农业科技资源与农业经济发展研究3篇

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农业科技资源与农业经济发展篇1

摘要：以农业作为研究对象，实证农业科技资源与农业经济发展关系。首先，对现代农业的发展情况进行简要概述；主要分析农业科技资源、农业经济发展之间的动态关系；通过选取一些年份的统计数据，利用协整分析、格兰杰因果关系检验方法，对农业科技资源与农业经济发展关系进行实证研究。希望通过该文的初步论述引起更多的关注与更广泛的交流，从而为该方面的理论研究工作与实践工作提供一些有价值的信息，以供参考。

关键词：农业科技资源；农业经济发展；关系实证

我国是传统型的农业大国，尤其是在工业和技术得到大力发展后，又反哺于农业的发展思路，在很大程度上推动了我国农业的发展。现阶段，我国的科技贡献率在50%左右，但由于我国农村地区广大，加上技术与资源分布不平衡，所以，从这个角度看，农业依然停留于弱势产业、靠天吃饭的困境之中。例如，陕西省北部地区、南方部分地区的土质变化等，均造成了我国农业向现代化转型升级的阻碍因素，因此，应该加大科技投入、合理进行科技资源的优化配置，以推动农业经济发展。以下就该问题展开具体说明。

一、概述

在本次研究中，以时间序列分析相关理论、方法作为基础，从而展开对农业科技资源、农业经济发展之间的关系研究；按照基本理论要求，所采取的属于定量分析，具体是通过计量的办法，以ADF对应研究农业研究、开发机构的各项投入，其要素包括设备、活动经费和技术人才等，重点是对时间序列的平稳性加以检验。若通过以上分析证实了序列的同阶单整性，再通过E-G两步法对形成关系的两个对象间的协整关系进行分析，看其是否属于长期均衡关系。另外，通过建立误差修正模型，观察短期动态关系，利用Grange因果关系进行逻辑讨论。

二、实证分析

1.基本情况说明

首先，本次研究变量选取有两大方面：一是农业科技资源；二是农业经济增长（Y）。具体来看，第一，主要是H-农业技术人员、RD-农业研究与开发机构科技活动经费支出、M-农业机械总动力；第二，则主要是指农业总产值。此次选择的数据资料取自于《中国科技统计年鉴》《中国农村统计年鉴》（1998-2014），若存在数据缺失，则选取当年的平均值进行补阙。其次，需要说明的是，在协整关系方面，对数变换并不对原始变量发生影响，所以，在农业科技资源方面主要是取自然对数，将新的变量分别标记为LNY、LNRD、LNH、LNM。本次研究所选择的应用软件为Eviews5.1。

2.分析

首先，根据此次研究，在变量ADF单位根检验方面，变量总共得到12个，即上面的4个变量，加上△LNY、△LNRD、△LNH、△LNM（民各于一阶差序列），△2LNY、△2LNRD、△2LNH、△2LNM（二阶差分序列）；具体根据检验类型，一一对应的对ADF统计量、临界值（1%、5%、10%）进行了细致分析，最终根据测算，得到了在不同的临界值方面的平稳或者不平稳性；结果为LNY、LNRD、LNH、LNM均为二阶单整序列。其次，在协整检验、协整方程方面，应用E-G两步检验法、Johansen检验法。具体是先通过迹检验、最大特征根检验方面的统计量、5%临界值、Prob.（均选择零假设、特征根）；结果是四者之间存在协整关系；当解释变量为农业经济增长之时，就可以利用OLS，即普通最小二乘法实现回归方程，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，检验整体通过，证实了二者间的关系。第三，设E为回归模型残差，就可以得到残差序列，然后进行残差的稳定性检验，方法依然是ADF单位根检验，需要注意的是，在E序列中，ADF检验值为-3.011794，通过分析对应的1%、5%、10%三个临界值，得到滞后期为3，因此判定它属于平稳型。具体是根据上面所说的软件SIC准则自动计算得出。第四，透过对误差的分析，即机械利用不足，两个对象的关系是正相关，前者推动后者；但存在误差，所以，需要借助于误差修正模型加以解决。本次研究选择Grange表述定理，即若存在变量X、Y时，且存在协整关系，那么短期非均衡关系总能通过一个误差修正模型进行表述，从而可以对不同时间序列长期均衡关系、短期偏离向长期均衡修正情况进行正确反映，即短期关联性小，长期关联性显著。因果关系检验则主要是透过零假设、F-统计值、P值、滞后阶数四个要素，进行不是格兰杰原因的分析。

3.结果

农业科技资源序列、农业经济增长序列均为二阶单整序列；二者之间存在长期均衡关系，短期动态关系存在误差，应该进行偏离均衡方面的调整，力度约为60%，重点是对农业机械方面的拉动经济的因果性加以有效评估，认识到它的利用率不足问题；农业经济类型为粗放，但处于向集约型过渡阶段。

三、建议

首先，建议在农业科技资源方面，做好资源的科学配置，即减少无实践应用价值的科技及相关资源配置，增加有用的科技成果应用实验；最好是通过建立实验田的方式，进行多种、重复性的实验，以提高应用实践的频率，缩短研究与实践间的时间间隔。其次，注重对土壤、环境、水、气和生态等各方面的资源的深入分析，将生态、科学发展相结合。目前，我国农村广大地区环境恶劣、生态破坏严重，所以在这方面，应该关注可持续发展，科学理性地促进农业、生态和谐发展。再次，短期增加设备投入，硬件配置；长期做好技术型投入、资金型投入；使其得到可持续性发展。第四，培养农业科技人才，在这方面，应该借鉴袁隆平的实践经验，开设当地的研究机构，利用老师带徒弟，共同研究的模式，真正抓住农业发展的软要素，将科技与农业本身的要素进行结合，达到真正意义上的因地制宜。

四、结语

现代农业依靠的是科技及相关的资源配置，只有通过资金、技术、人才、设备等方面的不断投入，才能更好地推动农业经济的持续增长。但需要注意的是，我国广大农村地区地域分布方面存在着重要的制约因素，尤其是土地的分散性极大地阻碍了农业的集中化、精细化发展。最好是通过目前正在建设的农村合作社形式不断扩大对农业的革新，让土地实现集约化，挖掘出土地本身所具有的真实产出价值，减少地方政府过度依靠土地开发拉动GDP的增长模式，使我国的经济整体上趋向于平衡、正常的发展。

作者:王光红 单位:吉林省抚松县北岗镇农村经济管理服务中心

农业科技资源与农业经济发展篇2

“科学技术是第一生产力”。农业的发展离不开农业科技的发展，农业科技进步是农业经济增长的动力源泉［1］。目前，我国农业科技的总体水平还较低，科技进步对农业增长的贡献率只有50%左右，农业仍未摆脱弱质产业和靠天吃饭的局面，离现代发达基础产业的目标还有较大的差距。我国农业也进入由粗放式经营向集约化发展、依靠科技支撑改造传统农业并向现代农业加速转变的关键时期，并迎来了“以工促农”、“以城带乡”至“城乡统筹”的加速转换，农业发展的驱动力也由依赖政策创新、劳动力增加逐步转变为依赖科技创新和农业科技资源的有效供给。农业科技资源配置成为推动我国农业结构调整，提升农业竞争力，实现农业增长方式转变和可持续发展的重要因素［2］。在农业部科教司组织的“‘十二五’农业科技发展战略专家务虚座谈会”上，专家们建议应积极推进农业科技资源的共享和集成。于是，深入研究农业科技资源配置问题就成为现实焦点之一。但在农业科技资源存量既定而增量有限的情况下，纠正农业科技资源分配失衡、优化农业科技资源配置结构，提高农业资源配置效率，发挥农业科技资源优势就显得尤为迫切。已有文献对农业科技资源的研究主要集中于农业科技投入［3，4］、区域农业科技资源［5］、农业科技资源配置效率［6］，还有学者对农业科技人力资源［7］、农业科技信息资源等进行了专门研究。由此看来，关于农业科技资源的规范深入研究还处于初级阶段，定性描述的多定量测算的少、局部分析的多而全面统筹的少，于是，笔者尝试利用计量经济分析方法对农业科技资源与农业经济发展的关系进行研究，以便为相关部门提供决策参考。

1研究方法、变量选取和数据处理

1．1研究方法

本研究利用时间序列分析的相关理论和方法，对农业科技资源与农业经济发展之间的关系进行分析，所采用的主要计量方法:(1)首先，采用ADF方法对农业科技资源即农业研究与开发机构科技活动经费支出、农业技术人员、农业机械总动力与农业经济增长四个时间序列的平稳性进行检验，以确实其单整阶数。(2)其次，如果ADF检验结果表明四个序列具有同阶单整性，利用E－G两步法来检验农业科技资源与农业经济发展之间是否存在协整关系，即长期均衡关系。(3)在农业科技资源与农业经济发展之间存在协整关系的条件下，建立误差修正模型，考察二者之间的短期动态关系。(4)最后，利用Grange因果关系检验来考察农业科技资源与农业经济增长之间的因果关系。

1．2变量选取

1．农业科技资源。农业科技资源是农业科技人力资源、农业科技财力资源、农业科技物力资源及农业科技信息资源要素的总和，是由农业科技资源各要素及其子要素相互作用而构成的系统。本文中的农业科技资源的度量主要由农业技术人员(H)、农业研究与开发机构科技活动经费支出(RD)、农业机械总动力(M)来体现。农业技术人员:指从事农业专业技术工作的人员以及从事农业专业技术管理工作的人员，农业科技人员数量最能代表农村科技人力资源的状况。农业研究与开发机构科技活动经费支出:研究与开发机构的R＆D活动增强了我国农业领域的竞争能力，农业研究与开发机构对促进我国农村科技的发展发挥着重要作用，而科技活动经费支出状况则更能真实地体现科技活动经费的实际投入与使用状况。因此，选择农业研究与开发机构科技活动经费支出指标来代表农村科技财力资源。农业机械总动力:主要指用于农、林、牧、渔业的各种动力机械的动力总和，一定程度反映了农业科技物力资源的水平。2．农业经济增长(Y):该指标用农业总产值来表示，即农林牧渔总产值(包括农业、林业、畜牧业、渔业和农林牧渔服务业)，它反映了一定时期内农林牧渔业生产总规模和总成果，具有高度的综合性和代表性。

1．3数据来源与处理

农业技术人员、农业研究与开发机构科技活动经费支出、农业机械总动力和农林牧渔业总产值数据分别来自1990－2008年的《中国科技统计年鉴》和《中国农村统计年鉴》，对于个别指标所缺失的数据采用插值法进行了修补。由于对数变换并不影响原始变量之间的协整关系，而且对数变换往往可以消除异方差现象，所以对农林牧渔总产值、农业研究与开发机构科技活动经费支出、农业技术人员和农业机械总动力等4个变量分别取自然对数，可得到对数变换后的新变量记为LNY、LNRD、LNH和LNM。分析软件采用的是Eviews5．1。

2实证分析结果

如果直接对时间序列数据进行回归，有可能出现“谬误回归”的情况，导致不可靠的推论，并且只有当变量序列都为同阶单整序列时才可进行协整分析，所以在协整分析前，有必要先检验LNH、LNM、LNRD和LNY四个时间序列的平稳性。

2．1单位根检验

单位根检验常用的方法是DF检验以及它的扩展形式ADF检验，后者带有变量滞后项，以消除自相关的影响。研究采用ADF方法对变量原始序列、一阶差分序列和二阶差分序列分别进行单位根检验。单位根检验结果表明(见表1)，原始序列LNY、LNH、LNM、LNRD在10%的显著水平下，均不能拒绝存在单位跟的假设，因此是非平稳的;一阶差分序列△LNH、△LNM、△LNRD、△LNY在10%的显著水平下是非平稳的，而△LNRD在5%的显著水平下是非平稳的。但二阶差分后的变量△2LNH、△2LNM、△2LNRD和△2LNY在1%显著性水平下，拒绝存在单位根的假设，因此是平稳的。单位根检验结果表明:LNH－I(2)、LNM－I(2)、LNRD－I(2)和LNY－I(2)，均为二阶单整序列。

2．2协整检验与协整方程

上述单位根检验表明变量LNY、LNH、LNM、LNRD都是二阶单整变量，所以可以进行协整分析以验证LNY与LNH、LNM、LNRD之间是否存在协整关系。检验变量之间是否具有协整关系的方法，目前主流的方法有两种:(Engle-Granger)E－G两步检验法和Johansen检验法。本研究首先利用Johansen协整检验，选择序列有确实性线性趋势，但协整方程只有截距项，滞后阶数为1，得出检验结果(见表2)。迹检验和最大特征根检验均表明在5%显著性水平下，LNY、LNH、LNM、LNRD之间存在协整关系。其次，将农业经济增长作为被解释变量，以农业科技资源作为解释变量运用普通最小二乘法(OLS)进行回归分析，回归结果见表3，得到如下回归方程: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根据各统计量的精确显著性水平，可知各解释变量的T统计量高度显著，模型的拟合优度达到0．9766，调整后的拟合优度R2=0．972，说明模型整体拟合效果很好，且F统计值为209．2018，模型整体通过了显著性检验。令E表示上述回归模型残差，根据E=LNY+11．73298552－2．742980416×LNH+1．279462888×LNM－1．095938477×LNRD得出残差序列，并对残差稳定性进行检验。表4为E的ADF检验结果，由于ADF统计量为－3．011794，小于显著性水平0．01时的临界值－2．728252，可认为残差序列E为平稳序列［8］，进而再次验证序列LNY和LNH、LNM、LNRD具有协整关系，式1即为协整方程。由式(1)可以看到:在样本期内，农业技术人员、农业研究与开发机构科技活动经费支出和农业机械总动力对农业经济发展的弹性分别为2．74、1．09和－1．28，且高度显著，其经济含义为:农业技术人员、农业研究与开发机构科技活动经费支出每增加1%，则农业总产值分别增加2．74%、1．09%，这充分说明农业科技人力资源与农业科技财力资源投入的增加会有力地促进农业经济的发展;而农业机械总动力对农业发展的弹性为－1．28，说明农业机械的利用效率不高，对农业经济发展的促进作用不明显，即农机总动力对农业经济增长的影响为显著的负值，这显然与事实不相符合，笔者认为在当时农业机械化程度非常低且主要集中在某几个省份的状况下，将农机总动力引入模型必然会带来一定的偏差，结果很可能使得农业科技人力资源与农业科技经费投入的效果被高估了，故该模型有待进一步改进。出现这样结果的原因可能是因为农业机械分布不均衡，地块细碎化、土地类型差异导致不适宜机械化而且使用机械成本过高。

2．3误差修正模型

通过对变量进行协整分析可以发现上述变量之间的长期均衡关系，但无法得知这些变量偏离它们共同的随机趋势时的调整速度，误差修正模型(ErrorCorrectionModel)可以解决这个问题。建立误差修正模型的目的在于研究因变量在短期波动中偏离长期均衡关系的程度。根据Grange表述定理(Grangerrepresentationtheory):如果变量X与Y是协整的，则它们间的短期非均衡关系总能由一个误差修正模型表述。误差修正模型既能反映不同的时间序列间的长期均衡关系，又能反映短期偏离向长期均衡修正的机制。通过上述的JJ协整检验，我们得出四个变量间存在协整关系，因此我们可以对其建立误差修正模型，检验其短期动态均衡情况，增强结果的可信度。下面利用E－G两步法建立误差修正模型，建立如下误差修正模型:△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统计值均在5%水平上显著，F统计量显著，LM检验也表明不存在自相关，模型整体效果比较好。误差项的系数为负数，说明符合反向修正机制，当短期偏离均衡时，将会以59．5%的幅度被调整到均衡状态。农业技术人员、农业研究与开发机构科技活动经费支出和农业机械总动力的短期产出弹性分别为2．32、0．54和－0．07，即短期内农业技术人员、农业研究与开发机构科技活动经费支出增加1%，农业经济增长分别为2．32%、0．54%，农业机械总动力增加使农业经济产值变动－0．07%。通过长期与短期弹性的对比发现，农业技术人员和农业研究与开发机构科技活动经费支出都存在一定的滞后效应，其促使农业经济发展的效果要经过一定的时间才能充分发挥出来，而农业机械的短期产出弹性大于长期弹性，即农业机械的功能在短期内就可以体现出来。

2．4Granger因果关系检验

Granger和Sims提出的因果关系检验可确定一个变量能否有助于预测另一个变量。Granger和Sims提出的因果关系检验法的基本思想如下:如果变量X有助于预测变量Y，即根据Y的过去值对Y进行自回归时，如果再加上X的过去值，能显著地增强回归的解释能力，则称X是Y的Grange原因;否则，称为非Grange原因。同时，Granger指出，如果变量之间是协整的，则至少存在一个方向上的Granger原因;在非协整情况下，任何原因的推断将都是无效的。Grange检验结果见表5，表中的第一列是Granger因果关系检验的零假设，第二列数据为F统计量的数值，第三列的数据为F统计量在零假设成立时的概率显著性水平，第四列为滞后阶数。由于格兰杰因果关系检验对滞后的阶数非常敏感，本文采用AIC最小原则来确定滞后阶数。由表5可知，在10%显著性水平下，我们认为农业技术人员(LNH)是农业经济增长(LNY)的格兰杰原因，而农业经济增长(LNY)不是农业技术人员(LNH)投入变动的影响因素，二者之间存在着单向Grange因果关系，农业技术人员(LNH)投入的提高或降低必然引起农业经济发展(LNY)水平的提高或降低。在10%的显著性水平下拒绝第三、第四个原假设，即农业机械总动力(LNM)与农业经济发展(LNY)呈双向Grange因果关系;同理，在5%显著性水平下，农业研究与开发机构科技活动经费支出(LNRD)是农业经济发展(LNY)的格兰杰原因，这与姜涛(2008)的研究结论一致［9］，而农业经济发展则不是农业研究与开发机构科技活动经费支出的Grange原因，也一定程度反映我国农业科研投入机制还存在深层次问题。

3结论与建议

本文选取了能够代表农业科技资源投入的关键变量，展开了农业研发机构科技活动经费支出、农业技术人员和农业机械总动力对农业经济增长影响的计量经济学的协整分析和Granger因果检验，得到如以下结论:(1)我国农业经济增长序列与农业科技资源序列都是二阶单整序列，即LNH－I(2)、LNM－I(2)、LNRD－I(2)和LNY－I(2)。(2)农业经济增长序列与农业科技资源序列之间存在协整关系，即长期均衡关系。(3)农业经济增长序列与农业科技资源序列之间也存在短期动态关系，误差修正方程的误差修正系数均符合反向修正机制，农业科技资源对短期偏离均衡的调整力度为59．5%。(4)Grange因果关系检验结果表明，存在从农业R＆D机构科技活动经费支出、农业技术人员到农业经济发展的单向Granger因果关系，而反向关系得不到实证支持。但农业机械总动力与农业经济发展之间存在显著的Granger因果关系。针对农业科技资源与农业经济发展关系的论证结果，我们必须转变农业增长方式，注重农业经济运行中的增长质量和效益，即实现农业的粗放型(外延型)增长向集约型(内涵型)经济增长转变。具体建议如:(1)合理配置农业科技资源并高效利用。农业科技资源开发利用不够的原因主要是农业科技创新能力不强，真正对农业生产发展有用的科技成果缺失［10］。同时，应充分发挥科技在农业资源和生态环境保护中的支撑作用［11］，着力对水、土、气和生物资源节约与合理利用，农业污染防治、生态恢复与重建、外来入侵生物风险评估与防治等关键技术进行科技攻关，逐步改善农业生产环境，并为提高农业资源利用效率、发展循环经济提供技术支持。(2)构建农业R＆D经费投入的长效机制。虽然近几年政府加大农业投入力度，但各级地方政府的农业科技投入的短期行为比较明显，且仍沿袭粗放型的发展方式，以致农业科技投入虽然得到了一定程度的提高但力度不大，持续性不强，导致农业经济发展缓慢。从长远看，农业科技投入对农业经济增长将会产生持续的正向拉动作用，因此，我国在采用农业科技促进农业经济增长的政策上，应采取长期政策而非短期政策［12］。(3)农业机械化适度推进。目前农民心理素质及技能水平与机械化要求之间不相匹配、相关行政支持力度滞后等现状，大型农机推广工作尚欠“东风”。因此，在推进农业机械化的过程中，政府部门须扮演好重要的“指路人”角色，提供必要的政策保护、产业规划和经费支持等。(4)培养并留住农业科技人才。人才是第一资源，必须充分发挥农业科技人才的作用。我国经过几十年的努力培养了一大批农业科技人才，但由于种种原因导致许多农业科技人才闲置转行，脱离农业科技领域，使农业科技人才资源浪费严重，这种状况必须改变。

作者:杨传喜 张俊飚 赵可 单位:华中农业大学 经济管理学院

农业科技资源与农业经济发展篇3

1农业经济发展与农业资源

新时代发展下的农业发展是需要与科学技术接轨的，而科技的进步与其在农业上的应用在未来也必然是农业经济增长的主要动力所在。截止到目前为止，我国的农业科技水平相对于其他发达国家的农业水平还是有一定的差距，特别是在农业增长方面的利用率也仅仅只有平均水平的一半左右，所以农业的“身份”到现在还是处于一个颇为尴尬的位置，农业作为一个相对弱项的产业却又与国家的发展有着密切地联系，但是相对于人工的外力帮助，农业更多地还是受到大自然的影响，而且目前来说我国的农业科技资源离现代发达基础产业的目标还是有着很大的差距。我国的农业正逐步地迈入转型时期，开始由粗放式地经营模式逐渐转化为更加具体化的集约化模式，这种发展和演变对于现代农业的科技化来说是一个至关重要的阶段，也是在这个时期我国的农业发展开始有了新的方向和变化，将“互帮互助”“互相推进”利用起来，将“城与乡”“工与农”之间的共同点融合起来，同时将不合之处磨合，加速他们之间的转换，而农业发展原本的驱动力也逐渐地发生了改变，不再像过去一样只是一味地依赖着政策创新、劳动力增加来实现经济需求，而是开始利用科技发展带来的便利，以及科技资源的供给来加快发展步伐。一直以来关于农业科技这一领域的战略性问题专家们的看法大多是放在科技资源的共享问题上，认为推动农业科技的发展的前提就在于资源集成方面，因此，关于农业领域的资源配置问题自然成为了等待解决的一大问题。但是农业科技的资源本身也存在一定的缺陷和问题，资源存量就是影响资源配置的主要问题，因为无法控制好资源的既定与增量，所以当前的主要问题就是要先解决和调整农业科技的资源分配，更需要将资源配置的结构重新优化，以保证资源配置的效率能够得到有效地提高，能够将农业科技的资源优势最大程度的发挥出来。但是农业科技资源领域具体的研究方向还是更倾向于科技投入、资源配置效率，以及区域的农业科技资源方面，但是也有部分学者更倾向于将研究的重点放在科技人力资源和科技信息资源方面，但是这些研究归根究底还是处于一个“入门”的状态，虽然有定性的描述，但是定量的测算却不足，有局部的分析，但又缺少全面的统筹，可能就是因为研究的重点不够均衡，才使得我国的农业科技资源研究无法突破这个瓶颈。

2实证分析

为了确保数据的准确性，减少实证分析中的误差，不能直接使用向量自回归模型处理时间序列数据，还是需要先将变量确定，对时间序列做进一步地监测，在确保平稳性之后再做更进一步的研究。

2.1单位根检验

在进行计量经济分析时检验方式的选择一般也是考虑到具体的对象而决定，但是考虑到我们的检验对象是单位根，所以选择了ADF的检验方式。而且通过研究的结果不难发现，检验对象的四个变量的原始序列相对来说要比显著水平的小10%左右，而且它们都存在单位根，所以基本上可以判定它是非平稳的。而且这四个变量所对应的一阶分差序列也要比显著水平的小10%，证明它的分差序列与原始序列一样也是非平稳的。而且它的二阶差分的变量都是在1%这个显著水平之下的，所以根本可以排除对单位根是平稳时间序列的假设。根据单位根检查结果显示，LNM、LNH、LNRD和LNY，这四个非平稳的序列在经过二阶差分之后逐渐变为平稳序列，所以可以判定这四个变量均为二阶单整的变量。

2.2协整检验及相关方程

在进行实证研究时，首先采用的还是Johansen法，利用该方式进行协整地检验，虽然选择的数据相对来说还是有着比较明显地线性趋势，但是协整方程中却只含有截距项，并且它们的滞后阶数等于1。通过检验结果可知其原变量间具有协整关系。同时对农业经济发展进行解释，而解释变量就是农业科技资源，所采用的则是最小二乘法来对二者的关系进行回归性分析，而其线性回归方程为：LNY=-1.733+LNY2.743LNH-1.279LNM+1.096LNRD该方程中拟合优度（R2）为0.9766，再经调整后为0.972，其回归模型的拟合效果较好，经过验证分析可知上述方程就是协整方程式。

2.3误差修正及因果关系检验

根据对农业经济发展与农业科技资源的投入的实证分析，其实可以发现其原变量之间确实存在着某种稳定的长久关系，但是目前对于原变量在偏离共同趋势过程中的调整速度还是不能做到一个准确地判断，所以还是需要一定的修正，而误差修正模型就是修正数据的主要途径。在进行修正处理后将长期与短期弹性进一步地对比，最后还是需要将我国的农业科技资源合理地进行配置，以便提高利用效率。同时还需要加强科技资金方面的投入，只有有了充沛的后备资金储备，才能更好地建立起长效的投入机制，以便合理地推进机械化建设，加强农业科技人才的培养，而人才就是发展的希望，我国未来的农业经济发展也必然离不开这些优秀的人才和先进的设备与思想。

参考文献

[1]柯炳生.强化农业科技支撑推进现代农业发展[J].农村工作通讯，2011，（23）：1.

[2]廖宝红.依靠农业科技进步促进农业经济发展——以河北省农林科学院为例[J].河北农业科学，2011，15（5）：92-93.

作者:赵淑敏 单位:五常市五常镇农业畜牧发展服务中心