喬翠霞,劉韻致,楊晨曦

(山東師范大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院,山東 濟(jì)南 250358)

一、引 言

如何通過農(nóng)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新推進(jìn)農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展,實(shí)現(xiàn)農(nóng)業(yè)農(nóng)村現(xiàn)代化,是我國實(shí)現(xiàn)鄉(xiāng)村振興的關(guān)鍵核心和重大現(xiàn)實(shí)課題。但農(nóng)業(yè)天生的弱質(zhì)性和農(nóng)業(yè)技術(shù)的公共產(chǎn)品屬性使得各國農(nóng)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新普遍存在研發(fā)能力不足、效率偏低等問題。財(cái)政支農(nóng)資金和外商直接投資(Foreign Direct Investment,FDI)是農(nóng)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的兩大重要驅(qū)動力①李洪煉,馬春艷:《政府支持、市場化程度與農(nóng)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新效率——以中部6 省為例》,《中國農(nóng)業(yè)大學(xué)學(xué)報(bào)》,2017年第6 期。②文雁兵:《我國農(nóng)業(yè)科技自主創(chuàng)新能力研究——基于產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)效應(yīng)和FDI 技術(shù)溢出視角》,《科學(xué)學(xué)研究》,2015 年第7 期。,分別代表著來自國內(nèi)和國外兩個市場的兩種資源,前者具有無償性和封閉性,后者則具有有償性和盈利性。政府是農(nóng)業(yè)科研資源配置的主體③王雅鵬,呂明,范俊楠,文清:《我國現(xiàn)代農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新體系構(gòu)建:特征、現(xiàn)實(shí)困境與優(yōu)化路徑》,《農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化研究》,2015 年第2 期。④高韌,吳春梅:《我國農(nóng)業(yè)技術(shù)資源的優(yōu)化配置與政府作用》,《經(jīng)濟(jì)問題》,2004 年第1 期。,但長期以來,農(nóng)業(yè)科研投入存在內(nèi)部資金短缺的問題⑤朱晶:《農(nóng)業(yè)公共投資、競爭力與糧食安全》,《經(jīng)濟(jì)研究》,2003 年第1 期。⑥魏后凱:《中國農(nóng)業(yè)發(fā)展的結(jié)構(gòu)性矛盾及其政策轉(zhuǎn)型》,《中國農(nóng)村經(jīng)濟(jì)》,2017 年第5 期。,我國政府對農(nóng)業(yè)的科研創(chuàng)新投入強(qiáng)度遠(yuǎn)低于美國、日本、荷蘭等發(fā)達(dá)國家的平均水平。在政府財(cái)政支出偏緊的約束條件下,FDI 成為開放型經(jīng)濟(jì)背景下彌補(bǔ)我國國內(nèi)資金不足與技術(shù)落后的重要途徑,也是農(nóng)業(yè)科研資金持續(xù)性和市場機(jī)制有效性的重要補(bǔ)充①孫致陸,李先德:《農(nóng)業(yè)FDI 提升了中國農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率嗎? ——基于面板數(shù)據(jù)隨機(jī)前沿函數(shù)模型的分析》,《國際商務(wù)(對外經(jīng)濟(jì)貿(mào)易大學(xué)學(xué)報(bào))》,2014 年第3 期。②馬巍,王春平,李旭:《農(nóng)業(yè)FDI 的技術(shù)溢出效應(yīng)——基于27 省面板門檻模型實(shí)證分析》,《經(jīng)濟(jì)地理》,2016 年第7期。,但單純依靠FDI是否能夠長效地提升農(nóng)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新水平呢?

FDI 促進(jìn)農(nóng)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的關(guān)鍵在于其技術(shù)溢出,國內(nèi)外大量研究也證實(shí)了FDI 技術(shù)溢出效應(yīng)的存在,但關(guān)于其方向及大小存在不同意見。大部分學(xué)者認(rèn)為FDI 有助于技術(shù)創(chuàng)新的發(fā)展,FDI 可以為東道國帶來有效的技術(shù)轉(zhuǎn)移,是世界各國獲取技術(shù)溢出、促進(jìn)技術(shù)進(jìn)步和長期經(jīng)濟(jì)增長的重要渠道③陳波,張程程:《FDI 的創(chuàng)新效應(yīng):低端鎖定還是轉(zhuǎn)型升級? ——來自中國滬深A(yù) 股上市公司的發(fā)現(xiàn)》,《華中科技大學(xué)學(xué)報(bào)》(社會科學(xué)版),2022 年第3 期。④李平,盛丹:《關(guān)于中國各地區(qū)FDI 技術(shù)溢出的實(shí)證分析:1985—2003》,《山東師范大學(xué)學(xué)報(bào)》(人文社會科學(xué)版),2007 年第1 期。,但也有學(xué)者認(rèn)為,FDI 在發(fā)達(dá)國家的技術(shù)溢出效應(yīng)顯著為正,在發(fā)展中國家東道國卻并不顯著,甚至為負(fù)。比如,Djankov 和Hoekman 認(rèn)為,外資全額公司在發(fā)展中國家東道國沒有明顯的技術(shù)溢出效應(yīng),核心技術(shù)的推廣和應(yīng)用有著較大的難度⑤Djankov S.,Hoekman B.,“Foreign Investment and Productivity Growth in Czech Enterprises”,World Bank Economic Review,2000,14(1),pp.49-64.;Khalifah 和Adam 同樣證實(shí),FDI 的技術(shù)溢出效應(yīng)在短時(shí)間內(nèi)對東道國的全要素生產(chǎn)率很難有較大的提升作用⑥Khalifah N.A.,Adam R.,“Productivity Spillovers from FDI in Malaysian Manufacturing: Evidence from Micro-Panel Data”,Asian Economic Journal,2009,23(2),pp.143-167.。研究表明,相比于發(fā)達(dá)國家,發(fā)展中國家沒有形成持續(xù)有效的農(nóng)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新能力,而這很可能與二者對創(chuàng)新的重視及支持程度不同有關(guān)⑦鄭妍妍,李磊:《FDI 與中國企業(yè)創(chuàng)新能力:量變還是質(zhì)變?》,《南開學(xué)報(bào)》(哲學(xué)社會科學(xué)版),2020 年第4 期。,進(jìn)而影響FDI 的技術(shù)溢出效應(yīng)。發(fā)達(dá)國家有著更強(qiáng)大的經(jīng)濟(jì)實(shí)力,資金雄厚,財(cái)政支持力度更為強(qiáng)勁,往往伴隨著更為優(yōu)越的硬實(shí)力與軟環(huán)境,尤其是研發(fā)投入能力、基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)、人力資本存量、初始技術(shù)水平等均位于前列,為FDI 實(shí)現(xiàn)技術(shù)溢出創(chuàng)造了條件,為技術(shù)創(chuàng)新提供了支撐,對研發(fā)創(chuàng)新活動的重視程度更高、積極性更強(qiáng);與之相對地,發(fā)展中國家囿于自身?xiàng)l件的限制,對技術(shù)創(chuàng)新的支持力度則相對較弱,吸收外來先進(jìn)技術(shù)的土壤相對匱乏,FDI 的技術(shù)溢出效應(yīng)也相對受限。因此,要長久有效地提升農(nóng)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新水平,除了要加強(qiáng)對FDI 這一外部驅(qū)動力的引進(jìn)利用以外,完善內(nèi)部農(nóng)業(yè)支持體系亦十分關(guān)鍵。

值得注意的是,財(cái)政支農(nóng)作為農(nóng)業(yè)發(fā)展最可靠的資金來源,一方面,通過對農(nóng)業(yè)研發(fā)活動、技術(shù)推廣等進(jìn)行支持,可以直接推動相關(guān)主體開展創(chuàng)新活動,對提高農(nóng)民生產(chǎn)積極性,促進(jìn)農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步,實(shí)現(xiàn)更快更好發(fā)展起到了積極的作用⑧楊秀玉,喬翠霞:《農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼對生態(tài)環(huán)境的影響——從化肥使用角度分析》,《中國農(nóng)業(yè)資源與區(qū)劃》,2018 年第7期。;另一方面,還可以通過改善農(nóng)業(yè)發(fā)展環(huán)境,影響地區(qū)對先進(jìn)技術(shù)的吸收、內(nèi)化和再創(chuàng)新能力,進(jìn)而影響FDI 的流入意愿和技術(shù)溢出效應(yīng),也就是說政府對農(nóng)業(yè)的財(cái)政支持是推動FDI 流入本轄區(qū)和實(shí)現(xiàn)技術(shù)溢出的重要條件之一。但是目前還鮮有文獻(xiàn)關(guān)注到財(cái)政支農(nóng)對FDI 溢出效應(yīng)發(fā)揮和農(nóng)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新發(fā)展的調(diào)節(jié)效應(yīng),及三者的互動關(guān)系。鑒于此,本文將財(cái)政支農(nóng)納入FDI 對農(nóng)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新影響的研究框架,充分考慮財(cái)政支農(nóng)的調(diào)節(jié)效應(yīng),研究在農(nóng)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的過程中財(cái)政支農(nóng)和FDI 分別扮演著什么樣的角色,資源是否達(dá)到了最優(yōu)的配置,兩者有著怎樣的內(nèi)部關(guān)系,如何更好地將財(cái)政支農(nóng)與FDI 有機(jī)結(jié)合起來等問題,以期為新時(shí)代我國政府通過深化財(cái)稅體制改革釋放制度紅利,更好引進(jìn)和利用外資,促進(jìn)我國農(nóng)業(yè)農(nóng)村現(xiàn)代化發(fā)展提供新的理論依據(jù)和研判視角。

與已有研究成果相比,本文的邊際貢獻(xiàn)集中于兩方面:第一,基于財(cái)政支農(nóng)的視角,從理論和實(shí)證方面論證了財(cái)政支農(nóng)在FDI 促進(jìn)我國農(nóng)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新中的調(diào)節(jié)作用,在現(xiàn)有關(guān)于FDI 與農(nóng)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的理論研究成果的基礎(chǔ)上,拓展了FDI 與農(nóng)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新關(guān)系的研究,一定程度上豐富了現(xiàn)有的研究內(nèi)容;第二,在使用固定效應(yīng)模型進(jìn)行基準(zhǔn)回歸的基礎(chǔ)上,進(jìn)一步使用面板門檻回歸模型,檢驗(yàn)財(cái)政支農(nóng)對FDI影響農(nóng)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的非線性調(diào)節(jié)特征,發(fā)現(xiàn)在財(cái)政支農(nóng)越過0.095 門檻值后,FDI 對農(nóng)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的促進(jìn)作用更加明顯。

二、理論機(jī)制與研究假設(shè)

(一)財(cái)政支農(nóng)對FDI 影響農(nóng)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的調(diào)節(jié)效應(yīng)

FDI 對技術(shù)創(chuàng)新的提升效應(yīng)會隨地區(qū)吸收能力的提高而呈現(xiàn)出增強(qiáng)的趨勢①韓嫣,武拉平:《FDI 對中國農(nóng)業(yè)企業(yè)創(chuàng)新溢出效應(yīng)的分解——基于吸收能力的門檻回歸分析》,《國際貿(mào)易問題》,2020 年第8 期。②何興強(qiáng),歐燕,史衛(wèi),劉陽:《FDI 技術(shù)溢出與中國吸收能力門檻研究》,《世界經(jīng)濟(jì)》,2014 年第10 期。,而財(cái)政支農(nóng)切實(shí)影響著地區(qū)農(nóng)業(yè)的吸收能力和吸收效果。就我國而言,在所有可能影響FDI 溢出效應(yīng)的因素中,地區(qū)財(cái)政支農(nóng)水平是一個不容忽視的重要因素。財(cái)政用于農(nóng)業(yè)支出的主要內(nèi)容分為直接用于科技研發(fā)和技術(shù)推廣方面的支出和用于農(nóng)業(yè)公共設(shè)施、勞動力培訓(xùn)等農(nóng)業(yè)生產(chǎn)發(fā)展方面的支出。理論上,投入到農(nóng)業(yè)科技活動的支出直接作用于農(nóng)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新,而投入到農(nóng)村生產(chǎn)發(fā)展中的資金也會對農(nóng)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)生間接促進(jìn)作用,引導(dǎo)FDI 等社會資金進(jìn)入農(nóng)業(yè)農(nóng)村,并為FDI 真正實(shí)現(xiàn)技術(shù)溢出、推動農(nóng)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新創(chuàng)造條件。因此,我們認(rèn)為財(cái)政支農(nóng)支出對于FDI 影響農(nóng)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新具有調(diào)節(jié)效應(yīng),且這種調(diào)節(jié)效應(yīng)主要通過以下兩種路徑實(shí)現(xiàn):其一,財(cái)政支農(nóng)作為原始資本,撬動FDI 等社會資金出資跟進(jìn)③辛立秋,朱晨曦,謝禹:《地方財(cái)政引導(dǎo)資本融合的模式及前景分析——以黑龍江為例》,《地方財(cái)政研究》,2017 年第12 期。,影響農(nóng)業(yè)創(chuàng)新資源的聚集。更高的財(cái)政支持意味著地方政府對農(nóng)業(yè)發(fā)展的重視和資源的傾斜,向外釋放積極信號,增加投資方的投資信心,吸引優(yōu)秀研發(fā)人員等關(guān)鍵生產(chǎn)要素,降低研發(fā)項(xiàng)目的不確定性風(fēng)險(xiǎn),形成推動農(nóng)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的合力。其二,財(cái)政支農(nóng)意味著財(cái)政資源由非農(nóng)領(lǐng)域向農(nóng)業(yè)領(lǐng)域的流動,有助于完善農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)、改善農(nóng)業(yè)生產(chǎn)條件、促進(jìn)農(nóng)業(yè)技術(shù)裝備升級④蔡昉:《“工業(yè)反哺農(nóng)業(yè)、城市支持農(nóng)村”的經(jīng)濟(jì)學(xué)分析》,《中國農(nóng)村經(jīng)濟(jì)》,2006 年第1 期。⑤鄧翔,王仕忠:《農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新投入對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長影響研究》,《東岳論叢》,2020 年第12 期。,在將FDI 潛在溢出效應(yīng)轉(zhuǎn)化為現(xiàn)實(shí)的創(chuàng)新推動力方面發(fā)揮著重要的聯(lián)結(jié)作用。借助農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼等財(cái)政支持,農(nóng)業(yè)生產(chǎn)者能夠獲得更有效的生產(chǎn)工具和優(yōu)良品種⑥張啟正,袁菱苒,胡沛楠,龔斌磊:《革命老區(qū)振興規(guī)劃對農(nóng)業(yè)增長的影響及其作用機(jī)理》,《中國農(nóng)村經(jīng)濟(jì)》,2022年第7 期。,通過接受技能培訓(xùn)提升自身勞動素質(zhì)⑦王成利:《鄉(xiāng)村振興內(nèi)生發(fā)展動力研究》,北京:人民出版社,2002 年版,第124 頁。,為充分吸收外來先進(jìn)技術(shù)建立了良好基礎(chǔ),加速FDI 的技術(shù)溢出和知識擴(kuò)散,提高農(nóng)業(yè)創(chuàng)新資源的利用效率,具體作用路徑見圖1。

圖1 財(cái)政支農(nóng)對FDI 影響農(nóng)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新調(diào)節(jié)作用的影響機(jī)理

據(jù)此,本文提出如下的假設(shè):

H1:財(cái)政支農(nóng)對FDI 影響農(nóng)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新具有調(diào)節(jié)作用。

(二)財(cái)政支農(nóng)對FDI 影響農(nóng)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新調(diào)節(jié)的非線性表現(xiàn)

FDI 作為開放經(jīng)濟(jì)條件下國內(nèi)資本的有效補(bǔ)充,其流入可以通過不斷增加的資源積累、技術(shù)溢出等效應(yīng)帶動當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)增長,為公共財(cái)政支出提供物質(zhì)支持,與財(cái)政支農(nóng)資金形成良好的互動關(guān)系。而在財(cái)政支農(nóng)的不同區(qū)間,財(cái)政支農(nóng)作用于農(nóng)業(yè)創(chuàng)新資源集聚、農(nóng)業(yè)創(chuàng)新資源利用效率提高等方面的效果可能存在著差異,因此農(nóng)業(yè)農(nóng)村對FDI 技術(shù)溢出的承載吸收能力可能存在動態(tài)調(diào)整過程。由于兩者存在良性互動關(guān)系,財(cái)政支農(nóng)對FDI 影響農(nóng)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的調(diào)節(jié)作用可能是非線性的,隨著財(cái)政支農(nóng)強(qiáng)度的提高,財(cái)政支農(nóng)的廣度和深度隨之變化,財(cái)政支農(nóng)的作用效果呈現(xiàn)不斷增強(qiáng)的趨勢,FDI 的技術(shù)溢出效應(yīng)可能是跳躍性增大的,二者對技術(shù)創(chuàng)新的綜合影響具有擴(kuò)散放大的趨勢,可能呈現(xiàn)邊際效應(yīng)遞增的非線性特征。當(dāng)財(cái)政支農(nóng)處于較低區(qū)間時(shí),受制于財(cái)力不足等因素,調(diào)節(jié)作用相對受限,財(cái)政支農(nóng)支出越過一定的門檻值后,地區(qū)接受、吸納新技術(shù)的能力加強(qiáng),FDI 的外溢效應(yīng)越能發(fā)揮出來,從而相同數(shù)量的FDI 對農(nóng)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的促進(jìn)作用也就越大,即隨著財(cái)政支農(nóng)跨越門檻值,FDI 對農(nóng)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的正向促進(jìn)作用更加明顯。

基于此,本文提出如下研究假設(shè):

H2:財(cái)政支農(nóng)對FDI 影響農(nóng)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的調(diào)節(jié)作用會因財(cái)政支農(nóng)強(qiáng)度不同呈現(xiàn)非線性特征。

(三)地理位置、市場化水平與財(cái)政分權(quán)水平對財(cái)政支農(nóng)調(diào)節(jié)效應(yīng)的異質(zhì)性影響

如前所述,財(cái)政支農(nóng)作為一個重要因素影響著FDI 與我國農(nóng)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新之間的關(guān)系,而財(cái)政支農(nóng)強(qiáng)度不可避免地會受到當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)發(fā)展水平的影響,財(cái)政支農(nóng)的規(guī)劃與利用效率又與當(dāng)?shù)刎?cái)政分權(quán)水平與市場化水平直接相關(guān),因此,有必要深入分析上述異質(zhì)性情形,進(jìn)一步考察不同樣本下財(cái)政支農(nóng)差異化調(diào)節(jié)FDI 對農(nóng)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的作用,具體分析如下:

1.經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平。我國幅員遼闊,區(qū)域間經(jīng)濟(jì)發(fā)展不平衡是我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展的一大特征,而財(cái)政支農(nóng)和外商直接投資所帶來的影響需要一定的條件才能夠?qū)崿F(xiàn)和深化①肖政,[美]維克特·蓋斯特勒格:《影響外商直接投資的因素:兼論中國沿海與西部地區(qū)差別》,《世界經(jīng)濟(jì)》,2001年第3 期。。相對于中西部地區(qū)而言,東部地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)、地理位置優(yōu)越、市場準(zhǔn)入門檻較低,外資規(guī)模增加進(jìn)一步促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)發(fā)展,地方政府財(cái)力雄厚、勞動力素質(zhì)較高、基礎(chǔ)設(shè)施完善②李春濤,閆續(xù)文,宋敏,楊威:《金融科技與企業(yè)創(chuàng)新——新三板上市公司的證據(jù)》,《中國工業(yè)經(jīng)濟(jì)》,2020 年第1期。,為FDI 帶來的外來先進(jìn)技術(shù)提供了更好的發(fā)展土壤,財(cái)政支農(nóng)資金預(yù)算充足而且更有效率,得以更好地發(fā)揮調(diào)節(jié)作用。

2.市場化水平。完善的市場機(jī)制不僅是FDI 技術(shù)溢出的重要前提③蔣殿春,張宇:《經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型與外商直接投資技術(shù)溢出效應(yīng)》,《經(jīng)濟(jì)研究》,2008 年第7 期。,也影響著財(cái)政支農(nóng)的政策效果及效率。一方面,一般而言,市場化水平更高地區(qū)的市場主體擁有更強(qiáng)的經(jīng)濟(jì)敏銳性,政府的財(cái)政支農(nóng)支出更具有戰(zhàn)略性眼光和全局性判斷。各市場主體能夠更好地把握契機(jī),根據(jù)市場導(dǎo)向適時(shí)開展農(nóng)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新活動。地方政府具有前瞻性更強(qiáng)的視野,有利于引導(dǎo)各種生產(chǎn)要素流動,促進(jìn)農(nóng)業(yè)創(chuàng)新資源的集聚,提高財(cái)政支農(nóng)政策的作用效果④周忠民,李佳威,秦藝芳,段大高:《財(cái)政科技支出對全要素生產(chǎn)率的影響及其機(jī)理分析》,《經(jīng)濟(jì)地理》,2022 年第1期。。另一方面,市場化水平更高的地區(qū)更多依靠市場在資源配置中的決定作用,有效緩解政府干預(yù)資源配置帶來的效率損失,減少生產(chǎn)要素的錯配,提升財(cái)政支農(nóng)資金的利用效率,更好發(fā)揮FDI 的技術(shù)溢出效應(yīng),可為先進(jìn)技術(shù)的吸收和農(nóng)業(yè)技術(shù)的創(chuàng)新發(fā)展提供良好環(huán)境。

3.財(cái)政分權(quán)水平。財(cái)政分權(quán)是中國分稅制改革后的一項(xiàng)基本財(cái)政制度安排,很大程度上決定了地方政府的自由度和財(cái)政資源配置的效率,進(jìn)而影響政府作用有效性的發(fā)揮。一方面,在財(cái)政分權(quán)程度較高的地區(qū),地方政府享有更高的自主權(quán),地方政府靈活配置財(cái)政資源,引導(dǎo)財(cái)政支農(nóng)資金流入農(nóng)業(yè)發(fā)展最需要的地方,引導(dǎo)FDI 流向更有效率的創(chuàng)新主體,最終達(dá)成促進(jìn)農(nóng)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的效果。另一方面,當(dāng)?shù)胤秸袚?dān)更多的事權(quán)時(shí),官員更有動力去承擔(dān)財(cái)政職能以為公眾謀求最大的利益①林毅夫,劉志強(qiáng):《中國的財(cái)政分權(quán)與經(jīng)濟(jì)增長》,《北京大學(xué)學(xué)報(bào)》(哲學(xué)社會科學(xué)版),2000 年第4 期。,有利于地方政府加強(qiáng)對財(cái)政支農(nóng)資金的管理與監(jiān)督,提高財(cái)政支農(nóng)資金的利用效率,積極改善農(nóng)業(yè)的教育、生產(chǎn)設(shè)施等公共資源,有效激發(fā)相關(guān)主體進(jìn)行農(nóng)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新活動的動力,提高財(cái)政支農(nóng)對農(nóng)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的調(diào)節(jié)作用。

基于以上分析,本文提出如下假設(shè):

H3a:在發(fā)達(dá)的東部地區(qū),財(cái)政支農(nóng)對FDI 影響農(nóng)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的調(diào)節(jié)作用更強(qiáng)。

H3b:在市場化水平更高的地區(qū),財(cái)政支農(nóng)對FDI 影響農(nóng)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的調(diào)節(jié)作用更強(qiáng)。

H3c:在財(cái)政分權(quán)水平更高的地區(qū),財(cái)政支農(nóng)對FDI 影響農(nóng)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的調(diào)節(jié)作用更強(qiáng)。

三、研究設(shè)計(jì)

(一)變量定義與數(shù)據(jù)說明

1.變量定義

(1)農(nóng)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新(lnPatent)。發(fā)明專利授權(quán)量是衡量一個地區(qū)實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新能力最核心和最直接的指標(biāo),本文選擇農(nóng)業(yè)發(fā)明專利授權(quán)量來表示各省農(nóng)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新。其中,考慮到變量取值為0 和數(shù)量規(guī)模的影響,對變量加1 并取自然對數(shù)。此處農(nóng)業(yè)的定義為“農(nóng)林牧漁”,同時(shí),我們使用農(nóng)業(yè)科技大類(包括農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)科學(xué)、農(nóng)業(yè)工程、農(nóng)藝學(xué)、植物保護(hù)、農(nóng)作物、園藝、林業(yè)、畜牧與動物醫(yī)學(xué)、蠶蜂與野生動物保護(hù)及水產(chǎn)和漁業(yè))的發(fā)明專利授權(quán)量進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

(2)農(nóng)業(yè)外商直接投資(AFDI)?，F(xiàn)有研究主要采用每年外資額的絕對量如外商直接投資項(xiàng)目數(shù)、合同金額、實(shí)際利用外商直接投資額和外資依存度即年末外商直接投資額占GDP 的比重這兩種方式來衡量外商直接投資,考慮到FDI 資金流入是最直接的投資方式②畢克新,王禹涵,楊朝均:《創(chuàng)新資源投入對綠色創(chuàng)新系統(tǒng)綠色創(chuàng)新能力的影響——基于制造業(yè)FDI 流入視角的實(shí)證研究》,《中國軟科學(xué)》,2014 年第3 期。,且外資合同金額并不能切實(shí)度量每年實(shí)際流入的金額,本文采用農(nóng)業(yè)實(shí)際利用外商直接投資額衡量農(nóng)業(yè)FDI,并將農(nóng)業(yè)外資額依照當(dāng)年的美元平均匯率換算成人民幣計(jì)價(jià),取自然對數(shù)。

(3)財(cái)政支農(nóng)(Finan)。財(cái)政支農(nóng)支出是指財(cái)政在“三農(nóng)”方面的支出,包括在農(nóng)業(yè)、林業(yè)、水利、扶貧和農(nóng)業(yè)綜合開發(fā)等方面的支出,參考蔣團(tuán)標(biāo)、張亞萍的做法③蔣團(tuán)標(biāo),張亞萍:《財(cái)政支農(nóng)支出對農(nóng)村居民消費(fèi)升級的影響機(jī)理》,《華東經(jīng)濟(jì)管理》,2021 年第12 期。,本文使用農(nóng)林水事務(wù)支出度量財(cái)政支農(nóng),具體地用各地區(qū)農(nóng)林水事務(wù)支出占財(cái)政總支出的比重來表示。

(4)控制變量。借鑒已有研究,本文考慮了一系列可能影響農(nóng)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新或者與之相關(guān)的特征變量,以緩解遺漏變量帶來的內(nèi)生性問題,包括衡量地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的常用變量和與農(nóng)業(yè)發(fā)展環(huán)境相關(guān)的變量。各變量具體定義見表1。

表1 主要變量定義表

2.數(shù)據(jù)說明

基于數(shù)據(jù)的可獲得性和可比性,本文使用2000—2020 年我國26 個省份的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析④注:吉林、四川、青海、西藏及廣西因數(shù)據(jù)缺失而剔除。。農(nóng)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新數(shù)據(jù)來自中國專利數(shù)據(jù)庫,農(nóng)業(yè)外商直接投資數(shù)據(jù)和財(cái)政支農(nóng)數(shù)據(jù)來自《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》和各省統(tǒng)計(jì)年鑒,經(jīng)濟(jì)發(fā)展速度、貿(mào)易依存度、財(cái)政水平、人力資本水平、金融深化水平、基礎(chǔ)設(shè)施水平、化肥施用水平、土地生產(chǎn)率數(shù)據(jù)來源于國家統(tǒng)計(jì)局、《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》及各省的統(tǒng)計(jì)年鑒、《中國金融統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國農(nóng)村統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國勞動統(tǒng)計(jì)年鑒》。部分缺失數(shù)據(jù)使用線性插值和ARIMA 模型方法進(jìn)行補(bǔ)全。同時(shí)為消除異常值的影響,對主要解釋變量進(jìn)行雙邊2.5%的縮尾處理。此外,我們還收集了各省年度財(cái)政收入和財(cái)政支出數(shù)據(jù)、《中國分省份市場化指數(shù)報(bào)告》用于異質(zhì)性分析。

(二)模型構(gòu)建

根據(jù)前述理論分析,農(nóng)業(yè)外商直接投資、財(cái)政支農(nóng)與農(nóng)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新之間存在著多重作用關(guān)系,為驗(yàn)證財(cái)政支農(nóng)條件約束下農(nóng)業(yè)外商直接投資對農(nóng)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的影響,本文借鑒溫忠麟和葉寶娟的研究方法①溫忠麟,葉寶娟:《中介效應(yīng)分析:方法和模型發(fā)展》,《心理科學(xué)進(jìn)展》,2014 年第5 期。,納入農(nóng)業(yè)外商直接投資與財(cái)政支農(nóng)的交乘項(xiàng),構(gòu)建以下基準(zhǔn)回歸模型:

其中i 代表地區(qū),t 代表時(shí)間,ui是地區(qū)固定效應(yīng),vt是時(shí)間固定效應(yīng),εi,t是隨機(jī)擾動項(xiàng)。lnPatenti,t為t 時(shí)期i 地區(qū)的農(nóng)業(yè)發(fā)明專利授權(quán)量,AFDIi,t為t 時(shí)期i 地區(qū)的農(nóng)業(yè)實(shí)際利用外商直接投資額,Finani,t為t 時(shí)期i 地區(qū)的財(cái)政支農(nóng)支出,AFDIi,t?Finani,t是農(nóng)業(yè)外商直接投資與財(cái)政支農(nóng)的交互項(xiàng),Xi,t為上文提到的一系列控制變量,β3是關(guān)注的重點(diǎn),相關(guān)變量已進(jìn)行中心化處理。為克服回歸的異方差問題,回歸中使用穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤。

四、實(shí)證結(jié)果與分析

(一)描述性統(tǒng)計(jì)分析

表2 報(bào)告了主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)分析結(jié)果。由表2 可知,在統(tǒng)計(jì)期間,農(nóng)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的均值為141.5,表明中國農(nóng)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新整體偏低,有待進(jìn)一步改善。未取對數(shù)的農(nóng)業(yè)發(fā)明專利授權(quán)量標(biāo)準(zhǔn)差為211.09,取對數(shù)后為1.474,農(nóng)業(yè)實(shí)際利用外商直接投資額的標(biāo)準(zhǔn)差也接近2,可見各地區(qū)的農(nóng)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新水平和FDI 水平存在較大差異。

(二)基準(zhǔn)回歸結(jié)果分析

本文首先估計(jì)了農(nóng)業(yè)外商直接投資對農(nóng)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新lnPatent的直接影響,隨后加入財(cái)政支農(nóng)(Finan)和農(nóng)業(yè)外商直接投資與財(cái)政支農(nóng)的交乘項(xiàng)AFDI?Finan和其他控制變量進(jìn)行回歸,回歸結(jié)果分別如表3 第(1)(2)列所示。

表3 基準(zhǔn)回歸結(jié)果

回歸結(jié)果顯示,在控制地區(qū)固定效應(yīng)和時(shí)間固定效應(yīng)的基礎(chǔ)上,主要解釋變量農(nóng)業(yè)外商直接投資(AFDI)的系數(shù)顯著為正,這說明AFDI的溢出效應(yīng)能夠促進(jìn)該地區(qū)的農(nóng)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新,反之將產(chǎn)生不利影響;交互項(xiàng)系數(shù)(AFDI?Finan)顯著為正,驗(yàn)證了上文提出的假設(shè)H1,財(cái)政支農(nóng)對農(nóng)業(yè)外商直接投資影響農(nóng)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新具有正向調(diào)節(jié)作用?？刂谱兞糠矫?人力資本水平(lnEdu)、金融深化水平(Loan)、貿(mào)易依存度(Open)和經(jīng)濟(jì)發(fā)展速度(GDPR)均顯著為正,說明技術(shù)創(chuàng)新更容易發(fā)生在經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平更高、對外開放水平更高和勞動力水平更優(yōu)的地區(qū)。

(三)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為了確保研究結(jié)論的可靠性,本文進(jìn)行了如下穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

1.替換被解釋變量。主回歸中,本文使用的農(nóng)業(yè)發(fā)明專利授權(quán)量為“農(nóng)林牧漁業(yè)”發(fā)明專利授權(quán)量,此處我們使用農(nóng)業(yè)科技大類的發(fā)明專利授權(quán)量替代“農(nóng)林牧漁業(yè)”重新進(jìn)行回歸,以驗(yàn)證主回歸結(jié)論的穩(wěn)健性,結(jié)果見表4 第(1)列,農(nóng)業(yè)外商直接投資與財(cái)政支農(nóng)的交互項(xiàng)在5%的水平上顯著為正,與表3 的回歸結(jié)果較為一致,表明結(jié)論具有穩(wěn)健性。

表4 穩(wěn)健性檢驗(yàn)回歸結(jié)果

2.更換模型。許多文獻(xiàn)研究表明,對于專利授權(quán)這種取值為非負(fù)整數(shù)的變量,計(jì)數(shù)模型具有很好的統(tǒng)計(jì)擬合效果①Atanassov J.,V.Nanda,and A.Seru,Finance and Innovation: The Case of Publicly Traded Firms,Working Paper,2005.,同時(shí)根據(jù)卡梅倫和特里維迪的論述,專利數(shù)據(jù)符合泊松分布,即使對專利數(shù)據(jù)進(jìn)行取對數(shù)處理,普通的OLS 估計(jì)結(jié)果也可能會存在偏誤①[美]科林·卡梅倫,[美]普拉溫·K.特里維迪:《微觀經(jīng)濟(jì)計(jì)量學(xué):方法與應(yīng)用》,王忠玉譯,上海:上海財(cái)經(jīng)大學(xué)出版社,2010 年版,第598-620 頁。。因此,本文參考袁建國等的做法②袁建國,后青松,程晨:《企業(yè)政治資源的詛咒效應(yīng)——基于政治關(guān)聯(lián)與企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的考察》,《管理世界》,2015年第1 期。,重新使用泊松模型進(jìn)行回歸,結(jié)果見表4 第(2)列所示,交互項(xiàng)的系數(shù)依然顯著,結(jié)果較為穩(wěn)健。

3.更換聚類穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤。主回歸中,我們使用的是穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤以消除異方差的影響,但同一時(shí)間不同地區(qū)之間擾動項(xiàng)和同一地區(qū)不同時(shí)間之間擾動項(xiàng)的自相關(guān)問題可能導(dǎo)致回歸出現(xiàn)偏誤,因此在穩(wěn)健性檢驗(yàn)中,本文將標(biāo)準(zhǔn)誤在時(shí)間和地區(qū)層面進(jìn)行雙向聚類,重新進(jìn)行回歸,結(jié)果如表4 的第(3)列所示,可以看見回歸結(jié)果與表3 基本保持一致。

4.重新篩選樣本?？紤]到金融危機(jī)可能存在的影響,本文剔除了2008 年的樣本重新進(jìn)行回歸,回歸結(jié)果為表4 的第(4)列。交乘項(xiàng)AFDI?Finan對農(nóng)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新在5%的顯著性水平上有著正向影響,財(cái)政支農(nóng)對農(nóng)業(yè)外商直接投資和農(nóng)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新有著正向調(diào)節(jié)作用,結(jié)論是較為穩(wěn)健的。

5.工具變量。農(nóng)業(yè)外商直接投資與農(nóng)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新之間可能存在雙向因果關(guān)系,可能會使回歸結(jié)果不穩(wěn)健。因此,本文使用最小二乘法(2SLS)來緩解可能存在的內(nèi)生性問題。

為了選擇合適的工具變量,參考黃玖立和李坤望的做法③黃玖立,李坤望:《出口開放、地區(qū)市場規(guī)模和經(jīng)濟(jì)增長》,《經(jīng)濟(jì)研究》,2006 年第6 期。,選用國外市場接近度及AFDI 滯后一期作為工具變量進(jìn)行回歸,其中國外市場接近度使用各省省會城市質(zhì)心距離到海岸線距離的倒數(shù)(乘100倍)進(jìn)行衡量,并且由于地理距離是不隨時(shí)間變化的變量,為了反映動態(tài)特征,同樣參考黃玖立和李坤望的做法,使用匯率進(jìn)行調(diào)整。這樣做主要出于以下兩方面原因:一方面,國外市場接近度與各地區(qū)的農(nóng)業(yè)外商直接投資進(jìn)入情況密切相關(guān),從節(jié)約運(yùn)輸成本的角度看,農(nóng)業(yè)外商直接投資更傾向于進(jìn)入接近海岸線的地區(qū),滿足工具變量的相關(guān)性標(biāo)準(zhǔn);另一方面,國外市場接近度不會對農(nóng)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)生直接影響,滿足了工具變量外生性及與內(nèi)生變量相關(guān)的要求,是合理的工具變量。我們首先使用國外市場接近度和AFDI 滯后一期作為AFDI 的工具變量進(jìn)行回歸,第一階段回歸的F 值為27.78,不存在弱工具變量問題,Hansen J 過度識別檢驗(yàn)的P 值為0.1083,通過過度識別檢驗(yàn),回歸結(jié)果見表4 第(5)列所示,可以看到在考慮內(nèi)生性問題后,AFDI的回歸系數(shù)依然顯著。進(jìn)而我們使用國外市場接近度和AFDI 滯后一期構(gòu)建AFDI?Finan交互項(xiàng)的工具變量再次進(jìn)行回歸,結(jié)果見表4 第(6)列所示,交互項(xiàng)系數(shù)仍顯著為正。上述回歸結(jié)果表明,排除內(nèi)生性干擾后,本文的回歸結(jié)果依然穩(wěn)健。

五、進(jìn)一步分析

上述實(shí)證結(jié)果驗(yàn)證了FDI、財(cái)政支農(nóng)與農(nóng)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新之間總體的相互作用關(guān)系。但是這種作用關(guān)系是否存在非線性特征? 財(cái)政支農(nóng)的調(diào)節(jié)效應(yīng)在不同經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、不同市場化水平以及財(cái)政分權(quán)水平下是否會有不同的表現(xiàn)? 理論作用機(jī)制是否與實(shí)踐是吻合的? 針對這一系列問題,下文做了更為細(xì)致的分析,同時(shí)對財(cái)政支農(nóng)調(diào)節(jié)作用下FDI 對農(nóng)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的影響做進(jìn)一步的檢驗(yàn)。

(一)門檻回歸

前文的理論分析和實(shí)證檢驗(yàn)表明,財(cái)政支農(nóng)對FDI 與農(nóng)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新具有顯著正向調(diào)節(jié)作用。而由于財(cái)政支農(nóng)對農(nóng)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的影響是多維度的,其影響可能會隨著財(cái)政支農(nóng)處于不同的區(qū)間而呈現(xiàn)出不同的特點(diǎn),即可能存在非線性的門檻條件,為探究不同財(cái)政支農(nóng)水平下FDI 對農(nóng)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的影響系數(shù)是否存在差異,本文把財(cái)政支農(nóng)作為門檻變量,構(gòu)建門檻回歸模型如下:

其中,Finani,t為財(cái)政支農(nóng)門檻變量,I(·)為取值為1 或0 的指示函數(shù),當(dāng)括號中表達(dá)式為真時(shí)為1,否則為0。模型(2)為單門檻模型,可以根據(jù)樣本數(shù)據(jù)的計(jì)量檢驗(yàn)等情況將模型擴(kuò)展至多門檻情形。

在進(jìn)行門檻回歸之前,首先基于Hansen 提出的“自助法”(Bootstrap)①Hansen B.E.,“Threshold Effects in Non-Dynamic Panels: Estimation,Testing,and Inference”,Journal of Econometrics,1999,93(2),pp.345-368.,經(jīng)過反復(fù)抽樣1000 次得出檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量對應(yīng)的F 值和P 值,進(jìn)行門檻存在性檢驗(yàn),結(jié)果如表5 所示。結(jié)果表明,財(cái)政支農(nóng)(Finan)門檻變量在1%的顯著性水平下通過了單門檻檢驗(yàn),未通過雙門檻和三門檻檢驗(yàn),據(jù)此選擇單門檻回歸模型。表6 報(bào)告了門檻模型的門檻估計(jì)值及其對應(yīng)的95%置信區(qū)間,進(jìn)一步地,我們對單門檻模型的估計(jì)值進(jìn)行識別,圖2 是模型相應(yīng)門檻估計(jì)值在95%置信區(qū)間下的LR 統(tǒng)計(jì)圖,虛線代表臨界值7.35,LR 統(tǒng)計(jì)量最低點(diǎn)為真實(shí)門檻值,在95%置信區(qū)間(0.091,0.096)內(nèi)無限接近于0,且臨界值位于門檻值上方,可以認(rèn)為門檻估計(jì)是真實(shí)有效的。門檻回歸結(jié)果如表6 所示。

表5 門檻效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果

表6 門檻效應(yīng)回歸結(jié)果

圖2 財(cái)政支農(nóng)單門檻估計(jì)結(jié)果

表6 表明,當(dāng)門檻變量為財(cái)政支農(nóng)(Finan)時(shí),在財(cái)政支農(nóng)的不同取值區(qū)間里,FDI 對農(nóng)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的影響系數(shù)存在著差異,當(dāng)財(cái)政支農(nóng)水平低于門檻值0.095 時(shí),FDI 對農(nóng)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的影響系數(shù)為0.059,當(dāng)財(cái)政支農(nóng)越過門檻值時(shí)系數(shù)繼續(xù)上升為0.111。符合假設(shè)H2。門檻回歸結(jié)果表明,隨著財(cái)政支農(nóng)強(qiáng)度的提高,FDI 對農(nóng)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的技術(shù)溢出效應(yīng)表現(xiàn)出了顯著正向且邊際效應(yīng)遞增的非線性特征,在越過門檻值之前,FDI 對農(nóng)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的促進(jìn)作用顯著但相對較小,越過0.095 的門檻值后,FDI對農(nóng)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的推動作用顯著增強(qiáng),這與前文的調(diào)節(jié)效應(yīng)回歸結(jié)果相吻合,進(jìn)一步證實(shí)了FDI 對農(nóng)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的影響不僅受到自身水平的影響,還存在著財(cái)政支農(nóng)產(chǎn)生的調(diào)節(jié)作用,且這種調(diào)節(jié)效應(yīng)存在著非線性特征。

(二)異質(zhì)性分析

1.經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平。為探究財(cái)政支農(nóng)的調(diào)節(jié)效應(yīng)在不同經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平地區(qū)的異質(zhì)性影響,我們參考彭文斌和劉友金的做法②彭文斌,劉友金:《我國東中西三大區(qū)域經(jīng)濟(jì)差距的時(shí)空演變特征》,《經(jīng)濟(jì)地理》,2010 年第4 期。,對東中西部地區(qū)進(jìn)行劃分③注:東部地區(qū)包括上海、北京、天津、山東、廣東、江蘇、河北、浙江、海南、福建和遼寧11 個省、直轄市;中部地區(qū)包括吉林、安徽、山西、江西、河南、湖北、湖南和黑龍江8 個省;西部地區(qū)包括云南、內(nèi)蒙古、四川、寧夏、廣西、新疆、甘肅、西藏、貴州、重慶、陜西和青海12 個省、直轄市、自治區(qū)。,回歸結(jié)果如表7 第(1)(2)(3)列所示。可以看到,在經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)的東部地區(qū),交互項(xiàng)(AFDI?Finan)在1%的水平上顯著為正,在中部地區(qū)和西部地區(qū)則不顯著,符合假設(shè)H3a。

表7 異質(zhì)性分析回歸結(jié)果

2.市場化水平。本文利用王小魯?shù)扰兜母魇》菔袌龌笖?shù)得分來衡量市場化水平①王小魯,胡李鵬,樊綱:《中國分省份市場化指數(shù)報(bào)告(2021)》,北京:社會科學(xué)文獻(xiàn)出版社,2021 年版,第6-7 頁。,針對市場化水平展開異質(zhì)性分析,具體地,以市場化水平的年度中位數(shù)劃分市場化水平的高低,大于年度的中位數(shù),則取值為1,反之則取值為0,結(jié)果如表7 第(4)列和第(5)列所示。農(nóng)業(yè)FDI 與財(cái)政支農(nóng)的交互項(xiàng)(AFDI?Finan)的系數(shù)在市場化水平高于年度中位數(shù)的樣本中顯著,說明了在市場化水平高的地區(qū),財(cái)政支農(nóng)調(diào)節(jié)作用更為明顯,符合假設(shè)H3b。

3.財(cái)政分權(quán)水平?，F(xiàn)有研究主要以財(cái)政自主度、財(cái)政支出分權(quán)以及財(cái)政收入分權(quán)三種方式來表示財(cái)政分權(quán)指標(biāo),陳碩、高琳認(rèn)為當(dāng)數(shù)據(jù)結(jié)構(gòu)為考慮地區(qū)差異的面板數(shù)據(jù)時(shí),優(yōu)先采用財(cái)政自主度指標(biāo)②陳碩,高琳:《央地關(guān)系:財(cái)政分權(quán)度量及作用機(jī)制再評估》,《管理世界》,2012 年第6 期。?；诖?本文按照詹新宇和王素麗的研究思路①詹新宇,王素麗:《財(cái)政分權(quán)的產(chǎn)業(yè)同構(gòu)效應(yīng)研究》,《財(cái)政科學(xué)》,2018 年第6 期。,以地方財(cái)政收入和地方財(cái)政支出的比值構(gòu)建財(cái)政自主度指標(biāo),用以衡量財(cái)政分權(quán),按照年度中位數(shù),將各省分為低財(cái)政分權(quán)水平地區(qū)和高財(cái)政分權(quán)水平地區(qū),對這兩組樣本中FDI、財(cái)政支農(nóng)與我國農(nóng)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新間的關(guān)系再次進(jìn)行檢驗(yàn),回歸結(jié)果如表7 第(6)列和第(7)列所示。可以看到,在財(cái)政分權(quán)較高的地區(qū),交互項(xiàng)的系數(shù)顯著為正,在財(cái)政分權(quán)較低的地區(qū)則不顯著,說明在財(cái)政分權(quán)水平更高的地區(qū),財(cái)政支農(nóng)的調(diào)節(jié)作用更強(qiáng),符合假設(shè)H3c。

六、結(jié)論與啟示

本文運(yùn)用2000—2020 年省級面板數(shù)據(jù),基于雙向固定效應(yīng)及門檻回歸模型,研究了FDI、財(cái)政支農(nóng)與我國農(nóng)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新之間的關(guān)系。研究發(fā)現(xiàn):第一,總體來看,農(nóng)業(yè)FDI 對我國農(nóng)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新具有明顯的正向影響,財(cái)政支農(nóng)對FDI 影響農(nóng)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新具有調(diào)節(jié)作用。該結(jié)論在不同形式的檢驗(yàn)方程下均穩(wěn)健。第二,進(jìn)一步地,本文發(fā)現(xiàn)財(cái)政支農(nóng)的調(diào)節(jié)作用表現(xiàn)出了顯著正向且邊際效應(yīng)遞增的非線性特征,在財(cái)政支農(nóng)的不同門檻區(qū)間,FDI 對農(nóng)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的影響不同。第三,財(cái)政支農(nóng)的調(diào)節(jié)作用在經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平更高、市場化水平更高和財(cái)政分權(quán)程度更高的地區(qū)更為顯著。

本文具有重要的政策啟示:我國經(jīng)濟(jì)進(jìn)入高質(zhì)量發(fā)展階段,過去依賴化肥和農(nóng)藥嚴(yán)重過量使用實(shí)現(xiàn)農(nóng)業(yè)增產(chǎn)的舉措,不能再適應(yīng)新形勢下我國農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的要求②王成利,劉同山:《農(nóng)地退出意愿對化肥、農(nóng)藥使用強(qiáng)度的影響——基于魯、蘇、皖三省農(nóng)戶的實(shí)證分析》,《中國人口·資源與環(huán)境》,2021 年第3 期。,亟待向以追求高產(chǎn)、優(yōu)質(zhì)、低耗的現(xiàn)代化農(nóng)業(yè)體系轉(zhuǎn)變。推動農(nóng)業(yè)領(lǐng)域技術(shù)創(chuàng)新,使其服務(wù)于農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展,是持續(xù)推進(jìn)鄉(xiāng)村振興,實(shí)現(xiàn)農(nóng)業(yè)農(nóng)村現(xiàn)代化的關(guān)鍵。從具體措施來說:

第一,穩(wěn)步推進(jìn)農(nóng)業(yè)對外開放,把控FDI 總體質(zhì)量,充分發(fā)揮外資對農(nóng)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的促進(jìn)作用。我國農(nóng)業(yè)外資與其他產(chǎn)業(yè)相比規(guī)模偏小,政府對于外資進(jìn)入應(yīng)持積極態(tài)度,擴(kuò)大引資規(guī)模,提高引資質(zhì)量,進(jìn)一步擴(kuò)大農(nóng)業(yè)領(lǐng)域的對外開放度,強(qiáng)化農(nóng)業(yè)科技國際合作,推動農(nóng)業(yè)領(lǐng)域的技術(shù)創(chuàng)新。

第二,提高財(cái)政支農(nóng)資金投入水平,引導(dǎo)FDI 向農(nóng)村地區(qū)的有序流動,促進(jìn)創(chuàng)新資源集聚,為FDI 溢出效應(yīng)作用于農(nóng)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新奠定堅(jiān)實(shí)基礎(chǔ)。加強(qiáng)政府對地區(qū)農(nóng)業(yè)發(fā)展的支持力度,整合財(cái)政資金和外商直接投資資金,促進(jìn)合作共贏的整體良性循環(huán)。重視財(cái)政支農(nóng)資金作用于農(nóng)業(yè)農(nóng)村的基礎(chǔ)設(shè)施和軟環(huán)境建設(shè),提高創(chuàng)新資源的利用效率。加強(qiáng)對財(cái)政支農(nóng)資金的使用監(jiān)管。進(jìn)一步深化財(cái)稅體制改革,提高地方政府的自主性,合理配置農(nóng)業(yè)科技資源,搭建科技助力鄉(xiāng)村發(fā)展的長效增長機(jī)制。

第三,在引進(jìn)外資、制定政府扶持政策過程中,應(yīng)該有策略性地對不同地區(qū)制定不同的鼓勵農(nóng)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新方案,注意到地區(qū)發(fā)展不均衡的情況,高度重視中西部地區(qū)農(nóng)業(yè)發(fā)展的基礎(chǔ)環(huán)境建設(shè),促進(jìn)區(qū)域差距不斷縮小。