劉小春， 鄭凱欣， 李秋生

(江西農(nóng)業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)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(guó)家的競(jìng)爭(zhēng)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(gè)國(guó)家的種業(yè)想要在國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)中站穩(wěn)腳跟，必須提高育種創(chuàng)新能力。隨著我國(guó)農(nóng)業(yè)向高質(zhì)量發(fā)展推進(jìn)，種子研發(fā)目標(biāo)亦由單純追求“高產(chǎn)”轉(zhuǎn)向“優(yōu)質(zhì)”“高效”，研發(fā)機(jī)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(chǎng)型的新品種，逐步實(shí)現(xiàn)“育、繁、推”一體化。盡管我國(guó)育種創(chuàng)新取得一定成效，但要占據(jù)國(guó)際科技競(jìng)爭(zhēng)制高點(diǎn)、贏(yíng)得育種領(lǐng)域競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)，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(chǎng)，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(diǎn)，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(fèi)搭車(chē)”問(wèn)題，很多育種單位并沒(méi)有從新品種的應(yīng)用上獲得相應(yīng)的利益回報(bào)，經(jīng)濟(jì)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(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)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(guó)于1997年頒布《中華人民共和國(guó)植物新品種保護(hù)條例》(以下簡(jiǎn)稱(chēng)《條例》)，并于1999年加入國(guó)際植物新品種保護(hù)(UPOV)公約，代表在植物新品種培育領(lǐng)域上創(chuàng)建獨(dú)有的知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)制度。農(nóng)業(yè)部根據(jù)《條例》實(shí)施《細(xì)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(guó)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(guó)15個(gè)省開(kāi)展新品種權(quán)行政執(zhí)法試點(diǎn)，真正使植物新品種權(quán)保護(hù)付諸行動(dòng)。相關(guān)政策、條例的實(shí)施為種業(yè)創(chuàng)新提供了法制保障，但政策的作用機(jī)制尤其行政執(zhí)法對(duì)育種創(chuàng)新的作用機(jī)制并未得到深入探討，評(píng)價(jià)植物新品種權(quán)保護(hù)的政策效應(yīng)并理清保護(hù)政策的作用機(jī)制對(duì)我國(guó)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(jìn)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(cái)政支持為主轉(zhuǎn)向科研院所和高等院校，推動(dòng)企業(yè)與科研單位進(jìn)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(shí)證分析說(shuō)明，植物新品種權(quán)制度完善程度、執(zhí)法力度、市場(chǎng)需求、研發(fā)成本會(huì)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(hù)政策的視角出發(fā)，考察植物品種權(quán)保護(hù)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(shí)薄弱，新品種保護(hù)力度不強(qiáng)且存在申報(bào)范圍不均衡等問(wèn)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(shí)限內(nèi)獨(dú)占市場(chǎng)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(duì)象，探究植物新品種權(quán)保護(hù)政策對(duì)企業(yè)育種創(chuàng)新的影響，發(fā)現(xiàn)植物新品種保護(hù)制度對(duì)育種創(chuàng)新的激勵(lì)作用體現(xiàn)在增加私人研發(fā)投入、外部資本進(jìn)入、育種者權(quán)利保護(hù)、執(zhí)法力度增強(qiáng)、品種市場(chǎng)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(duì)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(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)的重要方式，對(duì)育種主體未來(lái)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(duì)于植物新品種創(chuàng)新而言，植物新品種保護(hù)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(hù)了私有利益，但另一方面會(huì)提高研發(fā)成本，造成市場(chǎng)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(jìn)行深入探討和驗(yàn)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(diǎn)的政策效應(yīng)和保護(hù)政策的作用機(jī)制。文章的創(chuàng)新點(diǎn)及邊際貢獻(xiàn)在于：(1)從理論層面，分析探討了新品種權(quán)行政執(zhí)法對(duì)對(duì)育種創(chuàng)新可能造成的影響，嘗試對(duì)知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)理論進(jìn)行一定的擴(kuò)展；(2)從政策實(shí)施效果時(shí)滯性出發(fā)，實(shí)證檢驗(yàn)了行政執(zhí)法試點(diǎn)的政策效應(yīng)，并通過(guò)更改窗口期檢驗(yàn)驗(yàn)證了結(jié)果的穩(wěn)健性；(3)機(jī)制檢驗(yàn)部分，驗(yàn)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(duì)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(shuō)

1.1 新品種權(quán)保護(hù)政策與植物育種創(chuàng)新

根據(jù)制度經(jīng)濟(jì)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(jī)會(huì)主義行為，同時(shí)依靠某種懲罰得以貫徹和執(zhí)行[17]。新品種權(quán)保護(hù)制度既涉及對(duì)產(chǎn)權(quán)的界定，又涉及對(duì)產(chǎn)權(quán)的保護(hù)。新品種權(quán)保護(hù)相關(guān)政策作為一種知識(shí)產(chǎn)權(quán)制度，自其誕生之日起就一直在謀求實(shí)現(xiàn)權(quán)利人個(gè)人私益和社會(huì)公益之間的平衡，必須同時(shí)考慮知識(shí)產(chǎn)權(quán)的擁有者和社會(huì)公眾2個(gè)方面的利益，使雙方的利益達(dá)到適度的平衡，即對(duì)知識(shí)產(chǎn)權(quán)的保護(hù)，不僅要充分、有效，而且應(yīng)當(dāng)適度與合理。知識(shí)產(chǎn)權(quán)制度的這種動(dòng)態(tài)的平衡，一般主要表現(xiàn)在其對(duì)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(shí)產(chǎn)權(quán)必須有有限的保護(hù)期，以避免知識(shí)產(chǎn)權(quán)永久性地被個(gè)人占有，使知識(shí)創(chuàng)造來(lái)源于社會(huì)而最終又回歸于社會(huì)[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(lái)的經(jīng)濟(jì)效益在育種主體和社會(huì)農(nóng)業(yè)發(fā)展間達(dá)到平衡。隨著改革開(kāi)放和社會(huì)主義市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，育種科研單位逐步面向市場(chǎng)化成為獨(dú)立的利益主體，植物新品種權(quán)保護(hù)政策切實(shí)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(huì)促進(jìn)植物育種創(chuàng)新。同時(shí)在市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)下，新品種的投入和轉(zhuǎn)化在符合市場(chǎng)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(shí)現(xiàn)以市場(chǎng)和生產(chǎn)為導(dǎo)向的新品種研發(fā)，新品種權(quán)保護(hù)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(duì)于發(fā)展中國(guó)家，模仿創(chuàng)新有利于技術(shù)進(jìn)步，快速增強(qiáng)創(chuàng)新能力，并在時(shí)機(jī)成熟時(shí)，自然激發(fā)自主創(chuàng)新的欲望，增強(qiáng)知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)的動(dòng)機(jī)。新品種權(quán)保護(hù)政策增加了模仿創(chuàng)新的成本，也會(huì)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(shí)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(zhǎng)的特點(diǎn)會(huì)阻礙創(chuàng)新主體對(duì)新品種的研發(fā)意愿，從而影響到育種創(chuàng)新進(jìn)展。由此可提出以下假說(shuō)：

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

1.2 新品種權(quán)保護(hù)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(huì)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(jì)活動(dòng)的重要?jiǎng)恿?lái)源，其經(jīng)費(fèi)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(fèi)是創(chuàng)新主體進(jìn)行創(chuàng)新活動(dòng)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(jìn)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(hù)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(xiǎn)、高收益的特點(diǎn)，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(guò)描述統(tǒng)計(jì)發(fā)現(xiàn)新品種權(quán)保護(hù)政策實(shí)施后會(huì)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(dòng)新品種創(chuàng)新的快速發(fā)展[19]。劉輝利用93家育種機(jī)構(gòu)的調(diào)查數(shù)據(jù)，表明植物新品種權(quán)制度會(huì)影響農(nóng)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新主體對(duì)植物新品種研發(fā)的投資[20]。故提出以下假說(shuō)：

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

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

2 數(shù)據(jù)來(lái)源及模型設(shè)定

2.1 數(shù)據(jù)來(lái)源

植物育種創(chuàng)新活動(dòng)需要一定時(shí)間，成果轉(zhuǎn)化也有一定周期，故政策頒布至新品種申請(qǐng)有時(shí)間間隔，新品種從申請(qǐng)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(guó)其他30個(gè)省(市)的面板數(shù)據(jù)，經(jīng)過(guò)對(duì)數(shù)化處理后使用。1997年我國(guó)《植物新品種保護(hù)法例》正式頒布，2007年展開(kāi)地區(qū)試點(diǎn)工作，故可依據(jù)試點(diǎn)時(shí)間和地區(qū)設(shè)定對(duì)照組和試驗(yàn)組，比較前后變化趨勢(shì)。新品種權(quán)申請(qǐng)數(shù)據(jù)來(lái)源于農(nóng)業(yè)部科技發(fā)展中心，其他所選數(shù)據(jù)來(lái)源于2001—2020年的《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國(guó)科技統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國(guó)區(qū)域經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國(guó)財(cái)政年鑒》《中國(guó)農(nóng)業(yè)統(tǒng)計(jì)資料》以及國(guó)家統(tǒng)計(jì)局研究與試驗(yàn)發(fā)展(R&D) 普查專(zhuān)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(biāo)有新品種申請(qǐng)數(shù)和審定數(shù)，由于新品種審定過(guò)程具有一定滯后性，本研究采用新品種申請(qǐng)數(shù)表示育種創(chuàng)新產(chǎn)出。解釋變量為是否實(shí)施新品種權(quán)行政執(zhí)法，設(shè)立地區(qū)虛擬變量treati和時(shí)間虛擬變量postt，表示i省份在t年是否實(shí)施新品種權(quán)保護(hù)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(jì)算總和，本研究以地區(qū)大型企業(yè)、機(jī)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(guó)際植物新品種保護(hù)聯(lián)盟的《植物新品種影響報(bào)告》統(tǒng)計(jì)，品種權(quán)申請(qǐng)量居世界前 10 位的國(guó)家全部是發(fā)達(dá)國(guó)家，且其農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平與品種權(quán)申請(qǐng)量相對(duì)應(yīng)。同時(shí)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(jì)發(fā)展水平、外商直接投資資本、人力資本、政府補(bǔ)貼水平、農(nóng)業(yè)發(fā)展水平、技術(shù)市場(chǎng)水平[21]。變量定義及計(jì)算方法見(jiàn)表1。

表1 變量定義及計(jì)算方法

2.3 模型設(shè)定及實(shí)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(lái)將分2個(gè)步驟進(jìn)行檢驗(yàn)：(1)采用雙重差分法對(duì)新品種權(quán)行政執(zhí)法效果進(jìn)行檢驗(yàn)，驗(yàn)證該政策對(duì)植物育種創(chuàng)新是否有影響，同時(shí)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(jìn)一步檢驗(yàn)新品種權(quán)行政執(zhí)法通過(guò)何種機(jī)制對(duì)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(shí)施時(shí)間前后設(shè)定試驗(yàn)組與對(duì)照組，通過(guò)控制其他影響因素，將試驗(yàn)組植物育種創(chuàng)新水平在實(shí)施新品種權(quán)行政執(zhí)法前后的平均改變量與對(duì)照組的政策實(shí)施前后平均改變量的差距視為該政策的真正效果。我國(guó)于2007年開(kāi)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(gè)省(市、自治區(qū))開(kāi)展新品種權(quán)行政執(zhí)法試點(diǎn)工作，故將這15個(gè)省份作為新品種權(quán)政策的試驗(yàn)組，其余為對(duì)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(xiàng)；β1為時(shí)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(xiàng)系數(shù)；β4為控制變量的系數(shù)；i為地區(qū)；t為時(shí)間；postt為時(shí)間虛擬變量，postt=1表示t時(shí)期實(shí)施了新品種權(quán)保護(hù)政策，postt=0表示t時(shí)期沒(méi)有實(shí)施新品種權(quán)保護(hù)政策；treati為地區(qū)虛擬變量，treati=1表示地區(qū)i實(shí)施了新品種權(quán)保護(hù)政策，treati=0表示地區(qū)i未實(shí)施新品種權(quán)保護(hù)政策；為了檢驗(yàn)新品種權(quán)保護(hù)政策效果，設(shè)立交互項(xiàng)postt×treati，以衡量新品種權(quán)保護(hù)政策對(duì)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(shí)間固定效應(yīng)；εit為擾動(dòng)項(xiàng)。在此主要關(guān)注的是交互項(xiàng)系數(shù)，它衡量了新品種保護(hù)政策對(duì)植物育種創(chuàng)新水平的影響程度。

將經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、對(duì)外開(kāi)放程度、人力資本水平、政府補(bǔ)貼水平、農(nóng)業(yè)發(fā)展水平、技術(shù)市場(chǎng)水平取對(duì)數(shù)后得到描述性統(tǒng)計(jì)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(yàn)法步驟如下：第1步，驗(yàn)證新品種權(quán)行政執(zhí)法對(duì)植物育種創(chuàng)新的影響；第2步，分別驗(yàn)證新品種權(quán)行政執(zhí)法對(duì)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(yàn)證新品種權(quán)行政執(zhí)法對(duì)植物育種創(chuàng)新的影響，則分別引入研究與試驗(yàn)發(fā)展人員全時(shí)當(dāng)量和研究與試驗(yàn)發(fā)展經(jīng)費(fèi)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(jì)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(duì)于中介變量顯著性的判斷依據(jù)為：若模型(1)中檢驗(yàn)系數(shù)β1顯著，則可以進(jìn)行下一步，否則中介效應(yīng)不存在，而前文中已驗(yàn)證β1顯著；下一步則檢驗(yàn)?zāi)Ｐ拖禂?shù)β8和θ的顯著性，若二者均顯著，則可以說(shuō)明該變量中介效應(yīng)顯著，同時(shí)若α4不顯著或其估計(jì)值明顯小于β1，則變量起到強(qiáng)中介效應(yīng)；最后，若系數(shù)β8和θ至少有1個(gè)不顯著，則需要進(jìn)行Sobel檢驗(yàn)，以進(jìn)一步判斷中介效應(yīng)。

3 新品種權(quán)保護(hù)政策促進(jìn)植物育種創(chuàng)新效果檢驗(yàn)

探究新品種權(quán)行政執(zhí)法是否對(duì)植物育種創(chuàng)新活動(dòng)有影響，將進(jìn)行以下3個(gè)實(shí)證檢驗(yàn)以及穩(wěn)健性檢驗(yàn)。首先繪制試驗(yàn)組和對(duì)照組的平均增長(zhǎng)趨勢(shì)圖觀(guān)察新品種申請(qǐng)數(shù)的平均增長(zhǎng)趨勢(shì)；其次運(yùn)用單變量雙重差分方法觀(guān)察政策頒布前后均值，初步考察政策效應(yīng)；最后運(yùn)用雙重差分模型結(jié)合固定效應(yīng)進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，進(jìn)一步考察新品種權(quán)行政執(zhí)法對(duì)植物育種創(chuàng)新的影響。以下為實(shí)證結(jié)果。

3.1 時(shí)間趨勢(shì)假設(shè)檢驗(yàn)

使用DID模型的前提是必須滿(mǎn)足共同趨勢(shì)假設(shè)，即若不存在新品種行政執(zhí)法，試驗(yàn)組和對(duì)照組應(yīng)具有相同變化趨勢(shì)，故借助Stata 14.0軟件繪制全國(guó)新品種申請(qǐng)數(shù)時(shí)間趨勢(shì)圖，可直觀(guān)揭示出試驗(yàn)組與對(duì)照組隨時(shí)間的變化差異。如圖1所示，通過(guò)觀(guān)察試驗(yàn)組和對(duì)照組的新品種申請(qǐng)均值逐年變化情況的折線(xiàn)圖發(fā)現(xiàn)，在2003年試點(diǎn)政策頒布之前，試驗(yàn)組和對(duì)照組的平均消費(fèi)量大致平行，初步判斷符合共同趨勢(shì)假設(shè)，在2007年試點(diǎn)政策頒布后，曲線(xiàn)差異增大，試驗(yàn)組增長(zhǎng)幅度遠(yuǎn)高于對(duì)照組。

3.2 單變量雙重差分檢驗(yàn)

本研究采用單變量雙重差分法逐步對(duì)新品種權(quán)行政執(zhí)法的實(shí)施效果進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，仍將政策試點(diǎn)地區(qū)作為試驗(yàn)組，將未進(jìn)行試點(diǎn)的地區(qū)作為對(duì)照組。Before表示新品種權(quán)行政執(zhí)法在地區(qū)試點(diǎn)之前的時(shí)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(diǎn)之后的時(shí)期，即2007年至2019年。通過(guò)計(jì)算出試驗(yàn)組與對(duì)照組地區(qū)植物育種創(chuàng)新水平(當(dāng)年新品種申請(qǐng)量)在政策實(shí)施前后時(shí)期的平均值，再運(yùn)用t檢驗(yàn)考察2組植物育種創(chuàng)新水平差異是否在政策實(shí)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(yàn)組地區(qū)新品種申請(qǐng)數(shù)均值-對(duì)照組地區(qū)新品種申請(qǐng)數(shù)均值，Diff2=各地區(qū)在政策試點(diǎn)之后時(shí)期的新品種申請(qǐng)數(shù)均值-政策試點(diǎn)之前時(shí)期的新品種申請(qǐng)數(shù)均值)。

表3 單變量雙重差分檢驗(yàn)結(jié)果

表3說(shuō)明對(duì)對(duì)照組地區(qū)而言，其新品種申請(qǐng)數(shù)在新品種權(quán)行政執(zhí)法實(shí)施后均值上升了10.374；而試驗(yàn)組新品種申請(qǐng)數(shù)在新品種行政執(zhí)法實(shí)施后均值上升了48.821，且在1%水平上顯著。試驗(yàn)組與對(duì)照組在政策實(shí)施后新品種申請(qǐng)數(shù)也顯著上升且在1%水平上顯著。從總體上看，相比于對(duì)照組，新品種權(quán)行政執(zhí)法在地區(qū)的實(shí)施使得試驗(yàn)組地區(qū)新品種申請(qǐng)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(yàn)結(jié)果說(shuō)明，新品種權(quán)保護(hù)政策進(jìn)行試點(diǎn)運(yùn)行后，試驗(yàn)組地區(qū)的育種創(chuàng)新水平教育對(duì)照組有一定提升，但在上述檢驗(yàn)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(jìn)一步識(shí)別新品種權(quán)行政執(zhí)法對(duì)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(xiàng)費(fèi)用投入(Govrd)、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值(Agri)、技術(shù)市場(chǎng)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(jìn)行分析[21，23]。由于各指標(biāo)絕對(duì)值較大，為便于橫向比較各變量系數(shù)大小以及對(duì)因變量的彈性大小，則對(duì)非虛擬變量進(jìn)行對(duì)數(shù)化處理，表4為Stata 14.0運(yùn)算結(jié)果。

從表4可以看出，在增加控制變量以及時(shí)間固定效應(yīng)的過(guò)程中，調(diào)整R2值也在不斷增加，說(shuō)明模型的估計(jì)結(jié)果較為穩(wěn)健。模型1-A、模型1-B說(shuō)明在不加入任何控制變量的情況下，不論是固定時(shí)間與否，treat×post系數(shù)在1%水平上顯著為正，模型1-C說(shuō)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(shuō)明新品種權(quán)行政執(zhí)法的實(shí)施顯著提高了地區(qū)新品種申請(qǐng)量，即提高了地區(qū)植物育種創(chuàng)新水平。在控制地區(qū)個(gè)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(chǎng)交易額度對(duì)新品種申請(qǐng)數(shù)的回歸系數(shù)均顯著，說(shuō)明植物育種創(chuàng)新水平受地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、對(duì)外開(kāi)放程度、人力資本水平、政府補(bǔ)貼水平、農(nóng)業(yè)發(fā)展水平、技術(shù)市場(chǎng)水平的影響。但加入時(shí)間固定效應(yīng)后，上述指標(biāo)并不顯著，說(shuō)明這幾個(gè)指標(biāo)受時(shí)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(duì)植物新品種申請(qǐng)量回歸系數(shù)顯著為正，說(shuō)明新品種權(quán)行政執(zhí)法可促進(jìn)經(jīng)濟(jì)效益的增長(zhǎng)，激發(fā)植物育種創(chuàng)新的意識(shí)，使得植物育種創(chuàng)新水平得到提升。因此，可說(shuō)明本文假設(shè)1成立，即植物新品種權(quán)行政執(zhí)法對(duì)育種創(chuàng)新有促進(jìn)作用。

表4 雙重差分回歸結(jié)果

3.4 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

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

表5 平行趨勢(shì)檢驗(yàn)結(jié)果

3.4.2 更改窗口期檢驗(yàn) 考慮到政策的實(shí)施以及創(chuàng)新活動(dòng)響應(yīng)的時(shí)效性，將樣本時(shí)間范圍縮小至更為均衡的區(qū)間進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，此次選取年限為2004—2014年(表6)，解釋變量交互項(xiàng)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(duì)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(yàn)

3.4.3 替換其他衡量植物育種創(chuàng)新指標(biāo) 植物育種創(chuàng)新水平難以用單一指標(biāo)完全衡量，上述檢驗(yàn)中采用新品種申請(qǐng)數(shù)這一指標(biāo)，品種權(quán)申請(qǐng)量呈穩(wěn)步增加，我國(guó)品種權(quán)授權(quán)量呈波浪式上升狀態(tài)，中間呈現(xiàn)幾個(gè)變化波段。盡管從理論邏輯上來(lái)說(shuō)，品種權(quán)申請(qǐng)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(shí)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(gè)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(gè)數(shù)作為被解釋變量再次進(jìn)行檢驗(yàn)，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(xiàng)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(yàn)結(jié)果

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

新品種權(quán)行政執(zhí)法對(duì)植物育種創(chuàng)新有直接影響，而其政策通過(guò)何種路徑影響植物育種創(chuàng)新水平則需要進(jìn)一步驗(yàn)證。新品種權(quán)行政執(zhí)法的實(shí)施會(huì)加強(qiáng)育種主體新品種權(quán)的保護(hù)意識(shí)，通過(guò)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(jì)效益獨(dú)有化，從而增加研發(fā)投入，促進(jìn)植物育種創(chuàng)新。一方面當(dāng)育種主體對(duì)新品種培育成本可以收回且由此獲得大額經(jīng)濟(jì)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(lái)源多樣；另一方面當(dāng)育種主體創(chuàng)新意愿被激發(fā)，會(huì)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(lái)檢驗(yàn)新品種權(quán)行政執(zhí)法是否通過(guò)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(lái)影響植物育種創(chuàng)新水平。

4.1 檢驗(yàn)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(diǎn)，農(nóng)林業(yè)行政和企事業(yè)單位人員的品種權(quán)意識(shí)得到了加強(qiáng)，公眾增強(qiáng)了對(duì)新品種保護(hù)制度的信賴(lài)度，使得研發(fā)人員進(jìn)入育種創(chuàng)新領(lǐng)域比例增加。同時(shí)種業(yè)人才發(fā)展也收到國(guó)家層面重視，2017年原農(nóng)業(yè)部在北京召開(kāi)種業(yè)人才發(fā)展和科研成果權(quán)益改革進(jìn)展情況匯報(bào)會(huì)，科學(xué)研究院和學(xué)校相關(guān)單位在科研人才引進(jìn)和培養(yǎng)方面已經(jīng)取得一定成果，同時(shí)對(duì)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。基于創(chuàng)新活動(dòng)的投入產(chǎn)出理論，研發(fā)人員的投入增加會(huì)提升創(chuàng)新活動(dòng)的活躍度，故采用研發(fā)人員全時(shí)當(dāng)量與當(dāng)?shù)啬甑卓側(cè)丝诒戎祦?lái)衡量研發(fā)人員投入強(qiáng)度，檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表8，表中模型1-A至模型 3-A1 表示未加入控制變量時(shí)中介效應(yīng)3步檢驗(yàn)對(duì)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(jí)控制變量時(shí)中介效應(yīng)3步檢驗(yàn)對(duì)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(shuō)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(jì)系數(shù)，說(shuō)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(qiáng)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(shuō)明控制變量中對(duì)植物育種創(chuàng)新水平也有一定影響。由此可證明本文假說(shuō)2，即新品種權(quán)行政執(zhí)法的實(shí)施可通過(guò)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(yàn)研發(fā)資金投入的中介效應(yīng)

根據(jù)《2017中國(guó)種子產(chǎn)業(yè)發(fā)展報(bào)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(cái)政項(xiàng)目投入資金3.22億元，非財(cái)政資金投入0.42億元。財(cái)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(dòng)的重要來(lái)源，研發(fā)資金投入增加會(huì)增加創(chuàng)新活動(dòng)數(shù)量和質(zhì)量，故采用研究與試驗(yàn)發(fā)展經(jīng)費(fèi)內(nèi)部支出與地方財(cái)政支出的比值來(lái)衡量研發(fā)資金投入強(qiáng)度，檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)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(shuō)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(xiàng)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(shuō)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(shí)施可通過(guò)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(guó)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(dòng)力。新品種權(quán)保護(hù)重視程度逐年遞增，而新品種權(quán)行政執(zhí)法的實(shí)施是否能實(shí)質(zhì)性推動(dòng)植物育種創(chuàng)新是亟待回答的問(wèn)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(qǐng)數(shù)衡量植物育種創(chuàng)新水平，運(yùn)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(jìn)行中介效應(yīng)分步檢驗(yàn)提出政策影響路徑。

5.1 結(jié)論

新品種權(quán)行政執(zhí)法對(duì)地區(qū)新品種申請(qǐng)數(shù)有顯著的正向影響作用，也說(shuō)明新品種權(quán)行政執(zhí)法對(duì)植物育種創(chuàng)新起到較好效果。此結(jié)論在進(jìn)行了平行趨勢(shì)假設(shè)、更改窗口期檢驗(yàn)、替換其他衡量植物育種創(chuàng)新指標(biāo)等一系列穩(wěn)健性檢驗(yàn)后依然成立。雖然在更改窗口期檢驗(yàn)過(guò)程中顯著性水平略有降低，也說(shuō)明政策試點(diǎn)實(shí)施過(guò)程中遇到的阻礙，如新品種推廣的價(jià)格波動(dòng)、品種權(quán)糾紛等問(wèn)題使得政策效果也有所波動(dòng)。

外商投資水平、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)水平、政府補(bǔ)貼水平、技術(shù)市場(chǎng)交易水平均對(duì)植物育種創(chuàng)新有正向影響。新品種權(quán)行政執(zhí)法的實(shí)施降低了新品種創(chuàng)新成果的外溢效應(yīng)，企業(yè)機(jī)構(gòu)育種主體的創(chuàng)新成果自有性和經(jīng)濟(jì)性提高，吸引外部資金注入，促進(jìn)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(jìn)育種創(chuàng)新意愿增加。隨著新品種權(quán)行政執(zhí)法的實(shí)施，政府科技投入力度增加，有利于公立機(jī)構(gòu)等育種創(chuàng)新主體開(kāi)展創(chuàng)新活動(dòng)。技術(shù)市場(chǎng)技術(shù)輸出金額能反映地區(qū)技術(shù)交易市場(chǎng)水平，該指標(biāo)受地區(qū)知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)水平的影響，技術(shù)交易市場(chǎng)的活躍度越高，可說(shuō)明知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)水平提高，則育種主體創(chuàng)新意愿和創(chuàng)新活動(dòng)也會(huì)隨之增加。

新品種權(quán)行政執(zhí)法可通過(guò)影響研發(fā)資金投入和研發(fā)人員投入來(lái)影響植物育種創(chuàng)新。運(yùn)用面板數(shù)據(jù)中介效應(yīng)分布檢驗(yàn)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(qiáng)中介效應(yīng)，研發(fā)資金投入也起到顯著中介效應(yīng)，驗(yàn)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(jī)制。

5.2 政策建議

5.2.1 完善種業(yè)行政執(zhí)法政策，維護(hù)品種權(quán)人利益 隨著我國(guó)新品種保護(hù)條例和種子法的頒布，新品種申請(qǐng)數(shù)量和審定數(shù)量已經(jīng)有了較大幅度增長(zhǎng)，但仍存在種業(yè)政策貫徹實(shí)施不到位、新品種審定數(shù)量好種類(lèi)較低的問(wèn)題。(1)需加強(qiáng)新品種認(rèn)證制度建設(shè)和知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)，強(qiáng)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(jìn)一步明確種業(yè)監(jiān)管主體并規(guī)范種業(yè)市場(chǎng)監(jiān)督，建立新品種檔案，將新品種審定信息、試驗(yàn)示范信息及田間試驗(yàn)結(jié)果記錄在冊(cè)，為生產(chǎn)用種安全提供依據(jù)。(3)完善品種保護(hù)機(jī)制，保證新品種權(quán)的經(jīng)濟(jì)效益不外溢，提升技術(shù)交易市場(chǎng)活躍度，增加科研人員積極性、企業(yè)與社會(huì)對(duì)種業(yè)投資的積極性，育種主體的創(chuàng)新活動(dòng)才會(huì)有所增加。

5.2.2 提升地方政策促進(jìn)效應(yīng)，加快政策機(jī)制創(chuàng)新 落實(shí)國(guó)家和省種業(yè)相關(guān)政策，將國(guó)家指引性條例轉(zhuǎn)化為地方具體實(shí)施措施，從倡導(dǎo)性政策轉(zhuǎn)化成推動(dòng)型政策。(1)地方性政策適時(shí)修訂并完善，結(jié)合地區(qū)特征完善商業(yè)化育種成果獎(jiǎng)勵(lì)機(jī)制，發(fā)展適合地區(qū)性質(zhì)且能高效顯著促進(jìn)育種的創(chuàng)新活動(dòng)，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(shí)和提升創(chuàng)新意識(shí)；安徽省進(jìn)一步增加政策性農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)補(bǔ)貼品種和擴(kuò)大補(bǔ)貼范圍等。(2)以創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)高質(zhì)量發(fā)展概念為指引，推進(jìn)體制改革和機(jī)制創(chuàng)新，優(yōu)化申請(qǐng)受理、品種試驗(yàn)、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(jì)效益的系統(tǒng)性時(shí)長(zhǎng)。(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(qiáng)專(zhuān)項(xiàng)科研經(jīng)費(fèi)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(duì)種業(yè)專(zhuān)項(xiàng)資金投入不足，同時(shí)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(dòng)力不平衡。故需要從加強(qiáng)專(zhuān)項(xiàng)科研經(jīng)費(fèi)投入入手，激發(fā)育種創(chuàng)新的活力。(1)通過(guò)政府設(shè)立種業(yè)專(zhuān)項(xiàng)資金，專(zhuān)款專(zhuān)用，鼓勵(lì)植物育種創(chuàng)新活動(dòng)。(2)需要加大對(duì)種業(yè)科研、技術(shù)服務(wù)專(zhuān)項(xiàng)資金的支持力度，通過(guò)低息或貼息新品種培育專(zhuān)項(xiàng)科技貸款、鼓勵(lì)其他行業(yè)資金進(jìn)入種業(yè)的優(yōu)惠政策等措施，支持種子企業(yè)和科研機(jī)構(gòu)大膽培育新品種。(3)以市場(chǎng)需求為導(dǎo)向，經(jīng)費(fèi)投入由公有科研機(jī)構(gòu)向企業(yè)傾斜，解決我國(guó)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(dòng)阻礙的問(wèn)題，推動(dòng)以企業(yè)為主體的商業(yè)化育種新機(jī)制。

5.2.4 建立研發(fā)人才激勵(lì)機(jī)制，鼓勵(lì)成果薪酬激勵(lì) 農(nóng)業(yè)是遲效性、高投入行業(yè)，對(duì)從業(yè)人員要求較高?？蒲杏N機(jī)構(gòu)、商業(yè)化企業(yè)和種子管理部門(mén)普遍表現(xiàn)專(zhuān)業(yè)人才嚴(yán)重缺失、高層次人才留不住的問(wèn)題。(1)要通過(guò)政策效應(yīng)注重對(duì)研發(fā)人才的引進(jìn)和培養(yǎng)，聯(lián)合高校、科研機(jī)構(gòu)、企業(yè)三方資源建立研發(fā)人力平臺(tái)，加大對(duì)高端人才培養(yǎng)力度，構(gòu)造適度寬松的研發(fā)人才評(píng)價(jià)體系，引導(dǎo)人才在平臺(tái)中的流動(dòng)，通過(guò)高薪等方式減少人員向外溢出。(2)注重研發(fā)人才的激勵(lì)機(jī)制完善，包括精神激勵(lì)、薪酬激勵(lì)、榮譽(yù)激勵(lì)，激發(fā)科技人才的創(chuàng)造動(dòng)力。(3)鼓勵(lì)成果薪酬激勵(lì)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(gè)人獎(jiǎng)勵(lì)掛鉤，吸引并留住大量?jī)?yōu)秀技術(shù)人才。