知識產權保護與經濟增長關系中“門限效應”的實證研究

陳 恒，侯 建（哈爾濱工程大學 經濟管理學院，哈爾濱 150001）

知識產權保護與經濟增長關系中“門限效應”的實證研究

陳 恒，侯 建
（哈爾濱工程大學 經濟管理學院，哈爾濱 150001）

知識經濟時代知識產權保護與經濟增長成為不可避免的話題，文章選取中國2002—2012年省級面板數據，基于技術供給渠道的研究視角，采用面板門限回歸模型，將自主研發(fā)渠道（R&D）和國際技術轉移方式（FDI）的非線性門限性質引入模型，探討知識產權保護與經濟增長之間的內在關系，研究發(fā)現：隨著自主研發(fā)渠道R&D投入強度門限的不斷提高，知識產權保護對各地區(qū)經濟增長和運行總體上起到了很大程度的正向效應，應鼓勵內生自主創(chuàng)新帶動經濟增長；其次，知識產權保護與經濟增長的作用關系同樣存在國際技術轉移方式FDI強度的顯著影響，并且在我國實際區(qū)域差異條件下過高或者過低的FDI強度都在很大程度上有利于知識產權保護對經濟增長的促進作用。因此，需要制定實施差別化的區(qū)域R&D和FDI體制，最大效用發(fā)揮知識產權保護對經濟增長的促進作用。

知識產權保護；經濟增長；技術供給渠道；門限效應

0 引言

隨著開放市場與知識經濟的發(fā)展，知識成為最重要、最關鍵的經濟要素，而知識產權保護是其知識經濟時代一種不可或缺的重要資源，在技術創(chuàng)新、國際技術轉移與經濟增長方面發(fā)揮著重要影響[1]。

中國近年來經濟的高速增長以及知識產權保護戰(zhàn)略的大力推動，知識產權保護呈現出由弱到強己的必然所趨，但結合中國目前地區(qū)異質性特征，現有研究[2]發(fā)現知識產權保護強度并沒有達到最優(yōu)值（區(qū)間），且知識產權保護主要通過國際技術引進和R&D活動的渠道對經濟增長發(fā)揮顯著作用。然而，基于自主研發(fā)渠道（R&D）和國際技術轉移方式（FDI）的技術供給視角對知識產權保護視角與經濟增長的關系探討微乎甚微，雖然大量研究表明知識產權保護會在資金、技術和管理模式方面影響一國的科技創(chuàng)新和經濟發(fā)展[3]，但是缺乏技術供給渠道的重要結構因素來研究知識產權保護與經濟增長的關系會造成計量結果和分析導向的偏誤。

本文的貢獻，首先在于模型假設在當前我國開放型市場體制中有自主創(chuàng)新與國際技術轉移兩種技術供給方式，并分別用其主要的技術供給貢獻模式R&D投入和FDI數據代理表示；其次在于本文將其R&D、FDI引入知識產權保護影響經濟增長的非線性模型，進一步驗證其R&D、FDI對知識產權保護與經濟增長關系造成的非線性“門限”特征；最后根據研究結論提出中國要根據不同地區(qū)的技術供給水平，實施差別化的技術供給渠道的戰(zhàn)略構想，并為我國經濟高速運行和持續(xù)發(fā)展以及知識產權戰(zhàn)略推動提供政策參考。

1 研究設計

1．1 模型構建

為了探究我國經濟發(fā)展運行中自主研發(fā)渠道（R&D）和國際技術轉移方式（FDI）的非線性門限效應，本文采用Hansen（2000）[4]面板門限模型，并在進一步參考文獻研究[5-7]基礎上，納入實物資本、對外貿易、人力資源以及政府調控等變量作為控制影響因素，最后結合中國區(qū)域R&D投入、FDI的實際情況，本文建立了以R&D投入強度為門限變量的知識產權保護對經濟增長的單門限面板模型：

其中，i和t為地區(qū)和時間，GROWTH表示實際人均GDP，FDI表示實際利用外商直接投資程度，PCI表示固定資產投資情況，FT表示對外貿易情況，HR表示人力資本情況，FE表示政府對經濟活動干預程度，RBR表示人口撫養(yǎng)比，I()·為指示函數，R&D為門限變量。

多重（雙重）門限面板模型：

其中，γ1、γ2為雙重門限值，其他符號同方程（1）。

同理，以FDI強度為門限變量的知識產權保護對經濟增長的單門限面板模型:

其中符號同方程（1）。

多重（雙重）門限面板模型：

其中符號同方程（1）。

1．2 數據和指標

本文使用我國30個省市2002—2012年的省級面板數據進行計量分析。文中GROWTH、FDI、IPR、PCI、FT、HR等指標原始數據來自《中國統(tǒng)計年鑒》和各地區(qū)年鑒，R&D投入強度的原始數據來自《中國科技統(tǒng)計年鑒》。PBR數據來自《中國統(tǒng)計年鑒》和《中國人口和就業(yè)統(tǒng)計年鑒》。

（1）經濟增長（GROWTH）。為增加數據可比性和客觀性，使用實際人均GDP數據衡量地區(qū)經濟增長與運行狀況。其中為消除物價影響用2002年地區(qū)GDP指數平減折算成2002年為基期的數據，最后對樣本數據做了對數處理。

（2）知識產權保護（IPR）。知識產權保護是包含立法、司法和執(zhí)法等因素的系統(tǒng)概念，本文借鑒許春明和單曉光[8]等人的方法，加入中國知識產權保護實際執(zhí)行效果方面指標，最終可以得出更為科學和符合實際的中國地區(qū)知識產權保護水平指標，表示為：

其中，GPt為GP方法測算的知識產權保護立法水平，Eit為知識產權保護執(zhí)法水平。

（3）自主研發(fā)渠道（R&D）。本文使用R&D投入強度來衡量，具體為R&D經費內部支出占同期該地區(qū)GDP的比重。相應的分別對原始變量用地區(qū)GDP指數處理指數進行平減，換算成2002年為基期的數據。

（4）國際技術轉移方式（FDI）?？紤]比較差異[9]，本文使用取FDI強度來衡量，具體為實際利用外商直接投資額占GDP的比重。FDI數據用2002年的固定資產投資價格指數進行平減，折算成2002年為基期的數據。

（5）資本投入（PCI）。本文使用固定資產投資占生產總值的比重來衡量。數據相應的分別用固定資產投資價格指數處理地區(qū)GDP指數處理。

（6）對外貿易（FT）。使用進出口總額占生產總值的比重作為代理指標。進出口總額做相應的GDP指數平減處理。

（7）人力資源（HR）。人力資源的累積程度可用普通高校在校人數占總人口的比重來衡量。

（8）政府調控（FE）。借鑒文獻常用做法，本文使用財政支出程度來表示，計算方法為年財政支出占GDP的比重。同樣分子分母數據相應的進行了地區(qū)GDP指數平減處理。

（9）人口撫養(yǎng)比（PBR）。基于新古典經濟理論和人口經濟學理論，社會撫養(yǎng)指數是構成人均GDP的重要衡量指標[6]，同時由于數據的限制，本文以人口撫養(yǎng)比作為代理指標來解釋。

本文數據的描述性統(tǒng)計結果如表1所示。

表1 各指標描述性統(tǒng)計量（2002—2012）

2 實證分析

2．1 自主研發(fā)渠道門限效應檢驗

以自主研發(fā)渠道R&D強度為門限變量估計和顯著性檢驗見表2和表3，從中可以看出，在1%顯著性水平下只有單一門限顯著，而雙重門限及三重門限不顯著。因此可以認為，知識產權保護與經濟增長關系中存在單一R&D強度門限，由此本文也不在估計三重及以上門限影響，選擇單一門限情況來研究。在單一門限中，門限值為0.011，在門限值水平以下，知識產權保護對經濟增長的回歸系數在1%水平上顯著為0.913。表明低研發(fā)投入（門限值0.011水平以下）條件下知識產權保護對經濟增長具有一定的促進作用。而在門限值之上回歸系數為0.952，也呈現出1%水平上顯著。表明在這一水平上加強知識產權保護更有利于經濟增長和運行，即隨著R&D投入強度的加大（門限水平不斷提高），知識產權保護對各地區(qū)經濟增長和運行總體上起到了逐漸顯著的正向效應。

表2 自主研發(fā)渠道（R&D）單一門限估計

表3 門限顯著性檢驗和置信區(qū)間

其次，還需要進行所估計的門限值的真實性檢驗。從表3中可以看出，以R&D投入強度為門限變量，單一門限的門限值為0.011，而門限估計值0.011位于95%置信區(qū)間[0.005 0.018]內。

在R&D投入強度單一門限模型中為0.011(見圖1)，單個門限估計值0.011的95%置信區(qū)間處于所有LR值小于5%顯著水平下臨界值的估計值區(qū)間內，說明單個門限估計值與其真實值相等。

圖1 R&D單一門限

綜上，研究結果首先表明了R&D投入強度對知識產權與地區(qū)經濟增長關系的影響呈現出不同于簡單線性特點的復雜非線性門限效應；其次，也說明了一定程度的加強R&D投入，會提高經濟增長中知識產權保護的制度因素影響，更能充分發(fā)揮知識產權保護的正向效應。

2．2 國際技術轉移方式門限效應檢驗

以國際技術轉移方式FDI強度為門限變量估計和顯著性檢驗結果見表4、表5和表6，從中可以看出，在5%顯著水平下，單一門限檢驗顯著，在1%顯著水平下雙重門限顯著，三重門限不顯著。因此，表明了知識產權保護與經濟增長的關系與FDI有關，即存在雙重FDI門限。單一門限條件下，門限值為0.012，FDI強度低于這一門限值時，知識產權保護對經濟增長的影響存在顯著的促進作用，高于此水平時亦在1%水平上呈現顯著正相關，但是影響程度有所下降。雙重門限條件下，FDI強度低于0.006時，知識產權保護與經濟增長的作用關系在1%水平下呈現顯著的正相關，表明低強度FDI有利于知識產權保護促進地區(qū)的經濟增長。FDI強度在0.006與0.052之間時，知識產權保護對經濟增長的促進作用一定程度減弱。而門限值高于0.052時，知識產權保護對地區(qū)的經濟增長又出現一定程度的增強。

表4 國際技術轉移方式（FDI）雙重門限估計

表5 國際技術轉移方式（FDI）雙重門限估計

接下來對其門限值的真實性進行檢驗。從表6中可以看出，以FDI強度為門限變量，雙重門限的門限值分別為0.006和0.052，而門限估計值0.006位于95%置信區(qū)間[0.005 0.023]內，門限估計值0.052位于95%置信區(qū)間[0.005 0.081]內。

表6 門限顯著性檢驗和置信區(qū)間

在FDI強度雙重門限模型中門限參數估計值分別為0.006（見圖2）和0.052（見圖3），雙重門限估計值0.006和0.052的95%置信區(qū)間同樣處于所有LR值小于5%顯著水平下臨界值的估計值區(qū)間內，表明與其真實值相等。

圖2 FDI雙重門限

圖3 FDI雙重門限

知識產權保護對經濟增長的作用關系存在國際技術轉移方式（FDI）的顯著影響，高于門限強度或低于門限強度的FDI都在很大程度上利于知識產權發(fā)揮促進經濟增長的作用。這也需要引起足夠的重視，本文認為目前在經濟全球化和國際技術轉移大趨勢下，強度不斷提高的FDI，在國際開放合作的環(huán)境中帶動了國內對發(fā)達國家的技術引進趨勢，進而滿足知識產權保護的國際化水平對于國內科技創(chuàng)新和經濟增長的作用有所促進。而且，FDI強度較低，國際技術轉移受限，在國際國內的產品、技術、利潤等競爭日趨加大的條件下，會刺激國內轉而通過大力實施自主研發(fā)創(chuàng)新增強自身競爭力，同時也就更需要知識產權保護發(fā)揮其應有的作用保護權利人的智力勞動成果以增強自主創(chuàng)新意愿?；诖?，一個地區(qū)FDI引入強度的大小，需要特別考慮地區(qū)知識產權保護水平與經濟發(fā)展與運行水平的作用情況而采取相應的適宜的引入措施。

3 結論

本文使用非線性面板門限模型，假設主要的技術供給貢獻模式R&D投入和FDI，將其引入知識產權保護對地區(qū)經濟增長和運行狀況的復雜的非線性影響關系中，得出以下方面結論：

（1）知識產權保護對經濟增長的影響存在著自主研發(fā)渠道（R&D）單一門限的非線性顯著特征。研究發(fā)現，隨著自主研發(fā)渠道R&D投入強度門限的不斷提高，知識產權保護對各地區(qū)經濟增長和運行總體上起到了很大程度的正向推動作用，需要根據不同地區(qū)制定適宜的R&D投資體制，鼓勵內生自主創(chuàng)新的技術供給渠道來帶動經濟增長。

（2）知識產權保護與經濟增長的作用關系同樣存在國際技術轉移方式（FDI）的顯著影響。在我國區(qū)域差異顯著條件下過高或者過低的國際技術轉移方式FDI強度都在很大程度上提升知識產權保護的促進作用。因此，根據不同的地區(qū)實施不同的FDI強度區(qū)間，針對經濟增長實力還不夠強的我國中西部地區(qū)適當加強基礎設施建設并完善政策體系，應促進吸引FDI，充分發(fā)揮其在知識產權保護體系與經濟增長方面的正向推動效應。

[1]余長林.知識產權保護與發(fā)展中國家的經濟增長[J].廈門大學學報（哲學社會科學版），2010，（2）.

[2]蔡虹,吳凱,蔣仁愛.中國最優(yōu)知識產權保護強度的實證研究[J].科學學研究,2014,（9）.

[3]董雪兵,朱慧,康繼軍,宋順鋒.轉型期知識產權保護制度的增長效應研究[J].經濟研究,2012,（8）.

[4]Hansen,B E.Sample Splitting and Threshold Estimation[J].Econo?metrica,2000,68(3).

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[6]曾淑婉,劉向東,張宇.中國省區(qū)經濟差異及其影響因素的實證分析——來自全國283個地級市的經驗證明[J].經濟問題探索,2014,（9）.

[7]趙文軍,于津平.貿易開放、FDI與中國工業(yè)經濟增長方式——基于30個工業(yè)行業(yè)數據的實證研究[J].經濟研究,2012,（8）.

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

[9]項本武.東道國特征與中國對外直接投資的實證研究[J].數量經濟技術經濟研究,2009,（7）.

（責任編輯/浩 天）

F062.3

A

1002-6487（2016）24-0096-03

國家社會科學基金資助項目（14BGL007）；國家軟科學基金資助項目（2013GXS5B190）

陳 恒（1972—），男，黑龍江齊齊哈爾人，教授，博士生導師，研究方向：技術創(chuàng)新與國際化經營。

侯 建（1991—），男，河南新鄉(xiāng)人，博士研究生，研究方向：技術創(chuàng)新與知識產權。