知识产权保护与经济增长关系中“门限效应”的实证研究

陈 恒，侯 建（哈尔滨工程大学 经济管理学院，哈尔滨 150001）

知识产权保护与经济增长关系中“门限效应”的实证研究

陈 恒，侯 建
（哈尔滨工程大学 经济管理学院，哈尔滨 150001）

知识经济时代知识产权保护与经济增长成为不可避免的话题，文章选取中国2002—2012年省级面板数据，基于技术供给渠道的研究视角，采用面板门限回归模型，将自主研发渠道（R&D）和国际技术转移方式（FDI）的非线性门限性质引入模型，探讨知识产权保护与经济增长之间的内在关系，研究发现：随着自主研发渠道R&D投入强度门限的不断提高，知识产权保护对各地区经济增长和运行总体上起到了很大程度的正向效应，应鼓励内生自主创新带动经济增长；其次，知识产权保护与经济增长的作用关系同样存在国际技术转移方式FDI强度的显著影响，并且在我国实际区域差异条件下过高或者过低的FDI强度都在很大程度上有利于知识产权保护对经济增长的促进作用。因此，需要制定实施差别化的区域R&D和FDI体制，最大效用发挥知识产权保护对经济增长的促进作用。

知识产权保护；经济增长；技术供给渠道；门限效应

0 引言

随着开放市场与知识经济的发展，知识成为最重要、最关键的经济要素，而知识产权保护是其知识经济时代一种不可或缺的重要资源，在技术创新、国际技术转移与经济增长方面发挥着重要影响[1]。

中国近年来经济的高速增长以及知识产权保护战略的大力推动，知识产权保护呈现出由弱到强己的必然所趋，但结合中国目前地区异质性特征，现有研究[2]发现知识产权保护强度并没有达到最优值（区间），且知识产权保护主要通过国际技术引进和R&D活动的渠道对经济增长发挥显著作用。然而，基于自主研发渠道（R&D）和国际技术转移方式（FDI）的技术供给视角对知识产权保护视角与经济增长的关系探讨微乎甚微，虽然大量研究表明知识产权保护会在资金、技术和管理模式方面影响一国的科技创新和经济发展[3]，但是缺乏技术供给渠道的重要结构因素来研究知识产权保护与经济增长的关系会造成计量结果和分析导向的偏误。

本文的贡献，首先在于模型假设在当前我国开放型市场体制中有自主创新与国际技术转移两种技术供给方式，并分别用其主要的技术供给贡献模式R&D投入和FDI数据代理表示；其次在于本文将其R&D、FDI引入知识产权保护影响经济增长的非线性模型，进一步验证其R&D、FDI对知识产权保护与经济增长关系造成的非线性“门限”特征；最后根据研究结论提出中国要根据不同地区的技术供给水平，实施差别化的技术供给渠道的战略构想，并为我国经济高速运行和持续发展以及知识产权战略推动提供政策参考。

1 研究设计

1．1 模型构建

为了探究我国经济发展运行中自主研发渠道（R&D）和国际技术转移方式（FDI）的非线性门限效应，本文采用Hansen（2000）[4]面板门限模型，并在进一步参考文献研究[5-7]基础上，纳入实物资本、对外贸易、人力资源以及政府调控等变量作为控制影响因素，最后结合中国区域R&D投入、FDI的实际情况，本文建立了以R&D投入强度为门限变量的知识产权保护对经济增长的单门限面板模型：

其中，i和t为地区和时间，GROWTH表示实际人均GDP，FDI表示实际利用外商直接投资程度，PCI表示固定资产投资情况，FT表示对外贸易情况，HR表示人力资本情况，FE表示政府对经济活动干预程度，RBR表示人口抚养比，I()·为指示函数，R&D为门限变量。

多重（双重）门限面板模型：

其中，γ1、γ2为双重门限值，其他符号同方程（1）。

同理，以FDI强度为门限变量的知识产权保护对经济增长的单门限面板模型:

其中符号同方程（1）。

多重（双重）门限面板模型：

其中符号同方程（1）。

1．2 数据和指标

本文使用我国30个省市2002—2012年的省级面板数据进行计量分析。文中GROWTH、FDI、IPR、PCI、FT、HR等指标原始数据来自《中国统计年鉴》和各地区年鉴，R&D投入强度的原始数据来自《中国科技统计年鉴》。PBR数据来自《中国统计年鉴》和《中国人口和就业统计年鉴》。

（1）经济增长（GROWTH）。为增加数据可比性和客观性，使用实际人均GDP数据衡量地区经济增长与运行状况。其中为消除物价影响用2002年地区GDP指数平减折算成2002年为基期的数据，最后对样本数据做了对数处理。

（2）知识产权保护（IPR）。知识产权保护是包含立法、司法和执法等因素的系统概念，本文借鉴许春明和单晓光[8]等人的方法，加入中国知识产权保护实际执行效果方面指标，最终可以得出更为科学和符合实际的中国地区知识产权保护水平指标，表示为：

其中，GPt为GP方法测算的知识产权保护立法水平，Eit为知识产权保护执法水平。

（3）自主研发渠道（R&D）。本文使用R&D投入强度来衡量，具体为R&D经费内部支出占同期该地区GDP的比重。相应的分别对原始变量用地区GDP指数处理指数进行平减，换算成2002年为基期的数据。

（4）国际技术转移方式（FDI）。考虑比较差异[9]，本文使用取FDI强度来衡量，具体为实际利用外商直接投资额占GDP的比重。FDI数据用2002年的固定资产投资价格指数进行平减，折算成2002年为基期的数据。

（5）资本投入（PCI）。本文使用固定资产投资占生产总值的比重来衡量。数据相应的分别用固定资产投资价格指数处理地区GDP指数处理。

（6）对外贸易（FT）。使用进出口总额占生产总值的比重作为代理指标。进出口总额做相应的GDP指数平减处理。

（7）人力资源（HR）。人力资源的累积程度可用普通高校在校人数占总人口的比重来衡量。

（8）政府调控（FE）。借鉴文献常用做法，本文使用财政支出程度来表示，计算方法为年财政支出占GDP的比重。同样分子分母数据相应的进行了地区GDP指数平减处理。

（9）人口抚养比（PBR）。基于新古典经济理论和人口经济学理论，社会抚养指数是构成人均GDP的重要衡量指标[6]，同时由于数据的限制，本文以人口抚养比作为代理指标来解释。

本文数据的描述性统计结果如表1所示。

表1 各指标描述性统计量（2002—2012）

2 实证分析

2．1 自主研发渠道门限效应检验

以自主研发渠道R&D强度为门限变量估计和显著性检验见表2和表3，从中可以看出，在1%显著性水平下只有单一门限显著，而双重门限及三重门限不显著。因此可以认为，知识产权保护与经济增长关系中存在单一R&D强度门限，由此本文也不在估计三重及以上门限影响，选择单一门限情况来研究。在单一门限中，门限值为0.011，在门限值水平以下，知识产权保护对经济增长的回归系数在1%水平上显著为0.913。表明低研发投入（门限值0.011水平以下）条件下知识产权保护对经济增长具有一定的促进作用。而在门限值之上回归系数为0.952，也呈现出1%水平上显著。表明在这一水平上加强知识产权保护更有利于经济增长和运行，即随着R&D投入强度的加大（门限水平不断提高），知识产权保护对各地区经济增长和运行总体上起到了逐渐显著的正向效应。

表2 自主研发渠道（R&D）单一门限估计

表3 门限显著性检验和置信区间

其次，还需要进行所估计的门限值的真实性检验。从表3中可以看出，以R&D投入强度为门限变量，单一门限的门限值为0.011，而门限估计值0.011位于95%置信区间[0.005 0.018]内。

在R&D投入强度单一门限模型中为0.011(见图1)，单个门限估计值0.011的95%置信区间处于所有LR值小于5%显著水平下临界值的估计值区间内，说明单个门限估计值与其真实值相等。

图1 R&D单一门限

综上，研究结果首先表明了R&D投入强度对知识产权与地区经济增长关系的影响呈现出不同于简单线性特点的复杂非线性门限效应；其次，也说明了一定程度的加强R&D投入，会提高经济增长中知识产权保护的制度因素影响，更能充分发挥知识产权保护的正向效应。

2．2 国际技术转移方式门限效应检验

以国际技术转移方式FDI强度为门限变量估计和显著性检验结果见表4、表5和表6，从中可以看出，在5%显著水平下，单一门限检验显著，在1%显著水平下双重门限显著，三重门限不显著。因此，表明了知识产权保护与经济增长的关系与FDI有关，即存在双重FDI门限。单一门限条件下，门限值为0.012，FDI强度低于这一门限值时，知识产权保护对经济增长的影响存在显著的促进作用，高于此水平时亦在1%水平上呈现显著正相关，但是影响程度有所下降。双重门限条件下，FDI强度低于0.006时，知识产权保护与经济增长的作用关系在1%水平下呈现显著的正相关，表明低强度FDI有利于知识产权保护促进地区的经济增长。FDI强度在0.006与0.052之间时，知识产权保护对经济增长的促进作用一定程度减弱。而门限值高于0.052时，知识产权保护对地区的经济增长又出现一定程度的增强。

表4 国际技术转移方式（FDI）双重门限估计

表5 国际技术转移方式（FDI）双重门限估计

接下来对其门限值的真实性进行检验。从表6中可以看出，以FDI强度为门限变量，双重门限的门限值分别为0.006和0.052，而门限估计值0.006位于95%置信区间[0.005 0.023]内，门限估计值0.052位于95%置信区间[0.005 0.081]内。

表6 门限显著性检验和置信区间

在FDI强度双重门限模型中门限参数估计值分别为0.006（见图2）和0.052（见图3），双重门限估计值0.006和0.052的95%置信区间同样处于所有LR值小于5%显著水平下临界值的估计值区间内，表明与其真实值相等。

图2 FDI双重门限

图3 FDI双重门限

知识产权保护对经济增长的作用关系存在国际技术转移方式（FDI）的显著影响，高于门限强度或低于门限强度的FDI都在很大程度上利于知识产权发挥促进经济增长的作用。这也需要引起足够的重视，本文认为目前在经济全球化和国际技术转移大趋势下，强度不断提高的FDI，在国际开放合作的环境中带动了国内对发达国家的技术引进趋势，进而满足知识产权保护的国际化水平对于国内科技创新和经济增长的作用有所促进。而且，FDI强度较低，国际技术转移受限，在国际国内的产品、技术、利润等竞争日趋加大的条件下，会刺激国内转而通过大力实施自主研发创新增强自身竞争力，同时也就更需要知识产权保护发挥其应有的作用保护权利人的智力劳动成果以增强自主创新意愿。基于此，一个地区FDI引入强度的大小，需要特别考虑地区知识产权保护水平与经济发展与运行水平的作用情况而采取相应的适宜的引入措施。

3 结论

本文使用非线性面板门限模型，假设主要的技术供给贡献模式R&D投入和FDI，将其引入知识产权保护对地区经济增长和运行状况的复杂的非线性影响关系中，得出以下方面结论：

（1）知识产权保护对经济增长的影响存在着自主研发渠道（R&D）单一门限的非线性显著特征。研究发现，随着自主研发渠道R&D投入强度门限的不断提高，知识产权保护对各地区经济增长和运行总体上起到了很大程度的正向推动作用，需要根据不同地区制定适宜的R&D投资体制，鼓励内生自主创新的技术供给渠道来带动经济增长。

（2）知识产权保护与经济增长的作用关系同样存在国际技术转移方式（FDI）的显著影响。在我国区域差异显著条件下过高或者过低的国际技术转移方式FDI强度都在很大程度上提升知识产权保护的促进作用。因此，根据不同的地区实施不同的FDI强度区间，针对经济增长实力还不够强的我国中西部地区适当加强基础设施建设并完善政策体系，应促进吸引FDI，充分发挥其在知识产权保护体系与经济增长方面的正向推动效应。

[1]余长林.知识产权保护与发展中国家的经济增长[J].厦门大学学报（哲学社会科学版），2010，（2）.

[2]蔡虹,吴凯,蒋仁爱.中国最优知识产权保护强度的实证研究[J].科学学研究,2014,（9）.

[3]董雪兵,朱慧,康继军,宋顺锋.转型期知识产权保护制度的增长效应研究[J].经济研究,2012,（8）.

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

[5]刘焕鹏,严太华.OFDI与国内创新能力关系中的“门限效应”:区域金融发展视角的实证分析[J].科研管理,2015,（1）.

[6]曾淑婉,刘向东,张宇.中国省区经济差异及其影响因素的实证分析——来自全国283个地级市的经验证明[J].经济问题探索,2014,（9）.

[7]赵文军,于津平.贸易开放、FDI与中国工业经济增长方式——基于30个工业行业数据的实证研究[J].经济研究,2012,（8）.

[8]许春明,单晓光.中国知识产权保护强度指标体系的构建及验证[J].科学学研究,2008,（4）.

[9]项本武.东道国特征与中国对外直接投资的实证研究[J].数量经济技术经济研究,2009,（7）.

（责任编辑/浩 天）

F062.3

A

1002-6487（2016）24-0096-03

国家社会科学基金资助项目（14BGL007）；国家软科学基金资助项目（2013GXS5B190）

陈 恒（1972—），男，黑龙江齐齐哈尔人，教授，博士生导师，研究方向：技术创新与国际化经营。

侯 建（1991—），男，河南新乡人，博士研究生，研究方向：技术创新与知识产权。