区域经济差异视角下的我国知识产权服务效力研究--基于31个省（区、市）面板数据模型-董雄报.pdf

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1、- 73 -收稿日期： 2015-11-02基金项目： 广西哲学社会科学规划课题（13BJY020）作者简介： 董雄报（1954），男，陕西咸阳人，桂林电子科技大学商学院教授，硕士生导师；杜萌卉（1990），女，广西桂林人，桂林电子科技大学商学院硕士研究生。区域经济差异视角下的我国知识产权服务效力研究文献编码 doi：10.3969/j.issn.1004-6917.2016.02.014董 雄 报 ，杜 萌 卉（桂林电子科技大学 商学院，广西 桂林 541004）摘要： 通过5维度法对我国各省（区、市）知识产权服务效力进行测算，运用固定效应模型对我国31个省（区、市）20012013年的面板

2、数据进行经济发展水平差异对知识产权立法执行效力影响的实证分析。研究结果显示：不论在经济发达地区还是经济欠发达地区，经济发展水平的提升对知识产权服务效力的实施均起促进作用；不同经济实力的省份影响知识产权服务效力的影响因素不同；人力资本和创新能力是限制知识产权服务的关键。关键词： 区 域 经 济 差 异 ；知 识 产 权 ；服 务 效 力 ；固 定 效 应中图分类号： C939 文献标识码： A 文章编号： 1004-6917（2016）02-0073-05 基 于 3 1 个 省 （ 区 、市 ） 面 板 数 据 模 型一、知识产权保护强度与知识产权服务效力（一）知 识产权保 护强度Ginart

3、e和Park提出的量化知识产权保护强度的G-P指标被学者们广泛认可，他们主要从立法角度来衡量知识产权保护强度1，涉 及 的 主 要 内 容 为 ：知识产权保护法律体系的覆盖范围、加入相关国际专利协议的情况、知识产权保护法律体系对专利许可的规定、专利侵权的执法措施和专利的保护期限，根据以上五个方面内容对各国实际情况进行评分，取加权平均后即可量化某国的知识产权保护强度。虽然G-P指数得到了广泛的认可，但它主要从国家知识产权立法角度来度量知识产权保护，并不能反映立法后政府及服务机构的执行效力，而我国的G-P指数往往在3至5年甚至10年内保持不变，加之我国立法与司法尚未同步，此时G-P指数并不能反映我

4、国知识产权的实际情况2。对 此 ，本 文 引 入 知识产权服务效力指标来衡量我国知识产权立法执行的实际情况。（二）知识产权服务效力指标及其确定本文在对知识产权执法强度分析的基础上，从5个维度，即司法保护水平、行政保护水平、经济发展 水 平 、社 会 公 众 的 知 识 产 权 保 护 意 识 、国 际 监 督水平，并将5维度评价得出的五项分值合计取平均数后乘以对应的G-P指数，以此构建知识产权服务效力指标。1.司法保护水平以各省律师人数占各地区总人口的比例来衡量一个省份的司法保护水平3。当 律 师 人 数 占 该 地 区总人口比例达到万分之五时，分值为1；当律师人数占该地区总人口的比例小于万分

5、之五时，分值为实际比例除以万分之五。2.行政保护水平一般而言，行政保护水平的高低可以由立法时2016年第2期（总第248期）GUANGXI SOCIAL SCIENCES No.2.2016（Cumulatively,No.248）- 74 -间的长短来度量。参考世界立法较早的西方国家的立法历史，确定我国立法的起始点为1954年。当我国立法时间达到或者超过100年时，分值为1；当立法时间小于100年时，分值等于实际立法时间除以100。我国各省的行政保护水平与全国趋同。3.经济发展水平知识产权保护的实施需要有物力、人力等“硬件”基础。本文采用人均GDP作为度量某一省份经济发展水平的标准，并把人均

6、GDP的分流界线定为2000美元4。当 某 省 份 的 人 均 G D P 达 到 或 者 超 过2000美元时，评定为1；当人均GDP小于2000美元时，等于该省份实际人均GDP（以美元为单位）除以2000美元。4.社会公众的知识产权保护意识只有当维护知识产权权利的观念被社会公众广泛地知晓，人们自觉地遵守知识产权立法规范，知识产权保护才能得到有效执行。本文采用公众的受教育程度作为衡量社会公众知识产权保护意识的评定指标5。当某一省份成人识字率达到或者超过95 %时，评定为1；当某一省份成人识字率小于95%时，等于该省份实际的成人识字率除以95 %。5.国际监督水平鉴于中国加入WTO，将国际监督

7、这一指标放入知识产权保护执行效力的体系内，能使知识产权保护执行效力指标的测算更为准确且符合实际。本文采用是否为WTO成员作为对国际监督的度量标准6，同时假设某一国家加入WTO组织5年之后，其国际监督的效力才完全发挥出来。所以，本文假设我国从1986年复关谈判开始至入世第五年即2005年，国际监督水平均衡地从0升至1。二、研究模型构建、变量选取与数据来源（一）估计方法的选取以往的研究主要采用差分GMM和系统GMM这类动态面板数据模型，来解决模型的内生性问题但是从长面板和短面板的结构来看，区域经济差异与知识产权服务效力的研究其实并不适用动态面板数据模型。一方面从面板数据结构来看，动态面板数据模型应

8、用的前提条件是属于“大 N小 T”的 短 面板，对于短面板则重点关注序列自相关的处理，一般而言， N至少要大于70，而我国31个省（区、市）的面板数据显然无法符合该前提条件，特别是将我国31个省（区、市）的面板数据按各省份的经济实力分组后， N与 T非常地接近，此时如若强行采用动态面板模型会导致估计出来的标准差有偏误；另一方面是过多工具变量所带来的问题，动态面板数据模型为解决内生性问题引入了大量了工具变量，工具变量数过多或接近样本数时极易造成模型的过度拟合和高阶偏误等问题。由此可见，在研究区域经济差异与知识产权服务效力的关系中，若采用动态面板数据模型不仅违背了模型应用的前提，还会导致实证结果失

9、真，出现偏误。所以，本文选取静态面板的固定效应模型对区域经济差异与知识产权服务效力的关系进行实证分析。（二）计 量 模型的构建为了进一步研究区域经济差异与知识产权服务效力之间的关系，本文运用我国31个省（区、市）的面板数据，结合省级面板的数据特点，采用固定效应变系数模型进行分析，基础模型形式为：yit=i+ixit+uit （1）i=1，2，3 t=2001，2002，2013其中， yit为 t年 i省份的知识产权服务效力指数，xit表示影响知识产权服务效力的解释变量， uit为随机 误 差 项 。该 模 型 假 定 截 距 项 i和解释变量系数 i在不同的截面个体上是不同的。将 基 础 模

10、 型 公 式（1）扩 展 ，即 可 得 本 文 的 计 量模型：SEIPRit=i+1iGDPit+2iFDIit+3iOPENit+4iEDUit+5iPATENTit+uit （2）i=1，2，3 t=2001，2002，2013其中， i表示省份， t表示年度。 SEIPRit代表 i省份第 t年的知识产权服务效力指数， GDPit代表 i省份第t年的经济发展水平， FDIit代表 i省份第 t年的外商直接投资水平， OPENit代表 i省份第 t年的贸易开放度，EDUit代表 i省份第 t年的人力资本状况， PATENTit代表 i省份第 t年的创新能力， uit为随机误差项， i表示

11、截距项即个体固定效应。（三）变量选取与数据来源本文选取我国31个省（区、市）20012013年的面板数据进行分析，观测值共计403个。1.被解释变量知 识 产 权 服 务 效 力（ SEIPR）。通过之前所述的方法根据G-P指数和5维度评分值的乘积测算而得，5维度由司法保护水平、行政保护水平、经济发- 75 -展 水 平 、社 会 公 众 的 知 识 产 权 保 护 意 识 、国 际 监 督水平进行衡量。2.关键解释变量经济发 展 水平（ GDP）。余 长 林 提 出 阈 值 概 念 ，指出当经济发展水平处于阈值的左右两侧时，其对知识产权保护效力的影响是相反的7，鉴 于 我 国 各地区经济实力

12、差距甚大，引入这一关键变量意义尤为重要。对于我国各省份经济发展水平的度量，本文用人均地区生产总值来衡量。3.控制变量（1）外商 直接 投资（ FDI）。资金实力雄厚且具备高、精、尖技术能力的外资企业在激励的国际竞争背景下，越来越重视自身知识产权的维护，它们往往采取独资企业的形式在谋求企业集团发展的基础上维护企业的知识产权，避免技术外泄。所以，它们在中国建立分公司前，会重点考虑所选省份的知识 产 权 立 法 执 行 情 况 、高 端 人 才 素 质 等 因 素 。总 体而言，外资企业，特别是拥有高端技术的外资企业对我国知识产权服务效力起到强有力的监督作用，外商直接投资越高，知识产权服务效力越强8

13、。本文采用外商投资企业年底登记的注册资金来衡量外商直接投资。（2）贸 易 开 放 度（ OPEN）。我 国 与 其 他 国 家 贸 易往来的密切程度由贸易开放度表示。贸易开放程度的提高，可以增加世界各国高素质人才流动的机率，使知识产权服务效力实现的要求得以提高9，本 文采用各省份进出口总额占该省生产总值的比重来衡量贸易开放度，计算公式为：进出口总额/ GDP。（3）人 力 资 本（ EDU）。人 力 资 本 是 知 识 产 权 服务业发展的重要限制，目前我国严重缺乏与知识产权服务相关的高端人才，人力资本素质的高低，决定着知识产权服务效力是否有效执行10。本 文 采 用6岁以上人口人均受教育年限

14、来确定我国各省份的人力资本变量的度量。其计算公式为：（教育程度受教育年限）/6岁以上总人口数。（4）创 新 能 力（ PATENT）。某 一 省 份 创 新 能 力的高低主要由高新技术来体现，而专利的质量则成为衡量创新能力的重中之重。创新能力的高低与知识产权服务效力成正比。本文用专利申请授权数占专利申请受理数的比例定量创新能力11。计 算 公 式为：专利申请授权数/专利申请受理数。考虑到GDP易受到价格波动的影响，本文以2001年地区生产总值为基期，用GDP平减指数进行了 缩 减 ，并 对 外 商 直 接 投 资 FDI、进 出口总 额 进 行了汇率调整。此外，为了使数据平稳，得出有效的回归结

15、果，本文对所有变量取自然对数。变量定义及各变量数据来源见表1。三 、实 证 结 果 分 析本文采用固定效应 FE模型在考虑经济差异因 素 的 影 响 下 以 人 力 资 本 、创 新 能 力 、外 商 直 接 投资、贸易开放度对知识产权服务效力的影响进行估计，回归结果分为两部分：一部分是我国全国范围内（3 1 省 、区 、市）的 总 体 估 计 ；另 一 部 分 是 考 虑 经 济差异的分组估计。（一）我国区域 经 济差异与知 识产权 服务 效 力的总体分析本文首先对我国31个省（区、市）20012013年的面板数据进行了总体估计，得到表2的回归结果。回 归 前，本 文 对 各 个 变 量 的

16、 数 据 序 列 进 行 了单位根的平稳性检验，以避免伪回归，因为LLC、IPS、ADF-Fisher和PP-Fisher4个统计量均拒绝原假设，所以确认经过自然对数处理的变量序列都是平稳的。之后，通过Hausman检验确定模型的影响形式，由于Hausman统计量（ w）为 0 ，拒 绝 建 立 随 机 效 应 回归的原假设，所以在固定效应与随机效应中，本文的模型影响形式设定为固定效应影响。最后，进行 检验以确定建立混合回归模型还是固定效应模型，检验结果为 F1=7.26、 F2=36.49，查询得 F1（150，217） =1.28、 F2（1 8 0 ，2 1 7） =1 . 2 6 ，因

17、 为 F2 F2、 F1变量代号 变量名称 数据来源SEIPR知识产权服务效力（ 单 位 ：百 分 制 ）根据各省实际测算的知识产服务效力 衡 量，律 师 人 数 数 据 来 源 于中 国律师年鉴、人均GDP及成人识字率 的 数 据 来 源于中国统计年 鉴、G-P指数来源于Ginarte和Park文献。GDP经济发展水平（单 位 ：元）根 据 人 均 地 区 生 产总 值 来 衡 量 ，数 据来 源于历 年中国 统 计 年 鉴。OPEN贸易开放度（ 单 位 ：百 分 制 ）根据各省进出口总额占地区生产总值的 份 额 确 定 ，数 据 来 源 于中 国 统 计年 鉴。FDI外商直接投资（单 位

18、：元）根据外商投资企业年底登记的注册资 金 衡 量 ，数 据 来 自中 国 统 计 年鉴。EDU人力资本（单 位 ：年）根据地区6岁以上人口人均受教育年限 来 衡 量 ，数 据 由中 国 统 计 年 鉴 原始数据整理计算所得PATENT创新能力（ 单 位 ：百 分 制 ）根据省域专利申请授权数与专利申请受理数之比衡量，数据来自中国科 技 统 计 年 鉴。表1 变量定义与数据来源【经济研究】 区域经济差异视角下的我国知识产权服务效力研究GUANGXI SOCIAL SCIENCES No.2.2016（Cumulatively,No.248）- 76 -东部地区 中部地区 西部地区经济实力强省（

19、 区 、市 ）经济实力弱省（ 区 、市 ）北京、天津、河 北 、山 东 、江 苏 、上 海 、浙 江 、福 建 、广 东 、海 南 、黑 龙 江 、吉林 、辽 宁山 西 、河南 、湖 北 、湖 南 、江西 、安 徽重 庆 、四川、广西 、贵 州 、云南 、陕 西 、甘 肃 、内 蒙古 、宁 夏 、新疆 、青 海 、西藏北京、天津、河 北 、山 东 、江 苏 、上 海 、浙 江 、福 建 、广 东 、海 南 、黑 龙 江 、吉林 、辽 宁、山西 、河 南 、河北 、湖 南重 庆 、四 川 、广西 、贵 州 、云南 、陕 西 、甘肃 、内 蒙 古 、宁夏 、新 疆 、青海 、西 藏 、安徽 、江

20、西表3 我国各省（区、市）经济差异分组表经济发达地区 经济欠发达地区变量 lnSEIPR lnSEIPRlnGPD0.194*（0.023）0.276*（0.043）lnFDI0.037*（0.0 0 6）-0.009（0.016）lnOPEN0.072*（0.011）0.038*（0.016）lnEDU-0.371*（0.108）0.107（0.0 91）lnPATENT-0.073*（0.027）0.010（0.027）常数项-1.435*（0.112）-2.664*（0.214）R-squared within 0.864 0.898观测值 221 182F （P值） 0.000 0.0

21、00注：表内数据为变量的系数估计值；括号内为Driscoll-Kraay稳健 标 准 差 ；“ *” 、“ *” 、“ *”分别表示在10%、5%、1%的水平上显著。表4 我国不同经济区的固定效应模型估计结果 F1，所以建立变系数固定效应模型。鉴于短面板数据需重点关注截面的异方差问题，同时，各省份之间往往会相互影响，比如上海的经济效应会辐射周边省份，因此需要考虑面板数据的截面自相关问题。本文对固定效应模型进行了截面异方差和截面自相关检验，在消除异方差与自相关的影响后，即得到表2的固定效应模型总体回归结果。根 据 回 归 结 果 ，经 济 发 展 水 平 在 模 型（1）至（6）中的 均 呈现

22、1 %水 平 的 显 著 正 影 响 ，联 系 到 之 前提及的经济发展水平对知识产权服务效力的影响存在阈值的概念，表2的回归结果揭示出目前我国处于经济发展与知识产权服务效力同向变动的区间，全国经济发展水平的提升会促进知识产权立法得到有效执行。此外，外商直接投资 FDI和贸易开放度OPEN均显著为正，且显著性水平为1 %，这 与 预 期 相符 。值 得 注 意 的 是 ，人 力 资 本 和 创 新 能 力 对 知 识 产权服务效力的影响均不显著，究其原因可能是因为我国不同地区之间人力资本的素质差异大，从而降低了其对知识产权服务效力的影响，同时反映出现阶段我国创新能力的提升对知识产权服务效力的影

23、响并未凸显。（二）考虑区域 经济差异的分 组 分 析为了分析区域经济差异是如何影响知识产权服务效力的，本文选取全国31个省（区、市）20012013年的面板数据进行分组。在现有已划分的东、中、西部地区的基础上，将东部地区的所有省（区、市）直接归入“经济发达地区”，将西部地区的所有省 （ 区 、市 ）直 接 归 入“ 经 济 欠 发 达 地 区 ”，将 中 部 地区各省份的GDP与东部地区GDP排名最末的省（区、市）相较，如若大于东部地区GDP最末者则分入“经济发达地区”，反之则分入“经济欠发达地区”（分组 情 况 见 表 3）。由 于 分 组 后 N与 T大 小 非 常 接 近 ，需要消除截面

24、异方差与自相关影响，固定效应模型回归结果见表4。根据回归结果，在经济发达地区所有解释变模型 （1） （2） （3） （4） （5） （6）解释变量 lnSEIPR lnSEIPR lnSEIPR lnSEIPR lnSEIPR lnSEIPRlnGPD 0.232*（0.0 2 6）0.225*（0.034）0.233*（0.0 2 5）0.194*（0.027）0.225*（0.0 21）0.190*（0.029）lnFDI 0.044*（0.0 08）0.030*（0.0 09）lnOPEN 0.066*（0.017）0.056*（0.016）lnEDU 0.054（0.124）0.088

25、（0.10 0）lnPATENT -0.071（0.0 45）-0.0457（0.039）常数项 -2.324*（0.217）-2.383*（0.217）-2.293*（0.210）-2.332*（0.194）-2.152*（0.168）-2.259*（0.173）R-squaredwithin0.815 0.815 0.820 0.825 0.836 0.843观测值 403 403 403 403 403 403F（P值） 0.000 0.000 0.000 0.000 0.000 0.000注：表内数据为变量的系数估计值；括号内为Driscoll-Kraay稳健标准差；“ *” 、“ *

26、” 、“ *”分别表示在10%、5%、1%的水平上显著。表2 固定效应模型总体估计结果- 77 -量 对 知 识 产 权 服 务 效 力 的 影 响 均 显 著，而 在 经 济 欠发达地区，只有2个解释变量影响效果显著，区域差异明显。经济发展水平在2组中对知识产权服务效力的影响系数均为正，且在1 %的 水 平上 显 著，经济欠发达地区的系数更大，表明现阶段全国范围内的省（区、市），不论其是否处于经济发达地区，该省（区 、市）经 济 硬 实 力 的 提 升 都 会 促 进 知 识 产 权 立法有效执行，而且在经济欠发达地区中，经济实力对知识产权服务效力的影响系数更大。人力资本和创新能力在经济发达

27、地区中显著为负，但在经济欠发达地区中并不显著，究其原因可能是现阶段我国专利的发明仍处于模仿为主、创新为辅的阶段，专利的含 金 量 低 ，要 想 在 短 期 之 内 提 高 创 新 能 力 ，研 发 人员们往往选择“拿来主义”这条捷径。换言之，人力资本软实力的提升主要表现在模仿能力的提升上，由此带来的创新能力的提升也就会抵制知识产权立法的执行，这一点在经济发达与经济欠发达地区的回归结果中得以证实。外商直接投资在经济发达地区显著为正，而在经济欠发达地区影响并不显著，这是由于经济欠发达地区外资企业较经济发达地区而言很少，外资企业欠缺话语权，因而很难对知识产权立法的执行起到监督作用。贸易开放度在经济发

28、达地区与经济欠发达地区均显著，与本文预期一致。四、结论与政策建议本 文 在 G - P 指 数 的 基 础 上 ，结 合 5 个 维 度 的方法对我国各省（区、市）知识产权服务效力进行测 算 ，运 用 固 定 效 应 模 型 对 我 国 3 1 个 省（区 、市）20012013年的面板数据进行实证分析，得到如下结 论 ：从 全 国 总 体 范 围 来 看，经 济 发 展 水 平 、外 商 直接投资和贸易开放度的提升可以有效促进知识产权服务效力的提升。按区域经济差异划分实证结果表明，贸易越开放，对我国经济发展水平不同的各个省份均有促进知识产权服务效力的作用；人力资本和创新能力只对经济发达地区有

29、影响，且为负影响，说明我国现阶段盛行的仍然是滞后的科技研究，在科技前沿研究领域仍然处于落后地位；只有在经济发达地区外商直接投资对知识产权服务效力有正向影响。鉴于以上研究结论，本文提出以下政策建议：在国际监督的背景下，政府应该在知识产权服务与科技发展中寻找一个利益均衡点，在国际许可的范围内，对知识产权保护应持宽松政策；提供优惠政策，抓住本土人才、吸引国外高精尖为我国前沿科学的研究注入新鲜血液；为内陆地区提供更多对 外 优 惠 政 策 ，基 于 经 济 开 放 口 岸 ，带 动 内 陆 地 区的进出口贸易；针对不同经济发展水平的省份采取的政策鼓励应各有侧重；有选择地引进外资，以免带来经济效益的负影

30、响。参考文献：1Ginarte J C，W G Park.Determinants of Patent Rights：A Cross-national StudyJ.Research Policy，1997，（26）：283-301.2王平，谭智.发展中国家知识产权保护与国际技术转移中国省级面板数据的GMM分析J.中南 财 经 政 法 大 学 学 报 ， 2 0 1 2 ，（ 1 ） ： 1 5 - 2 1 .3许春明，单晓光.中国知识产权保护强度指标体系的构建及验证 J.科学学研究，2008，（4）：715-723.46韩玉雄，李怀祖.关于中国知识产权保护水平的定量分析J.科学学研究，200

31、5，（3）：377-382.5孙旭玉.中国知识产权保护水平与影响因素的实证分析J.理论学刊，2010，（7）：54-59.7余长林.知识产权保护与发展中国家的经济增长J.厦门大学学报（哲学社会科学版），2010，（2）：5 1 - 5 7 .8褚开平.中国知识产权保护对FDI质量的影响研究D.长沙：湖南大学，2012.9徐清.知识产权保护强度的空间分布及其决定因素基于31个省（市）面板数据的空间计量研究 J.世界经济研究，2 013，（9）：2 3-29.10郑晓红.知识产权保护对企业跨国经营的影响 效 应 研 究 D . 长 沙 ：湖 南 大 学 ，2 0 1 3 .11毛昊，张洪吉，王锦旺.基于我国地区经济实力、科技研发费用投入和职务发明专利申请数量产出的计量学分析 J.科技进步与对策，20 08，（2）：110-115.责 任 编 辑 ：覃 合【经济研究】 区域经济差异视角下的我国知识产权服务效力研究