数据源描述与描述性统计分析

1.数据来源及说明本文的数据主要来自国家知识产权局和《中国统计年鉴》和《中国科技统计年鉴》。数据处理说明如下：

（1）本论文中国内农业专利和跨国农业公司在中国的农业专利数据均来自国家知识产权局专利数据库。根据国际专利分类方法，1991-2007年中国公布的专利申请说明书中的IPC分类号包含A01（涉及农业、林业、畜牧业、狩猎、诱捕、捕鱼）。

（2）2002-2007年中国农业研发资金内部支出数据来自《中国科技统计年鉴》，1991-2001年数据基于中国农村科技发展报告“研发资金内部支出”占“科技活动内部支出”25%的计算得到，其中“科技活动内部支出”数据来自《中国科技统计年鉴》。

（3）由于1991-1993年缺乏数据，近年来的数据是根据1994-2007年农业研发人员的平均增长率计算的。

（4）跨国农业公司在中国的研发投资数据来源于《中国统计年鉴》和《中国科技统计年鉴》。在这两个年鉴中，我国农业的研发总投资可以根据资金来源进行划分。因此，通过减去我国农业研发总投资，可以得到跨国农业公司在中国的研发投资数据。

(5)各项数据已根据统计口径进行调整。

2.数据描述性统计分析

为了对中国跨国农业公司的研发有一个感性的了解，首先要对数据进行描述性的统计分析，进一步调查是否存在因果关系。在此基础上，回归分析影响中国自主创新能力的关键因素，验证跨国农业公司在中国的研发投资对中国自主创新能力的方向和程度。我国越来越重视知识产权保护，多次修订各种知识产权法律法规，特别是专利法的修订，使我国知识产权法律体系越来越完善，专利申请数量急剧增加，吸引了我国跨国农业公司的研发投资，增加了专利申请数量。由EViews6.0制作的散点图。从图1可以看出，1991年至2007年，我国农业发明专利申请数量与我国跨国农业公司研发投资的变化趋势高度一致，表明两者之间存在明显的关系。然而，这种关系是一种因果关系，还是中国农业发明专利申请的增长，导致中国跨国农业公司的研发投资，还是跨国农业公司的研发投资，导致中国发明专利申请的增长，还是两者之间没有因果关系？这些问题需要进一步的因果关系检验。接下来，我们用Granger因果关系来检验两者是否存在因果关系，并提出两个原假设:H01:跨国农业公司在中国的R&D投资EGW不是Granger导致国内农业发明申请PGN变化的原因；H02:国内农业发明申请PGN不是中国跨国农业公司R&D投资EGW变化的原因。根据Granger因果关系的检验方法(注:EGW和PGN已经修正，这里的两个变量没有单位根；我们选择的滞后长度为3)，通过EViews6.0得到以下检验结果。由于R2=0.99268，F=4097.140>F0.05(4，12)=3.26，可以认为方程的解释变量与解释变量之间存在着显著的关系，而且每个解释变量都通过了T检验，每个解释变量的系数也很明显。为了检验建立的模型参数的稳定性，采用邹氏参数稳定性检验，采用EViews6.0对方程进行邹氏(Chow)稳定性检验，以1999年为分割点，将时间序列分为1991-1999年和1999-2007年。F统计对应的P值(0.2168>0.05)，可在5%的显著性水平下接受原假设。由此可见，PGN与KGN、LGN、EGW、PGW之间的关系(技术创新产出函数模型)LN(PGN)i=C+αLn(KGN)i+βLN(LGN)i+θLn(EGW)i+ρLn(PGW)i+ei在不同时期(1991-1999年和1999-2007年)没有区别，即我国农业技术创新产出模型结构稳定。，对于假设1，F=2.54146，相应概率为0.17>显著水平0.05，因此接受原假设，认为跨国农业公司在中国的研发投资不是影响中国农业技术创新的原因。也就是说，一个国家产业的技术创新水平只依赖于自主创新的能力，其在东道国的技术发展并不是影响东道国技术创新的主要原因。对于假设2，F=13.3779，相应概率为0.008-0.05，因此接受原假设表明，我国农业发明专利申请数量是跨国农业公司在中国研发投资的原因，与上述分析一致。也就是说，中国农业技术水平的提高和知识产权保护环境的吸引跨国农业公司在中国投资研发的原因。上述分析表明，跨国农业公司在中国的研发投资并不是中国农业技术创新的主要驱动力，但这并不意味着外国投资对中国农业技术创新没有影响。以下是跨国农业公司研发投资对我国农业技术创新的影响。