知識產權保護、貿易技術溢出與企業創新績效

內容提要：本文運用面板門限模型實證分析我國企業通過進口貿易渠道獲得的技術溢出效應，并檢驗我國知識產權保護的強度在此過程中所產生的影響，發現知識產權保護在進口貿易的技術溢出中發揮了顯著的雙門檻效應，且當知識產權保護跨越某一門檻值時，貿易的技術溢出效應對我國企業創新績效的影響是跳躍式增強的。因此，我國應根據市場偏好來合理設計和利用知識產權保護資源。

關鍵詞：知識產權；貿易；門限效應；技術溢出

中圖分類號：F204文獻標識碼：A文章編號：1001-148X（2017）04-0025-06

20世紀90年代以來，高技術產品逐漸成為國際貿易的重要組成部分，進口貿易中遇到的知識產權摩擦日益凸顯，進口國的知識產權保護狀況對知識密集型產品的進口貿易產生著重要影響。本文以國際貿易對我國的技術溢出效應為研究對象，探討國際貿易對我國的技術溢出效應是否受到知識產權保護某一水平（閾值）的影響。

一、理論分析與研究設計

有關知識產權保護對進口貿易及其技術溢出影響的研究大致可以分為以下兩類：第一類主要考察知識產權保護對進口貿易的影響[1-4]，第二類主要關注知識產權保護對貿易技術溢出的影響[5-6]，但鮮有研究關注到進口貿易的技術溢出效應可能存在知識產權保護水平的門檻特征。

（一）吸收能力與貿易技術溢出

任何國家在開放經濟中僅僅依靠國內R&D投入來實現技術進步是遠遠不夠的[7-8]，而國外技術在引進后出現的“水土不服”現象也屢見不鮮。究其原因，后發國家的模仿吸收能力取決于本國的要素稟賦結構與技術來源國的先進技術相匹配程度[9]，而人力資本、金融發展水平、專利申請數、經濟發展水平等被廣泛認為是關鍵因素，后發國家與技術來源國家的要素稟賦越接近、技術的適宜度越高，越有利于對引進技術的消化吸收。因此，本文提出如下假設：

假設1：企業自身的科技水平和創新能力是吸收貿易技術溢出的基礎，并有利于提升我國企業的創新績效。

（二）知識產權保護與貿易技術溢出

貿易進口國的知識產權保護可通過兩種機制對其自身的模仿創新產生影響：第一種機制是直接影響，貿易進口國放松知識產權保護，通過營造輕松的盜版環境降低企業的模仿成本，直接促進本國企業的模仿創新；第二種機制是間接影響，貿易進口國加強知識產權保護，通過提高貿易來源國的研發積極性和貿易品的技術含量，間接地提高對進口國企業的技術溢出效率，并最終有助于貿易進口國的技術進步。所以，知識產權保護對貿易技術溢出產生著重要影響。因此，本文提出如下假設：

假設2：貿易技術溢出對企業創新績效的影響可能存在知識產權保護水平的閾值效應。

（三）模型設定

產品進口會引起技術擴散，在其他條件相同的情況下從高技術國家進口產品，比從低技術國家進口產品能產生更大的技術擴散效應[10]。為了實證貿易技術溢出對企業創新績效的影響，本文構造如下函數形式：

表示各省通過進口貿易獲得的國外R&D資本存量，是本文的解釋變量； 以外，可能影響企業創新績效的控制變量，本文引入的控制變量包括知識產權保護水平、國內R&D資本存量、FDI渠道獲得的R&D資本存量、許可費用。由于Hansen的面板門限模型較交叉項或分組檢驗法有其固有的優勢，可據此設定如下的單門限模型：

（四）數據來源及變量處理

1.創新績效newsaleit：使用工業生產者出廠價格指數進行平減，折算成2001年為基期的數據，單位為萬元。當年新產品銷售收入數據來自2002-2015年《高技術產業統計年鑒》，價格指數數據來自2015年《中國統計年鑒》。

2.知識產權保護iprit：鑒于省際層面的知識產權保護的度量并沒有形成統一的標準，本文在韓玉雄和李懷祖[11]的基礎上構建各省知識產權保護的執法力度，重新測算中國各省區的知識產權保護強度。為了保證結論的穩健性，本文分別采用省際專利侵權結案率①和法律保護指數②作為知識產權保護水平的代理變量。

6.許可費用：使用R&D價格指數對當期許可費用進行平減后得到以2001年為基期的數據，單位為萬元。當期技術許可費用來自2002-2015年《中國科技統計年鑒》，單位為萬美元，使用人民幣兌美元匯率的中間價折算為萬元。

本文對創新績效、國內R&D資本存量、進口貿易獲得的R&D資本存量、通過FDI渠道獲得的R&D資本存量、許可費用分別進行了對數處理，表1提供了有關變量的含義和描述性統計。

注：F值為采用“自抽樣”（Bootstrap）反復抽樣500次得到的結果；*** 、**、*分別表示在1%、5%和10%的水平上顯著，下同。

二、實證結果及分析

（一）知識產權保護與貿易技術的門限效應檢驗

表2呈現了知識產權保護對貿易技術溢出的門檻效應檢驗、門檻的估計值以及95%的置信區間，根據“自抽樣”的結果以及門檻模型的選擇標準，本文選擇雙重門檻進行分析。門檻效應顯著性檢驗完之后，接下來對門檻值的真實性進行檢驗。以知識產權保護作為門檻變量時，門檻1和門檻2的估計值分別為2454和2942；同時，門檻1的估計值在（2453，2625）區間內，門檻2的估計值在（2756，3001）區間內。各個門檻估計值的95%置信區間是所有LR值小于臨界值735的γ構成的區間，如圖1和圖2所示。因此，不能拒絕門檻值等于真實值的原假設。

（二）實證結果

模型的估計結果如表3所示，本文的門檻變量采用保護的綜合測算檢驗其對貿易技術溢出的門檻效應。變量國內R&D資本存量與進口貿易獲得的R&D資本存量的乘積項顯著為正，表明國內R&D資本存量越大，進口貿易的技術溢出對我國企業創新績效的正面影響越大。國內R&D資本存量代表一省的技術水平和創新能力，其通過提高吸收能力而正向調節了進口貿易技術溢出與我國企業創新績效之間的關系，這為假設1通過檢驗提供了直觀的經驗證據。

注：lnSm（L）、lnSm（M）和lnSm（H）對于門檻變量知識產權保護（用保護的綜合測算來衡量）來說，分別表示低、中、高知識產權保護強度下的lnSm參數估計值；t-ols和t-white分別表示同方差假設下的t值和異方差假設下的t值，下同。

本文的控制變量主要包括FDI渠道獲得的R&D資本存量和獲得國外技術許可的支出，貿易、FDI和許可是實現技術進步的間接機制，與自主創新這種顯而易見的直接途徑共同影響著我國企業的創新績效。FDI和許可對我國企業的創新績效具有正向影響，且在同方差假設下通過了10%水平上的顯著性檢驗，這說明我國各地區已經意識到經濟政策、對外開放程度等方面的發展戰略對技術進步和經濟發展的積極影響。

本文重點檢驗知識產權保護對貿易技術溢出的門檻效應，發現貿易對企業創新績效的影響存在知識產權保護水平的“雙門檻效應”。當知識產權保護水平位于區間[191， 2454）時，貿易的技術溢出效應為0334，在同方差假設和異方差假設下均通過了1%水平上的顯著性檢驗；當知識產權保護水平處于門檻值2454和2942之間時，貿易的技術溢出效應為0379；當知識產權保護水平位于區間[2942，3533]時，貿易的技術溢出效應達到04029，在同方差假設下通過了1%水平上的顯著性檢驗，此時貿易技術溢出效應達到最大。另外，貿易的技術溢出效果具有知識產權保護強度的閾值效應。當知識產權保護水平超過某一閾值時，貿易的技術溢出效果會跳躍式增大。加強知識產權保護的貿易技術溢出效應增大說明知識產權保護對進口貿易的影響以市場擴張效應為主，這與中國是一個模仿能力較強、規模較大的發展中國家相符[18，21]，并發現了支持假設2的經驗證據。

目前，中國進口貿易的最優知識產權保護區間為＼[2942，3533＼]，不平衡的知識產權保護水平引致了各地區知識密集型產品進口的不平衡，強化了區域創新能力的不平衡現象。因此，將知識產權保護制度與中、西部地區的傳統資源稟賦優勢結合起來，發揮知識產權保護對高技術產品進口貿易的促進作用，是協調區域經濟可持續發展的重要舉措。此外，政府應該強化創新管理功能，改善進口貿易產品結構，提高可模仿的技術集質量，通過進口貿易技術溢出效應不斷促進我國經濟的健康可持續發展。

（三）穩健性檢驗

為了使結論更加穩健，本文使用專利侵權結案率以及法律保護指數作為知識產權保護水平的代理變量進行穩健性檢驗。根據表4“自抽樣”的結果以及門檻模型的選擇標準，現選擇雙重門檻進行分析。通過門檻效應顯著性檢驗后，接下來檢驗門檻值的真實性。以專利侵權結案率作為門檻變量時，門檻1和門檻2的估計值分別為0836和0988，分別落在區間（0783，0857）和區間（0910，1068）內；以法律保護指數作為門檻變量時，門檻1和門檻2的估計值分別為4090和5010，分別落在區間（384， 454）和區間（487， 574）內。LR值小于5%顯著性水平下的臨界值，不能拒絕門檻值等于真實值的原假設。

注：lnSm（L）、lnSm（M）和lnSm（H）對于門檻變量知識產權保護（分別用專利侵權結案率和法律保護指數來衡量）來說，分別表示低、中、高知識產權保護強度下的lnSm參數估計值。

模型的估計結果見表5，其左右兩部分代表專利侵權結案率和法律保護指數分別作為門檻變量時對貿易技術溢出的門檻效應。變量國內R&D資本存量與進口貿易獲得的R&D資本存量的乘積項在兩個模型中都顯著為正，表明國內R&D資本存量越大，貿易技術溢出對企業創新績效的正面影響越大。因此，結論支持了假設1。

本文重點考察知識產權保護對貿易技術溢出的門檻效應，如表5所示，無論門檻變量是專利侵權結案率還是法律保護指數，貿易對企業創新績效的影響均存在非線性關系，即顯著的“雙門檻效應”。具體來講，門檻變量專利侵權結案率的兩個門檻值0836和0988把知識產權保護分為三個區間，此時，貿易的技術溢出效應分別為03581、0374和03919。當法律保護指數作為門檻變量時，其兩個門檻值409和501把知識產權保護分為三個區間，此時貿易的技術溢出效應分別為03466、0364和03845。據此，假設2得到了驗證。

三、結論和政策建議

本文使用面板門限模型分析了我國企業通過進口貿易渠道獲得的技術溢出效應，并檢驗我國知識產權保護的強度在此過程中所產生的影響，得出的結論如下：

第一，貿易對企業創新績效的影響存在知識產權保護的“雙門檻效應”。當知識產權保護跨越某一門檻值時，貿易的技術溢出效應便會顯著加強，這說明提高知識產權保護意識并適當加強執法是合理的戰略選擇。

第二，FDI和技術許可等國際技術轉移與溢出會對我國企業的創新績效產生積極的影響，這說明我國不僅要提高自主研發的能力，還要做好充分吸收國外先進技術的準備，要使我國的科技能力快速實現趕超，亟須“兩個輪子”同時轉動。

第三，國內R&D資本存量越大，貿易的技術溢出效應越大，這說明自身的科技水平是基礎性條件，并決定了我國的創新大業到底能走多遠。

注釋：

①專利侵權結案率指“專利侵權糾紛累計結案數/專利侵權糾紛累計立案數”。

②省際法律保護指數來自樊綱等的調查報告，通過各地企業對當地司法和行政執法機關執法效果的評價而獲得的；并借鑒郭桂花等的處理方式，采用移動加權平均法估算出2010年至2014年的數據。

③R&D資本存量的平均增長率g的計算如下：首先通過構建的R&D支出價格指數把R&D投資支出折算成以2001年為基期的不變價格；然后再分別計算各省2001～2014年R&D實際支出的平均增長率。

④柒江藝等（2011）、張源媛和蘭宜生（2013）認為，中國高技術產品的進口市場主要集中于美國、德國、法國、日本等發達國家和地區。〖ZK）〗

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（責任編輯：厲新）

收稿日期：2016-12-06

作者簡介：鄭玉（1985-），女，河南信陽人，鄭州輕工業學院經濟與管理學院講師，經濟學博士，研究方向：產業組織與公司金融。

基金項目：鄭州輕工業學院博士科研基金項目，項目編號：2015BSJJ078；國家社會科學基金項目，項目編號：15BRK030，15CGL004；國家自然科學基金項目，項目編號：U1404707；河南省高等學校重點科研項目，項目編號：16A790024。