知识产权保护对企业创新的实证影响研究

李晓楠，刘 锦

(1.苏州银行 博士后工作站，江苏 苏州 215000；2.南京大学 博士后流动站，江苏 南京 210093；3.中南林业科技大学，湖南 长沙 410004)

0 引言

随着当前工业互联网的发展，传统行业企业也在逐渐进入网络化和智能化时代，企业被视为经济发展的引擎，其创新活力亦成为衡量地区创新能力的重要指标之一。企业的知识产权保护制度也受到了更多的关注。然而知识产权保护下的专利制度、版权制度以及商业机密又与当前开放式创新潮流的要求相悖。因此，深入探究知识产权保护制度对微观企业创新的影响具有重要的现实意义。

1 文献回顾

随着有关知识产权保护与创新的研究不断增加，两者关系的判定也开始呈现差异化。一方面，学者们开始从更多视角考察知识产权保护对创新活动的影响。Kim等[1]发现，发明性的专利保护有助于发达国家的创新，而实用新型的知识产权保护则更适合发展中国家。Sweet等[2]发现知识产权保护的初始力度和经济发展水平是影响知识产权保护与创新关系的重要因素。另一方面，随着经济全球化的不断深入，知识产权保护制度“双刃剑”效应也逐渐受到学者们的关注[3]。Chen等[4]认为，发展中国家在模仿国外新技术和鼓励自主创新之间要权衡选择知识产权保护力度。Hudson等[5]甚至质疑更为严厉的知识产权保护制度是否仍能促进创新。

前人的研究大多以国家为个体，利用跨国数据从宏观层面开展实证检验，忽略了同一经济体内部知识产权保护力度的差异及其对企业创新活动的影响[6]。本文试图从微观企业视角重新审视知识产权保护与创新活动的关系，为我国知识产权保护制度的改革提供管理借鉴。

2 数据和变量

2.1 数据来源

本文的样本来源中，城市层面的指标来源于国研《区域经济数据库》，企业特征数据则来自2005年的中国工业企业数据库。对原始样本进行剔除后，通过企业所在城市的名称与120座城市进行匹配，最后得到163 077家企业。

2.2 变量及其测量

(1)知识产权保护。摘自国研《区域经济数据库》中的产权保护指数。

(2)企业创新。结合本文数据，拟从两个方面来衡量企业的创新活动。一是企业的创新投入，即企业的研发活动；二是企业的创新产出。具体构造了4个子变量，分别为企业是否有研发活动(d_rd)、企业的研发强度(rd)、企业是否有新产品产出(d_new)和企业的新产品销售比重(new)。

(3)控制变量。将从企业、行业和城市3个层面控制可能影响企业创新活动的其他因素。

2.3 变量描述

为防止极端值带来的干扰，对样本上下5%的数据进行了winsor处理。结果表明，在全部样本企业中，只有11.8%的企业有研发支出，只有10.8%的企业有新产品产出，这表明我国企业的研发活动并非普遍行为。另一方面，在有新产品发布的企业中，发现新产品销售产值占到了37.5%，和研发支出相比，新产品可能为企业带来大量的收益。

3 实证结果

3.1 回归模型

本文的因变量为企业创新，自变量为知识产权保护。具体定义如下：

Pr(d_innovation=1)=α×Iproperty+β×

Ipropertysqr+γ×CV+ε

(1)

Iinnovation=α′×Iproperty+β′×Ipropertysqr+γ′×CV+σ

(2)

其中：模型(1)为检验知识产权保护对企业创新倾向的影响，d_innovation代表企业创新倾向，即是否有研发支出和新产品产出；模型(2)为检验知识产权保护对企业创新强度的影响，Iinnovation代表企业创新强度，即研发支出强度和新产品销售比重。同时，为了检验知识产权保护对企业创新活动可能存在的倒“U”型效应，均在两个模型中加入了知识产权保护的平方项(Ipropertysqr)。其他变量中，Pr(·)表示标准正态分布的概率分布函数，CV为控制变量，ε和σ为残差项。

此外，在模型(1)中，将采用Probit回归方法；在模型(2)中，由于近90%的企业创新投入为0，直接使用线性回归模型可能会导致因变量的拟合值为负，因此使用Tobit模型估计。

3.2 基本回归结果

依次对模型(1)和模型(2)进行回归(见表1)。

表1 基本回归结果

第1，3，7列的回归结果表明，知识产权保护直接恶化了企业的创新活动，只有第5列的结果支持知识产权保护对创新的积极效应。为得到一致的结论，将知识产权保护平方项放入回归模型中，结果表明，无论是表征创新投入的研发活动，还是表征创新结果的新产品战略，均与城市层面的知识产权保护呈倒“U”型关系。换言之，一定程度的知识产权保护有助于企业创新，但更为严厉的知识产权保护力度将抑制企业创新。

为何更加严厉的知识产权保护将抑制企业创新，一个可能的解释是，随着中国经济的快速发展，企业的创新意识不断增强，越来越多的企业通过技术创新走向世界。然而，有些中国企业的创新活动往往具有一定的模仿性，缺乏完整的自主知识产权。正是由于企业的创新不够“新”，严厉的知识产权保护将导致企业之间有关创新活动的法律诉讼时常发生，而这类法律诉讼往往是漫长而高成本的。因此，更严厉的产权保护制度可能会抑制企业的创新活动。

3.3 Heckman回归结果

尽管上文中得到了城市层面知识产权保护与企业创新的倒“U”型关系，但结论的可靠性仍值得商榷。为解决这类样本选择性偏误带来的干扰，借助Heckman提出的两阶段回归方法来重新考察知识产权保护与企业创新之间的关系。与前文中模型(2)不同的是，第二阶段回归方程中增加了一个根据选择方程计算出的λ项，即逆米尔斯比率(Inverse Mills Ratio)，用于克服可能存在的样本选择性偏差。

Heckman回归结果表明，除第2列外，知识产权保护力度与企业创新仍然显著呈倒“U”型关系。Heckman回归中的逆米尔斯比项λ亦不显著，表明以研发活动表征企业创新的样本选择性偏误并不太严重。

3.4 子样本回归结果

为考察不同样本中知识产权保护对企业创新的影响，将样本按企业规模分为小、中、大型企业组；按所有制分为国有、民营和外资企业组；按企业所在的行业分为高技术企业和非高技术企业组。同时，仍然采用Heckman两阶段回归模型，子样本回归结果如表2所示。其中，Panel A为创新数量方程回归结果(第二阶段)，Panel B为创新选择方程回归结果(第一阶段)。结果发现，除高技术企业样本组中的创新数量方程外，其他回归结果均支持前文两者的倒“U”型关系。为节省篇幅，仅报告了以创新产出(新产品)为因变量的回归结果。

表2 子样本回归结果

4 结论与启示

本文实证检验了城市层面的知识产权保护力度对微观企业创新的影响。结果表明，无论是表征企业创新投入的研发活动，还是表征其创新产出的新产品战略，均与城市层面的知识产权保护水平呈倒“U”型关系。这意味着，在我国现阶段情况下，一定程度的知识产权保护确实有利于增加企业的创新活动，但随着知识产权保护力度的增加，对企业创新行为将产生抑制效应。本文的研究为我国“最优知识产权保护假说”提供了更为确凿的微观证据。未来要为创新创业活动提供夯实的制度保障，应该不断加强企业的自主创新能力建设，建立与之相匹配的愈加严格的知识产权保护制度，使二者相互促进，不断提升我国的创新软实力。