區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展水平差異與知識產(chǎn)權保護執(zhí)行效力

杜萌卉　董雄報

摘 要：本文通過5維度法對我國各?。ㄊ校┲R產(chǎn)權保護執(zhí)行效力進行測算，運用固定效應模型對我國31?。ㄊ校?001年-2013年的面板數(shù)據(jù)進行經(jīng)濟發(fā)展水平差異對知識產(chǎn)權保護執(zhí)行效力影響的實證分析。研究結(jié)果顯示：（1）不論在經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)還是經(jīng)濟欠發(fā)達地區(qū)，經(jīng)濟發(fā)展水平的提升對知識產(chǎn)權保護的實施均起促進作用；（2）不同經(jīng)濟實力的省份影響知識產(chǎn)權保護實施的影響因素不同；（3）人力資本和創(chuàng)新能力是限制知識產(chǎn)權保護的關鍵。

關鍵詞：經(jīng)濟發(fā)展水平；知識產(chǎn)權保護執(zhí)行效力；固定效應

一、引言

隨著經(jīng)濟全球化和知識經(jīng)濟的到來，知識產(chǎn)權制度國際化趨勢日益加快，特別是在國際成員國推出的TRIPS（與貿(mào)易有關的知識產(chǎn)權）協(xié)議的影響下，知識產(chǎn)權逐漸成為各國增強經(jīng)濟、科技實力和國際競爭力、維護本國利益和經(jīng)濟安全的戰(zhàn)略資源。美國等發(fā)達國家，倚仗TRIPS協(xié)議，不斷要求我國提高知識產(chǎn)權保護強度，在激勵效應與限制發(fā)展中抉擇，這對中國政府而言是個兩難的選擇，加之我國各省份之間貧富差距甚大，結(jié)合我國區(qū)域經(jīng)濟差異的現(xiàn)實情況，研究區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展水平差異對知識產(chǎn)權保護執(zhí)行效力的影響具有重要意義。

Chin和Grossman認為，發(fā)達國家是創(chuàng)新者，發(fā)展中國家是模仿者，發(fā)展中國家增強知識產(chǎn)權保護的力度，會阻礙它們模仿發(fā)達國家的技術。易先忠等指出，中國現(xiàn)階段的知識產(chǎn)權保護有利于模仿，但是不能有效地促進技術創(chuàng)新。我國學者以往的研究基于全國層面，沒有考慮到區(qū)域經(jīng)濟差異對知識產(chǎn)權保護的影響，同時大多數(shù)研究者采用的改良后的G-P指數(shù)來度量知識產(chǎn)權的保護強度并不能直觀地反映出我國政府的執(zhí)行效力。本文將采用5維度法測量各省知識產(chǎn)權保護執(zhí)行效力，利用我國31省2001-2013年的面板數(shù)據(jù)，按照經(jīng)濟強度分組后進行實證分析，以期揭示區(qū)域經(jīng)濟差異對知識產(chǎn)權保護執(zhí)行效力的影響，說明其成因，為我國知識產(chǎn)權保護工作提供理論依據(jù)和政策啟示。

二、知識產(chǎn)權保護強度與執(zhí)行效力

1.知識產(chǎn)權保護強度

為了量化知識產(chǎn)權保護水平，許多學者從各個維度對知識產(chǎn)權保護強度指標進行了界定。Ginarte和Park提出的G-P指標得到了學者們的普遍認可，他們以立法強度來衡量知識產(chǎn)權保護強度，將知識產(chǎn)權保護涉及的內(nèi)容分為5個方面，包括知識產(chǎn)權保護法律體系的覆蓋范圍、加入相關國際專利協(xié)議的情況、知識產(chǎn)權保護法律體系對專利許可的規(guī)定、專利侵權的執(zhí)法措施和專利的保護期限，結(jié)合各國實際情況對這5方面內(nèi)容進行評分后取加權平均數(shù)即可量化某國的知識產(chǎn)權保護水平。

由于G-P指數(shù)只是對一個國家知識產(chǎn)權立法水平的衡量，并不能反映出立法后政府及機構的執(zhí)行效力，對此，我國學者韓玉雄和李懷祖進行了改進和補充，他們將Ginarte和Park提出的G-P指標作為量化立法強度的指標，在立法強度的基礎上引入執(zhí)法強度，以這二者乘積來衡量中國現(xiàn)行的知識產(chǎn)權保護強度。

2.知識產(chǎn)權保護執(zhí)行效力及其確定

由于G-P指數(shù)在三至十年內(nèi)保持不變，說明我國在知識產(chǎn)權保護方面的立法及知識產(chǎn)權的范圍劃分上在較長一段時間未做重大調(diào)整與變動，此時按以往的知識產(chǎn)權保護強度的度量方式并不能簡明而直接的反映我國知識產(chǎn)權保護的執(zhí)行效力，加之我國立法與司法尚未同步，因而有必要僅對知識產(chǎn)權保護執(zhí)行效力進行研究分析。

本文參考韓玉雄、許春明等人對知識產(chǎn)權保護執(zhí)行效力地分析，從五個維度，即司法保護水平、行政保護水平、經(jīng)濟發(fā)展水平、社會公眾的知識產(chǎn)權保護意識、國際監(jiān)督水平，對知識產(chǎn)權保護執(zhí)行效力進行確定。

（1）司法保護水平。借鑒許春明的方法，采用各省律師人數(shù)占各地區(qū)總?cè)丝诘谋壤齺砗饬恳粋€省份的司法保護水平。當律師人數(shù)占該地區(qū)總?cè)丝诒壤_到萬分之五時，分值為1；當律師人數(shù)占該地區(qū)總?cè)丝诘谋壤∮谌f分之五時，分值為實際比例除以萬分之五。

（2）行政保護水平。一般而言，行政保護水平的高低可以由立法時間的長短來度量。參考世界立法較早的西方國家的立法歷史，確定我國立法的起始點為1954年。當我國立法時間達到或者超過100年時，分值為1；當立法時間小于100年時，分值等于實際立法時間除以100。我國各省的行政保護水平與全國趨同。

（3）經(jīng)濟發(fā)展水平。知識產(chǎn)權保護的實施需要有物力、人力等“硬件”基礎。借鑒韓玉雄和李懷祖對經(jīng)濟發(fā)展水平的界定，本文采用人均GDP作為度量某一省份經(jīng)濟發(fā)展水平的標準，并把人均GDP的分流界線定為2000美元。當某省份的人均GDP達到或者超過2000美元時，評定為1；當人均GDP小于2000美元時，等于該省份實際人均GDP（以美元為單位）除以2000美元。

（4）社會公眾的知識產(chǎn)權保護意識。只有當維護知識產(chǎn)權權利的觀念被社會公眾廣泛地知曉，人們自覺地遵守知識產(chǎn)權立法規(guī)范，知識產(chǎn)權保護才能得到有效執(zhí)行。參考孫旭玉對社會公眾知識產(chǎn)權保護意識的劃分原則，本文采用公眾的受教育程度來作為衡量社會公眾知識產(chǎn)權保護意識的評定指標。當某一省份成人識字率達到或者超過95%時，評定為1；當某一省份成人識字率小于95%時，等于該省份實際的成人識字率除以95%。

（5）國際監(jiān)督水平。鑒于中國加入WTO，將國際監(jiān)督這一指標放入知識產(chǎn)權保護執(zhí)行效力的體系內(nèi)，能使知識產(chǎn)權保護執(zhí)行效力指標的測算更為準確且符合實際。借鑒韓玉雄、李懷祖對于國際監(jiān)督的測算方法，采用是否是WTO成員作為對國際監(jiān)督的度量標準[4]，同時假設某一國家加入WTO組織5年之后，其國際監(jiān)督的效力才完全發(fā)揮出來。所以本文假設我國從1986年復關談判開始至入世第五年即2005年，國際監(jiān)督水平均衡地從0升至1。

三、研究模型構建、變量選取與數(shù)據(jù)來源

1.估計方法的選取

對于經(jīng)濟發(fā)展水平與知識產(chǎn)權保護的關系研究中，現(xiàn)有的研究主要采用動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型，比如差分GMM和系統(tǒng)GMM，雖說動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型解決了內(nèi)生性問題，但是這類模型其實并不太適合分析省級面板數(shù)據(jù)的經(jīng)濟發(fā)展水平與知識產(chǎn)權保護關系研究。首先，差分GMM和系統(tǒng)GMM這類模型適用于“大小”型面板，一般而言，至少要大于70才能稱之為“大”，所以省級面板并滿足不了“大”這一前提，特別是將省份按經(jīng)濟強度分組后的大小非常接近，如若強行采用動態(tài)面板模型會使估計出來的標準差有偏誤；其次，這類模型采用了過多的工具變量，當工具變量個數(shù)超過或者接近樣本數(shù)時，容易造成模型的過度擬合及高階偏誤等問題。此時采用動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型不僅違背了模型的使用前提條件，還導致估計結(jié)果的失真。鑒于此，本文選取靜態(tài)面板的固定效應模型進行研究分析。

2.計量模型的構建

為了進一步分析經(jīng)濟發(fā)展水平差異與知識產(chǎn)權保護執(zhí)行效力之間的關系，本文基于我國31個省份的面板數(shù)據(jù)，結(jié)合省級面板的數(shù)據(jù)特點，采用固定效應變系數(shù)模型進行分析，基礎模型形式為：

其中，yit為t年i省份的知識產(chǎn)權保護執(zhí)行效力指數(shù)，xit表示影響知識產(chǎn)權保護執(zhí)行效力的解釋變量，uit為隨機誤差項。該模型假定截距項αi和解釋變量系數(shù)βi在不同的截面?zhèn)€體上是不同的。

將基礎模型公式（1）擴展，即可得本文的計量模型：

其中，i表示省份，t表示年度。EIIPRit代表i省份第t年的知識產(chǎn)權保護執(zhí)行效力指數(shù)，GDPit代表i省份第t年的經(jīng)濟發(fā)展水平，eduit代表i省份第t年的人力資本狀況，patentit代表i省份第t年的創(chuàng)新能力，fdiit代表i省份第t年的外商直接投資水平，openit代表i省份第t年的貿(mào)易開放度，uit為隨機誤差項，αi表示截距項即個體固定效應。

3.變量選取與數(shù)據(jù)來源

本文選取我國31個省份2001年-2013年的面板數(shù)據(jù)進行分析，觀測值共計403個。

（1）被解釋變量。知識產(chǎn)權保護執(zhí)行效力（EIIPR）。通過前文所述的方法根據(jù)司法保護水平、行政保護水平、經(jīng)濟發(fā)展水平、社會公眾的知識產(chǎn)權保護意識、國際監(jiān)督水平5維度測算出來。

（2）關鍵解釋變量。區(qū)域經(jīng)濟經(jīng)濟發(fā)展水平（GDP）。某一省份的經(jīng)濟發(fā)展水平對知識產(chǎn)權保護執(zhí)行效力的影響存在一個閾值，當經(jīng)濟發(fā)展水平處在這個閾值的左或右兩側(cè)時，其對知識產(chǎn)權保護執(zhí)行效力的影響是相反的。關于中國省份經(jīng)濟發(fā)展水平的度量，本文采用人均地區(qū)生產(chǎn)總值來衡量。

（3）控制變量。人力資本（edu）。人力資本儲備是知識產(chǎn)權保護有效執(zhí)行的前提條件，某一區(qū)域人力資本的文化素質(zhì)越高，其知識產(chǎn)權保護執(zhí)法效力也就越高。對于我國各省份人力資本的度量，本文采用6歲以上人口人均受教育年限來確定。計算公式為：

（4）創(chuàng)新能力（patent）。創(chuàng)新能力由某一地區(qū)的創(chuàng)新效率體現(xiàn)，某一地區(qū)的創(chuàng)新效率越高，表明該地區(qū)投入研發(fā)的無效成本相對于有效成本而言較低。地區(qū)創(chuàng)新能力越強，創(chuàng)新效率越高，則其對知識產(chǎn)權保護執(zhí)法的實施起促進作用。參考毛昊提出的專利產(chǎn)出效率指數(shù)，本文用專利申請授權數(shù)與專利申請受理數(shù)之比確定創(chuàng)新效率。

（5）外商直接投資（fdi）。具有高技術及高物資資本的外國企業(yè)為了防止其專有技術外泄，往往采取獨資企業(yè)的方式來擴大公司規(guī)模，建立分公司之前，他們會考綜合慮該該地區(qū)知識產(chǎn)權保護的執(zhí)行效力、人力資本等情況。外資企業(yè)的進駐往往會對該地區(qū)的知識產(chǎn)權保護執(zhí)行效力起監(jiān)督作用，外商直接投資額越高，知識產(chǎn)權保護執(zhí)行效力也越強。本文采用外商投資企業(yè)年底登記的注冊資金來衡量外商直接投資。

由于某些數(shù)據(jù)受到價格波動的影響，本文以2001年地區(qū)生產(chǎn)總值為基期，用GDP平減指數(shù)進行了縮減，并對外商直接投資、進出口總額進行了匯率調(diào)整?？紤]到數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性，本文對所有變量取自然對數(shù)。表1是變量的詳細說明及數(shù)據(jù)來源。

四、實證結(jié)果分析

本文采用固定效應模型對經(jīng)濟發(fā)展水平差異與知識產(chǎn)權保護執(zhí)行效力之間的關系進行了估計，回歸結(jié)果分為兩部分：一部分是在我國全國范圍內(nèi)（31?。┑目傮w估計；另一部分是按照經(jīng)濟發(fā)展水平強弱將全國31個省份劃分為經(jīng)濟發(fā)達省份與經(jīng)濟欠發(fā)達省份，對這兩組分別進行回歸。

1.我國經(jīng)濟發(fā)展水平與知識產(chǎn)權保護執(zhí)行效力的總體分析

本文首先對我國31個?。ㄊ校?001年-2013年的面板數(shù)據(jù)進行了總體估計，得到表2的回歸結(jié)果。

考慮到截面?zhèn)€體大于時間序列的面板數(shù)據(jù)特點，需要關注截面的異方差問題；又因為省份與省份之間的變量往往會存在相互影響的關系，比如廣東省的經(jīng)濟發(fā)展會帶動周邊省份的經(jīng)濟發(fā)展，所以需要考慮面板數(shù)據(jù)的截面自相關問題。本文對固定效應模型進行了異方差和自相關檢驗，在消除了異方差與自相關的影響后，即可得到表2的固定效應模型回歸結(jié)果。

從回歸結(jié)果可以看出，經(jīng)濟發(fā)展水平對知識產(chǎn)權保護執(zhí)行效力的影響系數(shù)為正，且在1%的水平上顯著，聯(lián)系到前文提及的經(jīng)濟發(fā)展水平對知識產(chǎn)權保護執(zhí)行效力的影響存在一個閾值這一概念，根據(jù)回歸結(jié)果可以判定我國目前處于經(jīng)濟發(fā)展水平與知識產(chǎn)權保護效力同向變動這一區(qū)間，提升全國的經(jīng)濟實力，會使我國知識產(chǎn)權保護得到有效落實。外商直接投資和貿(mào)易開放度在1%的顯著性水平上顯著為正，這與之前的預期相符。值得注意的是，人力資本的影響并不顯著，究其原因有可能是因為我國不同地區(qū)之間人力資源的素質(zhì)差異大，從而降低了人力資本對知識產(chǎn)權保護的影響；此外，創(chuàng)新能力對知識產(chǎn)權保護執(zhí)行效力的影響不顯著，這說明從全國范圍來看，提升創(chuàng)新率對知識產(chǎn)權保護實施的影響并沒有凸顯出來。

2.區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展水平差異與知識產(chǎn)權保護執(zhí)行效力的分析

為了分析區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展水平差異是如何影響知識產(chǎn)權保護執(zhí)行效力的，本文將全國31?。ㄊ校?001-2013年的面板數(shù)據(jù)進行了分組。在現(xiàn)有已劃分的東、中、西部地區(qū)的基礎上，將東部地區(qū)的所有省份直接歸入“經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)”，將西部地區(qū)的所有省份直接歸入“經(jīng)濟欠發(fā)達地區(qū)”，將中部地區(qū)各省份的GDP與東部地區(qū)GDP排名最末的省份相較，如若大于東部地區(qū)GDP最者則分入“經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)”，反之則分入“經(jīng)濟欠發(fā)達地區(qū)”。劃分后，經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)包括：北京、天津、河北、山東、江蘇、上海、浙江、福建、廣東、海南、黑龍江、吉林、遼寧、山西、河南、河北、湖南；經(jīng)濟欠發(fā)達地區(qū)包括：重慶、四川、廣西、貴州、云南、陜西、甘肅、內(nèi)蒙古、寧夏、新疆、青海、西藏、安徽、江西。消除了異方差與自相關影響的固定效應模型回歸結(jié)果見表3。

由回歸結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，在經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)，所有解釋變量對知識產(chǎn)權保護執(zhí)行效力的影響均顯著，而在經(jīng)濟欠發(fā)達地區(qū)，只有2個解釋變量影響效果顯著，區(qū)域差異明顯。經(jīng)濟發(fā)展水平在2組中對知識產(chǎn)權保護執(zhí)行效力的影響系數(shù)均為正，且在1%的水平上顯著，經(jīng)濟欠發(fā)達地區(qū)的系數(shù)更大，表明現(xiàn)階段我國范圍內(nèi)的?。ㄊ校?，不論其是否處于經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)，該?。ㄊ校┙?jīng)濟硬實力的提升都會促進知識產(chǎn)權保護的有效執(zhí)行，而且經(jīng)濟欠發(fā)達地區(qū)經(jīng)濟實力對知識產(chǎn)權保護實施的影響更大。人力資本和創(chuàng)新能力在經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)中顯著為負，但在經(jīng)濟欠發(fā)達地區(qū)中并不顯著，究其原因可能是現(xiàn)階段我國專利的發(fā)明仍處于模仿為主，創(chuàng)新為輔的階段，專利的含金量低，要想在短期之內(nèi)提高創(chuàng)新效率，研發(fā)人員們往往選擇“拿來主義”這條捷徑，換言之，人力資本軟實力的提升主要表現(xiàn)在模仿能力的提升上，由此帶來的創(chuàng)新效率的提升也就會抵制知識產(chǎn)權保護的執(zhí)行，這一點在經(jīng)濟發(fā)達與經(jīng)濟欠發(fā)達地區(qū)的回歸結(jié)果中得以證實。外商直接投資在經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)顯著為正，而在經(jīng)濟欠發(fā)達地區(qū)影響并不顯著，這是由于經(jīng)濟欠發(fā)達地區(qū)外資企業(yè)較經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)而言很少，外資企業(yè)欠缺話語權，因而很難對知識產(chǎn)權保護的執(zhí)行起到監(jiān)督作用。貿(mào)易開放度在經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)與經(jīng)濟欠發(fā)達地區(qū)均顯著，與本文預期一致。

五、結(jié)論與政策建議

本文通過5個維度的方法對我國各?。ㄊ校┲R產(chǎn)權保護執(zhí)行效力進行測算，運用固定效應模型對我國31?。ㄊ校?001年-2013年的面板數(shù)據(jù)進行實證分析，得到如下結(jié)論：從全國總體范圍來看，經(jīng)濟發(fā)展水平、外商直接投資和貿(mào)易開放度的提升可以有效促進知識產(chǎn)權保護的實施。按區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展水平差異劃分的實證結(jié)果表明，貿(mào)易越開放，對我國經(jīng)濟發(fā)展水平不同的各個省份均有促進知識產(chǎn)權實施的作用；人力資本和創(chuàng)新能力只對經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)有影響，且為負，說明我國現(xiàn)階段盛行的仍然是滯后的科技研究，在科技前沿研究領域仍然處于落后地位；只有在經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)外商直接投資對知識產(chǎn)權保護有影響。

鑒于以上研究結(jié)論，本文提出以下政策建議：在國際監(jiān)督的背景下，政府應該在知識產(chǎn)權保護與科技發(fā)展中尋找一個利益均衡點，在國際許可的范圍內(nèi)，對知識產(chǎn)權保護應持寬松政策；提供優(yōu)惠政策，抓住本土人才、吸引國外高精尖人才以為我國前沿科學的研究注入新鮮血液；為內(nèi)陸地區(qū)提供更多對外優(yōu)惠政策，基于經(jīng)濟開放口岸，帶動內(nèi)陸地區(qū)的進出口貿(mào)易；針對不同經(jīng)濟發(fā)展水平的省份采取的政策鼓勵應各有側(cè)重；有選擇地引進外資，以免帶來經(jīng)濟效益的負影響。

參考文獻：

[1]Chin J C，Grossman G M.Intellectual Property Rights an d North-South Trade in The Political Economy of International Trade： EsM says in Honor of Robert E.Baldwin，ed.by RW Jones and AO Krueger[J].1990： 90-107.

[2]易先忠，張亞斌，劉智勇.自主創(chuàng)新，國外模仿與后發(fā)國知識產(chǎn)權保護[J].世界經(jīng)濟，2007，3：31-40.

[3]Ginarte，J.C， W.G. Park，Determinants of patent rights： A cross-national study.Research Policy， 1997， vol 26， pp283-301.

[4]韓玉雄，李懷祖.關于中國知識產(chǎn)權保護水平的定量分析[J].科學學研究，2005，（3）：377-382.

[5]王平，譚智.發(fā)展中國家知識產(chǎn)權保護與國際技術轉(zhuǎn)移——中國省級面板數(shù)據(jù)的GMM分析[J].中南財經(jīng)政法大學學報，2012，01：15-21.

[6]許春明，單曉光.中國知識產(chǎn)權保護強度指標體系的構建及驗證[J].科學學研究，2008，（4）：715-723.

[7]孫旭玉.中國知識產(chǎn)權保護水平與影響因素的實證分析[J].理論學刊，2010，（7）：54-59.

[8]張海洋.GMM方法與動態(tài)面板數(shù)據(jù)[EB/OL].[2015-8-22].http：//wenku.baidu.com.

[9]余長林.知識產(chǎn)權保護與發(fā)展中國家的經(jīng)濟增長[J].廈門大學學報（哲學社會科學版），2010，02：51-57+122.

[10]鄭曉紅.知識產(chǎn)權保護對企業(yè)跨國經(jīng)營的影響效應研究[D].湖南大學，2013.

[11]毛昊，張洪吉，王錦旺.基于我國地區(qū)經(jīng)濟實力、科技研發(fā)費用投入和職務發(fā)明專利申請數(shù)量產(chǎn)出的計量學分析[J].科技進步與對策，2008，02：110-115.

[12]褚開平.中國知識產(chǎn)權保護對FDI質(zhì)量的影響研究[D].湖南大學，2012.

[13]徐清.知識產(chǎn)權保護強度的空間分布及其決定因素——基于31個?。ㄊ校┟姘鍞?shù)據(jù)的空間計量研究[J].世界經(jīng)濟研究，2013，09：23-29+87.

作者簡介：杜萌卉（1990- ），女，廣西，研究生，碩士，研究方向：知識產(chǎn)權管理；董雄報（1954- ），男，陜西，碩士生導師，教授，碩士，研究方向：從事信息管理、知識產(chǎn)權管理