王 平 譚 智

（中南財經(jīng)政法大學 工商管理學院，湖北 武漢430073）

一、引言

國際技術(shù)轉(zhuǎn)移往往通過貨物與服務貿(mào)易、內(nèi)向型FDI（對外直接投資）、技術(shù)許可、合資企業(yè)、技能型員工的跨境流動等途徑或渠道實現(xiàn)。對跨國公司而言，知識產(chǎn)權(quán)（IPR）保護通過影響技術(shù)資本回報進而影響技術(shù)轉(zhuǎn)移數(shù)量，包括內(nèi)部化與外部化兩種途徑：內(nèi)部化途徑是指跨國公司在產(chǎn)權(quán)和控制權(quán)范圍內(nèi)對海外分支機構(gòu)的技術(shù)轉(zhuǎn)移，表現(xiàn)為跨國公司對外直接投資，也即內(nèi)向型FDI；而外部化途徑是指跨國公司對東道國其他企業(yè)的技術(shù)轉(zhuǎn)移，表現(xiàn)為技術(shù)轉(zhuǎn)讓、技術(shù)許可證、資本品銷售、技術(shù)援助、合作研究與開發(fā)等方式。

對于知識產(chǎn)權(quán)保護的技術(shù)轉(zhuǎn)移效應，理論研究普遍持肯定的觀點。對東道國政府而言，提供適度且有效的知識產(chǎn)權(quán)保護政策，不僅可以增加FDI的流入量，而且可以引進較為先進的技術(shù)［1］。特別是當技術(shù)復雜、產(chǎn)品差異化以及通過技術(shù)許可合同轉(zhuǎn)讓技術(shù)的成本較高時，跨國公司會趨向于采取FDI而不是技術(shù)許可與合資企業(yè)形式。在上述情形下，通過公司內(nèi)貿(mào)易可以降低技術(shù)泄露風險。但大多數(shù)案例研究與實證考察卻給出了截然相反的證據(jù)。通過對一些高增長、知識產(chǎn)權(quán)保護低水平的大國（如中國和巴西）進行案例研究后發(fā)現(xiàn)，加強知識產(chǎn)權(quán)保護并不是企業(yè)在特定國家投資的必要條件，否則這些國家不會獲得大量的外商投資流入。實證研究方面，F(xiàn)errantino 認為一國擁有的國際專利和版權(quán)公約的成員數(shù)量（或者專利授予的時間長度）與美國在該國的分支結(jié)構(gòu)的銷售額的關(guān)系在統(tǒng)計上并不顯著［2］?？赡艿慕忉屖?，不同行業(yè)的知識產(chǎn)權(quán)保護對FDI的影響會不同，從而對技術(shù)引進的作用也不同。

作為一個發(fā)展中國家，處于轉(zhuǎn)型期的中國具有與西方不同的法治體系，辨識知識產(chǎn)權(quán)保護的技術(shù)轉(zhuǎn)移效應也會更困難。本文結(jié)合東亞法治文化、執(zhí)法力度以及省級保護水平異質(zhì)性，對中國各個省份2001～2008年的實際知識產(chǎn)權(quán)保護水平進行了修正，并利用中國省級面板數(shù)據(jù)的廣義矩方法（generalized method of moments，GMM），在內(nèi)部化和外部化兩種途徑下，對知識產(chǎn)權(quán)保護的技術(shù)轉(zhuǎn)移效應進行了實證檢驗。

二、知識產(chǎn)權(quán)保護與技術(shù)轉(zhuǎn)移的測量：中國的經(jīng)驗事實

考察知識產(chǎn)權(quán)保護水平對技術(shù)轉(zhuǎn)移的實際影響，其中至關(guān)重要的是如何度量知識產(chǎn)權(quán)保護力度與技術(shù)轉(zhuǎn)移數(shù)量。因此，選取合適的指標以更好地反應知識產(chǎn)權(quán)保護與技術(shù)轉(zhuǎn)移數(shù)量的變化情況。

（一）中國知識產(chǎn)權(quán)保護的度量：一個東亞轉(zhuǎn)型國家的思考

1995年WTO成立以來，由發(fā)達成員國主導和推出的TRIPS（與貿(mào)易有關(guān)的知識產(chǎn)權(quán)）協(xié)定，將知識產(chǎn)權(quán)保護問題擴展到世界經(jīng)濟、技術(shù)和貿(mào)易等更加廣泛的領(lǐng)域，得到了足夠的重視。為了量化知識產(chǎn)權(quán)保護水平，Rapp和Rozek將知識產(chǎn)權(quán)保護水平設(shè)定為6個不同層級，用0～5之間的整數(shù)來衡量一國的知識產(chǎn)權(quán)保護力度，稱之為RP指數(shù)。但是RP指數(shù)取值的離散型以及不精確性使得其飽受詬病。Ginarte和Park進一步將知識產(chǎn)權(quán)保護分為5個方面：覆蓋范圍、加入相關(guān)國際專利協(xié)議的情況、保護例外、實施機制和保護期限，并經(jīng)過簡單加權(quán)平均等分得到一個指數(shù)以衡量知識產(chǎn)權(quán)保護水平，稱之為GP指數(shù)［3］。比較而言，GP指數(shù)的評分體系比RP指數(shù)更加具體與細化，在現(xiàn)階段成為一種能夠較好地反映知識產(chǎn)權(quán)保護力度的指標。但當我們將GP指數(shù)用于衡量轉(zhuǎn)型期東亞發(fā)展中國家如中國時，會發(fā)現(xiàn)存在以下問題：

1.轉(zhuǎn)型國家執(zhí)法力度的度量。轉(zhuǎn)型期國家的執(zhí)法程度遠滯后于立法實踐，而任何最好的法律若沒有有效、深入和廣泛地執(zhí)行是沒有用的。對于中國而言，立法水平已經(jīng)處于相對完善階段，但長期存在的知識產(chǎn)權(quán)侵權(quán)和質(zhì)量問題則反映了中國執(zhí)法力度的相對落后。這使GP指數(shù)在對轉(zhuǎn)型期國家IPR保護水平的衡量中有所偏頗。為此，韓玉雄和李懷祖建議以執(zhí)法力度為權(quán)重對GP指數(shù)進行調(diào)整，稱之為LLE指數(shù)（見表1）［4］。

表1 2001～2008年中國立法強度、執(zhí)法力度、法治絕對水平及相對水平

2.東亞法治文化的思考。由于東西方文化存在較大差異，對待法治的理念有所不同。因此，為了更客觀地評價中國的相對法治水平，應選擇東亞其他與中國具有類似背景的國家為參照基準。參照沈國兵和劉佳的方法［5］，我們根據(jù)人口規(guī)模、GDP大小和儒家思想的影響，選取東亞其他18個國家和地區(qū)作為比較基準。從Kaufmann et al.編制的《各國治理指標（the worldwide governance indicators，WGI）1996～2009》我們可以得到［-2.5，2.5］范圍內(nèi)各國的法治水平［6］。相應的，我們可以得到2001～2008年100分制下的中國法治水平、東亞18個國家和地區(qū)法治平均水平，并以后者為調(diào)整基準得到中國法治水平的相對值（見表1），稱之為LRL指數(shù)。

3.省份保護水平的異質(zhì)性。目前度量中國知識產(chǎn)權(quán)保護水平的指標絕大多數(shù)都為國家層面上的，這并不是現(xiàn)有文獻沒有認識到省份間保護水平的異質(zhì)性，更多的受限于省份層面的技術(shù)度量方法與數(shù)據(jù)的可得性。Gervais認為，不同的經(jīng)濟發(fā)展水平會有不同的知識產(chǎn)權(quán)保護規(guī)則與之對應［7］（P1—59）。這給我們提供了嶄新的思路：對于中國這個省級單位較多、省份間具有較大差異的國家，較高經(jīng)濟發(fā)展水平的省份通常會有較高的知識產(chǎn)權(quán)保護水平，因此本文將采用人均GDP來反映省份的經(jīng)濟發(fā)展水平。鑒于中國整體處于發(fā)展中國家，此處分別以歷年世界銀行對于LMI（中低收入）類別規(guī)定的上、下限為基準，來反映中國各個省份的經(jīng)濟發(fā)展水平。若當年該省人均GDP達到LMI標準的上（或下）限，則分值為1；否則，用實際數(shù)字除以世行LMI的基準取比值，并將各個省份的相對經(jīng)濟發(fā)展水平取值稱之為LMIU指數(shù)。

對于中國這個東亞轉(zhuǎn)型國家而言，本文假設(shè)執(zhí)法力度和相對法治水平對中國實際知識產(chǎn)權(quán)保護水平的影響是無差異的。我們在此利用上文LLE的指數(shù)、LRL指數(shù)和LMIU指數(shù)對指數(shù)得到的名義知識產(chǎn)權(quán)保護水平進行調(diào)整，可以得到年省份的實際知識產(chǎn)權(quán)保護水平：

其中IPR表示知識產(chǎn)權(quán)實際保護水平，GP、LLE和LRL分別表示對應的指數(shù)。

（二）轉(zhuǎn)移技術(shù)的指標選取

技術(shù)或知識是典型的無形資產(chǎn)。不管是內(nèi)部化還是外部化技術(shù)轉(zhuǎn)移方式，對轉(zhuǎn)移技術(shù)的直接測量比較困難，一般采取以下幾種替代方法：

1.內(nèi)部化技術(shù)轉(zhuǎn)移。內(nèi)部化方式轉(zhuǎn)移的技術(shù)的衡量一般采取以下兩種方式：第一，用海外分支機構(gòu)向母公司支付的專利使用費以及許可證使用費作為衡量跨國公司技術(shù)國際流動的近似指標，但這種數(shù)據(jù)或較難獲得或數(shù)據(jù)質(zhì)量較差；第二，用內(nèi)向型FDI流量來表示。通常認為跨國公司有動力將那些可能會擴散到東道國的現(xiàn)金、技術(shù)轉(zhuǎn)移到它在東道國的分支機構(gòu)，并且吸收的國際技術(shù)大多數(shù)是通過FDI此種渠道進行的。前文提到，發(fā)展中國家知識產(chǎn)權(quán)弱保護不利于吸收國際轉(zhuǎn)移技術(shù)，那么一些知識產(chǎn)權(quán)低保護水平的國家（如中國和巴西）獲得的FDI卻數(shù)量巨大。為了更好體現(xiàn)“從悖論中來，到悖論中去”這個原則，下文對內(nèi)部化技術(shù)轉(zhuǎn)移效應的檢驗也采用這種指標。

2.外部化技術(shù)轉(zhuǎn)移。外部化技術(shù)轉(zhuǎn)移的測量有以下方式：第一，利用專利數(shù)量來代替?？鐕驹跂|道國申請專利時會發(fā)布與專利有關(guān)的技術(shù)信息，同時，對專利申請國的選擇會進一步提供有關(guān)這些技術(shù)使用地的信息。但由于各個省級行政單位不具有專利授予權(quán)，因此國家層面的專利授予權(quán)并不能體現(xiàn)各個省份接受轉(zhuǎn)移技術(shù)的差異。另一種思路是：以各個省份所在地為基準，用省份所在地的外商投資企業(yè)獲得的專利授權(quán)數(shù)量來衡量該省的技術(shù)吸收數(shù)量。遺憾的是，這種統(tǒng)計數(shù)據(jù)較難獲得；第二，用技術(shù)引進合同額來代替，這是因為引進技術(shù)合同金額可以較好地以資金價值的形式表示當年合同簽訂的擬轉(zhuǎn)移技術(shù)數(shù)量。下文也將采用各個省份當年引進技術(shù)合同額來表示吸收的轉(zhuǎn)移技術(shù)用以考察外部化技術(shù)轉(zhuǎn)移效應。

3.總體技術(shù)轉(zhuǎn)移?？傮w轉(zhuǎn)移技術(shù)的衡量一般采用代替指標：第一，用一國的R＆D投入來代替。這種分析方法根據(jù)Coe et al.中的部分結(jié)論［8］，測量并加權(quán)各國利用以往R＆D數(shù)據(jù)得到的知識存量，稱之為CH指數(shù)。但CH指數(shù)局限于一國的技術(shù)存量或某時期內(nèi)通過R＆D得到的技術(shù)增量，對于非通過R＆D而是國家間轉(zhuǎn)移方式獲得的技術(shù)，則顯得不太合理，缺乏實用性；第二，用人均GDP差距來衡量。這在增長理論文獻中經(jīng)常用到，認為技術(shù)吸收率取決于技術(shù)差距，故可用一國人均GDP水平與技術(shù)領(lǐng)先國的人均GDP水平的差距表示。盡管技術(shù)領(lǐng)先國的人均GDP水平較高，但如同國際資本流動，技術(shù)并不一定會從技術(shù)領(lǐng)先國流向技術(shù)落后國。因此，人均GDP差距盡管可以衡量技術(shù)差距，但并不能表示技術(shù)轉(zhuǎn)移數(shù)量。

綜上所述，我們可以得到中國2001～2008年GP指數(shù)、LLE、LRL指數(shù)調(diào)整后的保護水平、技術(shù)引進合同額（單位：10億美元）以及實際利用外商直接投資額（單位：10億美元）（圖1）。從圖1可以看出，調(diào)整后的保護水平和技術(shù)引進合同額兩者變化趨勢非常相似，拐、折點所處時間也大抵相同，并且和實際利用外商直接投資水平整體變化趨勢較相似；而GP指數(shù)自2003年起無變化，不能反映實際保護水平的大小，擬合效果較差。為了進一步判斷中國IPR保護水平對技術(shù)轉(zhuǎn)移的影響，本文利用2001～2008年中國省級面板數(shù)據(jù)的GMM方法對此進行實證檢驗。

圖1 2001～2008年中國知識產(chǎn)權(quán)保護水平與轉(zhuǎn)移技術(shù)吸收量的關(guān)系圖

三、模型、變量選取與數(shù)據(jù)來源

（一）模型設(shè)定及估計方法

為了考察知識產(chǎn)權(quán)保護對轉(zhuǎn)移技術(shù)的影響，我們采用中國省級動態(tài)面板數(shù)據(jù)進行估計。為克服因變量的滯后項的影響而帶來的內(nèi)生性問題以及出于緩和異方差考慮，本文將模型設(shè)定為以下形式：

其中，lnTech為該省份吸收的轉(zhuǎn)移技術(shù)的對數(shù)；Techi，t-1表示因變量的滯后一階；lnXi，t-j為自變量及其滯后項的對數(shù)；εi，t表示隨機擾動項，可分解為固定效應μi和白噪音νit。另外，下標i表示省份，t代表年份。

上述動態(tài)面板盡管納入了時間效應，但沒有有效地剔除省份異質(zhì)性特征。而這些不能觀察到的固定效應，統(tǒng)一包含在誤差項εi，t中，造成了估計結(jié)果的偏倚。Arellano和Bond提出了用一階差分GMM估計方法來解決，采用水平值的滯后項作為差分變量的工具變量［9］。一般來講，通過一階差分可以有效地消除固定效應，但是由于差分方程中的lntechi，t-lntechi，t-1與誤差項（εi，t，εi，t-1）是相關(guān)的，從而差分估計方程存在內(nèi)生性問題使得估計結(jié)果有偏。而系統(tǒng)GMM估計方法可以在有限樣本條件下將標準誤降低。出于估計結(jié)果穩(wěn)健性考慮，本文同時給出了差分GMM和系統(tǒng)GMM估計方法得出的結(jié)論。

（二）變量選取及數(shù)據(jù)來源

1.被解釋變量。我們分別引進技術(shù)合同額和外商對華直接投資數(shù)量來代替外部化與內(nèi)部化技術(shù)轉(zhuǎn)移數(shù)量，表示為Tech＿Cont和Tech＿FDI。對于衡量外商直接投資的兩個指標，外商直接投資實際利用額比外商直接投資合同協(xié)議額更能衡量實際轉(zhuǎn)移的技術(shù)，為此本文用FDI實際利用額來衡量。

2.解釋變量。知識產(chǎn)權(quán)保護水平（IPR）。由于我國立法權(quán)隸屬于中央政府，地方政府不具備這方面的權(quán)利。但在實際運用中，執(zhí)法力度截面上也體現(xiàn)出了較大的異質(zhì)性，也即省份間的知識產(chǎn)權(quán)保護由于執(zhí)法力度的不同而有所差異。因此，我們采取經(jīng)LLE、LRL指數(shù)調(diào)整后的實際保護水平來代替，IPR也即指數(shù)。

技術(shù)吸收能力（ABSD）。東道國只有具備一定的人力資本儲備，才能吸收先進技術(shù)。藉此，本文也采用人力資本作為技術(shù)吸收能力的一個代理變量。有關(guān)中國省份人力資本的度量，本文采用大專以上學歷人數(shù)占總?cè)丝冢?歲以上總?cè)藬?shù)）的比例來衡量，具體而言用每10 000人中大專及以上學歷人數(shù)來衡量。

R＆D存量（S）。在國際技術(shù)轉(zhuǎn)移的傳遞渠道中，東道國的R＆D存量越大，其吸收外來技術(shù)的能力就越強，因而就越能夠盡快掌握引進技術(shù)并實現(xiàn)一定程度的自主創(chuàng)新。其中R＆D支出包括技術(shù)開發(fā)經(jīng)費支出和其他技術(shù)活動經(jīng)費支出。借鑒Grossman和Helpman的方法，本文以國內(nèi)R＆D累計的資本存量作為國內(nèi)R＆D的資本［10］。

對外貿(mào)易進口額（IMPORT）和對外貿(mào)易出口額（EXPORT）。對外貿(mào)易也是國際技術(shù)轉(zhuǎn)移的重要途徑之一，因此作為對外貿(mào)易的兩個重要變量，出口和進口都會影響東道國的國際技術(shù)吸收水平。相應地，本文用價格指數(shù)進行平減。

制度創(chuàng)新與吸引力（SPR）。制度的變革給經(jīng)濟的高速發(fā)展帶來了重要的推動力，并成為吸收國外技術(shù)的重要影響因素之一，因而制度變量的解釋顯得至關(guān)重要。因此本文采用樊綱的2001～2007年中國整體市場化指數(shù)［11］（P259—288），對于缺失的2008年數(shù)據(jù)，我們根據(jù)時間趨勢進行補缺，由于時間趨勢規(guī)律明顯并且其值較小，不影響本文的結(jié)果。

人均GDP（GDP＿PerC）。用人均GDP衡量省份的經(jīng)濟發(fā)展水平，數(shù)據(jù)來源于歷年各個省份統(tǒng)計年鑒。本文樣本的時間跨度為2001～2008年，取值8年。表2是變量的詳細說明及數(shù)據(jù)來源。

表2 變量定義及說明

四、回歸結(jié)果

本文采用了靜態(tài)面板和動態(tài)面板估計方法進行了估計，其中內(nèi)部化技術(shù)轉(zhuǎn)移利用內(nèi)向型FDI代替，外部化技術(shù)轉(zhuǎn)移用技術(shù)引進合同額代替。

（一）知識產(chǎn)權(quán)保護與內(nèi)部化技術(shù)轉(zhuǎn)移

表3分別使用固定效應模型、差分GMM（Difference GMM）模型和系統(tǒng)GMM（System GMM）模型進行了估計。其中模型1和模型2是靜態(tài)面板，Hausman檢驗選擇了固定效應模型。模型3～模型6是動態(tài)面板，其中模型3采用差分GMM方法，由于差分GMM僅使用回歸差分方程造成原始水平值模型部分信息未得到利用，系統(tǒng)GMM通過增加原始水平值的回歸方程對此進行了改進，并且可以增加工具變量有效性，模型4、模型5和模型6采用了系統(tǒng)GMM方法。表3中一階序列相關(guān)（AR（1））的檢驗結(jié)果證實了使用動態(tài)面板的前提條件的存在，二階序列相關(guān)（AR（2））則支持了誤差項不存在二階序列相關(guān)的假設(shè)。同時，由于Sargan值遠大于0.1，本文不能拒絕工具變量有效性的原假設(shè)，這說明模型設(shè)定是合理的并且工具變量是有效的。

可以看出，不管是FE模型、差分GMM還是系統(tǒng)GMM，知識產(chǎn)權(quán)保護對內(nèi)部化技術(shù)轉(zhuǎn)移的影響始終為正，估計參數(shù)顯示出非常好的穩(wěn)健性，并且整體擬合效果顯著。我們發(fā)現(xiàn)，系統(tǒng)GMM回歸結(jié)果與差分GMM的結(jié)果稍有差別，但方向一致且統(tǒng)計上顯著，回歸結(jié)果的穩(wěn)健性較好。

表3中l(wèi)nIPR前的系數(shù)始終為大于1的正數(shù)，說明知識產(chǎn)權(quán)保護對內(nèi)部化技術(shù)轉(zhuǎn)移的影響總體上表現(xiàn)為正效應，即中國知識產(chǎn)權(quán)保護水平的加強，使得跨國公司向中國子公司轉(zhuǎn)移的技術(shù)增加?；氐角拔乃岬降你Ｕ摚杭热粌?nèi)向型FDI可以衡量技術(shù)轉(zhuǎn)移數(shù)量，那么IPR保護較弱的國家如中國其FDI吸收數(shù)量應該較低，但這和絕大多數(shù)理論模型結(jié)論不符。通過上表計量結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，通過內(nèi)向型FDI衡量的技術(shù)的轉(zhuǎn)移，不僅受到IPR保護的影響，而且還有其他變量的作用。在控制其他變量的情況下，此時得到的才是IPR保護對技術(shù)轉(zhuǎn)移的影響。事實上，通過上文計算得到的IPR實際保護水平也顯示，中國的IPR保護水平是逐年上升的，盡管增速較小。因此，用中國內(nèi)向型FDI衡量的轉(zhuǎn)移技術(shù)是多因素綜合作用的結(jié)果，其中IPR保護起到了推動作用。

lnS和lnIMPORT前的系數(shù)為正，說明R＆D存量的增加、制度創(chuàng)新與國際貿(mào)易出口都會推動內(nèi)部化技術(shù)轉(zhuǎn)移，這也和常理與現(xiàn)狀吻合：在研發(fā)與技術(shù)開發(fā)存在關(guān)聯(lián)的情況下，R＆D存量的增加會使得進一步研發(fā)變得更加容易；制度環(huán)境的改善可以降低跨國公司的社會壁壘成本，增強企業(yè)投資信心與預期；跨國企業(yè)公司內(nèi)貿(mào)易，如東道國子公司從母公司進口固定資產(chǎn)等資本品，則直接轉(zhuǎn)換為內(nèi)部化技術(shù)轉(zhuǎn)移，以上這些都會促進內(nèi)部化技術(shù)的轉(zhuǎn)移。估計結(jié)果還顯示，技術(shù)吸收能力對技術(shù)轉(zhuǎn)移的作用是負的，這一點尤其值得我們思考。長期以來，我們認為中國的人力資本的增長是吸收國際技術(shù)的重要因素之一，人力資本水平相對高的地區(qū)較容易吸引大量的技術(shù)密集型的跨國公司投資。但實證檢驗兩者的正相關(guān)關(guān)系并不成立。而出口對內(nèi)部化技術(shù)轉(zhuǎn)移的影響有待進一步考察。

表3 知識產(chǎn)權(quán)保護與內(nèi)部化技術(shù)轉(zhuǎn)移：內(nèi)向型FDI

（二）知識產(chǎn)權(quán)保護與外部化技術(shù)轉(zhuǎn)移

表4中模型1-模型3是靜態(tài)面板，Hausman檢驗支持選擇了固定效應模型。模型4采用差分GMM方法，模型5和模型6采用了系統(tǒng)GMM方法。表4中一階序列相關(guān)（AR（1））的檢驗結(jié)果證實了使用動態(tài)面板的前提條件的存在，二階序列相關(guān)（AR（2））則支持了誤差項不存在二階序列相關(guān)的假設(shè)，并且不能拒絕工具變量有效性的原假設(shè)。

知識產(chǎn)權(quán)保護的外部化技術(shù)轉(zhuǎn)移效應為負，這可從InIPR前的系數(shù)看出：不管是FE模型、差分GMM模型還是系統(tǒng)GMM模型，其系數(shù)都為負值，顯著且穩(wěn)健。這也就是說，知識產(chǎn)權(quán)保護的增強使得通過外部化方式轉(zhuǎn)移的技術(shù)減少了，更多的體現(xiàn)為負效應。這源于知識產(chǎn)權(quán)保護的價格傳導機制導致了技術(shù)轉(zhuǎn)讓數(shù)量的減少。對比知識產(chǎn)權(quán)保護對兩種技術(shù)轉(zhuǎn)移方式的影響，內(nèi)部化技術(shù)轉(zhuǎn)移中體現(xiàn)的正效應與外部化技術(shù)轉(zhuǎn)移中體現(xiàn)的負效應本質(zhì)上源自轉(zhuǎn)移方式的不同：內(nèi)部化技術(shù)轉(zhuǎn)移依賴于跨國公司內(nèi)部劃撥機制，它更多的是出于市場份額與市場控制力的考慮。因此，在現(xiàn)今競爭日益激烈的環(huán)境下，知識產(chǎn)權(quán)保護的增強恰恰會強化跨國公司技術(shù)的市場力量；而外部化技術(shù)轉(zhuǎn)移依賴于市場價格機制，更多的出于將技術(shù)轉(zhuǎn)化為現(xiàn)金收益的考慮。因此，通過這種方式轉(zhuǎn)讓的技術(shù)往往相對陳舊，并且在知識產(chǎn)權(quán)保護水平增強時價格也會上升。而對東道國企業(yè)而言，知識產(chǎn)權(quán)保護的增強卻提供了獲得技術(shù)的一個更好途徑，也即企業(yè)自主創(chuàng)新。另外，lnS、lnSPR和lnIMPORT呈現(xiàn)出和內(nèi)部化技術(shù)轉(zhuǎn)移時相同的特征，這使我們更有理由相信：研發(fā)投入的增加、制度環(huán)境的改善、進口貿(mào)易都是吸收國際技術(shù)的推動力。

表4 知識產(chǎn)權(quán)保護與外部化技術(shù)轉(zhuǎn)移：技術(shù)引進合同額

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