劉小春， 鄭凱欣， 李秋生

(江西農(nóng)業(yè)大學(xué)經(jīng)濟管理學(xué)院/江西農(nóng)業(yè)大學(xué)鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略研究院，江西南昌 330045)

植物品種是農(nóng)業(yè)科學(xué)的重要載體，植物新品種所體現(xiàn)的科技創(chuàng)新成果是企業(yè)和國家的競爭力所在。種子是農(nóng)業(yè)的“芯片”，在耕地減少和化肥、農(nóng)藥使用量減少等約束條件下，最有效的武器就是種子。一個國家的種業(yè)想要在國際競爭中站穩(wěn)腳跟，必須提高育種創(chuàng)新能力。隨著我國農(nóng)業(yè)向高質(zhì)量發(fā)展推進，種子研發(fā)目標亦由單純追求“高產(chǎn)”轉(zhuǎn)向“優(yōu)質(zhì)”“高效”，研發(fā)機構(gòu)也以育種研究為先導(dǎo)，以品種為基礎(chǔ)，推出具有創(chuàng)新性、市場型的新品種，逐步實現(xiàn)“育、繁、推”一體化。盡管我國育種創(chuàng)新取得一定成效，但要占據(jù)國際科技競爭制高點、贏得育種領(lǐng)域競爭優(yōu)勢，仍然需要不斷提高種業(yè)自主創(chuàng)新水平。

隨著現(xiàn)代農(nóng)業(yè)科技的發(fā)展和作物育種新技術(shù)的應(yīng)用，植物新品種數(shù)量不斷增加并被投入市場，但新品種培育成本高、模仿學(xué)習(xí)成本低，農(nóng)業(yè)技術(shù)自身特性和農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的生物性 、弱質(zhì)性、分散性和 “田間公示性”等特點，使得農(nóng)業(yè)技術(shù)難以像工業(yè)技術(shù)一樣易于“保密”，育種者很難解決“免費搭車”問題，很多育種單位并沒有從新品種的應(yīng)用上獲得相應(yīng)的利益回報，經(jīng)濟效益的縮小甚至消失導(dǎo)致育種創(chuàng)新意愿降低，影響了種業(yè)創(chuàng)新發(fā)展。知識產(chǎn)權(quán)保護在一定程度上可以明晰產(chǎn)權(quán)，為育種創(chuàng)新提供政策保障，我國于1997年頒布《中華人民共和國植物新品種保護條例》(以下簡稱《條例》)，并于1999年加入國際植物新品種保護(UPOV)公約，代表在植物新品種培育領(lǐng)域上創(chuàng)建獨有的知識產(chǎn)權(quán)保護制度。農(nóng)業(yè)部根據(jù)《條例》實施《細則(農(nóng)業(yè)部分)》《農(nóng)業(yè)植物品種命名規(guī)定》《農(nóng)業(yè)植物新品種權(quán)侵權(quán)案件處理規(guī)定》等配套規(guī)章及規(guī)范性文件。2000年《中華人民共和國種子法》明確規(guī)定新品種的范圍，并規(guī)定侵犯植物新品種權(quán)應(yīng)承擔(dān)民事責(zé)任、行政責(zé)任或刑事責(zé)任，但具體規(guī)定上仍偏重于審查、監(jiān)督和管理[1-4]。直到2007年才在全國15個省開展新品種權(quán)行政執(zhí)法試點，真正使植物新品種權(quán)保護付諸行動。相關(guān)政策、條例的實施為種業(yè)創(chuàng)新提供了法制保障，但政策的作用機制尤其行政執(zhí)法對育種創(chuàng)新的作用機制并未得到深入探討，評價植物新品種權(quán)保護的政策效應(yīng)并理清保護政策的作用機制對我國打好種業(yè)翻身仗意義重大。

現(xiàn)有關(guān)于育種創(chuàng)新的研究大多聚焦在以下幾方面：(1)探究育種創(chuàng)新的現(xiàn)狀及影響育種主體進行創(chuàng)新行為的因素，一方面農(nóng)業(yè)植物的育種研發(fā)資源從以往的財政支持為主轉(zhuǎn)向科研院所和高等院校，推動企業(yè)與科研單位進行商業(yè)化合作以獲得科研資源。另一方面農(nóng)業(yè)植物育種環(huán)節(jié)與推廣環(huán)節(jié)、生產(chǎn)環(huán)節(jié)有所脫節(jié)，科技成果商業(yè)化率較低，抑制育種主體的創(chuàng)新意愿。理論和實證分析說明，植物新品種權(quán)制度完善程度、執(zhí)法力度、市場需求、研發(fā)成本會影響育種主體的研發(fā)創(chuàng)新行為[5]。(2)從植物新品種保護政策的視角出發(fā)，考察植物品種權(quán)保護條例、法規(guī)等現(xiàn)狀和作用，如今植物育種存在造假、模仿等現(xiàn)象，育種主體維權(quán)意識薄弱，新品種保護力度不強且存在申報范圍不均衡等問題，植物品種權(quán)制度在育種者培育出新的優(yōu)良品種后，賦予育種者在特定時限內(nèi)獨占市場的權(quán)利，允許品種權(quán)人在規(guī)定期間內(nèi)，獲得該新品種的壟斷性利益[6-7]。(3)以育種企業(yè)為對象，探究植物新品種權(quán)保護政策對企業(yè)育種創(chuàng)新的影響，發(fā)現(xiàn)植物新品種保護制度對育種創(chuàng)新的激勵作用體現(xiàn)在增加私人研發(fā)投入、外部資本進入、育種者權(quán)利保護、執(zhí)法力度增強、品種市場化等方面[8-14]。

在上述研究中，很少直接涉及新品種權(quán)行政執(zhí)法對植物育種創(chuàng)新的影響研究。而新品種行政執(zhí)法作為知識產(chǎn)權(quán)保護的重要方式，對育種主體未來的研發(fā)資金投入和研發(fā)人員投入等均存在至關(guān)重要的影響。尤其對于植物新品種創(chuàng)新而言，植物新品種保護制度作為一種法律壁壘，一方面阻隔了模仿創(chuàng)新、侵權(quán)等行為，保護了私有利益，但另一方面會提高研發(fā)成本，造成市場效率的損失[15-16]。因此，植物新品種行政執(zhí)法是否以及如何影響育種主體的創(chuàng)新行為，需要進行深入探討和驗證。

因此，筆者利用2000—2019年省際面板數(shù)據(jù)，采用DID模型及中介效應(yīng)模型研究植物新品種權(quán)行政執(zhí)法試點的政策效應(yīng)和保護政策的作用機制。文章的創(chuàng)新點及邊際貢獻在于：(1)從理論層面，分析探討了新品種權(quán)行政執(zhí)法對對育種創(chuàng)新可能造成的影響，嘗試對知識產(chǎn)權(quán)保護理論進行一定的擴展；(2)從政策實施效果時滯性出發(fā)，實證檢驗了行政執(zhí)法試點的政策效應(yīng)，并通過更改窗口期檢驗驗證了結(jié)果的穩(wěn)健性；(3)機制檢驗部分，驗證了“研發(fā)資金投入”和“研發(fā)人員投入”在新品種權(quán)行政執(zhí)法對育種創(chuàng)新影響中起到的中介作用。

1 理論分析及研究假說

1.1 新品種權(quán)保護政策與植物育種創(chuàng)新

根據(jù)制度經(jīng)濟理論和產(chǎn)權(quán)理論，制度抑制著人們交往中可能出現(xiàn)的任意行為和機會主義行為，同時依靠某種懲罰得以貫徹和執(zhí)行[17]。新品種權(quán)保護制度既涉及對產(chǎn)權(quán)的界定，又涉及對產(chǎn)權(quán)的保護。新品種權(quán)保護相關(guān)政策作為一種知識產(chǎn)權(quán)制度，自其誕生之日起就一直在謀求實現(xiàn)權(quán)利人個人私益和社會公益之間的平衡，必須同時考慮知識產(chǎn)權(quán)的擁有者和社會公眾2個方面的利益，使雙方的利益達到適度的平衡，即對知識產(chǎn)權(quán)的保護，不僅要充分、有效，而且應(yīng)當(dāng)適度與合理。知識產(chǎn)權(quán)制度的這種動態(tài)的平衡，一般主要表現(xiàn)在其對權(quán)利人所享有的權(quán)利期限、權(quán)能大小以及權(quán)利的行使方式等方面。知識產(chǎn)權(quán)必須有有限的保護期，以避免知識產(chǎn)權(quán)永久性地被個人占有，使知識創(chuàng)造來源于社會而最終又回歸于社會[18]。

一方面，新品種權(quán)行政執(zhí)法可以調(diào)節(jié)育種創(chuàng)新的溢出效應(yīng)，使得植物新品種的使用所帶來的經(jīng)濟效益在育種主體和社會農(nóng)業(yè)發(fā)展間達到平衡。隨著改革開放和社會主義市場經(jīng)濟的發(fā)展，育種科研單位逐步面向市場化成為獨立的利益主體，植物新品種權(quán)保護政策切實保障了投資者從新品種的推廣獲得盈利并收回研發(fā)成本，從而有效保障育種主體的權(quán)利和投資者積極性，引導(dǎo)更多資金投入育種科研，資金體量和渠道的提升會促進植物育種創(chuàng)新。同時在市場經(jīng)濟下，新品種的投入和轉(zhuǎn)化在符合市場和生產(chǎn)需求的條件下可以快速為育種單位創(chuàng)造收益，育種單位可實現(xiàn)以市場和生產(chǎn)為導(dǎo)向的新品種研發(fā)，新品種權(quán)保護政策為育種單位的研發(fā)提供了良好的法律環(huán)境。另一方面，新品種權(quán)行政執(zhí)法一定程度上抑制了育種創(chuàng)新主體的模仿創(chuàng)新，使得育種創(chuàng)新主體轉(zhuǎn)向原始創(chuàng)新。有研究指出，對于發(fā)展中國家，模仿創(chuàng)新有利于技術(shù)進步，快速增強創(chuàng)新能力，并在時機成熟時，自然激發(fā)自主創(chuàng)新的欲望，增強知識產(chǎn)權(quán)保護的動機。新品種權(quán)保護政策增加了模仿創(chuàng)新的成本，也會導(dǎo)致派生新品種的減少，使得育種主體獲得較大收益的實質(zhì)性派生品種也隨之減少，原始創(chuàng)新的成本投入高和投入周期長的特點會阻礙創(chuàng)新主體對新品種的研發(fā)意愿，從而影響到育種創(chuàng)新進展。由此可提出以下假說：

假說1：新品種權(quán)行政執(zhí)法對植物育種創(chuàng)新有促進作用。

1.2 新品種權(quán)保護政策、研發(fā)投入與植物育種創(chuàng)新

新品種權(quán)制度及配套法制環(huán)境建設(shè)有利于將社會資金和政府公共資金引入農(nóng)業(yè)育種行業(yè)，增加研發(fā)投入。而資金和人力是一切經(jīng)濟活動的重要動力來源，其經(jīng)費數(shù)量和人力資本直接與育種創(chuàng)新的數(shù)量與質(zhì)量相關(guān)，科研經(jīng)費是創(chuàng)新主體進行創(chuàng)新活動的根本保證。新品種研發(fā)分為原生品種和派生性品種，其研發(fā)難度和產(chǎn)出也有所不同。派生性品種可在模仿創(chuàng)新的基礎(chǔ)上進行改造，模仿創(chuàng)新的投入較原始創(chuàng)新更低，但新品種權(quán)保護政策增加了模仿創(chuàng)新成本，故新品種產(chǎn)生的凈效益也有所降低；而原生品種的創(chuàng)新則有高投入、高風(fēng)險、高收益的特點，大量研發(fā)投入是原始創(chuàng)新行為的必要條件。王宇等通過描述統(tǒng)計發(fā)現(xiàn)新品種權(quán)保護政策實施后會影響研發(fā)投入水平和研發(fā)投入結(jié)構(gòu)，有利于新品種創(chuàng)新成果的快速產(chǎn)業(yè)化，并形成投資利益共同體，推動新品種創(chuàng)新的快速發(fā)展[19]。劉輝利用93家育種機構(gòu)的調(diào)查數(shù)據(jù)，表明植物新品種權(quán)制度會影響農(nóng)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新主體對植物新品種研發(fā)的投資[20]。故提出以下假說：

假說2：新品種權(quán)行政執(zhí)法的實施可通過影響研發(fā)資金投入影響植物育種創(chuàng)新。

假說3：新品種權(quán)行政執(zhí)法的實施可通過影響研發(fā)人員投入影響植物育種創(chuàng)新。

2 數(shù)據(jù)來源及模型設(shè)定

2.1 數(shù)據(jù)來源

植物育種創(chuàng)新活動需要一定時間，成果轉(zhuǎn)化也有一定周期，故政策頒布至新品種申請有時間間隔，新品種從申請到審定并登記需2～5年，選取面板數(shù)據(jù)區(qū)間為2000—2019年。此外，考慮到西藏地區(qū)年度數(shù)據(jù)不全，故剔除該地區(qū)選取全國其他30個省(市)的面板數(shù)據(jù)，經(jīng)過對數(shù)化處理后使用。1997年我國《植物新品種保護法例》正式頒布，2007年展開地區(qū)試點工作，故可依據(jù)試點時間和地區(qū)設(shè)定對照組和試驗組，比較前后變化趨勢。新品種權(quán)申請數(shù)據(jù)來源于農(nóng)業(yè)部科技發(fā)展中心，其他所選數(shù)據(jù)來源于2001—2020年的《中國統(tǒng)計年鑒》《中國科技統(tǒng)計年鑒》《中國區(qū)域經(jīng)濟統(tǒng)計年鑒》《中國財政年鑒》《中國農(nóng)業(yè)統(tǒng)計資料》以及國家統(tǒng)計局研究與試驗發(fā)展(R&D) 普查專題數(shù)據(jù)。

2.2 變量選取

本研究的被解釋變量為植物育種創(chuàng)新水平，指標有新品種申請數(shù)和審定數(shù)，由于新品種審定過程具有一定滯后性，本研究采用新品種申請數(shù)表示育種創(chuàng)新產(chǎn)出。解釋變量為是否實施新品種權(quán)行政執(zhí)法，設(shè)立地區(qū)虛擬變量treati和時間虛擬變量postt，表示i省份在t年是否實施新品種權(quán)保護政策。中介變量為地區(qū)研發(fā)資金投入和研發(fā)人員投入，由于地區(qū)農(nóng)業(yè)研發(fā)難以計算總和，本研究以地區(qū)大型企業(yè)、機構(gòu)育種研發(fā)投入作為研發(fā)投入水平的代理變量。根據(jù)國際植物新品種保護聯(lián)盟的《植物新品種影響報告》統(tǒng)計，品種權(quán)申請量居世界前 10 位的國家全部是發(fā)達國家，且其農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展水平與品種權(quán)申請量相對應(yīng)。同時參考韓敬花等的研究，確定一系列可能影響植物育種創(chuàng)新的控制變量，其中包括地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平、外商直接投資資本、人力資本、政府補貼水平、農(nóng)業(yè)發(fā)展水平、技術(shù)市場水平[21]。變量定義及計算方法見表1。

表1 變量定義及計算方法

2.3 模型設(shè)定及實證策略

為探究新品種權(quán)行政執(zhí)法與植物育種創(chuàng)新的關(guān)系，接下來將分2個步驟進行檢驗：(1)采用雙重差分法對新品種權(quán)行政執(zhí)法效果進行檢驗，驗證該政策對植物育種創(chuàng)新是否有影響，同時分析影響植物育種創(chuàng)新的因素；(2)基于中介效應(yīng)模型進一步檢驗新品種權(quán)行政執(zhí)法通過何種機制對植物育種創(chuàng)新產(chǎn)生影響。

2.3.1 雙重差分模型 采用雙重差分法(DID)在政策實施時間前后設(shè)定試驗組與對照組，通過控制其他影響因素，將試驗組植物育種創(chuàng)新水平在實施新品種權(quán)行政執(zhí)法前后的平均改變量與對照組的政策實施前后平均改變量的差距視為該政策的真正效果。我國于2007年開始在北京市、山西省、吉林省、山東省、內(nèi)蒙古自治區(qū)、黑龍江省、四川省、江西省、河南省、安徽省、浙江省、湖北省、新疆維吾爾自治區(qū)、云南省等15個省(市、自治區(qū))開展新品種權(quán)行政執(zhí)法試點工作，故將這15個省份作為新品種權(quán)政策的試驗組，其余為對照組，建立如下模型：

IR=β0+β1postt+β2treati+β3(postt×treati)+β4corntrol+λi+δt+εit。

(1)

式中：IR為植物育種創(chuàng)新水平；β0為常數(shù)項；β1為時間虛擬變量系數(shù)；β2為地區(qū)虛擬變量系數(shù)；β3為交互項系數(shù)；β4為控制變量的系數(shù)；i為地區(qū)；t為時間；postt為時間虛擬變量，postt=1表示t時期實施了新品種權(quán)保護政策，postt=0表示t時期沒有實施新品種權(quán)保護政策；treati為地區(qū)虛擬變量，treati=1表示地區(qū)i實施了新品種權(quán)保護政策，treati=0表示地區(qū)i未實施新品種權(quán)保護政策；為了檢驗新品種權(quán)保護政策效果，設(shè)立交互項postt×treati，以衡量新品種權(quán)保護政策對植物育種創(chuàng)新水平的影響；control為其他控制變量；λi、δt分別為地區(qū)固定效應(yīng)和時間固定效應(yīng)；εit為擾動項。在此主要關(guān)注的是交互項系數(shù)，它衡量了新品種保護政策對植物育種創(chuàng)新水平的影響程度。

將經(jīng)濟發(fā)展水平、對外開放程度、人力資本水平、政府補貼水平、農(nóng)業(yè)發(fā)展水平、技術(shù)市場水平取對數(shù)后得到描述性統(tǒng)計結(jié)果(表2)。

2.3.2 中介效應(yīng)模型 根據(jù)Baron和Kenny提出的依次檢驗法步驟如下：第1步，驗證新品種權(quán)行政執(zhí)法對植物育種創(chuàng)新的影響；第2步，分別驗證新品種權(quán)行政執(zhí)法對研發(fā)人員投入、研發(fā)資金投入的影響；第3步，將新品種權(quán)行政執(zhí)法效應(yīng)與研發(fā)投入變量一起作為解釋變量放入回歸方程中，被解釋變量為植物育種創(chuàng)新[22]。前文已驗證新品種權(quán)行政執(zhí)法對植物育種創(chuàng)新的影響，則分別引入研究與試驗發(fā)展人員全時當(dāng)量和研究與試驗發(fā)展經(jīng)費內(nèi)部支出變量衡量地區(qū)整體研發(fā)投入水平，將研發(fā)人員投入和研發(fā)資金投入作為中介變量構(gòu)建以下模型：

表2 變量描述性統(tǒng)計結(jié)果

Mediation=β5+β6postt+β7treati+β8(postt×treati)+β9control+li+di+eit；

(2)

IR=α1+α2postt+α3treati+α4(postt×treati)+θMediation+α6control+λi+δi+εit。

(3)

對于中介變量顯著性的判斷依據(jù)為：若模型(1)中檢驗系數(shù)β1顯著，則可以進行下一步，否則中介效應(yīng)不存在，而前文中已驗證β1顯著；下一步則檢驗?zāi)Ｐ拖禂?shù)β8和θ的顯著性，若二者均顯著，則可以說明該變量中介效應(yīng)顯著，同時若α4不顯著或其估計值明顯小于β1，則變量起到強中介效應(yīng)；最后，若系數(shù)β8和θ至少有1個不顯著，則需要進行Sobel檢驗，以進一步判斷中介效應(yīng)。

3 新品種權(quán)保護政策促進植物育種創(chuàng)新效果檢驗

探究新品種權(quán)行政執(zhí)法是否對植物育種創(chuàng)新活動有影響，將進行以下3個實證檢驗以及穩(wěn)健性檢驗。首先繪制試驗組和對照組的平均增長趨勢圖觀察新品種申請數(shù)的平均增長趨勢；其次運用單變量雙重差分方法觀察政策頒布前后均值，初步考察政策效應(yīng)；最后運用雙重差分模型結(jié)合固定效應(yīng)進行實證檢驗，進一步考察新品種權(quán)行政執(zhí)法對植物育種創(chuàng)新的影響。以下為實證結(jié)果。

3.1 時間趨勢假設(shè)檢驗

使用DID模型的前提是必須滿足共同趨勢假設(shè)，即若不存在新品種行政執(zhí)法，試驗組和對照組應(yīng)具有相同變化趨勢，故借助Stata 14.0軟件繪制全國新品種申請數(shù)時間趨勢圖，可直觀揭示出試驗組與對照組隨時間的變化差異。如圖1所示，通過觀察試驗組和對照組的新品種申請均值逐年變化情況的折線圖發(fā)現(xiàn)，在2003年試點政策頒布之前，試驗組和對照組的平均消費量大致平行，初步判斷符合共同趨勢假設(shè)，在2007年試點政策頒布后，曲線差異增大，試驗組增長幅度遠高于對照組。

3.2 單變量雙重差分檢驗

本研究采用單變量雙重差分法逐步對新品種權(quán)行政執(zhí)法的實施效果進行實證檢驗，仍將政策試點地區(qū)作為試驗組，將未進行試點的地區(qū)作為對照組。Before表示新品種權(quán)行政執(zhí)法在地區(qū)試點之前的時期，即2000年至2006年，After表示新品種權(quán)行政執(zhí)法在地區(qū)試點之后的時期，即2007年至2019年。通過計算出試驗組與對照組地區(qū)植物育種創(chuàng)新水平(當(dāng)年新品種申請量)在政策實施前后時期的平均值，再運用t檢驗考察2組植物育種創(chuàng)新水平差異是否在政策實施前后表現(xiàn)出系統(tǒng)差異，結(jié)果如表3所示(其中Diff1=試驗組地區(qū)新品種申請數(shù)均值-對照組地區(qū)新品種申請數(shù)均值，Diff2=各地區(qū)在政策試點之后時期的新品種申請數(shù)均值-政策試點之前時期的新品種申請數(shù)均值)。

表3 單變量雙重差分檢驗結(jié)果

表3說明對對照組地區(qū)而言，其新品種申請數(shù)在新品種權(quán)行政執(zhí)法實施后均值上升了10.374；而試驗組新品種申請數(shù)在新品種行政執(zhí)法實施后均值上升了48.821，且在1%水平上顯著。試驗組與對照組在政策實施后新品種申請數(shù)也顯著上升且在1%水平上顯著。從總體上看，相比于對照組，新品種權(quán)行政執(zhí)法在地區(qū)的實施使得試驗組地區(qū)新品種申請數(shù)量顯著上升，政策效應(yīng)為38.448，植物育種創(chuàng)新水平有所提升。

3.3 雙重差分模型回歸分析

單變量雙重差分法的檢驗結(jié)果說明，新品種權(quán)保護政策進行試點運行后，試驗組地區(qū)的育種創(chuàng)新水平教育對照組有一定提升，但在上述檢驗中并未控制其他可能影響地區(qū)植物育種創(chuàng)新水平的因素。故為了進一步識別新品種權(quán)行政執(zhí)法對植物育種創(chuàng)新的影響，本研究借鑒韓敬花等的研究，引入人均生產(chǎn)總值(GDP)、外商投資總額(FDI)、政府科技三項費用投入(Govrd)、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值(Agri)、技術(shù)市場技術(shù)輸出地域總額(Market)等地區(qū)特征變量，采用地區(qū)固定效應(yīng)模型進行分析[21，23]。由于各指標絕對值較大，為便于橫向比較各變量系數(shù)大小以及對因變量的彈性大小，則對非虛擬變量進行對數(shù)化處理，表4為Stata 14.0運算結(jié)果。

從表4可以看出，在增加控制變量以及時間固定效應(yīng)的過程中，調(diào)整R2值也在不斷增加，說明模型的估計結(jié)果較為穩(wěn)健。模型1-A、模型1-B說明在不加入任何控制變量的情況下，不論是固定時間與否，treat×post系數(shù)在1%水平上顯著為正，模型1-C說明加入控制變量后，treat×post系數(shù)仍在1%水平上顯著為正。因此，可以說明新品種權(quán)行政執(zhí)法的實施顯著提高了地區(qū)新品種申請量，即提高了地區(qū)植物育種創(chuàng)新水平。在控制地區(qū)個體效應(yīng)的情況下，可以發(fā)現(xiàn)人均生產(chǎn)總值、外商投資總額、受高等教育人數(shù)、政府科技支出、農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值和技術(shù)市場交易額度對新品種申請數(shù)的回歸系數(shù)均顯著，說明植物育種創(chuàng)新水平受地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平、對外開放程度、人力資本水平、政府補貼水平、農(nóng)業(yè)發(fā)展水平、技術(shù)市場水平的影響。但加入時間固定效應(yīng)后，上述指標并不顯著，說明這幾個指標受時間序列影響較大。由模型1-C、模型1-D可知農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值對植物新品種申請量回歸系數(shù)顯著為正，說明新品種權(quán)行政執(zhí)法可促進經(jīng)濟效益的增長，激發(fā)植物育種創(chuàng)新的意識，使得植物育種創(chuàng)新水平得到提升。因此，可說明本文假設(shè)1成立，即植物新品種權(quán)行政執(zhí)法對育種創(chuàng)新有促進作用。

表4 雙重差分回歸結(jié)果

3.4 穩(wěn)健性檢驗

3.4.1 平行趨勢檢驗 雙重差分法的使用前提是在政策實施前試驗組和對照組的植物育種創(chuàng)新水平有基本平行的時間趨勢。圖1已經(jīng)初步顯現(xiàn)在新品種權(quán)行政執(zhí)法試點前，試驗組和對照組的新品種申請數(shù)趨勢均比較平緩且差異固定，也初步驗證了平行趨勢假設(shè)。在此基礎(chǔ)上，通過分組變量與新品種權(quán)行政執(zhí)法試點前各年的虛擬變量交叉項的平行趨勢檢驗(表5)，由相似的系數(shù)可以說明在政策試點前，試驗組與對照組地區(qū)的新品種申請數(shù)差異沒有發(fā)生顯著變化，雙重差分方法的平行趨勢檢驗假設(shè)得以驗證。

表5 平行趨勢檢驗結(jié)果

3.4.2 更改窗口期檢驗 考慮到政策的實施以及創(chuàng)新活動響應(yīng)的時效性，將樣本時間范圍縮小至更為均衡的區(qū)間進行穩(wěn)健性檢驗，此次選取年限為2004—2014年(表6)，解釋變量交互項系數(shù)均為正顯著，與前文結(jié)果相同，則可證明回歸的穩(wěn)健性，即新品種權(quán)行政執(zhí)法對植物育種創(chuàng)新水平有正向影響。

表6 更改窗口期穩(wěn)健性檢驗

3.4.3 替換其他衡量植物育種創(chuàng)新指標 植物育種創(chuàng)新水平難以用單一指標完全衡量，上述檢驗中采用新品種申請數(shù)這一指標，品種權(quán)申請量呈穩(wěn)步增加，我國品種權(quán)授權(quán)量呈波浪式上升狀態(tài)，中間呈現(xiàn)幾個變化波段。盡管從理論邏輯上來說，品種權(quán)申請量的增加應(yīng)當(dāng)意味著品種權(quán)授權(quán)量的增加，但是實踐中影響品種權(quán)的授權(quán)因素較多，不適合作為替代變量。品種登記個數(shù)可反映地區(qū)新品種的登記情況和歷年育種情況?，F(xiàn)將品種登記個數(shù)作為被解釋變量再次進行檢驗，控制變量和虛擬變量不變。如表7所示，替換被解釋變量為品種登記數(shù)(Is)后， 交互項系數(shù)均在1%水平上顯著為正，可再次證明結(jié)果的穩(wěn)健性。

表7 替換被解釋變量檢驗結(jié)果

4 新品種權(quán)行政執(zhí)法促進育種創(chuàng)新作用機制檢驗

新品種權(quán)行政執(zhí)法對植物育種創(chuàng)新有直接影響，而其政策通過何種路徑影響植物育種創(chuàng)新水平則需要進一步驗證。新品種權(quán)行政執(zhí)法的實施會加強育種主體新品種權(quán)的保護意識，通過規(guī)范法律環(huán)境使得植物育種創(chuàng)新的外溢效應(yīng)降低，新品種權(quán)的經(jīng)濟效益獨有化，從而增加研發(fā)投入，促進植物育種創(chuàng)新。一方面當(dāng)育種主體對新品種培育成本可以收回且由此獲得大額經(jīng)濟效益，育種主體及投資方的投入意愿增加，從而使得資金總量提高、投資來源多樣；另一方面當(dāng)育種主體創(chuàng)新意愿被激發(fā)，會吸引更多研發(fā)人員投入。故本研究利用中介效應(yīng)模型來檢驗新品種權(quán)行政執(zhí)法是否通過影響地區(qū)研發(fā)投入(包含研發(fā)資金投入和研發(fā)人員投入)來影響植物育種創(chuàng)新水平。

4.1 檢驗研發(fā)人員投入的中介效應(yīng)

隨著新品種權(quán)行政執(zhí)法試點，農(nóng)林業(yè)行政和企事業(yè)單位人員的品種權(quán)意識得到了加強，公眾增強了對新品種保護制度的信賴度，使得研發(fā)人員進入育種創(chuàng)新領(lǐng)域比例增加。同時種業(yè)人才發(fā)展也收到國家層面重視，2017年原農(nóng)業(yè)部在北京召開種業(yè)人才發(fā)展和科研成果權(quán)益改革進展情況匯報會，科學(xué)研究院和學(xué)校相關(guān)單位在科研人才引進和培養(yǎng)方面已經(jīng)取得一定成果，同時對深化科企合作、建立新的協(xié)同育人模式方面有了一定探索?；趧?chuàng)新活動的投入產(chǎn)出理論，研發(fā)人員的投入增加會提升創(chuàng)新活動的活躍度，故采用研發(fā)人員全時當(dāng)量與當(dāng)?shù)啬甑卓側(cè)丝诒戎祦砗饬垦邪l(fā)人員投入強度，檢驗結(jié)果見表8，表中模型1-A至模型 3-A1 表示未加入控制變量時中介效應(yīng)3步檢驗對應(yīng)的回歸結(jié)果；模型1-C至模型3-B1表示加入地區(qū)級控制變量時中介效應(yīng)3步檢驗對應(yīng)的回歸結(jié)果。模型2-A1、模型2-B1結(jié)果顯示，treat×post的系數(shù)分別在1%、5%水平上顯著，說明新品種權(quán)行政執(zhí)法顯著提升地區(qū)研發(fā)人員的投入水平。模型3-A1、模型3-B1結(jié)果顯示researchpeop系數(shù)在1%水平上顯著為正且treat×post的系數(shù)顯著卻小于第1步中β1的估計系數(shù)，說明研發(fā)人員投入在新品種權(quán)行政執(zhí)法和植物育種創(chuàng)新之間起到顯著的“強中介效應(yīng)”。加入控制變量后，整體顯著性水平和系數(shù)值有所降低，說明控制變量中對植物育種創(chuàng)新水平也有一定影響。由此可證明本文假說2，即新品種權(quán)行政執(zhí)法的實施可通過影響研發(fā)人員投入影響植物育種創(chuàng)新。

表8 以研發(fā)人員投入作為中介變量回歸結(jié)果

4.2 檢驗研發(fā)資金投入的中介效應(yīng)

根據(jù)《2017中國種子產(chǎn)業(yè)發(fā)展報告》顯示，2017年種子企業(yè)科研總投入為42.33億元，同比提高2.76億元，其中企業(yè)自主投入38.69億元，財政項目投入資金3.22億元，非財政資金投入0.42億元。財政資金流入企業(yè)的部分較少，且相比于2016年略有下降。研發(fā)資金作為創(chuàng)新活動的重要來源，研發(fā)資金投入增加會增加創(chuàng)新活動數(shù)量和質(zhì)量，故采用研究與試驗發(fā)展經(jīng)費內(nèi)部支出與地方財政支出的比值來衡量研發(fā)資金投入強度，檢驗結(jié)果見表9。模型2-A2、模型2-B2結(jié)果顯示，treat×post的系數(shù)分別在5%水平上顯著，說明新品種權(quán)行政執(zhí)法顯著提升地區(qū)研發(fā)人員的投入水平。模型3-A2、模型3-B2結(jié)果顯示researchcost系數(shù)分別在1%、10%水平上顯著為正，雖然模型3-A2中交互項系數(shù)高于模型1-A中的系數(shù)，但加入控制變量后系數(shù)降低，說明研發(fā)資金投入仍起到中介效應(yīng)。由此可證明本文假設(shè)3，即新品種權(quán)行政執(zhí)法的實施可通過影響研發(fā)人員投入影響植物育種創(chuàng)新。

表9 以研發(fā)資金投入作為中介變量回歸結(jié)果

5 結(jié)論與政策建議

種業(yè)是國家戰(zhàn)略性、基礎(chǔ)性核心產(chǎn)業(yè)，植物育種創(chuàng)新是種業(yè)發(fā)展的重要推動力。新品種權(quán)保護重視程度逐年遞增，而新品種權(quán)行政執(zhí)法的實施是否能實質(zhì)性推動植物育種創(chuàng)新是亟待回答的問題。本研究利用2000—2019年省際地區(qū)面板數(shù)據(jù)，以地區(qū)的新品種申請數(shù)衡量植物育種創(chuàng)新水平，運用雙重差分法考察新品種權(quán)行政執(zhí)法是否影響地區(qū)的植物育種創(chuàng)新水平，再進行中介效應(yīng)分步檢驗提出政策影響路徑。

5.1 結(jié)論

新品種權(quán)行政執(zhí)法對地區(qū)新品種申請數(shù)有顯著的正向影響作用，也說明新品種權(quán)行政執(zhí)法對植物育種創(chuàng)新起到較好效果。此結(jié)論在進行了平行趨勢假設(shè)、更改窗口期檢驗、替換其他衡量植物育種創(chuàng)新指標等一系列穩(wěn)健性檢驗后依然成立。雖然在更改窗口期檢驗過程中顯著性水平略有降低，也說明政策試點實施過程中遇到的阻礙，如新品種推廣的價格波動、品種權(quán)糾紛等問題使得政策效果也有所波動。

外商投資水平、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)水平、政府補貼水平、技術(shù)市場交易水平均對植物育種創(chuàng)新有正向影響。新品種權(quán)行政執(zhí)法的實施降低了新品種創(chuàng)新成果的外溢效應(yīng)，企業(yè)機構(gòu)育種主體的創(chuàng)新成果自有性和經(jīng)濟性提高，吸引外部資金注入，促進地區(qū)育種創(chuàng)新水平提高。農(nóng)業(yè)生產(chǎn)水平的提高也為新品種推廣和收益奠定了基礎(chǔ)，從而促進育種創(chuàng)新意愿增加。隨著新品種權(quán)行政執(zhí)法的實施，政府科技投入力度增加，有利于公立機構(gòu)等育種創(chuàng)新主體開展創(chuàng)新活動。技術(shù)市場技術(shù)輸出金額能反映地區(qū)技術(shù)交易市場水平，該指標受地區(qū)知識產(chǎn)權(quán)保護水平的影響，技術(shù)交易市場的活躍度越高，可說明知識產(chǎn)權(quán)保護水平提高，則育種主體創(chuàng)新意愿和創(chuàng)新活動也會隨之增加。

新品種權(quán)行政執(zhí)法可通過影響研發(fā)資金投入和研發(fā)人員投入來影響植物育種創(chuàng)新。運用面板數(shù)據(jù)中介效應(yīng)分布檢驗法，結(jié)果表明研發(fā)人員投入在新品種權(quán)行政執(zhí)法與植物育種創(chuàng)新水平之間起到強中介效應(yīng)，研發(fā)資金投入也起到顯著中介效應(yīng)，驗證了“新品種權(quán)行政執(zhí)法研發(fā)投入→植物育種創(chuàng)新”這一影響機制。

5.2 政策建議

5.2.1 完善種業(yè)行政執(zhí)法政策，維護品種權(quán)人利益 隨著我國新品種保護條例和種子法的頒布，新品種申請數(shù)量和審定數(shù)量已經(jīng)有了較大幅度增長，但仍存在種業(yè)政策貫徹實施不到位、新品種審定數(shù)量好種類較低的問題。(1)需加強新品種認證制度建設(shè)和知識產(chǎn)權(quán)保護，強化品種權(quán)執(zhí)法，降低因種業(yè)侵權(quán)、制假等行為影響育種主體的創(chuàng)新積極性事件概率。(2)進一步明確種業(yè)監(jiān)管主體并規(guī)范種業(yè)市場監(jiān)督，建立新品種檔案，將新品種審定信息、試驗示范信息及田間試驗結(jié)果記錄在冊，為生產(chǎn)用種安全提供依據(jù)。(3)完善品種保護機制，保證新品種權(quán)的經(jīng)濟效益不外溢，提升技術(shù)交易市場活躍度，增加科研人員積極性、企業(yè)與社會對種業(yè)投資的積極性，育種主體的創(chuàng)新活動才會有所增加。

5.2.2 提升地方政策促進效應(yīng)，加快政策機制創(chuàng)新 落實國家和省種業(yè)相關(guān)政策，將國家指引性條例轉(zhuǎn)化為地方具體實施措施，從倡導(dǎo)性政策轉(zhuǎn)化成推動型政策。(1)地方性政策適時修訂并完善，結(jié)合地區(qū)特征完善商業(yè)化育種成果獎勵機制，發(fā)展適合地區(qū)性質(zhì)且能高效顯著促進育種的創(chuàng)新活動，如吉林省定期舉辦農(nóng)作物種質(zhì)資源普查與收集培訓(xùn)班，普及育種知識和提升創(chuàng)新意識；安徽省進一步增加政策性農(nóng)業(yè)保險補貼品種和擴大補貼范圍等。(2)以創(chuàng)新驅(qū)動高質(zhì)量發(fā)展概念為指引，推進體制改革和機制創(chuàng)新，優(yōu)化申請受理、品種試驗、審定公告、引種備案流程，縮短新品種從研發(fā)至產(chǎn)生經(jīng)濟效益的系統(tǒng)性時長。(3)由政府牽頭整合地區(qū)性農(nóng)作物資源，構(gòu)建以產(chǎn)業(yè)為主導(dǎo)、企業(yè)為主體、基地為依托、產(chǎn)學(xué)研相結(jié)合、“育繁一體化”的現(xiàn)代農(nóng)作物種業(yè)體系。

5.2.3 加強專項科研經(jīng)費投入，激發(fā)育種創(chuàng)新活力 地方政府均有科技固定支出，但針對種業(yè)專項資金投入不足，同時政府資金主要集中于公共研發(fā)單位，企業(yè)等私有主體資金投入不夠，育種創(chuàng)新動力不平衡。故需要從加強專項科研經(jīng)費投入入手，激發(fā)育種創(chuàng)新的活力。(1)通過政府設(shè)立種業(yè)專項資金，?？顚Ｓ?，鼓勵植物育種創(chuàng)新活動。(2)需要加大對種業(yè)科研、技術(shù)服務(wù)專項資金的支持力度，通過低息或貼息新品種培育專項科技貸款、鼓勵其他行業(yè)資金進入種業(yè)的優(yōu)惠政策等措施，支持種子企業(yè)和科研機構(gòu)大膽培育新品種。(3)以市場需求為導(dǎo)向，經(jīng)費投入由公有科研機構(gòu)向企業(yè)傾斜，解決我國科研育種與生產(chǎn)需求脫節(jié)、科研成果向?qū)嶋H生產(chǎn)流動阻礙的問題，推動以企業(yè)為主體的商業(yè)化育種新機制。

5.2.4 建立研發(fā)人才激勵機制，鼓勵成果薪酬激勵 農(nóng)業(yè)是遲效性、高投入行業(yè)，對從業(yè)人員要求較高?？蒲杏N機構(gòu)、商業(yè)化企業(yè)和種子管理部門普遍表現(xiàn)專業(yè)人才嚴重缺失、高層次人才留不住的問題。(1)要通過政策效應(yīng)注重對研發(fā)人才的引進和培養(yǎng)，聯(lián)合高校、科研機構(gòu)、企業(yè)三方資源建立研發(fā)人力平臺，加大對高端人才培養(yǎng)力度，構(gòu)造適度寬松的研發(fā)人才評價體系，引導(dǎo)人才在平臺中的流動，通過高薪等方式減少人員向外溢出。(2)注重研發(fā)人才的激勵機制完善，包括精神激勵、薪酬激勵、榮譽激勵，激發(fā)科技人才的創(chuàng)造動力。(3)鼓勵成果薪酬激勵方式，以技術(shù)入股、成果入股等方式將技術(shù)人員的創(chuàng)新成果與個人獎勵掛鉤，吸引并留住大量優(yōu)秀技術(shù)人才。