服务业增长的知识产权保护“最适强度”动态演化及其决定因素——基于宏观、中观和微观层面综合框架的研究

唐保庆

(南京财经大学 国际经贸学院，江苏 南京 210023)

一、引言

在促进服务业增长的众多因素中，知识产权保护是重要的制度性因素(Hipp,2006)，完善知识产权保护制度是各国推动服务业发展所广泛运用的政策方式。在美国、日本以及欧盟等发达国家和地区，服务业是国民经济中的重要产业(服务业占比超过70%)，完善的知识产权保护制度有助于以服务业为主导的经济体系开展创新，吸引国外创新资源，进而推动经济增长(Maskus,2008)。对于正处于转型期的中国而言，通过完善知识产权保护制度推动服务业增长不仅关系到经济发展方式的转型和产业结构的升级，还关系到通过制度变革的方式释放制度红利的伟大尝试(赵霞，2017；原小能 等，2017)。

对于知识产权保护制度与服务业增长之间的关系，学术界观点大致经历了三个阶段的演化：第一阶段观点认为，加强知识产权保护有助于激励服务业领域的创新，改善创新资源的优化配置，吸引全球创新资源进入一国创新领域，进而推动服务业的增长(Kitching et al.,2003);第二阶段观点认为，知识产权保护不仅对服务业增长产生促进作用，还会产生市场势力效应和市场挤出效应(Boldrin et al.,2008)；第三阶段的观点认为，知识产权保护作用于服务业增长存在截然相反的传递机制，必须寻求适宜强度(或“最适强度”)的知识产权保护才能够推动服务业的增长(Blind et al.,2010)。目前对知识产权保护与特定经济部门增长(例如服务业增长)、一般性部门增长(例如宏观经济增长)之间关系的讨论几乎一边倒地倾向于上述第三阶段的观点，即只有“最适强度”的知识产权保护才能实现相应的经济目标。

不同国家的服务业发展状况存在较大的差异，所需要的知识产权保护“最适强度”并不一致，即使对于同一个国家而言，不同的历史时期或者不同的发展阶段所需要的知识产权保护“最适强度”也不尽相同，知识产权保护的“最适强度”实际上会随着外部经济环境的不同而出现动态演化。然而现有文献并未从理论上深入阐释服务业增长所需要的知识产权保护“最适强度”的动态演化机制，也未能论证影响知识产权保护的“最适强度”到底取决于哪些因素。正因为如此，有必要对此做深入的理论分析，以进一步探寻经济因素和知识产权保护之间的联动关系。从服务业发展的实践来看，由于影响服务业增长的知识产权保护“最适强度”决定因素尚不明晰，政府决策部门难以寻找到制定知识产权保护“最适强度”范围的科学依据，由此陷入缺乏显性化政策依据的困境，导致最终出台的相应政策难以与服务业的发展目标和现实需要相匹配。中国是一个知识产权保护制度正在不断完善的发展中大国，知识产权保护强度的确定需要一定的理论支撑，知识产权保护强度的确定也需要充分考虑中国的国情，尤其在国际谈判中不能盲目接受发达国家所提出的超越中国发展阶段的不合理要求，而是需要从本国的特定经济发展阶段特征中寻求制度强度的显性化依据。

二、文献回顾

从知识产权保护视角研究服务业增长的文献大多在21世纪之后才出现，研究的深度、运用的分析方法以及研究的观点均经历了一个演化发展的过程。

最初的文献大多从知识产权保护制度与服务品特性之间的内在联系出发，运用逻辑分析的方法考察知识产权保护制度与服务业发展之间的匹配性。Hipp(2006)认为，对于服务业(尤其是知识密集型服务业)而言，知识产权保护制度能够在维护服务业所蕴含的创意、知识和理念等无形要素产权的过程中发挥极大的作用，从而有利于推动服务业的增长。Kitching et al.(2008)认为，不同的知识产权保护形式对不同部门服务业增长作用存在差异，寻求与服务业特性相匹配的知识产权保护方式才能够充分有效发挥知识产权保护制度的作用。这些研究的一个共同特点是：运用逻辑分析的方法剖析知识产权保护制度对服务业增长的关键意义，但缺乏较为严谨的量化分析。因此，后续运用数据开展的研究则很好地弥补了上述文献的不足，尤其是基于微观数据的计量检验则更加精细地刻画了知识产权保护对服务业增长的促进效应。例如，Jandhyala(2013)运用2002—2006年152家企业的面板数据研究开放条件下知识产权保护对服务业发展的影响后认为，东道国加强知识产权保护能够通过开展信息技术服务业的外包方式实现对服务业增长的促进效应。Iwaisako(2013)运用2005—2010年印度尼西亚服务业微观数据的研究发现，在促进知识密集型服务业增长的过程中，知识产权保护制度是一项隐形的要素，而且运用偏弱的知识产权保护制度能够显著推动知识密集型服务业增长。Hall et al.(2015)从政策层面考察了专利、技术保密和其它方式为代表的知识产权保护措施对企业创新的影响和福利效应后认为，综合利用不同方式的知识产权保护措施比单一知识产权保护方式更加能够激发创新活动。

上述文献主要关注知识产权保护对服务业增长的正面影响，并未过多涉及其中的负面影响。为此，也有部分文献探讨了知识产权保护对服务业发展的负面影响。Boldrin et al.(2008)和Hahanov(2011)的研究表明，加强知识产权保护会通过多种途径来扩大创新企业的先动优势(First-Mover Advantage)，进而产生不利于其它服务业企业创新的市场势力效应(Market Power Effect)。Walker(2004)以文化服务业为例的研究表明，过强的知识产权保护会遏制服务业的潜在企业加入到市场竞争中，在客观上挤出了服务业领域的投资，不利于服务业市场规模的扩大。类似地，Smith et al.(2005)指出，服务业领域的知识产权保护强度应当适宜，过于严苛的知识产权保护不仅阻断正常的知识传播，而且剥夺了其它企业进入服务业市场的正当权益。这些研究为辩证地看待知识产权保护对服务业增长的影响提供了有力证据，也预示着需要更加深入地研究知识产权保护对服务业增长的内在机制。

另有少量文献进一步地指出了知识产权保护适宜强度或者“最适强度”的问题，例如 Scotchmer(2004)认为，知识产权保护的强度应当适度，恰当的知识产权保护强度应当取决于创新者收益、消费者权益以及竞争者技术进步三者之间的平衡。Blind et al.(2010)的研究表明，知识产权保护促进知识密集型服务业增长的“净效应”会随着知识产权保护强度的不同而不同，适宜强度的知识产权保护有利于知识密集型服务业部门的技术扩散和规模扩大。Mate et al.(2016)研究了知识产权保护对OECD国家知识密集型服务业(KIBS)生产率的影响后发现，由于知识产权保护强度过大，对服务业生产率提高形成了显著的阻碍作用，并且进一步提出了适宜的知识产权保护制度改革措施。这些研究意味着，知识产权保护的“最适强度”在服务业部门和整个经济系统中是普遍存在的，知识产权保护存在“最适强度”。

本文的边际贡献主要在于两个方面：第一，从服务品市场需求、服务业市场结构以及服务企业模仿能力三个维度深入研究服务业增长所需要的知识产权保护“最适强度”动态演化的理论机制，进一步丰富知识产权保护制度与服务业增长之间内在联系的理论意涵，为决策部门制定服务业发展的宏观政策提供显性化的、具体的理论依据；第二，运用服务业企业的微观数据开展经验检验，有助于弥补国内服务经济学研究领域严重缺乏微观证据的问题。

三、知识产权保护“最适强度”的理论分析框架

由于知识产权保护能够通过技术创新、要素优化配置等方式对服务业增长产生正向促进作用(Naghavi et al.,2015)，同时能够通过垄断势力和挤出效应对服务业增长产生反向阻碍作用(Lorenczik et al.,2012)，因此知识产权保护存在理论上的“最适强度”。本文接下来将分别从服务品市场需求、服务业市场结构以及服务企业模仿能力三个维度阐述知识产权保护“最适强度”的动态演化机制。

(一)服务品需求对知识产权保护“最适强度”变动的影响

在服务品需求量增加的情形下，潜在的庞大市场机遇可能会引发市场中以剽窃和非法模仿为主要内容的恶性竞争，但是由于知识产权保护制度的存在，服务业企业由于受到知识产权保护制度的限制而加大创新投入，以便在市场上保持竞争力，此时知识产权保护对创新者的激励作用以及对市场竞争秩序的规范作用会得到更加充分的体现，其边际效用也更高。不仅如此，由于知识产权保护能够确保高端人力资源的创新智慧转化为经济回报，因此随着服务品需求量的上升，具有创新能力的高端人力资源的价值会得到进一步凸显，创新型服务业企业为了应对服务品需求量的增加也更加愿意吸纳高端人力资源(Prajogo et al.,2016)，而非创新型服务业企业则会大规模吸纳普通人力资源，以实现规模效应和低成本运作。由此，知识产权保护的人力资本优化配置功能会在服务品需求量增加的情况下得到强化。因而，服务品需求量的增加会进一步提高知识产权保护推动服务业增长的正向促进作用及其边际效用。

虽然知识产权保护制度会产生服务业企业的市场势力效应，进而不利于服务业增长，但是服务品需求量的上升通常伴随着服务业市场上企业数量的增加，在位服务业企业的数量越多则越难形成特定企业的市场势力，从而难以出现一家独大或者几家独大的情形(Malerba et al.,2007)。因此，服务品需求量的增加反而会弱化知识产权保护对服务业增长的反向抑制作用。

基于上述分析，服务品需求量的增加对知识产权保护“最适强度”作用表现在两个方面：一方面强化了知识产权保护对服务业增长的正向促进作用，另一方面又削弱了知识产权保护对服务业增长的反向抑制作用，这就使得知识产权保护对服务业增长的正向“净效应”容易显现，“倒U型”特征的拐点难以出现，只有实施更强的知识产权保护强度才会出现拐点，即知识产权保护“最适强度”的数值会上升。由此，我们提出命题1：

命题1：当服务品市场需求量趋于不断增加时，服务业增长所需要的知识产权保护“最适强度”数值趋于增大，向上调高知识产权保护强度的标准有助于进一步促进服务业增长。

(二)服务业市场结构对知识产权保护“最适强度”变动的影响

当服务业市场结构趋于竞争型时，服务业企业通常会面临更加白热化的竞争。由于在知识产权保护制度的监管下，企业难以通过技术剽窃或者非法模仿方式开展竞争，其转向研发创新的动力会得以增强(Schubert,2010;Czarnitzki et al.,2014)，知识产权保护对服务业增长的促进作用也随之提高。与此同时，趋于竞争型的市场结构会引发白热化竞争格局，这会推动服务业企业通过吸纳高素质人力资源方式提高其市场竞争力，加上知识产权保护具有的人力资本优化配置效应，服务业市场结构越来越趋向竞争型，知识产权保护的人力资本优化配置效应会得以凸显，对服务业增长的正向促进作用相应会提升。

服务业市场结构趋于竞争型还会导致在位的服务业企业难以控制市场价格(Claycombe,2000)，知识产权保护的服务业市场势力效应相应会衰减(除非知识产权保护强度进一步上升)，服务业市场潜在进入者加入市场竞争的门槛也随之降低，知识产权保护通过市场势力效应阻碍外部资源进入服务业市场的反向抑制功能趋于弱化。不仅如此，服务业企业在日益激烈的市场竞争中会加大新型服务品的开发力度，知识产权保护原先对它们所造成的“吃老本”状态也会得到较大的改观。总体而言，市场结构越趋于竞争型，知识产权保护对服务业增长的反向抑制作用越弱。

由此不难发现，趋于竞争型的服务业市场结构在强化知识产权保护对服务业增长促进作用的同时，相应也弱化了知识产权保护对服务业增长的阻碍作用，知识产权保护对服务业增长的“倒U型”非线性作用曲线的极大值会向右移动，与此对应的知识产权保护“最适强度”趋于提高。由此，我们提出如下的命题2：

命题2：当服务业市场结构趋于竞争型时，服务业增长所需要的知识产权保护“最适强度”趋于提高，根据服务业市场结构状况适度调整知识产权保护强度有利于更大限度促进服务业增长。

(三)服务企业模仿能力对知识产权保护“最适强度”变动的影响

服务业企业模仿能力的提高，增加了服务业市场竞争中发生剽窃和非法模仿的可能性，一国出于规范市场竞争秩序、打击恶性竞争者和激励研发创新等多重目的，往往需要进一步加强知识产权保护制度执行力度(Lorenczik et al.,2012)，即加强知识产权保护的紧迫性会提高，强化知识产权保护的边际效用也相应提升。从知识产权保护的人力资本优化配置效应来看，服务业企业模仿能力的提升会引发高概率技术剽窃事件，这更容易破坏优质人力资源从市场中获得高回报，因此从维护知识产权保护的人力资本优化配置效应角度来看，一国也有必要加强知识产权保护。因此，当服务业企业模仿能力提高时，只有加强知识产权保护才能发挥其对服务业增长的正向促进作用，加强知识产权保护对服务业增长的边际效用会得到提升。

随着服务业企业模仿能力的普遍提高，服务业市场中的部分潜在进入者会在不触及现行知识产权保护制度的前提下适度“模仿”创新者的技术，这就使得潜在进入者能够逃脱知识产权保护制度的惩罚，从而客观上为服务业市场注入新的资源和竞争活力，同时还弱化了知识产权保护的市场挤出效应。与此同时，服务业市场的在位企业也难以维持其原有的市场势力，转而会加大创新力度，推出新的服务品或者服务模式，使知识产权保护的原有市场势力效应弱化。

基于上述逻辑，服务业企业模仿能力的提高不仅强化了知识产权保护对服务业增长的边际效用，还会弱化知识产权保护在服务业市场中的市场势力效应和市场挤出效应，知识产权保护对服务业增长的正向促进作用更加显著，知识产权保护对服务业增长“倒U型”作用曲线的拐点会推迟出现，即知识产权保护“最适强度”的数值会大于服务业企业模仿能力较弱时的知识产权保护“最适强度”。由此，我们提出如下命题3：

命题3：当服务企业的模仿能力提高时，服务业增长所需要的知识产权保护“最适强度”相应会提升，以此为依据动态调整知识产权保护的强度有助于更大程度地促进服务业增长。

四、经验检验

(一)计量模型构建

由于本文的研究对象是服务业增长中的知识产权保护“最适强度”，我们首先在计量模型中纳入知识产权保护IPR及其平方项IPR2。根据前文的理论分析可知，知识产权保护“最适强度”的大小会随着服务品市场需求、服务业市场结构以及服务企业模仿能力三个方面因素的变动而发生动态演化，因此我们针对上述每一个因素分别构建了三者与IPR、IPR2的交互项，以便设计三个不同的计量模型。考虑到服务业增长还会受到其它因素的影响，在此我们借鉴经济增长理论，纳入了其它文献所识别出的影响因素，具体包括：人均物质资本存量(Capital)、市场化程度(Market)、基础设施水平(Infrastructure)、制造业发展水平(Manufacture)以及开放度(Open)；此外还包括解释变量人均服务业增加值(Service)。从而构建出以下三个完整的计量模型：

(1)

(2)

(3)

其中，Service表示服务业增长；IPR为知识产权保护水平；Demand为服务品市场需求；Structure为服务业市场结构；Imitation为服务企业模仿能力；X为包含了其它控制变量的矢量；μ、δ、η、λ、ξ分别表示企业固定效应、行业固定效应、地区固定效应、时间固定效应、随机扰动项；i、j、k、t分别表示企业、行业、地区、时间；β0、…、β4、Φ为回归系数(矢量)。

(二)变量说明

(1)服务业增长(Service)。由于本文的计量模型是借鉴经济增长理论的思想所构建，而且我们基于A股的知识密集型服务业上市公司数据开展经验研究，因此以服务业企业的人均服务业增加值作为服务业增长的衡量指标(类似于经济增长文献中以人均GDP作为经济增长的衡量指标)。对于服务业增加值数据，我们基于“增加值=劳动者报酬+生产税净额+固定资产折旧+营业盈余”这一公式进行计算，其中，“生产税净额=生产税-生产补贴”，生产税包括：营业税、增值税、消费税、烟酒专卖专项收入、进口税、固定资产使用税、车船使用税、印花税、排污费、教育费附加、水电费附加、价格调控基金和城市维护建设税。当然，不同的服务业企业所缴纳的税收种类会随着行业的不同而有所差异。计算因变量所涉及的数据来源于万得资讯数据库。

(2)知识产权保护(IPR)。Rapp et al.(1990)、Ginarte et al.(1997)以及Sherwood(1997)等较早地测算了国家层面的知识产权保护强度，相应的测算方法在学术界得到了广泛应用。由于本文是基于微观数据开展经验研究，有必要尽可能寻求在同一时间维度上与不同服务业企业相对应的知识产权保护强度，因此我们先根据Ginarte et al.(1997)的方法(简称GP指数)计算出国家层面的名义知识产权保护水平[注]所谓名义知识产权保护水平，是指一国的立法所展现出的知识产权保护程度，并不考虑该国对于相关法律的执行力度。，随后借鉴WIPO(2011)的方法计算出反映各个地区的“执法强度”因子。首先，计算GP指数。GP数值的大小取决于保护的覆盖范围、国际条约的成员资格、丧失保护的条款、执法机制以及保护期限五个指标的得分总和。对于保护的覆盖范围而言，当一国增加一项保护的领域，则得分增加1分；对于国际条约的成员资格而言，当一国增加一个知识产权保护组织成员资格，则得分增加1分；对于丧失保护的条款而言，每一个条款在生效之前都得1分；对于执法机制而言，它包括初步禁令条款、共同侵权责任以及逆向举证责任三项，这三项任何一项适用于某国，该国的得分增加1分；对于保护期限而言，当保护年限大于20年时，得分为1，当保护年限在0～20年之间时，得分为保护年限除以20的值。其次，计算“执法强度”因子。我们根据数据可获得性的情况，选定中国的省份作为各个地区的行政划分单位，由此获得各个省份的执法强度。最后，以国家层面的名义知识产权保护水平乘以各个省份的执法强度作为各个省份的知识产权保护实际强度，可以用公式表示如下：

(4)

具体到执法强度(Fk,t)，我们借鉴WIPO(2011)的方法，提取专利侵权和其它纠纷结案量、查处冒充专利行为和假冒他人专利行为结案量两个维度的指标，将此作为执法强度的计算依据。由于这两个维度的指标反映了不同的违法性质，因此有必要对此`做标准化处理，而运用阀值法开展标准化处理的计算公式如下：

(5)

其中，Fll为省份k的第l(l=1,2)项指标标准化之后的指数；flmax和flmin分别为第l项指标的最大值和最小值，flk为第l项指标的原始值。进一步地，我们对标准化之后的两项指标取算术平均数，从而得到各省份的知识产权保护执法强度。计算知识产权保护强度所涉及的数据来源于历年《中国知识产权年鉴》、《中华人民共和国国家知识产权局专利统计年报》。

(3)服务品市场需求(Demand)。经济学理论指出，所谓需求是指有支付能力的需要。由于支付能力和需要这两个概念均缺乏明确的统计数据，因此我们借助于已经通过货币转化为现实的需要——服务行业增加值，把此作为服务品市场需求的代理变量。当然，用服务行业增加值反映服务品市场需求的一个不足之处是，部分有支付能力的服务品需要可能会由于服务品供给能力的短缺而无法满足，这就带来了低估服务品市场需求的问题。但是由于受到数据的限制，我们无法估算潜在的服务品市场需求。此外，服务业企业在观测服务品市场的需求量时通常用该企业所处行业的往年服务行业增加值进行衡量，换言之，服务行业增加值已经成为企业观测市场需求的现实指标[注]我们在企业调研中得知，服务业企业通常借助于自身所处行业的以往各年服务行业增加值作为市场需求的判断依据，并且结合经济发展趋势和国家的政策推测今后的服务品市场需求。。由于每一个服务企业面临的市场需求实际上是所有市场所蕴含的需求，甚至包括海外市场需求，因此，我们用每一个服务企业与所有市场需求进行匹配[注]每一个服务企业所在行业的服务行业增加值恰恰包含了已经通过货币转化为现实需要的国内需求和国外需求两个部分。。该指标是以2000年为基期的自然对数值，所涉及的数据来源于历年《中国统计年鉴》。

(4)服务业市场结构(Structure)。学术界通常用行业集中度反映市场结构(Bushnell et al.,2008)，其中，赫芬达尔-赫希曼指数(HHI)是行业集中度的典型指标，但是由于获取该指标需要先计算出市场上所有企业的市场份额，而万得资讯数据库无法满足这一指标的要求。因此，我们用绝对集中度衡量行业集中度，即用一个行业中最大的N家企业的销售额占整个行业销售额的比重来反映(最常见的是CR4)，由于这一指标对数据的要求低于HHI指数对数据的要求，因此在学术界得到了广泛的运用(Kohn,1997)。该指标所涉及的数据来源于万得资讯数据库。

(5)服务企业模仿能力(Imitation)。企业的模仿能力本质上是一种学习能力，而一个企业学习能力的强弱与该企业人力资本储备水平的关联度极大(Ulhoi,2012)，因此，我们以服务企业的人力资本水平作为模仿能力的代理变量。目前对人力资本的测度方法主要包括投入法、产出法、学历权重法、受教育年限法、当期价值法和未来收益现值法等，由于万得资讯数据库提供了服务企业的学历构成数据，因此我们采用人员平均受教育年限法。具体而言，我们设定受教育年限分别为：小学教育为6年，初中教育为9年，高中和中专教育为12年，大学教育为16年，硕士教育及以上为19年，随后运用加权平均法进行计算。该指标所涉及的数据来源于万得资讯数据库。

(6)其它变量。服务业企业固定资产投资(Capital)以2000年为基期，运用永续盘存法进行计算，随后计算人均值之后取自然对数，该指标所涉及数据来源于万得资讯数据库。市场化程度(Market)指标为非国有企业和非集体企业从业人员数占劳动力总人数的比例。考虑到服务品几乎不依托传统的运输方式对外运送，而更多地依靠网络设备、通讯方式和信息技术进行传播，因此我们在确保数据可获得性的前提条件下，以电视综合覆盖率反映基础设施水平(Infrastructure)[注]从逻辑上，相比于电视综合覆盖率，网络普及率是一个能够更好反映服务业领域基础设施的指标数据，但是由于现有网络普及率这一指标数据相对有限，我们最终放弃了这一指标。，该指标所涉及数据来源于《新中国六十年统计资料汇编》。关于制造业发展水平(Manufacture)，考虑到近年来国家统计局和地方政府统计局纷纷取消公布制造业增加值数据，因此，我们采用工业增加值占GDP的比例这一指标反映制造业发展水平，数据来源于各省份的历年相关统计年鉴。关于开放度(Open)，我们根据《外商投资产业指导目录》针对服务业领域的不同政策测算不同服务行业的开放度，即分别对四类政策进行赋分，具体赋分分别为：0分(禁止)、1分(限制)、2分(未注明)和3分(鼓励)。分值越高，表明某一子行业的开放度越高。由于《外商投资产业指导目录》并未给出明确行业划分标准，我们从国民经济行业分类三位码出发，采用手工匹配的方法与《外商投资产业指导目录》进行对接，并且借鉴孙浦阳等(2015)的方法，具体的数据处理方法为：如果国民经济行业三位码行业中至少存在一个产品或子类行业被设定为禁止、限制和鼓励，那么我们将其定义为受到禁止、限制和鼓励的行业，如果没有匹配信息的行业则被定义为未注明行业；随后，根据先前的赋分原则以及三位码行业在禁止、限制、未注明以及鼓励四种情形中的归属结果，进而开展综合得分的计算，在计算综合得分的过程中，一个较为理想的方法是根据三位码行业的行业规模开展加权平均计算，但是由于受到行业规模数据不可获得性的限制，我们采用了简单的算术平均予以替代。基于上述方法，我们进一步得到了大类服务行业的开放程度[注]由于本文的样本期间为1999—2015年，因此我们并未使用1995年、1997年和2017年版本的《外商投资产业指导目录》，对于尚未发布新目录的年份(即两个发布年份中间相间隔的年份)，我们以最近年份的《外商投资产业指导目录》来代替。。

(三)检验结果分析

1.基本回归结果

表1中的回归结果(1)是在不控制其它变量情况下的一元回归结果。回归结果(1)显示，知识产权保护对服务业增长的促进作用为正，并且在1%水平上显著。随后我们控制了其它变量，并且纳入知识产权保护变量的平方项，从而得到回归结果(2)。回归结果(2)表明，知识产权保护变量同样通过1%水平的显著性检验，这意味着在控制了其它影响因素的情况下，知识产权保护依然是推动服务业增长的重要因素，而且和一元回归相比，多元回归中的知识产权保护变量的系数仅仅略有减小，这表明知识产权保护是推动服务业增长的强影响因素。此外，知识产权保护平方项(IPR2)的回归系数显著为负，这证实了知识产权保护对服务业增长的促进作用呈现先扬后抑的“倒U型”特征，知识产权保护在促进服务业增长的过程中存在“最适强度”，研究结论与命题1相符合。

随后，我们分别纳入了市场需求、市场结构以及服务企业模仿能力三个因素，考察这些因素如何对知识产权保护“最适强度”的动态演化产生影响。回归结果(3)显示，IPR×Demand的系数显著为正，表明随着服务品市场需求量的增加，知识产权保护对服务业增长的促进作用得到了增强。原因正如本文理论分析部分所指出那样，服务品市场需求量的增加意味着服务业企业获得经济利益的机会变大，这不仅会激发创新者的热情，还容易引发市场中的剽窃和非法模仿等恶性竞争行为，加强知识产权保护的必要性也随之提高，而且知识产权保护制度对服务业增长的边际效用随之增强。此外，在其它条件不变的情况下，服务品市场需求量的增加会派生出更多的服务业企业，知识产权保护会削弱服务业市场中的市场势力效应。因此，服务品市场需求量的增加会强化知识产权保护对服务业增长的促进作用。

表1 基于OLS估计的回归结果

注：***、**、*分别表示在1%、5%、10%水平上显著；( )内的数值为拟合系数的聚类稳健标准误；De代表Demand，Str代表Structure，Imi代表Imitation。下同。

表1回归结果(3)还显示，IPR2×Demand的回归系数显著为负，表明知识产权保护对服务业增长作用的拐点还会受到市场需求量的影响，由于对拐点的计算会同时涉及到IPR、IPR2、IPR×Demand以及IPR2×Demand的回归系数，我们对此综合考虑得到知识产权保护“最适强度”的表达式，IPR=-(β1+β4×Demand)/2(β2+β5×Demand)，其中β1、β2、β4、β5分别为IPR、IPR2、IPR×Demand、IPR2×Demand的回归系数，市场需求量为不变价服务品市场需求量的自然对数。把回归得到的系数β1、β2、β4、β5全部带入上述知识产权保护“最适强度”表达式，并且经过数学推理之后，我们得到新的知识产权保护“最适强度”表达式为：IPR=83/10-532/(50×Demand+340)。从该表达式不难发现，知识产权保护“最适强度”IPR随着市场需求量的增加而上升，即两者之间呈现正相关关系。这表明，知识产权保护的“最适强度”会随着市场需求量的增加而发生向上的动态演化，或者随着市场需求量的减少而发生向下的动态演化，这一结论与命题2相符合。这意味着一个国家的知识产权保护“最适强度”并非一成不变，而是可以根据经济发展的特定条件进行适度调整。对于服务业部门而言，在其它条件不变的情况下，服务品需求量的持续增加对应着知识产权保护“最适强度”的提升，政府管理部门应当调整政策预期，制定更加严厉的知识产权保护制度，以便在更大程度上实现知识产权保护促进服务业增长的“净效应”。如果将Demand数值代入上述表达式，可以计算出知识产权保护的“最适强度”为6.884，远远大于2015年的知识产权保护实际强度(4.839)，这表明中国目前依然处于需要加强知识产权保护的阶段，强化知识产权保护制度有助于促进服务业增长。

表1中的回归结果(4)是纳入服务业市场结构的回归结果，其中IPR的回归系数显著为正，IPR2的回归系数显著为负，与回归结果(3)结论相吻合。IPR×Structure的回归系数显著为负，这与预期相符合，即服务业市场结构越趋于竞争型(Structure数值越小)，服务业企业面临的竞争压力越大，而知识产权保护强度的存在会迫使企业开展创新活动，或者通过支付专利费的方式获得新技术，非法模仿活动相应会减少，这有利于促进服务业增长(Service数值越大)。与此同时，服务业市场结构越趋于竞争型，实力强大的服务业企业也越有可能为提升其竞争力而吸纳高质量的人力资本，作为服务业市场中优质资源的高端人力资本也能够得到优化配置，从而有利于服务业增长。

回归结果(4)中IPR2×Structure的回归系数通过了显著性检验，表明知识产权保护对服务业增长发挥作用的拐点还会受到服务业市场结构的影响。我们运用上述类似的方法计算出知识产权保护“最适强度”的表达式，即：IPR=-(β1+β4×Structure)/2(β2+β5×Structure)，其中β1、β2、β4、β5分别为IPR、IPR2、IPR×Structure、IPR2×Structure的回归系数，Structure为绝对集中度指标(CR4)。把β1、β2、β4、β5的数值全部带入上述表达式，并且经过数学推理之后，我们得到确切的知识产权保护“最适强度”表达式：IPR=66/7+1171/(98×Structure-462)。从该表达式不难发现，知识产权保护“最适强度”IPR随着数值的减小而上升，即两者之间呈现负相关关系，即随着服务业市场结构趋于竞争型(Structure数值减小)，服务业增长所需要的知识产权保护“最适强度”趋于上升(IPR数值增大)，由此，命题3得到了证实。进一步地，我们把Structure数值代入上述表达式，得到知识产权保护的“最适强度”为6.990，同样大于当前知识产权保护的实际强度，即中国加强知识产权保护有助于进一步推动服务业增长。

表1中的回归结果(5)纳入了服务企业模仿能力这一因素，IPR和IPR2的系数符号以及显著性与回归结果(3)和回归结果(4)完全相符，表现得非常稳健。IPR×Imitation的回归系数为正，并且通过了1%水平的显著性检验，说明随着服务企业模仿能力的增强，知识产权保护对服务业增长的促进作用有所提升。其中的机理在于，服务企业模仿能力的提升在客观上会提高这些企业非法模仿的概率，非法模仿的频繁发生也更加容易破坏“优质人力资源从市场中获得高回报”这一基本法则，在此情形下更有必要加强知识产权保护，知识产权保护在规范市场竞争秩序过程中的边际效用也更高，更加凸显了加强知识产权保护对服务业增长的重要作用。

回归结果(5)中IPR2×Imitation的回归系数通过了显著性检验，表明知识产权保护影响服务业增长的拐点与服务企业的模仿能力有关。我们运用与上述相同的方法计算出知识产权保护“最适强度”与服务企业模仿能力之间的函数关系，即：IPR=58/11+797/(861-22×Imitation)。很显然，在企业模仿能力不超出一定界限(此处不超过861/22≈39.136)的情况下[注]根据计算，2015年中国服务业上市公司的平均模仿能力指标仅为16.493，远远低于39.136。，IPR与Imitation之间呈现的是相关关系，即随着服务企业模仿能力的提升，知识产权保护的“最适强度”也随之提高，这意味着中国可以进一步提高知识产权保护制度的标准，强化知识产权保护措施会更加有效地促进服务业增长，这一结论与命题4相符合。由于目前中国服务业上市公司的平均模仿能力为16.493，因此知识产权保护“最适强度”为6.873，这意味着，在不考虑其它因素的情况下，知识产权保护强度越接近于6.873，知识产权保护制度对服务业增长的促进作用越大。

根据上述检验结果可以发现：服务品市场需求量越大、服务业市场结构越趋向于竞争型、服务企业模仿能力越强，知识产权保护的“最适强度”越大，换言之，知识产权保护的“最适强度”会随着这三个因素的变化而发生动态演化，命题1—命题3全部得到了证实。其中包含的政策启示是，政府相关管理部门可以结合中国的服务品市场需求量、服务业市场结构以及服务企业的模仿能力情况，因地制宜调整中国知识产权保护实施强度的标杆，制定适宜强度的知识产权保护政策。

2.考虑内生性的回归结果

由于本文是基于服务业上市公司的微观数据开展的经验研究，上市公司通常是某一行业中具有较大影响力的企业，在知识产权保护推动服务业增长的过程中，理论上服务业上市公司可能会通过多种游说渠道对知识产权保护政策施加影响，这就存在解释变量和被解释变量互为因果关系的可能性，计量模型可能随之伴有内生性问题。为此，我们有必要寻求知识产权保护变量的工具变量来解决这一问题。

本文借鉴唐保庆等(2018)的方法，借助于各服务业企业所在省份分别到北京、5个经济特区以及14个沿海开放城市等共计20个城市(地区)的最短空间距离(下文简称为“最短空间距离”)构造“距离指数”(Distance Index，DI)，为构建知识产权保护制度的工具变量奠定基础。其理由是：5个经济特区以及14个沿海开放城市是中国市场经济发展最为充分的地区，是经济活动最具有创新活力的地区，也是推崇依靠个人能力创造社会财富的地区，因此这些地区的企业和个人对知识产权保护制度重要性具有较为清醒地认识。北京作为中国的首都，是各项政策与制度的发源地，在获得重要信息方面以及在贯彻国家的意志、战略方针等问题上都要领先于国内其它区域，对真正推进知识产权保护制度也比其它地区要更加坚定。因此，某一个省份的“最短空间距离”值越小，其知识产权保护强度有可能越高，故“距离指数”与各省份的知识产权保护强度具有较高的相关性。此外，服务品难以像实物商品那样运输，服务品主要服务于本土市场，支撑其发展的只是本地化为主的市场容量(刘志彪，2011)，正因为如此，服务品一度被认为不可贸易品(Non-Tradable Goods)。即使某一省份离经济特区或者沿海开放城市的距离较短，但由于服务品具有上述特点，该地区的服务业也很难从临近经济特区或开放城市的快速发展中受益。因此，“距离指数”也满足外生性要求。

(6)

由于本文的数据样本为包含了时间维度的地级市面板数据，但是上文构建的“距离指数”是仅仅随横截面而变化，并不是随时间变化的变量。为了解决这一问题，我们借鉴蒋殿春等(2011)、王孝松等(2014)的方法并加以改进，具体办法是：选取一个随时间变化的、能够反映“距离指数”涵义的外生变量与之相乘。为此，我们选取第t-1年的“铁路密度”这一随时间变化的变量与“距离指数”相乘的变量，这一变量既随横截面变化又随时间而变化，以此作为第t年的工具变量。由于受到数据可获得性限制，我们假定一个省份内部各地级市的“铁路密度”相同。此处的“铁路密度”是指从某一省份到离其最近的20个地区(具体包含北京、5个经济特区以及14个沿海开放城市)途中经过的所有省份的铁路密集度。例如，对于陕西而言，其到北京的距离是陕西的“最短空间距离”，而且陕西到北京的“最短空间距离”会经过山西和河北二省，那么我们需要计算出陕西、山西、河北以及北京四个省份的铁路密集度，具体办法是：四个省份的铁路总里程数之和除以四个省份的面积。我们选取“铁路密度”的理由是：由于本文的“最短空间距离”揭示的是某个地区受到知识产权保护制度的辐射程度，进而对构建当地知识产权保护制度的影响，而这种辐射程度的大小实际上还会受到两地之间真实有效距离的影响，即两地之间的交通条件越便捷，人员的流动则会越频繁，制度渗透、文化交流和崇尚习惯也会随之改变。由此我们得到IVi,t=DIi×railwayi,t-1这一工具变量，铁路里程数据来源于《中国交通运输统计年鉴》。

从表2可以看出，弱工具变量检验结果和过度识别检验结果都较为理想。接下来考察表2中运用工具变量的2SLS估计结果，结果(1)是以知识产权保护作为唯一变量的一元回归结果，结果(2)纳入了其它控制变量，同时也控制了时间、地区、行业和企业固定效应，对照结果(1)和结果(2)中IPR变量的系数可以发现，IPR系数均通过了显著性检验，而且结果(2)中的IPR回归系数比结果(1)中的IPR回归系数略有减小，表明知识产权保护变量是服务业增长的强影响因素，这与表1中的回归结果完全相同。

表2 基于2SLS估计的回归结果

结果(3)是纳入服务品市场需求量这一因素的回归结果，IPR×Demand的回归系数显著为正，表明知识产权保护对服务业增长的促进作用随着服务品市场需求量增加而得到增强，同时，IPR2×Demand的回归系数显著为负，表明知识产权保护对服务业增长的非线性作用也受到服务品市场需求量的影响。随后，我们计算出了知识产权保护“最适强度”与服务品市场需求量之间的函数关系，即IPR=79/12+90/(363-51×Demand)。很显然，服务品市场需求量(Demand)满足一定范围(即0

结果(4)考察了服务业市场结构对知识产权保护“最适强度”动态演化的影响，结果表明，知识产权保护“最适强度”与服务业市场结构的函数关系为：IPR=135/18+19/(482×Structure-57)。很显然，随着服务业市场趋于竞争性，IPR趋于减小，两者之间呈现负相关关系，与表1的研究结果完全相同。

结果(5)揭示了服务企业模仿能力对知识产权保护“最适强度”动态演化的影响。经过计算之后发现，知识产权保护“最适强度”与服务企业模仿能力的函数关系为：IPR=67/11+250/(728-24×Imitation)。当服务企业模仿能力符合32.583>Imitation>0的条件时[注]2015年中国服务业上市公司平均模仿能力的指标仅为16.493，远远低于32.583。，知识产权保护“最适强度”随着服务企业模仿能力的提升而增强，两者之间呈现正相关关系，与表1的结论相同。由此可见，表2运用工具变量开展的经验检验得出与表1完全相同的研究结论，研究结果较为稳健。

3.分样本回归结果

前文以总体服务业上市公司作为研究样本，接下来将用子样本做进一步的研究，以考察上述研究结论在子样本中是否同样成立，以便检验研究结论是否具有一般性。具体回归结果见表3。

表3 分地区的回归结果(2SLS估计)

表3给出了知识产权保护对不同地区服务业企业增长的回归结果。在表3的回归结果(1)—(9)中，IPR的所有回归系数显著为正，IPR2的所有回归系数显著为负，表明在不同地区知识产权保护对服务业增长均存在“最适强度”。接下来我们考察服务品市场需求、服务业市场结构以及服务企业模仿能力对知识产权保护“最适强度”动态演化的影响。对于东部、中部、西部三个地区而言，知识产权保护“最适强度”与服务品市场需求量的函数关系分别是：IPR东=86/10-216/(134×De+39)、IPR中=81/12-41/(226×De+51)、IPR西=69/12+112/(261-44×De)，其中，De表示Demand。很显然，虽然三个表达式的形式略有区别，但是IPR与Demand之间均呈现正相关关系，即随着服务品市场需求量的增加，知识产权保护“最适强度”趋于上升，这与总体服务业样本的回归结果完全相同。对于东部、中部、西部三个地区而言，知识产权保护“最适强度”与服务业市场结构的函数关系分别是：IPR东=141/34+233/(73×Str+69)、IPR中=47/14+223/(92×Str+64)、IPR西=87/40+251/(88×Str+56)，其中，Str表示Structure。此三个函数关系均揭示了IPR与Structure之间的负相关关系，即服务业市场越趋于竞争型(Structure下降)，知识产权保护“最适强度”越趋于提高，这一结论同样与总体服务业样本的研究结论相同。最后，考察三个地区的知识产权保护“最适强度”与服务企业模仿能力的函数关系，这些函数关系分别为：IPR东=98/10-770/(27×Imi+31)、IPR中=43/6-197/(33×Imi+26)、IPR西=41/3-458/(5×Imi+12)，其中，Imi代表Imitation。这三个函数关系均表明IPR与Imitation之间存在负相关关系，与总体样本的研究结论相一致。由此可见，对于东部、中部、西部三个不同地区而言，服务品市场需求、服务业市场结构以及服务企业模仿能力对知识产权保护“最适强度”动态演化的影响不仅与不同地区之间存在一致性，而且与全国层面的动态演化规律也相同。

我们注意到，表3中结果(1)和结果(5)的过度识别检验结果在10%水平上显著，其它的所有结果均较为理想。我们认为，结果(1)和结果(5)中过度识别检验虽然通过了10%水平的显著性检验，但是p值均在0.09以上，与0.1较为接近，因此我们认为这对研究结果的影响较小，上文所论述的研究结论依然是较为可靠的。

由于不同研发(R&D)强度的服务业企业对知识产权保护制度的敏感性存在差异，高R&D强度企业的核心竞争力在于创新和专利技术，这就需要依靠强有力的知识产权保护制度对这些企业创新所带来的权益进行保护。因此，我们把服务业企业按照R&D投入占增加值的比例(称之为R&D投入强度)作为指标，以所有服务业企业R&D投入强度的中位数为标准把服务业企业划分为高R&D组和低R&D组[注]我们同时以所有服务业企业R&D投入强度的平均值作为划分标准，但两种划分方法的研究结论也相同。，进而检验服务品市场需求、服务业市场结构以及服务企业模仿能力对知识产权保护“最适强度”动态演化的影响是否在不同的R&D投入强度的企业中存在差异。

表4的回归结果显示，各结果中交互项的回归系数都通过了显著性检验，表明服务品市场需求、服务业市场结构以及服务企业模仿能力对知识产权保护“最适强度”的动态演化产生了显著的影响。回归结果(1)和回归结果(4)显示，对于高R&D投入强度企业和低R&D投入强度企业而言，知识产权保护“最适强度”与服务品市场需求量的函数关系式分别为：IPR高=61/16+231/(132-61×Demand)、IPR低=85/18+68/(48-21×Demand)。在服务品市场需求中分别符合132/61>Demand>0以及16/7>Demand>0的条件下，IPR与Demand呈现正相关关系，与上述研究结论相同。回归结果(2)和回归结果(5)显示，对于两类企业而言，知识产权保护“最适强度”与服务业市场结构的函数关系式分别为：IPR高=43/8+5/(9×Structure+3)、IPR低=101/22+145/(72×Structure+56)。IPR与Structure呈现负相关关系，与前文的研究结论相同。回归结果(3)和回归结果(6)显示，对于两类企业而言，知识产权保护“最适强度”与服务企业模仿能力的函数关系式为：IPR高=71/8-281/(9×Imitation+13)、IPR低=27/2-311/(3×Imitation+21)。很显然IPR与Imitation呈现正相关关系，与前文的研究结论相一致。由此可见，即使把样本划分为高R&D投入强度和低R&D投入强度两个子样本，服务品市场需求、服务业市场结构以及服务企业模仿能力对知识产权保护“最适强度”动态演化的影响也呈现一致性，而且与总体样本的研究结论相一致，这一研究结论在不同的样本中具有一般性和普遍性。

表4 分企业异质性的回归结果(2SLS估计)

(四)稳健性回归

正如前文所指出的那样，由于服务业上市公司是服务业部门中较为优秀的企业，这些企业有可能借助于自身在特定领域的话语权对政府实施的知识产权保护政策产生影响，尤其是具有较大影响力的大型服务业企业更有可能干预政府的政策，由此可能造成解释变量和被解释变量之间的互为因果关系，进而会把内生性引入计量模型之中。正因为如此，我们运用2SLS对计量模型进行了估计。在此部分，我们把每一个服务行业中营业收入排名前20%的服务业企业样本进行剔除，仅仅利用剩余的规模较小的服务业企业子样本进行回归，以进一步降低计量模型的内生性。当然，我们在此部分仍然运用2SLS进行估计，结果如表5—表7所示。

表5的结果表明，结果(1)—(3)的研究结论与前文一致，尤其是我们重点关注的服务品市场需求量、服务业市场结构以及服务企业模仿能力对知识产权保护“最适强度”动态演化的影响与前文的研究结论相一致，进一步证明了研究结论的稳健性。

表5 基于2SLS估计的回归结果

表6和表7是运用较小规模服务业企业的子样本所分别开展的分地区回归和分企业异质性回归结果，表6和表7结果依然是：知识产权保护“最适强度”与服务品市场需求量(Demand)呈现正相关，与服务业市场结构(Structure)呈现负相关，与服务企业模仿能力(Imitation)呈现正相关。这再次表明本文的研究结论十分稳健。

表6 分地区的回归结果(2SLS估计)

表7 分企业异质性的回归结果(2SLS估计)

五、研究结论与政策启示

在服务经济学研究领域中，知识产权保护被认为是促进服务业增长的重要制度因素，并且与服务业增长之间呈现非线性关系。本文不仅研究了知识产权保护在促进服务业增长过程中是否存在“最适强度”的问题，而且从服务品市场需求、服务业市场结构以及服务企业模仿能力三个维度进一步研究了该“最适强度”的动态演化机制。研究结果表明，知识产权保护对中国服务业增长产生了显著的促进作用，并且存在理论上的知识产权保护“最适强度”；知识产权保护对中国服务业增长影响呈现出先扬后抑的“倒U型”特征，但是目前中国的知识产权保护实际强度(4.839)远远低于理论上的“最适强度”(大约6.846)，中国加强知识产权保护有助于促进服务业的进一步增长。服务业已经成为中国的第一大产业，2017年服务业增加值占GDP的比例高达51.6%，高出第二产业11.8个百分点。如何巩固当前服务业的良好发展势头，进而取得更高的发展水平是一个重大而又现实的问题。知识产权保护制度有助于激发服务业领域的创新活动，提高服务业领域的资源配置效率，加之中国的知识产权保护制度起步较晚，进一步完善该制度也完全符合当前中国的发展要求，因此，以适宜的知识产权保护制度促进中国服务业增长和发展仍然大有可为，这更是推动中国经济和法制协调发展的一项伟大尝试。当然，过强的知识产权保护会通过垄断势力效应和市场挤出效应阻碍服务业的增长，因此，在面临西方发达国家对中国相对薄弱的知识产权保护制度严加诘责的情形下，我们不应当盲目接纳西方发达国家的不合理建议，而是应当审慎改进中国的知识产权保护制度。

本文的研究还发现，服务品市场需求量的上升会提高知识产权保护理论上的“最适强度”，服务业市场结构越趋于竞争型，知识产权保护“最适强度”越趋于上升，服务企业模仿能力的提高也提升了知识产权保护理论上的“最适强度”。随着中国经济的快速发展，消费者对服务品的需求量持续增加，同时，企业对生产性服务品的需求量也在大幅度增加，使得服务品的总需求量趋于增加。在此情形下，政府相关管理部门应当根据中国服务品市场有效需求的扩大状况，适度调整知识产权保护政策，上调知识产权保护强度的标杆。不仅如此，随着中国服务业占国民经济比重的不断提高，服务业市场的竞争越发激烈，加之中国政府不断在服务业领域推出市场化改革措施，中国的服务业市场结构越发趋于竞争型。服务业市场结构的现实表现客观上也要求中国的决策者调整知识产权保护政策，以更加科学合理的知识产权保护政策满足产业发展的要求。此外，随着中国科技的不断进步，尤其是服务业领域技术的突飞猛进和营运模式的不断更新，服务企业的学习能力也在不断提高，这在客观上增强了服务企业模仿能力，只有加强知识产权保护政策才能与时俱进地维护正常的市场竞争秩序，营造良好的市场环境。

从实际操作层面来看，政府管理部门应当根据中国服务品市场需求量、服务业市场结构以及服务企业模仿能力的动态变化，阶段性地调整中国知识产权保护强度，适时更新知识产权保护强度的标杆，尽可能制定政策时接近理论上的知识产权保护“最适强度”，以此更好地推动服务业增长。在此过程中，政府管理部门首先应当不断完善服务业领域的统计系统，全面覆盖宏观和分行业服务业信息，以详实的统计资料作为判断依据和决策基础(周霄雪，2017)；其次应当及时跟踪服务业市场的发展状况，对服务业市场的行业竞争格局、不同规模服务企业的技术更替方向和企业运营模式情况进行总体把握和系统分析，为政府管理部门对服务业市场的引导发展奠定基础；最后应当设立服务业发展形势的反馈机制，构建畅通的信息平台，将政府管理部门在知识产权保护政策方面的措施进行及时宣传。在此基础之上，决策部门以前期搜集的信息和分析结果为依据，从宏观、中观以及微观全方位的综合平衡系统出发，阶段性地调整知识产权保护政策的实施标杆，以实现知识产权保护政策为服务业发展服务的目标，企业也能够及时适应知识产权保护政策的渐进调整。

本文从服务品市场需求、服务业市场结构以及服务企业模仿能力等三个维度出发，研究了服务业增长所需要的知识产权保护“最适强度”的动态演化规律，并运用微观数据进行计量检验，这为政府管理部门提供了显性化、具体性的宏观决策依据。理论上，知识产权保护“最适强度”的动态演化还会受到其它诸多因素的影响，本文的分析框架难以囊括所有因素，在此只能提供一个具有一定代表性的分析框架，对其它的影响因素研究还有待进一步的拓展。