知識產權保護提高了企業自主創新么？

摘要：在單一經濟體背景下，對企業的技術創新成果進行適當保護是必要的。文章以中國證券市場2003年-2005年間的上市公司為樣本，對知識產權保護水平與上市公司RD支出之間的關系進行了實證檢驗。文章關注的核心問題是知識產權保護是否能夠激勵企業進行RD投資。實證發現，知識產權保護水平對企業RD支出有一個積極的影響。

關鍵詞：知識產權保護；RD支出；自主創新

一、引言

技術創新與變革已經被廣泛地認為是決定經濟增長的主要因素之一，所以推動技術創新的生產和擴散就成為政府干預經濟的一項主要目標。對一個國家的創新表現來說，企業研發是個重要的指標，研發是技術創新和經濟持續增長的一個重要源泉。

但在許多情況下，由于金融市場不完善、信息不對稱以及研發正的外溢性導致了企業研發投資不足，此時若沒有政府的干預，企業在研發投資將不會達到社會最優水平。而企業RD投資不足，自主創新激勵不夠這一問題對我國企業來說是更加凸顯的問題。就目前狀況而言。我國多數行業和企業缺少核心技術，大部分設計和制造技術依靠引進，關鍵技術上自給率低，對外技術依存度在50％以上(毛蘊詩等，2006)。

目前大多數國家的政府有三種可能的機制來消除企業研發投資的市場失靈。首先，通過國家實驗室來進行研發，或者與企業簽訂研發采購合同；第二，加強知識產權的保護；第三，采用激勵機制如稅收激勵。補貼或者政府低息，無利率貸款，來降低私人企業研發的成本。本文論述第二種政策機制，即知識產權保護是否緩解了企業研發投資的市場失靈。

具體來說，本文以中國證券市場2003年～2005年期間的上市公司為研究對象。對知識產權保護與企業RD之間的關系進行實證檢驗，以考察知識產權保護對企業RD的影響。研究發現，在控制了其他變量的影響后：知識產權保護與RD支出的可能性顯著正相關。研究結果表明，在當前知識產權保護不完善的制度背景下，提高知識產權保護水平有利于改進企業的創新激勵。

本文接下來的結構安排如下：第二部分理論分析與研究假說，從理論上闡述了知識產權保護對公司RD行為的影響，在此基礎上提出本文的研究假說：第三部分是樣本選取與變量定義，介紹了樣本篩選過程和相關變量的定義：第四部分是實證檢驗，分析了知識產權保護對公司RD支出行為的影響。并對實證結果進行了穩健性檢驗：最后部分對全文進行了總結。

二、文獻回顧與理論分析

在單一經濟體背景下，對創新成果進行適當保護是必要的，其原因在于知識產品的非排他性。在沒有知識產權法律或者政府資助的情況下，這種產品的生產將是低于社會需求的最優水平的。知識一種是非排他性的產品，即使他人不承擔生產該項知識的成本，仍不可能排除他們使用知識。這就提出了一個實際的問題即企業家缺乏激勵來提供知識。從一開始，他們就知道他們將很難收取報酬來彌補生產知識的成本。授予知識產品排他性的權力能夠人為制造排他性。將這些權力授予創新者能夠使得他們出售知識產品，并從中獲利。因此，知識產權創造了企業家進行創新的動機。

一般來說，知識產權(IPR)被認為是一項有效的刺激創新的制度安排。Arrow(1962)認為由于知識產品不可分割的本質，導致私人對研發投資不足。授予投資者專利，換句話說授予“暫時性的壟斷”使得他們從他們的發明中獲利，能夠彌補市場的不足，進而向私有企業提供一個充分的動機來使得他們對研究開發進行投資。Maskus(2000)也認為強的知識產權將能夠提供創新激勵，并能擴大向發展中國家的投資和技術流動。雖然授予創新的壟斷權利將抑制技術創新的擴散、以及導致受保護產品的供應不足，但為了推動新知識的創造。壟斷帶來的扭曲通常被認為是可以接受的成本(Gaisford et al.，2001)。

但是，目前對于發展中國家的強知識產權的效應仍充滿相當多的不確定性。有學者認為發展中國家知識產權并沒有起到重要的作用(CIPR，2002)。Sakakibara和Branst-etter(1999)的研究對“更強的專利保護會使廠商更多地從事創新”這一命題進行實證檢驗。他們對1988年日本專利制度改革的效果進行了評估，研究發現盡管日本企業非常重視利用專利來保護研發成果，盡管專利制度發生顯著的變動，但廠商的反應卻非常小。其他對單個國家的強化專利保護政策展開的實證研究(Seherer and Weisburst，1995；Bassen and Maskin，2000)也表明。知識產權保護強化對本國創新的影響要么很微弱，要么沒有。董雪兵、史晉川(2006)認為任何廠商必須先完成前期創新才能進行后續創新。他們構建了一個累積創新框架下的拍賣模型來探討知識產權制度的社會福利效應，并在研究結論中強調在設計累積創新框架下最優知識產權保護制度政策時，必須考慮到兩個問題：一是如何補償在先創新者的貢獻，防止在先創新者與后續創新者之間的競爭導致彼此利潤的減少；二是各種知識產權制度的福利效應比較，即在設計知識產權保護制度時，必須考慮到各主體利潤的均衡，使社會福利達到最大化。

當前，我國企業自主創新能力普遍不足，更應關注的是第一個問題，即補償先創新者的貢獻，激勵企業更多的進行技術創新。由此本文檢驗了當前中國的知識產權保護是否激勵企業對RD進行更多的投資。

三、數據來源與樣本選取

1．樣本選取與數據來源。本文使用的公司治理數據和財務數據均是通過整理CSMAR中國證券市場數據庫數據而得到。本文以2003年-2005年全部上市公司(金融行業公司除外)為樣本，剔除數據缺失或具有極端值(大于三倍標準差)的樣本后共得有效樣本3 890個。

本研究中使用的上市公司RD數據資料來自于對上市公司年度報告手工收集整理得到。上市公司年度報告來自于中國證監會指定信息披露網站——巨潮資訊網(www.cninfo.com.cn)。上市公司RD披露的科目主要是研發支出的現金流、預提費用和待攤費用等。對于RD費用，以年報中公司披露的實質為標準，而不管其披露的形式。

知識產權保護數來自樊綱和王小魯(2006)編制的各地區市場化進程數據的子數據。我們將樊綱和王小魯(2006)提供的各地區知識產權保護得分作為本文中各地區的知識產權保護指數，從而獲得各地區知識產權保護數據。

2．檢驗模型。根據上文的分析，我們構建如下模型并使用Logistic回歸分析方法檢驗知識產權保護與企業RD行為之間的關系。在搜集和分析RD支出數據時，我們必須處理一個重要的問題就是RD投資的批露問題。公司的RD支出的批露可能存在自選擇問題，所以本文采用Heckman(1979)兩階段方法對RD批露的自選擇問題進行了控制。模型的具體設定形式如下： (1)企業RD批露模型：

RD_i=b₀+b₁LNSALE_i+b₂MANAGER_i+b₃DUALITY_i+b₄TATE_i+v_i

(2)企業RD支出選擇模型：

RD_i=c₀+c₁IPR_i+c₂CF_i+c₃CFSTOCK_i+c₄LEVERAGE_i+c₅LNASSET_i+c₆GE_i+c₇LAMDA+e_i

在第一個RD支出的批露模型中，因變量RD表示企業批露RD時取1。否則取值為0。對于自變量，我們對可能影響企業RD批露行為的變量進行了控制，選人的變量有用銷售收入的對數LNSALE表示的企業規模、管理層持股MANAGER、董事長與總經理是否兩職合一DUALI-TY、企業所有權性質STATE，此外，行業和時間效應也被控制。在第二個企業RD支出選擇模型中的“LAMDA”項，即“inverse Mills'ratio”項，是用第一階段的Probit選擇模型估計而來，用來控制自選擇偏差問題。企業RD支出選擇模型各變量的含義如下：

①因變量。RD_i為虛擬變量，代表樣本公司當年的RD支出行為。借鑒Love et al.(1996)的方法利用二分變量來衡量企業的RD支出行為，如果公司當年有RD支出，那么RD_i取值為1，否則取值為0。

②測試變量。IPR為知識產權保護指數，我們在實際檢驗中納入知識產權保護得分IPR_i來代表公司注冊地所在省、自治區或直轄市的知識產權保護指數。根據本文的研究假說，知識產權保護得分與研發支出正相關。

③控制變量。借鑒以往有關企業RD支出影響因素的研究，我們也對企業規模(LNASSET)、當年經營現金流量和年初現金存量(CF和CFSTOCK)、企業負債比率(LE-VERAGE)、企業年齡(AGE)進行了控制。同時，鑒于行業效應和年度效應的存在，我們也對行業(INDUSTRY)和年度(YEAR)進行了控制。

3．樣本特征描述性統計。表1是檢驗模型中各變量的描述性統計結果。為了減輕異常值的影響，我們在表2以及以下分析中對所有財務指標包括CF、CFSTOCK、LEVERAGE、LNASSET的大于三倍標準差以外的極端值予以剔除。從表1可見，在樣本公司中，有研發支出的公司比例為22％，這表明我國企業自主創新不足。知識產權保護指數的均值和中位數分別是7.427和4.700。樣本公司的上市年限平均值為6年。

表2的報告的是變量之間的相關系數。可以發現，RD與IPR、CF、CFSTOCK、LNASSET變量顯著正相關，與LEVERAGE、AGE顯著負相關。這意味著知識產權保護水平對企業研發行為可能存在一個正向的影響。同時，企業現金流越充足的情況也可能影響著企業的RD支出。企業的負債比率越高，越不大可能進行RD支出。規模大的企業更有可能進行RD支出。上市公司年限越長，越不大可能進行RD支出。表2的結果初步說明，知識產權保護有助于提高企業RD支出的可能性。

四、實證檢驗結果及分析

表3報告了控制自選擇問題后知識產權保護水平對企業研發行為的影響Logistic回歸分析結果。從表4可見，IPR與RD顯著正相關，并且在0.01顯著水平上顯著。這說明，知識產權保護水平越好，企業越可能進行RD支出。即自主創新程度越高。

表3還顯示，RD與CF、CFSTOCK、LNASSET顯著正相關，與LEVERAGE、AGE顯著負相關。這說明，現金流越充足的企業越有可能進行RD支出：大規模企業的自主創新可能性更高：資產負債率越高的公司，創新的可能性越低；年齡越長的公司也是不愿進行RD投資的。另外，我們對檢驗模型進行了異方差懷特檢驗，結果表明模型沒有嚴重的異方差問題。模型的這些特征說明檢驗結果較為可靠。結果還顯示，盡管存在一定程度的選擇偏差，但是并不是很嚴重的，在采用了Heckman兩階段檢驗方法之后，我們的結論是穩健的。

五、研究結論與啟示

本文以2003年～2005年的上市公司為樣本，考察了知識產權保護水平與公司RD行為之間的關系。研究發現，在控制了其他變量的影響后：知識產權保護水平與上市公司進行RD支出的可能性顯著正相關。

本文的研究結果總體上支持知識產權保護與公司RD支出行為之間存在正相關關系。研究結論的政策含義是，在當前知識產權保護不完善的制度背景下，提高知識產權保護水平有利于改進企業的創新激勵。

需要說明的是，作為對中國制度背景下知識產權保護與企業RD支出行為的初步研究，由于上市公司數據批露的有限，論文中企業RD支出的數量是通過替代變量被間接考慮的，接下來的研究我們將努力搜尋具體的研發數據來豐富這一領域的研究。