互聯網化、知識產權保護與區域創新產出

李 雪，吳福象，竺李樂，楊 嵩

(1.南京大學 經濟學院，江蘇 南京 210093；2.貴州財經大學 數統學院，貴州 貴陽 550025)

0 引言

創新是引領發展的第一動力。黨的十八大明確提出深入實施創新驅動發展戰略。近年來我國自主創新能力不斷提升，科技創新產出不斷提高，在航空航天、高速鐵路、量子信息、人工智能、物聯網、云計算以及大數據等領域不斷取得新突破。2019年我國全社會研究與試驗發展(R&D)經費支出22 143.6億元，增長12.5%，發明專利授權量增至45.28萬件，增長4.78%，PCT專利申請量達5.90萬件，位居世界第一位，在世界知識產權組織公布的全球創新指數中位居第14位，而且呈現逐年上升態勢。但與世界先進水平相比，我國很多領域的關鍵核心技術仍然存在重大缺失，具有自主知識產權的自有技術或者品牌較少，總體創新產出仍然不足。

在新一輪科技和產業革命窗口期，為深入推進創新驅動發展，不僅需要加大創新要素投入，而且創新活動的開展也離不開知識產權保護。創新往往伴隨著高風險，由于創新成果產出具有非競爭性和公共產品特征，如果得不到有效的知識產權保護，將會抑制創新主體的創新積極性。因此，健全的知識產權保護制度是保障創新發展的重要因素。然而，知識產權保護制度也是一把雙刃劍，一方面，能夠運用法律手段保護創新主體成果，另一方面，也降低了知識和技術的傳播與共享，過度的知識產權保護還可能抑制區域整體創新產出[1]。與此同時，互聯網的快速發展不斷為傳統經濟注入新活力。《中國互聯網發展報告》顯示，截至2020年6月，我國互聯網普及率達67.0%，IPv6地址數量位居世界第二，互聯網為我國的經濟社會發展提供了有力支撐，已經成為我國創新驅動發展的重要先導力量。

那么，目前中國的知識產權保護政策是否促進了區域創新產出？如果是，其通過何種機制促進創新？在互聯網對經濟與創新的影響越來越顯著的時代，互聯網在知識產權保護的創新效應中又發揮怎樣的作用？二者之間是否存在協調效應，進而對區域創新產出產生新的影響？為了回答以上問題，本文在對知識產權保護和互聯網化影響區域創新產出的相關文獻進行梳理與分析的基礎上，運用2003 -2018年中國省級面板數據對知識產權保護、知識產權保護與互聯網化交互作用對區域創新產出的影響機制進行實證檢驗。

1 文獻綜述與研究假設

1.1 知識產權保護對區域創新產出的影響

創新系統中各創新主體開展研發創新活動都需要大量的投入，耗時長、不確定性與風險高，且研發資本一旦投入，大部分都會變成沉沒成本，而由此產生的研發知識和技術因具有社會公共物品特征，以及不可分割性和非競爭性，進而導致技術創新過程中創新主體的私人投入與私人收益存在不對稱性[2]。如果研發知識和技術得不到有效保護，特別是當私人收益小于社會收益時，會打擊創新者的積極性，不利于創新產出。由此，很多學者認為對具有正向外部效應的知識產權進行保護，能鼓勵創新行為，如果缺乏法律保護，基于研發投入、產出的相關屬性和特征將導致知識技術成果供不應求[3]。

在知識產權保護制度下，可以減少知識侵權行為，保障知識技術主體享有一定期限的專有權和收益性。在此期間由知識產權保護產生的壟斷利潤可以有效彌補創新主體在研發過程中投入的研發資本，維護創新主體研發利益，從而激發創新主體的創新積極性。知識產權保護對創新產出的積極影響不斷被學者們驗證。如胡凱等[4]利用中國省級面板數據研究發現，加強知識產權保護能夠顯著促進技術創新；李蕊和鞏師恩[5]同樣基于區域層面的實證得出相同結論。同時，知識產權保護能夠促進企業創新產出提高[6]，這是因為投資環境越完善，投資者和創新主體面臨的創新風險就越低，創新產出也就越多[7]。加強知識產權執法還可以通過減少創新主體的研發溢出損失和緩解外部融資約束促進創新產出[8]。

但隨著知識產權保護強度不斷增大，由于創新的復雜性等因素，知識產權保護對創新的促進作用也可能出現轉變。“最優知識產權論”[9]認為，知識產權保護與創新產出之間存在倒“U”型關系，在達到最優強度的知識產權保護水平前，知識產權保護對創新產出有持續的正向效應，但越過最優強度后，過高的知識產權保護水平反而會抑制技術創新。這是因為過度的知識產權保護抬高了創新門檻，導致新進入的創新主體需要支付較高的研發成本，從而遏制創新活動開展，同時，固化原創新主體的市場地位，不利于整體創新活動的推進[10]。康繼軍和孫彩虹[11]通過構建知識驅動型兩部門模型，認為知識產權保護與技術進步之間存在倒“U”型關系，并利用我國省級面板數據進行了驗證；顧群和翟淑萍[12]發現，加強知識產權保護可以提高創新效率，但過度的知識產權保護會削弱對創新效率的積極影響；劉思明等[13]運用我國大型企業工業數據研究發現，知識產權保護與創新能力之間存在倒“U”型關系，且超過95%的樣本位于拐點左側；王華[14]發現，知識產權保護制度有利于促進發展中國家的技術創新，但呈現出邊際效應遞減的非線性門檻特征。由此可見，知識產權保護與創新產出可能存在非線性關系，據此提出本文研究假設：

H1：知識產權保護水平提高會對區域創新產出產生積極的正向影響，但隨著知識產權保護強度持續提升，會呈現出邊際效應遞減的創新驅動效應，甚至會抑制創新產出。

1.2 互聯網下知識產權保護對區域創新的影響

盡管互聯網的快速發展會引發網絡知識產權問題，如增加信息泄露風險、出現越來越多的不良信息以及知識產權糾紛等，但也給區域創新帶來了新機遇。當知識產權保護對創新產出的影響處于激勵階段時，互聯網化與知識產權保護間的協調效應對區域創新的影響主要體現在兩個方面：

一是互聯網通過對創新主體的直接影響促進創新產出。一方面，互聯網應用有助于創新主體更加高效地利用各類資源與要素，緩解創新主體與交易對象間的信息不對稱問題，降低創新主體交易成本，促進管理結構扁平化、合理化，提升創新主體創新績效，促進創新產出。同時，互聯網發展也能夠為創新主體提供安全有效的配套措施，提高創新主體的知識產權維權意識，節約知識產權維護成本，進一步激勵創新主體多產出創新成果。另一方面，互聯網發展不斷催生新業態新模式，使創新主體可以不斷延伸產業鏈。在知識產權保護的作用下，新業態下的知識與技術收益得到保障，使創新主體可以更加放心地加大創新投入、拓展業務范圍，形成創新產出。

二是互聯網通過對外部投資者和政府的影響，間接對創新主體產生促進作用。一方面，互聯網的廣泛運用使得創新主體與外部投資者之間有了更多透明的交流平臺。在知識產權保護下，創新主體的知識和技術產權能夠得到較好的保護，創新主體也更愿意將相關信息披露給外部投資者。在互聯網平臺上，投資者能夠更加快速、準確地獲取創新主體相關信息，實施更加精準的投資，確定創新投入方向和力度，進而促進創新產出。同時，當投資者預期自己所投項目成果可以得到較好的知識產權保護時，會更愿意追加投資，進而形成良性循環。另一方面，隨著互聯網的快速發展，各種各樣的知識產權侵權案件不斷被披露，促使政府加快知識產權立法進程、著力法律體系完善，為創新活動保駕護航。由此，本文提出研究假設：

H2：在知識產權保護對創新產出具有正向影響時，互聯網化與知識產權保護之間存在協調效應，互聯網水平提高能夠強化知識產權保護對區域創新產出的促進作用。

2 計量模型設定、變量與數據說明

2.1 計量模型設定

為了驗證本文提出的研究假設，首先對知識產權保護影響區域創新產出的線性機制進行檢驗，基本計量模型如下：

rioi,t=β0+β1ippi,t+βiXi,t+λi+εit

(1)

其中，rioi,t表示i省域第t年的創新產出水平，ippi,t表示i省域第t年的知識產權保護水平，向量Xi,t代表可能影響區域創新產出的一系列控制變量，λi表示i省域不可觀測的個體固定效應，εi,t表示隨機干擾項。

同時，為了驗證研究假設H2，檢驗互聯網化在知識產權保護影響區域創新產出中的作用，在模型(1)的基礎上納入互聯網化水平以及互聯網化與知識產權保護的交互項，構建模型如下：

rioi,t=α0+α1ippi,t+α2inti,t+α3ippi,t×inti,t+αiXi,t+λi+εit

(2)

其中，inti,t表示i省域第t年的互聯網化水平，α2表示互聯網化對區域創新產出的影響系數，α3是互聯網化與知識產權保護的交互項系數，反映互聯網化程度與知識產權保護的協調效應對區域創新產出的影響，其它變量定義同式(1)。

為了進一步檢驗知識產權保護對區域創新產出可能存在的非線性作用機制，借鑒Hansen[15]的門檻模型進行核驗，在基本模型(1)的基礎上構建如下模型：

rioi,t=ψ0+ψ1ippi,t×I(ippi,t≤θ)+ψ2ippi,t×I(ippi,t>θ)+ψiXi,t+λi+εit

(3)

其中，ippi,t既是核心解釋變量，也是門檻變量，I(·)為取值1或0的指示函數，若滿足括號內的條件取值為1，否則為0，θ為待估計門檻值，不同樣本區間內的知識產權回歸系數ψ1與ψ2存在一定差異。上式是單門檻模型，具體檢驗時可根據檢驗結果拓展至多門檻模型。

最后，考慮到各省域間的創新活動并不是完全獨立的，可能存在空間相關性，因此進一步構建空間計量模型，檢驗知識產權保護對區域創新產出的影響機制。空間計量模型分為空間滯后模型(SAR)、空間誤差模型(SEM)和空間杜賓模型(SDM)，3類模型的空間傳導機制不同，本文設定3種模型的基本形式分別如式(4)、(5)、(6)所示。

rioi,t=ρWrioi,t+φ1ippi,t+φiXi,t+εi,t

(4)

rioi,t=φ1ippi,t+φiXi,t+εi,t

εi,t=δWεi,t+ωi,t

(5)

rioi,t=ρWrioi,t+φ1ippi,t+φiXi,t+φ1Wippi,t+φiWXi,t+εi,t

(6)

其中，ρ、δ、φ1和φi表示空間相關系數，W表示空間權重矩陣。為了更客觀地分析知識產權保護對區域創新產出的影響，借鑒以往研究，不僅從地理屬性角度構建地理權重矩陣和鄰接權重矩陣，還從經濟特征角度構建經濟空間特征權重矩陣。具體設定方法如下：

(1)地理權重矩陣。此矩陣是基于地理距離的空間權重矩陣。dij表示i省份與j省份省會城市間的直線距離，如式(7)所示。

(7)

(2)鄰接權重矩陣。此矩陣是依據兩個省份在地理上是否相鄰而設定的，地理相鄰的省份取值為1，不相鄰的省份取值為0，如式(8)所示。

(8)

(3)經濟空間特征權重矩陣。現實中地理距離相近的省份，它們的經濟關系可能并不完全相同，此矩陣是基于兩個省份間的經濟關系設定的，具體計算公式如下：

LOGGWO算法的時間復雜度計算如下:計算種群中每個個體的適應度值的時間復雜度為O(N),N為種群規模;個體位置更新操作的時間復雜度為O(N2+klogn);群體循環迭代的時間復雜度為O(N2),所以,LOGGWO算法的時間復雜度為O(N2)。

(9)

2.2 變量說明

2.2.1 被解釋變量：區域創新產出(rio)

針對區域創新產出，很多學者從專利角度衡量，主要包括發明專利、實用新型專利和外觀設計專利。其中，發明專利授的技術含量最高，可反映創新主體的成果質量，同時，也能夠更準確地體現區域創新產出。本文借鑒宋旭光和趙雨涵[16]以及李婧等[17]的研究，使用發明專利授權量表示區域創新產出。

2.2.2 核心解釋變量

(1)知識產權保護(ipp)。關于知識產權保護的衡量，已有研究主要從兩個方面展開：一方面是構建知識產權保護綜合指標。如吳超鵬和唐菂[8]從執法行政、司法保護和執法效果3個方面，采用主成分分析方法構建各省域知識產權保護執法指數；魏浩和巫俊[18]則在Ginarte與Park[19]構建的GP指標上引入執法力度，計算修正后的知識產權保護指數。另一方面，由于官方并沒有披露關于知識產權保護綜合指數的相關數據，同時，其測算也面臨一定挑戰和困難，因此很多學者選擇單一指標對知識產權保護進行衡量。如胡凱等[4]以及李勃昕等[20]，采用技術合同成交額占GDP的比重衡量知識產權保護程度。由于技術交易市場是對科技資源進行市場化配置和促進技術成果產業化的平臺，是協調技術供求的場所，只有當交易雙方的權利得到妥善保護并能夠在市場交易中獲得高于投入的預期回報時，交易雙方才愿意在技術交易市場進行交易。因此，技術市場成交額越大，說明地區的技術交易市場越公平活躍，知識產權的保護作用也越大。同時，技術市場成交額包含了與知識產權保護有關的各種信息，如技術是否物有所值，交易雙方能否維護其自身權益等。因此，它是一個結果性的綜合指標，能夠充分反映知識產權保護的經濟價值。據此，本文借鑒以往研究，選取技術合同成交額占GDP的比重度量各個地區知識產權保護程度。

(2)互聯網化(int)。針對互聯網化水平，不同學者采用了不同測度方法。如施炳展和李建桐[21]采用互聯網普及率進行衡量；張旭亮等[22]采用互聯網網頁數進行衡量。本文借鑒生延超和李輝[23]的做法，采用互聯網規模衡量不同地區的互聯網化水平，具體用互聯網上網人數表示。

2.2.3 控制變量

(1)固定資產投資(fi)。固定資產投資不僅可以改善創新主體的生存環境，而且可以改善創新主體的生產能力，進而提高創新主體的創新效率，促進創新產出。本文選用固定資產投資占GDP的比重衡量。

(3)對外開放程度(do)。在對外開放的初始階段，由于國內市場競爭加劇，一些廠商出于競爭考慮，在完成一定資本積累后開始進行自主研發。同時，對外開放通過知識溢出等途徑影響當地創新活動。本文選用地區進出口總額與GDP的比值衡量，處理過程中，美元按照每年人民幣匯率中間價進行換算。

(4)交通基礎設施(ti)。交通基礎設施便利、完善，不僅有助于促進不同地區科技人員流動，從而對技術創新產出產生影響，還可以優化研發資源配置，進而影響區域創新產出。本文用每平方千米公路線路里程數衡量不同地區交通基礎設施發展水平。

(5)財政支出水平(fe)。區域創新系統的運行離不開政府支持，而財政支出能夠反映當地政府的支持程度，并通過資源配置對區域創新活動產生影響。本文選用各省市財政支出占GDP的比重衡量地區財政支出水平。

2.3 數據來源

鑒于數據可得性，選取2003 -2018年中國內地30個省市面板數據作實證分析(西藏自治區因很多數據缺失，故未納入研究范疇)。本文使用的區域創新產出數據、知識產權保護數據以及互聯網化數據，主要來自《中國科技統計年鑒》、《中國統計年鑒》和《中國互聯網絡發展狀況統計報告》，其余控制變量數據除來自上述統計年鑒外，還來自各省市統計年鑒。對本文計量模型待檢驗的所有變量進行描述性統計，結果如表1所示。

表1 變量描述性統計結果

3 實證檢驗及結果

3.1 知識產權保護影響區域創新產出的基本估計結果

表2報告了知識產權保護對區域創新產出影響的估計結果。對于模型選擇，經Hausman檢驗，本文選用固定效應模型進行檢驗，如模型1和模型2所示。同時，考慮到模型中可能存在內生性問題，將滯后一期的解釋變量作為工具變量進行2SLS估計，結果如模型3和模型4所示。

在模型1與模型3中，知識產權保護影響系數均在1%的水平下顯著為正，說明其對區域創新產出有顯著的積極影響。模型2與模型4進一步控制了相關變量且回歸結果仍然顯著為正，說明知識產權保護對提升我國區域創新產出具有重要的積極作用，驗證了本文的假設H1。對于控制變量，固定資產投資力度越大，越能促進地區創新產出；工業化程度沒有顯著提升區域創新產出，說明目前我國整體上已經進入以第三產業為主的發展階段，而第二產業升級并不能提升區域創新產出；對外開放程度并沒有顯著促進區域創新產出提高，可能的原因是在本世紀初期，開放程度擴大在一定程度上加劇了國內市場競爭，導致創新主體的自主創新能力沒有得到充分發揮；交通基礎設施的影響系數顯著為正，即交通基礎設施越發達，越有利于不同地區間知識與技術交流，促進地區創新產出增加；財政支出水平系數也顯著為正，即政府通過有力的財政干預，對地區創新活動產生了積極影響。

3.2 互聯網作用下知識產權保護影響區域創新產出的估計結果

依據式(2)對知識產權保護、互聯網化及其交互項對區域創新產出的影響進行回歸檢驗，結果如表3的模型1所示。

在加入互聯網化水平以及互聯網與知識產權保護的交互項后，知識產權保護對區域創新產出的促進作用仍然顯著為正，互聯網化水平的回歸系數也顯著為正，說明兩者都能夠促進區域創新產出。同時，二者交互項系數也顯著為正，說明創新主體所在省域的互聯網化水平越高，知識產權保護與互聯網化協同對我國區域創新產出的促進作用就越顯著。這是因為在互聯網發展水平越高的地區，創新主體獲取外部信息和知識的機會就越多，從而有助于提升創新效率，在知識產權保護與互聯網化的協同作用下顯著促進區域創新產出提高，驗證了本文的研究假設H2。考慮到可能存在的內生性問題，仍然采用滯后一期的解釋變量作為工具變量進行2SLS估計，結果如模型2所示。研究發現，互聯網化水平更高的省域通過加強知識產權保護，能顯著促進地區創新產出，進一步驗證了本文研究假設H2。

3.3 知識產權保護與互聯網化對區域創新產出影響的區域異質性

以上分析均為全國層面的結果，但事實上我國不同地區的稟賦條件和發展階段等有著較大差異，無論是知識產權水平、互聯網化程度，還是區域創新產出，都存在著明顯的區域異質性。因此，知識產權保護對區域創新產出的影響以及互聯網化對知識產權保護促進區域創新產出的影響，都可能存在區域差異。本文將30個省市分為東部地區和中西部地區進行回歸估計，具體結果如表4所示。

模型1與模型2分別檢驗東部地區、中西部地區的知識產權保護對區域創新產出的影響。回歸結果顯示，中西部地區的知識產權保護能夠顯著促進創新產出，東部地區的知識產權保護系數為正但不顯著，說明東部地區的知識產權保護對創新的積極影響雖然存在，但促進作用沒有中西部地區明顯。模型3、模型4檢驗的是東部地區和中西部地區互聯網化與知識產權保護間協調效應對區域創新產出的影響。結果顯示，中西部地區互聯網化水平提升能夠強化知識產權保護對區域創新產出的促進作用，而東部地區的交互項系數盡管也為正但數值較小，說明互聯網化在一定程度上也能促進知識產權保護對東部創新產出的提升作用，但整體上并不顯著。由此，可以看出，我國知識產權保護水平提升整體能夠對區域創新產出產生正向影響，但是在不同區域呈現出差異，其中，中西部地區的正向影響效應更顯著，東部地區知識產權保護水平提升的促進作用不明顯。造成這種差異的原因可能在于，知識產權保護水平對區域創新產出的促進作用本身存在倒“U”型特征，其中，中西部絕大部分地區發展處于倒“U”型左側，而東部更多地區開始進入倒“U”型右側，從而使得東部地區知識產權保護水平對區域創新產出的提升作用不明顯。

3.4 知識產權保護影響區域創新產出的非線性效應

考慮到知識產權保護與區域創新之間可能存在非線性效應，故運用門檻模型進行估計檢驗。首先確定門檻變量個數，用Bootstrap自抽樣法，反復抽樣500次后，結果顯示，知識產權保護水平顯著通過了單一門檻檢驗，未通過雙重門檻和三重門檻檢驗。具體結果如表5所示，門檻值為1.648 2。

表5的門檻效應估計結果顯示，隨著知識產權保護水平提高，其對我國區域創新產出的影響確實存在顯著的動態非線性效應。根據檢驗的門檻值可以看出，當知識產權保護水平值低于1.648 2時，知識產權保護回歸系數為0.40，說明在此區間知識產權保護對區域創新產出有顯著正向影響，當高于1.648 2時，回歸系數為0.12，即在此區間知識產權保護對創新產出的積極影響仍然存在，但影響強度逐漸降低，說明目前我國知識產權保護對區域創新產出的促進作用呈邊際效應遞減特征，整體上處于最優知識產權論的倒“U”型曲線左側，驗證了假設H1。分區域看，在門檻檢驗中，高于1.648 2的共有70個樣本，其中，東部地區有41個，占東部地區樣本量的23.30%，中西部地區有39個，占中西部地區樣本量的12.8%，說明東部有更多地區的知識產權保護對區域創新產出的影響已進入邊際效應遞減甚至是不利階段，這也進一步解釋了在區域異質性檢驗中雖然東部地區仍然存在知識產權保護的創新促進效應，但效果相對不顯著的現象。

表5 知識產權保護影響區域創新產出的門檻估計結果

3.5 知識產權保護影響區域創新產出的空間計量分析

進行空間效應分析前，首先，檢驗我國各個省域的創新活動是否存在空間相關性。本文采用莫蘭指數法(Moran's I)計算地理權重矩陣、鄰接權重矩陣以及經濟空間特征權重矩陣下各年度區域創新產出的空間效應，具體如表6所示。可以看出，3種權重矩陣下2003 -2018年的中國區域創新產出Moran's I指數幾乎都通過了顯著性檢驗，說明我國區域創新活動具有顯著的空間集聚特征，可采用空間計量模型進行估計。

其次，進行空間計量模型選擇。根據LM檢驗結果，3種權重矩陣下模型的LMERR和R-LMERR值均通過了顯著性檢驗，而部分LMLAG和R-LMLAG值未通過顯著性檢驗。根據Anselin等[24]提出的判斷準則，本文選擇空間誤差模型進行檢驗。對于固定效應和隨機效應的選擇，Baltagi[25]指出，當回歸樣本局限于某些特定個體時，固定效應模型更加合適，因此本文選取固定效應模型進行分析，最終回歸結果如表7所示。

可以看出，在地理權重矩陣、鄰接權重矩陣以及經濟特征空間權重矩陣下，知識產權保護水平對區域創新產出的影響系數均在1%的水平下顯著為正，說明目前我國知識產權保護水平提升對區域創新產出有顯著促進作用，良好的創新保護環境已經成為影響我國區域創新產出的重要因素，再次驗證了知識產權保護對區域創新產出的正向促進效應。

表6 區域創新產出的莫蘭指數

表7 知識產權保護影響區域創新產出的空間回歸結果

3.6 知識產權保護對區域創新產出的作用機制

前文已經檢驗了知識產權保護對區域創新產出的促進作用，那么知識產權保護促進區域創新產出的路徑機制是什么？研發人員和研發資金投入是保障區域創新產出的重要來源，對于自主研發而言，通過知識產權保護可以獲得技術創新帶來的高額收益[13]，激勵企業加大研發人員和研發資金投入，但是過度的知識產權保護也可能導致創新成果和相關收益的市場壟斷，不利于整體創新產出。針對知識產權保護影響區域創新產出的間接作用機制，可通過構建中介效應模型，引入研發人員投入和研發資金投入檢驗知識產權保護影響區域創新產出的路徑機制。本文在線性回歸模型(1)的基礎上，分別構建知識產權保護對中介變量(mv)的線性回歸方程，以及知識產權保護和中介變量對區域創新產出的回歸方程。具體中介模型如下：

mvi,t=γ0+γ1ippi,t+γiXi,t+λi+εit

(10)

rioi,t=ν0+ν1ippi,t+ν2mvi,t+νiXi,t+λi+εit

(11)

在模型(1)的回歸系數β1通過顯著性檢驗的基礎上，利用系數γ1、ν1和ν2的顯著性判斷中介效應存在與否。式中，mvi,t為中介變量，分別為研發人員投入(hc)和研發資金投入(rd)。其中，研發人員投入采用人均R&D人員全時當量衡量，研發資金投入采用永續盤存法估算的研發資本存量衡量，具體公式如下：

RDi,t=(1-d)RDi,t-1+Ii,t

(12)

其中，d為折舊率，參考以往研究，取值為15%。RDi,t和RDi,(t-1)分別表示i省域第t年與第t-1年的資本存量，Ii,t表示i省域第t年的實際R&D經費支出，由名義R&D經費支出采用固定資產價格指數、消費價格指數分別按照45%與55%的權重計算得到[26]，名義R&D經費支出采用R&D經費內部支出表示。基期資本存量的估算公式為RDi,2003=Ii,2003/(d+gi)，其中，RDi,2003為i省域2003年的實際R&D經費支出，gi為2003-2018年實際R&D經費支出的平均增長率。

中介效應回歸結果如表8所示。模型2與模型3反映的是以研發人員投入為中介變量的回歸結果，模型4與模型5反映的是以研發資金投入為中介變量的回歸結果。具體來看，模型2與模型4中知識產權保護對研發人員、研發資金投入的回歸系數均在1%的水平下顯著為正，表明目前我國知識產權保護能夠顯著促進區域研發人員、研發資金投入。模型3與模型5顯示，分別加入中介變量研發人員和研發資金投入后，二者對區域創新產出的影響系數均在1%的水平下顯著為正，知識產權保護水平對區域創新產出的影響系數相比模型1的結果有下降，并且Sobel檢驗在1%的水平下顯著拒絕了不存在中介效應的假設。這說明知識產權保護可以通過對研發人員和研發資金投入的積極影響促進區域創新產出，進一步驗證了目前中國的知識產權保護整體對區域創新產出的正向促進作用。

表8 知識產權保護影響區域創新產出的中介效應估計結果

3.7 穩健性檢驗

為了確保回歸結果的穩健性，從3個方面進行檢驗：一是替換被解釋變量的衡量指標。借鑒王華[14]的研究，用發明專利申請量代替發明專利授權量，對區域創新產出進行衡量；二是增加控制變量，如地區規模(rs)可以反映一個地區對創新的需求拉動[27]，進而對區域創新產出產生影響，因此用各地區常住人口數進行衡量；三是采用滯后兩期的解釋變量作為工具變量進行穩健性檢驗。

如表9所示，模型1、模型2和模型3是知識產權保護影響區域創新產出估計模型的穩健性檢驗結果。可以看出，在替換被解釋變量的衡量指標、增加控制變量以及替換工具變量后，知識產權保護對區域創新產出的促進作用仍然顯著為正，與表2的回歸結果一致；模型4、模型5和模型6反映的是互聯網化影響知識產權保護創新效應的穩健性檢驗結果，可以看出，知識產權保護與互聯網化的交互項系數同樣顯著為正，與表3的回歸結果一致。由此，驗證了本文回歸結論的穩健性。

4 結語

4.1 結論

在面臨新一輪科技和產業革命新機以及我國深入實施創新驅動發展戰略的背景下，探討互聯網下知識產權保護對區域創新的影響具有重要意義。本文明晰了知識產權保護以及知識產權保護與互聯網化的協調效應對區域創新的影響機制，對互聯網快速發展下我國區域創新系統的發展和相關政策執行具有一定現實意義。本文在梳理、分析我國知識產權保護和互聯網化影響區域創新產出理論機制的基礎上，運用2003 -2018年中國內地30個省市面板數據，對知識產權保護、互聯網化與區域創新產出關系進行實證檢驗，得出的主要結論有：①目前我國的知識產權保護對區域創新產出具有顯著促進作用，但呈現出邊際效應遞減特征，處于最優知識產權論倒“U”型曲線左側，同時，知識產權保護能夠通過促進地區研發人員和研發資金投入，間接提升區域創新產出；②互聯網化對區域創新產出也有顯著提升作用，而且互聯網化水平提高有助于提升知識產權保護對區域創新產出的促進作用；③知識產權保護與互聯網化對區域創新產出的影響存在顯著的區域異質性，即相比于東部地區，知識產權保護的創新促進作用在中西部地區更顯著，知識產權保護與互聯網化間的正向協調效應也在中西部地區更顯著。

表9 穩健性檢驗結果

4.2 建議

(1)不斷完善知識產權保護相關法律法規，優化區域創新環境，充分發揮知識產權保護對區域創新的激勵作用。一方面，加強知識產權司法保護，改進目前法律法規中與現實經濟發展相背離的地方，不斷拓展知識產權保護范疇；加大知識產權執法力度，擴大知識產權宣傳范圍，切實保證執法公平公正，維護知識產權主體的合法權益。另一方面，要根據不同地區的不平衡性以及不同時段的差異性，動態把握全國以及不同地區知識產權保護水平的時空演變，進而在不同地區實施差異化的知識產權保護政策。不僅要保護知識的專屬性與創新收益獲取，充分發揮知識產權保護在鼓勵創新主體創新、加大研發投資、促進知識與技術傳播、減少尋租以及“掠奪”行為等方面的積極作用，發揮創新主體的積極性，還要充分意識到過度的知識產權保護可能帶來的危害，避免因知識產權保護過度而形成壟斷勢力，造成市場扭曲。

(2)積極推進“互聯網+”發展，加快互聯網建設和推廣力度，不斷優化區域創新網絡環境，同時，發揮互聯網的創新驅動作用。一方面，要加快互聯網建設和推廣力度。具體來說，加快互聯網基礎設施升級改造，不斷優化區域創新系統的技術環境；加大對5G移動通訊等新型智能化互聯網基礎設施的投入和建設力度，不斷豐富與創新互聯網服務內容、提高服務質量。同時，政府應該積極推廣和引導互聯網發展，提高互聯網普及率，不斷推進互聯網發展。另一方面，要實施動態、差異化的互聯網發展戰略，縮小不同地區互聯網發展“鴻溝”，實現互聯網驅動區域創新協調發展。東部地區要以優化互聯網創新環境為主，中西部地區則要以補短板為著力點，擴大互聯網應用規模及覆蓋范圍，扭轉互聯網空間發展的不平衡。此外，政府應該著力引導互聯網及相關產業在中西部布局，推動“互聯網+”與中西部地區原有產業深度融合，拓展網絡經濟空間，通過充分發揮財政干預作用，引導社會資金、科研院所研發力量等更多資源流向中西部地區的互聯網產業，充分發揮互聯網在區域創新協調發展中的重要作用。

(3)充分發揮互聯網在知識產權保護中的作用，進一步提升互聯網化與知識產權保護協調的創新激勵作用。一方面，可以運用互聯網加強對地區知識產權保護的監督，通過暴露當前知識產權保護中存在的各種問題，提升社會各方對知識產權的認知，同時，促進法律法規等體系建設不斷完善，為創新活動提供良好的法律保護環境。另一方面，鼓勵創新主體不斷提升內部互聯網化水平與能力，充分耦合互聯網與知識產權保護的協同作用，降低創新維權成本，激勵創新者增加人力與資本投入，提高創新成果產出率。此外，創新主體和外部投資者之間也可以充分利用互聯網加強互動與交流，減少信息不對稱性，降低交易成本，進而促進創新產出與后續投入。

4.3 不足與展望

本研究仍然存在一些不足：①知識產權保護與區域創新產出間的作用機制比較復雜，可能還受到其它中介變量的影響，存在其它中介效應或調節效應，未來可以進行更為深入的研究；②關于互聯網化的衡量，本文選取的是單向指標，但單向指標很難完全闡釋不同地區的互聯網發展水平，未來可進一步探尋互聯網綜合指標以分析知識產權保護對區域創新產出的影響。