，可认为残差序列为平稳序列，进而再次验证序列和具有协整关系，式即为协整方程。

由式可以看到在样本期内，农业技术人员农业研究与开发机构科技活动经费支出和农业机械总动力对农业经济发展的弹性分别为和，且高度显著，其经济含义为农业技术人员农业研究与开发机构科技活动经费支出每增加，则农业总产值分别增加，这充说还是有着比较明显地线性趋势，但是协整方程中却只含有截距项，并且它们的滞后阶数等于。

通过检验结果可知其原变量间具有协整关系。

同时对农业经济发展进行解释，而解释变量就是农业科技资源，所采用的则是最小乘法来对者的关系进行回归性分析，而其线性回归方程为该方程中拟合优度为，再经调整后为，其回归模型的拟合效果较好，经过验证分析可知上述方程就是协整方程式。

实证分析结果如果直接对时间序列数据进行回归，有可能出现‚谬误回归‛的情况，导致不可靠的推论，并且只有当变量序列都为同阶单整序列时才可进行协整分析，所以在协整分析前，有必要先检验和个时间序列的平稳性。

单位根检验单位根检验常用的方法是检验以及它的扩展形式检验，后者带有变量滞后项，以消除自相关的影响。

研究采用方法对变量原始序列阶差分序列和阶差分序列分别进行单位根检验。

单位根检验结果表明见表，原始序列在的显著水平下，研究与开发机构科技活动经费支出和农业机械总动力对农业经济发展的弹性分别为和，且高度显著，其经济含义为农业技术人员农业研究与开发机构科技活动经费支出每增加，则农业总产值分别增加，这充分说明农业科技人力资源与农业科技财力资源投入的增加会有力地促进农业经济的发展而农业机械总动力对农业发展的弹性为，说明农业机械的利用效率不高，对农业经济发展的促进作用不明显，即农机总动力对农业经济增长的影响为显著的负值，这显然与事实不相符合，笔者认为在当时农业机械化程度非常低且主要集中在几个省份的状况下，将农机总动力引入模型必然会带来定的偏差，结果很可能使得农业科技人力资源与农业科技经费投入的效果被高估了，故该模型有待进步改进。

出现这样结果的原因可能是因为农业机械分布不均衡，地块细碎化土地类型差异导致不适宜机械化而且使用机械成本过高。

农业科技资源与农业经济发展研究篇论文原稿。

实证分析为了确保数据的准确性，减少实证分析中的误差，不能农业科技资源与农业经济发展研究篇论文原稿带有变量滞后项，以消除自相关的影响。

研究采用方法对变量原始序列阶差分序列和阶差分序列分别进行单位根检验。

单位根检验结果表明见表，原始序列在的显著水平下，均不能拒绝存在单位跟的假设，因此是非平稳的阶差分序列在的显著水平下是非平稳的，而在的显著水平下是非平稳的。

但阶差分后的变量和在显著性水平下，拒绝存在单位根的假设，因此是平稳的。

单位根检验结果表明和，均为阶单整序列。

协整检验与协整方程上述单位根检验表明变量都是阶单整变量，所以可以进行协整分析以验证与之间是否存在协整关系。

检验变量之间是否具有协整关系的方法，目前主流的方法有两种两步检验法和检验法。

本研究首先利用协整即农业机械的功能在短期内就可以体现出来。

因果关系检验和提出的因果关系检验可确定个变量能否有助于预测另个变量。

和提出的因果关系检验法的基本思想如下如果变量有助于预测变量，即根据的过去值对进行自回归时，如果再加上的过去值，能显著地增强回归的解释能力，则称是的原因否则，称为非原因。

同时，指出，如果变量之间是协整的，则至少存在个方向上的原因在非协整情况下，任何原因的推断将都是无效的。

检验结果见表，表中的第列是因果关系检验的零假设，第列数据为统计量的数值，第列的数据为统计量在零假设成立时的概率显著性水平，第列为滞后阶数。

由于格兰杰因果关系检验对滞后的阶数非常敏感，本文采用最小原则来确定滞后阶数。

由表可知，在显著性水平下，我们认为农业技术人员是农业经济增长的格兰系，那么短期非均衡关系总能通过个误差修正模型进行表述，从而可以对不同时间序列长期均衡关系短期偏离向长期均衡修正情况进行正确反映，即短期关联性小，长期关联性显著。

因果关系检验则主要是透过零假设统计值值滞后阶数个要素，进行不是格兰杰原因的分析。

农业科技资源与农业经济发展研究篇论文原稿。

误差修正模型通过对变量进行协整分析可以发现上述变量之间的长期均衡关系，但无法得知这些变量偏离它们共同的随机趋势时的调整速度，误差修正模型可以解决这个问题。

建立误差修正模型的目的在于研究因变量在短期波动中偏离长期均衡关系的程度。

根据表述定理如果变量与是协整的，则它们间的短期非均衡关系总能由个误差修正模型表述。

误差修正模型既能反映不同的时间序列间的长期均衡关系，又能反映短期偏离向长期均衡修正的机制。

通过上述的协整检验，我们得另外，通过建立误差修正模型，观察短期动态关系，利用因果关系进行逻辑讨论。

实证分析首先，本次研究变量选取有两大方面是农业科技资源是农业经济增长。

具体来看，第，主要是农业技术人员农业研究与开发机构科技活动经费支出农业机械总动力第，则主要是指农业总产值。

此次选择的数据资料取自于中国科技统计年鉴中国农村统计年鉴，若存在数据缺失，则选取当年的平均值进行补阙。

其次，需要说明的是，在协整关系方面，对数变换并不对原始变量发生影响，所以，在农业科技资源方面主要是取自然对数，将新的变量分别标记为。

本次研究所选择的应用软件为。

首先，根据此次研究，在变量单位根检验方面，变量总共得到个，即上面的个变量，加上民各于阶差序列，阶差分序列具体根据检验类型，对应的对统计量临界值进行了细致分析，最终根据测算，得到了在不同的临界动力与农业经济增长个时间序列的平稳性进行检验，以确实其单整阶数。

其次，如果检验结果表明个序列具有同阶单整性，利用两步法来检验农业科技资源与农业经济发展之间是否存在协整关系，即长期均衡关系。

在农业科技资源与农业经济发展之间存在协整关系的条件下，建立误差修正模型，考察者之间的短期动态关系。

最后，利用因果关系检验来考察农业科技资源与农业经济增长之间的因果关系。

农业科技资源与农业经济发展篇摘要以农业作为研究对象，实证农业科技资源与农业经济发展关系。

首先，对现代农业的发展情况进行简要概述主要分析农业科技资源农业经济发展之间的动态关系通过选取些年份的统计数据，利用协整分析格兰杰因果关系检验方法，对农业科技资源与农业经济发展关系进行实证研究。

希望通过该文的初步论述引起更多的关注与更广泛的交流，从而为该方面的理论研究工作与实践工作提供些有价值的信息，以供参考。

关键词农业科技资源农业经济发展关系实证我国是传统但由于我国农村地区广大，加上技术与资源分布不平衡，所以，从这个角度看，农业依然停留于弱势产业靠天吃饭的困境之中。

例如，陕西省北部地区南方部分地区的土质变化等，均造成了我国农业向现代化转型升级的阻碍因素，因此，应该加大科技投入合理进行科技资源的优化配臵，以推动农业经济发展。

以下就该问题展开具体说明。

概述在本次研究中，以时间序列分析相关理论方法作为基础，从而展开对农业科技资源农业经济发展之间的关系研究按照基本理论要求，所采取的属于定量分析，具体是通过计量的办法，以对应研究农业研究开发机构的各项投入，其要素包括设备活动经费和技术人才等，重点是对时间序列的平稳性加以检验。

若通过以上分析证实了序列的同阶单整性，再通过两步法对形成关系的两个对象间的协整关系进行分析，看其是否属于长期均衡关系。

最好是通过目前正在建设的农村合作社形式不断扩大对农业的革新，让土地实现集约化，挖掘出土地本身所具有的真实产出价值，减少地方政府过度依靠均为阶单整序列。

其次，在协整检验协整方程方面，应用两步检验法检验法。

具体是先通过迹检验最大特征根检验方面的统计量临界值均选择零假设特征根结果是者之间存在协整关系当解释变量为农业经济增长之时，就可以利用，即普通最小乘法实现回归方程，即因此，检验整体通过，证实了者间的关系。

第，设为回归模型残差，就可以得到残差序列，然后进行残差的稳定性检验，方法依然是单位根检验，需要注意的是，在序列中，检验值为，通过分析对应的个临界值，得到滞后期为，因此判定它属于平稳型。

具体是根据上面所说的软件准则自动计算得出。

第，透过对误差的分析，即机械利用不足，两个对象的关系是正相关，前者推动后者但存在误差，所以，需要借助于误差修正模型加以解决。

本次研究选择表述定理，即若存在变量时，且存在协整关系，那么短期非均衡关系总能通过个误差修正模型进行表述为统计量的数值，第列的数据为统计量在零假设成立时的概率显著性水平，第列为滞后阶数。

由于格兰杰因果关系检验对滞后的阶数非常敏感，本文采用最小原则来确定滞后阶数。

由表可知，在显著性水平下，我们认为农业技术人员是农业经济增长的格兰杰原因，而农业经济增长不是农业技术人员投入变动的影响因素，者之间存在着单向因果关系，农业技术人员投入的提高或降低必然引起农业经济发展水平的提高或降低。

在的显著性水平下拒绝第第个原假设，即农业机械总动力与农业经济发展呈双向因果关系同理，在显著性水平下，农业研究与开发机构科技活动经费支出是农业经济发展的格兰杰原因，这与姜涛的研究结论致，而农业经济发展则不是农业研究与开发机构科技活动经费支出的原因，也定程度反映我国农业科研投入机制还存在深层次问题。

另外，通过建立误差修正模型，观察短期动态关系，利用农业科技资源与农业经济发展研究篇论文原稿型的农业大国，尤其是在工业和技术得到大力发展后，又反哺于农业的发展思路，在很大程度上推动了我国农业的发展。

现阶段，我国的