農村農業論文范文

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第1篇

農業技術進步水平測算是實證檢驗的關鍵環節。本文采用科布－道格拉斯（C－D）生產函數基礎上的索洛余值法測算廣東省農業技術進步水平。1928年，柯布（Cobb）和道格拉斯（Dauglas）在研究中指出生產活動中的主要貢獻要素是資本和勞動，即Y＝AKαLβ，其中Y為產出，K、L分別為資本投入和勞動投入，α、β分別表示資本與勞動的產出彈性。A為效率系數，反映廣義的技術進步水平。1957年索洛對C－D生產函數進行了改進，假設A為時間t的函數且A（t）＝A0eεt，則C－D生產函數變為。

（一）測算模型與變量設定鑒于土地要素是農業生產中不可或缺的因素，將上述模型的函數形式設定為。結合廣東省農業發展實際，對相關變量的確定如下：（1）農業總產出，直接選取《廣東省統計年鑒》中農業總產值的原始數據。（2）農業的資本耗費，采用農業固定資產投資總額作為衡量指標。（3）勞動力耗費，經濟學中常用勞動者工資、勞動時間或勞動人數等統計指標衡量（李子彪，2006），若考慮農村剩余勞動力的存在，計算時采用農業生產實際投入的勞動力數量較為合適，但因缺乏相關統計資料，借鑒周端明（2009）的做法，選擇第一產業從業人數作為計量指標。（4）土地耗費，考慮到廣東省農村土地撂荒的普遍性，采用農作物播種面積代替常用的耕地面積變量。采取同樣做法的有全炯振（2009）［12］、趙芝俊等（2006）［13］。

（二）參數估計本文選取廣東省1982－2011三十年的統計數據擬合生產函數，測算出各投入要素的參數。為避免多種共線性對參數估計的影響，假設規模報酬不變，則有α＋β＋γ＝1，生產函數式（4）可變為。由表2可知，模型的擬合優度較好，達到了0．941499，同時方程本身和各參數變量均通過顯著性檢驗，另外異方差和自相關檢驗均能通過，模型的解釋能力強，可用來計算科技進步貢獻率。由上述結論可知，1982年至2012年間，廣東省農業資本投入的彈性系數α＝0．3517，土地投入的彈性系數γ＝0．25，勞動力投入的彈性系數β＝1－α－γ＝0．3983。即資本投入、土地投入及勞動力投入每增加1％，農業總產值分別增加約0．35％、0．25％和0．40％。可以看到彈性系數最大的是勞動力投入，意味著目前廣東省農業產出相對更依賴于人力資本的增加，屬于典型傳統的勞動密集型產業，與某些省份相比②，資本投入與勞動力投入的彈性系數相差不大，可粗略認為目前廣東省農業發展處于由勞動密集型轉向資金密集型的過渡期。

（三）廣東省農業技術水平測算結果及分析根據上文所得參數估計結果，結合（5）式，對廣東省1982－2012年農業技術進步水平進行測算?？梢钥吹?，30年間廣東省農業技術進步增長率表現出較大的波動性，甚至有些年份出現負值（圖1）。這一方面與廣東省自然災害頻繁，農業生產總值波動較大不無關聯；另一方面，所測算的農業技術進步為廣義全要素生產率（TFP），不僅包括科技進步本身，還受資源配置效率和其他隨機因素的影響。如1992年，資本投入增長率達到153．51％，而農業總產值增長率僅為12．57％，出現了投入多而有效產出少的情況。在剔除生產要素投入之后，農業技術進步水平不可避免地出現負值，但這并不能說明農業科技進步對廣東省農業經濟增長沒有發揮積極作用。1998年以后，農業技術進步水平的波動幅度開始趨緩，自2007年基本保持著向上趨勢，說明資金配置效率可能在一定程度上得到改觀，但這需要更多數據支持。

二、實證檢驗

（一）變量的選取與數據說明金融發展水平提高的一個主要表現就是金融資產規模相對于國民經濟財富的擴展。對于金融發展水平的衡量，考慮到目前廣東省農村金融結構相對簡單及數據的可得性，擬從農村金融發展的規模和效率兩個維度進行考量。金融發展規模指標方面，鑒于廣東省農村金融以存貸業務為主，結合一般做法，選擇農村存貸款余額之和與農業GDP之比為金融發展規模的衡量指標。但因1990年前后鄉鎮企業貸款余額的統計口徑明顯不同，而1995年后統計年鑒重新對金融機構貸款余額進行了劃分，導致城鄉居民儲蓄存貸款余額與研究所需數據口徑相差太大，故而采用農業存款余額和農業貸款余額替代農村存貸款以反映農村金融狀況。金融發展效率指標方面，參考王志強、孫剛（2003）的做法，選用農業貸款與農業存款之比作為衡量農村金融發展的效率指標［14］。采用這一指標還基于以下考慮：首先，農村金融發展的目的是服務農村實體經濟，這一比值越大，越能反映農村金融機構對農業的支持力度；其次，該指標可以衡量農村金融機構將存款轉化為貸款的能力，顯示農村金融機構對金融資源配置的效率；還可在一定程度上反映當前農村資金外流狀況。農業科技進步方面，直接選取上面測算出的廣東省農業技術進步增長率為實證變量。以上三個變量分別用RGM、RXL和TFP表示。由于銀行資金來源項目自2011年起使用新的分類，廣東省統計年鑒不再提供農業存貸款余額等相關數據指標，故截取1983－2010年度樣本數據，樣本數據均來源于《廣東省統計年鑒》及《廣東省農村統計年鑒》。各變量的描述性統計及變化趨勢如表3和圖2所示。在這里主要對農村金融發展規模指標和效率指標進行分析，由表3和圖2可看到：（1）農業存貸款余額占GDP的比重盡管在個別年份有所下降，但整體上呈增長趨勢，尤其在1992年之后上升速度明顯加快。截止2010年末，該比值達到0．67，相比1982年增長近1．5倍，說明廣東農村金融資產比例不斷提升，農村金融規模不斷擴大。（2）農村金融發展效率指標的變動趨勢：1998年以前，農業貸款占農業存款的比值呈現較大波動，在1983年達最大值后，1994年降至最低點。這是因為1983年農村經濟體制率先改革，眾多資金流向農村；但隨著1984年經濟體制改革重點轉向城市，農業貸款占比急劇下降，且在1998－2000年間出現大幅度回落。大量資金流向城市，農戶與農村中小企業融資難制約了農村經濟發展。（3）2006年廣東省開始逐步推進農村新型金融機構改革，但從圖2可以看出，農村金融發展效率持續下降趨勢并未因此明顯改善，相反，農村金融發展規模指標出現了近10年來少有的大幅度波動，這意味著目前新型金融機構改革并未達到預期效果。

（二）單位根檢驗由于經濟變量的時間序列數據往往都是非平穩的，若直接將其引入模型進行經典線性估計，很可能出現偽回歸現象，因此，有必要先對各時間序列進行平穩性檢驗。通過Eviews5．1進行ADF檢驗，各變量的檢驗結果見表4。從表4的檢驗結果可看出，原有時間序列數據的ADF檢驗值均大于5％的臨界值，即三組變量在5％的顯著性水平下是非平穩的，而對其取一階差分后，序列D（TFP）、D（RGM）以及D（RXL）的ADF值都小于5％顯著性水平下的臨界值，表現為平穩序列。換言之，原有時間序列都是一階單整的I（1）序列，故可進一步檢驗三組變量之間是否存在協整關系。

（三）協整檢驗由于上述變量都是一階單整的I（1）序列，因此可采用Johansen協整檢驗來判斷它們之間是否存在長期均衡關系。Johansen協整檢驗法是一種基于VAR模型的檢驗方法，在檢驗之前需要確定VAR模型結構，而其中一個重要問題就是滯后階數的確定，運用赤池信息準則（AIC）和施瓦茨準則（SC）進行選擇，同時基于數據生成過程特征，選擇帶有截距項并帶有趨勢項的VAR模型，具體統計結果如表5所示。結果顯示，無論是AIC還是SC甚至其他如LR統計量等，均認為滯后階數為1的VAR模型即VAR（1）模型較為合理。另外通過單位根檢驗對VAR（1）模型的穩定性檢驗結果顯示，全部根的倒數都位于單位圓曲線內（圖3），即VAR（1）模型是穩定的。協整檢驗模型的滯后期等于VAR模型的最優滯后階數減1，故確定為0。表6為Johansen協整檢驗結果。結果表明，在5％的顯著水平下，變量之間存在協整關系。對協整均衡向量進行標準化后，可寫出三個變量的協整方程如下：TFP＝0．421947RGM－0．188170RXL（9）方程（9）表明1982－2010年上述三個變量間存在長期均衡關系，可以發現1982－2010年農村金融融發展規模與農業技術進步正相關，而農村金融發展效率與農業技術進步存在反向作用關系。亦可看出，農村金融發展規模的取值每增加1％，農業技術進步會同向變動0．42個百分點；農村金融發展效率的取值增加1個單位，農業技術進步會下降0．19個百分點。另外進一步對TFP與RGM、TFP與RXL兩兩分別進行協整檢驗，同樣發現它們之間也存在協整關系，說明廣東省農村金融發展與農業技術進步間確實保持穩定的均衡關系。

（四）VEC向量誤差修正模型上面的分析給出了VAR（1）模型中的三個變量間存在長期均衡協整關系的結論，但這種均衡關系在短期內如何調整，需通過建立VEC模型進一步探討。根據AIC、SC準則，確定VEC模型的最優滯后階數為1，所得VEC模型結果如表7所示。由表7可以看到，VEC模型中TFP與RXL的誤差修正項分別為－0．555930和0．962618，且在統計上是顯著的，說明系統內變量間如果在短期內出現正向非均衡狀態，RXL會同向修正而TFP會出現反向修正，相比而言，RXL的修正幅度較大，即長期穩定關系對農業技術進步和農村金融發展效率具有顯著的調節作用，調節效應分別為55．59％和96．26％。

（五）格蘭杰因果檢驗檢驗了廣東省農業技術進步與農村金融發展規模、農村金融發展效率之間存在長期均衡關系，但變量間的因果關系尚不明朗，因此用格蘭杰因果關系檢驗來驗證變量間的因果聯系。格蘭杰因果關系實質上是檢驗一個變量的滯后項對另一變量是否有預測作用，也即如果一個變量受到其他變量的滯后項影響，就稱這兩個變量間存在格蘭杰因果關系。對各變量進行一階差分以滿足格蘭杰因果檢驗所要求的時間序列平穩性，檢驗結果如表8所示。由表8的檢驗結果可看出，在1％的顯著性水平下農業技術進步是農村金融發展效率的Granger原因，而農村金融發展規模和農村金融發展效率均不是農業技術進步的Granger原因。

三、結論與啟示

第2篇

立足大理農業發展現狀，通過政策引導、財政扶持、機制創新等諸多措施，在當前大理農業推廣體系基礎上，調動一切積極因素，合理配置相關農技資源，以大理州縣農業科研單位和鄉鎮農科站為主導，以鄉鎮農民專業合作社和農村集體組織為基礎，在政府政策支持和引導下，通過市場運作構建多渠道的立體化基層農業技術推廣服務體系。根據《農業科技推廣法》第27條的規定，大理鄉鎮農業推廣部門要有目的、有步驟地對農技推廣人員開展繼續教育培訓，使其成為鄉鎮農業技術推廣帶頭人。同時，建立農業技術培訓專項資金，適當完善農業推廣基礎設施建設，如添置必要的儀器設備和辦公設施；對長期工作在一線的農技推廣人員給予物質利益補貼，“事業留人，感情留人，待遇留人”，如云龍縣至2014年止已連續3a實施“基層農技推廣體系改革與建設補助項目”，取得了較好的成效?？傊?，要不斷優化人才隊伍結構，拓寬農業技術知識面，造就一支高素質的農技人才隊伍。

2加強科技示范推廣，加大農民技術培訓力度

大理鄉鎮農技推廣部門要開展農業科技業務培訓，形式包括但不限于：現場指導、專家咨詢、科技趕集和技術講座等；組織相關技術人員，深入到農戶、田間，開展技術指導培訓和咨詢服務，做好支農工作。上級政府部門要出臺優惠政策，鼓勵農業龍頭企業興辦各類養殖基地、種植基地、農業技術示范園，不僅做給農民看，而且帶著農民干，帶領農民脫貧致富?？梢赃x拔幾個農業能手作為科技示范戶（比如彌渡縣苴力鎮農業工作站協同彌渡縣種子管理站，組織本鎮水稻、蔬菜和玉米3大示范主導產業的科技示范戶進行培訓），并從技術上重點培養，以此推動更多群眾參與到新品種新技術的實踐應用中來，最終提高農業科技的轉化率和入戶率，切實解決農技推廣科技入戶“最后一公里”。根據實用性原則以及大理特色高原農業產業因地制宜開展農民技術培訓。具體措施如下：第一，優化當前農民教育培訓資源，構建多方參與的農民教育培訓網絡，充分動員科研機構、科技人員、農民參與培訓；第二，尊重農民意愿，拓寬培訓內容。開展相關農村實用技術培訓，可以加強園玉707、蠶桑、茶葉、烤煙、乳業及花卉等實用品種的推廣。如祥云縣茶桑工作站通過以下5項措施對農民開展蠶桑技術培訓：一是加強組織協調，明確工作任務；二是加大宣傳力度，認定培育對象；三是加強教學管理，制定管理辦法；四是聘請優秀教師，提高教學質量；五是創新培訓模式，認真開展培訓。

3健全農業信息系統，建立農村科技服務平臺

充分利用互聯網資源、有線電視、鄉鎮黨員遠程教育等相關信息系統資源，搭建信息共享平臺，組織科技示范戶、鄉鎮干部、村民代表等收看農業科技節目，及時了解農產品市場價格動態、農業生產實用技術知識，如改進植物重大病蟲危害的關鍵防治技術、動植物重大病蟲的長期預報技術及農業機械和水利技術等。通過加強信息基礎設施建設，可以為廣大農民朋友提供及時、可靠的市場動態、農業技術和政府政策等信息服務。此外，大理鄉鎮農業技術服務中心還可以積極選派農技骨干人員組成科技服務隊，將農業技術推廣到村、到戶，圍繞當地主導農業產業，舉辦各類農業技術培訓班，指導農民創辦專業合作社等各類合作經濟組織，深入田間地頭為農戶提供技術咨詢和指導服務。

4發揮政府引導職能，強化農技推廣扶持力度

大理州縣級政府要發揮其引導職能，在農民意愿的基礎上調整農業結構。要根據大理農業地理氣候的特點大力發展特色產業，形成產業優勢，可以借鑒糧食直補措施出臺惠農優惠政策，一方面對生產者進行補貼；另一方面，要對一線農技推廣人員給予補貼。由于高原特色農業是一項大規模產業，需要充沛的財政資金支持，大理作為經濟欠發達地區，單純靠政府財政投入顯然是不足的，因此，要創建多元化的科技投入體系，制定市場主體準入門檻，鼓勵有實力的龍頭企業投資特色農業產業、建設科技示范園區。

5結語

第3篇

我國農業電子商務發展現狀及問題

就農業信息化網絡建設來說，20世紀九十年代中期，我國建立了“農業綜合管理和服務信息系統”。“金農工程“的實施和開展，為我國農業電子商務的發展奠定了一定的基礎。目前，全國所有的省級、97%的地市級、近80%的縣級農業部門設置了農業信息管理和服務機構，47%的鄉鎮成立了信息服務站，各省農業行政主管部門均建立了局域網和農業信息網站，81％的地級和38％的縣級農業部門建立了局域網，83％的地級和45％的縣級農業部門建立了農業信息服務網站。

近年來，我國農業電子商務雖然有一定發展，但是不可否認的是，現階段仍然存在一些問題。首先是上網的農戶少。雖然我國網民總數達到1.11億，但其中絕大部分是城市網民，達到9168.6萬。城市人口占全國人口的42%，卻占有網民總數的82.6%，普及率達16.9%。農村網民的總規模1931.4萬，占全國58%的人口中卻只有17.4%的網民，普及率僅為2.6%。

從行業分布看，農、林、牧、副、漁業僅占2.3%，從職業分布看，農、林、牧、副、漁業僅占1.21%。由于農戶整體素質偏低，上網農民少使得廣大農民不能從信息時代的主干渠道獲得信息，還停留在傳統的電視、廣播方式上。除此以外，現階段我國農業電子商務發展存在的主要問題有：

（一）基礎設施落后雖然我國在農業商務中建立了一些大型數據庫，但真正投入運行的不多，硬件設施投入不足。軟件方面，由于農村社會經濟和文化環境的限制，使得一些相關人員不愿意去農村去，因此導致農村電子商務人才短缺，影響其發展。

（二）農產品的屬性、標準化、品牌化障礙農產品具有易腐爛、易變質的自然屬性，鮮活農產品在標準化方面沒有統一標準和要求，導致在農產品交易中摻假、魚目混珠的現象屢見不鮮。

（三）信息開放程度低且有實用價值的少盡管在農業電子商務網站建設上面取得一定成績，但大部分網站內容和形式雷同，缺少特色，能夠給農戶提供決策、指導生產的信息就更少。

（四）商務立法滯后電子商務的特性，使其的運行涉及到海關、稅收、知識產權及個人隱私等諸多法律問題。但我國的電子商務標準、法規尚不健全，使農業電子商務的發展缺少法律保障。

發展新農村電子商務的對策

（一）發揮政府在新農村電子商務建設中的主體作用在新農村建設中，政府要帶動農村電子商務的發展。電子商務要發展，關鍵是思想觀念的轉變和管理理念的更新。只有使農民及相關政府主管部門的管理者的觀念轉變了，才能推進農業電子商務的進一步發展。

（二）加強農村硬件基礎設施建設培養新一代農民要借助新農村建設中“村村通工程”，將農業電子商務的基礎設施建設融入其中。解決好影響農業電子商務在信息傳遞方面的網絡技術、通訊速度、資費水平等因素存在的問題。同時，加大對農民的教育力度，在農村真正推行義務教育，對農民進行信息技術和電子商務的培訓，提高農民的信息素質和技術水平。