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1、 2017年第4期知识产权保护、贸易技术溢出与企业创新绩效 基于面板门限模型的分析郑 玉（郑州轻工业学院经济与管理学院，郑州 450002）内容提要：本文运用面板门限模型实证分析我国企业通过进口贸易渠道获得的技术溢出效应，并检验我国知识产权保护的强度在此过程中所产生的影响，发现知识产权保护在进口贸易的技术溢出中发挥了显著的双门槛效应，且当知识产权保护跨越某一门槛值时，贸易的技术溢出效应对我国企业创新绩效的影响是跳跃式增强的。因此，我国应根据市场偏好来合理设计和利用知识产权保护资源。关键词：知识产权；贸易；门限效应；技术溢出中图分类号： F204 文献标识码： A 文章编号： 1001148X
2、（2017） 04002506收稿日期： 20161206作者简介：郑玉（1985），女，河南信阳人，郑州轻工业学院经济与管理学院讲师，经济学博士，研究方向：产业组织与公司金融。基金项目：郑州轻工业学院博士科研基金项目，项目编号： 2015BSJJ078；国家社会科学基金项目，项目编号：15BRK030， 15CGL004；国家自然科学基金项目，项目编号： U1404707；河南省高等学校重点科研项目，项目编号： 16A790024。20世纪90年代以来，高技术产品逐渐成为国际贸易的重要组成部分，进口贸易中遇到的知识产权摩擦日益凸显，进口国的知识产权保护状况对知识密集型产品的进口贸易产生着重要
3、影响。本文以国际贸易对我国的技术溢出效应为研究对象，探讨国际贸易对我国的技术溢出效应是否受到知识产权保护某一水平（阈值）的影响。一、理论分析与研究设计有关知识产权保护对进口贸易及其技术溢出影响的研究大致可以分为以下两类：第一类主要考察知识产权保护对进口贸易的影响14，第二类主要关注知识产权保护对贸易技术溢出的影响56，但鲜有研究关注到进口贸易的技术溢出效应可能存在知识产权保护水平的门槛特征。（一）吸收能力与贸易技术溢出任何国家在开放经济中仅仅依靠国内RD投入来实现技术进步是远远不够的78，而国外技术在引进后出现的“水土不服”现象也屡见不鲜。究其原因，后发国家的模仿吸收能力取决于本国的要素禀赋结
4、构与技术来源国的先进技术相匹配程度9，而人力资本、金融发展水平、专利申请数、经济发展水平等被广泛认为是关键因素，后发国家与技术来源国家的要素禀赋越接近、技术的适宜度越高，越有利于对引进技术的消化吸收。因此，本文提出如下假设：假设1：企业自身的科技水平和创新能力是吸收贸易技术溢出的基础，并有利于提升我国企业的创新绩效。（二）知识产权保护与贸易技术溢出贸易进口国的知识产权保护可通过两种机制对其自身的模仿创新产生影响：第一种机制是直接影响，贸易进口国放松知识产权保护，通过营造轻松的盗版环境降低企业的模仿成本，直接促进本国企业的模仿创新；第二种机制是间接影响，贸易进口国加强知识产权保护，通过提高贸易来
5、源国的研发积极性和贸易品的技术含量，间接地提高对进口国企业的技术溢出效率，并最终有助于贸易进口国的技术进步。所以，知识产权保护对贸易技术溢出产生着重要影响。因此，本文提出如下假设：假设2：贸易技术溢出对企业创新绩效的影响可能存在知识产权保护水平的阈值效应。52万方数据郑玉：知识产权保护、贸易技术溢出与企业创新绩效（三）模型设定产品进口会引起技术扩散，在其他条件相同的情况下从高技术国家进口产品，比从低技术国家进口产品能产生更大的技术扩散效应10。为了实证贸易技术溢出对企业创新绩效的影响，本文构造如下函数形式：newsaleit f（xit， Smit ） （1）其中， newsaleit表示创新
6、绩效； Smit表示各省通过进口贸易获得的国外RD资本存量，是本文的解释变量； xit表示理论上除解释变量Smit以外，可能影响企业创新绩效的控制变量，本文引入的控制变量包括知识产权保护水平、国内RD资本存量、 FDI渠道获得的RD资本存量、许可费用。由于Hansen的面板门限模型较交叉项或分组检验法有其固有的优势，可据此设定如下的单门限模型：newsaleit i xit 1Smit I（ iprit ） 2Smit I（iprit ） it （2）其中， iprit为门槛变量知识产权保护水平； 为特定的门槛值； I（ ）为指标函数，它的取值是0和1 （若括号里的条件成立，则I取1，否则取0
7、）。门槛模型的估计分为两步：首先，通过最小化假定门槛值下的OLS残差平方和S（）得到门槛估计值 、各个参数的估计值以及残差的方差2。其次，检验门槛效应的显著性以及门槛估计值的真实性。为了检验是否存在多个门槛，先假设单门槛模型估计出来的1为已知，再检验下个门槛效应的显著性以及门槛估计值的真实性，以此类推。（四）数据来源及变量处理1.创新绩效newsaleit ：使用工业生产者出厂价格指数进行平减，折算成2001年为基期的数据，单位为万元。当年新产品销售收入数据来自20022015年高技术产业统计年鉴，价格指数数据来自2015年中国统计年鉴。2.知识产权保护iprit ：鉴于省际层面的知识产权保护
8、的度量并没有形成统一的标准，本文在韩玉雄和李怀祖11的基础上构建各省知识产权保护的执法力度，重新测算中国各省区的知识产权保护强度。为了保证结论的稳健性，本文分别采用省际专利侵权结案率和法律保护指数作为知识产权保护水平的代理变量。3.国内各省RD资本存量Sdit ：本文借鉴张军等12和吴延兵13对资本存量测度的永续盘存法，即Sdt RDdt1 （1 ）Sdt1 。下面分别对涉及的四个变量加以说明：第一， RD资本支出数据来自20022015年中国科技统计年鉴，单位为万元。第二， RD价格指数的构造，根据朱平芳和徐伟民14等人的研究方法，将其设定为以2001年为基期的消费物价指数和固定资产投资价格
9、指数的加权平均值，其中前者的权重为0. 55，后者的权重为0. 45。第三， RD资本比物质资本有更快的折旧速度，借鉴Hu等15及许培源和章燕宝16等学者的方法，本文把RD资本存量的折旧率直接设为15。第四，基期RD资本存量的确定，参考Coe和Helpman10等的方法，假定RD资本存量的增长率等于RD投资支出的增长率g，即（Sdt Sdt1） Sdt1 （RDdt RDdt1） RDdt1 g，当t 1时， Sd1 （1 g）Sd0。由于Sdt RDdt1 （1 ）Sdt1 ，当t 1时， Sd1 RDd0 （1 ）Sd0。通过对上述两式进行整理，可得基期的RD资本存量为：Sd0 RDd0
10、（g ） 。4.各省通过进口贸易获得的国外RD资本存量Smit计算步骤如下：第一，根据Lichtenberg和Potterie17、余长林18等学者的方法，计算中国每年在国家层面通过进口贸易获得的国外RD资本存量Smt j 1mjtGDPjtSdjt ，其中Sdjt表示我国在t时期的进口贸易来源国j的RD资本存量。 mjt表示我国在时间t内从国家j的进口总额， GDPjt代表国家j在t时期的GDP。 mjtGDPjt表示我国在t时期的进口渗透率，我国从国家j的进口贸易额占国家j的GDP越高，我国通过进口贸易渠道获得的体现在进口贸易品中的国家j的RD知识溢出就越多。第二，为了衡量各个省份通过进口
11、贸易渠道获得的RD溢出效应，借鉴李梅和柳士昌19的方法，加入各个省份的进口贸易额在总进口贸易额中的权重，从而各个省份从进口贸易中获得的国外RD知识溢出Smit Smt mitimit，其中mit为i地区t时期的进口贸易额。数据来源说明如下： （1）进口贸易来源国的RD支出数据来自OECD Factbook 2016，结合与中国经贸往来的密切程度以及数据的可得性，并借鉴余长林18以及李梅和柳士昌19的研究，本文62 万方数据 2017年第4期选择美国、日本、德国、英国、韩国、法国、加拿大和意大利共8个国家。进口贸易来源国的RD资本存量Sdjt的计算方法类似于国内各省RD资本存量Sdit的估算方法
12、，单位为万元。 （2）我国每年从国家j的进口总额mjt来源于中国国家统计局网站，单位为万美元。 （3）国家j每年的GDP数据来自世界银行WDI数据库，单位为万美元。 （4）各省每年的进口贸易额mit数据来源于20022015年中国统计年鉴，单位为万美元。5.各省通过FDI渠道获得的国外RD资本存量Sfit计算步骤类似于Smit ：首先，根据Potterie和Lichtenberg20等学者的方法，计算中国每年在国家层面通过接受外商直接投资获得的国外RD资本存量Sft j 1FDIjtKjt Sdjt ，其中Sdjt表示我国在t时期的投资来源国j的RD资本存量。 FDIjt表示中国在时间t内接受
13、国家j的直接投资额， Kjt为j国t时期的资本形成总额。 FDIjtKjt表示我国在t时期的FDI渗透率，国家j对我国的直接投资占国家j的资本形成总额越高，我国通过FDI渠道获得的国家j的RD知识溢出就越多。其次，为了衡量各个省份通过FDI渠道获得的RD溢出效应，借鉴李梅和柳士昌19的方法，加入各省吸引FDI数量占当年FDI总量的权重，从而各个省份从外商直接投资渠道中获得的国外RD知识溢出Sfit Sft FDIitiFDIit，其中FDIit为i地区t时期接受的外商直接投资额。数据来源说明如下： （1）国家j对我国的直接投资数据FDIjt来源于中国国家统计局网站，单位为万美元。 （2）国家j
14、每年的资本形成总额数据来自世界银行WDI数据库，单位为万美元。 （3）各省每年接受外商投资额FDIit数据来源于“EPS全球统计数据分析平台”，单位为万美元。6.许可费用Licenseit ：使用RD价格指数对当期许可费用进行平减后得到以2001年为基期的数据，单位为万元。当期技术许可费用来自20022015年中国科技统计年鉴，单位为万美元，使用人民币兑美元汇率的中间价折算为万元。本文对创新绩效、国内RD资本存量、进口贸易获得的RD资本存量、通过FDI渠道获得的RD资本存量、许可费用分别进行了对数处理，表1提供了有关变量的含义和描述性统计。表1描述性统计变量名称变量含义mean sd min
15、maxlnnewsale创新绩效13.395 2.117 4.903 17.987ipp保护的综合测算2.624 0.385 1.91 3.533cr专利侵权结案率0.843 0.115 0.445 1.167legal法律保护指数4.094 2.057 0.46 10lnSd国内RD资本存量14.345 1.402 9.803 17.157lnSm进口贸易获得的RD资本存量12.828 1.686 8.938 16.436lnSf FDI渠道获得的RD资本存量11.635 1.599 6.68 14.665lnLicense许可费用11.663 1.73 5.061 15.345表2门槛显著
16、性检验和置信区间门槛变量门槛数F值10 5 1门槛值95置信区间单一26.772 8.986 12.108 19.692 2.454 （2.453， 2.625）保护的综合测算双重16.549 10.727 14.826 25.429 2.942 （2.756， 3.001）三重3.041 5.572 7.319 13.791注：F值为采用“自抽样”（Bootstrap）反复抽样500次得到的结果； 、 、分别表示在1、5和10的水平上显著，下同。二、实证结果及分析（一）知识产权保护与贸易技术的门限效应检验表2呈现了知识产权保护对贸易技术溢出的门槛效应检验、门槛的估计值以及95的置信区间，根据
17、“自抽样”的结果以及门槛模型的选择标准，本文选择双重门槛进行分析。门槛效应显著性检验完之后，接下来对门槛值的真实性进行检验。以知识产权保护作为门槛变量时，门槛1和门槛2的估计值分别为2. 454和2. 942；同时，门槛1的估计值在（2. 453， 2. 625）区间内，门槛2的估计值在（2. 756， 3. 001）区间内。各个门槛估计值的95置信区间是所有LR值小于临界值7. 35的构成的区间，如图1和图2所示。因此，不能拒绝门槛值等于真实值的原假设。（二）实证结果模型的估计结果如表3所示，本文的门槛变量采用保护的综合测算检验其对贸易技术溢出的门72万方数据郑玉：知识产权保护、贸易技术溢出
18、与企业创新绩效槛效应。变量国内RD资本存量与进口贸易获得的RD资本存量的乘积项显著为正，表明国内RD资本存量越大，进口贸易的技术溢出对我国企业创新绩效的正面影响越大。国内RD资本存量代表一省的技术水平和创新能力，其通过提高吸收能力而正向调节了进口贸易技术溢出与我国企业创新绩效之间的关系，这为假设1通过检验提供了直观的经验证据。图1 第一个门槛的估计值和置信区间 图2 第二个门槛的估计值和置信区间 表3模型的参数估计结果变量保护的综合测算门槛估计估计值tols twhitelnSd lnSm 0. 0443 4. 44 3. 76 lnSf 0. 121 1. 75 0. 98lnLicense
19、 0. 0432 1. 72 1. 22lnSm（L） 0. 334 4. 92 3. 06 lnSm（M） 0. 379 1. 62 0. 62lnSm（H） 0. 4029 2. 61 1. 58注： lnSm（L） 、 lnSm（M）和lnSm（H）对于门槛变量知识产权保护（用保护的综合测算来衡量）来说，分别表示低、中、高知识产权保护强度下的lnSm参数估计值；tols和twhite分别表示同方差假设下的t值和异方差假设下的t值，下同。本文的控制变量主要包括FDI渠道获得的RD资本存量和获得国外技术许可的支出，贸易、FDI和许可是实现技术进步的间接机制，与自主创新这种显而易见的直接途径共
20、同影响着我国企业的创新绩效。 FDI和许可对我国企业的创新绩效具有正向影响，且在同方差假设下通过了10水平上的显著性检验，这说明我国各地区已经意识到经济政策、对外开放程度等方面的发展战略对技术进步和经济发展的积极影响。本文重点检验知识产权保护对贸易技术溢出的门槛效应，发现贸易对企业创新绩效的影响存在知识产权保护水平的“双门槛效应”。当知识产权保护水平位于区间1. 91， 2. 454）时，贸易的技术溢出效应为0. 334，在同方差假设和异方差假设下均通过了1水平上的显著性检验；当知识产权保护水平处于门槛值2. 454和2. 942之间时，贸易的技术溢出效应为0. 379；当知识产权保护水平位于
21、区间2. 942， 3. 533时，贸易的技术溢出效应达到0. 4029，在同方差假设下通过了1水平上的显著性检验，此时贸易技术溢出效应达到最大。另外，贸易的技术溢出效果具有知识产权保护强度的阈值效应。当知识产权保护水平超过某一阈值时，贸易的技术溢出效果会跳跃式增大。加强知识产权保护的贸易技术溢出效应增大说明知识产权保护对进口贸易的影响以市场扩张效应为主，这与中国是一个模仿能力较强、规模较大的发展中国家相符18，21，并发现了支持假设2的经验证据。目前，中国进口贸易的最优知识产权保护区间为2. 942， 3. 533，不平衡的知识产权保护水平引致了各地区知识密集型产品进口的不平衡，强化了区域创
22、新能力的不平衡现象。因此，将知识产权保护制度与中、西部地区的传统资源禀赋优势结合起来，发挥知识产权保护对高技术产品进口贸易的促进作用，是协调区域经济可持续发展的重要举措。此外，政府应该强化创新管理功能，改善进口贸易产品结构，提高可模仿的技术集质量，通过进口贸易技术溢出效应不断促进我国经济的健康可持续发展。（三）稳健性检验为了使结论更加稳健，本文使用专利侵权结案率以及法律保护指数作为知识产权保护水平的代理变量进行稳健性检验。根据表4 “自抽样”的结果以及门槛模型的选择标准，现选择双重门槛进行分析。通过门槛效应显著性检验后，接下来检82 万方数据 2017年第4期验门槛值的真实性。以专利侵权结案率
23、作为门槛变量时，门槛1和门槛2的估计值分别为0. 836和0. 988，分别落在区间（0. 783， 0. 857）和区间（0. 910， 1. 068）内；以法律保护指数作为门槛变量时，门槛1和门槛2的估计值分别为4. 090和5. 010，分别落在区间（ 3. 84， 4. 54）和区间（4. 87， 5. 74）内。 LR值小于5显著性水平下的临界值，不能拒绝门槛值等于真实值的原假设。表4对知识产权保护的稳健性检验：门槛显著性检验和置信区间门槛变量门槛数F值10 5 1门槛值95置信区间单一11.600 8.495 11.579 18.165 0.836 （0.783，0.857）专利侵
24、权结案率双重13.463 9.191 12.298 19.211 0.988 （0.910，1.068）三重3.152 4.220 6.884 12.581单一13.006 7.726 10.772 19.277 4.090 （3.84， 4.54）法律保护指数双重9.826 5.242 8.065 12.494 5.010 （4.87， 5.74）三重2.508 6.356 8.422 19.329表5对知识产权保护的稳健性检验：模型的参数估计结果变量专利侵权结案率门槛估计法律保护指数门槛估计估计值tols twhite估计值tols twhitelnSd lnSm 0. 0235 2. 9
25、1 1. 18 0. 0271 3. 46 1. 38lnSf 0. 093 1. 55 1. 90 0. 127 1. 74 1. 18lnLicense 0. 0487 1. 10 1. 01 0. 0396 0. 90 0. 83lnSm（L） 0. 3581 1. 95 1. 66 0. 3466 1. 84 1. 75lnSm（M） 0. 374 1. 64 0. 63 0. 364 1. 61 0. 61lnSm（H） 0. 3919 1. 76 2. 03 0. 3845 2. 03 2. 35 注： lnSm（L） 、 lnSm（M）和lnSm（H）对于门槛变量知识产权保护（分
26、别用专利侵权结案率和法律保护指数来衡量）来说，分别表示低、中、高知识产权保护强度下的lnSm参数估计值。模型的估计结果见表5，其左右两部分代表专利侵权结案率和法律保护指数分别作为门槛变量时对贸易技术溢出的门槛效应。变量国内RD资本存量与进口贸易获得的RD资本存量的乘积项在两个模型中都显著为正，表明国内RD资本存量越大，贸易技术溢出对企业创新绩效的正面影响越大。因此，结论支持了假设1。本文重点考察知识产权保护对贸易技术溢出的门槛效应，如表5所示，无论门槛变量是专利侵权结案率还是法律保护指数，贸易对企业创新绩效的影响均存在非线性关系，即显著的“双门槛效应”。具体来讲，门槛变量专利侵权结案率的两个门
27、槛值0. 836和0. 988把知识产权保护分为三个区间，此时，贸易的技术溢出效应分别为0. 3581、0. 374和0. 3919。当法律保护指数作为门槛变量时，其两个门槛值4. 09和5. 01把知识产权保护分为三个区间，此时贸易的技术溢出效应分别为0. 3466、0. 364和0. 3845。据此，假设2得到了验证。三、结论和政策建议本文使用面板门限模型分析了我国企业通过进口贸易渠道获得的技术溢出效应，并检验我国知识产权保护的强度在此过程中所产生的影响，得出的结论如下：第一，贸易对企业创新绩效的影响存在知识产权保护的“双门槛效应”。当知识产权保护跨越某一门槛值时，贸易的技术溢出效应便会显
28、著加强，这说明提高知识产权保护意识并适当加强执法是合理的战略选择。第二， FDI和技术许可等国际技术转移与溢出会对我国企业的创新绩效产生积极的影响，这说明我国不仅要提高自主研发的能力，还要做好充分吸收国外先进技术的准备，要使我国的科技能力快速实现赶超，亟须“两个轮子”同时转动。第三，国内RD资本存量越大，贸易的技术溢出效应越大，这说明自身的科技水平是基础性条件，并决定了我国的创新大业到底能走多远。注释： 专利侵权结案率指“专利侵权纠纷累计结案数专利侵权纠纷累计立案数”。 省际法律保护指数来自樊纲等的调查报告，通过各地企业对当地司法和行政执法机关执法效果的评价而获得的；并借鉴郭桂花等的处理方式，
29、采用移动加权平均法估算出2010年至2014年的数据。92万方数据郑玉：知识产权保护、贸易技术溢出与企业创新绩效 RD资本存量的平均增长率g的计算如下：首先通过构建的RD支出价格指数把RD投资支出折算成以2001年为基期的不变价格；然后再分别计算各省20012014年RD实际支出的平均增长率。 柒江艺等（2011）、张源媛和兰宜生（2013）认为，中国高技术产品的进口市场主要集中于美国、德国、法国、日本等发达国家和地区。参考文献：1 Maskus K E， Penubarti M. How traderelated are intellectual property rights？ J.Jou
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36、， 2004， 12（3）： 359373.Intellectual Property Protection， Trade Technology Spillovers， and EnterpriseInnovation Performance An Analysis based on Panel Threshold ModelZHENG Yu（School of Economics and Management， Zhengzhou University of Light Industry， Zhengzhou 450002，China）Abstract： This paper uses th
37、e panel threshold model to empirically analyze the technology spillovers effect obtainedthrough import trade channels and tests the effect of different levels of intellectual property protection in the process， finding that intellectual property protection has played a significant double threshold e
38、ffect in the technology spillovers of import trade， and when intellectual property protection has exceeded some threshold value， the trade technology spillovershad a greater promoting effect on enterprise innovation performance in our country. Therefore， our country should reasonably design and use the resources of intellectual property protection according to market preferences.Key words： intellectual property rights； trade； Threshold Effect； technology spillover（责任编辑：厉新）03 万方数据