科技創新投入、知識產權保護與經濟高質量發展*

□ 程惠芳 劉卓然 洪晨翔

內容提要 創新是引領我國經濟高質量發展的第一動力。本文通過構造科技創新投入指數，利用2000—2020年我國30個省級行政區的面板數據，探討了科技創新投入對經濟高質量發展的影響。研究發現：科技創新投入顯著促進了經濟高質量發展，這一結論經過一系列穩健性和內生性檢驗后依舊成立；分科技創新投入類型來看，企業科研經費投入與科技研發人員投入均能顯著促進經濟高質量發展；進一步研究表明，科技創新投入對經濟高質量發展的促進作用呈現非線性，知識產權保護的水平越高，科技創新投入對經濟高質量發展的促進作用越強。本文的結論對我國合理配置創新資源、加快創新要素與知識產權保護體系的協同發展具有重要的政策指導價值。

一、引言

目前我國正處于經濟結構調整的攻堅期，以往依靠傳統要素投入的粗放式經濟增長模式已不再適應經濟高質量發展的要求。經濟高質量發展以創新要素質量升級為前提，2021年我國研發經費支出為27956.3億元，占國內生產總值比重達2.44%，①但我國創新要素配置存在嚴重扭曲（張杰和白鎧瑞，2022），創新行為具有“重數量、輕質量”的特征。此外，知識產權保護作為創新激勵的重要制度保障，將對經濟發展的方式、動力、路徑及成果產生重大影響。根據《2022年全球創新指數報告》，我國知識產權保護指數在全球141個經濟體中排名第11位，與主要發達經濟體仍有一定差距。因此，加快提升科技創新要素配置效率、實現創新要素與知識產權保護的有效協同，是我國經濟高質量發展的戰略舉措和重要路徑。

與本文相關的第一類文獻是有關創新能力測度的研究。一是以專利申請或授權數度量地區、部門或企業的創新產出能力（黎文靖和鄭曼妮，2016；黃勃等，2023）。 二是以研發強度（Awaya&Krishna，2021）、技術人員（Xiang&Yeaple，2018）、知識資本（程惠芳和陳超，2017）來測算創新投入強度。三是按創新活動進行定性分類，如將研發創新分為突破性創新與迭代式創新（徐翔等，2023）。但是在現有研究中，學者們較少對創新投入要素進行系統分類，忽視了多種創新資源的合理配置問題。

與本文相關的第二類文獻是有關科技創新投入對經濟高質量發展的影響研究。一是從理論視角剖析創新是經濟增長和全要素生產率提升的內在動力（Romer，1990；張占斌和畢照卿，2022）。 二是基于數據論證了研發資本能顯著提升全要素生產率（Bodman&Le，2013；黃勃等，2023），同時將知識資本分為研發、人力、創新設施、技術以及國外知識資本（程惠芳和陳超，2017），將創新行為分為政府支持研發活動和政府直接支持技術開發（肖文和林高榜，2014；葉祥松和劉敬，2018），考察不同類型的創新資本或創新行為對全要素生產率造成的異質性影響。三是考慮到創新投入規模應與要素稟賦、區域發展以及制度環境相適應，探究研發資本對穩態經濟增長或技術進步的非線性作用（劉樂淋和楊毅柏，2021）。以上研究多以全要素生產率來表征經濟高質量發展，這難免存在片面性，沒有用五大發展理念全面反映經濟高質量發展的復雜內在邏輯。

與本文相關的第三類文獻是知識產權保護對經濟高質量發展的影響研究。傳統觀點認為，知識產權保護制度作為創新激勵的制度保障（Bhattacharya et al.，2022），能顯著推動經濟高質量發展。黃勃等（2023）以中國上市公司為樣本進行探究，結果表明完善知識產權保護體系能增強數字技術對企業全要素生產率的促進作用。但由于各區域要素稟賦和經濟基礎不一，知識產權保護對區域發展可能存在抑制效應（Lerner，2009）。董雪兵等（2012）從宏觀層面發現短期內較強的知識產權保護程度會阻礙中國經濟增長。還有學者發現知識產權保護對經濟增長的促進效應可能需要先決條件，簡澤和段永瑞（2012）強調知識產權保護只有與適當的競爭政策相搭配才能促進企業全要素生產率增長，寇宗來等（2021）利用兩期技術轉移模型發現一定條件下南方國家自愿加強知識產權保護，實現南北雙贏。

本文通過構造科技創新投入指數，利用2000—2020年我國30個省級行政區的面板數據，深入論證了科技創新投入對經濟高質量發展的影響。本文的邊際貢獻主要有：（1）將科技創新投入分為政府科研經費投入、企業科研經費投入以及科技研發人員投入三種類型，并考察不同類型的科技創新投入對經濟高質量發展的異質性影響，有利于明晰創新要素資源的最優化配置。（2）基于五大發展理念，構造經濟高質量發展的指標體系，并將科技創新投入、知識產權保護和經濟高質量發展三者納入同一框架中進行系統研究，深入探究創新要素與知識產權保護的協同互動效應，為經濟高質量發展的創新驅動路徑提供了理論指導。（3）利用調節效應模型和門檻效應模型探究了科技創新投入促進經濟高質量發展的非線性作用，對我國加快實現區域創新協調發展以及構建現代化創新體系具有重要的政策指導意義。

二、理論分析與研究假設

（一）科技創新投入對經濟高質量發展的影響

內生增長理論認為技術進步是人均收入長期增長的內在動力（Lucas，1988；Romer，1990），而科技創新是技術進步的先決條件?？萍紕撔峦ㄟ^增加創新要素投入提高創新產出，進而間接影響經濟的增長路徑與方式（黃勃等，2023）。根據宏觀知識生產函數模型（Romer，1990；程惠芳和陳超，2017），作為科技創新投入重要組成部分的研發資本與人力資本，可以通過知識、技術、企業組織制度和商業模式等無形要素對現有資本、勞動力、物質資源等有形要素進行組合升級（洪銀興，2013），發揮出“1+1>2”的能級效應，有效提高自身資本回報率和勞動生產率，進而促進區域經濟向集約式增長模式轉變，最終實現經濟高質量發展。據此，本文提出假設1。

假設1：科技創新投入能顯著促進經濟高質量發展。

科技創新過程風險高、周期長、投入大，這意味著完全依賴單個主體配置創新資源難以滿足經濟社會發展的需求（厲以寧等，2019），但由于社會功能定位與創新發展目標不一致，不同類型的科技創新投入對經濟高質量發展的影響存在差異。研發資本與人力資本是科技創新投入的重要組成部分（程惠芳和陳超，2017），而研發資本主要由政府與企業主導配置。首先，政府作為創新活動的調控者，能有效彌補市場機制的不足，但是政府進行科研活動的目的是促進我國創新能力的長期、持續提升，因此政府一般按照創新能力提升的長期最優化目標對創新投入要素進行配置，較少考慮短期收益，故在短期內政府科研經費投入對經濟高質量發展的效果可能并不明顯。其次，企業作為創新活動中最活躍的主體，為了實現利潤最大化，始終通過技術創新提升企業的核心競爭力并實現可持續發展。由于在創新過程和應用中存在很大不確定性，因此企業家在創新投入前會考慮收益的內在化（歐陽耀福，2023），充分盤活企業研發資金，堅持將科研投入轉化為現實生產力，進而推動地區經濟高質量發展。最后，科技研發人員作為知識的重要載體（Schultz，1961），具備較高模仿、學習、研發和創新能力，能夠將外部知識加速轉化為內生動力以推動技術進步（Aghion&Jaravel，2015）。 據此，本文提出假設2。

假設2：企業科研經費投入和科技研發人員投入均能顯著促進經濟高質量發展。

（二）知識產權保護的作用分析

新制度理論指出，創新過程需要有完備的制度體系支持（Davis&North，1970），而知識產權保護制度不僅能確保知識創造者的權益不受侵犯，還能有效降低創新活動的信息不對稱（李莉等，2014），從而充分釋放研發資本和人力資本等創新要素帶來的更高效益。因此，在知識產權保護制度下，科技創新投入對經濟高質量發展具有非線性影響。當處于較高水平時，知識產權保護能充分保障創新主體對創新成果的獨占權 （Branstetter et al.，2006），創新主體通過增加研發資本、人力資本等創新要素推動經濟高質量發展 （程惠芳和陳超，2017）；當處于較低水平時，知識產權保護難以對專利、著作等創新成果形成有效保護，這可能導致模仿創新、盜版侵權等行為出現，從而降低創新積極性，不利于發揮創新要素的知識溢出效應（Lerner，2009），導致科技創新投入對經濟高質量發展的促進作用有限。據此，本文提出假設3。

假設3：知識產權保護制度下科技創新投入對經濟高質量發展的影響是非線性的，知識產權保護水平越高，科技創新投入對經濟高質量發展的促進作用越強。

三、研究設計

（一）模型構建

1.基準回歸模型

為檢驗上述假設，本文建立基準回歸模型：

式（1）中，下標 i代表省份，t代表年份。 HQD為被解釋變量，表示經濟高質量發展；INN為核心解釋變量，表示科技創新投入；X為控制變量組，用來緩解由遺漏變量造成的估計偏誤；μi表示省份固定效應；δt表示年份固定效應；εit為隨機擾動項。

2.調節效應模型

為探討知識產權保護制度下科技創新投入對經濟高質量發展的非線性影響，本文建立調節效應模型：

式（2）中，IP是調節變量，表示知識產權保護水平，采用技術市場成交額占地區生產總值的比重表示（靳巧花和嚴太華，2017）。式（2）在式（1）的基礎上加入了科技創新投入（INN）與知識產權保護水平（IP）的交互項，其中交互項系數β3為核心估計系數。在β1為正的前提下，若β3顯著為正，則表明知識產權保護放大了科技創新投入對經濟高質量發展的促進作用。式（2）中的其他變量和固定效應的含義同式（1）。

3.門檻效應模型

本文參考Hansen（2000）建立如下門檻回歸模型，進一步檢驗知識產權保護制度下科技創新投入對經濟高質量發展的非線性影響：

式（3）中，IP為門檻變量，γ為特定的門檻值。φ1與φ2分別為門檻變量在 IP≤γ與 IP＞γ時，科技創新投入對經濟高質量發展的影響系數。I（·）為示性函數，滿足括號內條件取值為1，否則取值為0。

（二）變量說明

1.被解釋變量

經濟高質量發展（HQD）。本文基于新發展理念，構建了創新驅動、協調發展、綠色低碳、開放經濟、民生共享5個一級指標，并且參考簡新華和聶長飛（2020）、高志剛等（2023）的做法，構建了 13個二級指標，具體指標體系見表1。其中，本文將所有二級指標進行標準化處理，并使用熵值法計算各級指標權重。

2.核心解釋變量

科技創新投入（INN）。根據宏觀知識生產函數模型（Romer，1990；程惠芳和陳超，2017），研發資本與人力資本是創新投入的重要組成部分，而研發資本主要由政府與企業主導配置，因此本文將科技創新投入分為政府科研經費投入（GOV）、企業科研經費投入（ENT）和科技研發人員投入（HTP）三種不同類型。研發強度一般用R&D支出/GDP表示（程惠芳和陳超，2017），各省級行政區的R&D支出可以用科技活動經費籌集額來衡量（張杰等，2016），而《中國科技統計年鑒》按照不同主體分別統計了科技活動經費籌集額中的政府資金和企業資金，因此，鑒于數據的可得性和科學性，本文用科技活動經費籌集額中的政府資金/地區生產總值來衡量政府科研經費投入，用科技活動經費籌集額中的企業資金/地區生產總值來衡量企業科研經費投入。此外，參考丁建軍等（2023）的做法，本文用每萬人擁有研發人員數來衡量科技研發人員投入。同時本文將以上三個指標進行標準化處理，使用熵值法計算三個指標的權重，通過加權求和構建科技創新投入指數。

3.控制變量

為了緩解由遺漏變量造成的估計偏誤，本文加入6個控制變量。（1）市場化水平（MKT）。采用王小魯等（2021）提出的中國各地區市場化指數表示。（2）環境規制強度（ENV）。采用工業污染治理完成投資額占地區生產總值的比重表示。（3）政府干預強度（INT）。采用政府財政支出占地區生產總值的比重表示。（4）教育投入規模（EDU）。采用教育經費的對數表示。（5）信息化水平（INF）。采用年末固定電話用戶數的對數表示。（6）知識產權保護水平（IP）。采用技術市場成交額占地區生產總值的比重表示。

（三）研究樣本與數據來源

考慮到原始數據的可得性與準確性，本文選用的研究樣本為2000—2020年我國30個省級行政區。由于數據缺失，本文的研究樣本不包括西藏自治區、香港特別行政區、澳門特別行政區和臺灣省。本文的數據均來源于國家統計局、各省級行政區統計年鑒、WIND數據庫、《中國統計年鑒》《中國科技統計年鑒》《中國環境統計年鑒》和《中國商務年鑒》。本文數據的描述性統計見表2。

表2 描述性統計

四、實證結果

（一）科技創新投入對經濟高質量發展的影響

1.基準回歸

表3展示了基準回歸結果。其中，列（1）是不加控制變量、省份固定效應和年份固定效應的回歸結果，列（2）是不加控制變量，但加省份固定效應和年份固定效應的回歸結果，列（3）是加控制變量、省份固定效應和年份固定效應的回歸結果?？梢园l現，列（1）～（3）中 INN 的回歸系數始終顯著為正，這充分證明科技創新投入能顯著促進經濟高質量發展，初步驗證了假設1。

表3 基準回歸結果

2.穩健性檢驗

本文使用以下方法進行穩健性檢驗：一是對INN和HQD分別進行前后1%和5%的縮尾處理。二是更換解釋變量的測度方式，本文利用主成分分析法對INN重新測度后再進行回歸，具體以累計貢獻率≥85%為標準，共確定了2個主成分個數，從而得到二級變量的對應權重，最終計算出INN的綜合得分。結果表明，INN的回歸系數始終顯著為正，充分證明了本文基準回歸結果的穩健性。三是本文通過構建科技創新投入（INN）的工具變量并采用兩階段最小二乘法（2SLS）進行回歸來緩解內生性問題。本文參考Groves et al.（1994）的做法，選擇INN的滯后一期作為工具變量，INN的滯后項可能與當期項相關，但不會對當期的經濟高質量發展產生影響，這滿足工具變量的相關性以及外生性兩個條件，同時工具變量識別不足與弱識別檢驗結果證明本文所選擇的工具變量是有效的。綜上，在考慮到內生性問題后，科技創新投入對經濟高質量發展的回歸系數仍顯著為正，進一步證明了假設1。

3.不同類型科技創新投入對經濟高質量發展的影響

為進一步探究不同類型科技創新投入對經濟高質量發展的影響，本文將科技創新投入分為政府科研經費投入、企業科研經費投入以及科技研發人員投入分別進行回歸。表5列（1）和列（2）的回歸結果顯示，GOV的回歸系數為正，但在統計學意義上并不顯著。表5列（3）和列（4）的回歸結果顯示，ENT的回歸系數顯著為正，說明企業作為創新主體，會充分考慮研發經費的投入產出比（歐陽耀福，2023），強化科技目標導向，有效提高科技成果轉化和產業高級化水平，進而推動經濟高質量發展。表5列（5）和列（6）的回歸結果顯示，HTP的回歸系數顯著為正，這充分說明人力資本是知識的重要載體（Schultz，1961），具有模仿、學習、研發和創新能力，能有效推動技術進步，促進經濟集約式發展。以上回歸結果驗證了假設2。

表4 穩健性檢驗

表5 不同類型科技創新投入對經濟高質量發展的影響

（二）知識產權保護的調節效應

為探究知識產權保護對科技創新投入促進經濟高質量發展的調節效應，本文引入INN與IP的交互項進行回歸。表6列（1）的回歸結果顯示，INN的系數顯著為正，INN與IP的交互項系數顯著為正，說明在知識產權保護制度下科技創新投入對經濟高質量發展的影響是非線性的，知識產權保護作為創新激勵的重要保障，能有效增強科技創新投入對經濟高質量發展的促進作用（吳超鵬和唐菂，2016），知識產權保護水平越高，科技創新投入對經濟高質量發展的促進作用越強，驗證了假設3。

表6 知識產權保護的調節效應

表6列（2）～（4）展示了知識產權保護對不同類型科技創新投入促進經濟高質量發展的調節效應。從回歸結果看，GOV與IP的交互項系數不顯著，這可能是因為政府科研經費支持的創新活動周期較長，由知識產權保護體系保護的成果轉變為生產力的速度較慢，短期內難以影響經濟高質量發展。ENT與IP的交互項系數顯著為正，表明知識產權保護能有效增強企業科研經費投入對經濟高質量發展的促進作用，這是由于知識產權保護水平的提升能有效避免盜版侵權等行為，充分調動了企業科技創新的積極性，有效提高創新要素的配置效率。HTP與IP的交互項系數顯著為正，表明知識產權保護能有效增強科技研發人員投入對經濟高質量發展的促進作用，這是由于隨著知識產權保護水平的不斷提升，科研人員權益得到有效保障，這顯著提高了科研人員的創新能力和積極性，加速將外部知識轉化為內生動力來推動技術進步（Aghion&Jaravel，2015）。

（三）知識產權保護的門檻效應

本文采用Bootstrap自助抽樣方法判斷是否存在門檻特征，以進一步驗證科技創新投入對經濟高質量發展的非線性影響。表7檢驗結果表明，知識產權保護單一門檻效應在1%的顯著性水平上顯著，但雙重門檻效應與三重門檻效應均不顯著，表明存在單一門檻效應。知識產權保護單一門檻的估計值為0.0896（見表8），當知識產權保護水平低于0.0896時，科技創新投入對經濟高質量發展的影響系數為0.1251（見表9），且在1%的顯著性水平上顯著；當知識產權保護水平高于0.0896時，科技創新投入對經濟高質量發展的影響系數上升至0.7421（見表9），且在1%的顯著性水平上顯著?？梢?，只有當知識產權保護水平達到門檻值時，科技創新投入對經濟高質量發展才有較高的促進效應，進一步證明了假設3的準確性。

表7 門檻效應檢驗

表9 門檻回歸結果

本文通過計算發現，我國絕大部分地區的知識產權保護水平沒有超過0.0896，同時這也意味著我國知識產權保護水平的提升空間較大，以創新驅動經濟高質量發展的潛力也較大。我國亟需不斷完善知識產權保護體系，加快實現科技創新與知識產權保護的協調互動。

五、結論和建議

本文通過構造科技創新投入指數，利用2000—2020年我國30個省級行政區的面板數據，深入考察了科技創新投入對經濟高質量發展的影響。研究發現：科技創新投入顯著促進了經濟高質量發展；從科技創新投入類型看，企業科研經費投入與科技研發人員投入均能顯著促進經濟高質量發展；科技創新投入對經濟高質量發展的促進作用呈現非線性，知識產權保護水平越高，科技創新投入對經濟高質量發展的促進作用越強；進一步研究表明，知識產權保護也具有明顯的門檻效應，當知識產權保護水平高于0.0896時，科技創新投入對經濟高質量發展的促進作用明顯增強。

本文的結論有以下政策啟示：第一，我國需要持續提升科技創新投入強度，合理配置創新資源，分別發揮政府創新投入和企業創新投入在不同領域、不同階段的優勢。第二，我國需要完善知識產權保護的法律法規，加快設立地方級知識產權法院，在各區域設立最適知識產權保護標準，努力構建國內與國際相鏈接的知識產權保護體系。第三，我國需要加快創新要素與知識產權保護體系的協同發展，完善產學研用的創新機制，打造知識產權創新保護鏈，促進創新鏈與產業鏈的互融互通，構建面向現代化強國的科技創新體系。

注釋：

①數據來源：《中國統計年鑒2022》。網址：http://www.stats.gov.cn/sj/ndsj/2022/indexch.htm。