自主創(chuàng)新、技術模仿與知識產權保護
——基于中國省際面板數(shù)據的實證研究

■屈 軍，劉軍嶺

一、問題的提出

因知識積累、研發(fā)投入和企業(yè)創(chuàng)新能力差異，技術領先國家通常普遍嚴格知識產權保護以激勵自主創(chuàng)新，而技術后發(fā)國家往往弱化知識產權保護，借助國際貿易、FDI和技術許可下的跨國技術擴散和轉移，通過模仿創(chuàng)新以縮小技術差距。然而，在我國借助技術模仿實施技術追趕的過程中，美日等技術領先國家要求我國嚴格履行TRIPS協(xié)議（與貿易有關的知識產權協(xié)定，簡稱TRIPS）項下的知識產權保護義務。這不僅迫使我國企業(yè)額外支付高昂的技術費用，而且還打亂了我國既有技術進步路徑，即經由技術模仿完成技術知識和人力資本的積累，進而順勢轉型至自主創(chuàng)新軌道。更為甚者，2018年3月，美國總統(tǒng)特朗普以知識產權侵權為由發(fā)動貿易戰(zhàn)，企圖將我國產業(yè)自主創(chuàng)新勢頭扼殺在搖籃。因此，加強知識產權保護制度研究已成為我國實現(xiàn)經濟轉型升級和創(chuàng)新驅動發(fā)展的迫切需要。

圍繞后發(fā)國家是否應該嚴格知識產權保護，國際學術界形成兩種截然相反的觀點。以Helpman為代表的學者認為：后發(fā)國家強化知識產權保護會增強跨國公司的壟斷勢力，提高后發(fā)國技術轉移成本，降低技術模仿率（Glass&Saggi，2002）。而以Branstetter為代表的學者認為：后發(fā)國家嚴格知識產權保護能夠提高外資進入的數(shù)量和技術復雜度，加速生產的國際轉移，使技術領先國家將更多資源用于研發(fā)，從而推動技術創(chuàng)新（Branstetter et al.，2007）。國內學者較早對我國知識產權保護制度開展了研究，但同樣未達成共識。易先忠等（2007）認為我國應弱化知識產權保護以促進技術模仿為主的技術進步。而胡凱等（2012）等學者認為自主創(chuàng)新是現(xiàn)階段我國技術進步的主要方式，我國大部分地區(qū)已跨越了知識產權保護水平的門檻值，強化知識產權保護刻不容緩。同時，其他學者持中立觀點，如陳鳳仙和王琛偉（2015）認為我國正處于創(chuàng)造性模仿的過渡階段，應實施恰當?shù)闹R產權保護。

針對上述研究問題存在的分歧，本文基于拓展的Romer（1990）關于中間產品種類擴張的內生增長模型分析框架，分析了后發(fā)國家知識產權保護對技術進步效應的影響機理。與上述研究均遵循北方創(chuàng)新-南方模仿的研究框架不同，本文考慮了后發(fā)國家知識產權保護與技術模仿、自主創(chuàng)新之間的相互關系。其次，易先忠等（2007）對中國經驗分析所使用的數(shù)據已經久遠，我國近十年來知識產權保護政策與技術進步效應的解釋因子可能發(fā)生了顯著變化，導致結論缺乏有效性。鑒于此，本文結合2001～2015年我國省際面板數(shù)據，采用系統(tǒng)GMM方法對動態(tài)面板模型系數(shù)進行估計，重點考察了知識產權保護技術進步效應的影響機理、門檻特征和區(qū)域差異性，研究結論有助于為現(xiàn)有研究分歧提供進一步參考證據。

二、理論模型與研究假設

本文基于Romer（1990）的基本分析框架，采用中間產品種類擴張的內生技術進步模型，考慮三部門的開放經濟：研發(fā)部門、中間耐用品部門和最終產品部門。模型假設前提如下：

（1）假設本國存在四種生產要素，分別是物質資本（K）、勞動力（L）、人力資本（H）及用以表征技術的研發(fā)設計（A）。

（2）研發(fā)部門使用人力資本（H2）和既有存量技術知識（A）生產出新知識（）；中間耐用品部門使用新設計和物質資本生產出中間產品（X）；最終產品部門使用勞動力（L）、人力資本（H1）和中間產品（X）生產出最終產品（Y）。其中，H=H1+H2，人力資本由兩部分組成：一部分進行生產管理（如高級技工、高管），一部分專注于研發(fā)。

（一）研發(fā)和生產

本國最終產品生產采用Cobb-Douglas生產函數(shù)形式，即

上式中，Y是最終產品產量，H1是最終產品生產環(huán)節(jié)投入的人力資本，L代表非熟練勞動力，x（i）表示各種中間投入品。因消費品生產等于資本品生產，所以物質資本變動可表示為：

就中間品部門而言，生產x單位耐用品需要購買1單位新設計，并支付ηx單位資本。就研發(fā)部門而言，研發(fā)企業(yè)開發(fā)出的新設計數(shù)量由研發(fā)人力資本投入和公共知識存量共同決定。開放經濟條件下，公共知識存量由兩部分組成：一部分是研發(fā)企業(yè)自主創(chuàng)新所積累的公共知識d（φ）A；另一部分是國際貿易、FDI、技術許可等國際技術擴散和轉移路徑下，通過技術模仿和學習而獲取的境外知識f（φ）A*。相較于自主創(chuàng)新，研發(fā)企業(yè)可通過技術模仿和逆向工程等非常規(guī)手段獲得境外成熟技術，從而使知識積累更具效率。無論是自主創(chuàng)新還是技術模仿獲得的知識，作為投入品，現(xiàn)有知識存量增加均能提高人們后續(xù)創(chuàng)新效率，使后來者得以“站在巨人肩膀”加速技術進步（Scotchmer，2004）。

假定研發(fā)部門充分競爭，所有研發(fā)企業(yè)生產函數(shù)相同，則后發(fā)國家研發(fā)部門的總生產函數(shù)可寫成：

通常情況下，d′（φ）A＞0，表明知識產權保護水平越高，越能激勵本土企業(yè)的自主創(chuàng)新，從而加速本國知識積累和技術進步。f′（φ）A*的符號不確定，即知識產權保護與技術模仿下的知識儲量的關系不確定，包括如下兩種情況：第一，對于模仿能力較強的后發(fā)大國而言，嚴格知識產權保護會導致市場擴張效應大于市場勢力效應，意味著提高知識產權保護水平能加速該國的技術進步，即 f′（φ）＞0，f′（φ）A*＞0；第二，對于模仿能力較低的后發(fā)小國而言，嚴格知識產權保護會導致市場勢力效應大于市場擴張效應，意味著提高知識產權保護強度減緩該國技術進步。即f′（φ）＜0，f′（φ）A*＞0（Rafiquzzaman，2002）。為研究方便，假設T=A|A*表示后發(fā)國家的相對技術水平，且0＜T≤1。

假設任意時點商品價格均可用現(xiàn)有產出衡量，r是貸款利率，PA是新設計的價格，WH是單位人力資本報酬。簡化起見，假設資本價格為1。因任何人均可利用既有存量知識從事研發(fā)以生產新設計，因此：

對中間品生產者而言，競爭性研發(fā)市場下，PA可視為給定。最終產品生產商通過確定每種中間品x（i）的投入量以實現(xiàn)利潤最大化。給定H1和L，則中間耐用品的總需求函數(shù)取決于：

對上式求導可得中間耐用品部門的反需求函數(shù)：

給定H1，L，r和新設計的固定購買成本，中間產品生產商通過選擇產出以實現(xiàn)利潤最大化，即：

研發(fā)部門的自由進入導致新設計的凈收益現(xiàn)值等于初始投資成本，即：

均衡狀態(tài)下，PA為常數(shù)，對時間t求導，則：

（二）消費者行為

假設經濟中代表性家庭是無限期生存的Ramsey家庭，其效用函數(shù)為：

（三）均衡狀態(tài)

均衡狀態(tài)下，最終產品部門和研發(fā)部門的人力資本報酬應當相等。最終產品部門人力資本工資等于其邊際產出；研發(fā)部門人力資本工資為WH=PAδ[d（φ）A+f（φ）A*]，其產出為該部門所有收入，則：

（四）知識產權保護的技術進步效應分析

為考察知識產權保護的技術進步效應，就上式對φ求導，可得：

上式符號由（Hδ-ρ Λ）和[f′（φ）+d′（φ）T]共同決定。當δ、Λ、σ參數(shù)外生給定時，（Hδ-ρΛ）間接衡量了該國自主創(chuàng)新或技術模仿能力的基礎條件，與人力資本質量和研發(fā)部門的生產效率正相關。在其他條件一定時，一國（或地區(qū)）創(chuàng)新模仿基礎條件越好，知識產權保護的技術促進作用越大。f′（φ）+d′（φ）T的符號由知識產權保護的技術模仿、自主創(chuàng)新的邊際能力以及國內外相對技術水平共同決定。從而得出本文第一個研究假設。

假設1：后發(fā)國知識產權保護強度的技術進步效應受到技術模仿能力、自主創(chuàng)新能力和相對技術水平等因素影響。

為進一步分析，現(xiàn)假設后發(fā)國家的模仿創(chuàng)新基礎條件好，滿足Hσ＞Λσ時：知識產權保護強度的技術進步效應主要取決于f′（φ）+d′（φ）T符號，也就是說當國內外相對技術水平T與邊際替代率f′（φ）/d′（φ）存在相對大小的不確定性。

（1）當 f′（φ）+d′（φ）T＞0 時，即 T＞-f′（φ）/d′（φ），則?g/?φ＞0。意味著知識產權保護對技術進步效應具有正向促進作用。

（2）當 f′（φ）+d′（φ）T＜0 時，即 T＜-f′（φ）/d′（φ），則?g/?φ＜0。意味著知識產權保護對技術進步效應具有負向抑制作用。

（3）當 f′（φ）+d′（φ）T=0 時，即 T=-f′（φ）/d′（φ），則?g/?φ=0。意味著知識產權保護對技術進步效應存在拐點，即相對技術水平（T*）臨界值。

因此，本文可以得出第二個假設。

假設2：知識產權保護強度與技術進步效應之間可能存在門檻特征，取決于國內外相對技術水平差異大小。

三、技術進步率測算與計量模型構建

（一）技術進步率測算與分析

1.基于DEA-Malquist指數(shù)法的技術進步率測算

為準確衡量技術進步效應，本文基于非參數(shù)DEA-Malquist指數(shù)法，利用DEAP2.1程序計算了我國2001～2015年30個省、自治區(qū)、直轄市（西藏除外）的省際層面全要素生產率、技術進步率和技術效率，從宏觀層面認識我國全要素生產率概況及其地區(qū)差異。使用技術進步率作為省際技術進步效應的代理變量，同時在穩(wěn)健性部分采用全要素生產率（Total Factor Productivity，TFP）作為地區(qū)技術進步率的代理指標（傅勇和白龍，2009）。所使用數(shù)據說明如下：歷年各省區(qū)的實際產出等于各省GDP除以相應GDP平減指數(shù)。勞動數(shù)據選用各省區(qū)的全部從業(yè)人員數(shù)進行度量。資本數(shù)據采用“永續(xù)盤存法”計算我國2001～2015年省際物質資本存量，使用永續(xù)盤存法需要確定基年物質資本存量、構造固定資產投資價格指數(shù)、選擇恰當?shù)恼叟f率①折舊率δ=9.6%，則i省t年的資本存量Ki,t=Ki,t-1（1-δi,t）+Ii,t。并確定當年投資額（張軍等，2004）。另外，使用各省區(qū)2000年的固定資本形成總額除以10%作為初始資本存量（Young，2000）。以上數(shù)據均來自歷年《中國工業(yè)統(tǒng)計年鑒》和《中國統(tǒng)計年鑒》。

2.測算結果與分析

根據測算結果，我國全要素生產率在加入世貿組織后出現(xiàn)較快增長但增速放緩，且在不同省份間體現(xiàn)顯著的差異性。從生產率增速看，2001～2015年樣本期內，年均復合增長率為1.3%，但增長速度不斷放緩。受2008年美國次貸危機沖擊，除2010年全要素生產率同比增長1.1%以外，以后年份全要素生產率均低于1，2015年全要素生產率為0.926，處于期間最低點。從省際分布看，上海、江蘇、浙江、福建、江西、廣西、四川、海南八個省區(qū)的全要素生產率下降，而云南、寧夏、新疆等經濟落后地區(qū)的全要素生產率實現(xiàn)正增長。技術效率在不同時期、不同省份存在不同特征。通過對全要素生產率進一步分解發(fā)現(xiàn)，自2001年以來，我國技術進步年均復合增長率為2.2%，期間在全要素生產率增長中發(fā)揮主導作用。但技術進步增速放緩，這與傅勇和白馬（2009）等的研究結論基本一致。受次貸危機影響，我國總體技術進步率由5.2%（2001～2008年）下降到-0.01%。

（二）計量模型構建

從理論模型分析可以看出，知識產權保護政策的技術進步效應在技術領先國與后發(fā)國之間存在顯著差別，根本原因在于國家或地區(qū)的企業(yè)自主創(chuàng)新或技術模仿能力的影響因素差異性。雖然我國不同省份處于同一國家制度框架下，但由于我國經濟受到計劃時期產業(yè)布局、區(qū)域發(fā)展政策、市場化程度、人力資本、財政分權等因素影響，區(qū)域和省域之間要素稟賦存在顯著不同，從而影響區(qū)域內企業(yè)自主創(chuàng)新和技術模仿能力，進而導致知識產權保護政策的技術進步效應的異質性。為此，本文基于省際面板數(shù)據進行中國經驗分析，根據理論模型，并借鑒宋學?。?016）等的方法，構建如下計量模型：

上式中，下標i和t分別表示省區(qū)和年份。被解釋變量Techit表示我國i省t年的技術進步率，本文選用前文計算的歷年省際技術進步率指數(shù)作為代理變量，同時以省際全要素生產率作為穩(wěn)健性檢驗。

解釋變量IPRit表示我國i省區(qū)在t年的知識產權保護強度，是歷年各省知識產權立法與執(zhí)法強度的乘積。因我國知識產權的立法權集中在中央政府，省級人大及其常委會無權就商標、專利、版權的保護范圍、期限和救濟措施等作出規(guī)定或修改。故而，各省區(qū)知識產權保護強度主要由該地區(qū)的知識產權執(zhí)法強度決定，受各省區(qū)司法、行政、經濟發(fā)展水平、公眾意識、國際環(huán)境等因素影響。

解釋變量Innovit表示我國i省區(qū)t年的自主創(chuàng)新。為區(qū)別于技術模仿，此處用我國各省區(qū)的發(fā)明專利申請數(shù)（Patentit）作為代理變量，并用研發(fā)支出（RDit）變量作為穩(wěn)健性檢驗。Tech Imit表示我國i省區(qū)t年的技術模仿。本文借鑒易先忠等（2007）的做法，選取人力資本與相對技術水平的交互項進行衡量。

解釋變量 IPRit*Innovit、IPRit*Tech Imit是各省區(qū)知識產權保護強度與自主創(chuàng)新、技術模仿的交互項，用以分別反映各省區(qū)知識產權保護與自主創(chuàng)新、技術模仿相互作用對技術進步的影響。

解釋變量Gapit表示我國i省區(qū)t年與國際領先技術水平的技術差距。借鑒Acemoglu（2010）等人的方法，以美國人均GDP代表國際技術領先，運用我國各省人均GDP與美國相應年份數(shù)據指標之比表示技術差距，即Gapit=PGDPsin0/PGDPUSA，其中各省GDP數(shù)據均調整為基年實際數(shù)據，然后利用Penn World Table，9.0提供的歷年PPP指數(shù)換算成以美元計價的各省真實GDP，從而得到國內各省的相對技術水平。

Xit是一組控制變量，包括以下五個方面：（1）人力資本（HRit）。此處借鑒岳書敬（2008）的方法，選用基于教育指標法改進的平均受教育年限法進行測度，即將居民受教育層次依次劃分為小學以下、小學、初中、高中、大專及以上5個層次，各層次累計受教育年限依次設定為0年、6年、9年、12年、16年，然后將各省受教育層次人數(shù)與相應年限相乘后加總得到省際人力資本總量，最后除以6歲及以上人口總數(shù)，得到省際平均人力資本。（2）政府經濟干預程度（Govit）。本文借鑒吳豐華和劉瑞明（2013）的方法，選用“地區(qū)公共財政支出/地區(qū)國內生產總值”衡量地方政府對經濟的介入程度。（3）產權制度因素（Propit）。我國產權制度改革和非公有制經濟發(fā)展，有助于調動各種經濟主體的活力以推動技術進步。本文選用國有及國有控股企業(yè)總產值占全部工業(yè)總產值比重表示。（4）投資增長速度（Investit）。經濟發(fā)展初期，投資增長速度對地區(qū)技術進步具有重要影響，因此本文選用“地區(qū)當年固定資產投資額/地區(qū)上年固定資產投資額-1”來衡量地區(qū)投資增速。（5）法律虛擬變量（Lawit）。為考察《專利法》修訂及其實施細則對我國省際技術進步的影響，本文選取2001～2009年為0，2010～2015年為1。

最后，為考察技術差距對知識產權保護的調節(jié)作用，以及是否存在某種門檻特征，本文在模型基礎上加入知識產權保護與技術差距的交互項，得到如下計量模型：

考慮到技術進步傳承性和累積性可能導致的內生性問題，傳統(tǒng)OLS或ML估計會造成估計量的Nickel偏倚和組內估計量的非一致性，本文選用動態(tài)面板模型估計系數(shù)。由于差分方法會導致部分樣本信息損失，新產生的誤差項與被解釋變量滯后期可能相關進而導致估計結果有偏，本文將采用Arellano-Bond系統(tǒng)廣義矩方法（SYS-GMM）估計動態(tài)面板模型，使用被解釋變量滯后期作為系統(tǒng)內部自身的工具變量，并假設其他解釋變量嚴格外生性。在滯后期數(shù)選擇上，本文利用Arelano-Bond統(tǒng)計量檢驗系統(tǒng)GMM估計中殘差的自相關性，以及使用Sargan統(tǒng)計量檢驗工具變量整體有效性，采用逐一“試錯”方法確定模型的被解釋變量具體滯后期數(shù)?？梢钥闯觯唤忉屪兞繙笠黄诰軡M足建模要求。為便于對比，本文同時報告了靜態(tài)混合面板模型實證結果。

（三）數(shù)據來源說明

本文被解釋變量選用DEA-Malquist指數(shù)法分解的技術進步率。其中，歷年各省區(qū)的實際產出等于各省GDP除以相應GDP平減指數(shù)；勞動數(shù)據來自各省區(qū)的全部從業(yè)人員數(shù)；各省區(qū)物質資本存量按照“永續(xù)盤存法”進行計算。以上數(shù)據均來自歷年《中國工業(yè)統(tǒng)計年鑒》和《中國統(tǒng)計年鑒》。借鑒許春明和單曉光（2008）的方法計算各省區(qū)IPR指數(shù)，該數(shù)據來自《中國統(tǒng)計年鑒》《中國律師統(tǒng)計年鑒》和《中國社會統(tǒng)計年鑒》，個別省區(qū)缺失數(shù)據采用直線平滑法填充。各省區(qū)的國內生產總值、固定資產投資額、從業(yè)人數(shù)、公共財政支出、國有及國有控股企業(yè)總產值、各省各層次受教育人數(shù)等數(shù)據來自《中國統(tǒng)計年鑒》及各省統(tǒng)計年鑒。各省區(qū)研發(fā)經費支出、發(fā)明專利申請數(shù)等原始數(shù)據來自《中國科技統(tǒng)計年鑒》。部分缺失數(shù)據通過中經網統(tǒng)計數(shù)據庫進行補充。美國人均GDP、以購買力評價計量的人民幣/美元匯率數(shù)據來自PWT9.0。主要變量的統(tǒng)計特征與經濟含義如表1所示。

四、經驗分析

（一）知識產權保護與技術進步效應

從表2可以看出，我國知識產權保護的技術進步效應受到技術模仿能力、自主創(chuàng)新能力和國內外相對技術水平等多重影響，無論是普通OLS估計，還是動態(tài)面板GMM估計方法，主要解釋變量估計系數(shù)大部分具有顯著性，進一步證實了假設1。具體來看：我國知識產權保護強度變量系數(shù)顯著為正，說明從全國層面來看，現(xiàn)階段嚴格知識產權保護有利于促進技術進步。在當前知識經濟背景下，不斷提高的知識產權保護水平能使研發(fā)創(chuàng)新的私人收益更加接近其社會收益，減少經濟外部性，因而更能激勵技術創(chuàng)新。這符合美日歐等技術領先國家的技術演變規(guī)律（李平和劉智勇，2001）。開放經濟條件下，自主創(chuàng)新和技術模仿是我國實現(xiàn)技術進步的兩條主要途徑。從估計系數(shù)來看，自主創(chuàng)新系數(shù)顯著為正，而技術模仿系數(shù)顯著為負，說明當前我國經濟發(fā)展正處于由技術模仿向自主創(chuàng)新的轉型階段，自主創(chuàng)新對技術進步效應具有顯著促進作用，而技術模仿所帶來的技術進步效應明顯減弱。該結論與陳鳳仙和王琛偉（2015）等學者研究發(fā)現(xiàn)一致。

表2 知識產權保護與技術進步效應關系檢驗

為考察知識產權保護政策對自主創(chuàng)新和技術模仿兩種技術進步路徑的影響差異，本文分別加入了知識產權保護政策與兩者的交叉項。從估計系數(shù)來看，知識產權保護與自主創(chuàng)新變量交叉項系數(shù)（IPR*Inno）顯著為負，而與技術模仿變量交叉項系數(shù)（IPR*TechIm）顯著為正，意味著我國目前嚴格知識產權保護在一定程度上會抑制企業(yè)自主創(chuàng)新能力而提高了技術模仿所帶來的技術進步效應。對此，可由知識產權保護與相對技術水平的交叉項估計系數(shù)得到佐證。結論說明，在我國經濟發(fā)展由要素驅動逐漸向創(chuàng)新驅動的過渡期，應實施適度的知識產權保護強度，過于嚴格反而不利于培育企業(yè)自主創(chuàng)新環(huán)境。最后，本文考慮其他解釋變量對技術進步效應的影響，如政府干預程度（Gov）估計系數(shù)顯著為負，表明過多的政府干預放緩了技術進步速度。產權制度因素（Prop）估計系數(shù)為正，且在1%水平上顯著，表明我國多種所有制經濟成分的發(fā)展激發(fā)了各類企業(yè)活力和研發(fā)積極性，有力地推動技術進步。投資增速（Invest）變量估計系數(shù)顯著為正，表明地區(qū)物質資本投資能夠有效推動技術進步。

（二）技術進步效應的門檻特征

從以上分析得知，后發(fā)國知識產權保護政策的技術進步效應可能受到國內外相對技術差距的影響，為檢驗最優(yōu)知識產權保護門檻特征的存在，本文借鑒宋學印（2016）方法，在控制知識產權保護的同時，增加知識產權保護與技術差距的交互項。從表2估計結果可以看出，交互項系數(shù)顯著為負，說明我國知識產權保護強度的技術進步效應存在顯著門檻特征，進一步驗證了假設2。意味著當國內技術水平較低，與技術領先國差距較大時，嚴格知識產權保護將產生抑制作用，不利于本國整體技術進步。而當境內外技術差距超過某門檻值時，知識產權保護政策的強化將有利于促進本國技術進步。通過表2估計結果可計算出知識產權保護發(fā)揮正向促進作用的相對技術水平門檻值約為0.097，意味著當某省份人均GDP與同期美國人均GDP之比達到或超過0.097時，強化知識產權保護會促進本地技術進步。根據調查結果，現(xiàn)階段，除北京、天津、上海、江蘇、浙江、福建、山東等經濟發(fā)達省份外，我國其他大部分欠發(fā)達省份并未超過門檻值。結論與已有研究發(fā)現(xiàn)吻合，例如：徐清（2013）發(fā)現(xiàn)我國各省份的知識產權保護強度存在明顯的空間異質性和空間相關性。因此，超過門檻值的經濟發(fā)達省份可以適當提高知識產權保護強度，進一步發(fā)揮對技術進步效應的促進作用，而尚未達到門檻值的欠發(fā)達省份可以適度降低執(zhí)法強度，為企業(yè)人力資本和技術積累提供空間。

（三）穩(wěn)健性檢驗

為確保模型估計結果的有效性，本文采用了如下方法進一步驗證：（1）使用研發(fā)支出（RD）作為創(chuàng)新指標，同時選用專利數(shù)（Patent）作為衡量創(chuàng)新的替代指標。（2）以全要素生產率（TFP）作為被解釋變量，再次考察知識產權保護對技術進步效應的影響。（3）動態(tài)面板模型估計過程中選擇不同的滯后階數(shù)。（4）逐步加入解釋變量指標考察模型估計系數(shù)變化。（5）知識產權法律修改直接影響知識產權保護強度，進而對本國技術進步產生影響。為此，本文加入了虛擬變量（Law）以考察《專利法》和《著作權法》修改對我國技術進步的影響。通過穩(wěn)健性檢驗發(fā)現(xiàn)，除部分估計系數(shù)外，主要解釋變量的系數(shù)方向相同且具有顯著性，本文上述分析結論依然成立。

五、結論與政策啟示

本文基于拓展的中間產品種類擴張的內生增長技術模型，重點分析了后發(fā)國家知識產權保護強度對技術進步的影響機理。研究發(fā)現(xiàn)后發(fā)國知識產權保護強度的技術進步效應受到技術模仿能力、自主創(chuàng)新能力、相對技術水平等因素影響；同時，技術進步效應具有門檻特征，取決于國內外相對技術水平的大小。

在理論框架下提出的研究假設的基礎上，本文結合我國2001～2015年30個省際地區(qū)的面板數(shù)據，使用DEA-Malmquist指數(shù)法構建了技術進步率測算指標，實證檢驗了我國知識產權保護的技術進步效應。實證結果發(fā)現(xiàn)：我國知識產權保護的技術進步效應受到技術模仿能力、自主創(chuàng)新能力、國內外相對技術水平等多重影響顯著；從全國層面來看，總體上，現(xiàn)階段嚴格知識產權保護有利于促進技術進步；我國知識產權保護政策對技術模仿和自主創(chuàng)新兩種技術進步路徑產生了不同的影響，抑制自主創(chuàng)新能力而促進了技術模仿；與已有研究結論相同，基于省際數(shù)據實證檢驗同樣發(fā)現(xiàn)最優(yōu)知識產權保護的門檻特征，并且在我國不同省份呈現(xiàn)差異性。這意味著，當?shù)貐^(qū)或省份相對技術水平超過閾值時，嚴格知識產權保護將會促進本地企業(yè)從技術模仿轉型至自主創(chuàng)新。最后，本文通過了多個維度的穩(wěn)健性檢驗，說明估計結果是穩(wěn)健和有效的。本文研究結論具有較強的政策啟示意義。

第一，知識產權保護政策制定方面。知識產權保護政策實施效果是多種因素變量的函數(shù)，在全國統(tǒng)一的知識產權制度框架下，還須考慮地區(qū)的經濟發(fā)展階段、區(qū)域經濟模仿、自主創(chuàng)新能力、技術差距水平和市場經濟程度等因素影響。

第二，政策執(zhí)行方面。應將全國層面共性政策與有差別的執(zhí)法強度相結合，適時、適度調整知識產權政策執(zhí)行強度，實現(xiàn)與區(qū)域產業(yè)政策、貿易政策和科技政策的有效銜接。從區(qū)域層面來看，我國以北京、天津、上海和浙江等為代表的經濟發(fā)達省份，借由國際技術擴散和轉移縮小了與技術領先國家的技術差距，并在“干中學”中積累了一定的技術模仿能力，超過最優(yōu)知識產權保護的門檻值，強化知識產權保護力度對技術進步具有正面影響。例如，通過調整專利授權過程中的“行政許可”與侵權訴訟中對“等同原則”的恰當使用實施不同的執(zhí)法力度。如需嚴格知識產權保護，可通過擴張性解釋“等同原則”或限制性解釋專利授予標準，鼓勵本土企業(yè)的自主創(chuàng)新，推動技術進步。

第三，政策環(huán)境營造方面。對發(fā)達經濟省份而言，應繼續(xù)實施市場化改革，充分利用國家“一帶一路”倡議、自貿區(qū)或自貿港等政策，提升對外開放水平的質量和水平，積極融入更高層次的全球價值鏈，強化知識產權保護政策激活企業(yè)自主創(chuàng)新內在動能，縮小與國際水平的技術差距。對經濟欠發(fā)達省份而言，應以改革為導向，繼續(xù)擴大對外開放范圍，積極承接東部發(fā)達區(qū)域產業(yè)轉移，通過招商引資、市場換技術等渠道助推本地企業(yè)自主創(chuàng)新能力提升。對全國而言，在國際貿易環(huán)境日趨復雜形勢下，地方政府應打破區(qū)域間市場壁壘，消除國內市場分割和地方保護主義，促進區(qū)域間人力資源、資本和技術自由流動，提升政府綜合服務水平，為我國經濟發(fā)展由要素驅動向創(chuàng)新驅動轉型創(chuàng)造良好的外部環(huán)境。