■屈 軍，劉軍嶺

一、問題的提出

因知識積累、研發(fā)投入和企業(yè)創(chuàng)新能力差異，技術(shù)領(lǐng)先國家通常普遍嚴格知識產(chǎn)權(quán)保護以激勵自主創(chuàng)新，而技術(shù)后發(fā)國家往往弱化知識產(chǎn)權(quán)保護，借助國際貿(mào)易、FDI和技術(shù)許可下的跨國技術(shù)擴散和轉(zhuǎn)移，通過模仿創(chuàng)新以縮小技術(shù)差距。然而，在我國借助技術(shù)模仿實施技術(shù)追趕的過程中，美日等技術(shù)領(lǐng)先國家要求我國嚴格履行TRIPS協(xié)議（與貿(mào)易有關(guān)的知識產(chǎn)權(quán)協(xié)定，簡稱TRIPS）項下的知識產(chǎn)權(quán)保護義務(wù)。這不僅迫使我國企業(yè)額外支付高昂的技術(shù)費用，而且還打亂了我國既有技術(shù)進步路徑，即經(jīng)由技術(shù)模仿完成技術(shù)知識和人力資本的積累，進而順勢轉(zhuǎn)型至自主創(chuàng)新軌道。更為甚者，2018年3月，美國總統(tǒng)特朗普以知識產(chǎn)權(quán)侵權(quán)為由發(fā)動貿(mào)易戰(zhàn)，企圖將我國產(chǎn)業(yè)自主創(chuàng)新勢頭扼殺在搖籃。因此，加強知識產(chǎn)權(quán)保護制度研究已成為我國實現(xiàn)經(jīng)濟轉(zhuǎn)型升級和創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展的迫切需要。

圍繞后發(fā)國家是否應(yīng)該嚴格知識產(chǎn)權(quán)保護，國際學術(shù)界形成兩種截然相反的觀點。以Helpman為代表的學者認為：后發(fā)國家強化知識產(chǎn)權(quán)保護會增強跨國公司的壟斷勢力，提高后發(fā)國技術(shù)轉(zhuǎn)移成本，降低技術(shù)模仿率（Glass&Saggi，2002）。而以Branstetter為代表的學者認為：后發(fā)國家嚴格知識產(chǎn)權(quán)保護能夠提高外資進入的數(shù)量和技術(shù)復雜度，加速生產(chǎn)的國際轉(zhuǎn)移，使技術(shù)領(lǐng)先國家將更多資源用于研發(fā)，從而推動技術(shù)創(chuàng)新（Branstetter et al.，2007）。國內(nèi)學者較早對我國知識產(chǎn)權(quán)保護制度開展了研究，但同樣未達成共識。易先忠等（2007）認為我國應(yīng)弱化知識產(chǎn)權(quán)保護以促進技術(shù)模仿為主的技術(shù)進步。而胡凱等（2012）等學者認為自主創(chuàng)新是現(xiàn)階段我國技術(shù)進步的主要方式，我國大部分地區(qū)已跨越了知識產(chǎn)權(quán)保護水平的門檻值，強化知識產(chǎn)權(quán)保護刻不容緩。同時，其他學者持中立觀點，如陳鳳仙和王琛偉（2015）認為我國正處于創(chuàng)造性模仿的過渡階段，應(yīng)實施恰當?shù)闹R產(chǎn)權(quán)保護。

針對上述研究問題存在的分歧，本文基于拓展的Romer（1990）關(guān)于中間產(chǎn)品種類擴張的內(nèi)生增長模型分析框架，分析了后發(fā)國家知識產(chǎn)權(quán)保護對技術(shù)進步效應(yīng)的影響機理。與上述研究均遵循北方創(chuàng)新-南方模仿的研究框架不同，本文考慮了后發(fā)國家知識產(chǎn)權(quán)保護與技術(shù)模仿、自主創(chuàng)新之間的相互關(guān)系。其次，易先忠等（2007）對中國經(jīng)驗分析所使用的數(shù)據(jù)已經(jīng)久遠，我國近十年來知識產(chǎn)權(quán)保護政策與技術(shù)進步效應(yīng)的解釋因子可能發(fā)生了顯著變化，導致結(jié)論缺乏有效性。鑒于此，本文結(jié)合2001～2015年我國省際面板數(shù)據(jù)，采用系統(tǒng)GMM方法對動態(tài)面板模型系數(shù)進行估計，重點考察了知識產(chǎn)權(quán)保護技術(shù)進步效應(yīng)的影響機理、門檻特征和區(qū)域差異性，研究結(jié)論有助于為現(xiàn)有研究分歧提供進一步參考證據(jù)。

二、理論模型與研究假設(shè)

本文基于Romer（1990）的基本分析框架，采用中間產(chǎn)品種類擴張的內(nèi)生技術(shù)進步模型，考慮三部門的開放經(jīng)濟：研發(fā)部門、中間耐用品部門和最終產(chǎn)品部門。模型假設(shè)前提如下：

（1）假設(shè)本國存在四種生產(chǎn)要素，分別是物質(zhì)資本（K）、勞動力（L）、人力資本（H）及用以表征技術(shù)的研發(fā)設(shè)計（A）。

（2）研發(fā)部門使用人力資本（H2）和既有存量技術(shù)知識（A）生產(chǎn)出新知識（）；中間耐用品部門使用新設(shè)計和物質(zhì)資本生產(chǎn)出中間產(chǎn)品（X）；最終產(chǎn)品部門使用勞動力（L）、人力資本（H1）和中間產(chǎn)品（X）生產(chǎn)出最終產(chǎn)品（Y）。其中，H=H1+H2，人力資本由兩部分組成：一部分進行生產(chǎn)管理（如高級技工、高管），一部分專注于研發(fā)。

（一）研發(fā)和生產(chǎn)

本國最終產(chǎn)品生產(chǎn)采用Cobb-Douglas生產(chǎn)函數(shù)形式，即

上式中，Y是最終產(chǎn)品產(chǎn)量，H1是最終產(chǎn)品生產(chǎn)環(huán)節(jié)投入的人力資本，L代表非熟練勞動力，x（i）表示各種中間投入品。因消費品生產(chǎn)等于資本品生產(chǎn)，所以物質(zhì)資本變動可表示為：

就中間品部門而言，生產(chǎn)x單位耐用品需要購買1單位新設(shè)計，并支付ηx單位資本。就研發(fā)部門而言，研發(fā)企業(yè)開發(fā)出的新設(shè)計數(shù)量由研發(fā)人力資本投入和公共知識存量共同決定。開放經(jīng)濟條件下，公共知識存量由兩部分組成：一部分是研發(fā)企業(yè)自主創(chuàng)新所積累的公共知識d（φ）A；另一部分是國際貿(mào)易、FDI、技術(shù)許可等國際技術(shù)擴散和轉(zhuǎn)移路徑下，通過技術(shù)模仿和學習而獲取的境外知識f（φ）A*。相較于自主創(chuàng)新，研發(fā)企業(yè)可通過技術(shù)模仿和逆向工程等非常規(guī)手段獲得境外成熟技術(shù)，從而使知識積累更具效率。無論是自主創(chuàng)新還是技術(shù)模仿獲得的知識，作為投入品，現(xiàn)有知識存量增加均能提高人們后續(xù)創(chuàng)新效率，使后來者得以“站在巨人肩膀”加速技術(shù)進步（Scotchmer，2004）。

假定研發(fā)部門充分競爭，所有研發(fā)企業(yè)生產(chǎn)函數(shù)相同，則后發(fā)國家研發(fā)部門的總生產(chǎn)函數(shù)可寫成：

通常情況下，d′（φ）A＞0，表明知識產(chǎn)權(quán)保護水平越高，越能激勵本土企業(yè)的自主創(chuàng)新，從而加速本國知識積累和技術(shù)進步。f′（φ）A*的符號不確定，即知識產(chǎn)權(quán)保護與技術(shù)模仿下的知識儲量的關(guān)系不確定，包括如下兩種情況：第一，對于模仿能力較強的后發(fā)大國而言，嚴格知識產(chǎn)權(quán)保護會導致市場擴張效應(yīng)大于市場勢力效應(yīng)，意味著提高知識產(chǎn)權(quán)保護水平能加速該國的技術(shù)進步，即 f′（φ）＞0，f′（φ）A*＞0；第二，對于模仿能力較低的后發(fā)小國而言，嚴格知識產(chǎn)權(quán)保護會導致市場勢力效應(yīng)大于市場擴張效應(yīng)，意味著提高知識產(chǎn)權(quán)保護強度減緩該國技術(shù)進步。即f′（φ）＜0，f′（φ）A*＞0（Rafiquzzaman，2002）。為研究方便，假設(shè)T=A|A*表示后發(fā)國家的相對技術(shù)水平，且0＜T≤1。

假設(shè)任意時點商品價格均可用現(xiàn)有產(chǎn)出衡量，r是貸款利率，PA是新設(shè)計的價格，WH是單位人力資本報酬。簡化起見，假設(shè)資本價格為1。因任何人均可利用既有存量知識從事研發(fā)以生產(chǎn)新設(shè)計，因此：

對中間品生產(chǎn)者而言，競爭性研發(fā)市場下，PA可視為給定。最終產(chǎn)品生產(chǎn)商通過確定每種中間品x（i）的投入量以實現(xiàn)利潤最大化。給定H1和L，則中間耐用品的總需求函數(shù)取決于：

對上式求導可得中間耐用品部門的反需求函數(shù)：

給定H1，L，r和新設(shè)計的固定購買成本，中間產(chǎn)品生產(chǎn)商通過選擇產(chǎn)出以實現(xiàn)利潤最大化，即：

研發(fā)部門的自由進入導致新設(shè)計的凈收益現(xiàn)值等于初始投資成本，即：

均衡狀態(tài)下，PA為常數(shù)，對時間t求導，則：

（二）消費者行為

假設(shè)經(jīng)濟中代表性家庭是無限期生存的Ramsey家庭，其效用函數(shù)為：

（三）均衡狀態(tài)

均衡狀態(tài)下，最終產(chǎn)品部門和研發(fā)部門的人力資本報酬應(yīng)當相等。最終產(chǎn)品部門人力資本工資等于其邊際產(chǎn)出；研發(fā)部門人力資本工資為WH=PAδ[d（φ）A+f（φ）A*]，其產(chǎn)出為該部門所有收入，則：

（四）知識產(chǎn)權(quán)保護的技術(shù)進步效應(yīng)分析

為考察知識產(chǎn)權(quán)保護的技術(shù)進步效應(yīng)，就上式對φ求導，可得：

上式符號由（Hδ-ρ Λ）和[f′（φ）+d′（φ）T]共同決定。當δ、Λ、σ參數(shù)外生給定時，（Hδ-ρΛ）間接衡量了該國自主創(chuàng)新或技術(shù)模仿能力的基礎(chǔ)條件，與人力資本質(zhì)量和研發(fā)部門的生產(chǎn)效率正相關(guān)。在其他條件一定時，一國（或地區(qū)）創(chuàng)新模仿基礎(chǔ)條件越好，知識產(chǎn)權(quán)保護的技術(shù)促進作用越大。f′（φ）+d′（φ）T的符號由知識產(chǎn)權(quán)保護的技術(shù)模仿、自主創(chuàng)新的邊際能力以及國內(nèi)外相對技術(shù)水平共同決定。從而得出本文第一個研究假設(shè)。

假設(shè)1：后發(fā)國知識產(chǎn)權(quán)保護強度的技術(shù)進步效應(yīng)受到技術(shù)模仿能力、自主創(chuàng)新能力和相對技術(shù)水平等因素影響。

為進一步分析，現(xiàn)假設(shè)后發(fā)國家的模仿創(chuàng)新基礎(chǔ)條件好，滿足Hσ＞Λσ時：知識產(chǎn)權(quán)保護強度的技術(shù)進步效應(yīng)主要取決于f′（φ）+d′（φ）T符號，也就是說當國內(nèi)外相對技術(shù)水平T與邊際替代率f′（φ）/d′（φ）存在相對大小的不確定性。

（1）當 f′（φ）+d′（φ）T＞0 時，即 T＞-f′（φ）/d′（φ），則?g/?φ＞0。意味著知識產(chǎn)權(quán)保護對技術(shù)進步效應(yīng)具有正向促進作用。

（2）當 f′（φ）+d′（φ）T＜0 時，即 T＜-f′（φ）/d′（φ），則?g/?φ＜0。意味著知識產(chǎn)權(quán)保護對技術(shù)進步效應(yīng)具有負向抑制作用。

（3）當 f′（φ）+d′（φ）T=0 時，即 T=-f′（φ）/d′（φ），則?g/?φ=0。意味著知識產(chǎn)權(quán)保護對技術(shù)進步效應(yīng)存在拐點，即相對技術(shù)水平（T*）臨界值。

因此，本文可以得出第二個假設(shè)。

假設(shè)2：知識產(chǎn)權(quán)保護強度與技術(shù)進步效應(yīng)之間可能存在門檻特征，取決于國內(nèi)外相對技術(shù)水平差異大小。

三、技術(shù)進步率測算與計量模型構(gòu)建

（一）技術(shù)進步率測算與分析

1.基于DEA-Malquist指數(shù)法的技術(shù)進步率測算

為準確衡量技術(shù)進步效應(yīng)，本文基于非參數(shù)DEA-Malquist指數(shù)法，利用DEAP2.1程序計算了我國2001～2015年30個省、自治區(qū)、直轄市（西藏除外）的省際層面全要素生產(chǎn)率、技術(shù)進步率和技術(shù)效率，從宏觀層面認識我國全要素生產(chǎn)率概況及其地區(qū)差異。使用技術(shù)進步率作為省際技術(shù)進步效應(yīng)的代理變量，同時在穩(wěn)健性部分采用全要素生產(chǎn)率（Total Factor Productivity，TFP）作為地區(qū)技術(shù)進步率的代理指標（傅勇和白龍，2009）。所使用數(shù)據(jù)說明如下：歷年各省區(qū)的實際產(chǎn)出等于各省GDP除以相應(yīng)GDP平減指數(shù)。勞動數(shù)據(jù)選用各省區(qū)的全部從業(yè)人員數(shù)進行度量。資本數(shù)據(jù)采用“永續(xù)盤存法”計算我國2001～2015年省際物質(zhì)資本存量，使用永續(xù)盤存法需要確定基年物質(zhì)資本存量、構(gòu)造固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)、選擇恰當?shù)恼叟f率①折舊率δ=9.6%，則i省t年的資本存量Ki,t=Ki,t-1（1-δi,t）+Ii,t。并確定當年投資額（張軍等，2004）。另外，使用各省區(qū)2000年的固定資本形成總額除以10%作為初始資本存量（Young，2000）。以上數(shù)據(jù)均來自歷年《中國工業(yè)統(tǒng)計年鑒》和《中國統(tǒng)計年鑒》。

2.測算結(jié)果與分析

根據(jù)測算結(jié)果，我國全要素生產(chǎn)率在加入世貿(mào)組織后出現(xiàn)較快增長但增速放緩，且在不同省份間體現(xiàn)顯著的差異性。從生產(chǎn)率增速看，2001～2015年樣本期內(nèi)，年均復合增長率為1.3%，但增長速度不斷放緩。受2008年美國次貸危機沖擊，除2010年全要素生產(chǎn)率同比增長1.1%以外，以后年份全要素生產(chǎn)率均低于1，2015年全要素生產(chǎn)率為0.926，處于期間最低點。從省際分布看，上海、江蘇、浙江、福建、江西、廣西、四川、海南八個省區(qū)的全要素生產(chǎn)率下降，而云南、寧夏、新疆等經(jīng)濟落后地區(qū)的全要素生產(chǎn)率實現(xiàn)正增長。技術(shù)效率在不同時期、不同省份存在不同特征。通過對全要素生產(chǎn)率進一步分解發(fā)現(xiàn)，自2001年以來，我國技術(shù)進步年均復合增長率為2.2%，期間在全要素生產(chǎn)率增長中發(fā)揮主導作用。但技術(shù)進步增速放緩，這與傅勇和白馬（2009）等的研究結(jié)論基本一致。受次貸危機影響，我國總體技術(shù)進步率由5.2%（2001～2008年）下降到-0.01%。

（二）計量模型構(gòu)建

從理論模型分析可以看出，知識產(chǎn)權(quán)保護政策的技術(shù)進步效應(yīng)在技術(shù)領(lǐng)先國與后發(fā)國之間存在顯著差別，根本原因在于國家或地區(qū)的企業(yè)自主創(chuàng)新或技術(shù)模仿能力的影響因素差異性。雖然我國不同省份處于同一國家制度框架下，但由于我國經(jīng)濟受到計劃時期產(chǎn)業(yè)布局、區(qū)域發(fā)展政策、市場化程度、人力資本、財政分權(quán)等因素影響，區(qū)域和省域之間要素稟賦存在顯著不同，從而影響區(qū)域內(nèi)企業(yè)自主創(chuàng)新和技術(shù)模仿能力，進而導致知識產(chǎn)權(quán)保護政策的技術(shù)進步效應(yīng)的異質(zhì)性。為此，本文基于省際面板數(shù)據(jù)進行中國經(jīng)驗分析，根據(jù)理論模型，并借鑒宋學印（2016）等的方法，構(gòu)建如下計量模型：

上式中，下標i和t分別表示省區(qū)和年份。被解釋變量Techit表示我國i省t年的技術(shù)進步率，本文選用前文計算的歷年省際技術(shù)進步率指數(shù)作為代理變量，同時以省際全要素生產(chǎn)率作為穩(wěn)健性檢驗。

解釋變量IPRit表示我國i省區(qū)在t年的知識產(chǎn)權(quán)保護強度，是歷年各省知識產(chǎn)權(quán)立法與執(zhí)法強度的乘積。因我國知識產(chǎn)權(quán)的立法權(quán)集中在中央政府，省級人大及其常委會無權(quán)就商標、專利、版權(quán)的保護范圍、期限和救濟措施等作出規(guī)定或修改。故而，各省區(qū)知識產(chǎn)權(quán)保護強度主要由該地區(qū)的知識產(chǎn)權(quán)執(zhí)法強度決定，受各省區(qū)司法、行政、經(jīng)濟發(fā)展水平、公眾意識、國際環(huán)境等因素影響。

解釋變量Innovit表示我國i省區(qū)t年的自主創(chuàng)新。為區(qū)別于技術(shù)模仿，此處用我國各省區(qū)的發(fā)明專利申請數(shù)（Patentit）作為代理變量，并用研發(fā)支出（RDit）變量作為穩(wěn)健性檢驗。Tech Imit表示我國i省區(qū)t年的技術(shù)模仿。本文借鑒易先忠等（2007）的做法，選取人力資本與相對技術(shù)水平的交互項進行衡量。

解釋變量 IPRit*Innovit、IPRit*Tech Imit是各省區(qū)知識產(chǎn)權(quán)保護強度與自主創(chuàng)新、技術(shù)模仿的交互項，用以分別反映各省區(qū)知識產(chǎn)權(quán)保護與自主創(chuàng)新、技術(shù)模仿相互作用對技術(shù)進步的影響。

解釋變量Gapit表示我國i省區(qū)t年與國際領(lǐng)先技術(shù)水平的技術(shù)差距。借鑒Acemoglu（2010）等人的方法，以美國人均GDP代表國際技術(shù)領(lǐng)先，運用我國各省人均GDP與美國相應(yīng)年份數(shù)據(jù)指標之比表示技術(shù)差距，即Gapit=PGDPsin0/PGDPUSA，其中各省GDP數(shù)據(jù)均調(diào)整為基年實際數(shù)據(jù)，然后利用Penn World Table，9.0提供的歷年P(guān)PP指數(shù)換算成以美元計價的各省真實GDP，從而得到國內(nèi)各省的相對技術(shù)水平。

Xit是一組控制變量，包括以下五個方面：（1）人力資本（HRit）。此處借鑒岳書敬（2008）的方法，選用基于教育指標法改進的平均受教育年限法進行測度，即將居民受教育層次依次劃分為小學以下、小學、初中、高中、大專及以上5個層次，各層次累計受教育年限依次設(shè)定為0年、6年、9年、12年、16年，然后將各省受教育層次人數(shù)與相應(yīng)年限相乘后加總得到省際人力資本總量，最后除以6歲及以上人口總數(shù)，得到省際平均人力資本。（2）政府經(jīng)濟干預(yù)程度（Govit）。本文借鑒吳豐華和劉瑞明（2013）的方法，選用“地區(qū)公共財政支出/地區(qū)國內(nèi)生產(chǎn)總值”衡量地方政府對經(jīng)濟的介入程度。（3）產(chǎn)權(quán)制度因素（Propit）。我國產(chǎn)權(quán)制度改革和非公有制經(jīng)濟發(fā)展，有助于調(diào)動各種經(jīng)濟主體的活力以推動技術(shù)進步。本文選用國有及國有控股企業(yè)總產(chǎn)值占全部工業(yè)總產(chǎn)值比重表示。（4）投資增長速度（Investit）。經(jīng)濟發(fā)展初期，投資增長速度對地區(qū)技術(shù)進步具有重要影響，因此本文選用“地區(qū)當年固定資產(chǎn)投資額/地區(qū)上年固定資產(chǎn)投資額-1”來衡量地區(qū)投資增速。（5）法律虛擬變量（Lawit）。為考察《專利法》修訂及其實施細則對我國省際技術(shù)進步的影響，本文選取2001～2009年為0，2010～2015年為1。

最后，為考察技術(shù)差距對知識產(chǎn)權(quán)保護的調(diào)節(jié)作用，以及是否存在某種門檻特征，本文在模型基礎(chǔ)上加入知識產(chǎn)權(quán)保護與技術(shù)差距的交互項，得到如下計量模型：

考慮到技術(shù)進步傳承性和累積性可能導致的內(nèi)生性問題，傳統(tǒng)OLS或ML估計會造成估計量的Nickel偏倚和組內(nèi)估計量的非一致性，本文選用動態(tài)面板模型估計系數(shù)。由于差分方法會導致部分樣本信息損失，新產(chǎn)生的誤差項與被解釋變量滯后期可能相關(guān)進而導致估計結(jié)果有偏，本文將采用Arellano-Bond系統(tǒng)廣義矩方法（SYS-GMM）估計動態(tài)面板模型，使用被解釋變量滯后期作為系統(tǒng)內(nèi)部自身的工具變量，并假設(shè)其他解釋變量嚴格外生性。在滯后期數(shù)選擇上，本文利用Arelano-Bond統(tǒng)計量檢驗系統(tǒng)GMM估計中殘差的自相關(guān)性，以及使用Sargan統(tǒng)計量檢驗工具變量整體有效性，采用逐一“試錯”方法確定模型的被解釋變量具體滯后期數(shù)?？梢钥闯?，被解釋變量滯后一期均能滿足建模要求。為便于對比，本文同時報告了靜態(tài)混合面板模型實證結(jié)果。

（三）數(shù)據(jù)來源說明

本文被解釋變量選用DEA-Malquist指數(shù)法分解的技術(shù)進步率。其中，歷年各省區(qū)的實際產(chǎn)出等于各省GDP除以相應(yīng)GDP平減指數(shù)；勞動數(shù)據(jù)來自各省區(qū)的全部從業(yè)人員數(shù)；各省區(qū)物質(zhì)資本存量按照“永續(xù)盤存法”進行計算。以上數(shù)據(jù)均來自歷年《中國工業(yè)統(tǒng)計年鑒》和《中國統(tǒng)計年鑒》。借鑒許春明和單曉光（2008）的方法計算各省區(qū)IPR指數(shù)，該數(shù)據(jù)來自《中國統(tǒng)計年鑒》《中國律師統(tǒng)計年鑒》和《中國社會統(tǒng)計年鑒》，個別省區(qū)缺失數(shù)據(jù)采用直線平滑法填充。各省區(qū)的國內(nèi)生產(chǎn)總值、固定資產(chǎn)投資額、從業(yè)人數(shù)、公共財政支出、國有及國有控股企業(yè)總產(chǎn)值、各省各層次受教育人數(shù)等數(shù)據(jù)來自《中國統(tǒng)計年鑒》及各省統(tǒng)計年鑒。各省區(qū)研發(fā)經(jīng)費支出、發(fā)明專利申請數(shù)等原始數(shù)據(jù)來自《中國科技統(tǒng)計年鑒》。部分缺失數(shù)據(jù)通過中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫進行補充。美國人均GDP、以購買力評價計量的人民幣/美元匯率數(shù)據(jù)來自PWT9.0。主要變量的統(tǒng)計特征與經(jīng)濟含義如表1所示。

四、經(jīng)驗分析

（一）知識產(chǎn)權(quán)保護與技術(shù)進步效應(yīng)

從表2可以看出，我國知識產(chǎn)權(quán)保護的技術(shù)進步效應(yīng)受到技術(shù)模仿能力、自主創(chuàng)新能力和國內(nèi)外相對技術(shù)水平等多重影響，無論是普通OLS估計，還是動態(tài)面板GMM估計方法，主要解釋變量估計系數(shù)大部分具有顯著性，進一步證實了假設(shè)1。具體來看：我國知識產(chǎn)權(quán)保護強度變量系數(shù)顯著為正，說明從全國層面來看，現(xiàn)階段嚴格知識產(chǎn)權(quán)保護有利于促進技術(shù)進步。在當前知識經(jīng)濟背景下，不斷提高的知識產(chǎn)權(quán)保護水平能使研發(fā)創(chuàng)新的私人收益更加接近其社會收益，減少經(jīng)濟外部性，因而更能激勵技術(shù)創(chuàng)新。這符合美日歐等技術(shù)領(lǐng)先國家的技術(shù)演變規(guī)律（李平和劉智勇，2001）。開放經(jīng)濟條件下，自主創(chuàng)新和技術(shù)模仿是我國實現(xiàn)技術(shù)進步的兩條主要途徑。從估計系數(shù)來看，自主創(chuàng)新系數(shù)顯著為正，而技術(shù)模仿系數(shù)顯著為負，說明當前我國經(jīng)濟發(fā)展正處于由技術(shù)模仿向自主創(chuàng)新的轉(zhuǎn)型階段，自主創(chuàng)新對技術(shù)進步效應(yīng)具有顯著促進作用，而技術(shù)模仿所帶來的技術(shù)進步效應(yīng)明顯減弱。該結(jié)論與陳鳳仙和王琛偉（2015）等學者研究發(fā)現(xiàn)一致。

表2 知識產(chǎn)權(quán)保護與技術(shù)進步效應(yīng)關(guān)系檢驗

為考察知識產(chǎn)權(quán)保護政策對自主創(chuàng)新和技術(shù)模仿兩種技術(shù)進步路徑的影響差異，本文分別加入了知識產(chǎn)權(quán)保護政策與兩者的交叉項。從估計系數(shù)來看，知識產(chǎn)權(quán)保護與自主創(chuàng)新變量交叉項系數(shù)（IPR*Inno）顯著為負，而與技術(shù)模仿變量交叉項系數(shù)（IPR*TechIm）顯著為正，意味著我國目前嚴格知識產(chǎn)權(quán)保護在一定程度上會抑制企業(yè)自主創(chuàng)新能力而提高了技術(shù)模仿所帶來的技術(shù)進步效應(yīng)。對此，可由知識產(chǎn)權(quán)保護與相對技術(shù)水平的交叉項估計系數(shù)得到佐證。結(jié)論說明，在我國經(jīng)濟發(fā)展由要素驅(qū)動逐漸向創(chuàng)新驅(qū)動的過渡期，應(yīng)實施適度的知識產(chǎn)權(quán)保護強度，過于嚴格反而不利于培育企業(yè)自主創(chuàng)新環(huán)境。最后，本文考慮其他解釋變量對技術(shù)進步效應(yīng)的影響，如政府干預(yù)程度（Gov）估計系數(shù)顯著為負，表明過多的政府干預(yù)放緩了技術(shù)進步速度。產(chǎn)權(quán)制度因素（Prop）估計系數(shù)為正，且在1%水平上顯著，表明我國多種所有制經(jīng)濟成分的發(fā)展激發(fā)了各類企業(yè)活力和研發(fā)積極性，有力地推動技術(shù)進步。投資增速（Invest）變量估計系數(shù)顯著為正，表明地區(qū)物質(zhì)資本投資能夠有效推動技術(shù)進步。

（二）技術(shù)進步效應(yīng)的門檻特征

從以上分析得知，后發(fā)國知識產(chǎn)權(quán)保護政策的技術(shù)進步效應(yīng)可能受到國內(nèi)外相對技術(shù)差距的影響，為檢驗最優(yōu)知識產(chǎn)權(quán)保護門檻特征的存在，本文借鑒宋學?。?016）方法，在控制知識產(chǎn)權(quán)保護的同時，增加知識產(chǎn)權(quán)保護與技術(shù)差距的交互項。從表2估計結(jié)果可以看出，交互項系數(shù)顯著為負，說明我國知識產(chǎn)權(quán)保護強度的技術(shù)進步效應(yīng)存在顯著門檻特征，進一步驗證了假設(shè)2。意味著當國內(nèi)技術(shù)水平較低，與技術(shù)領(lǐng)先國差距較大時，嚴格知識產(chǎn)權(quán)保護將產(chǎn)生抑制作用，不利于本國整體技術(shù)進步。而當境內(nèi)外技術(shù)差距超過某門檻值時，知識產(chǎn)權(quán)保護政策的強化將有利于促進本國技術(shù)進步。通過表2估計結(jié)果可計算出知識產(chǎn)權(quán)保護發(fā)揮正向促進作用的相對技術(shù)水平門檻值約為0.097，意味著當某省份人均GDP與同期美國人均GDP之比達到或超過0.097時，強化知識產(chǎn)權(quán)保護會促進本地技術(shù)進步。根據(jù)調(diào)查結(jié)果，現(xiàn)階段，除北京、天津、上海、江蘇、浙江、福建、山東等經(jīng)濟發(fā)達省份外，我國其他大部分欠發(fā)達省份并未超過門檻值。結(jié)論與已有研究發(fā)現(xiàn)吻合，例如：徐清（2013）發(fā)現(xiàn)我國各省份的知識產(chǎn)權(quán)保護強度存在明顯的空間異質(zhì)性和空間相關(guān)性。因此，超過門檻值的經(jīng)濟發(fā)達省份可以適當提高知識產(chǎn)權(quán)保護強度，進一步發(fā)揮對技術(shù)進步效應(yīng)的促進作用，而尚未達到門檻值的欠發(fā)達省份可以適度降低執(zhí)法強度，為企業(yè)人力資本和技術(shù)積累提供空間。

（三）穩(wěn)健性檢驗

為確保模型估計結(jié)果的有效性，本文采用了如下方法進一步驗證：（1）使用研發(fā)支出（RD）作為創(chuàng)新指標，同時選用專利數(shù)（Patent）作為衡量創(chuàng)新的替代指標。（2）以全要素生產(chǎn)率（TFP）作為被解釋變量，再次考察知識產(chǎn)權(quán)保護對技術(shù)進步效應(yīng)的影響。（3）動態(tài)面板模型估計過程中選擇不同的滯后階數(shù)。（4）逐步加入解釋變量指標考察模型估計系數(shù)變化。（5）知識產(chǎn)權(quán)法律修改直接影響知識產(chǎn)權(quán)保護強度，進而對本國技術(shù)進步產(chǎn)生影響。為此，本文加入了虛擬變量（Law）以考察《專利法》和《著作權(quán)法》修改對我國技術(shù)進步的影響。通過穩(wěn)健性檢驗發(fā)現(xiàn)，除部分估計系數(shù)外，主要解釋變量的系數(shù)方向相同且具有顯著性，本文上述分析結(jié)論依然成立。

五、結(jié)論與政策啟示

本文基于拓展的中間產(chǎn)品種類擴張的內(nèi)生增長技術(shù)模型，重點分析了后發(fā)國家知識產(chǎn)權(quán)保護強度對技術(shù)進步的影響機理。研究發(fā)現(xiàn)后發(fā)國知識產(chǎn)權(quán)保護強度的技術(shù)進步效應(yīng)受到技術(shù)模仿能力、自主創(chuàng)新能力、相對技術(shù)水平等因素影響；同時，技術(shù)進步效應(yīng)具有門檻特征，取決于國內(nèi)外相對技術(shù)水平的大小。

在理論框架下提出的研究假設(shè)的基礎(chǔ)上，本文結(jié)合我國2001～2015年30個省際地區(qū)的面板數(shù)據(jù)，使用DEA-Malmquist指數(shù)法構(gòu)建了技術(shù)進步率測算指標，實證檢驗了我國知識產(chǎn)權(quán)保護的技術(shù)進步效應(yīng)。實證結(jié)果發(fā)現(xiàn)：我國知識產(chǎn)權(quán)保護的技術(shù)進步效應(yīng)受到技術(shù)模仿能力、自主創(chuàng)新能力、國內(nèi)外相對技術(shù)水平等多重影響顯著；從全國層面來看，總體上，現(xiàn)階段嚴格知識產(chǎn)權(quán)保護有利于促進技術(shù)進步；我國知識產(chǎn)權(quán)保護政策對技術(shù)模仿和自主創(chuàng)新兩種技術(shù)進步路徑產(chǎn)生了不同的影響，抑制自主創(chuàng)新能力而促進了技術(shù)模仿；與已有研究結(jié)論相同，基于省際數(shù)據(jù)實證檢驗同樣發(fā)現(xiàn)最優(yōu)知識產(chǎn)權(quán)保護的門檻特征，并且在我國不同省份呈現(xiàn)差異性。這意味著，當?shù)貐^(qū)或省份相對技術(shù)水平超過閾值時，嚴格知識產(chǎn)權(quán)保護將會促進本地企業(yè)從技術(shù)模仿轉(zhuǎn)型至自主創(chuàng)新。最后，本文通過了多個維度的穩(wěn)健性檢驗，說明估計結(jié)果是穩(wěn)健和有效的。本文研究結(jié)論具有較強的政策啟示意義。

第一，知識產(chǎn)權(quán)保護政策制定方面。知識產(chǎn)權(quán)保護政策實施效果是多種因素變量的函數(shù)，在全國統(tǒng)一的知識產(chǎn)權(quán)制度框架下，還須考慮地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展階段、區(qū)域經(jīng)濟模仿、自主創(chuàng)新能力、技術(shù)差距水平和市場經(jīng)濟程度等因素影響。

第二，政策執(zhí)行方面。應(yīng)將全國層面共性政策與有差別的執(zhí)法強度相結(jié)合，適時、適度調(diào)整知識產(chǎn)權(quán)政策執(zhí)行強度，實現(xiàn)與區(qū)域產(chǎn)業(yè)政策、貿(mào)易政策和科技政策的有效銜接。從區(qū)域?qū)用鎭砜矗覈员本?、天津、上海和浙江等為代表的?jīng)濟發(fā)達省份，借由國際技術(shù)擴散和轉(zhuǎn)移縮小了與技術(shù)領(lǐng)先國家的技術(shù)差距，并在“干中學”中積累了一定的技術(shù)模仿能力，超過最優(yōu)知識產(chǎn)權(quán)保護的門檻值，強化知識產(chǎn)權(quán)保護力度對技術(shù)進步具有正面影響。例如，通過調(diào)整專利授權(quán)過程中的“行政許可”與侵權(quán)訴訟中對“等同原則”的恰當使用實施不同的執(zhí)法力度。如需嚴格知識產(chǎn)權(quán)保護，可通過擴張性解釋“等同原則”或限制性解釋專利授予標準，鼓勵本土企業(yè)的自主創(chuàng)新，推動技術(shù)進步。

第三，政策環(huán)境營造方面。對發(fā)達經(jīng)濟省份而言，應(yīng)繼續(xù)實施市場化改革，充分利用國家“一帶一路”倡議、自貿(mào)區(qū)或自貿(mào)港等政策，提升對外開放水平的質(zhì)量和水平，積極融入更高層次的全球價值鏈，強化知識產(chǎn)權(quán)保護政策激活企業(yè)自主創(chuàng)新內(nèi)在動能，縮小與國際水平的技術(shù)差距。對經(jīng)濟欠發(fā)達省份而言，應(yīng)以改革為導向，繼續(xù)擴大對外開放范圍，積極承接東部發(fā)達區(qū)域產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移，通過招商引資、市場換技術(shù)等渠道助推本地企業(yè)自主創(chuàng)新能力提升。對全國而言，在國際貿(mào)易環(huán)境日趨復雜形勢下，地方政府應(yīng)打破區(qū)域間市場壁壘，消除國內(nèi)市場分割和地方保護主義，促進區(qū)域間人力資源、資本和技術(shù)自由流動，提升政府綜合服務(wù)水平，為我國經(jīng)濟發(fā)展由要素驅(qū)動向創(chuàng)新驅(qū)動轉(zhuǎn)型創(chuàng)造良好的外部環(huán)境。