蘇世彬,郭穎璐,陳月勤,李廣培,陳朝暉
(福州大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院,福建 福州 350108)
新古典經(jīng)濟(jì)增長理論認(rèn)為,要素投入和全要素生產(chǎn)率的提高是經(jīng)濟(jì)增長的兩個(gè)源泉,但要素投入存在邊際報(bào)酬遞減趨勢(shì),因此,從長期來看,全要素生產(chǎn)率是經(jīng)濟(jì)持續(xù)增長的唯一源泉。從經(jīng)濟(jì)學(xué)角度看,全要素生產(chǎn)率是經(jīng)濟(jì)增長中一個(gè)不能為常規(guī)要素投入所解釋的部分,其來源主要包括技術(shù)進(jìn)步和效率改善。而專利創(chuàng)新不僅是技術(shù)進(jìn)步和效率提升的核心動(dòng)力,也是全要素生產(chǎn)率持續(xù)增長的重要源泉[1]。但目前我國專利風(fēng)險(xiǎn)指數(shù)排名全亞洲第二[2],創(chuàng)新過程中面臨大量的風(fēng)險(xiǎn),不僅阻礙了專利創(chuàng)新活動(dòng)的開展,更進(jìn)一步抑制了全要素生產(chǎn)率的提升。為了有效保護(hù)和激勵(lì)專利創(chuàng)新以提高全要素生產(chǎn)率,我國實(shí)行專利司法保護(hù)與專利行政執(zhí)法并行的“雙軌制”保護(hù)制度。其中,專利行政執(zhí)法作為具有中國特色的專利保護(hù)方式,在保護(hù)專利創(chuàng)新和推動(dòng)全要素生產(chǎn)率發(fā)展方面發(fā)揮著重要作用:一方面,專利行政執(zhí)法能有效降低專利侵權(quán)風(fēng)險(xiǎn),保障投資回報(bào)率,有利于吸引外商直接投資的流入,并通過技術(shù)溢出等途徑提高我國的生產(chǎn)效率;另一方面,專利行政執(zhí)法對(duì)專利權(quán)的保護(hù)能有效激勵(lì)市場(chǎng)主體加強(qiáng)自主研發(fā),提高專利創(chuàng)新能力,進(jìn)而助推我國全要素生產(chǎn)率水平的提升。因此,深入研究專利行政執(zhí)法與全要素生產(chǎn)率之間的關(guān)系不僅有利于完善我國的專利行政執(zhí)法制度,同時(shí)也對(duì)提升我國的全要素生產(chǎn)率有重要的現(xiàn)實(shí)意義。
目前,學(xué)術(shù)界對(duì)專利行政執(zhí)法的研究主要來源于知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù),認(rèn)為專利行政執(zhí)法是知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)的一個(gè)子指標(biāo),并對(duì)專利行政執(zhí)法的必然性、重要性和現(xiàn)狀進(jìn)行了多方研究[2]。但有關(guān)專利行政執(zhí)法與全要素生產(chǎn)率關(guān)系的研究較少,現(xiàn)有的相關(guān)文獻(xiàn)主要集中于知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)、外商直接投資[2,6]、研發(fā)投入[7-10]、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)[11-12]與全要素生產(chǎn)率之間的關(guān)系。結(jié)果表明,知識(shí)產(chǎn)權(quán)會(huì)通過外商直接投資、研發(fā)投入等變量對(duì)全要素生產(chǎn)率起正向作用,但以上結(jié)論是否適合于知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)子指標(biāo)的專利行政執(zhí)法與全要素生產(chǎn)率之間的關(guān)系,仍有待于進(jìn)一步的驗(yàn)證。同時(shí),現(xiàn)有研究仍存在一些不足,具體如下:第一,專利行政執(zhí)法是知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)的重要子指標(biāo),但當(dāng)前學(xué)術(shù)界對(duì)該變量仍未有統(tǒng)一的測(cè)度方式,并且現(xiàn)有的測(cè)度方式存在不夠全面、權(quán)重分配不合理等問題,這可能會(huì)對(duì)研究結(jié)論造成一定影響;第二,學(xué)者們分別就知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)、研發(fā)投入與全要素生產(chǎn)率以及知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)、外商直接投資與全要素生產(chǎn)率之間的關(guān)系進(jìn)行深入研究,但鮮有文獻(xiàn)將外商直接投資和研發(fā)投入兩個(gè)中介變量同時(shí)納入研究框架,也缺乏對(duì)外商直接投資和研發(fā)投入在其中的中介作用大小進(jìn)行對(duì)比;第三,多數(shù)學(xué)者僅考慮知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)對(duì)全要素生產(chǎn)率的直接影響和間接影響,但這些影響可能還會(huì)受到類似產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)等調(diào)節(jié)變量的干擾,這是現(xiàn)有研究未能考慮到的。
為此,本文以外商直接投資和研發(fā)投入為中介變量,以產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)為調(diào)節(jié)變量,擬構(gòu)建專利行政執(zhí)法、外商直接投資、研發(fā)投入、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與全要素生產(chǎn)率五個(gè)變量間的關(guān)系模型,在重新界定專利行政執(zhí)法指標(biāo)的基礎(chǔ)上,采集2004—2017年的省級(jí)面板數(shù)據(jù),分析五個(gè)變量之間的相關(guān)關(guān)系,從而為我國專利行政執(zhí)法制度的完善和全要素生產(chǎn)率的提高提供量化依據(jù)。
外商直接投資作為跨國公司進(jìn)行全球資源配置的方式,其數(shù)量和流向與流入國的知識(shí)產(chǎn)權(quán)環(huán)境密切相關(guān)。當(dāng)前,我國實(shí)行專利司法保護(hù)與專利行政執(zhí)法并行的“雙軌制”專利保護(hù)制度。但鑒于專利權(quán)屬不穩(wěn)定的特性,專利司法裁判的周期往往比較長,便利性和及時(shí)性較差,外資企業(yè)專利維權(quán)“舉證難、周期長、成本高”等問題突出;而專利行政執(zhí)法由于其高效、便捷、低成本等優(yōu)勢(shì),在專利維權(quán)、維護(hù)公平市場(chǎng)環(huán)境和改善營商環(huán)境方面發(fā)揮的作用更為凸顯,在吸引外商直接投資方面成效顯著。一方面,專利行政執(zhí)法處理侵權(quán)案件時(shí)間短、維權(quán)快,能及時(shí)維護(hù)外商企業(yè)合法權(quán)益,保護(hù)其所有權(quán)優(yōu)勢(shì),增強(qiáng)了外資企業(yè)在我國投資的信心,有效激勵(lì)外資的持續(xù)輸入[2];另一方面,專利行政機(jī)關(guān)能夠主動(dòng)打擊各類專利違法行為,優(yōu)化了我國的營商環(huán)境,更有利于吸引外商投資。因此,本文提出以下假設(shè)。
H1a:專利行政執(zhí)法與外商直接投資呈正相關(guān)關(guān)系。
在開放經(jīng)濟(jì)條件下,一國全要素生產(chǎn)率的提高不僅取決于國內(nèi)的自主研發(fā)活動(dòng),同時(shí)也取決于各種渠道的國際技術(shù)溢出,其中,外商直接投資是國際技術(shù)溢出的最主要渠道。具體而言,外商直接投資能夠通過資本積累效應(yīng)、技術(shù)溢出效應(yīng)和競(jìng)爭(zhēng)效應(yīng)促進(jìn)我國全要素生產(chǎn)率的提高[13-14]。首先,外商直接投資的流入帶來大量的資金[15],增加了我國的資本積累,改善了資源配置效率,有利于全要素生產(chǎn)率的提高;其次,外商直接投資是先進(jìn)技術(shù)和管理經(jīng)驗(yàn)的載體,外商直接投資的流入有效加強(qiáng)了內(nèi)外資企業(yè)的交流和合作,有利于本土企業(yè)通過學(xué)習(xí)和模仿實(shí)現(xiàn)技術(shù)進(jìn)步,進(jìn)而提高生產(chǎn)率[16];此外,外資企業(yè)的進(jìn)入加劇了市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)[17],迫使本土企業(yè)加快技術(shù)研發(fā)和生產(chǎn)新產(chǎn)品的速度,有利于拉動(dòng)整個(gè)行業(yè)技術(shù)水平的提升。因此,基于以上分析,本文提出以下假設(shè)。
H1b:外商直接投資與全要素生產(chǎn)率呈正相關(guān)關(guān)系。
因此,結(jié)合H1a 和H1b 的假設(shè),本文提出假設(shè)H1。
H1:外商直接投資在專利行政執(zhí)法與全要素生產(chǎn)率關(guān)系中起中介作用。
一般來說,研發(fā)活動(dòng)的目的是通過對(duì)新技術(shù)的運(yùn)用獲取更高的收益。但研發(fā)活動(dòng)具有明顯的外部性特征,研發(fā)成果容易被模仿和復(fù)制,造成創(chuàng)新者對(duì)研發(fā)成果無法完全占有、研發(fā)收益低于研發(fā)成本等問題,極大地?fù)p害了創(chuàng)新者的經(jīng)濟(jì)利益,嚴(yán)重挫傷了市場(chǎng)主體的研發(fā)積極性。而專利行政執(zhí)法的加強(qiáng),能有效地將研發(fā)活動(dòng)的外部性內(nèi)在化,使研發(fā)投入的回報(bào)率大大提升,從而激勵(lì)更多的資金流向研發(fā)活動(dòng)。首先,專利行政執(zhí)法程序簡便、運(yùn)作高效,能快速阻止市場(chǎng)上的模仿行為,延長創(chuàng)新產(chǎn)品的生命周期,增加創(chuàng)新者的壟斷收益,有助于激發(fā)全社會(huì)的研發(fā)創(chuàng)新熱情[18];其次,對(duì)專利權(quán)人而言,利用專利行政執(zhí)法手段解決專利糾紛的成本和費(fèi)用較低,能有效降低其專利維護(hù)成本,使專利權(quán)人將更多資金投入研發(fā)活動(dòng)。因此,本文提出以下假設(shè)。
H2a:專利行政執(zhí)法與研發(fā)投入呈正相關(guān)關(guān)系。
研發(fā)活動(dòng)是技術(shù)進(jìn)步最重要的來源之一,也是提高全要素生產(chǎn)率的關(guān)鍵因素。目前,學(xué)術(shù)界多數(shù)研究認(rèn)為研發(fā)投入對(duì)全要素生產(chǎn)率有顯著促進(jìn)作用[19-20],部分文獻(xiàn)則認(rèn)為我國目前的研發(fā)投入反而阻礙了全要素生產(chǎn)率的增長[21]。但從世界經(jīng)濟(jì)的發(fā)展歷程來看,研發(fā)活動(dòng)始終是全要素生產(chǎn)率增長的關(guān)鍵因素。一方面,研發(fā)活動(dòng)作為一種創(chuàng)新活動(dòng),能直接生產(chǎn)出新產(chǎn)品和新工藝,提高產(chǎn)品的質(zhì)量和技術(shù)水平,進(jìn)而提高生產(chǎn)效率和全要素生產(chǎn)率[22];另一方面,研發(fā)投入的持續(xù)增加能有效積累知識(shí)資本,增強(qiáng)創(chuàng)新者學(xué)習(xí)和吸收外部新技術(shù)的能力,有利于創(chuàng)新者在技術(shù)引進(jìn)的基礎(chǔ)上,通過消化吸收再創(chuàng)新實(shí)現(xiàn)技術(shù)創(chuàng)新和技術(shù)進(jìn)步,從而進(jìn)一步提高全要素生產(chǎn)率[23]。因此,本文提出假設(shè)2b。
H2b:研發(fā)投入與全要素生產(chǎn)率呈正相關(guān)關(guān)系。
綜合H2a 和H2b 的假設(shè)分析,本文提出以下假設(shè)。
H2:研發(fā)投入在專利行政執(zhí)法與全要素生產(chǎn)率關(guān)系中起中介作用。
產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)不僅是經(jīng)濟(jì)增長的內(nèi)在需求和主要推動(dòng)力,也是影響全要素生產(chǎn)率提升的重要因素,主要表現(xiàn)在產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整和優(yōu)化能夠影響外商直接投資與全要素生產(chǎn)率以及研發(fā)投入與全要素生產(chǎn)率之間的關(guān)系,進(jìn)而對(duì)專利行政執(zhí)法與全要素生產(chǎn)率的關(guān)系產(chǎn)生調(diào)節(jié)作用。具體表現(xiàn)為:①外商直接投資對(duì)全要素生產(chǎn)率的促進(jìn)作用受產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響。隨著產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整和升級(jí),我國利用外資結(jié)構(gòu)也有明顯優(yōu)化[24]。地方政府在引進(jìn)外資時(shí)更加注重其質(zhì)量和適用性,鼓勵(lì)外資進(jìn)入高端制造、智能制造、節(jié)能環(huán)保等領(lǐng)域,切實(shí)提高了利用外資的綜合效益,有利于我國全要素生產(chǎn)率的提高。②研發(fā)投入對(duì)全要素生產(chǎn)率的促進(jìn)作用也受產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的約束和引導(dǎo)。在高產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)水平下,國內(nèi)市場(chǎng)不斷擴(kuò)大和細(xì)分,吸引越來越多的企業(yè)進(jìn)入市場(chǎng),加劇了市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)的同時(shí)也加速了落后企業(yè)的淘汰,促使資源從效率低的部門流向效率高的部門,改善了資源配置。此外,市場(chǎng)上現(xiàn)存的企業(yè)為了獲取競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)也會(huì)努力加大研發(fā)投入力度[25],進(jìn)行自主創(chuàng)新,進(jìn)而促進(jìn)生產(chǎn)效率的改善和全要素生產(chǎn)率的提高。因此,基于以上分析,本文提出以下假設(shè)。
H3a:產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)正向調(diào)節(jié)外商直接投資對(duì)全要素生產(chǎn)率的影響。
H3b:產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)正向調(diào)節(jié)研發(fā)投入對(duì)全要素生產(chǎn)率的影響。
結(jié)合H1、H2假設(shè)以及H3a、H3b的假設(shè),本文提出以下假設(shè)。
H3:產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)在專利行政執(zhí)法與全要素生產(chǎn)率的關(guān)系中具有正向調(diào)節(jié)作用。
因此,根據(jù)以上幾個(gè)假設(shè),本文提出研究框架(圖1)。
①核心解釋變量。
專利行政執(zhí)法(PEit):蘇世彬(2020)給出了測(cè)算方式,但該測(cè)算方式對(duì)三種不同專利行政執(zhí)法賦予類別相同的權(quán)重,使測(cè)算結(jié)果與現(xiàn)實(shí)存在較大偏差。因此,本文在蘇世彬等(2020)的基礎(chǔ)上,結(jié)合我國專利行政執(zhí)法案件的數(shù)量,為不同的專利執(zhí)法類別賦予不同權(quán)重,使該指標(biāo)能更準(zhǔn)確地反映我國專利行政執(zhí)法的現(xiàn)實(shí)狀況。具體計(jì)算公式如公式(1)。
圖1 專利行政執(zhí)法對(duì)全要素生產(chǎn)率的影響路徑
其中,PEit代表i時(shí)期t省的專利行政執(zhí)法水平,Ait、Bit、Cit、Dit分別代表i時(shí)期t省的侵權(quán)糾紛結(jié)案量、其他糾紛結(jié)案量、假冒專利結(jié)案量、專利授權(quán)量。其中,侵權(quán)糾紛、其他糾紛、假冒專利的結(jié)案量和專利授權(quán)量數(shù)據(jù)均來自于《專利統(tǒng)計(jì)年報(bào)》。
②被解釋變量。
全要素生產(chǎn)率(TFPit):考慮到指標(biāo)的客觀性,本文采用Malmquist-DEA 方法對(duì)全要素生產(chǎn)率指標(biāo)進(jìn)行測(cè)算。具體測(cè)算公式如公式(2)。
參考相關(guān)文獻(xiàn),并考慮數(shù)據(jù)的可得性,本文選取資本投入和勞動(dòng)投入作為投入指標(biāo),并選取地區(qū)生產(chǎn)總值作為產(chǎn)出指標(biāo),具體如下。
a.投入指標(biāo)
勞動(dòng)投入(Lit):為了更真實(shí)地反映當(dāng)期的勞動(dòng)投入水平,本文使用年末的城鎮(zhèn)就業(yè)人數(shù)(Lit)減去上年末的城鎮(zhèn)就業(yè)人數(shù)(Lit-1)來衡量,即Lit-Lit-1。
b.產(chǎn)出指標(biāo)
期望產(chǎn)出(GDPit):本文的期望產(chǎn)出采用各省的實(shí)際地區(qū)生產(chǎn)總值來衡量。為了剔除通貨膨脹的影響,本文將原始數(shù)據(jù)調(diào)整為以2003年為基期不變價(jià)格的數(shù)據(jù)。
其中,固定資本投資額、固定資產(chǎn)投資價(jià)格指數(shù)、城鎮(zhèn)就業(yè)人數(shù)及各省的地區(qū)生產(chǎn)總值數(shù)據(jù)均來自《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》。
③中介變量和調(diào)節(jié)變量。
外商直接投資(FDIit):本文使用各省實(shí)際利用外商直接投資額與地區(qū)生產(chǎn)總值的比值來衡量外商直接投資。由于從統(tǒng)計(jì)年鑒上獲取的外商直接投資總額是以美元為單位,故用各年平均匯率將實(shí)際利用外商直接投資額折算為人民幣。
研發(fā)投入(RDit):本文采用各省研究與試驗(yàn)發(fā)展內(nèi)部支出金額與地區(qū)生產(chǎn)總值的比值來衡量研發(fā)投入。
產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)(THIRit):本文用各省第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值與地區(qū)生產(chǎn)總值的比值來衡量產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)指標(biāo)。
其中,各省實(shí)際利用外商直接投資額數(shù)據(jù)來自各省統(tǒng)計(jì)年鑒,研究與試驗(yàn)發(fā)展內(nèi)部支出金額來自于《中國科技統(tǒng)計(jì)年鑒》,第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值數(shù)據(jù)來自《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》。
④控制變量。
參考以往研究,選取城鎮(zhèn)化水平、市場(chǎng)化程度、人力資本以及地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平作為本文的控制變量。城鎮(zhèn)化水平(URBit),使用非農(nóng)業(yè)人口與地區(qū)總?cè)丝诘谋戎貋肀硎?;市?chǎng)化程度(MARit),使用非國有企業(yè)工業(yè)總產(chǎn)值與地區(qū)工業(yè)總產(chǎn)值的比值來衡量;人力資本(HUMit),采用平均受教育年限表示;地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平(RGDPit),使用地區(qū)生產(chǎn)總值與地區(qū)總?cè)丝诘谋戎祦肀硎?。所有原始?shù)據(jù)均來自《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》。
3.2.1 描述性統(tǒng)計(jì)。各變量的描述性統(tǒng)計(jì)如表1所示。由表可知,被解釋變量TFPit的最小值為0.855,最大值為1.093,表明我國的全要素生產(chǎn)率水平在不同省份間存在差異;解釋變量PEit的最小值為0.713,最大值為0.998,均值為0.962,說明我國總體的專利行政執(zhí)法水平較高,但各省之間仍存在一些差異;同理,中介變量、調(diào)節(jié)變量和控制變量之間也存在較大的差異。那么,被解釋變量的差異是否由解釋變量、中介變量、調(diào)節(jié)變量或控制變量的差異所引起的,有待后文的進(jìn)一步研究。
3.2.2 變量相關(guān)性檢驗(yàn)。從表2 中可以看出,各變量之間的相關(guān)系數(shù)都小于0.5,說明變量間不存在多重共線性問題,而且,根據(jù)各變量的方差膨脹因子的計(jì)算結(jié)果,可以明確看出變量之間的VIF 值遠(yuǎn)小于10,證明變量間不存在多重共線性。因此,本文可以使用面板回歸分析實(shí)證研究各變量之間的關(guān)系。
表1 變量的描述性統(tǒng)計(jì)
由前文的分析結(jié)果可知,本文各變量之間不存在多重共線性,因而可以使用面板模型展開分析,面板模型的一般形式為:
其中,i=1,2,...,N,表示N 個(gè)個(gè)體;t=1,2,...,T,表示T 個(gè)時(shí)期;yit為解釋變量,xkit為被解釋變量,βkit為待估參數(shù),εit為隨機(jī)誤差項(xiàng)。
由前文理論假設(shè)可知,專利行政執(zhí)法與全要素生產(chǎn)率之間的關(guān)系存在著通過外商直接投資和研發(fā)投入作為中介變量的間接作用,以及產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對(duì)二者關(guān)系的調(diào)節(jié)作用。因此,本文借鑒溫忠麟等[26]的研究,構(gòu)建如下中介效應(yīng)和調(diào)節(jié)效應(yīng)的面板模型。
假設(shè)1驗(yàn)證模型構(gòu)建:
model 1:
model 1a:
表2 相關(guān)性檢驗(yàn)結(jié)果
model 1b:
假設(shè)2驗(yàn)證模型構(gòu)建:
model 2:
model 2a:
model 2b:
假設(shè)3驗(yàn)證模型構(gòu)建:
model 3a:
model 3b:
model 3:
其中,i=1,2,...,30;j=1,2,3,4;t=2004,2005,...,2017;TFPit、PEit分別表示i省份t時(shí)期的全要素生產(chǎn)率和專利行政執(zhí)法強(qiáng)度;PDIit、RDit為中介變量,THIRit為調(diào)節(jié)變量;Ditj表示控制變量URBit、HUMit、MARit和RGDPit;εit為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。
為了避免面板數(shù)據(jù)可能存在的“偽回歸”現(xiàn)象,確保估計(jì)結(jié)果的有效性,本文采用Fisher-ADF檢驗(yàn)法、LLC檢驗(yàn)法和PP檢驗(yàn)法對(duì)各變量進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。
由表3結(jié)果可知,被解釋變量TFPit的Fisher-ADF 檢驗(yàn)、LLC 檢驗(yàn)和PP 檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量分別為99.53、-10.96、63.83,均通過1%水平下的顯著性檢驗(yàn),說明該變量是平穩(wěn)的;解釋變量PEit的Fisher-ADF 檢驗(yàn)、LLC 檢驗(yàn)和PP 檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量分別為129.62、-5.27和176.76,三者均通過顯著性檢驗(yàn),說明變量平穩(wěn),不存在單位根;同理,中介變量、調(diào)節(jié)變量及控制變量也均通過顯著性檢驗(yàn),表明所有變量均為平穩(wěn)序列。
在模型建立之前,首先進(jìn)行Hausman 檢驗(yàn),選擇較優(yōu)的回歸模型。由表4及表5的檢驗(yàn)結(jié)果可知,model 2a、model 3 的Hausman 檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量為4.37 和5.84,未能通過顯著性檢驗(yàn),其余模型均顯著拒絕“應(yīng)建立個(gè)體隨機(jī)效應(yīng)模型”的假設(shè),這說明選擇固定效應(yīng)模型更為合適。因此,本文選擇固定效應(yīng)模型對(duì)假設(shè)模型(4)—(12)進(jìn)行回歸分析。
4.3.1 外商直接投資和研發(fā)投入的中介效應(yīng)。表4考察了外商直接投資和研發(fā)投入在專利行政執(zhí)法與全要素生產(chǎn)率關(guān)系中的中介作用。由model 1可知,PEit對(duì)TFPit的回歸系數(shù)為0.167,并通過1%的顯著性檢驗(yàn),說明專利行政執(zhí)法顯著促進(jìn)了全要素生產(chǎn)率的提升;model 1a 的結(jié)果表明,PEit對(duì)FDIit的回歸系數(shù)為0.772,系數(shù)在1%的水平下顯著,說明我國專利行政執(zhí)法強(qiáng)度的增加有利于引入外商直接投資,這有效驗(yàn)證了假設(shè)H1a;同時(shí),model1 b 的結(jié)果表明,在控制PEit的影響后,F(xiàn)DIit對(duì)TFPit的回歸系數(shù)為0.013,通過1%水平下的顯著性檢驗(yàn),這表明外商直接投資的增加有利于促進(jìn)全要素生產(chǎn)率的提高,即假設(shè)H1b 成立,從而假設(shè)H1 成立。以上數(shù)據(jù)表明,專利行政執(zhí)法力度的加強(qiáng)有利于外商增強(qiáng)自己的技術(shù)優(yōu)勢(shì),有利于吸引更多的外資流入,而外資的增加通過技術(shù)擴(kuò)散和知識(shí)外溢等途徑提升了我國的技術(shù)水平,從而有效推動(dòng)了我國全要素生產(chǎn)率的提高。
表3 面板數(shù)據(jù)的單位根檢驗(yàn)
由model 2a 的結(jié)果可知,PEit對(duì)TFPit的回歸系數(shù)為0.348,通過1%水平下的顯著性檢驗(yàn),這表明專利行政執(zhí)法對(duì)研發(fā)投入具有顯著的正向作用,假設(shè)H2a 得到驗(yàn)證;由model 2b 的結(jié)果可知,在控制PEit的影響后,RDit對(duì)TFPit的影響系數(shù)為0.023,通過1%水平下的顯著性檢驗(yàn),這說明增加研發(fā)投入能有效促進(jìn)全要素生產(chǎn)率的提高,故假設(shè)H2b 成立,結(jié)合model 2、model 2a 和model 2b 可知,研發(fā)投入在專利行政執(zhí)法對(duì)全要素生產(chǎn)率的影響中起中介作用,假設(shè)2 得到驗(yàn)證。以上數(shù)據(jù)表明,專利行政執(zhí)法力度的提高有利于延長創(chuàng)新產(chǎn)品的生命周期,提高創(chuàng)新者的預(yù)期收益,有助于提振全社會(huì)的創(chuàng)新積極性,鼓勵(lì)更多的資源流向研發(fā)創(chuàng)新活動(dòng);而研發(fā)投入的增加能夠直接創(chuàng)造和積累技術(shù),促進(jìn)全要素生產(chǎn)率的提升。
值得注意的是,由model 1 可知,PEit的回歸系數(shù)為0.167,即專利行政執(zhí)法對(duì)全要素生產(chǎn)率的直接效應(yīng)為0.167,又由model 1b 和model 2b 可知,PEit的回歸系數(shù)分別為0.157 和0.159,這表明外商直接投資和研發(fā)投入的中介效應(yīng)分別為0.01、0.008,即外商直接投資的中介效應(yīng)略高于研發(fā)投入,這意味著雖然外商直接投資和研發(fā)投入都能對(duì)我國全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生顯著正向影響,但外商直接投資的中介效應(yīng)大于研發(fā)投入。合理的解釋是,通過國內(nèi)研發(fā)活動(dòng)獲得創(chuàng)新和技術(shù)進(jìn)步不僅需要大量的時(shí)間和資源投入,還需要承擔(dān)較高的失敗風(fēng)險(xiǎn)。相比而言,通過外商直接投資渠道獲取的技術(shù)溢出能更加快速地提高我國的生產(chǎn)率水平,因此,外商直接投資在專利行政執(zhí)法與全要素生產(chǎn)率關(guān)系中的正向傳導(dǎo)作用強(qiáng)于研發(fā)投入。
4.3.2 產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)節(jié)效應(yīng)分析。由model 3a可知(表5),在控制變量URBit、MARit、HCit和RGDPit的條件下,外商直接投資與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的交互項(xiàng)FDIit*THIRit對(duì)TFPit的回歸系數(shù)為0.713,并通過1%水平下的顯著性檢驗(yàn),說明產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整和升級(jí)對(duì)外商直接投資與全要素生產(chǎn)率之間的關(guān)系有正向調(diào)節(jié)作用,產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)越快,外商直接投資對(duì)全要素生產(chǎn)率的促進(jìn)作用越大,假設(shè)H3a成立。
表4 外商直接投資和研發(fā)投入的中介效應(yīng)實(shí)證結(jié)果
model 3b 結(jié)果顯示,研發(fā)投入與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的交互項(xiàng)RDit*THIRit對(duì)TFPit的影響系數(shù)為0.854,且通過1%水平下的顯著性檢驗(yàn),這表明產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)在研發(fā)投入與全要素生產(chǎn)率之間起正向調(diào)節(jié)作用,即隨著產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的升級(jí),研發(fā)投入對(duì)全要素生產(chǎn)率的促進(jìn)作用也更加顯著,假設(shè)H3b得到驗(yàn)證。
在model 3中,專利行政執(zhí)法與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的交互項(xiàng)PEit*THIRit的系數(shù)為0.926,并通過1%水平下的顯著性檢驗(yàn)。以上結(jié)果表明,產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)具有顯著調(diào)節(jié)效應(yīng),即產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整升級(jí)強(qiáng)化了專利行政執(zhí)法對(duì)全要素生產(chǎn)率的正向作用,支持了假設(shè)H3。
為了保證研究結(jié)論的可靠性,本文用隨機(jī)效應(yīng)方法對(duì)假設(shè)模型(4)—(12)進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn),得到結(jié)果如表6、表7所示。
由表6 可知,在model 1 中,PEit對(duì)TFPit的回歸系數(shù)在1%的水平下顯著為正,model 1a和model 1b中,PEit對(duì)FDIit的回歸系數(shù)和FDIit對(duì)TFPit的回歸系數(shù)也在1%的水平下顯著為正;同時(shí),model 1b 中PEit的回歸系數(shù)(0.108)明顯小于model 1中PEit的回歸系數(shù),證實(shí)了外商直接投資在專利行政執(zhí)法與全要素生產(chǎn)率的關(guān)系中發(fā)揮部分中介作用。由model 2a 和model 2b 可知,PEit對(duì)RDit的回歸系數(shù)和RDt對(duì)TFPit的回歸系數(shù)在1%的顯著性水平下仍然保持正數(shù),結(jié)合model 1 結(jié)果可知,研發(fā)投入在專利行政執(zhí)法與全要素生產(chǎn)率的關(guān)系中起部分中介作用。同時(shí),外商直接投資的中介效應(yīng)為0.11,大于研發(fā)投入的中介效應(yīng)0.006,證實(shí)了前文的結(jié)論。
表7顯示了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)節(jié)效應(yīng)模型的穩(wěn)健性檢 驗(yàn) 結(jié) 果,其 中,F(xiàn)DIit*THIRit、RDit*THIRit、PEit*THIRit對(duì)TFPit的回歸系數(shù)仍保持正數(shù),且三者均通過5%水平下的顯著性檢驗(yàn),證明產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)在專利行政執(zhí)法與全要素生產(chǎn)率中發(fā)揮調(diào)節(jié)作用。
表5 產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)節(jié)效應(yīng)結(jié)果
以上結(jié)論表明,本文的穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果與實(shí)證結(jié)果大體一致,所有控制變量的系數(shù)符號(hào)也與前文實(shí)證結(jié)果保持一致,大部分通過顯著性檢驗(yàn),證明本文的模型是穩(wěn)健的,所得研究結(jié)論具有可靠性。
表6 中介效應(yīng)模型的穩(wěn)健性檢驗(yàn)
表7 產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)節(jié)效應(yīng)模型的穩(wěn)健性檢驗(yàn)
與現(xiàn)有各類研究相比,本文做了以下創(chuàng)新性的工作。①對(duì)專利行政執(zhí)法指標(biāo)的測(cè)度創(chuàng)新。本研究通過對(duì)侵權(quán)糾紛、其他糾紛和假冒專利進(jìn)行權(quán)重賦值,體現(xiàn)了不同專利行政執(zhí)法類型的重要性,較為全面地反映了我國專利行政執(zhí)法的現(xiàn)實(shí)情況,得出的結(jié)論也更加符合我國實(shí)際。②同時(shí)將外商直接投資和研發(fā)投入兩個(gè)中介變量納入研究框架,對(duì)外商直接投資和研發(fā)投入在專利行政執(zhí)法與全要素生產(chǎn)率之間的中介作用進(jìn)行分析,明確了專利行政執(zhí)法影響全要素生產(chǎn)率的途徑和作用機(jī)制,對(duì)現(xiàn)實(shí)有較強(qiáng)的指導(dǎo)意義。此外,本文還對(duì)外商直接投資和研發(fā)投入的中介效應(yīng)大小進(jìn)行比較,得出的結(jié)論對(duì)現(xiàn)實(shí)的參考意義更強(qiáng)。③對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)節(jié)作用的分析?,F(xiàn)有文獻(xiàn)未能考慮到產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對(duì)專利行政執(zhí)法與全要素生產(chǎn)率關(guān)系的影響,本研究通過構(gòu)建調(diào)節(jié)效應(yīng)模型,分析產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對(duì)整體作用機(jī)制的影響,使研究更加完整、實(shí)用性更強(qiáng)。
通過以上創(chuàng)新性研究工作,得到以下三個(gè)創(chuàng)新性結(jié)論。第一,專利行政執(zhí)法通過外商直接投資和研發(fā)投入兩條作用機(jī)制對(duì)全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生正向影響,即外商直接投資和研發(fā)投入在專利行政執(zhí)法與全要素生產(chǎn)率之間起部分中介作用,該結(jié)論既是對(duì)知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)、外商直接投資與全要素生產(chǎn)率以及知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)、研發(fā)投入與全要素生產(chǎn)率之間正向關(guān)系的佐證,也是對(duì)專利行政執(zhí)法研究的補(bǔ)充和發(fā)展。第二,外商直接投資在專利行政執(zhí)法與全要素生產(chǎn)率之間的中介效應(yīng)大于研發(fā)投入的中介效應(yīng),這是已有研究中所沒有的,是對(duì)現(xiàn)有成果的深化與完善。第三,產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)正向調(diào)節(jié)專利行政執(zhí)法與全要素生產(chǎn)率之間的正相關(guān)關(guān)系,產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的升級(jí)強(qiáng)化了外商直接投資與研發(fā)投入對(duì)全要素生產(chǎn)率的正向影響,進(jìn)而增強(qiáng)了專利行政執(zhí)法對(duì)全要素生產(chǎn)率的正向作用,這個(gè)結(jié)論也是現(xiàn)有研究成果中沒有的,是對(duì)現(xiàn)有理論成果的有益補(bǔ)充和完善。
基于以上結(jié)論,本文提出以下幾點(diǎn)建議。
①完善專利行政執(zhí)法制度建設(shè),提升專利行政執(zhí)法效率。首先,提升專利執(zhí)法效能。行政部門要深挖徹查與專利侵權(quán)相關(guān)的線上線下產(chǎn)業(yè)鏈,形成遏制知識(shí)產(chǎn)權(quán)犯罪的高壓態(tài)勢(shì)。其次,要加強(qiáng)執(zhí)法宣傳,暢通執(zhí)法渠道。專利行政部門定期開展專利行政執(zhí)法法規(guī)宣傳活動(dòng),提高企業(yè)的維權(quán)意識(shí),鼓勵(lì)企業(yè)使用專利行政執(zhí)法手段維權(quán)。最后,專利行政部門要加強(qiáng)移動(dòng)互聯(lián)網(wǎng)、大數(shù)據(jù)、區(qū)塊鏈等現(xiàn)代信息技術(shù)在執(zhí)法辦案中的應(yīng)用,積極創(chuàng)新執(zhí)法方式,簡化程序,全面打造智慧型政務(wù)服務(wù)體系,著力提高全社會(huì)的創(chuàng)新活力,為全要素生產(chǎn)率的提升提供良好的制度保障。
②穩(wěn)定利用外資規(guī)模,提高利用外資質(zhì)量。首先,各地政府要嚴(yán)格落實(shí)《外商投資法》和《鼓勵(lì)外商投資產(chǎn)業(yè)目錄》,注重項(xiàng)目質(zhì)量,強(qiáng)化“補(bǔ)短板招商”和“精準(zhǔn)招商”,著力引進(jìn)高質(zhì)量、低耗能、高科技含量的外資進(jìn)入并帶動(dòng)我國產(chǎn)業(yè)發(fā)展。其次,各地政府要合理制定優(yōu)惠政策,提高外資企業(yè)的本地化程度,大力鼓勵(lì)外資在我國建立研發(fā)部門,擴(kuò)大外資的技術(shù)溢出效應(yīng),促進(jìn)技術(shù)進(jìn)步和全要素生產(chǎn)率的提高。
③堅(jiān)持自主創(chuàng)新導(dǎo)向,加強(qiáng)自主研發(fā)?!爸信d事件”和“華為事件”也證明,自主創(chuàng)新不僅是企業(yè)的“命門”,也是國家的“命門”,而實(shí)現(xiàn)創(chuàng)新必須有充足的研發(fā)投入作為保障,因此,必須引導(dǎo)全社會(huì)加大研發(fā)經(jīng)費(fèi)投入。首先,發(fā)揮政府資金的導(dǎo)向作用,政府要更多地將研發(fā)經(jīng)費(fèi)投入前瞻性、關(guān)鍵性領(lǐng)域,帶動(dòng)社會(huì)資本參與建設(shè),著力突破核心技術(shù)瓶頸。其次,政府部門要通過直接補(bǔ)貼和稅收優(yōu)惠等途徑,加強(qiáng)對(duì)科技研發(fā)活動(dòng)的補(bǔ)貼力度,引導(dǎo)市場(chǎng)主體加大研發(fā)投入,同時(shí)要完善和創(chuàng)新科技創(chuàng)新保險(xiǎn)體系,降低和化解研發(fā)過程中的各種風(fēng)險(xiǎn),提高企業(yè)等創(chuàng)新主體的研發(fā)意愿。此外,本研究發(fā)現(xiàn),研發(fā)投入的中介作用效果低于外商直接投資的中介作用,這說明我國目前的研發(fā)活動(dòng)效率偏低,研發(fā)規(guī)模大而不強(qiáng),因此,必須調(diào)整研發(fā)投入結(jié)構(gòu),提高研發(fā)資金的使用效率。一方面,要引導(dǎo)研發(fā)資金更多地投入基礎(chǔ)性研究領(lǐng)域,實(shí)現(xiàn)“從0 到1”的原創(chuàng)性突破;另一方面,要更加重視人才培養(yǎng),提高高等教育質(zhì)量,并大力發(fā)展專業(yè)技術(shù)教育,培育一批高素質(zhì)、專業(yè)化的研發(fā)人才。
④推進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級(jí),加快新舊動(dòng)能轉(zhuǎn)換。首先,要推動(dòng)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)向價(jià)值鏈高端延伸,促進(jìn)我國產(chǎn)業(yè)逐步由“生產(chǎn)+制造”型向“研發(fā)+制造+服務(wù)”型轉(zhuǎn)變,實(shí)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)和產(chǎn)品技術(shù)附加值的提升。其次,地方政府要優(yōu)化本地產(chǎn)業(yè)布局,不能一味地追求“大而全”“小而全”的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu),要立足自身實(shí)際,根據(jù)地方特點(diǎn)培育和發(fā)展新的產(chǎn)業(yè)集群,并利用規(guī)模效應(yīng)形成新的競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì),從而全面提高地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量。