我国知识产权保护政策对FDI的影响

摘要：本文通过对我国知识产权保护与FDI关系的分析，利用韩玉雄、许春明等修正的方法来表示我国的知识产权保护水平，并加入市场规模，贸易开放度等一系列的变量，选取1983～2012年我国的样本数据来探讨各自对FDI的影响，采用格瑞里茨一杰菲的扩展后的柯布一道格拉斯生产函数，建立多元线性回归模型进行考察。

关键词：知识产权保护;外商直接投资;经济增长;技术进步

一、知识产权保护政策对FDI的影响综述

知识产权是一种无形的财产权，也称智力成果权，它指的是通过智力创造性劳动所获得的成果，并且是由智力劳动者对成果依法享有的专有权利。但是此权利具有一定的“保质期”。国家经济制度囊括了知识产权保护机制，对经济发展有着深远的影响。

赫尔普曼（Helpman） 1993年假设南北的技术转移是通过仿效来完成的，在水平创新的增长框架下对知识产权保护与FDI之间的关系进行了讨论。结论显示，FDI的流入因南方知识产权保护强度的增强而受到阻碍。马库森（Markusen） 1995年研究结果显示，一个国家如果在最开始的知识产权保护水平较低，随着知识产权保护强度的不断提高，FDI的流入会被抑制。史密斯（Smith）1999年选取相关数据研究发现，对于具有很强仿效能力的国家来说，FDI的流入和技术许可会因为知识产权保护的加强能够促进。

韩玉雄2005年修正了Ginarte-Park方法，以我国为例，加入执法因素计算修正后的知识产权保护水平。许春明2009年运用1987～2004年FDI的相关数据进行定量分析，通过计量分析得出知识产权保护强度与FDI呈现显著的正相关关系的结论。贺京同2008年通过Ginarte-Park计算方法来测算中国知识产权保护强度，分析我国经济增长是否会受到知识产权保护强度影响，研究指出知识产权保护强度的提高一定程度上会阻碍我国经济的1杂续上涨。

通过以上对国内外文献的综述比对分析可见，知识产权保护间题和FDI的关系一直受到国内外学者的热切瞩目。所以本文通过实证研究在以往学者研究的基础上对我国知识产权保护和FDI的关系进行探讨分析。

二、知识产权保护政策对FDI的影响的实证分析

（一）计量模v'的建立和变量

格瑞里茨（Griliches，1979）在研究影响生产率增长的因素时，提出了知识生产函数，假设将创新过程的产出看作研发资本投入的函数，R&D=f（R&D），使用柯布一道格拉斯生产函数的形式如下。

杰菲（Jaffe，1989）认为知识产出是最重要的，企业追求新经济并将其投人生产过程，投入变量则包括研发经费和人力资源的投入。他改进了知识生产函数。

R代表的是研究的活跃度，X和Z分别表示研究费用和人力资本投入，研发资金投入和人力资本投入的产出弹性用a、6表示，误差项为u。

本文基于杰菲改进的知识生产函数，并将其扩展增加变量建立模型。

我国实际利用外商直接投资额（万美元）用F表示，我们选取的实际利用外商投资金额，并没有选取我国近些年以来的FDI数据，可以更清晰地反映出影响FDI的各种因素。人均国内生产总值（元）用Y表示，IM表示进口总额（人民币亿元），W表示我国城镇在岗就业人员平均年工资（元），H表示研究生毕（结）业生数（万人），I代表重点要研究的知识产权保护程度，为了防止研究中多重共线性和出现异方差等问题的出现，将整个回归模型左右分别取对数。

LnF=m+aLnY十bLnIM十cLnIP十dLUHH+eLnl+u

m=LuA m，a，b，c，d，e均为待估参数。

LnF：我国实际利用外商直接投资的自然对数，代表FDI的年度增长速度。

LnY：年度人均GDP的自然对数，代表市场规模的变化速度，人均GDP来表示市场规模的大小。

LnIM：此变量为年度进口额的自然对数，表示年度贸易开放度的变化速度，进口额来衡量贸易开放度。

LnW：城镇在岗就业人员平均年工资的自然对数，表示工资水平增长速度。

LnH：此变量为研究生毕（结业）生数的对数，表示人力资源水平的变化速度，研究生毕[结]业生数来衡量人力资源。

LnI：知识产权保护强度的自然对数，表示我国知识产权保护强度。

（二）数据的选取

选取了1983年～2012年的时间序列相关数据，根据韩玉雄、许春明等改进的方法，在Ginart-Park指标体系中加入了执法因素，计算出与我国实际情况相符合的知识产权保护强度相关数据。其他变量数据均来自各期的《中国统计年鉴》以及国家统计局网站公布的统计数据。具体见下表。

（三）证分析和計量检验

由于本文研究的主要内容是我国知识产权保护强度对FDI的影响，所以首先剔除其他的变量，选取Lot一个解释变量代人模型进行回归分析，检验知识产权保护强度对FDI的影响，检验结果见下表的第Ⅰ组。同时，为了检验其他变量是否显著，将模型中的所有解释变量代人模型进行回归，结果见下表的第Ⅱ组。再剔除第Ⅱ组中不显著的变量重新进行回归，重复操作，直到回归方程能通过显著性检验，结果见下表的第Ⅲ组。

知识产权保护强度与FDI关系的时间序列分析结果。回归方程如下。

LnF？=14.166+1.800Ln1+2.168LnY-2.063LnW

实证分析结果显示，知识产权保护强度、市场规模和平均工资水平对我国的FDI有显著影响，工资水平与FDI呈显著的负相关关系除外，知识产权保护强度和市场规模水平对FDI的影响呈显著的正相关关系。

三、结论

通过对我国1983～2012年的FDI及影响因素的考察和分析，得出结果可知，我国知识产权保护强度对FDI有着显著的影响，回归方程中知识产权保护强度的系数为1.80，说明每当我国知识产权保护强度每增加10fo，我国的FDI就增加1.80%，知识产权保护强度的不断提高对我国改革开放以来FDI的引进发挥着重要的作用。

四、总结

知识经济主导的21世纪，科学技术的进步是经济增长的原动力，知识产权保护制度的不断完善为技术进步提供了坚实的保障。但是问题依然存在，与欧美等西方发达国家依然有很大差距，所以我们应该重视经济发展过程中知识产权保护出现的问题和不足，妥善解决，切实将知识产权保护机制转化为作用能效，更好地促进我国FDI的引入和经济的又好又快发展。

参考文献：

[1]Elhanan Helpman“Innovation Imitation，and IntellectualProperty Flights”，Econometrica 1993，61（6）：12117-1280.

[2]Markusen，J.The Boundaries of Multinational Enter-prises and the Theory of International Trade，Journal of Eco-nomic Perspectives.1995，26：169～189.

[3]Smith P.J..Are weak patent rights a barrier to U.S ex-ports[J]Journal of International Economics，1999，（48）：151-177

[4]Dinopoulos，E.，Segerstrom，P.Intellectual PropertyRights，Multinational Firms and Economic Growth：Mimeo：Uni-versity of Florida.Stockholm School of Economics.2007.

[5]韓玉雄，李怀祖.关于中国知识产权保护水平的定量分析，科学学研究，2005，23（3）：377-379.

[6]许春明.我国知识产权保护与FDI关系的实证分析.科技与法律，2009.35-38.

[7]贺京同.知识产权保护力度与经济发展的关系研究[J]，社会科学辑刊，2008（1）.

[8]张晓峒.计量经济学软件EViews使用指南[M].天津：南开大学出版社，2003.

作者简介：

成司文，南开大学经济学院，天津。