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一、問題的提出

隨著知識(shí)經(jīng)濟(jì)的不斷深入發(fā)展，科技投入因素在經(jīng)濟(jì)增長中的作用日益顯著，目前已經(jīng)成為決定經(jīng)濟(jì)增長的舉足輕重的因素。湖南省作為中部省份之一，目前正在大力推進(jìn)“兩型社會(huì)”的建設(shè)。但是兩型社會(huì)本質(zhì)上是一個(gè)綜合性的體系，需要從教育、文化、經(jīng)濟(jì)、環(huán)境保護(hù)等各個(gè)方面都達(dá)到“資源節(jié)約型、環(huán)境友好型”這樣的兩型要求，在此我們只從兩型經(jīng)濟(jì)及兩型產(chǎn)業(yè)的視角來進(jìn)行關(guān)注。發(fā)展兩型產(chǎn)業(yè)離不開兩型農(nóng)業(yè)的支持，而如果沒有綠色農(nóng)業(yè)、有機(jī)農(nóng)業(yè)、生態(tài)農(nóng)業(yè)等現(xiàn)代農(nóng)業(yè)的快速發(fā)展，兩型農(nóng)業(yè)就無從談起，進(jìn)而建設(shè)兩型社會(huì)就不可能取得圓滿成功。但是綠色農(nóng)業(yè)、有機(jī)農(nóng)業(yè)、生態(tài)農(nóng)業(yè)這樣高度發(fā)達(dá)的現(xiàn)代農(nóng)業(yè)迫切需要高水平農(nóng)業(yè)科技的作為其強(qiáng)大的動(dòng)力。而湖南省作為一個(gè)農(nóng)業(yè)大省，卻一直不是一個(gè)農(nóng)業(yè)強(qiáng)省，尤其是農(nóng)業(yè)高層次、高水平科研科技成果目前比較稀缺，這種稀缺的背后本質(zhì)上凸顯的是湖南省高水平科技人才的匱乏。因此本文試圖通過理論和實(shí)證相結(jié)合的分析方法，研究湖南省省農(nóng)業(yè)科技人員投入與農(nóng)業(yè)產(chǎn)出之間的動(dòng)態(tài)關(guān)系，試圖為湖南省進(jìn)行農(nóng)業(yè)強(qiáng)省、科技強(qiáng)省提供理論上的依據(jù)。

二、模型構(gòu)建

本文的實(shí)證分析是建立在VAR向量自回歸模型的基礎(chǔ)之上的。VAR向量自回歸模型最早是由經(jīng)濟(jì)學(xué)家Sims首先于1980年創(chuàng)立。而且，經(jīng)過幾十年來其他學(xué)者的不斷改進(jìn)，關(guān)于VAR模型的研究建模已經(jīng)從最初的二維模型拓展到現(xiàn)在的越來越復(fù)雜的多元維度模型，在經(jīng)濟(jì)學(xué)研究領(lǐng)域已經(jīng)得到極為廣泛的應(yīng)用。如實(shí)踐中有許多問題要分析多個(gè)變量之間的動(dòng)態(tài)互動(dòng)關(guān)系，即通過數(shù)據(jù)反映變量之間的動(dòng)態(tài)變化，掌握其規(guī)律，此時(shí)就可以利用VAR模型來進(jìn)行研究。VAR模型是基于數(shù)據(jù)的統(tǒng)計(jì)性質(zhì)來建立模型，其思想是把模型中的外生變量視為所有內(nèi)生變量的滯后值的函數(shù)，然后基于此來構(gòu)造模型。其整體上是多方程模型。一般模型形式如其中，Yt為m維內(nèi)生變量向量，Xt為n維外生變量向量，m1…mP及n1…nr是待估的參數(shù)矩陣，內(nèi)生變量和外生變量分別有p階與r階滯后期，εt是隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)，其相互之間在同期可以相關(guān)，但是不能有自相關(guān)，而且不能與模型的右邊變量相關(guān)。整個(gè)VAR模型是否平穩(wěn)要根據(jù)整個(gè)系統(tǒng)的平穩(wěn)性條件，即計(jì)算其特征根多項(xiàng)式的值。通過計(jì)算特征根倒數(shù)的模，如果特征根倒數(shù)的模大于或等于1，則說明該VAR模型是不穩(wěn)定的，需要重新建模；反之小于1，則表示VAR模型平穩(wěn)，可以進(jìn)行下一步的實(shí)證分析。由于本文只分析二個(gè)變量之間的動(dòng)態(tài)關(guān)系，且無其他外生變量的影響，因此基于VAR所建立的模型可進(jìn)一步簡化。

三、數(shù)據(jù)的來源及其描述

在選取變量時(shí)，考慮到數(shù)據(jù)的可獲得性及連續(xù)性等因素，最終選取1985－2009年湖南省農(nóng)林牧漁總產(chǎn)值（NLMY）作為衡量產(chǎn)出的被解釋變量。而關(guān)于科技投入大致有兩種表征方式：一種是科技資金的投入，包括科研資金投入及技術(shù)推廣資金投入總和；另一種是科技人員的投入，包括科研人員的投入及技術(shù)推廣人員之和。本文依據(jù)湖南省的具體情況，采用第二種表征方式，選取1985－2009年的湖南省農(nóng)林牧漁業(yè)國有單位與集體單位農(nóng)業(yè)技術(shù)人員總?cè)藬?shù)（NJ）作為解釋變量來衡量湖南省農(nóng)業(yè)科技投入的指標(biāo)，樣本數(shù)據(jù)共25個(gè)。其中，湖南省農(nóng)林牧漁總產(chǎn)值數(shù)據(jù)來源于1986－2010年的《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》，湖南省農(nóng)林牧漁業(yè)國有單位與集體單位農(nóng)業(yè)技術(shù)人員數(shù)據(jù)來源于相應(yīng)年份的《湖南統(tǒng)計(jì)年鑒》。為了消除通貨膨脹對數(shù)據(jù)的不當(dāng)影響，本文以1985＝100為基期，采用農(nóng)林牧漁業(yè)總指數(shù)對湖南省農(nóng)林牧漁總產(chǎn)值的名義值進(jìn)行調(diào)整，用名義值除以農(nóng)林牧漁業(yè)總指數(shù)，得到實(shí)際的湖南省農(nóng)林牧漁總產(chǎn)值，然后對實(shí)際的湖南省農(nóng)林牧漁總產(chǎn)值及農(nóng)業(yè)技術(shù)人員總?cè)藬?shù)取自然對數(shù)，處理后的變量名分別表示為lnNLMY及l(fā)nNJ。這樣處理既可以減小數(shù)據(jù)的劇烈波動(dòng)，又能夠消除異方差帶來的負(fù)面影響，并且這種變換也不會(huì)改變變量間的長期均衡關(guān)系和短期動(dòng)態(tài)穩(wěn)定關(guān)系。

四、模型及實(shí)證結(jié)果分析

（一）平穩(wěn)性檢驗(yàn)在進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)之前，必須先檢驗(yàn)變量是否平穩(wěn)，如果變量不平穩(wěn)，就可能出現(xiàn)偽回歸現(xiàn)象。本文采用由Dickey和Fuller基于DF檢驗(yàn)法進(jìn)行修正而形成ADF檢驗(yàn)。本文通過ADF檢驗(yàn)方法，利用軟件Eviews7．2對湖南省農(nóng)林牧漁總產(chǎn)值（NLMY）和農(nóng)林牧漁業(yè)國有單位與集體單位農(nóng)業(yè)技術(shù)人員總?cè)藬?shù)（NJ）進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如表一所示。檢驗(yàn)結(jié)果表明，lnNLMY和lnNJ的t值均大于5％的臨界值，因此是非平穩(wěn)的，但其一階差分的t值均小于5％的臨界值，可以視為是平穩(wěn)的，即lnNLMY和lnNJ都為一階單整序列，可以進(jìn)一步檢驗(yàn)lnNLMY和lnNJ之間的協(xié)整關(guān)系。

（二）協(xié)整檢驗(yàn)根據(jù)ADF單位根檢驗(yàn)結(jié)果知lnNLMY和lnNJ均為一階單整序列，因此可以進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。我們使用E－G兩步法進(jìn)行協(xié)整關(guān)系的檢驗(yàn)。首先對時(shí)間序列l(wèi)nNLMY和lnNJ作回歸的OLS估計(jì)，得到表二的回歸結(jié)果。從上述回歸結(jié)果可知，模型的擬合優(yōu)度較高，達(dá)到88．9％，說明回歸方程的擬合優(yōu)度比較完美，多個(gè)參數(shù)的檢驗(yàn)也非常顯著，說明回歸統(tǒng)計(jì)的整體性質(zhì)較好。如果從經(jīng)濟(jì)意義上來解釋以上的長期均衡關(guān)系就意味著，從1985年到2009年25年以來，我國的農(nóng)業(yè)科技投入增加1％，則推動(dòng)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生0．67的高速增長，也意味著如果增加農(nóng)業(yè)科技人員投入，對農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的回報(bào)是相當(dāng)可觀的，所以湖南省的農(nóng)業(yè)科技人員與農(nóng)業(yè)產(chǎn)出之間的相關(guān)關(guān)系非常顯著。但D．W＝1．026229比較低，與D．W＝2的判斷標(biāo)準(zhǔn)有較大差距，說明殘差序列可能存在著自相關(guān)性，必須進(jìn)一步對其殘差序列進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，判斷回歸估計(jì)模型能否說明兩個(gè)變量之間存在長期均衡關(guān)系。對殘差et的平穩(wěn)性進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，結(jié)果如表三所示。進(jìn)一步通過單位根檢驗(yàn)對VAR（3）模型的整體穩(wěn)定性檢驗(yàn)結(jié)果顯示，VAR（3）模型所有根的模的倒數(shù)都位于單位圓曲線內(nèi)（見圖1），說明構(gòu)建的VAR（3）模型是穩(wěn)定的，可以用來做預(yù)測，也可以用來研究兩個(gè)變量之間的動(dòng)態(tài)相互關(guān)系。

（三）格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)格蘭杰因果檢驗(yàn)就是要檢驗(yàn)變量之間是否存在單向或者雙向的因果關(guān)系檢驗(yàn)。用eviews軟件對1985－2009年的農(nóng)業(yè)科技投入與農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的時(shí)間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行格蘭杰因果檢驗(yàn)，結(jié)果如表四所示。格蘭杰檢驗(yàn)結(jié)果表明，農(nóng)業(yè)科技投入在10％顯著性水平上為農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的格蘭杰原因，而農(nóng)業(yè)產(chǎn)出不是農(nóng)業(yè)科技投入的格蘭杰原因。因此二者存在單向的格蘭杰因果關(guān)系，同時(shí)也證明了農(nóng)業(yè)科技投入對本省的農(nóng)業(yè)產(chǎn)出有著巨大的推動(dòng)作用。

（四）基于協(xié)整關(guān)系的VAR模型估計(jì)上面已經(jīng)證明時(shí)間序列l(wèi)nNLMY和lnNJ具有協(xié)整關(guān)系，因此我們進(jìn)一步建立無約束的VAR模型進(jìn)行更加深入的分析。VAR模型的滯后階數(shù)的確定依據(jù)HQIC、SBI、CAIC等指標(biāo)來綜合確定。經(jīng)過綜合比較發(fā)現(xiàn)應(yīng)建立滯后階數(shù)為3的VAR模型，即VAR（3）模型，因此，通過eviews7．2軟件運(yùn)行VAR（3）模型估計(jì)，得到如下的VAR模型矩陣。

（五）建立誤差修正模型兩個(gè)時(shí)間序列存在協(xié)整關(guān)系，只能說明兩者存在長期的均衡關(guān)系。但是在短期內(nèi)，由于一些偶然因素也會(huì)引起變量波動(dòng)，如果要使短期內(nèi)波動(dòng)向長期均衡調(diào)整，就必須建立誤差修正模型，以更好地研究農(nóng)業(yè)科技投入對農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的影響機(jī)制。Eviews7．2運(yùn)行結(jié)果如表五所示。根據(jù)VECM誤差修正模型的具體估計(jì)系數(shù)向量的數(shù)據(jù)可以看出，從lnNLMY作為被解釋變量的VECM方程來看，誤差修正項(xiàng)CointEq1系數(shù)為－0．776109，其含義為反映變量之間的均衡關(guān)系偏離長期均衡狀態(tài)時(shí)，將其調(diào)整到均衡狀態(tài)的調(diào)整速度。誤差修正項(xiàng)CointEq1系數(shù)小于0，符合反向修正機(jī)制，表明滯后1期的非均衡誤差能夠消除上個(gè)周期77％的非均衡誤差，并使變量從非均衡狀態(tài)向均衡狀態(tài)進(jìn)行修正。

（六）基于VAR模型的脈沖響應(yīng)函數(shù)分析本文進(jìn)一步利用脈沖響應(yīng)函數(shù)來識(shí)別農(nóng)業(yè)產(chǎn)出與農(nóng)業(yè)科技投入變量之間的互動(dòng)關(guān)系。圖2是根據(jù)VAR（3）模型而得到的脈沖響應(yīng)函數(shù)曲線，橫坐標(biāo)表示脈沖響應(yīng)函數(shù)的追蹤期（此為20年）；縱坐標(biāo)表示因變量對解釋變量的響應(yīng)程度，圖中的實(shí)線表示相應(yīng)脈沖響應(yīng)函數(shù)值，虛線圍成的區(qū)域表示兩倍標(biāo)準(zhǔn)差的置信區(qū)間。根據(jù)前面已有的分析，農(nóng)業(yè)科技投入是農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的格蘭杰原因，而農(nóng)業(yè)產(chǎn)出卻并非農(nóng)業(yè)科技投入的格蘭杰原因。因此二者存在單向的格蘭杰因果關(guān)系，所以這里我們就只考察lnNLMY對lnNJ及自身的響應(yīng)情況。首先來看農(nóng)業(yè)產(chǎn)出對農(nóng)業(yè)科技投入的響應(yīng)情況。從圖2中曲線圖可以發(fā)現(xiàn)：對于農(nóng)業(yè)科技投入一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)信息的擾動(dòng)的響應(yīng)，農(nóng)業(yè)產(chǎn)出一開始就做出了快速響應(yīng)，且響應(yīng)為正，一直到第6年響應(yīng)達(dá)到最高峰，此后有所下降，但是稍微下降之后一直保持比較強(qiáng)且平穩(wěn)的響應(yīng)態(tài)勢，且可以持續(xù)多年。這表明農(nóng)業(yè)科技人員投入如果受外部條件的某一沖擊后，經(jīng)傳遞影響到農(nóng)業(yè)實(shí)體經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，并給農(nóng)業(yè)實(shí)體經(jīng)濟(jì)會(huì)帶來強(qiáng)大的同向沖擊，而且這一沖擊能夠顯著促進(jìn)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長，并且長期可持續(xù)，效用可長達(dá)十年以上。其次來看農(nóng)業(yè)產(chǎn)出對于自身沖擊的響應(yīng)情況。由圖2可以看出，農(nóng)業(yè)產(chǎn)出對于自身一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)新息的擾動(dòng)的響應(yīng)，從一開始就達(dá)到最高峰，但是此后就快速衰減，一直到第四年達(dá)到最低值，然后有所反彈，反彈后一直在低水平上保持穩(wěn)定態(tài)勢。通過以上分析說明，不但在短期內(nèi)湖南省農(nóng)業(yè)科技投入的增長能夠促進(jìn)農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的增加，而且在長期都可以持續(xù)保持比較顯著的正向影響，這進(jìn)一步說明如果提升對湖南省的農(nóng)業(yè)科技人員投入，無論是從短期還是從長遠(yuǎn)來看投資的回報(bào)都是非常可觀的，可以極大地促進(jìn)湖南省農(nóng)業(yè)的快速發(fā)展。

五、基本結(jié)論與建議

經(jīng)過上述的計(jì)量分析，得到如下結(jié)論：第一，從協(xié)整分析結(jié)果可以看出，湖南省科技人員投入和農(nóng)業(yè)產(chǎn)出符合協(xié)整關(guān)系，說明兩者之間存在長期的均衡關(guān)系；第二，基于格蘭杰結(jié)果可知，湖南省農(nóng)業(yè)科技投入是農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的單向格蘭杰原因，而反向的因果關(guān)系并不成立，這說明湖南省在農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)得到增長之后，卻并沒有把增加的財(cái)富相應(yīng)地投入到農(nóng)業(yè)科技領(lǐng)域，而是可能通過各種農(nóng)村金融機(jī)構(gòu)如農(nóng)信社、郵政儲(chǔ)蓄銀行等流失到其他的短期回報(bào)率更高的非農(nóng)領(lǐng)域，如房地產(chǎn)行業(yè)、金融證券行業(yè)甚至非法的高利貸。而我國目前的現(xiàn)狀確實(shí)是如此，大量資金從農(nóng)業(yè)及傳統(tǒng)工業(yè)流失到哪些短期效益明顯的領(lǐng)域，從而使湖南省的農(nóng)業(yè)科技投入增長乏力，后勁不足，進(jìn)而對農(nóng)業(yè)的長期發(fā)展帶來累積性的負(fù)面效應(yīng)；第三，從脈沖響應(yīng)函數(shù)結(jié)果可以看出，科技投入變化對湖南省農(nóng)業(yè)產(chǎn)出變化有正向影響，但是作用效果有變緩趨勢，說明增加科技投入有助于農(nóng)業(yè)產(chǎn)出，但隨著時(shí)間推移，科技投入對農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的作用效果在減弱，可能的原因是農(nóng)業(yè)產(chǎn)出需要多種生產(chǎn)要素投入的推動(dòng)，如果單純大量增加某一種豐裕生產(chǎn)要素的投入，而其他生產(chǎn)要素由于稀缺或者價(jià)格昂貴而投入過少，那么會(huì)因?yàn)楦饕刂g的不恰當(dāng)配置而帶來低效率的后果。

根據(jù)上面由實(shí)證結(jié)果引出的結(jié)論，提出一些有針對性的建議：第一，因?yàn)楹鲜∞r(nóng)業(yè)科技投入與農(nóng)業(yè)產(chǎn)出之間具有長期均衡關(guān)系，而且農(nóng)業(yè)科技投入是農(nóng)業(yè)產(chǎn)出增加的格蘭杰原因，因此湖南省應(yīng)該加大對湖南省科技人員投入的力度，當(dāng)然這不僅僅是指快速擴(kuò)張科技人員的數(shù)量，更重要地是要大力提高湖南省農(nóng)業(yè)領(lǐng)域科技人員的總體質(zhì)量水平，提升農(nóng)業(yè)科技領(lǐng)域的科技人員的科研能力及業(yè)務(wù)素質(zhì)質(zhì)量。第二，農(nóng)業(yè)產(chǎn)出對農(nóng)業(yè)科技人員投入的促進(jìn)作用不明顯，我們推測的原因是農(nóng)業(yè)領(lǐng)域本來就稀缺的資金大量外流導(dǎo)致。所以政府應(yīng)該采取有力措施與優(yōu)惠政策保證農(nóng)業(yè)領(lǐng)域的資金能夠繼續(xù)投資在農(nóng)業(yè)領(lǐng)域，尤其是能夠帶來長期回報(bào)的農(nóng)業(yè)科技領(lǐng)域，如采用各種適宜的政策補(bǔ)貼及稅收減免來留住本來已經(jīng)在農(nóng)業(yè)領(lǐng)域運(yùn)作的資金，并能夠吸引非農(nóng)業(yè)資金能夠大量進(jìn)入農(nóng)業(yè)領(lǐng)域進(jìn)行農(nóng)業(yè)科技的投入。第三，大力提高農(nóng)業(yè)科研及技術(shù)人員的收入及福利待遇，加大對農(nóng)業(yè)技術(shù)人員在農(nóng)業(yè)科技領(lǐng)域所做出的創(chuàng)新成果的獎(jiǎng)勵(lì)，進(jìn)一步完善農(nóng)業(yè)科研技術(shù)人員培訓(xùn)及再教育體系，另外也要重視農(nóng)業(yè)科技推廣體系，通過高效地進(jìn)行農(nóng)業(yè)科技推廣讓最新的農(nóng)業(yè)科技成果能夠快速有效地進(jìn)入農(nóng)業(yè)領(lǐng)域，產(chǎn)生高效回報(bào)，促進(jìn)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，而不是束之高閣。第四，除了農(nóng)業(yè)科技人員的投入之外，應(yīng)該要配合加大其他生產(chǎn)要素的農(nóng)業(yè)投入，如資金、農(nóng)業(yè)機(jī)械、灌溉水利及農(nóng)村公路等基礎(chǔ)設(shè)施的建設(shè)與投入，使各種生產(chǎn)要素能夠在農(nóng)業(yè)領(lǐng)域進(jìn)行最佳配置，從而更好地促進(jìn)湖南省農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)的增長。

作者：姚旭兵 寧瑞芳 單位：湖南工程學(xué)院 管理學(xué)院 湖南農(nóng)業(yè)大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院 湖南工程學(xué)院 人事處