知识产权保护对企业创新绩效的影响研究——基于浙江上市公司的证据

方中秀

(华中师范大学 经济与工商管理学院，湖北 武汉 430079)

0 引言

随着知识经济时代的到来，社会进步的动力由要素驱动逐渐向创新驱动转变。由此，需要将鼓励模仿或重视经验的制度转变为鼓励创新的制度[1]，以推动创新体系有效运行。知识产权制度对创新活动具有保障和支撑作用，有效的知识产权保护环境有利于鼓励知识竞争与创新，引导企业优化资源配置，提升创新绩效。

近年来，知识产权保护与创新绩效之间的关系是学界研究的热点问题。已有研究主要基于国家或产业层面展开，重点关注知识产权与经济发展的关系以及知识产权影响技术创新的机制。有关知识产权影响经济发展的研究多基于南北框架展开，其共同的核心要义在于，知识产权保护与经济发展水平之间存在联系，发展中国家应实施严格的知识产权保护以激发本土创新潜力[2]。有关知识产权制度影响技术创新的机制研究则更多集中在自主创新与模仿创新领域，重点在于知识产权保护对研发成本、模仿和侵权成本的影响[3]，以及由此引发的创新绩效的差异[4]。

然而，这些研究仍有3个方面的问题值得关注：一是现有研究大多从宏观视角展开，有关知识产权制度与微观企业互动关系的探讨较少。然而，创新的多层次性特征决定了不同层面变量会共同作用于技术创新的过程[5]，区域的制度环境会对微观企业的创新行为产生重要影响。因此，有必要从微观企业视角寻找区域知识产权保护水平影响创新绩效的证据。二是目前有关知识产权保护对创新绩效的作用机制以及两者关系的研究结论存在不同观点。例如，有学者认为，知识产权保护会直接影响创新绩效[6]；也有学者认为，知识产权保护会影响企业对自主创新或模仿创新的路径选择，使其更倾向于利用R&D投入或技术溢出来提升创新绩效，即知识产权保护水平对R&D投入、技术溢出与创新绩效之间的关系存在调节作用[7]。那么，哪一类观点更符合现实？目前还缺乏实证检验。三是在研究方法上缺乏跨层次研究，区域知识产权保护环境与企业的创新绩效是2个层面上的变量，可能正是由于这个原因，目前多数研究都停留在宏观层面，没有深入考察知识产权保护对微观企业创新行为的影响，而近年来跨层次模型分析工具的成熟使我们有机会对此类跨层次的关系进行深入研究。

中国在正式加入WTO并参与TRIPS协议以后，对知识产权战略的实施已经历了快速发展。然而由于中国幅员辽阔，不同地区的经济、法制、社会公众意识等均存在差异，因此各地区的知识产权保护水平也不尽相同。作为在改革开放政策指引下取得巨大成就的东部沿海省份，浙江始终重视知识产权在服务经济发展方式转变和全面实施创新驱动发展战略中的重要作用。不论是知识产权产出、法律保护实践，还是国家知识产权试点城市建设，浙江都具有相对的先进性。根据我们对修正的GP指数的测算，浙江是除北京、上海、天津这3个直辖市之外，知识产权保护强度均值最高的省份。此外，由于所处的地理位置优越，浙江企业还具有利用外资获取技术溢出的先天优势，因此以其为样本开展实证研究对于探讨我国应当如何实施知识产权保护具有重要的借鉴价值。本研究基于企业微观视角，通过将R&D投入和技术溢出纳入一个多层线性模型(HLM)，检验知识产权保护对企业创新绩效的影响效应，发现内在作用的微观机理。相比已有文献，本文可能是国内首篇以HLM模型研究知识产权保护影响企业创新绩效的文献，对该模型的利用可以解决传统的散记和合计方法在处理不同层次变量关系时可能引发的误差问题。这有助于丰富知识产权影响企业创新的研究内容，为知识产权的经济学研究提供更为细致的微观证据，并对知识产权政策制定提供参考。

本文以下部分安排如下：第一部分为理论框架与研究模型；第二部分为数据及变量测算，包括样本确定、变量选取与数据说明；第三部分呈现实证结果并分析；最后是结论及建议。

1 理论框架与研究模型

1.1 研究假设与框架

知识产权保护对企业创新绩效的作用机制大致可分为两类。一是直接作用机制，即将知识产权保护看成企业创新的基本要素；二是间接作用机制，把知识产权保护视为影响企业选择创新路径的因素。

(1)知识产权保护对企业创新绩效的直接影响。知识产权制度承认智力劳动成果的有偿性和排他性，通过营造崇尚与鼓励创新的社会环境、法律环境和制度环境来激励发明创造，驱动技术创新。有效的知识产权保护可通过提升社会整体的知识产权意识、完善相关法律制定、强化法律执行等手段对企业创新绩效产生直接影响。此外，知识产权保护还能保障创新所需的关键资源，如资金、人才、技术服务等在创新主体之间合理流动和有效配置，使创新更易于实现[8]。由此可以认为，知识产权保护是影响企业创新绩效的重要因素，本文提出如下假设：

H1：知识产权保护对企业创新绩效有直接正向影响。

(2)知识产权保护对企业创新绩效的间接影响。一国或地区实现技术创新的主要路径有两类：自主创新和模仿创新。前者是指通过独立的R&D投入，形成自主知识产权独特核心技术的过程；后者是指在获取技术溢出的基础上，通过对先进技术的消化与模仿实现的创新。知识产权保护会影响企业创新路径的选择，导致对R&D投入或技术溢出的利用有所不同，影响最终的创新绩效。

①R&D投入、知识产权保护与企业创新绩效。R&D投入是影响企业创新绩效的关键因素，相当多的实证研究都证实了这一点[9-10]。由于研发活动可以不断解决生产过程中的问题，突破发展瓶颈，因此会给企业带来创新。这种影响将长期存在于企业的生产经营活动中，为企业实施后续的技术创新提供先机，也为持续保持竞争优势奠定基础[11]。现有研究普遍表明，企业的R&D投入与创新绩效之间存在正相关关系[12-13]。知识产权制度的强化将降低新技术被非法模仿的可能性，改善企业的创新收益预期，激发研发动力，提升创新绩效。Barney(1991)[14]提出，企业所拥有的异质性资源是其超常租值的来源，而R&D投入有助于企业形成此类关键资源。知识产权制度通过设立一种隔离机制，能有效防止竞争对手轻易仿制和占有此类资源，保障了资源价值不被稀释，从而使企业R&D投入的积极性得以持续。由此提出以下假设：

H2a：R&D投入对企业创新绩效有直接正向影响；

H2b：知识产权保护对R&D投入与企业创新绩效的关系具有正向调节作用。

②技术溢出、知识产权保护与企业创新绩效。技术溢出对一国技术创新，尤其是后发国家的技术创新具有重要影响[15]。外商直接投资作为最常见的技术溢出途径之一，会通过技术扩散、技术竞争和技术应用等效应作用于本土企业的创新活动，为其实施模仿创新奠定基础。有关FDI技术溢出效应的研究大多显示，外商投资企业的创新活动会显著促进本土企业的技术创新[16-17]。

知识产权保护水平的提高会对外资产生“诱致效应”[18]，以中国为研究对象的文献大多证实了这一点[19-20]。外资通过竞争、示范、人员流动等方式与本土企业产生互动，使其多渠道的享受来自跨国公司的技术溢出，进而有助于本土企业提升创新绩效。由此提出以下假设：

H3a：技术溢出对企业创新绩效有直接正向影响；

H3b：知识产权保护对技术溢出与企业创新绩效的关系具有正向调节作用。

基于以上分析，本文构建了知识产权保护、技术创新路径与企业创新绩效相互关系的框架(图1)，以此考察知识产权保护、R&D投入与技术溢出对企业创新绩效的作用机制。

图1 本文研究框架

1.2 跨层次研究模型的构建

HLM模型可用以分析不同层次变量之间的关系，估计各层次效果以及各层次能够解释的变异量，解决传统的散记和合计过程造成的误差问题。本研究涉及企业和区域两个层面的变量，适合构建多层回归模型。第一个层次的企业层面变量包括企业创新绩效、R&D投入和技术溢出等，第二个层次的区域层面变量则反映了知识产权保护环境。

(1)零模型检验。本研究的前提假设是区域知识产权保护水平的变化会使企业创新绩效存在显著差异。因此，先以HLM模型的零模型进行检验。模型设置如下：

Level1：企业创新绩效ij=β0j+εij

(1)

Level2：β0j=γ00+μ0j

(2)随机回归模型。为检验R&D投入与技术溢出对企业创新绩效的影响，本研究构建HLM随机回归系数模型。在第一层放入企业层面变量，第二层不含任何变量。第一层回归模型中的回归系数包括截距项与斜率，第二层都设定为具有随机效果的回归模型。若γ10、γ20经过t检验达到显著水平，则R&D投入和技术溢出对企业创新绩效具有显著影响。模型设置如下：

Level1：企业创新绩效ij=β0j+β1j×R&D投入+β2j×技术溢出+βij×controlvarables+εij

(2)

Level2：β0j=γ00+μ0j

β1j=γ10+μ1j

β2j=γ20+μ2j

βij=γi0+μij

(3)截距模型。为验证知识产权保护水平对企业创新绩效的影响，本研究构建HLM截距模型。第一层模型设定为完整模型，再将第一层回归模型中的截距项作为第二层的结果变量，在模型中加入区域层面变量。若γ01经过t检验达到显著水平，则表示在控制R&D投入与技术溢出变量后，区域的知识产权保护水平对企业创新绩效具有显著影响。截距模型如下：

Level1：企业创新绩效ij=β0j+β1j×R&D投入+β2j×技术溢出+βij×controlvarables+εij

(3)

Level2：β0j=γ00+γ01×知识产权保护水平+μ0j

β1j=γ10+μ1j

β2j=γ20+μ2j

βij=γi0+μij

(4)斜率模型。为了验证知识产权保护对R&D投入、技术溢出与企业创新绩效之间关系的影响作用，本研究构建HLM斜率模型。在截距模型中，针对R&D投入和技术溢出的斜率项，加入区域层面变量进行预测。若γ11、γ21经过t检验达到显著水平，则表示区域知识产权保护水平在R&D投入与企业创新绩效的关系，以及技术溢出与企业创新绩效的关系之间具有调节作用。斜率模型如下：

Level1：企业创新绩效ij=β0j+β1j×R&D投入+β2j×技术溢出+βij×controlvarables+εij

(4)

Level2：β0j=γ00+γ01×知识产权保护水平+μ0j

β1j=γ10+γ11×知识产权保护水平+μ1j

β2j=γ20+γ21×知识产权保护水平+μ2j

βij=γi0+μij

2 数据及变量测量

2.1 样本的确定

由于2006年2月15日财政部发布了《企业会计准则第6号——无形资产》，对原则中关于企业研究与开发费用统一计入当期损益的会计处理做了较大修改，因此Wind数据库中有关R&D支出数据的披露从2006年开始，且2006年前后的数据不具有可比性。因此，本文选择的时间区间为2006-2018年，以此期间浙江省所有A股主板、中小板和创业板上市公司作为初始样本，剔除退市及数据不完整的公司，最终样本涉及216家上市公司，2 241个公司年度观测值。

2.2 变量的测算与数据选择

(1)企业层面变量。

①被解释变量。企业创新绩效：以浙江省上市公司各年度申请且最终获得授权的发明专利、实用新型专利与外观设计专利数量之和衡量。

②解释变量。R&D投入：以R&D支出占总收入的百分比测量。R&D投入数据按照研发支出价格指数[21]进行平减，营业总收入以GDP平减指数平减，所有价格都以1990年价格为基期。

技术溢出：参考Javorcik[22]的做法，设计了技术溢出指标HFDIS，公式如下：

HFDISit=(FSijt×Yijt)/∑iforall,i∈jYijt

(5)

其中，FSijt是t时间j行业中i企业的总资产中外资所占的比例，我们参考王海妹等[23]的做法，以QFII表示上市公司外资参股比例。Yijt是企业i的真实产出，用营业总收入表示。

③控制变量。借鉴Hall & Ziedonis[24]、Cohen[25]的研究，加入企业规模、资本密度和前期创新等企业特征控制变量。其中企业规模以员工数量测量；资本密度以资本劳动比测量，计算方法为固定资产除以员工数量；前期创新以年净利润与员工数量比测量。固定资产以固定资产投资价格指数平减，净利润以GDP平减指数平减，所有价格都以1990年价格为基期。

研究所需财务数据来自Wind与CSMAR数据库，专利数据来自国家知识产权局的专利检索系统。

(2)区域层面变量。我们以知识产权保护强度及分指标对区域的知识产权保护水平进行测量。

①知识产权保护强度。以GP指数评价知识产权的立法强度[26]，进一步设立一个执法力度评价指标。该指标的评价因子具体包括司法保护水平、行政保护水平、法律执行程度、经济发展水平、知识产权意识与国际监督制衡(表1)。执法力度取值为此六项指标取值的算术平均值，知识产权保护强度定义为立法强度(GP指数)与执法力度的乘积。

表1 知识产权执法力度测算指标及说明

②知识产权保护分指标。除知识产权保护强度指标外，本研究进一步选取法律执行程度、司法保护水平以及知识产权意识等与知识产权保护紧密相关的执法力度分指标，在公式(3)、(4)中作为区域知识产权保护水平的评价指标，识别其对企业创新绩效的影响效应与作用机制。

需要说明的是，在以分指标进行研究时，司法保护水平的测量以律师数占总人口数的实际比例表示；知识产权意识以万人专利申请的实际数量表示；法律执行程度仍以专利纠纷案件结案率测量。原始数据来源于历年《浙江统计年鉴》《中国统计年鉴》《中国法律年鉴》《中国科技统计年鉴》、国家知识产权局《专利统计年报》以及世界银行数据库。

3 实证结果与分析

3.1 变量描述性统计

各变量的描述性统计如表2、表3所示。企业专利授权的均值为24.11，中位数为9，创新绩效分布偏右，表明大部分企业创新绩效高于平均水平。多数企业的R&D投入和技术溢出高于平均水平，但对于创新路径的选择，不同企业存在较大差异。知识产权保护强度均值为3.910，中位数为3.876，最大值和最小值分别为4.276和3.591，反映出浙江省的知识产权保护强度逐年增加且增速加快。从分指标来看，法律执行程度、司法保护水平的变化与知识产权保护强度类似；而知识产权意识最大值与最小值的差距更大，年度变化存在波动。

表2 企业层面变量描述性统计结果

表3 区域层面变量描述性统计结果

3.2 相关性分析

对各变量进行对数化与中心化处理，变量间的相关系数见表4、表5。第一层自变量的DW值为1.777，方差膨胀因子检测显示不存在多重共线性。企业创新绩效与R&D投入及技术溢出的相关系数分别为0.540和0.263。由表3可知，各变量之间的相关系数均低于0.592，研究变量之间的多重共线性问题基本可以忽略，为下文检验奠定了分析基础。第二层变量之间的相关系数均小于0.761，表明区域层面知识产权保护各分指标之间也不存在多重共线性问题。

表4 企业层面变量相关系数

表5 区域层面变量相关系数表

3.3 实证检验

为避免传统技术在处理跨层次研究时存在的统计误差，本文使用HLM模型进行分析，统计工具为HLM6.08。

(1)零模型检验。如表6所示，企业创新绩效(τ00=0.686，P<0.01)截距项的残差变异达到显著水平。根据对ICC的计算，企业创新绩效中有25.01%的变异来自区域因素。零模型检验显示，区域知识产权保护水平对企业创新绩效存在显著差异，建议采用跨层次分析模型。

表6 零模型数据分析结果

(2)随机模型检验。如表7所示，R&D投入(γ=0.457，P<0.01)和技术溢出(γ=0.492，P<0.01)对企业创新绩效均具有显著的正向影响。经与零模型计算结果比较，R&D投入与技术溢出对企业创新绩效的解释变异量R2为15.56%。H2a和H3a得到验证。

表7 随机模型分析结果

(3)截距模型检验。上文随机模型第二层截距项的残差变异τ00卡方检验显著，第一层变量部分解释了企业创新绩效，但还有许多变异须通过第二层区域变量方能解释。根据表8、表9的结果，对于区域层面变量的分析显示，知识产权保护强度(γ=11.874，P<0.01)对企业创新绩效存在显著正向影响，H1得到验证。经过与随机模型结果的比较，第一层预测变量对企业创新绩效的解释变异量R2为20.55%。在公式(3)中，以法律执行程度、司法保护水平以及知识产权意识这三类分指标测算知识产权保护水平的结果显示，法律执行程度(γ=1.684，P<0.05)、司法保护水平(γ=1.104，P<0.01)与知识产权意识(γ=0.425，P<0.01)均对企业创新绩效存在正向影响。

表8 截距模型分析结果(企业层面)

表9 截距模型分析结果(区域层面)

(4)斜率模型。上述随机效果模型τ00值卡方检验显著，意味着区域知识产权保护水平可能存在调节效应。根据表10、表11结果，知识产权保护强度与R&D投入、技术溢出的交互项估计系数t(分别为γ11=1.330，P<0.01；γ21=2.686，P<0.01)的检定都达到显著水平，H2b、H3b得到验证，说明知识产权保护水平会影响企业创新效率。在同样的R&D投入或技术溢出水平下，知识产权保护水平越高，企业的创新绩效就越好。在公式(4)中，以分指标测算知识产权保护水平的结果显示，司法保护水平与R&D投入的交互项估计系数t(γ=0.568，P<0.1)的检定达到显著水平，说明在同样的R&D投入水平下，司法保护水平越高，企业创新绩效越好。同时，法律执行程度与技术溢出的交互项估计系数t(γ=2.350，P<0.1)的检定也达到显著水平，表明法律执行程度也会影响企业创新绩效，这种影响作用是通过调节技术溢出与企业创新绩效的关系实现的。在同样的技术溢出水平下，法律执行程度越高，企业创新绩效越好。

表10 斜率模型分析结果 (截距预测变量)

表11 斜率模型分析结果(斜率预测变量)

3.4 稳健性检验

为了保证结果的稳健性和可靠性，本文以信息传输、软件和信息技术服务业与制造业企业为研究样本，采用同样的筛选规则和分析方法，考察区域知识产权保护水平对企业创新绩效的影响。此类产业是R&D投入最集中、技术溢出最密集、创新活动最活跃的领域，与知识产权有着天然的联系，其企业对知识产权的运用和保护需求更为强烈。对191家样本企业的分析结果见表12，区域知识产权保护水平能够显著解释企业创新绩效的变异，结论与上文分析结果一致，甚至知识产权保护水平对此类企业创新绩效的影响更大。

表12 信息传输、软件和信息技术服务业与制造业数据分析结果

4 结论及启示

4.1 研究结论

本研究以浙江省上市公司为样本，通过构建HLM模型，探讨了区域知识产权保护水平对企业创新绩效的微观作用机制。分析得到如下结论：首先，区域知识产权保护水平是影响微观企业创新绩效的重要因素，可以解释创新绩效变异中25.01%的方差。其次，知识产权保护强度作为激励企业创新的制度保障，对微观企业的创新绩效能够产生直接作用。进一步分析，区域法律执行程度、司法保护水平以及知识产权意识都是对企业创新绩效产生直接影响的关键因素。第三，知识产权保护强度作为企业创新绩效的影响因素，不论对R&D投入与企业创新绩效之间的关系，还是对技术溢出与创新绩效之间的关系，均能起到正向调节作用。这说明区域的知识产权保护水平能够使企业的R&D投入和技术溢出得到更为有效的配置和利用，增进企业实施自主创新或模仿创新的效率，进而提升创新绩效。第四，驱动企业利用R&D投入或技术溢出的具体因素存在差异。对R&D投入与企业创新绩效之间关系起到正向调节作用的是司法保护水平。司法保护水平体现了一国社会的法制化程度，此结果说明社会的法制化程度越高，法律条款能够被越自觉遵守，那么企业就越倾向于实施R&D投入，驱动自主创新，从而提高创新绩效。而对于技术溢出与企业创新绩效之间的关系起到正向调节作用的因素则是法律执行程度。法律执行的效率决定了立法是否能够得到落实，与法律的完备性同样重要。在出现纠纷的时候，若国外权利人的利益能够通过政府行政手段得到维护和保障，那么其进行直接投资的动机就会得以维持。中国本土企业通过模仿、竞争等效应获得技术溢出，以此开展模仿创新，也能促进企业创新绩效提升。

4.2 政策启示

结论的政策含义在于，区域的知识产权保护水平对企业创新绩效具有重要的影响作用，政府应该通过加强保护力度为企业提供创新动力。具体而言，第一，打造良好的知识产权法制环境。通过制定和完善知识产权相关的法律法规，激发企业自主创新的活力。积极打造完善的司法体系并配合良好的行政保护，切实维护企业创新的合法权益。第二，深化对外开放政策，鼓励拥有先进技术与管理理念的跨国公司来中国投资。促进内外资企业合作交流，加快本土企业对先进技术的消化吸收过程，充分发挥技术溢出的正向影响，推动模仿创新。第三，提升知识产权保护意识。知识产权保护的实现，除了要有司法保障与行政保护外，也需要广泛的社会公众保护意识作基础。未来，应该进一步推行科学合理的教育措施和切实有效的宣传普及措施，利用多元化的知识传播渠道，如指导性读物、网络辅导等提高社会整体知识产权保护意识，强化公众守法意识，为营造有效的知识产权保护环境提供保障。