蘇世彬，郭穎璐，陳月勤，李廣培，陳朝暉

（福州大學(xué)經(jīng)濟與管理學(xué)院，福建 福州 350108）

1 引言

新古典經(jīng)濟增長理論認為，要素投入和全要素生產(chǎn)率的提高是經(jīng)濟增長的兩個源泉，但要素投入存在邊際報酬遞減趨勢，因此，從長期來看，全要素生產(chǎn)率是經(jīng)濟持續(xù)增長的唯一源泉。從經(jīng)濟學(xué)角度看，全要素生產(chǎn)率是經(jīng)濟增長中一個不能為常規(guī)要素投入所解釋的部分，其來源主要包括技術(shù)進步和效率改善。而專利創(chuàng)新不僅是技術(shù)進步和效率提升的核心動力，也是全要素生產(chǎn)率持續(xù)增長的重要源泉［1］。但目前我國專利風(fēng)險指數(shù)排名全亞洲第二［2］，創(chuàng)新過程中面臨大量的風(fēng)險，不僅阻礙了專利創(chuàng)新活動的開展，更進一步抑制了全要素生產(chǎn)率的提升。為了有效保護和激勵專利創(chuàng)新以提高全要素生產(chǎn)率，我國實行專利司法保護與專利行政執(zhí)法并行的“雙軌制”保護制度。其中，專利行政執(zhí)法作為具有中國特色的專利保護方式，在保護專利創(chuàng)新和推動全要素生產(chǎn)率發(fā)展方面發(fā)揮著重要作用：一方面，專利行政執(zhí)法能有效降低專利侵權(quán)風(fēng)險，保障投資回報率，有利于吸引外商直接投資的流入，并通過技術(shù)溢出等途徑提高我國的生產(chǎn)效率；另一方面，專利行政執(zhí)法對專利權(quán)的保護能有效激勵市場主體加強自主研發(fā)，提高專利創(chuàng)新能力，進而助推我國全要素生產(chǎn)率水平的提升。因此，深入研究專利行政執(zhí)法與全要素生產(chǎn)率之間的關(guān)系不僅有利于完善我國的專利行政執(zhí)法制度，同時也對提升我國的全要素生產(chǎn)率有重要的現(xiàn)實意義。

目前，學(xué)術(shù)界對專利行政執(zhí)法的研究主要來源于知識產(chǎn)權(quán)保護，認為專利行政執(zhí)法是知識產(chǎn)權(quán)保護的一個子指標(biāo)，并對專利行政執(zhí)法的必然性、重要性和現(xiàn)狀進行了多方研究［2］。但有關(guān)專利行政執(zhí)法與全要素生產(chǎn)率關(guān)系的研究較少，現(xiàn)有的相關(guān)文獻主要集中于知識產(chǎn)權(quán)保護、外商直接投資［2，6］、研發(fā)投入［7-10］、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)［11-12］與全要素生產(chǎn)率之間的關(guān)系。結(jié)果表明，知識產(chǎn)權(quán)會通過外商直接投資、研發(fā)投入等變量對全要素生產(chǎn)率起正向作用，但以上結(jié)論是否適合于知識產(chǎn)權(quán)保護子指標(biāo)的專利行政執(zhí)法與全要素生產(chǎn)率之間的關(guān)系，仍有待于進一步的驗證。同時，現(xiàn)有研究仍存在一些不足，具體如下：第一，專利行政執(zhí)法是知識產(chǎn)權(quán)保護的重要子指標(biāo)，但當(dāng)前學(xué)術(shù)界對該變量仍未有統(tǒng)一的測度方式，并且現(xiàn)有的測度方式存在不夠全面、權(quán)重分配不合理等問題，這可能會對研究結(jié)論造成一定影響；第二，學(xué)者們分別就知識產(chǎn)權(quán)保護、研發(fā)投入與全要素生產(chǎn)率以及知識產(chǎn)權(quán)保護、外商直接投資與全要素生產(chǎn)率之間的關(guān)系進行深入研究，但鮮有文獻將外商直接投資和研發(fā)投入兩個中介變量同時納入研究框架，也缺乏對外商直接投資和研發(fā)投入在其中的中介作用大小進行對比；第三，多數(shù)學(xué)者僅考慮知識產(chǎn)權(quán)保護對全要素生產(chǎn)率的直接影響和間接影響，但這些影響可能還會受到類似產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)等調(diào)節(jié)變量的干擾，這是現(xiàn)有研究未能考慮到的。

為此，本文以外商直接投資和研發(fā)投入為中介變量，以產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)為調(diào)節(jié)變量，擬構(gòu)建專利行政執(zhí)法、外商直接投資、研發(fā)投入、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與全要素生產(chǎn)率五個變量間的關(guān)系模型，在重新界定專利行政執(zhí)法指標(biāo)的基礎(chǔ)上，采集2004—2017年的省級面板數(shù)據(jù)，分析五個變量之間的相關(guān)關(guān)系，從而為我國專利行政執(zhí)法制度的完善和全要素生產(chǎn)率的提高提供量化依據(jù)。

2 理論分析與研究假設(shè)

2.1 專利行政執(zhí)法通過外商直接投資影響全要素生產(chǎn)率

外商直接投資作為跨國公司進行全球資源配置的方式，其數(shù)量和流向與流入國的知識產(chǎn)權(quán)環(huán)境密切相關(guān)。當(dāng)前，我國實行專利司法保護與專利行政執(zhí)法并行的“雙軌制”專利保護制度。但鑒于專利權(quán)屬不穩(wěn)定的特性，專利司法裁判的周期往往比較長，便利性和及時性較差，外資企業(yè)專利維權(quán)“舉證難、周期長、成本高”等問題突出；而專利行政執(zhí)法由于其高效、便捷、低成本等優(yōu)勢，在專利維權(quán)、維護公平市場環(huán)境和改善營商環(huán)境方面發(fā)揮的作用更為凸顯，在吸引外商直接投資方面成效顯著。一方面，專利行政執(zhí)法處理侵權(quán)案件時間短、維權(quán)快，能及時維護外商企業(yè)合法權(quán)益，保護其所有權(quán)優(yōu)勢，增強了外資企業(yè)在我國投資的信心，有效激勵外資的持續(xù)輸入［2］；另一方面，專利行政機關(guān)能夠主動打擊各類專利違法行為，優(yōu)化了我國的營商環(huán)境，更有利于吸引外商投資。因此，本文提出以下假設(shè)。

H1a：專利行政執(zhí)法與外商直接投資呈正相關(guān)關(guān)系。

在開放經(jīng)濟條件下，一國全要素生產(chǎn)率的提高不僅取決于國內(nèi)的自主研發(fā)活動，同時也取決于各種渠道的國際技術(shù)溢出，其中，外商直接投資是國際技術(shù)溢出的最主要渠道。具體而言，外商直接投資能夠通過資本積累效應(yīng)、技術(shù)溢出效應(yīng)和競爭效應(yīng)促進我國全要素生產(chǎn)率的提高［13-14］。首先，外商直接投資的流入帶來大量的資金［15］，增加了我國的資本積累，改善了資源配置效率，有利于全要素生產(chǎn)率的提高；其次，外商直接投資是先進技術(shù)和管理經(jīng)驗的載體，外商直接投資的流入有效加強了內(nèi)外資企業(yè)的交流和合作，有利于本土企業(yè)通過學(xué)習(xí)和模仿實現(xiàn)技術(shù)進步，進而提高生產(chǎn)率［16］；此外，外資企業(yè)的進入加劇了市場競爭［17］，迫使本土企業(yè)加快技術(shù)研發(fā)和生產(chǎn)新產(chǎn)品的速度，有利于拉動整個行業(yè)技術(shù)水平的提升。因此，基于以上分析，本文提出以下假設(shè)。

H1b：外商直接投資與全要素生產(chǎn)率呈正相關(guān)關(guān)系。

因此，結(jié)合H1a 和H1b 的假設(shè)，本文提出假設(shè)H1。

H1：外商直接投資在專利行政執(zhí)法與全要素生產(chǎn)率關(guān)系中起中介作用。

2.2 專利行政執(zhí)法通過研發(fā)投入影響全要素生產(chǎn)率

一般來說，研發(fā)活動的目的是通過對新技術(shù)的運用獲取更高的收益。但研發(fā)活動具有明顯的外部性特征，研發(fā)成果容易被模仿和復(fù)制，造成創(chuàng)新者對研發(fā)成果無法完全占有、研發(fā)收益低于研發(fā)成本等問題，極大地損害了創(chuàng)新者的經(jīng)濟利益，嚴重挫傷了市場主體的研發(fā)積極性。而專利行政執(zhí)法的加強，能有效地將研發(fā)活動的外部性內(nèi)在化，使研發(fā)投入的回報率大大提升，從而激勵更多的資金流向研發(fā)活動。首先，專利行政執(zhí)法程序簡便、運作高效，能快速阻止市場上的模仿行為，延長創(chuàng)新產(chǎn)品的生命周期，增加創(chuàng)新者的壟斷收益，有助于激發(fā)全社會的研發(fā)創(chuàng)新熱情［18］；其次，對專利權(quán)人而言，利用專利行政執(zhí)法手段解決專利糾紛的成本和費用較低，能有效降低其專利維護成本，使專利權(quán)人將更多資金投入研發(fā)活動。因此，本文提出以下假設(shè)。

H2a：專利行政執(zhí)法與研發(fā)投入呈正相關(guān)關(guān)系。

研發(fā)活動是技術(shù)進步最重要的來源之一，也是提高全要素生產(chǎn)率的關(guān)鍵因素。目前，學(xué)術(shù)界多數(shù)研究認為研發(fā)投入對全要素生產(chǎn)率有顯著促進作用［19-20］，部分文獻則認為我國目前的研發(fā)投入反而阻礙了全要素生產(chǎn)率的增長［21］。但從世界經(jīng)濟的發(fā)展歷程來看，研發(fā)活動始終是全要素生產(chǎn)率增長的關(guān)鍵因素。一方面，研發(fā)活動作為一種創(chuàng)新活動，能直接生產(chǎn)出新產(chǎn)品和新工藝，提高產(chǎn)品的質(zhì)量和技術(shù)水平，進而提高生產(chǎn)效率和全要素生產(chǎn)率［22］；另一方面，研發(fā)投入的持續(xù)增加能有效積累知識資本，增強創(chuàng)新者學(xué)習(xí)和吸收外部新技術(shù)的能力，有利于創(chuàng)新者在技術(shù)引進的基礎(chǔ)上，通過消化吸收再創(chuàng)新實現(xiàn)技術(shù)創(chuàng)新和技術(shù)進步，從而進一步提高全要素生產(chǎn)率［23］。因此，本文提出假設(shè)2b。

H2b：研發(fā)投入與全要素生產(chǎn)率呈正相關(guān)關(guān)系。

綜合H2a 和H2b 的假設(shè)分析，本文提出以下假設(shè)。

H2：研發(fā)投入在專利行政執(zhí)法與全要素生產(chǎn)率關(guān)系中起中介作用。

2.3 產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)在專利行政執(zhí)法與全要素生產(chǎn)率中的調(diào)節(jié)作用

產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)不僅是經(jīng)濟增長的內(nèi)在需求和主要推動力，也是影響全要素生產(chǎn)率提升的重要因素，主要表現(xiàn)在產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整和優(yōu)化能夠影響外商直接投資與全要素生產(chǎn)率以及研發(fā)投入與全要素生產(chǎn)率之間的關(guān)系，進而對專利行政執(zhí)法與全要素生產(chǎn)率的關(guān)系產(chǎn)生調(diào)節(jié)作用。具體表現(xiàn)為：①外商直接投資對全要素生產(chǎn)率的促進作用受產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響。隨著產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整和升級，我國利用外資結(jié)構(gòu)也有明顯優(yōu)化［24］。地方政府在引進外資時更加注重其質(zhì)量和適用性，鼓勵外資進入高端制造、智能制造、節(jié)能環(huán)保等領(lǐng)域，切實提高了利用外資的綜合效益，有利于我國全要素生產(chǎn)率的提高。②研發(fā)投入對全要素生產(chǎn)率的促進作用也受產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的約束和引導(dǎo)。在高產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)水平下，國內(nèi)市場不斷擴大和細分，吸引越來越多的企業(yè)進入市場，加劇了市場競爭的同時也加速了落后企業(yè)的淘汰，促使資源從效率低的部門流向效率高的部門，改善了資源配置。此外，市場上現(xiàn)存的企業(yè)為了獲取競爭優(yōu)勢也會努力加大研發(fā)投入力度［25］，進行自主創(chuàng)新，進而促進生產(chǎn)效率的改善和全要素生產(chǎn)率的提高。因此，基于以上分析，本文提出以下假設(shè)。

H3a：產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)正向調(diào)節(jié)外商直接投資對全要素生產(chǎn)率的影響。

H3b：產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)正向調(diào)節(jié)研發(fā)投入對全要素生產(chǎn)率的影響。

結(jié)合H1、H2假設(shè)以及H3a、H3b的假設(shè)，本文提出以下假設(shè)。

H3：產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)在專利行政執(zhí)法與全要素生產(chǎn)率的關(guān)系中具有正向調(diào)節(jié)作用。

因此，根據(jù)以上幾個假設(shè)，本文提出研究框架（圖1）。

3 實證分析

3.1 變量說明及模型設(shè)定

①核心解釋變量。

專利行政執(zhí)法（PEit）：蘇世彬（2020）給出了測算方式，但該測算方式對三種不同專利行政執(zhí)法賦予類別相同的權(quán)重，使測算結(jié)果與現(xiàn)實存在較大偏差。因此，本文在蘇世彬等（2020）的基礎(chǔ)上，結(jié)合我國專利行政執(zhí)法案件的數(shù)量，為不同的專利執(zhí)法類別賦予不同權(quán)重，使該指標(biāo)能更準(zhǔn)確地反映我國專利行政執(zhí)法的現(xiàn)實狀況。具體計算公式如公式（1）。

圖1 專利行政執(zhí)法對全要素生產(chǎn)率的影響路徑

其中，PEit代表i時期t省的專利行政執(zhí)法水平，Ait、Bit、Cit、Dit分別代表i時期t省的侵權(quán)糾紛結(jié)案量、其他糾紛結(jié)案量、假冒專利結(jié)案量、專利授權(quán)量。其中，侵權(quán)糾紛、其他糾紛、假冒專利的結(jié)案量和專利授權(quán)量數(shù)據(jù)均來自于《專利統(tǒng)計年報》。

②被解釋變量。

全要素生產(chǎn)率（TFPit）：考慮到指標(biāo)的客觀性，本文采用Malmquist-DEA 方法對全要素生產(chǎn)率指標(biāo)進行測算。具體測算公式如公式（2）。

參考相關(guān)文獻，并考慮數(shù)據(jù)的可得性，本文選取資本投入和勞動投入作為投入指標(biāo)，并選取地區(qū)生產(chǎn)總值作為產(chǎn)出指標(biāo)，具體如下。

a.投入指標(biāo)

勞動投入（Lit）：為了更真實地反映當(dāng)期的勞動投入水平，本文使用年末的城鎮(zhèn)就業(yè)人數(shù)（Lit）減去上年末的城鎮(zhèn)就業(yè)人數(shù)（Lit-1）來衡量，即Lit-Lit-1。

b.產(chǎn)出指標(biāo)

期望產(chǎn)出（GDPit）：本文的期望產(chǎn)出采用各省的實際地區(qū)生產(chǎn)總值來衡量。為了剔除通貨膨脹的影響，本文將原始數(shù)據(jù)調(diào)整為以2003年為基期不變價格的數(shù)據(jù)。

其中，固定資本投資額、固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)、城鎮(zhèn)就業(yè)人數(shù)及各省的地區(qū)生產(chǎn)總值數(shù)據(jù)均來自《中國統(tǒng)計年鑒》。

③中介變量和調(diào)節(jié)變量。

外商直接投資（FDIit）：本文使用各省實際利用外商直接投資額與地區(qū)生產(chǎn)總值的比值來衡量外商直接投資。由于從統(tǒng)計年鑒上獲取的外商直接投資總額是以美元為單位，故用各年平均匯率將實際利用外商直接投資額折算為人民幣。

研發(fā)投入（RDit）：本文采用各省研究與試驗發(fā)展內(nèi)部支出金額與地區(qū)生產(chǎn)總值的比值來衡量研發(fā)投入。

產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)（THIRit）：本文用各省第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值與地區(qū)生產(chǎn)總值的比值來衡量產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)指標(biāo)。

其中，各省實際利用外商直接投資額數(shù)據(jù)來自各省統(tǒng)計年鑒，研究與試驗發(fā)展內(nèi)部支出金額來自于《中國科技統(tǒng)計年鑒》，第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值數(shù)據(jù)來自《中國統(tǒng)計年鑒》。

④控制變量。

參考以往研究，選取城鎮(zhèn)化水平、市場化程度、人力資本以及地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平作為本文的控制變量。城鎮(zhèn)化水平（URBit），使用非農(nóng)業(yè)人口與地區(qū)總?cè)丝诘谋戎貋肀硎荆皇袌龌潭龋∕ARit），使用非國有企業(yè)工業(yè)總產(chǎn)值與地區(qū)工業(yè)總產(chǎn)值的比值來衡量；人力資本（HUMit），采用平均受教育年限表示；地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平（RGDPit），使用地區(qū)生產(chǎn)總值與地區(qū)總?cè)丝诘谋戎祦肀硎?。所有原始?shù)據(jù)均來自《中國統(tǒng)計年鑒》。

3.2 面板數(shù)據(jù)的初步分析

3.2.1 描述性統(tǒng)計。各變量的描述性統(tǒng)計如表1所示。由表可知，被解釋變量TFPit的最小值為0.855，最大值為1.093，表明我國的全要素生產(chǎn)率水平在不同省份間存在差異；解釋變量PEit的最小值為0.713，最大值為0.998，均值為0.962，說明我國總體的專利行政執(zhí)法水平較高，但各省之間仍存在一些差異；同理，中介變量、調(diào)節(jié)變量和控制變量之間也存在較大的差異。那么，被解釋變量的差異是否由解釋變量、中介變量、調(diào)節(jié)變量或控制變量的差異所引起的，有待后文的進一步研究。

3.2.2 變量相關(guān)性檢驗。從表2 中可以看出，各變量之間的相關(guān)系數(shù)都小于0.5，說明變量間不存在多重共線性問題，而且，根據(jù)各變量的方差膨脹因子的計算結(jié)果，可以明確看出變量之間的VIF 值遠小于10，證明變量間不存在多重共線性。因此，本文可以使用面板回歸分析實證研究各變量之間的關(guān)系。

表1 變量的描述性統(tǒng)計

3.3 模型設(shè)定

由前文的分析結(jié)果可知，本文各變量之間不存在多重共線性，因而可以使用面板模型展開分析，面板模型的一般形式為：

其中，i=1，2，...，N，表示N 個個體；t=1，2，...，T，表示T 個時期；yit為解釋變量，xkit為被解釋變量，βkit為待估參數(shù)，εit為隨機誤差項。

由前文理論假設(shè)可知，專利行政執(zhí)法與全要素生產(chǎn)率之間的關(guān)系存在著通過外商直接投資和研發(fā)投入作為中介變量的間接作用，以及產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對二者關(guān)系的調(diào)節(jié)作用。因此，本文借鑒溫忠麟等［26］的研究，構(gòu)建如下中介效應(yīng)和調(diào)節(jié)效應(yīng)的面板模型。

假設(shè)1驗證模型構(gòu)建：

model 1：

model 1a：

表2 相關(guān)性檢驗結(jié)果

model 1b：

假設(shè)2驗證模型構(gòu)建：

model 2：

model 2a：

model 2b：

假設(shè)3驗證模型構(gòu)建：

model 3a：

model 3b：

model 3：

其中，i=1，2，...，30；j=1，2，3，4；t=2004，2005，...，2017；TFPit、PEit分別表示i省份t時期的全要素生產(chǎn)率和專利行政執(zhí)法強度；PDIit、RDit為中介變量，THIRit為調(diào)節(jié)變量；Ditj表示控制變量URBit、HUMit、MARit和RGDPit；εit為隨機擾動項。

4 實證結(jié)果分析

4.1 單位根檢驗

為了避免面板數(shù)據(jù)可能存在的“偽回歸”現(xiàn)象，確保估計結(jié)果的有效性，本文采用Fisher-ADF檢驗法、LLC檢驗法和PP檢驗法對各變量進行單位根檢驗。

由表3結(jié)果可知，被解釋變量TFPit的Fisher-ADF 檢驗、LLC 檢驗和PP 檢驗統(tǒng)計量分別為99.53、-10.96、63.83，均通過1%水平下的顯著性檢驗，說明該變量是平穩(wěn)的；解釋變量PEit的Fisher-ADF 檢驗、LLC 檢驗和PP 檢驗統(tǒng)計量分別為129.62、-5.27和176.76，三者均通過顯著性檢驗，說明變量平穩(wěn)，不存在單位根；同理，中介變量、調(diào)節(jié)變量及控制變量也均通過顯著性檢驗，表明所有變量均為平穩(wěn)序列。

4.2 面板模型的選擇

在模型建立之前，首先進行Hausman 檢驗，選擇較優(yōu)的回歸模型。由表4及表5的檢驗結(jié)果可知，model 2a、model 3 的Hausman 檢驗統(tǒng)計量為4.37 和5.84，未能通過顯著性檢驗，其余模型均顯著拒絕“應(yīng)建立個體隨機效應(yīng)模型”的假設(shè)，這說明選擇固定效應(yīng)模型更為合適。因此，本文選擇固定效應(yīng)模型對假設(shè)模型（4）—（12）進行回歸分析。

4.3 實證回歸結(jié)果及分析

4.3.1 外商直接投資和研發(fā)投入的中介效應(yīng)。表4考察了外商直接投資和研發(fā)投入在專利行政執(zhí)法與全要素生產(chǎn)率關(guān)系中的中介作用。由model 1可知，PEit對TFPit的回歸系數(shù)為0.167，并通過1%的顯著性檢驗，說明專利行政執(zhí)法顯著促進了全要素生產(chǎn)率的提升；model 1a 的結(jié)果表明，PEit對FDIit的回歸系數(shù)為0.772，系數(shù)在1%的水平下顯著，說明我國專利行政執(zhí)法強度的增加有利于引入外商直接投資，這有效驗證了假設(shè)H1a；同時，model1 b 的結(jié)果表明，在控制PEit的影響后，F(xiàn)DIit對TFPit的回歸系數(shù)為0.013，通過1%水平下的顯著性檢驗，這表明外商直接投資的增加有利于促進全要素生產(chǎn)率的提高，即假設(shè)H1b 成立，從而假設(shè)H1 成立。以上數(shù)據(jù)表明，專利行政執(zhí)法力度的加強有利于外商增強自己的技術(shù)優(yōu)勢，有利于吸引更多的外資流入，而外資的增加通過技術(shù)擴散和知識外溢等途徑提升了我國的技術(shù)水平，從而有效推動了我國全要素生產(chǎn)率的提高。

表3 面板數(shù)據(jù)的單位根檢驗

由model 2a 的結(jié)果可知，PEit對TFPit的回歸系數(shù)為0.348，通過1%水平下的顯著性檢驗，這表明專利行政執(zhí)法對研發(fā)投入具有顯著的正向作用，假設(shè)H2a 得到驗證；由model 2b 的結(jié)果可知，在控制PEit的影響后，RDit對TFPit的影響系數(shù)為0.023，通過1%水平下的顯著性檢驗，這說明增加研發(fā)投入能有效促進全要素生產(chǎn)率的提高，故假設(shè)H2b 成立，結(jié)合model 2、model 2a 和model 2b 可知，研發(fā)投入在專利行政執(zhí)法對全要素生產(chǎn)率的影響中起中介作用，假設(shè)2 得到驗證。以上數(shù)據(jù)表明，專利行政執(zhí)法力度的提高有利于延長創(chuàng)新產(chǎn)品的生命周期，提高創(chuàng)新者的預(yù)期收益，有助于提振全社會的創(chuàng)新積極性，鼓勵更多的資源流向研發(fā)創(chuàng)新活動；而研發(fā)投入的增加能夠直接創(chuàng)造和積累技術(shù)，促進全要素生產(chǎn)率的提升。

值得注意的是，由model 1 可知，PEit的回歸系數(shù)為0.167，即專利行政執(zhí)法對全要素生產(chǎn)率的直接效應(yīng)為0.167，又由model 1b 和model 2b 可知，PEit的回歸系數(shù)分別為0.157 和0.159，這表明外商直接投資和研發(fā)投入的中介效應(yīng)分別為0.01、0.008，即外商直接投資的中介效應(yīng)略高于研發(fā)投入，這意味著雖然外商直接投資和研發(fā)投入都能對我國全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生顯著正向影響，但外商直接投資的中介效應(yīng)大于研發(fā)投入。合理的解釋是，通過國內(nèi)研發(fā)活動獲得創(chuàng)新和技術(shù)進步不僅需要大量的時間和資源投入，還需要承擔(dān)較高的失敗風(fēng)險。相比而言，通過外商直接投資渠道獲取的技術(shù)溢出能更加快速地提高我國的生產(chǎn)率水平，因此，外商直接投資在專利行政執(zhí)法與全要素生產(chǎn)率關(guān)系中的正向傳導(dǎo)作用強于研發(fā)投入。

4.3.2 產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)節(jié)效應(yīng)分析。由model 3a可知（表5），在控制變量URBit、MARit、HCit和RGDPit的條件下，外商直接投資與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的交互項FDIit*THIRit對TFPit的回歸系數(shù)為0.713，并通過1%水平下的顯著性檢驗，說明產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整和升級對外商直接投資與全要素生產(chǎn)率之間的關(guān)系有正向調(diào)節(jié)作用，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級越快，外商直接投資對全要素生產(chǎn)率的促進作用越大，假設(shè)H3a成立。

表4 外商直接投資和研發(fā)投入的中介效應(yīng)實證結(jié)果

model 3b 結(jié)果顯示，研發(fā)投入與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的交互項RDit*THIRit對TFPit的影響系數(shù)為0.854，且通過1%水平下的顯著性檢驗，這表明產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)在研發(fā)投入與全要素生產(chǎn)率之間起正向調(diào)節(jié)作用，即隨著產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的升級，研發(fā)投入對全要素生產(chǎn)率的促進作用也更加顯著，假設(shè)H3b得到驗證。

在model 3中，專利行政執(zhí)法與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的交互項PEit*THIRit的系數(shù)為0.926，并通過1%水平下的顯著性檢驗。以上結(jié)果表明，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)具有顯著調(diào)節(jié)效應(yīng)，即產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整升級強化了專利行政執(zhí)法對全要素生產(chǎn)率的正向作用，支持了假設(shè)H3。

4.4 穩(wěn)健性檢驗

為了保證研究結(jié)論的可靠性，本文用隨機效應(yīng)方法對假設(shè)模型（4）—（12）進行穩(wěn)健性檢驗，得到結(jié)果如表6、表7所示。

由表6 可知，在model 1 中，PEit對TFPit的回歸系數(shù)在1%的水平下顯著為正，model 1a和model 1b中，PEit對FDIit的回歸系數(shù)和FDIit對TFPit的回歸系數(shù)也在1%的水平下顯著為正；同時，model 1b 中PEit的回歸系數(shù)（0.108）明顯小于model 1中PEit的回歸系數(shù)，證實了外商直接投資在專利行政執(zhí)法與全要素生產(chǎn)率的關(guān)系中發(fā)揮部分中介作用。由model 2a 和model 2b 可知，PEit對RDit的回歸系數(shù)和RDt對TFPit的回歸系數(shù)在1%的顯著性水平下仍然保持正數(shù)，結(jié)合model 1 結(jié)果可知，研發(fā)投入在專利行政執(zhí)法與全要素生產(chǎn)率的關(guān)系中起部分中介作用。同時，外商直接投資的中介效應(yīng)為0.11，大于研發(fā)投入的中介效應(yīng)0.006，證實了前文的結(jié)論。

表7顯示了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)節(jié)效應(yīng)模型的穩(wěn)健性檢 驗 結(jié) 果，其 中，F(xiàn)DIit*THIRit、RDit*THIRit、PEit*THIRit對TFPit的回歸系數(shù)仍保持正數(shù)，且三者均通過5%水平下的顯著性檢驗，證明產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)在專利行政執(zhí)法與全要素生產(chǎn)率中發(fā)揮調(diào)節(jié)作用。

表5 產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)節(jié)效應(yīng)結(jié)果

以上結(jié)論表明，本文的穩(wěn)健性檢驗結(jié)果與實證結(jié)果大體一致，所有控制變量的系數(shù)符號也與前文實證結(jié)果保持一致，大部分通過顯著性檢驗，證明本文的模型是穩(wěn)健的，所得研究結(jié)論具有可靠性。

表6 中介效應(yīng)模型的穩(wěn)健性檢驗

表7 產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)節(jié)效應(yīng)模型的穩(wěn)健性檢驗

5 主要研究結(jié)論與政策建議

5.1 主要研究結(jié)論

與現(xiàn)有各類研究相比，本文做了以下創(chuàng)新性的工作。①對專利行政執(zhí)法指標(biāo)的測度創(chuàng)新。本研究通過對侵權(quán)糾紛、其他糾紛和假冒專利進行權(quán)重賦值，體現(xiàn)了不同專利行政執(zhí)法類型的重要性，較為全面地反映了我國專利行政執(zhí)法的現(xiàn)實情況，得出的結(jié)論也更加符合我國實際。②同時將外商直接投資和研發(fā)投入兩個中介變量納入研究框架，對外商直接投資和研發(fā)投入在專利行政執(zhí)法與全要素生產(chǎn)率之間的中介作用進行分析，明確了專利行政執(zhí)法影響全要素生產(chǎn)率的途徑和作用機制，對現(xiàn)實有較強的指導(dǎo)意義。此外，本文還對外商直接投資和研發(fā)投入的中介效應(yīng)大小進行比較，得出的結(jié)論對現(xiàn)實的參考意義更強。③對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)節(jié)作用的分析?，F(xiàn)有文獻未能考慮到產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對專利行政執(zhí)法與全要素生產(chǎn)率關(guān)系的影響，本研究通過構(gòu)建調(diào)節(jié)效應(yīng)模型，分析產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對整體作用機制的影響，使研究更加完整、實用性更強。

通過以上創(chuàng)新性研究工作，得到以下三個創(chuàng)新性結(jié)論。第一，專利行政執(zhí)法通過外商直接投資和研發(fā)投入兩條作用機制對全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生正向影響，即外商直接投資和研發(fā)投入在專利行政執(zhí)法與全要素生產(chǎn)率之間起部分中介作用，該結(jié)論既是對知識產(chǎn)權(quán)保護、外商直接投資與全要素生產(chǎn)率以及知識產(chǎn)權(quán)保護、研發(fā)投入與全要素生產(chǎn)率之間正向關(guān)系的佐證，也是對專利行政執(zhí)法研究的補充和發(fā)展。第二，外商直接投資在專利行政執(zhí)法與全要素生產(chǎn)率之間的中介效應(yīng)大于研發(fā)投入的中介效應(yīng)，這是已有研究中所沒有的，是對現(xiàn)有成果的深化與完善。第三，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)正向調(diào)節(jié)專利行政執(zhí)法與全要素生產(chǎn)率之間的正相關(guān)關(guān)系，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的升級強化了外商直接投資與研發(fā)投入對全要素生產(chǎn)率的正向影響，進而增強了專利行政執(zhí)法對全要素生產(chǎn)率的正向作用，這個結(jié)論也是現(xiàn)有研究成果中沒有的，是對現(xiàn)有理論成果的有益補充和完善。

5.2 政策建議

基于以上結(jié)論，本文提出以下幾點建議。

①完善專利行政執(zhí)法制度建設(shè)，提升專利行政執(zhí)法效率。首先，提升專利執(zhí)法效能。行政部門要深挖徹查與專利侵權(quán)相關(guān)的線上線下產(chǎn)業(yè)鏈，形成遏制知識產(chǎn)權(quán)犯罪的高壓態(tài)勢。其次，要加強執(zhí)法宣傳，暢通執(zhí)法渠道。專利行政部門定期開展專利行政執(zhí)法法規(guī)宣傳活動，提高企業(yè)的維權(quán)意識，鼓勵企業(yè)使用專利行政執(zhí)法手段維權(quán)。最后，專利行政部門要加強移動互聯(lián)網(wǎng)、大數(shù)據(jù)、區(qū)塊鏈等現(xiàn)代信息技術(shù)在執(zhí)法辦案中的應(yīng)用，積極創(chuàng)新執(zhí)法方式，簡化程序，全面打造智慧型政務(wù)服務(wù)體系，著力提高全社會的創(chuàng)新活力，為全要素生產(chǎn)率的提升提供良好的制度保障。

②穩(wěn)定利用外資規(guī)模，提高利用外資質(zhì)量。首先，各地政府要嚴格落實《外商投資法》和《鼓勵外商投資產(chǎn)業(yè)目錄》，注重項目質(zhì)量，強化“補短板招商”和“精準(zhǔn)招商”，著力引進高質(zhì)量、低耗能、高科技含量的外資進入并帶動我國產(chǎn)業(yè)發(fā)展。其次，各地政府要合理制定優(yōu)惠政策，提高外資企業(yè)的本地化程度，大力鼓勵外資在我國建立研發(fā)部門，擴大外資的技術(shù)溢出效應(yīng)，促進技術(shù)進步和全要素生產(chǎn)率的提高。

③堅持自主創(chuàng)新導(dǎo)向，加強自主研發(fā)?！爸信d事件”和“華為事件”也證明，自主創(chuàng)新不僅是企業(yè)的“命門”，也是國家的“命門”，而實現(xiàn)創(chuàng)新必須有充足的研發(fā)投入作為保障，因此，必須引導(dǎo)全社會加大研發(fā)經(jīng)費投入。首先，發(fā)揮政府資金的導(dǎo)向作用，政府要更多地將研發(fā)經(jīng)費投入前瞻性、關(guān)鍵性領(lǐng)域，帶動社會資本參與建設(shè)，著力突破核心技術(shù)瓶頸。其次，政府部門要通過直接補貼和稅收優(yōu)惠等途徑，加強對科技研發(fā)活動的補貼力度，引導(dǎo)市場主體加大研發(fā)投入，同時要完善和創(chuàng)新科技創(chuàng)新保險體系，降低和化解研發(fā)過程中的各種風(fēng)險，提高企業(yè)等創(chuàng)新主體的研發(fā)意愿。此外，本研究發(fā)現(xiàn)，研發(fā)投入的中介作用效果低于外商直接投資的中介作用，這說明我國目前的研發(fā)活動效率偏低，研發(fā)規(guī)模大而不強，因此，必須調(diào)整研發(fā)投入結(jié)構(gòu)，提高研發(fā)資金的使用效率。一方面，要引導(dǎo)研發(fā)資金更多地投入基礎(chǔ)性研究領(lǐng)域，實現(xiàn)“從0 到1”的原創(chuàng)性突破；另一方面，要更加重視人才培養(yǎng)，提高高等教育質(zhì)量，并大力發(fā)展專業(yè)技術(shù)教育，培育一批高素質(zhì)、專業(yè)化的研發(fā)人才。

④推進產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級，加快新舊動能轉(zhuǎn)換。首先，要推動產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)向價值鏈高端延伸，促進我國產(chǎn)業(yè)逐步由“生產(chǎn)+制造”型向“研發(fā)+制造+服務(wù)”型轉(zhuǎn)變，實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)和產(chǎn)品技術(shù)附加值的提升。其次，地方政府要優(yōu)化本地產(chǎn)業(yè)布局，不能一味地追求“大而全”“小而全”的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，要立足自身實際，根據(jù)地方特點培育和發(fā)展新的產(chǎn)業(yè)集群，并利用規(guī)模效應(yīng)形成新的競爭優(yōu)勢，從而全面提高地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量。