知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)、貿(mào)易技術(shù)溢出與企業(yè)創(chuàng)新績效

內(nèi)容提要：本文運(yùn)用面板門限模型實(shí)證分析我國企業(yè)通過進(jìn)口貿(mào)易渠道獲得的技術(shù)溢出效應(yīng)，并檢驗(yàn)我國知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)的強(qiáng)度在此過程中所產(chǎn)生的影響，發(fā)現(xiàn)知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)在進(jìn)口貿(mào)易的技術(shù)溢出中發(fā)揮了顯著的雙門檻效應(yīng)，且當(dāng)知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)跨越某一門檻值時，貿(mào)易的技術(shù)溢出效應(yīng)對我國企業(yè)創(chuàng)新績效的影響是跳躍式增強(qiáng)的。因此，我國應(yīng)根據(jù)市場偏好來合理設(shè)計(jì)和利用知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)資源。

關(guān)鍵詞：知識產(chǎn)權(quán)；貿(mào)易；門限效應(yīng)；技術(shù)溢出

中圖分類號：F204文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A文章編號：1001-148X（2017）04-0025-06

20世紀(jì)90年代以來，高技術(shù)產(chǎn)品逐漸成為國際貿(mào)易的重要組成部分，進(jìn)口貿(mào)易中遇到的知識產(chǎn)權(quán)摩擦日益凸顯，進(jìn)口國的知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)狀況對知識密集型產(chǎn)品的進(jìn)口貿(mào)易產(chǎn)生著重要影響。本文以國際貿(mào)易對我國的技術(shù)溢出效應(yīng)為研究對象，探討國際貿(mào)易對我國的技術(shù)溢出效應(yīng)是否受到知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)某一水平（閾值）的影響。

一、理論分析與研究設(shè)計(jì)

有關(guān)知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)對進(jìn)口貿(mào)易及其技術(shù)溢出影響的研究大致可以分為以下兩類：第一類主要考察知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)對進(jìn)口貿(mào)易的影響[1-4]，第二類主要關(guān)注知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)對貿(mào)易技術(shù)溢出的影響[5-6]，但鮮有研究關(guān)注到進(jìn)口貿(mào)易的技術(shù)溢出效應(yīng)可能存在知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)水平的門檻特征。

（一）吸收能力與貿(mào)易技術(shù)溢出

任何國家在開放經(jīng)濟(jì)中僅僅依靠國內(nèi)R&D投入來實(shí)現(xiàn)技術(shù)進(jìn)步是遠(yuǎn)遠(yuǎn)不夠的[7-8]，而國外技術(shù)在引進(jìn)后出現(xiàn)的“水土不服”現(xiàn)象也屢見不鮮。究其原因，后發(fā)國家的模仿吸收能力取決于本國的要素稟賦結(jié)構(gòu)與技術(shù)來源國的先進(jìn)技術(shù)相匹配程度[9]，而人力資本、金融發(fā)展水平、專利申請數(shù)、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平等被廣泛認(rèn)為是關(guān)鍵因素，后發(fā)國家與技術(shù)來源國家的要素稟賦越接近、技術(shù)的適宜度越高，越有利于對引進(jìn)技術(shù)的消化吸收。因此，本文提出如下假設(shè)：

假設(shè)1：企業(yè)自身的科技水平和創(chuàng)新能力是吸收貿(mào)易技術(shù)溢出的基礎(chǔ)，并有利于提升我國企業(yè)的創(chuàng)新績效。

（二）知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)與貿(mào)易技術(shù)溢出

貿(mào)易進(jìn)口國的知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)可通過兩種機(jī)制對其自身的模仿創(chuàng)新產(chǎn)生影響：第一種機(jī)制是直接影響，貿(mào)易進(jìn)口國放松知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)，通過營造輕松的盜版環(huán)境降低企業(yè)的模仿成本，直接促進(jìn)本國企業(yè)的模仿創(chuàng)新；第二種機(jī)制是間接影響，貿(mào)易進(jìn)口國加強(qiáng)知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)，通過提高貿(mào)易來源國的研發(fā)積極性和貿(mào)易品的技術(shù)含量，間接地提高對進(jìn)口國企業(yè)的技術(shù)溢出效率，并最終有助于貿(mào)易進(jìn)口國的技術(shù)進(jìn)步。所以，知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)對貿(mào)易技術(shù)溢出產(chǎn)生著重要影響。因此，本文提出如下假設(shè)：

假設(shè)2：貿(mào)易技術(shù)溢出對企業(yè)創(chuàng)新績效的影響可能存在知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)水平的閾值效應(yīng)。

（三）模型設(shè)定

產(chǎn)品進(jìn)口會引起技術(shù)擴(kuò)散，在其他條件相同的情況下從高技術(shù)國家進(jìn)口產(chǎn)品，比從低技術(shù)國家進(jìn)口產(chǎn)品能產(chǎn)生更大的技術(shù)擴(kuò)散效應(yīng)[10]。為了實(shí)證貿(mào)易技術(shù)溢出對企業(yè)創(chuàng)新績效的影響，本文構(gòu)造如下函數(shù)形式：

表示各省通過進(jìn)口貿(mào)易獲得的國外R&D資本存量，是本文的解釋變量； 以外，可能影響企業(yè)創(chuàng)新績效的控制變量，本文引入的控制變量包括知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)水平、國內(nèi)R&D資本存量、FDI渠道獲得的R&D資本存量、許可費(fèi)用。由于Hansen的面板門限模型較交叉項(xiàng)或分組檢驗(yàn)法有其固有的優(yōu)勢，可據(jù)此設(shè)定如下的單門限模型：

（四）數(shù)據(jù)來源及變量處理

1.創(chuàng)新績效newsaleit：使用工業(yè)生產(chǎn)者出廠價格指數(shù)進(jìn)行平減，折算成2001年為基期的數(shù)據(jù)，單位為萬元。當(dāng)年新產(chǎn)品銷售收入數(shù)據(jù)來自2002-2015年《高技術(shù)產(chǎn)業(yè)統(tǒng)計(jì)年鑒》，價格指數(shù)數(shù)據(jù)來自2015年《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》。

2.知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)iprit：鑒于省際層面的知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)的度量并沒有形成統(tǒng)一的標(biāo)準(zhǔn)，本文在韓玉雄和李懷祖[11]的基礎(chǔ)上構(gòu)建各省知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)的執(zhí)法力度，重新測算中國各省區(qū)的知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)強(qiáng)度。為了保證結(jié)論的穩(wěn)健性，本文分別采用省際專利侵權(quán)結(jié)案率①和法律保護(hù)指數(shù)②作為知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)水平的代理變量。

6.許可費(fèi)用：使用R&D價格指數(shù)對當(dāng)期許可費(fèi)用進(jìn)行平減后得到以2001年為基期的數(shù)據(jù)，單位為萬元。當(dāng)期技術(shù)許可費(fèi)用來自2002-2015年《中國科技統(tǒng)計(jì)年鑒》，單位為萬美元，使用人民幣兌美元匯率的中間價折算為萬元。

本文對創(chuàng)新績效、國內(nèi)R&D資本存量、進(jìn)口貿(mào)易獲得的R&D資本存量、通過FDI渠道獲得的R&D資本存量、許可費(fèi)用分別進(jìn)行了對數(shù)處理，表1提供了有關(guān)變量的含義和描述性統(tǒng)計(jì)。

注：F值為采用“自抽樣”（Bootstrap）反復(fù)抽樣500次得到的結(jié)果；*** 、**、*分別表示在1%、5%和10%的水平上顯著，下同。

二、實(shí)證結(jié)果及分析

（一）知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)與貿(mào)易技術(shù)的門限效應(yīng)檢驗(yàn)

表2呈現(xiàn)了知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)對貿(mào)易技術(shù)溢出的門檻效應(yīng)檢驗(yàn)、門檻的估計(jì)值以及95%的置信區(qū)間，根據(jù)“自抽樣”的結(jié)果以及門檻模型的選擇標(biāo)準(zhǔn)，本文選擇雙重門檻進(jìn)行分析。門檻效應(yīng)顯著性檢驗(yàn)完之后，接下來對門檻值的真實(shí)性進(jìn)行檢驗(yàn)。以知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)作為門檻變量時，門檻1和門檻2的估計(jì)值分別為2454和2942；同時，門檻1的估計(jì)值在（2453，2625）區(qū)間內(nèi)，門檻2的估計(jì)值在（2756，3001）區(qū)間內(nèi)。各個門檻估計(jì)值的95%置信區(qū)間是所有LR值小于臨界值735的γ構(gòu)成的區(qū)間，如圖1和圖2所示。因此，不能拒絕門檻值等于真實(shí)值的原假設(shè)。

（二）實(shí)證結(jié)果

模型的估計(jì)結(jié)果如表3所示，本文的門檻變量采用保護(hù)的綜合測算檢驗(yàn)其對貿(mào)易技術(shù)溢出的門檻效應(yīng)。變量國內(nèi)R&D資本存量與進(jìn)口貿(mào)易獲得的R&D資本存量的乘積項(xiàng)顯著為正，表明國內(nèi)R&D資本存量越大，進(jìn)口貿(mào)易的技術(shù)溢出對我國企業(yè)創(chuàng)新績效的正面影響越大。國內(nèi)R&D資本存量代表一省的技術(shù)水平和創(chuàng)新能力，其通過提高吸收能力而正向調(diào)節(jié)了進(jìn)口貿(mào)易技術(shù)溢出與我國企業(yè)創(chuàng)新績效之間的關(guān)系，這為假設(shè)1通過檢驗(yàn)提供了直觀的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。

注：lnSm（L）、lnSm（M）和lnSm（H）對于門檻變量知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)（用保護(hù)的綜合測算來衡量）來說，分別表示低、中、高知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)強(qiáng)度下的lnSm參數(shù)估計(jì)值；t-ols和t-white分別表示同方差假設(shè)下的t值和異方差假設(shè)下的t值，下同。

本文的控制變量主要包括FDI渠道獲得的R&D資本存量和獲得國外技術(shù)許可的支出，貿(mào)易、FDI和許可是實(shí)現(xiàn)技術(shù)進(jìn)步的間接機(jī)制，與自主創(chuàng)新這種顯而易見的直接途徑共同影響著我國企業(yè)的創(chuàng)新績效。FDI和許可對我國企業(yè)的創(chuàng)新績效具有正向影響，且在同方差假設(shè)下通過了10%水平上的顯著性檢驗(yàn)，這說明我國各地區(qū)已經(jīng)意識到經(jīng)濟(jì)政策、對外開放程度等方面的發(fā)展戰(zhàn)略對技術(shù)進(jìn)步和經(jīng)濟(jì)發(fā)展的積極影響。

本文重點(diǎn)檢驗(yàn)知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)對貿(mào)易技術(shù)溢出的門檻效應(yīng)，發(fā)現(xiàn)貿(mào)易對企業(yè)創(chuàng)新績效的影響存在知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)水平的“雙門檻效應(yīng)”。當(dāng)知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)水平位于區(qū)間[191， 2454）時，貿(mào)易的技術(shù)溢出效應(yīng)為0334，在同方差假設(shè)和異方差假設(shè)下均通過了1%水平上的顯著性檢驗(yàn)；當(dāng)知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)水平處于門檻值2454和2942之間時，貿(mào)易的技術(shù)溢出效應(yīng)為0379；當(dāng)知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)水平位于區(qū)間[2942，3533]時，貿(mào)易的技術(shù)溢出效應(yīng)達(dá)到04029，在同方差假設(shè)下通過了1%水平上的顯著性檢驗(yàn)，此時貿(mào)易技術(shù)溢出效應(yīng)達(dá)到最大。另外，貿(mào)易的技術(shù)溢出效果具有知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)強(qiáng)度的閾值效應(yīng)。當(dāng)知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)水平超過某一閾值時，貿(mào)易的技術(shù)溢出效果會跳躍式增大。加強(qiáng)知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)的貿(mào)易技術(shù)溢出效應(yīng)增大說明知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)對進(jìn)口貿(mào)易的影響以市場擴(kuò)張效應(yīng)為主，這與中國是一個模仿能力較強(qiáng)、規(guī)模較大的發(fā)展中國家相符[18，21]，并發(fā)現(xiàn)了支持假設(shè)2的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。

目前，中國進(jìn)口貿(mào)易的最優(yōu)知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)區(qū)間為＼[2942，3533＼]，不平衡的知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)水平引致了各地區(qū)知識密集型產(chǎn)品進(jìn)口的不平衡，強(qiáng)化了區(qū)域創(chuàng)新能力的不平衡現(xiàn)象。因此，將知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)制度與中、西部地區(qū)的傳統(tǒng)資源稟賦優(yōu)勢結(jié)合起來，發(fā)揮知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)對高技術(shù)產(chǎn)品進(jìn)口貿(mào)易的促進(jìn)作用，是協(xié)調(diào)區(qū)域經(jīng)濟(jì)可持續(xù)發(fā)展的重要舉措。此外，政府應(yīng)該強(qiáng)化創(chuàng)新管理功能，改善進(jìn)口貿(mào)易產(chǎn)品結(jié)構(gòu)，提高可模仿的技術(shù)集質(zhì)量，通過進(jìn)口貿(mào)易技術(shù)溢出效應(yīng)不斷促進(jìn)我國經(jīng)濟(jì)的健康可持續(xù)發(fā)展。

（三）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為了使結(jié)論更加穩(wěn)健，本文使用專利侵權(quán)結(jié)案率以及法律保護(hù)指數(shù)作為知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)水平的代理變量進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。根據(jù)表4“自抽樣”的結(jié)果以及門檻模型的選擇標(biāo)準(zhǔn)，現(xiàn)選擇雙重門檻進(jìn)行分析。通過門檻效應(yīng)顯著性檢驗(yàn)后，接下來檢驗(yàn)門檻值的真實(shí)性。以專利侵權(quán)結(jié)案率作為門檻變量時，門檻1和門檻2的估計(jì)值分別為0836和0988，分別落在區(qū)間（0783，0857）和區(qū)間（0910，1068）內(nèi)；以法律保護(hù)指數(shù)作為門檻變量時，門檻1和門檻2的估計(jì)值分別為4090和5010，分別落在區(qū)間（384， 454）和區(qū)間（487， 574）內(nèi)。LR值小于5%顯著性水平下的臨界值，不能拒絕門檻值等于真實(shí)值的原假設(shè)。

注：lnSm（L）、lnSm（M）和lnSm（H）對于門檻變量知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)（分別用專利侵權(quán)結(jié)案率和法律保護(hù)指數(shù)來衡量）來說，分別表示低、中、高知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)強(qiáng)度下的lnSm參數(shù)估計(jì)值。

模型的估計(jì)結(jié)果見表5，其左右兩部分代表專利侵權(quán)結(jié)案率和法律保護(hù)指數(shù)分別作為門檻變量時對貿(mào)易技術(shù)溢出的門檻效應(yīng)。變量國內(nèi)R&D資本存量與進(jìn)口貿(mào)易獲得的R&D資本存量的乘積項(xiàng)在兩個模型中都顯著為正，表明國內(nèi)R&D資本存量越大，貿(mào)易技術(shù)溢出對企業(yè)創(chuàng)新績效的正面影響越大。因此，結(jié)論支持了假設(shè)1。

本文重點(diǎn)考察知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)對貿(mào)易技術(shù)溢出的門檻效應(yīng)，如表5所示，無論門檻變量是專利侵權(quán)結(jié)案率還是法律保護(hù)指數(shù)，貿(mào)易對企業(yè)創(chuàng)新績效的影響均存在非線性關(guān)系，即顯著的“雙門檻效應(yīng)”。具體來講，門檻變量專利侵權(quán)結(jié)案率的兩個門檻值0836和0988把知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)分為三個區(qū)間，此時，貿(mào)易的技術(shù)溢出效應(yīng)分別為03581、0374和03919。當(dāng)法律保護(hù)指數(shù)作為門檻變量時，其兩個門檻值409和501把知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)分為三個區(qū)間，此時貿(mào)易的技術(shù)溢出效應(yīng)分別為03466、0364和03845。據(jù)此，假設(shè)2得到了驗(yàn)證。

三、結(jié)論和政策建議

本文使用面板門限模型分析了我國企業(yè)通過進(jìn)口貿(mào)易渠道獲得的技術(shù)溢出效應(yīng)，并檢驗(yàn)我國知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)的強(qiáng)度在此過程中所產(chǎn)生的影響，得出的結(jié)論如下：

第一，貿(mào)易對企業(yè)創(chuàng)新績效的影響存在知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)的“雙門檻效應(yīng)”。當(dāng)知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)跨越某一門檻值時，貿(mào)易的技術(shù)溢出效應(yīng)便會顯著加強(qiáng)，這說明提高知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)意識并適當(dāng)加強(qiáng)執(zhí)法是合理的戰(zhàn)略選擇。

第二，F(xiàn)DI和技術(shù)許可等國際技術(shù)轉(zhuǎn)移與溢出會對我國企業(yè)的創(chuàng)新績效產(chǎn)生積極的影響，這說明我國不僅要提高自主研發(fā)的能力，還要做好充分吸收國外先進(jìn)技術(shù)的準(zhǔn)備，要使我國的科技能力快速實(shí)現(xiàn)趕超，亟須“兩個輪子”同時轉(zhuǎn)動。

第三，國內(nèi)R&D資本存量越大，貿(mào)易的技術(shù)溢出效應(yīng)越大，這說明自身的科技水平是基礎(chǔ)性條件，并決定了我國的創(chuàng)新大業(yè)到底能走多遠(yuǎn)。

注釋：

①專利侵權(quán)結(jié)案率指“專利侵權(quán)糾紛累計(jì)結(jié)案數(shù)/專利侵權(quán)糾紛累計(jì)立案數(shù)”。

②省際法律保護(hù)指數(shù)來自樊綱等的調(diào)查報告，通過各地企業(yè)對當(dāng)?shù)厮痉ê托姓?zhí)法機(jī)關(guān)執(zhí)法效果的評價而獲得的；并借鑒郭桂花等的處理方式，采用移動加權(quán)平均法估算出2010年至2014年的數(shù)據(jù)。

③R&D資本存量的平均增長率g的計(jì)算如下：首先通過構(gòu)建的R&D支出價格指數(shù)把R&D投資支出折算成以2001年為基期的不變價格；然后再分別計(jì)算各省2001～2014年R&D實(shí)際支出的平均增長率。

④柒江藝等（2011）、張?jiān)存潞吞m宜生（2013）認(rèn)為，中國高技術(shù)產(chǎn)品的進(jìn)口市場主要集中于美國、德國、法國、日本等發(fā)達(dá)國家和地區(qū)?！糧K）〗

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（責(zé)任編輯：厲新）

收稿日期：2016-12-06

作者簡介：鄭玉（1985-），女，河南信陽人，鄭州輕工業(yè)學(xué)院經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院講師，經(jīng)濟(jì)學(xué)博士，研究方向：產(chǎn)業(yè)組織與公司金融。

基金項(xiàng)目：鄭州輕工業(yè)學(xué)院博士科研基金項(xiàng)目，項(xiàng)目編號：2015BSJJ078；國家社會科學(xué)基金項(xiàng)目，項(xiàng)目編號：15BRK030，15CGL004；國家自然科學(xué)基金項(xiàng)目，項(xiàng)目編號：U1404707；河南省高等學(xué)校重點(diǎn)科研項(xiàng)目，項(xiàng)目編號：16A790024。