知識源異質性視角下知識溢出與區域創新績效關系
——基于知識產權保護的門檻效應分析

林周周,蘇 屹

(1.蘇州大學 政治與公共管理學院,江蘇 蘇州 215123;2.哈爾濱工程大學 經濟管理學院,哈爾濱 150001)

2018年5月28日,習近平總書記出席兩院院士大會時強調:中國要強盛、要復興,就一定要大力發展科學技術,努力成為世界主要科學中心和創新高地。這就要求必須充分認識創新是第一動力,提供高質量科技供給,著力支撐現代化經濟體系建設。區域創新系統作為增強各地區自主創新能力、實現創新驅動發展的主要途徑,是現代化經濟體系建設的重要組成部分。而區域創新績效的提升是區域創新系統發展的關鍵。從創新來源角度看,提升區域創新績效主要依靠地區自身創新努力(內部)和知識溢出(外部)兩種方式[1]。開放式創新環境下,新增長理論也將研發投入和知識溢出視為創新產生和技術進步的重要因素[2]。隨著中國各地區創新水平的逐漸提高,同時存在勞動力成本優勢喪失和資源環境約束等現實問題,本地有限的創新資源已難以滿足創新活動的需求,知識溢出就顯得尤為重要。如何充分發揮知識溢出效應以驅動區域創新績效提升是當前學者們關注的焦點[3]。

知識經濟時代,知識產權保護已成為激發自主創新、促進知識溢出及推動經濟發展等方面一項非常重要的制度環境。中國也相繼出臺了一些知識產權保護政策,特別是2008年正式頒布的《國家知識產權戰略綱要》,將知識產權保護推向了一定的戰略高度。已有研究表明,知識溢出和區域創新都會受到知識產權保護的顯著影響[4-5]。考慮到中國各地區知識產權保護水平差異較大的客觀事實,本文有理由認為知識溢出對區域創新績效的作用會受限于知識產權保護的非線性影響。現有文獻在分析知識溢出與區域創新績效的關系時,主要集中于研究兩者的線性問題,并且忽略了知識產權保護這一影響兩者關系的重要制度因素,這可能會使結論有偏。因此,本文引入知識產權保護的門檻性質,立足于知識源異質性視角,綜合探討和對比兩種渠道知識溢出(省際知識溢出與國際知識溢出)對區域創新績效的非線性差異化影響。這對于各地區明晰知識產權保護的作用機理,促進區域創新績效提升,以及探索合理有效的創新驅動發展路徑具有重要的理論價值與實際意義。

1 文獻綜述

目前,國內外學者主要從省際知識溢出和國際知識溢出兩個角度研究知識溢出與區域創新績效的關系。在省際知識溢出效應的研究中:Bode[6]認為省際知識溢出效應確實存在,但僅有小部分的知識溢出才會對區域創新績效產生影響;鄔滋[7]認為省際知識溢出對區域創新績效具有促進作用,但知識溢出效應會受到區域間地理距離的限制;李婧等[3]利用空間面板模型,實證分析了省際知識溢出對區域創新績效的影響,研究發現,不同空間因素下的省際知識溢出均表現出顯著的積極效應。在國際知識溢出效應的研究中:Krammer[8]認為FDI知識溢出對東道國技術創新具有顯著的促進作用;Wang等[9]考察了FDI知識溢出對發展中國家本土企業創新績效的影響,研究發現,FDI知識溢出對中國東部沿海地區具有正向效應;Ho等[10]認為以國際貿易為渠道的知識溢出對創新具有正向影響;安源等[11]認為以FDI和進口貿易為渠道的知識溢出對城市創新績效無顯著影響。在同時考慮省際知識溢出效應和國際知識溢出效應的研究中:侯鵬等[12]分別研究了區域知識溢出、進口貿易知識溢出及FDI知識溢出對區域創新能力的影響,研究發現,區域知識溢出效應不顯著,進口貿易知識溢出效應為正,而FDI知識溢出效應為負;Qiu等[13]以中國省域數據為樣本,實證分析了本土化知識溢出和國際化知識溢出對中國本土企業創新績效的影響,研究發現,兩種渠道知識溢出對發達地區均表現出積極效應,而國際化知識溢出對欠發達地區顯現出一定的消極效應,并且本土化知識溢出效應更強。

綜合國內外現有文獻,關于知識溢出與區域創新績效關系的研究主要通過傳統計量經濟學和空間計量經濟學兩大分支展開,多集中于分析不同渠道知識溢出與區域創新績效的簡單線性關系,且研究結論存在較大差異,既有正向、負向影響,又有無顯著作用。從中可以發現幾點局限:①忽略了異質門檻因素對不同渠道知識溢出驅動機理的差異化效應,容易產生簡單線性關系框架下的“黑箱”問題;②已有文獻大都分別研究了不同渠道知識溢出的創新驅動效應,但是鮮有學者同時考察不同渠道知識溢出對區域創新績效的門檻作用機理,缺乏對兩者非線性關系的系統性分析與總結;③很少有文獻將知識產權保護引入到知識溢出影響區域創新績效的非線性面板模型中,即缺少對知識產權保護的門檻效應分析。知識產權保護作為影響知識溢出與區域創新績效的重要因素,尤其是在中國目前各地區知識產權保護水平差異較大的情況下,更不能孤立地分析三者的關系,應將它們納入同一框架內進行研究。基于此,本文立足于中國本土化創新背景,對門檻特征下的不同渠道知識溢出驅動效應進行比較研究。從知識源異質性視角,將知識溢出劃分為省際知識溢出與國際知識溢出兩種渠道。采用2009～2016年中國省域面板數據構建非線性面板門檻模型,以知識產權保護為門檻變量,實證考察和比較省際知識溢出、國際知識溢出對區域創新績效的非線性差異化影響。最后,根據研究結果提出相應的對策與建議,以期為創新驅動范式優化選擇、知識產權保護政策完善,以及區域創新績效提升提供強有力的借鑒。

2 研究設計

2.1 模型設定

對于變量間非線性關系的研究,通常引入第三關系變量構造分段函數進行門檻回歸估計。傳統的估計方法主要包括分組檢驗法和交互項檢驗法,但兩者均存在人為確定門檻值以及門檻值無法進行顯著性與真實性檢驗等問題,而Hansen[14]提出的非線性門檻回歸模型恰好可以克服上述缺陷。Hansen門檻回歸模型是通過識別樣本數據自身特點而捕捉發生結構突變的非線性特征,進而內生性地確定門檻值和門檻區間。該模型不僅能夠給出門檻值的置信區間,還可以通過顯著性與真實性兩種檢驗方法對門檻估計值進行回檢,實證結果更具客觀性與可靠性。此外,該模型還具有一般面板數據模型的優點,能夠準確地反映變量間非線性特征[15]。因此,為實證考察雙渠道知識溢出與區域創新績效的非線性關系,采用Hansen門檻面板回歸模型[16],構建以知識產權保護為門檻變量的省際知識溢出對區域創新績效影響的單一門檻面板回歸模型,如下式所示:

式中:i表示省份,t表示年份;ln nprit為被解釋變量,表示i省t年的區域創新績效;ln pksit為門檻依賴變量,表示i省t年的省際知識溢出,β1、β2為相應系數;ln iprit為門檻變量,表示知識產權保護;λ為門檻值;I(·)是指示函數,當括號內條件成立時取1,否則取0;lncontrolit為控制變量,表示影響區域創新績效的其他因素,αm為相應系數向量;μi為個體固定效應;νt為時間固定效應;εit為隨機干擾項。

相應地,構建省際知識溢出多重門檻面板回歸模型(以雙重門檻為例):

式中:λ1、λ2為雙重門檻值;其他變量與符號同式(1)。

同理,構建以知識產權保護為門檻變量的國際知識溢出對區域創新績效影響的單一門檻面板回歸模型:

式中:ln nksit為門檻依賴變量,表示i省t年的國際知識溢出;其他變量與符號同式(1)。

相應地,構建國際知識溢出多重門檻面板回歸模型(以雙重門檻為例):

式中:ln nksit表示國際知識溢出;其他變量與符號同式(2)。

基于Hansen門檻面板回歸模型估計方法,利用Stata13對雙渠道知識溢出與區域創新績效的非線性關系進行門檻效應檢驗與估計,具體過程主要分為3步:首先,確定是否存在單一門檻值。利用最小二乘法得出殘差平方和最小的門檻估計值以及其他變量的估計系數,并采用bootstrap 法對門檻值的顯著性水平進行檢驗。若通過檢驗,則說明存在單一門檻值。然后,確定是否存在雙重門檻值。重復上述步驟,若存在第2個門檻值,則需要回檢第1個門檻值,再進行顯著性水平檢驗。按照此步驟,即可確定存在幾個門檻值。最后,利用似然比統計量對各門檻估計值進行真實性檢驗(顯著性水平δ=0.05時,LR=7.35)。

2.2 變量說明

(1)被解釋變量。被解釋變量即區域創新績效(npr)。關于區域創新績效的衡量方式,目前學術界尚未形成統一的標準。總結以往研究,衡量區域創新績效的方式主要基于如下3種視角:一是從創新投入視角,采用人力資本投入、物質資本投入等指標表示;二是從創新產出視角,采用專利數、新產品銷售收入等指標表示[17-19];三是從創新投入產出過程視角,首先構建區域創新績效評價指標體系,然后利用熵值法等相關方法對各指標賦權,最后確定其綜合得分[3,20]。就本文而言,其主要探討在知識產權保護門檻作用下知識溢出對區域創新績效的非線性影響,并涉及研發人員投入等多個控制變量。如果選擇第1或第3種衡量方式,很可能會面臨變量間的多重共線性問題,從而影響實證結果的準確性與可靠性。因此,本文僅從創新產出角度衡量區域創新績效。從創新價值鏈視角看,區域創新績效可分為中間產出和最終產出。中間產出通常采用專利數等指標表征,而最終產出通常采用新產品銷售收入等指標表征。考慮到知識溢出對區域創新績效的影響最終體現在產品收入上,表示創新驅動經濟發展的水平[21];并且,新產品銷售收入不僅能夠反映創新產品的市場認可度,客觀體現出創新成果的商業價值,還具有易獲取、可比性強等特點。因此,本文選取新產品銷售收入作為區域創新績效的衡量指標[18]。同時,以2009年為基期,利用工業生產者出廠價格指數對其進行平減[22]。

(2)門檻依賴變量。知識經濟時代,知識已成為區域創新發展中最具價值的資源[23]。而知識的非競爭性、外部性及部分排他性等特點又決定了其能夠被傳播、共享,即知識在區域間存在著溢出效應。因此,通過知識溢出渠道而獲取區域外部知識逐漸成為各區域創新系統高質量快速發展的重要途徑。從現實角度而言,知識溢出主要分為兩種類型:一是從國內其他區域吸收到的省際知識溢出;二是從國外地區吸收到的國際知識溢出。而這兩種知識溢出的來源是不同的。基于此,本文立足于知識源異質性視角,對區域創新系統所吸收到的知識溢出進行科學地劃分,即將知識溢出分為省際知識溢出與國際知識溢出兩種形式,并分別探討和比較兩種知識溢出對區域創新績效的非線性差異化影響。由此可知,本文的門檻依賴變量包括省際知識溢出和國際知識溢出。

①省際知識溢出(pks)。它主要反映了區域創新系統從國內其他區域吸收到的知識溢出總量。由于知識溢出存在著局域性和復雜性等特征,使得省際知識溢出效應的大小會受到區域間地理距離和知識存量差距等因素的影響與制約,也即是區域間地理距離越近,其知識溢出效應越明顯;區域間知識存量差距越大,知識接收地區所獲得的知識溢出效應越大。此外,自有知識存量越多的區域,其知識溢出效應越強,越有利于本地創新的產生[24]。由此可見,要想實現對省際知識溢出的有效測度,選擇的表征方式必須同時滿足上述三方面特點。

目前,國際上測度省際知識溢出的方法主要包括技術流動法、成本函數法、文獻跟蹤法及生產函數法[25]。由于前兩種方法沒有體現出省際知識溢出的局域性特征,第3種方法涉及的部分數據又難以獲取,故以往研究大都選擇生產函數法測度省際知識溢出。在實證分析時,通常采用替代指標表征省際知識溢出:徐盈之等[26]利用主成分分析法對構建的顯性知識和隱性知識指標體系進行綜合測度;王崇鋒[27]采用規上工業企業的技術引進、購買國內技術和消化吸收3項經費支出衡量省際知識溢出。根據前文分析可知,這種利用替代指標測度省際知識溢出的方式存在一定的局限性,即未體現出省際知識溢出受限于區域間地理距離和知識存量差距的客觀事實。鑒于此,本文引入Verspagen-Cani?ls知識溢出模型對上述不足進行修正。Verspagen-Cani?ls知識溢出模型是以區域自有知識存量為基礎,同時考慮區域間地理距離和知識存量差距等因素,進而測度省際知識溢出[28-29]。同時,為了更好地反映省際知識溢出與地理距離的關系,本文對Verspagen-Cani?ls知識溢出模型做進一步改進,即將省際距離衰減指數設定為2[30]。由此,改進的Verspagen-Cani?ls知識溢出測度模型如下式所示:

式中:Si為區域i從區域j所吸收到的知識溢出總和;N為其他區域總數,取值29;表示區域間省會距離平方的倒數;Hij=ln(Kj/Ki)表示區域間自有知識存量差距;θi和φi表示兩種不同的學習能力,借鑒文獻[31],令θi=1且φi=0,即暫不考慮兩區域學習能力的差異。

對于區域自有知識存量,參考文獻[3,32],采用R&D 活動經費內部支出表征區域自有知識,并運用永續盤存法對區域自有知識存量進行核算。其中,R&D 活動經費內部支出由R&D 支出價格指數(人員勞務費所占權重×居民消費價格指數+儀器設備費所占權重×固定資產投資價格指數)進行平減[33-34],以2009年為基期。

②國際知識溢出(nks)。它主要反映了區域創新系統從國外地區吸收到的國際知識溢出總量。根據前文分析可知,國際知識溢出主要通過外商直接投資和國際貿易兩條渠道進行傳播的觀點已獲得了廣泛的認可。然而,對于發展中國家而言,想要通過國際貿易來實現生產率的提高會受到不同程度的約束[35]。產生該現象的原因主要在于:發展中國家的比較優勢往往體現在技術進步較慢的傳統生產部門,發展中國家很可能受國際自由貿易的需求導向與利益驅動而更多地開展傳統產品生產活動。由此導致的后果是國際貿易并不一定會促進發展中國家的技術進步與競爭力提升。因此,外商直接投資的引入就顯得尤為重要。為了更客觀、準確地反映國際知識溢出對區域創新績效的影響,本文僅從外商直接投資渠道表征國際知識溢出。外商直接投資對中國各區域的選擇原因比較復雜,如經濟發展水平、地理位置以及政策導向等,加上國與國之間不同的文化背景、意識等客觀事實,故衡量外商直接投資時往往忽略地理距離和知識存量差距的影響。

目前所知,以往研究主要從實際利用外商直接投資額[36]、外商直接投資存量[37]以及實際利用外商直接投資額占地區GDP 的比重[4]3種方式表征外商直接投資。考慮到沒有滯后的FDI數據更能真實地反映當期經濟發展狀況,且中國各地區存在著比較差異[38]。因此,本文選取外商直接投資衡量國際知識溢出,并采用實際利用外商直接投資額占地區GDP的比重表示。

(3)門檻變量。門檻變量即知識產權保護(ipr)。根據中國作為發展中國家的特有國情,中國學者通常采用3種方法測度知識產權保護強度:一是知識產權保護強度指數(立法強度×執法強度)[39-41];二是知識產權侵權結案率(侵權結案數占侵權案總數的比重)[42-43];三是技術轉讓市場規模(地區技術市場成交額占當地GDP 的比重)[44-45]。從指標計算角度看,前兩種方法存在一定的局限性:由于司法地方保護現象的普遍存在,造成執法強度和結案率缺乏一定的客觀性;統計數據的不足造成研究對象不夠全面。而第3 種方法不僅具有客觀性、綜合性等優點,還能夠避免一些影響知識產權保護卻又不可度量的因素,并且數據均來自《中國統計年鑒》[46]。因此,本文選取技術轉讓市場規模作為知識產權保護的衡量指標,并采用地區技術市場成交額占當地GDP的比重表示。

(4)控制變量。考慮到各地區研發人員投入、區域創新系統結構、交通條件以及人力資本水平的差異性,且它們也可能對區域創新績效產生一定的影響。因此,為了更準確地探討雙渠道知識溢出與區域創新績效的非線性關系,本文引入這些因素為控制變量。

①研發人員投入(rdp)。研發人員投入作為創新活動中最基本的創新要素之一,對區域創新績效具有重要影響。由于研發人員的工作時間并不完全用于研發活動并產生創新,故采用研發人員全時當量衡量研發人員投入比采用研發人員數更具客觀性,這一觀點已獲得學術界的廣泛認可。因此,本文繼續選取該指標來表征研發人員投入。

②區域創新系統結構(idu)。企業、高校及科研院所作為3大創新主體,直接關系到區域創新績效的高低,有必要準確地明晰三者在區域創新系統中的結構關系與競爭狀況。參考文獻[47],采用有R&D 活動的企業、研究開發機構及高等院校數量三者之和衡量區域創新系統結構。

③交通條件(tra)。區域交通條件的差異對區域創新績效的影響也是不同的。良好的交通條件有利于區域間創新要素的快速流動與合理交換,促進創新資源的優化配置,更好地實現區域創新績效的提升。參照文獻[48],選取3類交通基礎設施總里程與地區總面積的比值來表征區域交通條件。

④人力資本水平(hcl)。多數研究均將人力資本水平作為影響區域創新績效的重要因素。地區人力資本水平越高,往往代表著人力資源素質(包括知識、技能等)越高。一方面,有利于促進本地自主創新的產生;另一方面,有利于更有效地吸收區域外部創新資源,實現二次創新。借鑒文獻[3],采用各地區6歲及以上人口的平均受教育年限作為地區人力資本水平的衡量指標。計算公式為:平均受教育年限=(未上過小學人數×0+小學人數×6+初中人數×9+高中人數×12+大專及以上人數×16)除以6歲及以上人口數。

2.3 數據來源

本文以2009～2016年中國30個省級行政區為研究對象(西藏和港澳臺地區因數據缺失而忽略),共240個樣本數據。本文所選取變量的原始數據主要來自《中國統計年鑒》(2010～2017)、《中國科技統計年鑒》(2010～2017)以及各地區統計年鑒(2010～2017);各省份面積數據取自各地方政府網站;各省份省會距離采用軟件ArcGIS10.2測算。為合理控制模型的異方差和共線性,對所有變量均取自然對數。對各變量對數化后的統計特征簡要描述如表1所示。

3 實證結果與分析

根據Hansen門檻面板模型估計方法,利用軟件Stata13分別對知識產權保護門檻差異下的雙渠道知識溢出驅動效應進行實證分析。

表1 各變量的描述性統計

3.1 門檻特征檢驗

(1)門檻效應檢驗。以知識產權保護為門檻變量,分別檢驗省際知識溢出與國際知識溢出門檻效應是否顯著,檢驗結果如表2所示。

表2 門檻估計值顯著性檢驗

由表2可見,省際知識溢出驅動效應中,單一門檻、雙重門檻及三重門檻的P值分別為0.005、0.000 和0.640,F值分別為6.698、19.301 和0.000。這表明,單一門檻和雙重門檻均通過了1%水平的顯著性檢驗,且以雙重門檻效應更強。根據Hansen門檻理論,可以認為省際知識溢出對區域創新績效的影響顯著存在基于知識產權保護的雙重門檻效應,也就意味著省際知識溢出與區域創新績效的非線性關系顯著受限于知識產權保護。因此,本文選擇雙重門檻模型進行實證分析。同理,國際知識溢出驅動效應中,根據門檻效應檢驗結果的F和P值,同樣選擇雙重門檻模型進行實證分析。

(2)門檻值估計。門檻效應檢驗后,需要對門檻值進行估計。表3給出了以知識產權保護為門檻變量時省際知識溢出和國際知識溢出門檻值的估計結果與95%置信區間。

由表3可見,省際知識溢出驅動效應中,雙重門檻值分別為-2.286和-4.348,且分別處于95%置信區間[-3.492,-2.286]和[-8.031,-1.897];國際知識溢出驅動效應中,雙重門檻值分別為-2.286和-4.348,且分別處于95% 置信區間[-2.286,-2.286]和[-8.031,-1.897]。需要注意的是,省際知識溢出和國際知識溢出的雙重門檻是相同的。

表3 門檻值估計結果及其95%置信區間

(3)門檻值真實性檢驗。圖1、2分別描述了省際知識溢出門檻估計值的似然比函數圖,圖3、4分別描述了國際知識溢出門檻估計值的似然比函數圖,圖中虛線均表示LR統計量在5%顯著性水平的臨界值(取值7.35)。

由圖1、2可見,當LR=0時,省際知識溢出相對應的門檻值分別為-2.286和-4.348;當門檻值分別處于相應的95%置信區間時,LR值均小于7.35。這表明,兩個門檻估計值與其真實值相同。同理,由圖3、4可見,國際知識溢出的兩個門檻估計值也與其真實值相同。

圖1 省際知識溢出門檻值-2.286的似然比函數圖

圖2 省際知識溢出門檻值-4.348的似然比函數圖

總之,省際知識溢出與國際知識溢出均存在基于知識產權保護的雙重門檻效應,且兩者的門檻區間均對應相等。

3.2 門檻效應回歸

圖3 國際知識溢出門檻值-2.286的似然比函數圖

圖4 國際知識溢出門檻值-4.348的似然比函數圖

門檻值估計出來后,分別對省際知識溢出和國際知識溢出的雙重門檻面板回歸模型(2)、(4)進行參數估計,結果如表4所示。雙重門檻模型的本質,即是分別研究3個門檻區間知識溢出對區域創新績效的影響,進而比較3個門檻區間知識溢出的彈性系數以反映門檻效應的差異結果[49]。

由表4可見,雙渠道知識溢出對中國區域創新績效的影響均存在顯著的知識產權保護門檻效應。

表4 門檻模型系數估計結果

省際知識溢出效應中,在雙重門檻條件下,當知識產權保護小于-4.348時,省際知識溢出對區域創新績效的彈性系數為0.294,且通過了1%水平的顯著性檢驗,說明省際知識溢出每增加1%,區域創新績效將提升0.294%;當知識產權保護處于-4.348與-2.286之間時,省際知識溢出對區域創新績效的彈性系數變為0.279,且在1%的置信水平下顯著,即省際知識溢出每增加1%,區域創新績效將提升0.279%;當知識產權保護大于-2.286時,省際知識溢出對區域創新績效的彈性系數在1%顯著性水平下上升為0.339,此時省際知識溢出每增加1%,區域創新績效將提升0.339%。這說明,在知識產權保護門檻效應下,省際知識溢出對區域創新績效提升具有積極的非線性影響,且省際知識溢出在高知識產權保護區域的正向促進效應最大。省際知識溢出是一個動態的流動過程,有助于優化發達與欠發達地區的創新資源配置,進而實現區域創新績效的共同提升。在知識產權保護制度下,可以為省際知識溢出提供完善的外部創新環境,更有利于促進資本、技術、人才的流動。欠發達地區可以通過對發達地區流入的先進技術、知識進行學習與模仿,在提高創新能力的同時,摒棄落后思維方式,轉變創新意識;發達地區可以從欠發達地區獲得所需要的創新資源,實現自身創新績效的進一步提升。

國際知識溢出效應中,在雙重門檻條件下,當知識產權保護小于-4.348時,國際知識溢出對區域創新績效的彈性系數為-0.094,且通過了5%水平的顯著性檢驗,說明國際知識溢出每提高1%,區域創新績效將降低0.094%;當知識產權保護處于-4.348與-2.286之間時,國際知識溢出對區域創新績效的彈性系數轉變為-0.128,且在1%的置信水平下顯著,即國際知識溢出每提高1%,區域創新績效將降低0.128%;當知識產權保護大于-2.286時,國際知識溢出對區域創新績效的彈性系數在1%顯著性水平下上升為0.146,此時國際知識溢出每提高1%,區域創新績效將提升0.146%,呈現出先抑制后促進的門檻效應特征。可以發現,當知識產權保護小于-4.348 和介于-4.348 與-2.286之間時,國際知識溢出對中國區域創新績效的影響顯著為負,表明地區吸收到的國際知識溢出并沒有通過外部知識資源引入所帶來的示范效應或內外部知識融合而有效推動區域創新績效提升,相反卻“替代”“擠出”了區域自身創新活動,對本地創新績效產生負向作用。由此可見,對于發展中國家而言,在知識產權保護水平未達到高門檻臨界時,盲目地引進、吸收及利用國外先進技術、新產品等可能會導致相反的效果。較低的知識產權保護水平,往往代表較差的技術創新環境,對外資技術的學習和吸收具有消極影響。同時,過分依賴國外知識與技術,會抑制區域自身研發活動的發展,不利于區域創新績效的發展。因此,當知識產權保護小于門檻值-2.286時,國際知識溢出對區域創新績效存在明顯的擠出效應;而當知識產權保護大于門檻值-2.286時,國際知識溢出就能有效促進區域創新績效的提升,且促進作用大于之前的抑制作用。產生此現象的原因可能是,知識產權保護的加強能夠為有效利用外資提供良好的技術環境與制度支持,降低了先進技術被非法模仿的風險,從而可以引入更多高質量的國際知識溢出。此時,國內區域就可以通過學習、吸收、模仿以及二次創新的方式提高自身的技術創新水平,促進區域創新績效提升,推動區域經濟快速發展。

綜上所述,無論是從省際知識溢出還是從國際知識溢出視角,實證結果均表明,雙渠道知識溢出對區域創新績效的作用關系均會受限于地區知識產權保護水平。在高知識產權保護區域,省際知識溢出和國際知識溢出對區域創新績效的影響系數分別上升到0.339和0.146,說明高知識產權保護對省際知識溢出促進效應的影響最大。

為了便于直觀地分析與比較雙渠道知識溢出對區域創新績效的影響差異,結合表4繪制了不同知識產權保護門檻區間下省際知識溢出和國際知識溢出作用于區域創新績效的彈性系數變化圖(見圖5)。

圖5 雙渠道知識溢出彈性系數變化圖

由圖5可見:

(1)省際知識溢出對區域創新績效的影響總是具有促進作用,而國際知識溢出則呈現出先負向、后正向的溢出效應。

(2)省際知識溢出的彈性系數整體大于國際知識溢出,說明中國區域創新績效的提升主要還是依賴于省際間的知識溢出,也即是本土化的內生創新努力更重要。

(3)省際知識溢出和國際知識溢出的彈性系數大致呈現相同的變化特征,說明地區知識產權保護水平對雙渠道知識溢出效應的約束程度基本一致,更加突出了知識產權保護在知識溢出與區域創新績效作用關系中的重要地位。

就控制變量而言,省際知識溢出效應中,除交通條件對區域創新績效具有負向影響,其他控制變量均為正向影響。其中,人力資本水平對區域創新績效的提升作用最大,人力資本水平每提升1%,區域創新績效將提升1.050%;區域創新系統結構每提高1%,區域創新績效將提升0.495%;研發人員投入每增加1%,區域創新績效將提升0.421%。并且,人力資本水平、區域創新系統結構和研發人員投入的彈性系數均通過了10%水平的顯著性檢驗,說明這3個變量是促進區域創新績效提升的重要因素,推動著區域技術進步和經濟發展。值得注意的是,交通條件的彈性系數雖然在5%的置信水平下顯著,但為負數,說明交通條件并沒有起到積極影響,這可能是由于區域間存在的競爭效應引起的。對于國際知識溢出效應,所有控制變量均對區域創新績效具有正向影響,且又以研發人員投入的提升作用最大。除人力資本水平未通過顯著性檢驗外,其他控制變量均在10%的置信水平下顯著。這可能是因為高層次人力資本才能更有效地理解和吸收國際知識溢出所帶來的創新驅動效應。

3.3 擴展分析

根據知識產權保護的兩個門檻值,將中國30個省份劃分為3大區域:低知識產權保護區域(lnipr＜-4.348)、中知識產權保護區域(-4.348≤lnipr＜-2.286)和高知識產權保護區域(ln ipr≥-2.286)。表5給出了考察期內每年3大區域的省份數量及分布情況。

由表5可見,2009～2016年處于低知識產權保護區域的省份共有199個,占樣本總量的82.92%,說明中國大部分省份仍處于低知識產權保護區域,省際知識溢出對區域創新績效的促進程度較低;而國際知識溢出效應顯著為負,說明較低的知識產權保護水平無法為區域創新活動提供較好的外部制度環境。同時,該區域的省份數量呈逐漸減少的趨勢,反映了中國知識產權保護整體水平在緩慢改善。處于中知識產權保護區域的省份共有33個,占樣本總量的13.75%,并且該區域的省份數量呈逐漸增加的趨勢,說明一些區域已經意識到知識產權保護的重要程度,并著手提高地區知識產權保護水平。只有一個省份處于高知識產權保護區域,該區域的省際知識溢出和國際知識溢出對區域創新績效的彈性系數均顯著提高,說明高知識產權保護水平有助于改善知識溢出的外部制度環境,推動知識溢出對區域創新績效的促進效應大幅度提升。

從地區角度看,2009～2016年只有北京一直處于高知識產權保護區域;天津、上海一直處于中知識產權保護區域,且處于該區域的省份在不斷增加,包括遼寧、湖北、陜西、甘肅、青海;相應地,低知識產權保護區域的省份雖然有所減少,但仍然非常多。由此可見,中國知識產權保護狀況不容樂觀。各地區政府通過知識溢出促進區域創新績效提升時,應充分重視知識產權保護等制度環境。

4 結論

本文從知識源異質性視角,將知識溢出劃分為省際知識溢出和國際知識溢出雙渠道,并利用2009～2016年中國省域面板數據,運用Hansen門檻面板回歸模型,以知識產權保護為門檻變量,實證考察了雙渠道知識溢出對區域創新績效的非線性影響。得到如下結論:

(1)雙渠道知識溢出對區域創新績效的非線性影響均顯著存在以知識產權保護為門檻變量的雙重門檻效應,且兩者的門檻值對應相等。

(2)在知識產權保護門檻條件下,省際知識溢出整體對區域創新績效具有顯著的正向影響,并且呈現出先下降后上升;國際知識溢出則呈現出先負向影響、后正向影響,說明加強知識產權保護可以為知識溢出提供良好的外部制度環境,從而提升知識溢出對區域創新績效的促進作用。

(3)從發展趨勢看,隨著中國對知識產權保護重視程度的日益提高,低知識產權保護區域的省份在逐漸減少,中知識產權保護區域的省份在逐漸增加,但變化速度都比較緩慢;而高知識產權保護區域的省份未發生改變。樣本期內,只有北京處于高知識產權保護區域,可以充分發揮雙渠道知識溢出的正向促進效應;而其他省份仍處于中、低知識產權保護區域,不僅未充分發揮省際知識溢出的促進作用,還會受到國際知識溢出的負向影響。

(4)無論從省際知識溢出還是國際知識溢出角度,都得到研發人投入、區域創新系統結構和人力資本水平均對區域創新績效有較大的促進作用。

根據研究結果提出如下政策建議:

(1)從省際知識溢出角度看,無論知識產權保護處于哪個門檻區間,省際知識溢出對區域創新績效的影響始終為正,且彈性系數均值在0.304以上。因此,政府應制定相關政策增加省際知識溢出以實現區域創新績效的提升。具體而言,政府應重視省際知識溢出的促進作用,深化開放式創新環境,盡可能降低行政壁壘,搭建區域創新交流與合作平臺,促進創新資源的開放共享。同時,繼續加大對交通基礎設施投資力度,改善地區交通條件,特別是中西部地區,便于區域間技術、人才、知識、信息等創新要素有效流動,從而減少地理距離對省際知識溢出效應的限制,更好地發揮省際知識溢出對區域創新績效的促進作用。此外,還應努力提高經濟發展水平,避免因地區間過度的競爭效應而給創新活動帶來消極影響,為區域創新績效的提升創造良好環境。

(2)從國際知識溢出角度看,由于地區知識產權保護水平的差異,不同省份的國際知識溢出對區域創新績效的影響也是不同的。只有在高知識產權保護區域,國際知識溢出才會產生積極影響。因此,各地區應根據自身實際情況,適當引入外商直接投資。要特別注重高質量FDI的引入,增加國內創新主體學習、吸收國外先進知識、技術的機會,從而實現模仿創新以及自主創新。同時,警惕國際知識溢出所帶來的“替代作用”和“擠出效應”,避免過度依賴國際知識溢出而降低區域的自生創新努力和創新意識。

(3)從知識產權保護角度看,在高知識產權保護區域內,不管是省際知識溢出還是國際知識溢出,均對區域創新績效具有顯著的促進作用,且彈性系數最大。因此,政府若想通過知識溢出促進區域創新績效,必須注重知識產權保護水平的提升。具體而言,首先應通過法律、法規等形式規范知識產權保護行為,建立健全知識產權保護制度,培養知識產權保護專業人才;同時,積極宣傳知識產權保護體系,樹立并增強社會公眾的知識產權保護意識。

(4)就控制變量而言,政府應加大教育資源投入,特別是高等教育,提高高層次人才比重,改善人力資本結構,促進地區人力資本水平整體提升;繼續加大研發人員投入,為創新活動提供充足的創新型人才支持;加大對有研發活動企業、高校及研究開發機構的支持力度,推動產學研合作規模化與專業化發展,充分發揮創新主體支持作用。

本文的貢獻在于,利用非線性面板門檻回歸模型,從知識源異質性視角實證分析了省際知識溢出與國際知識溢出對區域創新績效的差異化影響過程中知識產權保護的門檻效應,將有助于深化和豐富該領域的研究成果,同時為制定相關創新驅動政策提供一定的理論參考。本文的不足之處在于,知識溢出與區域創新績效的關系除了受限于知識產權保護外,還可能受到其他因素的門檻效應影響,這將是后續研究的方向。