黨國(guó)英劉朝陽(yáng)羅明燦(西南林業(yè)大學(xué)，昆明　6504)　(云南大學(xué)，昆明　65009)

技術(shù)創(chuàng)新門限效應(yīng)研究——基于知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)與技術(shù)差異視角

黨國(guó)英1劉朝陽(yáng)2羅明燦11(西南林業(yè)大學(xué)，昆明650224)2(云南大學(xué)，昆明650091)

〔摘要〕本文利用中國(guó)30個(gè)省市區(qū)2000～2012年數(shù)據(jù)，采用面板門檻模型，基于知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)與技術(shù)差異視角，對(duì)技術(shù)創(chuàng)新的門限效應(yīng)進(jìn)行研究。結(jié)果表明，知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)的技術(shù)創(chuàng)新效應(yīng)存在著明顯的技術(shù)差異與知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)門檻。不管以知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)還是以技術(shù)差異作為門檻變量，加強(qiáng)研發(fā)物質(zhì)資本與人力資本投入均能顯著促進(jìn)我國(guó)各省區(qū)技術(shù)創(chuàng)新水平。

〔關(guān)鍵詞〕知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)技術(shù)差異技術(shù)創(chuàng)新門限效應(yīng)門檻模型地區(qū)差異

引言

企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新需要通過獲得市場(chǎng)壟斷利潤(rùn)得以激勵(lì)，加強(qiáng)知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)則是最有效的激勵(lì)方式。然而知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)是一把“雙刃劍”，對(duì)知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)太強(qiáng)，企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新成本隨之提高，產(chǎn)品的擴(kuò)散將會(huì)受到抑制，技術(shù)創(chuàng)新的速度變緩;對(duì)知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)太弱，企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新成果易被其他企業(yè)模仿復(fù)制，必將減少企業(yè)的創(chuàng)新收益，創(chuàng)新熱情也會(huì)隨著專利產(chǎn)品的增多而下降。只有重視技術(shù)創(chuàng)新體系與知識(shí)產(chǎn)權(quán)戰(zhàn)略的協(xié)調(diào)發(fā)展，才能促進(jìn)經(jīng)濟(jì)持續(xù)增長(zhǎng)。中國(guó)經(jīng)濟(jì)經(jīng)歷30多年的高速增長(zhǎng)后，國(guó)內(nèi)企業(yè)的自主創(chuàng)新能力逐漸提高，加強(qiáng)知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)已由外生的國(guó)際壓力向內(nèi)生的需求轉(zhuǎn)變。但對(duì)于中國(guó)目前所處的階段來說，技術(shù)仍然以模仿創(chuàng)新為主，正經(jīng)歷技術(shù)模仿創(chuàng)新向自主創(chuàng)新的過渡，過強(qiáng)的知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)可能對(duì)技術(shù)創(chuàng)新不利。具體應(yīng)該采取什么樣的知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)政策，以更好地發(fā)揮知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)對(duì)技術(shù)創(chuàng)新的促進(jìn)作用，仍然是一個(gè)值得研究的重要現(xiàn)實(shí)問題。

1　　文獻(xiàn)評(píng)述

國(guó)內(nèi)外學(xué)者對(duì)知識(shí)產(chǎn)權(quán)制度與技術(shù)創(chuàng)新，技術(shù)距離與技術(shù)創(chuàng)新之間的關(guān)系進(jìn)行了較多重要且有意義的研究。到目前為止，可歸納出兩種主要結(jié)論:

第一種結(jié)論認(rèn)為，知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)與技術(shù)創(chuàng)新之間存在線性關(guān)系。Kanwar和Evenson (2003)利用Ginarte和Park (2008)構(gòu)建的知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)指數(shù)GP對(duì)知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)強(qiáng)度進(jìn)行測(cè)定，在此基礎(chǔ)上利用32個(gè)國(guó)家的面板數(shù)據(jù)估計(jì)發(fā)現(xiàn)，加強(qiáng)知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)有助于激勵(lì)企業(yè)進(jìn)行研發(fā)投資，能夠促進(jìn)企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新與技術(shù)進(jìn)步［1，2］。Maloney等(2003)根據(jù)動(dòng)態(tài)廣義矩估計(jì)法對(duì)發(fā)達(dá)國(guó)家進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)對(duì)企業(yè)的研發(fā)質(zhì)量和技術(shù)創(chuàng)新存在明顯的促進(jìn)作用［3］;第二種結(jié)論表明，知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)與技術(shù)創(chuàng)新之間存在復(fù)雜的非線性關(guān)系，一個(gè)國(guó)家的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平對(duì)于知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)能否促進(jìn)技術(shù)創(chuàng)新起著關(guān)鍵的決定作用。按照國(guó)內(nèi)外研究對(duì)兩者間關(guān)系可能出現(xiàn)的具體結(jié)果，又可分3種情況: (1)知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)與技術(shù)創(chuàng)新之間存在U型關(guān)系。Chen和Puttitanum (2005)運(yùn)用發(fā)展中國(guó)家面板數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)對(duì)技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)生正向作用的同時(shí)，還受到一國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的影響，二者之間存在復(fù)雜的“U”型關(guān)系［4］。(2)知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)與技術(shù)創(chuàng)新之間存在倒U型關(guān)系。Horii和Iwaisako (2007)等研究發(fā)現(xiàn)，IPR水平和創(chuàng)新之間存在著一條倒U型曲線［5］。余長(zhǎng)林(2009)等運(yùn)用60個(gè)發(fā)展中國(guó)家面板數(shù)據(jù)，考察知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)與技術(shù)創(chuàng)新之間的關(guān)系。發(fā)現(xiàn)了技術(shù)創(chuàng)新與知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)之間存在倒“U”型曲線，并且這種關(guān)系還取決于一國(guó)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平［6］。李平等(2013)借助漢森(Hansen，1999)的內(nèi)生門限法檢驗(yàn)我國(guó)的自主創(chuàng)新與技術(shù)引進(jìn)的知識(shí)產(chǎn)權(quán)門檻，結(jié)果證實(shí)了知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)與技術(shù)創(chuàng)新之間的倒U型關(guān)系［7］。(3)知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)與技術(shù)創(chuàng)新非線性關(guān)系的具體形狀并不明確，主要取決于一國(guó)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平(技術(shù)水平)或初始知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)力度，從而提出了要進(jìn)行“適度知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)”的思路。王華(2011)研究發(fā)現(xiàn)，實(shí)施知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)有利于一個(gè)國(guó)家的技術(shù)創(chuàng)新，但加強(qiáng)知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)對(duì)技術(shù)創(chuàng)新的影響還取決于該國(guó)初始的保護(hù)力度［8］。

學(xué)者們對(duì)技術(shù)距離與技術(shù)創(chuàng)新之間的關(guān)系得出較為一致的觀點(diǎn)，國(guó)內(nèi)外許多學(xué)者論證了技術(shù)距離與技術(shù)外溢之間存在的非線性關(guān)系，間接表明技術(shù)距離與技術(shù)創(chuàng)新可能存在某種非線性關(guān)系。Driffield和Taylor (2005)指出，技術(shù)距離與通過技術(shù)外溢獲得的技術(shù)創(chuàng)新之間存在著非線性關(guān)系，當(dāng)國(guó)內(nèi)外的技術(shù)距離小于1. 2時(shí)，間接的技術(shù)創(chuàng)新效應(yīng)為正，否則就為負(fù)［9］。Acemoglu，Aghion 和Zilibotti (2006)認(rèn)為國(guó)家的技術(shù)創(chuàng)新存在著技術(shù)距離門檻，如果在門檻值時(shí)無法從基于投資的戰(zhàn)略轉(zhuǎn)向創(chuàng)新的戰(zhàn)略，那么這一經(jīng)濟(jì)體將會(huì)陷入非收斂陷阱，無法向世界技術(shù)前沿逼近［10］。已有類似研究以注重定性分析的理論模型為主，少量的實(shí)證研究也囿于國(guó)家層面的實(shí)證檢驗(yàn)，缺乏技術(shù)差異視角下，知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)影響技術(shù)創(chuàng)新的量化研究。考慮到我國(guó)是一個(gè)非勻質(zhì)大國(guó)，各省區(qū)的平均技術(shù)水平存在較大差異，不同差異下知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)對(duì)技術(shù)創(chuàng)新的影響效果理應(yīng)會(huì)有所不同，則全國(guó)制定或?qū)嵤┙y(tǒng)一的知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)政策最終將難以達(dá)到預(yù)期的經(jīng)濟(jì)效果。本文基于中國(guó)30個(gè)省市區(qū)數(shù)據(jù)，采用面板門檻模型，實(shí)證研究知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)與技術(shù)差異下，我國(guó)進(jìn)行技術(shù)創(chuàng)新的門限效應(yīng)。

2　門檻模型構(gòu)建

對(duì)技術(shù)創(chuàng)新主體而言，知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)過弱會(huì)挫傷企業(yè)進(jìn)行自主創(chuàng)新的積極性，削弱其技術(shù)創(chuàng)新的動(dòng)力，而太過嚴(yán)格的知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)則會(huì)抑制國(guó)家的技術(shù)創(chuàng)新，降低整個(gè)社會(huì)的福祉。同樣地，技術(shù)距離過大或過小都不利于企業(yè)通過技術(shù)擴(kuò)散和傳播獲得技術(shù)創(chuàng)新，技術(shù)距離過大不僅會(huì)削弱技術(shù)的廣泛傳播與吸收效果，強(qiáng)行引入先進(jìn)技術(shù)也不利于先進(jìn)技術(shù)在企業(yè)內(nèi)部的推廣和消化，難以達(dá)到提高企業(yè)技術(shù)水平的目的。技術(shù)距離過小同樣會(huì)減緩企業(yè)技術(shù)進(jìn)步的步伐，如果技術(shù)距離太小，當(dāng)?shù)仄髽I(yè)通過技術(shù)差距帶來的收益空間則非常有限。本文在進(jìn)行計(jì)量分析時(shí)，以知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)水平與技術(shù)差異分別作為門檻變量，知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)水平作為核心變量建立門檻模型。通過這樣的設(shè)定，可以考察知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)的技術(shù)創(chuàng)新效應(yīng)是否依賴于各地區(qū)的知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)水平和技術(shù)差異門檻變量以及如何隨著這些門檻差異的變化而變化。

2. 1知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)門檻變量模型

已有實(shí)證研究表明知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)與技術(shù)創(chuàng)新之間確實(shí)存在非線性關(guān)系，但這種非線性關(guān)系到底是否存在門檻或是存在幾個(gè)門檻值并不確定，為此根據(jù)Hansen的門檻模型［11］，假設(shè)存在n個(gè)門檻(γ1，γ2，…，γn)，建立知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)多門檻模型如下:

其中，知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)水平IPRit為門檻變量，γj為門檻值，n個(gè)門檻值將觀測(cè)樣本變量劃分為n +1個(gè)門檻區(qū)間，不同的門檻區(qū)間內(nèi)，知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)的回歸估計(jì)系數(shù)分別為δ1，δ2，…，δn，εit為殘差項(xiàng)。INNit為被解釋變量，表示省區(qū)i第t年度的技術(shù)創(chuàng)新，采用各省區(qū)專利申請(qǐng)受理數(shù)表示，IPRit為公式中的核心解釋變量，代表i省區(qū)第t年實(shí)際知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)水平，Hit表示各省區(qū)人力資本水平。

用各地區(qū)科技活動(dòng)人數(shù)作為其代理變量; DIFit代表國(guó)內(nèi)不同省區(qū)的技術(shù)差異; Rit表示各省際的研發(fā)資本投入，以2000年作為基期，采用永續(xù)盤存法計(jì)算出各年的研發(fā)資本存量［12］。

多門檻回歸主要是尋找使得殘差平方和S (γ1，γ2，…，γn)最小所對(duì)應(yīng)的門檻組合(γ1，γ2，…，γn)，通過“自主抽樣法”估計(jì)的P值判斷第N個(gè)門檻效應(yīng)是否顯著，并據(jù)此判斷門檻個(gè)數(shù)。Bai (1997)證明多拐點(diǎn)模型的連續(xù)拐點(diǎn)是一致估計(jì)，即單門檻模型求得的門檻值γ*可作為雙門檻模型中第一門檻^γ1的一致估計(jì)量，則第二階段門檻回歸的殘差平方和S2(γ2)為［13］:

相應(yīng)更好的第一門檻估計(jì)值為:

多門檻效應(yīng)檢驗(yàn)和置信區(qū)間的估計(jì)仍然采用Hansen (1999)“自主抽樣法”來獲得其漸進(jìn)分布，通過估計(jì)P值判斷原假設(shè)是否成立。

2. 2技術(shù)差異門檻變量模型

知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)通過不同的技術(shù)創(chuàng)新途徑引致技術(shù)創(chuàng)新的效應(yīng)不用，技術(shù)差異反映了我國(guó)企業(yè)技術(shù)自主創(chuàng)新能力與通過技術(shù)溢出獲得的技術(shù)模仿創(chuàng)新能力的差異大小。由技術(shù)溢出效應(yīng)與技術(shù)差異之間的非線性關(guān)系，進(jìn)而可以推出知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)對(duì)技術(shù)創(chuàng)新的非線性關(guān)系可能存在技術(shù)差異門檻。我國(guó)地域遼闊，各省區(qū)因歷史和各種現(xiàn)實(shí)原因?qū)е录夹g(shù)水平存在較大差異，則知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)與技術(shù)創(chuàng)新之間還可能存在技術(shù)差異門檻，為反映不同省區(qū)知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)對(duì)技術(shù)創(chuàng)新的技術(shù)差異門檻效應(yīng)，可建立如下的多門檻模型:

3　變量構(gòu)造與數(shù)據(jù)處理

第二個(gè)門檻值為:

Bai (1997)證明珔γ2是漸進(jìn)有效的，但γ*卻未必漸進(jìn)有效，然而珔γ2的漸進(jìn)有效性能確保通過第三個(gè)階段的估計(jì)得到更好的第一門檻估計(jì)值^γ1，故只要固定第二個(gè)門檻珔γ2，即可重新估計(jì)^γ1:

3. 1知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)水平測(cè)度

對(duì)于地區(qū)差異不大的國(guó)家而言，知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)水平在整個(gè)國(guó)家和地區(qū)應(yīng)無太大差異。但對(duì)于中國(guó)而言，知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)存在“兩張皮”現(xiàn)象，不但整個(gè)國(guó)家知識(shí)產(chǎn)權(quán)立法與執(zhí)法不同步，而且各地區(qū)經(jīng)濟(jì)、文化差異懸殊，從而使得各地區(qū)的知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)水平也存在明顯差異，這種差異主要來自各地區(qū)對(duì)相同國(guó)家知識(shí)產(chǎn)權(quán)立法下實(shí)際執(zhí)行水平存在的客觀差異，因而有必要對(duì)我國(guó)(除港澳臺(tái)外)各地區(qū)的實(shí)際知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)強(qiáng)度進(jìn)行度量。

3. 1. 1指標(biāo)構(gòu)建

我國(guó)的知識(shí)產(chǎn)權(quán)立法主要由國(guó)家統(tǒng)一進(jìn)行，可以認(rèn)為各地區(qū)的知識(shí)產(chǎn)權(quán)立法強(qiáng)度由國(guó)家的知識(shí)產(chǎn)權(quán)立法水平?jīng)Q定，具有相同值。由于各地區(qū)的知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)水平由知識(shí)產(chǎn)權(quán)立法水平與知識(shí)產(chǎn)權(quán)執(zhí)法水平共同決定，所以各地區(qū)實(shí)際的知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)水平最終取決于知識(shí)產(chǎn)權(quán)執(zhí)法強(qiáng)度。根據(jù)數(shù)據(jù)可獲性，借鑒朱樹林與代中強(qiáng)的思想，重新構(gòu)造不同地區(qū)不同時(shí)間的知識(shí)產(chǎn)權(quán)執(zhí)法指標(biāo)如下所示［14－16］:

其中: ZLit表示各地區(qū)不同年份專利糾紛立案數(shù)，MAXZLi代表相同年份內(nèi)各地區(qū)專利糾紛立案數(shù)的最大值，MAXZLt表示同一地區(qū)在不同年份查處的專利糾紛立案數(shù)的最大值。專利糾紛立案數(shù)分別包括侵權(quán)糾紛、其他糾紛、查處冒充專利行為和查處假冒他人專利行為的立案數(shù)。中國(guó)知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)存在“強(qiáng)名義保護(hù)、弱實(shí)際保護(hù)”的特點(diǎn)，實(shí)際知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)水平主要取決于實(shí)際知識(shí)產(chǎn)權(quán)執(zhí)法水平，各省份的知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)普遍存在大量侵權(quán)現(xiàn)象與執(zhí)法相對(duì)不嚴(yán)并存的現(xiàn)象。在侵權(quán)現(xiàn)象比較普遍的情況下，若某個(gè)省份加強(qiáng)執(zhí)法，則被查處的專利侵權(quán)案件數(shù)量增加，知識(shí)產(chǎn)權(quán)實(shí)際保護(hù)得分就高;弱化執(zhí)法，被查處的專利侵權(quán)案件數(shù)量減少，相應(yīng)的知識(shí)產(chǎn)權(quán)實(shí)際保護(hù)得分就低。比值反映了各地區(qū)從空間維度上執(zhí)法強(qiáng)度存在的差異，比值則表明了各地區(qū)從時(shí)間維度上執(zhí)法強(qiáng)度的區(qū)別，由于各地區(qū)的保護(hù)強(qiáng)度在時(shí)間維度上具有相同的增加趨勢(shì)且總體數(shù)值較大，而在空間維度各地區(qū)執(zhí)法強(qiáng)度差異較大且普遍數(shù)值較小，為了能夠真實(shí)反映各地區(qū)實(shí)際知識(shí)產(chǎn)權(quán)執(zhí)法強(qiáng)度的時(shí)空差異，確定的權(quán)重為2/3、的權(quán)重為1/3。由于專利糾紛案件在立案之后需要經(jīng)過跨期調(diào)查、審理才能最終結(jié)案，所以用累計(jì)值來表示，各地區(qū)每年的專利糾紛立案數(shù)為1985年到該年的專利糾紛立案數(shù)的累計(jì)。因?qū)＠y(tǒng)計(jì)年報(bào)中2000年與2001～2010年專利糾紛數(shù)據(jù)的統(tǒng)計(jì)口徑不一致，故2000年各地區(qū)的專利糾紛立案數(shù)為1985～ 2001年的累計(jì)值減去2001年專利糾紛立案數(shù)。

3. 1. 2強(qiáng)度測(cè)定

以改進(jìn)GP方法計(jì)算2000～2012年各省區(qū)相同的知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)立法指數(shù)IGP，采用新構(gòu)建的知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)執(zhí)法指標(biāo)計(jì)算各省區(qū)知識(shí)產(chǎn)權(quán)執(zhí)法指數(shù)ELS，可算出各省市區(qū)的實(shí)際知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)水平如表1［17］所示。

表1　2000～2012年中國(guó)各地區(qū)知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)強(qiáng)度

續(xù)表

3. 2技術(shù)差異測(cè)度

在估算國(guó)內(nèi)技術(shù)差異時(shí)，本文采用全要素生產(chǎn)率指標(biāo)對(duì)各地區(qū)技術(shù)水平進(jìn)行測(cè)度。全要素生產(chǎn)率TFP的測(cè)定采用索洛余值法，如公式(8) :

Yit是i地區(qū)t時(shí)刻的產(chǎn)出，Lαit和Kβit分別表示勞動(dòng)和資本在不同時(shí)點(diǎn)與不同地區(qū)的投入量，α為勞動(dòng)的產(chǎn)出彈性，β表示資本的產(chǎn)出彈性，且滿足規(guī)模報(bào)酬不變，即α+β= 1。只要估計(jì)出勞動(dòng)產(chǎn)出彈性α與資本產(chǎn)出彈性β就可以估計(jì)出中國(guó)各地區(qū)2000～2012年的全要素生產(chǎn)率TFP值。估算勞動(dòng)與資本的產(chǎn)出彈性時(shí)，采用各地區(qū)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值GDP作為衡量經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出的指標(biāo)，數(shù)據(jù)來自2001～2013年各年《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》;借鑒張軍2003年的方法，采用2000～2012年各地區(qū)社會(huì)勞動(dòng)者人數(shù)作為勞動(dòng)投入量指標(biāo);測(cè)算資本存量的方法采用永續(xù)盤存法，基本公式為:

其中表Kit表示i地區(qū)第t年的資本存量，Ki，t－1表示i地區(qū)第t－1年的資本存量，Iit表示i地區(qū)第t年的投資，δ表示固定資本存量平均年折舊率。按照可比價(jià)格計(jì)算資本存量的方法，利用張軍2000年當(dāng)年價(jià)的資本存量數(shù)據(jù)，算出以2000年為基期2001～2012年我國(guó)各地區(qū)資本存量與全要素生產(chǎn)率。利用全要素生產(chǎn)率，構(gòu)建技術(shù)差異計(jì)算公式為:

DIFit表示i地區(qū)在t年份的技術(shù)差異，GIit為i地區(qū)在t年份計(jì)算技術(shù)差異的指標(biāo)值，MAXGIit表示在t年份各地區(qū)i對(duì)應(yīng)指標(biāo)值的最大值。DIFit越小，技術(shù)差異越小，對(duì)應(yīng)的指標(biāo)值就越大。

4　門檻模型估計(jì)

根據(jù)知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)與技術(shù)差異門檻變量模型，運(yùn)用Stata12. 0穩(wěn)健估計(jì)方法，對(duì)全樣本進(jìn)行檢驗(yàn)以確定是否存在門檻效應(yīng)。為保證各個(gè)機(jī)制空間都有足夠的樣本數(shù)，最多進(jìn)行三門檻檢驗(yàn)，即總樣本分為4個(gè)機(jī)制空間的估計(jì)與檢驗(yàn)。具體設(shè)置100個(gè)網(wǎng)格搜尋點(diǎn)，進(jìn)行1000次“自舉法”重復(fù)，分組子樣本異常值去除比例為5%。

4. 1面板單位根檢驗(yàn)

為避免變量的不平穩(wěn)而引起回歸方程的參數(shù)估計(jì)出現(xiàn)偏差，需要先對(duì)每個(gè)變量進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。面板數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性檢驗(yàn)有多種方法，本文采用LLC檢驗(yàn)考察各變量是否平穩(wěn)，檢驗(yàn)結(jié)果如表2所示?？梢钥闯?，所有變量的p值均在1%的顯著性水平下表現(xiàn)顯著，因此拒絕含有單位根的原假設(shè)，全部變量都平穩(wěn)，不存在偽回歸［18］。

表2　 LLC平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果

4. 2門檻效應(yīng)檢驗(yàn)及回歸結(jié)果分析

依照Hansen (1999)的建議首先從單門檻開始估計(jì)，檢驗(yàn)和構(gòu)建置信區(qū)間，然后在此基礎(chǔ)上進(jìn)一步搜索第二個(gè)門檻并進(jìn)行估計(jì)，檢驗(yàn)和構(gòu)建置信區(qū)間，接下來對(duì)門檻的個(gè)數(shù)進(jìn)行檢驗(yàn)，從而確定是否有必要保留兩個(gè)門檻，以此類推。

表3　面板門檻模型回歸結(jié)果

表3的(1)與(2)分別報(bào)告了以知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)ipr與以dif為技術(shù)差異變量作為門檻變量，以知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)作為核心變量(機(jī)制依賴變量)的面板門檻模型計(jì)量結(jié)果。計(jì)量結(jié)果(1)表明，F(xiàn)1、F2，F(xiàn)3分別在1%的顯著性水平下拒絕無門檻、存在單一門檻與存在雙門檻的原假設(shè)，表明理論上應(yīng)具有3個(gè)絕對(duì)的知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)水平門檻，但根據(jù)4類知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)區(qū)間的回歸結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，除了最小的門檻區(qū)間回歸結(jié)果顯著外，其余3個(gè)區(qū)間回歸結(jié)果都不顯著，這意味著在門檻回歸時(shí)，可能受其他變量因素影響，最終真正有效的門檻只有1個(gè)。門檻效應(yīng)確定之后，需要對(duì)門檻值進(jìn)行估計(jì)以及對(duì)門檻估計(jì)值與真實(shí)值的一致性進(jìn)行檢驗(yàn)，也即似然比檢驗(yàn)。表4給出了兩門檻變量的門檻值估計(jì)結(jié)果及置信區(qū)間，可以看出在5%的顯著性水平下，門檻估計(jì)值可以代表真實(shí)值。

表4　門檻估計(jì)值及置信區(qū)間

理論上存在的3個(gè)門檻值0. 662、1. 594、1. 797將知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)強(qiáng)度分為4類知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)區(qū)間，分別為弱知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)、較弱知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)、中等知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)與較強(qiáng)知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)。各類不同的知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)區(qū)間對(duì)技術(shù)創(chuàng)新的作用效果存在較大差異。在ipr≤0. 662的弱保護(hù)下，知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)強(qiáng)度在10%的顯著性水平對(duì)我國(guó)的技術(shù)創(chuàng)新存在積極的促進(jìn)效果;在0. 662＜ipr≤1. 594的較弱知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)下，對(duì)技術(shù)創(chuàng)新的效應(yīng)存在不顯著的負(fù)向影響，這種負(fù)向影響隨著知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)力度的進(jìn)一步加強(qiáng)呈現(xiàn)降低的趨勢(shì)，當(dāng)知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)水平ipr＞1. 797時(shí)，負(fù)向影響又開始轉(zhuǎn)變?yōu)檎?，此時(shí)正向效應(yīng)并不顯著。

真正有效的一個(gè)知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)門檻0. 662把實(shí)際知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)水平分為兩類保護(hù)區(qū)間。在小于0. 662的弱保護(hù)區(qū)間內(nèi)，每提高知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)一個(gè)百分點(diǎn)，可明顯促進(jìn)我國(guó)技術(shù)創(chuàng)新水平上升0. 39個(gè)百分點(diǎn)。在高于0. 662的較高知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)區(qū)間內(nèi)，知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)的技術(shù)創(chuàng)新效應(yīng)并不顯著。雖然我國(guó)在2001年正式加入WTO，在TRIPS協(xié)定下知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)立法水平迅速增強(qiáng)，但全國(guó)各地實(shí)際的執(zhí)法水平還非常薄弱，從而使得我國(guó)的真實(shí)知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)水平還非常低，而我國(guó)當(dāng)時(shí)整體的技術(shù)水平相對(duì)低下，主要以仿制國(guó)外產(chǎn)品和模仿創(chuàng)新為主，此時(shí)知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)程度的微弱便于我國(guó)對(duì)國(guó)外技術(shù)進(jìn)行模仿，有利于技術(shù)模仿創(chuàng)新。隨著國(guó)內(nèi)知識(shí)產(chǎn)權(quán)行政執(zhí)法力度的加大，實(shí)際知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)水平的增強(qiáng)，通過技術(shù)模仿創(chuàng)新的成本逐漸變大，知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)對(duì)模仿創(chuàng)新的反向抑制作用隨之增強(qiáng)，結(jié)果使得各地區(qū)以模仿創(chuàng)新為主的技術(shù)創(chuàng)新效應(yīng)不斷降低。2008年，國(guó)家開始制定創(chuàng)新型國(guó)家戰(zhàn)略與實(shí)施知識(shí)產(chǎn)權(quán)強(qiáng)國(guó)計(jì)劃后，全國(guó)各區(qū)域技術(shù)水平不斷增強(qiáng)，技術(shù)創(chuàng)新能力也不斷提高，技術(shù)創(chuàng)新面臨著從技術(shù)模仿創(chuàng)新向技術(shù)自主創(chuàng)新的過渡，此時(shí)知識(shí)產(chǎn)權(quán)行政、司法保護(hù)水平的力度加大，有利于促進(jìn)技術(shù)自主創(chuàng)新，但由于知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)水平對(duì)技術(shù)模仿創(chuàng)新的抑制作用與對(duì)技術(shù)自主創(chuàng)新的促進(jìn)力量相互抵消，使得最終知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)對(duì)技術(shù)創(chuàng)新的綜合效應(yīng)表現(xiàn)并不顯著。

人力資本、研發(fā)資本對(duì)各地區(qū)技術(shù)創(chuàng)新存在顯著的正向效應(yīng)，各地區(qū)科技活動(dòng)人數(shù)每增加1%，可促使專利創(chuàng)新產(chǎn)出提高0. 4658%;研發(fā)資本每提高0. 01，可促進(jìn)專利創(chuàng)新產(chǎn)出增加1. 4927%。表明加大研發(fā)物質(zhì)資本與研發(fā)人力資本投入能有效提升各地區(qū)企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新能力。易先忠(2006)、代中強(qiáng)(2010)等通過理論分析與實(shí)證表明，我國(guó)目前主要還是以技術(shù)模仿創(chuàng)新為主，處在技術(shù)從模仿創(chuàng)新到技術(shù)自主創(chuàng)新的轉(zhuǎn)型階段。人力資本與技術(shù)創(chuàng)新的正向?qū)嵶C關(guān)系表明，我國(guó)的人力資本適應(yīng)以技術(shù)模仿創(chuàng)新為主的技術(shù)創(chuàng)新方式。

計(jì)量結(jié)果(2)表明，F(xiàn)1在95%的置信水平下拒絕無門檻的原假設(shè)，F(xiàn)2在90%的可靠性下拒絕存在單個(gè)門檻的原假設(shè)，F(xiàn)3對(duì)應(yīng)的p值為0. 1340，表明在10%的顯著性水平下接受存在雙門檻的原假設(shè)，因此理論上說明存在兩個(gè)絕對(duì)的技術(shù)差異dif門檻。如果提高顯著性水平并考慮其他變量因素的影響，并結(jié)合回歸結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，除了最小的門檻區(qū)間回歸結(jié)果顯著外，其余3個(gè)區(qū)間回歸結(jié)果都不顯著，這意味著最終真正有效的門檻只有1個(gè)。

理論上存在的兩個(gè)門檻值0. 353、0. 492將技術(shù)差異分為三類不同的差異范圍，即技術(shù)差異較小、技術(shù)差異中等及技術(shù)差異較大。不同類別技術(shù)差異下知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)與技術(shù)創(chuàng)新之間關(guān)系有所不同，隨著技術(shù)差異的不斷增大，知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)對(duì)技術(shù)創(chuàng)新的正向促進(jìn)效應(yīng)逐漸減弱。具體表現(xiàn)為:在dif≤0. 353的較小技術(shù)差異區(qū)間，知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)的系數(shù)顯著為正，為0. 1693，在0. 353＜dif≤0. 492的中等技術(shù)差異內(nèi)，知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)存在不顯著的正向效應(yīng)(0. 1077)，在dif＞0. 492的較大技術(shù)差異內(nèi)，知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)與技術(shù)創(chuàng)新同樣存在不顯著的正向關(guān)系(0. 0116)。

真正有效的一個(gè)技術(shù)差異門檻0. 353把技術(shù)差異分為兩類不同的差異區(qū)間。在小于0. 353的小技術(shù)差異區(qū)間內(nèi)，每提高知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)一個(gè)百分點(diǎn)，可明顯促進(jìn)我國(guó)技術(shù)創(chuàng)新水平上升0. 17個(gè)百分點(diǎn)。在大于0. 353的較高技術(shù)差異區(qū)間內(nèi)，知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)的技術(shù)創(chuàng)新效應(yīng)并不顯著。這表明上海、廣東、北京、天津、江蘇、福建、黑龍江、遼寧與山東省9個(gè)技術(shù)差異較小省市知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)水平對(duì)技術(shù)創(chuàng)新有著顯著的促進(jìn)效應(yīng);河北、新疆、吉林、山西、湖南、浙江、湖北、河南、內(nèi)蒙古、廣西10個(gè)省區(qū)，增強(qiáng)知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)水平對(duì)技術(shù)創(chuàng)新能力的提高具有很大的潛力，而其余的江西、陜西、安徽、云南、四川、寧夏、青海、甘肅、貴州、西藏及海南11省區(qū)，由于整體技術(shù)水平還比較低，加強(qiáng)知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)對(duì)技術(shù)創(chuàng)新能力的促進(jìn)作用比較微弱。人力資本與研發(fā)物質(zhì)資本投入對(duì)技術(shù)創(chuàng)新的回歸結(jié)果基本沒有發(fā)生變化，仍呈現(xiàn)出顯著的正向促進(jìn)效應(yīng)。

5　結(jié)論及啟示

技術(shù)創(chuàng)新作為促進(jìn)技術(shù)進(jìn)步的關(guān)鍵途徑影響著國(guó)家經(jīng)濟(jì)的可持續(xù)發(fā)展，知識(shí)產(chǎn)權(quán)戰(zhàn)略又為技術(shù)創(chuàng)新保駕護(hù)航。知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)的技術(shù)創(chuàng)新效應(yīng)到底如何，不管是理論研究還是已有的實(shí)證研究，經(jīng)濟(jì)學(xué)家的研究結(jié)論并不一致。本文認(rèn)為，技術(shù)距離是知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)影響技術(shù)創(chuàng)新最為關(guān)鍵的結(jié)構(gòu)變量，基于中國(guó)30個(gè)省市區(qū)數(shù)據(jù)，采用面板門檻模型，實(shí)證檢驗(yàn)知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)對(duì)技術(shù)創(chuàng)新影響的門限效應(yīng)。研究結(jié)果發(fā)現(xiàn)，我國(guó)知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)與技術(shù)創(chuàng)新之間具有明顯的非線性關(guān)系，存在一定的門檻效應(yīng)。在計(jì)量實(shí)證時(shí)，不管以技術(shù)差異還是知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)作為門檻變量，結(jié)果都表明，我國(guó)的技術(shù)創(chuàng)新存在著知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)與技術(shù)差異單門限效應(yīng)。知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)水平處于門檻以下時(shí)，加強(qiáng)產(chǎn)權(quán)保護(hù)對(duì)技術(shù)模仿創(chuàng)新具有促進(jìn)作用;當(dāng)超過門檻值后，隨著知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)水平的進(jìn)一步提高，增強(qiáng)知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)對(duì)我國(guó)的技術(shù)創(chuàng)新具有不顯著的抑制效應(yīng)。技術(shù)差異小于門檻值時(shí)，增大技術(shù)差異對(duì)技術(shù)創(chuàng)新具有正向影響;當(dāng)技術(shù)差異超過門檻值時(shí)，技術(shù)差異的增大對(duì)技術(shù)創(chuàng)新的促進(jìn)作用逐漸減弱。實(shí)證結(jié)果還表明，加大研發(fā)資本投入，對(duì)技術(shù)創(chuàng)新具有顯著的促進(jìn)效應(yīng)。

知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)對(duì)技術(shù)創(chuàng)新影響的門限效應(yīng)決定了那些不考慮地區(qū)差異，對(duì)各地區(qū)統(tǒng)一對(duì)待的知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)政策將很難達(dá)到理想的實(shí)施效果。為了實(shí)現(xiàn)知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)在全國(guó)統(tǒng)一立法框架下對(duì)不同的地區(qū)區(qū)別對(duì)待，實(shí)施差異化的知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)，使之與不同地區(qū)和行業(yè)的發(fā)展程度與創(chuàng)新能力相適應(yīng)，有必要綜合利用知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)政策與強(qiáng)制授權(quán)、反壟斷政策等其他政策，實(shí)現(xiàn)各種政策的有效結(jié)合。盡管我國(guó)在制定知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)政策方面要受全國(guó)整體的保護(hù)體系建設(shè)、執(zhí)法方式和手段等因素的制約而全國(guó)采取統(tǒng)一的保護(hù)標(biāo)準(zhǔn)，很難針對(duì)特定地區(qū)與行業(yè)單獨(dú)制定知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)標(biāo)準(zhǔn)，但是在對(duì)各個(gè)地區(qū)知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)的寬度標(biāo)準(zhǔn)卻可以存在差異，靈活調(diào)節(jié)。對(duì)于技術(shù)水平低、技術(shù)差異較大的地區(qū)和行業(yè)，實(shí)行較窄的專利寬度;而技術(shù)差異較小的地區(qū)與行業(yè)，建立較寬的專利寬度。

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(責(zé)任編輯:王平)

Research on the Threshold Effect of Technological Innovation——Base on the Perspective of Protection of Intellectual Property Rights and Technology Difference

Dang Guoying1Liu Zhaoyang2Luo Mingcan1
(1．Southwest Forestry University，Kunming 650224，China; 2．Yunnan University，Kunming 650091，China)

〔Abstract〕Based on thirty provinces data in China from 2000 to 2012，on the perspective of protection of intellectual property rights and technology difference，this paper studys the threshold effect of technology innovation using panel data threshold model．Empirical research shows that protection of intellectual property rights of technology innovation effect are significant technology disparity and intellectual property protection level thresholds，and are three threshold of the protection of intellectual property rights，two technical disparity threshold．No matter in the protection of intellectual property rights as threshold variables，or in the technical disparity，strengthening both R＆D physical capital and human capital investments can significantly promote the regional technology innovation ability．

〔Key words〕intellectual property protection; technology difference; technology innovation; threshold effect; threshold model; regional differences

作者簡(jiǎn)介:黨國(guó)英，西南林業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，講師，經(jīng)濟(jì)學(xué)博士。研究方向:技術(shù)創(chuàng)新。劉朝陽(yáng)，云南大學(xué)發(fā)展研究院，經(jīng)濟(jì)師，經(jīng)濟(jì)學(xué)博士生。研究方向:能源經(jīng)濟(jì)。羅明燦，西南林業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院教授。研究方向:農(nóng)林經(jīng)濟(jì)管理。

基金項(xiàng)目:云南省教育廳資助項(xiàng)目(項(xiàng)目編號(hào): 515006004)。

收稿日期:2016—01—06

〔中圖分類號(hào)〕F061. 2

〔文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼〕A

DOI:10．3969/j．issn．1004－910X．2016．04．005