高技术产业专利质量、专利保护强度与企业绩效

马 凤，戈 咏

（安徽农业大学经济管理学院，安徽 合肥 230036）

2019 年《世界知识产权报告》分析了近几十年来成百上千万份专利和科学出版记录， 之后得出结论： 创新活动主要来自少数国家的几个大型集群，在2015 年至2017 年间，仅约30 个大城市就占据了全球专利总量的69%和科学活动的48%，而中国就是其中之一。 2020 年我国全年授权发明专利53 万件，其中申请人通过《专利合作条约》 途径提交的PCT 国际专利申请达到6.9 万件， 稳居世界首位。 中国专利申请数量在飞速增长， 但质量参差不齐， 各地域出台的专利资助政策，使得专利中充斥着大量的“垃圾专利”，专利质量越来越受到国家的重视。 国家知识产权局在《2019 年深入实施国家知识产权战略加快建设知识产权强国推进计划》中明确提出：要强化知识产权创造质量导向， 逐步引导企业专利工作重点由数量向质量转变。2021 年4 月25 日，国新办举行贯彻落实“十四五”规划纲要，再次提出知识产权工作要从追求数量向提高质量转变。 专利质量对高技术产业发展至关重要， 与企业绩效实现密不可分。 但是目前国内外研究中针对专利质量与企业绩效关系的研究不多、结论存在分歧，在对二者之间调节机制的研究也较为稀少。 本文将专利保护强度纳入到专利质量与高技术产业企业绩效的研究框架中，以全国30 个省份高技术产业的面板数据作为研究样本， 探讨专利质量与高技术产业企业绩效之间的关系， 以及专利保护强度在二者之间的调节作用。

一、文献综述

目前国内外对高技术产业、专利质量、专利保护强度、 企业绩效的研究主要从以下四个方面分析：

第一，专利质量指标的界定与度量。专利质量指标的界定与度量总体上从两个方面进行： 一是根据专利自身特性对专利质量指标的界定和度量。 万小丽从专利结构、专利维持、专利范围、专利引证四个维度来构建区域专利质量评价指标体系，用来评价区域专利实力，帮助政府做出正确的政策制定和工作规划[1]。 谷丽等将专利质量从技术性、法定性和商业性三个层面去评价分析[2]。 宋艳等基于技术维度、 法律维度和经济维度将专利质量用专利被引次数、 权力要求数量和专利存续期，即维持年限超6 年专利数量来量化表示。二是宏观简单化专利质量指标的界定和度量[3]。 蔡绍洪、俞立平和李盛楠、范德成等以省际高技术产业面板数据为样本， 基于专利代码长度和专利存续期数据等难以获取为因， 采用发明专利与申请专利比值来衡量专利质量[4][5]。

第二，专利保护强度的衡量与效益转化。专利保护强度主要从立法强度和执法强度两个方面来度量， 国家的专利保护强度可以认为是立法强度与执法强度的综合[6]。 2019 年第四次专利修订草案中强调， 要提高专利保护对技术创新成果的转化。根据福利经济学观点，合理的专利保护会促进创新成果的转化， 不合理的专利保护会抑制科技创新和社会经济发展， 但当前中国的专利保护强度远低于理论研究的前沿。 当企业专利保护强度较高时， 企业创新人才和企业创新效益都得到了保障，消除了研发人员和企业的外在顾虑，增强了研发人员和企业发明创造的积极性。 将高质量的专利技术投入市场，可以提高生产效率，增加企业效益以及社会经济效益。

第三，高技术以及高技术产业定义与发展。20世纪70 年代美国最先提出了高技术的概念，之后世界各国广泛采用这一词汇。 高技术是以科技和创新为基础，对科技水平动态评价，不断发展的密集型技术[7]。 高技术的密集型发展推动了产业化集群，高技术产业化也随之逐步形成。高技术产业最早由西方国家率先提出。 美国学者Nelson 认为高技术产业是创新和研发投入较高， 并伴有高风险的产业[8]。 西方其他国家大体上将研发经费投入作为高技术产业重要衡量标准。1986 年经济合作与发展组织（OECD）将研发经费占总产值比重大于4%的产业定义为 “高技术产业”，2001 年这一比重又被提高了一倍。 自1986 年起，国内学者也开始相继研究“高技术产业”概念。 王宏起和陈俊等将中国高技术产业认定为知识研发密集型和从事先进技术的产业[9]。总体上国内外对高技术产业概念的界定有一些相似之处。 2002 年以来，国内在借鉴经济发展与合作组织对高技术产业界定的标准上，发布了《中国高技术产业统计年鉴》。这一统计年鉴也在适应经济社会发展以及行业界定不断精化的基础上加以修订完善。

第四， 专利质量与企业绩效之间的关系。Ernst H 分析了德国公司中高质量专利对企业后续销售收入有明显的促进作用， 但是受到时间滞后效应的影响[10]；李强，顾新等以创业板上市公司为研究样本，分析了专利质量与业绩的关系，研究表明专利质量与企业短期业绩显著正相关， 与长期业绩呈显著U 型关系[11]。蔡绍洪、俞立平将创新质量用专利质量进行量化指标处理， 采用中国省际面板数据， 分析专利数量与专利质量之间的协同作用机制， 强调同时处理好专利数量和专利质量之间的关系才能更好的实现创新成果的转化[4]；宋艳 、 常菊等将专利质量进行三个维度定义，运用分层回归与分组回归的方法， 实证分析了专利被引次数、权利要求数量对企业绩效关系显著。连续性创新在专利质量与专利被引次数、 权利要求数量之间具有调节作用，且为同质调节变量[3]；张晓月、 陈鹏龙发现专利质量与企业绩效之间的关系并不都存在促进作用， 维持年限长的专利对企业绩效作用效果并不明显， 企业发明专利平均被引次数会因为受到技术溢出效应的影响与企业绩效呈现负相关关系[12]。

通过上述文献回顾发现， 国内外对专利质量概念界定尚未达成统一， 对专利质量区域研究集中在指标界定上，进行实证研究较少，且对区域内专利质量创新价值分析较少； 对专利保护强度的分析， 很少有学者分析专利保护强度对于创新质量对价值实现的影响； 现有专利质量研究的样本集中于高技术产业中的某一具体产业， 对系统全面分析高技术产业的研究较少， 而高技术产业的研究正在成为一种热点； 分析专利质量与企业绩效的关系并未达成一致结论，尚存在分歧，并且对于二者之间调节机制的分析较少。基于以上分析，本文以全国30 个省份的省际高技术产业面板数据为样本， 分析高技术产业专利质量与企业绩效的关系，并以专利保护强度作为调节变量，分析不同区域专利保护强度对于专利质量与企业绩效关系的调节效果。

二、研究假设

（一）高技术产业专利质量与企业绩效

专利质量是对创新质量和相对创新程度衡量的重要标准之一[4][13]，提升专利质量对于增强自主创新能力， 实现国家知识产权强国战略目标具有重要意义[2]。 专利质量的高低既是对技术水平、法律制度健全的反映，又是市场价值的体现[14]。在高技术产业发展过程中，技术研发能力的成熟，会推动专利质量的提升[4]，而专利对于提升企业价值和销售收入方面具有重要作用[15]。 将专利质量和企业绩效分别用专利被引次数、权利要求数量、利润额、销售收入等指标定义，证明了专利被引次数、权利要求数量对企业绩效的促进作用[3][11]，将专利质量用发明专利与申请专利的比值来表示， 证实了专利质量对企业效益的促进作用[4]。 尽管有部分学者认为专利质量与企业绩效呈负相关关系，但是专利质量所带来的市场价值和经济价值会反馈到企业本身，推动企业绩效的实现。基于以上分析提出假设1：

H1：专利质量对企业绩效有促进作用。

（二）专利保护强度的调节作用

企业技术创新的产出需要完善的保护机制规避技术成果的外漏， 专利保护制度可以确保创新主体获取自身权益。 一方面专利保护制度不完善会导致技术外溢风险的发生， 完善专利保护利于企业研发投入的效益产出，实现企业绩效，并且专利保护强度的提升， 会强化研发投入对企业绩效的转化效率[5]。 另一方面专利保护制度缺失会导致大量“专利泡沫”的发生，低质量专利会降低企业创新成果的转化。 因此强调专利保护制度的建立，不仅提高了专利质量，也是企业绩效实现的重要保证。 基于以上分析提出假设2

H2：专利保护强度对专利质量与企业绩效具有调节作用。

将这一假设进一步分析，在经济欠发达地区，经济水平较低，吸引高技术产业能力较弱，缺乏区域竞争能力，若设置严格的专利保护制度，则会更加阻碍科技创新以及科技创新成果的绩效转化。反过来在经济发达地区，经济水平高，吸引高技术产业能力强，高技术产业占整个行业中比重较大，行业之间竞争激烈，若专利保护制度不完善，则会导致不正当竞争的发生， 会阻碍技术创新以及科技创新成果的绩效转化。 基于以上分析提出假设2a、2b：

H2a：经济欠发达地区，专利保护强度对专利质量与企业绩效具有较弱的调节效应。

H2b：经济发达地区，专利保护强度对专利质量与企业绩效具有较强的调节效应。

三、研究设计

（一）研究样本数据来源

本文选取了2009—2016 全国30 个省级行政区高技术产业作为研究样本， 每个行政区的高技术产业作为一个样本单元，全部数据主要从《中国统计年鉴》、《中国科技统计年鉴》、《中国高技术产业统计年鉴》和国泰安数据库中获得，因（香港、澳门、台湾、西藏自治区）数据缺失严重，将其删除。根据2020 年人均国内（地区）生产总值、人均国民收入、产业结构等综合指标，其中10 个省（市），北京、天津、湖北、上海、江苏、浙江、福建、山东、广东和重庆为经济发达地区；其余20 个省（市），安徽、河北、内蒙古、广西、重庆、四川、贵州、云南、陕西、甘肃、青海、宁夏、新疆等为经济欠发达地区。样本之所以选取2009—2016 之间数据有如下原因：一是2009 年《中国高技术产业统计年鉴》做了修订与重大调整，为了保证数据的连续性，选取2009年作为样本数据的初始年份。 第二，目前《中国高技术产业统计年鉴》 各项数据统计， 只截至到2016 年，其它数据资料略有补充，但是不够全面。基于以上两个方面原因， 本文将数据样本的选取区间定为2009—2016 年间。

（二）变量定义与度量

本文对因变量、自变量、调节变量和控制变量的定义与度量如下：因变量参考宋艳、蔡绍洪等，选取企业年利润额对数表示；自变量参考蔡绍洪、李盛楠等，采用发明专利与申请专利比值来衡量；调节变量参考仇云杰、刘栋等[6]，选用立法强度与执法强度的乘积来表示；控制变量参考宋艳[3]、杜莹[16]、张晓月[12]等，选用资产负债率、企业规模、每股现金净流量和固定资产净利率来表示。 如下表1 所示：

表1 高技术产业专利质量、专利保护强度与企业绩效变量释义与定义

（三）模型构建

根据宋艳、常菊以及蔡绍洪，俞立平对专利质量与企业绩效相关研究，参考上述学者计量模型，本文构建如下模型：

公式（1）和（2）中αi为常数项，βij（i=1，2...5，j=1，2...5） 为待确定系数， ζi为随机误差项；profit为企业绩效；out、rdi、level、size、ncf、far 分别表示专利质量、专利保护强度、资产负债率、企业规模、每股现金净流量和固定资产净利率。

四、实证分析

（一）专利保护强度数据收集以及描述性分析

2009—2016 年全国及各省专利保护强度变化如表2 所示：

表2 2009-2016 年全国及各省专利保护强度变化表

从立法强度和执法强度乘积所计算出来的全国各省级行政区专利保护强度数据统计来看，各省级行政区专利保护强度总体上呈现上升趋势，说明虽然国家对专利知识产权的保护越来越重视。 要分析专利保护强度对专利质量与企业绩效之间的调节作用关系，需做进一步实证分析。

（二）变量描述性统计分析

2009——2016 年我国高技术产业专利质量、专利保护强度与企业绩效的描述性统计如下表3所示：

表3 变量描述性统计

从表3 变量描述性统计结果来看， 资产负债率、固定资产净利率、每股现金净利率最小值和最大值相差较大，标准差较小；企业规模的最大值与最小值相差不大且标准差也很小； 企业经营类相关变量指标的标准差都较小， 反映出在高技术产业中，资本投入比例一定的情形下，技术创新对企业绩效的作用更为重要， 专利质量类指标从最小值22.66 到最大值100，体现了高技术产业创新质量发展情况存在很大差距， 且中位数与最小值和最大值存在差距，可以做深入研究。

（三）变量相关性检验

2009——2016 年我国高技术产业专利质量、专利保护强度与企业绩效的Pearson 相关性检验如下表4 所示：

表4 Pearson 相关系数表

通过对变量进行相关性检验， 样本数据总体上分布较为合理， 初步验证了解释变量与被解释变量之间的相关性。 各个变量相关系数均在0.9以下，不存在多重共线性，可以进一步进行回归检验。

（四）回归分析

对高技术产业专利质量、 专利保护强度与企业绩效进行回归分析，如下表5 所示：

本文采用STATA12.0 统计分析软件对模型进行回归分析， 并通过豪斯曼检验选择采用固定效应模型， 且选择固定效应模型也符合总体性原则，本文所选取的是中国30 个省份的省际面板数据，因此是一个总体样本数据，选择固定效应模型分析更加合适。模型1 只包含控制变量，模型2 在模型1 的基础上加入自变量进行回归分析。 从分析结果来看专利质量对企业绩效的影响是负面的。 科技创新成果要得到实验验证、授权使用，才能投入生产，转化成企业效益，需要一个时间周期的过渡， 因此考虑到科技创新的成果到企业绩效的转化会受到时间滞后效应的影响， 现将企业绩效做滞后两期处理，对公式（1）和公式（2）做如下调整：

其中公式（3）和（4）中 outt-2为企业 t-2 年的专利质量；levelt-2、sizet-2、ncft-2、fart-2分别为企业 t-2 年的资产负债率、企业规模、每股现金净流量、固定资产净利率。对调整后的公式，再做滞后两期的回归分析，回归结果如下表6 所示：

从表6 回归结果看， 对企业绩效做滞后两期处理后，专利质量的弹性系数0.137 在P＜0.01 的情形下，拒绝原假设，因此可以得出专利质量对企业绩效有显著促进作用。

（五）调节作用分析

专利保护强度对专利质量与企业绩效调节作用分析，如下表7 所示：

表7 专利保护强度的调节效应回归结果

本文将专利质量和专利保护强度做交叉项后与企业绩效分析， 如表7 所示专利保护强度正向调节专利质量与企业绩效间的关系。全国30 个省份按照经济发达地区与经济欠发达地区分为两组后， 表7 中在经济发达地区专利质量与专利保护强度交叉项的弹性系数为0.152， 在P＜0.01 的情形下拒绝原假设， 经验P 值为0.005， 显著性较高， 说明在经济发达地区专利保护强度对专利质量与企业绩效关系有较强的调节效应； 在经济欠发达地区专利质量与专利保护强度交叉项的弹性系数为0.136， 在P＜0.1 的情形下拒绝原假设，经验P 值为0.062，显著性不太明显，说明在经济欠发达地区专利保护强度对专利质量与企业绩效关系有较弱的调节效应。在经济发达地区，政府对企业政策落实到位， 研发人员权益与利益可以得到全面保障， 专利保护强度对专利质量实现企业绩效转化具有更强的促进作用。 虽然在经济欠发达地区专利保护强度促进专利质量实现企业绩效转化的作用不太明显。 但是在欠发达地区一方面政府政策落实水品在不断提高， 对企业和研发人员权益与利益保护水品在不断提高， 因此专利保护强度与专利质量对企业绩效转化的促进作用在未来可能会不断增强； 另一方面在经济欠发达地区专利保护强度对专利质量实现企业绩效转化的效果不太明显，可能因为受到信息传递，政府政策落实等外部因素制约的影响， 使得专利保护制度落实短期内无法实现， 短期内转化为企业绩效受到影响，具体研究可以在今后进行。

（六）稳健性检验

为验证研究结果的稳健性， 本研究参考张晓月、陈鹏龙等研究，将专利质量用发明专利近3 年被引次数替换，再一次进行回归分析发现：发明专利近3 年被引次数弹性系数为0.121， 在P＜0.01的情形下拒绝原假设， 表明发明专利近3 年被引次数与企业绩效关系显著， 且对企业绩效有显著促进作用，这与上文研究结果基本一致，验证了结果的稳健性； 采用分组回归对专利保护强度进行调节作用检验，经济发达地区，专利保护强度与专利质量（发明专利近3 年被引次数）交叉项弹性系数为0.147，在P＜0.01 的情形下拒绝原假设，显著性检验通过，同样具有稳健性。 因此，当把专利质量指标调整替换后，同样通过了显著性检验，验证了前文分析结果的稳健性。

五、研究结论与启示

本文将专利质量、 发明专利与申请专利比值来表示，研究专利质量与企业绩效之间的关系，并分析专利保护强度在二者之间的调节作用。 研究结果表明： 高技术产业专利质量对企业绩效有显著的促进作用， 专利保护强度在高技术产业专利质量与企业绩效关系中具有调节作用， 在经济发达地区， 专利保护强度对专利质量与企业绩效间关系具有较强的调节作用；在经济欠发达地区，专利保护强度对专利质量与企业绩效间关系具有较弱的调节作用。

该研究结论对政府政策导向和企业管理实践具有以下启示：一对于各省市区政府来说，要依法履行国家专利质量检测标准，严格把控专利质量，对企业和个人发明专利以及专利质量进行测定和评估；鼓励企业进行科技创新和专利发明，对科技创新成果的专利数量和质量进行专利保护， 保障科研人员和企业的权益，更好实现社会效益、企业效益与个人效益； 经济欠发达地区政府创新发明相关政策要加强监控，及时落实，不断提高经济欠发达地区技术创新水平。二对于企业来说，要重视专利质量，提高技术创新水平，形成企业核心竞争力；要不断增强科技创新成果，包括专利质量、专利数量等对企业绩效的转化能力， 企业要利用好地区专利保护制度， 提高专利质量转化企业绩效的水平。最后，本文在行业分类、指标界定和度量，以及时间区间选择等方面还有不足之处， 未来可再深入拓展研究。