自主创新、技术模仿与知识产权保护——基于中国省际面板数据的实证研究

■屈 军，刘军岭

一、问题的提出

因知识积累、研发投入和企业创新能力差异，技术领先国家通常普遍严格知识产权保护以激励自主创新，而技术后发国家往往弱化知识产权保护，借助国际贸易、FDI和技术许可下的跨国技术扩散和转移，通过模仿创新以缩小技术差距。然而，在我国借助技术模仿实施技术追赶的过程中，美日等技术领先国家要求我国严格履行TRIPS协议（与贸易有关的知识产权协定，简称TRIPS）项下的知识产权保护义务。这不仅迫使我国企业额外支付高昂的技术费用，而且还打乱了我国既有技术进步路径，即经由技术模仿完成技术知识和人力资本的积累，进而顺势转型至自主创新轨道。更为甚者，2018年3月，美国总统特朗普以知识产权侵权为由发动贸易战，企图将我国产业自主创新势头扼杀在摇篮。因此，加强知识产权保护制度研究已成为我国实现经济转型升级和创新驱动发展的迫切需要。

围绕后发国家是否应该严格知识产权保护，国际学术界形成两种截然相反的观点。以Helpman为代表的学者认为：后发国家强化知识产权保护会增强跨国公司的垄断势力，提高后发国技术转移成本，降低技术模仿率（Glass&Saggi，2002）。而以Branstetter为代表的学者认为：后发国家严格知识产权保护能够提高外资进入的数量和技术复杂度，加速生产的国际转移，使技术领先国家将更多资源用于研发，从而推动技术创新（Branstetter et al.，2007）。国内学者较早对我国知识产权保护制度开展了研究，但同样未达成共识。易先忠等（2007）认为我国应弱化知识产权保护以促进技术模仿为主的技术进步。而胡凯等（2012）等学者认为自主创新是现阶段我国技术进步的主要方式，我国大部分地区已跨越了知识产权保护水平的门槛值，强化知识产权保护刻不容缓。同时，其他学者持中立观点，如陈凤仙和王琛伟（2015）认为我国正处于创造性模仿的过渡阶段，应实施恰当的知识产权保护。

针对上述研究问题存在的分歧，本文基于拓展的Romer（1990）关于中间产品种类扩张的内生增长模型分析框架，分析了后发国家知识产权保护对技术进步效应的影响机理。与上述研究均遵循北方创新-南方模仿的研究框架不同，本文考虑了后发国家知识产权保护与技术模仿、自主创新之间的相互关系。其次，易先忠等（2007）对中国经验分析所使用的数据已经久远，我国近十年来知识产权保护政策与技术进步效应的解释因子可能发生了显著变化，导致结论缺乏有效性。鉴于此，本文结合2001～2015年我国省际面板数据，采用系统GMM方法对动态面板模型系数进行估计，重点考察了知识产权保护技术进步效应的影响机理、门槛特征和区域差异性，研究结论有助于为现有研究分歧提供进一步参考证据。

二、理论模型与研究假设

本文基于Romer（1990）的基本分析框架，采用中间产品种类扩张的内生技术进步模型，考虑三部门的开放经济：研发部门、中间耐用品部门和最终产品部门。模型假设前提如下：

（1）假设本国存在四种生产要素，分别是物质资本（K）、劳动力（L）、人力资本（H）及用以表征技术的研发设计（A）。

（2）研发部门使用人力资本（H2）和既有存量技术知识（A）生产出新知识（）；中间耐用品部门使用新设计和物质资本生产出中间产品（X）；最终产品部门使用劳动力（L）、人力资本（H1）和中间产品（X）生产出最终产品（Y）。其中，H=H1+H2，人力资本由两部分组成：一部分进行生产管理（如高级技工、高管），一部分专注于研发。

（一）研发和生产

本国最终产品生产采用Cobb-Douglas生产函数形式，即

上式中，Y是最终产品产量，H1是最终产品生产环节投入的人力资本，L代表非熟练劳动力，x（i）表示各种中间投入品。因消费品生产等于资本品生产，所以物质资本变动可表示为：

就中间品部门而言，生产x单位耐用品需要购买1单位新设计，并支付ηx单位资本。就研发部门而言，研发企业开发出的新设计数量由研发人力资本投入和公共知识存量共同决定。开放经济条件下，公共知识存量由两部分组成：一部分是研发企业自主创新所积累的公共知识d（φ）A；另一部分是国际贸易、FDI、技术许可等国际技术扩散和转移路径下，通过技术模仿和学习而获取的境外知识f（φ）A*。相较于自主创新，研发企业可通过技术模仿和逆向工程等非常规手段获得境外成熟技术，从而使知识积累更具效率。无论是自主创新还是技术模仿获得的知识，作为投入品，现有知识存量增加均能提高人们后续创新效率，使后来者得以“站在巨人肩膀”加速技术进步（Scotchmer，2004）。

假定研发部门充分竞争，所有研发企业生产函数相同，则后发国家研发部门的总生产函数可写成：

通常情况下，d′（φ）A＞0，表明知识产权保护水平越高，越能激励本土企业的自主创新，从而加速本国知识积累和技术进步。f′（φ）A*的符号不确定，即知识产权保护与技术模仿下的知识储量的关系不确定，包括如下两种情况：第一，对于模仿能力较强的后发大国而言，严格知识产权保护会导致市场扩张效应大于市场势力效应，意味着提高知识产权保护水平能加速该国的技术进步，即 f′（φ）＞0，f′（φ）A*＞0；第二，对于模仿能力较低的后发小国而言，严格知识产权保护会导致市场势力效应大于市场扩张效应，意味着提高知识产权保护强度减缓该国技术进步。即f′（φ）＜0，f′（φ）A*＞0（Rafiquzzaman，2002）。为研究方便，假设T=A|A*表示后发国家的相对技术水平，且0＜T≤1。

假设任意时点商品价格均可用现有产出衡量，r是贷款利率，PA是新设计的价格，WH是单位人力资本报酬。简化起见，假设资本价格为1。因任何人均可利用既有存量知识从事研发以生产新设计，因此：

对中间品生产者而言，竞争性研发市场下，PA可视为给定。最终产品生产商通过确定每种中间品x（i）的投入量以实现利润最大化。给定H1和L，则中间耐用品的总需求函数取决于：

对上式求导可得中间耐用品部门的反需求函数：

给定H1，L，r和新设计的固定购买成本，中间产品生产商通过选择产出以实现利润最大化，即：

研发部门的自由进入导致新设计的净收益现值等于初始投资成本，即：

均衡状态下，PA为常数，对时间t求导，则：

（二）消费者行为

假设经济中代表性家庭是无限期生存的Ramsey家庭，其效用函数为：

（三）均衡状态

均衡状态下，最终产品部门和研发部门的人力资本报酬应当相等。最终产品部门人力资本工资等于其边际产出；研发部门人力资本工资为WH=PAδ[d（φ）A+f（φ）A*]，其产出为该部门所有收入，则：

（四）知识产权保护的技术进步效应分析

为考察知识产权保护的技术进步效应，就上式对φ求导，可得：

上式符号由（Hδ-ρ Λ）和[f′（φ）+d′（φ）T]共同决定。当δ、Λ、σ参数外生给定时，（Hδ-ρΛ）间接衡量了该国自主创新或技术模仿能力的基础条件，与人力资本质量和研发部门的生产效率正相关。在其他条件一定时，一国（或地区）创新模仿基础条件越好，知识产权保护的技术促进作用越大。f′（φ）+d′（φ）T的符号由知识产权保护的技术模仿、自主创新的边际能力以及国内外相对技术水平共同决定。从而得出本文第一个研究假设。

假设1：后发国知识产权保护强度的技术进步效应受到技术模仿能力、自主创新能力和相对技术水平等因素影响。

为进一步分析，现假设后发国家的模仿创新基础条件好，满足Hσ＞Λσ时：知识产权保护强度的技术进步效应主要取决于f′（φ）+d′（φ）T符号，也就是说当国内外相对技术水平T与边际替代率f′（φ）/d′（φ）存在相对大小的不确定性。

（1）当 f′（φ）+d′（φ）T＞0 时，即 T＞-f′（φ）/d′（φ），则∂g/∂φ＞0。意味着知识产权保护对技术进步效应具有正向促进作用。

（2）当 f′（φ）+d′（φ）T＜0 时，即 T＜-f′（φ）/d′（φ），则∂g/∂φ＜0。意味着知识产权保护对技术进步效应具有负向抑制作用。

（3）当 f′（φ）+d′（φ）T=0 时，即 T=-f′（φ）/d′（φ），则∂g/∂φ=0。意味着知识产权保护对技术进步效应存在拐点，即相对技术水平（T*）临界值。

因此，本文可以得出第二个假设。

假设2：知识产权保护强度与技术进步效应之间可能存在门槛特征，取决于国内外相对技术水平差异大小。

三、技术进步率测算与计量模型构建

（一）技术进步率测算与分析

1.基于DEA-Malquist指数法的技术进步率测算

为准确衡量技术进步效应，本文基于非参数DEA-Malquist指数法，利用DEAP2.1程序计算了我国2001～2015年30个省、自治区、直辖市（西藏除外）的省际层面全要素生产率、技术进步率和技术效率，从宏观层面认识我国全要素生产率概况及其地区差异。使用技术进步率作为省际技术进步效应的代理变量，同时在稳健性部分采用全要素生产率（Total Factor Productivity，TFP）作为地区技术进步率的代理指标（傅勇和白龙，2009）。所使用数据说明如下：历年各省区的实际产出等于各省GDP除以相应GDP平减指数。劳动数据选用各省区的全部从业人员数进行度量。资本数据采用“永续盘存法”计算我国2001～2015年省际物质资本存量，使用永续盘存法需要确定基年物质资本存量、构造固定资产投资价格指数、选择恰当的折旧率①折旧率δ=9.6%，则i省t年的资本存量Ki,t=Ki,t-1（1-δi,t）+Ii,t。并确定当年投资额（张军等，2004）。另外，使用各省区2000年的固定资本形成总额除以10%作为初始资本存量（Young，2000）。以上数据均来自历年《中国工业统计年鉴》和《中国统计年鉴》。

2.测算结果与分析

根据测算结果，我国全要素生产率在加入世贸组织后出现较快增长但增速放缓，且在不同省份间体现显著的差异性。从生产率增速看，2001～2015年样本期内，年均复合增长率为1.3%，但增长速度不断放缓。受2008年美国次贷危机冲击，除2010年全要素生产率同比增长1.1%以外，以后年份全要素生产率均低于1，2015年全要素生产率为0.926，处于期间最低点。从省际分布看，上海、江苏、浙江、福建、江西、广西、四川、海南八个省区的全要素生产率下降，而云南、宁夏、新疆等经济落后地区的全要素生产率实现正增长。技术效率在不同时期、不同省份存在不同特征。通过对全要素生产率进一步分解发现，自2001年以来，我国技术进步年均复合增长率为2.2%，期间在全要素生产率增长中发挥主导作用。但技术进步增速放缓，这与傅勇和白马（2009）等的研究结论基本一致。受次贷危机影响，我国总体技术进步率由5.2%（2001～2008年）下降到-0.01%。

（二）计量模型构建

从理论模型分析可以看出，知识产权保护政策的技术进步效应在技术领先国与后发国之间存在显著差别，根本原因在于国家或地区的企业自主创新或技术模仿能力的影响因素差异性。虽然我国不同省份处于同一国家制度框架下，但由于我国经济受到计划时期产业布局、区域发展政策、市场化程度、人力资本、财政分权等因素影响，区域和省域之间要素禀赋存在显著不同，从而影响区域内企业自主创新和技术模仿能力，进而导致知识产权保护政策的技术进步效应的异质性。为此，本文基于省际面板数据进行中国经验分析，根据理论模型，并借鉴宋学印（2016）等的方法，构建如下计量模型：

上式中，下标i和t分别表示省区和年份。被解释变量Techit表示我国i省t年的技术进步率，本文选用前文计算的历年省际技术进步率指数作为代理变量，同时以省际全要素生产率作为稳健性检验。

解释变量IPRit表示我国i省区在t年的知识产权保护强度，是历年各省知识产权立法与执法强度的乘积。因我国知识产权的立法权集中在中央政府，省级人大及其常委会无权就商标、专利、版权的保护范围、期限和救济措施等作出规定或修改。故而，各省区知识产权保护强度主要由该地区的知识产权执法强度决定，受各省区司法、行政、经济发展水平、公众意识、国际环境等因素影响。

解释变量Innovit表示我国i省区t年的自主创新。为区别于技术模仿，此处用我国各省区的发明专利申请数（Patentit）作为代理变量，并用研发支出（RDit）变量作为稳健性检验。Tech Imit表示我国i省区t年的技术模仿。本文借鉴易先忠等（2007）的做法，选取人力资本与相对技术水平的交互项进行衡量。

解释变量 IPRit*Innovit、IPRit*Tech Imit是各省区知识产权保护强度与自主创新、技术模仿的交互项，用以分别反映各省区知识产权保护与自主创新、技术模仿相互作用对技术进步的影响。

解释变量Gapit表示我国i省区t年与国际领先技术水平的技术差距。借鉴Acemoglu（2010）等人的方法，以美国人均GDP代表国际技术领先，运用我国各省人均GDP与美国相应年份数据指标之比表示技术差距，即Gapit=PGDPsin0/PGDPUSA，其中各省GDP数据均调整为基年实际数据，然后利用Penn World Table，9.0提供的历年PPP指数换算成以美元计价的各省真实GDP，从而得到国内各省的相对技术水平。

Xit是一组控制变量，包括以下五个方面：（1）人力资本（HRit）。此处借鉴岳书敬（2008）的方法，选用基于教育指标法改进的平均受教育年限法进行测度，即将居民受教育层次依次划分为小学以下、小学、初中、高中、大专及以上5个层次，各层次累计受教育年限依次设定为0年、6年、9年、12年、16年，然后将各省受教育层次人数与相应年限相乘后加总得到省际人力资本总量，最后除以6岁及以上人口总数，得到省际平均人力资本。（2）政府经济干预程度（Govit）。本文借鉴吴丰华和刘瑞明（2013）的方法，选用“地区公共财政支出/地区国内生产总值”衡量地方政府对经济的介入程度。（3）产权制度因素（Propit）。我国产权制度改革和非公有制经济发展，有助于调动各种经济主体的活力以推动技术进步。本文选用国有及国有控股企业总产值占全部工业总产值比重表示。（4）投资增长速度（Investit）。经济发展初期，投资增长速度对地区技术进步具有重要影响，因此本文选用“地区当年固定资产投资额/地区上年固定资产投资额-1”来衡量地区投资增速。（5）法律虚拟变量（Lawit）。为考察《专利法》修订及其实施细则对我国省际技术进步的影响，本文选取2001～2009年为0，2010～2015年为1。

最后，为考察技术差距对知识产权保护的调节作用，以及是否存在某种门槛特征，本文在模型基础上加入知识产权保护与技术差距的交互项，得到如下计量模型：

考虑到技术进步传承性和累积性可能导致的内生性问题，传统OLS或ML估计会造成估计量的Nickel偏倚和组内估计量的非一致性，本文选用动态面板模型估计系数。由于差分方法会导致部分样本信息损失，新产生的误差项与被解释变量滞后期可能相关进而导致估计结果有偏，本文将采用Arellano-Bond系统广义矩方法（SYS-GMM）估计动态面板模型，使用被解释变量滞后期作为系统内部自身的工具变量，并假设其他解释变量严格外生性。在滞后期数选择上，本文利用Arelano-Bond统计量检验系统GMM估计中残差的自相关性，以及使用Sargan统计量检验工具变量整体有效性，采用逐一“试错”方法确定模型的被解释变量具体滞后期数。可以看出，被解释变量滞后一期均能满足建模要求。为便于对比，本文同时报告了静态混合面板模型实证结果。

（三）数据来源说明

本文被解释变量选用DEA-Malquist指数法分解的技术进步率。其中，历年各省区的实际产出等于各省GDP除以相应GDP平减指数；劳动数据来自各省区的全部从业人员数；各省区物质资本存量按照“永续盘存法”进行计算。以上数据均来自历年《中国工业统计年鉴》和《中国统计年鉴》。借鉴许春明和单晓光（2008）的方法计算各省区IPR指数，该数据来自《中国统计年鉴》《中国律师统计年鉴》和《中国社会统计年鉴》，个别省区缺失数据采用直线平滑法填充。各省区的国内生产总值、固定资产投资额、从业人数、公共财政支出、国有及国有控股企业总产值、各省各层次受教育人数等数据来自《中国统计年鉴》及各省统计年鉴。各省区研发经费支出、发明专利申请数等原始数据来自《中国科技统计年鉴》。部分缺失数据通过中经网统计数据库进行补充。美国人均GDP、以购买力评价计量的人民币/美元汇率数据来自PWT9.0。主要变量的统计特征与经济含义如表1所示。

四、经验分析

（一）知识产权保护与技术进步效应

从表2可以看出，我国知识产权保护的技术进步效应受到技术模仿能力、自主创新能力和国内外相对技术水平等多重影响，无论是普通OLS估计，还是动态面板GMM估计方法，主要解释变量估计系数大部分具有显著性，进一步证实了假设1。具体来看：我国知识产权保护强度变量系数显著为正，说明从全国层面来看，现阶段严格知识产权保护有利于促进技术进步。在当前知识经济背景下，不断提高的知识产权保护水平能使研发创新的私人收益更加接近其社会收益，减少经济外部性，因而更能激励技术创新。这符合美日欧等技术领先国家的技术演变规律（李平和刘智勇，2001）。开放经济条件下，自主创新和技术模仿是我国实现技术进步的两条主要途径。从估计系数来看，自主创新系数显著为正，而技术模仿系数显著为负，说明当前我国经济发展正处于由技术模仿向自主创新的转型阶段，自主创新对技术进步效应具有显著促进作用，而技术模仿所带来的技术进步效应明显减弱。该结论与陈凤仙和王琛伟（2015）等学者研究发现一致。

表2 知识产权保护与技术进步效应关系检验

为考察知识产权保护政策对自主创新和技术模仿两种技术进步路径的影响差异，本文分别加入了知识产权保护政策与两者的交叉项。从估计系数来看，知识产权保护与自主创新变量交叉项系数（IPR*Inno）显著为负，而与技术模仿变量交叉项系数（IPR*TechIm）显著为正，意味着我国目前严格知识产权保护在一定程度上会抑制企业自主创新能力而提高了技术模仿所带来的技术进步效应。对此，可由知识产权保护与相对技术水平的交叉项估计系数得到佐证。结论说明，在我国经济发展由要素驱动逐渐向创新驱动的过渡期，应实施适度的知识产权保护强度，过于严格反而不利于培育企业自主创新环境。最后，本文考虑其他解释变量对技术进步效应的影响，如政府干预程度（Gov）估计系数显著为负，表明过多的政府干预放缓了技术进步速度。产权制度因素（Prop）估计系数为正，且在1%水平上显著，表明我国多种所有制经济成分的发展激发了各类企业活力和研发积极性，有力地推动技术进步。投资增速（Invest）变量估计系数显著为正，表明地区物质资本投资能够有效推动技术进步。

（二）技术进步效应的门槛特征

从以上分析得知，后发国知识产权保护政策的技术进步效应可能受到国内外相对技术差距的影响，为检验最优知识产权保护门槛特征的存在，本文借鉴宋学印（2016）方法，在控制知识产权保护的同时，增加知识产权保护与技术差距的交互项。从表2估计结果可以看出，交互项系数显著为负，说明我国知识产权保护强度的技术进步效应存在显著门槛特征，进一步验证了假设2。意味着当国内技术水平较低，与技术领先国差距较大时，严格知识产权保护将产生抑制作用，不利于本国整体技术进步。而当境内外技术差距超过某门槛值时，知识产权保护政策的强化将有利于促进本国技术进步。通过表2估计结果可计算出知识产权保护发挥正向促进作用的相对技术水平门槛值约为0.097，意味着当某省份人均GDP与同期美国人均GDP之比达到或超过0.097时，强化知识产权保护会促进本地技术进步。根据调查结果，现阶段，除北京、天津、上海、江苏、浙江、福建、山东等经济发达省份外，我国其他大部分欠发达省份并未超过门槛值。结论与已有研究发现吻合，例如：徐清（2013）发现我国各省份的知识产权保护强度存在明显的空间异质性和空间相关性。因此，超过门槛值的经济发达省份可以适当提高知识产权保护强度，进一步发挥对技术进步效应的促进作用，而尚未达到门槛值的欠发达省份可以适度降低执法强度，为企业人力资本和技术积累提供空间。

（三）稳健性检验

为确保模型估计结果的有效性，本文采用了如下方法进一步验证：（1）使用研发支出（RD）作为创新指标，同时选用专利数（Patent）作为衡量创新的替代指标。（2）以全要素生产率（TFP）作为被解释变量，再次考察知识产权保护对技术进步效应的影响。（3）动态面板模型估计过程中选择不同的滞后阶数。（4）逐步加入解释变量指标考察模型估计系数变化。（5）知识产权法律修改直接影响知识产权保护强度，进而对本国技术进步产生影响。为此，本文加入了虚拟变量（Law）以考察《专利法》和《著作权法》修改对我国技术进步的影响。通过稳健性检验发现，除部分估计系数外，主要解释变量的系数方向相同且具有显著性，本文上述分析结论依然成立。

五、结论与政策启示

本文基于拓展的中间产品种类扩张的内生增长技术模型，重点分析了后发国家知识产权保护强度对技术进步的影响机理。研究发现后发国知识产权保护强度的技术进步效应受到技术模仿能力、自主创新能力、相对技术水平等因素影响；同时，技术进步效应具有门槛特征，取决于国内外相对技术水平的大小。

在理论框架下提出的研究假设的基础上，本文结合我国2001～2015年30个省际地区的面板数据，使用DEA-Malmquist指数法构建了技术进步率测算指标，实证检验了我国知识产权保护的技术进步效应。实证结果发现：我国知识产权保护的技术进步效应受到技术模仿能力、自主创新能力、国内外相对技术水平等多重影响显著；从全国层面来看，总体上，现阶段严格知识产权保护有利于促进技术进步；我国知识产权保护政策对技术模仿和自主创新两种技术进步路径产生了不同的影响，抑制自主创新能力而促进了技术模仿；与已有研究结论相同，基于省际数据实证检验同样发现最优知识产权保护的门槛特征，并且在我国不同省份呈现差异性。这意味着，当地区或省份相对技术水平超过阈值时，严格知识产权保护将会促进本地企业从技术模仿转型至自主创新。最后，本文通过了多个维度的稳健性检验，说明估计结果是稳健和有效的。本文研究结论具有较强的政策启示意义。

第一，知识产权保护政策制定方面。知识产权保护政策实施效果是多种因素变量的函数，在全国统一的知识产权制度框架下，还须考虑地区的经济发展阶段、区域经济模仿、自主创新能力、技术差距水平和市场经济程度等因素影响。

第二，政策执行方面。应将全国层面共性政策与有差别的执法强度相结合，适时、适度调整知识产权政策执行强度，实现与区域产业政策、贸易政策和科技政策的有效衔接。从区域层面来看，我国以北京、天津、上海和浙江等为代表的经济发达省份，借由国际技术扩散和转移缩小了与技术领先国家的技术差距，并在“干中学”中积累了一定的技术模仿能力，超过最优知识产权保护的门槛值，强化知识产权保护力度对技术进步具有正面影响。例如，通过调整专利授权过程中的“行政许可”与侵权诉讼中对“等同原则”的恰当使用实施不同的执法力度。如需严格知识产权保护，可通过扩张性解释“等同原则”或限制性解释专利授予标准，鼓励本土企业的自主创新，推动技术进步。

第三，政策环境营造方面。对发达经济省份而言，应继续实施市场化改革，充分利用国家“一带一路”倡议、自贸区或自贸港等政策，提升对外开放水平的质量和水平，积极融入更高层次的全球价值链，强化知识产权保护政策激活企业自主创新内在动能，缩小与国际水平的技术差距。对经济欠发达省份而言，应以改革为导向，继续扩大对外开放范围，积极承接东部发达区域产业转移，通过招商引资、市场换技术等渠道助推本地企业自主创新能力提升。对全国而言，在国际贸易环境日趋复杂形势下，地方政府应打破区域间市场壁垒，消除国内市场分割和地方保护主义，促进区域间人力资源、资本和技术自由流动，提升政府综合服务水平，为我国经济发展由要素驱动向创新驱动转型创造良好的外部环境。