知識產權保護與地區制造業升級
——基于中介效應和面板分位數模型的實證分析

秦放鳴，張 宇

(新疆大學 經濟與管理學院，新疆 烏魯木齊 830046)

0 引言

改革開放40多年尤其是加入世界貿易組織(WTO)以來，中國制造業在世界占比從2000年的6%提高至2017年的27%，自2010年超越美國之后，連續多年穩居世界第一，成為名副其實的制造業大國。然而，我國制造業受到高端制造回流和低端制造轉移雙重擠壓，陷入傳統比較優勢弱化和國際競爭新優勢尚未形成的兩難困境[1]。十九大報告指出，加快發展先進制造業，建設制造強國。2018年中央經濟工作會議強調，推動制造業高質量發展。而推動制造業高質量發展，實現制造強國的關鍵在于轉型升級和創新驅動[2]。作為一種鼓勵和約束知識生產的重要制度安排，知識產權保護對我國工業轉變發展具有推動作用[3]。根據世界經濟論壇(WEF)發布的《全球競爭力報告》顯示，2006-2017年中國知識產權保護水平由3.24上升至4.5。那么，在實施知識產權保護戰略背景下，加強知識產權保護能否有效促進我國地區制造業升級？其作用機制是什么？回答這些問題，對于推動我國制造業轉型升級，實現制造業高質量發展具有重要現實意義。

目前，關于知識產權保護與地區制造業升級的研究主要集中在理論和實證研究兩個方面。在理論研究方面，Kim(2003)指出，知識產權保護促進了韓國企業消化、吸收和改進國外技術，進而推動韓國制造業從勞動密集型向知識密集型轉型；Seokkyun 等[4]認為，知識產權保護通過增加企業研發投入這一作用機制提高產業增加值，進而推動產業升級；巫景飛和郝亮[5]通過構建企業和政府兩部門博弈模型，發現知識產權保護水平越高，越有利于地區產業升級；章文光和王耀輝[6]以22個發達和發展中國家為研究對象，采用定性比較分析方法，發現加強知識產權保護對產業升級具有促進作用；肖德和候佳寧[7]認為，優化知識產權制度有助于降低交易成本，從而激勵企業創新行為和提升生產率，促進制造業升級；徐明霞[8]基于知識產權政治經濟學屬性，分析知識產權保護對制造業升級的作用路徑，研究發現知識產權保護是制造業升級的重要驅動力。在實證研究方面，Javorick[9]采用轉型經濟體數據發現，弱知識產權保護不僅阻礙FDI進入高新技術產業，而且還導致外資撤離與制造業轉移，進而對制造業升級產生不利影響；Park[10]以41個國家制造業為研究樣本，實證表明，知識產權保護通過刺激研發投資影響制造業生產率增長；Branstetter 等[11]基于南北一般均衡模型研究發現，加強知識產權保護有利于南方工業發展和升級；易倩和卜偉[12]通過構建知識產權保護執法指數發現，知識產權保護執法力度越高，技術創新對地區產業轉型升級的作用越大。相反地，李士梅和尹希文[13]研究表明，過強的知識產權保護對產業升級具有阻礙作用。

根據以上文獻梳理，現有研究仍存在一些不足：關于知識產權保護如何影響制造業升級這一問題，缺乏系統的理論分析和實證檢驗；對知識產權保護與制造業升級之間可能存在的內生性問題重視不夠，從而削弱了估計結果的穩健性和說服力；缺乏對知識產權保護影響制造業升級這一作用機制的嚴謹實證?；谏鲜鲅芯坎蛔?，本文首先將知識產權保護和制造業升級納入統一分析框架，構建理論模型，深入探討知識產權保護對地區制造業升級的影響及其作用機制；然后利用2003―2017年中國省級面板數據，實證檢驗知識產權保護對地區制造業升級的影響；隨后采用中介效應模型檢驗知識產權保護對地區制造業升級的作用機制；最后運用面板分位數模型進一步考察知識產權保護對地區制造業升級的邊際演化特征，以期為實現制造業高質量發展提供相關依據。

1 理論機制

1.1 理論框架設定

本文借鑒Crozer&Koening(2005)、耿曄強和張世錚[14]的理論框架，從理論上推導知識產權保護對地區制造業升級的影響。

1.1.1 需求

假設一國消費者效用函數為CES形式：

(1)

式(1)中，g表示產品種類，Ω為消費者能夠購買的產品集合，σ表示各產品間的替代彈性，qg表示產品g的數量，λg表示產品的高端化水平，用以衡量制造業升級。

在預算約束下，根據效用最大化原則，消費者對產品g的需求：

(2)

1.1.2 供給

假設一國的市場組織為壟斷競爭市場，不同廠商生產具有差別的同種產品，進入和退出市場是自由的，且僅使用勞動力這一生產要素。假定不同廠商創新水平為φi，創新水平提升能夠降低廠商生產成本[15]；以ρk表示不同地區k的知識產權保護水平。知識產權保護一方面能阻止其它企業模仿和剽竊其核心技術，降低企業維權成本；另一方面能提升企業創新水平，從而促進制造業升級?；诖?，企業生產成本設定如下：

(3)

式(3)中，ω為工資水平，xi為企業產量，α為固定成本，包括機器、廠房等固定投入。由于知識產權保護存在“最適強度”[16]，適當的知識產權保護有利于創新能力提升，即?φi/?ρk>0；過度的知識產權保護抑制技術創新，即?φi/?ρk<0。

結合式(2)和式(3)，根據利潤最大化原則，企業生產的最優價格和最優產量分別為：

(4)

將式(4)代入企業利潤函數中，可得企業最大化利潤：

(5)

在長期內，壟斷競爭廠商實現均衡時利潤為0，由此可得企業均衡產量為：

(6)

1.1.3 均衡：知識產權保護與地區制造業升級的關系

在影響需求和供給的其它因素不變條件下，市場形成均衡，即廠商供給等于消費者需求，xi(g)=qi(g)，函數為：

(7)

整理可得：

(8)

對式(8)中知識產權保護ρk進行求偏導，可得：

(9)

式(9)表明，適當的知識產權保護(?φi/?ρk>0)有利于地區制造業升級，而過強的知識產權保護(?φi/?ρk<0)可能抑制地區制造業升級。

1.2 知識產權保護對地區制造業升級的作用機制

(1)正向傳導。知識產權保護主要通過創新激勵效應、人力資本配置效應和國際技術溢出效應等作用機制促進地區制造業升級。首先，考察創新激勵效應。由于研發活動存在外部性和低邊際成本等特點，知識產權保護有助于降低企業核心技術被惡意竊取和非法模仿風險，保障企業研發投入帶來高額收益，進而激發企業增加研發投入，提高企業創新能力，最終促進制造業轉型升級。其次，考察人力資本效應。知識產權保護使企業新產品收入增加，而新產品供給的創新主體被社會、企業廣泛認可，進而通過市場機制將其配置到高生產率的創新領域。按照比較優勢原則，將邊際產出較高的人力資本配置于高技術部門，邊際產出較低的人力資本配置于低技術部門，實現研發部門和其它部門協調發展。最后，考察國際技術溢出效應。在知識產權保護水平更高的國家，外資為減少技術被剽竊和侵權風險，傾向于將生產環節和相關技術等轉移至子公司，客觀上為東道國企業接觸和學習先進技術及管理經驗提供了機會，進而通過技術溢出效應影響地區制造業升級。

(2)負向傳導。過強的知識產權保護易形成壟斷市場，從而阻礙技術溢出。企業在獲得壟斷地位后，一方面在相關技術領域的創新動力削弱[17]，往往會減少創新投入，另一方面對其它企業產生擠出效應。在以上雙重因素作用下，創新資源得不到有效補充，進而增加企業生產成本，削弱行業競爭力，阻礙地區制造業升級。另外，技術在行業間的溢出機制被阻斷，不利于企業在技術溢出基礎上進行“二次創新”，造成重復性創新投資，形成高投入、低回報的惡性循環機制，進而陷入制造業“低端鎖定”陷阱。

綜上所述，知識產權保護對制造業升級的最終影響取決于正向作用與負向作用兩者之間相對大小，若正向作用大于負向作用，則知識產權保護能促進制造業升級，反之則不利于制造業升級。因此，知識產權保護對制造業升級的最終影響如何還需進一步進行計量檢驗。

2 模型設定、變量及數據

2.1 模型設定

2.1.1 基準計量模型

借鑒已有文獻，建立如下計量模型：

Sophisticationit=α0+βIPRit+∑γjxijt+μi+λt+εit

(10)

其中，下標i表示各個省份，t表示年份。Sophisticationit為被解釋變量，表示地區制造業升級；IPRit為核心解釋變量，表示知識產權保護；xijt表示選取的一系列控制變量；μi和λt分別表示地區個體效應與時間效應；εit為隨機擾動項，且服從正態分布。

2.1.2 面板分位數模型

為了細致刻畫知識產權保護在不同水平下對制造業升級的影響是否存在差異，即考察知識產權保護對地區制造業升級的邊際效應演化特征，本文采用面板分位數模型進行估計檢驗。該方法兼具面板數據和截面分位數模型共同優點[18]，一方面對異常值敏感度較低，能控制個體差異，適用范圍較為寬泛，且估計結果更加穩健；另一方面能較為全面準確地反映變量間在不同分位點上的關系。其模型設定如下：

(11)

式(11)中，Fit(IPR)表示地區制造業升級的影響因素，其中包括知識產權保護(IPR)和各種控制變量；Qτ[Sophisticationit|Fit(IPR)]表示在影響因素給定情況下，地區制造業升級在不同分位值τ上的值；λ(τ)表示Fit(IPR)在不同分位值τ上的估計值。同時，為了估計參數值，需要求解最小值問題。

(12)

式(12)中，n為樣本量，變量名同上。為更全面了解各變量在不同分位數上的結構性差異，本文選取10%、25%、50%、75%和90%為分位點進行估計檢驗。

2.2 變量說明

本文涉及的變量包括地區制造業升級(Sophistication)、知識產權保護(IPR)、金融發展(fin)、政府干預(gov)、環境規制(er)、對外直接投資(lnofdi)、貿易開放度(trade)、研發投入(rd)、人力資本(human)和外商直接投資(lnfdi)。

(1)地區制造業升級(Sophistication)。傳統產業升級測算方式為三次產業占比或不同特征產業占比，該方法更適合表征產業結構變遷而非產業升級。為有效度量制造業內部結構變化，本文借鑒周茂等(2018)的做法，將27個制造業細分行業的出口技術復雜度與地區制造業內部生產結構相結合，構造地區制造業升級指數。

(13)

式(13)中，Prodyi,2003表示2003年中國制造業內部細分產業i的出口技術復雜度，由各細分產業i的HS六位產品層面出口技術復雜度加權平均而得；Outputi,c,t表示c地區t年產業i的產出，各細分產業i的產出與地區制造業總產出之比用以表征地區內部生產結構。需要注意的是，制造業細分行業中不同產品的出口技術復雜度是由全球化生產結構決定的[19]，而制造業升級受地區內部生產結構影響。在測算地區制造業升級時，需要測算HS六位產品層面出口技術復雜度，公式如下：

(14)

式(14)中，Prodyk表示HS六位產品k出口技術復雜度，Ym表示國家m的人均GDP，Exportmk表示國家m中產品k的出口額，Exportm表示國家m的總出口額。為進一步分析地區制造業升級分布的動態演進特征，本文運用Kernel密度函數分別對2003、2008、2013和2017年中國省級層面制造業升級進行估計，估計結果如圖1所示。

圖1顯示，在樣本考察期內，地區制造業升級出現以下變化特征：核密度曲線左端尾部變化較小，而右尾逐年拖長，表明低水平區制造業升級緩慢，而高水平區制造業升級加快；波峰位置經歷上升、下降的變化，右尾抬高，表明地區間制造業升級差距在不斷擴大。如何進一步推動地區制造業升級是亟待解決的問題。

圖1 地區制造業升級核密度函數曲線

(2)知識產權保護(IPR)。Ginarte&Park[20]提出的GP指數是衡量地區知識產權保護的主要方法，但鑒于GP指數以5年為時間跨度，測算上缺乏連續性，削弱了估計結果的穩健性。技術交易市場是一個重要要素市場，為技術咨詢、開發及轉讓等提供平臺，能直接反映知識產權保護對創新主體的激勵作用，其能否正常運行取決于地區知識產權保護水平。本文借鑒胡凱等[21]的做法，采用各地區技術市場成交額占GDP比重衡量地區知識產權保護水平。

(3)中介變量。根據前文的機制分析，選取研發投入、人力資本和外商直接投資作為中介變量，分別表征創新激勵效應、人力資本配置效應和國際技術溢出效應，以檢驗知識產權保護對地區制造業升級的作用機制。其中，研發投入采用各地區R&D經費內部支出占GDP比重衡量，人力資本選取各地區平均受教育年限表征，外商直接投資采用各地區人均fdi的對數值表示，并按照當年人民幣兌換美元的平均匯率進行換算。

(4)控制變量。金融發展(fin)：金融發展通過資本形成、資本調配、創新激勵及信息服務機制影響地區制造業升級。本文采用各地區金融機構貸款年末余額占GDP比重衡量金融發展。政府干預(gov)：處于轉型期的中國市場機制尚不健全，地方政府往往通過某些制度安排對經濟進行強干預，使得產業結構偏離其比較優勢，進而引起效率損失和資源錯配，阻礙地區制造業升級。本文采用各地區地方政府財政支出占GDP比重衡量政府干預。環境規制(er)：合理的環境規制一方面有利于倒逼企業提高研發投入，進行技術創新和產品研發，激發“創新補償”效應[22]；另一方面有利于形成行業壁壘，限制高污染、高排放企業進入，優化制造業內部產業結構，實現制造業升級。本文采用各地區工業污染治理完成投資額占GDP比重衡量環境規制。對外直接投資(lnofdi)：對外直接投資可通過產業轉移、技術創新、產業關聯等效應推動地區制造業升級。本文采用各地區對外直接投資存量的對數值來衡量。貿易開放度(trade)：在開放條件下，貿易開放引致的競爭效應引起地區制造業內部資源再配置，使得更多資源流向高技術行業，進而實現內部產業高端化[23]，從而推動制造業升級。本文采用各地區進出口總額占地區生產總值比重衡量貿易開放度。

2.3 數據來源

本研究所選取樣本為2003―2017年中國內地30個省(市、自治區)的平衡面板數據(西藏因數據不全，未納入統計)。其中，測算地區制造業升級數據來源于歷年《中國工業統計年鑒》和CEPII數據庫，對外直接投資數據來源于2003―2017年《對外直接投資公報》，其它原始數據來源于歷年《中國統計年鑒》、各省(市、自治區)統計年鑒和EPS數據庫，部分缺失數據通過插值法進行填補。各變量描述性統計結果如表1所示

3 實證結果及分析

3.1 面板單位根檢驗

為避免出現“偽回歸”現象，需要對變量進行平穩性檢驗，以確保估計結果的穩健性。本文分別采用LLC、IPS、ADF-Fisher和PP-Fisher方法對平衡面板進行單位根檢驗，檢驗結果如表2所示。結果顯示，除IPS和PP-Fisher中個別變量未通過顯著性檢驗外，其余變量均通過平穩性檢驗，因此認為本文所選取數據是平穩的。

表1 各變量描述性統計結果

表2 面板單位根檢驗結果

3.2 基準回歸估計結果

本文采用混合普通最小二乘法(POLS)初步檢驗知識產權保護對地區制造業升級的影響。考慮到雙向因果和遺漏變量等內生性問題對估計結果造成的偏誤，需要尋找有效工具變量解決內生性問題。借鑒Wooldridge[24]的做法，選取核心解釋變量的一階滯后項(IPRit-1)作為工具變量，使用兩階段最小二乘法(2SLS)進行回歸檢驗。然后，剔除組間異方差和自相關等問題對模型估計結果的影響，運用可行廣義最小二乘法(FGLS)進行參數估計。鑒于地區產業升級是一個動態演化過程，當期產業結構受上期影響。因此，在靜態面板基礎上，引入被解釋變量的一階滯后項，建立動態面板回歸模型，采用DIFF-GMM模型和SYS-GMM模型考察知識產權保護與地區制造業升級的關系，估計結果如表3所示。

由表3可知，模型(1)―(5)中，核心解釋變量知識產權保護(IPR)對地區制造業升級的估計結果一致，影響系數均為正，且至少通過了5%的顯著性水平，在一定程度上表明知識產權保護對地區制造業升級的促進效應顯著且穩健。正如上文所述，知識產權保護可能通過創新激勵效應、人力資本配置效應和國際技術溢出效應促進地區制造業升級。SYS-GMM模型可將差分GMM和水平GMM組合起來進行估計分析，使其模型估計參數更加無偏及有效，不僅能解決模型存在的內生性和異方差等問題，還將制造業升級的動態性和連續性特征納入模型。因此，本文主要依據SYS-GMM的估計結果進行分析，同時將POLS、2SLS、FGLS和DIFF-GMM模型估計結果作為參照一并列出。

表3中SYS-GMM模型估計結果顯示，地區制造業升級的一階滯后項(L.Sophistication)在1%的水平上顯著為正，說明地區制造業升級存在一定“慣性”效應，即存在積累效應和路徑依賴，上期制造業升級水平會影響當期制造業升級。控制變量方面，政府干預(gov)、對外直接投資(lnofdi)和貿易開放度(trade)對地區制造業升級的影響符合預期。金融發展(fin)雖然系數為正，但未通過顯著性檢驗。可能的原因在于，在政府主導的金融體系下，銀行等金融機構更傾向于貸款給政策扶持性產業，而對生產率較高的新興技術產業重視不夠，從而形成產能過剩，“侵占”新興產業創新資本[25]，阻礙資源從低端產業向高端產業轉移，并最終限制技術密集型制造業發展，導致金融發展(fin)對地區制造業升級作用不明顯。環境規制(er)對地區制造業升級存在負向影響且通過了1%水平的顯著性檢驗，表明環境規制不利于地區制造業升級。這與Conrad 等[26]、余東華和崔巖[27]的研究結果一致，驗證了“遵循成本說”?？赡艿慕忉屖牵捎诃h境規制的存在，制造企業不得不增加治污投入，導致企業生產成本增加，進而擠占生產性投資和技術創新資源，降低企業出口比較優勢，削弱企業競爭力，限制企業利潤最大化產出，從而阻礙地區制造業升級。

表3 基準估計結果

3.3 作用機制檢驗結果

基準回歸估計結果表明，知識產權保護對地區制造業升級具有提升效應。那么，這種提升效應如何產生？即動力機制是什么？是否如上文所分析，知識產權保護可能通過創新激勵效應、人力資本配置效應和國際技術溢出效應促進地區制造業升級？為此，需要進一步檢驗上述作用機制的存在性，借鑒中介效應檢驗方法[28]，采用遞推回歸方程，運用模型進行估計檢驗，計量模型如下：

Sophisticationit=α0+α1Sophisticationit-1+α2IPRit+∑γjxijt+εit

(15)

(16)

(17)

其中，Mit代表中介變量，用以表示3種中介效應。將被解釋變量的一階滯后項納入模型中，以增強結果穩健性。根據中介效應檢驗方法，第一步對式(15)進行回歸，檢驗知識產權保護對地區制造業升級的提升效應是否存在；第二步對式(16)進行估計，考察知識產權保護與中介變量之間的關系，預期顯著為正；第三步對式(17)進行回歸，驗證中介效應，如果系數ω2和ω3顯著為正，且ω2的系數值小于α2，則表明研發投入、人力資本和外商直接投資存在中介效應。

表4中模型(1)結果顯示，知識產權保護(IPR)對研發投入(rd)的估計系數在1%的水平上顯著為正(系數值為0.154 8)，表明知識產權保護促進了研發投入增長，間接驗證了宗慶慶等[29]的研究結論。模型(2)結果表明，知識產權保護和研發投入(作為中介變量)對地區制造業升級的系數均顯著為正，且知識產權保護系數值為0.009 6，小于基準估計回歸中模型(5)的系數值0.013 5，驗證了研發投入對地區制造業升級具有部分中介效應，說明知識產權保護可以通過創新激勵增加地區研發投入這一作用機制，促進地區制造業升級，這與預期一致。數據顯示，2003―2017年以我國各地區技術市場成交額占GDP比重表征的地區知識產權保護水平不斷提高(年均增長率為5.42%)，研發投入以年均18.89%的速度增長。與此同時，地區制造業升級指數以年均2.47%的幅度提高。這也印證了知識產權保護水平提高帶來研發投入增加，進而提升地區制造業升級水平。

表4中模型(3)結果顯示，知識產權保護估計系數在1%的水平上顯著為正，表明知識產權保護明顯提高了地區人力資本水平，驗證了知識產權保護對地區人力資本的優化配置效應。模型(4)結果顯示，知識產權保護和人力資本的估計系數均顯著為正，且知識產權保護系數值為0.010 5，小于基準估計回歸中模型(5)的系數值0.013 5，驗證了人力資本具有部分中介作用，說明知識產權保護通過優化人力資本配置進而促進地區制造業升級。省級層面數據顯示，2003―2017年我國東、中、西部人力資本平均水平分別為8.948 1、8.796 7、8.473 0，而地區制造業升級指數分別為7.962 8、7.914 5、7.745 2。因而，對于中西部地區而言，制定人才引育等政策促進人力資本提升，對于促進本地區制造業升級具有重要意義。

表4中模型(5)結果顯示，知識產權保護對外商直接投資的系數顯著為正，且通過了1%水平的顯著性檢驗，說明知識產權保護促進了技術跨國流動和溢出，驗證了上文的理論分析。模型(6)估計結果顯示，知識產權保護和外商直接投資的系數均顯著為正，且知識產權保護系數值為0.009 7，小于基準估計回歸中模型(5)的系數值0.013 5，驗證了國際技術溢出具有部分中介效應。

以上中介效應檢驗結果表明，知識產權保護通過創新激勵效應、人力資本配置效應和國際技術溢出效應促進地區制造業升級。比較模型(2)、(4)、(6)中知識產權保護(IPR)系數可知，3種傳導機制的中介效應分別為0.003 9、0.003 0、0.003 8。說明知識產權保護通過研發投入促進地區制造業升級最為有效，技術溢出效果次之，而人力資本的效果有限。

表4 作用機制檢驗結果

3.4 知識產權保護對地區制造業升級的邊際效應

上文從中介效應存在性和傳導機制兩個層面考察了知識產權保護對地區制造業升級的影響。然而，由于地區間經濟發展不平衡，且知識產權保護執法水平存在方向和程度上的差異，可能導致這種影響是非線性的。結合我國國情，需要考察知識產權保護對地區制造業升級是否存在異質性。為此，深入探討知識產權保護在不同分位點上的邊際效應是有必要的。因此，本文采用面板分位數模型進行回歸檢驗，結果如表5所示。

表5結果顯示，知識產權保護估計系數和顯著性在不同分位點表現出明顯結構性差異。具體表現為，知識產權保護對地區制造業升級的邊際效應呈現出倒U型特征。當地區制造業水平較低(10%分位數以下)時，知識產權保護未能表現出顯著的積極作用?？赡艿脑蛟谟?，企業進行自主創新所產生的研發成本未能通過壟斷利潤得到補償，加之技術具有非競爭性及部分非排他性等屬性，且面臨市場不確定性，企業更愿意通過技術引進和模仿創新實現“技術蛙跳”，但過度依賴上述兩種技術路徑，容易產生路徑依賴，陷入“比較優勢陷阱”，因此表現為不顯著。隨著地區制造業升級水平提高(25%分位數至50%分位數)，知識產權保護對地區制造業升級的估計系數均通過了1%水平的顯著性檢驗，分別為0.072 3和0.086 7。可能的解釋是，適當的知識產權保護及嚴峻的外部環境，一方面促使企業通過技術獲取、積累和改造等路徑進行自主創新，以提高產品技術含量，形成品牌競爭和銷售渠道優勢；另一方面，能保障技術創新帶來的高額收益，降低技術被剽竊和侵權風險，因此表現為遞增的促進作用。但當地區制造業升級水平進一步提高(75%分位數至90%分位數)時，知識產權保護對地區制造業升級的影響系數開始下降，甚至出現負值。表明隨著地區制造業升級水平提高，制度促進產業升級的“專屬效應”存在邊際遞減趨勢。即當知識產權保護超過“最適強度”后，強知識產權保護一方面鞏固了專利擁有者的行業壟斷地位，企業通過提高產品價格，阻礙技術良性擴散和傳播，造成市場扭曲和資源錯配，不利于地區制造業升級，甚至起到阻礙作用。而過高的知識產權保護使發展中國家進行技術引進時不得不支付高昂的專利許可費用，使得企業承擔過高的可變成本，進而增加本土企業模仿和二次創新的阻力，致使企業處于全球價值鏈(GVC)低端制造環節，從而陷入“趕超陷阱”。這一實證結果無疑為“最優知識產權保護假說”提供了經驗證據。由于本文研究重點是知識產權保護對地區制造業升級的邊際效應，因此不對估計結果中的控制變量進行贅述。

3.5 穩健性檢驗

為進一步檢驗結果的穩健性及有效性，除控制內生性問題和遺漏變量等措施外，本文借鑒周茂等(2018)的做法，使用1997年中國制造業內部細分產業的出口技術復雜度作為基期衡量地區制造業升級。同時對地區制造業升級空間維度上的溢出特征和時間維度上的路徑依賴特征予以控制，利用地理距離衰變法構建經濟地理權重矩陣，運用動態空間滯后模型進行穩健性檢驗，估計結果如表6所示。替換地區制造業升級指標后，知識產權保護對地區制造業升級的估計系數和顯著性并未發生明顯變化，說明結論具有穩健性，也從側面佐證了地區制造業升級更多指內部生產結構升級，而與產品出口技術復雜度的基期年份選取無關。

表5 面板分位數估計結果

表6 穩健性檢驗結果

4 結論與展望

4.1 研究結論與政策建議

中國經濟正處于由高速增長向高質量發展轉變的重要攻堅期，地區制造業轉型升級是推動質量變革和建設制造強國的重中之重。在此背景下，本文首次把知識產權保護和地區制造業升級納入統一的理論分析框架，并利用2003―2017年中國內地30個省(市、自治區)平衡面板數據，實證考察了知識產權保護對地區制造業升級的影響及其傳導機制。在此基礎上，進一步探討了知識產權保護對地區制造業升級的邊際效應。研究結果表明，知識產權保護顯著推動了地區制造業轉型升級，且地區制造業升級存在一定路徑依賴，在緩解內生性問題及進行穩健性檢驗之后，結論依然成立；知識產權保護主要通過創新激勵效應、人力資本配置效應和國際技術溢出效應等傳導機制促進地區制造業升級，其中，創新激勵效應影響最為顯著，國際技術溢出效應效果次之，而人力資本配置效應效果有限；知識產權保護對地區制造業升級的邊際效應呈現出先促進后抑制的倒U型特征，表明知識產權保護存在“最適強度”。

基于上述結論，本文提出如下政策建議：

(1)國家應堅定不移地實施知識產權保護戰略，著力完善知識產權相關法律，努力營造良好的制度環境，同時提高知識產權保護水平，遏制剽竊和侵權行為，防止出現“搭便車”現象，確保知識專有屬性和創新回報。

(2)各地區應因地制宜地采取差異化知識產權保護措施，使其實際強度與制造業升級水平相匹配，最大化地發揮知識產權保護對制造業升級的邊際效應，形成兩者之間良性循環，進而加快本土企業邁向全球價值鏈中高端。

(3)企業一方面應加大研發投入力度，增強自主創新能力，提高創新邊際產出，實現創新驅動產業升級；另一方面，應建立規范的人才培養和發展體系，提升企業人力資本水平，同時強化人力資本對創新的推動作用及其與制造業升級之間的動態契合。此外，注重與高技術外資企業合作交流，充分利用外資企業技術優勢，提高自身消化吸收能力，以增強國際技術溢出效果，促進地區制造業升級。

4.2 研究不足與展望

目前，深入研究知識產權保護如何影響地區制造業升級的文獻還不多，未來研究可以從以下兩個方面著手：理論拓展方面，知識產權保護作為一種重要的制度安排，其對地區制造業升級可能存在其它路徑和作用機制，未來研究可進一步拓寬機制，豐富相關理論；樣本選擇方面，將研究對象細化到制造業企業內部，從微觀層面檢驗知識產權保護對制造業升級的影響，以取得更穩健的結論。