下面利用E－G兩步法建立誤差修正模型，建立如下誤差修正模型:△LNY=2．317×△LNH－0．066×△LNM+0．542×△LNRD－0．595×E(－1)(2)t值=(2．892)(－0．116)(3．119)(－3．257)R2=0．512，DW=1．080，AIC=－4．060，Loglikelihood=40．54。式(2)各t統計值均在5%水平上顯著，F統計量顯著，LM檢驗也表明不存在自相關，模型整體效果比較好。誤差項的系數為負數，說明符合反向修正機制，當短期偏離均衡時，將會以59．5%的幅度被調整到均衡狀態。農業技術人員、農業研究與開發機構科技活動經費支出和農業機械總動力的短期產出彈性分別為2．32、0．54和－0．07，即短期內農業技術人員、農業研究與開發機構科技活動經費支出增加1%，農業經濟增長分別為2．32%、0．54%，農業機械總動力增加使農業經濟產值變動－0．07%。通過長期與短期彈性的對比發現，農業技術人員和農業研究與開發機構科技活動經費支出都存在一定的滯后效應，其促使農業經濟發展的效果要經過一定的時間才能充分發揮出來，而農業機械的短期產出彈性大于長期彈性，即農業機械的功能在短期內就可以體現出來。
2．4Granger因果關系檢驗
Granger和Sims提出的因果關系檢驗可確定一個變量能否有助于預測另一個變量。Granger和Sims提出的因果關系檢驗法的基本思想如下:如果變量X有助于預測變量Y，即根據Y的過去值對Y進行自回歸時，如果再加上X的過去值，能顯著地增強回歸的解釋能力，則稱X是Y的Grange原因;否則，稱為非Grange原因。同時，Granger指出，如果變量之間是協整的，則至少存在一個方向上的Granger原因;在非協整情況下，任何原因的推斷將都是無效的。Grange檢驗結果見表5，表中的第一列是Granger因果關系檢驗的零假設，第二列數據為F統計量的數值，第三列的數據為F統計量在零假設成立時的概率顯著性水平，第四列為滯后階數。由于格蘭杰因果關系檢驗對滯后的階數非常敏感，本文采用AIC最小原則來確定滯后階數。由表5可知，在10%顯著性水平下，我們認為農業技術人員(LNH)是農業經濟增長(LNY)的格蘭杰原因，而農業經濟增長(LNY)不是農業技術人員(LNH)投入變動的影響因素，二者之間存在著單向Grange因果關系，農業技術人員(LNH)投入的提高或降低必然引起農業經濟發展(LNY)水平的提高或降低。在10%的顯著性水平下拒絕第三、第四個原假設，即農業機械總動力(LNM)與農業經濟發展(LNY)呈雙向Grange因果關系;同理，在5%顯著性水平下，農業研究與開發機構科技活動經費支出(LNRD)是農業經濟發展(LNY)的格蘭杰原因，這與姜濤(2008)的研究結論一致［9］，而農業經濟發展則不是農業研究與開發機構科技活動經費支出的Grange原因，也一定程度反映我國農業科研投入機制還存在深層次問題。
3結論與建議
本文選取了能夠代表農業科技資源投入的關鍵變量，展開了農業研發機構科技活動經費支出、農業技術人員和農業機械總動力對農業經濟增長影響的計量經濟學的協整分析和Granger因果檢驗，得到如以下結論:(1)我國農業經濟增長序列與農業科技資源序列都是二階單整序列，即LNH－I(2)、LNM－I(2)、LNRD－I(2)和LNY－I(2)。(2)農業經濟增長序列與農業科技資源序列之間存在協整關系，即長期均衡關系。(3)農業經濟增長序列與農業科技資源序列之間也存在短期動態關系，誤差修正方程的誤差修正系數均符合反向修正機制，農業科技資源對短期偏離均衡的調整力度為59．5%。(4)Grange因果關系檢驗結果表明，存在從農業R＆D機構科技活動經費支出、農業技術人員到農業經濟發展的單向Granger因果關系，而反向關系得不到實證支持。但農業機械總動力與農業經濟發展之間存在顯著的Granger因果關系。針對農業科技資源與農業經濟發展關系的論證結果，我們必須轉變農業增長方式，注重農業經濟運行中的增長質量和效益，即實現農業的粗放型(外延型)增長向集約型(內涵型)經濟增長轉變。具體建議如:(1)合理配置農業科技資源并高效利用。農業科技資源開發利用不夠的原因主要是農業科技創新能力不強，真正對農業生產發展有用的科技成果缺失［10］。同時，應充分發揮科技在農業資源和生態環境保護中的支撐作用［11］，著力對水、土、氣和生物資源節約與合理利用，農業污染防治、生態恢復與重建、外來入侵生物風險評估與防治等關鍵技術進行科技攻關，逐步改善農業生產環境，并為提高農業資源利用效率、發展循環經濟提供技術支持。(2)構建農業R＆D經費投入的長效機制。雖然近幾年政府加大農業投入力度，但各級地方政府的農業科技投入的短期行為比較明顯，且仍沿襲粗放型的發展方式，以致農業科技投入雖然得到了一定程度的提高但力度不大，持續性不強，導致農業經濟發展緩慢。從長遠看，農業科技投入對農業經濟增長將會產生持續的正向拉動作用，因此，我國在采用農業科技促進農業經濟增長的政策上，應采取長期政策而非短期政策［12］。(3)農業機械化適度推進。目前農民心理素質及技能水平與機械化要求之間不相匹配、相關行政支持力度滯后等現狀，大型農機推廣工作尚欠“東風”。因此，在推進農業機械化的過程中，政府部門須扮演好重要的“指路人”角色，提供必要的政策保護、產業規劃和經費支持等。(4)培養并留住農業科技人才。人才是第一資源，必須充分發揮農業科技人才的作用。我國經過幾十年的努力培養了一大批農業科技人才，但由于種種原因導致許多農業科技人才閑置轉行，脫離農業科技領域，使農業科技人才資源浪費嚴重，這種狀況必須改變。
作者:楊傳喜 張俊飚 趙可 單位:華中農業大學 經濟管理學院
農業科技資源與農業經濟發展篇3
1農業經濟發展與農業資源
新時代發展下的農業發展是需要與科學技術接軌的，而科技的進步與其在農業上的應用在未來也必然是農業經濟增長的主要動力所在。截止到目前為止，我國的農業科技水平相對于其他發達國家的農業水平還是有一定的差距，特別是在農業增長方面的利用率也僅僅只有平均水平的一半左右，所以農業的“身份”到現在還是處于一個頗為尷尬的位置，農業作為一個相對弱項的產業卻又與國家的發展有著密切地聯系，但是相對于人工的外力幫助，農業更多地還是受到大自然的影響，而且目前來說我國的農業科技資源離現代發達基礎產業的目標還是有著很大的差距。我國的農業正逐步地邁入轉型時期，開始由粗放式地經營模式逐漸轉化為更加具體化的集約化模式，這種發展和演變對于現代農業的科技化來說是一個至關重要的階段，也是在這個時期我國的農業發展開始有了新的方向和變化，將“互幫互助”“互相推進”利用起來，將“城與鄉”“工與農”之間的共同點融合起來，同時將不合之處磨合，加速他們之間的轉換，而農業發展原本的驅動力也逐漸地發生了改變，不再像過去一樣只是一味地依賴著政策創新、勞動力增加來實現經濟需求，而是開始利用科技發展帶來的便利，以及科技資源的供給來加快發展步伐。一直以來關于農業科技這一領域的戰略性問題專家們的看法大多是放在科技資源的共享問題上，認為推動農業科技的發展的前提就在于資源集成方面，因此，關于農業領域的資源配置問題自然成為了等待解決的一大問題。但是農業科技的資源本身也存在一定的缺陷和問題，資源存量就是影響資源配置的主要問題，因為無法控制好資源的既定與增量，所以當前的主要問題就是要先解決和調整農業科技的資源分配，更需要將資源配置的結構重新優化，以保證資源配置的效率能夠得到有效地提高，能夠將農業科技的資源優勢最大程度的發揮出來。但是農業科技資源領域具體的研究方向還是更傾向于科技投入、資源配置效率，以及區域的農業科技資源方面，但是也有部分學者更傾向于將研究的重點放在科技人力資源和科技信息資源方面，但是這些研究歸根究底還是處于一個“入門”的狀態，雖然有定性的描述，但是定量的測算卻不足，有局部的分析，但又缺少全面的統籌，可能就是因為研究的重點不夠均衡，才使得我國的農業科技資源研究無法突破這個瓶頸。
2實證分析
為了確保數據的準確性，減少實證分析中的誤差，不能直接使用向量自回歸模型處理時間序列數據，還是需要先將變量確定，對時間序列做進一步地監測，在確保平穩性之后再做更進一步的研究。
2.1單位根檢驗
在進行計量經濟分析時檢驗方式的選擇一般也是考慮到具體的對象而決定，但是考慮到我們的檢驗對象是單位根，所以選擇了ADF的檢驗方式。而且通過研究的結果不難發現，檢驗對象的四個變量的原始序列相對來說要比顯著水平的小10%左右，而且它們都存在單位根，所以基本上可以判定它是非平穩的。而且這四個變量所對應的一階分差序列也要比顯著水平的小10%，證明它的分差序列與原始序列一樣也是非平穩的。而且它的二階差分的變量都是在1%這個顯著水平之下的，所以根本可以排除對單位根是平穩時間序列的假設。根據單位根檢查結果顯示，LNM、LNH、LNRD和LNY，這四個非平穩的序列在經過二階差分之后逐漸變為平穩序列，所以可以判定這四個變量均為二階單整的變量。
2.2協整檢驗及相關方程
在進行實證研究時，首先采用的還是Johansen法，利用該方式進行協整地檢驗，雖然選擇的數據相對來說還是有著比較明顯地線性趨勢，但是協整方程中卻只含有截距項，并且它們的滯后階數等于1。通過檢驗結果可知其原變量間具有協整關系。同時對農業經濟發展進行解釋，而解釋變量就是農業科技資源，所采用的則是最小二乘法來對二者的關系進行回歸性分析，而其線性回歸方程為：LNY=-1.733+LNY2.743LNH-1.279LNM+1.096LNRD該方程中擬合優度（R2）為0.9766，再經調整后為0.972，其回歸模型的擬合效果較好，經過驗證分析可知上述方程就是協整方程式。
2.3誤差修正及因果關系檢驗
根據對農業經濟發展與農業科技資源的投入的實證分析，其實可以發現其原變量之間確實存在著某種穩定的長久關系，但是目前對于原變量在偏離共同趨勢過程中的調整速度還是不能做到一個準確地判斷，所以還是需要一定的修正，而誤差修正模型就是修正數據的主要途徑。在進行修正處理后將長期與短期彈性進一步地對比，最后還是需要將我國的農業科技資源合理地進行配置，以便提高利用效率。同時還需要加強科技資金方面的投入，只有有了充沛的后備資金儲備，才能更好地建立起長效的投入機制，以便合理地推進機械化建設，加強農業科技人才的培養，而人才就是發展的希望，我國未來的農業經濟發展也必然離不開這些優秀的人才和先進的設備與思想。
參考文獻
[1]柯炳生.強化農業科技支撐推進現代農業發展[J].農村工作通訊，2011，（23）：1.
[2]廖寶紅.依靠農業科技進步促進農業經濟發展——以河北省農林科學院為例[J].河北農業科學，2011，15（5）：92-93.
作者:趙淑敏 單位:五常市五常鎮農業畜牧發展服務中心
