知识产权保护与我国产业创新能力&基于省级大中型工业企业面板数据的实证研究_知识产权保护论文

知识产权保护与中国工业创新能力——来自省级大中型工业企业面板数据的实证研究，本文主要内容关键词为：创新能力论文,工业企业论文,中国论文,省级论文,知识产权保护论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。

      自改革开放以来，特别是上世纪80年代以来，中国依靠人口红利、土地红利、政策红利以及较低环境规制成本等低成本比较优势，在全球经济一体化的背景下，积极参与国际价值链体系分工，带动了工业的迅速发展，创造了举世瞩目的经济发展成就（戴翔和金碚，2013）。然而，在传统低成本优势逐步丧失、资源环境约束日趋强化以及国际环境发生深刻变化的背景下，我国经济主要依靠要素驱动的粗放型发展模式已经难以为继，经济增长方式的转型迫在眉睫（赵彦云和刘思明，2011）。对此，党的十八大报告中充分强调了经济发展方式转变的重要性和紧迫性。工业是国民经济的重要构成主体，也是转方式、调结构的重点和难点，中国经济转型在很大程度上取决于工业能否成功转型，而加快工业转型升级的关键在于提高创新能力。

      作为鼓励新知识生产的一项重要制度安排，知识产权保护政策对一个国家或地区技术创新和经济增长的影响得到了日益广泛的关注。然而，与加强知识产权保护有利于发达国家技术创新所达成的高度共识所不同的是，关于强化知识产权保护是否能够促进发展中国家创新能力的提升至今仍然是一个备受争议的议题，继而在一定程度上困扰着发展中国家知识产权政策的制定。那么，知识产权保护对我国工业创新能力的影响效应如何？其影响效果在不同创新水平下是否存在差异，特别是知识产权保护对关乎我国工业“由大变强”的核心技术能力的提升究竟会产生怎样影响？在此背后，知识产权保护又是通过何种影响渠道和作用机制，对我国工业技术创新产生作用的？本文试图以我国创新能力建设和转型升级的重要承担主体大中型工业企业为研究对象，对以上问题进行逐一分析，以全面认识知识产权保护与我国工业创新能力的关系，为我国政府制定支持工业提升创新能力、加快“中国制造”向“中国创造”转变的知识产权政策提供科学的决策参考。

      一、文献综述

      自20世纪90年代，特别是近10年以来，知识产权保护与创新能力间的关系一直是学术界广泛关注的热点课题。在以发达国家为对象的研究中，绝大多数都显示强化知识产权保护有利于创新能力的提升（Schneider，2005；Fu和Yang，2009）。然而，无论从理论模型还是实证检验来看，关于加强知识产权保护是否有利于促进发展中国家创新能力的提升到目前仍存在巨大争议。

      在理论研究方面，以Helpman（1993）、Glass和Saggi（2002）为代表的学者基于北方创新、南方模仿的南北框架下的技术进步模型，认为加强知识产权保护将抑制南方国家的模仿行为、恶化南方国家的贸易条件，这不仅会抑制南方国家的技术进步，还将导致全球创新速度的放缓。然而，Lai（1998）、Maskus（1998）等学者指出，发达国家的技术扩散是发展中国家提升创新能力的重要途径，强化南方国家的知识产权保护可以对跨国公司的进入产生更大的吸引力，使本国企业能够更多受益于国际技术溢出，进而对后发国家的技术创新产生促进作用。还有学者持折中观点，认为知识产权保护过紧或者过松都不利于技术创新，知识产权保护与创新能力之间表现为复杂的倒U型非线性关系（O’Donoghue和Zweimuller，2004；Gangopadhyay和Mondal，2012；余长林和王瑞芳，2009），亦即存在一个最优的知识产权保护水平，而Park（2008）也基于此提出了“最优知识产权保护假说”。

      在实证研究中，有关知识产权保护与发展中国家（地区）技术创新关系的研究结果同样表现出高度的复杂性。Krammer（2009）基于16个东欧转型国家的实证分析，发现知识产权保护对东欧国家创新能力有显著正向影响。Lo（2011）通过对中国台湾1986年的专利制度改革进行分析，发现实施改革之后知识产权保护的加强，不仅增加了外商直接投资，还显著促进了当地企业研发投入力度的加大以及在美国专利商标局（USPTO）专利数量的增长。然而，Branstetter等（2006）、Kim等（2012）的实证研究均显示，知识产权保护对发展中国家技术创新的影响并不显著。还有部分文献显示知识产权保护的强化不利于发展中国国家创新能力的提升。Schneider（2005）基于1970～1990年47个发达国家和发展中国家的实证分析，发现加强知识产权保护对发达国家的创新能力具有显著的促进作用，但对发展中国家的技术创新有负面影响。Allred和Park（2007）的研究也显示，加强知识产权保护总体上对发展中国家的专利申请活动具有消极影响。另外，还有一些研究显示知识产权保护对发展中国家技术创新的影响是非线性的。余长林和王瑞芳（2009）基于60个发展中国家的研究表明，知识产权保护与创新能力存在显著的倒U型关系。王华（2011）以57个发展中国家为样本，发现虽然知识产权制度的完善有利于发展中国家的技术创新，但这种激励效应表现出明显的非线性门槛特征，随着初始知识产权保护力度的提升而递减。

      与基于发展中国家的跨国研究一样，目前关于知识产权保护与我国创新能力和技术进步关系的实证结论也不尽相同。在持“促进论”的研究中，李蕊和巩师恩（2013）基于区域层面的数据，史宇鹏和顾全林（2013）以制造业为研究对象，都发现加强知识产权保护有利于我国创新能力的提升。另外，苏为华和孔伟杰（2010）基于我国1985～2006年的时序数据，运用岭回归方法，发现知识产权保护的强化对外资和外贸的技术溢出都有积极影响。在持“抑制论”的文献中，Hu和Mathews（2008）利用1991～2005年的时序数据，发现知识产权保护对我国创新能力有显著负向影响。张源媛和仇晋文（2013）基于时序数据的实证分析，认为知识产权保护的强化会抑制国际知识溢出，进而对我国技术水平的提升产生不利作用。在其他代表性文献中，吴欣望等（2006）的研究显示，加强知识产权保护对以我国专利申请量表征的创新产出具有显著的促进作用，但对以研发经费支出体现的创新投入的影响却是负面的。陈国宏和郭弢（2008）通过对1991～2006年我国知识产权保护、FDI与技术创新三个变量时序数据的分析，发现知识产权保护对FDI有显著的正向影响，但对我国创新能力提升的作用并不明显。

      针对已有研究存在的巨大争论，本文以我国大中型工业企业为研究对象，在评估知识产权保护技术创新效应的基础上，进一步分析知识产权保护对我国工业创新能力的影响渠道，并对创新水平差异下知识产权保护的技术创新效应和影响渠道进行比较分析，以深入剖析知识产权保护与我国工业创新能力的关系，主要做了如下完善和拓展工作：

      第一，在对知识产权保护与我国创新能力关系的研究中，已有文献主要关注的是线性关系，对二者间非线性关系的考察较少。但是，近年来相关理论研究和跨国分析显示，知识产权保护与发展中国家创新能力可能存在非线性关系。本文在考察知识产权保护对我国工业创新能力线性影响的同时，还检验了非线性影响效应，能够更全面的认识二者间的关系。

      第二，尽管国内一些研究考察了知识产权保护对我国创新能力的影响效应，但就知识产权保护的影响渠道进行分析的文献并不多见。本文同时考察知识产权保护对我国企业自主研发和国际技术扩散的作用，可以通过影响渠道的分析更加深刻的认识知识产权保护对我国工业创新能力的影响。一方面，在包括南北技术扩散模型在内的关于知识产权保护对发展中国家创新能力影响的许多研究，都是基于南方国家只进行模仿、不从事创新的假设，仅从知识产权保护影响国际技术扩散的角度，来评估其对发展中国家技术创新的作用效果，这有失偏颇。因为理论上知识产权保护还会对发展中国家的自主研发产生影响，现实中发展中国家近年来的创新活动也在增加，我国企业在某些领域的技术创新甚至能够与发达国家竞争，另外适时培育自主创新能力也是后发国家实现技术赶超、提升全球价值链地位的必由之路，知识产权保护对后发国家自主研发的影响也应予以关注。另一方面，如同吴欣望等（2006）的研究所显示的，知识产权保护对我国创新产出有显著促进作用，但对自主研发的影响却截然相反，反映知识产权保护在不同影响渠道中的作用可能大为不同，有必要展开深入研究。

      第三，本文从创新水平差异的角度，对比考察了知识产权保护对企业原创性强、技术水平高的发明专利，以及技术水平相对较低的实用新型和外观设计专利影响效应和作用渠道的差别，这在已有研究中鲜有涉足，进而丰富了该领域的研究视角。

      第四，与国内许多文献利用国家层面的汇总数据、基于时间跨度较短的时序模型的研究结果相比，本文运用系统GMM方法针对面板数据的估计结果更为可靠。另外，本文同时以专利申请量和新产品销售收入作为创新能力的代理变量，也保证了研究结论的稳健性。

      二、模型、数据与变量

      1.模型设定

      （1）知识产权保护技术创新效应的模型设定。在关于企业创新能力来源的研究中，Griliches-Jaffe知识生产函数被国内外学者广为借鉴，其基于新知识投入产出的思想，认为新知识的产出由研发经费和研发人员两大投入要素决定，具体公式如下：

      

      式中，Y代表的是创新能力，RD指的是研发经费支出，L表示的是研发人员投入，A为常数项。对于t期省份i的大中型工业企业来说，通过对式（1）两边求对数，可以得到：

      

      式中，

为随机扰动项。在开放经济条件下，对于像中国这样技术后发国家来说，企业实现创新能力提升的方式除了直接的自主研发投入以外，还可以表现为对国外先进技术的引进与模仿，以及外商直接投资过程中所产生的知识溢出（刘小鲁，2011）。另外，为了检验知识产权保护对我国工业创新能力的影响，将知识产权保护指数也纳入到式（2）中，同时考虑控制2003年我国大中型工业企业统计口径变化的影响，可以构建如下所示的扩展知识生产函数①：

      

      式中，IM表示的是国外技术引进；FDI代表外商直接投资知识溢出；IP为知识产权保护指数；Dum2003为时间虚拟变量，将其在2003年之前设为0，2003年后设定为1；ε表示的是随机误差项。

      另外，考虑到技术创新具有延续性，企业新知识的产出与其过去的知识和创意密切相关，对此本文在式（3）中加入滞后一期的因变量，进而构建得到动态面板数据模型，这不仅能够捕捉技术创新的动态特征，而且因变量的滞后项还可以作为其他省略变量的代理变量，克服遗漏变量偏误问题。同时，考虑到研发投入对创新产出影响的时滞性，对企业研发经费和研发人员投入均采用其滞后一期的值，得到式（4）所示的实证模型：

      

      在式（4）的基础上，进一步加入知识产权保护指数的平方项SIP，以检验知识产权保护与工业创新能力的非线性关系：

      

      （2）知识产权保护技术创新影响渠道的模型设定。综合来看，知识产权保护主要通过影响企业自主研发、国外技术引进效果以及FDI知识溢出等路径作用于企业技术创新。事实上，社会各界之所以就知识产权保护对发展中国家创新能力的作用效果存在巨大争议，主要原因在于知识产权保护对以上每条作用渠道的影响作用都表现为高度的复杂性。首先，就自主研发而言，加强知识产权保护可以通过对企业创新成果的产权保护、保障技术创新带来高额收益的获得，激励企业加大研发投入力度，但是强知识产权保护也可能导致知识成果和创新利润的市场垄断，进而降低企业研发投入的积极性。其次，从发展中国家提高本国技术水平最直接的方式国外技术引进来看，技术后发国家良好的知识产权保护环境，可以减少技术输出国技术剽窃和技术侵权的风险，增加其输出技术的倾向，使后发国家得到更多接触和学习国外先进技术的机会，进而对后发国家的技术创新产生促进作用。然而，知识产权保护的加强也会增加发展中国家的技术引进成本，影响国外技术扩散，从而不利于其创新能力的提升。相应的，对于FDI知识溢出来说，加强知识产权保护也既存在吸引FDI进入后发国家、提高FDI引进质量，增加发展中国家对国外先进技术学习和模仿机会等有利因素，也具有加大技术后发国家的模仿成本、抑制模仿行为发生等不利影响。

      针对上述不确定性，本文拟进一步利用式（6）至式（9）中的实证模型，分别估计IP×ln（RD）、IP×ln（L）、IP×ln（IM）和IP×FDI四个交叉项的影响系数，以考察知识产权保护在影响我国大中型工业企业研发资金和研发人员投入、国外技术引进效果以及FDI知识溢出效应中的作用，通过以上四条作用渠道的考察，进一步深入揭示知识产权保护与我国工业创新能力的关系：

      

      2.变量构建

      （1）被解释变量。创新能力的度量。专利和新产品是衡量创新能力最为常见的两个指标。专利和创新的关系十分密切，且具有审核标准严格、数据容易获取等优点，国内外学者普遍使用专利数量来体现创新能力（Krammer，2009；李蕊和巩师恩，2013）。然而，专利在衡量新知识产出上也存在一定缺陷，比如它难以体现产出的新知识是否既有经济价值，而现有研究通常将具有市场价值的发明创造界定为创新。对此，一些学者使用能够反映知识成果市场价值的新产品销售收入或者新产品开发项目数来衡量（吴延兵，2009；李勃昕等，2013）。然而，与专利相比，新产品指标在衡量创新能力方面也存在不足。比如，新产品能够较好地体现产品创新，但对工艺创新的反映不够充分。另外，与专利严格的审核标准相比，新产品的定义相对模糊，在统计过程中准确度量的难度也更大。为了对以上两个指标“取长补短”，并保证研究结果的稳健性，本文同时使用新产品销售收入和专利申请量来体现创新能力，并且利用工业品出厂价格指数将新产品销售收入调整为2000不变价的实际值。

      此外，在我国可以获得专利保护的三种专利中，发明专利的原创性程度和技术含量要明显高于实用新型和外观设计专利，是支撑我国经济发展方式转变的核心创新成果②。对此，本文还分别以企业发明专利申请量、实用新型和外观设计专利申请量作为因变量，考察创新水平差异下知识产权保护技术创新效应的差别。

      （2）核心解释变量。知识产权保护。在跨国经验研究中，Ginarte和Park（1997）构建的G-P指数是国外学者测度知识产权保护水平最为常用的指标。但是，G-P指数主要适用于司法制度比较健全的发达国家，对于中国这样正处于转轨阶段的发展中国家而言，由于执法严重滞后于立法，利用G-P指数将会高估知识产权保护的实际水平。对此，本文参考韩玉雄和李怀祖（2005）的做法，在G-P指数的基础上引入实际执法水平指数F，通过修正后的知识产权保护指数IP来反映各省份的知识产权实际保护水平。

      

      式中，GP即G-P指数，采用Ginarte和Park（1997）的方法计算得到，其数据范围在O～5之间。由于我国各地区在知识产权立法上不存在差别，因而在同一年份中G-P指数的取值相同。F由各省市的社会法制化程度、法制体系的完备程度、经济发展水平和国际社会的监督制衡机制四个因素的得分进行简单平均计算得到，数据区间在0～1之间。除了反映经济发展水平的人均GDP的评分标准之外③，本文对实际执法水平指数F其他三个构成变量的测度方法和评分标准均与韩玉雄和李怀祖一致，具体可参阅韩玉雄和李怀祖（2005）。

      （3）其他解释变量。研发经费投入。为了考察研发经费支出的累积效应对创新能力的影响，我们通过永续盘存法（PIM）估算出研发资本存量来体现研发经费投入，具体计算方法如下：

      

      

      研发人员投入。在现有研究中，通常使用研发人员数量或者研发人员全时当量来体现。考虑到研发人员全时当量比研发人员数量能够更为有效的反映研发人员的实际劳动投入，我们利用研发人员全时当量来衡量。

      国外技术引进。与研发经费投入一样，本文也基于永续盘存法估算国外技术引进存量。与吴延兵（2008）一样，本文使用各省的固定资产价格指数将大中型工业企业的国外技术引进经费调整为2000年不变价的实际值，国外技术引进的折旧率按照15%计算。有关国外技术引进存量计算的其他技术细节与研发资本存量一致，在此不再赘述。

      FDI知识溢出。既有研究主要通过外资企业在我国工业行业中的参与程度来体现，使用的指标主要包括三资企业的产值、销售收入和从业人员数量占全部工业企业对应变量的比例。考虑到人员流动是FDI知识溢出效应的重要实现渠道，本文选择三资工业企业从业人员数占工业企业从业人员数的比重来衡量。

      3.数据说明与统计描述

      鉴于西藏的数据缺失较多，本文的样本为不包括港澳台地区和西藏在内的中国大陆30个省份。由于本文将对比考察知识产权保护对我国企业发明专利、实用新型和外观设计专利申请量影响效应的差别，而《中国科技统计年鉴》从2000年才开始对大中型工业企业的发明专利申请量进行统计，本文选择2000年作为时间起点。另外，考虑到2010年之后，《中国科技统计年鉴》只公布规模以上工业企业创新活动的数据，而不再提供大中型工业企业的科技活动信息。为了统计口径的一致，将2000年至2010年作为本文的研究区间。

      在体现大中型工业企业创新能力的四个被解释变量中，新产品销售收入、专利申请量、发明专利申请量数据均来自于《中国科技统计年鉴》，实用新型和外观设计专利申请量数据在《中国科技统计年鉴》中并未直接发布，由专利申请量减去发明专利申请量间接计算得到；在核心解释变量知识产权保护指数的计算中，沿用韩玉雄和李怀祖（2005）的方法进行时间和省域上的扩展，涉及到的指标数据来自于《中国律师年鉴》和《中国统计年鉴》；其他解释变量中，研发经费支出、研发人员全时当量和国外技术引进经费数据均来自于《中国科技统计年鉴》，反映FDI知识溢出的三资工业企业从业人数占工业企业从业人数比重的数据来自于《中国工业经济统计年鉴》。新产品销售收入、研发经费支出和国外技术引进经费价格调整过程中涉及到的工业品出厂价格指数、固定资产价格指数和居民消费价格指数均来自于《中国统计年鉴》。主要变量的描述性统计分析如表1。

      从下页图1展示的知识产权保护指数与新产品销售收入、专利申请量、发明专利申请量、实用新型和外观设计专利申请量等衡量创新能力四个指标的动态变化来看④，2000年以来我国知识产权保护与工业创新能力表现出稳步上升的同向变动趋势。进一步从下页图2至图5的散点图也能发现，知识产权保护与我国工业创新能力存在比较明显的正向相关关系，并且从图中仅简单考虑线性关系的拟合方程来看，知识产权保护对发明专利的影响系数要显著大于实用新型和外观设计专利。在以上初步判断的基础上，下文将利用计量模型来深入揭示它们的关系。

      三、实证研究

      1.研究方法说明

      在本文的实证模型中，自变量包括滞后一期的因变量，同时研发经费支出和研发人员投入等变量也可能是内生的，因此计量模型存在内生性问题，如果使用最小二乘法（OLS）、固定效应法（FE）等方法进行估计将引起参数估计结果的非一致性。对此，Arellano和Bond（1991）、Blundell和Bond（1998）分别提出了差分广义矩估计方法（DIF-GMM）和系统广义矩估计方法（SYS-GMM），可以解决模型估计的内生性问题。考虑到与差分GMM估计相比，系统GMM方法通过对差分方程和水平方程同时进行估计，能够利用更多的样本信息，并且工具变量的有效性更强，得到的估计结果也更为有效。因此，本文在实证中选择利用系统GMM方法进行参数估计。

      

      

      

      

      

      

      在系统GMM方法的估计中，需要进行如下检验，以对GMM估计结果的合理性进行判断。第一，利用Hansen检验来判断工业变量设定是否存在过度识别问题，进而对工具变量设定的整体有效性进行判定。第二，模型的误差项是否存在二阶自相关问题。第三，根据Bond（2002）的研究，在含有滞后因变量的动态面板数据模型中，采用混合OLS进行参数估计通常会高估滞后项的系数，而利用FE估计则会低估滞后项的系数。若滞后因变量在GMM方法中的估计值介于最小二乘法和固定效应法之间，则证明GMM估计结果有效。

      2.基本分析结果与讨论

      本部分以新产品销售收入和专利申请量作为创新能力的度量变量，考察知识产权保护对我国工业创新能力的作用效果和影响渠道，得到表2和下页表3中的估计结果。如表2和表3报告的：在系统GMM的估计中，所有模型的Hansen检验概率P值均明显大于0.1，说明工具变量的设定有效。残差项二阶自相关的检验P值均大于0.1，反映二阶差分方程中的残差项不存在显著的自相关问题。另外，本文采用OLS和FE两种估计方法对表2和表3中的模型进行估计，发现所有模型滞后一期因变量的估计值均介于两种方法之间⑤。以上检验表明系统GMM的估计结果是有效的。此外，在表2和表3中，以新产品和专利为因变量的参数估计结果不存在明显差别，反映研究结果具有较高的稳健性。

      

      

      （1）知识产权保护技术创新效应的估计结果与讨论。在知识产权保护线性影响效应的考察中，无论是从模型1关于知识产权保护对新产品销售收入的影响，还是模型2中对专利产出的作用来看，知识产权保护在0.01的显著性水平下对工业技术创新都有显著的正向影响，说明加强知识产权保护有利于促进我国工业创新能力的提升。正如Mondal和Gupta（2006）所强调的，在发展中国家由弱知识产权保护阶段向强保护阶段过渡的过程中，趋于严峻的外部环境将“倒逼”本地区企业提高创新能力，即存在所谓的“鳗鱼效应”。本文的实证结果表明，随着近年来我国知识产权保护水平的不断提升，这种“鳗鱼效应”在工业领域已经显现。另外，知识产权保护对专利申请量的影响系数为0.357，要明显高于其对新产品销售收入的影响。这可能是由于专利具有明确的审查标准、并且受国家法律的严格保护，而现实中新产品囿于界定模糊等原因难以形成有效保护，产品也更容易被其他企业模仿和“山寨”，因此知识产权保护的影响效应相对更小。在模型3和模型4中，知识产权保护对新产品和专利的影响均显著为正，知识产权保护指数平方项的系数显著为负，说明知识产权保护与我国工业技术创新存在倒U型关系，进而支持了Park（2008）提出的“最优知识产权保护假说”。这意味着尽管加强知识产权保护能够促进我国工业创新能力的提高，但是如果知识产权保护太过严厉，则会阻碍技术的良性传播，造成重复的创新投资和创新努力，进而对创新能力的提升产生不利影响。然而，通过计算发现，知识产权保护对我国工业企业新产品销售收入和专利申请量的倒U型关系的拐点值分别为3.47和3.92，分别有95.3%和98.7%的样本点位于拐点左侧，说明知识产权保护对我国工业创新能力的作用效果总体上处在随着知识产权保护力度加大而增强的区间范围，强化知识产权保护符合我国绝大部分地区的利益。

      从其他解释变量来看，本期新产品销售收入和专利申请量与前一期的新产品销售收入和专利申请量都显著正相关，反映出一个地区工业创新能力的形成与其过去知识能力的积累密切相关，体现了技术创新的传承性和累积性特点（董雪兵和史晋川，2006），同时也论证了动态面板数据模型设置的必要性。研发资本存量和研发人员投入对我国工业企业新产品销售收入和专利申请量都有显著正向影响，说明加大自主研发投入是促进我国工业创新能力提升的重要途径。其中，研发人员对新产品销售收入的影响弹性为0.267，比研发资本的弹性系数高0.111个百分点，说明研发人力资本对新产品产出的作用更大，这与吴延兵（2009）的研究结果一致。与新产品不同的是，研发资金对专利产出0.205的影响弹性，要明显大于研发人员0.126的弹性系数。这可能是由于与专利申请相比，新产品销售收入的形成不仅与新产品技术层面的开发有关，还取决于新产品能否成功实现商业化，因而需要研发人员从实现市场价值的角度更多考虑新产品的研发、设计和推广，研发人员的作用也更为突出。另外，国外技术引进对新产品和专利产出都有显著正向影响，证实了近年来引进国外技术在推动我国工业创新能力提升中的积极作用。然而，国外技术引进对新产品的影响弹性比研发人员和研发资金都要小，对专利的弹性系数也低于研发资金。这也说明尽管引进国外技术有效促进了我国工业创新能力的提升，但其贡献仍然明显小于自主研发。这主要是由于发达国家出于自身利益的考虑，不会毫无保留的将核心先进技术直接转移到国内，国内企业引进更多的是发达国家相对落后的技术，因此国外技术引进对企业创新产出的影响弹性也相对更低。尽管FDI对企业专利产出的作用不显著，但对新产品销售收入的影响显著为正，反映FDI知识溢出在我国工业创新能力提升中发挥着一定积极作用。

      （2）知识产权保护对我国工业技术创新的影响渠道分析。前文显示知识产权保护对我国工业创新能力总体上表现为正向影响效应，那么知识产权保护对企业自主研发、国外技术引进效应和FDI知识溢出的作用又分别如何，不同影响渠道间是否存在差别？由表3可知，从自主研发来看，在0.1的显著性水平下，IP×lnrd、IP×lnl的估计系数均显著为正，说明知识产权保护与企业研发资金以及研发人员的交互项对新产品和专利产出都有积极影响。这种正向交互关系意味着加强知识产权保护能够有效激励企业加大研发物质资本和研发人力资本投入，提高研发资源的配置效率，进而对我国工业创新能力的提升产生促进作用。另外，知识产权保护与国外技术引进的交互项也显著为正，这是由于在发达国家技术成果的知识产权得到有效保护的情况下，将增加其转让技术成果的意愿，使国内企业能够更多的对国外技术进行引进、消化、吸收甚至再创新，进而对国内企业的技术创新产生促进作用。最后，IP×fdi的估计系数在模型7中显著为正，在模型8中的估计系数虽不具有统计显著性，但t统计值也达到1.42，说明加强知识产权保护能够增加我国工业领域的FDI知识溢出⑥。这是由于尽管增强知识产权保护将提高我国企业的模仿成本，但也有利于吸引更高质量的FDI进入国内，增加国内企业对国外高层次技术的学习机会，并且在我国工业由最初的以模仿性技术进步为主导的阶段向创新型技术进步阶段转变、更加注重外资引进质量的背景下，加强知识产权保护对FDI知识溢出影响的积极效应要比消极效应更大，因此知识产权保护与FDI知识溢出表现为正向交互效应。

      综上分析，强化知识产权保护不仅可以提高国外技术转让和FDI对我国工业创新能力的作用效果，还能有效激励国内企业的自主研发，在通过不同影响渠道的分析进一步佐证我国知识产权保护正向技术创新效应的同时，也论证出知识产权保护对发展中国家自主研发的作用是不容忽视的。

      3.创新水平差异下的分析结果与讨论

      本部分进一步从创新水平差异的视角，就知识产权保护对我国工业企业技术含量高、原创性强的发明专利，以及技术水平相对较低的实用新型和外观设计专利的影响进行对比分析。由表4和表5报告的结果可知，

检验表明二阶差分方程中的残差项不存在显著的自相关性，Hansen检验显示工具变量不存在过度识别问题。另外，表中所有模型滞后一期因变量在系统GMM方法中的估计值均介于OLS和FE估计方法之间，也反映出本文的估计结果有效。

      

      

      （1）创新水平差异下知识产权保护技术创新效应的估计结果与讨论。从知识产权保护的线性影响效应来看，知识产权保护对我国工业企业的发明专利以及实用新型和外观设计专利申请量都有显著正向影响，说明加强知识产权保护对我国工业企业不同技术层次的创新活动都有明显的促进作用。其中，知识产权保护对发明专利的影响系数为0.389，比实用新型和外观设计专利的影响系数高出0.1个百分点，这与李蕊和巩师恩（2013）基于我国省域层面的研究结果类似，同时也与前文运用散点图的基本分析一致。这是由于与技术水平相对较低的实用新型和外观设计专利相比，在代表核心技术的发明专利的研发过程中，高投入、高风险、高收益的特点更加突出，加强知识产权保护可以明确创新成果的权益归属，能够确保企业获得核心技术成果所带来的巨额利润、并有效分摊研发成本和研发风险，进而对企业从事研发活动的积极性产生更大的刺激作用，强化知识产权保护的技术创新效应也更加突出。与前文一样，模型3和模型4中的估计结果也显示，知识产权保护与我国工业行业不同层次的专利产出都存在显著的倒U型关系。通过计算发现，知识产权保护与实用新型和外观设计专利申请量的倒U型关系拐点值为3.71，有高达96.7%的样本点位于拐点左侧。知识产权保护与发明专利倒U型关系的拐点值为4.19，高于其与实用新型和外观设计专利的拐点值，反映加强知识产权保护对技术水平高的原创型创新活动影响效应的递增区间要更大。同时，本文全部样本点均位于知识产权保护与发明专利倒U型关系拐点的左侧，说明在现阶段加强知识产权保护可以加快我国所有地区工业行业核心技术能力的提升。

      其他解释变量方面，与前文的估计结果一样，无论是从发明专利还是实用新型和外观设计专利来看，工业企业当期专利申请量均与前一期专利申请量显著正相关，进一步证实了技术创新的传承性和累积性特征。另外，研发资本存量和研发人员对不同技术层次的专利均有显著正向影响，并且研发资金的影响弹性也都高于研发人员。其中，研发资本存量对发明专利的影响弹性为0.295，与实用新型和外观设计专利的弹性系数相差不大。但研发人员对发明专利的弹性系数达到0.238，显著高于实用新型和外观设计专利0.098的影响弹性，反映出自主研发对发明专利的作用更大。国外技术引进对实用新型和外观设计专利也有显著正向影响，但FDI知识溢出效应并不显著。与之不同的是，FDI对发明专利产出有显著促进作用，而国外技术引进的影响不显著。正如前文所论述的，发达国家出于技术保密的考虑向国内主要转让的是技术含量较低的落后技术，而不会将其核心技术直接输出到国内，同时我国在技术引进过程中“重引进、轻消化”的问题也比较突出，因而国外技术引进仅对技术水平低的实用新型和外观设计专利具有明显促进作用。与直接技术引进的方式不同的是，FDI通过示范效应、竞争效应和人力资本流动效应等途径，对东道国产生的技术溢出是非自愿的间接方式，尽管FDI渠道下获取国外技术的难度相对更大，但也被普遍认为是获得国外高层次先进技术更加有效的方式（吴延兵，2008），这也就解释了为什么技术含量高的发明专利产出存在显著的FDI知识溢出效应。

      （2）创新水平差异下知识产权保护对我国工业技术创新的影响渠道分析。如表5所展示的，与前文一样，IP×lnrd对企业发明专利以及实用新型和外观设计专利的影响均为正，并且对前者的影响系数为0.029，是其对后者影响系数的近两倍，说明加强知识产权保护通过激励企业加大研发资本投入，对技术含量高的创新活动所产生的引致作用显著更大。另外，知识产权保护与研发人员的交互项对发明专利的作用也更大，说明强化知识产权保护对企业研发人力资本的激励效应，在原创性程度高的创新活动中也更加突出。在模型5至模型8中，IP×lnim与IP×fdi均显著为正，说明加强知识产权保护可以通过提高国外技术引进效果和FDI知识溢出效应，推动企业不同技术层次创新能力的提升。然而，与知识产权保护与自主研发的交互项对发明专利产生更大作用不同的是，IP×lnim在发明专利中的影响大小为0.029，明显低于其对实用新型和外观设计专利0.055的影响系数，IP×fdi对发明专利的影响系数也略低于实用新型和外观设计专利，说明通过加强知识产权保护获得国外技术的创新引致效应在技术层次高的创新活动中更低。这是由于尽管严格的知识产权保护能够在一定程度上消除发达国家对其创新成果权益侵犯的顾虑，但是出于垄断利润和垄断地位的考虑，发达国家仍将采取严厉措施防止核心关键技术被国内企业模仿和学习，知识产权保护与技术引进以及FDI的交互项对技术含量高的原创型创新的影响效应也相应更小。

      以上分析显示，无论从发明专利还是实用新型和外观设计专利来看，知识产权保护在我国工业技术创新四条影响渠道中均发挥着积极作用，为知识产权保护的正向技术创新效应提供了进一步充分的证据。另外，我们还发现知识产权保护与自主研发交互项的估计系数在发明专利中更大，而与技术引进、FDI交互项的影响系数在实用新型和外观设计专利中更为突出，说明知识产权保护对发明专利的影响效应比实用新型和外观设计专利更大的主要原因在于，强化知识产权保护能够更有力的刺激企业加大对核心技术成果的自主研发，更加凸显出知识产权保护在我国工业自主创新能力培育中的重要作用。

      四、结论与建议

      关于加强知识产权保护是否有利于发展中国家创新能力的提升一直是学术界备受争议的话题。为了全面厘清知识产权保护与我国工业创新能力的关系，本文基于2000～2010年我国省级层面的大中型工业企业面板数据，运用系统GMM估计方法，在考察知识产权保护技术创新效应的基础上，进一步研究其对我国工业创新能力的影响渠道，并且对创新水平差异下知识产权保护的影响效应和作用渠道进行对比分析。研究表明，加强知识产权保护能够促进我国绝大多数地区工业创新能力的提升，并且对以发明专利体现的核心技术成果的作用效果更加明显。同时，无论以新产品还是不同类型的专利作为创新能力的代理变量，强化知识产权保护在激励企业加大研发经费和研发人员投入、提高技术引进效果以及促进FDI知识溢出等四条影响路径中的作用均显著为正，而且知识产权保护对企业自主研发的引致作用在发明专利中尤为突出。本文不仅稳健得出了加强知识产权保护有利于我国现阶段工业创新能力提升这一核心结论，更为重要的是，我们还发现加强知识产权保护通过激励企业加大对核心技术成果的自主研发，对核心技术能力的提升产生了更大的影响效应。

      我国工业已进入到了以结构调整为主的中高速增长“新常态”，提高企业创新能力尤其是核心技术的自主研发能力，是支撑我国工业持续健康发展、摆脱全球价值链“低端锁定”、实现工业“由大变强”的关键⑦，而本文充分证实了知识产权保护在推动我国工业实现这种跨越式转变中的重要作用。因此，我国要继续坚定不移的深入实施国家知识产权战略，着力加强知识产权保护，通过营造良好的制度环境为我国企业创新能力特别是核心技术能力的建设保驾护航。对此，本文提出以下政策建议：第一，进一步完善和健全知识产权相关法律法规，增强法律法规的可操作性。第二，着力加强知识产权行政执法。根据詹映（2013）的研究，我国知识产权立法已达到国际较高水平，但在知识产权执法力度上的差距非常明显，不仅远低于发达国家，甚至未达到全球平均水平，因此加强知识产权执法是当前我国知识产权保护政策的关键着力点。应健全部门间、地区间的联动执法协作机制，加快建立知识产权法院，着力加大对知识产权侵权的惩处力度，通过增加违法成本遏制侵权行为的发生。第三，加强知识产权宣传和培训工作，提高全社会的知识产权保护意识，为知识产权保护创造良好的社会基础。

      ①如下文所介绍的，变量FDI和IP分别以比例形式和指数形式体现，故在实证模型中不再对其进行对数化处理。

      ②赵彦云和刘思明（2011）的研究显示，1998年以来发明专利申请量对我国全要素生产率的影响大小是实用新型和外观设计专利的2～10倍。

      ③考虑到在本文对2000～2010年我国30个省份的研究样本中，有高达75%样本点的人均GDP超过了1000美元。为了体现各省份在该指标得分的差异，本文与许春明和单晓光（2008）一样，提高韩玉雄和李怀祖（2005）采用的1000美元的划分门槛值，以中低收入国家2500美元左右的人均GDP作为划分标准。将人均GDP超过2500美元省市的经济发展水平的分值设为1，不足2500美元的省市由其人均GDP除以2500美元计算得到。

      ④图1中各变量在某一年份中的指标值由该年30个省市进行简单平均得到。

      ⑤限于篇幅，在此不再展示OLS和FE的估计结果。

      ⑥由于变量fdi和其与知识产权保护的交互项IP×fdi之间的相关系数达到0.967，为了避免严重的多重共线性问题对模型参数估计结果的影响，本文在模型7和模型8中未将变量fdi纳入其中。

      ⑦例如，我国集成电路芯片的进口依存度达到80%，每年进口所花费的外汇已经超过石油，成为第一外汇消耗大户，自主研发能力不足、关键核心技术受制于人是制约我国电子信息产业升级的重要桎梏。

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