环境友好农业技术创新与农业经济增长关系研究

2014-08-27姚延婷陈万明李晓宁

中国人口·资源与环境 2014年8期

姚延婷+陈万明+李晓宁

收稿日期：2014-03-30

作者简介：姚延婷，博士生，讲师，主要研究方向为农业区域经济与科技政策。

基金项目：国家社科基金项目“缩小我国居民收入差距过大的途径和政策研究：基于初次分配效率与公平的视角”（编号：10XJY0012）；陕西省科学技术研究发展计划项目（软科学）“环境友好农业技术创新绩效评价及推进路径研究：以陕西省为例”（编号：2013KRM25）。

摘要推进环境友好农业技术创新是实现农业增长模式转型、农业可持续发展和农业经济增长的重要途径。本文首先从理论角度分析了环境友好农业技术创新与传统农业技术创新的区别，认为二者本质相同但在创新驱动要素、知识供给源等方面存在差异，在此基础上理清环境友好农业技术创新与农业经济增长的关系。其次，引入环境友好农业技术推广程度为过渡指标，运用VAR模型从实证角度分析环境友好农业技术创新与农业经济增长之间的长期动态关系。结果表明：在整体上，环境友好农业技术创新每增加1%，引起农业经济增长增加0.375%，而环境友好技术推广程度每增加1%，则引起农业经济增长增加0.542%；在短期内，环境友好农业技术创新在滞后2期与滞后3期才缓慢地显现出来对农业经济增长的促进作用，具有滞后性；在长期内，环境友好农业技术创新和技术创新推广程度对经济增长的推进作用是缓慢且长期有效的，而农业经济增长是环境友好农业技术创新持续的动力，对技术创新的推广起到先强后弱的促进作用。最后建议从促进环境友好农业技术创新成果转化、完善环境友好农业技术创新政策机制、改革环境友好农业技术创新资金投入制度等方面进行政策调整，使得环境友好农业技术创新更有效地促进我国农业经济可持续增长。

关键词环境友好；农业技术创新；农业经济增长；VAR模型

中图分类号F323文献标识码A文章编号1002-2104（2014）08-0122-09doi:10.3969/j.issn.1002-2104.2014.08.016

我国2014年中央一号文件连续第十一年聚焦“三农”，农业的国民经济基础地位始终未变。一直以来，科学技术是农业的第一生产力，农业技术创新与推广无疑是促进农业发展和农民增收，进而解决好“三农”问题、促进农业增长方式转型的有效途径。然而，伴随着全球气候变暖、土地污染严重、农业资源枯竭等环境问题的出现，环境因素已经逐渐成为制约农业生产发展的最大瓶颈之一。在现实条件下，农业技术创新不得不把环境因素纳入到考虑范围。基于此，以低投入、绿色、可持续性为目标的环境友好型农业技术逐步成为农业技术创新的发展方向。

历次兴起的科技革命不断证实，经济增长与技术创新之间存在一种互动关系，即相互促进、互为条件的。然而，针对环境友好农业技术创新而言，由于环境友好农业技术创新一方面要克服诸如体制障碍、制度障碍等传统农业技术创新具有的系统失灵问题，另一方面还要解决由于环境恶化、资源短缺、生态失衡等变量引起的诸多新问题，环境友好农业技术创新与经济增长的关系是否和传统观念一致，还需要从理论和实证的角度进一步验证。本文正是基于这样的背景展开研究。

1文献综述

自1992年里约峰会提出“环境友好”（Environmentally friendly）理念以来，其内容得到不断的丰富和发展，并已经延伸到了农业技术创新领域。学者们首先肯定了环境友好农业技术的重要性，如Jaffe 和 Palmer［1］较早通过实证研究发现环境友好技术的扩散确实有利于“减排控污”，从而有利于农业生态环境的改善；Bruce D等［2］也毫无疑问地肯定了农业在社会、环境和经济层面的可持续发展不但要求农户的创新，也需要再在商品和价值链其它方面的创新，包括基于环境友好层面的农业新方法、农业新技术等方面的规则和治理；Jay Shankar Singh、Sharon L.Forbes等［3-4］以不同的环境友好农业技术为例，认为该技术可以充分利用环境资源，提供了满足农业需求的所需潜力，有利于农业的可持续发展。

基于对环境友好农业技术创新的认可，国内外许多学者近几年已经展开了对该理论的相关探索，主要集中在技术特性、影响因素、激励政策等方面。国外方面，如Susmita Dasgupta等［5］对孟加拉国稻农使用IPM（综合虫害管理）和常规化学技术耕作的结果进行对比，结果表明IPM稻田养殖的生产力与传统农业显著不同，降低了农药成本，更具备健康效益和生态效益，比传统的水稻种植更有利可图，然而，由于诸如IPM等环境友好农业技术的外部性问题，使得农民很难单独采用这种技术；Kathy S. Kremer［6］在环境友好农业技术创新的影响因素方面提出了独到的见解，他的团队研究美国爱荷华州农民采纳新型土壤氮技术的决策过程，结果表明技术创新的复杂性极大地影响农户采纳该项环境友好农业技术的决策，此后，Haki Pamuk［7］和Benoit［8］等学者通过实证研究也得出类似的结果；而Travis J. Lybbert［9］则认为发展中国家有诸多因素制约贫困农民获得和使用新的农业生产技术，提出了10项政策措施促进环境友好农业技术的采纳和扩散，其中包括鼓励公共和私人之间的互补性农业研究、帮助减轻风险、在信息和预测领域有更多的投资等。国内方面，沈宇丹等［10］率先提出了环境友好农业技术创新的概念并分析了我国化肥产业政策对环境友好农业技术创新的影响效应；李学术等［11］从新农村建设目标与当前面临的严峻的生态环境问题等需求的角度提出了我国环境友好技术创新的主要领域；葛继红等［12］以配方施肥技术为例，对农户采用环境友好型农业技术行为研究，研究结果表明科学施肥能力越强、示范户、拿到配方卡、参加培训次数越多及所在乡培训总人数越多的农户越倾向环境友好型农业技术；肖焰恒［13］提出与环境友好农业技术创新概念相似的可持续农业技术创新。

尽管国内外学者已经认识到环境友好农业技术创新能够促进农业资源持续高效利用、改善生态环境、促进农业的可持续发展，并在解决能源问题、气候问题、环境问题等方面发挥了重要的功效，然而，环境友好农业技术创新具有明显的外部性、高风险性与复杂性，如何获取长期、持续的生态与社会、经济效益才是环境友好农业技术创新的根本目标。鉴于此，在推进环境友好农业技术创新的背景下，深入研究环境友好农业技术创新与农业经济增长之间的关系，探讨环境友好农业技术创新保障生态效益的同时如何提升农户、农业企业、区域农业发展的经济效益，具有非常重要的理论和现实意义。

对于技术创新与经济增长的理论研究，早在1912年熊彼特提出创新增长理论之后已经基本成熟，伴随着技术创新理论研究的深入，国内外学者逐步将技术创新理论引入农业领域，探讨农业技术创新对于经济增长的作用。Cochrand在1958年提出了“技术踏车理论”，形象地比喻了商业性农业生产者在农业技术进步背景下的竞争和收益分配；万宝瑞［14］进一步指出推进农业技术创新，对保障国家粮食安全、食品生态安全、农民增收和农业可持续发展、促进农业经济增长有着至关重要的意义。在实证分析方面，赵树宽等［15］采用VAR模型，引入技术标准为中间变量，实证结果表明技术创新对技术标准和经济增长具有长期正向的促进作用，是经济增长的源动力，而经济增长对技术创新的影响不明显；王家庭［16］运用空间计量方法和经济计量方法实证研究了技术创新的空间溢出对我国区域工业经济增长的推动效应；刘红峰［17］建立两型（资源节约与环境友好）农业科技创新评价指标体系，并运用主成份法分析两型农业科技创新评价的因子及其综合水平，结论表明依靠科技创新促进资源节约与环境友好、促进农业生产率增长与经济社会可持续发展，是惟一正确的战略选择。

综上所述，环境友好农业技术创新是一个长期、持续、渐进、连贯的过程，虽然国内外学者已经基本认可环境友好农业技术创新对农业经济增长的推动及促进作用，由于视角和方法主要是对二者局部问题进行探讨，未能充分展示二者的相互关系，一定程度上限制了其学术和政策价值。本文将从理论和实证两个角度充分论证二者的关系，以为环境友好农业技术创新政策的进一步调整与改革提供参考。

2概念界定与理论模型2.1环境友好农业技术创新与传统农业技术创新比较

农业技术创新体系是以现有工业技术为基础，其本质是农业科研成果研制、开发并在农业中应用的全过程，即农业科技成果转化为现实生产力的全过程。毫无疑问，传统农业技术创新对保障国家粮食安全、农民增收和农业可持续发展有着至关重要的意义。然而，多年来我国传统的农业技术创新追求单一的经济效益，将农业生产经营过程中造成的资源耗竭、环境损失等问题作为一个被忽略的因素，虽然促进了农业发展和经济增长，但也促使传统农业技术创新沿着不断加重环境恶化和资源枯竭的路径发展。

环境友好农业技术创新是在遵循传统农业技术创新的效率、效益和适用性创新原则基础上，以环境、生态、资源的可持续利用和发展为目标，强调环境和资源变量在技术创新中的重要性，通过农业技术研发、推广、转化、应用来配置创新资源以实现价值增值和获取农业经济效益、社会效益及生态效益的过程。

实质上，环境友好农业技术创新与传统农业技术创新的构成主体、创新过程、服务体系等方面是相同的，最重要的区别体现在以下两个方面。

2.1.1两者创新的驱动因素不同

农业生产经营主体在追求生产效率和经济效益的前提下，采用创新的农业生产技术（化肥、农药、机械等），并通过生产资料的规模投入来实现农业规模化、机械化和集约化。因此，一般创新理论认为，市场需求的拉动力量是农业技术创新的主要驱动因素。然而，在这种因素的驱动下，农业生产经营是以对生态环境和环境资源的掠夺式开发和利用为主要方式，强调经济利益而忽略农业资源与生态环境的自然持续力。

新技术的市场需求显然也是环境友好农业技术创新的出发点之一，但由于环境问题存在负外部性特征，与其他创新活动相比，环境友好农业技术创新的市场驱动性相对较弱，这使得环境规制也成为了环境创新最主要的驱动因素之一［18］。基于环境保护的农业产业政策、法律环境、金融支持和税收政策等方面的环境规制，通过外界刺激迫使农业经营主体意识到环境友好农业技术创新是经济利好的，从而推动环境友好农业技术创新的产生和采纳。与传统的农业技术创新相比，由于正的溢出效应和负的环境效应的内部化，环境规制会引致农业经营主体的创新活动，并导致“双赢”的结果，在减少环境污染的同时给各参与主体（农业企业、农业合作组织、农户等）带来经济利益。因此，环境规制是环境友好农业技术创新的另一个主要驱动因素。

2.1.2两者知识的供给源不同

化学、电气、机械等领域的现代工业技术是传统农业技术创新的知识供给源，农业新技术是以这些现代工业技术为基础展开研发设计。这些农业新技术具有易于引进和模仿创新的技术特性，从而迅速地实现农业技术进步和农业经济增长，但却带来了农业资源耗竭、生态环境的污染破坏和农业生产的弱质性。

与传统农业技术创新不同，环境友好农业技术创新把全新的系统工程方法、生态学、可持续发展理论、环境保护学等理论纳入到农业技术创新过程中，对传统农业技术创新进一步的“突破”、“融合”。一方面，在传统农业技术的基础上，环境友好农业技术创新将新理念、新知识引入到传统农业技术创新中，注重农业资源的利用，提高农业资源的利用率，致力于尽可能减少废弃物排放和对环境的污染，使得农业生产方式向“农业环境友好资源投入-环境友好农产品-农业生态环境改善”的循环式生产过程转换，这是对传统农业技术创新的“突破”；而另一方面，推进和实施环境友好农业技术创新需要经济效益、社会效益、生态效益在一个合理的维度内，既能保证粮食安全、提高农民收入，又能保障农业经济稳步增长的同时实现农业可持续发展，因此，环境友好农业技术创新必须“融合”现有的农业技术成果，克服和改善环境友好农业技术创新负外部性的同时利用现有的农业技术优势，这使得环境友好农业技术创新的实现环节和难度进一步增加。

2.2环境友好农业技术创新与经济增长关系的理论模型

传统农业技术创新的出发点和根本动力即是市场需求拉动和技术推动，而环境友好农业技术创新加入环境规制的驱动因素，在对传统农业技术创新“突破”与“融合”的基础上，通过提高农业企业、农业合作组织、农户等的劳动生产率，提升农业生产要素的边际效率，改善与优化农产品的质量、产量，从而带动农业产业优化升级和诸如旅游农业、休闲农业、生物科技等新兴产业的形成，最终直接或间接地促进农业经济增长。相反，农业经济的增长会引起新的市场需求（如居民农业产品消费形式、消费结构的变化，农户生产技术的新需求等），在新需求引导下可能会进一步促进农业技术水平的提高，并由此展开新一轮的循环过程。图1环境友好农业技术创新与经济增长关系的理论模型

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

innovation and agricultural economic growth

因此，环境友好农业技术创新和农业经济增长之间存在着相互促进和相互制约的关系。其中，环境友好农业技术创新对农业经济增长具有正向促进作用，反过来，农业经济增长为环境友好农业技术创新水平新一轮的提高提供经济基础和物质基础，其理论模型如图1所示。

3变量、数据与方法3.1变量选择与数据收集

一般来讲，专利申请量和专利授权量等是最常见的衡量技术创新水平的指标，然而，针对环境友好农业技术创新的特殊性以及数据的可获性，本文以1990-2011年的年度数据为样本期，选取“农林牧渔业专利申请量”（Patent Application ofFarming，Forestry， Animal Husbandry，and Fishery，简写为PA）和“环境友好农业技术推广程度”（EnvironmentallyFriendly Agriculture Technology Extension，简写为TE）来衡量环境友好农业技术创新水平和推广程度；选取“全国农林牧渔业总产值”（Gross Agricultural Product，简写为GAP）作为农业经济增长的衡量指标。其中，“环境友好农业技术创新推广程度”是一个过渡指标，是为了进一步验证和说明环境友好农业技术创新与经济增长的关系。

在这三项指标中，“农林牧渔业专利申请量”和“全国农林牧渔业总产值”的时间序列数据直接来源于《中国科技统计年鉴》、《中国统计年鉴》等年鉴，但“环境友好农业技术推广程度”是一个综合指标，由多项环境友好技术综合决定的，因此该项指标数据较难获取。借鉴国内外学者经验，本文主要选择作物秸秆综合利用技术（以秸秆粉碎还田机拥有量为例）、农用清洁再生能源技术（以沼气技术为例）、节能高效农业机械技术（以节水灌溉类机械为例）和科学施肥技术（以免耕技术覆盖面积为例）等四项技术作为环境友好农业创新技术的代表，通过专家咨询法和主成分分析方法的组合赋权方法算来确定四项技术的权重的大小，并计算得出1990-2011年“环境友好农业技术创新推广度”的综合值，以代表“环境友好农业技术推广程度”的指标，其中四项环境友好农业技术的数据来源于《新中国农业60年统计资料》、《中国农业年鉴》等。

此外，由于本文研究中所采用的数据为时间序列，一般会有异方差的存在，所以对变量进行对数变换，使得数据趋势线性化，变换后分别记作LnGAP、LnTE、LnPA，如表1所示。

3.2研究方法

基于以上分析，本文采用美国著名计量经济学家克里斯托弗·西姆斯（Christopher Sims）提出的VAR模型对环境友好农业技术创新与农业经济增长之间的长期动态关

表11990-2011年我国农业总产值、专利申请量及

技术推广程度

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

系进行实证研究［19］。首先对原始数据进行平稳性检验以判断变量是否是单整的，如果变量是单整的，进一步进行协整检验考察变量是否存在协整关系，建立协整方程。然后在VAR模型的基础上，运用Granger因果关系检验、脉冲响应函数、方差分析分解分析环境友好农业技术创新与农业经济增长之间的是否存在因果关系和长期的均衡关系，最终探索二者动态的影响过程。

4实证分析4.1数据的平稳性检验：ADF检验

为避免伪回归现象的发生，应该首先对宏观经济时间序列进行单位根检验，以判断时间序列的平稳性。本文采用Eviews6.0软件，对LnGAP、LnTE、LnPA的单位根进行ADF检验，以判断各时间序列是否符合同阶单整的条件，为随后的协整检验和格兰杰检验奠定基础。

通过表2的ADF检验值的结果可以看出，Ln GAP、

表2变量序列单位根检验（ADF）结果

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

VariableADF

检验值

ADF

test value各显著性水平下的临界值

Critical value of every

significant level1%5%10%结结果

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

Ln TE、Ln PA的原始序列和其一阶差分形式的ADF检验统计量均大于显著性水平 1%、5%、10%的临界值，不能拒绝原假设，均存在单位根，为非平稳序列。在二阶差分之后，原始序列二阶差分形式的ADF检验值均小于1%、5%、10%的临界值，说明分别在1%、5%、10%的显著性水平下，三组时间序列都为二阶单整序列，存在长期稳定的关系，满足进行协整检验的前提条件。

4.2Johansen协整检验

为进一步分析环境友好农业技术创新、农业技术推广程度与农业经济增长之间是否存在长期的均衡关系（协整关系），须进行协整分析。采用Johansen检验法对“环境友好农业技术推广度”、“农林牧渔业专利申请量”与“全国农林牧渔业总产值”3个变量进行协整检验，以检验三者之间是否存在长期的均衡关系，检验结果如表3所示。

由表3可以看出，采用最大特征根迹统计量来评判的Johansen检验结果，第3行7.586＞3.841，即在95%置信水平上拒绝的原假设，LnGAP、LnTE、LnPA三个变量之间最多存在两个协整关系，可以认为农林牧渔业专利申请量、环境友好农业技术推广度与农业经济增长之间存在长

表3Johansen协整检验结果

Tab.3Results of Johansen cointegration test原假设

Null hypothesis特征根

Eigen value迹统计量值

Trace statistic5%的显著

水平

5%significant

levelP值

P value0个协整向量*0.980 82699.385 14629.797 0730.000 01个协整向量*0.682 00328.209 30415.494 7130.000 32个协整向量*0.343 9197.586 4653.841 4660.005 0注：“*”表示在5%的显著水平下拒绝原假设，即拒绝了不存在协整关系的假设。

期的动态均衡关系。

经过标准化后的协整向量为（1.000，-0.375，-0.542），农林牧渔业专利申请量、环境友好农业技术推广度与农业经济增长之间的协整方程为：

LnGAP=0.375LnPA+0.542LnTE（1）

（0.071）（0.053）

方程（1）表明，环境友好农业技术创新水平、农业技术推广程度与农业经济增长是同向变化的。在长期关系上，环境友好农业技术创新水平（PA）每增加1%，引起农业经济增长（GAP）增加0.375%，而环境友好技术推广程度（TE）每增加1%，则引起农业经济增长（GAP）增加0.542%。显然，与环境友好农业技术创新水平相比，环境友好农业技术创新推广程度对农业经济增长的促进作用效果显著。

4.3建立VAR模型

VAR模型对时间序列变量不作任何先验性假设，实质上是考察多个变量之间的动态互动关系，把系统中每一个内生变量作为所有变量滞后项的函数来构造回归模型。VAR模型的建立不但需要各个变量满足平稳性条件，而且需要确定反映变量彼此之间相互影响的最大可能滞后阶数，从而保证模型估计结果显著。LnGAP 、LnTE、LnPA为二阶单整时间序列，满足建立 VAR 模型的平稳性条件。VAR模型中确定滞后阶数的方法主要有LR检验统计量法、最终预测误差法（FPE）和信息准则法等方法，本文采表4VAR 模型滞后阶数选择

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*用信息准则法来确定VAR模型的最佳滞后期，结果如表4所示。

由表4可以看出，在滞后阶数为4的时候，AIC 和 SC值最小。由此可以建立以“环境友好农业技术推广程度”、“农林牧渔业专利申请量”、“全国农林牧渔业总产值”为因变量，以这些变量的滞后值为自变量，滞后阶数为4的无约束VAR 模型，即VAR（4）模型。同时，通过对VAR（4）模型的平稳性检验结果显示，VAR（4）模型所有根模的倒数都小于1（即都在单位圆曲线内），说明本文基于VAR模型的结论是可靠的。

4.4Ganger因果关系检验

上述分析已经确定环境友好农业技术创新、农业技术推广程度与农业经济增长三个变量之间存在协整关系，因此可以进一步进行Ganger因果关系检验，以探索3个变量之间是否存在因果关系，以及因果关系的方向。检验结果如表5所示。

由表5可知：①滞后1期，LnTE和LnGAP互为格兰杰因果关系，LnTE和LnPA互为格兰杰因果关系，而LnPA和LnGAP不存在格兰杰因果关系。这表明在短期内，环境友好农业技术创新的推广程度能促进农业经济的发展，环境友好农业技术创新是技术创新推广程度的来源，即创新是推广的前提，而由于从技术创新到推广应用有一定的滞后性，技术创新对农业经济增长的促进作用在短期内是非常缓慢的。②滞后2期与3期，LnPA 和LnTE是LnGAP的格兰杰原因，且因果关系是单向的，这表明环境友好农业技术创新诸如新技术的研发等对农业经济增长的促进作用开始逐步显现，环境友好农业技术创新推广与应用持续促进农业经济增长，而农业经济增长在短期内不能反哺技术创新与新技术的推广。③滞后4期，LnPA和LnGAP互为格兰杰因果关系、LnTE和LnGAP互为格兰杰因果关系、LnPA和LnTE互为格兰杰因果关系。这表明，在长期内，环境友好农业技术创新、技术创新的推广程度是农业经济增长的源泉，农业经济增长促进新一轮的环境友好农业技术创新与推广，而环境友好农业技术创新是技术推广的基础、技术推广是环境友好技术创新的进一步实现。

4.5脉冲响应函数

Johansen 协整检验与 Granger 因果关系检验表明，环境友好农业技术创新、技术推广度和农业经济增长之间存在协整关系，并且具有因果关系。基于以上的VAR模型，可以用脉冲响应函数、方差分解等工具来详尽地描述变量间的动态特征。脉冲响应函数分析方法用来描述一个内生变量对由误差项所带来冲击的反应，即在随机误差项上施加一个标准大小的冲击后，对内生变量的当期值和未来值所产生的影响程度。运用Eviews 6.0软件生成基于

表5格兰杰因果关系检验结果

Tab.5Results of granger causality tests原假设

Null hypothesis滞后期

Lag1234LnPA不是LnGAP

的格兰杰原因F统计量3.564 5.4034.01519.547P值0.0750.0170.0340.002LnGAP不是LnPA

的格兰杰原因F统计量4.3942.3032.0872.304P值0.0500.1340.1550.030LnTE不是LnGAP

的格兰杰原因F统计量1.8675.9893.98427.253P值0.0180.0120.0355.E05LnGAP不是LnTE

的格兰杰原因F统计量0.1511.1840.8220.650P值0.0010.3320.5060.061LnTE不是LnPA

的格兰杰原因F统计量14.2022.0771.8211.666P值0.0010.1590.1970.041LnPA 不是LnTE

的格兰杰原因F统计量4.9055.9366.1553.203P值0.0390.0120.0080.067VAR模型的脉冲响应函数图，通过分析可以得到以下结果：

（1）环境友好农业技术创新与农业经济增长的动态关系。环境友好农业技术创新对农业经济在最初的1期、2期都几乎没有冲击作用，第3期后开始对农业经济增长起到明显的促进作用，并且逐步增大，说明环境友好农业技术转化成生产力持续促进经济发展；而农业经济增长对环境友好农业技术是正向缓慢促进的，第7期以后趋于缓慢平稳的促进作用，表明农业经济增长对技术创新是缓慢并长期有效的。

（2）环境友好农业技术创新推广程度与农业经济增长的动态关系。环境友好农业技术推广度对农业经济增长的促进作用是前小后大，由于环境友好农业技术的特殊性且受自然环境的影响，技术刚刚开始被农业企业、农户所采纳时是暂时没有经济效益的，在第5期以后，作用才慢慢显现出来，逐步地成为农业经济发展的推动力；而农业经济增长从第1期对技术推广度产生较强的影响，第3期开始下降，第8期以后则趋于稳定，表明通过经济的拉动能够提升农业生产主体采用新技术的积极性。

（3）环境友好农业技术创新与技术推广程度的动态关系。技术推广程度受到环境友好农业技术创新正向冲击之后，从第1期就逐步开始上升，在第3期后速度加快，第12期趋于平稳，这表明环境友好农业技术创新对技术推广程度的有长期的正向影响，环境友好农业技术创新是一切技术推广的基础；而环境友好农业技术创新受到技术推广程度的正向冲击后，除了第1期、第2期上升效果显著，第3期到第7期有低幅度的波动，以后一直保持低速平稳的促进作用，这表明技术推广度长期内对环境友好农业技术创新的促进作用不显著。

4.6方差分解

方差分解方法是 Smis 在1980 年提出的将系统的预测均方误差（Mean Square Error，MSE）按照其成因分解为自身冲击及其他变量冲击所构成的贡献率，从而将变量间的影响关系具体量化，评价不同结构冲击所造成的影响。运用Eviews6.0软件进行方差分解， LnGAP、LnPA、LnTE的方差分解结果如表6所示。

由表6可知：

（1）在LnGAP的方差分解中，能够找出环境友好农业技术创新与技术推广度对农业经济增长的影响。在滞后1期，二者对农业经济增长的冲击均为零，但随着预测时期的推进，二者对农业经济增长的冲击持续增长且速度较慢，充分体现了现阶段在我国农业经济发展过程中，从农户、农业企业到农业经济组织的生产活动都以重视经济效益为前提，对环境友好型农业技术创新的研发及其推广较为忽视，致使二者对农业经济的促进作用滞后时间较长。但随着政策引导、观念转变、技术转换和经济支持，预测期时间越长，二者对农业经济增长的促进作用越大。

（2）在LnPA的方差分解中，LnGAP对LnPA的冲击从第2期开始增长，在第14期达到最大，为27.08 %，此后逐步减小，农业经济增长对环境友好农业技术创新的影响是缓慢且长期有效的，经济增长为技术创新提供资金支持，为持续的技术创新提供动力。LnTE对LnPA的冲击效果并不明显，仅在第11期达到最大，此后逐步减小，这表明在长期内，环境友好农业技术推广度对技术创新的影响较小，即二者的关系是单向的。

（3）在LnTE的方差分解中，农业经济增长和环境友好农业技术创新都对技术推广度在第1期产生冲击。农业经济增长对其的冲击在第5期达到最大，为71.25%，随后逐渐下降，但冲击都在40%以上。农业经济增长对环境友好农业技术推广度具有长期显著的正向影响。而环境友好农业技术创新对技术推广度也在第1期就产生了影响，最后一期达到最大值，为47.12%。这表明长期内，环境友好农业技术创新是技术推广度的前提，这与之前的格兰杰因果关系检验的结果一致。

5结论及启示

本文运用基于 VAR模型的动态经济计量分析方法，对环境友好农业技术创新与农业经济增长之间的长期动态关系进行实证研究。可以发现：

（1）环境友好农业技术创新、技术创新推广度与农业经济增长之间存在长期的动态均衡关系，在长期关系上，环境友好农业技术创新（PA）每增加1%，引起农业经济增长（GAP）增加0.375%，而环境友好技术推广程度（TE）每增加1%，则引起农业经济增长（GAP）增加0.542%。

（2）短期内，技术创新推广度在滞后1期即能促进农业经济发展，且环境友好技术创新是推广的前提；在滞后2期与3期，环境友好农业技术创新对农业经济增长的促表6LnGAP，LnPA，LnTE的方差分解结果

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

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

进作用才开始逐步显现；在滞后4期，环境友好农业技术创新、技术创新的推广程度是农业经济增长的源泉。

（3）长期内，环境友好技术创新和技术创新推广程度对经济增长的推进作用是缓慢且长期有效的，农业经济增长为技术创新提供资金支持，为持续的技术创新提供动力，对技术创新的推广起到先强后弱的促进作用；但环境友好农业技术推广度对技术创新的影响较小，二者的关系是单向的。

根据研究结论，并结合我国农业经济发展现状，给出以下政策启示：

（1）促进环境友好农业技术创新成果转化。既然环境友好农业技术创新对农业经济增长具有长期正向的促进作用，那么把环境友好农业科技创新成果转化成为现实的农业生产力则是促进农业经济增长的主要动力。因此，首先应该解决环境友好农业技术创新中技术供给者与技术需求者的信息不对称和能力不对称问题，然后进一步通过改善政府、环境治理部门、技术研发部门等组织关系和构建配套的合作协调机制为环境友好农业技术创新成果的转化创造良好的氛围，同时引入农业科技产业化组织方式，使主体之间通过合同契约关系形成利益均沾、共担风险的利益共同体，加快农业科技成果的推广与应用。

（2）完善环境友好农业技术创新政策机制。显然，如果缺乏有效地环境政策，农业企业、农业协会、农户等很少有激励去使用环境友好农业技术或者去研发未来更好使用的技术［20］。因此，环境友好农业技术创新一方面要克服环境和生态变量外部性引起的农业环境治理和农业资源利用等问题，另一方面要突破旧的体制障碍，适应新的知识创新需求，这些都在一定程度上要求农业技术创新政策在政策手段上不断完善。通过各种行政手段、经济手段、市场激励等配套实施，健全农业技术创新的保障机制、激励机制、约束机制、监督反馈机制，进而促进环境友好农业技术创新系统内部各主体要素之间、功能要素之间互动、合作和促进农业生产方式尽快向环境友好方向转化。

（3）改革环境友好农业技术创新的资金投入制度。虽然农业经济的持续增长能够为环境友好农业技术创新提供资金支持，然而，在我国目前的财政体制下，国家对农业科技投入近年在比重上增长缓慢甚至下降。由于资源、生态、环境收益的外部性问题，要实现激励农业企业、农业合作组织和农业的对环境友好技术采纳行为，前期必须投入大量的资金。因此，与传统的农业技术创新资金投入体制相比，环境友好农业技术创新需要更大幅度的资金投入和更有效的投入方式，即改革原有的环境友好农业技术资金投入方式，开拓投入渠道，加大投入力度，逐步建立起国家、集体、企业、个体和单位自筹相结合的多元投资结构，以更好地推动环境友好农业技术创新快速发展。

(编辑：尹建中)

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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

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)

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

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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)

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

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