農(nóng)業(yè)科技資源與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展研究3篇

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農(nóng)業(yè)科技資源與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展篇1

摘要：以農(nóng)業(yè)作為研究對(duì)象，實(shí)證農(nóng)業(yè)科技資源與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展關(guān)系。首先，對(duì)現(xiàn)代農(nóng)業(yè)的發(fā)展情況進(jìn)行簡(jiǎn)要概述；主要分析農(nóng)業(yè)科技資源、農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展之間的動(dòng)態(tài)關(guān)系；通過(guò)選取一些年份的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，利用協(xié)整分析、格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)方法，對(duì)農(nóng)業(yè)科技資源與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展關(guān)系進(jìn)行實(shí)證研究。希望通過(guò)該文的初步論述引起更多的關(guān)注與更廣泛的交流，從而為該方面的理論研究工作與實(shí)踐工作提供一些有價(jià)值的信息，以供參考。

關(guān)鍵詞：農(nóng)業(yè)科技資源；農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展；關(guān)系實(shí)證

我國(guó)是傳統(tǒng)型的農(nóng)業(yè)大國(guó)，尤其是在工業(yè)和技術(shù)得到大力發(fā)展后，又反哺于農(nóng)業(yè)的發(fā)展思路，在很大程度上推動(dòng)了我國(guó)農(nóng)業(yè)的發(fā)展。現(xiàn)階段，我國(guó)的科技貢獻(xiàn)率在50%左右，但由于我國(guó)農(nóng)村地區(qū)廣大，加上技術(shù)與資源分布不平衡，所以，從這個(gè)角度看，農(nóng)業(yè)依然停留于弱勢(shì)產(chǎn)業(yè)、靠天吃飯的困境之中。例如，陜西省北部地區(qū)、南方部分地區(qū)的土質(zhì)變化等，均造成了我國(guó)農(nóng)業(yè)向現(xiàn)代化轉(zhuǎn)型升級(jí)的阻礙因素，因此，應(yīng)該加大科技投入、合理進(jìn)行科技資源的優(yōu)化配置，以推動(dòng)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展。以下就該問(wèn)題展開具體說(shuō)明。

一、概述

在本次研究中，以時(shí)間序列分析相關(guān)理論、方法作為基礎(chǔ)，從而展開對(duì)農(nóng)業(yè)科技資源、農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展之間的關(guān)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(guò)計(jì)量的辦法，以ADF對(duì)應(yīng)研究農(nóng)業(yè)研究、開發(fā)機(jī)構(gòu)的各項(xiàng)投入，其要素包括設(shè)備、活動(dòng)經(jīng)費(fèi)和技術(shù)人才等，重點(diǎn)是對(duì)時(shí)間序列的平穩(wěn)性加以檢驗(yàn)。若通過(guò)以上分析證實(shí)了序列的同階單整性，再通過(guò)E-G兩步法對(duì)形成關(guān)系的兩個(gè)對(duì)象間的協(xié)整關(guān)系進(jìn)行分析，看其是否屬于長(zhǎng)期均衡關(guān)系。另外，通過(guò)建立誤差修正模型，觀察短期動(dòng)態(tài)關(guān)系，利用Grange因果關(guān)系進(jìn)行邏輯討論。

二、實(shí)證分析

1.基本情況說(shuō)明

首先，本次研究變量選取有兩大方面：一是農(nóng)業(yè)科技資源；二是農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)（Y）。具體來(lái)看，第一，主要是H-農(nóng)業(yè)技術(shù)人員、RD-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、M-農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力；第二，則主要是指農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值。此次選擇的數(shù)據(jù)資料取自于《中國(guó)科技統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國(guó)農(nóng)村統(tǒng)計(jì)年鑒》（1998-2014），若存在數(shù)據(jù)缺失，則選取當(dāng)年的平均值進(jìn)行補(bǔ)闕。其次，需要說(shuō)明的是，在協(xié)整關(guān)系方面，對(duì)數(shù)變換并不對(duì)原始變量發(fā)生影響，所以，在農(nóng)業(yè)科技資源方面主要是取自然對(duì)數(shù)，將新的變量分別標(biāo)記為L(zhǎng)NY、LNRD、LNH、LNM。本次研究所選擇的應(yīng)用軟件為Eviews5.1。

2.分析

首先，根據(jù)此次研究，在變量ADF單位根檢驗(yàn)方面，變量總共得到12個(gè)，即上面的4個(gè)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(jù)檢驗(yàn)類型，一一對(duì)應(yīng)的對(duì)ADF統(tǒng)計(jì)量、臨界值（1%、5%、10%）進(jìn)行了細(xì)致分析，最終根據(jù)測(cè)算，得到了在不同的臨界值方面的平穩(wěn)或者不平穩(wěn)性；結(jié)果為L(zhǎng)NY、LNRD、LNH、LNM均為二階單整序列。其次，在協(xié)整檢驗(yàn)、協(xié)整方程方面，應(yīng)用E-G兩步檢驗(yàn)法、Johansen檢驗(yàn)法。具體是先通過(guò)跡檢驗(yàn)、最大特征根檢驗(yàn)方面的統(tǒng)計(jì)量、5%臨界值、Prob.（均選擇零假設(shè)、特征根）；結(jié)果是四者之間存在協(xié)整關(guān)系；當(dāng)解釋變量為農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之時(shí)，就可以利用OLS，即普通最小二乘法實(shí)現(xiàn)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(yàn)整體通過(guò)，證實(shí)了二者間的關(guān)系。第三，設(shè)E為回歸模型殘差，就可以得到殘差序列，然后進(jìn)行殘差的穩(wěn)定性檢驗(yàn)，方法依然是ADF單位根檢驗(yàn)，需要注意的是，在E序列中，ADF檢驗(yàn)值為-3.011794，通過(guò)分析對(duì)應(yīng)的1%、5%、10%三個(gè)臨界值，得到滯后期為3，因此判定它屬于平穩(wěn)型。具體是根據(jù)上面所說(shuō)的軟件SIC準(zhǔn)則自動(dòng)計(jì)算得出。第四，透過(guò)對(duì)誤差的分析，即機(jī)械利用不足，兩個(gè)對(duì)象的關(guān)系是正相關(guān)，前者推動(dòng)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(shí)，且存在協(xié)整關(guān)系，那么短期非均衡關(guān)系總能通過(guò)一個(gè)誤差修正模型進(jìn)行表述，從而可以對(duì)不同時(shí)間序列長(zhǎng)期均衡關(guān)系、短期偏離向長(zhǎng)期均衡修正情況進(jìn)行正確反映，即短期關(guān)聯(lián)性小，長(zhǎng)期關(guān)聯(lián)性顯著。因果關(guān)系檢驗(yàn)則主要是透過(guò)零假設(shè)、F-統(tǒng)計(jì)值、P值、滯后階數(shù)四個(gè)要素，進(jìn)行不是格蘭杰原因的分析。

3.結(jié)果

農(nóng)業(yè)科技資源序列、農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)序列均為二階單整序列；二者之間存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系，短期動(dòng)態(tài)關(guān)系存在誤差，應(yīng)該進(jìn)行偏離均衡方面的調(diào)整，力度約為60%，重點(diǎn)是對(duì)農(nóng)業(yè)機(jī)械方面的拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)的因果性加以有效評(píng)估，認(rèn)識(shí)到它的利用率不足問(wèn)題；農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)類型為粗放，但處于向集約型過(guò)渡階段。

三、建議

首先，建議在農(nóng)業(yè)科技資源方面，做好資源的科學(xué)配置，即減少無(wú)實(shí)踐應(yīng)用價(jià)值的科技及相關(guān)資源配置，增加有用的科技成果應(yīng)用實(shí)驗(yàn)；最好是通過(guò)建立實(shí)驗(yàn)田的方式，進(jìn)行多種、重復(fù)性的實(shí)驗(yàn)，以提高應(yīng)用實(shí)踐的頻率，縮短研究與實(shí)踐間的時(shí)間間隔。其次，注重對(duì)土壤、環(huán)境、水、氣和生態(tài)等各方面的資源的深入分析，將生態(tài)、科學(xué)發(fā)展相結(jié)合。目前，我國(guó)農(nóng)村廣大地區(qū)環(huán)境惡劣、生態(tài)破壞嚴(yán)重，所以在這方面，應(yīng)該關(guān)注可持續(xù)發(fā)展，科學(xué)理性地促進(jìn)農(nóng)業(yè)、生態(tài)和諧發(fā)展。再次，短期增加設(shè)備投入，硬件配置；長(zhǎng)期做好技術(shù)型投入、資金型投入；使其得到可持續(xù)性發(fā)展。第四，培養(yǎng)農(nóng)業(yè)科技人才，在這方面，應(yīng)該借鑒袁隆平的實(shí)踐經(jīng)驗(yàn)，開設(shè)當(dāng)?shù)氐难芯繖C(jī)構(gòu)，利用老師帶徒弟，共同研究的模式，真正抓住農(nóng)業(yè)發(fā)展的軟要素，將科技與農(nóng)業(yè)本身的要素進(jìn)行結(jié)合，達(dá)到真正意義上的因地制宜。

四、結(jié)語(yǔ)

現(xiàn)代農(nóng)業(yè)依靠的是科技及相關(guān)的資源配置，只有通過(guò)資金、技術(shù)、人才、設(shè)備等方面的不斷投入，才能更好地推動(dòng)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)的持續(xù)增長(zhǎng)。但需要注意的是，我國(guó)廣大農(nóng)村地區(qū)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(nóng)業(yè)的集中化、精細(xì)化發(fā)展。最好是通過(guò)目前正在建設(shè)的農(nóng)村合作社形式不斷擴(kuò)大對(duì)農(nóng)業(yè)的革新，讓土地實(shí)現(xiàn)集約化，挖掘出土地本身所具有的真實(shí)產(chǎn)出價(jià)值，減少地方政府過(guò)度依靠土地開發(fā)拉動(dòng)GDP的增長(zhǎng)模式，使我國(guó)的經(jīng)濟(jì)整體上趨向于平衡、正常的發(fā)展。

作者:王光紅 單位:吉林省撫松縣北崗鎮(zhèn)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)管理服務(wù)中心

農(nóng)業(yè)科技資源與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展篇2

“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(zhǎng)的動(dòng)力源泉［1］。目前，我國(guó)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(zhǎng)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)代發(fā)達(dá)基礎(chǔ)產(chǎn)業(yè)的目標(biāo)還有較大的差距。我國(guó)農(nóng)業(yè)也進(jìn)入由粗放式經(jīng)營(yíng)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(lái)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(guó)農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整，提升農(nóng)業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力，實(shí)現(xiàn)農(nóng)業(yè)增長(zhǎng)方式轉(zhuǎn)變和可持續(xù)發(fā)展的重要因素［2］。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(wèn)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(shì)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［3，4］、區(qū)域農(nóng)業(yè)科技資源［5］、農(nóng)業(yè)科技資源配置效率［6］，還有學(xué)者對(duì)農(nóng)業(yè)科技人力資源［7］、農(nóng)業(yè)科技信息資源等進(jìn)行了專門研究。由此看來(lái)，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(cè)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。

1研究方法、變量選取和數(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)展之間的關(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(zhǎng)四個(gè)時(shí)間序列的平穩(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)序列具有同階單整性，利用E－G兩步法來(lái)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(zhǎng)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，考察二者之間的短期動(dòng)態(tài)關(guān)系。(4)最后，利用Grange因果關(guān)系檢驗(yàn)來(lái)考察農(nóng)業(yè)科技資源與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)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(M)來(lái)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(guó)農(nóng)業(yè)領(lǐng)域的競(jìng)爭(zhēng)能力，農(nóng)業(yè)研究與開發(fā)機(jī)構(gòu)對(duì)促進(jìn)我國(guó)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(lái)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(zhǎng)(Y):該指標(biāo)用農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值來(lái)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(lái)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(lái)自1990－2008年的《中國(guó)科技統(tǒng)計(jì)年鑒》和《中國(guó)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L(zhǎng)NY、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△LNH、△LNM、△LNRD、△LNY在10%的顯著水平下是非平穩(wěn)的，而△LNRD在5%的顯著水平下是非平穩(wěn)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(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－I(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(shì)，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、LNRD之間存在協(xié)整關(guān)系。其次，將農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)作為被解釋變量，以農(nóng)業(yè)科技資源作為解釋變量運(yùn)用普通最小二乘法(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=－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(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=0．972，說(shuō)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(guò)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×LNH+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－3．011794，小于顯著性水平0．01時(shí)的臨界值－2．728252，可認(rèn)為殘差序列E為平穩(wěn)序列［8］，進(jìn)而再次驗(yàn)證序列LNY和LNH、LNM、LNRD具有協(xié)整關(guān)系，式1即為協(xié)整方程。由式(1)可以看到:在樣本期內(nèi)，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)支出和農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力對(duì)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的彈性分別為2．74、1．09和－1．28，且高度顯著，其經(jīng)濟(jì)含義為: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)支出每增加1%，則農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值分別增加2．74%、1．09%，這充分說(shuō)明農(nóng)業(yè)科技人力資源與農(nóng)業(yè)科技財(cái)力資源投入的增加會(huì)有力地促進(jìn)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展;而農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力對(duì)農(nóng)業(yè)發(fā)展的彈性為－1．28，說(shuō)明農(nóng)業(yè)機(jī)械的利用效率不高，對(duì)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的促進(jìn)作用不明顯，即農(nóng)機(jī)總動(dòng)力對(duì)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響為顯著的負(fù)值，這顯然與事實(shí)不相符合，筆者認(rèn)為在當(dāng)時(shí)農(nóng)業(yè)機(jī)械化程度非常低且主要集中在某幾個(gè)省份的狀況下，將農(nóng)機(jī)總動(dòng)力引入模型必然會(huì)帶來(lái)一定的偏差，結(jié)果很可能使得農(nóng)業(yè)科技人力資源與農(nóng)業(yè)科技經(jīng)費(fèi)投入的效果被高估了，故該模型有待進(jìn)一步改進(jìn)。出現(xiàn)這樣結(jié)果的原因可能是因?yàn)檗r(nóng)業(yè)機(jī)械分布不均衡，地塊細(xì)碎化、土地類型差異導(dǎo)致不適宜機(jī)械化而且使用機(jī)械成本過(guò)高。

2．3誤差修正模型

通過(guò)對(duì)變量進(jìn)行協(xié)整分析可以發(fā)現(xiàn)上述變量之間的長(zhǎng)期均衡關(guān)系，但無(wú)法得知這些變量偏離它們共同的隨機(jī)趨勢(shì)時(shí)的調(diào)整速度，誤差修正模型(ErrorCorrectionModel)可以解決這個(gè)問(wèn)題。建立誤差修正模型的目的在于研究因變量在短期波動(dòng)中偏離長(zhǎng)期均衡關(guān)系的程度。根據(jù)Grange表述定理(Grangerrepresentationtheory):如果變量X與Y是協(xié)整的，則它們間的短期非均衡關(guān)系總能由一個(gè)誤差修正模型表述。誤差修正模型既能反映不同的時(shí)間序列間的長(zhǎng)期均衡關(guān)系，又能反映短期偏離向長(zhǎng)期均衡修正的機(jī)制。通過(guò)上述的JJ協(xié)整檢驗(yàn)，我們得出四個(gè)變量間存在協(xié)整關(guān)系，因此我們可以對(duì)其建立誤差修正模型，檢驗(yàn)其短期動(dòng)態(tài)均衡情況，增強(qiáng)結(jié)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(tǒng)計(jì)值均在5%水平上顯著，F(xiàn)統(tǒng)計(jì)量顯著，LM檢驗(yàn)也表明不存在自相關(guān)，模型整體效果比較好。誤差項(xiàng)的系數(shù)為負(fù)數(shù)，說(shuō)明符合反向修正機(jī)制，當(dāng)短期偏離均衡時(shí)，將會(huì)以59．5%的幅度被調(diào)整到均衡狀態(tài)。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)支出和農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力的短期產(chǎn)出彈性分別為2．32、0．54和－0．07，即短期內(nèi)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)支出增加1%，農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)分別為2．32%、0．54%，農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力增加使農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)產(chǎn)值變動(dòng)－0．07%。通過(guò)長(zhǎng)期與短期彈性的對(duì)比發(fā)現(xiàn)，農(nóng)業(yè)技術(shù)人員和農(nóng)業(yè)研究與開發(fā)機(jī)構(gòu)科技活動(dòng)經(jīng)費(fèi)支出都存在一定的滯后效應(yīng)，其促使農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的效果要經(jīng)過(guò)一定的時(shí)間才能充分發(fā)揮出來(lái)，而農(nóng)業(yè)機(jī)械的短期產(chǎn)出彈性大于長(zhǎng)期彈性，即農(nóng)業(yè)機(jī)械的功能在短期內(nèi)就可以體現(xiàn)出來(lái)。

2．4Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)

Granger和Sims提出的因果關(guān)系檢驗(yàn)可確定一個(gè)變量能否有助于預(yù)測(cè)另一個(gè)變量。Granger和Sims提出的因果關(guān)系檢驗(yàn)法的基本思想如下:如果變量X有助于預(yù)測(cè)變量Y，即根據(jù)Y的過(guò)去值對(duì)Y進(jìn)行自回歸時(shí)，如果再加上X的過(guò)去值，能顯著地增強(qiáng)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(shí)，Granger指出，如果變量之間是協(xié)整的，則至少存在一個(gè)方向上的Granger原因;在非協(xié)整情況下，任何原因的推斷將都是無(wú)效的。Grange檢驗(yàn)結(jié)果見表5，表中的第一列是Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)的零假設(shè)，第二列數(shù)據(jù)為F統(tǒng)計(jì)量的數(shù)值，第三列的數(shù)據(jù)為F統(tǒng)計(jì)量在零假設(shè)成立時(shí)的概率顯著性水平，第四列為滯后階數(shù)。由于格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)對(duì)滯后的階數(shù)非常敏感，本文采用AIC最小原則來(lái)確定滯后階數(shù)。由表5可知，在10%顯著性水平下，我們認(rèn)為農(nóng)業(yè)技術(shù)人員(LNH)是農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)(LNY)的格蘭杰原因，而農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)(LNY)不是農(nóng)業(yè)技術(shù)人員(LNH)投入變動(dòng)的影響因素，二者之間存在著單向Grange因果關(guān)系，農(nóng)業(yè)技術(shù)人員(LNH)投入的提高或降低必然引起農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)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(gè)原假設(shè)，即農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力(LNM)與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展(LNY)呈雙向Grange因果關(guān)系;同理，在5%顯著性水平下，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(LNRD)是農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展(LNY)的格蘭杰原因，這與姜濤(2008)的研究結(jié)論一致［9］，而農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展則不是農(nóng)業(yè)研究與開發(fā)機(jī)構(gòu)科技活動(dòng)經(jīng)費(fèi)支出的Grange原因，也一定程度反映我國(guó)農(nóng)業(yè)科研投入機(jī)制還存在深層次問(wèn)題。

3結(jié)論與建議

本文選取了能夠代表農(nóng)業(yè)科技資源投入的關(guān)鍵變量，展開了農(nóng)業(yè)研發(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)力對(duì)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)影響的計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)的協(xié)整分析和Granger因果檢驗(yàn)，得到如以下結(jié)論:(1)我國(guó)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)序列與農(nóng)業(yè)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(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)序列與農(nóng)業(yè)科技資源序列之間存在協(xié)整關(guān)系，即長(zhǎng)期均衡關(guān)系。(3)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)序列與農(nóng)業(yè)科技資源序列之間也存在短期動(dòng)態(tài)關(guān)系，誤差修正方程的誤差修正系數(shù)均符合反向修正機(jī)制，農(nóng)業(yè)科技資源對(duì)短期偏離均衡的調(diào)整力度為59．5%。(4)Grange因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果表明，存在從農(nóng)業(yè)R＆D機(jī)構(gòu)科技活動(dòng)經(jīng)費(fèi)支出、農(nóng)業(yè)技術(shù)人員到農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的單向Granger因果關(guān)系，而反向關(guān)系得不到實(shí)證支持。但農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展之間存在顯著的Granger因果關(guān)系。針對(duì)農(nóng)業(yè)科技資源與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展關(guān)系的論證結(jié)果，我們必須轉(zhuǎn)變農(nóng)業(yè)增長(zhǎng)方式，注重農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)運(yùn)行中的增長(zhǎng)質(zhì)量和效益，即實(shí)現(xiàn)農(nóng)業(yè)的粗放型(外延型)增長(zhǎng)向集約型(內(nèi)涵型)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)轉(zhuǎn)變。具體建議如:(1)合理配置農(nóng)業(yè)科技資源并高效利用。農(nóng)業(yè)科技資源開發(fā)利用不夠的原因主要是農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新能力不強(qiáng)，真正對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)發(fā)展有用的科技成果缺失［10］。同時(shí)，應(yīng)充分發(fā)揮科技在農(nóng)業(yè)資源和生態(tài)環(huán)境保護(hù)中的支撐作用［11］，著力對(duì)水、土、氣和生物資源節(jié)約與合理利用，農(nóng)業(yè)污染防治、生態(tài)恢復(fù)與重建、外來(lái)入侵生物風(fēng)險(xiǎn)評(píng)估與防治等關(guān)鍵技術(shù)進(jìn)行科技攻關(guān)，逐步改善農(nóng)業(yè)生產(chǎn)環(huán)境，并為提高農(nóng)業(yè)資源利用效率、發(fā)展循環(huán)經(jīng)濟(jì)提供技術(shù)支持。(2)構(gòu)建農(nóng)業(yè)R＆D經(jīng)費(fèi)投入的長(zhǎng)效機(jī)制。雖然近幾年政府加大農(nóng)業(yè)投入力度，但各級(jí)地方政府的農(nóng)業(yè)科技投入的短期行為比較明顯，且仍沿襲粗放型的發(fā)展方式，以致農(nóng)業(yè)科技投入雖然得到了一定程度的提高但力度不大，持續(xù)性不強(qiáng)，導(dǎo)致農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展緩慢。從長(zhǎng)遠(yuǎn)看，農(nóng)業(yè)科技投入對(duì)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)將會(huì)產(chǎn)生持續(xù)的正向拉動(dòng)作用，因此，我國(guó)在采用農(nóng)業(yè)科技促進(jìn)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的政策上，應(yīng)采取長(zhǎng)期政策而非短期政策［12］。(3)農(nóng)業(yè)機(jī)械化適度推進(jìn)。目前農(nóng)民心理素質(zhì)及技能水平與機(jī)械化要求之間不相匹配、相關(guān)行政支持力度滯后等現(xiàn)狀，大型農(nóng)機(jī)推廣工作尚欠“東風(fēng)”。因此，在推進(jìn)農(nóng)業(yè)機(jī)械化的過(guò)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(hù)、產(chǎn)業(yè)規(guī)劃和經(jīng)費(fèi)支持等。(4)培養(yǎng)并留住農(nóng)業(yè)科技人才。人才是第一資源，必須充分發(fā)揮農(nóng)業(yè)科技人才的作用。我國(guó)經(jīng)過(guò)幾十年的努力培養(yǎng)了一大批農(nóng)業(yè)科技人才，但由于種種原因?qū)е略S多農(nóng)業(yè)科技人才閑置轉(zhuǎn)行，脫離農(nóng)業(yè)科技領(lǐng)域，使農(nóng)業(yè)科技人才資源浪費(fèi)嚴(yán)重，這種狀況必須改變。

作者:楊傳喜 張俊飚 趙可 單位:華中農(nóng)業(yè)大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院

農(nóng)業(yè)科技資源與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展篇3

1農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展與農(nóng)業(yè)資源

新時(shí)代發(fā)展下的農(nóng)業(yè)發(fā)展是需要與科學(xué)技術(shù)接軌的，而科技的進(jìn)步與其在農(nóng)業(yè)上的應(yīng)用在未來(lái)也必然是農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的主要?jiǎng)恿λ?。截止到目前為止，我?guó)的農(nóng)業(yè)科技水平相對(duì)于其他發(fā)達(dá)國(guó)家的農(nóng)業(yè)水平還是有一定的差距，特別是在農(nóng)業(yè)增長(zhǎng)方面的利用率也僅僅只有平均水平的一半左右，所以農(nóng)業(yè)的“身份”到現(xiàn)在還是處于一個(gè)頗為尷尬的位置，農(nóng)業(yè)作為一個(gè)相對(duì)弱項(xiàng)的產(chǎn)業(yè)卻又與國(guó)家的發(fā)展有著密切地聯(lián)系，但是相對(duì)于人工的外力幫助，農(nóng)業(yè)更多地還是受到大自然的影響，而且目前來(lái)說(shuō)我國(guó)的農(nóng)業(yè)科技資源離現(xiàn)代發(fā)達(dá)基礎(chǔ)產(chǎn)業(yè)的目標(biāo)還是有著很大的差距。我國(guó)的農(nóng)業(yè)正逐步地邁入轉(zhuǎn)型時(shí)期，開始由粗放式地經(jīng)營(yíng)模式逐漸轉(zhuǎn)化為更加具體化的集約化模式，這種發(fā)展和演變對(duì)于現(xiàn)代農(nóng)業(yè)的科技化來(lái)說(shuō)是一個(gè)至關(guān)重要的階段，也是在這個(gè)時(shí)期我國(guó)的農(nóng)業(yè)發(fā)展開始有了新的方向和變化，將“互幫互助”“互相推進(jìn)”利用起來(lái)，將“城與鄉(xiāng)”“工與農(nóng)”之間的共同點(diǎn)融合起來(lái)，同時(shí)將不合之處磨合，加速他們之間的轉(zhuǎn)換，而農(nóng)業(yè)發(fā)展原本的驅(qū)動(dòng)力也逐漸地發(fā)生了改變，不再像過(guò)去一樣只是一味地依賴著政策創(chuàng)新、勞動(dòng)力增加來(lái)實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)需求，而是開始利用科技發(fā)展帶來(lái)的便利，以及科技資源的供給來(lái)加快發(fā)展步伐。一直以來(lái)關(guān)于農(nóng)業(yè)科技這一領(lǐng)域的戰(zhàn)略性問(wèn)題專家們的看法大多是放在科技資源的共享問(wèn)題上，認(rèn)為推動(dòng)農(nóng)業(yè)科技的發(fā)展的前提就在于資源集成方面，因此，關(guān)于農(nóng)業(yè)領(lǐng)域的資源配置問(wèn)題自然成為了等待解決的一大問(wèn)題。但是農(nóng)業(yè)科技的資源本身也存在一定的缺陷和問(wèn)題，資源存量就是影響資源配置的主要問(wèn)題，因?yàn)闊o(wú)法控制好資源的既定與增量，所以當(dāng)前的主要問(wèn)題就是要先解決和調(diào)整農(nóng)業(yè)科技的資源分配，更需要將資源配置的結(jié)構(gòu)重新優(yōu)化，以保證資源配置的效率能夠得到有效地提高，能夠?qū)⑥r(nóng)業(yè)科技的資源優(yōu)勢(shì)最大程度的發(fā)揮出來(lái)。但是農(nóng)業(yè)科技資源領(lǐng)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(qū)域的農(nóng)業(yè)科技資源方面，但是也有部分學(xué)者更傾向于將研究的重點(diǎn)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(gè)“入門”的狀態(tài)，雖然有定性的描述，但是定量的測(cè)算卻不足，有局部的分析，但又缺少全面的統(tǒng)籌，可能就是因?yàn)檠芯康闹攸c(diǎn)不夠均衡，才使得我國(guó)的農(nóng)業(yè)科技資源研究無(wú)法突破這個(gè)瓶頸。

2實(shí)證分析

為了確保數(shù)據(jù)的準(zhǔn)確性，減少實(shí)證分析中的誤差，不能直接使用向量自回歸模型處理時(shí)間序列數(shù)據(jù)，還是需要先將變量確定，對(duì)時(shí)間序列做進(jìn)一步地監(jiān)測(cè)，在確保平穩(wěn)性之后再做更進(jìn)一步的研究。

2.1單位根檢驗(yàn)

在進(jìn)行計(jì)量經(jīng)濟(jì)分析時(shí)檢驗(yàn)方式的選擇一般也是考慮到具體的對(duì)象而決定，但是考慮到我們的檢驗(yàn)對(duì)象是單位根，所以選擇了ADF的檢驗(yàn)方式。而且通過(guò)研究的結(jié)果不難發(fā)現(xiàn)，檢驗(yàn)對(duì)象的四個(gè)變量的原始序列相對(duì)來(lái)說(shuō)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(wěn)的。而且這四個(gè)變量所對(duì)應(yīng)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(wěn)的。而且它的二階差分的變量都是在1%這個(gè)顯著水平之下的，所以根本可以排除對(duì)單位根是平穩(wěn)時(shí)間序列的假設(shè)。根據(jù)單位根檢查結(jié)果顯示，LNM、LNH、LNRD和LNY，這四個(gè)非平穩(wěn)的序列在經(jīng)過(guò)二階差分之后逐漸變?yōu)槠椒€(wěn)序列，所以可以判定這四個(gè)變量均為二階單整的變量。

2.2協(xié)整檢驗(yàn)及相關(guān)方程

在進(jìn)行實(shí)證研究時(shí)，首先采用的還是Johansen法，利用該方式進(jìn)行協(xié)整地檢驗(yàn)，雖然選擇的數(shù)據(jù)相對(duì)來(lái)說(shuō)還是有著比較明顯地線性趨勢(shì)，但是協(xié)整方程中卻只含有截距項(xiàng)，并且它們的滯后階數(shù)等于1。通過(guò)檢驗(yàn)結(jié)果可知其原變量間具有協(xié)整關(guān)系。同時(shí)對(duì)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展進(jìn)行解釋，而解釋變量就是農(nóng)業(yè)科技資源，所采用的則是最小二乘法來(lái)對(duì)二者的關(guān)系進(jìn)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(yōu)度（R2）為0.9766，再經(jīng)調(diào)整后為0.972，其回歸模型的擬合效果較好，經(jīng)過(guò)驗(yàn)證分析可知上述方程就是協(xié)整方程式。

2.3誤差修正及因果關(guān)系檢驗(yàn)

根據(jù)對(duì)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展與農(nóng)業(yè)科技資源的投入的實(shí)證分析，其實(shí)可以發(fā)現(xiàn)其原變量之間確實(shí)存在著某種穩(wěn)定的長(zhǎng)久關(guān)系，但是目前對(duì)于原變量在偏離共同趨勢(shì)過(guò)程中的調(diào)整速度還是不能做到一個(gè)準(zhǔn)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(shù)據(jù)的主要途徑。在進(jìn)行修正處理后將長(zhǎng)期與短期彈性進(jìn)一步地對(duì)比，最后還是需要將我國(guó)的農(nóng)業(yè)科技資源合理地進(jìn)行配置，以便提高利用效率。同時(shí)還需要加強(qiáng)科技資金方面的投入，只有有了充沛的后備資金儲(chǔ)備，才能更好地建立起長(zhǎng)效的投入機(jī)制，以便合理地推進(jìn)機(jī)械化建設(shè)，加強(qiáng)農(nóng)業(yè)科技人才的培養(yǎng)，而人才就是發(fā)展的希望，我國(guó)未來(lái)的農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展也必然離不開這些優(yōu)秀的人才和先進(jìn)的設(shè)備與思想。

參考文獻(xiàn)

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[2]廖寶紅.依靠農(nóng)業(yè)科技進(jìn)步促進(jìn)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展——以河北省農(nóng)林科學(xué)院為例[J].河北農(nóng)業(yè)科學(xué)，2011，15（5）：92-93.

作者:趙淑敏 單位:五常市五常鎮(zhèn)農(nóng)業(yè)畜牧發(fā)展服務(wù)中心