知識產權保護與大中型工業企業自主創新關系研究

宋振東，張　崗，丁巨濤

（1.陜西師范大學 國際商學院，西安 710119；2.西安財經學院，西安 710100）

知識產權保護與大中型工業企業自主創新關系研究

宋振東1,2，張崗2，丁巨濤2

（1.陜西師范大學 國際商學院，西安 710119；2.西安財經學院，西安 710100）

文章選取陜西省2000—2014年知識產權保護與大中型工業企業自主創新能力的相關數據，使用時間序列動態均衡分析法，建立了兩者之間的誤差修正模型。研究發現，陜西省知識產權保護與大中型工業企業自主創新能力存在動態均衡關系，表現出較強的波動性和階段性不穩定特征，但2007年以后，知識產權保護對企業自主創新能力提升表現出較強的促進作用。

知識產權；自主創新；協整分析；誤差修正模型

0　引言

在促進和保障科技進步與經濟發展的法律機制中，知識產權制度發揮著直接和獨特的作用。黨的十八大明確提出，科技創新是提高社會生產力和綜合國力的戰略支撐，必須擺在國家發展全局的核心位置，要堅持走中國特色自主創新道路，實施創新驅動發展戰略。陜西省作為中國西部地區知識產權大省，知識產權對經濟發展的驅動力長期以來未能充分發揮，減緩了陜西由知識產權大省向知識產權強省邁進的步伐。本文以陜西省大中型工業企業為樣本，利用Eviews軟件探討陜西省2000—2014年，知識產權保護對大中型工業企業自主創新能力的影響，希望能通過對陜西省歷史數據的分析，為陜西省創新驅動發展提供決策參考。

1　模型構建

基于技術創新與知識產權的分析，本文將知識產權保護作為影響企業自主創新能力的因素之一，模型構建為：

Y=F(X，Z)

其中：Y是企業自主創新能力；X是知識產權保護程度；Z是其他因素。為重點考察知識產權保護與企業自主創新的影響，本文假定其他因素不變，只考慮知識產權保護因素，建立初步模型Y=F(X)。

在對具體變量選擇上，由于自主創新是企業通過自身的努力和探索產生技術突破，開發新產品，完成技術的商業化，獲取商業利潤，因此,新產品銷售收入占主營業務收入的比重（xcpb），能夠從一般意義上反映企業自主創新能力，用來計算Y，從而因變量表示為:

Y=xcpb=新產品銷售收入/主營業務收入

專利授權是國家依法在一定時期內授予發明創造者或者其權利繼受者獨占使用其發明創造的權利，一旦專利被授權，他人未經專利權人許可而使用、制造、銷售或進口專利產品即為侵權，將受到法律的制裁，因此,專利授權與專利申請受理比（ssb），能夠反映知識產權保護的程度，用來計算X，從而自變量表示為：

X=ssb=專利授權數/專利申請受理數

基于以上對變量的理解，本文選取陜西省“大中型工業企業的新產品收入比（xcpb）”作為因變量，選取陜西省“專利授權與受理比(ssb)”作為自變量，利用相關數據來計算陜西省自主創新能力與知識產權保護程度[1]。在數據處理過程中，為了減少異方差，對自變量和因變量進行取對數處理。樣本數據選取2000—2014年陜西省的年度數據，具體見表1。

表1　2000—2014年陜西省知識產權保護與企業自主創新能力

為更好地比較大中型工業企業的新產品收入比（企業自主創新能力）和專利授權與受理比（知識產權保護）變動的趨勢，將兩組數據匯集到圖1。圖1顯示，兩者的變動方向與步調較為一致。使用eviews軟件進行計算，兩者之間的相關系數為-0.25，這說明兩者可能存在相關關系,但相關度較弱。

圖1　新產品收入比（lnxcpb）與專利授權受理比（lnssb）組合比較圖

在研究變量間相關關系時，一般的方法是,根據現有樣本資料建立比較合適的回歸方程。在傳統回歸分析中，要求所用時間序列必須是平穩的，否則將會產生“偽回歸”的問題。然而，在現實經濟活動中，時間序列往往是非平穩的(帶有明顯變化趨勢)，破壞了平穩性假定。為使回歸有意義，一般要對其實行平穩化。常用方法是對水平序列差分，然后以差分序列回歸。但這樣做的結果忽視了水平序列所包含的有用信息，而這些信息對分析問題來說，既是必要的，也是重要的。協整理論提供了一種處理非平穩數據的方法。協整分析是用于非平穩變量組成的關系式中長期均衡參數估計的方法，是應用于動態模型的設定、估計與檢驗的一種新技術。在實際分析中，基本步驟是：對時間序列變量及其一階差分序列平穩性進行檢驗；檢驗變量間協整關系，建立協整變量與均衡間的誤差修正方程；對具有協整關系的時間變量序列的因果關系進一步檢驗分析[2]。

2　檢驗變量序列的平穩性

在進行協整分析之前，必須先檢驗變量是否平穩的。采用Dickey-Fuller的ADF檢驗方法，對表1中的新產品收入比（lnxcpb）、專利授權與受理比（lnssb）及其差分變量dlnxcpb和dlnssb進行平穩性檢驗，結果見表2。

表2　平穩性檢驗結果

由表2可知，lnxcpb和lnssb的ADF檢驗值均大于臨界值（-0.851210＞-4.450425，-1.223340＞-4.450425），所以變量lnxcpb和lnssb非平穩；dlnxcpb和dlnssb的ADF檢驗值均小于臨界值（-4.555977＜-1.988198，-5.173176＜-1.988198），所以變量dlnxcpb和dlnssb在5%臨界值下平穩。因此，lnxcpb和lnssb是非平穩的，但其一階差分變量dlnxcpb和dlnssb是平穩序列，lnxcpb和lnssb均為一階單整序列。

3　誤差修正模型

（1）協整檢驗

為了判斷lnxcpb與lnssb的協整關系，本文選擇對lnxcpb和lnssb進行最小二乘法回歸，并對其殘差進行ADF檢驗，得到結果如表3所示。

表3　ADF檢驗結果

由表3結果可知，p檢驗值小于0.05，因此，lnxcpb與lnssb存在協整關系。

（2）建立誤差修正模型

通過eviews軟件，建立企業自主創新能力與知識產權保護程度的誤差修正模型為：

dlnxcpb=-0.018822-0.043557dlnssb-1.373048ecm(-1)

R2=0.660553；標準差s.d.=0.227110較小，說明模型較為合理。

本模型結果分析表明：

第一，在2000—2011年間，陜西省自主創新能力和知識產權保護程度之間存在動態均衡關系。

第二，短期內，陜西省專利授權與受理比每增加一個單位，新產品銷售收入比會下降約0.004個單位。（但表現出較強的波動性和階段性不穩定特征，2007年以后，知識產權保護對企業自主創新能力提升表現出較強的促進作用。見本文第五部分）。

第三，誤差修正項ecm的系數反映了誤差修正規模自身偏離均衡時的修正能力，由于系數大于1，說明陜西省新產品銷售收入比和專利授權受理比之間的均衡關系，對當前非均衡誤差調整的自身修正能力很強。

4　因果關系檢驗

檢驗結果顯示，陜西省知識產權保護程度與企業自主創新能力之間存在長期的均衡關系,但這種均衡關系是否構成因果關系還需進一步的驗證。根據表1中的知識產權保護程度(dlnssb)和企業自主創新能力(dlnxcpb)的相關數據，對其進行Granger因果關系檢驗，結果如表4所示。表4中的第一列是Granger因果關系檢驗的零假設，其他列的第一行數據為F統計量的數值，第二行的數據為F統計量在零假設成立時的概率顯著性水平。

表4　Granger Causality因果關系檢驗結果

表4結果表明，滯后期為1年時，知識產權保護和自主創新能力之間的因果關系不明顯；滯后期為2年時，知識產權保護和自主創新能力之間因果關系也相對不明顯。

5　結論

從具體數據看，陜西省在2001—2003年期間，知識產權保護程度與企業自主創新能力變動較為一致；從2004—2007年，企業自主創新能力與知識產權保護程度出現了反向相關，且波動較為明顯，即當知識產權保護程度增強時，企業的自主創新能力就會下降，而當知識產權保護程度減弱時，企業自主創新能力又會上升；2007年以后，知識產權保護程度與企業自主創新能力變動趨勢較為一致，當知識產權保護程度減弱，企業自主創新能力下降更快，當知識產權保護程度增強，企業自主創新能力上升更快，知識產權保護程度對企業自主創新能力的影響作用顯著。這一結果，與有關學者發現的在發展中國家知識產權保護程度與技術創新能力之間呈現出一種“倒U”型的關系相一致[3]。

在2003—2007年之間知識產權保護程度對企業自主創新能力建設有抑制作用，這與陜西作為發展中國家的欠發達地區，其技術創新戰略突出表現為模仿性直接相關。從區域技術創新特征的角度，在國際和國內“技術勢差”客觀存在的情況下，欠發達地區以發揮“后發優勢”，謀求經濟的較快發展為目標的技術引進活動有其必然性，欠發達地區的自主技術創新能力往往是在從發達國家和地區引進技術的基礎上，通過模仿創新逐漸積累而成的，因此，欠發達地區技術創新除具有技術創新一般意義上的創造性、累積性、效益性、風險性和市場性等特征之外，其突出的創新特征表現為模仿性。而模仿性與知識產權保護負相關。

相反，在2007年以后，知識產權保護程度與企業自主創新能力變化趨勢基本一致，知識產權保護對企業自主創新能力的提升具有較強的促進作用。可能的原因是，由于在2006年，國家做出了“走中國特色自主創新的道路、努力建設創新型國家”這一具有深遠歷史意義的重大決策[4]；同時，陜西省提出了“堅持自主創新、重點跨越、支撐發展、引領未來”的指導方針，深入實施“科教興陜”和“人才強省”戰略，把增強自主創新能力作為調整經濟結構，轉變增長方式的中心環節[5]。而自主創新與知識產權保護正相關，這印證了陜西省實施自主創新戰略以后，知識產權保護對企業自主創新能力的促進作用。

[1]劉和東.知識產權保護與企業自主創新關系的實證[J].統計與決策，2008，（16）.

[2]李子奈，潘文卿.計量經濟學（第三版）[M].北京：高等教育出版社，2010.

[3]余長林，王瑞芳.發展中國家的知識產權保護與技術創新:只是線性關系嗎?[J].當代經濟科學，2009，（3）.

[4]徐冠華.關于自主創新的幾個重大問題[J].中國軟科學，2006，（4）.

（責任編輯/易永生）

F062.41

A

1002-6487（2016）22-0183-03

宋振東（1983—），男，陜西西安人，博士研究生，講師，研究方向：產業發展、技術創新。

張崗（1980—），男，陜西寶雞人，碩士，助理研究員，研究方向：知識產權法學。

丁巨濤（1968—），男，陜西武功人，博士，教授，研究方向：技術創新經濟學、區域經濟學。