专利法修改与企业创新——来自上市公司的实证研究

田 珺，冉忠明

(南开大学 经济学院，天津 300071)

0 引言

我国历次法律修改都与经济发展动态趋势相一致。当前，在促进高质量经济发展背景下，我国市场经济处于转型的关键时期，对发明专利等核心技术的掌握成为企业发展的源泉，因为专利技术是推动经济增长的重要动力。那么能否通过法律制度变动充分引导企业经营资金流动方向以支持企业创新，促进市场经济稳步走向高技术、高质量发展？本文试图通过检验2009年专利法修改对企业创新产出的影响解答上述问题。

企业创新活动具有外部溢出性，投资于创新项目具有被模仿的风险，在没有专利法保护的情况下，企业通常会隐瞒自己的技术创新内容并将其作为商业秘密，投入大量人力财力保护技术成果，导致技术重复投资和资源浪费，因而不利于高效推动社会进步，无法使技术累积变成真正的技术产出。如果创新活动建立在已有发明创新的基础上，就会节约大量人力、物力以及时间成本。不仅如此，一项推动经济社会进步且具有商业利益的技术必然会引起其他竞争者争相模仿，技术模仿就成为一种损害权利人已有创新投资的有害侵权行为。在这一双重背景下，《中华人民共和国专利法》(简称《专利法》)应运而生。Nordhaus(1969)认为，专利保护制度是一种静态损失和动态收益的平衡[1]，短期内专利法严格保护标准可能阻碍技术模仿，减少企业从模仿创新中获得收益，但是从长远角度看，会降低资金投入后被侵权风险，提高专利权人创新积极性，作为垄断性收益的科技投资，必然有助于企业收益增加。

20世纪80年代，我国专利法移植及本土化改造过程中并没有完全照搬照抄西方中心主义范式，也没有简单沿袭国际主流学术思想，法律修改内容结合本土实际情况进行制度转化[2]。1984年我国出台专利法，目前经过了1993年、2000年、2009年3次修改，纵观专利法修改立场和动机，3次修改渐次扩大了专利授权范围，简化了授权行政审批流程，提高了专利授权标准，总体上体现出立法者谨慎、理智放权的立法宗旨[3]，彰显了专利法服务企业创新的发展战略和制度建设。2020年有望通过专利法第四次修正草案，延续了历次修改的法律目的和立场，其中一直悬而未决的间接侵权、等同侵权问题在这次修改中将得到明确[4]，建议稿中将职务发明违约事项让权于公司章程条款，鼓励了国有或企事业单位发明人的积极性，赔偿制度进一步合理化等问题有望在2020年修改中得到进一步明确，权属界线清晰和适当简政放权有利于增强实体经竞争活力，增加企业创新产出。鲍格胥博士有一句评价，中国知识产权立法用了不到20年时间，走过了西方国家200年的历史进程，这个成就是举世瞩目的[3]。我国专利法之所以在修改上大步伐迈进，是为了配合我国改革开放进程，与发达国家知识产权制度接轨，更有利于引进外资，鼓励我国企业不断增加创新投入，提高创新产出，促进专利成果效益转化。

《专利法》修改对企业而言是外生冲击事件，利用其实施前后给企业创新产出水平带来的变化，建立财务风险与企业创新水平之间的因果识别关系，一定程度上解决了实证研究中内生性问题。在《专利法》修改实施时，所有企业面临相同的外生冲击，因而如果单独将该法律修改实施作为虚拟变量，可能反映的仅仅是时间趋势。为了更好地识别2009年《专利法》修改给企业创新带来的影响，参考钱雪松等[5]的研究，本文构建双重差分模型。考虑到这一法律冲击对企业产生的效应与企业技术创新高风险、周期长的特征相关，同时企业风险大致由财务风险和经营风险构成，其中企业创新投入与企业财务风险密切相关，因为创新投入需要大量资金支持，为了获取资金来源，企业需要采取长期借款、发行债券等融资方式进行筹资，这在很大程度上改变了企业资本结构，使其负债规模扩大，进一步提升企业财务风险。因此，由于企业创新投入大部分来自企业负债资本，企业财务风险状态能够较好区分企业专利技术投入差异，本文采用财务风险代表企业创新投资，因其具有高风险、垄断性收益特征，可作为区分实验组和控制组的标准，并在此基础上构建双重差分模型。具体而言，鉴于此次法律修改与企业财务风险有关：出于此次《专利法》修改中鼓励更多企业进行技术创新的立法宗旨，在这次法律修改的准自然实验冲击下，促进财务风险较小的企业增加创新产出更能反映本次修改的初衷。因此，将财务风险较小的企业作为实验组。相对而言，即使没有《专利法》修改的冲击，财务杠杆更高的企业仍然愿意投资风险较大、收益较高的技术创新类项目，因而2009年《专利法》的修改对于这类企业起到的作用微乎其微，故将财务风险较高的企业作为控制组。本文利用上市公司数据，研究2009年《专利法》修改对企业创新水平的激励作用，得到以下基本结论：在2009年《专利法》修改实施后，对于财务风险小的企业，即在负债投资时具有更强审慎动机的企业，提高了其创新产出水平，并具有一系列动态影响效应。在更换被解释变量、更换计量模型后上述结论仍然成立，说明本文结论具有稳健性。

本文主要在如下两个方面作出贡献：第一， 本文发现《专利法》修改实施与企业创新水平有动态正相关关系。企业在技术创新投资时通常会承担不同程度的风险，当然也会获得较高收益。根据这一企业特征受法律冲击后产生的不同效应，本文利用《专利法》修改这一立法准自然实验，对具有较小财务风险的企业创新产生了积极影响，是一次有益的尝试。第二，本文选择财务风险作为双重差分模型的分组变量，从另一个角度看，探讨财务风险与企业创新产出关系。《专利法》修改实施是一次外生冲击事件，基于这一冲击在财务风险存在的企业中的异质性差异，讨论法律修改对企业创新产出的显著。同时，采用专利申请数量和当年申请专利第一、二、三年授权及专利授权数量分别衡量企业创新产出，从创新产出数量和质量上分别证明法律修改的促进作用，具有一定的实践价值和政策意义。

1 理论分析与研究假设

Nordhaus(1969)是最早基于专利保护制度对知识产权保护制度进行规范研究的学者，他认为知识产权保护制度实施后，最开始会妨碍市场竞争，但从长期看，能够提高发明者的创新积极性。同时，提出著名的IPR基本权衡，即专利制度最优设计应当是创新产生的垄断在短期静态损失和长远动态收益之间的权衡[6]。此后，学术界围绕这一理论框架进行了大量研究。

知识产权保护水平通过怎样的内部及外部传导机制影响企业创新水平，为学者们大量讨论。第一，国内外学者探讨了知识产权保护水平与企业创新的关系。Arundel[7]、Haeussler[8]研究发现，知识产权记录良好的企业更容易获得融资并与其它企业合作和交易，从而促进企业创新产出；吴超鹏等[9]研究表明，政府加大知识产权保护执法力度可以通过减少研发溢出损失、缓解外部融资约束两条路径促进企业创新；刘思明等[10]发现，加强知识产权保护能够促进我国大多数地区工业创新能力提高；王海成和吕铁[11]基于广东省2006年开始的行政、民事、刑事案件“三审合一”的准自然实验，发现“三审合一”能够促进企业创新；史宇鹏和顾全林[12]使用中国工业企业数据库发现，知识产权保护对企业创新具有激励作用，对非国有企业和竞争激烈行业企业的影响更大。第二，国内外学者从新《专利法》出台和专利技术传播角度进行了一系列研究。Fleisher &Zhou[13]发现，新《专利法》显著促进企业研发投入，对专利数量没有显著关系；Yang等[14]发现，2001年新《专利法》使中国高新技术企业专业技术专利数量增加，对外资企业的影响较大；Scotchmer &Green[15]认为，专利申请信息公开促进了技术传播，对于社会而言，减少重复投资能够在其他成员现有发明中进一步扩展技术，节约社会资源；叶静怡等[16]发现，专利信息公开时间提前有利于技术传播。第三，一些学者探讨了企业创新其它外部影响因素。潘越等[17]利用上市公司A股数据考察专利侵权诉讼提起、判决以及审理期间长度等诉讼细节，发现其对企业创新有激励作用；钟凯等[18]探讨了货币紧缩与财政投资对企业创新投资的作用机理；王永进和冯笑[19]以各地行政审批中心成立作为准自然实验，运用双重差分法和三重差分法考察行政审批制度改革对企业创新活动的影响；倪骁然和朱玉杰[20]构建双重差分模型，研究表明，2008年《劳动合同法》实施后，劳动密集型企业创新投入显著增加；许为宾等[21]研究发现，在国有企业混合所有制改革中，非国有股权比例提高对于企业创新具有促进作用；赵晶和孟维烜[22]认为，外部政治环境信息、企业政治关系信息通过影响企业创新意愿和资源获取，激励企业创新。

上述学者们对知识产权保护与企业创新的关系进行了广泛研究，对于影响企业创新的外部政策、法律因素考虑也较为全面。但是现有文献仅仅从知识产权整体保护水平提高角度反映其与企业创新的关系显得过于抽象，缺乏针对性和指向性。《专利法》修改是知识产权保护水平提高的重要体现，从《专利法》角度讨论其与企业创新的关系很有必要，本文试图弥补这一研究不足。

我国现行《专利法》是其历史上第三次修改，基于第三次修改公布时间为2008年12月27日，具体实施时间是2009年10月1日，创新产品需要较长产出周期，故本文探讨的修改时间根据正式施行修改年份，简称其为2009年《专利法》修改。2009年《专利法》修改内容直接或者间接地鼓励了企业创新。本文总结修改中鼓励企业创新的内容：第一，首次确认推动发明创造的应用，提高创新能力，促进科学技术进步和经济发展的立法宗旨。第二，修改后的《专利法》规定同一申请人同日对同样的发明创造既申请实用新型专利又申请发明专利，先获得的实用新型专利权尚未终止，且申请人声明放弃该实用新型专利权的，可以授予发明专利权。这有利于国家专利管理部门在面临新型专利和发明专利同时申请的冲突时，明确具体授权规则，说明国家更加重视发明专利审批授权，鼓励企业或个人发明创新。第三，针对半导体产品的强制许可。原因在于半导体领域形成了专利丛林，如果企业之间存在专利封锁，必然阻碍整个行业技术进步与创新。增加强制许可措施有助于企业突破专利封锁，减少专利冲突排查成本。从以上修改内容可以看出，此次修改要求专利有质和量的提高，扩大了专利申请范围，直接鼓励我国企业技术发明、实用新型和外观设计产出，有利于企业技术转型。

此外，《专利法》修改加大了专利侵权行为处罚力度，明确了专利侵权与来源合法使用界限，提高了行政审批机关的审批效率，降低了公权力侵犯私权利的可能性，间接鼓励了权利人技术创新，主要表现在以下4个方面。第一，将相对新颖性调整为绝对新颖性，提高专利质量，适度调整了专利授权标准。专利授权标准与国际接轨，提高了专利产出质量，有利于我国专利产品在国际贸易中获得承认，促进专利技术产品出口，鼓励国内企业在技术领域参与国际贸易竞争；第二，加强对集体所有制单位和个人发明专利的保护，防止以对国家利益或公共利益具有重大意义为借口，减少公权力滥用和对私权利的侵害；第三，赋予专利管理部门调查假冒专利行为的相关权力，并更加具体地规定侵犯专利权赔偿数额的计算方式，从而一定程度上防止公权力滥用；第四，第一次明确现有技术抗辩原则。从以上修改内容可以看出，一方面，有利于提高专利行政部门效率，减少公权力侵害私权利的行为；另一方面，加大技术侵权行为打击力度，全方位保护专利权利人合法权益，提高专利申请成功率。

《专利法》修改作为促进企业创新产出增加的渠道之一，上述修改内容从限制公权力与私权利侵权行为角度间接提高《专利法》保护专利权人的激励作用，降低行政机关侵占私人权利的可能性，减少专利审批领域寻租行为，使得新研发技术被模仿、剽窃的可能性下降，发挥法律及时救济被侵权人合法权益的作用，从而提升企业技术研发成功几率，提高技术促进增收预期，引导投资谨慎动机较强的企业优化投资结构并促进其创新产出增加和质量提高[23]。

《专利法》修改还提出降低外国专利申请人在我国专利申请门槛，并且将相对新颖性调整为绝对新颖性，提高专利质量。专利授权标准等内容调整可能拓宽促进创新的间接渠道，《专利法》保护水平提高可以促使我国专利标准进一步与国际专利标准相契合，使外资企业产生影响我国外商直接投资(FDI)的“引致效应”[24]。Lesser[25]、Nunnenkamp & Spatz[26]、Huang &Yin[27]研究发现，如果一个国家提高其知识产权保护水平，FDI流入增加，本国企业模仿外资企业的技术成本增加，则专利技术被模仿的可能性降低；Branstetter & Fisman[28]认为，FDI是技术从发达国家扩散到我国的重要途径，跨国公司到我国建立子公司，派遣专业技术人员、管理人才到子公司进行技术培训与生产经营，既有助于技术交流和传播，也有利于促进我国国内同行业市场竞争，对本土企业创新发明产生激励作用，形成良性循环。

综上所述，本文认为，这次《专利法》修改适应市场经济发展的客观要求，对企业创新必然产生积极促进作用。本文选择专利申请数量和授权量作为企业创新代理变量，分别从研发技术成果数量和质量两个方面对企业创新水平进行研究。具体而言，这次修改加大了专利技术保护力度和技术侵权惩罚力度，降低了同行业企业间技术模仿的可能性，因而有利于促进法律修改前风险厌恶型企业的技术项目投入，鼓励风险承担能力较弱的企业增加研发投入，从而促进专利申请数量增加。此外，此次法律修改对行政机关简政放权、行政审批效率提高、行政审批时间缩短等程序方面提出了更严格的规定，旨在提高企业创新自主性和积极性，使其以较低成本节约进行专利技术申请，避免繁琐的审批程序和时间消耗，从而更大程度上鼓励企业在研发投入后进行专利申请。基于以上理论分析，本文提出第一个研究假设：

H1：2009年《专利法》修改实施促进具有较小财务风险的公司专利申请量增加。

此外，此次法律提高了专利审批门槛，促进企业在研发资金投入前制定详细的技术保护方案，鼓励作为技术秘密或者缺乏技术资金投入动力的企业增加技术资金投入，进一步提高专利申请准入门槛，进而提高专利申请质量。同时，由于行政审批规范化、精简化且法律修改后企业更加注重专利侵权事项排查，使专利审批授权概率得以提升，从而促进专利技术成果转化为实际产出质量。基于以上分析，本文提出第二个研究假设：

H2：2009年《专利法》修改实施促进具有较小财务风险的公司专利授权量增加。

2 数据来源、变量选择与模型设计

2.1 数据来源与变量选择

本文准自然实验为2009年《专利法》修改实施，同时由于企业创新项目周期较长，可能存在时滞性，故选取样本为2005-2017年中国深沪非金融业上市公司。为保证数据有效性，本文对样本数据作进一步处理：①剔除金融类上市公司；②剔除ST和PT类上市公司；③剔除主要变量严重缺失和明显有误的样本；④为了消除极端异常值，对企业层面的连续变量进行1%的双侧缩尾处理。行业固定效应控制标准采用中国证监会2012年修订的《上市公司行业分类指引》进行分类。最终得到2 182家上市企业，样本观察数量为13 011的非平衡面板数据。实证研究中采用公司治理、公司财务数据，数据来自国泰安数据库和WIND金融终端。

2.2 识别策略与模型设定

本文使用双重差分模型考察以2009年《专利法》修改实施为标志的专利保护法律改革如何影响企业创新水平。在自然实验或准自然实验的情况下，通过比较某一事件对实验组和对照组的影响差异，双重差分模型能够有效克服其它因素的影响，准确识别本文变量间是否具有因果关系。我国法律修改有着严格的立法修改程序，每次修改或修订都需要全国人大常委会对修改草案进行投票表决。因此，2009年《专利法》修改可以作为经济学意义上较好的立法准自然实验。运用准自然实验研究专利保护制度改革能否影响企业创新水平，如果仅比较法律修改前后企业创新变化，并不能归因为法律变化导致的结果，因为可能存在其它遗漏变量对企业创新产生影响。因此，需要构建符合本文研究目的的实验组和对照组，运用双重差分法识别法律变化与企业创新之间的关系。

本文借鉴Vig[29]、Campello & Larrain[30]的处理方法，从《专利法》修改对不同企业财务风险的差异性影响切入，构建实验组和对照组并运用双重差分模型(简称DID模型)检验法律修改的政策效应。具体而言，基于上市公司财务风险构建对照组和实验组。本文采用财务杠杆指标代表企业财务风险状况，以财务杠杆作为分组标准，目的是检验《专利法》修改通过财务风险差异作用于企业创新产出的传导机制。以财务杠杆较低的公司作为实验组，原因在于财务杠杆较低的公司负债规模相对较小，需要回笼的资金量少，会对负债投资更加审慎，因而对于投资收益稳定性需求更高。同时，负债规模较小的企业，偿还本息压力相对较低，具有较小的财务风险，在技术研究回报不确定的情况下，大规模举债会增加其财务风险，在没有法律等外在冲击的情况下更愿意投资资金回笼有保证的项目，因而创新项目投资资金量更少。基于这次法律修改的初衷是为鼓励企业创新，增强技术研发动机，因而本次准立法实验能否促进财务杠杆较小的企业创新产出，更能反映法律修改成效，故将财务风险较小的企业作为实验组。反之，2009年《专利法》的修改对于本身就倾向于技术项目投资的企业而言，创新效应提升有限，因此将财务风险较高的企业作为对照组。参考钱雪松等[5]的分组计算方法，本文计算出样本企业2009年之前两年内(2007和2008年)的财务杠杆平均值，并按照样本分为最高1/3、中间1/3和最低1/3等3组。根据上文理论分析，将平均值最高的1/3界定为对照组，将最低的1/3界定为实验组。同时，为消除个体和时间差异，本文采用控制双向固定效应的双重差分模型，计量模型如式(1)所示。

Innovationit=α+β1After×Riski+β2After+β3Riski+β4∑Controlsit-1+δi+γt+εit

(1)

在模型(1)中，i代表企业，t代表时间，参考Wang & Hagedoorn[31]、黎文靖等[32]的研究成果，分别采用专利申请数量和专利授权数量从数量与质量两个方面代表企业创新产出，用Innovationit表示。Riski是分组指示变量，当企业属于实验组时，即企业属于财务杠杆平均值最低的1/3组，取值为“1”；当企业处于对照组时，即企业处于财务杠杆平均值最高的1/3组，该变量取值为”0”。Aftert是事件冲击指示变量，当样本观测值发生在2009年《专利法》修改实施及以后时间段取值为“1”，否则取值为“0”。为了消除检验中可能产生的内生性问题，将控制变量滞后一期，Controlit-1为企业层面的控制变量。δi为个体固定效应，γt为时间固定效应，εit为误差项。模型中行业固定效应由个体固定效应控制，本文主要关注Lowi*Aftert的回归系数β1，后者衡量以《专利法》修改为标志对企业创新变革所呈现的DID效应。同时，本文结果统计标准误在企业层面进行了Cluster聚类调整。

2.3 变量定义及描述性统计

(2)为了控制可能影响企业创新产出的其它因素，本文引入公司规模(Size)、权益乘数(Multiplier)、资产收益率(ROA)、托宾Q(Tobin'sQ)、营业收入增长率(Receipt)、独立董事占比(Director)、前十大股东持股比例(Top)、负债规模(Debt)。具体地，公司规模以公司总资产表示，为了方便比较，作除以100 000 000的处理；权益乘数定义为资产总额/股东权益总额；资产收益率定义为净利润/平均资产总额*100%；托宾Q定义为企业当期市值/总资产；营业收入增长率定义为本期营业收入增长额/上期营业收入；独立董事占比定义为独立董事人数/董事会人数；第一大股东持股比例定义为前十大股东持股份额除以总份额。

表1展示了变量观测值个数、均值、标准差、最小值、最大值。其中，变量采用2005—2017年非平衡面板数据。

表1 描述性统计结果

3 计量分析与结果讨论

3.1 2009年《专利法》修改施行对创新产出的静态影响

本文使用双重差分模型检验2009年《专利法》修改是否促进财务风险更小的企业创新产出增加，结果如表2所示。表2第一行系数估计值分别在5%或1%水平上显著，意味着2009年修改显著提高了企业创新产出水平。对比第一行核心解释变量1-4列的结果，分别表示专利申请数量和当年申请第一、二、三年授权数量，分别在5%和1%水平显著为正。本文认为,企业当年专利申请量在2009年冲击下促进企业创新产出增加的系数为0.238，拟合系数为0.675，呈现出这次修改后较好的提升效应。结果说明，财务风险越小的企业在2009年《专利法》修改的准自然实验作用下，显著促进由专利申请总量代表的企业创新产出增加，在当年申请第一、二、三年授权专利数量上也得到显著提高。专利实证结果证明了本文研究H1、H2，说明财务风险小的企业专利授权数量和申请专利质量在这次修改的冲击下显著提升，不仅证明本次法律修改对专利侵权行为的打击提高了风险厌恶型企业创新积极性，也从侧面证明《专利法》修改提高了行政机关审批效率。规范行政权力条款的出台和修改具有显著效果，促进专利申请数量增加,同时说明企业专利质量在本次修改冲击下有所提高。企业专利从申请到审批需要较长时间，最终确定授权要经历初审、实审两个阶段，实审会审专利的实用性、新颖性和创造性，导致授权时间不确定。本次法律修改不仅仅对专利质量门槛有所提高，也明晰了可以授予专利与不能授予专利的界限和定义，专利授权数量显著提高说明申请专利的产品质量过硬，符合国家《专利法》和行政机关审批条件。在法律修改的冲击下，专利授权数量显著提高，说明投资审慎动机强的企业专利技术质量更高，在进行缜密专利排查后确定不侵犯他人合法权益的情况下才投入研发资金并进行专利申请，而专利授权时间不确定性更多是由于产品种类和程序、实质上的审查所致。结合以上分析，结果显著性说明法律修改对企业创新质量具有显著提升作用。

表2 2009年修改施行对创新的静态影响

注：*、**、***分别表示10%、5%和1%水平上显著，括号内的值为P值，下同

3.2 2009年《专利法》修改对企业创新产出的动态影响

在2009年《专利法》修改施行对创新产出静态影响的基础上，为了进行平行性检验，引入year07时间虚拟变量，该变量在2007年取“1”，其它年份取“0”，year08类似取值[35]。Lowi*year07 和Lowi*year08作为平行性检验的解释变量，表3中第一行和第二行中(1)-(4)列的结果系数不显著，意味着本文发现企业创新提升效应在《专利法》修改实施之前不存在，即通过了平行性检验。为了说明修改后提升作用的动态影响，引入Lowi*Time2010、Lowi*Time2011、Lowi*Time2012考察2009年专利修改实施在2010年、2011年、2012年是否存在持续动态效应。其中，Time2010、 Time2011和Time2012分别在2010年、2011年、2012年取“1”，其它年份取“0”。从2009年施行修改的冲击实证检验中得出《专利法》修改显著促进财务风险小的企业创新水平提升的结论，那么考察动态效应即可得到这一促进作用的持续时间和效应。从动态效应结果看出，2010年与2011年专利申请数量和当年申请第一、二、三年授权专利数量分别在5%、10%的水平上显著为正，2012年均不显著。具体地，专利申请数量2009-2011年动态系数分别为0.238、0.052、0.019，呈现显著递减趋势，说明在《专利法》修改这一冲击下财务风险较低的企业专利申请数量显著增加，即对法律变化的反应比较敏感，但随着时间推移，法律变化对专利申请数量提升效益有所减弱，直至2012年消失。当年申请第一、二、三年授权专利数量呈现类似显著性变化和系数递减趋势，说明法律修改对专利授权数量提升效应也有所减弱。本文认为，企业专利申请和授权数量依赖于企业研究投入，进而受限于企业自有资产和负债融资规模。2009年《专利法》修改后，国家法律政策鼓励企业创新、限制公权力滥用，从而有助于提高企业技术研发投资热情，但仍受制于企业具体资金分配状况和投资决策规划。本文以财务风险小的企业为实验组，该类企业负债规模相对较小，在公司偿债能力没有显著提高的情况下，分配至研发投入的资金受法律修改冲击的作用时间和效应持续性有限，且企业更倾向于对授权时间短的专利进行投入，因而虽然对企业创新能力有所提升，但是提升效应随时间推移不断减弱。为了考察公司偿债能力和负债规模及股权结构等异质性分组能否影响显著提升效果，本文在进一步检验中进行探讨。

3.3 进一步分析

本文通过异质性分组对企业创新受法律冲击的影响作进一步分析，从负债规模、偿债能力、盈利能力、股权结构等方面出发，检验企业创新是否受到上述因素的影响。

表3 2009年修改施行对创新的动态影响

(1)负债规模分组检验。本文根据2007年和2008年负债规模的平均值分为高负债规模组(High)与低负债规模组(Low)，以此说明公司负债规模在法律修改对企业创新的影响中所起的作用。负债规模较小的组在法律修改后能显著促进财务风险小的企业提高创新产出水平，负债规模较大的组则不显著。如果企业债务融资组成结构中的负债规模较小，运营过程中可用的自有资金较多，或者企业经营规模及创新产出有限，那么投资项目时受负债结构影响，企业必然会选择回报稳定、风险较小的项目。《专利法》修改作为一次准自然实验冲击，出台了大量鼓励负债规模小、注重资金投资转化为产量的公司进行创新的条款。相比负债规模大的企业，这次法律修改显著增强了负责规模小的企业创新增长效应，提高了申请专利的产品质量与行政审批效率，具体结果如表4所示。

(2)偿债能力分组检验。本文从长期偿债能力和短期偿债能力分别检验《专利法》修改的影响效应。①长期偿债能力。本文以产权比率代表，利用2007、2008年产权比率的平均值作为分组标准，分为产权比率较高组(High)和产权比率较低组(Low)。长期偿债能力是企业财务结构稳健与否的重要标志，反映企业基本财务结构是否稳定。产权比率越低表明企业自有资本占总资产的比重越大，长期偿债能力越强。以产权比率代表企业负债结构后，检验企业自有资本偿还全部债务的能力能否增强法律修改对企业创新的提升效应。从企业专利申请数量和当年申请第一、二、三年授权数量分组结果可以看出，产权比率较低组均显著提升，而产权比率较高组则不显著。说明企业自有资金偿还能力亦可以作为法律变动异质性影响企业创新产出的原因之一。企业产权比率越低，说明企业财务结构由低风险、低财务杠杆结构组成，其自有资金偿还能力越好。在创新产生相对高风险的投资中，相比产权比率更高的组，上述企业专利申请质量和数量在法律修改后都有所提高；②短期偿债能力。本文采用流动比率衡量流动资产对流动负债的比例，流动比率越高，说明企业资产变现能力越强，短期而言，偿债能力越强，反之则越弱。将流动比率按2007-2008年平均值作为分组标准，分为高流动比率组和低流动比率组，发现高流动比率组的创新水平受法律修改的影响显著提升，低流动比率组不显著。以流动比率平均值作为分组标准，说明企业流动资产在短期债务到期以前可以变为现金偿还负债能力越强，企业创新产出能力就越强，从而保证了盈利稳定性，说明流动资产较强的变现性可以作为专利产出增加的影响因素，短期偿债能力提高有助于创新产出增加。具体结果如表5、6所示，其中，Highi/Lowi(i=1,2)：当i=1时，代表长期偿债能力即产权比率分组；当i=2时，代表短期偿债能力即流动比率分组。

表4 负债规模对企业创新的分组检验结果

表5 偿债能力对企业创新的分组检验结果(i=1)

表6 偿债能力对企业创新的分组检验结果(i=2)

(3)盈利能力分组检验。接下来讨论法律变动下企业盈利能力对企业创新的影响。企业利润获取能力直接影响企业资本投入方向，盈利能力强的企业更愿意提高创新产出能力。从表6实证结果可以得到，《专利法》修改倾向于更加严格地保护专利权人合法权益，加大打击模仿侵权行为力度，从而有利于盈利能力强的企业在创新类产品研发投入过程中减少后顾之忧，增强创新投入热情，与盈利能力差的企业相比对法律修改的敏感性更强。本文采用资产收益率代表盈利能力，以2007年、2008年的平均值作为分组标准,分为高盈利能力组(High)和低盈利能力组(Low)，具体结果如表7所示。

表7 盈利能力对企业创新的分组检验结果

(4)股权结构分组检验。 本文采用前十大股东持股比例代表股权结构，以2007年、2008年前十大股东持股比例的平均值作为分组标准，分为高持股比例组(High)和低持股比例组(Low)，实证结果如表8所示。大股东持股比例更高的企业，在法律修改后专利申请量和授权量显著增加，说明法律修改后，决策能力较强的企业决策机构对法律鼓励创新的精神比较敏感，能够迅速制定跟随法律政策变动的投资方案，增加研究和发展资金投入，促进企业技术研发。相反，如果大股东权利集中度低，跟随法律政策导向的决策制定受制于股东权益分散，难免存在时间滞后性，不利于企业应对法律修改后的决策变化，故在法律修改冲击下不显著。

表8 股权结构对企业创新的分组检验结果

3.4 稳健性检验

为了检验上文实证结果的稳健性，采用以下方法进行实证检验：

(1)检验2008年这一修改公布年份的冲击效果。2008年12月27日，第十一届全国人民代表大会常务委员会第六次会议通过了关于专利法修改的决定，于2009年10月1日施行。因为修改决定的通过是一个不确定的准自然实验，通过时间已经是2008年底，具体实施年份是2009年10月1日。因此，本文选择2009年作为冲击事件年份。此外，本文被解释变量为企业创新产出，从研发投入到产出具有一定的周期，法律修改决定公布后不能迅速得到企业投资决策反应，在稳健性检验中实证研究2008年修改公布年份对企业创新是否具有显著影响，结果证明，2008年法律修改年份不具有显著性，通过了稳健性检验。记Aftert08为2008年法律修改通过的冲击时间，Lowi*Aftert08为冲击下的核心解释变量，具体结果如表9检验(1)所示。

(3)控制变量缩减检验。只保留核心解释变量的同一分组的双重差分模型，在不控制企业层面其它变量的情况下仍然能保持显著提升效果，证明了结果的稳健性，如表9检验(3)所示。

(4)改变分组标准检验。 上文中采用财务杠杆作为分组标准，将2007和2008年的财务杠杆平均值进行三等分，删除中间1/3企业，将财务杠杆最低的1/3企业作为实验组，最高的1/3作为对照组。在稳健性检验中改变分组标准，将2007和2008年财务杠杆平均值进行二等分，将低财务杠杆企业作为实验组，高财务杠杆企业作为对照组，根据新的分组标准重新进行双重差分检验，得到的显著性结果与上文具有一致性，如表9检验(4)所示。

(5)更换计量模型检验。上文采用双重差分模型(DID)作为主要计量模型进行实证检验，接下来采用倾向匹配得分-双重差分模型(PSM-DID)作为计量模型进行稳健性检验，弱化个体变量之间在控制变量上的差异，得到与双重差分模型相同的显著性结果，通过了稳健性检验，如表9检验(5)所示。

表9 稳健性检验结果

4 结论与启示

4.1 结论

本文基于我国上市公司样本，探讨2009年《专利法》修改实施对企业创新产出数量和质量的影响。结果发现，此次法律修改提升了财务风险较低的企业创新产出水平并有效提高专利申请质量和行政审批效率，保障专利权人的合法权益，使得创新产出与研发投入形成良性循环，提升了资金转化利用率和成功率。在进一步异质性分组探讨中发现，公司负债规模、长期和短期偿债能力、盈利能力、股权结构均为法律修改对企业创新产出的影响因素。本文相对全面地考察《专利法》修改如何作用于企业创新水平提高，为专利保护制度改革如何影响实体经济发展提供实证研究证据。

4.2 启示

(1)进一步完善专利保护制度，明确司法实务中的模糊界限。企业创新项目具有风险大、周期长、高投入、高收益等特征，法律法规需要有力地保障专利权人利益以促进企业创新。《专利法》第四次修改有望明确间接侵权和等同侵权问题，上述内容地位重要却在法律上长期缺位。因此，有必要给予更加明确的规定，鼓励企业在制定研发决策时充分考量专利新颖性和排他性，在不侵犯他人合法权益的情况下增加企业资金投入。

(2)增强发明人的积极性，减少专利丛林问题。例如职务发明制度，可以由公司借助章程调整的，不再由法律规范调整，从而增强国有企事业单位发明人的积极性。在医疗和半导体等领域普遍存在专利丛林现象，要求公司在新产品研发以及投放市场前开展专利排查工作，从而确定多方专利权人。因此，在类似领域有必要拓宽专利强制许可制度应用范围，提高发明人积极性，鼓励企业进一步创新。

(3)企业管理层的投资决策要跟随法律出台、修改或修订的变化，合理管控负债规模，具体风险投资策略组合需要全面考量企业偿债能力、盈利能力、负债融资等经营状况，扩大研发投入资金来源，除注重提高专利申请量外，更要考虑法律政策变动情况下通过专利审批的可能性，从而提高专利申请质量，保质保量地提升企业创新水平。

4.3 不足与展望

本文不仅为知识产权保护在法律修改研究范畴开拓了新思路，也为未来研究指明了方向。近年来，国家越发重视企业知识产权保护，相继出台《商标法》、《专利法》、《技术合同法》、《反不正当竞争法》等法律法规。2014年，全国人大常务委员会通过了在北京、上海、广州设立知识产权法院的决定，2017年，最高人民法院批复江苏等17个省设立19个知识产权法庭，从国家立法和司法审判两个层面营造了激励创新的良好营商环境。

本文从立法层面入手，仅探讨《专利法》这一部门法律修改对企业创新的影响。未来研究可以考虑不同法律法规修改的冲击效应，并结合立法与司法两个层面构建更加完整的知识产权保护体系，以探索知识产权保护与企业创新的深层次关系。