我国农业科技投入与农业科技进步长期均衡关系研究

黄敬前 郑庆昌

(1.福建农林大学经济学院，福建福州 350002；2.福建农林大学软科学研究所，福建福州 350002)

我国农业科技投入与农业科技进步长期均衡关系研究

黄敬前1郑庆昌2

(1.福建农林大学经济学院，福建福州 350002；2.福建农林大学软科学研究所，福建福州 350002)

关于我国农业科技投入与农业科技进步之间关系，鲜有定量研究。利用协整理论与方法，分析我国农业科技投入与农业科技进步之间长期的均衡关系，可以看出，我国农业科技投入促进了农业科技进步，其中农业技术推广投入的作用较R＆D投入的作用明显；同时，农业技术推广投入对农业R＆D投入具有拉动作用，但是农业科技进步并未推动农业科技投入的增加。

农业科技进步；农业科技投入；均衡关系

一般不加验证地认为农业科技投入(本文农业科技投入包含农业R＆D投入和农业技术推广投入两方面内容)将促进农业科技进步，我国只有个别学者采用传统的统计方法，验证了我国农业技术推广投入与农业科技进步贡献率之间存在显著的相关关系。［1］对时间系列样本数据进行分析时，传统的统计分析方法要求所用的时间系列数据必须没有随机趋势或确定趋势，是平稳的，否则没有任何关系的变量间也可能呈现显著的回归结果，即产生“伪回归”问题，然而，现实经济社会中的时间系列数据一般说是非平稳的(事实上，本文分析表明，农业科技投入等时间序列数据正是非平稳的序列)。同时，农业科技投入中，农业R＆D投入和农业技术推广投入促进我国农业科技进步的显著性如何，以及我国农业科技进步是否促进农业科技投入的增加，更是鲜有文献展开定量研究。

格兰杰等人建立的协整理论与方法是数量经济学领域应用广泛的一种建模理论和分析方法，它主要通过分析时间序列的非平稳，探讨非平稳经济变量之间蕴涵的长期均衡关系。本文利用协整理论与方法，采用计量经济学应用软件Eviews5.1，以1985年-2010年26年的时间序列数据为样本，对我国农业科技进步速率与农业科技投入进行长期均衡关系检验，包括三个变量的平稳性检验、变量间协整检验和因果检验等。

一、我国农业科技进步测算

20世纪80年代以来，我国农业经济领域开展了基于索洛余值法的农业科技进步贡献率的测算。生产函数形式的选择是参数估计测算农业科技进步的关键。赵芝俊、袁开智建立超越对数随机前沿模型，采用我国31个省份21年的面板数据，对我国1985-2005年农业科技进步进行了定量分析，测算了科技进步速率、科技进步贡献率等，该研究是目前同类研究中比较先进的成果。［2］本文利用赵芝俊、袁开智的农业科技进步速率(记TPS)的测算结果，并补充2006-2010年相关数据使用同样方法增加测算2006-2010年的农业科技进步速率，作为我国农业科技投入与农业科技进步协整检验的时间序列数据(见表1)。

表1 我国1985-2010年农业科技进步速率

二、我国农业科技进步与农业科技投入协整检验

(一)单位根检验

在对农业R＆D与农业科技进步速率间的关系进行估计和检验之前，必须检验这两个变量是否具有平稳的特征。我国农业科技进步速率数据见表1，我国农业R＆D投入(记R＆D)和农业技术推广投入(记TG)数据分别见表2。

表2 我国农业R＆D投入和农业技术推广投入

运用ADF单位根检验方法对各经济变量的水平序列及其一阶差分序列进行检验，检验结果如表3所示。

表3 各变量的水平序列及其差分序列ADF单位根检验

表3检验结果显示，我国农业科技进步速率序列、我国农业R＆D投入序列、我国农业技术推广序列均接受原假设，三个序列均是非平稳的序列。而它们的一阶差分序列即：ΔTPS、ΔR＆D、ΔTG序列均拒绝接受原假设，都是平稳序列，即都是一阶单整序列。因此，接下来我们便可以进行协整分析，来检验各变量之间的长期关系。

(二)协整检验

协整检验的目的在于它揭示了我国农业科技进步与农业R＆D投入、农业技术推广投入之间是否存在一种长期稳定的均衡关系。存在协整关系的经济变量之间不会互相分离太远，一次外在因素的随机扰动只能使它们在短时间内偏离均衡点，在长期过程中会自动“恢复”到均衡状态。本文采用的是以向量自回归(VAR)模型为基础的基于回归系数的Johansen协整检验。

在确定VAR协整检验的滞后阶数时，采用AIC、SC信息准则作为选择VAR模型的最优滞后阶数的标准，确定协整检验的滞后期为4。TPS、R＆D协整检验的迹检验和最大特征值检验结果见表4。

表4 Johansen协整关系检验(lags=2)

迹检验和最大特征值检验的结果表明，在10%的显著性水平下，TPS、R＆D、TG数据序列存在唯一的长期协整关系。对应的协整方程为：TPS=0.0398*R＆D+0.3966*TG-4.9697这表明，农业技术推广的投入对我国农业科技进步水平的提高具有正向促进作用，农业技术推广每增长1%，可促进我国农业科技进步水平提高约0.3966，效果较为显著，而农业R＆D对我国农业科技进步水平的作用并不如农业技术推广投入明显，农业R＆D每增长1%，我国农业科技进步水平仅约提高0.0398。

(三)格兰杰因果检验

实证分析中发现，某些经济变量虽然存在显著相关，但是它们间未必是有意义的相互关系。上述协整检验结果表明TPS、R＆D、TG序列之间存在长期稳定的均衡关系，但这种均衡关系是否构成因果关系还需进一步验证。格兰杰检验是判断变量间因果关系的有效方法。对TPS、R＆D、TG的格兰杰因果检验结果如表5所示(滞后2阶)。

表5 Granger因果检验

表5显示，在10%的显著性水平下，各个变量之间的Granger因果关系为：

农业技术推广投入的增加可以促进农业科技进步；但反过来，农业科技进步并不能促进更多的农业技术推广投入。这说明我国农业技术推广投入和农业科技进步还未能形成良性互动关系。

农业R＆D投入的增加促进我国农业科技进步，但是我国农业科技进步未能导致农业R＆D投入的增加。这说明我国农业R＆D投入和农业科技进步还未能形成良性互动关系。

农业技术推广投入的增加可以促进农业R＆D投入的增加；但反过来，农业R＆D的增加并没有推动更多的农业技术推广投入。这两类投入之间还未能形成良性互动关系。

三、结论与启示

本文利用协整理论与方法，基于农业科技进步、农业R＆D投入、农业技术推广投入时间序列数据，分析了它们三者之间的内在联系机理，得到如下结论：

(1)农业R＆D投入、农业技术推广都是推动农业科技进步的因素，但是农业R＆D投入对我国农业科技进步水平的作用不如农业技术推广投入有效，而且显得相当不明显，这与我国农业科研水平总体尚不高，长期以来多是跟踪式、模仿式研究，低水平重复式研究现象突出，以及农业研发活动与产业需求脱节的现实相吻合。

(2)农业科技进步没有促进农业R＆D投入、农业技术推广投入的增强。这和农业科技的公共性、基础性、社会性特征密切相关。

(3)农业技术推广投入的增加会拉动促进农业R＆D投入。我们认为，这可以理解为随着农业技术推广普及力度加大，对农业技术成果的需求增加，从而推动各级政府以及社会加大对农业研发活动的投入。

根据上述分析，可以得到如下政策启示：

(1)我国农业R＆D投入效率亟待提高。这就要求农业科研定向上，要更加明确农业科技要服务生产的要求，要面向产业需求，坚持产业需求导向，明确农业科技创新的方向，不断完善农业科技活动的评价机制，坚持分类评价，注重解决实际问题，改变重论文轻发明、重数量轻质量、重成果轻应用的现状，切实解决农业科技与农业经济脱节问题，努力实现农业科技与农业经济发展的高度融合；同时还要加快建立适应社会主义市场经济体制、符合农业科技发展规律的中国特色农业科技创新体系，改进农业科技管理体制，克服低水平重复研究现象，并且努力营造广大科研人员潜心研究的宏观环境，促进农业领域原始创新能力明显提高，集成创新、引进消化吸收再创新能力大幅增强，从而使得农业科研活动能够有效、快速地促进农业科技进步。

(2)农业科技进步不会自主地转化为农业科技投入的动力。各级政府要切实认识农业科技具有显著的公共性、基础性、社会性特征，坚持政府主导农业科技进步。要根据2012年中央1号文件要求，大幅度增加农业科技投入，保证财政农业科技投入增幅高于财政经常性收入增幅，逐步提高农业研发投入占农业增加值的比重，建立投入稳定增长的长效机制。

(3)要积极利用农业技术推广投入拉动农业R＆D投入的内在机理，加大农业技术推广投入同时，建立农业技术推广和农业R＆D活动的融合机制。以农业技术推广过程中发现和产生的问题和需求为导向，凝练要着力攻克的农业重大关键问题和共性技术，开展高水平的研发活动，是切实解决科技与经济脱节问题、提高我国农业研发效率的重要的具体途径。

注释：

［1］高启杰：《中国农业技术推广投资现状及对策研究》，《农业经济问题》2002年第8期。

［2］赵芝俊、袁开智：《中国农业技术进步贡献率测算及分解：1985-2005》，《农业经济问题研究》2009年第3期。

高铁梅：《计量经济分析方法与建模》，北京：清华大学出版社，2009年。

［责任编辑：黄艳林］

F323.3

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1002-3321(2013)03-0048-0

2013-01-08

黄敬前，男，福建闽清人，福建农林大学经济学院博士研究生，福州大学八方物流学院院长，研究员；郑庆昌，男，福建莆田人，福建农林大学软科学研究所所长，教授、博导。