楊占峰

【摘 要】知識產權制度是規(guī)范知識生產關系和市場關系，促進知識生產力發(fā)展的先進制度。本文運用廣義差分回歸分析等研究方法，基于1994～2014年數(shù)據(jù)對我國知識產權市場發(fā)展與經濟增長之間的關系進行了研究。隨著我國知識經濟的不斷進步，知識產權市場的發(fā)展取得了一定的成效，但研究發(fā)現(xiàn)目前我國知識產權市場發(fā)展與經濟增長之間沒有顯著的因果關系。本文對進一步闡明知識產權市場發(fā)展和經濟增長的關系具有積極地學術意義 ，對實施以市場為導向的知識產權創(chuàng)新機制，推動建設多元的知識產權市場主體，提高知識產權中介服務水平和種類，健全知識產權市場交易法律等實際問題的解決提供了新的方法與思路。

【關鍵詞】知識產權；經濟增長；因果關系

中圖分類號： F204；F124 文獻標識碼： A 文章編號： 2095-2457（2018）14-0242-003

DOI：10.19694/j.cnki.issn2095-2457.2018.14.111

0 引言

隨著全球知識經濟時代的發(fā)展，知識和人才對國家的經濟貢獻逐漸趕超傳統(tǒng)的生產要素，知識產權逐漸成為世界各個國家在經濟、文化、技術、產業(yè)等領域展開激烈競爭的助推器，在國際經濟活動中的具有舉足輕重的作用[1]。世界各國也不斷將知識產權視為國家經濟戰(zhàn)略資源和國際競爭的核心要素。隨著經濟體制改革的深化和發(fā)展，知識產權市場逐漸成為現(xiàn)代市場體系的重要組成部分，不僅有助于知識產權要素的流通和資源的合理配置，還具有價格發(fā)現(xiàn)等功能[2]。我國在知識產權的產生、利用和保護等方面還存在很多問題，例如整體知識產權戰(zhàn)略有待完善、國家研發(fā)支出少、知識產權保護意識不強、國內自主創(chuàng)新的知識產權少等[3]。因此，我國的知識產權發(fā)展戰(zhàn)略不同于美國和日本已形成的保護自身發(fā)展成熟的科技、經濟、市場優(yōu)勢的知識產權戰(zhàn)略，也不應是被動的應付發(fā)達國家對我國知識產權的挑戰(zhàn)，而是依據(jù)我國現(xiàn)實國情，確立適應本國發(fā)展的合理的知識產權戰(zhàn)略，以實現(xiàn)自主創(chuàng)新和技術變革，最終促進我國的經濟增長。

知識產權的發(fā)展關系到國家科技的發(fā)展速度，我國政府應將促進經濟發(fā)展著眼于充分發(fā)揮知識產權在社會生活中的作用，優(yōu)化知識產權資源配置。因此，進一步研究我國知識產權市場發(fā)展與經濟增長之間的關系，對于轉變我國技術創(chuàng)新思路，實施以市場為導向的技術創(chuàng)新戰(zhàn)略具有重要意義，為我國制定現(xiàn)實可行的知識產權制度提供了理論基礎，幫助企業(yè)主依據(jù)國家政策基礎提高自主創(chuàng)新意識；從經濟學角度完善知識產權的結構體系為知識產權的發(fā)展提供更為有效的理論支撐[4]。

1 文獻綜述

在經濟技術全球化的發(fā)展背景下， 國內外研究逐漸聚焦于知識產權領域。本文從經濟增長的理論研究出發(fā)，對知識產權市場的發(fā)展與我國經濟增長的相關文獻進行了評述，并提出需進一步探索的兩者之間的關系。

1.1 國外研究現(xiàn)狀

通過對國外已有文獻的梳理發(fā)現(xiàn)，對知識產權市場發(fā)展對經濟增長的作用并非統(tǒng)一的認識，部分學者認為知識產權制度直接影響經濟的增長，另一些學者認為知識產權制度對經濟增長是間接作用。Maskus，Pe-nubarti（1995）研究發(fā)現(xiàn)，當經濟由貧窮階段過渡到中等收入階段時，專利保護的強度會隨著經濟的增長而下降，兩者并非簡單的線性關系[5]。Chen，Puttitanun（2005）通過對發(fā)展中國家的數(shù)據(jù)進行實證研究表明知識產權保護可能通過該國家的技術發(fā)展水平對技術革新效率產生影響[6]。Boldrin and Levine（2008）研究認為知識產權保護最優(yōu)的政策取決于兩種力量的相對實力，知識產權法需要兼激勵知識創(chuàng)造與實現(xiàn)現(xiàn)有思想的自由。知識產權是對知識的一種壟斷，發(fā)明創(chuàng)造者可以在沒有知識產權法情況下受到合理的保護，知識產權壟斷對創(chuàng)新是不必要的，不利于自由、繁榮和經濟增長[7]。Hu and Jefferson（2009）研究發(fā)現(xiàn)中國巨大的專利數(shù)量來自于中國經濟的研發(fā)成分加重、外國在華直接投資增長推動了中國企業(yè)申請更多的專利、專利法修訂和產權制度改革。Fu Rukawa（2010）認為在一個不存在規(guī)模經濟效果的內生增長模型下發(fā)現(xiàn)，知識產權保護與創(chuàng)新之間關系可能是“倒 U型”關系[6]。

1.2 國內研究現(xiàn)狀

我國對知識產權的相關研究起步較晚，大多數(shù)學者的研究為基于不同的發(fā)展階段的實證研究，因此所得出的結論各不相同，而且有些研究采用的時間期數(shù)較少，所得出的結論還需要進一步的研究總結進行驗證。易先忠和張亞斌等（2007）研究認為中國相對技術水平較低，技術進步以模仿國外的先進技術為主，自主創(chuàng)新能力有所欠缺，對技術進步的促進效應不強，現(xiàn)階段較弱的知識產權保護制度對以模仿為主的技術進步具有推動作用[8]。張優(yōu)智（2011）基于1997～2009年數(shù)據(jù)進行實證研究，研究發(fā)現(xiàn)經濟增長與技術市場發(fā)展存在長期動態(tài)均衡關系，并在一定的滯后期數(shù)上具有雙向因果關系[9]。劉麗（2014）認為知識產權貿易能夠正向影響我國自主創(chuàng)新能力，同時構造了知識產權貿易對資助創(chuàng)新能力影響的創(chuàng)新產出函數(shù)[10]。丁濤、蓋銳和顧曉燕（2015）基于1992～2013年數(shù)據(jù)進行了實證分析，重點分析了國內知識產權市場交易與經濟增長之間的關系[11]。綜上所述，通過對國內外文獻梳理發(fā)現(xiàn)，對知識產權與經濟發(fā)展之間的關系的研究最早起步于國外，不同學者研究重點不同所得出的結論也各不相同，其中較為一致的結論有強化知識產權制度能否促進經濟增長，決定于各個國家自身的經濟發(fā)展特點，知識產權制度通過對貿易、技術創(chuàng)新、FDI、產業(yè)結構調整等不同方面影響經濟的增長[12]。國內研究晚于國外，多數(shù)研究重點在于對知識產權與經濟增長之間關系的理論梳理[13]。本文根據(jù)1994～2014年的數(shù)據(jù)，重點研究了國內知識產市場發(fā)展與經濟增長之間的關系。

2 理論基礎

2.1 序列的平穩(wěn)性及其檢驗

平穩(wěn)性是進行格蘭杰因果檢驗的前提條件，否則會存在虛假回歸的問題。因此，在分析序列之間的相關關系之前，第一步是對變量進行平穩(wěn)性檢驗。由于單位根檢驗的精確度相對較高，因此利用單位根檢驗方法對序列進行平穩(wěn)性檢驗具有普遍適用性。即對最小二乘回歸方程：Δxt=（ρ-1）xt-1+∑λjΔxt-j+εt的ρ進行檢驗，ADF檢驗原假設是：|ρ|≥1，對應的備擇假設是：|ρ|<1，接受原假設表明時間序列是非平穩(wěn)的，而拒絕原假設則表明時間序列是平穩(wěn)的。

2.2 協(xié)整性分析及其檢驗

基于回歸殘差的協(xié)整檢驗是對回歸方程的殘差進行單位根檢驗。若因變量能被自變量的線性組合所解釋，則變量之間存在協(xié)整關系，因變量未能被自變量所解釋的部分構成平穩(wěn)的殘差序列。

若已知序列xt和yt均為非平穩(wěn)的d階單整序列，則可以用OLS協(xié)整回歸方程：xt=α+βyt+εt的參差εt是否平穩(wěn)來檢驗xt和yt協(xié)整性，若檢驗結果εt是平穩(wěn)的，則可以認為xt和yt之間存在協(xié)整關系[14]。

2.3 因果關系分析

在時間序列的情況下，兩個經濟變量X、Y之間的格蘭杰因果關系定義為：相比單獨基于變量Y的過去信息進行預測，對包含變量X、Y的過去信息進行預測效果更優(yōu)，且認為變量X是引致變量Y的格蘭杰原因。

2.4 回歸分析

回歸分析是對具有因果關系的自變量因變量進行的數(shù)理統(tǒng)計分析處理。如果自變量與因變量之間存在內在相關關系，需要根據(jù)相關系數(shù)的大小來判斷自變量和因變量的相關的程度。若回歸的參差存在高度相關關系，則需進一步采用廣義差分法來消除變量序列的自相關問題。

3 數(shù)據(jù)處理

3.1 數(shù)據(jù)來源

中國知識產權制度實施至今已經有20年的歷史，2008年頒布的《國家知識產權戰(zhàn)略綱要》將知識產權戰(zhàn)略上升為國家戰(zhàn)略，提出加快建設并提高知識產權的創(chuàng)造、實施、管理和保護能力，不斷完善現(xiàn)代知識產權相關法律制度，建設高素質知識產權人才隊伍，促進經濟社會發(fā)展目標的實現(xiàn)，進一步強化知識產權市場發(fā)展的重要性。知識產權市場包括知識產權產權交易、許可轉讓以及融資等構成要素，市場規(guī)模、市場開放度和國際競爭力等指標均可用于衡量知識產權市場發(fā)展水平[5]。本文經過研究分析以技術市場交易總額（IPC）這一關鍵變量來表示知識產權市場規(guī)模來衡量我國知識產權市場的發(fā)展水平，以國內生產總值（GDP）來表示經濟增長?；跀?shù)據(jù)的可得性，選取 1994～2014 年統(tǒng)計數(shù)據(jù)作為研究對象，GDP數(shù)據(jù)來源于國家統(tǒng)計局網(wǎng)站統(tǒng)計數(shù)據(jù)欄目[15]，技術市場交易總額來源于科技部公布的各年度全國技術合同成交額統(tǒng)計報告。

3.2 平穩(wěn)性檢驗和協(xié)整檢驗

運用 Eviews8. 0 軟件對IPC和GDP進行單位根ADF檢驗，按照AIC準則，根據(jù)圖形來確定檢驗方程，檢驗結果如下（見表1）。

表中可看出GDP和IPC都是非平穩(wěn)的二階單整序列，符合協(xié)整檢驗的前提條件，因此可以利用最小二乘法對GDP和IPC進行回歸分析并得到二者之間的協(xié)整方程（如圖1所示）。

結合以上結果對殘差進行單位根檢驗，并按照準則確定滯后階數(shù)，分析檢驗結果如下（見表2）。

根據(jù)殘差穩(wěn)定性的檢驗結果可以看出，1994～2014年我國知識產權交易總額與統(tǒng)計量之間不存在協(xié)整關系。

3.3 因果性分析

分析可得：知識產權市場交易與經濟增長不存在協(xié)整關系，因此可以對其進行格蘭杰因果關系檢驗。滯后期取1～4年，顯著性水平取10%，檢驗結果如下（見表3）。

從格蘭杰因果關系檢驗結果可知，的增加或減少不是引起知識產權市場成交額的增加或減少的必然因素，知識產權市場成交額的增加或減少也并非引起的增加或減少必需因素。這表明我國知識產權市場發(fā)展處于發(fā)展期，并未完全成熟，與經濟增長的互動關系還不明顯。

4 回歸分析

4.1 簡單一元線性回歸分析

對知識產權市場成交額和國內生產總值取自然對數(shù)，表示的增長率用表示知識產權市場成交額的增長率，進行差分處理（見表4）。

GDP增長率在簡單線性回歸模型下對知識產權市場成交額增長回歸的殘差趨勢圖顯示殘差項的估計值是若干個負值以后跟著幾個正值，表明回歸模型的殘差存在著高度的正自相關。我國知識產權市場成交額增長率與GDP增長率不是簡單的線性回歸關系，而是存在著內在的高度依存關系。

4.2 廣義差分回歸分析

采用Eviews8.0進行廣義差分回歸分析，結果見表5。

統(tǒng)計值由原來的0.823684上升為1.002788，消除了殘差項存在的序列自相關，統(tǒng)計值的顯著水平也有了一定的提高。回歸模型中的解釋變量、常數(shù)項和的統(tǒng)計值均通過顯著性檢驗，回歸系數(shù)顯著不為 0。

5 結論與建議

我國知識產權市場發(fā)展不完善、產業(yè)創(chuàng)新能力不強等因素是造成上述結果的重要原因，目前我國知識產權交易市場存在若干問題：首先，大多數(shù)企業(yè)缺乏自主創(chuàng)新能力，處于產業(yè)鏈末端，未能形成良好的知識產權社會氛圍；其次，企業(yè)間知識產權供需不平衡，研發(fā)投入與維護成本較大；最后，知識產權交易中介服務機構有待完善，知識產權法律援助、價值評估方法等有待進一步提高。

要增強我國知識產權市場交易對經濟增長的貢獻，首先，要強化市場導向的知識產權創(chuàng)新機制，重視經濟效益的實現(xiàn)與無形財產的價值積累；其次，要提高知識產權創(chuàng)造質量，全面革新知識產權創(chuàng)新評價指標體系；最后，要積極推進知識產權市場主體多元化建設，完善知識產權交易服務體系監(jiān)管機制，鼓勵更多企業(yè)與非營利組織共同參與市場建設。加強知識產權市場交易平臺建設，鼓勵知識產權市場交易主體之間加強合作，促進知識產權市場標準化和規(guī)范化。

【參考文獻】