摘要： 擴大技術(shù)市場規(guī)模對提升農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新質(zhì)量具有重要作用。以2004—2020年為研究時段，利用機器學(xué)習(xí)與文本分析方法，測算各省（市、自治區(qū)）農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新質(zhì)量；在此基礎(chǔ)上，實證分析技術(shù)市場規(guī)模對農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新質(zhì)量的影響效應(yīng)，通過構(gòu)建中介效應(yīng)模型揭示了技術(shù)市場規(guī)模影響農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新質(zhì)量的作用機制。研究發(fā)現(xiàn)：技術(shù)市場規(guī)模對農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新質(zhì)量具有顯著的正向影響，且這一影響在中部和東部地區(qū)較強，而在西部地區(qū)則相對較弱；技術(shù)市場規(guī)模通過知識溢出和協(xié)同創(chuàng)新效應(yīng)，正向促進農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新質(zhì)量提高；其中，知識溢出的中介效應(yīng)強于協(xié)同創(chuàng)新。研究結(jié)論為進一步厘清技術(shù)市場規(guī)模影響農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新質(zhì)量的作用機理提供了經(jīng)驗證據(jù)，也為如何提升農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新質(zhì)量提供了新視角與新路徑。

關(guān)鍵詞：技術(shù)市場規(guī)模；農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新質(zhì)量；機器學(xué)習(xí)

中圖分類號：F303.2；F323.5 文獻標(biāo)識碼：A

基金項目：國家自然科學(xué)基金重點項目“鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略實施中政府與市場的關(guān)系及其協(xié)調(diào)研究”（71933004）；浙江省社會科學(xué)基金重大項目“中國農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)綠色轉(zhuǎn)型與發(fā)展研究”（24YJRC09ZD）；浙江農(nóng)林大學(xué)科研發(fā)展基金人才啟動項目“中國農(nóng)業(yè)綠色低碳發(fā)展問題研究”（2023FR015）。

0 引言

科技創(chuàng)新是實現(xiàn)我國農(nóng)業(yè)經(jīng)濟穩(wěn)定、持續(xù)增長的重要保障，也是發(fā)展現(xiàn)代農(nóng)業(yè)的根本出路[1]。黨的十八大以來，黨中央始終堅持把創(chuàng)新作為引領(lǐng)農(nóng)業(yè)發(fā)展的第一動力，通過加大研發(fā)投入和科技體制機制改革等各種方式，加快提升農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新水平，著力增強農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化建設(shè)與發(fā)展動能。然而，農(nóng)業(yè)科技長期發(fā)展中所存在的成果轉(zhuǎn)化率低、區(qū)域間發(fā)展失衡以及關(guān)鍵技術(shù)受制于人等問題依然尚未改變，科技與經(jīng)濟“兩張皮”的狀況并未逆轉(zhuǎn)和根本改觀[2]。有研究表明，創(chuàng)新成果質(zhì)量不高是導(dǎo)致對農(nóng)業(yè)發(fā)展支撐力不強的重要因素，也由此制約了我國農(nóng)業(yè)科技發(fā)展水平的有效提升[3]。從實踐上看，我國農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新質(zhì)量不高主要表現(xiàn)為科技創(chuàng)新成果的市場導(dǎo)向性不強、可轉(zhuǎn)化成果數(shù)量較少。據(jù)《2021中國農(nóng)業(yè)科技論文與專利全球競爭力分析》報告顯示，中國農(nóng)業(yè)發(fā)明專利申請量位列全球第一，但國際發(fā)明專利授權(quán)率僅為21.7%，遠低于發(fā)達國家的37.7%；農(nóng)業(yè)科技成果能夠?qū)崿F(xiàn)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)化的也只有23%，而發(fā)達國家的這一比例則為67%。因此，對如何提升我國農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新質(zhì)量的深入研究，既是實現(xiàn)高水平農(nóng)業(yè)科技自立自強的現(xiàn)實需要，也是強化科技和改革雙輪驅(qū)動農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的內(nèi)在要求。

科技創(chuàng)新質(zhì)量與技術(shù)市場轉(zhuǎn)化程度密切相關(guān)[ 4-5]。作為實現(xiàn)創(chuàng)新資源市場化配置和技術(shù)成果產(chǎn)業(yè)化轉(zhuǎn)移的平臺，技術(shù)市場不僅能很好地將“科技”與“經(jīng)濟”相連接，促進知識產(chǎn)生與技術(shù)擴散[6]，也可以推動創(chuàng)新要素的有序流動和高效配置，實現(xiàn)創(chuàng)新主體優(yōu)勢互補[7]，對區(qū)域科技創(chuàng)新發(fā)展具有重要作用。黨中央、國務(wù)院在2020年3月發(fā)布的《構(gòu)建更加完善的要素市場化配置體制機制的意見》中明確提出要加快發(fā)展技術(shù)要素市場，發(fā)揮市場配置科技資源的決定性作用，助力實施創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展戰(zhàn)略。這無疑為進一步厘清技術(shù)市場影響科技創(chuàng)新的作用機理提出了新的和更高的理論要求。既有關(guān)于技術(shù)市場與科技創(chuàng)新關(guān)系的研究多集中于探討技術(shù)市場規(guī)模對創(chuàng)新的影響，具體包括技術(shù)市場規(guī)模對區(qū)域創(chuàng)新能力、創(chuàng)新效率的影響等[8-9]。而現(xiàn)有研究對二者關(guān)系的認識也并不一致，持肯定觀點的研究認為技術(shù)市場規(guī)模擴大會形成規(guī)模效應(yīng)，有助于改善技術(shù)要素的配置效率，進而對區(qū)域科技創(chuàng)新呈現(xiàn)出正向影響[10]；而另一些觀點則認為技術(shù)市場中過多的技術(shù)商品會引發(fā)擁擠效應(yīng)，從而對創(chuàng)新產(chǎn)生抑制作用[11]。無論持有何種觀點，現(xiàn)有文獻仍局限于探討技術(shù)市場規(guī)模對一般技術(shù)創(chuàng)新的影響，尚未聚焦高質(zhì)量技術(shù)創(chuàng)新這一重要議題，即未能從創(chuàng)新質(zhì)量層面對技術(shù)市場的作用效果與內(nèi)在機制進行深入探討，尤其是技術(shù)市場規(guī)模對農(nóng)業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量影響的研究仍嚴(yán)重不足。而相較于其他產(chǎn)業(yè)，農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)的內(nèi)在特性使得其創(chuàng)新周期長、收益率低和“重數(shù)量、輕質(zhì)量”的創(chuàng)新現(xiàn)象更加突出。因此，加強對技術(shù)市場與農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新質(zhì)量相關(guān)關(guān)系的理論與實證探討，便顯得十分重要。

研發(fā)主體在創(chuàng)新質(zhì)量提升的過程中，不僅需要從外部搜尋新的知識和信息，也需要積極構(gòu)建合作關(guān)系，并實現(xiàn)與合作者的有效溝通與靈感碰撞。而在不同技術(shù)市場特征及其供需結(jié)構(gòu)下，會產(chǎn)生不同的知識獲取與合作交流機會，促使研發(fā)主體形成差異化的創(chuàng)新決策，最終影響區(qū)域創(chuàng)新的質(zhì)量水平[12]。一方面，由貨幣知識外部性理論可知，隨著區(qū)域技術(shù)市場規(guī)模的增加，區(qū)域知識商品的價格會因為知識交流活動的集中化而有所降低[13]，進而促進了知識、信息在區(qū)域內(nèi)部或區(qū)域之間的溢出和擴散，也增加了研發(fā)主體獲取知識和信息的機會，并進一步增強了創(chuàng)新質(zhì)量提高的可能性；另一方面，技術(shù)市場規(guī)模擴大也意味著市場上交易行為更加頻繁，研發(fā)主體間互動和信任的積累隨之不斷增加，使合作研發(fā)、協(xié)同創(chuàng)新的機會不斷擴大[7]，這種協(xié)同創(chuàng)新機制的形成不僅能讓研發(fā)主體共同面對創(chuàng)新過程中的技術(shù)難題，也可以通過分?jǐn)倓?chuàng)新成本和提高創(chuàng)新效率來提升創(chuàng)新的質(zhì)量水平。由于現(xiàn)有文獻尚缺乏對技術(shù)市場影響農(nóng)業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量作用機制的量化研究，有必要從知識溢出和協(xié)同創(chuàng)新兩方面著手，實證分析技術(shù)市場規(guī)模對農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新質(zhì)量的影響機制。

鑒于此，本文基于農(nóng)業(yè)專利成果的可轉(zhuǎn)化度，利用機器學(xué)習(xí)和文本分析方法科學(xué)評價各地區(qū)農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新的質(zhì)量水平。在此基礎(chǔ)上，構(gòu)建計量經(jīng)濟模型，實證研究技術(shù)市場規(guī)模對農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新質(zhì)量的影響效應(yīng)與作用機制。本文在學(xué)術(shù)研究上的邊際貢獻主要包括：①構(gòu)建技術(shù)市場規(guī)模影響農(nóng)業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量研究的理論分析框架，深化對技術(shù)市場規(guī)模影響農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新質(zhì)量理論機制的認識；②采用機器學(xué)習(xí)和文本分析方法測度農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新質(zhì)量水平，進而實證檢驗技術(shù)市場規(guī)模對農(nóng)業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量的影響效應(yīng)，豐富了對農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新質(zhì)量的前因研究；③基于知識溢出和協(xié)同創(chuàng)新兩方面，展開對技術(shù)市場影響農(nóng)業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量作用機制的分析，從擴大技術(shù)市場規(guī)模的視角為提升農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新質(zhì)量提出合理建議。

1 文獻綜述

現(xiàn)有文獻對科技創(chuàng)新質(zhì)量的內(nèi)涵、測度以及影響因素等進行了較為深入的探討。從內(nèi)涵上看，創(chuàng)新質(zhì)量通常以創(chuàng)新成果的價值來體現(xiàn)，而專利是最典型的技術(shù)創(chuàng)新成果[14]。已有研究利用不同的方法對科技創(chuàng)新質(zhì)量進行了測度，常用的指標(biāo)包括法律狀態(tài)、市場價值、專利文本、專利引用等[15]，多數(shù)研究均發(fā)現(xiàn)我國科技創(chuàng)新數(shù)量與質(zhì)量不協(xié)調(diào)，盡管專利申請數(shù)量占優(yōu)勢，但整體質(zhì)量不高[16]?，F(xiàn)有研究進一步基于科技創(chuàng)新內(nèi)在特征和外在環(huán)境分析了科技創(chuàng)新質(zhì)量的前因變量。內(nèi)部因素集中探討了研發(fā)人員的個體特征和研發(fā)過程中的策略差異對創(chuàng)新質(zhì)量的影響，由于部分研發(fā)人員成果轉(zhuǎn)化的意愿不強以及創(chuàng)新能力不足，導(dǎo)致創(chuàng)新成果難以商業(yè)化或者難以產(chǎn)生較高的市場價值[17]；而在研發(fā)過程中，協(xié)同創(chuàng)新不夠、政策性創(chuàng)新比重較高以及要素投入不足等對科技創(chuàng)新質(zhì)量具有顯著影響[18]。從外部因素上看，有利的政策導(dǎo)向和良好的創(chuàng)新環(huán)境是促進創(chuàng)新質(zhì)量提升的重要保障，知識產(chǎn)權(quán)保護制度不完善以及缺乏市場導(dǎo)向型創(chuàng)新激勵政策等對創(chuàng)新質(zhì)量提升產(chǎn)生了阻礙[19]；此外，科技中介服務(wù)、投融資渠道、創(chuàng)新基礎(chǔ)設(shè)施等外在條件因素也是影響科技創(chuàng)新質(zhì)量的重要因素[17]。

作為技術(shù)商品交易的場所，技術(shù)市場與科技創(chuàng)新活動關(guān)系密切[4-5]。技術(shù)轉(zhuǎn)移的本質(zhì)是對技術(shù)知識的進一步挖掘并促使其價值實現(xiàn)的過程，在轉(zhuǎn)移的過程中，技術(shù)受讓方能獲得更多的知識資源，研發(fā)主體將從市場中得到的知識資源與研發(fā)活動結(jié)合起來，有利于促進自主創(chuàng)新水平的提升[20]。同時，技術(shù)市場蘊含著大量需求信號，也能夠促使供給方與需求方實現(xiàn)高效連接，對技術(shù)供給主體的研發(fā)活動形成有效激勵[21]。已有文獻雖然對技術(shù)市場與科技創(chuàng)新的因果關(guān)系進行了大量分析，但大多將技術(shù)市場成交額作為技術(shù)市場發(fā)展水平的表征指標(biāo)，以反映技術(shù)市場規(guī)?；蚴袌龊穸葘?chuàng)新的影響程度。研究結(jié)果表明技術(shù)市場規(guī)模擴大可以通過增加可選創(chuàng)新機會和產(chǎn)生貨幣知識外部性來促進區(qū)域技術(shù)進步[5]，通過優(yōu)化資源配置和促進協(xié)同創(chuàng)新來改善區(qū)域創(chuàng)新效率[9]，通過增加研發(fā)投入、促進技術(shù)溢出等來提升區(qū)域產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)效率[22]。盡管技術(shù)市場規(guī)模增加能夠顯著促進產(chǎn)學(xué)研深度融合，但由于政府支持力度、信息基礎(chǔ)設(shè)施水平、市場化發(fā)展進程的不同，上述影響往往存在地區(qū)差異[23]。也有研究認為市場上過多的參與者會導(dǎo)致?lián)頂D，即技術(shù)市場規(guī)模的過度擴張對創(chuàng)新效率產(chǎn)生了抑制作用[11]。

綜上所述，學(xué)術(shù)界圍繞技術(shù)市場與科技創(chuàng)新質(zhì)量問題已經(jīng)進行了大量研究，研究成果為本文奠定了堅實的基礎(chǔ)。但為了進一步增強技術(shù)市場驅(qū)動農(nóng)業(yè)高質(zhì)量創(chuàng)新研究的理論深度，以下方面還有待進一步深化與拓展?，F(xiàn)有研究從內(nèi)外兩方面對創(chuàng)新質(zhì)量的前因變量進行了詳細分析，但均忽略了對技術(shù)市場這一與創(chuàng)新密切相關(guān)因素的深入探究。以區(qū)域為單位的研究雖關(guān)注到技術(shù)市場規(guī)模與區(qū)域科技創(chuàng)新的因果關(guān)系，卻未能從一般創(chuàng)新聚焦到農(nóng)業(yè)領(lǐng)域的創(chuàng)新質(zhì)量層面。事實上，創(chuàng)新質(zhì)量不足是制約我國農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新發(fā)展的重要因素，深入揭示技術(shù)市場規(guī)模對農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新質(zhì)量的影響效應(yīng)與作用機制則是探索農(nóng)業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量提升路徑的基礎(chǔ)環(huán)節(jié)。因此，系統(tǒng)考察技術(shù)市場規(guī)模影響農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新質(zhì)量的作用效果與內(nèi)在機制成為本文的主要目標(biāo)。

2 理論分析與研究假設(shè)

創(chuàng)新成果的可轉(zhuǎn)化性是創(chuàng)新質(zhì)量的直接體現(xiàn)。技術(shù)市場作為技術(shù)商品的營銷場所和領(lǐng)域，能夠連接技術(shù)供需兩端，在需求牽引下，倒逼科研部門通過提升科技創(chuàng)新針對性來滿足技術(shù)市場需求。技術(shù)市場規(guī)模的增加不僅能夠增強研發(fā)主體信息與資源的可獲得性，還可以通過知識交流活動的集中化降低知識獲取成本，從而促進創(chuàng)新質(zhì)量提高[8]。在實踐中，由于受農(nóng)業(yè)自身特點的影響，農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新存在周期長、收益率低和公益性強等特征[2]，因而農(nóng)業(yè)研發(fā)主體面向市場進行創(chuàng)新活動的積極性往往較低，進而對創(chuàng)新質(zhì)量產(chǎn)生阻礙。經(jīng)濟學(xué)理論表明，行為人有追求自身利益最大化的行為動機，而研發(fā)主體進行研發(fā)策略選擇時的收益預(yù)期差異會引起不同地區(qū)農(nóng)業(yè)科研主體的創(chuàng)新決策產(chǎn)生差別。相較而言，技術(shù)市場規(guī)模較大地區(qū)的農(nóng)業(yè)研發(fā)主體收益預(yù)期高，從而面向市場需求進行創(chuàng)新活動的動機更強，有利于農(nóng)業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量的提高。

具體來說，一方面，研發(fā)主體創(chuàng)新活動的收益預(yù)期與其創(chuàng)新能力密切相關(guān)，即研發(fā)主體的創(chuàng)新能力越強，取得高質(zhì)量創(chuàng)新成果的可能性就越大，其創(chuàng)新活動的收益預(yù)期也就相對越高[24]。技術(shù)市場不僅是技術(shù)商品的交易平臺，也是研發(fā)主體進行技術(shù)交流的重要場所。在技術(shù)市場規(guī)模較大的地區(qū)，其技術(shù)市場的活躍度較高，資源與信息也更為豐富，有利于農(nóng)業(yè)研發(fā)主體在市場中搜尋潛在的合作對象，通過構(gòu)建良性關(guān)系來實現(xiàn)協(xié)同創(chuàng)新，因而其產(chǎn)出高質(zhì)量創(chuàng)新成果的能力與收益預(yù)期也就相對更高，由此提升了研發(fā)主體面向市場進行創(chuàng)新活動的意愿水平。另一方面，技術(shù)市場規(guī)模擴大有利于提升科研部門與市場的知識交換效率，促進知識與信息的溢出和擴散，進而緩解技術(shù)市場的逆向選擇問題，使高質(zhì)量技術(shù)能夠獲得其應(yīng)有的利潤回報，進一步激發(fā)研發(fā)人員進行高質(zhì)量創(chuàng)新活動的積極性。一般認為，行為人的價值感知越強，其收益預(yù)期越高。技術(shù)市場規(guī)模較大地區(qū)的農(nóng)業(yè)研發(fā)主體更易感知高質(zhì)量創(chuàng)新所產(chǎn)生的價值，在價值感知的影響下，其對高質(zhì)量創(chuàng)新的收益預(yù)期更高，因而也就更有可能產(chǎn)出高質(zhì)量的創(chuàng)新成果。由此得到如下假設(shè)。

H1 技術(shù)市場規(guī)模的擴大有助于提高農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新質(zhì)量。

除了直接效應(yīng)外，技術(shù)市場規(guī)模還可能通過一系列中介機制來間接影響農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新質(zhì)量。具體分析如下。

第一，知識溢出效應(yīng)。即技術(shù)市場規(guī)模擴大通過促進知識溢出來推動農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新質(zhì)量提升。首先，農(nóng)業(yè)研發(fā)主體借助技術(shù)市場規(guī)模擴大增加了與市場主體間的互動頻率，拓展社會關(guān)系網(wǎng)絡(luò)，形成了不同部門、不同地區(qū)間研發(fā)人員的交流合作，促進了知識的溢出與擴散，進而增強了對農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新質(zhì)量提升的推動力；其次，由技術(shù)市場聯(lián)結(jié)起來的研發(fā)人員會隨著技術(shù)市場規(guī)模的擴大而獲取更多的人才交流機會，通過研發(fā)人員的人才流動增強了知識和信息傳播的可能性[25]，有利于促進農(nóng)業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量提高；最后，較大規(guī)模的技術(shù)市場能夠提供更多的市場需求信息，引導(dǎo)農(nóng)業(yè)研發(fā)人員進行有目的的技術(shù)創(chuàng)新，有助于促進知識的推廣應(yīng)用與創(chuàng)新質(zhì)量的提高。由此，得到如下假設(shè)。

H2 技術(shù)市場規(guī)模擴大通過促進知識溢出正向影響農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新質(zhì)量。

第二，協(xié)同創(chuàng)新效應(yīng)。即技術(shù)市場規(guī)模擴大通過促進協(xié)同創(chuàng)新來推動農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新質(zhì)量提升。一方面，技術(shù)市場規(guī)模擴大能夠有效提高農(nóng)業(yè)研發(fā)主體對潛在合作對象的發(fā)現(xiàn)概率從而增強協(xié)同創(chuàng)新的可能性，通過協(xié)同創(chuàng)新加快研發(fā)速度和提升研發(fā)效率，以緩解農(nóng)業(yè)研發(fā)部門因創(chuàng)新開放程度不夠而對農(nóng)業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量產(chǎn)生的負面影響[26]；另一方面，較大規(guī)模的技術(shù)市場往往有著更加公開透明的市場信息，從而減少了因信息不對稱而導(dǎo)致的逆向選擇，也降低了市場主體間的合作風(fēng)險，使農(nóng)業(yè)研發(fā)者在協(xié)同創(chuàng)新中更易獲得合理的收益，在經(jīng)濟回報激勵下，研發(fā)主體進行對外合作創(chuàng)新的積極性更強，進而對區(qū)域協(xié)同創(chuàng)新水平的提高產(chǎn)生積極影響，有利于催生高質(zhì)量的農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新成果。由此，得到如下假設(shè)。

H3 技術(shù)市場規(guī)模擴大通過促進協(xié)同創(chuàng)新正向影響農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新質(zhì)量。

3 研究設(shè)計

3.1 數(shù)據(jù)來源

本文所使用的數(shù)據(jù)獲取自有關(guān)部門的統(tǒng)計年鑒，如《全國農(nóng)業(yè)科技統(tǒng)計資料匯編》《中國農(nóng)村統(tǒng)計年鑒》《中國科技統(tǒng)計年鑒》《中國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)統(tǒng)計年鑒》等；國內(nèi)外權(quán)威機構(gòu)的統(tǒng)計資料如FAO、OECD的數(shù)據(jù)庫、PatSnap專利數(shù)據(jù)庫等；各級政府與相關(guān)部門不同歷史時期農(nóng)業(yè)科研相關(guān)的統(tǒng)計數(shù)據(jù)。我國從2004年開始，每年以一號文件形式指導(dǎo) “三農(nóng)”工作，極大推動了農(nóng)業(yè)快速發(fā)展，對農(nóng)業(yè)技術(shù)成果的需求也將快速增加，2004—2020年的時間跨度能較好反映出以“三農(nóng)”為主題的中央一號文件發(fā)布以來，農(nóng)業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量的變化情況，因此，本文選擇以2004—2020年為研究時段，研究區(qū)域為我國30個省份（由于數(shù)據(jù)缺失，不包括西藏、香港、澳門和臺灣）。同時，基于通貨膨脹對各年數(shù)據(jù)的影響，通過居民消費價格指數(shù)對相應(yīng)年份各省份數(shù)據(jù)進行計算，得到以2004年為基準(zhǔn)年的不變價數(shù)據(jù)。

3.2 變量測度

3.2.1 被解釋變量農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新質(zhì)量（QUA） 現(xiàn)有研究在測度科技創(chuàng)新成果產(chǎn)出水平時，專利是最常用的指標(biāo)。由于只有獲得授權(quán)的專利存在一定權(quán)利和利益，且專利在授權(quán)后不允許修改，其質(zhì)量是穩(wěn)定不變的，從而更利于評價和衡量[27]。因此，本文選擇農(nóng)業(yè)發(fā)明專利質(zhì)量指數(shù)作為農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新質(zhì)量的代理變量?？紤]到專利發(fā)明人為通過專利審核而產(chǎn)生的虛引、濫引現(xiàn)象時有發(fā)生，單一的被引次數(shù)將難以反映專利質(zhì)量的真實水平，本文參考程強遠等[28]的研究，將專利中包含對創(chuàng)新有實際價值的知識元素作為創(chuàng)新基因，以專利中有效創(chuàng)新基因的被引用次數(shù)來反映其質(zhì)量水平。具體處理辦法如下。

第一，采用Python結(jié)巴分詞方法，對每一項專利名稱中的專利知識信息進行分詞，以提取該專利的有效創(chuàng)新基因。比如，一個專利的名稱為“一種農(nóng)業(yè)物聯(lián)網(wǎng)農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量安全溯源的方法及系統(tǒng)”，在經(jīng)過分詞之后，呈現(xiàn)為“一種/農(nóng)業(yè)/物聯(lián)網(wǎng)/農(nóng)產(chǎn)品/質(zhì)量/質(zhì)量安全/溯源/的/方法/及/系統(tǒng)”的形式，基于詞庫篩選，刪除“一種”“農(nóng)業(yè)”“的”“方法”“及”“系統(tǒng)”等無意義詞匯，得到“物聯(lián)網(wǎng)/質(zhì)量安全/溯源”等，每個關(guān)鍵詞可看作一個創(chuàng)新基因，因此，每項專利可能具有多個創(chuàng)新基因。第二，將第t年農(nóng)業(yè)發(fā)明專利i的質(zhì)量quait定義為該專利中原創(chuàng)基因的被引用頻次，考察農(nóng)業(yè)專利的原創(chuàng)基因在3年內(nèi)的語義被引用量。構(gòu)建農(nóng)業(yè)發(fā)明專利質(zhì)量的測度指標(biāo)如下。

各變量的賦值與說明如表1所示。

3.4 數(shù)據(jù)描述性統(tǒng)計與分析

表2為各變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果，可以看出，技術(shù)市場成交額均值為2 051 365.030萬元，最大值和最小值分別為44 240 351.382萬元和1 885.290萬元，技術(shù)市場規(guī)模整體較高；對于樣本中的農(nóng)業(yè)發(fā)明專利而言，其專利質(zhì)量的均值僅為0.460，數(shù)值相對較小。

各省份農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新質(zhì)量均值如圖1所示，在我國的各省份之間，其農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新質(zhì)量存在明顯差異，排名前3位的分別為北京、內(nèi)蒙古、上海，排名后3位的則分別是山西、青海、黑龍江。這種質(zhì)量差異同樣表現(xiàn)在地區(qū)層面，即東部地區(qū)農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新質(zhì)量較高，而東北、西部地區(qū)相對較弱。在各省份技術(shù)市場規(guī)模上，也同樣存在著較大區(qū)別。以技術(shù)市場規(guī)模的均值為例（見圖2），排名前3位的分別為北京、廣東、上海，排名后3位的則分別是新疆、寧夏、海南。

4 技術(shù)市場規(guī)模對農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新質(zhì)量的影響效應(yīng)分析

4.1 基準(zhǔn)回歸結(jié)果

本文在Stata15.0軟件中檢驗技術(shù)市場規(guī)模對農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新質(zhì)量的影響效應(yīng)，表3報告了基準(zhǔn)回歸的實證分析結(jié)果。為了盡可能減少由遺漏關(guān)鍵解釋變量所導(dǎo)致的內(nèi)生性問題，本文在控制既有文獻所強調(diào)的影響創(chuàng)新活動的一系列因素的基礎(chǔ)上，同時控制了地區(qū)個體與年份的固定效應(yīng)變量，采用雙向固定效應(yīng)模型展開回歸分析。如表3所示，列（1）為只包括控制變量的回歸分析結(jié)果，列（2）為加入解釋變量的回歸分析結(jié)果。列（2）的回歸結(jié)果顯示，控制農(nóng)業(yè)RD投入、農(nóng)業(yè)科研機構(gòu)數(shù)等因素后，技術(shù)市場規(guī)模對農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新質(zhì)量的影響在1%水平下顯著為正，回歸系數(shù)為0.031，表明技術(shù)市場規(guī)模擴大有助于提升農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新質(zhì)量，H1得到驗證。從控制變量的估計結(jié)果來看，城鎮(zhèn)化率能夠顯著影響農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新質(zhì)量，且影響系數(shù)為正，表明城鎮(zhèn)化水平越高，農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新質(zhì)量水平就越高；人均GDP的影響系數(shù)顯著為負，更高的經(jīng)濟水平并未表現(xiàn)出對農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新質(zhì)量的正向影響。財政支農(nóng)力度、農(nóng)業(yè)科研機構(gòu)數(shù)、農(nóng)業(yè)RD投入和第一產(chǎn)業(yè)比重對農(nóng)業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量的影響則并不顯著。

由于不同地區(qū)科技創(chuàng)新基礎(chǔ)條件與經(jīng)濟發(fā)展水平等存在差異，技術(shù)市場規(guī)模對農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新質(zhì)量的影響可能出現(xiàn)空間非均衡性特征。本文根據(jù)國家統(tǒng)計局2011年《東西中部和東北地區(qū)劃分方法》，進一步將研究樣本劃分為東部、中部、西部、東北地區(qū)四大區(qū)域①，分析技術(shù)市場規(guī)模對農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新質(zhì)量的區(qū)域異質(zhì)性影響。表3列（3）～列（6）依次為東部、中部、西部、東北地區(qū)的回歸結(jié)果。除東北地區(qū)外，技術(shù)市場規(guī)模對其他三大區(qū)域農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新質(zhì)量的提升效應(yīng)均顯著，影響系數(shù)從高到低依次為中部>東部>西部?？赡艿脑蚴菛|、中部地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平較高，市場競爭機制更加完善，能夠更有效地發(fā)揮技術(shù)市場的創(chuàng)新激勵作用，進而提升農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新質(zhì)量；而西部地區(qū)則由于經(jīng)濟發(fā)展水平與資源稟賦限制，技術(shù)水平相對落后，技術(shù)市場有效競爭不足，對農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新質(zhì)量的促進作用還有較大提升空間。

4.2 穩(wěn)健性檢驗

為了確保研究結(jié)論的有效性，本文進行了一系列穩(wěn)健性檢驗。一方面，因為技術(shù)市場成交額與技術(shù)市場交易活動的聯(lián)系較為緊密，使得基于技術(shù)市場成交額數(shù)據(jù)所展開的相關(guān)分析具有合理性，但僅使用單一指標(biāo)可能會面臨測量誤差的風(fēng)險，因此，使用技術(shù)市場合同數(shù)作為替代指標(biāo)對前述分析進行檢驗便顯得十分必要。技術(shù)市場合同反映了經(jīng)濟社會對于技術(shù)轉(zhuǎn)移利用的情況，其數(shù)量的增減能在一定程度上反映我國技術(shù)市場規(guī)模的變化趨勢[33]。本文采用技術(shù)市場合同數(shù)替換技術(shù)市場成交額，對技術(shù)市場規(guī)模進行重新衡量如表4列（1）所示。另一方面，由于2020年是新冠肺炎流行時期，數(shù)據(jù)可能存在特殊性，因此刪除2020 年樣本觀察值，用剩余樣本進行回歸，調(diào)整研究樣本后的回歸結(jié)果如表4列（2）所示。上述估計結(jié)果中，解釋變量回歸系數(shù)的顯著性與影響方向均未發(fā)生明顯變化，驗證了前文相關(guān)結(jié)論具有較好的穩(wěn)健性。

4.3 內(nèi)生性檢驗

技術(shù)市場規(guī)模在影響農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新質(zhì)量的同時可能受到其反作用，即當(dāng)某地區(qū)農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新質(zhì)量較高時，該地區(qū)技術(shù)交易往往更加頻繁，進而技術(shù)市場規(guī)模更大；與此同時，在檢驗時還可能存在遺漏其他同時影響技術(shù)市場和農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新質(zhì)量的變量，本文采用工具變量法對上述原因?qū)е碌膬?nèi)生性問題進行檢驗。一般而言，有效工具變量應(yīng)當(dāng)具備相關(guān)性、外生性和排他性，即工具變量必須與內(nèi)生解釋變量密切相關(guān)，而與模型中的誤差項不相關(guān)，且工具變量對被解釋變量的影響必須完全通過內(nèi)生解釋變量來進行。本文選擇技術(shù)市場支持政策作為技術(shù)市場規(guī)模的工具變量，其合理性在于：一方面，政府支持政策的出臺為技術(shù)市場的快速發(fā)展提供了良好的契機和巨大的空間，能有效促進技術(shù)市場規(guī)模擴大，因此技術(shù)市場支持政策與技術(shù)市場規(guī)模高度相關(guān)，滿足相關(guān)性要求；另一方面，技術(shù)市場支持政策一般具有針對性，除影響技術(shù)市場規(guī)模外，不會單獨地對農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新質(zhì)量起作用（即技術(shù)市場支持政策只通過技術(shù)市場規(guī)模這一渠道間接影響農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新質(zhì)量），因此滿足外生性和排他性要求。

技術(shù)市場支持政策（Pol）以虛擬變量的形式表征。2015年10月，新修訂的《促進科技成果轉(zhuǎn)化法》正式施行，我國從法律層面掃清了技術(shù)成果向現(xiàn)實生產(chǎn)力轉(zhuǎn)化的體制機制障礙，至此形成了由《科技進步法》《技術(shù)合同法》《促進科技成果轉(zhuǎn)化法》以及由國家有關(guān)部門和各地政府制定的技術(shù)市場管理法規(guī)等構(gòu)成的技術(shù)市場法律保障體系[34]，這極大促進了技術(shù)市場發(fā)展。因此，本文將2015年以前設(shè)置為0，2015年之后設(shè)置為1，構(gòu)建技術(shù)市場支持政策的虛擬變量，進而采用兩階段最小二乘法（IV-2SLS）進行內(nèi)生性檢驗。估計結(jié)果如表5所示，IV-2SLS估計第一階段的 Kleibergen-Paap Wald rk F（RKF檢驗）統(tǒng)計量為29.40，明顯大于STOCK和YOGO[35]審定的F值在10%偏誤水平下的臨界值16.38，說明拒絕存在弱工具變量的原假設(shè)。由第一階段回歸結(jié)果可知，技術(shù)市場支持政策變量在1%統(tǒng)計水平上正向顯著，說明技術(shù)市場支持政策與技術(shù)市場規(guī)模之間有顯著的相關(guān)性；第二階段回歸結(jié)果可知，將技術(shù)市場支持政策變量作為工具變量納入模型后，技術(shù)市場規(guī)模對農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新質(zhì)量的影響依舊在1%統(tǒng)計水平上正向顯著，表明通過IV-2SLS糾正可能存在的內(nèi)生性偏誤后，技術(shù)市場規(guī)模對農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新質(zhì)量仍然存在顯著正向影響，本文的實證結(jié)果具有可靠性。

4.4 中介效應(yīng)分析

為了驗證技術(shù)市場規(guī)模對農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新質(zhì)量的影響機制，進一步采用逐步回歸法依次對知識溢出和協(xié)同創(chuàng)新的中介效應(yīng)進行檢驗，回歸結(jié)果如表3列（7）～列（8）所示。表3列（7）～列（8）分別以知識溢出、協(xié)同創(chuàng)新作為被解釋變量，技術(shù)市場規(guī)模作為解釋變量，同時控制了農(nóng)業(yè)RD投入、農(nóng)業(yè)科研機構(gòu)數(shù)、人均GDP、城鎮(zhèn)化率、財政支農(nóng)、第一產(chǎn)業(yè)比重等因素，檢驗解釋變量對中介變量的影響?；貧w結(jié)果顯示，技術(shù)市場規(guī)模對知識溢出和協(xié)同創(chuàng)新的影響分別在1%和5%水平上顯著為正，回歸系數(shù)分別為0.219和0.389，表明技術(shù)市場規(guī)模提升將顯著促進區(qū)域知識溢出與協(xié)同創(chuàng)新。

表3列（9）報告了技術(shù)市場規(guī)模和中介變量影響農(nóng)業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量的回歸結(jié)果。模型中，技術(shù)市場規(guī)模對農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新質(zhì)量的影響再次通過顯著性檢驗，也進一步驗證了技術(shù)市場規(guī)模對農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新質(zhì)量存在正向影響的結(jié)論。此外，知識溢出、協(xié)同創(chuàng)新均在1%的顯著性水平上正向影響農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新質(zhì)量。綜合以上檢驗結(jié)果，技術(shù)市場規(guī)模擴大通過促進知識溢出和協(xié)同創(chuàng)新間接促進了農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新質(zhì)量提升。因此，本文H2、H3得到全部驗證。

為了增強中介效應(yīng)檢驗的穩(wěn)健性，本文采用前文所述方法對中介效應(yīng)進行Sobel檢驗，結(jié)果顯示，與逐步檢驗結(jié)果一致，Sobel檢驗結(jié)果也顯示，技術(shù)市場規(guī)模擴大能通過促進知識溢出和協(xié)同創(chuàng)新兩個中介變量影響農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新質(zhì)量，其中介效應(yīng)均在1%置信水平下顯著，H2和H3得到進一步驗證（限于篇幅，結(jié)果未報告）。從橫向?qū)Ρ葋砜?，技術(shù)市場規(guī)模對農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新質(zhì)量的中介效應(yīng)表現(xiàn)為知識溢出效應(yīng)強于協(xié)同創(chuàng)新效應(yīng)，表明相較而言，技術(shù)市場規(guī)模擴大帶來的知識溢出更能促進農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新質(zhì)量的提升，這也符合高質(zhì)量技術(shù)創(chuàng)新成果產(chǎn)出往往依賴于知識擴散與技術(shù)流動的現(xiàn)實特征。

5 結(jié)論與討論

5.1 研究結(jié)論

本文探討了技術(shù)市場規(guī)模是否影響農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新質(zhì)量，并對這種影響的作用程度、作用方向以及作用路徑等進行了深入分析。主要結(jié)論如下。①技術(shù)市場規(guī)模對農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新質(zhì)量產(chǎn)生了顯著的正向影響。在進行穩(wěn)健性和內(nèi)生性檢驗后，這一結(jié)果仍然成立。農(nóng)業(yè)RD投入、城鎮(zhèn)化率等因素對農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新質(zhì)量的影響均顯著為正；財政支農(nóng)力度、農(nóng)業(yè)科研機構(gòu)數(shù)量、第一產(chǎn)業(yè)比重的影響則并不明顯。②技術(shù)市場規(guī)模對農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新質(zhì)量影響存在明顯的區(qū)域差異，雖然對多數(shù)區(qū)域農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新質(zhì)量的影響均顯著，但這一影響在中、東部地區(qū)最為明顯。表明在經(jīng)濟水平較高、資源稟賦條件相對較好的地區(qū)，技術(shù)市場規(guī)模對農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新質(zhì)量的促進作用更為強勁。③技術(shù)市場規(guī)模影響農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新質(zhì)量的內(nèi)在機制體現(xiàn)在，技術(shù)市場規(guī)模擴大通過影響知識溢出和協(xié)同創(chuàng)新進一步影響農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新質(zhì)量，知識溢出程度和協(xié)同創(chuàng)新水平，在技術(shù)市場規(guī)模影響農(nóng)業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量中發(fā)揮著重要的中介作用。Sobel檢驗結(jié)果同樣支持上述研究結(jié)論，且知識溢出的中介效應(yīng)強于協(xié)同創(chuàng)新。

5.2 理論貢獻

本文可能的理論貢獻如下。一方面，豐富了農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新質(zhì)量的相關(guān)理論。以往對農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新質(zhì)量的研究多關(guān)注于創(chuàng)新活動本身，從宏觀層面實證檢驗農(nóng)業(yè)研發(fā)內(nèi)部特征與外部環(huán)境因素對農(nóng)業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量的影響，缺乏從技術(shù)市場視角考察農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新質(zhì)量提升問題的研究。通過構(gòu)建技術(shù)市場規(guī)模影響農(nóng)業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量研究的理論分析框架，深入分析了技術(shù)市場規(guī)模對農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新質(zhì)量的影響機理，進一步完善和豐富了農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新質(zhì)量的相關(guān)研究。

另一方面，拓展了技術(shù)市場與農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新關(guān)系的研究邊界。盡管以往關(guān)于技術(shù)市場與科技創(chuàng)新關(guān)系的研究已經(jīng)從產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)率、創(chuàng)新效率、創(chuàng)新能力等多個角度探討了技術(shù)市場對科技創(chuàng)新的影響作用，但未能從一般創(chuàng)新聚焦到創(chuàng)新質(zhì)量上，尤其是技術(shù)市場對農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新質(zhì)量影響的研究還處于空白。本文則深入分析技術(shù)市場規(guī)模對農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新質(zhì)量的影響效應(yīng)與作用機制，拓展了技術(shù)市場與農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新關(guān)系領(lǐng)域的研究邊界。

5.3 政策建議

基于上述結(jié)論，本文得到如下政策啟示。第一，加大市場技術(shù)培育，擴大其市場規(guī)模，增強對農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新質(zhì)量提升的驅(qū)動力。一方面，要建立健全科技成果產(chǎn)權(quán)制度，不斷深化科技成果使用權(quán)、處置權(quán)和收益權(quán)改革，加強技術(shù)市場信用管理和提高市場管理水平，進一步促進技術(shù)商品和知識要素的市場集聚，通過發(fā)揮集聚效應(yīng)來激發(fā)創(chuàng)新要素活力和增加高質(zhì)量技術(shù)成果的產(chǎn)出供給力；另一方面，要擴大技術(shù)商品的交易規(guī)模，通過創(chuàng)新技術(shù)市場服務(wù)模式，發(fā)展在線交易、資金擔(dān)保等專業(yè)技術(shù)服務(wù)，增強技術(shù)市場的服務(wù)功能等來提高技術(shù)要素交易頻率，為提升農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新質(zhì)量提供有力支撐。

第二，實施地區(qū)差別化發(fā)展策略，提高技術(shù)市場促進農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新質(zhì)量提升的整體效能。經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新基礎(chǔ)好，應(yīng)借助自身優(yōu)勢，進一步強化科研成果的轉(zhuǎn)化應(yīng)用，加快技術(shù)市場基礎(chǔ)設(shè)施與人才隊伍建設(shè)，提高區(qū)域技術(shù)市場專業(yè)化服務(wù)水平，并要以農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新質(zhì)量提升為導(dǎo)向，不斷優(yōu)化農(nóng)業(yè)RD投入政策，為其他地區(qū)作出良好示范；經(jīng)濟欠發(fā)達地區(qū)則應(yīng)加強與先進地區(qū)的交流合作，采取“看中學(xué)”模式著力強化技術(shù)市場規(guī)模對農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新質(zhì)量的積極影響，分階段逐步縮小與發(fā)達地區(qū)的發(fā)展差距。

第三，增強知識溢出與協(xié)同創(chuàng)新效能，提升技術(shù)市場對農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新質(zhì)量的促進效果。一方面，通過搭建技術(shù)成果交易平臺、培育技術(shù)代理機構(gòu)等手段引導(dǎo)農(nóng)業(yè)技術(shù)跨區(qū)域流動擴散，提高知識溢出水平；另一方面，應(yīng)積極整合創(chuàng)新資源，強化創(chuàng)新網(wǎng)絡(luò)連接，優(yōu)化聯(lián)合攻關(guān)、合作研究政策機制，提高研發(fā)主體協(xié)同創(chuàng)新效率。

5.4 研究局限與展望

本文探究了技術(shù)市場規(guī)模促進農(nóng)業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量提升的機制與效應(yīng)，但仍存在一些不足之處，有待進一步完善。①從知識溢出和協(xié)同創(chuàng)新兩個方面探討了技術(shù)市場規(guī)模影響農(nóng)業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量的作用機制，但仍只是從一個側(cè)面反映了技術(shù)市場影響農(nóng)業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量的內(nèi)在機理，技術(shù)市場規(guī)模也可能通過其他路徑影響區(qū)域農(nóng)業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量，如研發(fā)投入、資源整合、成果轉(zhuǎn)化等，對這些機制的分析還有待深化。②從技術(shù)市場規(guī)模的視角出發(fā)，分析了技術(shù)市場對農(nóng)業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量的影響，僅反映了技術(shù)市場對創(chuàng)新質(zhì)量影響的一個方面，未能全面考察技術(shù)市場的功能，后續(xù)研究可引入技術(shù)市場流暢度、市場有效性等指標(biāo)，深入探討技術(shù)市場發(fā)展對農(nóng)業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量提升的作用效果。

參 考 文 獻

[1] 黃季焜. 農(nóng)業(yè)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革的關(guān)鍵問題：政府職能和市場作用[J]. 中國農(nóng)村經(jīng)濟， 2018（2）： 2 - 14.

[2] 趙芝俊， 袁開智. 中國農(nóng)業(yè)技術(shù)進步貢獻率測算及分解：1985-2005[J]. 農(nóng)業(yè)經(jīng)濟問題， 2009（3）： 28 - 36.

[3] 袁勝軍， 俞立平， 鐘昌標(biāo)， 等. 創(chuàng)新政策促進了創(chuàng)新數(shù)量還是創(chuàng)新質(zhì)量？——以高技術(shù)產(chǎn)業(yè)為例[J].中國軟科學(xué)， 2020（3）：32-45.

[4] THORNHILL S. Knowledge， innovation and firm performance in high- and low-technology regimes[J]. Journal of Business Venturing， 2006， 21（5）： 687 - 703.

[5] 夏凡， 馮華. 技術(shù)市場規(guī)模與區(qū)域技術(shù)進步——基于創(chuàng)新投入的多重中介效應(yīng)分析[J].宏觀經(jīng)濟研究，2020（1）： 95 - 111.

[6] 劉鳳朝， 潘雄鋒. 我國技術(shù)市場發(fā)展和經(jīng)濟增長關(guān)系的交叉譜分析[J].研究與發(fā)展管理， 2008（3）： 53 - 57.

[7] 黃磊， 段云龍， 覃大嘉， 等. 技術(shù)搜尋與高新技術(shù)企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量：抑制還是促進？——吸收能力的多重中介效應(yīng)分析[J].管理評論， 2023， 35（4）： 91 - 104.

[8] 王宏偉， 于榮光. 技術(shù)市場厚度對區(qū)域創(chuàng)新能力的作用機制與影響效應(yīng)[J].經(jīng)濟與管理： 2024（5）： 1 - 17.

[9] 俞立平， 吳思慈， 龐如超. 技術(shù)市場厚度、市場流暢度與創(chuàng)新效率[J].中國科技論壇， 2021（5）： 79 - 89.

[10] ROBERT W H， WILLIAM C S. Entrepreneurs and cities： complexity， thickness and balance[J]. Regional Sci‐ence and Urban Economics， 2011， 41（6）： 550 - 559.

[11] 范曉莉， 郝壽義. 創(chuàng)新驅(qū)動下規(guī)模經(jīng)濟與經(jīng)濟增長的動態(tài)關(guān)系研究——基于新經(jīng)濟地理學(xué)視角的解釋[J].西南民族大學(xué)學(xué)報（人文社科版）， 2016， 37（4）： 116 - 122.

[12] GOSSLING T. Proximity， trust and morality in networks[J]. European Planning Studies， 2004， 12（5）： 722 - 730.

[13] ANTONELLI C， PATRUCCO P， QUATRARO F. Productivity growth and pecuniary knowledge externalities： an empirical analysis of agglomeration economies in European regions[J]. Economic Geography，2011， 87（1）：578 - 589.

[14] 馬天旗. 高價值專利培育與評估[M]. 北京： 知識產(chǎn)權(quán)出版社， 2018.

[15] TSAO C， CHANG P， FAN C， et al. A patent quality classification model based on an artificial immune system[J]. Soft Computing， 2017， 21（11）： 2847 - 2856.

[16] 郝項超， 梁琪， 李政. 融資融券與企業(yè)創(chuàng)新：基于數(shù)量與質(zhì)量視角的分析[J]. 經(jīng)濟研究， 2018， 53（6）：127 - 141.

[17] 余泳澤， 劉鳳娟， 莊海濤. 互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展與技術(shù)創(chuàng)新：專利生產(chǎn)、更新與引用視角[J].科研管理， 2021（6）：41 - 47.

[18] 周璐， 朱雪忠. 基于專利質(zhì)量控制的審查與無效制度協(xié)同機制研究[J].科學(xué)學(xué)與科學(xué)技術(shù)管理， 2015， 36（4）： 115 - 123.

[19] 谷麗， 閻慰椿， 任立強， 等. 專利代理人勝任特征對專利質(zhì)量的影響路徑研究[J].科學(xué)學(xué)研究， 2016， 34（7）： 1005 - 1016.

[20] CHATTERJI A K， FABRIZIO K R. Does the market for ideas influence the rate and direction of innovative activity？Evidence from the medical device industry[J]. Strategic Management Journal， 2016， 37（3）：447 - 465.

[21] 龍小寧， 劉靈子， 張靖. 企業(yè)合作研發(fā)模式對創(chuàng)新質(zhì)量的影響——基于中國專利數(shù)據(jù)的實證研究[J].中國工業(yè)經(jīng)濟， 2023（10）： 174 - 192.

[22] 戴魁早 ，劉友金， 潘愛民. 技術(shù)要素市場發(fā)展促進了制造業(yè)生產(chǎn)率增長嗎？[J].統(tǒng)計研究， 2023， 40（12）：119 - 131.

[23] 邵漢華， 王瑤， 羅俊. 技術(shù)市場發(fā)展促進了產(chǎn)學(xué)研深度融合嗎？[J].管理評論， 2022， 34（11）： 99 - 108.

[24] 袁勝軍， 俞立平， 鐘昌標(biāo)， 等. 創(chuàng)新政策促進了創(chuàng)新數(shù)量還是創(chuàng)新質(zhì)量？——以高技術(shù)產(chǎn)業(yè)為例[J].中國軟科學(xué)， 2020（3）： 32 - 45.

[25] GREENL F， MYERSON J. Discounting of delayed rewards： a lifespan comparison[J]. Psychological Science，1994， 5（1）： 33 - 36.

[26] 林青寧， 孫立新， 毛世平. 協(xié)同創(chuàng)新對中國農(nóng)業(yè)科研院所創(chuàng)新產(chǎn)出影響研究——基于研發(fā)稟賦結(jié)構(gòu)的雙門檻效應(yīng)[J]. 農(nóng)業(yè)技術(shù)經(jīng)濟， 2018（7）： 71 - 79.

[27] LIU L J， CAO C， SONG M. China’s agricultural patents： how has their value changed amid recent patent boom[J]. Technological Forecasting Social Change， 2014， 88（3）： 106 - 121.

[28] 陳強遠， 林思彤， 張醒. 中國技術(shù)創(chuàng)新激勵政策：激勵了數(shù)量還是質(zhì)量[J].中國工業(yè)經(jīng)濟， 2020（4）： 79 - 96.

[29] 張慶國. 技術(shù)市場發(fā)展能否促進企業(yè)技術(shù)要素配置——基于中國上市公司樣本的實證研究[J].中國科技論壇， 2024（4）： 84 - 94.

[30] 白俊紅， 王鉞， 蔣伏心， 等. 研發(fā)要素流動、空間知識溢出與經(jīng)濟增長[J].經(jīng)濟研究， 2017， 52（7）： 109 - 123.

[31] 劉繼生， 陳彥光. 分形城市引力模型的一般形式和應(yīng)用方法——關(guān)于城市體系空間作用的引力理論探討[J].地理科學(xué)， 2000（6）： 528 - 533.

[32] 李兆亮， 羅小鋒， 張俊飚， 等. 農(nóng)業(yè)RD投入，空間溢出與中國農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長[J].科研管理， 2020， 41（9）： 10 - 18.

[33] 周俊亭， 席彥群， 周媛媛. 區(qū)域技術(shù)市場、政府扶持與科技創(chuàng)新[J].中國軟科學(xué)， 2021（11）： 80 - 90.

[34] 鄧少慧， 黃何. 我國技術(shù)市場發(fā)展的政策體系，特征分析與對策建議[J].科技和產(chǎn)業(yè)， 2020， 20（9）： 45 - 50.

[35] STOCK J H， YOGO M. Testing for weak instruments in linear IV regression[M]. Cambridge： Cambridge Universi‐ty Press， 2005： 80 - 108.

Impact and Mechanism of the Technology Market Scale on the Quality of Agricultural Technical Innovation

LI Zhao-liang1，2， ZHANG Jun-biao3，4， LAI Xiao-min1， HUANG Yan-zhong1

（1. School of Law and Business， Wuhan Institute of Technology， Wuhan 430205， China；2. College of Economics and Management， Huazhong Agricultural University， Wuhan 430070， China；3. Zhejiang Rural Revitalization Research Institute， Zhejiang AF University， Hangzhou 311300， China；4. College of Economics and Management， Zhejiang AF University， Hangzhou 311300， China）

Abstract： Expanding the scale of the technology market plays an important role in improving the quality of agricultural technical innovation. It took the period from 2004 to 2020 as the research period， and used machine learning and text analysis methods to calculate the quality of agricultural technical innovation in various provinces （cities， autonomous regions）. On this basis， empirical analysis was conducted to examine the effect of technology market scale on the quality of agricultural technical innovation， and a mediation effect model was constructed to figure out its internal transmission mechanism. The results show that technology market scale has a significant positive influence on the quality of agricultural technical innovation， and such influence is stronger in the central and eastern regions， while relatively weaker in the western regions. Technology market scale positively encourages the improvement of the quality of agricultural technical innovation through knowledge spillover and collaborative innovation effects. The mediating effect of knowledge spillover is stronger than collaborative innovation. The research conclusion provides empirical evidence for further clarifying the mechanism by which technology market scale affects the quality of agricultural technical innovation， and provides a new perspective and path for improving the quality of agricultural technical innovation.

Keywords： technological market scale； quality of agricultural technology innovation； machine learning

①東部地區(qū)包括北京、天津、河北、山東、江蘇、上海、浙江、福建、廣東和海南， 中部地區(qū)包括山西、河南、安徽、湖北、湖南和江西， 西部地區(qū)包括內(nèi)蒙古、新疆、甘肅、寧夏、陜西、重慶、四川、青海、云南、貴州和廣西， 東北地區(qū)包括黑龍江、吉林和遼寧。由于數(shù)據(jù)缺失，西藏、香港、澳門和臺灣不在分區(qū)之列。如此劃分的依據(jù)是：東北地區(qū)與中部地區(qū)的自然資源稟賦、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)條件等差異較大，相較于傳統(tǒng)三大區(qū)域劃分方法，將東北地區(qū)單獨列出能更好體現(xiàn)出我國農(nóng)業(yè)地理分布特點，有利于深入分析不同區(qū)域間技術(shù)市場規(guī)模對農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新質(zhì)量的影響差異。