知识产权保护与地区制造业升级——基于中介效应和面板分位数模型的实证分析

秦放鸣，张 宇

(新疆大学 经济与管理学院，新疆 乌鲁木齐 830046)

0 引言

改革开放40多年尤其是加入世界贸易组织(WTO)以来，中国制造业在世界占比从2000年的6%提高至2017年的27%，自2010年超越美国之后，连续多年稳居世界第一，成为名副其实的制造业大国。然而，我国制造业受到高端制造回流和低端制造转移双重挤压，陷入传统比较优势弱化和国际竞争新优势尚未形成的两难困境[1]。十九大报告指出，加快发展先进制造业，建设制造强国。2018年中央经济工作会议强调，推动制造业高质量发展。而推动制造业高质量发展，实现制造强国的关键在于转型升级和创新驱动[2]。作为一种鼓励和约束知识生产的重要制度安排，知识产权保护对我国工业转变发展具有推动作用[3]。根据世界经济论坛(WEF)发布的《全球竞争力报告》显示，2006-2017年中国知识产权保护水平由3.24上升至4.5。那么，在实施知识产权保护战略背景下，加强知识产权保护能否有效促进我国地区制造业升级？其作用机制是什么？回答这些问题，对于推动我国制造业转型升级，实现制造业高质量发展具有重要现实意义。

目前，关于知识产权保护与地区制造业升级的研究主要集中在理论和实证研究两个方面。在理论研究方面，Kim(2003)指出，知识产权保护促进了韩国企业消化、吸收和改进国外技术，进而推动韩国制造业从劳动密集型向知识密集型转型；Seokkyun 等[4]认为，知识产权保护通过增加企业研发投入这一作用机制提高产业增加值，进而推动产业升级；巫景飞和郝亮[5]通过构建企业和政府两部门博弈模型，发现知识产权保护水平越高，越有利于地区产业升级；章文光和王耀辉[6]以22个发达和发展中国家为研究对象，采用定性比较分析方法，发现加强知识产权保护对产业升级具有促进作用；肖德和候佳宁[7]认为，优化知识产权制度有助于降低交易成本，从而激励企业创新行为和提升生产率，促进制造业升级；徐明霞[8]基于知识产权政治经济学属性，分析知识产权保护对制造业升级的作用路径，研究发现知识产权保护是制造业升级的重要驱动力。在实证研究方面，Javorick[9]采用转型经济体数据发现，弱知识产权保护不仅阻碍FDI进入高新技术产业，而且还导致外资撤离与制造业转移，进而对制造业升级产生不利影响；Park[10]以41个国家制造业为研究样本，实证表明，知识产权保护通过刺激研发投资影响制造业生产率增长；Branstetter 等[11]基于南北一般均衡模型研究发现，加强知识产权保护有利于南方工业发展和升级；易倩和卜伟[12]通过构建知识产权保护执法指数发现，知识产权保护执法力度越高，技术创新对地区产业转型升级的作用越大。相反地，李士梅和尹希文[13]研究表明，过强的知识产权保护对产业升级具有阻碍作用。

根据以上文献梳理，现有研究仍存在一些不足：关于知识产权保护如何影响制造业升级这一问题，缺乏系统的理论分析和实证检验；对知识产权保护与制造业升级之间可能存在的内生性问题重视不够，从而削弱了估计结果的稳健性和说服力；缺乏对知识产权保护影响制造业升级这一作用机制的严谨实证。基于上述研究不足，本文首先将知识产权保护和制造业升级纳入统一分析框架，构建理论模型，深入探讨知识产权保护对地区制造业升级的影响及其作用机制；然后利用2003―2017年中国省级面板数据，实证检验知识产权保护对地区制造业升级的影响；随后采用中介效应模型检验知识产权保护对地区制造业升级的作用机制；最后运用面板分位数模型进一步考察知识产权保护对地区制造业升级的边际演化特征，以期为实现制造业高质量发展提供相关依据。

1 理论机制

1.1 理论框架设定

本文借鉴Crozer&Koening(2005)、耿晔强和张世铮[14]的理论框架，从理论上推导知识产权保护对地区制造业升级的影响。

1.1.1 需求

假设一国消费者效用函数为CES形式：

(1)

式(1)中，g表示产品种类，Ω为消费者能够购买的产品集合，σ表示各产品间的替代弹性，qg表示产品g的数量，λg表示产品的高端化水平，用以衡量制造业升级。

在预算约束下，根据效用最大化原则，消费者对产品g的需求：

(2)

1.1.2 供给

假设一国的市场组织为垄断竞争市场，不同厂商生产具有差别的同种产品，进入和退出市场是自由的，且仅使用劳动力这一生产要素。假定不同厂商创新水平为φi，创新水平提升能够降低厂商生产成本[15]；以ρk表示不同地区k的知识产权保护水平。知识产权保护一方面能阻止其它企业模仿和剽窃其核心技术，降低企业维权成本；另一方面能提升企业创新水平，从而促进制造业升级。基于此，企业生产成本设定如下：

(3)

式(3)中，ω为工资水平，xi为企业产量，α为固定成本，包括机器、厂房等固定投入。由于知识产权保护存在“最适强度”[16]，适当的知识产权保护有利于创新能力提升，即∂φi/∂ρk>0；过度的知识产权保护抑制技术创新，即∂φi/∂ρk<0。

结合式(2)和式(3)，根据利润最大化原则，企业生产的最优价格和最优产量分别为：

(4)

将式(4)代入企业利润函数中，可得企业最大化利润：

(5)

在长期内，垄断竞争厂商实现均衡时利润为0，由此可得企业均衡产量为：

(6)

1.1.3 均衡：知识产权保护与地区制造业升级的关系

在影响需求和供给的其它因素不变条件下，市场形成均衡，即厂商供给等于消费者需求，xi(g)=qi(g)，函数为：

(7)

整理可得：

(8)

对式(8)中知识产权保护ρk进行求偏导，可得：

(9)

式(9)表明，适当的知识产权保护(∂φi/∂ρk>0)有利于地区制造业升级，而过强的知识产权保护(∂φi/∂ρk<0)可能抑制地区制造业升级。

1.2 知识产权保护对地区制造业升级的作用机制

(1)正向传导。知识产权保护主要通过创新激励效应、人力资本配置效应和国际技术溢出效应等作用机制促进地区制造业升级。首先，考察创新激励效应。由于研发活动存在外部性和低边际成本等特点，知识产权保护有助于降低企业核心技术被恶意窃取和非法模仿风险，保障企业研发投入带来高额收益，进而激发企业增加研发投入，提高企业创新能力，最终促进制造业转型升级。其次，考察人力资本效应。知识产权保护使企业新产品收入增加，而新产品供给的创新主体被社会、企业广泛认可，进而通过市场机制将其配置到高生产率的创新领域。按照比较优势原则，将边际产出较高的人力资本配置于高技术部门，边际产出较低的人力资本配置于低技术部门，实现研发部门和其它部门协调发展。最后，考察国际技术溢出效应。在知识产权保护水平更高的国家，外资为减少技术被剽窃和侵权风险，倾向于将生产环节和相关技术等转移至子公司，客观上为东道国企业接触和学习先进技术及管理经验提供了机会，进而通过技术溢出效应影响地区制造业升级。

(2)负向传导。过强的知识产权保护易形成垄断市场，从而阻碍技术溢出。企业在获得垄断地位后，一方面在相关技术领域的创新动力削弱[17]，往往会减少创新投入，另一方面对其它企业产生挤出效应。在以上双重因素作用下，创新资源得不到有效补充，进而增加企业生产成本，削弱行业竞争力，阻碍地区制造业升级。另外，技术在行业间的溢出机制被阻断，不利于企业在技术溢出基础上进行“二次创新”，造成重复性创新投资，形成高投入、低回报的恶性循环机制，进而陷入制造业“低端锁定”陷阱。

综上所述，知识产权保护对制造业升级的最终影响取决于正向作用与负向作用两者之间相对大小，若正向作用大于负向作用，则知识产权保护能促进制造业升级，反之则不利于制造业升级。因此，知识产权保护对制造业升级的最终影响如何还需进一步进行计量检验。

2 模型设定、变量及数据

2.1 模型设定

2.1.1 基准计量模型

借鉴已有文献，建立如下计量模型：

Sophisticationit=α0+βIPRit+∑γjxijt+μi+λt+εit

(10)

其中，下标i表示各个省份，t表示年份。Sophisticationit为被解释变量，表示地区制造业升级；IPRit为核心解释变量，表示知识产权保护；xijt表示选取的一系列控制变量；μi和λt分别表示地区个体效应与时间效应；εit为随机扰动项，且服从正态分布。

2.1.2 面板分位数模型

为了细致刻画知识产权保护在不同水平下对制造业升级的影响是否存在差异，即考察知识产权保护对地区制造业升级的边际效应演化特征，本文采用面板分位数模型进行估计检验。该方法兼具面板数据和截面分位数模型共同优点[18]，一方面对异常值敏感度较低，能控制个体差异，适用范围较为宽泛，且估计结果更加稳健；另一方面能较为全面准确地反映变量间在不同分位点上的关系。其模型设定如下：

(11)

式(11)中，Fit(IPR)表示地区制造业升级的影响因素，其中包括知识产权保护(IPR)和各种控制变量；Qτ[Sophisticationit|Fit(IPR)]表示在影响因素给定情况下，地区制造业升级在不同分位值τ上的值；λ(τ)表示Fit(IPR)在不同分位值τ上的估计值。同时，为了估计参数值，需要求解最小值问题。

(12)

式(12)中，n为样本量，变量名同上。为更全面了解各变量在不同分位数上的结构性差异，本文选取10%、25%、50%、75%和90%为分位点进行估计检验。

2.2 变量说明

本文涉及的变量包括地区制造业升级(Sophistication)、知识产权保护(IPR)、金融发展(fin)、政府干预(gov)、环境规制(er)、对外直接投资(lnofdi)、贸易开放度(trade)、研发投入(rd)、人力资本(human)和外商直接投资(lnfdi)。

(1)地区制造业升级(Sophistication)。传统产业升级测算方式为三次产业占比或不同特征产业占比，该方法更适合表征产业结构变迁而非产业升级。为有效度量制造业内部结构变化，本文借鉴周茂等(2018)的做法，将27个制造业细分行业的出口技术复杂度与地区制造业内部生产结构相结合，构造地区制造业升级指数。

(13)

式(13)中，Prodyi,2003表示2003年中国制造业内部细分产业i的出口技术复杂度，由各细分产业i的HS六位产品层面出口技术复杂度加权平均而得；Outputi,c,t表示c地区t年产业i的产出，各细分产业i的产出与地区制造业总产出之比用以表征地区内部生产结构。需要注意的是，制造业细分行业中不同产品的出口技术复杂度是由全球化生产结构决定的[19]，而制造业升级受地区内部生产结构影响。在测算地区制造业升级时，需要测算HS六位产品层面出口技术复杂度，公式如下：

(14)

式(14)中，Prodyk表示HS六位产品k出口技术复杂度，Ym表示国家m的人均GDP，Exportmk表示国家m中产品k的出口额，Exportm表示国家m的总出口额。为进一步分析地区制造业升级分布的动态演进特征，本文运用Kernel密度函数分别对2003、2008、2013和2017年中国省级层面制造业升级进行估计，估计结果如图1所示。

图1显示，在样本考察期内，地区制造业升级出现以下变化特征：核密度曲线左端尾部变化较小，而右尾逐年拖长，表明低水平区制造业升级缓慢，而高水平区制造业升级加快；波峰位置经历上升、下降的变化，右尾抬高，表明地区间制造业升级差距在不断扩大。如何进一步推动地区制造业升级是亟待解决的问题。

图1 地区制造业升级核密度函数曲线

(2)知识产权保护(IPR)。Ginarte&Park[20]提出的GP指数是衡量地区知识产权保护的主要方法，但鉴于GP指数以5年为时间跨度，测算上缺乏连续性，削弱了估计结果的稳健性。技术交易市场是一个重要要素市场，为技术咨询、开发及转让等提供平台，能直接反映知识产权保护对创新主体的激励作用，其能否正常运行取决于地区知识产权保护水平。本文借鉴胡凯等[21]的做法，采用各地区技术市场成交额占GDP比重衡量地区知识产权保护水平。

(3)中介变量。根据前文的机制分析，选取研发投入、人力资本和外商直接投资作为中介变量，分别表征创新激励效应、人力资本配置效应和国际技术溢出效应，以检验知识产权保护对地区制造业升级的作用机制。其中，研发投入采用各地区R&D经费内部支出占GDP比重衡量，人力资本选取各地区平均受教育年限表征，外商直接投资采用各地区人均fdi的对数值表示，并按照当年人民币兑换美元的平均汇率进行换算。

(4)控制变量。金融发展(fin)：金融发展通过资本形成、资本调配、创新激励及信息服务机制影响地区制造业升级。本文采用各地区金融机构贷款年末余额占GDP比重衡量金融发展。政府干预(gov)：处于转型期的中国市场机制尚不健全，地方政府往往通过某些制度安排对经济进行强干预，使得产业结构偏离其比较优势，进而引起效率损失和资源错配，阻碍地区制造业升级。本文采用各地区地方政府财政支出占GDP比重衡量政府干预。环境规制(er)：合理的环境规制一方面有利于倒逼企业提高研发投入，进行技术创新和产品研发，激发“创新补偿”效应[22]；另一方面有利于形成行业壁垒，限制高污染、高排放企业进入，优化制造业内部产业结构，实现制造业升级。本文采用各地区工业污染治理完成投资额占GDP比重衡量环境规制。对外直接投资(lnofdi)：对外直接投资可通过产业转移、技术创新、产业关联等效应推动地区制造业升级。本文采用各地区对外直接投资存量的对数值来衡量。贸易开放度(trade)：在开放条件下，贸易开放引致的竞争效应引起地区制造业内部资源再配置，使得更多资源流向高技术行业，进而实现内部产业高端化[23]，从而推动制造业升级。本文采用各地区进出口总额占地区生产总值比重衡量贸易开放度。

2.3 数据来源

本研究所选取样本为2003―2017年中国内地30个省(市、自治区)的平衡面板数据(西藏因数据不全，未纳入统计)。其中，测算地区制造业升级数据来源于历年《中国工业统计年鉴》和CEPII数据库，对外直接投资数据来源于2003―2017年《对外直接投资公报》，其它原始数据来源于历年《中国统计年鉴》、各省(市、自治区)统计年鉴和EPS数据库，部分缺失数据通过插值法进行填补。各变量描述性统计结果如表1所示

3 实证结果及分析

3.1 面板单位根检验

为避免出现“伪回归”现象，需要对变量进行平稳性检验，以确保估计结果的稳健性。本文分别采用LLC、IPS、ADF-Fisher和PP-Fisher方法对平衡面板进行单位根检验，检验结果如表2所示。结果显示，除IPS和PP-Fisher中个别变量未通过显著性检验外，其余变量均通过平稳性检验，因此认为本文所选取数据是平稳的。

表1 各变量描述性统计结果

表2 面板单位根检验结果

3.2 基准回归估计结果

本文采用混合普通最小二乘法(POLS)初步检验知识产权保护对地区制造业升级的影响。考虑到双向因果和遗漏变量等内生性问题对估计结果造成的偏误，需要寻找有效工具变量解决内生性问题。借鉴Wooldridge[24]的做法，选取核心解释变量的一阶滞后项(IPRit-1)作为工具变量，使用两阶段最小二乘法(2SLS)进行回归检验。然后，剔除组间异方差和自相关等问题对模型估计结果的影响，运用可行广义最小二乘法(FGLS)进行参数估计。鉴于地区产业升级是一个动态演化过程，当期产业结构受上期影响。因此，在静态面板基础上，引入被解释变量的一阶滞后项，建立动态面板回归模型，采用DIFF-GMM模型和SYS-GMM模型考察知识产权保护与地区制造业升级的关系，估计结果如表3所示。

由表3可知，模型(1)―(5)中，核心解释变量知识产权保护(IPR)对地区制造业升级的估计结果一致，影响系数均为正，且至少通过了5%的显著性水平，在一定程度上表明知识产权保护对地区制造业升级的促进效应显著且稳健。正如上文所述，知识产权保护可能通过创新激励效应、人力资本配置效应和国际技术溢出效应促进地区制造业升级。SYS-GMM模型可将差分GMM和水平GMM组合起来进行估计分析，使其模型估计参数更加无偏及有效，不仅能解决模型存在的内生性和异方差等问题，还将制造业升级的动态性和连续性特征纳入模型。因此，本文主要依据SYS-GMM的估计结果进行分析，同时将POLS、2SLS、FGLS和DIFF-GMM模型估计结果作为参照一并列出。

表3中SYS-GMM模型估计结果显示，地区制造业升级的一阶滞后项(L.Sophistication)在1%的水平上显著为正，说明地区制造业升级存在一定“惯性”效应，即存在积累效应和路径依赖，上期制造业升级水平会影响当期制造业升级。控制变量方面，政府干预(gov)、对外直接投资(lnofdi)和贸易开放度(trade)对地区制造业升级的影响符合预期。金融发展(fin)虽然系数为正，但未通过显著性检验。可能的原因在于，在政府主导的金融体系下，银行等金融机构更倾向于贷款给政策扶持性产业，而对生产率较高的新兴技术产业重视不够，从而形成产能过剩，“侵占”新兴产业创新资本[25]，阻碍资源从低端产业向高端产业转移，并最终限制技术密集型制造业发展，导致金融发展(fin)对地区制造业升级作用不明显。环境规制(er)对地区制造业升级存在负向影响且通过了1%水平的显著性检验，表明环境规制不利于地区制造业升级。这与Conrad 等[26]、余东华和崔岩[27]的研究结果一致，验证了“遵循成本说”。可能的解释是，由于环境规制的存在，制造企业不得不增加治污投入，导致企业生产成本增加，进而挤占生产性投资和技术创新资源，降低企业出口比较优势，削弱企业竞争力，限制企业利润最大化产出，从而阻碍地区制造业升级。

表3 基准估计结果

3.3 作用机制检验结果

基准回归估计结果表明，知识产权保护对地区制造业升级具有提升效应。那么，这种提升效应如何产生？即动力机制是什么？是否如上文所分析，知识产权保护可能通过创新激励效应、人力资本配置效应和国际技术溢出效应促进地区制造业升级？为此，需要进一步检验上述作用机制的存在性，借鉴中介效应检验方法[28]，采用递推回归方程，运用模型进行估计检验，计量模型如下：

Sophisticationit=α0+α1Sophisticationit-1+α2IPRit+∑γjxijt+εit

(15)

(16)

(17)

其中，Mit代表中介变量，用以表示3种中介效应。将被解释变量的一阶滞后项纳入模型中，以增强结果稳健性。根据中介效应检验方法，第一步对式(15)进行回归，检验知识产权保护对地区制造业升级的提升效应是否存在；第二步对式(16)进行估计，考察知识产权保护与中介变量之间的关系，预期显著为正；第三步对式(17)进行回归，验证中介效应，如果系数ω2和ω3显著为正，且ω2的系数值小于α2，则表明研发投入、人力资本和外商直接投资存在中介效应。

表4中模型(1)结果显示，知识产权保护(IPR)对研发投入(rd)的估计系数在1%的水平上显著为正(系数值为0.154 8)，表明知识产权保护促进了研发投入增长，间接验证了宗庆庆等[29]的研究结论。模型(2)结果表明，知识产权保护和研发投入(作为中介变量)对地区制造业升级的系数均显著为正，且知识产权保护系数值为0.009 6，小于基准估计回归中模型(5)的系数值0.013 5，验证了研发投入对地区制造业升级具有部分中介效应，说明知识产权保护可以通过创新激励增加地区研发投入这一作用机制，促进地区制造业升级，这与预期一致。数据显示，2003―2017年以我国各地区技术市场成交额占GDP比重表征的地区知识产权保护水平不断提高(年均增长率为5.42%)，研发投入以年均18.89%的速度增长。与此同时，地区制造业升级指数以年均2.47%的幅度提高。这也印证了知识产权保护水平提高带来研发投入增加，进而提升地区制造业升级水平。

表4中模型(3)结果显示，知识产权保护估计系数在1%的水平上显著为正，表明知识产权保护明显提高了地区人力资本水平，验证了知识产权保护对地区人力资本的优化配置效应。模型(4)结果显示，知识产权保护和人力资本的估计系数均显著为正，且知识产权保护系数值为0.010 5，小于基准估计回归中模型(5)的系数值0.013 5，验证了人力资本具有部分中介作用，说明知识产权保护通过优化人力资本配置进而促进地区制造业升级。省级层面数据显示，2003―2017年我国东、中、西部人力资本平均水平分别为8.948 1、8.796 7、8.473 0，而地区制造业升级指数分别为7.962 8、7.914 5、7.745 2。因而，对于中西部地区而言，制定人才引育等政策促进人力资本提升，对于促进本地区制造业升级具有重要意义。

表4中模型(5)结果显示，知识产权保护对外商直接投资的系数显著为正，且通过了1%水平的显著性检验，说明知识产权保护促进了技术跨国流动和溢出，验证了上文的理论分析。模型(6)估计结果显示，知识产权保护和外商直接投资的系数均显著为正，且知识产权保护系数值为0.009 7，小于基准估计回归中模型(5)的系数值0.013 5，验证了国际技术溢出具有部分中介效应。

以上中介效应检验结果表明，知识产权保护通过创新激励效应、人力资本配置效应和国际技术溢出效应促进地区制造业升级。比较模型(2)、(4)、(6)中知识产权保护(IPR)系数可知，3种传导机制的中介效应分别为0.003 9、0.003 0、0.003 8。说明知识产权保护通过研发投入促进地区制造业升级最为有效，技术溢出效果次之，而人力资本的效果有限。

表4 作用机制检验结果

3.4 知识产权保护对地区制造业升级的边际效应

上文从中介效应存在性和传导机制两个层面考察了知识产权保护对地区制造业升级的影响。然而，由于地区间经济发展不平衡，且知识产权保护执法水平存在方向和程度上的差异，可能导致这种影响是非线性的。结合我国国情，需要考察知识产权保护对地区制造业升级是否存在异质性。为此，深入探讨知识产权保护在不同分位点上的边际效应是有必要的。因此，本文采用面板分位数模型进行回归检验，结果如表5所示。

表5结果显示，知识产权保护估计系数和显著性在不同分位点表现出明显结构性差异。具体表现为，知识产权保护对地区制造业升级的边际效应呈现出倒U型特征。当地区制造业水平较低(10%分位数以下)时，知识产权保护未能表现出显著的积极作用。可能的原因在于，企业进行自主创新所产生的研发成本未能通过垄断利润得到补偿，加之技术具有非竞争性及部分非排他性等属性，且面临市场不确定性，企业更愿意通过技术引进和模仿创新实现“技术蛙跳”，但过度依赖上述两种技术路径，容易产生路径依赖，陷入“比较优势陷阱”，因此表现为不显著。随着地区制造业升级水平提高(25%分位数至50%分位数)，知识产权保护对地区制造业升级的估计系数均通过了1%水平的显著性检验，分别为0.072 3和0.086 7。可能的解释是，适当的知识产权保护及严峻的外部环境，一方面促使企业通过技术获取、积累和改造等路径进行自主创新，以提高产品技术含量，形成品牌竞争和销售渠道优势；另一方面，能保障技术创新带来的高额收益，降低技术被剽窃和侵权风险，因此表现为递增的促进作用。但当地区制造业升级水平进一步提高(75%分位数至90%分位数)时，知识产权保护对地区制造业升级的影响系数开始下降，甚至出现负值。表明随着地区制造业升级水平提高，制度促进产业升级的“专属效应”存在边际递减趋势。即当知识产权保护超过“最适强度”后，强知识产权保护一方面巩固了专利拥有者的行业垄断地位，企业通过提高产品价格，阻碍技术良性扩散和传播，造成市场扭曲和资源错配，不利于地区制造业升级，甚至起到阻碍作用。而过高的知识产权保护使发展中国家进行技术引进时不得不支付高昂的专利许可费用，使得企业承担过高的可变成本，进而增加本土企业模仿和二次创新的阻力，致使企业处于全球价值链(GVC)低端制造环节，从而陷入“赶超陷阱”。这一实证结果无疑为“最优知识产权保护假说”提供了经验证据。由于本文研究重点是知识产权保护对地区制造业升级的边际效应，因此不对估计结果中的控制变量进行赘述。

3.5 稳健性检验

为进一步检验结果的稳健性及有效性，除控制内生性问题和遗漏变量等措施外，本文借鉴周茂等(2018)的做法，使用1997年中国制造业内部细分产业的出口技术复杂度作为基期衡量地区制造业升级。同时对地区制造业升级空间维度上的溢出特征和时间维度上的路径依赖特征予以控制，利用地理距离衰变法构建经济地理权重矩阵，运用动态空间滞后模型进行稳健性检验，估计结果如表6所示。替换地区制造业升级指标后，知识产权保护对地区制造业升级的估计系数和显著性并未发生明显变化，说明结论具有稳健性，也从侧面佐证了地区制造业升级更多指内部生产结构升级，而与产品出口技术复杂度的基期年份选取无关。

表5 面板分位数估计结果

表6 稳健性检验结果

4 结论与展望

4.1 研究结论与政策建议

中国经济正处于由高速增长向高质量发展转变的重要攻坚期，地区制造业转型升级是推动质量变革和建设制造强国的重中之重。在此背景下，本文首次把知识产权保护和地区制造业升级纳入统一的理论分析框架，并利用2003―2017年中国内地30个省(市、自治区)平衡面板数据，实证考察了知识产权保护对地区制造业升级的影响及其传导机制。在此基础上，进一步探讨了知识产权保护对地区制造业升级的边际效应。研究结果表明，知识产权保护显著推动了地区制造业转型升级，且地区制造业升级存在一定路径依赖，在缓解内生性问题及进行稳健性检验之后，结论依然成立；知识产权保护主要通过创新激励效应、人力资本配置效应和国际技术溢出效应等传导机制促进地区制造业升级，其中，创新激励效应影响最为显著，国际技术溢出效应效果次之，而人力资本配置效应效果有限；知识产权保护对地区制造业升级的边际效应呈现出先促进后抑制的倒U型特征，表明知识产权保护存在“最适强度”。

基于上述结论，本文提出如下政策建议：

(1)国家应坚定不移地实施知识产权保护战略，着力完善知识产权相关法律，努力营造良好的制度环境，同时提高知识产权保护水平，遏制剽窃和侵权行为，防止出现“搭便车”现象，确保知识专有属性和创新回报。

(2)各地区应因地制宜地采取差异化知识产权保护措施，使其实际强度与制造业升级水平相匹配，最大化地发挥知识产权保护对制造业升级的边际效应，形成两者之间良性循环，进而加快本土企业迈向全球价值链中高端。

(3)企业一方面应加大研发投入力度，增强自主创新能力，提高创新边际产出，实现创新驱动产业升级；另一方面，应建立规范的人才培养和发展体系，提升企业人力资本水平，同时强化人力资本对创新的推动作用及其与制造业升级之间的动态契合。此外，注重与高技术外资企业合作交流，充分利用外资企业技术优势，提高自身消化吸收能力，以增强国际技术溢出效果，促进地区制造业升级。

4.2 研究不足与展望

目前，深入研究知识产权保护如何影响地区制造业升级的文献还不多，未来研究可以从以下两个方面着手：理论拓展方面，知识产权保护作为一种重要的制度安排，其对地区制造业升级可能存在其它路径和作用机制，未来研究可进一步拓宽机制，丰富相关理论；样本选择方面，将研究对象细化到制造业企业内部，从微观层面检验知识产权保护对制造业升级的影响，以取得更稳健的结论。