技術創新門限效應研究——基于知識產權保護與技術差異視角

黨國英劉朝陽羅明燦(西南林業大學，昆明　6504)　(云南大學，昆明　65009)

技術創新門限效應研究——基于知識產權保護與技術差異視角

黨國英1劉朝陽2羅明燦11(西南林業大學，昆明650224)2(云南大學，昆明650091)

〔摘要〕本文利用中國30個省市區2000～2012年數據，采用面板門檻模型，基于知識產權保護與技術差異視角，對技術創新的門限效應進行研究。結果表明，知識產權保護的技術創新效應存在著明顯的技術差異與知識產權保護門檻。不管以知識產權保護還是以技術差異作為門檻變量，加強研發物質資本與人力資本投入均能顯著促進我國各省區技術創新水平。

〔關鍵詞〕知識產權保護技術差異技術創新門限效應門檻模型地區差異

引言

企業技術創新需要通過獲得市場壟斷利潤得以激勵，加強知識產權保護則是最有效的激勵方式。然而知識產權保護是一把“雙刃劍”，對知識產權保護太強，企業的技術創新成本隨之提高，產品的擴散將會受到抑制，技術創新的速度變緩;對知識產權保護太弱，企業的技術創新成果易被其他企業模仿復制，必將減少企業的創新收益，創新熱情也會隨著專利產品的增多而下降。只有重視技術創新體系與知識產權戰略的協調發展，才能促進經濟持續增長。中國經濟經歷30多年的高速增長后，國內企業的自主創新能力逐漸提高，加強知識產權保護已由外生的國際壓力向內生的需求轉變。但對于中國目前所處的階段來說，技術仍然以模仿創新為主，正經歷技術模仿創新向自主創新的過渡，過強的知識產權保護可能對技術創新不利。具體應該采取什么樣的知識產權保護政策，以更好地發揮知識產權保護對技術創新的促進作用，仍然是一個值得研究的重要現實問題。

1　　文獻評述

國內外學者對知識產權制度與技術創新，技術距離與技術創新之間的關系進行了較多重要且有意義的研究。到目前為止，可歸納出兩種主要結論:

第一種結論認為，知識產權保護與技術創新之間存在線性關系。Kanwar和Evenson (2003)利用Ginarte和Park (2008)構建的知識產權保護指數GP對知識產權保護強度進行測定，在此基礎上利用32個國家的面板數據估計發現，加強知識產權保護有助于激勵企業進行研發投資，能夠促進企業的技術創新與技術進步［1，2］。Maloney等(2003)根據動態廣義矩估計法對發達國家進行實證檢驗發現，知識產權保護對企業的研發質量和技術創新存在明顯的促進作用［3］;第二種結論表明，知識產權保護與技術創新之間存在復雜的非線性關系，一個國家的經濟發展水平對于知識產權保護能否促進技術創新起著關鍵的決定作用。按照國內外研究對兩者間關系可能出現的具體結果，又可分3種情況: (1)知識產權保護與技術創新之間存在U型關系。Chen和Puttitanum (2005)運用發展中國家面板數據研究發現，知識產權保護對技術創新產生正向作用的同時，還受到一國經濟發展水平的影響，二者之間存在復雜的“U”型關系［4］。(2)知識產權保護與技術創新之間存在倒U型關系。Horii和Iwaisako (2007)等研究發現，IPR水平和創新之間存在著一條倒U型曲線［5］。余長林(2009)等運用60個發展中國家面板數據，考察知識產權保護與技術創新之間的關系。發現了技術創新與知識產權保護之間存在倒“U”型曲線，并且這種關系還取決于一國的經濟發展水平［6］。李平等(2013)借助漢森(Hansen，1999)的內生門限法檢驗我國的自主創新與技術引進的知識產權門檻，結果證實了知識產權保護與技術創新之間的倒U型關系［7］。(3)知識產權保護與技術創新非線性關系的具體形狀并不明確，主要取決于一國的經濟發展水平(技術水平)或初始知識產權保護力度，從而提出了要進行“適度知識產權保護”的思路。王華(2011)研究發現，實施知識產權保護有利于一個國家的技術創新，但加強知識產權保護對技術創新的影響還取決于該國初始的保護力度［8］。

學者們對技術距離與技術創新之間的關系得出較為一致的觀點，國內外許多學者論證了技術距離與技術外溢之間存在的非線性關系，間接表明技術距離與技術創新可能存在某種非線性關系。Driffield和Taylor (2005)指出，技術距離與通過技術外溢獲得的技術創新之間存在著非線性關系，當國內外的技術距離小于1. 2時，間接的技術創新效應為正，否則就為負［9］。Acemoglu，Aghion 和Zilibotti (2006)認為國家的技術創新存在著技術距離門檻，如果在門檻值時無法從基于投資的戰略轉向創新的戰略，那么這一經濟體將會陷入非收斂陷阱，無法向世界技術前沿逼近［10］。已有類似研究以注重定性分析的理論模型為主，少量的實證研究也囿于國家層面的實證檢驗，缺乏技術差異視角下，知識產權保護影響技術創新的量化研究。考慮到我國是一個非勻質大國，各省區的平均技術水平存在較大差異，不同差異下知識產權保護對技術創新的影響效果理應會有所不同，則全國制定或實施統一的知識產權保護政策最終將難以達到預期的經濟效果。本文基于中國30個省市區數據，采用面板門檻模型，實證研究知識產權保護與技術差異下，我國進行技術創新的門限效應。

2　門檻模型構建

對技術創新主體而言，知識產權保護過弱會挫傷企業進行自主創新的積極性，削弱其技術創新的動力，而太過嚴格的知識產權保護則會抑制國家的技術創新，降低整個社會的福祉。同樣地，技術距離過大或過小都不利于企業通過技術擴散和傳播獲得技術創新，技術距離過大不僅會削弱技術的廣泛傳播與吸收效果，強行引入先進技術也不利于先進技術在企業內部的推廣和消化，難以達到提高企業技術水平的目的。技術距離過小同樣會減緩企業技術進步的步伐，如果技術距離太小，當地企業通過技術差距帶來的收益空間則非常有限。本文在進行計量分析時，以知識產權保護水平與技術差異分別作為門檻變量，知識產權保護水平作為核心變量建立門檻模型。通過這樣的設定，可以考察知識產權保護的技術創新效應是否依賴于各地區的知識產權保護水平和技術差異門檻變量以及如何隨著這些門檻差異的變化而變化。

2. 1知識產權保護門檻變量模型

已有實證研究表明知識產權保護與技術創新之間確實存在非線性關系，但這種非線性關系到底是否存在門檻或是存在幾個門檻值并不確定，為此根據Hansen的門檻模型［11］，假設存在n個門檻(γ1，γ2，…，γn)，建立知識產權保護多門檻模型如下:

其中，知識產權保護水平IPRit為門檻變量，γj為門檻值，n個門檻值將觀測樣本變量劃分為n +1個門檻區間，不同的門檻區間內，知識產權保護的回歸估計系數分別為δ1，δ2，…，δn，εit為殘差項。INNit為被解釋變量，表示省區i第t年度的技術創新，采用各省區專利申請受理數表示，IPRit為公式中的核心解釋變量，代表i省區第t年實際知識產權保護水平，Hit表示各省區人力資本水平。

用各地區科技活動人數作為其代理變量; DIFit代表國內不同省區的技術差異; Rit表示各省際的研發資本投入，以2000年作為基期，采用永續盤存法計算出各年的研發資本存量［12］。

多門檻回歸主要是尋找使得殘差平方和S (γ1，γ2，…，γn)最小所對應的門檻組合(γ1，γ2，…，γn)，通過“自主抽樣法”估計的P值判斷第N個門檻效應是否顯著，并據此判斷門檻個數。Bai (1997)證明多拐點模型的連續拐點是一致估計，即單門檻模型求得的門檻值γ*可作為雙門檻模型中第一門檻^γ1的一致估計量，則第二階段門檻回歸的殘差平方和S2(γ2)為［13］:

相應更好的第一門檻估計值為:

多門檻效應檢驗和置信區間的估計仍然采用Hansen (1999)“自主抽樣法”來獲得其漸進分布，通過估計P值判斷原假設是否成立。

2. 2技術差異門檻變量模型

知識產權保護通過不同的技術創新途徑引致技術創新的效應不用，技術差異反映了我國企業技術自主創新能力與通過技術溢出獲得的技術模仿創新能力的差異大小。由技術溢出效應與技術差異之間的非線性關系，進而可以推出知識產權保護對技術創新的非線性關系可能存在技術差異門檻。我國地域遼闊，各省區因歷史和各種現實原因導致技術水平存在較大差異，則知識產權保護與技術創新之間還可能存在技術差異門檻，為反映不同省區知識產權保護對技術創新的技術差異門檻效應，可建立如下的多門檻模型:

3　變量構造與數據處理

第二個門檻值為:

Bai (1997)證明珔γ2是漸進有效的，但γ*卻未必漸進有效，然而珔γ2的漸進有效性能確保通過第三個階段的估計得到更好的第一門檻估計值^γ1，故只要固定第二個門檻珔γ2，即可重新估計^γ1:

3. 1知識產權保護水平測度

對于地區差異不大的國家而言，知識產權保護水平在整個國家和地區應無太大差異。但對于中國而言，知識產權保護存在“兩張皮”現象，不但整個國家知識產權立法與執法不同步，而且各地區經濟、文化差異懸殊，從而使得各地區的知識產權保護水平也存在明顯差異，這種差異主要來自各地區對相同國家知識產權立法下實際執行水平存在的客觀差異，因而有必要對我國(除港澳臺外)各地區的實際知識產權保護強度進行度量。

3. 1. 1指標構建

我國的知識產權立法主要由國家統一進行，可以認為各地區的知識產權立法強度由國家的知識產權立法水平決定，具有相同值。由于各地區的知識產權保護水平由知識產權立法水平與知識產權執法水平共同決定，所以各地區實際的知識產權保護水平最終取決于知識產權執法強度。根據數據可獲性，借鑒朱樹林與代中強的思想，重新構造不同地區不同時間的知識產權執法指標如下所示［14－16］:

其中: ZLit表示各地區不同年份專利糾紛立案數，MAXZLi代表相同年份內各地區專利糾紛立案數的最大值，MAXZLt表示同一地區在不同年份查處的專利糾紛立案數的最大值。專利糾紛立案數分別包括侵權糾紛、其他糾紛、查處冒充專利行為和查處假冒他人專利行為的立案數。中國知識產權保護存在“強名義保護、弱實際保護”的特點，實際知識產權保護水平主要取決于實際知識產權執法水平，各省份的知識產權保護普遍存在大量侵權現象與執法相對不嚴并存的現象。在侵權現象比較普遍的情況下，若某個省份加強執法，則被查處的專利侵權案件數量增加，知識產權實際保護得分就高;弱化執法，被查處的專利侵權案件數量減少，相應的知識產權實際保護得分就低。比值反映了各地區從空間維度上執法強度存在的差異，比值則表明了各地區從時間維度上執法強度的區別，由于各地區的保護強度在時間維度上具有相同的增加趨勢且總體數值較大，而在空間維度各地區執法強度差異較大且普遍數值較小，為了能夠真實反映各地區實際知識產權執法強度的時空差異，確定的權重為2/3、的權重為1/3。由于專利糾紛案件在立案之后需要經過跨期調查、審理才能最終結案，所以用累計值來表示，各地區每年的專利糾紛立案數為1985年到該年的專利糾紛立案數的累計。因專利統計年報中2000年與2001～2010年專利糾紛數據的統計口徑不一致，故2000年各地區的專利糾紛立案數為1985～ 2001年的累計值減去2001年專利糾紛立案數。

3. 1. 2強度測定

以改進GP方法計算2000～2012年各省區相同的知識產權保護立法指數IGP，采用新構建的知識產權保護執法指標計算各省區知識產權執法指數ELS，可算出各省市區的實際知識產權保護水平如表1［17］所示。

表1　2000～2012年中國各地區知識產權保護強度

續表

3. 2技術差異測度

在估算國內技術差異時，本文采用全要素生產率指標對各地區技術水平進行測度。全要素生產率TFP的測定采用索洛余值法，如公式(8) :

Yit是i地區t時刻的產出，Lαit和Kβit分別表示勞動和資本在不同時點與不同地區的投入量，α為勞動的產出彈性，β表示資本的產出彈性，且滿足規模報酬不變，即α+β= 1。只要估計出勞動產出彈性α與資本產出彈性β就可以估計出中國各地區2000～2012年的全要素生產率TFP值。估算勞動與資本的產出彈性時，采用各地區國內生產總值GDP作為衡量經濟產出的指標，數據來自2001～2013年各年《中國統計年鑒》;借鑒張軍2003年的方法，采用2000～2012年各地區社會勞動者人數作為勞動投入量指標;測算資本存量的方法采用永續盤存法，基本公式為:

其中表Kit表示i地區第t年的資本存量，Ki，t－1表示i地區第t－1年的資本存量，Iit表示i地區第t年的投資，δ表示固定資本存量平均年折舊率。按照可比價格計算資本存量的方法，利用張軍2000年當年價的資本存量數據，算出以2000年為基期2001～2012年我國各地區資本存量與全要素生產率。利用全要素生產率，構建技術差異計算公式為:

DIFit表示i地區在t年份的技術差異，GIit為i地區在t年份計算技術差異的指標值，MAXGIit表示在t年份各地區i對應指標值的最大值。DIFit越小，技術差異越小，對應的指標值就越大。

4　門檻模型估計

根據知識產權保護與技術差異門檻變量模型，運用Stata12. 0穩健估計方法，對全樣本進行檢驗以確定是否存在門檻效應。為保證各個機制空間都有足夠的樣本數，最多進行三門檻檢驗，即總樣本分為4個機制空間的估計與檢驗。具體設置100個網格搜尋點，進行1000次“自舉法”重復，分組子樣本異常值去除比例為5%。

4. 1面板單位根檢驗

為避免變量的不平穩而引起回歸方程的參數估計出現偏差，需要先對每個變量進行平穩性檢驗。面板數據的平穩性檢驗有多種方法，本文采用LLC檢驗考察各變量是否平穩，檢驗結果如表2所示。可以看出，所有變量的p值均在1%的顯著性水平下表現顯著，因此拒絕含有單位根的原假設，全部變量都平穩，不存在偽回歸［18］。

表2　 LLC平穩性檢驗結果

4. 2門檻效應檢驗及回歸結果分析

依照Hansen (1999)的建議首先從單門檻開始估計，檢驗和構建置信區間，然后在此基礎上進一步搜索第二個門檻并進行估計，檢驗和構建置信區間，接下來對門檻的個數進行檢驗，從而確定是否有必要保留兩個門檻，以此類推。

表3　面板門檻模型回歸結果

表3的(1)與(2)分別報告了以知識產權保護ipr與以dif為技術差異變量作為門檻變量，以知識產權保護作為核心變量(機制依賴變量)的面板門檻模型計量結果。計量結果(1)表明，F1、F2，F3分別在1%的顯著性水平下拒絕無門檻、存在單一門檻與存在雙門檻的原假設，表明理論上應具有3個絕對的知識產權保護水平門檻，但根據4類知識產權保護區間的回歸結果可以發現，除了最小的門檻區間回歸結果顯著外，其余3個區間回歸結果都不顯著，這意味著在門檻回歸時，可能受其他變量因素影響，最終真正有效的門檻只有1個。門檻效應確定之后，需要對門檻值進行估計以及對門檻估計值與真實值的一致性進行檢驗，也即似然比檢驗。表4給出了兩門檻變量的門檻值估計結果及置信區間，可以看出在5%的顯著性水平下，門檻估計值可以代表真實值。

表4　門檻估計值及置信區間

理論上存在的3個門檻值0. 662、1. 594、1. 797將知識產權保護強度分為4類知識產權保護區間，分別為弱知識產權保護、較弱知識產權保護、中等知識產權保護與較強知識產權保護。各類不同的知識產權保護區間對技術創新的作用效果存在較大差異。在ipr≤0. 662的弱保護下，知識產權保護強度在10%的顯著性水平對我國的技術創新存在積極的促進效果;在0. 662＜ipr≤1. 594的較弱知識產權保護下，對技術創新的效應存在不顯著的負向影響，這種負向影響隨著知識產權保護力度的進一步加強呈現降低的趨勢，當知識產權保護水平ipr＞1. 797時，負向影響又開始轉變為正向，此時正向效應并不顯著。

真正有效的一個知識產權保護門檻0. 662把實際知識產權保護水平分為兩類保護區間。在小于0. 662的弱保護區間內，每提高知識產權保護一個百分點，可明顯促進我國技術創新水平上升0. 39個百分點。在高于0. 662的較高知識產權保護區間內，知識產權保護的技術創新效應并不顯著。雖然我國在2001年正式加入WTO，在TRIPS協定下知識產權保護立法水平迅速增強，但全國各地實際的執法水平還非常薄弱，從而使得我國的真實知識產權保護水平還非常低，而我國當時整體的技術水平相對低下，主要以仿制國外產品和模仿創新為主，此時知識產權保護程度的微弱便于我國對國外技術進行模仿，有利于技術模仿創新。隨著國內知識產權行政執法力度的加大，實際知識產權保護水平的增強，通過技術模仿創新的成本逐漸變大，知識產權保護對模仿創新的反向抑制作用隨之增強，結果使得各地區以模仿創新為主的技術創新效應不斷降低。2008年，國家開始制定創新型國家戰略與實施知識產權強國計劃后，全國各區域技術水平不斷增強，技術創新能力也不斷提高，技術創新面臨著從技術模仿創新向技術自主創新的過渡，此時知識產權行政、司法保護水平的力度加大，有利于促進技術自主創新，但由于知識產權保護水平對技術模仿創新的抑制作用與對技術自主創新的促進力量相互抵消，使得最終知識產權保護對技術創新的綜合效應表現并不顯著。

人力資本、研發資本對各地區技術創新存在顯著的正向效應，各地區科技活動人數每增加1%，可促使專利創新產出提高0. 4658%;研發資本每提高0. 01，可促進專利創新產出增加1. 4927%。表明加大研發物質資本與研發人力資本投入能有效提升各地區企業的技術創新能力。易先忠(2006)、代中強(2010)等通過理論分析與實證表明，我國目前主要還是以技術模仿創新為主，處在技術從模仿創新到技術自主創新的轉型階段。人力資本與技術創新的正向實證關系表明，我國的人力資本適應以技術模仿創新為主的技術創新方式。

計量結果(2)表明，F1在95%的置信水平下拒絕無門檻的原假設，F2在90%的可靠性下拒絕存在單個門檻的原假設，F3對應的p值為0. 1340，表明在10%的顯著性水平下接受存在雙門檻的原假設，因此理論上說明存在兩個絕對的技術差異dif門檻。如果提高顯著性水平并考慮其他變量因素的影響，并結合回歸結果可以發現，除了最小的門檻區間回歸結果顯著外，其余3個區間回歸結果都不顯著，這意味著最終真正有效的門檻只有1個。

理論上存在的兩個門檻值0. 353、0. 492將技術差異分為三類不同的差異范圍，即技術差異較小、技術差異中等及技術差異較大。不同類別技術差異下知識產權保護與技術創新之間關系有所不同，隨著技術差異的不斷增大，知識產權保護對技術創新的正向促進效應逐漸減弱。具體表現為:在dif≤0. 353的較小技術差異區間，知識產權保護的系數顯著為正，為0. 1693，在0. 353＜dif≤0. 492的中等技術差異內，知識產權保護存在不顯著的正向效應(0. 1077)，在dif＞0. 492的較大技術差異內，知識產權保護與技術創新同樣存在不顯著的正向關系(0. 0116)。

真正有效的一個技術差異門檻0. 353把技術差異分為兩類不同的差異區間。在小于0. 353的小技術差異區間內，每提高知識產權保護一個百分點，可明顯促進我國技術創新水平上升0. 17個百分點。在大于0. 353的較高技術差異區間內，知識產權保護的技術創新效應并不顯著。這表明上海、廣東、北京、天津、江蘇、福建、黑龍江、遼寧與山東省9個技術差異較小省市知識產權保護水平對技術創新有著顯著的促進效應;河北、新疆、吉林、山西、湖南、浙江、湖北、河南、內蒙古、廣西10個省區，增強知識產權保護水平對技術創新能力的提高具有很大的潛力，而其余的江西、陜西、安徽、云南、四川、寧夏、青海、甘肅、貴州、西藏及海南11省區，由于整體技術水平還比較低，加強知識產權保護對技術創新能力的促進作用比較微弱。人力資本與研發物質資本投入對技術創新的回歸結果基本沒有發生變化，仍呈現出顯著的正向促進效應。

5　結論及啟示

技術創新作為促進技術進步的關鍵途徑影響著國家經濟的可持續發展，知識產權戰略又為技術創新保駕護航。知識產權保護的技術創新效應到底如何，不管是理論研究還是已有的實證研究，經濟學家的研究結論并不一致。本文認為，技術距離是知識產權保護影響技術創新最為關鍵的結構變量，基于中國30個省市區數據，采用面板門檻模型，實證檢驗知識產權保護對技術創新影響的門限效應。研究結果發現，我國知識產權保護與技術創新之間具有明顯的非線性關系，存在一定的門檻效應。在計量實證時，不管以技術差異還是知識產權保護作為門檻變量，結果都表明，我國的技術創新存在著知識產權保護與技術差異單門限效應。知識產權保護水平處于門檻以下時，加強產權保護對技術模仿創新具有促進作用;當超過門檻值后，隨著知識產權保護水平的進一步提高，增強知識產權保護對我國的技術創新具有不顯著的抑制效應。技術差異小于門檻值時，增大技術差異對技術創新具有正向影響;當技術差異超過門檻值時，技術差異的增大對技術創新的促進作用逐漸減弱。實證結果還表明，加大研發資本投入，對技術創新具有顯著的促進效應。

知識產權保護對技術創新影響的門限效應決定了那些不考慮地區差異，對各地區統一對待的知識產權保護政策將很難達到理想的實施效果。為了實現知識產權保護在全國統一立法框架下對不同的地區區別對待，實施差異化的知識產權保護，使之與不同地區和行業的發展程度與創新能力相適應，有必要綜合利用知識產權保護政策與強制授權、反壟斷政策等其他政策，實現各種政策的有效結合。盡管我國在制定知識產權保護政策方面要受全國整體的保護體系建設、執法方式和手段等因素的制約而全國采取統一的保護標準，很難針對特定地區與行業單獨制定知識產權保護標準，但是在對各個地區知識產權保護的寬度標準卻可以存在差異，靈活調節。對于技術水平低、技術差異較大的地區和行業，實行較窄的專利寬度;而技術差異較小的地區與行業，建立較寬的專利寬度。

參考文獻

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(責任編輯:王平)

Research on the Threshold Effect of Technological Innovation——Base on the Perspective of Protection of Intellectual Property Rights and Technology Difference

Dang Guoying1Liu Zhaoyang2Luo Mingcan1
(1．Southwest Forestry University，Kunming 650224，China; 2．Yunnan University，Kunming 650091，China)

〔Abstract〕Based on thirty provinces data in China from 2000 to 2012，on the perspective of protection of intellectual property rights and technology difference，this paper studys the threshold effect of technology innovation using panel data threshold model．Empirical research shows that protection of intellectual property rights of technology innovation effect are significant technology disparity and intellectual property protection level thresholds，and are three threshold of the protection of intellectual property rights，two technical disparity threshold．No matter in the protection of intellectual property rights as threshold variables，or in the technical disparity，strengthening both R＆D physical capital and human capital investments can significantly promote the regional technology innovation ability．

〔Key words〕intellectual property protection; technology difference; technology innovation; threshold effect; threshold model; regional differences

作者簡介:黨國英，西南林業大學經濟管理學院，講師，經濟學博士。研究方向:技術創新。劉朝陽，云南大學發展研究院，經濟師，經濟學博士生。研究方向:能源經濟。羅明燦，西南林業大學經濟管理學院教授。研究方向:農林經濟管理。

基金項目:云南省教育廳資助項目(項目編號: 515006004)。

收稿日期:2016—01—06

〔中圖分類號〕F061. 2

〔文獻標識碼〕A

DOI:10．3969/j．issn．1004－910X．2016．04．005