賈菁菁
(同濟(jì)大學(xué) 經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院,上海 200032)
在全球經(jīng)濟(jì)一體化以及我國知識產(chǎn)權(quán)制度與國際日益接軌的背景之下,分析知識產(chǎn)權(quán)制度對我國經(jīng)濟(jì)增長的績效,以驗證其能否真正增進(jìn)生產(chǎn)、使經(jīng)濟(jì)社會中的潛在收益轉(zhuǎn)化為現(xiàn)實生產(chǎn)力,從而提升我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平,對于增進(jìn)知識產(chǎn)權(quán)的社會經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ),并且更多的將經(jīng)濟(jì)增長的競爭力轉(zhuǎn)移到創(chuàng)新能力和知識資本上來有著重要意義。本文主要從制度及其轉(zhuǎn)型的角度來考察知識產(chǎn)權(quán)制度對我國宏觀經(jīng)濟(jì)的貢獻(xiàn)度及其作用機(jī)理與路徑。我們認(rèn)為,由于知識產(chǎn)權(quán)的特殊性,其對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)和推動效應(yīng)并不是直接的,而是與較多因素相結(jié)合在一起共同推動經(jīng)濟(jì)增長的,其重點應(yīng)該是市場化程度和人力資本兩個因素。所以本文準(zhǔn)備在對專利授權(quán)數(shù)與經(jīng)濟(jì)增長之間進(jìn)行協(xié)整分析后,再把該兩個因素作為控制變量納入到模型中,從而更加深入的分析知識產(chǎn)權(quán)對經(jīng)濟(jì)的貢獻(xiàn)和績效的機(jī)制和途徑。
知識產(chǎn)權(quán)一般由三個部分組成:專利、商標(biāo)和版權(quán)。其中以專利所占比重最大,對知識產(chǎn)權(quán)于GDP的貢獻(xiàn)度影響也最大,故本文采用我國歷年的專利申請授權(quán)量來表示我國的知識產(chǎn)權(quán)的發(fā)展指標(biāo),數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒2012》。1985~2011年的我國專利申請授權(quán)量繪制于圖1。由圖1可知,我國的專利授權(quán)量在這20多年中呈現(xiàn)出快速的增長態(tài)勢,從1985年的2007件增長到2012年的960513件,二十六年中共增長了478倍,平均每年的增長率達(dá)到了30%,遠(yuǎn)高于我國GDP的增長速度,這與我國的市場化改革推動了知識產(chǎn)權(quán)體制改革從而大大提高了大批科技工作者的積極性和創(chuàng)造性是分不開的。具體來看,我國專利授權(quán)量的發(fā)展基本上呈現(xiàn)出三個階段,即1985~1992年、1993~2000年和2001~2012年。從平均每年增長的速度來看,這三個階段呈現(xiàn)出遞增的特征,第一個階段平均每年遞增的授權(quán)量是3683件,第二個階段是4802件,第三個階段則達(dá)到了每年76932件。這說明這二個年份分別是我國知識產(chǎn)權(quán)體制改革的結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)折點:第一個轉(zhuǎn)折點即1992年是我國市場化改革的起始年份,同時20世紀(jì)90年代初中美知識產(chǎn)權(quán)談判,導(dǎo)致了我國知識產(chǎn)權(quán)法律的第一次修改,也推動了我國知識產(chǎn)權(quán)制度與國際接軌的步伐;第二個轉(zhuǎn)折點即2001年是我國加入WTO的年份,引發(fā)了我國知識產(chǎn)權(quán)法律的第二次修改,它們都是我國知識產(chǎn)權(quán)體制改革的推動力,極大的促進(jìn)了我國知識產(chǎn)權(quán)體制的確立,由此使得我國的專利授權(quán)數(shù)量也大為加速了。
圖1 1985~2011年我國專利申請授權(quán)數(shù)
本文選取專利申請授權(quán)量(ZL)與歷年的GDP總值作為分析數(shù)據(jù),對知識產(chǎn)權(quán)與GDP的協(xié)整關(guān)性及因果關(guān)系進(jìn)行分析。其中歷年的GDP總值我們以1952年價格為基年價格,然后分別對ZL和GDP取對數(shù),再依靠EVIEWS軟件進(jìn)行分析。
考察知識產(chǎn)權(quán)與經(jīng)濟(jì)發(fā)展的關(guān)系,我們擬用知識產(chǎn)權(quán)對GDP的貢獻(xiàn)度來描述。因此我們首先對1985年以來的兩個變量進(jìn)行DF檢驗(如表1所示)。從表1可知,知識產(chǎn)權(quán)時間序列與GDP序列的階單整序列都是不平穩(wěn)的,但是它們的一階差分序列都是在1%的臨界值下平穩(wěn)的,因此該兩個序列都是I(2)序列,符合實證檢驗的條件。
表1 知識產(chǎn)權(quán)序列(ln(zl)與GDP序列(lngdp)的DF檢驗
我們對該兩個變量進(jìn)行E-G兩步法協(xié)整檢驗,首先我們建立以下回歸式:
從回歸式我們看到,知識產(chǎn)權(quán)變量對GDP變量的效應(yīng)是正向的,即系數(shù)值是大于零的,而且其T統(tǒng)計值也較顯著。然后我們再對殘差進(jìn)行DF檢驗,可得其結(jié)果如表2所示,由其可知,該回歸式的殘差序列是平穩(wěn)的。因此知識產(chǎn)權(quán)序列與GDP序列存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系,即協(xié)整關(guān)系。
表2 知識產(chǎn)權(quán)序列(ln(zl)與GDP序列(lngdp)回歸的殘差穩(wěn)定性檢驗
最后,我們再對兩個變量的因果關(guān)系進(jìn)行檢驗,以確認(rèn)知識產(chǎn)權(quán)增長是否對經(jīng)濟(jì)增長有著較強(qiáng)的正向效應(yīng)。運用EVIEWS軟件,我們可得二者的因果關(guān)系如下:知識產(chǎn)權(quán)序列(ln(zl)t)與GDP序列(ln(gdp)t)是互為因果關(guān)系的,GDP序列對知識產(chǎn)權(quán)的影響作用更強(qiáng),從滯后1階一直到滯后4階都是拒絕原假設(shè),而知識產(chǎn)權(quán)序列對其的影響作用稍弱,只是滯后3階和4階才產(chǎn)生了GRANGER作用,這可能與知識產(chǎn)權(quán)對經(jīng)濟(jì)增長本身有一個滯后期的特征有關(guān)。
為了更加深入的分析轉(zhuǎn)軌期間我國知識產(chǎn)權(quán)對經(jīng)濟(jì)的貢獻(xiàn)機(jī)制,我們再引入制度變量,借助于柯步-道格拉斯的形式,對前者對經(jīng)濟(jì)的貢獻(xiàn)進(jìn)行分段實證分析。
考慮到知識產(chǎn)權(quán)更有可能借助于人力資本等變量而對經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生作用,因此我們該部分增加了三個變量,即柯步-道格拉斯公式中的資本存量K,人力資本H,以歷年高等學(xué)校中的在校生人數(shù)來表征,制度變量CHS,也叫市場化程度變量,我們這里主要參考和引用曾學(xué)文,施發(fā)啟,趙少欽等的《中國市場化指數(shù)的測度與評價:1978~2008》一文中所提供的數(shù)據(jù),其中2009~2012年的數(shù)據(jù)為筆者估計值,該三個變量的樣本范圍都是從1985~2012年。
再者,由于我國資本存量沒有統(tǒng)計資料,故我們這里需要進(jìn)行估算。資本存量是一個國家在某個時點上的實物資本總和。對其估算有著多種方法,我們這里采用國際通行的永續(xù)盤存法,即選取某一年的數(shù)據(jù)作為基礎(chǔ),然后根據(jù)歷年新增的投資來遞推,基本公式如下:
Kt:當(dāng)期實際資本存量;:上期實際資本存量;It:當(dāng)期實際凈投資
我們這里再假定固定資產(chǎn)的折舊率為5%,依據(jù)(2)式可估算出歷年的存量值為:
(3)式中的It是指可比價格的固定資產(chǎn)投資,由于統(tǒng)計年鑒中并不存在這一時間序列,因此我們將借助于GDP指數(shù)對其進(jìn)行平減,其次由于1952年的數(shù)據(jù)較完整,因此我們把它作為基年,王小魯對我國1952年的資本存量的估算數(shù)據(jù)為1600億元。我們這里把1952年我國的資本存量確定為1600億元,最后依靠(3)式可算出1985~2004年的我國的資本存量如表3所示。
表3 1985~2012年我國資本存量K估算 (單位:億元)
我們把五個變量(GDP、H、K、ZL、CHS)全部取對數(shù),然后把它們繪制于圖2,由圖2可知,除了GDP之外的各個序列都在1992年之后發(fā)生了結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)變,因此我們以第二部分分析得出的兩個結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)折年份即1993年和2000年作為間斷點,對它們劃分出的三個階段進(jìn)行回歸分析。
圖2 1985~2011年我國人力資本、知識產(chǎn)權(quán)、市場化指數(shù)、資本存量及GDP序列
眾所周知,假如資本存量是K,勞動力是L,那么柯步-道格拉斯公式是:Y=AKαLβ,取對數(shù)可得:Y=C+αLNK+βLNL。由于考慮到知識產(chǎn)權(quán)可能并不是直接作用于經(jīng)濟(jì)增長,而是通過人力資本或者是在市場機(jī)制的作用之下才能對GDP增長作出貢獻(xiàn),因此我們仿照上述公式建立下列有關(guān)知識產(chǎn)權(quán)的回歸式:
依靠EVIEWS軟件,我們首先對1993-2011年的上述數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸,可得回歸結(jié)果于表4所示。
由表4可知,除了Lnh×Lnzl和Lnchs×Lnzl兩變量之外,其余各個變量的T統(tǒng)計值都較顯著,并且系數(shù)值都是大于零的,這與回歸方程的經(jīng)濟(jì)含義相一致,而這兩個變量的系數(shù)值都是小于零的,這說明這兩個變量很可能是冗余變量,因此我們再對該回歸方程進(jìn)行一下冗余變量檢驗。
表4 制度轉(zhuǎn)型期的我國知識產(chǎn)權(quán)對經(jīng)濟(jì)貢獻(xiàn)度的回歸結(jié)果(1)
冗余變量檢驗可以通過F檢驗和似然比(LR)檢驗:F統(tǒng)計量基于包含此變量和不包含此變量的回歸模型殘差平方和的比較,首先構(gòu)造以下包含了冗余變量和不包含此變量的F統(tǒng)計量:
LR統(tǒng)計量由下式計算:
Lr和Lu分別為有約束和無約束條件下通過對回歸模型的估計得到的對數(shù)極大似然函數(shù)。最后我們再對FDI這個變量進(jìn)行冗余檢驗,得結(jié)果于表5所示。
表5 冗余變量檢驗
由表5可知,其檢驗結(jié)果是以較高的概率值接受原假設(shè),即確實要省略變量Lnh×Lnzl和Lnchs×Lnzl。通過以上檢驗過程我們可以認(rèn)為,僅僅是市場化變量或者是人力資本變量與知識產(chǎn)權(quán)的結(jié)合并不能顯著促進(jìn)GDP的增長,而要兩個變量與知識產(chǎn)權(quán)的同時結(jié)合才有可能推動經(jīng)濟(jì)的增長,因此接下來我們再構(gòu)造以下模型(即在(4)式的基礎(chǔ)上去掉兩個冗余變量):
該回歸式的經(jīng)濟(jì)含義是知識產(chǎn)權(quán)并不是直接作用于經(jīng)濟(jì)增長,而是通過人力資本和市場化制度來作用于經(jīng)濟(jì)增長,假如系數(shù)值μ大于零,則說明人力資本存量和市場化程度的提高共同促進(jìn)和加強(qiáng)了知識產(chǎn)權(quán)對經(jīng)濟(jì)的貢獻(xiàn)。
然后我們再分三個階段對(4)式進(jìn)行估計,回歸結(jié)果如表6所示。
由表6可知,除了第一個階段(1985~1992年)的回歸結(jié)果不甚理想之外,另外兩個回歸方程的結(jié)果都較理想,即T統(tǒng)計值顯著,DW值也接近于2。在第一個回歸方程中,第二個系數(shù)即組合變量Ln×Lnchs×lnzl的系數(shù)值為負(fù),并且其T統(tǒng)計值并不顯著,這個回歸結(jié)果與我國制度的轉(zhuǎn)變是一致的,在第一個階段,我國的知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)剛剛起步,市場化程度也較低,因此其對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)是很微弱的,這一系列的回歸結(jié)果也表明知識產(chǎn)權(quán)確實是通過市場化指數(shù)和人力資本來對GDP作出貢獻(xiàn)的,故市場化程度越高,人力資本存量越高,其對GDP的作用就越強(qiáng)。而另外兩個回歸方程的知識產(chǎn)權(quán)的系數(shù)值則大于零,符合其經(jīng)濟(jì)含義,且其T統(tǒng)計值也大于2,更重要的是,第三個回歸方程的包含知識產(chǎn)權(quán)的系數(shù)值比第二個的系數(shù)值更大,表明隨著我國加入WTO以及市場化程度和人力資本存量的不斷提高,我國知識產(chǎn)權(quán)對GDP的貢獻(xiàn)值顯著增大。
本文以歷年的專利申請授權(quán)數(shù)為分析指標(biāo),從市場化改革和體制轉(zhuǎn)型的角度對我國知識產(chǎn)權(quán)對我國經(jīng)濟(jì)的貢獻(xiàn)進(jìn)行了度量和分析,得出了一系列的有意義的結(jié)論:
(1)通過對我國知識產(chǎn)權(quán)的現(xiàn)狀的分析,得知我國專利授權(quán)數(shù)在1992年和2001年發(fā)生了結(jié)構(gòu)性轉(zhuǎn)變,每一次轉(zhuǎn)折之后專利授權(quán)數(shù)都獲得了突破性的進(jìn)展,經(jīng)過分析,得知這是由于我國體制性轉(zhuǎn)變及其與國際接軌程度的變化引起的。
(2)通過對專利授權(quán)數(shù)序列與我國GDP序列的協(xié)整檢驗得知,知識產(chǎn)權(quán)序列與GDP序列存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系,即協(xié)整關(guān)系。同時通過對二者的因果關(guān)系的檢驗得知,知識產(chǎn)權(quán)序列與GDP序列是互為因果關(guān)系的,GDP序列對知識產(chǎn)權(quán)的影響作用更強(qiáng),而知識產(chǎn)權(quán)序列對其的影響作用稍弱,而且出現(xiàn)了一個滯后期,這表明知識產(chǎn)權(quán)對宏觀經(jīng)濟(jì)的貢獻(xiàn)本身是滯后性的。
(3)為了充分揭示知識產(chǎn)權(quán)對我國經(jīng)濟(jì)貢獻(xiàn)的機(jī)制和途徑,并且考慮到知識產(chǎn)權(quán)更有可能借助于人力資本等變量而對經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生作用,因此我們該部分增加了資本存量K,人力資本H以及制度變量CHS三個變量作為控制變量,并且還借助永續(xù)盤存法對我國資本存量進(jìn)行了估算。
(4)最后,我們分三個階段即 1985~1992年、1993~2000年和2001~2012年,仿照柯步-道格拉斯公式的形式對包括上述所有變量的模型進(jìn)行了回歸,結(jié)果得知,除了第一個階段(1985~1992年)的回歸結(jié)果不甚理想之外,另外兩個回歸方程的結(jié)果都較理想,分階段回歸的結(jié)果充分證明了我國知識產(chǎn)權(quán)對經(jīng)濟(jì)的貢獻(xiàn)是與我國的制度轉(zhuǎn)型的進(jìn)程一致的?;貧w結(jié)果還進(jìn)一步證明,知識產(chǎn)權(quán)對經(jīng)濟(jì)的貢獻(xiàn)和績效是通過人力資本體現(xiàn)出來的,而且與市場化程度有著較高的關(guān)系,即人力資本存量越高,市場化程度越高,其對經(jīng)濟(jì)的貢獻(xiàn)就越強(qiáng)。
表6 制度轉(zhuǎn)型期的我國知識產(chǎn)權(quán)對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)回歸結(jié)果(3)
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