跨國公司農業技術創新研究

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1理論及模型的構建

1．1理論模型及變量選擇

1．1．1理論模型

從生產函數入手，可以定義技術創新函數為：Q＝F（K，L，W）［2］，但是在特別研究外資研發對本土技術創新的影響前提下，技術創新函數可以根據柯布－道格拉斯生產函數的模型，定義出一個反映技術創新的函數，即技術創新產出模型為：Q＝AKαLβWθ其中，Q表示技術創新產出；K表示技術創新的資金投入，如研發費用的投入；L表示技術創新的人力投入，如研發人員的投入；W表示影響技術創新的其它因素，如跨國農業公司在華的研發投入等；A表示全要素生產率，α、β、θ分別表示各個變量的彈性系數。為了分析方便，將上述公式轉化為對數形式為：Ln（Q）＝C＋αLn（K）＋βLn（L）＋θLn（W）＋e其中，Ln（Q）為技術創新產出；Ln（K）為技術創新的資金投入；Ln（L）為技術創新的人力投入；Ln（W）為影響技術創新的其它因素，C為對數方程的常數項，α、β、θ為截距項和回歸系數，e為誤差項。

1．1．2變量選擇

衡量國家或企業自主創新能力的主要指標，是“新產品銷售額”或“專利申請量（授權量）”。“新產品銷售額”是表征產品創新的主要指標，專利申請量則是表征研發創新的首選目標。當我們選定農業經濟作為分析對象時，上述兩個指標中“新產品的銷售額”是很難得到的，而農業專利申請量則容易獲得，并且能夠直接反映研發活動的結果，故在本文選定“農業專利申請量”作為衡量國家或企業自主創新能力的主要指標。而“農業發明專利”是最能反映農業研發活動的產出水平，所以選擇“農業發明專利申請量”來表征我國農業研發創新產出的指標。在“技術創新的資金投入”和“技術創新的人員投入”方面，分別選取“農業研發經費的內部支出”與“農業研發人員的全時當量”，來作為技術創新產出模型的自變量。而對于跨國農業公司在中國研發投入，可作為模型中的其它因素被引入到模型中。由于跨國農業公司在中國研發人員的數據沒辦法得到，故選取“跨國農業公司在中國的研發經費內部支出”和“跨國農業公司在中國的發明專利申請量”作為跨國農業公司在中國研發的指標，而且這兩個指標分別通過“示范效應”和“競爭效應”的途徑來影響我國農業的技術創新。因為沒有跨國公司在我國農業領域的研發人員的數據，所以跨國公司的研發活動通過“人才流動效應”的途徑對我國農業技術創新造成的影響不能顯示出來。跨國公司的海外研發產生的溢出效應［3］主要通過以下3個方面對東道國的技術創新起到促進作用：①示范效應：跨國公司在東道國建立研發機構，可以使本國研發機構學習跨國公司先進的科研管理技術和經驗，并進行學術交流，推動東道國的技術創新體系的發展；②競爭效應：跨國公司在東道國的研發投資給東道國帶來很大的技術壓力，進而促使本土企業或其它單位增加研發投入，提高自身的技術創新水平；③人才流動效應：跨國公司在東道國進行研發投資必定引起雙方人才的流動，這些人員在跨國公司學到的先進技術和管理經驗帶回到東道國的企業或科研單位，提高東道國的技術創新能力。所以本文中選擇的變量只能表示“示范效應”和“競爭效應”，但這并不影響分析的結果。

1．2計量模型構建

通過以上分析得到農業技術創新產出模型為：Ln（PGN）i＝C＋αLn（KGN）i＋βLn（LGN）i＋θLn（EGW）i＋ρLn（PGW）i＋ei其中：Ln（PGN）i為我國農業技術創新產出水平，其指標選用國內農業發明專利的申請量；Ln（KGN）i為我國農業研發經費的投入水平；Ln（LGN）i為我國農業研發人員的全時當量；Ln（EGW）i為跨國農業公司在我國的研發投入，這里選用的是跨國農業公司在我國的外資企業（指中外合資企業，中外合作企業，外商獨資企業在內的三資企業）的研發投入；Ln（PGW）i為跨國農業公司在我國的農業發明專利申請量；α、β、θ、ρ分別為截距項和回歸系數，C為對數方程的常數項，ei為誤差項。

2數據來源說明與描述性統計分析

2．1數據來源及說明本文的數據主要來源于國家知識產權局及《中國統計年鑒》、《中國科技統計年鑒》，對數據的處理說明如下：

（1）本論文中國內農業專利和跨國農業公司在中國的農業專利數據，全部來源于國家知識產權局專利數據庫，根據國際專利分類（InternationalPatentClassi－fication，簡稱IPC）方法，對1991—2007年間我國公布的專利申請說明書中IPC分類號含有A01（涉及農業、林業、畜牧業、狩獵、誘捕、捕魚）的全部專利進行檢索得到的。

（2）我國農業研發經費的內部支出2002—2007年的數據來源于《中國科技統計年鑒》，而1991—2001的數據是根據中國農村科技發展報告中“研發經費內部支出”占“科技活動課題經費內部支出”的25％計算得到的，其中“科技活動課題經費內部支出”的數據來自于《中國科技統計年鑒》。

（3）對于我國農業研發人員的全時當量，由于1991—1993年的數據缺失，故這幾年的數據是根據1994—2007年農業研發人員的平均增長速度計算得到的。

（4）跨國農業公司在我國的研發投入數據來源于《中國統計年鑒》與《中國科技統計年鑒》，在這兩個年鑒中，我國農業總的研發投入是可以按經費來源劃分出來的，所以用我國農業總的研發投入減去我國國內的農業研發經費投入，便得到了跨國農業公司在我國的研發投入數據。

（5）各項數據按照統計口徑，已作了調整處理。

2．2數據的描述性統計分析

為了對跨國農業公司在中國進行研發對我國的技術創新有一個感性的認識，首先要對數據作描述性統計分析，并進一步考察相互之間是否存在因果關系。在此基礎上，再對影響我國自主創新能力的關鍵因素進行回歸分析，驗證跨國農業公司在中國的研發投入，對我國的自主創新能力產生了何種方向和何種程度的影響。我國越來越重視知識產權的保護，并多次修訂了知識產權的各種法律法規，尤其是專利法的修訂，使我國的知識產權法律體系越來越完善，專利申請量急劇增長，這就吸引了跨國農業公司在我國的研發投資和增加了專利申請量。利用eviews6．0做出來的散點圖。從圖1可以看出，1991—2007年我國農業發明專利申請量與跨國農業公司在中國的研發投資之間，存在著變化趨勢的高度一致性，說明兩者之間存在明顯的相關關系。但是，這種相關關系是否是一種因果關系，或者說，究竟是我國農業發明專利申請量的增長，引起了跨國農業公司的在中國的研發投資，還是跨國農業公司的研發投資的增長，引起了我國發明專利申請量的增長，抑或兩者之間根本就不存在因果關系？對這些問題需作進一步的因果關系檢驗。下面我們用Granger因果關系檢驗兩者是否存在著因果關系，并提出兩個原假設：H01：跨國農業公司在中國的研發投入EGW不是引起國內農業發明申請量PGN變化的Granger原因；H02：國內農業發明申請量PGN不是引起跨國農業公司在中國的研發投入EGW變化的Granger原因。根據Granger因果關系的檢驗方法（注：已對EGW、PGN進行了單位根平穩性的修正，這里的兩個變量已不存在單位根；我們選取的滯后長度為3），通過eviews6．0得出以下的檢驗結果。由于R2＝0．999268，且F＝4097．140＞F0．05（4，12）＝3．26，故可認為方程的被解釋變量和解釋變量之間在總體上呈現著顯著關系，而且各個解釋變量都通過了t檢驗，所以各個解釋變量的系數也是顯著的。為了檢驗建立的模型參數的穩定性，這里采取鄒氏參數穩定性檢驗，利用eviews6．0對方程進行鄒氏（Chow）穩定性檢驗，將時間序列以1999年為分割點，分為1991—1999年和1999—2007年兩個時期進行檢驗。F統計量對應的P值（0．2168＞0．05），可得在5％的顯著性水平下，接受原假設。由此可知我國農業技術創新產出PGN和KGN、LGN、EGW、PGW之間的關系（技術創新產出函數模型）Ln（PGN）i＝C＋αLn（KGN）i＋βLn（LGN）i＋θLn（EGW）i＋ρLn（PGW）i＋ei，在不同時期（1991—1999年和1999—2007年）沒有什么不同，即認為我國農業技術創新產出模型結構是穩定的。，對于假設1，F＝2．54146，其相應的概率為0．17＞顯著性水平0．05，所以接受原假設，認為跨國農業公司在中國的研發投入并不是影響我國農業技術創新的原因。也就是說，一個國家產業的技術創新水平只有依靠自主創新的能力，其國外在東道國的技術開發并不是影響東道國技術創新的主要原因。對于假設2，F＝13．3779，其相應的概率為0．008＜0．05，所以接受原假設，說明我國的農業發明專利的申請量是引起跨國農業公司在中國研發投資的原因，這與上述的分析一致。也就是說，我國農業技術水平越來越高以及我國的知識產權的保護環境越來越好，是吸引跨國農業公司在中國進行研發投資的原因。以上分析說明，跨國農業公司在中國的研發投入，并不是我國農業技術創新的主要推動力，但這并不代表外資的投入對我國農業的技術創新沒有影響。下面利用回歸的方法，定量說明跨國農業公司的研發投入，對我國農業技術創新的影響。

3計量檢驗結果分析

3．1計量模型檢驗

基于上述數據，采用多元線性回歸分析對數據進行計量分析，并且用廣義最小二乘法（GLS）對方程進行異方差以及序列相關性的修正。

3．2檢驗結果分析

（1）從以上的計量方程，發現一個奇怪的現象，農業技術創新產出的主要貢獻因素是農業研發人員，而研發經費對農業的技術創新并沒有起到顯著的促進作用，而且其研發經費的彈性系數在3．74左右。從這一點來看，研發經費成為了我國農業技術創新產出的主要瓶頸，同時也暴露了我國對農業研發經費的投入少，而且沒有有效地利用，這與發達國家形成了鮮明的對比。根據2004年中國農村科技發展報告，2004年政府對農業科研投資占農業總產值的比重：發達國家為200％，發展中國家為50％，世界平均水平為100％，而中國僅為25％，還趕不上發達國家的15％，僅為發展中國家的一半，為世界平均水平的25％。而中國又是主要依靠政府投資來發展農業的國家，其政府投資的農業科技經費才為農業生產總值的25％，這是有悖常理的。

（2）跨國農業公司在我國的研發投資對我國農業的技術創新影響主要表現在：一是跨國農業公司在中國的研發投入。在上述方程中，外資研發投入的彈性系數為0．64，在這里，可以認為外資的研發經費對我國的技術創新起到一種“示范效應”，也就是說“示范效應”的彈性系數是0．64。這說明跨國公司的研發投入會給我國的技術創新產出帶來一定的正面影響，跨國農業在中國的研發投資可能給中國帶來先進的技術和先進的設備，通過國內外的交流與合作，可以促進我國的農業技術創新，進而促進我國更多的創新產出，促進新產品銷售額的增加，農業專利尤其是發明專利的申請量增加等。二是跨國農業公司在中國的農業專利申請量代表著一種“競爭效應”，這種“競爭效應”對我國的農業技術創新產出起到了一種負面的影響。從上述回歸方程可以看到跨國農業公司在中國的農業專利申請量PGW，不僅它的回歸系數是負的，而且它的彈性系數也是負的，所以跨國農業公司在我國的專利申請量給我國農業產出帶來了很大的挑戰。由于跨國農業公司的技術一般都很先進，它們的產品都有較高的技術含量，最終會把我國的農業產品排擠出農業市場。享有“蔬菜之鄉”美譽的山東壽光蔬菜生產基地，現在80％以上的蔬菜種子被國外的跨國種業公司所壟斷，僅瑞士的先正達就掌握著山東壽光50％的蔬菜種子貿易，所以跨國農業公司在中國專利申請是我國農業技術創新的一把無形的利劍，一不小心就會使我國的農業市場成為跨國農業公司的爭奪品，而在這種爭奪之中，我國由于農業技術落后不會得到任何好處。

4結論及建議

本文把農業產業作為研究對象，利用1991—2007年的時間序列數據，定量研究了跨國農業公司在我國的研發投資對我國農業技術創新產出所帶來的影響。在進行計量分析時，選取“我國國內農業發明專利申請量”作為因變量，代表技術創新產出。在選取自變量時，分別用我國農業科研機構“研發經費內部支出”和“研發活動人員折合全時當量”代表自身的技術創新資金和技術創新人員。除此之外，由于跨國農業公司在我國的研發投資的具體數據無法獲得，故采用農業“三資企業研發活動人員折合全時當量”和“跨國農業公司在我國的農業發明專利申請量”作為衡量指標，分別度量跨國農業公司研發通過“示范效應”和“競爭效應”的途徑，對我國本土農業技術創新造成的影響效果。由于“跨國農業公司在我國的研發人員的數量”無法得到，所以本文沒有把此變量包括進來。通過對檢驗結果的分析，我們可以得出以下結論，并提出相應的對策建議。

（1）對于我國農業產業的技術創新而言，自身研發經費的提高，研發隊伍規模的擴大依然是提高農業技術創新能力的重要乃至是首要因素。由于我國對農業的研發經費投入較低（盡管近年來研發經費有所提高，但比例還是很低的）和經費利用率不高等原因，使農業研發經費對我國的農業技術創新帶來的正面效應并不明顯，這種情況直接造成了我國農業自主創新能力的下降，很難生產出具有自主知識產權的產品，也無法與國外的農業產品競爭。近年來，我國的農業研發人員由于技術素質不斷的提高，對我國的農業技術的提高作出了很大的貢獻，技術創新產出人員彈性竟達1．57，對我國農業專利申請量的增加作出了很大的貢獻。所以，提高我國的農業自主研發經費的絕對量和相對量，例如通過經濟杠桿、約束機制等，引導和鼓勵農業企業主動增加科技投入，尤其是要支持和鼓勵大型農業企業集團在關鍵技術上增加研究開發投入，比如農業育種技術、植物保護技術等；繼續增強我國農業研發人員的素質，提高農業人力資本水平，促進人力資本水平對我國農業的自主創新能力。

（2）在外資研發對我國農業技術創新的影響途徑中，示范效應和競爭途徑的作用都非常顯著（由于沒有外資研發人員的數據，所以“人才流動”的效應沒有顯現）。通過分析外資研發對我國的農業技術創新產出的影響，“示范效應”可以帶動我國農業技術的創新，進一步提高我國農業的技術創新水平。如果我國農業研發機構吸收國外技術的能力增強的話，更有利于我國農業的技術提高，這樣外資研發的溢出效應就更加明顯。尤其是對于國內的農業企業，國內企業不要僅僅停留在對跨國公司技術的模仿創新階段，必須在對技術吸收的基礎上逐步形成自我研發的能力，實現企業的自主創新，這樣才是真正通過跨國公司的“示范效應”提高自己的技術創新水平。在上面的回歸方程中，“競爭效應”呈現出很強的副作用，由于我國農業技術和國外農業技術的差距很大，這種副作用會更加的明顯，外資利用其強大的資金和技術優勢不斷進駐我國的農業市場，在我國申請大量的專利，使我國農業企業的生存空間越來越小，外資研發的擠出效應越來越明顯。總的來說，在大多數情況下，跨國公司帶來的競爭沖擊將會弱化我國農業產業，尤其是弱化我國農業企業的研發動機和能力。所以，這一正（示范效應）一反（競爭效應）的作用，都是和我國農業的技術創新能力有關的。如果我國農業的技術創新能力高，那么它吸收外資技術的能力就高，外資研發的溢出效應就會顯著；反之，如果我國農業的技術創新能力低，那么它吸收外資技術的能力就低，外資研發的擠出效應就會顯著。