專利法修改與企業創新
——來自上市公司的實證研究

田 珺，冉忠明

(南開大學 經濟學院，天津 300071)

0 引言

我國歷次法律修改都與經濟發展動態趨勢相一致。當前，在促進高質量經濟發展背景下，我國市場經濟處于轉型的關鍵時期，對發明專利等核心技術的掌握成為企業發展的源泉，因為專利技術是推動經濟增長的重要動力。那么能否通過法律制度變動充分引導企業經營資金流動方向以支持企業創新，促進市場經濟穩步走向高技術、高質量發展？本文試圖通過檢驗2009年專利法修改對企業創新產出的影響解答上述問題。

企業創新活動具有外部溢出性，投資于創新項目具有被模仿的風險，在沒有專利法保護的情況下，企業通常會隱瞞自己的技術創新內容并將其作為商業秘密，投入大量人力財力保護技術成果，導致技術重復投資和資源浪費，因而不利于高效推動社會進步，無法使技術累積變成真正的技術產出。如果創新活動建立在已有發明創新的基礎上，就會節約大量人力、物力以及時間成本。不僅如此，一項推動經濟社會進步且具有商業利益的技術必然會引起其他競爭者爭相模仿，技術模仿就成為一種損害權利人已有創新投資的有害侵權行為。在這一雙重背景下，《中華人民共和國專利法》(簡稱《專利法》)應運而生。Nordhaus(1969)認為，專利保護制度是一種靜態損失和動態收益的平衡[1]，短期內專利法嚴格保護標準可能阻礙技術模仿，減少企業從模仿創新中獲得收益，但是從長遠角度看，會降低資金投入后被侵權風險，提高專利權人創新積極性，作為壟斷性收益的科技投資，必然有助于企業收益增加。

20世紀80年代，我國專利法移植及本土化改造過程中并沒有完全照搬照抄西方中心主義范式，也沒有簡單沿襲國際主流學術思想，法律修改內容結合本土實際情況進行制度轉化[2]。1984年我國出臺專利法，目前經過了1993年、2000年、2009年3次修改，縱觀專利法修改立場和動機，3次修改漸次擴大了專利授權范圍，簡化了授權行政審批流程，提高了專利授權標準，總體上體現出立法者謹慎、理智放權的立法宗旨[3]，彰顯了專利法服務企業創新的發展戰略和制度建設。2020年有望通過專利法第四次修正草案，延續了歷次修改的法律目的和立場，其中一直懸而未決的間接侵權、等同侵權問題在這次修改中將得到明確[4]，建議稿中將職務發明違約事項讓權于公司章程條款，鼓勵了國有或企事業單位發明人的積極性，賠償制度進一步合理化等問題有望在2020年修改中得到進一步明確，權屬界線清晰和適當簡政放權有利于增強實體經競爭活力，增加企業創新產出。鮑格胥博士有一句評價，中國知識產權立法用了不到20年時間，走過了西方國家200年的歷史進程，這個成就是舉世矚目的[3]。我國專利法之所以在修改上大步伐邁進，是為了配合我國改革開放進程，與發達國家知識產權制度接軌，更有利于引進外資，鼓勵我國企業不斷增加創新投入，提高創新產出，促進專利成果效益轉化。

《專利法》修改對企業而言是外生沖擊事件，利用其實施前后給企業創新產出水平帶來的變化，建立財務風險與企業創新水平之間的因果識別關系，一定程度上解決了實證研究中內生性問題。在《專利法》修改實施時，所有企業面臨相同的外生沖擊，因而如果單獨將該法律修改實施作為虛擬變量，可能反映的僅僅是時間趨勢。為了更好地識別2009年《專利法》修改給企業創新帶來的影響，參考錢雪松等[5]的研究，本文構建雙重差分模型。考慮到這一法律沖擊對企業產生的效應與企業技術創新高風險、周期長的特征相關，同時企業風險大致由財務風險和經營風險構成，其中企業創新投入與企業財務風險密切相關，因為創新投入需要大量資金支持，為了獲取資金來源，企業需要采取長期借款、發行債券等融資方式進行籌資，這在很大程度上改變了企業資本結構，使其負債規模擴大，進一步提升企業財務風險。因此，由于企業創新投入大部分來自企業負債資本，企業財務風險狀態能夠較好區分企業專利技術投入差異，本文采用財務風險代表企業創新投資，因其具有高風險、壟斷性收益特征，可作為區分實驗組和控制組的標準，并在此基礎上構建雙重差分模型。具體而言，鑒于此次法律修改與企業財務風險有關：出于此次《專利法》修改中鼓勵更多企業進行技術創新的立法宗旨，在這次法律修改的準自然實驗沖擊下，促進財務風險較小的企業增加創新產出更能反映本次修改的初衷。因此，將財務風險較小的企業作為實驗組。相對而言，即使沒有《專利法》修改的沖擊，財務杠桿更高的企業仍然愿意投資風險較大、收益較高的技術創新類項目，因而2009年《專利法》的修改對于這類企業起到的作用微乎其微，故將財務風險較高的企業作為控制組。本文利用上市公司數據，研究2009年《專利法》修改對企業創新水平的激勵作用，得到以下基本結論：在2009年《專利法》修改實施后，對于財務風險小的企業，即在負債投資時具有更強審慎動機的企業，提高了其創新產出水平，并具有一系列動態影響效應。在更換被解釋變量、更換計量模型后上述結論仍然成立，說明本文結論具有穩健性。

本文主要在如下兩個方面作出貢獻：第一， 本文發現《專利法》修改實施與企業創新水平有動態正相關關系。企業在技術創新投資時通常會承擔不同程度的風險，當然也會獲得較高收益。根據這一企業特征受法律沖擊后產生的不同效應，本文利用《專利法》修改這一立法準自然實驗，對具有較小財務風險的企業創新產生了積極影響，是一次有益的嘗試。第二，本文選擇財務風險作為雙重差分模型的分組變量，從另一個角度看，探討財務風險與企業創新產出關系。《專利法》修改實施是一次外生沖擊事件，基于這一沖擊在財務風險存在的企業中的異質性差異，討論法律修改對企業創新產出的顯著。同時，采用專利申請數量和當年申請專利第一、二、三年授權及專利授權數量分別衡量企業創新產出，從創新產出數量和質量上分別證明法律修改的促進作用，具有一定的實踐價值和政策意義。

1 理論分析與研究假設

Nordhaus(1969)是最早基于專利保護制度對知識產權保護制度進行規范研究的學者，他認為知識產權保護制度實施后，最開始會妨礙市場競爭，但從長期看，能夠提高發明者的創新積極性。同時，提出著名的IPR基本權衡，即專利制度最優設計應當是創新產生的壟斷在短期靜態損失和長遠動態收益之間的權衡[6]。此后，學術界圍繞這一理論框架進行了大量研究。

知識產權保護水平通過怎樣的內部及外部傳導機制影響企業創新水平，為學者們大量討論。第一，國內外學者探討了知識產權保護水平與企業創新的關系。Arundel[7]、Haeussler[8]研究發現，知識產權記錄良好的企業更容易獲得融資并與其它企業合作和交易，從而促進企業創新產出；吳超鵬等[9]研究表明，政府加大知識產權保護執法力度可以通過減少研發溢出損失、緩解外部融資約束兩條路徑促進企業創新；劉思明等[10]發現，加強知識產權保護能夠促進我國大多數地區工業創新能力提高；王海成和呂鐵[11]基于廣東省2006年開始的行政、民事、刑事案件“三審合一”的準自然實驗，發現“三審合一”能夠促進企業創新；史宇鵬和顧全林[12]使用中國工業企業數據庫發現，知識產權保護對企業創新具有激勵作用，對非國有企業和競爭激烈行業企業的影響更大。第二，國內外學者從新《專利法》出臺和專利技術傳播角度進行了一系列研究。Fleisher &Zhou[13]發現，新《專利法》顯著促進企業研發投入，對專利數量沒有顯著關系；Yang等[14]發現，2001年新《專利法》使中國高新技術企業專業技術專利數量增加，對外資企業的影響較大；Scotchmer &Green[15]認為，專利申請信息公開促進了技術傳播，對于社會而言，減少重復投資能夠在其他成員現有發明中進一步擴展技術，節約社會資源；葉靜怡等[16]發現，專利信息公開時間提前有利于技術傳播。第三，一些學者探討了企業創新其它外部影響因素。潘越等[17]利用上市公司A股數據考察專利侵權訴訟提起、判決以及審理期間長度等訴訟細節，發現其對企業創新有激勵作用；鐘凱等[18]探討了貨幣緊縮與財政投資對企業創新投資的作用機理；王永進和馮笑[19]以各地行政審批中心成立作為準自然實驗，運用雙重差分法和三重差分法考察行政審批制度改革對企業創新活動的影響；倪驍然和朱玉杰[20]構建雙重差分模型，研究表明，2008年《勞動合同法》實施后，勞動密集型企業創新投入顯著增加；許為賓等[21]研究發現，在國有企業混合所有制改革中，非國有股權比例提高對于企業創新具有促進作用；趙晶和孟維烜[22]認為，外部政治環境信息、企業政治關系信息通過影響企業創新意愿和資源獲取，激勵企業創新。

上述學者們對知識產權保護與企業創新的關系進行了廣泛研究，對于影響企業創新的外部政策、法律因素考慮也較為全面。但是現有文獻僅僅從知識產權整體保護水平提高角度反映其與企業創新的關系顯得過于抽象，缺乏針對性和指向性。《專利法》修改是知識產權保護水平提高的重要體現，從《專利法》角度討論其與企業創新的關系很有必要，本文試圖彌補這一研究不足。

我國現行《專利法》是其歷史上第三次修改，基于第三次修改公布時間為2008年12月27日，具體實施時間是2009年10月1日，創新產品需要較長產出周期，故本文探討的修改時間根據正式施行修改年份，簡稱其為2009年《專利法》修改。2009年《專利法》修改內容直接或者間接地鼓勵了企業創新。本文總結修改中鼓勵企業創新的內容：第一，首次確認推動發明創造的應用，提高創新能力，促進科學技術進步和經濟發展的立法宗旨。第二，修改后的《專利法》規定同一申請人同日對同樣的發明創造既申請實用新型專利又申請發明專利，先獲得的實用新型專利權尚未終止，且申請人聲明放棄該實用新型專利權的，可以授予發明專利權。這有利于國家專利管理部門在面臨新型專利和發明專利同時申請的沖突時，明確具體授權規則，說明國家更加重視發明專利審批授權，鼓勵企業或個人發明創新。第三，針對半導體產品的強制許可。原因在于半導體領域形成了專利叢林，如果企業之間存在專利封鎖，必然阻礙整個行業技術進步與創新。增加強制許可措施有助于企業突破專利封鎖，減少專利沖突排查成本。從以上修改內容可以看出，此次修改要求專利有質和量的提高，擴大了專利申請范圍，直接鼓勵我國企業技術發明、實用新型和外觀設計產出，有利于企業技術轉型。

此外，《專利法》修改加大了專利侵權行為處罰力度，明確了專利侵權與來源合法使用界限，提高了行政審批機關的審批效率，降低了公權力侵犯私權利的可能性，間接鼓勵了權利人技術創新，主要表現在以下4個方面。第一，將相對新穎性調整為絕對新穎性，提高專利質量，適度調整了專利授權標準。專利授權標準與國際接軌，提高了專利產出質量，有利于我國專利產品在國際貿易中獲得承認，促進專利技術產品出口，鼓勵國內企業在技術領域參與國際貿易競爭；第二，加強對集體所有制單位和個人發明專利的保護，防止以對國家利益或公共利益具有重大意義為借口，減少公權力濫用和對私權利的侵害；第三，賦予專利管理部門調查假冒專利行為的相關權力，并更加具體地規定侵犯專利權賠償數額的計算方式，從而一定程度上防止公權力濫用；第四，第一次明確現有技術抗辯原則。從以上修改內容可以看出，一方面，有利于提高專利行政部門效率，減少公權力侵害私權利的行為；另一方面，加大技術侵權行為打擊力度，全方位保護專利權利人合法權益，提高專利申請成功率。

《專利法》修改作為促進企業創新產出增加的渠道之一，上述修改內容從限制公權力與私權利侵權行為角度間接提高《專利法》保護專利權人的激勵作用，降低行政機關侵占私人權利的可能性，減少專利審批領域尋租行為，使得新研發技術被模仿、剽竊的可能性下降，發揮法律及時救濟被侵權人合法權益的作用，從而提升企業技術研發成功幾率，提高技術促進增收預期，引導投資謹慎動機較強的企業優化投資結構并促進其創新產出增加和質量提高[23]。

《專利法》修改還提出降低外國專利申請人在我國專利申請門檻，并且將相對新穎性調整為絕對新穎性，提高專利質量。專利授權標準等內容調整可能拓寬促進創新的間接渠道，《專利法》保護水平提高可以促使我國專利標準進一步與國際專利標準相契合，使外資企業產生影響我國外商直接投資(FDI)的“引致效應”[24]。Lesser[25]、Nunnenkamp & Spatz[26]、Huang &Yin[27]研究發現，如果一個國家提高其知識產權保護水平，FDI流入增加，本國企業模仿外資企業的技術成本增加，則專利技術被模仿的可能性降低；Branstetter & Fisman[28]認為，FDI是技術從發達國家擴散到我國的重要途徑，跨國公司到我國建立子公司，派遣專業技術人員、管理人才到子公司進行技術培訓與生產經營，既有助于技術交流和傳播，也有利于促進我國國內同行業市場競爭，對本土企業創新發明產生激勵作用，形成良性循環。

綜上所述，本文認為，這次《專利法》修改適應市場經濟發展的客觀要求，對企業創新必然產生積極促進作用。本文選擇專利申請數量和授權量作為企業創新代理變量，分別從研發技術成果數量和質量兩個方面對企業創新水平進行研究。具體而言，這次修改加大了專利技術保護力度和技術侵權懲罰力度，降低了同行業企業間技術模仿的可能性，因而有利于促進法律修改前風險厭惡型企業的技術項目投入，鼓勵風險承擔能力較弱的企業增加研發投入，從而促進專利申請數量增加。此外，此次法律修改對行政機關簡政放權、行政審批效率提高、行政審批時間縮短等程序方面提出了更嚴格的規定，旨在提高企業創新自主性和積極性，使其以較低成本節約進行專利技術申請，避免繁瑣的審批程序和時間消耗，從而更大程度上鼓勵企業在研發投入后進行專利申請。基于以上理論分析，本文提出第一個研究假設：

H1：2009年《專利法》修改實施促進具有較小財務風險的公司專利申請量增加。

此外，此次法律提高了專利審批門檻，促進企業在研發資金投入前制定詳細的技術保護方案，鼓勵作為技術秘密或者缺乏技術資金投入動力的企業增加技術資金投入，進一步提高專利申請準入門檻，進而提高專利申請質量。同時，由于行政審批規范化、精簡化且法律修改后企業更加注重專利侵權事項排查，使專利審批授權概率得以提升，從而促進專利技術成果轉化為實際產出質量。基于以上分析，本文提出第二個研究假設：

H2：2009年《專利法》修改實施促進具有較小財務風險的公司專利授權量增加。

2 數據來源、變量選擇與模型設計

2.1 數據來源與變量選擇

本文準自然實驗為2009年《專利法》修改實施，同時由于企業創新項目周期較長，可能存在時滯性，故選取樣本為2005-2017年中國深滬非金融業上市公司。為保證數據有效性，本文對樣本數據作進一步處理：①剔除金融類上市公司；②剔除ST和PT類上市公司；③剔除主要變量嚴重缺失和明顯有誤的樣本；④為了消除極端異常值，對企業層面的連續變量進行1%的雙側縮尾處理。行業固定效應控制標準采用中國證監會2012年修訂的《上市公司行業分類指引》進行分類。最終得到2 182家上市企業，樣本觀察數量為13 011的非平衡面板數據。實證研究中采用公司治理、公司財務數據，數據來自國泰安數據庫和WIND金融終端。

2.2 識別策略與模型設定

本文使用雙重差分模型考察以2009年《專利法》修改實施為標志的專利保護法律改革如何影響企業創新水平。在自然實驗或準自然實驗的情況下，通過比較某一事件對實驗組和對照組的影響差異，雙重差分模型能夠有效克服其它因素的影響，準確識別本文變量間是否具有因果關系。我國法律修改有著嚴格的立法修改程序，每次修改或修訂都需要全國人大常委會對修改草案進行投票表決。因此，2009年《專利法》修改可以作為經濟學意義上較好的立法準自然實驗。運用準自然實驗研究專利保護制度改革能否影響企業創新水平，如果僅比較法律修改前后企業創新變化，并不能歸因為法律變化導致的結果，因為可能存在其它遺漏變量對企業創新產生影響。因此，需要構建符合本文研究目的的實驗組和對照組，運用雙重差分法識別法律變化與企業創新之間的關系。

本文借鑒Vig[29]、Campello & Larrain[30]的處理方法，從《專利法》修改對不同企業財務風險的差異性影響切入，構建實驗組和對照組并運用雙重差分模型(簡稱DID模型)檢驗法律修改的政策效應。具體而言，基于上市公司財務風險構建對照組和實驗組。本文采用財務杠桿指標代表企業財務風險狀況，以財務杠桿作為分組標準，目的是檢驗《專利法》修改通過財務風險差異作用于企業創新產出的傳導機制。以財務杠桿較低的公司作為實驗組，原因在于財務杠桿較低的公司負債規模相對較小，需要回籠的資金量少，會對負債投資更加審慎，因而對于投資收益穩定性需求更高。同時，負債規模較小的企業，償還本息壓力相對較低，具有較小的財務風險，在技術研究回報不確定的情況下，大規模舉債會增加其財務風險，在沒有法律等外在沖擊的情況下更愿意投資資金回籠有保證的項目，因而創新項目投資資金量更少。基于這次法律修改的初衷是為鼓勵企業創新，增強技術研發動機，因而本次準立法實驗能否促進財務杠桿較小的企業創新產出，更能反映法律修改成效，故將財務風險較小的企業作為實驗組。反之，2009年《專利法》的修改對于本身就傾向于技術項目投資的企業而言，創新效應提升有限，因此將財務風險較高的企業作為對照組。參考錢雪松等[5]的分組計算方法，本文計算出樣本企業2009年之前兩年內(2007和2008年)的財務杠桿平均值，并按照樣本分為最高1/3、中間1/3和最低1/3等3組。根據上文理論分析，將平均值最高的1/3界定為對照組，將最低的1/3界定為實驗組。同時，為消除個體和時間差異，本文采用控制雙向固定效應的雙重差分模型，計量模型如式(1)所示。

Innovationit=α+β1After×Riski+β2After+β3Riski+β4∑Controlsit-1+δi+γt+εit

(1)

在模型(1)中，i代表企業，t代表時間，參考Wang & Hagedoorn[31]、黎文靖等[32]的研究成果，分別采用專利申請數量和專利授權數量從數量與質量兩個方面代表企業創新產出，用Innovationit表示。Riski是分組指示變量，當企業屬于實驗組時，即企業屬于財務杠桿平均值最低的1/3組，取值為“1”；當企業處于對照組時，即企業處于財務杠桿平均值最高的1/3組，該變量取值為”0”。Aftert是事件沖擊指示變量，當樣本觀測值發生在2009年《專利法》修改實施及以后時間段取值為“1”，否則取值為“0”。為了消除檢驗中可能產生的內生性問題，將控制變量滯后一期，Controlit-1為企業層面的控制變量。δi為個體固定效應，γt為時間固定效應，εit為誤差項。模型中行業固定效應由個體固定效應控制，本文主要關注Lowi*Aftert的回歸系數β1，后者衡量以《專利法》修改為標志對企業創新變革所呈現的DID效應。同時，本文結果統計標準誤在企業層面進行了Cluster聚類調整。

2.3 變量定義及描述性統計

(2)為了控制可能影響企業創新產出的其它因素，本文引入公司規模(Size)、權益乘數(Multiplier)、資產收益率(ROA)、托賓Q(Tobin'sQ)、營業收入增長率(Receipt)、獨立董事占比(Director)、前十大股東持股比例(Top)、負債規模(Debt)。具體地，公司規模以公司總資產表示，為了方便比較，作除以100 000 000的處理；權益乘數定義為資產總額/股東權益總額；資產收益率定義為凈利潤/平均資產總額*100%；托賓Q定義為企業當期市值/總資產；營業收入增長率定義為本期營業收入增長額/上期營業收入；獨立董事占比定義為獨立董事人數/董事會人數；第一大股東持股比例定義為前十大股東持股份額除以總份額。

表1展示了變量觀測值個數、均值、標準差、最小值、最大值。其中，變量采用2005—2017年非平衡面板數據。

表1 描述性統計結果

3 計量分析與結果討論

3.1 2009年《專利法》修改施行對創新產出的靜態影響

本文使用雙重差分模型檢驗2009年《專利法》修改是否促進財務風險更小的企業創新產出增加，結果如表2所示。表2第一行系數估計值分別在5%或1%水平上顯著，意味著2009年修改顯著提高了企業創新產出水平。對比第一行核心解釋變量1-4列的結果，分別表示專利申請數量和當年申請第一、二、三年授權數量，分別在5%和1%水平顯著為正。本文認為,企業當年專利申請量在2009年沖擊下促進企業創新產出增加的系數為0.238，擬合系數為0.675，呈現出這次修改后較好的提升效應。結果說明，財務風險越小的企業在2009年《專利法》修改的準自然實驗作用下，顯著促進由專利申請總量代表的企業創新產出增加，在當年申請第一、二、三年授權專利數量上也得到顯著提高。專利實證結果證明了本文研究H1、H2，說明財務風險小的企業專利授權數量和申請專利質量在這次修改的沖擊下顯著提升，不僅證明本次法律修改對專利侵權行為的打擊提高了風險厭惡型企業創新積極性，也從側面證明《專利法》修改提高了行政機關審批效率。規范行政權力條款的出臺和修改具有顯著效果，促進專利申請數量增加,同時說明企業專利質量在本次修改沖擊下有所提高。企業專利從申請到審批需要較長時間，最終確定授權要經歷初審、實審兩個階段，實審會審專利的實用性、新穎性和創造性，導致授權時間不確定。本次法律修改不僅僅對專利質量門檻有所提高，也明晰了可以授予專利與不能授予專利的界限和定義，專利授權數量顯著提高說明申請專利的產品質量過硬，符合國家《專利法》和行政機關審批條件。在法律修改的沖擊下，專利授權數量顯著提高，說明投資審慎動機強的企業專利技術質量更高，在進行縝密專利排查后確定不侵犯他人合法權益的情況下才投入研發資金并進行專利申請，而專利授權時間不確定性更多是由于產品種類和程序、實質上的審查所致。結合以上分析，結果顯著性說明法律修改對企業創新質量具有顯著提升作用。

表2 2009年修改施行對創新的靜態影響

注：*、**、***分別表示10%、5%和1%水平上顯著，括號內的值為P值，下同

3.2 2009年《專利法》修改對企業創新產出的動態影響

在2009年《專利法》修改施行對創新產出靜態影響的基礎上，為了進行平行性檢驗，引入year07時間虛擬變量，該變量在2007年取“1”，其它年份取“0”，year08類似取值[35]。Lowi*year07 和Lowi*year08作為平行性檢驗的解釋變量，表3中第一行和第二行中(1)-(4)列的結果系數不顯著，意味著本文發現企業創新提升效應在《專利法》修改實施之前不存在，即通過了平行性檢驗。為了說明修改后提升作用的動態影響，引入Lowi*Time2010、Lowi*Time2011、Lowi*Time2012考察2009年專利修改實施在2010年、2011年、2012年是否存在持續動態效應。其中，Time2010、 Time2011和Time2012分別在2010年、2011年、2012年取“1”，其它年份取“0”。從2009年施行修改的沖擊實證檢驗中得出《專利法》修改顯著促進財務風險小的企業創新水平提升的結論，那么考察動態效應即可得到這一促進作用的持續時間和效應。從動態效應結果看出，2010年與2011年專利申請數量和當年申請第一、二、三年授權專利數量分別在5%、10%的水平上顯著為正，2012年均不顯著。具體地，專利申請數量2009-2011年動態系數分別為0.238、0.052、0.019，呈現顯著遞減趨勢，說明在《專利法》修改這一沖擊下財務風險較低的企業專利申請數量顯著增加，即對法律變化的反應比較敏感，但隨著時間推移，法律變化對專利申請數量提升效益有所減弱，直至2012年消失。當年申請第一、二、三年授權專利數量呈現類似顯著性變化和系數遞減趨勢，說明法律修改對專利授權數量提升效應也有所減弱。本文認為，企業專利申請和授權數量依賴于企業研究投入，進而受限于企業自有資產和負債融資規模。2009年《專利法》修改后，國家法律政策鼓勵企業創新、限制公權力濫用，從而有助于提高企業技術研發投資熱情，但仍受制于企業具體資金分配狀況和投資決策規劃。本文以財務風險小的企業為實驗組，該類企業負債規模相對較小，在公司償債能力沒有顯著提高的情況下，分配至研發投入的資金受法律修改沖擊的作用時間和效應持續性有限，且企業更傾向于對授權時間短的專利進行投入，因而雖然對企業創新能力有所提升，但是提升效應隨時間推移不斷減弱。為了考察公司償債能力和負債規模及股權結構等異質性分組能否影響顯著提升效果，本文在進一步檢驗中進行探討。

3.3 進一步分析

本文通過異質性分組對企業創新受法律沖擊的影響作進一步分析，從負債規模、償債能力、盈利能力、股權結構等方面出發，檢驗企業創新是否受到上述因素的影響。

表3 2009年修改施行對創新的動態影響

(1)負債規模分組檢驗。本文根據2007年和2008年負債規模的平均值分為高負債規模組(High)與低負債規模組(Low)，以此說明公司負債規模在法律修改對企業創新的影響中所起的作用。負債規模較小的組在法律修改后能顯著促進財務風險小的企業提高創新產出水平，負債規模較大的組則不顯著。如果企業債務融資組成結構中的負債規模較小，運營過程中可用的自有資金較多，或者企業經營規模及創新產出有限，那么投資項目時受負債結構影響，企業必然會選擇回報穩定、風險較小的項目。《專利法》修改作為一次準自然實驗沖擊，出臺了大量鼓勵負債規模小、注重資金投資轉化為產量的公司進行創新的條款。相比負債規模大的企業，這次法律修改顯著增強了負責規模小的企業創新增長效應，提高了申請專利的產品質量與行政審批效率，具體結果如表4所示。

(2)償債能力分組檢驗。本文從長期償債能力和短期償債能力分別檢驗《專利法》修改的影響效應。①長期償債能力。本文以產權比率代表，利用2007、2008年產權比率的平均值作為分組標準，分為產權比率較高組(High)和產權比率較低組(Low)。長期償債能力是企業財務結構穩健與否的重要標志，反映企業基本財務結構是否穩定。產權比率越低表明企業自有資本占總資產的比重越大，長期償債能力越強。以產權比率代表企業負債結構后，檢驗企業自有資本償還全部債務的能力能否增強法律修改對企業創新的提升效應。從企業專利申請數量和當年申請第一、二、三年授權數量分組結果可以看出，產權比率較低組均顯著提升，而產權比率較高組則不顯著。說明企業自有資金償還能力亦可以作為法律變動異質性影響企業創新產出的原因之一。企業產權比率越低，說明企業財務結構由低風險、低財務杠桿結構組成，其自有資金償還能力越好。在創新產生相對高風險的投資中，相比產權比率更高的組，上述企業專利申請質量和數量在法律修改后都有所提高；②短期償債能力。本文采用流動比率衡量流動資產對流動負債的比例，流動比率越高，說明企業資產變現能力越強，短期而言，償債能力越強，反之則越弱。將流動比率按2007-2008年平均值作為分組標準，分為高流動比率組和低流動比率組，發現高流動比率組的創新水平受法律修改的影響顯著提升，低流動比率組不顯著。以流動比率平均值作為分組標準，說明企業流動資產在短期債務到期以前可以變為現金償還負債能力越強，企業創新產出能力就越強，從而保證了盈利穩定性，說明流動資產較強的變現性可以作為專利產出增加的影響因素，短期償債能力提高有助于創新產出增加。具體結果如表5、6所示，其中，Highi/Lowi(i=1,2)：當i=1時，代表長期償債能力即產權比率分組；當i=2時，代表短期償債能力即流動比率分組。

表4 負債規模對企業創新的分組檢驗結果

表5 償債能力對企業創新的分組檢驗結果(i=1)

表6 償債能力對企業創新的分組檢驗結果(i=2)

(3)盈利能力分組檢驗。接下來討論法律變動下企業盈利能力對企業創新的影響。企業利潤獲取能力直接影響企業資本投入方向，盈利能力強的企業更愿意提高創新產出能力。從表6實證結果可以得到，《專利法》修改傾向于更加嚴格地保護專利權人合法權益，加大打擊模仿侵權行為力度，從而有利于盈利能力強的企業在創新類產品研發投入過程中減少后顧之憂，增強創新投入熱情，與盈利能力差的企業相比對法律修改的敏感性更強。本文采用資產收益率代表盈利能力，以2007年、2008年的平均值作為分組標準,分為高盈利能力組(High)和低盈利能力組(Low)，具體結果如表7所示。

表7 盈利能力對企業創新的分組檢驗結果

(4)股權結構分組檢驗。 本文采用前十大股東持股比例代表股權結構，以2007年、2008年前十大股東持股比例的平均值作為分組標準，分為高持股比例組(High)和低持股比例組(Low)，實證結果如表8所示。大股東持股比例更高的企業，在法律修改后專利申請量和授權量顯著增加，說明法律修改后，決策能力較強的企業決策機構對法律鼓勵創新的精神比較敏感，能夠迅速制定跟隨法律政策變動的投資方案，增加研究和發展資金投入，促進企業技術研發。相反，如果大股東權利集中度低，跟隨法律政策導向的決策制定受制于股東權益分散，難免存在時間滯后性，不利于企業應對法律修改后的決策變化，故在法律修改沖擊下不顯著。

表8 股權結構對企業創新的分組檢驗結果

3.4 穩健性檢驗

為了檢驗上文實證結果的穩健性，采用以下方法進行實證檢驗：

(1)檢驗2008年這一修改公布年份的沖擊效果。2008年12月27日，第十一屆全國人民代表大會常務委員會第六次會議通過了關于專利法修改的決定，于2009年10月1日施行。因為修改決定的通過是一個不確定的準自然實驗，通過時間已經是2008年底，具體實施年份是2009年10月1日。因此，本文選擇2009年作為沖擊事件年份。此外，本文被解釋變量為企業創新產出，從研發投入到產出具有一定的周期，法律修改決定公布后不能迅速得到企業投資決策反應，在穩健性檢驗中實證研究2008年修改公布年份對企業創新是否具有顯著影響，結果證明，2008年法律修改年份不具有顯著性，通過了穩健性檢驗。記Aftert08為2008年法律修改通過的沖擊時間，Lowi*Aftert08為沖擊下的核心解釋變量，具體結果如表9檢驗(1)所示。

(3)控制變量縮減檢驗。只保留核心解釋變量的同一分組的雙重差分模型，在不控制企業層面其它變量的情況下仍然能保持顯著提升效果，證明了結果的穩健性，如表9檢驗(3)所示。

(4)改變分組標準檢驗。 上文中采用財務杠桿作為分組標準，將2007和2008年的財務杠桿平均值進行三等分，刪除中間1/3企業，將財務杠桿最低的1/3企業作為實驗組，最高的1/3作為對照組。在穩健性檢驗中改變分組標準，將2007和2008年財務杠桿平均值進行二等分，將低財務杠桿企業作為實驗組，高財務杠桿企業作為對照組，根據新的分組標準重新進行雙重差分檢驗，得到的顯著性結果與上文具有一致性，如表9檢驗(4)所示。

(5)更換計量模型檢驗。上文采用雙重差分模型(DID)作為主要計量模型進行實證檢驗，接下來采用傾向匹配得分-雙重差分模型(PSM-DID)作為計量模型進行穩健性檢驗，弱化個體變量之間在控制變量上的差異，得到與雙重差分模型相同的顯著性結果，通過了穩健性檢驗，如表9檢驗(5)所示。

表9 穩健性檢驗結果

4 結論與啟示

4.1 結論

本文基于我國上市公司樣本，探討2009年《專利法》修改實施對企業創新產出數量和質量的影響。結果發現，此次法律修改提升了財務風險較低的企業創新產出水平并有效提高專利申請質量和行政審批效率，保障專利權人的合法權益，使得創新產出與研發投入形成良性循環，提升了資金轉化利用率和成功率。在進一步異質性分組探討中發現，公司負債規模、長期和短期償債能力、盈利能力、股權結構均為法律修改對企業創新產出的影響因素。本文相對全面地考察《專利法》修改如何作用于企業創新水平提高，為專利保護制度改革如何影響實體經濟發展提供實證研究證據。

4.2 啟示

(1)進一步完善專利保護制度，明確司法實務中的模糊界限。企業創新項目具有風險大、周期長、高投入、高收益等特征，法律法規需要有力地保障專利權人利益以促進企業創新。《專利法》第四次修改有望明確間接侵權和等同侵權問題，上述內容地位重要卻在法律上長期缺位。因此，有必要給予更加明確的規定，鼓勵企業在制定研發決策時充分考量專利新穎性和排他性，在不侵犯他人合法權益的情況下增加企業資金投入。

(2)增強發明人的積極性，減少專利叢林問題。例如職務發明制度，可以由公司借助章程調整的，不再由法律規范調整，從而增強國有企事業單位發明人的積極性。在醫療和半導體等領域普遍存在專利叢林現象，要求公司在新產品研發以及投放市場前開展專利排查工作，從而確定多方專利權人。因此，在類似領域有必要拓寬專利強制許可制度應用范圍，提高發明人積極性，鼓勵企業進一步創新。

(3)企業管理層的投資決策要跟隨法律出臺、修改或修訂的變化，合理管控負債規模，具體風險投資策略組合需要全面考量企業償債能力、盈利能力、負債融資等經營狀況，擴大研發投入資金來源，除注重提高專利申請量外，更要考慮法律政策變動情況下通過專利審批的可能性，從而提高專利申請質量，保質保量地提升企業創新水平。

4.3 不足與展望

本文不僅為知識產權保護在法律修改研究范疇開拓了新思路，也為未來研究指明了方向。近年來，國家越發重視企業知識產權保護，相繼出臺《商標法》、《專利法》、《技術合同法》、《反不正當競爭法》等法律法規。2014年，全國人大常務委員會通過了在北京、上海、廣州設立知識產權法院的決定，2017年，最高人民法院批復江蘇等17個省設立19個知識產權法庭，從國家立法和司法審判兩個層面營造了激勵創新的良好營商環境。

本文從立法層面入手，僅探討《專利法》這一部門法律修改對企業創新的影響。未來研究可以考慮不同法律法規修改的沖擊效應，并結合立法與司法兩個層面構建更加完整的知識產權保護體系，以探索知識產權保護與企業創新的深層次關系。