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【關鍵詞】知識產權保護強度；立法強度；執法強度

引言：根據世界知識產權組織2014年12月16日報告說，2013年全球專利申請量以中國兩位數增長為支撐，延續強勁增長勢頭，其中中國的專利申請約占三分之一。根據《2014世界知識產權指標》的報告，雖然中國專利申請方在國外提交的申請量相對較少，但來自中國居民的專利申請量位居全球首位，中國家知識產權局也成為全世界專利申請受涼最大的機構。并且隨著知識產權保護的全球化，有關于知識產權保護對經濟增長、技術創新以及社會福利的影響越來越受到關注。盡管有諸多學者已經開始探討有關于中國知識產權保護強度的測量，但是由于受到種種因素的限制，一直沒有得到統一的知識產權保護強度的測量方法。但是只有明確中國實際知識產權保護才能夠去衡量知識產權保護制度對于我國經濟的發展、技術的進步以及社會福利的影響。所以本文在前人研究的基礎上建立了一個更為詳細的知識產權保護強度測量體系。

一、現有知識產權保護強度指標體系及其缺陷

對知識產權保護水平進行量化研究最早起始于Rapp & Rozek（1990）1使用立法評分法，根據國家制定的知識產權法律保護情況將知識產權保護強度劃分為5個級別，用1，2，3，4，5來表示。該方法早期被一些學者采用，但是卻有不足之處。首先，它使用的是靜態指標，只考慮了一國是否制定了與知識產權保護相關的法律；其次，5個整數級別的劃分，有可能將兩個相差較大的國家劃分到一個級別里，也有可能把兩個相差不大的國家劃分在不同的級別里。所以在此基礎上Ginaete & Park（1997）2對RR方法進行深入研究，提出一個更為完整的知識產權保護水平的測量方法，被稱為G-P指標。該指標劃分為5個類別，（1）保護的覆蓋范圍 （2）是否為國際條約的成員（3）權利喪失的保護（4）執法措施（5）保護期限。每個保護類別又包含若干指標，該方法規定每個度量指標各占1分，每個類別中各指標得分之和除以該類別中的指標個數即為該類別的得分，5個類別得分的累加和即為量化的知識產權保護水平。根據此方法測量歐美及亞洲部分國家和中國的知識產權保護水平如表1和表2.

數據來源： Ginarte J C， Park W G，（1997）“Determinants of Patent Rights： A Cross-national Study，” Research Policy 26， 283-301

通過上圖比較可以發現中國在第一次修改《專利法》后1994年的指數3.19就已經達到某些發達國家的水平，在第二次修改《專利法》后2001年的指數為4.19甚至超過了某些發達國家1990年的數值。從我國的現狀我們應該清醒的認識到基于Ginarte-Park 方法測量到的只是一個國家的知識產權的立法強度。這只能說明，我國的知識產權立法保護強度已經完全甚至超過發達國家的立法保護強度。自1992年以后，尤其是為加入WTO2000年、2001年中國對專利法、商標法、著作權法等知識產權保護的相關法律做了全而的修正，知識產權保護標準已全而符合以TRIPS協議為核心的國際標準。但是，由于中國法律體系自身不夠完善，在立法與司法之間還不能匹配，加上老百姓的知識產權意識淡薄，知識產權保護的實際水平還停留在較低的水平。可見，要正確度量我國知識產權保護的實際強度，就必須對Ginarte-Park方法進行修正。

國內學者韓玉雄、李懷祖（2005）3對Ginarte-Park方法進行了修正，把“執法力度”加入其中。“執法力度”這一指標作為影響知識產權保護強度的變量，這一指標介于0到1之間，0代表知識產權保護法律條款完全沒有執行，1代表知識產權保護法律條款完全得到執行。“執法力度”是由4個二級指標組成的，即（1）社會法制化程度（2）法律體系完備程度（3）經濟發展水平（4）國際社會的監督制衡機制。許春明、單曉光（2008）4在韓玉雄、李懷組的基礎上把社會公眾意識加入其中，即”執法強度“指標由（1）司法保護水平（2）行政保護水平（3）經濟發張水平（4）社會公眾意識（5）國際監督。姚利民，饒艷用（2009）5“執行效果”指標替換“執行強度”指標，其由四個二級指標構成，即（1）社會法制化程度（2）政府的在執法態度（3）相關服務機構的配備（4）社會知識產權保護意識。而沈國兵，劉佳（2009）6提出在TRIPS協定下，中國的知識產權保護水平主要與經濟發展水平、法治水平、執法水平有關。代中強等（2010）7提出以上學者的研究所選取的指標并不能很好地作為知識產權保護強度執法力度指標的變量，例如選取人均律師率作為社會法制化的衡量標準并不準確，因為現有數據中的律師人數多數是不能辦理知識產權相關案件的律師，選取成人識字率作為公眾知識產權意識指標也在2009年被代中強的實證研究否定定。其提出用結案率作為知識產權保護強度的執法力度指標，是最能用直觀數據解釋我國政府在知識產權保護方面的司法水平。但是呂敏，張亞斌（2013）8提出一種改進方法測量中國的實際知識產權保護強度，運用熵值法和主成分分析等方法，得出我國知識產權實際保護強度指數，分析了各因素對知識產權保護強度的影響。

二、知識產權強度指標體系的構建

筆者在前人研究的基礎上繼續采用知識產權保護強度P（t）應該由“立法強度”L（t）指標和“執法強度”E（t）指標構成。一個國家的知識產權保護強度應該是由立法強度與執法強度的乘積決定。可以表示為：

P（t）= L（t）* E（t）

P（t）表示一個國家在t時刻的知識產權保護強度，L（t）表示知識產權立法強度，一般用GP指數表示；E（t）表示知識產權執法力度，設執法強度E（t）的值介于0到1之間，0表示法律規定的知識產權保護條款完全沒有執行，1表示法律規定的知識產權保護條款被全部執行。因此，執法強度E（t）就是影響知識產權保護實際執行效果的變量，表示法律規定的保護強度被實際執行的比例。

（一）立法強度指標

理論上講立法應該包括該法律所涉及到的所有法律，知識產權法包括了專利法、商標法、版權法、商業秘密法以及集成電路布圖設計和動植物新品種等相關法律。但是考慮到知識產權對一國經濟發生主要作用的是專利和數據的可獲得性，本文還是選取專利法作為立法依據，以專利法作為立法強度，并采用Ginarte-Park方法計算中國的知識產權保護立法強度。計算結果為上圖1-2.

（二） 執法強度指標

本文在前人研究的基礎上把中國的知識產權執法強度指標分為四部分：經濟因素、法律因素、社會因素、國際因素。

（1）經濟因素

一個國家的知識產權保護強度應該與其經濟發展水平相適應，經濟發展水平高的國家應該有較強的知識產權保護水平，經濟發展水平較低的國家應該采取相對較低的知識產權保護水平。韓玉雄，李懷祖以及許春明等采取人均GDP作為指標，沈國兵，劉佳選取GNI作為指標，呂敏，張亞斌則從個體和整體兩個角度考慮分為選取城鎮居民人均可支配收入和全社會固定資產投資作為指標來源。本文結合以上人的研究認為人均GDP是度量一個國家經濟發展水平較好的指標。目前中等收入國家的人均GDP為2000美元，超過2000美元為分值為1，不足2000美元，用實際值除以2000作為分值。

（2）法律因素

法律主要包括立法和司法，由于立法已經在立法指標中考慮過了，所以這里的法律因素主要指司法方面。司法水平的完善與否直接決定知識產權保護立法的執行強度，完善的司法體系，高素質的司法人員，必然能夠使知識產權保護被較好的執行。通常律師占總人口的比例是衡量一個國家司法水平高低的重要指標，在衡量知識產權保護強度方面的司法水平時，理論上選取專門從事知識產權工作的律師比例更能說明問題，但是考慮到數據的可獲得性和參照前人的研究本文選取律師比例作為衡量司法水平的指標。在美英等發達國家律師比例已經超過了千分之一，在其他重要的工業化國家律師比例也已經超過了萬分之五。所以當律師比例超過萬分之五時分值為1，不足萬分之五時用實際值除以萬分之五作為分值。

（3）社會因素

社會因素主要是指政府的執法態度和公眾的知識產權保護意識。因為政府對于知識產品保護的態度將直接影響知識資產的投資回報。政府的執行能力將影響到知識產品的創造和傳播。所以我們直接選取政府在專利侵權方面的結案率作為政府執法態度的分值。公眾的知識產權保護意識也是影響執法強度的影響因素，若公眾沒有意識到需要為自己的知識產品確權的話，當發生侵權時就不能用法律武器來維護自己的合法權益。所以我們選取人均專利申請量作為公眾的知識產權保護意識指標。本文借鑒姚利民的方法，當一個地區萬人擁有專利申請量達到或者超過10件時， “人均專利的申請量” 的分值為1， 當萬人擁有專利申請量不足10件時，“人均專利的申請量” 的分值等于萬人擁有專利申請量的實際數量除以10。

（4）國際因素

隨著知識產權制度的國際化發展，知識產權保護已經成為一個國際化問題。WTO也將知識產權保護作為其三大支柱之一，規定了在WTO框架下的知識產權保護的最低標準及爭端的解決機制。所以從這一角度看，一國是否加入WTO，是判斷一國運用國際社會通行法則保護知識產權以及參與國際知識產權保護活動程度的重要指標。一國加入WTO分值為1，沒有加入WTO的分值為0。

三、中國知識產權保護強度的計量

立法強度借鑒Ginarte-Park方法計算得到，以上考慮的四個因素涉及到的五個指標設定其對執法強度的權重是相等的，所以為上述五個指標得分的平均數。本文涉及到的“律師比例”、“人均專利申請量”、“人均GDP”、“專利侵權結案率”數據來自于歷年的《中國統計年鑒》、中國數據局以及中國知識產權局公布的數據計算得到。根據P（t）= L（t）* E（t）計算得到2002-2012年的中國知識產權保護強度，如表3所示。

表3 2002-2012中國知識產權保護強度

從上表可見中國的知識產權保護強度是逐年提高的，從表中可以看出中國的知識產權理發水平早就已經達到西方發達國家的水平，但是由于執法強度的限制導致實際的知識產權保護水平大打折扣，這是當前我們在發展中必須要面臨的問題，也充分說明中國法律體系還不夠健全，在立法與執法之間存在較大的差距。直到2012年我國在知識產權的執法強度是0.7848，也就是說立法強度只有3/4得到執行，知識產權保護強度是3.28，僅僅高于1990年加拿大的水平，而與美國等西方發達國家1990年的水平相差還很遠。這也與中國的實際相符，也是在國際貿易中以美國為首的西方發達國家對我國知識產權保護現狀不滿的原因。

四、結論

通過以上分析可以看出中國在知識產權保護方面的立法水平較高，但是執法水平與立法水平是不匹配的，主要原因是由于法律方面的原因，一方面是由于司法水平較弱人均律師比例較低，這與法律體系完善的西方發達國家相比相距甚遠，其次是由于公眾的知識產權意識淡薄，這也與我國現階段的知識產權保護現狀符合，還有很多人沒有意識到需要對于自己的知識財產進行保護，同樣很多人沒有把侵犯別人的知識財產當做違法，導致我國現階段知識侵權案件時有發生。但隨著經濟貿易的全球化，知識產權保護已經成為重要話題，我們需要加強知識產權保護，更需要在執法上加強知識產權保護，完善知識產權保護體系，是我國能夠在國際貿易中取得優勢。

參考文獻：

[1] 韓玉雄，李懷祖. 關于中國知識產權保護水平的定量分析[J].科學學研究， 2005，（3）：377-382.

[2] 許春明，單曉光.中國知識產權保護強度指標體系的構建及驗證[J].科學學研究，2008，（4）：715-723.

篇2

關鍵詞：知識產權保護水平　測度　政府

自世界貿易組織(WTO)把知識產權保護納入國際貿易基本框架以來，有關知識產權保護對社會福利、經濟增長、技術擴散等方面影響的研究，迅速成為經濟學領域和知識產權領域的研究熱點。但是由于知識產權保護是一個與立法、司法、執法等因素相關的復雜問題，怎樣準確的度量一個國家的知識產權保護水平存在著很大的難度。根據現有文獻，知識產權保護水平測度主要有三種方式：問卷調查法(即以對經理和專利律師等從業者意見的調查為基礎進行評分，如Mansfield和Sherwood)；立法評分法(即以國家的知識產權立法文本為基礎進行評分，如Rapp&Rozek和Ginarte&Park)；綜合評分法(即綜合上述兩種方法，如：Kondo和Lesser)。考慮到研究的實踐性與可操作性，本文只簡單介紹立法評分測度方法。

一、知識產權保護水平測度方法簡介

(一)國外測度方法Rapp和Rozek是最早對知識產權保護水平進行量化分析的研究者，他們把知識產權保護水平劃分為不同的等級，并分別用0到5之間的整數來定量的表示。由于這種方法簡單方便，所以之后在不少文獻中被采用，如OxleyJE(1999)；Smith PJ(2001)。但是Rapp-Rozek方法主要依據一個國家是否制定了知識產權保護的相關法律，而忽視對法律條款實施實際效果的評價；其次，該方法所采用階躍型整數來表示一個國家知識產權的保護水平，粗略的劃分標準極有可能把保護水平相差較大的國家納入同一個等級，把相差不大的國家納入兩個等級，區分顯然不夠細致。Ginane和Park在Rapp-Rozek方法的基礎上提出了一種更為深入的度量方法。他們將測度知識產權保護水平的指標劃分為保護的覆蓋范圍、執法措施、保護期限、是否為國際條約的成員、權利喪失的保護五個類別。其中，每個類別又包含了若干個子指標。同時，Ginarte和Park規定每個度量指標在整體評價體系中各占1分，每個類別中各指標得分之和除以該類別中的指標個數即為該類別的得分，5個類別得分的累加和即為量化的知識產權保護水平。事實上國內有學者根據Ginarte-Park方法對1984年至2004年中國的知識產權保護水平進行了評定，測評結果見(表1)。同時，為了更好的進行比較說明，這里也給出根據Ginarte-Park法測定的亞洲和歐美部分國家1975年至1995年的知識產權保護水平，測評結果見(表2)。比較(1)和(表2)，可以發現，早在中國第一次修改《專利法》和加入PCT后的1994年，按照Ginarte-Park方法進行測評，中國知識產權的保護水平為3.19，這個保護水平已經達到了甚至超過了一些發達國家的水平。到2001年，中國第二次修改《專利法》之后，我國的保護水平已經達到了3，86(Ginarte-Park方法)，這已經達到絕大多數發達國家九十年代的水平，遠遠超過了發展中國家的水平。從(表1)可以看出，中國知識產權的保護水平從1985年到1992年基本沒有變化，從1994年到1998年也基本沒有變化，而從2001年到2004年則都是3，857，數據顯示的結果和我國知識產權制度發展的水平進程也有著明顯的不符。顯然，這是一個不符合常理并令人困惑的結果。正如韓玉雄等人所強調的，正是因為知識產權保護不力，中國先后曾于1991年、1994年二次被列入“特殊301條款”重點監視國家名單，而2001年發生的DVD專利費風波，也從另一個側面折射出中國對知識產權保護的認識還遠遠沒有達到Ginarte-Park方法所測度出的水平。究其原因主要在于，Ginarte-Park方法雖然有效地克服了Rapp-Rozek測度方法中階躍型整數無法準確表達不同保護等級間的差別的缺陷，但卻仍忽視了采用靜態指標所度量出的保護水平與實際的保護水平可能存在顯著差異的事實。換言之，Ginarte-Park方法也沒有考慮到知識產權的相關法律條款在具體執行過程中的執法效果問題。對于司法制度比較健全的西方發達國家，采用Ginarte-Park測算出的指標與實際的保護效果或許沒有顯著的差異。由于立法與司法非同步發展，司法過程中任何微小環節的偏差，都有可能導致采用靜態指標所測量出的保護水平與實際保護水平之間的差異。

(二)國內測度方法

為了更好地反映出中國知識產權保護水平的實際情況，單曉光、許春明、韓玉雄等人指出，完備的法律條款若不能得到有效的執行。那么其保護效果就會大打折扣。因此，一個國家知識產權的保護強度應是知識產權立法強度與執法強度指標的綜合。在這一理念的基礎上，對Ginarte-Park方法進行了修正。定義“執法力度”也是影響知識產權保護的一個變量，其值介于0到1之間，0表示法律規定的知識產權保護條款完全沒有被執行，1表示法律規定的知識產權保護條款完全被執行。其知識產權保護強度指標體系的具體構成如下：設P(t)表示一個國家在t時刻的知識產權保護強度，L(t)表示該國在t時刻的知識產權保護立法強度，E(t)表示該國在t時刻的知識產權保護執法強度。知識保護水平用公式表示為：P(t)=L(t)×E(t)。其中，將影響E(t)的因素四個分別歸納為：社會的法制化程度、法律體系的完備程度、經濟發展水平、國際社會的監督與制衡機制。該修正模型認為對知識產權保護產生影響的其他環境因素都可以通過上述指標間接地得到反映。此外，許春明和單曉光教授也對測度知識產權的保護強度提出了自己的看法，認為執法力度可以從五個方面來衡量分別為：司法保護、行政保護、經濟發展水平、公眾意識和國際環境。五個指標的權重系數一樣。

二、修正的知識產權保護水平測度方法

(一)修正知識產權保護水平測度指標體系在參考Ginarte-Park的測度方法、韓玉雄和許春明的測度方法的基礎上，本文對已有知識產權保護水平測度方法進行了修正，重新設定了知識產權保護水平測度的指標體系。本文對原有測度方法的修正是基于中國現行知識產權保護執法環節上仍存在紕漏的認識基礎之上進行的。一般常識告訴我們，完備的法律條款并不意味著無缺的司法效果。對于知識產權保護也同樣，即使一國的法律條款再完備，若不能得到有效的執行，實際的保護效果依然會大打折扣。1992年以后，為了迎接即將加入WTO體系帶了的挑戰，我國對現行知識產權保護的相關法律做了一系列全面的修正。2000年、2001年分別對專利法、著作權法、商標法等知識產權保護法律做了有針對性的全面修正，修訂后的知識產權立法標準已經全面符合了以TRIPS協議為

核心的國際保護標準。由于中國傳統文化對知識產權保護的疏忽，國民的知識產權保護意識還正在形成階段，因此，在實際過程中，相對日益完備的立法體系，知識產權保護的司法過程還存在著不小的差距。所以，我們在知識產權保護水平測度的指標體系構建中，仍然引入執法力度指標。具體指標構成示意圖見(圖1)。

在本文構建的測度指標體系中，知識產權保護水平仍是知識產權立法強度指標與執法強度指標的綜合，具體的水平測度公式表示為：P(t)=F(t)*L(t)。其中P(t)表示國家在t時刻知識產權保護的水平狀況，F(t)表示國家在t時刻知識產權的執法力度，L(t)表示國家在t時刻知識產權的立法強度，也就是t時刻Ginarte-Park方法測度出來的知識保護水平。其中執法力度F(L)的值介于0到1之間，0表示法律規定的知識產權保護條款完全沒有被執行，1表示法律規定的知識產權保護條款完全被執行。在這里我們將F(t)的衡量指標設定為六個指標，分別是：社會的法制化程度、社會法律體系的完備程度、經濟發展水平、行政保護及管理水平、社會公眾的意識和國際社會的監督機制。由于知識產權保護水平的高低取決于諸多影響因素，衡量一個國家或地區的知識產權保護水平必定涉及到更多、更深入的指標，我們這里所設定的指標也只能粗略地反映出現有知識產權制度的保護水平。

(二)知識產權保護水平測度指標概述以下將對指標體系具體說明。

(1)社會的法制化程度及其度量。法制化程度是衡量一個社會文明程度的重要標準之一。在不同的法制環境下，人們的思維習慣和行為規范是不同的。在一個完全法治的或是法制化程度較高的社會中，人們的行為普遍以社會公眾認可的基本法律框架為約束；相反，在一個法制化程度較低的社會中，人們的行為自由、隨意，普遍不受社會公法的約束，與法制約束相沖突的事件頻繁發生，有法可依但執法不力的情況普遍存在。因此，可以說一個社會的法制化程度必定是影響執法力度的重要因素之一。在衡量一個國家知識產權保護執法力度大小時，對其整個社會法制化程度的考察不能不算是一個重要的指標。一般來講，一個國家的法制化程度通常是以該國擁有律師數量占總人口的比例來衡量的。在英美等發達國家。律師占總人口的比例都超過了千分之一，而其他工業化國家也都超過了萬分之五。按照國際慣例，當一個國家的律師占總人口的比例達到萬分之五的時候。就可以認為這個國家的法制化程度達到了相對較高的水平。在知識產權保護水平測度方法的指標體系構建中，我們規定，一國擁有律師數量占總人口的比例達到或超過萬分之五時，賦予社會法制化程度的分值為1；當律師數量占總人口的比例小于萬分之五時，社會的法制化程度的分值為實際比例再除以萬分之五。

(2)法律體系的完備程度及其度量。雖然立法強度指標已經包涵了對一國知識產權立法強度的衡量，但我們仍不妨設立一個法律體系的完備程度指標來完善我們整個的指標體系。對于此的主要原因是基于以下幾點考慮：第一，一般而言，知識產權保護法律只規定了保護的主體和客體，而法律對發生知識產權糾紛案件的司法處置一般要通過其他法律體系執行，如民法、刑法。那么很簡單的假設是，如果一個國家的法律體系不夠完善，必然就會有法律涉及不到的“真空地帶”，當事人極有可能通過各種手段來規避自己應當承擔的責任。如此一來，在知識產權保護執法過程中就會產生漏洞，就有可能導致司法歧義甚至無法執行。第二，任何一個國家的法律體系都是在長期的司法實踐中發展、完善起來的。西方發達國家經過數百年的司法實踐后，法律體系才基本完備。對于中國而言，第一部憲法自1954年才開始實施，現行的法律體系還存在很多漏洞，有不少應被法律覆蓋的領域至今仍然還是空白；有部分法律條款甚至自相矛盾。作為法制不斷健全發展的發展中國家，中國法律體系的現實國情顯然不夠完善。因此，知識產權保護的執法力度顯然也會受一個國家法律體系完備程度的影響，當法律體系越完備時，其執法的有效性就越大，反之，執法有效性則越小。一般而言，一個國家立法的時間越長，司法實踐就越豐富，法律體系也就越完備。因此，在知識產權保護水平測度方法的指標體系構建中，我們用立法時間來衡量一個國家的法律體系的完備程度。我們假設一個國家的法律體系完善需要100年，當立法時間達到或超過100年時，法律體系的完備程度分值賦為1；當立法時間小于100年時，法律體系的完備程度分值為實際的立法時間除以100。

(3)行政保護效能水平。現實中擁有良好的法制化環境、具備完善的法制體系并不能意味著一定會產生良好的執法效果。在執法過程中，行政保護效能水平的高低也是影響知識產權執法強度的指標之一。行政保護效能水平可以分解為行政保護水平與行政管理水平兩部分，它是政府切實保障權利人擁有獨立知識產權的關鍵。高效、廉潔、專業的政府管理機構及其公務人員的配備是知識產權執法順利實施的最基本保證。行政保護和管理職責的明晰，行政部門及人員管理水平的提高，行政監督體系的加強。都是加強一國知識產權保護執法強度的有效指標。考慮到對行政機構數量及效能具體考核的復雜性，本文以知識產權創新的主要構成部分――專利案件的立案量與結案量之比來表示行政保護效能水平的高低。一般來說，知識產權保護意識和法律意識較強的發達國家，其專利行政執法案件的年結案率通常達到95％以上。因此，我們規定那個，當年專利執法案件立案件數占結案件數的比例達95％及以上為最優行政保護效能標準，符合這一標準的賦予分值1，低于這一標準的以當年立案件數占結案件數的實際百分比除以95％計值。

(4)經濟發展水平。Rapp和Rozek1990年的橫剖分析表明：一個國家的經濟發展水平與該國的知識產權保護水平正相關。顯然，這一結論可以從二個方面得到解釋：第一，司法是有成本的，任何國家都會把司法水平保持在與其經濟發展水平相適應的范圍內；第二，國民的守法意識與該國的經濟發展水平密切相關。根據馬斯洛的需求理論，人們只有在滿足安全、生存等基本生存需要的情況下才會追求更高層次的發展需要，才會考慮遵法、守法、誠信等更高境界的需求。我們很難想象，一個溫飽問題還沒有解決的人會把知識產權保護放在較高的地位，在解決溫飽與知識產權保護的選擇上，解決溫飽是必然的選擇。在知識產權保護水平測度方法的指標體系構建中，我們采用“人均GDP”作為度量一個國家經濟發展水平的指標。值得說明的一點是，本文認為，近年來在發展中國家越來越突出的貧富差距問題，似乎也是衡量一國知識產權保護水平的影響因素之一。舉個簡單的例子，如果兩個國家擁有同等的人均GDP水平，但其中一國存在顯著的貧富差距，而另一個國家國民收入分配則相對均等，那么，對這兩個國家來講，即使擁有同等的人均GDP，但可能由于貧富差距的存在，國民的素質以及對知識產權保護的意識都存在較大的差異，因此，也不能被認為擁有同等的知識產權保護水平。按照國際慣例，通常用基尼系數來表示一國貧富差距的狀況。按照聯合國有關組織規定，基尼系數若低于0，2表示收入絕對平均，0，2-0，3表示比較平均，0，3-0，4表示相對合理，0，4-0，5表示收入差距較大，0，6以上表示差距懸殊。國際上通常把0.4作為分配差距的警戒線，一般發達

國家的基尼系數都在0，24-0，36之間。這里，我們以0，4作為衡量的標準。在知識產權保護水平測度方法的指標體系構建中，我們采用人均GDP與基尼系數兩個子指標來反映社會經濟發展水平。其中，人均GDP指標：按照國際標準，達到“小康”生活水平的公認人均收入標準為2000美元，因此，我們規定，當人均GDP到達或超過2000美元時，賦值為1，少于2000美元時，以當年的實際人均GDP除以2000。基尼系數指標：按照國際慣例，以0，4為衡量標準，基尼系數低于或等于0，4時，賦值為1，高于0，4時，用0，4除以當年的基尼系數。最終，將人均GDP與基尼系數兩個子指標的值相乘，以表示經濟發展水平對知識產權保護水平的影響程度。

(5)社會公眾意識及其度量。社會公眾的知識產權意識也是衡量知識產權保護執法力度的一個重要方面。由于中國傳統文化相對不重視對知識產權的保護，社會公眾的知識產權意識是在近年培養起來的。相對發達國家公民的知識產權維權意識，中國公民的知識產權保護意識相對薄弱，這也是導致我國近年來侵權事件高發、盜版泛濫的重要原因。只有尊重和保護知識產權的觀念深人社會公眾人心，形成人們自覺遵守的行為規范，知識產權的保護行為才能真正落到實處。社會公眾的受教育程度與知識產權意識具有相關性，一般認為，受教育程度越高，也相對擁有較高的知識產權意識。因此，可以用“成人識字率”來測量公眾的知識產權意識。從發達國家經驗來看，其“成人識字率”普遍達到或超過95。在知識產權保護水平測度方法的指標體系構建中，我們規定當“成人識字率”達到或超過95％時，“成人識字率”的分值為1，當“成人識字率”分值小于95％時，以實際的比例除以95％。

(6)國際社會的監督及其度量。WTO框架下知識產權的保護也不再只是一個國家國內立法問題，從一定意義上講，已經成為一個反映國際貿易公平與否的衡量標準問題。任何貿易組織的目的都是要維護成員國公平貿易的基本秩序。WTO框架明確規定了知識產權保護的最低標準及爭端解決機制，是監督其成員知識產權保護執法力度的有力武器，任何執法力度上的偏差都能在爭端解決機制下的到及時、有效的調整。因此，在當前日益開放的國際貿易背景下。只有加入WTO體系，一個國家才能在更加公正的國際監督環境下實現貿易的公平競爭。在知識產權保護水平測度方法的指標體系構建中，本文把是否加入WTO體系作為衡量國際社會監督的測度指標。設若一個國家是WTO成員國，則國際社會監督的分值賦為1，否則為0。值得說明的是，任何一個國家的執法力度都不會隨著加入WTO就會出現一個質的飛躍，加入WTO也并不意味著該國的知識產權保護水平已經達到或接近發達國家水平。現實生活中往往是隨著國內立法環境、執法水平的不斷改善與提高，逐漸符合WTO框架對成員國知識產權保護方面的要求。在實際的計算中我們又對這一指標進行了進一步的細化，假設從1986年復關談判開始到2008年，“WTO”成員國指標是從0到1均勻的變化。

三、修正后測度方法對中國知識產權保護水平的測度及驗證

(一)修正后測度方法對中國知識產權保護水平的測度

考慮到各指標之間對執法力度影響各不相同，本文希望能夠尋找到一種有科學根據的指標權重分配方法，但是由于測度方法所涉及到的指標數量過多，且指標與指標之間多有交叉、滲透，不便人為地對各指標進行權重配比，因此，出于科學嚴謹的態度，本文這里仍沿用前人對各指標間配比的方法――平均分配各指標的權重，即執法強度指標等于以上留個指標得分的算術平均值。借鑒Ginarte-Park方法，設定以上六個指標對執法強度的權重是相等的，因此，執法強度E(t)就等于以上五個指標得分的算術平均值。其中，“律師比例”、“專利糾紛結案率”、“人均GDP”、成人識字率”等指標的數據根據國家統計局網站、國家知識產權局網站公布的歷年統計年報以及歷年《中國統計年鑒》的有關數據計算獲得。根據P(t)=L(t)*E(t)以及計算所得的執法強度，計算得出1985年至2006年我國知識產權保護強度，如(表3)所示。為更直觀地觀察中國知識產權立法強度、執法強度以及保護強度的時間序列變化(圖2)。

(二)中國知識產權保護水平的驗證　從(圖2)可以清楚地看到中國的知識產權保護強度歲時間逐年提高，其中1992年前后及2001年前后出現了兩個快速上升的階段，這與1992年、2001年前后中國大范圍內修訂知識產權法律條文的事實相一致。從(表3)顯示的數據來看，對比發達國家的知識產權立法情況，目前，中國的知識產權立法水平已經接近西方發達國家水平，但由于執法強度的不足，使最終的知識產權保護強度大打折扣。另外，我們所設計的“知識產權執法強度”指標修正了Ginarte-Park指數存在的不符合實際的缺點――在一國立法未作修改的情況下，簡單地以知識產權立法強度表征保護水平，知識產權的保護強度顯示為無任何變化。如(圖2)顯示，中國在1985年至1992年期間的知識產權立法強度曲線為一水平線，恒等于1，702，但如果就此認為我國在該期間的知識產權保護強度無任何提高，顯然是不符合事實的。實際上，在這一期間，中國政府在加強知識產權執法水平方面作出了大量的努力，知識產權保護水平的提高是有目共睹的。從(圖1)中，我們也可以清晰地看到，自1985年以來，中國知識產權的執法力度雖然提高幅度不明顯，但一直是呈上升趨勢的，這說明中國政府在保護知識產權方面做出的努力，也反映了其執法水平的不斷提高。與此相對應的，中國知識產權的保護水平呈現出明顯的上升趨勢，尤其是1992年與2001年前后，進步的幅度明顯。

篇3

論文關鍵詞：中藥知識產權保護；中藥現代化；核心戰略

1中藥現代化與中藥知識產權保護

1．1中藥現代化的內涵

中藥現代化就是把當代最新科技、手段、方法、設備融人中藥研究、生產、應用，從而發展完善中醫藥的一個過程。本質上，中藥現代化就是一個將中草藥以符合西藥標準的治療用制劑而不是食品或膳食補充劑的身份向國際市場推廣的過程。因此，中藥現代化對于中藥事業的發展尤為重要，我國要實現中藥現代化就要把當代最新科技、手段、方法、設備融人中藥研究、生產、應用，從而發展完善中醫藥。

1．2我國中藥知識產權保護的現狀

20世紀80年代以來，中藥知識產權的保護范圍不斷擴大，專利保護幾乎延伸到所有的技術領域。比如商標專用權不僅適用于商品商標，而且適用于服務商標；作品著作權的表現形式擴大到新的高科技媒介；商業秘密被確認為知識產權的主題，保護未公開信息的競爭也與知識產權制度融為一體。雖然中醫藥知識產權的保護工作己經開始納入規范化、法制化的軌道，但是并未形成成熟的知識產權法，因此在多數人看來，并沒有知識產權保護的概念。從另一方面來說，由于中藥復方是由多味中藥材制成的產品，按照君、臣、佐、使劃分，各味藥的作用并不相同，但組成在一起以后卻可起綜合作用。也就是說，增加或減少一味中藥就有可能影響其總體藥效，而增減藥味又不侵權，所以現行的知識產權制度實際上保護不了中藥復方。與此同時，相關從業人員的知識產權保護意識淡薄，職務發明的科技含量偏低，保護力度不夠，審批的標準及關鍵技術不過關，因此獲批的數量和效率不高，大量自主知識產權還在流失。

1．3加強中藥知識產權保護的意義

中醫藥是我們國家的國粹，是2l世紀最受人們關注的研究領域之一，也是被公認的產生中國知識產權的優勢領域。經過20多年的努力，我國知識產權保護機制基本形成，并逐漸完善。但在中藥知識產權保護制度的建立和不斷完善過程中，所反映或暴露出的一些問題，如創新發明少、申請國際專利少等，應該引起人們的思考。因此，做好中藥領域的知識產權保護工作，加強中藥知識產權保護，是實現中藥現代化的重要舉措，對推動我國中藥科技進步，提高我國中藥的國際地位，均有著極其重要的意義。

2我國中藥知識產權保護的特點和重要性

2．1我國中藥知識產權保護的特點

2．1．1中藥專利保護

中藥專利申請以產品和方法類型為主，而在方法中絕大部分為常規生產方法。從申請專利藥物的治病種類來看，雖然疑難病和多發病的治療藥物專利申請比較多，但大部分是常規的復方，療效顯著的不多。特別值得注意的是，一些沒有固定治療病種并且效果不確切的保健品專利申請占中藥專利申請的大多數，這些申請在組方上多為常規保健品的堆砌，形成了中藥專利的低水平狀態。另外，劑型以酒劑居多，其次是口服液和丸劑，制劑水平落后。

2．1．2中藥行政保護

在有一定知識產權保護法規制約的情況下，仍然存在著有法不依的問題，法制觀念淡薄；缺乏相關的中醫藥知識產權保護組織與機構，這使知識產權保護的研究始終處于民間散發的狀態，難以形成更廣的共識和對國家有關政策的制定發揮更大的參考作用；行政保護存在一定的局限性，中藥品種保護是行政保護的主要手段，但其所保護的僅僅是中藥品種。

2．1．3中藥商標保護

一是中藥商標意識淡漠。一些醫藥企業商標意識淡漠，導致商標權自然散失；二是中藥商標與通用名混淆。藥品有通用名稱(藥品名)和商品名稱(商標名)。商標法規定，商標不得使用本商品的通用名稱，不得使用直接表示商品質量、主要原料、功能、用途、重量、數量及其他特點的文字、圖形作為商標；三是中藥商標的獨特性差。中藥商標應具有特指性，通過宣傳使消費者了解到商標與某種治療功能相關，以便于識別和推廣；四是中藥商標的競爭性弱。商標只是企業名稱的縮寫，當地有河則用河名，有山則用山名。這種簡單化的商標不具備商標自身所要求的顯著性，不會給人留下深刻的印象；五是中藥材的注冊商標少。韓國將“高麗參”作為國家的一個特殊產品，列為國家專賣品。我國的中藥材優于韓國，特產的著名藥材如“天麻”、“冬蟲夏草”、“長白山人參”等卻沒有注冊商標。

2．1．4中藥商業秘密保護

中藥及天然藥物的易仿制性，使得中藥產品的知識產權保護難于實施，中藥企業的新藥缺乏創新研究，存在低水平重復現象。在市場經濟浪潮的沖擊下，由于我們知識產權保護意識的淡漠，時常發生泄密情況，自覺不自覺地或在有意無意之中，將本該嚴格保護的中醫藥科研成果和重要數據、核心技術泄露了出去。

2．2中藥知識產權保護的重要性

21世紀是技術市場不斷發展、國內外市場進一步融合的世紀，保護無形資產已成為企業界的大事。忽視知識產權的存在，其實質就是對人的創造性的扼殺，侵犯知識產權就是對知識經濟運行的釜底抽薪。而擁有自主知識產權的數量和質量決定著一個國家的綜合國力和國際競爭力以及一個民族未來的發展空間。中藥產業是我們能夠擁有完全知識產權的領域，有著5000年的知識積累和儲備，進入國際市場后，中藥更能進發出巨大的生命力。尤其對于那些主導產品是用來治療西醫西藥缺乏肯定療效的疑難病、慢性病、新生疾病的我國醫藥公司而言是一個很大的機會，因此，加強中藥知識產權保護對于我國中藥事業的發展顯得尤為重要。

3我國目前中藥知識產權保護存在的問題

自我國加人世界知識產權組織以來，隨著人們對知識產權的認識愈加重視，在申請知識產權保護方面顯示出較好的態勢，中藥知識產權已在國內逐步形成了專利、商標、新藥、中藥品種保護等多種保護形式。但由于我國知識產權制度起步較晚，對中藥知識產權的保護經驗不足。一方面，國內中藥發明專利申請以配方為主，專利法對中藥配方以組合物的形式進行保護。這種以天然植物為組分的簡單組合，一旦將配方和組分比例公開，極易被侵權，且這種侵權很難找到證據。另一方面，現有的知識產權政策(包括專利法)，還不能有效地保護中藥知識產權。在中藥參與國際知識產權競爭的同時，同樣面臨知識產權大量流失的風險。特別是一些國際公司大肆搜集我國成方、秘方、驗方以及我國申請的中藥專利，并在此基礎上加以改進，搶注中藥專利。特別是目前我國的中藥發明實施受多種原因(如原料、消費市場、藥政管理等)限制，要走人國際市場非常艱難。存在的問題主要包括以下幾個方面。

3．1我國知識產權保護意識薄弱

目前中藥知識產權在國內的保護主要還依靠行政保護，保護的力度較小，范圍較窄。而許多單位和企業根本不重視專利，沒有把技術創新納入單位戰略發展計劃重要一環去考慮。即使是有一些發明專利申請，也是被動地作為裝飾或指標，以僥幸心理勉強提出專利申請，實際上對專利是否實施并不在意。知識產權意識淡薄是國內企業的一種普遍現象，而在中藥行業里，這種現象表現得尤其明顯。這主要體現在下列三個方面：首先，中藥研究成果得不到應有的保護，任意仿制和重復生產的情況非常嚴重；其次，在中藥行業里，知識產權尚未納人企業管理范疇；第三，職務發明可以用來衡量企業應用法律手段保護自身科研成果的意識，但從統計數據來看我國中醫藥的非職務發明申請量高于職務發明申請，而且兩者之間的差距還在擴大。在中國中醫藥發明專利中，就國外來看，職務發明申請量通常要高于非職務發明申請量，例如從日本來我國所申請的專利來看，90％以上是職務發明申請，這就從另一方面說明，我國中藥企業在應用知識產權法律保護中藥產品與技術方面的意識仍然還很淡薄。

3．2中藥知識產權保護的形式單一，缺乏現代知識產權保護專業知識

中藥知識產權保護的方式主要包括如下幾種：第一，法律保護，包括專利、商標、著作權等幾種主要形式；第二，行政保護，主要包括中藥品種保護、新藥保護等；第三，傳統的秘密保護。國外發達國家較早實行藥品專利，擁有豐富的經驗，但由于知識產權法律保護的歷史較短，并且專利保護具有進入門檻高、維持費用高等問題，當前我國中藥領域知識產權保護與現行的國際知識產權制度脫節，保護能力不強。目前，我國中藥知識產權保護體系還是以行政保護為主，國內大約90％以上的中藥都沒有申請專利。

3．3各種中藥知識產權保護法律法規間存在明顯沖突

當前，我國中藥知識產權的保護主要采取法律和行政法規并行保護的方式，這種局面的出現有其歷史的合理性。由于1985年的《專利法》不對藥品進行專利保護，因而在1987年的《新藥保護及技術轉讓規定》中規定對包括中藥在內的新藥實行分類保護；1993年開始實施《藥品行政保護》，對涉外專利藥品(西藥)實行行政保護，與此同時也開始實施《中藥品種保護條例》以平衡對中藥的保護力度，由此而形成了當前對中藥的法律和行政并行保護的格局。

4完善我國中藥知識產權保護的措施

4．1提高中醫藥行業的知識產權保護意識

針對當前中藥行業的實際情況，以及中藥現代化、國際化的強勁走勢，加強對中藥行業從業人員的知識產權的普遍培訓，以明確知識產權是一種無形資產和競爭的武器，是對中藥發明創造的保護，是科技和經濟的競爭，是素質、水平、能力的標志，并將其作為履行職責的考核內容。對中藥的研究、開發、生產部門的從業人員普遍進行知識產權的宣傳、教育，應列為從業人員崗前培訓的必修內容之一。提高全行業的知識產權保護意識，還要使其能夠從企事業單位科學研究、經營策略和發展戰略的高度上重視和看待知識產權問題。

大力提高中藥企業知識產權保護意識，加強和完善企業知識產權管理體系建設。一是加強知識產權宣傳培訓工作力度。大力宣傳普及《專利法》、《商標法》以及《國家知識產權戰略》等知識產權法律、法規，增強中藥企業的知識產權保護意識；二要建章立制，協助企業建立知識產權管理和保護方面的相關規章制度，確保企業知識產權工作有章可循；三要把知識產權管理納入企業科技管理過程中，設立企業知識產權管理部門，安排專人負責知識產權工作；四是通過開展“企業知識產權試點”、示范工作和“知識產權優勢企業培育工程”等工作，帶動和促進企業知識產權工作持續、健康、快速發展；五是進行管理創新和體制創新，建立行之有效的激勵機制，把知識產權工作作為評價科研人員業績的重要指標。

4．2加強中藥國際化的專利戰略研究，開展知識產權保護理論研究

首先，應加強中醫藥國際化的專利戰略研究。要組織力量對西方國家、WTO成員國及與我國建立多邊貿易關系的國家進行專利文獻的調查研究，系統分析其專利體系的法律狀態和技術狀態，對其在中藥、草藥及天然藥物領域專利申請方面已獲得專利權的項目進行研究和系統分析，提出我國中藥及天然藥物研究開發的主攻方向和重點發展領域。行業主管部門應組織力量，收集、研究、掌握國際有關中藥專利信息和動態，指導行業內的中藥專利技術發展方向，提高專利技術水平。

其次，要在國內開展中藥專利戰略研究、保持中藥優勢地位。我國中藥的科研、產品及市場具有明顯的優勢，中藥的技術和產品理應具有我國的自主知識產權。目前外國在華申請的中藥發明專利雖然為數不多，但這些申請在授權專利中占有相當比例，因此如何保持我國中藥的優勢地位，不斷提高中藥技術和產品的競爭力，這一問題不容忽視。我們有必要開展中藥領域專利戰略研究，針對中藥自身發展需要，結合中藥行業整體發展目標，確定相關的發展戰略。

4．3健全有關法律法規和機構，并加強人才培養

4．3．1法律法規

首先應對我國現行的《專利法》、《商標法》、《著作權法》等知識產權法規進行修訂和完善，以盡快建立一個與國際規則接軌的、公平競爭的法律環境。在此過程中，應特別注意多學科、多部門的合作，尤其應邀請中醫藥專家參與其中，使能夠體現我國技術優勢的中藥領域的知識產權得到充分有效的保護。

4．3．2人才培養

為普及中醫藥知識產權保護內容，宜在普通中醫藥院校開設知識產權課程，使學生較早受到知識產權的普及教育，初步樹立知識產權意識。同時對于中醫藥行業的從業人員，也要開展知識產權的宣傳和學習，以提高全行業知識產權意識。具體措施：(1)重視中醫臨床人員保密和反竊取安全教育，將其提高到國家經濟發展和國家安全的認識水平來要求，尤其要加強學術帶頭人、項目負責人、參加涉外學術交流會議及網上資料技術人員的防范意識。采取不同形式進行不同內容與案例的安全防范培訓，同時在培訓教育課程中強調國家安全保密的法制意識。(2)臨床研究應成立和完善由相關領導、專業技術人員組成的技術保密審查和管理機構，進行科研項目的密級鑒定和確認管理，對相關技術領域加強監管力度，加強技術專利的申請與保護。(3)對外合作與交流的過程中，大力宣傳保護中藥知識產權以提高企業、單位和個人保護中醫方知識產權的意識。

綜上所述，在加強我國知識產權保護的過程中，總的原則應該是：一是能促進中藥科技創新；二是保護我國傳統品牌中藥知識產權不流失；三是干預中藥創新的技術壟斷；四是進一步加強對傳統中藥知識產權的保護力度。

5結語

隨著我國中藥逐步走向世界，對中藥進行知識產權的保護尤顯重要。中藥知識產權通常可分為3類：

篇4

關鍵詞：出口貿易流量；知識產權保護；知識密集型行業；收入水平

中圖分類號：F752.62；F113；D923.4 文獻標識碼：A

一、引言

近年來，我國授予的專利數增加非常迅速①，且在所授予的專利中，由國內發明人申請的專利數占絕大多數。雖然專利數據并不能完全說明一國知識產權保護的強度，但授予的專利數越多，說明企業的創新越多，而且也越重視對自主創新的保護，因而在一定程度上能夠體現出知識產權保護強度的增加。

部分學者認為，較高的知識產權保護不利于全球凈經濟福利的改善，不僅會阻礙發展中國家通過模仿等途徑改善本國的經濟福利，而且在一定條件下也會阻礙發達國家的創新活動（Chin et al.， 1991；Helpman，1993；Lai et al.， 1998；Smith， 2001）。與此不同，另外一些研究者則認為知識產權保護強度的提高會鼓勵發達國家向發展中國家進行投資，降低發達國家保護性研發的投入，從而促進發展中國家的技術創新（Diwan et al.， 1991； Gould and Gruben， 1996；Maskus and Penubarti， 1995）。然而這些文獻僅僅分析了知識產權保護對技術進步和社會福利的影響，并沒有分析其對出口貿易流量的影響。為了彌補這一研究的不足，一些經濟學家進行了相應的研究。Ferrantino（1993）認為更強的知識產權保護將鼓勵外國企業以FDI、專利注冊許可而不是貿易的形式進入該國市場，因此加強知識產權保護的力度將導致出口的減少。然而Ferrantino的研究遭到了一些學者的質疑。Maskus and Penubarti（1995）認為，知識產權保護對出口貿易有“市場擴張效應”（market expansion effect）和“市場支配力效應”（market power effect）。在較弱的知識產權保護環境下，市場擴張效應使得潛在侵權者侵蝕企業的收益，降低企業專利產品在該市場上收益， 因而知識產權保護的加強將導致對該產品進口的增加；而在知識產權保護較好的地區，由于市場支配力效應的存在，企業不用擔心潛在的侵權和模仿行為，企業將采取減少銷售、收取高價的方式維持市場支配力。然而，由于無法判斷兩種效應的大小，理論上知識產權保護對貿易流動的影響是無法確定的。Braga and Fink（1999）和Fink and Maskus （2005）利用引力模型發現知識產權保護與貿易之間存在著顯著的正相關關系，但對高技術產品出口的影響則沒有統計意義上的顯著性。Awokuse and Yin （2010）應用中國的出口貿易數據以及知識產權保護數據對進口貿易與知識產權保護之間的關系進行了實證分析，結果發現知識產權保護強度的增加會促進中國的進口，尤其是對高技術產品的進口。梁紅英和余勁松（2010）應用我國2000-2006年省際面板數據分析了知識產權保護與出口貿易之間的關系，結果表明知識產權保護力度的加強對出口總量和結構存在顯著正向作用，但不同變量的作用存在差異。

事實上，僅從總出口貿易流量與我國總專利數之間的相關關系來看，兩者之間存在著較強的正相關關系，相關系數達0.93②，但這一關系是否能得到分行業數據的支持？本文在已有研究成果的基礎上，從知識產權保護的角度出發，利用1995-2011年的分行業數據考察知識產權保護對我國出口貿易流量的影響。

二、計量模型和變量說明

（一）多變阻力引力模型

分析雙邊貿易流量的影響因素必然會考慮經典的引力模型，其重要理論假設包括壟斷競爭市場、常替代彈性需求函數以及冰山成本。傳統的引力模型為一個包含出口國和進口國的特征（如GDP、人口以及地理距離等）以及其他阻礙或促進貿易的變量（如關稅、共同邊界以及關稅同盟等），其基本方程為：

參數β1和β2的估計值預期為正，因為國家i和國家j的經濟增長會促進國家間的貿易，因而會引起出口貿易流量的增加；參數β3和β4的估計值預期為正，因為人口越多的國家越傾向于更高的國際貿易，因而出口流量越大；參數β5的估計值預期為負，兩國間地理距離越大，出口流量越小；參數β6的估計值預期為正，一個國家與其他所有國家之間的貿易阻力越大，它越會推動給定的雙邊貿易，即兩個國家之間的貿易取決于它們之間的雙邊貿易成本和它們與所有貿易伙伴之間的平均貿易成本間的相對值，多邊貿易阻力與雙邊出口正相關（Anderson and Wincoop， 2003；Kance，2007； 錢學峰， 2009；錢學峰和熊平， 2010）；參數β7、β8和β9估計值預期為正，一國的貿易開放程度越大、兩國相鄰以及同屬一個區域貿易同盟在一定程度上會降低貿易成本，因而會對出口流量產生正的影響；參數β10的估計值的符號難以預測，如果該參數值為正，說明市場擴張效應（market expansion effect）要強于市場支配力效應（market power effect），若該參數值為負，則剛好相反。盡管如此，由于中國的市場規模較大，從事技術模仿的可能性很大，可以合理假設中國的市場擴張效應要超過市場支配力效應，因此知識產權保護強度的加大會引起中國出口貿易流量的增加，即參數β9的估計值預期為正。

（二）估計模型及方法

由于本文的分析是基于1995-2010年間中國向世界各國出口的產品層面的面板數據，因此如果使用OLS進行回歸，可能存在內生性偏差問題，如GDP以及IPR與殘差確實存在著相關性。工具變量法能夠在一定程度上消除內生性問題，然而工具變量法的一個主要問題是如何選取有效的工具變量，如果工具變量選擇失誤，則可能存在過度識別問題。解決該困難的一個常用辦法是將被解釋變量的滯后項當做工具變量進行回歸，該方法同時還能夠考慮因變量隨時間變化的情況，而且在估計時能夠使用差分GMM方法和系統GMM方法進行估計，得到的估計結果相對穩定和可靠。

基于固定效應模型和隨機效應模型無法解決內生性問題的特點和GMM方法在估計動態面板數據時所具有的獨特優勢，本文在接下來的實證分析部分所使用的回歸方法都是動態面板的差分GMM方法和系統GMM方法，其估計模型為：

動態面板的差分GMM和系統GMM方法消除了那些不隨時間變動的變量（如兩國間地理距離、兩國是否相鄰以及兩國是否是區域貿易同盟等）的影響，因而也具有固定效應的特點，同時還考慮了隨機效應模型的隨機變量的影響。

（三）變量及數據

各變量的數據來源如表1所示。其中，本文的關鍵變量貿易流量，使用的是1995-2010年中國對世界114個國家③出口的各種產品的出口數據。該數據來源于法國國際經濟研究中心CEPII的官方網站，含1995-2010年HS-6位數產品的細分產品出口貿易數據。根據該數據庫中的產品分類數據庫以及出口商品的國際貿易標準分類（SITC）可以將不同的出口產品分成21個行業大類，而且這些行業大類可以再分為知識密集型的產品（主要由科技行業部門生產）和非知識密集型行業（主要由傳統部門或低科技行業部門生產）。

根據之前的研究（Kance，2007； 錢學峰， 2009；錢學峰和熊平， 2010），出口國的多邊貿易阻力值是衡量一個國家與其他所有國家之間貿易難易程度的關鍵變量。一個國家與其他所有國家之間的貿易阻力越大，它越會被推動與一個給定的雙邊貿易伙伴開展貿易，即多邊貿易阻力與雙邊出口正相關。多邊貿易阻力的計算公式為θrd=∑[DD（]R[]r=1[DD）]（Yr/Y）φrd，其中Yr代表的是出口國的收入水平，Y表示的是世界平均的收入水平，而φrd=[KF（][SX（]ErdEdr[]ErrEdd[SX）]表示的是經濟自由度，Erd和Edr分別表示從r國出口到目的地d國的總出口以及從d國出口到目的地r國的總出口，Err和Edd分別表示r國和d國的國內銷售額，等于各自國內的總產出減去各自的總出口。

三、實證結果及解釋

本文對（9）式采取差分GMM方法和系統GMM方法進行動態面板數據的回歸。表2顯示了實證回歸的結果，包含對所有國家的差分GMM和系統GMM方法回歸的結果以及對高等收入國家、上中等收入國家、下中等收入國家和低等收入國家的差分GMM方法回歸的結果，不同國家按收入水平劃分的標準參照世界銀行的分類準則④。從總體來看，差分GMM估計和系統GMM估計的大部分回歸結果的Sargan檢驗值都在10%的水平上接受所有工具變量都有效的原假設，因此回歸模型選擇的所有工具變量都是有效的。從Arellano-Bond檢驗結果來看，大部分回歸結果的Arellano-Bond檢驗的p值都大于0.05，在5%的顯著性水平上拒絕擾動項的差分存在二階自相關性，因此差分GMM和系統GMM方法很好地克服了變量的內生性問題。

（一）對所有國家的差分GMM和系統GMM回歸

表2顯示的是IPR指數對所有國家的所有產品數據和分行業數據的差分GMM回歸結果。第一列顯示的是對所有產品回歸的結果，隨后各列顯示的是根據SITC標準分類的21個行業的產品回歸結果。總體上看，各解釋變量（IPR、Barrier、Open、PRGDP及lnpop）的回歸系數大部分在5%的顯著性水平下顯著，可以認為各回歸結果與實際吻合較好。

從各解釋變量的回歸系數來看（表2所示），IPR的回歸系數對所有行業和大部分行業都為正值，說明出口目的國知識產權保護強度的提高能夠促進中國的對外貿易，證實了中國的市場擴張效應超過市場支配力效應。這與之前的分析一致，即由于中國的市場規模較大，從事技術模仿的可能性很大，因此中國的市場擴張效應會超過市場支配力效應，知識產權保護強度的加大會引起中國出口貿易流量的增加。多邊貿易阻力的回歸系數普遍為正值，而且非常顯著，這也與之前分析的預期值相符，即一個國家與其他所有國家之間的貿易阻力越大，它越會被推動與一個給定的雙邊貿易伙伴之間的貿易（Anderson and Wincoop， 2003；Kance，2007； 錢學峰， 2009；錢學峰和熊平， 2010）。同樣，貿易開放程度的回歸系數普遍為正值，也與前文的預期相符，即出口目的國的貿易開放程度越大，貿易壁壘相對較小，中國出口到該國的成本相對較小，出口貿易流量越大。經濟規模的回歸系數顯著為正，這也說明出口國和進口國的經濟增長會促進國家間的貿易。人口規模的回歸系數也普遍為正值，而且大部分回歸系數在1%的顯著性水平下顯著，也與前文的分析相符，即人口越多的國家相對來說需要消費更多的商品，在本國生產力有限的情況下，越傾向于更高的國際貿易，因而出口流量越大。

從對不同行業的回歸結果來看（表2），一些傳統行業（如動植物產品、油脂、煙草及紡織等）的IPR回歸系數比較小，而這些傳統行業往往生產低技術含量的產品，知識產權保護強度的提高對這些傳統行業的出口雖然有一定的促進作用，但作用不是很大。相反，一些新型行業（如機器制造、交通器械、精密儀器及生活器械）需要使用比較先進的技術進行生產，從技術進步中獲得的利益大，因而知識產權保護強度的提高對這些高新技術行業的出口有較大而且非常顯著的促進作用。此外，對于低技術行業，IPR的回歸系數普遍顯著為負值，而對于高技術行業，IPR的回歸系數普遍顯著為正值，據此可以認為，對于高科技行業，知識產權保護強度的提高能夠促進對外貿易，而對于低科技行業則剛好相反。

對上述回歸結果進行穩健性檢驗，運用系統GMM方法對（9）式進行回歸，得到的回歸結果除了在回歸系數的大小上與表2有一定的差距外，回歸系數的符號與表2相同，而且其標準誤和p值都很接近，可以認為，系統GMM方法與差分GMM方法的回歸結果相似，二者并無非常顯著的差異。

綜合上文的分析，可以得出如下結論：出口目的國知識產權保護強度的增加能夠促進中國出口貿易流量的增加，而且相對于非知識密集型行業而言，知識產權保護的提高對促進知識密集型行業出口貿易流量的增加更為明顯；分行業看，知識產權保護強度的提高能夠促進高科技行業出口貿易流量的增加，而低科技行業則剛好相反。

（二）對不同收入水平國家的差分GMM回歸

上文的分析表明，一國的收入水平、人口規模與貿易流量之間存在著正相關性，因此提高知識產權保護強度對出口流量的影響可能會隨著各國經濟發展水平的不同而發生變化。高收入國家人均收入較高，傾向于使用知識密集型產品，因此這些國家的進口會受到知識產權保護強度的影響。相反，低收入國家的居民往往只能消費起基本的低技術產品，而這些產品往往與知識產權保護的關系不大，且低收入國家缺乏足夠的創新能力來生產高技術水平的產品，因此可以認為知識產權保護強度的提高對高收入國家出口貿易流量的影響要大于對低收入國家的影響。

1.對不同收入水平國家GMM回歸的IPR系數比較

首先對不同收入水平國家的數據分別進行GMM回歸，同樣分為對所有產品數據的回歸和分行業數據的回歸。由于篇幅有限，本文只列出了不同回歸下的IPR系數值，如表3所示。比較不同收入水平下IPR的回歸系數可以發現，對所有產品的數據進行回歸時，高收入國家的IPR系數值最大，IPR系數隨收入水平呈遞減趨勢，但IPR的系數值始終為正。這說明，出口目的國的知識產權保護強度的增加會促進中國出口貿易流量的增加，而且出口目的國的收入水平越高，知識產權保護強度增加對中國出口貿易流量的這種正向刺激作用越大，證明了中國出口的市場擴張效應超過市場支配力效應。

再比較不同行業回歸系數值的大小同樣可以發現，知識密集型行業的IPR回歸系數值遠大于非知識密集型行業的回歸系數值，而且對于一些低技術水平的行業，IPR的回歸系數值對于非低收入水平的國家都為負值，說明在較高收入水平的國家中，對于低技術行業知識產權保護強度的提高并不利于對外貿易，只有當出口目的國的收入水平非常低時，出口目的國知識產權保護強度的提高才會促進中國對外貿易的發展。與平均水平相比，不管是對低技術行業還是高技術行業，知識產權保護強度的提高對中國出口到高收入國家出口貿易流量的影響更大， 而且對高技術行業的影響比低技術行業更大，因而可以認為，出口目的國的知識產權保護強度的增加會促進中國出口貿易流量的增加，且這種正向刺激作用對中國出口到高收入國家的出口貿易流量的影響更大，對高技術行業的影響比低技術行業更大。

2.引入虛擬變量對不同收入水平國家差分GMM回歸的比較

之前的回歸結果發現，多邊貿易阻力、貿易開放程度、經濟水平和人口規模的回歸系數并不存在顯著的差異。為了更進一步考察知識產權保護強度的增加對中國出口到不同收入國家的出口貿易流量的影響，本文引入四個虛擬變量D1、D2、D3、D4進行回歸。其中，當出口目的國為高收入國家時，D1=1，否則為0；當出口目的國為上中等收入國家時，D2=1，否則為0；當出口目的國為下中等收入國家時，D3=1，否則為0；當出口目的國為低收入國家時，D4=1，否則為0。因而虛擬變量與IPR的交叉項為不同收入水平的知識產權保護強度，引入該交叉項進行差分GMM回歸的結果如表4所示。

與前文的回歸相比，各回歸系數的符號并沒有發生顯著變化。從各虛擬變量與IPR交叉項的回歸系數看，對所有產品數據的回歸系數和大部分分行業數據的回歸系數都為正值，說明出口目的國的知識產權保護強度的提高能夠促進中國的出口貿易流量的增加，這與前文的分析相符，也證實了中國的市場擴張效應要超過市場支配力效應。多邊貿易阻力的回歸系數普遍為正值，且非常顯著，這也與之前分析的預期值相符。同樣，貿易開放程度的回歸系數普遍為正值，經濟規模及人口規模的回歸系數顯著都為正。

具體看各虛擬變量與IPR交叉項的回歸系數，可以發現，對所有產品數據的回歸和大部分分行業數據的回歸都顯示出虛擬變量與IPR交叉項的回歸系數值呈遞減趨勢，即D1*IPR的系數值最大，而D4*IPR的系數值最小。根據上文對各虛擬變量的定義可知，D1*IPR表示的是高收入國家的IPR值，同理D4*IPR表示的是低收入國家的IPR值。因此，虛擬變量與IPR交叉項的回歸系數值的這種遞減趨勢，說明了出口目的國的知識產權保護強度的增加對中國出口貿易流量的正向刺激作用，會隨著出口目的國的收入水平提高而增大。從不同行業的交叉項的回歸系數看，對于低技術行業，交叉項的系數普遍為負值，而且依然存在隨著收入水平的下降而逐漸遞減的趨勢；相較而言，對于高技術行業，交叉項的系數都為正值，而且系數值比較大，隨著收入水平的下降而逐漸遞減的趨勢依然存在，低收入水平下的回歸系數較小。這說明出口目的國的知識產權保護強度的增加并沒有促進低技術行業出口流量的增長，反而減少了其出口流量，但對高技術行業的促進作用則非常大。同樣，不管是對低技術行業還是高技術行業，知識產權保護強度的增加對中國出口貿易流量的刺激作用會隨著出口目的國的收入水平提高而增大。

四、結論

本文檢驗了知識產權保護對中國總的出口貿易流量和各行業的出口貿易流量的影響，得出如下主要結論：（1）出口目的國的知識產權保護強度的提高能夠促進中國出口貿易流量的增加，知識產權保護對出口貿易流量影響的市場擴展效應大于市場支配力效應。（2）知識產權保護強度的提高對中國出口到不同收入水平國家的出口貿易流量均具有正向影響，且這種正向刺激作用會隨著出口目的國的收入水平提高而增大。（3）相對于非知識密集型行業而言，知識產權保護的提高對促進中國知識密集型行業出口貿易流量的增加更為明顯，但其對低技術行業出口貿易流量卻具有負向影響。

注釋：

① 數據來源：根據中國知識產權局網站上的數據整理得到（http：///）。

② 根據1995-2011年我國總出口貿易流量與總專利數數據計算得到。

③ 114個國家的具體信息及分類方法參照世界銀行2010年的人均GNI劃分標準，感興趣的讀者可聯系作者。

④ 具體參見：http：///about/country-classifications/.

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篇5

關鍵詞:知識產權保護;自主創新能力;回歸模型

中圖分類號:F204文獻標識碼:A

文章編號:1009-2374 (2010)22-0001-03

0引言

2006年1月,總書記在全國科技大會上指出:自主創新能力是國家競爭力的核心,是實現建設創新型國家目標的根本途徑。企業作為自主創新的主體,只有不斷提升企業的自主創新能力,才能在激烈的國際競爭中立于不敗之地。可見,對知識產權保護與企業自主創新能力之間的關系進行研究,其意義十分重大。而對于自主創新能力的影響因素的研究,目前國內外學者主要集中于研究國內因素或國外因素對自主創新能力的影響,尤其對國外因素的研究成果較多,主要包括:進出口貿易、利用外資及外商直接投資等。Coe、Helpman和Hoffmaister從對77個發展中國家的樣本研究中發現發展中國家通過和發達國家的國際貿易提升了勞動生產率。方希樺和包群對中國的實證研究表明:進口產生了顯著的技術溢出效應。相對于國外因素,對國內因素的研究比較少,主要包括:科技水平、教育水平、專利保護程度和制度因素等。而國內因素中對知識產權保護對自主創新影響的研究也基本集中在理論層面。周寄中等人認為自主創新與知識產權之間存在著聯動關系,即相互對對方系統的持續變革產生聯系和互動,并分析了集中聯動關系。通過分析國內外學者的研究成果發現:大多集中在理論層面的研究,而且對區域企業自主創新能力與知識產權保護的關系研究的不是太多。本文針對企業自主創新能力與知識產權保護水平都存在區域差異的現狀,將以山西省作為中西部地區的代表,分析山西省知識產權保護與企業自主創新能力二者之間的關系,以期能制定出適合山西省的知識產權戰略,從而增強山西省的企業自主創新能力。

1 山西省知識產權保護與企業自主創新能力現狀

1.1山西省知識產權保護水平分析

Rapp和Rozek(1990)最早對知識產權保護水平進行了量化分析,把知識產權水平劃分為5個不同的等級,分別用0～5之間的整數來定量表示。1997年Ginarte和Park在他們方法的基礎上把度量知識產權保護水平的指標劃分為5個類別,5個類別得分的累加和即為量化的知識產權保護水平。2005年我國學者韓玉雄和李懷祖考慮到中國知識產權保護實施的不平衡因素,構建了“執法力度”指標來修正GPI。考慮到指標設置的合理科學,饒艷在前面學者研究的基礎之上將“執行效果”指標作為修正指標來量化知識產權保護水平,用F(t)表示一個國家在t時刻的執行效果,PG(t)表示Ginarte-Park方法計算出來的知識產權保護水平,則修正后的知識產權保護水平P A(t)=F(t)PG(t)。考慮到不同地區知識產權保護執行效果存在差異,為了分析這種地區差異,本文將利用饒艷提出的計算方法進一步分析山西省知識產權保護狀況。

從法律層面上講,中國大陸的知識產權保護應該都是一致的,但是由于國家經濟發展不平衡和地區知識產權保護意識存在差異導致不同地區知識產權保護實施水平是不同的。表1中將“執行效果”指標引入到知識產權保護水平核算中,通過表1,各個地區的IPR指數均值在不斷上升,可見隨著國家專利法的不斷完善和人們知識產權保護意識的不斷提高,全國的知識產權保護水平都在不斷上升,其中山西省的IPR指數也從2001年的1.4239上升到了2005年的1.6142,上升了將近12%。但是將各個省市2001～2005年的知識產權保護水平均值排序,可以明顯發現東部地區保護水平最高,中西部相近。保護水平最高的北京市IPR指數為3.9305,而保護水平最低的自治區的IPR指數僅有1.1503,相差將近3倍多。排名靠前的省市主要是:北京、上海、天津、廣東、浙江等均屬東部發達地區;排名靠后的主要是:河北、甘肅、貴州、自治區,均屬中西部地區,其中山西省的IPR指數為1.6142,位居18位,還不到北京IPR值的二分之一,可見其差距之大。但是各地區之間的IPR指數差距已經在逐步減小,這從變異系數就可看出,變異系數從2001年的0.31985下降到2005年的0.304439,可見下降趨勢較明顯,知識產權保護水平差距在不斷減小。所以,山西省的知識產權保護水平已經在不斷上升,盡管上升幅度不是太大,但是與其他各省市之間的差距在逐步減小。

表12001～2005年全國各個省市知識產權保護水平情況

2001年 2002年 2003年 2004年 2005年

平均值 1.5788 1.6872 1.775 1.8335 1.9271

標準差 0.50498 0.52803 0.56532 0.579349 0.586725

變異系數 0.31985 0.312962 0.318491 0.316011 0.304439

(根據饒艷的論文所提供數據計算所得)

1.2山西省企業自主創新能力綜合評價

企業自主創新能力是指企業在市場競爭中,為了增強企業的自我發展能力,通過有效整合和運用企業內外各種創新資源,建立新的技術平臺或改變核心技術,并取得自主知識產權,使企業不斷增強其核心競爭力,從兩獲得持續競爭優勢,在整個自主創新過程中所表現出來的各種能力的有機綜合。學術界對企業自主創新能力的基本內涵及評價指標體系都存在一定的分歧。本文采用國家統計局國家經濟景氣監測中心2005年11月的《中國企業自主創新能力分析報告》(以下簡稱《報告》)來分析和評價山西省的企業自主創新能力。報告中提出了衡量企業自主創新能力的4大指標(如表2所示)。本文將根據此評價指標測算山西省的企業自主創新能力指數,同時為了在指標權重選擇上克服主觀因素的影響,將多指標綜合為幾個最主要的主成分,從而核算出一個綜合的評價值,這里采用主成分分析和多指標綜合評價相結合的方法。

表2國家統計局提出的企業自主創新能力評價指標體系

潛在技術創新指標 企業工程技術人員數(個)×1

企業工業增加值(億元)×2

企業產品銷售收入(億元)×3

技術創新活動評價指標 科技活動經費占產品銷售收入比重(%)×4

研究和試驗發展活動經費占產品銷售收入比重(%)×5

技術創新產出指標 申請專利數量占全國專利申請量比重(%)×6

擁有發明專利數量占全國擁有發明專利量比重(%)×7

新產品銷售收入占產品銷售收入比重(%)×8

技術創新環境指標 財政資金在科技活動經費籌集額的比重(%)×9

金融機構貸款在科技活動經費籌集額中的比重(%)×10

(資料來源于國家統計局)

1.2.1將原始指標數據進行標準化為了解決量綱不同不能進行比較的問題,我們應對原始數據進行標準化,消除量綱使其具有可比性。用Z-score法對數據進行標準化變換:Zij=(xij-xj)/Sj,通過用SPSS統計軟件可得標準化的數據。

1.2.2主成分分析運用SPSS13.0軟件對標準化后的數據做了主成分分析,得到Total Variance Explained(方差貢獻分析表)和Component Matrix(主成分荷載矩陣)。通過方差貢獻分析表可知,前3個特征值的累積貢獻率已經達到了96.317%,這符合方差貢獻率大于或等于85%的原則。所以只需提取3個主成分就可以概括絕大部分信息。因此,這里提取前3個成分作為第一主成分、第二主成分和第三主成分。

為了計算這三個主成分值,需要提取出3個特征值所對應的特征向量。因為Component Matrix是指因子載荷矩陣,每一個載荷量都表示著主成分與對應變量的相關系數,所以通過因子載荷矩陣和公式:A1=B1/SQR(X1)(B1是第一主成分載荷量,X1是第一主成分對應的特征值),可以得到對應的特征向量A1,同理可計算出A2和A3,由此得出主成分F1、F2和F3的表達式。從而可計算出山西省企業自主創新能力主成分得分,然后根據每個主成分相對應的方差貢獻率為權重可以計算出綜合得分:

F=0.58453F1+0.24652F2+0.13212F3 (1)

根據公式(1)可以計算出山西省2001～2005年的企業自主創新能力綜合評價指數,見表3:

表3山西省企業自主創新能力綜合評價指數

年份 2001 2002 2003 2004 2005

綜合評價值 1.53889 1.594991 -1.61773 -0.81609 -0.70009

排序 2 1 5 4 3

1.2.3結果分析通過運用主成分分析法對山西省企業自主創新能力綜合評價值排序可知:從2001年到2005年山西省企業自主創新能力變化明顯。2001年到2002年平穩性地提高,2003年又大幅度地降低,到2004年開始回升。整體上這五年期間變化趨勢不是太穩定。通過方差貢獻率表可見,各指標的特征值累計貢獻率達到了96.371%,所以這已說明了山西省企業自主創新能力指標體系的最主要方面。再通過主成分荷載矩陣表可見,這主要代表著指標體系中的新產品銷售收入占產品銷售收入比重、科技活動經費占產品銷售收入的比重、研究和試驗發展活動經費占產品銷售收入的比重和申請專利數量占全國專利數量的比重。所以如果要進一步提高山西省的企業自主創新能力,必須在經濟穩定增長的前提下大量開發新產品,同時加大科技研發的投入,增加專利申請量。

2 山西省知識產權保護對企業自主創新能力影響的實證分析

本文根據前面計算出來的山西省知識產權保護指數和企業自主創新能力綜合評價值,通過回歸分析來分析山西省知識產權保護水平對企業自主創新能力的影響程度。

2.1變量和數據的選取

本文主要分析知識產權保護對企業自主創新能力的影響,所以知識產權保護水平為解釋變量,通過以上獲得的IPR指數來衡量;企業自主創新能力為被解釋變量,通過以上計算出的綜合評價值來衡量。

表4模型變量數據

年份 2001 2002 2003 2004 2005

x 1.4239 1.6144 1.6222 1.6135 1.7970

y 1.53889 1.594991 -1.61773 -0.81609 -0.70009

2.2模型的構建和分析

2.2.1模型的建立根據前面對自變量和因變量的選取,對IPR指數和企業自主創新能力指數之間建立回歸模型,在建立模型之前先做出二者之間的散點圖,由散點圖可見,兩個變量之間并非簡單的線性關系,同時可看出二者之間的曲線方程為:1/y=a+b/x,通過令Y=1/y,X=1/x可將方程轉化為簡單的線性方程Y=a+bX(其中a為常數,b是知識產權保護水平對自主創新的彈性系數),由此再進行回歸分析。

2.2.2進行參數估計按時間序列排列,樣本容量為5。運用Eviews3.1軟件OLS估計,對模型進行回歸分析,結果如下:

表5模型回歸分析結果

解釋變量 系數 標準差 t值 R2 修正后的R2 DW值 F值

X 14.1092 7.4557 1.8924 0.7442 0.5922 2.039 3.5812

C -9.1874 4.6569 -1.9728

2.2.3對模型進行檢驗通過回歸模型,得出回歸方程為:Y=14.11X-9.19,其中R2=0.74,說明模型擬合效果一般,F值為3.581,樣本為5,給出顯著水平為20%,通過查F分布得出,F檢驗在小于20%的顯著水平下通過檢驗,說明整個方程是基本有效的。同時t值為1.89,在顯著性水平為20%的情況下,解釋變量對被解釋變量的解釋程度具有顯著性。

2.3回歸結果分析

以上回歸結果可知,山西省知識產權保護水平與企業的自主創新能力之間具有明顯的正相關關系。其中IPR水平每上升一個百分點,企業的自主創新能力就會增加14.11個百分點,可見其影響程度還是非常大的。

3結論及建議

通過對山西省知識產權保護水平和企業自主創新能力指數之間進行回歸分析,可明顯看出山西省知識產權保護水平的高低直接影響著企業的自主創新能力,而且影響程度還比較大,這與我國發達地區基本相一致。這是因為提高IPR水平有利于激發更多的自主創新資源,從而提高企業的自主創新能力,這就需要政府建立以專利制度為核心的完善的知識產權保護制度從而促進自主創新的激勵機制;同時加強知識產權保護都會有利于增強了知識產權的壟斷性,激勵該地區的發明創造和創新活動,從而有利于提高創新投入能力,這就需要重視和加大科技研發投入;再者提高知識產權保護意識會不斷地增加對專利的申請量,這樣更有利于提高員工的創新積極性,促使創造性成果及時轉化為自由知識產權,從而提高企業的創新產出能力;此外,提高知識產權意識對營造一個健康的自主創新環境也是十分有利的,同時還需要依靠政府的宏觀政策和法律的保護,應該在每年的財政預算中撥出更大比例的資金用于企業進行核心技術的研發,建立以政府為向導、企業為主體、市場為目標、產學研相結合的自主知識產權創新體系,從而提高山西省企業的自主創新能力。

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篇6

[關鍵詞]浙江 農業知識產權 知識產權保護

農業知識產權就是指農業科學技術領域的知識產權,涉及到農業科技活動的許多方面,從科學發明與發現、科技成果、專利技術到科學論文、高技術產品商標、農業商業秘密等。近幾年來,浙江省農業知識產權糾紛案不斷增多,有關農業知識產權問題日益凸顯。只有把農業知識產權問題解決好才能激勵農業科技人員自主創新,使農業得到更好的發展。在參考國外農業知識產權保護經驗的基礎上,對浙江省農業知識產權保護存在的問題進行分析,并提出對策建議。

一、國外農業知識產權保護的措施與經驗

農業知識產權保護對農業的發展有極其重要的作用,因此,國外尤其是發達國家采取一系列措施保護農業知識產權,其中某些經驗值得我省借鑒。

1.美國對植物品種專利的“雙重選擇”機制保護模式

美國是世界上最早給予植物以知識產權的國家之一,而且保護的形式、范圍均較為完備。目前,美國實際上對植物新品種保護實施三種法律:1930年的植物專利法、1970年的植物品種保護法、實用植物專利。其中,實用植物專利提供了植物最強有力的保護,審批機關是美國專利與商標局。三種法律下的三種保護方法互相配合,形成了較為完善和嚴密的保護體系。如對于某一特定植物品種,申請人可以根據情況選擇申請實用專利權,或者申請植物專利權及植物新品種權,具有一種事實上的“雙重選擇”權。在1985年發生的“Exparte Hibberd”案中,美國專利與商標局上訴委員會再次確認了這一“雙重選擇”原則。

2.歐洲對植物新品種的“單一選擇”機制保護模式

在歐洲,植物新品種受到特殊法的保護,即植物品種保護法。與美國相比,歐洲尊重專利法的傳統理論,始終認為傳統專利法保護植物新品種的障礙無法克服,因此走上了以專利法之外的特別法保護植物新品種的道路。比如,荷蘭在1942年,德國在1953年分別通過了植物新品種保護法,賦予植物新品種育種者以生產和銷售植物新品種繁殖材料的排他性權利。歐洲對植物品種的保護采取了與美國截然不同的政策,即對某一特定的植物品種,法律保護方法是唯一確定的。申請人只可能按照法律規定,依其發明的性質申請專利權或品種權,而不可能在專利保護和品種權保護兩種法律保護手段之間自行選擇。

3.日本對種苗法不斷修訂的案例

日本政府在實施國家知識產權戰略方面動作很多,包括機構的設立和相應法規的完善,知識產權保護也已擴展到農產品,自1947年已來,日本不斷修改的“種苗法”就是典型的例子。1947年,日本公布了“農業種苗法”即優良品種名稱登記制度;1978年,日本根據1978年第二次修訂的UPOV公約,對國內“農業種苗法”進行修改、完善,并更名為“種苗法”對外公布;1982年,日本加入國際植物新品種保護聯盟,“種苗法”正式開始實施;1911年,日本根據1911年第三次修改的UPOV公約,加強了對“種苗法”的全面修訂、完善;1998年,日本加入UPOV1911年文本公約,并公布實施“修改種苗法”。總之,日本非常重視通過立法對植物新品種進行專利保護,尤其是在加入UPOV后,日本更是注重在實施和不斷的修訂過程中進行扎實的法規宣傳與普及。

二、浙江省農業知識產權保護的現狀及其原因

浙江省經濟發達,然而農業貢獻的比例比較小,主要歸結于農業知識產權保護工作還不到位如農業知識產權管理體系不規范,激勵機制有待完善等。

1.農業知識產權管理體系不規范

知識產權保護是企業發展的重要因素,但由于種種原因,大多數農業企業目前沒有建立保護知識產權的相關規章制度。長期以來,受現行的職稱評定、考核評價機制的弊端影響,農業科研人員把項目獲獎而不是知識產權作為科研工作的重要目標。在知識產權部門和人員配置方面,一半的企業既無產權部門又無專職人員,接近一半的企業僅有專職或兼職人員,而同時設有知識產權部門和專職人員的企業少之又少。同時由于缺乏相應的監督機制,一些科研人員把職務發明轉賣給企業,謀取私利。而單位通過訴訟維權成本過高,這都導致科研機構或科研人員申請專利或植物新品種保護積極性不高。因此,農業企業在知識產權管理方面的欠缺已無法適應當今農業轉化與產業化發展的需要。

2.激勵機制有待完善

目前,浙江省農業知識產權激勵不足,主要表現為專利制度、品種權制度等使農業科技人員所獲得的經濟收益不高,對鼓勵農業科技人員發明創造的積極性作用不大。主要原因:一是長期以來,浙江省農業科研單位的農業科技成果管理實行科技成果鑒定制度。這種管理方式是評定科技成果的學術水平或檢查驗收科研課題執行情況。同時科研人員如果想要獲得職稱和相關待遇必須發表更高水平的論文、取得更新科技成果、并且獲得更高層次的獎勵。這種非市場化的激勵機制逐步形成了重學術、輕市場的現實,造成科研與市場的脫節,降低了農業知識產權申請的積極性。二是農業科技成果申請專利要求成熟程度較高,申請文件需要田間實際數據資料,成果產出時間較長,專利審批時間一般也需在3-5年才能通過,嚴重地挫傷了申請者的積極性;三是政府對農業科研經費投入不足。由于農業是一項高投入的產業而政府又對此的投入力度不夠,從而導致農業科研單位普遍缺乏專利技術的自我開發和生產能力,進而影響了農業知識產權的推廣。

3.知識產權保護意識不強,同時也缺乏自律意識

浙江省實行知識產權制度起步較晚,農業企業及科研單位高層管理者對其知識的掌握不多,產權保護觀念淡薄,直接導致許多科技成果的流失,從而喪失了知識產權。同時,行業自律意識差是當前農業知識產權保護面臨的最大難題之一。浙江省農業企業數量比較多、規模較小、類型雜。部分企業缺乏積極的知識產權保護理念,自律意識較差,不能充分尊重他人的知識產權,企圖通過不合法的途徑獲取他人的育種材料進行科研,僅用少量成本就獲得了豐富的育種材料,相對于自律性較強、支付高額研發成本卻僅擁有少量育種材料的個人或單位而言,無疑會造成不公平競爭,嚴重挫傷他人農業知識創新的積極性。

三、對策建議

浙江省雖然在農業知識產權保護方面取得了驕人的成績,但與發達國家、地區相比還有很大的差距。通過對發達國家在農業知識產權保護方面的研究得出以下方面的啟示:(1)對浙江省農業知識產權保護工作起很大限制性因素的是我省科技人員及有關工作人員對農業知識產權保護意識淡薄。(2)先進的管理體系和高素質的員工隊伍是提高浙江省農業知識產權保護的有力保障。(3)健全的法律體系和較高的執法水平是提高浙江省農業知識產權保護的重要外部條件。總之,我們在借鑒發達國家、地區經驗的同時也要從浙江省的實際情況出發,不斷制定、完善浙江省的相關體系、制度使浙江省農業知識產權保護工作更到位,從而促進、加速浙江省農業發展的進程,提高浙江省農業的競爭力。

1.建設以提高自主創新為主的知識產權管理體系

加強相關部門和專業人才隊伍的建設。一是必須建立健全由單位主管科研的領導和系、所負責人參加的知識產權領導小組,完善知識產權辦公會議制度。二是對現有的管理人員進行培訓,使其補充知識產權保護法律法規,提高素質以便更好的進行科技管理工作。三是擴大專業的從事農業知識產權保護工作管理人才。四是借鑒國內外先進的管理經驗,提高管理人員的素質和工作效率。防范知識產權流失,一定要強化和規范科研檔案管理工作。按照科研檔案規范化管理的要求,科研檔案必須實行集中統一管理,專人負責,確保完整、準確、系統、安全。

2.加強、完善農業自主創新的激勵體制

長期以來,浙江省農業科技人員沒有得到有效的激勵從而導致知識產權保護觀念淡薄。為了加快浙江省農業迅速發展必須制定相關激勵政策如產權激勵、政府激勵、企業激勵等,積極協調多元化、多層次、多形式的“多軌制”科技獎勵制度與“單軌制”知識產權的關系,實現多方位的創新激勵機制。只有合理細分相關環節的權益、利益,才能激發各層面科技創新的積極性。

參考文獻:

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[2]戴海英,王旭清,劉佳,宋華東.關于種業知識產權保護問題的探討[J].種子科技,2008,(2).

[3]樓洪興,端木斌,鄭紀慈,駱少嘉.浙江農業科研單位知識產權保護現狀與對策建議[J].中國農業科技導報,2006.

篇7

關鍵詞：知識產權；金融發展；創新效率；高技術產業

中圖分類號：F276.44 文獻標識碼：A 文章編號：1001-8409（2013）07-0042-05

創新是把一種新的生產要素和生產條件的“新結合”引入生產體系。創新已成為企業發展的根本推動力，可降低成本，提高勞動生產率，開發出滿足市場需求的新產品。作為創新主體的高技術產業在我國經濟發展中扮演重要的角色，它是提高綜合國力和國家競爭優勢的重要源泉，它的發展關系到整個國家經濟的未來。如果高技術產業投入產出效率不高，資源就得不到有效配置。只有能夠實現資源有效配置的主體，才具備可持續發展的根本動力。

創新效率可用于衡量在等量創新要素投入條件下，其產出與最大產出的距離，距離越大，則創新效率越低。創新效率反映了創新投入與創新產出之間的對比關系，更加揭示了創新的本質。對創新效率的科學測度，有利于各地區認清創新活動中的不足與差距；對效率影響因素進行研究，能促使各地區采取措施提高創新效率，增強創新能力。以往研究大多考察知識產權保護、金融發展與創新投入或產出之間的關系，本文更關注這兩個變量對創新投入產出效率的影響。如果能從效率的角度揭示這兩個變量的影響，無疑對于高技術產業創新的效率型發展更具實踐指導價值和意義。

1 理論分析與研究假設

11 知識產權保護與創新效率

創新需要人、財、物等方面的投入，創新不僅過程復雜，其結果也具有不可預測性，這些因素使得創新具有較大的風險，而知識產權保護是推動創新的動力之一。首先通過保護知識產權可以提高模仿創新的成本。與有形資產投資相比，創新等無形資產投資的產出更容易被競爭對手獲得，知識產權保護水平越高，技術溢出效應越差，其他企業就會產生更強烈的技術引進需求，技術引進或者侵權成本就會越高。其次知識產權保護可以提高創新收益水平。創新研發的產品技術含量高，在一段時間內由于知識產權保護處于壟斷地位，進行創新投入的企業可以從創新帶來的壟斷中獲得超額利潤。因此，知識產權保護可以促進企業進行技術創新投入。在越來越多的企業重視創新投入的同時，企業之間在創新產品和創新技術方面的競爭迫使企業不得不在有限科技資源的前提下，提高創新效率。然而經濟水平發展的不平衡性，會使知識產權保護對創新效率產生不一樣的影響[1]。Schneider[2]對47個發達國家和發展中國家1970～1990年的數據進行了分析研究，結果表明，發達國家的知識產權保護與技術創新效率呈現很強的正相關關系，而發展中國家是負相關的關系。Branstetter和Saggi[3]研究發現發展中國家通過加強知識產權保護同樣也會提高其創新效率。

基于以上分析，提出以下假設：

假設1：知識產權保護水平的增加有利于促進我國高技術產業提高創新效率，并且這種效應會存在地域的差異性。

12 金融發展與創新效率

首先創新投入需要大量的資金，企業除了內源性融資以外，金融體系是企業獲得外部資金的唯一途徑；其次創新活動具有高度的風險性，金融體系通過提供多元化的資金來源和為金融工具合理定價這些途徑，可以最大化地分散創新投資風險；另外有效的金融市場可以通過價格信號引導資金投向具有開發新產品的企業來提高技術創新率。美國經濟學家Schumpeter[4]最早論述了貨幣、信貸等金融要素的支持對技術創新與經濟發展的積極作用，他特別強調金融中介機構對企業自主創新和經濟增長的重要性，對金融體系支持與自主創新之間的正相關性給予了肯定。Jeong和Townsend[5]通過擴展轉型期產出模型將全要素生產率進行分解的經驗研究表明，金融深化對技術創新效率具有巨大貢獻。孫伍琴和朱順林[6]對我國23個省市金融體系對技術創新效率影響的研究表明，各省市金融發展促進技術創新效率，且省際間存在差異性。張自力等[7]對廣東省四地區金融支持對高新技術企業自主創新的作用開展研究，結果表明金融支持與高新技術企業自主創新呈正相關，但各地區之間存在企業自主創新能力及金融支持效率的區域性差異。

基于以上分析，提出以下假設：

假設2：金融發展可以促進高技術產業創新效率的提高，并且這種效應也會存在地域的差異性。

2 研究設計

21 數據來源與樣本

本文分析所使用的樣本為2005～2010年中國高技術產業地區面板數據，由于數據不全，分析時未包括、臺灣、香港、澳門，以我國30個省、自治區、直轄市的高技術產業作為研究對象。文中使用的研發投入、產出變量原始數據來源于歷年《中國高技術產業統計年鑒》。知識產權保護強度使用的數據來源于歷年《中國律師年鑒》、《中國統計年鑒》、國家知識產權局網站的知識產權統計年報。金融發展指標中，貸款數據來源于歷年《中國金融統計年鑒》，股票市場和地區GDP數據來源于CCER數據庫。

22 變量定義和說明

221 因變量

創新效率（IE）。目前在進行效率評估時，主要采用兩種方式：參數化分析法和非參數化分析法。參數化分析法必須預設生產函數，通過計量回歸模型來估計參數從而計算出效率。非參數化分析法無需預設生產函數及其參數，以線性規劃方法求解各觀察值的相對效率，普遍使用的是數據包絡分析法（Data Envelopment Analysis），以下簡稱DEA。本文將采用數據包絡分析法對企業創新效率進行綜合評價，具體采用的是非阿基米德無窮小的C2R模型。令IE作為高技術產業創新效率的度量，IE取值越高表明創新效率越高。

本文從人力、物力、財力三方面考慮創新投入，選擇R&D活動人員折合全時當量，新增固定資產，R&D經費內部支出，技術購買、引進、消化吸收、改造費用作為創新投入的指標；產出指標為專利申請數量與新產品銷售收入。指標定義如表1所示。將投入與產出指標數據帶入C2R模型，運用DEAP21軟件進行運算，求解創新效率IE的值。

222 自變量

篇8

關鍵詞：經濟發展水平；知識產權保護執行效力；固定效應

中圖分類號：D923.4 文獻標志碼：A 文章編號：1673-291X（2016）04-0042-04

引言

在國際成員國推出的TRIPS（與貿易有關的知識產權）協議的影響下，知識產權逐漸成為各國增強經濟實力、國際競爭力戰略資源。倚仗TRIPS協議，美國等發達國家不斷要求我國提高知識產權保護強度，在激勵效應與限制發展中抉擇，這對中國政府而言是個兩難的選擇，加之我國各省份之間貧富差距甚大，結合我國區域經濟差異的現實情況，研究知識產權保護的影響具有重要意義。

我國學者以往的研究基于全國層面，沒有考慮到各省份經濟實力的差距對知識產權保護的影響。本文采用5維度法測量各省知識產權保護指數，利用我國31省2001―2013年的面板數據，按照經濟強度分組并進行實證分析，以期揭示經濟差異對知識產權保護的影響，說明其成因，為我國知識產權保護工作提供理論依據和政策啟示。

一、知識產權保護效力的確定

本文參考外國學者Ginarte和Park，國內學者韓玉雄、許春明等人對知識產權保護執行效力地分析，從五個維度，即司法保護水平、行政保護水平、經濟發展水平、社會公眾的知識產權保護意識、國際監督水平，對知識產權保護效力進行確定[1～6]。測算出的2013年我國各省份知識產權保護效力EIIPR指數（見表1）。

二、研究模型構建、變量選取與數據來源

（一）計量模型的構建

為了進一步分析經濟發展水平差異與知識產權保護執行效力之間的關系，本文基于我國31個省份的面板數據，結合省級面板的數據特點，采用固定效應變系數模型進行分析，基礎模型形式為：

yit=αi+βixit+uit （1）

i=1，2，....，31 t=2001，2002，....，2013

其中，yit為t年i省份的知識產權保護執行效力指數，xit表示影響知識產權保護執行效力的解釋變量，uit為隨機誤差項。該模型假定截距項αi和解釋變量系數βi在不同的截面個體上是不同的。

將基礎模型公式（1）擴展，即可得本文的計量模型：

EIIPRit=αi+β1iGDPit+β2ieduit+β3ipatentit+β4ifdiit+β5iopenit+uit

（2）

i=1，2，....，31 t=2001，2002，....，2013

其中，i表示省份，t表示年度。EIIPRit代表i省份第t年的知識產權保護執行效力指數，GDPit代表i省份第t年的經濟發展水平，eduit代表i省份第t年的人力資本狀況，patentit代表i省份第t年的創新能力，fdiit代表i省份第t年的外商直接投資水平，openit代表i省份第t年的貿易開放度，uit 為隨機誤差項，αi表示截距項即個體固定效應。

（二）變量選取與數據來源

本文選取我國31個省份2001―2013年的面板數據進行分析，觀測值共計403個。

1.被解釋變量。知識產權保護效力（EIIPR）。通過前文所述的方法根據司法保護水平、行政保護水平、經濟發展水平、社會公眾的知識產權保護意識、國際監督水平五維度測算出來。

2.關鍵解釋變量。區域經濟經濟發展水平（GDP）。關于中國省份經濟發展水平的度量，本文采用人均地區生產總值來衡量。

3.控制變量。人力資本（edu）。某一區域人力資本的文化素質越高，其知識產權保護執法效力也就越高[6]。本文采用6歲以上人口人均受教育年限來確定人力資本。計算公式為：（∑教育程度×受教育年限）/6歲以上總人口數。

4.創新能力（patent）。創新能力由某一地區的創新效率體現，參考毛昊提出的專利產出效率指數[7]，本文用專利申請授權數與專利申請受理數之比確定創新效率。計算公式為：專利申請授權數/專利申請受理數。

5.外商直接投資（fdi）。外資企業的進駐往往會對該地區的知識產權保護執行效力起監督作用，外商直接投資額越高，知識產權保護執行效力也越強[8]。本文采用外商投資企業年底登記的注冊資金來衡量外商直接投資。

6.貿易開放度（open）。貿易開放度衡量了地區在國內與國外之間貿易往來的密切度，此外，貿易越開放，對知識產權保護執行效力的要求也就越高[9]。本文采用地區進出口總額占地區生產總值的份額來衡量貿易開放度，計算公式為：進出口總額/GDP。

由于某些數據受到價格波動的影響，本文以2001年地區生產總值為基期，用GDP 平減指數進行了縮減，并對外商直接投資、進出口總額進行了匯率調整。考慮到數據的平穩性，本文對所有變量取自然對數。數據來源于歷年《中國統計年鑒》《中國律師年鑒》和《中國科技統計年鑒》。

三、實證結果分析

為了分析區域經濟發展水平差異是如何影響知識產權保護執行效力的，本文將全國31省（市）2001―2013年的面板數據進行了分組。在現有已劃分的東、中、西部地區的基礎上，將東部地區的所有省份直接歸入“經濟發達地區”，將西部地區的所有省份直接歸入“經濟欠發達地區”，將中部地區各省份的GDP與東部地區GDP排名最末的省份相較，如若大于東部地區GDP最末者則分入“經濟發達地區”，反之則分入“經濟欠發達地區”。劃分結果（見表2）。

由下頁表3回歸結果可以發現，在經濟發達地區，所有解釋變量對知識產權保護執行效力的影響均顯著，而在經濟欠發達地區，只有兩個解釋變量影響效果顯著，區域差異明顯。經濟發展水平在全國范圍內對知識產權保護執行效力的影響系數均為正，且在1%的水平上顯著，經濟欠發達地區的系數更大，表明現階段我國范圍內的省（市），不論其是否處于經濟發達地區，該省（市）經濟硬實力的提升都會促進知識產權保護的有效執行，而且經濟欠發達地區經濟實力對知識產權保護實施的影響更大。人力資本和創新能力在經濟發達地區中顯著為負，但在經濟欠發達地區中并不顯著，究其原因可能是現階段我國專利的發明仍處于模仿為主，創新為輔的階段，專利的含金量低，要想在短期之內提高創新效率，研發人員們往往選擇“拿來主義”這條捷徑，換言之，人力資本軟實力的提升主要表現在模仿能力的提升上，由此帶來的創新效率的提升也就會抵制知識產權保護的執行，這一點在經濟發達與經濟欠發達地區的回歸結果中得以證實。外商直接投資在經濟發達地區顯著為正，而在經濟欠發達地區影響并不顯著，這是由于經濟欠發達地區外資企業較經濟發達地區而言很少，外資企業欠缺話語權，因而很難對知識產權保護的執行起到監督作用。貿易開放度在經濟發達地區與經濟欠發達地區均顯著，與本文預期一致。

結論與建議

本文通過對我國各省（市）知識產權保護效力進行測算，運用固定效應模型對我國31省（市）2001―2013年的面板數據進行實證分析，得到如下結論：從全國總體范圍來看，經濟發展水平、外商直接投資和貿易開放度的提升可以有效促進知識產權保護的實施。按區域經濟發展水平差異劃分的實證結果表明，貿易開放，對我國經濟發展水平不同的各個省份均有促進知識產權實施的作用；人力資本和創新能力只對經濟發達地區有影響，且為負，說明我國現階段盛行的仍然是滯后的科技研究，在科技前沿研究領域仍然處于落后地位；只有在經濟發達地區外商直接投資對知識產權保護有影響。

鑒于以上研究結論，本文提出以下政策建議：在國際監督的背景下，政府應該在知識產權保護與科技發展中尋找一個利益均衡點，在國際許可的范圍內，對知識產權保護應持寬松政策；提供優惠政策，抓住本土人才、吸引國外高精尖人才以為我國前沿科學的研究注入新鮮血液；為內陸地區提供更多對外優惠政策，基于經濟開放口岸，帶動內陸地區的進出口貿易；針對不同經濟發展水平的省份采取的政策鼓勵應各有側重；有選擇地引進外資，以免帶來經濟效益的負影響。

參考文獻：

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[9] 徐清.知識產權保護強度的空間分布及其決定因素――基于31個省（市）面板數據的空間計量研究[J].世界經濟研究，2013，（9）：

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Research on Intellectual Property Protection based on economic disparities：

Based on Test of Provincial Panel Data

DU Meng-hui，DONG Xiong-bao

（School of Business，Guilin University of Electronic Technology，Guilin 541004，China）

篇9

關鍵詞：外商直接投資；知識產權保護；出口產業結構；VAR模型

中圖分類號：F740

文獻標識碼：A文章編號：1001-8409（2014）11-0040-05

Foreign Direct Investment， Intellectual

Property Protection and Industrial Restructure of Export

――The Empirical Research Based on Simultaneous Equations and Vector

Auto Regression Models

ZHOU You

（School of Economics and Trade， Hunan University，Changsha 410079；

School of Business，Hunan International Economics University， Changsha 410205）

Abstract：

By constructing simultaneous equations and taking advantage of vector auto regression models， this paper makes empirical research on the interrelation among Chinese foreign direct investment， intellectual property protection and export industrial structure from 1990 to 2011.The result shows that： structural optimization of export industry is not conducive to attract foreign direct investment， but foreign direct investment is conducive to structural optimization of export industry； It is beneficial to the structural optimization of Chinese export industry and inflow of foreign direct investment by strengthening of intellectual property protection， simultaneously， the structural optimization of Chinese export industry and inflow of foreign direct investment promote the improvement of the level of protection of intellectual property rights.

Key words： foreign direct investment； intellectual property protection； export industry structure； vector auto regression model

1引言

隨著我國對外開放的深入，出口和外商直接投資在我國經濟發展中影響日益彰顯，但與此同時，如何克服和緩解我國出口和外商直接投資帶來的一系列問題？如何使我國出口和外商直接投資在保持優勢基礎上更好發展？如何更好利用外商直接投資優化我國出口產業結構？這些都是當前急需解決的問題。然而不管是吸引高質量外商直接投資還是優化出口產業結構，都與我國知識產權保護息息相關，因為加強知識產權保護一方面可以提高外商直接投資技術含量，另一方面能夠阻礙技術擴散和本土模仿。因此，如何在調整出口結構和外資結構過程中依靠并促進知識產權保護備受經濟學家廣泛關注。

在外商直接投資與出口產業結構關系研究中，現有文獻主要局限在研究外商直接投資對出口產業結構單向影響，如Hejazi等認為外商直接投資進入東道國，在東道國建廠生產，會為東道國帶來資本和技術，進而影響出口產業結構[1]。而且隨著外資不斷流入，東道國進出口貿易顯著擴張，在推動經濟增長的同時也促進了產業結構升級，實現了出口商品結構轉變[2]，但外資企業在華投資在提升一國出口產業結構的同時也會削弱本土多數行業和產品出口的競爭能力[3]。外商直接投資（FDI）影響出口產品競爭力具有多樣性特征，與我國出口貿易發展和相關制度變遷存在顯著關系[4]，尤其是對我國資本密集型產品國際競爭力具有較大推動作用[5]。近年來也有文獻專門檢驗FDI流入對中國出口品技術結構變化的影響，結果發現FDI對出口品技術結構優化作用并不理想[6]，其原因是FDI的主要目的是追逐中國市場和利潤，而不是改善我國出口貿易結構[7]。

對于中國出口和外商直接投資規模迅速擴張，Rodrik、張杰等均認為某些制度層面的因素可以提供一定合理成分解釋[8，9]。而一國知識產權保護制度可以決定技術擴散程度，從而影響到FDI和本國貿易比較優勢。因此，研究FDI和出口產業結構相互影響必須考慮到知識產權保護強度變化的重要作用。但現有研究更多停留在FDI與出口規模層面，且以一國知識產權保護強度變化對FDI與出口單向影響為主。如Mankusen和Maskus認為加強知識產權保護可以改善本國投資環境從而吸引更多FDI并增加出口[10，11]。國內學者通過構建包含FDI、技術許可和出口貿易的策略模型分析了知識產權保護強度對吸引FDI和出口貿易的影響，得出提供適當知識產權保護政策可以吸引更多FDI并刺激相應出口貿易[12]，但目前南方國家知識產權保護力度處于吸引FDI的合理水平上，任何加強知識產權的措施都將提高南方國家國內企業生產成本并犧牲消費者福利[13] 。

綜上所述，現有研究雖然對FDI、知識產權保護和出口產業結構單向關系展開了較為系統的研究，但缺乏對三者相互關系的分析。事實上，FDI、知識產權保護和出口產業結構調整之間不僅僅具有單向關系，而且具有雙向關系，它們之間相互影響構成一個循環系統。為此，本文通過構建聯立方程和VAR模型，對FDI、知識產權保護和出口產業結構調整之間相互影響效應、過程及程度進行研究。

2模型構建及變量說明

為將FDI、知識產權保護力度和出口產業結構三者之間關系分析納入統一框架，本文構建了以三者相互影響效應聯立方程。同時，考慮到模型穩定性和解釋力情況，本文還加入了以往研究中被廣泛使用的經濟變量作為工具變量，主要有技術吸收能力、RD存量、進口產業結構、人均GDP等相關指標。

本文模型設定如下：

EX_STRt=α0+α1IPRt+α2FDIt+γ1xt+e1t（1）

IPRt=β0+β1FDIt+β2EX_STRt+γ2xt+e2t（2）

FDIt=η0+η1IPRt+η2EX_STRt+η3xt+e3t（3）

其中，xt為控制變量（即技術吸收能力、RD存量、進口產業結構、人均GDP四個變量），各變量定義及說明如下：

（1）FDI表示外商直接投資對數值

該值以1990年價格進行折算，用來度量外商直接投資變化是否會引致我國知識產權保護力度加強和出口產業結構調整。

（2）IPR表示知識產權保護指數

加入世界貿易組織以來，我國知識產權保護力度不斷加強，但國內外學者對知識產權保護是否會增加外商直接投資以及優化我國出口產業結構一直存在爭議，因此本文引入該變量來檢驗知識產權保護對吸引FDI和出口產業結構調整的影響。

（3）EX_STR表示資本密集型產品出口額占總出口額比重

本文借鑒賈杉和甘子夏的研究方法，將SITC1，35，5，62，67，68，7，87，88編碼下出口產品作為資本密集型產品，用資本密集型產品出口額占總出口額比重作為衡量一國出口產品的優劣指標，該比重低說明出口產品結構較劣，反之則較優[14]。

（4）TE表示大專以上學歷人數占總人口比例

該比例用來衡量一個國家技術吸收能力，加入該變量是因為技術吸收能力是一國技術提高的主要源泉之一，同時也會導致資源使用效率變化，從而引致出口產業結構變化。

（5）P表示研發資本存量對數值

該值用來衡量技術研發投入及技術轉移吸引力。對于研發投入資本存量，可借用永續盤存法來計算，公式為：

Pt=（1-σ）Pt-1+St （4）

Pt和Pt-1為當期和上一期研發存量，St 為不變價格研發支出。資本存量初始值和平均資本折舊率σ這兩個值需進行合理假設：第一，研發資本存量以1980 年我國研發支出水平的兩倍為初始值代入式（4）計算得到，對這一比例假設解釋是，這一份額近似于資本產出系數，由于中國經濟并非資本密集型，資本產出系數為0.5并非不合理； 第二，平均資本存量折舊率取值9.6%。引入該指標用于考察研發投入對出口產業結構變化的作用[15]。

（6）IM_STR表示進口產業結構

該指標用資本密集型產品進口額占總進口比例衡量。加入該變量是因為進口是一國技術進步的主要源泉之一，同時會使東道國知識產權保護水平產生變化，從而導致東道國出口產業結構的改變。

（7）P_GDP為人均GDP對數值

該值以1990年價格進行折算，用以考察一國經濟增長是否會吸引更多外商直接投資，改變東道國知識產權保護力度以及優化出口產業結構。

此外，為了研究FDI、知識產權保護力度和出口產業結構三者之間相互影響過程和程度，本文引入VAR模型脈沖響應函數和預測方差分解方法進行深入分析。

本文樣本選取1990～2011年期間時間序列數據，各變量數據均由歷年《中國統計年鑒》和《中國科技統計年鑒》整理而得統計原始數據如有需要可以向作者索取。 。

3計量分析與檢驗

3.1聯立方程模型分析

為檢驗聯立方程獨立性，需進行Hausman檢驗。通過檢驗，三個模型之間存在聯立性，因此可以對上述方程組采用二階段最小二乘法（TSLS）。

運用二階段最小二乘法，本文對影響我國出口產業結構因素進行分析，由于外商直接投資FDI和知識產權保護力度IPR之間存在高度相關性，因此需要獨立回歸，結果見表1。

從表1可看出，在模型1和模型2中，我國知識產權保護力度和外商直接投資對出口產業結構影響顯著為正。其他條件不變情況下，我國知識產權保護力度和外商直接投資每增加1個單位，資本密集型產品出口占我國總出口比例將分別提高674和015個單位。這表明：①提高知識產權保護力度有利于優化我國出口產業結構，其原因是加強

知識產權保護力度會促進企業加強技術研發，從而提高具有自主知識產權產品生產量和出口量。②我國外商直接投資也有利于出口產業結構優化。產生該結果原因主要是：近年來我國調整了引進外資結構，不再是單單追求數量增長，而且更加注重外商直接投資質量，從而改變了以往外資過度集中在我國簡單依靠廉價勞動力的加工貿易領域的狀況，在制造業內部產生結構調整，增加了資本密集型產品出口比重。

在模型1和模型2中分別加入控制變量回歸，剔除不顯著變量，結果

（見模型3、模型4）顯示，整個模型具有顯著性，而且自變量對因變量仍具有顯著作用，這驗證了模型穩定性，但是外商直接投資和知識產權保護對出口產業結構的促進效應都減弱了。這表明：技術吸收能力、研發存量、進口產業結構以及人均GDP這些控制變量與外商直接投資和知識產權保護力度存在一定相關性；另外，技術吸收能力和進口產業結構對出口產業結構影響系數顯著為正，說明技術吸收能力的提高有利于出口結構優化，并且提高進口產品技術含量也可以間接促進我國出口產業結構優化。

表2為其他因變量對知識產權保護力度的影響結果，由于外商直接投資和出口產業結構高度相關，因此也需要單獨回歸，從模型1和模型2回歸結果可看出，外商直接投資和出口產業結構對知識產權保護力度影響均顯著為正。隨著我國對外開放深化，一些低技術制造業外商直接投資項目轉向了勞動力更為低廉的發展中國家，我國外資質量不斷提高。由于知識產權保護對技術密集度較高企業敏感度較高，因而我國要鼓勵高科技外資流入就必須提高知識產權保護力度。隨著我國出口產業結構優化，本土企業自主研發和自主創新能力不斷加強，促進我國不斷提高知識產權保護力度以保護企業創新成果。

加入控制變量后我國出口產業結構變量對知識產權保護力度影響仍然顯著為正，但外商直接投資變量對知識產權保護力度影響不顯著，這說明外商直接投資和其他控制變量之間存在較大相關性。在控制變量中，只有研發存量對知識產權保護力度影響顯著為正，其他變量均不顯著，說明研發投入可以通過提高我國自主創新能力來促進我國政府提高知識產權保護力度。

表3為其他變量對外商直接投資回歸結果，從表中可看出，在不受其他變量影響下，知識產權保護力度的提高顯著促進了我國吸引外商直接投資，但出口產業結構優化卻不利于我國吸引外商直接投資。這主要是由于知識產權保護力度的提高將吸引更多跨國公司到我國投資，尤其是高技術外資，而出口結構優化表明依靠廉價勞動力加工貿易比例不斷下降，從而使得很多加工貿易型外資流向勞動力更為低廉的發展中國家，這也和我國當前現實情況相符。加入控制變量后，出口產業結構變量對我國外商直接投資影響仍顯著為負，但知識產權保護力度的影響不顯著，這說明知識產權保護力度與其他自變量存在高度相關性。控制變量中，技術吸收能力增強不利于我國吸引外商直接投資，其原因可能是大部分外商投資企業不愿意自身技術被模仿，從而減少對東道國投入；進口產業結構優化也不利于我國吸引外商直接投資，進口高技術產品會取代部分外資企業在東道國生產，從而抑制外商直接投資；而經濟增長會促進我國外商直接投資，提高居民收入水平，從而增加對高質量產品的需求，進而促進跨國企業在我國直接投資。

3.2向量自回歸模型（VAR）分析

上述聯立方程只能反映各變量相互影響效應，不能反映各變量相互影響過程及影響程度，為此本文引進VAR模型進行深入分析。

由于VAR模型要求時間序列數據平穩，因此首先對各變量數據進行平穩性檢驗。經檢驗，各變量水平數據都不平穩，但一階差分在5%顯著性水平下都平穩。脈沖響應函數要求選擇合適滯后階數，本文使用的LR統計量、AIC信息準則、SC信息準則、最終預測誤差FPE和HQ信息準則等最終選定最佳滯后階數為2階（見表4）。

圖1是滯后2階脈沖響應函數反應圖，通過反應圖可以看出各變量相互影響過程：

①FDI對出口產業結構沖擊影響開始逐漸增大，但在滯后第4期開始下降，隨后從滯后第7期開始上升，從第9期開始沖擊又緩慢減小，這種沖擊帶有一定起伏性；而出口產業結構對外商直接投資沖擊起伏較大，剛開始沖擊逐漸減小并在滯后第3期時沖擊降到最低，隨后轉為正向沖擊并迅速增大，但在滯后第8期開始沖擊逐漸減小；②外商直接投資對知識產權保護剛開始為正向沖擊，但在滯后第3期轉為負向沖擊，第6期又轉為正向沖擊，隨后沖擊逐漸加大，并在滯后第8期后趨于平穩，第12期后沖擊開始緩慢下降。知識產權保護對外商直接投資剛開始為負向沖擊，在滯后第4期后轉為正向沖擊并且此后沖擊不斷增強，直到滯后第6期后沖擊開始減小。③知識產權保護力度對出口產業結構沖擊先增后降，但始終表現為正向沖擊，滯后前3期時沖擊增速較快，第4期后沖擊開始逐漸減小；出口產業結構對知識產權保護力度沖擊同樣始終為正，沖擊在前3期逐漸增強后開始轉為下降，并從第11期開始保持平穩，16期開始沖擊又緩慢下降。

為了研究各變量相互影響程度，需要對各因素進行方差分解（見表5）。

（1）知識產權保護力度對出口產業結構影響從滯后第2期開始有顯著影響，隨后影響逐漸增強，在滯后第5期達到峰值，從滯后第6期開始知識產權保護力度對出口產業結構影響開始遞減。出口產業結構對知識產權保護力度影響剛開始就呈現強正向效應，但從滯后第2期開始減弱，隨后從滯后第4期開始逐漸增強。總體來講，出口產業結構對知識產權保護力度效應大于知識產權保護力度對出口產業結構效應。

（2）外商直接投資對出口產業結構影響剛開始就具有

效應，并隨著時間變化一直增強，但總體看影響效應偏弱。出口產業結構對外商直接投資影響具有滯后性，從滯后第4期開始產生影響，隨后一直增強。總體看出口產業結構對外商直接投資效應大于外商直接投資對出口產業結構效應。

（3）外商直接投資對知識產權保護力度影響剛開始就具有較強效應，但這種效應隨后緩慢遞減。知識產權保護力度對外商直接投資影響具有滯后性，大約從滯后第4期開始有顯著影響，隨后一直增強，但知識產權保護力度對外商直接投資效應大于外商直接投資對知識產權保護力度效應。

4政策建議

基于以上實證研究提出如下政策建議：

第一，我國在吸引外資流入時應注重質量和布局有機結合，按中國產業結構發展戰略，結合出口產業結構優化的現實需要，制定合理的引資政策并引導外資流入目標產業。在出口產業結構調整政策方面，應避免過度干預對外資引進的不利影響，我國欠發達地區仍需要勞動密集型FDI來促進經濟發展和剩余勞動力轉移，而發達地區則可選擇高質量FDI來實現結構升級。

第二，著眼于國家經濟可持續發展戰略大局來制定合理的知識產權保護法。知識產權保護水平已成為國際貿易談判焦點問題，在TRIPS協定約束下，中國不斷完善立法，已達到較高知識產權名義保護水平，但實際保護強度并不理想，為此，中國要明確加強知識產權實際保護力度的根本目的是促進產業結構升級，鼓勵創新，并大力開展知識產權法制宣傳教育，加強對知識產權執法人員的培訓和培養。

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篇10

關鍵詞：利用外資;知識產權

國際生產折衷理論(鄧寧,1977)指出,跨國公司的對外直接投資必須具備三個有利條件。一是擁有技術、管理與營銷等方面的所有權優勢；二是選擇的東道國在要素稟賦、市場規模和政府政策方面具有的區位優勢；三是通過對外直接投資實現跨國公司資源配置和技術轉讓的內部化優勢。當東道國加強對知識產權的保護,便強化了區位優勢,鞏固了跨國公司的所有權優勢,進而促使跨國公司進行國際直接投資的活動。因此,建立一個有助于引進外資，激勵研發活動的有效的知識產權保護制度就成為各國促進新知識產生和經濟增長的重要的制度安排。本文將就我國利用外資中的知識產權問題作分析并提出對策。

一、我國利用外資中的知識產權問題

目前，我國的知識產權保護已經形成了比較完備的法律體系，但是因為我們的立法時間比較短，人們的知識產權意識淡薄并且在立法和執法上都存在許多不足。現階段,影響我國利用外資的知識產權問題主要有:

（一）保護知識產權的觀念淡薄

許多國內企業的知識產權保護意識薄弱,為節省企業自身的研發時間和資金,長期以來依賴于盜用外商的專利、商標等知識產權,這給在我國投資的外商企業帶來很大的經濟損失,損害了他們投資的積極性。此外,我國科研人員的知識產權保護意識淡漠,在從事新產品和新技術的研究開發過程中,不注意知識產權的保護,導致了外商先進技術的流失,這使得外商在我國放棄建立研發機構；或只是進行產品的當地適應性改裝,不涉及核心產品的研究與開發,這就極大削弱了利用外商先進技術帶動我國產業技術升級的能力。

（二）知識產權立法不完善

知識產權立法的完善與否與一國或地區外資流出入存在密切關系。完善的知識產權立法，有利于外資的流入和先進技術的引進；反之，如果知識產權的立法不夠健全，不但會限制外資的流入，而且可能導致外資倒流。我國在入世前后已經按照《Trips協議》要求全面修改了知識產權法，但在立法程序和法律制度本身仍然存在一些缺失。例如，知識產權立法程序透明度較低；專利申請上審批期限過長，專利費用過高而且未對實質審查的期限做出規定；商標法也不夠健全，沒有對聯合商標制度和防御商標制度加以明確規定。

（三）知識產權執法力度不夠

雖然我國政府在知識產權法律法規的執行方面不斷加大力度，但是仍有待改進。從知識產權執行機制看，中國有行政執行、刑事執行和民事執行三種不同的機制，但是由于政府各部門與各機構缺乏協作、地方保護主義和腐敗的存在、以及執法水平和力量有限，致使我國知識產權法律法規的執行力度受到削弱，從而導致侵權、盜版現象嚴重，使得在我國投資的外商飽受知識產權侵權之苦。

（四）知識產權價值評估的規定較為薄弱

一套科學的知識產權價值評估制度對引進外資非常重要。因為知識產權作為―種無形資產與資金、設備、土地等有形資產共同出資建立企業時必須對它進行價值評估，這是知識產權出資的前提。如果評估不當，就會影響外資的引進。遺憾的是，目前我國知識產權價值評估方法都比較陳舊，在引資實踐中造成了對同一知識產權的評估價值外方與我方有很大差異，這無疑增加了交易磋商的成本、加大了引資的困難，故而應盡快形成一套科學的知識產權價值評估體系。

二、完善我國利用外資水平的知識產權對策建議

由于我國國民知識產權保護意識淡薄以及知識產權保護在立法和執法方面仍存在不足，加上目前跨國公司越來越重視東道國知識產權保護狀況的情況，因此為了進一步提升我國利用外資的水平和質量，就必須在知識產權保護的立法和執法上加大力度，進一步完善知識產權制度，以營造良好的投資環境。

（一）提高國民的知識產權保護意識

首先要建立起一套廣泛完整的知識產權宣傳體系。要提高我國國民的知識產權保護意識，可開展一系列有針對性的宣傳活動。一方面，對于企業可以舉辦廠長、經理培訓班，使其能夠認識到知識產權保護的必要性和重要性，同時還能促使企業積極主動地研究開發新技術和新產品，培育我國自己的自主知識產權，從根本上提高我國企業的競爭力；另一方面，對普通民眾的宣傳應該是通俗易懂，如通過案例宣傳，在知識產權案件的處理和審判時采取公開方式，讓人們從案例中接受知識產權知識。

（二）完善知識產權立法

因為知識產權立法的完善與否與我國外資的流出入有著密切聯系，因此應盡快按照《Trips協議》完善知識產權保護的有關立法，健全知識產權保護制度。例如努力提高我國知識產權立法程序的透明度；進一步完善專利法，對實質審查的期限做出明確規定等；在商標法方面，要對聯合商標制度和防御商標制度加以明確規定以保護馳名商標的合法權益。

（三）加大知識產權的執法力度

首先要優化知識產權執法資源的配置，加強知識產權行政主管當局、海關當局和司法當局等有關部門之間的溝通、協調與合作，提高知識產權的執法效率，與外商投資企業的高效率工作制度相適應。其次，要加強對知識產權司法和行政執法人員的教育和培訓，提升專業素質，增強執法部門的透明度，使外商對我國的行政執法部門放心。最后，要嚴格執法，克服地方保護主義，加大打擊與查處力度，加大侵權者的違法成本。

（四）建立科學的知識產權價值評估體系

為使外商在進行投資時能做到放心、滿意，也使我國在對外經濟合作時避免損失，引進一些實際價值高的知識產權，故而應盡快形成一套科學的知識產權價值評估體系。對此，我國一些學者如鄭成思教授針對專利、商標、著作權和商業秘密各自不同的特點，提出了一些在實踐中較為可行的價值評估方法。例如，在對商標進行評估時采用“割差法”,即先評估企業的整體財產，然后再評估企業的有形財產,前者與后者的差額就是無形資產（版權、商號、專利、商業秘密等）的價值,也就是企業的商標價值了。此外發達國家在知識產權價值評估方面較為成熟的立法，對我國知識產權評估也很具有借鑒意義。

三、結論

較強的知識產權保護可以作為一個信號有利于吸引更多的外國直接投資,知識產權保護制度的實施對發展中國家在經濟發展的初期可能帶來較大的福利損失。另外，如果單純的依賴引進外國的投資和先進技術，而忽略自主知識產權產品的研發，就會出現自主知識產權少，受制于人的局面。由此看來，在經濟全球化飛速發展的今天，惟有創新，惟有自力更生，開發擁有自主知識產權的產品，發展自己的品牌，才能在經濟全球化的進程中占得一席之地。

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