環(huán)境治理對農(nóng)業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新的影響
——基于門檻回歸的實證研究

王 璇 張俊飚 賴曉敏

(1.華中農(nóng)業(yè)大學(xué) 經(jīng)濟管理學(xué)院，武漢 430070； 2.湖北農(nóng)村發(fā)展研究中心，武漢 430070； 3.湖北生態(tài)文明建設(shè)研究院，武漢 430070； 4.武漢工程大學(xué) 法商學(xué)院；武漢 430070)

改革開放以來，我國農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值由1978年的1 397.00億元迅速增加到2019年的123 967.90億元[1]。農(nóng)業(yè)經(jīng)濟雖取得迅速增長，但由于生產(chǎn)過程中農(nóng)藥化肥的過量使用、生產(chǎn)廢棄物的不科學(xué)處理等行為，使得農(nóng)業(yè)生態(tài)環(huán)境問題逐步顯現(xiàn)。與傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)相比，農(nóng)業(yè)綠色技術(shù)可減少環(huán)境污染、能源及原材料消耗[2]。因此，農(nóng)業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新是解決生態(tài)環(huán)境問題的基礎(chǔ)之策。

農(nóng)業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新主體主要包括農(nóng)業(yè)科研院校和涉農(nóng)企業(yè)。就農(nóng)業(yè)科研院校而言，一方面，其進行綠色創(chuàng)新研究并不是基于市場需求以追求利潤，大多是為完成課題項目研究，強調(diào)的是科學(xué)發(fā)現(xiàn)和學(xué)術(shù)價值，可應(yīng)用的創(chuàng)新成果比例不高，形成了“重論文，輕專利”的局面[3]。另一方面，對于有應(yīng)用價值的技術(shù)創(chuàng)新，由《專利法》第六條規(guī)定可知，農(nóng)業(yè)科研院校研發(fā)人員的職務(wù)內(nèi)技術(shù)成果的權(quán)利隸屬于單位，單位負責(zé)人通常會為避免成果交易不合理造成國有資產(chǎn)流失，而并不傾向技術(shù)成果市場轉(zhuǎn)化[4]，此時有強烈成果商業(yè)化逐利動機的研發(fā)人員雖最有發(fā)言權(quán)，但卻沒有權(quán)利去決定技術(shù)成果的未來發(fā)展。因此，農(nóng)業(yè)科研院校研發(fā)人員的研發(fā)熱情被打擊，最終影響應(yīng)用價值較高的農(nóng)業(yè)綠色技術(shù)發(fā)明產(chǎn)出。

涉農(nóng)企業(yè)對農(nóng)業(yè)綠色創(chuàng)新也缺乏足夠的積極性：一方面，由于環(huán)境資源是公共產(chǎn)品，且農(nóng)業(yè)綠色技術(shù)具有研發(fā)周期長、投入大等特點，大多涉農(nóng)企業(yè)傾向于通過復(fù)制模仿其他創(chuàng)新主體來獲得創(chuàng)新技術(shù)以減少發(fā)展成本，而不存在充足的農(nóng)業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新動力；另一方面，少部分涉農(nóng)企業(yè)雖進行了原始創(chuàng)新，但由于存在設(shè)備更新?lián)Q代速度慢、研發(fā)人員短缺、機構(gòu)人員素質(zhì)不高等基礎(chǔ)性研發(fā)條件不足等問題[5]，其成果大多是低水平重復(fù)研發(fā)，因此整體創(chuàng)新質(zhì)量較低，無法獲得與創(chuàng)新投入對等的利益收入，從而缺乏外界正向反饋激勵涉農(nóng)企業(yè)進行深入的技術(shù)創(chuàng)新?？傮w而言，如何促使創(chuàng)新主體進行有效的農(nóng)業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新的問題值得關(guān)注。

與此同時，農(nóng)業(yè)污染的日趨嚴重促使整個社會日益重視污染的規(guī)制，環(huán)境治理則是直接對環(huán)境污染進行遏制。在工業(yè)領(lǐng)域，一方面，在政府大力實施環(huán)境治理措施的背景下，創(chuàng)新主體會通過增加綠色技術(shù)的研發(fā)投資以轉(zhuǎn)變生產(chǎn)方式，達到增加利潤和清潔生產(chǎn)的雙重目的[6-8]；另一方面，環(huán)境治理的出現(xiàn)雖然是為了保護環(huán)境以提高社會整體福利，但創(chuàng)新主體為了快速迎合新的政策取向，更傾向于從生產(chǎn)環(huán)節(jié)產(chǎn)生的污染著手進行整治而導(dǎo)致生產(chǎn)成本增加，進而減少了綠色技術(shù)研發(fā)環(huán)節(jié)的資金投入，對綠色技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)生擠出效應(yīng)[9]。還有學(xué)者發(fā)現(xiàn)環(huán)境治理與技術(shù)創(chuàng)新之間存在非線性關(guān)系，環(huán)境治理對技術(shù)創(chuàng)新的影響會呈現(xiàn)先下降后提升的“U型”特征[10]，也可能呈現(xiàn)先上升后下降的“倒U型”特征[11]。所以在農(nóng)業(yè)領(lǐng)域，政府所進行的環(huán)境治理措施對農(nóng)業(yè)創(chuàng)新主體綠色技術(shù)創(chuàng)新影響如何？能否提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率并實現(xiàn)農(nóng)業(yè)的科技進步，最終達到農(nóng)業(yè)發(fā)展全面綠色轉(zhuǎn)型的目標？這些問題仍然值得探討。

綜上所述，環(huán)境治理是為解決生產(chǎn)過程中的生態(tài)環(huán)境問題而被提出的重要舉措，綠色技術(shù)創(chuàng)新亦是實現(xiàn)經(jīng)濟社會全面綠色轉(zhuǎn)型的重要環(huán)節(jié)，探討這兩者之間的關(guān)系具有深刻的現(xiàn)實意義。但基于農(nóng)業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新主體的特殊性，環(huán)境治理是否也能促進農(nóng)業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新并且存在門檻效應(yīng)，仍然有待商榷。因此，本研究基于中國30個省(市、自治區(qū))2007—2019年面板數(shù)據(jù)，在檢驗環(huán)境治理對農(nóng)業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新影響的基礎(chǔ)上，以環(huán)境治理強度為門檻變量，采用面板門檻模型來分析環(huán)境治理影響農(nóng)業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新的門檻值，并進一步驗證了不同創(chuàng)新主體下環(huán)境治理對農(nóng)業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新的影響，以期探索農(nóng)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新主體提高綠色技術(shù)創(chuàng)新水平的有效途徑，為實現(xiàn)農(nóng)業(yè)全面綠色轉(zhuǎn)型奠定基礎(chǔ)。

1 特征事實與理論分析

生態(tài)環(huán)境問題一直是農(nóng)業(yè)生產(chǎn)所重點關(guān)注的問題之一。為了不走“先污染，后治理”的老路，一系列有關(guān)農(nóng)業(yè)可持續(xù)發(fā)展的環(huán)境治理政策相繼出臺[12]。如2015年4月，農(nóng)業(yè)部提出要加強農(nóng)業(yè)面源污染治理；2018年農(nóng)業(yè)農(nóng)村部發(fā)布的《關(guān)于支持長江經(jīng)濟帶農(nóng)業(yè)農(nóng)村綠色發(fā)展的實施意見》中也提到了深入推進化肥農(nóng)藥減量增效、促進農(nóng)業(yè)廢棄物資源化利用等意見。同時，全國環(huán)境污染治理總額也從2004年的2 057.5億元上升到2017年的9 539.0億元[13]。可見，我國對環(huán)境治理的力度在不斷加大。而綠色技術(shù)創(chuàng)新是解決農(nóng)業(yè)生態(tài)環(huán)境問題的重要手段，那么為加快農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展進程，在環(huán)境治理力度不斷加大的背景下，農(nóng)業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新水平是否得到了提升？對這一問題的回答不僅依賴于現(xiàn)實經(jīng)驗，也有必要進行進一步地作用機制分析與實證檢驗。

1.1 特征事實

農(nóng)業(yè)部門目前最突出的環(huán)境問題就是面源污染問題。以農(nóng)業(yè)生產(chǎn)投入要素為例，導(dǎo)致農(nóng)業(yè)部門面源污染的主要是化肥、農(nóng)藥和農(nóng)膜。農(nóng)田中施用的農(nóng)藥量有70%并未作用在農(nóng)作物上，而是會擴散到土壤和大氣中，造成土壤污染[14]；不合理施用的化肥每年則會造成1 000余萬t的氮素流失，很大程度上破壞了生態(tài)平衡[15]；殘留在田間地頭的農(nóng)膜，則會破壞土壤結(jié)構(gòu)，最終形成“白色污染”[16]。因此，環(huán)境治理迫在眉睫。圖1的數(shù)據(jù)顯示2007年以來，全國節(jié)能環(huán)保支出額總體呈現(xiàn)上升趨勢，從2007年的961.24億元上升到2019年的6 969.01億元。此外，第一次和第二次全國污染源普查的數(shù)據(jù)顯示，2007年種植業(yè)污染物排放量中總氮和總磷分別為159.78萬t和10.87萬t，分別占農(nóng)業(yè)源污染排放量59.08%和38.18%；2017年種植業(yè)污染物排放量中總氮和總磷分別為71.95萬t和7.62萬t，分別占農(nóng)業(yè)源污染排放量50.85%和35.94%[17-18]。可以看出無論是絕對量還是相對量，種植業(yè)污染物排放量均呈現(xiàn)下降趨勢，從側(cè)面佐證環(huán)境污染治理力度越來越大。圖2為2007—2019年農(nóng)業(yè)科研院校和涉農(nóng)企業(yè)的農(nóng)業(yè)綠色專利數(shù)目(1)數(shù)據(jù)來源為：智慧芽專利數(shù)據(jù)庫。。由圖2可以看出，農(nóng)業(yè)科研院校與涉農(nóng)企業(yè)的農(nóng)業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新活動呈現(xiàn)先上升后下降的趨勢?？梢?，在政府環(huán)境治理投入逐漸加大的現(xiàn)實背景下，農(nóng)業(yè)創(chuàng)新主體的綠色技術(shù)創(chuàng)新活動并不總是增長或下降的，環(huán)境治理對創(chuàng)新主體進行綠色技術(shù)創(chuàng)新活動可能存在非線性影響。

圖1 2007—2019年全國節(jié)能環(huán)保支出額Fig.1 National expenditure on energy conservation and environmental protection from 2007 to 2019

圖2 2007—2019年農(nóng)業(yè)科研院校和涉農(nóng)企業(yè)農(nóng)業(yè)綠色專利數(shù)目Fig.2 Number of agricultural green patents from agricultural research institutions and agriculture-related enterprises from 2007 to 2019

1.2 理論分析

由于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)與排放的特殊性，國家進行環(huán)境治理首先從對生產(chǎn)投入要素進行物理減量的角度著手，如頒布政策實施化肥、農(nóng)藥減量化等措施，并且由生態(tài)環(huán)境部對其進行監(jiān)管。但目前缺少面源末端排放的監(jiān)測核查機制，在實際工作中生態(tài)環(huán)境部往往難以發(fā)揮出應(yīng)有的監(jiān)管職責(zé)，因此生產(chǎn)經(jīng)營主體容易“鉆空子”，使得農(nóng)業(yè)環(huán)境污染治標不治本[19]。所以應(yīng)從源頭上，即農(nóng)業(yè)技術(shù)研發(fā)環(huán)節(jié)出發(fā)進行綠色技術(shù)創(chuàng)新來保護環(huán)境。而農(nóng)業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新成果的周期長、風(fēng)險大，又具有公共產(chǎn)品屬性[20]，一個創(chuàng)新主體對產(chǎn)品的使用難以排除其他主體對農(nóng)業(yè)科技產(chǎn)品的享有，使得技術(shù)所有者不易獲得綠色技術(shù)創(chuàng)新所帶來的全部收益，因此相較于工業(yè)，私人部門介入較少。所以除涉農(nóng)企業(yè)外，農(nóng)業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新主體還包括農(nóng)業(yè)科研院校。

依據(jù)動態(tài)能力理論，為了適應(yīng)復(fù)雜的外部環(huán)境，創(chuàng)新主體會結(jié)合已知信息并傾向于組合和配置所具有的資源進行創(chuàng)新[21]。一方面，在政府加大環(huán)境污染治理力度的背景下，為減少污染排放和資源消耗，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營者對綠色技術(shù)的需求會大大提高。為滿足技術(shù)市場上消費者的需求，農(nóng)業(yè)科研院校和涉農(nóng)企業(yè)兩類創(chuàng)新主體作為主要技術(shù)供給者，在原有農(nóng)業(yè)技術(shù)的基礎(chǔ)上，則需要考慮將環(huán)境污染成本內(nèi)部化，而此種外部環(huán)境成本內(nèi)部化的行為將會直接促使其加大綠色農(nóng)業(yè)技術(shù)研發(fā)力度[22]。另一方面，“波特假說”認為適宜的環(huán)境規(guī)制有利于企業(yè)進行綠色技術(shù)創(chuàng)新[6]。涉農(nóng)企業(yè)會傾向于在自身產(chǎn)品生產(chǎn)工藝流程中進行綠色革新，以減少污染排放和能源消耗，以期提高生產(chǎn)效率并且達到保護環(huán)境的目的[23]。因此，從長遠角度看，環(huán)境治理會倒逼創(chuàng)新主體進行技術(shù)研發(fā)和制造生產(chǎn)環(huán)節(jié)的綠色革新，提高農(nóng)業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新水平，最終實現(xiàn)整體生態(tài)負效應(yīng)最小、社會總收益最大的創(chuàng)新目標。

但除此之外，環(huán)境治理還會對創(chuàng)新主體進行農(nóng)業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新有負面效應(yīng)，主要存在于涉農(nóng)企業(yè)中。一是涉農(nóng)企業(yè)內(nèi)部存在創(chuàng)新投入的擠出效應(yīng)。短期來看，由于環(huán)境治理導(dǎo)致涉農(nóng)企業(yè)需在生產(chǎn)環(huán)節(jié)的污染治理方面投入較多資金，減少了在農(nóng)業(yè)綠色技術(shù)研發(fā)投入和生產(chǎn)環(huán)節(jié)的綠色革新投入，會阻礙涉農(nóng)企業(yè)進行農(nóng)業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新。二是涉農(nóng)企業(yè)外部市場存在投資的擠出效應(yīng)。根據(jù)傳統(tǒng)的新古典經(jīng)濟學(xué)理論，受嚴格環(huán)境治理規(guī)制的涉農(nóng)企業(yè)面臨著需要響應(yīng)環(huán)境保護政策所帶來的沉重負擔(dān)，從而引起運行成本增加。換言之，涉農(nóng)企業(yè)的可流動資金相較于環(huán)境治理政策實施前減少，在當(dāng)?shù)厥袌鲋兄饾u喪失其原有的競爭力，進而傾向于選擇環(huán)境治理水平較低的地區(qū)重新配置生產(chǎn)和投資，而減少在原地區(qū)的投資和創(chuàng)新投入份額[24]，最終降低了當(dāng)?shù)氐霓r(nóng)業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新水平。

環(huán)境治理對農(nóng)業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新的正負效應(yīng)通常情況下并不同步[25-26]，導(dǎo)致環(huán)境治理與農(nóng)業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新的關(guān)系在時間和強度上可能存在非線性關(guān)系。綜上所述，環(huán)境治理究竟會如何影響農(nóng)業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新？不同創(chuàng)新主體下，環(huán)境治理對其農(nóng)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新影響是否不同？這些問題仍有待實證檢驗。圖3為本研究的理論分析框架。

圖3 理論分析框架Fig.3 Theoretical analysis framework

2 研究方法與數(shù)據(jù)來源

2.1 變量選取

2.1.1被解釋變量

本研究的被解釋變量為農(nóng)業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新。目前不同學(xué)者研究衡量創(chuàng)新活動的指標不一，包括新產(chǎn)品銷售收入或者專利等[27]。由于本研究聚焦于農(nóng)業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新主題，相較新產(chǎn)品銷售收入而言，專利數(shù)據(jù)能夠比較準確刻畫創(chuàng)新活動的技術(shù)領(lǐng)域特征，便于將創(chuàng)新活動歸納于綠色農(nóng)業(yè)領(lǐng)域。因此，參考王愛群等[28]，本研究選取農(nóng)業(yè)綠色專利申請量衡量各地區(qū)的農(nóng)業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新。

2.1.2核心解釋變量

本研究考慮到數(shù)據(jù)的可獲得性和可靠性，用我國各地區(qū)每年節(jié)能環(huán)保支出額來衡量環(huán)境治理。節(jié)能環(huán)保支出代表一個地區(qū)政府對環(huán)境的關(guān)注程度，可較好地反映地區(qū)環(huán)境治理現(xiàn)狀。此外，本研究采用節(jié)能環(huán)保支出額與GDP之比來衡量環(huán)境治理強度，進一步驗證環(huán)境治理強度在環(huán)境治理影響農(nóng)業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新中的門檻效應(yīng)。

2.1.3控制變量

為盡可能避免遺漏變量引起的內(nèi)生性問題，借鑒趙麗娟等[29]，引入以下控制變量：1)政府R&D投入。政府對農(nóng)業(yè)研發(fā)投入越多，則為農(nóng)業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新提供了越大的資金保障，越利于我國農(nóng)業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新水平的提升；2)農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施。地區(qū)的農(nóng)村固定資產(chǎn)投資額越大，反映了當(dāng)?shù)卣街匾曓r(nóng)村建設(shè)，為響應(yīng)國家農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展號召，則越會考慮農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)效率，其農(nóng)業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新水平也會越高；3)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)力。地區(qū)的農(nóng)業(yè)機械總動力越大，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)力水平越高，則對農(nóng)業(yè)綠色技術(shù)的需求也就越大，進一步促進了農(nóng)業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新水平的提高；4)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值。農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值越高，意味著農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展水平越高，則當(dāng)?shù)卣畬Πl(fā)展綠色農(nóng)業(yè)的認識度越高，其農(nóng)業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新水平也就相應(yīng)地會越高。5)創(chuàng)新環(huán)境。本研究用我國各地區(qū)每年的技術(shù)市場技術(shù)流向地域合同金額來衡量。創(chuàng)新環(huán)境越好，各類創(chuàng)新主體的積極性越高，則農(nóng)業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新水平也會越高。

2.2 模型構(gòu)建

2.2.1固定效應(yīng)模型

為考察環(huán)境治理對農(nóng)業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新的有效性，本研究構(gòu)建的基本計量模型為：

AGTIi,t=δ+αEGi,t+ΨXi,t+μi+ηi+εi，t

(1)

式中：AGTIi,t表示i地區(qū)t期的農(nóng)業(yè)綠色技術(shù)專利申請量，衡量其農(nóng)業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新；EGi,t表示i地區(qū)t期的環(huán)境治理。X變量由政府R&D投入、農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)力、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值和創(chuàng)新環(huán)境等變量構(gòu)成。

模型(1)中除了列出的一些變量外，還存在個體效應(yīng)μi、時間效應(yīng)ηi和隨機誤差項εi,t三類無法觀測的因素。如果非觀測個體效應(yīng)μi與解釋變量相關(guān)，則該個體效應(yīng)為固定效應(yīng)；如果與解釋變量不相關(guān)，并且符合一定的分布，則為隨機效應(yīng)。本研究在利用Hausman檢驗進行判定后，發(fā)現(xiàn)拒絕原假設(shè)，故使用固定效應(yīng)模型。

2.2.2門檻模型

門檻效應(yīng)是指某一解釋變量達到特定臨界值后，其它解釋變量產(chǎn)生階段性變化的現(xiàn)象，這一特定臨界值即為門檻值[30]。本研究采用Hansen所提出的面板門檻數(shù)據(jù)模型估計出門檻值，再進行顯著性檢驗，進而驗證環(huán)境治理與農(nóng)業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新之間的非線性關(guān)系。由于環(huán)境治理在不同地區(qū)的額度具有差異，因此為了研究同一標準刻畫下，環(huán)境治理對不同地區(qū)的農(nóng)業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新的影響，此處門檻變量選擇相對值，即環(huán)境治理強度來進行研究。基于模型(1)設(shè)定環(huán)境治理強度的單一門檻模型、雙重門檻模型和三重門檻模型分別為：

(2)

(3)

(4)

式中：i表示個體；t表示時間。AGTIi,t為被解釋變量；EGSi,t為門檻變量；τ為特定的門檻值。

2.3 數(shù)據(jù)來源與描述性統(tǒng)計

2.3.1數(shù)據(jù)來源

本研究選取中國30個省(市、自治區(qū))2007—2019年的面板數(shù)據(jù)為研究樣本，數(shù)據(jù)來源于國家統(tǒng)計局、智慧芽專利數(shù)據(jù)庫、《中國統(tǒng)計年鑒》[31]、《中國科技統(tǒng)計年鑒》[32]、《中國農(nóng)村統(tǒng)計年鑒》[1]及《全國農(nóng)業(yè)科技統(tǒng)計資料匯編》(2)中國農(nóng)業(yè)農(nóng)村部科技教育司.《全國農(nóng)業(yè)科技統(tǒng)計資料匯編》.北京：2008—2020。。其中，歷年農(nóng)業(yè)綠色技術(shù)專利申請量是基于IPC分類為“A01”以及“綠色”“環(huán)?！薄盁o公害”“低碳”“環(huán)境友好”等關(guān)鍵詞在智慧芽專利數(shù)據(jù)庫中篩選得到。所有變量含義、數(shù)據(jù)來源及符號表示如表1所示。

2.3.2描述性統(tǒng)計

各變量的描述性統(tǒng)計如表2所示。從表2可知，農(nóng)業(yè)綠色技術(shù)專利申請量的最小值為0件，表明有地區(qū)在某一年份并未產(chǎn)生農(nóng)業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新活動，說明在過去的時期中，農(nóng)業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新活動并非全國普及，農(nóng)業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新還有提升的空間；環(huán)境治理的均值為116.653億元，標準差為92.194，說明不同地區(qū)之間的環(huán)境治理水平差異較大。

3 結(jié)果與分析

3.1 環(huán)境治理對農(nóng)業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新的有效性分析

為了檢驗環(huán)境治理強度的門檻特征以及測算引發(fā)農(nóng)業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新的門檻水平，必須首先對環(huán)境治理是否會提高農(nóng)業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新進行檢驗，只有當(dāng)檢驗結(jié)果表明環(huán)境治理對提高農(nóng)業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新是有效的，才能在此基礎(chǔ)上進一步對影響效果的門檻特征進行研究。在進行有效性檢驗之前，首先需對各變量之間進行相關(guān)性分析(表3)，由表3可知有少數(shù)的變量相關(guān)性系數(shù)大于0.5，其余均小于0.5。為避免解釋變量之間存在嚴重的共線性問題，進一步對其進行多重共線性檢驗，檢驗結(jié)果表明方差膨脹因子均遠小于10.00，因此可以判定各解釋變量之間的共線性程度處于合理范圍內(nèi)，可進行下一步實證分析。

表1 變量指標選取及數(shù)據(jù)來源Table 1 Selection of variable indicators and data sources

表2 各變量的描述性統(tǒng)計Table 2 Descriptive statistics for each variable

表3 變量相關(guān)性分析Table 3 Variable correlation analysis

在表4中，模型(1)～(6)表示逐個引進變量進行回歸，可以發(fā)現(xiàn)各個變量的顯著性幾乎一致，從側(cè)面顯示了結(jié)果的穩(wěn)健性。本研究基于模型(6)的估計結(jié)果進行分析，可以發(fā)現(xiàn)環(huán)境治理促進了農(nóng)業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新。政府為了實現(xiàn)生態(tài)效益和經(jīng)濟效益的雙贏局面而采取了環(huán)境治理措施，創(chuàng)新主體則會在響應(yīng)政府號召的同時積極研發(fā)農(nóng)業(yè)綠色技術(shù)，從而提升了農(nóng)業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新水平。控制變量中，政府R&D投入在1%的水平上顯著且系數(shù)為正，說明政府在科技創(chuàng)新方面的投入越高，農(nóng)業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新水平也就越高?；A(chǔ)設(shè)施在1%的水平上顯著且系數(shù)為負，表明農(nóng)村固定資產(chǎn)投資額越高，各地區(qū)的農(nóng)業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新水平越低。農(nóng)村固定資產(chǎn)投資額從一定程度上反映了各地區(qū)的農(nóng)村建設(shè)水平，由于政府已經(jīng)在農(nóng)村建設(shè)上進行了投入以改善農(nóng)村生活生產(chǎn)環(huán)境，使得創(chuàng)新主體缺乏動力進一步為提高農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)效益而研發(fā)農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)技術(shù)，從而抑制了農(nóng)業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新水平提高。農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值和農(nóng)業(yè)生產(chǎn)力分別在5%和1%的水平上顯著為正，說明農(nóng)業(yè)經(jīng)濟水平越高，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)力越高，則農(nóng)業(yè)發(fā)展水平越高，農(nóng)業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新活動也就越多。

表4 環(huán)境治理對農(nóng)業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新的實證結(jié)果Table 4 The empirical results of environmental governance on agricultural green technology innovation

3.2 環(huán)境治理對農(nóng)業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新影響的穩(wěn)健性檢驗

考慮到宏觀經(jīng)濟變量之間可能存在空間相關(guān)關(guān)系，本研究將采用空間計量模型對上述結(jié)果進行穩(wěn)健性檢驗[33]。由于空間模型可能同時存在空間滯后項和空間誤差項[34]，因此采用空間杜賓模型進行分析(3)在構(gòu)建空間計量模型前已采用Moran’s I指數(shù)對被解釋變量進行了空間相關(guān)關(guān)系檢驗，結(jié)果顯示地區(qū)間存在顯著的空間相關(guān)關(guān)系。進一步地，通過Hausman檢驗發(fā)現(xiàn)P值<0.1，因此確定使用帶有固定效應(yīng)的空間杜賓模型進行實證分析。，具體結(jié)果如表4模型(7)。結(jié)果顯示，在考慮空間效應(yīng)后，環(huán)境治理依舊對農(nóng)業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新具有顯著正向影響，其它變量的結(jié)果與前文基本一致，所以可以認為以上有效性檢驗的結(jié)論是可靠的。

3.3 環(huán)境治理影響效果的門檻特征分析

為了檢驗環(huán)境治理強度在農(nóng)業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新的提升中是否起到了門檻作用，本研究將環(huán)境治理強度作為門檻解釋變量，分別納入三重、雙重和單一門檻模型中進行估計，發(fā)現(xiàn)僅存在單一門檻，得到的單一門檻效應(yīng)檢驗結(jié)果見表5。由表5可以發(fā)現(xiàn)單一門檻在1%的水平上顯著，說明環(huán)境治理強度對農(nóng)業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新的影響存在非線性特征，即環(huán)境治理強度對農(nóng)業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新具有顯著的門檻效應(yīng)。表6為單一門檻估計值與置信區(qū)間。本研究進一步通過繪制似然比檢驗圖來判定單一門檻估計值是否通過了真實性檢驗(圖4)，當(dāng)似然比統(tǒng)計值LR的值為0時即可確定相應(yīng)的門檻值。由圖4可以發(fā)現(xiàn)似然比檢驗結(jié)果與表6的門檻估計結(jié)果是一致的，表明了本研究門檻估計值的可靠性。

表5 單一門檻效應(yīng)檢驗結(jié)果Table 5 The single threshold effect test results

表6 單一門檻估計值與置信區(qū)間Table 6 Single threshold estimates and confidence intervals

圖4 門檻估計值與置信區(qū)間Fig.4 Threshold estimates and confidence intervals

進一步由表7可知，在單一門檻模型中，只有環(huán)境治理強度處于合理區(qū)間時，環(huán)境治理對農(nóng)業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新才能發(fā)揮促進作用。當(dāng)環(huán)境治理強度小于門檻值0.002 5時，環(huán)境治理對農(nóng)業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新的影響系數(shù)為-2.182，且該變量在1%的水平上顯著，說明環(huán)境治理每增加一個單位，農(nóng)業(yè)綠色技術(shù)專利申請量減少2.182個單位；當(dāng)環(huán)境治理強度大于門檻值0.002 5時，環(huán)境治理對農(nóng)業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新的影響系數(shù)為0.156，且該變量在10%的水平上顯著，說明環(huán)境治理每增加一個單位，農(nóng)業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新專利申請量增加0.156個單位。整體而言，隨著環(huán)境治理強度的增大，環(huán)境治理與農(nóng)業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新之間呈現(xiàn)“U型”關(guān)系。

表7 門檻模型參數(shù)估計結(jié)果Table 7 Results of the threshold model parameter estimation

4 不同創(chuàng)新主體環(huán)境治理對農(nóng)業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新影響的異質(zhì)性分析

本研究進一步探究在不同環(huán)境治理強度下，不同創(chuàng)新主體中環(huán)境治理對農(nóng)業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新的影響?；诖?，分別將農(nóng)業(yè)科研院校和涉農(nóng)企業(yè)的農(nóng)業(yè)綠色技術(shù)專利剝離出來進行實證分析(4)筆者分別對農(nóng)業(yè)科研院校和涉農(nóng)企業(yè)的三重、雙重以及單一門檻顯著性進行了檢驗，結(jié)果顯示無論是農(nóng)業(yè)科研院校還是涉農(nóng)企業(yè)均只存在單一門檻，因此采用單一門檻模型進行分析。。由表8和9可知，農(nóng)業(yè)科研院校方面，環(huán)境治理與農(nóng)業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新之間為非線性關(guān)系。當(dāng)環(huán)境治理強度小于門檻值0.002 5時，環(huán)境治理對農(nóng)業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新的影響顯著為負；當(dāng)環(huán)境治理強度大于門檻值0.002 5時，環(huán)境治理對農(nóng)業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新的影響為正，但在統(tǒng)計學(xué)意義上并不顯著。這與前述理論分析所得出的環(huán)境治理會促進農(nóng)業(yè)科研院校加大綠色技術(shù)創(chuàng)新的設(shè)想不符，可能的原因是：當(dāng)環(huán)境治理強度處于較低的范圍時，農(nóng)業(yè)科研院校并未感受到環(huán)境治理的迫切性，同時基于保障國家糧食安全的“使命感”，其更專注于可提升農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率的其它技術(shù)創(chuàng)新活動，進而減少了綠色技術(shù)創(chuàng)新活動。涉農(nóng)企業(yè)方面，環(huán)境治理強度小于門檻值0.002 2時，環(huán)境治理對農(nóng)業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新的影響為負，反之為正，均在統(tǒng)計意義上顯著。

表8 農(nóng)業(yè)科研院校與涉農(nóng)企業(yè)的單一門檻估計值與置信區(qū)間Table 8 Single threshold estimate and confidence interval for agricultural research institutes and agriculture-related enterprises

表9 農(nóng)業(yè)科研院校與涉農(nóng)企業(yè)的門檻模型參數(shù)估計結(jié)果Table 9 Results of the threshold model parameter estimation of agricultural research institutes and agriculture-related enterprises

由此可見，在環(huán)境治理強度的不同階段，農(nóng)業(yè)科研院校和涉農(nóng)企業(yè)的環(huán)境治理與農(nóng)業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新的關(guān)系均為“U型”，但涉農(nóng)企業(yè)的“U型”拐點更早出現(xiàn)。這是由于不同類型創(chuàng)新主體的行為具有區(qū)別，涉農(nóng)企業(yè)往往有更高的創(chuàng)新效率。相較于農(nóng)業(yè)科研院校，涉農(nóng)企業(yè)面臨著激烈的市場競爭，為獲得競爭優(yōu)勢，會在環(huán)境治理力度加大的背景下，有強烈的調(diào)整技術(shù)創(chuàng)新研發(fā)方向的意愿，進而加大農(nóng)業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新投入力度。因此面對環(huán)境治理強度的變化，涉農(nóng)企業(yè)的反應(yīng)速度更快，拐點更早出現(xiàn)。

5 結(jié)論與政策啟示

本研究基于中國30個省(市、自治區(qū))2007—2019年面板數(shù)據(jù)，借助固定效應(yīng)模型檢驗環(huán)境治理對農(nóng)業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新的有效性，在此基礎(chǔ)上，利用門檻回歸模型檢驗了環(huán)境治理強度的門檻特征及門檻水平。結(jié)果表明環(huán)境治理對農(nóng)業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新有顯著正向影響；政府R&D投入、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)力以及農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值對農(nóng)業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新有顯著正向影響；農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施對農(nóng)業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新有顯著負向影響。進一步地，本研究發(fā)現(xiàn)隨著環(huán)境治理強度的增大，環(huán)境治理對農(nóng)業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新具有先抑制后促進的作用，呈現(xiàn)“U型”，具有顯著的門檻效應(yīng)。同時，對于不同創(chuàng)新主體，當(dāng)環(huán)境治理強度處于不同區(qū)間時，環(huán)境治理與農(nóng)業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新的關(guān)系均為非線性，但涉農(nóng)企業(yè)的“U型”拐點更早到來。因此，本研究基于以上結(jié)論得出如下政策啟示：

首先，在充分考慮我國國情的情況下，合理提高環(huán)境治理強度。我國仍處于經(jīng)濟轉(zhuǎn)型的關(guān)鍵時期，在發(fā)展經(jīng)濟的同時也需要著重關(guān)注生態(tài)環(huán)境問題，因此提出環(huán)境治理是必要的。但由于我國還處于環(huán)境保護的探索階段，不宜立刻走向進行嚴格環(huán)境治理的極端，應(yīng)考慮到經(jīng)濟發(fā)展與生態(tài)保護并行，在合理的范圍內(nèi)逐步提高環(huán)境治理強度，才能使得創(chuàng)新主體在最大程度上提高農(nóng)業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新。

其次，在考慮各地區(qū)歷史發(fā)展背景的前提下，采取靈活的環(huán)境治理措施。一方面，在合理提高環(huán)境治理強度的基礎(chǔ)上，考慮到各個地區(qū)的地理特征和歷史發(fā)展情況不一，政策制定部門應(yīng)因地制宜實施環(huán)境治理，并且在實施過程中建立政策效果反饋機制，以進一步優(yōu)化政策，最終達到既保護環(huán)境又促進農(nóng)業(yè)綠色技術(shù)水平提高的目標。另一方面，由于創(chuàng)新主體的特征不同，所關(guān)注的可實施綠色技術(shù)創(chuàng)新的環(huán)節(jié)不同，如農(nóng)業(yè)科研院校和涉農(nóng)企業(yè)均可針對經(jīng)營主體生產(chǎn)環(huán)節(jié)進行農(nóng)業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新，而涉農(nóng)企業(yè)除此之外還可在自身產(chǎn)品生產(chǎn)環(huán)節(jié)進行農(nóng)業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新，增強市場競爭力，因此需考慮產(chǎn)業(yè)鏈的不同環(huán)節(jié)，構(gòu)建環(huán)境治理體系，從而提高各地區(qū)農(nóng)業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新水平。

最后，提高創(chuàng)新資金投入效率，創(chuàng)造良好的創(chuàng)新環(huán)境。政府在加大農(nóng)業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新投入的同時，要注重點對點經(jīng)費支持，并積極引進農(nóng)業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新相關(guān)人才，為進行綠色技術(shù)創(chuàng)新提供智力支撐，以提高創(chuàng)新活動資金投入效率，加快農(nóng)業(yè)綠色技術(shù)研發(fā)進程。此外，在政府引導(dǎo)下，充分發(fā)揮科研院校的科研優(yōu)勢和涉農(nóng)企業(yè)的市場優(yōu)勢，推動校企加強交流，打通投入、創(chuàng)新、轉(zhuǎn)化的壁壘，為農(nóng)業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新提供一個良好的創(chuàng)新環(huán)境，讓農(nóng)業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新成果能夠從實驗室中走到市場上，提高農(nóng)業(yè)綠色技術(shù)成果轉(zhuǎn)化率。