1、农业科技创新投入要素贡献的动态分析摘要：笔者在知识生产函数理论基础上，依据我国 1990 年2009年农业科技创新时序数据，检验变量平稳性及协整关系，并以此为基础构建变系数状态空间模型，刻画农业科技创新投入要素贡献的动态效应。结果表明，1990 年2009 年研发支出和研发人员的产出弹性呈现出完全相反的趋势：研发支出贡献为正值，并自 1994 年以后一直稳步上升；而研发人员贡献为负值，从 1992 年开始一直下降，直到 1999 年才开始逐步收敛于一定值且持续至今。研发支出和研发人员要素稀缺性、质量差异以及农业科技发展的特殊性导致农业科技创新投入要素的产出贡献呈现不同的趋势与阶段特征。 关键词
2、：农业科技创新；投入要素；贡献；状态空间模型 基金项目：公益性行业科研专项（201103001） 。 作者简介：李想（1978- ） ，男，安徽合肥人，中国农业大学经济管理学院博士研究生，安徽财经大学“三农”问题研究所助理研究员，主要从事农业技术经济研究；穆月英（1963-） ，女，山西浑源人，中国农业大学经济管理学院教授、博士研究生导师，主要从事农业经济理论与政策研究。 中图分类号：F323.3 文献标识码：A 文章编号：1006-1096（2013）04-0039-05 收稿日期：2012-05-21 引言 目前，关于农业科技创新问题的研究多集中在以下四个方面：一是关于农业科技进步对农业经
3、济增长贡献的研究。此类研究主要基于超越对数随机前沿模型，对我国农业技术进步与农业经济增长进行定量分析，测算各年度要素弹性和农业技术进步贡献率，并定量分解农业技术进步率（赵芝俊 等，2009；杨传喜 等，2011b） ；二是关于农业科技投入与农民收入关系的研究。此类研究主要运用计量经济方法，研究农民家庭经营性收入与科技水平之间的相关性，测算农民收入增长中科技进步的贡献率（范金 等，2010；刘进宝 等，2004） ；三是关于农业科技资源技术效率的研究。此类研究运用随机前沿分析模型，测算农业科技资源的技术效率变化，分析影响农业科技资源技术效率的相关因素（杨传喜 等，2011a） ；四是关于农业科技
4、创新效率的研究。这类研究主要通过构建指标体系，运用因子分析、聚类分析法与非参数 DEA，对我国区域农业技术创新能力与效率进行测算与评价（李杨 等，2009；张静 等，2011） 。 现有文献为本研究提供了重要的借鉴与参考，但这些研究均很少考虑从农业科技创新产出的视角对投入要素贡献进行分析，对创新产出与投入之间的动态关系更是缺乏关注。因此，本文依据我国 1990 年2009年农业科技创新时序数据，尝试运用状态空间模型，分析农业科技创新活动中投入要素的产出贡献能力，以此反映投入要素与创新产出之间的长期动态关系，为政府科学制定农业科技创新战略提供依据。 一、研究方法、变量选择与数据来源 （一）研究方
5、法 （二）变量选择与数据来源 本文选取农业专利申请数量指标来度量农业科技创新产出。农业专利申请为发明、实用新型和外观设计三项专利申请受理数之和，以 A 表示。由于专利授权量受诸多人为因素的影响较大，容易出现异常变动，因而专利申请量比专利授权量更能反映农业科技创新的真实水平（Griliches， 1979） ，国外学者也因此常采用专利申请量而不是专利授权量来衡量创新（Grosby， 2000） 。本文选取研究与发展经费支出指标来量度农业专利生产资本投入，用 RA 表示。为削除通货膨胀影响，我们将其按历年居民消费价格指数平减为 1990 年不变价格。本文选取农业研究与发展科技人员数来度量农业专利生
6、产人力资本投入，用 LA 表示。所有数据均来源于 1990 年2009 年中国科技统计年鉴与中国统计年鉴 （各变量变化趋势见图 1） 。 二、实证结果与分析 当变量为非平稳时间序列时，可能出现所谓的伪回归。为此，本文首先采用 ADF 检验方法对变量进行单位根检验，然后进行因果关系检验、协整检验，最后估计农业科技创新投入要素贡献的状态空间模型。 （一）单位根检验 采用 ADF 检验分别对 lnRA、 lnLA、lnA 数据进行平稳性检验（见表1） 。结果表明，所有序列水平值都在 1%的水平上不能拒绝存在单位根的原假设，经一阶差分后实现平稳，表明所有变量均为一阶单整 I（1） 。 （二）因果关系检
7、验 利用 Granger 因果检验判断农业专利申请数量变动、研发支出变化与研发人员变化间的因果依存关系（见表 2） 。结果显示，在 10%的显著性水平下，研发支出变化与研发人员变化是引起农业专利申请数量变动的 Granger 原因，但反向因果关系不成立。 （三）协整检验 所有变量时间序列均为一阶单整，采用 Johansen 检验来判断研发支出、研发人员、农业专利产出是否存在协整关系。表 3 给出了由lnRA、lnLA、lnA 构成的向量自回归模型（VAR） ，利用 LR 似然比检验、AIC 赤池信息准则、SC 施瓦茨信息准则判断滞后阶数为 1，由此确定协整检验中内生变量为一期滞后。 表 4 显
8、示了 Johansen 协整检验结果，表明在 5%显著水平下拒绝没有协整向量的原假设，支持至多存在一个协整关系的备选假设。即lnRA、lnLA、lnA 在样本区间内存在长期均衡关系且存在唯一协整关系。因此，以这 3 个变量为可观测变量建立的量测方程不存在伪回归问题。 （四）状态空间模型的参数估计 运用 Eviews6.0 对 1990 年2009 年研发支出、研发人员和农业专利产出的关系进行变参数状态空间模型估计，由 Kalman 算法得到的估计结果见表 5，状态参数变化见图 2、图 3。 表 5 中似然函数值和残差 ADF 检验值表示状态空间模型成立。图 2、图 3 为状态变量 t、t 动态
9、变化趋势，两图中的实线分别表示 1990年2009 年研发支出和研发人员产出弹性，反映了农业专利产出受研发支出与研发人员的动态影响。从二者整个变化趋势来看，研发支出和研发人员的产出弹性趋势呈现完全相反的态势：研发支出贡献为正值，自1994 年以后一直稳步上升，2007 年后呈现加速上升势头；而研发人员贡献为负值，从 1992 年开始一直下降，直到 1999 年才开始逐步收敛于-1.6 左右且持续至今。研发支出产出弹性远远大于研发人员产出弹性。这一实证结果反映出两个与传统理论不一致的事实：一是不符合短期内资源产出弹性不可能有较大变化的经济学理论。因为技术进步是投入要素贡献出现较大变化的主要推动力
10、，除非有重大技术改进，否则，无论研发投入还是人员投入贡献都不会出现稳步上升或下降趋势；二是农业科技创新领域是知识密集型行业，其效率高低高度依赖于掌握先进知识的人力资本，因而一般认为人力资本对创新产出的贡献率会更大，而实证结果却与此相反。进一步分析实证结果，出现以上情况，可能有以下几个方面的原因。 第一，我国农业科技创新研发支出长期偏低。要素稀缺性决定其产出贡献大小。研发支出产出弹性远远大于研发人员产出弹性，表明在农业科技创新活动中，研发经费较之研发人员更为稀缺。这一方面是因为我国是发展中国家，资本短缺是经济发展中面临的突出问题，而农业作为弱势产业，所能获得的研发投入长期偏低也是意料之中的。研发
11、支出产出弹性的稳步上升趋势就是农业科技创新原先底子薄、基础差，一旦投入，技术进步的产出效果更加凸显的充分证明。从具体年份分析（如图 1 所示） ，1990 年2003 年间，研发支出在扣除物价影响后年均增长率为 6.37%，但它占农业总产值的比重却从 1990 年的 0.31%下降到 2003 年的 0.25%，总体下降 19.4%。2004 年2009 年，在国家一号文件指导下，农业研发费用大幅增加，年平均增长率达到 10.49%，但农业研发投入占 GDP 比值仍徘徊在 0.3%0.4%之间，而这一比例的世界平均值为 1.07%，发达国家为 3.2%。另一方面，农业科技创新产出具有很强的外部
12、性和公益性，创新活动所需资金庞大且产生效益的时间较长，私人企业无法从农业研发活动中得到应有的回报，这在很大程度上制约了私人企业对农业科技领域的投资，这一点在资源环境、农作制度、水利、气候气象研究等领域尤为突出。因此，农业科研投资的来源必然是以政府为主体，难以形成多元化格局。 第二，农业研发人员整体质量不高，要素配置效率低下。从每百万农业经济活动人口所拥有的农业科研人员数看，我国农业科研人员投入的相对规模不仅大大低于发达国家，而且也低于发展中国家水平（邓宗兵 等，2009） 。农业科研本质上是一种人力资本集约型活动，科研人员素质是决定农业科技创新产出至关重要的因素。农业研发人员产出弹性为负值并不
13、表明我国农业科技人员过多。高层次人才存量较少、研发人力资本总体质量不高的现状拖累了研发人员的整体产出弹性，使其表现为对产出的负向作用。同时，农业研发经费的长期偏低一定程度上也致使相当部分农业研发人员因资本要素短缺而无法充分发挥其作用，从而在表面上呈现出农业科技人员冗余特征，实质则折射出农业科技创新资源配置效率低下。 第三，农业科研体制存在弊端，创新活动缺乏有效激励。脱胎于计划经济体制的我国农业科研体制，经多年改革，取得较大成效，然而长期的制度路径依赖导致无论在科研管理还是运行机制上，它均存在诸多弊端。此外，体制原因势必也造成研发人才培养、使用和管理等方面的内部动力不足，无法形成有效激励，因而农
14、业研发人员积极性有限，整体科技创新能力没有得到较大提升，反而对农业科技创新产出产生负面作用。 三、结论与政策启示 本文依据我国 1990 年2009 年农业科技创新时序数据，运用状态空间模型，研究农业科技创新投入要素贡献的动态效应，得出如下结论：第一，研发支出变化与研发人员变化是引起农业专利申请数量变动的Granger 原因，并且研发支出、研发人员与农业专利产出存在长期稳定关系；第二，从研发支出、研发人员与农业专利产出的状态空间模型长期动态关系分析看，1990 年2009 年研发支出和研发人员的产出弹性呈现出完全相反的趋势：研发支出贡献为正值，并自 1994 年以后一直稳步上升，2007 年后
15、表现出加速上升的势头；而研发人员贡献为负值，从 1992年开始一直下降，直到 1999 年才开始逐步收敛于-1.6 左右且持续至今；第三，研发支出和研发人员要素稀缺性、质量不同以及我国农业科技发展的特殊性导致农业科技创新投入要素的产出贡献呈现不同的趋势与阶段特征。 基于上述结论，我们得到如下政策启示：一，鉴于农业科技研发支出显著的正向作用，国家应进一步加大各级财政对农业科技的投入力度，确保农业科技投入增长速度高于财政经常性支出的增长速度，并鼓励社会各方力量投入农业科技，形成多元化的投融资渠道；二，积极引进高层次农业科研人才，对现有农业研发人员，有计划、有步骤地采取各种形式进行培训或继续教育，不
16、断拓宽和更新其知识，实现其人力资本增值，尽快消除其对创新产出的负向作用；三，在农业科技体制方面，国家应加强科研经费监管，规范经费使用，提高农业科技经费使用效益，并建立和完善人才奖励与淘汰机制，形成有利的创新氛围，从而在制度上保证农业科技创新活动中研发支出与研发人员的优化配置，提高农业自主创新能力。 参考文献： 邓宗兵，王炬.2009.中国农业科技的主要问题和发展对策J.科技导报（12）：45-48. 范金，任会，袁小慧.2010.农民家庭经营性收入与科技水平的相关性研究：以南京市为例J.中国软科学（1）：67-77. 李杨，杨锦秀，傅新红.2009.我国区域农业技术创新能力评价J.中国软科学（
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