我國知識產(chǎn)權(quán)保護政策對FDI的影響

摘要：本文通過對我國知識產(chǎn)權(quán)保護與FDI關(guān)系的分析，利用韓玉雄、許春明等修正的方法來表示我國的知識產(chǎn)權(quán)保護水平，并加入市場規(guī)模，貿(mào)易開放度等一系列的變量，選取1983～2012年我國的樣本數(shù)據(jù)來探討各自對FDI的影響，采用格瑞里茨一杰菲的擴展后的柯布一道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)，建立多元線性回歸模型進行考察。

關(guān)鍵詞：知識產(chǎn)權(quán)保護;外商直接投資;經(jīng)濟增長;技術(shù)進步

一、知識產(chǎn)權(quán)保護政策對FDI的影響綜述

知識產(chǎn)權(quán)是一種無形的財產(chǎn)權(quán)，也稱智力成果權(quán)，它指的是通過智力創(chuàng)造性勞動所獲得的成果，并且是由智力勞動者對成果依法享有的專有權(quán)利。但是此權(quán)利具有一定的“保質(zhì)期”。國家經(jīng)濟制度囊括了知識產(chǎn)權(quán)保護機制，對經(jīng)濟發(fā)展有著深遠的影響。

赫爾普曼（Helpman） 1993年假設(shè)南北的技術(shù)轉(zhuǎn)移是通過仿效來完成的，在水平創(chuàng)新的增長框架下對知識產(chǎn)權(quán)保護與FDI之間的關(guān)系進行了討論。結(jié)論顯示，F(xiàn)DI的流入因南方知識產(chǎn)權(quán)保護強度的增強而受到阻礙。馬庫森（Markusen） 1995年研究結(jié)果顯示，一個國家如果在最開始的知識產(chǎn)權(quán)保護水平較低，隨著知識產(chǎn)權(quán)保護強度的不斷提高，F(xiàn)DI的流入會被抑制。史密斯（Smith）1999年選取相關(guān)數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，對于具有很強仿效能力的國家來說，F(xiàn)DI的流入和技術(shù)許可會因為知識產(chǎn)權(quán)保護的加強能夠促進。

韓玉雄2005年修正了Ginarte-Park方法，以我國為例，加入執(zhí)法因素計算修正后的知識產(chǎn)權(quán)保護水平。許春明2009年運用1987～2004年FDI的相關(guān)數(shù)據(jù)進行定量分析，通過計量分析得出知識產(chǎn)權(quán)保護強度與FDI呈現(xiàn)顯著的正相關(guān)關(guān)系的結(jié)論。賀京同2008年通過Ginarte-Park計算方法來測算中國知識產(chǎn)權(quán)保護強度，分析我國經(jīng)濟增長是否會受到知識產(chǎn)權(quán)保護強度影響，研究指出知識產(chǎn)權(quán)保護強度的提高一定程度上會阻礙我國經(jīng)濟的1雜續(xù)上漲。

通過以上對國內(nèi)外文獻的綜述比對分析可見，知識產(chǎn)權(quán)保護間題和FDI的關(guān)系一直受到國內(nèi)外學者的熱切矚目。所以本文通過實證研究在以往學者研究的基礎(chǔ)上對我國知識產(chǎn)權(quán)保護和FDI的關(guān)系進行探討分析。

二、知識產(chǎn)權(quán)保護政策對FDI的影響的實證分析

（一）計量模v'的建立和變量

格瑞里茨（Griliches，1979）在研究影響生產(chǎn)率增長的因素時，提出了知識生產(chǎn)函數(shù)，假設(shè)將創(chuàng)新過程的產(chǎn)出看作研發(fā)資本投入的函數(shù)，R&D=f（R&D），使用柯布一道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)的形式如下。

杰菲（Jaffe，1989）認為知識產(chǎn)出是最重要的，企業(yè)追求新經(jīng)濟并將其投人生產(chǎn)過程，投入變量則包括研發(fā)經(jīng)費和人力資源的投入。他改進了知識生產(chǎn)函數(shù)。

R代表的是研究的活躍度，X和Z分別表示研究費用和人力資本投入，研發(fā)資金投入和人力資本投入的產(chǎn)出彈性用a、6表示，誤差項為u。

本文基于杰菲改進的知識生產(chǎn)函數(shù)，并將其擴展增加變量建立模型。

我國實際利用外商直接投資額（萬美元）用F表示，我們選取的實際利用外商投資金額，并沒有選取我國近些年以來的FDI數(shù)據(jù)，可以更清晰地反映出影響FDI的各種因素。人均國內(nèi)生產(chǎn)總值（元）用Y表示，IM表示進口總額（人民幣億元），W表示我國城鎮(zhèn)在崗就業(yè)人員平均年工資（元），H表示研究生畢（結(jié)）業(yè)生數(shù)（萬人），I代表重點要研究的知識產(chǎn)權(quán)保護程度，為了防止研究中多重共線性和出現(xiàn)異方差等問題的出現(xiàn)，將整個回歸模型左右分別取對數(shù)。

LnF=m+aLnY十bLnIM十cLnIP十dLUHH+eLnl+u

m=LuA m，a，b，c，d，e均為待估參數(shù)。

LnF：我國實際利用外商直接投資的自然對數(shù)，代表FDI的年度增長速度。

LnY：年度人均GDP的自然對數(shù)，代表市場規(guī)模的變化速度，人均GDP來表示市場規(guī)模的大小。

LnIM：此變量為年度進口額的自然對數(shù)，表示年度貿(mào)易開放度的變化速度，進口額來衡量貿(mào)易開放度。

LnW：城鎮(zhèn)在崗就業(yè)人員平均年工資的自然對數(shù)，表示工資水平增長速度。

LnH：此變量為研究生畢（結(jié)業(yè)）生數(shù)的對數(shù)，表示人力資源水平的變化速度，研究生畢[結(jié)]業(yè)生數(shù)來衡量人力資源。

LnI：知識產(chǎn)權(quán)保護強度的自然對數(shù)，表示我國知識產(chǎn)權(quán)保護強度。

（二）數(shù)據(jù)的選取

選取了1983年～2012年的時間序列相關(guān)數(shù)據(jù)，根據(jù)韓玉雄、許春明等改進的方法，在Ginart-Park指標體系中加入了執(zhí)法因素，計算出與我國實際情況相符合的知識產(chǎn)權(quán)保護強度相關(guān)數(shù)據(jù)。其他變量數(shù)據(jù)均來自各期的《中國統(tǒng)計年鑒》以及國家統(tǒng)計局網(wǎng)站公布的統(tǒng)計數(shù)據(jù)。具體見下表。

（三）證分析和計量檢驗

由于本文研究的主要內(nèi)容是我國知識產(chǎn)權(quán)保護強度對FDI的影響，所以首先剔除其他的變量，選取Lot一個解釋變量代人模型進行回歸分析，檢驗知識產(chǎn)權(quán)保護強度對FDI的影響，檢驗結(jié)果見下表的第Ⅰ組。同時，為了檢驗其他變量是否顯著，將模型中的所有解釋變量代人模型進行回歸，結(jié)果見下表的第Ⅱ組。再剔除第Ⅱ組中不顯著的變量重新進行回歸，重復(fù)操作，直到回歸方程能通過顯著性檢驗，結(jié)果見下表的第Ⅲ組。

知識產(chǎn)權(quán)保護強度與FDI關(guān)系的時間序列分析結(jié)果。回歸方程如下。

LnF？=14.166+1.800Ln1+2.168LnY-2.063LnW

實證分析結(jié)果顯示，知識產(chǎn)權(quán)保護強度、市場規(guī)模和平均工資水平對我國的FDI有顯著影響，工資水平與FDI呈顯著的負相關(guān)關(guān)系除外，知識產(chǎn)權(quán)保護強度和市場規(guī)模水平對FDI的影響呈顯著的正相關(guān)關(guān)系。

三、結(jié)論

通過對我國1983～2012年的FDI及影響因素的考察和分析，得出結(jié)果可知，我國知識產(chǎn)權(quán)保護強度對FDI有著顯著的影響，回歸方程中知識產(chǎn)權(quán)保護強度的系數(shù)為1.80，說明每當我國知識產(chǎn)權(quán)保護強度每增加10fo，我國的FDI就增加1.80%，知識產(chǎn)權(quán)保護強度的不斷提高對我國改革開放以來FDI的引進發(fā)揮著重要的作用。

四、總結(jié)

知識經(jīng)濟主導(dǎo)的21世紀，科學技術(shù)的進步是經(jīng)濟增長的原動力，知識產(chǎn)權(quán)保護制度的不斷完善為技術(shù)進步提供了堅實的保障。但是問題依然存在，與歐美等西方發(fā)達國家依然有很大差距，所以我們應(yīng)該重視經(jīng)濟發(fā)展過程中知識產(chǎn)權(quán)保護出現(xiàn)的問題和不足，妥善解決，切實將知識產(chǎn)權(quán)保護機制轉(zhuǎn)化為作用能效，更好地促進我國FDI的引入和經(jīng)濟的又好又快發(fā)展。

參考文獻：

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作者簡介：

成司文，南開大學經(jīng)濟學院，天津。