科技和農業的關系
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科技和農業的關系范文第1篇
我國是傳統的農業大國，隨著工業的迅速發展、技術的逐漸進步，這二者反哺到農業發展上，推動了我國農業的進一步發展。新時期，我國現有科技貢獻率在逐漸提升。但是，我國農村地區覆蓋面積較廣，并且技術分布不均勻。由此看來，我國農業的發展形勢仍不容樂觀。尤其是在一些偏遠的農村地區，農業發展水平滯后，造成了整體農業轉型困難。所以，相關的工作人員要不斷加大農業科技投入，確保科技資源得到合理配置，進而才能最大化推動農業的進步與發展［1，2］。
1實證概述
本次研究開展的理論基礎是時間序列分析理論和時間序列分析方法，研究農業科技資源和農業經濟發展之間有著怎樣的關系。依據理論基本要求，應用定量的分析方式，研究方法是ADF，研究對象是農業科技資源（包括研究機構的經費、技術人員、機械的總動力、農業經濟的增長）。其中的重點為檢驗時間序列平穩性，如果說前期分析證實序列具有同階的單證性，就需要進一步使用E-G的方法，對兩個對象進一步進行分析，驗證是否可以長期存在均衡關系。與此同時，在建立的誤差修正模型作用下，能夠觀察到短期的動態關系，并使用Grange的因果關系進行邏輯討論。
2研究的變量與數據的說明
2.1農業科技資源
現今，我國農業科技資源有農業的科技人力、物力、財力及信息資源等。本文所研究的科技資源主要包含農業科研機構的經費、技術人員、機械總動力等。對于農業經濟的增長，農業相關經濟增長一般通過農業的總產值來體現，一般農業經濟增長的對象指的是農業、林業、畜牧業、漁業及其服務業的總產值。
2.2研究的數據說明
本次研究中使用的均是全國的數據資料，包括一些“科技年鑒”中的數據。數據中可能會存有缺陷，但研究過程中使用了插值法完成了補充，不會影響到原始的變量關系。為避免出現數據異方差的問題，本文分別取了4種變量自然對數，分別是機械總動力、科技經費的支出、技術相關人員、農業產值，簡單地表示為LNM、LNRD、LNH、LNY。
3實證分析
如果僅僅使用向量的自向回歸模型去處理時間序列，數據就會存在一定的誤差，最終得出的推論也不是可靠的。所以，一定要讓變量是平穩的，也就是說變量序列應是同階的單證序列。開始實證分析之前，應對時間序列實施平穩性檢測。
3.1單位根的檢驗
一般都會使用DF和ADF對單位根進行檢驗，本驗證中使用的是ADF，開始對其中變量分為一階和二階差的分序列開展單位根的驗證。最后研究的結果顯示4個變量原始序列都是低于顯著水平10%，所以說是穩定的。一階和二階的差量分析結果也都表明其是穩定的。
3.2協整驗證與相關方程
經過一些驗證后，表明其二階時沒有單位根，時間的序列穩定，即可繼續下一步的協整分析，這個過程就是要驗證變量關系是不是協整關系，變量協整驗證如表1所示，使用的方法是E-G方法和Johansen方法。本次實證中使用Johansen方法實行驗證工作，值得注意的是，即便選擇到的數據應該帶有線性趨勢，可以協整的有關方程中僅僅有截距項，但還會有一個等于1的滯后階數。應用到的線性方程如下：LNY=-11.733+2.743×LHN-1.279×LNM+1.096×LNRDT值=（-6.43）（5.41）（-2.9）（5.52）R2=0.9766，F=209.2018，DW=1.006研究后表明存在協整關系，進而對農業的經濟發展展開解釋，變量中的農業科技資源是基礎。最后的驗證中表明科技經費增加，農業的產值業就會增加。所以，增加農業在人力和物力及財力上的投入，能夠非常有效地促進農業經濟發展。另外，機械總動力是一個負值，說明了我國的農業機械利用率低，在農業經濟發展上沒有體現出應有的作用。但是，這樣的負值是不具有實際性的，仔細分析其中的原因，發現可能是由于農業機械化程度較低，會影響到整體的實證分析結果。由此得出，數據模型需要進一步完善和優化，在不斷的探索中實踐貼切的模型。
3.3修正誤差及檢驗因果關系
從上述分析中可以得出，原有變量的關系是長期均衡的，但是，不能調整偏離的原有變量速度。因此，需要展開一些誤差的修正來修正模型，將長期和短期的數據進行對比分析，就會發現經費的支出和技術相關人員都會存在一些滯后效應，進而使得農業經濟發展比較緩慢，而農業機械帶來的作用是可以在短時間內發揮出來。技術相關人員和經費的支出同農業的經濟發展有單向的Granger因果關系。
4結語
實證中選取的變量是比較有代表性的農業科技資源，對變量進行協整和分析、因果檢測的過程中，發現農業的科技資源投入量同農業經濟增長存在一定的協整關系及短期內的動態關系，最后修正出的數據和方程是符合修正機制的，這二者間還有Granger因果上的關系，并且非常明顯。所以，要合理地開發農業科技資源，并在投入使用時合理進行配置，提升使用效率。總之，通過加強科技上的資金投入，培養出更多的農業科技人才，有利于實現農業的全面發展。
參考文獻
［1］陳紅玲.農業科技資源與農業經濟發展的關系研究——以東部地區為例［J］.中國農業資源與區劃，2016（9）：220-224.
科技和農業的關系范文第2篇
一般來說，對于農業經濟發展和農業科技資源之間的關系的分析，可以使用時間序列這一分析方法進行。所謂時間序列，是指利用ADF檢驗法對經濟增長、機械總動力、人員技術以及開發科研經費進行檢驗，確定單整階數，再利用E-C兩步法檢驗確定協整關系，在通過修正模型建立，考察二者之間短期動態關系，從而達到實證研究的目的。
二、協整關系和數據模型建立
在農業研究當中，將農業科技資源和農業經濟發展作為兩個變量進行研究，其中農業科技資源可以分為農業技術人員（H）、農業機械總動力（M）和科研經費支出（RD）這三個方面，而農業經濟增長（Y）指標主要來源與農林牧副漁以及其服務業的農業總產值。
在計算當中，數據來源主要參照《中國農村統計年鑒》及《中國科技統計年鑒》、這兩部文獻，為了避免在計算當中因數據缺少而產生異方差現象，部分地方可能會采用插值法進行補充，同時增加了變量之間的對數變換，利用Eviews方法實例分析，將變換后新變量標記為LNH、LNM、LNRD以及LNY。[1]
（一）協整關系方程與協整檢驗
前文中所提到的四個變量都是二階單整變量，因此在驗證過程當中，可以選擇使用johansen協整檢驗方法，試證明LNY與其他三個變量之間的協整關系。通過對于各序列線性趨勢和截頂距滯后階數檢驗我們看出，5%顯著水平下，根檢驗和跡檢驗所具有的最大特征表明四個變量具有協整關系。
（二）數據模型建立及應用
對于相關要素之間的相同或者不同關系的判斷，需要應用到關聯度分析法模型。在當今學術界的多種模型算法當中，鄧氏關聯度分析法最為具有廣泛性，同時也是相對而言最為成熟的一種算法。利用鄧氏算法可以進行相關因素比較量時僅僅對同一系列的關聯程度大小進行比較，并由此直接反映出同一序列密切程度。[2]
鄧氏算法具體流程如下：首先將系統特征行為設定為序列Y，并有Y1，Y2，Y3，Y4……Yn，相關因素序列設置為X，則有X1，X2，X3……Xm，滿足Yi（1≤i≤n），Xj（1≤j≤m），時間段相同時，二者為子母序列，選取指標無線剛化，轉換原始數據格式，對各個指標進行比較。從而得出茶樹列表：Δijk=│Yi（k）-Xj（k）│。
據《中??統計年鑒》2014對東部十一個省的農業產值評估結果，根據鄧氏算法進行量化處理，可以得出結論。[3]從2011至2015年這五年之間，農業新產品數量和農業新科技成果授權以及農業科學論文之間有著如下數據。2011年分別為-0.36、-0.55、-0.76；2012年分別為0.09、0.04、-0.31；2013年分別為0.72、-0.17、1.05；2014年分別為1.50、 0.71、 1.75；2015年分別為1.72、1.02、1.10。關聯系數與關聯度評價。
利用關聯度計算公式可以得出，與地區農業經濟發展關聯度分別為農業科技授權數量關聯度為72.54%，農業新品數量關聯度為56.24%，農業科學論文數量關聯度為63.83%。根據灰色關聯度評判標準：0 ～ 0.35為弱關聯，0.35 ～ 0.65為中關聯，0.65 ～ 1為強關聯，其中農業科技授權和農業科學論文數量與地區農業經濟發展為強關聯，從而可以證明農業科技創新有利于農業經濟的發展。
三、回歸殘差方程以及單位根、格蘭杰因果檢測
（一）回歸殘差臨界值
由于時間序列當中經濟數據的不穩定性，時長會出現“偽回歸”現象，因此需要對兩個變量采取普通最小二乘回歸，[4]利用回歸方程得出結果：lnLNY=4.138410+0.144251lnLNRD+E，其中E為估計回歸殘差。通過對于回歸殘差臨界值比較我們可以得出表1：
由此可以看出，對于農業經濟發展來說，科技人力資源和財力資源的投入可以起到發展作用，但農業機械總動力的發展對農業經濟發展的影響并不顯著。
（二）利用ADF的單位根檢測
對于單位根的檢測來說，最常用的檢測方法就是ADF檢測法。ADF檢測法依照單位根變量的原始序列，一、二階差分序列，5%顯著水平下，變量單位根的假設非平穩。經測量，LNH、LNM、LNRD、LNY的ADF檢測結果統計分別為-0.4617、0.3366、-4.9886、-6.3093，而P值則分別為0.88、0.97、0.0013、0.0001。從這當中我們可以看出，LNH和LNM具有不平穩性，而LNRD和LNY相對平穩。
（三）格蘭杰因果檢測確定滯后階數
上文敘述了農業科技資源和農業經濟發展之間存在均衡關系，而其是否具有因果關系則需要進一步進行測定。利用格蘭杰因果檢測方式對其滯后階數進行明確，一次來斷定二者之間所具有因果關系。對于滯后階數可以使用AIC的最小值進行測量，通過測量我們得出，農業技術人員的增減都會直接影響農業經濟的發展，而對于原假設來說，5%顯著性水平之下，農業科技活動對于農業經濟發展來說具有單項格蘭杰因果關系，因此可以表明農業科技活動的經費支出會造成農業經濟發展較大的波動。[5]
四、結語
科技和農業的關系范文第3篇
本實驗主要對農業經濟與農業科技資源進行一定的關系論證分析,所采用的方法主要有:第一,運用ADF的方式來記錄分析科技人員、科研經費支出、機械總動力以及農業經濟增長.:農業經濟的衡量指標主要是農業總產值,通常情況下,農業、牧業,以及林業和漁業等方面的總產值構成了農業的總產值,它能夠在一定程度上反映出在特定時期的農牧業的生產的總成果以及所達到的總規模,從而能夠代表農業發展的某方面領域。通過有效的檢驗這四個時間序列的穩定性,確定其單整階數;第二,在檢測結果過程中,若四個序列顯示出有相同的階數單整性時,那么就利用E——G兩步的方法對農業科技資源同經濟增長是否存在均衡關系進行檢驗;然后在二者協整關系之后,建立一個對誤差進行修正的有效模型,通過對二者短期的動態關系進行研究;最后,通過Grange的因果關系來對二者之間的因果關系檢驗,另外,因為對數的變換難以實現對原始變量之間相互的協整關系產生影響,因而對農牧總產值、科研經費的支出、機械總動力以及科技分析人員這4個變量分別進行自然對數的取舍,就能夠得到經過對數變換之后新的變量。
2二者分析的結果
如果對時間序列上的數據直接進行回歸,那么很可能會發生繆誤回歸的狀況,從而使得后續的推論不符合實際,而且只有當變量的序列都是同階單整的序列時訪客協整分析,因而在此之前,需要對驗LNH、LNM、LNRD和LNY這四個序列的平穩性進行檢驗。經過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。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,由此可見,農業研究與開發機構科技活動經費支出的Grange原因并不是農業經濟發展,從而能夠從另一角度上反映出我國農業科研投入機制尚未完善,還需要對其進行探討分析。
科技和農業的關系范文第4篇
關鍵詞:農業科技;貢獻率;索洛余值法
一、引言
(一)研究背景
黨的十七屆三中全會明確表示:發展現代農業,必須按照高產、優質、高效、生態、安全的要求,加快轉變農業發展方式,推進農業科技進步和創新。
山東省是農業大省,在全國農村經濟中占有重要地位。建國以來,特別是黨的以來,山東各級黨委、政府從實際出發,創造性地貫徹執行黨在農村的一系列方針政策。但到目前為止,關于山東省的農業科技進步貢獻率的測算還比較落后,由于沒有及時完備的科學測算、準確切實的定性和定量分析,農業科技進步的潛力就不能得到有效的發掘,通過農業科技進步促進現代農業的發展就不能夠得到有效的實施。山東農業科技進步狀況及其測算現狀在我們這個農業大國中具有典型性和代表性。而通過科技進步促進農業發展,這關系到現代農業體系的構建、社會主義新農村建設的落實和城鄉經濟社會格局一體化的完成。
2008年黨的十七屆三中全會又再次強調:推進中國特色農業現代化,必須按照統籌城鄉發展要求,抓緊在農村體制改革關鍵環節上取得突破,進一步放開搞活農村經濟,優化農村發展外部環境,強化農村發展制度保障。要穩定和完善農村基本經營制度、健全嚴格規范的農村土地管理制度、完善農業支持保護制度、建立現代農村金融制度、建立促進城鄉經濟社會發展一體化制度、健全農村民主管理制度。本文運用索洛余值法來測算山東省1991-2005年期間農業科技進步貢獻率。以期從測算的結果出發,從制度經濟學的角度就發展現代農業提出思考、建議。
(二)研究目的及意義
本文在深入了解山東省農業科技發展概況的基礎上,充分利用各種統計年鑒和參考文獻,通過完備的科學測算、準確切實的定性和定量分析,以量化的指標了解、評價山東省農業科技進步的發展狀態和走勢。以期通過農業科技進步潛力的有效的發掘,促進現代農業的發展。以山東農業科技進步狀況及其測算現狀的典型性和代表性,就我國通過科技進步促進農業發展,構建現代農業體系,促進社會主義新農村建設和城鄉經濟社會格局一體化提出對策、建議。
(三)研究方法及主要內容
本文對查閱的數據通過索洛余值法測算出山東省1991-2005年期間的農業科技進步貢獻率,然后對影響農業總產值的各要素進行分析,最后得出相關結論,并提出一些政策、建議。
二、山東省“八五”、“九五”、“十五”期間農業科技進步貢獻率的測算分析
(一)理論依據
科技進步貢獻率是指科技進步對經濟增長的貢獻份額。它是衡量區域科技競爭實力和科技轉化為現實生產力的綜合性指標。目前經濟學界對科技進步貢獻率的界定和測算還有爭論,但其理論基礎都是建立在COBB-DOUGLAS生產函數或索洛增長方程之上的。增長速度方程是C-D函數的微分表達式,其公式簡單明了,計算方便,但前提條件是必須用其他方法測算各投入要速度生產彈性系數,目前各投入要素彈性的確定還沒有一種公認的方法,通過建立生產函數的回歸方程估算出各投入要素彈性系數的彈性值(回歸系數),不失為較適宜的一種方法。
(二)模型建立
本文采用農業部科學技術與質量族標準司頒布的全國統一方法:索洛余值法。根據農業科技進步貢獻率的含義,農業科技進步貢獻率是農業總產值增長率減去投入量產生的總產值增長率之后的余額。由于我國是農業大國,結合我國農業特點,將其分為:物質費用、勞動力和播種面積,這樣有如下增長速度方程:
a=(Yt-Y0)/Y0-α(Kt-K0)/K0-β(Lt-L0)/L0-γ(Mt-M0)/M0①
式中:a為農業科技進步貢獻率;(Yt-Y0)/Y0為農業總產值增長率;(Kt-K0)/K0為物質費用增長率;(Lt-L0)/L0為勞動力增長率;(Mt-M0)/M0為播種面積增長率。
Y0、K0、L0、M0分別是基年的農業總產值、物質費用、農業勞動力及播種面積;Yt、Kt、Lt、Mt分別為計算年的農業總產值(按1990年不變價計算)、物質費用(按1990年不變價計算)、農業勞動力及播種面積。
即:a=Y/Y0―αK/K0―βL/L0 ―γM/M0②
可用更簡潔的形式表示為:
a=y-αk-βl-γm③
式中,a:農業科技進步貢獻率;y:產出的年環比增長速度;k:資金的年環比增長速度;l:勞動力的年環比增長速度;m:播種面積的年環比增長速度。α:資金的產出彈性系數;β:勞動的產出彈性系數;γ:播種面積的產出彈性系數。
然后得到以下表達式:
農業科技進步貢獻率=a/y*100%④
(三)山東省農業科技進步貢獻率的測算與分析
1、山東省農業產值增長分析
從農業總產值來看,山東省農業經濟總量呈不斷增長趨勢,農業總產值由1991年的834.81億元增加到2005年的1967.99億元,其間增加了2.36倍,年均增長率為5.88%。
2、山東省農業科技進步貢獻率的測算
根據年鑒數據和回歸方程,計算出山東省1991-2005年農業總產值、物質費用、農業勞動力、播種面積的環比增長速度。運用Excel軟件做回歸統計,得到以下回歸方程:
回歸方程:
y=0.01826779+0.556572k+0.112791l+2.728173m(山東省“八五”時期)
相關系數:R2=0.843333
回歸方程:
y=0.455039+0.657814k-1.05807l+1.010416m(山東省“九五”時期)
相關系數:R2=0.982686
回歸方程:
y=0.010657+0.146316k-0.78080l-0.06616m(山東省“十五”時期)
相關系數:R2=0.960651
回歸方程:
y=0.01437+0.575422k-0.15101l+0.79819m(山東省1991-2005年)
相關系數:R2=0.950013
通過上述計算結果和回歸模型,可以得到山東省“八五”、“九五”、“十五”時期科技進步貢獻率、物質費用貢獻率、勞動力貢獻率、播種面積貢獻率。
從計算結果來看,1991-2005年農業總產值年均增長率為6.79%,物質費用年均增長率為9.03%,對農業總產值增長的貢獻份額為76.51%,山東省近15年來農業總產值的增長很大程度都是靠物質投入的帶動來實現的。農業勞動力和播種要素的年均增長率分別是-1.35%和-0.11%,對農業總產值增長的貢獻份額很小,分別是3%和1.32%,農業科技進步年均增長率為1.14%,對農業總產值增長的貢獻份額為21.17%。科技進步還處于第二位的增長因素,這表明:山東省農業經濟增長方式總體上處于以外延式擴大再生產為主的粗放經營階段。
但是從各個時期的計算結果來看,“八五”時期物質費用對農業總產值增長的貢獻份額大于科技進步的貢獻份額,居首位。而且物質費用年均增長率為17.47%,超出同期農業總產值年均增長率11.64%,表明“八五”期間山東省農業總產值增長基本上是靠高投入實現的,是外延式農業增長方式。而在“九五”時期,物質費用的增長低于農業總產值的增長,表明這個期間,山東省農業已經開始向內涵式擴大再生產的增長方式轉移,為二元增長。“十五”期間,科技進步的貢獻份額以22.40%高于同期物質費用對農業總產值的貢獻份額20.71%,表明在“十五”時期,科技進步已經開始在農業總產值的增長中成為越來越重要的因素。因此,在考查農業科技進步對農業總產值增長的貢獻率時,必須與本地區不同生產階段、經濟增長因率等因素相結合,才有實際意義。
三、從制度的視角看山東省農業科技發展的應對措施
(一)山東省農業科技進步貢獻率測算現狀
通過對山東省農業科技進步貢獻率的測算,以及對農業科技、農業資金投入和勞動力投入對農業經濟的影響進行分析可以得到:
“八五”、“九五”、“十五”期間山東省農業科技進步貢獻率分別是:15.70%,12.78%,22.40%;農業科技進步速度分別是:1.83%,0.46%,1.07%。山東省農業資本貢獻率分別是:83.58%,53.20%,20.71%。農業勞動力貢獻率分別是:-0.04%,6.18%,53.12%。播種面積貢獻率分別為:0.60%,-15.23%,1.15%。
(二)山東省農業科技進步應對措施
1、繼續保證農業科技投入,增加投資渠道
1991-2005年間的數據顯示,農業投資在農業總產值的貢獻因素中一直占有重要的地位。因此,加大農業科技投入,是加速農業科技進步的關鍵。農業科技工作是以社會整體效益為主,農業科技投入應該以政府撥款為主,同時多渠道、多形式地籌集資金。改變農業科技投人只依賴財政撥款的單一國家投入體制,逐步形成政府、金融機構、科研單位、農村集體和農民個人等多渠道、多層次農業科技投入機制。積極鼓勵農村和個人將資金投向農業科研,同時大力扶持私有經濟承辦農業科研單位。
2、加速農業科技成果轉化
如何將科研成果過成功地轉化為生產力,成為山東的一個重要問題。“八五”時期以來,山東省農業科技進步貢獻率穩步升高,表明山東在農業科研成果轉化方面已經做出探索性的一步。因此,山東省抓好目前已建立的高產優質高效農業示范區、農業高新技術開發區、外向型農業開發示范區、農業現代化示范區等,帶動農業科技成果的轉化和應用。對重點農業科技成果,要保證資金投入,實行項目責任制,把農業科技成果推廣真正落到實處。組織農業科研單位和農業科技推廣機構,共同協作,加速農業科技成果的轉化與推廣應用。大力培育農業技術市場,建立健全全省農業技術市場網絡,逐步建立農業科技成果制度。
3、提高農民素質,提高科技對農業發展的貢獻率
建設現代農業,最終要靠有文化、懂技術、會經營的新型農民。必須發揮農村的人力資源優勢,大幅度增加人力資源開發投入,全面提高農村勞動者素質,為推進現代農業發展提供智力支持。
4、加快農業科技人才隊伍建設
制定優惠政策,吸引國外、省外高級農業專家、留學生來省工作,壯大農業科技隊伍。努力創造條件,多選派農業科技人員特別是中青年科技人才出國進修和參加學術交流活動,提高學術水平。加速改革農業中高等教育體制,培養農業科技后備力量。注重培養具有現代農業科技知識和經營管理的新一代農業科技企業家。重獎有突出貢獻的農業科技人員。
參考文獻:
1、王啟現,李志強,劉振虎,劉自杰.十五全國農業科技進步貢獻率測算與2020年預測[J].農業現代化研究,2006(6).
2、劉興慧.山東現代農業發展現狀及對策建議[J].山東經濟戰略研究,2008(5).
3、李林杰.加快農業科技進步 推進現代農業發展――基于我國“十五”時期農業科技進步貢獻率的實證分析[J].農業現代化研究,2008(2).
4、高志兵,李業榮.云南農業科技進步貢獻率的測定與分析[J].經濟研究導刊,2008(7).
5、袁衛.統計學[M].高等教育出版社,2008.
6、山東省統計局.山東統計年鑒[M].中國統計出版社,1991-2006.
7、中國農業年鑒編輯委員會.中國農業年鑒[M].中國統計出版社,1991-2006.
科技和農業的關系范文第5篇
農業是國民經濟的基礎，而農業科技則是推動農業發展的重要手段。從發達國家來看，高科技在農業領域的廣泛應用，主要得益于比較完善的農業科技體制，以及充裕的農業科技資金供給［1］。縱觀國外農業科技投資的特征，可以歸納出三大主要特征:
(一)投資強度大
農業科技投資強度，即農業科技資額占農業GDP值的比重。比較國內外農業科技投資強度的相關統計數據，最顯著的區別是農業科技投資強度的差異———與國外(尤其是發達國家)相比，我國農業科技投資強度明顯偏低。
(二)私人投資的積極參與
無論是發達國家，還是發展中國家，私人部門在農業科技投資中，都發揮著一定的作用，甚至承擔著主要的投資責任。與國外(尤其是發達國家)私人投資占有較高比重相比，我國私人部門在農業投資中的作用微乎其微。
(三)法律保證政府投資的剛性增長
國內外許多文獻表明，國外(尤其是以美國、韓國等為代表的發達國家)為保證農業科技資金的有效供給和剛性增長，以立法形式對農業科技投資作出了一系列規定。例如，為了保證政府公共財政投資的增長，各國在制定年度財政預算計劃(這種財政預算具有法律效力)時，通常會對農業科技投資在預算總支出中的比重作出具體的規定，以保證政府農業公共投資的持續、穩定增長。以美國為例，從1958年開始，美國政府對農業科技投資額保持了年均8%的增長率，投資的重點主要集中于沒有直接經濟效益但關系到未來農業科技發展的基礎研究領域，其資金的來源主要由聯邦政府和各州政府提供，并且以相關法律為依據和保障。
二、我國農業科技投入存在的問題分析
資金投入，是農業科技活動的基礎。長期以來，我國非常重視農業的發展，對農業科技投資的力度不斷加大［3］。但受國家財力的限制及其它因素的影響，公共財政投資的總量十分有限，而私人投資的潛力也沒有得到充分的挖掘，農業科技資金供給短缺的矛盾并沒有得到根本性的解決。通過與國外(尤其是發達國家)農業科技投資特征的比較，可以歸納出我國農業科技投資的兩個突出問題:
(一)農業科技投資強度低
統計數據表明:得益于政府對農業科技的高度重視，以及私人部門的積極參與，各國農業科研投資強度普遍高于非農業部門［4］。從我國的情況來看，盡管政府對農業科技投資的力度不斷加大，私人部門也開始介入農業科技投資領域，但從總體來看，農業科技投資強度還很低:既低于國內科技投入的平均強度，也低于發達國家(甚至發展中國家)的平均農業科技投入強度(見表3和表4)。表3的統計數據反映:我國2007年的農業科技投資強度僅為0.54%，僅僅相當于美國2006年農業科技投入強度的1/7左右，或者20世紀90年達國家農業科技投資平均強度的1/4左右，以及發展中國家20世紀90年代平均農業科技投資強度的50%左右。表4的統計數據表明，與發達國家農業科技投資強度普遍高于科技投資強度的情況相反，我國農業科技投資強度遠遠低于非農業部門的水平。以2007年的統計數據為例，我國農業科技投資平均0.54%的投資強度，僅僅相當于國內科技投資強度(1.49%)的1/3左右。
(二)私人投資參與度不高
從我國的情況來看，雖然私人部門已經開始涉足農業科技領域，但由于起步晚，私人投資在整個農業科技投資領域中的作用還微不足道。私人投資農業科技活動的積極性沒有得到充分發揮，原因是多方面的:
1.農業本身的弱質性及其對自然條件的高度依賴性，決定了農業科技活動的高風險性［5］。企業投資要求風險與收益對稱，要求收益立竿見影，并且能得到有效保障，農業科技投資難以滿足這些要求，也就難以獲得私人部門的青睞，尤其在資源環境、農作制度、氣候研究等公共產品屬性突出的領域，更是如此。
2.企業資金沒有得到充分挖掘。由于我國農業產業化程度不高，資金實力和科研能力強大的農業企業為數不多，農業科研力量主要集中在高校和政府科研機構中。這些機構的經費主要由政府提供，也就必須以政府為主要服務對象，而缺乏市場競爭意識，缺乏與企業聯系、爭取企業經費支持的積極性和主動性。
3.農業科技成果必須在較大范圍內應用才能取得顯著的經濟效益，而的實施，雖然在促進農村經濟發展過程中作出了巨大貢獻，但這種制度導致的農地分散，使得農民應用高新技術的收益有限，對應用農業科技成果的興趣不高。
4.從農業科技私人投資來看，由于農業科技成果的公共產品(或半公共產品)屬性，農業知識產權很難得到有效的保護。私人部門投資缺乏有效的政策支持和良好的投資環境，加上受傳統的重工輕農思想的影響，企業投資意愿不強。私人部門參與農業科技活動比例偏低，既不利于農業科技投資強度的增加，也不利于農業科技投資結構的優化。由于缺乏追求科技成果實用性的私人資本的參與，政府的公共投資缺乏有效的競爭，既降低了公共投資的效率，也導致了農業科技與現實需求的脫節。
三、基本結論及對策建議
科技興農是建設“社會主義新農村”、發展現代農業、增加農民收入、實現“全面建設小康社會”目標的必然選擇。落實科技興農戰略的關鍵在于加大農業科技投入力度［6］。農業科技投資是農業技術進步的基礎和前提條件，由于經濟發展水平和農業科技管理體制的差異，中、美兩國農業科技投資強度和效率有顯著的差別。提高農業科技投資強度和效率，主要是在加大政府農業科技投資強度的基礎上，充分發揮非政府部門在農業科技活動中的作用，促進農業科技成果轉化，提高農業科技投資回報率。
(一)提高認識，加大政府農業科技公共投入力度
作為一個農業大國，即使是在工業占主導地位的時代，無論是對我國經濟的持續發展，還是對整個社會的穩定，農業都起著至關重要的作用，因此，我們必須主動加強農業科技投入的力度。農業科技投入促進技術進步理論認為，農業科技進步是一個不斷創造新知識、發明新技術并推廣應用于農業生產實踐，進而提高經濟效益和社會效益的動態發展過程，農業科技進步與創新是農業經濟增長的原動力。為了保持農業經濟的持續發展，必須依靠科技進步和加大農業科技投入力度。農業科技投入的政府公共選擇理論認為，大部分農業科技產品在不同程度上具有一般公共產品屬性，公共產品的非排他性必然會出現“搭便車”現象，而技術“消費”的非競爭性更使得科技產品的效益無法得到充分發揮。因此，農業科技需要政府給予更大的支持。為了保證財政對農業科技的投資力度，可以借鑒美國等發達國家的經驗，用法令和制度保障農業科技資金的剛性供給，建立政府農業科技資金持續供給的長效機制。同時，要統一農業科技資金管理，優化農業科技資金配置，以保證農業科技財政投資的效率。
(二)充分發揮非政府部門在農業科技投資中的作用
政府承擔農業科技投資主要任務的長期性，并沒有否定非政府部門在農業科技領域中的作用。國際經驗表明，非政府部門在農業科技領域中發揮著越來越重要的作用。從長期趨勢來看，無論是發達的工業化國家，還是發展中國家，非政府公共投資農業科研的比例不斷提高。原因是多方面的，主要的內部原因是非政府部門對農業科技投資可以獲得較高的回報率。然而，非政府部門對農業科技投資也有一系列前提和條件:一是農業技術的知識產權制度必須得到保障;二是企業對農業科技投資具有很強的選擇性和局限性;三是私人對農業科技投資的前提是投資農業科技的企業有雄厚的經濟實力;四是美國等發達國家的農業企業對農業科研投入的增長與市場擴張有關。跨國農業科技企業進入其它國家的條件是:發展中國家的政府農業科研投資和人力資源為這些公司的發展奠定了基礎［7］。與美國等發達國家相比，我國私人對農業科技投資比例偏低可以從兩個方面尋找根源，即:一是知識產權健全程度，二是農業科技產業化所依賴的大型農業企業。充分發揮私人部門在農業科技活動中的作用，首先要求健全農業知識產權保護制度，其次是要進一步推進農業產業化，培育一批實力雄厚的農業企業。同時，由于私人與政府對農業科技投資在許多領域是互補的，私人企業的投資是政府在基礎研究、應用研究投資基礎上的延續［8］，把政府與私人對農業科技領域的投資視為替代關系有礙于農業科技創新體系的發展。如何制定合理的科技政策和高效的農業科技投入誘導機制，以充分發揮政府部門和私人部門在農業科技投資領域的互補性，是未來農業科技體制改革中值得深思的問題。
