知識產權保護促進了FDI的企業創新效應嗎？

■寧靜波 許麗君 趙濟鵬

一、引言

吸引外商直接投資是我國深入推進高水平對外開放的需求，創新是驅動我國經濟發展的核心動力。將外商直接投資與創新驅動戰略深度融合，使外部資本能夠最大限度地提高本土企業的創新能力，對我國經濟的高質量發展尤為重要。

知識產權保護制度旨在激勵創新活動。一般而言，知識產權保護水平越高，企業的合法權益就越能夠得到保障，從而企業有更多的資源投入到創新活動中。發達國家知識產權保護的創新激勵效果已被驗證是有效率的[1]。然而，對于一些發展中國家而言，嚴格的知識產權保護并不能激勵自主創新[2]。對于市場風險較小的模仿型創新模式，知識產權保護水平的提升反而會提高模仿型創新的成本與風險，阻礙技術的擴散和轉移，進而抑制創新[3]。

近些年，我國的知識產權保護水平不斷提高。這會激勵企業的創新？還是會抑制本土企業創新？本文試圖從研究利用外資的創新效應出發，研究中國知識產權保護水平的發展對這一效應的作用機制及影響程度，深化對外資技術溢出效應的認識。這不僅能識別知識產權保護水平的提高與外資創新效應的關系，也為理清開放創新與自主創新的未來發展態勢提供思路。

二、文獻綜述

（一）外商直接投資對企業創新的影響

外商直接投資對企業創新的影響是熱門研究領域。Khachoo 等[4]研究證明外商直接投資不僅存在促進本行業企業技術提升的水平效應，還存在促進上游企業技術創新的垂直效應。諸竹君等[5]也發現引進外資可以通過溢出效應、鎖定效應和競爭效應三種方式來優化本土企業的創新行為。但外商直接投資對本土企業創新的積極影響并非立竿見影，而是存在一定的滯后性，本土企業主要通過“引進—消化—吸收—再創新”這一路徑逐步向自主創新模式轉變[6]。邱立成等[7]認為外商直接投資的技術溢出效應需要視企業的技術吸收能力而定。此外，Mehra[8]、Uotila等[9]、Crespo等[10]、Urban[11]指出外商直接投資的創新促進效應需要考慮東道國的具體情況，只有當東道國的知識產權保護水平、人才儲備、開放程度等因素達到一定標準時，才能達到預期效果。

（二）知識產權保護對企業創新的影響

近年來，知識產權對企業創新的影響研究受到學術界的廣泛關注。一類觀點認為完善知識產權保護制度對企業創新活動具有正向影響。完善的知識產權保護制度可以降低企業創新活動的機會成本，保護創新成果不受侵害，促使企業有更多資源轉移到創新投入上，進而激勵企業產出創新成果[12]。另一類觀點則認為知識產權保護制度的完善對企業的創新活動具有消極影響。這是因為加強知識產權保護可能會使部分企業獲得壟斷權利，從而導致自由競爭減少，部分企業盈利能力下滑，無法支撐創新活動[13]。從技術引進到消化吸收的過程，知識產權保護制度可能會阻礙技術擴散和轉移的可能性，增加創新的學習成本[14]。

也有學者指出知識產權保護與企業創新之間并不是簡單的線性關系，而是存在著最優的知識產權保護水平，保護程度過高或過低都會給技術創新帶去負面影響[15，16]。同時，知識產權保護對企業創新的影響存在異質性[17，18]。

（三）外商直接投資和知識產權保護對企業創新的影響

外商直接投資與知識產權保護是影響企業創新的重要因素，因而有必要將三者納入到一個解釋框架中進行研究。毛其淋[19]和彭衡[20]發現知識產權保護強化了外資進入對企業創新的促進效應。而代中強等[21]認為這種促進作用存在國家的異質性，對發達國家的影響程度要高于發展中國家。陳恒等[22]進一步提出隨著知識產權保護水平的提高，外商直接投資的溢出效應逐漸減弱，對企業創新的促進作用也相應減小，表現出比較明顯的門檻效應。周榮軍[23]也發現知識產權保護水平與外商直接投資均可以提高企業的創新績效，但知識產權保護水平的加強阻礙了外商直接投資的技術溢出效應，不利于創新。

基于現有的文獻基礎，本文將以上市企業作為研究對象，將知識產權保護引入到外商直接投資對企業創新影響的研究框架中，識別知識產權保護制度在外資利用的創新效應中起到的作用和產生的影響，以期從微觀層面考察知識產權保護制度的經濟效益及其對不同創新路徑的影響機理。

三、理論分析與研究假設

當引進外資時，市場格局會發生變化，本土企業家需要權衡內外環境，研判創新形勢，只有企業同時具備創新意愿和創新能力時，企業家才會做出創新決策。外商直接投資主要通過技術溢出效應影響本土企業創新，外資企業在技術水平、管理能力、企業運營等方面具備相對優勢，但本土企業更了解當地市場環境，也具備較強的學習和模仿能力[24]。

技術層面，本土企業在接觸到外資企業先進的技術后，會對相關技術展開學習和模仿，從而跟進外資企業的技術水平，提高自身的生產效率。管理方面，本土企業會借鑒外資企業的先進管理經驗，從而提高企業整體的工作效率和產出水平。本土企業通過對外資企業技術和管理經驗的吸收與模仿，并立足實際展開的二次創新，在客觀上可以總結為技術溢出效應。

外商直接投資也可以通過市場競爭效應影響企業創新[7]。外資企業的出現會導致本土企業面臨嚴峻的競爭形勢，增加其生存緊迫感[25]，從而使得本土企業必須采取手段積極應對競爭，以求在競爭中保持優勢。一方面，提高對新產品、新技術和新服務的重視程度，加大創新投入，研發出滿足市場需求的創新產品，把握核心技術的主動權和所有權，與外資企業展開正面競爭。另一方面，挖掘和培養創新型人才，調整績效考核和激勵機制，提高員工的創新能力，進而獲得更多的創新產出。新產品和新技術的出現會增強本土企業的核心競爭力，使得本土企業獲得更強的盈利能力，進而獲得更高的收入和利潤，便會有更充足的資金與人才進行長期創新。綜上所述，本文提出如下假設：

假設H1：外商直接投資會對本土企業創新產生顯著的促進影響。

知識產權保護水平的提高增加了非法侵權成本，激勵創新成果的產出[26]。一方面表現為企業的創新成果不容易被他人模仿或剽竊；另一方面體現在即便創新成果遭受侵權，被侵權企業也可以通過法律途徑快速、公正地解決侵權糾紛，并獲得相應的賠償[12]。全民知識產權保護意識的提高有助于專利授權的發展，知識產權所有者會通過將專利授權給他人來創造收益。在這種情況下，企業更愿意進行創新投入。

外資技術溢出效應的發揮也受東道國知識產權保護水平的影響。對于后發國家而言，在對外開放的最初階段，由于技術差距的客觀存在，引進技術并模仿創新更受歡迎。但知識產權保護水平的提高無疑會增加企業的模仿成本，嚴重時甚至會導致企業遭受法律的制裁，繳納高額的侵權賠償費用，企業的商譽也會因此嚴重受損。提高知識產權保護水平后，如果企業依舊長期依賴于外資的技術引進和學習模仿，不主動開展創新，往往會造成自身內生吸收能力和長期創新能力止步不前的局面，最終陷入創新的惡性循環[27，28]，從而在競爭中失去優勢。此時，知識產權保護水平的提高將會弱化外商直接投資對企業創新的促進作用，對企業創新起到負向調節作用。據此，本文提出對立假設：

假設H2a：在外商直接投資對企業創新的影響過程中，知識產權保護起到了正向的調節作用。

假設H2b：在外商直接投資對企業創新的影響過程中，知識產權保護起到了負向的調節作用。

不同企業由于其性質與所處領域的不同，在對市場環境變化的敏感程度、新技術的吸收能力等方面會存在較大差異，知識產權保護的價值激勵作用也會因為一系列因素展現出不同的效果。一般而言，非國有企業面臨激烈的市場競爭環境，一旦落后便會失去競爭力，甚至有被市場淘汰的風險。因此，非國有企業有更強的危機意識與競爭意識，促使其積極主動去求變求新[24]。因此，外商直接投資對非國有企業創新的影響效果要強于國有企業，知識產權保護也將強化這一影響。

專利密集型企業主要從事高新技術的開發與研究，這些企業一般會持續不斷地投入大量研發資金，以獲得創新產出。因此，專利密集型企業會對創新成果被侵權的行為更為敏感。而非專利密集型企業的創新投入主要體現在新產品的研發、工藝流程的改進、成本的管控、管理方式的優化等方面，技術創新投入較少，創新成果被侵權的可能性較小。由于創新產出對專利密集型企業存在更強的正外部性，因而專利密集型企業對完善的知識產權保護制度的需求更大[29]。

各地區在知識產權立法方面差距不大，但在執法方面存在著差異，主要表現為東部地區的知識產權保護水平總體上高于中西部地區。此外，由于要素稟賦不同，各地區的最優知識產權保護水平存在著顯著差異[30]。各地區在吸引外資的相對優勢上有所不同，中西部地區的經濟實力和創新能力不及東部地區，使得地方政府在整治知識產權侵權行為時，收效甚微。因此，地方政府為保護地方經濟發展，也為發揮低知識產權保護水平的優勢，可能會選擇對知識產權采取適當放松的政策。據此，本文提出如下假設：

假設H3：知識產權保護的調節效應存在行業和空間異質性，對非國有企業創新能力的調節效應要高于國有企業，對專利密集型企業創新能力的調節效應要高于非專利密集型企業，對東部地區企業創新的調節效應最強。

四、模型設計與數據描述

（一）模型的設定與變量的選取

根據前文的理論和假設，本文設計了如下的計量模型：

模型（1）是檢驗外商直接投資影響企業創新的實證模型。其中，Yi,j,k,t為本文的被解釋變量，即i省j市k企業在t年的創新水平。本文使用創新數量ln?Inn_N 與創新質量lnInn_Q 兩個維度的指標來衡量企業的創新水平。核心解釋變量lnFDIi,j,t-1是i 省j市在t-1年外商直接投資流量的對數值。模型（2）是檢驗知識產權保護水平調節效應的模型。另一個核心解釋變量IPRi,t-1是i 省在t-1年的知識產權保護水平，Xi,j,k,t-1是i省j市k企業在t-1年控制變量所構成的向量，考慮到企業創新存在內生性，核心解釋變量和企業控制變量均采取滯后一期的處理。

被解釋變量分別為企業創新數量和創新質量，創新數量lnInn_N 采用企業專利授權數加1 的對數值來衡量[31]，創新質量lnInn_Q選用企業該年授權的發明專利數加1的對數值來衡量。原因在于實用新型專利和外觀設計專利的技術含量較低，對技術進步的貢獻也比較小，獲得難度小，含金量低[32]，而發明專利作為一類含有較高技術水平的創新產出，能夠推動相關領域的技術進步甚至技術變革，獲得難度更大，含金量更高，可以更精準地衡量企業的創新能力。

本文整理了上市公司注冊地所屬地級市每年實際利用的外商直接投資額，并按照基年進行了平減處理，對所得值加1 并取對數后作為外商直接投資的代理變量lnFDI。知識產權保護水平IPR，主要通過構建各省知識產權保護立法水平和執法水平的指標，并合成為一個新指標作為代理變量來衡量[33]。

1.知識產權保護立法水平的測度

Park 等[34]通過研究某國專利法的涵蓋范圍、是否獲得國際條約的成員資格、權利喪失的保護、執法機制和保護期限，提出了衡量國家知識產權保護立法水平的G-P 指數。本文對我國專利法的涵蓋范圍、是否獲得國際條約的成員資格、權利喪失的保護、執法機制、保護期限五個大項的若干個小項進行測度。如果我國在該年滿足該小項的要求則賦值為1，不滿足要求則賦值為0，將各小項取值通過算術平均的方式得到每個大項的得分，加總五個大項的值即可得到我國的G-P 指數。結果發現，在樣本區間內，我國的G-P 指數的值始終為4.52 分，該值與Park等[34]公布的數值相差不大。

2.知識產權保護執法水平的測度

（1）社會法治化程度（lawyer）。社會法治化是影響知識產權執法水平的重要因素。律師作為法律服務的主要參與者，其數量和水平體現了社會的法治化程度，因此社會中的律師人數占總人數的比例可以反映知識產權保護的執法水平。一般認為，當一個國家的律師人數達到每萬人中有5 人時，該國的法治化程度達到了較高水平。借鑒韓玉雄等[33]的方法，本文通過計算各城市當年專職律師人數與該地區年末總人口數的比值，來作為社會法治化程度的代理變量，當每萬人中律師人數多于5 人時賦值為1，少于5人時則等于實際的數值除以萬分之五。

（2）法律體系的完善程度（system）。一個國家的知識產權執法需要以知識產權立法為基礎，倘若國家的知識產權立法不夠完善，則很可能出現對同一違法行為做出不同的司法審判與司法解釋的現象。同時，一個國家的司法體系是在實踐中不斷完善的，是一個動態的實時調整的有機體系，司法體系建立的時間越長，該國就擁有越豐富的司法實踐來完善法律體系，因此本文選擇“立法時間”來衡量法律體系的完善程度。考慮到世界各國的立法史，本文假設一個國家需要花費100年的時間才能使本國的法律體系趨于成熟①。我國的立法起點是1954年，這也是我國法律體系建立的起點，由于國內各地區法律建設具有統一性，因此本文以實際立法時間除以100來衡量國內法律體系的完善程度。

（3）經濟發展水平（pGDP）。根據馬斯洛的需求理論，當自身的生存、安全等較低級的需求被滿足后，人們才會考慮自我提高、守法等更高級的需求，因此知識產權執法力度與該地區的經濟發展水平相關。一個地區的GDP 總量可以表示該地區的經濟實力，但是該指標忽略了人口因素，因此本文使用“人均GDP”這一指標代表地區經濟發展水平，并以1000美元作為衡量經濟發展水平的標準：若該地區人均GDP 超過1000 美元則指標賦值為1，否則為實際人均GDP除以1000美元的數值。

（4）國際社會的監督制衡機制（WTO）。一個國家的知識產權保護不僅是本國的立法與執法問題，更涉及與其他國家進行貿易往來的公平問題，各種貿易組織存在的目的就是為了促進成員國之間有秩序地進行貿易往來。作為WTO三大支柱之一，知識產權在WTO框架中有具體而明確的保護范圍、保護最低要求及爭端解決機制。因此，本文將“是否加入WTO”作為國際社會監督制衡機制的衡量指標，由于我國已在2001年正式加入了WTO，本文樣本的時間區間為2008—2018年，因此本文中所有樣本的該項指標均取值為1。

借鑒李蕊等[35]的方法，本文將上述四個指標取算數平均值得到i 省t年的知識產權保護執法水平IPPit。公式為：

將i 省在t年的知識產權保護水平定義為我國總體的知識產權保護立法水平與i 省在t年的知識產權保護執法水平的乘積。公式為：

其中，IPRit為i 省在t年的知識產權保護水平，G-Pt為采用韓玉雄等[33]的方法計算的我國各年份的知識產權保護立法水平。

參考已有文獻，控制變量分別選擇企業層面的有關數據，并充分考慮年份、行業和地區的固定效應，如表1所示。

表1 控制變量的定義

本文選取了2008—2018年滬深A 股上市公司的相關數據作為研究樣本，將地級市的外商直接投資數據、地級市所在省份的知識產權保護水平、上市公司創新數據與控制變量數據進行匹配，獲得了非平衡面板數據，其中包括30 個省②213 個地級市的2279家上市公司。

本文使用的外商直接投資數據來源于《中國城市統計年鑒》，其中部分缺失數據通過參閱各地級市該年份的統計年鑒并手工整理予以補全；專職律師人數、人均GDP 等數據來自各省市統計年鑒，部分年份缺失的數據通過《中國社會統計年鑒》予以補全；上市公司的各類專利授權數量以及各類專利申請數量來自CNRDS 數據庫，企業控制變量來自CS?MAR數據庫。

對已整理好的數據做了如下相關處理：（1）剔除了缺失指標的觀測值，由于西藏自治區樣本量較小，本文予以剔除；（2）剔除了金融業上市公司；（3）由于本文的研究對象為中國本土上市公司，因此刪除了股份結構中存在境外發起人持股、境外流通股的樣本；（4）刪除了ST、*ST 的企業；（5）剔除了明顯不符合一般會計公認原則的觀測值；（6）為了避免極端值對結果的影響，本文對所有連續變量進行了上下1%的縮尾處理。

（二）描述性統計

本文的被解釋變量包括創新數量與創新質量兩個指標。創新數量由授權專利總數加1的對數值表示，最大值為6.17，最小值為0。這說明不同企業的創新能力差別較大，標準差達到1.70，有些企業專利產出非常多，但也存在相當一部分企業在某些年份沒有獲得過專利。同時該指標的均值為2.22，這表明有相當一部分企業的創新數量處在均值之下。創新質量指標的情況與創新數量相似，企業之間獲得高質量專利的能力差別較大，最大值與最小值分別為4.68和0，標準差為1.27。

在核心解釋變量方面，外商直接投資指標為該城市當年實際使用的外商直接投資額加1 的對數值，結果表明不同城市實際利用外資的能力差距明顯，能力最高的城市可以達到14.69，最低的城市僅為6.60。整體來看，城市間實際利用外資的能力波動較大，標準差為1.66。在各地區知識產權保護水平的描述性統計結果中可以發現，東部地區知識產權保護指數的均值為3.61，高于中部地區的3.19 與西部地區的3.24，這說明東部地區的知識產權保護水平最高。東部地區知識產權保護指數的極差為1.07，高于中部地區的0.48與西部地區的0.84，同時東部地區知識產權保護指數的標準差高于中部地區與西部地區。這說明東部地區各省的知識產權保護指數整體更高但差距較大且分布更加分散，中西部地區知識產權保護水平整體更低但更加集中。

表2 主要變量的描述性統計

五、實證分析

（一）基準回歸結果

表3報告了本文的基本回歸結果。表3（1）列為外商直接投資對本土企業創新數量的實證結果，系數為正，且在1%的水平上顯著。表3（2）列中，在加入企業控制變量和行業、年份、地區的固定效應后，外商直接投資的系數有所減小，但是依舊在1%的水平上顯著為正，這表明外商直接投資可以通過技術溢出效應和競爭效應增加企業的創新意愿，外資行業間溢出效應要比行業內溢出效應更加明顯，增加了企業的創新數量。表3（3）和（4）列檢驗了外商直接投資對企業創新質量的影響，結果依舊為正，且在1%的水平上顯著。進一步利用創新質量這一角度驗證了外商直接投資的創新促進效應存在，當一個地區外資流量增加時，本土企業會加大對發明專利的研發投入，鞏固現有的專利“城池”，提高創新能力，進而提高核心競爭優勢。假設H1得以驗證。

表3 外商直接投資對企業創新的影響研究

在驗證了外商直接投資對企業創新存在促進作用的基礎上，引入知識產權保護這一制度變量，研究其存在的調節效應。表4（1）列的結果顯示，外商直接投資對創新數量影響的系數依舊為正，且在1%的水平上顯著，但是外商直接投資與知識產權保護水平的交互項系數在1%的水平上顯著為負。估計結果表明，知識產權保護水平呈現負向調節效應，也就是說知識產權保護水平的提高將會削弱外商直接投資對企業創新數量的正向影響。表4（2）列加入了企業控制變量以及行業、年份和地區固定效應進行進一步研究，結果依然顯著且沒有改變交互項系數的符號。

表4 知識產權保護對外商直接投資影響創新的調節效應

知識產權保護水平的提升抑制了外商直接投資的創新效應，這可能是因為在知識產權保護的兩面性中，負面效應強于正面效應。一方面，對于部分在創新產出有相對優勢的企業而言，提高知識產權保護水平有利于保護企業現有的創新成果不受侵權，被侵權的知識產權也可以通過有效途徑獲得補償；另一方面，外資企業技術水平較高，自身的專利被保護得也較好，而本土企業進行模仿創新的成本會變高，創新將會受到阻礙。

當研究視角聚焦到我國本土企業時，本文發現目前我國知識產權保護水平較高，企業在消化吸收先進的技術時面臨更高的法律風險。特別是我國中小企業，法律意識淡薄，抗風險能力較弱。一旦發生侵權事件的法律糾紛，企業的賠償壓力大，互聯網快速傳播的特性也會放大侵權事件帶來的商譽損失，資本和市場份額會發生驟降，在這種雙重打擊下，一些企業無法在短時間內恢復以持續支撐創新研發活動。因此本土企業的創新能力受到了抑制，從而其創新數量降低。

當被解釋變量換成創新質量后，結果依舊沒有發生較大變化，知識產權保護水平始終表現為負向調節效應。發明專利本身的價值較高，要成功獲得一項發明專利，對企業的資金、人才等投入有較高的要求，且存在失敗的風險。當知識產權保護水平提高時，本土企業從外資企業獲得新技術的成本和風險都將相應提高，“引進—消化—吸收—再創新”的路徑便很難實現，抑制了外商直接投資的技術溢出效應，進而削弱了企業的創新意愿。以上實證結果驗證了假設H2b。

（二）異質性分析

本部分將進一步分析在異質性視角下知識產權保護的調節效應。

1.基于企業異質性的回歸結果

表5（1）和（2）列為知識產權保護對非國有企業調節效應的檢驗結果，結果表明就非國有企業而言，知識產權保護水平的提高，削弱了外商直接投資對創新數量的促進作用，且結果在1%的水平上顯著。以創新質量為被解釋變量時，系數依舊為負，但在統計上不再顯著。

非國有企業更加重視自主創新，主要是因為外資企業以高生產率的優勢迅速進入國內市場并占據市場份額，擠占了本土企業尤其是非國有企業的生存空間。在此情況下，非國有企業必須迅速挖掘并創造優勢才能得以存活。在加強知識產權保護的大環境下，部分企業迅速反應，與上下游企業合作進行深度綁定，通過協同合作提高自身的技術能力并分擔風險，以此來應對挑戰。

大部分非國有企業為降低侵犯其他企業知識產權的概率，會減少模仿創新，進行自主專利研發，其資金和人才儲備會面臨考驗。此外，由于創新是需要長期積累的過程，短時間內創新產出可能會達不到預期，因此會導致本土企業的創新產出數量降低。專利總量中包括相當一部分含金量較低的外觀設計專利和實用新型專利。由于知識產權保護意識的提高以及外資企業法務部門的壯大，企業從含金量較低的專利中獲利較少，不足以激勵企業對這些專利進行模仿創新，因此知識產權保護并未通過影響非國有企業創新質量這一路徑來抑制外資的創新促進效應。

表5（3）和（4）列的結果表明，知識產權保護水平顯著抑制了外商直接投資對國有企業創新的促進作用，包括國有企業的創新數量和創新質量。在本土企業競爭中占據較大優勢的國有企業，在技術積累中受到更為嚴格的保護。較高的知識產權保護水平有利于維護國有企業的專利壟斷，同時也延緩了國有企業專利模仿的步伐。但在某些技術含量高且需要獲得較大突破的關鍵領域，國有企業有能力投入大量的資金和人才資源，因此其獲得的創新成果可能數量不多但是質量較高。

表5 所有權視角下知識產權保護對外商直接投資影響創新的調節效應

2.基于企業專利密集度的回歸結果

表6依據專利密集程度將樣本分為專利密集型企業和非專利密集型企業[29]。其中，專利密集型企業平均技術水平較高，屬于尖端制造業，而非專利密集型企業的整體技術水平較低。

表6 專利密集度視角下知識產權保護對外商直接投資影響創新的調節效應

結果表明，對非專利密集型企業而言，知識產權保護表現為顯著的負向調節效應，而對專利密集型企業而言，負向調節效應不顯著。其原因為：第一，非專利密集型企業規模較小，所處行業多為技術水平不高的制造業、服務業等，專利存量不足，從現有專利中獲利的能力較低。當加強知識產權保護時，這類企業可能選擇獲得專利授權來進行生產活動，從而減少發明專利的投入，進而抑制其創新產出。由于企業的部分支出用在了風險較低的專利交易上，因此對創新的重視程度有所下降。企業僅為了滿足日常生產經營需要而進行的外觀設計專利和實用新型專利研發，也極易受到打擊，因此從創新數量的總量來看，知識產權保護水平的提高也起到了負向的調節作用。第二，專利密集型企業以自主研發為主，本身有著較多的技術積累。知識產權保護水平的加強既可以保護專利密集型企業已有的專利不受侵犯，又可以使專利密集性企業將專利授權給別的企業以獲得收益，同時這類企業行業技術壁壘較高，創新儲備與產出以高質量的自主研發為主，模仿學習外資企業的創新產品為輔。

3.基于區域異質性的回歸結果

根據上市公司的注冊地，將樣本劃分為東部、中部、西部三個部分，檢驗知識產權保護的負向調節效應是否存在區域異質性。表7的結果表明，知識產權保護的調節效應僅對東部地區的企業成立且顯著為負，對中部和西部的企業來說，調節效應不成立，交互項的系數為負但不顯著。這可能是由于東部、中部和西部地區的知識產權保護水平在當前階段并不能和外資技術溢出效應融洽配合，在客觀上阻礙了外商直接投資對企業創新的促進作用。

表7 區域異質性視角下知識產權保護對外商直接投資影響創新的調節效應

從東部與中西部地區的經濟基礎和開放水平來看，在東部地區對外開放早期，各地政府都出臺了相應的政策吸引外資進入，在政府優厚政策的推動作用下，外資企業紛紛進入該地區，當地市場隨之產生變化。部分本土企業爭先通過學習先進技術并模仿創新來提高自身競爭力，以適應新的競爭環境。但是隨著東部地區知識產權保護水平的提高，從外資企業學習創新產品的難度越來越大，這使得外商直接投資的溢出效應減弱，進而抑制了企業創新數量的增加和創新質量的提高。

對中部和西部地區而言，由于數量和規模不占優勢，企業面對復雜的新型知識產權案件的處理經驗不足，法律資源也不如東部地區豐富，知識產權保護整體效果不盡人意。因此，當地政府出于保護主義的立場，可能會采取較為寬松的知識產權保護政策，知識產權保護對中西部地區創新數量與創新質量的調節效應不顯著。

綜上所述，無論是基于全樣本的實證分析，還是基于所有權視角、專利密集度視角的分樣本分析，或是基于區域異質性的分樣本研究，知識產權保護的調節效應都呈現出抑制性。這可能是因為目前我國整體知識產權保護已處于較高水平，因而其調節作用并沒有發揮出令人滿意的激勵效果，這與知識產權保護水平的倒“U”型影響以及地方保護主義問題有一定的關聯③。

（三）穩健性檢驗

1.控制樣本偏差

沿海開放城市整合了國內、國外兩種資源，提高了本土企業的開發創新的意愿與能力，增強了產品在國際市場和國內市場的競爭能力，從而有利于吸引更多的外資流入。因此，為了更加準確地識別外商直接投資對中國本土企業創新的促進效應，本文剔除了14 個沿海開放城市的企業樣本后再進行回歸檢驗。表8（1）和（2）列的結果顯示，外商直接投資的回歸系數有所增加，但依舊顯著為正，并通過1%水平上的顯著性檢驗。該結果表明在剔除沿海開放城市的情況下，外商直接投資的技術溢出效應依舊存在，這也進一步說明了外商直接投資對企業創新存在促進效應的結論具有穩健性。

表8 外商直接投資對企業創新的穩健性檢驗

2.使用工具變量

知識產權保護作為一項制度因素，與企業創新可能存在互為因果的關系而導致內生性問題。知識產權保護水平的提高會通過影響企業創新的積極性進而影響企業的創新產出。企業創新產出增多，知識產權相關的侵權案件可能會隨之增加，知識產權保護壓力變大，進而也會提高知識產權保護的執法水平。同時新型知識產權案件的出現也有利于完善知識產權保護相關的法律體系，進而提高立法水平。

為保證研究結果的穩健性，需要進一步處理二者之間存在互為因果的問題。本文參考吳超鵬等[40]的研究，使用上市公司注冊地是否曾為英租界這一啞變量作為知識產權的工具，若在清朝末年至民國期間該城市曾經有英租界則取值為1，沒有英租界則取0④。考慮到工具變量不隨時間變化，因此在實際回歸中將英租界啞變量與時間趨勢相乘并采用兩階段最小二乘方法對全樣本進行回歸。

結果通過豪斯曼檢驗，發現異方差穩定的DWH檢驗結果顯示p 值為0.0000，故可認為知識產權保護以及外商直接投資與知識產權保護的交互項為內生解釋變量。進一步，本文使用兩階段最小二乘法檢驗弱工具變量問題，結果大于Stock等[41]提供的在5%誤差水平下F 檢驗的臨界值，故強烈拒絕“弱工具變量”的原假設，認為選取的工具變量是有效的。表9（1）和（2）列中調節效應依舊為負，結果依然穩健。

表9 知識產權保護調節效應的穩健性檢驗

3.添加企業控制變量

本文借鑒魏浩等[31]的做法，進一步加入企業級控制變量來解決遺漏變量偏差問題。由于企業創新活動具有高風險、長周期的特點，容易受到融資約束的制約作用，企業在融資時面臨的限制越高，就越難獲得充足的資源投入在創新上，進而創新產出更少。所以，本文將企業的融資約束（constraint）作為新的控制變量，并借鑒王碧珺等[42]的方法，采用應收賬款占總資產的比例、企業有形資產占總資產的比例、企業所有者權益占總負債的比例、企業流動資產占流動負債的比例以及利潤占銷售收入的比例5個指標來表示，根據各項指標值的大小，劃分為5 個區間，依次賦予1—5分，最后將各項指標的分值加總并標準化到[0，1]，所得數值越大，表明企業受到的融資約束越強。表10（1）和（2）列表明加入新的企業控制變量后，結果仍然保持穩健。

表10 知識產權保護調節效應的穩健性檢驗

六、研究結論

本文將2008—2018年上市公司的創新數據、地級市外商直接投資數據、省級的知識產權保護數據與企業控制變量數據相匹配形成了面板數據，并以此為基礎，分別研究了外商直接投資對上市企業創新的影響以及知識產權保護水平在外商直接投資對上市公司創新的影響過程中起到的調節作用。在全樣本分析的基礎上，本文按照實際控股人的性質將樣本企業分為國有企業與非國有企業，根據專利密集度將樣本企業分為專利密集型企業與非專利密集型企業，并進一步研究了知識產權保護的異質性。本文主要研究結論如下：

第一，本文驗證了外商直接投資能夠顯著提高我國本土企業的創新水平，且外商直接投資技術溢出效應依舊存在，表明地方政府的招商引資政策成果顯著。知識產權保護制度作為激勵創新的主要手段，卻沒有在“外資促進創新”這一路徑上發揮出應有的價值激勵效果，反而表現出負向的調節效應，在控制樣本偏差、使用工具變量、增加新的企業控制變量后結果依舊穩健。

第二，由于知識產權保護兩面性的存在，知識產權保護的提升對企業創新的激勵效果存在一段時期的滯后，無法與外資引進的技術溢出效應相匹配。盡管知識產權保護水平的提高，對本土企業和外資企業自主研發的創新成果利好，但在一定程度上影響到了技術的轉移和擴散，從而影響外商直接投資溢出效應的發揮，因為企業在技術引進和模仿創新時存在更高的侵權風險并將承受更大的代價。

第三，為了進一步研究知識產權調節效應的作用路徑，將樣本分為國有企業、非國有企業和專利密集型企業、非專利密集型企業之后的回歸。結果顯示，知識產權保護對非國有企業的創新質量不存在顯著的調節效應，且對于專利密集型企業的創新數量與創新質量的調節效應也不顯著，其他仍舊表現出顯著的負向調節效應。將樣本按照東中西部地區劃分之后進行實證檢驗，發現知識產權保護的負向調節效應僅對東部地區企業顯著成立，對中西部地區不成立。

因此，加強知識產權保護水平需要審慎考察各地區的經濟實力和創新環境，理性對待創新能力提升的客觀規律，全面強化知識產權保護水平應因時制宜、因地制宜，為企業提供良好的創新環境和市場環境，而不是一味地加強知識產權保護。我國應進一步完善并落實知識產權保護制度，將知識產權的創新激勵價值落到實處，吸引高質量外資企業，并充分保障外商直接投資對地區創新驅動的溢出效應，推動與國際科技的交流與合作，助力經濟高質量發展。創新是一場持久戰，在主張強化知識產權保護的大背景下，本土企業更應該提高知識產權意識，發揮自身優勢，立足市場需求開展創新活動，提高自主創新的能力并掌握核心技術的話語權，實現可持續發展。■

注 釋

①韓玉雄等[33]指出：歐美等西方國家的法律體系在經歷了二百多年的司法實踐后才逐步完善，但對與新興的工業化國家而言，如日本、新加坡等，因為有西方法律可借鑒，法律體系的完善時間明顯縮短。總的來說，100年這個假設對新興工業化國家來說是合理的。

②為表述方便，本文的“省份”均表示除西藏外的30個省級單位。

③大量文章證明了知識產權保護對企業創新存在倒“U”型的影響關系，如陳戰光等[36]、胡善成等[37]對知識產權保護對企業創新的影響進行了檢驗，初步驗證了二者之間的倒“U”型關系。此外，龍小寧等[38]、潘越等[39]研究表明我國的知識產權保護存在著地方保護主義問題。

④選擇注冊地所在城市是否有英租界這一變量作為知識產權保護水平的工具變量的原因主要在于：一是1710年世界上最早的版權法《安妮法令》和專利法《壟斷法規》均誕生于英國，因此英國是世界上最早重視知識產權保護的國家；二是英國在殖民擴張時期，會依據英國本土的行政、法律制度對租界進行管理，在中國，英國政府也會委派中國本土官員進行英租界的知識產權保護和日常執法活動。因此，如果該地級市曾經有英租界，由于歷史的傳承，該市的知識產權保護意識可能要高于其他城市，因此可以將是否曾有英租界作為工具變量。