知識產權保護能否改善地區創新資本錯配

薛 虎，謝昌凡，耿獻輝

(南京農業大學經濟管理學院，江蘇 南京 210018)

0 引言

為了面對經濟轉型的重大需求，中國將創新置于現代化建設的中心地位，并將其作為國家經濟發展的重要戰略支持。隨之，中國在科技創新領域不斷加大資本投入，研發(R&D)經費內部支出從2001年的1042億元增長到2020年的24393億元，且研發經費內部支出強度(經費內部支出/GDP)從2001年的0.95%增長到2020年的2.4%。雖然創新資本投入迅速增加，但全要素生產率增速卻不斷下滑，此種現象被稱為中國科技創新困境[1]。Li 等[2]使用資源錯配理論提供了較好的解釋，認為部門全要素生產率差異來源于技術錯配，而技術錯配被認為是在異質性創新中投資的結果。因此，中國科技創新困境現象可以理解為中國創新戰略的粗放式發展模式催化出的結果，即中國創新活動主要依靠不斷增加創新資本投入而進行，存在嚴重的創新資本錯配問題。

創新資本配置主要障礙體現在知識產權保護制度不完善帶來的創新能力不足和技術轉化難，難以形成技術市場價格體系[3-4]。知識產權保護作為維護技術市場秩序的一種機制，其本質在于解決創新技術的市場效應能夠高質高效地發揮，對創新技術市場發展具有重要推動作用。同時，知識產權保護更深層次決定了創新部門的決策，以及創新資本在部門間的配置。“十四五”規劃明確指出優化創新資源配置，強調需健全知識產權保護體制，表明實現創新資源優化配置目標需要完善的知識產權保護制度作為支撐。值得注意的是，各地方政府為貫徹創新驅動發展戰略，積極推動知識產權保護制度健全工作，但R&D投入強度與TFP增長率之間存在的“剪刀差”在不斷擴大[5]，中國科技創新困境依然存在，創新資本錯配不斷惡化。因此，有一個現實問題需要回答，知識產權保護是否能夠解決創新資本錯配的問題？如果是，其優化創新資本配置的途徑和機制是什么？關于這一問題的思考和回答，對于健全知識產權保護制度、破解中國科技創新困境具有重要的現實意義。

知識產權保護對科技創新的作用效果是學術界長期關注的問題，集中于創新投入[6]、創新產出[7]、創新質量[8]、創新效率[9]、創新成果轉化[10]等方面進行探討，上述文獻均研究了部門或企業自身創新績效的提高，但忽視了創新資本在不同部門或企業之間的配置效率。創新資本配置是創新效率的一部分，反映出創新發展是外延粗放擴張式還是內涵式集約提升式，是創新活動質量的主要體現。因此，需要深度剖析知識產權保護對創新資本配置的影響。靳來群等[11]、王文等[12]對創新資本錯配進行了測算分析，但均只關注了創新資本投入的利用效率，并未考慮創新技術產出的轉化效率。創新是一種可交易的商品，其商業價值實現需轉化為新的生產函數[13]。為此，需要建立一套包含技術研發和技術轉化的分析體系[14]。本文在創新技術研發系統和創新技術轉化系統雙重視角下，探討知識產權保護對地區創新資本錯配的影響及其作用機制。

本文的邊際貢獻如下：第一，從研究內容來看，考察了知識產權保護對地區創新資本錯配的影響，不僅拓寬了知識產權保護的經濟效應方面的文獻，也為突破科技創新困境提供了經驗證據；第二，從研究視角來看，在創新技術研發系統和創新技術轉化系統雙重視角下探討知識產權保護對地區創新資本錯配的影響及其作用機制，能深化理論研究和指導政策實踐。

1 理論分析與研究假設

地區創新資本錯配存在于創新技術研發系統(以下簡稱“研發系統”)和創新技術轉化系統(以下簡稱“轉化系統”)中，其高低主要取決于創新資本價格扭曲和創新技術價格扭曲。知識產權保護作為維護技術市場秩序的一種機制，其本質在于解決創新技術的市場效應能夠高質高效發揮，對創新技術市場發展具有重要推動作用。同時，知識產權保護更深層次決定了企業的創新決策，以及創新資本在企業間的配置。因此，知識產權保護很可能是影響地區創新資本錯配的重要因素。通過梳理和歸納既有文獻，可以發現，知識產權保護能夠通過技術市場治理效應、技術市場擴張效應、創新能力提升效應等途徑和機制，對地區創新資本錯配產生糾正效應。

1.1 技術市場治理效應

技術市場價格扭曲是地區創新資本錯配的主要形成原因，而健全的知識產權保護制度是建立自由技術市場的核心與基石，有助于形成有效的技術價格體系[4]。從理論上看，知識產權保護對技術市場價格扭曲的治理效應表現在以下方面：

一是通過降低侵權損失糾正技術價格扭曲。大規模的侵權行為導致技術供需匹配失衡，知識產權保護提高了仿制企業的模仿成本，可以有效保護創新企業的產權利益，防止各種侵權行為的產生[15]；同時，知識產權保護明確了技術交易過程中各主體的市場責任，保證各主體的市場行為能夠服從市場調節[16]。

二是通過降低信息成本糾正技術價格扭曲。逆向選擇理論表明供需雙方的信息不對稱會導致商品價格的低估[17]，而技術市場中存在虛假信息、信息傳遞失真、噪音等因素造成的信息不對稱問題，嚴重影響技術市場的有效價格形成和技術轉移效率[18-19]。知識產權保護可激勵創新企業向技術市場披露技術信息，便于需求方獲得完全信息，消除技術市場中存在的信息不對稱問題[20]。

1.2 技術市場擴張效應

充分的知識產權保護制度能夠快速擴張技術市場，使創新技術產出被更多的技術需求方用于形成更加先進的生產函數[21-22]。同時，技術需求方還能在基礎性技術基礎上進行二次創新，以產生更高水平的新技術[23]。基于上述分析，技術市場擴張對地區創新資本錯配的改善作用主要體現在以下兩個方面。一方面，通過降低搜尋成本糾正技術價格扭曲，繼而糾正地區創新資本錯配。技術市場規模的不斷擴張，必然致使技術市場沿著擴展邊際方向增長，即技術供給主體數量、技術種類[24]。技術供給主體越多，越容易形成市場網絡效應，技術需求主體更容易獲取相似的新技術供給。技術供給種類增加，致使技術需求主體能夠獲得更多差異化的新技術供給，技術需求主體可選擇方向增加。基于此，技術市場擴張能夠為技術供需雙方提供更多更準確的技術信息，降低了技術供需雙方的搜尋匹配成本，形成效率更高的技術交易模式[25]。另一方面，技術市場是創新企業進行創新活動的重要要素市場[26]，不僅促進新技術的擴散和應用，還促進新技術的產生[27]。創新是一個累積創新的過程[28]，該過程依賴于內部技術的積累與外部技術的參與[29]。技術市場是獲取外部技術的重要途徑，對外部技術的合理利用，形成與內部存量技術的互補效應，能夠提升新技術產生過程中的技術效率[30-31]，繼而優化創新資本配置。

1.3 創新能力提升效應

通過動態調整地區間創新資本投入可使效率達到最大化，但地方政府競爭造成的要素市場分割會阻礙創新資本的跨地區流動，地方政府往往會引導創新資本投入到地區內高效率創新企業，以達到提升地區創新能力的目的，從而改善地區間創新資本錯配問題[32]。知識產權保護作為一種調節企業創新行為的市場機制，可以通過以下途徑提升地區創新能力。一方面，通過增加創新投資強度來提升地區創新能力。創新能力的提升主要依靠創新投入[33]，較嚴格的知識產權保護制度減少了外部性問題，以激勵企業進行更多的研發投入[10]，并減少了信息不對稱問題以解決創新項目的融資約束問題[34]，繼而實現地區創新資本投入的不斷增加。另一方面，通過提高創新質量來提升地區創新能力。創新質量是地區創新能力的重要體現[35]，是地區創新能力在深度上的擴展。知識產權保護可以避免策略性創新造成的“專利泡沫”現象[36]，使得政府創新資金精準流入實質性創新企業中去[37]。同時，知識產權保護還可以促進技術信息的傳播，幫助創新企業掌握創新前沿以避免重復創新[38]，促使企業將創新資本更多地配置于可獲取競爭優勢的創新活動上。因此，知識產權保護可通過避免策略性創新、重復性創新等無效性創新，實現創新質量提升。

上述分析表明，知識產權保護很有可能通過以上傳導機制對地區創新資本錯配產生糾正效應。因此，隨著地區知識產權保護體系的不斷完善，地區創新資本錯配也會得到不斷改善，使得創新資本投入遞增與全要素生產率遞增并行。據此提出假設1：地區知識產權保護的加強對地區創新資本錯配產生改善效應；假設2：地區知識產權保護的加強能夠通過技術市場治理效應、技術市場擴張效應、創新能力提升效應等途徑和機制，對地區創新資本錯配產生改善效應。

2 研究設計

2.1 模型構建

考慮到經濟慣性的影響，地區創新資本錯配可能存在一定的路徑依賴[39]，即當期地區創新資本錯配受到前期地區創新資本錯配的影響，故構建如下動態面板數據模型：

τKi，t=β0+β1τKi，t-1+β2IPRi，t+∑βj+2controlj，i，t+

μi+εi，t

(1)

其中，i、t分別為省份和年份，τKi，t為地區創新資本錯配程度，IPRi，t為地區知識產權保護程度，controlj，i，t代表一系列控制變量，μi為地區個體效應，εi，t為隨機擾動項。

2.2 變量選取

(1)被解釋變量：地區創新資本錯配(τK)。借鑒王文等[12]的創新資源錯配程度測算方法，對地區創新資本錯配指數τKi進行測算，具體如下：

(2)

其中，γKi為創新資本價格絕對扭曲系數，即創新資本相對未扭曲時的加成情況，在實際測算過程中使用價格相對扭曲系數代替：

(3)

由式(2)(3)可知，必須計算出各地區的創新資本產出彈性βK。假設生產函數為規模報酬不變的C-D生產函數：

(4)

兩邊同時取自然對數，在模型中加入個體效應μi和時間效應λt，可得：

ln(Yi，t/Li，t)=lnA+βKiln(Ki，t/Li，t)+μi+

λi+εi，t

(5)

本文選取新產品銷售收入作為產出變量，測算出來的地區創新資本錯配指數內含創新資本和創新技術兩種價格扭曲。創新產出變量(Yi，t)：使用各省份規模以上工業企業的新產品銷售收入。創新勞動力投入量(Li，t)：使用各省份規模以上工業企業R&D人員折合全時當量。創新資本投入量(Ki，t)：使用各省市規模以上工業企業R&D內部經費存量。借鑒余泳澤[40]所采用的改進版永續盤存法對地區創新資本存量進行估算，公式為：

Ki，t=(1-δ)Ki，t-1+(1-0.5δ)Ii，t

(6)

其中，Ki，t和Ki，t-1分別代表i省份在t年和t-1年的創新資本存量，δ代表創新資本折舊率，此處參考吳延兵[41]的研究，取其值δ=15%；Ii，t代表i省份t年的規模以上工業企業創新內部資本支出。

基年創新資本存量采用Kohli方法估算，公式為：

Kt0=It0/(g+δ)

(7)

其中，t0為基年，Kt0和It0分別代表基年創新資本存量和基年規模以上工業企業創新內部資本支出，g代表觀察期內規模以上工業企業創新內部資本支出年均增長率。

對式(5)進行回歸，即可得到各省份的創新資本產出彈性。借鑒王文等[12]的做法，使用隨機前沿模型SFA進行回歸。考慮到地區創新資本錯配存在錯配方向異質性，為了使回歸方向一致，參照白俊紅等[42]的做法，對地區創新資本錯配τk取絕對值處理，數值越大，表示地區創新資本錯配程度越嚴重。

(2)解釋變量：知識產權保護(IPR)。國內外關于知識產權保護的估算方法一般采用GP指數方法，該指數反映了立法層面的知識產權保護水平，但缺少執法方面的信息。因此，韓玉雄等[43]通過引入執法層面的知識產權保護水平進行了修正，公式為：

IPRi，t=GPi，t×Ei，t

(8)

其中，IPRi，t代表i省份在t年的知識產權保護水平，GPi，t代表i省份在t年立法層面的知識產權保護水平，Ei，t代表i省份在t年執法層面的知識產權保護水平。借鑒黃先海等[44]的測算方式，分別選取“專利侵權案件結案率”“律師占比”“人均專利申請量”和“人均受教育年限”來刻畫執法層面的知識產權保護。

(3)調節變量：技術位置(TG)。借鑒孫早等[45]的做法，采用地區全要素生產率與全國各省份全要素生產率最大值的比值表示。

(4)控制變量：產業結構(IS)。借鑒徐德云[46]的做法，構建產業結構指標，即：

(9)

其中，yi為地區第i產業的增加值占地區GDP的比重，該值越大，說明產業結構越高級。

經濟開放度 (Open)，采用地區進出口貿易總額占地區GDP的比重衡量。政府干預 (Gov)，通過政策手段引導技術創新發展方向，采用以地區財政支出占地區GDP的比重衡量。外商直接投資 (Fdi)，采用地區外商直接投資占地區GDP的比重衡量。金融發展 (Fin)，為地區發展提供資本支撐，采用地區金融增加值占地區GDP的比重衡量。

2.3 數據說明

本文選擇2004—2021年30個省級面板數據進行實證研究，所有數據來自《中國科技統計年鑒》和《中國統計年鑒》。《中國科技統計年鑒》所披露數據存在統計口徑不一的問題，2005—2007年、2010年未披露規模以上工業企業數據。借鑒王文等[12]的方法，基于同時提供兩種口徑的2004年、2008—2009年數據，計算出各地區規模以上口徑數據和大中型口徑數據的比例，依此將各省份大中型工業企業數據轉換為規模以上工業企業數據。同時，考慮到價格變動的影響，所有指標以2004年為基期進行價格平減。主要變量的描述性統計分析見表1。

表1 主要變量的描述性分析

3 實證結果與分析

3.1 基準模型回歸

表2列出了知識產權保護對地區創新資本錯配的回歸結果。模型1～3的結果顯示，就地區創新資本錯配滯后一期(τK，t-1)的估計系數對比而言，系統GMM估計法(0.1778)正好介于動態POLS估計法(0.2678)和動態FE估計法(0.1009)之間，表明系統GMM估計法并未因同時性偏差和樣本選擇性偏差而產生較大的偏差。同時，二階自相關檢驗和Hansen工具變量過度識別檢驗結果表明，系統GMM估計法設定是合理的，所使用的工具變量是有效的。模型3的回歸結果顯示，知識產權保護的估計系數顯著為負，說明知識產權保護具有創新資本錯配改善效應，驗證了假設1。正如上文所述，知識產權保護作為維護技術市場秩序的一種重要機制，有助于技術的市場流動，糾正了技術市場的價格扭曲；通過創新要素自由流動及激勵創新投入，進一步優化創新資本在地區內與地區間的優化配置。同時，地區創新資本錯配的滯后一期項顯著為正，一定程度上說明地區創新資本錯配存在路徑依賴，過去的地區創新資本錯配影響當期的地區創新資本錯配。

表2 基準模型回歸結果

考慮到知識產權保護對地區創新資本錯配的影響可能存在時滯效應，將其滯后一至三期作為核心解釋變量進行考察，結果如表3中的模型1～3所示。可以看出，知識產權保護的滯后變量仍然對地區創新資本錯配具有顯著負向影響，且知識產權保護滯后三期的估計系數絕對值最大，知識產權保護滯后一期的估計系數絕對值最小，表明知識產權保護水平越高、持續時間越長，對地區創新資本錯配的改善效應越大。

3.2 錯配方向異質性

地區創新資本錯配方向可以分為創新資本配置過度和創新資本配置不足兩種情況，在不同情況下，知識產權保護對地區創新資本錯配的影響存在異質性。因此，將總樣本分成“創新資本配置過度地區”和“創新資本配置不足地區”兩個子樣本進行異質性考察，結果如表3中的模型4和模型5所示。模型4中的知識產權保護估計系數顯著為正，說明在創新資本配置過度地區中知識產權保護會加劇地區創新資本錯配，原因在于知識產權保護會激勵企業進行創新活動并投入創新資本，進一步導致創新資本配置過度。模型5中的知識產權保護估計系數顯著為負，說明在創新資本配置不足地區中知識產權保護會緩解地區創新資本錯配，原因在于知識產權保護會激勵本土企業進行創新活動并投入創新資本，同時其他地區企業也會隨之進入該地區進行創新活動，從而改善地區創新資本配置不足問題。

3.3 技術位置異質性

由于技術位置的異質性，相同的知識產權保護水平在各個地區中產生了異質性效果。從政策安排層面上看，也非常有必要充分考慮地區技術位置異質性。因此，在基準模型中加入知識產權保護與技術位置的交互項(IPR×TG)來考察地區技術位置異質性。從表3中的模型6結果可以看出，知識產權保護與技術位置的交互項估計系數顯著為負，一定程度上說明知識產權保護水平對地區創新資本錯配的改善效應顯著取決于地區技術位置，且地區技術位置越高，這一改善效應越大。造成技術位置異質性的原因是在技術位置較低地區中企業處于技術跟隨狀態，相對于自主創新，企業選擇模仿創新的邊際產出更高。因此，在技術位置較低地區中企業會選擇向技術領先企業有償引進先進技術，而知識產權保護水平的增強會使技術價格不斷增加，由此直接提高創新活動中的創新成本，從而造成創新資本錯配問題。在技術位置較高地區中企業更偏向于選擇自主創新，較嚴格的知識產權保護水平能夠防止各種侵權行為的產生，抑制創新資本錯配問題的產生。

3.4 內生性問題的檢驗

系統GMM估計法在一定程度上解決了知識產權保護與地區創新資本錯配之間潛在的內生性問題，但為了保證研究結果的穩健性，使用工具變量法進一步緩解內生性問題，工具變量選取遵循排他性與相關性原則。首先，借鑒李俊青等[47]的做法，選擇該地區曾經是否存在英國租界(BS)作為知識產權保護水平的第二個工具變量，原因在于英國是專利法和版權法的發源地，由于曾經受到英國租界管理與法律建設的影響，該地區可能存在較嚴格的知識產權保護制度，同時租界也是歷史變量，滿足排他性原則[48]。其次，借鑒周澤將等[49]的做法，選擇1919年各地區每萬人中初級教會小學注冊學生數(CPS)作為知識產權保護水平的工具變量，原因在于基督教義中包含尊重個人財產等產權保護內容，這些教義通過代際傳播持續影響地區居民的知識產權保護意識，同時該工具變量為歷史數據，不會受到當前變量的影響[50]。最后，考慮到兩個工具變量均為不隨時間而變化的截面數據，借鑒Nunn 等[51]的研究，使用滯后一期知識產權結案數對兩個工具變量賦予時變性，將滯后一期專利侵權案件結案率與兩個工具變量的交互項作為本文最終使用的工具變量。利用工具變量法進行兩階段最小二乘法(2SLS)的回歸，結果如表4所示，Anderson-Rubin Wald F統計量在1%水平顯著，表明工具變量與內生變量具有較強相關性。Kleibergen-Paap rk LM統計量和Kleibergen-Paap rk Wald F統計量分別拒絕了工具變量識別不足和弱識別的原假設，充分表明選取的工具變量是合理有效的。同時，模型2和模型4的結果顯示，核心解釋變量知識產權保護的回歸系數依然顯著為負，表明前文研究結論具有穩健性。

表4 工具變量2SLS回歸結果

3.5 穩健性檢驗

(1)更換創新資本錯配指標。為了增強研究結果的可靠性，使用創新資本市場扭曲系數distK代替創新資本錯配指數τK作為被解釋變量進行穩健性檢驗。借鑒白俊紅等[42]的做法，使用間接法測算創新資本市場扭曲系數，計算公式如下：

(10)

其中，MPK為創新資本邊際產出；piyi為i地區的新產品銷售收入；r為創新資本價格，即利率水平，取白俊紅等[42]的10%；與創新資本錯配指數一樣，對創新資本市場扭曲系數distK取絕對值處理。

對distK作為被解釋變量的模型進行回歸，結果如表5中的模型1所示，知識產權保護對地區創新資本錯配的影響顯著為負，表明基準模型結果是穩健的。

表5 穩健性檢驗

(2)更換知識產權保護指標。選取樊綱等[52]編制的中國市場化指數中的“知識產權保護指數”，作為知識產權保護的替代變量。單一指標可以克服量綱問題，使得數據跨年度更具有可比性。結果如表5中的模型2所示，知識產權保護的回歸系數依然顯著為負，表明基準模型結果是穩健的。

(3)只使用2011—2021年規模以上工業企業數據。選用2011—2021年規模以上工業企業數據進行重新回歸，原因在于2004—2010年部分年份只能收集到中大型工業企業數據，雖然前文對此類數據進行了轉換，但依然有可能對實證結果產生偏誤，結果如表5中的模型3所示。知識產權保護的回歸系數依然顯著為負，表明基準模型結果是穩健的。

(4)刪除異常值。為了排除異常樣本對回歸結果造成的干擾，本文采取對被解釋變量創新資本錯配(τK)和解釋變量知識產權保護(IPR)進行前后1%的縮尾處理，結果如表5中的模型4所示。知識產權保護的回歸系數依然顯著為負，表明基準模型結果是穩健的。

4 作用機制分析

前文已驗證了知識產權保護具有地區創新資本錯配改善效應，但知識產權保護通過何種作用機制對地區創新資本錯配產生影響，尚需經過實證檢驗。根據上文的理論機制分析，知識產權保護通過技術市場治理效應、技術市場擴張效應、創新能力提升效應來改善地區創新資本錯配。在基準回歸模型的基礎上，進一步檢驗三種作用機制是否存在，即驗證假設2。借鑒溫忠麟等[53]提出的檢驗方法，構建如下模型進行驗證：

Mi，t=σ0+σ1Mi，t-1+σ2IPRi，t+∑ρj+2controlj，i，t+

μi+εi，t

(11)

τKi，t=ω0+ω1τKi，t-1+ω2IPRi，t+ω3Mi，t+∑ηj+3controlj，i，t+μi+εi，t

(12)

其中，M為三種中介變量，包含技術市場治理(lnTMG)、技術市場擴張(lnTME)、地區創新能力(lnInno)。

技術市場治理(lnTMG)采用規模以上工業企業的新產品銷售收入與專利申請數之比來反映，并取對數處理。技術市場失靈主要由各種專利侵權行為導致，并由此導致更多的新產品產生，因此技術市場得到越嚴格的治理，單一申請專利的新產品銷售收入越低。技術市場擴張(lnTME)借鑒戴魁早[25]的方法，采用技術市場交易額衡量各省份技術市場的擴張程度，并取對數處理。地區創新能力(lnInno)借鑒袁航等[54]的做法，采用規模以上工業企業的專利申請數作為代理變量，并取對數處理。

表6中模型1和模型2為技術市場治理效應作用機制檢驗結果。模型1的結果顯示，知識產權保護對技術市場治理的估計系數顯著為負，表明知識產權保護對技術市場治理起到促進作用。由模型2的結果可知，技術市場治理對地區創新資本錯配的估計系數顯著為正，表明技術市場治理會改善地區創新資本錯配，說明知識產權保護可以通過治理技術市場這個傳導機制對地區創新資本錯配產生改善效應。模型3和模型4為技術市場擴張效應作用機制檢驗結果。模型3的結果顯示，知識產權保護對技術市場擴張的估計系數顯著為正，表明知識產權保護對技術市場擴張起到促進作用。由模型4的結果可知，技術市場擴張對地區創新資本錯配的估計系數顯著為負，表明技術市場發展會改善地區創新資本錯配，說明知識產權保護可以通過擴張技術市場發展這個傳導機制對地區創新資本錯配產生改善效應。模型5和模型6為創新能力提升效應作用機制檢驗結果。模型5的結果顯示，知識產權保護對地區創新能力的估計系數顯著為正，表明知識產權保護對地區創新能力起到提升作用。由模型6的結果可知，地區創新能力對地區創新資本錯配的估計系數顯著為負，表明地區創新能力提升會改善地區創新資本錯配，說明知識產權保護可以通過提升地區創新能力這個傳導機制對地區創新資本錯配產生改善效應。

表6 作用機制檢驗

以上檢驗結果表明，知識產權保護通過技術市場治理效應、技術市場擴張效應、創新能力提升效應來改善地區創新資本錯配，驗證了假設2，也為假設1提供了進一步的支撐證據。

5 結論與政策建議

5.1 研究結論

知識產權保護是維護技術市場秩序的一種機制，其本質在于解決創新產出的經濟效應高質高效發揮，更深層次決定了企業的創新決策，以及創新資本在企業間的配置。基于此，本文從理論和實證兩個層面深入分析知識產權保護對地區創新資本錯配的影響及其作用機制，主要結論如下：知識產權保護的加強能夠顯著改善地區創新資本錯配，這一效果在考慮內生性和進行穩健性檢驗時仍然成立。此外，知識產權保護水平持續時間越長，對地區創新資本錯配的改善效應越大。異質性研究表明，在不同創新資本錯配方向的地區，知識產權保護對地區創新資本錯配的影響效果截然不同，在創新資本配置不足地區知識產權保護會緩解地區創新資本錯配，而在創新資本配置過度地區知識產權保護會加劇地區創新資本錯配。同時，知識產權保護水平對地區創新資本錯配的改善效應取決于地區技術位置，且地區技術位置越高，這一改善效應越大。機制分析發現，各地區知識產權保護的加強能夠通過技術市場治理效應、技術市場擴張效應、創新能力提升效應等途徑和機制對地區創新資本錯配產生改善效應。

5.2 政策啟示

第一，加強知識產權保護，強化創新驅動的經濟效應。知識產權保護存在地區創新資本錯配的改善效應，因此各地區政府應不斷加強知識產權保護力度，將知識產權保護作為建設科技強國、創新驅動發展戰略的重要抓手，改善地區創新發展的法制環境，從而提升地區的創新能力。同時，中國已建立門類齊全且符合國際條約要求的知識產權法律體系，知識產權司法保護力度的提升取決于執法效率的高低，建立健全知識產權保護機制應深化知識產權執法體制改革，通過提高執法效率保證創新驅動力能夠高質高效發揮。

第二，因地制宜，采取差異化的知識產權保護制度。由于各地區的創新資本錯配方向及技術位置的差異化，知識產權保護對創新資本錯配的影響存在異質性，不能采取“一刀切”式措施，應制定與地區創新資本配置狀態和技術位置相匹配的結構化知識產權保護制度，引導創新資本合理優化配置。在創新資本配置過度和技術位置較低地區，應逐一破解知識產權保護制度實施過程中的障礙，制定符合自身發展階段的知識產權保護制度和實施目標。同時，在創新資本配置不足和技術位置較高地區，應加速推進知識產權保護立法與執法制度的健全，為創新技術產出和轉化提供良好的市場環境。

第三，注重創新活動的完整性，發揮技術研發和技術轉化的協同效應。創新是一個多投入、多產出、多環節的經濟活動，在創新價值實現過程中技術研發環節和技術轉化環節相互依托，只有這兩個環節協同發展，才能實現創新鏈條的質量和穩定。知識產權保護通過技術市場治理效應、技術市場擴張效應、創新能力提升效應來改善地區創新資本錯配，根本路徑在于糾正創新資本價格扭曲和創新技術價格扭曲，原因在于創新活動中技術研發和技術轉化兩個環節的效率差距較大，技術研發效率較高，而技術轉化效率較低。各地區應在鼓勵技術研發的基礎上，注重創新技術的價值轉化，將技術轉化作為創新扶持政策的重點，實現技術研發和技術轉化兩個環節的協同發展。