我國知識產權保護政策對FDI的影響

摘要：本文通過對我國知識產權保護與FDI關系的分析，利用韓玉雄、許春明等修正的方法來表示我國的知識產權保護水平，并加入市場規模，貿易開放度等一系列的變量，選取1983～2012年我國的樣本數據來探討各自對FDI的影響，采用格瑞里茨一杰菲的擴展后的柯布一道格拉斯生產函數，建立多元線性回歸模型進行考察。

關鍵詞：知識產權保護;外商直接投資;經濟增長;技術進步

一、知識產權保護政策對FDI的影響綜述

知識產權是一種無形的財產權，也稱智力成果權，它指的是通過智力創造性勞動所獲得的成果，并且是由智力勞動者對成果依法享有的專有權利。但是此權利具有一定的“保質期”。國家經濟制度囊括了知識產權保護機制，對經濟發展有著深遠的影響。

赫爾普曼（Helpman） 1993年假設南北的技術轉移是通過仿效來完成的，在水平創新的增長框架下對知識產權保護與FDI之間的關系進行了討論。結論顯示，FDI的流入因南方知識產權保護強度的增強而受到阻礙。馬庫森（Markusen） 1995年研究結果顯示，一個國家如果在最開始的知識產權保護水平較低，隨著知識產權保護強度的不斷提高，FDI的流入會被抑制。史密斯（Smith）1999年選取相關數據研究發現，對于具有很強仿效能力的國家來說，FDI的流入和技術許可會因為知識產權保護的加強能夠促進。

韓玉雄2005年修正了Ginarte-Park方法，以我國為例，加入執法因素計算修正后的知識產權保護水平。許春明2009年運用1987～2004年FDI的相關數據進行定量分析，通過計量分析得出知識產權保護強度與FDI呈現顯著的正相關關系的結論。賀京同2008年通過Ginarte-Park計算方法來測算中國知識產權保護強度，分析我國經濟增長是否會受到知識產權保護強度影響，研究指出知識產權保護強度的提高一定程度上會阻礙我國經濟的1雜續上漲。

通過以上對國內外文獻的綜述比對分析可見，知識產權保護間題和FDI的關系一直受到國內外學者的熱切矚目。所以本文通過實證研究在以往學者研究的基礎上對我國知識產權保護和FDI的關系進行探討分析。

二、知識產權保護政策對FDI的影響的實證分析

（一）計量模v'的建立和變量

格瑞里茨（Griliches，1979）在研究影響生產率增長的因素時，提出了知識生產函數，假設將創新過程的產出看作研發資本投入的函數，R&D=f（R&D），使用柯布一道格拉斯生產函數的形式如下。

杰菲（Jaffe，1989）認為知識產出是最重要的，企業追求新經濟并將其投人生產過程，投入變量則包括研發經費和人力資源的投入。他改進了知識生產函數。

R代表的是研究的活躍度，X和Z分別表示研究費用和人力資本投入，研發資金投入和人力資本投入的產出彈性用a、6表示，誤差項為u。

本文基于杰菲改進的知識生產函數，并將其擴展增加變量建立模型。

我國實際利用外商直接投資額（萬美元）用F表示，我們選取的實際利用外商投資金額，并沒有選取我國近些年以來的FDI數據，可以更清晰地反映出影響FDI的各種因素。人均國內生產總值（元）用Y表示，IM表示進口總額（人民幣億元），W表示我國城鎮在崗就業人員平均年工資（元），H表示研究生畢（結）業生數（萬人），I代表重點要研究的知識產權保護程度，為了防止研究中多重共線性和出現異方差等問題的出現，將整個回歸模型左右分別取對數。

LnF=m+aLnY十bLnIM十cLnIP十dLUHH+eLnl+u

m=LuA m，a，b，c，d，e均為待估參數。

LnF：我國實際利用外商直接投資的自然對數，代表FDI的年度增長速度。

LnY：年度人均GDP的自然對數，代表市場規模的變化速度，人均GDP來表示市場規模的大小。

LnIM：此變量為年度進口額的自然對數，表示年度貿易開放度的變化速度，進口額來衡量貿易開放度。

LnW：城鎮在崗就業人員平均年工資的自然對數，表示工資水平增長速度。

LnH：此變量為研究生畢（結業）生數的對數，表示人力資源水平的變化速度，研究生畢[結]業生數來衡量人力資源。

LnI：知識產權保護強度的自然對數，表示我國知識產權保護強度。

（二）數據的選取

選取了1983年～2012年的時間序列相關數據，根據韓玉雄、許春明等改進的方法，在Ginart-Park指標體系中加入了執法因素，計算出與我國實際情況相符合的知識產權保護強度相關數據。其他變量數據均來自各期的《中國統計年鑒》以及國家統計局網站公布的統計數據。具體見下表。

（三）證分析和計量檢驗

由于本文研究的主要內容是我國知識產權保護強度對FDI的影響，所以首先剔除其他的變量，選取Lot一個解釋變量代人模型進行回歸分析，檢驗知識產權保護強度對FDI的影響，檢驗結果見下表的第Ⅰ組。同時，為了檢驗其他變量是否顯著，將模型中的所有解釋變量代人模型進行回歸，結果見下表的第Ⅱ組。再剔除第Ⅱ組中不顯著的變量重新進行回歸，重復操作，直到回歸方程能通過顯著性檢驗，結果見下表的第Ⅲ組。

知識產權保護強度與FDI關系的時間序列分析結果。回歸方程如下。

LnF？=14.166+1.800Ln1+2.168LnY-2.063LnW

實證分析結果顯示，知識產權保護強度、市場規模和平均工資水平對我國的FDI有顯著影響，工資水平與FDI呈顯著的負相關關系除外，知識產權保護強度和市場規模水平對FDI的影響呈顯著的正相關關系。

三、結論

通過對我國1983～2012年的FDI及影響因素的考察和分析，得出結果可知，我國知識產權保護強度對FDI有著顯著的影響，回歸方程中知識產權保護強度的系數為1.80，說明每當我國知識產權保護強度每增加10fo，我國的FDI就增加1.80%，知識產權保護強度的不斷提高對我國改革開放以來FDI的引進發揮著重要的作用。

四、總結

知識經濟主導的21世紀，科學技術的進步是經濟增長的原動力，知識產權保護制度的不斷完善為技術進步提供了堅實的保障。但是問題依然存在，與歐美等西方發達國家依然有很大差距，所以我們應該重視經濟發展過程中知識產權保護出現的問題和不足，妥善解決，切實將知識產權保護機制轉化為作用能效，更好地促進我國FDI的引入和經濟的又好又快發展。

參考文獻：

[1]Elhanan Helpman“Innovation Imitation，and IntellectualProperty Flights”，Econometrica 1993，61（6）：12117-1280.

[2]Markusen，J.The Boundaries of Multinational Enter-prises and the Theory of International Trade，Journal of Eco-nomic Perspectives.1995，26：169～189.

[3]Smith P.J..Are weak patent rights a barrier to U.S ex-ports[J]Journal of International Economics，1999，（48）：151-177

[4]Dinopoulos，E.，Segerstrom，P.Intellectual PropertyRights，Multinational Firms and Economic Growth：Mimeo：Uni-versity of Florida.Stockholm School of Economics.2007.

[5]韓玉雄，李懷祖.關于中國知識產權保護水平的定量分析，科學學研究，2005，23（3）：377-379.

[6]許春明.我國知識產權保護與FDI關系的實證分析.科技與法律，2009.35-38.

[7]賀京同.知識產權保護力度與經濟發展的關系研究[J]，社會科學輯刊，2008（1）.

[8]張曉峒.計量經濟學軟件EViews使用指南[M].天津：南開大學出版社，2003.

作者簡介：

成司文，南開大學經濟學院，天津。