知識產(chǎn)權(quán)保護與地區(qū)制造業(yè)升級
——基于中介效應和面板分位數(shù)模型的實證分析

秦放鳴，張 宇

(新疆大學 經(jīng)濟與管理學院，新疆 烏魯木齊 830046)

0 引言

改革開放40多年尤其是加入世界貿(mào)易組織(WTO)以來，中國制造業(yè)在世界占比從2000年的6%提高至2017年的27%，自2010年超越美國之后，連續(xù)多年穩(wěn)居世界第一，成為名副其實的制造業(yè)大國。然而，我國制造業(yè)受到高端制造回流和低端制造轉(zhuǎn)移雙重擠壓，陷入傳統(tǒng)比較優(yōu)勢弱化和國際競爭新優(yōu)勢尚未形成的兩難困境[1]。十九大報告指出，加快發(fā)展先進制造業(yè)，建設(shè)制造強國。2018年中央經(jīng)濟工作會議強調(diào)，推動制造業(yè)高質(zhì)量發(fā)展。而推動制造業(yè)高質(zhì)量發(fā)展，實現(xiàn)制造強國的關(guān)鍵在于轉(zhuǎn)型升級和創(chuàng)新驅(qū)動[2]。作為一種鼓勵和約束知識生產(chǎn)的重要制度安排，知識產(chǎn)權(quán)保護對我國工業(yè)轉(zhuǎn)變發(fā)展具有推動作用[3]。根據(jù)世界經(jīng)濟論壇(WEF)發(fā)布的《全球競爭力報告》顯示，2006-2017年中國知識產(chǎn)權(quán)保護水平由3.24上升至4.5。那么，在實施知識產(chǎn)權(quán)保護戰(zhàn)略背景下，加強知識產(chǎn)權(quán)保護能否有效促進我國地區(qū)制造業(yè)升級？其作用機制是什么？回答這些問題，對于推動我國制造業(yè)轉(zhuǎn)型升級，實現(xiàn)制造業(yè)高質(zhì)量發(fā)展具有重要現(xiàn)實意義。

目前，關(guān)于知識產(chǎn)權(quán)保護與地區(qū)制造業(yè)升級的研究主要集中在理論和實證研究兩個方面。在理論研究方面，Kim(2003)指出，知識產(chǎn)權(quán)保護促進了韓國企業(yè)消化、吸收和改進國外技術(shù)，進而推動韓國制造業(yè)從勞動密集型向知識密集型轉(zhuǎn)型；Seokkyun 等[4]認為，知識產(chǎn)權(quán)保護通過增加企業(yè)研發(fā)投入這一作用機制提高產(chǎn)業(yè)增加值，進而推動產(chǎn)業(yè)升級；巫景飛和郝亮[5]通過構(gòu)建企業(yè)和政府兩部門博弈模型，發(fā)現(xiàn)知識產(chǎn)權(quán)保護水平越高，越有利于地區(qū)產(chǎn)業(yè)升級；章文光和王耀輝[6]以22個發(fā)達和發(fā)展中國家為研究對象，采用定性比較分析方法，發(fā)現(xiàn)加強知識產(chǎn)權(quán)保護對產(chǎn)業(yè)升級具有促進作用；肖德和候佳寧[7]認為，優(yōu)化知識產(chǎn)權(quán)制度有助于降低交易成本，從而激勵企業(yè)創(chuàng)新行為和提升生產(chǎn)率，促進制造業(yè)升級；徐明霞[8]基于知識產(chǎn)權(quán)政治經(jīng)濟學屬性，分析知識產(chǎn)權(quán)保護對制造業(yè)升級的作用路徑，研究發(fā)現(xiàn)知識產(chǎn)權(quán)保護是制造業(yè)升級的重要驅(qū)動力。在實證研究方面，Javorick[9]采用轉(zhuǎn)型經(jīng)濟體數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，弱知識產(chǎn)權(quán)保護不僅阻礙FDI進入高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)，而且還導致外資撤離與制造業(yè)轉(zhuǎn)移，進而對制造業(yè)升級產(chǎn)生不利影響；Park[10]以41個國家制造業(yè)為研究樣本，實證表明，知識產(chǎn)權(quán)保護通過刺激研發(fā)投資影響制造業(yè)生產(chǎn)率增長；Branstetter 等[11]基于南北一般均衡模型研究發(fā)現(xiàn)，加強知識產(chǎn)權(quán)保護有利于南方工業(yè)發(fā)展和升級；易倩和卜偉[12]通過構(gòu)建知識產(chǎn)權(quán)保護執(zhí)法指數(shù)發(fā)現(xiàn)，知識產(chǎn)權(quán)保護執(zhí)法力度越高，技術(shù)創(chuàng)新對地區(qū)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級的作用越大。相反地，李士梅和尹希文[13]研究表明，過強的知識產(chǎn)權(quán)保護對產(chǎn)業(yè)升級具有阻礙作用。

根據(jù)以上文獻梳理，現(xiàn)有研究仍存在一些不足：關(guān)于知識產(chǎn)權(quán)保護如何影響制造業(yè)升級這一問題，缺乏系統(tǒng)的理論分析和實證檢驗；對知識產(chǎn)權(quán)保護與制造業(yè)升級之間可能存在的內(nèi)生性問題重視不夠，從而削弱了估計結(jié)果的穩(wěn)健性和說服力；缺乏對知識產(chǎn)權(quán)保護影響制造業(yè)升級這一作用機制的嚴謹實證?；谏鲜鲅芯坎蛔?，本文首先將知識產(chǎn)權(quán)保護和制造業(yè)升級納入統(tǒng)一分析框架，構(gòu)建理論模型，深入探討知識產(chǎn)權(quán)保護對地區(qū)制造業(yè)升級的影響及其作用機制；然后利用2003―2017年中國省級面板數(shù)據(jù)，實證檢驗知識產(chǎn)權(quán)保護對地區(qū)制造業(yè)升級的影響；隨后采用中介效應模型檢驗知識產(chǎn)權(quán)保護對地區(qū)制造業(yè)升級的作用機制；最后運用面板分位數(shù)模型進一步考察知識產(chǎn)權(quán)保護對地區(qū)制造業(yè)升級的邊際演化特征，以期為實現(xiàn)制造業(yè)高質(zhì)量發(fā)展提供相關(guān)依據(jù)。

1 理論機制

1.1 理論框架設(shè)定

本文借鑒Crozer&Koening(2005)、耿曄強和張世錚[14]的理論框架，從理論上推導知識產(chǎn)權(quán)保護對地區(qū)制造業(yè)升級的影響。

1.1.1 需求

假設(shè)一國消費者效用函數(shù)為CES形式：

(1)

式(1)中，g表示產(chǎn)品種類，Ω為消費者能夠購買的產(chǎn)品集合，σ表示各產(chǎn)品間的替代彈性，qg表示產(chǎn)品g的數(shù)量，λg表示產(chǎn)品的高端化水平，用以衡量制造業(yè)升級。

在預算約束下，根據(jù)效用最大化原則，消費者對產(chǎn)品g的需求：

(2)

1.1.2 供給

假設(shè)一國的市場組織為壟斷競爭市場，不同廠商生產(chǎn)具有差別的同種產(chǎn)品，進入和退出市場是自由的，且僅使用勞動力這一生產(chǎn)要素。假定不同廠商創(chuàng)新水平為φi，創(chuàng)新水平提升能夠降低廠商生產(chǎn)成本[15]；以ρk表示不同地區(qū)k的知識產(chǎn)權(quán)保護水平。知識產(chǎn)權(quán)保護一方面能阻止其它企業(yè)模仿和剽竊其核心技術(shù)，降低企業(yè)維權(quán)成本；另一方面能提升企業(yè)創(chuàng)新水平，從而促進制造業(yè)升級。基于此，企業(yè)生產(chǎn)成本設(shè)定如下：

(3)

式(3)中，ω為工資水平，xi為企業(yè)產(chǎn)量，α為固定成本，包括機器、廠房等固定投入。由于知識產(chǎn)權(quán)保護存在“最適強度”[16]，適當?shù)闹R產(chǎn)權(quán)保護有利于創(chuàng)新能力提升，即?φi/?ρk>0；過度的知識產(chǎn)權(quán)保護抑制技術(shù)創(chuàng)新，即?φi/?ρk<0。

結(jié)合式(2)和式(3)，根據(jù)利潤最大化原則，企業(yè)生產(chǎn)的最優(yōu)價格和最優(yōu)產(chǎn)量分別為：

(4)

將式(4)代入企業(yè)利潤函數(shù)中，可得企業(yè)最大化利潤：

(5)

在長期內(nèi)，壟斷競爭廠商實現(xiàn)均衡時利潤為0，由此可得企業(yè)均衡產(chǎn)量為：

(6)

1.1.3 均衡：知識產(chǎn)權(quán)保護與地區(qū)制造業(yè)升級的關(guān)系

在影響需求和供給的其它因素不變條件下，市場形成均衡，即廠商供給等于消費者需求，xi(g)=qi(g)，函數(shù)為：

(7)

整理可得：

(8)

對式(8)中知識產(chǎn)權(quán)保護ρk進行求偏導，可得：

(9)

式(9)表明，適當?shù)闹R產(chǎn)權(quán)保護(?φi/?ρk>0)有利于地區(qū)制造業(yè)升級，而過強的知識產(chǎn)權(quán)保護(?φi/?ρk<0)可能抑制地區(qū)制造業(yè)升級。

1.2 知識產(chǎn)權(quán)保護對地區(qū)制造業(yè)升級的作用機制

(1)正向傳導。知識產(chǎn)權(quán)保護主要通過創(chuàng)新激勵效應、人力資本配置效應和國際技術(shù)溢出效應等作用機制促進地區(qū)制造業(yè)升級。首先，考察創(chuàng)新激勵效應。由于研發(fā)活動存在外部性和低邊際成本等特點，知識產(chǎn)權(quán)保護有助于降低企業(yè)核心技術(shù)被惡意竊取和非法模仿風險，保障企業(yè)研發(fā)投入帶來高額收益，進而激發(fā)企業(yè)增加研發(fā)投入，提高企業(yè)創(chuàng)新能力，最終促進制造業(yè)轉(zhuǎn)型升級。其次，考察人力資本效應。知識產(chǎn)權(quán)保護使企業(yè)新產(chǎn)品收入增加，而新產(chǎn)品供給的創(chuàng)新主體被社會、企業(yè)廣泛認可，進而通過市場機制將其配置到高生產(chǎn)率的創(chuàng)新領(lǐng)域。按照比較優(yōu)勢原則，將邊際產(chǎn)出較高的人力資本配置于高技術(shù)部門，邊際產(chǎn)出較低的人力資本配置于低技術(shù)部門，實現(xiàn)研發(fā)部門和其它部門協(xié)調(diào)發(fā)展。最后，考察國際技術(shù)溢出效應。在知識產(chǎn)權(quán)保護水平更高的國家，外資為減少技術(shù)被剽竊和侵權(quán)風險，傾向于將生產(chǎn)環(huán)節(jié)和相關(guān)技術(shù)等轉(zhuǎn)移至子公司，客觀上為東道國企業(yè)接觸和學習先進技術(shù)及管理經(jīng)驗提供了機會，進而通過技術(shù)溢出效應影響地區(qū)制造業(yè)升級。

(2)負向傳導。過強的知識產(chǎn)權(quán)保護易形成壟斷市場，從而阻礙技術(shù)溢出。企業(yè)在獲得壟斷地位后，一方面在相關(guān)技術(shù)領(lǐng)域的創(chuàng)新動力削弱[17]，往往會減少創(chuàng)新投入，另一方面對其它企業(yè)產(chǎn)生擠出效應。在以上雙重因素作用下，創(chuàng)新資源得不到有效補充，進而增加企業(yè)生產(chǎn)成本，削弱行業(yè)競爭力，阻礙地區(qū)制造業(yè)升級。另外，技術(shù)在行業(yè)間的溢出機制被阻斷，不利于企業(yè)在技術(shù)溢出基礎(chǔ)上進行“二次創(chuàng)新”，造成重復性創(chuàng)新投資，形成高投入、低回報的惡性循環(huán)機制，進而陷入制造業(yè)“低端鎖定”陷阱。

綜上所述，知識產(chǎn)權(quán)保護對制造業(yè)升級的最終影響取決于正向作用與負向作用兩者之間相對大小，若正向作用大于負向作用，則知識產(chǎn)權(quán)保護能促進制造業(yè)升級，反之則不利于制造業(yè)升級。因此，知識產(chǎn)權(quán)保護對制造業(yè)升級的最終影響如何還需進一步進行計量檢驗。

2 模型設(shè)定、變量及數(shù)據(jù)

2.1 模型設(shè)定

2.1.1 基準計量模型

借鑒已有文獻，建立如下計量模型：

Sophisticationit=α0+βIPRit+∑γjxijt+μi+λt+εit

(10)

其中，下標i表示各個省份，t表示年份。Sophisticationit為被解釋變量，表示地區(qū)制造業(yè)升級；IPRit為核心解釋變量，表示知識產(chǎn)權(quán)保護；xijt表示選取的一系列控制變量；μi和λt分別表示地區(qū)個體效應與時間效應；εit為隨機擾動項，且服從正態(tài)分布。

2.1.2 面板分位數(shù)模型

為了細致刻畫知識產(chǎn)權(quán)保護在不同水平下對制造業(yè)升級的影響是否存在差異，即考察知識產(chǎn)權(quán)保護對地區(qū)制造業(yè)升級的邊際效應演化特征，本文采用面板分位數(shù)模型進行估計檢驗。該方法兼具面板數(shù)據(jù)和截面分位數(shù)模型共同優(yōu)點[18]，一方面對異常值敏感度較低，能控制個體差異，適用范圍較為寬泛，且估計結(jié)果更加穩(wěn)?。涣硪环矫婺茌^為全面準確地反映變量間在不同分位點上的關(guān)系。其模型設(shè)定如下：

(11)

式(11)中，F(xiàn)it(IPR)表示地區(qū)制造業(yè)升級的影響因素，其中包括知識產(chǎn)權(quán)保護(IPR)和各種控制變量；Qτ[Sophisticationit|Fit(IPR)]表示在影響因素給定情況下，地區(qū)制造業(yè)升級在不同分位值τ上的值；λ(τ)表示Fit(IPR)在不同分位值τ上的估計值。同時，為了估計參數(shù)值，需要求解最小值問題。

(12)

式(12)中，n為樣本量，變量名同上。為更全面了解各變量在不同分位數(shù)上的結(jié)構(gòu)性差異，本文選取10%、25%、50%、75%和90%為分位點進行估計檢驗。

2.2 變量說明

本文涉及的變量包括地區(qū)制造業(yè)升級(Sophistication)、知識產(chǎn)權(quán)保護(IPR)、金融發(fā)展(fin)、政府干預(gov)、環(huán)境規(guī)制(er)、對外直接投資(lnofdi)、貿(mào)易開放度(trade)、研發(fā)投入(rd)、人力資本(human)和外商直接投資(lnfdi)。

(1)地區(qū)制造業(yè)升級(Sophistication)。傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)升級測算方式為三次產(chǎn)業(yè)占比或不同特征產(chǎn)業(yè)占比，該方法更適合表征產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷而非產(chǎn)業(yè)升級。為有效度量制造業(yè)內(nèi)部結(jié)構(gòu)變化，本文借鑒周茂等(2018)的做法，將27個制造業(yè)細分行業(yè)的出口技術(shù)復雜度與地區(qū)制造業(yè)內(nèi)部生產(chǎn)結(jié)構(gòu)相結(jié)合，構(gòu)造地區(qū)制造業(yè)升級指數(shù)。

(13)

式(13)中，Prodyi,2003表示2003年中國制造業(yè)內(nèi)部細分產(chǎn)業(yè)i的出口技術(shù)復雜度，由各細分產(chǎn)業(yè)i的HS六位產(chǎn)品層面出口技術(shù)復雜度加權(quán)平均而得；Outputi,c,t表示c地區(qū)t年產(chǎn)業(yè)i的產(chǎn)出，各細分產(chǎn)業(yè)i的產(chǎn)出與地區(qū)制造業(yè)總產(chǎn)出之比用以表征地區(qū)內(nèi)部生產(chǎn)結(jié)構(gòu)。需要注意的是，制造業(yè)細分行業(yè)中不同產(chǎn)品的出口技術(shù)復雜度是由全球化生產(chǎn)結(jié)構(gòu)決定的[19]，而制造業(yè)升級受地區(qū)內(nèi)部生產(chǎn)結(jié)構(gòu)影響。在測算地區(qū)制造業(yè)升級時，需要測算HS六位產(chǎn)品層面出口技術(shù)復雜度，公式如下：

(14)

式(14)中，Prodyk表示HS六位產(chǎn)品k出口技術(shù)復雜度，Ym表示國家m的人均GDP，Exportmk表示國家m中產(chǎn)品k的出口額，Exportm表示國家m的總出口額。為進一步分析地區(qū)制造業(yè)升級分布的動態(tài)演進特征，本文運用Kernel密度函數(shù)分別對2003、2008、2013和2017年中國省級層面制造業(yè)升級進行估計，估計結(jié)果如圖1所示。

圖1顯示，在樣本考察期內(nèi)，地區(qū)制造業(yè)升級出現(xiàn)以下變化特征：核密度曲線左端尾部變化較小，而右尾逐年拖長，表明低水平區(qū)制造業(yè)升級緩慢，而高水平區(qū)制造業(yè)升級加快；波峰位置經(jīng)歷上升、下降的變化，右尾抬高，表明地區(qū)間制造業(yè)升級差距在不斷擴大。如何進一步推動地區(qū)制造業(yè)升級是亟待解決的問題。

圖1 地區(qū)制造業(yè)升級核密度函數(shù)曲線

(2)知識產(chǎn)權(quán)保護(IPR)。Ginarte&Park[20]提出的GP指數(shù)是衡量地區(qū)知識產(chǎn)權(quán)保護的主要方法，但鑒于GP指數(shù)以5年為時間跨度，測算上缺乏連續(xù)性，削弱了估計結(jié)果的穩(wěn)健性。技術(shù)交易市場是一個重要要素市場，為技術(shù)咨詢、開發(fā)及轉(zhuǎn)讓等提供平臺，能直接反映知識產(chǎn)權(quán)保護對創(chuàng)新主體的激勵作用，其能否正常運行取決于地區(qū)知識產(chǎn)權(quán)保護水平。本文借鑒胡凱等[21]的做法，采用各地區(qū)技術(shù)市場成交額占GDP比重衡量地區(qū)知識產(chǎn)權(quán)保護水平。

(3)中介變量。根據(jù)前文的機制分析，選取研發(fā)投入、人力資本和外商直接投資作為中介變量，分別表征創(chuàng)新激勵效應、人力資本配置效應和國際技術(shù)溢出效應，以檢驗知識產(chǎn)權(quán)保護對地區(qū)制造業(yè)升級的作用機制。其中，研發(fā)投入采用各地區(qū)R&D經(jīng)費內(nèi)部支出占GDP比重衡量，人力資本選取各地區(qū)平均受教育年限表征，外商直接投資采用各地區(qū)人均fdi的對數(shù)值表示，并按照當年人民幣兌換美元的平均匯率進行換算。

(4)控制變量。金融發(fā)展(fin)：金融發(fā)展通過資本形成、資本調(diào)配、創(chuàng)新激勵及信息服務(wù)機制影響地區(qū)制造業(yè)升級。本文采用各地區(qū)金融機構(gòu)貸款年末余額占GDP比重衡量金融發(fā)展。政府干預(gov)：處于轉(zhuǎn)型期的中國市場機制尚不健全，地方政府往往通過某些制度安排對經(jīng)濟進行強干預，使得產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)偏離其比較優(yōu)勢，進而引起效率損失和資源錯配，阻礙地區(qū)制造業(yè)升級。本文采用各地區(qū)地方政府財政支出占GDP比重衡量政府干預。環(huán)境規(guī)制(er)：合理的環(huán)境規(guī)制一方面有利于倒逼企業(yè)提高研發(fā)投入，進行技術(shù)創(chuàng)新和產(chǎn)品研發(fā)，激發(fā)“創(chuàng)新補償”效應[22]；另一方面有利于形成行業(yè)壁壘，限制高污染、高排放企業(yè)進入，優(yōu)化制造業(yè)內(nèi)部產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，實現(xiàn)制造業(yè)升級。本文采用各地區(qū)工業(yè)污染治理完成投資額占GDP比重衡量環(huán)境規(guī)制。對外直接投資(lnofdi)：對外直接投資可通過產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移、技術(shù)創(chuàng)新、產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)等效應推動地區(qū)制造業(yè)升級。本文采用各地區(qū)對外直接投資存量的對數(shù)值來衡量。貿(mào)易開放度(trade)：在開放條件下，貿(mào)易開放引致的競爭效應引起地區(qū)制造業(yè)內(nèi)部資源再配置，使得更多資源流向高技術(shù)行業(yè)，進而實現(xiàn)內(nèi)部產(chǎn)業(yè)高端化[23]，從而推動制造業(yè)升級。本文采用各地區(qū)進出口總額占地區(qū)生產(chǎn)總值比重衡量貿(mào)易開放度。

2.3 數(shù)據(jù)來源

本研究所選取樣本為2003―2017年中國內(nèi)地30個省(市、自治區(qū))的平衡面板數(shù)據(jù)(西藏因數(shù)據(jù)不全，未納入統(tǒng)計)。其中，測算地區(qū)制造業(yè)升級數(shù)據(jù)來源于歷年《中國工業(yè)統(tǒng)計年鑒》和CEPII數(shù)據(jù)庫，對外直接投資數(shù)據(jù)來源于2003―2017年《對外直接投資公報》，其它原始數(shù)據(jù)來源于歷年《中國統(tǒng)計年鑒》、各省(市、自治區(qū))統(tǒng)計年鑒和EPS數(shù)據(jù)庫，部分缺失數(shù)據(jù)通過插值法進行填補。各變量描述性統(tǒng)計結(jié)果如表1所示

3 實證結(jié)果及分析

3.1 面板單位根檢驗

為避免出現(xiàn)“偽回歸”現(xiàn)象，需要對變量進行平穩(wěn)性檢驗，以確保估計結(jié)果的穩(wěn)健性。本文分別采用LLC、IPS、ADF-Fisher和PP-Fisher方法對平衡面板進行單位根檢驗，檢驗結(jié)果如表2所示。結(jié)果顯示，除IPS和PP-Fisher中個別變量未通過顯著性檢驗外，其余變量均通過平穩(wěn)性檢驗，因此認為本文所選取數(shù)據(jù)是平穩(wěn)的。

表1 各變量描述性統(tǒng)計結(jié)果

表2 面板單位根檢驗結(jié)果

3.2 基準回歸估計結(jié)果

本文采用混合普通最小二乘法(POLS)初步檢驗知識產(chǎn)權(quán)保護對地區(qū)制造業(yè)升級的影響。考慮到雙向因果和遺漏變量等內(nèi)生性問題對估計結(jié)果造成的偏誤，需要尋找有效工具變量解決內(nèi)生性問題。借鑒Wooldridge[24]的做法，選取核心解釋變量的一階滯后項(IPRit-1)作為工具變量，使用兩階段最小二乘法(2SLS)進行回歸檢驗。然后，剔除組間異方差和自相關(guān)等問題對模型估計結(jié)果的影響，運用可行廣義最小二乘法(FGLS)進行參數(shù)估計。鑒于地區(qū)產(chǎn)業(yè)升級是一個動態(tài)演化過程，當期產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)受上期影響。因此，在靜態(tài)面板基礎(chǔ)上，引入被解釋變量的一階滯后項，建立動態(tài)面板回歸模型，采用DIFF-GMM模型和SYS-GMM模型考察知識產(chǎn)權(quán)保護與地區(qū)制造業(yè)升級的關(guān)系，估計結(jié)果如表3所示。

由表3可知，模型(1)―(5)中，核心解釋變量知識產(chǎn)權(quán)保護(IPR)對地區(qū)制造業(yè)升級的估計結(jié)果一致，影響系數(shù)均為正，且至少通過了5%的顯著性水平，在一定程度上表明知識產(chǎn)權(quán)保護對地區(qū)制造業(yè)升級的促進效應顯著且穩(wěn)健。正如上文所述，知識產(chǎn)權(quán)保護可能通過創(chuàng)新激勵效應、人力資本配置效應和國際技術(shù)溢出效應促進地區(qū)制造業(yè)升級。SYS-GMM模型可將差分GMM和水平GMM組合起來進行估計分析，使其模型估計參數(shù)更加無偏及有效，不僅能解決模型存在的內(nèi)生性和異方差等問題，還將制造業(yè)升級的動態(tài)性和連續(xù)性特征納入模型。因此，本文主要依據(jù)SYS-GMM的估計結(jié)果進行分析，同時將POLS、2SLS、FGLS和DIFF-GMM模型估計結(jié)果作為參照一并列出。

表3中SYS-GMM模型估計結(jié)果顯示，地區(qū)制造業(yè)升級的一階滯后項(L.Sophistication)在1%的水平上顯著為正，說明地區(qū)制造業(yè)升級存在一定“慣性”效應，即存在積累效應和路徑依賴，上期制造業(yè)升級水平會影響當期制造業(yè)升級。控制變量方面，政府干預(gov)、對外直接投資(lnofdi)和貿(mào)易開放度(trade)對地區(qū)制造業(yè)升級的影響符合預期。金融發(fā)展(fin)雖然系數(shù)為正，但未通過顯著性檢驗?？赡艿脑蛟谟?，在政府主導的金融體系下，銀行等金融機構(gòu)更傾向于貸款給政策扶持性產(chǎn)業(yè)，而對生產(chǎn)率較高的新興技術(shù)產(chǎn)業(yè)重視不夠，從而形成產(chǎn)能過剩，“侵占”新興產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新資本[25]，阻礙資源從低端產(chǎn)業(yè)向高端產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移，并最終限制技術(shù)密集型制造業(yè)發(fā)展，導致金融發(fā)展(fin)對地區(qū)制造業(yè)升級作用不明顯。環(huán)境規(guī)制(er)對地區(qū)制造業(yè)升級存在負向影響且通過了1%水平的顯著性檢驗，表明環(huán)境規(guī)制不利于地區(qū)制造業(yè)升級。這與Conrad 等[26]、余東華和崔巖[27]的研究結(jié)果一致，驗證了“遵循成本說”。可能的解釋是，由于環(huán)境規(guī)制的存在，制造企業(yè)不得不增加治污投入，導致企業(yè)生產(chǎn)成本增加，進而擠占生產(chǎn)性投資和技術(shù)創(chuàng)新資源，降低企業(yè)出口比較優(yōu)勢，削弱企業(yè)競爭力，限制企業(yè)利潤最大化產(chǎn)出，從而阻礙地區(qū)制造業(yè)升級。

表3 基準估計結(jié)果

3.3 作用機制檢驗結(jié)果

基準回歸估計結(jié)果表明，知識產(chǎn)權(quán)保護對地區(qū)制造業(yè)升級具有提升效應。那么，這種提升效應如何產(chǎn)生？即動力機制是什么？是否如上文所分析，知識產(chǎn)權(quán)保護可能通過創(chuàng)新激勵效應、人力資本配置效應和國際技術(shù)溢出效應促進地區(qū)制造業(yè)升級？為此，需要進一步檢驗上述作用機制的存在性，借鑒中介效應檢驗方法[28]，采用遞推回歸方程，運用模型進行估計檢驗，計量模型如下：

Sophisticationit=α0+α1Sophisticationit-1+α2IPRit+∑γjxijt+εit

(15)

(16)

(17)

其中，Mit代表中介變量，用以表示3種中介效應。將被解釋變量的一階滯后項納入模型中，以增強結(jié)果穩(wěn)健性。根據(jù)中介效應檢驗方法，第一步對式(15)進行回歸，檢驗知識產(chǎn)權(quán)保護對地區(qū)制造業(yè)升級的提升效應是否存在；第二步對式(16)進行估計，考察知識產(chǎn)權(quán)保護與中介變量之間的關(guān)系，預期顯著為正；第三步對式(17)進行回歸，驗證中介效應，如果系數(shù)ω2和ω3顯著為正，且ω2的系數(shù)值小于α2，則表明研發(fā)投入、人力資本和外商直接投資存在中介效應。

表4中模型(1)結(jié)果顯示，知識產(chǎn)權(quán)保護(IPR)對研發(fā)投入(rd)的估計系數(shù)在1%的水平上顯著為正(系數(shù)值為0.154 8)，表明知識產(chǎn)權(quán)保護促進了研發(fā)投入增長，間接驗證了宗慶慶等[29]的研究結(jié)論。模型(2)結(jié)果表明，知識產(chǎn)權(quán)保護和研發(fā)投入(作為中介變量)對地區(qū)制造業(yè)升級的系數(shù)均顯著為正，且知識產(chǎn)權(quán)保護系數(shù)值為0.009 6，小于基準估計回歸中模型(5)的系數(shù)值0.013 5，驗證了研發(fā)投入對地區(qū)制造業(yè)升級具有部分中介效應，說明知識產(chǎn)權(quán)保護可以通過創(chuàng)新激勵增加地區(qū)研發(fā)投入這一作用機制，促進地區(qū)制造業(yè)升級，這與預期一致。數(shù)據(jù)顯示，2003―2017年以我國各地區(qū)技術(shù)市場成交額占GDP比重表征的地區(qū)知識產(chǎn)權(quán)保護水平不斷提高(年均增長率為5.42%)，研發(fā)投入以年均18.89%的速度增長。與此同時，地區(qū)制造業(yè)升級指數(shù)以年均2.47%的幅度提高。這也印證了知識產(chǎn)權(quán)保護水平提高帶來研發(fā)投入增加，進而提升地區(qū)制造業(yè)升級水平。

表4中模型(3)結(jié)果顯示，知識產(chǎn)權(quán)保護估計系數(shù)在1%的水平上顯著為正，表明知識產(chǎn)權(quán)保護明顯提高了地區(qū)人力資本水平，驗證了知識產(chǎn)權(quán)保護對地區(qū)人力資本的優(yōu)化配置效應。模型(4)結(jié)果顯示，知識產(chǎn)權(quán)保護和人力資本的估計系數(shù)均顯著為正，且知識產(chǎn)權(quán)保護系數(shù)值為0.010 5，小于基準估計回歸中模型(5)的系數(shù)值0.013 5，驗證了人力資本具有部分中介作用，說明知識產(chǎn)權(quán)保護通過優(yōu)化人力資本配置進而促進地區(qū)制造業(yè)升級。省級層面數(shù)據(jù)顯示，2003―2017年我國東、中、西部人力資本平均水平分別為8.948 1、8.796 7、8.473 0，而地區(qū)制造業(yè)升級指數(shù)分別為7.962 8、7.914 5、7.745 2。因而，對于中西部地區(qū)而言，制定人才引育等政策促進人力資本提升，對于促進本地區(qū)制造業(yè)升級具有重要意義。

表4中模型(5)結(jié)果顯示，知識產(chǎn)權(quán)保護對外商直接投資的系數(shù)顯著為正，且通過了1%水平的顯著性檢驗，說明知識產(chǎn)權(quán)保護促進了技術(shù)跨國流動和溢出，驗證了上文的理論分析。模型(6)估計結(jié)果顯示，知識產(chǎn)權(quán)保護和外商直接投資的系數(shù)均顯著為正，且知識產(chǎn)權(quán)保護系數(shù)值為0.009 7，小于基準估計回歸中模型(5)的系數(shù)值0.013 5，驗證了國際技術(shù)溢出具有部分中介效應。

以上中介效應檢驗結(jié)果表明，知識產(chǎn)權(quán)保護通過創(chuàng)新激勵效應、人力資本配置效應和國際技術(shù)溢出效應促進地區(qū)制造業(yè)升級。比較模型(2)、(4)、(6)中知識產(chǎn)權(quán)保護(IPR)系數(shù)可知，3種傳導機制的中介效應分別為0.003 9、0.003 0、0.003 8。說明知識產(chǎn)權(quán)保護通過研發(fā)投入促進地區(qū)制造業(yè)升級最為有效，技術(shù)溢出效果次之，而人力資本的效果有限。

表4 作用機制檢驗結(jié)果

3.4 知識產(chǎn)權(quán)保護對地區(qū)制造業(yè)升級的邊際效應

上文從中介效應存在性和傳導機制兩個層面考察了知識產(chǎn)權(quán)保護對地區(qū)制造業(yè)升級的影響。然而，由于地區(qū)間經(jīng)濟發(fā)展不平衡，且知識產(chǎn)權(quán)保護執(zhí)法水平存在方向和程度上的差異，可能導致這種影響是非線性的。結(jié)合我國國情，需要考察知識產(chǎn)權(quán)保護對地區(qū)制造業(yè)升級是否存在異質(zhì)性。為此，深入探討知識產(chǎn)權(quán)保護在不同分位點上的邊際效應是有必要的。因此，本文采用面板分位數(shù)模型進行回歸檢驗，結(jié)果如表5所示。

表5結(jié)果顯示，知識產(chǎn)權(quán)保護估計系數(shù)和顯著性在不同分位點表現(xiàn)出明顯結(jié)構(gòu)性差異。具體表現(xiàn)為，知識產(chǎn)權(quán)保護對地區(qū)制造業(yè)升級的邊際效應呈現(xiàn)出倒U型特征。當?shù)貐^(qū)制造業(yè)水平較低(10%分位數(shù)以下)時，知識產(chǎn)權(quán)保護未能表現(xiàn)出顯著的積極作用?？赡艿脑蛟谟?，企業(yè)進行自主創(chuàng)新所產(chǎn)生的研發(fā)成本未能通過壟斷利潤得到補償，加之技術(shù)具有非競爭性及部分非排他性等屬性，且面臨市場不確定性，企業(yè)更愿意通過技術(shù)引進和模仿創(chuàng)新實現(xiàn)“技術(shù)蛙跳”，但過度依賴上述兩種技術(shù)路徑，容易產(chǎn)生路徑依賴，陷入“比較優(yōu)勢陷阱”，因此表現(xiàn)為不顯著。隨著地區(qū)制造業(yè)升級水平提高(25%分位數(shù)至50%分位數(shù))，知識產(chǎn)權(quán)保護對地區(qū)制造業(yè)升級的估計系數(shù)均通過了1%水平的顯著性檢驗，分別為0.072 3和0.086 7。可能的解釋是，適當?shù)闹R產(chǎn)權(quán)保護及嚴峻的外部環(huán)境，一方面促使企業(yè)通過技術(shù)獲取、積累和改造等路徑進行自主創(chuàng)新，以提高產(chǎn)品技術(shù)含量，形成品牌競爭和銷售渠道優(yōu)勢；另一方面，能保障技術(shù)創(chuàng)新帶來的高額收益，降低技術(shù)被剽竊和侵權(quán)風險，因此表現(xiàn)為遞增的促進作用。但當?shù)貐^(qū)制造業(yè)升級水平進一步提高(75%分位數(shù)至90%分位數(shù))時，知識產(chǎn)權(quán)保護對地區(qū)制造業(yè)升級的影響系數(shù)開始下降，甚至出現(xiàn)負值。表明隨著地區(qū)制造業(yè)升級水平提高，制度促進產(chǎn)業(yè)升級的“專屬效應”存在邊際遞減趨勢。即當知識產(chǎn)權(quán)保護超過“最適強度”后，強知識產(chǎn)權(quán)保護一方面鞏固了專利擁有者的行業(yè)壟斷地位，企業(yè)通過提高產(chǎn)品價格，阻礙技術(shù)良性擴散和傳播，造成市場扭曲和資源錯配，不利于地區(qū)制造業(yè)升級，甚至起到阻礙作用。而過高的知識產(chǎn)權(quán)保護使發(fā)展中國家進行技術(shù)引進時不得不支付高昂的專利許可費用，使得企業(yè)承擔過高的可變成本，進而增加本土企業(yè)模仿和二次創(chuàng)新的阻力，致使企業(yè)處于全球價值鏈(GVC)低端制造環(huán)節(jié)，從而陷入“趕超陷阱”。這一實證結(jié)果無疑為“最優(yōu)知識產(chǎn)權(quán)保護假說”提供了經(jīng)驗證據(jù)。由于本文研究重點是知識產(chǎn)權(quán)保護對地區(qū)制造業(yè)升級的邊際效應，因此不對估計結(jié)果中的控制變量進行贅述。

3.5 穩(wěn)健性檢驗

為進一步檢驗結(jié)果的穩(wěn)健性及有效性，除控制內(nèi)生性問題和遺漏變量等措施外，本文借鑒周茂等(2018)的做法，使用1997年中國制造業(yè)內(nèi)部細分產(chǎn)業(yè)的出口技術(shù)復雜度作為基期衡量地區(qū)制造業(yè)升級。同時對地區(qū)制造業(yè)升級空間維度上的溢出特征和時間維度上的路徑依賴特征予以控制，利用地理距離衰變法構(gòu)建經(jīng)濟地理權(quán)重矩陣，運用動態(tài)空間滯后模型進行穩(wěn)健性檢驗，估計結(jié)果如表6所示。替換地區(qū)制造業(yè)升級指標后，知識產(chǎn)權(quán)保護對地區(qū)制造業(yè)升級的估計系數(shù)和顯著性并未發(fā)生明顯變化，說明結(jié)論具有穩(wěn)健性，也從側(cè)面佐證了地區(qū)制造業(yè)升級更多指內(nèi)部生產(chǎn)結(jié)構(gòu)升級，而與產(chǎn)品出口技術(shù)復雜度的基期年份選取無關(guān)。

表5 面板分位數(shù)估計結(jié)果

表6 穩(wěn)健性檢驗結(jié)果

4 結(jié)論與展望

4.1 研究結(jié)論與政策建議

中國經(jīng)濟正處于由高速增長向高質(zhì)量發(fā)展轉(zhuǎn)變的重要攻堅期，地區(qū)制造業(yè)轉(zhuǎn)型升級是推動質(zhì)量變革和建設(shè)制造強國的重中之重。在此背景下，本文首次把知識產(chǎn)權(quán)保護和地區(qū)制造業(yè)升級納入統(tǒng)一的理論分析框架，并利用2003―2017年中國內(nèi)地30個省(市、自治區(qū))平衡面板數(shù)據(jù)，實證考察了知識產(chǎn)權(quán)保護對地區(qū)制造業(yè)升級的影響及其傳導機制。在此基礎(chǔ)上，進一步探討了知識產(chǎn)權(quán)保護對地區(qū)制造業(yè)升級的邊際效應。研究結(jié)果表明，知識產(chǎn)權(quán)保護顯著推動了地區(qū)制造業(yè)轉(zhuǎn)型升級，且地區(qū)制造業(yè)升級存在一定路徑依賴，在緩解內(nèi)生性問題及進行穩(wěn)健性檢驗之后，結(jié)論依然成立；知識產(chǎn)權(quán)保護主要通過創(chuàng)新激勵效應、人力資本配置效應和國際技術(shù)溢出效應等傳導機制促進地區(qū)制造業(yè)升級，其中，創(chuàng)新激勵效應影響最為顯著，國際技術(shù)溢出效應效果次之，而人力資本配置效應效果有限；知識產(chǎn)權(quán)保護對地區(qū)制造業(yè)升級的邊際效應呈現(xiàn)出先促進后抑制的倒U型特征，表明知識產(chǎn)權(quán)保護存在“最適強度”。

基于上述結(jié)論，本文提出如下政策建議：

(1)國家應堅定不移地實施知識產(chǎn)權(quán)保護戰(zhàn)略，著力完善知識產(chǎn)權(quán)相關(guān)法律，努力營造良好的制度環(huán)境，同時提高知識產(chǎn)權(quán)保護水平，遏制剽竊和侵權(quán)行為，防止出現(xiàn)“搭便車”現(xiàn)象，確保知識專有屬性和創(chuàng)新回報。

(2)各地區(qū)應因地制宜地采取差異化知識產(chǎn)權(quán)保護措施，使其實際強度與制造業(yè)升級水平相匹配，最大化地發(fā)揮知識產(chǎn)權(quán)保護對制造業(yè)升級的邊際效應，形成兩者之間良性循環(huán)，進而加快本土企業(yè)邁向全球價值鏈中高端。

(3)企業(yè)一方面應加大研發(fā)投入力度，增強自主創(chuàng)新能力，提高創(chuàng)新邊際產(chǎn)出，實現(xiàn)創(chuàng)新驅(qū)動產(chǎn)業(yè)升級；另一方面，應建立規(guī)范的人才培養(yǎng)和發(fā)展體系，提升企業(yè)人力資本水平，同時強化人力資本對創(chuàng)新的推動作用及其與制造業(yè)升級之間的動態(tài)契合。此外，注重與高技術(shù)外資企業(yè)合作交流，充分利用外資企業(yè)技術(shù)優(yōu)勢，提高自身消化吸收能力，以增強國際技術(shù)溢出效果，促進地區(qū)制造業(yè)升級。

4.2 研究不足與展望

目前，深入研究知識產(chǎn)權(quán)保護如何影響地區(qū)制造業(yè)升級的文獻還不多，未來研究可以從以下兩個方面著手：理論拓展方面，知識產(chǎn)權(quán)保護作為一種重要的制度安排，其對地區(qū)制造業(yè)升級可能存在其它路徑和作用機制，未來研究可進一步拓寬機制，豐富相關(guān)理論；樣本選擇方面，將研究對象細化到制造業(yè)企業(yè)內(nèi)部，從微觀層面檢驗知識產(chǎn)權(quán)保護對制造業(yè)升級的影響，以取得更穩(wěn)健的結(jié)論。