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1、转型期知识产权保护制度的增长效应研究*董雪兵朱慧康继军宋顺锋内容提要:知识产权保护制度是发展中国家能否克服短期技术困境、促进经济长期增长的关键因素。本文从宏观层面研究我国知识产权保护制度对经济增长的影响机制，主要贡献在于:首先通过构建知识产权保护指数，实际测算 19852010 年中国的知识产权保护程度。其次通过构建“知识生产”两部门理论模型，分析知识产权对经济增长的影响机制。最后基于中国转型期经验数据，运用动态建模方法实证研究我国知识产权制度对经济增长的影响。研究表明，对于处于转型期的中国而言，短期内较弱的知识产权保护程度有利于经济增长，而较强的知识产权保护程度则有碍于经济增长;在长期均衡的
2、状态下，较强的知识产权保护程度确实可以促进经济增长。关键词:知识产权保护指数经济增长“知识生产”两部门模型动态建模方法*董雪兵，浙江大学经济学院，浙江大学中国西部发展研究院，邮政编码:310027，电子信箱:dxb zju edu cn;朱慧，浙江工商大学经济学院，邮政编码:310018，电子信箱:zhuhui1108 hotmail com;康继军，重庆大学经济与工商管理学院，邮政编码:400044，电子信箱:kangjijun yahoo cn;宋顺锋，美国内华达大学经济系，浙江大学经济学院，邮政编码:310027，电子信箱:songunr edu。本研究得到国家社会科学基金重点项目(项目
3、批准号:11AZD038 和 10AZD012)与国家社会科学基金项目(项目批准号:11XJL001)资助。作者感谢匿名评审人的宝贵意见和修改建议，当然文责自负。一、引言20 世纪 80 年代中期内生经济增长理论开始兴起，经济学家们逐渐放弃要素积累论和产业结构决定论，转而开始研究如何为经济持续增长创造必须的技术条件，以及建立技术进步的机制。知识产权保护制度是促进技术进步的重要产权制度安排，关系到国家自主创新、国际技术转移和外商直接投资等诸多方面，最终影响到国家的经济增长。近年来关于知识产权保护制度和经济增长关系的研究成为经济学界关注的前沿和热点。在经济和技术全球化的趋势下，知识产权保护问题尤其
4、是发展中国家的知识产权战略，已成为该国能否克服短期技术困境、促进经济长期增长的关键因素。然而纵观当前已有的研究成果，国内外学者大都将研究重点放在知识产权法律本身的研究上，很少系统地结合科技、经济、法律等各领域来研究知识产权与一国经济增长之间的关系，对发展中国家的知识产权制度与经济增长关系的专门研究则更少。因此，从宏观层面研究发展中国家知识产权保护对经济增长影响机制，具有非常重大的理论价值和现实意义。要确定适合转型时期中国的知识产权战略，必须研究知识产权的保护现状以及知识产权保护程度对我国经济增长的影响机制和效应。对于我国知识产权保护现状与程度的认识，不同的学者有不同的观点。部分学者提出过度保护
5、论，如李正声(2007)指出，中国的经济和技术发展水平还很低，实施较高程度的知识产权保护在短期内对国内经济必然存在较大冲击，应根据国情来制定适宜的知识产权保护制度，并逐渐达到与贸易有关的知识产权保护协定(TRIPS)所规定的要求。部分学者提出保护不足论，认为中国的知识产权保护强度距离技术创新所要求的水平还有很大的差距，当务之急应该加强对知识产权的保护，如郑成思(2005)指出如今中国发展已深深融入全球经济之中，如果知识产权保护环境差，不但影响出口也影响进口，甚至影响他国对华贸易政策，危害4董雪兵等:转型期知识产权保护制度的增长效应研究严重。此外，许春明等(2008)认为中国知识产权立法强度己接
6、近西方发达国家水平，但由于执法强度不足，致使知识产权保护强度大打折扣。因此，有必要科学系统地对我国知识产权保护的经济效果进行研究和评价，以帮助我国知识产权战略的制定与实施。本文首先在传统研究单一使用专利权指数的基础上，通过引入版权指数与商标权指数，构建了知识产权保护指数(IPR)，据此实际测算了 19852010 年中国的知识产权保护程度。其次，通过构建“知识生产”两部门理论模型，分析知识产权保护制度对经济增长的影响机制。最后基于本文所建立的“知识生产”两部门模型，利用中国转型期经验数据，运用“从一般到特殊”的动态建模方法，实证研究了我国知识产权保护制度对经济增长的影响。本文第二部分回顾和评述
7、了知识产权保护与经济增长关系的研究文献;第三部分基于研究目的构建“知识生产”两部门理论模型;第四部分构建知识产权保护指数;第五部分运用动态计量经济学建模方法进行实证分析;第六部分是根据实证结果提出研究展望和政策建议。二、文献综述Solow(1957)提出了用于确定劳动、资本和技术对经济增长贡献的模型，反映了技术进步对经济增长的作用，也表明经济增长对技术水平的依赖要求对技术产权及知识产权进行保护。自此学术界展开了关于技术制度即知识产权保护制度对经济增长作用的研究。Lucas(1988)和 Rome(1990)等所提出的内生增长理论进一步引起了对此问题的关注。知识产权保护对经济增长的作用是两方面的
8、:一方面，加强知识产权保护力度能够激励创新，减少后续创新的成本，从而促进经济增长;另一方面，加强知识产权保护会降低国家间资源分配的效率，削弱市场竞争，因而会阻碍经济增长。Helpman(1993)检验了知识产权保护对南北国家创新的影响，认为强知识产权保护，短期内会加快创新速度，长期则会降低创新速度。英国知识产权委员会(CIPR，2003)主张，在大多数科技基础设施弱的低收入国家，TRIPS 标准不是经济增长的显著决定因素，相反弱知识产权保护往往伴随着快速的经济增长。Furukawa(2007)表明知识产权保护在无成本模仿的内生增长模型中不会提高经济增长，增强的保护通过增加垄断部门份额对经济增长
9、有着负向影响。Horii et al(2007)证明激励创新需要一个适度水平的知识产权保护，知识产权保护过强会阻碍经济增长。Parello(2008)认为从长远来看，知识产权保护能够激励发展中国家的私人机构研发新知识与技术，为消化和吸收发达国家的技术知识存量和促进经济增长提供良好的科学技术基础。学者们也尝试用实证方法检验知识产权和经济增长的关系。Gould Gruben(1996)利用19601988 年 100 个国家的数据进行实证研究，结果表明知识产权保护是经济增长的一个重要决定因素，且知识产权保护对经济增长的正面影响在开放经济体国家更显著。Thompson Rushing(1996)的回
10、归分析结果表明虽然知识产权保护对经济增长影响的系数为正值，但并不是显著的。Park(1999)研究也发现知识产权保护对经济增长没有直接影响，但在发达国家知识产权保护通过基础建设投资和 RD 投资对经济增长产生正的间接影响。Falvey et al(2004)使用 80 个国家19751994 年的面板数据研究发现，知识产权保护对高收入和低收入国家经济增长产生正的影响，对中等收入国家经济增长没有影响。Gancia Bonfiglioli(2008)利用 19651990 年间 53 个国家的面板数据进行实证研究，结果表明相对于封闭经济体国家，在开放经济体国家知识产权保护促进经济增长的效果更显著。
11、国内研究文献在 2000 年后开始大量涌现，同样也包括理论分析与经验研究两类。理论分析主要是通过建立模型来研究知识产权保护对经济发展和社会福利的影响，包括朱东平(2004)、韩玉雄和李怀祖(2005)、杨全发和韩樱(2006)等。经验研究主要是利用时间序列数据或是面板数据检验知识产权保护对经济增长的影响，包括刘勇和周宏(2008)、吴凯等(2010)、孙玉涛和杨中楷52012 年第 8 期(2005)等。纵观以上国际国内理论实证文献，可以发现以下四方面问题:第一，在知识产权保护的衡量方面，衡量指标并不统一。早期采用 Rapp Rozek(1990)的 Rapp-Rozek 指数(RR 指数)，
12、后期改用Ginarte Park(1997)的 Ginarte-Park 指数(GP 指数)，国内文献采用许春明等(2008)指数居多。第二，在理论研究与实证研究的关系上，未能很好地把理论模型与实证计量统一起来。第三，在实证检验方法上，采用的多数为对跨国面板数据以及省级面板数据的线性回归。第四，在知识产权保护与经济增长的两者关系上，不同文献得出的结论截然不同。因此，本文将从这四个方面入手进行创新性研究，构建和完善版权指数、商标权指数以及执法强度指数并将之纳入到知识产权总指数的体系中，建立能够进行实证检验的理论模型，采用动态计量经济学建模方法，从长期和短期的视角综合检验我国的知识产权保护与经济增
13、长的关系，得出合理的结论与政策，拓展知识产权保护制度与经济增长关系的研究。三、“知识生产”两部门模型本部分借鉴 Odedokun(1996)的模型，构建一个“知识生产”两部门模型来考察知识生产部门对非知识生产部门的溢出效应问题。假设:(1)经济分为两部门，知识生产部门(记为部门 I)和非知识生产部门(记为部门 R);(2)知识生产部门的产出对非知识生产部门的产出存在外部影响;(3)劳动力和资本在两个部门中仍然是传统的两大投入要素;(4)两个部门的产出函数是不同的，每一投入的相对边际产出也是不同的。两部门的生产函数为:YI=f(LI，KI)(1)YR=h(LR，KR，YI)(2)其中，YI为知识
14、生产部门的产出;YR为非知识生产部门的产出;式(2)的解释变量中引入了知识生产部门的产出 YI，表示非知识生产部门的产出受到知识生产部门产出的外部影响;生产函数满足经典假设，即劳动和资本的边际生产力是递减的:fLI 0，fKI 0(3)hLR 0，hKR 0(4)由于只有两个部门，所以全部的劳动投入(L)、资本投入(K)和总产出(Y)分解为:Y=YI+YR(5)L=LI+LR(6)K=KI+KR(7)其中，LI、KI、LR、KR分别代表知识生产部门、非知识生产部门的劳动投入和资本存量。对式(5)求全微分，得到:dY=dYI+dYR=fLIdLI+fKIdKI+hLRdLR+hKRdKR+hYI
15、dYI(8)经济均衡条件为两部门劳动边际生产力 MPLI、MPLR(即 fLI、hLR)与资本边际生产力 MPKI、MPKR(即 fKI、hKR)之比相等，即有:fLI/fKI=hLR/hKR(9)考虑到两部门之间可能存在的边际生产力差异，可定义如下关系:fLI/hLR=fKI/hKR=1+(10)即 MPLI/MPLR=MPKI/MPKR=1+(11)其中，MPLi和 MPKi(i=I，R)代表 i 部门劳动和资本的边际生产力，表示生产力导数(productivitydifferential constant)。如果 =0，表示劳动、资本在两部门的边际生产力之比相等。事实上，由于多数国家事实
16、存在的知识产权保护对经济增长的抑制现象(Horii，2007;Furukawa，2007)，知识生产部6董雪兵等:转型期知识产权保护制度的增长效应研究门的边际生产力小于实际部门的边际生产力，知识产权保护对经济增长的抑制程度可以近似地通过 来反映，的取值区间为 1，0，其值越接近于 0，表示两部门的边际生产力差异越小，知识产权保护对经济增长的抑制程度也越小;其值越接近于 1，则表示两部门的边际生产力差异越大，知识产权保护对经济增长的抑制程度也越大。将(11)式代入(8)式，整理后得到:dY=hLR(dLI+dLR)+hKR(dKI+dKR)+1+(fLIdLI+fKIdKI)+hYIdYI(12
17、)由式(1)、(6)得到:fLIdLI+fKIdKI=dYI(13)dLI+dLR=dL(14)dKI+dKR=Inv(15)式(15)中 Inv 为两部门净投资流量，即投资减去折旧。将式(13)、(14)、(15)代入式(12)，整理得到:dY=hLRdL+hKRInv+(1+hYI)dYI(16)等式两边同时除以 Y，整理后得到:dYY=hLRY/LdLL+hKRInvY+(1+hYI)YIYdYIYI(17)令 =1+hYI，即为知识生产对经济增长的总贡献。式(17)赋予了知识生产部门和非知识生产部门不同的产出函数，明确地假设知识生产部门对非知识生产部门产出具有外部影响，同时，这两部门中
18、相关投入要素的产出也是不同的，系数 刻画了知识生产从外部性和生产率差异两方面对经济增长的总贡献。将式(17)转化成计量模型，即可由经验数据估计出。由于除了知识生产部门以外整个国家经济是一个庞大的经济体，其整体增长的情况与 GDP 增长的情况比较接近，因此，本文使用常参数法，方程两侧各变量对时间 t 求导，用 g()表示增长率，则(17)式可写为:g(Y)t=c+g(L)t+(Invt/Yt)+(YI，t/Yt)g(YI，t)+t(18)事实上，如果没有知识生产部门的外部性(hYI=0)和两部门的生产率差异(=0)，即 =0，式(18)就退化为经典的新古典增长模型。四、知识产权保护指数的设计与构
19、建由于知识产权制度与知识产权立法、司法、执法以及知识产权管理、运用等因素相关，直接度量知识产权制度存在一定的难度，一直以来缺乏定量的方法进行测度。目前通常采用对立法进行评分的方法来构建知识产权指标体系，最主要的是 RR 指数和 GP 指数，在前述的文献中已有广泛运用。但是，这两个指数都是用对专利法的评分来代替知识产权水平的度量，且没有考虑执法的情况。国内的许春明等人(2008)构建的指数虽然对 GP 指数做了扩展，考虑了执法的情况，但是立法指数部分仍旧存有缺陷。可见重新构建合理的知识产权指标体系对于知识产权与经济增长关系的研究至关重要。本文创新性地构建了知识产权保护总指数，并将其分为知识产权保
20、护立法强度指数和知识产权保护执法强度指数。其中在知识产权保护立法强度指数方面的创新是，分别计算出我国的专利权、版权和商标权指数，然后将三者通过主成分分析法确定权重，合成出知识产权立法强度指数。在知识产权保护执法强度指数方面的创新是，采用标准化的方法改进了许春明等72012 年第 8 期(2008)的执法强度指数，基于两方面改进构建了知识产权保护总指数。1.知识产权保护立法强度指数尽管 GP 指数比 RR 指数更能反映专利法的特征，但是用此指数代表整个知识产权保护水平仍有不足。当前，文化经济和社会服务已日益成为经济增长的重要部分，版权作品和商品商标的价值对经济增长具有不可忽视的影响，版权软件作品
21、、娱乐产品、出版业以及创意产业对经济的贡献也相当地突出。因此知识产权立法体系中最为重要的专利权、著作权和商标权都应该体现在知识产权立法指数中，我们基于此思路创新性地改进了知识产权立法指数的计算方法，先借鉴 Park 的评分方法及标准，分别计算出我国的专利权、版权和商标权指数，然后将三者通过主成分分析法确定权重，最后合成出包括专利权指数、版权指数和商标权指数在内的知识产权立法强度指数。(1)专利权指数专利权指标体系包括五个指标，每个指标满分 1 分，每个指标下设 n 个二级指标，满足其中 1个二级指标则获得 1/n 分，总分分数范围在 05 分，分数越高表明一国专利保护越强。保护范围。测度 8
22、个方面的可专利性:药品、化学制品、食品、医疗器械、微生物、实用新型、软件、动植物品种。满足 1 项得到 1/8，满足 8 项得到 1 分。国际条约成员资格。包括 5 个条约:1883 年巴黎公约以及后来的文本;1970 年专利合作条约(PCT);1961 年植物新品种保护国际条约(UPOV);1977年微生物保存的布达佩斯条约以及 1995 年的 TRIPS 协议。每加入 1 个条约得 1/5 分，满分为 1分。专利权的限制。包括实施要求、强制许可和无效宣告，排除 3 项得 1 分。执行机制。包括诉前禁令、帮助侵权和举证责任倒置，具备 3 个条件记 1 分。保护期限。如果达到美国商会规定的最小
23、保护期限就记分为 1。最小保护期限是自专利授权之日起 17 年或是自专利申请之日起 20年。保护期限小于这一期限的得分等于其与最小期限的比例，超出最小期限的也得 1 分。(2)版权指数版权指标体系包括四个指标，每个指标满分 1 分，下设 n 个二级指标，满足其中 1 个二级指标则获得 1/n 分，总分分数为四项内容的平均分，分数越高表明一国版权保护越强。保护范围。测度 7 个方面的内容:其中前 5 项得分为一般作品(文学和艺术)、表演作品、音像作品、电影作品、广播的保护期限占 70 年的百分比;第 6 项为再次销售利益分享用作为最大份额的百分比来表示(最高为 5%);第 7 项为计算机程序，若
24、受保护得 1 分，不受保护为 0。7 项得分加总超过 1 分，取其平均分。国际条约成员资格。包括七个条约:1886 年伯尔尼公约;1952 年以及 1971 年世界版权公约;1961 年罗马公约;1971 年日内瓦公约、1974 年的布鲁塞尔公约以及 1995 年的 TRIPS 协议。每加入 1 个条约得 1/7 分，全部加入得 1 分。版权的使用。根据私人使用的范围，分成四个层次:完全使用或不提私人使用得 0 分;私人研究或合理使用得 0.33 分、对装置和媒介征税使用得 0.66分;不允许私人使用得 1 分。执行机制。主要是刑事制裁、诉前禁令、扣押和销毁、反规避条款。满足 1 项得 1/4
25、，全部满足得 1 分。(3)商标权指数商标权指标体系包括三个指标，每个指标满分 1 分，下设 n 个二级指标，满足其中 1 个二级指标则获得 1/n 分，总分分数为三项内容的平均分，分数越高表明一国商标权保护越强。保护范围。测度 6 个方面的内容是否受到商标权的保护:服务商标、证明商标、集体商标、颜色、图形、驰名商标。每一项受保护得 1/6 分，否则为 0 分。国际条约成员资格。包括 7 个条约:1883 年巴黎公约;1891 年马德里协定;1957 年尼斯协定、1958 年里斯本协议、1973 年维也纳协定、1994 年商标法律条约及 1995 年 TRIPS 协议。加入 7 个条约的得 1
26、 分，每加入 1 个得 1/7 分。程序。包括 9个方面:禁止商标善意使用、注册限制、使用或丧失法律条款、国际展会保护、刑事处罚、当地保护请求、通用商标、不连同企业转让、使用在先原则。满足 1 项得 1/9 分，满足 9 项得 1 分。8董雪兵等:转型期知识产权保护制度的增长效应研究2.知识产权保护执法强度指数本部分采用标准化的方法改进许春明等(2008)的指数，更科学地构建知识产权保护强度指数。(1)司法保护水平司法保护是解决知识产权纠纷的主要途径，司法水平的高低影响到知识产权立法强度在现实中的体现。一般来说，律师占总人口的比例是衡量一国司法保护水平的重要指标，当律师人数达到总人口数的万分之
27、五时，该国司法保护水平已达到较高的水平(许春明等，2008)。所以，可按照万分之五来进行标准化，即该指标的分值等于实际的比例除以 5/10000。(2)行政保护水平行政保护及管理是保障权利人知识产权的关键。政府行政保护和管理水平高低取决于国家完备的法律体系，法律体系越完备，行政保护和管理的职责就越明晰。一般而言，立法时间越长，司法和执法实践越充分，法律体系也越完备。所以可用立法时间来度量一国法律体系的完备程度。参照各国的立法史，假设一国法律体系的完善需经历 100 年，中国立法的起始点是 1954 年(许春明等，2008)。所以可按照 100 年来进行标准化，即该指标的分值等于实际立法时间除以
28、 100。(3)经济发展水平一国知识产权保护强度应当与本国经济发展水平相适应，因此可采用人均 GDP 作为度量一国经济发展水平的指标。根据世界银行的标准，中等收入国家的人均 GDP 为 2000 美元左右(许春明等，2008)，所以可按照 2000 美元来进行标准化，即该指标分值等于人均 GDP(美元)除以 2000。(4)公众意识水平公众知识产权意识是知识产权法实施的基础。公众受教育程度越高，知识产权意识也越高。因此可用成人识字率来度量公众知识产权意识。发达国家成人识字率均已超过 95%(许春明等，2008)，所以可按照成人识字率 95%来进行标准化，即该指标分值为成人识字率实际比例除以95
29、%。(5)国际监督水平WTO 争端解决机制是监督成员国知识产权保护执法力度的有效手段，任何成员在执法力度上的偏差都能在争端解决机制下得到有效的调整。因此可用 WTO 成员国作为对国际监督水平的度量指标，若一国是 WTO 成员国，则国际监督水平的分值为 1，否则为 0(许春明等，2008)。然而事实上，一个国家并非在刚加入 WTO 之后，其执法强度就会跃变达到完全执法状态，而是在加入WTO 之前就已不断从弱到强渐进提高。假设一个国家成为 WTO 成员五年后，其执法强度才达到完全状态。我国从复关谈判开始政府就致力于加强知识产权保护努力适应 WTO 的要求。所以，可假设从 1986 年复关谈判开始至
30、入世第五年的 2005 年，该指标从 0 均匀地变化到 1。3.知识产权保护总指数知识产权保护总指数应是知识产权保护立法指数与执法指数的综合，具体构成如图 1 所示。知识产权保护总指数的构成思路包括三个步骤:一是，利用 Park 的指标体系分别计算出专利权指数、版权指数和商标权指数，使用主成分分析法确定权重，将三个分指数合成得到我国的知识产权立法强度指数;二是，通过标准化方法改进许春明等(2008)提出的执法力度指标体系，计算我国的知识产权执法强度指数;三是，采用公式(20)计算得出知识产权保护总指数。在构造知识产权保护立法指数的时候，采用主成分分析法以减少权重分配的主观随意性。该法的特点在于
31、客观性，在保留原有变量信息量的情况下，给考察期内变差较大的变量赋予较大权重，对变差较小的变量则赋予较小权重，从而使生成的指数更能体现各分指标在时间维度上变动的差异性。分别用PI、CI 和 TI 代表指数化处理后专利权指数、版权指数和商标权指数的指标评分值;用 W1、W2、W3代92012 年第 8 期图 1知识产权保护总指数的构成表主成分分析法生成的各分指标值的权重，则知识产权保护立法指数 LL 可由公式(19)给出:知识产权保护立法指数 LL=W1 PI+W2 CI+W3 TI(19)由此，本研究采用以下的方法计算中国的知识产权保护总指数(IPR):IPRt=LLt LEt(20)IPRt为
32、我国在 t 年的知识产权保护强度;LLt为我国在 t 年的知识产权立法强度;LEt为我国在 t年的知识产权执法强度。计算得出的中国 19852010 年 IPR 指数及分指数的时间序列图形如图2 所示。图 2(a)、2(b)、2(c)分别为专利权、版权、商标权三个分指数，图 2(d)为三个分指数合成的立法强度指数，图 2(e)为执法强度指数，由二者合成知识产权保护指数 IPR(图 2(f)。由图可见，立法强度指数是分阶段推进的，执法强度指数则显示出趋势上升的态势，而且自 2005 年后上升趋势加快。中国的知识产权保护强度是随着时间逐年提高的，其中 1992 年前后以及 2001 年前后出现两个
33、快速上升的阶段，这与 1992 年和 2001 年中国大范围修订知识产权法的事实是相吻合的。五、知识产权保护的经济增长效应检验1.计量模型及变量说明如前所述，知识产权保护对经济增长的影响程度是通过系数 =1+hYI来反映的，其中 hYI反映了知识产权保护的外部性。关于知识产权保护的外部性，一方面加强知识产权保护能够激励创新，减少后续创新的成本，故加强知识产权保护有正的外部性;另一方面加强知识产权保护会降低国家间资源分配的效率，削弱市场竞争，故加强知识产权保护也存在负的外部性。表示两部门边际生产力的差异，若/(1+)0，则说明两部门边际生产力的差异对经济增长存在负向影响。因此，知识产权对经济增长
34、的最终影响结果依赖于外部性和知识保护抑制性的相对大小。根据上述分析以及理论模型式(18)，采用如下计量模型进行实证研究:g(Y)t=0+1g(Ht)+2(Invt/Yt)+3(IPRt/lnYt)g(IPRt)+t(21)式(21)中:(1)Yt为总产出。衡量国民经济整体产出的指标通常采用按可比价格计算的国内生产总值(GDP)，本文使用实际 GDP(2000 年不变价)作为产出指标。01董雪兵等:转型期知识产权保护制度的增长效应研究在指数构建中，行政保护水平指数按照立法时间来进行标准化，经济发展水平指数按照人均 GDP 来进行标准化，因此最后综合得到的知识产权保护指数有一个随时间增长的趋势。因
35、此本文在后续建模过程中有两处涉及趋势去除的处理:一是，在长期趋势项 ECM(模型(22)中，知识产权保护(变量 ln(IPR)和经济增长等变量存在协整关系，该 ECM 项为平稳时间序列 I(0)，因此不需另行处理;二是，在使用动态建模方法得到的动态模型(24)的短期因素中，知识产权保护变量使用了差分形式，通过差分转化为平稳序列，即变动率，从而去除了趋势。图 2中国 19852010 年知识产权保护指数及分指数的时间序列(2)Ht为人力资本。本文使用劳动力人数 Lt与其技术水平 Tt的乘积衡量人力资本。Wang Yao(2003)将 1564 岁年龄段的就业人口按照不同教育程度的学习年限分为小学
36、、初中、高中、职业教育和高等教育等 5 类设定受教育年限，再根据永续盘存法进行测度，本文按其方法计算了后续年份的数据;劳动力人数，本文采用年末就业人员数来度量。(3)Invt/Yt为净投资流量产出比。净投资流量产出比率(Invt/Yt)使用总的固定资产投资减去折旧后与 GDP 的比率，按照各自指数换算成 2000 年不变价格后进行计算。(4)IPRt代表知识产权保护程度。采用文章第四部分设计和构建的 IPR 指数来衡量。因此，在本文的实证中，知识产权保护对经济增长的影响可以通过本文建立的“知识生产”两部门模型(18)来考察，通过 YIt/Yt和 g(YI)t的乘积交叉项的形式体现，定义 IPR
37、t代表知识产权保护程度以衡量 YIt，由于 IPRt为指数形式，因此对 Yt取自然对数，其比值 IPRt/lnYt反映了知识产权保护程度在经济中的重要程度，而 g(IPRt)就反映了知识产权保护的变化率 g(YI)t。本文所有数据来自新中国六十年统计资料汇编 和各年度中国统计年鉴。2.数据分析“知识生产”两部门模型相关宏观变量及其增长率的时序图如图 3 所示。为便于比较，将各图中曲线按第 1 条曲线的均值进行了平移。其中，图 3(a)表明知识产权保护强度指数(IPR)、总产出(Y)、人力资本(H)和净投资流量产出比(Inv/Y)四个宏观经济变量存在相同的增长趋势，图(b)和(d)表明 IPR
38、和 GDP 以及 Inv/Y 的增长率的波动情况大致相同，只是在 2001 年似乎存在一个异常点波峰，但是未能反馈到 GDP 以及投资产出比的波动上，图 2(c)表明 IPR 和 H 的增长率存在反向的波动趋势(图中 g(H)为负人力资本增长率曲线)，在 2001 年 IPR 的波峰对应了人力资本增长率在 2000 年实际的波谷。可以发现，图(b)、(c)、(d)反映的这四个宏观变量存在基本一致的波动趋势，但在不同时期，IPR 与 Y、H 和 Inv/Y 交替前导，曲线多次交叉，符合协整关系的特征。112012 年第 8 期图 3IPR 与 Y、Inv/Y 和 H 的关系3.实证分析及结果在应
39、用动态建模方法估计“知识生产”两部门模型之前，首先需要检验相关时序变量的平稳性。根据各变量图形选取适当的带截距项和趋势项的模型，使用赤池最小信息准则(AIC)选取扩展的 Dickey-Fuller(ADF)检验滞后阶进行平稳性检验。检验结果表明，各变量的水平值均存在单位根，而一阶差分值都可以拒绝存在单位根的零假设，可以判定所有变量都是 I(1)变量(表 1)。表 1单位根检验结果变量水平检验结果一阶差分检验结果检验形式(C，T，L)ADF 值p 值检验形式(C，T，L)ADF 值p 值ln(Y)(C，T，4)3.160.12(C，0，1)4.110.005 ln(H)(C，T，0)2.490.
40、33(C，0，0)3.310.026 Inv/Y(C，0，5)0.0860.96(C，0，3)3.900.008 ln(IPR)(C，T，0)1.170.89(C，0，0)4.640.001 注:上标 、*分别代表在 1%、5%和 10%显著性水平上拒绝零假设。基于表 1 的单位根检验结果，采用基于向量自回归(VAR)的极大似然估计的 Johansen 协整检验方法对各变量进行协整检验。根据上文提及的宏观经济背景和有关数据的统计属性，本文主要考察 ln(Y)、ln(H)、Inv/Y、ln(IPR)变量间的协整关系以确定各变量间的长期均衡关系。通过检验对应的 LR 值、FPE 值、AIC 值、S
41、C 值、HQ 值等确定水平 VAR 模型的最佳滞后阶数，根据表 2 的检验结果可以确定包含 ln(Y)、ln(H)、Inv/Y、ln(IPR)变量的无约束 VAR 模型的最佳滞后阶为 4。表 2水平 VAR 模型的最佳滞后阶数检验结果滞后阶数LogL 值LR 值FPE 值AIC 值SC 值HQ 值0143.56NA3.63E 11 12.69 12.49 12.641256.52174.575.57E 15 21.50 20.51 21.272278.0625.463.99E 15 22.01 20.22 21.593292.0911.487.89E 15 21.83 19.25 21.024
42、356.2629.17*3.74 E 16*26.21*22.83*25.41*注:表中用上标“*”表示在 5%显著性水平上各标准选择的最佳滞后阶数。21董雪兵等:转型期知识产权保护制度的增长效应研究由于协整检验是对无约束 VAR 模型进行协整约束后得到的，其滞后阶是无约束 VAR 模型进行一阶差分变量的滞后期，由于自由度限制，所以协整检验的 VAR 模型的滞后阶最后确定为 2。赤池最小信息准则(AIC)和舒尔茨准则(SC)均表明应选择模型四(即数据有确定性趋势，协整模型中有截距和趋势，VAR 中无趋势)。表 3 的 Johansen 协整检验中，迹检验(trace test)和最大特征根检验
43、(maximum eigenvalue)表明在 5%显著性水平下有 1 个协整方程。表 3Johansen 协整检验结果H0:Rank=r特征值trace5%临界值p 值max5%临界值p 值R=00.9657119.8763.880.00077.5532.120.000R10.625142.3242.920.05722.5625.820.127R20.426019.7625.870.23812.7719.390.347R30.26216.9912.510.3466.9912.520.356考虑到上文 VAR 模型中变量及其滞后阶的选择，本文以式(18)为基础建立一个 3 阶滞后的ADL 模型
44、并求取长期趋势项 ECM:ECM=ln(Y)+49.585 4.758ln(H)+0.140InvY 0.303ln(IPR)(22)该 ECM 项隐含了知识产权保护与经济增长的长期均衡关系:ln(Y)=49.585+4.758ln(H)0.140InvY+0.303ln(IPR)(23)经单位根检验验证，该 ECM 项为平稳时间序列 I(0)。因此，使用 P 变换从 I(1)空间差分后转入 I(0)空间，以式(18)为基础建立一个 3 阶滞后的 ADL 模型，并直接以 ECMt 1作为该模型的长期均衡项以保证其对产出的变化率具有负向的调节作用。根据“从一般到特殊”(General-to-Sp
45、ecific)的动态建模方法，经过逐步约化，最后得到“知识生产”两部门动态模型:g(Y)t=0.142+0.961g(Y)t1 0.777g(Y)t2 1.368g(H)t1(t-value)(5 43)(5 09)(3 94)(2 86)+1.162(Inv/Y)t+0 441(Inv/Y)t1+0 624(Inv/Y)t3(5 43)(1 97)*(2 02)*4.087IPRlnYg(IPR)t 1.119IPRlnYg(IPR)t3 0.0222ECMt1(3 85)(1 82)*(2 27)(24)R2=0.908，=0.0102，F(9，12)=13 11 0 000 式(24)中
46、的均衡(误差)修正项即为知识产权保护与经济增长长期均衡关系式(23)。均衡关系式(23)反映了从数据生成过程体现的中国知识产权保护与经济增长之间的长期规律，这一规律是由式(24)中解释变量 ECMt 1的负反馈体现出来的。模型(24)表明，实际 GDP 增长率含一定的惯性运动(即滞后项 g(Y)t 1和 g(Y)t 2);同时，它还受到人力资本投入变化率的惯性(即滞后项 g312012 年第 8 期动态建模方法以探求数据之生成过程为主要目标，将应用模型的设计过程明朗化，从最广泛的影响因素入手，本着“检验、检验、再检验”的原则，从“一般到特殊”逐步约化，减少了变量选取过程中的随意性。李子奈等(2
47、010)评价了该法的优点和适用性。目前运用动态建模方法进行中国宏观经济建模的代表性学术论文主要有:秦朵(1997)、伍戈(2009)、康继军等(2012)。在建模中较理想的是使用季度数据，有相对多的样本。中国宏观经济变量 1994 年后才有季度数据，且知识产权保护程度和人力资本存量目前无法获得季度数据，因此本文选择了年度数据。在前述运用此法建模的论文中，亦有学者使用年度数据，也得出了较为稳健的实证结果。方程的 t 检验值括号外上标 、*分别表示 1%、5%、10%的显著性水平。(H)t 1)、净投资流量产出比变化及其惯性(即(Inv/Y)t及滞后项(Inv/Y)t 1和(Inv/Y)t 3)和
48、知识生产变化率及其惯性(即(IPR/ln(Y)g(IPR)t和(IPR/ln(Y)g(IPR)t 3)的影响。以上这些影响都属于短期影响，由此可见，模型(24)将经济增长波动过程的解释因素分解为长期与短期两类。虽然无法使用本文构建的“知识生产”两部门动态模型进行增长核算，但是 ln(H)、Inv/Y、ln(IPR)及其惯性均显著地进入了模型的长短期关系式。模型估计结果表明 IPR 的系数在长期显著为正，但是在短期中系数显著为负。根据前述理论模型，这一结果符合理论预期，即表明对于目前仍属于发展中国家且处于转型期的中国而言，短期内较弱的知识产权保护程度有利于我国的经济增长，而较强的知识产权保护程度
49、有碍于短期经济增长;在长期均衡的状态下，较强的知识产权保护程度确实是可以促进经济增长的。本文基于中国经验数据的研究结果与 Thompson Rushing(1996)等学者的观点一致，实施统一的最低保护标准不可能有利于提升发展中国家的经济增长，但在长期中经济发展一旦达到特定经济发展水平后，更强的保护才能有助于经济增长。从短期的角度看，强知识产权保护程度能保护发明创造的积极性，因为较长的知识产权保护期限为发明人提供了激励机制，而严格的法律责任又为其权利的最大化提供了约束机制。强的保护实质上导致了知识产权的垄断，不能再为新技术的发明人提供激励机制鼓励其继续创新，因为在这种保护下，发明人即使毫无作为
50、也可以实现利益最大化，增强的保护通过增加垄断部门份额对经济增长有着负向影响(Furukawa，2007)。同时强保护也阻碍了其他发明人的发明创造，因为任何发明创造都要源于前人的劳动成果之上，新技术长期得不到传播和使用会因此阻滞后来的发明创造。Horii(2007)等也通过技术创新速度与知识产权保护的均衡模型，证明知识产权保护过强会阻碍经济增长。此外，这种保护战略会妨碍国家经济的独立自主发展和核心竞争力的培育和发展，这是因为过度强调对知识产权的保护，对于发展中国家而言，会使其经济发展尤其是以先进技术为核心的新经济的发展受制于发达国家，因此对于科技基础设施较弱的低收入国家，快速的经济增长更经常是与