跨國公司農(nóng)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新研究

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1理論及模型的構(gòu)建

1．1理論模型及變量選擇

1．1．1理論模型

從生產(chǎn)函數(shù)入手，可以定義技術(shù)創(chuàng)新函數(shù)為：Q＝F（K，L，W）［2］，但是在特別研究外資研發(fā)對本土技術(shù)創(chuàng)新的影響前提下，技術(shù)創(chuàng)新函數(shù)可以根據(jù)柯布－道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)的模型，定義出一個反映技術(shù)創(chuàng)新的函數(shù)，即技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出模型為：Q＝AKαLβWθ其中，Q表示技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出；K表示技術(shù)創(chuàng)新的資金投入，如研發(fā)費用的投入；L表示技術(shù)創(chuàng)新的人力投入，如研發(fā)人員的投入；W表示影響技術(shù)創(chuàng)新的其它因素，如跨國農(nóng)業(yè)公司在華的研發(fā)投入等；A表示全要素生產(chǎn)率，α、β、θ分別表示各個變量的彈性系數(shù)。為了分析方便，將上述公式轉(zhuǎn)化為對數(shù)形式為：Ln（Q）＝C＋αLn（K）＋βLn（L）＋θLn（W）＋e其中，Ln（Q）為技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出；Ln（K）為技術(shù)創(chuàng)新的資金投入；Ln（L）為技術(shù)創(chuàng)新的人力投入；Ln（W）為影響技術(shù)創(chuàng)新的其它因素，C為對數(shù)方程的常數(shù)項，α、β、θ為截距項和回歸系數(shù)，e為誤差項。

1．1．2變量選擇

衡量國家或企業(yè)自主創(chuàng)新能力的主要指標，是“新產(chǎn)品銷售額”或“專利申請量（授權(quán)量）”。“新產(chǎn)品銷售額”是表征產(chǎn)品創(chuàng)新的主要指標，專利申請量則是表征研發(fā)創(chuàng)新的首選目標。當(dāng)我們選定農(nóng)業(yè)經(jīng)濟作為分析對象時，上述兩個指標中“新產(chǎn)品的銷售額”是很難得到的，而農(nóng)業(yè)專利申請量則容易獲得，并且能夠直接反映研發(fā)活動的結(jié)果，故在本文選定“農(nóng)業(yè)專利申請量”作為衡量國家或企業(yè)自主創(chuàng)新能力的主要指標。而“農(nóng)業(yè)發(fā)明專利”是最能反映農(nóng)業(yè)研發(fā)活動的產(chǎn)出水平，所以選擇“農(nóng)業(yè)發(fā)明專利申請量”來表征我國農(nóng)業(yè)研發(fā)創(chuàng)新產(chǎn)出的指標。在“技術(shù)創(chuàng)新的資金投入”和“技術(shù)創(chuàng)新的人員投入”方面，分別選取“農(nóng)業(yè)研發(fā)經(jīng)費的內(nèi)部支出”與“農(nóng)業(yè)研發(fā)人員的全時當(dāng)量”，來作為技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出模型的自變量。而對于跨國農(nóng)業(yè)公司在中國研發(fā)投入，可作為模型中的其它因素被引入到模型中。由于跨國農(nóng)業(yè)公司在中國研發(fā)人員的數(shù)據(jù)沒辦法得到，故選取“跨國農(nóng)業(yè)公司在中國的研發(fā)經(jīng)費內(nèi)部支出”和“跨國農(nóng)業(yè)公司在中國的發(fā)明專利申請量”作為跨國農(nóng)業(yè)公司在中國研發(fā)的指標，而且這兩個指標分別通過“示范效應(yīng)”和“競爭效應(yīng)”的途徑來影響我國農(nóng)業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新。因為沒有跨國公司在我國農(nóng)業(yè)領(lǐng)域的研發(fā)人員的數(shù)據(jù)，所以跨國公司的研發(fā)活動通過“人才流動效應(yīng)”的途徑對我國農(nóng)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新造成的影響不能顯示出來?？鐕镜暮Ｍ庋邪l(fā)產(chǎn)生的溢出效應(yīng)［3］主要通過以下3個方面對東道國的技術(shù)創(chuàng)新起到促進作用：①示范效應(yīng)：跨國公司在東道國建立研發(fā)機構(gòu)，可以使本國研發(fā)機構(gòu)學(xué)習(xí)跨國公司先進的科研管理技術(shù)和經(jīng)驗，并進行學(xué)術(shù)交流，推動?xùn)|道國的技術(shù)創(chuàng)新體系的發(fā)展；②競爭效應(yīng)：跨國公司在東道國的研發(fā)投資給東道國帶來很大的技術(shù)壓力，進而促使本土企業(yè)或其它單位增加研發(fā)投入，提高自身的技術(shù)創(chuàng)新水平；③人才流動效應(yīng)：跨國公司在東道國進行研發(fā)投資必定引起雙方人才的流動，這些人員在跨國公司學(xué)到的先進技術(shù)和管理經(jīng)驗帶回到東道國的企業(yè)或科研單位，提高東道國的技術(shù)創(chuàng)新能力。所以本文中選擇的變量只能表示“示范效應(yīng)”和“競爭效應(yīng)”，但這并不影響分析的結(jié)果。

1．2計量模型構(gòu)建

通過以上分析得到農(nóng)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出模型為：Ln（PGN）i＝C＋αLn（KGN）i＋βLn（LGN）i＋θLn（EGW）i＋ρLn（PGW）i＋ei其中：Ln（PGN）i為我國農(nóng)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出水平，其指標選用國內(nèi)農(nóng)業(yè)發(fā)明專利的申請量；Ln（KGN）i為我國農(nóng)業(yè)研發(fā)經(jīng)費的投入水平；Ln（LGN）i為我國農(nóng)業(yè)研發(fā)人員的全時當(dāng)量；Ln（EGW）i為跨國農(nóng)業(yè)公司在我國的研發(fā)投入，這里選用的是跨國農(nóng)業(yè)公司在我國的外資企業(yè)（指中外合資企業(yè)，中外合作企業(yè)，外商獨資企業(yè)在內(nèi)的三資企業(yè)）的研發(fā)投入；Ln（PGW）i為跨國農(nóng)業(yè)公司在我國的農(nóng)業(yè)發(fā)明專利申請量；α、β、θ、ρ分別為截距項和回歸系數(shù)，C為對數(shù)方程的常數(shù)項，ei為誤差項。

2數(shù)據(jù)來源說明與描述性統(tǒng)計分析

2．1數(shù)據(jù)來源及說明本文的數(shù)據(jù)主要來源于國家知識產(chǎn)權(quán)局及《中國統(tǒng)計年鑒》、《中國科技統(tǒng)計年鑒》，對數(shù)據(jù)的處理說明如下：

（1）本論文中國內(nèi)農(nóng)業(yè)專利和跨國農(nóng)業(yè)公司在中國的農(nóng)業(yè)專利數(shù)據(jù)，全部來源于國家知識產(chǎn)權(quán)局專利數(shù)據(jù)庫，根據(jù)國際專利分類（InternationalPatentClassi－fication，簡稱IPC）方法，對1991—2007年間我國公布的專利申請說明書中IPC分類號含有A01（涉及農(nóng)業(yè)、林業(yè)、畜牧業(yè)、狩獵、誘捕、捕魚）的全部專利進行檢索得到的。

（2）我國農(nóng)業(yè)研發(fā)經(jīng)費的內(nèi)部支出2002—2007年的數(shù)據(jù)來源于《中國科技統(tǒng)計年鑒》，而1991—2001的數(shù)據(jù)是根據(jù)中國農(nóng)村科技發(fā)展報告中“研發(fā)經(jīng)費內(nèi)部支出”占“科技活動課題經(jīng)費內(nèi)部支出”的25％計算得到的，其中“科技活動課題經(jīng)費內(nèi)部支出”的數(shù)據(jù)來自于《中國科技統(tǒng)計年鑒》。

（3）對于我國農(nóng)業(yè)研發(fā)人員的全時當(dāng)量，由于1991—1993年的數(shù)據(jù)缺失，故這幾年的數(shù)據(jù)是根據(jù)1994—2007年農(nóng)業(yè)研發(fā)人員的平均增長速度計算得到的。

（4）跨國農(nóng)業(yè)公司在我國的研發(fā)投入數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒》與《中國科技統(tǒng)計年鑒》，在這兩個年鑒中，我國農(nóng)業(yè)總的研發(fā)投入是可以按經(jīng)費來源劃分出來的，所以用我國農(nóng)業(yè)總的研發(fā)投入減去我國國內(nèi)的農(nóng)業(yè)研發(fā)經(jīng)費投入，便得到了跨國農(nóng)業(yè)公司在我國的研發(fā)投入數(shù)據(jù)。

（5）各項數(shù)據(jù)按照統(tǒng)計口徑，已作了調(diào)整處理。

2．2數(shù)據(jù)的描述性統(tǒng)計分析

為了對跨國農(nóng)業(yè)公司在中國進行研發(fā)對我國的技術(shù)創(chuàng)新有一個感性的認識，首先要對數(shù)據(jù)作描述性統(tǒng)計分析，并進一步考察相互之間是否存在因果關(guān)系。在此基礎(chǔ)上，再對影響我國自主創(chuàng)新能力的關(guān)鍵因素進行回歸分析，驗證跨國農(nóng)業(yè)公司在中國的研發(fā)投入，對我國的自主創(chuàng)新能力產(chǎn)生了何種方向和何種程度的影響。我國越來越重視知識產(chǎn)權(quán)的保護，并多次修訂了知識產(chǎn)權(quán)的各種法律法規(guī)，尤其是專利法的修訂，使我國的知識產(chǎn)權(quán)法律體系越來越完善，專利申請量急劇增長，這就吸引了跨國農(nóng)業(yè)公司在我國的研發(fā)投資和增加了專利申請量。利用eviews6．0做出來的散點圖。從圖1可以看出，1991—2007年我國農(nóng)業(yè)發(fā)明專利申請量與跨國農(nóng)業(yè)公司在中國的研發(fā)投資之間，存在著變化趨勢的高度一致性，說明兩者之間存在明顯的相關(guān)關(guān)系。但是，這種相關(guān)關(guān)系是否是一種因果關(guān)系，或者說，究竟是我國農(nóng)業(yè)發(fā)明專利申請量的增長，引起了跨國農(nóng)業(yè)公司的在中國的研發(fā)投資，還是跨國農(nóng)業(yè)公司的研發(fā)投資的增長，引起了我國發(fā)明專利申請量的增長，抑或兩者之間根本就不存在因果關(guān)系？對這些問題需作進一步的因果關(guān)系檢驗。下面我們用Granger因果關(guān)系檢驗兩者是否存在著因果關(guān)系，并提出兩個原假設(shè)：H01：跨國農(nóng)業(yè)公司在中國的研發(fā)投入EGW不是引起國內(nèi)農(nóng)業(yè)發(fā)明申請量PGN變化的Granger原因；H02：國內(nèi)農(nóng)業(yè)發(fā)明申請量PGN不是引起跨國農(nóng)業(yè)公司在中國的研發(fā)投入EGW變化的Granger原因。根據(jù)Granger因果關(guān)系的檢驗方法（注：已對EGW、PGN進行了單位根平穩(wěn)性的修正，這里的兩個變量已不存在單位根；我們選取的滯后長度為3），通過eviews6．0得出以下的檢驗結(jié)果。由于R2＝0．999268，且F＝4097．140＞F0．05（4，12）＝3．26，故可認為方程的被解釋變量和解釋變量之間在總體上呈現(xiàn)著顯著關(guān)系，而且各個解釋變量都通過了t檢驗，所以各個解釋變量的系數(shù)也是顯著的。為了檢驗建立的模型參數(shù)的穩(wěn)定性，這里采取鄒氏參數(shù)穩(wěn)定性檢驗，利用eviews6．0對方程進行鄒氏（Chow）穩(wěn)定性檢驗，將時間序列以1999年為分割點，分為1991—1999年和1999—2007年兩個時期進行檢驗。F統(tǒng)計量對應(yīng)的P值（0．2168＞0．05），可得在5％的顯著性水平下，接受原假設(shè)。由此可知我國農(nóng)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出PGN和KGN、LGN、EGW、PGW之間的關(guān)系（技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出函數(shù)模型）Ln（PGN）i＝C＋αLn（KGN）i＋βLn（LGN）i＋θLn（EGW）i＋ρLn（PGW）i＋ei，在不同時期（1991—1999年和1999—2007年）沒有什么不同，即認為我國農(nóng)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出模型結(jié)構(gòu)是穩(wěn)定的。，對于假設(shè)1，F(xiàn)＝2．54146，其相應(yīng)的概率為0．17＞顯著性水平0．05，所以接受原假設(shè)，認為跨國農(nóng)業(yè)公司在中國的研發(fā)投入并不是影響我國農(nóng)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的原因。也就是說，一個國家產(chǎn)業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新水平只有依靠自主創(chuàng)新的能力，其國外在東道國的技術(shù)開發(fā)并不是影響東道國技術(shù)創(chuàng)新的主要原因。對于假設(shè)2，F(xiàn)＝13．3779，其相應(yīng)的概率為0．008＜0．05，所以接受原假設(shè)，說明我國的農(nóng)業(yè)發(fā)明專利的申請量是引起跨國農(nóng)業(yè)公司在中國研發(fā)投資的原因，這與上述的分析一致。也就是說，我國農(nóng)業(yè)技術(shù)水平越來越高以及我國的知識產(chǎn)權(quán)的保護環(huán)境越來越好，是吸引跨國農(nóng)業(yè)公司在中國進行研發(fā)投資的原因。以上分析說明，跨國農(nóng)業(yè)公司在中國的研發(fā)投入，并不是我國農(nóng)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的主要推動力，但這并不代表外資的投入對我國農(nóng)業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新沒有影響。下面利用回歸的方法，定量說明跨國農(nóng)業(yè)公司的研發(fā)投入，對我國農(nóng)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的影響。

3計量檢驗結(jié)果分析

3．1計量模型檢驗

基于上述數(shù)據(jù)，采用多元線性回歸分析對數(shù)據(jù)進行計量分析，并且用廣義最小二乘法（GLS）對方程進行異方差以及序列相關(guān)性的修正。

3．2檢驗結(jié)果分析

（1）從以上的計量方程，發(fā)現(xiàn)一個奇怪的現(xiàn)象，農(nóng)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出的主要貢獻因素是農(nóng)業(yè)研發(fā)人員，而研發(fā)經(jīng)費對農(nóng)業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新并沒有起到顯著的促進作用，而且其研發(fā)經(jīng)費的彈性系數(shù)在3．74左右。從這一點來看，研發(fā)經(jīng)費成為了我國農(nóng)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出的主要瓶頸，同時也暴露了我國對農(nóng)業(yè)研發(fā)經(jīng)費的投入少，而且沒有有效地利用，這與發(fā)達國家形成了鮮明的對比。根據(jù)2004年中國農(nóng)村科技發(fā)展報告，2004年政府對農(nóng)業(yè)科研投資占農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值的比重：發(fā)達國家為200％，發(fā)展中國家為50％，世界平均水平為100％，而中國僅為25％，還趕不上發(fā)達國家的15％，僅為發(fā)展中國家的一半，為世界平均水平的25％。而中國又是主要依靠政府投資來發(fā)展農(nóng)業(yè)的國家，其政府投資的農(nóng)業(yè)科技經(jīng)費才為農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值的25％，這是有悖常理的。

（2）跨國農(nóng)業(yè)公司在我國的研發(fā)投資對我國農(nóng)業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新影響主要表現(xiàn)在：一是跨國農(nóng)業(yè)公司在中國的研發(fā)投入。在上述方程中，外資研發(fā)投入的彈性系數(shù)為0．64，在這里，可以認為外資的研發(fā)經(jīng)費對我國的技術(shù)創(chuàng)新起到一種“示范效應(yīng)”，也就是說“示范效應(yīng)”的彈性系數(shù)是0．64。這說明跨國公司的研發(fā)投入會給我國的技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出帶來一定的正面影響，跨國農(nóng)業(yè)在中國的研發(fā)投資可能給中國帶來先進的技術(shù)和先進的設(shè)備，通過國內(nèi)外的交流與合作，可以促進我國的農(nóng)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新，進而促進我國更多的創(chuàng)新產(chǎn)出，促進新產(chǎn)品銷售額的增加，農(nóng)業(yè)專利尤其是發(fā)明專利的申請量增加等。二是跨國農(nóng)業(yè)公司在中國的農(nóng)業(yè)專利申請量代表著一種“競爭效應(yīng)”，這種“競爭效應(yīng)”對我國的農(nóng)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出起到了一種負面的影響。從上述回歸方程可以看到跨國農(nóng)業(yè)公司在中國的農(nóng)業(yè)專利申請量PGW，不僅它的回歸系數(shù)是負的，而且它的彈性系數(shù)也是負的，所以跨國農(nóng)業(yè)公司在我國的專利申請量給我國農(nóng)業(yè)產(chǎn)出帶來了很大的挑戰(zhàn)。由于跨國農(nóng)業(yè)公司的技術(shù)一般都很先進，它們的產(chǎn)品都有較高的技術(shù)含量，最終會把我國的農(nóng)業(yè)產(chǎn)品排擠出農(nóng)業(yè)市場。享有“蔬菜之鄉(xiāng)”美譽的山東壽光蔬菜生產(chǎn)基地，現(xiàn)在80％以上的蔬菜種子被國外的跨國種業(yè)公司所壟斷，僅瑞士的先正達就掌握著山東壽光50％的蔬菜種子貿(mào)易，所以跨國農(nóng)業(yè)公司在中國專利申請是我國農(nóng)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的一把無形的利劍，一不小心就會使我國的農(nóng)業(yè)市場成為跨國農(nóng)業(yè)公司的爭奪品，而在這種爭奪之中，我國由于農(nóng)業(yè)技術(shù)落后不會得到任何好處。

4結(jié)論及建議

本文把農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)作為研究對象，利用1991—2007年的時間序列數(shù)據(jù)，定量研究了跨國農(nóng)業(yè)公司在我國的研發(fā)投資對我國農(nóng)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出所帶來的影響。在進行計量分析時，選取“我國國內(nèi)農(nóng)業(yè)發(fā)明專利申請量”作為因變量，代表技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出。在選取自變量時，分別用我國農(nóng)業(yè)科研機構(gòu)“研發(fā)經(jīng)費內(nèi)部支出”和“研發(fā)活動人員折合全時當(dāng)量”代表自身的技術(shù)創(chuàng)新資金和技術(shù)創(chuàng)新人員。除此之外，由于跨國農(nóng)業(yè)公司在我國的研發(fā)投資的具體數(shù)據(jù)無法獲得，故采用農(nóng)業(yè)“三資企業(yè)研發(fā)活動人員折合全時當(dāng)量”和“跨國農(nóng)業(yè)公司在我國的農(nóng)業(yè)發(fā)明專利申請量”作為衡量指標，分別度量跨國農(nóng)業(yè)公司研發(fā)通過“示范效應(yīng)”和“競爭效應(yīng)”的途徑，對我國本土農(nóng)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新造成的影響效果。由于“跨國農(nóng)業(yè)公司在我國的研發(fā)人員的數(shù)量”無法得到，所以本文沒有把此變量包括進來。通過對檢驗結(jié)果的分析，我們可以得出以下結(jié)論，并提出相應(yīng)的對策建議。

（1）對于我國農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新而言，自身研發(fā)經(jīng)費的提高，研發(fā)隊伍規(guī)模的擴大依然是提高農(nóng)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新能力的重要乃至是首要因素。由于我國對農(nóng)業(yè)的研發(fā)經(jīng)費投入較低（盡管近年來研發(fā)經(jīng)費有所提高，但比例還是很低的）和經(jīng)費利用率不高等原因，使農(nóng)業(yè)研發(fā)經(jīng)費對我國的農(nóng)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新帶來的正面效應(yīng)并不明顯，這種情況直接造成了我國農(nóng)業(yè)自主創(chuàng)新能力的下降，很難生產(chǎn)出具有自主知識產(chǎn)權(quán)的產(chǎn)品，也無法與國外的農(nóng)業(yè)產(chǎn)品競爭。近年來，我國的農(nóng)業(yè)研發(fā)人員由于技術(shù)素質(zhì)不斷的提高，對我國的農(nóng)業(yè)技術(shù)的提高作出了很大的貢獻，技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出人員彈性竟達1．57，對我國農(nóng)業(yè)專利申請量的增加作出了很大的貢獻。所以，提高我國的農(nóng)業(yè)自主研發(fā)經(jīng)費的絕對量和相對量，例如通過經(jīng)濟杠桿、約束機制等，引導(dǎo)和鼓勵農(nóng)業(yè)企業(yè)主動增加科技投入，尤其是要支持和鼓勵大型農(nóng)業(yè)企業(yè)集團在關(guān)鍵技術(shù)上增加研究開發(fā)投入，比如農(nóng)業(yè)育種技術(shù)、植物保護技術(shù)等；繼續(xù)增強我國農(nóng)業(yè)研發(fā)人員的素質(zhì)，提高農(nóng)業(yè)人力資本水平，促進人力資本水平對我國農(nóng)業(yè)的自主創(chuàng)新能力。

（2）在外資研發(fā)對我國農(nóng)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的影響途徑中，示范效應(yīng)和競爭途徑的作用都非常顯著（由于沒有外資研發(fā)人員的數(shù)據(jù)，所以“人才流動”的效應(yīng)沒有顯現(xiàn)）。通過分析外資研發(fā)對我國的農(nóng)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出的影響，“示范效應(yīng)”可以帶動我國農(nóng)業(yè)技術(shù)的創(chuàng)新，進一步提高我國農(nóng)業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新水平。如果我國農(nóng)業(yè)研發(fā)機構(gòu)吸收國外技術(shù)的能力增強的話，更有利于我國農(nóng)業(yè)的技術(shù)提高，這樣外資研發(fā)的溢出效應(yīng)就更加明顯。尤其是對于國內(nèi)的農(nóng)業(yè)企業(yè)，國內(nèi)企業(yè)不要僅僅停留在對跨國公司技術(shù)的模仿創(chuàng)新階段，必須在對技術(shù)吸收的基礎(chǔ)上逐步形成自我研發(fā)的能力，實現(xiàn)企業(yè)的自主創(chuàng)新，這樣才是真正通過跨國公司的“示范效應(yīng)”提高自己的技術(shù)創(chuàng)新水平。在上面的回歸方程中，“競爭效應(yīng)”呈現(xiàn)出很強的副作用，由于我國農(nóng)業(yè)技術(shù)和國外農(nóng)業(yè)技術(shù)的差距很大，這種副作用會更加的明顯，外資利用其強大的資金和技術(shù)優(yōu)勢不斷進駐我國的農(nóng)業(yè)市場，在我國申請大量的專利，使我國農(nóng)業(yè)企業(yè)的生存空間越來越小，外資研發(fā)的擠出效應(yīng)越來越明顯?？偟膩碚f，在大多數(shù)情況下，跨國公司帶來的競爭沖擊將會弱化我國農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)，尤其是弱化我國農(nóng)業(yè)企業(yè)的研發(fā)動機和能力。所以，這一正（示范效應(yīng)）一反（競爭效應(yīng)）的作用，都是和我國農(nóng)業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新能力有關(guān)的。如果我國農(nóng)業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新能力高，那么它吸收外資技術(shù)的能力就高，外資研發(fā)的溢出效應(yīng)就會顯著；反之，如果我國農(nóng)業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新能力低，那么它吸收外資技術(shù)的能力就低，外資研發(fā)的擠出效應(yīng)就會顯著。