歐陽(yáng)秋珍++陳昭

doi：10.15889/j.issn.1002-1302.2016.10.152

摘要：在內(nèi)生增長(zhǎng)理論基礎(chǔ)上，運(yùn)用我國(guó)農(nóng)林牧漁業(yè)1990—2013年的數(shù)據(jù)分析多渠道R&D溢出、全球生產(chǎn)網(wǎng)絡(luò)和我國(guó)農(nóng)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新績(jī)效的關(guān)系。結(jié)果表明，融入全球生產(chǎn)網(wǎng)絡(luò)有利于促進(jìn)我國(guó)農(nóng)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新，但是全球生產(chǎn)網(wǎng)絡(luò)指數(shù)與我國(guó)農(nóng)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新存在倒“U”形關(guān)系，計(jì)算拐點(diǎn)分別為3.781 0、3.017 4，農(nóng)業(yè)R&D經(jīng)費(fèi)和科研人員的投入對(duì)我國(guó)農(nóng)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新能力有重要的積極影響，進(jìn)出口技術(shù)溢出產(chǎn)生了正向效應(yīng)，但是FDI的技術(shù)溢出影響不顯著；接著研究了全球生產(chǎn)網(wǎng)絡(luò)對(duì)我國(guó)農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步率的影響機(jī)制，發(fā)現(xiàn)各個(gè)R&D溢出變量與農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步率之間的正相關(guān)關(guān)系基本沒(méi)有改變，但系數(shù)估計(jì)值降低了，農(nóng)業(yè)自身R&D經(jīng)費(fèi)和人員投入發(fā)揮的作用比沒(méi)有考慮國(guó)際縱向分工時(shí)更大。

關(guān)鍵詞：R&D活動(dòng)；R&D溢出；全要素生產(chǎn)率；外商直接投資；全球生產(chǎn)網(wǎng)絡(luò)

中圖分類(lèi)號(hào)： F323.3文獻(xiàn)標(biāo)志碼： A文章編號(hào)：1002-1302（2016）10-0540-04

收稿日期：2015-08-03

基金項(xiàng)目：湖南省高?？萍紕?chuàng)新團(tuán)隊(duì)支持計(jì)劃“農(nóng)地流轉(zhuǎn)與農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)方式轉(zhuǎn)變研究”；湖南省重點(diǎn)基地項(xiàng)目“現(xiàn)代農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)方式”；湖南省重點(diǎn)學(xué)科建設(shè)項(xiàng)目“產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)學(xué)”；湖南省教育廳科研項(xiàng)目（編號(hào)：14C0795）；教育部人文社會(huì)科學(xué)研究青年基金（編號(hào)：14YJC790091）。

作者簡(jiǎn)介：歐陽(yáng)秋珍（1985—），女，湖南常德人，碩士，研究方向?yàn)榧夹g(shù)進(jìn)步與產(chǎn)業(yè)升級(jí)、國(guó)際貿(mào)易理論與政策。

通信作者：陳昭，博士，教授，研究方向?yàn)楹暧^經(jīng)濟(jì)、動(dòng)態(tài)非穩(wěn)定面板、計(jì)量經(jīng)濟(jì)史學(xué)。E-mail：chenzhao2002@mail.gdufs.edu.cn。我國(guó)是發(fā)展中的農(nóng)業(yè)大國(guó)，要提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率必須依靠農(nóng)業(yè)科技進(jìn)步。農(nóng)業(yè)科技能夠優(yōu)化和改善傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素的配置結(jié)構(gòu)，突破資源和環(huán)境的限制，加快現(xiàn)代農(nóng)業(yè)的建設(shè)。然而，我國(guó)農(nóng)業(yè)的研發(fā)投入和技術(shù)水平與發(fā)達(dá)國(guó)家存在較大差距。隨著技術(shù)的日益復(fù)雜和知識(shí)更新速度的加快，農(nóng)業(yè)部門(mén)僅僅依靠自身力量“閉門(mén)苦練”，難以滿(mǎn)足消費(fèi)者需求和應(yīng)對(duì)國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)，必須“軟化”國(guó)界，以全球視野謀劃和推動(dòng)創(chuàng)新。國(guó)際技術(shù)溢出作為外源性技術(shù)進(jìn)步方式之一，是低成本獲得技術(shù)的重要方式，構(gòu)成了發(fā)展經(jīng)濟(jì)學(xué)中“后發(fā)優(yōu)勢(shì)”的核心，是發(fā)展中國(guó)家實(shí)現(xiàn)“技術(shù)追趕”的重要手段。因此，為促進(jìn)我國(guó)農(nóng)業(yè)發(fā)展，一方面我國(guó)要依靠?jī)?nèi)生創(chuàng)新努力，另一方面也不能忽視其他國(guó)家R&D溢出對(duì)我國(guó)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率的促進(jìn)作用。尤其是在全球生產(chǎn)網(wǎng)絡(luò)下，我國(guó)農(nóng)業(yè)利用我國(guó)比較優(yōu)勢(shì)在參與全球分工時(shí)，也要積極承接外部R&D溢出。本研究正是基于此，運(yùn)用我國(guó)農(nóng)林牧漁業(yè)的數(shù)據(jù)，在內(nèi)生增長(zhǎng)理論模型的基礎(chǔ)上，分別考察單個(gè)渠道國(guó)際R&D溢出和農(nóng)業(yè)內(nèi)部創(chuàng)新努力對(duì)我國(guó)農(nóng)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新效率的影響，再綜合考察所有因素的影響，最后在全球生產(chǎn)網(wǎng)絡(luò)下探討各因素的影響，探尋適合我國(guó)農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步途徑。

1多渠道R&D溢出對(duì)我國(guó)農(nóng)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新效率模型的構(gòu)建的影響1.1擴(kuò)展的內(nèi)生增長(zhǎng)理論模型

根據(jù)內(nèi)生增長(zhǎng)理論，一國(guó)技術(shù)創(chuàng)新和技術(shù)進(jìn)步活動(dòng)是其經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的內(nèi)在動(dòng)力和源泉，新思想和新技術(shù)來(lái)源于R&D活動(dòng)的投入及對(duì)知識(shí)存量的有效利用[1-2]。以A代表技術(shù)進(jìn)步增長(zhǎng)率，HλA，t代表R&D活動(dòng)，AΦt代表可利用的知識(shí)存量，內(nèi)生增長(zhǎng)理論建立如下基本模型A=δHλA，tAφt。在Romer的模型中，λ=Φ=1，即At/At=δHA，t，反映了技術(shù)進(jìn)步增長(zhǎng)率是一個(gè)可持續(xù)的增長(zhǎng)率。但Jones卻認(rèn)為Φ和λ可能小于1，存在遏制長(zhǎng)期可持續(xù)創(chuàng)新的可能性[3]。

而當(dāng)Φ>0時(shí)，表明當(dāng)前我國(guó)的R&D活動(dòng)“站在巨人的肩膀上”；但當(dāng)Φ<0時(shí)，表明由于前期“竭澤而漁”出現(xiàn)低效率[4]。

受上述研究啟示，本研究以?xún)?nèi)生增長(zhǎng)理論為基礎(chǔ)，以農(nóng)業(yè)的R&D經(jīng)費(fèi)和研發(fā)人員投入代表R&D活動(dòng)的投入，國(guó)外R&D溢出表示可利用的知識(shí)存量，建立如下模型：

lnTFPt=α1+α1lnAdt+α2lnLdt+α3lnAft+ξt。（1）

式中：α表示各解釋變量的系數(shù)；TFPt表示t期農(nóng)業(yè)的技術(shù)進(jìn)步率；Adt、Aft分別表示t期內(nèi)部R&D投入、國(guó)際R&D溢出；Ldt表示t期R&D人員；ξit表示隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

1.2計(jì)量模型的建立

根據(jù)新增長(zhǎng)理論和新貿(mào)易理論，技術(shù)知識(shí)可以通過(guò)進(jìn)口、出口、外商直接投資（FDI）、人口流動(dòng)以及國(guó)際會(huì)議等渠道傳遞。國(guó)內(nèi)外學(xué)者對(duì)我國(guó)進(jìn)口、出口和FDI的技術(shù)溢出作了大量研究，大多數(shù)學(xué)者從理論和實(shí)證方面證實(shí)了其技術(shù)溢出的存在。進(jìn)入21世紀(jì)來(lái)，我國(guó)農(nóng)業(yè)實(shí)際利用外商直接投資增長(zhǎng)迅速，從2000年的67 594萬(wàn)美元增長(zhǎng)到2013年的180 000萬(wàn)美元，年均增長(zhǎng)7.83%，進(jìn)口額增長(zhǎng)了10倍左右，出口額也增長(zhǎng)了4倍左右。吸引外資和外貿(mào)對(duì)我國(guó)制造業(yè)和高技術(shù)產(chǎn)業(yè)技術(shù)進(jìn)步發(fā)揮了重要作用，它們對(duì)我國(guó)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率的提升作用又如何呢？本研究將對(duì)其引入模型進(jìn)行分析。

依據(jù)內(nèi)生增長(zhǎng)理論，把內(nèi)生R&D努力對(duì)技術(shù)創(chuàng)新效率的影響作為其他模型的對(duì)比基準(zhǔn)，再在該模型中加入進(jìn)口、FDI和出口R&D溢出變量，綜合考察所有因素對(duì)技術(shù)創(chuàng)新效率的影響。為消除異方差等因素的影響，將各個(gè)變量取自然對(duì)數(shù)，建立的計(jì)量模型如下：

lnTFPt=β0+β1lnAdt+β2lnLdt+μt；（2）

lnTFPt=β0+β1lnAdt+β2lnLdt+β3lnAf-imt+β4lnAf-fdit+β5lnAf-ext+μt。（3）

式中：Af-imt、Af-fdit、Af-ext分別表示進(jìn)口、外商直接投資、出口渠道的R&D溢出。

無(wú)論是進(jìn)出口還是FDI，這都是我國(guó)農(nóng)產(chǎn)品融入全球生產(chǎn)網(wǎng)絡(luò)的標(biāo)志。全球生產(chǎn)網(wǎng)絡(luò)以不可阻擋之勢(shì)把世界各國(guó)的資源納入到1個(gè)統(tǒng)一的配置系統(tǒng)之中，研究國(guó)際有效R&D溢出不得不考慮主導(dǎo)目前新國(guó)際分工格局的全球生產(chǎn)網(wǎng)絡(luò)。

本研究在模型（3）基礎(chǔ)上，把全球生產(chǎn)網(wǎng)絡(luò)因素VSSt納入到實(shí)證模型之中，建立模型（4）：

lnTFPt+β0+β1lnAdt+β2lnLdt+β3lnAf-imt+β4lnAf-fdit+β5lnAf-ext+β6VSSt+μt。（4）

在式（4）基礎(chǔ)上，進(jìn)一步加入全球生產(chǎn)網(wǎng)絡(luò)指數(shù)的平方項(xiàng)SVSSt，以檢驗(yàn)其與農(nóng)業(yè)創(chuàng)新能力的非線性關(guān)系：

lnTFPt+β0+β1lnAdt+β2lnLdt+β3lnAf-imt+β4lnAf-fdit+β5lnAf-ext+β6VSSt+β7SVSSt+μt。（5）

綜合來(lái)看，全球生產(chǎn)網(wǎng)絡(luò)主要通過(guò)影響產(chǎn)業(yè)自主研發(fā)以及各個(gè)渠道知識(shí)溢出等路徑作用于產(chǎn)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新。一方面，通過(guò)全球生產(chǎn)網(wǎng)絡(luò)分工，可能獲得垂直分工的潛藏利益；另一方面，發(fā)達(dá)國(guó)家希望強(qiáng)化現(xiàn)有分工模式，對(duì)于最新的核心技術(shù)采取保護(hù)措施，以及我國(guó)農(nóng)業(yè)對(duì)從外部獲得的新技術(shù)吸收效果不好，可能導(dǎo)致促進(jìn)作用降低。針對(duì)上述不確定性，借鑒劉海云等的做法[4]，引入VSSt與各個(gè)溢出變量的交互項(xiàng)，建立如下模型：

lnTFPt+β0+β1lnAdt+β2lnLdt+β3VSSt-lnAf-imt+β4VSSf-fdit+β5VSSt×lnAf-ext+μt。（6）

2數(shù)據(jù)來(lái)源與變量的處理

2.1數(shù)據(jù)來(lái)源

考慮數(shù)據(jù)的可得性和合理性，本研究使用的樣本期為1990—2013年，數(shù)據(jù)來(lái)自相應(yīng)年份的《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國(guó)科技統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國(guó)農(nóng)業(yè)統(tǒng)計(jì)年鑒》、中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫(kù)、國(guó)際貨幣基金組織（IMF）網(wǎng)站、經(jīng)濟(jì)合作與發(fā)展組織（OECD）網(wǎng)站等，所有數(shù)據(jù)采用2000年不變價(jià)格表示，國(guó)外數(shù)據(jù)用2000年為基期的美元加權(quán)平均匯率折算。

2.2變量的處理

2.2.1技術(shù)進(jìn)步率本研究從創(chuàng)新能力和創(chuàng)新效率雙重維度衡量我國(guó)農(nóng)業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新績(jī)效。以創(chuàng)新效率為被解釋變量，創(chuàng)新能力作為其替代變量進(jìn)行模型穩(wěn)健性檢驗(yàn)。創(chuàng)新效率用技術(shù)進(jìn)步率衡量，創(chuàng)新能力用當(dāng)年的農(nóng)植物申請(qǐng)數(shù)作為衡量指標(biāo)。考慮變形的Cobb-Douglas生產(chǎn)函數(shù)：Yt=A0LβtKαt，假設(shè)我國(guó)技術(shù)進(jìn)步是?？怂怪行裕跏技夹g(shù)A0，使用勞動(dòng)Lt和物質(zhì)資本Kt等2種生產(chǎn)要素進(jìn)行生產(chǎn)，產(chǎn)出為Yt。根據(jù)Cobb-Douglas生產(chǎn)函數(shù)，用全要素生產(chǎn)率（TFP）的方法來(lái)計(jì)算技術(shù)進(jìn)步率：TFPt=YtKαtLβt，其0<α，β<1，α+β=1，只要求出Y、K、L、α即可。

總產(chǎn)出Y用我國(guó)農(nóng)林牧漁業(yè)總產(chǎn)值作為產(chǎn)出變量，勞動(dòng)投入Lt用我國(guó)年末農(nóng)村就業(yè)人員表示，資本存量K采用農(nóng)林牧漁業(yè)全社會(huì)固定資產(chǎn)投資額來(lái)代替，并采用Goldsmith 1951年開(kāi)創(chuàng)的永續(xù)盤(pán)存法[5]計(jì)算。其中，基于1997年的R&D存量可用下式計(jì)算：K1997=I1997/（g+δ）。其中，K1997為1997年的資本存量；I1997為1997年的固定資本；g為固定資本形成對(duì)數(shù)形式增長(zhǎng)率的平均數(shù)，根據(jù)統(tǒng)計(jì)年鑒的固定資本形成數(shù)據(jù)計(jì)算得出中國(guó)的g=1.023%；δ為資本的折舊率，設(shè)為96%[6]。其他年份K的估算公式：Kt=Kt-1（1-δ）+It，It表示第t年固定資本形成額。

最后，根據(jù)Cobb-Douglas生產(chǎn)函數(shù)，兩邊取對(duì)數(shù)，可以變?yōu)閘n（Y/L）=lnA+αln（K/L），可計(jì)算出α，從而得到β，本研究計(jì)算得到中國(guó)的α=0.55，β=0.45。再根據(jù)TFP的計(jì)算公式，得到我國(guó)農(nóng)業(yè)的技術(shù)進(jìn)步率。

2.2.2國(guó)內(nèi)創(chuàng)新知識(shí)投入Adt量和R&D人員的計(jì)算用農(nóng)林牧漁業(yè)研究與開(kāi)發(fā)機(jī)構(gòu)科技活動(dòng)經(jīng)費(fèi)內(nèi)部支出表示Adt，2009年開(kāi)始這一項(xiàng)數(shù)據(jù)用研究與開(kāi)發(fā)機(jī)構(gòu)R&D經(jīng)費(fèi)內(nèi)部支出計(jì)算。根據(jù)永續(xù)盤(pán)存法，用Griliches的方法來(lái)計(jì)算基年期的R&D存量[7]：Ad1990=RD1990/（g+δ），Ad1990為1990年的R&D資本存量；RD1990為1990年的研發(fā)資本支出；δ為研發(fā)資本的折舊率，按照李平等的做法設(shè)為5%[6]，g為基年期后的平均R&D投入增長(zhǎng)率，計(jì)算結(jié)果為g=1.102%。其余年份的研發(fā)資本存量依據(jù)永續(xù)盤(pán)存法來(lái)計(jì)算：Adt=（1-δ）Adt-1+RDt。R&D支出的成分比較復(fù)雜，部分用于購(gòu)買(mǎi)固定資產(chǎn)，也有一部分用于研發(fā)過(guò)程中的人員費(fèi)用等，延用朱平芳等的方法[8]，以固定資產(chǎn)投資價(jià)格指數(shù)和居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)的加權(quán)合成指數(shù)作為R&D的價(jià)格縮減指數(shù)，兩者權(quán)重分別取45%、55%。

關(guān)于從事農(nóng)業(yè)活動(dòng)的R&D人員，2009—2013年用農(nóng)、林、牧漁業(yè)的R&D人員表示，以前的數(shù)據(jù)用從事科技活動(dòng)人員中農(nóng)、林、牧漁業(yè)的科學(xué)家和工程師表示，為了統(tǒng)計(jì)口徑的一致，1996年以前的數(shù)據(jù)減去水利業(yè)的數(shù)據(jù)。

2.2.3Af-imt、Af-fdit和Af-ext本研究運(yùn)用Lichtenberg等給出的方法來(lái)測(cè)度國(guó)外R&D資本存量，其表述形式如下[9]：

Af-imit=∑j≠iIMijtGDPjt×Adjt，Af-exit=∑j≠iEXijtGDPjt*Adjt

式中：i國(guó)表示我國(guó)；IMijt表示t期我國(guó)從j國(guó)的農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)口額；GDPjt表示在t期j國(guó)的GDP；Adjt表示在t期j國(guó)的國(guó)內(nèi)R&D資本存量，采用永續(xù)盤(pán)存法計(jì)算，EXijt表示t期我國(guó)對(duì)j國(guó)的農(nóng)產(chǎn)品出口額，其余變量含義同上。

兼顧我國(guó)農(nóng)產(chǎn)品的主要貿(mào)易伙伴國(guó)及世界知識(shí)資本投入較多的國(guó)家，考慮數(shù)據(jù)的可得性和合理性及體現(xiàn)本國(guó)的經(jīng)濟(jì)情況，選取日本、韓國(guó)、美國(guó)、加拿大、英國(guó)、德國(guó)、法國(guó)、澳大利亞8個(gè)國(guó)家作為R&D溢出的來(lái)源地。由于外商投資企業(yè)已經(jīng)在我國(guó)已經(jīng)建立了子公司，它們?cè)谖覈?guó)的R&D活動(dòng)比該國(guó)的R&D活動(dòng)對(duì)我國(guó)的影響更直接，加上沒(méi)有各國(guó)對(duì)我國(guó)農(nóng)業(yè)FDI的數(shù)據(jù)。因此，本研究使用的指標(biāo)是Af-fdit=（農(nóng)產(chǎn)品FDI/FDI）×大中型工業(yè)企業(yè)中外資企業(yè)R&D經(jīng)費(fèi)。

2.2.4VSSiHummels等提出的垂直專(zhuān)業(yè)化概念有效地度量了一個(gè)國(guó)家或地區(qū)通過(guò)貿(mào)易在參與全球生產(chǎn)鏈中所作出的相對(duì)貢獻(xiàn)[10]。隨著垂直專(zhuān)業(yè)化的深化，企業(yè)或行業(yè)外購(gòu)的中間投入會(huì)增加，這可以通過(guò)技術(shù)外溢效應(yīng)、學(xué)習(xí)的外部性和多樣化促進(jìn)其生產(chǎn)率提升[4]。根據(jù)Hummels等的定義，企業(yè)i的垂直專(zhuān)業(yè)化份額VSSi定義為：

VSSi=VSi/Xi。

式中：VSi表示該企業(yè)用于出口生產(chǎn)的全部進(jìn)口中間品價(jià)值；Xi表示總出口值。該指標(biāo)的值越大，表明全球生產(chǎn)網(wǎng)絡(luò)所表現(xiàn)出的國(guó)際分工特征越明顯。數(shù)據(jù)來(lái)源于1992—2013年STAN：OECD Structural Analysis Statistics。

3多渠道R&D溢出和內(nèi)部R&D活動(dòng)對(duì)我國(guó)農(nóng)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新影響的分析3.1基本分析結(jié)果

本研究依據(jù)ADF單位根檢驗(yàn)法的基本理論，使用Eviews 6.0軟件分別對(duì)各個(gè)變量進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，結(jié)合檢驗(yàn)形式、差分次數(shù)以及DW值大小，綜合判斷變量的單位根情況。檢驗(yàn)結(jié)果發(fā)現(xiàn)，模型的各時(shí)間序列變量的水平序列雖然都不是平穩(wěn)序列，但是一階差分后的序列形式都是平穩(wěn)的。非平穩(wěn)變量之間的最小二乘回歸很可能為偽回歸，因此回歸之前要判斷變量之間的協(xié)整性，有協(xié)整關(guān)系才可直接利用OLS。協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果表明，上述變量之間在1%的顯著性水平下，至少存在1個(gè)協(xié)整關(guān)系，因此可以直接回歸。因檢驗(yàn)篇幅限制，檢驗(yàn)結(jié)果就不一一列出，協(xié)整回歸結(jié)果見(jiàn)表1。在回歸結(jié)果中，F(xiàn)統(tǒng)計(jì)量值全部顯著，各個(gè)變量在相應(yīng)顯著性水平下基本通過(guò)t檢驗(yàn)等。因此，模型具有一定解釋能力，回歸結(jié)果見(jiàn)表1。

在全球生產(chǎn)網(wǎng)絡(luò)影響效應(yīng)考察中，無(wú)論是模型（3）考察期對(duì)農(nóng)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新效率的影響，還是模型（8）考察其對(duì)農(nóng)業(yè)創(chuàng)新能力的影響，融入全球生產(chǎn)網(wǎng)絡(luò)都有利于促進(jìn)我國(guó)工農(nóng)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新。但是模型（4）和模型（9）中，全球生產(chǎn)網(wǎng)絡(luò)指數(shù)對(duì)農(nóng)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新效率的影響均顯著為正，但是該指數(shù)平方項(xiàng)的系數(shù)顯著為負(fù)，說(shuō)明全球生產(chǎn)網(wǎng)絡(luò)指數(shù)與我國(guó)農(nóng)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新效率存在倒“U”形關(guān)系。這意味著國(guó)際分工特征越明顯，越會(huì)強(qiáng)化我國(guó)農(nóng)業(yè)國(guó)際分工的不利地位，這不利于我國(guó)農(nóng)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新。本研究計(jì)算的拐點(diǎn)分別為3.781 0、3.017 4，而我國(guó)自2004年開(kāi)始，VSSi已經(jīng)超過(guò)了該拐點(diǎn)。

模型（1）中2個(gè)解釋變量的系數(shù)都顯著且為正，其系數(shù)在另外3個(gè)模型中雖有差異，但都為正，說(shuō)明農(nóng)業(yè)R&D經(jīng)費(fèi)和科研人員的投入對(duì)我國(guó)農(nóng)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新能力有著重要的積極影響。R&D人員帶來(lái)的技術(shù)進(jìn)步作用更大，這可能是因?yàn)槲覈?guó)農(nóng)業(yè)大部分屬于勞動(dòng)密集型產(chǎn)業(yè)，勞動(dòng)力投入尤其是科研人員的增加能對(duì)勞動(dòng)生產(chǎn)率提高有推動(dòng)作用，另一方面可能由于我國(guó)農(nóng)業(yè)科研經(jīng)費(fèi)投入與國(guó)外相比較少，且未全部用在科研上，現(xiàn)代農(nóng)業(yè)科技適用型技術(shù)較缺乏，導(dǎo)致R&D經(jīng)費(fèi)投入產(chǎn)生技術(shù)進(jìn)步效應(yīng)沒(méi)有充分發(fā)揮[11]。在開(kāi)放條件下，lnAdt系數(shù)變大了，這可能是由于在開(kāi)放條件下，由于競(jìng)爭(zhēng)效應(yīng)、模仿效應(yīng)、產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)效用等導(dǎo)致農(nóng)業(yè)自主研發(fā)效率的提升。

lnAf-imt系數(shù)明顯為正。我國(guó)農(nóng)產(chǎn)品已出現(xiàn)長(zhǎng)期逆差，一方面，大量農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)口加劇了國(guó)內(nèi)市場(chǎng)的競(jìng)爭(zhēng)，迫使我國(guó)農(nóng)業(yè)進(jìn)行創(chuàng)新；另一方面，進(jìn)口的農(nóng)產(chǎn)品也給我國(guó)農(nóng)業(yè)創(chuàng)新提供模仿和創(chuàng)新思路，從而有利于提高我國(guó)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率。因此，政府還要繼續(xù)加大農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)教育投入，提高吸收能力，提高農(nóng)業(yè)從業(yè)者的素質(zhì)，努力實(shí)現(xiàn)二次創(chuàng)新，充分發(fā)揮進(jìn)口技術(shù)溢出作用。FDI的技術(shù)溢出影響不顯著，這是因?yàn)镕DI投入我國(guó)農(nóng)業(yè)的資金有限，加上跨國(guó)公司進(jìn)行知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)等，導(dǎo)致其溢出作用不大。出口也產(chǎn)生了積極的溢出作用，這可能是因?yàn)槌隹谄髽I(yè)努力提高出口產(chǎn)品的科技含量，努力掌握國(guó)際市場(chǎng)的未來(lái)需求情況，以及競(jìng)爭(zhēng)對(duì)手的技術(shù)發(fā)展趨勢(shì)，提高國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)力。

3.2全球生產(chǎn)網(wǎng)絡(luò)對(duì)我國(guó)農(nóng)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新效率的影響機(jī)制

本研究顯示，全球生產(chǎn)網(wǎng)絡(luò)、國(guó)際R&D溢出對(duì)我國(guó)農(nóng)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新總體表現(xiàn)為正向影響效應(yīng)，那么全球生產(chǎn)網(wǎng)絡(luò)對(duì)產(chǎn)業(yè)自主研發(fā)、國(guó)際技術(shù)溢出的作用又分別如何，不同影響渠道間是否存在差別？由表2可知，在考慮了全球生產(chǎn)網(wǎng)絡(luò)這一條件，即模型（5），各個(gè)R&D溢出變量與農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步率之間的正相關(guān)關(guān)系基本沒(méi)有改變，但系數(shù)估計(jì)值降低了。說(shuō)明在全球生產(chǎn)網(wǎng)絡(luò)背景下，產(chǎn)業(yè)間的技術(shù)溢出對(duì)工業(yè)部門(mén)勞動(dòng)生產(chǎn)率的促進(jìn)作用反而降低了。一方面，通過(guò)全球生產(chǎn)網(wǎng)絡(luò)分工，獲得了垂直分工的潛藏利益；另一方面，發(fā)達(dá)國(guó)家希望強(qiáng)化現(xiàn)有分工模式，對(duì)于最新的核心性技術(shù)采取保護(hù)措施，以及我國(guó)農(nóng)業(yè)對(duì)從外部獲得的新技術(shù)吸收效果不好，導(dǎo)致促進(jìn)作用降低。從實(shí)證結(jié)果來(lái)看，后一方面作用提高，體現(xiàn)跨國(guó)公司對(duì)發(fā)展中國(guó)家技術(shù)進(jìn)步的結(jié)構(gòu)封鎖，這與劉志彪等的研究結(jié)果[12]一致。同時(shí)，lnAdt和lnLdt的影響更顯著了。因此，在全球生產(chǎn)網(wǎng)絡(luò)下，加強(qiáng)自主創(chuàng)新仍舊是產(chǎn)業(yè)進(jìn)步的基礎(chǔ)。

3.3穩(wěn)健性分析

為了提高結(jié)論的可靠性，并考慮到可能的內(nèi)生性問(wèn)題，在模型估計(jì)時(shí)，將所有的解釋變量都滯后一階，以減小內(nèi)生性造成的估計(jì)偏誤，同時(shí)也對(duì)解釋變量的當(dāng)期值作了估計(jì)，對(duì)比發(fā)現(xiàn)主要解釋變量系數(shù)的符號(hào)以及顯著性都沒(méi)有太大變化。此外，本研究選取農(nóng)業(yè)創(chuàng)新能力作為農(nóng)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新效率的替代變量進(jìn)行回歸，所得結(jié)果見(jiàn)表3。

由表3可知，主要解釋變量系數(shù)的符號(hào)以及顯著性都沒(méi)有太大變化?？梢?jiàn)，本研究的實(shí)證研究結(jié)果具有穩(wěn)健性和可靠性。

4結(jié)論及提升我國(guó)農(nóng)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新效率的相關(guān)建議

本研究在內(nèi)生增長(zhǎng)理論基礎(chǔ)上，以本國(guó)R&D經(jīng)費(fèi)和RD人員投入對(duì)農(nóng)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新率的影響模型為基礎(chǔ)，在該模型中加入進(jìn)口、FDI和出口R&D溢出變量，綜合考察所有因素對(duì)技術(shù)創(chuàng)新效率的影響，再把全球生產(chǎn)網(wǎng)絡(luò)因素納入上述模型，同時(shí)考察全球生產(chǎn)網(wǎng)絡(luò)對(duì)農(nóng)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新效率的非線性影響。研究發(fā)現(xiàn)融入全球生產(chǎn)網(wǎng)絡(luò)都有利于促進(jìn)我國(guó)工農(nóng)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新，但是全球生產(chǎn)網(wǎng)絡(luò)指數(shù)與我國(guó)農(nóng)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新效率存在倒“U”形關(guān)系，本研究計(jì)算的拐點(diǎn)分別為3.781 0、3.017 4，農(nóng)業(yè)R&D經(jīng)費(fèi)和科研人員的投入對(duì)我國(guó)農(nóng)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新能力有重要的積極影響，進(jìn)出口技術(shù)溢出產(chǎn)生了正向效應(yīng)，但是FDI的技術(shù)溢出影響不顯著；接著研究了全球生產(chǎn)網(wǎng)絡(luò)對(duì)我國(guó)農(nóng)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新效率的影響機(jī)制，發(fā)現(xiàn)各個(gè)R&D溢出變量與農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步率之間的正相關(guān)關(guān)系基本沒(méi)有改變，但系數(shù)估計(jì)值降低了，農(nóng)業(yè)自身R&D經(jīng)費(fèi)和人員投入發(fā)揮的作用比沒(méi)有考慮國(guó)際縱向分工時(shí)更大。此外，本研究選取農(nóng)業(yè)創(chuàng)新能力作為農(nóng)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新效率的替代變量進(jìn)行回歸，進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，主要解釋變量系數(shù)的符號(hào)以及顯著性都沒(méi)有太大變化。

因此，本研究提出如下建議：第一，不管是否存在國(guó)際技術(shù)溢出，加大產(chǎn)業(yè)R&D人員和經(jīng)費(fèi)投入，提高R&D經(jīng)費(fèi)的利用效率，提高R&D人員的工作效率，仍舊是我國(guó)農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步的基礎(chǔ)，即使國(guó)際技術(shù)溢出存在，如果國(guó)內(nèi)產(chǎn)業(yè)缺乏足夠的吸收能力，也很難將這種可能性轉(zhuǎn)化為現(xiàn)實(shí)性；第二，從總體上看，對(duì)外開(kāi)放有利于技術(shù)進(jìn)步，在開(kāi)放模式選擇上可以采取更加靈活、主動(dòng)的方式，不僅要“引進(jìn)來(lái)”也要“走出去”；第三，無(wú)論是否考慮全球生產(chǎn)網(wǎng)絡(luò)，國(guó)際技術(shù)溢出對(duì)技術(shù)進(jìn)步的影響都是極其復(fù)雜的，并不能由此得到哪個(gè)渠道的技術(shù)溢出最大或者哪個(gè)變量的影響最顯著，這也不是本研究的目的，我國(guó)應(yīng)該是多樣化、因地制宜地吸收技術(shù)溢出，而不能簡(jiǎn)單地以一種模式排斥另一種模式；第四，在全球生產(chǎn)網(wǎng)絡(luò)條件下，不同行業(yè)的運(yùn)作模式以及由此所獲得的收益在很大程度上取決于該行業(yè)在國(guó)際縱向分工中所扮演的角色，而這種角色主要取決于該行業(yè)的技術(shù)水平，為了在全球價(jià)值鏈中主動(dòng)獲得更多的技術(shù)，不僅要注重國(guó)際技術(shù)溢出，也要注重國(guó)內(nèi)技術(shù)溢出以及其他形式的技術(shù)轉(zhuǎn)移等。

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