朱 靜

（1.海南大學(xué) 法學(xué)院，海南 海口 570100；2.河南工業(yè)大學(xué) 法學(xué)院，河南 鄭州 450001）

一、引言

長(zhǎng)期以來農(nóng)業(yè)領(lǐng)域技術(shù)創(chuàng)新保護(hù)不足等問題的存在，一定程度上限制了農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展。在此背景下，如何轉(zhuǎn)變傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)領(lǐng)域運(yùn)營(yíng)模式、尋求新的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)驅(qū)動(dòng)力，成為中國(guó)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展過程中亟需解決的關(guān)鍵問題。為破解這一難題，國(guó)家開始逐步完善農(nóng)業(yè)知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)制度，從法律層面將農(nóng)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新視為一種無形財(cái)產(chǎn)進(jìn)行保護(hù)，力求在提高農(nóng)業(yè)科研人員創(chuàng)新積極性的同時(shí)，促進(jìn)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)快速發(fā)展[1]。同時(shí)，近年來國(guó)內(nèi)各行業(yè)通過綠色技術(shù)創(chuàng)新、資源優(yōu)化配置等方案提高生產(chǎn)率，減少投入以獲得更多產(chǎn)出，為農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新發(fā)展提供更多參考[2]。其中，綠色技術(shù)創(chuàng)新為農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展提供了多方位支撐[3]。理論上，綠色技術(shù)創(chuàng)新能夠驅(qū)動(dòng)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展，而農(nóng)業(yè)知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)則是保障現(xiàn)代農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要條件（李健，2021）。相關(guān)研究認(rèn)為，綠色技術(shù)創(chuàng)新離不開農(nóng)業(yè)知識(shí)產(chǎn)權(quán)的保駕護(hù)航。

關(guān)于農(nóng)業(yè)知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)對(duì)綠色技術(shù)創(chuàng)新的影響，國(guó)內(nèi)學(xué)者從理論與實(shí)證兩方面進(jìn)行了研究。趙鵬(2012)[4]表示，農(nóng)業(yè)知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)能夠激發(fā)研發(fā)者的創(chuàng)新熱情及綠色技術(shù)創(chuàng)新積極性。翁小華(2016)研究指出，農(nóng)業(yè)知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)在提升綠色技術(shù)創(chuàng)新水平方面能夠發(fā)揮一定作用，但該作用仍需要通過增強(qiáng)農(nóng)業(yè)知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)法律意識(shí)、優(yōu)化農(nóng)業(yè)技術(shù)協(xié)同創(chuàng)新成果共享機(jī)制等路徑來加以增強(qiáng)。穆懷彬等(2019)研究認(rèn)為，農(nóng)業(yè)知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)對(duì)不同時(shí)期地區(qū)的綠色科技創(chuàng)新水平促進(jìn)作用存在差異性。張忠榕、曹玉婷(2019)以三種農(nóng)業(yè)知識(shí)產(chǎn)權(quán)評(píng)議對(duì)象為主線，構(gòu)建對(duì)綠色技術(shù)創(chuàng)新影響的實(shí)證框架，并通過百合產(chǎn)業(yè)案例進(jìn)行實(shí)證分析，指出農(nóng)業(yè)知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)能夠解決綠色創(chuàng)新活動(dòng)過程中遇到的諸多難題[5]。從整體來看，現(xiàn)有研究均認(rèn)可農(nóng)業(yè)知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)對(duì)綠色技術(shù)創(chuàng)新的積極作用，但鮮有研究討論農(nóng)業(yè)知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)對(duì)綠色技術(shù)創(chuàng)新影響的空間溢出效應(yīng)。為此，文章對(duì)已有研究成果作出如下補(bǔ)充：在研究對(duì)象方面，考慮到農(nóng)業(yè)知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)在中國(guó)空間分布的不均衡性，故以傳統(tǒng)地理區(qū)位環(huán)境為背景，深入分析農(nóng)業(yè)知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)對(duì)綠色技術(shù)創(chuàng)新的空間溢出效應(yīng)及其邊界，使研究區(qū)域更加細(xì)化，以得出更具針對(duì)性的結(jié)論；在模型構(gòu)建及選擇方面，采用空間杜賓模型考察區(qū)域間的空間溢出效應(yīng)及其邊界值，克服變量?jī)?nèi)生性問題，使分析結(jié)果更加穩(wěn)健。

二、研究設(shè)計(jì)

1.鄰接空間權(quán)重矩陣

根據(jù)地理學(xué)第一定律，任何事物之間存在緊密相連關(guān)系，距離越近事物之間的關(guān)聯(lián)性越強(qiáng)，地理鄰接性特征也更加明顯。通常而言，學(xué)術(shù)界以鄰接空間權(quán)重矩陣描述相鄰地區(qū)事物之間的關(guān)聯(lián)程度[6-8]。假設(shè)有n個(gè)區(qū)域空間數(shù)據(jù)集與j兩地之間的距離為?ij，且定義鄰接空間權(quán)重矩陣為W=[W1，W2，…，Wn]，那么兩地之間鄰接空間權(quán)重矩陣為：Wij=(?1j，?2j，…，?mj)T，i=1，2，…，m，j=1，2，…，n。若 存 在?1j=…=?mj=0，那么說明兩個(gè)地區(qū)間的距離為0，反之為1。

如若存在與其他地區(qū)均沒有任何交集的某個(gè)地方（即“孤島”），致使整體數(shù)據(jù)難以計(jì)算時(shí)，可采用行規(guī)范化矩陣方式進(jìn)行測(cè)算：。式中為原矩陣中的兩個(gè)區(qū)域之間距離。通過行規(guī)范化進(jìn)行測(cè)度的關(guān)鍵為，在考量每個(gè)區(qū)域到其他區(qū)域的距離時(shí)（包括孤島地區(qū)），均可按照Wx值（空間滯后，即x相鄰的平均值）求得每個(gè)區(qū)域相鄰的平均值。

另外，隨著地理定位技術(shù)的不斷成熟，目前兩個(gè)區(qū)域之間的距離能夠得到更精準(zhǔn)的測(cè)算。因此，為了明確兩地最短球面距離，假設(shè)鄰接空間權(quán)重矩陣為W1，矩陣對(duì)應(yīng)元素值設(shè)為1/dij，其中dij表示i與j兩個(gè)區(qū)域之間最短球面距離，可用如下公式表示：

其中，R為地球半徑，ai、aj分別表示地區(qū)i、j的經(jīng)度，βi、βj分別為地區(qū)i、j的緯度。

2.空間自相關(guān)性

能否選擇空間計(jì)量方法的一個(gè)基本前提是數(shù)據(jù)之間存在無空間關(guān)聯(lián)性[9]。就空間序列而言，其自相關(guān)情形能夠在多個(gè)方向發(fā)生，且相互之間會(huì)產(chǎn)生影響。這種情況下，形成關(guān)聯(lián)區(qū)域之間具有相似變量參數(shù)值，同時(shí)存在高參數(shù)值和低參數(shù)值兩類情況，所以關(guān)聯(lián)區(qū)域的高參數(shù)值之間、低參數(shù)值之間、高參數(shù)值與低參數(shù)值之間可能因交匯而集聚[10，11]。理論上，學(xué)術(shù)界通常將高參數(shù)值之間、低參數(shù)值之間的這兩類集聚現(xiàn)象視為“空間正相關(guān)”，高參數(shù)值與低參數(shù)值之間集聚稱之為“空間負(fù)相關(guān)”，將高參數(shù)值與低參數(shù)值隨機(jī)分布視為“無相關(guān)性”[12]。而莫蘭指數(shù)是明晰這類區(qū)域空間自相關(guān)性的核心方法之一，其可劃分為全局和局部?jī)深悾謩e用于檢視整體空間與局部空間的關(guān)聯(lián)性。

式中，n代表區(qū)域總數(shù)量，xi、xj分別指代i、j兩個(gè)區(qū)域觀察值，xˉ、S2分別表示所在地區(qū)的均值與方差，?ij代表空間權(quán)重矩陣元素。一般情況下，全局莫蘭指數(shù)位于[-1，1]之間。該指數(shù)值小于0時(shí)，空間相關(guān)性為負(fù)，值越小相關(guān)性越強(qiáng)；反之空間相關(guān)性越強(qiáng)。這一結(jié)論表明，全局莫蘭指數(shù)會(huì)趨向正態(tài)標(biāo)準(zhǔn)分布。接下來，即可執(zhí)行標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)臨界值檢測(cè)流程，具體統(tǒng)計(jì)量檢測(cè)公式為：

為了更進(jìn)一步地考察某區(qū)域i附近空間集聚程度，學(xué)術(shù)界通常以局部莫蘭指數(shù)來衡量，具體表現(xiàn)形式為：

與全局莫蘭指數(shù)相同，局部莫蘭指數(shù)范圍為[-1，1]。該指數(shù)值小于0時(shí)，說明區(qū)域之間的空間相關(guān)性為負(fù)，指數(shù)值越低表示相關(guān)性越強(qiáng)，反之亦然[12]。這部分涉及其他參數(shù)的含義與全局莫蘭指數(shù)含義相同。

在完成全局莫蘭指數(shù)、局部莫蘭指數(shù)檢驗(yàn)后，學(xué)術(shù)界通常采用莫蘭指數(shù)散點(diǎn)圖，直觀地描述全局、局部空間相關(guān)性。莫蘭指數(shù)散點(diǎn)圖是由橫縱坐標(biāo)交叉形成的一種四象限圖，并且代表不同區(qū)域集聚類型（李衛(wèi)東、黃霞，2018）。其中，橫坐標(biāo)(xi)、縱坐標(biāo)(Wx)分別表示研究樣本觀察值、空間滯后值。第一象限為區(qū)域高參數(shù)值聚集情況(HH)，第二象限為區(qū)域低參數(shù)值與區(qū)域高參數(shù)值聚集情形(LH)，第三象限為區(qū)域低參數(shù)值聚集情形(LL)，第四象限為區(qū)域高參數(shù)值與區(qū)域低參數(shù)值集聚情況(HL)。這四類情形又可劃分為兩種情況：一是HH(LL)。即該地區(qū)與鄰邊地區(qū)的參數(shù)值均高于或低于總體均值的一類情況，表明兩地之間在空間上具有顯著正相關(guān)性。二是LH(HL)。即該地區(qū)參數(shù)值低于或高于總體均值，而鄰邊地區(qū)均值高于或低于總體均值的一種情況，兩地之間在空間上具有負(fù)相關(guān)性。

3.空間計(jì)量模型

在現(xiàn)實(shí)視域下，因受外界多重因素的影響，許多事物之間均存在空間關(guān)聯(lián)性。而空間計(jì)量模型可在同時(shí)考慮多重因素情況下探索事物之間空間關(guān)聯(lián)性，因此在許多領(lǐng)域得到廣泛應(yīng)用（寧朝山，2020；盧新海、唐一峰，2019）。從分類來看，空間計(jì)量模型一般涵蓋三大類型，包括空間滯后模型(SAR)、空間誤差模型(SEM)以及空間杜賓模型(SDM)。這三類模型在現(xiàn)實(shí)空間場(chǎng)景中的應(yīng)用存在較大差異。

空間滯后模型(SAR)。常用于分析周邊區(qū)域被解釋變量對(duì)研究區(qū)域被解釋變量的影響情況?？臻g滯后模型的具體表達(dá)式為：

式(5)，X、Y分別為解釋變量、被解釋變量，β、σ分別是待估變量前的系數(shù)，ε為隨機(jī)誤差項(xiàng)。

空間誤差模型(SEM)。表示在空間效應(yīng)波及下，某一空間的元素?cái)_動(dòng)對(duì)其他空間元素產(chǎn)生一定程度的影響，具體表達(dá)式為：

式(6)，β為誤差項(xiàng)的空間自相關(guān)系數(shù)。

空間杜賓模型(SDM)。此模型兼顧被解釋變量與解釋變量的空間滯后項(xiàng)，能克服前兩種模型單一性的不足，具體表達(dá)式為：

式(7)，δ為解釋變量X的空間自相關(guān)系數(shù)。

4.變量選取

（1）被解釋變量：綠色技術(shù)創(chuàng)新(LS)

現(xiàn)階段，學(xué)者通常以綠色產(chǎn)品創(chuàng)新和綠色工藝創(chuàng)新衡量綠色技術(shù)創(chuàng)新（王崇鋒、孫靖，2021）。其中，以能源消耗量與新產(chǎn)品產(chǎn)量之比來指代綠色產(chǎn)品創(chuàng)新；以研發(fā)經(jīng)費(fèi)與技術(shù)改造經(jīng)費(fèi)投入之和衡量綠色工藝創(chuàng)新。另外，參考王夢(mèng)媛、方厚政(2021)新觀點(diǎn)并結(jié)合此次研究實(shí)際情形，文章認(rèn)為以研發(fā)投入與能源消耗量的比值衡量綠色技術(shù)創(chuàng)新指標(biāo)較為合適。而且該值越大，說明綠色技術(shù)創(chuàng)新水平越高。

（2）解釋變量：農(nóng)業(yè)知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)度(NCB)

已有研究選取農(nóng)業(yè)專利、商標(biāo)、地理標(biāo)志等指標(biāo)，衡量農(nóng)業(yè)知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)水平（楊桔、萬青等，2014）。但由于此類研究?jī)H從單一方面論述，不足以綜合考察農(nóng)業(yè)知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)程度。對(duì)此，文章參考李玲玲、趙光輝(2021)[13]的研究，利用農(nóng)業(yè)知識(shí)產(chǎn)權(quán)立法強(qiáng)度和執(zhí)法強(qiáng)度的乘積測(cè)度農(nóng)業(yè)知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)度。

（3）其他變量

按照研究?jī)?nèi)容關(guān)聯(lián)性及數(shù)據(jù)可獲得性，選取國(guó)際貿(mào)易、企業(yè)研發(fā)投入、外商直接投資、一國(guó)人力資本存量作為本次研究的控制變量，研究農(nóng)業(yè)知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)度對(duì)綠色技術(shù)創(chuàng)新的影響程度。各控制變量具體解釋如下：

國(guó)際貿(mào)易(GJM)。在開放經(jīng)濟(jì)環(huán)境下，一國(guó)嚴(yán)格的農(nóng)業(yè)知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)會(huì)吸引國(guó)外先進(jìn)涉農(nóng)生態(tài)技術(shù)，從而加速這些技術(shù)在國(guó)際貿(mào)易領(lǐng)域中的應(yīng)用。顯然，農(nóng)業(yè)知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)對(duì)環(huán)境技術(shù)溢出的影響與國(guó)際貿(mào)易相關(guān)。因此，國(guó)際貿(mào)易以農(nóng)業(yè)進(jìn)出口貿(mào)易額占比來表征。其中，農(nóng)業(yè)進(jìn)出口貿(mào)易額以農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)出口貿(mào)易總額替代。

企業(yè)研發(fā)投入(FL)。企業(yè)研發(fā)投入對(duì)綠色科技創(chuàng)新的影響可能在當(dāng)期，抑或?yàn)闇笠欢〞r(shí)期。對(duì)此，文章采納畢克新、孫德花(2010)[14]的觀點(diǎn)，選取廢水排放量與工業(yè)產(chǎn)值的比值來衡量，該值越小說明綠色工藝創(chuàng)新能力越強(qiáng)。

外商直接投資(RL)。該變量用于反映地區(qū)利用外資帶來環(huán)境技術(shù)溢出情形，通過吸收外來先進(jìn)技術(shù)與管理經(jīng)驗(yàn)，推動(dòng)綠色技術(shù)創(chuàng)新發(fā)展（劉暢、田曉麗，2020），可以外商投資額衡量。

一國(guó)人力資本存量(HLR)。該變量是通過影響涉農(nóng)綠色技術(shù)研發(fā)主體的消費(fèi)能力，對(duì)農(nóng)業(yè)知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)產(chǎn)生空間溢出效應(yīng)（孫燕銘、梅瀟等，2021）。通常情況下，學(xué)術(shù)界以平均教育年齡測(cè)度人力資本量，具體方法為，以教育年限折算教育水平層次，并與該層次受教育水平人數(shù)相乘，之后求得加總均值。

三、實(shí)證分析

1.數(shù)據(jù)來源及處理

文章以2010—2019年為研究期，選取中國(guó)31個(gè)省份（港澳臺(tái)地區(qū)除外）面板數(shù)據(jù)作為考察樣本?？疾鞓颖炯跋嚓P(guān)變量等數(shù)據(jù)主要從官方權(quán)威報(bào)告中選取，如《中國(guó)外資統(tǒng)計(jì)公報(bào)》《中國(guó)科技統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國(guó)農(nóng)業(yè)年鑒》；少量數(shù)據(jù)源自國(guó)家、地方統(tǒng)計(jì)年鑒；缺失過于嚴(yán)重的數(shù)據(jù)則采用線性插值法補(bǔ)全。另外，為實(shí)現(xiàn)數(shù)據(jù)線性化，降低因數(shù)據(jù)波動(dòng)而影響最終結(jié)果的可能性，將文中涉及的國(guó)際貿(mào)易、企業(yè)研發(fā)投入、外商直接投資、一國(guó)人力資本存量的控制變量進(jìn)行對(duì)數(shù)化處理，分別以ln(GJM)、ln(FL)、ln(RL)、ln(HLR)來表示。

2.描述性統(tǒng)計(jì)

為防止研究樣本數(shù)據(jù)不統(tǒng)一、波動(dòng)幅度過大影響最終研究成果走向，文章首先利用Excel 2007軟件對(duì)考察樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行頻數(shù)、集中趨勢(shì)、離散程度、分布情況進(jìn)行集中處理，據(jù)此得到變量描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果，具體結(jié)果參見表1。

表1 各變量描述性統(tǒng)計(jì)

3.空間相關(guān)性檢驗(yàn)

為了考察綠色技術(shù)創(chuàng)新的整體空間關(guān)聯(lián)性，首先利用公式(2)測(cè)算中國(guó)2010—2019年31個(gè)省份的綠色技術(shù)創(chuàng)新全局莫蘭指數(shù)，從中得出全局莫蘭指數(shù)均值及各項(xiàng)指標(biāo)顯著性水平，具體如表2所示。從表2結(jié)果看出，2010—2019年期間，中國(guó)綠色技術(shù)創(chuàng)新的全局莫蘭指數(shù)值均大于0，并且在1%或5%水平上顯著。這說明中國(guó)各地區(qū)綠色技術(shù)創(chuàng)新具備顯著的空間正相關(guān)性。即考察期內(nèi)綠色技術(shù)創(chuàng)新高水平區(qū)域會(huì)顯著影響鄰邊地區(qū)，且集聚效應(yīng)呈現(xiàn)平穩(wěn)態(tài)勢(shì)。

表2 2010—2019年中國(guó)綠色技術(shù)創(chuàng)新的全局莫蘭指數(shù)

為了深入考察綠色技術(shù)創(chuàng)新的局部關(guān)聯(lián)性，文章進(jìn)一步利用公式(4)對(duì)考察樣本進(jìn)行局部莫蘭指數(shù)測(cè)算，并獲得該指數(shù)的散點(diǎn)圖（詳見圖1）。在局部莫蘭散點(diǎn)圖中，橫、縱坐標(biāo)分別表示空間單元發(fā)展水平、空間滯后項(xiàng)，各自指代綠色技術(shù)創(chuàng)新、鄰邊區(qū)域綠色技術(shù)創(chuàng)新水平加權(quán)和。局部莫蘭指數(shù)散點(diǎn)圖中四個(gè)象限展示出四類情形下空間關(guān)聯(lián)程度。其中，居于一、三象限的省份在空間上呈顯著正相關(guān)，處于二、四象限的省份在空間上呈顯著負(fù)相關(guān)。另外，考慮到2010年和2019年是中國(guó)綠色技術(shù)創(chuàng)新發(fā)展的兩個(gè)關(guān)鍵節(jié)點(diǎn)，這兩節(jié)點(diǎn)能夠解釋國(guó)內(nèi)綠色技術(shù)創(chuàng)新發(fā)展的實(shí)際情況，對(duì)于研究當(dāng)期空間溢出效應(yīng)具有重要意義。因此，文章僅以2010年、2019年為時(shí)間節(jié)點(diǎn)列出局部莫蘭指數(shù)散點(diǎn)圖。與圖1相對(duì)應(yīng)的表3給出了兩個(gè)時(shí)間節(jié)點(diǎn)內(nèi)，綠色技術(shù)創(chuàng)新局部莫蘭指數(shù)散點(diǎn)圖中的每一象限對(duì)應(yīng)省份。

圖1 綠色科技創(chuàng)新水平局部莫蘭指數(shù)散點(diǎn)圖

表3 對(duì)應(yīng)省份所在象限

圖1及表3內(nèi)容顯示，2010年期間，高水平-高水平（HH）集聚的省份涉及北京、天津、江西、山東、甘肅5個(gè)；低水平-低水平(LL)集聚的省份涵蓋內(nèi)蒙古、西藏、寧夏、遼寧等13個(gè)。2019年期間，這兩個(gè)象限內(nèi)的省份數(shù)量發(fā)生一定變動(dòng)，高水平-高水平(HH)集聚省份增至8個(gè)，低水平-低水平(LL)集聚省份降至11個(gè)。相對(duì)來說，在上述兩個(gè)時(shí)間節(jié)點(diǎn)內(nèi)，高水平-低水平(HL)集聚、低水平-高水平(LH)聚集省份合計(jì)數(shù)量始終低于同向集聚（HH和LL）省份合計(jì)數(shù)量。也就是說，同向集聚現(xiàn)象始終居于主導(dǎo)地位。由此可知，中國(guó)綠色技術(shù)創(chuàng)新存在空間相關(guān)性，而且同向空間集聚現(xiàn)象比較明顯。

4.空間溢出效應(yīng)分析

（1）模型檢驗(yàn)

對(duì)全局莫蘭指數(shù)與局部莫蘭指數(shù)結(jié)果進(jìn)行分析發(fā)現(xiàn)，綠色技術(shù)創(chuàng)新水平存在空間關(guān)聯(lián)性。為了判斷這種空間關(guān)聯(lián)性可否通過空間計(jì)量模型測(cè)算，文章接下來采用LM檢驗(yàn)及穩(wěn)健性的LM檢驗(yàn)方法進(jìn)行檢驗(yàn)，所得結(jié)果如表4所示。研究結(jié)果顯示，LM-error、Robust LM-error且Robust LM-Lag值均符合顯著性檢驗(yàn)標(biāo)準(zhǔn)，即說明無空間相關(guān)性假設(shè)被拒絕。此時(shí)可以判定，綠色技術(shù)創(chuàng)新水平的空間關(guān)聯(lián)性可采用空間誤差回歸模型或者空間滯后模型進(jìn)行討論。

表4 LM檢驗(yàn)結(jié)果

隨后，文章通過Wald檢驗(yàn)方法，測(cè)得Wald_spatial_lag和Wald_spatial_error值分別是15.26和19.35，均在1%的水平上顯著。此項(xiàng)結(jié)果說明，綠色技術(shù)創(chuàng)新水平的空間關(guān)聯(lián)性可通過空間杜賓模型加以測(cè)算。結(jié)合以上研究成果來看，文中所列三大空間計(jì)量模型均能考察綠色技術(shù)創(chuàng)新水平的空間關(guān)聯(lián)性，但空間杜賓模型能夠克服前兩種模型指標(biāo)單一性的不足，且兼顧了被解釋變量與解釋變量的空間滯后項(xiàng)（高星、向海凌等，2018）。因此，限于篇幅有限，文章接下來僅通過空間杜賓模型對(duì)綠色技術(shù)創(chuàng)新水平的空間關(guān)聯(lián)性進(jìn)行考察。

（2）空間杜賓模型

目前，空間杜賓模型主要涵蓋隨機(jī)效應(yīng)與固定效應(yīng)兩大類型，固定效應(yīng)模型還可分解為空間、時(shí)間、時(shí)空三類。鑒于面板數(shù)據(jù)模型選擇會(huì)影響參數(shù)評(píng)估的準(zhǔn)確性，需先明確何種模型更加適合研究。對(duì)此，文章首先將上述四大模型納入同一框架并進(jìn)行比較，其次通過霍斯曼檢驗(yàn)方法從四種模型中選擇適合研究使用的模型，最后進(jìn)行空間關(guān)聯(lián)性分析。經(jīng)過霍斯曼檢驗(yàn)，得到四種效應(yīng)模型的擬合優(yōu)度與對(duì)數(shù)似然Log-likelihood值如表5所示。

表5 四大模型擬合優(yōu)度及對(duì)數(shù)似然結(jié)果

與其他三種效應(yīng)模型比較發(fā)現(xiàn)，空間固定效應(yīng)模型的Log-likelihood值與實(shí)際相契合，且其擬合度較高，整體表現(xiàn)良好。基于這一研究結(jié)果，文章接下來使用空間固定效應(yīng)模型分析數(shù)據(jù)參數(shù)，結(jié)果詳見表6。

表6結(jié)果顯示：從空間維度層面分析，ρ值顯著為正(0.2633**)。這說明，其一，中國(guó)區(qū)域之間的綠色技術(shù)創(chuàng)新水平突破了區(qū)域壁壘，區(qū)域之間的關(guān)聯(lián)度較高；其二，鄰邊區(qū)域與本地區(qū)綠色技術(shù)創(chuàng)新水平呈雙向互促的正向效應(yīng)；其三，邊緣區(qū)域能夠正向促進(jìn)本地區(qū)綠色技術(shù)創(chuàng)新水平提升的研究得到論證。

表6 空間杜賓模型參數(shù)估計(jì)

農(nóng)業(yè)知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)系數(shù)為正(0.0052**)，說明農(nóng)業(yè)知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)水平提升能夠促進(jìn)綠色技術(shù)創(chuàng)新，即農(nóng)業(yè)知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)力度越強(qiáng)，越有利于提升綠色技術(shù)創(chuàng)新水平。具言之，農(nóng)業(yè)知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)制度存在于法律法規(guī)政策當(dāng)中，其可規(guī)范市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)行為，為農(nóng)業(yè)研發(fā)人員創(chuàng)新成果提供保駕護(hù)航，進(jìn)而保障綠色技術(shù)創(chuàng)新活動(dòng)正常、有序開展。農(nóng)業(yè)知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)的空間項(xiàng)系數(shù)為正(0.0186**)，表明農(nóng)業(yè)知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)對(duì)綠色技術(shù)創(chuàng)新有顯著空間溢出效應(yīng)。換言之，本地農(nóng)業(yè)知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)力度的持續(xù)提升，可對(duì)鄰邊地區(qū)產(chǎn)生帶動(dòng)效應(yīng)，在促進(jìn)鄰邊地區(qū)農(nóng)業(yè)知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)水平提高的同時(shí)推進(jìn)綠色技術(shù)創(chuàng)新。

國(guó)際貿(mào)易系數(shù)為正(0.0086**)，說明國(guó)際貿(mào)易量提高能夠有效增強(qiáng)本地綠色技術(shù)創(chuàng)新能力?？赡茉蛟谟?，農(nóng)業(yè)企業(yè)在擴(kuò)大國(guó)際貿(mào)易市場(chǎng)同時(shí)，也會(huì)吸引更多外貿(mào)企業(yè)進(jìn)入本地市場(chǎng)。此情形下，農(nóng)業(yè)企業(yè)深入?yún)⑴c國(guó)際貿(mào)易活動(dòng)，吸收國(guó)際經(jīng)驗(yàn)開展各項(xiàng)技術(shù)創(chuàng)新活動(dòng)，有利于提升綠色技術(shù)創(chuàng)新水平。因而，農(nóng)業(yè)企業(yè)需要關(guān)注國(guó)際貿(mào)易形態(tài)，不斷提升自我綠色技術(shù)創(chuàng)新水平。國(guó)際貿(mào)易空間項(xiàng)系數(shù)為正(0.1933**)，表明本地?cái)U(kuò)大國(guó)際農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易規(guī)模會(huì)對(duì)鄰邊地區(qū)產(chǎn)生帶動(dòng)效應(yīng)，促進(jìn)鄰邊地區(qū)綠色技術(shù)創(chuàng)新能力提升?？赡艿脑蛟谟冢镜貒?guó)際農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易規(guī)模提升，可刺激鄰邊地區(qū)農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易增加，進(jìn)而促使鄰邊地區(qū)綠色技術(shù)創(chuàng)新水平提升。

企業(yè)研發(fā)投入系數(shù)為正(0.0237**)，表明在增加研發(fā)投入的情況下，地區(qū)綠色技術(shù)創(chuàng)新水平隨之提升，二者之間是一種正相關(guān)關(guān)系。換言之，企業(yè)研發(fā)投入提高，相應(yīng)技術(shù)設(shè)施建設(shè)狀況良好，對(duì)于提升綠色技術(shù)創(chuàng)新水平的作用越強(qiáng)。同時(shí)，企業(yè)研發(fā)投入空間項(xiàng)系數(shù)為正(0.0521**)，表明鄰邊區(qū)域研發(fā)投入的增加，會(huì)激勵(lì)本地區(qū)致力于提升綠色技術(shù)創(chuàng)新水平。產(chǎn)生這一現(xiàn)象的原因在于，本地區(qū)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)企業(yè)研發(fā)經(jīng)費(fèi)的持續(xù)增加，可在拉動(dòng)本地農(nóng)業(yè)企業(yè)研發(fā)費(fèi)用提升的同時(shí)，提升周邊省域綠色技術(shù)水平。

外商直接投資系數(shù)為正(0.0062)，但不顯著。這說明外商投資可在資金積累方面為本地綠色技術(shù)創(chuàng)新提供一定的支持。但由于外商直接投資存在流動(dòng)性不暢、融資效率較低等問題，其對(duì)綠色技術(shù)創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)作用并不顯著。外商直接投資空間項(xiàng)系數(shù)顯著為正(0.0049**)，這意味著本地區(qū)外商直接投資水平越高，越能夠帶動(dòng)鄰邊地區(qū)綠色技術(shù)創(chuàng)新結(jié)構(gòu)優(yōu)化，進(jìn)一步吸引更多外商投資，提升鄰邊地區(qū)綠色技術(shù)創(chuàng)新能力。

一國(guó)人力資本存量系數(shù)系數(shù)顯著為正(0.0263**)。這說明一國(guó)人力資本存量與綠色技術(shù)創(chuàng)新呈正相關(guān)關(guān)系。可能的原因是，具備豐富知識(shí)與開闊視野的人力資本，可為綠色技術(shù)創(chuàng)新提供智力支持。人力資本儲(chǔ)量越多，越有助于提升綠色技術(shù)創(chuàng)新水平。因此，中國(guó)需要提高人力資源素養(yǎng)，發(fā)揮人力資本關(guān)鍵作用，提升綠色技術(shù)創(chuàng)新水平。一國(guó)人力資本存量的空間項(xiàng)系數(shù)為(0.0161**)，說明本地人力資本存量越大，對(duì)鄰邊綠色技術(shù)創(chuàng)新的拉動(dòng)效應(yīng)越強(qiáng)，越有利于提升鄰邊地區(qū)綠色技術(shù)創(chuàng)新水平。

四、農(nóng)業(yè)知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)對(duì)綠色技術(shù)創(chuàng)新的溢出效應(yīng)邊界

參考金剛等(2015)的做法，進(jìn)一步對(duì)農(nóng)業(yè)知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)與綠色技術(shù)創(chuàng)新的空間溢出效應(yīng)邊界進(jìn)行測(cè)度。假設(shè)：31個(gè)省份最近、最遠(yuǎn)距離分別為dmin、dmax，并以dmin+τ，dmin+2τ，…，dmax為初始值，每次增加τ。同時(shí)按照wij.d=1/dij2的標(biāo)準(zhǔn)，當(dāng)出現(xiàn)dij≥d時(shí)，則有wij.d=0；反之，當(dāng)出現(xiàn)dij＜d時(shí)，獲得了距離閾值為d=dmin，dmin+τ，dmin+2τ，…，dmax。在此情形下，假定不同閾值空間權(quán)重矩陣為wij.d，將各自閾值空間矩陣代入空間杜賓模型進(jìn)行進(jìn)一步測(cè)算。

為了考察空間項(xiàng)系數(shù)顯著性能否發(fā)生較大轉(zhuǎn)變，需要通過閾值d檢驗(yàn)樣本間的距離持續(xù)增大時(shí)的情形。考慮到京津間貿(mào)易強(qiáng)度較為典型，因此文章以二者間的最近距離為初始值（120千米），且以70千米為遞進(jìn)距離τ的前提條件，首先構(gòu)設(shè)出不同閾值區(qū)間的空間權(quán)重矩陣。隨后，文章基于不同距離場(chǎng)景，利用空間杜賓模型測(cè)算農(nóng)業(yè)知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)空間項(xiàng)系數(shù)及對(duì)應(yīng)顯著性水平，結(jié)果見表7。

表7 不同范圍農(nóng)業(yè)知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)對(duì)綠色技術(shù)創(chuàng)新空間溢出效應(yīng)

對(duì)表7結(jié)果分析可知，在1240千米范圍之內(nèi)，農(nóng)業(yè)知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)的空間項(xiàng)系數(shù)均顯著為正。超過這一數(shù)值后，空間項(xiàng)系數(shù)逐步由正向轉(zhuǎn)為負(fù)向。這說明，農(nóng)業(yè)知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)對(duì)綠色技術(shù)創(chuàng)新作用存在一定的距離邊界。產(chǎn)生這一現(xiàn)象原因可能是，各個(gè)經(jīng)濟(jì)區(qū)域之間貿(mào)易聯(lián)系存在運(yùn)輸?shù)榷喾矫娉杀?，?dāng)?shù)貐^(qū)之間球面距離增大到一定程度時(shí)，農(nóng)業(yè)知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)會(huì)逐漸減弱[14]。在明確這一結(jié)論后，進(jìn)一步討論邊界具體距離。經(jīng)過測(cè)算后發(fā)現(xiàn)，農(nóng)業(yè)知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)的邊界距離約為1240千米。也就是說，在1240千米距離范圍內(nèi)，農(nóng)業(yè)知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)能夠顯著提升綠色技術(shù)創(chuàng)新水平；超出這一距離后，農(nóng)業(yè)知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)作用難度不斷增加，同時(shí)其空間溢出作用會(huì)逐步減弱以至消失。因此而言，1240千米是中國(guó)農(nóng)業(yè)知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)對(duì)綠色技術(shù)創(chuàng)新的空間溢出效應(yīng)邊界值。且就現(xiàn)實(shí)情況而言，某一地區(qū)農(nóng)業(yè)知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)效應(yīng)在對(duì)本地綠色技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)生積極作用的同時(shí)，也會(huì)對(duì)周邊地區(qū)產(chǎn)生溢出效應(yīng)，而超出一定邊界距離后，將難以對(duì)超出距離地區(qū)的綠色技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)生溢出效應(yīng)。因此，文章的研究結(jié)果與實(shí)際情況較為契合。

五、結(jié)論與建議

1.研究結(jié)論

文章在參考傳統(tǒng)關(guān)于農(nóng)業(yè)知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)、綠色技術(shù)創(chuàng)新等相關(guān)理論基礎(chǔ)上，深層次討論農(nóng)業(yè)知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)對(duì)綠色技術(shù)創(chuàng)新的影響機(jī)理。進(jìn)一步以2010—2019年為時(shí)間跨度，選取中國(guó)31個(gè)省份面板數(shù)據(jù)，以地理距離構(gòu)建空間權(quán)重矩陣，通過空間杜賓模型討論農(nóng)業(yè)知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)對(duì)綠色技術(shù)創(chuàng)新的空間溢出效應(yīng)及其效應(yīng)邊界。研究成果顯示：第一，農(nóng)業(yè)知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)對(duì)綠色技術(shù)創(chuàng)新存在顯著空間溢出效應(yīng)，即本地區(qū)農(nóng)業(yè)知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)力度增強(qiáng)，既可以對(duì)當(dāng)?shù)鼐G色技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)生積極效應(yīng)，也能作用于鄰邊地區(qū)形成空間外溢現(xiàn)象。同時(shí)，企業(yè)研發(fā)投入、國(guó)際貿(mào)易、一國(guó)人力資本存量對(duì)于綠色技術(shù)創(chuàng)新水平具有正向空間溢出效應(yīng)，而外商直接投資的作用不顯著。第二，農(nóng)業(yè)知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)對(duì)綠色技術(shù)創(chuàng)新空間溢出效應(yīng)存在距離邊界，邊界值為1240千米。在這一數(shù)值范圍之內(nèi)，農(nóng)業(yè)知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)能夠?qū)︵忂吘G色技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)生空間溢出效應(yīng)，而一旦超出這一范圍，空間溢出效應(yīng)就不再顯著。

2.對(duì)策建議

第一，增強(qiáng)農(nóng)業(yè)知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)度的基本取向。在當(dāng)前及較長(zhǎng)一段時(shí)期內(nèi)，中國(guó)農(nóng)業(yè)知識(shí)產(chǎn)權(quán)的戰(zhàn)略取向依然以強(qiáng)化保護(hù)度為主。一方面，基于農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)安全與高質(zhì)量發(fā)展的現(xiàn)實(shí)情況，提高對(duì)農(nóng)業(yè)知識(shí)產(chǎn)權(quán)的保護(hù)力度?？紤]到特殊農(nóng)業(yè)發(fā)展國(guó)情、農(nóng)業(yè)知識(shí)產(chǎn)權(quán)不同于傳統(tǒng)意義知識(shí)產(chǎn)權(quán)特征，政府部門應(yīng)該出臺(tái)相關(guān)政策規(guī)范，嚴(yán)格保護(hù)農(nóng)業(yè)知識(shí)產(chǎn)權(quán)與綠色化技術(shù)的相關(guān)創(chuàng)新行為，提倡對(duì)生態(tài)保護(hù)的高效行為，從而加強(qiáng)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)更高質(zhì)量的發(fā)展。另一方面，以司法保護(hù)法治為導(dǎo)向，深層次推動(dòng)農(nóng)業(yè)知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)的綠色化發(fā)展?？紤]到農(nóng)業(yè)環(huán)境保護(hù)工作涉及一定范圍的公共利益，因此相關(guān)機(jī)構(gòu)應(yīng)設(shè)立相關(guān)司法保護(hù)制度，著重加強(qiáng)對(duì)農(nóng)業(yè)知識(shí)產(chǎn)權(quán)環(huán)境保護(hù)糾紛作以調(diào)節(jié)，推動(dòng)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)綠色化發(fā)展。

第二，打造農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)生態(tài)利益多元協(xié)同機(jī)制。當(dāng)前，由環(huán)境污染、生態(tài)破壞等因素引發(fā)的農(nóng)業(yè)資源危機(jī)，逐步成為農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的重大難題。要想突破農(nóng)業(yè)知識(shí)產(chǎn)權(quán)領(lǐng)域的這一難題，需要以利益均衡博弈方式，建立農(nóng)業(yè)知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)生態(tài)效益最大化引導(dǎo)規(guī)范。鑒于利益平衡機(jī)制是博弈后的最佳選擇，政府需要協(xié)同利益關(guān)聯(lián)方構(gòu)建協(xié)同利益機(jī)制，由此兼顧農(nóng)業(yè)知識(shí)產(chǎn)權(quán)人的專有權(quán)與社會(huì)公眾生態(tài)化利益，最終抑制農(nóng)業(yè)生態(tài)破壞現(xiàn)象。具體而言，構(gòu)建農(nóng)業(yè)知識(shí)產(chǎn)權(quán)相關(guān)利益主體的生態(tài)協(xié)同治理機(jī)制，即以政府部門為主導(dǎo)，聯(lián)合農(nóng)業(yè)領(lǐng)域各方主體，共同設(shè)計(jì)農(nóng)業(yè)知識(shí)產(chǎn)權(quán)專有性與社會(huì)對(duì)智力產(chǎn)品需求之間的平衡體系。另外，可通過確定毗鄰地區(qū)先行示范區(qū)，圍繞探索構(gòu)建跨區(qū)域統(tǒng)籌機(jī)制、統(tǒng)一管理模式、多主體聯(lián)動(dòng)機(jī)制、跨區(qū)域利益聯(lián)結(jié)機(jī)制，不斷組織各地農(nóng)業(yè)生態(tài)利益方進(jìn)行先行先試，深入落實(shí)農(nóng)業(yè)知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)，從而打造同城化發(fā)展支點(diǎn)，進(jìn)一步推進(jìn)綠色技術(shù)創(chuàng)新。

第三，強(qiáng)化不同區(qū)域之間農(nóng)業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新的聯(lián)系。文中研究成果顯示，中國(guó)農(nóng)業(yè)知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)對(duì)綠色技術(shù)創(chuàng)新存在空間溢出效應(yīng)的邊界值。也就是說，當(dāng)距離增加到一定程度時(shí)，各個(gè)地區(qū)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)之間的貿(mào)易聯(lián)系不再緊密，即農(nóng)業(yè)知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)對(duì)綠色技術(shù)創(chuàng)新積極影響的會(huì)受空間距離增大而減弱。因此，在完善農(nóng)業(yè)知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)制度以推動(dòng)綠色技術(shù)創(chuàng)新時(shí)，應(yīng)考慮相鄰或經(jīng)濟(jì)往來密切地區(qū)之間的空間相關(guān)性及農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)之間的關(guān)聯(lián)度，加強(qiáng)區(qū)域交流合作，實(shí)現(xiàn)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)聯(lián)合，提高農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展。應(yīng)面向具有農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)互補(bǔ)的城市構(gòu)建農(nóng)業(yè)產(chǎn)權(quán)保護(hù)的環(huán)境規(guī)制標(biāo)準(zhǔn)和市場(chǎng)準(zhǔn)入，防止部分城市寬松環(huán)境規(guī)制引發(fā)地區(qū)間出現(xiàn)綠色技術(shù)創(chuàng)新矛盾問題。