陳 恒，侯 建（哈爾濱工程大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，哈爾濱 150001）

知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系中“門限效應(yīng)”的實(shí)證研究

陳 恒，侯 建
（哈爾濱工程大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，哈爾濱 150001）

知識(shí)經(jīng)濟(jì)時(shí)代知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)成為不可避免的話題，文章選取中國(guó)2002—2012年省級(jí)面板數(shù)據(jù)，基于技術(shù)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(guó)際技術(shù)轉(zhuǎn)移方式（FDI）的非線性門限性質(zhì)引入模型，探討知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的內(nèi)在關(guān)系，研究發(fā)現(xiàn)：隨著自主研發(fā)渠道R&D投入強(qiáng)度門限的不斷提高，知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)對(duì)各地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和運(yùn)行總體上起到了很大程度的正向效應(yīng)，應(yīng)鼓勵(lì)內(nèi)生自主創(chuàng)新帶動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)；其次，知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用關(guān)系同樣存在國(guó)際技術(shù)轉(zhuǎn)移方式FDI強(qiáng)度的顯著影響，并且在我國(guó)實(shí)際區(qū)域差異條件下過(guò)高或者過(guò)低的FDI強(qiáng)度都在很大程度上有利于知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的促進(jìn)作用。因此，需要制定實(shí)施差別化的區(qū)域R&D和FDI體制，最大效用發(fā)揮知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的促進(jìn)作用。

知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)；經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)；技術(shù)供給渠道；門限效應(yīng)

0 引言

隨著開(kāi)放市場(chǎng)與知識(shí)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，知識(shí)成為最重要、最關(guān)鍵的經(jīng)濟(jì)要素，而知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)是其知識(shí)經(jīng)濟(jì)時(shí)代一種不可或缺的重要資源，在技術(shù)創(chuàng)新、國(guó)際技術(shù)轉(zhuǎn)移與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方面發(fā)揮著重要影響[1]。

中國(guó)近年來(lái)經(jīng)濟(jì)的高速增長(zhǎng)以及知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)戰(zhàn)略的大力推動(dòng)，知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)呈現(xiàn)出由弱到強(qiáng)己的必然所趨，但結(jié)合中國(guó)目前地區(qū)異質(zhì)性特征，現(xiàn)有研究[2]發(fā)現(xiàn)知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)強(qiáng)度并沒(méi)有達(dá)到最優(yōu)值（區(qū)間），且知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)主要通過(guò)國(guó)際技術(shù)引進(jìn)和R&D活動(dòng)的渠道對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)發(fā)揮顯著作用。然而，基于自主研發(fā)渠道（R&D）和國(guó)際技術(shù)轉(zhuǎn)移方式（FDI）的技術(shù)供給視角對(duì)知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)視角與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系探討微乎甚微，雖然大量研究表明知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)會(huì)在資金、技術(shù)和管理模式方面影響一國(guó)的科技創(chuàng)新和經(jīng)濟(jì)發(fā)展[3]，但是缺乏技術(shù)供給渠道的重要結(jié)構(gòu)因素來(lái)研究知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系會(huì)造成計(jì)量結(jié)果和分析導(dǎo)向的偏誤。

本文的貢獻(xiàn)，首先在于模型假設(shè)在當(dāng)前我國(guó)開(kāi)放型市場(chǎng)體制中有自主創(chuàng)新與國(guó)際技術(shù)轉(zhuǎn)移兩種技術(shù)供給方式，并分別用其主要的技術(shù)供給貢獻(xiàn)模式R&D投入和FDI數(shù)據(jù)代理表示；其次在于本文將其R&D、FDI引入知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的非線性模型，進(jìn)一步驗(yàn)證其R&D、FDI對(duì)知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系造成的非線性“門限”特征；最后根據(jù)研究結(jié)論提出中國(guó)要根據(jù)不同地區(qū)的技術(shù)供給水平，實(shí)施差別化的技術(shù)供給渠道的戰(zhàn)略構(gòu)想，并為我國(guó)經(jīng)濟(jì)高速運(yùn)行和持續(xù)發(fā)展以及知識(shí)產(chǎn)權(quán)戰(zhàn)略推動(dòng)提供政策參考。

1 研究設(shè)計(jì)

1．1 模型構(gòu)建

為了探究我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展運(yùn)行中自主研發(fā)渠道（R&D）和國(guó)際技術(shù)轉(zhuǎn)移方式（FDI）的非線性門限效應(yīng)，本文采用Hansen（2000）[4]面板門限模型，并在進(jìn)一步參考文獻(xiàn)研究[5-7]基礎(chǔ)上，納入實(shí)物資本、對(duì)外貿(mào)易、人力資源以及政府調(diào)控等變量作為控制影響因素，最后結(jié)合中國(guó)區(qū)域R&D投入、FDI的實(shí)際情況，本文建立了以R&D投入強(qiáng)度為門限變量的知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的單門限面板模型：

其中，i和t為地區(qū)和時(shí)間，GROWTH表示實(shí)際人均GDP，F(xiàn)DI表示實(shí)際利用外商直接投資程度，PCI表示固定資產(chǎn)投資情況，F(xiàn)T表示對(duì)外貿(mào)易情況，HR表示人力資本情況，F(xiàn)E表示政府對(duì)經(jīng)濟(jì)活動(dòng)干預(yù)程度，RBR表示人口撫養(yǎng)比，I()·為指示函數(shù)，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(hào)同方程（1）。

同理，以FDI強(qiáng)度為門限變量的知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的單門限面板模型:

其中符號(hào)同方程（1）。

多重（雙重）門限面板模型：

其中符號(hào)同方程（1）。

1．2 數(shù)據(jù)和指標(biāo)

本文使用我國(guó)30個(gè)省市2002—2012年的省級(jí)面板數(shù)據(jù)進(jìn)行計(jì)量分析。文中GROWTH、FDI、IPR、PCI、FT、HR等指標(biāo)原始數(shù)據(jù)來(lái)自《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》和各地區(qū)年鑒，R&D投入強(qiáng)度的原始數(shù)據(jù)來(lái)自《中國(guó)科技統(tǒng)計(jì)年鑒》。PBR數(shù)據(jù)來(lái)自《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》和《中國(guó)人口和就業(yè)統(tǒng)計(jì)年鑒》。

（1）經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)（GROWTH）。為增加數(shù)據(jù)可比性和客觀性，使用實(shí)際人均GDP數(shù)據(jù)衡量地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與運(yùn)行狀況。其中為消除物價(jià)影響用2002年地區(qū)GDP指數(shù)平減折算成2002年為基期的數(shù)據(jù)，最后對(duì)樣本數(shù)據(jù)做了對(duì)數(shù)處理。

（2）知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)（IPR）。知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)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(guó)知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)實(shí)際執(zhí)行效果方面指標(biāo)，最終可以得出更為科學(xué)和符合實(shí)際的中國(guó)地區(qū)知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)水平指標(biāo)，表示為：

其中，GPt為GP方法測(cè)算的知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)立法水平，Eit為知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)執(zhí)法水平。

（3）自主研發(fā)渠道（R&D）。本文使用R&D投入強(qiáng)度來(lái)衡量，具體為R&D經(jīng)費(fèi)內(nèi)部支出占同期該地區(qū)GDP的比重。相應(yīng)的分別對(duì)原始變量用地區(qū)GDP指數(shù)處理指數(shù)進(jìn)行平減，換算成2002年為基期的數(shù)據(jù)。

（4）國(guó)際技術(shù)轉(zhuǎn)移方式（FDI）?？紤]比較差異[9]，本文使用取FDI強(qiáng)度來(lái)衡量，具體為實(shí)際利用外商直接投資額占GDP的比重。FDI數(shù)據(jù)用2002年的固定資產(chǎn)投資價(jià)格指數(shù)進(jìn)行平減，折算成2002年為基期的數(shù)據(jù)。

（5）資本投入（PCI）。本文使用固定資產(chǎn)投資占生產(chǎn)總值的比重來(lái)衡量。數(shù)據(jù)相應(yīng)的分別用固定資產(chǎn)投資價(jià)格指數(shù)處理地區(qū)GDP指數(shù)處理。

（6）對(duì)外貿(mào)易（FT）。使用進(jìn)出口總額占生產(chǎn)總值的比重作為代理指標(biāo)。進(jìn)出口總額做相應(yīng)的GDP指數(shù)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(shù)占總?cè)丝诘谋戎貋?lái)衡量。

（8）政府調(diào)控（FE）。借鑒文獻(xiàn)常用做法，本文使用財(cái)政支出程度來(lái)表示，計(jì)算方法為年財(cái)政支出占GDP的比重。同樣分子分母數(shù)據(jù)相應(yīng)的進(jìn)行了地區(qū)GDP指數(shù)平減處理。

（9）人口撫養(yǎng)比（PBR）?；谛鹿诺浣?jīng)濟(jì)理論和人口經(jīng)濟(jì)學(xué)理論，社會(huì)撫養(yǎng)指數(shù)是構(gòu)成人均GDP的重要衡量指標(biāo)[6]，同時(shí)由于數(shù)據(jù)的限制，本文以人口撫養(yǎng)比作為代理指標(biāo)來(lái)解釋。

本文數(shù)據(jù)的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果如表1所示。

表1 各指標(biāo)描述性統(tǒng)計(jì)量（2002—2012）

2 實(shí)證分析

2．1 自主研發(fā)渠道門限效應(yīng)檢驗(yàn)

以自主研發(fā)渠道R&D強(qiáng)度為門限變量估計(jì)和顯著性檢驗(yàn)見(jiàn)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(rèn)為，知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系中存在單一R&D強(qiáng)度門限，由此本文也不在估計(jì)三重及以上門限影響，選擇單一門限情況來(lái)研究。在單一門限中，門限值為0.011，在門限值水平以下，知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的回歸系數(shù)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(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有一定的促進(jìn)作用。而在門限值之上回歸系數(shù)為0.952，也呈現(xiàn)出1%水平上顯著。表明在這一水平上加強(qiáng)知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)更有利于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和運(yùn)行，即隨著R&D投入強(qiáng)度的加大（門限水平不斷提高），知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)對(duì)各地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和運(yùn)行總體上起到了逐漸顯著的正向效應(yīng)。

表2 自主研發(fā)渠道（R&D）單一門限估計(jì)

表3 門限顯著性檢驗(yàn)和置信區(qū)間

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

在R&D投入強(qiáng)度單一門限模型中為0.011(見(jiàn)圖1)，單個(gè)門限估計(jì)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(jì)值區(qū)間內(nèi)，說(shuō)明單個(gè)門限估計(jì)值與其真實(shí)值相等。

圖1 R&D單一門限

綜上，研究結(jié)果首先表明了R&D投入強(qiáng)度對(duì)知識(shí)產(chǎn)權(quán)與地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的影響呈現(xiàn)出不同于簡(jiǎn)單線性特點(diǎn)的復(fù)雜非線性門限效應(yīng)；其次，也說(shuō)明了一定程度的加強(qiáng)R&D投入，會(huì)提高經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)中知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)的制度因素影響，更能充分發(fā)揮知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)的正向效應(yīng)。

2．2 國(guó)際技術(shù)轉(zhuǎn)移方式門限效應(yīng)檢驗(yàn)

以國(guó)際技術(shù)轉(zhuǎn)移方式FDI強(qiáng)度為門限變量估計(jì)和顯著性檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)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(yàn)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(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系與FDI有關(guān)，即存在雙重FDI門限。單一門限條件下，門限值為0.012，F(xiàn)DI強(qiáng)度低于這一門限值時(shí)，知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響存在顯著的促進(jìn)作用，高于此水平時(shí)亦在1%水平上呈現(xiàn)顯著正相關(guān)，但是影響程度有所下降。雙重門限條件下，F(xiàn)DI強(qiáng)度低于0.006時(shí)，知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用關(guān)系在1%水平下呈現(xiàn)顯著的正相關(guān)，表明低強(qiáng)度FDI有利于知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)促進(jìn)地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。FDI強(qiáng)度在0.006與0.052之間時(shí)，知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的促進(jìn)作用一定程度減弱。而門限值高于0.052時(shí)，知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)對(duì)地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)又出現(xiàn)一定程度的增強(qiáng)。

表4 國(guó)際技術(shù)轉(zhuǎn)移方式（FDI）雙重門限估計(jì)

表5 國(guó)際技術(shù)轉(zhuǎn)移方式（FDI）雙重門限估計(jì)

接下來(lái)對(duì)其門限值的真實(shí)性進(jìn)行檢驗(yàn)。從表6中可以看出，以FDI強(qiáng)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(jì)值0.006位于95%置信區(qū)間[0.005 0.023]內(nèi)，門限估計(jì)值0.052位于95%置信區(qū)間[0.005 0.081]內(nèi)。

表6 門限顯著性檢驗(yàn)和置信區(qū)間

在FDI強(qiáng)度雙重門限模型中門限參數(shù)估計(jì)值分別為0.006（見(jiàn)圖2）和0.052（見(jiàn)圖3），雙重門限估計(jì)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(jì)值區(qū)間內(nèi)，表明與其真實(shí)值相等。

圖2 FDI雙重門限

圖3 FDI雙重門限

知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用關(guān)系存在國(guó)際技術(shù)轉(zhuǎn)移方式（FDI）的顯著影響，高于門限強(qiáng)度或低于門限強(qiáng)度的FDI都在很大程度上利于知識(shí)產(chǎn)權(quán)發(fā)揮促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用。這也需要引起足夠的重視，本文認(rèn)為目前在經(jīng)濟(jì)全球化和國(guó)際技術(shù)轉(zhuǎn)移大趨勢(shì)下，強(qiáng)度不斷提高的FDI，在國(guó)際開(kāi)放合作的環(huán)境中帶動(dòng)了國(guó)內(nèi)對(duì)發(fā)達(dá)國(guó)家的技術(shù)引進(jìn)趨勢(shì)，進(jìn)而滿足知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)的國(guó)際化水平對(duì)于國(guó)內(nèi)科技創(chuàng)新和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用有所促進(jìn)。而且，F(xiàn)DI強(qiáng)度較低，國(guó)際技術(shù)轉(zhuǎn)移受限，在國(guó)際國(guó)內(nèi)的產(chǎn)品、技術(shù)、利潤(rùn)等競(jìng)爭(zhēng)日趨加大的條件下，會(huì)刺激國(guó)內(nèi)轉(zhuǎn)而通過(guò)大力實(shí)施自主研發(fā)創(chuàng)新增強(qiáng)自身競(jìng)爭(zhēng)力，同時(shí)也就更需要知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)發(fā)揮其應(yīng)有的作用保護(hù)權(quán)利人的智力勞動(dòng)成果以增強(qiáng)自主創(chuàng)新意愿?；诖?，一個(gè)地區(qū)FDI引入強(qiáng)度的大小，需要特別考慮地區(qū)知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)水平與經(jīng)濟(jì)發(fā)展與運(yùn)行水平的作用情況而采取相應(yīng)的適宜的引入措施。

3 結(jié)論

本文使用非線性面板門限模型，假設(shè)主要的技術(shù)供給貢獻(xiàn)模式R&D投入和FDI，將其引入知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)對(duì)地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和運(yùn)行狀況的復(fù)雜的非線性影響關(guān)系中，得出以下方面結(jié)論：

（1）知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)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(xiàn)，隨著自主研發(fā)渠道R&D投入強(qiáng)度門限的不斷提高，知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)對(duì)各地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和運(yùn)行總體上起到了很大程度的正向推動(dòng)作用，需要根據(jù)不同地區(qū)制定適宜的R&D投資體制，鼓勵(lì)內(nèi)生自主創(chuàng)新的技術(shù)供給渠道來(lái)帶動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。

（2）知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用關(guān)系同樣存在國(guó)際技術(shù)轉(zhuǎn)移方式（FDI）的顯著影響。在我國(guó)區(qū)域差異顯著條件下過(guò)高或者過(guò)低的國(guó)際技術(shù)轉(zhuǎn)移方式FDI強(qiáng)度都在很大程度上提升知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)的促進(jìn)作用。因此，根據(jù)不同的地區(qū)實(shí)施不同的FDI強(qiáng)度區(qū)間，針對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)實(shí)力還不夠強(qiáng)的我國(guó)中西部地區(qū)適當(dāng)加強(qiáng)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)并完善政策體系，應(yīng)促進(jìn)吸引FDI，充分發(fā)揮其在知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)體系與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方面的正向推動(dòng)效應(yīng)。

[1]余長(zhǎng)林.知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)與發(fā)展中國(guó)家的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)[J].廈門大學(xué)學(xué)報(bào)（哲學(xué)社會(huì)科學(xué)版），2010，（2）.

[2]蔡虹,吳凱,蔣仁愛(ài).中國(guó)最優(yōu)知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)強(qiáng)度的實(shí)證研究[J].科學(xué)學(xué)研究,2014,（9）.

[3]董雪兵,朱慧,康繼軍,宋順?shù)h.轉(zhuǎn)型期知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)制度的增長(zhǎng)效應(yīng)研究[J].經(jīng)濟(jì)研究,2012,（8）.

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

[5]劉煥鵬,嚴(yán)太華.OFDI與國(guó)內(nèi)創(chuàng)新能力關(guān)系中的“門限效應(yīng)”:區(qū)域金融發(fā)展視角的實(shí)證分析[J].科研管理,2015,（1）.

[6]曾淑婉,劉向東,張宇.中國(guó)省區(qū)經(jīng)濟(jì)差異及其影響因素的實(shí)證分析——來(lái)自全國(guó)283個(gè)地級(jí)市的經(jīng)驗(yàn)證明[J].經(jīng)濟(jì)問(wèn)題探索,2014,（9）.

[7]趙文軍,于津平.貿(mào)易開(kāi)放、FDI與中國(guó)工業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式——基于30個(gè)工業(yè)行業(yè)數(shù)據(jù)的實(shí)證研究[J].經(jīng)濟(jì)研究,2012,（8）.

[8]許春明,單曉光.中國(guó)知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)強(qiáng)度指標(biāo)體系的構(gòu)建及驗(yàn)證[J].科學(xué)學(xué)研究,2008,（4）.

[9]項(xiàng)本武.東道國(guó)特征與中國(guó)對(duì)外直接投資的實(shí)證研究[J].數(shù)量經(jīng)濟(jì)技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究,2009,（7）.

（責(zé)任編輯/浩 天）

F062.3

A

1002-6487（2016）24-0096-03

國(guó)家社會(huì)科學(xué)基金資助項(xiàng)目（14BGL007）；國(guó)家軟科學(xué)基金資助項(xiàng)目（2013GXS5B190）

陳 恒（1972—），男，黑龍江齊齊哈爾人，教授，博士生導(dǎo)師，研究方向：技術(shù)創(chuàng)新與國(guó)際化經(jīng)營(yíng)。

侯 建（1991—），男，河南新鄉(xiāng)人，博士研究生，研究方向：技術(shù)創(chuàng)新與知識(shí)產(chǎn)權(quán)。