基于環(huán)境規(guī)制調(diào)節(jié)的開放式創(chuàng)新與省域農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展關系研究*

雷欽華,蘇時鵬,孫小霞

(1.福建農(nóng)林大學經(jīng)濟與管理學院 福州 350002;2.福建農(nóng)林大學鄉(xiāng)村振興學院 福州 350002;3.福建農(nóng)林大學生命科學學院 福州 350002)

農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展是實現(xiàn)農(nóng)業(yè)高質量發(fā)展的關鍵。我國農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展水平不斷提升,2020 年的農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展水平較2015 年提高了2.29%[1]。但農(nóng)業(yè)資源利用效率總體不高,對自然資源的依賴度較高,農(nóng)業(yè)面源污染依然嚴重,轉變農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長方式刻不容緩[2]。創(chuàng)新是加快農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展的重要途徑[3]。農(nóng)業(yè)技術創(chuàng)新活動具有周期性長、不確定性大等特點。多數(shù)農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體的規(guī)模較小,研發(fā)能力較為薄弱,但外部資源相對豐富?；谧陨肀容^優(yōu)勢,與外部創(chuàng)新主體開展更廣泛更深入的開放式創(chuàng)新合作,有利于農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體快速地獲取技術、知識、信息、人才、資金等異質性創(chuàng)新要素,極有可能更加有效地實現(xiàn)綠色發(fā)展。環(huán)境規(guī)制作為激勵和規(guī)范農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營主體綠色發(fā)展的有效手段,也是影響開放式創(chuàng)新對農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展影響的一個重要外部環(huán)境因素。那么,農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體通過技術交易的開放式創(chuàng)新是否能夠推動綠色發(fā)展,同時,環(huán)境規(guī)制與開放式創(chuàng)新的有機結合是否能夠更加有效地實現(xiàn)農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展,是農(nóng)業(yè)高質量發(fā)展實踐中亟待回答的科學問題。

開放式創(chuàng)新是相對于封閉式創(chuàng)新而言的,其更多強調(diào)對創(chuàng)新資源的獲取與重新配置[4]。已有研究證實開放式創(chuàng)新有助于涉農(nóng)企業(yè)績效[5]和科技成果轉換率[6]的提升,有利于驅動產(chǎn)業(yè)高端化發(fā)展[7]、制造業(yè)產(chǎn)業(yè)和資源型產(chǎn)業(yè)轉型升級[8-9]。在科技創(chuàng)新與農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展關系的研究中,有學者認為農(nóng)業(yè)技術創(chuàng)新可提高農(nóng)業(yè)經(jīng)營效率,減少碳排放[10],也有學者認為兩者并非簡單的線性關系,而是一種更為復雜的非線性關系[11-12]。但相關研究多數(shù)聚焦于制造業(yè)和高新技術企業(yè)和產(chǎn)業(yè)層面,針對農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)層面的研究較為缺乏[13],有關開放式創(chuàng)新是否更能推動農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展也尚不清晰,且較少考慮環(huán)境規(guī)制的疊加影響。鑒于此,論文以我國31 個省份(港澳臺除外)2010-2020 年面板數(shù)據(jù)為支撐,將廣泛運用在制造業(yè)和高新技術產(chǎn)業(yè)的開放式創(chuàng)新理論拓寬到農(nóng)業(yè)上,從理論和實證兩個方面分析開放式創(chuàng)新對農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展的影響。以環(huán)境規(guī)制為調(diào)節(jié)變量,構建非線性調(diào)節(jié)模型,驗證開放式創(chuàng)新是否更能推動農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展,進而探討開放式創(chuàng)新對農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展的作用機理,這對豐富農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)層面開放式創(chuàng)新研究成果具有重要的理論貢獻,可為處于不同階段的省域農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展決策提供參考。

1 理論分析和研究假設

1.1 開放式創(chuàng)新與農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展

開放式創(chuàng)新最早由哈佛大學的Chesbrough 教授基于資源視角提出,被認為是企業(yè)將外部引進的資源與企業(yè)內(nèi)部資源結合后(內(nèi)向型開放式創(chuàng)新),通過自己的渠道將內(nèi)部技術流向市場或者利用外部渠道實現(xiàn)技術研發(fā)的商業(yè)化(外向型開放式創(chuàng)新)[14],是創(chuàng)新主體通過創(chuàng)新聯(lián)盟、技術合作、產(chǎn)學研相結合等形式,將外部信息、技術、知識等異質性創(chuàng)新資源與內(nèi)部資源整合,實現(xiàn)技術和思想的輸入與輸出,主要包括內(nèi)部協(xié)同、跨界融合、價值共創(chuàng)及服務創(chuàng)新等4 方面[15-17],強調(diào)技術合作的重要性[18]。

一方面,開放式創(chuàng)新會增加企業(yè)技術采購成本,而當前農(nóng)業(yè)企業(yè)高素質人員較少,難以較好地吸收外部技術,且農(nóng)業(yè)技術落地化應用較為困難[19],同時會產(chǎn)生路徑依賴,進而降低自主創(chuàng)新水平[20],對農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展帶來負向影響。另一方面,開放式創(chuàng)新具有較大的知識溢出效應和共享效應,誘發(fā)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)主體快速效仿學習新進技術,有利于提升農(nóng)業(yè)資源利用效率[21]、防止農(nóng)業(yè)面源污染[22]、農(nóng)業(yè)廢棄物循環(huán)利用[23]、降低農(nóng)業(yè)碳排放量[24],并能加速創(chuàng)新合作主體間技術與思想的傳播,促進環(huán)保、共享低碳理念與技術的融合創(chuàng)新[25],有利于推動農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展。因此,開放式創(chuàng)新與農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展可能存在非線性關系。當開放式創(chuàng)新水平較低時,地區(qū)對外部技術創(chuàng)新的吸收能力較弱,從外部引進創(chuàng)新資源所產(chǎn)生的成本效應和路徑依賴效應大于溢出效應和共享效應,對農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展產(chǎn)生凈負向作用。而隨著開放式創(chuàng)新水平不斷提升,地區(qū)間的合作往來不斷加深,開放式創(chuàng)新合作制度不斷完善,成本效應和路徑依賴效應小于溢出效應和共享效應,對農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展產(chǎn)生凈正向作用。因此,本研究提出第1 個研究假設:

H1: 開放式創(chuàng)新與農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展呈正“U”型的非線性關系。

1.2 環(huán)境規(guī)制的調(diào)節(jié)作用

農(nóng)業(yè)環(huán)境污染具有負外部性,需要通過政府規(guī)制將其“內(nèi)部化”。政府環(huán)境規(guī)制以各種方式來減少化肥、農(nóng)藥、地膜的使用,合理處置秸稈[26],激勵農(nóng)業(yè)技術創(chuàng)新[27]。就開放式創(chuàng)新對農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展的影響而言,環(huán)境規(guī)制可能具有非線性關系的調(diào)節(jié)作用。環(huán)境規(guī)制水平較低時,農(nóng)業(yè)企業(yè)通過創(chuàng)新來達到環(huán)保要求的壓力更小。落后技術在環(huán)境規(guī)制高的省域難以生存,會向環(huán)境規(guī)制低的省域轉移。農(nóng)業(yè)企業(yè)更愿意通過開放式創(chuàng)新來擴大生產(chǎn)[10],開放式創(chuàng)新初期由規(guī)模擴大帶來的環(huán)境負荷增加遠高于技術改進帶來的環(huán)境負荷的減少,表現(xiàn)為不利于農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展。當開放式創(chuàng)新達到一定水平時,創(chuàng)新帶來的環(huán)境負荷的減少更為明顯,表現(xiàn)為有利于農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展[28]。環(huán)境規(guī)制水平較高時,對相關技術的綠色化程度要求越高,開放式創(chuàng)新帶來的環(huán)境負荷減少幅度越大,可以很快地抵消由生產(chǎn)量帶來的環(huán)境負荷的增加量,進而更快地表現(xiàn)為促進農(nóng)業(yè)綠色化發(fā)展。因此,本研究提出第2 個假設:

H2: 環(huán)境規(guī)制會正向調(diào)節(jié)開放式創(chuàng)新對農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展的促進作用,即在更高的環(huán)境規(guī)制下,開放式創(chuàng)新更能推動農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展。

基于以上,繪制開放式創(chuàng)新、環(huán)境規(guī)制對農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展的作用機制圖,如圖1 所示。

圖1 開放式創(chuàng)新、環(huán)境規(guī)制對農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展的作用機制Fig.1 Mechanism of open innovation and environmental regulation on the green development of agriculture

2 研究方法

2.1 中國農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展的測算

2.1.1 測算方法

從農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展內(nèi)涵出發(fā),主要借鑒魏琦等[29]、唐一帆等[30]、喻保華等[31]學者的研究成果,從生態(tài)保育、資源節(jié)約、環(huán)境友好和經(jīng)濟效益4 個方面構建農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展指標體系,針對指標體系選擇確定權重的方法。當前確定權重的方法主要有主觀賦權法和客觀賦權法,前者是根據(jù)各指標的重要程度來決定指標權重的方法,具有主觀性且對評價者的知識水平要求高;后者是根據(jù)各指標變異程度提供的信息量來決定指標權重的方法,具有客觀性。鑒于所構建的指標體系為多指標綜合系統(tǒng),需保證指標確權的客觀性,故本文采用客觀賦權法中的熵值法,其測算步驟如下:

1)對數(shù)據(jù)進行標準化:

式中:i=1,2,···,N;t=1,2,···,T;j=1,2,···,B;N、T、B分別表示面板數(shù)據(jù)中的省份數(shù)量、年份數(shù)量和指標數(shù)量;Zitj表示第i個省第t年第j項指標的標準化值;Xitj表示第i個省第t年第j項指標的原始值。

2)計算第i個省第t年第j項指標在所有年份中的比重(Pitj):

2.1.2 指標設計

生態(tài)保育(EC): 農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展的根本要求是對農(nóng)業(yè)資源保護和農(nóng)業(yè)生態(tài)系統(tǒng)的修復[32],選取森林覆蓋率、濕地面積比重、水土流失治理3 個指標來表征。資源節(jié)約(RC): 農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展的基本特征是資源節(jié)約[33],注重農(nóng)業(yè)生產(chǎn)過程中對自然資源的利用以及對農(nóng)業(yè)機械等產(chǎn)品的使用[34],選取農(nóng)業(yè)單位產(chǎn)值耗水量、單位耕地面積機械總動力、農(nóng)村用電強度、節(jié)水灌溉率4 個指標來表征。環(huán)境友好(EF): 農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展要實現(xiàn)經(jīng)濟與環(huán)境的協(xié)調(diào)發(fā)展[35],主要從生產(chǎn)源頭進行控制,防止對自然資源有害產(chǎn)品的過度使用,以降低對生態(tài)環(huán)境和農(nóng)產(chǎn)品質量安全帶來的負面影響[36]。選擇農(nóng)藥使用強度、化肥使用強度和農(nóng)用塑料薄膜使用程度3 個指標來表征。經(jīng)濟效益(EB): 綠色發(fā)展屬于一種發(fā)展方式,具有經(jīng)濟效益目標,選取農(nóng)業(yè)產(chǎn)值指數(shù)、土地產(chǎn)出率和農(nóng)村居民人均可支配收入3 個指標來表征。具體的指標及測算結果如表1 所示。

表1 農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展測量指標及其權重Table 1 Measurement indicators and their weights of agricultural green development

2.2 開放式創(chuàng)新與農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展相關變量選取

被解釋變量: 農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展(AGD)。根據(jù)公式(1)～(5)確定各指標權重后,使用公式(6)估算2010-2020 年我國31 個省份農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展指數(shù)。

解釋變量: 開放式創(chuàng)新(OI)。目前關于開放式創(chuàng)新的測量方式多為問卷的主觀測量,且研究對象多為企業(yè),關于產(chǎn)業(yè)層面的開放式測量較少,因此結合數(shù)據(jù)的可獲取性,借鑒邢會等[25]的研究,采用技術市場技術流向地域金額數(shù)(IOI)加上技術輸出地域金額數(shù)(OOI)計算得到的技術合作總金額數(shù)衡量開放式創(chuàng)新(OI1),為檢驗結果的穩(wěn)健性,進一步采用技術合同數(shù)(OI2)進行檢驗。

調(diào)節(jié)變量: 環(huán)境規(guī)制(ER)?，F(xiàn)關于環(huán)境規(guī)制的測度指標未統(tǒng)一,主要有以環(huán)境法律法規(guī)頒布數(shù)量和環(huán)境污染治理投資額為代表的前端治理環(huán)境規(guī)制,以及以排污費收入、排污監(jiān)察次數(shù)為代表的末端治理環(huán)境規(guī)制[26],因環(huán)境規(guī)制強度與政府在環(huán)境治理上的投入有很強的相關性[27],故采用前端治理中的環(huán)境污染治理投資額占GDP 比重來衡量環(huán)境規(guī)制。其中,因《中國環(huán)境統(tǒng)計年鑒》中只公布了2017 年之前關于環(huán)境污染治理投資額占GDP 比重的數(shù)據(jù),2017 年及之后的數(shù)據(jù)采用GetData Graph Digitizer 2.24 軟件對生態(tài)環(huán)境部每年公報中公布的各省份環(huán)境污染治理投資總額進行數(shù)據(jù)提取。

控制變量: 借鑒楊秀玉等[37]、唐一帆等[30]的研究,選取農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚(AIA)、財政支農(nóng)規(guī)模(FSAS)、農(nóng)業(yè)研究與發(fā)展投入(R&D)、區(qū)域發(fā)展水平(GDP)等4 個變量為控制變量。本文根據(jù)數(shù)據(jù)的可獲取性,借鑒薛選登等[38]的研究,采用區(qū)位熵來表征農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚;農(nóng)業(yè)研究與發(fā)展投入用農(nóng)業(yè)研究人員全時當量表示,為農(nóng)業(yè)總研究人員全時當量×(各地研究人員全時當量/全國研究人員全時當量);區(qū)域發(fā)展水平使用地區(qū)國民生產(chǎn)總值的自然對數(shù)進行衡量;財政支農(nóng)規(guī)模采用地區(qū)農(nóng)林水事務支出額的自然對數(shù)進行衡量。

2.3 實證模型設計

為檢驗開放式創(chuàng)新對農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展的非線性影響,本文構建以下模型:

式中: AGD為農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展指數(shù),OI為開放式創(chuàng)新,OI2代表開放式創(chuàng)新的平方項,Control為一系列控制變量,β0～β6為待估參數(shù),ε為隨機誤差項。

為驗證環(huán)境規(guī)制在開放式創(chuàng)新與農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展之間的調(diào)節(jié)作用,構建以下模型:

式中: ER為環(huán)境規(guī)制,β7～β9為待估參數(shù)。

2.4 數(shù)據(jù)來源

選取我國31 個省份(港澳臺除外) 2010-2020年(共計11 年)的數(shù)據(jù)作為研究樣本,具體數(shù)據(jù)來源如下: 森林覆蓋率、濕地面積比重、農(nóng)業(yè)用水量、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值、農(nóng)用機械總動力、農(nóng)村用水量、灌溉面積、化肥施用總量、農(nóng)作物總播種面積、農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)指數(shù)、農(nóng)村居民人均可支配收入、國民生產(chǎn)總值、農(nóng)林水事務支出額數(shù)據(jù)均來自于2011-2021 年的《中國統(tǒng)計年鑒》;水土流失治理面積、耕地面積、節(jié)水灌溉面積、農(nóng)藥使用量、地膜使用量數(shù)據(jù)均來自于2011-2021 年的《中國農(nóng)村統(tǒng)計年鑒》;技術市場技術流向地域金額數(shù)和合同數(shù)、技術輸出地域金額數(shù)和合同數(shù)、農(nóng)業(yè)研究人員全時當量、研究人員全時當量數(shù)據(jù)來源于2011-2021 年的《中國科技統(tǒng)計年鑒》;污染治理投資額部分數(shù)據(jù)來源于2011-2017 年的《中國環(huán)境統(tǒng)計年鑒》,部分來源于2017-2020 年的《生態(tài)農(nóng)業(yè)部公報》。

3 實證結果分析

3.1 農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展水平

2010-2020 年全國農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展水平均值為0.411,整體偏低,但總體上呈增長趨勢,不同省域差異較大,如表2 所示。全國31 個省農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展平均指數(shù)處于[0.250,0.621],極差為0.371。農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展指數(shù)均值浙江最高,西藏最低。北京農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展增長速度最快,其增長率為0.046,從2010 年全國第3 上升到2020 年全國第1;黑龍江最慢,從2010年全國第6 降至2020 年全國第11。

表2 2010——2020 年全國及各地區(qū)農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展指數(shù)Table 2 Variation of national and regional agricultural green development indexes from 2010 to 2020

從不同地區(qū)不同維度來看(圖2),生態(tài)保育水平最高的是福建,最低的是新疆。福建森林覆蓋率為全國第一,占福建國土面積的66.8%,是我國首個“生態(tài)文明示范區(qū)”和首個“國家生態(tài)文明試驗區(qū)”。新疆轄區(qū)面積較大,但近兩年森林覆蓋率僅占轄區(qū)的4.87%,為全國最低。資源節(jié)約水平最高和最低的分別是北京和湖南。資源節(jié)約強調(diào)低投入高產(chǎn)出的高生產(chǎn)效率,北京作為我國首都,其農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化水平較高,農(nóng)業(yè)科技水平高,資源節(jié)約得分最高。湖南在農(nóng)業(yè)機械上的投入較大,但農(nóng)業(yè)機械化效率不高,其單位耕地面積機械化總動力位居全國前列。此外,湖南在節(jié)約水資源上的成效較低,節(jié)水灌溉率也為全國最低。環(huán)境友好水平最高的是西藏,最低的是福建。環(huán)境友好強調(diào)減少對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中有害產(chǎn)品的使用以及產(chǎn)后污染物的排放,西藏的農(nóng)藥使用強度全國最低,化肥和農(nóng)膜使用量也較低,分別僅次于青海和黑龍江,同時土壤質量好、可再生資源豐富,因此其環(huán)境友好水平最高。福建農(nóng)藥使用強度位列全國第一,化肥使用量和農(nóng)膜使用量也相對較高。經(jīng)濟效益水平排名第一的是北京,最后一名是甘肅。北京多發(fā)展休閑農(nóng)業(yè),經(jīng)濟效益較高,農(nóng)村居民人均可支配收入、土地單位產(chǎn)出均位列全國前茅。甘肅省農(nóng)村居民人均可支配收入最低,土地單位產(chǎn)出率和農(nóng)業(yè)產(chǎn)值指數(shù)均不高。

3.2 開放式創(chuàng)新對農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展的影響及環(huán)境規(guī)制的調(diào)節(jié)作用

3.2.1 描述性統(tǒng)計分析

各變量描述性統(tǒng)計分析結果如表3 所示。農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展指數(shù)的范圍為0～1,考慮到該數(shù)據(jù)的數(shù)量級與其他變量相差較大,故將農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展乘以100 后進入回歸分析,數(shù)字等比例擴大后不影響回歸結果。從合作金額上衡量的開放式創(chuàng)新均值為14.900,最大值為18.360,最小值為10.370,內(nèi)向型開放式創(chuàng)新均值為14.390,最大值和最小值分別為17.580、10.370,外向型開放式創(chuàng)新的最大值和最小值分別為17.960和0 (即某省某年全是內(nèi)向型開放式創(chuàng)新),但是進行外向型開放式創(chuàng)新的地區(qū)也會進行內(nèi)向型開放式創(chuàng)新,這表明我國各省份間的開放式創(chuàng)新水平存在顯著差異,部分省份的開放式創(chuàng)新水平還有待提高。由于環(huán)境規(guī)制、農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚、財政支農(nóng)規(guī)模的極差較大,為消除極端值對總體趨勢的影響,后文對所有連續(xù)變量進行1%水平的縮尾處理。

表3 開放式創(chuàng)新對農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展影響相關變量的描述性統(tǒng)計結果Table 3 Descriptive statistical results of related variables about effects of open innovation on agriculture green development

3.2.2 開放式創(chuàng)新對農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展的影響

根據(jù)式(7)和選取的變量,采用Stata 15.0 對2010-2020 年31 個省份樣本數(shù)據(jù)進行基準回歸,回歸結果如表4 中的模型1～2 所示。在未加入控制變量的模型1 中,開放式創(chuàng)新一次項系數(shù)為-9.172,平方項系數(shù)為0.298,且均在1%水平上顯著。在加入控制變量的模型2 中,開放式創(chuàng)新一次項和二次項的系數(shù)方向未改變,但數(shù)值有所變化。對回歸結果進行U 檢驗,拐點處的開放式創(chuàng)新為15.3761,處于樣本開放式創(chuàng)新取值區(qū)間[10.37,18.36]內(nèi),說明開放式創(chuàng)新與農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展間呈“先抑制后促進”的非線性關系,故假設H1成立,即當開放式創(chuàng)新水平較低時,地區(qū)農(nóng)業(yè)企業(yè)受限于高素質人才、知識積累以及路徑依賴效應的影響,對農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展起到抑制作用,隨著開放式創(chuàng)新水平不斷提高,且超過某一程度后,開放式創(chuàng)新的溢出和共享效應開始顯現(xiàn),開放式創(chuàng)新顯著促進農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展。對結果進行擬合(圖3)發(fā)現(xiàn),目前江蘇、廣東、北京等20 個省份跨過了拐點,說明這些地區(qū)的開放式創(chuàng)新對農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展的促進效應顯著。西藏、青海、寧夏等11 個省份還未達到拐點,對于這些省份而言,適度增加開放式創(chuàng)新更有利于農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展。

表4 開放式創(chuàng)新對農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展影響回歸結果Table 4 Regression results of the impact of open innovation on green agricultural development

圖3 開放式創(chuàng)新與農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展間的U 型關系擬合圖Fig.3 U-shaped relationship fitting between open innovation and agricultural green development

3.2.3 開放式創(chuàng)新影響農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展的穩(wěn)健性檢驗

在基準回歸模型中,開放式創(chuàng)新采用創(chuàng)新合作金額來衡量;在穩(wěn)健性檢驗中,開放式創(chuàng)新采用創(chuàng)新合作項目數(shù)并取其對數(shù)進行衡量?；貧w結果如表4中的模型3 所示,回歸結果與基準回歸結果一致。通過將農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展的分維度作為被解釋變量進行回歸后,得到的結果如模型4～7 所示,除環(huán)境友好維度的回歸結果及資源節(jié)約的二次項不顯著外,其余分維度的結果均與基準回歸結果一致。

3.2.4 環(huán)境規(guī)制調(diào)節(jié)效應分析

非線性關系的調(diào)節(jié)效應主要體現(xiàn)在拐點移動方向以及曲線的斜率變化[39]。本文借鑒林偉鵬等[40]總結的非線性關系調(diào)節(jié)作用原理,以及Haans 等[41]的相關研究,探討環(huán)境規(guī)制在開放式創(chuàng)新與農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展間的調(diào)節(jié)作用,結果如表4中的模型8 所示,其中環(huán)境規(guī)制與開放式創(chuàng)新的二次項交互項系數(shù)為0.124,說明環(huán)境規(guī)制在開放式創(chuàng)新與農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展間起著正向的調(diào)節(jié)作用,環(huán)境規(guī)制水平越強,U 型曲線越陡峭。同時,(-6.369×0.124)–[0.188×(-3.376)]<0,說明開放式創(chuàng)新與農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展U 型關系的拐點會隨著環(huán)境規(guī)制的加強而向左移動,意味著在較強的環(huán)境規(guī)制下,開放式創(chuàng)新更能推動省域農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展,前文假設H2得到驗證。為更直觀地展示不同環(huán)境規(guī)制下開放式創(chuàng)新與農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展間關系的變化,根據(jù)縮尾處理后的環(huán)境規(guī)制均值1.4、標準差0.8,以及最大值0.32 和最小值4.66 的情況,ER 分別取0.4、1.4 和4.0,繪制不同環(huán)境規(guī)制下開放式創(chuàng)新與農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展間關系的擬合圖(圖4)。

圖4 不同環(huán)境規(guī)制(ER)下開放式創(chuàng)新與農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展U 型關系擬合圖Fig.4 Fitting diagram of the U-shaped relationship between open innovation and agricultural green development under different environmental regulations (ER)

3.3 不同類型和主導類型開放式創(chuàng)新對農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展的影響

為進一步細化分析開放式創(chuàng)新與農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展之間的關系,文章從不同類型和不同主導類型開放式創(chuàng)新角度探討其對省域農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展的具體影響。

3.3.1 不同類型開放式創(chuàng)新影響的比較分析

表5 中模型9 和10 針對內(nèi)向型和外向型開放式創(chuàng)新對農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展影響的檢驗結果表明,內(nèi)向型和外向型開放式創(chuàng)新均與農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展間呈正U 型關系,但作用強度有顯著差異。圖5a 中,外向型開放式創(chuàng)新對農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展影響U 型曲線的拐點在左邊,說明外向型開放式創(chuàng)新對農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展的促進作用先于內(nèi)向型開放式創(chuàng)新。內(nèi)向型開放式創(chuàng)新對農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展影響U 型曲線的“開口”更小,說明內(nèi)向型開放式創(chuàng)新對農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展的促進作用更強。此結果與解學梅等[42]的結論大致相同,內(nèi)向型開放式創(chuàng)新通過外部技術合作的方式提高科技創(chuàng)新水平、縮短農(nóng)業(yè)技術研發(fā)周期以彌補自身內(nèi)部創(chuàng)新水平的不足,而外向型開放式創(chuàng)新則是通過技術合作減少內(nèi)部資源冗余,以提高創(chuàng)新資源的利用率和內(nèi)部經(jīng)濟效益,總體對農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展的作用會更弱。目前除西藏外,其余省域外向型開放式創(chuàng)新水平均在拐點右側,說明現(xiàn)階段各地區(qū)外向型開放式創(chuàng)新對農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展均起著正向促進作用,應大力鼓勵。

表5 不同類型和主導類型開放式創(chuàng)新對農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展影響的回歸結果Table 5 Regression analysis results of the impact of different types and dominant types of open innovation on agricultural green development

圖5 不同類型開放式創(chuàng)新(a)和不同主導類型開放式創(chuàng)新(b)對農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展影響的分組回歸擬合Fig.5 Grouping regression fitting of the impact of different types of open innovation (a) and different dominance types of open innovation (b) on agricultural green development

3.3.2 不同主導類型開放式創(chuàng)新影響的比較分析

依據(jù)內(nèi)、外向型開放式創(chuàng)新大小,將開放式創(chuàng)新分為以內(nèi)向型為主導和以外向型為主導的開放式創(chuàng)新,由于內(nèi)外向型開放式創(chuàng)新非對稱性對產(chǎn)業(yè)的創(chuàng)新網(wǎng)絡抗毀性具有顯著影響[43],因此進一步地探討不同主導類型開放式創(chuàng)新對農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展的影響(表5模型11 和模型12),結果發(fā)現(xiàn)無論是以內(nèi)向型主導還是外向型主導開放式創(chuàng)新,均先抑制后促進農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展,但結果具有差異性。對應的擬合圖(圖5 b)中,內(nèi)向型主導開放式創(chuàng)新對農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展的促進作用會更早到來,其原因主要是,內(nèi)向型主導地區(qū)自主創(chuàng)新水平較弱,結合外部異質性資源能較快地促進農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展。而外向型主導開放式創(chuàng)新對農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展的影響效果更佳,其原因主要是外向型主導地區(qū)往往自主創(chuàng)新和技術水平較高,相關技術和產(chǎn)品更受消費者歡迎[44],其在市場的驅動下,地區(qū)進一步加快對技術的研發(fā)速度以提高地區(qū)的農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展水平。越高的開放式創(chuàng)新表明其有著越高的外向型開放式創(chuàng)新,其對農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展的作用效果就越強,內(nèi)、外創(chuàng)新疊加效果明顯。通過計算將2020 年樣本數(shù)據(jù)和曲線拐點對比,發(fā)現(xiàn)全國有22個省份以內(nèi)向型開放式創(chuàng)新為主導,其中,有16 個省份位于拐點右側,6 個省份位于左側,9 個省份以外向型開放式創(chuàng)新為主導,其中8 個省份位于拐點右側,1 個省份位于拐點左側。不同省份所處的區(qū)位不同,開放式創(chuàng)新的重點和路徑也應該不同,對此,為了避免“不開放創(chuàng)新等死,盲目開放創(chuàng)新找死”的兩難困境,各省根據(jù)實際,合理規(guī)劃,選擇適合自己的內(nèi)外型開放式創(chuàng)新路徑。

4 結論與建議

4.1 結論

本文利用2010-2020 年我國31 個省市、自治區(qū)的面板數(shù)據(jù),從環(huán)境規(guī)制視角,探究開放式創(chuàng)新是否更能推動省域農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展,主要結論如下:

1)從時間序列來看,我國農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展水平整體上呈現(xiàn)增長趨勢;省際層面上看,農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展指數(shù)最高的是浙江,最低的是西藏,發(fā)展速率最快的是北京,而發(fā)展速率最慢的是黑龍江;從省際農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展不同維度來看,生態(tài)保育、資源節(jié)約、環(huán)境友好、經(jīng)濟效益排名第一的分別是福建、北京、西藏和北京。

2)開放式創(chuàng)新與農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展存在正“U”型的非線性關系,這與曾剛等[11]的研究結論類似,即開放式創(chuàng)新對農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展的影響存在轉折點,當開放式創(chuàng)新投入較少時,開放式創(chuàng)新不利于農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展,當開放式創(chuàng)新水平超過15.3761 后,開放式創(chuàng)新對農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展有顯著的促進作用。這主要是因為開放式創(chuàng)新對創(chuàng)新流入地的吸收能力要求較高,且在短時間內(nèi)容易形成路徑依賴,無法從根本上改變當?shù)刈灾鲃?chuàng)新能力弱的現(xiàn)狀,但隨著開放式創(chuàng)新投入的增加,兩地間交流不斷增進,開放式創(chuàng)新的溢出效應和共享效應不斷顯現(xiàn),加快了生產(chǎn)要素流動速率,進而促進了農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展。目前,西藏、青海等11 個省還需適度增加開放式創(chuàng)新,而北京、廣東等20 個省可保持原有發(fā)展策略。

3)環(huán)境規(guī)制正向調(diào)節(jié)開放式創(chuàng)新與農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展之間的非線性關系,該結果與張金鑫等[10]的研究結論類似,在較高的環(huán)境規(guī)制水平下,農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營主體迫于各種懲罰措施壓力,同時被激勵措施吸引而選擇有利于緩解環(huán)境負荷的開放式創(chuàng)新,進而增強開放式創(chuàng)新對農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展的促進作用,同時緩解開放式創(chuàng)新對農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展的抑制作用。

4)內(nèi)向型與外向型開放式創(chuàng)新對農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展的作用機理存在差異。內(nèi)、外向型開放式創(chuàng)新均與農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展呈正“U”型的非線性關系,但相較于外向型開放式創(chuàng)新,內(nèi)向型開放式創(chuàng)新對農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展的影響更強。此外,以外向型為主導的開放式創(chuàng)新對農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展的作用會更強,主要是因為外向型主導開放式創(chuàng)新地區(qū),綠色化發(fā)展水平較高,而將本地冗余的資源以商業(yè)化形式與外地合作,有利于本地資源合理化配置的同時,還加快了資金向本地流動,進一步加快本地農(nóng)業(yè)綠色化發(fā)展。

4.2 建議

上述結論為農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展提供了一些新的思路。當農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體研發(fā)能力薄弱且規(guī)模較小時,開放式創(chuàng)新對農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展更具比較優(yōu)勢,因此,政府在推進技術交易的開放式創(chuàng)新時,應基于地區(qū)內(nèi)現(xiàn)有創(chuàng)新要素,提高開放式創(chuàng)新水平較低地區(qū)對外部創(chuàng)新知識吸收的能力,加快建立開放式創(chuàng)新平臺以促進開放式創(chuàng)新水平較高地區(qū)的創(chuàng)新資源流動。此外,政府應根據(jù)各地發(fā)展基礎和產(chǎn)業(yè)結構存在的差異因地制宜制定并實施環(huán)境規(guī)制政策,這也是促進農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展的有效手段。具體措施可從以下2 個方面著手(圖6):

圖6 農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展模式圖Fig.6 Agricultural green development model

1)基于開放式創(chuàng)新與農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展的非線性關系,在推動農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展過程中應根據(jù)各地區(qū)特性施策。對于開放式創(chuàng)新水平較低的地區(qū),政府應加大培育以專業(yè)大戶、家庭農(nóng)場、農(nóng)民專業(yè)合作社和龍頭企業(yè)等為代表的新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體,加強地區(qū)對創(chuàng)新知識的吸收能力,特別是龍頭企業(yè),其帶動能力強,有利于體現(xiàn)開放式創(chuàng)新的外溢效應,由此促進農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展。對于開放式創(chuàng)新水平較高的地區(qū),應注重開放式創(chuàng)新平臺的建立,加快開放式創(chuàng)新資源的流動。通過構建開放式創(chuàng)新平臺,發(fā)揮開放式創(chuàng)新平臺的共享、公益與開放等特性,以及農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈上各主體分工合作優(yōu)勢,為農(nóng)業(yè)創(chuàng)造一個協(xié)同共生的創(chuàng)新生態(tài)系統(tǒng),有利于加快整合外部各項創(chuàng)新資源。同時開放式創(chuàng)新平臺能有效破解創(chuàng)新資源獲取與整合過程中的時間與空間障礙,提高農(nóng)業(yè)的創(chuàng)新能力,以及開放式創(chuàng)新主體間的溝通效率。

2)科學制定農(nóng)業(yè)環(huán)境規(guī)制政策。從本文的實證分析中得到: 環(huán)境規(guī)制水平越高,開放式創(chuàng)新越能推動農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展,因此,政府應充分意識到環(huán)境規(guī)制在促進農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展中的有效作用,科學制定激勵型和約束型環(huán)境政策來進一步擴大開放式創(chuàng)新對農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展的促進效應。一方面,通過開展農(nóng)業(yè)環(huán)境稅、農(nóng)業(yè)碳交易市場試點工作,提高農(nóng)業(yè)綠色化發(fā)展的靈活性。另一方面,現(xiàn)階段環(huán)境規(guī)制政策多針對工業(yè)設計。農(nóng)業(yè)屬于面源污染,相對點源污染更具復雜性,對此,應確定農(nóng)業(yè)污染標準,綜合運用農(nóng)業(yè)激勵型和約束型環(huán)境規(guī)制政策工具,逐漸建立起一個相對完善的農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展法律法規(guī)以提高地方農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展水平。此外,對于開放式創(chuàng)新對農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展起著抑制作用的地區(qū)(西藏、青海、寧夏、海南、內(nèi)蒙古等地區(qū)),需適度加大環(huán)境規(guī)制強度,加強對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營者環(huán)保技術使用的引導,對應用開放式創(chuàng)新技術的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)者予以補貼,讓地方環(huán)境規(guī)制水平始終處于最有利于開放式創(chuàng)新對農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展促進作用的區(qū)間。