知识产权保护强度与区域创新能力提升研究

李正锋　逯宇铎　于娇

摘要：基于江苏1990-2013年的统计数据，运用协整检验、VAR模型分析知识产权保护强度与区域创新能力提升之间的动态关系。研究结果显示，知识产权保护强度与区域创新能力之间存在协整，具有长期均衡关系；格兰杰因果关系检验显示，知识产权保护强度与区域创新能力之间存在双向因果关系，即知识产权保护强度与区域创新能力互为因果；VAR脉冲响应函数和VAR方差分解显示，知识产权保护强度增长率与区域创新能力增长率之间存在动态关系，据此提出针对性建议。

关键词：知识产权保护强度；区域创新能力提升；VAR；Granger因果检验；脉冲响应函数

中图分类号：F204

文献标志码：A

文章编号：1008-7133（2015）04-0006-06

技术创新是促进区域产业结构升级和经济迅速发展的原始动力和不竭源泉，区域创新能力的持续提升是技术创新的重要保证。知识产权保护制度可以使知识产权拥有者在一定期限内拥有知识产权带来的排他性收益，正是这种最基本的设计目的，使得知识产权保护制度可以促进创新，从而促进区域创新能力的提升，但是这种正向促进作用，是否适用于发展中国家，引起来了越来越多的学者的关注。与此同时，区域创新能力提升是否对知识产权保护有正向作用，如果有，这种正向作用是否显著，都是需要解决的问题。本文以江苏为研究对象，基于1990-2013年的统计数据，采用计量经济学的方法探讨知识产权保护与区域创新能力之间的关系，以期对江苏实施知识产权战略、建设创新型省份提供理论参考。

1文献回顾

国内外学者对“知识产权保护对创新的作用”研究较多，但是研究结果没有取得统一的结论，主要形成了3种观点：第一，加强知识产权保护能够促进创新能力提升。以Kanwar等为代表的学者，通过各种统计数据，对相关国家或地区进行检验，研究认为知识产权保护与技术创新之间存在显著正相关关系。第二，加强知识产权保护不利于创新能力的提升。以Helpman等为代表的学者，认为增加知识产权保护力度会导致技术创新率下降。第三，加强知识产权保护对创新能力提升的影响不确定。Primo表明知识产权保护与创新可能存在“U型”关系，Markus研究表明知识产权保护与技术创新可能呈现非线性关系，Braga等认为只有发展中国家加强知识产权保护才能促进技术创新，余长林等认为发展中国家的知识产权保护强度与技术创新能力之间是“倒U型”关系。国内外学者对“创新对知识产权保护的作用”研究较少，盛辉从理论研究的角度认为技术创新是知识产权的源泉，技术创新的各个阶段都产生知识产权。

上述研究成果对我们研究知识产权保护与区域创新能力提升之间的关系很有帮助，研究观点的多样性正是表明了知识产权保护与区域创新能力之间关系的复杂性，为了验证江苏知识产权保护与区域创新能力提升之间的关系，本文拟做以下2个方面的工作：第一，对许春明等提出的知识产权保护强度测算公式P（t）=L（t）×E（t）进行修正，修正的重点是知识产权司法保护水平和行政保护水平的度量指标，文献[12]用“律师占人口的比例”衡量一个国家司法保护水平，本文认为如果用知识产权专职律师占人口的比例来体现一个国家或地区的知识产权保护水平更为合理，但是知识产权专职律师数无法获取，因此用知识产权案件的法院结案数与立案数的比值来衡量更为适合，文献[12]用“立法时间”度量一个国家法律体系的完备程度来表示行政保护水平，本文认为用知识产权保护中最具代表性的国家知识产权局对专利侵权的结案数与受理数的比值更为合适，将这2个度量指标代入修正后的P（t）^*=L（t）×E（t）^*公式进行计算，以提高知识产权保护实际强度测算的合理性。第二，运用协整检验、VAR模型、格兰杰因果关系检验、VAR脉冲响应函数和VAR方差分解，研究知识产权保护强度与区域创新能力提升之间的动态关系。

2变量选取与VAR模型构建

2.1变量选取

1）知识产权保护强度。国际上目前有RP指数（Rapp&Rozek）和GP指数（Ginarte&Park）对知识产权保护强度进行测算，但是这2个指数在测算某一国家或地区知识产权保护强度时仅仅考虑了立法水平，而没有考虑到实际的执法水平，我国学者许春明和陈敏对知识产权保护强度测算的指标体系进行了重新构建，并进行了验证。本文以修正后的P（t）^*=L（t）×E（t）^*的公式对江苏省知识产权保护强度进行了测算，具体结果，如表1所示。

2）区域创新能力。衡量某一区域创新能力提升的指标主要有专利申请量、专利授权量以及新产品销售收入等，由于专利授权量受到各种外界影响因素的干扰较大，新产品销售收入又具有非常明显的时滞性，本文采用专利申请量表示创新能力提升的指标。具体数据，如表1所示。

2.2VAR模型构建

经验表明，时间序列数据往往是非平稳的，如果不对数据进行平稳性检验直接进行构建模型就非常易于出现伪回归的现象，因此本文采用AFD单位根检验（全文使用EVIEWS5.0软件进行操作）。表1显示，江苏省知识产权保护强度和区域创新能力这2个时间序列总体上呈现出上升趋势，对了克服异、方差现象，使数据更加平滑，对原始数据进行取自然对数处理，处理后的趋势，如图1所示。

由图1所示，整体上知识产权保护强度与区域创新能力仍然存在着非常明显的增长趋势，对其取对数后的数据进行ADF单位根检验，检验结果，如表2所示。

由表2可以看出，LNIPR和LNRIC都为非平稳序列，经过一阶差分后，仍然都是非平稳序列，二阶差分后，2个序列都是平稳序列。由于LNIPR和LNRIC都服从二阶单整，有可能存在协整关系。

为了对LNIPR和LNRIC进行协整关系检验，确实适当的滞后阶数是一件重要的工作。在综合考虑样本量、似然比（LR）、最终预测误差（FPE）、赤池信息准则（AC）、施瓦茨准则（SC）、汉南-奎因信息准则（HQ）的情况下，检测结果，如表3所示。在5个评价指标中有4个认为最佳滞后阶数为2，因此确定建立VAR（2）模型。

基于VAR（2）模型，利用Johansen协整检验对2个时间序列进行检验，得到的检验结果，如表4所示。

由表4协整分析结果可知，LNIPR与LNRIC之间存在着长期协整关系，同时可得两者之间联立方程组，即VAR（2）模型为

LNIPR=0.51673*LNIPR（-1）+

0.46323*LNIPR（-2）-

0.17228*LNRIC（-1）+

0.1786*LNRIC（-2）+0.06652；

LNRIC=0.28795*LNIPR（-1）+

0.12342*LNIPR（-2）+

1.43121*LNRIC（-1）-

0.48491*LNRIC（-2）+0.28723。

应用AR根的图表对协整关系的平稳性进行检验，如图2所示。

由图2可知，全部根都在单位圆以内，表示所建的VAR（2）模型是稳定的。据此进行脉冲函数分析和方差分析的结果是稳健的和可靠的。

3江苏省知识产权保护强度与区域创新能力提升的Granger因果检验

知识产权保护强度与区域创新能力提升是否构成因果关系以及因果关系的方向如何，需要对这2个变量进行Granger因果检验，如表5所示。

由表5可知，LNIPR与LNRIC之间存在双向的因果关系，即LNIPR是LNRIC变化的原因，LNRIC也是LNIPR变化的原因。

4VAR脉冲响应函数和方差分解

4.1VAR脉冲响应函数

由前文分析可知，建立的VAR（2）模型是稳定的。为了描述在随机误差项上施加一个标准差大小的冲击（可能来自系统内部，也可能来自系统外部）后对内生变量的当期值和未来值可能产生的动态影响，在此应用VAR脉冲响应函数来解决这个问题，为尽可能地观察到更加全面、更加动态的脉冲过程，本文设定脉冲响应函数的追踪期为15，得到的LNIPR和LNRIC脉冲响应函数，如图3所示。

由图3（a）可知，知识产权保护强度IPR增长率给自己一个冲击后，对自身立即做出响应，最初影响程度较大，并且是正向反应；在第2期与第5期之间出现较为明显的上下起伏波动，是负向反应，第6期后趋于稳定。

由图3（b）可知，知识产权保护强度IPR增长率对区域创新能力提升RIC增长率一个标准差信息的响应，RIC增长率给IPR增长率一个冲击后，开始的时候IPR增长率是正向响应，但是迅速减少，直至减少到第4期达到反向最大响应，此后开始上升，到了第10期的时候收敛于平稳。以上说明在短期内区域创新能力提升RIC增长率对IPR增长有显著的正向影响，并出现较大的波动，但是随着时间的推移，从长期来看区域创新能力提升RIC对IPR增长率的影响逐渐平稳。

由图3（c）可知，区域创新能力RIC增长率对知识产权保护强度IPR增长率一个标准差信息的响应，IPR增长率给RIC增长率一个冲击后，RIC增长率是正向响应，并且迅速上升，直至增加到第10期达到正向最大响应，并保持平稳。以上说明在短期内知识产权保护强度IPR增长率对RIC增长有显著的正向影响，并且这种影响一直保持着较长的一段时间，从长期来看知识产权保护强度IPR对RIC增长率的影响逐渐平稳。

由图3（d）可知，RIC增长率给自己一个冲击后，对自身立即做出反应，最初影响逐渐增加，到第4期达到最大值，是正向反应；第4期以后是负向反应，到第12期后趋于稳定。

4.2VAR方差分解

方差分解的目的是为了确定每个扰动因素影响VAR系统的程度，即分析内生变量变化的相对贡献度，本文得到的方差分解结果，如表6所示。

对方差分解的分析结果如下：由表6左侧可知，知识产权保护强度IPR增长率的误差来自自身的影响占了83%左右，知识产权保护强度IPR增长率的误差来自RIC增长率的影响占了17%左右。由表6右侧可知，区域创新能力提升RIC增长率的误差来自自身的影响占了76%左右，区域创新能力提升RIC增长率的误差来自IPR的影响占了24%左右。

5结论和建议

研究结果显示，江苏知识产权保护强度与区域创新能力之间存在协整，并且两者之间存在长期均衡关系。格兰杰因果关系检验表明，知识产权保护强度与区域创新能力之间存在双向的因果关系，即知识产权保护强度是区域创新能力提升的变化原因，区域创新能力提升也是知识产权保护强度的变化原因。VAR脉冲响应函数和方差分解表明，知识产权保护强度增长率与区域创新能力提升增长率之间存在着动态关系，知识产权保护强度增长率对区域创新能力提升增长率的影响更大。基于上述结论，提出如下建议。

第一，切实提高知识产权保护强度，促进区域创新能力提升。在知识产权保护制度逐步完善的同时，还要继续加强知识产权保护行政执法力度和司法保护力度，保障知识产权行政保护效能和司法保护效能，加强知识产权行政执法机关与司法机关之间的沟通与联系，认真落实《江苏省省级行政执法与刑事司法相衔接信息共享平台应用管理规定（试行）》，以及行政执法与刑事司法纸件的案件移送制度，以强化行政执法、司法保护部门之间的合作和衔接，同时联合知识产权管理局、公安、法院、海关、工商等有关单位组成统一的知识产权执法队伍严格执法。在提高知识产权保护强度的同时，离不开专业人才的参与，因此还要注重知识产权专业人才的培养，尽管江苏省内的南京理工大学、南京工业大学、江南大学等高等学校已经开始招收知识产权专业学生，成立知识产权培训基地，但是远远不能满足专利代理、知识产权诉讼代理等方面对专业人才的需求，可以采取扩大高等学校招生规模、人才引进、在职培训等办法，培养知识产权保护方面的专业人才。

第二，努力提升区域创新能力，促进提高知识产权保护强度。江苏需要进一步加大对创新人员、经费等方面的投入，促进区域自主创新；同时江苏作为外向型经济依存度非常高的省份，在现代开放经济条件下，还需要通过FDI、国际进口、技术许可等方式引进新技术，与此同时要加强自身对新技术的消化吸收能力，通过自主创新与技术引进，努力提升区域创新能力。只有区域创新能力提升了，才会有更多的创新活动，知识产权工作才会有现实意义。知识产权工作应该更多的渗透到创新全过程，从项目申报、立项、开展研究、结项直至最后的成果转化，知识产权工作都应如影随行，切实对创新成果进行全过程、多方位的保护，从这个意义上讲，创新工作确实提升了知识产权保护强度。

[编辑：王劲松]