知識產權保護對企業創新績效的影響研究
——基于浙江上市公司的證據

方中秀

(華中師范大學 經濟與工商管理學院，湖北 武漢 430079)

0 引言

隨著知識經濟時代的到來，社會進步的動力由要素驅動逐漸向創新驅動轉變。由此，需要將鼓勵模仿或重視經驗的制度轉變為鼓勵創新的制度[1]，以推動創新體系有效運行。知識產權制度對創新活動具有保障和支撐作用，有效的知識產權保護環境有利于鼓勵知識競爭與創新，引導企業優化資源配置，提升創新績效。

近年來，知識產權保護與創新績效之間的關系是學界研究的熱點問題。已有研究主要基于國家或產業層面展開，重點關注知識產權與經濟發展的關系以及知識產權影響技術創新的機制。有關知識產權影響經濟發展的研究多基于南北框架展開，其共同的核心要義在于，知識產權保護與經濟發展水平之間存在聯系，發展中國家應實施嚴格的知識產權保護以激發本土創新潛力[2]。有關知識產權制度影響技術創新的機制研究則更多集中在自主創新與模仿創新領域，重點在于知識產權保護對研發成本、模仿和侵權成本的影響[3]，以及由此引發的創新績效的差異[4]。

然而，這些研究仍有3個方面的問題值得關注：一是現有研究大多從宏觀視角展開，有關知識產權制度與微觀企業互動關系的探討較少。然而，創新的多層次性特征決定了不同層面變量會共同作用于技術創新的過程[5]，區域的制度環境會對微觀企業的創新行為產生重要影響。因此，有必要從微觀企業視角尋找區域知識產權保護水平影響創新績效的證據。二是目前有關知識產權保護對創新績效的作用機制以及兩者關系的研究結論存在不同觀點。例如，有學者認為，知識產權保護會直接影響創新績效[6]；也有學者認為，知識產權保護會影響企業對自主創新或模仿創新的路徑選擇，使其更傾向于利用R&D投入或技術溢出來提升創新績效，即知識產權保護水平對R&D投入、技術溢出與創新績效之間的關系存在調節作用[7]。那么，哪一類觀點更符合現實？目前還缺乏實證檢驗。三是在研究方法上缺乏跨層次研究，區域知識產權保護環境與企業的創新績效是2個層面上的變量，可能正是由于這個原因，目前多數研究都停留在宏觀層面，沒有深入考察知識產權保護對微觀企業創新行為的影響，而近年來跨層次模型分析工具的成熟使我們有機會對此類跨層次的關系進行深入研究。

中國在正式加入WTO并參與TRIPS協議以后，對知識產權戰略的實施已經歷了快速發展。然而由于中國幅員遼闊，不同地區的經濟、法制、社會公眾意識等均存在差異，因此各地區的知識產權保護水平也不盡相同。作為在改革開放政策指引下取得巨大成就的東部沿海省份，浙江始終重視知識產權在服務經濟發展方式轉變和全面實施創新驅動發展戰略中的重要作用。不論是知識產權產出、法律保護實踐，還是國家知識產權試點城市建設，浙江都具有相對的先進性。根據我們對修正的GP指數的測算，浙江是除北京、上海、天津這3個直轄市之外，知識產權保護強度均值最高的省份。此外，由于所處的地理位置優越，浙江企業還具有利用外資獲取技術溢出的先天優勢，因此以其為樣本開展實證研究對于探討我國應當如何實施知識產權保護具有重要的借鑒價值。本研究基于企業微觀視角，通過將R&D投入和技術溢出納入一個多層線性模型(HLM)，檢驗知識產權保護對企業創新績效的影響效應，發現內在作用的微觀機理。相比已有文獻，本文可能是國內首篇以HLM模型研究知識產權保護影響企業創新績效的文獻，對該模型的利用可以解決傳統的散記和合計方法在處理不同層次變量關系時可能引發的誤差問題。這有助于豐富知識產權影響企業創新的研究內容，為知識產權的經濟學研究提供更為細致的微觀證據，并對知識產權政策制定提供參考。

本文以下部分安排如下：第一部分為理論框架與研究模型；第二部分為數據及變量測算，包括樣本確定、變量選取與數據說明；第三部分呈現實證結果并分析；最后是結論及建議。

1 理論框架與研究模型

1.1 研究假設與框架

知識產權保護對企業創新績效的作用機制大致可分為兩類。一是直接作用機制，即將知識產權保護看成企業創新的基本要素；二是間接作用機制，把知識產權保護視為影響企業選擇創新路徑的因素。

(1)知識產權保護對企業創新績效的直接影響。知識產權制度承認智力勞動成果的有償性和排他性，通過營造崇尚與鼓勵創新的社會環境、法律環境和制度環境來激勵發明創造，驅動技術創新。有效的知識產權保護可通過提升社會整體的知識產權意識、完善相關法律制定、強化法律執行等手段對企業創新績效產生直接影響。此外，知識產權保護還能保障創新所需的關鍵資源，如資金、人才、技術服務等在創新主體之間合理流動和有效配置，使創新更易于實現[8]。由此可以認為，知識產權保護是影響企業創新績效的重要因素，本文提出如下假設：

H1：知識產權保護對企業創新績效有直接正向影響。

(2)知識產權保護對企業創新績效的間接影響。一國或地區實現技術創新的主要路徑有兩類：自主創新和模仿創新。前者是指通過獨立的R&D投入，形成自主知識產權獨特核心技術的過程；后者是指在獲取技術溢出的基礎上，通過對先進技術的消化與模仿實現的創新。知識產權保護會影響企業創新路徑的選擇，導致對R&D投入或技術溢出的利用有所不同，影響最終的創新績效。

①R&D投入、知識產權保護與企業創新績效。R&D投入是影響企業創新績效的關鍵因素，相當多的實證研究都證實了這一點[9-10]。由于研發活動可以不斷解決生產過程中的問題，突破發展瓶頸，因此會給企業帶來創新。這種影響將長期存在于企業的生產經營活動中，為企業實施后續的技術創新提供先機，也為持續保持競爭優勢奠定基礎[11]。現有研究普遍表明，企業的R&D投入與創新績效之間存在正相關關系[12-13]。知識產權制度的強化將降低新技術被非法模仿的可能性，改善企業的創新收益預期，激發研發動力，提升創新績效。Barney(1991)[14]提出，企業所擁有的異質性資源是其超常租值的來源，而R&D投入有助于企業形成此類關鍵資源。知識產權制度通過設立一種隔離機制，能有效防止競爭對手輕易仿制和占有此類資源，保障了資源價值不被稀釋，從而使企業R&D投入的積極性得以持續。由此提出以下假設：

H2a：R&D投入對企業創新績效有直接正向影響；

H2b：知識產權保護對R&D投入與企業創新績效的關系具有正向調節作用。

②技術溢出、知識產權保護與企業創新績效。技術溢出對一國技術創新，尤其是后發國家的技術創新具有重要影響[15]。外商直接投資作為最常見的技術溢出途徑之一，會通過技術擴散、技術競爭和技術應用等效應作用于本土企業的創新活動，為其實施模仿創新奠定基礎。有關FDI技術溢出效應的研究大多顯示，外商投資企業的創新活動會顯著促進本土企業的技術創新[16-17]。

知識產權保護水平的提高會對外資產生“誘致效應”[18]，以中國為研究對象的文獻大多證實了這一點[19-20]。外資通過競爭、示范、人員流動等方式與本土企業產生互動，使其多渠道的享受來自跨國公司的技術溢出，進而有助于本土企業提升創新績效。由此提出以下假設：

H3a：技術溢出對企業創新績效有直接正向影響；

H3b：知識產權保護對技術溢出與企業創新績效的關系具有正向調節作用。

基于以上分析，本文構建了知識產權保護、技術創新路徑與企業創新績效相互關系的框架(圖1)，以此考察知識產權保護、R&D投入與技術溢出對企業創新績效的作用機制。

圖1 本文研究框架

1.2 跨層次研究模型的構建

HLM模型可用以分析不同層次變量之間的關系，估計各層次效果以及各層次能夠解釋的變異量，解決傳統的散記和合計過程造成的誤差問題。本研究涉及企業和區域兩個層面的變量，適合構建多層回歸模型。第一個層次的企業層面變量包括企業創新績效、R&D投入和技術溢出等，第二個層次的區域層面變量則反映了知識產權保護環境。

(1)零模型檢驗。本研究的前提假設是區域知識產權保護水平的變化會使企業創新績效存在顯著差異。因此，先以HLM模型的零模型進行檢驗。模型設置如下：

Level1：企業創新績效ij=β0j+εij

(1)

Level2：β0j=γ00+μ0j

(2)隨機回歸模型。為檢驗R&D投入與技術溢出對企業創新績效的影響，本研究構建HLM隨機回歸系數模型。在第一層放入企業層面變量，第二層不含任何變量。第一層回歸模型中的回歸系數包括截距項與斜率，第二層都設定為具有隨機效果的回歸模型。若γ10、γ20經過t檢驗達到顯著水平，則R&D投入和技術溢出對企業創新績效具有顯著影響。模型設置如下：

Level1：企業創新績效ij=β0j+β1j×R&D投入+β2j×技術溢出+βij×controlvarables+εij

(2)

Level2：β0j=γ00+μ0j

β1j=γ10+μ1j

β2j=γ20+μ2j

βij=γi0+μij

(3)截距模型。為驗證知識產權保護水平對企業創新績效的影響，本研究構建HLM截距模型。第一層模型設定為完整模型，再將第一層回歸模型中的截距項作為第二層的結果變量，在模型中加入區域層面變量。若γ01經過t檢驗達到顯著水平，則表示在控制R&D投入與技術溢出變量后，區域的知識產權保護水平對企業創新績效具有顯著影響。截距模型如下：

Level1：企業創新績效ij=β0j+β1j×R&D投入+β2j×技術溢出+βij×controlvarables+εij

(3)

Level2：β0j=γ00+γ01×知識產權保護水平+μ0j

β1j=γ10+μ1j

β2j=γ20+μ2j

βij=γi0+μij

(4)斜率模型。為了驗證知識產權保護對R&D投入、技術溢出與企業創新績效之間關系的影響作用，本研究構建HLM斜率模型。在截距模型中，針對R&D投入和技術溢出的斜率項，加入區域層面變量進行預測。若γ11、γ21經過t檢驗達到顯著水平，則表示區域知識產權保護水平在R&D投入與企業創新績效的關系，以及技術溢出與企業創新績效的關系之間具有調節作用。斜率模型如下：

Level1：企業創新績效ij=β0j+β1j×R&D投入+β2j×技術溢出+βij×controlvarables+εij

(4)

Level2：β0j=γ00+γ01×知識產權保護水平+μ0j

β1j=γ10+γ11×知識產權保護水平+μ1j

β2j=γ20+γ21×知識產權保護水平+μ2j

βij=γi0+μij

2 數據及變量測量

2.1 樣本的確定

由于2006年2月15日財政部發布了《企業會計準則第6號——無形資產》，對原則中關于企業研究與開發費用統一計入當期損益的會計處理做了較大修改，因此Wind數據庫中有關R&D支出數據的披露從2006年開始，且2006年前后的數據不具有可比性。因此，本文選擇的時間區間為2006-2018年，以此期間浙江省所有A股主板、中小板和創業板上市公司作為初始樣本，剔除退市及數據不完整的公司，最終樣本涉及216家上市公司，2 241個公司年度觀測值。

2.2 變量的測算與數據選擇

(1)企業層面變量。

①被解釋變量。企業創新績效：以浙江省上市公司各年度申請且最終獲得授權的發明專利、實用新型專利與外觀設計專利數量之和衡量。

②解釋變量。R&D投入：以R&D支出占總收入的百分比測量。R&D投入數據按照研發支出價格指數[21]進行平減，營業總收入以GDP平減指數平減，所有價格都以1990年價格為基期。

技術溢出：參考Javorcik[22]的做法，設計了技術溢出指標HFDIS，公式如下：

HFDISit=(FSijt×Yijt)/∑iforall,i∈jYijt

(5)

其中，FSijt是t時間j行業中i企業的總資產中外資所占的比例，我們參考王海妹等[23]的做法，以QFII表示上市公司外資參股比例。Yijt是企業i的真實產出，用營業總收入表示。

③控制變量。借鑒Hall & Ziedonis[24]、Cohen[25]的研究，加入企業規模、資本密度和前期創新等企業特征控制變量。其中企業規模以員工數量測量；資本密度以資本勞動比測量，計算方法為固定資產除以員工數量；前期創新以年凈利潤與員工數量比測量。固定資產以固定資產投資價格指數平減，凈利潤以GDP平減指數平減，所有價格都以1990年價格為基期。

研究所需財務數據來自Wind與CSMAR數據庫，專利數據來自國家知識產權局的專利檢索系統。

(2)區域層面變量。我們以知識產權保護強度及分指標對區域的知識產權保護水平進行測量。

①知識產權保護強度。以GP指數評價知識產權的立法強度[26]，進一步設立一個執法力度評價指標。該指標的評價因子具體包括司法保護水平、行政保護水平、法律執行程度、經濟發展水平、知識產權意識與國際監督制衡(表1)。執法力度取值為此六項指標取值的算術平均值，知識產權保護強度定義為立法強度(GP指數)與執法力度的乘積。

表1 知識產權執法力度測算指標及說明

②知識產權保護分指標。除知識產權保護強度指標外，本研究進一步選取法律執行程度、司法保護水平以及知識產權意識等與知識產權保護緊密相關的執法力度分指標，在公式(3)、(4)中作為區域知識產權保護水平的評價指標，識別其對企業創新績效的影響效應與作用機制。

需要說明的是，在以分指標進行研究時，司法保護水平的測量以律師數占總人口數的實際比例表示；知識產權意識以萬人專利申請的實際數量表示；法律執行程度仍以專利糾紛案件結案率測量。原始數據來源于歷年《浙江統計年鑒》《中國統計年鑒》《中國法律年鑒》《中國科技統計年鑒》、國家知識產權局《專利統計年報》以及世界銀行數據庫。

3 實證結果與分析

3.1 變量描述性統計

各變量的描述性統計如表2、表3所示。企業專利授權的均值為24.11，中位數為9，創新績效分布偏右，表明大部分企業創新績效高于平均水平。多數企業的R&D投入和技術溢出高于平均水平，但對于創新路徑的選擇，不同企業存在較大差異。知識產權保護強度均值為3.910，中位數為3.876，最大值和最小值分別為4.276和3.591，反映出浙江省的知識產權保護強度逐年增加且增速加快。從分指標來看，法律執行程度、司法保護水平的變化與知識產權保護強度類似；而知識產權意識最大值與最小值的差距更大，年度變化存在波動。

表2 企業層面變量描述性統計結果

表3 區域層面變量描述性統計結果

3.2 相關性分析

對各變量進行對數化與中心化處理，變量間的相關系數見表4、表5。第一層自變量的DW值為1.777，方差膨脹因子檢測顯示不存在多重共線性。企業創新績效與R&D投入及技術溢出的相關系數分別為0.540和0.263。由表3可知，各變量之間的相關系數均低于0.592，研究變量之間的多重共線性問題基本可以忽略，為下文檢驗奠定了分析基礎。第二層變量之間的相關系數均小于0.761，表明區域層面知識產權保護各分指標之間也不存在多重共線性問題。

表4 企業層面變量相關系數

表5 區域層面變量相關系數表

3.3 實證檢驗

為避免傳統技術在處理跨層次研究時存在的統計誤差，本文使用HLM模型進行分析，統計工具為HLM6.08。

(1)零模型檢驗。如表6所示，企業創新績效(τ00=0.686，P<0.01)截距項的殘差變異達到顯著水平。根據對ICC的計算，企業創新績效中有25.01%的變異來自區域因素。零模型檢驗顯示，區域知識產權保護水平對企業創新績效存在顯著差異，建議采用跨層次分析模型。

表6 零模型數據分析結果

(2)隨機模型檢驗。如表7所示，R&D投入(γ=0.457，P<0.01)和技術溢出(γ=0.492，P<0.01)對企業創新績效均具有顯著的正向影響。經與零模型計算結果比較，R&D投入與技術溢出對企業創新績效的解釋變異量R2為15.56%。H2a和H3a得到驗證。

表7 隨機模型分析結果

(3)截距模型檢驗。上文隨機模型第二層截距項的殘差變異τ00卡方檢驗顯著，第一層變量部分解釋了企業創新績效，但還有許多變異須通過第二層區域變量方能解釋。根據表8、表9的結果，對于區域層面變量的分析顯示，知識產權保護強度(γ=11.874，P<0.01)對企業創新績效存在顯著正向影響，H1得到驗證。經過與隨機模型結果的比較，第一層預測變量對企業創新績效的解釋變異量R2為20.55%。在公式(3)中，以法律執行程度、司法保護水平以及知識產權意識這三類分指標測算知識產權保護水平的結果顯示，法律執行程度(γ=1.684，P<0.05)、司法保護水平(γ=1.104，P<0.01)與知識產權意識(γ=0.425，P<0.01)均對企業創新績效存在正向影響。

表8 截距模型分析結果(企業層面)

表9 截距模型分析結果(區域層面)

(4)斜率模型。上述隨機效果模型τ00值卡方檢驗顯著，意味著區域知識產權保護水平可能存在調節效應。根據表10、表11結果，知識產權保護強度與R&D投入、技術溢出的交互項估計系數t(分別為γ11=1.330，P<0.01；γ21=2.686，P<0.01)的檢定都達到顯著水平，H2b、H3b得到驗證，說明知識產權保護水平會影響企業創新效率。在同樣的R&D投入或技術溢出水平下，知識產權保護水平越高，企業的創新績效就越好。在公式(4)中，以分指標測算知識產權保護水平的結果顯示，司法保護水平與R&D投入的交互項估計系數t(γ=0.568，P<0.1)的檢定達到顯著水平，說明在同樣的R&D投入水平下，司法保護水平越高，企業創新績效越好。同時，法律執行程度與技術溢出的交互項估計系數t(γ=2.350，P<0.1)的檢定也達到顯著水平，表明法律執行程度也會影響企業創新績效，這種影響作用是通過調節技術溢出與企業創新績效的關系實現的。在同樣的技術溢出水平下，法律執行程度越高，企業創新績效越好。

表10 斜率模型分析結果 (截距預測變量)

表11 斜率模型分析結果(斜率預測變量)

3.4 穩健性檢驗

為了保證結果的穩健性和可靠性，本文以信息傳輸、軟件和信息技術服務業與制造業企業為研究樣本，采用同樣的篩選規則和分析方法，考察區域知識產權保護水平對企業創新績效的影響。此類產業是R&D投入最集中、技術溢出最密集、創新活動最活躍的領域，與知識產權有著天然的聯系，其企業對知識產權的運用和保護需求更為強烈。對191家樣本企業的分析結果見表12，區域知識產權保護水平能夠顯著解釋企業創新績效的變異，結論與上文分析結果一致，甚至知識產權保護水平對此類企業創新績效的影響更大。

表12 信息傳輸、軟件和信息技術服務業與制造業數據分析結果

4 結論及啟示

4.1 研究結論

本研究以浙江省上市公司為樣本，通過構建HLM模型，探討了區域知識產權保護水平對企業創新績效的微觀作用機制。分析得到如下結論：首先，區域知識產權保護水平是影響微觀企業創新績效的重要因素，可以解釋創新績效變異中25.01%的方差。其次，知識產權保護強度作為激勵企業創新的制度保障，對微觀企業的創新績效能夠產生直接作用。進一步分析，區域法律執行程度、司法保護水平以及知識產權意識都是對企業創新績效產生直接影響的關鍵因素。第三，知識產權保護強度作為企業創新績效的影響因素，不論對R&D投入與企業創新績效之間的關系，還是對技術溢出與創新績效之間的關系，均能起到正向調節作用。這說明區域的知識產權保護水平能夠使企業的R&D投入和技術溢出得到更為有效的配置和利用，增進企業實施自主創新或模仿創新的效率，進而提升創新績效。第四，驅動企業利用R&D投入或技術溢出的具體因素存在差異。對R&D投入與企業創新績效之間關系起到正向調節作用的是司法保護水平。司法保護水平體現了一國社會的法制化程度，此結果說明社會的法制化程度越高，法律條款能夠被越自覺遵守，那么企業就越傾向于實施R&D投入，驅動自主創新，從而提高創新績效。而對于技術溢出與企業創新績效之間的關系起到正向調節作用的因素則是法律執行程度。法律執行的效率決定了立法是否能夠得到落實，與法律的完備性同樣重要。在出現糾紛的時候，若國外權利人的利益能夠通過政府行政手段得到維護和保障，那么其進行直接投資的動機就會得以維持。中國本土企業通過模仿、競爭等效應獲得技術溢出，以此開展模仿創新，也能促進企業創新績效提升。

4.2 政策啟示

結論的政策含義在于，區域的知識產權保護水平對企業創新績效具有重要的影響作用，政府應該通過加強保護力度為企業提供創新動力。具體而言，第一，打造良好的知識產權法制環境。通過制定和完善知識產權相關的法律法規，激發企業自主創新的活力。積極打造完善的司法體系并配合良好的行政保護，切實維護企業創新的合法權益。第二，深化對外開放政策，鼓勵擁有先進技術與管理理念的跨國公司來中國投資。促進內外資企業合作交流，加快本土企業對先進技術的消化吸收過程，充分發揮技術溢出的正向影響，推動模仿創新。第三，提升知識產權保護意識。知識產權保護的實現，除了要有司法保障與行政保護外，也需要廣泛的社會公眾保護意識作基礎。未來，應該進一步推行科學合理的教育措施和切實有效的宣傳普及措施，利用多元化的知識傳播渠道，如指導性讀物、網絡輔導等提高社會整體知識產權保護意識，強化公眾守法意識，為營造有效的知識產權保護環境提供保障。