姚延婷+陳萬明+李曉寧

收稿日期：2014-03-30

作者簡介：姚延婷，博士生，講師，主要研究方向為農(nóng)業(yè)區(qū)域經(jīng)濟與科技政策。

基金項目：國家社科基金項目“縮小我國居民收入差距過大的途徑和政策研究：基于初次分配效率與公平的視角”（編號：10XJY0012）；陜西省科學技術研究發(fā)展計劃項目（軟科學）“環(huán)境友好農(nóng)業(yè)技術創(chuàng)新績效評價及推進路徑研究：以陜西省為例”（編號：2013KRM25）。

摘要推進環(huán)境友好農(nóng)業(yè)技術創(chuàng)新是實現(xiàn)農(nóng)業(yè)增長模式轉型、農(nóng)業(yè)可持續(xù)發(fā)展和農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長的重要途徑。本文首先從理論角度分析了環(huán)境友好農(nóng)業(yè)技術創(chuàng)新與傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)技術創(chuàng)新的區(qū)別，認為二者本質相同但在創(chuàng)新驅動要素、知識供給源等方面存在差異，在此基礎上理清環(huán)境友好農(nóng)業(yè)技術創(chuàng)新與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長的關系。其次，引入環(huán)境友好農(nóng)業(yè)技術推廣程度為過渡指標，運用VAR模型從實證角度分析環(huán)境友好農(nóng)業(yè)技術創(chuàng)新與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長之間的長期動態(tài)關系。結果表明：在整體上，環(huán)境友好農(nóng)業(yè)技術創(chuàng)新每增加1%，引起農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長增加0.375%，而環(huán)境友好技術推廣程度每增加1%，則引起農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長增加0.542%；在短期內，環(huán)境友好農(nóng)業(yè)技術創(chuàng)新在滯后2期與滯后3期才緩慢地顯現(xiàn)出來對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長的促進作用，具有滯后性；在長期內，環(huán)境友好農(nóng)業(yè)技術創(chuàng)新和技術創(chuàng)新推廣程度對經(jīng)濟增長的推進作用是緩慢且長期有效的，而農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長是環(huán)境友好農(nóng)業(yè)技術創(chuàng)新持續(xù)的動力，對技術創(chuàng)新的推廣起到先強后弱的促進作用。最后建議從促進環(huán)境友好農(nóng)業(yè)技術創(chuàng)新成果轉化、完善環(huán)境友好農(nóng)業(yè)技術創(chuàng)新政策機制、改革環(huán)境友好農(nóng)業(yè)技術創(chuàng)新資金投入制度等方面進行政策調整，使得環(huán)境友好農(nóng)業(yè)技術創(chuàng)新更有效地促進我國農(nóng)業(yè)經(jīng)濟可持續(xù)增長。

關鍵詞環(huán)境友好；農(nóng)業(yè)技術創(chuàng)新；農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長；VAR模型

中圖分類號F323文獻標識碼A文章編號1002-2104（2014）08-0122-09doi:10.3969/j.issn.1002-2104.2014.08.016

我國2014年中央一號文件連續(xù)第十一年聚焦“三農(nóng)”，農(nóng)業(yè)的國民經(jīng)濟基礎地位始終未變。一直以來，科學技術是農(nóng)業(yè)的第一生產(chǎn)力，農(nóng)業(yè)技術創(chuàng)新與推廣無疑是促進農(nóng)業(yè)發(fā)展和農(nóng)民增收，進而解決好“三農(nóng)”問題、促進農(nóng)業(yè)增長方式轉型的有效途徑。然而，伴隨著全球氣候變暖、土地污染嚴重、農(nóng)業(yè)資源枯竭等環(huán)境問題的出現(xiàn)，環(huán)境因素已經(jīng)逐漸成為制約農(nóng)業(yè)生產(chǎn)發(fā)展的最大瓶頸之一。在現(xiàn)實條件下，農(nóng)業(yè)技術創(chuàng)新不得不把環(huán)境因素納入到考慮范圍?；诖?，以低投入、綠色、可持續(xù)性為目標的環(huán)境友好型農(nóng)業(yè)技術逐步成為農(nóng)業(yè)技術創(chuàng)新的發(fā)展方向。

歷次興起的科技革命不斷證實，經(jīng)濟增長與技術創(chuàng)新之間存在一種互動關系，即相互促進、互為條件的。然而，針對環(huán)境友好農(nóng)業(yè)技術創(chuàng)新而言，由于環(huán)境友好農(nóng)業(yè)技術創(chuàng)新一方面要克服諸如體制障礙、制度障礙等傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)技術創(chuàng)新具有的系統(tǒng)失靈問題，另一方面還要解決由于環(huán)境惡化、資源短缺、生態(tài)失衡等變量引起的諸多新問題，環(huán)境友好農(nóng)業(yè)技術創(chuàng)新與經(jīng)濟增長的關系是否和傳統(tǒng)觀念一致，還需要從理論和實證的角度進一步驗證。本文正是基于這樣的背景展開研究。

1文獻綜述

自1992年里約峰會提出“環(huán)境友好”（Environmentally friendly）理念以來，其內容得到不斷的豐富和發(fā)展，并已經(jīng)延伸到了農(nóng)業(yè)技術創(chuàng)新領域。學者們首先肯定了環(huán)境友好農(nóng)業(yè)技術的重要性， 如Jaffe 和 Palmer［1］較早通過實證研究發(fā)現(xiàn)環(huán)境友好技術的擴散確實有利于“減排控污”，從而有利于農(nóng)業(yè)生態(tài)環(huán)境的改善；Bruce D等［2］也毫無疑問地肯定了農(nóng)業(yè)在社會、環(huán)境和經(jīng)濟層面的可持續(xù)發(fā)展不但要求農(nóng)戶的創(chuàng)新，也需要再在商品和價值鏈其它方面的創(chuàng)新，包括基于環(huán)境友好層面的農(nóng)業(yè)新方法、農(nóng)業(yè)新技術等方面的規(guī)則和治理；Jay Shankar Singh、Sharon L.Forbes等［3-4］以不同的環(huán)境友好農(nóng)業(yè)技術為例，認為該技術可以充分利用環(huán)境資源，提供了滿足農(nóng)業(yè)需求的所需潛力，有利于農(nóng)業(yè)的可持續(xù)發(fā)展。

基于對環(huán)境友好農(nóng)業(yè)技術創(chuàng)新的認可，國內外許多學者近幾年已經(jīng)展開了對該理論的相關探索，主要集中在技術特性、影響因素、激勵政策等方面。國外方面，如Susmita Dasgupta等［5］對孟加拉國稻農(nóng)使用IPM（綜合蟲害管理）和常規(guī)化學技術耕作的結果進行對比，結果表明IPM稻田養(yǎng)殖的生產(chǎn)力與傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)顯著不同，降低了農(nóng)藥成本，更具備健康效益和生態(tài)效益，比傳統(tǒng)的水稻種植更有利可圖，然而，由于諸如IPM等環(huán)境友好農(nóng)業(yè)技術的外部性問題，使得農(nóng)民很難單獨采用這種技術；Kathy S. Kremer［6］在環(huán)境友好農(nóng)業(yè)技術創(chuàng)新的影響因素方面提出了獨到的見解，他的團隊研究美國愛荷華州農(nóng)民采納新型土壤氮技術的決策過程，結果表明技術創(chuàng)新的復雜性極大地影響農(nóng)戶采納該項環(huán)境友好農(nóng)業(yè)技術的決策，此后，Haki Pamuk［7］和Benoit［8］等學者通過實證研究也得出類似的結果；而Travis J. Lybbert［9］則認為發(fā)展中國家有諸多因素制約貧困農(nóng)民獲得和使用新的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術，提出了10項政策措施促進環(huán)境友好農(nóng)業(yè)技術的采納和擴散，其中包括鼓勵公共和私人之間的互補性農(nóng)業(yè)研究、幫助減輕風險、在信息和預測領域有更多的投資等。國內方面，沈宇丹等［10］率先提出了環(huán)境友好農(nóng)業(yè)技術創(chuàng)新的概念并分析了我國化肥產(chǎn)業(yè)政策對環(huán)境友好農(nóng)業(yè)技術創(chuàng)新的影響效應；李學術等［11］從新農(nóng)村建設目標與當前面臨的嚴峻的生態(tài)環(huán)境問題等需求的角度提出了我國環(huán)境友好技術創(chuàng)新的主要領域；葛繼紅等［12］以配方施肥技術為例，對農(nóng)戶采用環(huán)境友好型農(nóng)業(yè)技術行為研究，研究結果表明科學施肥能力越強、示范戶、拿到配方卡、參加培訓次數(shù)越多及所在鄉(xiāng)培訓總人數(shù)越多的農(nóng)戶越傾向環(huán)境友好型農(nóng)業(yè)技術；肖焰恒［13］提出與環(huán)境友好農(nóng)業(yè)技術創(chuàng)新概念相似的可持續(xù)農(nóng)業(yè)技術創(chuàng)新。

盡管國內外學者已經(jīng)認識到環(huán)境友好農(nóng)業(yè)技術創(chuàng)新能夠促進農(nóng)業(yè)資源持續(xù)高效利用、改善生態(tài)環(huán)境、促進農(nóng)業(yè)的可持續(xù)發(fā)展，并在解決能源問題、氣候問題、環(huán)境問題等方面發(fā)揮了重要的功效，然而，環(huán)境友好農(nóng)業(yè)技術創(chuàng)新具有明顯的外部性、高風險性與復雜性，如何獲取長期、持續(xù)的生態(tài)與社會、經(jīng)濟效益才是環(huán)境友好農(nóng)業(yè)技術創(chuàng)新的根本目標。鑒于此，在推進環(huán)境友好農(nóng)業(yè)技術創(chuàng)新的背景下，深入研究環(huán)境友好農(nóng)業(yè)技術創(chuàng)新與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長之間的關系，探討環(huán)境友好農(nóng)業(yè)技術創(chuàng)新保障生態(tài)效益的同時如何提升農(nóng)戶、農(nóng)業(yè)企業(yè)、區(qū)域農(nóng)業(yè)發(fā)展的經(jīng)濟效益，具有非常重要的理論和現(xiàn)實意義。

對于技術創(chuàng)新與經(jīng)濟增長的理論研究，早在1912年熊彼特提出創(chuàng)新增長理論之后已經(jīng)基本成熟，伴隨著技術創(chuàng)新理論研究的深入，國內外學者逐步將技術創(chuàng)新理論引入農(nóng)業(yè)領域，探討農(nóng)業(yè)技術創(chuàng)新對于經(jīng)濟增長的作用。Cochrand在1958年提出了“技術踏車理論”，形象地比喻了商業(yè)性農(nóng)業(yè)生產(chǎn)者在農(nóng)業(yè)技術進步背景下的競爭和收益分配；萬寶瑞［14］進一步指出推進農(nóng)業(yè)技術創(chuàng)新，對保障國家糧食安全、食品生態(tài)安全、農(nóng)民增收和農(nóng)業(yè)可持續(xù)發(fā)展、促進農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長有著至關重要的意義。在實證分析方面，趙樹寬等［15］采用VAR模型，引入技術標準為中間變量，實證結果表明技術創(chuàng)新對技術標準和經(jīng)濟增長具有長期正向的促進作用，是經(jīng)濟增長的源動力，而經(jīng)濟增長對技術創(chuàng)新的影響不明顯；王家庭［16］運用空間計量方法和經(jīng)濟計量方法實證研究了技術創(chuàng)新的空間溢出對我國區(qū)域工業(yè)經(jīng)濟增長的推動效應；劉紅峰［17］建立兩型（資源節(jié)約與環(huán)境友好）農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新評價指標體系，并運用主成份法分析兩型農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新評價的因子及其綜合水平，結論表明依靠科技創(chuàng)新促進資源節(jié)約與環(huán)境友好、促進農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率增長與經(jīng)濟社會可持續(xù)發(fā)展，是惟一正確的戰(zhàn)略選擇。

綜上所述，環(huán)境友好農(nóng)業(yè)技術創(chuàng)新是一個長期、持續(xù)、漸進、連貫的過程，雖然國內外學者已經(jīng)基本認可環(huán)境友好農(nóng)業(yè)技術創(chuàng)新對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長的推動及促進作用，由于視角和方法主要是對二者局部問題進行探討，未能充分展示二者的相互關系，一定程度上限制了其學術和政策價值。本文將從理論和實證兩個角度充分論證二者的關系，以為環(huán)境友好農(nóng)業(yè)技術創(chuàng)新政策的進一步調整與改革提供參考。

2概念界定與理論模型2.1環(huán)境友好農(nóng)業(yè)技術創(chuàng)新與傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)技術創(chuàng)新比較

農(nóng)業(yè)技術創(chuàng)新體系是以現(xiàn)有工業(yè)技術為基礎，其本質是農(nóng)業(yè)科研成果研制、開發(fā)并在農(nóng)業(yè)中應用的全過程，即農(nóng)業(yè)科技成果轉化為現(xiàn)實生產(chǎn)力的全過程。毫無疑問，傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)技術創(chuàng)新對保障國家糧食安全、農(nóng)民增收和農(nóng)業(yè)可持續(xù)發(fā)展有著至關重要的意義。然而，多年來我國傳統(tǒng)的農(nóng)業(yè)技術創(chuàng)新追求單一的經(jīng)濟效益，將農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營過程中造成的資源耗竭、環(huán)境損失等問題作為一個被忽略的因素，雖然促進了農(nóng)業(yè)發(fā)展和經(jīng)濟增長，但也促使傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)技術創(chuàng)新沿著不斷加重環(huán)境惡化和資源枯竭的路徑發(fā)展。

環(huán)境友好農(nóng)業(yè)技術創(chuàng)新是在遵循傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)技術創(chuàng)新的效率、效益和適用性創(chuàng)新原則基礎上，以環(huán)境、生態(tài)、資源的可持續(xù)利用和發(fā)展為目標，強調環(huán)境和資源變量在技術創(chuàng)新中的重要性，通過農(nóng)業(yè)技術研發(fā)、推廣、轉化、應用來配置創(chuàng)新資源以實現(xiàn)價值增值和獲取農(nóng)業(yè)經(jīng)濟效益、社會效益及生態(tài)效益的過程。

實質上，環(huán)境友好農(nóng)業(yè)技術創(chuàng)新與傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)技術創(chuàng)新的構成主體、創(chuàng)新過程、服務體系等方面是相同的，最重要的區(qū)別體現(xiàn)在以下兩個方面。

2.1.1兩者創(chuàng)新的驅動因素不同

農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營主體在追求生產(chǎn)效率和經(jīng)濟效益的前提下，采用創(chuàng)新的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術（化肥、農(nóng)藥、機械等），并通過生產(chǎn)資料的規(guī)模投入來實現(xiàn)農(nóng)業(yè)規(guī)模化、機械化和集約化。因此，一般創(chuàng)新理論認為，市場需求的拉動力量是農(nóng)業(yè)技術創(chuàng)新的主要驅動因素。然而，在這種因素的驅動下，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營是以對生態(tài)環(huán)境和環(huán)境資源的掠奪式開發(fā)和利用為主要方式，強調經(jīng)濟利益而忽略農(nóng)業(yè)資源與生態(tài)環(huán)境的自然持續(xù)力。

新技術的市場需求顯然也是環(huán)境友好農(nóng)業(yè)技術創(chuàng)新的出發(fā)點之一，但由于環(huán)境問題存在負外部性特征，與其他創(chuàng)新活動相比，環(huán)境友好農(nóng)業(yè)技術創(chuàng)新的市場驅動性相對較弱，這使得環(huán)境規(guī)制也成為了環(huán)境創(chuàng)新最主要的驅動因素之一［18］?；诃h(huán)境保護的農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)政策、法律環(huán)境、金融支持和稅收政策等方面的環(huán)境規(guī)制，通過外界刺激迫使農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體意識到環(huán)境友好農(nóng)業(yè)技術創(chuàng)新是經(jīng)濟利好的，從而推動環(huán)境友好農(nóng)業(yè)技術創(chuàng)新的產(chǎn)生和采納。與傳統(tǒng)的農(nóng)業(yè)技術創(chuàng)新相比，由于正的溢出效應和負的環(huán)境效應的內部化，環(huán)境規(guī)制會引致農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體的創(chuàng)新活動，并導致“雙贏”的結果，在減少環(huán)境污染的同時給各參與主體（農(nóng)業(yè)企業(yè)、農(nóng)業(yè)合作組織、農(nóng)戶等）帶來經(jīng)濟利益。因此，環(huán)境規(guī)制是環(huán)境友好農(nóng)業(yè)技術創(chuàng)新的另一個主要驅動因素。

2.1.2兩者知識的供給源不同

化學、電氣、機械等領域的現(xiàn)代工業(yè)技術是傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)技術創(chuàng)新的知識供給源，農(nóng)業(yè)新技術是以這些現(xiàn)代工業(yè)技術為基礎展開研發(fā)設計。這些農(nóng)業(yè)新技術具有易于引進和模仿創(chuàng)新的技術特性，從而迅速地實現(xiàn)農(nóng)業(yè)技術進步和農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長，但卻帶來了農(nóng)業(yè)資源耗竭、生態(tài)環(huán)境的污染破壞和農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的弱質性。

與傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)技術創(chuàng)新不同，環(huán)境友好農(nóng)業(yè)技術創(chuàng)新把全新的系統(tǒng)工程方法、生態(tài)學、可持續(xù)發(fā)展理論、環(huán)境保護學等理論納入到農(nóng)業(yè)技術創(chuàng)新過程中，對傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)技術創(chuàng)新進一步的“突破”、“融合”。一方面，在傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)技術的基礎上，環(huán)境友好農(nóng)業(yè)技術創(chuàng)新將新理念、新知識引入到傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)技術創(chuàng)新中，注重農(nóng)業(yè)資源的利用，提高農(nóng)業(yè)資源的利用率，致力于盡可能減少廢棄物排放和對環(huán)境的污染，使得農(nóng)業(yè)生產(chǎn)方式向“農(nóng)業(yè)環(huán)境友好資源投入-環(huán)境友好農(nóng)產(chǎn)品-農(nóng)業(yè)生態(tài)環(huán)境改善”的循環(huán)式生產(chǎn)過程轉換，這是對傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)技術創(chuàng)新的“突破”；而另一方面，推進和實施環(huán)境友好農(nóng)業(yè)技術創(chuàng)新需要經(jīng)濟效益、社會效益、生態(tài)效益在一個合理的維度內，既能保證糧食安全、提高農(nóng)民收入，又能保障農(nóng)業(yè)經(jīng)濟穩(wěn)步增長的同時實現(xiàn)農(nóng)業(yè)可持續(xù)發(fā)展，因此，環(huán)境友好農(nóng)業(yè)技術創(chuàng)新必須“融合”現(xiàn)有的農(nóng)業(yè)技術成果，克服和改善環(huán)境友好農(nóng)業(yè)技術創(chuàng)新負外部性的同時利用現(xiàn)有的農(nóng)業(yè)技術優(yōu)勢，這使得環(huán)境友好農(nóng)業(yè)技術創(chuàng)新的實現(xiàn)環(huán)節(jié)和難度進一步增加。

2.2環(huán)境友好農(nóng)業(yè)技術創(chuàng)新與經(jīng)濟增長關系的理論模型

傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)技術創(chuàng)新的出發(fā)點和根本動力即是市場需求拉動和技術推動，而環(huán)境友好農(nóng)業(yè)技術創(chuàng)新加入環(huán)境規(guī)制的驅動因素，在對傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)技術創(chuàng)新“突破”與“融合”的基礎上，通過提高農(nóng)業(yè)企業(yè)、農(nóng)業(yè)合作組織、農(nóng)戶等的勞動生產(chǎn)率，提升農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素的邊際效率，改善與優(yōu)化農(nóng)產(chǎn)品的質量、產(chǎn)量，從而帶動農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)優(yōu)化升級和諸如旅游農(nóng)業(yè)、休閑農(nóng)業(yè)、生物科技等新興產(chǎn)業(yè)的形成，最終直接或間接地促進農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長。相反，農(nóng)業(yè)經(jīng)濟的增長會引起新的市場需求（如居民農(nóng)業(yè)產(chǎn)品消費形式、消費結構的變化，農(nóng)戶生產(chǎn)技術的新需求等），在新需求引導下可能會進一步促進農(nóng)業(yè)技術水平的提高，并由此展開新一輪的循環(huán)過程。圖1環(huán)境友好農(nóng)業(yè)技術創(chuàng)新與經(jīng)濟增長關系的理論模型

Fig.1Theoretical model for relationship between environmentallyfriendly agricultural technology

innovation and agricultural economic growth

因此，環(huán)境友好農(nóng)業(yè)技術創(chuàng)新和農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長之間存在著相互促進和相互制約的關系。其中，環(huán)境友好農(nóng)業(yè)技術創(chuàng)新對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長具有正向促進作用，反過來，農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長為環(huán)境友好農(nóng)業(yè)技術創(chuàng)新水平新一輪的提高提供經(jīng)濟基礎和物質基礎，其理論模型如圖1所示。

3變量、數(shù)據(jù)與方法3.1變量選擇與數(shù)據(jù)收集

一般來講，專利申請量和專利授權量等是最常見的衡量技術創(chuàng)新水平的指標，然而，針對環(huán)境友好農(nóng)業(yè)技術創(chuàng)新的特殊性以及數(shù)據(jù)的可獲性，本文以1990-2011年的年度數(shù)據(jù)為樣本期，選取“農(nóng)林牧漁業(yè)專利申請量”（Patent Application ofFarming，F(xiàn)orestry， Animal Husbandry，and Fishery，簡寫為PA）和“環(huán)境友好農(nóng)業(yè)技術推廣程度”（EnvironmentallyFriendly Agriculture Technology Extension，簡寫為TE）來衡量環(huán)境友好農(nóng)業(yè)技術創(chuàng)新水平和推廣程度；選取“全國農(nóng)林牧漁業(yè)總產(chǎn)值”（Gross Agricultural Product， 簡寫為GAP）作為農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長的衡量指標。其中，“環(huán)境友好農(nóng)業(yè)技術創(chuàng)新推廣程度”是一個過渡指標，是為了進一步驗證和說明環(huán)境友好農(nóng)業(yè)技術創(chuàng)新與經(jīng)濟增長的關系。

在這三項指標中，“農(nóng)林牧漁業(yè)專利申請量”和“全國農(nóng)林牧漁業(yè)總產(chǎn)值”的時間序列數(shù)據(jù)直接來源于《中國科技統(tǒng)計年鑒》、《中國統(tǒng)計年鑒》等年鑒，但“環(huán)境友好農(nóng)業(yè)技術推廣程度”是一個綜合指標，由多項環(huán)境友好技術綜合決定的，因此該項指標數(shù)據(jù)較難獲取。借鑒國內外學者經(jīng)驗，本文主要選擇作物秸稈綜合利用技術（以秸稈粉碎還田機擁有量為例）、農(nóng)用清潔再生能源技術（以沼氣技術為例）、節(jié)能高效農(nóng)業(yè)機械技術（以節(jié)水灌溉類機械為例）和科學施肥技術（以免耕技術覆蓋面積為例）等四項技術作為環(huán)境友好農(nóng)業(yè)創(chuàng)新技術的代表，通過專家咨詢法和主成分分析方法的組合賦權方法算來確定四項技術的權重的大小，并計算得出1990-2011年“環(huán)境友好農(nóng)業(yè)技術創(chuàng)新推廣度”的綜合值，以代表“環(huán)境友好農(nóng)業(yè)技術推廣程度”的指標，其中四項環(huán)境友好農(nóng)業(yè)技術的數(shù)據(jù)來源于《新中國農(nóng)業(yè)60年統(tǒng)計資料》、《中國農(nóng)業(yè)年鑒》等。

此外，由于本文研究中所采用的數(shù)據(jù)為時間序列，一般會有異方差的存在，所以對變量進行對數(shù)變換，使得數(shù)據(jù)趨勢線性化，變換后分別記作LnGAP、LnTE、LnPA，如表1所示。

3.2研究方法

基于以上分析，本文采用美國著名計量經(jīng)濟學家克里斯托弗·西姆斯（Christopher Sims）提出的VAR模型對環(huán)境友好農(nóng)業(yè)技術創(chuàng)新與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長之間的長期動態(tài)關

表11990-2011年我國農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值、專利申請量及

技術推廣程度

Tab.1Data of gross agricultural product, patent application,

technology extension from 1990 to 2011年份

YearGAPTEPALnGAPLnTELn PA19907 662203.48178.944 05.315 06.705 619918 157205.29609.006 65.324 06.866 919929 085214.81 1299.114 45.369 77.029 1199310 996226.01 3429.305 35.420 47.201 9199415 751235.81 5389.664 75.463 17.338 2199520 341246.81 8459.920 45.508 77.520 2199622 354262.02 10710.014 85.568 37.653 0199723 788277.12 68510.076 95.624 57.895 4199824 542298.92 58110.108 15.700 07.855 9199924 519336.23 53410.107 25.817 78.170 2200024 916376.83 42010.123 35.931 68.137 4200126 180423.24 02710.172 86.047 88.300 8200227 391486.24 78210.218 06.186 68.472 6200329 692558.64 83510.298 66.325 48.483 6200436 239662.55 85610.497 96.496 08.675 2200539 451771.56 80210.582 86.648 38.825 0200640 811922.07 90310.616 76.826 58.975 0200748 8931 105.08 77810.797 47.007 69.080 0200858 0021 271.910 97810.968 27.148 29.303 6200960 3611 512.312 84911.008 17.321 49.461 0201069 3191 789.116 41211.146 57.489 59.705 8201181 3032 117.724 17811.305 97.658 110.093 2

系進行實證研究［19］。首先對原始數(shù)據(jù)進行平穩(wěn)性檢驗以判斷變量是否是單整的，如果變量是單整的，進一步進行協(xié)整檢驗考察變量是否存在協(xié)整關系，建立協(xié)整方程。然后在VAR模型的基礎上，運用Granger因果關系檢驗、脈沖響應函數(shù)、方差分析分解分析環(huán)境友好農(nóng)業(yè)技術創(chuàng)新與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長之間的是否存在因果關系和長期的均衡關系，最終探索二者動態(tài)的影響過程。

4實證分析4.1數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性檢驗：ADF檢驗

為避免偽回歸現(xiàn)象的發(fā)生，應該首先對宏觀經(jīng)濟時間序列進行單位根檢驗，以判斷時間序列的平穩(wěn)性。本文采用Eviews6.0軟件，對LnGAP、LnTE、LnPA的單位根進行ADF檢驗，以判斷各時間序列是否符合同階單整的條件，為隨后的協(xié)整檢驗和格蘭杰檢驗奠定基礎。

通過表2的ADF檢驗值的結果可以看出，Ln GAP、

表2變量序列單位根檢驗（ADF）結果

Tab.2Unit root test（ADF）results of variable sequence變量

VariableADF

檢驗值

ADF

test value各顯著性水平下的臨界值

Critical value of every

significant level1%5%10%結結果

Resultln GAP0.667-3.886-3.052-2.667非平穩(wěn)ln TE-0.089-3.831-3.029-2.655非平穩(wěn)ln PA-0.349-4.616-3.710-3.298非平穩(wěn)D ln GAP-2.420-4.498-3.658-3.268非平穩(wěn)D ln TE1.299-2.692-1.960-1.607非平穩(wěn)D ln PA1.295-4.616-3.710-3.298非平穩(wěn)D（ln GAP，2）-4.758-2.699-1.961-1.606平穩(wěn)D（ln TE，2）-6.485-3.831-3.029-2.655平穩(wěn)D（ln PA，2）-8.159-4.571-3.690-3.286平穩(wěn)

Ln TE、Ln PA的原始序列和其一階差分形式的ADF檢驗統(tǒng)計量均大于顯著性水平 1%、5%、10%的臨界值，不能拒絕原假設，均存在單位根，為非平穩(wěn)序列。在二階差分之后，原始序列二階差分形式的ADF檢驗值均小于1%、5%、10%的臨界值，說明分別在1%、5%、10%的顯著性水平下，三組時間序列都為二階單整序列，存在長期穩(wěn)定的關系，滿足進行協(xié)整檢驗的前提條件。

4.2Johansen協(xié)整檢驗

為進一步分析環(huán)境友好農(nóng)業(yè)技術創(chuàng)新、農(nóng)業(yè)技術推廣程度與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長之間是否存在長期的均衡關系（協(xié)整關系），須進行協(xié)整分析。采用Johansen檢驗法對“環(huán)境友好農(nóng)業(yè)技術推廣度”、“農(nóng)林牧漁業(yè)專利申請量”與“全國農(nóng)林牧漁業(yè)總產(chǎn)值”3個變量進行協(xié)整檢驗，以檢驗三者之間是否存在長期的均衡關系，檢驗結果如表3所示。

由表3可以看出，采用最大特征根跡統(tǒng)計量來評判的Johansen檢驗結果，第3行7.586＞3.841，即在95%置信水平上拒絕的原假設，LnGAP、LnTE、LnPA三個變量之間最多存在兩個協(xié)整關系，可以認為農(nóng)林牧漁業(yè)專利申請量、環(huán)境友好農(nóng)業(yè)技術推廣度與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長之間存在長

表3Johansen協(xié)整檢驗結果

Tab.3Results of Johansen cointegration test原假設

Null hypothesis特征根

Eigen value跡統(tǒng)計量值

Trace statistic5%的顯著

水平

5%significant

levelP值

P value0個協(xié)整向量*0.980 82699.385 14629.797 0730.000 01個協(xié)整向量*0.682 00328.209 30415.494 7130.000 32個協(xié)整向量*0.343 9197.586 4653.841 4660.005 0注：“*”表示在5%的顯著水平下拒絕原假設，即拒絕了不存在協(xié)整關系的假設。

期的動態(tài)均衡關系。

經(jīng)過標準化后的協(xié)整向量為（1.000，-0.375，-0.542），農(nóng)林牧漁業(yè)專利申請量、環(huán)境友好農(nóng)業(yè)技術推廣度與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長之間的協(xié)整方程為：

LnGAP=0.375LnPA+0.542LnTE（1）

（0.071）（0.053）

方程（1）表明，環(huán)境友好農(nóng)業(yè)技術創(chuàng)新水平、農(nóng)業(yè)技術推廣程度與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長是同向變化的。在長期關系上，環(huán)境友好農(nóng)業(yè)技術創(chuàng)新水平（PA）每增加1%，引起農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長（GAP）增加0.375%，而環(huán)境友好技術推廣程度（TE）每增加1%，則引起農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長（GAP）增加0.542%。顯然，與環(huán)境友好農(nóng)業(yè)技術創(chuàng)新水平相比，環(huán)境友好農(nóng)業(yè)技術創(chuàng)新推廣程度對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長的促進作用效果顯著。

4.3建立VAR模型

VAR模型對時間序列變量不作任何先驗性假設，實質上是考察多個變量之間的動態(tài)互動關系，把系統(tǒng)中每一個內生變量作為所有變量滯后項的函數(shù)來構造回歸模型。VAR模型的建立不但需要各個變量滿足平穩(wěn)性條件，而且需要確定反映變量彼此之間相互影響的最大可能滯后階數(shù)，從而保證模型估計結果顯著。LnGAP 、LnTE、LnPA為二階單整時間序列，滿足建立 VAR 模型的平穩(wěn)性條件。VAR模型中確定滯后階數(shù)的方法主要有LR檢驗統(tǒng)計量法、最終預測誤差法（FPE）和信息準則法等方法，本文采表4VAR 模型滯后階數(shù)選擇

Tab.4Lag structure test of VAR modelLagLogLLRFPEAICSCHQ016.024 5NA4.72×10-5-1.447 16-1.298 766-1.426 6991101.677 5133.238 19.66×10-9-9.964 17-9.370 586-9.882 3212110.878 311.245 471.05×10-8-9.986 48-8.947 716-9.843 2513123.541 511.256 129.40×10-9-10.393 50-8.909 545-10.188 884158.085 719.191 25*1.13×10-9*-13.231 75*-11.302 61*-12.965 75*用信息準則法來確定VAR模型的最佳滯后期，結果如表4所示。

由表4可以看出，在滯后階數(shù)為4的時候，AIC 和 SC值最小。由此可以建立以“環(huán)境友好農(nóng)業(yè)技術推廣程度”、“農(nóng)林牧漁業(yè)專利申請量”、“全國農(nóng)林牧漁業(yè)總產(chǎn)值”為因變量，以這些變量的滯后值為自變量，滯后階數(shù)為4的無約束VAR 模型，即VAR（4）模型。同時，通過對VAR（4）模型的平穩(wěn)性檢驗結果顯示，VAR（4）模型所有根模的倒數(shù)都小于1（即都在單位圓曲線內），說明本文基于VAR模型的結論是可靠的。

4.4Ganger因果關系檢驗

上述分析已經(jīng)確定環(huán)境友好農(nóng)業(yè)技術創(chuàng)新、農(nóng)業(yè)技術推廣程度與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長三個變量之間存在協(xié)整關系，因此可以進一步進行Ganger因果關系檢驗，以探索3個變量之間是否存在因果關系，以及因果關系的方向。檢驗結果如表5所示。

由表5可知：①滯后1期，LnTE和LnGAP互為格蘭杰因果關系，LnTE和LnPA互為格蘭杰因果關系，而LnPA和LnGAP不存在格蘭杰因果關系。這表明在短期內，環(huán)境友好農(nóng)業(yè)技術創(chuàng)新的推廣程度能促進農(nóng)業(yè)經(jīng)濟的發(fā)展，環(huán)境友好農(nóng)業(yè)技術創(chuàng)新是技術創(chuàng)新推廣程度的來源，即創(chuàng)新是推廣的前提，而由于從技術創(chuàng)新到推廣應用有一定的滯后性，技術創(chuàng)新對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長的促進作用在短期內是非常緩慢的。②滯后2期與3期，LnPA 和LnTE是LnGAP的格蘭杰原因，且因果關系是單向的，這表明環(huán)境友好農(nóng)業(yè)技術創(chuàng)新諸如新技術的研發(fā)等對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長的促進作用開始逐步顯現(xiàn)，環(huán)境友好農(nóng)業(yè)技術創(chuàng)新推廣與應用持續(xù)促進農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長，而農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長在短期內不能反哺技術創(chuàng)新與新技術的推廣。③滯后4期，LnPA和LnGAP互為格蘭杰因果關系、LnTE和LnGAP互為格蘭杰因果關系、LnPA和LnTE互為格蘭杰因果關系。這表明，在長期內，環(huán)境友好農(nóng)業(yè)技術創(chuàng)新、技術創(chuàng)新的推廣程度是農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長的源泉，農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長促進新一輪的環(huán)境友好農(nóng)業(yè)技術創(chuàng)新與推廣，而環(huán)境友好農(nóng)業(yè)技術創(chuàng)新是技術推廣的基礎、技術推廣是環(huán)境友好技術創(chuàng)新的進一步實現(xiàn)。

4.5脈沖響應函數(shù)

Johansen 協(xié)整檢驗與 Granger 因果關系檢驗表明，環(huán)境友好農(nóng)業(yè)技術創(chuàng)新、技術推廣度和農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長之間存在協(xié)整關系，并且具有因果關系?；谝陨系腣AR模型，可以用脈沖響應函數(shù)、方差分解等工具來詳盡地描述變量間的動態(tài)特征。脈沖響應函數(shù)分析方法用來描述一個內生變量對由誤差項所帶來沖擊的反應，即在隨機誤差項上施加一個標準大小的沖擊后，對內生變量的當期值和未來值所產(chǎn)生的影響程度。運用Eviews 6.0軟件生成基于

表5格蘭杰因果關系檢驗結果

Tab.5Results of granger causality tests原假設

Null hypothesis滯后期

Lag1234LnPA不是LnGAP

的格蘭杰原因F統(tǒng)計量3.564 5.4034.01519.547P值0.0750.0170.0340.002LnGAP不是LnPA

的格蘭杰原因F統(tǒng)計量4.3942.3032.0872.304P值0.0500.1340.1550.030LnTE不是LnGAP

的格蘭杰原因F統(tǒng)計量1.8675.9893.98427.253P值0.0180.0120.0355.E05LnGAP不是LnTE

的格蘭杰原因F統(tǒng)計量0.1511.1840.8220.650P值0.0010.3320.5060.061LnTE不是LnPA

的格蘭杰原因F統(tǒng)計量14.2022.0771.8211.666P值0.0010.1590.1970.041LnPA 不是LnTE

的格蘭杰原因F統(tǒng)計量4.9055.9366.1553.203P值0.0390.0120.0080.067VAR模型的脈沖響應函數(shù)圖，通過分析可以得到以下結果：

（1）環(huán)境友好農(nóng)業(yè)技術創(chuàng)新與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長的動態(tài)關系。環(huán)境友好農(nóng)業(yè)技術創(chuàng)新對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟在最初的1期、2期都幾乎沒有沖擊作用，第3期后開始對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長起到明顯的促進作用，并且逐步增大，說明環(huán)境友好農(nóng)業(yè)技術轉化成生產(chǎn)力持續(xù)促進經(jīng)濟發(fā)展；而農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長對環(huán)境友好農(nóng)業(yè)技術是正向緩慢促進的，第7期以后趨于緩慢平穩(wěn)的促進作用，表明農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長對技術創(chuàng)新是緩慢并長期有效的。

（2）環(huán)境友好農(nóng)業(yè)技術創(chuàng)新推廣程度與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長的動態(tài)關系。環(huán)境友好農(nóng)業(yè)技術推廣度對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長的促進作用是前小后大，由于環(huán)境友好農(nóng)業(yè)技術的特殊性且受自然環(huán)境的影響，技術剛剛開始被農(nóng)業(yè)企業(yè)、農(nóng)戶所采納時是暫時沒有經(jīng)濟效益的，在第5期以后，作用才慢慢顯現(xiàn)出來，逐步地成為農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展的推動力；而農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長從第1期對技術推廣度產(chǎn)生較強的影響，第3期開始下降，第8期以后則趨于穩(wěn)定，表明通過經(jīng)濟的拉動能夠提升農(nóng)業(yè)生產(chǎn)主體采用新技術的積極性。

（3）環(huán)境友好農(nóng)業(yè)技術創(chuàng)新與技術推廣程度的動態(tài)關系。技術推廣程度受到環(huán)境友好農(nóng)業(yè)技術創(chuàng)新正向沖擊之后，從第1期就逐步開始上升，在第3期后速度加快，第12期趨于平穩(wěn)，這表明環(huán)境友好農(nóng)業(yè)技術創(chuàng)新對技術推廣程度的有長期的正向影響，環(huán)境友好農(nóng)業(yè)技術創(chuàng)新是一切技術推廣的基礎；而環(huán)境友好農(nóng)業(yè)技術創(chuàng)新受到技術推廣程度的正向沖擊后，除了第1期、第2期上升效果顯著，第3期到第7期有低幅度的波動，以后一直保持低速平穩(wěn)的促進作用，這表明技術推廣度長期內對環(huán)境友好農(nóng)業(yè)技術創(chuàng)新的促進作用不顯著。

4.6方差分解

方差分解方法是 Smis 在1980 年提出的將系統(tǒng)的預測均方誤差（Mean Square Error，MSE）按照其成因分解為自身沖擊及其他變量沖擊所構成的貢獻率，從而將變量間的影響關系具體量化，評價不同結構沖擊所造成的影響。運用Eviews6.0軟件進行方差分解， LnGAP、LnPA、LnTE的方差分解結果如表6所示。

由表6可知：

（1）在LnGAP的方差分解中，能夠找出環(huán)境友好農(nóng)業(yè)技術創(chuàng)新與技術推廣度對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長的影響。在滯后1期，二者對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長的沖擊均為零，但隨著預測時期的推進，二者對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長的沖擊持續(xù)增長且速度較慢，充分體現(xiàn)了現(xiàn)階段在我國農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展過程中，從農(nóng)戶、農(nóng)業(yè)企業(yè)到農(nóng)業(yè)經(jīng)濟組織的生產(chǎn)活動都以重視經(jīng)濟效益為前提，對環(huán)境友好型農(nóng)業(yè)技術創(chuàng)新的研發(fā)及其推廣較為忽視，致使二者對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟的促進作用滯后時間較長。但隨著政策引導、觀念轉變、技術轉換和經(jīng)濟支持，預測期時間越長，二者對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長的促進作用越大。

（2）在LnPA的方差分解中，LnGAP對LnPA的沖擊從第2期開始增長，在第14期達到最大，為27.08 %，此后逐步減小，農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長對環(huán)境友好農(nóng)業(yè)技術創(chuàng)新的影響是緩慢且長期有效的，經(jīng)濟增長為技術創(chuàng)新提供資金支持，為持續(xù)的技術創(chuàng)新提供動力。LnTE對LnPA的沖擊效果并不明顯，僅在第11期達到最大，此后逐步減小，這表明在長期內，環(huán)境友好農(nóng)業(yè)技術推廣度對技術創(chuàng)新的影響較小，即二者的關系是單向的。

（3）在LnTE的方差分解中，農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長和環(huán)境友好農(nóng)業(yè)技術創(chuàng)新都對技術推廣度在第1期產(chǎn)生沖擊。農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長對其的沖擊在第5期達到最大，為71.25%，隨后逐漸下降，但沖擊都在40%以上。農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長對環(huán)境友好農(nóng)業(yè)技術推廣度具有長期顯著的正向影響。而環(huán)境友好農(nóng)業(yè)技術創(chuàng)新對技術推廣度也在第1期就產(chǎn)生了影響，最后一期達到最大值，為47.12%。這表明長期內，環(huán)境友好農(nóng)業(yè)技術創(chuàng)新是技術推廣度的前提，這與之前的格蘭杰因果關系檢驗的結果一致。

5結論及啟示

本文運用基于 VAR模型的動態(tài)經(jīng)濟計量分析方法，對環(huán)境友好農(nóng)業(yè)技術創(chuàng)新與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長之間的長期動態(tài)關系進行實證研究?？梢园l(fā)現(xiàn)：

（1）環(huán)境友好農(nóng)業(yè)技術創(chuàng)新、技術創(chuàng)新推廣度與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長之間存在長期的動態(tài)均衡關系，在長期關系上，環(huán)境友好農(nóng)業(yè)技術創(chuàng)新（PA）每增加1%，引起農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長（GAP）增加0.375%，而環(huán)境友好技術推廣程度（TE）每增加1%，則引起農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長（GAP）增加0.542%。

（2）短期內，技術創(chuàng)新推廣度在滯后1期即能促進農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展，且環(huán)境友好技術創(chuàng)新是推廣的前提；在滯后2期與3期，環(huán)境友好農(nóng)業(yè)技術創(chuàng)新對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長的促表6LnGAP，LnPA，LnTE的方差分解結果

Tab.6Results of variance decomposition of LnGAP, LnPA, LnTE時期

PeriodLn GAPLnPALnTES.E.Ln GAPLnPALnTES.E.Ln GAPLnPALnTES.E.Ln GAPLnPALnTE10.06100.000.000.000.070.0499.950.000.0117.182.5780.2420.1099.600.140.250.087.7888.833.380.0254.024.2441.7230.1197.452.010.530.099.2287.533.240.0362.132.1935.6740.1297.312.030.640.1013.3983.453.150.0468.682.5228.7850.1296.482.750.760.1015.5880.743.670.0573.255.3321.4160.1296.102.970.910.1116.2580.043.700.0670.7110.9818.2970.1295.943.070.980.1116.3879.723.890.0767.6317.0115.3480.1295.193.691.100.1116.0279.264.700.0762.7623.7813.4590.1294.784.041.170.1116.6377.276.090.0857.8529.8712.27100.1293.854.921.220.1119.1074.216.680.0853.7634.8011.43110.1292.815.921.260.1221.1971.187.620.0850.5938.6610.74120.1291.816.911.260.1224.7868.097.120.0848.2241.4710.30130.1390.488.241.270.1326.4766.746.770.0846.1743.6910.13140.1389.369.351.280.1327.0866.476.440.0944.3445.4010.24150.1388.1110.571.310.1327.0366.826.130.0941.9947.1210.88

進作用才開始逐步顯現(xiàn)；在滯后4期，環(huán)境友好農(nóng)業(yè)技術創(chuàng)新、技術創(chuàng)新的推廣程度是農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長的源泉。

（3）長期內，環(huán)境友好技術創(chuàng)新和技術創(chuàng)新推廣程度對經(jīng)濟增長的推進作用是緩慢且長期有效的，農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長為技術創(chuàng)新提供資金支持，為持續(xù)的技術創(chuàng)新提供動力，對技術創(chuàng)新的推廣起到先強后弱的促進作用；但環(huán)境友好農(nóng)業(yè)技術推廣度對技術創(chuàng)新的影響較小，二者的關系是單向的。

根據(jù)研究結論，并結合我國農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展現(xiàn)狀，給出以下政策啟示：

（1）促進環(huán)境友好農(nóng)業(yè)技術創(chuàng)新成果轉化。既然環(huán)境友好農(nóng)業(yè)技術創(chuàng)新對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長具有長期正向的促進作用，那么把環(huán)境友好農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新成果轉化成為現(xiàn)實的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)力則是促進農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長的主要動力。因此，首先應該解決環(huán)境友好農(nóng)業(yè)技術創(chuàng)新中技術供給者與技術需求者的信息不對稱和能力不對稱問題，然后進一步通過改善政府、環(huán)境治理部門、技術研發(fā)部門等組織關系和構建配套的合作協(xié)調機制為環(huán)境友好農(nóng)業(yè)技術創(chuàng)新成果的轉化創(chuàng)造良好的氛圍，同時引入農(nóng)業(yè)科技產(chǎn)業(yè)化組織方式，使主體之間通過合同契約關系形成利益均沾、共擔風險的利益共同體，加快農(nóng)業(yè)科技成果的推廣與應用。

（2）完善環(huán)境友好農(nóng)業(yè)技術創(chuàng)新政策機制。顯然，如果缺乏有效地環(huán)境政策，農(nóng)業(yè)企業(yè)、農(nóng)業(yè)協(xié)會、農(nóng)戶等很少有激勵去使用環(huán)境友好農(nóng)業(yè)技術或者去研發(fā)未來更好使用的技術［20］。因此，環(huán)境友好農(nóng)業(yè)技術創(chuàng)新一方面要克服環(huán)境和生態(tài)變量外部性引起的農(nóng)業(yè)環(huán)境治理和農(nóng)業(yè)資源利用等問題，另一方面要突破舊的體制障礙，適應新的知識創(chuàng)新需求，這些都在一定程度上要求農(nóng)業(yè)技術創(chuàng)新政策在政策手段上不斷完善。通過各種行政手段、經(jīng)濟手段、市場激勵等配套實施，健全農(nóng)業(yè)技術創(chuàng)新的保障機制、激勵機制、約束機制、監(jiān)督反饋機制，進而促進環(huán)境友好農(nóng)業(yè)技術創(chuàng)新系統(tǒng)內部各主體要素之間、功能要素之間互動、合作和促進農(nóng)業(yè)生產(chǎn)方式盡快向環(huán)境友好方向轉化。

（3）改革環(huán)境友好農(nóng)業(yè)技術創(chuàng)新的資金投入制度。雖然農(nóng)業(yè)經(jīng)濟的持續(xù)增長能夠為環(huán)境友好農(nóng)業(yè)技術創(chuàng)新提供資金支持，然而，在我國目前的財政體制下，國家對農(nóng)業(yè)科技投入近年在比重上增長緩慢甚至下降。由于資源、生態(tài)、環(huán)境收益的外部性問題，要實現(xiàn)激勵農(nóng)業(yè)企業(yè)、農(nóng)業(yè)合作組織和農(nóng)業(yè)的對環(huán)境友好技術采納行為，前期必須投入大量的資金。因此，與傳統(tǒng)的農(nóng)業(yè)技術創(chuàng)新資金投入體制相比，環(huán)境友好農(nóng)業(yè)技術創(chuàng)新需要更大幅度的資金投入和更有效的投入方式，即改革原有的環(huán)境友好農(nóng)業(yè)技術資金投入方式，開拓投入渠道，加大投入力度，逐步建立起國家、集體、企業(yè)、個體和單位自籌相結合的多元投資結構，以更好地推動環(huán)境友好農(nóng)業(yè)技術創(chuàng)新快速發(fā)展。

(編輯：尹建中)

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［18］戴鴻軼，柳卸林.對環(huán)境創(chuàng)新的一些評論［J］.科學學研究，2009，27（11）：1602-1610.［Dai Hongyi, Liu xielin. Some Comments on Research of Environmental Innovation ［J］. Studies in Science of Science, 2009,27(11): 1602-1610.］

［19］易丹輝.數(shù)據(jù)分析與Eviews應用［M］.北京：中國人民大學出版社，2012：207-226.［Yi Danhui. Data Analysis and Eviews Applications［M］. Beijing: China Renmin University Press,2012:207-226.］

［20］張倩，曲世友.環(huán)境規(guī)制下政府與企業(yè)環(huán)境行為的動態(tài)博弈與最優(yōu)策略研究［J］.預測，2013,32（4）：35-40.［Zhang Qian, Qu Shiyou. Research on Dynamic Game between Government and Corporation Evironment Behavior and Optimal Strategies Based on Enviromental Regulation［J］. Forcasting,2013,32(4):35-40.］

Research of Relationship Between Environmentallyfriendly Agricultural Technology

Innovation and Agricultural Economic Growth

YAO Yanting1,2CHEN Wanming1LI Xiaoning2

（1. College of economics and management, Nanjing University of Aeronautics and Astronautics，Nanjing Jiangsu 210016, China;

2. College of economics and management, Northwest University of Politics & Law, Xian Shaanxi 710063, China)

AbstractPromoting environmentallyfriendly agricultural technology innovation is an important way to transform agricultural growth pattern, achieve agricultural sustainable development, and accelerate agricultural economic growth. This paper at first studied the difference between environmentallyfriendly agricultural technology innovation and traditional agricultural technology innovation from the perspective of theory, found that they have the same essence but have such differences as innovation driving factor and knowledge supply source, and analyzed the relationship between environmentallyfriendly agricultural technology innovation and agricultural economic growth. Secondly, the writer introduced environmentallyfriendly agriculture technology extension as interim index, and researched on their logterm dynamic relationship by means of VAR model from an empirical view. It was found that 1% growth of environmentallyfriendly agricultural technology innovation will cause agricultural economic growth increasing 0.375% as a whole, and 1% growth of environmentallyfriendly agriculture technology extension will resultin agricultural economic growth increasing 0.542%; In the short term, the promoting effect of environmentallyfriendly agricultural technology innovation for agricultural economic growth appears at the second and the third lag phases, while in the long term, the promoting effect takes much longer, and agricultural economic growth is the driving force for environmentallyfriendly agricultural technology innovation, and the promoting effect for technical innovation decreases progressively. Finally, it is recommended to promote achievement transformation, improve innovation policy mechanism, and reform funding institutions in order to making environmentallyfriendly agricultural technology innovation promote agricultural economic sustainable growth more effectively.

Key wordsenvironmentallyfriendly; agricultural technology innovation; agricultural economic growth; VAR model

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Research of Relationship Between Environmentallyfriendly Agricultural Technology

Innovation and Agricultural Economic Growth

YAO Yanting1,2CHEN Wanming1LI Xiaoning2

（1. College of economics and management, Nanjing University of Aeronautics and Astronautics，Nanjing Jiangsu 210016, China;

2. College of economics and management, Northwest University of Politics & Law, Xian Shaanxi 710063, China)

AbstractPromoting environmentallyfriendly agricultural technology innovation is an important way to transform agricultural growth pattern, achieve agricultural sustainable development, and accelerate agricultural economic growth. This paper at first studied the difference between environmentallyfriendly agricultural technology innovation and traditional agricultural technology innovation from the perspective of theory, found that they have the same essence but have such differences as innovation driving factor and knowledge supply source, and analyzed the relationship between environmentallyfriendly agricultural technology innovation and agricultural economic growth. Secondly, the writer introduced environmentallyfriendly agriculture technology extension as interim index, and researched on their logterm dynamic relationship by means of VAR model from an empirical view. It was found that 1% growth of environmentallyfriendly agricultural technology innovation will cause agricultural economic growth increasing 0.375% as a whole, and 1% growth of environmentallyfriendly agriculture technology extension will resultin agricultural economic growth increasing 0.542%; In the short term, the promoting effect of environmentallyfriendly agricultural technology innovation for agricultural economic growth appears at the second and the third lag phases, while in the long term, the promoting effect takes much longer, and agricultural economic growth is the driving force for environmentallyfriendly agricultural technology innovation, and the promoting effect for technical innovation decreases progressively. Finally, it is recommended to promote achievement transformation, improve innovation policy mechanism, and reform funding institutions in order to making environmentallyfriendly agricultural technology innovation promote agricultural economic sustainable growth more effectively.

Key wordsenvironmentallyfriendly; agricultural technology innovation; agricultural economic growth; VAR model

［16］王家庭.技術創(chuàng)新、空間溢出與區(qū)域工業(yè)經(jīng)濟增長的實證研究［J］.中國科技論壇，2012，1（1）：55-61.［Wang Jiating. Empirical Study on Technological Innovation, Space Overflow and Economic Growth of Regional Industry［J］. Forum on Science and Technology in China,2012,1(1):55-61.］

［17］劉紅峰.兩型農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新研究［D］.長沙：湖南農(nóng)業(yè)大學，2012：21-34.［Liu Hongfeng. Two Types (Resourcesaving and Environmentfriendly) of Agricultural Science and Technological Innovation Research［D］.Changsha: Hunan Agricultural University, 2012:21-34.］

［18］戴鴻軼，柳卸林.對環(huán)境創(chuàng)新的一些評論［J］.科學學研究，2009，27（11）：1602-1610.［Dai Hongyi, Liu xielin. Some Comments on Research of Environmental Innovation ［J］. Studies in Science of Science, 2009,27(11): 1602-1610.］

［19］易丹輝.數(shù)據(jù)分析與Eviews應用［M］.北京：中國人民大學出版社，2012：207-226.［Yi Danhui. Data Analysis and Eviews Applications［M］. Beijing: China Renmin University Press,2012:207-226.］

［20］張倩，曲世友.環(huán)境規(guī)制下政府與企業(yè)環(huán)境行為的動態(tài)博弈與最優(yōu)策略研究［J］.預測，2013,32（4）：35-40.［Zhang Qian, Qu Shiyou. Research on Dynamic Game between Government and Corporation Evironment Behavior and Optimal Strategies Based on Enviromental Regulation［J］. Forcasting,2013,32(4):35-40.］

Research of Relationship Between Environmentallyfriendly Agricultural Technology

Innovation and Agricultural Economic Growth

YAO Yanting1,2CHEN Wanming1LI Xiaoning2

（1. College of economics and management, Nanjing University of Aeronautics and Astronautics，Nanjing Jiangsu 210016, China;

2. College of economics and management, Northwest University of Politics & Law, Xian Shaanxi 710063, China)

AbstractPromoting environmentallyfriendly agricultural technology innovation is an important way to transform agricultural growth pattern, achieve agricultural sustainable development, and accelerate agricultural economic growth. This paper at first studied the difference between environmentallyfriendly agricultural technology innovation and traditional agricultural technology innovation from the perspective of theory, found that they have the same essence but have such differences as innovation driving factor and knowledge supply source, and analyzed the relationship between environmentallyfriendly agricultural technology innovation and agricultural economic growth. Secondly, the writer introduced environmentallyfriendly agriculture technology extension as interim index, and researched on their logterm dynamic relationship by means of VAR model from an empirical view. It was found that 1% growth of environmentallyfriendly agricultural technology innovation will cause agricultural economic growth increasing 0.375% as a whole, and 1% growth of environmentallyfriendly agriculture technology extension will resultin agricultural economic growth increasing 0.542%; In the short term, the promoting effect of environmentallyfriendly agricultural technology innovation for agricultural economic growth appears at the second and the third lag phases, while in the long term, the promoting effect takes much longer, and agricultural economic growth is the driving force for environmentallyfriendly agricultural technology innovation, and the promoting effect for technical innovation decreases progressively. Finally, it is recommended to promote achievement transformation, improve innovation policy mechanism, and reform funding institutions in order to making environmentallyfriendly agricultural technology innovation promote agricultural economic sustainable growth more effectively.

Key wordsenvironmentallyfriendly; agricultural technology innovation; agricultural economic growth; VAR model