呂月珍，邵永新，錢 野，潘 揚(yáng)

(杭州市科技信息研究院，浙江 杭州 310001)

農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新投入對(duì)新農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展影響的研究
——以杭州為例

呂月珍，邵永新，錢 野，潘 揚(yáng)

(杭州市科技信息研究院，浙江 杭州 310001)

農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新是推進(jìn)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)和現(xiàn)代農(nóng)業(yè)的主要支撐力，農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新投入對(duì)新農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展具有重要影響。文章運(yùn)用因子分析法對(duì)新農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展指標(biāo)進(jìn)行降維提取，得到2個(gè)新農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展主成分因子，同時(shí)運(yùn)用皮爾遜相關(guān)分析法，對(duì)農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新投入、新農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展綜合指標(biāo)及具體指標(biāo)進(jìn)行相關(guān)性檢驗(yàn)。結(jié)果表明：(1)農(nóng)業(yè)科技投入與新農(nóng)村經(jīng)濟(jì)的產(chǎn)出和投入水平，以及農(nóng)民的生活水平呈顯著正相關(guān)；(2)農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新投入與人均農(nóng)漁牧林產(chǎn)值、農(nóng)村固定資產(chǎn)投資、鄉(xiāng)村消費(fèi)品零售額、農(nóng)村居民人均可支配收入在99%的置信水平上呈正相關(guān)，且相關(guān)系數(shù)均在0.85以上；與人均糧食產(chǎn)量、人均棉花產(chǎn)量在99%的置信水平上呈負(fù)相關(guān)，且相關(guān)系數(shù)也在0.85以上；與人均油菜籽產(chǎn)量、人均淡水產(chǎn)品產(chǎn)量、農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力相關(guān)性不顯著。綜合分析認(rèn)為，農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新投入的增加將促進(jìn)新農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展，提高農(nóng)民生活水平。最后，從完善政策制度、加大資金投入和智力投入、引導(dǎo)投融資發(fā)展、鼓勵(lì)創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)等方面提出對(duì)策建議，促進(jìn)新農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展。

農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新投入；新農(nóng)村經(jīng)濟(jì)；因子分析；皮爾遜相關(guān)分析；杭州

科技是農(nóng)業(yè)發(fā)展的驅(qū)動(dòng)力，是國(guó)家糧食安全的保障力，是農(nóng)民持續(xù)增收的支撐力。2015年2月，中央、國(guó)務(wù)院印發(fā)了《關(guān)于加大改革創(chuàng)新力度 加快農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化建設(shè)的若干意見》，強(qiáng)化農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)作用是一項(xiàng)重要內(nèi)容。科技對(duì)社會(huì)的發(fā)展有著不可替代的作用，新農(nóng)村的建設(shè)同樣需要科技作為強(qiáng)大的支撐動(dòng)力。新農(nóng)村建設(shè)的核心是發(fā)展農(nóng)村經(jīng)濟(jì)和現(xiàn)代農(nóng)業(yè)，因此加強(qiáng)農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新，實(shí)現(xiàn)農(nóng)民增產(chǎn)增收，提高農(nóng)業(yè)發(fā)展水平是新農(nóng)村建設(shè)必然途徑。城市化的快速發(fā)展，耕地面積不斷減少，發(fā)展高效的現(xiàn)代都市農(nóng)業(yè)成為必然，加快農(nóng)業(yè)科技發(fā)展任務(wù)更為迫切。如何在經(jīng)濟(jì)增速放緩背景下繼續(xù)推進(jìn)新農(nóng)村建設(shè)，增加農(nóng)民收入，促進(jìn)農(nóng)業(yè)增效，已成為一個(gè)重大課題。

本研究以杭州為樣本，以農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新投入對(duì)新農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響為切入點(diǎn)，運(yùn)用因子分析法和皮爾遜相關(guān)分析法對(duì)其進(jìn)行分析，從而得到農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新投入在新農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展中發(fā)揮的重要作用，進(jìn)而針對(duì)農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新加快新農(nóng)村發(fā)展提出對(duì)策建議。

1 樣本及數(shù)據(jù)選擇

1.1 杭州農(nóng)業(yè)科技與新農(nóng)村發(fā)展概況

近年來(lái)，杭州市科委根據(jù)市委市政府加快推進(jìn)農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新的決策部署，大力實(shí)施創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)發(fā)展戰(zhàn)略，聚焦杭州現(xiàn)代農(nóng)業(yè)發(fā)展目標(biāo)，打造“都市現(xiàn)代農(nóng)業(yè)”，全面啟動(dòng)杭州農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化“十大工程”，著力加強(qiáng)農(nóng)業(yè)前沿技術(shù)的原始創(chuàng)新，突破主導(dǎo)產(chǎn)業(yè)提升和食品安全保障的關(guān)鍵、共性技術(shù)，推進(jìn)農(nóng)業(yè)科技成果轉(zhuǎn)化與科技企業(yè)培育，改善農(nóng)業(yè)科技基礎(chǔ)條件和創(chuàng)新環(huán)境，建設(shè)農(nóng)科教產(chǎn)學(xué)研一體化的推廣服務(wù)體系，增強(qiáng)科技對(duì)現(xiàn)代農(nóng)業(yè)和新農(nóng)村建設(shè)的支撐引領(lǐng)能力，在農(nóng)業(yè)“兩區(qū)”建設(shè)、新農(nóng)村科技示范點(diǎn)建設(shè)、農(nóng)業(yè)的科技創(chuàng)新能力提升、農(nóng)業(yè)科技型企業(yè)培育、科技創(chuàng)新服務(wù)平臺(tái)搭建、科技幫扶與服務(wù)深入推進(jìn)等方面取得明顯成效。截至2015年底，已累計(jì)建成各級(jí)糧食生產(chǎn)功能區(qū)1 104個(gè)，面積37 000 hm2，建成省級(jí)現(xiàn)代農(nóng)業(yè)園區(qū)65個(gè)，面積18 587 hm2。經(jīng)過(guò)多年的農(nóng)業(yè)“兩區(qū)”(糧食生產(chǎn)功能區(qū)和現(xiàn)代農(nóng)業(yè)園區(qū))建設(shè)，杭州市蔬菜、茶葉、果品等“十大主導(dǎo)產(chǎn)業(yè)”實(shí)現(xiàn)產(chǎn)值368.35億元，增長(zhǎng)6.4%。杭州市科委已累計(jì)認(rèn)定286家農(nóng)業(yè)科技企業(yè)、市級(jí)新農(nóng)村建設(shè)科技示范點(diǎn)(試點(diǎn))84家[1]。

1.2 指標(biāo)選取與數(shù)據(jù)來(lái)源

主要有農(nóng)業(yè)科技投入和新農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展兩方面數(shù)據(jù)。農(nóng)業(yè)科技投入采用科技部門農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新資金投入數(shù)據(jù)，即科技三項(xiàng)費(fèi)用中涉及農(nóng)口的科技發(fā)展專項(xiàng)資金，通過(guò)對(duì)歷年農(nóng)業(yè)科研攻關(guān)、新農(nóng)村建設(shè)科技示范、種子種苗、科技扶貧和重大科技創(chuàng)新等5類項(xiàng)目撥款經(jīng)費(fèi)整理統(tǒng)計(jì)得到；新農(nóng)村經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)主要來(lái)自2007—2016年杭州市科技統(tǒng)計(jì)年鑒。

新農(nóng)村經(jīng)濟(jì)指標(biāo)的選取基于相關(guān)文獻(xiàn)研究[2-5]的基礎(chǔ)上，結(jié)合數(shù)據(jù)的可獲取性，選取農(nóng)林牧漁總產(chǎn)值、糧食產(chǎn)量、棉花產(chǎn)量、油菜籽產(chǎn)量和淡水產(chǎn)品產(chǎn)量等5個(gè)指標(biāo)的人均值來(lái)反映新農(nóng)村經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出水平，即人均農(nóng)林牧漁產(chǎn)值(元)、人均糧食產(chǎn)量(kg)、人均棉花產(chǎn)量(kg)、人均油菜籽產(chǎn)量(kg)和人均淡水產(chǎn)品產(chǎn)量(kg)；選取農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力(kW)和農(nóng)村固定資產(chǎn)投資額(萬(wàn)元)來(lái)反映新農(nóng)村的投入水平；選取鄉(xiāng)村消費(fèi)品零售額(萬(wàn)元)和農(nóng)村居民人均可支配收入(元)反映新農(nóng)村居民的生活水平。為消除不同指標(biāo)間量綱影響，對(duì)所有數(shù)據(jù)進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理(表1)，以實(shí)現(xiàn)數(shù)據(jù)指標(biāo)間的可比性。

2 結(jié)果與分析

2.1 因子分析

因子分析的基本目的就是用少數(shù)幾個(gè)因子去描述許多指標(biāo)或因素之間的聯(lián)系，即將比較密切的幾個(gè)變量歸在同一類中，每類變量就成為一個(gè)因子(之所以稱其為因子，是因其不可觀測(cè)，即不是具體變量)，以較少的幾個(gè)因子反映原資料的大部分信息[6]。因子分析的前提條件是原有變量應(yīng)具有較強(qiáng)的相關(guān)性，一般相關(guān)系數(shù)在0.3以上[7]。本研究所選取的新農(nóng)村經(jīng)濟(jì)指標(biāo)有9個(gè)，要研究農(nóng)業(yè)科技投入和新農(nóng)村經(jīng)濟(jì)之間的關(guān)系，則必須對(duì)新農(nóng)村經(jīng)濟(jì)指標(biāo)進(jìn)行簡(jiǎn)化。因此運(yùn)用因子分析法提出新農(nóng)村經(jīng)濟(jì)的主成分，以便進(jìn)一步分析與農(nóng)業(yè)科技投入之間的關(guān)系。運(yùn)用SPSS19軟件，對(duì)9個(gè)新農(nóng)村經(jīng)濟(jì)指標(biāo)進(jìn)行相關(guān)性分析得出各指標(biāo)的相關(guān)矩陣。從表2中可以看出，多數(shù)指標(biāo)之間的相關(guān)性在0.6以上，0.3以下的為少數(shù)。因此，適合做因子分析，對(duì)主成分因子進(jìn)行提取，從而減少新農(nóng)村經(jīng)濟(jì)變量的個(gè)數(shù)。

表1 2006—2015年杭州市新農(nóng)村經(jīng)濟(jì)各項(xiàng)指標(biāo)及農(nóng)業(yè)科技投入標(biāo)準(zhǔn)化數(shù)據(jù)

Table 1 Indicators of new rural economy and agricultural science and technology investment standardized data from 2006 to 2015 in Hangzhou

年份Year人均農(nóng)林牧漁ny人均糧食ls人均棉花mh人均油菜籽yc人均淡水產(chǎn)品ds機(jī)械動(dòng)力dl投資tz消費(fèi)xf收入sr科技投入tr2006-1 88060 62990 6144-0 2909-0 9917-1 3385-1 3184-1 0524-1 1780-1 28322007-1 30090 73390 59910 0360-0 0790-0 8411-1 2657-0 9214-1 0073-1 04172008-0 51831 03101 09001 05800 4358-0 5300-1 0992-0 7153-0 8186-0 77832009-0 00271 01621 25361 43011 2543-0 1423-0 5913-0 5398-0 6321-0 52382010-0 11460 24360 44200 36980 88890 3271-0 0103-0 7920-0 4069-0 636120110 51560 0357-0 30410 44320 78030 66130 3852-0 1233-0 06700 051720120 9010-0 0832-0 13180 03700 54471 00280 92170 23680 22550 462020131 0013-0 2020-0 53760 1401-0 10841 31120 77830 80650 91741 053820141 1633-1 5242-1 1048-1 2947-0 71930 96420 90081 34611 30491 456620150 2358-1 8808-1 9208-1 9285-2 0056-1 41471 29881 75481 66211 2390

數(shù)據(jù)來(lái)自2007—2016年杭州市統(tǒng)計(jì)年鑒和杭州市科技部門相關(guān)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)。

The data above were from statistical yearbook of Hangzhou from 2007 to 2016 and Hangzhou science and technology departments. ny， output value of agriculture， forestry and fishing; ls， per capita grain; mh， per capita cotton; yc， per capita rapeseed; ds， per capita freshwater products; dl， total power of agricultural machinery; tz， the investment of rural fixed assets; xf， rural retail sales of consumer goods; sr， rural residents per capita disposable income. The same as below.

表2 新農(nóng)村經(jīng)濟(jì)各項(xiàng)指標(biāo)間的相關(guān)矩陣

Table 2 Correlation matrix of various indicates of new rural economy

指標(biāo)Indicators人均農(nóng)林牧漁ny人均糧食ls人均棉花mh人均油菜籽yc人均淡水產(chǎn)品ds機(jī)械動(dòng)力dl投資tz消費(fèi)xf收入sr人均農(nóng)林牧漁ny1-0 576-0 567-0 1840 1240 7990 8730 7310 777人均糧食Is-0 57610 9710 8960 681-0 134-0 837-0 929-0 932人均棉花mh-0 5670 97110 8750 687-0 147-0 851-0 921-0 925人均棉花yc-0 1840 8960 87510 8910 19-0 559-0 734-0 711人均淡水產(chǎn)品ds0 1240 6810 6870 89110 482-0 262-0 569-0 507機(jī)械動(dòng)力dl0 799-0 134-0 1470 190 48210 5250 2680 345投資tz0 873-0 837-0 851-0 559-0 2620 52510 8840 926消費(fèi)xf0 731-0 929-0 921-0 734-0 5690 2680 88410 988收入sr0 777-0 932-0 925-0 711-0 5070 3450 9260 9881

對(duì)新農(nóng)村經(jīng)濟(jì)指標(biāo)量表進(jìn)行KMO(Kaiser-Meyer-Olkin)檢驗(yàn)和Bartlett球度檢驗(yàn)。KMO統(tǒng)計(jì)量是取值在0和1之間。當(dāng)所有變量間的簡(jiǎn)單相關(guān)系數(shù)平方和遠(yuǎn)大于偏相關(guān)系數(shù)平方和時(shí)，KMO值接近1。KMO值越大，意味著變量間的相關(guān)性越強(qiáng)，原有變量越適合作因子分析。當(dāng)KMO>0.5時(shí)，就適宜進(jìn)行因子分析[7]。在99%的置信水平下，本研究中新農(nóng)村經(jīng)濟(jì)指標(biāo)的KMO值為0.599，表示可以進(jìn)行因子分析。

巴特利特球度檢驗(yàn)(Barlett Test of Sphericity)用于檢驗(yàn)相關(guān)系數(shù)矩陣是否是單位陣，即各變量是否獨(dú)立。它是以變量的相關(guān)系數(shù)矩陣為出發(fā)點(diǎn)，零假設(shè)：相關(guān)系數(shù)矩陣是一個(gè)單位陣。如果巴特利球形檢驗(yàn)的統(tǒng)計(jì)計(jì)量數(shù)值較大，且對(duì)應(yīng)的相伴概率值小于用戶給定的顯著性水平，則應(yīng)拒絕零假設(shè)；反之，則不能拒絕零假設(shè)，認(rèn)為相關(guān)系數(shù)矩陣可能是一個(gè)單位陣，不適合做因子分析[7]。本研究中，巴特利球形檢驗(yàn)的卡方值為127.596(自由度為36)，相應(yīng)的概率sig為0，說(shuō)明相關(guān)系數(shù)矩陣與單位陣有顯著差異。因此，本研究的新農(nóng)村經(jīng)濟(jì)指標(biāo)數(shù)據(jù)適合作因子分析。

由表3可知，通過(guò)對(duì)新農(nóng)村經(jīng)濟(jì)指標(biāo)數(shù)據(jù)進(jìn)行因子分析，得到主要因子F1和F2，其貢獻(xiàn)率分別為60.3%和35.1%，累計(jì)貢獻(xiàn)率達(dá)到95.4%，超過(guò)85%的要求，說(shuō)明F1和F2解釋了新農(nóng)村經(jīng)濟(jì)9個(gè)指標(biāo)的大部分信息。

從表4可以看出，F(xiàn)1在糧食、棉花、油菜籽、淡水產(chǎn)品、消費(fèi)品零售額和人均可支配收入這6個(gè)指標(biāo)上載荷較高，說(shuō)明F1解釋了這6個(gè)指標(biāo)的大部分信息。F2則解釋了農(nóng)林牧漁和農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力這2個(gè)指標(biāo)的大部分信息。F1和F2同時(shí)解釋了農(nóng)村固定資產(chǎn)投資這個(gè)指標(biāo)的部分信息。

表3 因子旋轉(zhuǎn)后的特征值及貢獻(xiàn)率

Table 3 The eigenvalue and contribution rate after the factors rotation

因子Factors特征值Eigenvalue貢獻(xiàn)率Contributionrate/%累計(jì)貢獻(xiàn)率Cumulativecontributionrate/%F16 23860 360 3F22 34735 195 4

采用回歸分析的方法估計(jì)因子得分系數(shù)，主成分得分系數(shù)矩陣如表5。根據(jù)該矩陣的數(shù)據(jù)，可得出因子得分函數(shù)。

F1=0.036 ny+0.17 ls+0.168 mh+0.219 yc+0.235 ds+0.135 dl-0.065 tz-0.133 xf-0.119 sr

F2=0.317 ny-0.012 ls-0.014 mh+0.141 yc+0.249 ds+0.361 dl+0.194 tz+0.084 xf+0.113 sr

SPSS軟件自動(dòng)根據(jù)上述因子得分函數(shù)計(jì)算出樣本相應(yīng)因子得分SF1和SF2(表6)。

2.2 農(nóng)業(yè)科技投入與新農(nóng)村經(jīng)濟(jì)綜合指標(biāo)關(guān)聯(lián)性分析

運(yùn)用因子分析法分析新農(nóng)村經(jīng)濟(jì)指標(biāo)后，得出新農(nóng)村經(jīng)濟(jì)綜合指標(biāo)SF1和SF2，代表新農(nóng)村經(jīng)濟(jì)9個(gè)指標(biāo)的大部分信息。對(duì)2006—2015年杭州市農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新資金投入數(shù)據(jù)和新農(nóng)村經(jīng)濟(jì)主成分因子得分?jǐn)?shù)據(jù)進(jìn)行相關(guān)性分析。

從表7可以看出，在95%置信水平下農(nóng)業(yè)科技投入和新農(nóng)村經(jīng)濟(jì)綜合指標(biāo)F1的相關(guān)系數(shù)為0.698，顯著性明顯；在95%置信水平下農(nóng)業(yè)科技投入和新農(nóng)村經(jīng)濟(jì)綜合指標(biāo)F2的相關(guān)系數(shù)為0.658，顯著性明顯。相關(guān)性分析結(jié)果表明，農(nóng)業(yè)科技投入、新農(nóng)村經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出和投入水平以及農(nóng)民的生活水平呈正相關(guān)，即農(nóng)業(yè)科技投入增加會(huì)促進(jìn)新農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展、提高農(nóng)民的生活水平。

表4 旋轉(zhuǎn)后的因子載荷矩陣

Table 4 Factor loading matrix after rotation

因子人均農(nóng)林牧漁人均糧食人均棉花人均油菜籽人均淡水產(chǎn)品機(jī)械動(dòng)力投資消費(fèi)收入FactorsnylsmhycdsdltzxfsrF1-0 3070 9390 9330 9650 8840 16-0 659-0 852-0 825F20 944-0 306-0 3110 10 4150 9280 7170 4740 544

表5 因子得分系數(shù)矩陣

Table 5 Component score coefficient matrix

因子人均農(nóng)林牧漁人均糧食人均棉花人均油菜籽人均淡水產(chǎn)品機(jī)械動(dòng)力投資消費(fèi)收入FactorsnylsmhycdsdltzxfsrF10 0360 170 1680 2190 2350 135-0 065-0 133-0 119F20 317-0 012-0 0140 1410 2490 3610 1940 0840 113

表6 農(nóng)業(yè)科技投入標(biāo)準(zhǔn)化數(shù)據(jù)和新農(nóng)村經(jīng)濟(jì)指標(biāo)因子得分

Table 6 The standardized data of agricultural science and technology investment and indicators score of new rural economy

年份Year科技投入trSF1SF22006-1 28320 03089-1 860462007-1 04170 37894-1 184392008-0 77830 86590-0 491422009-0 52381 157150 200502010-0 63610 599980 2321620110 05170 342650 7201420120 46200 149281 0157720131 0538-0 173721 1158220141 4566-1 117870 8234920151 2390-2 23320-0 57160

表7 農(nóng)業(yè)科技投入和新農(nóng)村經(jīng)濟(jì)綜合指標(biāo)的Pearson相關(guān)性

Table 7 Pearson’s correlation of agricultural science and technology investment and comprehensive indicator of new rural economy

項(xiàng)目F1F2Pearson相關(guān)性Pearson scorrelation0 698?0 658?顯著性(雙側(cè))Significant(bothsides)0 0250 039

*表示在0.05水平(雙側(cè))上顯著相關(guān)。下同。

“*” represent the correlation was significant at the 0.05level. The same as bellow.

2.3 農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新投入與新農(nóng)村經(jīng)濟(jì)各項(xiàng)具體指標(biāo)關(guān)聯(lián)性分析

從表8可以看出，農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新投入與人均農(nóng)漁牧林產(chǎn)值、農(nóng)村固定資產(chǎn)投資、鄉(xiāng)村消費(fèi)品零售額、農(nóng)村居民人均可支配收入在99%置信水平上呈正相關(guān)，且相關(guān)系數(shù)都在0.85以上。這說(shuō)明農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新投入促進(jìn)新農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展的作用是明顯的，對(duì)農(nóng)村生產(chǎn)投入和農(nóng)民增收起正向促進(jìn)作用。

農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新投入與人均糧食產(chǎn)量、人均棉花產(chǎn)量在99%置信水平上呈負(fù)相關(guān)，且相關(guān)性也在0.85以上，這主要原因是杭州農(nóng)業(yè)正從傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)向現(xiàn)代都市農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)變。首先，農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新投入提高，農(nóng)業(yè)新技術(shù)和新品種得以廣泛應(yīng)用，農(nóng)民有更多的選擇種植經(jīng)濟(jì)價(jià)值高的農(nóng)產(chǎn)品，提高土地的經(jīng)濟(jì)效益，從而使得糧食和棉花這類傳統(tǒng)主要農(nóng)作物產(chǎn)量減少，這也正說(shuō)明了杭州新農(nóng)村經(jīng)濟(jì)建設(shè)鼓勵(lì)以“一村一品”為特點(diǎn)的現(xiàn)代農(nóng)業(yè)發(fā)展，如建德市蓮花鎮(zhèn)齊平村發(fā)展鐵皮石斛特色產(chǎn)業(yè)，桐廬縣江南鎮(zhèn)環(huán)溪村發(fā)展蓮產(chǎn)業(yè)等[8]；其次，城市化進(jìn)程的加快，使得耕地日益減少和農(nóng)村居民拋荒現(xiàn)象更為突出，從而使得糧食和棉花生產(chǎn)面積直線下降；再者，近幾年農(nóng)村經(jīng)濟(jì)以發(fā)展農(nóng)村休閑產(chǎn)業(yè)和鄉(xiāng)村旅游為主，導(dǎo)致傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)發(fā)展減弱，所以不論科技創(chuàng)新投入如何提高，其產(chǎn)量都在下降。

農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新投入與人均油菜籽產(chǎn)量、人均淡水產(chǎn)品產(chǎn)量、農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力相關(guān)性則不顯著。究其原因，一是杭州現(xiàn)代都市農(nóng)業(yè)的定位和自然稟賦決定了杭州市油菜籽產(chǎn)量和淡水產(chǎn)品產(chǎn)量在某個(gè)年份達(dá)到頂峰后又持續(xù)回落，形成一個(gè)倒U型拋物線。其中，淡水產(chǎn)品產(chǎn)量受養(yǎng)殖面積剛性下降、“五水共治”行動(dòng)等因素影響[9]，因此會(huì)出現(xiàn)人均油菜籽產(chǎn)量、人均淡水產(chǎn)品產(chǎn)量與農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新投入相關(guān)性不顯著的結(jié)果。二是杭州市“七山一水二分田”的地形地貌也決定了杭州農(nóng)業(yè)不能大規(guī)模使用大型農(nóng)業(yè)機(jī)械，因此農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新投入對(duì)農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力影響不大。

表8 農(nóng)業(yè)科技投入和新農(nóng)村經(jīng)濟(jì)各項(xiàng)指標(biāo)的Pearson相關(guān)性

Table 8 Pearson’s correlation of agricultural science and technology investment and various indicators of new rural economy

項(xiàng)目人均農(nóng)林牧漁ny人均糧食ls人均棉花mh人均油菜籽yc人均淡水產(chǎn)品ds機(jī)械動(dòng)力dl投資tz消費(fèi)xf收入srPearson相關(guān)性Pearsoncorrelation0 859??-0 874??-0 870??-0 618-0 3960 4890 930??0 971??0 980??顯著性(雙側(cè))Significant(bothsides)0 0010 0010 0010 0570 2580 151000

3 結(jié)論與不足

運(yùn)用因子分析對(duì)新農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展指標(biāo)進(jìn)行降維提取，得到2個(gè)新農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展主成分因子，運(yùn)用皮爾遜相關(guān)分析法，對(duì)農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新投入、新農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展綜合指標(biāo)以及具體指標(biāo)進(jìn)行相關(guān)性檢驗(yàn)。結(jié)果表明：(1)農(nóng)業(yè)科技投入、新農(nóng)村經(jīng)濟(jì)的產(chǎn)出和投入水平以及農(nóng)民的生活水平呈正相關(guān)，且顯著性明顯。(2)農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新投入與人均農(nóng)漁牧林產(chǎn)值、農(nóng)村固定資產(chǎn)投資、鄉(xiāng)村消費(fèi)品零售額、農(nóng)村居民人均可支配收入在99%置信水平上呈正相關(guān)，且相關(guān)系數(shù)都在0.85以上；與人均糧食產(chǎn)量、人均棉花產(chǎn)量在99%置信水平上呈負(fù)相關(guān)，且相關(guān)系數(shù)也在0.85以上；與人均油菜籽產(chǎn)量、人均淡水產(chǎn)品產(chǎn)量、農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力相關(guān)性不顯著。綜合分析，農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新投入增加會(huì)促進(jìn)新農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展、提高農(nóng)民的生活水平。

本研究在考量新農(nóng)村發(fā)展的特點(diǎn)和數(shù)據(jù)可獲取性的基礎(chǔ)上進(jìn)行新農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展指標(biāo)的選取，主要突出農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新投入對(duì)新農(nóng)村經(jīng)濟(jì)方面的影響，對(duì)新農(nóng)村社會(huì)、文化等方面發(fā)展的影響則有待進(jìn)一步研究。同時(shí)，本研究側(cè)重于農(nóng)業(yè)科技資金投入對(duì)新農(nóng)村經(jīng)濟(jì)的影響，農(nóng)業(yè)科技人力、物力等方面的投入還需深入探討。

4 對(duì)策建議

結(jié)合以上分析，從政策制定者和農(nóng)業(yè)科技管理者的角度，提出加強(qiáng)農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新投入促進(jìn)新農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展的對(duì)策建議。

4.1 完善政策制度，建立農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新投入的保障機(jī)制

把加快農(nóng)業(yè)科技進(jìn)步與創(chuàng)新作為全面推進(jìn)現(xiàn)代農(nóng)業(yè)與新農(nóng)村建設(shè)的重大措施，研究制定鼓勵(lì)農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新與成果轉(zhuǎn)化的政策措施。各級(jí)科技、農(nóng)口等相關(guān)部門，要在財(cái)政投入等資源配置上向農(nóng)業(yè)科技發(fā)展重點(diǎn)傾斜，在項(xiàng)目、經(jīng)費(fèi)、人才等方面優(yōu)先安排，充分發(fā)揮各級(jí)科協(xié)、工青婦等社會(huì)團(tuán)體和農(nóng)村工作指導(dǎo)員、科技特派員的作用，開展形式多樣的農(nóng)村科普活動(dòng)和科技信息宣傳，充分利用廣播、電視、報(bào)刊、網(wǎng)絡(luò)等各種媒體，廣泛宣傳農(nóng)業(yè)科技知識(shí)、成果、政策、最新進(jìn)展和典型等，不斷提高廣大農(nóng)戶的科技意識(shí)和素質(zhì)。

4.2 加大資金投入，建立農(nóng)業(yè)科技財(cái)政投入的穩(wěn)定機(jī)制

優(yōu)化公共財(cái)政支出結(jié)構(gòu)，不斷增加財(cái)政對(duì)農(nóng)業(yè)科技的投入。加強(qiáng)對(duì)公益性農(nóng)業(yè)科研院所與涉農(nóng)高等院校的傾斜支持力度，對(duì)長(zhǎng)期從事基礎(chǔ)性、公益性農(nóng)業(yè)科技活動(dòng)建立相對(duì)穩(wěn)定的支持機(jī)制。增加對(duì)農(nóng)業(yè)新品種選育攻關(guān)和農(nóng)業(yè)主導(dǎo)產(chǎn)業(yè)的科技支撐體系建設(shè)、新品種新技術(shù)和重大科技成果轉(zhuǎn)化、科技創(chuàng)新能力建設(shè)等農(nóng)業(yè)科技投入。對(duì)農(nóng)業(yè)領(lǐng)域的國(guó)家高新技術(shù)企業(yè)，按規(guī)定落實(shí)農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼和稅收優(yōu)惠政策。將農(nóng)業(yè)科技型企業(yè)、農(nóng)業(yè)新興產(chǎn)業(yè)培育作為政策扶持的重點(diǎn)對(duì)象，發(fā)揮財(cái)政杠桿作用，引導(dǎo)農(nóng)業(yè)科技企業(yè)不斷加大科技創(chuàng)新投入。

4.3 加大智力投入，完善農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新智囊隊(duì)伍建設(shè)體系

加強(qiáng)農(nóng)業(yè)專業(yè)技術(shù)人才培養(yǎng)，加強(qiáng)高校涉農(nóng)學(xué)科建設(shè)，推動(dòng)教育、科技與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)相結(jié)合，發(fā)展農(nóng)業(yè)職業(yè)教育和學(xué)歷教育，加大高等院校對(duì)農(nóng)業(yè)科技人才的培養(yǎng)，與農(nóng)業(yè)科研院所聯(lián)合打造農(nóng)業(yè)人才培養(yǎng)基地。注重地方農(nóng)業(yè)科技人才的培養(yǎng)，制定有利于鄉(xiāng)土人才培養(yǎng)的工作機(jī)制和培養(yǎng)計(jì)劃。以重大科技專項(xiàng)實(shí)施和重點(diǎn)創(chuàng)新團(tuán)隊(duì)建設(shè)為載體，培養(yǎng)和集聚高素質(zhì)農(nóng)業(yè)創(chuàng)新人才。在海外高層次人才引進(jìn)中，重點(diǎn)加強(qiáng)農(nóng)業(yè)科技領(lǐng)軍人才和具有互聯(lián)網(wǎng)知識(shí)的跨界人才的引進(jìn)和培養(yǎng)，支持創(chuàng)新領(lǐng)軍人才組建創(chuàng)新團(tuán)隊(duì)，加大對(duì)創(chuàng)新團(tuán)隊(duì)創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)的扶持。加強(qiáng)對(duì)基層農(nóng)技人員的培訓(xùn)和知識(shí)更新，深化科技特派員創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)行動(dòng)，大力培養(yǎng)一批有技術(shù)、懂管理、熟市場(chǎng)的農(nóng)村科技特派員隊(duì)伍。

4.4 引導(dǎo)投融資發(fā)展，完善農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新的多元投入機(jī)制

積極引導(dǎo)、鼓勵(lì)社會(huì)資金投入農(nóng)業(yè)科技研發(fā)，逐步建立健全以企業(yè)投入為主體、政府投入為引導(dǎo)、金融信貸和風(fēng)險(xiǎn)投資為重要支撐的多元化、多渠道、多層次的農(nóng)業(yè)科技投入體系，引導(dǎo)鼓勵(lì)農(nóng)業(yè)科技企業(yè)增加科技研發(fā)的投入，引導(dǎo)工商資本、社會(huì)資本投資農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)，引導(dǎo)創(chuàng)業(yè)投資資金投向農(nóng)業(yè)種業(yè)企業(yè)和農(nóng)業(yè)高新技術(shù)企業(yè)；創(chuàng)新金融服務(wù)，改善對(duì)農(nóng)業(yè)科技企業(yè)的信貸服務(wù)和融資環(huán)境，加大對(duì)農(nóng)業(yè)科技企業(yè)的金融支持。

4.5 鼓勵(lì)創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)，建立農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新和成果轉(zhuǎn)化激勵(lì)機(jī)制

貫徹落實(shí)國(guó)務(wù)院《中華人民共和國(guó)促進(jìn)科技成果轉(zhuǎn)化法》，加快制定農(nóng)業(yè)科技人員創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)具體實(shí)施方案和相應(yīng)措施，激勵(lì)農(nóng)業(yè)科技人員創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)；打破體制障礙，明確在職農(nóng)業(yè)科技人員或在校大學(xué)生、研究生均可通過(guò)離崗創(chuàng)業(yè)、兼職兼薪，真正讓“第二職業(yè)”成為正當(dāng)工作、工資外收入成為合法收益；設(shè)立專項(xiàng)扶持資金，設(shè)立“創(chuàng)業(yè)之星”“重大貢獻(xiàn)獎(jiǎng)”等獎(jiǎng)項(xiàng)，對(duì)創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)成績(jī)突出、效益明顯的專家或團(tuán)隊(duì)給予重獎(jiǎng)；完善大學(xué)生從事現(xiàn)代農(nóng)業(yè)的政策措施，鼓勵(lì)大學(xué)生到農(nóng)業(yè)生產(chǎn)領(lǐng)域、農(nóng)民專業(yè)合作社創(chuàng)業(yè)就業(yè)；引導(dǎo)和支持返鄉(xiāng)農(nóng)民工、退伍軍人、大學(xué)生“村官”參與現(xiàn)代農(nóng)業(yè)、來(lái)料加工、休閑旅游、社區(qū)服務(wù)、商品流通、再生資源利用等產(chǎn)業(yè)創(chuàng)業(yè)。

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(責(zé)任編輯 張瑞麟)

Influence of agricultural science and technology innovation investment on new rural economic development: Taking Hangzhou as an example

LYU Yuezhen， SHAO Yongxin， QIAN Ye， PAN Yang

(HangzhouScienceandTechnologyInformationInstitute，Hangzhou310001，China)

Agricultural science and technology innovation was the main supporting force to promote rural economy and modern agriculture， it had very important influence on the new rural economic development. The factor analysis method was used to extract the new rural economic indicators by dimensionality reduction， and get two principal component factors of new rural economic development were obtained. Then， correlation between agricultural science and technology innovation input， the new rural economic development comprehensive index and specific index were tested using Pearson correlation analysis. The results showed that: (1) Investment of agricultural science and technology innovation was positively correlated with the new rural economic output and input level， the living level of farmers significantly. (2) Investment of agricultural science and technology innovation was positively correlated with the per capita of farming， forestry， animal husbandry and fishery output value， rural fixed assets investment， rural retail sales of consumer goods， per capita disposable income of rural residents at 99% confidence level by each other， the correlation coefficients were all above 0.85; while， it was negatively correlated with per capita grain， per capita cotton at 99% confidence level by each other， and the correlation coefficients were all above 0.85. There was no significant correlation between investment of agricultural science and technology innovation and per capita rapeseed， per capita freshwater production， total power of agricultural machinery. In conclusion， the increase of investment of agricultural science and technology innovation would promote the development of new rural economy and improve the living standards of farmers. Finally， some countermeasures and suggestions were put forward to promote the development of the new rural economy from the aspects of perfecting the policy system， increasing the investment of capital and intelligence， guiding the development of investment and financing and encouraging innovation and entrepreneurship.

investment of agricultural science and technology innovation; new rural economy; factor analysis method; Pearson correlation analysis; Hangzhou

http://www.zjnyxb.cn

10.3969/j.issn.1004-1524.2017.05.24

2017-03-06

杭州市科學(xué)計(jì)劃軟科學(xué)研究計(jì)劃項(xiàng)目(20150834M49)；杭州市科技情報(bào)調(diào)研項(xiàng)目(20161334M03)

呂月珍(1984—)，浙江永康人，碩士，助理研究員，主要研究方向?yàn)榭萍紕?chuàng)新和城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展。E-mail: lyz@hznet.com.cn

S-9;F323.3

A

1004-1524(2017)05-0850-07

浙江農(nóng)業(yè)學(xué)報(bào)ActaAgriculturaeZhejiangensis， 2017，29(5): 850-856

呂月珍，邵永新，錢野，等. 農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新投入對(duì)新農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展影響的研究——以杭州為例[J]. 浙江農(nóng)業(yè)學(xué)報(bào)，2017，29(5)： 850-856.